對(duì)外直接投資的原因精選(九篇)

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第1篇：對(duì)外直接投資的原因范文

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

［中圖分類號(hào)］F830.59［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］B［文章編號(hào)］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

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

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

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

二、 變量選取與數(shù)據(jù)說明

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

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

對(duì)外直接投資、進(jìn)出口總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分別用ODI、IMEX、GDP表示。對(duì)外貿(mào)易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

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

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

三、 模型構(gòu)建與實(shí)證分析

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

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

(三)變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示與估計(jì)結(jié)果

1.變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

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

量測(cè)方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

狀態(tài)方程： dt=c1ατ1+vt(2)

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

2.變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果

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

量測(cè)方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

第2篇：對(duì)外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

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

一、文獻(xiàn)回顧

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

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

上述結(jié)論的差異表明，在對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來說意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

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

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

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

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

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

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

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過對(duì)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(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié)論與建議

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

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

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

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

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

本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。

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

對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。

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第3篇：對(duì)外直接投資的原因范文

［關(guān)鍵詞］對(duì)外直接投資；人民幣匯率；升值

［中圖分類號(hào)］F830.591 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ［文章編號(hào)］1005-6432（2011）1-0067-02

1 文獻(xiàn)回顧

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

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

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

2 實(shí)證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

方程下面括號(hào)內(nèi)的數(shù)是對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量。由此可以看出,長(zhǎng)期來看,對(duì)外直接投資流量和人民幣的匯率之間存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系,因?yàn)楸疚牡娜嗣駧诺膮R率采用的人民幣對(duì)美元的直接表示方法,因此EXR和ODI的負(fù)相關(guān)表達(dá)的是當(dāng)人民幣升值時(shí),我國(guó)的對(duì)外直接投資也會(huì)相應(yīng)增加。我國(guó)的對(duì)外直接投資每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn),人民幣對(duì)美元匯率水平就會(huì)相應(yīng)變動(dòng)34.06個(gè)百分點(diǎn)。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

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

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

3 結(jié)論與政策建議

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

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

參考文獻(xiàn):

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第4篇：對(duì)外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；影響機(jī)制；面板格蘭杰因果檢驗(yàn)

基金項(xiàng)目：教育部重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（11JJD790024）。

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

中圖分類號(hào)：F720 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻(xiàn)綜述

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

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

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

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

二、對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制

（一）對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響

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

圖1 對(duì)外直接投資的出口促進(jìn)效應(yīng)

對(duì)外直接投資對(duì)出口既有促進(jìn)作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)?guó)內(nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場(chǎng)相對(duì)飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國(guó)外而進(jìn)行的市場(chǎng)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運(yùn)輸成本進(jìn)行效率導(dǎo)向型對(duì)外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國(guó)外后，在東道國(guó)生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國(guó)家，從而替代母國(guó)同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國(guó)企業(yè)利用技術(shù)擴(kuò)散與模仿大量生產(chǎn)該產(chǎn)品，替代進(jìn)口甚至進(jìn)行出口，進(jìn)一步減少了母國(guó)的出口。此外，國(guó)外分支機(jī)構(gòu)在東道國(guó)的當(dāng)?shù)夭少?gòu)也會(huì)替代母國(guó)中間產(chǎn)品的出口。

圖2 對(duì)外直接投資的出口替代效應(yīng)

（二）對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口的影響

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

圖3 對(duì)外直接投資的進(jìn)口促進(jìn)與替代效應(yīng)

（三）中國(guó)對(duì)外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析

基于上述對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制，可以就中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。

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

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

三、中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析

（一）實(shí)證方法與模型設(shè)定

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

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

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

方程（1）考察對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響，方程（2）考察出口對(duì)對(duì)外直接投資的影響。以上2個(gè)方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個(gè)方程都是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板，需要對(duì)其進(jìn)行差分估計(jì)。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對(duì)每個(gè)方程進(jìn)行差分廣義矩估計(jì)（Difference-GMM），檢驗(yàn)單個(gè)變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計(jì)結(jié)果，對(duì)上述模型進(jìn)行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證我國(guó)對(duì)外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。

其中，imp為我國(guó)的進(jìn)口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口的影響，方程（4）考察進(jìn)口對(duì)對(duì)外直接投資的影響，進(jìn)口模型的估計(jì)和檢驗(yàn)方法與出口模型相同。

（二）樣本數(shù)據(jù)及來源

筆者根據(jù)世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)地理特點(diǎn)，按照《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區(qū)的105個(gè)樣本國(guó)家（地區(qū)）進(jìn)行研究。

筆者利用1993年~2009年我國(guó)對(duì)上述105個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的對(duì)外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。我國(guó)對(duì)各個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的進(jìn)出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，1993年~2002年的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2003年~2009年的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

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

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

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

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

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

（四）面板格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

1．對(duì)外直接投資與出口的關(guān)系

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

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

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

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

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

綜上，我國(guó)對(duì)外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

2.對(duì)外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系

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

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

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

綜上，我國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口具有帶動(dòng)作用，即進(jìn)口額會(huì)隨著對(duì)外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關(guān)系。

（五）實(shí)證結(jié)果分析

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

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

四、結(jié)論與政策建議

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

我國(guó)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對(duì)外直接投資，有效利用國(guó)際、國(guó)內(nèi)2個(gè)市場(chǎng)、2種資源，充分發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用。對(duì)外直接投資有利于開拓海外市場(chǎng), 通過跨國(guó)生產(chǎn)可以帶動(dòng)設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對(duì)外直接投資還可以獲得國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需的資源，獲取一些高新技術(shù)與先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)等，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國(guó)企業(yè)和產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

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

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

② UNCTAD：《2011年世界投資報(bào)告》，2011年7月。

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

④ 商務(wù)部，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，國(guó)家外匯管理局：《2010年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

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

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

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(編校：薛 平)

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

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

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

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

第5篇：對(duì)外直接投資的原因范文

一、匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際直接投資流的影響

1.貨幣的貶值或低估有利于吸引外國(guó)直接投資而不利于對(duì)外直接投資

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

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

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

然而貨幣的大幅貶值或低估不利于對(duì)外直接投資，因?yàn)閯e國(guó)的資產(chǎn)、原材料和人工會(huì)變得很貴。發(fā)展中國(guó)家的貨幣本來就弱，貨幣的國(guó)際購(gòu)買力較低，因此，對(duì)外直接投資十分困難，若貨幣再大幅貶值就會(huì)給對(duì)外直接投資雪上加霜。這就是發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資非常少的主要原因之一。

2.貨幣的升值有利于對(duì)外直接投資而不利于吸引外來直接投資

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

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

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

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

二、人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)外來直接投資輸入的影響

1.人民幣的大幅貶值促使外來直接投資的大量增加

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

根據(jù)我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，筆者用計(jì)量經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型就人民幣對(duì)美元匯率的變動(dòng)與國(guó)際直接投資流人中國(guó)的增加這兩個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，測(cè)試的結(jié)果顯示這兩個(gè)變量呈正相關(guān)，從1983年到1994年期間這兩個(gè)變量的相關(guān)度很高。以下為計(jì)算結(jié)果：

1983年至2000年：ρ＝0.65

1983年至1994年：ρ＝0.86

注：ρ為相關(guān)度

從測(cè)試的結(jié)果我們可以得出如下結(jié)論：人民幣匯率的變動(dòng)是一個(gè)可對(duì)外國(guó)直接投資大量進(jìn)入中國(guó)進(jìn)行解釋的因素。

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

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

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

2.人民幣的升值影響了外國(guó)直接投資的流入

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

3.人民幣匯率的相對(duì)穩(wěn)定有利于吸引外來直接投資

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

第6篇：對(duì)外直接投資的原因范文

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；海外并購(gòu)；風(fēng)險(xiǎn)

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

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

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

一、 對(duì)外投資快速增長(zhǎng)的原因

1.化解產(chǎn)能過剩，加快產(chǎn)業(yè)升級(jí)

在全球金融危機(jī)之后，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)增速有所放緩。改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)成為我國(guó)企業(yè)面臨的日益緊迫的問題。在全球經(jīng)濟(jì)一體化的形勢(shì)下，通過海外并購(gòu)整合優(yōu)勢(shì)資源，將快速提升中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新能力和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，也能分?jǐn)傃邪l(fā)成本及風(fēng)險(xiǎn)。

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

2.緩解資源匱乏問題

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

3.企業(yè)為擴(kuò)大市場(chǎng)份額，而采取在國(guó)外建廠或并購(gòu)模式

這種模式投資追求的是其產(chǎn)品在國(guó)外相關(guān)市場(chǎng)份額的擴(kuò)大。把生產(chǎn)廠轉(zhuǎn)移到市場(chǎng)所在地，特別是在發(fā)達(dá)國(guó)家，建立自己產(chǎn)品的設(shè)計(jì)、生產(chǎn)和營(yíng)銷三位一體化網(wǎng)絡(luò)，能簡(jiǎn)化最終產(chǎn)品的進(jìn)出口過程，并能規(guī)避稅賦及降低運(yùn)輸成本。另外，近年來隨著中國(guó)企業(yè)的生產(chǎn)成本逐漸提升，一些企業(yè)也展開了對(duì)越南、柬埔寨等欠發(fā)達(dá)地區(qū)的投資，以達(dá)到降低成本的目的。

二、 中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資面對(duì)的風(fēng)險(xiǎn)

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

1.政治風(fēng)險(xiǎn)

政治風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的根源十分復(fù)雜，包括民族主義、社會(huì)不穩(wěn)定、武裝沖突等。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的強(qiáng)大，與眾多國(guó)家的經(jīng)濟(jì)糾紛也逐漸增多，海外投資企業(yè)遇到的政治風(fēng)險(xiǎn)也隨之增多。近幾年，中國(guó)企業(yè)多次對(duì)海外投資都因政治原因而擱淺。數(shù)據(jù)顯示，在2008年至2010年美國(guó)外國(guó)投資委員會(huì)評(píng)估的313樁交易中，絕大部分均因危害國(guó)家安全的名義而宣告失敗。中海油、鞍鋼、華為等大企業(yè)在美國(guó)的投資并購(gòu)計(jì)劃均出現(xiàn)挫折。

2.文化差異風(fēng)險(xiǎn)

典型例子就是上海汽車收購(gòu)韓國(guó)雙龍汽車。因韓國(guó)人的排斥心理，使得企業(yè)無法運(yùn)營(yíng)下去。2008年，雙龍汽車最終破產(chǎn)，上海汽車用40億美元僅僅買來一個(gè)教訓(xùn)。造成這個(gè)后果主要是上海汽車投資前所作功課不夠，對(duì)韓國(guó)的國(guó)情不了解。

3. 匯率風(fēng)險(xiǎn)

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

4.法律風(fēng)險(xiǎn)

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

三、 如何降低對(duì)外投資的風(fēng)險(xiǎn)

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

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

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

四、 結(jié)論

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

參考文獻(xiàn)：

（1）商務(wù)部，《2013年我國(guó)對(duì)外直接投資簡(jiǎn)明統(tǒng)計(jì)》，2014年1月

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

（3）魏昕等，《中國(guó)企業(yè)跨國(guó)發(fā)展研究報(bào)告》，中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，2006年3月1日

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

第7篇：對(duì)外直接投資的原因范文

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

[中圖分類號(hào)]F062.9 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]2095-3283（2012）10-0046-04

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

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

一、對(duì)外直接投資有利于帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的理論分析

對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系是國(guó)際經(jīng)濟(jì)研究中較新的課題。眾所周知，一國(guó)的境外投資活動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響是多方面的。以美國(guó)、日本為代表的發(fā)達(dá)國(guó)家與新興工業(yè)化國(guó)家的對(duì)外直接投資經(jīng)驗(yàn)表明，通過對(duì)外直接投資可以帶動(dòng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

1.通過對(duì)外直接投資獲取海外資源可以帶動(dòng)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

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

2.通過對(duì)外直接投資轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)可以帶動(dòng)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

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

3.通過對(duì)外直接投資尋求先進(jìn)技術(shù)可以帶動(dòng)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資可以使企業(yè)更直接、快捷地接觸與吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)等生產(chǎn)要素，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的改造和升級(jí)，形成本國(guó)產(chǎn)業(yè)新的比較優(yōu)勢(shì)，從而加快國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的步伐。

4.通過對(duì)外直接投資獲取收益可以帶動(dòng)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

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

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

1.寧波市對(duì)外直接投資概況

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

2.寧波產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)概況

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

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

1.變量的選取以及數(shù)據(jù)的說明和處理

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

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

R=y1×1+y2×2+y3×3（1≤R≤3）

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

為了使各個(gè)序列趨勢(shì)線性化，同時(shí)消除異方差性，對(duì)各個(gè)序列取自然對(duì)數(shù)，這樣做有利于分析各變量間的彈性大小。

模型設(shè)定如下：

2.單位根檢驗(yàn)

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

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

3.協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

首先，用OLS法估計(jì)得到方程：

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

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知，對(duì)外直接投資額（F）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)測(cè)度指標(biāo)（R）、居民消費(fèi)額（CD）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)測(cè)度指標(biāo)（R），存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。但這種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本研究采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法（Granger test of causality）對(duì)對(duì)外直接投資額（F）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)測(cè)度指標(biāo)（R）、居民消費(fèi)額（CD）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)測(cè)度指標(biāo)（R）兩變量各自進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

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

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

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

1.鼓勵(lì)具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)“走出去”

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

2.鼓勵(lì)向發(fā)達(dá)國(guó)家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資

產(chǎn)業(yè)升級(jí)需要技術(shù)的支持。通過并購(gòu)等方式向科研機(jī)構(gòu)和技術(shù)開發(fā)型公司投資，一方面可以收集國(guó)外相關(guān)信息，跟蹤最新的國(guó)際科技動(dòng)態(tài)，另一方面積極邀請(qǐng)國(guó)外的科技人員參與技術(shù)開發(fā)以獲取先進(jìn)技術(shù)。通過對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的投資掌握國(guó)外的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)等，提高寧波市相關(guān)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平和管理水平，為寧波市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)助力。所以政府應(yīng)大力鼓勵(lì)企業(yè)向發(fā)達(dá)國(guó)家相關(guān)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資，對(duì)這類企業(yè)提供金融、財(cái)政、稅收等政策支持，加強(qiáng)投資信息服務(wù)和指導(dǎo)工作。

3.鼓勵(lì)加大對(duì)高端制造業(yè)的對(duì)外投資力度

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

[參考文獻(xiàn)]

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第8篇：對(duì)外直接投資的原因范文

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

一、引言

入世后，中國(guó)面臨著更為復(fù)雜的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境。為了適應(yīng)這一新的變化，中國(guó)開始實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，在大量吸引外商直接投資的同時(shí)，中國(guó)對(duì)外直接投資進(jìn)程加快。2003年中國(guó)對(duì)外直接投資的流量?jī)H有29億美元，占全球?qū)ν庵苯油顿Y流量的045%。之后，中國(guó)對(duì)外直接投資便以較快的速度發(fā)展，到2010年中國(guó)境內(nèi)投資者共對(duì)129個(gè)國(guó)家和地區(qū)的3125家境外企業(yè)進(jìn)行了直接投資，實(shí)現(xiàn)非金融類對(duì)外直接投資590億美元，成為緊跟美國(guó)、法國(guó)、德國(guó)和中國(guó)香港之后的全球第五大對(duì)外直接投資經(jīng)濟(jì)體。① ①數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部的2010年度《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

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

二、文獻(xiàn)述評(píng)

隨著中國(guó)對(duì)外直接投資的快速發(fā)展，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的研究日漸豐富，主要集中于中國(guó)對(duì)外直接投資的動(dòng)因、區(qū)位選擇及經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等三個(gè)方面。

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

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

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

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

三、中國(guó)OFDI地區(qū)來源分布的差異性

（一）Theil系數(shù)分析

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

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

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

本文所使用的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)為各?。ㄊ小^(qū)）對(duì)外直接投資的存量數(shù)據(jù)。之所以選擇存量數(shù)據(jù)而不選擇流量數(shù)據(jù)，主要有兩個(gè)方面的原因：一是因?yàn)橹袊?guó)各省（市、區(qū)）對(duì)外直接投資的流量數(shù)據(jù)極不平穩(wěn)，使用流量數(shù)據(jù)難以準(zhǔn)確把握中國(guó)對(duì)外直接投資的規(guī)律性；二是因?yàn)槭褂么媪繑?shù)據(jù)可以反映各地區(qū)對(duì)外直接投資的累積效應(yīng)。

1三大區(qū)域內(nèi)部差異的Theil系數(shù)分析

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

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

（二）區(qū)位熵分析

區(qū)位熵也是分析地區(qū)差異及地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力的常用指標(biāo)，結(jié)合本文研究的實(shí)際情況，對(duì)外直接投資區(qū)位熵可以用（3）式表示：

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

在（3）式中，OFDIi、GDPi分別表示i?。ㄊ?、區(qū)）某年對(duì)外直接投資額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

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

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2003—2010年度《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

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

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

從區(qū)位熵的變化趨勢(shì)來看，陜西、新疆、貴州和云南在大多數(shù)年份區(qū)位熵呈現(xiàn)出不斷上升的變化趨勢(shì)，說明這些地區(qū)對(duì)外直接投資的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)在不斷累計(jì)。其他省（市、區(qū)）的區(qū)位熵處于上升和下降的不斷交替變化中。

四、結(jié)論

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

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

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

從對(duì)外直接投資區(qū)位熵來看，東部地區(qū)各?。ㄊ校?duì)外直接投資的整體競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)于中部地區(qū)和西部地區(qū)。從具體?。ㄊ小^(qū)）來看，北京、上海、廣東的對(duì)外直接投資一直處于領(lǐng)先地位，而湖北、貴州兩省處于落后地位。

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第9篇：對(duì)外直接投資的原因范文

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

我國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展特點(diǎn)

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

2010年中國(guó)共對(duì)129個(gè)國(guó)家和地區(qū)的3125家海外企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，累計(jì)實(shí)現(xiàn)非金融類對(duì)外直接投資金額（流量）高達(dá)688.1億美元，比2009年增長(zhǎng)21.7%，已經(jīng)連續(xù)九年保持較快的增長(zhǎng)趨勢(shì)，平均每年增速為49.9%。截至2010年底，中國(guó)累計(jì)非金融類對(duì)外直接投資余額已經(jīng)達(dá)到3172.1億美元，居世界第17位。

從相對(duì)發(fā)展規(guī)模來看，即相對(duì)于流入FDI規(guī)模情況來看，表現(xiàn)出了一個(gè)類似于“U”型的變化趨勢(shì)。在第一階段，中國(guó)對(duì)外直接投資流出數(shù)量非常小，正因?yàn)檫@一時(shí)期對(duì)外直接投資的流入數(shù)量也較小，因而對(duì)外直接投資流出數(shù)量與流入數(shù)量之比就比較高，歷年該值均保持在0.2到0.4之間；但到了1992年到2005年期間，中國(guó)流入FDI增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同期FDI流入規(guī)模，此期間FDI流出與FDI流入的比率大幅度下降，除了1992年和2001年，流出流入FDI比值均低于0.1；而在第三階段，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升，流出FDI相對(duì)增長(zhǎng)速度較快，流入FDI規(guī)模相對(duì)減緩，二者比值有了較大提升，到了2010年該值達(dá)到了0.75。

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

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

中國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展中面臨的主要問題

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

政府缺乏統(tǒng)一規(guī)劃，尚不具備真正意義上的跨國(guó)經(jīng)營(yíng)意識(shí)。政府在促進(jìn)對(duì)外直接投資過程中發(fā)揮著十分關(guān)鍵的作用，但與德國(guó)、美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)政府對(duì)跨國(guó)企業(yè)的政策支持有待加強(qiáng)，眾多企業(yè)特別是中小企業(yè)因?yàn)樾畔⒉粫惩ǎ绊懥藢?duì)外投資的進(jìn)程。

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