對外直接投資理論綜述范文

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【關(guān)鍵詞】對外直接投資；對外貿(mào)易；替代關(guān)系；互補關(guān)系

一、替代關(guān)系理論

Mundell（1957）利用兩個國家、兩種產(chǎn)品和兩種要素的標(biāo)準(zhǔn)國家貿(mào)易模型，提出了“替代關(guān)系理論”，即對外直接投資與對外貿(mào)易是互相替代的關(guān)系。該理論的前提假設(shè)是：（1）只存在兩個國家、兩種產(chǎn)品和兩種要素（勞動和資本）；（2）兩國的要素稟賦存在差異，一國是勞動密集型國家，另一國是資本密集型國家；（3）兩種產(chǎn)品中一種屬于勞動密集型產(chǎn)品，另一種屬于資本密集型產(chǎn)品；（4）勞動和資本的邊際生產(chǎn)率只依賴于生產(chǎn)中投入的兩種要素的配置比率；（5）不變的規(guī)模報酬，即產(chǎn)品產(chǎn)量的變動比率和要素投入量的變動比率一致。在這些假設(shè)的基礎(chǔ)之上，Mundell認為，當(dāng)兩國僅存在要素稟賦方面的差異，他們必然會展開貿(mào)易，并且這樣的貿(mào)易會使得世界各國的要素價格實現(xiàn)均等化。可是，現(xiàn)實世界很難達到前述的嚴(yán)苛的前提假設(shè)。而且現(xiàn)實中各國存在貿(mào)易壁壘，所以現(xiàn)實情況下，貿(mào)易障礙會導(dǎo)致資本的流動，產(chǎn)生對外直接投資；反過來，資本流動障礙也會產(chǎn)生貿(mào)易。所以Mundell認為，對外直接投資與對外貿(mào)易是相互替代的關(guān)系。

Vernon（1966）在對美國式跨國公司對外直接投資進行解釋時，提出了著名的“產(chǎn)品生命周期理論”。該理論將產(chǎn)品生產(chǎn)分為三個階段：（1）新產(chǎn)品階段，產(chǎn)品剛剛被發(fā)明和生產(chǎn)出來，屬于技術(shù)密集型，跨國公司擁有壟斷優(yōu)勢，因此該階段由母國生產(chǎn)并以高價格出口到國外市場；（2）成熟階段，國外市場需求旺盛，技術(shù)逐漸穩(wěn)定，出現(xiàn)模仿品和替代品生產(chǎn)的競爭對手，該階段跨國公司會選擇到需求量大的國外市場進行直接投資和生產(chǎn)，出口減少，意味著對外直接投資與對外貿(mào)易有替代作用；（3）高度標(biāo)準(zhǔn)化階段，產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)已經(jīng)高度標(biāo)準(zhǔn)化，產(chǎn)品由技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變?yōu)閯趧用芗停撾A段跨國公司會選擇生產(chǎn)成本最低的國家進行生產(chǎn)，并以此來滿足全世界的需求，原來發(fā)明創(chuàng)造的母國會完全成為該種產(chǎn)品的進口國。產(chǎn)品周期理論動態(tài)的描述了跨國公司的發(fā)展階段以及對外直接投資如何一步一步的替代了原有的對外貿(mào)易。

二、互補關(guān)系理論

20世紀(jì)70年代，日本學(xué)者小島清在其代表性著作《對外貿(mào)易論》中提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴張的理論，指出對外直接投資與對外貿(mào)易之間存在互補關(guān)系。該理論強調(diào)國際分工的重要性，將對外直接投資與對外貿(mào)易統(tǒng)一在國際分工的基礎(chǔ)上，指出國際直接投資并非簡單的資金流動，是包括了資本、技術(shù)、經(jīng)營管理和人力資本的總體轉(zhuǎn)移。該理論認為，對外直接投資應(yīng)該從母國的邊際產(chǎn)業(yè)依次開始，即從在母國已經(jīng)或即將處于劣勢地位，但是在東道國具有顯著或者潛在的相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)開始轉(zhuǎn)移。小島清認為，這種對外直接投資與對外貿(mào)易是相互補充、相互促進的。將母國比較劣勢產(chǎn)業(yè)輸出，擴大了比較優(yōu)勢的幅度，從而增加了貿(mào)易量并促進母國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，增加就業(yè)，增進社會福利，加速技術(shù)創(chuàng)新與擴散。

20世紀(jì)80年代，Markuson和Svensson也認為對外直接投資與對外貿(mào)易是互補的關(guān)系。當(dāng)貿(mào)易障礙產(chǎn)生對外直接投資時，資源一般是流入進口替代部門。如果資本的流動不是由貿(mào)易障礙引起，而且主要流入出口部門，則對外直接投資與對外貿(mào)易就表現(xiàn)為互補關(guān)系。這種情況下，資本的流動會帶來進一步的國際分工和生產(chǎn)的專業(yè)化，從而對外貿(mào)易大規(guī)模增加。

三、不確定關(guān)系理論

Patrie（1994）研究表明，對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系是不確定的，二者之間的關(guān)系取決于對外直接投資的目的。根據(jù)對外直接投資的目的，將其分為三類：（1）市場導(dǎo)向型對外直接投資，這種投資是跨國企業(yè)為逃避東道國嚴(yán)苛的貿(mào)易保護壁壘，迅速占有東道國市場，而對東道國進行直接投資，實現(xiàn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和當(dāng)?shù)劁N售。（2）生產(chǎn)導(dǎo)向型對外直接投資，這種投資是跨國企業(yè)受到東道國廉價資源的吸引，出于降低生產(chǎn)成本的需要，對東道國進行直接投資，產(chǎn)品可能在當(dāng)?shù)劁N售也可能出口到別的國家。（3）貿(mào)易促進型對外直接投資，這種投資是跨國企業(yè)為了更好的配合自身的出口貿(mào)易，為企業(yè)的出口提供必要的服務(wù)而進行的直接投資。這三種源于不同目的的對外直接投資中，市場導(dǎo)向型對外直接投資與對外貿(mào)易是相互替代的，而生產(chǎn)導(dǎo)向型和貿(mào)易促進型對外直接投資與對外貿(mào)易是互補關(guān)系。

Head和Rise（2001）認為，對外直接投資與對外貿(mào)易直接是替代還是互補的關(guān)系，與投資是垂直方式還是水平方式有關(guān)。他們利用數(shù)據(jù)分析了日本制造業(yè)對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系，總體上是互補的。但是，他們還發(fā)現(xiàn)，以垂直方式進行對外直接投資的企業(yè)，投資與貿(mào)易的關(guān)系是互補的；以水平方式進行投資的企業(yè)，投資與貿(mào)易的關(guān)系是替代的。

四、啟示

目前，在經(jīng)濟全球化的背景下，對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系不完全是替代或者互補，更多的表現(xiàn)為相互影響，相互作用。自從我國加入WTO，對外貿(mào)易和對外直接投資活動越來越頻繁。作為發(fā)展中國家，我國對外直接投資應(yīng)以生產(chǎn)為導(dǎo)向，積極尋求外國廉價資源，降低生產(chǎn)成本，以此實現(xiàn)對外投資與對外貿(mào)易的共同繁榮。

參考文獻：

[1]Mundell， R. International Trade and Factor Mobility [J].America Economic Review， 1957

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關(guān)鍵詞：對外直接投資；區(qū)位選擇；投資動機

中圖分類號：F830.59 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1000—176X（2012）10—0044—07

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自20世紀(jì)90年代以來，對外直接投資逐步取代國際貿(mào)易成為全球經(jīng)濟一體化的主要力量。處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的中國，隨著經(jīng)濟實力的不斷增強和“走出去”戰(zhàn)略的實施，對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）增長強勁。然而，中國對外直接投資起步較晚，與發(fā)達國家相比對外直接投資規(guī)模仍有較大差距。截止2011年末，中國對外直接投資累計凈額（存量）達4 247.8億美元，僅相當(dāng)于美國對外投資存量的9.4%。除此之外，對外直接投資流出規(guī)模也遠遠小于吸引外資的規(guī)模。2011年中國利用外資量為1 240億美元，截至2011年末，利用外資存量約為7 120億美元[1]。對外直接投資流出與流入的巨大差額是導(dǎo)致當(dāng)前中國國際收支失衡的主要原因之一，國際收支失衡帶來的巨額外匯儲備增強了中國的國際支付能力和抗風(fēng)險能力，但其持有成本巨大，且外部失衡給國內(nèi)經(jīng)濟造成巨大沖擊，扭曲了國內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。開展對外直接投資有助于充分利用外匯資源，提高對外資產(chǎn)回報，避免巨額外匯儲備對國內(nèi)經(jīng)濟的沖擊。推動企業(yè)“走出去”開展對外直接投資，不僅是中國當(dāng)前實現(xiàn)國際收支平衡的現(xiàn)實選擇，而且是全球化與經(jīng)濟危機背景下統(tǒng)籌國內(nèi)外經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略選擇，因而也引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。

一、文獻綜述

相對于對吸引外商直接投資的研究，目前對中國對外直接投資的相關(guān)研究相對較少。隨著中國對外直接投資的快速發(fā)展，國外學(xué)者對中國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的研究也日漸增多。Buckley 等[2]利用1984—2001年中國企業(yè)對49個國家的OFDI流量數(shù)據(jù)分析中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位影響因素發(fā)現(xiàn)，市場規(guī)模大、文化相似性強、政治風(fēng)險高的國家或地區(qū)吸引了更多的中國對外直接投資，而東道國具有的資源稟賦和專利注冊情況影響不顯著。Cheng和Ma[3]運用引力模型對2003—2006年中國企業(yè)對90個國家或地區(qū)的OFDI流量和存量數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資受市場規(guī)模和地理距離的影響顯著，市場規(guī)模大、地理距離近的國家能吸引更多的OFDI流量。Cheung和Qian[4]利用1991—2005年中國企業(yè)對31個國家的OFDI流量數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，市場規(guī)模大、工資水平低、自然資源豐富的東道國對中國對外直接投資更具吸引力。Kolstad和Wiig[5]研究表明，東道國制度環(huán)境與自然資源稟賦共同對中國企業(yè)的對外直接投資區(qū)位選擇產(chǎn)生影響，在制度環(huán)境較差的國家中，自然資源稟賦越好越具有吸引力，二者存在替代作用。Ramasamy等[6]運用泊松回歸模型對2006—2008年中國上市公司對外直接投資數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，國有控股企業(yè)傾向于對資源豐富、政治關(guān)系比較密切的國家進行投資，而私有企業(yè)則主要為市場尋求型投資。此外，部分學(xué)者還基于更大的發(fā)展中國家樣本對其對外直接投資的影響因素進行了研究。

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在這樣的背景下，挖掘投資與貿(mào)易的關(guān)系顯得更為重要，兩者之間的關(guān)系對中國的經(jīng)濟增長和發(fā)展產(chǎn)生直接影響。中國對外直接投資的方式和目的多種多樣，這些投資對貿(mào)易是產(chǎn)生正向的補充和創(chuàng)造作用還是負面的擠出和替代效應(yīng)，有待實證。

一、文獻綜述

1.國際貿(mào)易與國際直接投資的替代關(guān)系理論

在1960年海默首次突破自然稟賦理論解釋了美國公司對外直接投資行為后，F(xiàn)DI理論進入國際生產(chǎn)分工的理論階段，經(jīng)眾多學(xué)者發(fā)展成為壟斷優(yōu)勢理論。在市場不完全的基礎(chǔ)上，企業(yè)特定優(yōu)勢成為其對外直接投資的必要條件之一。

弗農(nóng)將跨國公司對外投資的行為解釋為對出口貿(mào)易的替代。該理論分析了跨國公司在創(chuàng)新期、成熟期和標(biāo)準(zhǔn)化時期的對外投資的行為。但該理論局限于跨國公司制造業(yè)產(chǎn)品，并且不適用于解釋發(fā)達國家直接互相投資的行為。

蒙代爾（1957）利用標(biāo)準(zhǔn)國際貿(mào)易模型研究證實投資與貿(mào)易的替代關(guān)系，即當(dāng)OFDI不能發(fā)生時對貿(mào)易的影響。證明了對國際貿(mào)易的阻礙會促進資本的流動，而對資本流動的限制則會促進國際貿(mào)易。

2.國際貿(mào)易與國際直接投資的互補關(guān)系理論

小島清的理論基于日本對美投資，強調(diào)國際生產(chǎn)分工，并指出國際資本流動還包括技術(shù)、人力資本、管理經(jīng)驗等。赫爾普曼和克魯格曼都支持貿(mào)易創(chuàng)造理論，認為在規(guī)模報酬遞增的條件下，跨國公司在專利技術(shù)、管理方式上具有專有優(yōu)勢，會與其海外子公司產(chǎn)生大量的公司內(nèi)貿(mào)易。Lipsey等在80年代的研究證實了海外生產(chǎn)和母國出口具有互補關(guān)系，在2000年對日本、瑞典、美國的跨國公司的研究證明了OFDI與貿(mào)易互相補充的觀點。

3.國際貿(mào)易與國際直接投資的權(quán)變關(guān)系理論

權(quán)變關(guān)系理論綜合了以上兩種觀點，認為貿(mào)易與投資的關(guān)系存在“門檻”，而不具有統(tǒng)一解釋。陳立敏（2010）匯總了一些國外學(xué)者的觀點，例如Bergsten（1980）認為，投資與貿(mào)易替代或互補是由國際化投資程度決定的，而Markuson和Svenson（1985）的觀點是二者關(guān)系取決于貿(mào)易與非貿(mào)易要素之間是否合作。Gray（1998）指出，對外投資的動機和類型直接影響了它與貿(mào)易的關(guān)系，Head與Ries（2001）指出對外投資的水平或垂直決定了它與貿(mào)易的關(guān)系。Blonigen（2001）的研究認為，投資與貿(mào)易的關(guān)系與投資的短期和長期效應(yīng)有關(guān)。Svenson（2004）指出，這與其涉及的產(chǎn)業(yè)分類精細化程度有關(guān)。

二、實證分析

1.變量選取

本文研究內(nèi)容是中國對外貿(mào)易與國際投資行為的關(guān)系，因變量為中國對外貿(mào)易金額，自變量為中國對外直接投資（ODFI）和外商對中國直接投資（FDI）。與貿(mào)易有關(guān)因素還有很多，如一國GDP和人均GDP，鑒于以往學(xué)者的研究，可以很清晰地認識到這些變量與OFDI和FDI有著顯著的回歸關(guān)系，因而本文只選取OFDI和FDI為自變量。

本文選取我國2004年～2012年對北美洲、拉丁美洲、歐洲、非洲、亞洲、大洋洲的貿(mào)易及投資數(shù)據(jù)。其中貿(mào)易指標(biāo)為中國對各地區(qū)海關(guān)貨物進出口總額（萬美元），投資數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

2.實證檢驗

（1）模型建立

由于本研究使用面板數(shù)據(jù)，本文采用ADF檢驗法對進行單位根檢驗，最優(yōu)滯后期由SIC原則自動判斷。得出結(jié)論：序列在10%的顯著性水平下均為一階單整。

其中i代表地區(qū)，j代表時間。TRADEij表示j年中國對i地區(qū)的海關(guān)貨物進出口總額，OFDIij為j年中國對i地區(qū)的對外直接投資流量，F(xiàn)DIij表示j年i地區(qū)對中國的實際投資額。

此時R2為0.84，表明中國對外直接投資和外商對華實際投資對貿(mào)易額具有較好的解釋作用。模型可表示為：

經(jīng)檢驗，模型不存在異方差，具有一階序列相關(guān)性。修正后不再具有序列相關(guān)。此時模型應(yīng)為：

（2）模型分析

FDI每增長一萬美元，雙邊貿(mào)易額就會增加十萬美元，而OFDI每增長一萬美元，會使貿(mào)易額增加二萬八千美元。可以看出，中國對外直接投資和外商對華直接投資對于國際貿(mào)易具有正向的影響，且外商對華直接投資對于貿(mào)易的促進作用更大。

根據(jù)新新貿(mào)易理論，投資與貿(mào)易一體化的原因在于公司內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易通過企業(yè)專業(yè)化和規(guī)模化促進增長。公司內(nèi)貿(mào)易則說明，先有對外投資才有貿(mào)易產(chǎn)生，因此投資是貿(mào)易的先導(dǎo)。但一般理論認為，在中國是貿(mào)易先行的。中國對外直接投資起步較晚，基本遵循貿(mào)易在前為投資積累經(jīng)驗、熟悉市場，再進行對外直接投資。根據(jù)實際情況和理論分析可以看出，外商對于中國的投資目的在于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而中國對外直接投資尚不具有這樣的性質(zhì)。并且，外商對華直接投資增加了跨國公司位于中國的子公司對機械設(shè)備和技術(shù)等方面的需求，從而拉動了中國與投資母國之間的貿(mào)易。

三、結(jié)論與建議

中國一直以來是吸引外商投資的大國，同時對外直接投資增長迅速、區(qū)域分布廣泛，在各個行業(yè)都有所涉及，但集中于資源和初級產(chǎn)品制造。中國對外貿(mào)易總額持續(xù)大幅上漲，在政策導(dǎo)向下，商品結(jié)構(gòu)也發(fā)生調(diào)整和優(yōu)化。

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1.對外直接投資的理論依據(jù)

方建裕在《FDI理論的比較研究：文獻綜述》中分別從美國學(xué)者斯蒂芬?海默和金德爾伯格的壟斷優(yōu)勢理論、美國學(xué)者尼克?博克的競爭跟進理論、英國學(xué)者巴克利和卡森的內(nèi)部化理論以及日本學(xué)者小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論等不同角度對企業(yè)對外直接投資進行了闡述，解釋了對外直接投資的理論依據(jù)。

2.風(fēng)險管理理論

法國學(xué)者亨瑞?法約爾在《工業(yè)管理和一般管理》中最早將風(fēng)險管理引入了經(jīng)營管理領(lǐng)域。美國學(xué)者威雷特在其博士論文《風(fēng)險與保險的經(jīng)濟理論》中首次對保險給出了定義。之后，奈特、格拉爾和莫布雷等其他學(xué)者又對風(fēng)險管理論進行了補充。

李峰在《我國對外直接投資風(fēng)險防范》中對我國企業(yè)海外投資風(fēng)險的成因分別從不可抗力、經(jīng)濟發(fā)展走勢、經(jīng)濟政策政治化、發(fā)達國家“安全借口”等外力方面做出了分析。李峰的分析忽略了企業(yè)自身經(jīng)營管理方面可能存在的風(fēng)險，稍顯片面。

3.投融資理論

Cumming&MacIntosh（2002）研究指出風(fēng)險資本應(yīng)該在其給風(fēng)險資本帶來的邊際收益等于邊際成本時退出。在對國外的進行投融資的過程中，由于信息不對稱，投資方不僅會面對更多的風(fēng)險，而且在選擇退出時機是也很難抓住利益最大化的那一個點。

賈新在《外國直接投資基金在華投資的退出模式分析》中從宏觀的角度上對外國直接投資基金在中國的退出方式和退出時機方面做出了比較詳盡的分析。

二、中國對外直接投資的必要性

1.國內(nèi)外經(jīng)濟形勢的需要

隨著中國國際化程度的提高，中國的企業(yè)越來越多的參與到國際分工當(dāng)中來。過去一些年，中國勞動力成本比較低，在國際分工中出口的產(chǎn)品多為勞動密集型產(chǎn)品。最近幾年，隨著中國勞動力成本的上升，中國與東南亞、南亞和非洲等地區(qū)的發(fā)展中國家相比已經(jīng)失去了優(yōu)勢。紡織、服裝和電子配件制造等勞動密集型產(chǎn)業(yè)開始從中國轉(zhuǎn)出，逐步在這些發(fā)展中國家布局。

有權(quán)威人士在人民日報中表示，中國經(jīng)濟將長期處于“L型”走勢，表明中國經(jīng)濟新常態(tài)的態(tài)勢仍將持續(xù)相當(dāng)長的時間。國內(nèi)需求下降、勞動力價格上漲導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升以及國內(nèi)供給側(cè)改革的推進等多方面不利因素的影響，中國原有的一些優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)在國際競爭中已經(jīng)喪失了優(yōu)勢，急需將國內(nèi)的過剩產(chǎn)能轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)力相對比較落后的發(fā)展中國家。

2.回避貿(mào)易壁壘和非貿(mào)易壁壘

中國已連續(xù)多年成為全球范圍內(nèi)受到反傾銷反補貼調(diào)查最多的國家。在國際貿(mào)易中，西方發(fā)達國家多以原產(chǎn)地原則對進口商品征收關(guān)稅，設(shè)置貿(mào)易壁壘。在對中國企業(yè)進行反傾銷反補貼調(diào)查時，多以印度為代表的其他國家商品的價格進行計算。

2016年5月，歐盟議會通過非立法議案的方式，拒絕履行中國加入WTO時的承諾，不承認中國的市場經(jīng)濟國家地位。在WTO現(xiàn)行規(guī)則下，在東南亞、南亞和非洲等發(fā)展中國家投資設(shè)廠生產(chǎn)產(chǎn)品會大大降低其受影響程度。在發(fā)達國家或其自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)投資設(shè)廠，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品則可以完全忽略掉這方面的問題。

3.引進優(yōu)勢資源

發(fā)達國家一般對高新技術(shù)的轉(zhuǎn)讓有極其嚴(yán)格的限制，以保障其技術(shù)上的壟斷優(yōu)勢，向外輸出的技術(shù)多為其即將淘汰的標(biāo)準(zhǔn)化技術(shù)。通過直接投資的方式收購、并購或者合作的方式與擁有先進技術(shù)的企業(yè)進行合作，獲取國際上第一流的技術(shù)。

2010年，吉利控股集團花費了15億美元的代價完成了沃爾沃轎車公司的全部股權(quán)收購。通過收購，吉利控股集團不僅獲得了“沃爾沃”這個轎車品牌，還獲得了該品牌旗下的生產(chǎn)渠道、銷售渠道、技術(shù)專利以及先進的管理經(jīng)驗等。吉利控股集團本身旗下的吉利汽車也因這次收購在技術(shù)和管理方面取得了不小的進步。

三、中國對外直接投資的風(fēng)險

1.政治風(fēng)險

西方發(fā)達國家的政治體制一般實施普選，執(zhí)政黨為了獲得更多的選票往往會做出為背景及規(guī)律的決策。發(fā)達國家出于安全的考慮，對于中國國企在發(fā)達國家的投資往往要進行特別審查，有更多的限制。投資標(biāo)的地所在國家或地區(qū)無論是由于選舉還是其他原因發(fā)生政黨更迭，其執(zhí)政方針一旦會發(fā)生改變，由于政策不連續(xù)性，就會給投資帶來潛在的風(fēng)險。

2014年，萬達集團收購了位于西班牙馬德里的一處物業(yè)進行改造，由于部分市民的反對，項目遲遲無法進行。馬德里政府方面一方面想要推動項目進展，促進就業(yè)；另一方面又迫于選舉的壓力，無法履行對萬達集團的承諾。

2.法律風(fēng)險

中國企業(yè)在制定投資策略時往往對投資所在國家或地區(qū)的法律法規(guī)缺乏了解，面對與國內(nèi)完全不同的環(huán)境，一旦發(fā)生糾紛，便會遇到相應(yīng)的法律風(fēng)險。由于財務(wù)制度、登記制度以及稅收制度的不同，中國企業(yè)在外投資面臨著極高的違法風(fēng)險。一些發(fā)展中國家，其執(zhí)政者甚至可以任意變更國內(nèi)的法律法規(guī)，沒收外國投資者的資產(chǎn)。

3.經(jīng)營管理風(fēng)險

中國企業(yè)對外直接投資會面臨與國內(nèi)完全不同的社會環(huán)境，在進行經(jīng)營時如果照搬國內(nèi)的管理模式，很容易發(fā)生“水土不服”的情況。中國企業(yè)特別是國企都有其自身的企業(yè)文化，在國外如果不能與社會文化不能發(fā)生良好的化學(xué)反應(yīng)，便會影響到企業(yè)的正常運營。許多國家的工會對勞動者有極其嚴(yán)格的保護，一旦其要求無法得到滿足，很容易出現(xiàn)集體罷工的現(xiàn)象。

與在國內(nèi)投資相比，國內(nèi)的商業(yè)銀行難以對中國企業(yè)在海外投資的項目和資產(chǎn)進行評估，中國企業(yè)想要在國內(nèi)進行融資難度非常大。同時，進行海外融資的難度絲毫不亞于在國內(nèi)融資，這樣對企業(yè)的經(jīng)營財務(wù)風(fēng)險管理增加了很多難度。

四、對外投資退出時機的選擇

“企業(yè)要當(dāng)兒子養(yǎng)，當(dāng)豬賣”是華爾街投資界的至理名言。中國企業(yè)對外直接投資相較于在國內(nèi)投資而言會有更高的風(fēng)險，因此會有更高的預(yù)期收益。

假設(shè)市場參與者對所有的信息都是已知的，企業(yè)的初始投資為I，在國內(nèi)投資的各預(yù)期收益的現(xiàn)值之和為R1，風(fēng)險系數(shù)為β1，對外直接投資的各預(yù)期收益的現(xiàn)值之和為R2，風(fēng)險系數(shù)β2，其中，β1

I=R1（1-β1）=R2（1-β2）

I

眾多的中國企業(yè)對于風(fēng)險有著不同的偏好，而對外直接的風(fēng)險顯然更高，中國企業(yè)應(yīng)根據(jù)其行業(yè)特點、生命周期和經(jīng)營業(yè)績等方面的因素，選擇合適的時機退出以獲取更高的投資收益。

1.在行業(yè)成熟期擇機退出。在企業(yè)邊際成本等于邊際收益時企業(yè)能獲得最高收益，此時企業(yè)所處的行業(yè)已經(jīng)處于相對比較成熟的時期，繼續(xù)經(jīng)營下能夠獲得的剩余預(yù)期收益的現(xiàn)值之和出售公司所得收益的現(xiàn)值相差不多。在某些情況下，投資項目殘值的現(xiàn)值甚至?xí)笥谄涑跏纪顿Y。投資者如果風(fēng)險偏好較低，可以選擇此時退出，將投資項目出售。

2.股權(quán)價值最高時退出。國家商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2006年-2014年，股權(quán)投資約占對外投資流量的40%左右。股權(quán)投資退出一般有四種方式：股份上市、股份轉(zhuǎn)讓、股份回購和公司清理。無論以何種方式退出，投資方都是為了獲取最高的投資收益，在投資項目股權(quán)價值最高時退出無疑是最為理想的時點。

3.損失最小時退出。為了降低對外直接投資的風(fēng)險，企業(yè)對外投資一般會分階段進行。投資目標(biāo)地如果出現(xiàn)政治動蕩、社會動亂和自然災(zāi)害等不可控的風(fēng)險，中國企業(yè)應(yīng)立即進行風(fēng)險評估，如不能繼續(xù)，應(yīng)立即處置剩余資產(chǎn)，終止投資。

五、政策及建議

1.政府部門做好引導(dǎo)。政府相關(guān)職能部門將其獲取的關(guān)于其他國家的政治、經(jīng)濟、社會和自然環(huán)境等相關(guān)情況匯編起來，為國內(nèi)企業(yè)做出投資決策提供相關(guān)依據(jù)。政府相關(guān)職能部門也可以出臺相關(guān)配套政策鼓勵中國企業(yè)積極“走出去”，但不能向企業(yè)施加壓力。

篇5

JamesRMelmin認為,服務(wù)出口國在商品貿(mào)易上出現(xiàn)逆差,反映了服務(wù)部門的比較優(yōu)勢,商品貿(mào)易順差國在服務(wù)貿(mào)易上出現(xiàn)逆差反映了該國在商品貿(mào)易的比較優(yōu)勢,也即商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的互補性是由一國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢決定的。[1]筆者從實用的角度出發(fā),用貨物貿(mào)易與外國直接投資的關(guān)系來代替服務(wù)貿(mào)易與外國直接投資的關(guān)系。

一、相關(guān)研究回顧理論模型用于分析跨國公司對外投資決策的時候通常假設(shè)公司與東道國開展貿(mào)易或在東道國生產(chǎn)之間進行選擇。

在Heckscher-Ohlin要素流動一般均衡標(biāo)準(zhǔn)模型下,Mundell認為,外國直接投資與貿(mào)易可能存在替代關(guān)系。[2]然而,Markusen和Wong在放松Heckscher-Ohlin假設(shè)下發(fā)現(xiàn),大量的理論可以證實互補關(guān)系的存在。[3]Buckley和Cas-son認為,由于較高運輸成本和關(guān)稅,與國外生產(chǎn)相比,進出口必然引致較高的單位成本,但是國外生產(chǎn)涉及較高的固定營運成本(如建立新的廠房)。這意味著:在較低銷售水平下,公司將會以進出口來規(guī)避較高的與生產(chǎn)相關(guān)的固定成本;反之,在較高銷售水平下,廠商將轉(zhuǎn)向在國外生產(chǎn)。[4]Markusen認為,公司特定資產(chǎn)可能導(dǎo)致公司在國外建廠生產(chǎn)而非依靠進出口。

對單一公司層面投資來說,公司特定資產(chǎn)具有公共產(chǎn)品的特性,因為它可以被多個子公司所利用。因此,公司傾向于在多個市場建立子公司生產(chǎn),而非建立單一廠商進行生產(chǎn)并進出口到多個市場。[5]同時,理論模型也證明了進出口與國外生產(chǎn)之間存在互補關(guān)系。Lipsey和Weiss[6],Rugman[7]認為,在外國建廠并在外國市場上銷售一種產(chǎn)品可能會通過下列渠道來增加對該廠商總的需求:(1)重大銷售條款和售后服務(wù);(2)對消費者市場承諾效應(yīng);(3)更快更有效地交付和分銷。如此,通過促進在該國生產(chǎn)產(chǎn)品的進出口,國外生產(chǎn)和一種產(chǎn)品的銷售總能創(chuàng)造Brainard所說的“近鄰優(yōu)勢”(proximityadvantages)。[8][9]垂直生產(chǎn)關(guān)系是另外一種可以導(dǎo)致互補的模式。廠商投資可能會增加中間投入進出口到東道國。如Swenson發(fā)現(xiàn),日本轉(zhuǎn)移到美國的汽車制造商從日本進口大量的部件,減少了投資美國與進口投入之間的替代。[10]對應(yīng)上述觀點的實證文獻很多。

首先,大量研究檢驗的是內(nèi)生偏誤是否會導(dǎo)致強的互補結(jié)果。當(dāng)估計分支機構(gòu)的銷售與國家層面貿(mào)易數(shù)據(jù)關(guān)系時,Grubert和Mutti試圖控制內(nèi)生偏誤[11],而Head和Ries用日本樣本控制的是內(nèi)生性。[12]Gru-bert和Mutti對分支機構(gòu)銷售檢驗后發(fā)現(xiàn)分支機構(gòu)銷售與進出口之間存在不顯著的互補關(guān)系。[13]其次,大量研究也顯示垂直關(guān)系可以導(dǎo)致公司層面的互補性。Lipsey和Weiss使用公司內(nèi)部中間產(chǎn)品對最終產(chǎn)品的信息進行了分析。[14]Yamawaki也使用了公司層面的數(shù)據(jù)檢驗了另一種垂直關(guān)系:日本投資在美國的批發(fā)分銷FDI對日本進出口到美國的分銷產(chǎn)品效應(yīng),并發(fā)現(xiàn)了強的互補關(guān)系。[15]國內(nèi)學(xué)者最早研究中國對外貿(mào)易和外商直接投資二者關(guān)系是從1999年開始,主要集中在兩個方面①:一是對西方學(xué)者關(guān)于該主體的相關(guān)文獻介紹,主要內(nèi)容已在前面文獻綜述中說明;二是對中國對外貿(mào)易與外商直接投資關(guān)系的實證分析,更強調(diào)外商直接投資對中國對外貿(mào)易的作用。

普遍認為,中國利用外商直接投資促進了對外貿(mào)易總量的擴大。

二、實證分析

(一)單位根檢驗為消除異方差,通常對變量取對數(shù)值。

LNSX代表服務(wù)貿(mào)易進口的對數(shù)值,LNSM代表服務(wù)貿(mào)易進口的對數(shù)值,LNRE是名義匯率的的對數(shù)值,D(LNRE)代表名義匯率對數(shù)的一階差分值,LNGDP代表GDP的對數(shù)值。文章所采用的是擴展的迪克-弗勒(ADF)單位根檢驗,結(jié)果如表1所示。LNSX,LNSM,LNCFDI,LNFFDI,LNGDP都是水平值平穩(wěn)的,所以不需要檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。雖然LNRE一階差分平穩(wěn),但是LNRE不是主要回歸變量。

(二)因果檢驗表2表明,中國服務(wù)貿(mào)易出口是中國對外國直接投資的格蘭杰原因,而不是中國服務(wù)貿(mào)易出口的格蘭杰原因;中國服務(wù)貿(mào)易進口是中國對外國直接投資的格蘭杰原因,而中國對外國直接投資不是中國服務(wù)貿(mào)易進口的格蘭杰原因。這種現(xiàn)象可用烏普薩拉理論來解釋。

表2格蘭杰因果檢驗因果關(guān)系方向滯后階數(shù)F-統(tǒng)計量P-統(tǒng)計量因果關(guān)系LNSXLNCFDI23·114800·07390存在*LNCFDILNSX21·003230·39001不存在LNSMLNCFDI23·028700·07855存在*LNCFDILNSM20·739910·49379不存在

注:表示因果關(guān)系方向,表示原假設(shè)為前一變量是后一變量的格蘭杰原因;P-表示檢驗概率值,若P<0·05,表示因果關(guān)系在5%的顯著水平下成立;*,**,***分別表示格蘭杰因果關(guān)系在10%,5%和1%的顯著水平下成立。

(三)計量方程分析

1·數(shù)據(jù)說明對外貿(mào)易和投資數(shù)據(jù)一般來源于三個權(quán)威機構(gòu):原經(jīng)貿(mào)部(商務(wù)部)、國家外匯管理局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)歷年公布的《世界投資報告》。

文章對外貿(mào)易和投資數(shù)據(jù)都來自國家外匯管理局網(wǎng)站上的數(shù)據(jù),GDP和名義匯率數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站,GDP用名義匯率折算為美元。需要說明的是,2003年中國的外國直接凈投資為負值,但是投入投資流量是正的,所以采取了平均值的辦法,用1985年~2006年的平均數(shù)據(jù)來代替2003年的凈流量。

2·計量模型的設(shè)置

(1)中國對外國直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的影響被解釋變量為LNSX,表示中國貨物貿(mào)易出口的對數(shù)值;解釋變量為LNCFDI,表示中國對外國的投資的對數(shù)值。其系數(shù)如果為正,則表明服務(wù)貿(mào)易與中國對外國直接投資是替代關(guān)系;反之,如果其系數(shù)為負,則表明二者是合作關(guān)系,即互補。控制變量分析為FFDI,RE,GDP,分別表示中國吸收的外國直接投資、名義匯率和中國國內(nèi)生產(chǎn)總值。

中國對外國直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的回歸結(jié)果如表3中第三欄所示。可以看出,模型的D-W值為2·7930,不存在自相關(guān);R2等于0·9843,說明在1985年~2006年間,中國對外服務(wù)貿(mào)易的出口變化的98·43%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值來解釋。但是主要解釋變量LNSX的系數(shù)是不顯著的,且為一個極小的負值。這個結(jié)果說明,中國對外國直接投資對中國服務(wù)貿(mào)易出口存在替代效應(yīng)。這一現(xiàn)象背后的原因可能是:一方面,中國對外國投資規(guī)模小,其平均規(guī)模只有中國服務(wù)貿(mào)易出口平均規(guī)模的七分之一,在數(shù)量上不足以對中國服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生顯著的替代效應(yīng)或互補效應(yīng);另一方面,中國對外國直接投資的商務(wù)投資是市場導(dǎo)向型的。

(2)中國對外國直接投資對服務(wù)貿(mào)易進口的影響被解釋變量為LNSM,表示中國貨物貿(mào)易進口;解釋變量為LNCFDI,表示中國對外國的投資。

其系數(shù)如果為正,則表明服務(wù)貿(mào)易與中國對外國直接投資是替代關(guān)系;反之,如果其系數(shù)為負,則表明二者是合作關(guān)系。控制變量分析為LNFFDI,D(LNRE),LNGDP,分別表示中國吸收的外國直接投資的對數(shù)、名義匯率對數(shù)的一階差分和中國國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)。

中國對外國直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的回歸結(jié)果如表3第三欄所示。可以看出,模型的D-W值為2·3886,不存在自相關(guān);R2等于0·9866,說明在1985年~2006年間,中國對外服務(wù)貿(mào)易的進口變化的98·66%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值來解釋。但是中國對外國直接投資對服務(wù)貿(mào)易進口的系數(shù)是負的,且不顯著。這表明,中國對外國直接投資與服務(wù)貿(mào)易之間存在替代關(guān)系。這種替代關(guān)系可以從以下兩個方面說明:一方面,中國對外國直接投資的比重相對于同期服務(wù)貿(mào)易進口的平均規(guī)模小,只有服務(wù)貿(mào)易進口的八分之一,還不足以對服務(wù)貿(mào)易出口帶來顯著的變化;另一方面,隨著中國服務(wù)業(yè)競爭力的逐步提高,尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的逐步改善,根據(jù)Dunning的對外直接投資理論,中國“走出去”的行業(yè)具有壟斷優(yōu)勢、所有權(quán)優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢。[16]

三、結(jié)論

從實證分析結(jié)果來看,中國對外國直接投資對中國服務(wù)貿(mào)易的影響是替代型的,且不顯著。

究其原因,除了中國對外國直接投資規(guī)模小于服務(wù)貿(mào)易,還與中國對外國直接投資的行業(yè)分布和投資動機密切相關(guān),同時,也與中國服務(wù)行業(yè)競爭優(yōu)勢的改善密切相關(guān)。未來,隨著中國第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和高度化,中國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)將不斷改善,從傳統(tǒng)的勞動力密集型和資本密集型為主轉(zhuǎn)向以人力資本為主的服務(wù)貿(mào)易,與之相應(yīng),中國對外直接投資中的服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)也將會有大的改善。

摘要:從實際出發(fā),中國對外直接投資和服務(wù)貿(mào)易可能存在替代或互補關(guān)系。實證分析發(fā)現(xiàn),現(xiàn)階段,中國對外直接投資和服務(wù)貿(mào)易的特點決定兩者之間的關(guān)系是替代的,這不僅表現(xiàn)為中國對外直接投資與中國服務(wù)貿(mào)易出口是替代關(guān)系,而且也表現(xiàn)為中國對外直接投資與中國服務(wù)貿(mào)易進口是替代關(guān)系。

篇6

關(guān)鍵詞：我國企業(yè)；對外直接投資；區(qū)位選擇；引力模型

中圖分類號：F125 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）02-0035-07 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.02.08

企業(yè)進行對外直接投資首先面臨著區(qū)位選擇問題，而區(qū)位選擇直接影響到企業(yè)能否發(fā)揮企業(yè)優(yōu)勢，關(guān)系到企業(yè)的投資格局與投資利潤的高低。目前，我國企業(yè)對外直接投資目的地國家的各方面發(fā)展水平都存在著較大差異，而能夠正確認識自身優(yōu)勢與投資目的國環(huán)境的企業(yè)仍在少數(shù)，很多企業(yè)由于忽視區(qū)位選擇甚至導(dǎo)致對外投資的失敗。因此，研究企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇問題對我國企業(yè)“走出去”有很大參考價值。

一、文獻綜述

S.Hymer（1960）將壟斷理論應(yīng)用于跨國公司對外直接投資問題的分析，提出了特定優(yōu)勢理論[1]。Hymer認為企業(yè)進行對外直接投資是因為其比東道國同類企業(yè)具有壟斷優(yōu)勢。Hymer的壟斷優(yōu)勢理論雖然沒有涉及企業(yè)投資的區(qū)位選擇問題，但是包含了跨國企業(yè)以競爭優(yōu)勢選擇東道國的思想。Vernon（1966）提出產(chǎn)品生命周期理論，他認為新產(chǎn)品要經(jīng)歷創(chuàng)新、成熟和標(biāo)準(zhǔn)化三個階段[2]。隨著這三個階段的進行，相應(yīng)的投資區(qū)位也從發(fā)達國家向欠發(fā)達國家逐步轉(zhuǎn)移。企業(yè)必須把其獨特優(yōu)勢和在特定東道國的區(qū)位優(yōu)勢相結(jié)合，才能進行直接投資并取得收益。小島清（1978）從日本對外直接投資的特點出發(fā)，認為一國應(yīng)從邊際產(chǎn)業(yè)①開始進行對外直接投資，選擇與本國存在一定產(chǎn)業(yè)梯度的區(qū)位進行投資，目的是獲得東道國原材料、中間產(chǎn)品和市場，以發(fā)揮母國和東道國的比較優(yōu)勢[3]。Buckley和Casson（1976）提出的市場內(nèi)部化理論，認為市場的不完善是由于市場機制存在缺陷，并從中間品的特性與市場機制的矛盾角度論證了跨國公司的產(chǎn)生是經(jīng)營內(nèi)部化超越國界的結(jié)果[4]。市場內(nèi)部化的過程需要特定的區(qū)位條件，而跨國企業(yè)會選擇在交易成本較低的區(qū)域進行投資，從而發(fā)揮企業(yè)優(yōu)勢，獲得更高利潤。Dunning（1977）真正將對外直接投資與區(qū)位因素相結(jié)合，提出國際生產(chǎn)折衷理論，他認為企業(yè)進行直接投資的決定性要素是所有權(quán)優(yōu)勢（Ownership）、區(qū)位優(yōu)勢（Location）和市場內(nèi)部化優(yōu)勢（Internalization），即OLI模型[5]。其中L是區(qū)位優(yōu)勢，它決定了企業(yè)是否進行對外直接投資，對外直接投資的流向取決于不同地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢大小。W.Beckermann（1956）認為，心理距離（Psychic Distance）②也對區(qū)位選擇存在較大影響，跨國企業(yè)對外投資一般遵循心理距離由近到遠的原則[6]。Anderson（1979）使用引力模型來解釋了投資流量的問題，得出兩地的收入和人口因素主要地影響著兩國雙邊貿(mào)易流量，且為正向關(guān)系，而與兩地間的地理距離存在反向關(guān)系[7]。根據(jù)研究需要可以加入?yún)^(qū)域集團、投資、時間等檢驗因素。

目前國內(nèi)學(xué)者主要對影響我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的因素進行分析。阮翔（2004）利用引力模型對對外投資的區(qū)位選擇進行了實證分析，得出對外直接投資流量與東道國的經(jīng)濟總量存在較強正相關(guān)性，與地理距離呈負相關(guān)[8]。楊成平（2006）通過運用計量模型對17個樣本國1995—2003年的面板數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，東道國自身具有的優(yōu)勢會對區(qū)位選擇產(chǎn)生較大影響，這些因素與我國企業(yè)投資區(qū)位選擇之間存在著正相關(guān)性[9]。郭爽（2007）利用引力模型對我國民營企業(yè)對外直接投資區(qū)域選擇進行定量分析，并通過投資系數(shù)將15個樣本國進行了投資區(qū)域劃分，為民營企業(yè)對外直接投資區(qū)域選擇提出了建議[10]。李曉玲（2009）根據(jù)1998

—2007年我國對外投資存量數(shù)據(jù)進行實證研究，得出在市場規(guī)模較大的條件下，企業(yè)對外投資的區(qū)位選擇受基礎(chǔ)設(shè)施或市場化水平之外的其他因素影響較小[11]。

二、我國企業(yè)對外直接投資的現(xiàn)狀與區(qū)位分布特點

（一）我國企業(yè)對外直接投資發(fā)展現(xiàn)狀

1.對外直接投資規(guī)模不斷擴大。截至2011年末，我國對外直接投資凈額746.5億美元，較2010年增長 8.5%。其中新增股本投資313.8億美元，占42%；當(dāng)期利潤再投資244.6億美元，占32.8%；其他投資188.1億美元，占25.2%①。

2.投資行業(yè)分布較為集中。我國現(xiàn)階段的對外直接投資中，行業(yè)分布較為廣泛，采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)的比重逐步上升，而交通運輸業(yè)、金融業(yè)和商務(wù)服務(wù)業(yè)的投資比重則有所下降。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2011年我國對外直接投資流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)256億美元，同比下降15.5%，占34.3%；采礦業(yè)144.5億美元，同比增長153.1%，占19.4%；批發(fā)和零售業(yè)103.2億美元，同比增長53.3%，占13.8%；金融業(yè)60.7億美元，同比下降29.7%，占8.1%；交通運輸、倉儲和郵政業(yè)25.6億美元，同比下降54.8%，占3.4%。

從境外企業(yè)分布的主要行業(yè)情況看，制造業(yè)占30.8%，批發(fā)和零售業(yè)占25.3%，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)占12.5%，建筑業(yè)占6.4%，我國企業(yè)對外直接投資的行業(yè)分布主要集中在相對勞動密集的制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)及建筑業(yè)，而在很多高新技術(shù)領(lǐng)域，如IT業(yè)、通訊技術(shù)行業(yè)，所占的份額相對較小，還處于起步階段。

（二）我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位分布的特點

1.我國對外直接投資的地區(qū)走向。2011年末，我國對外直接投資共分布在全球177個國家（地區(qū)），占全球國家（地區(qū)）總數(shù)的72%，其中流向中國香港、英屬維爾京群島、開曼群島的投資共468億美元，占流量總額的62.7%。我國對外直接投資流量前十位的國家（地區(qū)）的流量與行業(yè)分布情況（見表2）。

2011年，我國對歐洲、大洋洲及非洲的對外直接投資增長較快，同比分別增長22.1%、75.6%和50.4%；對北美洲投資下降5.3%；投資比重最大的區(qū)域仍是亞洲，占60.9%。截至2011年末，我國對發(fā)展中國家（地區(qū)）的投資存量為3781.4億美元，占89%；對發(fā)達國家（地區(qū)）466.4億美元，占11%，較2010年提升近兩個百分點。其中歐盟202.9億美元，占對發(fā)達國家（地區(qū)）投資43.5%；澳大利亞110.4億美元，占23.7%；美國89.9億美元，占19.3%；加拿大37.3億美元，占8%；日本13.7億美元，占2.9%；其他國家（地區(qū)）12.2美元，占2.6%。

2.我國對外直接投資企業(yè)的區(qū)位分布。截至2011年末，我國共有近1.8萬家境外企業(yè)進行對外直接投資，境外企業(yè)分布在全球178個國家和地區(qū)，總覆蓋率為72.4%。在世界各地區(qū)的投資中，亞洲、非洲地區(qū)境外企業(yè)的投資覆蓋率最高，分別為89.8%和85%。

從境外企業(yè)的地區(qū)分布看，五成的境外企業(yè)集中在亞洲地區(qū)，數(shù)量高達9627家。中國香港是境外企業(yè)數(shù)量最多的地區(qū)，超過了4500家，占境外企業(yè)總數(shù)的25.3%，其次是美國。

三、基于引力模型的我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇分析

（一）引力模型理論回顧

Tinbergen（1962）受物理學(xué)引力模型的啟發(fā)，使用引力模型研究兩國之間的雙邊貿(mào)易流量問題[12]。由于貿(mào)易與投資是互補的關(guān)系，隨后Anderson（1979）用引力模型來解釋投資流量問題，其引力模型如下：

Qij=？茁0（Yi）■（Yj）■（Ni）■（Nj）■（Rij）■（Aij）■？著ij（1）

其中，Qij表示兩國之間投資流量的變化，Yi和Yj分別表示第i國和第j國收入（常以一國GDP表示），Ni和Nj分別表示第i國和第j國的人口數(shù)，Aij表示兩國之間的阻力因素，？著ij表示誤差。

該模型認為投資國與東道國之間的投資流量主要受兩國的GDP與人口數(shù)量影響，呈正相關(guān)，并與兩國的地理距離呈負相關(guān)。

有學(xué)者對此模型提出質(zhì)疑，認為該模型缺乏對東道國與投資國的同時分析，而且從模型方程來看，除非國家GDP為零或國家間距離無窮大，不會出現(xiàn)兩國之間投資流量為零的情況，不能解釋小流量的情況。雖有部分學(xué)者對模型提出了各種質(zhì)疑，但整體上看該模型能較好地解釋雙邊投資流量問題，可用于分析對外直接投資區(qū)位選擇問題。

（二）引力模型對企業(yè)投資區(qū)位選擇的實證分析

1.樣本的選取。本文選取2009—2011年亞洲、美洲、歐洲、非洲等15個與我國具有直接投資關(guān)系的國家和地區(qū)為樣本，借助引力模型來分析我國企業(yè)對外直接投資的區(qū)域選擇。

2.模型的建立。由于國家政策以及對投資限制與鼓勵措施難以量化，在建立引力模型之前，我們假設(shè)各國引資政策相同，經(jīng)濟體制對吸引投資不產(chǎn)生影響。同時，本文對原始引力模型進行了改造，將兩國的經(jīng)濟規(guī)模、人均收入、地理距離、是否簽署區(qū)域保護協(xié)議等變量引入模型中進行分析。本文采取對數(shù)線性模型，一方面將對外直接投資與解釋變量之間的非線性關(guān)系進行轉(zhuǎn)化，另一方面也可以減少異常點以及殘差的非正態(tài)分布和異方差性，建立的新引力模型方程表示為：

Ln（FDIij）=C0+C1Ln（GDPj）+C2Ln（TGDPij）+C3Ln（PGDPij）+

C4Ln（Dij）+C5BITj+？滋ij（2）

其中，F(xiàn)DIij表示我國企業(yè)對東道國的年度直接投資，式（2）中各解釋變量的含義見表4。

3.數(shù)據(jù)來源與說明。我國企業(yè)對各國直接投資數(shù)據(jù)來自《2011年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，各國GDP（億美元）、人均GDP（美元）數(shù)據(jù)來自世界銀行，TGDP、PGDP數(shù)據(jù)由筆者計算得出，國家之間地理距離D（公里）從網(wǎng)站（http：//）的距離計算器計算得出，BIT情況來自商務(wù)部①。

4.引力模型的回歸結(jié)果分析。本文使用EViews 6.0軟件，采用面板數(shù)據(jù)對引力模型進行最小二乘法回歸分析，得到第一次回歸的結(jié)果（見表5）：

理論上講，雙邊投資保護協(xié)定BIT的簽訂能夠促進雙方的投資，應(yīng)與直接投資流量呈正相關(guān)。但從以上的回歸結(jié)果來看卻呈負相關(guān)，與理論有所矛盾。筆者認為，由于選取的15個國家有13個與我國簽有投資保護協(xié)定，而未簽訂的兩國分別為美國與加拿大，且我國近年來一直致力于達成雙邊投資保護協(xié)定，同時美國與加拿大是吸收外資的大國，出現(xiàn)負相關(guān)的結(jié)果也很正常。此外，解釋變量BIT不顯著，P值均在90%的置信水平以下。因此在逐步回歸中剔除虛擬變量BIT，得到第二次回歸結(jié)果（見表6）。

從第二次回歸的結(jié)果可以看出，我國的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值與東道國的國內(nèi)生產(chǎn)總值之和TGDP與我國FDI流量的正相關(guān)性非常顯著。這表明東道國與我國的總經(jīng)濟規(guī)模越大，越能吸引我國企業(yè)的對外直接投資[13]。人均差異PGDP與企業(yè)FDI流量呈正相關(guān)，但相關(guān)性不顯著，這表明與我國經(jīng)濟發(fā)展水平相似的國家較為適合我國企業(yè)投資，但在投資流量上存在著不穩(wěn)定性，并沒有呈現(xiàn)出明顯的正向關(guān)系。東道國的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與我國對東道國的FDI流量呈負相關(guān)，一定程度上說明我國企業(yè)在FDI區(qū)域選擇時，東道國的經(jīng)濟總量對FDI的吸引力并不是一個重要因素。我國與東道國的地理距離D與FDI流量整體呈負相關(guān)，表明地理位置的遠近和運輸、通訊成本的大小對我國企業(yè)對外直接投資存在影響，企業(yè)對外直接投資較易流向與我國地理距離較近的亞洲國家。

四、我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的對策

從上文的實證分析我們可以得出，企業(yè)在進行對外直接投資時，應(yīng)首先分析東道國的區(qū)位特征，如國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均GDP與我國差異、地理距離及產(chǎn)生的成本等因素，并結(jié)合企業(yè)自身優(yōu)勢做出正確的區(qū)位選擇，在與本國產(chǎn)業(yè)存在梯度的國家進行投資，并形成新的比較優(yōu)勢，從而增大企業(yè)對外投資的利潤。

（一）發(fā)揮在周邊國家投資優(yōu)勢

第一，地理距離優(yōu)勢。一方面，周邊國家與我國的地理距離較小，由投資產(chǎn)生的運輸交通成本、通訊成本以及其他的管理費用都較低，有助于降低企業(yè)在國外投資成本，形成價格優(yōu)勢，從而較易在國外市場上形成規(guī)模。另一方面，較近的距離也便于企業(yè)管理者的經(jīng)營和監(jiān)督，同時周邊國家的華僑較多，也能在一定程度上促進企業(yè)的發(fā)展。

第二，文化差異較小。企業(yè)對外直接投資中必然會面臨不同國家之間的文化差異，而文化差異造成的誤解與沖突也會使企業(yè)在國外的投資面臨極大的風(fēng)險。周邊國家在歷史文化上與我國有著共同的淵源，與我國文化存在或多或少的共同性和相互認同感。這既有利于企業(yè)對外直接投資時與當(dāng)?shù)卣⒐╀N商、客戶和員工進行交流，又有利于企業(yè)降低在國外投資產(chǎn)生的文化差異所帶來的風(fēng)險。

第三，區(qū)域經(jīng)濟合作較多。我國參與的區(qū)域經(jīng)濟合作組織多集中在周邊國家，如中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)等，由于區(qū)域經(jīng)濟合作協(xié)議的簽訂，企業(yè)在周邊國家進行直接投資能夠有效的規(guī)避風(fēng)險，同時享有合作中的各種優(yōu)惠與便利條件，提高投資的收益性。

同時，我國作為亞洲發(fā)展較快的國家，與周邊的各國處于長期的政治經(jīng)濟穩(wěn)定狀態(tài)，發(fā)展程度也比較相似。東南亞周邊國家和地區(qū)的工業(yè)技術(shù)水平與我國比較接近或落后于我國，這就為我國機械、冶金、輕紡等傳統(tǒng)工業(yè)部門轉(zhuǎn)移產(chǎn)品和技術(shù)提供了更多機會，能夠極大地降低我國企業(yè)對外投資的風(fēng)險，為企業(yè)帶來更多的投資收益。

（二）注重在新興市場國家投資

在新興市場國家進行對外直接投資，不僅有利于我國企業(yè)發(fā)揮自身優(yōu)勢，也有利于國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。在新興市場國家進行投資時，我國企業(yè)應(yīng)該在外交關(guān)系、國內(nèi)政治生活穩(wěn)定的國家進行投資，如拉丁美洲的巴西、非洲的南非、東歐的俄羅斯等國家，與我國同為“金磚國家”，經(jīng)濟發(fā)展與我國情況相似，我國企業(yè)也可以借助這些國家的發(fā)展來實現(xiàn)自身的投資利益，更好地發(fā)揮自身優(yōu)勢。

（三）兼顧歐盟國家和北美地區(qū)

我國企業(yè)的主要比較優(yōu)勢是適用技術(shù)、中等技術(shù)和某些進入成熟期的產(chǎn)品，這些技術(shù)和產(chǎn)品在發(fā)展中國家有優(yōu)勢，與歐美發(fā)達國家相比仍存在較大的差距，導(dǎo)致我國企業(yè)對歐美地區(qū)的投資停滯不前。但是歐美地區(qū)的發(fā)達國家具有市場容量大，購買力強、基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)達、投資環(huán)境優(yōu)越和科技高度發(fā)達等特點，是目前世界上對跨國投資者最具吸引力的地區(qū)，企業(yè)在這些國家投資，可以獲得高新技術(shù)以及我國經(jīng)濟發(fā)展短缺的資金、設(shè)備、信息和其他經(jīng)營資源，特別是可獲得先進的管理經(jīng)驗。盡管發(fā)達國家企業(yè)競爭力強，市場競爭十分激烈，我國大部分企業(yè)尚不具備能力進行大規(guī)模投資，但這并不代表企業(yè)的投資區(qū)位選擇要將歐美發(fā)達國家排除在外，而是應(yīng)鼓勵有技術(shù)實力、有較大規(guī)模的企業(yè)率先發(fā)起對歐盟及北美地區(qū)的投資，專注生產(chǎn)特色產(chǎn)品求生存，并不斷獲取先進的技術(shù)與管理經(jīng)驗，不斷提升自身的開發(fā)能力，并積極帶動國內(nèi)其他企業(yè)逐步向歐美投資，整體上提高我國企業(yè)對外投資的水平，進一步帶動國內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展。■

（下轉(zhuǎn)第71頁）

（上接第39頁）

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篇7

【關(guān)鍵詞】對外直接投資 宏觀經(jīng)濟變量 回歸分析 OLS估計

一、引言

從產(chǎn)品輸出到資本輸出，是一個國家在世界經(jīng)濟版圖中不斷晉升的經(jīng)典路線。作為GDP和外匯儲備雙雙位居亞洲第一的中國，在國際投資格局深度變化、國內(nèi)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的大背景下，由勞動密集型向資本和技術(shù)密集型的出口模式轉(zhuǎn)變就顯得尤為必要。隨著“中國資本”將取代“中國制造”成為經(jīng)濟新標(biāo)簽，中國將迎來資本輸出時代。在人民幣國際化進程中，作為資本輸出重要組成部分的對外投資扮演著重要角色。作為世界第三大對外投資國，中國于2014年前三季度共對全球152個國家和地區(qū)進行了直接投資，涉及4475家境外企業(yè)，累計實現(xiàn)投資749.6億美元，占全球投資額的25.8%。隨著中國資本輸出進程的不斷推進，對外投資影響因素研究的重要性愈加凸顯。因此，研究中國對外直接投資與宏觀經(jīng)濟變量之間的關(guān)系，具有理論意義與實踐意義。

二、文獻綜述

目前，人們普遍認為宏觀經(jīng)濟變量是對外直接投資的重要影響因素之一。西方經(jīng)濟學(xué)認為，若一國國內(nèi)投資小于國內(nèi)儲蓄，會造成儲蓄過剩，則需向外輸出資本，從而構(gòu)成經(jīng)常賬戶盈余。宏觀經(jīng)濟變量通過這種機制，對對外直接投資產(chǎn)生影響。20世紀(jì)80年代初期鄧寧提出IDP理論，即在折中理論基礎(chǔ)上引入宏觀經(jīng)濟變量和時間變量而形成的動態(tài)模型。近年來西方學(xué)者不僅從理論上研究這些變量的影響作用，還進行了相應(yīng)的實證分析。Lechenko（1999）研究表明一國對外直接投資與出口之間存在一種因果關(guān)系。Aliber（1983）認為匯率對FDI流出的區(qū)位選擇會產(chǎn)生重要影響。另外，施耐德和弗雷（1985）提出了在發(fā)展中國家工資是對外投資顯著因素的觀點。綜上所述，西方學(xué)者基本認為宏觀經(jīng)濟是影響一國對外直接投資的主要因素。結(jié)合中國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，有學(xué)者認為外匯儲備額也應(yīng)是影響對外投資的顯著因素。

三、中國對外直接投資影響因素的實證分析

（一）變量的選取與數(shù)據(jù)來源

國內(nèi)外有關(guān)對外直接投資與宏觀經(jīng)濟關(guān)系的文獻中，選擇的宏觀變量主要包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口、工資水平、利率水平等，有的甚至包括了外國直接投資、世界貿(mào)易總量等變量。本文在選擇宏觀經(jīng)濟變量時，充分考慮了理論關(guān)系、相關(guān)實證研究結(jié)論以及中國當(dāng)前經(jīng)濟形勢，并遵循公開性與公眾性原則。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性與可計算性，本文選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值、外貿(mào)出口額、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率以及外匯儲備量作為宏觀經(jīng)濟變量，分別反映中國國內(nèi)市場情況、出口貿(mào)易景氣程度、匯率水平、通脹狀況及外儲頭寸，分別用GDP、EXPO、EXCH、INF、FER表示。對外直接投資用ODI代表。本文研究期間取2003年1月至2013年12月，共計11年。使用的數(shù)據(jù)來自各年度《中國統(tǒng)計年鑒》與世界銀行（Http：///）。

表1 回歸分析所用數(shù)據(jù)

（二）模型的設(shè)計與解釋

已有的對ODI宏觀因素的實證研究，雖選取了不同的模型設(shè)定，但在方法選擇上，絕大多數(shù)選擇OLS回歸分析。參照以往的研究方法，本文構(gòu)建如下模型對中國對外直接投資的影響因素進行檢驗：

■

（方程3.1）

其中，t代表時間，μ為隨機誤差項，C為對所有期間固定不變的影響因素。本模型對變量采用對數(shù)形式，因此得到的相關(guān)系數(shù)表示ODI對相關(guān)解釋變量的彈性。

（三）實證檢驗結(jié)果與分析

1.變量間相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果。利用Eviews軟件對各變量之間的相關(guān)關(guān)系進行解析，結(jié)果如下表2所示。可以觀察到各變量之間相關(guān)關(guān)系顯著，基本在0.9以上（INF因取百分比效果較弱），說明選擇的解釋變量具有代表性和顯著性。

表2 變量之間的相關(guān)系數(shù)

2.OLS回歸結(jié)果。利用方程3.1對五個影響因素（GDP、EXPO、EXCH、INF、FER）對ODI的影響進行估計，首先對變量取對數(shù)，消除數(shù)據(jù)波動的異方差，使其變量系數(shù)成為彈性系數(shù)。由于數(shù)據(jù)時間較短，不考慮殘差自相關(guān)。利用Eviews軟件，進行OLS回歸分析，得到表3的結(jié)果。

表3 OLS回歸結(jié)果

3.實證檢驗OLS回歸分析。從OLS回歸結(jié)果中可知，調(diào)整后達到了0.9953，說明模型的擬合優(yōu)度較高，模型能夠解釋中國對外直接投資變化的99.53%。從T統(tǒng)計量看，在給定5%的顯著性水平下，所有系數(shù)均比較顯著。該模型可用式子描述為：

■

（方程3.2）

結(jié)合方程3.2，通過分析可以得出以下結(jié)論：

（1）對外直接投資與出口額、外儲頭寸之間存在正相關(guān)關(guān)系，與國內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率之間存在負相關(guān)關(guān)系。其中，對于GDP與ODI呈負相關(guān)關(guān)系，雖然有悖經(jīng)濟意義與相關(guān)圖檢驗，但綜合考慮中國國情與對外經(jīng)貿(mào)政策，可以理解為政治因素施加了過多的影響。其作用機制為中國在經(jīng)濟新常態(tài)背景下，加大高附加值產(chǎn)品出口，并由此拉動了大規(guī)模的海外基建資本輸出。例如雖然2014年中國經(jīng)濟增速未及預(yù)期，但代表著資本輸出的“一路一帶”建設(shè)、主導(dǎo)推動“亞投行”等國家戰(zhàn)略正在縱深發(fā)展。

（2）ODI與EXPO、FER的正相關(guān)關(guān)系顯著，且符合國內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)論。尤其是對于擁有龐大外匯儲備的中國來說，F(xiàn)ER對對外直接投資有著根本性的影響，它決定了投資的強度與持久性。從EXPO角度觀察可理解為產(chǎn)品輸出與資本輸出是一種互補關(guān)系，兩者之間有著相互促進的作用。

（3）ODI與EXCH、INF存在負相關(guān)關(guān)系，代表通脹率的INF斜率系數(shù)為負值但很小，說明對外直接投資受貨幣購買力影響較小，因為中國在計算區(qū)間貨幣購買力變化不大，所以在研究中只體現(xiàn)了方向性特征。EXCH每變動1%，就會造成ODI反向變化7.68589%。因為中國持有大量美元國債，匯率會對其絕對收益產(chǎn)生影響，且ODI與持有美元國債具有替代關(guān)系，所以O(shè)DI與EXCH存在負相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，本文利用2003年至2013年這11年的數(shù)據(jù)實證檢驗了ODI與宏觀變量之間的關(guān)系，結(jié)果符合經(jīng)濟理論與相關(guān)研究，其中影響最顯著的是FER與EXCH。限于數(shù)據(jù)和現(xiàn)有研究方法的狹隘和實際影響因素的復(fù)雜性，本文的研究分析與絕對準(zhǔn)確結(jié)果存在誤差。

四、總結(jié)與建議

在人民幣國際化背景下，中國正以前所未有的速度在世界范圍內(nèi)進行投資，中國已成為資本輸出大國。實證研究表明，宏觀經(jīng)濟因素對中國對外直接投資有著顯著影響。其中，外匯儲備頭寸與匯率水平是最顯著因素。面對經(jīng)濟新常態(tài)，中國應(yīng)當(dāng)關(guān)注：

（一）加快推進對外直接投資戰(zhàn)略

提高我國資本輸出能力，須要盡快推進“一路一帶”、“亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行”、“亞太自貿(mào)區(qū)”等國家戰(zhàn)略。隨著各項談判的進行，我國資本全球布局的步伐將顯著加快，我國將擁有年輸出3000億美元資本的能力。

（二）提升對外直接投資服務(wù)質(zhì)量

通過簡化行政審批手續(xù)，提高企業(yè)走出去便利化程度;鼓勵中國企業(yè)到海外投資技術(shù)和研發(fā)平臺類企業(yè)，對并購技術(shù)密集型和資本密集型的企業(yè)給予政策支持。

（三）注意對外直接投資中的風(fēng)險

要仔細研究東道國是否有投資機遇以及哪些行業(yè)有投資機遇、能不能獲得利潤增長點等問題。要注重利用法律服務(wù)、金融服務(wù)的來規(guī)避風(fēng)險。

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篇8

關(guān)鍵詞：中國對外直接投資；動因類型；實證分析

中圖分類號：F830.59

文獻標(biāo)識碼：A　文章編號：1002-0594(2009)07-0004-07　收稿日期：2009-02-17

對外貿(mào)易和國際投資是一國參與經(jīng)濟全球化的重要方式。但長期以來，無論是同中國龐大的經(jīng)濟體還是與引進的外商直接投資相比，中國的對外直接投資都處于極不相稱的狀況。而且“走出去”的質(zhì)量也不高。只是近年來尤其是“走出去”戰(zhàn)略實施以后，中國的對外投資才開始出現(xiàn)迅速增長。

有關(guān)中國對外直接投資方面的研究不少，但是研究方法和選擇變量的不同得出了不同甚至相反的結(jié)論。本文力圖結(jié)合中國對外直接投資的詳細情況，在檢視現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上進一步研究中國企業(yè)“走出去”的主要動因類型，并指出與現(xiàn)有研究的不同。

一、文獻簡述

(一)對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)

對外直接投資(OFDI)理論與實證研究的一個主要方向是探討對外直接投資與國際貿(mào)易之間的關(guān)系。從理論上看，對外直接投資可能減少貿(mào)易(替代)，也可能增加貿(mào)易(互補)。

Mundell(1957)根據(jù)H-O-S定理提出替代模型，認為如果兩國的生產(chǎn)函數(shù)相同，則國際貿(mào)易和國際直接投資之間是完全替代的；Belderbos等(1998)研究了日本在歐洲直接投資的影響因素，其結(jié)論也支持對外直接投資和出口的替代效應(yīng)：Helpman等(2004)用38個國家、52個產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)分析了出口和對外直接投資之間的關(guān)系，也發(fā)現(xiàn)了兩者的替代關(guān)系。Lipsey等(1981)使用美國14個產(chǎn)業(yè)的截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，對外直接投資存在積極的出口效應(yīng)，如果東道國為發(fā)展中國家，那么互補效應(yīng)更為突出；Agarwal等人(1994)發(fā)現(xiàn)德國和日本1989-1992年的對外直接投資與出口及進口正相關(guān)。Pfaffermayr(1996)使用格蘭杰因果檢驗分析了奧地利的對外直接投資和出口，發(fā)現(xiàn)這些變量之間存在互補和雙向的因果關(guān)系；Blomstrom等(1998)使用美國和瑞典1978～1982年的數(shù)據(jù)做了類似的研究，發(fā)現(xiàn)用出口變化代替出口水平時，投資與貿(mào)易互補的效應(yīng)更加明顯。

值得注意的是，Eaton等(1996)使用美國和日本1985-1990年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)日本對外直接投資與未來的出口相關(guān)關(guān)系更大，而美國的對外直接投資與過去的出口相互關(guān)系更大，并且推測這種現(xiàn)象的原因在于日本的對外直接投資是成本導(dǎo)向型的。而美國的是市場導(dǎo)向型的。

關(guān)于中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，蔡銳等(2004)的研究表明，中國對發(fā)達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但是作用不大，與出口的關(guān)系則不顯著；中國對發(fā)展中國家的累計直接投資(即存量)對進口沒有顯著影響，而對出口有一定影響。張如慶(2005)基于協(xié)整分析的研究認為。進出口是對外直接投資變化的原因，而對外直接投資不是進出口變化的原因，對貿(mào)易的替代或促進作用不明顯。項本武(2005)基于引力模型研究的主要結(jié)論是中國對外直接投資促進了對東道國的出口，但對從東道國的進口卻具有替代效應(yīng)。陳石清(2006)采用國際比較的方法，指出中國對外直接投資對出口貿(mào)易的影響不顯著，二者之間不存在顯著的因果關(guān)系、且兩者之間也不存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

不難發(fā)現(xiàn)，關(guān)于中國對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究結(jié)論并不一致，大多認為中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)不顯著。因此，有必要深入探討中國的對外直接投資的真實動因。

(二)對外直接投資的動因

不同企業(yè)在不同的跨國經(jīng)營階段，其投資動因是不同的。鄧寧(1993)將其劃分為資源導(dǎo)向、市場導(dǎo)向、效率導(dǎo)向和戰(zhàn)略資產(chǎn)導(dǎo)向四種類型，并認為前兩種類型是企業(yè)初始對外直接投資的主要動因，后兩種類型則是企業(yè)追加對外直接投資的主要動因，其目的在于促進企業(yè)區(qū)域或全球戰(zhàn)略的一體化。

王元龍(1996)將企業(yè)對外直接投資動因細分為追求高額利潤、資源導(dǎo)向、市場導(dǎo)向、效率導(dǎo)向、分散風(fēng)險、技術(shù)導(dǎo)向、追求優(yōu)惠政策、環(huán)境污染轉(zhuǎn)移和全球戰(zhàn)略等九個類型。王躍生(2007)認為，中國企業(yè)對外投資的基礎(chǔ)尚不明確，而對外直接投資動因可以分為：(1)尋找低成本型，實際上遵從的是相對優(yōu)勢理論，但是這種類型的投資比重很小；(2)擴大市場型，是以繞開市場壁壘為目的的投資，但其結(jié)果不確定，因為出口優(yōu)勢未必轉(zhuǎn)化成投資優(yōu)勢；(3)尋求資源型，此類投資較少考慮直接經(jīng)濟效益大小，是一種不具有普遍意義的對外投資行為；(4)利益驅(qū)動型，最符合一般意義上的跨國投資原理，是為了獲得利潤以及其他綜合投資收益，關(guān)鍵因素是企業(yè)在海外經(jīng)營的競爭力及壟斷優(yōu)勢，但從目前情況看，許多這類投資效果都不佳。邱立成等(2008)研究了中國的對外直接投資和若干宏觀經(jīng)濟變量之間的關(guān)系，國內(nèi)的資源消費、制造業(yè)工資水平與對外直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，而出口與對外直接投資的關(guān)系則是相互替代的，即他們認為中國對外直接投資是以資源導(dǎo)向、成本導(dǎo)向和市場導(dǎo)向型為主的。

二、中國對外直接投資現(xiàn)狀與特征分析

《2007年中國對外直接投資公報》顯示，從流向上看，中國對外直接投資流向批發(fā)和零售業(yè)的為66億美元，占24.9％；商務(wù)服務(wù)業(yè)為56.1億美元，占21.2％；交通運輸倉儲業(yè)為40.7億美元，占15.4％；流入采礦業(yè)40.6億美元，占15.3％：制造業(yè)為21.3億美元，占8％，其中金屬冶煉及壓延加工業(yè)占的比例比較高；金融業(yè)為16.7億美元，占6.3％。這6個行業(yè)流向已經(jīng)占去了我國對外直接投資的91.1％。

從長期看，截至2007年末，中國對外直接投資存量已經(jīng)達到1179.1億美元，商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、金融業(yè)和采礦業(yè)、交通運輸／倉儲和郵政業(yè)、制造業(yè)一共占去了總存量的88.3％。其中，商務(wù)服務(wù)業(yè)占25.9％；批發(fā)和零售業(yè)占17.2％；金融業(yè)占14.2％；采礦業(yè)占12.7％；交通運輸、倉儲郵政業(yè)占10.2％；制造業(yè)占8.1％。

對比王躍生總結(jié)的動因類型和投資公報上所顯示數(shù)據(jù)，可以對中國對外直接投資呈現(xiàn)的一些特點作進一步分析，我們將根據(jù)這些特點建立本文的實證模型。

其一，無論從當(dāng)期流量還是存量的角度，中國對外直接投資流向制造業(yè)的資金僅僅占了很小部分(8％)，也就是說我們可以認為市場導(dǎo)向或?qū)で蟮统杀拘偷膶ν馔顿Y所占比例很小。這一部分投資應(yīng)是建立在成本和競爭力優(yōu)勢基礎(chǔ)上的，因此我們推測，國內(nèi)工業(yè)制成品的RCA指數(shù)對OFDI的影響可能

是顯著的。

其二，采礦業(yè)的對外直接投資在總存量中比例較大且流出速度在加快，從近幾年中國的幾大石油公司及其它礦業(yè)公司在國際上的一些大的收購案也可以看出這一點。對采礦業(yè)的投資具有明顯的資源導(dǎo)向型的特點，反映在宏觀經(jīng)濟變量上就是中國每年的資源類產(chǎn)品的需求水平。

其三，商業(yè)服務(wù)業(yè)在對外投資的總存量中占去了43.1％，比例相當(dāng)大，而且還有加快的趨勢。此類投資是為出(進)口貿(mào)易服務(wù)，對于促進中國的出口作用會非常大，因此可以認為中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)會比較顯著，至少對出口是這樣；反過來，出口的發(fā)展會是對外直接投資的重要動因。

其四，匯率變動直接影響投資和收益的價值量，中國的對外直接投資主要是以美元為單位來計量的，美元兌換人民幣的匯率水平對中國的對外直接投資也會產(chǎn)生一定的影響，因為這會直接反映在投資的成本當(dāng)中。

其五，一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對外的直接投資額也會越多，所以GDP對對外直接投資應(yīng)該會有正的影響。但投資的最終目的是為了獲得利潤以及其他綜合投資收益，而能否實現(xiàn)目標(biāo)，關(guān)鍵看企業(yè)是否具有在海外的競爭力及壟斷優(yōu)勢。考慮到中國這類投資大都效果不佳，其優(yōu)勢尋求與國內(nèi)補償?shù)男Ч膊幻鞔_，故GDP對對外直接投資的影響也未必明確。

其六，中國的對外直接投資是否在規(guī)避貿(mào)易壁壘方面有所體現(xiàn)以及是否與中國的經(jīng)濟制度有聯(lián)系，尚不能直接看出來，但在下面的實證中將進行檢驗分析。

以上的分析顯示，中國對外直接投資有兩種類型是特別明顯的，就是“貿(mào)易促進型”和“資源導(dǎo)向型”：而“擴大市場(繞過貿(mào)易壁壘)型”和“綜合利益驅(qū)動型”的投資不能直接體現(xiàn)；“尋求低成本型”的對外投資占的比例很小，不應(yīng)該是主要動因。

三、實證分析

(一)相關(guān)變量數(shù)據(jù)的選取

對于中國對外直接投資的動因?qū)嵶C方面，我們選擇的經(jīng)濟變量有：對外直接投資的流量(OFDI)、年平均匯率(exch)、中國的年出口總額(expo)、能源年需求總量(energy)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和出口制成品顯性比較優(yōu)勢(RCA)指數(shù)。

中國對外直接投資開始較晚，根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性將樣本設(shè)定在1982～2007年間。其中，OFDI的數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)網(wǎng)站，exch、expo和GDP的數(shù)據(jù)來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》；energy的數(shù)據(jù)是從中經(jīng)網(wǎng)經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫獲取；RCA值是根據(jù)WTO網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算得出。

此外，本文還要驗證中國對外直接投資是否存在規(guī)避貿(mào)易壁壘的傾向以及是否受到經(jīng)濟制度方面的因素影響，故又增加了以下經(jīng)濟變量：中國每年所遭遇的反傾銷次數(shù)(antid)，數(shù)據(jù)來源于WTO網(wǎng)站；經(jīng)濟自由度指數(shù)(EFW)，數(shù)據(jù)來自于The FraserInstitute。由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計的缺乏，這兩個指標(biāo)只有1995～2007年間的數(shù)據(jù)可用。

(二)實證模型一：exch、expo、energy、GDP和RCA對對外直接投資的影響

1　單位根檢驗。為便于分析，在檢驗的過程中對原序列取對數(shù)。不會改變原序列的性質(zhì)和相互關(guān)系。

Inofdi、Inexpo、Inexch、Inenergy、lnGDP和RCA在10％的顯著性水平下都接受非平穩(wěn)性(即存在單位根)的假設(shè)，而一階差分后的變量在l％的顯著性水平上[只有d(InGDP)在5％顯著水平上]都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這6個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整，因此可以進一步檢驗它們之間的協(xié)整關(guān)系。

2　協(xié)整檢驗。根據(jù)協(xié)整理論，如果幾個序列滿足單整階數(shù)相同且它們之間存在協(xié)整關(guān)系的話，那么這幾個非平穩(wěn)序列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。并可有效避免偽回歸問題。本文采用Johansen(1988)協(xié)整檢驗方法，根據(jù)AIC和SC法則，選擇的滯后階數(shù)為1。

在5％的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是最大特征根檢驗得出的結(jié)果都表明，上述幾個時間序列之間存在4個協(xié)整關(guān)系，即Inofdi與Inenergy、Inexpo、Inexch、lnGDP和RCA之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。取其中的一組標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)，可以設(shè)定協(xié)整方程為：

方程(1)中，Inenergy、Inexpo和Inexch的系數(shù)符號同我們前面討論時預(yù)測的結(jié)果是一致的，而且它們都是顯著的；InGDP和InRCA對Inofdi的影響為正且顯著：同時也可以看出中國能源需求和出口對中國對外直接投資的影響最大，這和我們分析投資公報數(shù)據(jù)時的觀點也是一致的，即中國對外直接投資的主要動因類型是“促進貿(mào)易型”和“資源獲取型”。

3　誤差修正模型(ECM)。協(xié)整方程反映的是變量間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，則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)整檢驗可知，變量間存在協(xié)整關(guān)系，則存在描述受出口等因素影響的對外直接投資由短期偏離向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。考慮到被解釋變量的短期波動除了受誤差修正項的影響外，還受到解釋變量短期波動以及各變量滯后變化的影響，所以模型中增加了一些滯后項。

其中ecm為誤差修正項，a1為調(diào)整系數(shù)，a2等分別是各變量滯后變化的影響系數(shù)，c1為白噪聲擾動項。若a1顯著不為零，則說明存在短期偏差調(diào)整機制，各變量之間的長期均衡關(guān)系對對外投資的短期變化有顯著影響。

方程顯示，在10％的顯著性水平上，只有ecm和hlnexpo的系數(shù)是顯著的。ecm的系數(shù)為負說明當(dāng)變量之間長期穩(wěn)定的關(guān)系出現(xiàn)短期偏離時，會自動趨向長期均衡調(diào)整的過程。

4　Granger因果關(guān)系檢驗。上面的協(xié)整分析以及誤差修正已表明變量之間存在較高的依存度，但一個變量的滯后期是否對其它變量有影響，仍需再進一步做Granger因果關(guān)系檢驗。由于檢驗結(jié)果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的不同可能會得到不一致的結(jié)果，所以在檢驗的過程中我們選取多個不同的滯后期，若檢驗的結(jié)果一致，則得出的結(jié)論較為可信。本文在檢驗的過程中選取了3個滯后期。

中國對外直接投資變動不是出口、能源需求、匯率以及GDP變化的Granger原因：匯率變動、GDP和中國制造業(yè)出口的顯示性比較優(yōu)勢變動也不是中國對外直接投資變化的Granger原因；而中國的出口額、能源需求水平的變動卻是中國對外直接投資變化的Granger原因；此外，中國OFDI的變化也是制造業(yè)RCA變化的Granger原因。

(三)實證模型二：中國經(jīng)濟制度和遭到的貿(mào)易壁壘對中國對外直接投資影響

為了尋找中國對外直接投資的其它影響因素，進一步考慮中國的經(jīng)濟制度和對外貿(mào)易中遭遇的貿(mào)易壁壘對中國對外直接投資的影響。

首先，關(guān)于貿(mào)易壁壘與對外直接投資。現(xiàn)有的理

論分析認為，貿(mào)易壁壘的存在和增加使得本來出口的企業(yè)為躲避關(guān)稅、非關(guān)稅壁壘而進行對外直接投資。雖然，中國加入WTO后，出口遭遇的關(guān)稅壁壘下降了，但是諸如技術(shù)貿(mào)易壁壘、反傾銷等非關(guān)稅壁壘發(fā)揮了很大的作用。所以中國對外直接投資的一種可能動因是：企業(yè)為了規(guī)避非關(guān)稅貿(mào)易壁壘帶來的影響而選擇到目標(biāo)市場國或相鄰地區(qū)進行投資生產(chǎn)。

對中國發(fā)起反傾銷最多的國家和地區(qū)有美國、印度和歐盟等。從中國投資公報體現(xiàn)的數(shù)據(jù)可以知道，2007年中國對外投資流向的前24位國家(地區(qū))中有3個屬于前述地區(qū)的國家，分別是英國(第5)、德國(第13)和美國(第16)，總額也只有10億美元(相當(dāng)于流向香港地區(qū)1／13)，占的比重很小。從存量上分析，對外投資流向的前20位的國家和地區(qū)中，對我國反傾銷最多的地區(qū)也只有36億美元，僅相當(dāng)于流向香港的對外直接投資的1／20；而且，這些投資的行業(yè)分布較分散，金融等服務(wù)類行業(yè)占了不小的比例，制造業(yè)的份額較小。中國對外投資存量中，流向歐洲的投資中制造業(yè)只有22.5％(2007年的流量中更是僅占6.5％)；而流向美國的制造業(yè)投資從2007年的流量上看相對比例大一點，占到53.3％，但是存量上就只有24.5％。這其中，流向制造業(yè)的投資也有相當(dāng)?shù)牟糠质菫榱双@取先進技術(shù)，真正為了規(guī)避貿(mào)易壁壘的并不多。由此判斷，中國對外直接投資與企業(yè)遭遇的貿(mào)易壁壘關(guān)系不大。

其次，關(guān)于制度質(zhì)量與對外直接投資。新制度經(jīng)濟學(xué)認為制度安排支配著公眾及私人的行為，從而影響資源配置的效率，導(dǎo)致經(jīng)濟績效的差異。大量文獻證明，制度質(zhì)量較高的國家中私人投資率和資本產(chǎn)出更高，因為制度是資本市場運行的基礎(chǔ)，穩(wěn)定的制度框架是投資所需要的。我們采用反映制度質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟自由指數(shù)(EFW)來分析其對中國對外直接投資的影響。

目前中國對外直接投資的主體是國企，不少大型國企對外投資目的是為了獲取戰(zhàn)略資源，較少考慮經(jīng)濟效益，由于有國家的支持，即使相當(dāng)時間內(nèi)在經(jīng)濟上無利可圖仍然會進行投資，這和經(jīng)濟自由度提升所要求的是不一致的，因此中國經(jīng)濟自由度可能對對外直接投資的影響不明顯。

這里我們分別選取中國近年來每年所遭受到的反傾銷次數(shù)(antid)和中國的經(jīng)濟自由度(EFW)作為中國企業(yè)在出口中遇到的貿(mào)易壁壘和中國的經(jīng)濟制度的變量，中國的對外直接投資仍然使用對數(shù)形式。

同實證模型一相似，我們也檢驗了antid和EFW的序列穩(wěn)定性，結(jié)果為這兩個變量也是差分穩(wěn)定的，回歸方程中采用差分形式，以d(*)表示相應(yīng)變量的一階差分。

由回歸方程3可知，d(antid)和d(EFW)的系數(shù)都不顯著，而且它們的聯(lián)合F檢驗也不顯著，可以認為，antid和EFW的變化不能引起lnofdi的變化。雖然數(shù)據(jù)不夠充足，但我們也能從某方面來印證上述的推測，中國對外直接投資并不是以繞開貿(mào)易壁壘為目的的，中國的經(jīng)濟自由度對擴大中國對外直接投資也沒有起到明顯的作用。

四、結(jié)論分析與建議

本文的分析結(jié)果表明：

第一，能源的需求上升對中國對外直接投資影響顯著，驗證了中國對外直接投資有資源導(dǎo)向型的特點，能源需求成為中國對外直接投資的重要原因。中國經(jīng)濟的發(fā)展對資源的需求越來越大，大量依靠進口。而要想獲得穩(wěn)定的資源進口源，中國有必要在資源豐富的國家和地區(qū)進行投資。

第二，出口增加與對外直接投資的增長關(guān)系顯著為正，這和很多文獻得出“中國對外直接投資與出口是替代型”的結(jié)論不同。前面的分析中也提到，中國對外直接投資中商業(yè)服務(wù)業(yè)占去了43.1％，而且還有速度加快的趨勢。在當(dāng)前形勢下，中國的出口額越大，對這類對外投資的需求也就越大。

第三，出口、能源需求、人民幣匯率、GDP、制造業(yè)RCA和中國對外直接投資額之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，即使短期內(nèi)有所偏離但是長期來看還是會恢復(fù)到均衡狀態(tài)。相對而言，匯率對于中國對外直接投資的影響小一些，而能源需求和出口對中國對外直接投資的影響最大。

第四，Granger因果關(guān)系檢驗揭示。中國的出口額、能源需求水平的變動是中國對外直接投資變化的Granger原因。也就是說，出口額、能源需求水平不僅同期變動而且滯后變動對中國對外投資的變化都會造成影響。

第五，從綜合利益來考慮，中國GDP增長對對外直接投資的影響是顯著為正的，這類投資最符合一般意義上的跨國投資原理。雖然目前這類投資的效果都不佳，甚至虧損嚴(yán)重，但追求投資收益是各國對外直接投資的基本因素，中國此類直接投資將會繼續(xù)增加。

第六。中國經(jīng)濟自由度和出口遇到的貿(mào)易壁壘對對外直接投資都沒有明顯的影響，這和中國的對外直接投資處于起步階段、總體水平不高是有關(guān)系的，國內(nèi)的企業(yè)真正做到跨國生產(chǎn)和銷售的還很少。

針對中國對外投資的現(xiàn)狀并依據(jù)上述結(jié)論，我們提出以下建議：

其一，要想提高中國企業(yè)的國際競爭力，就需要大力發(fā)展對發(fā)達國家的直接投資，這不僅是要利用其大市場規(guī)模經(jīng)濟的區(qū)位優(yōu)勢，更重要的是可以獲取先進技術(shù)和繞開貿(mào)易壁壘，真正使我們的企業(yè)成為跨國公司。

其二，以資源獲取為目的的對外投資繼續(xù)擴大，需要慎重和妥善處理與當(dāng)?shù)氐年P(guān)系，尤其是發(fā)展中國家，不能是掠奪式的開采資源，更重要的是互利共贏。中國投資的主要資源區(qū)域集中在中東、俄羅斯、東南亞等地，但是這些區(qū)域的很多采油行業(yè)都被一些發(fā)達國家的大能源集團巨頭掌控，在選擇直接投資和與它們進行合作的同時，一定要周全考慮對這些巨頭的一些下屬分公司實施的并購和股權(quán)收購。

其三，政策制定部門不能在制定了“走出去”的促進措施后就覺得萬事大吉，要跟蹤關(guān)注“走出去”的效果如何，從而及時地調(diào)整相關(guān)政策。目前從“走出去”的現(xiàn)狀來看效果并不佳，以繞過貿(mào)易壁壘和實現(xiàn)跨國生產(chǎn)與銷售為目的的對外投資所占比重很小，貿(mào)易類投資占的比例過大。

其四。對于國有企業(yè)的跨國并購和跨國生產(chǎn)行為一定要嚴(yán)格監(jiān)控，要嚴(yán)防某些國企以實現(xiàn)個人利益為目的的對外投資。《中國對外投資公報》顯示，2007年末對外直接的投資存量中，國有企業(yè)占的比例為71％，是絕對的主力軍。國企改革的目標(biāo)之一是要實現(xiàn)國有資產(chǎn)的保值增值，大量的國企資金流向海外的行為就必須要處于有關(guān)當(dāng)局的監(jiān)控之下，并將進展情況公布于眾。國有企業(yè)對外投資的“大無畏”和民營企業(yè)“走出去”的謹小慎微形成的強烈對比，也應(yīng)該能為我們提出這樣的警示。

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篇9

關(guān)鍵詞：對外直接投資； 母國經(jīng)濟增長效應(yīng)； 面板數(shù)據(jù)；協(xié)整檢驗和誤差修正模型

基金項目：教育部課題（10YJA79006）；江蘇省教育廳課題（2011ZDAXM020）；南京審計學(xué)院課題（NSK2009/B243）；獲江蘇省政府海外訪學(xué)計劃以及江蘇省“青藍工程”科技創(chuàng)新團隊的資助。

作者簡介：馮彩（1977-），女，安徽碭山人，南京審計學(xué)院金融學(xué)院講師，博士，南京大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟學(xué)博士后，主要從事國際投資研究；蔡則祥（1958-），男，江蘇新沂人，南京審計學(xué)院金融學(xué)院教授，博士，主要從事金融理論與政策研究。

中圖分類號：F125文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1006-1096（2012）06-0046-06收稿日期：2011-12-14

一、文獻綜述

關(guān)于對外直接投資即OFDI的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)有2個相反的理論觀點。一種觀點認為，如果OFDI是國內(nèi)（區(qū)域內(nèi)）投資的替代，那么本國OFDI的增長將會引起母國經(jīng)濟增長的下降（Stevens et al，1992）。另一種觀點認為，如果OFDI與國內(nèi)生產(chǎn)之間存在相互補充關(guān)系，那么OFDI的增長將會促進母國經(jīng)濟增長上升。Desai等（2005）研究指出如果海外子公司在東道國的生產(chǎn)過程中使用了母國的投入品則會促進母國產(chǎn)出的增加。Dunning等（1998）認為到發(fā)達國家的對外投資可能引致先進的技術(shù)轉(zhuǎn)移到母國以獲得新的技術(shù)。但上述逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)關(guān)鍵取決于母國企業(yè)的技術(shù)吸收能力（Travares et al，2005）。Herzer（2008）綜合了以上2種相反的理論觀點，認為如果母國國內(nèi)資源稀缺，對外直接投資可能導(dǎo)致對本國國內(nèi)投資的下降，進而引致母國產(chǎn)出的下降。但與此同時，他也認為如果進行對外直接投資的母國企業(yè)能夠進入新的市場，并且以更低的成本在東道國生產(chǎn)產(chǎn)品，母國從東道國進口這些低成本的產(chǎn)品以滿足國內(nèi)市場的需要就可以促進母國經(jīng)濟的增長。Denzer（2011）使用內(nèi)生增長模型對OFDI的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)進行了理論分析，結(jié)論表明OFDI正向地影響一國經(jīng)濟發(fā)展這一假說在理論上是成立的，但是該結(jié)論是建立在跨國公司可以沒有任何障礙地將外國知識轉(zhuǎn)移到母國的極端假設(shè)之上的。

由于中國對外直接投資起步和發(fā)展較晚，因此對中國OFDI的研究則是在近年才逐步興起。這些研究主要集中在3個方面：第一，中國對外直接投資的決定因素研究；第二，中國對外直接投資的就業(yè)、貿(mào)易、逆向技術(shù)溢出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)研究；第三，中國對外直接投資的發(fā)展階段研究。對中國OFDI 發(fā)展階段的研究部分地涉及到了OFDI和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，但只是分析了GDP對凈OFDI的決定，并沒有涉及到OFDI對經(jīng)濟增長的影響。李輝（2007）基于IDP理論使用了1980年～2005年數(shù)據(jù)研究了中國經(jīng)濟增長以及其他因素對中國對外直接投資階段的決定作用，結(jié)論表明：人均GDP增長1%時，人均對外直接投資增長1.433%；而且該研究也表明中國已經(jīng)處于IDP理論的第二個階段和第三個階段的中間，已經(jīng)走上成為對外投資的大國之路。但是這一研究并沒有分析中國OFDI對中國經(jīng)濟增長的影響，因此在本質(zhì)上還是屬于對外直接投資決定因素的研究。

魏巧琴等（2003）率先使用年度數(shù)據(jù)研究了中國1982年～2000年的對外直接投資和經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)論表明二者之間沒有任何因果關(guān)系。肖黎明（2009）使用中國1980年～2007年度的數(shù)據(jù)進行的研究表明：中國的對外直接投資與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，但是對外直接投資對經(jīng)濟增長的促進作用較小，其長期彈性僅為0.0364。但是上述研究采用的是時間序列數(shù)據(jù)，研究的是OFDI對中國經(jīng)濟的總體增長效應(yīng)，其不能反映OFDI對中國經(jīng)濟增長的區(qū)域效應(yīng)；而且使用的數(shù)據(jù)沒有能夠反映近年尤其是次貸危機以來中國對外直接投資迅速增長的事實。筆者在對OFDI和經(jīng)濟增長的相關(guān)研究文獻進行梳理的基礎(chǔ)上，以中國省級面板數(shù)據(jù)作為研究對象，以期進一步探討中國對外直接投資的區(qū)域經(jīng)濟增長的長期和短期效應(yīng)及其區(qū)域效應(yīng)。

二、模型、數(shù)據(jù)和研究方法

1.模型

筆者使用中國省級對外直接投資（OFDI）的數(shù)據(jù)研究其對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應(yīng)，并將省級區(qū)域進一步劃分為東部、中部和西部，以進一步比較OFDI的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)是否存在區(qū)域差異及其差異大小。

筆者所用的被解釋變量是各省級的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），解釋變量為各省級的對外直接投資（OFDI），以上述雙變量為基礎(chǔ)建立雙對數(shù)模型進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗和回歸分析，反映對外直接投資對經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)。建立模型（1）。

LnGDPit=αit+βitLnOFDIit+εiti=1，2...N； t=1，2，...T（1）

其中，LnGDPit表示第i省在第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)；LnOFDIit表示第i省在第t年的非金融類對外直接投資流量。（1）式采用的是雙對數(shù)模型，βit測度的是國內(nèi)生產(chǎn)總值對OFDI的彈性。需要說明的是（1）式是基本模型，具體的回歸模型將依據(jù)F檢驗和Hausman檢驗確定是采用混合模型、固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。

2.數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)區(qū)間為2003年～2010年。本文所使用的省級對外直接投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》；所使用的省級2003～2009年的國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局公布的年度統(tǒng)計公報，2010年各省級GDP的數(shù)據(jù)源于2011年第2期的《中國經(jīng)濟景氣月報》。《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》于2003年開始，因此省級對外直接投資數(shù)據(jù)最早始于2003年。但是由于一些省份在某些年份的數(shù)據(jù)不可得性，為了保證研究的時間跨度和連續(xù)性，本文的樣本刪除7個在某些年份缺少OFDI統(tǒng)計數(shù)據(jù)的省份，這些省份是海南、重慶、貴州、、寧夏、青海和新疆。因此，本樣本的研究對象共24個省份，包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、云南、山西、甘肅。

為說明對外直接投資區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)的差異，本研究將上述24個省份分為東部、中部和西部三大區(qū)域。對于東中西部的劃分，學(xué)術(shù)界一直存在著爭議。筆者依據(jù)年度《對外直接投資統(tǒng)計公報》的標(biāo)準(zhǔn)劃分上述三大區(qū)域。其中，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東共10個省級行政區(qū)；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南共8個省級行政區(qū)；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、云南、陜西、甘肅共6個省級行政區(qū)。需要說明的是，筆者僅研究大陸地區(qū)對外直接投資的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)及其差異，因此本研究樣本不包括港澳臺地區(qū)。

本文中的國內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計單位為億元，而OFDI的統(tǒng)計單位為美元，為此將國內(nèi)生產(chǎn)總值按照年度美元兌人民幣的匯率年平均價轉(zhuǎn)換成美元計價。為了剔除價格變化對OFDI和國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，筆者采用上述24個省份的年度CPI的同比數(shù)據(jù)將同年度的名義OFDI和名義GDP轉(zhuǎn)換成實際OFDI和實際GDP，在此基礎(chǔ)上分別對實際OFDI和GDP取對數(shù)即得到LnOFDI和LnGDP。2003年～2009年各省份的年度CPI數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局公布的年度統(tǒng)計年鑒，2010年各省份的CPI數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟景氣月報》2011年第2期。2003年～2009年的美元兌人民幣的匯率平均價來自中國國家統(tǒng)計局公布的年度統(tǒng)計年鑒，而2010年的平均價則根據(jù)《中國經(jīng)濟景氣月報》2011年第1期所公布的數(shù)據(jù)進行平均計算得到。

3.研究方法

本文使用Eviews6.0軟件進行實證研究。本研究將進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗和誤差修正模型檢驗。協(xié)整檢驗反映OFDI對經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)；而誤差修正模型檢驗反映OFDI對經(jīng)濟增長的短期效應(yīng)。具體來說包括4個步驟：

第一，單位根檢驗，以防止虛假回歸的出現(xiàn)。為得到一個較為穩(wěn)健的結(jié)果，筆者使用Summary檢驗進行單位根檢驗。檢驗方法包括LLC檢驗、Im-Pesaran-Shin檢驗、ADF-Fisher檢驗以及PP-Fisher檢驗。

第二，協(xié)整檢驗，確定變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。由于本文的面板數(shù)據(jù)的時間跨度僅為8年（2003年～2010年），使用Fisher檢驗存在數(shù)據(jù)不足的問題。筆者采用基于Engle-Granger的Pedroni檢驗以確定變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

第三，回歸分析。根據(jù)Pedroni檢驗方法，如果協(xié)整檢驗?zāi)軌蛲ㄟ^，則需要進行變量之間的回歸分析。回歸模型方程（混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機模型）的選擇主要通過F檢驗和Hausman檢驗進行。

第四，誤差修正模型檢驗，以確定二者之間的短期關(guān)系。筆者僅研究對外直接投資對經(jīng)濟增長的效應(yīng)，因此這里的誤差修正模型僅研究對外直接投資對經(jīng)濟增長的單向短期效應(yīng)，對于經(jīng)濟增長對于OFDI的短期影響則不進行研究。基于模型（1），構(gòu)建誤差修正模型（2）。

DLnGDPit=λ1i+λ2iDLnOFDIit+θiECMit-1+uit（2）

其中，D表示一階差分；ECMit是誤差修正項，等于使用模型（1）進行回歸的殘差εit；θi 是誤差修正項的系數(shù)，其表示對長期均衡偏離的調(diào)整速度。

三、實證檢驗結(jié)果

本研究中面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果如表1所示。從該結(jié)果可知，不論是全國還是分區(qū)域（東部、中部和西部）的LnGDP和LnOFDI都是非平穩(wěn)的序列，但是LnGDP和LnOFDI的一階差分則全是平穩(wěn)序列。因此，不論是全國還是分區(qū)域（東部、中部和西部）的LnGDP和LnOFDI是同階單整的，可以進行協(xié)整檢驗。

表1LnGDP和LnOFDI的單位根檢驗結(jié)果

變量LLCIMPADF FisherPP Fisher結(jié)論全國LnGDP-4.9236***

（0.0000）2.7101

（0.9966）28.8859

（0.9869）33.4074

（0.9457）非平穩(wěn)DLnGDP-8.3356***

（0.0000）-4.2473***

（0.0000）103.585***

（0.0000）101.576***

（0.0000）平穩(wěn)LnOFDI-5.3617***

（0.0000）1.1752

（0.8801）45.906

（0.5590）61.8574*

（0.0863）非平穩(wěn)DLnOFDI-13.8164***

（0.0000）-5.0594***

（0.0000）121.152***

（0.0000）162.039***

（0.0000）平穩(wěn)東部

LnGDP-5.5636***

（0.0000）0.2417

（0.5955）20.0659

（0.4538）21.1776

（0.3867）非平穩(wěn)DLnGDP-5.1856***

（0.0000）-3.1270***

（0.0000）44.4566***

（0.0013）37.4359**

（0.010）平穩(wěn)LnOFDI-0.5173

（0.3024）2.0011

（0.9773）10.6874

（0.9539）14.0453

（0.8282）非平穩(wěn)DLnOFDI-8.5405***

（0.0000）-3.2881***

（0.0005）50.6801***

（0.0002）63.3559***

（0.0000）平穩(wěn)中部

LnGDP-0.2998

（0.3821）2.800

（0.9974）4.6539

（0.9972）8.4601

（0.9340）非平穩(wěn)DLnGDP-5.4156***

（0.0000）-1.9216**

（0.0273）30.9251**

（0.0138）27.191**

（0.0394）平穩(wěn)LnOFDI-5.7280***

（0.0000）0.0305

（0.5122）21.4312

（0.1625）26.0186*

（0.0538）非平穩(wěn)DLnOFDI-8.6278***

（0.0000）-3.5666***

（0.0002）46.3838***

（0.0001）73.4801***

（0.0000）平穩(wěn)西部

LnGDP-2.3300***

（0.0099）1.8779

（0.9698）4.1661

（0.9802）3.7696

（0.9872）非平穩(wěn)DLnGDP-5.5364***

（0.0000）-2.2435**

（0.0124）28.2037***

（0.0052）36.9491***

（0.0002）平穩(wěn)LnOFDI-3.9410***

（0.0000）-0.2475

（0.4022）13.7874

（0.3145）21.7935**

（0.0399）非平穩(wěn)DLnOFDI-6.5261***

（0.0000）-1.7450**

（0.0405）24.0836**

（0.0198）25.2032**

（0.0139）平穩(wěn)注：（1）檢驗形式為包含截距項，但不含趨勢項；（2）每一個檢驗統(tǒng)計量下方括號內(nèi)為p值；（3）***，**以及*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平拒絕序列存在單位根的原假設(shè)；（4）各檢驗的最大滯后時期由Eviews軟件依據(jù)Schwarz準(zhǔn)則自動確定。

筆者基于Pedroni方法進行協(xié)整檢驗，其原假設(shè)均是不存在協(xié)整關(guān)系。本研究中的時間跨度T僅為8，屬于小樣本，因此以Panel ADF和Group ADF作為最主要的準(zhǔn)則判斷LnGDP和LnOFDI是否存在協(xié)整關(guān)系。全國和分區(qū)域的協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2中的結(jié)果可以得知：第一，對全國24個省級數(shù)據(jù)的Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果有5個顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF均在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，使用24個省級數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗表明OFDI和經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系；第二，從東部地區(qū)10個省級協(xié)整檢驗結(jié)果來看，Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果有4個顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF分別在5%和1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此東部地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系；第三，中部地區(qū)8個省級數(shù)據(jù)的Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果有4個顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF分別在1%和10%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此中部地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系；第四，使用西部六省數(shù)據(jù)進行的Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果中僅有1個在10%顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF均接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

上述結(jié)果表明：西部地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間不存在長期均衡關(guān)系。即西部地區(qū)的對外直接投資還不能促進該地區(qū)的經(jīng)濟增長。受西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段的制約，西部地區(qū)的對外直接投資的規(guī)模相對較小，因而還不能成為促進西部地區(qū)的經(jīng)濟增長重要途徑之一。國際貿(mào)易促進委員會（2011）對2008年～2010年對外投資企業(yè)樣本的調(diào)查表明，我國對外投資的企業(yè)大多數(shù)是東部地區(qū)的企業(yè)，已對外投資的企業(yè)中，有76%來自東部地區(qū)，而中部地區(qū)和西部地區(qū)的企業(yè)比例分別為14%和10%，而且在未來一段時間內(nèi)東部地區(qū)的企業(yè)仍將是對外投資的主體。根據(jù)Stevens等以及Travares等的研究結(jié)論，還可以得知西部地區(qū)的對外直接投資部分代替了當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)，而且西部地區(qū)非對外直接投資的企業(yè)難以承接對外直接投資企業(yè)對該地區(qū)的逆向技術(shù)溢出，從而使得對外直接投資的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)并不存在。

基于西部地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間不存在長期均衡協(xié)整關(guān)系的結(jié)果，本部分將對全國、東部和中部的對外直接投資和經(jīng)濟增長基于模型（1）進行回歸分析。基于F檢驗和Hausman檢驗的檢驗結(jié)果表明：全國、東部以及中部地區(qū)隨機效應(yīng)模型更優(yōu)于固定效應(yīng)模型（檢驗結(jié)果見表3）。因此，筆者選擇隨機效應(yīng)模型進行回歸分析。全國及其東部和中部地區(qū)回歸結(jié)果如表4所示。

表2LnGDP和LnOFDI的協(xié)整檢驗結(jié)果

檢驗方法統(tǒng)計量全國東部中部西部

Pedroni

檢驗

Panel vStatistic1.3342

（0.1638）0.2695

（0.3847）0.7179

（0.3083）1.8654

（0.0700）*Panel rhoStatistic-0.3883

（0.3700）0.1814

（0.3924）-0.8263

（0.2836）0.1862

（0.3921）Panel PPStatistic-3.3376***

（0.0015）-2.3341

（0.0262）-2.9344***

（0.0054）0.0384

（0.3986）Panel ADF

Statistic-3.3274***

（0.0016）-2.3421**

（0.0257）-2.9325***

（0.0054）-0.2084

（0.3904）Group rho

Statistic1.7912*

（0.0802）1.1502

（0.2059）0.5832

（0.3365）1.4241

（0.1447）Group PP

Statistic-3.0533***

（0.0038）-2.6765**

（0.0111）-2.1722**

（0.0377）-0.1430

（0.3949）Group ADF

Statistic-3.0315***

（0.0040）-2.9122***

（0.0057）-1.9556*

（0.0589）-0.0452

（0.3985）注：（1）Pedroni檢驗的滯后期依據(jù)Schwarz準(zhǔn)則自動選擇，最大滯后期也是自動選擇；（2）Pedroni檢驗的形式為有截距但沒有時間趨勢；（3）括號內(nèi)為每一個統(tǒng)計量所對應(yīng)的p值；（4）***，**，*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

表3面板數(shù)據(jù)回歸模型的判別

F檢驗統(tǒng)計量P值Hausman檢驗Chi-Sq.統(tǒng)計量P值結(jié)論全國30.09490.00000.78770.3748隨機效應(yīng)模型東部35.81410.00000.20350.6519隨機效應(yīng)模型中部6802.630.00001.86140.1725隨機效應(yīng)模型

從回歸結(jié)果可知，不論是全國還是分區(qū)域的東部和中部的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間的回歸系數(shù)均較為顯著，其中基于24個省級行政區(qū)的回歸系數(shù)為0.2594，東部地區(qū)的系數(shù)為0.3174，中部地區(qū)的系數(shù)為0.2298。從回歸系數(shù)可以得知，東部地區(qū)的系數(shù)顯著大于中部地區(qū)的回歸系數(shù)。從方程的擬合度來看，均在60%以上，其中東部地區(qū)的回歸方程的解釋度為70.46%，高于全國和東部地區(qū)回歸方程的解釋度。這是因為東部地區(qū)不僅是吸引外資的主要區(qū)域，同時也是進行對外直接投資的主要區(qū)域，其對外直接投資的流量和存量要要遠大于中西部地區(qū)。依據(jù)Denzer的研究結(jié)論，可以認為東部地區(qū)的對外直接投資和國內(nèi)部門之間的聯(lián)系多于中西部地區(qū)，因而其OFDI對區(qū)域經(jīng)濟增長就會產(chǎn)生更大的正向效應(yīng)。更為重要的是，東部地區(qū)的對外直接投資的企業(yè)在資金、規(guī)模、研發(fā)和人力資本等方面要明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，因而東部地區(qū)對外直接投資的增加通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著提升了當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)效率，進而促進了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長。李梅等（2010）使用2003年～2008年各省級數(shù)據(jù)的實證研究表明，對外直接投資的逆向技術(shù)溢出顯著提升了東部和中部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，但是對西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率則無顯著影響。這一實證結(jié)果支持了本文的結(jié)論。因此，東部地區(qū)的對外直接投資對經(jīng)濟增長具有較大的彈性，其對外直接投資每增加1%，GDP增長0.3174%。

表4全國、東部、中部LnGDP和LnOFDI的

回歸結(jié)果（被解釋變量：LnGDPit）

系數(shù)全國東部中部截距αit4.7223

（32.3322）4.3210

（16.0789）4.9779

（22.5799）LnOFDIit0.2594

（20.0828）0.3174

（13.6943）0.2298

（10.2959）R20.68000.70830.6277Adjusted R20.67830.70460.6217注：（1）R2、Adjusted R2以及 D-W Statistic均是加權(quán)以后的統(tǒng)計量；（2）括號內(nèi)為各系數(shù)的t統(tǒng)計量。

為了進一步確定上述回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，需要對上述回歸結(jié)果的殘差序列εit進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。據(jù)該表可知，LLC、ADF Fisher以及PP Fisher的檢驗結(jié)果均在1%的顯著性水平拒絕全國、東部和中部的殘差序列εit存在單位根的原假設(shè)，因而全國、東部以及中部地區(qū)的回歸殘差序列在水平值上都是平穩(wěn)的，不存在單位根。根據(jù)上述殘差序列單位根檢驗的結(jié)果可以進一步確認上述基于全國、東部和中部的回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

協(xié)整檢驗和回歸分析僅僅表明對外直接投資和經(jīng)濟增長的長期關(guān)系，更確切地說是對外直接投資對經(jīng)濟增長存在長期影響。為進一步研究對外直接投資對經(jīng)濟增長的短期影響，筆者使用模型（2）所建立的誤差修正模型進行進一步的檢驗，檢驗結(jié)果分全國、東部和中部分別報告，結(jié)果如表5所示。

表5殘差序列εit的單位根檢驗結(jié)果

全國東部中部LLC-4.3062***

（0.0000）2.6580***

（0.0039） -5.7003***

（0.0000） ADF Fisher122.771***

（0.0000） 43.1688***

（0.0019） 59.2562***

（0.0000） PP Fisher116.293***

（0.0000） 48.4600***

（0.0004）42.4265***

（0.0000）注：（1）檢驗方法仍然采用Summary方法；（2）檢驗形式采用的是沒有截距項和趨勢項的檢驗形式；（3）括號內(nèi)為p值；（4）***表示在1%顯著性水平拒絕存在單位根的原假設(shè)；（5）最大滯后期根據(jù)Schwarz準(zhǔn)則自動選擇。

全國誤差修正模型為

DLnGDPit=0.1863+0.0099DLnOFDIit-

t=（39.700） （2.4413）

0.0906ECMit-1

（-4.6120）

東部地區(qū)誤差修正模型為

DLnGDPit=0.1857+0.0036DLnOFDIit-

t= （19.0297）（0.2705）

0.1162ECMit-1

（-2.7611）

中部地區(qū)誤差修正模型為

DLnGDPit=0.1868+0.0036DLnOFDIit-

t=（23.2344） （0.5617）

0.0436ECMit-1

（-1.1945）

上述結(jié)果表明：第一，全國、東部和中部誤差修正模型中的誤差修正系數(shù)均為負。這說明存在反向的修正機制，即經(jīng)濟增長一旦偏離長期均衡狀態(tài)就會有一個負向的機制將其糾正到均衡狀態(tài)，其糾正力度的大小取決于誤差修正系數(shù)的大小。第二，DLnOFDIit的系數(shù)表示短期內(nèi)對外直接投資增長率變化對經(jīng)濟增長率變化的影響。從全國誤差修正模型來看，DLnOFDIit的系數(shù)為0.0099，t值為2.4413，這表明短期內(nèi)OFDI每增長1%會引致經(jīng)濟增長0.0099%；東部和中部的誤差修正模型中DLnOFDIit也為正，但是統(tǒng)計上并不顯著。與基于模型（1）進行回歸分析所得到的系數(shù)（見表4）進行比較可以發(fā)現(xiàn)：不論是全國還是東部、中部地區(qū)的DLnOFDIit系數(shù)均小于長期回歸模型中LnOFDIit的回歸系數(shù)。這說明OFDI對經(jīng)濟增長的長期促進效應(yīng)大于短期促進效應(yīng)，而且統(tǒng)計上也更為顯著。這主要是因為對外直接投資對母國經(jīng)濟增長正向效應(yīng)的實現(xiàn)需要一定的傳導(dǎo)機制和渠道，這需要一定的時間。而且，在長期內(nèi)，隨著對外直接投資的增加，對外直接投資的存量效應(yīng)就會發(fā)生更大的作用，因而長期內(nèi)對外直接投資對經(jīng)濟增長的效應(yīng)大于短期內(nèi)效應(yīng)。

四、結(jié)論

第一，對外直接投資和區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。由于部分數(shù)據(jù)的不可得性，本研究使用的中國24個省級行政區(qū)的數(shù)據(jù)代表全國總區(qū)域，并將其進一步劃分為東部、中部和西部區(qū)域。協(xié)整檢驗的結(jié)果顯示：全國、東部以及中部區(qū)域的對外直接投資和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系；但是西部地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長不存在長期均衡關(guān)系，這說明該地區(qū)的對外直接投資未能有效地促進當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長。因此，在“走出去”戰(zhàn)略的實施過程中，各地區(qū)必須因地制宜地制定適當(dāng)?shù)膶ν庵苯油顿Y政策，以促進對外直接投資對本地區(qū)正向經(jīng)濟增長效應(yīng)的實現(xiàn)。

第二，對全國各省級、東部區(qū)域以及中部區(qū)域進行的回歸分析表明各地區(qū)的對外直接投資和經(jīng)濟增長在長期內(nèi)存在正相關(guān)關(guān)系，這與Herzer（2008，2010）以及Ghosh等（2009）的研究結(jié)論相近。但是對外直接投資和經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)在不同區(qū)域之間存在差異。從全國來看，該系數(shù)為0.2594；東部地區(qū)和中部地區(qū)的回歸系數(shù)分別為0.3174和0.2298，因此東部地區(qū)的對外直接投資對經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)最大。

第三，誤差修正模型中DLnOFDIit系數(shù)反映了對外直接投資對地區(qū)經(jīng)濟增長的短期效應(yīng)。從全國省級數(shù)據(jù)的模型看，該系數(shù)為0.0099，遠遠小于長期效應(yīng)系數(shù)（0.2594）。東部和中部各省的誤差修正模型中DLnOFDIit為正，但統(tǒng)計上并不顯著。這說明對外直接投資對于經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)大于其短期效應(yīng)。

綜上分析，在全國、東部地區(qū)以及中部地區(qū)對外直接投資與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系。對外直接投資對于區(qū)域經(jīng)濟增長的長期促進效應(yīng)顯著地大于短期促進效應(yīng)。對外直接投資對于經(jīng)濟增長的效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)大于全國和中、西部地區(qū)。

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（編校：薛平）

The Effect of Outward Foreign Direct Investmenton on Home Country’s Economic Growth

——The Empirical Study from Panel Data of Provincial Level

FENG Cai， CAI Zexiang

（NanJing Audit University， 210029； Nanjing ， 210029， China）

篇10

1.1 選題背景及意義

1.1.1 選題背景

自改革開放以來,中國企業(yè)在近 30 中對外投資的區(qū)域和范圍逐漸擴大,遍布世界 170 多個國家和地區(qū),對外直接投資流量和存量在世界范圍內(nèi)所占比例越來越高,中國正成為全球矚目的境外直接投資大國。聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展組織在《2011年世界投資報告》中指出,中國企業(yè)境外直接投資年流量保持兩位數(shù)的高增長,發(fā)展勢頭良好①;中國商務(wù)部歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示,中國企業(yè)近年來在境外直接投資發(fā)展呈明顯躍升趨勢,2002-2006 年間,中國企業(yè)境外直接投資流量以年均近 50%的速度增長;截至 2010 年底,中國境外投資覆蓋率達 72.7%,共有 1.6 萬多家境外投資企業(yè)遍布在世界 178 個國家和地區(qū),其中亞洲、非洲地區(qū)最高,分別達 90%和 85%。境外直接投資流量也創(chuàng)造了歷史最高值,相當(dāng)于“十五”時期中國企業(yè)境外直接投資總額的 2.3 倍,達到了 688.1 億美元;據(jù)中國商務(wù)部中國對外投資與經(jīng)濟合作司最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,至 2011 年底,中國企業(yè)共對 132 個國家和地區(qū)的 3391 家境外企業(yè)進行了直接投資,非金融類境外直接投資累計達到 600.7 億美元,同比增長 1.8%②。近年來,隨著中國企業(yè)“走出去戰(zhàn)略”的順利實施,中國境外企業(yè)項目和人員不斷增加,我國企業(yè)持續(xù)增長的大規(guī)模對外直接投資己經(jīng)成為“中國崛起”的新標(biāo)志,對中國企業(yè)國際競爭力的日益提高以及中國經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展產(chǎn)生了重大的推動作用。

但是,由于國際經(jīng)營管理環(huán)境的錯綜復(fù)雜以及中國企業(yè)本身的管理能力水平的缺失,中國企業(yè)境外直接投資活動面臨著很多的風(fēng)險,企業(yè)遭受了不可挽回的損失。一方面,中國企業(yè)境外直接投資利潤率數(shù)據(jù)被不斷爆出。2009 年,中國貿(mào)促會在第三屆中國企業(yè)跨國投資研討會上了《2009 年中國企業(yè)對外投資現(xiàn)狀及意向調(diào)查報告》,指出,中國企業(yè)海外投資的盈利率、虧損率和盈虧平衡率相同,都各占 1/3。另據(jù)在商務(wù)部、國家統(tǒng)計局、國家外匯管理局聯(lián)合《2011年度對外直接投資統(tǒng)計公報》報告會上,商務(wù)部合作司商務(wù)參贊石資明介紹,根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計,中國國有企業(yè)在海外設(shè)立的企業(yè)將近 2000 家,其中虧損的企業(yè)占三成,這一虧損率要明顯高于世界投資虧損率的平均水平。另一方面,中國企業(yè)境外直接投資虧損的案例一次一次沖擊著國人的眼球。

1.2 國內(nèi)外研究文獻綜述

目前,國內(nèi)外學(xué)者已對境外直接投資進行了許多研究,加大了境外直接投資相關(guān)研究的廣度和深度,并取得大量研究成果。

1.2.1 國外研究文獻綜述

1、企業(yè)境外直接投資的動因

由于每個國家國情的不同,其進行境外直接投資的動因也會存在差異。Wells(1983)認為發(fā)展中國家進行境外直接投資主要是為了獲取廉價勞動力和原材料,并降低產(chǎn)品的運輸成本。Lecraw(1993)以印度尼西亞為例進行了研究,發(fā)現(xiàn)其對發(fā)達國家進行投資是為了獲得技術(shù)和管理經(jīng)驗,對發(fā)展中國家進行投資的目的在于占領(lǐng)市場。Stephen(1994)的研究發(fā)現(xiàn):本國政治狀況存在不足時,該國企業(yè)就會向具有完善政治體制的國家進行投資。Ozawa(1979)將境外直接投資看做是增強本國競爭實力的途徑。另外,很多學(xué)者對中國境外直接投資的動因進行了研究。Deng(2004)認為中國企業(yè)境外直接投資主要是為了獲取市場、技術(shù)和資源等。Morck 等(2008)分析了中國國有企業(yè)境外直接投資的動因,指出企業(yè)的投資很大程度上要受到國家政治目標(biāo)及政府的影響。

2、境外直接投資風(fēng)險的影響因素

企業(yè)境外直接投資受到多種因素的影響。Thomas 和 Grosse(2001)利用實證分析研究了墨西哥的境外直接投資,發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易程度、區(qū)域差異性、經(jīng)濟水平、政治風(fēng)險是投資的重要影響因素。Buckley 等(2007),Bala Ramasamy 等(2010)的研究結(jié)論基本一致,認為貿(mào)易聯(lián)系、資源稟賦、文化等會對境外直接投資產(chǎn)生正向影響。

政治風(fēng)險是企業(yè)境外直接投資的一個重要影響因素。Agarwal(1980)很早就進行了政治風(fēng)險對境外直接投資的影響,他認為政治穩(wěn)定性影響了境外直接投資活動。而 Dunning(1981)則提出了相反的觀點,他通過實證研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資活動并沒有受到政治風(fēng)險的影響。Oseghale(1993)將上述研究結(jié)論的不同歸結(jié)于實證分析自身存在的缺陷。然而,在 2007 年,EIU 組織在其研究報告中明確提出政治風(fēng)險是影響企業(yè)境外直接投資的最大威脅。Gatignon 和 Anderson(1986)進一步指出,企業(yè)采用合資的形式進行境外直接投資是將面臨更高程度的政治風(fēng)險。另外,Jinjarak(2007)研究了政策風(fēng)險與水平型境外直接投資和垂直型境外直接投資之間存在的不同關(guān)系,并且 Jakobsen(2010)指出政策風(fēng)險依舊是境外直接投資者面臨的最大風(fēng)險。Boddewyn 和 Brewer(1994)認為東道國政策愈加寬松,其境外投資也就愈多。

第 2 章 境外直接投資風(fēng)險理論概述

2.1 基本概念界定

2.1.1 境外直接投資

境外直接投資( Overseas/Outward Foreign Direct Investment),簡稱OFDI,作為國際投資的主要形式之一,也可稱為海外(對外)直接投資。目前,對境外直接投資概念的界定,學(xué)術(shù)界相對來說比較認可的定義一般源于國際貨幣基金組織、經(jīng)濟合作與發(fā)展組織、聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展會議和中華人民共和國商務(wù)部四個權(quán)威機構(gòu)。

1、國際貨幣基金組織的界定

國際貨幣基金組織(International Monetary Fund, 簡稱 IMF)定義境外直接投資為:投資法人在非本國的國家或者地區(qū)所經(jīng)營管理并持有控制權(quán)的投資。直接投資是跨境投資的一種,其特點是:一國家經(jīng)濟體的居民(直接投資者)對另一國家經(jīng)濟體的居民企業(yè)產(chǎn)生了重要影響或在管理上實施了控制。除了通過直接投資獲得直接的外部股權(quán)控制或影響外,境外直接投資者也利用債務(wù)、合作控股或者逆向投資的方式獲得間接的企業(yè)控制權(quán)①。直接投資者指這樣的一個實體或一組關(guān)聯(lián)實體他能夠?qū)α硪唤?jīng)濟體內(nèi)的另一居民實體施加控制或重大影響。在有些情況下,就經(jīng)濟實體與其他企業(yè)的關(guān)系來說,一個實體可能既是直接投資者,又是直接投資企業(yè)和聯(lián)屬企業(yè)。因此,直接投資者可以是: (a)個人或住戶;(b)企業(yè)——可以是公司型或非公司型,也可以是

公營或私營企業(yè);(c)投資基金;(d)政府或國際組織。對于出于財政目的而擁有直接投資企業(yè)的政府的特別處理;(e)營利企業(yè)中的非營利機構(gòu),但兩個非營利機構(gòu)之間的關(guān)系不在直接投資之列;(f) 財產(chǎn)管理人、破產(chǎn)管理人或其他信托 ;(g) 或者以上任何兩個或兩個以上的組合②。 按照國際貨幣基金組織 2007 年公布的《國際收支手冊》,境外直接投資資產(chǎn)包括:如圖 2-1。③

2.2 馬克思的投資理論及風(fēng)險防范思想

2.2.1 馬克思的資本投資理論

(1)對投資動機的一般論述

資本主義經(jīng)濟增長從資本主義發(fā)展史來看主要來源于資本投資。企業(yè)和資本家追求的主要目的是利潤,而要想使利潤不斷增加,單個資本家就要把所獲得的盡可能多的剩余價值進行外部活動即投資。這種行為也符合資本主義運行的內(nèi)部規(guī)律,即不斷的占有更多的剩余價值。由于資本家求利的心態(tài)是一致的,在市場上,這種競相投資的行為就形成了市場競爭,競爭攤薄了企業(yè)的利潤率,在完全競爭的市場上,最終令企業(yè)的經(jīng)濟利潤為零。在獲利心態(tài)的強力推動和競爭規(guī)律作用下,資本家會不斷地進行新的投資行為發(fā)展新的行業(yè),以獲得相比其他企業(yè)或資本家的額外的經(jīng)濟利潤。馬克思說:“資本主義生產(chǎn)的內(nèi)在規(guī)律表現(xiàn)為資本的外部運動,……作為競爭的強制規(guī)律發(fā)生作用,從而……成為單個資本家意識中的動機”①。馬克思認為,剩余價值和超額剩余價值是資本家總在追求的,而剩余價值的一部分作為投資的資本又被投入到生產(chǎn)中,獲得更大的剩余價值。在投資過程中,貨幣作為資本運動的起點,充當(dāng)了購買手段和支付手段,經(jīng)過生產(chǎn)過程,生成增殖的貨幣,它是投資過程的終點和又成為投資過程的新起點。這一周而復(fù)始的運動過程便是投資。馬克思在對于資本的論述中,認為投資是資本增長和經(jīng)濟發(fā)展的推動力。貨幣資本被當(dāng)做“是每個單個資本登上舞臺,作為資本開始它的過程的形式。因此,它表現(xiàn)為發(fā)動整個過程的第一推動力”①。

與此同時,投資資本對剩余價值的追逐過程,對利潤率低的行業(yè)來說,意味著失業(yè)和資本存量的浪費,是經(jīng)濟蕭條的源頭。馬克思在《資本論》中曾經(jīng)論述了經(jīng)濟危機:“雖然資本投入的那段期間是極不相同和極不一致的,但危機總是大規(guī)模新投資的起點。因此,就整個社會考察,危機又或多或少地是下一個周轉(zhuǎn)周期的新的物質(zhì)基礎(chǔ)”②。在經(jīng)濟危機期間,商品積壓、物價下跌和生產(chǎn)下降等現(xiàn)象變得普遍。為了避免經(jīng)濟危機帶來的不利影響,資本家要摒棄就得生產(chǎn)方式,引進效率更高的機器設(shè)備、新的生產(chǎn)工藝方式和新的企業(yè)管理理念,這引起了全社會范圍內(nèi)的固定資產(chǎn)的更新潮流,帶動了與固定資產(chǎn)相關(guān)的行業(yè)的發(fā)展,擴大了生產(chǎn)部門的生產(chǎn),引導(dǎo)了生產(chǎn)資料部門的部門內(nèi)的投資,增加了生產(chǎn)資料部門的就業(yè)人數(shù),促進了生產(chǎn)資料部門的就業(yè)人員素質(zhì)升級,同時擴大了消費資料生產(chǎn)的市場與需求。這樣,一環(huán)扣一環(huán)的經(jīng)濟性蝴蝶效應(yīng)使得社會的生產(chǎn)擺脫了經(jīng)濟危機束縛,經(jīng)濟又進入一個新的循環(huán)周期,在新的經(jīng)濟周期中,資本的收益率要高于上一個周期,社會生產(chǎn)規(guī)模進一步擴大,最終必然導(dǎo)致社會的總供給要大于社會的支付能力下的總需求,資本家要摒棄舊的生產(chǎn)方式,從而形成一個循環(huán)。由此看來,資本投資活動與經(jīng)濟危機的發(fā)生都具有周期性,相輔相成。

與此同時,投資資本對剩余價值的追逐過程,對利潤率低的行業(yè)來說,意味著失業(yè)和資本存量的浪費,是經(jīng)濟蕭條的源頭。馬克思在《資本論》中曾經(jīng)論述了經(jīng)濟危機:“雖然資本投入的那段期間是極不相同和極不一致的,但危機總是大規(guī)模新投資的起點。因此,就整個社會考察,危機又或多或少地是下一個周轉(zhuǎn)周期的新的物質(zhì)基礎(chǔ)”②。在經(jīng)濟危機期間,商品積壓、物價下跌和生產(chǎn)下降等現(xiàn)象變得普遍。為了避免經(jīng)濟危機帶來的不利影響,資本家要摒棄就得生產(chǎn)方式,引進效率更高的機器設(shè)備、新的生產(chǎn)工藝方式和新的企業(yè)管理理念,這引起了全社會范圍內(nèi)的固定資產(chǎn)的更新潮流,帶動了與固定資產(chǎn)相關(guān)的行業(yè)的發(fā)展,擴大了生產(chǎn)部門的生產(chǎn),引導(dǎo)了生產(chǎn)資料部門的部門內(nèi)的投資,增加了生產(chǎn)資料部門的就業(yè)人數(shù),促進了生產(chǎn)資料部門的就業(yè)人員素質(zhì)升級,同時擴大了消費資料生產(chǎn)的市場與需求。這樣,一環(huán)扣一環(huán)的經(jīng)濟性蝴蝶效應(yīng)使得社會的生產(chǎn)擺脫了經(jīng)濟危機束縛,經(jīng)濟又進入一個新的循環(huán)周期,在新的經(jīng)濟周期中,資本的收益率要高于上一個周期,社會生產(chǎn)規(guī)模進一步擴大,最終必然導(dǎo)致社會的總供給要大于社會的支付能力下的總需求,資本家要摒棄舊的生產(chǎn)方式,從而形成一個循環(huán)。由此看來,資本投資活動與經(jīng)濟危機的發(fā)生都具有周期性,相輔相成。

第 3 章 中國企業(yè)境外直接投資風(fēng)險現(xiàn)狀................38

3.1 中國企業(yè)境外直接投資的發(fā)展歷程 ............38

3.1.1 探索起步階段............................39

3.1.2 穩(wěn)步調(diào)整階段.........................41

3.1.3 迅速發(fā)展階段.......................43

3.1.4 后危機時代.............................46

? 3.2 中國企業(yè)境外直接投資的風(fēng)險形式 ..........51

3.2.1 政治風(fēng)險............................51

3.2.2 經(jīng)濟風(fēng)險...........................56

3.2.3 文化風(fēng)險............................61

3.2.4 法律風(fēng)險.........................62

3.2.5 企業(yè)并購風(fēng)險.........................63

3.3 中國企業(yè)境外直接投資風(fēng)險致因分析 ...........65

3.3.1 宏觀層面的環(huán)境性風(fēng)險因素................65

3.3.2 中觀層面的結(jié)構(gòu)性風(fēng)險因素................69

3.3.3 微觀層面的操作性風(fēng)險因素........................71

第 4 章 中國企業(yè)境外直接投資風(fēng)險量化及案例分析..........76

4.1 模型構(gòu)建 .......................76

4.1.1 構(gòu)建指標(biāo)體系..................................78

4.1.2 數(shù)據(jù)分析方法——F-AHP 模糊層次分析法 .............88

4.1.3 模型應(yīng)用實例..........................91

4.2 中國對外直接投資風(fēng)險案例分析 ...................96

4.2.1 案例一:中國民生銀行收購美國聯(lián)合銀行...............96

4.2.2 案例二:中航油新加坡公司的

石油期權(quán)交易............100 4.2.3 案例三: 利比亞局勢對我國 企業(yè)直接投資的影響.......103

第 5 章 企業(yè)境外直接投資風(fēng)險防范的國際經(jīng)驗借鑒...........108

5.1 發(fā)達國家企業(yè)境外直接投資風(fēng)險防范策略 ...............108

5.1.1 美國企業(yè)的境外直接投資風(fēng)險規(guī)避經(jīng)驗..................108

5.1.2 日本企業(yè)的境外直接投資風(fēng)險防范策略..................109

5.1.3 德國企業(yè)的境外直接投資風(fēng)險管理對策................112

第 6 章 中國企業(yè)境外直接投資風(fēng)險防范機制建構(gòu)

與企業(yè)國內(nèi)投資的風(fēng)險相比,企業(yè)境外直接投資風(fēng)險的范圍更大、形式更多、產(chǎn)生的原因更復(fù)雜。因此,在積極促進我國企業(yè)進行對外直接投資的同時,也應(yīng)該有效地引導(dǎo)企業(yè)控制和防范對外投資風(fēng)險,這需要政府和企業(yè)的共同努力,建設(shè)系統(tǒng)性的投資風(fēng)險防范機制,從系統(tǒng)性的角度降低風(fēng)險給對外投資企業(yè)造成的損失。境外直接投資風(fēng)險防控機制的建設(shè)由兩個層次組成,即宏觀管理層次的風(fēng)險控制機制和微觀層面的風(fēng)險管理機制。兩者相輔相成、缺一不可,共同構(gòu)成中國企業(yè)境外直接投資風(fēng)險防范的保障。

6.1 宏觀層面的企業(yè)境外直接投資風(fēng)險防范機制

6.1.1 創(chuàng)造企業(yè)對外直接投資的良好宏觀環(huán)境

1.優(yōu)化投資環(huán)境

無論是國內(nèi)投資還是跨境投資,企業(yè)投資行為依賴于政府提供的良好商業(yè)環(huán)境。相較于國內(nèi)投資,企業(yè)境外投資的不可控因素更多,維護商業(yè)環(huán)境是企業(yè)一己之力難以掌控的。為此,我國政府可以通過建立區(qū)域、雙邊或多邊投資合作機制,為企業(yè)營造良好的投資環(huán)境。我國經(jīng)濟增長速度快,且實行的是社會主義市場經(jīng)濟體制,一些東道國對我國企業(yè)的境外投資及收購行為抱著敵視的態(tài)度。因此,中國政府在國家的層面上與各國建立友好的合作關(guān)系,會極大地降低企業(yè)在境外投資與經(jīng)營的風(fēng)險。企業(yè)進行對外投資既是企業(yè)自身獲取利益最大化的自主經(jīng)濟活動,也是國家發(fā)展戰(zhàn)略的重要組成部分和實施手段。企業(yè)的境外直接投資活動能充分地利用境外的資源和環(huán)境發(fā)展我國經(jīng)濟,同時也有利于引導(dǎo)和帶動國內(nèi)其他企業(yè)的發(fā)展。因此,基于宏觀角度,政府除了應(yīng)對企業(yè)境外直接投資過程給予積極鼓勵和支持外,還應(yīng)該創(chuàng)造多方面條件,為企業(yè)境外投資提供基礎(chǔ)性公共產(chǎn)品。其中,風(fēng)險防控機制的建設(shè)就屬于涉外經(jīng)濟中的公共產(chǎn)品范疇,應(yīng)當(dāng)由政府提供最基礎(chǔ)的風(fēng)險管理機制。

結(jié) 語

一、本文的主要結(jié)論

境外直接投資的快速發(fā)展是中國經(jīng)濟發(fā)展階段性轉(zhuǎn)型的必然要求,也是中國當(dāng)前國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境綜合作用的必然結(jié)果。中國企業(yè)加大境外直接投資力度,有助于充分利用國際經(jīng)濟資源,為中國進一步經(jīng)濟增長提供要素支持。同時也是中國當(dāng)前緩解流動性過剩,減輕國內(nèi)通脹壓力,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要舉措。然而,由于中國企業(yè)境外直接投資起步晚,企業(yè)對國外的投資環(huán)境還不甚熟知,對國際經(jīng)濟形勢的研判能力有限。因而面臨的投資風(fēng)險十分巨大而不可忽視,近年來中國企業(yè)境外直接投資的績效仍不高,投資風(fēng)險事件頻發(fā)。中國企業(yè)在把握東道國的政治、經(jīng)濟、法律、文化和投資政策和限制方面的能力仍不足。同時,中國企業(yè)的境外直接投資活動存在跟風(fēng)現(xiàn)象。國內(nèi)許多企業(yè)在選擇投資目的國、投資項目和投資方式都存在相似性,這直接導(dǎo)致了國內(nèi)企業(yè)在海外市場的惡性競爭情況。因此,如何借鑒經(jīng)驗,避免重復(fù)錯誤,選擇一條更有效率的海外之路,是“走出去”的企業(yè)值得思考的問題。