对外直接投资的作用精选(九篇)

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第1篇：对外直接投资的作用范文

关键词：外商直接投资；绿色经济；启示

中图分类号：F061.2 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）08-00000-02

当前，各国对环境问题认识日益加深，我国政府对绿色发展也高度重视，将绿色发展理念写入“十三五”发展规划中，并将其设定为实现未来经济发展终极目标的必然过程。然而长期以来对我国经济发展起重要作用的外商直接投资在拉动经济发展的同时，也带来了较为严重的环境污染问题，亟待结合绿色发展理念加以规范和引导。文本援引南非、美国、韩国3个国家利用外商直接投资发展低碳绿色经济的成功案例，分析了各国投资促进和贸易发展机构吸引外商参与绿色经济发展的经验做法，并提出促进我国绿色外商直接投资的政策建议。

一、我国及国外对发展绿色外商直接投资的认识

联合国制定并于2016年1月1日启动的《2030年可持续发展议程》，包含了为未来15年的17项可持续发展目标，具有丰富的绿色内涵。同时，联合国气候变化框架公约巴黎第21次会议上，195个成员国一致同意进一步采取措施以减少温室气体排放，保持全球温度上升水平低于前工业水平2°C。而我国在《十三五规划》中也从战略的高度指出，要坚持绿色富国和绿色惠民，支持绿色清洁生产，推动建立绿色低碳循环发展产业体系，发展和建立绿色金融和绿色发展基金，实施企业循环式生产、产业循环式组合、园区循环式改造的循环发展计划，着力推动形成绿色发展方式和生产方式。这些绿色发展行动计划要求在能源、交通和其他几十个行业进行变革，并需要数万亿美元的巨额投资。而低碳投资又称为绿色投资，包括减少温室气体影响的生产工艺的投资、清洁能源投资及在生产和制造减少温室气体的相关产品的研究和生产投资等方面。绿色投资都是技术密集型和资本密集型产业，发展迅速。而我国，绿色产业和绿色发展实践相对仍处于起步探索阶段，需要充分借鉴外国利用外商直接投资发展绿色经济的的经验并利用绿色外商直接投资资本。

本文结合全球三个利用外商投资发展低碳绿色经济的典型案例，分析了来自发达和新兴市场国家不同地区和环境下投资促进和贸易发展机构吸引外商投资参与绿色经济发展的经验做法。三个案例分别是：南非利用外商投资发展可再生能源产业项目、波特兰发展委员会吸引外商投资扩大地方清洁技术产业群、韩国蔚山生态工业园区中心建立园区公司网络系统促进投资者发展绿色经济。分析结果表明，各国、各地区的投资促进和贸易发展机构对发展绿色经济发挥重要作用，同时，发展绿色经济没有完全、统一的解决方案，持续的绿色战略必须适应当地环境。

二、国外促进绿色外商直接投资的主要做法

（一）南非利用外商投资发展可再生能源产业项目

一是突出绿色经济发展地位。南非拥有大量的煤炭储备，化石能源占全国能源供应的87%，能源获取容易且廉价，但绿色经济在南非经济发展中占据突出位置。南非是非洲大陆上可再生能源方面，政府和企业合作领域的典范。据彭博新能源财经ClimateScope报告南非位居全球35个国家吸引低碳投资第三位。其成功主要得益于其良好的投资环境、简洁便利的相关法律法规及政府大力支持环保企业。

二是签订绿色经济发展协议并给予补贴。2011年，南非政府、商界、劳工组织和民间机构签署了一项绿色经济协议。该协议达成12项绿色经济发展承诺，包括推广可再生能源、回收使用工业废水以及工业改造。其中，政府承诺将会购买40亿瓦特利用可再生资源生产的电力。同时，政府拨款300万美元用来帮助公司改造现有设备以利用可再生能源，这项拨款占改造总费用的30%。公司可用拨款来购买屋顶大阳能电池板等绿色设备。政府支持绿色产业的政策行动给南非外商投资者提供了投资方向，刺激了国外投资者投资兴趣。

三是成立专业机构提供绿色投资服务。专门成立南非绿色投资促进机构，向外商投资机构提供信息帮助服务，使外商投标程序满足本国政府条件。同时，向潜在投资者营销投资机会，将外商资金用在再生能源发电方面，并使这些投资转化成为国内可再生能源设备制造业的催化剂。此外，机构还提供可再生能源设备（如光伏电池设备）生产方面的技术知识，为投资者了解当地生产力和竞争力方面提供案例。

四是注重建立外商投资者与本地企业之间的联系。南非在与西班牙GRI公司谈判建立风力发电厂时，告知其本地供应商发展潜能，鼓励其与本地企业建立联系，实现共赢。通过外商投资和本地供应商的协作与相互支持，南非拥有了非洲第一家生产风塔的公司，并可组装或制造可再生能源设备。

（二）美国波特兰发展委员会吸引外商投资扩大地方清洁技术产业群

一是制定绿色技术发展计划。波特兰的公共政策和市民文化一直以绿色环保著称，并有大量的清洁技术和绿色建筑公司，但没有一家发展成为大公司，波特兰也未充分利用其潜在外商直接投资绿地的地理优势。为支持当地绿色企业出口绿色产品和服务并吸引外商直接投资。波特兰发展委员会制定了全球贸易和投资计划，并通过与布鲁金斯学会的合作，将清洁技术作为其首要战略计划来发展。

二是举办投资招商会推荐新产品。在波特兰和俄勒冈州的政府政策的领导下，委员会通过举办投资招商暨清洁技术创新发展会议，将拥有清洁技术的公司聚集在一起，来帮助他们在国内和国外的公司中寻找合作伙伴，从而开拓新市场。如通过招商会顺利为储能系统的清洁技术项目融资320万美元作为其2015年的发展资金。

三是提供清洁技术创业创新安置服务。波特兰发展委员会管理着60多家重点企业，包括它们的技术、市场、发展水平、国际足迹、融资需求等信息。这使得波特兰发展委员会能够站在一定的全局角度分析这些企业的优势和差距，给予新创业创新企业有别于其他企业的发展和投资政策建议。考虑到大量波特兰地区清洁技术公司创业失败率高，委员会的援助对这些新公司的生存意义重大。

（三）韩国蔚山生态工业园区中心建立园区公司网络系统促进投资者发展绿色经济

一是创新绿色生态工业发展概念。韩国蔚山市工业区，是韩国最大的工业中心，区内有15个工业园区，而其中的Mipo和 Onsan工业园区就有约1200家公司和120000多名员工。但在这1200多家公司中仅有个别公司将绿色产业作为他们的主要业务。为测算这一集中区域内经济活动对环境的影响并监控资源的浪费以限制污染输出，韩国在2005年贸易、工业和能源大会上倡议将混合型工业过渡到绿色生态工业的概念。

二是成立韩国蔚山生态工业园中心。作为绿色生态工业发展计划的一部分，朝鲜工业园区公司和韩国蔚山大都会在韩国蔚山工业区建立了韩国蔚山生态工业园中心，中心委员会包括负责工业园区管理的国家代表机构、私人企业、非政府组织和蔚山大学研发中心。园区中心主要为商业开发机构在绿色产品生产过程中识别投资机会，并从中帮助企业减少温室气体排放。除废水处置和污染减排外，园区中心还试图循环利用水资源，使得废水和能源能够相互转化使用，从而提升资源利用效率。

三是制定潜在绿色项目并试点。为促进绿色项目发展，园区中心确定了一系列蒸汽循环的绿色潜在项目。潜在项目与利益相关方和研发中心共享，并共同调查项目的可行性，制定最终项目报告和商业案例。为显示绿色概念的可行性，园区中心运行试点一些精心挑选的项目，随着几个试点案例的成功，园区成功建立了该园区大部分公司的销售渠道和废弃物分布点。

四是帮助企业建立共生关系以降低成本增加就业。园区中心帮助企业之间建立共生关系，并且与其他公司共享公共设施，从而实现集群效益，降低成本，增强生态友好性。如将冶炼企业排放的高浓度二氧化碳输送到造纸企业用作产品加工用料，冶炼企业排放的热蒸汽被输送到造纸企业用作热源。例如，Sungam市政废物焚烧设备公司和Hyosung公司以500万美元进行蒸汽网络投资，每年节约成本累计700万美元，并增加了150人的就业岗位。

五是帮助企业建立项目经济效益愿景。每个共生项目开始前，园区中心都向投资者讲明项目吸引力和将可能产生的经济效益，并作出将会帮助其解决相关问题的承诺，以此募集投资者。共生项目的持续成功增强了投资者的信心，从而吸引了新投资者的参与。截至2014年底，韩国蔚山生态工业园区第一个共生项目已启动8年，涉及31家企业，共节约7400万美元成本，创造4500万美元的新收入。

三、对我国促进绿色外商直接投资的经验启示

（一）政府政策支持是决定外商投资的关键。政府对于当地环保领域的政策和倡议是外商进行投资时首要考虑的因素之一。大多数绿色产业和技术相对年轻，对于市场和价值链来说，绿色产业早期的增长大部分来源于公共政策的支持。上述三个案例，政府在韩国蔚山的规划愿景、南非政府的公共政策以及波特兰当地政府对于环境保护的支持都有助于创造投资机会。

（二）投资促进机构发挥重要作用。投资促进机构和商业发展机构通过了解开发专业知识，针对合适的部门和活动创建和演示成功的商业案例，在促进绿色投资方面发挥着重要作用。同时，投资促进机构和合作伙伴需要跳出固有思维模式来识别利用外国直接投资发展其绿色经济的机遇和途径。绿色投资机会普遍存在于可再生能源的发展及现有经济转型和绿化中。而挑战在于确定一个适当的目标区域，并选择合适的方案来解决投资障碍。在不同的条件下要用不同种类的办法，但都需要考虑当地市场状况和投资促进机构所面临的资源约束。

（三）需要清晰明了的绿色投资机会和商业论证。投资促进机构可以通过成功的试点项目，提高绿色投资机会的可行度和做好获益项目的渠道准备工作。如投资促进机构可以创建可行的商业投资方案（南非投资项目）或者展示投资者在传统产业如何利用低碳实践来获得盈利（韩国EIP），以使绿色投资项目更加清晰明了。

第2篇：对外直接投资的作用范文

[关键词] 对外直接投资格兰杰因果性关系实证分析

目前在研究或印证一国对外直接投资发展所处阶段，使用得较多是由英国经济学家邓宁（John H. Dunning）于20世纪80年代初提出的投资发展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理论。基于邓宁的IDP理论，本文择取了自1982年至2004年间的中国国内生产总值、人口总数、对外直接投资、外商直接投资,以及各年中国人民币兑换美元的汇率等数据，首先分析中国净对外直接投资的趋势，其次考察中国国内生产总值与中国对外直接投资、外商直接投资和中国净对外直接投资之间的格兰杰（Granger）因果性关系，最后用回归方法重建中国净对外直接投资模型。

一、中国净对外直接投资的趋势分析

1.中国对外直接投资的趋势分析

根据联合国贸易与发展会议网站之中国对外直接接投资（outflow）的数据，对1982年～2004年间中国对外直接投资作趋势分析如下：

其中，Loutflow是中国对外直接投资额的自然对数形式，Time是一个从1到23的趋势变量。从非常显著的t统计值和F统计值，以及和60％的R2来看，该回归方程是比较理想的。式(1)告诉我们在1982年～2004年间，中国的对外直接投资额(年流量)平均每年以14.1％的速度增长。根据式(1)的拟合值与中国实际对外直接投资额的比较，显示出中国对外直接投资的明显向上趋势，说明今后中国对外直接投资将保持继续增长的势头。

2.中国利用外国直接投资的趋势分析

根据联合国贸易与发展会议网站之中国利用国外直接投资（inflow）的数据，对1982年～2004年间中国利用外国直接投资做趋势分析如下：

其中，Linflow是中国利用外国直接投资额的自然对数值，Time是一个从1到23的趋势变量。自变量time的t统计值和F统计值均非常显著，R2也很高。根据式(2)可以推断在1982年～2004年间，中国每年利用外国直接投资平均每年增长22.4％。根据式(2)的拟合值与中国实际利用外国直接投资额的比较，显示了中国利用外国直接投资的明显向上的趋势，说明今后中国利用外国直接投资将继续保持增长势头。

3.中国净对外直接投资趋势分析

同样根据联合国贸易与发展会议网站之相关数据，对1982年～2004年中国的净对外直接投资(netflow)做如下的趋势分析：

其中，netflow是中国的净对外直接投资(其值为：outflow-inflow)。式(9)的t统计值和F统计值均显著，R2也较理想。因此，根据式(3)，在1982年～2004年间中国的净对外直接投资额的绝对数平均每年增长1．8468单位。根据式(3)的拟合值与中国实际净对外直接投资额的比较，显示了中国净对外直接投资的明显向下的趋势，表明中国的净对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。

二、格兰杰因果性检验

为了考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，本文引入了格兰杰（Granger）检验法。笔者首先择取了自1982年至2004年间的中国国内人均生产总值及其指数、人口总数、对外直接投资、外商直接投资，以及各年中国人民币兑换美元的平均汇率、各年美国CPI指数；其中中国对外直接投资、外商直接投资的数据均来自联合国贸发会议网站，中国国内人均生产总值及其指数来自中国统计年鉴；其次计算出人均对外直接投资额、人均外商直接投资额、人均对外直接投资净额；再次将各变量统一调整为1982年价格，以1元人民币为单位见附表；最后对各变量取自然对数，从而完成对数据的预处理工作。

1.变量的平稳性检验

由于做格兰杰因果性检验时必须要求各变量为平稳序列，而上述数据都属时间序列数据，因而有必要考察变量的平稳性。此处使用Dickey-Fuller平稳性检验。

具体检验时，首先分别用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不变价格表示的人均GDP、人均对外直接投资绝对值、人均外商对华直接投资、人均对外直接投资净值绝对值的自然对数值。

然后采用ADF法进行单位根检验，检验时按一般的经验做法选择ADF 检验的形式，ADF检验滞后阶由AIC信息准则确定。检验结果如表1所示。

结果表明，LGDP、LODI的对数序列为I(0)序列；IDI、NDI的对数序列为I(1)序列，其一阶差分序列在5%的显著水平上为 I(0)序列。各变量的一阶对数差分序列代表的是各个变量的增长率。

2.格兰杰因果检验

此处分别对LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列进行了格兰杰因果性检验，选取滞后一阶至六阶。用Eview5.5软件得到的回归结果如表2所示。

结果表明:①当滞后期为1和2时，在不同的显著水平上， LGDP与LODI互为格兰杰原因，其中在10%的显著性水平上，LODI是LGDP的格兰杰原因；在5%的显著性水平上，LGDP是LODI的格兰杰原因。也就是说在短期内，中国经济的增长能极大地中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。②当滞后期为3、4、5时，在不同的显著水平上，LIDI与LGDP互为格兰杰原因。其中，当滞后期为2、3、4、5、6时， LGDP是LIDI的格兰杰原因；当滞后期为3、4时， LIDI才是LGDP的格兰杰原因。也就是说在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。③仅当滞后期为6时，在接近10%的显著水平上，LGDP才是LNDI格兰杰原因。也就是说，一般而言，中国净对外直接投资对中国经济增长的作用很不明显；从长期角度，中国经济增长对中国净对外直接投资起促进作用。

三、中国净对外直接投资模型的建立

此处采用中国自1982至2004年间的人均国内生产总值、人均净中国对外直接投资数据，并依GDP指数和美国CPI指数将人均国内生产总值和人均中国对外直接投资净值换算成2004年美元不变价格。构建如下模型：

ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u

其中，ANDI为人均净对外直接投资；AGDP为人均国民生产总值；C1为截距项；C2、C3分别为AGDP、AGDP2的系数，u为误差项。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5软件对此模型进行估计， 结果如下：

其中调整后的拟合优度R2为0.9584表明拟合优度和调整后的拟合优度都很高。此外同时通过了F检验。但是常数项C、AGDP 的回归系数的t统计量均明显不显著，AGDP平方的系数也只是呈现弱显著，表明此模型不甚理想，可考虑调整。本着先一般后特殊的原则，采用三次方至五次方的模型进行检验。使用EVIEW5.5软件进行测试，最后使用三次方模型，回归结果如下：

其中R2值为0.9716，调整后的拟合系数R2为0.9671，均高于采用二次方模型。且此时各项系数均显著或弱显著。并用matlab软件得到对应的曲线，见图，在拟合中国数据的同时，较好地符合IDP理论的“U型曲线”假说。

根据此方程进行计算，可以得到三次型模型曲线的最小值约在AGDP为1315.99美元处（2004年不变价格），而2005年中国人均GDP为1703美元，对应此模型，可以判定中国现阶段应处于第二阶段末第三阶段初。但对照中国的ANDI数据还没有回升的迹象，结合格兰杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中国经济的增长对外商对华直接投资的促进作用远大于对中国对外直接投资的促进作用，二者差距越来越大，由此可以断定，中国对外直接投资滞后。

四、结论

经过上文的实证检验，可得出的主要结论有:

1.基于邓宁的IDP理论，通过对中国自1982年至2004年间时间序列数据分析，发现在中国对外直接投资及外商对华投资都保持继续增长的势头的同时，中国净对外直接投资呈现出明显向下的趋势，这表明中国的对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。

2.通过引入格兰杰（Granger）检验法来考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，发现：短期内，中国经济的增长能极大地促进中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。

第3篇：对外直接投资的作用范文

关键词：对外直接投资；出口；效应

中图分类号：F83文献标识码：A

随着对外直接投资的迅速发展，对外直接投资对出口贸易的影响成了国内外学者研究的重点，本文采用格兰杰因果检验方法，利用1983～2006年中国对外直接投资与出口的数据，对对外直接投资的出口贸易效应进行重新检验，并与同一时期世界主要对外直接投资国家的对外直接投资出口效应进行横向比较。

一、模型介绍及数据来源

格兰杰因果检验主要有以下几个步骤：首先，进行平稳性检验。本文采用ADF法检验时间变量的平稳性。其

次，通过格兰杰因果检验分析变量之间相互作用的方向。对于变量的滞后期，一般从0～3期内选择，并根据使AIC和SC最小的原则来选择变量的滞后期。

为进一步检验模型的准确性，确定变量之间的长期关系，在格兰杰因果检验之后，还要对变量进行协整检验。Stock证明，对存在协整关系的时间序列，最小二乘回归（OLS）的估计量不仅是一致的，而且快于平稳时间序列0lLS估计量的收敛速度，因此可以直接使用传统的OLS方法。对FDI和出口贸易变量进行OLS回归，模型如下：

LNEXt＝C＋atLNFDIt+?滋t（1）

考察式（1）的回归残差?滋t是否平稳，如果回归残差平稳，说明存在协整关系，该方程描述了变量之间的长期稳定关系。

为更好地研究我国对外直接投资与出口的关系，本文选取了美国、日本、德国、法国、英国以及中国作为研究对象，对它们1983～2006年共23年的对外直接投资与出口的相互作用关系进行比较分析。其中，各国出口数据均来自各年的中国统计年鉴，中国的对外直接投资数据来自《对外经济贸易年鉴》相关各期，其他国家的对外直接投资数据来自联合国贸发会议网站及2007年《世界投资报告》。

二、实证检验

在变量选取上，用FDI表示各国对外直接投资流量，用EX表示各国出口额。为研究方便，对以上时间序列分别取自然对数。首先对各变量的对数形式进行单位根检验，结果显示：各国的LNFDI和LNEX的原值在5%的水平上都不显著，取一阶差分后，除英国的EXUK和中国的LNFDICH在1%的水平显著，德国的EXGE、法国的LNFDIFR以及中国的EXCH在10%的水平上显著外，其他变量都在5%的检验水平下显著，即所有变量的一阶差分都是平稳的时间序列，因此所有变量都是一阶单整的，即I（1）。

笔者曾对这六个国家的对外直接投资和出口关系进行格兰杰因果检验。在进行因果检验之前，首先通过VAR模型确定变量的滞后期数，选择使AIC和SC最小的滞后期数使模型达到最优效果。因果检验结果表明，美国的对外直接投资和出口之间，在存在2期的最后滞后期下，并无相互因果关系；日本同美国的情况相似，在滞后3期的情况下，FDI和出口之间也没有表现出因果关系；德国的对外直接投资在5%的检验水平上是出口贸易变化的格兰杰原因，而出口却不是对外直接投资变化的格兰杰原因，二者存在单向的因果关系；英国的情况与德国基本相同；法国的结果则与德国和英国相反，在滞后1期的情况下，法国的出口对对外直接投资表现出了单向的因果关系；对中国的分析结果显示，在滞后1期的情况下，其“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”的零假设不能被拒绝，而其“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设被拒绝，说明中国的出口与对外直接投资之间存在着单向的因果关系，而对外直接投资对出口并无显著影响。

为进一步考察模型的准确性，确定变量之间的长期关系，下面对各国的对外直接投资和出口变量进行协整检验。检验结果表明：除日本和美国的单位根无法通过10%检验水平的平稳性检验外，其他四国OLS方程的单位根均能通过10%的检验水平。说明美国和日本在样本期内的对外直接投资与出口之间不存在长期协整关系，德国、英国、法国和中国的对外直接投资与出口之间存在着长期的稳定关系。

三、检验结果分析

格兰杰因果检验结果说明，各国对外直接投资与出口之间均呈现出不同的相互关系。其中，德国和英国的对外直接投资呈现出明显的出口促进作用，而其他国家的对外直接投资对出口均无显著影响；中国和法国的出口增长导致了对外直接投资的发展，而日本和美国的对外直接投资和出口之间不存在因果关系。虽然中国的对外直接投资与出口之间存在长期协整关系，但对外直接投资并没有表现出对出口的显著促进作用。

对于日本的检验结果与小岛清的边际产业理论所认为的边际产业的对外投资有利于扩大国内出口相悖，笔者认为主要是与其不同的投资阶段有关。边际产业理论所描述的情况，属于日本对外直接投资的起步阶段，当时日本相对于美国来说，还属于发展中国家，其对外投资的目标以为国内产业发展和出口提供能源以及转移边际产业、实现产业的升级为重心。进入八十年代后，随着日本国内经济的发展及其产业结构的变化，日本的对外直接投资产业、区域及目标都发生了很大变化，因此对1983～2006年的日本对外直接投资的实证检验中，结果与边际产业理论相悖。

德国的对外直接投资表现出明显的出口促进作用，其促进作用主要体现在制造业上，由于其投资行业以汽车制造、化工业、电器和机械制造为主，这些都属于后向关联度较高的行业，它们的对外直接投资会创造东道国对国内大型机器、设备和零部件的需求，从而表现出较高的出口创造作用。德国在制造业和服务业的对外直接投资占其对外直接投资总额的99.7%。

而对中国的实证结果表明，虽然中国的对外直接投资与出口之间存在长期协整关系，但对外直接投资并没有表现出对出口的显著促进作用。对于这种情况，作者认为可能有以下几个原因：

1、我国对外直接投资数量少，还未能充分显示其出口效应。根据邓宁的投资发展阶段理论分析，我国现在还处于对外直接投资的第二阶段，其特征表现为：区位优势增加，直接投资流入增加，但所有权优势增加有限，直接投资流出很少。虽然近几年我国对外直接投资发展迅速，但在世界对外投资总额中的比重仍然偏低，仅有1.15%左右，吸引外资与对外投资的比例，发达国家为1∶1.14，发展中国家为1∶0.13，而我国仅为1∶0.09。此外，与我国每年高达几千亿的对外出口额相比，我国的对外直接投资更是显得微不足道。

2、我国对外投资企业规模小、竞争力差，难以拉动相关产业的出口。我国对外投资主体以中小企业为主，大型跨国公司极少。在2004年按国外资产排名世界前100家非金融跨国公司中，中国的跨国公司仅有一家――中国国际信托投资公司，且其排名位于94位。对外投资企业的规模小，在国际市场的竞争力不强，从而导致这些企业的国际投资经营活动对国内相关配套产业的出口拉动力较低。

3、投资产业地区结构不合理。从地区结构上看，过分偏重对发展中国家的投资，而忽视对发达国家的直接投资；偏重利用东道国市场的低成本优势，忽视对先进技术、管理经验的学习，这使得国内各产业缺乏核心竞争力，不利于国内产业结构的调整升级，从而使我国一直处于国际产业链条中的低端环节，而资源开发行业和初级加工制造业技术含量低、操作简单，它们的直接投资对国内相关机械、技术的出口拉动作用不大，从而使我国对外直接投资的出口拉动效应较低。

四、政策建议

首先，加大对外直接投资的政策支持力度。政府应建立和完善政策促进体系，加大在财税、金融、外汇等方面对对外直接投资的政策支持力度，建立规范的宏观管理体系，为我国对外直接投资的进一步大规模发展，做好充分准备。

其次，完善我国对外直接投资的产业结构。重点投资于后向关联度强的行业，实行最终产品的国际生产，从而有效地拉动中间产品及初级产品的出口，同时顺应国内产业结构化趋势，适当加大对第三产业的投资。

第4篇：对外直接投资的作用范文

随着对外直接投资规模的增加，处理好对外直接投资结构对于控制国内通货膨胀也有重要意义。从投资区域来看，2008年中国对外直接用于亚洲的资金占到总资金的78%，其中用于香港的投资占到总投资的69%，因为从距离上而言，对外直接投资倾向于投资比邻的区域。从信息对称程度而言，中国对于这些区域掌握的信息相对更充分，法律法规方面的限制也相应较少。2008年中国对外直接投资中非洲居于第二，这主要是基于政治和人道主义援助方面考虑。所以综合而言，在对外直接投资决策时以上方面因素的考虑会强于通货膨胀率的考虑。实证结果根据之前建立的VAR模型和数据，利用Eviews6．0得出结果：CPI的变动受到前两期滞后的影响，前一期的影响为正，前两期的影响为负。这主要表明物价的变动在一期内存在惯性，惯性系数为0．646377，因为物价上涨可能在一期内产生物价上涨预期，从而推动物价继续上涨。但前两期的物价上涨又可以在一定程度上抵消这种预期，这种抵消系数为－0．273023，说明对于通货膨胀的预期形成受到近期的影响大于远期。所以，要控制通货膨胀预期就必须采取强硬措施防止物价短期内过快上涨。前一期FDI上升1%会引起本期物价上升0．123%。前两期FDI上升1%会引起本期物价上升0．014%。这两个系数反映了输入性通货膨胀的作用强度。2009年FDI总额为900．3亿美元，占GDP不到2%，对比而言，来自外商投资的输入性通货膨胀强度相当大，产生这种情况的原因可能是，由于FDI流入了资本市场，产生了巨大的杠杆作用，引起了通货膨胀的改变。所以，控制好FDI的流向，对于治理通货膨胀具有重要意义。对外直接投资与通货膨胀存在负相关关系。前一期对外直接投资上升1%，通货膨胀下降0．014%，前两期对外直接投资上升1%，通货膨胀下降0．011%。从规模上而言，2008年的OFDI占GDP仍不足2%，量的控制相对容易。但是，在OFDI达到一定规模时，它产生的投资收益可能对国内通货膨胀起到加剧作用。所以，在注重量的扩张的同时，应该把握好质的提升。

第二列可知，一期内通过膨胀的上升可能导致FDI的下降，通货膨胀上升1%，FDI将下降0．9%。前二期通货膨胀上升1%，引起本期FDI上升0．28%。综合而言，较高的通货膨胀降低了实际利率，不利于引进外资。FDI也存在滞后性，前一期滞后系数为0．901153，前二期滞后为－0．261963。根据第一列的分析，在国内出现通货膨胀时，应该对于FDI进行控制，防止FDI与CPI同时产生滞后影响加剧通胀，引起危机。对外直接投资于外商投资存在一定的负相关关系。产生这种情况并非由于两者存在相互替代作用，而是由于对外直接投资增加可能是由于境外投资收益率上涨，按照资本趋利性，相应流入境内的资本就会下降。由表3第三列可知，前一期通货膨胀上升1%，对外直接投资增长2．72%。前两期通货膨胀上涨1%，对外直接投资下降2．97%。综合而言，两期内，通货膨胀的上升会引起对外直接投资的下降，因为通货膨胀上升可能引起国内名义利率上升，以保证实际利率为正，所以造成对外直接投资的机会成本上升。前一期FDI上升1%，对外直接投资上升0．7%，前两期FDI上升1%，对外直接投资下降1．7%。总的而言，两期内，FDI与OFDI存在负相关性，这也是由资本的趋利性和国内外投资环境变化导致。与之前不同的是，OFDI存在两期负的滞后性，滞后系数分别为－0．579859和－0．261057。这可能是由于中国对外直接投资处于起步阶段，受到投资行业、投资地域等政策的限制。另外，也存在一些国家担心垄断和贸易侵略而采取相应贸易保护的手段。

7至9期影响为正，之后趋于0。再次证明近期通货膨胀对于形成通胀预期具有重要作用，并加剧通货膨胀的影响。第2图表示FDI对通货膨胀的影响前3期为正，并逐渐上升，3至5期也为正，但影响减弱，6至8期几乎无影响，8至10期出现小幅正向影响。FDI对通货膨胀前3期正的影响可以理解为FDI的流入导致了国内流动性过剩从而出现通货膨胀。8至10期出现的小幅正向影响可能是由于FDI产生了投资溢出效应。第3图表示对外直接投资对于通货膨胀的影响前5期一直为负，并呈现小U型，在第3期时负的影响达到最大。由此可以验证，通过增加对外直接投资规模可以控制通货膨胀，并且这种效果具有一定的持续性。第4图表示通货膨胀对FDI的影响前3期为正，3至5期为负，呈现小U型;5至8期为正，先增加再减小，之后趋于0。前3期正的影响可能是由于通货膨胀带来了通货膨胀预期，引起实际利率下降，从而刺激了投资。第5图表示FDI的滞后影响前4期内为正，之后为正，并接近0。说明FDI的变动具有惯性。第7图表示通货膨胀对对外直接投资的影响前2期为正，第3期为负，并且负的影响大于正的影响，之后趋于0。第8图表示对外直接投资存在滞后影响，前2期为负，并逐渐下降，3至6期为正，正的影响先上升后下降，之后趋于0。出现以上情况的原因是通货膨胀使得货币贬值，境内资本出于保值需求会增加对外直接投资，同时对外直接投资增加到一定规模后会受到相应的限制。

FDI与通货膨胀经检验发现FDI变动是通货膨胀变动的Granger原因，因为FDI的增加会增加国内的流动性，同时政府也会增加与FDI的配套投资，形成财政赤字。为了弥补赤字，只有增加货币发行量。这两方面都加剧了通货膨胀。模型结果表明，前一期FDI上升1%会引起本期物价上升0．123%。中国目前有管理的浮动汇率制度，FDI的流入会导致货币发行量的增加，但FDI相对于GDP和货币存量而言规模很小，这些由FDI引起的货币增发量并不足以产生0．123的效果，并且还存在投资的溢出效应，使得产出增加，对通货膨胀起到抑制作用。所以，引起通货膨胀的原因可能是由于这些FDI并没有直接流入生产领域，而是通过不同的手段流入资本市场，参与投机活动，从而推高了国内通货膨胀率。通过以上分析可以看出，FDI对国内经济特别是对货币发行量的影响存在直接作用，但实际利率和通货膨胀率对FDI的影响并不明显，FDI中存在较大一部分投机性资本。而这些资本对推高通货膨胀率起到了很大的作用。所以，要抑制通货膨胀，就应该对FDI的流向进行严格监测，保证尽可能地流入实体经济领域。同时，控制政府对FDI的配套投资的规模，减少财政支出。OFDI与通货膨胀理论上OFDI增加，短期内国际收支中资本项目顺差下降，国内通货膨胀下降，长期而言，投资收益增加，国际收支资本项目顺差上升，通货膨胀上升。但实证检验发现对外直接投资与通货膨胀之间不存在Granger因果关系，原因可能是我国对外直接投资的规模较小，对国民经济的影响并不显著。模型结果表明，前一期对外直接投资上升1%，通货膨胀下降0．014%;前两期对外直接投资上升1%，通货膨胀下降0．011%。所以，要增加对外直接投资的规模，才能降低通货膨胀率。脉冲响应函数分析得出，对外直接投资对通货膨胀在10期以内都没有表现出正的滞后影响，主要原因是我国对外直接投资还处于起步阶段，投资收益相对较少，有的甚至出现亏损，有盈利的也用于了再投资。所以，对于国内通货膨胀的正影响还没有表现出来。当然，对外投资收益与国内通胀并不存在完全的取舍，我们可以考虑直接投资国内稀缺的或者存在劣势的产业，最终收益不光以货币的形式还要以产品和技术形式回流，降低国内通货膨胀压力的同时，带来新的经济增长动力。

作者：赵妍 黄巍巍 单位：武汉大学经济与管理学院讲师 武汉大学经济与管理学院2010级本科生

第5篇：对外直接投资的作用范文

    [关键词]对外直接投资美国区位选择行业选择政府作用

    21世纪初中国经济“走出去”战略的提出,使中国对外直接投资的发展取得了显着的成绩。据中国商务部统计,从2001到2007年,中国最外直接投资从25亿美元上升到187.6亿美元,增长了近七倍,从世界第二十六位上升到第十七位,居发展中国家首位。可见,中国成为对外直接投资大国正是经济发展实现阶段性跨越的体现,但相对美国而言,我们的距离还很远,美国是世界对外投资最多的国家,据联合国贸发委统计,在过去的十年中,美国FDI流出总额为1.58万亿美元,所以我们应借鉴美国的成功经验,从而使我国FDI取得合理快速的发展。

    一 美国FDI的成功经验

    (1)近年来美国FDI的结构变化

    1.美国FDI区位结构的变化

    20世纪90年代至今,美国FDI在全球的分布比较的均匀,没有出现大的变化,他们的主要是对于欧洲市场的投资,他们对于非洲等国家的投入是相对比较少的,但是近几年随着亚太地区经济的崛起,美国的FDI逐步的增加了对于亚太地区的投入,而且美国对于亚太地区投入力度逐渐的增大。

    2.美国FDI行业结构的变化

    从对美国对外直接投资累计总额的分析来看,美国对外直接投资的行业结构发生了较大的变化,投资结构轻型化﹑高级化的趋势非常明显,制造业所占比重开始下降,服务业的比重迅速提高,其行业结构基本上从制造业和传统行业逐步转向服务业,特别是金融﹑房产以及保险产业。

    (2)美国政府在对外直接投资中发挥的作用

    美国对外直接投资迅速增长,与美国政府在资本输出方面的作用的加强是密不可分的,促进和保护私人海外投资的安全与利益是美国政府的一贯政策。美国政府采取的鼓励对外直接投资的政策与措施有:首先,海外投资保障制度,美国海外投资保障制度是从1948年实施的“马歇尔计划”,以后随同外援体制的演进和对外援助的不断扩大而发展起来的,直至1969年,为适应国际投资市场的新变化,美国成立“海外私人投资公司”直属美国国务院领导,主管美国私人海外投资保障和保险事务。

    二 中国FDI的发展趋势

    (1)我国应该在区位结构和行业结构上进一步优化

    1.根据美国FDI行业结构变化的经验对我国FDI行业结构进行优化

    我们应重视资源寻求型对外直接投资。资源寻求型对外直接投资仍将在我国对外投资中占有较大的比重。首先我国应通过对外直接投资建立稳定的资源供应基地。其次,我国的纺织,电子,家电等产业生产能力过剩,产品的国内市场饱和,可采用独自新建工厂的方式,我国企业可在境外生产或加工基地,自带设备,技术,原材料和零配件。

    2.根据美国FDI区位结构变化的经验对我国FDI区位结构进行优化

    首先,借鉴美国根据地缘优势进行对外直接投资这一经验,对有利于发挥我国地缘优势的亚洲地区进行投资,东南亚的森林资源,亚洲和中东的石油和铁等对我国有极大的吸引力,并且可利用地缘政治﹑经济和文化等有利因素。

    其次,对于一些技术比较成熟的产业美国选择了和它地理位置临近、文化相似的加拿大等国进行投资,借鉴美国经验我国可以选择亚洲﹑美洲﹑中东欧以及非洲等地区进行投资,这是由于亚洲国家和地区与我国地理位置临近,文化相似,而且经济活跃,市场潜力大。

    三、 中国政府发挥作用使我国FDI合理快速发展

    1.融资支持

    拓宽融资渠道,鼓励银行与大企业合作;争取金融机构海外分支机构的支持,设立海外直接投资基金,设立专门的海外投资金融公司。同时适当放松对企业金融得控制和外汇管制,并提供必要的担保,尽快发展和完善我国投资市场和投资银行。

    2.加快对外直接投资的立法进度

    企业对外投资需要法律的保障与支持,可以采取立法手段保护和支持他们得境外投资的。

    总之,中国对外投资还有很大的发展空间,成为世界对外投资大国已是必然趋势,这就要我们必须做到:依据自己的国情、经济发展趋势及世界政治经济发展趋势在区位选择和行业选择上做出正确合理的判断和决策,再加上中国政府发挥出积极的作用。

    参考文献:

    [1]杨小川 中国企业海外投资的几个问题 广东商学院 对外经贸实务[J] 2006年 04期

第6篇：对外直接投资的作用范文

一、我国海外直接投资与出口贸易的现实关系

联合国贸发组织统计的对外直接投资与出口和进口之间的因果关系检验结果见表1和表2。商务部统计的对外直接投资与出口之间的因果检验结果见表3和表4。

从表1中可知:在滞后3期，出口增长没有引起我国对外直接投资流量变化的最小概率为0.07334,这表明以

92.7%的概率可以保证出口增长带动对外直接投资；同时在滞后1―3期，对外直接投资在91%以上的概率带动出口的增长。因此，检验结果表明我国对外直接投资流量变化与出口增长之间互为因果关系。

从表2中可知: 滞后期分别为1―3期的出口增长没有引起我国对外直接投资存量变化的最小概率为0.24343,这表明至多以75.66%的概率可以保证出口增长带动对外直接投资存量的变化；同时在滞后1―3期,对外直接投资存量能在91%以上的概率促进出口贸易的增长。因此，检验说明我国对外直接投资存量与出口增长之间是单向的因果关系,即对外直接投资能促进出口的增长。

从上述Granger检验可以得出结论：以联合国贸发组织统计来看，我国对外直接投资与出口贸易的增长之间互为因果关系，也就是说我国对外直接投资与出口贸易之间有互动的关系；而我国对外直接投资与进口贸易的增长之间没有因果关系，也就是说我国对外直接投资与进口贸易之间没有互动关系。

作为对比分析，下面以商务部的统计来分析对外直接投资与对外贸易的关系，继续进行Granger因果关系检验。

在表3中：检验结果无法说明我国出口增长和对直接投资流量增长之间互为因果关系。在表4中：检验结果无法说明我国出口增长和对直接投资存量增长之间互为因果关系。

从上述检验可以得出结论；商务部批准的对外直接投资和出口贸易之间没有因果关系，即没有互动关系；对外直接投资仅是进口贸易的因，即对外直接投资促进进口贸易的增长，而进口贸易没有促进对外直接投资的增长

二、中国海外直接投资与对外贸易现实关系原因分析

商务部统计数据并未真实反映我国对外直接投资的规模，从联合国贸发会议统计数据可以看出，截止2002年底我国非金融类对外直接投资累计超过375亿美元，远高于商务部统计的93.4亿美元。商务部（包括原外经贸部）的统计数据只反映了经主管部门批准或备案过的企业对外直接投资总额，而未反映未经官方批准的投资。从国家统计局公布的国际收支平衡统计显示：从1982年到2006年，“净误差与遗漏”高达1264.96亿美元，其中相当部分与非正规渠道资本外流有关。因为在一般情况下，造成误差与遗漏的主要原因是统计误差和资本外逃。在我国还有第三个原因，就是绕过政府批准限制门槛的对外投资，包括直接投资。

（一）出口贸易没有带动对外直接投资的发展的原因

我国出口贸易增长与经济增长之间形成良性的互动关系，外商直接投资成为我国进出口贸易迅速增长的关键，特别是发达国家对我国的投资，它通过“技术外溢”效应，促使产业结构的升级。我国对外直接投资与外商直接投资相比，规模非常小，据商务部统计，截止2004年底，我国实际利用外资总额达到5621.01亿美元，而对外直接投资累计449亿美元，对外直接投资总额仅为外商直接投资总额的8%。另外我国对外直接投资的效益也不够理想。

（二）对外直接投资对出口贸易没有明显带动作用的原因

1、对外投资的主体是国有企业

2、行政干预过多

3、企业对外投资产业选择存在问题，使得投资对贸易的促进作用不显著

（1）对外投资产业结构不合理

从世界各国跨国经营的实践来看，跨国投资的产业选择按照一定的规律依次发展。一般规律是：由初级产品产业向制造业和第三产业转移，由低附加值产业向高附加值产业转移。英、美、日、韩等国对外投资结构都呈现相同的变化趋势。据商务部统计，到2002年，我国已在160多个国家和地区设立了6000家对外投资企业，投资领域包括资源开发、生产加工、交通运输、工程承包、医疗卫生、旅游餐饮、资讯服务等。按照投资额统计，第一产业约占20%，第二产业约占15%，第三产业约占65%，其中在第三产业中，贸易型投资项目占绝大比重。

（2）对外投资产业对国内相关产业成长的波及效应不明显

第7篇：对外直接投资的作用范文

关键词：劳动力成本；外汇储备；非金融类对外直接投资

中图分类号：F832.48 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2016）09-69 -02

一、对已有研究的回顾

（一）劳动力成本与对外直接投资的关系

从母国角度来看，一国劳动力成本对对外直接投资有着重要影响。劳动力成本以平均工资水平来表示。一国平均工资水平一定程度上代表了该国的经济发展水平，更直观地反映了该国的劳动力成本，因此平均工资水平对对外直接投资是有影响的，首先，如果一国的平均工资水平上涨，表明该国内劳动力成本上升，劳动力成本的上升会导致此前主要看重该国劳动力成本优势的海外企业流失。因为这些企业进入该国，主要是希望借助该国的廉价劳动力优势来降低成本，提高产品的竞争力，但是劳动力成本上升会导致这些企业流走，寻求劳动力更加廉价的其他国家。因此，从这个角度来看，平均工资水平的提高会抑制该国对外直接投资的流入。如果一国的平均工资收入水平提高，那么该国进行海外投资的劳动密集型企业会流出，造成吸引的外资减少。如果该国的平均工资水平下降，也就意味着劳动力成本下降，会吸引很多劳动密集型企业进行海外投资，利用本国的劳动力优势，提高企业竞争力，当前，我国工资水平在逐步提高，一些劳动密集型企业成本逐渐上升，挤压了盈利空间，在一定程度上会导致企业进行海外直接投资，寻求更加廉价的劳动力市场，提高企业的竞争力。

新古典贸易理论运用于国际投资时， 表明对外直接投资的流动会因要素投资回报率的不同而受到影响。虽然劳动在国家之间是不能自由流动的， 但是生产者可以选择在劳动成本低的地方进行生产， 尤其是加工业这种低附加值的行业，选择在劳动力成本低的地方可以提高竞争力。因此，本文认为我国劳动力成本是影响我国非金融类对外直接投资的一个重要变量。

（二）外汇储备与对外直接投资的关系

我国的外汇储备量截止2015年，已经达到3.33万亿美元。外汇储备有着重要的作用，在一定程度上能够平衡一国的国际收支平衡，同时也能够用来偿还外债，但是过多的外汇储备会造成资源的浪费，具有汇率风险，可通过对外直接投资增加外汇储备的收益。

有了充足的外汇储备，会增加我国企业对外直接投资的风险，敢于面对世界市场的各种风险。对于外汇储备与对外直接投资的关系，不少学者做过研究，例如，许松、吴洪涛（2006）主要考察影响我国对外直接投资的主要宏观因素，他在江小涓的研究基础上，量化了几个宏观因素“GNIP、固定资产投资、出口以及外汇储备”，采用多元回归模型，来研究影响对外直接投资的因素。分析结果显示：人均GDP、固定资产投资、出口以及外汇储备都会促进该国的对外直接投资。综合众多学者的研究以及现阶段中国对外直接投资发展状况，本文认为外汇储备是影响我国非金融类对外直接投资的一个重要变量。

二、我国劳动力成本、外汇储备对非金融类对外直接投资的实证分析

（一）变量的选取与数据来源

综合以往的研究，本文的理论分析和研究目的、数据的可获得性，本文选取我国劳动力成本、外汇储备作为解释变量来研究其对我国非金融类对外直接投资的影响。我国劳动力成本以我国平均工资水平表示，选取城镇单位就业人员平均工资，数据来自国家统计局，以wage表示，并假设我国平均工资水平对非金融类对外直接投资是促进作用。外汇储备选取我国外汇储备存量，主要因为存量的变化较流量变化较小，时间数据系列比较稳定，数据来自国家统计局，以reserve表示，并假设中国非金融类对外直接投资与我国外汇储备呈正相关。

（二）研究方法的选取

已有的对FDI宏观影响因素的实证研究，使用不同的模型设定，包含不同的变量，但是在方法的选择上，多选用OLS回归分析。参照以往的研究方法，结合我国数据的可获得性，本文选取经典的OLS方法进行回归。

另外，宏观经济变量一般存在异方差，取对数后可去除宏观经济变量异方差并使解释变量与被解释变量呈线性关系。因此，本模型对所有变量均取对数形式，因此相关系数分别测量的是被解释变量对各相关解释变量的弹性。

（三）模型的建立

建立回归模型如下：

括号内为解释变量对被解释变量影响的预期符号。

（四）回归结果分析

依据前文所述，我们使用OLS方法，并借助R软件进行回归，得出下表，从表中可以看出，两个解释变量的t统计量显著，均通过检验，模型调整后的可决系数 R2= 99.18% ，拟合度较好，回归结果中报告的F统计量的p值为： 2.045e-08，小于0.05，表明在95%的置信水平下模型总体是显著的。因此，从回归结果来看，基本可以说明和解释现阶段下，中国对外直接投资的母国决定因素。

ln（wage）代表的我国平均工资水平回归系数为0.56，表明我国平均工资水平与我国对外直接投资呈正方向变化， 工资水平的提高，表明我国劳动力成本表上升，企业盈利压力加大，促进了我国的对外直接投资， 计量结果表明，我国平均工资水平每提高1%， 我国的对外直接投资增加 0.56%，结论与本文所选择的变量有关。主要考虑到城镇就业人员的平均工资更具有代表性， 实证的结论证明了前面的假设。这也说明我国对外直接投资具有效率寻求型的特点。

ln（reserve）所代表的外汇储备回归系数为0.9468，表明外汇储备对对外直接投资是正向的促进作用，外汇储备每增加1%，对外直接投资增加0.9468%。中国鼓励企业开展对外直接投资，依托于外汇储备的坚实基础，中国庞大的外汇储备为其对外直接投资提供了有力的资金保障，保证“走出去”战略的稳定开展。

三、评价与启示

我国劳动力成本上升是促进对外直接投资的一个因素，这说明我国对外直接投资具有效率寻求的动机。长期来看，平均工资的提高不仅可以促进对外直接投资的增加，而且直接提高职工的物质福利。所以政府应该积极鼓励企业合理提升国内的劳动力工资水平，即降低了东道国的相对工资水平，从而推动我国对外直接投资的发展。首先，提高我国的劳动力工资能够改善人民的生活水平，有助于中国的经济转型，对于我国扩大内需、促进消费增长也有着重要的意义，更好地发挥新常态下，消费对经济的稳定拉动作用。其次，国内劳动力成本的提高会导致一部分对劳动力成本比较敏感的企业将生产经营转移到其他国家或地区去，促进对外直接投资的发展。

我国拥有世界第一的外汇储备存量，很大程度上是我国贸易顺差的结果。根据前文实证分析可知外汇储备与一国的对外直接投资是正相关的，因此我国政府从国家长远的经济利益来看，应适度鼓励企业进行海外直接投资，合理利用外汇储备，使外汇储备进行增值，减缓或者避免因汇率变动等因素对外汇储备造成的贬值。外汇储备用来购买外债可能会面临较高的风险，利用我国强大的外汇储备作支撑，鼓励企业进行对外直接投资，不仅可以学习到国外的先进技术、知识，增强对外经济交往能力，还可以在一定程度上避免外债的风险。因此，我国不仅要重视鼓励企业对外直接投资，也需要制定完善的法律和相应规则，保障我国企业特别是民营企业的对外直接投资健康有序进行。同时，也应简政放权，降低门槛，鼓励有资质的中小企业进行对外直接投资，有效利用外汇储备，使外汇储备增值。

参考文献：

[1]张为付.影响我国企业对外直接投资因素研究[J]. 中国工业经济，2008，（11）：130-140.

[2]邱立成，王凤丽.我国对外直接投资主要宏观影响因素的实证研究[J].国际贸易问题，2008，（06）：78-82.

[3]郑展鹏，刘海云.体制因素对我国对外直接投资影响的实证研究――基于省际面板的分析[J].经济学家，2012，（06）：65-71.

[4]蔡之兵，祖强.我国对外直接投资增长的影响因素研究――基于因子分析模型[J].国际商务（对外经济贸易大学学报），2012，（03）：80-88.

[5]朱硕.我国对外直接投资的变动趋势及影响因素分析[D].内蒙古农业大学，2014.

[6]赵俊华.中国对外直接投资空间格局演变及其影响因素分析[D].南京师范大学，2015.

[7]杨成平.我国企业对外直接投资区位选择的影响因素分析[J].黑龙江对外经贸，2009，（11）：25-27.

[8]赵瑜嘉，马妍，贺灿飞.中国对外直接投资区位选择影响因素探究[J].商业时代，2014，（30）：65-67.

第8篇：对外直接投资的作用范文

关键词：对外直接投资;经济效应;实证分析

一、绪 论

投资、出口与消费是拉动经济的三驾马车。随着经济全球化和对外开放的不断深入，投资在经济政策中的比重越来越大。湖南企业海外投资不仅发展迅速，更加推动了湖南省经济增长。因此，研究湖南省的对外直接投资经济效应，对于继续拓展对外直接投资、推动经济长期发展有积极的意义，同时也能够为国内其他省市开展对外直接投资活动提供借鉴和参考。

国内研究文献针对湖南省对外直接投资的研究十分罕见。本文运用大量翔实的最新的数据资料，最新数据可更新到2012年，通过实证检验的方法研究了对外直接投资对于湖南省经济增长、对外贸易等方面的效应，也有助于湖南省对外直接投资理论的研究和投资活动的发展和扩展。

近年来湖南对外投资发展很快，成为中部省份发展最强劲的地区。湖南对外直接投资具有一下特点：（1）投资地区的选择，东盟一直是我省企业投资的重点地区。由于亚洲和非洲劳动力价格相对较低，湖南省的生产企业主要投资集中在亚非地区，其中，湖南省企业在亚洲投资数量最多在境外投资企业中，选择在亚洲投资的占了72%。（2）对外直投投资的主体是民营、股份制和集体企业。在湖南省海外直接投资中，国有企业的投资金额所占的比例是最大的，但是就投资企业类型，国有企业在数量上排在末位。（3）我省海外投资的领域越来越宽，积极性大大增加。行业主要涉及工业、机械工程产业，最新涌现出来了农产品种植业和游戏产业等。

二、湖南省对外直接投资经济效应的实证分析

（一）实证分析方法。本文拟用格兰杰因果关系检验方法（又叫Granger因果分析检验方法），是指基于同一个平稳的时间序列情形下，有两个经济变量X和Y，假设X是Y的原因，我们能根据变量X的过去值预测出变量Y的未来值，可Y不是X的因，即我们根据Y的过去值预测不出X的未来值，那么我们可以说变量X是解释变量Y的格兰杰原因，而Y不是X的格兰杰原因。

下面为格兰杰因果分析模型：

Yt=a+∑aiyt-i+∑βjXt-j+εt （1-2）

Yt=a+∑atyi-i+εt （1-3）。其中（1-2）式为无条件的循环模型，假设残差平方和的值是SSE1; （1-3）式为有限制的条件回归模型，我们同样设它残差平方和为SSE2，其中ε是随机误差项，a和β为系数，检验原来的假设是H0：βj=0（j=0，1，2，....n），即X的过去值不能预测Y的未来值，如果原来的假设成立，那么构成统计量F=[（SSE1-SSE2）/n]/[SSE1/（T-m-n-1）] （1-4 ）

即模型服从自由度为（n， T-m-n-1）的F分布。我们给定一个显著水平区间，就有得出相对应的临界值，假设得出来的检测值大于临界值，即拒绝原假设，表明变量X是解释变量Y的原因，反之，则变量X不能同向影响Y。

（二）经济效应检验和数据的来源。根据上面的件检验方法，本文引入下列函数：GDP=f（FDI，0THER）+ε。其中，FDI是湖南省对外直接投资额，GDP为湖南省生产总值，OTHER是除了海外直接投资外影响GDP的其他因素，ε为随机误差项。我们现在设定其他因素为固定的，那么建立如下的回归计量模型：

GDPt=a+βFDIt+εt。其中：a为常数项，β表示FDI对GDP的贡献率，ε为随机误差项。

为了消除这个式子中有可能存在的异方差，对GDP和FDI取对数，我们得到下列计量模型：LnGDPt= a+βLnFDIt +εt

（1-5）。我们用（1-5）式作为研究湖南省对外直接投资对经济增长影响的计量模型。本论文使用2008年至2013年的数据作为模型样本。

相关数据来源及处理如下：GDP为湖南省生产总值，在使用中，我们要将GDP按照当年人民币兑换美元的平均汇率转换成美元，同样为了消除价格变换的影响，用2008年作为基期，使用年度消费物价指数同比数据，将名义生产总值转换为实际生产总值额，FDI为对外直接投资额，用同样的方法，将其转换为实际对外直接投资额， 其中相关数据全部来自湖南省商务厅统计数据整理，见表3.1：

表3.1 湖南省2008年―2013年各项经济指标数据 单位：亿美元

资料来源：《2006―2013年度湖南省对外直接投资统计公报》

（三）检测结论。依据上面的实证检验，FDI与GDP之间的格兰杰因果检验结果见表3.2。

表3.2 对外直接投资额与生产总值的Granger因果检验结果

由以上Granger因果检验结果得知，当最人滞后阶数为6 ，GDP不是对外接投资FDI的格兰杰原因。湖南省对外直接投资对湖南省经济的增长具有促进作用，不过这种增长不是很明显，同时通过以上结果得出，湖南省对外直接投资对湖南省生产总值之间存在着长期稳定的均衡关系，并且二者为正相关，由回归方程的系数可知，湖南省对外投资总额每次变动一个百分点，就会湖南省GDP同向变动0.0053个百分点，但是回归系数还非常小，其主要是原因湖南省对外直接投资规模较小，随着进一步扩大，对GDP的促进作用将会越来越大。

三、政策建议

（一）建立稳定的资源供给站。随着湖南省经济的不断发展壮大，省内资源和进口资源已经很难满足现在的生产需求。湖南省政府部门应该努力开发国外的资源，在国外进行直接投资，获得稳定的资源供给站。

鉴于亚洲和非洲的劳动力较低廉，且有较多的生产资源，湖南省政府应对这两个区域进行评估，引导和加强与这两个地区的国家进行沟通交流，建立自由贸易区和签订贸易协定，最大化的优化资源分配，使湖南省企业能以较低的资金获得充足的生产资源，促进湖南省经济的增长。同时，积极与东盟和周边国家进行沟通，避免双重征税，订立领事条约，创造一个良好的海外投资环境。

（二）鼓励民营企业加大步伐“走出去”。在湖南省对外直接投资的企业中，民营企业是其中坚力量，政府应成立金融支撑体系来鼓励湖南省民营企业对外直接投资，开拓国际市场。另外，有效的对外投资信息能对民营企业准备对外投资做出决策，提高对外直接投资质量，起到非常重要的作用。

（三）提供资金和人才支持。湖南省政府应加强人才的培养，可为企业的人员提供培机会，采取去高校联合办学，承办专门的培训机构，或去国外学习以及招聘国外的精英，有序的培养出一批高素质的海外投资人才，为企业的发展提供软实力。

（四）优化政府管理制度。湖南省政府应站在宏观的角度，及时调整湖南省政府的法律法规，对海外投资企业加强引导、监督和管理，利用对外投资企业的特征，建立起一整套海外投资风险防范预警处理机制，帮助企业降低法律和政治风险。

湖南省政府要转变观念，尽量简化企业的对外投资办理环节。推行和深化各种能便利通关的措施，减少相关机构工作流程，降低对外投资企业的通关成本，积极与国外政府谈判，成立自贸区，提高湖南省企业对外投资的国际化。

参考文献：

第9篇：对外直接投资的作用范文

一、20世纪90年代后美国对外直接投资的特点

（一）美国对外直接投资的规模迅速扩大。20世纪80年代是美国对外直接投资相对停滞的10年。在这10年中，美国对外直接投资的年均增长率仅为5％，这使得美国一度成为直接投资的净输入国。进入20世纪90年代，美国对外直接投资以年均26.8％的速度高速增长，投资规模也迅速扩大。1999年美国对外直接投资总额增至1358.1亿美元，是1989年的3.6倍。2003年美国对外直接投资总额已超过17889亿美元，比1994年增长191.88％，平均年递增14.32％。

（二）美国对外直接投资的区位选择开始向亚太地区倾斜。战后至今，美国对外直接投资在空间分布上是相对稳定的。发达国家，特别是欧洲国家，因为与美国经济发展水平相当，而在美国FDI总额中占有50％以上的份额。其次是加拿大，由于与美国在地理空间上的邻近，也占有美国FDI中的不小份额，约为12％。然后是对拉美和亚太地区的投资，而对非洲和中东地区的投资所占的比重很小。发达国家间的对外直接投资证明了“产业内贸易理论”的正确性，体现了经济发展水平相似、地理位置邻近是影响对外投资中区位选择的重要因素。但随着经济全球化趋势不断增强，从20世纪90年代中期起，美国在对欧洲地区的投资保持相对稳定的同时，迅速扩展了对其他地区的对外直接投资。亚太地区因为有着广阔的市场容量和市场潜力，成为拉动美国对外直接投资的主要力量。2002年美国对亚洲和大洋洲的投资占其投资总额的17.7％，比2001年增长96％，遥遥领先于其对欧洲（49.3％）、加拿大（－16.9％）与中美洲（－67.1％）的投资增长率。

（三）服务业取代制造业成为美国对外直接投资最多的产业。二战后，美国对外直接投资占第一位的是矿业石油业。20世纪60年代对制造业的投资开始超过矿业石油业上升为第一位；70至80年代，美国对外直接投资中对制造业的投资增长率放慢，对服务业的投资比重大为增加。自20世纪90年代起，美国对外直接投资重点逐步转向服务业，特别是金融、保险和房地产业。截至2002年，美国制造业对外直接投资为295.1亿美元，较上年增长－1.3％，占对外投资余额的比重为25.8％；金融业(不含银行)为257.75亿美元，较上年增长343.9％，其占对外投资余额的比重为15.1％；其他类(包括不动产、其他服务业等)为487.69亿美元，较上年增长80.4％，占对外投资余额的比重为34.3％。

(四)跨国并购、利润再投资成为美国对外直接投资的主要方式。绿地投资一直在美国对外直接投资中占有相当重要的地位。但是进入20世纪90年代，由于美国公司的跨国兼并活动风起云涌，跨国并购方式也开始迅速增加。整个20世纪90年代，跨国并购在美国对外直接投资中所占的比重约为57％。尽管由于跨国并购案的成交金额存在跨期支付问题，但从总体情况看，跨国并购无疑已成为美国对外直接投资的主要方式。另外，从20世纪90年代开始，美国的对外直接投资也开始以利润再投资为主要方式。2002年美国新资本对外投资为181.03亿美元，较上年下降64.1％；而利润再投资为760.57亿美元，较上年增长36.2％。这也从一个侧面反映了美国对外直接投资良好的收益状况。

二、20世纪90年代后美国对外直接投资变化动因分析

20世纪90年代美国的对外直接投资发生了一系列重大变化都与经济全球化浪潮的冲击和影响有着密切关系。

（一）经济全球化促使美国对外直接投资规模的迅速扩大。贸易和金融的全球化发展为美国扩大其对外投资提供了更有利的条件。一方面，服务贸易自由化的发展拓展了跨国公司对外直接投资的空间；另一方面，在贸易自由化背景下，东道国市场环境的改善大大降低了子公司在东道国的生产成本。金融市场全球化的发展一方面降低了企业在筹资时的利息成本；同时，全球金融市场的24小时运营，也大大便利了美国跨国公司在全球范围内管理其公司体系的筹资和资金分配。

（二）经济全球化影响美国对外直接投资的区位变化。经济全球化在贸易、金融和投资三方面影响着美国对外直接投资的区位选择。第一，由于国际贸易环境越来越自由，突破市场壁垒，就地生产、就地销售等传统影响美国对外直接投资区位因素的重要性大大减弱。而降低生产和研发成本，提高企业的技术实力和产品的竞争力显得越来越重要。获取发展中国家的廉价资源和技术人才，正是20世纪90年代后美国跨国公司对发展中国家直接投资大量增加的重要原因之一。第二，随着发展中国家积极参与金融全球化的进程，其货币市场、资本市场、外汇市场和金融衍生产品市场与国际接轨，从而降低跨国公司子公司在对外经济交易中的汇率、利率风险。另外，发展中国家资本市场的迅速发展，为美国跨国公司的子公司进行就地直接融资提供了条件。第三，20世纪90年代中期以后，发展中国家对外商投资的态度由消极转向积极，这使得美国跨国公司大量增加在发展中国家的直接投资成为可能。

（三）经济全球化背景下，服务贸易额的自由化发展促使美国对外直接投资的行业流向发生变化。服务贸易自由化的发展对美国对外直接投资的行业选择有着极为重要的影响。1990～1999年美国服务业对外直接投资总量是1982～1989年对外直接投资总量的5.4倍，1995～1999年5年中，美国服务业对外直接投资总额是1990～1994年对外直接投资总额的2.2倍，超过了1983～1994年12年间美国服务业对外直接投资的总和。由此可见，90年代后美国服务业对外直接投资的迅猛增长与服务贸易自由化有着十分紧密的联系。

（四）经济全球化与美国对外直接投资方式的变化。经济全球化的发展使得美国跨国公司在其投资方式上选择了“兼并”。第一，贸易全球化使得跨国企业在国际市场上的竞争越来越激烈，跨国并购正是凭着它节约固定资产投资时间、迅速抢占当地市场、降低生产成本、增强企业核心竞争力等优点而成为企业开展国际化经营，争夺国际市场最快、最有效的手段。第二，为了吸引更多的外商直接投资，各国对其外商直接投资管理政策做出了重大调整。其中，取消合资要求、取消对外商拥有多数股权的限制等措施都大大便利了以跨国并购方式进行的直接投资。第三，金融全球化的发展促进了各国金融市场的更紧密联系和市场规模的扩大，这不仅为跨国公司在国际金融市场上筹集巨额资金提供了必要条件，也为跨国公司迅速、大规模调动资金提供了方便。

三、20世纪90年代后美国对外直接投资产生的影响

（一）对美国本国经济的影响

1、有助于拉动美国的消费与投资。正因为对外直接投资能带来更高的利润率，美国的大量资本在上世纪90年代才纷纷流向国外。1991至2000年间，美国对外直接投资所带来的收入高达10987.50亿美元，超过这期间的对外直接投资资本流出（9109.23亿美元）。巨额投资利润的汇回，在美国转化为投资、消费，直接带动美国经济的增长。

2、对外直接投资推动美国的出口。相关数据表明，一国对外直接投资量与该国的出口量呈正相关关系。战后以来，美国跨国公司在发达资本主义国家大量投资，建立起三万多个生产和销售的分支机构，目的就是占领当地市场和向其他市场渗透，以利于美国商品和服务的出口。1989至1999年美国跨国公司内部出口加上其他美国公司对外国分支机构的出货从1025.58亿美元增加到2088.49亿美元，增长率为103.64％。由此可见，美国跨国公司的外国分支机构对于带动美国出口有着巨大的作用，对外直接投资对美国的出口有着强大的推动作用。

（二）对世界经济的影响