对外直接投资的原因精选(九篇)

前言：一篇好文章的诞生，需要你不断地搜集资料、整理思路，本站小编为你收集了丰富的对外直接投资的原因主题范文，仅供参考，欢迎阅读并收藏。

第1篇：对外直接投资的原因范文

［关键词］对外直接投资；对外贸易；变参数模型

［中图分类号］F830.59［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

对外直接投资与对外贸易之间的关系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他认为存在贸易壁垒的情况下，贸易与投资之间具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的结论，即东道国存在贸易保护的情况下，对外直接投资会替代东道国进口贸易。然而，随着跨国公司的发展，此理论越来越不能解释贸易与投资共同发展的现实。于是便产生了以K．Kojima(1973)为代表的投资促进贸易理论：贸易与投资相互促进的边际产业扩张理论。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了贸易和投资之间是互补关系的补偿贸易模型。联合国贸易发展会议《1996年世界投资报告》从产业角度总结了对外直接投资与贸易的关系，得出贸易与投资之间的关系因部门而异的结论。

随着我国对外投资的发展，国内学者也越来越多地关注我国对外直接投资与对外贸易的关系问题。刘恩专(1999)提出投资的贸易效应会受到投资动因、行业与产品特性等影响。刘红忠(2001)运用邓宁的对外直接投资发展阶段理论，分析了我国对外直接投资的发展阶段。刘志彪(2002)认为利润决定了一家公司是选择出口还是对外直接投资。李东阳(2002)分析我国对外直接投资的贸易效应主要表现为出口引致效应、进口转移效应、出口替代效应和反向进口效应。蔡锐和刘泉(2004)运用岭回归方法对我国对外直接投资的贸易效应进行了实证分析，结果表明我国向发达国家的投资对进口促进作用比较明显，而向不发达国家的投资对出口促进效应更显著。孙艳红(2005)对我国国际贸易与双向FDI进行分析，表明我国国际贸易对双向FDI有促进作用，其中对引进外商直接投资促进作用较大，对我国对外直接投资影响较小。张如庆(2005)运用协整理论和误差修正模型对我国对外直接投资和进出口之间的关系进行了实证研究，结果表明进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系。李建萍(2007)对我国不同行业部门的贸易效应进行分析，结果显示我国对外直接投资不仅对出口贸易规模产生影响，而且对贸易结构改善也起到一定作用。李文(2008)从总量和行业角度分析，结果表明对外直接投资的贸易效应是正的。

综上所述，国内学者关于对外直接投资与对外贸易的实证分析主要是利用回归分析、协整检验、格兰杰因果关系检验、向量误差修正模型、VAR模型等固定参数模型来研究，这些都是静态分析方法，不能揭示出对外直接投资与对外贸易之间的动态演变过程和特征。而20世纪80年代以来，我国的对外直接投资经历了很大的变化，其与进出口之间的关系也在不断改变， 因此，本文采用动态系统的状态空间模型来建立我国对外直接投资与对外贸易的变参数模型，试图从另一个角度反映我国对外直接投资的情况，从而更加深入地分析对外直接投资与对外贸易之间的关系。

二、 变量选取与数据说明

关于我国的对外直接投资流量，由于无法从国内统计资料中直接获取各期完整的数据；同时由于商务部(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的对外直接投资额，而未反映未经官方批准的投资，因此，1980—2008年的我国对外直接投资流量选用联合国贸发会议FDI数据库公布的数据(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的数据来自中国统计局网站。

对外贸易指标一般使用贸易开放度来进行衡量，最早的贸易开放度是使用对外贸易依存度表示的，即用进出口贸易总额与国内生产总值的比值来表示。虽然这种度量方法有一定的局限性，但是简单直观，在实证分析中一直为研究者广泛采用。因此，本文选用对外贸易依存度作为对外贸易的度量指标，梁莉(2005)做了相同的处理。1980—2008年的进出口总额和国内生产总值来自《中国统计年鉴》各期提供的数据。2009年的数据来自中国统计局网站。

对外直接投资、进出口总额和国内生产总值分别用ODI、IMEX、GDP表示。对外贸易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于对时间序列数据进行取自然对数的变换不会改变数据特征，但是却可以使数据趋势线性化并在一定程度上消除异方差性问题，因此在进行实证分析时使用变量的自然对数值，分别用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王丛芳：我国对外直接投资与对外贸易的关系——基于变参数模型的分析

三、 模型构建与实证分析

状态空间模型被用来估计不可观测的时间变量，是动态模型的一般形式，由量测方程和状态方程构成。在变量之间建立状态空间模型时，要求变量之间具有协整关系，否则所建立的模型将是伪回归。如果变量之间存在协整关系，那么变量必须是同阶单整的。因此，首先要对变量进行平稳性检验和协整检验。

(一)平稳性检验和协整检验

采用最常用的ADF检验法对LNODI和LNOPEN进行平稳性检验，最优滞后步长根据Schwarz准则确定，检验结果如表1所示。可见，变量LNODI和LNOPEN都是非平稳的时间序列，但是其一阶差分在5%的显著性水平下都是平稳的。因此，可以认为这两个变量都是一阶单整序列。

由于协整关系只能说明变量之间存在长期均衡关系，但是不能确定具体的因果关系，因此需要进一步检验变量之间的因果关系。下面采用非平稳序列的格兰杰因果关系检验法检验LNODI和LNOPEN之间的因果关系，以确定状态空间模型中变量之间的因果关系，结果如表3所示。

可见，我国对外贸易是对外直接投资的格兰杰原因；但是对外直接投资不是对外贸易的格兰杰原因。这说明尽管我国的对外直接投资与对外贸易关系密切，但它们之间也只存在单向因果关系。

(三)变参数模型的状态空间表示与估计结果

1.变参数模型的状态空间表示

通过上述分析可知，对外直接投资和对外贸易之间存在协整关系，而且对外贸易是对外直接投资的原因，对外直接投资不是对外贸易的原因。因此，构造我国对外直接投资与对外贸易之间的变参数的状态空间模型如下：

量测方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

状态方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可观测变量，变参数αt随着时间而发生改变，反映了解释变量对被解释变量影响关系的改变，称为状态向量，是不可观测变量，需要利用LNODIt和LNOPENt来进行估计。方程(2)是状态方程或转换方程，它描述了状态变量的生成过程，在(2)中假设变参数αt服从一阶自回归AR(1)模型。ut和vt分别是量测方程和状态方程的扰动项。

2.变参数模型的估计结果

使用Eviews5.0进行数据处理与估计，利用卡尔曼滤波算法得到变参数模型(1)和(2)的估计结果如下：

量测方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

第2篇：对外直接投资的原因范文

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.

第3篇：对外直接投资的原因范文

［关键词］对外直接投资；人民币汇率；升值

［中图分类号］F830.591 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）1-0067-02

1 文献回顾

一般认为汇率对FDI的影响涉及两个层面:一是汇率水平的变动(货币的贬值或升值),二是汇率波动的剧烈程度(汇率的稳定性)。汇率变动的这两个层面对于对外直接投资的流出都会产生不同的影响。从20世纪70年代起,国外学者就开始研究这两个层面的汇率变化对直接投资的影响。

有关第一个问题,Cushman（1985) 考虑了一个两期的动态模型。模型不仅考虑了汇率的水平而且考虑了预期汇率波动的影响。通过分析生产地和销售地不同的四个对外直接投资模型,Cushman推断预期母国货币升值将会降低投资者在东道国的生产成本,当因汇率升值导致的本国生产成本与在投资对象国本地生产成本的差额,大于在出口对象国直接投资的沉淀成本时,就可能发生对外直接投资。Cushman的理论被称为“相对生产成本效应”理论。邢予青(2003)以日本对中国的直接投资为背景分析了汇率和日本对外直接投资之间的关系。通过使用从1981―2000年日本在中国9个制造业部门对外直接投资的数据,建立模型进行回归分析,研究结果表明,日元对人民币的双边真实汇率和日本对中国直接投资之间存在显著正相关关系。

对于汇率波动幅度对直接投资的影响,一般认为:汇率波动越剧烈,对外直接投资所面临的风险就越大。因此汇率波动幅度过大对风险回避型投资主体是不利的。早期的Wilhborg（1978)认为汇率的波动程度等价于投资者所面临的汇率风险,汇率频繁或剧烈地波动对于风险厌恶的对外直接投资者往往具有负面效应。Campa(1993)等学者采用期权定价模型得出汇率的频繁波动带来了很高的不确定性,汇率变动得越剧烈,就越需要更高水平的汇率来诱使企业执行FDI决策。汇率的频繁波动使得投资者进行投资决策时更多地考虑投资的不可逆性。换句话说,大的汇率波动将增加外国直接投资的风险,而风险增大时投资者将要求更高的投资溢价以抵消可能出现的损失,于是放弃部分项目。

2 实证分析

2.1 平稳性检验

首先对所选变量数据序列的平稳性进行检验。本文采用的是ADF单位根检验的方法,分别就每个变量的时间序列的水平和一阶差分形式进行检验,检验的结果见表1。

在ADF单位根检验的过程中,分别对我国的对外直接投资流量ODI和人民币对美元的汇率变量EXR进行水平和一阶差分的检验,临界值取的是5％的显著性水平,从检验的结果中可以看出两个变量在水平序列上是非平稳的,而在一阶差分上都是平稳的,即两个变量都是I(1)。

2.2 协整检验

由于时间序列EXR和ODI都是一阶单整,因此有可能存在着协整关系。本文采用了Johansen极大似然法对时间序列EXR和ODI进行协整检验。在进行协整检验之前,必须确定VaR模型滞后的阶数。如果滞后阶数太小,则误差项的自相关会很严重,但滞后阶数也不宜过大,滞后阶数过大会导致自由度的减小,直接影响模型参数估计量的有效性。按照最小AIC准则确定最佳滞后期为2,协整检验的结果见表2。

由表2可以看出,当r=0时,似然率统计量的值是20.05,大于显著性水平为5％的临界值15.41,表明应拒绝零假设,接受r=1的被择假设。而在假设r=1时,似然率的统计量是3.03,小于显著性水平是5％的临界值3.76,因而接受r=1的假设。也就是汇率时间序列和对外直接投资流量时间序列之间存在着一个协整关系,估计得出的协整关系对应的方程是：

方程下面括号内的数是对应的t统计量。由此可以看出,长期来看,对外直接投资流量和人民币的汇率之间存在着负相关的关系,因为本文的人民币的汇率采用的人民币对美元的直接表示方法,因此EXR和ODI的负相关表达的是当人民币升值时,我国的对外直接投资也会相应增加。我国的对外直接投资每变动一个百分点,人民币对美元汇率水平就会相应变动34.06个百分点。

2.3 Granger因果检验

协整检验的结果表明两个变量之间存在着长期的均衡关系,但这关系是否具有因果性还需进一步的验证。

从表3的Granger因果检验的结果中我们可以看出,两个P值分别是0.0048和0.00098,说明变量lnODI对lnEXR在1％显著性水平上都是具有明显先导作用,即我国的对外直接投资是引起我国汇率变化的Granger原因；同理lnEXR对于lnODI的先导作用更加明显,也说明人民币的汇率水平同样是我国对外直接投资发生变化的Granger原因。

3 结论与政策建议

第一,两个变量之间协整关系表明,我国的对外直接投资ODI和人民币的汇率EXR本身都是非平稳的时间序列数据,但从长期来看它们之间存在着稳定的负相关的关系(这里人民币的汇率的表示方法是直接表示法),人民币汇率每变动34.0586个百分点,则我国的对外直接投资会变动1个百分点。这一结论与对日本的对外直接投资和日元升值之间的关系进行分析时得出的结论是一致的。在我国工业化的进程中,人民币的逐渐升值是一个必然要经历的过程,如何抓住这一机遇。加快“走出去”的步伐,是企业在进行对外直接投资时要考虑的重要问题。

第二,Granger因果检验的结果表明,我国的对外直接投资ODI是人民币的汇率的Ganger原因,同时人民币的汇率也是我国对外直接投资ODI的Granger原因。且人民币对美元的汇率对于我国对外直接投资的先导作用更加明显。从长期来看,人民币一定幅度的升值又是一种必然,这样就会促进我国企业的对外直接投资,因此作为对外直接投资主体的企业也应该抓住这种机遇,实现企业自身的跨越式的发展。同时我国的对外直接投资对于人民币的汇率也具有先导作用。现阶段,我国的贸易顺差不断增大,外汇储备也不断增加,这就在客观上产生了人民币升值的压力。而对外直接投资的增加能够缓解我国来自这方面的压力,从而有利于保持我国人民币汇率的稳定。

参考文献:

［1］邢予青.汇率与日本对华直接投资［J］.世界经济文汇，2003(8)：12-20.

［2］王凤丽.人民币汇率对我国对外直接投资的影响［J］.经济问题，2008（3）：5-12.

［3］夏坤，陈巍巍.对外直接投资和汇率关系的理论分析［J］.时代经贸，2008（7）：3-18.

［4］Wilhborg Clas.Currency Risks in International Financial Markets［J］.Princeton Studies in International Finance,Princeton University，1978：67-121.

第4篇：对外直接投资的原因范文

关键词：对外直接投资；进出口贸易；影响机制；面板格兰杰因果检验

基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。

作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。

中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、问题的提出与文献综述

国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。

Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。

与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。

综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。

二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制

（一）对外直接投资对出口的影响

图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。

图1 对外直接投资的出口促进效应

对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

图2 对外直接投资的出口替代效应

（二）对外直接投资对进口的影响

与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。

图3 对外直接投资的进口促进与替代效应

（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析

基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。

中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④

由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。

三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析

（一）实证方法与模型设定

笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。

为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。

其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。

方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。

其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。

（二）样本数据及来源

笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。

笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。

（三）面板数据的单位根检验

为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。

对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资

表1 面板单位根检验结果

检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳

和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。

（四）面板格兰杰因果检验结果

1．对外直接投资与出口的关系

笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。

笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。

由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。

笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。

由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。

2.对外直接投资与进口的关系

分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。

由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。

由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。

（五）实证结果分析

由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。

由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。

四、结论与政策建议

我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。

我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。

在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。

① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。

② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。

③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。

④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。

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）：64-70．

王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．

项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．

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）：23-27．

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(编校：薛 平)

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

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

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

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

第5篇：对外直接投资的原因范文

一、汇率变动对国际直接投资流的影响

1.货币的贬值或低估有利于吸引外国直接投资而不利于对外直接投资

一个国家货币的贬值或低估降低了以外币计算的该国资产的价格、市场上原材料的价格以及名义工资，从而降低了外国投资者在该国的经营成本。来自强货币或币值被高估的国家的投资者能够以较少的资本在这个国家建厂、办公司或并购企业，以较少的投资做较大的生意。许多跨国公司把一部分生产放在弱货币或币值被低估的发展中国家进行，以此降低产品的生产成本，然后将产品出口，在强货币或币值被高估的国家市场上以较高的价格销售，从而获取高额利润。所以一个国家的货币贬值或低估往往有助于该国吸引更多的外来直接投资。

八十和九十年代，一些发展中国家吸引了大量国际直接投资，其中原因之一就是由于汇率的变动。某些亚洲及拉美发展中国家的货币在这一时期不断贬值，这使在这些国家的外国直接投资变得很有吸引力。1997年金融危机首先在泰国爆发，泰铢大幅贬值，在巨额短期外国资本逃离泰国的同时，流入该国的外国直接投资却反而猛增。泰国货币的大幅贬值使外国投资者并购泰国的企业变得十分容易，因为对他们来说泰国的资产比危机前要便宜得多。

从表1所示，我们可以发现在1997和1998两年中泰铢大幅贬值，1996年一美元只能兑换25泰铢，亚洲金融风暴发生的这一年，一美元能兑换31泰铢，1998年一美元已能兑换41泰铢。我们也发现在泰铢大幅贬值的同时，泰国的外国直接投资流入量也直线上升，1996年为23亿美元，1997年为39亿美元，1998年达到73亿美元。由此可见，泰铢贬值是引起外国直接投资大量增加的一个重要原因。

然而货币的大幅贬值或低估不利于对外直接投资，因为别国的资产、原材料和人工会变得很贵。发展中国家的货币本来就弱，货币的国际购买力较低，因此，对外直接投资十分困难，若货币再大幅贬值就会给对外直接投资雪上加霜。这就是发展中国家对外直接投资非常少的主要原因之一。

2.货币的升值有利于对外直接投资而不利于吸引外来直接投资

货币的大幅升值有利于对外直接投资，但不利于吸引外来直接投资，这一论点可从日本的情况中得到证实。从七十年代初开始一直到1995年，日元对美元不断升值。1970年一美元可兑换360日元，但是到了1995年在外汇市场上一美元却只能兑换94日元。日元的升值极大地提高了日元的国际购买力，使日本投资者在国外能较容易地进行企业并购、开公司和建厂。在历史上的一段时期，由于日元价值低估，日本的经济曾长期从产品出口中获利。自从日元大幅升值后，日元的高估削弱了日本国内出口产品的竞争力，日本企业就开始大举对外直接投资，将其一部份产品的生产转移到人工成本较低的国家，特别是一些货币处于弱势的亚洲发展中国家，从而使其能继续保持出口产品在国际市场上的竞争力。

计量数学模型的测试结果显示，在1977年到1997年时期日元兑美元汇率的变动与日本在国外直接投资的变化呈正相关（ρ＝0，61），在1977年到1988年这段时期两个变量的相关度非常高（ρ＝0，95）。由此可见日元升值是一个可用来解释日本对外直接投资增加的因素。

日元的大幅升值促进了日本的对外直接投资却阻碍了外国在日的直接投资。由于日元的不断升值，对于外国投资者来说在日的直接投资却越来越缺乏吸引力，因为日本境内的资产、原材料和人工变得越来越昂贵，令外国投资者望而却步。因此在工业发达国家中，日本是吸纳外国直接投资最少的国家。笔者根据国际货币基金组织的《国际金融统计》公布的数据进行了计算，在1980年至1997年期间，日本对外直接投资为3478亿美元，外国在日本的直接投资只有121亿美元，两者之比为28.74：1.然而在这同一时期，美国对外直接投资7096亿美元，外来直接投资达到7633亿美元，两者之比为0.93：1.英国此比为1.52：1，法国为1.43：1.计算的结果显示，与其他工业发达国家的情况不同，在此期间流人日本的外国直接投资极少。

一个国家货币的大幅升值会减少在该国的外国直接投资，这不仅体现在日本的情况之中，而且也适合其他国家。根据塔卡拓喜·依托（Takatoshiho）和比德·易萨德（Pe-terIsard）1997年的研究结果，在APEC地区实际汇率升值10％将造成相当于o，25％的GDP的外国直接投资的减少。也就是说，如果某个APEC地区的国家的GDP为10000亿美元，该国的货币升值10％会减少25亿美元的外国直接投资的流入。

二、人民币汇率的变动对外来直接投资输入的影响

1.人民币的大幅贬值促使外来直接投资的大量增加

从八十年代初开始，进入我国的国际直接投资呈上升趋势，特别是1992、1993和1994这三年外来直接投资的流人更是增加迅速。此情况的出现首先应归于我国的改革开放政策，也离不开我国改善投资环境的有效努力，此外，还有一个重要原因即是人民币的大幅贬值。

根据我国国家统计局公布的数据，笔者用计量经济数学模型就人民币对美元汇率的变动与国际直接投资流人中国的增加这两个变量进行了相关性分析，测试的结果显示这两个变量呈正相关，从1983年到1994年期间这两个变量的相关度很高。以下为计算结果：

1983年至2000年：ρ＝0.65

1983年至1994年：ρ＝0.86

注：ρ为相关度

从测试的结果我们可以得出如下结论：人民币汇率的变动是一个可对外国直接投资大量进入中国进行解释的因素。

从八十年代初到1994年人民币对美元的汇率持续走低，1981年1美元兑1.7050元，1993年官方汇价为1美元兑5.7620元。1994年1月1日起我国实行官方牌价与调剂价并轨，汇率变为1美元兑8.7元。人民币的大幅贬值对国际直接投资大量涌入我国起到了很大的作用，1994年我国实际使用外来直接投资达到338亿美元。从1995年开始，人民币对美元的汇率小幅上调，1994年人民币大幅贬值的影响逐渐减弱，外来直接投资的增幅也开始下降。

90年代西方工业发达国家对中国的直接投资量的变动起伏或多或少都受到人民币汇率变动的影响，其中以日本的情况最为明显。人民币对日元汇率的变动与日本在华直接投资的变动之间的相关性分析的结果显示，在1989年至1999年时期日元对人民币汇率的变动与日本在中国的直接投资量的变化呈正相关（ρ＝0.80），在1989年至1995年时期该两个变量的相关度非常高（ρ＝0.97）。

首先，我们注意到从1989年到1995年期间日元对人民币大幅升值。1989年一百日元只能兑换2.736元，然而到了1995年一百日元可以兑换8.9225元。在此期间伴随日元对人民币的升值，我们发现日本在中国的直接投资同样在快速地增长。1989年日本在中国的直接投资只有3亿5千6百万美元，但到了1995年却达到31亿1千万美元，六年中增加了7倍多，由此可见日元对人民币的升值对日本在中国的直接投资的影响是明显的。

2.人民币的升值影响了外国直接投资的流入

从近几年欧元区对华直接投资的变动可以说明人民币的升值会造成外国直接投资流人的减少。1991年1月1日欧元正式问世以后欧元对美元的汇价不断下跌，从1欧元兑1.18美元跌至1欧元兑0.84美元，欧元的大幅贬值使国际直接投资的两个输出大国德国和法国的对外直接投资额急剧下降。由于人民币与美元挂钩，美元对欧元的大幅升值也带动了人民币对欧元的大幅升值。2000年、2001年和2002年欧元区的德国和法国的对华直接投资都比1999年有较大幅度的减少，可是在这三年中，美国、日本和韩国的对华直接投资都比1999年有较多的增加，出现这一情况的主要原因之一即是人民币对欧元的大幅升值。

3.人民币汇率的相对稳定有利于吸引外来直接投资

由于我国经济持续快速增长，我国企业在国际市场上的竞争力不断提升，货物出口能力不断提高，外汇储备不断增加，近年来人民币开始面临升值压力。这说明我国的改革开放取得了巨大的成果，人民币的国际地位在提升，我国的国力在不断的增强。然而根据我们的上述分析，若人民币对外币的汇率大幅上升必然会造成流入我国的国际直接投资的大量减少，而且以出口为主要目的已在中国境内的一些外资企业也会变得举步艰难，它们会将一部分产品的生产和业务转移到其他国家去。

第6篇：对外直接投资的原因范文

关键词：对外直接投资；海外并购；风险

改革开放初期，我国基本上以引进外资为主。经过多年发展，我国已经成为对外投资大国。商务部近期数据显示，2013年我国境内投资者共对全球156个国家和地区的5090家境外企业进行了直接投资，累计实现非金融类直接投资901.7亿美元，同比增长16.8%，这也是我国在2012年首次成为世界三大对外投资国之一后的历史新高。从2002至2013年，内地对外FDI（外商直接投资）年均增速高达41.6%。

2014年伊始，我国对外直接投资依然延续了这种走势。商务部的数据显示，2014年1月份，我国境内投资者共对全球128个国家和地区的865家境外企业进行了直接投资，累计实现非金融类对外直接投资72.3亿美元（441.3亿元人民币），同比增长47.2%。不过，目前我国对外投资存量基数仍然较小，仅占全球的2.3%，相当于美国对外投资存量的10.25%，还有很大发展空间。

根据英国经济学家约翰·哈里·邓宁的投资发展周期理论，一国的直接投资流量与该国的经济发展水平有密切关系。当人均GDP超过5000美元时对外直接投资将达到相当大规模。到2020年预计中国人均GDP将达到5000至6000美元。加入按照年增长30%的速度测算，到2015年我国对外直接投资将达到3000亿美元，将排在全球对外直接投资第一位。不过，近年来随着中国企业越来越多的走出去，也带来了很多经验和教训。

一、 对外投资快速增长的原因

1.化解产能过剩，加快产业升级

在全球金融危机之后，我国宏观经济增速有所放缓。改变经济发展方式，加快产业结构升级成为我国企业面临的日益紧迫的问题。在全球经济一体化的形势下，通过海外并购整合优势资源，将快速提升中国企业的创新能力和国际竞争力，也能分摊研发成本及风险。

海外直接投资还能帮助化解产能过剩问题。近年来我国出现的钢铁、水泥等行业产能过剩已难以回避，而一些新兴市场以及发达地区，在基础设施建设方面的需求量较大，通过海外并购可以帮助我国企业输出项目及设备，有效化解产能过剩问题。

2.缓解资源匮乏问题

中国是一个资源进口国，国内资源相对贫乏，这就需要我国企业主动走出去寻找资源。另一方面，有些资源产地因当地生产力等限制，资源所有国无法开采。中国企业还可以就地开采后初加工，然后把初级产品运回国内或者直接出口到其他国家。这类对外直接投资更加热衷于对拉美、非洲等地进行资源类企业的并购。数据同样显示，我国对外投资里能源与金属行业占据的份额最高，从2005年到2013年上半年对外投资额达3011亿美元，占同期对外投资总额的70%。

3.企业为扩大市场份额，而采取在国外建厂或并购模式

这种模式投资追求的是其产品在国外相关市场份额的扩大。把生产厂转移到市场所在地，特别是在发达国家，建立自己产品的设计、生产和营销三位一体化网络，能简化最终产品的进出口过程，并能规避税赋及降低运输成本。另外，近年来随着中国企业的生产成本逐渐提升，一些企业也展开了对越南、柬埔寨等欠发达地区的投资，以达到降低成本的目的。

二、 中国企业对外投资面对的风险

虽然中国企业在对外投资中取得了一些成绩，但因经验缺乏、资金融通困难、人才匮乏、信息不对称等原因，在海外并购的探索中也遭遇到了不少困难，并面临诸多风险。

1.政治风险

政治风险产生的根源十分复杂，包括民族主义、社会不稳定、武装冲突等。随着我国经济实力的强大，与众多国家的经济纠纷也逐渐增多，海外投资企业遇到的政治风险也随之增多。近几年，中国企业多次对海外投资都因政治原因而搁浅。数据显示，在2008年至2010年美国外国投资委员会评估的313桩交易中，绝大部分均因危害国家安全的名义而宣告失败。中海油、鞍钢、华为等大企业在美国的投资并购计划均出现挫折。

2.文化差异风险

典型例子就是上海汽车收购韩国双龙汽车。因韩国人的排斥心理，使得企业无法运营下去。2008年，双龙汽车最终破产，上海汽车用40亿美元仅仅买来一个教训。造成这个后果主要是上海汽车投资前所作功课不够，对韩国的国情不了解。

3. 汇率风险

1973年布雷顿森林固定汇率体系崩溃，特别是1976年牙买加协议正式承认浮动汇率制和合法性以来，控制在一定波动范围的固定汇率制随之解体。目前，世界各国普遍实行浮动汇率制，美元、日元、欧元、英镑、人民币等主要货币之间的比价时刻都处在起伏变动之中，致使国际间债权债务的决算由于汇率的变动而难以掌握，从而产生了汇率风险。

4.法律风险

由于世界各国的政治制度、经济体制、历史地理、教育文化水平等不同，采取的经济发展战略、产业和技术政策也有所不同，各个国家在对待外资的立法上就会存在着一些差异。而目前关于国际多边投资及与投资相关经济活动还没有统一的国际法规。因此，跨国企业必须面临多重的法律环境体制差异所带来的风险。法律风险主要表现在如下三个方面：法律不健全、执法不严、歧视外商以及我国法律和所在国的法律冲突。

三、 如何降低对外投资的风险

1. 中国政府应该在外交和政治层面给我国企业强有力的支持。国家这个强大后盾，是企业在海外投资获得成功的必要保证。在建立政府保障企业投资安全的体系中，中国政府应不断健全立法保障内容，并且对较大项目提供资金上的支持。

2. 中国政府应该建立有效的监控、预警政治风险等相关机制。在投资所在地发生政治风险之前，通知我国企业，让它们能采取果断措施规避风险。另一方面，企业自身也要对政治风险不断监控。只有这样，才能建立一个完善的保障体系。

3. 对外投资之前，企业要做足功课，针对风险制定出切实可行的各种预案。此外，企业还要充分认识到保险的重要性。对各类难以掌控的风险都要尽可能购买保险。在经济上作足最后的保障。此外，还要善于利用投资所在地的各种资源，控制资金投放速度。要善于雇佣当地人，这也是降低风险的一个重要手段。

四、 结论

在未来三到五年，我国对外直接投资将继续保持高速增长，并有望超越美国排名全球第一。随着中国企业的海外投资活动越来越频繁，由此引致的与其他国家的贸易经济纠纷有可能加剧，给中国企业的对外投资带来不利影响。我国需要在法律法规上进一步完善并引导企业进行海外投资，控制风险从而加大对外投资的成功性，避免经济波动。

参考文献：

（1）商务部，《2013年我国对外直接投资简明统计》，2014年1月

（2）郑磊，《海外鏖兵-中国企业对外直接投资案例与行动指南》，南京大学出版社，2009年4月

（3）魏昕等，《中国企业跨国发展研究报告》，中国社会科学出版社，2006年3月1日

（4）崔磊、张敬一，《跨国公司对外直接投资决定因素的理论回顾》，《青年科学》，2009年07期

第7篇：对外直接投资的原因范文

[关键词]宁波市；对外直接投资；产业结构

[中图分类号]F062.9 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2012）10-0046-04

作者简介：宓红（1967-），女，宁波市委党校市情研究所所长，副教授，研究方向：国际投资和贸易。

我国“十二五”规划以转变经济发展方式为主线。调整产业结构，加快产业升级是经济发展方式转型的重中之重。而产业结构调整又需要通过国际间的资源配置和生产要素流动来实现。近年来，宁波市政府积极鼓励企业“走出去”，推动了企业对外直接投资水平不断提高，速度不断加快、规模不断扩大。本文在理论分析的基础上，就宁波对外直接投资与产业结构升级之间的相互影响进行实证分析。

一、对外直接投资有利于带动产业结构升级的理论分析

对外直接投资与母国产业升级之间的关系是国际经济研究中较新的课题。众所周知，一国的境外投资活动对国内产业结构调整的影响是多方面的。以美国、日本为代表的发达国家与新兴工业化国家的对外直接投资经验表明，通过对外直接投资可以带动国内产业升级。

1.通过对外直接投资获取海外资源可以带动本国产业结构升级

一国的自然资源供给状况必然影响本国产业结构的变化。以资源寻求为目的的对外直接投资通过获取本国相对稀缺的海外资源，来增加国内稀缺资源的供给，从而化解国内产业发展与资源禀赋的矛盾，解决国内产业结构调整中所面临的资源瓶颈问题，促使国内产业结构向高度化发展，实现产业结构调整与经济发展的良性互动。

2.通过对外直接投资转移边际产业可以带动本国产业结构升级

市场寻求型的对外直接投资通过向海外转移边际产业，即把国内具有传统技术优势的，同时产品生命周期处于成熟期后期或衰退期的产业转移到国外，一方面可以释放传统产业中的沉淀生产要素，使之用于支持新兴产业的发展，为产业结构升级提供必要的物质和技术基础，加快产业结构升级的速度。另一方面，边际产业转移到境外，寻找新的市场，延长了该产业产品的生命周期，减少了由于产业结构调整对国内经济发展产生的不利影响。边际产业的境外投资还可以把边际产业中的技术、设备等具体物质资源向国外转移，既减少了资源的浪费，又降低了母国产业结构调整的成本，进而推动整个产业结构调整进程。

3.通过对外直接投资寻求先进技术可以带动本国产业结构升级

技术寻求型对外直接投资可以使企业更直接、快捷地接触与吸收国外先进技术与管理经验等生产要素，带动国内产业的改造和升级，形成本国产业新的比较优势，从而加快国内产业结构升级的步伐。

4.通过对外直接投资获取收益可以带动本国产业结构升级

一般效率寻找型对外直接投资可使企业在境外市场避开关税壁垒，降低生产成本，企业可集中资金进行技术开发，推动产业结构的高度化。所以以获取境外投资收益为目的的效率寻找型对外直接投资，既可以提升国内的劳动生产率，又可以在国际市场上开拓更大的发展空间。

二、宁波市对外直接投资与产业结构升级的现状分析

1.宁波市对外直接投资概况

自2000年以来，宁波市对外直接投资进入快速增长阶段，无论是对外直接投资的企业数量还是质量都有了大幅度的提高，海外经营能力不断增强。具体表现为：一是对外投资规模不断扩大。截至2011年末，宁波市对外投资企业数量已达1428家，居15个副省级城市首位；累计对外投资金额达26.9亿美元。相关数据显示，仅2011年，宁波市新核准的境外中方投资额达到11亿美元（如图1所示）。二是投资领域不断拓展。近几年投资领域从传统的出口商品市场不断拓展到生产、物流、资源开发和产品研发等多个领域。三是投资市场日益多元化。从香港等传统市场不断向欧洲、美国、拉丁美洲等地区扩展，尤其是对欧美投资步伐不断加快。四是投资的大项目不断增多。2011年宁波市境外总投资达1000万美元以上的大项目18个，是2010年的2倍，合计投资额8.04亿美元，占全市对外投资总额的73.1%。

2.宁波产业结构升级概况

一个国家或地区经济发展不仅表现为经济总量的增长，同时也伴随产业结构的逐步升级。改革开放三十多年来，宁波市经济总量不断增长，经济结构日趋优化。1985年宁波GDP总量只有71.05亿元，2011年宁波实现地区生产总值6010.5亿元，较1985年增长了84.6倍。第一产业产值由16.85亿元发展到2011年的255.76亿元，第二产业产值由1985年的40.40亿元发展到3335.37亿元，第三产业产值由13.80亿元发展到2419.35亿元（如图2所示）。同时宁波三次产业比重也发生了较大的变化，第一产业占比从1985年的23.72%下降为2011年的4.3%，第二产业由56.86%下降为2011年的55.5%，第三产业比重则由19.42%上升为40.3%（见图3）。目前宁波产业结构处于“二、三、一”阶段。

三、宁波市对外直接投资与产业结构升级相互影响的实证分析

1.变量的选取以及数据的说明和处理

为了研究对外直接投资与产业结构调整之间的相互影响，本文选取影响产业结构升级的5个主要因素：科技进步、固定资产投资、消费需求、进出口贸易和对外直接投资。本文的模型选取研发费用（R&D）作为衡量科技进步（T）的指标、固定资产投资总额（I）作为衡量固定资产的指标、居民消费额（CD）作为衡量消费需求的指标、净出口额（O）作为衡量进出口贸易的指标，对外直接投资额（F）作为衡量对外直接投资的指标（见表1）。

模型中（R）作为测度产业结构升级的指标。本文参考“产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及实证”一文中的测度指标进行设计，也根据产业结构升级的特征：第三产业的占比越来越大，第一产业占比越来越小，即逐渐向“三二一”的结构演进，所以在产业结构的指标设计中，给第一产业赋值最小，第三产业赋值最大，具体指标为：

R=y1×1+y2×2+y3×3（1≤R≤3）

其中，yi为各产业的收入比重。 R为测定产业结构升级的程度，其系数值上下限为 1～3。 当R的数值等于1或接近1时，说明产业结构层次较低，也就是说第一产业占比较大，第二、三产业占比较小；当R的数值等于2或越接近于 2时，产业结构中第二产业所占比重很大，一、三产业所占比重较小；当 R的数值等于3或接近于3时，则说明产业结构层次较高，第三产业所占比重较大，一、二产业所占的比重较小。

为了使各个序列趋势线性化，同时消除异方差性，对各个序列取自然对数，这样做有利于分析各变量间的弹性大小。

模型设定如下：

2.单位根检验

要明确经济变量之间是否存在长期关系，首先要对时间序列的平稳性进行检验。所以为了避免模型出现伪回归现象，在本研究中首先将利用Dickey 和Fuller（1981）提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。

从表 1 可以看出，研发费用、固定资产投资额、净出口额在5%显著水平下通过检验，同为零阶平稳序列；产业结构升级指标系数、消费需求以及对外直接投资的一阶差分均在 5%水平显著，都是一阶平稳序列。这足以表明，科技进步、固定资产投资、进出口贸易与产业结构升级指标之间不是同阶单整的，它们之间不存在协整关系；而消费需求、对外直接投资与产业结构升级之间可能存在长期稳定的均衡关系。本文将对产业结构升级（R）与对外直接投资（F）以及消费需求（CD）进行协整检验。

3.协整检验

如果变量是单整的，那么应对相关变量进行协整检验（Cointegration Test）确定产业结构升级与对外直接投资以及消费需求之间的长期关系。协整理论是研究分析非平稳时间序列的一个重要方法。Engle and Granger（1987）指出，如果两个或两个以上的非平稳时间序列（含有单位根的时间序列）的线性组合能构成平稳的时间序列，则称这些非平稳时间序列是协整的，称得到的平稳的线性组合为协整方程，可以认为协整方程的存在说明这些变量（即非平稳的时间序列）之间存在长期的均衡关系。本文将采用Engle和Granger（1987）提出的检验两变量是否协整的两步检验法来检验变量之间的协整关系（也称为EG检验）。

由于上述变量都是单整的，因此可以利用EG检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。

首先，用OLS法估计得到方程：

将残差序列（resid）另命名为μ，通过检验，得出残差序列一阶差分为稳定序列，不存在单位根，因此变量之间存在因果关系检验。

4.格兰杰因果关系检验

根据协整检验的结果可知，对外直接投资额（F）和产业结构升级测度指标（R）、居民消费额（CD）和产业结构升级测度指标（R），存在长期均衡的协整关系。但这种长期的均衡关系是否构成因果关系，需要进一步验证。本研究采用格兰杰因果关系检验法（Granger test of causality）对对外直接投资额（F）和产业结构升级测度指标（R）、居民消费额（CD）和产业结构升级测度指标（R）两变量各自进行因果关系检验，结果见表3。

根据协整检验的结果可知，宁波市对外直接投资不构成产业结构升级的格兰杰原因，而宁波市的产业结构升级是对外直接投资的格兰杰原因；宁波市的消费需求是产业结构升级的格兰杰原因，而产业结构升级不构成消费需求的格兰杰原因。从理论上来讲，一国对外直接投资增加会带动本国产业结构升级，但是从上述实证的回归方程结果得出的结论是宁波市对外直接投资的增加不能促进产业结构的优化升级。分析其原因，一是虽然宁波市对外直接投资额不断增加，质量不断提升，但其发展仍然还处于初级阶段，规模相对较小，所以在短期内对宁波市产业结构升级影响不大；二是由于对外直接投资主体是企业，企业往往从自身利益出发选择投资产业、投资国别等，较少考虑宁波整体的产业结构状况；三是政府不断推出鼓励政策，创造条件，积极支持企业对外投资，但在投资行业等方面缺乏引导。因此在推动产业结构升级过程中，对外投资的影响效应较小。

四、宁波市以对外直接投资促进产业结构调整的对策建议

当前宁波市产业结构调整的主要目标是使产业结构达到合理化和高度化，所以为了更好地发挥宁波对外直接投资对产业结构调整的影响效应，基于前面的理论分析和实证研究，提出以下几点对策建议：

1.鼓励具有比较优势的产业“走出去”

当前宁波市生产纺织服装、玩具、文化用品、机械、电线电缆、电子产品等的产业具有相对优势，所以政府应出台相应的投资导向政策，鼓励企业积极对外直接投资，一方面让宁波市的资源逐步向本地的高端产业转移，合理利用生产要素，实现产业升级，同时也有利于延长这类产业的生命周期，实现其转移价值，不但可以节约本地资源，也可以降低产业结构调整的成本。

2.鼓励向发达国家相关技术密集型产业投资

产业升级需要技术的支持。通过并购等方式向科研机构和技术开发型公司投资，一方面可以收集国外相关信息，跟踪最新的国际科技动态，另一方面积极邀请国外的科技人员参与技术开发以获取先进技术。通过对发达国家相关技术密集型产业的投资掌握国外的先进技术和管理经验等，提高宁波市相关产业的技术水平和管理水平，为宁波市产业结构的升级助力。所以政府应大力鼓励企业向发达国家相关技术密集型产业投资，对这类企业提供金融、财政、税收等政策支持，加强投资信息服务和指导工作。

3.鼓励加大对高端制造业的对外投资力度

近年来宁波市很多企业走出国门进行资源开发，境外资源开发有助于缓解国内资源紧缺，可以减轻产业结构调整进程中的资源瓶颈压力，但资源开发属于低附加值的行业，对国内产业结构的升级推动作用不明显。由于全球经济复苏乏力，境外资源开发的政治风险不断增大。而高端制造业具有较高的附加值，可以带来更大的利润空间，对国内的辐射效应也更大，从现阶段的情况来看，对外直接投资高端制造业更有利于实现国内产业结构调整的目标。因此从产业结构调整角度出发，当前对外直接投资应从以资源开发业为主向以制造业为主转变，加大对制造业的投资力度。

[参考文献]

[1]崔岩，臧新.日本对外直接投资与产业结构关系的实证分析[J].南京财经大学学报，2006（2）.

[2]郭志仪，郑钢.境外直接投资与发展中国家产业结构升级研究[J].宏观经济研究，2007（8）.

[3]古广东.对外直接投资与母国经济利益：理论分析与实证研究[D].浙江大学，2006.

[4]徐德云.产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证[J].财政研究，2008（1）.

第8篇：对外直接投资的原因范文

关键词：对外直接投资；地区来源分布；差异性；Theil系数；区位熵

一、引言

入世后，中国面临着更为复杂的国际经济环境。为了适应这一新的变化，中国开始实施“走出去”战略，在大量吸引外商直接投资的同时，中国对外直接投资进程加快。2003年中国对外直接投资的流量仅有29亿美元，占全球对外直接投资流量的045%。之后，中国对外直接投资便以较快的速度发展，到2010年中国境内投资者共对129个国家和地区的3125家境外企业进行了直接投资，实现非金融类对外直接投资590亿美元，成为紧跟美国、法国、德国和中国香港之后的全球第五大对外直接投资经济体。① ①数据来源于商务部的2010年度《中国对外直接投资统计公报》。

与此同时，中国对外直接投资地区来源分布的差异性非常突出。2010年中国对外直接投资排名前三位的是浙江、辽宁和山东，投资流量分别是2621亿美元、1774亿美元和1588亿美元，而排名后三位的是贵州、青海和，对外直接投资的流量分别只有510万美元、110万美元和29万美元。从中国东、中、西部三大区域来看，2010年中国东部地区对外直接投资占全国份额的7841%，中部和西部地区分别占1001%、1157%。①对外直接投资地区来源分布的巨大差异性对中国对外直接投资的可持续发展带来了障碍，因此，深入分析中国对外直接投资的地区差异性显得尤其重要。本文的主要目的在于通过构建Theil系数及对外直接投资区位熵等指标，在测算中国对外直接投资地区总体差异的基础上，将其分解为组内差异和组间差异，从而揭示出中国对外直接投资地区来源分布的组内差异和组间差异各自变动的方向和幅度，以及各自在总体差异中的重要性及其影响，进一步揭示出中国对外直接投资地区来源分布的演变规律。

二、文献述评

随着中国对外直接投资的快速发展，国内学术界对中国对外直接投资的研究日渐丰富，主要集中于中国对外直接投资的动因、区位选择及经济效应等三个方面。

1.中国对外直接投资的动因。目前主要是以国际生产折中理论和垄断优势理论为框架来探讨中国对外直接投资的动因，如代中强（2008）[1]，崔家玉（2010）[2]等。但一些学者认为中国可能并不具备发达国家对外投资的垄断优势，传统用于解释发达国家对外直接投资的理论不一定适用于中国，如李翀（2007）[3]，李敬、冉光和和万丽娟（2007）[4]等。还有学者分析了中国不同行业、不同企业规模及不同性质企业对外直接投资的动因，如衣长军（2010）[5]，朱美虹和池仁勇（2011）[6]等。

2.中国对外直接投资区位选择的影响因素。国内不少学者基于东道国宏观经济特征的视角研究中国对外直接投资的区位选择，这类文献多以引力模型或国际生产折中理论为理论框架展开，如程慧芳和阮翔（2004）[7]，项本武（2009）[8]，陈恩和王方方（2011）[9]等。近年来，国内学者发现传统国际直接投资理论无法很好地解释中国对外直接投资的“逆梯度”投资模式。因此，国内一些学者纷纷从制度尤其是东道国制度视角来考察中国对外直接投资区位选择的影响因素，如贺书锋和郭羽诞（2008）[10]，陈丽丽和林花（2011）[11]等。

3.中国对外直接投资的经济效应。一些学者研究了中国对外直接投资的贸易效应，如张应武（2007）[12]，俞毅和万炼（2009）[13]等。还有学者研究了中国对外直接投资的逆向技术溢出效应，如阚大学（2010）[14]，刘伟全（2010）[15]等。还有学者研究了中国对外直接投资的经济增长效应，如魏巧琴和杨大楷（2003）[16]，常建坤和李杏（2005）[17]，霍杰（2011）[18]等。

总体来看，上述研究成果基于不同理论从不同角度对中国对外直接投资进行了比较深入的探讨，为中国企业对外直接投资提供了较好的理论支持和实践总结。但目前还鲜有文献系统地研究中国对外直接投资地区来源分布的差异性，而加强对该问题的研究，能准确把握中国对外直接投资地区来源分布的演变规律，从而为中国对外直接投资地区来源分布的均衡发展提供一定的理论支撑。

三、中国OFDI地区来源分布的差异性

（一）Theil系数分析

Theil系数是研究收入差距及其分解比较流行的方法，其特点是能把总体的差异分解为组间差异和组内差异。Theil系数可以用公式表示为：

（2）式中的第1项表示经济区域的组内差异，第2项表示经济区域的组间差异。其中，g代表第g组经济区；G表示全国经济区域总数；Tg表示第g组的组内差异。Ng表示第g组的省市数；N表示全国的省市总数；OFDIg表示第g组经济区的对外直接投资额；OFDI表示全国对外直接投资总额。（2）式中第1项组内差异的计算步骤为：首先将全国分为东部、中部和西部等三大区域，然后利用（1）式分别计算出三大区域各自的Theil系数，即为（2）式中的组内差异Tg。然后将Tg带入（2）式的第1项中进行计算即可。（2）式中第2项组间差异的计算步骤为：首先分别计算三大区域占全国地区数份额与三大区域对外直接投资占全国对外直接投资份额的比值，然后对此比值取对数后乘以三大区域各自的地区数占全国地区数的比值，然后将三大区域的数值进行加总即可得到组间差异的数值。

根据需要，本文将中国30个省（市、区）① ①由于的数据不具有统计意义，因此不包含。分为东部地区、中部地区和西部地区三大区域。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括陕西、甘肃、青海、广西、宁夏、新疆、四川、重庆、贵州、云南。

本文所使用的对外直接投资数据为各省（市、区）对外直接投资的存量数据。之所以选择存量数据而不选择流量数据，主要有两个方面的原因：一是因为中国各省（市、区）对外直接投资的流量数据极不平稳，使用流量数据难以准确把握中国对外直接投资的规律性；二是因为使用存量数据可以反映各地区对外直接投资的累积效应。

1三大区域内部差异的Theil系数分析

虽然东部、中部、西部三大区域的划分已经总和考虑了地理、经济、市场及风俗习惯等方面的差异，但在每一区域内部不同省（市、区）之间依然在传统习惯、经济发展程度等方面均存在较大的差异性。因此，有必要分别深入分析东部、中部、西部地区对外直接投资的内部差异性。表1和图1是2003—2010年中国东、中、西部地区各自内部对外直接投资Theil系数。

从Theil系数的分解来看，与全国Theil系数的变化趋势一致，除了个别年份外，三大区域的组内差异和组间差异自2003年以来也大多处于不断下降的趋势，说明无论是组内差异还是组间差异，其差异性也都在逐渐缩小。从组内差异和组间差异占总差异的贡献率来看，2003年组内差异和组间差异在总差异中的贡献率各占50%，处于势均力敌的状态。之后，除个别年份外，组内差异的贡献率大多高于组间差异，尤其在2008年，组内差异的贡献高达6279%，组间差异只有3721%。

（二）区位熵分析

区位熵也是分析地区差异及地区竞争力的常用指标，结合本文研究的实际情况，对外直接投资区位熵可以用（3）式表示：

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

在（3）式中，OFDIi、GDPi分别表示i省（市、区）某年对外直接投资额和国内生产总值。

区位熵的含义为各地区对外直接投资占全国对外直接投资的比重与该地区GDP占全国GDP比重之比值。依据区位熵指数的大小可以将各地区的对外直接投资进行分类：如果区位熵大于1，说明该地区对外直接投资的水平处于领先水平，数值越大，领先地位越强；如果区位熵小于1则该地区的对外直接投资处于落后地位，数值越小，落后地位越明显。

数据来源：根据2003—2010年度《中国对外直接投资统计公报》的相关数据计算得到。

如表3所示，自2003年始，中国东部地区中对外直接投资区位熵大于1的省（市）有北京、上海和广东，说明2003—2010年中国东部地区中的北京、上海和广东的对外直接投资处于领先地位。另外，福建、浙江、天津、辽宁、海南在部分年份其对外直接投资区位熵大于1，说明这五个省份的对外直接投资在部分年份处于领先地位，部分年份处于落后地位。2003—2010年，山东省的对外直接投资的区位熵大多年份处于080—097之间，非常接近1，说明山东的对外直接投资水平处于较强的水平。河北、江苏和海南的对外直接投资区位熵不仅小于1，并且数值比较小，说明河北、江苏和海南的对外直接投资一直处于落后地位。

从对外直接投资区位熵的动态变化来看，辽宁、江苏和浙江的对外直接投资区位熵总体处于不断上升的发展态势，说明这三个省份对外直接投资的相对优势在逐渐增强。上海和广东的区位熵总体处于不断下降的态势，说明这两个地区的对外直接投资虽然处于领先地位，但相对优势程度在逐渐下降。而东部其他地区对外直接投资区位熵的变化没有体现出规律性的上升或下降趋势。

从区位熵的变化趋势来看，陕西、新疆、贵州和云南在大多数年份区位熵呈现出不断上升的变化趋势，说明这些地区对外直接投资的竞争优势在不断累计。其他省（市、区）的区位熵处于上升和下降的不断交替变化中。

四、结论

文章通过构建Theil系数、区位熵等指标体系，对中国对外直接投资地区来源分布的演变规律进行了实证研究，得出如下结论：

2003—2010年，东部地区和中部地区对外直接投资的内部差异性在逐渐减小，西部地区对外直接投资的内部差异性没有体现出整体性的上升或下降趋势。在三大区域中，西部地区对外直接投资的内部差异最大，其次是东部地区，中部地区最小。

从Theil系数的分解来看，无论是组内差异还是组间差异，其差异性也都在逐渐缩小。总体来看，组内差异和组间差异自2003年以来均处于下降的态势，并且组内差异在总差异中的贡献率总体要高于组间差异。

从对外直接投资区位熵来看，东部地区各省（市）对外直接投资的整体竞争力强于中部地区和西部地区。从具体省（市、区）来看，北京、上海、广东的对外直接投资一直处于领先地位，而湖北、贵州两省处于落后地位。

参考文献：

[1] 代中强.中国企业对外直接投资动因研究——基于省际面板数据的分析[J].山西财经大学学报，2008（11）：29-35.

[2] 崔家玉.中国对外直接投资的动因[J].大连海事大学学报，2010（6）：12-14.

[3] 李翀.发展中国家学习型对外直接投资——论发展中国家对外直接投资的原因[J].福建论坛（人文社会科学版），2007（6）：4-7.

[4] 李敬，冉光和，万丽娟.发展中国家企业对外直接投资的综合动因分析[J].新疆社会科学，2007（4）：31-34.

[5] 衣长军.中国与美日对外直接投资战略动因国际比较[J].宏观经济研究，2007（11）：63-67.

[6] 朱美虹，池仁勇.中小民营企业对外直接投资动因分析——以浙江省为例[J].特区经济，2011（6）：41-43.

[7] 程惠芳，阮翔.用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择[J].世界经济，2004（11）：23-30.

[8] 项本武.东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2009（7）：33-46.

[9] 陈恩，王方方.中国对外直接投资影响因素的实证分析——基于2007—2009年国际面板数据的考察[J].商业经济与管理，2011（8）：43-50.

[10] 贺书锋，郭羽诞.中国对外直接投资区位分析：政治因素重要吗？ [J].上海经济研究，2009（3）：3-10.

[11] 陈丽丽，林花.中国对外直接投资区位选择：制度因素重要吗？——基于投资动机视角[J].经济经纬，2011（1）：20-25.

[12] 张应武.对外直接投资与贸易的关系：互补或替代[J].国际贸易问题，2007（6）：87-93.

[13] 俞毅，万炼.中国进出口商品结构与对外直接投资的相关性研究——基于VAR模型的分析框架[J].国际贸易问题，2009（6）：96-104.

[14] 阚大学.对外直接投资的反向技术溢出效应——基于吸收能力的实证研究[J].商业经济与管理，2010（6）：53-58.

[15] 刘伟全.国对外直接投资国内技术进步效应的实证研究——基于研发费用和专利授权数据的分析[J].当代财经，2010（5）：101-106.

[16] 魏巧琴，杨大楷.对外直接投资与经济增长的关系研究[J].数量经济技术经济研究，2003（1）：93-97.

第9篇：对外直接投资的原因范文

【关键词】对外直接投资 发展特征 行业结构 对策

我国对外直接投资发展特点

中国对外直接投资的发展历程始于1978年的改革开放，从年流出量来看，总体呈上升趋势，从1985年的6.3亿美元上升到2010年的688.1亿美元，25年间增加了109.2倍，在经历了初期的“艰难起步阶段”（1982～1991），中期的“调整震荡阶段”（1992～2004）之后，得益于中国经济的快速发展以及经济全球化的不断深入，于2005年之后进入了“快速发展阶段”。

2010年中国共对129个国家和地区的3125家海外企业进行对外直接投资，累计实现非金融类对外直接投资金额（流量）高达688.1亿美元，比2009年增长21.7%，已经连续九年保持较快的增长趋势，平均每年增速为49.9%。截至2010年底，中国累计非金融类对外直接投资余额已经达到3172.1亿美元，居世界第17位。

从相对发展规模来看，即相对于流入FDI规模情况来看，表现出了一个类似于“U”型的变化趋势。在第一阶段，中国对外直接投资流出数量非常小，正因为这一时期对外直接投资的流入数量也较小，因而对外直接投资流出数量与流入数量之比就比较高，历年该值均保持在0.2到0.4之间；但到了1992年到2005年期间，中国流入FDI增长速度远远高于同期FDI流入规模，此期间FDI流出与FDI流入的比率大幅度下降，除了1992年和2001年，流出流入FDI比值均低于0.1；而在第三阶段，随着我国经济竞争力不断提升，流出FDI相对增长速度较快，流入FDI规模相对减缓，二者比值有了较大提升，到了2010年该值达到了0.75。

从投资区域结构看，中国对外直接投资分布区域更趋于广泛化、合理化，由最初的集中在地理相邻、制度相近的区域（国家），逐步向跨区域、跨文化的方向发展。由于历史原因，从总体水平来看，中国对外直接投资中的80%以上投资存量主要集中于亚洲和拉丁美洲的发展中国家，相比之下，欧洲、大洋洲等发达国家和地区所占份额极小，对发达国家（地区）的投资存量仅占对外投资存量总额的10%左右，但是随着我国对外投资规模迅速增长以及质量的不断提升，这种现象有所改观，尤其是在2005年到2010年期间，趋于合理分布的对外投资模式初步形成：2010年，中国在世界178个国家（地区）共有1.6万家境外企业，对外投资覆盖率已高达72.7%。

从投资的行业构成情况看，投资流向逐步从低端技术部门向高端技术、附加值部门转移。2010年中国对外直接投资主要集中分布在金融、批发和零售、商务服务、采矿、制造和交通运输六大行业，这些行业累计投资存量达到2801.6亿美元，占中国对外直接投资存量总数的88.3%。其中租赁和商务服务业投资数额最多，达到302.8亿美元，占44%；其次是金融业为86.3亿美元，占12.5%；再次是批发和零售业为67.3亿美元，占9.8%，采矿业为57.1亿美元，占8.3%；交通运输业56.6亿美元，占8.2%；在对外直接投资主要流向中，同比增速最快的是制造业，其对外直接投资总额为46.6亿美元，同比增长108.2%，占对外直投总量的6.8%。另一个显著变化是：跨国并购已成为中国对外投资的重要方式。中国以海外收购方式实现的对外投资比例逐年提高。

中国对外直接投资发展中面临的主要问题

尽管近几年我国对外直接投资接连不断地快速增长，在促进我国产业结构调整、缓解国际收支失衡等方面发挥了积极作用，然而，我国对外投资发展过程中仍然存在经营实力不足、投资行业结构失衡等诸多问题，阻碍了中国对外直接投资总体发展的步伐。

政府缺乏统一规划，尚不具备真正意义上的跨国经营意识。政府在促进对外直接投资过程中发挥着十分关键的作用，但与德国、美国等发达国家相比，中国政府对跨国企业的政策支持有待加强，众多企业特别是中小企业因为信息不畅通，影响了对外投资的进程。

对外投资行业结构不尽合理。从对外直接投资的行业分布来看，中国的对外投资主要流向了商品服务业、采矿业、批发和零售业等行业。而中国具有比较优势的制造业、建筑业在对外直接投资中所占比例较低，特别是高新技术产业投资所占比例严重偏低，这表明中国对外投资的产业导向尚停留在初级层次，缺乏技术密集和知识密集型行业。对于服务业来讲，其对外投资层次偏低，主要在对外贸易、旅游、餐饮及交通运输业，但具有高附加值的金融保险、传媒、通信等行业涉及甚少。