对外直接投资理论综述范文

导语：如何才能写好一篇对外直接投资理论综述，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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【关键词】对外直接投资；对外贸易；替代关系；互补关系

一、替代关系理论

Mundell（1957）利用两个国家、两种产品和两种要素的标准国家贸易模型，提出了“替代关系理论”，即对外直接投资与对外贸易是互相替代的关系。该理论的前提假设是：（1）只存在两个国家、两种产品和两种要素（劳动和资本）；（2）两国的要素禀赋存在差异，一国是劳动密集型国家，另一国是资本密集型国家；（3）两种产品中一种属于劳动密集型产品，另一种属于资本密集型产品；（4）劳动和资本的边际生产率只依赖于生产中投入的两种要素的配置比率；（5）不变的规模报酬，即产品产量的变动比率和要素投入量的变动比率一致。在这些假设的基础之上，Mundell认为，当两国仅存在要素禀赋方面的差异，他们必然会展开贸易，并且这样的贸易会使得世界各国的要素价格实现均等化。可是，现实世界很难达到前述的严苛的前提假设。而且现实中各国存在贸易壁垒，所以现实情况下，贸易障碍会导致资本的流动，产生对外直接投资；反过来，资本流动障碍也会产生贸易。所以Mundell认为，对外直接投资与对外贸易是相互替代的关系。

Vernon（1966）在对美国式跨国公司对外直接投资进行解释时，提出了著名的“产品生命周期理论”。该理论将产品生产分为三个阶段：（1）新产品阶段，产品刚刚被发明和生产出来，属于技术密集型，跨国公司拥有垄断优势，因此该阶段由母国生产并以高价格出口到国外市场；（2）成熟阶段，国外市场需求旺盛，技术逐渐稳定，出现模仿品和替代品生产的竞争对手，该阶段跨国公司会选择到需求量大的国外市场进行直接投资和生产，出口减少，意味着对外直接投资与对外贸易有替代作用；（3）高度标准化阶段，产品生产技术已经高度标准化，产品由技术密集型转变为劳动密集型，该阶段跨国公司会选择生产成本最低的国家进行生产，并以此来满足全世界的需求，原来发明创造的母国会完全成为该种产品的进口国。产品周期理论动态的描述了跨国公司的发展阶段以及对外直接投资如何一步一步的替代了原有的对外贸易。

二、互补关系理论

20世纪70年代，日本学者小岛清在其代表性著作《对外贸易论》中提出了边际产业扩张的理论，指出对外直接投资与对外贸易之间存在互补关系。该理论强调国际分工的重要性，将对外直接投资与对外贸易统一在国际分工的基础上，指出国际直接投资并非简单的资金流动，是包括了资本、技术、经营管理和人力资本的总体转移。该理论认为，对外直接投资应该从母国的边际产业依次开始，即从在母国已经或即将处于劣势地位，但是在东道国具有显著或者潜在的相对优势的产业开始转移。小岛清认为，这种对外直接投资与对外贸易是相互补充、相互促进的。将母国比较劣势产业输出，扩大了比较优势的幅度，从而增加了贸易量并促进母国国内产业结构的调整，增加就业，增进社会福利，加速技术创新与扩散。

20世纪80年代，Markuson和Svensson也认为对外直接投资与对外贸易是互补的关系。当贸易障碍产生对外直接投资时，资源一般是流入进口替代部门。如果资本的流动不是由贸易障碍引起，而且主要流入出口部门，则对外直接投资与对外贸易就表现为互补关系。这种情况下，资本的流动会带来进一步的国际分工和生产的专业化，从而对外贸易大规模增加。

三、不确定关系理论

Patrie（1994）研究表明，对外直接投资与对外贸易的关系是不确定的，二者之间的关系取决于对外直接投资的目的。根据对外直接投资的目的，将其分为三类：（1）市场导向型对外直接投资，这种投资是跨国企业为逃避东道国严苛的贸易保护壁垒，迅速占有东道国市场，而对东道国进行直接投资，实现当地生产和当地销售。（2）生产导向型对外直接投资，这种投资是跨国企业受到东道国廉价资源的吸引，出于降低生产成本的需要，对东道国进行直接投资，产品可能在当地销售也可能出口到别的国家。（3）贸易促进型对外直接投资，这种投资是跨国企业为了更好的配合自身的出口贸易，为企业的出口提供必要的服务而进行的直接投资。这三种源于不同目的的对外直接投资中，市场导向型对外直接投资与对外贸易是相互替代的，而生产导向型和贸易促进型对外直接投资与对外贸易是互补关系。

Head和Rise（2001）认为，对外直接投资与对外贸易直接是替代还是互补的关系，与投资是垂直方式还是水平方式有关。他们利用数据分析了日本制造业对外直接投资与对外贸易的关系，总体上是互补的。但是，他们还发现，以垂直方式进行对外直接投资的企业，投资与贸易的关系是互补的；以水平方式进行投资的企业，投资与贸易的关系是替代的。

四、启示

目前，在经济全球化的背景下，对外直接投资与对外贸易的关系不完全是替代或者互补，更多的表现为相互影响，相互作用。自从我国加入WTO，对外贸易和对外直接投资活动越来越频繁。作为发展中国家，我国对外直接投资应以生产为导向，积极寻求外国廉价资源，降低生产成本，以此实现对外投资与对外贸易的共同繁荣。

参考文献：

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

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关键词：对外直接投资；区位选择；投资动机

中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1000—176X（2012）10—0044—07

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自20世纪90年代以来，对外直接投资逐步取代国际贸易成为全球经济一体化的主要力量。处于经济转型期的中国，随着经济实力的不断增强和“走出去”战略的实施，对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）增长强劲。然而，中国对外直接投资起步较晚，与发达国家相比对外直接投资规模仍有较大差距。截止2011年末，中国对外直接投资累计净额（存量）达4 247.8亿美元，仅相当于美国对外投资存量的9.4%。除此之外，对外直接投资流出规模也远远小于吸引外资的规模。2011年中国利用外资量为1 240亿美元，截至2011年末，利用外资存量约为7 120亿美元[1]。对外直接投资流出与流入的巨大差额是导致当前中国国际收支失衡的主要原因之一，国际收支失衡带来的巨额外汇储备增强了中国的国际支付能力和抗风险能力，但其持有成本巨大，且外部失衡给国内经济造成巨大冲击，扭曲了国内经济结构。开展对外直接投资有助于充分利用外汇资源，提高对外资产回报，避免巨额外汇储备对国内经济的冲击。推动企业“走出去”开展对外直接投资，不仅是中国当前实现国际收支平衡的现实选择，而且是全球化与经济危机背景下统筹国内外经济发展的战略选择，因而也引起了学术界的广泛关注。

一、文献综述

相对于对吸引外商直接投资的研究，目前对中国对外直接投资的相关研究相对较少。随着中国对外直接投资的快速发展，国外学者对中国企业对外直接投资区位选择的研究也日渐增多。Buckley 等[2]利用1984—2001年中国企业对49个国家的OFDI流量数据分析中国企业对外直接投资的区位影响因素发现，市场规模大、文化相似性强、政治风险高的国家或地区吸引了更多的中国对外直接投资，而东道国具有的资源禀赋和专利注册情况影响不显著。Cheng和Ma[3]运用引力模型对2003—2006年中国企业对90个国家或地区的OFDI流量和存量数据进行分析发现，中国对外直接投资受市场规模和地理距离的影响显著，市场规模大、地理距离近的国家能吸引更多的OFDI流量。Cheung和Qian[4]利用1991—2005年中国企业对31个国家的OFDI流量数据进行分析发现，市场规模大、工资水平低、自然资源丰富的东道国对中国对外直接投资更具吸引力。Kolstad和Wiig[5]研究表明，东道国制度环境与自然资源禀赋共同对中国企业的对外直接投资区位选择产生影响，在制度环境较差的国家中，自然资源禀赋越好越具有吸引力，二者存在替代作用。Ramasamy等[6]运用泊松回归模型对2006—2008年中国上市公司对外直接投资数据进行分析发现，国有控股企业倾向于对资源丰富、政治关系比较密切的国家进行投资，而私有企业则主要为市场寻求型投资。此外，部分学者还基于更大的发展中国家样本对其对外直接投资的影响因素进行了研究。

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在这样的背景下，挖掘投资与贸易的关系显得更为重要，两者之间的关系对中国的经济增长和发展产生直接影响。中国对外直接投资的方式和目的多种多样，这些投资对贸易是产生正向的补充和创造作用还是负面的挤出和替代效应，有待实证。

一、文献综述

1.国际贸易与国际直接投资的替代关系理论

在1960年海默首次突破自然禀赋理论解释了美国公司对外直接投资行为后，FDI理论进入国际生产分工的理论阶段，经众多学者发展成为垄断优势理论。在市场不完全的基础上，企业特定优势成为其对外直接投资的必要条件之一。

弗农将跨国公司对外投资的行为解释为对出口贸易的替代。该理论分析了跨国公司在创新期、成熟期和标准化时期的对外投资的行为。但该理论局限于跨国公司制造业产品，并且不适用于解释发达国家直接互相投资的行为。

蒙代尔（1957）利用标准国际贸易模型研究证实投资与贸易的替代关系，即当OFDI不能发生时对贸易的影响。证明了对国际贸易的阻碍会促进资本的流动，而对资本流动的限制则会促进国际贸易。

2.国际贸易与国际直接投资的互补关系理论

小岛清的理论基于日本对美投资，强调国际生产分工，并指出国际资本流动还包括技术、人力资本、管理经验等。赫尔普曼和克鲁格曼都支持贸易创造理论，认为在规模报酬递增的条件下，跨国公司在专利技术、管理方式上具有专有优势，会与其海外子公司产生大量的公司内贸易。Lipsey等在80年代的研究证实了海外生产和母国出口具有互补关系，在2000年对日本、瑞典、美国的跨国公司的研究证明了OFDI与贸易互相补充的观点。

3.国际贸易与国际直接投资的权变关系理论

权变关系理论综合了以上两种观点，认为贸易与投资的关系存在“门槛”，而不具有统一解释。陈立敏（2010）汇总了一些国外学者的观点，例如Bergsten（1980）认为，投资与贸易替代或互补是由国际化投资程度决定的，而Markuson和Svenson（1985）的观点是二者关系取决于贸易与非贸易要素之间是否合作。Gray（1998）指出，对外投资的动机和类型直接影响了它与贸易的关系，Head与Ries（2001）指出对外投资的水平或垂直决定了它与贸易的关系。Blonigen（2001）的研究认为，投资与贸易的关系与投资的短期和长期效应有关。Svenson（2004）指出，这与其涉及的产业分类精细化程度有关。

二、实证分析

1.变量选取

本文研究内容是中国对外贸易与国际投资行为的关系，因变量为中国对外贸易金额，自变量为中国对外直接投资（ODFI）和外商对中国直接投资（FDI）。与贸易有关因素还有很多，如一国GDP和人均GDP，鉴于以往学者的研究，可以很清晰地认识到这些变量与OFDI和FDI有着显著的回归关系，因而本文只选取OFDI和FDI为自变量。

本文选取我国2004年～2012年对北美洲、拉丁美洲、欧洲、非洲、亚洲、大洋洲的贸易及投资数据。其中贸易指标为中国对各地区海关货物进出口总额（万美元），投资数据来源于《中国对外直接投资统计公报》。

2.实证检验

（1）模型建立

由于本研究使用面板数据，本文采用ADF检验法对进行单位根检验，最优滞后期由SIC原则自动判断。得出结论：序列在10%的显著性水平下均为一阶单整。

其中i代表地区，j代表时间。TRADEij表示j年中国对i地区的海关货物进出口总额，OFDIij为j年中国对i地区的对外直接投资流量，FDIij表示j年i地区对中国的实际投资额。

此时R2为0.84，表明中国对外直接投资和外商对华实际投资对贸易额具有较好的解释作用。模型可表示为：

经检验，模型不存在异方差，具有一阶序列相关性。修正后不再具有序列相关。此时模型应为：

（2）模型分析

FDI每增长一万美元，双边贸易额就会增加十万美元，而OFDI每增长一万美元，会使贸易额增加二万八千美元。可以看出，中国对外直接投资和外商对华直接投资对于国际贸易具有正向的影响，且外商对华直接投资对于贸易的促进作用更大。

根据新新贸易理论，投资与贸易一体化的原因在于公司内贸易和产业内贸易。产业内贸易通过企业专业化和规模化促进增长。公司内贸易则说明，先有对外投资才有贸易产生，因此投资是贸易的先导。但一般理论认为，在中国是贸易先行的。中国对外直接投资起步较晚，基本遵循贸易在前为投资积累经验、熟悉市场，再进行对外直接投资。根据实际情况和理论分析可以看出，外商对于中国的投资目的在于产业转移，而中国对外直接投资尚不具有这样的性质。并且，外商对华直接投资增加了跨国公司位于中国的子公司对机械设备和技术等方面的需求，从而拉动了中国与投资母国之间的贸易。

三、结论与建议

中国一直以来是吸引外商投资的大国，同时对外直接投资增长迅速、区域分布广泛，在各个行业都有所涉及，但集中于资源和初级产品制造。中国对外贸易总额持续大幅上涨，在政策导向下，商品结构也发生调整和优化。

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1.对外直接投资的理论依据

方建裕在《FDI理论的比较研究：文献综述》中分别从美国学者斯蒂芬?海默和金德尔伯格的垄断优势理论、美国学者尼克?博克的竞争跟进理论、英国学者巴克利和卡森的内部化理论以及日本学者小岛清的边际产业扩张理论等不同角度对企业对外直接投资进行了阐述，解释了对外直接投资的理论依据。

2.风险管理理论

法国学者亨瑞?法约尔在《工业管理和一般管理》中最早将风险管理引入了经营管理领域。美国学者威雷特在其博士论文《风险与保险的经济理论》中首次对保险给出了定义。之后，奈特、格拉尔和莫布雷等其他学者又对风险管理论进行了补充。

李峰在《我国对外直接投资风险防范》中对我国企业海外投资风险的成因分别从不可抗力、经济发展走势、经济政策政治化、发达国家“安全借口”等外力方面做出了分析。李峰的分析忽略了企业自身经营管理方面可能存在的风险，稍显片面。

3.投融资理论

Cumming&MacIntosh（2002）研究指出风险资本应该在其给风险资本带来的边际收益等于边际成本时退出。在对国外的进行投融资的过程中，由于信息不对称，投资方不仅会面对更多的风险，而且在选择退出时机是也很难抓住利益最大化的那一个点。

贾新在《外国直接投资基金在华投资的退出模式分析》中从宏观的角度上对外国直接投资基金在中国的退出方式和退出时机方面做出了比较详尽的分析。

二、中国对外直接投资的必要性

1.国内外经济形势的需要

随着中国国际化程度的提高，中国的企业越来越多的参与到国际分工当中来。过去一些年，中国劳动力成本比较低，在国际分工中出口的产品多为劳动密集型产品。最近几年，随着中国劳动力成本的上升，中国与东南亚、南亚和非洲等地区的发展中国家相比已经失去了优势。纺织、服装和电子配件制造等劳动密集型产业开始从中国转出，逐步在这些发展中国家布局。

有权威人士在人民日报中表示，中国经济将长期处于“L型”走势，表明中国经济新常态的态势仍将持续相当长的时间。国内需求下降、劳动力价格上涨导致生产成本上升以及国内供给侧改革的推进等多方面不利因素的影响，中国原有的一些优势产业在国际竞争中已经丧失了优势，急需将国内的过剩产能转移到生产力相对比较落后的发展中国家。

2.回避贸易壁垒和非贸易壁垒

中国已连续多年成为全球范围内受到反倾销反补贴调查最多的国家。在国际贸易中，西方发达国家多以原产地原则对进口商品征收关税，设置贸易壁垒。在对中国企业进行反倾销反补贴调查时，多以印度为代表的其他国家商品的价格进行计算。

2016年5月，欧盟议会通过非立法议案的方式，拒绝履行中国加入WTO时的承诺，不承认中国的市场经济国家地位。在WTO现行规则下，在东南亚、南亚和非洲等发展中国家投资设厂生产产品会大大降低其受影响程度。在发达国家或其自由贸易区内投资设厂，生产出来的产品则可以完全忽略掉这方面的问题。

3.引进优势资源

发达国家一般对高新技术的转让有极其严格的限制，以保障其技术上的垄断优势，向外输出的技术多为其即将淘汰的标准化技术。通过直接投资的方式收购、并购或者合作的方式与拥有先进技术的企业进行合作，获取国际上第一流的技术。

2010年，吉利控股集团花费了15亿美元的代价完成了沃尔沃轿车公司的全部股权收购。通过收购，吉利控股集团不仅获得了“沃尔沃”这个轿车品牌，还获得了该品牌旗下的生产渠道、销售渠道、技术专利以及先进的管理经验等。吉利控股集团本身旗下的吉利汽车也因这次收购在技术和管理方面取得了不小的进步。

三、中国对外直接投资的风险

1.政治风险

西方发达国家的政治体制一般实施普选，执政党为了获得更多的选票往往会做出为背景及规律的决策。发达国家出于安全的考虑，对于中国国企在发达国家的投资往往要进行特别审查，有更多的限制。投资标的地所在国家或地区无论是由于选举还是其他原因发生政党更迭，其执政方针一旦会发生改变，由于政策不连续性，就会给投资带来潜在的风险。

2014年，万达集团收购了位于西班牙马德里的一处物业进行改造，由于部分市民的反对，项目迟迟无法进行。马德里政府方面一方面想要推动项目进展，促进就业；另一方面又迫于选举的压力，无法履行对万达集团的承诺。

2.法律风险

中国企业在制定投资策略时往往对投资所在国家或地区的法律法规缺乏了解，面对与国内完全不同的环境，一旦发生纠纷，便会遇到相应的法律风险。由于财务制度、登记制度以及税收制度的不同，中国企业在外投资面临着极高的违法风险。一些发展中国家，其执政者甚至可以任意变更国内的法律法规，没收外国投资者的资产。

3.经营管理风险

中国企业对外直接投资会面临与国内完全不同的社会环境，在进行经营时如果照搬国内的管理模式，很容易发生“水土不服”的情况。中国企业特别是国企都有其自身的企业文化，在国外如果不能与社会文化不能发生良好的化学反应，便会影响到企业的正常运营。许多国家的工会对劳动者有极其严格的保护，一旦其要求无法得到满足，很容易出现集体罢工的现象。

与在国内投资相比，国内的商业银行难以对中国企业在海外投资的项目和资产进行评估，中国企业想要在国内进行融资难度非常大。同时，进行海外融资的难度丝毫不亚于在国内融资，这样对企业的经营财务风险管理增加了很多难度。

四、对外投资退出时机的选择

“企业要当儿子养，当猪卖”是华尔街投资界的至理名言。中国企业对外直接投资相较于在国内投资而言会有更高的风险，因此会有更高的预期收益。

假设市场参与者对所有的信息都是已知的，企业的初始投资为I，在国内投资的各预期收益的现值之和为R1，风险系数为β1，对外直接投资的各预期收益的现值之和为R2，风险系数β2，其中，β1

I=R1（1-β1）=R2（1-β2）

I

众多的中国企业对于风险有着不同的偏好，而对外直接的风险显然更高，中国企业应根据其行业特点、生命周期和经营业绩等方面的因素，选择合适的时机退出以获取更高的投资收益。

1.在行业成熟期择机退出。在企业边际成本等于边际收益时企业能获得最高收益，此时企业所处的行业已经处于相对比较成熟的时期，继续经营下能够获得的剩余预期收益的现值之和出售公司所得收益的现值相差不多。在某些情况下，投资项目残值的现值甚至会大于其初始投资。投资者如果风险偏好较低，可以选择此时退出，将投资项目出售。

2.股权价值最高时退出。国家商务部统计数据显示，2006年-2014年，股权投资约占对外投资流量的40%左右。股权投资退出一般有四种方式：股份上市、股份转让、股份回购和公司清理。无论以何种方式退出，投资方都是为了获取最高的投资收益，在投资项目股权价值最高时退出无疑是最为理想的时点。

3.损失最小时退出。为了降低对外直接投资的风险，企业对外投资一般会分阶段进行。投资目标地如果出现政治动荡、社会动乱和自然灾害等不可控的风险，中国企业应立即进行风险评估，如不能继续，应立即处置剩余资产，终止投资。

五、政策及建议

1.政府部门做好引导。政府相关职能部门将其获取的关于其他国家的政治、经济、社会和自然环境等相关情况汇编起来，为国内企业做出投资决策提供相关依据。政府相关职能部门也可以出台相关配套政策鼓励中国企业积极“走出去”，但不能向企业施加压力。

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JamesRMelmin认为,服务出口国在商品贸易上出现逆差,反映了服务部门的比较优势,商品贸易顺差国在服务贸易上出现逆差反映了该国在商品贸易的比较优势,也即商品贸易和服务贸易的互补性是由一国经济结构和比较优势决定的。[1]笔者从实用的角度出发,用货物贸易与外国直接投资的关系来代替服务贸易与外国直接投资的关系。

一、相关研究回顾理论模型用于分析跨国公司对外投资决策的时候通常假设公司与东道国开展贸易或在东道国生产之间进行选择。

在Heckscher-Ohlin要素流动一般均衡标准模型下,Mundell认为,外国直接投资与贸易可能存在替代关系。[2]然而,Markusen和Wong在放松Heckscher-Ohlin假设下发现,大量的理论可以证实互补关系的存在。[3]Buckley和Cas-son认为,由于较高运输成本和关税,与国外生产相比,进出口必然引致较高的单位成本,但是国外生产涉及较高的固定营运成本(如建立新的厂房)。这意味着:在较低销售水平下,公司将会以进出口来规避较高的与生产相关的固定成本;反之,在较高销售水平下,厂商将转向在国外生产。[4]Markusen认为,公司特定资产可能导致公司在国外建厂生产而非依靠进出口。

对单一公司层面投资来说,公司特定资产具有公共产品的特性,因为它可以被多个子公司所利用。因此,公司倾向于在多个市场建立子公司生产,而非建立单一厂商进行生产并进出口到多个市场。[5]同时,理论模型也证明了进出口与国外生产之间存在互补关系。Lipsey和Weiss[6],Rugman[7]认为,在外国建厂并在外国市场上销售一种产品可能会通过下列渠道来增加对该厂商总的需求:(1)重大销售条款和售后服务;(2)对消费者市场承诺效应;(3)更快更有效地交付和分销。如此,通过促进在该国生产产品的进出口,国外生产和一种产品的销售总能创造Brainard所说的“近邻优势”(proximityadvantages)。[8][9]垂直生产关系是另外一种可以导致互补的模式。厂商投资可能会增加中间投入进出口到东道国。如Swenson发现,日本转移到美国的汽车制造商从日本进口大量的部件,减少了投资美国与进口投入之间的替代。[10]对应上述观点的实证文献很多。

首先,大量研究检验的是内生偏误是否会导致强的互补结果。当估计分支机构的销售与国家层面贸易数据关系时,Grubert和Mutti试图控制内生偏误[11],而Head和Ries用日本样本控制的是内生性。[12]Gru-bert和Mutti对分支机构销售检验后发现分支机构销售与进出口之间存在不显著的互补关系。[13]其次,大量研究也显示垂直关系可以导致公司层面的互补性。Lipsey和Weiss使用公司内部中间产品对最终产品的信息进行了分析。[14]Yamawaki也使用了公司层面的数据检验了另一种垂直关系:日本投资在美国的批发分销FDI对日本进出口到美国的分销产品效应,并发现了强的互补关系。[15]国内学者最早研究中国对外贸易和外商直接投资二者关系是从1999年开始,主要集中在两个方面①:一是对西方学者关于该主体的相关文献介绍,主要内容已在前面文献综述中说明;二是对中国对外贸易与外商直接投资关系的实证分析,更强调外商直接投资对中国对外贸易的作用。

普遍认为,中国利用外商直接投资促进了对外贸易总量的扩大。

二、实证分析

(一)单位根检验为消除异方差,通常对变量取对数值。

LNSX代表服务贸易进口的对数值,LNSM代表服务贸易进口的对数值,LNRE是名义汇率的的对数值,D(LNRE)代表名义汇率对数的一阶差分值,LNGDP代表GDP的对数值。文章所采用的是扩展的迪克-弗勒(ADF)单位根检验,结果如表1所示。LNSX,LNSM,LNCFDI,LNFFDI,LNGDP都是水平值平稳的,所以不需要检验变量之间的协整关系。虽然LNRE一阶差分平稳,但是LNRE不是主要回归变量。

(二)因果检验表2表明,中国服务贸易出口是中国对外国直接投资的格兰杰原因,而不是中国服务贸易出口的格兰杰原因;中国服务贸易进口是中国对外国直接投资的格兰杰原因,而中国对外国直接投资不是中国服务贸易进口的格兰杰原因。这种现象可用乌普萨拉理论来解释。

表2格兰杰因果检验因果关系方向滞后阶数F-统计量P-统计量因果关系LNSXLNCFDI23·114800·07390存在*LNCFDILNSX21·003230·39001不存在LNSMLNCFDI23·028700·07855存在*LNCFDILNSM20·739910·49379不存在

注:表示因果关系方向,表示原假设为前一变量是后一变量的格兰杰原因;P-表示检验概率值,若P<0·05,表示因果关系在5%的显著水平下成立;*,**,***分别表示格兰杰因果关系在10%,5%和1%的显著水平下成立。

(三)计量方程分析

1·数据说明对外贸易和投资数据一般来源于三个权威机构:原经贸部(商务部)、国家外汇管理局的统计数据和联合国贸发会议(UNCTAD)历年公布的《世界投资报告》。

文章对外贸易和投资数据都来自国家外汇管理局网站上的数据,GDP和名义汇率数据来自国家统计局网站,GDP用名义汇率折算为美元。需要说明的是,2003年中国的外国直接净投资为负值,但是投入投资流量是正的,所以采取了平均值的办法,用1985年~2006年的平均数据来代替2003年的净流量。

2·计量模型的设置

(1)中国对外国直接投资对服务贸易出口的影响被解释变量为LNSX,表示中国货物贸易出口的对数值;解释变量为LNCFDI,表示中国对外国的投资的对数值。其系数如果为正,则表明服务贸易与中国对外国直接投资是替代关系;反之,如果其系数为负,则表明二者是合作关系,即互补。控制变量分析为FFDI,RE,GDP,分别表示中国吸收的外国直接投资、名义汇率和中国国内生产总值。

中国对外国直接投资对服务贸易出口的回归结果如表3中第三栏所示。可以看出,模型的D-W值为2·7930,不存在自相关;R2等于0·9843,说明在1985年~2006年间,中国对外服务贸易的出口变化的98·43%可由中国对外国直接投资、中国吸收外国直接投资、名义汇率和国内生产总值来解释。但是主要解释变量LNSX的系数是不显著的,且为一个极小的负值。这个结果说明,中国对外国直接投资对中国服务贸易出口存在替代效应。这一现象背后的原因可能是:一方面,中国对外国投资规模小,其平均规模只有中国服务贸易出口平均规模的七分之一,在数量上不足以对中国服务贸易出口产生显著的替代效应或互补效应;另一方面,中国对外国直接投资的商务投资是市场导向型的。

(2)中国对外国直接投资对服务贸易进口的影响被解释变量为LNSM,表示中国货物贸易进口;解释变量为LNCFDI,表示中国对外国的投资。

其系数如果为正,则表明服务贸易与中国对外国直接投资是替代关系;反之,如果其系数为负,则表明二者是合作关系。控制变量分析为LNFFDI,D(LNRE),LNGDP,分别表示中国吸收的外国直接投资的对数、名义汇率对数的一阶差分和中国国内生产总值对数。

中国对外国直接投资对服务贸易出口的回归结果如表3第三栏所示。可以看出,模型的D-W值为2·3886,不存在自相关;R2等于0·9866,说明在1985年~2006年间,中国对外服务贸易的进口变化的98·66%可由中国对外国直接投资、中国吸收外国直接投资、名义汇率和国内生产总值来解释。但是中国对外国直接投资对服务贸易进口的系数是负的,且不显著。这表明,中国对外国直接投资与服务贸易之间存在替代关系。这种替代关系可以从以下两个方面说明:一方面,中国对外国直接投资的比重相对于同期服务贸易进口的平均规模小,只有服务贸易进口的八分之一,还不足以对服务贸易出口带来显著的变化;另一方面,随着中国服务业竞争力的逐步提高,尤其是现代服务业的逐步改善,根据Dunning的对外直接投资理论,中国“走出去”的行业具有垄断优势、所有权优势和区位优势。[16]

三、结论

从实证分析结果来看,中国对外国直接投资对中国服务贸易的影响是替代型的,且不显著。

究其原因,除了中国对外国直接投资规模小于服务贸易,还与中国对外国直接投资的行业分布和投资动机密切相关,同时,也与中国服务行业竞争优势的改善密切相关。未来,随着中国第三产业结构的调整和高度化,中国服务贸易结构将不断改善,从传统的劳动力密集型和资本密集型为主转向以人力资本为主的服务贸易,与之相应,中国对外直接投资中的服务贸易结构也将会有大的改善。

摘要:从实际出发,中国对外直接投资和服务贸易可能存在替代或互补关系。实证分析发现,现阶段,中国对外直接投资和服务贸易的特点决定两者之间的关系是替代的,这不仅表现为中国对外直接投资与中国服务贸易出口是替代关系,而且也表现为中国对外直接投资与中国服务贸易进口是替代关系。

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关键词：我国企业；对外直接投资；区位选择；引力模型

中图分类号：F125 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2014）02-0035-07 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.02.08

企业进行对外直接投资首先面临着区位选择问题，而区位选择直接影响到企业能否发挥企业优势，关系到企业的投资格局与投资利润的高低。目前，我国企业对外直接投资目的地国家的各方面发展水平都存在着较大差异，而能够正确认识自身优势与投资目的国环境的企业仍在少数，很多企业由于忽视区位选择甚至导致对外投资的失败。因此，研究企业对外直接投资区位选择问题对我国企业“走出去”有很大参考价值。

一、文献综述

S.Hymer（1960）将垄断理论应用于跨国公司对外直接投资问题的分析，提出了特定优势理论[1]。Hymer认为企业进行对外直接投资是因为其比东道国同类企业具有垄断优势。Hymer的垄断优势理论虽然没有涉及企业投资的区位选择问题，但是包含了跨国企业以竞争优势选择东道国的思想。Vernon（1966）提出产品生命周期理论，他认为新产品要经历创新、成熟和标准化三个阶段[2]。随着这三个阶段的进行，相应的投资区位也从发达国家向欠发达国家逐步转移。企业必须把其独特优势和在特定东道国的区位优势相结合，才能进行直接投资并取得收益。小岛清（1978）从日本对外直接投资的特点出发，认为一国应从边际产业①开始进行对外直接投资，选择与本国存在一定产业梯度的区位进行投资，目的是获得东道国原材料、中间产品和市场，以发挥母国和东道国的比较优势[3]。Buckley和Casson（1976）提出的市场内部化理论，认为市场的不完善是由于市场机制存在缺陷，并从中间品的特性与市场机制的矛盾角度论证了跨国公司的产生是经营内部化超越国界的结果[4]。市场内部化的过程需要特定的区位条件，而跨国企业会选择在交易成本较低的区域进行投资，从而发挥企业优势，获得更高利润。Dunning（1977）真正将对外直接投资与区位因素相结合，提出国际生产折衷理论，他认为企业进行直接投资的决定性要素是所有权优势（Ownership）、区位优势（Location）和市场内部化优势（Internalization），即OLI模型[5]。其中L是区位优势，它决定了企业是否进行对外直接投资，对外直接投资的流向取决于不同地区的区位优势大小。W.Beckermann（1956）认为，心理距离（Psychic Distance）②也对区位选择存在较大影响，跨国企业对外投资一般遵循心理距离由近到远的原则[6]。Anderson（1979）使用引力模型来解释了投资流量的问题，得出两地的收入和人口因素主要地影响着两国双边贸易流量，且为正向关系，而与两地间的地理距离存在反向关系[7]。根据研究需要可以加入区域集团、投资、时间等检验因素。

目前国内学者主要对影响我国企业对外直接投资区位选择的因素进行分析。阮翔（2004）利用引力模型对对外投资的区位选择进行了实证分析，得出对外直接投资流量与东道国的经济总量存在较强正相关性，与地理距离呈负相关[8]。杨成平（2006）通过运用计量模型对17个样本国1995—2003年的面板数据进行多元线性回归分析发现，东道国自身具有的优势会对区位选择产生较大影响，这些因素与我国企业投资区位选择之间存在着正相关性[9]。郭爽（2007）利用引力模型对我国民营企业对外直接投资区域选择进行定量分析，并通过投资系数将15个样本国进行了投资区域划分，为民营企业对外直接投资区域选择提出了建议[10]。李晓玲（2009）根据1998

—2007年我国对外投资存量数据进行实证研究，得出在市场规模较大的条件下，企业对外投资的区位选择受基础设施或市场化水平之外的其他因素影响较小[11]。

二、我国企业对外直接投资的现状与区位分布特点

（一）我国企业对外直接投资发展现状

1.对外直接投资规模不断扩大。截至2011年末，我国对外直接投资净额746.5亿美元，较2010年增长 8.5%。其中新增股本投资313.8亿美元，占42%；当期利润再投资244.6亿美元，占32.8%；其他投资188.1亿美元，占25.2%①。

2.投资行业分布较为集中。我国现阶段的对外直接投资中，行业分布较为广泛，采矿业、批发零售业的比重逐步上升，而交通运输业、金融业和商务服务业的投资比重则有所下降。据商务部统计，2011年我国对外直接投资流向租赁和商务服务业256亿美元，同比下降15.5%，占34.3%；采矿业144.5亿美元，同比增长153.1%，占19.4%；批发和零售业103.2亿美元，同比增长53.3%，占13.8%；金融业60.7亿美元，同比下降29.7%，占8.1%；交通运输、仓储和邮政业25.6亿美元，同比下降54.8%，占3.4%。

从境外企业分布的主要行业情况看，制造业占30.8%，批发和零售业占25.3%，租赁和商务服务业占12.5%，建筑业占6.4%，我国企业对外直接投资的行业分布主要集中在相对劳动密集的制造业、批发和零售业、商业服务业及建筑业，而在很多高新技术领域，如IT业、通讯技术行业，所占的份额相对较小，还处于起步阶段。

（二）我国企业对外直接投资区位分布的特点

1.我国对外直接投资的地区走向。2011年末，我国对外直接投资共分布在全球177个国家（地区），占全球国家（地区）总数的72%，其中流向中国香港、英属维尔京群岛、开曼群岛的投资共468亿美元，占流量总额的62.7%。我国对外直接投资流量前十位的国家（地区）的流量与行业分布情况（见表2）。

2011年，我国对欧洲、大洋洲及非洲的对外直接投资增长较快，同比分别增长22.1%、75.6%和50.4%；对北美洲投资下降5.3%；投资比重最大的区域仍是亚洲，占60.9%。截至2011年末，我国对发展中国家（地区）的投资存量为3781.4亿美元，占89%；对发达国家（地区）466.4亿美元，占11%，较2010年提升近两个百分点。其中欧盟202.9亿美元，占对发达国家（地区）投资43.5%；澳大利亚110.4亿美元，占23.7%；美国89.9亿美元，占19.3%；加拿大37.3亿美元，占8%；日本13.7亿美元，占2.9%；其他国家（地区）12.2美元，占2.6%。

2.我国对外直接投资企业的区位分布。截至2011年末，我国共有近1.8万家境外企业进行对外直接投资，境外企业分布在全球178个国家和地区，总覆盖率为72.4%。在世界各地区的投资中，亚洲、非洲地区境外企业的投资覆盖率最高，分别为89.8%和85%。

从境外企业的地区分布看，五成的境外企业集中在亚洲地区，数量高达9627家。中国香港是境外企业数量最多的地区，超过了4500家，占境外企业总数的25.3%，其次是美国。

三、基于引力模型的我国企业对外直接投资区位选择分析

（一）引力模型理论回顾

Tinbergen（1962）受物理学引力模型的启发，使用引力模型研究两国之间的双边贸易流量问题[12]。由于贸易与投资是互补的关系，随后Anderson（1979）用引力模型来解释投资流量问题，其引力模型如下：

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

其中，Qij表示两国之间投资流量的变化，Yi和Yj分别表示第i国和第j国收入（常以一国GDP表示），Ni和Nj分别表示第i国和第j国的人口数，Aij表示两国之间的阻力因素，？着ij表示误差。

该模型认为投资国与东道国之间的投资流量主要受两国的GDP与人口数量影响，呈正相关，并与两国的地理距离呈负相关。

有学者对此模型提出质疑，认为该模型缺乏对东道国与投资国的同时分析，而且从模型方程来看，除非国家GDP为零或国家间距离无穷大，不会出现两国之间投资流量为零的情况，不能解释小流量的情况。虽有部分学者对模型提出了各种质疑，但整体上看该模型能较好地解释双边投资流量问题，可用于分析对外直接投资区位选择问题。

（二）引力模型对企业投资区位选择的实证分析

1.样本的选取。本文选取2009—2011年亚洲、美洲、欧洲、非洲等15个与我国具有直接投资关系的国家和地区为样本，借助引力模型来分析我国企业对外直接投资的区域选择。

2.模型的建立。由于国家政策以及对投资限制与鼓励措施难以量化，在建立引力模型之前，我们假设各国引资政策相同，经济体制对吸引投资不产生影响。同时，本文对原始引力模型进行了改造，将两国的经济规模、人均收入、地理距离、是否签署区域保护协议等变量引入模型中进行分析。本文采取对数线性模型，一方面将对外直接投资与解释变量之间的非线性关系进行转化，另一方面也可以减少异常点以及残差的非正态分布和异方差性，建立的新引力模型方程表示为：

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

C4Ln（Dij）+C5BITj+？滋ij（2）

其中，FDIij表示我国企业对东道国的年度直接投资，式（2）中各解释变量的含义见表4。

3.数据来源与说明。我国企业对各国直接投资数据来自《2011年度中国对外直接投资统计公报》，各国GDP（亿美元）、人均GDP（美元）数据来自世界银行，TGDP、PGDP数据由笔者计算得出，国家之间地理距离D（公里）从网站（http：//）的距离计算器计算得出，BIT情况来自商务部①。

4.引力模型的回归结果分析。本文使用EViews 6.0软件，采用面板数据对引力模型进行最小二乘法回归分析，得到第一次回归的结果（见表5）：

理论上讲，双边投资保护协定BIT的签订能够促进双方的投资，应与直接投资流量呈正相关。但从以上的回归结果来看却呈负相关，与理论有所矛盾。笔者认为，由于选取的15个国家有13个与我国签有投资保护协定，而未签订的两国分别为美国与加拿大，且我国近年来一直致力于达成双边投资保护协定，同时美国与加拿大是吸收外资的大国，出现负相关的结果也很正常。此外，解释变量BIT不显著，P值均在90%的置信水平以下。因此在逐步回归中剔除虚拟变量BIT，得到第二次回归结果（见表6）。

从第二次回归的结果可以看出，我国的名义国内生产总值与东道国的国内生产总值之和TGDP与我国FDI流量的正相关性非常显著。这表明东道国与我国的总经济规模越大，越能吸引我国企业的对外直接投资[13]。人均差异PGDP与企业FDI流量呈正相关，但相关性不显著，这表明与我国经济发展水平相似的国家较为适合我国企业投资，但在投资流量上存在着不稳定性，并没有呈现出明显的正向关系。东道国的名义国内生产总值GDP与我国对东道国的FDI流量呈负相关，一定程度上说明我国企业在FDI区域选择时，东道国的经济总量对FDI的吸引力并不是一个重要因素。我国与东道国的地理距离D与FDI流量整体呈负相关，表明地理位置的远近和运输、通讯成本的大小对我国企业对外直接投资存在影响，企业对外直接投资较易流向与我国地理距离较近的亚洲国家。

四、我国企业对外直接投资区位选择的对策

从上文的实证分析我们可以得出，企业在进行对外直接投资时，应首先分析东道国的区位特征，如国内生产总值、人均GDP与我国差异、地理距离及产生的成本等因素，并结合企业自身优势做出正确的区位选择，在与本国产业存在梯度的国家进行投资，并形成新的比较优势，从而增大企业对外投资的利润。

（一）发挥在周边国家投资优势

第一，地理距离优势。一方面，周边国家与我国的地理距离较小，由投资产生的运输交通成本、通讯成本以及其他的管理费用都较低，有助于降低企业在国外投资成本，形成价格优势，从而较易在国外市场上形成规模。另一方面，较近的距离也便于企业管理者的经营和监督，同时周边国家的华侨较多，也能在一定程度上促进企业的发展。

第二，文化差异较小。企业对外直接投资中必然会面临不同国家之间的文化差异，而文化差异造成的误解与冲突也会使企业在国外的投资面临极大的风险。周边国家在历史文化上与我国有着共同的渊源，与我国文化存在或多或少的共同性和相互认同感。这既有利于企业对外直接投资时与当地政府、供销商、客户和员工进行交流，又有利于企业降低在国外投资产生的文化差异所带来的风险。

第三，区域经济合作较多。我国参与的区域经济合作组织多集中在周边国家，如中国-东盟自由贸易区等，由于区域经济合作协议的签订，企业在周边国家进行直接投资能够有效的规避风险，同时享有合作中的各种优惠与便利条件，提高投资的收益性。

同时，我国作为亚洲发展较快的国家，与周边的各国处于长期的政治经济稳定状态，发展程度也比较相似。东南亚周边国家和地区的工业技术水平与我国比较接近或落后于我国，这就为我国机械、冶金、轻纺等传统工业部门转移产品和技术提供了更多机会，能够极大地降低我国企业对外投资的风险，为企业带来更多的投资收益。

（二）注重在新兴市场国家投资

在新兴市场国家进行对外直接投资，不仅有利于我国企业发挥自身优势，也有利于国家产业结构的调整。在新兴市场国家进行投资时，我国企业应该在外交关系、国内政治生活稳定的国家进行投资，如拉丁美洲的巴西、非洲的南非、东欧的俄罗斯等国家，与我国同为“金砖国家”，经济发展与我国情况相似，我国企业也可以借助这些国家的发展来实现自身的投资利益，更好地发挥自身优势。

（三）兼顾欧盟国家和北美地区

我国企业的主要比较优势是适用技术、中等技术和某些进入成熟期的产品，这些技术和产品在发展中国家有优势，与欧美发达国家相比仍存在较大的差距，导致我国企业对欧美地区的投资停滞不前。但是欧美地区的发达国家具有市场容量大，购买力强、基础设施发达、投资环境优越和科技高度发达等特点，是目前世界上对跨国投资者最具吸引力的地区，企业在这些国家投资，可以获得高新技术以及我国经济发展短缺的资金、设备、信息和其他经营资源，特别是可获得先进的管理经验。尽管发达国家企业竞争力强，市场竞争十分激烈，我国大部分企业尚不具备能力进行大规模投资，但这并不代表企业的投资区位选择要将欧美发达国家排除在外，而是应鼓励有技术实力、有较大规模的企业率先发起对欧盟及北美地区的投资，专注生产特色产品求生存，并不断获取先进的技术与管理经验，不断提升自身的开发能力，并积极带动国内其他企业逐步向欧美投资，整体上提高我国企业对外投资的水平，进一步带动国内的经济发展。■

（下转第71页）

（上接第39页）

参考文献：

[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]小岛清.对外直接投资：跨国经营的日本模式[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.中国企业对外直接投资的区位选择研究[D].浙江：浙江工业大学，2004.

[9]杨成平.我国企业对外直接投资的区位选择[D].广州：暨南大学，2006.

[10]郭爽.我国民营企业对外直接投资区域选择研究[D].吉林：吉林大学，2007.

[11]李晓玲.中国中小企业对外直接投资的区位选择研究[D].广州：暨南大学，2009.

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【关键词】对外直接投资 宏观经济变量 回归分析 OLS估计

一、引言

从产品输出到资本输出，是一个国家在世界经济版图中不断晋升的经典路线。作为GDP和外汇储备双双位居亚洲第一的中国，在国际投资格局深度变化、国内生产结构转型升级的大背景下，由劳动密集型向资本和技术密集型的出口模式转变就显得尤为必要。随着“中国资本”将取代“中国制造”成为经济新标签，中国将迎来资本输出时代。在人民币国际化进程中，作为资本输出重要组成部分的对外投资扮演着重要角色。作为世界第三大对外投资国，中国于2014年前三季度共对全球152个国家和地区进行了直接投资，涉及4475家境外企业，累计实现投资749.6亿美元，占全球投资额的25.8%。随着中国资本输出进程的不断推进，对外投资影响因素研究的重要性愈加凸显。因此，研究中国对外直接投资与宏观经济变量之间的关系，具有理论意义与实践意义。

二、文献综述

目前，人们普遍认为宏观经济变量是对外直接投资的重要影响因素之一。西方经济学认为，若一国国内投资小于国内储蓄，会造成储蓄过剩，则需向外输出资本，从而构成经常账户盈余。宏观经济变量通过这种机制，对对外直接投资产生影响。20世纪80年代初期邓宁提出IDP理论，即在折中理论基础上引入宏观经济变量和时间变量而形成的动态模型。近年来西方学者不仅从理论上研究这些变量的影响作用，还进行了相应的实证分析。Lechenko（1999）研究表明一国对外直接投资与出口之间存在一种因果关系。Aliber（1983）认为汇率对FDI流出的区位选择会产生重要影响。另外，施耐德和弗雷（1985）提出了在发展中国家工资是对外投资显著因素的观点。综上所述，西方学者基本认为宏观经济是影响一国对外直接投资的主要因素。结合中国经济发展状况，有学者认为外汇储备额也应是影响对外投资的显著因素。

三、中国对外直接投资影响因素的实证分析

（一）变量的选取与数据来源

国内外有关对外直接投资与宏观经济关系的文献中，选择的宏观变量主要包括国内生产总值、外贸进出口、工资水平、利率水平等，有的甚至包括了外国直接投资、世界贸易总量等变量。本文在选择宏观经济变量时，充分考虑了理论关系、相关实证研究结论以及中国当前经济形势，并遵循公开性与公众性原则。考虑到数据的可获得性与可计算性，本文选取了国内生产总值、外贸出口额、人民币兑美元汇率、通货膨胀率以及外汇储备量作为宏观经济变量，分别反映中国国内市场情况、出口贸易景气程度、汇率水平、通胀状况及外储头寸，分别用GDP、EXPO、EXCH、INF、FER表示。对外直接投资用ODI代表。本文研究期间取2003年1月至2013年12月，共计11年。使用的数据来自各年度《中国统计年鉴》与世界银行（Http：///）。

表1 回归分析所用数据

（二）模型的设计与解释

已有的对ODI宏观因素的实证研究，虽选取了不同的模型设定，但在方法选择上，绝大多数选择OLS回归分析。参照以往的研究方法，本文构建如下模型对中国对外直接投资的影响因素进行检验：

■

（方程3.1）

其中，t代表时间，μ为随机误差项，C为对所有期间固定不变的影响因素。本模型对变量采用对数形式，因此得到的相关系数表示ODI对相关解释变量的弹性。

（三）实证检验结果与分析

1.变量间相关系数分析结果。利用Eviews软件对各变量之间的相关关系进行解析，结果如下表2所示。可以观察到各变量之间相关关系显著，基本在0.9以上（INF因取百分比效果较弱），说明选择的解释变量具有代表性和显著性。

表2 变量之间的相关系数

2.OLS回归结果。利用方程3.1对五个影响因素（GDP、EXPO、EXCH、INF、FER）对ODI的影响进行估计，首先对变量取对数，消除数据波动的异方差，使其变量系数成为弹性系数。由于数据时间较短，不考虑残差自相关。利用Eviews软件，进行OLS回归分析，得到表3的结果。

表3 OLS回归结果

3.实证检验OLS回归分析。从OLS回归结果中可知，调整后达到了0.9953，说明模型的拟合优度较高，模型能够解释中国对外直接投资变化的99.53%。从T统计量看，在给定5%的显著性水平下，所有系数均比较显著。该模型可用式子描述为：

■

（方程3.2）

结合方程3.2，通过分析可以得出以下结论：

（1）对外直接投资与出口额、外储头寸之间存在正相关关系，与国内生产总值、人民币兑美元汇率、通货膨胀率之间存在负相关关系。其中，对于GDP与ODI呈负相关关系，虽然有悖经济意义与相关图检验，但综合考虑中国国情与对外经贸政策，可以理解为政治因素施加了过多的影响。其作用机制为中国在经济新常态背景下，加大高附加值产品出口，并由此拉动了大规模的海外基建资本输出。例如虽然2014年中国经济增速未及预期，但代表着资本输出的“一路一带”建设、主导推动“亚投行”等国家战略正在纵深发展。

（2）ODI与EXPO、FER的正相关关系显著，且符合国内外相关研究结论。尤其是对于拥有庞大外汇储备的中国来说，FER对对外直接投资有着根本性的影响，它决定了投资的强度与持久性。从EXPO角度观察可理解为产品输出与资本输出是一种互补关系，两者之间有着相互促进的作用。

（3）ODI与EXCH、INF存在负相关关系，代表通胀率的INF斜率系数为负值但很小，说明对外直接投资受货币购买力影响较小，因为中国在计算区间货币购买力变化不大，所以在研究中只体现了方向性特征。EXCH每变动1%，就会造成ODI反向变化7.68589%。因为中国持有大量美元国债，汇率会对其绝对收益产生影响，且ODI与持有美元国债具有替代关系，所以ODI与EXCH存在负相关关系。

综上所述，本文利用2003年至2013年这11年的数据实证检验了ODI与宏观变量之间的关系，结果符合经济理论与相关研究，其中影响最显著的是FER与EXCH。限于数据和现有研究方法的狭隘和实际影响因素的复杂性，本文的研究分析与绝对准确结果存在误差。

四、总结与建议

在人民币国际化背景下，中国正以前所未有的速度在世界范围内进行投资，中国已成为资本输出大国。实证研究表明，宏观经济因素对中国对外直接投资有着显著影响。其中，外汇储备头寸与汇率水平是最显著因素。面对经济新常态，中国应当关注：

（一）加快推进对外直接投资战略

提高我国资本输出能力，须要尽快推进“一路一带”、“亚洲基础设施投资银行”、“亚太自贸区”等国家战略。随着各项谈判的进行，我国资本全球布局的步伐将显著加快，我国将拥有年输出3000亿美元资本的能力。

（二）提升对外直接投资服务质量

通过简化行政审批手续，提高企业走出去便利化程度;鼓励中国企业到海外投资技术和研发平台类企业，对并购技术密集型和资本密集型的企业给予政策支持。

（三）注意对外直接投资中的风险

要仔细研究东道国是否有投资机遇以及哪些行业有投资机遇、能不能获得利润增长点等问题。要注重利用法律服务、金融服务的来规避风险。

参考文献

[1]赵美英，李春顶.我国对外直接投资发展状况及影响因素实证分析[J].亚太经济，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]王颖.宏观经济因素对我国对外直接投资影响的――基于投资国的角度[J].中国商贸，2012，（21）：173-174.

[5]邱立成，王凤丽.我国对外直接投资主要宏观影响因素的实证研究[J].国际贸易问题，2008，（6）：78-82.

篇8

关键词：中国对外直接投资；动因类型；实证分析

中图分类号：F830.59

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2009)07-0004-07　收稿日期：2009-02-17

对外贸易和国际投资是一国参与经济全球化的重要方式。但长期以来，无论是同中国庞大的经济体还是与引进的外商直接投资相比，中国的对外直接投资都处于极不相称的状况。而且“走出去”的质量也不高。只是近年来尤其是“走出去”战略实施以后，中国的对外投资才开始出现迅速增长。

有关中国对外直接投资方面的研究不少，但是研究方法和选择变量的不同得出了不同甚至相反的结论。本文力图结合中国对外直接投资的详细情况，在检视现有文献的基础上进一步研究中国企业“走出去”的主要动因类型，并指出与现有研究的不同。

一、文献简述

(一)对外直接投资的贸易效应

对外直接投资(OFDI)理论与实证研究的一个主要方向是探讨对外直接投资与国际贸易之间的关系。从理论上看，对外直接投资可能减少贸易(替代)，也可能增加贸易(互补)。

Mundell(1957)根据H-O-S定理提出替代模型，认为如果两国的生产函数相同，则国际贸易和国际直接投资之间是完全替代的；Belderbos等(1998)研究了日本在欧洲直接投资的影响因素，其结论也支持对外直接投资和出口的替代效应：Helpman等(2004)用38个国家、52个产业的数据分析了出口和对外直接投资之间的关系，也发现了两者的替代关系。Lipsey等(1981)使用美国14个产业的截面数据发现，对外直接投资存在积极的出口效应，如果东道国为发展中国家，那么互补效应更为突出；Agarwal等人(1994)发现德国和日本1989-1992年的对外直接投资与出口及进口正相关。Pfaffermayr(1996)使用格兰杰因果检验分析了奥地利的对外直接投资和出口，发现这些变量之间存在互补和双向的因果关系；Blomstrom等(1998)使用美国和瑞典1978～1982年的数据做了类似的研究，发现用出口变化代替出口水平时，投资与贸易互补的效应更加明显。

值得注意的是，Eaton等(1996)使用美国和日本1985-1990年的数据，发现日本对外直接投资与未来的出口相关关系更大，而美国的对外直接投资与过去的出口相互关系更大，并且推测这种现象的原因在于日本的对外直接投资是成本导向型的。而美国的是市场导向型的。

关于中国对外直接投资的贸易效应，蔡锐等(2004)的研究表明，中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但是作用不大，与出口的关系则不显著；中国对发展中国家的累计直接投资(即存量)对进口没有显著影响，而对出口有一定影响。张如庆(2005)基于协整分析的研究认为。进出口是对外直接投资变化的原因，而对外直接投资不是进出口变化的原因，对贸易的替代或促进作用不明显。项本武(2005)基于引力模型研究的主要结论是中国对外直接投资促进了对东道国的出口，但对从东道国的进口却具有替代效应。陈石清(2006)采用国际比较的方法，指出中国对外直接投资对出口贸易的影响不显著，二者之间不存在显著的因果关系、且两者之间也不存在长期稳定关系。

不难发现，关于中国对外直接投资与对外贸易关系的研究结论并不一致，大多认为中国对外直接投资的贸易效应不显著。因此，有必要深入探讨中国的对外直接投资的真实动因。

(二)对外直接投资的动因

不同企业在不同的跨国经营阶段，其投资动因是不同的。邓宁(1993)将其划分为资源导向、市场导向、效率导向和战略资产导向四种类型，并认为前两种类型是企业初始对外直接投资的主要动因，后两种类型则是企业追加对外直接投资的主要动因，其目的在于促进企业区域或全球战略的一体化。

王元龙(1996)将企业对外直接投资动因细分为追求高额利润、资源导向、市场导向、效率导向、分散风险、技术导向、追求优惠政策、环境污染转移和全球战略等九个类型。王跃生(2007)认为，中国企业对外投资的基础尚不明确，而对外直接投资动因可以分为：(1)寻找低成本型，实际上遵从的是相对优势理论，但是这种类型的投资比重很小；(2)扩大市场型，是以绕开市场壁垒为目的的投资，但其结果不确定，因为出口优势未必转化成投资优势；(3)寻求资源型，此类投资较少考虑直接经济效益大小，是一种不具有普遍意义的对外投资行为；(4)利益驱动型，最符合一般意义上的跨国投资原理，是为了获得利润以及其他综合投资收益，关键因素是企业在海外经营的竞争力及垄断优势，但从目前情况看，许多这类投资效果都不佳。邱立成等(2008)研究了中国的对外直接投资和若干宏观经济变量之间的关系，国内的资源消费、制造业工资水平与对外直接投资呈正相关关系，而出口与对外直接投资的关系则是相互替代的，即他们认为中国对外直接投资是以资源导向、成本导向和市场导向型为主的。

二、中国对外直接投资现状与特征分析

《2007年中国对外直接投资公报》显示，从流向上看，中国对外直接投资流向批发和零售业的为66亿美元，占24.9％；商务服务业为56.1亿美元，占21.2％；交通运输仓储业为40.7亿美元，占15.4％；流入采矿业40.6亿美元，占15.3％：制造业为21.3亿美元，占8％，其中金属冶炼及压延加工业占的比例比较高；金融业为16.7亿美元，占6.3％。这6个行业流向已经占去了我国对外直接投资的91.1％。

从长期看，截至2007年末，中国对外直接投资存量已经达到1179.1亿美元，商务服务业、批发零售业、金融业和采矿业、交通运输／仓储和邮政业、制造业一共占去了总存量的88.3％。其中，商务服务业占25.9％；批发和零售业占17.2％；金融业占14.2％；采矿业占12.7％；交通运输、仓储邮政业占10.2％；制造业占8.1％。

对比王跃生总结的动因类型和投资公报上所显示数据，可以对中国对外直接投资呈现的一些特点作进一步分析，我们将根据这些特点建立本文的实证模型。

其一，无论从当期流量还是存量的角度，中国对外直接投资流向制造业的资金仅仅占了很小部分(8％)，也就是说我们可以认为市场导向或寻求低成本型的对外投资所占比例很小。这一部分投资应是建立在成本和竞争力优势基础上的，因此我们推测，国内工业制成品的RCA指数对OFDI的影响可能

是显著的。

其二，采矿业的对外直接投资在总存量中比例较大且流出速度在加快，从近几年中国的几大石油公司及其它矿业公司在国际上的一些大的收购案也可以看出这一点。对采矿业的投资具有明显的资源导向型的特点，反映在宏观经济变量上就是中国每年的资源类产品的需求水平。

其三，商业服务业在对外投资的总存量中占去了43.1％，比例相当大，而且还有加快的趋势。此类投资是为出(进)口贸易服务，对于促进中国的出口作用会非常大，因此可以认为中国对外直接投资的贸易效应会比较显著，至少对出口是这样；反过来，出口的发展会是对外直接投资的重要动因。

其四，汇率变动直接影响投资和收益的价值量，中国的对外直接投资主要是以美元为单位来计量的，美元兑换人民币的汇率水平对中国的对外直接投资也会产生一定的影响，因为这会直接反映在投资的成本当中。

其五，一个国家经济发展水平越高，对外的直接投资额也会越多，所以GDP对对外直接投资应该会有正的影响。但投资的最终目的是为了获得利润以及其他综合投资收益，而能否实现目标，关键看企业是否具有在海外的竞争力及垄断优势。考虑到中国这类投资大都效果不佳，其优势寻求与国内补偿的效果也不明确，故GDP对对外直接投资的影响也未必明确。

其六，中国的对外直接投资是否在规避贸易壁垒方面有所体现以及是否与中国的经济制度有联系，尚不能直接看出来，但在下面的实证中将进行检验分析。

以上的分析显示，中国对外直接投资有两种类型是特别明显的，就是“贸易促进型”和“资源导向型”：而“扩大市场(绕过贸易壁垒)型”和“综合利益驱动型”的投资不能直接体现；“寻求低成本型”的对外投资占的比例很小，不应该是主要动因。

三、实证分析

(一)相关变量数据的选取

对于中国对外直接投资的动因实证方面，我们选择的经济变量有：对外直接投资的流量(OFDI)、年平均汇率(exch)、中国的年出口总额(expo)、能源年需求总量(energy)、国内生产总值(GDP)和出口制成品显性比较优势(RCA)指数。

中国对外直接投资开始较晚，根据数据可获得性将样本设定在1982～2007年间。其中，OFDI的数据来自于联合国贸发会议(UNCTAD)网站，exch、expo和GDP的数据来自于历年的《中国统计年鉴》；energy的数据是从中经网经济统计数据库获取；RCA值是根据WTO网站相关数据整理计算得出。

此外，本文还要验证中国对外直接投资是否存在规避贸易壁垒的倾向以及是否受到经济制度方面的因素影响，故又增加了以下经济变量：中国每年所遭遇的反倾销次数(antid)，数据来源于WTO网站；经济自由度指数(EFW)，数据来自于The FraserInstitute。由于数据统计的缺乏，这两个指标只有1995～2007年间的数据可用。

(二)实证模型一：exch、expo、energy、GDP和RCA对对外直接投资的影响

1　单位根检验。为便于分析，在检验的过程中对原序列取对数。不会改变原序列的性质和相互关系。

Inofdi、Inexpo、Inexch、Inenergy、lnGDP和RCA在10％的显著性水平下都接受非平稳性(即存在单位根)的假设，而一阶差分后的变量在l％的显著性水平上[只有d(InGDP)在5％显著水平上]都拒绝了存在单位根的假设，表明这6个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，因此可以进一步检验它们之间的协整关系。

2　协整检验。根据协整理论，如果几个序列满足单整阶数相同且它们之间存在协整关系的话，那么这几个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系。并可有效避免伪回归问题。本文采用Johansen(1988)协整检验方法，根据AIC和SC法则，选择的滞后阶数为1。

在5％的显著性水平下，无论是迹检验还是最大特征根检验得出的结果都表明，上述几个时间序列之间存在4个协整关系，即Inofdi与Inenergy、Inexpo、Inexch、lnGDP和RCA之间存在着长期稳定的关系。取其中的一组标准化的协整系数，可以设定协整方程为：

方程(1)中，Inenergy、Inexpo和Inexch的系数符号同我们前面讨论时预测的结果是一致的，而且它们都是显著的；InGDP和InRCA对Inofdi的影响为正且显著：同时也可以看出中国能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大，这和我们分析投资公报数据时的观点也是一致的，即中国对外直接投资的主要动因类型是“促进贸易型”和“资源获取型”。

3　误差修正模型(ECM)。协整方程反映的是变量间的长期稳定均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可知，变量间存在协整关系，则存在描述受出口等因素影响的对外直接投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型中增加了一些滞后项。

其中ecm为误差修正项，a1为调整系数，a2等分别是各变量滞后变化的影响系数，c1为白噪声扰动项。若a1显著不为零，则说明存在短期偏差调整机制，各变量之间的长期均衡关系对对外投资的短期变化有显著影响。

方程显示，在10％的显著性水平上，只有ecm和hlnexpo的系数是显著的。ecm的系数为负说明当变量之间长期稳定的关系出现短期偏离时，会自动趋向长期均衡调整的过程。

4　Granger因果关系检验。上面的协整分析以及误差修正已表明变量之间存在较高的依存度，但一个变量的滞后期是否对其它变量有影响，仍需再进一步做Granger因果关系检验。由于检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，即滞后期选择的不同可能会得到不一致的结果，所以在检验的过程中我们选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。本文在检验的过程中选取了3个滞后期。

中国对外直接投资变动不是出口、能源需求、汇率以及GDP变化的Granger原因：汇率变动、GDP和中国制造业出口的显示性比较优势变动也不是中国对外直接投资变化的Granger原因；而中国的出口额、能源需求水平的变动却是中国对外直接投资变化的Granger原因；此外，中国OFDI的变化也是制造业RCA变化的Granger原因。

(三)实证模型二：中国经济制度和遭到的贸易壁垒对中国对外直接投资影响

为了寻找中国对外直接投资的其它影响因素，进一步考虑中国的经济制度和对外贸易中遭遇的贸易壁垒对中国对外直接投资的影响。

首先，关于贸易壁垒与对外直接投资。现有的理

论分析认为，贸易壁垒的存在和增加使得本来出口的企业为躲避关税、非关税壁垒而进行对外直接投资。虽然，中国加入WTO后，出口遭遇的关税壁垒下降了，但是诸如技术贸易壁垒、反倾销等非关税壁垒发挥了很大的作用。所以中国对外直接投资的一种可能动因是：企业为了规避非关税贸易壁垒带来的影响而选择到目标市场国或相邻地区进行投资生产。

对中国发起反倾销最多的国家和地区有美国、印度和欧盟等。从中国投资公报体现的数据可以知道，2007年中国对外投资流向的前24位国家(地区)中有3个属于前述地区的国家，分别是英国(第5)、德国(第13)和美国(第16)，总额也只有10亿美元(相当于流向香港地区1／13)，占的比重很小。从存量上分析，对外投资流向的前20位的国家和地区中，对我国反倾销最多的地区也只有36亿美元，仅相当于流向香港的对外直接投资的1／20；而且，这些投资的行业分布较分散，金融等服务类行业占了不小的比例，制造业的份额较小。中国对外投资存量中，流向欧洲的投资中制造业只有22.5％(2007年的流量中更是仅占6.5％)；而流向美国的制造业投资从2007年的流量上看相对比例大一点，占到53.3％，但是存量上就只有24.5％。这其中，流向制造业的投资也有相当的部分是为了获取先进技术，真正为了规避贸易壁垒的并不多。由此判断，中国对外直接投资与企业遭遇的贸易壁垒关系不大。

其次，关于制度质量与对外直接投资。新制度经济学认为制度安排支配着公众及私人的行为，从而影响资源配置的效率，导致经济绩效的差异。大量文献证明，制度质量较高的国家中私人投资率和资本产出更高，因为制度是资本市场运行的基础，稳定的制度框架是投资所需要的。我们采用反映制度质量标准的经济自由指数(EFW)来分析其对中国对外直接投资的影响。

目前中国对外直接投资的主体是国企，不少大型国企对外投资目的是为了获取战略资源，较少考虑经济效益，由于有国家的支持，即使相当时间内在经济上无利可图仍然会进行投资，这和经济自由度提升所要求的是不一致的，因此中国经济自由度可能对对外直接投资的影响不明显。

这里我们分别选取中国近年来每年所遭受到的反倾销次数(antid)和中国的经济自由度(EFW)作为中国企业在出口中遇到的贸易壁垒和中国的经济制度的变量，中国的对外直接投资仍然使用对数形式。

同实证模型一相似，我们也检验了antid和EFW的序列稳定性，结果为这两个变量也是差分稳定的，回归方程中采用差分形式，以d(*)表示相应变量的一阶差分。

由回归方程3可知，d(antid)和d(EFW)的系数都不显著，而且它们的联合F检验也不显著，可以认为，antid和EFW的变化不能引起lnofdi的变化。虽然数据不够充足，但我们也能从某方面来印证上述的推测，中国对外直接投资并不是以绕开贸易壁垒为目的的，中国的经济自由度对扩大中国对外直接投资也没有起到明显的作用。

四、结论分析与建议

本文的分析结果表明：

第一，能源的需求上升对中国对外直接投资影响显著，验证了中国对外直接投资有资源导向型的特点，能源需求成为中国对外直接投资的重要原因。中国经济的发展对资源的需求越来越大，大量依靠进口。而要想获得稳定的资源进口源，中国有必要在资源丰富的国家和地区进行投资。

第二，出口增加与对外直接投资的增长关系显著为正，这和很多文献得出“中国对外直接投资与出口是替代型”的结论不同。前面的分析中也提到，中国对外直接投资中商业服务业占去了43.1％，而且还有速度加快的趋势。在当前形势下，中国的出口额越大，对这类对外投资的需求也就越大。

第三，出口、能源需求、人民币汇率、GDP、制造业RCA和中国对外直接投资额之间存在着长期稳定的关系，即使短期内有所偏离但是长期来看还是会恢复到均衡状态。相对而言，汇率对于中国对外直接投资的影响小一些，而能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大。

第四，Granger因果关系检验揭示。中国的出口额、能源需求水平的变动是中国对外直接投资变化的Granger原因。也就是说，出口额、能源需求水平不仅同期变动而且滞后变动对中国对外投资的变化都会造成影响。

第五，从综合利益来考虑，中国GDP增长对对外直接投资的影响是显著为正的，这类投资最符合一般意义上的跨国投资原理。虽然目前这类投资的效果都不佳，甚至亏损严重，但追求投资收益是各国对外直接投资的基本因素，中国此类直接投资将会继续增加。

第六。中国经济自由度和出口遇到的贸易壁垒对对外直接投资都没有明显的影响，这和中国的对外直接投资处于起步阶段、总体水平不高是有关系的，国内的企业真正做到跨国生产和销售的还很少。

针对中国对外投资的现状并依据上述结论，我们提出以下建议：

其一，要想提高中国企业的国际竞争力，就需要大力发展对发达国家的直接投资，这不仅是要利用其大市场规模经济的区位优势，更重要的是可以获取先进技术和绕开贸易壁垒，真正使我们的企业成为跨国公司。

其二，以资源获取为目的的对外投资继续扩大，需要慎重和妥善处理与当地的关系，尤其是发展中国家，不能是掠夺式的开采资源，更重要的是互利共赢。中国投资的主要资源区域集中在中东、俄罗斯、东南亚等地，但是这些区域的很多采油行业都被一些发达国家的大能源集团巨头掌控，在选择直接投资和与它们进行合作的同时，一定要周全考虑对这些巨头的一些下属分公司实施的并购和股权收购。

其三，政策制定部门不能在制定了“走出去”的促进措施后就觉得万事大吉，要跟踪关注“走出去”的效果如何，从而及时地调整相关政策。目前从“走出去”的现状来看效果并不佳，以绕过贸易壁垒和实现跨国生产与销售为目的的对外投资所占比重很小，贸易类投资占的比例过大。

其四。对于国有企业的跨国并购和跨国生产行为一定要严格监控，要严防某些国企以实现个人利益为目的的对外投资。《中国对外投资公报》显示，2007年末对外直接的投资存量中，国有企业占的比例为71％，是绝对的主力军。国企改革的目标之一是要实现国有资产的保值增值，大量的国企资金流向海外的行为就必须要处于有关当局的监控之下，并将进展情况公布于众。国有企业对外投资的“大无畏”和民营企业“走出去”的谨小慎微形成的强烈对比，也应该能为我们提出这样的警示。

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篇9

关键词：对外直接投资； 母国经济增长效应； 面板数据；协整检验和误差修正模型

基金项目：教育部课题（10YJA79006）；江苏省教育厅课题（2011ZDAXM020）；南京审计学院课题（NSK2009/B243）；获江苏省政府海外访学计划以及江苏省“青蓝工程”科技创新团队的资助。

作者简介：冯彩（1977-），女，安徽砀山人，南京审计学院金融学院讲师，博士，南京大学应用经济学博士后，主要从事国际投资研究；蔡则祥（1958-），男，江苏新沂人，南京审计学院金融学院教授，博士，主要从事金融理论与政策研究。

中图分类号：F125文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0046-06收稿日期：2011-12-14

一、文献综述

关于对外直接投资即OFDI的母国经济增长效应有2个相反的理论观点。一种观点认为，如果OFDI是国内（区域内）投资的替代，那么本国OFDI的增长将会引起母国经济增长的下降（Stevens et al，1992）。另一种观点认为，如果OFDI与国内生产之间存在相互补充关系，那么OFDI的增长将会促进母国经济增长上升。Desai等（2005）研究指出如果海外子公司在东道国的生产过程中使用了母国的投入品则会促进母国产出的增加。Dunning等（1998）认为到发达国家的对外投资可能引致先进的技术转移到母国以获得新的技术。但上述逆向技术转移效应关键取决于母国企业的技术吸收能力（Travares et al，2005）。Herzer（2008）综合了以上2种相反的理论观点，认为如果母国国内资源稀缺，对外直接投资可能导致对本国国内投资的下降，进而引致母国产出的下降。但与此同时，他也认为如果进行对外直接投资的母国企业能够进入新的市场，并且以更低的成本在东道国生产产品，母国从东道国进口这些低成本的产品以满足国内市场的需要就可以促进母国经济的增长。Denzer（2011）使用内生增长模型对OFDI的母国经济增长效应进行了理论分析，结论表明OFDI正向地影响一国经济发展这一假说在理论上是成立的，但是该结论是建立在跨国公司可以没有任何障碍地将外国知识转移到母国的极端假设之上的。

由于中国对外直接投资起步和发展较晚，因此对中国OFDI的研究则是在近年才逐步兴起。这些研究主要集中在3个方面：第一，中国对外直接投资的决定因素研究；第二，中国对外直接投资的就业、贸易、逆向技术溢出和产业结构升级效应研究；第三，中国对外直接投资的发展阶段研究。对中国OFDI 发展阶段的研究部分地涉及到了OFDI和经济增长之间的关系，但只是分析了GDP对净OFDI的决定，并没有涉及到OFDI对经济增长的影响。李辉（2007）基于IDP理论使用了1980年～2005年数据研究了中国经济增长以及其他因素对中国对外直接投资阶段的决定作用，结论表明：人均GDP增长1%时，人均对外直接投资增长1.433%；而且该研究也表明中国已经处于IDP理论的第二个阶段和第三个阶段的中间，已经走上成为对外投资的大国之路。但是这一研究并没有分析中国OFDI对中国经济增长的影响，因此在本质上还是属于对外直接投资决定因素的研究。

魏巧琴等（2003）率先使用年度数据研究了中国1982年～2000年的对外直接投资和经济增长的关系，结论表明二者之间没有任何因果关系。肖黎明（2009）使用中国1980年～2007年度的数据进行的研究表明：中国的对外直接投资与经济增长之间存在协整关系，但是对外直接投资对经济增长的促进作用较小，其长期弹性仅为0.0364。但是上述研究采用的是时间序列数据，研究的是OFDI对中国经济的总体增长效应，其不能反映OFDI对中国经济增长的区域效应；而且使用的数据没有能够反映近年尤其是次贷危机以来中国对外直接投资迅速增长的事实。笔者在对OFDI和经济增长的相关研究文献进行梳理的基础上，以中国省级面板数据作为研究对象，以期进一步探讨中国对外直接投资的区域经济增长的长期和短期效应及其区域效应。

二、模型、数据和研究方法

1.模型

笔者使用中国省级对外直接投资（OFDI）的数据研究其对区域经济增长的效应，并将省级区域进一步划分为东部、中部和西部，以进一步比较OFDI的区域经济增长效应是否存在区域差异及其差异大小。

笔者所用的被解释变量是各省级的国内生产总值（GDP），解释变量为各省级的对外直接投资（OFDI），以上述双变量为基础建立双对数模型进行面板数据的协整检验和回归分析，反映对外直接投资对经济增长的长期效应。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年的国内生产总值对数；LnOFDIit表示第i省在第t年的非金融类对外直接投资流量。（1）式采用的是双对数模型，βit测度的是国内生产总值对OFDI的弹性。需要说明的是（1）式是基本模型，具体的回归模型将依据F检验和Hausman检验确定是采用混合模型、固定效应模型还是随机效应模型。

2.数据

本文的数据区间为2003年～2010年。本文所使用的省级对外直接投资统计数据来源于《中国对外直接投资统计公报》；所使用的省级2003～2009年的国内生产总值数据来源于国家统计局公布的年度统计公报，2010年各省级GDP的数据源于2011年第2期的《中国经济景气月报》。《中国对外直接投资统计公报》于2003年开始，因此省级对外直接投资数据最早始于2003年。但是由于一些省份在某些年份的数据不可得性，为了保证研究的时间跨度和连续性，本文的样本删除7个在某些年份缺少OFDI统计数据的省份，这些省份是海南、重庆、贵州、、宁夏、青海和新疆。因此，本样本的研究对象共24个省份，包括北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川、云南、山西、甘肃。

为说明对外直接投资区域经济增长效应的差异，本研究将上述24个省份分为东部、中部和西部三大区域。对于东中西部的划分，学术界一直存在着争议。笔者依据年度《对外直接投资统计公报》的标准划分上述三大区域。其中，东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东共10个省级行政区；中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南共8个省级行政区；西部包括内蒙古、广西、四川、云南、陕西、甘肃共6个省级行政区。需要说明的是，笔者仅研究大陆地区对外直接投资的区域经济增长效应及其差异，因此本研究样本不包括港澳台地区。

本文中的国内生产总值统计单位为亿元，而OFDI的统计单位为美元，为此将国内生产总值按照年度美元兑人民币的汇率年平均价转换成美元计价。为了剔除价格变化对OFDI和国内生产总值的影响，笔者采用上述24个省份的年度CPI的同比数据将同年度的名义OFDI和名义GDP转换成实际OFDI和实际GDP，在此基础上分别对实际OFDI和GDP取对数即得到LnOFDI和LnGDP。2003年～2009年各省份的年度CPI数据来自中国国家统计局公布的年度统计年鉴，2010年各省份的CPI数据来自《中国经济景气月报》2011年第2期。2003年～2009年的美元兑人民币的汇率平均价来自中国国家统计局公布的年度统计年鉴，而2010年的平均价则根据《中国经济景气月报》2011年第1期所公布的数据进行平均计算得到。

3.研究方法

本文使用Eviews6.0软件进行实证研究。本研究将进行面板数据的协整检验和误差修正模型检验。协整检验反映OFDI对经济增长的长期效应；而误差修正模型检验反映OFDI对经济增长的短期效应。具体来说包括4个步骤：

第一，单位根检验，以防止虚假回归的出现。为得到一个较为稳健的结果，笔者使用Summary检验进行单位根检验。检验方法包括LLC检验、Im-Pesaran-Shin检验、ADF-Fisher检验以及PP-Fisher检验。

第二，协整检验，确定变量之间是否存在长期均衡关系。由于本文的面板数据的时间跨度仅为8年（2003年～2010年），使用Fisher检验存在数据不足的问题。笔者采用基于Engle-Granger的Pedroni检验以确定变量之间是否存在协整关系。

第三，回归分析。根据Pedroni检验方法，如果协整检验能够通过，则需要进行变量之间的回归分析。回归模型方程（混合模型、固定效应模型和随机模型）的选择主要通过F检验和Hausman检验进行。

第四，误差修正模型检验，以确定二者之间的短期关系。笔者仅研究对外直接投资对经济增长的效应，因此这里的误差修正模型仅研究对外直接投资对经济增长的单向短期效应，对于经济增长对于OFDI的短期影响则不进行研究。基于模型（1），构建误差修正模型（2）。

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

其中，D表示一阶差分；ECMit是误差修正项，等于使用模型（1）进行回归的残差εit；θi 是误差修正项的系数，其表示对长期均衡偏离的调整速度。

三、实证检验结果

本研究中面板数据的单位根检验结果如表1所示。从该结果可知，不论是全国还是分区域（东部、中部和西部）的LnGDP和LnOFDI都是非平稳的序列，但是LnGDP和LnOFDI的一阶差分则全是平稳序列。因此，不论是全国还是分区域（东部、中部和西部）的LnGDP和LnOFDI是同阶单整的，可以进行协整检验。

表1LnGDP和LnOFDI的单位根检验结果

变量LLCIMPADF FisherPP Fisher结论全国LnGDP-4.9236***

（0.0000）2.7101

（0.9966）28.8859

（0.9869）33.4074

（0.9457）非平稳DLnGDP-8.3356***

（0.0000）-4.2473***

（0.0000）103.585***

（0.0000）101.576***

（0.0000）平稳LnOFDI-5.3617***

（0.0000）1.1752

（0.8801）45.906

（0.5590）61.8574*

（0.0863）非平稳DLnOFDI-13.8164***

（0.0000）-5.0594***

（0.0000）121.152***

（0.0000）162.039***

（0.0000）平稳东部

LnGDP-5.5636***

（0.0000）0.2417

（0.5955）20.0659

（0.4538）21.1776

（0.3867）非平稳DLnGDP-5.1856***

（0.0000）-3.1270***

（0.0000）44.4566***

（0.0013）37.4359**

（0.010）平稳LnOFDI-0.5173

（0.3024）2.0011

（0.9773）10.6874

（0.9539）14.0453

（0.8282）非平稳DLnOFDI-8.5405***

（0.0000）-3.2881***

（0.0005）50.6801***

（0.0002）63.3559***

（0.0000）平稳中部

LnGDP-0.2998

（0.3821）2.800

（0.9974）4.6539

（0.9972）8.4601

（0.9340）非平稳DLnGDP-5.4156***

（0.0000）-1.9216**

（0.0273）30.9251**

（0.0138）27.191**

（0.0394）平稳LnOFDI-5.7280***

（0.0000）0.0305

（0.5122）21.4312

（0.1625）26.0186*

（0.0538）非平稳DLnOFDI-8.6278***

（0.0000）-3.5666***

（0.0002）46.3838***

（0.0001）73.4801***

（0.0000）平稳西部

LnGDP-2.3300***

（0.0099）1.8779

（0.9698）4.1661

（0.9802）3.7696

（0.9872）非平稳DLnGDP-5.5364***

（0.0000）-2.2435**

（0.0124）28.2037***

（0.0052）36.9491***

（0.0002）平稳LnOFDI-3.9410***

（0.0000）-0.2475

（0.4022）13.7874

（0.3145）21.7935**

（0.0399）非平稳DLnOFDI-6.5261***

（0.0000）-1.7450**

（0.0405）24.0836**

（0.0198）25.2032**

（0.0139）平稳注：（1）检验形式为包含截距项，但不含趋势项；（2）每一个检验统计量下方括号内为p值；（3）***，**以及*分别表示在1%、5%和10%显著性水平拒绝序列存在单位根的原假设；（4）各检验的最大滞后时期由Eviews软件依据Schwarz准则自动确定。

笔者基于Pedroni方法进行协整检验，其原假设均是不存在协整关系。本研究中的时间跨度T仅为8，属于小样本，因此以Panel ADF和Group ADF作为最主要的准则判断LnGDP和LnOFDI是否存在协整关系。全国和分区域的协整检验结果如表2所示。

由表2中的结果可以得知：第一，对全国24个省级数据的Pedroni协整检验结果有5个显著拒绝不存在协整关系的原假设，而且Panel ADF和Group ADF均在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。因此，使用24个省级数据的协整检验表明OFDI和经济增长存在长期均衡关系；第二，从东部地区10个省级协整检验结果来看，Pedroni协整检验结果有4个显著拒绝不存在协整关系的原假设，而且Panel ADF和Group ADF分别在5%和1%显著性水平上拒绝原假设，因此东部地区的对外直接投资和经济增长之间存在长期均衡关系；第三，中部地区8个省级数据的Pedroni协整检验结果有4个显著拒绝不存在协整关系的原假设，而且Panel ADF和Group ADF分别在1%和10%显著性水平上拒绝原假设，因此中部地区的对外直接投资和经济增长之间存在长期均衡关系；第四，使用西部六省数据进行的Pedroni协整检验结果中仅有1个在10%显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，而且Panel ADF和Group ADF均接受不存在协整关系的原假设。

上述结果表明：西部地区的对外直接投资和经济增长之间不存在长期均衡关系。即西部地区的对外直接投资还不能促进该地区的经济增长。受西部地区经济发展阶段的制约，西部地区的对外直接投资的规模相对较小，因而还不能成为促进西部地区的经济增长重要途径之一。国际贸易促进委员会（2011）对2008年～2010年对外投资企业样本的调查表明，我国对外投资的企业大多数是东部地区的企业，已对外投资的企业中，有76%来自东部地区，而中部地区和西部地区的企业比例分别为14%和10%，而且在未来一段时间内东部地区的企业仍将是对外投资的主体。根据Stevens等以及Travares等的研究结论，还可以得知西部地区的对外直接投资部分代替了当地的生产，而且西部地区非对外直接投资的企业难以承接对外直接投资企业对该地区的逆向技术溢出，从而使得对外直接投资的母国经济增长效应并不存在。

基于西部地区的对外直接投资和经济增长之间不存在长期均衡协整关系的结果，本部分将对全国、东部和中部的对外直接投资和经济增长基于模型（1）进行回归分析。基于F检验和Hausman检验的检验结果表明：全国、东部以及中部地区随机效应模型更优于固定效应模型（检验结果见表3）。因此，笔者选择随机效应模型进行回归分析。全国及其东部和中部地区回归结果如表4所示。

表2LnGDP和LnOFDI的协整检验结果

检验方法统计量全国东部中部西部

Pedroni

检验

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检验的滞后期依据Schwarz准则自动选择，最大滞后期也是自动选择；（2）Pedroni检验的形式为有截距但没有时间趋势；（3）括号内为每一个统计量所对应的p值；（4）***，**，*分别表示在1%、5%和10%显著性水平拒绝不存在协整关系的原假设。

表3面板数据回归模型的判别

F检验统计量P值Hausman检验Chi-Sq.统计量P值结论全国30.09490.00000.78770.3748随机效应模型东部35.81410.00000.20350.6519随机效应模型中部6802.630.00001.86140.1725随机效应模型

从回归结果可知，不论是全国还是分区域的东部和中部的对外直接投资和经济增长之间的回归系数均较为显著，其中基于24个省级行政区的回归系数为0.2594，东部地区的系数为0.3174，中部地区的系数为0.2298。从回归系数可以得知，东部地区的系数显著大于中部地区的回归系数。从方程的拟合度来看，均在60%以上，其中东部地区的回归方程的解释度为70.46%，高于全国和东部地区回归方程的解释度。这是因为东部地区不仅是吸引外资的主要区域，同时也是进行对外直接投资的主要区域，其对外直接投资的流量和存量要要远大于中西部地区。依据Denzer的研究结论，可以认为东部地区的对外直接投资和国内部门之间的联系多于中西部地区，因而其OFDI对区域经济增长就会产生更大的正向效应。更为重要的是，东部地区的对外直接投资的企业在资金、规模、研发和人力资本等方面要明显优于中西部地区，因而东部地区对外直接投资的增加通过逆向技术溢出效应显著提升了当地的生产效率，进而促进了当地的经济增长。李梅等（2010）使用2003年～2008年各省级数据的实证研究表明，对外直接投资的逆向技术溢出显著提升了东部和中部地区的全要素生产率，但是对西部地区的全要素生产率则无显著影响。这一实证结果支持了本文的结论。因此，东部地区的对外直接投资对经济增长具有较大的弹性，其对外直接投资每增加1%，GDP增长0.3174%。

表4全国、东部、中部LnGDP和LnOFDI的

回归结果（被解释变量：LnGDPit）

系数全国东部中部截距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均是加权以后的统计量；（2）括号内为各系数的t统计量。

为了进一步确定上述回归结果是否稳健，需要对上述回归结果的残差序列εit进行平稳性检验，检验结果如表5所示。据该表可知，LLC、ADF Fisher以及PP Fisher的检验结果均在1%的显著性水平拒绝全国、东部和中部的残差序列εit存在单位根的原假设，因而全国、东部以及中部地区的回归残差序列在水平值上都是平稳的，不存在单位根。根据上述残差序列单位根检验的结果可以进一步确认上述基于全国、东部和中部的回归分析结果是稳健可靠的。

协整检验和回归分析仅仅表明对外直接投资和经济增长的长期关系，更确切地说是对外直接投资对经济增长存在长期影响。为进一步研究对外直接投资对经济增长的短期影响，笔者使用模型（2）所建立的误差修正模型进行进一步的检验，检验结果分全国、东部和中部分别报告，结果如表5所示。

表5残差序列εit的单位根检验结果

全国东部中部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）检验方法仍然采用Summary方法；（2）检验形式采用的是没有截距项和趋势项的检验形式；（3）括号内为p值；（4）***表示在1%显著性水平拒绝存在单位根的原假设；（5）最大滞后期根据Schwarz准则自动选择。

全国误差修正模型为

DLnGDPit=0.1863+0.0099DLnOFDIit-

t=（39.700） （2.4413）

0.0906ECMit-1

（-4.6120）

东部地区误差修正模型为

DLnGDPit=0.1857+0.0036DLnOFDIit-

t= （19.0297）（0.2705）

0.1162ECMit-1

（-2.7611）

中部地区误差修正模型为

DLnGDPit=0.1868+0.0036DLnOFDIit-

t=（23.2344） （0.5617）

0.0436ECMit-1

（-1.1945）

上述结果表明：第一，全国、东部和中部误差修正模型中的误差修正系数均为负。这说明存在反向的修正机制，即经济增长一旦偏离长期均衡状态就会有一个负向的机制将其纠正到均衡状态，其纠正力度的大小取决于误差修正系数的大小。第二，DLnOFDIit的系数表示短期内对外直接投资增长率变化对经济增长率变化的影响。从全国误差修正模型来看，DLnOFDIit的系数为0.0099，t值为2.4413，这表明短期内OFDI每增长1%会引致经济增长0.0099%；东部和中部的误差修正模型中DLnOFDIit也为正，但是统计上并不显著。与基于模型（1）进行回归分析所得到的系数（见表4）进行比较可以发现：不论是全国还是东部、中部地区的DLnOFDIit系数均小于长期回归模型中LnOFDIit的回归系数。这说明OFDI对经济增长的长期促进效应大于短期促进效应，而且统计上也更为显著。这主要是因为对外直接投资对母国经济增长正向效应的实现需要一定的传导机制和渠道，这需要一定的时间。而且，在长期内，随着对外直接投资的增加，对外直接投资的存量效应就会发生更大的作用，因而长期内对外直接投资对经济增长的效应大于短期内效应。

四、结论

第一，对外直接投资和区域经济增长之间存在长期均衡关系。由于部分数据的不可得性，本研究使用的中国24个省级行政区的数据代表全国总区域，并将其进一步划分为东部、中部和西部区域。协整检验的结果显示：全国、东部以及中部区域的对外直接投资和经济增长之间存在长期均衡关系；但是西部地区的对外直接投资和经济增长不存在长期均衡关系，这说明该地区的对外直接投资未能有效地促进当地的经济增长。因此，在“走出去”战略的实施过程中，各地区必须因地制宜地制定适当的对外直接投资政策，以促进对外直接投资对本地区正向经济增长效应的实现。

第二，对全国各省级、东部区域以及中部区域进行的回归分析表明各地区的对外直接投资和经济增长在长期内存在正相关关系，这与Herzer（2008，2010）以及Ghosh等（2009）的研究结论相近。但是对外直接投资和经济增长的回归系数在不同区域之间存在差异。从全国来看，该系数为0.2594；东部地区和中部地区的回归系数分别为0.3174和0.2298，因此东部地区的对外直接投资对经济增长的长期效应最大。

第三，误差修正模型中DLnOFDIit系数反映了对外直接投资对地区经济增长的短期效应。从全国省级数据的模型看，该系数为0.0099，远远小于长期效应系数（0.2594）。东部和中部各省的误差修正模型中DLnOFDIit为正，但统计上并不显著。这说明对外直接投资对于经济增长的长期效应大于其短期效应。

综上分析，在全国、东部地区以及中部地区对外直接投资与经济增长之间存在长期的均衡关系。对外直接投资对于区域经济增长的长期促进效应显著地大于短期促进效应。对外直接投资对于经济增长的效应存在显著的区域差异，具体表现为东部地区的经济增长效应大于全国和中、西部地区。

参考文献：

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TRAVARES A T，YOUNG S. 2005. FDI and multinationals： patterns， impacts and policies [J]. International Journal of the Economics of Business， 12（1）： 3-16.

（编校：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 选题背景及意义

1.1.1 选题背景

自改革开放以来,中国企业在近 30 中对外投资的区域和范围逐渐扩大,遍布世界 170 多个国家和地区,对外直接投资流量和存量在世界范围内所占比例越来越高,中国正成为全球瞩目的境外直接投资大国。联合国贸易发展组织在《2011年世界投资报告》中指出,中国企业境外直接投资年流量保持两位数的高增长,发展势头良好①;中国商务部历年《中国对外直接投资统计公报》显示,中国企业近年来在境外直接投资发展呈明显跃升趋势,2002-2006 年间,中国企业境外直接投资流量以年均近 50%的速度增长;截至 2010 年底,中国境外投资覆盖率达 72.7%,共有 1.6 万多家境外投资企业遍布在世界 178 个国家和地区,其中亚洲、非洲地区最高,分别达 90%和 85%。境外直接投资流量也创造了历史最高值,相当于“十五”时期中国企业境外直接投资总额的 2.3 倍,达到了 688.1 亿美元;据中国商务部中国对外投资与经济合作司最新统计数据显示,至 2011 年底,中国企业共对 132 个国家和地区的 3391 家境外企业进行了直接投资,非金融类境外直接投资累计达到 600.7 亿美元,同比增长 1.8%②。近年来,随着中国企业“走出去战略”的顺利实施,中国境外企业项目和人员不断增加,我国企业持续增长的大规模对外直接投资己经成为“中国崛起”的新标志,对中国企业国际竞争力的日益提高以及中国经济的持续快速发展产生了重大的推动作用。

但是,由于国际经营管理环境的错综复杂以及中国企业本身的管理能力水平的缺失,中国企业境外直接投资活动面临着很多的风险,企业遭受了不可挽回的损失。一方面,中国企业境外直接投资利润率数据被不断爆出。2009 年,中国贸促会在第三届中国企业跨国投资研讨会上了《2009 年中国企业对外投资现状及意向调查报告》,指出,中国企业海外投资的盈利率、亏损率和盈亏平衡率相同,都各占 1/3。另据在商务部、国家统计局、国家外汇管理局联合《2011年度对外直接投资统计公报》报告会上,商务部合作司商务参赞石资明介绍,根据商务部统计,中国国有企业在海外设立的企业将近 2000 家,其中亏损的企业占三成,这一亏损率要明显高于世界投资亏损率的平均水平。另一方面,中国企业境外直接投资亏损的案例一次一次冲击着国人的眼球。

1.2 国内外研究文献综述

目前,国内外学者已对境外直接投资进行了许多研究,加大了境外直接投资相关研究的广度和深度,并取得大量研究成果。

1.2.1 国外研究文献综述

1、企业境外直接投资的动因

由于每个国家国情的不同,其进行境外直接投资的动因也会存在差异。Wells(1983)认为发展中国家进行境外直接投资主要是为了获取廉价劳动力和原材料,并降低产品的运输成本。Lecraw(1993)以印度尼西亚为例进行了研究,发现其对发达国家进行投资是为了获得技术和管理经验,对发展中国家进行投资的目的在于占领市场。Stephen(1994)的研究发现:本国政治状况存在不足时,该国企业就会向具有完善政治体制的国家进行投资。Ozawa(1979)将境外直接投资看做是增强本国竞争实力的途径。另外,很多学者对中国境外直接投资的动因进行了研究。Deng(2004)认为中国企业境外直接投资主要是为了获取市场、技术和资源等。Morck 等(2008)分析了中国国有企业境外直接投资的动因,指出企业的投资很大程度上要受到国家政治目标及政府的影响。

2、境外直接投资风险的影响因素

企业境外直接投资受到多种因素的影响。Thomas 和 Grosse(2001)利用实证分析研究了墨西哥的境外直接投资,发现自由贸易程度、区域差异性、经济水平、政治风险是投资的重要影响因素。Buckley 等(2007),Bala Ramasamy 等(2010)的研究结论基本一致,认为贸易联系、资源禀赋、文化等会对境外直接投资产生正向影响。

政治风险是企业境外直接投资的一个重要影响因素。Agarwal(1980)很早就进行了政治风险对境外直接投资的影响,他认为政治稳定性影响了境外直接投资活动。而 Dunning(1981)则提出了相反的观点,他通过实证研究发现对外直接投资活动并没有受到政治风险的影响。Oseghale(1993)将上述研究结论的不同归结于实证分析自身存在的缺陷。然而,在 2007 年,EIU 组织在其研究报告中明确提出政治风险是影响企业境外直接投资的最大威胁。Gatignon 和 Anderson(1986)进一步指出,企业采用合资的形式进行境外直接投资是将面临更高程度的政治风险。另外,Jinjarak(2007)研究了政策风险与水平型境外直接投资和垂直型境外直接投资之间存在的不同关系,并且 Jakobsen(2010)指出政策风险依旧是境外直接投资者面临的最大风险。Boddewyn 和 Brewer(1994)认为东道国政策愈加宽松,其境外投资也就愈多。

第 2 章 境外直接投资风险理论概述

2.1 基本概念界定

2.1.1 境外直接投资

境外直接投资( Overseas/Outward Foreign Direct Investment),简称OFDI,作为国际投资的主要形式之一,也可称为海外(对外)直接投资。目前,对境外直接投资概念的界定,学术界相对来说比较认可的定义一般源于国际货币基金组织、经济合作与发展组织、联合国贸易发展会议和中华人民共和国商务部四个权威机构。

1、国际货币基金组织的界定

国际货币基金组织(International Monetary Fund, 简称 IMF)定义境外直接投资为:投资法人在非本国的国家或者地区所经营管理并持有控制权的投资。直接投资是跨境投资的一种,其特点是:一国家经济体的居民(直接投资者)对另一国家经济体的居民企业产生了重要影响或在管理上实施了控制。除了通过直接投资获得直接的外部股权控制或影响外,境外直接投资者也利用债务、合作控股或者逆向投资的方式获得间接的企业控制权①。直接投资者指这样的一个实体或一组关联实体他能够对另一经济体内的另一居民实体施加控制或重大影响。在有些情况下,就经济实体与其他企业的关系来说,一个实体可能既是直接投资者,又是直接投资企业和联属企业。因此,直接投资者可以是: (a)个人或住户;(b)企业——可以是公司型或非公司型,也可以是

公营或私营企业;(c)投资基金;(d)政府或国际组织。对于出于财政目的而拥有直接投资企业的政府的特别处理;(e)营利企业中的非营利机构,但两个非营利机构之间的关系不在直接投资之列;(f) 财产管理人、破产管理人或其他信托 ;(g) 或者以上任何两个或两个以上的组合②。 按照国际货币基金组织 2007 年公布的《国际收支手册》,境外直接投资资产包括:如图 2-1。③

2.2 马克思的投资理论及风险防范思想

2.2.1 马克思的资本投资理论

(1)对投资动机的一般论述

资本主义经济增长从资本主义发展史来看主要来源于资本投资。企业和资本家追求的主要目的是利润,而要想使利润不断增加,单个资本家就要把所获得的尽可能多的剩余价值进行外部活动即投资。这种行为也符合资本主义运行的内部规律,即不断的占有更多的剩余价值。由于资本家求利的心态是一致的,在市场上,这种竞相投资的行为就形成了市场竞争,竞争摊薄了企业的利润率,在完全竞争的市场上,最终令企业的经济利润为零。在获利心态的强力推动和竞争规律作用下,资本家会不断地进行新的投资行为发展新的行业,以获得相比其他企业或资本家的额外的经济利润。马克思说:“资本主义生产的内在规律表现为资本的外部运动,……作为竞争的强制规律发生作用,从而……成为单个资本家意识中的动机”①。马克思认为,剩余价值和超额剩余价值是资本家总在追求的,而剩余价值的一部分作为投资的资本又被投入到生产中,获得更大的剩余价值。在投资过程中,货币作为资本运动的起点,充当了购买手段和支付手段,经过生产过程,生成增殖的货币,它是投资过程的终点和又成为投资过程的新起点。这一周而复始的运动过程便是投资。马克思在对于资本的论述中,认为投资是资本增长和经济发展的推动力。货币资本被当做“是每个单个资本登上舞台,作为资本开始它的过程的形式。因此,它表现为发动整个过程的第一推动力”①。

与此同时,投资资本对剩余价值的追逐过程,对利润率低的行业来说,意味着失业和资本存量的浪费,是经济萧条的源头。马克思在《资本论》中曾经论述了经济危机:“虽然资本投入的那段期间是极不相同和极不一致的,但危机总是大规模新投资的起点。因此,就整个社会考察,危机又或多或少地是下一个周转周期的新的物质基础”②。在经济危机期间,商品积压、物价下跌和生产下降等现象变得普遍。为了避免经济危机带来的不利影响,资本家要摒弃就得生产方式,引进效率更高的机器设备、新的生产工艺方式和新的企业管理理念,这引起了全社会范围内的固定资产的更新潮流,带动了与固定资产相关的行业的发展,扩大了生产部门的生产,引导了生产资料部门的部门内的投资,增加了生产资料部门的就业人数,促进了生产资料部门的就业人员素质升级,同时扩大了消费资料生产的市场与需求。这样,一环扣一环的经济性蝴蝶效应使得社会的生产摆脱了经济危机束缚,经济又进入一个新的循环周期,在新的经济周期中,资本的收益率要高于上一个周期,社会生产规模进一步扩大,最终必然导致社会的总供给要大于社会的支付能力下的总需求,资本家要摒弃旧的生产方式,从而形成一个循环。由此看来,资本投资活动与经济危机的发生都具有周期性,相辅相成。

与此同时,投资资本对剩余价值的追逐过程,对利润率低的行业来说,意味着失业和资本存量的浪费,是经济萧条的源头。马克思在《资本论》中曾经论述了经济危机:“虽然资本投入的那段期间是极不相同和极不一致的,但危机总是大规模新投资的起点。因此,就整个社会考察,危机又或多或少地是下一个周转周期的新的物质基础”②。在经济危机期间,商品积压、物价下跌和生产下降等现象变得普遍。为了避免经济危机带来的不利影响,资本家要摒弃就得生产方式,引进效率更高的机器设备、新的生产工艺方式和新的企业管理理念,这引起了全社会范围内的固定资产的更新潮流,带动了与固定资产相关的行业的发展,扩大了生产部门的生产,引导了生产资料部门的部门内的投资,增加了生产资料部门的就业人数,促进了生产资料部门的就业人员素质升级,同时扩大了消费资料生产的市场与需求。这样,一环扣一环的经济性蝴蝶效应使得社会的生产摆脱了经济危机束缚,经济又进入一个新的循环周期,在新的经济周期中,资本的收益率要高于上一个周期,社会生产规模进一步扩大,最终必然导致社会的总供给要大于社会的支付能力下的总需求,资本家要摒弃旧的生产方式,从而形成一个循环。由此看来,资本投资活动与经济危机的发生都具有周期性,相辅相成。

第 3 章 中国企业境外直接投资风险现状................38

3.1 中国企业境外直接投资的发展历程 ............38

3.1.1 探索起步阶段............................39

3.1.2 稳步调整阶段.........................41

3.1.3 迅速发展阶段.......................43

3.1.4 后危机时代.............................46

  3.2 中国企业境外直接投资的风险形式 ..........51

3.2.1 政治风险............................51

3.2.2 经济风险...........................56

3.2.3 文化风险............................61

3.2.4 法律风险.........................62

3.2.5 企业并购风险.........................63

3.3 中国企业境外直接投资风险致因分析 ...........65

3.3.1 宏观层面的环境性风险因素................65

3.3.2 中观层面的结构性风险因素................69

3.3.3 微观层面的操作性风险因素........................71

第 4 章 中国企业境外直接投资风险量化及案例分析..........76

4.1 模型构建 .......................76

4.1.1 构建指标体系..................................78

4.1.2 数据分析方法——F-AHP 模糊层次分析法 .............88

4.1.3 模型应用实例..........................91

4.2 中国对外直接投资风险案例分析 ...................96

4.2.1 案例一:中国民生银行收购美国联合银行...............96

4.2.2 案例二:中航油新加坡公司的

石油期权交易............100 4.2.3 案例三: 利比亚局势对我国 企业直接投资的影响.......103

第 5 章 企业境外直接投资风险防范的国际经验借鉴...........108

5.1 发达国家企业境外直接投资风险防范策略 ...............108

5.1.1 美国企业的境外直接投资风险规避经验..................108

5.1.2 日本企业的境外直接投资风险防范策略..................109

5.1.3 德国企业的境外直接投资风险管理对策................112

第 6 章 中国企业境外直接投资风险防范机制建构

与企业国内投资的风险相比,企业境外直接投资风险的范围更大、形式更多、产生的原因更复杂。因此,在积极促进我国企业进行对外直接投资的同时,也应该有效地引导企业控制和防范对外投资风险,这需要政府和企业的共同努力,建设系统性的投资风险防范机制,从系统性的角度降低风险给对外投资企业造成的损失。境外直接投资风险防控机制的建设由两个层次组成,即宏观管理层次的风险控制机制和微观层面的风险管理机制。两者相辅相成、缺一不可,共同构成中国企业境外直接投资风险防范的保障。

6.1 宏观层面的企业境外直接投资风险防范机制

6.1.1 创造企业对外直接投资的良好宏观环境

1.优化投资环境

无论是国内投资还是跨境投资,企业投资行为依赖于政府提供的良好商业环境。相较于国内投资,企业境外投资的不可控因素更多,维护商业环境是企业一己之力难以掌控的。为此,我国政府可以通过建立区域、双边或多边投资合作机制,为企业营造良好的投资环境。我国经济增长速度快,且实行的是社会主义市场经济体制,一些东道国对我国企业的境外投资及收购行为抱着敌视的态度。因此,中国政府在国家的层面上与各国建立友好的合作关系,会极大地降低企业在境外投资与经营的风险。企业进行对外投资既是企业自身获取利益最大化的自主经济活动,也是国家发展战略的重要组成部分和实施手段。企业的境外直接投资活动能充分地利用境外的资源和环境发展我国经济,同时也有利于引导和带动国内其他企业的发展。因此,基于宏观角度,政府除了应对企业境外直接投资过程给予积极鼓励和支持外,还应该创造多方面条件,为企业境外投资提供基础性公共产品。其中,风险防控机制的建设就属于涉外经济中的公共产品范畴,应当由政府提供最基础的风险管理机制。

结 语

一、本文的主要结论

境外直接投资的快速发展是中国经济发展阶段性转型的必然要求,也是中国当前国内外经济环境综合作用的必然结果。中国企业加大境外直接投资力度,有助于充分利用国际经济资源,为中国进一步经济增长提供要素支持。同时也是中国当前缓解流动性过剩,减轻国内通胀压力,促进产业结构调整的重要举措。然而,由于中国企业境外直接投资起步晚,企业对国外的投资环境还不甚熟知,对国际经济形势的研判能力有限。因而面临的投资风险十分巨大而不可忽视,近年来中国企业境外直接投资的绩效仍不高,投资风险事件频发。中国企业在把握东道国的政治、经济、法律、文化和投资政策和限制方面的能力仍不足。同时,中国企业的境外直接投资活动存在跟风现象。国内许多企业在选择投资目的国、投资项目和投资方式都存在相似性,这直接导致了国内企业在海外市场的恶性竞争情况。因此,如何借鉴经验,避免重复错误,选择一条更有效率的海外之路,是“走出去”的企业值得思考的问题。