对外直接投资的作用范文

导语：如何才能写好一篇对外直接投资的作用，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

关键词:外商直接投资,相对生产率,比较优势,经济发展

    一、现有文献概述与批评

    现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(chen et al. 1995; kaiser et al. 1996; lardy 1995; whalley and xin 2006; zhang and song 2000)。

    第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如gdp增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使gdp增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(tseng and zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(kueh 1992;zhan 1993)。

    在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(berthélemy and démurger 2000; mody and wang 1997; wei 1994; wei et al. 2001; zhang and felmingham 2002)。

    现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

    从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有

关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

    要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(lo 1995;unctad 1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

    二、宏观指标的直观判断

    从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在gdp中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对gdp增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进gdp增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。

    概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。

    对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。

    即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期

上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。

    现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效

投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。

    上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。 首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。

    第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业, 1991年也是如此。

    第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。

    第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2

005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。

    我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。

    行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。

    最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(a)由行业或省区的总规模(由总增加值v表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(vf/v)决定,即:

    lna = a + blnv + c(vf/v)

    从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将v作为a的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量vf/v反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。 结论

    现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。

    本文试图超越狭窄的纯粹新古典经济学框架,诉诸于更为宽广的理论文献,以此分析外商直接投资在中国经济发展中的作用。我们的主要分析发现是,中国的外商直接投资,一方面的的确促进了资源配置效率、有利于经济发展;但另一方面却又恶化了生产性效率,而两者

篇2

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

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

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

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，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。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

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

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

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

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

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

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).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

篇3

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:

第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。

第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献

[1] 陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.

[2] 陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[M].北京:中国人民大学出版社，2002.

篇4

关键词：国际贸易；对外直接投资；影响；关系

20世纪后期，国际直接投资的增长已经赶超国际贸易和生产的增长。同时，国际贸易的主要的内容就是与资本流通相呼应的跨国公司的全球化。全球化经营的跨国公司在产业内实行大规模的内部贸易及平行分工，使国际贸易得以发展壮大。所以，在宏观层面上，以“走出去”战略为依托，研究和探讨对外直接投资对国际贸易的影响显得尤为重要。

一、贸易与投资理论研究

国内外的经济学家对于贸易与投资关系研究的主要方向是对外直接投资与国际贸易之间的相互作用和影响。贸易投资替代论和贸易投资互补论是现存的两个主要观点。

1957年经济学家蒙代尔首次在“国际贸易影响因素”这一文章中提出“贸易投资替代论”，该理论的主要观点是：在有贸易壁垒存在的经济环境下，各个国家进口本国相对稀缺要素生产的产品，而出口本国相对富足要素生产的产品。能够支持这一论证的参考实例很多。例如，在1967年，格鲁伯等人就以变量方式分析和研究了美国在1962年的对外直接投资，得出了美国对欧洲许多国家的投资与出口之间起到了替代作用。同样，在1972年，霍斯特也利用同样的方法研究了美国对加拿大的直接投资，结果显示，二者的投资与贸易自检是替代关系。但是，日本的经济学家小岛清却不完全肯定蒙代尔的理论论断。他认为，资本的流动并不能完全代表对外直接投资，技术与管理的总体转移也是直接投资的主要内容，他重新建立了有关直接投资和国际贸易的宏观框架，进而提出了另一个经济理论：贸易投资互补理论。1981年，利普西等人利用美国的贸易与投资数据得出这样的结果：美国对多个发达国家的直接投资中有80%的国家的对外直接投资系数为正；对发展中国家的贸易投资中有93%的国家的对外直接投资系数为正，投资与贸易的关系主要是互补。这个实例更加证明了贸易投资互补理论的正确性。

此外，各个经济学家也开始逐步进行对外直接投资对国际贸易的影响的实证研究工作。例如，在2001年，张毓茜进行了对中国在1983年至1999年的对外直接投资与国际贸易关系的实证研究，结果表明，对外直接投资给中国带来了良好的经济效益。沈克华深入分析了我国建国初期至今的对外直接投资与基础设施投入等之间的关系，结果同样显示，我国出口总量的增长很大程度上依赖于对外直接投资。

总体看来，劳动密集型产品的净出口要依赖于对外直接投资，产业结构和贸易的进出口结构都会受到对外直接投资的影响。政府可以采取积极、有效的政策和措施控制对外的直接投资。

经济一体化已经在全球范围内扩大和推进的同时，也形成了贸易投资一体化的走向和趋势。新时期，我国的贸易和投资都在飞速增长，可以利用计量经学方法来探究我国对外直接投资与国际贸易之间的关系。

二、理论模型

对于时间序列变量间存在的协整关系研究是近年来计量经济学方法论的一个理论突破。但是，经过多次的研究分析，格兰杰等人发现，“伪回归”现象的造成是因为时间序列变量的不平衡性。个别经济学家认为这种现象是由于出口（被解释变量）与贸易（解释变量）之间存在的时间滞后性造成的。1980年，西姆斯提出了VAR模型即动态的联立方程组，也称作向量自回归模型。具体来说，在VAR模型中，包含若干个方程（被解释变量），如果K表示滞后阶数，那么，VAR模型的理论公式就是：

Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+B1Xt+…+BrXt-r+￡t

在这个公式中，m维内生变量向量即是Yt，d维外生变量向量即是Xt。待估计参数为Ap  、Br。随机干扰项为￡t。

根据这些理论模型，我们可以进行实证检验，从而验证，对外直接投资对国际贸易的影响有利也有弊，既有强大的拉动作用，又存在不小的贸易风险。

三、影响与作用

中国的对外贸易自改革开放以来，已经迅速成为拉动经济增长的支柱性力量。中国的进出口总额持续走高。国际贸易环境在中国加入世界贸易组织后产生了巨大变化，为中国创造了有利于出口贸易发展的良好条件。但同时还应注意的是，世界经济一体化给中国贸易的发展带来的既是机遇也是挑战。例如，世界各国之间逐渐加剧的贸易摩擦；世界范围内普遍存在的贸易保护主义。从国际环境来看，我国的对外贸易环境正面临严峻的形势，比如说近年来的反倾销现象。因此，我国经济发展面临的主要任务就是寻求积极、有效的对策来发展对外贸易。

加大对外直接投资力度，一方面可以使传统技术得以消化吸收，还可以调整产业、产品结构，加快过剩生产能力的转移。另一方面可以带动贸易出口，特别是可以增加制成品等出口额。对外直接投资要想推动中间产品及机电产品的出口，可以利用以下几个途径：

1、 为推动设备的出口，可以进行以设备作价的投资。

2、 以向国外企业提品原料和中间产品为途径拉动出口。

近年来，通过企业的一系列实践证实，对外直接投资拉动了我国的机电产品的出口。我国在经历了改革开放后，已经拥有了对外直接投资的有利条件。

首先，飞速发展的国民经济；不断增强的综合国力以及持续增长的外汇储备等。同时，我国的企业集团一部分已经开始壮大并有着很强的国际竞争力。这些物质基础有力地推动了我国海外直接投资的扩大和加快。

其次，我国已经具备了对外直接投资的条件和优势。例如，我国拥有实用的技术优势，这些技术更容易为广大的发展中国家接受；我国还拥有中医药、食品等传统产业优势；在航天技术、计算机科学等科技领域，我国也占有独特优势。此外，我国还具备良好的管理优势、国际信誉。在对外经济活动中，一个国家的国际信誉、国际形象是至关重要的，影响着经济活动能否顺利进行。中国一直奉行和平共处五项原则，对国际垄断、经济霸权一直采取反对态度，在 获得辛辣与支持的同时，还赢得了与发达国家合作的机会。中国要结合对外投资发展的现状，加快海外投资办厂的步伐，以投资占市场。

总结：

对外直接投资对国际贸易的影响有利也有弊，它既可以推动国际贸易的发展，减少贸易摩擦，加大对贸易投资国的经济干预和控制，从而提高经济实力和经济话语权。但同时，对外直接投资存在一定的投资风险、贸易抵制，使国际投资产生动荡，甚至会引发经济危机。因此，企业必须紧紧把握世界经济脉搏，适应各个国家的投资政策及本国政局；加强企业的内部管理，为提高企业自身的抗风险能力和竞争能力打下坚实基础。

参考文献：

[1]曾小荷．我国对外直接投资的产业和区位选择[J]．国际贸易问题，2003(5)．

[2]项本武．中国对外直接投资：决定因素与经济效应的实证研究[M]．北京：社会科学文献出版社，2005．

[3]马库森，J．(2002)：跨国公司与国际贸易理论[M]．上海：上海财经大学出版社，2005．

篇5

[关键词] 中国对美直接投资；产业选择；比较优势；面板数据分析

[中图分类号] F830.59 [文献标识码] A [文章编号] 1008―1763（2016）06―0072―07

Abstract：As to outward-investment countries， the selection of industries makes a huge influence on the profits and potential benefits of the investments. Based on comparative advantage， this paper builds a developing country's OFDI strategy model， and does empirical analysis by selecting evaluation standards and using regression model with Chinese OFDI data， export data， and other data related to industries analyzed. The result shows that as two of key industries of Chinese OFDI in the US， secondary industry and tertiary industry can support the growth of Chinese industry comparative advantage； Chinese OFDI in the US， the US's industry comparative advantage， FDI in China， fixed assets investment in China， and the number of employees in each industry can help China increase industry comparative advantage； because of China's internal and external restrictions， Chinese OFDI to the US is still doing little contributions to Chinese industries' comparative advantage.

Key words： Chinese OFDI to the US； industry selection； comparative advantage； panel data method

一 前 言

对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）是当代国际社会经济全球化不断深化和跨国公司对外扩张发展的重要途径之一，是一国产业资本要素实现国际化流动并达到全球化资源配置的最重要途径。近十年来，中国对外直接投资年净额由2005年的123亿美元激增到2014年的1231亿美元，甚至在全球经济危机以及欧洲债务危机的背景下仍然保持着增长势头。其中，作为中国的战略合作伙伴之一，同时也作为中国对外直接投资的重点之一，中国对美直接投资也在逐年增长，由2005年的2亿美元增长到了2014年的76亿美元。同时，中国对美投资领域广泛，既包括了采矿业、房地产业、制造业之类的投资重点产业，也涵盖了包括批发零售业、交通运输/仓储和邮政业、租赁和商务服务业、科学研究和科技服务业、建筑业在内的其他产业。

在国内经济新常态、国外经济新形势的背景下，研究中国对美直接投资的产业侧重点，对于巩固现有成果，指导中国对外直接投资又好又快发展，提高中国产业比较优势，均有重要意义。我们通过构建评价指标，建立回归方程，结合数据，对中国对美直接投资的产业比较优势进行实证分析，找出中国相对美国的比较优势产业，分析中国对美直接投资对中国比较优势产业的影响，为中国对美直接投资的产业选择提出实质性的建议。

二 文献综述

（一）国外文献综述

对于OFDI对本国产业的影响这个问题，国外学者分别用不同的方法针对不同的案例进行了理论与实证分析。FengJyh Lin（2010）对台湾的IT行业进行了分析，并认为，影响中国对外直接投资的决定因素包括网络联动、市场扩张与政府政策，这些都对中国对外直接投资有着积极的影响，进而推动国内产业发展。[1]Kevin Honglin Zhang（2014）对对外直接投资对中国行业竞争力的影响程度与影响路径进行了研究，最终得出结论：对外直投资对中国产业的水平有很大的影响，而且对外直接投资对低技术含量产业的影响要远大于中技术含量产业与高技术含量产业，而且这种影响与当地人力资本成正比。[2]Jian Li，Roger Strange，Lutao Ning和Dylan Sutherland（2015）通过对中国对外直接投资的研究，得出结论：对外直接投资对国内产业的创新具有很大的影响，本地市场的竞争强度以及国内的吸收能力是国内产业创新的影响因素。[3]Kefei You和Offiong Helen Solomon（2015）通过GMM模型从产业层面对中国对外直接投资和对内投资做了分析，并且得出如下经验结论：在中国，国内的投资与对外直接投资密切关联，而且对外直接投Y对国内投资的影响取决于政府的支持力度。[4]Martin Falk（2016）通过引力模型，对50个国家2005-2011年间的FDI在服务业中的影响做了分析，并且得出如下结论：旅馆类的服务业投资与市场大小、语言的相同性具有很强的正相关，而与地理意义上的距离没有明显关联。[5]Di Fan，Lin Cui，Yi Li和Cherrie J.Zhu（2016）通过基于模糊集的分析方法（FSQCA方法）对中国对澳大利亚直接投资进行了研究，作者认为：对于发展中国家的新兴企业来说，如何加强本土化学习是一个重点问题，而且加强本土化学习有助于发展中国家相关企业与产业创新能力的提升。[6]

（二）国内文献综述

国内学者则直接针对中国对外直接投资的产业选择问题进行了实证分析。章昌裕、任思颖（2012）通过实证分析认为，中国对外直接投资应当有选择的对国内产能过剩的产业进行转移，这种投资有利于国内产业结构升级。[7]雷鹏（2012）从中观、微观的角度建立了对外直接投资产业选择的双目标模型，并对中国对外直接投资进行了分析，他认为中国应该采取渐进的、多元化、动态性的产业选择战略，将劳动密集型和成熟实用技术产业进行“梯度转移”，重视资源开发型产业的选择，加大对技术产业的扶持力度，大力发展服务业投资。[8]张兵（2012）对资源能源产业、制造业、服务业（非金融类）以及金融业对外直接投资进行了实证研究，并认为，中国对外直接投资应该制定产业战略选择的基本原则与基本动因，并根据原则与动因确定各个产业的投资区位、进入方式与股权比例，并加大对企业对外直接投资的扶持力度。[9]李逢春（2013）通过灰色关联法对中国对外直接投资的区位选择与产业选择进行了实证分析，并认为对亚洲的直接投资对产业升级的作用最大，欧美次之，非洲最小；同时，在产业方面，制造业对产业升级的作用最大，资源类次之，金融业则没有明显作用，商务服务业之类的劳动密集型行业最弱。[10]杨建清（2015）对我国东、中西部对外直接投资的产业升级效应进行了实证检验，并得出结论：对外直接投资对东部的产业升级作用较为显著，中西部地区则不显著，西部的作用比东部要大。[11]武戈和马丹丹（2015）基于人民币对日元升值的视角对中国对日直接投资进行了分析，并认为中国对日直接投资要兼顾服务业与制造业、促进投资区域和产业多元化以及提升投资者对海外投资风险能力。[12]欧阳艳艳，刘丽以及陈艳伊（2016）通过构造产业结构高度化、产业技术高度化以及产业价值高度化三个指标，对我国对外直接投资对本国产业的影响进行了分省份研究，并得出结论：对外直接投资可以促进经济“服务化”，提高产业技术水平，但无法提升整体产业的附加值。[13]

对比国内外学者的研究方向、研究方法与研究内容，国内外学者都沿用了经典理论，并运用了合适的研究方法对对外直接投资对国内产业作用的影响因素进行了研究。不同之处在于，国外学者更侧重于选择某一特定经济体、某一具体产业或者具体案例进行分析，而国内学者则更倾向于单独从分区位或分产业等某一范围进行较为全面的研究。[14]而对于中国对外直接投资应该在什么具体方面有所侧重、应该选择什么具体行业这个问题，上述学者却均只是泛泛而谈，没有做出非常明确的回答。更进一步的，对于中国对美直接投资应该如何取舍这个问题，很少有学者进行直接的研究与回答。

三 发展中国家OFDI决策模型

（一）模型假定

一国对外直接投资不可避免的受到两方面的约束，第一方面是内部约束（Internal Restriction，IR），即母国是否有能力进行对外直接投资。另一方面则是外部约束（External Restriction，ER），即东道国的综合投资环境是否可以进行直接投资。同时，政府会依据对这两个约束的评价来实施干预（Government Interference，GI）。出于研究需要，本文将一国对外直接投资的目标限定在两部分：增加产业比较优势，以及平衡国际收支。

（二）模型推导

设CA为一国对外直接投资产业比较优势，A为技术水平，FDI为对外直接投资产业存量，K为国内资本存量，L为国内劳动力水平，r为折现率，t为时间变量，则产业比较优势收益函数可以表示为：

CA=∫T0g[A（t），FDI（t），K（t），L（t），GI）]/ertdt

该式表明，一国某产业对外直接投资作用于国内技术水平A、资本K、劳动力水平L，并在政府干预GI的作用下，促进母国产业比较优势水平的提高。母国产业比较优势的最大化的实现条件为：

CAFDI=0

接下来考虑国际市场收益最大化的实现条件。设π为一国对外直接投资产业总收益，πi为在国际市场销售的总收益，πd为在国内市场销售的总收益，Ri为国际市场利润，BCA为一国对外直接投资关于产业比较优势的偏好，r为折现率，t为时间变量，则一国对外直接投资产业总收益可以表示为：

四 指标选取与模型构建

（一）衡量中国对美国产业比较优势的指标选取

为了能够对中国相对美国各个行业比较优势状况进行定量分析，同时结合对数据获得难易程度的考量，本文选取显性比较优势指数（Index of Revealed Comparative Advantage，RCA）、静态集聚指数（Index of Static Cluster，SC）以及动态集聚指数（Index of Dynamic Cluster，DC）作为分析中国对美国产业比较优势的指标，并做了一定的调整以适应所研究问题。指标算法与指标读取标准如下表所示。

（二）衡量中国对美直接投资对本国产业比较优势影响的模型构建

根据对外直接投资产业双目标模型的第一个目标，本文设定的计量模型如下：

比较优势理论认为，每个国家应该生产与出口该国拥有比较优势的产品，而进口该国没有比较优势的产品，决定该国是否生产该产品的重要因素在于是否具有比较优势。因此，本文选取中国各个产业的出口额流量（EXCHNi）作为中国产业比较优势的代表变量。

榱撕饬恐泄产业对美直接投资对中国产业比较优势的影响，本文引入各个产业中国对美直接投资存量（OFDIi，理论上影响为正）。

考虑到美国自身产业比较优势可能对中国对美直接投资构成影响，本文引入美国各个产业的出口额流量（EXUSi，理论上影响为正）。

同时，考虑到潜在的可能对一国产业比较优势产生影响的因素，本文引入各个产业外国对中国直接投资存量（FDIi，理论上影响为正），中国各行业固定资产投资（Ki，理论上影响为正），中国各行业从业人员数（Li，理论上影响为正）。

五 实证分析

（一）中国对美直接投资的产业比较优势评价指标分析

1.显性投资比较优势指数分析

出于统一统计口径的目的，计算显性投资比较优势指数所需的数据均直接从DEA数据库中获取并整理。

由于该项对美直接投资的中国企业很少，因此出于对企业隐私的保护，DEA数据库没有给出数值。其他产业：DEA数据库没有给出更细分的产业数据，且中国对美直接投资其他产业中采矿业所占比重相当大，因此笼统概括为采矿业，不再细分。

从表5.1中可以看出，中国对美直接投资的各个主要行业中，批发业、储蓄性金融机构这三个行业的RCA指数较高，显性投资比较优势最强。金融业（除去储蓄业和保险业）、专业科学与技术服务业、采矿业以及房地产租赁业这几个行业的RCA指数一般，显性投资比较优势较强。制造业、零售业、信息产业的RCA指数较低，显性投资比较优势不明显。究其原因，一方面，美国作为世界上最吸引外国直接投资的国家，其他投资国家的投资总额远超中国；另一方面，部分产业中国仍然处于被动接受美国直接投资的状态。

2.静态聚集指数分析

出于统一统计口径的目的，计算显性投资比较优势指数所需的数据均直接从历年《中国对外直接投资统计公报》中获取并整理。

从表5.2中可以看出，中国对美国直接投资的三大产业中，第一产业SC指数较小，静态聚集度极小，且呈稳态，说明第一产业中国对美直接投资很少；第二产业SC指数较大，静态聚集度较大，且呈下降趋势，说明第二产业中国对美直接投资较多，但正在逐步减少；第三产业SC指数最大，静态聚集度最大，且呈上升趋势，说明第三产业中国对美直接投资较多，而且还在继续增加。

3.动态聚集指数分析

出于统一统计口径的目的，计算显性投资比较优势指数所需的数据均直接从历年《中国对外直接投资统计公报》中获取并整理。由于数据存在往复性，因此平均值算法采用算术平均法。

从表5.3中可以看出，中国对美国直接投资的三大产业中，第一产业DC值较大，动态聚集度较大，且呈下降趋势，说明第一产业中国对美直接投资正在向第一产业集聚，但是聚集速度放缓，投资重点正在变相的转移到其他方面。第二产业DC值较小，动态聚集度较小，且先增后减，最后稳定在0.8上下，说明中国对美直接投资2011年前后把重点转移到第二产业上来，然后稍微下调了一点第二产业的重点投资地位，第二产业出现了一定程度的产业投资转移。第三产业DC值较大，动态聚集度较大，且呈一定下降趋势，最后稳定在1.5上下，说明中国对美直接投资的重点正集聚在第三产业，而且保持了第三产业投资重点的势头。

综上所述，第一产业中国对美国直接投资虽然有所聚集，但是由于投资基数太小，而且显性投资比较优势不足，因此第一产业不能算是中国对美直接投资的重点。第二、三产业中国对美直接投资虽然呈下降后维稳的趋势，但是最终稳定在1左右，同时，第二、三产业投资基数大，部分行业的显性投资比较优势较强，因此第二三产业是中国对美直接投资的重点。更具体的，第二产业的DC值最终稳定在0.8左右，显示第二产业的投资重点有转移的趋势；而第三产业的DC值最终稳定在1.5左右，显示第三产业仍然在聚集增长。第二产业、第三产业对美直接投资呈现出如此走势的原因主要在于，中国经济发展迅速，正在步入工业化中后期，因此第三产业发展迅速，第三产业对外直接投资也相应较多；而由于美国第二产业较中国第二产业更为发达，中国对美第二产业直接投资不具有比较优势。实际上，中国对发展中国家的第二产业直接投资较对发达国家来说更多。

（二）中国对美直接投资对产业比较优势影响的实证分析

1.数据来源

该回归模型的样本数据中，为了保证统计口径统一，中国、美国第一、二产业的出口额流量数据均取自OECD数据库；中国、美国第三产业（服务业）出口额流量分别取自历年《中国国际收支平衡表》与历年《美国国际收支平衡表》。中国各产业对美直接投资存量数据均取自历年《中国对外直接投资统计公报》。中国各个产业外国对中国直接投资存量、中国各行业固定资产投资、中国各行业从业人员数均取自历年《中国统计年鉴》，并根据每年人民币汇率对中国各行业固定资产投资折算为美元单位。

2.中国对美直接投资产业比较优势实证分析

为了避免虚假回归或伪回归问题，首先对样本数据进行单位根检验与协整关系检验。输出结果显示，所有样本数据在二阶差分之后通过ADF检验，数据序列均为平稳序列；所有样本数据通过KAO协整检验，可以进行面板回归。

对样本数据进行Hausman检验与似然比检验，输出结果显示，样本数据拒绝Hausman检验原假设与似然比检验原假设，应建立个体固定效应模型。回归结果见表5.4、表5.5。

从回归模型检验结果中可以看出，该回归比较完整的保留了样本信息，而且拟合优度很好，对模型的解释程度很高。从回归结果表中可以看出，中国对美直接投资、美国自身的产业比较优势、其他国家对中国直接投资、中国国内的固定资产投资、中国各行业从业人员数均对中国产业比较优势正相关，具有正的影响，这也与本文的理论分析相吻合。但部分变量的样本数据显著性不强。这表明，中国各个产业的从业人数的确对中国各个产业比较优势产生了积极的影响，同时，美国产业比^优势促进了中国产业比较优势的增加，而其他因素，尤其是中国对美直接投资对中国产业比较优势的作用则暂时还没有充分显现出来。

六 结论与建议

通过以上分析，本文得出结论如下：

1.我国第二产业、第三产业作为我国对美直接投资的两个重点产业，可以为提高我国第二、第三产业比较优势提供支撑。

2. 中国对美直接投资、美国自身的产业比较优势、其他国家对中国直接投资、中国国内的固定资产投资、中国各行业从业人员数均有助于提高中国产业比较优势。

3.中国对美直接投资对提高中国产业比较优势的作用在统计意义上不显著。中国对美直接投资对于提高自身产业比较优势的作用暂时还没有充分显现出来。究其原因，第一方面是由于数据本身的问题，国内统计还不成熟，口径、统计精确度均有偏差。第二方面是由于中国的内部约束，中国发掘更多比较优势行业的能力不足，也没有足够的内部条件可以将对美直接投资带来的正收益完全转化为自身实力并体现出怼5谌方面是由于中国的外部约束。美国为了避免产业空心化和资本外逃，提出了再工业化的口号，这就意味着美国不希望优质的产业比较优势转移到国外，因此中国转化来自对美直接投资的收益的难度和成本进一步增加。

本文针对三大产业的投资提出以下几点建议。

对于第一产业来说，发掘具有比较优势的行业，可以在一定程度上扭转中国对美第一产业直接投资数量微乎其微的局面。而农林牧渔业则可以作为一个潜力行业进行发掘。美国中高端消费市场中对于绿色产品有着强烈的偏好和需求，而中国作为一个农业大国，如果能够进一步发展绿色产品产业，同时结合生态旅游项目，则可能扭转现在的局面，同时这也将是中国农业新出路的探索。

对于第二产业来说，以采矿业为代表的资源开采业的投资应该是战略重点之一。美国近期倡导页岩气革命，而中国资源依赖进口，因此投资资源开采业，一方面可以缓解资源压力，另一方面还可以提升与开采业相关的技术水平。同时，中国对美直接投资的另一个重点应该放在高新技术产业与制造业上。随着中国人口红利的释放殆尽，中国的劳动成本正在逐步上升，并将很快进入老龄化社会。欧洲部分国家（如德国）也经历了这样的阶段，但是依靠高新技术产业与制造业等实体经济，这些国家的经济并没有出现严重衰退。因此，投资高新技术产业与制造业，带动国内相关产业的发展，对于中国经济的未来是至关重要的。第三个投资重点可以放在建筑业上。我国存在严重过剩的基础设施建设能力，并且在积极的寻找过剩产能的输出路径（如一带一路），这也就意味着我国在建筑业上有比较优势，因此可以考虑通过对美直接投资的形式将一部分产能以及部分落后的产业转移到美国，同时实现我国建筑业的产业结构优化。

对于第三产业来说，投资重点可以放在交通运输、仓储和邮政业。由于我国的基本国情，我国的交通运输、仓储和邮政业拥有更为丰富的经验以及更加成熟的产业运作模式，对美直接投资有利于我国该产业的扩张与盈利。另外，信息产业与科技服务业也应该成为我国对美直接投资的一大方向。信息时代已经到来，美国在信息产业方面较为领先，中国对美直接投资，可以变向引进吸收美国的优势产业，促进国内信息产业与科技服务业的产业升级与发展。而对于金融业的投资，则需要谨慎。一方面，美国仍然没有完全从经济危机中复苏，金融业环境仍然不容乐观。另一方面，中国国内金融业还不够成熟，体系还不够健全，还需要政府提供一个相对安全的发展环境。

[参 考 文 献]

[1] FengJyh Lin. The determinants of foreign direct investment in China： The case of Taiwanese firms in the IT industry[J]. Journal of business Research，2010，479-485.

[2] Keven Honglin Zhang. How does foreign direct investment affect industrial competitiveness？ Evidence from China[J]. China Economic Review，2014，530-539.

[3] Jian Li， Roger Strange， Lutao Ning， Dylan Sutherland. Outward foreign direct investment and domestic innovation performance： Evidence from China[J]. International Business Review，2015，1-10.

[4] Kefei You， Offiong Helen Solomon. China’s outward foreign investment and domestic investment： An industrial level analysis[J]. China Economic Review，2015，249-260.

[5] Martin Falk. A gravity model of foreign direct investment in the hospitality industry[J]. Tourism Management，2016，225-237.

[6] Di Fan， Lin Cui， Yi Li， Cherrie J.Zhu. Localized learning by emerging multinational enterprises in developed host countries： A fuzzy-set analysis of Chinese foreign direct investment in Australia[J]. International Business Review，2016，187-203.

[7] 章昌裕，任思颖. 中国对外直接投资区位和产业选择分析[J]. 管理现代化，2012，（3）：12-14.

[8] 雷鹏. 我国对外直接投资战略与产业选择[J]. 上海经济研究，2012，（6）：23-33，50.

[9] 张兵. 中国对外直接投资的产业战略选择[J]. 财政研究，2012，（12）：37-41.

[10]李逢春. 中国对外直接投资推动产业升级的区位和产业选择[J]. 国际经贸探索，2013，（2）：95-102.

[11]杨建清. 中国对外直接投资产业升级效应的区域比较研究[J]. 云南财经大学学报，2015，（2）：39-44.

[12]武戈，马丹丹. 本币升值条件下中日两国对外直接投资比较研究――基于产业选择的视角[J]. 国际商务研究，2014，（6）：62-73.

篇6

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7

一、问题的提出

按照我国的对外直接投资统计制度，对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）指我国国内投资者以现金、实物、无形资产等方式在国外及港澳台地区设立、购买国（境）外企业，拥有该企业10%或以上的股权，并以控制企业的经营管理权为核心的经济活动。自“走出去”战略提出以来，我国的对外直接投资发展迅速，而OFDI对于投资母国产业结构调整的影响也越来越受到人们的重视。

产业结构是衡量一国经济发展水平的重要标志。开放经济条件下，产业结构的调整与OFDI的发展具有密切的联系：一方面，OFDI会影响一国产业结构的优化升级；另一方面，也可以充分OFDI来促进其产业结构的优化升级。

对外直接投资首先是一种企业行为，企业最根本的目标是追求利润的最大化，但企业的对外直接投资行为只考虑了自身的需要。中国独特的宏观经济背景，要求从战略的高度来更好的发展对外直接投资。发达国家的对外直接投资是“资本过剩型跨国投资”，本质上是资本过剩的产物或者说是资本输出的一种新形式，并且是在国内产业结构高度化基础上进行的。与发达国家对外直接投资的基础不同，中国现阶段的对外直接投资属于“非资本过剩型跨国投资”，并不具备国内产业结构高度化的先决条件或优势，相反是要通过对外直接投资来推动国内产业结构的优化升级。

但是，对外直接投资可以促进投资国产业结构的优化升级，这一点早已被国外学者的理论分析和实证研究所证明。

日本著名学者小岛清的边际产业扩张理论和英国学者坎特威尔和托兰惕诺的技术创新产业升级理论，从理论上证明了对外直接投资对于母国产业结构优化升级的作用。边际产业扩张理论认为对外直接投资可以将本国已经处于或即将处于比较劣势的产业向国外转移，节省投资国对于边际产业的资源投入，有利于投资国集中力量发展比较优势产业，从而促进其产业结构升级。而技术创新产业升级理论则认为对外直接投资可以通过学习提高投资国企业的技术能力，从而促进其产业结构的升级。

对外直接投资对于母国产业结构优化升级的最好例证是日本在雁形结构下完美地将国内具有比较劣势的产业转移到雁阵下游国家，并推动本国资本积累和技术升级，在产业结构上升到另一层次后继续转移该产业，同时进行下一阶段的升级。此外，很多学者也从实证的角度论证了OFDI对于母国产业结构的优化促进作用。

中国OFDI的发展是世界经济全球化和中国进一步改革开放的必然要求，从战略的高度出发，应当具有前瞻性，以提升母国的产业结构为目标，从而促进国内经济的持续发展。

二、对外直接投资提升产业结构的路径

对于OFDI影响产业结构的路径研究直接关系到投资国投资战略的选择和OFDI的绩效。但由于OFDI影响的广泛性和复杂性，关于对外直接投资影响产业结构的机制和途径的研究却不是很多。本文试图从中国对外直接投资的动机出发，探讨其影响产业结构的路径，以丰富现有的研究内容，也为中国OFDI的进一步发展提供相关指导。

从目前的发展情况来看，中国的对外直接投资主要表现为资源寻求型、技术寻求型、市场寻求型、外资利用型和战略资产寻求型五种动机，这五种形式的OFDI都会直接或间接的影响我国产业结构的优化升级。

（一）资源寻求型OFDI的影响路径

产业结构的优化离不开相关产业的发展，但在产业发展过程中不可避免的会面临某些关键性资源的瓶颈，尤其是中国，人均资源拥有量低，在很多资源上都处于缺乏状态。通过对外直接投资可以获得稳定的关键性资源的供给，生产过程中的资源瓶颈消失，相关产业得以发展，产业竞争力提高。相关产业竞争力的提高会促进该产业的改造和提升增值活动，进而减少对传统资源的依赖，并通过竞争效应、资源配置效应、关联效应等渠道促进其他产业的发展，从而促进母国的产业结构优化。

（二）技术寻求型OFDI的影响路径

与我国传统的“市场换技术”不同，技术寻求型的对外直接投资可以说是一种“资本换技术”的技术获取方式，通过主动的接近技术源，到技术领先的国家进行对外直接投资，可以促进母国的技术进步，从而提升其产业结构。

技术获取型的对外直接投资可以通过三个渠道促进母国的技术进步，进而促进母国的产业结构优化：第一，母国企业可以并购东道国拥有先进技术的企业，或与东道国的企业组建战略技术联盟等，与东道国的技术领先者建立更紧密的联系，一方面可以打破技术壁垒、获取先进技术，另一方面也可以较低的投入和成本与东道国企业合作开发新技术，并通过一定的渠道如公司内部交易等传递回母国；第二，海外投资可以刺激东道国政府或企业分摊部分研发费用，由此使母国腾出部分资源用于核心项目的研究与开发，有利于母国的技术进步；第三是反向技术外溢效应。投资国通过对外直接投资接近东道国的R&D资源, 可以获得由东道国向母国的技术外溢，即反向技术外溢。具体来看，又可以通过模仿效应、竞争效应及培训和员工流动效应三种途径产生反向技术外溢。无论是通过哪种渠道，最终都会有助于母国的技术进步，从而促进其产业结构的优化升级。

（三）市场寻求型OFDI的影响路径

随着我国经济的发展，在很多行业中，国内市场的有效需求已经达到极限，企业需要国际市场以销售他们的产品，但是又存在种种贸易壁垒，越来越多的中国企业只能通过建立海外分支机构来进入当地市场。因此，市场寻求型的OFDI在我国主要表现为转移传统产业、释放产能和绕开贸易壁垒。

市场寻求型的对外直接投资主要从两个方面影响母国的产业结构。一方面，通过对外直接投资可以将母国已经失去或正在失去竞争优势的产业转移到其他国家，或将竞争过度、技术含量落后的产能释放到海外市场，这样做，不仅能够为国内有竞争优势的产业让出资源，还能够获取投资收益，从而推动高端产业的发展，使原有的产业结构不断升级优化；另一方面，中国需要国际市场来销售其产品，但是存在关税、配额、TBT等种种贸易壁垒，近年来区域经济集团的加速成立和扩张也增加了对贸易的保护力度，而对外直接投资可以绕开贸易壁垒，进入当地市场，由此产生了出口规模和出口结构效应，通过带动相关产品和服务的出口来促进贸易结构的升级，从而优化母国的产业结构。

（四）外资利用型OFDI的影响路径

利用外资有两种形式：一是传统的引进外资在国内利用的形式；二是通过对外直接投资在国外利用外资。据估计，三分之一的中国海外投资是以现金的方式，但中国实际汇出的金额只有其中的10%，这就意味着90%的资金是从国际市场上获得的。对外直接投资从某些方面来讲也是利用外资的方式之一，或者说是更高层次上的利用外资。外资利用型的对外直接投资可以通过国际市场来获得资金，一方面有目的地为那些国家急需发展的产业引进具有较高技术和管理水平的外资，另一方面也可以弥补国内资金的不足，增加相关产业对于外资的使用，进而提升投资国的产业结构。

（五）战略资产寻求型OFDI的影响路径

传统的投资动机是如何利用和转移企业的现有资源，战略资产寻求型OFDI的动机则是获得必要的战略资产，如品牌、管理诀窍等。过去20年来在投资动机方面最大的转变就是战略资产寻求型FDI的快速增长，其目的不是为了使用现有的所有权优势，而更多的是通过获取新资产或者是通过与国外企业建立伙伴关系来保护和增加这一优势。

战略资产寻求型的OFDI通过投资获得企业长期发展所需的品牌、管理诀窍、营销网络等战略资产，无疑也会对母国的产业结构调整起到促进的作用。首先，战略资产的获得提高了企业的知名度，增加了企业的出口，带来了出口效应，从而对母国的产业结构优化产生促进作用；其次，战略资产的获得有助于企业劳动生产率的提高和生产成本的降低，对母国同类产业中的其他企业而言既是一种示范，也是一种竞争，从而促进相关产业劳动生产率的提高，有利于母国产业结构的调整和升级；最后，战略资产的获取有利于企业甚至整个产业竞争力的提高，产业在整合现有资源的基础上向高端化发展，对母国的产业结构优化产生促进作用。

三、结论和启示

对外直接投资的主体是企业。从表面上来看，提升产业结构的宏观目标似乎会与企业利润最大化的微观目标相矛盾，但通过上述分析可知，各种动机的OFDI都会通过直接或间接的渠道提升母国的产业结构，这就意味着，以提升产业结构为目标来发展OFDI是可行的。

当然，各种类型的OFDI对于产业结构优化的作用都必须通过一定的渠道进行传导，这就要求国家在发展对外直接投资的过程中进行相应的支持和指导，以使得这些“渠道”畅通，进而增强OFDI对于产业结构优化的促进作用。

首先，继续鼓励通过OFDI方式在国外市场上获取关键资源，以促进本国产业的优化升级。中国经济的发展受到资源瓶颈的制约，除了发展循环经济、提高资源的利用效率、开发替代产品等以外，还可以充分利用国际市场，通过对外直接投资直接参与目标国或地区的资源生产与开发，以便获取稳定的、成本较低的关键资源供给。

篇8

关键词：对外直接投资；决定因素；实证分析

中图分类号：F125.4；F832.6；F224 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）35-0190-02

引言

改革开放以来，在对外贸易蓬勃发展的同时，中国的对外直接投资（OFDI）也发展迅速，随着经济的发展和“走出去”战略的实施，对外直接投资对我国经济增长、出口、就业、国民收入以及经济结构调整等产生了重要影响，因而受到政府和学界的高度重视。本文试图从母国角度，利用25省市面板数据通过最小二乘法实证分析各个因素对我国对外直接投资的影响，希望对我国企业更好地“走出去”以及对我国对外直接投资思路的开拓具有一定的借鉴意义。

Dunning（1980）利用折衷理论，研究证明了一国的对外直接投资量的大小与该国的经济发展水平密切相关。Hennart&Park（1994）研究证明，为了回避关税和非关税壁垒，日本跨国公司在20世纪80年代对市场规模大的美国产品市场特别感兴趣。Dunning（1996）的研究指出，汇率水平是影响对外直接投资的一个相对重要的因素。

以上对外直接投资的决定因素主要是针对发达国家跨国公司的研究得到的，国内对OFDI决定因素进行实证分析的并不是很多。官建成、王晓静（2007）研究得出吸引外资额和出口是中国OFDI的决定因素的结论，现阶段技术能力尚不构成中国OFDI的决定因素。杨先民、赵果庆（2007）进行了分析，重点突出了技术创新能力对一国OFDI的影响。温磊（2013）研究表明了外商直接投资与中国对外直接投资之间呈现微弱正相关关系，汇率水平与中国对外直接投资负相关。

一、变量的选择与假设

本文在借鉴已有文献的基础上，试图从中国国内的影响因素出发，利用已有的宏观数据，来探讨我国对外直接投资的决定因素。另外，必须考虑变量选择的问题、变量的可计量型以及数据的可获得性。主要通过考察我国的宏观经济水平、出口水平、汇率、贷款基准利率、吸引外资水平、科技水平以及市场环境等宏观经济因素对我国对外直接投资的影响，分别用人均GDP、出口额、汇率、利率、吸收的对外直接投资、专利授权量及金融危机前后的国际市场环境来表示，并提出如下的假设。

假设H1：经济发展水平与对外直接投资有显著的正相关关系，以人均GDP来衡量经济发展水平，则人均GDP越高，对外直接投资量就越大。

假设H2：利用专利授权数量代表企业的技术水平和垄断优势，如果一国企业的专利授权量增加，则表示该企业技术水平和所有权垄断优势提高，从而可以促进该国企业对外投资额的增加。

假设H3：东道国货币相对于人民币的价值越低，我国对其直接投资量也越大。即汇率与对外直接投资额之间具有负相关关系。

假设H4：银行贷款利率水平与我国对外直接投资成负相关关系。

假设H5：出口越多，越有可能造成进口国与出口国之间的贸易摩擦。出于规避进口国贸易壁垒的目的，出口额越大，企业越有可能进行对外直接投资。

假设H6：2008年金融危机前后的国际环境，2008年金融危机发生后，国际投资环境变差，我国对外直接投资额大幅度降低。

假设H7：中国的改革开放吸引了大量FDI，这些FDI形成的生产能力对国内企业产生了巨大压力。出于策略型投资的考虑，这些地区的OFDI会随着流入这些地区的实际FDI的增加而增加。即对外直接投资与吸引的外商直接投资成正相关关系。

在计量模型中将考虑FDI滞后一期的影响。因为根据理论的假定，国内企业只有感受到实质威胁时才会实施OFDI，在这个过程中存在FDI形成实际生产能力和国内企业做出OFDI决策并付诸实施的时滞。

二、数据及模型设定

（一）数据来源

我们利用2003―2012年我国25个省市的面板数据进行实证分析。对外直接投资变量用OFDI表示，数据来源于年度《中国对外直接投资统计公报》；专利授权变量用PAT表示，经济发展水平变量用PGDP表示，出口变量用EX表示，汇率水平用ER，以上数据来源于各年度《中国统计年鉴》；外商直接投资的滞后1期变量用FDI1表示，该变量的数据来源于各年度《中国对外经济贸易统计年鉴》；银行贷款利率用LR来表示，该变量来自各年度中国人民银行网站。利率采用各年银行1年贷款利率，汇率为美元对人民币中间价。

（二）模型设定

为了验证上文提出的关于对外直接投资决定因素的7个假设，本文建立了回归模型。希望通过回归分析，对对外直接投资的决定因素进行识别。进而剔除影响微弱的因素，以找到中国对外直接投资的真正决定因素，为进一步研究其决定机理、寻求政策建议奠定研究基础。

回归模型设定如下：

OFDIit=β0+β1PGDPit+β2EXit+β3ERit+β4IRit+β5FDI1it+β6PATit+β7d08+uit

其中，OFDI表示对外直接投资额；PGDP表示人均GDP；EX表示出口；ER表示汇率；IR表示银行贷款利率；FDI1表示吸收的外资额滞后一期；PAT表示专利授权量；d08表示2008年世界金融危机发生后国际经济环境变化的虚拟变量，2008年之前设为0，2008年之后设为1；μ为随机误差，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7为各变量的对外直接投资弹性系数。

三、实证分析

在研究企业对外直接投资问题时，使用面板数据模型估计可以控制无法直接观测到的变量（如获取自然资源的动机）对OFDI的影响，解决遗漏重要变量的问题，并得到较为可靠的估计结果。本文利用STATA10.0统计软件来分析上述模型，对每个模型都进行了OLS估计、固定效应估计和随机效应估计。

经过对三种估计结果的比较发现，OLS估计和随机效应结果一致，优于固定效应。故采取OLS估计模型的结果来解释。

回归结果显示，人均GDP的增长正向显著地影响了对外直接投资，说明国内生产总值对我国的对外直接投资有一定的促进作用。人均GDP每增加一个百分点，可以促进我国企业对外直接投资平均增加约0.337个百分点。

模型显示，专利授权量可以促进企业对外直接投资，且系数在1% 水平上通过了统计显著性检验。专利授权量每增加1个百分点，可以促进我国企业对外直接投资平均增加约0.774个百分点。专利授权量的增加体现了我国企业的技术进步，即企业的垄断所有权优势不断增强，从而促进了企业的对外直接投资。

而出口的系数0.0024太小，说明出口的增长虽然促进了对外直接投资，但是作用并不是很明显。说明中国的出口与对外直接投资之间有比较弱的互补关系。

汇率、贷款利率和对外投资负相关关系的原假设通过检验并且系数相当大，这说明东道国货币相对于人民币的价值越高，即汇率的上升会导致我国对其直接投资额大量减少；贷款利率的上升，会严重影响我国的对外投资，使得投资额度大幅度下降。

实证结果显示，2008年世界金融危机的延续，使得国际投资环境变差，导致我国对外直接投资速度下降，投资幅度降低。

最后回归结果显示，流入我国的FDI对我国对外直接投资的影响系数尽管在模型中为正，但统计检验并不显著，吸引外资FDI的T值（0.16）偏低，这与（ 代中强，2008）的发现一致。主要的原因可能是由于“假外资”现象（ 内资以对外直接投资形式流出，后又以外商直接投资形式进入国内）造成的。

四、结论与政策启示

本文从母国角度对中国对外直接投的决定因素进行实证分析，得出以下结论：汇率水平、利率水平、经济发展水平以及技术水平是中国对外直接投资的显著性决定因素，而出口水平对我国对外直接投资的影响并不明显，FDI对我国的对外直接投资基本没有影响。且汇率、利率、较差的国际环境与对外直接投资呈负相关关系，出口、人均GDP、FDI和技术水平与对外直接投资呈正相关关系。

促进我国对外直接投资的发展，不仅需要政府的政策扶植，同时企业也应积极应对，制定科学的对外投资策略。针对以上分析，本文提出以下的政策建议。

1.政府要鼓励和支持企业发展对外直接投资，进一步完善和落实走出去战略，简化企业对外投资的审批程序。

2.重点支持高技术产业的对外直接投资，以提高国内企业的技术水平和管理水平。

3.积极吸引外商直接投资尤其是高技术外商投资，利用外资的技术溢出效应，带动国内产业结构的升级。

4.进一步完善汇率制度改革和利率制度的改革，尽早建立以供求为基础的市场化的利率机制和汇率机制。

参考文献：

[1] Dunnin g.J.“Toward an Eclectic Theory of International Production：Some Empi rical Tests “.Journal of International Business Studies，

1980，（11）.

[2] Hennart，J&Y.Park，1994，“Location，governance，and strategic determinants of Japanese manufacturing investment in the United States”，

Strategic Management Journey 15：419-436.

[3] 官建成，王晓静.中国对外直接投资决定因素研究[J].科技与经济，2007，（2）.

[4] 杨先民，赵果庆.基于技术创新能力的国际直接投资阶段论及对中国的验证[J].世界经济研究，2007，（3）.

篇9

[关键词]对外直接投资；对外贸易；劳动密集型产业；资本技术密集型产业

[中图分类号]F740

[文献标识码]A

[文章编号]1008-2670(2008)03-0064-05

[收稿日期]2008-04-10

[作者简介]孟秀惠，女，山东高青人，山东财政学院国际投资研究中心助教，研究方向：国际投资与跨国公司。

一、引言

当前，国际直接投资的输入和输出活动不再仅以发达国家为主，发展中国家成为日益重要的参与者。相对于发达国家而言，发展中国家更关心的是国际直接投资对本国的国际收支、资本形成和对外贸易等方面的影响。其中，对外贸易与国际直接投资具有更大的关联性，二者都是一国经济实现与世界接轨的重要途径，尽管它们的表现形式不同，但却都能够通过近似的机制对母国经济增长产生巨大的推动作用。随着全球化经济的不断发展，国际贸易与国际直接投资的关系越来越密切，深入研究两者关系的理论意义与政策价值越来越突出。本文从发展中国家的角度出发，基于中国对外直接投资产业，在借鉴已有的实证研究成果的基础上，定量检验中国劳动密集型和资本技术密集型产业对外投资对本国产生的贸易效应。

二、对外直接投资与对外贸易关系：替代或互补?

有关对外直接投资与对外贸易两者关系的理论研究，存在替代说与互补说两种相反的观点，且以替代说为主。而有关对外直接投资与对外贸易关系的经验研究，则更多支持互补说。

替代说认为，对外直接投资会减少对外贸易。蒙代尔(Mundell，1957)[1]证明，在存在贸易壁垒的情况下，国际资本流动与贸易类似，都不能产生额外的收益，因此，在严格的赫克歇尔-俄林理论(H-O定理)的假设条件下，一国的对外直接投资与对外贸易是完全替代关系。弗农(Vernon，1966)[2]以美国为例通过对新产品、新技术的创新、模仿和扩散的动态分析得出，技术的进步、跨国公司国际化的提高使得新产品的生命周期不断缩短，对外直接投资对母国出口贸易的替代影响越来越明显。

互补说认为，对外直接投资可促进对外贸易的发展。小岛清(Kojima，1978)[3]在分析中引入了宏观经济因素，将H-O模型中的劳动和资本要素用劳动和经营资源来替代，资本的范围扩大到包含资产、技术和人力资本等要素，使国际直接投资已不再是简单的资本流动，而是包括资本、技术、经营管理和人力资本的总体转移，得出的结论为，对外直接投资并不是对国际贸易的简单替代，两者存在着一定程度上的互补关系；在许多情况下，对外直接投资可以创造和扩大对外贸易。佩瓦斯和史密兹(Pwrris and Schmiz，1971)的研究表明，对外投资可以刺激母国进口，并能带动母国产品的出口。赫尔普曼和克鲁格曼(Helpman and krugman，1985)[4]认为在要素禀赋不对称和规模报酬递增的情况下，跨国公司的专有资产是很难同外部市场达成交易的，因此就会产生大量的公司内交易和对中间产品的需求，从而带动母国的出口贸易。

不少经验研究证实了对外直接投资与对外贸易之间的互补性大于替代性的结论。例如，霍斯特(Horst，1974)[5]认为，在较长时期内，母国出口与跨国公司国外分支机构的销售额之间的互补效应会超过替代效应。利普西和韦斯(Lipsey & Weiss，1984)[6]检验了美国和其他13个主要出口国的出口与对外直接投资之间的相互关系。回归分析表明，美国制造业跨国公司国外分支机构的经营活动与美国出口额的变化一致。同样，其他13个国家制造业跨国公司国外分支机构的数目与出口额也呈同方向变化。另外，关于美国、日本和瑞典三国的对外直接投资与出口、就业的关系研究也进一步支持了上述结论。Head和PLies(2001)[7]对日本932家跨国公司1966―1990年间的微观数据进行研究得出，以水平方式进行投资的FDI对出口产生替代效应，而以垂直方式的FDI则产生创造效应。

不难看出，上述研究主要针对发达国家，而对发展中国家的研究则比较匮乏。国内学者大部分是针对引进外资与进出口贸易的相互关系进行实证研究(如江小娟，1999；邱斌，2006；张鹏，2006等)[8-10]，而把中国放在母国角度研究对外直接投资与贸易关系的文献并不多见，且研究方法和结论不尽相同[11-13]，基于此，本文着眼于中国对外投资产业，分别考察劳动密集型和资本技术密集型两大产业对外直接投资的贸易效应。

三、中国对外直接投资贸易效应的计量检验

本文选取1980―2006年27年间中国对外直接投资与贸易的相关数据进行协整分析。考虑到数据的可获得性及所收集到资料的可用性，本文作出如下假设：(1)中国对外直接投资分劳动密集型和资本技术密集型两大产业，二者对国内的贸易效应分别用初级产品和工业制成品的贸易量大致衡量；(2)中国对外直接投资流量中劳动密集型产业的投资比重对两大产业分别选取出口总量、贸易竞争指数和贸易结构三个变量，从总量、绩效与结构等三个角度探讨中国对外直接投资的贸易效应(因篇幅有限，将原始数据表省略，数据来源于中国统计年鉴、中国商务部、UNCTAD等)。分别以两大产业的对外直接投资额为解释变量构造原始回归模型如下：

劳动密集型产业：

变量OFDI、EX、TC、TS分别代表对外直接投资额、出口总额、贸易竞争指数②和贸易结构③。为了分析的方便，考虑到对变量取对数并不改变相关序列的特征，本文对对外直接投资额(OFDI)以及出口总额(EX)指标取对数，修正后的模型为：

1．劳动密集型产业对外投资的贸易效应

(1)平稳性检验 大多数情况下，时间序列数据都是非平稳的，在对其进行传统的回归分析时，会由于“变化趋势”的存在而导致“伪回归”问题，即使变量间没有任何关系，也会存在较高的拟合值R，而这样的估计结果是毫无意义的。因此，在计量分析之前，必须先对时间序列进行平稳性检验(又称单位根检验)。本文使用ADF(Augment　Dickey-Fuller)方法，检验结果如下。

由检验结果可以看出，原序列的ADF检验值都分别大于其1％、5％和10％显著性水平下的临界值，表明原有的时间序列数据都是非平稳的，即有单位根。对其进行一阶差分处理，结果显示ADF值均小

于1％、5％和10％显著性水平下的临界值，说明一阶差分序列都是平稳的，因此原有的时间序列均为一阶单整，序列之间可能存在协整关系，从经济意义上讲，它反映了变量之间的长期均衡关系。为此，有必要对各时间序列进行协整检验。

(2)协整检验

协整检验方法从对象上分有两种：一种是基于回归系数的检验，主要是Johansen协整检验。另一种是基于回归残差的检验，是在ADF检验基础上进行的。运用基于回归残差的协整检验能更好地进行长期关系的确定，因此本研究中主要运用后一种方法。首先用最小二乘法(OLS)对方程进行协整回归，然后对所得的残差Et进行ADF检验，如果Et是平稳的，则变量间是协整的关系，即它们之间存在长期关系；反之，则是非协整的，无法据以判断其长期关系。

首先从贸易总量角度看。以出口总额指标(1nEXL)为因变量，劳动密集型产业对外直接投资指标(lnOFDIL)为自变量，用OLS估计出残差序列Elt，然后对E1t进行单位根检验，检验结果见表2。结果显示该残差序列E1t。在5％至10％的显著性水平上是平稳的，这意味着在0．05～0．10的置信区间内两者协整关系成立，即存在着长期的均衡关系，说明对外直接投资是出口长期增长的原因。二者的协整方程为：

由协整方程可以看出，在长期内，劳动密集型产业对外直接投资与出口呈现正相关的关系。说明该产业对外投资增加时，本国出口亦会随之增长。如果不考虑其他因素的影响，对外直接投资每增加1个单位，可以带动出口额近0．22单位的增长。用同样的方法考察贸易绩效与结构。分别以贸易竞争指数指标(TCL)和贸易结构指标(TSL)为因变量，以对外直接投资额为自变量，对他们的残差序列E2t、E3t分别进行平稳性检验，结果见表2，都至少在5％的显著性水平上是平稳的，因此贸易竞争指数、贸易结构与对外直接投资之间分别存在着长期均衡关系。据此得到二者的协整方程分别为(2)、(3)式。

上述协整方程表明，劳动密集型产业对外直接投资与贸易竞争指数呈现低度的负相关关系，而与贸易结构呈现正相关关系。说明在长期内，随着对外直接投资的增长，中国劳动密集型产业出口竞争力会逐渐减弱，而贸易结构则得到不断优化。

2．资本技术密集型产业对外投资的贸易效应

随着“走出去”战略的逐步实施，我国对外直接投资的领域不断扩大，高新技术产业投资比重开始增加，成为中国对外直接投资的一股新兴力量。考察资本技术密集型产业的对外直接投资对我国整体竞争力水平的提升具有非常重要的现实意义。与上述分析过程类似，首先对各变量及其一阶差分进行平稳性检验。选取资本技术密集型产业的对外直接投资额指标(OFDIk)和国内同行业的出口总额(EXk)、贸易竞争指数(TCk)及贸易结构指标(TSk)，运行计量软件Eviews，输入整理后的数据，得检验结果如下。

由表3可以看出，原序列的ADF检验值都分别大于其1％、5％和10％显著性水平下的临界值，表明原有的时间序列数据都是非平稳的，即有单位根。对其进行一阶差分处理，结果显示ADF值均至少小于5％和10％显著性水平下的临界值，说明一阶差分序列都是平稳的，因此原有的时间序列均为一阶单整，说明序列之间可能存在协整关系，也就是说资本技术密集型产业的对外直接投资与国内的出口总额、贸易竞争指数及贸易结构等之间可能存在长期均衡关系。下面对各时间序列进行协整检验。

同对劳动密集型产业的分析类似，也是首先从贸易总量角度来看。以出口总额指标(1nEXk)为因变量，资本技术密集型产业对外直接投资指标(1nOFDIk)为自变量，对其残差E4t进行单位根检验，检验结果见表4。由检验结果可知，该残差序列E4t在5％至t0％的显著性水平上是平稳的，这意味着在0．05-0．10的置信区间内两者协整关系成立，即二者存在着长期的均衡关系，说明资本技术密集型产业对外直接投资是国内同行业出口长期增长的原因。二者的协整方程为：

由协整方程(4)可以看出，在长期内，资本技术密集型产业对外直接投资与国内同行业的出口呈现正相关的关系。说明该产业对外投资增加时，本国出口亦会随之增长。如果不考虑其他因素的影响，对外直接投资每增加1个单位，可以带动出口额近0．5单位的增长。

用同样的方法考察资本技术密集型产业的贸易绩效与结构。分别以贸易竞争指数指标(TCk)和贸易结构指标(TSK)为因变量，以该产业对外直接投资额为自变量，对他们的残差序列E5t、E6t分别进行平稳性检验，结果见表4，各残差都至少在5％的显著性水平上是平稳的，因此贸易竞争指数、贸易结构与对外直接投资之间分别存在着长期均衡关系。据此得到二者的协整方程分别为(5)、(6)式。

协整方程(5)、(6)表明，资本技术密集型产业对外直接投资与贸易竞争指数和贸易结构均呈现正相关关系，说明在长期内，随着该产业对外直接投资的增长，中国资本技术密集型产业出口竞争力将会逐渐增强，且贸易结构将得到不断优化，对外直接投资是该产业贸易绩效、贸易结构改善的长期原因。

3．小结

通过考察中国劳动密集型和资本技术密集型产业对外直接投资与对外贸易的相关数据，结合计量分析方法，本部分可以得出以下结论：

(1)虽然两大产业的样本序列均为非平稳时间序列，但它们之间的线性组合却是协整的，也就是说它们之间存在着长期的均衡关系。从长远角度看，对外直接投资不会抑制中国的出口贸易，而是起到积极的促进作用。

(2)劳动密集型产业的协整分析结果表明，在长期，该产业对外直接投资与对外贸易总量、贸易结构成正相关关系，与贸易竞争指数成负相关关系，但是相关系数较小，说明对外投资可以从量上促进该产业的对外贸易，但是不利于贸易竞争力的提升。换言之，劳动密集型产业的对外直接投资对贸易既有创造效应，也有替代效应，但是从总体来看，该产业对外直接投资对贸易的净效应为创造效应。

(3)资本技术密集型产业的协整方程显示，中国资本密集型产业对外直接投资与国内同产业贸易总量、绩效与结构等相关变量之间均呈现正相关关系，说明该产业对外投资可以促进对外贸易的发展，亦表现出对贸易的创造效应。

四、结论及政策性建议

上述检验结果表明，在其他变量保持不变的条件下，中国两大产业对外直接投资的增长分别能够从贸易总量及结构上带动国内同行业对外贸易的增长，两大产业对外直接投资的贸易净效应均为贸易创造效应，这与前人关于对外直接投资与对外贸易呈现互补关系的经验研究结论是一致的。

作为发展中国家，中国的对外直接投资起步较晚，而且投资方向绝大多数是劳动密集型产业，该类型的投资所产生的贸易创造效应要大于贸易替代效应。同时，信息传输等高新技术产业成为近年中国对外直接投资的新兴力量，为提升中国整体的管理、技术水平等发挥了一定作用，实证分析表明，该类型产业对外直接投资对贸易也产生了净创造效应。

篇10

[关键词] 对外直接投资（OFDI）； 技术创新能力； 技术吸收能力； 区域差异

一、 引言

联合国贸易和发展会议（UNCTAD）在2005年《世界投资报告》中指出，通过对全球30个国家152 000家跨国企业的研究发现，对外直接投资（outward foreign direct investment，下文简称OFDI）所引致的研发活动对于提升以专利申请来衡量的母国国内技术创新能力具有积极影响

UNCTAD， World Investment Report： Transnational Corporations and the Internationalization of R&D， New York and Geneva： United Nations， 2005.。OFDI已成为获取国际技术溢出、提升本国技术创新能力的一条重要渠道。因此，本文就中国的对外直接投资对国内技术创新能力的影响进行理论和实证研究。

对于对外直接投资的母国技术创新能力提升效应的存在性，许多学者做了相应的实证研究。一方面，一些学者的研究表明：OFDI确实存在逆向技术溢出，对母国的技术创新能力的提升具有显著的正效应。Branstetter的研究结果表明，日本通过对美国的对外直接投资获得了大量的逆向技术溢出，推动了本国的技术进步和技术创新[1]。Iwasa和Odagiri同样以日本跨国企业为研究对象，发现日本企业的海外专利引用量与其在美国的研发机构的研发经费具有明显的正相关关系，意味着日本企业对美国的对外直接投资对母国的技术进步产生了积极影响[2]。Driffield和Love利用英国制造业面板数据进行实证检验，结果表明对研发（R&D）资源密集地区的对外直接投资的确产生了逆向技术溢出效应[3]。另一方面，也有学者的实证结果表明，OFDI对母国的技术进步与创新并无显著影响。Vahter和Masso通过对企业层面的面板数据进行实证研究，发现虽然对外直接投资对于微观层面的母公司确实存在显著的溢出效应，但却没有证据表明对外直接投资对母国产业层面（中观）和国家层面（宏观）的技术进步具有显著的正效应[4]。Bitzer和Kerekes运用17个OECD国家产业层面的数据分析了OFDI对母国的逆向技术溢出效应，结果同样表明OFDI 的逆向技术溢出效应并不明显[5]。

国内关于对外直接投资促进母国技术创新能力提升的实证研究则相对较少。赵伟等采用LP模型，检验了对外直接投资与我国技术进步之间的关系，结果表明，我国对外直接投资确实能促进国内的技术进步，特别是对于R&D资源密集的发达国家和地区的投资，该影响更为显著[6]。邹玉娟和陈漓高通过VAR模型对我国对外直接投资增长率对技术进步的影响进行了实证研究，发现两者之间有一定的同步关系，但其作用并不是十分明显[7]。王英和刘思峰采用国际R&D溢出回归框架进行实证检验，也发现OFDI对我国技术进步的促进作用并不显著[8]。总体而言，目前国内的研究存在以下不足：（1）从实证研究来看，许多文献的回归模型将技术创新能力作为被解释变量，而对外直接投资额直接作为解释变量，没有考虑到国外研发资本存量是对外投资提升母国技术创新能力的关键因素，脱离了对外直接投资通过吸收外国的R&D溢出以促进我国技术创新的本质；（2）理论研究指出，母国的吸收能力是影响其对外直接投资逆向技术溢出效应的重要因素，而我国绝大多数实证研究却忽视了技术吸收能力的作用；（3）大量的研究致力于我国对外直接投资的区位选择上，鲜有关注我国不同区域对外直接投资对本地技术创新能力提升的不同效果，即对外投资逆向溢出效应的区域差异。因此，本文试图在以上三个方面进行探讨。

二、 OFDI提升母国技术创新能力：核心假设的提出

国内外已有许多学者对OFDI逆向溢出的机理进行了研究，本文在借鉴前人研究的基础上进行归纳总结，提出了基于OFDI提升母国技术创新能力的作用机理。

技术创新能力从微观和宏观层面分别表现为企业技术创新能力和国家技术创新能力。在对外投资过程中，逆向技术溢出机制主要通过跨国公司的海外子公司充分接近东道国R&D资源，利用东道国先进的生产要素提升自身的技术创新能力，并通过技术、资源和人才向母公司转移，由母公司吸收和消化，从而促进其技术创新，进而通过示范效应和外部溢出促进母国的技术创新能力提升。跨国公司在对外投资过程中主要通过以下三条路径促进母公司技术创新能力的提升：首先是研发要素的吸纳机制，海外子公司通过吸纳东道国的研发要素（人才、技术等战略资源）而获得最新的技术，把握技术的动态发展；其次是研发成果的逆向转移机制，海外子公司利用东道国的技术资源优势，对新产品进行研发活动，并将研发成果通过逆向转移使母公司获取更加先进的海外技术；最后是研发人员培养机制，海外子公司可以通过与东道国高技术研发人才合作、在东道国科研机构的学习等途径培养自己的研发人员，这些研发人员在跨国公司内部的流动可以提高母公司的技术创新能力。通过上述三条路径的融合，母公司可以获得海外研发溢出并对此进行消化、吸收以转化为自身的技术创新能力，进一步通过示范效应扩散到本地区及全国，带动母国的技术创新能力提升。虽然OFDI能够为母国提供获得东道国技术溢出的机会和渠道，但技术溢出和扩散效果需要接受方具有一定的技术吸收能力。

国际R&D溢出理论指出，投资母国的“吸收能力”是影响技术溢出效应的重要因素。Cohen 和Levinthal的研究指出，吸收能力即企业对新技术的识别、消化并利用其最终实现商业化的一种能力[9]。在对外直接投资过程中，母国通过跨国公司接近并获取东道国的资源、知识、技能等技术要素，并将其与自身技术相结合以提升技术创新能力，实现技术追赶和跨越的目的。Siotios指出当东道国自身的研发和技术水平较低时，或者投资母国不具备吸收和消化领先技术的能力时，逆向技术溢出效应发生的可能性就会很小[10]。茹玉骢认为，吸收能力是OFDI促进母国技术进步的前提条件[11]。因此，如果跨国企业及母国没有足够的吸收能力去消化、吸收和模仿外部获得的先进技术，那么对外直接投资获得的技术溢出将难以转化为提升我国技术创新能力的推动力。因此本文提出如下假设：

假设1：对外直接投资对我国技术创新能力的促进作用，需要以一定的吸收能力为前提。

由图1可知，母国的吸收能力与对外直接投资的技术外溢之间存在紧密联系，对外直接投资使母国企业进一步接触国外先进的技术和研发资源，有效克服了母国与发达国家间技术转移的距离障碍，而吸收能力的缺乏则会极大地制约吸收和消化新技术、提高技术创新水平的能力。我国幅员辽阔，各地区之间经济发展水平、技术先进程度以及人力资本等具有较大差异，技术吸收能力有所不同，且我国的对外直接投资水平也呈现一定的区域性差异，2011年对外直接投资存量75%来源于经济发达的东部地区[12]。因此，不同地区进行OFDI所获得的逆向技术溢出效应可能存在着明显的区域差异。综上，本文提出如下假设：

假设2：我国对外直接投资对技术创新能力的影响存在着显著的区域差异。

三、 计量模型

在封闭经济条件下，一国的技术创新能力的提高主要取决于国内R&D资本投入的大小。而在开放经济条件下，其变化不仅来源于国内R&D的投入，而且还可从海外R&D活动中获得技术溢出。因此，我国技术创新能力的提升来源于本国的研发投入和对海外研发资本溢出的吸收。

Coe和Helpman研究进口贸易吸收国外R&D溢出对国内技术创新影响时建立了CH模型[13]，这个模型是Coe和Helpman在Grossman和Helpman的创新驱动增长理论模型的基础上建立的。后来，Potterie和Lichtenberg改进了通过贸易渠道溢出的国外R&D投入的计算方法，把OFDI作为溢出渠道，提出了LP模型[14]，随后该模型被大多数学者研究国外R&D溢出对国内技术创新影响时所使用。模型形式如下：

其中i=1，2，3，…，n，代表国家，Tit代表i地区在t期的技术创新能力，Sdit代表i地区t期的研发投入存量，Sf-lpit代表i地区在t期获得的外部技术溢出。一般来说，一国获得海外R&D溢出主要通过以下三种途径：一是通过模仿从国外进口的中间产品、最终产品等进行技术创新，从而提升本国的技术创新能力和技术水平；二是通过外商直接投资获得技术外溢；三是通过母国企业走出去（即OFDI）接近东道国先进的R&D资源获得技术外溢。正如前文所述，通过对外直接投资从发达国家获取R&D投资溢出是发展中国家实现技术跨越的重要途径。Sf-lpit由三部分组成：通过进口溢出获得的国外研发资本存量（Sfinit），通过外商直接投资溢出获得的国外研发资本存量（Sfdiit），通过对外直接投资渠道溢出的国外研发资本存量（Sofdiit）。

由于通过对外直接投资获取国外技术溢出需要母国具有一定的技术吸收能力， 吸收能力越强，技术溢出越明显。Benhabib和Spiegel指出，人力资本可以通过影响我国对海外R&D溢出的吸收能力间接影响国内的技术创新能力[15]。因此，本文用人力资本（H）作为吸收能力的指标， 在上式中加入H与Sofdiit的交叉项来衡量OFDI逆向技术溢出中吸收能力的作用， 计量方程修正为：

四、 变量说明及数据来源

由于我国各省市自治区对外直接投资存量数据的统计始于2003 年，鉴于数据的可得性，本文选取2003―2010年我国30个省市自治区的面板数据（不包含，因其数据量过小且不全，故予以剔除，也不包括我国港澳台地区），建立国内研发投入、进口、外商直接投资和对外直接投资获得的海外研发溢出对我国各省市自治区技术创新能力影响的计量模型，并进行实证分析。根据我国OFDI、FDI以及进口规模的大小，结合各国研发资本存量的多少，同时考虑到数据的可获得性，本文选择新加坡、俄罗斯、美国、日本、韩国、加拿大、法国、德国、意大利、英国、澳大利亚、奥地利、比利时、捷克、丹麦、匈牙利、爱尔兰、荷兰、波兰、葡萄牙、西班牙、瑞典、以色列、土耳其、阿根廷和巴西，共26个国家（地区），作为测算国外R&D资本存量的样本。选取这26个样本国家的原因主要在于：一方面，这些国家（地区）与我国有进出口贸易联系，也是我国外商直接投资的主要来源国，对外直接投资的主要流向国，且占据了各项金额的绝大比重。截至2011年底，我国对这26个国家的OFDI存量占我国OFDI总存量的54.43%，获得的FDI占我国FDI总存量的72.83%

由于我国香港和澳门地区、卢森堡、开曼群岛、英属维尔京群岛等地的投资绝大部分具有避税或中转性质，此处在计算OFDI和FDI总存量时剔除了这五个地区的投资存量。，进口额占我国进口总额的52.61%[12，16]。另一方面，根据联合国教科文组织（UNESCO）的资料以及经济合作发展组织（OECD）、美国国家科学基金会（NSF）等机构的统计数据， 世界R&D资金主要集中在上述国家。因此，本文选择的样本具有较好的代表性。

1.技术创新能力

本文采用专利授权量表示技术创新能力，专利反映了拥有自主知识产权的科技和设计成果情况，充分体现了一个地区的技术创新能力。以往研究选择该指标主要基于两个原因：一是数据的可得性；二是随着我国知识产权保护制度的日趋完善，专利授权量已经成为衡量一个地区技术创新能力较具代表性的指标。我国各省市自治区的专利授权量的数据来源于《中国统计年鉴》。

2.本地研发资本存量

本文取2003年为基期，运用Griliches提出的方法[17]来计算我国各省市自治区基期的研发存量，以2003年当年R&D投资支出流量除以折旧率和基年后5年的平均增长率作为2003年的R&D 存量，即Sd2003=RD2003/（g+δ）。g为各省份2003―2008年R&D支出的平均增长率，δ为研发资本的折旧率，本文借鉴肖文等的研究将折旧率设为9.6%[18]。其余年份的R&D存量均用永续盘存法计算：Sdt=（RDt）+（1-δt）Sdt-1。其中RDt是每年投入的研发支出（换算成2003年不变价格），由此得到各省市自治区2003―2010年的R&D资本存量。全国及各省市自治区R&D支出来源于《中国科技统计年鉴》。

3.各省市自治区通过对外直接投资获得的国外研发资本存量溢出

对各省市自治区通过对外直接投资获得的国外研发资本存量溢出的测算，现有文献大多采用LP的方法，本文也沿用这一方法。但由于本文使用的是省际面板数据，在具体测算时分两步进行：首先，依据公式Sofdit=∑（OFDIjt/GDPjt）Sdjt计算全国通过对外直接投资获得的国外研发资本存量溢出，其中j=1，2，…，26，表示本文选取的26个样本国家（地区）。上式中，OFDIjt表示在t时期我国对j国的直接投资存量数据，GDPjt为j国在第t时期的国内生产总值，Sdjt表示在t时期j国国内的研发资本存量，其计算与我国国内研发资本存量使用的方法一样，一般研发资本的折旧率取5%。其次，根据Sofdiit=（OFDIit/OFDIt）Sofdit计算各省市自治区通过对外直接投资获得的国外研发资本存量溢出，其中OFDIit/OFDIt表示i省t时期对外直接投资存量占我国总对外直接投资存量的比例。各国的R&D支出来源于世界银行、联合国教科文组织及OECD Factbook，各国的GDP来源于世界银行WDI数据库

世界银行数据详见 http：///；联合国教科文组织数据详见http：///unesco/ReportFolders/ReportFolders.aspx；OECD Factbook数据详见http：///economics/oecdfactbook_18147364；世界银行WDI数据库详见http：///datacatalog/worlddevelopmentindicators。；我国对各国的对外直接投资存量数据来源于《中国对外投资统计公报》。

4.各省市自治区通过外商直接投资获得的国外研发资本存量溢出

类似于Sofdiit的度量，各省市自治区通过外商直接投资获得的国外研发资本存量溢出Sfdiit的计算沿用LP方法：Sfdiit=（FDIit/FDIt）Sfdit，其中Sfdit=∑（FDIjt/GDPjt）Sdjt，FDIjt表示在t时期j国流入我国的外商直接投资存量数据，FDIit/FDIt表示i省t时期外商直接投资占我国总外商直接投资的比例。我国外商直接投资存量来源于《中国贸易外经统计年鉴》。

5.各省市自治区通过进口获得的国外研发资本存量溢出

类似于Sofdiit的度量，各省市自治区通过进口获得的国外研发资本存量溢出Sfinit的计算沿用LP方法：Sfinit=（FINit/FINt）Sfint，Sfint=∑（FINjt/GDPjt）Sdjt，其中FINjt表示在t时期我国从j国的进口货物额，FINit/FINt表示i省t时期进口额占我国进口总额的比例。我国从各国的进口额来源于《中国贸易外经统计年鉴》。

6.人力资本存量

由于我国目前并没有关于人力资本存量的统计数据，国际通常的做法是采用Barro和Lee提出的劳动力平均受教育年限来进行近似计算[19]，本文沿用此种方法，将小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各省份人力资本存量（H）的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16。各省份就业人员受教育程度数据来自各年度《中国劳动统计年鉴》。

各变量的描述性统计分析如表1所示：

五、 实证结果与分析

本文选取2003―2010年我国30个省市自治区的面板数据，就对外直接投资、外商直接投资和进口对我国30个省市自治区技术创新能力的影响进行面板数据回归分析。

（一） 数据平稳性与内生性检验

在估计模型之前，我们首先进行数据的平稳性检验。为保证总样本单位根检验结果的稳健性，本文使用LLC、IPS、ADF 和PP四种检验方法对面板数据进行单位根检验， 检验结果如表2所示。在各变量的水平值中lnT、lnSfinit的四种单位根检验结果均在5%的显著性水平下接受原假设，表明存在单位根。而lnSdit、lnSfdiit、lnSofdiit和lnSofdiitlnH在LLC与PP检验拒绝原假设，但IPS与ADF并没有通过5%显著性检验。因此，本文对所有变量均做一阶差分处理后再进行面板单位根检验，四种检验结果一致表明六个变量均为一阶单整。

由于变量是同阶单整，因此可能存在协整关系。对于时间跨度较小的面板数据，Panel ADFStatistic和Group ADFStatistic 统计量是最有效力的，因此本文主要考虑这两种检验方法。表3中各协整检验结果显示：在1%显著性水平下统计量均拒绝不存在协整关系的假设，表明变量间存在长期均衡关系，即本文模型的设定是合理的。

考虑到本地研发资本存量会影响技术创新水平，而技术创新能力的提升也会促进本地研发投入的增加，从而影响本地研发资本存量，计量模型可能存在由本地研发资本存量与技术创新互为因果关系而产生的内生性问题。如果存在内生性问题，那么最小二乘估计将是有偏的，为此本文以本地研发资本存量（Sdit）的滞后一期作为工具变量，采用Davidson和MacKinnon提出的方法[20]对模型的内生性问题进行检验。结果显示：DavidsonMacKinnon检验统计值为1.591 1，相应的p值为0.208 9，表明模型不存在内生性。

（二） 全国总样本估计结果与系数解释

面板数据主要有三种回归模型：混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。如果从时间上看不同个体之间不存在显著差异，且不同截面之间也不存在显著性差异，那么可以将所有的面板数据混合运用最小二乘方法进行估计，即混合回归模型。如果个体间存在显著差异，但对特定的个体而言，组内不存在时间序列上的差异，则运用固定效应模型。随机效应模型与固定效应模型的区别在于前者假定这种个体之间的差异服从某一随机分布。接下来根据本文的数据特征确定三种模型中哪种最为恰当。首先通过固定效应存在性的F检验，在混合回归与固定效应模型之间做出选择，固定效应检验的原假设是混合效应模型，从Eviews 6软件结果（见表4第二列）可知，概率为0，即拒绝原假设，因此摒弃混合模型，选择固定效应模型。通过Hausman检验，判断数据生成过程属于固定效应还是随机效应。检验的方法是，通过检验固定效应模型斜率估计量与误差成分模型斜率估计量差异的显著性，判断是否存在随机效应。Hausman检验的原假设是选择随机效应模型，表4的结果显示，概率为0.004 8（小于0.05），即拒绝原假设，因此，本文选择固定效应模型。

从实证分析的结果可以看出： lnSofdiit和交叉项lnSofdiitlnH对全国技术创新能力的影响均是显著的。为了检验对外直接投资对技术创新能力提升的净作用，我们通过对回归方程取一阶导数得到dlnT/dlnSofdi=β4+β5lnH，即对外直接投资对我国技术创新能力的影响方向和大小由系数β4以及交叉项系数与人力资本乘积β5lnH共同决定。若β4+β5lnH>0，意味着我国对外直接投资具有正向的技术溢出效应；反之，对外直接投资则会阻碍我国技术创新能力的提升。可以看到，lnSofdiit的系数为-2.360 3，而交叉项lnSofdiitlnH系数为0.354 6，因此，对外直接投资只有在人力资本lnH（即吸收能力）大于6.656 2的条件下才能对国内创新产生正的影响。从表1中可以看出，我国平均技术吸收能力为6.758 4，超过门槛值，因此就全国而言，对外直接投资通过直接嵌入研发资源密集的国家和地区、有效利用海外研发存量，对我国技术创新能力的提升能够产生显著的积极影响，也即假设1得到验证。同时，可以看到国内研发资本存量lnSdit对技术创新能力的影响是显著为正的，且在所有解释变量中lnSdit的系数最大，表明国内研发投入对我国技术创新的推动作用最为明显。

（三） 逆向技术溢出的区域差异

现在运用以上计量模型，分别对我国东部、中部和西部地区进行实证分析，探讨我国对外直接投资对这三个区域的技术创新能力影响是否存在显著差异。

从表4回归结果可以看到：东部地区和西部地区的回归结果中，lnSofdiit和交叉项lnSofdiitlnH对技术创新能力的影响均是显著的，而中部地区对外直接投资对其区域技术创新能力的影响并不显著。类似于全国的分析，通过计算得到东部地区和西部地区吸收能力的门槛值分别为6.826 6和6.674 2。而由表1可知，我国东西部地区人力资本分别为6.846 8和6.665 9，将其人力资本存量均值与门槛值对比，可知对外直接投资对我国东部具有显著正的逆向技术溢出，而对于西部地区的技术创新能力却产生显著的负面影响。对外直接投资对我国各区域技术创新能力提升效应的不同，可能来源于各地经济教育发展水平存在较大差异，进而导致各区域对外部技术的吸收能力各有不同。相对而言，东部地区在对外投资、吸引外资和进口方面占我国总比重较大，其人力资本和自主研发投入等处于国内领先水平，可以较好地对获取的外部技术进行消化和吸收，从而对该区域产生积极的技术外溢效应，并扩散至全国，提升我国的技术创新水平。而对西部地区而言，一方面，其对外直接投资起步晚、规模小，对技术创新能力的影响较弱；另一方面，较低的人力资本也是导致其技术落后的重要因素。由于对技术的吸收能力有限，在引进国外先进技术的同时，本地吸收效果较差，对外直接投资对该区域技术创新能力提升的作用不大，甚至由于对外直接投资挤出本地自身的研发投入，从而对该地区的技术创新反倒起了阻碍作用。以上结果表明：我国的对外直接投资逆向技术溢出存在明显的区域差异，即假设2也得到验证。

（四） 稳健性检验

为了检验实证结果的可靠性，本文以发明专利授权数量作为技术创新的衡量指标替代上文中总的专利授权量，具体结果见表5。从回归结果看，当选择发明专利作为被解释变量时，模型的结果与之前估计结果（见表4）基本一致。表5中，全国吸收能力门槛6.736 4（小于平均值6.758 4）；东部地区为6.832 5（小于平均值6.846 8），表明OFDI对全国和东部地区的技术创新具有积极影响；而中部地区仍旧不显著；对西部地区而言，吸收能力门槛值亦超过平均值，OFDI对西部地区创新能力产生显著的负面影响。总体来说，本文关于对外直接投资对国内技术创新影响的分析结果是比较稳健的。

六、 结论及政策建议

（一） 结论

本文就对外直接投资与我国技术创新进行了理论和实证研究。理论方面，分析了对外直接投资提升母国技术创新的作用机理及影响因素，据此提出两个假设，假设1：对外直接投资对我国技术创新能力的促进作用，需要以一定的吸收能力为前提。假设2：我国对外直接投资对技术创新能力的影响存在着显著的区域差异。实证方面，本文选取了2003―2010年省际面板数据，在LP模型中加入技术吸收能力与对外直接投资获取的国外研发资本存量溢出的交叉项，检验OFDI对我国技术创新的影响，探讨我国OFDI逆向技术溢出的区域差异，得到如下结论：第一，对外直接投资能够显著促进我国技术创新能力，验证了假设1。第二，就不同区域而言，对外直接投资对我国东部地区具有显著正的逆向技术溢出效应，中部地区的对外直接投资对技术创新能力提升的影响并不显著，而西部地区却具有负面影响，意味着我国的对外直接投资逆向技术溢出存在明显的区域差异，因此假设2也得到验证。此外我们的研究还表明，国内研发投入对我国技术创新的推动作用最为明显。

（二） 建议

基于上述结论，本文对我国对外直接投资战略和区域提出了相应的政策建议：

首先，虽然我国的技术研发水平已有了很大提高，但在很多核心技术、高新技术领域仍然需要借助国外。加大向发达国家的技术驱动型对外投资是实现技术跨越、提高技术创新能力的重要途径。Braconier等通过对瑞典的跨国公司进行实证研究，发现对外直接投资的流向国越发达，研发资源越密集，则逆向技术溢出效应就越明显[21]。Lichtenberg和Potterie的实证分析也得出了类似的结论：若投资于研发密集的国家，母国的技术水平会因对外直接投资而提高[22]。而目前我国对外直接投资规模较小，投资领域集中在低技术领域，因此政府应鼓励企业走出去，特别是对于发达国家的技术寻求型投资。

其次，要充分利用对外直接投资逆向技术溢出来提升我国的技术创新能力，关键是要提高母国的消化吸收能力。如果不提高我国的吸收能力，即使再强调企业走出去，增加对外直接投资，投向最发达的国家和地区，接触最先进的技术，也很难带动国内技术创新能力的提高。一方面，政府需加大国内特别是中西部地区人力资源的投入力度，提高我国各区域的吸收能力；另一方面，应根据各地的技术吸收能力的不同，实施差异化的对外投资战略，扩大对外投资所引致的技术溢出。

最后，一国国内技术创新能力最终依赖于本国自己的研发资本存量。就国内研发投入而言，目前我国与发达国家相比仍相差甚远。因此，加大研发投入是提升我国技术创新能力的关键。政府可以通过相应政策来引导企业加大研发投入，同时采取税收优惠、补贴等措施提高企业研发投入的积极性。

[参考文献]

[1]L.Branstetter，″Is Foreign Direct Investments a Channel of Knowledge Spillovers？ Evidence from Japans FDI in the United States，″ Journal of International Economics，Vol.68， No.2（2006）， pp.325344.

[2]T.Iwasa & H.Odagiri，″Overseas R&D， Knowledge Sourcing， and Patenting： An Empirical Study of Japanese R&D Investment in the US，″ Research Policy，Vol.33，No.5（2004）， pp.807828.

[3]N.Driffield & J.H.Love，″Foreign Direct Investment： Technology Sourcing and Reverse Spillovers，″ The Manchester School，Vol.71， No.6（2003）， pp.659672.

[4]P.Vahter & J.Masso，″Home versus Host Country Effects of FDI： Searching for New Evidence of Productivity Spillovers，″ http：//wdi.umich.edu/files/publications/workingpapers/wp820.pdf，20130605.

[5]J.Bitzer & M.Kerekes，″Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders？ New Evidence，″ Economics Letters， Vol.100， No.3（2008）， pp.355358.

[6]赵伟、古广东、何元庆： 《外向FDI 与中国技术进步： 机理分析与尝试性实证》，《管理世界》2006年第7期，第5360页。[Zhao Wei， Gu Guangdong & He Yuanqing，″OFDI and Technological Progress： Mechanism and Empirical Analysis，″ Management World， No.7（2006）， pp.5360.]

[7]邹玉娟、陈漓高： 《我国对外直接投资与技术提升的实证研究》，《世界经济研究》2008年第5期，第7077页。[Zou Yujuan & Chen Ligao，″An Empirical Study of Chinas Outward Foreign Direct Investment and the Improvement of Technology，″ The World Economy Research， No.5（2008）， pp.7077.]

[8]王英、刘思峰： 《国际技术外溢渠道的实证研究》，《数量经济技术经济研究》2008年第4期，第 153161页。[Wang Ying & Liu Sifeng，″The Empirical Study on International Spillover Channels，″ The Journal of Quantitative & Technical Economics， No.4（2008），pp.153161.]

[9]W.Cohen & D.Levinthal，″Absorptive Capacity： A New Perspective on Learning and Innovation，″ Administrative Science Quarterly， Vol.35， No.1（1990），pp.128152.

[10]Siotios，″Foreign Direct Investment Strategies and Firms Capabilities，″ Journal of Economics & Management Strategy， Vol.8， No.2（1999）， pp.251270.

[11]茹玉骢： 《技术寻求型对外直接投资及其对母国经济的影响》，《经济评论》2004年第2期，第109112页。[Ru Yucong，″Technologyseeking Foreign Direct Investment and Its Impact on the Economy of the Mother Country，″ Economic Review， No.2（2004）， pp.109112.]

[12]中华人民共和国商务部、中华人民共和国国家统计局、国家外汇管理局编： 《2011年度中国对外直接投资统计公报》，北京：中国统计出版社，2012年。[Ministry of Commerce of Peoples Republic of China， National Bureau of Statistics of Peoples Republic of China & State Administration of Foreign Exchange（eds.）， 2011 Statistical Bulletin of Chinas Outward Foreign Direct Investment， Beijing： China Statistics Press， 2012.]

[13]D.T.Coe & E.Helpman，″International R&D Spillovers，″ European Economic Review， Vol.39， No.5（1995）， pp.859887.

[14]B.van Pottelsberghe de la Potterie & F.Lichtenberg，″Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders？″ The Reviews of Economics and Statistics， Vol.83， No.3（2001）， pp.490497.

[15]J.Benhabib & M.M.Spiegel，″The Role of Human Capital in Economic Development Evidence from Aggregate Crosscountry Data，″ Journal of Monetary Economics， Vol.34， No.2（1994）， pp.143173.

[16]国家统计局贸易外经统计司编：《中国贸易外经统计年鉴2012》，北京：中国统计出版社，2012年。[Department of Trade and External Economic Relations Statistics， National Bureau of Statistics， Peoples Republic of China（ed.）， 2012 China Trade and External Economic Statistical Yearbook， Beijing：China Statistics Press，2012.]

[17]Z.Griliches，″The Search for R&D Spillovers，″ Scandinavian Journal of Economics， Vol.94， No.4（1992）， pp.2947.

[18]肖文、林高榜： 《海外研发资本对中国技术进步的知识溢出》，《世界经济》2011年第1期，第3751页。[ Xiao Wen & Lin Gaobang，″The Spillover of Overseas R&D Capital in the Technological Progress of China，″ The Journal of World Economy， No.1（2011）， pp.3751.]

[19]R.J.Barro & J.W.Lee，″International Comparisons of Educational Attainment，″ Journal of Monetary Economics，Vol.32， No.3（1993）， pp.363394.

[20]R.Davidson & J.G.MacKinnon，Estimation and Inference in Econometrics， London：Oxford University Press， 1993.