周俊敏，左雪純

(湖南工商大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410205)

一、引言

近年來，中國在不斷地擴大其對外直接投資(OFDI)的規(guī)模和水平，東盟逐漸成為中國進行對外直接投資的主要地區(qū)之一。從近年日益增加的中國對東盟的OFDI來看，可以觀察到兩個現(xiàn)象：第一，中國對東盟國家直接投資存量逐年遞增，但空間分布失衡。第二，對新東盟國家如老撾、緬甸、柬埔寨的投資比重正在超過老東盟國家如馬來西亞。那么，是什么決定了中國面向東盟OFDI的區(qū)位選擇？中國對東盟國家OFDI的動機又是什么？本文在參考已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將基于投資引力模型分析中國對東盟十國OFDI的區(qū)位選擇影響因素。本文下面的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是研究設(shè)計；第四部分是實證分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；最后為全文結(jié)論和相關(guān)建議。

二、文獻(xiàn)綜述

投資引力模型最早源于物理學(xué)，其含義是物體間的引力與質(zhì)量正相關(guān)，而與距離負(fù)相關(guān)。丁伯根首先利用引力模型研究雙邊貿(mào)易的決定因素，得出了雙邊貿(mào)易流量與兩國GDP成正比，而與距離成反比，從而印證了引力模型研究雙邊貿(mào)易的可行性。之后大量學(xué)者對貿(mào)易的引力模型進行拓展，在距離、GDP之外加入其他因素，以考察這些因素對國際貿(mào)易量的影響。鑒于貿(mào)易引力模型很好地解釋了國際貿(mào)易問題，有不少學(xué)者嘗試將引力模型延伸到國際直接投資領(lǐng)域，如Eaton 和Tamura (1994)[1]將引力模型廣泛應(yīng)用于解釋國際投資的區(qū)位分布。隨著中國OFDI的增加，其區(qū)位分布引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。Cai (1999)[2]和 Deng (2003)[3]發(fā)現(xiàn)中國OFDI具有市場、資源、戰(zhàn)略資產(chǎn)等動機。Buckley(2007)[4]利用1984—2001年中國對49個國家的OFDI數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國OFDI有市場尋求動機，雙邊貿(mào)易、文化接近度、東道國物價水平與中國OFDI正相關(guān)，東道國制度質(zhì)量與中國OFDI負(fù)相關(guān)，而匯率、距離因素對東道國OFDI影響不顯著。

東盟是中國重要的貿(mào)易伙伴，自中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)成立后，不少學(xué)者運用投資引力模型研究中國面向東盟國家進行對外直接投資的區(qū)位選擇問題。如杜玉蘭、常弘、范馨月(2014)[5]通過將東盟十國分類對比，得出中國對東盟國家OFDI的區(qū)位選擇受東道國的資源稟賦、市場規(guī)模、勞動力成本和技術(shù)優(yōu)勢等因素影響。屠年松、曹建輝(2019)[6]運用三種不同計量模型，基于2003—2017年中國在東盟的直接投資數(shù)據(jù)進行實證分析，得出中國對東盟國家的OFDI很大程度上取決于東道國的市場規(guī)模，而且中國在東盟的OFDI不僅與中國和東道國兩國有關(guān)聯(lián)，還與地理或經(jīng)濟意義上的第三方密切相關(guān)。羅娟(2019)[7]以中國對外直接統(tǒng)計公報為資料，分析得出如下結(jié)論：自中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)全面啟動后，東盟國家成為中國對外直接投資的優(yōu)質(zhì)區(qū)位，中國對東盟十國的直接對外投資是響應(yīng)政策而不斷增加的。朱方圓(2019)[8]利用2005—2017年我國和東盟十國OFDI數(shù)據(jù)，研究了東盟國家的經(jīng)濟自由度對我國OFDI的影響，得出東盟國家的貿(mào)易自由、投資自由以及金融自由越強，越能吸引我國OFDI的結(jié)論。蓋冠祎、李玉娟(2020)[9]選取中國對東盟各國2003—2017年的對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)，對中國與東盟各國的OFDI區(qū)位選擇影響因素進行實證分析，得出的結(jié)論主要為東道國的市場潛力和勞動力工資水平與中國OFDI呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而東道國的市場規(guī)模的擴大和更加豐富的自然資源會促使中國對其OFDI的增加。彭志浩(2020)[10]以1998—2018年間中國對東盟的ODI交易數(shù)據(jù)為樣本，分析了社會治理因素對中國ODI東盟區(qū)位選擇的影響研究，得出東盟國家社會治理水平的提高，能夠有效促進中國對東盟國家的對外直接投資。

在參考上述學(xué)者的已有分析后，可以發(fā)現(xiàn)大部分學(xué)者將投資引力模型用于中國對多個國家的直接投資，研究對象并非固定為東盟國家。而研究對象為東盟國家的學(xué)者雖然從不同角度對OFDI區(qū)位選擇問題進行了相關(guān)的理論分析和實證研究，但是未將東道國進行區(qū)分，而是作為一個整體進行對待，這將導(dǎo)致無法準(zhǔn)確識別中國對東盟國家OFDI區(qū)位選擇的影響因素。因此，本文按照人類發(fā)展指數(shù)排名將東盟國家的全部樣本劃分為排名高于中國的經(jīng)濟體和排名低于中國的經(jīng)濟體兩類，將影響因素概括為中國市場規(guī)模、東道國市場規(guī)模、東道國資源稟賦、東道國技術(shù)水平、東道國經(jīng)濟自由度指數(shù)、中國與東道國是否有共同邊界、中國與東道國是否同為APEC成員等七類，選取2008—2018年的面板數(shù)據(jù)，借助投資引力模型來分析中國面向東盟國家OFDI的區(qū)位選擇影響因素。

三、研究設(shè)計

本文參照原始投資引力模型并適當(dāng)變形，以檢驗所需研究變量。所構(gòu)建的模型以中國和東道國的GDP、兩國間的距離成本為核心變量，以東道國的資源稟賦、技術(shù)水平、匯率、經(jīng)濟自由度指數(shù)、金融發(fā)展水平、是否具有共同邊界、是否同為APEC成員為觀察變量，模型設(shè)定如下：

OFDIit=OFDIit(CGDPt,HGDPit,DISit,NRit,TECHit,EXCHit,EFit,ASTit,BORDER,APEC)

(1)

為了將我國對各東道國OFDI與解釋變量之間的非線性關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)榫€性關(guān)系，本文在式(1)的基礎(chǔ)上，將模型兩端同時取對數(shù)，這樣不僅可以克服自相關(guān)問題，還能夠從數(shù)據(jù)源頭控制異方差問題。修正后的模型設(shè)定如式(2)所示。

ln(OFDIit)=α+β1ln(CGDPt)+β2ln(HGDPit)+β3ln(DISit)+β4NRit+β5TECHit+β6ln(EXCHit)+β7ln(EFit)+β8ln(ASTit)+β9BORDERit+β10APECit+μi+νt+εt

(2)

其中OFDIit代表不同年份中國對東道國的直接投資存量，來自《中國對外直接投資統(tǒng)計報告》，i代表東盟地區(qū)的10個東道國，t代表年份為2008—2018年，α代表截距項，β代表解釋變量的彈性系數(shù)，μ代表國家效應(yīng)，υ代表時間效應(yīng)，ε為誤差項，其余解釋變量和被解釋變量的含義及理論說明見表1，對各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表1 解釋變量的含義、預(yù)期符號、來源及理論說明

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

在對數(shù)據(jù)進行檢驗之前，先檢查主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，以觀察是否存在嚴(yán)重共線性。從表3可知，變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.7以下。為了精確起見，本文進一步計算各變量間的方差膨脹因子，得到的結(jié)果均小于3，因此變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

關(guān)于檢驗方法，本文采用混合效應(yīng)回歸模型，其中估計方法為逐步多元回歸。

(1)全樣本檢驗

首先對模型(2)進行逐步回歸測算，回歸結(jié)果如表4所示。從總體看，隨著解釋變量的不斷增加，模型的擬合優(yōu)度不斷提高，表明隨著解釋變量的增加，模型(2)的解釋能力變強，因此，該模型可以準(zhǔn)確地反映中國對東盟國家對外直接投資的基本情況。另外，各解釋變量的回歸系數(shù)基本穩(wěn)定，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國資源稟賦、東道國技術(shù)水平、東道國經(jīng)濟自由度、是否有共同邊界及是否同為APEC成員這八個解釋變量在依次加入時，通過了顯著性檢驗，而距離成本、匯率、東道國金融發(fā)展水平三個解釋變量沒有通過顯著性檢驗，說明這三個變量不適用于該模型，故將這三個變量剔除后再進行混合效應(yīng)回歸，結(jié)果如表5(1)列所示?；貧w得到的F值為119.6，通過F檢驗，即各個解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。各解釋變量的回歸系數(shù)也均在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明各解釋變量分別對被解釋變量有顯著影響。修正后的R方為0.89，表明該模型擬合程度較高，對中國在東盟國家對外直接投資的相關(guān)問題有較強的解釋力度。最后，由回歸結(jié)果可得出模型(2)的擴展模型(3)，如下：

ln(OFDIit)=α+β1ln(CGDPt)+β2ln(HGDPit)+β3NRit+β4TECHit+β5ln(EFit)+β6BORDERit+β8APECit+μi+υt+εit

(3)

表4 各解釋變量逐步回歸結(jié)果

通過模型(3)的回歸結(jié)果可以看到，中國對東盟國家的對外直接投資規(guī)模與中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值、資源稟賦、技術(shù)水平、經(jīng)濟自由度、是否有共同邊界、是否同為APEC成員七個變量顯著相關(guān)，其中與東道國資源稟賦、技術(shù)水平負(fù)相關(guān)，與其余變量正相關(guān)。中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為1.34且相關(guān)性顯著，表明中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動會對中國對東盟國家的對外直接投資規(guī)模產(chǎn)生重大影響，當(dāng)其他因素不變時，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一單位，其對東盟國家的對外直接投資就增加1.34單位。同樣地，東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為0.91、經(jīng)濟自由度指數(shù)的回歸系數(shù)為6.81、共同邊界的回歸系數(shù)為1.94、同為APEC成員的回歸系數(shù)為2.86，這些解釋變量均在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明這些因素均會對我國對東盟國家的OFDI規(guī)模產(chǎn)生重大影響，當(dāng)其他因素不變時，這些變量的各自增加，都會不同程度上促使我國對東盟國家OFDI 的增加。東道國資源稟賦和技術(shù)水平的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，同時也通過了顯著性檢驗，意味著東盟國家的自然資源越豐富、技術(shù)水平越高反而會在不同程度上減少我國對東盟國家的OFDI。

(2)分國家類型檢驗

由于國家發(fā)展水平各異，市場規(guī)模、技術(shù)條件和經(jīng)濟發(fā)展程度等也都各異。為了進一步檢驗中國OFDI對東盟國家區(qū)位選擇影響因素，本文將東盟十國按聯(lián)合國開發(fā)計劃署公布的《人類發(fā)展報告2019》中的人類發(fā)展指數(shù)排名進行分類檢驗，該指數(shù)能綜合衡量一國的經(jīng)濟社會發(fā)展水平。本文以中國的排名為參照，將東盟十國分為排名高于中國的經(jīng)濟體和排名低于中國的經(jīng)濟體兩類。其中前者包含三個國家，分別為新加坡、文萊、泰國，后者包含七個國家，分別為馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南、老撾、緬甸、菲律賓。依然采用模型(3)對上述國家進行混合效應(yīng)下的多元回歸分析。

表5(2)列為排名高于中國的經(jīng)濟體的檢驗結(jié)果，與全樣本檢驗結(jié)果存在較大差異。首先，LNHGDP不再顯著，且回歸系數(shù)的符號發(fā)生了改變，這表明對于我國來說，東盟中經(jīng)濟社會發(fā)展水平高于我國的國家其國內(nèi)生產(chǎn)總值的大小并不影響我國對這些國家的對外直接投資規(guī)模。也有可能是因為中國企業(yè)的平均水平與這些國家的企業(yè)存在差距，尚不完全具備以直接投資的方式服務(wù)這些國家市場的實力(蔣冠宏等，2012)[11]。另外，TECH系數(shù)為正，但不顯著，這說明經(jīng)濟社會發(fā)展水平高于我國的國家，其技術(shù)水平不會對我國對這些國家的OFDI產(chǎn)生影響。由于上述國家都沒有與中國的共同邊界，且都為APEC成員國，因此相關(guān)變量在估計時自動將其刪除。其余變量與全樣本檢驗一致，每個變量所含具體經(jīng)濟意義與統(tǒng)計意義可以參考上文。表5(2)列的檢驗結(jié)果表明，我國對新加坡、文萊、泰國的OFDI受我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國資源稟賦以及東道國經(jīng)濟自由度指數(shù)影響，我國企業(yè)在對上述三國進行OFDI區(qū)位選擇時，應(yīng)重點考慮這些因素。

表5(3)列為排名低于中國的經(jīng)濟體的檢驗結(jié)果，除東道國資源稟賦變量外，其余各變量的回歸系數(shù)與全樣本檢驗結(jié)果保持一致，但是顯著性發(fā)生了變化。首先，NR回歸系數(shù)為正，且不顯著，表明東盟國家中排名低于中國的國家其自然資源的變化并不能對我國的對外直接投資規(guī)模產(chǎn)生影響，我國對東道國的投資也沒有資源尋求動機。其次，變量APEC也未通過顯著性檢驗，表明中國對東盟國家中排名低于我國的國家對外投資并不受APEC成員因素的影響。其余變量均通過了顯著性檢驗，說明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值、技術(shù)水平、經(jīng)濟自由度指數(shù)、與中國是否有共同邊界這些因素均會對我國在東道國的OFDI產(chǎn)生重大影響。我國在對馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南、老撾、緬甸、菲律賓這些國家進行OFDI時，應(yīng)重點考慮上述因素。

表5 引力模型回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

本文以替換解釋變量的方法來檢驗數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，將模型(3)中的變量東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)替換為東道國國民總收入(GNI)，用該變量代表東道國國內(nèi)市場規(guī)模。表6為替換變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，從總體檢驗結(jié)果看，無論是全樣本檢驗還是分樣本檢驗，替換變量后的檢驗結(jié)果與替換前的檢驗結(jié)果幾乎一致，各變量的回歸系數(shù)符號沒有改變，顯著性也保持在同樣的水平，這種對比說明上文的回歸分析具有良好的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、結(jié)論及相關(guān)建議

本文利用2008—2018年中國對東盟十國的OFDI面板數(shù)據(jù)，基于投資引力模型以及分類別檢驗考察了中國對東盟OFDI區(qū)位選擇的影響因素，得出以下結(jié)論：(1)對于東盟十國整體而言，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)濟自由度指數(shù)、與中國擁有共同邊界、同為APEC成員等這些因素的正向變動都會影響我國對東道國的OFDI增加，而東道國資源稟賦的增加和技術(shù)水平的提高會減少我國對東道國的OFDI。(2)對于人類發(fā)展指數(shù)排名高于中國的國家，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加以及東道國經(jīng)濟自由度指數(shù)的提高會增加我國對東道國OFDI的規(guī)模，而東道國資源稟賦的增加會減少我國對東道國的OFDI規(guī)模，東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值和技術(shù)水平則不會影響我國對東道國的OFDI。(3)對于人類發(fā)展指數(shù)排名低于中國的國家，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)濟自由度指數(shù)、與中國有共同邊界等因素對我國對東道國的OFDI產(chǎn)生正向影響，而東道國技術(shù)水平則對我國對東道國的OFDI產(chǎn)生負(fù)向影響，東道國的資源稟賦和是否同為APEC成員對我國的OFDI并不產(chǎn)生影響。

隨著“一帶一路”倡議的實施，東盟已成為中國對外直接投資的重要對象。因此，通過研究中國對東盟國家OFDI的區(qū)位分析，有助于優(yōu)化中國對外直接投資格局，使OFDI與東道國投資環(huán)境和需求形成有效的銜接，從而循序漸進地深化對外投資合作。根據(jù)以上的實證分析，本文提出以下建議：

第一，要繼續(xù)擴大與東盟國家的直接投資與合作，本文分析結(jié)果顯示我國對東盟國家呈現(xiàn)出明顯的市場尋求動機，因此面對當(dāng)前全球經(jīng)濟疲軟且中美關(guān)系緊張的現(xiàn)狀，我國應(yīng)加大對東盟國家的對外投資，不僅可以擴大我國國際市場規(guī)模，同時有利于我國與東盟國家建立更好的合作伙伴關(guān)系。

第二，要提高我國企業(yè)的技術(shù)水平，我國企業(yè)對于東盟國家有明顯的技術(shù)規(guī)避動機，尤其對于人類發(fā)展指數(shù)排名低于中國的國家更為明顯。這些國家的技術(shù)水平越高意味著其與我國的技術(shù)差距越小，不利于我國的對外直接投資。因此，我國應(yīng)努力提升自己的技術(shù)水平，并借助于OFDI途徑，將現(xiàn)有技術(shù)成果傳遞到排名較低的國家并幫助東道國提升整體科技水平，這樣不僅能夠增加我國對外投資的利潤，更能彰顯我國的大國擔(dān)當(dāng)。

第三，要理性對待東盟國家擁有的資源稟賦，更加重視東盟國家的經(jīng)濟制度環(huán)境。我國對東盟國家的對外直接投資有著資源規(guī)避動機，而且東道國的資源開發(fā)通常隱藏著尋租腐敗等風(fēng)險。因此，我國企業(yè)在進行對外直接投資選擇時，應(yīng)該以市場為導(dǎo)向，重視對東道國經(jīng)濟制度環(huán)境的考察，同時最大限度避免東道國豐富的資源稟賦下潛在的其他風(fēng)險。