我國FDI區位選擇影響因素實證研究

摘 要：改革開放以來，中國經濟逐步從“引進來”向“走出去”轉型，我國企業目前正處于對外直接投資快速擴張的關鍵時期。本文利用對外直接投資理論，選取20個國家作為樣本，抽取2005年-2014年各國GDP等相關數據，運用面板數據模型對各影響因素與當年對外直接投資流量的關系進行了計量分析，并依據模型回歸結果提出區位選擇的戰略對策。

關鍵詞：對外直接投資；區位選擇；影響因素；實證分析；戰略對策

隨著經濟全球化程度的不斷加深，對外直接投資已逐漸成為繼國際貿易之后，參與國際分工、國際資源配置和國際市場競爭的主要方式。2000年以前，中國對外直接投資額很小，2001年“十五”計劃正式將“走出去”確定為國家戰略，從此一條積極穩妥、有序推進的“走出去”路線清晰地展現在眼前。

一、對外直接投資相關概念界定

對外直接投資是國際資本流動的一種重要形式，簡稱FDI。國際上，不同機構、學者對FDI定義的解釋不盡相同。本文將FDI定義為：一國投資者以有效控制企業經營管理權為核心，以獲取利潤為主要目標，以對外投資為媒介，并通過在海外設立獨資企業、合資企業、合作企業等形式而進行的投資行為。

根據Dunning（1976）的國際生產折衷理論，只有當企業同時具備所有權優勢、內部化優勢和區位優勢時，才完全具備了對外直接投資的條件。其中所有權優勢和內部化優勢是能夠通過企業自身的發展取得的，只有區位優勢是動態的外生變量，需要通過投資主體在外界尋求，企業無法自身創造。因此，區位選擇是企業“走出去”所面對的首要問題。正確的投資區位決策，不僅有助于企業降低生產成本，實現技術創新，開拓國際市場，增強企業競爭力，同時可以加快我國產業結構轉型升級，有效解決貿易及非貿易壁壘，推動中國經濟持續發展。

二、我國企業對外直接投資區位分布的現狀及特征

根據相關統計數據，2004年-2014年我國對外直接投資流量呈現不斷遞增的趨勢，2013年中國對外直接投資流量實現了首次突破千億美元大關，2014年中國對外直接投資流量是2004年的22.4倍，連續3年位列全球第三?？梢娢覈鴮ν庵苯油顿Y雖然起步較晚，但發展較快。

從流量來看，根據國家統計局FDI相關數據可知，我國對外直接投資地區分布不均衡，每年對亞洲各國的投資額占世界投資總額比重最大，最近三年都在70%左右。近年來，我國對北美洲的對外直接投資流量明顯上升，主要集中在美國和加拿大，投資目的大多是為了獲得技術以提升企業自身的競爭力，此外還可以降低技術性貿易壁壘帶來的損失。

三、對外直接投資區位選擇影響因素的實證分析

本文主要是基于宏觀數據，探討一些易量化的宏觀影響因素，如東道國市場規模、勞動力成本因素、基礎設施建設等對區位選擇的影響。

1.變量的選取

因變量：選取2005年至2014年間我國對各國的對外直接投資流量，記作FFDI（萬美元）。自變量：詳見表。

表 自變量選取及假設

2.樣本選取和數據來源

本文主要收集了2005年-2010年我國對外直接投資流量以及其他解釋變量的數據，選取了20個具有代表性的國家作為樣本，包括：印度尼西亞、日本、新加坡、韓國、泰國、越南、阿爾及利亞、蘇丹、幾內亞、尼日利亞、南非、英國、德國、法國、俄羅斯、墨西哥、加拿大、美國、澳大利亞和新西蘭。

3.數據的處理與檢驗

（1）數據的處理

為了更好地將自變量與因變量之間存在的非線性關系轉化為線性關系，減少計量模型異常點和殘差的非正態分布及異方差性，本文對因變量和各自變量的觀測值進行對數處理。為了方便下面的說明和研究，在這里給出一般的回歸方程：

其中，αi為模型的截距項；分別為5個自變量的系數；i代表本次研究所選取的20個國家樣本，i=1，2，...，20；t=2005，2006，...，2014；μit為隨機誤差項。

（2）數據檢驗與模型回歸

第一步：作為一個參照系，首先進行混合回歸，得到以東道國為聚類變量的聚類穩健標準差和普通標準差，通過對比發現兩者差別不大，故傳統的豪斯曼檢驗適用于此。第二步：對該面板數據進行豪斯曼檢驗，由于p值為0.0000，故應該使用固定效應模型，而非隨機效應模型。這與預期相符，由于每個國家的投資環境不同，很可能存在一些不隨時間改變的影響因素，這就是所謂的“個體效應”。第三步：進行組間異方差檢驗。沃爾德檢驗強烈拒絕“組間同方差”的原假設，即存在“組間異方差”。第四步：用加權最小二乘法處理異方差問題。通過輔助回歸可以得到解釋變量lnFDLt-1可以解釋近37%的變動，殘差平方的變動于lnFDLt-1很大程度上相關，最后進行WLS回歸。

4.回歸結果與分析

對比WLS回歸結果與固定效應模型回歸結果可見，各解釋變量的t統計量在使用WLS之后，變量的顯著性得到了明顯提升。WLS回歸結果中，R2=0.67，F=70.15，對比固定效應模型回歸結果可知，整體擬合程度提高了。

lnGDP的系數估計值由-0.40改進為-0.14（其假設值應為正數）；lnRE的系數估計值由0.49改進為0.10（其假設值應為負數）；lnINF的系數估計值由-0.09改進為-0.01（其假設值應為正數），相比較而言，WLS回歸使模型更符合預想。

lnFDIt-1的系數估計值為0.84，而且變量顯著性很好，表明中國對東道國滯后一期的投資存量每增加1%，則對該國的對外直接投資流量就會增加0.84%。這與假設一致，即對外投資存在集聚效應，前期投資經驗為后投資者減少投資風險，并可以降低信息壁壘。

lnTRA的系數估計值為0.27，而且變量顯著性較好，表明中國與東道國的貿易額每增加1%，則對該國的對外直接投資流量就會增加0.27%，這假設也是相符的。FDI是企業參與國際化經營的高級方式，我國企業國際化遵循“先貿易、后投資”的原則。

四、我國企業對外直接投資的區位戰略選擇與對策建議

基于前文的實證分析，可以發現我國對外直接投資的影響因素與過去有所不同，也標志著隨著我國經濟進一步發展，中國對外直接投資也在逐步進入新階段。根據Dunning（1996）對投資發展階段理論（IDP）的各階段區分，NOI代表一國吸引的國外直接投資與本國對外直接投資之間的差額，近年來，我國NOI值呈不斷縮小趨勢，到2014年首次超過外商直接投資額，故我國FDI已經進入第4階段。隨著我國人口紅利的消失，廉價勞動力已不再是我國的比較優勢。因此，產業升級和技術能力升級將成為政府與企業應重點關注的內容，在對外直接投資區位選擇的時候一方面要考慮投資的集聚效應，另一方面還應考慮我國與東道國之間的貿易關系，以降低投資風險。

因此，可以從以下方面進一步優化中國對外直接投資布局，提高FDI投資效率。政府應加快制定對外直接投資的總體規劃，在國內產業結構升級的基礎上，不斷促進我國對外貿易的結構優化，以此來推動FDI的發展。企業應提升自主創新能力，主動將相關業務向東道國相應的產業集聚地和公司集聚地靠攏，通過跨國并購等方式培育大型企業集團。

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作者簡介：陶妮（1992- ），女，漢族，江蘇江陰，學生，碩士，蘇州大學，世界經濟