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内容提要：近年来我国对外直接投资和能源进口增长迅速，在经验判断上两者之间应存在相互促进作用。本文选取2000-2014年中国对外直接投资与能源进口数据，采用3SLS方法对两者之间关系进行实证检验。结果表明：总体上，我国对外直接投资与能源进口之间确实存在双向因果关系，但这种相互促进作用对发展中国家表现明显，而对发达国家仅表现为对外直接投资促进了能源进口，能源进口对中国在发达国家的直接投资没有显著影响。因此，资源寻求型OFDI已经成为并应继续成为我国对外直接投资的重要趋势，我国政府应进一步鼓励国有企业在能源富裕国家增加能源开采领域的直接投资，此外也应注重加强向发达国家投资以获取逆向技术溢出。
关键词：对外直接投资；能源进口；三阶段最小二乘法
中图分类号：F752.61；F830.59文献标识码：A文章编号：1001-148X（2017）11-0082-06
近年来，伴随中国经济的快速发展，能源需求日益增长，供需差距不断扩大。2000年中国能源产量为13.86亿吨标准煤，能源消费量14.7亿吨标准煤，供求差额为0.84亿吨标准煤，2010年能源供求差额扩大到4.85亿吨标准煤，2014年为6.39亿吨标准煤，比2010年增长了30.75%，是2000年的7.6倍①。在此背景下，能源进口成为解决上述问题的最优途径。自1999年开始，我国由能源净出口国转变为能源净进口国，当年能源净进口量占能源使用总量的2.26%，2009年占比達到10.36%，2014年这一比重激增到15.02%②。虽然过度依赖能源进口会遭受经济损失与牵制，然而，中国很多“走出去”的公司正在逐步参与到国外的能源开发与向我国出口能源行列之中。
一般来说，一个国家经济发展必然要求其参与到国际经济与贸易中（李正梅和张应良，2015），以跨国公司为主导的企业对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，简称OFDI）是各国采用的主要方式，其主要的动机往往是获得外国资源和促进对外出口。例如，日本从1965年开始，一直到签署“广场协议”的1985年，其对外直接投资动机主要是获得外国资源和促进对外出口，主要投资对象的变更也总是以能源资源和出口为转移（杨宏恩和王晶，2012）。从中国对外直接投资的历程与现实状况来看，中国对外直接投资动机与日本早期非常相似，在理论上能够促进我国能源的进口，弥补国内能源供给的短缺。
大量研究文献表明中国对外直接投资具有强烈的资源寻求动机。如尹作敬和刘辑川（2005）、梁文化（2017）认为，中国对发达国家投资的基本动机是获取先进技术、规避贸易壁垒和获取市场份额，对发展中国家投资的基本动机则是寻求资源开发。张为付（2008）认为中国对外直接投资的主要目的是寻求资源能源和扩张市场。与此相似，Ramasamy et al.（2012）的研究显示寻求自然资源是中国对外直接投资的主要动机。但这些研究均没有明确指出中国企业对外直接投资的资源寻求动机与国内能源供给不足、能源进口之间的关系。鉴于此，本文将对二者关系进行统计描述和理论假设，并在此基础上构建模型实证检验，旨在分析当前阶段中国对外直接投资主要动机，并为引导企业对外直接投资和政府相关部门制定相关政策提供参考。
一、对外直接投资与能源进口关系的统计描述与理论假设
（一）统计描述
我国对外直接投资活动起始于改革开放之后，经过近40年的发展，在投资数额、投资区域、投资行业、投资主体等多个方面都取得了惊人的成绩。总体上，对外直接投资的发展历程分为三个阶段：1982-1990年的起步阶段，这一阶段我国实施改革开放战略，在政策上允许了对外直接投资。但由于当时我国经济发展水平较低，急需外部资金用于经济发展，所以在鼓励吸引外国投资的同时对我国企业的对外直接投资设置了诸多障碍。而且从客观上，除了我国少数大型国有企业具备对外直接投资的能力之外，很多企业并不具备对外直接投资参与国际竞争的能力。所以在整个起始阶段，我国对外直接投资规模很小且投资产业和地域单一；1991-1999年的平稳发展阶段，这一阶段以1991年3月国务院颁布《关于加强海外投资项目管理的意见》为标志，再一次明确了中国企业对外直接投资的“以严为主”的导向，但其管理的规范化却带来了对外直接投资的扩张；2000年以来的高速发展阶段，其中政策起到了很大作用。2000年10月召开的党的十五届五中全会审议并通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十个五年计划的建议》明确指出，在“十五”期间乃至更长的一段时间，一个很重要的内容就是要实施本土企业“走出去”战略。此后，国家有关职能部门又先后出台了《境外投资管理办法》、《境内机构境外直接投资外汇管理规定》和《国家外汇管理局关于境内企业境外放款外汇管理有关问题的通知》等一系列有利于境内企业对外直接投资的政策法规。由于政府明确鼓励各类企业对外直接投资，我国的对外直接投资额由2000年的9.16亿美元迅速增长到了2014年的1231.2亿美元，年均增速高达41.9%。
与对外直接投资发展趋势相似，我国能源进口贸易发展历程也大致可分成了三个阶段：1982-1996年的能源净出口阶段，这一阶段国内工业体系渐趋完善，但地方保护主义盛行，统一的国内市场还没有真正建立起来，国内能源供过于求，加之外汇储备较少，能源出口起到了消化过剩产能和换取外汇收入的双重作用；1997-2001年的能源出口调整阶段，这一阶段本国市场得到了极大发展，已经建立起统一的国内市场，长期国际收支经常项目、资本和金融项目的“双顺差”也积累了大量的外汇储备，不再需要通过出口能源资源换取外汇，加之中国在1997年亚洲危机后的“和平崛起”，增加了中国对外商直接投资的吸引力，国内能源需求迅速增加，我国能源贸易总体上由净出口逐渐转为净进口；2002年至今的能源净进口阶段，这一阶段中国的经济始终保持较高的增长速度，国内能源需求激增，能源产量已经远远不能满足生产需要，只能通过能源进口解决能源供给不足问题。 在对我国对外直接投资和能源进口的发展状况进行统计性描述时，根据两者的发展态势将各自发展历程都分成了三个阶段，不难发现两者的发展阶段在时间上的划分几乎相同。发展态势也基本一致，总体上都呈现出上升趋势，大致都经历了起步阶段或低水平发展阶段、调整阶段或平稳增长阶段和高速发展阶段。两者之间的相关系数为0.89，表明对外直接投资和能源进口存在高度正相关关系。但值得注意的是，在某些年份对外直接投资和能源进口变化方向却完全相反，如2001年相比2000年对外直接投资额持续增加，但是能源进口量却是下降的。对此，可能的解释是：第一，对外直接投资和能源进口除彼此间的相互作用外，都受到诸多其他社会经济因素的影响，从而引起两组数据部分年份变化趋势的不一致；第二，时间滞后效应，即对外直接投资和能源进口对彼此的影响都需要经过一段时间才能显现出来，而非当期即产生显著影响。
（二）理论假设
尽管描述性统计显示，中国对外直接投资和能源进口的变动趋势表现出高度一致，但并不能据此认为中国对外直接投资的资源寻求动机是由能源进口驱动的。这是由于，中国企业投资外国能源开发领域的解释可以有多种，如：（1）比较优势，即中国能源企业相较国外企业具有更高的技术禀赋，许多研究表明中国对外直接投资的资源寻求动机在中低收入国家表现十分明显（蒋冠宏和蒋殿春，2012；王永钦等，2014；梁文化，2017）；（2）规模经济，能源生产企业属于资本密集型企业，若一国探明的能源储量越丰富，则越有利于企业投入大量资本、采用生产效率更高的机器，从而实现规模经济。前人研究也发现中国企业相当比重的对外直接投资流向了自然资源丰裕的国家（Sutherland，2009；唐绍祥，2012；李磊和郑昭阳，2012；陈岩等，2012）。当然，也有学者支持能源进口促进了对外直接投资的观点，如张如庆（2005）对中国进口与对外直接投资的关系进行研究，认为进口是对外直接投资的格兰杰原因，胡昭玲和宋平（2012）则认为两者之间存在双向格兰杰因果关系。Ramasamy et al.（2012）研究中国企业对外直接投资区位选择时，发现私营企业更多地是以市场为导向而国有企业则表现为突出的自然资源寻求导向。这是由于，国有企业的性质决定其拥有特定的所有权优势，能够获得更多的政策支持，更有效地避免非市场风险冲击（如内战、政权更迭和制裁等），既能够通过跨国公司内部转移定价，降低资源获取成本，又可以通过对外直接投资主动寻求国内劣势资源，降低资源短缺对国内生产的限制，而且可以输出劳务缓解国内就业压力（宋勇超，2013）。在改革开放之初，我国对外投资主体主要是國有企业，现在虽然非国有制企业也广泛参与其中，但是一些国有企业，尤其是一些能源相关的国有企业或贸易集团公司始终在对外投资中扮演着重要角色。例如，2015年末按对外直接投资存量排序的中国非金融类跨国公司前十名均为国有企业或有曾为国企的历史背景，且超过半数企业的主营业务都与能源直接相关③，这些企业实施“走出去”的最主要目标就是为了获取外国资源。
据此，本文提出假设1：能源进口是对外直接投资的驱动因素。
在对外直接投资影响能源进口贸易方面，国内学者基本都支持对外直接投资会显著促进进口贸易的观点。例如，程中海和袁凯彬（2015）对2005-2013年中国能源对外投资与能源进出口贸易数据的分析，发现中国对高收入国家进行能源直接投资会抑制能源进口，而对非高收入国家的投资则会促进进口贸易，王启洋和任荣明（2014）发现中国在主要石油进口来源国的直接投资与石油进口量之间有显著的正相关关系。
据此，本文提出假设2：对外直接投资能够促进能源进口。
二、实证模型与数据处理
（一）实证模型
在前文理论分析的基础上，本部分建立实证模型考察对外直接投资和能源进口之间的关系。鉴于对外直接投资和能源进口之间的互动关系，单方程模型无法避免估计结果的内生性偏差问题，不能准确表示两者之间的相互影响。因此，构建由对外直接投资和能源进口两个方程组成的联立回归模型。
在对外直接投资方程中，被解释变量OFDIt表示第t年的中国对外直接投资额。目前，反映该变量的指标有中国对外直接投资流量和对外直接投资存量两种。由于流量数据对能源进口变化的反应更加敏感，能更好地揭示对外直接投资和能源进口之间的互动关系，实证中采用中国对外投资额的流量数据作为被解释变量的代理指标。REIMt为第t年中国能源进口量，本文用当年能源净进口量表示，该指标根据能源使用量④减去本国产量估算得到，等于国内产量加上进口量和存量变化，减去出口量和供给从事国际运输的船舶和飞机的燃料用量所得的值，均采用石油当量衡量，负值表示该国是净出口国。考虑当期能源进口量信息只有在某一时期期末才会被捕捉到，它对OFDI的影响在下一期才会得到体现，故实证中以滞后一期（t-1期）的能源进口量REIMt-1作为核心解释变量，考察能源进口对OFDI的影响。Xt是一组影响中国对外直接投资的社会经济因素组成的向量组，包括中国的市场规模、对外开放程度和汇率等，这些因素一般会对当期的OFDI产生影响，分别用国内生产总值、进出口贸易占GDP的比重和人民币兑换美元的汇率作为代理变量，以GDPt、OPENt和EXt表示。鉴于许多研究表明对外直接投资具有自相关特征，模型还引入了滞后一期的对外直接投资额作为解释变量。
在能源进口方程中，被解释变量ENIMt表示第t年的中国能源进口量。考虑对外直接投资发挥作用需要一定时间，实证中以t-1期的对外直接投资额OFDIt-1作为核心解释变量。中国的市场规模、对外开放度和汇率等因素也同样会对当期的能源进口产生影响，模型均予以控制。此外，考虑能源进口也可能存在“路径依赖”特征，实证中也引入了滞后一期的能源进口量作为解释变量。
（二）数据处理
1.数据说明 中国对外直接投资流量、贸易开放度和汇率数据来自国家统计局发布的历年《中国统计年鉴》。由于国际贸易多以美元为结算单位，汇率由国家统计局公布的人民币兑换美元比值表示。GDP数据为2010年不变美元价格，它和能源进口量数据来自世界银行WDI数据库。为消除物价因素的影响，对外直接投资数据也取2010年不变美元价格。考虑对外直接投资和能源进口之间变化趋势高度一致始于2000年前后，本文选取2000-2014年作为样本区间。为消除异方差的影响，对中国对外直接投资额、GDP、能源进口量等变量进行了对数化处理。
2.研究方法
由于本文实证分析引入了由对外直接投资和能源进口组成的联立方程组，并且每个方程中均包含内生解释变量，因此OLS回归的估计结果将是有偏的，2SLS对单方程回归能够得到一致结果。但对外直接投资和能源进口方程之间具有明显的相关性，同时3SLS还考虑了结构式方程随机误差项间同期相关问题，比2SLS更加有效，故实证中采用3SLS估计方法。
三、实证检验
（一）全样本检验
表1报告了全样本的3SLS估计结果，为了加以对比，还列示了OLS的回归结果。可以看出，单方程OLS回归相比3SLS的估计结果存在显著差异。虽然单方程回归和3SLS回归结果系数的符号和大小相近，但系数的显著性存在显著差异。鉴于3SLS比单方程OLS回归更有效，下面将对联立方程回归结果进行详细分析。
在对外直接投资模型中，滞后一期对外直接投资的系数为负，且通过了10%水平显著性检验，表明过去的对外直接投资对新增投资有明显的阻碍作用。这可能是由于随对外投资额的增加，资本之间的竞争加剧，降低了资本回报率，表现为资本的边际报酬递减，进而抑制了企业对外直接投资。滞后一期能源进口的系数显著为正，说明能源进口会显著促进对外直接投资，表现为能源进口量每上升1%，对外直接投资增加1.568%。市场规模的系数为负但不显著，可能的解释是：（1）市场规模对OFDI的作用存在方向相反的两种影响：不利影响，市场规模扩大，国内市场对资本的需求也会随之增加，国内投资的回报率上升，从而挤出对外直接投资；有利影响，市场规模扩大，企业收入必然增加，对外直接投资能力增强，并且企业对能源的需求也随之增加，在国内能源供给不足的情况下，扩大对外直接投资以获取更多资源，则会促进对外直接投资。两种相反的影响相互抵消。（2）市场规模对OFDI的影响在不同国别之间存在显著差异，将所有国家作为一个整体进行分析，在一定程度上淡化了市场规模对OFDI的真实影响。贸易开放度的系数为-0.029，且通过了5%水平显著性检验，这可能与近几年国外市场不景气有关。汇率的系数也显著为负，表明人民币贬值不利于对外直接投资，因为国际结算以美元为计量单位，人民币贬值意味着对外直接投资成本上升。近年来人民币兑美元不断升值，对外直接投资额也迅速增加。
在能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数显著为正，说明对外直接投资会显著促进能源进口，表现为对外直接投资每上升1%，能源进口增加0.177%。滞后一期能源进口的系数在1%水平上显著为正，表明能源进口存在“路径依赖”特征。市场规模系数显著为正，是因为市场规模扩大，能源需求随之增长，在国内能源供给有限的情况下，能源进口量必然相应增加，表现为市场规模每扩大1%，能源进口量增长1.178%。汇率对能源进口的影响也显著为正，说明人民币贬值会促进能源进口。对此，可能的解释是：（1）近年来，随着我国政府出台一系列加强环境保护的政策法规，国内能源生产的成本不断增加，能源生产企业国内利润受到挤压，而人民币贬值则会增加其国外生产部分的经济利润，从而导致能源进口增加；（2）人民币贬值会增加能源进口的成本，同时也会增加能源输出国的收入，降低中国同这些国家的贸易摩擦，有利于增强中国同这些国家在能源领域的合作。在外国能源领域投资的中国企业主要是国有企业，这样做符合中国能源安全战略建设。
（二）分组检验
盛思新和曹文炼（2015）发现国有企业尤其是央企的海外投资大部分集中在不发达国家和发展中国家的能源和资源领域，而在发达国家的海外投资主要由民营企业承担。那么，能源进口对对外直接投资的影响在发达国家和发展中国家应存在显著差异。据此，本文将中国海外直接投资目的地划分为发达国家和发展中国家两组，进一步考察能源进口对OFDI的影响。回归结果如表2所示，不难发现发达国家和发展中国家对外直接投资与能源进口回归模型得到的系数估计值和显著性均存在较大差异，总体回归结果将发达国家和发展中国家放在一起回归在一定程度上掩盖了诸因素对OFDI和能源进口的真实影响。
在发达国家组的对外直接投资模型中，滞后一期对外直接投资的系数为负，且其绝对值大于发展中国家组，表明它对新增投资的阻碍作用大于发展中国家，这与发达国家资本规模更庞大，资本的边际报酬下降幅度更大相一致。滞后一期能源进口的系数未通過10%显著水平检验，表明能源进口不是促进中国企业在发达国家投资的驱动因素，该结论与前人观点一致。市场规模的系数显著为正，表明中国的市场规模越大，中国企业越会增加向发达国家的海外直接投资。对此，可能的解释是市场规模越大，产业链越长，越有利于企业生存并实现规模经济，从而吸引外国资本流入，而中国企业与发达国家的企业相比不具有竞争力，通过对外投资可以实现逆向技术溢出，增强国内企业的竞争力（李娟等，2017），抑或者投资于发达国家企业不具有比较优势的部门以谋求生存。在发达国家的能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数依然显著为正，表明即使在发达国家的对外直接投资也会显著地促进能源进口贸易（韩玉军和王丽，2016），英国脱欧后与中国贸易关系的加强就是一个很好的例子（徐则荣和王也，2017）。
在发展中国家组的对外直接投资模型中，滞后一期能源进口的系数为正，且通过了1%显著水平检验，表明能源进口是中国企业投资发展中国家的一个重要考虑因素。在能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数也显著为正，说明发展中国家的对外直接投资对能源进口具有显著的促进作用。其他各变量的系数与符号均与总体样本回归一致，不再赘述。 四、主要结论与政策启示
本文在理论分析的基础上，以2000-2014年作为样本区间，考察我国对外直接投资和能源进口之间关系。结果表明，总体上我国对外直接投资与能源进口之间确实存在互为因果关系，能源进口每上升一个百分点，对外直接投资增加1.568个百分点，而我国对外直接投资额每上升1%，能源进口则增加0.177%。研究结果验证了本文的理论假设，证明了我国对外直接投资和能源进口之间具有明显的相互促进作用。进一步分组检验发现，这种相互促进作用在发展中国家表现明显，而发达国家仅表现为对外直接投资会促进能源进口，而能源进口却对中国在发达国家的海外直接投资没有显著影响。
上述研究结论带来的政策启示是：（1）我国资源寻求型OFDI已经成为并应该一直成为我国对外直接投资的一个重要趋势，它通过控制资源丰富国家的资源，保障我国经济发展所需资源的有效供给，充分弥补我国国内资源供求缺口。（2）伴随我国经济的快速发展与经济总量的日益擴大，我国对资源能源的进口依赖性会越来越强。为了避免所需资源的国际市场价格发生剧烈波动，或者在进口时被人为干预，从而减少能源进口意外变化给我国经济带来的负面影响，我国政府应该进一步鼓励国有企业在能源富裕国家增加能源开采领域的直接投资。具体来说，我国政府应该帮助企业通过并购、合资、控股或参股海外能源与资源的勘探、开发与生产，以逐步增强对战略能源和资源的生产控制能力和价格决定权。（3）尽管能源短缺是限制经济增长和可持续发展的一个不可忽视的因素，但从长期看显然技术才是决定经济可持续发展与否的关键。因此，中国企业在扩展海外能源市场的同时，还应注重加强向发达国家的投资以获取逆向技术溢出。
注释：
① 数据来源：中国国家统计局历年《中国统计年鉴》。
② 数据来源：世界银行WDI数据库。
③ 按投资存量排序前十名跨国公司名单：中国移动通信集团公司、中国石油天然气集团公司、中国海洋石油总公司、中国石油化工集团公司、华润（集团）有限公司、中国远洋运输（集团）总公司、招商局集团有限公司、中国建筑工程总公司、中国化工集团公司和中国五矿集团公司。
④ 能源使用量是指初级能源在转化为其他最终用途的燃料之前的使用量。
参考文献：
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关键词：对外直接投资；能源进口；三阶段最小二乘法
中图分类号：F752.61；F830.59文献标识码：A文章编号：1001-148X（2017）11-0082-06
近年来，伴随中国经济的快速发展，能源需求日益增长，供需差距不断扩大。2000年中国能源产量为13.86亿吨标准煤，能源消费量14.7亿吨标准煤，供求差额为0.84亿吨标准煤，2010年能源供求差额扩大到4.85亿吨标准煤，2014年为6.39亿吨标准煤，比2010年增长了30.75%，是2000年的7.6倍①。在此背景下，能源进口成为解决上述问题的最优途径。自1999年开始，我国由能源净出口国转变为能源净进口国，当年能源净进口量占能源使用总量的2.26%，2009年占比達到10.36%，2014年这一比重激增到15.02%②。虽然过度依赖能源进口会遭受经济损失与牵制，然而，中国很多“走出去”的公司正在逐步参与到国外的能源开发与向我国出口能源行列之中。
一般来说，一个国家经济发展必然要求其参与到国际经济与贸易中（李正梅和张应良，2015），以跨国公司为主导的企业对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，简称OFDI）是各国采用的主要方式，其主要的动机往往是获得外国资源和促进对外出口。例如，日本从1965年开始，一直到签署“广场协议”的1985年，其对外直接投资动机主要是获得外国资源和促进对外出口，主要投资对象的变更也总是以能源资源和出口为转移（杨宏恩和王晶，2012）。从中国对外直接投资的历程与现实状况来看，中国对外直接投资动机与日本早期非常相似，在理论上能够促进我国能源的进口，弥补国内能源供给的短缺。
大量研究文献表明中国对外直接投资具有强烈的资源寻求动机。如尹作敬和刘辑川（2005）、梁文化（2017）认为，中国对发达国家投资的基本动机是获取先进技术、规避贸易壁垒和获取市场份额，对发展中国家投资的基本动机则是寻求资源开发。张为付（2008）认为中国对外直接投资的主要目的是寻求资源能源和扩张市场。与此相似，Ramasamy et al.（2012）的研究显示寻求自然资源是中国对外直接投资的主要动机。但这些研究均没有明确指出中国企业对外直接投资的资源寻求动机与国内能源供给不足、能源进口之间的关系。鉴于此，本文将对二者关系进行统计描述和理论假设，并在此基础上构建模型实证检验，旨在分析当前阶段中国对外直接投资主要动机，并为引导企业对外直接投资和政府相关部门制定相关政策提供参考。
一、对外直接投资与能源进口关系的统计描述与理论假设
（一）统计描述
我国对外直接投资活动起始于改革开放之后，经过近40年的发展，在投资数额、投资区域、投资行业、投资主体等多个方面都取得了惊人的成绩。总体上，对外直接投资的发展历程分为三个阶段：1982-1990年的起步阶段，这一阶段我国实施改革开放战略，在政策上允许了对外直接投资。但由于当时我国经济发展水平较低，急需外部资金用于经济发展，所以在鼓励吸引外国投资的同时对我国企业的对外直接投资设置了诸多障碍。而且从客观上，除了我国少数大型国有企业具备对外直接投资的能力之外，很多企业并不具备对外直接投资参与国际竞争的能力。所以在整个起始阶段，我国对外直接投资规模很小且投资产业和地域单一；1991-1999年的平稳发展阶段，这一阶段以1991年3月国务院颁布《关于加强海外投资项目管理的意见》为标志，再一次明确了中国企业对外直接投资的“以严为主”的导向，但其管理的规范化却带来了对外直接投资的扩张；2000年以来的高速发展阶段，其中政策起到了很大作用。2000年10月召开的党的十五届五中全会审议并通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十个五年计划的建议》明确指出，在“十五”期间乃至更长的一段时间，一个很重要的内容就是要实施本土企业“走出去”战略。此后，国家有关职能部门又先后出台了《境外投资管理办法》、《境内机构境外直接投资外汇管理规定》和《国家外汇管理局关于境内企业境外放款外汇管理有关问题的通知》等一系列有利于境内企业对外直接投资的政策法规。由于政府明确鼓励各类企业对外直接投资，我国的对外直接投资额由2000年的9.16亿美元迅速增长到了2014年的1231.2亿美元，年均增速高达41.9%。
与对外直接投资发展趋势相似，我国能源进口贸易发展历程也大致可分成了三个阶段：1982-1996年的能源净出口阶段，这一阶段国内工业体系渐趋完善，但地方保护主义盛行，统一的国内市场还没有真正建立起来，国内能源供过于求，加之外汇储备较少，能源出口起到了消化过剩产能和换取外汇收入的双重作用；1997-2001年的能源出口调整阶段，这一阶段本国市场得到了极大发展，已经建立起统一的国内市场，长期国际收支经常项目、资本和金融项目的“双顺差”也积累了大量的外汇储备，不再需要通过出口能源资源换取外汇，加之中国在1997年亚洲危机后的“和平崛起”，增加了中国对外商直接投资的吸引力，国内能源需求迅速增加，我国能源贸易总体上由净出口逐渐转为净进口；2002年至今的能源净进口阶段，这一阶段中国的经济始终保持较高的增长速度，国内能源需求激增，能源产量已经远远不能满足生产需要，只能通过能源进口解决能源供给不足问题。 在对我国对外直接投资和能源进口的发展状况进行统计性描述时，根据两者的发展态势将各自发展历程都分成了三个阶段，不难发现两者的发展阶段在时间上的划分几乎相同。发展态势也基本一致，总体上都呈现出上升趋势，大致都经历了起步阶段或低水平发展阶段、调整阶段或平稳增长阶段和高速发展阶段。两者之间的相关系数为0.89，表明对外直接投资和能源进口存在高度正相关关系。但值得注意的是，在某些年份对外直接投资和能源进口变化方向却完全相反，如2001年相比2000年对外直接投资额持续增加，但是能源进口量却是下降的。对此，可能的解释是：第一，对外直接投资和能源进口除彼此间的相互作用外，都受到诸多其他社会经济因素的影响，从而引起两组数据部分年份变化趋势的不一致；第二，时间滞后效应，即对外直接投资和能源进口对彼此的影响都需要经过一段时间才能显现出来，而非当期即产生显著影响。
（二）理论假设
尽管描述性统计显示，中国对外直接投资和能源进口的变动趋势表现出高度一致，但并不能据此认为中国对外直接投资的资源寻求动机是由能源进口驱动的。这是由于，中国企业投资外国能源开发领域的解释可以有多种，如：（1）比较优势，即中国能源企业相较国外企业具有更高的技术禀赋，许多研究表明中国对外直接投资的资源寻求动机在中低收入国家表现十分明显（蒋冠宏和蒋殿春，2012；王永钦等，2014；梁文化，2017）；（2）规模经济，能源生产企业属于资本密集型企业，若一国探明的能源储量越丰富，则越有利于企业投入大量资本、采用生产效率更高的机器，从而实现规模经济。前人研究也发现中国企业相当比重的对外直接投资流向了自然资源丰裕的国家（Sutherland，2009；唐绍祥，2012；李磊和郑昭阳，2012；陈岩等，2012）。当然，也有学者支持能源进口促进了对外直接投资的观点，如张如庆（2005）对中国进口与对外直接投资的关系进行研究，认为进口是对外直接投资的格兰杰原因，胡昭玲和宋平（2012）则认为两者之间存在双向格兰杰因果关系。Ramasamy et al.（2012）研究中国企业对外直接投资区位选择时，发现私营企业更多地是以市场为导向而国有企业则表现为突出的自然资源寻求导向。这是由于，国有企业的性质决定其拥有特定的所有权优势，能够获得更多的政策支持，更有效地避免非市场风险冲击（如内战、政权更迭和制裁等），既能够通过跨国公司内部转移定价，降低资源获取成本，又可以通过对外直接投资主动寻求国内劣势资源，降低资源短缺对国内生产的限制，而且可以输出劳务缓解国内就业压力（宋勇超，2013）。在改革开放之初，我国对外投资主体主要是國有企业，现在虽然非国有制企业也广泛参与其中，但是一些国有企业，尤其是一些能源相关的国有企业或贸易集团公司始终在对外投资中扮演着重要角色。例如，2015年末按对外直接投资存量排序的中国非金融类跨国公司前十名均为国有企业或有曾为国企的历史背景，且超过半数企业的主营业务都与能源直接相关③，这些企业实施“走出去”的最主要目标就是为了获取外国资源。
据此，本文提出假设1：能源进口是对外直接投资的驱动因素。
在对外直接投资影响能源进口贸易方面，国内学者基本都支持对外直接投资会显著促进进口贸易的观点。例如，程中海和袁凯彬（2015）对2005-2013年中国能源对外投资与能源进出口贸易数据的分析，发现中国对高收入国家进行能源直接投资会抑制能源进口，而对非高收入国家的投资则会促进进口贸易，王启洋和任荣明（2014）发现中国在主要石油进口来源国的直接投资与石油进口量之间有显著的正相关关系。
据此，本文提出假设2：对外直接投资能够促进能源进口。
二、实证模型与数据处理
（一）实证模型
在前文理论分析的基础上，本部分建立实证模型考察对外直接投资和能源进口之间的关系。鉴于对外直接投资和能源进口之间的互动关系，单方程模型无法避免估计结果的内生性偏差问题，不能准确表示两者之间的相互影响。因此，构建由对外直接投资和能源进口两个方程组成的联立回归模型。
在对外直接投资方程中，被解释变量OFDIt表示第t年的中国对外直接投资额。目前，反映该变量的指标有中国对外直接投资流量和对外直接投资存量两种。由于流量数据对能源进口变化的反应更加敏感，能更好地揭示对外直接投资和能源进口之间的互动关系，实证中采用中国对外投资额的流量数据作为被解释变量的代理指标。REIMt为第t年中国能源进口量，本文用当年能源净进口量表示，该指标根据能源使用量④减去本国产量估算得到，等于国内产量加上进口量和存量变化，减去出口量和供给从事国际运输的船舶和飞机的燃料用量所得的值，均采用石油当量衡量，负值表示该国是净出口国。考虑当期能源进口量信息只有在某一时期期末才会被捕捉到，它对OFDI的影响在下一期才会得到体现，故实证中以滞后一期（t-1期）的能源进口量REIMt-1作为核心解释变量，考察能源进口对OFDI的影响。Xt是一组影响中国对外直接投资的社会经济因素组成的向量组，包括中国的市场规模、对外开放程度和汇率等，这些因素一般会对当期的OFDI产生影响，分别用国内生产总值、进出口贸易占GDP的比重和人民币兑换美元的汇率作为代理变量，以GDPt、OPENt和EXt表示。鉴于许多研究表明对外直接投资具有自相关特征，模型还引入了滞后一期的对外直接投资额作为解释变量。
在能源进口方程中，被解释变量ENIMt表示第t年的中国能源进口量。考虑对外直接投资发挥作用需要一定时间，实证中以t-1期的对外直接投资额OFDIt-1作为核心解释变量。中国的市场规模、对外开放度和汇率等因素也同样会对当期的能源进口产生影响，模型均予以控制。此外，考虑能源进口也可能存在“路径依赖”特征，实证中也引入了滞后一期的能源进口量作为解释变量。
（二）数据处理
1.数据说明 中国对外直接投资流量、贸易开放度和汇率数据来自国家统计局发布的历年《中国统计年鉴》。由于国际贸易多以美元为结算单位，汇率由国家统计局公布的人民币兑换美元比值表示。GDP数据为2010年不变美元价格，它和能源进口量数据来自世界银行WDI数据库。为消除物价因素的影响，对外直接投资数据也取2010年不变美元价格。考虑对外直接投资和能源进口之间变化趋势高度一致始于2000年前后，本文选取2000-2014年作为样本区间。为消除异方差的影响，对中国对外直接投资额、GDP、能源进口量等变量进行了对数化处理。
2.研究方法
由于本文实证分析引入了由对外直接投资和能源进口组成的联立方程组，并且每个方程中均包含内生解释变量，因此OLS回归的估计结果将是有偏的，2SLS对单方程回归能够得到一致结果。但对外直接投资和能源进口方程之间具有明显的相关性，同时3SLS还考虑了结构式方程随机误差项间同期相关问题，比2SLS更加有效，故实证中采用3SLS估计方法。
三、实证检验
（一）全样本检验
表1报告了全样本的3SLS估计结果，为了加以对比，还列示了OLS的回归结果。可以看出，单方程OLS回归相比3SLS的估计结果存在显著差异。虽然单方程回归和3SLS回归结果系数的符号和大小相近，但系数的显著性存在显著差异。鉴于3SLS比单方程OLS回归更有效，下面将对联立方程回归结果进行详细分析。
在对外直接投资模型中，滞后一期对外直接投资的系数为负，且通过了10%水平显著性检验，表明过去的对外直接投资对新增投资有明显的阻碍作用。这可能是由于随对外投资额的增加，资本之间的竞争加剧，降低了资本回报率，表现为资本的边际报酬递减，进而抑制了企业对外直接投资。滞后一期能源进口的系数显著为正，说明能源进口会显著促进对外直接投资，表现为能源进口量每上升1%，对外直接投资增加1.568%。市场规模的系数为负但不显著，可能的解释是：（1）市场规模对OFDI的作用存在方向相反的两种影响：不利影响，市场规模扩大，国内市场对资本的需求也会随之增加，国内投资的回报率上升，从而挤出对外直接投资；有利影响，市场规模扩大，企业收入必然增加，对外直接投资能力增强，并且企业对能源的需求也随之增加，在国内能源供给不足的情况下，扩大对外直接投资以获取更多资源，则会促进对外直接投资。两种相反的影响相互抵消。（2）市场规模对OFDI的影响在不同国别之间存在显著差异，将所有国家作为一个整体进行分析，在一定程度上淡化了市场规模对OFDI的真实影响。贸易开放度的系数为-0.029，且通过了5%水平显著性检验，这可能与近几年国外市场不景气有关。汇率的系数也显著为负，表明人民币贬值不利于对外直接投资，因为国际结算以美元为计量单位，人民币贬值意味着对外直接投资成本上升。近年来人民币兑美元不断升值，对外直接投资额也迅速增加。
在能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数显著为正，说明对外直接投资会显著促进能源进口，表现为对外直接投资每上升1%，能源进口增加0.177%。滞后一期能源进口的系数在1%水平上显著为正，表明能源进口存在“路径依赖”特征。市场规模系数显著为正，是因为市场规模扩大，能源需求随之增长，在国内能源供给有限的情况下，能源进口量必然相应增加，表现为市场规模每扩大1%，能源进口量增长1.178%。汇率对能源进口的影响也显著为正，说明人民币贬值会促进能源进口。对此，可能的解释是：（1）近年来，随着我国政府出台一系列加强环境保护的政策法规，国内能源生产的成本不断增加，能源生产企业国内利润受到挤压，而人民币贬值则会增加其国外生产部分的经济利润，从而导致能源进口增加；（2）人民币贬值会增加能源进口的成本，同时也会增加能源输出国的收入，降低中国同这些国家的贸易摩擦，有利于增强中国同这些国家在能源领域的合作。在外国能源领域投资的中国企业主要是国有企业，这样做符合中国能源安全战略建设。
（二）分组检验
盛思新和曹文炼（2015）发现国有企业尤其是央企的海外投资大部分集中在不发达国家和发展中国家的能源和资源领域，而在发达国家的海外投资主要由民营企业承担。那么，能源进口对对外直接投资的影响在发达国家和发展中国家应存在显著差异。据此，本文将中国海外直接投资目的地划分为发达国家和发展中国家两组，进一步考察能源进口对OFDI的影响。回归结果如表2所示，不难发现发达国家和发展中国家对外直接投资与能源进口回归模型得到的系数估计值和显著性均存在较大差异，总体回归结果将发达国家和发展中国家放在一起回归在一定程度上掩盖了诸因素对OFDI和能源进口的真实影响。
在发达国家组的对外直接投资模型中，滞后一期对外直接投资的系数为负，且其绝对值大于发展中国家组，表明它对新增投资的阻碍作用大于发展中国家，这与发达国家资本规模更庞大，资本的边际报酬下降幅度更大相一致。滞后一期能源进口的系数未通過10%显著水平检验，表明能源进口不是促进中国企业在发达国家投资的驱动因素，该结论与前人观点一致。市场规模的系数显著为正，表明中国的市场规模越大，中国企业越会增加向发达国家的海外直接投资。对此，可能的解释是市场规模越大，产业链越长，越有利于企业生存并实现规模经济，从而吸引外国资本流入，而中国企业与发达国家的企业相比不具有竞争力，通过对外投资可以实现逆向技术溢出，增强国内企业的竞争力（李娟等，2017），抑或者投资于发达国家企业不具有比较优势的部门以谋求生存。在发达国家的能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数依然显著为正，表明即使在发达国家的对外直接投资也会显著地促进能源进口贸易（韩玉军和王丽，2016），英国脱欧后与中国贸易关系的加强就是一个很好的例子（徐则荣和王也，2017）。
在发展中国家组的对外直接投资模型中，滞后一期能源进口的系数为正，且通过了1%显著水平检验，表明能源进口是中国企业投资发展中国家的一个重要考虑因素。在能源进口模型中，滞后一期对外直接投资的系数也显著为正，说明发展中国家的对外直接投资对能源进口具有显著的促进作用。其他各变量的系数与符号均与总体样本回归一致，不再赘述。 四、主要结论与政策启示
本文在理论分析的基础上，以2000-2014年作为样本区间，考察我国对外直接投资和能源进口之间关系。结果表明，总体上我国对外直接投资与能源进口之间确实存在互为因果关系，能源进口每上升一个百分点，对外直接投资增加1.568个百分点，而我国对外直接投资额每上升1%，能源进口则增加0.177%。研究结果验证了本文的理论假设，证明了我国对外直接投资和能源进口之间具有明显的相互促进作用。进一步分组检验发现，这种相互促进作用在发展中国家表现明显，而发达国家仅表现为对外直接投资会促进能源进口，而能源进口却对中国在发达国家的海外直接投资没有显著影响。
上述研究结论带来的政策启示是：（1）我国资源寻求型OFDI已经成为并应该一直成为我国对外直接投资的一个重要趋势，它通过控制资源丰富国家的资源，保障我国经济发展所需资源的有效供给，充分弥补我国国内资源供求缺口。（2）伴随我国经济的快速发展与经济总量的日益擴大，我国对资源能源的进口依赖性会越来越强。为了避免所需资源的国际市场价格发生剧烈波动，或者在进口时被人为干预，从而减少能源进口意外变化给我国经济带来的负面影响，我国政府应该进一步鼓励国有企业在能源富裕国家增加能源开采领域的直接投资。具体来说，我国政府应该帮助企业通过并购、合资、控股或参股海外能源与资源的勘探、开发与生产，以逐步增强对战略能源和资源的生产控制能力和价格决定权。（3）尽管能源短缺是限制经济增长和可持续发展的一个不可忽视的因素，但从长期看显然技术才是决定经济可持续发展与否的关键。因此，中国企业在扩展海外能源市场的同时，还应注重加强向发达国家的投资以获取逆向技术溢出。
注释：
① 数据来源：中国国家统计局历年《中国统计年鉴》。
② 数据来源：世界银行WDI数据库。
③ 按投资存量排序前十名跨国公司名单：中国移动通信集团公司、中国石油天然气集团公司、中国海洋石油总公司、中国石油化工集团公司、华润（集团）有限公司、中国远洋运输（集团）总公司、招商局集团有限公司、中国建筑工程总公司、中国化工集团公司和中国五矿集团公司。
④ 能源使用量是指初级能源在转化为其他最终用途的燃料之前的使用量。
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