中国国际直接投资双向发展的内在机制——基于人均GDP视角

田素华 李筱妍

(复旦大学 世界经济系，上海 200433 )

一、 引 言

中国国际直接投资流入(IFDI)和国际直接投资流出(OFDI)同时迅速发展引起了广泛关注。邓宁(Dunning，1981；1988；1996)提出的国际直接投资发展阶段理论(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).，将一国直接投资发展分为五个阶段。第一阶段为人均GDP在400美元以下，区位优势不足以吸引国际直接投资流入；第二阶段为人均GDP在400美元至2000美元之间，国际直接投资流入开始增加，但对外直接投资微不足道；第三阶段为人均GDP在2000美元至4750美元之间，国际直接投资流入速度开始放缓，对外直接投资增长速度上升，净对外投资头寸得到改善；第四阶段是人均GDP超过4750美元时期，国际直接投资流出存量接近甚至超过国际直接投资流入存量，企业有能力与世界范围内的企业竞争；第五阶段，净对外投资头寸开始下降，国际直接投资流入与国际直接投资流出维持相对平衡。

现有文献多从“一带一路”倡议切入，研究中国企业对外直接投资的原因。比如，Liu等(2017)研究发现(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.，影响中国在“一带一路”沿线国家直接投资的因素包括东道国的汇率水平、市场潜力、开放程度和基础设施等。刘志东和高洪玮(2019)研究发现(3)刘志东、高洪玮：《东道国金融发展、空间溢出效应与我国对外直接投资——基于“一带一路”沿线国家金融生态的研究》，《国际金融研究》2019年第8期。，中国在“一带一路”沿线国家的直接投资不仅受东道国金融生态影响，还与周边国家金融生态的空间溢出效应有关。政策激励一直被认为是中国IFDI和OFDI快速发展的关键因素，从国际生产折衷理论(OLI)到“国家特定优势”理论，都强调政策因素对中国从FDI流入到FDI流出的影响。比如，裴长洪等(2010；2011)认为(4)裴长洪、樊瑛：《中国企业对外直接投资的国家特定优势》，《中国工业经济》2010年第10期；裴长洪、郑文：《国家特定优势:国际投资理论的补充解释》，《经济研究》2011年第11期。，母国优势是发展对外直接投资的重要因素，母国经济、文化等构成了企业特定竞争优势，母国优势与企业自身优势相结合，可以更好地解释中国对外直接投资的发展问题。Holtbrügge和Kreppel(2012)通过研究金砖国家对外直接投资的决定因素发现(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.，中国企业对外直接投资背后是政府政策推动和支持。杨校美等(2014)研究认为(6)杨校美、张诚：《要素禀赋、政策倾斜与中国对外直接投资——基于省级面板数据的分析》，《国际贸易问题》2014年第5期。，国家政策倾斜显著促进了中国各省对外直接投资的发展，并使对外直接投资在各省之间呈现收敛趋势。Wang和Gao(2019)将中国对外直接投资政策分为“限制”(1978～1999)、“放松”(2000～2016)和“管制”(2017年以后)等阶段(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.，认为中国对外直接投资发展，必须加大从数量增长到质量增长的监管和调整力度。相关研究还有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.。

现有文献认为国际直接投资流入能显著促进国际直接投资流出，比如，Apergis(2009)利用全球面板数据研究发现FDI流入能显著促进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年中国省级面板数据分析了IFDI对OFDI的促进作用(12)崔新健、李健、冼国明:《“引进来”是否促进了“走出去”——基于省际层面数据的研究》,《经济问题探索》2018年第4期。，相关研究还有刘红艳和崔耕(2013)(13)刘红艳、崔耕：《中国企业如何从“引进来”到“走出去”——企业内向国际化模式对外向国际化绩效的影响》，《财贸经济》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.。有文献研究了中国FDI流入促进FDI流出的机制。比如，潘文卿等(2015)从邓宁的国际直接投资发展阶段理论(IDP)出发(16)潘文卿、陈晓、陈涛涛、顾凌骏:《吸引外资影响对外投资吗? ——基于全球层面数据的研究》，《经济学报》2015年第3期。，基于国别面板数据研究发现，东道国市场规模越大，吸引FDI进入能力越强，外资流入对本国发展对外直接投资的促进作用越明显。黄凌云等(2018)利用技术进步路径解释了吸引外商直接投资与发展对外直接投资之间的相互作用关系(17)黄凌云等:《对外投资和引进外资的双向协调发展研究》,《中国工业经济》2018年第3期。。还有文献基于微观数据从企业层面研究FDI流入和FDI流出之间的互动发展机制。比如，李磊等(2018)通过微观企业数据检验了“引进来”对中国企业“走出去”的促进作用(18)李磊等:《“引进来”是否促进了“走出去”?——外商投资对中国企业对外直接投资的影响》,《经济研究》2018年第3期。，发现生产率提高和前后向联系效应是中国企业走出去的重要支撑。类似的研究还有陈琳等(2019)(19)陈琳等：《全球生产链嵌入位置如何影响中国企业的对外直接投资？》，《财经研究》2019年第10期。。

现有文献较少从人均GDP角度对IFDI促进OFDI发展的机制进行研究与检验，深入分解IFDI促进OFDI发展的直接效应和中介效应的研究尚不多见。本文从人均GDP入手，分析中国从引进外资到发展对外直接投资的人均GDP机制，检验IFDI促进OFDI发展的总效应，以及人均GDP对IFDI促进OFDI发展影响的调节效应和中介效应。构建外资贡献度指标和以历年《外商投资产业指导目录》为基础的外资强度指标，对中国引进外资促进对外投资的人均GDP机制进行分析与检验。本文从人均GDP角度对中国从FDI单向流入到FDI双向发展的内在机制给出了理论分析和经验证据。我们发现，IFDI基于人均GDP促进OFDI发展存在门槛效应，经济发展后IFDI更多的是通过人均GDP提升来促进OFDI发展。本文基于中国事实验证和丰富了邓宁的国际直接投资发展阶段理论(IDP)，对中国制定和实施IFDI政策和OFDI政策有显著的参考价值。

二、 理论分析

国际直接投资流入通过竞争效应和挤出效应直接促进中国OFDI发展，这是FDI流入促进OFDI发展的直接效应。FDI进入通过促进人均GDP增长，以及通过联系效应和示范效应等，促进中国OFDI发展，属于FDI进入促进OFDI发展的间接效应。外资贡献程度和外资激励政策也会影响IFDI对OFDI发展的促进作用。我们将外资贡献程度用在华外资企业销售产值占年度工业总产值比重来描述。外资政策激励有助于强化外资产出贡献，考虑外资政策鼓励后可以从外资产出角度更好地刻画外资对中国经济的影响，因而可以更好地分析IFDI对OFDI影响的直接效应与间接效应。

(一) 理论模型

假设国民收入(INCOME)与外资进入(IFDI)有关，并受其他因素X影响；影响国民收入的其他因素包括贸易开放度、人力资本、金融发展程度、经济园区数量、国有企业比重和政府支出等，参见(1)式。其中t表示年份，i表示省区。影响国民收入的其他因素包括金融发展FIN、人力资本HM、国有企业比重SOE等。

假设国民收入(INCOME)部分用于消费等支出(EXPENDITURE)，部分用于对外直接投资(OFDI)。消费等支出(EXPENDITURE)包括居民消费支出(C)、企业国内投资(I)、政府支出(G)、进口贸易(TB)等。参见(2)式。

对外直接投资(OFDI)除了决定于国民收入(INCOME)外，也受人均GDP(GDPPER)、外资贡献度(FC)、外资强度(INTENSITY)等影响；人均GDP(GDPPER)是IFDI的函数。假设有B比重的国民收入用于对外直接投资，国民收入用于对外直接投资的比重与人均GDP(GDPPER)有关。参见(3)式。

INCOMEit=F(IFDIit;Xit)

(1)

EXPENDITUREit=Cit+Iit+Git+TBit

(2)

OFDIit=INCOMEit-EXPENDITUREit

=B·F(IFDIit;Xit)

(3)

我们对(3)式两边取全微分，省略t和i下标后得到(4)式。其中F′为国民收入对IFDI的一阶导数。(4)式的含义是：人均GDP受到IFDI影响，IFDI对OFDI发展的促进作用与人均GDP有关。

(4)

结合邓宁的IDP理论和(4)式，我们给出以下假设：在IDP理论的第一阶段，经济发展水平较低，FDI流入对FDI流出无显著促进作用，人均GDP不影响IFDI对OFDI的促进作用；在IDP理论的第二阶段，经济发展水平有所提高，人均GDP调节效应显著，能有效强化IFDI对OFDI的促进作用；在IDP理论的第三阶段，经济发展水平进一步提高，IFDI除了自身对东道国经济增长做出贡献，还对东道国外资以外部门的经济增长做出贡献，通过人均GDP中介效应促进OFDI发展(参见图1)。

图1 引进外资促进对外投资的人均GDP机制

(二) IFDI促进OFDI发展的调节效应与中介效应

中介效应是指解释变量首先对中介变量产生影响(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.，再由中介变量对被解释变量产生影响。调节效应意味着存在第三方变量干扰或强化解释变量对被解释变量的影响，即调节变量作用于解释变量对被解释变量的直接影响路径。

当经济有一定发展以后，人均GDP能强化FDI流入对FDI流出的促进作用，人均GDP调节效应显著。当经济发展水平较高时，外资企业进入能提高东道国整体经济增长，促进东道国对外直接投资发展，人均GDP中介效应显著(参见图2)。

注： a×b表示FDI流入通过人均GDP促进OFDI发展的中介效应，c’为FDI流入促进OFDI发展的直接效应，d为人均GDP与IFDI存量交乘项系数，表示其对IFDI促进OFDI发展的调节效应。

基于图2，我们进一步给出以下三点判断：第一，FDI进入以后，会提升中国国内市场竞争程度，有助于价格机制发挥作用。技术水平较低的企业会因此退出市场，而技术水平较高的企业在竞争压力下通过引进技术和加强研发等手段，不断提高技术水平和产品质量，进而促进经济总量和质量提升，为企业对外直接投资提供资金与技术支持。第二，以外资企业为中心形成产业集群，通过人才交流、技术示范和供应链整合等外部溢出效应，带动本地产业发展。外资带来的产业集聚效应推动了中国本地企业发展，以及通过联系效应带动价值链上下游企业发展，使中国本土企业在国际市场上更有竞争力。第三，外资行业鼓励政策能提高外资进入强度。外资产业政策通过各种优惠措施降低了外资企业在中国的经营成本，有助于外资进入总量增加。在外资产业政策鼓励下，外资企业进入能带来更明显的产业结构调整效应，并显著提高中国企业的全球竞争能力，促进对外直接投资发展。

三、 数据与变量说明

我们选用2005年至2015年中国31个省区的面板数据进行实证分析。被解释变量、中介变量、调节变量和解释变量的说明参见表1。

表1 变量含义与数据来源

第一，解释变量IFDIS。IFDIS表示实际利用外资额存量自然对数。各省区统计年鉴中只公布年度实际利用外资流量数据，本文参考单豪杰(2008)的方法(21)单豪杰:《中国资本存量K的再估算:1952～2006年》,《数量经济技术经济研究》2008年第10期。，将折旧率δ设定为10.96%，以1978年为基期，利用永续盘存法估计了各省区实际利用外资存量规模，即IFDISt=IFDIFt+(1-δ)IFDISt-1。其中IFDISt为t年度外商直接投资存量，IFDIFt为t年度外商直接投资流量。数据来自各省区统计年鉴。

第二，被解释变量OFDIS。OFDIS表示对外直接投资额存量自然对数，数据来自各省区历年《对外直接投资统计公报》。

第三，调节变量或中介变量。

GDPPER，表示人均GDP自然对数(22)邓宁(1996)IDP理论使用的人均GDP为名义值。用人均实际GDP替代人均名义GDP的回归结果不改变本文基本结论。因篇幅限制，我们仅报告人均名义GDP分析结果。，描述各省区经济发展水平；数据来自国家统计局。依据是Dunning(1981)提出的IDP理论。该理论认为，人均经济发展水平与国际直接投资息息相关。在做IFDI促进OFDI发展的总效应检验时，人均GDP为控制变量。

FC，表示外资贡献度，等于外商投资企业工业销售产值占规模以上工业企业销售产值比重，衡量外资进入的经济贡献。原始数据来自国家统计局。

INTENSITY，表示外资强度，等于国家层面分行业外资产业鼓励相对指数与上一年该行业在本省工业产值中所占比重乘积。(23)我们以外资贡献度FC和外资强度INTENSITY替代人均GDP做拓展分析，FC和INTENSITY说明与测算参见本文第六部分。

第四，控制变量。控制变量应为同时对IFDI和OFDI产生影响的变量，若一个变量只对OFDI产生影响而与IFDI无关，则不加以控制也可以得到回归系数的一致估计。根据理论分析和已有文献对IFDI和OFDI的影响因素分析，我们选用以下控制变量：

EXIM，表示以境内货源地区统计的进出口贸易总额自然对数；数据来自国家统计局。

HM，表示人力资本存量自然对数。我们把人口受教育程度分为文盲、小学、初中、高中、大专及以上，并将对应的受教育平均年限设定为0、6、9、12、16年，根据各省区不同受教育程度人口占6岁以上人口的比重进行加权，得到相应省区年度人口的平均受教育年限。再用各省区的年度总就业人口乘以平均受教育年限得到相应省区的年度人力资本存量；(24)受限于数据，我们假设就业人口的平均受教育年限与各省区所有人口的平均受教育年限一致。数据来自国家统计局和各省统计年鉴。

FINAN，表示金融机构数量自然对数；数据来自中国人民银行。

NUMBS，表示各种经济园区累计数量之和的自然对数。我们统计归纳了各省区设立的自贸区、高新技术开发区、经济技术开放区、经济特区和沿海开放城市等批准年份，将各省区年度拥有的各类经济园区数量累计相加后得到相应省区年度经济园区总量。原始数据来自国家商务部。

SOE，表示国有企业固定资产完成总额占全社会固定资产完成总额比重，用于衡量国有经济作用；数据来自国家统计局。

EXPENSE，表示政府支出占GDP比重；数据来自国家统计局。

四、 基础回归与人均GDP门槛值

(一) 计量方程

参照前述理论分析和(4)式，我们构建了计量方程(5)式，分析IFDI对OFDI发展影响的总效应。

OFDISit=β·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(5)

在(5)式中，下标i和t分别表示省区(直辖市)和年份，ni为省区固定效应，yeart为年份固定效应，εit为随机误差项。OFDISit表示i省t年度对外直接投资额存量的自然对数，IFDISit表示i省t年度实际利用外资额存量的自然对数，Xit为控制变量，包括：人均地区生产总值GDPPER、贸易开放度EXIM、人力资本HM、金融发展程度FINAN、经济园区数量NUMBS、国有企业占比SOE和政府支出EXPENSE。

(二) 总效应回归结果

表2给出了基于(5)式得到的计量分析结果(25)潘文卿等(2015)使用1980年至2011年全球146个经济体面板数据，分析吸引外资存量对对外投资存量的影响，研究结果表明，IFDI能显著促进OFDI发展。李磊等(2018)使用2004～2013年“中国工业企业数据库”和《境外投资企业名录》，将被解释变量取内资企业对外直接投资次数，解释变量取外资溢出程度，研究发现外资进入能增加中国企业走出去的概率。本文的数据口径与此类文献有差异。崔新健等(2018)和本文使用的均为省级面板数据。崔新健等(2018)使用2000～2015年中国28个省区面板数据，将被解释变量取对外直接投资流量，解释变量取外商直接投资存量。本文参照潘文卿等(2015)的做法，选取对外直接投资存量自然对数值作为被解释变量，选取外商直接投资存量自然对数值作为解释变量，并加入多个与IFDI和OFDI均相关的控制变量进行计量检验，基础回归检验结果不同于崔新健等(2018)。。考虑到进入中国内地的FDI存在地区异质性，我们将全体样本分为东部地区、中部地区和西部地区，进行分组回归。回归结果表明东部地区IFDIS的系数大于0且统计检验显著，但全体样本与中西部地区IFDI对OFDI的促进效应不显著。

表2 IFDI促进OFDI发展的总效应检验：基础回归

我们根据IDP理论对2005年至2015年中国省级面板数据重新分组，并剔除人均GDP控制变量，回归结果参见表3。表3表明，IFDI对OFDI发展的促进作用均不显著。邓宁(1981)使用的数据为1967年至1978年共67个国家的国别面板数据，与本文使用的数据时间和数据层级均不相同，样本数据差异可能是造成IDP分组回归结果不显著的重要原因。

表3 IFDI促进OFDI发展的总效应检验：IDP分组回归

(三) IDP理论的中国事实与门槛值

我们认为IDP理论中人均GDP发展阶段的划分不适用于中国，有必要建立门槛模型来寻找符合中国FDI双向发展事实的人均GDP门槛值，并利用中国人均GDP门槛值进行分组检验。门槛值模型参见(6)式。

OFDISit=γ1·IFDISit(GDPPER

γ2·IFDISit(q1

γ3·IFDISit(GDPPER>q2)+β·Xit+εit

(6)

上述(6)式的下标i和t分别表示省区(直辖市)和年份，εit为随机误差项。OFDISit表示i省t年度对外直接投资额存量自然对数，IFDISit表示i省t年度实际利用外商直接投资额存量自然对数，GDPPER表示人均GDP自然对数，q1和q2为人均GDP门槛值；Xit为控制变量，包括：贸易开放度EXIM、人力资本HM、金融发展程度FINAN、经济园区数量NUMBS、国有企业占比SOE和政府支出EXPENSE。

以人均GDP作为门槛变量的双重门槛结果统计检验显著，三重门槛结果统计检验不显著。因此，IFDI促进OFDI发展的人均GDP存在双重门槛值。影响IFDI促进OFDI发展的人均GDP第一个门槛值为9.88(约19535元人民币)，第二个门槛值为10.61(约40538元人民币)，均在5%置信区间内显著。(26)采用2005年至2015年人民币兑美元年度平均汇率的平均值(6.8772人民币/美元)进行换算，得到影响对外直接投资发展的人均GDP的第一个门槛值约为2840美元，第二个门槛值约为5895美元。采用2018年人民币兑美元年度平均汇率(6.6174人民币/美元)进行换算，得到影响对外直接投资发展的人均GDP的第一个门槛值约为2952美元，第二个门槛值约为6126美元。邓宁(1981)使用的数据为1967年至1978年67个国家的国别面板数据，样本数据不同可能是造成门槛值差异的原因。李辉(2007)以1980年至2005年联合国贸发会议数据为基础，认为2005年中国国际直接投资发展处于IDP理论的第二阶段与第三阶段之间。参见李辉：《经济增长与对外投资大国地位的形成》，《经济研究》2007年第2期。

回归结果表明，当人均GDP自然对数值小于9.88时，IFDI存量规模增大能显著促使OFDI存量增加，且IFDI存量每增加1%，OFDI存量能增加0.433%；当人均GDP自然对数值大于9.88且小于10.61时，IFDI存量每增加1%将带来OFDI存量增加0.49%，比前一阶段的促进效应更大；当人均GDP自然对数值超过10.61时，IFDI存量对OFDI存量的促进效应最大，IFDI存量每增加1%，OFDI存量将增加0.523%。可见，在人均GDP的不同阶段，IFDI对OFDI发展都有显著的正向促进作用；当人均GDP进入到更高阶段后，IFDI对OFDI发展的促进效应更加明显。这是国际直接投资分阶段发展的中国经验，也为验证IDP理论提供了中国的事实依据。

表4 IFDI促进OFDI发展的总效应检验：门槛值分组回归

使用上述人均GDP门槛值进行分组回归，并控制省份和年份固定效应，得到的回归结果参见表4。从表4可以发现，当人均GDP自然对数值大于10.61时，IFDI能显著促进OFDI发展，IFDI存量每增长1%，OFDI存量将增长0.7%。人均GDP自然对数值小于9.88以及人均GDP自然对数值大于9.88且小于10.61的分组回归结果统计检验不显著。这与东部、中部、西部地区的分组回归结果一致，也与理论分析一致。当人均GDP发展到一定水平时，引进外资才能有效促进对外投资。

五、 人均GDP的调节效应与中介效应

(一) 调节效应

东道国不同经济发展阶段人均GDP对应的国际直接投资发展会有差异，经济发展水平提高以后人均GDP会强化IFDI对OFDI发展的促进作用。我们建立的人均GDP对IFDI促进OFDI发展的调节效应计量方程参见(7)式。

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

β2·GDPPERit+γXit+ni+yeart+εit

(7)

在(7)式中，下标i和t分别表示省区和年度，ni为省区固定效应，yeart为年份固定效应，εit为随机误差项。其中OFDISit表示i省t年度非金融类对外直接投资存量自然对数，IFDISit表示i省t年度国际直接投资流入存量自然对数，GDPPERit为调节变量，表示i省t年度人均地区生产总值自然对数；控制变量Xit与(6)式相同。回归结果参见表5。

表5的回归结果显示，加入所有控制变量后，人均GDP在全样本中能有效强化IFDI对OFDI发展的促进作用，当人均GDP提高1个百分点时，IFDI对OFDI的促进作用将提高0.126个百分点。东部地区人均GDP与IFDIS的交乘项系数为负，调节效应为负可能是因为东部地区经济发展水平较高，国际直接投资已进入到FDI流出高速发展但FDI流入增长缓慢阶段，人均GDP能有效地直接驱动企业发展OFDI，而不是间接强化IFDI对OFDI发展的促进作用。中部地区和西部地区交乘项系数的统计检验不显著。

表5 IFDI促进OFDI发展的人均GDP调节效应

我们认为按照门槛值进行分组比简单地按东中西部地区分组，能更准确地刻画不同经济发展阶段人均GDP对IFDI促进OFDI发展的影响。我们使用人均GDP门槛值做调节效应分组回归，并控制省份和年份固定效应。回归结果显示(27)因篇幅限制，此处没有详细报告回归结果。如果需要，可直接向本文作者索取。，当人均GDP自然对数值小于9.88并加入控制变量后，人均GDP的调节效应不显著；当人均GDP自然对数值大于10.61时，人均GDP调节效应也不显著。在9.88至10.61之间，人均GDP能显著强化IFDI对OFDI发展的促进作用，调节效应显著。

(二) 中介效应

为了检验外资流入对外资流出的影响机制，根据理论分析，我们将人均GDP作为中介变量进行中介效应检验。参考MacKinnon(2000)、温忠麟和叶宝娟(2014)关于中介效应的模型设定和检验方法，本文设定的中介效应检验方程参见(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，下标i和t分别表示省区和年度，ni为省区固定效应，yeart为年份固定效应，εit为随机误差项。其中OFDISit表示i省t年度非金融类对外直接投资存量的自然对数，IFDISit表示i省t年度国际直接投资流入存量的自然对数，GDPPERit为中介变量，表示i省t年度人均国内生产总值的自然对数；控制变量Xit与(6)式相同。

上述(8)式中系数c为IFDI对OFDI影响的总效应，(9)式中系数a为IFDI对中介变量人均GDP的影响；(10)式中系数b是控制了IFDI的影响后，中介变量人均GDP对OFDI的影响；系数c’是控制了人均GDP的影响后，IFDI促进OFDI发展的直接效应。IFDI促进OFDI发展的间接效应为系数a和b乘积，即中介效应；IFDI促进OFDI发展的总效应c等于直接效应c’加上间接效应a×b。通过检验系数c、a、b、c’和a×b的正负号与统计显著性，可以判断IFDI对OFDI的影响是否通过上述中介变量进行传导，即是否存在人均GDP中介效应，且可以计算出直接效应和中介效应占总效应的比重。

表6的检验结果显示，人均GDP对IFDI促进OFDI发展的中介效应(0.249)与IFDI促进OFDI发展的直接效应(-0.034)符号相反，全样本人均GDP对IFDI促进OFDI发展的中介效应不显著。模型(3)和模型(4)为东部地区检验结果，IFDI对OFDI的直接效应在1%水平上显著；人均GDP中介效应在10%水平上显著。结合前文的特征事实分析可以看出，FDI流入会通过提高东部地区人均生产总值，使得企业有实力进行对外直接投资。中部地区和西部地区不存在IFDI促进OFDI发展的人均GDP中介效应，无法观测到FDI流入影响人均GDP发展并作用于FDI流出的人均GDP中介效应机制。

表6 IFDI促进OFDI发展的人均GDP中介效应

我们根据人均GDP门槛值进行分组中介效应检验。检验结果显示，人均GDP自然对数值大于10.61时，人均GDP影响IFDI促进OFDI发展的中介效应显著，直接效应不显著，IFDI对OFDI的促进作用完全通过人均GDP传导。人均GDP自然对数值小于9.88以及人均GDP自然对数值大于9.88且小于10.61的分组，中介效应检验均不显著。

将调节效应和中介效应检验结果整理后汇总展示，可以更直观地看到人均GDP不同发展阶段，引进外资促进对外投资发展的人均GDP影响机制(参见表7)。从表7可以看出，就全样本而言，人均GDP调节效应显著，能强化IFDI对OFDI发展的促进作用，人均GDP中介效应不显著。在东部地区和人均GDP对数值大于10.61(6000美元)的分组中，人均GDP中介效应显著；人均GDP对数值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的样本分组中，调节效应显著，其他样本分组的人均GDP对IFDI促进OFDI发展的调节效应和中介效应均不显著。

表7 IFDI促进OFDI发展的人均GDP机制检验

以上分析表明，人均GDP对IFDI促进OFDI发展的调节效应和中介效应均存在阶段性特征。在经济发展较低阶段，人均GDP无法强化IFDI对OFDI发展的促进作用；在经济发展中间阶段，人均GDP能有效强化IFDI对OFDI发展的促进作用，人均GDP的调节效应显著；在经济发展更高阶段，人均GDP调节效应转为中介效应，IFDI通过促进人均GDP增长，进而促进OFDI发展。

六、 拓展分析

(一) 外资贡献度与外资强度

全部GDP可以分为外资经济贡献部分和非外资经济贡献部分，外资进入会对当地经济增长直接产生贡献。在外资产业鼓励政策作用下，外资经济对本地经济的影响会得到强化。我们引入外资贡献度(FC)和外资强度(INTENSITY)两个指标，对人均GDP影响IFDI促进OFDI发展的作用机制做拓展检验。我们将外资贡献度(FC)定义为外商投资及港澳台投资企业工业销售产值占规模以上工业企业销售产值的比重，计算方法参见(11)式，数据来自国家统计局。在(11)式中，yforeign,it=t年度i省区外资企业工业销售产值；yj,it=t年度i省区j行业的工业销售产值。

(11)

对外资强度用以下方法进行测算：我们对《外商投资产业指导目录》进行梳理，根据鼓励、限制、禁止等行业条目，通过赋值和加权处理得到t年度j行业的相对政策鼓励指数markj,t。在(12)式中，markVj,t为t年度j行业的政策鼓励赋值。我们结合省区产业结构差异，搜集了《中国工业年鉴》中分省区2002年至2015年所有制造业细分行业(2分位制造业)的工业产值数据，将分行业外资产业鼓励相对指数与上一年该行业在本省工业产值中所占比重相乘，通过加总后得到t年度i省区的外资强度指标(INTENSITY)。外资强度计算方法参见(13)式。在(13)式中，INTENSITYit表示i省区t年的外资强度，markj,t表示j行业t年的国家外资产业相对鼓励指数，yij,t-1表示i省区j行业t-1年的工业总产值。

(12)

(13)

外资贡献度和外资强度与人均GDP的关系参见图3。外资贡献度刻画的是经济增长中的外资部门贡献，外资强度是对外资贡献的进一步刻画。外资进入能提高中国人均GDP水平和外资贡献度；当政府进行外资产业政策激励时，外资进入还表现为外资强度提高。人均GDP、外资贡献度和外资强度提高，会显著影响中国本地企业的全球竞争力，影响OFDI发展。对外资贡献度和外资强度进行检验，可以进一步考察引进外资促进对外直接投资发展的人均GDP机制。

注： a×b表示FDI流入通过人均GDP或外资贡献度或外资强度促进OFDI发展的中介效应，c’为FDI流入促进OFDI发展的直接效应，d为人均GDP或外资贡献度或外资强度与IFDI存量交乘项系数，表示其对IFDI促进OFDI发展的调节效应。阴影部分为非外资部门人均GDP。

(二) 调节效应和中介效应拓展分析

我们分别用外资贡献度和外资强度替换人均GDP进行总效应、调节效应和中介效应检验，东部地区检验结果参见表8。可以看出，用外资贡献度替代人均GDP后的检验结果显示，IFDI促进OFDI发展的总效应显著，参见表8中的模型(1)；外资贡献度的调节效应不显著，参见表8中的模型(2)。外资贡献度的中介效应显著且中介效应占总效应比重约为21%，与人均GDP检验结果一致。用外资强度替代人均GDP后的检验结果显示，IFDI促进OFDI发展的总效应仍然显著，参见表8中的模型(3)。外资强度的调节效应和中介效应均显著，参见表8中的模型(4)。东部地区FDI流入会通过外资贡献度和外资强度促进OFDI发展。

表8 东部地区IFDI对OFDI发展影响的拓展分析

对外资贡献度的检验结果表明，东部地区外资贡献度对IFDI促进OFDI发展的调节效应不显著，中介效应显著。我们认为经济发展水平较高时，外资对当地的经济贡献能直接促进OFDI发展。我们将规模以上工业企业销售产值减去外商及港澳台商投资工业企业工业销售产值，再除以年末人口总数，计算人均非外资企业工业销售产值(INDUS)，衡量经济发展中的非外资部门贡献，并用人均非外资企业工业销售产值替代外资贡献度进行IFDI促进OFDI发展的总效应、调节效应和中介效应检验。检验结果参见表9。

表9 IFDI促进OFDI发展的非外资部门效应检验

(续表)

表9中东部地区的回归结果表明，人均非外资企业工业销售产值与IFDI的交乘项在5%水平上显著，表明非外资企业的经济贡献能强化IFDI对OFDI发展的促进作用；人均非外资企业工业销售产值的中介效应不显著。(28)以人均非外资企业工业销售产值作为中介变量进行的中介效应检验结果显示，全体样本、东部地区、中部地区和西部地区的中介效应均不显著。对经济发展水平较高的东部地区而言，外资部门经济增长能有效促进对外直接投资发展，即中介效应显著；吸引外资带来的非外资部门经济增长会通过调节效应强化IFDI对OFDI发展的促进作用。

将所有拓展检验结果整理后得到表10。从表10可以看出：(1)加入外资贡献度变量后，对全体样本、东部地区和人均GDP自然对数值大于10.61(6000美元)的样本分组而言，IFDI促进OFDI发展的总效应显著。(29)人均GDP涵盖了外资贡献部分，且人均GDP与OFDI相关程度高于外资贡献度与OFDI相关程度。(2)对全体样本和人均GDP对数值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的样本分组而言，外资贡献度的调节效应显著，即外资贡献度能显著强化IFDI对OFDI发展的促进作用。(3)对全样本和东部地区而言，外资贡献度对IFDI促进OFDI发展的中介效应显著。

表10 IFDI对OFDI发展影响的拓展分析结果汇总

用外资强度替代人均GDP后的IFDI促进OFDI发展的内在机制检验结果有以下三点：(1)加入外资强度变量后，对全体样本、东部地区和人均GDP自然对数值大于10.61的样本分组而言，IFDI促进OFDI发展的总效应显著。(2)对全体样本、东部地区和西部地区而言，外资强度对IFDI促进OFDI发展的调节效应显著。(3)东部地区外资贡献度的中介效应显著。外资行业鼓励政策会提升被鼓励外资企业所在地区的外资强度，强化IFDI对OFDI发展的促进作用。

在人均GDP自然对数值大于10.61的样本分组中，外资贡献度和外资强度中介效应均不显著。我们的解释是：根据人均GDP门槛值进行样本分组，对外资贡献度和外资强度指标可能不适用，外资贡献度和外资强度指标为人均GDP组成部分，应分别以外资贡献度和外资强度作为门槛变量重新做门槛值检验与估计。

综合外资贡献度与外资强度对IFDI促进OFDI发展的机制检验可以发现，在东部地区，外资贡献度对影响IFDI促进OFDI发展的中介效应显著，即FDI流入东部地区能提高东部地区经济发展水平，促进东部地区企业对外投资；外资强度对影响IFDI促进OFDI的调节效应显著，说明外资政策能强化IFDI促进OFDI发展。

七、 结论和建议

我们将全部国民收入分为对外直接投资和其他支出两个部分，分析了中国从国际直接投资单向流入到双向发展的内在机制。我们将IFDI对OFDI发展的影响分为直接效应和间接效应，基于2005年至2015年省级面板数据，检验了IFDI通过人均GDP指标，促进OFDI发展的调节效应和中介效应。我们构建了外资贡献度指标，并基于《外商投资产业指导目录》构建了两位数制造业细分行业外资强度指标，对IFDI促进OFDI发展的人均GDP调节效应和中介效应进行了拓展分析。(30)我们发现，中国外资产业鼓励政策具有时间一致性和分地区作用的空间不平衡性，中央政府出台的外商产业政策鼓励在省级层面有不同的作用强度，在东部等高新技术产业集聚地区作用明显，在西部等制造业发展较弱的地区作用不明显。我们检验了IFDI影响OFDI发展的人均GDP门槛值。

(一) 研究结论

1. IFDI促进OFDI发展存在人均GDP门槛效应。IFDI促进OFDI发展存在两个人均GDP门槛值，分别约为3000美元和6000美元，高于IDP理论的2000美元和4750美元。随着人均GDP进入到更高阶段，IFDI对OFDI发展的促进作用显著增强；人均GDP超过6000美元后，IFDI对OFDI发展的促进作用最大。

2. 人均GDP对IFDI促进OFDI发展的调节效应和中介效应取决于人均GDP发展水平。在人均GDP和IFDI发展早期阶段，IFDI促进OFDI发展的效应不显著；随着经济水平提高，人均GDP的调节效应显著，能增强IFDI对OFDI发展的促进作用。当人均GDP发展到一定阶段后，IFDI对OFDI发展的促进作用不再受人均GDP调节，而是通过影响人均GDP，推动地区经济发展，进而通过中介效应而非调节效应促进OFDI发展。

3. 东部地区人均GDP对IFDI促进OFDI发展的中介效应显著。东部地区的国际直接投资已从单向流入进入到相对比较稳定的双向发展阶段；东部地区IFDI会通过影响人均GDP以及通过外资贡献度和外资强度等中介变量，显著促进OFDI发展。中部地区和西部地区不存在IFDI通过人均GDP，以及通过外资贡献度、外资强度等中介变量，影响OFDI发展的中介效应。

(二) 政策建议

首先，通过吸引高质量外商直接投资进入来实现国际直接投资双向可持续发展。中国FDI双向发展必须坚持继续有效地吸引FDI流入；FDI持续流入是中国FDI双向发展的重要推动因素，过分强调OFDI发展而对IFDI重视不够，反而不利于OFDI发展。中国FDI双向发展的前提是持续吸引FDI流入，并需要充分发挥FDI进入后的经济增长贡献。在发展企业对外直接投资的同时，我们应鼓励有助于中国产业结构升级换代和适应中国产业发展需要的外商直接投资进入。面对中国经济新常态和不断提升的劳动力成本等情况，我们需要不断完善外资产业政策，将外资产业政策作为吸引外商直接投资流入的助推器，根据现有产业结构和未来产业发展要求，及时调整外资产业政策方向，引导FDI进入高科技、惠民生领域，充分利用外资集聚效应，进而发展企业对外直接投资。

其次，完善和制定《外商投资产业指导目录》和《对外直接投资产业政策指导目录》。以双向直接投资发展服务于中国经济高质量增长为宗旨，充分利用引进国际直接投资和发展对外直接投资的产业结构调整效应。中国大规模吸引国际直接投资流入和大规模对外直接投资已经成为常态。中国可同时推出《对外直接投资产业政策指导目录》，将两个目录结合配套使用。将国际直接投资双向发展的政策目标定位于提高中国企业生产力、增强地区经济竞争优势，在相对统一的利用外资政策和对外投资政策引导下，改进与完善中国区域产业结构，促进优势产业集聚，加深支柱产业融合。应基于全球价值链分工的特点和双向直接投资的发展态势，将地区优势与企业优势相结合，提高企业全球竞争力和地区经济的全球竞争优势。

最后，实施以市场调控为主的政策适度有效管理。我们需要注重地方经济特点和中央政策之间的有效协调，厘清市场和政府之间的界限。在尊重市场经济规律的前提下，制定吸引外资政策和对外投资政策，在营造良好的投资环境等方面更好地发挥政府的作用，更好地建设企业对外直接投资支持体系。政府的外资产业政策应更加有的放矢，不断提高政策实施效率。将鼓励类外资产业政策落实到位，结合现有经济园区政策，以及土地优先使用、劳动力培训等政策，充分吸引高质量国际直接投资流入。对限制类产业，则可结合中国国内产业竞争力变化作动态调整，在有利于保障国内弱势产业发展的前提下，逐步采取市场管理方式。对禁止类产业政策谨慎放开，参照国际经验对涉及国家安全的产业禁止外资进入，进而促进我国对外直接投资的可持续发展。