引进外资是否促进中国对外直接投资？——基于空间溢出与门槛特征的经验分析

李富有，王运良

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、引 言

改革开放以来，中国通过“引进来”与“走出去”双向开放战略，拓展了对外开放的深度与广度，巩固了全方位、多层次、宽领域的开放格局。特别在全球经济与贸易一体化背景下，中国已成为外商直接投资(FDI)和对外直接投资(OFDI)的重要聚集地，根据联合国贸易与发展会议(UNCTAD)发布的《世界投资报告2017》显示，2016年中国吸收外商直接投资达1 260亿美元，外商投资规模大幅跃升。同时对外直接投资金额为1 961.5亿美元，远超外商直接投资规模，使得中国净对外投资额实现跨越式发展，改变了改革开放初期以来国际投资相对“贫瘠”的局面。党的十九大明确提出“坚持引进来与走出去并重”发展方向的背景下，这一问题引起业界与学术界广泛关注与探讨，即在中国双向资本实现跨越式发展的同时，两者间是否存在某种特定联系？特别是外商资本对经济发展的溢出效应，是否利于中国对外投资能力的培养？

对于一国引进外资是否影响对外直接投资能力的研究，Liu等认为外商资本带来的知识与技术可助力东道国企业将区位优势转化为对外投资的所有权优势[1]。Willmore同样证实引进外资对东道国对外投资活动有着正向影响，Yao 等也发现中国部分对外投资是由外商资本带来的技术优势和产业链整合所驱动的[2-3]。然而，Apergis以跨国数据为基础则发现引进外资与对外投资的因果关系仅在发达经济体中显著，在更广泛样本中表现为协整关系[4]。同时，也有研究认为两者关系应以辩证的眼光加以探究，引进外资对东道国不仅有正面的技术溢出效应，同样也存在负向的竞争作用，引进外资有可能通过市场挤占和资源争夺削弱东道国的对外投资能力[5]。

可见，已有研究成果证实了引进外资对一国对外投资活动存在显著影响，但结果有所差异。且由于已有研究方法遵循空间同质性假设，仅从时间层面揭示出两者间可能存在的因果关系，并未将空间异质性与空间依赖纳入分析模型，导致研究结论存在一定偏差。为此，本研究以新经济地理理论及中国省级面板数据为基础，从空间异质性角度出发，充分考虑中国地域辽阔，地区资源禀赋、技术存量、人力资本等存在巨大差异的现实情况，将空间溢出纳入研究框架，考察中国引进外资影响对外投资的非线性空间联系，这对研究如何将中国对外开放以来吸引外资的巨大成果转化为对外直接投资能力和国际竞争力具有重要意义。

二、引进外资影响对外投资的机制讨论

现有关于两者间影响渠道的研究并不存在成熟理论体系，及引进外资影响对外投资的机制与内在逻辑仍处于“黑箱”之中。梳理已有文献，发现微观企业对外直接投资主要受自身生产率和融资能力约束，新经济地理学的“企业异质性”理论就认为企业依据自身生产率水平从低到高依次选择专注国内市场、对外贸易和对外投资三种市场策略[6]，而融资能力受限通过作用企业参与国际市场的意愿及形式来影响其出口和对外投资行为[7]。基于此，本文分析引进外资影响东道国对外直接投资行为的机制从企业生产率和融资约束两方面加以展开。

图1IFDI对OFDI影响的机制分析图

(一)技术溢出效应机制

引进外资影响对外投资最主要途径是技术溢出，其既发生在行业内与行业间，也存在于相邻地区之间[8]。行业内技术溢出为东道国企业模仿外资企业工艺与技术，优化自身生产要素配置，提高企业全要素生产率以从事对外投资活动；同时通过学习外资企业跨国经营经验和组织管理模式，可在未来对外直接投资中减少与国际市场距离，降低信息搜集成本[9-10]。行业间溢出则体现在上下游产业关联内，主要存在于外资企业与东道国上下游供应商之间，东道国企业作为跨国公司产业链条上的供给方或需求方，可深度学习其先进管理经营方法与技术，同时又作为跨国公司全球生产链条上一环，通过对外投资建立海外工厂，配套跨国公司实现全球生产要素的优化组合，借助跨国公司丰富的信息资源和本地化网络渠道，国内企业亦可促进自身快速成长为跨国企业[11]。地区间技术溢出依靠高素质劳动力要素跨企业、行业和地区的双向流动，缩小企业生产效率和管理水平差距，增强企业国际竞争力，形成对外投资的所有权优势。

(二)负向挤出效应机制

外资企业对东道国企业的对外投资能力的负向效应主要体现于产品市场与劳动力市场对东道国企业的挤出。产品市场中，跨国企业利用自身所有权优势和技术优势，迅速占领东道国产品市场，迫使东道国大量中小企业退出生产经营，严重摧毁了东道国创新的生力军[12]。同时，凭借技术与资本方面优势，外资企业在产品市场可能处于行业垄断地位，对上下游中间产品具有较强议价能力，可利用生产价格等手段恶化东道国企业资产负债表，进而削弱上下游企业生产效率，这必然左右上下游企业对外投资决策，最终可能迫使企业放弃对外投资活动。劳动力市场方面，一方面外资企业大量进入增加了劳动力需求，提高了劳动力市场均衡工资水平，压缩东道国企业利润率，致使其无法弥补对外投资所需的固定成本。另一方面，在人才吸引方面，外资企业普遍实施高薪战术，强化高技术劳动力谈判和议价能力，削弱了国内企业自主研发能力，延缓国内企业生产率和对外投资能力提升[13]。除此之外，跨国企业为将国内企业长期锁定在产业链中低端，刻意阻止先进知识与技术向国内企业转移，致使东道国企业生产率始终处于低位徘徊，无力从事国际投资活动。

(三)资本挤入挤出机制

外资进入为东道国企业“走出去”的必要条件是资金支持，其存在显著的正负效应。一方面，外资大量涌入促进了资金供给、产业结构、外汇等国内经济要素发展，夯实东道国企业对外投资基础，增强企业对外投资信心并刺激企业积极“走出去”[14]。特别是发展中国家，企业对外投资面临比出口更高的固定成本。当企业内部资金不足，在信息不对称市场向银行机构融资时，需承担显著高于内部融资的外部融资成本，这将整体降低企业对外投资概率，而外商资本直接注资东道国企业，有效增加东道国企业自有资本积累，对东道国国内资本积累形成挤入效应，且由于资本要素在东道国自由流动，必将增加邻近和整个地区资本积累，进而提升企业对外直接投资能力[15]。另一方面，外商资本凭借在技术与管理方面的竞争优势挤出东道国企业的资本获取，特别是在中国财政分权机制下，地方政府为吸引外商资本展开引资竞争而出台的各项优惠措施，客观上使得本地企业与外资企业在对外投资活动中竞争金融机构资本支持处于弱势地位，致使在“硬信息”和“软信息”均占有优势的外资企业更受金融机构偏好，易导致外资企业对本地企业在国内信贷资源的挤出效应，加剧国内企业的融资约束，迫使其放弃参与国际市场投资活动。

通过以上分析可知，外商资本通过技术溢出、负向挤出和资本挤入挤出等效应作用东道国企业生产率和融资能力，进而影响其对外投资能力。但外资企业的影响效应并非自然产生，效应大小和东道国自身发展特点有关。一般而言，本国的金融发展、人力资本、吸收能力、市场规模等均是影响效应发生与否及程度大小的决定变量。特别是东道国金融发展水平，直接影响外商资本的技术和资本溢出效应的发生概率与影响程度，其作用渠道为优化资金配置和风险管理。资金问题作为制约本地企业对外投资活动的首要面对问题，发达的金融市场具备强大信息收集能力，并将信息传递给外商投资者，既引导外商资本流入创新性企业，又为本地企业开拓多样化外部融资渠道，提高本地企业吸收能力，并通过经济绩效改善来吸引高素质人才和提升创新水平，以培养对外投资能力[16]。风险问题作为外商资本投资或联系上下游本地企业需慎重考虑问题，相比秉持谨慎原则的银行机构，发达的金融市场更易为外资提供丰富灵活的风险管理服务，通过投资组合的风险分散管理，可实现风险跨期平滑转换和特殊风险冲击，为此可吸引更多高质量外商资本，在此基础上，国内企业也可通过“干中学”积累高质量外资的先进知识、技术和经验，进而增强消化、吸收和改进技术的能力，提高自身企业生产率水平，为对外投资活动奠定良好基础。

三、研究设计

(一)模型设定

为检验引进外资对区域对外投资的影响，本文采用空间面板模型加以实证度量，考虑到长期内引进外资对对外投资可能存在非线性影响，模型中加入核心解释变量的平方项进行验证。

lnofdiit=ρWlnofdiit+β1lnfdiit+β2(lnfdiit)2+

μ=λWμ+εit

(1)

其中，ofdi为对外直接投资规模；fdi为外商直接投资；xkit为控制变量；W为空间权重；β0，β1，δk为待估系数；θ，λ分别为空间滞后与空间误差模型系数；εit为随机扰动项。λ=0时为空间杜宾模型；λ=0，θ=0时为空间滞后模型；ρ=0，θ=0时为空间误差模型。本文通过LM检验和稳健性LM检验识别模型。

在分析东道国特征影响FDI作用OFDI机制时，特别发现地区金融发展对FDI影响效应存在资金配置和风险管理两大功能，故为考察金融发展在这一过程中的作用效果，文章采用门槛模型判断地区金融发展影响FDI作用OFDI的门槛值。

lnofdiit=α01+α11lnfdiit*I(r≤τ1)+

(2)

其中，r为门槛变量，τ1，τ2，…，τn-1，τn均为待估门槛值，I(·)为指标函数，εit～iid(0，σ2)。

(二)权重的设定

研究中国省级层面引进外资影响对外投资效果，其机制概括为技术溢出效应、负向挤出效应和资本挤入挤出效应，其中技术溢出和负向挤出效应的中介要素主要为研发资本与技术人才，而资本挤入挤出效应涉及一般经济活动空间联系，为此分别构建R&D资本权重、R&D人员权重和经济空间权重测度由资本、人员要素流动和经济联系带来的FDI空间关联效应。

R&D资本的空间关联强度表示为：

(3)

其中，TPij表示i、j区域R&D资本空间联系强度；A为常数，通常取1；Ki，Kj表示区域i，j的R&D资本，R&D资本以R&D经费为指标，折旧率取15%，利用永续盘存法求出；Dij表示区域i，j之间地理距离，可利用国家地理信息系统网站提供的1∶400万电子地图和Geoda095i测量。

如此，R&D资本空间权重中任意元素可定义为：

(4)

R&D人员空间权重和经济权重构建参照式(3)、(4)即可。

(三)变量说明

1.被解释变量

对外直接投资(ofdi)：根据中国商务部历年对外投资统计公报，选用对外直接投资存量数据。现有OFDI数据单位均为美元，本文根据世界银行公布的年内平均官方汇率折算成人民币现价价格，并利用CPI指数对数据作了价格调整。

2.解释变量

外商直接投资(fdi)：使用各省外商企业投资总额，利用汇率换算和价格平减可得。

3.控制变量

(1)金融发展(fina)：从金融发展历史演进路径观察，金融发展不仅是金融深化与金融规模扩大，也包含金融结构优化和金融效率提升。为此，利用主成分分析法从金融规模、金融结构和金融效率等方面对中国金融发展加以测算。其中，金融规模包括金融机构存款余额/GDP(X1)、金融机构贷款余额/GDP(X2)、人均存款额(X3)、人均贷款额(X4)和金融业从业人员数(X5)等5个分指标；金融结构由股票筹资额/GDP(X6)、债券筹资额/GDP(X7)、保险深度(全部保费收入/GDP，X8)、保险密度(人均保费收入，X9)等4个分指标组成；金融效率则由金融机构贷存比(X10)、金融转换能力(资本形成总额/城乡居民储蓄，X11)、非国有部门的信贷/GDP(X12)等3个指标组成。

(2)地区开放程度(open)：地区经济开放水平越高，越利于融入国际产业链及消费市场，提升地区对外投资能力。故而使用进出口总额与国内生产总值比率表示。

(3)吸收能力(human)：地区吸收能力多以人力资本指标替代，现有研究针对人力资本测算多采用劳动力平均受教育年限的近似。本文分别把小学、初中、高中及大专以上受教育年限设为6年、9年、12年和16年，则人力资本=小学受教育比例×6+初中受教育比例×9+高中受教育年限比例×12+大专以上受教育年限比例×16。

(4)市场化程度(market)。在参考已有文献基础上，使用国有化程度作为市场化发展的逆向指标，使用国有从业人员数占总就业人数比例衡量。

(5)市场规模(gdp)：市场规模一定程度上代表地区经济发展水平，是推动对外直接投资活动的重要动力，以地区人均GDP表示。

(6)全要素生产率(tfpch)：指总产出与总投入的比率值，衡量每一单位投入的产出或每一单位产出所需的投入，本文以资本和劳动力为投入变量，地区GDP为产出变量，利用数据包络法测算得到。数据主要来源国家统计局、wind数据库、国泰安数据库。

四、实证结果与分析

(一)空间自相关检验

在进行模型估计之前，需检验外商直接投资的空间相关性，结果见表1。从表1可明显看出，2003—2016年中国FDI的Moran指数均为正数，且大多通过5%显著性水平检验，表明考察年份各省份的外商直接投资在空间分布上具有正向相关关系，而非完全随机状态，即FDI较高的地区相互邻近和倾向聚集。从全国层面上看，中国省份之间的FDI的空间相关性是客观存在的，如将其作为一个独立的观测主体，则评估结果将存在明显偏差。

表1 FDI的Moran指数结果

(二)模型的选取

表2显示，在R&D资本、R&D人员空间权重和经济权重下，LR值均拒绝了空间固定效应和时间固定效应的原假设，据此建立双向固定效应模型。

同时，从LM检验和稳健LM检验结果看，在空间与时间双向固定效应下，R&D资本、R&D人员空间权重在10%显著性水平上均拒绝无空间滞后和空间误差的原假设，根据判定准则，故而选择空间杜宾模型(SDM)，经济空间权重根据结果则采用空间误差模型。

表2 非空间交互效应结果

注：表中OSL，sFE，tFE，tsFE分别表示无固定效应、空间固定效应、时间固定效应和时间空间双向固定效应；*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著性水平上显著。

(三)空间面板结果分析

根据表3结果，可明显看出：

第一，从R2、Sigma2统计量来看，三种空间权重下模型均具有良好拟合度，表明空间面板模型能够较好表达出FDI对OFDI的作用效果，其中ρ在R&D资本空间权重、R&D人员空间权重下系数分别为-0.374、-0.343，且均通过10%显著性水平检验，说明邻近地区对外直接投资活动对本地区OFDI存在负向溢出，具有明显“竞争效应”；经济空间权重下λ值为-0.355，同样表明省份之间的外部性对本省对外投资存在影响效应，经济联系较强省份之间存在明显的负向空间溢出效应，而这效应多体现在各省份整体的结果性误差冲击中。

第二，从模型的解释变量分析，关键解释变量lnfdi在R&D资本空间权重、R&D人员空间权重和经济权重下的10%显著性水平上显著为正，证实了短期内FDI对区域OFDI的正向溢出效应，与潘文卿利用146个国家面板数据得出一国吸引外资对该国对外投资有着显著的正向影响的结论类似[14]。(lnfdi)2在三个空间权重下系数分别为-0.052、-0.051和-0.056，在10%显著性水平上为负，亦可证实FDI对OFDI的影响效果非线性，长期内为“倒U型”关系。

第三，从控制变量来看，金融发展表现并不显著，事实上，金融发展作为资源优化配置的重要手段，调节与满足微观企业生产经营的融资需求，是企业从事经济活动的必要条件之一，而目前中国对外投资活动受制于发展相对滞后的金融体系，融资困难和信贷约束仍是制约中国企业对外投资的重要难题，如黄益平、王勋等认为母国金融抑制才是迫使企业对外投资的原因[17-18]。而对外开放水平对地区对外投资的影响程度并不显著。人力资本存量影响对外直接投资效应较为显著，且方向符合预期，人力资本作为地区人才储备和技术研发的重要组成部分，发展状况直接关系到劳动力生产率和企业生产率水平，进而影响企业对外投资行为。市场化程度对地区对外投资活动的效应为正，表明地区市场化水平提升利于企业对外投资活动。经济的快速发展则有力推动地区对外直接投资快速增长，与此对应，地区全要素生产率的对外直接投资增长效应并不明显，据企业异质性理论，同一行业中企业生产率从低到高的生产经营活动分别为服务本国市场、出口和对外直接投资，实证结果间接表明目前中国对外直接投资多非具备传统理论强调的所有权优势和垄断优势，更多为资源寻求型和技术寻求型投资，显示出与发达国家海外投资的重要区别。

表3 不同空间权重的空间面板模型估计结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下显著；Durbin模型中人力资本为指定的空间滞后解释变量。

(四)扩展的门槛效应回归

金融发展状况显著影响外商资本对区域对外投资活动程度，因此为进一步明确两者间非线性关系，本文选取各省域的金融发展为门槛变量，并基于中国2003—2016年省级面板数据构建门槛模型，测算具体门槛值。

为确定门槛数量，依次对不存在门槛值、存在单一门槛值、存在双重门槛值和存在三重门槛值模型进行估计检验见表4及表5，具体F统计量与P值结果见表4。可看出，以金融发展为门槛变量时，三重门槛值均较为显著，且通过5%显著性水平检验，证实了引进外资与对外投资间的非线性关系。

表4 门槛效果检验结果

在确定门槛值存在后，则需测算具体门槛值，测算结果见表5。可见金融发展门槛值分别为-0.323、0.230、0.242，且均处于门槛值置信区间，表明门槛值的有效性。

表5 门槛值估计结果

表6为门槛模型估计结果。可知，当金融发展低于第一门槛值、介于第一与第二门槛值、介于第二与第三门槛值和大于第三门槛值时，其系数分别为0.321、0.279、0.308和0.266，且均通过5%显著性水平检验。从系数值来看，引进外资对地区对外投资影响效应呈现“余弦函数型”形态，这与外商资本与金融发展水平发展阶段密切相关。在金融发展水平相对较低时，特别是中国改革开放之初，经济相对落后，此阶段FDI进入并不经由国内金融系统，低水平金融发展对FDI抑制并不明显，反而由于明显的技术距离，FDI的溢出效应十分显著；当金融发展跨越第一个门槛值时，金融抑制现象减少，本地企业可从区域金融系统获得较为低廉、充足的资本补充，FDI带来的资本补充效应降低，且由于示范-模仿效应及竞争效应显现，本地企业创新水平有所提升，传统来料加工等低技术水平的FDI带来的技术溢出效用降低。当金融发展跨越第二门槛时，高技术水平的FDI逐步涌入，本地企业创新能力提升，金融发展对本地企业自主创新及吸收FDI技术溢出的服务能力进一步增强，FDI通过技术溢出和企业生产率提高促进本地企业的对外投资；当金融发展跨越第三个门槛时，多层次的金融市场为本地企业提供多样化的金融服务，尤其支持本地企业大力自主创新，减小本地企业与外资企业技术缺口，降低FDI溢出效应，致使FDI对本地对外投资影响相对降低。

表6 不同门槛变量的模型估计结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

五、结论与相关建议

在新时代时期，需“坚持引进来与走出去并重”的发展方向，充分利用国内、国外两种资源、两个市场。特别是在“一带一路”建设的大背景下，理顺引进外资与对外投资两者关系，促进两者协调发展是学术界与政策界共同面对的问题。为此，分别从理论机制和实证检验两方面对此加以分析。理论机制梳理发现，引进外资影响对外投资的主要途径为技术溢出效应机制、负向挤出机制和资金的挤入挤出机制，技术溢出通过生产联系和人员流动，负向挤出则通过产品挤出和人才挤出等影响本地企业生产率进而促进(阻碍)企业对外直接投资活动；资本挤入挤出从资本积累和信贷占用两方面分析外商资本影响对外投资企业的投资意愿及能力。同时，作用机制是否顺畅受地区金融发展影响。基于此，为验证理论机制，本文以2003—2016年省级数据为基础，利用空间面板模型和非线性面板门槛模型，实证检验引进外资对地区对外投资的空间溢出及非线性影响，并得出以下结论：(1)中国外商直接投资有显著的空间聚集效应，均呈现高-高、低-低空间分布特征，具有空间分布上的“马太效应”。(2)在R&D资本、R&D人员权重模型中，对外投资存在显著空间自相关性，即邻近地区对外直接投资对本地区对外投资具有明显负向空间溢出；经济空间权重中，地区之间的外部性对各地区对外投资有重要影响，经济联系较强地区之间存在明显的负向空间溢出效应，这效应更多体现在各地区整体的结果性误差冲击中；(3)短期内，外商投资对区域对外直接投资活动有显著的正向促进作用，在R&D资本、R&D人员空间权重和经济空间权重模型中，外商直接投资每增加1个百分点，对外投资在三种空间权重模型中分别增加0.741、0.694和0.717个百分点；(4)长期内，外商直接投资与对外投资影响存在非线性关系，以金融发展作为门槛变量，显示显著三重门槛效应，门槛值分别为-0.323、0.230、0.242。

改革开放以来，中国经济发展取得举世瞩目成就，本地企业与跨国企业技术差距逐步缩小，外商资本在其中扮演重要角色。而在新一轮对外开放的重要时期，要实现产业结构的转型升级，必定要处理好引进外资与对外投资间两者关系。首先，需从理论与政策层面协调引进外资与对外投资关系，实现两者有序发展。引进外资与对外投资均涉及企业投资主体和政府协调主体两个角色，要实现两者良性有序，本质上应落脚于企业与政府的充分协调上，尤其是政府机构，要立足当前中国对外投资实际情况，构建引进外资与对外投资协调平台，避免商务部、国资委、发改委、海关等“九龙治水”局面，同时加大多边投资协定谈判，提高“引进来”质量和“走出去”力度，使得“引进来”能更好地促进“走出去”。其次，鉴于外商资本特性的错综复杂，在中国经济进入新常态时期，各地经济寻求产业结构转型，并努力向产业链高端爬升，此过程中地方政府招商引资过程中应着重引导市场导向型和市场关联性的高质量外商资本流入，促进高质量外商资本正向效应外溢，并避免成本导向型等低技术水平外资大量流入。最后，吸引外资对中国对外投资的促进作用受地区发展特征影响，特别是金融发展、人力资本和市场规模等因素，因此，各地区在积极吸引外商投资同时，更应充分提升本地区金融发展、人力资本、制度质量和科研技术等水平，以便有效吸收外商资本带来的先进技术与管理经验，提升本地企业国际竞争力。