對外直接投資理論綜述范文

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【關鍵詞】對外直接投資；對外貿易；替代關系；互補關系

一、替代關系理論

Mundell（1957）利用兩個國家、兩種產品和兩種要素的標準國家貿易模型，提出了“替代關系理論”，即對外直接投資與對外貿易是互相替代的關系。該理論的前提假設是：（1）只存在兩個國家、兩種產品和兩種要素（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）兩種產品中一種屬于勞動密集型產品，另一種屬于資本密集型產品；（4）勞動和資本的邊際生產率只依賴于生產中投入的兩種要素的配置比率；（5）不變的規模報酬，即產品產量的變動比率和要素投入量的變動比率一致。在這些假設的基礎之上，Mundell認為，當兩國僅存在要素稟賦方面的差異，他們必然會展開貿易，并且這樣的貿易會使得世界各國的要素價格實現均等化。可是，現實世界很難達到前述的嚴苛的前提假設。而且現實中各國存在貿易壁壘，所以現實情況下，貿易障礙會導致資本的流動，產生對外直接投資；反過來，資本流動障礙也會產生貿易。所以Mundell認為，對外直接投資與對外貿易是相互替代的關系。

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“產品生命周期理論”。該理論將產品生產分為三個階段：（1）新產品階段，產品剛剛被發明和生產出來，屬于技術密集型，跨國公司擁有壟斷優勢，因此該階段由母國生產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，技術逐漸穩定，出現模仿品和替代品生產的競爭對手，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，出口減少，意味著對外直接投資與對外貿易有替代作用；（3）高度標準化階段，產品生產技術已經高度標準化，產品由技術密集型轉變為勞動密集型，該階段跨國公司會選擇生產成本最低的國家進行生產，并以此來滿足全世界的需求，原來發明創造的母國會完全成為該種產品的進口國。產品周期理論動態的描述了跨國公司的發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易。

二、互補關系理論

20世紀70年代，日本學者小島清在其代表性著作《對外貿易論》中提出了邊際產業擴張的理論，指出對外直接投資與對外貿易之間存在互補關系。該理論強調國際分工的重要性，將對外直接投資與對外貿易統一在國際分工的基礎上，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、經營管理和人力資本的總體轉移。該理論認為，對外直接投資應該從母國的邊際產業依次開始，即從在母國已經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勢的產業開始轉移。小島清認為，這種對外直接投資與對外貿易是相互補充、相互促進的。將母國比較劣勢產業輸出，擴大了比較優勢的幅度，從而增加了貿易量并促進母國國內產業結構的調整，增加就業，增進社會福利，加速技術創新與擴散。

20世紀80年代，Markuson和Svensson也認為對外直接投資與對外貿易是互補的關系。當貿易障礙產生對外直接投資時，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易就表現為互補關系。這種情況下，資本的流動會帶來進一步的國際分工和生產的專業化，從而對外貿易大規模增加。

三、不確定關系理論

Patrie（1994）研究表明，對外直接投資與對外貿易的關系是不確定的，二者之間的關系取決于對外直接投資的目的。根據對外直接投資的目的，將其分為三類：（1）市場導向型對外直接投資，這種投資是跨國企業為逃避東道國嚴苛的貿易保護壁壘，迅速占有東道國市場，而對東道國進行直接投資，實現當地生產和當地銷售。（2）生產導向型對外直接投資，這種投資是跨國企業受到東道國廉價資源的吸引，出于降低生產成本的需要，對東道國進行直接投資，產品可能在當地銷售也可能出口到別的國家。（3）貿易促進型對外直接投資，這種投資是跨國企業為了更好的配合自身的出口貿易，為企業的出口提供必要的服務而進行的直接投資。這三種源于不同目的的對外直接投資中，市場導向型對外直接投資與對外貿易是相互替代的，而生產導向型和貿易促進型對外直接投資與對外貿易是互補關系。

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

四、啟示

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

參考文獻：

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

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關鍵詞：對外直接投資；區位選擇；投資動機

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

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自20世紀90年代以來，對外直接投資逐步取代國際貿易成為全球經濟一體化的主要力量。處于經濟轉型期的中國，隨著經濟實力的不斷增強和“走出去”戰略的實施，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，與發達國家相比對外直接投資規模仍有較大差距。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模也遠遠小于吸引外資的規模。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致當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險能力，但其持有成本巨大，且外部失衡給國內經濟造成巨大沖擊，扭曲了國內經濟結構。開展對外直接投資有助于充分利用外匯資源，提高對外資產回報，避免巨額外匯儲備對國內經濟的沖擊。推動企業“走出去”開展對外直接投資，不僅是中國當前實現國際收支平衡的現實選擇，而且是全球化與經濟危機背景下統籌國內外經濟發展的戰略選擇，因而也引起了學術界的廣泛關注。

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研究相對較少。隨著中國對外直接投資的快速發展，國外學者對中國企業對外直接投資區位選擇的研究也日漸增多。Buckley 等[2]利用1984—2001年中國企業對49個國家的OFDI流量數據分析中國企業對外直接投資的區位影響因素發現，市場規模大、文化相似性強、政治風險高的國家或地區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年中國企業對90個國家或地區的OFDI流量和存量數據進行分析發現，中國對外直接投資受市場規模和地理距離的影響顯著，市場規模大、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年中國企業對31個國家的OFDI流量數據進行分析發現，市場規模大、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，東道國制度環境與自然資源稟賦共同對中國企業的對外直接投資區位選擇產生影響，在制度環境較差的國家中，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據進行分析發現，國有控股企業傾向于對資源豐富、政治關系比較密切的國家進行投資，而私有企業則主要為市場尋求型投資。此外，部分學者還基于更大的發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，挖掘投資與貿易的關系顯得更為重要，兩者之間的關系對中國的經濟增長和發展產生直接影響。中國對外直接投資的方式和目的多種多樣，這些投資對貿易是產生正向的補充和創造作用還是負面的擠出和替代效應，有待實證。

一、文獻綜述

1.國際貿易與國際直接投資的替代關系理論

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，FDI理論進入國際生產分工的理論階段，經眾多學者發展成為壟斷優勢理論。在市場不完全的基礎上，企業特定優勢成為其對外直接投資的必要條件之一。

弗農將跨國公司對外投資的行為解釋為對出口貿易的替代。該理論分析了跨國公司在創新期、成熟期和標準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產品，并且不適用于解釋發達國家直接互相投資的行為。

蒙代爾（1957）利用標準國際貿易模型研究證實投資與貿易的替代關系，即當OFDI不能發生時對貿易的影響。證明了對國際貿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易。

2.國際貿易與國際直接投資的互補關系理論

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

3.國際貿易與國際直接投資的權變關系理論

權變關系理論綜合了以上兩種觀點，認為貿易與投資的關系存在“門檻”，而不具有統一解釋。陳立敏（2010）匯總了一些國外學者的觀點，例如Bergsten（1980）認為，投資與貿易替代或互補是由國際化投資程度決定的，而Markuson和Svenson（1985）的觀點是二者關系取決于貿易與非貿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易的關系，Head與Ries（2001）指出對外投資的水平或垂直決定了它與貿易的關系。Blonigen（2001）的研究認為，投資與貿易的關系與投資的短期和長期效應有關。Svenson（2004）指出，這與其涉及的產業分類精細化程度有關。

二、實證分析

1.變量選取

本文研究內容是中國對外貿易與國際投資行為的關系，因變量為中國對外貿易金額，自變量為中國對外直接投資（ODFI）和外商對中國直接投資（FDI）。與貿易有關因素還有很多，如一國GDP和人均GDP，鑒于以往學者的研究，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、大洋洲的貿易及投資數據。其中貿易指標為中國對各地區海關貨物進出口總額（萬美元），投資數據來源于《中國對外直接投資統計公報》。

2.實證檢驗

（1）模型建立

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

其中i代表地區，j代表時間。TRADEij表示j年中國對i地區的海關貨物進出口總額，OFDIij為j年中國對i地區的對外直接投資流量，FDIij表示j年i地區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易額具有較好的解釋作用。模型可表示為：

經檢驗，模型不存在異方差，具有一階序列相關性。修正后不再具有序列相關。此時模型應為：

（2）模型分析

FDI每增長一萬美元，雙邊貿易額就會增加十萬美元，而OFDI每增長一萬美元，會使貿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易具有正向的影響，且外商對華直接投資對于貿易的促進作用更大。

根據新新貿易理論，投資與貿易一體化的原因在于公司內貿易和產業內貿易。產業內貿易通過企業專業化和規模化促進增長。公司內貿易則說明，先有對外投資才有貿易產生，因此投資是貿易的先導。但一般理論認為，在中國是貿易先行的。中國對外直接投資起步較晚，基本遵循貿易在前為投資積累經驗、熟悉市場，再進行對外直接投資。根據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業轉移，而中國對外直接投資尚不具有這樣的性質。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備和技術等方面的需求，從而拉動了中國與投資母國之間的貿易。

三、結論與建議

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、區域分布廣泛，在各個行業都有所涉及，但集中于資源和初級產品制造。中國對外貿易總額持續大幅上漲，在政策導向下，商品結構也發生調整和優化。

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1.對外直接投資的理論依據

方建裕在《FDI理論的比較研究：文獻綜述》中分別從美國學者斯蒂芬?海默和金德爾伯格的壟斷優勢理論、美國學者尼克?博克的競爭跟進理論、英國學者巴克利和卡森的內部化理論以及日本學者小島清的邊際產業擴張理論等不同角度對企業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。

2.風險管理理論

法國學者亨瑞?法約爾在《工業管理和一般管理》中最早將風險管理引入了經營管理領域。美國學者威雷特在其博士論文《風險與保險的經濟理論》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者又對風險管理論進行了補充。

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

3.投融資理論

Cumming&MacIntosh（2002）研究指出風險資本應該在其給風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.國內外經濟形勢的需要

隨著中國國際化程度的提高，中國的企業越來越多的參與到國際分工當中來。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品多為勞動密集型產品。最近幾年，隨著中國勞動力成本的上升，中國與東南亞、南亞和非洲等地區的發展中國家相比已經失去了優勢。紡織、服裝和電子配件制造等勞動密集型產業開始從中國轉出，逐步在這些發展中國家布局。

有權威人士在人民日報中表示，中國經濟將長期處于“L型”走勢，表明中國經濟新常態的態勢仍將持續相當長的時間。國內需求下降、勞動力價格上漲導致生產成本上升以及國內供給側改革的推進等多方面不利因素的影響，中國原有的一些優勢產業在國際競爭中已經喪失了優勢，急需將國內的過剩產能轉移到生產力相對比較落后的發展中國家。

2.回避貿易壁壘和非貿易壁壘

中國已連續多年成為全球范圍內受到反傾銷反補貼調查最多的國家。在國際貿易中，西方發達國家多以原產地原則對進口商品征收關稅，設置貿易壁壘。在對中國企業進行反傾銷反補貼調查時，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濟國家地位。在WTO現行規則下，在東南亞、南亞和非洲等發展中國家投資設廠生產產品會大大降低其受影響程度。在發達國家或其自由貿易區內投資設廠，生產出來的產品則可以完全忽略掉這方面的問題。

3.引進優勢資源

發達國家一般對高新技術的轉讓有極其嚴格的限制，以保障其技術上的壟斷優勢，向外輸出的技術多為其即將淘汰的標準化技術。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的企業進行合作，獲取國際上第一流的技術。

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渠道、銷售渠道、技術專利以及先進的管理經驗等。吉利控股集團本身旗下的吉利汽車也因這次收購在技術和管理方面取得了不小的進步。

三、中國對外直接投資的風險

1.政治風險

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

2014年，萬達集團收購了位于西班牙馬德里的一處物業進行改造，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；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.法律風險

中國企業在制定投資策略時往往對投資所在國家或地區的法律法規缺乏了解，面對與國內完全不同的環境，一旦發生糾紛，便會遇到相應的法律風險。由于財務制度、登記制度以及稅收制度的不同，中國企業在外投資面臨著極高的違法風險。一些發展中國家，其執政者甚至可以任意變更國內的法律法規，沒收外國投資者的資產。

3.經營管理風險

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

與在國內投資相比，國內的商業銀行難以對中國企業在海外投資的項目和資產進行評估，中國企業想要在國內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融資，這樣對企業的經營財務風險管理增加了很多難度。

四、對外投資退出時機的選擇

“企業要當兒子養，當豬賣”是華爾街投資界的至理名言。中國企業對外直接投資相較于在國內投資而言會有更高的風險，因此會有更高的預期收益。

假設市場參與者對所有的信息都是已知的，企業的初始投資為I，在國內投資的各預期收益的現值之和為R1，風險系數為β1，對外直接投資的各預期收益的現值之和為R2，風險系數β2，其中，β1

I=R1（1-β1）=R2（1-β2）

I

眾多的中國企業對于風險有著不同的偏好，而對外直接的風險顯然更高，中國企業應根據其行業特點、生命周期和經營業績等方面的因素，選擇合適的時機退出以獲取更高的投資收益。

1.在行業成熟期擇機退出。在企業邊際成本等于邊際收益時企業能獲得最高收益，此時企業所處的行業已經處于相對比較成熟的時期，繼續經營下能夠獲得的剩余預期收益的現值之和出售公司所得收益的現值相差不多。在某些情況下，投資項目殘值的現值甚至會大于其初始投資。投資者如果風險偏好較低，可以選擇此時退出，將投資項目出售。

2.股權價值最高時退出。國家商務部統計數據顯示，2006年-2014年，股權投資約占對外投資流量的40%左右。股權投資退出一般有四種方式：股份上市、股份轉讓、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險，企業對外投資一般會分階段進行。投資目標地如果出現政治動蕩、社會動亂和自然災害等不可控的風險，中國企業應立即進行風險評估，如不能繼續，應立即處置剩余資產，終止投資。

五、政策及建議

1.政府部門做好引導。政府相關職能部門將其獲取的關于其他國家的政治、經濟、社會和自然環境等相關情況匯編起來，為國內企業做出投資決策提供相關依據。政府相關職能部門也可以出臺相關配套政策鼓勵中國企業積極“走出去”，但不能向企業施加壓力。

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JamesRMelmin認為,服務出口國在商品貿易上出現逆差,反映了服務部門的比較優勢,商品貿易順差國在服務貿易上出現逆差反映了該國在商品貿易的比較優勢,也即商品貿易和服務貿易的互補性是由一國經濟結構和比較優勢決定的。[1]筆者從實用的角度出發,用貨物貿易與外國直接投資的關系來代替服務貿易與外國直接投資的關系。

一、相關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公司與東道國開展貿易或在東道國生產之間進行選擇。

在Heckscher-Ohlin要素流動一般均衡標準模型下,Mundell認為,外國直接投資與貿易可能存在替代關系。[2]然而,Markusen和Wong在放松Heckscher-Ohlin假設下發現,大量的理論可以證實互補關系的存在。[3]Buckley和Cas-son認為,由于較高運輸成本和關稅,與國外生產相比,進出口必然引致較高的單位成本,但是國外生產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避較高的與生產相關的固定成本;反之,在較高銷售水平下,廠商將轉向在國外生產。[4]Markusen認為,公司特定資產可能導致公司在國外建廠生產而非依靠進出口。

對單一公司層面投資來說,公司特定資產具有公共產品的特性,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,而非建立單一廠商進行生產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之間存在互補關系。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;(2)對消費者市場承諾效應;(3)更快更有效地交付和分銷。如此,通過促進在該國生產產品的進出口,國外生產和一種產品的銷售總能創造Brainard所說的“近鄰優勢”(proximityadvantages)。[8][9]垂直生產關系是另外一種可以導致互補的模式。廠商投資可能會增加中間投入進出口到東道國。如Swenson發現,日本轉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]對應上述觀點的實證文獻很多。

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

普遍認為,中國利用外商直接投資促進了對外貿易總量的擴大。

二、實證分析

(一)單位根檢驗為消除異方差,通常對變量取對數值。

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

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

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

注:表示因果關系方向,表示原假設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,表示因果關系在5%的顯著水平下成立;*,**,***分別表示格蘭杰因果關系在10%,5%和1%的顯著水平下成立。

(三)計量方程分析

1·數據說明對外貿易和投資數據一般來源于三個權威機構:原經貿部(商務部)、國家外匯管理局的統計數據和聯合國貿發會議(UNCTAD)歷年公布的《世界投資報告》。

文章對外貿易和投資數據都來自國家外匯管理局網站上的數據,GDP和名義匯率數據來自國家統計局網站,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年的平均數據來代替2003年的凈流量。

2·計量模型的設置

(1)中國對外國直接投資對服務貿易出口的影響被解釋變量為LNSX,表示中國貨物貿易出口的對數值;解釋變量為LNCFDI,表示中國對外國的投資的對數值。其系數如果為正,則表明服務貿易與中國對外國直接投資是替代關系;反之,如果其系數為負,則表明二者是合作關系,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生產總值。

中國對外國直接投資對服務貿易出口的回歸結果如表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;R2等于0·9843,說明在1985年~2006年間,中國對外服務貿易的出口變化的98·43%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內生產總值來解釋。但是主要解釋變量LNSX的系數是不顯著的,且為一個極小的負值。這個結果說明,中國對外國直接投資對中國服務貿易出口存在替代效應。這一現象背后的原因可能是:一方面,中國對外國投資規模小,其平均規模只有中國服務貿易出口平均規模的七分之一,在數量上不足以對中國服務貿易出口產生顯著的替代效應或互補效應;另一方面,中國對外國直接投資的商務投資是市場導向型的。

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

其系數如果為正,則表明服務貿易與中國對外國直接投資是替代關系;反之,如果其系數為負,則表明二者是合作關系。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、名義匯率對數的一階差分和中國國內生產總值對數。

中國對外國直接投資對服務貿易出口的回歸結果如表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;R2等于0·9866,說明在1985年~2006年間,中國對外服務貿易的進口變化的98·66%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內生產總值來解釋。但是中國對外國直接投資對服務貿易進口的系數是負的,且不顯著。這表明,中國對外國直接投資與服務貿易之間存在替代關系。這種替代關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貿易進口的平均規模小,只有服務貿易進口的八分之一,還不足以對服務貿易出口帶來顯著的變化;另一方面,隨著中國服務業競爭力的逐步提高,尤其是現代服務業的逐步改善,根據Dunning的對外直接投資理論,中國“走出去”的行業具有壟斷優勢、所有權優勢和區位優勢。[16]

三、結論

從實證分析結果來看,中國對外國直接投資對中國服務貿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模小于服務貿易,還與中國對外國直接投資的行業分布和投資動機密切相關,同時,也與中國服務行業競爭優勢的改善密切相關。未來,隨著中國第三產業結構的調整和高度化,中國服務貿易結構將不斷改善,從傳統的勞動力密集型和資本密集型為主轉向以人力資本為主的服務貿易,與之相應,中國對外直接投資中的服務貿易結構也將會有大的改善。

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

篇6

關鍵詞：我國企業；對外直接投資；區位選擇；引力模型

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

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

一、文獻綜述

S.Hymer（1960）將壟斷理論應用于跨國公司對外直接投資問題的分析，提出了特定優勢理論[1]。Hymer認為企業進行對外直接投資是因為其比東道國同類企業具有壟斷優勢。Hymer的壟斷優勢理論雖然沒有涉及企業投資的區位選擇問題，但是包含了跨國企業以競爭優勢選擇東道國的思想。Vernon（1966）提出產品生命周期理論，他認為新產品要經歷創新、成熟和標準化三個階段[2]。隨著這三個階段的進行，相應的投資區位也從發達國家向欠發達國家逐步轉移。企業必須把其獨特優勢和在特定東道國的區位優勢相結合，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，認為一國應從邊際產業①開始進行對外直接投資，選擇與本國存在一定產業梯度的區位進行投資，目的是獲得東道國原材料、中間產品和市場，以發揮母國和東道國的比較優勢[3]。Buckley和Casson（1976）提出的市場內部化理論，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生是經營內部化超越國界的結果[4]。市場內部化的過程需要特定的區位條件，而跨國企業會選擇在交易成本較低的區域進行投資，從而發揮企業優勢，獲得更高利潤。Dunning（1977）真正將對外直接投資與區位因素相結合，提出國際生產折衷理論，他認為企業進行直接投資的決定性要素是所有權優勢（Ownership）、區位優勢（Location）和市場內部化優勢（Internalization），即OLI模型[5]。其中L是區位優勢，它決定了企業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的區位優勢大小。W.Beckermann（1956）認為，心理距離（Psychic Distance）②也對區位選擇存在較大影響，跨國企業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易流量，且為正向關系，而與兩地間的地理距離存在反向關系[7]。根據研究需要可以加入區域集團、投資、時間等檢驗因素。

目前國內學者主要對影響我國企業對外直接投資區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濟總量存在較強正相關性，與地理距離呈負相關[8]。楊成平（2006）通過運用計量模型對17個樣本國1995—2003年的面板數據進行多元線性回歸分析發現，東道國自身具有的優勢會對區位選擇產生較大影響，這些因素與我國企業投資區位選擇之間存在著正相關性[9]。郭爽（2007）利用引力模型對我國民營企業對外直接投資區域選擇進行定量分析，并通過投資系數將15個樣本國進行了投資區域劃分，為民營企業對外直接投資區域選擇提出了建議[10]。李曉玲（2009）根據1998

—2007年我國對外投資存量數據進行實證研究，得出在市場規模較大的條件下，企業對外投資的區位選擇受基礎設施或市場化水平之外的其他因素影響較小[11]。

二、我國企業對外直接投資的現狀與區位分布特點

（一）我國企業對外直接投資發展現狀

1.對外直接投資規模不斷擴大。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.投資行業分布較為集中。我國現階段的對外直接投資中，行業分布較為廣泛，采礦業、批發零售業的比重逐步上升，而交通運輸業、金融業和商務服務業的投資比重則有所下降。據商務部統計，2011年我國對外直接投資流向租賃和商務服務業256億美元，同比下降15.5%，占34.3%；采礦業144.5億美元，同比增長153.1%，占19.4%；批發和零售業103.2億美元，同比增長53.3%，占13.8%；金融業60.7億美元，同比下降29.7%，占8.1%；交通運輸、倉儲和郵政業25.6億美元，同比下降54.8%，占3.4%。

從境外企業分布的主要行業情況看，制造業占30.8%，批發和零售業占25.3%，租賃和商務服務業占12.5%，建筑業占6.4%，我國企業對外直接投資的行業分布主要集中在相對勞動密集的制造業、批發和零售業、商業服務業及建筑業，而在很多高新技術領域，如IT業、通訊技術行業，所占的份額相對較小，還處于起步階段。

（二）我國企業對外直接投資區位分布的特點

1.我國對外直接投資的地區走向。2011年末，我國對外直接投資共分布在全球177個國家（地區），占全球國家（地區）總數的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）的流量與行業分布情況（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%；投資比重最大的區域仍是亞洲，占60.9%。截至2011年末，我國對發展中國家（地區）的投資存量為3781.4億美元，占89%；對發達國家（地區）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，占對發達國家（地區）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）12.2美元，占2.6%。

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

從境外企業的地區分布看，五成的境外企業集中在亞洲地區，數量高達9627家。中國香港是境外企業數量最多的地區，超過了4500家，占境外企業總數的25.3%，其次是美國。

三、基于引力模型的我國企業對外直接投資區位選擇分析

（一）引力模型理論回顧

Tinbergen（1962）受物理學引力模型的啟發，使用引力模型研究兩國之間的雙邊貿易流量問題[12]。由于貿易與投資是互補的關系，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，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與人口數量影響，呈正相關，并與兩國的地理距離呈負相關。

有學者對此模型提出質疑，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。雖有部分學者對模型提出了各種質疑，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位選擇問題。

（二）引力模型對企業投資區位選擇的實證分析

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系的國家和地區為樣本，借助引力模型來分析我國企業對外直接投資的區域選擇。

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，我們假設各國引資政策相同，經濟體制對吸引投資不產生影響。同時，本文對原始引力模型進行了改造，將兩國的經濟規模、人均收入、地理距離、是否簽署區域保護協議等變量引入模型中進行分析。本文采取對數線性模型，一方面將對外直接投資與解釋變量之間的非線性關系進行轉化，另一方面也可以減少異常點以及殘差的非正態分布和異方差性，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，FDIij表示我國企業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.數據來源與說明。我國企業對各國直接投資數據來自《2011年度中國對外直接投資統計公報》，各國GDP（億美元）、人均GDP（美元）數據來自世界銀行，TGDP、PGDP數據由筆者計算得出，國家之間地理距離D（公里）從網站（http：//）的距離計算器計算得出，BIT情況來自商務部①。

4.引力模型的回歸結果分析。本文使用EViews 6.0軟件，采用面板數據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果（見表5）：

理論上講，雙邊投資保護協定BIT的簽訂能夠促進雙方的投資，應與直接投資流量呈正相關。但從以上的回歸結果來看卻呈負相關，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定，同時美國與加拿大是吸收外資的大國，出現負相關的結果也很正常。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，得到第二次回歸結果（見表6）。

從第二次回歸的結果可以看出，我國的名義國內生產總值與東道國的國內生產總值之和TGDP與我國FDI流量的正相關性非常顯著。這表明東道國與我國的總經濟規模越大，越能吸引我國企業的對外直接投資[13]。人均差異PGDP與企業FDI流量呈正相關，但相關性不顯著，這表明與我國經濟發展水平相似的國家較為適合我國企業投資，但在投資流量上存在著不穩定性，并沒有呈現出明顯的正向關系。東道國的名義國內生產總值GDP與我國對東道國的FDI流量呈負相關，一定程度上說明我國企業在FDI區域選擇時，東道國的經濟總量對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，表明地理位置的遠近和運輸、通訊成本的大小對我國企業對外直接投資存在影響，企業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、我國企業對外直接投資區位選擇的對策

從上文的實證分析我們可以得出，企業在進行對外直接投資時，應首先分析東道國的區位特征，如國內生產總值、人均GDP與我國差異、地理距離及產生的成本等因素，并結合企業自身優勢做出正確的區位選擇，在與本國產業存在梯度的國家進行投資，并形成新的比較優勢，從而增大企業對外投資的利潤。

（一）發揮在周邊國家投資優勢

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

第二，文化差異較小。企業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在國外的投資面臨極大的風險。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。這既有利于企業對外直接投資時與當地政府、供銷商、客戶和員工進行交流，又有利于企業降低在國外投資產生的文化差異所帶來的風險。

第三，區域經濟合作較多。我國參與的區域經濟合作組織多集中在周邊國家，如中國-東盟自由貿易區等，由于區域經濟合作協議的簽訂，企業在周邊國家進行直接投資能夠有效的規避風險，同時享有合作中的各種優惠與便利條件，提高投資的收益性。

同時，我國作為亞洲發展較快的國家，與周邊的各國處于長期的政治經濟穩定狀態，發展程度也比較相似。東南亞周邊國家和地區的工業技術水平與我國比較接近或落后于我國，這就為我國機械、冶金、輕紡等傳統工業部門轉移產品和技術提供了更多機會，能夠極大地降低我國企業對外投資的風險，為企業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發揮自身優勢，也有利于國家產業結構的調整。在新興市場國家進行投資時，我國企業應該在外交關系、國內政治生活穩定的國家進行投資，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”，經濟發展與我國情況相似，我國企業也可以借助這些國家的發展來實現自身的投資利益，更好地發揮自身優勢。

（三）兼顧歐盟國家和北美地區

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

（下轉第71頁）

（上接第39頁）

參考文獻：

[1]Hymer. S， The International Operations of National Firms： A Study of Direct Foreign Investment[M]，Cambridge MIT Press，1960.

[2]Vernon R， The Location of Economic Activity[J]，Economic analysis and the multinational enterprise，1974.

[3]小島清.對外直接投資：跨國經營的日本模式[M].日期：普雷格出版公司，1978.

[4] P.J. Buekley， M. Casson： The Future of Multinational Enterprises [M].London： Maemillan，1976.

[5]Dunning. J， International Production and the Multinational Enterprise[M]，London Allen and Unwind，1981.

[6]W.Beckermann， Distance and form of trade within Europe，1956.

[7]Anderson. J， The Theoretical Foundation for the Gravity Equation[J]， American Economic Review， Vol.69（1），1979.

[8]阮翔.中國企業對外直接投資的區位選擇研究[D].浙江：浙江工業大學，2004.

[9]楊成平.我國企業對外直接投資的區位選擇[D].廣州：暨南大學，2006.

[10]郭爽.我國民營企業對外直接投資區域選擇研究[D].吉林：吉林大學，2007.

[11]李曉玲.中國中小企業對外直接投資的區位選擇研究[D].廣州：暨南大學，2009.

篇7

【關鍵詞】對外直接投資 宏觀經濟變量 回歸分析 OLS估計

一、引言

從產品輸出到資本輸出，是一個國家在世界經濟版圖中不斷晉升的經典路線。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、國內生產結構轉型升級的大背景下，由勞動密集型向資本和技術密集型的出口模式轉變就顯得尤為必要。隨著“中國資本”將取代“中國制造”成為經濟新標簽，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個國家和地區進行了直接投資，涉及4475家境外企業，累計實現投資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濟變量之間的關系，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濟變量是對外直接投資的重要影響因素之一。西方經濟學認為，若一國國內投資小于國內儲蓄，會造成儲蓄過剩，則需向外輸出資本，從而構成經常賬戶盈余。宏觀經濟變量通過這種機制，對對外直接投資產生影響。20世紀80年代初期鄧寧提出IDP理論，即在折中理論基礎上引入宏觀經濟變量和時間變量而形成的動態模型。近年來西方學者不僅從理論上研究這些變量的影響作用，還進行了相應的實證分析。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系。Aliber（1983）認為匯率對FDI流出的區位選擇會產生重要影響。另外，施耐德和弗雷（1985）提出了在發展中國家工資是對外投資顯著因素的觀點。綜上所述，西方學者基本認為宏觀經濟是影響一國對外直接投資的主要因素。結合中國經濟發展狀況，有學者認為外匯儲備額也應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）變量的選取與數據來源

國內外有關對外直接投資與宏觀經濟關系的文獻中，選擇的宏觀變量主要包括國內生產總值、外貿進出口、工資水平、利率水平等，有的甚至包括了外國直接投資、世界貿易總量等變量。本文在選擇宏觀經濟變量時，充分考慮了理論關系、相關實證研究結論以及中國當前經濟形勢，并遵循公開性與公眾性原則。考慮到數據的可獲得性與可計算性，本文選取了國內生產總值、外貿出口額、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濟變量，分別反映中國國內市場情況、出口貿易景氣程度、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。使用的數據來自各年度《中國統計年鑒》與世界銀行（Http：///）。

表1 回歸分析所用數據

（二）模型的設計與解釋

已有的對ODI宏觀因素的實證研究，雖選取了不同的模型設定，但在方法選擇上，絕大多數選擇OLS回歸分析。參照以往的研究方法，本文構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形式，因此得到的相關系數表示ODI對相關解釋變量的彈性。

（三）實證檢驗結果與分析

1.變量間相關系數分析結果。利用Eviews軟件對各變量之間的相關關系進行解析，結果如下表2所示。可以觀察到各變量之間相關關系顯著，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 變量之間的相關系數

2.OLS回歸結果。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，消除數據波動的異方差，使其變量系數成為彈性系數。由于數據時間較短，不考慮殘差自相關。利用Eviews軟件，進行OLS回歸分析，得到表3的結果。

表3 OLS回歸結果

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

■

（方程3.2）

結合方程3.2，通過分析可以得出以下結論：

（1）對外直接投資與出口額、外儲頭寸之間存在正相關關系，與國內生產總值、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率之間存在負相關關系。其中，對于GDP與ODI呈負相關關系，雖然有悖經濟意義與相關圖檢驗，但綜合考慮中國國情與對外經貿政策，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濟新常態背景下，加大高附加值產品出口，并由此拉動了大規模的海外基建資本輸出。例如雖然2014年中國經濟增速未及預期，但代表著資本輸出的“一路一帶”建設、主導推動“亞投行”等國家戰略正在縱深發展。

（2）ODI與EXPO、FER的正相關關系顯著，且符合國內外相關研究結論。尤其是對于擁有龐大外匯儲備的中國來說，FER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品輸出與資本輸出是一種互補關系，兩者之間有著相互促進的作用。

（3）ODI與EXCH、INF存在負相關關系，代表通脹率的INF斜率系數為負值但很小，說明對外直接投資受貨幣購買力影響較小，因為中國在計算區間貨幣購買力變化不大，所以在研究中只體現了方向性特征。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生影響，且ODI與持有美元國債具有替代關系，所以ODI與EXCH存在負相關關系。

綜上所述，本文利用2003年至2013年這11年的數據實證檢驗了ODI與宏觀變量之間的關系，結果符合經濟理論與相關研究，其中影響最顯著的是FER與EXCH。限于數據和現有研究方法的狹隘和實際影響因素的復雜性，本文的研究分析與絕對準確結果存在誤差。

四、總結與建議

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進行投資，中國已成為資本輸出大國。實證研究表明，宏觀經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。面對經濟新常態，中國應當關注：

（一）加快推進對外直接投資戰略

提高我國資本輸出能力，須要盡快推進“一路一帶”、“亞洲基礎設施投資銀行”、“亞太自貿區”等國家戰略。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質量

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

（三）注意對外直接投資中的風險

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

參考文獻

[1]趙美英，李春頂.我國對外直接投資發展狀況及影響因素實證分析[J].亞太經濟，2009，（4）：81-84.

[2]Leehenko，R.&E.Rodney.Foreign Direct Investment and State ExportPerformance.Journal of Reginal science，1997，37（2）：307―330.

[3]Aliber，R.“Money，Multinationals，and Sovereign".In：C.Kindleberger and D.Audresch ads.The Multinational Corporations in the 1980s Cambridge，Massachusetts：M1T Press，1983.

[4]王穎.宏觀經濟因素對我國對外直接投資影響的――基于投資國的角度[J].中國商貿，2012，（21）：173-174.

[5]邱立成，王鳳麗.我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實證研究[J].國際貿易問題，2008，（6）：78-82.

篇8

關鍵詞：中國對外直接投資；動因類型；實證分析

中圖分類號：F830.59

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

對外貿易和國際投資是一國參與經濟全球化的重要方式。但長期以來，無論是同中國龐大的經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”的質量也不高。只是近年來尤其是“走出去”戰略實施以后，中國的對外投資才開始出現迅速增長。

有關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論。本文力圖結合中國對外直接投資的詳細情況，在檢視現有文獻的基礎上進一步研究中國企業“走出去”的主要動因類型，并指出與現有研究的不同。

一、文獻簡述

(一)對外直接投資的貿易效應

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易之間的關系。從理論上看，對外直接投資可能減少貿易(替代)，也可能增加貿易(互補)。

Mundell(1957)根據H-O-S定理提出替代模型，認為如果兩國的生產函數相同，則國際貿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，其結論也支持對外直接投資和出口的替代效應：Helpman等(2004)用38個國家、52個產業的數據分析了出口和對外直接投資之間的關系，也發現了兩者的替代關系。Lipsey等(1981)使用美國14個產業的截面數據發現，對外直接投資存在積極的出口效應，如果東道國為發展中國家，那么互補效應更為突出；Agarwal等人(1994)發現德國和日本1989-1992年的對外直接投資與出口及進口正相關。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，發現這些變量之間存在互補和雙向的因果關系；Blomstrom等(1998)使用美國和瑞典1978～1982年的數據做了類似的研究，發現用出口變化代替出口水平時，投資與貿易互補的效應更加明顯。

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

關于中國對外直接投資的貿易效應，蔡銳等(2004)的研究表明，中國對發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，與出口的關系則不顯著；中國對發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。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易的影響不顯著，二者之間不存在顯著的因果關系、且兩者之間也不存在長期穩定關系。

不難發現，關于中國對外直接投資與對外貿易關系的研究結論并不一致，大多認為中國對外直接投資的貿易效應不顯著。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

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

王元龍(1996)將企業對外直接投資動因細分為追求高額利潤、資源導向、市場導向、效率導向、分散風險、技術導向、追求優惠政策、環境污染轉移和全球戰略等九個類型。王躍生(2007)認為，中國企業對外投資的基礎尚不明確，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，但其結果不確定，因為出口優勢未必轉化成投資優勢；(3)尋求資源型，此類投資較少考慮直接經濟效益大小，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，關鍵因素是企業在海外經營的競爭力及壟斷優勢，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濟變量之間的關系，國內的資源消費、制造業工資水平與對外直接投資呈正相關關系，而出口與對外直接投資的關系則是相互替代的，即他們認為中國對外直接投資是以資源導向、成本導向和市場導向型為主的。

二、中國對外直接投資現狀與特征分析

《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和零售業的為66億美元，占24.9％；商務服務業為56.1億美元，占21.2％；交通運輸倉儲業為40.7億美元，占15.4％；流入采礦業40.6億美元，占15.3％：制造業為21.3億美元，占8％，其中金屬冶煉及壓延加工業占的比例比較高；金融業為16.7億美元，占6.3％。這6個行業流向已經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達到1179.1億美元，商務服務業、批發零售業、金融業和采礦業、交通運輸／倉儲和郵政業、制造業一共占去了總存量的88.3％。其中，商務服務業占25.9％；批發和零售業占17.2％；金融業占14.2％；采礦業占12.7％；交通運輸、倉儲郵政業占10.2％；制造業占8.1％。

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

其一，無論從當期流量還是存量的角度，中國對外直接投資流向制造業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向或尋求低成本型的對外投資所占比例很小。這一部分投資應是建立在成本和競爭力優勢基礎上的，因此我們推測，國內工業制成品的RCA指數對OFDI的影響可能

是顯著的。

其二，采礦業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。對采礦業的投資具有明顯的資源導向型的特點，反映在宏觀經濟變量上就是中國每年的資源類產品的需求水平。

其三，商業服務業在對外投資的總存量中占去了43.1％，比例相當大，而且還有加快的趨勢。此類投資是為出(進)口貿易服務，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易效應會比較顯著，至少對出口是這樣；反過來，出口的發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生一定的影響，因為這會直接反映在投資的成本當中。

其五，一個國家經濟發展水平越高，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，而能否實現目標，關鍵看企業是否具有在海外的競爭力及壟斷優勢。考慮到中國這類投資大都效果不佳，其優勢尋求與國內補償的效果也不明確，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避貿易壁壘方面有所體現以及是否與中國的經濟制度有聯系，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“貿易促進型”和“資源導向型”：而“擴大市場(繞過貿易壁壘)型”和“綜合利益驅動型”的投資不能直接體現；“尋求低成本型”的對外投資占的比例很小，不應該是主要動因。

三、實證分析

(一)相關變量數據的選取

對于中國對外直接投資的動因實證方面，我們選擇的經濟變量有：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)、國內生產總值(GDP)和出口制成品顯性比較優勢(RCA)指數。

中國對外直接投資開始較晚，根據數據可獲得性將樣本設定在1982～2007年間。其中，OFDI的數據來自于聯合國貿發會議(UNCTAD)網站，exch、expo和GDP的數據來自于歷年的《中國統計年鑒》；energy的數據是從中經網經濟統計數據庫獲取；RCA值是根據WTO網站相關數據整理計算得出。

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

(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。不會改變原序列的性質和相互關系。

Inofdi、Inexpo、Inexch、Inenergy、lnGDP和RCA在10％的顯著性水平下都接受非平穩性(即存在單位根)的假設，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，表明這6個變量是一階差分平穩的，即一階單整，因此可以進一步檢驗它們之間的協整關系。

2　協整檢驗。根據協整理論，如果幾個序列滿足單整階數相同且它們之間存在協整關系的話，那么這幾個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系。并可有效避免偽回歸問題。本文采用Johansen(1988)協整檢驗方法，根據AIC和SC法則，選擇的滯后階數為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果都表明，上述幾個時間序列之間存在4個協整關系，即Inofdi與Inenergy、Inexpo、Inexch、lnGDP和RCA之間存在著長期穩定的關系。取其中的一組標準化的協整系數，可以設定協整方程為：

方程(1)中，Inenergy、Inexpo和Inexch的系數符號同我們前面討論時預測的結果是一致的，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據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“促進貿易型”和“資源獲取型”。

3　誤差修正模型(ECM)。協整方程反映的是變量間的長期穩定均衡關系，如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，則必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可知，變量間存在協整關系，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為調整系數，a2等分別是各變量滯后變化的影響系數，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整機制，各變量之間的長期均衡關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的系數是顯著的。ecm的系數為負說明當變量之間長期穩定的關系出現短期偏離時，會自動趨向長期均衡調整的過程。

4　Granger因果關系檢驗。上面的協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因果關系檢驗。由于檢驗結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，若檢驗的結果一致，則得出的結論較為可信。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和中國制造業出口的顯示性比較優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RCA變化的Granger原因。

(三)實證模型二：中國經濟制度和遭到的貿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濟制度和對外貿易中遭遇的貿易壁壘對中國對外直接投資的影響。

首先，關于貿易壁壘與對外直接投資。現有的理

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

對中國發起反傾銷最多的國家和地區有美國、印度和歐盟等。從中國投資公報體現的數據可以知道，2007年中國對外投資流向的前24位國家(地區)中有3個屬于前述地區的國家，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(相當于流向香港地區1／13)，占的比重很小。從存量上分析，對外投資流向的前20位的國家和地區中，對我國反傾銷最多的地區也只有36億美元，僅相當于流向香港的對外直接投資的1／20；而且，這些投資的行業分布較分散，金融等服務類行業占了不小的比例，制造業的份額較小。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，流向制造業的投資也有相當的部分是為了獲取先進技術，真正為了規避貿易壁壘的并不多。由此判斷，中國對外直接投資與企業遭遇的貿易壁壘關系不大。

其次，關于制度質量與對外直接投資。新制度經濟學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，導致經濟績效的差異。大量文獻證明，制度質量較高的國家中私人投資率和資本產出更高，因為制度是資本市場運行的基礎，穩定的制度框架是投資所需要的。我們采用反映制度質量標準的經濟自由指數(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略資源，較少考慮經濟效益，由于有國家的支持，即使相當時間內在經濟上無利可圖仍然會進行投資，這和經濟自由度提升所要求的是不一致的，因此中國經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(antid)和中國的經濟自由度(EFW)作為中國企業在出口中遇到的貿易壁壘和中國的經濟制度的變量，中國的對外直接投資仍然使用對數形式。

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

由回歸方程3可知，d(antid)和d(EFW)的系數都不顯著，而且它們的聯合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。雖然數據不夠充足，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易壁壘為目的的，中國的經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、結論分析與建議

本文的分析結果表明：

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。中國經濟的發展對資源的需求越來越大，大量依靠進口。而要想獲得穩定的資源進口源，中國有必要在資源豐富的國家和地區進行投資。

第二，出口增加與對外直接投資的增長關系顯著為正，這和很多文獻得出“中國對外直接投資與出口是替代型”的結論不同。前面的分析中也提到，中國對外直接投資中商業服務業占去了43.1％，而且還有速度加快的趨勢。在當前形勢下，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RCA和中國對外直接投資額之間存在著長期穩定的關系，即使短期內有所偏離但是長期來看還是會恢復到均衡狀態。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增加。

第六。中國經濟自由度和出口遇到的貿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系的，國內的企業真正做到跨國生產和銷售的還很少。

針對中國對外投資的現狀并依據上述結論，我們提出以下建議：

其一，要想提高中國企業的國際競爭力，就需要大力發展對發達國家的直接投資，這不僅是要利用其大市場規模經濟的區位優勢，更重要的是可以獲取先進技術和繞開貿易壁壘，真正使我們的企業成為跨國公司。

其二，以資源獲取為目的的對外投資繼續擴大，需要慎重和妥善處理與當地的關系，尤其是發展中國家，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域集中在中東、俄羅斯、東南亞等地，但是這些區域的很多采油行業都被一些發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，要跟蹤關注“走出去”的效果如何，從而及時地調整相關政策。目前從“走出去”的現狀來看效果并不佳，以繞過貿易壁壘和實現跨國生產與銷售為目的的對外投資所占比重很小，貿易類投資占的比例過大。

其四。對于國有企業的跨國并購和跨國生產行為一定要嚴格監控，要嚴防某些國企以實現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，國有企業占的比例為71％，是絕對的主力軍。國企改革的目標之一是要實現國有資產的保值增值，大量的國企資金流向海外的行為就必須要處于有關當局的監控之下，并將進展情況公布于眾。國有企業對外投資的“大無畏”和民營企業“走出去”的謹小慎微形成的強烈對比，也應該能為我們提出這樣的警示。

參考文獻：

蔡銳。劉泉，2004，中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?――基于小島清“邊際產業理論”的實證分析[J]。世界經濟研究(8).

陳石清2006，對外直接投資與出口貿易：實證比較研究[J]財經理論與實踐(1).

鄧寧1993，重估外國直接投資的利益[J]國際貿易問題(10)，邱立成，王風麗2008，我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實證研究[J]國際貿易問題(6).

王英2006劉思峰對外直接投資貿易效應的實證研究綜述[J].對外經貿實務(12).

王元龍，1996，西方對外直接投資動因與實質評析[J]國際金融研究(2).

王躍生2007 FDI理論與我國對外投資的基礎[J]，南方金融(8).

項本武，2005中國對外直接投資的貿易效應[J]統計與決策(12).

篇9

關鍵詞：對外直接投資； 母國經濟增長效應； 面板數據；協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）；南京審計學院課題（NSK2009/B243）；獲江蘇省政府海外訪學計劃以及江蘇省“青藍工程”科技創新團隊的資助。

作者簡介：馮彩（1977-），女，安徽碭山人，南京審計學院金融學院講師，博士，南京大學應用經濟學博士后，主要從事國際投資研究；蔡則祥（1958-），男，江蘇新沂人，南京審計學院金融學院教授，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

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

由于中國對外直接投資起步和發展較晚，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、貿易、逆向技術溢出和產業結構升級效應研究；第三，中國對外直接投資的發展階段研究。對中國OFDI 發展階段的研究部分地涉及到了OFDI和經濟增長之間的關系，但只是分析了GDP對凈OFDI的決定，并沒有涉及到OFDI對經濟增長的影響。李輝（2007）基于IDP理論使用了1980年～2005年數據研究了中國經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處于IDP理論的第二個階段和第三個階段的中間，已經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對中國經濟增長的影響，因此在本質上還是屬于對外直接投資決定因素的研究。

魏巧琴等（2003）率先使用年度數據研究了中國1982年～2000年的對外直接投資和經濟增長的關系，結論表明二者之間沒有任何因果關系。肖黎明（2009）使用中國1980年～2007年度的數據進行的研究表明：中國的對外直接投資與經濟增長之間存在協整關系，但是對外直接投資對經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據，研究的是OFDI對中國經濟的總體增長效應，其不能反映OFDI對中國經濟增長的區域效應；而且使用的數據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和經濟增長的相關研究文獻進行梳理的基礎上，以中國省級面板數據作為研究對象，以期進一步探討中國對外直接投資的區域經濟增長的長期和短期效應及其區域效應。

二、模型、數據和研究方法

1.模型

筆者使用中國省級對外直接投資（OFDI）的數據研究其對區域經濟增長的效應，并將省級區域進一步劃分為東部、中部和西部，以進一步比較OFDI的區域經濟增長效應是否存在區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生產總值（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建立雙對數模型進行面板數據的協整檢驗和回歸分析，反映對外直接投資對經濟增長的長期效應。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年的國內生產總值對數；LnOFDIit表示第i省在第t年的非金融類對外直接投資流量。（1）式采用的是雙對數模型，βit測度的是國內生產總值對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F檢驗和Hausman檢驗確定是采用混合模型、固定效應模型還是隨機效應模型。

2.數據

本文的數據區間為2003年～2010年。本文所使用的省級對外直接投資統計數據來源于《中國對外直接投資統計公報》；所使用的省級2003～2009年的國內生產總值數據來源于國家統計局公布的年度統計公報，2010年各省級GDP的數據源于2011年第2期的《中國經濟景氣月報》。《中國對外直接投資統計公報》于2003年開始，因此省級對外直接投資數據最早始于2003年。但是由于一些省份在某些年份的數據不可得性，為了保證研究的時間跨度和連續性，本文的樣本刪除7個在某些年份缺少OFDI統計數據的省份，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域經濟增長效應的差異，本研究將上述24個省份分為東部、中部和西部三大區域。對于東中西部的劃分，學術界一直存在著爭議。筆者依據年度《對外直接投資統計公報》的標準劃分上述三大區域。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；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；西部包括內蒙古、廣西、四川、云南、陜西、甘肅共6個省級行政區。需要說明的是，筆者僅研究大陸地區對外直接投資的區域經濟增長效應及其差異，因此本研究樣本不包括港澳臺地區。

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

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據的協整檢驗和誤差修正模型檢驗。協整檢驗反映OFDI對經濟增長的長期效應；而誤差修正模型檢驗反映OFDI對經濟增長的短期效應。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。為得到一個較為穩健的結果，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，協整檢驗，確定變量之間是否存在長期均衡關系。由于本文的面板數據的時間跨度僅為8年（2003年～2010年），使用Fisher檢驗存在數據不足的問題。筆者采用基于Engle-Granger的Pedroni檢驗以確定變量之間是否存在協整關系。

第三，回歸分析。根據Pedroni檢驗方法，如果協整檢驗能夠通過，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系。筆者僅研究對外直接投資對經濟增長的效應，因此這里的誤差修正模型僅研究對外直接投資對經濟增長的單向短期效應，對于經濟增長對于OFDI的短期影響則不進行研究。基于模型（1），構建誤差修正模型（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，其表示對長期均衡偏離的調整速度。

三、實證檢驗結果

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

表1LnGDP和LnOFDI的單位根檢驗結果

變量LLCIMPADF FisherPP Fisher結論全國LnGDP-4.9236***

（0.0000）2.7101

（0.9966）28.8859

（0.9869）33.4074

（0.9457）非平穩DLnGDP-8.3356***

（0.0000）-4.2473***

（0.0000）103.585***

（0.0000）101.576***

（0.0000）平穩LnOFDI-5.3617***

（0.0000）1.1752

（0.8801）45.906

（0.5590）61.8574*

（0.0863）非平穩DLnOFDI-13.8164***

（0.0000）-5.0594***

（0.0000）121.152***

（0.0000）162.039***

（0.0000）平穩東部

LnGDP-5.5636***

（0.0000）0.2417

（0.5955）20.0659

（0.4538）21.1776

（0.3867）非平穩DLnGDP-5.1856***

（0.0000）-3.1270***

（0.0000）44.4566***

（0.0013）37.4359**

（0.010）平穩LnOFDI-0.5173

（0.3024）2.0011

（0.9773）10.6874

（0.9539）14.0453

（0.8282）非平穩DLnOFDI-8.5405***

（0.0000）-3.2881***

（0.0005）50.6801***

（0.0002）63.3559***

（0.0000）平穩中部

LnGDP-0.2998

（0.3821）2.800

（0.9974）4.6539

（0.9972）8.4601

（0.9340）非平穩DLnGDP-5.4156***

（0.0000）-1.9216**

（0.0273）30.9251**

（0.0138）27.191**

（0.0394）平穩LnOFDI-5.7280***

（0.0000）0.0305

（0.5122）21.4312

（0.1625）26.0186*

（0.0538）非平穩DLnOFDI-8.6278***

（0.0000）-3.5666***

（0.0002）46.3838***

（0.0001）73.4801***

（0.0000）平穩西部

LnGDP-2.3300***

（0.0099）1.8779

（0.9698）4.1661

（0.9802）3.7696

（0.9872）非平穩DLnGDP-5.5364***

（0.0000）-2.2435**

（0.0124）28.2037***

（0.0052）36.9491***

（0.0002）平穩LnOFDI-3.9410***

（0.0000）-0.2475

（0.4022）13.7874

（0.3145）21.7935**

（0.0399）非平穩DLnOFDI-6.5261***

（0.0000）-1.7450**

（0.0405）24.0836**

（0.0198）25.2032**

（0.0139）平穩注：（1）檢驗形式為包含截距項，但不含趨勢項；（2）每一個檢驗統計量下方括號內為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；（4）各檢驗的最大滯后時期由Eviews軟件依據Schwarz準則自動確定。

筆者基于Pedroni方法進行協整檢驗，其原假設均是不存在協整關系。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作為最主要的準則判斷LnGDP和LnOFDI是否存在協整關系。全國和分區域的協整檢驗結果如表2所示。

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

上述結果表明：西部地區的對外直接投資和經濟增長之間不存在長期均衡關系。即西部地區的對外直接投資還不能促進該地區的經濟增長。受西部地區經濟發展階段的制約，西部地區的對外直接投資的規模相對較小，因而還不能成為促進西部地區的經濟增長重要途徑之一。國際貿易促進委員會（2011）對2008年～2010年對外投資企業樣本的調查表明，我國對外投資的企業大多數是東部地區的企業，已對外投資的企業中，有76%來自東部地區，而中部地區和西部地區的企業比例分別為14%和10%，而且在未來一段時間內東部地區的企業仍將是對外投資的主體。根據Stevens等以及Travares等的研究結論，還可以得知西部地區的對外直接投資部分代替了當地的生產，而且西部地區非對外直接投資的企業難以承接對外直接投資企業對該地區的逆向技術溢出，從而使得對外直接投資的母國經濟增長效應并不存在。

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

表2LnGDP和LnOFDI的協整檢驗結果

檢驗方法統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Schwarz準則自動選擇，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）括號內為每一個統計量所對應的p值；（4）***，**，*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平拒絕不存在協整關系的原假設。

表3面板數據回歸模型的判別

F檢驗統計量P值Hausman檢驗Chi-Sq.統計量P值結論全國30.09490.00000.78770.3748隨機效應模型東部35.81410.00000.20350.6519隨機效應模型中部6802.630.00001.86140.1725隨機效應模型

從回歸結果可知，不論是全國還是分區域的東部和中部的對外直接投資和經濟增長之間的回歸系數均較為顯著，其中基于24個省級行政區的回歸系數為0.2594，東部地區的系數為0.3174，中部地區的系數為0.2298。從回歸系數可以得知，東部地區的系數顯著大于中部地區的回歸系數。從方程的擬合度來看，均在60%以上，其中東部地區的回歸方程的解釋度為70.46%，高于全國和東部地區回歸方程的解釋度。這是因為東部地區不僅是吸引外資的主要區域，同時也是進行對外直接投資的主要區域，其對外直接投資的流量和存量要要遠大于中西部地區。依據Denzer的研究結論，可以認為東部地區的對外直接投資和國內部門之間的聯系多于中西部地區，因而其OFDI對區域經濟增長就會產生更大的正向效應。更為重要的是，東部地區的對外直接投資的企業在資金、規模、研發和人力資本等方面要明顯優于中西部地區，因而東部地區對外直接投資的增加通過逆向技術溢出效應顯著提升了當地的生產效率，進而促進了當地的經濟增長。李梅等（2010）使用2003年～2008年各省級數據的實證研究表明，對外直接投資的逆向技術溢出顯著提升了東部和中部地區的全要素生產率，但是對西部地區的全要素生產率則無顯著影響。這一實證結果支持了本文的結論。因此，東部地區的對外直接投資對經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

回歸結果（被解釋變量：LnGDPit）

系數全國東部中部截距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均是加權以后的統計量；（2）括號內為各系數的t統計量。

為了進一步確定上述回歸結果是否穩健，需要對上述回歸結果的殘差序列εit進行平穩性檢驗，檢驗結果如表5所示。據該表可知，LLC、ADF Fisher以及PP Fisher的檢驗結果均在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，因而全國、東部以及中部地區的回歸殘差序列在水平值上都是平穩的，不存在單位根。根據上述殘差序列單位根檢驗的結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果是穩健可靠的。

協整檢驗和回歸分析僅僅表明對外直接投資和經濟增長的長期關系，更確切地說是對外直接投資對經濟增長存在長期影響。為進一步研究對外直接投資對經濟增長的短期影響，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，檢驗結果分全國、東部和中部分別報告，結果如表5所示。

表5殘差序列εit的單位根檢驗結果

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）括號內為p值；（4）***表示在1%顯著性水平拒絕存在單位根的原假設；（5）最大滯后期根據Schwarz準則自動選擇。

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

四、結論

第一，對外直接投資和區域經濟增長之間存在長期均衡關系。由于部分數據的不可得性，本研究使用的中國24個省級行政區的數據代表全國總區域，并將其進一步劃分為東部、中部和西部區域。協整檢驗的結果顯示：全國、東部以及中部區域的對外直接投資和經濟增長之間存在長期均衡關系；但是西部地區的對外直接投資和經濟增長不存在長期均衡關系，這說明該地區的對外直接投資未能有效地促進當地的經濟增長。因此，在“走出去”戰略的實施過程中，各地區必須因地制宜地制定適當的對外直接投資政策，以促進對外直接投資對本地區正向經濟增長效應的實現。

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

第三，誤差修正模型中DLnOFDIit系數反映了對外直接投資對地區經濟增長的短期效應。從全國省級數據的模型看，該系數為0.0099，遠遠小于長期效應系數（0.2594）。東部和中部各省的誤差修正模型中DLnOFDIit為正，但統計上并不顯著。這說明對外直接投資對于經濟增長的長期效應大于其短期效應。

綜上分析，在全國、東部地區以及中部地區對外直接投資與經濟增長之間存在長期的均衡關系。對外直接投資對于區域經濟增長的長期促進效應顯著地大于短期促進效應。對外直接投資對于經濟增長的效應存在顯著的區域差異，具體表現為東部地區的經濟增長效應大于全國和中、西部地區。

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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,中國企業在近 30 中對外投資的區域和范圍逐漸擴大,遍布世界 170 多個國家和地區,對外直接投資流量和存量在世界范圍內所占比例越來越高,中國正成為全球矚目的境外直接投資大國。聯合國貿易發展組織在《2011年世界投資報告》中指出,中國企業境外直接投資年流量保持兩位數的高增長,發展勢頭良好①;中國商務部歷年《中國對外直接投資統計公報》顯示,中國企業近年來在境外直接投資發展呈明顯躍升趨勢,2002-2006 年間,中國企業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遍布在世界 178 個國家和地區,其中亞洲、非洲地區最高,分別達 90%和 85%。境外直接投資流量也創造了歷史最高值,相當于“十五”時期中國企業境外直接投資總額的 2.3 倍,達到了 688.1 億美元;據中國商務部中國對外投資與經濟合作司最新統計數據顯示,至 2011 年底,中國企業共對 132 個國家和地區的 3391 家境外企業進行了直接投資,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“走出去戰略”的順利實施,中國境外企業項目和人員不斷增加,我國企業持續增長的大規模對外直接投資己經成為“中國崛起”的新標志,對中國企業國際競爭力的日益提高以及中國經濟的持續快速發展產生了重大的推動作用。

但是,由于國際經營管理環境的錯綜復雜以及中國企業本身的管理能力水平的缺失,中國企業境外直接投資活動面臨著很多的風險,企業遭受了不可挽回的損失。一方面,中國企業境外直接投資利潤率數據被不斷爆出。2009 年,中國貿促會在第三屆中國企業跨國投資研討會上了《2009 年中國企業對外投資現狀及意向調查報告》,指出,中國企業海外投資的盈利率、虧損率和盈虧平衡率相同,都各占 1/3。另據在商務部、國家統計局、國家外匯管理局聯合《2011年度對外直接投資統計公報》報告會上,商務部合作司商務參贊石資明介紹,根據商務部統計,中國國有企業在海外設立的企業將近 2000 家,其中虧損的企業占三成,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 國內外研究文獻綜述

目前,國內外學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,并降低產品的運輸成本。Lecraw(1993)以印度尼西亞為例進行了研究,發現其對發達國家進行投資是為了獲得技術和管理經驗,對發展中國家進行投資的目的在于占領市場。Stephen(1994)的研究發現:本國政治狀況存在不足時,該國企業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)認為中國企業境外直接投資主要是為了獲取市場、技術和資源等。Morck 等(2008)分析了中國國有企業境外直接投資的動因,指出企業的投資很大程度上要受到國家政治目標及政府的影響。

2、境外直接投資風險的影響因素

企業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,發現自由貿易程度、區域差異性、經濟水平、政治風險是投資的重要影響因素。Buckley 等(2007),Bala Ramasamy 等(2010)的研究結論基本一致,認為貿易聯系、資源稟賦、文化等會對境外直接投資產生正向影響。

政治風險是企業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險對境外直接投資的影響,他認為政治穩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,他通過實證研究發現對外直接投資活動并沒有受到政治風險的影響。Oseghale(1993)將上述研究結論的不同歸結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險是影響企業境外直接投資的最大威脅。Gatignon 和 Anderson(1986)進一步指出,企業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險。另外,Jinjarak(2007)研究了政策風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系,并且 Jakobsen(2010)指出政策風險依舊是境外直接投資者面臨的最大風險。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,學術界相對來說比較認可的定義一般源于國際貨幣基金組織、經濟合作與發展組織、聯合國貿易發展會議和中華人民共和國商務部四個權威機構。

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所經營管理并持有控制權的投資。直接投資是跨境投資的一種,其特點是:一國家經濟體的居民(直接投資者)對另一國家經濟體的居民企業產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控制或影響外,境外直接投資者也利用債務、合作控股或者逆向投資的方式獲得間接的企業控制權①。直接投資者指這樣的一個實體或一組關聯實體他能夠對另一經濟體內的另一居民實體施加控制或重大影響。在有些情況下,就經濟實體與其他企業的關系來說,一個實體可能既是直接投資者,又是直接投資企業和聯屬企業。因此,直接投資者可以是: (a)個人或住戶;(b)企業——可以是公司型或非公司型,也可以是

公營或私營企業;(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的政府的特別處理;(e)營利企業中的非營利機構,但兩個非營利機構之間的關系不在直接投資之列;(f) 財產管理人、破產管理人或其他信托 ;(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》,境外直接投資資產包括:如圖 2-1。③

2.2 馬克思的投資理論及風險防范思想

2.2.1 馬克思的資本投資理論

(1)對投資動機的一般論述

資本主義經濟增長從資本主義發展史來看主要來源于資本投資。企業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部規律,即不斷的占有更多的剩余價值。由于資本家求利的心態是一致的,在市場上,這種競相投資的行為就形成了市場競爭,競爭攤薄了企業的利潤率,在完全競爭的市場上,最終令企業的經濟利潤為零。在獲利心態的強力推動和競爭規律作用下,資本家會不斷地進行新的投資行為發展新的行業,以獲得相比其他企業或資本家的額外的經濟利潤。馬克思說:“資本主義生產的內在規律表現為資本的外部運動,……作為競爭的強制規律發生作用,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,充當了購買手段和支付手段,經過生產過程,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濟發展的推動力。貨幣資本被當做“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,它表現為發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,對利潤率低的行業來說,意味著失業和資本存量的浪費,是經濟蕭條的源頭。馬克思在《資本論》中曾經論述了經濟危機:“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周期的新的物質基礎”②。在經濟危機期間,商品積壓、物價下跌和生產下降等現象變得普遍。為了避免經濟危機帶來的不利影響,資本家要摒棄就得生產方式,引進效率更高的機器設備、新的生產工藝方式和新的企業管理理念,這引起了全社會范圍內的固定資產的更新潮流,帶動了與固定資產相關的行業的發展,擴大了生產部門的生產,引導了生產資料部門的部門內的投資,增加了生產資料部門的就業人數,促進了生產資料部門的就業人員素質升級,同時擴大了消費資料生產的市場與需求。這樣,一環扣一環的經濟性蝴蝶效應使得社會的生產擺脫了經濟危機束縛,經濟又進入一個新的循環周期,在新的經濟周期中,資本的收益率要高于上一個周期,社會生產規模進一步擴大,最終必然導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方式,從而形成一個循環。由此看來,資本投資活動與經濟危機的發生都具有周期性,相輔相成。

與此同時,投資資本對剩余價值的追逐過程,對利潤率低的行業來說,意味著失業和資本存量的浪費,是經濟蕭條的源頭。馬克思在《資本論》中曾經論述了經濟危機:“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周期的新的物質基礎”②。在經濟危機期間,商品積壓、物價下跌和生產下降等現象變得普遍。為了避免經濟危機帶來的不利影響,資本家要摒棄就得生產方式,引進效率更高的機器設備、新的生產工藝方式和新的企業管理理念,這引起了全社會范圍內的固定資產的更新潮流,帶動了與固定資產相關的行業的發展,擴大了生產部門的生產,引導了生產資料部門的部門內的投資,增加了生產資料部門的就業人數,促進了生產資料部門的就業人員素質升級,同時擴大了消費資料生產的市場與需求。這樣,一環扣一環的經濟性蝴蝶效應使得社會的生產擺脫了經濟危機束縛,經濟又進入一個新的循環周期,在新的經濟周期中,資本的收益率要高于上一個周期,社會生產規模進一步擴大,最終必然導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方式,從而形成一個循環。由此看來,資本投資活動與經濟危機的發生都具有周期性,相輔相成。

第 3 章 中國企業境外直接投資風險現狀................38

3.1 中國企業境外直接投資的發展歷程 ............38

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

3.1.2 穩步調整階段.........................41

3.1.3 迅速發展階段.......................43

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

? 3.2 中國企業境外直接投資的風險形式 ..........51

3.2.1 政治風險............................51

3.2.2 經濟風險...........................56

3.2.3 文化風險............................61

3.2.4 法律風險.........................62

3.2.5 企業并購風險.........................63

3.3 中國企業境外直接投資風險致因分析 ...........65

3.3.1 宏觀層面的環境性風險因素................65

3.3.2 中觀層面的結構性風險因素................69

3.3.3 微觀層面的操作性風險因素........................71

第 4 章 中國企業境外直接投資風險量化及案例分析..........76

4.1 模型構建 .......................76

4.1.1 構建指標體系..................................78

4.1.2 數據分析方法——F-AHP 模糊層次分析法 .............88

4.1.3 模型應用實例..........................91

4.2 中國對外直接投資風險案例分析 ...................96

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

4.2.2 案例二:中航油新加坡公司的

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

第 5 章 企業境外直接投資風險防范的國際經驗借鑒...........108

5.1 發達國家企業境外直接投資風險防范策略 ...............108

5.1.1 美國企業的境外直接投資風險規避經驗..................108

5.1.2 日本企業的境外直接投資風險防范策略..................109

5.1.3 德國企業的境外直接投資風險管理對策................112

第 6 章 中國企業境外直接投資風險防范機制建構

與企業國內投資的風險相比,企業境外直接投資風險的范圍更大、形式更多、產生的原因更復雜。因此,在積極促進我國企業進行對外直接投資的同時,也應該有效地引導企業控制和防范對外投資風險,這需要政府和企業的共同努力,建設系統性的投資風險防范機制,從系統性的角度降低風險給對外投資企業造成的損失。境外直接投資風險防控機制的建設由兩個層次組成,即宏觀管理層次的風險控制機制和微觀層面的風險管理機制。兩者相輔相成、缺一不可,共同構成中國企業境外直接投資風險防范的保障。

6.1 宏觀層面的企業境外直接投資風險防范機制

6.1.1 創造企業對外直接投資的良好宏觀環境

1.優化投資環境

無論是國內投資還是跨境投資,企業投資行為依賴于政府提供的良好商業環境。相較于國內投資,企業境外投資的不可控因素更多,維護商業環境是企業一己之力難以掌控的。為此,我國政府可以通過建立區域、雙邊或多邊投資合作機制,為企業營造良好的投資環境。我國經濟增長速度快,且實行的是社會主義市場經濟體制,一些東道國對我國企業的境外投資及收購行為抱著敵視的態度。因此,中國政府在國家的層面上與各國建立友好的合作關系,會極大地降低企業在境外投資與經營的風險。企業進行對外投資既是企業自身獲取利益最大化的自主經濟活動,也是國家發展戰略的重要組成部分和實施手段。企業的境外直接投資活動能充分地利用境外的資源和環境發展我國經濟,同時也有利于引導和帶動國內其他企業的發展。因此,基于宏觀角度,政府除了應對企業境外直接投資過程給予積極鼓勵和支持外,還應該創造多方面條件,為企業境外投資提供基礎性公共產品。其中,風險防控機制的建設就屬于涉外經濟中的公共產品范疇,應當由政府提供最基礎的風險管理機制。

結 語

一、本文的主要結論

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