對外直接投資的原因精選(九篇)

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第1篇：對外直接投資的原因范文

［關(guān)鍵詞］對外直接投資；對外貿(mào)易；變參數(shù)模型

［中圖分類號］F830.59［文獻標(biāo)識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

對外直接投資與對外貿(mào)易之間的關(guān)系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他認(rèn)為存在貿(mào)易壁壘的情況下，貿(mào)易與投資之間具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的結(jié)論，即東道國存在貿(mào)易保護的情況下，對外直接投資會替代東道國進口貿(mào)易。然而，隨著跨國公司的發(fā)展，此理論越來越不能解釋貿(mào)易與投資共同發(fā)展的現(xiàn)實。于是便產(chǎn)生了以K．Kojima(1973)為代表的投資促進貿(mào)易理論：貿(mào)易與投資相互促進的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了貿(mào)易和投資之間是互補關(guān)系的補償貿(mào)易模型。聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展會議《1996年世界投資報告》從產(chǎn)業(yè)角度總結(jié)了對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系，得出貿(mào)易與投資之間的關(guān)系因部門而異的結(jié)論。

隨著我國對外投資的發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者也越來越多地關(guān)注我國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系問題。劉恩專(1999)提出投資的貿(mào)易效應(yīng)會受到投資動因、行業(yè)與產(chǎn)品特性等影響。劉紅忠(2001)運用鄧寧的對外直接投資發(fā)展階段理論，分析了我國對外直接投資的發(fā)展階段。劉志彪(2002)認(rèn)為利潤決定了一家公司是選擇出口還是對外直接投資。李東陽(2002)分析我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)主要表現(xiàn)為出口引致效應(yīng)、進口轉(zhuǎn)移效應(yīng)、出口替代效應(yīng)和反向進口效應(yīng)。蔡銳和劉泉(2004)運用嶺回歸方法對我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)進行了實證分析，結(jié)果表明我國向發(fā)達國家的投資對進口促進作用比較明顯，而向不發(fā)達國家的投資對出口促進效應(yīng)更顯著。孫艷紅(2005)對我國國際貿(mào)易與雙向FDI進行分析，表明我國國際貿(mào)易對雙向FDI有促進作用，其中對引進外商直接投資促進作用較大，對我國對外直接投資影響較小。張如慶(2005)運用協(xié)整理論和誤差修正模型對我國對外直接投資和進出口之間的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果表明進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系。李建萍(2007)對我國不同行業(yè)部門的貿(mào)易效應(yīng)進行分析，結(jié)果顯示我國對外直接投資不僅對出口貿(mào)易規(guī)模產(chǎn)生影響，而且對貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善也起到一定作用。李文(2008)從總量和行業(yè)角度分析，結(jié)果表明對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)是正的。

綜上所述，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于對外直接投資與對外貿(mào)易的實證分析主要是利用回歸分析、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、向量誤差修正模型、VAR模型等固定參數(shù)模型來研究，這些都是靜態(tài)分析方法，不能揭示出對外直接投資與對外貿(mào)易之間的動態(tài)演變過程和特征。而20世紀(jì)80年代以來，我國的對外直接投資經(jīng)歷了很大的變化，其與進出口之間的關(guān)系也在不斷改變， 因此，本文采用動態(tài)系統(tǒng)的狀態(tài)空間模型來建立我國對外直接投資與對外貿(mào)易的變參數(shù)模型，試圖從另一個角度反映我國對外直接投資的情況，從而更加深入地分析對外直接投資與對外貿(mào)易之間的關(guān)系。

二、 變量選取與數(shù)據(jù)說明

關(guān)于我國的對外直接投資流量，由于無法從國內(nèi)統(tǒng)計資料中直接獲取各期完整的數(shù)據(jù)；同時由于商務(wù)部(包括原外經(jīng)貿(mào)部)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)只反映了經(jīng)主管部門批準(zhǔn)或備案過的企業(yè)的對外直接投資額，而未反映未經(jīng)官方批準(zhǔn)的投資，因此，1980—2008年的我國對外直接投資流量選用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議FDI數(shù)據(jù)庫公布的數(shù)據(jù)(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

對外貿(mào)易指標(biāo)一般使用貿(mào)易開放度來進行衡量，最早的貿(mào)易開放度是使用對外貿(mào)易依存度表示的，即用進出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示。雖然這種度量方法有一定的局限性，但是簡單直觀，在實證分析中一直為研究者廣泛采用。因此，本文選用對外貿(mào)易依存度作為對外貿(mào)易的度量指標(biāo)，梁莉(2005)做了相同的處理。1980—2008年的進出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值來自《中國統(tǒng)計年鑒》各期提供的數(shù)據(jù)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

對外直接投資、進出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值分別用ODI、IMEX、GDP表示。對外貿(mào)易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于對時間序列數(shù)據(jù)進行取自然對數(shù)的變換不會改變數(shù)據(jù)特征，但是卻可以使數(shù)據(jù)趨勢線性化并在一定程度上消除異方差性問題，因此在進行實證分析時使用變量的自然對數(shù)值，分別用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王叢芳：我國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系——基于變參數(shù)模型的分析

三、 模型構(gòu)建與實證分析

狀態(tài)空間模型被用來估計不可觀測的時間變量，是動態(tài)模型的一般形式，由量測方程和狀態(tài)方程構(gòu)成。在變量之間建立狀態(tài)空間模型時，要求變量之間具有協(xié)整關(guān)系，否則所建立的模型將是偽回歸。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么變量必須是同階單整的。因此，首先要對變量進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。

(一)平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

采用最常用的ADF檢驗法對LNODI和LNOPEN進行平穩(wěn)性檢驗，最優(yōu)滯后步長根據(jù)Schwarz準(zhǔn)則確定，檢驗結(jié)果如表1所示。可見，變量LNODI和LNOPEN都是非平穩(wěn)的時間序列，但是其一階差分在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此，可以認(rèn)為這兩個變量都是一階單整序列。

由于協(xié)整關(guān)系只能說明變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是不能確定具體的因果關(guān)系，因此需要進一步檢驗變量之間的因果關(guān)系。下面采用非平穩(wěn)序列的格蘭杰因果關(guān)系檢驗法檢驗LNODI和LNOPEN之間的因果關(guān)系，以確定狀態(tài)空間模型中變量之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表3所示。

可見，我國對外貿(mào)易是對外直接投資的格蘭杰原因；但是對外直接投資不是對外貿(mào)易的格蘭杰原因。這說明盡管我國的對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系密切，但它們之間也只存在單向因果關(guān)系。

(三)變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示與估計結(jié)果

1.變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

通過上述分析可知，對外直接投資和對外貿(mào)易之間存在協(xié)整關(guān)系，而且對外貿(mào)易是對外直接投資的原因，對外直接投資不是對外貿(mào)易的原因。因此，構(gòu)造我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間的變參數(shù)的狀態(tài)空間模型如下：

量測方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

狀態(tài)方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可觀測變量，變參數(shù)αt隨著時間而發(fā)生改變，反映了解釋變量對被解釋變量影響關(guān)系的改變，稱為狀態(tài)向量，是不可觀測變量，需要利用LNODIt和LNOPENt來進行估計。方程(2)是狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換方程，它描述了狀態(tài)變量的生成過程，在(2)中假設(shè)變參數(shù)αt服從一階自回歸AR(1)模型。ut和vt分別是量測方程和狀態(tài)方程的擾動項。

2.變參數(shù)模型的估計結(jié)果

使用Eviews5.0進行數(shù)據(jù)處理與估計，利用卡爾曼濾波算法得到變參數(shù)模型(1)和(2)的估計結(jié)果如下：

量測方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

第2篇：對外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關(guān)系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。

參考文獻：

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齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟研究(6).

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王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟研究參考(49).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］.世界經(jīng)濟研究(3).

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第3篇：對外直接投資的原因范文

［關(guān)鍵詞］對外直接投資；人民幣匯率；升值

［中圖分類號］F830.591 ［文獻標(biāo)識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）1-0067-02

1 文獻回顧

一般認(rèn)為匯率對FDI的影響涉及兩個層面:一是匯率水平的變動(貨幣的貶值或升值),二是匯率波動的劇烈程度(匯率的穩(wěn)定性)。匯率變動的這兩個層面對于對外直接投資的流出都會產(chǎn)生不同的影響。從20世紀(jì)70年代起,國外學(xué)者就開始研究這兩個層面的匯率變化對直接投資的影響。

有關(guān)第一個問題,Cushman（1985) 考慮了一個兩期的動態(tài)模型。模型不僅考慮了匯率的水平而且考慮了預(yù)期匯率波動的影響。通過分析生產(chǎn)地和銷售地不同的四個對外直接投資模型,Cushman推斷預(yù)期母國貨幣升值將會降低投資者在東道國的生產(chǎn)成本,當(dāng)因匯率升值導(dǎo)致的本國生產(chǎn)成本與在投資對象國本地生產(chǎn)成本的差額,大于在出口對象國直接投資的沉淀成本時,就可能發(fā)生對外直接投資。Cushman的理論被稱為“相對生產(chǎn)成本效應(yīng)”理論。邢予青(2003)以日本對中國的直接投資為背景分析了匯率和日本對外直接投資之間的關(guān)系。通過使用從1981―2000年日本在中國9個制造業(yè)部門對外直接投資的數(shù)據(jù),建立模型進行回歸分析,研究結(jié)果表明,日元對人民幣的雙邊真實匯率和日本對中國直接投資之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

對于匯率波動幅度對直接投資的影響,一般認(rèn)為:匯率波動越劇烈,對外直接投資所面臨的風(fēng)險就越大。因此匯率波動幅度過大對風(fēng)險回避型投資主體是不利的。早期的Wilhborg（1978)認(rèn)為匯率的波動程度等價于投資者所面臨的匯率風(fēng)險,匯率頻繁或劇烈地波動對于風(fēng)險厭惡的對外直接投資者往往具有負(fù)面效應(yīng)。Campa(1993)等學(xué)者采用期權(quán)定價模型得出匯率的頻繁波動帶來了很高的不確定性,匯率變動得越劇烈,就越需要更高水平的匯率來誘使企業(yè)執(zhí)行FDI決策。匯率的頻繁波動使得投資者進行投資決策時更多地考慮投資的不可逆性。換句話說,大的匯率波動將增加外國直接投資的風(fēng)險,而風(fēng)險增大時投資者將要求更高的投資溢價以抵消可能出現(xiàn)的損失,于是放棄部分項目。

2 實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

首先對所選變量數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用的是ADF單位根檢驗的方法,分別就每個變量的時間序列的水平和一階差分形式進行檢驗,檢驗的結(jié)果見表1。

在ADF單位根檢驗的過程中,分別對我國的對外直接投資流量ODI和人民幣對美元的匯率變量EXR進行水平和一階差分的檢驗,臨界值取的是5％的顯著性水平,從檢驗的結(jié)果中可以看出兩個變量在水平序列上是非平穩(wěn)的,而在一階差分上都是平穩(wěn)的,即兩個變量都是I(1)。

2.2 協(xié)整檢驗

由于時間序列EXR和ODI都是一階單整,因此有可能存在著協(xié)整關(guān)系。本文采用了Johansen極大似然法對時間序列EXR和ODI進行協(xié)整檢驗。在進行協(xié)整檢驗之前,必須確定VaR模型滯后的階數(shù)。如果滯后階數(shù)太小,則誤差項的自相關(guān)會很嚴(yán)重,但滯后階數(shù)也不宜過大,滯后階數(shù)過大會導(dǎo)致自由度的減小,直接影響模型參數(shù)估計量的有效性。按照最小AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后期為2,協(xié)整檢驗的結(jié)果見表2。

由表2可以看出,當(dāng)r=0時,似然率統(tǒng)計量的值是20.05,大于顯著性水平為5％的臨界值15.41,表明應(yīng)拒絕零假設(shè),接受r=1的被擇假設(shè)。而在假設(shè)r=1時,似然率的統(tǒng)計量是3.03,小于顯著性水平是5％的臨界值3.76,因而接受r=1的假設(shè)。也就是匯率時間序列和對外直接投資流量時間序列之間存在著一個協(xié)整關(guān)系,估計得出的協(xié)整關(guān)系對應(yīng)的方程是：

方程下面括號內(nèi)的數(shù)是對應(yīng)的t統(tǒng)計量。由此可以看出,長期來看,對外直接投資流量和人民幣的匯率之間存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系,因為本文的人民幣的匯率采用的人民幣對美元的直接表示方法,因此EXR和ODI的負(fù)相關(guān)表達的是當(dāng)人民幣升值時,我國的對外直接投資也會相應(yīng)增加。我國的對外直接投資每變動一個百分點,人民幣對美元匯率水平就會相應(yīng)變動34.06個百分點。

2.3 Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果表明兩個變量之間存在著長期的均衡關(guān)系,但這關(guān)系是否具有因果性還需進一步的驗證。

從表3的Granger因果檢驗的結(jié)果中我們可以看出,兩個P值分別是0.0048和0.00098,說明變量lnODI對lnEXR在1％顯著性水平上都是具有明顯先導(dǎo)作用,即我國的對外直接投資是引起我國匯率變化的Granger原因；同理lnEXR對于lnODI的先導(dǎo)作用更加明顯,也說明人民幣的匯率水平同樣是我國對外直接投資發(fā)生變化的Granger原因。

3 結(jié)論與政策建議

第一,兩個變量之間協(xié)整關(guān)系表明,我國的對外直接投資ODI和人民幣的匯率EXR本身都是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù),但從長期來看它們之間存在著穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)的關(guān)系(這里人民幣的匯率的表示方法是直接表示法),人民幣匯率每變動34.0586個百分點,則我國的對外直接投資會變動1個百分點。這一結(jié)論與對日本的對外直接投資和日元升值之間的關(guān)系進行分析時得出的結(jié)論是一致的。在我國工業(yè)化的進程中,人民幣的逐漸升值是一個必然要經(jīng)歷的過程,如何抓住這一機遇。加快“走出去”的步伐,是企業(yè)在進行對外直接投資時要考慮的重要問題。

第二,Granger因果檢驗的結(jié)果表明,我國的對外直接投資ODI是人民幣的匯率的Ganger原因,同時人民幣的匯率也是我國對外直接投資ODI的Granger原因。且人民幣對美元的匯率對于我國對外直接投資的先導(dǎo)作用更加明顯。從長期來看,人民幣一定幅度的升值又是一種必然,這樣就會促進我國企業(yè)的對外直接投資,因此作為對外直接投資主體的企業(yè)也應(yīng)該抓住這種機遇,實現(xiàn)企業(yè)自身的跨越式的發(fā)展。同時我國的對外直接投資對于人民幣的匯率也具有先導(dǎo)作用?，F(xiàn)階段,我國的貿(mào)易順差不斷增大,外匯儲備也不斷增加,這就在客觀上產(chǎn)生了人民幣升值的壓力。而對外直接投資的增加能夠緩解我國來自這方面的壓力,從而有利于保持我國人民幣匯率的穩(wěn)定。

參考文獻:

［1］邢予青.匯率與日本對華直接投資［J］.世界經(jīng)濟文匯，2003(8)：12-20.

［2］王鳳麗.人民幣匯率對我國對外直接投資的影響［J］.經(jīng)濟問題，2008（3）：5-12.

［3］夏坤，陳巍巍.對外直接投資和匯率關(guān)系的理論分析［J］.時代經(jīng)貿(mào)，2008（7）：3-18.

［4］Wilhborg Clas.Currency Risks in International Financial Markets［J］.Princeton Studies in International Finance,Princeton University，1978：67-121.

第4篇：對外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對外直接投資；進出口貿(mào)易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗

基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。

作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國公司研究中心、南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，主要從事國際經(jīng)濟學(xué)研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。

中圖分類號：F720 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿(mào)易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規(guī)模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發(fā)展擴大的對外直接投資對進出口貿(mào)易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關(guān)系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實借鑒意義。

Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(mào)易間的關(guān)系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論提出了國際直接投資與貿(mào)易的互補關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，從理論上分析國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系不存在確定的結(jié)論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結(jié)果。

與理論研究相類似，有關(guān)對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國外有關(guān)對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系的實證文獻大多以發(fā)達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結(jié)論看，主要有3類：一類支持替代關(guān)系，一類支持互補關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定，但以驗證互補效應(yīng)的居多。在國內(nèi)的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發(fā)達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關(guān)系則不顯著；中國對非發(fā)達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認(rèn)為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關(guān)系，雖然后者認(rèn)為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對短期的效應(yīng)持不同觀點。

綜上所述，有關(guān)我國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內(nèi)學(xué)者大多使用時間序列或截面數(shù)據(jù)，利用傳統(tǒng)的引力模型以及協(xié)整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區(qū)）直接投資和進出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿(mào)易的關(guān)系。

二、對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制

（一）對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產(chǎn)建設(shè)時，一般需要從母公司購買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國外子公司經(jīng)營過程中，可能在較長時期內(nèi)從母國進口零部件和中間產(chǎn)品，從而對出口形成持續(xù)性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務(wù)為目的的市場導(dǎo)向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機構(gòu)，構(gòu)筑國際市場營銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對外直接投資帶動了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應(yīng)

對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場相對飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外而進行的市場導(dǎo)向型對外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運輸成本進行效率導(dǎo)向型對外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國外后，在東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國家，從而替代母國同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國企業(yè)利用技術(shù)擴散與模仿大量生產(chǎn)該產(chǎn)品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構(gòu)在東道國的當(dāng)?shù)夭少徱矔娲竾虚g產(chǎn)品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應(yīng)

（二）對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿(mào)易規(guī)模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導(dǎo)向型對外直接投資以開發(fā)國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產(chǎn)品的進口；效率導(dǎo)向型對外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國家后，有可能將東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國以滿足國內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資在國外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識密集型產(chǎn)品后，可能通過公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過直接投資在國外購買原材料進行生產(chǎn)比進口生產(chǎn)所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業(yè)通過技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過高技術(shù)產(chǎn)品進口來獲取技術(shù)，就有可能減少母國部分高技術(shù)產(chǎn)品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應(yīng)

（三）中國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿(mào)服務(wù)，勞務(wù)工程承包也是當(dāng)時的主營項目。20世紀(jì)90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營方式開始出現(xiàn)。目前，中國對外直接投資“市場導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業(yè)多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經(jīng)濟所有行業(yè)類別，其中存量在100億美元以上的行業(yè)包括商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、交通運輸業(yè)和制造業(yè)，這6個行業(yè)占據(jù)我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿(mào)易提供便利的服務(wù)類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)的投資超過50%，可以預(yù)計，我國對外直接投資對貿(mào)易特別是出口貿(mào)易應(yīng)有較強的促進作用。此外，采礦業(yè)在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業(yè)的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產(chǎn)生雙向的拉動作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國對外直接投資的動機與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產(chǎn)生正向和反向的貿(mào)易效應(yīng)。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿(mào)易規(guī)模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿(mào)易影響的實證分析

（一）實證方法與模型設(shè)定

筆者應(yīng)用Hurlin等（2001）提出的固定系數(shù)面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，這一方法是基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸（VAR）過程實現(xiàn)的。

為檢驗對外直接投資與出口的關(guān)系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對數(shù)形式。

其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質(zhì)性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數(shù)γ(k)和回歸系數(shù)β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態(tài)面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計結(jié)果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。

其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

（二）樣本數(shù)據(jù)及來源

筆者根據(jù)世界各國的經(jīng)濟地理特點，按照《中國統(tǒng)計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區(qū)的105個樣本國家（地區(qū)）進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區(qū)）的對外直接投資和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證分析。我國對各個國家（地區(qū)）的進出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結(jié)果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

檢驗方法lnofdi統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計量P值結(jié)論LLC -18.36120.0000平穩(wěn)-4.169340.0000平穩(wěn)-9.639560.0000平穩(wěn)IPS-13.7620.0000平穩(wěn)-14.17930.0000平穩(wěn)-7.212420.0000平穩(wěn)Fisher-ADF515.5720.0000平穩(wěn)456.4800.0000平穩(wěn)385.103 0.0000平穩(wěn)Fisher-PP596.9120.0000平穩(wěn)521.7710.0000平穩(wěn)441.8890.0000平穩(wěn)

和出口、進口變量都是穩(wěn)定的，因此，無需對變量之間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關(guān)系進行格蘭杰因果檢驗。

（四）面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果

1．對外直接投資與出口的關(guān)系

筆者根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程（1）、（2）進行動態(tài)面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結(jié)果如表2所示。

由表2中對方程（1）的估計結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數(shù)都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關(guān)系進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系；備擇假設(shè)H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系。表2中對方程（1）的估計結(jié)果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數(shù)在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即lnofdi滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計水平下都是顯著的，所以原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

2.對外直接投資與進口的關(guān)系

分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結(jié)果如表3所示。

由表3中對方程（3）的估計結(jié)果看出，lnofdiit-1的系數(shù)為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數(shù)為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程（4）的估計結(jié)果看出，lnimp一階滯后項的系數(shù)為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數(shù)為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關(guān)系。

（五）實證結(jié)果分析

由上文對外直接投資與出口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用?？傮w看來，我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿(mào)易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導(dǎo)向型投資促進了資源性產(chǎn)品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿(mào)易總體上也呈現(xiàn)互補關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結(jié)果與我國當(dāng)前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現(xiàn)實密切相關(guān)。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對較小，對貿(mào)易（特別是出口）產(chǎn)生的創(chuàng)造效應(yīng)還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發(fā)展，并發(fā)揮其與貿(mào)易的良性互動關(guān)系，是我國需要解決的重要問題。

我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對外直接投資，有效利用國際、國內(nèi)2個市場、2種資源，充分發(fā)揮對外直接投資對貿(mào)易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產(chǎn)可以帶動設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展所需的資源，獲取一些高新技術(shù)與先進的管理經(jīng)驗等，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規(guī)模的同時，我國還應(yīng)調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產(chǎn)品附加值較高和后向關(guān)聯(lián)度強的行業(yè)，如機械制造業(yè)，由于其技術(shù)是與原材料、零部件等高度結(jié)合的，因此這類行業(yè)的對外直接投資具有明顯的出口創(chuàng)造效應(yīng)。另外，可以增加技術(shù)導(dǎo)向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術(shù)制造深加工產(chǎn)品并出口，以提高產(chǎn)品的附加值，擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿(mào)易之間的替代或互補關(guān)系。

② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。

③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國從東道國的進口貿(mào)易。

④ 商務(wù)部，國家統(tǒng)計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗思想的基礎(chǔ)上，于2001年率先提出了固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數(shù)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結(jié)果。

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(編校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

第5篇：對外直接投資的原因范文

一、匯率變動對國際直接投資流的影響

1.貨幣的貶值或低估有利于吸引外國直接投資而不利于對外直接投資

一個國家貨幣的貶值或低估降低了以外幣計算的該國資產(chǎn)的價格、市場上原材料的價格以及名義工資，從而降低了外國投資者在該國的經(jīng)營成本。來自強貨幣或幣值被高估的國家的投資者能夠以較少的資本在這個國家建廠、辦公司或并購企業(yè)，以較少的投資做較大的生意。許多跨國公司把一部分生產(chǎn)放在弱貨幣或幣值被低估的發(fā)展中國家進行，以此降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，然后將產(chǎn)品出口，在強貨幣或幣值被高估的國家市場上以較高的價格銷售，從而獲取高額利潤。所以一個國家的貨幣貶值或低估往往有助于該國吸引更多的外來直接投資。

八十和九十年代，一些發(fā)展中國家吸引了大量國際直接投資，其中原因之一就是由于匯率的變動。某些亞洲及拉美發(fā)展中國家的貨幣在這一時期不斷貶值，這使在這些國家的外國直接投資變得很有吸引力。1997年金融危機首先在泰國爆發(fā)，泰銖大幅貶值，在巨額短期外國資本逃離泰國的同時，流入該國的外國直接投資卻反而猛增。泰國貨幣的大幅貶值使外國投資者并購泰國的企業(yè)變得十分容易，因為對他們來說泰國的資產(chǎn)比危機前要便宜得多。

從表1所示，我們可以發(fā)現(xiàn)在1997和1998兩年中泰銖大幅貶值，1996年一美元只能兌換25泰銖，亞洲金融風(fēng)暴發(fā)生的這一年，一美元能兌換31泰銖，1998年一美元已能兌換41泰銖。我們也發(fā)現(xiàn)在泰銖大幅貶值的同時，泰國的外國直接投資流入量也直線上升，1996年為23億美元，1997年為39億美元，1998年達到73億美元。由此可見，泰銖貶值是引起外國直接投資大量增加的一個重要原因。

然而貨幣的大幅貶值或低估不利于對外直接投資，因為別國的資產(chǎn)、原材料和人工會變得很貴。發(fā)展中國家的貨幣本來就弱，貨幣的國際購買力較低，因此，對外直接投資十分困難，若貨幣再大幅貶值就會給對外直接投資雪上加霜。這就是發(fā)展中國家對外直接投資非常少的主要原因之一。

2.貨幣的升值有利于對外直接投資而不利于吸引外來直接投資

貨幣的大幅升值有利于對外直接投資，但不利于吸引外來直接投資，這一論點可從日本的情況中得到證實。從七十年代初開始一直到1995年，日元對美元不斷升值。1970年一美元可兌換360日元，但是到了1995年在外匯市場上一美元卻只能兌換94日元。日元的升值極大地提高了日元的國際購買力，使日本投資者在國外能較容易地進行企業(yè)并購、開公司和建廠。在歷史上的一段時期，由于日元價值低估，日本的經(jīng)濟曾長期從產(chǎn)品出口中獲利。自從日元大幅升值后，日元的高估削弱了日本國內(nèi)出口產(chǎn)品的競爭力，日本企業(yè)就開始大舉對外直接投資，將其一部份產(chǎn)品的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到人工成本較低的國家，特別是一些貨幣處于弱勢的亞洲發(fā)展中國家，從而使其能繼續(xù)保持出口產(chǎn)品在國際市場上的競爭力。

計量數(shù)學(xué)模型的測試結(jié)果顯示，在1977年到1997年時期日元兌美元匯率的變動與日本在國外直接投資的變化呈正相關(guān)（ρ＝0，61），在1977年到1988年這段時期兩個變量的相關(guān)度非常高（ρ＝0，95）。由此可見日元升值是一個可用來解釋日本對外直接投資增加的因素。

日元的大幅升值促進了日本的對外直接投資卻阻礙了外國在日的直接投資。由于日元的不斷升值，對于外國投資者來說在日的直接投資卻越來越缺乏吸引力，因為日本境內(nèi)的資產(chǎn)、原材料和人工變得越來越昂貴，令外國投資者望而卻步。因此在工業(yè)發(fā)達國家中，日本是吸納外國直接投資最少的國家。筆者根據(jù)國際貨幣基金組織的《國際金融統(tǒng)計》公布的數(shù)據(jù)進行了計算，在1980年至1997年期間，日本對外直接投資為3478億美元，外國在日本的直接投資只有121億美元，兩者之比為28.74：1.然而在這同一時期，美國對外直接投資7096億美元，外來直接投資達到7633億美元，兩者之比為0.93：1.英國此比為1.52：1，法國為1.43：1.計算的結(jié)果顯示，與其他工業(yè)發(fā)達國家的情況不同，在此期間流人日本的外國直接投資極少。

一個國家貨幣的大幅升值會減少在該國的外國直接投資，這不僅體現(xiàn)在日本的情況之中，而且也適合其他國家。根據(jù)塔卡拓喜·依托（Takatoshiho）和比德·易薩德（Pe-terIsard）1997年的研究結(jié)果，在APEC地區(qū)實際匯率升值10％將造成相當(dāng)于o，25％的GDP的外國直接投資的減少。也就是說，如果某個APEC地區(qū)的國家的GDP為10000億美元，該國的貨幣升值10％會減少25億美元的外國直接投資的流入。

二、人民幣匯率的變動對外來直接投資輸入的影響

1.人民幣的大幅貶值促使外來直接投資的大量增加

從八十年代初開始，進入我國的國際直接投資呈上升趨勢，特別是1992、1993和1994這三年外來直接投資的流人更是增加迅速。此情況的出現(xiàn)首先應(yīng)歸于我國的改革開放政策，也離不開我國改善投資環(huán)境的有效努力，此外，還有一個重要原因即是人民幣的大幅貶值。

根據(jù)我國國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，筆者用計量經(jīng)濟數(shù)學(xué)模型就人民幣對美元匯率的變動與國際直接投資流人中國的增加這兩個變量進行了相關(guān)性分析，測試的結(jié)果顯示這兩個變量呈正相關(guān)，從1983年到1994年期間這兩個變量的相關(guān)度很高。以下為計算結(jié)果：

1983年至2000年：ρ＝0.65

1983年至1994年：ρ＝0.86

注：ρ為相關(guān)度

從測試的結(jié)果我們可以得出如下結(jié)論：人民幣匯率的變動是一個可對外國直接投資大量進入中國進行解釋的因素。

從八十年代初到1994年人民幣對美元的匯率持續(xù)走低，1981年1美元兌1.7050元，1993年官方匯價為1美元兌5.7620元。1994年1月1日起我國實行官方牌價與調(diào)劑價并軌，匯率變?yōu)?美元兌8.7元。人民幣的大幅貶值對國際直接投資大量涌入我國起到了很大的作用，1994年我國實際使用外來直接投資達到338億美元。從1995年開始，人民幣對美元的匯率小幅上調(diào)，1994年人民幣大幅貶值的影響逐漸減弱，外來直接投資的增幅也開始下降。

90年代西方工業(yè)發(fā)達國家對中國的直接投資量的變動起伏或多或少都受到人民幣匯率變動的影響，其中以日本的情況最為明顯。人民幣對日元匯率的變動與日本在華直接投資的變動之間的相關(guān)性分析的結(jié)果顯示，在1989年至1999年時期日元對人民幣匯率的變動與日本在中國的直接投資量的變化呈正相關(guān)（ρ＝0.80），在1989年至1995年時期該兩個變量的相關(guān)度非常高（ρ＝0.97）。

首先，我們注意到從1989年到1995年期間日元對人民幣大幅升值。1989年一百日元只能兌換2.736元，然而到了1995年一百日元可以兌換8.9225元。在此期間伴隨日元對人民幣的升值，我們發(fā)現(xiàn)日本在中國的直接投資同樣在快速地增長。1989年日本在中國的直接投資只有3億5千6百萬美元，但到了1995年卻達到31億1千萬美元，六年中增加了7倍多，由此可見日元對人民幣的升值對日本在中國的直接投資的影響是明顯的。

2.人民幣的升值影響了外國直接投資的流入

從近幾年歐元區(qū)對華直接投資的變動可以說明人民幣的升值會造成外國直接投資流人的減少。1991年1月1日歐元正式問世以后歐元對美元的匯價不斷下跌，從1歐元兌1.18美元跌至1歐元兌0.84美元，歐元的大幅貶值使國際直接投資的兩個輸出大國德國和法國的對外直接投資額急劇下降。由于人民幣與美元掛鉤，美元對歐元的大幅升值也帶動了人民幣對歐元的大幅升值。2000年、2001年和2002年歐元區(qū)的德國和法國的對華直接投資都比1999年有較大幅度的減少，可是在這三年中，美國、日本和韓國的對華直接投資都比1999年有較多的增加，出現(xiàn)這一情況的主要原因之一即是人民幣對歐元的大幅升值。

3.人民幣匯率的相對穩(wěn)定有利于吸引外來直接投資

由于我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，我國企業(yè)在國際市場上的競爭力不斷提升，貨物出口能力不斷提高，外匯儲備不斷增加，近年來人民幣開始面臨升值壓力。這說明我國的改革開放取得了巨大的成果，人民幣的國際地位在提升，我國的國力在不斷的增強。然而根據(jù)我們的上述分析，若人民幣對外幣的匯率大幅上升必然會造成流入我國的國際直接投資的大量減少，而且以出口為主要目的已在中國境內(nèi)的一些外資企業(yè)也會變得舉步艱難，它們會將一部分產(chǎn)品的生產(chǎn)和業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)移到其他國家去。

第6篇：對外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對外直接投資；海外并購；風(fēng)險

改革開放初期，我國基本上以引進外資為主。經(jīng)過多年發(fā)展，我國已經(jīng)成為對外投資大國。商務(wù)部近期數(shù)據(jù)顯示，2013年我國境內(nèi)投資者共對全球156個國家和地區(qū)的5090家境外企業(yè)進行了直接投資，累計實現(xiàn)非金融類直接投資901.7億美元，同比增長16.8%，這也是我國在2012年首次成為世界三大對外投資國之一后的歷史新高。從2002至2013年，內(nèi)地對外FDI（外商直接投資）年均增速高達41.6%。

2014年伊始，我國對外直接投資依然延續(xù)了這種走勢。商務(wù)部的數(shù)據(jù)顯示，2014年1月份，我國境內(nèi)投資者共對全球128個國家和地區(qū)的865家境外企業(yè)進行了直接投資，累計實現(xiàn)非金融類對外直接投資72.3億美元（441.3億元人民幣），同比增長47.2%。不過，目前我國對外投資存量基數(shù)仍然較小，僅占全球的2.3%，相當(dāng)于美國對外投資存量的10.25%，還有很大發(fā)展空間。

根據(jù)英國經(jīng)濟學(xué)家約翰·哈里·鄧寧的投資發(fā)展周期理論，一國的直接投資流量與該國的經(jīng)濟發(fā)展水平有密切關(guān)系。當(dāng)人均GDP超過5000美元時對外直接投資將達到相當(dāng)大規(guī)模。到2020年預(yù)計中國人均GDP將達到5000至6000美元。加入按照年增長30%的速度測算，到2015年我國對外直接投資將達到3000億美元，將排在全球?qū)ν庵苯油顿Y第一位。不過，近年來隨著中國企業(yè)越來越多的走出去，也帶來了很多經(jīng)驗和教訓(xùn)。

一、 對外投資快速增長的原因

1.化解產(chǎn)能過剩，加快產(chǎn)業(yè)升級

在全球金融危機之后，我國宏觀經(jīng)濟增速有所放緩。改變經(jīng)濟發(fā)展方式，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級成為我國企業(yè)面臨的日益緊迫的問題。在全球經(jīng)濟一體化的形勢下，通過海外并購整合優(yōu)勢資源，將快速提升中國企業(yè)的創(chuàng)新能力和國際競爭力，也能分?jǐn)傃邪l(fā)成本及風(fēng)險。

海外直接投資還能幫助化解產(chǎn)能過剩問題。近年來我國出現(xiàn)的鋼鐵、水泥等行業(yè)產(chǎn)能過剩已難以回避，而一些新興市場以及發(fā)達地區(qū)，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的需求量較大，通過海外并購可以幫助我國企業(yè)輸出項目及設(shè)備，有效化解產(chǎn)能過剩問題。

2.緩解資源匱乏問題

中國是一個資源進口國，國內(nèi)資源相對貧乏，這就需要我國企業(yè)主動走出去尋找資源。另一方面，有些資源產(chǎn)地因當(dāng)?shù)厣a(chǎn)力等限制，資源所有國無法開采。中國企業(yè)還可以就地開采后初加工，然后把初級產(chǎn)品運回國內(nèi)或者直接出口到其他國家。這類對外直接投資更加熱衷于對拉美、非洲等地進行資源類企業(yè)的并購。數(shù)據(jù)同樣顯示，我國對外投資里能源與金屬行業(yè)占據(jù)的份額最高，從2005年到2013年上半年對外投資額達3011億美元，占同期對外投資總額的70%。

3.企業(yè)為擴大市場份額，而采取在國外建廠或并購模式

這種模式投資追求的是其產(chǎn)品在國外相關(guān)市場份額的擴大。把生產(chǎn)廠轉(zhuǎn)移到市場所在地，特別是在發(fā)達國家，建立自己產(chǎn)品的設(shè)計、生產(chǎn)和營銷三位一體化網(wǎng)絡(luò)，能簡化最終產(chǎn)品的進出口過程，并能規(guī)避稅賦及降低運輸成本。另外，近年來隨著中國企業(yè)的生產(chǎn)成本逐漸提升，一些企業(yè)也展開了對越南、柬埔寨等欠發(fā)達地區(qū)的投資，以達到降低成本的目的。

二、 中國企業(yè)對外投資面對的風(fēng)險

雖然中國企業(yè)在對外投資中取得了一些成績，但因經(jīng)驗缺乏、資金融通困難、人才匱乏、信息不對稱等原因，在海外并購的探索中也遭遇到了不少困難，并面臨諸多風(fēng)險。

1.政治風(fēng)險

政治風(fēng)險產(chǎn)生的根源十分復(fù)雜，包括民族主義、社會不穩(wěn)定、武裝沖突等。隨著我國經(jīng)濟實力的強大，與眾多國家的經(jīng)濟糾紛也逐漸增多，海外投資企業(yè)遇到的政治風(fēng)險也隨之增多。近幾年，中國企業(yè)多次對海外投資都因政治原因而擱淺。數(shù)據(jù)顯示，在2008年至2010年美國外國投資委員會評估的313樁交易中，絕大部分均因危害國家安全的名義而宣告失敗。中海油、鞍鋼、華為等大企業(yè)在美國的投資并購計劃均出現(xiàn)挫折。

2.文化差異風(fēng)險

典型例子就是上海汽車收購韓國雙龍汽車。因韓國人的排斥心理，使得企業(yè)無法運營下去。2008年，雙龍汽車最終破產(chǎn)，上海汽車用40億美元僅僅買來一個教訓(xùn)。造成這個后果主要是上海汽車投資前所作功課不夠，對韓國的國情不了解。

3. 匯率風(fēng)險

1973年布雷頓森林固定匯率體系崩潰，特別是1976年牙買加協(xié)議正式承認(rèn)浮動匯率制和合法性以來，控制在一定波動范圍的固定匯率制隨之解體。目前，世界各國普遍實行浮動匯率制，美元、日元、歐元、英鎊、人民幣等主要貨幣之間的比價時刻都處在起伏變動之中，致使國際間債權(quán)債務(wù)的決算由于匯率的變動而難以掌握，從而產(chǎn)生了匯率風(fēng)險。

4.法律風(fēng)險

由于世界各國的政治制度、經(jīng)濟體制、歷史地理、教育文化水平等不同，采取的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)和技術(shù)政策也有所不同，各個國家在對待外資的立法上就會存在著一些差異。而目前關(guān)于國際多邊投資及與投資相關(guān)經(jīng)濟活動還沒有統(tǒng)一的國際法規(guī)。因此，跨國企業(yè)必須面臨多重的法律環(huán)境體制差異所帶來的風(fēng)險。法律風(fēng)險主要表現(xiàn)在如下三個方面：法律不健全、執(zhí)法不嚴(yán)、歧視外商以及我國法律和所在國的法律沖突。

三、 如何降低對外投資的風(fēng)險

1. 中國政府應(yīng)該在外交和政治層面給我國企業(yè)強有力的支持。國家這個強大后盾，是企業(yè)在海外投資獲得成功的必要保證。在建立政府保障企業(yè)投資安全的體系中，中國政府應(yīng)不斷健全立法保障內(nèi)容，并且對較大項目提供資金上的支持。

2. 中國政府應(yīng)該建立有效的監(jiān)控、預(yù)警政治風(fēng)險等相關(guān)機制。在投資所在地發(fā)生政治風(fēng)險之前，通知我國企業(yè)，讓它們能采取果斷措施規(guī)避風(fēng)險。另一方面，企業(yè)自身也要對政治風(fēng)險不斷監(jiān)控。只有這樣，才能建立一個完善的保障體系。

3. 對外投資之前，企業(yè)要做足功課，針對風(fēng)險制定出切實可行的各種預(yù)案。此外，企業(yè)還要充分認(rèn)識到保險的重要性。對各類難以掌控的風(fēng)險都要盡可能購買保險。在經(jīng)濟上作足最后的保障。此外，還要善于利用投資所在地的各種資源，控制資金投放速度。要善于雇傭當(dāng)?shù)厝?，這也是降低風(fēng)險的一個重要手段。

四、 結(jié)論

在未來三到五年，我國對外直接投資將繼續(xù)保持高速增長，并有望超越美國排名全球第一。隨著中國企業(yè)的海外投資活動越來越頻繁，由此引致的與其他國家的貿(mào)易經(jīng)濟糾紛有可能加劇，給中國企業(yè)的對外投資帶來不利影響。我國需要在法律法規(guī)上進一步完善并引導(dǎo)企業(yè)進行海外投資，控制風(fēng)險從而加大對外投資的成功性，避免經(jīng)濟波動。

參考文獻：

（1）商務(wù)部，《2013年我國對外直接投資簡明統(tǒng)計》，2014年1月

（2）鄭磊，《海外鏖兵-中國企業(yè)對外直接投資案例與行動指南》，南京大學(xué)出版社，2009年4月

（3）魏昕等，《中國企業(yè)跨國發(fā)展研究報告》，中國社會科學(xué)出版社，2006年3月1日

（4）崔磊、張敬一，《跨國公司對外直接投資決定因素的理論回顧》，《青年科學(xué)》，2009年07期

第7篇：對外直接投資的原因范文

[關(guān)鍵詞]寧波市；對外直接投資；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

[中圖分類號]F062.9 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]2095-3283（2012）10-0046-04

作者簡介：宓紅（1967-），女，寧波市委黨校市情研究所所長，副教授，研究方向：國際投資和貿(mào)易。

我國“十二五”規(guī)劃以轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式為主線。調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快產(chǎn)業(yè)升級是經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的重中之重。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整又需要通過國際間的資源配置和生產(chǎn)要素流動來實現(xiàn)。近年來，寧波市政府積極鼓勵企業(yè)“走出去”，推動了企業(yè)對外直接投資水平不斷提高，速度不斷加快、規(guī)模不斷擴大。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，就寧波對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的相互影響進行實證分析。

一、對外直接投資有利于帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的理論分析

對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系是國際經(jīng)濟研究中較新的課題。眾所周知，一國的境外投資活動對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響是多方面的。以美國、日本為代表的發(fā)達國家與新興工業(yè)化國家的對外直接投資經(jīng)驗表明，通過對外直接投資可以帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級。

1.通過對外直接投資獲取海外資源可以帶動本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

一國的自然資源供給狀況必然影響本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。以資源尋求為目的的對外直接投資通過獲取本國相對稀缺的海外資源，來增加國內(nèi)稀缺資源的供給，從而化解國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與資源稟賦的矛盾，解決國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中所面臨的資源瓶頸問題，促使國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高度化發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟發(fā)展的良性互動。

2.通過對外直接投資轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)可以帶動本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

市場尋求型的對外直接投資通過向海外轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)，即把國內(nèi)具有傳統(tǒng)技術(shù)優(yōu)勢的，同時產(chǎn)品生命周期處于成熟期后期或衰退期的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外，一方面可以釋放傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)中的沉淀生產(chǎn)要素，使之用于支持新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供必要的物質(zhì)和技術(shù)基礎(chǔ)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的速度。另一方面，邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到境外，尋找新的市場，延長了該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的生命周期，減少了由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的不利影響。邊際產(chǎn)業(yè)的境外投資還可以把邊際產(chǎn)業(yè)中的技術(shù)、設(shè)備等具體物質(zhì)資源向國外轉(zhuǎn)移，既減少了資源的浪費，又降低了母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的成本，進而推動整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進程。

3.通過對外直接投資尋求先進技術(shù)可以帶動本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

技術(shù)尋求型對外直接投資可以使企業(yè)更直接、快捷地接觸與吸收國外先進技術(shù)與管理經(jīng)驗等生產(chǎn)要素，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的改造和升級，形成本國產(chǎn)業(yè)新的比較優(yōu)勢，從而加快國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的步伐。

4.通過對外直接投資獲取收益可以帶動本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

一般效率尋找型對外直接投資可使企業(yè)在境外市場避開關(guān)稅壁壘，降低生產(chǎn)成本，企業(yè)可集中資金進行技術(shù)開發(fā)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化。所以以獲取境外投資收益為目的的效率尋找型對外直接投資，既可以提升國內(nèi)的勞動生產(chǎn)率，又可以在國際市場上開拓更大的發(fā)展空間。

二、寧波市對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的現(xiàn)狀分析

1.寧波市對外直接投資概況

自2000年以來，寧波市對外直接投資進入快速增長階段，無論是對外直接投資的企業(yè)數(shù)量還是質(zhì)量都有了大幅度的提高，海外經(jīng)營能力不斷增強。具體表現(xiàn)為：一是對外投資規(guī)模不斷擴大。截至2011年末，寧波市對外投資企業(yè)數(shù)量已達1428家，居15個副省級城市首位；累計對外投資金額達26.9億美元。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，僅2011年，寧波市新核準(zhǔn)的境外中方投資額達到11億美元（如圖1所示）。二是投資領(lǐng)域不斷拓展。近幾年投資領(lǐng)域從傳統(tǒng)的出口商品市場不斷拓展到生產(chǎn)、物流、資源開發(fā)和產(chǎn)品研發(fā)等多個領(lǐng)域。三是投資市場日益多元化。從香港等傳統(tǒng)市場不斷向歐洲、美國、拉丁美洲等地區(qū)擴展，尤其是對歐美投資步伐不斷加快。四是投資的大項目不斷增多。2011年寧波市境外總投資達1000萬美元以上的大項目18個，是2010年的2倍，合計投資額8.04億美元，占全市對外投資總額的73.1%。

2.寧波產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級概況

一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不僅表現(xiàn)為經(jīng)濟總量的增長，同時也伴隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的逐步升級。改革開放三十多年來，寧波市經(jīng)濟總量不斷增長，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)日趨優(yōu)化。1985年寧波GDP總量只有71.05億元，2011年寧波實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值6010.5億元，較1985年增長了84.6倍。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值由16.85億元發(fā)展到2011年的255.76億元，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值由1985年的40.40億元發(fā)展到3335.37億元，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值由13.80億元發(fā)展到2419.35億元（如圖2所示）。同時寧波三次產(chǎn)業(yè)比重也發(fā)生了較大的變化，第一產(chǎn)業(yè)占比從1985年的23.72%下降為2011年的4.3%，第二產(chǎn)業(yè)由56.86%下降為2011年的55.5%，第三產(chǎn)業(yè)比重則由19.42%上升為40.3%（見圖3）。目前寧波產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于“二、三、一”階段。

三、寧波市對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相互影響的實證分析

1.變量的選取以及數(shù)據(jù)的說明和處理

為了研究對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的相互影響，本文選取影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的5個主要因素：科技進步、固定資產(chǎn)投資、消費需求、進出口貿(mào)易和對外直接投資。本文的模型選取研發(fā)費用（R&D）作為衡量科技進步（T）的指標(biāo)、固定資產(chǎn)投資總額（I）作為衡量固定資產(chǎn)的指標(biāo)、居民消費額（CD）作為衡量消費需求的指標(biāo)、凈出口額（O）作為衡量進出口貿(mào)易的指標(biāo)，對外直接投資額（F）作為衡量對外直接投資的指標(biāo)（見表1）。

模型中（R）作為測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的指標(biāo)。本文參考“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形態(tài)決定、測度的一個理論解釋及實證”一文中的測度指標(biāo)進行設(shè)計，也根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的特征：第三產(chǎn)業(yè)的占比越來越大，第一產(chǎn)業(yè)占比越來越小，即逐漸向“三二一”的結(jié)構(gòu)演進，所以在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)設(shè)計中，給第一產(chǎn)業(yè)賦值最小，第三產(chǎn)業(yè)賦值最大，具體指標(biāo)為：

R=y1×1+y2×2+y3×3（1≤R≤3）

其中，yi為各產(chǎn)業(yè)的收入比重。 R為測定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的程度，其系數(shù)值上下限為 1～3。 當(dāng)R的數(shù)值等于1或接近1時，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較低，也就是說第一產(chǎn)業(yè)占比較大，第二、三產(chǎn)業(yè)占比較小；當(dāng)R的數(shù)值等于2或越接近于 2時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第二產(chǎn)業(yè)所占比重很大，一、三產(chǎn)業(yè)所占比重較小；當(dāng) R的數(shù)值等于3或接近于3時，則說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較高，第三產(chǎn)業(yè)所占比重較大，一、二產(chǎn)業(yè)所占的比重較小。

為了使各個序列趨勢線性化，同時消除異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，這樣做有利于分析各變量間的彈性大小。

模型設(shè)定如下：

2.單位根檢驗

要明確經(jīng)濟變量之間是否存在長期關(guān)系，首先要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。所以為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在本研究中首先將利用Dickey 和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關(guān)的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)性的變量進行處理使之成為平穩(wěn)時間序列。

從表 1 可以看出，研發(fā)費用、固定資產(chǎn)投資額、凈出口額在5%顯著水平下通過檢驗，同為零階平穩(wěn)序列；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)系數(shù)、消費需求以及對外直接投資的一階差分均在 5%水平顯著，都是一階平穩(wěn)序列。這足以表明，科技進步、固定資產(chǎn)投資、進出口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)之間不是同階單整的，它們之間不存在協(xié)整關(guān)系；而消費需求、對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文將對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（R）與對外直接投資（F）以及消費需求（CD）進行協(xié)整檢驗。

3.協(xié)整檢驗

如果變量是單整的，那么應(yīng)對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗（Cointegration Test）確定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與對外直接投資以及消費需求之間的長期關(guān)系。協(xié)整理論是研究分析非平穩(wěn)時間序列的一個重要方法。Engle and Granger（1987）指出，如果兩個或兩個以上的非平穩(wěn)時間序列（含有單位根的時間序列）的線性組合能構(gòu)成平穩(wěn)的時間序列，則稱這些非平穩(wěn)時間序列是協(xié)整的，稱得到的平穩(wěn)的線性組合為協(xié)整方程，可以認(rèn)為協(xié)整方程的存在說明這些變量（即非平穩(wěn)的時間序列）之間存在長期的均衡關(guān)系。本文將采用Engle和Granger（1987）提出的檢驗兩變量是否協(xié)整的兩步檢驗法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系（也稱為EG檢驗）。

由于上述變量都是單整的，因此可以利用EG檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。

首先，用OLS法估計得到方程：

將殘差序列（resid）另命名為μ，通過檢驗，得出殘差序列一階差分為穩(wěn)定序列，不存在單位根，因此變量之間存在因果關(guān)系檢驗。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，對外直接投資額（F）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級測度指標(biāo)（R）、居民消費額（CD）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級測度指標(biāo)（R），存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。但這種長期的均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要進一步驗證。本研究采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法（Granger test of causality）對對外直接投資額（F）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級測度指標(biāo)（R）、居民消費額（CD）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級測度指標(biāo)（R）兩變量各自進行因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表3。

根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，寧波市對外直接投資不構(gòu)成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的格蘭杰原因，而寧波市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是對外直接投資的格蘭杰原因；寧波市的消費需求是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的格蘭杰原因，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不構(gòu)成消費需求的格蘭杰原因。從理論上來講，一國對外直接投資增加會帶動本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但是從上述實證的回歸方程結(jié)果得出的結(jié)論是寧波市對外直接投資的增加不能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。分析其原因，一是雖然寧波市對外直接投資額不斷增加，質(zhì)量不斷提升，但其發(fā)展仍然還處于初級階段，規(guī)模相對較小，所以在短期內(nèi)對寧波市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響不大；二是由于對外直接投資主體是企業(yè)，企業(yè)往往從自身利益出發(fā)選擇投資產(chǎn)業(yè)、投資國別等，較少考慮寧波整體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況；三是政府不斷推出鼓勵政策，創(chuàng)造條件，積極支持企業(yè)對外投資，但在投資行業(yè)等方面缺乏引導(dǎo)。因此在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中，對外投資的影響效應(yīng)較小。

四、寧波市以對外直接投資促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的對策建議

當(dāng)前寧波市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要目標(biāo)是使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達到合理化和高度化，所以為了更好地發(fā)揮寧波對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響效應(yīng)，基于前面的理論分析和實證研究，提出以下幾點對策建議：

1.鼓勵具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)“走出去”

當(dāng)前寧波市生產(chǎn)紡織服裝、玩具、文化用品、機械、電線電纜、電子產(chǎn)品等的產(chǎn)業(yè)具有相對優(yōu)勢，所以政府應(yīng)出臺相應(yīng)的投資導(dǎo)向政策，鼓勵企業(yè)積極對外直接投資，一方面讓寧波市的資源逐步向本地的高端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，合理利用生產(chǎn)要素，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，同時也有利于延長這類產(chǎn)業(yè)的生命周期，實現(xiàn)其轉(zhuǎn)移價值，不但可以節(jié)約本地資源，也可以降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的成本。

2.鼓勵向發(fā)達國家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資

產(chǎn)業(yè)升級需要技術(shù)的支持。通過并購等方式向科研機構(gòu)和技術(shù)開發(fā)型公司投資，一方面可以收集國外相關(guān)信息，跟蹤最新的國際科技動態(tài)，另一方面積極邀請國外的科技人員參與技術(shù)開發(fā)以獲取先進技術(shù)。通過對發(fā)達國家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的投資掌握國外的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗等，提高寧波市相關(guān)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平和管理水平，為寧波市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級助力。所以政府應(yīng)大力鼓勵企業(yè)向發(fā)達國家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資，對這類企業(yè)提供金融、財政、稅收等政策支持，加強投資信息服務(wù)和指導(dǎo)工作。

3.鼓勵加大對高端制造業(yè)的對外投資力度

近年來寧波市很多企業(yè)走出國門進行資源開發(fā)，境外資源開發(fā)有助于緩解國內(nèi)資源緊缺，可以減輕產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進程中的資源瓶頸壓力，但資源開發(fā)屬于低附加值的行業(yè)，對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級推動作用不明顯。由于全球經(jīng)濟復(fù)蘇乏力，境外資源開發(fā)的政治風(fēng)險不斷增大。而高端制造業(yè)具有較高的附加值，可以帶來更大的利潤空間，對國內(nèi)的輻射效應(yīng)也更大，從現(xiàn)階段的情況來看，對外直接投資高端制造業(yè)更有利于實現(xiàn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)。因此從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度出發(fā)，當(dāng)前對外直接投資應(yīng)從以資源開發(fā)業(yè)為主向以制造業(yè)為主轉(zhuǎn)變，加大對制造業(yè)的投資力度。

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第8篇：對外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對外直接投資；地區(qū)來源分布；差異性；Theil系數(shù)；區(qū)位熵

一、引言

入世后，中國面臨著更為復(fù)雜的國際經(jīng)濟環(huán)境。為了適應(yīng)這一新的變化，中國開始實施“走出去”戰(zhàn)略，在大量吸引外商直接投資的同時，中國對外直接投資進程加快。2003年中國對外直接投資的流量僅有29億美元，占全球?qū)ν庵苯油顿Y流量的045%。之后，中國對外直接投資便以較快的速度發(fā)展，到2010年中國境內(nèi)投資者共對129個國家和地區(qū)的3125家境外企業(yè)進行了直接投資，實現(xiàn)非金融類對外直接投資590億美元，成為緊跟美國、法國、德國和中國香港之后的全球第五大對外直接投資經(jīng)濟體。① ①數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部的2010年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

與此同時，中國對外直接投資地區(qū)來源分布的差異性非常突出。2010年中國對外直接投資排名前三位的是浙江、遼寧和山東，投資流量分別是2621億美元、1774億美元和1588億美元，而排名后三位的是貴州、青海和，對外直接投資的流量分別只有510萬美元、110萬美元和29萬美元。從中國東、中、西部三大區(qū)域來看，2010年中國東部地區(qū)對外直接投資占全國份額的7841%，中部和西部地區(qū)分別占1001%、1157%。①對外直接投資地區(qū)來源分布的巨大差異性對中國對外直接投資的可持續(xù)發(fā)展帶來了障礙，因此，深入分析中國對外直接投資的地區(qū)差異性顯得尤其重要。本文的主要目的在于通過構(gòu)建Theil系數(shù)及對外直接投資區(qū)位熵等指標(biāo)，在測算中國對外直接投資地區(qū)總體差異的基礎(chǔ)上，將其分解為組內(nèi)差異和組間差異，從而揭示出中國對外直接投資地區(qū)來源分布的組內(nèi)差異和組間差異各自變動的方向和幅度，以及各自在總體差異中的重要性及其影響，進一步揭示出中國對外直接投資地區(qū)來源分布的演變規(guī)律。

二、文獻述評

隨著中國對外直接投資的快速發(fā)展，國內(nèi)學(xué)術(shù)界對中國對外直接投資的研究日漸豐富，主要集中于中國對外直接投資的動因、區(qū)位選擇及經(jīng)濟效應(yīng)等三個方面。

1.中國對外直接投資的動因。目前主要是以國際生產(chǎn)折中理論和壟斷優(yōu)勢理論為框架來探討中國對外直接投資的動因，如代中強（2008）[1]，崔家玉（2010）[2]等。但一些學(xué)者認(rèn)為中國可能并不具備發(fā)達國家對外投資的壟斷優(yōu)勢，傳統(tǒng)用于解釋發(fā)達國家對外直接投資的理論不一定適用于中國，如李翀（2007）[3]，李敬、冉光和和萬麗娟（2007）[4]等。還有學(xué)者分析了中國不同行業(yè)、不同企業(yè)規(guī)模及不同性質(zhì)企業(yè)對外直接投資的動因，如衣長軍（2010）[5]，朱美虹和池仁勇（2011）[6]等。

2.中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素。國內(nèi)不少學(xué)者基于東道國宏觀經(jīng)濟特征的視角研究中國對外直接投資的區(qū)位選擇，這類文獻多以引力模型或國際生產(chǎn)折中理論為理論框架展開，如程慧芳和阮翔（2004）[7]，項本武（2009）[8]，陳恩和王方方（2011）[9]等。近年來，國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)國際直接投資理論無法很好地解釋中國對外直接投資的“逆梯度”投資模式。因此，國內(nèi)一些學(xué)者紛紛從制度尤其是東道國制度視角來考察中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素，如賀書鋒和郭羽誕（2008）[10]，陳麗麗和林花（2011）[11]等。

3.中國對外直接投資的經(jīng)濟效應(yīng)。一些學(xué)者研究了中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，如張應(yīng)武（2007）[12]，俞毅和萬煉（2009）[13]等。還有學(xué)者研究了中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，如闞大學(xué)（2010）[14]，劉偉全（2010）[15]等。還有學(xué)者研究了中國對外直接投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)，如魏巧琴和楊大楷（2003）[16]，常建坤和李杏（2005）[17]，霍杰（2011）[18]等。

總體來看，上述研究成果基于不同理論從不同角度對中國對外直接投資進行了比較深入的探討，為中國企業(yè)對外直接投資提供了較好的理論支持和實踐總結(jié)。但目前還鮮有文獻系統(tǒng)地研究中國對外直接投資地區(qū)來源分布的差異性，而加強對該問題的研究，能準(zhǔn)確把握中國對外直接投資地區(qū)來源分布的演變規(guī)律，從而為中國對外直接投資地區(qū)來源分布的均衡發(fā)展提供一定的理論支撐。

三、中國OFDI地區(qū)來源分布的差異性

（一）Theil系數(shù)分析

Theil系數(shù)是研究收入差距及其分解比較流行的方法，其特點是能把總體的差異分解為組間差異和組內(nèi)差異。Theil系數(shù)可以用公式表示為：

（2）式中的第1項表示經(jīng)濟區(qū)域的組內(nèi)差異，第2項表示經(jīng)濟區(qū)域的組間差異。其中，g代表第g組經(jīng)濟區(qū)；G表示全國經(jīng)濟區(qū)域總數(shù)；Tg表示第g組的組內(nèi)差異。Ng表示第g組的省市數(shù)；N表示全國的省市總數(shù)；OFDIg表示第g組經(jīng)濟區(qū)的對外直接投資額；OFDI表示全國對外直接投資總額。（2）式中第1項組內(nèi)差異的計算步驟為：首先將全國分為東部、中部和西部等三大區(qū)域，然后利用（1）式分別計算出三大區(qū)域各自的Theil系數(shù)，即為（2）式中的組內(nèi)差異Tg。然后將Tg帶入（2）式的第1項中進行計算即可。（2）式中第2項組間差異的計算步驟為：首先分別計算三大區(qū)域占全國地區(qū)數(shù)份額與三大區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y占全國對外直接投資份額的比值，然后對此比值取對數(shù)后乘以三大區(qū)域各自的地區(qū)數(shù)占全國地區(qū)數(shù)的比值，然后將三大區(qū)域的數(shù)值進行加總即可得到組間差異的數(shù)值。

根據(jù)需要，本文將中國30個?。ㄊ?、區(qū)）① ①由于的數(shù)據(jù)不具有統(tǒng)計意義，因此不包含。分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三大區(qū)域。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括陜西、甘肅、青海、廣西、寧夏、新疆、四川、重慶、貴州、云南。

本文所使用的對外直接投資數(shù)據(jù)為各?。ㄊ?、區(qū)）對外直接投資的存量數(shù)據(jù)。之所以選擇存量數(shù)據(jù)而不選擇流量數(shù)據(jù)，主要有兩個方面的原因：一是因為中國各省（市、區(qū)）對外直接投資的流量數(shù)據(jù)極不平穩(wěn)，使用流量數(shù)據(jù)難以準(zhǔn)確把握中國對外直接投資的規(guī)律性；二是因為使用存量數(shù)據(jù)可以反映各地區(qū)對外直接投資的累積效應(yīng)。

1三大區(qū)域內(nèi)部差異的Theil系數(shù)分析

雖然東部、中部、西部三大區(qū)域的劃分已經(jīng)總和考慮了地理、經(jīng)濟、市場及風(fēng)俗習(xí)慣等方面的差異，但在每一區(qū)域內(nèi)部不同?。ㄊ小^(qū)）之間依然在傳統(tǒng)習(xí)慣、經(jīng)濟發(fā)展程度等方面均存在較大的差異性。因此，有必要分別深入分析東部、中部、西部地區(qū)對外直接投資的內(nèi)部差異性。表1和圖1是2003—2010年中國東、中、西部地區(qū)各自內(nèi)部對外直接投資Theil系數(shù)。

從Theil系數(shù)的分解來看，與全國Theil系數(shù)的變化趨勢一致，除了個別年份外，三大區(qū)域的組內(nèi)差異和組間差異自2003年以來也大多處于不斷下降的趨勢，說明無論是組內(nèi)差異還是組間差異，其差異性也都在逐漸縮小。從組內(nèi)差異和組間差異占總差異的貢獻率來看，2003年組內(nèi)差異和組間差異在總差異中的貢獻率各占50%，處于勢均力敵的狀態(tài)。之后，除個別年份外，組內(nèi)差異的貢獻率大多高于組間差異，尤其在2008年，組內(nèi)差異的貢獻高達6279%，組間差異只有3721%。

（二）區(qū)位熵分析

區(qū)位熵也是分析地區(qū)差異及地區(qū)競爭力的常用指標(biāo)，結(jié)合本文研究的實際情況，對外直接投資區(qū)位熵可以用（3）式表示：

Qi=OFDIi/∑Ni=1OFDIi/GDPi/∑Ni=1GDPi （3）

在（3）式中，OFDIi、GDPi分別表示i省（市、區(qū)）某年對外直接投資額和國內(nèi)生產(chǎn)總值。

區(qū)位熵的含義為各地區(qū)對外直接投資占全國對外直接投資的比重與該地區(qū)GDP占全國GDP比重之比值。依據(jù)區(qū)位熵指數(shù)的大小可以將各地區(qū)的對外直接投資進行分類：如果區(qū)位熵大于1，說明該地區(qū)對外直接投資的水平處于領(lǐng)先水平，數(shù)值越大，領(lǐng)先地位越強；如果區(qū)位熵小于1則該地區(qū)的對外直接投資處于落后地位，數(shù)值越小，落后地位越明顯。

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2003—2010年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到。

如表3所示，自2003年始，中國東部地區(qū)中對外直接投資區(qū)位熵大于1的省（市）有北京、上海和廣東，說明2003—2010年中國東部地區(qū)中的北京、上海和廣東的對外直接投資處于領(lǐng)先地位。另外，福建、浙江、天津、遼寧、海南在部分年份其對外直接投資區(qū)位熵大于1，說明這五個省份的對外直接投資在部分年份處于領(lǐng)先地位，部分年份處于落后地位。2003—2010年，山東省的對外直接投資的區(qū)位熵大多年份處于080—097之間，非常接近1，說明山東的對外直接投資水平處于較強的水平。河北、江蘇和海南的對外直接投資區(qū)位熵不僅小于1，并且數(shù)值比較小，說明河北、江蘇和海南的對外直接投資一直處于落后地位。

從對外直接投資區(qū)位熵的動態(tài)變化來看，遼寧、江蘇和浙江的對外直接投資區(qū)位熵總體處于不斷上升的發(fā)展態(tài)勢，說明這三個省份對外直接投資的相對優(yōu)勢在逐漸增強。上海和廣東的區(qū)位熵總體處于不斷下降的態(tài)勢，說明這兩個地區(qū)的對外直接投資雖然處于領(lǐng)先地位，但相對優(yōu)勢程度在逐漸下降。而東部其他地區(qū)對外直接投資區(qū)位熵的變化沒有體現(xiàn)出規(guī)律性的上升或下降趨勢。

從區(qū)位熵的變化趨勢來看，陜西、新疆、貴州和云南在大多數(shù)年份區(qū)位熵呈現(xiàn)出不斷上升的變化趨勢，說明這些地區(qū)對外直接投資的競爭優(yōu)勢在不斷累計。其他?。ㄊ小^(qū)）的區(qū)位熵處于上升和下降的不斷交替變化中。

四、結(jié)論

文章通過構(gòu)建Theil系數(shù)、區(qū)位熵等指標(biāo)體系，對中國對外直接投資地區(qū)來源分布的演變規(guī)律進行了實證研究，得出如下結(jié)論：

2003—2010年，東部地區(qū)和中部地區(qū)對外直接投資的內(nèi)部差異性在逐漸減小，西部地區(qū)對外直接投資的內(nèi)部差異性沒有體現(xiàn)出整體性的上升或下降趨勢。在三大區(qū)域中，西部地區(qū)對外直接投資的內(nèi)部差異最大，其次是東部地區(qū)，中部地區(qū)最小。

從Theil系數(shù)的分解來看，無論是組內(nèi)差異還是組間差異，其差異性也都在逐漸縮小。總體來看，組內(nèi)差異和組間差異自2003年以來均處于下降的態(tài)勢，并且組內(nèi)差異在總差異中的貢獻率總體要高于組間差異。

從對外直接投資區(qū)位熵來看，東部地區(qū)各?。ㄊ校ν庵苯油顿Y的整體競爭力強于中部地區(qū)和西部地區(qū)。從具體省（市、區(qū)）來看，北京、上海、廣東的對外直接投資一直處于領(lǐng)先地位，而湖北、貴州兩省處于落后地位。

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第9篇：對外直接投資的原因范文

【關(guān)鍵詞】對外直接投資 發(fā)展特征 行業(yè)結(jié)構(gòu) 對策

我國對外直接投資發(fā)展特點

中國對外直接投資的發(fā)展歷程始于1978年的改革開放，從年流出量來看，總體呈上升趨勢，從1985年的6.3億美元上升到2010年的688.1億美元，25年間增加了109.2倍，在經(jīng)歷了初期的“艱難起步階段”（1982～1991），中期的“調(diào)整震蕩階段”（1992～2004）之后，得益于中國經(jīng)濟的快速發(fā)展以及經(jīng)濟全球化的不斷深入，于2005年之后進入了“快速發(fā)展階段”。

2010年中國共對129個國家和地區(qū)的3125家海外企業(yè)進行對外直接投資，累計實現(xiàn)非金融類對外直接投資金額（流量）高達688.1億美元，比2009年增長21.7%，已經(jīng)連續(xù)九年保持較快的增長趨勢，平均每年增速為49.9%。截至2010年底，中國累計非金融類對外直接投資余額已經(jīng)達到3172.1億美元，居世界第17位。

從相對發(fā)展規(guī)模來看，即相對于流入FDI規(guī)模情況來看，表現(xiàn)出了一個類似于“U”型的變化趨勢。在第一階段，中國對外直接投資流出數(shù)量非常小，正因為這一時期對外直接投資的流入數(shù)量也較小，因而對外直接投資流出數(shù)量與流入數(shù)量之比就比較高，歷年該值均保持在0.2到0.4之間；但到了1992年到2005年期間，中國流入FDI增長速度遠遠高于同期FDI流入規(guī)模，此期間FDI流出與FDI流入的比率大幅度下降，除了1992年和2001年，流出流入FDI比值均低于0.1；而在第三階段，隨著我國經(jīng)濟競爭力不斷提升，流出FDI相對增長速度較快，流入FDI規(guī)模相對減緩，二者比值有了較大提升，到了2010年該值達到了0.75。

從投資區(qū)域結(jié)構(gòu)看，中國對外直接投資分布區(qū)域更趨于廣泛化、合理化，由最初的集中在地理相鄰、制度相近的區(qū)域（國家），逐步向跨區(qū)域、跨文化的方向發(fā)展。由于歷史原因，從總體水平來看，中國對外直接投資中的80%以上投資存量主要集中于亞洲和拉丁美洲的發(fā)展中國家，相比之下，歐洲、大洋洲等發(fā)達國家和地區(qū)所占份額極小，對發(fā)達國家（地區(qū)）的投資存量僅占對外投資存量總額的10%左右，但是隨著我國對外投資規(guī)模迅速增長以及質(zhì)量的不斷提升，這種現(xiàn)象有所改觀，尤其是在2005年到2010年期間，趨于合理分布的對外投資模式初步形成：2010年，中國在世界178個國家（地區(qū)）共有1.6萬家境外企業(yè)，對外投資覆蓋率已高達72.7%。

從投資的行業(yè)構(gòu)成情況看，投資流向逐步從低端技術(shù)部門向高端技術(shù)、附加值部門轉(zhuǎn)移。2010年中國對外直接投資主要集中分布在金融、批發(fā)和零售、商務(wù)服務(wù)、采礦、制造和交通運輸六大行業(yè)，這些行業(yè)累計投資存量達到2801.6億美元，占中國對外直接投資存量總數(shù)的88.3%。其中租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)投資數(shù)額最多，達到302.8億美元，占44%；其次是金融業(yè)為86.3億美元，占12.5%；再次是批發(fā)和零售業(yè)為67.3億美元，占9.8%，采礦業(yè)為57.1億美元，占8.3%；交通運輸業(yè)56.6億美元，占8.2%；在對外直接投資主要流向中，同比增速最快的是制造業(yè)，其對外直接投資總額為46.6億美元，同比增長108.2%，占對外直投總量的6.8%。另一個顯著變化是：跨國并購已成為中國對外投資的重要方式。中國以海外收購方式實現(xiàn)的對外投資比例逐年提高。

中國對外直接投資發(fā)展中面臨的主要問題

盡管近幾年我國對外直接投資接連不斷地快速增長，在促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、緩解國際收支失衡等方面發(fā)揮了積極作用，然而，我國對外投資發(fā)展過程中仍然存在經(jīng)營實力不足、投資行業(yè)結(jié)構(gòu)失衡等諸多問題，阻礙了中國對外直接投資總體發(fā)展的步伐。

政府缺乏統(tǒng)一規(guī)劃，尚不具備真正意義上的跨國經(jīng)營意識。政府在促進對外直接投資過程中發(fā)揮著十分關(guān)鍵的作用，但與德國、美國等發(fā)達國家相比，中國政府對跨國企業(yè)的政策支持有待加強，眾多企業(yè)特別是中小企業(yè)因為信息不暢通，影響了對外投資的進程。

對外投資行業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理。從對外直接投資的行業(yè)分布來看，中國的對外投資主要流向了商品服務(wù)業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)等行業(yè)。而中國具有比較優(yōu)勢的制造業(yè)、建筑業(yè)在對外直接投資中所占比例較低，特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資所占比例嚴(yán)重偏低，這表明中國對外投資的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向尚停留在初級層次，缺乏技術(shù)密集和知識密集型行業(yè)。對于服務(wù)業(yè)來講，其對外投資層次偏低，主要在對外貿(mào)易、旅游、餐飲及交通運輸業(yè)，但具有高附加值的金融保險、傳媒、通信等行業(yè)涉及甚少。