中國國際直接投資雙向發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制
——基于人均GDP視角

田素華 李筱妍

(復(fù)旦大學(xué) 世界經(jīng)濟(jì)系，上海 200433 )

一、 引 言

中國國際直接投資流入(IFDI)和國際直接投資流出(OFDI)同時(shí)迅速發(fā)展引起了廣泛關(guān)注。鄧寧(Dunning，1981；1988；1996)提出的國際直接投資發(fā)展階段理論(1)J. H. Dunning, “Explaining The International Direct Investment Position of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach,” Weltwirtschaftliches Archiv 119 (1981): 30-64. J. H. Dunning, Explaining International Production (London: Unwin Hyman, 1988). J. H. Dunning, & J. D. Narula, Foreign Direct Investment and Governments: Catalysts for Economic Restructuring (London: Routledge, 1996).，將一國直接投資發(fā)展分為五個階段。第一階段為人均GDP在400美元以下，區(qū)位優(yōu)勢不足以吸引國際直接投資流入；第二階段為人均GDP在400美元至2000美元之間，國際直接投資流入開始增加，但對外直接投資微不足道；第三階段為人均GDP在2000美元至4750美元之間，國際直接投資流入速度開始放緩，對外直接投資增長速度上升，凈對外投資頭寸得到改善；第四階段是人均GDP超過4750美元時(shí)期，國際直接投資流出存量接近甚至超過國際直接投資流入存量，企業(yè)有能力與世界范圍內(nèi)的企業(yè)競爭；第五階段，凈對外投資頭寸開始下降，國際直接投資流入與國際直接投資流出維持相對平衡。

現(xiàn)有文獻(xiàn)多從“一帶一路”倡議切入，研究中國企業(yè)對外直接投資的原因。比如，Liu等(2017)研究發(fā)現(xiàn)(2)Y. Liu, Y. K. Tang, X. L. Chen, & J. Poznanska, “The Determinants of Chinese Outward FDI in Countries Along ‘One Belt One Road’,” Emerging Markets Finance and Trade 53.6 (2017): 1374-1387.，影響中國在“一帶一路”沿線國家直接投資的因素包括東道國的匯率水平、市場潛力、開放程度和基礎(chǔ)設(shè)施等。劉志東和高洪瑋(2019)研究發(fā)現(xiàn)(3)劉志東、高洪瑋：《東道國金融發(fā)展、空間溢出效應(yīng)與我國對外直接投資——基于“一帶一路”沿線國家金融生態(tài)的研究》，《國際金融研究》2019年第8期。，中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資不僅受東道國金融生態(tài)影響，還與周邊國家金融生態(tài)的空間溢出效應(yīng)有關(guān)。政策激勵一直被認(rèn)為是中國IFDI和OFDI快速發(fā)展的關(guān)鍵因素，從國際生產(chǎn)折衷理論(OLI)到“國家特定優(yōu)勢”理論，都強(qiáng)調(diào)政策因素對中國從FDI流入到FDI流出的影響。比如，裴長洪等(2010；2011)認(rèn)為(4)裴長洪、樊瑛：《中國企業(yè)對外直接投資的國家特定優(yōu)勢》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2010年第10期；裴長洪、鄭文：《國家特定優(yōu)勢:國際投資理論的補(bǔ)充解釋》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第11期。，母國優(yōu)勢是發(fā)展對外直接投資的重要因素，母國經(jīng)濟(jì)、文化等構(gòu)成了企業(yè)特定競爭優(yōu)勢，母國優(yōu)勢與企業(yè)自身優(yōu)勢相結(jié)合，可以更好地解釋中國對外直接投資的發(fā)展問題。Holtbrügge和Kreppel(2012)通過研究金磚國家對外直接投資的決定因素發(fā)現(xiàn)(5)Holtbrügge, D., and Kreppel H., Determinants of Outward Foreign Direct Investment from BRIC Countries: An Explorative Study, International Journal of Emerging Markets 7.1(2012)： 4-30.，中國企業(yè)對外直接投資背后是政府政策推動和支持。楊校美等(2014)研究認(rèn)為(6)楊校美、張誠：《要素稟賦、政策傾斜與中國對外直接投資——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析》，《國際貿(mào)易問題》2014年第5期。，國家政策傾斜顯著促進(jìn)了中國各省對外直接投資的發(fā)展，并使對外直接投資在各省之間呈現(xiàn)收斂趨勢。Wang和Gao(2019)將中國對外直接投資政策分為“限制”(1978～1999)、“放松”(2000～2016)和“管制”(2017年以后)等階段(7)B. Wang, and K. Gao, “Forty Years Development of China’s Outward Foreign Direct Investment: Retrospect and the Challenges Ahead,” China & World Economy 27.3 (2019): 1-24.，認(rèn)為中國對外直接投資發(fā)展，必須加大從數(shù)量增長到質(zhì)量增長的監(jiān)管和調(diào)整力度。相關(guān)研究還有Wang等(2012)(8)C. Wang, J. Hong, M. Kafouros, & A. Boateng, “What Drives Outward FDI of Chinese Firms? Testing the Explanatory Power of Three Theoretical Frameworks,” International Business Review 21.3 (2012): 425-438.、Wang和Wright (2012)(9)C. Wang, & M. Wright, “Exploring the Role of Government Involvement in Outward FDI from Emerging Economies,” Journal of International Business Studies 43.7 (2012): 655-676.、Sauvant等(2014)(10)K. P. Sauvant, & V. Z. Chen, “China Needs to Complement Its “Going-Out” Policy with A “Going-In” Strategy,” Social Science Electronic Publishing, 2014.。

現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為國際直接投資流入能顯著促進(jìn)國際直接投資流出，比如，Apergis(2009)利用全球面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)FDI流入能顯著促進(jìn)FDI流出(11)N. Apergis, “Foreign Direct Investment, Inward and Outward: Evidence from Panel Data, Developed and Developing Economies, and Open and Close Economies,” American Economist 54.2 (2009): 21-27.。崔新健等(2018)利用2000年至2015年中國省級面板數(shù)據(jù)分析了IFDI對OFDI的促進(jìn)作用(12)崔新健、李健、冼國明:《“引進(jìn)來”是否促進(jìn)了“走出去”——基于省際層面數(shù)據(jù)的研究》,《經(jīng)濟(jì)問題探索》2018年第4期。，相關(guān)研究還有劉紅艷和崔耕(2013)(13)劉紅艷、崔耕：《中國企業(yè)如何從“引進(jìn)來”到“走出去”——企業(yè)內(nèi)向國際化模式對外向國際化績效的影響》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2013年第4期。、Bano和Tabbada(2015)(14)S. Bano, & J. Tabbada, “Foreign Direct Investment Outflows: Asian Developing Countries,” Journal of Economic Integration 30.2 (2015): 359-398.、Yao等(2016)(15)S. Yao, P. Wang, J. Zhang, & J. Ou, “Dynamic Relationship between China’s Inward and Outward Foreign Direct Investments,” China Economic Review 40 (2016): 54-70.。有文獻(xiàn)研究了中國FDI流入促進(jìn)FDI流出的機(jī)制。比如，潘文卿等(2015)從鄧寧的國際直接投資發(fā)展階段理論(IDP)出發(fā)(16)潘文卿、陳曉、陳濤濤、顧凌駿:《吸引外資影響對外投資嗎? ——基于全球?qū)用鏀?shù)據(jù)的研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)》2015年第3期。，基于國別面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，東道國市場規(guī)模越大，吸引FDI進(jìn)入能力越強(qiáng)，外資流入對本國發(fā)展對外直接投資的促進(jìn)作用越明顯。黃凌云等(2018)利用技術(shù)進(jìn)步路徑解釋了吸引外商直接投資與發(fā)展對外直接投資之間的相互作用關(guān)系(17)黃凌云等:《對外投資和引進(jìn)外資的雙向協(xié)調(diào)發(fā)展研究》,《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2018年第3期。。還有文獻(xiàn)基于微觀數(shù)據(jù)從企業(yè)層面研究FDI流入和FDI流出之間的互動發(fā)展機(jī)制。比如，李磊等(2018)通過微觀企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了“引進(jìn)來”對中國企業(yè)“走出去”的促進(jìn)作用(18)李磊等:《“引進(jìn)來”是否促進(jìn)了“走出去”?——外商投資對中國企業(yè)對外直接投資的影響》,《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第3期。，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率提高和前后向聯(lián)系效應(yīng)是中國企業(yè)走出去的重要支撐。類似的研究還有陳琳等(2019)(19)陳琳等：《全球生產(chǎn)鏈嵌入位置如何影響中國企業(yè)的對外直接投資？》，《財(cái)經(jīng)研究》2019年第10期。。

現(xiàn)有文獻(xiàn)較少從人均GDP角度對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的機(jī)制進(jìn)行研究與檢驗(yàn)，深入分解IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)和中介效應(yīng)的研究尚不多見。本文從人均GDP入手，分析中國從引進(jìn)外資到發(fā)展對外直接投資的人均GDP機(jī)制，檢驗(yàn)IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)，以及人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)。構(gòu)建外資貢獻(xiàn)度指標(biāo)和以歷年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》為基礎(chǔ)的外資強(qiáng)度指標(biāo)，對中國引進(jìn)外資促進(jìn)對外投資的人均GDP機(jī)制進(jìn)行分析與檢驗(yàn)。本文從人均GDP角度對中國從FDI單向流入到FDI雙向發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制給出了理論分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。我們發(fā)現(xiàn)，IFDI基于人均GDP促進(jìn)OFDI發(fā)展存在門檻效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展后IFDI更多的是通過人均GDP提升來促進(jìn)OFDI發(fā)展。本文基于中國事實(shí)驗(yàn)證和豐富了鄧寧的國際直接投資發(fā)展階段理論(IDP)，對中國制定和實(shí)施IFDI政策和OFDI政策有顯著的參考價(jià)值。

二、 理論分析

國際直接投資流入通過競爭效應(yīng)和擠出效應(yīng)直接促進(jìn)中國OFDI發(fā)展，這是FDI流入促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)。FDI進(jìn)入通過促進(jìn)人均GDP增長，以及通過聯(lián)系效應(yīng)和示范效應(yīng)等，促進(jìn)中國OFDI發(fā)展，屬于FDI進(jìn)入促進(jìn)OFDI發(fā)展的間接效應(yīng)。外資貢獻(xiàn)程度和外資激勵政策也會影響IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。我們將外資貢獻(xiàn)程度用在華外資企業(yè)銷售產(chǎn)值占年度工業(yè)總產(chǎn)值比重來描述。外資政策激勵有助于強(qiáng)化外資產(chǎn)出貢獻(xiàn)，考慮外資政策鼓勵后可以從外資產(chǎn)出角度更好地刻畫外資對中國經(jīng)濟(jì)的影響，因而可以更好地分析IFDI對OFDI影響的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

(一) 理論模型

假設(shè)國民收入(INCOME)與外資進(jìn)入(IFDI)有關(guān)，并受其他因素X影響；影響國民收入的其他因素包括貿(mào)易開放度、人力資本、金融發(fā)展程度、經(jīng)濟(jì)園區(qū)數(shù)量、國有企業(yè)比重和政府支出等，參見(1)式。其中t表示年份，i表示省區(qū)。影響國民收入的其他因素包括金融發(fā)展FIN、人力資本HM、國有企業(yè)比重SOE等。

假設(shè)國民收入(INCOME)部分用于消費(fèi)等支出(EXPENDITURE)，部分用于對外直接投資(OFDI)。消費(fèi)等支出(EXPENDITURE)包括居民消費(fèi)支出(C)、企業(yè)國內(nèi)投資(I)、政府支出(G)、進(jìn)口貿(mào)易(TB)等。參見(2)式。

對外直接投資(OFDI)除了決定于國民收入(INCOME)外，也受人均GDP(GDPPER)、外資貢獻(xiàn)度(FC)、外資強(qiáng)度(INTENSITY)等影響；人均GDP(GDPPER)是IFDI的函數(shù)。假設(shè)有B比重的國民收入用于對外直接投資，國民收入用于對外直接投資的比重與人均GDP(GDPPER)有關(guān)。參見(3)式。

INCOMEit=F(IFDIit;Xit)

(1)

EXPENDITUREit=Cit+Iit+Git+TBit

(2)

OFDIit=INCOMEit-EXPENDITUREit

=B·F(IFDIit;Xit)

(3)

我們對(3)式兩邊取全微分，省略t和i下標(biāo)后得到(4)式。其中F′為國民收入對IFDI的一階導(dǎo)數(shù)。(4)式的含義是：人均GDP受到IFDI影響，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用與人均GDP有關(guān)。

(4)

結(jié)合鄧寧的IDP理論和(4)式，我們給出以下假設(shè)：在IDP理論的第一階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，F(xiàn)DI流入對FDI流出無顯著促進(jìn)作用，人均GDP不影響IFDI對OFDI的促進(jìn)作用；在IDP理論的第二階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有所提高，人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，能有效強(qiáng)化IFDI對OFDI的促進(jìn)作用；在IDP理論的第三階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)一步提高，IFDI除了自身對東道國經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)，還對東道國外資以外部門的經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)，通過人均GDP中介效應(yīng)促進(jìn)OFDI發(fā)展(參見圖1)。

圖1 引進(jìn)外資促進(jìn)對外投資的人均GDP機(jī)制

(二) IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)

中介效應(yīng)是指解釋變量首先對中介變量產(chǎn)生影響(20)D. P. Mackinnon, J. L. Krull, & C. M. Lockwood, “Equivalence of the Mediation, Confounding and Suppression Effect,” Prevention Science the Official Journal of the Society for Prevention Research 1.4 (2000): 173-181.，再由中介變量對被解釋變量產(chǎn)生影響。調(diào)節(jié)效應(yīng)意味著存在第三方變量干擾或強(qiáng)化解釋變量對被解釋變量的影響，即調(diào)節(jié)變量作用于解釋變量對被解釋變量的直接影響路徑。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)有一定發(fā)展以后，人均GDP能強(qiáng)化FDI流入對FDI流出的促進(jìn)作用，人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，外資企業(yè)進(jìn)入能提高東道國整體經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)東道國對外直接投資發(fā)展，人均GDP中介效應(yīng)顯著(參見圖2)。

注： a×b表示FDI流入通過人均GDP促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)，c’為FDI流入促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)，d為人均GDP與IFDI存量交乘項(xiàng)系數(shù)，表示其對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于圖2，我們進(jìn)一步給出以下三點(diǎn)判斷：第一，F(xiàn)DI進(jìn)入以后，會提升中國國內(nèi)市場競爭程度，有助于價(jià)格機(jī)制發(fā)揮作用。技術(shù)水平較低的企業(yè)會因此退出市場，而技術(shù)水平較高的企業(yè)在競爭壓力下通過引進(jìn)技術(shù)和加強(qiáng)研發(fā)等手段，不斷提高技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量和質(zhì)量提升，為企業(yè)對外直接投資提供資金與技術(shù)支持。第二，以外資企業(yè)為中心形成產(chǎn)業(yè)集群，通過人才交流、技術(shù)示范和供應(yīng)鏈整合等外部溢出效應(yīng)，帶動本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展。外資帶來的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)推動了中國本地企業(yè)發(fā)展，以及通過聯(lián)系效應(yīng)帶動價(jià)值鏈上下游企業(yè)發(fā)展，使中國本土企業(yè)在國際市場上更有競爭力。第三，外資行業(yè)鼓勵政策能提高外資進(jìn)入強(qiáng)度。外資產(chǎn)業(yè)政策通過各種優(yōu)惠措施降低了外資企業(yè)在中國的經(jīng)營成本，有助于外資進(jìn)入總量增加。在外資產(chǎn)業(yè)政策鼓勵下，外資企業(yè)進(jìn)入能帶來更明顯的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)，并顯著提高中國企業(yè)的全球競爭能力，促進(jìn)對外直接投資發(fā)展。

三、 數(shù)據(jù)與變量說明

我們選用2005年至2015年中國31個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。被解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和解釋變量的說明參見表1。

表1 變量含義與數(shù)據(jù)來源

第一，解釋變量IFDIS。IFDIS表示實(shí)際利用外資額存量自然對數(shù)。各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒中只公布年度實(shí)際利用外資流量數(shù)據(jù)，本文參考單豪杰(2008)的方法(21)單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952～2006年》,《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2008年第10期。，將折舊率δ設(shè)定為10.96%，以1978年為基期，利用永續(xù)盤存法估計(jì)了各省區(qū)實(shí)際利用外資存量規(guī)模，即IFDISt=IFDIFt+(1-δ)IFDISt-1。其中IFDISt為t年度外商直接投資存量，IFDIFt為t年度外商直接投資流量。數(shù)據(jù)來自各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

第二，被解釋變量OFDIS。OFDIS表示對外直接投資額存量自然對數(shù)，數(shù)據(jù)來自各省區(qū)歷年《對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

第三，調(diào)節(jié)變量或中介變量。

GDPPER，表示人均GDP自然對數(shù)(22)鄧寧(1996)IDP理論使用的人均GDP為名義值。用人均實(shí)際GDP替代人均名義GDP的回歸結(jié)果不改變本文基本結(jié)論。因篇幅限制，我們僅報(bào)告人均名義GDP分析結(jié)果。，描述各省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。依據(jù)是Dunning(1981)提出的IDP理論。該理論認(rèn)為，人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與國際直接投資息息相關(guān)。在做IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，人均GDP為控制變量。

FC，表示外資貢獻(xiàn)度，等于外商投資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值比重，衡量外資進(jìn)入的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)。原始數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

INTENSITY，表示外資強(qiáng)度，等于國家層面分行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)鼓勵相對指數(shù)與上一年該行業(yè)在本省工業(yè)產(chǎn)值中所占比重乘積。(23)我們以外資貢獻(xiàn)度FC和外資強(qiáng)度INTENSITY替代人均GDP做拓展分析，F(xiàn)C和INTENSITY說明與測算參見本文第六部分。

第四，控制變量。控制變量應(yīng)為同時(shí)對IFDI和OFDI產(chǎn)生影響的變量，若一個變量只對OFDI產(chǎn)生影響而與IFDI無關(guān)，則不加以控制也可以得到回歸系數(shù)的一致估計(jì)。根據(jù)理論分析和已有文獻(xiàn)對IFDI和OFDI的影響因素分析，我們選用以下控制變量：

EXIM，表示以境內(nèi)貨源地區(qū)統(tǒng)計(jì)的進(jìn)出口貿(mào)易總額自然對數(shù)；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

HM，表示人力資本存量自然對數(shù)。我們把人口受教育程度分為文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上，并將對應(yīng)的受教育平均年限設(shè)定為0、6、9、12、16年，根據(jù)各省區(qū)不同受教育程度人口占6歲以上人口的比重進(jìn)行加權(quán)，得到相應(yīng)省區(qū)年度人口的平均受教育年限。再用各省區(qū)的年度總就業(yè)人口乘以平均受教育年限得到相應(yīng)省區(qū)的年度人力資本存量；(24)受限于數(shù)據(jù)，我們假設(shè)就業(yè)人口的平均受教育年限與各省區(qū)所有人口的平均受教育年限一致。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

FINAN，表示金融機(jī)構(gòu)數(shù)量自然對數(shù)；數(shù)據(jù)來自中國人民銀行。

NUMBS，表示各種經(jīng)濟(jì)園區(qū)累計(jì)數(shù)量之和的自然對數(shù)。我們統(tǒng)計(jì)歸納了各省區(qū)設(shè)立的自貿(mào)區(qū)、高新技術(shù)開發(fā)區(qū)、經(jīng)濟(jì)技術(shù)開放區(qū)、經(jīng)濟(jì)特區(qū)和沿海開放城市等批準(zhǔn)年份，將各省區(qū)年度擁有的各類經(jīng)濟(jì)園區(qū)數(shù)量累計(jì)相加后得到相應(yīng)省區(qū)年度經(jīng)濟(jì)園區(qū)總量。原始數(shù)據(jù)來自國家商務(wù)部。

SOE，表示國有企業(yè)固定資產(chǎn)完成總額占全社會固定資產(chǎn)完成總額比重，用于衡量國有經(jīng)濟(jì)作用；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

EXPENSE，表示政府支出占GDP比重；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

四、 基礎(chǔ)回歸與人均GDP門檻值

(一) 計(jì)量方程

參照前述理論分析和(4)式，我們構(gòu)建了計(jì)量方程(5)式，分析IFDI對OFDI發(fā)展影響的總效應(yīng)。

OFDISit=β·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(5)

在(5)式中，下標(biāo)i和t分別表示省區(qū)(直轄市)和年份，ni為省區(qū)固定效應(yīng)，yeart為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。OFDISit表示i省t年度對外直接投資額存量的自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度實(shí)際利用外資額存量的自然對數(shù)，Xit為控制變量，包括：人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDPPER、貿(mào)易開放度EXIM、人力資本HM、金融發(fā)展程度FINAN、經(jīng)濟(jì)園區(qū)數(shù)量NUMBS、國有企業(yè)占比SOE和政府支出EXPENSE。

(二) 總效應(yīng)回歸結(jié)果

表2給出了基于(5)式得到的計(jì)量分析結(jié)果(25)潘文卿等(2015)使用1980年至2011年全球146個經(jīng)濟(jì)體面板數(shù)據(jù)，分析吸引外資存量對對外投資存量的影響，研究結(jié)果表明，IFDI能顯著促進(jìn)OFDI發(fā)展。李磊等(2018)使用2004～2013年“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”和《境外投資企業(yè)名錄》，將被解釋變量取內(nèi)資企業(yè)對外直接投資次數(shù)，解釋變量取外資溢出程度，研究發(fā)現(xiàn)外資進(jìn)入能增加中國企業(yè)走出去的概率。本文的數(shù)據(jù)口徑與此類文獻(xiàn)有差異。崔新健等(2018)和本文使用的均為省級面板數(shù)據(jù)。崔新健等(2018)使用2000～2015年中國28個省區(qū)面板數(shù)據(jù)，將被解釋變量取對外直接投資流量，解釋變量取外商直接投資存量。本文參照潘文卿等(2015)的做法，選取對外直接投資存量自然對數(shù)值作為被解釋變量，選取外商直接投資存量自然對數(shù)值作為解釋變量，并加入多個與IFDI和OFDI均相關(guān)的控制變量進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，基礎(chǔ)回歸檢驗(yàn)結(jié)果不同于崔新健等(2018)。?？紤]到進(jìn)入中國內(nèi)地的FDI存在地區(qū)異質(zhì)性，我們將全體樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，進(jìn)行分組回歸?；貧w結(jié)果表明東部地區(qū)IFDIS的系數(shù)大于0且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，但全體樣本與中西部地區(qū)IFDI對OFDI的促進(jìn)效應(yīng)不顯著。

表2 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)檢驗(yàn)：基礎(chǔ)回歸

我們根據(jù)IDP理論對2005年至2015年中國省級面板數(shù)據(jù)重新分組，并剔除人均GDP控制變量，回歸結(jié)果參見表3。表3表明，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用均不顯著。鄧寧(1981)使用的數(shù)據(jù)為1967年至1978年共67個國家的國別面板數(shù)據(jù)，與本文使用的數(shù)據(jù)時(shí)間和數(shù)據(jù)層級均不相同，樣本數(shù)據(jù)差異可能是造成IDP分組回歸結(jié)果不顯著的重要原因。

表3 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)檢驗(yàn)：IDP分組回歸

(三) IDP理論的中國事實(shí)與門檻值

我們認(rèn)為IDP理論中人均GDP發(fā)展階段的劃分不適用于中國，有必要建立門檻模型來尋找符合中國FDI雙向發(fā)展事實(shí)的人均GDP門檻值，并利用中國人均GDP門檻值進(jìn)行分組檢驗(yàn)。門檻值模型參見(6)式。

OFDISit=γ1·IFDISit(GDPPER

γ2·IFDISit(q1

γ3·IFDISit(GDPPER>q2)+β·Xit+εit

(6)

上述(6)式的下標(biāo)i和t分別表示省區(qū)(直轄市)和年份，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。OFDISit表示i省t年度對外直接投資額存量自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度實(shí)際利用外商直接投資額存量自然對數(shù)，GDPPER表示人均GDP自然對數(shù)，q1和q2為人均GDP門檻值；Xit為控制變量，包括：貿(mào)易開放度EXIM、人力資本HM、金融發(fā)展程度FINAN、經(jīng)濟(jì)園區(qū)數(shù)量NUMBS、國有企業(yè)占比SOE和政府支出EXPENSE。

以人均GDP作為門檻變量的雙重門檻結(jié)果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，三重門檻結(jié)果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。因此，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP存在雙重門檻值。影響IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP第一個門檻值為9.88(約19535元人民幣)，第二個門檻值為10.61(約40538元人民幣)，均在5%置信區(qū)間內(nèi)顯著。(26)采用2005年至2015年人民幣兌美元年度平均匯率的平均值(6.8772人民幣/美元)進(jìn)行換算，得到影響對外直接投資發(fā)展的人均GDP的第一個門檻值約為2840美元，第二個門檻值約為5895美元。采用2018年人民幣兌美元年度平均匯率(6.6174人民幣/美元)進(jìn)行換算，得到影響對外直接投資發(fā)展的人均GDP的第一個門檻值約為2952美元，第二個門檻值約為6126美元。鄧寧(1981)使用的數(shù)據(jù)為1967年至1978年67個國家的國別面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)不同可能是造成門檻值差異的原因。李輝(2007)以1980年至2005年聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，認(rèn)為2005年中國國際直接投資發(fā)展處于IDP理論的第二階段與第三階段之間。參見李輝：《經(jīng)濟(jì)增長與對外投資大國地位的形成》，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第2期。

回歸結(jié)果表明，當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值小于9.88時(shí)，IFDI存量規(guī)模增大能顯著促使OFDI存量增加，且IFDI存量每增加1%，OFDI存量能增加0.433%；當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61時(shí)，IFDI存量每增加1%將帶來OFDI存量增加0.49%，比前一階段的促進(jìn)效應(yīng)更大；當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值超過10.61時(shí)，IFDI存量對OFDI存量的促進(jìn)效應(yīng)最大，IFDI存量每增加1%，OFDI存量將增加0.523%?？梢姡谌司鵊DP的不同階段，IFDI對OFDI發(fā)展都有顯著的正向促進(jìn)作用；當(dāng)人均GDP進(jìn)入到更高階段后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)更加明顯。這是國際直接投資分階段發(fā)展的中國經(jīng)驗(yàn)，也為驗(yàn)證IDP理論提供了中國的事實(shí)依據(jù)。

表4 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)檢驗(yàn)：門檻值分組回歸

使用上述人均GDP門檻值進(jìn)行分組回歸，并控制省份和年份固定效應(yīng)，得到的回歸結(jié)果參見表4。從表4可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時(shí)，IFDI能顯著促進(jìn)OFDI發(fā)展，IFDI存量每增長1%，OFDI存量將增長0.7%。人均GDP自然對數(shù)值小于9.88以及人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61的分組回歸結(jié)果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。這與東部、中部、西部地區(qū)的分組回歸結(jié)果一致，也與理論分析一致。當(dāng)人均GDP發(fā)展到一定水平時(shí)，引進(jìn)外資才能有效促進(jìn)對外投資。

五、 人均GDP的調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)

(一) 調(diào)節(jié)效應(yīng)

東道國不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段人均GDP對應(yīng)的國際直接投資發(fā)展會有差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高以后人均GDP會強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。我們建立的人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)計(jì)量方程參見(7)式。

OFDISit=d·IFDISit×GDPPERit+β1·IFDISit+

β2·GDPPERit+γXit+ni+yeart+εit

(7)

在(7)式中，下標(biāo)i和t分別表示省區(qū)和年度，ni為省區(qū)固定效應(yīng)，yeart為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中OFDISit表示i省t年度非金融類對外直接投資存量自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度國際直接投資流入存量自然對數(shù)，GDPPERit為調(diào)節(jié)變量，表示i省t年度人均地區(qū)生產(chǎn)總值自然對數(shù)；控制變量Xit與(6)式相同?；貧w結(jié)果參見表5。

表5的回歸結(jié)果顯示，加入所有控制變量后，人均GDP在全樣本中能有效強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用，當(dāng)人均GDP提高1個百分點(diǎn)時(shí)，IFDI對OFDI的促進(jìn)作用將提高0.126個百分點(diǎn)。東部地區(qū)人均GDP與IFDIS的交乘項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，調(diào)節(jié)效應(yīng)為負(fù)可能是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，國際直接投資已進(jìn)入到FDI流出高速發(fā)展但FDI流入增長緩慢階段，人均GDP能有效地直接驅(qū)動企業(yè)發(fā)展OFDI，而不是間接強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。中部地區(qū)和西部地區(qū)交乘項(xiàng)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。

表5 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)

我們認(rèn)為按照門檻值進(jìn)行分組比簡單地按東中西部地區(qū)分組，能更準(zhǔn)確地刻畫不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的影響。我們使用人均GDP門檻值做調(diào)節(jié)效應(yīng)分組回歸，并控制省份和年份固定效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示(27)因篇幅限制，此處沒有詳細(xì)報(bào)告回歸結(jié)果。如果需要，可直接向本文作者索取。，當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值小于9.88并加入控制變量后，人均GDP的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著；當(dāng)人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時(shí)，人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著。在9.88至10.61之間，人均GDP能顯著強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

(二) 中介效應(yīng)

為了檢驗(yàn)外資流入對外資流出的影響機(jī)制，根據(jù)理論分析，我們將人均GDP作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。參考MacKinnon(2000)、溫忠麟和葉寶娟(2014)關(guān)于中介效應(yīng)的模型設(shè)定和檢驗(yàn)方法，本文設(shè)定的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方程參見(8)式至(10)式。

OFDISit=c·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(8)

GDPPERit=a·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(9)

OFDISit=c′·IFDISit+b·GDPPERit+γXit+ni+

yeart+εit

(10)

在(8)式至(10)式中，下標(biāo)i和t分別表示省區(qū)和年度，ni為省區(qū)固定效應(yīng)，yeart為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中OFDISit表示i省t年度非金融類對外直接投資存量的自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度國際直接投資流入存量的自然對數(shù)，GDPPERit為中介變量，表示i省t年度人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)；控制變量Xit與(6)式相同。

上述(8)式中系數(shù)c為IFDI對OFDI影響的總效應(yīng)，(9)式中系數(shù)a為IFDI對中介變量人均GDP的影響；(10)式中系數(shù)b是控制了IFDI的影響后，中介變量人均GDP對OFDI的影響；系數(shù)c’是控制了人均GDP的影響后，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)。IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的間接效應(yīng)為系數(shù)a和b乘積，即中介效應(yīng)；IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)c等于直接效應(yīng)c’加上間接效應(yīng)a×b。通過檢驗(yàn)系數(shù)c、a、b、c’和a×b的正負(fù)號與統(tǒng)計(jì)顯著性，可以判斷IFDI對OFDI的影響是否通過上述中介變量進(jìn)行傳導(dǎo)，即是否存在人均GDP中介效應(yīng)，且可以計(jì)算出直接效應(yīng)和中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重。

表6的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)(0.249)與IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)(-0.034)符號相反，全樣本人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)不顯著。模型(3)和模型(4)為東部地區(qū)檢驗(yàn)結(jié)果，IFDI對OFDI的直接效應(yīng)在1%水平上顯著；人均GDP中介效應(yīng)在10%水平上顯著。結(jié)合前文的特征事實(shí)分析可以看出，F(xiàn)DI流入會通過提高東部地區(qū)人均生產(chǎn)總值，使得企業(yè)有實(shí)力進(jìn)行對外直接投資。中部地區(qū)和西部地區(qū)不存在IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP中介效應(yīng)，無法觀測到FDI流入影響人均GDP發(fā)展并作用于FDI流出的人均GDP中介效應(yīng)機(jī)制。

表6 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP中介效應(yīng)

我們根據(jù)人均GDP門檻值進(jìn)行分組中介效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時(shí)，人均GDP影響IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)不顯著，IFDI對OFDI的促進(jìn)作用完全通過人均GDP傳導(dǎo)。人均GDP自然對數(shù)值小于9.88以及人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61的分組，中介效應(yīng)檢驗(yàn)均不顯著。

將調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果整理后匯總展示，可以更直觀地看到人均GDP不同發(fā)展階段，引進(jìn)外資促進(jìn)對外投資發(fā)展的人均GDP影響機(jī)制(參見表7)。從表7可以看出，就全樣本而言，人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，能強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用，人均GDP中介效應(yīng)不顯著。在東部地區(qū)和人均GDP對數(shù)值大于10.61(6000美元)的分組中，人均GDP中介效應(yīng)顯著；人均GDP對數(shù)值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的樣本分組中，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，其他樣本分組的人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)均不顯著。

表7 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP機(jī)制檢驗(yàn)

以上分析表明，人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)均存在階段性特征。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較低階段，人均GDP無法強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中間階段，人均GDP能有效強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用，人均GDP的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展更高階段，人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)轉(zhuǎn)為中介效應(yīng)，IFDI通過促進(jìn)人均GDP增長，進(jìn)而促進(jìn)OFDI發(fā)展。

六、 拓展分析

(一) 外資貢獻(xiàn)度與外資強(qiáng)度

全部GDP可以分為外資經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)部分和非外資經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)部分，外資進(jìn)入會對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長直接產(chǎn)生貢獻(xiàn)。在外資產(chǎn)業(yè)鼓勵政策作用下，外資經(jīng)濟(jì)對本地經(jīng)濟(jì)的影響會得到強(qiáng)化。我們引入外資貢獻(xiàn)度(FC)和外資強(qiáng)度(INTENSITY)兩個指標(biāo)，對人均GDP影響IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的作用機(jī)制做拓展檢驗(yàn)。我們將外資貢獻(xiàn)度(FC)定義為外商投資及港澳臺投資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值的比重，計(jì)算方法參見(11)式，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。在(11)式中，yforeign,it=t年度i省區(qū)外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值；yj,it=t年度i省區(qū)j行業(yè)的工業(yè)銷售產(chǎn)值。

(11)

對外資強(qiáng)度用以下方法進(jìn)行測算：我們對《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》進(jìn)行梳理，根據(jù)鼓勵、限制、禁止等行業(yè)條目，通過賦值和加權(quán)處理得到t年度j行業(yè)的相對政策鼓勵指數(shù)markj,t。在(12)式中，markVj,t為t年度j行業(yè)的政策鼓勵賦值。我們結(jié)合省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，搜集了《中國工業(yè)年鑒》中分省區(qū)2002年至2015年所有制造業(yè)細(xì)分行業(yè)(2分位制造業(yè))的工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，將分行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)鼓勵相對指數(shù)與上一年該行業(yè)在本省工業(yè)產(chǎn)值中所占比重相乘，通過加總后得到t年度i省區(qū)的外資強(qiáng)度指標(biāo)(INTENSITY)。外資強(qiáng)度計(jì)算方法參見(13)式。在(13)式中，INTENSITYit表示i省區(qū)t年的外資強(qiáng)度，markj,t表示j行業(yè)t年的國家外資產(chǎn)業(yè)相對鼓勵指數(shù)，yij,t-1表示i省區(qū)j行業(yè)t-1年的工業(yè)總產(chǎn)值。

(12)

(13)

外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度與人均GDP的關(guān)系參見圖3。外資貢獻(xiàn)度刻畫的是經(jīng)濟(jì)增長中的外資部門貢獻(xiàn)，外資強(qiáng)度是對外資貢獻(xiàn)的進(jìn)一步刻畫。外資進(jìn)入能提高中國人均GDP水平和外資貢獻(xiàn)度；當(dāng)政府進(jìn)行外資產(chǎn)業(yè)政策激勵時(shí)，外資進(jìn)入還表現(xiàn)為外資強(qiáng)度提高。人均GDP、外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度提高，會顯著影響中國本地企業(yè)的全球競爭力，影響OFDI發(fā)展。對外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度進(jìn)行檢驗(yàn)，可以進(jìn)一步考察引進(jìn)外資促進(jìn)對外直接投資發(fā)展的人均GDP機(jī)制。

注： a×b表示FDI流入通過人均GDP或外資貢獻(xiàn)度或外資強(qiáng)度促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)，c’為FDI流入促進(jìn)OFDI發(fā)展的直接效應(yīng)，d為人均GDP或外資貢獻(xiàn)度或外資強(qiáng)度與IFDI存量交乘項(xiàng)系數(shù)，表示其對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)。陰影部分為非外資部門人均GDP。

(二) 調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)拓展分析

我們分別用外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度替換人均GDP進(jìn)行總效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)，東部地區(qū)檢驗(yàn)結(jié)果參見表8?？梢钥闯?，用外資貢獻(xiàn)度替代人均GDP后的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)顯著，參見表8中的模型(1)；外資貢獻(xiàn)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，參見表8中的模型(2)。外資貢獻(xiàn)度的中介效應(yīng)顯著且中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重約為21%，與人均GDP檢驗(yàn)結(jié)果一致。用外資強(qiáng)度替代人均GDP后的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)仍然顯著，參見表8中的模型(3)。外資強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)均顯著，參見表8中的模型(4)。東部地區(qū)FDI流入會通過外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度促進(jìn)OFDI發(fā)展。

表8 東部地區(qū)IFDI對OFDI發(fā)展影響的拓展分析

對外資貢獻(xiàn)度的檢驗(yàn)結(jié)果表明，東部地區(qū)外資貢獻(xiàn)度對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，中介效應(yīng)顯著。我們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，外資對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)能直接促進(jìn)OFDI發(fā)展。我們將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值減去外商及港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值，再除以年末人口總數(shù)，計(jì)算人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值(INDUS)，衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的非外資部門貢獻(xiàn)，并用人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值替代外資貢獻(xiàn)度進(jìn)行IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果參見表9。

表9 IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的非外資部門效應(yīng)檢驗(yàn)

(續(xù)表)

表9中東部地區(qū)的回歸結(jié)果表明，人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值與IFDI的交乘項(xiàng)在5%水平上顯著，表明非外資企業(yè)的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)能強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用；人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的中介效應(yīng)不顯著。(28)以人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值作為中介變量進(jìn)行的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，全體樣本、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的中介效應(yīng)均不顯著。對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)而言，外資部門經(jīng)濟(jì)增長能有效促進(jìn)對外直接投資發(fā)展，即中介效應(yīng)顯著；吸引外資帶來的非外資部門經(jīng)濟(jì)增長會通過調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。

將所有拓展檢驗(yàn)結(jié)果整理后得到表10。從表10可以看出：(1)加入外資貢獻(xiàn)度變量后，對全體樣本、東部地區(qū)和人均GDP自然對數(shù)值大于10.61(6000美元)的樣本分組而言，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)顯著。(29)人均GDP涵蓋了外資貢獻(xiàn)部分，且人均GDP與OFDI相關(guān)程度高于外資貢獻(xiàn)度與OFDI相關(guān)程度。(2)對全體樣本和人均GDP對數(shù)值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的樣本分組而言，外資貢獻(xiàn)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，即外資貢獻(xiàn)度能顯著強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。(3)對全樣本和東部地區(qū)而言，外資貢獻(xiàn)度對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)顯著。

表10 IFDI對OFDI發(fā)展影響的拓展分析結(jié)果匯總

用外資強(qiáng)度替代人均GDP后的IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果有以下三點(diǎn)：(1)加入外資強(qiáng)度變量后，對全體樣本、東部地區(qū)和人均GDP自然對數(shù)值大于10.61的樣本分組而言，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的總效應(yīng)顯著。(2)對全體樣本、東部地區(qū)和西部地區(qū)而言，外資強(qiáng)度對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。(3)東部地區(qū)外資貢獻(xiàn)度的中介效應(yīng)顯著。外資行業(yè)鼓勵政策會提升被鼓勵外資企業(yè)所在地區(qū)的外資強(qiáng)度，強(qiáng)化IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。

在人均GDP自然對數(shù)值大于10.61的樣本分組中，外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度中介效應(yīng)均不顯著。我們的解釋是：根據(jù)人均GDP門檻值進(jìn)行樣本分組，對外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度指標(biāo)可能不適用，外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度指標(biāo)為人均GDP組成部分，應(yīng)分別以外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度作為門檻變量重新做門檻值檢驗(yàn)與估計(jì)。

綜合外資貢獻(xiàn)度與外資強(qiáng)度對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的機(jī)制檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)，外資貢獻(xiàn)度對影響IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)顯著，即FDI流入東部地區(qū)能提高東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，促進(jìn)東部地區(qū)企業(yè)對外投資；外資強(qiáng)度對影響IFDI促進(jìn)OFDI的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，說明外資政策能強(qiáng)化IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展。

七、 結(jié)論和建議

我們將全部國民收入分為對外直接投資和其他支出兩個部分，分析了中國從國際直接投資單向流入到雙向發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制。我們將IFDI對OFDI發(fā)展的影響分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，基于2005年至2015年省級面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了IFDI通過人均GDP指標(biāo)，促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)。我們構(gòu)建了外資貢獻(xiàn)度指標(biāo)，并基于《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》構(gòu)建了兩位數(shù)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)外資強(qiáng)度指標(biāo)，對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的人均GDP調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)進(jìn)行了拓展分析。(30)我們發(fā)現(xiàn)，中國外資產(chǎn)業(yè)鼓勵政策具有時(shí)間一致性和分地區(qū)作用的空間不平衡性，中央政府出臺的外商產(chǎn)業(yè)政策鼓勵在省級層面有不同的作用強(qiáng)度，在東部等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚地區(qū)作用明顯，在西部等制造業(yè)發(fā)展較弱的地區(qū)作用不明顯。我們檢驗(yàn)了IFDI影響OFDI發(fā)展的人均GDP門檻值。

(一) 研究結(jié)論

1. IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展存在人均GDP門檻效應(yīng)。IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展存在兩個人均GDP門檻值，分別約為3000美元和6000美元，高于IDP理論的2000美元和4750美元。隨著人均GDP進(jìn)入到更高階段，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)；人均GDP超過6000美元后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用最大。

2. 人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)取決于人均GDP發(fā)展水平。在人均GDP和IFDI發(fā)展早期階段，IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的效應(yīng)不顯著；隨著經(jīng)濟(jì)水平提高，人均GDP的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，能增強(qiáng)IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用。當(dāng)人均GDP發(fā)展到一定階段后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進(jìn)作用不再受人均GDP調(diào)節(jié)，而是通過影響人均GDP，推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而通過中介效應(yīng)而非調(diào)節(jié)效應(yīng)促進(jìn)OFDI發(fā)展。

3. 東部地區(qū)人均GDP對IFDI促進(jìn)OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)顯著。東部地區(qū)的國際直接投資已從單向流入進(jìn)入到相對比較穩(wěn)定的雙向發(fā)展階段；東部地區(qū)IFDI會通過影響人均GDP以及通過外資貢獻(xiàn)度和外資強(qiáng)度等中介變量，顯著促進(jìn)OFDI發(fā)展。中部地區(qū)和西部地區(qū)不存在IFDI通過人均GDP，以及通過外資貢獻(xiàn)度、外資強(qiáng)度等中介變量，影響OFDI發(fā)展的中介效應(yīng)。

(二) 政策建議

首先，通過吸引高質(zhì)量外商直接投資進(jìn)入來實(shí)現(xiàn)國際直接投資雙向可持續(xù)發(fā)展。中國FDI雙向發(fā)展必須堅(jiān)持繼續(xù)有效地吸引FDI流入；FDI持續(xù)流入是中國FDI雙向發(fā)展的重要推動因素，過分強(qiáng)調(diào)OFDI發(fā)展而對IFDI重視不夠，反而不利于OFDI發(fā)展。中國FDI雙向發(fā)展的前提是持續(xù)吸引FDI流入，并需要充分發(fā)揮FDI進(jìn)入后的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)。在發(fā)展企業(yè)對外直接投資的同時(shí)，我們應(yīng)鼓勵有助于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級換代和適應(yīng)中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要的外商直接投資進(jìn)入。面對中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)和不斷提升的勞動力成本等情況，我們需要不斷完善外資產(chǎn)業(yè)政策，將外資產(chǎn)業(yè)政策作為吸引外商直接投資流入的助推器，根據(jù)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和未來產(chǎn)業(yè)發(fā)展要求，及時(shí)調(diào)整外資產(chǎn)業(yè)政策方向，引導(dǎo)FDI進(jìn)入高科技、惠民生領(lǐng)域，充分利用外資集聚效應(yīng)，進(jìn)而發(fā)展企業(yè)對外直接投資。

其次，完善和制定《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》和《對外直接投資產(chǎn)業(yè)政策指導(dǎo)目錄》。以雙向直接投資發(fā)展服務(wù)于中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長為宗旨，充分利用引進(jìn)國際直接投資和發(fā)展對外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。中國大規(guī)模吸引國際直接投資流入和大規(guī)模對外直接投資已經(jīng)成為常態(tài)。中國可同時(shí)推出《對外直接投資產(chǎn)業(yè)政策指導(dǎo)目錄》，將兩個目錄結(jié)合配套使用。將國際直接投資雙向發(fā)展的政策目標(biāo)定位于提高中國企業(yè)生產(chǎn)力、增強(qiáng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)競爭優(yōu)勢，在相對統(tǒng)一的利用外資政策和對外投資政策引導(dǎo)下，改進(jìn)與完善中國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集聚，加深支柱產(chǎn)業(yè)融合。應(yīng)基于全球價(jià)值鏈分工的特點(diǎn)和雙向直接投資的發(fā)展態(tài)勢，將地區(qū)優(yōu)勢與企業(yè)優(yōu)勢相結(jié)合，提高企業(yè)全球競爭力和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的全球競爭優(yōu)勢。

最后，實(shí)施以市場調(diào)控為主的政策適度有效管理。我們需要注重地方經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)和中央政策之間的有效協(xié)調(diào)，厘清市場和政府之間的界限。在尊重市場經(jīng)濟(jì)規(guī)律的前提下，制定吸引外資政策和對外投資政策，在營造良好的投資環(huán)境等方面更好地發(fā)揮政府的作用，更好地建設(shè)企業(yè)對外直接投資支持體系。政府的外資產(chǎn)業(yè)政策應(yīng)更加有的放矢，不斷提高政策實(shí)施效率。將鼓勵類外資產(chǎn)業(yè)政策落實(shí)到位，結(jié)合現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)園區(qū)政策，以及土地優(yōu)先使用、勞動力培訓(xùn)等政策，充分吸引高質(zhì)量國際直接投資流入。對限制類產(chǎn)業(yè)，則可結(jié)合中國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)競爭力變化作動態(tài)調(diào)整，在有利于保障國內(nèi)弱勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展的前提下，逐步采取市場管理方式。對禁止類產(chǎn)業(yè)政策謹(jǐn)慎放開，參照國際經(jīng)驗(yàn)對涉及國家安全的產(chǎn)業(yè)禁止外資進(jìn)入，進(jìn)而促進(jìn)我國對外直接投資的可持續(xù)發(fā)展。