对外直接投资的作用篇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(Chenetal.1995;Kaiseretal.1996;Lardy1995;whalleyandXin2006;ZhangandSong2000)。
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(tsengandZebregs2002)。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(Kueh1992;Zhan1993)。
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(BerthélemyandDémurger2000;modyandwang1997;wei1994;weietal.2001;ZhangandFelmingham2002)。
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(Lietal.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(Lo1995;UnCtaD1995)。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。
对外直接投资的作用篇2
2014年我国对外投资首次超过利用外资，我国将形成高水平“引进来”，大规模“走出去”的对外开放格局，有利于进一步推进实施“走出去”战略，加快国内企业对外直接投资进程。我国对外投资起步晚发展慢，2003年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％，之后的对外直接投资以年均约45％的速度增长，到2013年我国对外直接投资规模为1078．4亿美元，是2003年的37．2倍，2013年我国对外直接投资与利用外商直接投资之比为1∶0．92，基本呈现进出持平格局。这一比例虽然低于发达国家1∶1．4，但已经高于发展中国家1∶0．5的平均水平，可见近年来实施“走出去”战略的步伐不断加快，成效显著，我国也由此首次跻身世界三大对外直接投资国之一。2014年对外投资约1200亿美元，超过利用外资水平，未来10年我国对外直接投资将达到1．25万亿美元。今后将向着对外开放的“大进大出”格局转变，这将意味着我国今后应继续促进“引进来”与“走出去”相结合，通过对外直接投资更大程度上参与到全球经济竞争之中。我国对外直接投资规模的不断扩大有利于促进我国经济发展，研究对外直接投资给我国带来的影响作用，不仅可以进一步丰富和实践对外直接投资理论，还可以带动推进更多的企业“走出去”。目前伴随着对外直接投资规模不断扩大，发展水平不断提高，对外直接投资的影响作用也在不断显现。具体而言，其主要的影响作用表现为：一是对外直接投资对经济增长的影响。对外直接投资给投资国经济带来的最直接效应就是，伴随着对外直接投资规模的增加而形成经济增长效应。二是对外直接投资对技术进步影响。我国进行对外直接投资的主要动因就是直接学习国外先进技术和管理经验，提高投资主体的技术水平，形成逆向技术溢出效应。三是对外直接投资对产业结构升级的影响。对外直接投资通过转移国内剩余生产能力，延长产业生命周期，一方面获取更多收益，另一方面有利于腾出发展新产业的空间，促进新型产业和第三产业的发展，促进产业结构的优化与升级。四是对外直接投资的贸易促进效应。对外直接投资可以规避贸易壁垒，使企业更方便的进行产品出口贸易，带来正的出口贸易效应。可以预期随着我国对外开放的进一步扩大，对外直接投资规模的不断扩大，对外直接投资会不断发挥其加快经济增长、技术水平的提高、产业结构升级以及扩大出口贸易的影响作用。因此不断扩大对外直接投资，鼓励更多企业走出国门已经成为一个不可逆转的趋势。所以要想使我国经济更广泛深入融入世界经济，最大程度的享受经济全球化带来的好处，获取更高的国际地位，就必须积极推动我国企业对外直接投资，推进“走出去”进程，提高我国企业的国际竞争力。那么，伴随着我国对外直接投资的不断发展，其对外直接投资到底对我国带来怎样的影响，其影响作用程度如何，近年来成为关注的热点问题。而跟踪研究的目的在于进一步加快我国对外直接投资进程，提高“走出去”的质量，为提升我国对外直接投资企业的国际竞争力提供科学的决策依据。
二、中国对外直接投资经济效应的研究状况
关于我国对外直接投资的经济效应研究，主要还是从对外直接投资对经济增长、产业结构、技术进步等方面的影响状况进行跟踪分析。
（一）对外直接投资的经济增长效应探讨
对外直接投资的经济增长效应，国内外大部分研究持肯定态度，比如国外学者通过实证研究认为一国对外直接投资会同时增加投资国和东道国的国民收入，是一个双赢的投资行为。因为发达国家向高度工业化国家迈进时期，对外直接投资为发达国家的资本和产品过剩提供进一步获取高额利益的途径，并且同时也有利于促进东道国的经济发展，因此，旺盛的投资供需形成了当时的双赢发展态势。而关于我国对外直接投资的经济增长效应探讨，是伴随着我国对外直接投资不断增加而开始被跟踪研究的。国内研究认为，对外直接投资不仅推动了中国经济的持续增长，而且改变着中国经济增长的方式，提高了中国经济增长的质量。对外直接投资通过技术溢出效应带动了我国国内经济的产出增长。由于我国区域差异较大，进一步分析各区域对外投资的效应也具有现实意义，比如认为我国东、中和西部经济发展水平直接影响其对外直接投资对经济增长的效应，同时东、西部地区的GDp增长差异也由对外直接投资的差异引起。可见从不同层面说明对外直接投资与经济增长具有互相促进关系，一方面对外直接投资能够促进本国经济增长，另一方面经济增长又能为企业对外直接投资提供资金支持，但这种增长效应由于我国对外投资规模较小而处于较低水平。也有认为对外直接投资的经济增长效应主要体现在资源配置效应、资本积累效应、技术进步效应三个方面。肖怡楠认为对外直接投资对经济的贡献体现在平衡国际收支上，对外直接投资能够加快资金流出，从而适当平衡国际收支顺差。吴建军等认为对外直接投资的技术溢出效应能够促进我国全要素生产率的提高。但也有研究认为对外直接投资给投资国带来的增长效应不明显，表现为对外投资不是GDp增长的Granger原因，并且从短期来看对外直接投资对GDp的影响并不显著，但长期则呈稳定的正相关关系。可见，多数国内学者认为对外直接投资对经济增长有影响，但是影响不显著，这一方面说明我国当前对外直接投资的规模较小，影响力较弱；另一方面我国当前对外投资流向主要是资源类行业，可能对我国当期经济增长存在一定的时滞。所以，持续跟踪研究我国对外直接投资对经济增长的影响，具有一定现实意义。
（二）对外直接投资的技术效应研究
目前关于对外直接投资的技术效应主要从两方面展开：一方面是通过衡量生产率的变动，体现技术溢出效应的大小；另一方面是关于对外直接投资对国内技术创新活动的影响分析。从对生产率影响看，国内学者主要是通过实证研究检验我国对外直接投资对于技术溢出效应的存在性。研究发现对外直接投资对中国全要素生产率（tFp）的提升存在显著的正向促进作用，并且生产率的提升在我国存在明显的地域差异，资本存量较高的东部地区的逆向技术溢出效果明显高于中部和西部。但也有认为这种促进作用小于国内研发资金存量对技术进步的促进作用，所以，自主研发才是提高技术水平促进经济增长的重要源泉。同时，还有得出我国对外直接投资对生产率的促进作用并不显著的观点。从对技术创新活动的影响看，研究普遍认为我国对外直接投资对国内的技术创新活动具有正的影响作用。白洁实证检验了1985年到2006年间我国对外直接投资对于我国R＆D投入和技术创新能力的影响，发现我国对外直接投资对发明专利和外观设计表征的技术创新能力有显著的促进作用，对研发投入作用不显著。也有学者加入技术吸收能力与国外研发资本存量溢出等指标，得出2003－2010年间的对外直接投资对我国技术创新具有显著提升作用。并说明对外直接投资的逆向技术溢出对国内创新能力的影响呈现出显著的地区差异，但是持续对外投资会获得更高的生产率及技术溢价。多数成果也论证了对外直接投资正技术溢出效应，而持不同观点的认为目前我国对外直接投资总量还较小，产业和地区分布不够均衡，导致我国对外直接投资对技术进步的推动作用未能充分体现出来。可见，学者对于对外直接投资技术溢出效应的研究，多集中于以技术创新能力作为被解释变量，对外直接投资规模作为解释变量，没有考虑到国外研发资本存量对提升母国技术创新能力的关键影响。在验证逆向溢出效应存在性时，忽略了之后效应。而且，多数实证研究忽视了技术吸收能力的作用，而吸收能力对于能否消化吸收外来技术至关重要。因此，继续探究对外直接投资的技术获取能力，具有重要的现实意义。
（三）对外直接投资的产业结构效应分析
有关对外直接投资的母国产业调整效应也存在观点不同的研究，关于我国对外直接投资的产业调整效应的验证，认为我国对外直接投资未能明显提升我国产业结构，并分析我国对外直接投资比例变化，仅与第二产业有正相关性。对我国对外直接投资进行宏观绩效分析，发现2009年以来的对外投资并未发挥出应有的效应，主要是由于2009年以后我国自身产业结构优化的进程也在加快。多数文献的实证结果表明对外直接投资对我国产业结构调整具有升级效应，实际上随着我国对外直接投资规模的不断扩大，其优化效应影响会不断增加。有的研究从分产业角度研究对外投资对产业结构的影响，得出的相似结论是我国对外直接投资对第二产业具有明显的升级效应，但对第一产业和第三产业的实证结果有差异，也有认为我国第二、第三产业与对外直接投资呈正相关，第一产业与对外直接投资呈负相关［。但普遍认为对外投资与产业结构优化存在长期的稳定关系。可见，实证研究表明对外直接投资对我国产业结构有影响，但其影响大小、方向（正相关还是负相关）有不同。多数研究表明我国对外直接投资的产业升级效应存在，但由于数据的可获得性不佳，影响了对实证分析产业升级效果的全面认识。相信随着研究方法的不断规范，逐渐引入长期和短期影响，会使研究结果更客观。
（四）对外直接投资的贸易效应研究
关于对外直接投资的国际贸易效应研究观点主要表现为，对外直接投资具有替代作用、互补作用，或同时存在替代效应和互补效应，也有认为不存在替代作用和互补作用，可见其研究结果的不确定。认为对外直接投资具有替代效应的最早始于蒙代尔，认为资本越自由流动，替代国际贸易的作用就越明显。随后国内外学者对这一观点进行了延伸拓展，并不断进行论证。实践检验表明发达国家的对外直接投资具有显著的替代作用，我国对外直接投资的贸易替代效应则相对较小。进一步表明我国对外直接投资规模的大小决定其贸易替代的影响作用程度。比如，项本武认为我国对外直接投资促进了我国出口贸易规模的扩大，但对外直接投资对从东道国的进口也形成了替代效应。也有从长期关系来看，我国的对外直接投资对初级产品出口和制成品进口产生替代，对初级产品进口和制成品出口产生补充。可见，在研究替代效应上并没有得出明确结论，多数观点认为在短期内存在替代效应，但长期则是互补效应，或者局部是替代效应，但整体不是替代效应。总之，得出具有替代效应的研究成果不多。支持对外直接投资存在贸易互补效应的分析认为，多数对外直接投资具有创造和扩大对外贸易的作用。以发达国家为研究对象的成果支持对外直接投资对投资国出口具有补充和促进作用。国外学者一般认为对外投资和贸易在发展中国家为互补关系，在工业化国家则不明显。大量的实证结果也证实了上述结论，通过不同的计量模型得出的相似结论是我国的对外直接投资与出口贸易之间存在长期的协整关系，对出口贸易存在显著的促进作用。但也有认为我国对外直接投资尽管对出口贸易产生一定程度的刺激效应，但由于对外直接投资规模仍处于较低阶段，这种刺激效应还较为有限。而柴庆春引入时间因素后发现，我国对外直接投资的贸易效应在短期和长期中的表现不同，短期内直接投资的流量对出口贸易的影响不显著，从长期来看，对外直接投资能够促进出口贸易的发展。可见，目前研究对外直接投资的贸易互补效应有着相似的研究结果。关于对外直接投资过程中产生的替代效应和互补效应。从实证研究结果来看，多数认为互补效应处于主要地位，对外直接投资对出口贸易起到创造作用，对进口贸易起到抑制作用。周昕通过引力模型对投资与贸易的关系研究，表明我国对外直接投资与贸易既存在互补关系也存在替代关系，并且对零部件贸易的影响非常明显。但总体而言，中国企业对外直接投资与进出口贸易均表现明显的互补关系。也有认为对外直接投资对我国的替代效应和互补效应都不明显。显然是否存在贸易效应与对外投资规模密切相关，实际上到2010年之后我国对外直接投资规模开始大幅增长，今后对外投资的贸易效应会日益显著。可见，以后的研究会以更长远、更全面、更系统的视角探究对外直接投资的贸易效应。
（五）对外直接投资的就业效应
我国对外直接投资的就业效应研究成果不多而且观点各异。有的认为我国对外直接投资对我国就业存在替代关系，并且资本替代劳动的现象较明显，但同时认为对外直接投资有利于促进高新技术行业的就业，一定程度上可以优化就业结构。与此相反，也有认为总体上对外直接投资的就业刺激效应大于替代效应，对就业具有一定的促进作用，但其效果较小。比较包括中国在内的东亚国的对外直接投资就业效应发现，我国对外直接投资的总体就业效应不明显，但增加了我国建筑业的就业岗位。从对外投资对我国三次产业的就业影响程度看我国对外直接投资对第二、三产业的就业具有一定的推动作用，但效应程度较小，随着投资规模的扩大会提高相应的影响程度。也有研究发现在短期内，我国对外投资对就业的替代效应大于刺激效应，表现出在当期对外投资会减少就业，从长期看对外投资与就业表现出长期正相关，有利于增加就业。
三、中国对外直接投资效应研究的展望
对外直接投资的作用篇3
摘要:江西的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法，对江西对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行实证分析，认为江西对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间并不存在因果关系。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(adlerandStevens，1974;Gopinatheta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.e.Lipseyandm.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。GokdbergandKlein(1998)、eatonandtamura(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、narulaandwakelin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2011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GoldbergandKlein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。
对外直接投资的作用篇4
【关键词】外商直接投资宏观经济影响
如今我国在世界上发展中国家中无论是经济总量还是人口总量都位居首位，在高速发展的经济环境中，往往需要大量的资金渠道，因此如何在高速发展的经济大潮下获得广泛的资金渠道就成为需要考虑的问题。上个世纪末期开始，来自国外商人的直接投资，简称FDi，开始迅速地进入到我国，这股资金力量给我国的经济带来了推波助澜的重要积极作用。这些国际资本的流入为我国的经济发展提供了强有力的帮助，从经济效益上来说，这样的投入可以显著地增加我国的经济输出，带动整个对外贸易规模的扩张，因此如何能够促进经济增长，是我国在未来一段时间之内最重要的因素。
一、外商直接投资对我国国内经济总值的影响
在此之前，已经有众多的实证分析研究，这些研究均认为外商直接投资的经济力量输入到发展中国家均对其有显著的帮助作用。从我国的角度来说，外商直接投资的影响需要从多个角度进行详细的分析。外商投资是一项非常重要的资本组成部分，对我国的阐述具有积极的影响作用，所以说可以根据我国的宏观经济的一项重要指标，也就是国内生产总值来设计计量模型：
GDp=α+β*FDi+ε
然后，笔者收集了我国自2000年以来的经济数据，通过数理分析软件eviews进行了估算，得到的结果如下所示：
GDp=8757.031+156.0041*FDi
在经过了进一步的调整之后，R2的值为0.936，而F的对应值则为53.9725。
根据这样的结果可以看出，外商直接投资力量的迅速涌入，给我国的21世纪经济建设起到了突飞猛进的推动作用。在过去的十二年内，外商直接投资每增加1亿美元，我国所对应的国内经济总值增长至少为156亿美元。
然而，以上分析所采用的数据是历史的时间排列方式，并没有对其稳定程度进行分析，因此再次对以上数据模型进行协整处理，发现其显著性约为5%，可以说外商直接投资对我国的国内经济总值具有协整关系，因此可以断定外商直接投资对我国是一种长期的均衡效应，该效应的数理形式可以通过以下方程来表达：
LnGDp=7.97+0.391*LnFDi
从以上的表达可以看出，我国国内生产总值的0.391个单位的增加对应外商直接投资的单个单位。另外，根据分析结果还可以看出，上述的均衡效应都可以对外商直接投资和我国国内生产总值产生显著的影响，并且这样的影响具有长期持续的关系。与此同时，我国在经济上的增长在反方向上又可以刺激外商直接投资力量向国内转移。
二、外商直接投资对我国经济的刺激程度分析
本部分分析的主要是外商投入的要素与我国经济变化的关系，一般来说，可以使用那个新古典经济增长模型，也就是索洛斯旺模型来进行研究。在该模型的解释当中，外商直接投资是我国总资本量的一种重要组成部分，它能够显著地刺激我国经济增长。另外，外商直接投资能够在多个方面例如消费、就业、储蓄等方面对我国的宏观经济形成积极影响作用。为了分析外商直接投资对我国经济的作用，本文使用了上述模型，通过定义外商直接投资为额外的变量，将其融入到以下的数理方程表达式中：
LnY（t）=Lna（t）+a*LnKD（t）+b*LnKF（t）+c*LnL（t）
在上述方程中，Y表示的是我国的国内生产总值，KD表示的是国内投资的资本存量，KF表示的是外国投资的资本存量，L、a、t表示的分别是劳动力、技术进步和时间段。
利用对时间段的微分可以得出以下形式：gY=ga+a*gKD+b*gKF+
c*gL，其中gY、ga、gKD、gKF、gL分别表示对应变量的增长率，而剩余的L、a、b、c表示的分别是国内的投资、外商直接投资、劳动力产出的弹性系数。
将过去的12年中每一年的数据根据队列进行排序，可以得到b的值为2.3，在通过进一步非分析研究可以得到，外商直接投资以6%的贡献率作用于我国的经济增长，因此可以说我国在对待外商直接投资的力量使用上一直保持着较低的水平。
三、外商直接投资对我国对外经济贸易之间的关系分析
外商直接投资理论最早出现于上个世纪的六十年代，近年来外商直接投资的总量在我国呈现了旺盛的内部转移现象，从理论研究上来说，该问题的起因也逐渐露出了眉目，其中比较有说服力的观点是蒙代尔的理论，他认为外商直接投资在我国具有贸易替代效应和互补效应。从上个世纪九十年代开始，我国在利用外商直接投资的水平上逐渐提升，这也导致了外商直接投资在我国的投资规模越来越广泛，同时对我国的投资结构也产生了积极的影响。笔者选取了近二十年来的经济数据进行分析，通过分析来显示外商直接投资对我国的对外经济贸易产生了怎样的作用，通过对比分析，笔者得到了下面的数理表达模型：
eX=385.6383+1.1673*FDi+1.3091FeX
其中，eX表示的是我国的出口总量，FeX表示的是外商直接投资方面的出口总量，该模型中R2的值为0.9831。在对上述的方程进行了基本的优化后，得出的拟合优化程度为0.9809，检验值最终结果为436.3833，每一个回归系数的时间序列检验值都在2.602之上，因此从这样的结果可以看出整个方程线性程度具有稳定的成立性，在出口方面的外商直接投资与外商直接投资总量都对我国的对外经济贸易产生了重要的规模增大作用。
而在进口方面，笔者分析的回归模型具有以下的表达形式：
im=402.0759-0.7448*FDi+1.7954*Fim
其中，im表示的是我国的总进口量，而Fim表示的外商直接投资中我国的进口总量，R2的值为0.9701，可以看出方程的整体线性程度非常好，在经过调整优化之后，拟合优化程度值为0.9661，最终的F检验值为243.0949，可以看出该模型方程是稳定成立的。然而回归系数的检验值却没有能够得到接受，这主要是因为外商直接投资总量的增长带来的结果是外商直接投资企业产品对一些进口商品产生了替代现象，也就是说外商直接投资对我国的进口经济贸易产生了替代影响。
根据上述分析可以得到的结果是：外商直接投资的历史演变和我国的对外经济贸易变动趋势表现出了加强的关联一致性，这意味着外商直接投资对于我国的对外经济贸易具有非常重要的积极作用。同时，外商直接投资和我国的进出口贸易还有外商直接投资与其进出口之间均存在着非常紧密的关联性，并且这样的关系具有滞后的现象，意味着我国的对外经济贸易和外商直接投资之间是共生的，同时也是互相补充的。
四、外商直接投资对我国的内部投资环境的影响
一般来说外商直接投资可以对我国的国内投资产生一定的影响之外，还可以间接地在其它一些方面都我国的国内总投资产生一些额外的影响，也就是说在一些情形中外商对我国的直接投资会对其它国家队我国的投资产生一定影响，这样的影响又会间接地作用到我国国内的投资情况，这种间接性的影响行为具体来说可以描述为以下两种形式：
一方面是挤出效应，如果外商直接投资所涉及的行业与国内的同行业企业之间产生冲突时，就有可能产生挤出效应，由于竞争上存在巨大的优势，国内的同行业企业就有可能在激烈竞争中被淘汰，这种淘汰现象被称为挤出效应。同时，这样的效应也有可能产生在对项目的投资商，由于国内的一些企业在对项目进行投资时不愿意与投资效率更加高的国外同行业企业进行优势不存在的竞争，因此很有可能会在途中进行主动退出，这样的现象也可以被称为挤出效应。
另一方面被称为引致效应，该效应主要表现为在外商直接投资额的增加上，若其投资额度增加一个单位，在对我国国内总投资带来的影响上大于一个单位，那么这样的现象就被成为引致效应。
投资的定义较为复杂，它容易受到较多方面因素的影响，其中外商直接投资就是一项重要的影响因素，简单来说，我国国内的投资主要有两个部分组成，一个是我国自身经济状况带来的影响作用，另一个是外商直接投资带来的影响作用。所以说根据这样的原理可以设计出含有时间变量的数理模型，如下式所示：
it=α+β1*F1+β2*Ft-1+β3*Ft-2+β4*it-1+β5*it-2+β6*Gt-1+β7*
Ft-2+ε
在上式中，i表示的是我国的投资于国内生产总值之间的比，F表示的是外商直接投资和我国的国内生产总值之间的比值，G表示的是我国的国内生产总值随时间的增长比值，本研究中选取的是近十二年的经济数据，根据每一年的实际汇率转换为当时的人民币数额计算。同样使用的是eviews统计分析软件，最终进行回归相关的结论为：
it=18.377+1.303Ft-1+0.603Ft-2+0.989it-1-0.544it-2+0.0995
Gt-1+0.0514Gt-2
在上述式子中，经过优化以后，R2的值为0.78，F的值为9.622，p的值为0.001，从上式的结果中还可以看出，模型中并不存在序列上的相关性，并且能够很好地解释两者之间的关系，也就是说外商直接投资在我国的引入和规模上的增加对于我国的内部性投资具有非常显著的积极作用，可以说外商直接投资直接正向带动了我国的经济发展，这与第一章节的内容具有极高的相似性。
五、对我国宏观经济政策上的建议
首先，我国需要在宏观政策上继续引入大量的外商直接投资流量，充分地利用好外商直接投资对我国的对外经济贸易、内部性投资、与其它外商之间的投资还有整体宏观经济的积极帮助作用。
其次，在未来的一段时间内，我国仍然需要进一步提升外商直接投资对我国宏观经济的帮助作用，也就是增加外商直接投资在我国的输出效率，要想实现这样的目标，我国需要在传统的牺牲市场赢取投资金额的策略进行改变，提出全面引入国际投资力量的政策。目前我国仍然处在经济上的转型阶段，传统的投资引进方式已经不能够与现有的经济与政策环境相匹配，因此需要在现有的基础上提升外商直接投资在我国的产出效率。将外商投资的内容更加技术化，也就是说将过去纯粹追求数量的方式转变为追求质量产出的方式，尽量降低技术含量较低并且企业规模较小的外商在我国的投资行为比例。
再次，对于已经进入我国的直接投资外商，需要对其进行行业和投资地域上的管理，从商业上加快引进农业、高质量产出农业、出口型农业等我国政府重点扶持的行业项目，逐渐全面优化好我国对外经济贸易的结构分布，有力地促进我国的宏观经济发展。
最后，笔者认为，我国作为发展中国家，在现代经济环境中需要的是一种较为稳定的经济背景和科学稳定的经济政策，只有这两方面的结合才能够将外商直接投资的积极作用全面发挥到预期的理想程度。深入一步说，笔者期望我国对资本不再进行限制作用，虽然外商直接投资毫无疑问对我国的宏观经济具有显著的推动作用，但是我国不能够仅仅使用补贴、减税、降税等政策措施来吸引国外的投资方，而是应当积极采用更加先进的政策，改善我国劳动力的技术含量，提升劳动力价值，加强技术上的进步，为我国创造一个优良的宏观经济环境，充分补充局部地区的生产力不足，这相对于我国对国外进行现行的各类优惠和盲目依赖国外企业来拉动经济的做法而言，更加会对我国宏观经济增长产生积极的作用。我国国内企业的技术含量不能够一味地照搬国外的成果，国外同类技术的经验是无法通过投资来获得的，而是应当利用我国现有的技术资源，依靠外商直接投资带来的技术帮助来逐渐积累。虽然这样的做法可能会给我国的宏观经济带来短时期的不稳定，但是如今世界各国的互相交流渠道越来越丰富，信息传送的速度也越来越快，信息传播的地域也越来越广，只要我国能够积极地采取政策和措施应对，避免外商直接投资过大规模的流入和短时间内给我国宏观经济带来的不稳定影响，就一定能够利用好这样的外部投资资源，全面提升我国的宏观经济水平。
六、总结
总的来说，作为最大的发展中国家，外商直接投资对我国宏观经济具有着多方面的影响，笔者收集了近十二年的经济数据，进行了外商直接投资与我国国内生产总值、宏观经济贡献度、对外经济贸易和我国国内投资之间关系的实证关系分析，根据结果得出我国要加大外商直接投资的规模，提升其在我国投资的产出效率，但是仍然需要对投资的方向和地域进行全面的管理，同时避免过高的投资量给我国宏观经济带来的不稳定，真正利用好外商直接投资这一股力量，帮助提升我国的宏观经济水平。
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对外直接投资的作用篇5
【关键词】fdi区域经济增长长期增长效应
一、文献综述
国内关于fdi(外商直接投资)影响中国区域经济增长及区域经济增长差距的实证研究,以钟昌标(2000)、魏后凯(2002)等为代表。钟昌标(2000)利用1988—1998年中国东部、中部、西部地区以及东南五省市的经济数据,得出fdi与gdp增长有明显的正相关关系,fdi对gdp增长率的贡献从沿海地区到中西部地区由强变弱的结论。魏后凯(2002)构造区域经济生产函数,结果表明外国直接投资对东部发达地区的经济增长具有显著性,而在西部落后地区中不具有显著影响。王成岐,张建华、安辉(2002)的研究显示在经济发达的省份,fdi对经济的具有较强的推动作用。与其相反,贺敬之、孙云(2005)认为外国直接投资对中国区域经济的影响在西部地区比东部更明显。
通过引入对滞后一年的外国直接投资作为长期经济效应的分析,钟昌标(2000)得出结论即东部地区外资当年的影响明显比滞后一年的影响(长期经济效应)更为重要,中、西部地区情况也确实表明长期经济效应更明显。而张盛林、吴海鹰(2005)认为西部地区fdi的外溢相应在两年之后开始明显显现,但短期需求拉动的作用仍然比较明显。徐晓虹(2006)对于外国直接投资的溢出有着乐观的看法,超前两年的区域fdi对中国区域经济发展的作用超越当年的区域fdi的促进作用。
二、fdi及区域经济增长的数据分析
对1990—2004年的15年间,中国三大地区实际利用外国直接投资的年流入总量情况进行统计(地区总量由地区内各省市年流入量的加总构成),基本情况如图1。
从上表可以看出,我国的外商直接投资明显不均匀。90年代初外国直接投资刚刚开始大规模流入中国时,这种地区差距表现得就很突出,当时东部地区吸引外商直接投资为29.7亿美元,占比高达93.9%,而中、西部地区比重分别为3.87%和2.26%。经过十多年的发展,这种格局并没有根本性的改善,虽然东部地区吸引fdi的量所占比例有所下降,但是东部地区的fdi流入量至2007年时仍然是中西部地区总量的近七八倍。可以设想fdi在促进不同地区经济发展中的作用并不相同。
三、fdi与区域经济增长的模型和实证分析
1、基本模型的建立
假设东部、中部、西部地区内各个省市的生产总值增长具有柯布道格拉斯生产函数的特性,区域总产出用国内生产总值来衡量,区域投入包括资本和劳动力,资本投入可以分成国内投资和外商投资两个部分。
科布—道格拉斯生产函数可表示为:q=klαc1-α
其中,q表示产量;l表示劳动力投入量;c表示资本投入量;k是常数;0<α<1。
在研究fdi对区域经济生产总值增长的贡献度时,我们将资本划分为fdi和国内投资额两部分。用k代表国内投资额(亿元),f代表外国直接投资(亿元),l代表劳动力人数(万人),则区域经济生产函数可以表示为:
gdp=akαfβlr(1)
公式1为非线性模型,对公式1求对数化为线性模型,可得:
1ngdp=1na+α1nk+β1nf+r1nl(2)
即:1ngdp=c+α1nk+β1nf+r1nl(3)
上式中,c为方程估计的截距,代表了制度及技术进步等资本和劳动力以外的因素对gdp的影响,系数α、β、r分别是国内资本,外国直接投资及劳动力增长对gdp增长的估计弹性。
2、1990—2004年外国直接投资对中国三大地区经济增长的实证分析
(1)外国直接投资对区域gdp的短期经济增长效应的验证。在短期经济效应验证中,本文利用当年外国直接投资在各个省市的流量作为变量衡量外国直接投资对地区生产总量的增长作用,利用公式3对数据进行回归分析,得到的结果如表1。
由表1可见,东部、中部和西部三个模型的相关度r2和调整后的r2为0.97左右,拟合性良好,f值均在0.0000的水平上具有显著性,说明模型均具有十分显著的统计意义,大体可以解释gdp变化的97%以上。
从本文的三个模型中各要素投入系数看,三大地区对gdp增长影响最大的首先是国内资本,其次是劳动力投入,而外国直接投资的影响则相对较小。不同地区外商直接投资对gdp增长影响具有很大差距,东部和中部地区回归分析结果表明,东部地区fdi对区域gdp的贡献率较大,地区fdi每增长1%,gdp增长达0.097%,中部地区为0.037%,西部地区则相对较低,为0.019%。
(2)外国直接投资对区域gdp的长期经济增长效应的验证。为了将外国直接投资的滞后效应即长期经济增长效应归纳到生产函数,模型在公式3的基础上引入变量㏑f(-2),代表滞后两年的外国直接投资变量。以滞后两年的外国直接投资进行衡量外国直接投资对区域经济生产总值的长期增长促进作用。区域经济生产模型为:
1ngdp=c+α1nk+β11nf+β21nf(-2)+r1nl(4)
利用公式4对数据进行回归,回归结果如表2。
从上述检验结果可以看出,东部地区外资当年的影响比滞后两年的影响更为重要,但区别并不是特别大,弹性系数分别为0.083和0.063。中部地区加入了滞后因素后的情况也类似,当年外国直接投资和滞后两年的外国直接投资弹性系数分别为0.052和0.039,差别较小。从本文的模型看出,外国直接投资的短期效应都更为明显,并且东部地区和中部地区并没有较大差异。原因可能在于影响外国直接投资溢出效应的因素,包括人力资本、基础设施及市场成熟程度等因素并未达到实现外国直接投资的外溢效应的要求,外国直接投资的长期经济增长效应即溢出效应不能充分的发挥。
西部地区的区域生产模型在加入滞后变量后,㏑f与㏑gdp的相关关系未通过0.1的显著性水平检验,㏑f(-2)通过了显著性水平为0.1的检验。但㏑f(-2)并未成功通过显著性水平为0.05的检验,说明即使是长期经济效应在西部地区也并不明显。
四、分析与总结
首先,实证结果表明fdi对中国各个区域的经济增长均具有一定的促进作用,但在东部和中部地区比较明显,而在西部地区影响较小。我国应加大对中部、西部投资环境改善和政策支持力度,吸引更多外国直接投资的流入,弥补中西部资金需求的缺口,促进中西部经济增长,促进中国各个地区经济增长的和谐发展。
其次,fdi对经济的拉动作用并非关键性作用,无论是在fdi大规模流入的东部地区,还是在fdi流量和存量均较低的西部地区,其经济促进作用均低于国内资本的作用,并且低于劳动力在经济增长中发挥的作用。我国也应当重视对国内投资及劳动力的改进,以实现对经济增长的拉动作用。
最后,fdi的长期经济促进作用较之短期经济拉动作用不明显,虽对三大区域内不同省份的滞后效应具有显著性,但是影响小,外国直接投资的溢出效应并没有充分显现。因此,我们吸引外国直接投资更要重视经济环境的改善以及国内企业的自主创新,使外国直接投资的长期效应在区域经济增长中凸现出来。
【参考文献】
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[2]贺敬芝、孙云:fdi对中国区域经济发展影响的反思[j].世界经济研究,2005(11).
对外直接投资的作用篇6
[关键词] 外商直接投资就业效应政府选择
一、外商直接投资企业我国就业人数：统计资料分析
充分就业是世界各国追求的宏观经济政策目标之一，因此，世界各国以及一些国际经济组织特别重视外商直接投资对就业影响的统计，依据统计数据来反映本国和世界外商直接投资企业的就业状况。据联合国贸易发展会议的《2002年世界投资报告》中统计，跨国公司在海外的分支机构的雇员大约有5400万人。这个数量与1985年的2200万人相比有了很大的提高。即便是与1998年的3600万人相比增加幅度也比较大。跨国公司在发达国家的子公司直接创造的就业比较稳定，比如1985年和1995年跨国公司在发达国家子公司直接创造的就业数量均为1500万人，到了1998年才有了一定的提高，达到1700万人；而跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业增长却非常迅速。1985年跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业数量为700万人，到了1995年这一数据变为1500万人，1998年时达到1900万人。
我国外商直接投资企业的中方从业人数，是由国家统计局每年进行统计和公布的。从国家统计局统计的资料来看，随着我国利用外商直接投资数量的不断增加，外商投资企业中的中方就业人数也是随之不断增加的。2003年末外商投资企业就业人数的863万人与1985年末的6万人相比增长了140多倍。从静态角度来看，外商投资企业的就业人数占总就业人数的比重相当低，对就业的直接效应很小，但从动态角度来看，其发展变化的速度是非常迅速的。2003年外商投资企业的就业人数占总就业人数的比例是1985年的90多倍。
联合国贸易发展会议统计的跨国公司对全球就业量的影响，特别是我国国家统计局统计的外商直接投资对我国就业量的影响，首先是统计口径过大和过小。口径过大是指统计数据不仅包括了直接就业创造量，而且还包括了转移就业量，即原有企业转移到外资企业的就业量；口径过小是指统计数据没有包括外商直接投资的间接就业创造量，即外商直接投资拉动国内相关产业发展而产生的就业机会。其次是统计中没有减去就业损失。统计数据中没有剔除由于外商直接投资而产生的就业损失量和挤出量，如外资并购我国企业后的裁员、把我国企业排挤出市场造成的失业量等等。如果从现有统计数据中减去转移就业量、就业损失量以及就业挤出量，那么外商直接投资对我国就业的贡献绝对没有国家统计局统计的数字那样显著。可以说，现有研究成果的不足和统计资料的不完善，使外商直接投资对我国就业的影响不能客观、真实地反应出来。
二、外商直接投资对我国就业的影响：一个综合分析框架
外商直接投资对就业的影响是极其复杂的，因此只有构建一个综合分析框架，才能真实、客观反映外商直接投资对我国的就业影响。
1.外商直接投资的就业创造效应。就业创造效应是指外商直接投资增加新的生产能力，增加就业人数（直接创造效应），或者带动了前后向及相关产业的发展，创造了新的就业岗位（间接创造效应）。
从直接就业创造效应来看，首先，直接就业创造效应与外商直接投资的方式有着一定的联系。一般来讲，外商直接投资主要采取两种方式进入我国：一种方式是并购，即通过收购或兼并的方式进入东道国；另一种方式是新建企业，称之为“绿地投资”，即在东道国新建企业（没有包括合资和合作企业，只指独资经营企业）。由于外商直接投资的方式不同，其对直接就业的创造效应也有所不同。新建企业可以直接增加生产能力，因此可以直接创造就业机会。由于外商直接投资进入我国主要采取了新建企业的方式，2002年外商新建企业投资金额占外商实际直接投资总额的60.15％以上，所以外商投资新建企业对我国的就业贡献较大。外商投资并购我国企业在短期内并不能形成新的生产能力，因而其在短期内不存在直接就业创造效应。其次，直接就业创造效应与外商直接投资来源结构和投资结构有着一定的相关性。有研究结果表明：国际直接投资对第一、二产业的就业起到了负面作用，而对第三产业起到了促进作用，由此可见，发达国家对我国就业的负面影响是很大的。
就外商直接投资的间接就业创造效应而言，无论是新建企业，还是并购企业在理论上来讲都是存在的。但是在实践中，由于外商直接投资企业对我国企业生产的投资品的购买有限，因此外商直接投资对我国与其相关的前后向产业及相关产业的拉动作用也极为有限，因而创造的就业机会也是有限的。由于缺乏这方面的统计数据，因此无法用精确的数据表现出这种外商直接投资的间接就业创造效应的强弱或大小程度。
2.外商直接投资的就业损失效应。就业损失效应主要是指外商直接投资并购我国企业后，在重新整合、重组的过程中，精简人员而导致的就业人员就业机会损失或丧失。从国外企业并购案例来看，这种就业损失效应不仅存在，而且是严重的。1998年，美国参与国内和跨国并购的公司裁员多达73000人，占美国当年失业人数的11％。
我国企业在长期计划经济体制下累积了大量的冗员，这些冗员有的以显性失业状态存在，有的以隐性失业状态存在。外商投资企业都是讲求效率的，所以并购我国企业后，不仅要把大量的冗员释放出来，而且由于外商投资企业对劳动者素质有较高的要求，还要把达不到这种要求的人员释放出来。另外，还由于岗位的压缩，编制的减少，使本来可以就业的人员也被释放出来，从而使他们失去就业岗位。因此外商投资并购我国企业后，就要把大量的闲置人员以及素质较低的人员以及必要的原本可以就业的一部分人员从原有的就业岗位上剔除出来，形成规模较大的就业损失效应。尽管没有这方面的统计数据，但是外商投资并购我国企业的案例并不少。此外，从外商投资并购我国企业投入的资金来看，尽管在2002年占投资总额的比重只有5％，但是它所形成的就业损失效应是不可低估的。因此，外商直接投资并购我国企业将会加剧我国的就业压力。
3.外商直接投资的就业挤出效应。就业挤出效应是指由于外商直接投资的进入，加剧了国内市场的竞争程度，为了和外商投资企业开展竞争，国内企业不得不减少就业人员，以提高效率和竞争力，或者由于外商投资企业的激烈竞争，使国内一些企业倒闭破产，从而导致许多就业者失去就业岗位。
众所周知，自改革开放以来，特别是社会主义市场经济体制目标确立以后，我国绝大多数企业提出了一个响亮的口号“减员增效”。这一口号的提出主要是为了适应不断加剧的市场竞争。我国市场竞争不断加剧，除了国内企业之间的竞争加剧外，更重要的是外商投资，特别是具有资金实力、技术实力的跨国公司的进入，使市场竞争更加激烈。为了应对外商投资进入后的激烈竞争，国内企业不得不以“减员”的方式来提高“效率”和增强竞争力。同时，为了和外商投资企业竞争，我国企业还可能对企业的原有设备和技术进行革新，这样也可能排挤出大量失业人员。同样，我国企业为了与外商投资企业竞争，投资的新项目一开始就采用新设备、新技术，这样的新项目所能吸纳的新增劳动力数量相对减少，所以投资扩张对解决下岗职工再就业的作用是微弱的。此外，那些经受不住外商投资企业竞争的国内企业可能停产、倒闭，也会产生大量的失业人口。
4.外商直接投资的就业转移效应。就业转移效应是指由于外商直接投资和我国企业的合资或合作，使那些停产和濒临倒闭的企业得以挽救，从而转移了从业人员的就业。大家知道，与外商合资或合作的国内企业绝大多数都是有一定“问题”的企业。如果没有外商的合资或合作，这些企业可能被市场淘汰，企业中的就业人员就可能转变为失业人口。正是因为外商的合资或合作没有使这些企业倒闭，从而使就业人员的就业机会得到了挽救。需要指出的是，外商直接投资挽救的就业人数是原有企业就业人员的一种转移，并不是新增加了这么多的就业人口。
三、外商直接投资对我国就业的影响：总体评价
对外直接投资的作用篇7
关键词：外商直接投资产业结构升级固定效应模型
一、引言
近年来，我国利用外商直接投资成果显著。外商直接投资通过资本、技术等生产要素的流入，一方面改变了投资结构，直接促进产业结构优化，另一方面通过提高收入水平，改变消费结构，间接的促进了产业结构优化。本文对辽宁省14个地区的面板数据做出了实证分析，对外商直接投资对辽宁省三大产业发展的影响进行定量分析，为相关政策的制定提供参考。
二、数据描述及方法介绍
（一）指标选取与数据说明
外商直接投资对产业结构的影响体现为实际利用外商直接投资对各个产业构成的贡献。本文模型选取的因变量是产业结构变量。产业结构变量是指国民经济各个产业之间的组织结构情况。衡量产业结构升级有许多评价指标，考虑到数据的可获取性，本文采用三大产业结构比例指标来衡量辽宁省14个地区的产业结构变化。用各地区的第一、二、三产业占GDp的百分比来衡量产业结构变化，分别用符号G1、G2、G3表示，作为被解释变量。模型的自变量为外商直接投资变量，本文采用各地区实际利用的外资额作为解释变量。
本文选取辽宁省2007—2010年14个地区的面板数据作为样本，共56个样本点，数据来源于2008—2011年辽宁省统计年鉴和中经网统计数据库。
（二）方法介绍
本文在对建立的panelData模型进行估计时，使用的样本数据包含了截面、时期、变量3个方向上的信息。建立panelData模型的第一步就是检验被解释变量的参数是否对所有截面都是一样的，即检验样本数据符合哪种模型形式：无个体影响的不变系数模型、变截距模型、含有个体影响的变系数模型，从而避免模型设定的偏差，改进参数估计的有效性并使用协方差分析检验。
本文主要考虑变截距不变斜率模型，该模型允许存在个体影响，并用截距项的差别来说明，随机误差项反映被忽略的随个体和时间变化因素的影响。确定模型形式后，判断这一形式属于固定效应模型还是随机效应模型，需要通过Hausman检验来判定。
为了消除可能的异方差，我们对所有变量的数据都进行了对数处理，分别记为LnFDi、LnG1、LnG2和LnG3，这样估计出来的系数就是有关变量对产业结构升级变量的弹性影响。运用eviews6.0进行回归分析来说明外商直接投资对辽宁省14个地区的产业结构调整效应的大小，以此来说明外商直接投资对其产业结构升级的贡献。根据以上分析，建立如下回归模型：
其中和为待估计回归系数，为随机误差项。本文的期望显著为正，如果为正，就表示辽宁各地区外商直接投资对产业结构升级有显著的和积极的作用；如果为负，则表示外商直接投资对该地区产业结构升级不具有积极作用，甚至出现消极的作用。
三、对辽宁省外商直接投资的描述性分析
为了对辽宁省外商直接投资与产业结构升级关系进行更好的认识，我们先对2007年到2010年辽宁省各地外商直接投资情况进行分析，对各地区外商直接投资与三大产业的相关性进行分析。
（一）2007年到2010年辽宁省各地区外商直接投资情况
图12007-2010年辽宁省各地区外商直接投资数额单位：万美元
图1显示，辽宁省各地区外商直接投资有较大差异。具体来看，沈阳和大连作为辽宁省经济发展的区域中心在吸引外商直接投资方面明显强于其它地区，沈阳市四年间外商直接投资总额为154亿美元，平均额为39亿美元，是全省平均额的7倍；大连市四年间外商直接投资总额107亿美元，平均额为27亿美元，是全省平均值的4.8倍；与此同时，剩余地区的外商直接投资则明显小于沈阳和大连，阜新、葫芦岛、朝阳排名位居全省最后三位，三个地区四年间外商直接投资总额分别为1亿美元、1.1亿美元、1.2亿美元，平均额分别为0.27亿美元、0.28亿美元、0.3亿美元，分别为全省平均值的4.9%、5.1%和5.5%。
总体来看，辽宁省各地区外商直接投资总额逐年增多。辽宁省全省外商直接投资总额由2007年的36亿美元增长到2010年的120亿美元，年均增长35%；就各地区来看，外商直接投资增长较快的地区有朝阳、鞍山、铁岭等地区，年平均增长速度分别为71%、70%、66%；增长速度低于全省平均水平的地区有沈阳、抚顺、本溪、葫芦岛，年均增长速度分别为26%、32%、31%、21%。
（二）外商直接投资与三大产业占GDp比重的相关系数分析
外商直接投资对三大产业的发展具有显著的影响，但是对不同地区和不同产业的影响差异较大，如对有些产业的发展具有显著的带动作用，而对别的产业的带动作用则并不显著，这与某一地区的产业结构密切相关。为了清晰地看到不同地区不同产业与外商直接投资的关系，我们分别计算三大产业占GDp比重与外商直接投资的相关系数，如表1所示。
表1显示，外商直接投资与不同产业的相关关系有较大差别。具体来看，辽宁省14地市中，外商直接投资与第一产业的相关系数大部分为负，说明了第一产业的发展并没有受到外商直接的推动，反而呈反向关系；外商直接投资与第二产业的相关关系大部分为正，说明了第二产业的发展明显受到外商直接投资的带动；外商直接投资与第三产业的相关系数没有呈现一定的规律性，说明了第三产业的发展与外商直接投资的关系在不同地区差异明显。
从各地区来看，锦州、朝阳、葫芦岛的第一产业发展与外商直接投资呈显著正向关系，说明了这三个地区的第一产业受到外商直接投资的带动影响较为显著；除葫芦岛、辽阳、鞍山外，辽宁省绝大部分地区的第二产业与外商直接投资呈显著正向关系，显示了外商直接投资对辽宁省第二产业的发展带动作用显著；鞍山、辽阳的外商直接投资与第三产业的发展呈显著正向关系，说明这两个地区的第三产业受外商直接投资带动作用显著，而沈阳、大连、抚顺、本溪、丹东、阜新、铁岭、朝阳等大部分地区的第三产业发展与外商直接投资则呈显著负向关系，说明了外商直接投资并没有对辽宁省第三产业的发展形成带动作用，反而制约了辽宁省第三产业的发展。
四、模型拟合及结果分析
为了对辽宁省各地区外商直接投资与产业结构升级的相关程度进行定量分析，本文分别以第一、二、三产业产值占其GDp的比重的对数（LnG1、LnG2和LnG3）为被解释变量，以各地区实际利用外资额的对数（lnFDi）作为解释变量，进行面板数据回归（为便于描述，以下简称第一产业模型、第二产业模型、第三产业模型）。表2、表3给出了固定效应变截距模型回归结果。
注：回归方程结果由eviews6.0给出；括号内为t统计量对应的p值。
（一）基于第一产业模型的分析
为分析第一产业结构，先建立第一产业模型。首先，对变截距模型进行Hausman检验，检验统计量所对应的p值为0.0043，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。因此采用固定效应变截距模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDi变量前的系数显著为负，表明第一产业产值占GDp的比重和外商直接投资之间存在负相关关系，即随着外商直接投资的增加，第一产业产值占GDp的比重出现下降趋势。从而说明外商直接投资对产业结构升级不具有积极的作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第一产业产值占GDp中的比重就下降0.071个百分点。由此我们可以推测，外商直接投资并没有流向辽宁省第一产业，而是流向第二产业和第三产业。
从固定效应变截距模型估计结果也可看出，辽宁省各地区模型的截距项存在差异。其中固定效应最高的三个地区分别是锦州、营口、葫芦岛，而固定效应最低的三个地区分别是盘锦、鞍山、辽阳。
（二）基于第二产业模型的分析
为分析第二产业结构的变化，本文先建立第二产业模型。首先，我们对模型进行Hausman检验，第二产业模型的Hausman检验统计量是5.095540，p值为0.0240，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。为了进一步确认应该采用固定效应模型还是随机效应模型，再对模型进行F统计量检验，结果F值为58.984190，p值为0.0000，说明固定效应模型优于混合模型，因此本文最终采用固定效应变截距不变斜率模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDi变量前的系数显著为正，表明第二产业增加值占GDp的比重和外商直接投资之间存在正相关关系，即外商直接投资对产业结构升级有一定的积极作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第二产业增加值占GDp中的比重就上升0.02个百分点。
从表1看出固定效应模型中辽宁省各地区的变截距差异，说明辽宁省外商直接投资对第二产业结构的固定影响存在着明显的地区差异。其中固定效应最高的三个地区分别为盘锦、辽阳、铁岭，而固定效应最低的三个地区分别为丹东、沈阳、大连。
（三）基于第三产业模型的分析
为分析第三产业结构的变化，先建立第三产业模型。首先进行Hausman检验，我们对模型进行Hausman检验，第三产业模型的Hausman检验统计量是4.475797，p值为0.03444，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。为了进一步确认应该采用固定效应模型还是随机效应模型，再对模型进行F统计量检验，结果F值为162.891529，p值为0.0000，说明固定效应模型优于混合模型，因此本文最终采用固定效应变截距不变斜率模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDi变量前的系数显著为负，表明第三产业增加值占GDp的比重和外商直接投资之间存在负相关关系，即外商直接投资对产业结构升级没有推动作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第二产业增加值占GDp中的比重就下降0.016个百分点。
从表2可以看出，固定效应模型中辽宁省各地区的变截距，说明辽宁省外商直接投资对第三产业的固定影响存在着明显的地区差异。其中固定效应最高的三个地区分别为沈阳、丹东、大连，而固定效应最低的三个地区分别为盘锦、辽阳、本溪。
参考文献：
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[5]王志乐.趋利避害，积极促进大型跨国公司在华的投资[J]].太平洋学报，1996，（3）
[6]宋泓，柴瑜.三资企业对我国工业结构效益影响的实证研究[J].经济研究，1998，（1）
对外直接投资的作用篇8
【关键词】直接对外投资投资战略
一、中国对外直接投资的现状
截至2007年底，中国累计对外直接投资总额1，179.1亿美元。相对于发展中国家，由于中国对外直接投资的平均发展速度超过了许多发展中国家，存量处于比较高的水平。而与发达国家的对外投资相比，中国对外投资的流量处于较低水平，中国开展海外直接投资的实力还比较薄弱，海外投资企业数量、每年海外投资的金额与海外直接投资的累计总额都还比较小。而且，中国的海外投资大多数为中小型项目。在《财富》杂志公布的2008年全球企业500强中，仅有35家中国企业，且排名大多数位于下游。
二、中国对外直接投资的产业选择战略研究
1.以资源开发型产业作为突破口
我国现在还处于对外直接投资的起步阶段，并且大多数发达国家都经历了从资源开发业—制造业—第三产业为主的发展过程。同时，由于国际投资环境日益改善，资源开采业对外投资的环境极为优越。对于一些行业，如采矿业、林业、石油开采业，世界上一些国家资源的供大于求，我国企业应该因地制宜的到国外去投资，开采、加工和运回国外的资源以满足国内需要。
2.以制造业和贸易替代为海外投资重点
对我国现阶段的优势型对外直接投资而言，投资重点应放在生产能力过剩、拥有成熟的适用技术或小规模生产技术的制造业上。同一些发展中国家相比，我国在纺织、食品、冶炼、化工、医药、电子等产业上形成了一定的比较优势。此外，我国还拥有大量成熟的适用技术，如家用电器、电子、轻型交通设备的制造技术、小规模生产技术，这些技术易于为他们所接受。
3.以第三产业和高技术产业为未来的重点发展方向
根据对外直接投资的产业选择应与国内产业结构高级化相一致的标准，中国对外直接投资的重点应该是技术密集型产业。通过并购当地高新技术企业或与当地拥有高新技术的企业合资合作，可以直接获取一般技术贸易和引进外资所无法获得的先进技术，然后将技术传播回国内运用，从而加快国内产业结构升级的进程。例如。联想集团收购iBm的pC事业部。
三、中国对外直接投资的区位选择战略
1.以发展中国家作为我国企业对外直接投资的主要区位选择
我国地处亚洲，良好的合作关系以及相似的经济发展水平、产业结构、需求偏好等使得进入障碍较小；中国的纺织、服装、家电、机械等技术成熟且竞争激烈的边际产业具有较强的比较优势；发展中国家和地区经济发展较快，市场容量大，投资机会较多；还可以利用东道国享有的优惠贸易条件，把产品销往第三国。
2.有选择地增加对发达国家的投资
美国、加拿大、西欧、澳大利亚及日本等发达国家是目前世界上对跨国投资者最具吸引力的地区。因为其拥有优良的投资环境：经济发展水平高，科技发达，基础设施完善，社会稳定，投资法律法规健全，金融市场发达，各类人才丰富，是对外直接投资的理想场所。对发达国家的对外直接投资可以获取先进技术和管理经验，把掌握的高新技术反馈回国内。
3.积极谨慎地发展对独联体和东欧国家的投资
这些国家正处在经济改革过程中，急需外国在那里进行直接投资。这些国家拥有仅次于发达国家的工业基础、民众的教育和工人的技术水平，拥有丰富的自然资源和广阔的市场，但是其产品出口能力较差，在国际市场上缺乏竞争力。而中国产品物美价廉，比欧美产品更适合于该地区的市场需求。
1.重点发展具有垄断优势企业的对外直接投资
其直接的效果是创造经营的中间产品的内部市场，避免外部市场交易的风险；使资金的转移、税赋的合理避逃有了通畅的渠道；同时降低了谈判、询价等交易成本；保证本企业的技术、技能等不外泄，以持续获得利益。对资源寻求型的投资还可以保证母公司所需资源的稳定来源。
2.大力发展具有经营特色的中小型企业的对外直接投资
目前世界上的跨国公司大部分却是以中小型企业为主，主要原因就是中小企业由于其拥有独具特色的生产经营优势。我国许多中小型企业都具备了对外直接投资的条件：劳动力成本低，产业转移产品的原材料等要素价格也比较低廉；产权关系明晰的基础上形成了简明高效率的组织结构优势；拥有符合当地市场需要的实用技术。
3.促进企业集群的对外直接投资
根据迈克尔?波特的竞争力理论，一个国家的成功是来自纵横交错的产业集群。国内有大量的企业集群地，如宁波的服装、北京中关村的电子产业等。充分利用“产业集群”的竞争优势开展对外直接投资，是我国对外直接投资主体选择的重要战略。从跨国公司成长的角度看，企业集群可以作为一跨国公司成长发展过程中内部化优势的一种替代。
五、中国对外直接投资方式的选择战略
1.根据跨国公司的投资目的制定投资方式的选择战略
中国企业对外直接投资的目的主要是寻求国外的自然资源和学习先进的技术和管理经验。自然寻求型企业对外直接投资方式应以合资为主，有利于冲破对于自然资源开发的控制以及建立长期的合作关系；学习型企业对外直接投资应以并购、合资为主。这种进入方式能够直接获得先进技术和管理经验，利用东道国的人才资源培养自己的人才，掌握先进技术，充分提高中国企业的跨国经营能力。
2.根据中国的行业特性制定投资方式的选择战略
一些中国有优势的行业在进行产业转移的时候，中国跨国公司应该以新建企业和合资进入方式为主要进入方式。现阶段，电视机、电冰箱、洗衣机等家用电器制造业和机床、自行车、钟表等机械加工业是中国技术方面比较成熟的，在对外直接投资中具有投资优势，这些行业投资市场主要是经济技术水平与中国接近的发展中国家和某些发达国家。
3.根据东道国的投资环境制定投资方式的选择战略对发展中国家的对外直接投资方式，应以新建、合资为主，有利于发挥这两种投资方式的优点，避免并购、独资的劣势。选择新建和合资方式可以节约外汇资金，有利于利用当地企业的市场开发优势尽快占领市场、弥补新建企业所需时间较长的不足，新建投资风险相对较小，而且许多发展中国家对新建合资企业比较欢迎。
参考文献：
[1]江小娟，杜玲.对外投资理论及其对中国的借鉴意义[J].经济研究参考，2002，（73）.
对外直接投资的作用篇9
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：
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对外直接投资的作用篇10
一、我国对外直接投资发展的现状
联合国贸易与发展组织的《全球投资趋势监测报告》显示，2010年全年中国对外直接投资达到680亿美元，达到历史最高水平，位居发展中国家、地区首位，名列全球第五位，但我国对外直接投资总额只占全球对外直接投资的5.23%，与发达国家相比还存在较大差距。
当前中国企业对外直接投资发展的特点，其归纳起来主要表现在以下几个方面：
1.中国对外直接投资持续增长。中国对外投资虽然起步较晚，但发展迅速。据商务部统计，2002年中国对外直接投资仅27亿美元，到2010年增至590亿美元，年均增速逾55%。2007年以前中国累计对外直接投资为1012亿美元，近三年就相当于过去累积存量的近1.5倍。中国对外直接投资在全球的排名也由2002年的第25位上升到2009年的第5位。截至到2010年底，对外直接投资累计达2588亿美元，境外资产总额超过10000亿美元，境外企业就业人数超过100万。
2.香港是中国对外直接投资的主要平台。近年来，中国对外投资主要集中在亚洲地区，至2009年底在亚洲地区的投资存量达1855亿美元，占比超过75%。而在亚洲地区，则主要集中在香港地区。按投资额计算，截至2010年底，中国境内企业对香港地区直接投资存量占对亚洲直接投资存量的比重逾80%，占对外直接投资总存量的比重也逾60%。此外，对开曼群岛等自由港的投资存量占对外投资总存量的比重也近20%。
3.投资主体中非国有企业的比重不断扩大。2010年，中国境内投资者共对全球129个国家和地区的3125家境外企业进行了直接投资。虽然国有和国有控股企业在对外投资主体中仍占主导地位，但民营企业及其他所有制形式企业的对外投资增长速度逐步加快。国有企业对外投资存量所占比重下降3个百分点，降至66.2%。
4.投资方式更加多样，并购成为对外投资的重要形式。目前中国企业对外投资方式更加多样化，绿地投资、租赁、跨国并购、战略联盟联合投资等多种方式并存。其中绿地投资最多，租赁较少,并购发展较快。今后对外并购的不断增多将是发展趋势。2003～2007年，中国企业通过并购实现的对外直接投资超过200亿美元，占同期对外投资总量的1/3以上，跨国并购金额增长了100多倍。2009年和2010通过收购、兼并实现的对外投资分别达到191亿美元和297亿美元，均占当年对外投资量的40%。
5.低比例参股、换股的合作投资不断增多。在国内加工能力盈余而上游资源缺乏的行业，一些中国企业为建立稳定的上下游供货渠道，在不寻求企业经营权和控制权的前提下，以低比例参股国外上游企业的形式对外投资合作。另外，为了相互借助对方的社会资源，更顺利进入对方市场，合作双方采取互换股份，相互参股的形式，建立战略合作伙伴关系的投资方式也不断出现。这两种投资合作方式降低了风险，避免了国外敏感企业经营权和控制权变化而带来的非商业性因素的干扰，有利于实现合作双方的互利共赢。
二、我国对外直接投资存在的主要问题
1.对外直接投资法律法规体系不健全。我国对外直接投资立法严重滞后于海外投资实践的发展。我国的第一项对外直接投资始于1979年，但直到1985年方才有了第一个规范对外投资的法规。迄今为止还没有出台一部系统的、既符合国际规范又符合我国国情的《海外投资法》，尚还没有形成完善的对外投资的法律体系。现行的有些法规不仅颁布时间较早，而且门类残缺不全，难以适应当前企业对外投资的需要。同时，由于目前我国对外投资仍处于多头管理状态，各项法规分别由众多管理部门制定。这些产生于各部门管理权限和目的之下的政策法规难免会有不衔接甚至相互抵触之处，也在一定程度上导致了对外投资混乱无序的状态。比如，在商务部于2004年10月1日《关于境外投资开办企业核准事项的规定》之后的一周之内，国家发改委紧接着于2004年10月9日亦了《境外投资项目核准暂行管理办法》，两者均将境外投资由审批制改为核准制。尽管依照规定，上述两个部门在境外投资的核准过程中各有分工――即通常所说的“商务部审核企业、发改委审核项目”，但由此导致了企业需要分别向两个部门申报两份繁简不同的文件。这样就可能导致出现一个部门核准，而另一个部门否决的现象，会降低企业效率。
2.对外直接投资管理体制政出多门。在我国对外直接投资管理体制中，多头审批管理一直是一个较为突出的问题。目前仍有众多的部门参与企业对外直接投资的管理工作。按照国务院所属职能部门的“三定”方案，商务部在对外直接投资方面的主要职责是：拟定境外投资的管理办法和具体政策，依法核准国内企业对外投资开办企业(金融企业除外)并实施监督管理，起草对外投资等对外经济合作管理的法律法规和规章，并依法进行管理和监督；核准国内企业对外投资设立企业经营资格；负责对外直接投资统计工作。国家发改委在对外直接投资方面的主要职责是：研究提出对外投资战略、总量平衡和结构优化的目标和政策；安排国家拨款的境外资源开发类和大额用汇投资项目。国家外汇管理局、人民银行、财政部、国资委为对外直接投资的协助管理部门，负责与对外投资有关的外汇汇出入、资金投放、境外国有资产管理等事务。各地方政府和有关部委为其境外企业主办单位的政府主管部门，并根据本地区、本行业的综合优势和特点，确定本地区本行业的重点投资方向和领域。同时,商务部授权其驻外使领馆商务处对中方在其所在国开办的各类企业进行一线监督管理。从各自职能上看似乎划分得很清楚，但在实际操作中却往往界限不清，极易造成矛盾。
3.投资主体结构不尽合理。在我国，进行对外直接投资的企业中，国有企业占的比例较大。尤其是大型中央国有企业集团和国家控股企业占主导地位。而从整个世界范围看，海外直接投资活动的主体一般都是以私人企业为主的。据联合国贸发会议有关发展中国家跨国公司的数据库资料显示，在580家有相关数据的发展中国家跨国公司的子公司中，私人企业为375家，占企业数目的64.7%;国有企业118家，占20.3%；混合企业87家，占15%。而我国的中央国有企业占对外直接投资存量的81.8%,地方对外直接投资存量只占我国对外直接投资存量的16.4%。国有企业在经营活动中存在着产权不明晰、产权安排无效率的问题，这种情况导致国有企业在进行跨国投资的时候会出现种种内部问题,我国要发展对外直接投资，鼓励私营企业的对外直接投资是必由之路。
4.对外直接投资项目缺乏前期研究。对外直接投资比在国内办企业的风险更大，因此，必须进行严格的可行性研究。但我国某些企业对投资项目的前期研究不够重视，对东道国的资源供求状况、交通运输条件、企业技术装备、投资政策法规等缺乏全面的考察和论证，对境外投资的商机、自身的优势和劣势，尤其是投资风险缺少深入和客观的分析，从而导致了错误的决策。有些出国考察团不重视收集第一手资料，而是把国外合作伙伴的自我介绍或其提供的二手资料作为可行性研究的唯一依据，结果所获资料不全面和不真实，有的甚至被合伙人坑骗造成损失。据世界银行的统计数据显示，中国境外投资企业中有1/3盈利，1/3持平，1/3亏损，其中盈利的多为非生产性企业，而亏损的多为生产性企业。造成这种局面虽然有多种原因，但忽视对外直接投资项目的前期研究往往是一个极为重要的原因。
5.双边多边投资保护机制不健全。迄今为止，我国已与115个国家签订了双边投资促进和保护协定，但仍有相当一部分海外市场（约占我国境外投资目的国的28%）与我国尚未签订此类协定。而在已签订的双边投资协定中，其中多数都是同来华投资的发达国家和次发达国家签订的，其主要目的是吸引这些国家的投资，而没有将保护中国境外投资列为重点。这事实上导致双边投资协定演变为我国政府的单方面承诺。即使我国与别国签署的双边协定中列有相互保障投资安全的条款，但由于我国海外投资保险制度的缺失，这些协定仍难以发挥实际效果。在国内投资保险制度和双边投资保护机制均不健全的同时，我国对多边投资保险机制的作用也未给予充分重视。根据《多边投资担保机构公约》（miGa）建立的担保机构主要向流向发展中国家的私人海外投资的非商业性风险给予担保，并提供争端解决机制，我国虽然是miGa的创始会员国和主要出资国之一，但对外直接投资企业却缺乏利用该公约保护自身权益的意识，从而使多边投资保护机制尚未有效发挥功能。
三、促进我国对外直接投资发展的对策
1.加大对外直接投资政策支持力度。一是加强对外直接投资立法工作，尽快出台《对外投资法》、《境外投资公司法》等，为境外投资企业创造良好的法律环境，保护其境外投资合法权益；二是继续深化外汇治理体制改革，认真落实《关于调整部分境外投资外汇治理政策的通知》等有关政策措施，逐步推进资本项目可兑换，实现由强制结汇制到意愿结汇制的转变，进一步完善国际收支申体系。简化对外投资审批手续和环节，取消多头治理制度，建立统一部门进行协调治理；三是加强对外直接投资贸易、税收等政策支持。借鉴新兴工业化国家和地区的经验，政府给予境外投资企业低息贷款和进出口信贷担保、减免营业税、答应延期支付公司所得税、建立境外投资风险保险等。四是进一步完善对外投资社会化公共治理和服务体系，比如，建立投资环境的等级评估、预警和应对预案体系、建立与完善境外投资信息系统、鼓励和帮助在境外建立我国跨国企业的地区和行业商会、对预备到境外投资的企业进行相关培训，等等，以降低对外投资企业的投资风险和成本，提高我国对外投资企业国际竞争力，保障对外直接投资的健康顺利进行。
2.组建专门的对外直接投资管理机构，加强宏观管理和指导。针对目前对外投资多头管理的状况，建议把海外投资管理机构从众多部门中分离出来，成立一个集外贸、外资、外汇、计划、管理统一于一身的类似于中国对外贸易促进委员会的机构――中国对外直接投资管理中心，由该机构作为宏观管理的政府代表，主要负责贯彻国家的方针政策，做好战略规划，强化监督管理，制订指导政策，确保对外直接投资的各项活动按国家宏观规划健康有序地发展。着力改变“国重民轻”的投资结构。盘点中国30多年的改革进程，与缺乏内在驱动力的国有企业相比，萌生于体制外的民营经济经历了种种艰难困苦，造就了它们强大的生存能力。民营企业的嗅觉十分灵敏，很早则意识到欧美债务危机所带来的并购契机。但是民营企业的“草根性”决定了它们在资金获取与政府支持方面往往处于劣势地位，成为制约许多有国际化视野的民营企业家们“走出去”的瓶颈。所以，政府要从多方面鼓励民营企业“走出去”，改变对外直接投资中国有企业占主导力量的局面。中国30多年的经济发展实践证明，民营企业的投资效率普遍高于国有企业。今天这种“国重民轻”的“走出去”结构若不能得到有效改善，则不利于中国经济的长久持续发展。
3.加强境外投资项目可行性研究，努力规避投资经营风险。境外直接投资是以整个世界作为活动舞台的，其所面临的投资环境具有复杂多变性，往往需要承担更大的风险，包括政治体制变动风险、汇率风险、国有化风险、法律对抗风险等。由于近年国际政治和经济形势更加动荡，一些国家政局不稳，恐怖主义活动频繁，甚至爆发内战，海外企业面临被征收及外汇限制等风险，加上美国金融危机和美元快速贬值的影响，国际贸易摩擦加剧，各国之间的利益冲突增多，加大了企业跨国经营环境的不确定性。为了降低投资风险，实现预期收益，必须认真做好投资前期的可行性研究工作。一是要注意多渠道地收集各方面的信息，包括内外的咨询机构、行业组织、业内相关企业、当地华人华侨以及我国驻当地的外交机构等提供的信息。二是要全面考察东道国的投资环境，包括社会政治环境、物质技术环境、自然区域环境、市场资源环境、销售市场环境、金融货币环境和政策法律环境等。三是要精心选择国外的合作伙伴，力求掌握其财务收支、技术装备、商业信誉和管理能力等状况。四是要采取适当的投资方式，灵活运用新建、并购组建战略联盟等方式进行境外投资。只有认真做好投资项目可行研究，实事求是地评价各种利弊得失，才能为项目决策提供科学而可靠的依据，从而有效地规避境外投资中的各种风险。