戴冠

摘 要：選取2016年我國對外直接投資流量排名靠前的16個國家，運用Stata軟件研究我國2009—2016年這八年間對沿線樣本國家投資區(qū)位選擇的決定因素。并借鑒投資引力模型對影響我國對外直接投資的因素進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)我國對樣本國家的投資在很大程度上受到了東道國GDP、雙邊貿(mào)易、技術(shù)稟賦、城市化進(jìn)程、國家類型等因素的影響，最后結(jié)合我國實際國情為我國對外直接投資提出對策建議。

關(guān)鍵詞：對外直接投資;區(qū)位選擇;影響因素;引力模型

中圖分類號：F830.59 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）15-0067-04

一、中國直接對外投資區(qū)位分布特征及存在的問題

在“經(jīng)濟(jì)全球化”這雙隱形手的推動下，世界格局瞬息萬變，發(fā)生了巨大變化，新興經(jīng)濟(jì)體正迅速興起和發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)全球化的新形勢下，我國堅持奉行并不斷完善“走出去”戰(zhàn)略，提升綜合國力，積極推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)，對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡稱OFDI）的規(guī)模在不斷擴(kuò)大。在此背景下，中國企業(yè)海外直接投資的區(qū)位選擇出現(xiàn)了一些新的特點，但同時也暴露出一些問題。

（一）中國對外直接投資區(qū)位分布特征

總體來看，近年來，我國對外直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，質(zhì)量和效率也在逐步提高。我國在對外直接投資區(qū)位選擇上分布特點如下：

1.較偏重于拉美地區(qū)的投資。數(shù)據(jù)表明，在各大洲投資分布上，對亞洲投資最多，其次就是拉丁美洲2 071.5億美元，占比15.3%;歐洲872億美元，占比6.4%;北美洲754.7億美元，占比5.6%。中國企業(yè)對拉美地區(qū)的直接投資從2007年的49億美元上升到2016年的298億美元，投資規(guī)模迅速擴(kuò)大。

2.中國對于亞洲地區(qū)的投資一直占有較大比重。中國在投資國家的選擇上，一直保持著“由近及遠(yuǎn)”。在投資初期，風(fēng)險未知，只能選擇距離較近的國家，而對于距離較遠(yuǎn)的，因為沒有足夠認(rèn)知和了解而選擇不投資。所以，我國為了降低風(fēng)險、節(jié)約成本，往往優(yōu)先選擇距離較近的地區(qū)進(jìn)行投資。

3.對發(fā)展中國家的投資優(yōu)先于發(fā)達(dá)國家。一些發(fā)展中國家也擁有豐富的自然資源、勞動力，它們所次于西方國家的僅僅是工業(yè)技術(shù)，但仍是具有投資潛力的市場及自然資源供給地。其次，傳統(tǒng)行業(yè)需要與時俱進(jìn)，開辟新的市場，我國相對于這些發(fā)展中國家，也具有一定技術(shù)上的優(yōu)勢，能夠在東道國的市場上具有一定的發(fā)展及進(jìn)步潛力。

4.我國投資需求傾向于資源尋求。2007—2016年，在連續(xù)十年的投資中，中國采對外直接投資流向的前四大產(chǎn)業(yè)中，采礦業(yè)一直占有較大比重。由此說明，我國投資傾向于資源豐富的國家。

（二）中國OFDI區(qū)位分布存在的問題

1.我國OFDI的區(qū)位相對集中，容易增加海外投資的風(fēng)險。俗話說，不能把所有雞蛋放在同一個籃子里。若投資區(qū)位集中，一旦發(fā)生經(jīng)濟(jì)風(fēng)險，很容易像多米諾骨牌那樣產(chǎn)生連帶作用，加劇企業(yè)間因投資失敗帶來的損失，同時也加劇本國企業(yè)與東道國的競爭，不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

2.在產(chǎn)業(yè)分布上的投資也高度集中。目前，中國對外投資已涵蓋18個行業(yè)大類。其中，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、制造業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)這四個傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)投資存量比重已經(jīng)超過總投資的70%，投資較為集中，制約了OFDI提高國際競爭力的可能性。

基于以上問題，本文通過對我國OFDI相關(guān)數(shù)據(jù)的實證研究，來分析OFDI區(qū)位選擇的趨勢及其影響因素，優(yōu)化我國OFDI的區(qū)位選擇。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）對外直接投資區(qū)位選擇的理論分析研究

國際生產(chǎn)折中理論由J.H.Dunning（1977）提出，該理論是首個在投資理論中引入?yún)^(qū)位因素。該理論指出，區(qū)位優(yōu)勢可以促進(jìn)OFDI，強(qiáng)調(diào)區(qū)位因素的重要性，區(qū)位因素主要包括與東道國的距離、自然資源、市場等因素。Daniel（2006）從國際拓展的角度來研究中國企業(yè)的投資動機(jī)，最終得到的結(jié)果是中國對外直接投資選擇區(qū)位時重點考慮的因素是尋求新市場、獲得創(chuàng)新技術(shù)。

林毅夫等（1999）提出在投資區(qū)位選擇上，我國應(yīng)充分考慮比本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的發(fā)展中國家或地區(qū)，在投資區(qū)位的選擇要遵循“慢半拍”的原則。孫歡（2013）認(rèn)為，我國企業(yè)OFDI區(qū)位選擇應(yīng)充分考慮到投資動因，投資動因的不同決定區(qū)位選擇的方向。在文中，作者歸納了四種動因，即尋求市場、資源、技術(shù)和效率動因，并圍繞這四種動因展開OFDI區(qū)位確定的方向。

（二）對外直接投資區(qū)位選擇的實證分析研究

S.V.Alecsandru&D.A.Raluca（2015）以羅馬制造業(yè)為研究對象，在通過預(yù)先定義的5個標(biāo)準(zhǔn)的235家公司篩選后，作為樣本，使用 SPSS 軟件來確定對外直接投資的主要決定因素。B.Ramasamya&M.Yeung&S.Laforet（2012）通過評價2006—2008年間中國上市公司的跨國區(qū)位決策，基于泊松數(shù)據(jù)回歸模型的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)公司所有權(quán)的差異很大程度上能夠決定國際化決定因素。

國內(nèi)研究方面，李剛（2015）通過在文中建立Logit模型，分析工資水平對OFDI區(qū)位選擇的影響，同時也指出東道國工資水平對東道國勞動力的影響。李麗華（2011）認(rèn)為，在所研究的2003—2009年中國進(jìn)行對外直接投資的66個國家（地區(qū)）中，通過建立面板數(shù)據(jù)模型，可以分析文化因素對區(qū)位選擇的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，文化差異與中國對外直接投資存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

目前，關(guān)于OFDI的理論研究，國內(nèi)外理論已相對成熟，但考慮到區(qū)位選擇的因素多樣性，所以總的來看，對于OFDI區(qū)位選擇的研究還有待補(bǔ)充和完善。如，在我國OFDI規(guī)模不斷變化的背景下，我國對外直接投資是否更偏好制度環(huán)境不完善的市場還有待研究。其次，我國對外直接投資起步較晚，金融危機(jī)過后，我國OFDI的區(qū)位分布是否發(fā)生了新變化？

三、實證研究

投資引力模型源于牛頓的萬有引力定律，最初的引力模型是為了研究兩國之間的貿(mào)易流量，后經(jīng)過Anderson努力，將引力模型應(yīng)用于投資流量問題。本文試圖通過計量分析，在借鑒和學(xué)習(xí)其他學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，擬從市場規(guī)模、貿(mào)易總額、科學(xué)技術(shù)水平、發(fā)展水平類型、城市化程度等因素來做分析，并提出以下理論假設(shè)。

（一）變量選擇

假設(shè)一：東道國市場規(guī)模對中國對外直接投資有顯著影響且正相關(guān)。

跨國公司選擇投資地區(qū)，市場規(guī)模是必不可少的參考依據(jù)。一般來說，企業(yè)傾向于投資市場規(guī)模較大的地區(qū)。

變量1：東道國的市場規(guī)模，用東道國年GDP表示。數(shù)據(jù)來源于各期《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

假設(shè)二：貿(mào)易也是直接投資選擇的另一重要指標(biāo)。小島清認(rèn)為，貿(mào)易與投資具有互補(bǔ)性。因此，我國企業(yè)優(yōu)先選擇貿(mào)易量較大的國家進(jìn)行投資。

變量2：雙邊貿(mào)易規(guī)模大小，用我國對東道國年雙邊貿(mào)易量總額（TRA）來表示。

假設(shè)三：東道國技術(shù)水平對母國OFDI的區(qū)位選擇具有一定的影響。技術(shù)越發(fā)達(dá)的地區(qū)和國家，越能夠吸引外資，從而通過技術(shù)學(xué)習(xí)，投資國企業(yè)能夠獲取核心技術(shù)及經(jīng)營經(jīng)驗。

變量3：東道國技術(shù)水平采用HIT（東道國高科技出口額占制成品比重）衡量，預(yù)期作用為正。數(shù)據(jù)來源于世界銀行網(wǎng)站。

假設(shè)四：我國企業(yè)將優(yōu)先投資發(fā)展中國家而不是發(fā)達(dá)國家。通過歷年投資數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，對發(fā)展中國家的直接投資占我國對外直接投資總額的85%以上。

變量4：東道國的發(fā)展水平類型（CT，指發(fā)展中國家或發(fā)達(dá)國家）。發(fā)達(dá)國家定義為0，發(fā)展中國家定義為1。設(shè)置虛擬變量。

假設(shè)五：已有研究表明，一國城鎮(zhèn)化水平與吸引外資企業(yè)密切相關(guān)。數(shù)據(jù)來源于世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）數(shù)據(jù)庫。

變量5：用各國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋矸磻?yīng)該國的城鎮(zhèn)化水平，用符號URB表示。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究采用橫截面數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)綜合的面板數(shù)據(jù)，被解釋變量OFDI的樣本選取為2016年我國對外投資流量排名前二十的國家（地區(qū)），我國對排名前二十的國家對外投資流量達(dá)到總投資的95%，具有一定的代表性。數(shù)據(jù)來源于《2016年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。在數(shù)據(jù)采集的過程中，將沒有統(tǒng)計出連續(xù)數(shù)據(jù)的國家，如以色列以及典型的“避稅天堂”如中國香港、開曼群島、百慕大和英屬維爾京群島從樣本中剔除，剩下美國、澳大利亞、新加坡等共16個國家或地區(qū)。

（三）模型設(shè)定

根據(jù)上述理論假設(shè)及其代理變量，建立如下計量模型：

ln（OFDIxt）=？琢0+？琢1ln（GDPxt）+？琢2ln（TRAxt）+？琢3HITxt+？琢4CTxt+？琢5URBxt+？著0

式中，ln（OFDI）為中國對外直接投資流量，ln（GDP）為各國國內(nèi)生產(chǎn)總值，ln（TRA）為我國與東道國的雙邊貿(mào)易量總額，HIT為東道國高科技出口額占制成品比重，CT為東道國發(fā)展水平類型，URB為各國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?。其中，x表示國家下標(biāo)，t表示時間下標(biāo)，xt即為t時期x國家的相關(guān)數(shù)值，？著0為隨機(jī)擾動項。

（四）實證檢驗

在實證檢驗前，本文運用Stata14.0軟件，首先采用方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）法來檢驗各個變量之間是否存在多重共線性的問題，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各個變量的方差膨脹因子均小于10，表明變量之間沒有嚴(yán)重的多重共線性，可以進(jìn)行實證檢驗。同時，采用自然對數(shù)極大地壓縮了方差較大的變量，很大程度上控制了異方差問題。

首先，采用 F檢驗來對混合回歸模型和固定效應(yīng)模型的選擇作出判斷。因為本文是研究不同國別（地區(qū)）的對外直接投資，因此選擇個體固定效應(yīng)模型。經(jīng)過假設(shè)檢驗后，F(xiàn)值符合要求，但對于不隨時間改變的虛擬變量，固定效應(yīng)模型無法估計。因此，本文應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型。對隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果（如表1所示）。

對于隨機(jī)效應(yīng)模型是否存在異方差性進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果拒絕了同方差的原假設(shè)，即認(rèn)為模型存在異方差。為了消除異方差對回歸的影響，我們可以使用FGLS對模型進(jìn)行修正，修正結(jié)果（如表2所示）。

（五）回歸結(jié)果分析

回歸結(jié)果顯示，市場規(guī)模因素國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、技術(shù)稟賦HIT在5%的顯著性水平下通過檢驗，且均為負(fù)號，即具有顯著負(fù)影響，與預(yù)期結(jié)果相反;國家發(fā)展類型這一指標(biāo)沒有通過顯著性檢驗，說明該指標(biāo)不能直接影響對我國OFDI對區(qū)位的選擇。關(guān)于我國傾向于投資市場規(guī)模較小的國家，可能解釋如下：發(fā)達(dá)國家自身擁有先進(jìn)的技術(shù)、企業(yè)管理經(jīng)驗，那么他們就很容易立足于市場，并在市場上占有份額。發(fā)達(dá)國家的企業(yè)所積累的人才、技術(shù)等優(yōu)勢擠壓了發(fā)展中國家企業(yè)的發(fā)展空間。相比之下，若我國企業(yè)投資于中小規(guī)模國家，根據(jù)小規(guī)模技術(shù)論，其技術(shù)和管理方法更貼近東道國的經(jīng)濟(jì)、社會和文化發(fā)展。與投資于發(fā)達(dá)國家相比，具有一定的優(yōu)勢。高科技出口占制成品的實證結(jié)果顯示，每增加1個百分點，我國OFDI則會減少0.0214億美元，說明東道國技術(shù)水平對與中國OFDI 呈負(fù)相關(guān)，具有抑制作用。由此說明，中國企業(yè)在技術(shù)方面競爭力較為薄弱，無法立足于發(fā)達(dá)國家，中國企業(yè)應(yīng)多向高新技術(shù)國家學(xué)習(xí)先進(jìn)知識、核心技術(shù)和管理經(jīng)驗。如今，中國在技術(shù)學(xué)習(xí)方面意識逐漸加強(qiáng)。城鎮(zhèn)化水平（URB）方面，實證結(jié)果為正號即為顯著，表明城鎮(zhèn)化水平越高的東道國，越能吸引更多的我國企業(yè)選擇在該國進(jìn)行投資。雙邊貿(mào)易總額顯著為正，符合當(dāng)前我國企業(yè)OFDI與貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)狀。正如前文所述，我國OFDI與貿(mào)易是相互依存的關(guān)系。由此可見，我國企業(yè)在選擇投資區(qū)位時，會優(yōu)先考慮與我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易量大且經(jīng)濟(jì)開放程度較高的國家或地區(qū)。當(dāng)前，我國OFDI的區(qū)位選擇是以國內(nèi)市場相對狹小、與我國有密切貿(mào)易關(guān)系的國家和地區(qū)為主，符合發(fā)展中國家在對外直接投資區(qū)位選擇方面的一般規(guī)律。