第4章 对外直接投资与母国经济发展：传导机制与实证研究
4.1对外直接投资对母国经济发展的作用机制
4.1.1 对外直接投资与母国技术进步
根据过去的学的研究，可以确定对外直接投资对母国技术进步具有积极的效应。纵览有关研究，这种效应主要是通过以下机制发生：
（1）一国进行对外直接投资，一方面能够激发东道国政府或企业研发热情，利用东道国企业研发要素以及利用市场的扩大、规模的增加来分摊降低单位产品研发费用；另一方面能将外围技术研发剥离并配置到海外机构。这些均可以使投资国企业将被分摊的部分资源用于其他产品或技术的研究，尤其是核心 R&D 项目，进而增强母国公司的核心技术创新能力。
（2）一国进行对外直接投资的过程中，在东道国建立子公司，并在当地进行研发，其技术成果通过子公司与母公司直接的内部联系而回流到投资国，进而影响母国技术。我们可以比较直观地看到，世界大型跨国公司的海外子公司申请专利总数所占的比率一直在上升。此外，海外子公司再进行新技术的研究和开发时，对于东道国的市场需求、消费偏好等有着更完整详细的信息，因而其技术成果适用性更强，更受当地消费者欢迎，从而能够增强跨国公司在东道国的产品竞争优势。
（3）一国可以将技术水平高于本国的国家通（一般为发达国家）作为对外直接投资的东道国，一般采用并购或着双方企业联合开发的形式进行，从而在这一过程中接触到东道国高兴技术的发展动向的信息，从而使本国企业间接地学习到这些技术，这一过程即是所谓的“逆向技术转移”.上述机制共同构成了一个逆向技术溢出系统，可以用下图4-1表示：
4.1.2 对外直接投资与母国出口贸易
对外直接投资对出口贸易的效应主要表现在规模与结构两方面。
（1） 对外直接投资对出口贸易规模
对外直接投资对母国出口规模一般有三种对应的效应传导途径，分为市场拓展、资源寻求和效率提高三个角度。
（1）市场寻求型的企业在进行对外直接投资时，国外子公司的生产往往会引发对母国产品（一般指资本品、中间产品及劳务）的需求，进而扩大母公司对子公司的出口。同时，母国其他企业作为其合作伙伴，可以依托跨国公司强大的供销及生产能力来扩大自己产品的出口。从而，母国多个产品凭借对外直接投资拓展了海外市场，进而扩大了母国出口的规模。
（2）资源寻求型对外直接投资一般会带动母国制成品的出口，其中包括向东道国出口的农用或矿用机器设备、其他企业向东道国出口的消费制成品以及母国进口资源再生产后向国外出口的制成品。
（3）追求效率的跨国企业在进行对外直接投资时，更侧重与对全球资源的整合，其对母国出口规模的直接影响往往很小，一般是间接地通过获取战略性资源来增强产品出口的竞争力，进而扩大出口规模。
对外直接投资对贸易的效应主要有替代效应和创造效应两个方面，具体体现在四个方面：出口引致效应、进口转移效应、出口替代效应和反向进口效应。1这综合这四种效应最终得到的净效应决定了一国对外直接投资对本国贸易出口的影响性质和程度。通常来说，当一国企业进行对外直接投资后，一开始出现的是出口引致效应；而当其海外分公司形成一定的规模经济效益后，则会出现出口替代效应。其中，当存在贸易壁垒时，市场寻求型企业进行对外直接投资时往往不会产生任何替代作用，而资源寻求型投资也只会促进进口，一般不会产生替代作用。
（2） 对外直接投资与出口贸易结构
对外直接投资对母国出口贸易结构的影响主要与目标行业有关，其中最典型的就是制造业。一方面，对单一产品而言，对外直接投资会对贸易出口产生替代效应，减少该种产品的出口；另一方面，对外直接投资会使对母国中间产品和资本品以及各种服务的需求扩大。因而，制造业的对外直接投资将导致中间产品和资本品占母国出口产品的比重上升，最终制成品的比重则下降。
此外，母国的出口贸易结构主要取决于其产业结构，因而，对外直接投资对母国产业结构调整的效应极为重要。
4.1.3 对外直接投资与母国产业结构调整
小岛清在边际产业理论中指出：“一个国家可以通过对外直接投资延长其产业优势发挥作用的时间，即通过产业地点的专业、生产要素的部分替换，使这些产业优势继续存在。”1因此，一国在进行对外直接投资的同时，也按照边际产业顺序将成熟或比较劣势产业转移到东道国，而国内的高技术含量、高附加值的产业占比提高，从而使产业结构得到优化。一般来说，对外直接投资可以通过四方面促进产业结构优化：
（1）当一国传统产业失去比较优势时，可以通过对外直接投资，向海外转移剩余传统产业生产能力，同时避开母国国内产业退出壁垒，从而释放出沉淀生产要素，转而支持新兴产业的发展，进而促进母国产业结构的升级。
（2）一国在向发达国家进行对外直接投资时，往往能通过并购或购买许可证等方式引进其先进技术，并利用后发优势进行复制扩散，通过这种学习模仿行为，东道国的产业结构状况会随着技术转移而传导到投资国。一般而言，如果一国进行对外直接投资是，投向某一个或一类国家的比重绝对大时，该国的产业结构会有意或无意地与东道国相似。
（3）母国进行对外直接投资的某一产业为适应日趋激烈的国际竞争，会对相关产业（尤其是上游供应商）提高要求，从而促使相关产业和配套服务效率的提高，进而使整个产业结构得到调整。当某类产业的企业进行对外直接投资时，与其相关的产业规模越大、范围越广、联系越紧密，则其投资行为对母国的产业结构的效应越大。
上述机制共同构成了对外直接投资推动产业结构优化的传导机制，可用图4-2表示：
4.2中国对外直接投资与国内经济发展关系的实证研究
以上主要讨论了对外直接投资对技术进步、出口贸易和产业结构的作用机制，下面将分别选取不同的变量来代表这三个因素，并对其与对外直接投资流量（记为 ODI）的关系进行实证分析，样本设定为 1985 年~2012 年之间的年度数据。
4.2.1 对外直接投资与技术进步
在实证分析中，技术进步是无法直接测度，并且目前国内外都没有一个统一的口径，考虑到全要素生产率的增长率常常被视为科技进步的指标，因而本文将通过计算全要素生产率（TFP）来测算技术溢出效应。
（1） 全要素生产率的测算
首先需要测算中国历年的 TFP 数值，这里假设中国的生产函数符合柯布-道格拉斯函数，并且经济增长方式为希克斯中性，规模报酬不变，则
式（4.1）、（4.2）、（4.3）中，Y 代表 t 时期的经济总规模，用中国国内生产总值 GDP 来表示，这里选取中国的实际 GDP（2000 年不变价）（亿元）；技术进步由A 表示，且A =A e ,m 代表技术进步率；L 表示 t 时期的劳动投入，用中国历年的就业人数（万人）表示；K 表示 t 时期的资本投入，用固定资本存量（2000 年不变价）（亿元）表示；ε为随机误差项。（3）中的g 、g 、g 分别代表国内生产总值的增长率、劳动投入的增长率和固定资本存量的增长率。以上数据分别来源于历年的《中国统计年鉴》。
选用中国 1985-2013 年的时序数据 ,计算得出各年份中国的全要素生产率及其增长率（见下表 4-3）根据表 4-3 可以绘制图 4-4 来观察 1986 年至今中国全要素生产率的走势：
将图4-4与表4-3进行对比观察，可以发现，与1986年相比，2013年中国全要素生产率有了显着的提高。而尽管图中显示这期间TFP的增长率波动幅度比较大，除了少数几年的TFP增长率出现负值，其余年份均大于零。即在此期间，中国全要素生产率一直保持增长。
（2） 平稳性检验
由于全要素生产率与对外直接投资额均保持相对稳定的增长，彼岸花趋势基本一致，因而可能存在协整关系，故而可以对其分别进行单位根检验，且选用PP 检验法。下表为检验结果，可以看出两个变量都具有平稳性。
（3） VAR 模型分析
模型中，全要素生产率增长率 GTFP 是内生变量向量，对外直接投资额 ODI是外生变量向量，δ是随机扰动向量，n 为滞后阶数。依据式（4.4），以 GTFP 为被解释变量，以 GTFP 和 ODI 的 n 阶滞后变量作为解释变量，这里大胆假设其滞后期为 2,代入数据后得出结果如下表 4-5这里 SER01 指全要素生产率增长率，SER02 指对外直接投资额，可以发现 R2值接近于 1,表明方程拟合优度良好，且参数估计大多显着。因而可以认为对外直接投资额对技术进步产生了显着的正效应4.2.2 对外直接投资与贸易出口
由于一国的出口贸易结构主要取决于其产业结构，因而这里先只检验对外直接投资与本国贸易出口规模的关系。选取 1985-2012 年中国对外直接投资额（ODI）与贸易（商品与服务）出口额（EX）。
首先对时间序列数据进行平稳性分析，检验结果如下表各变量的水平序列都是平稳的，且都是单整序列。可以发现，两个变量都是平稳的，进而可以判断两者之间存在协整关系，因而对两个变量进行格兰杰因果检验，结果如下表 4-6其中 SER02 指对外直接投资额，SER01 指净贸易出口额，可以发现，在 5%的显着水平下，0.0032 小于 0.05,拒绝原假设，因而 ODI 是引起 EX 变化的原因。进而可以通过回归分析来检验各经济变量之间的长期关系。构建一元回归方程：ODI=β1+β2EX+ui（4.5），其中 ui 为随机误差项代入数据计算得出以下结果，见表 4-7:
上述方程式中，其拟合优度和 F 检验值都较大，说明该模型的总体线性关系在较高的水平上是显着成立的。其中自变量的 t 检验值大大超过了临界值，表明对外直接投资额（ODI）作为贸易出口（EX）的解释变量是显着的。由此可知，随着中国对外直接投资额的增长，其贸易出口额也随之增长，且对外直接投资每增长 1 美元，其出口总额就增加 3.115 美元。总的来看，中国对外直接投资较大地促进了中国的出口，对中国的出口具有明显的正效应。
4.2.3 对外直接投资与产业结构
产业结构是指一个国家或地区各个产业之间在技术经济联系及方式不断发展变化的趋势或产业之间联系的数量比例关系，具体指生产要素及增加值在各个产业间的比例结构及经济联系，本文对三大产业进行赋值并加权来作为产业结构的测度指标。
（1） 产业结构升级的测度指标设计
本文中，产业结构的升级或提高主要是指经济服务化水平和工业化水平的提高，因而一般来说，第三产业的地位越突出，第一产业比重越小，表明产业结构越高度化，从而在指标设计中，给第三产业赋值最大，第一产业赋值最小。具体指标为 Y=y1*1+y2*2+y3*3,（1<=Y<=3），其中，yi 表示第 i 产业的收入比重，Y越接近于 3,表明产业结构层次越高。据此计算出中国 1985-2010 年的 Y 值（见表 4-8）。
（2） 平稳性检验
构建模型：lnβ1=β1Y+β2ODI+ui,其中 Y 为产业结构升级程度指标，ODI为对外直接投资额，ui 为随机误差项为避免出现“伪回归”,这里需采用 ADF 检验法对数据进行平稳性检验。下表为检验结果：
可以发现，两个变量都是平稳的，进而可以判断两者之间存在协整关系，从1其中 SER02指对外直接投资额，SER01 指产业结构升级程度指标，可以发现，在 5%的显着水平下，0.0476 小于 0.05,拒绝原假设，因而 ODI 是引起 Y 变化的原因。进而代入数据进行回归，可得如下结果，见表4-10:
上述方程式中，其 R2 值较高，说明该模型的总体线性关系在较高的水平上是显着成立的。其中自变量的 t 检验值大大超过了临界值，表明对外直接投资额（ODI）作为贸易出口（EX）的解释变量是显着的。由此可知，随着中国对外直接投资额的增长，其产业结构也随之优化，从数值来看，产业结构变化程度不大，但总的来看，中国对外直接投资仍然是促进了中国的产业结构优化，对中国的产业结构具有一定的正效应。
