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中国区域对外直接投资的收敛性研究——基于面板数据模型的实证分析
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&&&&&摘要：借鉴新古典经济增长理论收敛假说的思想及方法，利用省际面板数据模型研究了我国区域对外直接投资的收敛性。研究结果显示：全国及各俱乐部对外直接投资表现出了&总体收敛、局部分异&的动态演变规律。从&收敛来看，全国层面及中部地区出现了&收敛，东部地区&收敛的态势不明显，西部地区则趋向发散。从&绝对收敛来看，全国及东部地区、中部地区表现出绝对收敛的态势，西部地区则没有表现出绝对收敛。总体来看，工业化水平、对外开放对全国及三大地区的&条件收敛起到了显著的作用。
关键词：对外直接投资，区域差异，收敛性
一、引言及文献综述
入世后，我国面临着更为复杂的国际经济环境。为了适应这一新的变化，我国开始实施&充分利用国内国外两种资源、充分利用国内国外两个市场&的&走出去&战略。该战略的实施直接导致我国对外直接投资的步伐明显加快。如2003年我国对外直接投资的流量仅有29亿美元。到2014年，我国对外直接投资突破千亿美元大关，位居全球第三位，首次基本实现了吸引外商直接投资与对外直接投资的双向平衡，也初步奠定了对外直接投资大国的地位。对外直接投资的快速发展对于区域经济的带动作用非常明显，有利于我国进一步深化对外开放，进而在全球范围内进行资源的优化配置。
与此同时，我国区域间对外直接投资的差异性非常突出，如我国东部地区的对外直接投资占全国份额高达75%左右，而中西部地区仅占15%。因此，随着我国对外直接投资的迅猛发展，我国区域间对外直接投资的差异性是扩大了还是缩小了？抑或我国区域对外直接投资是呈现出俱乐部收敛的发展态势还是差异性趋于不断扩大的发展态势？区域对外直接投资的发展趋势对我国对外直接投资的可持续发展具有重要影响。如果我国区域对外直接投资呈现出俱乐部收敛的发展趋势，则无需采取相关政策促进对外直接投资的区域均衡。如果呈现出不断发散的差异性特征，则会影响我国对外直接投资的可持续发展，此时则需要采取适当的政策进行调控。
在此背景下，本文利用新古典经济增长理论中收敛假说的理论及方法，结合省际面板数据模型，实证研究我国区域间对外直接投资的动态演变规律及发展趋势。这对于准确把握我国对外直接投资的内在演变机制及动态演变规律，明确发展中存在的问题与挑战，具有重要的理论意义和应用价值。
国外关于对外直接投资的研究成果日渐丰富。一些学者研究了对外直接投资的动机，如Sascha等（2005）对德国和新西兰的对外直接投资动机进行了比较研究，发现拥有丰富熟练劳动力的东道国能显著吸引来自德国跨国公司的对外直接投资，但丰富的熟练劳动力对新西兰跨国公司的对外直接投资却没有显著的影响。[1]Michael和Arie（2007）研究发现，跨国公司的对外直接投资主要是为了规避母国国内的制度约束而发生。[2]Ragkiskos和Marian（2008）研究发现，美国对外直接投资的主要影响因素是产业集聚、市场规模及劳动力市场的成熟程度。[3]Dirk和Heidi（2012）以金砖国家为研究对象，发现金砖国家对外直接投资的动机主要包括开拓国际市场和获取东道国的资源。[4]Nigel等（2009）发现，劳动生产率和劳动成本对技术拥有型对外直接投资具有明显的影响，而对技术利用型对外直接投资的影响不显著。[5]Soo和Koi（2011）发现东道国的市场规模、货币的实际汇率以及东道国的市场开放程度对马来西亚的对外直接投资产生重要影响。[6]Hea和Yong（2012）将比较优势、对外直接投资及生产率之间的关系进行了研究，结果发现韩国的对外直接投资与其国内的劳动生产率及比较优势之间呈现正向关系。[7]Carmen（2012）对投资发展阶段论进行了拓展，分析了母国的制度因素对对外直接投资的影响，结果发现投资发展阶段论依然成立，但母国的制度因素对其对外直接投资也产生了重要影响。[8]还有一些学者研究了对外直接投资的空间分布，如Stephen（2003）的研究表明，美国的对外直接投资与其比较优势比较吻合，并且东道国的市场因素在美国的对外直接投资中起到重要的决定作用。[9]Rajib和Subarna（2008）发现国外市场规模对美国的对外直接投资更具吸引力。[10]Manop等（2009）发现东道国汇率升值、当地货币贬值及不稳定的汇率与美国的对外直接投资成负向关系，而东道国稳定的汇率会促进美国的对外直接投资。[11]Ismail等（2011）发现土耳其的对外直接投资主要投向经济政治风险程度高、文化相近及缺乏所有权优势的国家或地区。[12]
随着对外直接投资的迅猛发展以及我国对外直接投资国际地位的迅速攀升，国内学者对我国对外直接投资的影响因素进行了一些研究。葛顺奇和罗伟（2013）基于微观企业的视角研究了企业对外直接投资的影响因素，发现新产品占比、人均管理水平、人均产出、资本密集度、利润率和出口强度对其对外直接投资具有促进作用，而体现竞争劣势的债务利息率则起到阻碍作用。[13]陈岩等（2014）考察了母国与东道国各种维度的距离对企业对外直接投资的影响，研究发现制度距离促进了企业的对外直接投资，经济和文化距离阻碍了其对外直接投资，而技术距离与对外直接投资之间呈现出倒U型关系。[14]王鹏飞（2014）发现我国对外直接投资与东道国市场规模、劳动力成本呈负相关关系，而与贸易及东道国教育水平呈正相关关系。同时，市场规模没有显示出地区间的变化，而贸易、劳动力成本、教育水平对中国FDI的影响则存在着明显的地区差异。[15]姜浩（2014）检验了金融发展、经济开放程度与对外直接投资之间的关系，结果显示经济开放程度、金融结构优化与对外直接投资呈正相关关系，金融深化则与对外直接投资呈负相关关系。[16]候文平（2014）的研究发现，制度因素和金融发展对我国各地区的对外直接投资具有正的影响。[17]冀相貌（2014）发现中国的对外直接投资整体上具有制度依赖性，且国有企业对外直接投资的制度依赖性强于非国有企业。[18]
国内学者围绕对外直接投资的空间分布进行了一些研究。一些学者基于东道国宏观经济特征的视角展开，如郭建中（2002）发现我国的对外直接投资主要集中于欧洲和美洲等发达地区，而对非洲及拉丁美国等发展中国家的投资则较少。[19]池建宇和方英（2014）发现东道国政治法律制度质量对中国企业的对外直接投资有显著的正向影响。[22]
总体来看，这些研究对我国对外直接投资进行了比较深入的研究，为后续的深入研究奠定了坚实的基础，但目前的研究还存在以下两个方面的问题：（1）已有关于我国对外直接投资空间分布的研究多是围绕我国对外直接投资的国际区位分布展开，尚缺乏对我国区域对外直接投资差异性动态演变规律的研究。（2）已有研究更缺乏利用新古典经济增长理论收敛假说的理论及方法，对我国区域对外直接投资的收敛性进行实证检验。为此，本文在已有研究的基础上进行了以上两个方面的尝试。
二、收敛模型、变量描述及俱乐部划分
（一）收敛模型
自新古典经济增长理论收敛假说提出以后，学术界逐渐认识到收敛假说虽然主要针对经济增长展开，但收敛假说也具有非常强的方法论启示。这主要表现在后来的学者在进行区域经济差异问题的相关研究时，已经突破了最早的收敛理论只适用于经济增长这一比较狭窄的领域，而是将收敛假说的研究方法广泛应用于地区差异性的研究之中，从而使得收敛假说在方法论的意义上具有较强的应用价值。因此，收敛假说已成为研究区域差异演变规律的有力工具。
新古典经济增长理论将收敛分为&收敛、&收敛和俱乐部收敛等三种形式。
&收敛是指不同区域的人均GDP或人均收入的标准差逐渐缩小。&收敛可以从总体上反映区域经济发展的差异性。基于本文的研究对象，&收敛可以用公式（1）的变异系数表示：
其中，Lnofdii表示i地区的对外直接投资；N表示地区总数。
&收敛可以细分为&绝对收敛和&条件收敛。&绝对收敛假定两个或两个以上的地区在具有相同的制度环境、产业结构或消费结构的条件下，会有相同的稳态。比较而言，&收敛侧重于不同时间断面上的静态分析，而&收敛则侧重于动态考察，能反映出动态变化趋势。结合本文研究的对象及目的，&绝对收敛可以用式（2）表示：
Ln（ofdii,t+T/ofdii,t）=&+&Lnofdii,t+ui,t&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&（2）
其中，ofdii，t表示第t期即期初人均对外直接投资；ofdii，t+T表示第t+T期人均对外直接投资；（ofdii,t+T/ofdii,t）/T表示从第t期到第t+T期人均对外直接投资的年平均增长率。如果系数&为负并通过了显著性检验，表示人均对外直接投资低的区域比高的区域拥有更快的增长速度，也就是说人均对外直接投资的增长速度与人均对外直接投资的初始值成反比，即表现为&绝对收敛。
为了使时间序列体现出连续性以最大限度地利用数据，可以令T=1。&绝对收敛可以表达为：
Ln（ofdii,t+1/ofdii,t）=&+&Lnofdii，t+ui,t&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&（3）
&条件收敛与&绝对收敛不同，其考虑了区域之间在制度质量、产业水平及结构等方面存在的差异性，即意味着不同区域的人均水平将收敛于各自的稳态。在口绝对收敛模型的基础上，加入适当的控制变量后，可以将&绝对收敛变换成&条件收敛。&条件收敛可以用公式（4）来表示：
Ln（ofdii,t+T/ofdii,t）=&+&Lnofdii，t+&Xi,t+ui,t&&&&&&&&&&&&&&&&&（4）
其中，ofdii，t表示第t期即期初人均对外直接投资；ofdii,t+T表示第t+T期人均对外直接投资；（ofdii,t+T/ofdii,t）/T表示从第t期到第t+T期人均对外直接投资的年增长率；Xi,t表示控制变量；&为控制变量的回归系数。在（4）式中，如果系数卢为负并通过了显著性检验，表示出现了&条件收敛。为了使时间序列体现出连续性以最大限度地利用数据，可以令T=1，&条件收敛可以表达为（5）式：
Ln（ofdii,t+1/ofdii,t）=&+&Lnofdii，t+&Xi,t+ui,t&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&（5）
俱乐部收敛的思想承认不同区域之间存在着较大的差异性，因此只有初期水平比较接近、主要结构特征相似的地区才会收敛于同一稳态，落后地区与先进地区可能各自内部分别存在着收敛，但它们之间却不一定存在收敛。因此，俱乐部收敛是将整体样本划分为若干子样本，然后检验这些子样本是否出现了收敛，从而将研究视角深入到全样本内部去探寻更微观层面的收敛状况，这样可以形成从不同层面的视角观察所研究区域发展的收敛性特征。
（二）变量描述
被解释变量：人均对外直接投资增长率（rate）。人均对外直接投资年增长率可以表示为Ln（ofdii,t+T/ofdii,t）/T。当T=1时，人均对外直接投资增长率为Ln（ofdii,t+1/ofdii,t）。
核心解释变量：期初人均对外直接投资（ofdi）。人均对外直接投资用某区域当年对外直接投资与该区域当年人口之比值表示。控制变量主要包括表示经济发展水平的人均GDP、工业化程度（indus）以及表示参与国际化程度及国际化经验的人均外商直接投资（pfdi）。
1.经济发展水平（pgdp）：经济发展水平是一个国家或地区经济发展阶段的重要衡量标准，也是一个国家或地区富裕程度或资金丰富程度的重要体现。衡量经济发展水平的代理变量较多，但常用的指标就是人均GDP。本文便使用人均GDP（pgdp）来衡量一个地区的经济发展水平。
2.工业化水平（indus）：工业化水平可以表征不同国家或地区的工业化程度及工业化所处的不同发展阶段。一般来说，工业化水平越高，该区域对外直接投资越活跃。理论上讲，随着落后地区工业化水平的逐渐提高，会对该地区的对外直接投资产生促进作用，并由此促进落后地区与发达地区之间对外直接投资的收敛。工业化水平（indus）可用该区域工业总产值与该地区GDP之比值来衡量。
3.对外开放度（pfdi）：对外开放度是一个国家或区域参与全球分工并在全球范围内配置资源能力的重要体现。一般来说，对外开放度越高，该区域对外直接投资的规模越大。同时，随着中西部地区对外开放度的逐渐提高，会促使俱乐部之间的对外直接投资沿着收敛的路径发展。表示对外开放度的指标较多，有学者采用人均出口贸易额或人均对外贸易额，也有学者采用人均外商直接投资作为对外开放度的代理变量。本文采用人均外商直接投资而没有采用人均出口贸易额或人均对外贸易额作为对外开放度的代理变量，其主要原因在于：第一，中国改革开放三十多年以来，外商直接投资是促进中国经济改革开放的一个非常重要的推动力，或者说外商直接投资是促进中国最初改革开放的重要动力。第二，不管是中国引进的外商直接投资还是中国企业的对外直接投资，均属于要素国际流动的范畴，而出口贸易或对外贸易属于商品的国际流通。从难度上来讲，要素的国际流动比商品的国际流动要难度更大。因此，中国企业可以从外商的直接投资中学习国际投资的经验。
为消除计量模型的异方差，期初人均对外直接投资（ofdi）、经济发展水平（pgdp）、人均外商直接投资（pfdi）等水平变量均取对数。结合本文实际，加入了控制变量的条件收敛的模型变为（6）式：
Ln（ofdii,t+1/ofdii,t）=&+&Lnofdii,t+&1indusi,t+&2Lnpgdpi,t+&3Lnpgdii,t+ui,t&&&（6）
本文选择使用各区域对外直接投资的存量数据，其原因是因为存量数据可以反映出各区域对外直接投资的累积效应。本文所使用的对外直接投资存量数据来源于历年《中国对外直接投资统计公报》，各区域国民生产总值、人口、工业总产值及外商直接投资均来自于历年《中国统计年鉴》。
为进一步检验我国对外直接投资是否呈现俱乐部收敛特征，本文还将全国区域划分为东部、中部和西部三大俱乐部。其中，东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东及海南等11个省市；中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北及湖南等8个省市；西部包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西及内蒙古等11个省市。
三、我国区域对外直接投资收敛性的实证分析
（一）全国及三大俱乐部对外直接投资的&收敛
表1和图1是全国及三大区域对外直接投资的变异系数及其发展趋势。全国层面及三大区域对外直接投资表现出了&总体收敛，局部发散&的动态演变规律。从全国来看，2004年全国层面对外直接投资的变异系数较2003年略有上升，年变异系数又逐渐下降，2010年和2011年又较前一年有所上升，但2012年又开始有所下降。因此，虽然少数年份全国层面的对外直接投资处于发散状态，但从整体上来看，全国层面对外直接投资的地区差异具有&收敛的趋势。
东部地区年的变异系数呈现逐渐缩小的趋势，但2009年较2008年有较大程度的反弹，2010年较2009年虽有所下降，但仍高于2008年，2012年较2011年又有较小幅度的下降。这说明东部地区对外直接投资总体上呈现&收敛。中部地区对外直接投资变异系数的总体趋势依然是逐渐缩小，但其中少数年份出现发散的状态，这些年份分别是2004年、2009年和2011年。这说明中部地区对外直接投资区域差异总体也呈现&收敛。西部地区的发展趋势不同。从总体上来看，西部地区对外直接投资的变异系数处于不断爬行上升的趋势，这说明西部地区对外直接投资处于发散状态，不存在&收敛。
从三大地区对外直接投资变异系数横向大小的比较来看，中部地区除了2003年的变异系数高于西部地区外，其他年份均低于西部地区。这说明总体来看，中部地区对外直接投资的区域差异性小于西部地区。年，中部地区对外直接投资的变异系数均低于东部地区，这说明中部地区的区域差异性也低于东部地区。除了2003年、2009年、2010年外，东部地区对外直接投资的变异系数均小于西部地区。
（二）全国及三大俱乐部对外直接投资的&绝对收敛
&绝对收敛的标准模型是自变量为期初人均对外直接投资，被解释变量为人均对外直接投资的年增长率。表2是全国及三大俱乐部&绝对收敛的回归结果。
从全国层面及三大地区层面来看，我国对外直接投资的&绝对收敛也呈现出&总体收敛，局部发散&的动态演变特征。模型（1）和模型（2）是全国层面对外直接投资&绝对收敛的回归结果。其中，模型（1）是随机面板数据模型，模型（2）是固定面板数据模型。模型（1）和模型（2）还报告了随机面板数据模型和固定面板数据模型选择标准豪斯曼统计量的P值。豪斯曼统计量表明应该选择固定效应模型作为基准模型。从模型（2）来看，其核心变量期初人均对外直接投资的系数符号为负并通过了1%的显著性检验，这说明全国层面的对外直接投资表现出了显著的&绝对收敛。
表2的模型（3）和模型（4）分别是东部地区对外直接投资&绝对收敛的随机效应模型和固定效应模型。豪斯曼统计量表明应选择随机效应的模型（3）。核心变量初始人均对外直接投资的符号为负并通过了1%显著性检验，这说明东部地区对外直接投资呈现出&绝对收敛。
表2的模型（5）和模型（6）分别是中部地区对外直接投资&绝对收敛的随机效应和固定效应模型。无论是随机效应还是固定效应模型，模型（5）和模型（6）的核心变量期初人均对外直接投资的符号均为负并都通过了1%的显著性检验。因此，中部地区对外直接投资也呈现出&绝对收敛。
表2的模型（7）和模型（8）分别是西部地区对外直接投资&绝对收敛的随机效应和固定效应模型。豪斯曼统计量说明应该选择固定效应的模型（8）。由于人均对外直接投资的系数未能通过10%的显著性检验。因此，西部地区对外直接投资没有表现出&绝对收敛。
（三）三大俱乐部对外直接投资的&条件收敛
表3是全国及三大俱乐部&条件收敛的回归结果。模型（9）和模型（10）是全国层面的回归结果。豪斯曼统计量表明应选择固定效应的模型（10）。核心变量期初人均对外直接投资的符号为负，并通过了1%的显著性检验，这说明全国层面的对外直接投资出现了&条件收敛。控制变量工业化程度、人均GDP及人均外商直接投资的系数均为正，并且都通过了显著性检验。因此，从全国层面来看，工业化程度、经济发展水平及对外开放度均起到了显著的促进作用。
全国层面的回归结果与现实也比较符合，工业化程度表明了一个区域第二产业在经济结构格局中所处的位置，而目前我国对外直接投资的主要产业分布就是工业。因此，我国的工业化对其对外直接投资起到了支撑作用。人均国民生产总值反映了一个国家或区域的经济发展水平，当经济发展水平较低时，由于缺乏建设资金，没有能力对外直接投资；相反，还需要吸引大量的外商直接投资来支持本国的经济发展。只有当经济发展到一定程度的时候，才可能在全球范围内配置资源。对我国而言，经过改革开放三十多年的发展，我国经济总量已位居全球第二，经济发展水平大为提高，为我国对外直接投资起到了重要的促进作用。对外开放度（人均外商直接投资）不仅反映了一个国家或区域参与经济全球化的广度和深度，同时也反映了一个国家或区域参与经济全球化的经验。改革开放以来，我国大力吸引外商直接投资，这些投资不仅为我国的经济建设提供了资金来源，更为重要的是为我国参与全球经济合作提供了重要的平台和经验。模型（10）中的人均外商直接投资对我国对外直接投资的正向促进作用也充分印证了这一点。
无论是东部、中部还是西部地区，其核心变量期初人均对外直接投资的符号均为负，并且都通过了显著性检验，这说明无论是东部、中部还是西部地区都显示出了&条件收敛。控制变量在三大俱乐部条件收敛中所起到的作用存在一定的差异。东部、中部地区与全国层面类似，工业化程度、人均国民生产总值及人均外商直接投资均对东部及中部地区的对外直接投资起到了显著的促进作用。在西部地区，人均国民生产总值及人均外商直接投资对其对外直接投资起到了促进作用，但工业化程度对西部地区的对外直接投资没有起到显著的作用。这可能是由于西部地区依然主要以农业为主，其工业水平比较低，西部地区本身还处于&资金洼地&的状况，对外投资的能力和动力都不强。
四、结论及政策含义
本文利用省际面板数据模型将全国划分为三大区域，对我国区域对外直接投资的收敛性进行了实证检验。研究结果显示：全国及各区域的对外直接投资表现出了&总体收敛、局部分异&的动态演变规律。从&收敛来看，除个别年份外，全国及中部地区出现了&收敛，东部地区&收敛的态势不明显，西部地区则趋向发散。从&绝对收敛来看，全国及东部地区、中部地区的对外直接投资出现了&绝对收敛的发展态势，而西部地区没有出现绝对收敛。总体来看，除西部地区外，工业化程度、经济发展水平及对外开放度对全国及东部和中部地区的&条件收敛起到了显著的促进作用。
我国区域对外直接投资的差异性在市场的作用下在趋于收敛，但完全基于市场的力量调节，我国区域间对外直接投资的不均衡性在短期内难以得到有效解决。因此，基于区域间对外直接投资均衡发展的考虑，依然存在较大的政策调控空间。
第一，扩大东部对外直接投资的同时，更应加大中西部对外直接投资的力度。要挖掘中西部地区对外直接投资的潜力，中西部地区应加大&走出去&战略的实施步伐，充分利用国际国内两种资源，从而为西部地区的经济发展提供外部源动力和国际支撑。第二，扩大吸引高技术含量的外商直接投资，为我国的对外直接投资提供经验借鉴。应进一步扩大吸引科技型、创新型的外商直接投资，为我国对外直接投资企业&走出去&提供经验借鉴，以促进我国对外直接投资的进一步发展。第三，西部地区应继续以工业为根本，充分发挥其对对外直接投资的促进作用。工业化促进了全国层面、东部俱乐部及中部俱乐部对外直接投资的条件收敛，而在西部地区没能体现出促进作用。因此，西部地区也应该进一步提高工业化水平以突破工业化水平过低的瓶颈，实现工业化水平对对外直接投资的拉升作用，以加快各区域对外直接投资的收敛。
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作者简介：郑展鹏，河南大学副教授，河南大学应用经济学博士后流动站博士后，主要从事西方经济学及国际贸易学研究，联系方式。
来源：&《当代财经》
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