对外直接投资制度范文

导语：如何才能写好一篇对外直接投资制度，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。

篇1

中图分类号：F279.2 文?I标识码：A 文章编号：1003-9031（2018）03-0068-10

一、引言

改革开放以来，我国GDP规模不断扩大，政府适时提出“走出去”战略，鼓励企业进行跨国投资，尤其在我国加入世贸组织后，企业对外直接投资呈现明显上升趋势，投资领域不断拓宽，区位选择也更加广泛。2015年，我国对外直接投资流量第一次超过了同期吸引外资水平，首次位列全球第二，中国对外直接投资已经实现了从2003年以来连续13年的增长，中国企业对外投资开始进入新的阶段。但我国对外直接投资地区发展仍然极不平衡，东部地区占比最高，存量与流量占全国比重均超过80%，中部和西部地区的对外直接投资占比却远远落后于东部地区。因此，我们迫切需要寻求影响企业对外直接投资的机制，通过分析对外直接投资的区域差异现象，为我国更好地进行对外直接投资提出建议。

二、文献综述

对于新兴经济体国家OFDI的研究逐渐增多，但是传统的国际投资理论如Dunning（1977）提出的“国际生产折衷”理论等已经不能够很好地阐释新兴经济体企业对外直接投资的决定性因素，更多的学者开始转向从制度视角考察影响企业OFDI的动因，当前我国正处于新兴经济体和转轨经济体的中间阶段，研究制度因素对OFDI的影响就显得尤为重要。

目前，越来越多的学者开始研究制度与对外直接投资之间的关系。一方面，由于跨国经营企业必须考虑到国内外制度的安排，所以多数学者分别从东道国和母国制度角度出发，来探究制度对OFDI的影响；另一方面，部分学者在此基础上开始考察制度对OFDI逆向技术溢出的影响。因此，我们从以下三个方面对已有相关文献进行总结：

（一）东道国制度与OFDI

在早先的研究中，制度往往被认为是外生变量，学者们多是基于产业论和资源论分析OFDI，从而忽视了制度的影响。新制度理论的产生开始促使人们从东道国制度角度考虑企业的跨国投资行为。Ramasamy et al.（2012）将制度作为内生变量，深入研究了东道国制度因素对企业OFDI战略的影响。Busse & Hefeker（2007）通过实证研究得出东道国内部的种族关系、冲突、民主权利和社会秩序等因素均会影响到企业的对外直接投资。Mishra & Daly（2007）认为东道国的法律和秩序、政局稳定性、腐败程度及行政机构质量等制度因素对外商投资存在显著的影响，制度环境越好越有利于国外资本的流入；Habib & Zurawicki（2002）则从东道国制度腐败角度实证研究认为，腐败程度越深，将会大大降低外资流入的可能性；而Wheeler & Mody（1992）却认为东道国的腐败与外资进入的规模和方式间并不存在必然联系。郭苏文等（2010）认为制度距离阻碍我国外向FDI，其中东道国的产权保护、贸易自由度和财政自由度对中国的OFDI影响最大；阎大颖等（2010）发现东道国良好的制度环境有助于完善市场经济体制的运行并能通过调节企业资源简介影响投资决策；陈兆源（2016）研究了东道国政治制度对我国OFDI区位选择的影响，发现民主程度和国家否决者的更换都会导致我国企业更低的投资概率；潘春阳等（2017）则通过实证研究发现中国对外直接投资能够在短期内改善“一带一路”沿线国家的制度质量，并在长期内提高其均衡水平。

（二）母国制度与OFDI

从母国制度的视角考察企业对外投资行为的文献中，多数都认为母国的相关制度会影响跨国公司对外投资的所有权优势与能力，并且其影响机制主要体现在制度约束和制度激励两方面。Witt et al.（2007）的研究表明，发展中国家的市场化水平及制度环境比较落后，企业的国内交易成本会远远大于跨国经营成本，企业为了逃离或规避母国制度的约束而被迫开展对外直接投资；Buckley et al.（2007）通过研究中国的对外直接投资，发现我国企业OFDI的能力和动机取决于国家信贷政策、经济自由化程度、政府扶植以及文化相似度制度因素；Luo et al.（2010）则发现中国政府的政策支持可以推动企业进行对外投资，同时母国良好的制度安排会对企业产生激励作用，促使企业进行OFDI；郑展鹏等（2012）实证研究发现市场化水平和政府治理会促进我国对外直接投资；齐晓飞等（2017）将制度因素融入邓宁的国际折衷生产范式理论框架中，构建出中国企业对外直接投资的OFDI-S模型，发现母国制度对企业具有引导、挤出、弱化、中和等四大效应。

（三）制度与OFDI逆向技术溢出

由于对东道国的跨国投资也会对国内企业产生间接影响，一些学者开始研究制度与OFDI逆向技术溢出之间的关系。从东道国制度角度来看，蔡冬青等（2012）通过运用制度和技术溢出的交叉项作为衡量指标，发现东道国公共治理、知识产权保护和技术市场体制均能通过逆向技术溢出效应积极促进我国企业技术创新，但其对外开放度的作用不显著；从母国制度角度看，李梅等（2014）通过省际面板数据实证研究发现政府的教育扶持、科技扶持、金融支持、政策开放度和法律制度显著促进了对我国OFDI逆向技术溢出效应，但是政府对企业的扶持作用不显著。

上述文献中虽然对制度因素与对外直接投资有着不同角度的研究，整体而言，这些文献中仍偏向研究东道国制度对OFDI的影响，尤其是国内研究母国制度对OFDI的文献尚不多。因此，本文尝试从母国正式制度的角度出发，主要研究了法律制度和经济制度对我国对外直接投资的影响和地区差异，对丰富对外直接投资理论、为政府制定投资政策、为企业进行跨国投资和经营都有着重大的意义。

三、理论假设、变量说明和模型设定

（一）理论假设和变量说明

新经济制度学提出了制度变迁对经济绩效的影响，而对外直接投资作为一种重要的对外经济方式，显然也会受到制度的影响。考虑到非正式制度没有统一的测量标准且较难获得，我们选取正式制度，主要从法律制度和经济制度两方面来研究我国制度因素对OFDI的影响。本文使用的计量软件是stata13。

1.经济制度

经济制度包括一定范围内的生产制度和交易制度，涉及层次非常复杂，因此本文选取市场化水平、经济对外开放度、金融支持和政府治理四个指标来反映我国的经济制度。

（1）市场化水平（MARKET）

市场化是指从计划经济转轨到市场经济的过程，市场化水平即我国经济当前的市场化程度，反映了市场机制对资源配置的作用，这种作用不是由单一因素产生的，是由一系列经济、社会、法律以及政治制度的变革影响而来。樊纲测算的“中国各地区市场化进程相对指数” 主要通过对政府与市场的关系、非国有经济发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度及市场中介组织发育等赋以相应的权重，测算出相应的市场化水平指数，这是当前代表我国各省份地区市场化程度较为权威的指标。由于目前已经出版了1997―2009版本和2008―2014版本的市场化指数，两个版本的标准不统一，无法直接重叠，因此，本文采用樊纲的1997―2009版本的市场化指数，并通过插值法推算出2010―2015年的市场化指数来得出2003―2015年各地区市场化水平。数据来自樊纲、王小鲁（2011）《中国市场化指数： 各地区市场化相对进程2011年报告》。

假设1：市场化水平会促进我国对外直接投资。

（2）经济对外开放度（OPEN）

经济对外开放度这里主要是指对外贸易的开放程度，指一个国家或地区的贸易对外开放规模和水平，反映其融入全球经济的程度。本文借鉴大多数学者的做法，用外贸依存度来表示经济对外开放程度，即用各地区进出口总额占GDP的比重来表示。一般而言，经济对外开放程度越高，企业对外直接投资越多。各地区进出口总额和GDP分别来自历年《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴。

假设2：经济开放度与对外直接投资成正比。

（3）金融支持（FIN）

以往研究发现，金融发展程度越深，越会促进企业对外直接投资，而金融支持力度在一定程度上反映了国内金融市场的发展深度。这里我们运用各地区贷款余额占GDP的比重来衡量政府对金融的支持力度。其中各地区贷款余额来自历年《金融统计年鉴》。

假设3：金融支持会促进我国对外直接投资。

（4）政府治理（GOVERN）

政府治理反映了政府参与经济活动的程度，在市场经济中，政府占据了非常重要的地位。Buckley et al.（2007）的研究认为，政府的参与对企业的对外投资活动将产生重要的影响。本文采用各省市地区财政支出占当地GDP比重来衡量政府治理水平。各地区财政支出数据来自中国财政部和中国国家税务总局。

假设4：政府治理水平与对外直接投资成正比。

2.法律制度（LAWER）

法律制度包括了一国或一个地区的所有法律和规则。对于市场经济而言，完善的法律制度会导致市场参与者充分竞争，可能会对企业跨国投资产生影响。由于制度本身难以量化，因此本文使用各省市律师执业人数来表示地区法律制度。相关数据来自《中国律师年鉴》。

假设5：法律制度对对外直接投资的影响不确定。

3.控制变量

（1）人力资本（HUMAN）

各地区人力资本水平的高低反映了该地区人力资源管理能力，即当地人才数量的多少，这也会影响到地区的对外直接投资。借鉴以往文献，本文采用劳动力平均受教育年限来测算各地区人力资本水平，具体计算方法为：小学毕业生占比×6+初中毕业生占比×9+高中毕业生占比×12+大专毕业生占比×15+本科毕业生占比×16+研究生及以上毕业生占比×19。各省人员受教育程度的数据来自《中国劳动统计年鉴》。

（2）经济发展水平（PGDP）

根据邓宁的一国净对外直接投资的五阶段理论，经济发展水平的高低也会影响到该国或该地区的对外直接投资水平。本文使用各省市人均GDP水平表示经济发展水平，数据来自中经网。

（3）吸引外资水平（FDI）

来自国外的外商直接投资同样会影响到我国企业的对外直接投资。因此，本文使用各省市实际利用外资余额来表示该地区吸引外资水平，该数据来自各省市统计年鉴。

4.被解释变量（OFDI）：由于OFDI流量的不稳定性，在进行对外直接投资实证研究时常采用OFDI存量数据。文中使用2003―2015年各地区对外直接投资存量为被解释变量，该数据来自相关年度《中国对外直接投资统计公报》。

（二）模型设定

四、描述性统计与实证分析

（一）描述性统计

由表1可知，代表对外直接投资的相关变量LNOFDI均值为12.639，最大值17.571和最小值4.598存在较大差异，说明各地区的OFDI存在着较大的差距。市场化水平、金融支持等核心?量也存在较大差异，其他变量同样存在着不同程度的大小差异。表2是对分区域样本被解释变量的描述性统计结果，可以看出在三大区域中，东部地区OFDI最高，其次是中部，西部最低。

（二）实证分析

1.平稳性检验

在对面板数据进行回归分析之前，首先需要对所有数据序列进行单位根检验，看其是否平稳，防止出现虚假回归的情形。对于面板数据单位根检验常用的方法主要有LLC和IPS等。本文采用LLC法对面板数据进行单位根检验（见表3），可以看到，LLC检验均在在1%的置信水平上拒绝原假设，这说明模型中加入的变量均是平稳的。

2.回归结果分析

根据Hausman检验，可知全样本适用于固定效应模型（FE），东部、中部和西部样本也适用于固定效应模型（FE），所有的回归结果见表4。

（1）全国样本计量分析

从表4中可看到，市场化指数的系数为正且在1%的水平上显著性，说明市场化程度越高，其积极作用越明显，也就越能促进我国的对外直接投资，这与我们的假设1相符合。更高的市场化水平意味着市场在资源配置中的占比越重，越有利于企业进行对外直接投资。经济对外开放度系数为正但未通过显著性检验，说明经济对外开放程度对我国对外直接投资并没有起到显著作用，这可能是因为一方面经济开放程度越高，企业越能产生对外直接投资的意愿，但这种投资意愿并没有完全转化为投资行动，多数企业仍在保持观望态度。金融支持的系数通过了10%的显著性水平且为正，说明政府提供的金融支持力度越大，企业对外直接投资意愿越强。因为高效的金融系统为企业创造了良好的融资环境，能够为企业提供充足的资金支持，从而提高了企业对外直接投资的意愿。政府治理水平的系数显著为正且通过了5%的显著性水平，说明政府参与经济程度越高，越能促进企业的对外直接投资。因为不同政策对企业会产生不同影响，政府参与经济会活跃整个投资市场，从而促进企业的跨国投资。法律制度的系数为负且没有通过显著性水平，说明目前法律制度对我国企业对外直接投资的影响还不显著，有可能是由于一方面法律制度越完善企业越愿意在国内市场投资，但同时我国法律体系发展尚不成熟，还不能达到显著影响企业对外直接投资的水平。另外，控制?量人力资本、经济发展水平和吸引外商投资水平均显著为正，说明人力资本水平、经济发展水平和吸引外商投资水平越高，我国企业越会进行对外直接投资。

（2）地区样本计量分析

从表4中的第3、4、5列我们看到东部、中部和西部的计量结果。对于东部地区，经济对外开放程度、政府治理水平和金融支持系数显著为正，说明更高的经济对外开放程度和政府治理水平以及更大的金融支持力度都会促进企业对外直接投资；市场化指数系数为正，法律制度的系数为负但均未通过显著性检验，说明东部地区的市场化程度和法律制度对OFDI都没有显著性影响。对于中部地区，制度变量中只有经济对外开放程度系数显著为正，说明经济对外开放程度越高，越能促进企业对外直接投资；其他制度变量中，政府治理水平和法律制度系数为负但不显著，市场化指数和金融支持系数均为正也不显著，对企业OFDI均没有显著影响。对于西部地区，市场化水平系数高度显著为正且远远高于东部和中部，说明西部地区市场化水平越高越会促进企业对外直接投资，因为西部地区的发展水平比东部和中部地区更加落后，市场化程度越高，对于西部地区带来的影响也会比东中部更加明显；西部的法律制度系数在10%水平下显著且为负，说明西部地区的法律制度对企业投资行为有着显著影响；经济对外开放程度、金融支持力度和政府治理水平系数均为正但不显著，说明这些制度因素对企业OFDI没有显著影响。

五、稳健性检验

（一）不同指标构建方法的稳健性分析

为了进一步检验实证结果的稳健性，我们采用各省市专利授权量（PATENT）来表示法律制度，作为模型中法律制度的核心解释变量，结果见表5。与原始方程计量结果相比，采用不同指标构建的法律制度得到的回归结果并不存在明显差别。另外，我们使用樊纲最新制定的2008―2014年市场化指数（与上述1997―2009年市场化指数基期不同）对2008―2014阶段重新进行检验，发现结果依然稳健。

（二）内生性检验

由于动态面板模型能够在一定程度上缓解因遗漏变量引起的模型内生性问题，故本文使用动态面板模型，即加入被解释变量的滞后一期，采用广义矩阵法（GMM）对上述结果重新进行回归，回归结果显示与最初计量结果无较大差别，因而该结果稳健。

六、结论和建议

本文从母国正式制度的角度出发，研究了经济制度和法律制度对我国企业对外直接投资的影响，在此基础上，通过进一步对全国样本的分区检验，探讨了我国东部、中部和西部地区对外直接投资受制度因素的影响机制，并进行了稳健性检验。结论显示，市场化程度、金融支持力度和政府治理水平都会促进我国企业对外直接投资，而经济对外开放程度和法律制度对OFDI的作用则不显著。从地区结果来看，东部地区的经济对外开放程度、金融支持力度和政府治理水平显著为正，促进了企业对外直接投资；中部地区的经济对外开放程度对企业OFDI作用最明显；西部地区则是更高的市场化水平促进了OFDI，而法律制度对OFDI产生了阻碍作用。控制变量中，经济发展水平对全国和东中西部地区OFDI均起到促进作用，人力资本在全国以及东部和西部地区显著为正，吸引外资水平则显著促进了全国和东部地区对外直接投资。

篇2

关键词 ：外商直接投资(FDI)

制造业

市场结构

市场集中度

一、前　言

三十多年来，我国吸收外商直接投资(FDI)取得了优秀业绩，特别是上世纪90年代以后，外资大规模流人中国。金融危机发生后，国际资本总流量大幅下降，但中国吸收的外资仍然保持了良好势头。2008年达到924亿美元，2009年为900亿美元，2010年上半年，FDI流入514亿美元。截至2010年6月，外商对华投资累计设立企业70万家，实际使用外资超过万亿美元。

FDI源源不断地流人，对我国的经济发展产生了多方面的重要影响，其中，对市场结构的影响一直是引人关注的领域之一。影响市场结构的因素包括市场集中度、产品差异化和进入壁垒等。其中，市场集中度是测量市场结构集中程度的指标，反映企业数目和相对规模的差异，是衡量市场结构的最重要指标。本文采用多种研究方法，深入探讨FDI对我国制造业市场集中度的影响。

文章结构如下：一是文献综述；二是采用实证研究方法，分析影响市场集中度的因素；三是在二位、三位行业细分基础上，统计我国的市场集中度状况及其变化趋势；四是对重点行业的市场集中度进行剖析；最后是结论性评述。

二、文献综述

关于FDI对东道国市场结构的影响，国内外学者进行了广泛探讨。Lall(1979)研究FDI对马来西亚46个产业市场集中度的影响，认为跨国公司进入后，不断开发新产品，提高资本密集度，导致东道国市场集中度和进入壁垒提高。Nigel Driffield(2001)以英国为例，研究FDI与东道国市场结构的关系，证实了FDI通过增加东道国产业的竞争压力而降低其市场集中度。Artless&Roberts(2006)研究产业集中度水平及其变化的决定因素，认为所有制因素与市场集中度之间呈现U型关系，最小经济规模是影响市场集中度的唯一因素。Mod & Peria(2007)的研究表明，FDI提高了拉美银行业市场集中度，Barajas，Steiner&Salazar(2000)，Denizer(2000)&Demirguc-Kunt，Leaven&Levine(2004)也得出了类似结论。Filiz Elmas(2009)通过对土耳其制造业的研究，发现FDI与市场结构并不存在相关关系。

国内学者江小涓(2002)以我国汽车、移动通讯设备和洗涤用品行业为例，分析FDI的市场结构效应。认为外资进入使国内市场竞争日益激烈；加之FDI的溢出效应，使跨国公司难于保持垄断地位，市场结构由垄断转变为完全竞争。吴定玉(2004)通过实证研究，认为FDI一定程度上提高了中国汽车业市场集中度和进入壁垒，但不会导致垄断。易小佳等(2006)运用完全信息动态博弈的斯坦克尔伯格模型分析外资对我国市场结构和市场格局演变的影响，认为跨国公司与国内企业的竞争将提高市场集中度，导致市场趋于垄断。曾慧(2008)认为FDI对市场集中度的影响因进入阶段而异，FDI进入初期导致市场集中度降低，进入一阶段后导致市场集中度提高。

以上成果显示，对该领域的研究视角多样，结论未能统一，FDI对东道国市场结构或集中度的影响得出了截然相反的结论。并且，大多数研究集中在特定行业，缺乏总体性分析，没有对市场集中度的统计考察，也未能进行动态分析。本文采取实证的方法，建立综合性面板模型，对外资对我国制造业市场集中度的影响进行研究；然后，在三位细分行业的基础上，采用统计的方法，分析了我国制造业市场集中度的特征。既丰富了研究内容，又体现了研究方法的多样性。

三、市场集中度的实证研究

(一)变量选取与模型设定

许多研究采用回归分析法论证市场集中度水平的决定因素，将其作为被解释变量，选取一系列影响因素作为解释变量。Lall(1979)选取规模经济、资本变量、市场规模、市场容量增长率、广告投入以及外资份额等变量，作为影响东道国市场集中度的因素。Bourlakis(1987)将出口值、杠杆比率等变量加入模型，对其研究进行补充。Curry，Bruce&K，D，George(1983)将若干研究结果进行总结，认为市场容量增长率、广告支出、资本需要量、企业规模、规模经济等因素影响市场集中度。

根据产业组织理论，借鉴国外研究中的资本变量、杠杆比率、市场规模等变量，并将外资份额变量置换为外商直接投资流量，加入行业内企业数目变量，以此作为影响市场集中度的因素。各因素分析如下：

1.外商直接投资额(FDI)。FDI对市场集中度的影响方向不确定，可能导致其提高，也可能导致降低，亦可能不存在相关关系。

2.行业内企业数目(NUM)。在竞争性程度较高的市场上，随着企业数量增加，每个企业的市场份额降低，市场集中度降低，因此，行业内企业数量与市场集中度负相关。

3.资本密集度(FOTA)，一定程度上反映资金进入壁垒，潜在进入者要进入市场，必须具备资金实力，这种增大的资本量就构成较高进入壁垒。资本密集度系数越大，资金进入壁垒越高，新企业难以进入，市场集中度愈高。计算方法为：固定资产与总资产的比值，预期资本密集度与市场集中度正相关。

4.杠杆比率(LEV)，即总负债与总资产的比率，杠杆比率反映规模经济壁垒。该比率越高，表明规模经济壁垒越高，在位企业市场份额越大，市场集中度相应较高，预期LEV变量系数为正。

5.市场规模(G)。市场规模越大，行业内有效厂商越多，预期市场规模与市场集中度负相关。采用销售收入衡量市场规模。

根据以上分析，建立以制造业市场集中度(Y)为被解释变量、以上各影响因素为解释变量的面板模型：

(二)数据与方法

本文应用我国制造业169个三位细分行业2003-2007年相关数据，建立面板数据模型，研究FDI对市场集中度的影响，其中市场集中度选取前四家企业的市场份额(CR4)。

模型采用最小二乘法进行直线回归分析，为避免异方差，采用GLS方法，研究FDI与我国制造业市场集中度的相关性，并建立市场集中度的回归模型。

(三)模型结果

利用Eviews 6软件，使用GLS对制造业市场集中度与各影响因素进行估计，通过Hausman检验，得到结论是建立个体固定效应模型，首先将所有变量纳入模型进行回归，结果如

下：

Y=14.9580-0.000333FDI-0.000140NUM+O.006746FOTA+5.499335LEV-1.87E-09G

t=16.45072-0.639839-1.736211

1.3169683.665195-4.478666

p=O.0000 0.5225 0.0830 0.1883 0.0003 0.0000

R2=0.988579

F=335.7249D.W.=1.816135

模型的可决系数R2=0.988579，拟合较好。当显著水平为0.05时，F值为335.7249，大于临界值，总体显著性较好。DW值为1.816135，不存在自相关。检验各变量的显著性，当显著水平为0.05时，常数项和解释变量LEV、G均通过显著性检验；但FDI、NUM和FOTA不能通过显著性检验，说明其对市场集中度的影响不显著。将NUM和FOTA去掉后，再次回归，结果如下：

Y=15.01522-0.000294FDI+5.104689LEV.2.17E-09G

t=17.79673-0.5770663.583879－5.716944

p=0.0000 0.5641 0.00040.0000

R2=0.986766　F=293.4488.D.W.=1.815457

模型的可决系数R2=0.986766，拟合较好。当显著水平为0.05时，F值为293.4488，大于临界值，总体显著性较好。DW值为1.815457，不存在自相关。检验各变量的显著性，当显著水平为0.05时，常数项和解释变量LEV、G均通过显著性检验；但FDI却不能通过显著性检验，说明其对市场集中度的影响不显著。

杠杆比率(LEV)变量与市场

集中度正相关，其系数为5.104689，表明杠杆比率提高一个单位，市场集中度将提高5.104689个单位，该结论证实了理论分析结果。

市场规模(G)，其系数为2.17E-09，说明市场规模每扩大1单位，市场集中度即降低2，17E-09单位。理论上讲，市场规模越大，即意味着该行业销售收入越高，行业内有效厂商越多，每一厂商市场份额相应降低，市场集中度随之降低。该结论符合理论预期。

四、市场集中度的动态统计分析

衡量市场集中度主要有两种方法：绝对集中度和相对集中度。绝对集中度是最基本的指标，反映产业内大企业的市场份额，通常以销售额或资产总值为衡量标准。相对集中度反映产业内所有企业的规模分布，赫芬达尔一赫希曼指数(HHI)应用最为广泛。各类集中度衡量标准如表1、表2所示。

该部分采用统计的研究方法，对我国制造业市场集中度进行动态分析。

(一)制造业两位细分行业市场集中度

依据2003-2008年数据，我国制造业两位细分行业市场集中度仍处于较低水平。30个两位细分行业的CR4均低于30％，按照贝恩市场结构分类，属于原子型，其中，CR4低于10％的有22个行业。2003-2008年，7个行业的集中度趋于上升；23个行业的集中度呈现下降趋势，下降行业占76.7％(表3)。

对于CR8，29个行业的市场集中度低于40％，按照贝恩的市场结构分类，属于原子型，其中，18个行业的CR8低于10％；只有C16介于40―45％，属于低集中寡占型市场结构。2003-2008年，6个行业的市场集中度呈现上升趋势；其余均下降。集中度降低的行业占80％(表4)。

基于相对集中度分析，我国制造业的HHI值也较低。30个行业的HHI指数均低于500，属于竞争II型市场结构。其中，HHI指数值在50以下的行业有22个；4个行业的HHI值介于10和100之间；C25、C28和C43的HHI指数值介于100-150之间；只有C16的HHI值在400-500。2003-2008年。30个行业中，5个行业的市场集中度趋于上升；其余25个行业均降低，集中度降低的行业占83.3％(表5)。

概括起来，我国制造业市场集中度呈现上升趋势的行业有：烟草制品业(C16)，纺织业(C17)，纺织、服装、鞋、帽制造业(C18)，有色金属冶炼及压延加工业(c33)，通信设备、计算机及其他电子设备制造业(C40)，工艺品及其他制造业(c42)。

(二)三位行业细分市场集中度

依据2003-2008年制造业三位细分行业数据分析，我国制造业市场集中度依然较低。在169个子行业中，151个行业的CR4低于30％，属于原子型市场结构，其中，65个行业的CR4低于10％；卷烟(C162)，竹、藤家具(C212)，再生橡胶(C294)，橡胶靴鞋(C296)，烘炉、熔炉及电炉(C356)，航空航天器(C376)，其他电气机械及器材(C399)等7个行业介于30-35％之间，属于低集中寡占型；介于35-50％之间的有5个行业，分别是：其他烟草制品加工(C169)，纸浆(C221)，贵金属冶炼(C332)，农、林、牧、渔专用机械(C367)，通信设备(C401)，属于中(下)集中寡占型；烟叶复烤(C161)、交通器材及其他交通运输设备(C379)、雷达及配套设备(C402)、其他仪器仪表制造及修理(C419)4个行业介于50-65％之间，属于中(上)集中寡占型。动态剖析，只有34个行业市场集中度趋于上升，其余均呈现下降趋势，市场集中度下降行业占79.9％。

基于CR8，有151个子行业的CR8低于40％，属于原子型市场结构，其中，CR8在10％以下的包括32个行业；C294、C367、C376、煤制品制造(C423)等4个行业介于40-45％之间，属于低集中寡占型；12个介于45-75％之间，属于中(下)集中寡占型，最高的是C169。动态剖析，只有28个行业表现出上升趋势，其余行业市场集中度均降低，集中度降低行业占83.4％。

对于HHI指数，160个行业的HHI指数低于500，属于竞争Ⅱ型，其中，HHI指数低于100的就有94个行业，占55.62％；C169、C296的HHI值介于500-1000之间，属于竞争I型；C221、C402介于1000-1400之间，属于低寡占Ⅱ型；C161、C379介于1400-1800之间，属于低寡占Ⅰ型；只有C419介于1800-~3000之间，属于高寡占Ⅱ型。动态分析，只有32个行业市场集中度呈现上升趋势，其余均下降。

五、重点行业的市场集中度

医药制造业、通用设备制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业是我国吸收外资的重要行业，本部分选取绝对集中度CR4指标，对其市场集

中度分析。

(一)医药制造业市场集中度

在医药制造业三位细分行业中，根据贝恩市场结构分类，化学药品原药制造(C271)由低集中寡占型演变为原子型。化学药品制剂(C272)，中药饮片加工(C273)，中成药(C274)，兽用药品(C275)，生物、生化制品(C276)，卫生材料及医药用品(C277)等行业一直处于原子型。动态分析，C271下降较快，C272变动平缓，C273、C276、C277振荡下降，C275、C275平缓下降(图1)。

(二)通用设备制造业市场集中度

通用设备制造业中，锅炉及原动机(C351)，金属加工机械(C352)，泵、阀门、压缩机及类似机械(C354)，轴承、齿轮、传动和驱动部件(C355)，风机、衡器、包装设备等通用设备(C357)，通用零部件及机械修理(C358)，金属铸、锻加工(C359)都是原子型，起重运输设备(C353)由低集中寡占型变为原子型。烘炉、熔炉及电炉(C356)由原子型变为低集中寡占型，后又进入原子型。C355、C357-C359的CR4基本低于10％，平缓下降；C353趋于下降；C356下降明显(图2)。

(三)专用设备制造业市场集中度

专用设备制造业9个细分行业中，只有农、林、牧、渔专用机械制造(C367)为低集中寡占型，其余行业均为原子型市场结构。C367行业集中度先升后降，波幅较大；电子和电工机械专用设备制造(C366)平缓下降；医疗仪器设备及器械制造(C368)下降幅度较大；其余行业平缓下降，但下降幅度不大(图3)。

(四)交通运输设备制造业市场集中度

交通运输设备制造业7个子行业中，交通器材及其他交通运输设备制造(C379)由中上集中寡占型变为中下集中寡占型；航空航天器制造(C376)由中下集中寡占型变为低集中寡占型；其余行业均为原子型。动态分析，铁路运输设备制造(C371)、摩托车制造(C373)、自行车制造(C374)波动不大；汽车制造(C372)、船舶及浮动装置制造(C375)平稳下降；C376振荡下降，幅度也较大；C379下降明显，由65.28％降为39.2％(图4)。

六、结论及需要进一步研究的问题

大量的FDI对我国经济的各个层面产生了重要影响，产业依附、行业垄断、国家经济安全受到威胁等成为广泛关注的问题，其核心是外资是否控制了我国的产业，市场集中度从一定程度上表明了FDI对我国制造业的影响力和控制力。研究结果证明，FDI没有对我国的制造业市场集中度产生影响，各细分行业的市场集中度处于较低水平，并且呈现日益下降的态势。

关于本文的研究结论，还有许多需要进一步研究的问题：

第一，市场集中度与市场结构。市场集中度是衡量市场结构的重要指标，但并非等同。因为影响市场结构的还有产品差异化、进入壁垒等因素。由于公司之间差异较大，且具有隐蔽性，所以难以对差异化和壁垒深入研究。事实上，目前许多跨国公司采取知识产权保护、技术封锁、商业贿赂、上下游关联企业控制等手段，在华构筑了层层市场壁垒。表面上完全竞争的市场，背后隐含了种种不公平的竞争。

第二，大国经济与小国经济。本文判断市场竞争性的唯一依据是相对集中度和绝对集中度指数。该指数的计算与国家的经济规模密切相关。像中国这样经济总量庞大的国家，任何一个细分行业都存在成千上万的企业，任何一个企业要想谋取较大的市场份额都十分困难。CRn和HHI指数所决定的市场结构类型，未能将大国和小国经济加以区别。因此，根据CRn和HHI指数所判定的我国市场结构类型容易造成低估。

第三，FDI的不均衡性。长期以来，我国吸收的FDI存在显著的不平衡性，特别是行业和地区不均衡。表面上，我国FDI的2／3流入了制造业，约1／3进入服务业。事实上，服务业中房地产占60％，商务服务和零售批发占30％；制造业中，通信设备、计算机及其他电子设备制造业占FDI总量的10％以上。虽然FDI对我国的整体市场没有构成垄断，但部分行业被外资牢牢控制，例如IT产业，外资占据了国内市场的65％，垄断了出口市场的93％。在个别产品上，外资企业的控制力更为明显，例如上海强生与罗氏制药一起垄断了目前中国血糖仪60％到70％的市场。所以，鉴于FDI的行业不均衡性，需要仔细分析个别行业、个别产品的市场集中度，当然，外资企业并非是利益共同体，彼此之间的市场竞争也是十分激烈的。

篇3

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。

参考文献：

蔡锐。刘泉，2004，中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析[J]。世界经济研究(8).

陈石清2006，对外直接投资与出口贸易：实证比较研究[J]财经理论与实践(1).

邓宁1993，重估外国直接投资的利益[J]国际贸易问题(10)，邱立成，王风丽2008，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(6).

王英2006刘思峰对外直接投资贸易效应的实证研究综述[J].对外经贸实务(12).

王元龙，1996，西方对外直接投资动因与实质评析[J]国际金融研究(2).

王跃生2007 FDI理论与我国对外投资的基础[J]，南方金融(8).

项本武，2005中国对外直接投资的贸易效应[J]统计与决策(12).

篇4

【关键词】对外直接投资 风险类型 风险原因 风险对策

一、中国企业对外直接投资的现状分析

二十世纪末以来，我国主动参与国际经济活动，鼓励对外直接投资。近年，国企对外直接投资的规模变大，投资领域变宽。中国对外直接投资净额及外来直接投资金额有所增长。

（一）中国企业对外直接投资的主体

中国对外直接投资主体主要特点是：

1.多元化是中国对外直接投资者的格局。国企占境内投资者的比重下降，国企境内投资者数量也有所下降。

2.投资主体行业分布中，制造业占投资主体数大部分，批发零售业为其次，其余是商务服务业、建筑业、农林牧渔业等。

（二）中国企业对外直接投资的形式

中国对外直接投资方式有以现汇出资、以国外贷款出资、以国内实物出资、以国内专利技术出资等方式。与东道国或第三国举办的合资与合作企业占中国对外投资企业所有权结构中绝大部分。中企对外直接投资方式有收购、跨国兼并、参股及股权置换。

二、中国企业对外直接投资风险成因分析

随着我国企业对外直接投资活动的发展，对外投资给我国企业面临更大的投资风险主要有：

（一）政治风险和成因

资本主义国家是我国企业对外直接投资的主要东道国。因政治制度不同，我国经济发展迅速，许多国家觉得受到威胁，限制中国经济发展。政治风险一般是因东道国政局的变动与战争、东道国制裁与保护主义政策及东道国国有化风险。

（二）外汇风险和成因

外汇风险是指因汇率变动使企业常面临海外投资资金的流动、成本和收益的不确定性。其成因一是世界主要发达国家实行浮动汇率制，各国国际投资行为介入。二是东道国金融稳定性不高，货币易贬值。三是我国企业在对外投资从事汇兑时，对全球的金融形式与发展分析与评估不足，使我国汇兑损失。

（三）管理风险和成因

管理风险是指因企业对外直接投资时，其管理环节的不确定性使企业的投资收益有风险。我国对外直接投资时，管理风险成因有：一是我国企业保持稳定。市场竞争日益激烈，要适应和生存必须变革和创新。二是东道国的会计制度与我国有差别。中国境外投资企业财务披露与信息公开存在不足，易使融资或股东利益分配有困难。三是因跨国企业人力资源主体的构成多元化。西方实行独立决断和个人负责，中国国企实行集体决策。四是因中国企业对外直接投资时，常不注意各国家间文化差异。不利于国内母公司和海外公司相互沟通协调，不能及时对变化作出调整。

（四）经营风险和成因

经营风险是指因为企业在生产经营中因决策上的失误而造成经济损失的可能。经营风险成因是国际市场环境变化的影响和企业内部在投资过程中控制、决策、模式选择等经营策略的运用不得到而带来的影响。

（五）技术风险和成因

中国海外投资企业的技术水平与发达国家企业的差距不小，主要因为：中国许多企业在海外投资活动中，面临的行业或特定技术的标准都与东道国会有较大差别。且发达国家与发展中国家相比对知识产权的保护较完善。因知识产权保护意识落后，不能有效监控可能会损失，技术本身的特性也会给企业带来风险。

（六）法律风险和成因

因为世界各国的政治制度等不同，发展战略和技术政策不同，对待外资的立法也不同。法律风险是指因法制原因给投资者造成损失的风险。主要原因是中国对外直接投资政策体系和法律制度有缺陷，中国海外投资企业无序、盲目的竞争，使亏损较大，大量资金流出。且因法律的冲突与差异，我国企业不能认清自己的经济行为触犯了东道国的有关法律规定与否，使潜在的投资风险增加。

三、中国对外直接投资风险管理策略

（一）境外投资风险的宏观管理策略

1.制定和完善对外直接投资的国家干预战略。保证对外直接投资战略实施地长期稳定。降低投资的宏观风险。

2.建立统一的对外直接投资管理机构，实行有效的管理方法防范管理风险。为从事对外直接投资行政管理事务必须建立统一的管理机构，可建一个具有政府和私人两种身份的机构。作为政府机构，按照政府政策制定方针，运作政府提供的保险储备金。作为法人，以自己的名义、控诉，出面解决纠纷，这样可更好的向东道国索赔。

3.健全和完善鼓励性的海外投资倾斜政策。中国企业必须了解东道国各方面信息，选择正确的投资区域和投资项目，合理确定投资规模才能防范经营风险。同时中国要培训有关技术人员、帮助进行技术研究和开发，提高海外投资企业的技术水平，降低技术风险和经营风险。

4.健全对外直接投资的法律体系。制定一部有中国特色且与国际接轨的法律，使我国的对外投资有法可依。

（二）中国境外企业风险管理对策

1.投资前期的预防措施。一要认真选择东道国，明确发展战略和市场定位，做好风险评估。二是企业内部风险防范。三要建立对外直接投资的全面风险管理体系。四是采用有效的灵活性投资方式，使投资经营活动的适应性与竞争力更强。

2.企业经营过程中的避险措施。一要实施经营战略的多角化。这样可降低风险且有利于创造我国国际品牌。虽会增加成本，但能较好的防范非系统性风险。二是举债于当地。从东道国筹措资金用于周转、应急、再投资等可规避风险，可减少损失，降低外汇风险。三要控制关键技术，掌握市场信息，预测市场变化。这样可使我国对外投资企业及时掌握信息，避开市场风险，争取收益。四要全面提高对外投资主体的综合素质和竞争能力。

3.采用以下措施可以尽可能的减少企业在投资运用中可能出现的风险。一是要选择适当的币种。尽量选择“硬币”或“软币”（“硬币”是汇率呈上升趋势的，“软币”是抛出汇率呈下降趋势的）；不能准确判断汇率波动时，选择多种货币，分散汇率波动的风险，减小损失。二是要扩展货币来源。我国企业应筹措多种不同的货币，避免因一种货币的汇率波动便导致我国企业资金、财政状况受到影响。三是搞清企业的投资情况和环境，正确的划分投资资金以及企业留用资金。合理配置资金资源，保证资金的顺利流通使经营管理更好地进行，实现预期的财务成果。

参考文献

[1]田泽.后危机时代我国企业对外直接投资风险与对策[J].现代经济探讨，2010，（10）:51-55.

[2]涂玉龙，吴斌.浅析中国企业对外直接投资风险管理问题[J].致富时代（下半月），2011，（6）:142.

篇5

关键词：对外投资 区位选择 现状及建议

1 我国对外直接投资区位选择现状

根据近年来我国对外直接投资及区位选择现状，下面我们将先从我国对外直接投资的规模进行总体的统计描述，然后再具体到地区分布方面。

截至2011年底，对外直接投资净额（流量）实现了自数据以来连续十年的增长，达到746.5亿美元，同比增长8.5%，再创年度投资流量的历史新高。对外直接投资累计投资存量更是突破4000亿美元，达到4247.8亿美元。投资遍布全球七成国家地区，我国13500多家境内投资者在国（境）外设立对外直接投资企业（以下简称境外企业） 1.8万家，分布在全球177个国家（地区）。2011年末，我国对外直接投资前20位的国家（地区）存量累计达到3856.09亿美元，占我国对外直接投资存量的90.8%，国家聚集度较高。

根据商务部历年投资统计公报显示，我国对外直接投资项目的区位分布呈现相对集中的特点。我们不难发现这种相对集中的表现形式，正是反映了我国企业进行区位选择是具有共同的行为特征。

根据2012年统计年鉴，我国对外投资最多的是亚洲地区，投资流量为454.9亿美元，占当年投资流量的60.9%。截止2011年底，对亚洲的累计投资存量为3034.3亿美元，占我国对外直接投资总存量的71.4%。主要分布在我国香港、新加坡、印度尼西亚、我国澳门、韩国、泰国、越南、日本等国家和地区。

对拉丁美洲投资流量为119.3亿美元，占投资总流量的16%。累计投资存量为551.72亿美元，占我国对外直接投资总存量的13%。主要分布于英属维尔京群岛、开曼群岛、墨西哥、巴哈马等国家和地区。

对欧洲投资流量为82.5亿美元，占投资总流量的11%。累计投资存量为244.5亿美元，占我国对外直接投资总存量的5.76%。主要分布于法国、英国、俄罗斯、德国等国家。

对非洲投资流量为31.7亿美元，占投资总流量的4.3%。累计投资存量为162.4亿美元，占我国对外直接投资存量的3.82%。主要分布于苏丹、尼日利亚、阿尔及利亚、马达加斯加、几内亚等国家。

对北美洲投资流量为24.8亿美元，占投资总流量的3.3%。累计投资存量为134.7亿美元，占我国对外直接投资存量的3.17%。主要分布于美国、加拿大。

对大洋洲投资流量为33.2亿美元，占投资总流量的4.4%。累计投资存量为120亿美元，占我国对外直接投资存量的2.83%。主要分布于澳大利亚、新西兰等国家和地区。

2 对外直接投资区位选择的政策建议

2.1 针对东道国区位因素的政策建议

2.1.1 选择正确的对外直接投资区位战略。进行海外投资时，必须考虑东道国能提供的特定区位优势是否能使得这里的市场比国内市场、其他海外市场的利润更为丰厚。而且这些区位对所有公司开放，不管公司的规模和国籍并且是不可移动的。这些区位特定优势包括相关的基础设施和自然资源，劳动和物质成本，市场规模和特性，生产专业化，生产集中度，政府政策和税收激励等等。其中资源丰富型的国家和地区是我国对外直接投资的重要选择之一。我国对资源开发产业所进行的对外直接投资，不仅可以直接弥补在生产活动中的我国资源缺口，解决在对外投资中长期以来我国资源迅速减少、人均拥有量低的尴尬，并且还能促进资源开发产业的优化与发展。

2.1.2 转变我国对外直接投资的导向模式。我国对外直接投资区位选择以及增长和变化并不是“国际市场导向型”，在很大程度上其是属于“政策导向型”。政策导向型的基本特征是企业更注重境外投资选择的政策意义，而对东道国投资环境和进入条件缺乏从战略高度的考察和预期。比方说对我国香港的投资一直雄踞于我国榜首，大大的超过了对其他国家和地区的投资。我国对外直接投资的规模扩张和结构调整，因为政府的政策性介入行为太多而被限制。因此约束了企业的种种行为，这是有悖于市场发展规律的。所以，我国对外直接投资稳定发展的重要基础是逐步改变我国对外直接投资的导向和扩张模式。

2.1.3 针对东道国市场的不同特点采取不同的投资战略。针对东道国工资水平和生产效率的不同也可以考虑采用不同的对外直接投资战略，如在生产效率和工资水平较高的东道国投资时，投资国可考虑采用水平型对外直接投资，即在东道国设立子公司，然后根据当地具体情况来进行某种产品的设计、规划、生产、销售等所有的经营活动；在生产效率和工资水平较低的东道国投资时，投资国可考虑采用垂直型对外直接投资，即在东道国设立工厂或建立企业又或者是采用投资的方式把劳动密集型产品的某个生产阶段转移到劳动力成本相对较低的国家或地区进行，依靠东道国廉价劳动力从事垂直一体化生产。在资源丰富的东道国进行资源寻求型对外直接投资，对于技术发达的东道国，则从事战略资产寻求型的对外直接投资。

2.1.4 建立对东道国风险的防范机制，确保海外直接投资的安全。从往年观察，我国的对外直接投资对政治风险考虑较少，很多投资布局在经济风险比较大的地区。特别是非洲和中东地区，我国为获取原材料大量投资于这些发达国家尚且视为风险非常大的地方。对我国企业来说，为了避开和发达国家的跨国企业竞争，且能够以较小的代价获得必要的原材料资源，也为了保证投资安全，所以在无可避免的情况下需要在投资前对东道国的政治风险进行评估，同时应该建立一定的风险防范机制，定期进行评估。

2.1.5 重视市场潜力的挖掘，加大对经济增长迅速的新兴经济体的投资。目前而言，我国对外直接投资的类型属于资源寻求型，主要的投资对象还是资源丰富的国家。而国际上却是以市场寻求型为主的跨国公司，目前，我国的直接投资区位布局缺乏对市场潜力的重视。未来市场潜力大、经济增长迅速的地区，刚好和直接投资追求长期利益的目标一致。

2.2 针对企业内在特定因素的政策建议

2.2.1 提高国际市场地位，形成跨国企业自身的垄断优势。显而易见，投资国具有强劲的经济实力和其企业自身的垄断优势是增强全球化竞争的基础。所以要发展我国对外直接投资，一方面必须大力发展经济，增强自身的经济实力，从另一方面来说国内跨国企业在夯实对外直接投资的基础的前提下，培育自身垄断优势。当前，我国企业的现代企业制度建设滞后致使企业培育垄断优势的制度，尤其是国有企业在这方面表现非常突出。由于我国企业的不能形成自身垄断优势，因此国际竞争力普遍不强。只有大力推出和完善现代企业制度建设，才能为企业垄断优势的形成提供制度基础，相信我国日后会有很多企业通过形成自身的垄断优势，从而在国际市场上占据重要的地位。

2.2.2 优化我国对外直接投资布局，提高对外直接投资效率。第一，企业依据本身的投资动机及核心能力，来对国际化经营的方式和对外直接投资国家及地区进行合理科学的选择，制定对外直接投资战略。第二，大力鼓励企业引进先进的技术或创立民族品牌，提升自身核心竞争力，且积极寻求市场规模较大、科技发达的海外市场。第三，我国对外直接投资应更多的考虑寻求效率，借不同地区的要素价格差异，使企业实现全球化布局，加快国内产业结构的优化升级。第四，应通过提供信息咨询服务等手段来丰富企业对外直接投资的知识和经验，不断拓展企业对东道国市场环境、资源条件、基础设施状况和外资政策等投资环境信息来源渠道，鼓励企业循序渐进开展对外直接投资，以此减少投资的盲目性。

2.2.3 企业根据自身规模，选择合理区位。企业自身规模不同，则抗拒风险的能力也就不同。因此，合理选择区位有利于企业自身在东道国的发展，规避在对外直接投资中的风险。大型企业可以选择的区位灵活性较中小型企业更强，在国际竞争中的优势也更明显。因此，建议我国可以出台相关政策扶持中小型企业对外直接投资的发展，增加它们在国际市场竞争中的优势，来弥补它们自身发展的不足。同时可以进行优秀中小型企业评比，将国家对外直接投资的基础设施建设交给有资质的中小型企业，带动这些企业发展进步。

参考文献：

[1]宋维佳，许宏伟.对外直接投资区位选择影响因素研究[J].财经问题研究，2012（10）.

篇6

“十五”时期，中国启动并实施了“走出去”战略，鼓励和支持有条件的各种所有制企业对外直接投资和跨国经营，主动参与各种形式的国际经济技术合作。目前，中国企业对外投资、承包工程、劳务合作等对外经济合作业务已遍及全世界近200个国家和地区，基本形成了“亚洲为主，发展非洲，拓展欧美、拉美和南太”的多元化市场格局。中国企业跨国投资和经营取得显著成就。

截至2005年底，中国对外直接投资额存量达到572亿美元，境外中资企业超过1万家；对外承包工程累计签订合同额1859.1亿美元，完成营业额1357.9亿美元；对外劳务合作累计签订合同额403.6亿美元，完成营业额356.1亿美元，派出各类劳务人员346.6万人次；对外设计咨询累计签订合同额23.4亿美元，完成营业额14亿美元。

1、对外直接投资“十五”时期快速增长

自从2001年12月中国加入WTO以来，国内企

表1 2001-2005年中国对外直接投资(非金融部分)情况一监表注：2001年以前中国对外直接投资数据来源于联合国贸发会议各年度《世界投资报告》，2002-2005年中国对外直接投资数据来源于中国商务部统计数据资料来源：中国商务部《2005年度中国对外直接投资统计公报》。业不失时机地开展对外投资，中国对外直接投资快速增长。中国对外直接投资净额(非金融部分)由2002年的27亿美元增加到2005年的122.6亿美元，年均增长65.6％；每年新设境外企业数由2001年的312家增加到2005年的1067家，年平均增长36．0％(见表1)。

2005年中国对外直接投资额达到122.6亿美元，同比增长123％。其中：新增股本投资38亿美元，占31％；当期利润再投资32亿美元，占26％；其他投资52.6亿美元，占43％。

从统计数据上看，2005年中国对外直接投资流量呈现以下几个特点：一是当年对外直接投资额首次超过100亿美元。二是通过境外企业收购、兼并方式实现的直接投资65亿美元，占当年流量的53％。三是境内投资主体对境外企业贷款形成的其他投资在直接投资中占43％。四是以投资控股为主的商务服务业投资占当年投资流量的四成。2005年中国对外直接投资流向商务服务业49.4亿美元，占当年流量的40.3％；制造业22.8亿美元，占18.6％，主要是通信设备、计算机及其他电子设备制造业、交通运输设备制造业、通用设备制造业、纺织业、木材加工业、黑色金属冶炼及压延业等；批发和零售业22.6亿美元，占18.4％，主要是从事进出口贸易类企业的投资；采矿业16.8亿美元，占13.7％，主要是石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业的投资；交通运输、仓储业5.8亿美元，占4.7％，主要是水上运输业的投资；其他行业5.2亿美元，占4.3％。五是在开曼群岛、香港、英属维尔京群岛等传统避税地投资占当年流量的81％。六是对拉丁美洲地区的投资超过亚洲地区跃居第一。2005年，中国对拉丁美洲地区的投资为64.7亿美元，占流量总额的52.6％。首次超过亚洲地区位居榜首，主要流向开曼群岛、英属维尔京群岛、巴哈马。亚洲43.7亿美元，占35.6％。其中，香港地区34.2亿美元，仍为投资热点；以下依次为：韩国、马来西亚、也门、蒙古、阿拉伯联合酋长国、越南、老挝等国家。欧洲5.1亿美元，占4.2％。主要流向俄罗斯、德国、哈萨克斯坦、英国、吉尔吉斯坦等国家。非洲4亿美元，占3.3％。主要流向苏丹、尼日利亚、南非、几内亚、加蓬、埃及等国家。北美洲3.2亿美元，占2.6％。主要流向美国、百慕大群岛、加拿大。大洋洲2亿美元，占1.7％。主要流向澳大利亚。七是中央管理的企业及沿海地区投资拉动作用显著，地方的对外投资流量较上年增长1倍多。2005年，地方对外投资额20.6亿美元，较上年增长111.5％。其中，上海、浙江、广东、黑龙江、山东五省市投资最为活跃，当年对外直接投资额均超过1亿美元，分别较上年增长224％、119％、49％、195％、195％，以下依次是北京、江苏、河南、河北等省市。

2005年末中国对外直接投资存量呈现以下几个特点：一是存量规模继续放大，投资分布的国家(地区)更为广泛。2005年末中国对外直接投资存量572亿美元，较上年末增加124亿美元，共分布在全球163个国家和地区，比上年末增加14个国家和地区。二是从存量的构成情况看，利润再投资所占比重最大。在2005年末中国对外直接投资存量构成中，股本投资197.3亿美元，占34.5％；利润再投资270.4亿美元，占47.3％；其他投资104.3亿美元，占18.2％。三是行业分布情况看，商务服务业和批发零售业占到投资存量的一半。2005年末中国对外直接投资存量主要分布在以下行业：(1)商务服务业(主要为控资控股)165.5亿美元，占28.9％；(2)批发和零售业114.2亿美元，占20％，即进出口贸易类的投资；(3)采矿业86.5亿美元，占15.1％，主要是石油和天然气开采业、黑色金属、有色金属矿采选业的投资；(4)交通运输、仓储业70.8亿美元，占12.4％，主要是水上运输业的投资；(5)制造业57.7亿美元，占10.1％，主要分布在通信设备、计算机及其他电子设备制造业、纺织业、交通运输设备制造业、医药制造业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、电器机械及器材制造业等；(6)房地产业15亿美元，占2.6％；(7)计算机服务和软件业13.2亿美元，占2.3％，主要是电信和其他信息传输服务业的投资；(8)居民服务和其他服务业13.2亿美元，占2.3％，主要是为其他服务业的投资；(9)建筑12亿美元，占2.1％；(10)水利、环境和公共设施管理业9.1亿美元，占1.6％；(11)科学研究、技术服务和地质勘察业6亿美元，占1％，主要是专业技术服务业的投资；(12)农、林、牧、渔业5.1亿美元，占0.9％；(13)其他行业3.7亿美元，占0.7％。四是中国在亚洲、拉丁美洲地区的投资存量占到九成。亚洲地区406.3亿美元，占71％，主要分布在香港、韩国、澳门、新加坡、越南、泰国等国家和地区；拉丁美洲地区114.8亿美元，占20％，主要分布在开曼群岛、英属维尔京群岛；欧洲15.98亿美元，占2.8％，主要分布在俄罗斯、哈萨克斯坦、德国、西班牙、英国等国家；非洲15.9亿美元，占2.8％，主要分布在苏丹、阿尔及利亚、赞比亚、南非等国家；北美洲12.6亿美元，占

2.2％，主要分布在美国、百慕大群岛、加拿大；大洋州6.5亿美元，占1.1％，主要分布在澳大利亚、新西兰。五是中央企业对外直接投资存量占81.8％，地方的投资规模及所占比重均有所增加。从存量规模上看，2005年末地方的投资存量为93.8亿美元，较上年增加28.8亿美元；广东省雄居榜首，以后依次是上海市、北京市、山东省、浙江省、江苏省、黑龙江省、河北省、福建省、河南省。从所占比重看，2005年末地方的投资存量占16.4％，较上年末提高2个百分点。

根据6426家中国对外直接投资企业的统计资料汇总显示：从境外企业的国别(地区)分布来看，香港、美国、俄罗斯、日本、越南、德国、澳大利亚的聚集程度最高，集中了中国境外企业的45.6％；其中在香港的境外企业占16.5％，美国占10.3％、俄罗斯占5.8％、日本占3.8％、越南占3.5％、德国占3.1％、澳大利亚占2.6％。

从境外企业的行业分布情况看，制造业占境外企业总数的34.7％，批发和零售业占17.5％，租赁和商务服务业占17.5％，建筑业占7.6％。

从境外企业的所属省市情况看，浙江、广东、山东、江苏、福建、上海、黑龙江六省一市的境外企业数量占总数的50％，其中浙江省拥有境外企业1238家，占境外企业总数的19％。

从境外企业的设立方式情况看，子公司及分支机构占境外企业总数的96％，联营公司仅占4％。

2、对外承包工程、劳务合作和设计咨询显著发展

――对外承包工程“十五”时期翻一番

对外承包工程一直是中国企业跨国投资和经营的最重要领域。2005年，中国对外承包工程完成营业额达到217.6亿美元，比上年增长24.6％；新签合同额296亿美元，比上年增长24.2％。

2001-2005年五年间，中国对外承包工程完成营业额累计超过730亿美元，年均增长25％，比“九五”时期增长1倍；新签合同额累计992亿美元，年均增长22.7％(见表2)。到“十五”末对外承包工程企业数达1800多家。

表2 2001-2005年中国境外工程承包情况一览表

资料来源：根据中国商务部网站历年商务统计资料整理。

――对外劳务合作“十五”时期增长近五成

中国对外劳务合作在“十五”前二年有所起伏，从2003年开始，呈现快速增长势头。2005年中国对外劳务合作完成营业额48亿美元，同比增长27.5％；新签合同额42.5亿美元，同比增长21.3％；派出各类劳务人员27.4万人，比上年同期增加2.6万人；12月末在外各类劳务人员56.5万人，较上年同期增加3万人。

2001-2005年五年问，中国对外劳务合作完成营业额累计达到181亿美元，年均增长10.9％，比“九五”时期增长49％；新签合同额累计达到169亿美元，年均增长6.3％。2005年末在外各类劳务人员达56.5万人，比“九五”期末增加12.5万人(见表3)。到“十五”末对外劳务合作企业数达600多家。

――对外设计咨询有所增长

2005年，中国对外设计咨询完成营业额2.27亿美元，同比增长54％；新签合同额3.57亿美元，同比增长1.7％。2001-2005年五年间，中国对外设计咨询合作完成营业额累计达到6.1亿美元，年均增长37.8％；新签合同额累计达到10.6亿美元，年均增长41.9％。

从数字分析看，中国对外设计咨询近两年完成营业额有所增长，但总体规模非常小，是企业“走出去”的薄弱环节，也是今后需要拓展的领域。

表3 2001-2005年中国对外劳务合作情况一览表

资料来源：根据中国商务部网站历年商务统计资料整理。

表4 2001-2005年中国对外设计咨询情况一览表

资料来源：根据中国商务部网站历年商务统计资料整理。

二、跨国投资和经营的问题

1、跨国投资和经营的模式比较单一

虽然中国企业“走出去”开展跨国投资和经营的形式日趋多样，但目前仍然是以对外承包工程的模式为主(见表5)。在2005年当年中国企业跨国投资和经营的营业额(投资额)当中，对外承包工程收入比重最大，占55.7％；对外直接投资(非金融部分)部分占31.4％；而对外劳务合作、对外设计咨询分别仅占12.3％和0.6％。同样，截至2005年末中国企业跨国投资和经营的累计营业额(投资额)当中，对外承包工程收入比重依然最大，占59.0％；对外直接投资(非金

表5 中国企业跨国投资和经营的总体情况一览表

数据来源：根据中国商务部网站2005年商务统计资料整理。融部分)部分占24.9％；而对外劳务合作、对外设计咨询分别仅占15.5％和0.6％。

2、跨国投资和经营的规模仍然偏小

虽然中国企业跨国投资和经营的发展速度较快，但规模仍然偏小，中国企业“走出去”还处于起步阶段。在过去的5年里，作为跨国投资和经营主要的形式之一，中国新设境外企业数量和对外直接投资额的年均增长率分别达到36.0％和65.6％，但与全球对外直接投资总体情况相比，中国对外直接投资额所占的比重很小。据联合国贸发会议(UNCTAD)《2005年世界投资报告》显示，2004年全球对外直接投资(流出)流量7302.6亿美元，存量97322亿美元，以此为基础测算，2005年中国对外直接投资分别相当于全球对外直接投资(流出)流量、存量的1.68％和0.59％。从对外直接投资流量看(见图1和图2)，2005年中国在发展中国家中位居第一，超过了新加坡(106.7亿美元)、俄罗斯(96亿美元)和巴西(94.7亿美元)，但只相当于发达国家中美国(2293亿美元)的百分之五，不足英国(654亿美元)的20％。从对外直接投资存量看(见图3和图4)，2005年末中国在发展中国家中排位第三，相当于第一名新加坡

(1009亿美元)的一半，只有发达国家中美国(20182亿美元)的百分之三，英国(13781亿美元)的百分之四和德国(8336亿美元)的百分之七。从平均投资规模看，中国境外投资多以中小型企业为主，除少数资源开发型项目和跨国并购项目，相当一部分项目的实际投资额只有几十万美元。根据2003年底的数据计算，目前中国境外投资企业累计平均项目投资额为153万美元。

图1 2005年中国与主要发达国家对外直接投资

(流量)比较 单位：亿美元

资料来源：2005年中国对外直接投资数据来源于商务部统计数据，其他国家对外直接投资数据来源于联合国贸发会议2005年世界投资报告。图2-4同。

图2 2005年中国与主要发展中国家对外

(流量)比较 单位：亿美元

图3 2005年末中国与主要发达国家对外

直接投资(存量)比较单位：亿美元

图4 2005年末中国与主要发展中国家对外

直接投资(存量)比较单位：亿美元

3、跨国投资和经营的产业结构仍停留在较低层次

虽然跨国投资和经营的行业不断拓展，但低层次的格局仍未改变。中国企业跨国投资和经营所涉及的行业领域极为广泛，几乎囊括了三次产业的各个领域，并且企业在境外投资中越来越多地呈现出不同行业交叉投资的多样化发展趋势。但从总体上看，中国对外直接投资的产业结构不尽合理，表现在：对外直接投资过分偏重初级产品产业，主要以资源开发和初级加工制造业为主，缺乏技术密集型产业和高层次服务业的投资；从事商品流通的贸易企业偏多，而生产性企业和金融服务性企业偏少。例如，在2004年55亿美元的对外直接投资中，采矿业投资为18亿美元，高达32.73％。虽然技术密集型项目的投资近年有所增加，但比例还很低，跨国投资的低技术格局仍未改变。

4、跨国投资和经营业绩难如人意

近年来，“走出去”开展跨国投资和经营成为中国相当一部分企业的战略选择。2003年以来，中国政府陆续出台了一些政策，放松了对资本项目的外汇管制，中国企业开始涉足海外资本市场。据统计，2005年中国企业海外并购的交易额高达65亿美元，超过当年对外直接投资流量的50％。然而一些研究表明，60％-70％的并购案例是失败的，其中，收购企业中约有3/4股价下降了20％以上，仅有36％的企业能维持收入增长。最明显的例子便是曾列为2004年度中国最大海外投资案例之一的TCL和阿尔卡特案，该投资使TCL损失巨大。

更有研究指出，中国海外投资企业仅有三成盈利，三成亏损，四成维持。最明显的例子便是中航油事件，由于监管不到位，2004年中国航油(新加坡)股份有限公司投机期货亏损5.5亿美元，造成了海外企业国有资产的大量流失。

三、跨国投资和经营的策略

1、加快推动企业跨国投资和经营的相关制度创新

一方面，产权制度的缺陷严重影响了中国企业“走出去”开展跨国投资和经营的目的、途径和效率。对于国有企业，产权界定不清晰，普遍存在着所有者缺位现象。这就使国有企业的经营者虽然享有了国有资产的控制权，但并没有享有与其控制权相应的收益权，以致国有企业的经营者缺乏足够的激励去正确行使权利和履行相应的责任。国有企业经营者为获取控制权收益而进行一系列短期行为，致使企业跨国投资和经营目的不是以市场为导向，而是受内部管理层或者人自身利益最大化的影响，从而使企业跨国投资和经营出现明显的决策失误现象。另外，产权安排也决定着管理制度。由于国有企业产权制度对经营者缺乏有效的激励、监督和约束机制，无法使经营者合理地行使其权利，从而造成国有企业母公司本身管理制度上的缺陷。而境外子公司(机构)的治理机制实际上又是国内母公司治理机制的延伸，这就造成了一些中国境外公司(机构)内部管理混乱、内部人控制等严重问题，进而直接导致了这些国有企业海外投资经营失利。最典型的例子便是中航油事件和中国银行纽约分行事件。

对于民营企业，产权安排不合理使相当一批中国民营企业“走不出”、“长不大”。从产权安排最基本的层面上看，民营企业的产权关系是明晰的。但要想使企业有效运作，还必须解决产权结构与层次问题，即企业内部的产权安排问题。由于产权安排不合理，中国民营企业始终难以摆脱个人和家族对企业的控制。这就从根本上限制了企业多渠道吸收人才，不利于技术专业化与管理专业化的形成，弱化了家族以外成员对企业的凝聚力。正是由于这种产权结构安排的不合理，中国现阶段民营企业规模普遍较小，专业人才匾乏，开拓国际市场能力不强。尽管众多民营企业产权相对清晰、机制灵活、市场取向显著，但苦于这种自身缺陷，面对诱人的市场机会、有力的政策导向，只能对“走出去”决策持观望或采取小规模试探性动作。

另一方面，政府宏观制度安排不合理，在一定程度上阻碍了中国企业“走出去”战略的实施，导致现阶段中国企业跨国投资和经营的模式比较单一、产业发展停留在低层次的格局。

改革开放以前，中国政府宏观经济制度安排一直是为公有制经济保驾护航。经过20多年的发展，非公有制经济已经成为中国社会主义市场经济的重要组成部分，可相应的宏观经济制度的改革明显滞后于经济发展。例如，中国目前尚无《对外投资法》，不利于企业依法开展跨国投资经营和政府依法行使管理权；已有的一些法规和政策也往往由于不完备、不配套而难以落实；中国尚缺乏境外投资保险制度，对投资者在境外可能遇到的风险不能提供充分的保护；中国驻外使馆所获得的商业信息一般都反映到中央有关主管部委，按行政隶属关系再向有关部门和地方政府传递，基本上是一条单向、封闭的线路。因而，在这种缺乏足够合理的宏观制度安排情景下，中国企业跨国投资和经营大多选择了具有劳动力密集型优势的、风险相对较小的模式――对外承包工程和中国经济发展急需且技术层次相对较低的资源

型行业。

因此，进一步推动中国企业“走出去”战略的实施，有效解决前进中的问题，关键在于制度创新。

就企业而言，应力图建立起能有效降低交易费用、激励企业“走出去”开展跨国投资和经营的新的制度安排。

就政府而言，作为市场的组织者和监管者，应力图完善各种宏观制度安排，避免政府角色的越位、缺位与错位，加快建立适应经济全球化的管理体制和制度，建立政府与企业新的协调配合关系。具体讲，一是要调整完善相关政策，包括外汇政策、审批政策等；二是尽快通过《对外投资法》、《境外投资保险法》等法律法规，为企业跨国投资和经营创造一个公平、宽松的环境；三是通过政府有效的制度安排，以提高应对境外突发事件的疏导、预防、预警能力；四是要重点扶持帮助企业“走出去”的中介机构，如咨询公司、会计师和律师事务所等，以形成一套集约式的中介服务；五是大力推动政府间区域经济合作和投资保护协定的签订，为中国企业跨国投资和经营构筑良好平台，保护中国企业跨国投资和经营的合法利益。

2、积极调整和优化对外直接投资的产业结构

一是根据对外直接投资产业动态发展原则选择中国对外直接投资重点行业。

对外直接投资产业选择的国际经验表明，不管是美、日等发达国家还是亚洲新兴工业化国家与地区，其产业选择大都经历了从资源开发型产业――制造业一一第三产业为主的发展过程。中国对外直接投资产业分布状况表明，资源开发型产业一直是中国对外直接投资的重点。中国是一个人均资源相对贫乏的国家，发展资源开发型的对外直接投资有助于缓解资源缺乏这一经济发展的瓶颈，发挥对国内相关产业的前向辐射效应。但是，资源开发型产业毕竟属于低附加值的行业。国际经验表明，虽然资源开发型产业是对外直接投资初期的重点投资行业，但随着一国(地区)对外直接投资的发展，其所占比重呈明显的下降趋势。中国现阶段面临着经济结构和产业结构转型的任务，而制造业的对外直接投资能更有效地实现国内产业结构调整的目标。因此，中国当前对外直接投资的产业选择应从以资源开发型产业为主转向以制造业为主，加大制造业对外投资的力度。

二是注重发挥中国作为发展中国家的产业相对优势。

发展中国家的产业相对优势主要体现在成熟的标准化技术和适应较小市场需求或适应当地投入要素的技术。由于本国(地区)市场容量较小，资金技术实力较发达国家不足，他们往往要对从发达国家引进的技术进行改造使之符合自身需要：在进行对外直接投资时，海外子公司充分利用这些已经发展成熟的小规模劳动密集型技术进行生产。由于这些技术更符合那些国内市场有限、劳动力众多的发展中东道国的实际，因而在这些国家表现出强大的生命力。

对优势型对外直接投资而言，应选择能够发挥产业相对优势的行业。迄今为止，中国已建立了较为完整的工业体系，工业制成品在中国出口中占据绝对主导地位。虽然中国的工业制造业发展水平同发达国家相比尚有较大差距，但同一些发展中国家相比，中国在纺织、食品、冶炼、化工、医药、电子等产业上形成了一定的比较优势。此外，中国还拥有大量成熟的适用技术，如家用电器、电子、轻型交通设备的制造技术、小规模生产技术以及劳动密集型的生产技术，这些技术和相应的产品已趋于标准化，并且与其他发展中国家的技术梯度较小，易于为他们所接受。因此目前我们的对外直接投资重点应放在生产能力过剩、拥有成熟的适用技术或小规模生产技术的制造业上。

三是对外直接投资的产业选择方向应与国内产业结构高度化的发展趋势相一致。

当前，无论是美国、日本还是亚洲新兴工业化国家与地区，他们对外直接投资的产业重点大都落在了第三产业上。而中国目前的对外直接投资还处于起步阶段，国内产业结构的层次还比较低，因此不可能盲目地要求第三产业和高技术产业成为对外直接投资的重点。但是，这些产业代表了中国未来对外直接投资产业重点的发展方向，在推动国内产业结构升级方面大有可为。特别是高新技术行业，其海外投资能够及时追踪，获取国外最新技术成果，分享国际技术资源，带动国内产业的发展。因此，对学习型对外直接投资而言，投资的重心应落在技术密集型产业，特别是那些高新技术含量大、产品附加值高的行业，这符合对外直接投资的辐射效应和产业结构高度同质化要求。

综上所述，由于中国目前还处于对外直接投资的起步阶段，而且面临着借助对外投资来促进产业结构调整的任务，因此优势型对外直接投资是现阶段发展的重点。而以高技术产业为主的学习型对外直接投资因为具有一定的前瞻性，将决定中国未来在国际投资领域的竞争力。所以在发展优势型对外直接投资的同时，应逐渐加重学习型对外直接投资的比重，以保证中国产业发展的未来竞争力。

3、着力提高中国企业跨国投资和经营的核心竞争力

从企业跨国投资和经营的动机分析，国际跨国投资和经营大致可分为这样几种类型：一是自然资源导向型，即为寻求某种自然资源而进行的跨国投资和经营；二是市场导向型，包括突破贸易壁垒型投资和占领市场型投资；三是生产要素导向型，主要是指寻求低成本劳动力的跨国投资和经营。从中国企业跨国投资和经营的实践来看，影响企业开展跨国投资和经营的因素主要有以下几个方面：一是企业寻求更低的生产要素成本；二是专有技术和管理经验的吸引；三是优势的产业结构吸引；四是企业扩张的需要。企业只有选好跨国投资和经营的产业和跨国投资和经营的东道国或地区，确定并不断提高自己的竞争优势，才能实现企业稳步可持续的发展。成熟的运营方式和产业链对从事该产业的企业来说，可以提高运营效率、降低成本。

为了切实提高跨国投资和经营的核心竞争力，企业应该把增强跨国投资和经营竞争优势的重点放在提高劳动者素质和自主创新上来。

一是竞争优势高低层次的选择。竞争优势可以分为两大类，一类为低层次的竞争优势，一类为高层次的竞争优势。低层次的竞争优势，包括低廉的生产资料成本、运输成本等易被模仿的比较优势。高层次的竞争优势，是指高级专业人才、内部技术能力等。高层次的竞争优势能够借助长期累积并从持续对设备、专业技术、高风险研究、营销等方面的投资和经营发展而来，在适时的机会中形成跨国公司扎实的竞争优势。中国企业“走出去”进行跨国投资和经营，应该尽可能选择高层次的竞争优势，不断加强自身的研发能力，提高企业的自主创新能力，提高产品质量以及有关服务质量。

中国企业应当坚定地树立这样的信念：一个企业乃至一个国家只有拥有强大的自主创新能力，才能有效地应对激烈的国际竞争。特别是在关系国民经济命脉和国家安全的关键领域，真正的核心技术、关键技术是买不来的，必须依靠自主创新。因此，要充分发挥企业在技术创新中的主体作用，建立以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系。对于开展跨国投资和经营的企业来说，更应如此。企业要加大研发费用投入，改善关键设备和技术程序，与高等院校、研究机构联合建立实验室，加快科技转化为现实生产力的步伐，开展专业技术培训，引入高质量的人才。

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中图分类号：F832.6文献标识码：A文章编码：1003-2738（2012）03-0174-01

摘要：面对经济全球化不断发展的趋势，我国的经济结构和产业结构进一步优化升级，随着我国“走出去”战略的实施，对外直接投资得到了快速的发展。对于我国而言，只有把“走出去”和“引进来”战略有机结合起来，大力发展对外直接投资，积极参与国际竞争，才能够更好地在国际竞争中处于有利地位。本文首先论述了当前我国对外直接投资面临的问题，进而真对问题提出了相应的解决对策，为我国对外直接投资的发展奠定了重要的基础。

关键词：对外直接投资；对外贸易；对策

一、新时期我国对外直接投资面临的问题

1.投资规模小，抵御风险的能力差。

对我国的对外直接投资而言，投资规模比较小，主要体现在两个方面：一方面对外贸易投资主体的规模比较小，在国际贸易中参与直接投资的大部分都是中小企业，实力不够强大；另一方面是进行对外直接投资的资金实力不强，资金数量较少，无法与西方发达国家想比较。同时，正式由于我国对外直接投资的主体规模比较小，这也就决定了对外投资主体抵御风险的能力弱。

2.对外贸易投资结构不完善。

首先，从对外投资的区域来看，投资的区域相对集中。这样就容易造成了企业之间的竞争，客户相互挤压，导致了投资环境的不断恶化，不利于对外投资贸易活动的稳定运行；其次，对外直接投资的领域主要集中在金融业、零售业以及商品服务业，这样行业在一定程度上都不遵循比较优势原则，缺少学习FDI的动机；再次，从对外贸易投资的主体来看，国有企业是对外投资的主要力量，主体单一，不利于私营企业对外投资积极性的提升，容易造成国有资产的流失。

3.缺乏有效的对外直接投资发展战略。

在我国的对外贸易发展过程中，对外贸易直接投资还处于初级发展阶段，在发展过程中缺乏完善的投资发展战略。首先，企业对外投资具有试探性和偶然性。在当前企业的发展过程中，由于受到经济利益的驱使，而不是在全球范围内进行交易；其次，对我国的对外直接投资而言，大部分企业进行直接投资的目的是进一步扩大出口市场，而不是根据企业自身的发展实际进行直接投资的，这样只是注重的短期效益，而忽视了企业和国家的长远发展。

二、优化当前我国对外直接投资的对策

1.优化对外投资战略模式。

在当前的对外贸易投资中，没有一定的规模，就不会实现更高的经济效益，也就不可能具有较强的抵御风险的能力。首先，加大政府对投资的支持力度。相关政府部门要加大对对外投资的支持力度，进一步规范境外投资的市场秩序，为保证对外投资工作的顺利开展奠定重要的基础；其次，制定完善的投资战略。企业应该根据自身的发展实际，从长远的利益出发，制定适合企业自身发展的投资战略，保证对外投资工作的顺利开展；再次，中国企业，特别是我国的一些大中型企业应该，应该把握国际贸易发展的动向，充分利用原有的国内规模优势，运用市场的作用和国家的指导，使企业之间通过强强联合或相互兼并等措施来不断壮大自己的实力，为对外贸易投资的顺利开展提供重要的前提条件。

2.优化对外贸易投资结构。

首先，实现投资地区的多元化。为了克服当前我国对外贸易投资地域的集中化，我国的投资区域应该逐步向发达国家延伸，从而实现投资地域的多元化。只有这样，才能够更好地保证对外贸易的稳定运行，保证在国际市场中的竞争地位；其次，在投资行业选择上应该选择利于产业结构调整的行业。第一，加大对高科技产业的投入，一方面能够满足我国产业结构对技术的需求，同时也是我国获取先进技术的重要途径。第二，积极向海外转移技术成熟的产业，从本企业的实际出发，扩大出口的贸易总量；再次，要积极促进投资主体的多元化。一方面要积极发展国有企业在国际投资中的主体地位，同时还要积极鼓励更多的私营企业和民营企业进行对外直接投资，给予政策上的优惠，从而实现对外贸易投资主体的多元化，为企业的长远发展奠定重要的基础。

3.积极提高对外投资工作人员的总体素质。

首先，要积极深化人事制度改革，坚持“以人为本”的理念，不断完善人才的选拨、培训和派遣制度，完善企业经营者激励约束制度，吸纳具有丰富国际经营管理经验的海外和东道国人才为我所用，强化投资人员的综合素质，为贸易投资工作的顺利开展提供重要前提；其次，相关部门可以通过中外合作办学、国内院校和企业联合办学、国内专业培训以及选派人员到国际知名的跨国公司进行实践锻炼，实施跨国经营人才培养战略，多层次、多渠道对从事跨国经营的人员进行培训，以实施人才国际化和本土化战略，集聚人才，提高企业的竞争力，促进企业发展。

参考文献：

[1]柴庆春.中国对外直接投资的现状既问题分析 [J].国际贸易，2008，(1).

[2]冼国明，杨锐.技术累积，竞争策略与发展中国家对外直接投资[J].经济研究.

[3]国务院发展研究中心企业研究所课题组.中国企业国际化战略.北京:人民出版社.2006.

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>> 发展中国家对外直接投资对技术创新的影响研究 中国对外直接投资的贸易效应研究 对外直接投资、进出口贸易对中国原油进口影响的实证研究 中国对外直接投资对进出口贸易的影响分析 探索中国对外直接投资对进出口贸易的影响 中国对外直接投资对出口贸易的影响 我国对外直接投资国家战略规划研究 外商直接投资对我国对外贸易的影响研究 中国对中亚国家直接投资的出口贸易效应研究 我国对外直接投资国内技术进步效应的实证研究 中国对外直接投资对技术进步的影响研究 东道国制度对中国对外直接投资影响的实证研究 中国对外直接投资对技术进步的影响程度研究 中国对拉美直接投资的贸易效应研究 中国对外贸易与对外直接投资的关系研究 外国直接投资对中国出口贸易结构间接影响的研究评述 外商直接投资对中国双边服务贸易流量的影响研究 中国对外直接投资的贸易效应分析 发展中国家对外直接投资理论及对中国的启示 发展中和转型期国家对外直接投资：对发展的影响 常见问题解答 当前所在位置：l#first）。控制变量中，两国地理距离来源于法国国际预测研究中心（http：//cepii.fr/CEPII/en/welcome.asp），汇率波动数据来源于（http：///wds/ReportFolders/reportFolders.aspx）。其他数据均来自世界银行发展指标数据库（http：///）。

2.数据处理与说明：

本文选用2003-2014年度中国对东道国的年度对外直接投资存量（万美元）的对数值（lnofdi）作为模型的被解释变量。由于双边贸易成本采用贸易流量计算的比值，因此，GDP等数据不进行平减均使用当年名义值（黄珊[20]，2012）。中国对外直接投资的相关数据来源于商务部公布的《2015年度中国对外直接投资统计公报》。

基于引力模型的经验研究，一般采用引力模型的对数形式，这主要是因为经济生活中各因素间的相互关系往往是几何形式而非算术形式的，而对数形式不仅可以使引力公式线性化，又可以减少数据中的异常点，还可以避免数据残差的非正态分布和异方差现象（张海森、谢杰[21]， 2008）。在扩展模型和中考虑到资源禀赋，互联网指数、汇率波动及班轮运输指数都是指数形式，故不进行对数化处理。虚拟变量通常而言不进行对数化处理。

三、实证结果分析

（一）基准回归

系统GMM估计法能够较好的解决内生性问题，但是必须对残差项是否存在序列相关以及工具变量的有效性进行检验。表3-1的回归结果各列AR（1）检验对应的P值均小于10%，而AR（2）检验对应的P值均大于10%以上，从而可以推断残差的序列存在一阶相关，二阶不相关，符合模型设定要求。sargan 检验的P值均大于10%，拒绝原假设，说明工具变量不存在过度识别问题，工具变量设定有效。综上，可以接受采用系统GMM法估计本文的计量模型相对是合理的。

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一、研究背景及意义

随着全球经济一体化的加快发展，我国积极实施“走出去”战略以开拓国际市场，促进经济发展。近年来，我国企业对外直接投资规模不断扩大且发展迅速，但同时由于东道国和我国自身环境、政策、制度和经济发展水平等多重因素的影响，我国企业在“走出去”过程中仍面临许多问题。因此，研究如何营造一个更好的国内大环境以帮助和促进中国企业“走出去”十分必要。现有的研究大多是考察东道国各方面因素对我国企业对外投资的影响，本文从中国自身的角度出发，旨在研究基于母国层面影响我国企业“走出去”的决定因素。

二、变量与模型

（一）模型构建的理论基础

国际直接投资理论包括从企业角度出发的微观理论，海默的厂商垄断优势理论、巴克莱和卡森的内部化理论以及邓宁的国际生产折衷理论等，另外还有从国家角度出发的宏观理论，它不是根据厂商行为，而是根据不同国家生产要素或生产环境的差别，来对国际直接投资做出解释，这也是本文模型建立的理论基础。

（二）变量的选取

1被解释变量

选取的因变量为中国对世界的直接投资总额（OFDI），该数据直接反映我国企业对外直接投资规模。

2解释变量

（1）一般变量

①国内生产总值（GDP）

GDP反映我国经济发展水平。相关对外直接投资决定因素的研究中，经济发展水平一直是被国内外学者广泛认可的决定因素之一。其中，Dunning（1981）从投资发展周期（IDP理论）角度对1967―1978年间的67个国家（包括发达国家和发展中国家）的对外直接投资流量数据与经济发展水平资料进行实证研究。结果发现一国的对外直接投资流量与其经济发展水平在一定阶段内呈正相关关系。

②外汇储备（FER）

外汇储备是衡量一国或地区对外投资能力的重要指标，也是开展对外直接投资的基础。一般说来，一国的外汇储备越多，对外直接投资总量就越多。

③金融机构人民币贷款基准利率（IR）

IR反映企业的投资成本。凯恩斯理论指出，一国利率和投资具有反向变动的关系，如果企业直接的资金来源为国内贷款，则国内利率的提高会增加企业的投资成本，从而导致对外直接投资的减少。

④美元对人民币汇率（EXR）

企业对外直接投资时，人民币汇率的波动会影响国内企业财富的升贬值以及其对外的投资成本等，从而影响对外直接投资总额。因此，东道国货币相对人民币的价值越低，对外直接投资总额会越高，即汇率与对外直接投资总额之间存在负相关关系。

⑤专利授权数量（IP）

反映国内企业的技术水平和垄断优势，根据垄断优势理论可知企业的垄断优势是它进行对外直接投资的主要决定因素，如果一国企业的专利授权数量增加，则在一定程度上可以反映该国企业技术水平和垄断优势的提高，从而促进国内企业对外直接投资总额，即专利授权数量与对外直接投资总额直接存在正相关关系。

⑥对外贸易依存度（DDT）

对外贸易依存度衡量我国经济对外开放程度，还反映一国对于国际市场的依赖程度。很多研究表明对外贸易和对外直接投资在发达国家主要表现为替代关系，而在发展中国家表现为互补关系即呈正相关。

（2）虚拟变量――政策（D1）

“走出去”战略虽然是在2001年被首次明确提出，但从2002年开始，相关主要政策才相继出台，国家外汇管理局通知2002年11月15日起取消境外投资汇回利润保证金制度，由原先严格管制境外投资转向逐步放松，有利于促进对外直接投资。

（三）模型构建

首先，建立原始多元线性回归模型如下：

OLS初步回归结果：

初步结果分析：模型的拟合程度非常好（R2=0995），F统计量的值（F=580223）在给定显著性水平α=5%的情况下也非常显著。预期的专利授权数量（IP）、对外贸易依存度（DDT）与OFDI应为正相关关系，但回归后得到系数均为负值；利率（IR）应与OFDI是负相关关系，但回归后系数为正值。此外，除GDP外其他解释变量的系数在5%的显著性水平下均无法通过t检验，说明这些变量可能对Y的影响较不显著、变量之间存在多重共线性或模型存在设定偏误等问题，需要在计量经济学检验中加以验证。三、模型检验与修正

（一）引入滞后变量

根据相关理论研究结果，认为专利授权数量（IP）对OFDI的影响可能存在滞后效应，取不同的滞后期进行计算发现，IP及其滞后项中IP（-2）即专利授权数量的滞后两期对OFDI的影响较为显著，故在初步模型选择引入IP（-1）、IP（-2）。

（二）引入政策的虚拟变量

发现政策D1无法通过t检验，所以舍弃该虚拟变量。

（三）计量经济学检验

1多重共线性检验

（1）简单相关系数检验（2）找出最简单的回归形式

分别作出Y与各解释变量间的回归：

可知，外汇储备（FER）影响最大，因此选c作为初始的回归模型。

（3）逐步回归

将其他解释变量逐步加入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程。

经逐步回归后，最终回归模型为：

2模型设定偏误检验

RESET检验结果如下：

可知模型不存在设定偏误问题。

3序列相关性检验

（1）DW检验

模型的DW值为269，在k=4，n=18，显著性水平为5%的情况下，查表得dL=093，dU=169。可知4-dU

（2）LM检验

利用Eviews得到LM检验结果如下：

5%显著性水平下，自由度为1的χ2分布的临界值384，由此判断原模型不存在序列相关性。

4异方差检验

（1）用怀特检验法进行检验，结果如下：

（四）模型含义以及研究的现实意义

1最终模型

2模型含义

汇率（EXR）是影响我国企业对外直接投资最显著因素，外汇储备（FER）、专利授权数量滞后两期（IP（-2））与企业对外直接投资均成正相关关系。汇率与OFDI二者之间的相关系数是-259，假设其他变量不变，汇率（美元对人民币）每降低1个单位，我国对外直接投资额会增加259个单位。

（1）汇率。汇率与OFDI之间存在显著的负相关关系。原因在于：如果东道国货币升值，相当于本国货币购买力增强，这就会降低企业对外收购、兼并等成本，使对外直接投资大量增加。

（2）外汇储备。外汇储备与OFDI之间存在较为显著的正相关关系，这是由于充足的外汇储备既是国家进行对外支付、调节经济的重要手段，反映一国实力、影响投资者信心；同时又有助于企业开展国际贸易。国内企业进行对外直接投资活动，需要大量的外汇提供资源、技术等方面的供给来支持资本的流出。因而，外汇储备情况在一定程度上促进了我国企业对外直接投资。

（3）专利授权数量的滞后两期。与OFDI之间存在较为显著的正相关关系，表明两年前的专利授权数量每增加1个单位，则相应当年的对外直接投资额将增长00003个单位。与前述的解释变量选取的科学性分析相符，技术创新能力的提升会促进中国企业的对外直接投资；并且与“专利技术投入实际应用中存在一定的滞后期”的假设相符。

（4）部分剔除解释变量的经济意义。模型结果显示国民生产总值GDP与OFDI之间不存在显著相关关系，这与预期不符，对其中的原因进行分析：

通过上述相关系数可知，GDP与模型最终解释变量之间的相关关系均较强，故推断GDP对OFDI的影响可能包含在最终解释变量FER、EXR、IP（-2）中。

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摘要改革开放以来，随着中国综合国力的迅速提高，我国对外直接投资取得显著成就。对外直接投资的发展，在给国内宏观经济带来利益的同时，亦出现了一些不容忽视的问题。本文将重点探究中国对外直接投资的现状及突出问题，并提出建议。

关键词对外直接投资现状问题；

一、我国对外直接投资发展现状

近十几年来，我国的对外直接投资呈加速增长的势头。2012年全年中国对外直接投资累计净额为746.5亿美元。而当前我国企业的对外直接投资的突出特点有：

1.我国对外直接投资持续稳步增长，且规模将进一步扩大。截止2011年，我国对外直接投资流量可达4247.8亿美元，比上年同比增长33.9%。中国已经成为国际对外直接投资中一股不可忽视的重要力量。邓宁的投资发展周期论的基本思想在于，一国净国际直接投资与其经济发展水平存在密切的正相关关系。因此，随着我国经济的发展，其流量与存量在未来还将继续有所增长。

2.对外直接投资的投资方式向多元化趋势发展，跨国并购成为最主要方式。2011年中国企业通过海外并购实现的对外直接投资超过272亿美元，占同期对外直接投资总量的36.4%。可见，中国对外直接投资方式由早期成立合资公司和新设立海外子公司为主逐渐变为跨国并购，并有进一步加强的趋势。

3.对外直接投资的投资主体仍集中于国有大中型企业，但非国有企业比例有上升趋势。虽然国企仍是我国对外直接投资的主力军，但非国有企业对外直接投资增长速度逐步加快。2011年末，在非金融类对外直接投资的存量中，国有企业占比为62.7%，较10年下降了3个百分点。

4.从对外直接投资的地区分布来看，我国海外投资主要集中在亚洲及拉美地区。截至2011年底，我国有超过1.35万境内投资者在国（境）外设立企业1.8万家，对外直接投资存量为4247.8亿美元，遍布177个国家（地区），占全球国家（地区）总数的72%，其中亚洲和非洲国家和地区的投资所占比重最高，可达76.9%。

5.从对外直接投资的行业分布来看，我国海外投资集中于租赁，商务服务业，金融业，采矿业。据商务部数据统计分析，2011年，商务服务业和租赁业、制造业、批发和零售业对外直接投资占到全年对外直接投资总流量的70.8%。

二、对外直接投资问题

我国对外直接投资的突出问题是对外直接投资流量大，存量小。2011年我国对外直接投资存量只占到世界对外直接总投资的2%。与主要发达国家相比较，我国对外直接投资整体规模明显偏小。对外直接投资还存在着以下问题：

对外直接投资的投资主体结构不合理。我国海外投资以国有大中型企业为主，非国有企业等民营企业实力明显不足。因国企在投资经营活动中的公司治理结构缺陷，在海外市场竞争中缺乏市场化运作的经验等，其在海外直接投资中竞争力低下且经济效益不高。而民营企业普遍缺乏全球竞争意识，加上政府的扶持鼓励不到位，阻碍其海外扩张的步伐。

2.对外直接投资的投资区域结构存在不合理。我国的对外直接投资的区位分布密集，而欧洲，大洋洲及北美洲的对外直接投资比例少，仅达到18.8%。对外直接投资分布过于集中会造成我国境外企业之间相互竞争不断加剧，不利于企业长足发展。

3.对外直接投资的投资行业结构不合理。我国企业海外投资过度偏于初级产业，其投资领域多集中于附加值低，科学技术含量不高的能源及劳动密集型产业，缺乏对高附加值以及高科技含量领域的海外投资，致使我国企业的对外直接投资的经济效益不高。

4.企业对外直接投资过程中政府职能缺位。我国对外直接投资缺乏国家的政策支持和宏观规划，目前海外直接投资多是自发行为，导致我国对外直接投资地区分布集中和投资结构初级化。另外，我国对外直接投资的管理体制滞后，我国对外直接投资审批制度存在不规范弊端，管理部门审批效率低，且对外直接投资管理过程中存在多个职能部门共同参与海外投资管理监督工作的现象。而我国对外直接投资的法律法规体系还没有建立起来，抑制了我国对外直接投资的发展。

三、我国对外直接投资长足发展的政策措施

虽然我国境内企业的对外直接投资取得明显成效，但企业在海外投资扩张道路上面临着重重障碍。采取有效措施促进我国对外直接投资的平稳较快发展成为我国经济发展和改革开放进程中面临的艰巨任务。

加强政府的宏观指导

为优化我国对外投资的行业和地区分布结构，使境内企业真正参与海外投资扩张的竞争中，政府必须加强对对外直接投资的政策扶持力度。健全对外直接投资的法律法规体系，实现对外直接投资管理的统一管理，给予其税收支持和资金优惠政策，积极鼓励企业特别是民营企业进行对外投资扩张，引导海外投资商会等中介组织的健康发展等。

企业树立全球竞争观念，积极“走出去”

从境内企业自身来看，在政府积极鼓励企业进行对外直接投资的背景下，企业应树立全球化竞争意识，加快走出去步伐，最大化利用政府提供的资金，政策等方面的支持，努力增强自身的国际竞争力，改变传统的竞争观念，积极开拓海外市场，以更加开放的姿态迎接国际竞争的挑战，实现企业长足发展。

结束语

促进我国对外直接投资的平稳较快发展，不仅需要政府的支持与引导，与企业自身发展也密不可分，也与国内经济发展，产业结构调整，市场化改革紧密相关。

参考文献:

[1]黄云.我国对外直接投资发展的现状及对策.改革与开放.2012(3).

[2]刘超.中国对外直接投资问题与对策分析.现代管理科学.2012(3).

[3]商务部.2011年度中国对外直接投资统计公报.

[4]张谦,胡剑波.危机背景下中国对外直接投资的现状与未来展望.国际商务.2011(2).