OFDI對國內資本形成的影響——基于中國省際面板數據的經驗分析

辛 晴，邵 帥

（山東財經大學國際經貿學院，山東濟南 250014）

一、引 言

20世紀90年代，隨著改革開放的深入和“走出去”戰略的實施，我國企業對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）進入了蓬勃發展時期。據《中國對外投資公報》顯示，2003年以來我國OFDI存量呈現逐年上升趨勢，截至2009年，中國1.2萬家境內投資者在全球177個國家共設立企業1.3萬家，當年對外投資存量達2457.5億美元，投資流量為565.3億美元，位居全球對外投資流量第五位①中華人民共和國商務部:《中國對外直接投資公報》，2003～2009.，見圖1。

圖1 2003～2009年我國OFDI存量

OFDI不但在母國企業進駐國際市場、整合全球資源、實現國際性經營的過程中直接發揮著作用，其反饋機制和逆向溢出作用對母國的國內資本形成、經濟增長、技術進步等也產生著不可忽視的影響。以往的研究主要聚焦在OFDI對經濟增長及技術進步的影響上，有關其與國內資本形成的關系的研究并不多見，而以發展中國家為樣本的更是鳳毛麟角。究其原因，與OFDI會抽走母國資本從而擠占國內投資的定勢思維不無關系，長期以來，這種傳統定論也得到了較為普遍的認同。但是，近幾年的研究（Desai et.al.，2005;Herzer 和 Schrooten，2006;Braunerhjelm et.al.，2004）發現，OFDI對國內資本形成有可能存在正的擠入效應。這種分歧引起了國內外學者的廣泛關注。隨著我國OFDI的不斷壯大，探究其是否影響以及如何影響國內資本形成對促進我國經濟發展和指導對外投資政策的制定都具有重要意義，同時，也會為發現OFDI與國內資本形成之間的關系提供更為豐富的經驗證據?；诖耍疚囊設FDI對我國國內資本形成的影響為主題，利用2003～2009年我國15個省市的面板數據進行經驗分析。

二、文獻評述

關于OFDI對國內資本形成的影響，現有研究中，存在擠入效應和擠出效應兩種不同的觀點。

擠入效應的支持者以 Desai et.al.（2005）、Herzer和 Schrooten（2006）、Braunerhjelm et.al.（2004）為代表，他們認為OFDI對國內資本形成具有正效應?？鐕緦鴥韧馍a相結合，使母公司能夠以較低成本從海外子公司進口原材料或中間產品，在滿足國內生產需求的同時，增加了國內資本的形成。Desai et.al.（2005）、Herzer和Schrooten（2006）分別測算了美國OFDI的數據，他們發現，美國OFDI的增加會導致國內資本增加3.5倍①Desa，iM.A.，F.Foley，J.R.Hines.Foreign direct investment and the domestic capital stock.American Economic Review Papers and Proceedings，2005.和4倍②Herzer.D，M.Schrooten.Outward FDI and domestic investment in two industrialized countries.Economics Letters，2006，（99）:139-143.。Braunerhjelm et.al.（2004）通過分析瑞典的數據發現，OFDI對國內資本形成的作用取決于產業類型的不同，在比較優勢型的縱向一體化產業呈現為替代效應，而在研發密集型的橫向一體化產業中呈現為互補效應，即OFDI對國內資本形成具有促進作用③Braunerhjelm，P.Oxelheim，L.The relationship between domestic and outward foreign direct investment:The role of industryspecific effects.International Business Review，2004，（14）:677-694.。

擠出效應的支持者則以Feldstein（1994）為代表，他通過建模分析發現，OFDI對國內資本形成具有負效應。具體而言，在國內成本上升時，跨國公司會積極地將資金投向成本較低的國家，從而導致國內資本的減少。在分析了美國的數據后，他指出，美國跨國公司更傾向于采取子公司證券融資的方式占據海外市場，而這種間接融資并不會補償母國國內資本形成，OFDI會對國內投資產生完全的替代效應④Feldstein，M.Effects of outbound foreign direct investment on the domestic capital stock.Chicago:University of Chicago，1994.。Sauramo（2008）基于Feldstein（1994）所建立的模型，利用芬蘭的數據進行經驗分析，他認為，在長期，OFDI會導致國內金融資產的減少，進而擠占國內投資規模⑤Sauramo P.Does outward foreign direct investment reduce domestic investment?Macro-evidence from Finland.Labor Institute for Economic Research Discussion Papers，2008.。支持擠入效應的Herzer和Schrooten（2006）在研究了德國的數據之后也發現，長期內，在國際資本市場流動性較低和資本市場分割的條件下，OFDI會減少母公司的國內資本形成。

由于發展中國家OFDI起步較晚，現有研究主要針對發達國家企業或者行業數據數據展開，以發展中國家為樣本的研究相對較少。國內相關研究中，綦建紅、魏慶廣（2009）利用2003～2009年相關面板數據分別考察了OFDI對我國中、東、西部地區的影響。分析表明，OFDI對我國國內資本形成具有正的擠入效應并對東部地區的擠入效應遠大于中西部地區⑥綦建紅，魏慶廣:《OFDI影響國內資本形成的地區差異及其門檻效應》，《世界經濟研究》，2009年第10期。。而劉同山、王曼怡（2010）通過對8個發達國家和4個新興國家的經驗研究發現，OFDI對發達國家國內資本的形成具有正的促進效應，對發展中國家則存在負的擠出效應⑦劉同山，王曼怡:《OFDI對國內資本形成影響的實證分析》，《金融與經濟》，2010年第11期。。

三、計量模型和數據描述

（一）計量模型

Feldstein（1994）在他與Horioka（1980）建立的分析不同資本流動狀況下儲蓄對國內資本形成影響的模型中引入了FDI和OFDI兩個解釋變量，將儲蓄和FDI作為控制變量，重點研究OFDI對國內資本形成的影響，基本計量模型為:

模型中，GDI代表國內投資，GDS表示國內儲蓄，FDI_out和FDI_in分別表示OFDI流出和FDI流入，μ為隨機擾動項。Feldstein用各變量與GDP的比值這一相對指標來進行回歸，a為常數項，b、c、d分別為其后變量的系數。

參照Feldstein（1994）的模型，本文做了如下改進:

第一，由于儲蓄轉化為國內資本存在一定滯后性，因此，模型中引用滯后一期的儲蓄值作為控制變量;

第二，在儲蓄、FDI、OFDI的基礎上加入對外貿易進口額和出口額作為控制變量，在檢驗國際貿易對國內資本形成影響的同時，緩解單純使用GDP作為控制變量時序列相關性導致的估計結果不一致;

第三，為了得到更為直觀的經濟意義，模型采用變量的絕對量（取自然對數），而不是相對指標作為解釋變量;

第四，考慮到所選各省市的經濟發展水平以及對OFDI的支持力度等不可觀測變量的區別，我們在模型中控制了省份固定效應。

鑒于此，建立如下模型:

其中，Iit代表i省第t年的固定資本形成;OFDIit代表i省第t年的對外直接投資，這是本文的核心自變量;FDIit代表i省第t年的外商直接投資;S（-1）it代表i省t-1期的儲蓄量;EXit和IMit分別代表i省第t年的對外貿易出口額和進口額;λi代表各省的固定效應;εit為隨機擾動項。

為了削弱異方差和異常項對數據平穩性的影響，分別對模型兩邊做對數處理。此外，在面板數據分析中，一般有固定效應模型和隨機效應模型兩種形式，用Hausman檢驗來區分選擇。考慮到固定效應模型的面板數據分析比隨機效應模型更具有普適性并且可以有效的控制個體固定效應，因此，我們選取固定效應模型。

（二）變量定義及數據描述

本文根據2003～2009年《中國對外直接投資統計公報》中歷年對外投資存量排名前十位的省市區最終確定了13個省份及北京、上海兩個直轄市作為計量樣本，分析了其2003～2009年的105個觀測值。表1對計量模型中的變量進行了定義和統計性描述。OFDI的數據來自2003～2009年《中國對外直接投資統計公報》，其他數據來自2003～2009年《中國統計年鑒》，所有數據單位均按當年年均匯率換算成億美元。

模型選取社會固定資產投資作為衡量國內資本的指標。全社固定資產投資總額包含國內投資部分和外商投資部分，許多相關研究并沒有對其做區分而直接應用。由于本文控制變量中含有FDI，與模型的因變量可能存在聯立性，為了消除聯立性偏誤對回歸結果的影響，我們用扣除外資部分后的社會固定資產投資作為國內資本的代理變量。此外，對外直接投資對母國的反饋作用一般存在滯后效應，即當期的OFDI流量不會對國內產生顯著影響，存量累積的后發力量才是影響母國經濟的主要動因，并且OFDI流量易受國內外環境影響，波動較大，對回歸方程的穩定性不利。鑒于此，我們采用OFDI存量作為自變量數據，FDI也選取存量。

表1 變量定義與統計性描述

四、計量及分析

本文利用計量軟件Eviews 6.0，在控制省份固定效應后，采用逐步加入控制變量的方法對面板數據進行經驗分析。結果如表2所示。

我們根據表2中的計量結果定量分析OFDI對我國國內資本形成的影響。首先，OFDI的系數全部為正，說明OFDI對我國國內資本的形成具有正的擠入效應。此結果支持了綦建紅、魏慶廣（2009）的結論，他們認為，OFDI能顯著促進我國東、西、中部國內資本的形成。表2中的（1）列顯示了在不控制其他變量的情況下，OFDI對國內資本的回歸結果，可以看出，OFDI對國內資本的影響系數較大且通過了1%水平下的顯著性檢驗。但是，單變量回歸中解釋變量與隨機擾動項之間較高的序列相關性以及遺漏變量造成的內生性會導致回歸結果的偏誤，為了減小這些不利影響，加入控制變量后繼續對模型進行討論。在（2）～（4）列中逐步加入控制變量，我們發現，OFDI的系數雖然有所下降，但仍然為正且全部通過了1%水平下的顯著性檢驗，回歸結果也逐漸趨于穩定。

綜合考慮后，選取表2中（4）列的回歸結果作為基準估計結果。在控制其他變量的情況下，OFDI的系數為0.164并且通過了1%水平下的顯著性檢驗?？梢?，OFDI對我國國內資本形成的影響顯著，OFDI存量每提高1%就會促進我國國內資本增加0.164%。從其他控制變量的估計系數中可以得出，滯后一期的國內儲蓄和進口貿易對我國國內資本形成的影響為正，其估計系數為0.760和0.226，并分別通過了1%及5%水平下的顯著性檢驗;出口貿易的系數也為正，但統計不顯著;FDI的系數為負，表明對國內資本形成的影響存在擠出效應，但沒有通過顯著性檢驗，統計不顯著。

表2 面板數據回歸結果

上述回歸中，我們對國內資本度量時采用的是去除外資部分的全社會固定資產投資總額的相關數據。那么，以上計量結果是否由于本文國內資本的測定性誤差所造成的呢?為此，我們選取各省市新增固定資產額作為因變量，對模型的穩健性展開檢驗。從表3可知，原代理變量與用于檢驗的因變量之間存在高度的相關性，說明采用新增固定資產額來衡量國內資本具有合理性和可行性。對模型進行穩健性檢驗的回歸結果如表4所示。

表3 兩變量相關系數

表4中，用新增固定資產作為因變量之后，估計出來的OFDI的系數仍然全部為正，雖然與表2相比，系數值略有提高，但相差不大，其他控制變量的系數和顯著性也沒有發生明顯變化，因此，我們認為表2中的估計結果非常穩健。

通過上述分析發現，經驗研究的結果與普遍認同的傳統論斷相悖，也不支持劉同山、王曼怡（2010）認為OFDI對發展中國家國內資本形成具有負的擠出效應的研究結論。當然，由于各個研究所選取的計量方法、控制變量、以及統計數據等客觀因素的差異，實證結果存在不同是難以避免的。但是，我們認為，根據中國現階段的國情，OFDI對我國國內資本的形成具有正的擠入效應是合理可信的，原因如下:首先，資源尋求型OFDI的持續促進。資源尋求型OFDI致力于從資源稟賦國獲得母國稀缺但生產生活又必不可少的自然資源，將其作為原材料或者最終品在國內進行生產、銷售。隨著我國工業化進程的加快，在技術水平滯后的情況下，對傳統資源的需求不斷擴張。以能源為例，據商務部統計，2009年，我國能源生產總量為27.46億噸，消費總量為30.66億噸，存在3億噸左右的缺口并且有逐年擴大的趨勢。由于傳統進口方式受到越來越多貿易壁壘的限制，資源尋求型OFDI作為一種獲取資源的重要方式在我國得到了較快的發展。以資源獲取為主要目的的OFDI（石油、天然氣、礦物質開采業等）占我國每年對外投資流量的20%以上，這些企業的發展必然會帶動母國相關產業生產規模的擴大，或生產條件的改善，從而促進母國國內資本的形成。第二，第三產業OFDI的崛起。根據《中國對外直接投資統計公報》顯示，流向商務服務業的OFDI逐年增加，并于2008、2009年持續登上我國OFDI對外投資行業的榜首，其他服務類行業的投資份額也有較快增長，截止2009年，投向第三產業的OFDI已經占到OFDI存量的50%以上。與第一、二產業相比，第三產業擁有更多人力資本密集的高附加值行業，具備沉沒成本低、資金周轉靈活、收益率高且回收速度快等顯著優勢。這些OFDI的海外子公司通過收入反饋機制返回母國的資金也就相對較多、較快，使得母國有更為充裕的資金參與國內投資，推動國內資本的形成。第三，技術尋求型OFDI的發展。技術尋求型OFDI的主要目的是通過在海外設立研發機構或并購具有先進技術的外國企業來獲取他們的R＆D資源，以此提升本企業的技術水平和全球競爭力。此類投資將從國外吸收的創新資源，如先進的技術、科學的管理方法、高素質的行業人才、豐富的客戶資源等，通過逆向溢出作用引入投資母國，直接或間接地增加了國內資本。近年來，發展中國家在發達國家進行技術尋求型OFDI的例子屢見不鮮，我國企業也積極參與其中。據統計，2009年，我國流向美國和歐盟的OFDI分別為9.09億美元和29.66億美元，同比增長96.7%和535.1%，是2003年的13.98倍和19.77倍。隨著以尋求創新資源為目的的OFDI的不斷增加，將獲取的R＆D資源轉化為實際生產力從而增加國內投資的方式將成為OFDI促進我國國內資本形成的主要方式。

表4 回歸結果的穩健性檢驗

分析其他控制變量的計量結果:國內儲蓄對國內資本形成的顯著正效應在很大程度上歸因于其增加了金融機構的放貸能力，降低了國內貸款門檻。進口的顯著正效應則與進口國外生產設備、稀缺資源和中間產品等有關。出口對國內資本形成的效應也為正，但是統計性不顯著，原因是，在我國的出口總額中，一半以上的貢獻來自于國外的跨國公司，而本文的因變量是去除了外商投資部分的國內固定資產投資，所以，出口對資本形成的促進作用不能得到顯著體現。FDI對國內資本形成的影響為負且不顯著，這與許多相關研究的結論相悖，可能也與本文因變量中去除了外商投資部分有關，從我們的研究結果來看，FDI在與母國企業競爭中，產生了負的擠占效應。

五、結論與政策建議

本文利用2003～2009年中國15個省市的面板數據，實證研究了OFDI對我國國內資本形成的影響。在控制了省份固定效應以及其他控制變量之后，結果表明，OFDI每上升1%，將促進我國國內資本顯著增加0.164%。分析原因，主要與我國資源尋求型OFDI的持續促進、第三產業OFDI的崛起以及技術尋求型OFDI的發展有密切關系。由此可見，我國應該鼓勵企業進行對外直接投資，特別是高附加值的第三產業OFDI以及以尋求創新資源為目的的技術尋求型OFDI，使其在促進產業結構調整、提升產業鏈價值、減少資源浪費和環境污染的同時，促進國內資本的形成，實現一舉多贏。對于其他控制變量，主要影響國內資本形成的因素是國內總儲蓄和進口，兩者每上升1%，就會導致國內資本分別顯著上升0.760%和0.226%，因此，政府制定政策是，也應該提倡適當的國內儲蓄和有選擇的進口。FDI與出口對國內資本形成的影響效果不顯著。

由于我國OFDI的時間較短，統計數據匱乏，數據獲取上的局限性給本文的深入研究帶來了一定的困難。隨著我國OFDI的發展以及相關數據的豐富，今后的研究可以進一步細化，如探討OFDI的不同進入方式對國內資本形成的差別影響，或者OFDI的產業和地區流向對國內資本形成的不同影響，從而推動該領域研究的進一步深入。