對外直接投資制度范文

導語：如何才能寫好一篇對外直接投資制度，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

中圖分類號：F279.2 文?I標識碼：A 文章編號：1003-9031（2018）03-0068-10

一、引言

改革開放以來，我國GDP規模不斷擴大，政府適時提出“走出去”戰略，鼓勵企業進行跨國投資，尤其在我國加入世貿組織后，企業對外直接投資呈現明顯上升趨勢，投資領域不斷拓寬，區位選擇也更加廣泛。2015年，我國對外直接投資流量第一次超過了同期吸引外資水平，首次位列全球第二，中國對外直接投資已經實現了從2003年以來連續13年的增長，中國企業對外投資開始進入新的階段。但我國對外直接投資地區發展仍然極不平衡，東部地區占比最高，存量與流量占全國比重均超過80%，中部和西部地區的對外直接投資占比卻遠遠落后于東部地區。因此，我們迫切需要尋求影響企業對外直接投資的機制，通過分析對外直接投資的區域差異現象，為我國更好地進行對外直接投資提出建議。

二、文獻綜述

對于新興經濟體國家OFDI的研究逐漸增多，但是傳統的國際投資理論如Dunning（1977）提出的“國際生產折衷”理論等已經不能夠很好地闡釋新興經濟體企業對外直接投資的決定性因素，更多的學者開始轉向從制度視角考察影響企業OFDI的動因，當前我國正處于新興經濟體和轉軌經濟體的中間階段，研究制度因素對OFDI的影響就顯得尤為重要。

目前，越來越多的學者開始研究制度與對外直接投資之間的關系。一方面，由于跨國經營企業必須考慮到國內外制度的安排，所以多數學者分別從東道國和母國制度角度出發，來探究制度對OFDI的影響；另一方面，部分學者在此基礎上開始考察制度對OFDI逆向技術溢出的影響。因此，我們從以下三個方面對已有相關文獻進行總結：

（一）東道國制度與OFDI

在早先的研究中，制度往往被認為是外生變量，學者們多是基于產業論和資源論分析OFDI，從而忽視了制度的影響。新制度理論的產生開始促使人們從東道國制度角度考慮企業的跨國投資行為。Ramasamy et al.（2012）將制度作為內生變量，深入研究了東道國制度因素對企業OFDI戰略的影響。Busse & Hefeker（2007）通過實證研究得出東道國內部的種族關系、沖突、民主權利和社會秩序等因素均會影響到企業的對外直接投資。Mishra & Daly（2007）認為東道國的法律和秩序、政局穩定性、腐敗程度及行政機構質量等制度因素對外商投資存在顯著的影響，制度環境越好越有利于國外資本的流入；Habib & Zurawicki（2002）則從東道國制度腐敗角度實證研究認為，腐敗程度越深，將會大大降低外資流入的可能性；而Wheeler & Mody（1992）卻認為東道國的腐敗與外資進入的規模和方式間并不存在必然聯系。郭蘇文等（2010）認為制度距離阻礙我國外向FDI，其中東道國的產權保護、貿易自由度和財政自由度對中國的OFDI影響最大；閻大穎等（2010）發現東道國良好的制度環境有助于完善市場經濟體制的運行并能通過調節企業資源簡介影響投資決策；陳兆源（2016）研究了東道國政治制度對我國OFDI區位選擇的影響，發現民主程度和國家否決者的更換都會導致我國企業更低的投資概率；潘春陽等（2017）則通過實證研究發現中國對外直接投資能夠在短期內改善“一帶一路”沿線國家的制度質量，并在長期內提高其均衡水平。

（二）母國制度與OFDI

從母國制度的視角考察企業對外投資行為的文獻中，多數都認為母國的相關制度會影響跨國公司對外投資的所有權優勢與能力，并且其影響機制主要體現在制度約束和制度激勵兩方面。Witt et al.（2007）的研究表明，發展中國家的市場化水平及制度環境比較落后，企業的國內交易成本會遠遠大于跨國經營成本，企業為了逃離或規避母國制度的約束而被迫開展對外直接投資；Buckley et al.（2007）通過研究中國的對外直接投資，發現我國企業OFDI的能力和動機取決于國家信貸政策、經濟自由化程度、政府扶植以及文化相似度制度因素；Luo et al.（2010）則發現中國政府的政策支持可以推動企業進行對外投資，同時母國良好的制度安排會對企業產生激勵作用，促使企業進行OFDI；鄭展鵬等（2012）實證研究發現市場化水平和政府治理會促進我國對外直接投資；齊曉飛等（2017）將制度因素融入鄧寧的國際折衷生產范式理論框架中，構建出中國企業對外直接投資的OFDI-S模型，發現母國制度對企業具有引導、擠出、弱化、中和等四大效應。

（三）制度與OFDI逆向技術溢出

由于對東道國的跨國投資也會對國內企業產生間接影響，一些學者開始研究制度與OFDI逆向技術溢出之間的關系。從東道國制度角度來看，蔡冬青等（2012）通過運用制度和技術溢出的交叉項作為衡量指標，發現東道國公共治理、知識產權保護和技術市場體制均能通過逆向技術溢出效應積極促進我國企業技術創新，但其對外開放度的作用不顯著；從母國制度角度看，李梅等（2014）通過省際面板數據實證研究發現政府的教育扶持、科技扶持、金融支持、政策開放度和法律制度顯著促進了對我國OFDI逆向技術溢出效應，但是政府對企業的扶持作用不顯著。

上述文獻中雖然對制度因素與對外直接投資有著不同角度的研究，整體而言，這些文獻中仍偏向研究東道國制度對OFDI的影響，尤其是國內研究母國制度對OFDI的文獻尚不多。因此，本文嘗試從母國正式制度的角度出發，主要研究了法律制度和經濟制度對我國對外直接投資的影響和地區差異，對豐富對外直接投資理論、為政府制定投資政策、為企業進行跨國投資和經營都有著重大的意義。

三、理論假設、變量說明和模型設定

（一）理論假設和變量說明

新經濟制度學提出了制度變遷對經濟績效的影響，而對外直接投資作為一種重要的對外經濟方式，顯然也會受到制度的影響。考慮到非正式制度沒有統一的測量標準且較難獲得，我們選取正式制度，主要從法律制度和經濟制度兩方面來研究我國制度因素對OFDI的影響。本文使用的計量軟件是stata13。

1.經濟制度

經濟制度包括一定范圍內的生產制度和交易制度，涉及層次非常復雜，因此本文選取市場化水平、經濟對外開放度、金融支持和政府治理四個指標來反映我國的經濟制度。

（1）市場化水平（MARKET）

市場化是指從計劃經濟轉軌到市場經濟的過程，市場化水平即我國經濟當前的市場化程度，反映了市場機制對資源配置的作用，這種作用不是由單一因素產生的，是由一系列經濟、社會、法律以及政治制度的變革影響而來。樊綱測算的“中國各地區市場化進程相對指數” 主要通過對政府與市場的關系、非國有經濟發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度及市場中介組織發育等賦以相應的權重，測算出相應的市場化水平指數，這是當前代表我國各省份地區市場化程度較為權威的指標。由于目前已經出版了1997―2009版本和2008―2014版本的市場化指數，兩個版本的標準不統一，無法直接重疊，因此，本文采用樊綱的1997―2009版本的市場化指數，并通過插值法推算出2010―2015年的市場化指數來得出2003―2015年各地區市場化水平。數據來自樊綱、王小魯（2011）《中國市場化指數： 各地區市場化相對進程2011年報告》。

假設1：市場化水平會促進我國對外直接投資。

（2）經濟對外開放度（OPEN）

經濟對外開放度這里主要是指對外貿易的開放程度，指一個國家或地區的貿易對外開放規模和水平，反映其融入全球經濟的程度。本文借鑒大多數學者的做法，用外貿依存度來表示經濟對外開放程度，即用各地區進出口總額占GDP的比重來表示。一般而言，經濟對外開放程度越高，企業對外直接投資越多。各地區進出口總額和GDP分別來自歷年《中國統計年鑒》和各省市統計年鑒。

假設2：經濟開放度與對外直接投資成正比。

（3）金融支持（FIN）

以往研究發現，金融發展程度越深，越會促進企業對外直接投資，而金融支持力度在一定程度上反映了國內金融市場的發展深度。這里我們運用各地區貸款余額占GDP的比重來衡量政府對金融的支持力度。其中各地區貸款余額來自歷年《金融統計年鑒》。

假設3：金融支持會促進我國對外直接投資。

（4）政府治理（GOVERN）

政府治理反映了政府參與經濟活動的程度，在市場經濟中，政府占據了非常重要的地位。Buckley et al.（2007）的研究認為，政府的參與對企業的對外投資活動將產生重要的影響。本文采用各省市地區財政支出占當地GDP比重來衡量政府治理水平。各地區財政支出數據來自中國財政部和中國國家稅務總局。

假設4：政府治理水平與對外直接投資成正比。

2.法律制度（LAWER）

法律制度包括了一國或一個地區的所有法律和規則。對于市場經濟而言，完善的法律制度會導致市場參與者充分競爭，可能會對企業跨國投資產生影響。由于制度本身難以量化，因此本文使用各省市律師執業人數來表示地區法律制度。相關數據來自《中國律師年鑒》。

假設5：法律制度對對外直接投資的影響不確定。

3.控制變量

（1）人力資本（HUMAN）

各地區人力資本水平的高低反映了該地區人力資源管理能力，即當地人才數量的多少，這也會影響到地區的對外直接投資。借鑒以往文獻，本文采用勞動力平均受教育年限來測算各地區人力資本水平，具體計算方法為：小學畢業生占比×6+初中畢業生占比×9+高中畢業生占比×12+大專畢業生占比×15+本科畢業生占比×16+研究生及以上畢業生占比×19。各省人員受教育程度的數據來自《中國勞動統計年鑒》。

（2）經濟發展水平（PGDP）

根據鄧寧的一國凈對外直接投資的五階段理論，經濟發展水平的高低也會影響到該國或該地區的對外直接投資水平。本文使用各省市人均GDP水平表示經濟發展水平，數據來自中經網。

（3）吸引外資水平（FDI）

來自國外的外商直接投資同樣會影響到我國企業的對外直接投資。因此，本文使用各省市實際利用外資余額來表示該地區吸引外資水平，該數據來自各省市統計年鑒。

4.被解釋變量（OFDI）：由于OFDI流量的不穩定性，在進行對外直接投資實證研究時常采用OFDI存量數據。文中使用2003―2015年各地區對外直接投資存量為被解釋變量，該數據來自相關年度《中國對外直接投資統計公報》。

（二）模型設定

四、描述性統計與實證分析

（一）描述性統計

由表1可知，代表對外直接投資的相關變量LNOFDI均值為12.639，最大值17.571和最小值4.598存在較大差異，說明各地區的OFDI存在著較大的差距。市場化水平、金融支持等核心?量也存在較大差異，其他變量同樣存在著不同程度的大小差異。表2是對分區域樣本被解釋變量的描述性統計結果，可以看出在三大區域中，東部地區OFDI最高，其次是中部，西部最低。

（二）實證分析

1.平穩性檢驗

在對面板數據進行回歸分析之前，首先需要對所有數據序列進行單位根檢驗，看其是否平穩，防止出現虛假回歸的情形。對于面板數據單位根檢驗常用的方法主要有LLC和IPS等。本文采用LLC法對面板數據進行單位根檢驗（見表3），可以看到，LLC檢驗均在在1%的置信水平上拒絕原假設，這說明模型中加入的變量均是平穩的。

2.回歸結果分析

根據Hausman檢驗，可知全樣本適用于固定效應模型（FE），東部、中部和西部樣本也適用于固定效應模型（FE），所有的回歸結果見表4。

（1）全國樣本計量分析

從表4中可看到，市場化指數的系數為正且在1%的水平上顯著性，說明市場化程度越高，其積極作用越明顯，也就越能促進我國的對外直接投資，這與我們的假設1相符合。更高的市場化水平意味著市場在資源配置中的占比越重，越有利于企業進行對外直接投資。經濟對外開放度系數為正但未通過顯著性檢驗，說明經濟對外開放程度對我國對外直接投資并沒有起到顯著作用，這可能是因為一方面經濟開放程度越高，企業越能產生對外直接投資的意愿，但這種投資意愿并沒有完全轉化為投資行動，多數企業仍在保持觀望態度。金融支持的系數通過了10%的顯著性水平且為正，說明政府提供的金融支持力度越大，企業對外直接投資意愿越強。因為高效的金融系統為企業創造了良好的融資環境，能夠為企業提供充足的資金支持，從而提高了企業對外直接投資的意愿。政府治理水平的系數顯著為正且通過了5%的顯著性水平，說明政府參與經濟程度越高，越能促進企業的對外直接投資。因為不同政策對企業會產生不同影響，政府參與經濟會活躍整個投資市場，從而促進企業的跨國投資。法律制度的系數為負且沒有通過顯著性水平，說明目前法律制度對我國企業對外直接投資的影響還不顯著，有可能是由于一方面法律制度越完善企業越愿意在國內市場投資，但同時我國法律體系發展尚不成熟，還不能達到顯著影響企業對外直接投資的水平。另外，控制?量人力資本、經濟發展水平和吸引外商投資水平均顯著為正，說明人力資本水平、經濟發展水平和吸引外商投資水平越高，我國企業越會進行對外直接投資。

（2）地區樣本計量分析

從表4中的第3、4、5列我們看到東部、中部和西部的計量結果。對于東部地區，經濟對外開放程度、政府治理水平和金融支持系數顯著為正，說明更高的經濟對外開放程度和政府治理水平以及更大的金融支持力度都會促進企業對外直接投資；市場化指數系數為正，法律制度的系數為負但均未通過顯著性檢驗，說明東部地區的市場化程度和法律制度對OFDI都沒有顯著性影響。對于中部地區，制度變量中只有經濟對外開放程度系數顯著為正，說明經濟對外開放程度越高，越能促進企業對外直接投資；其他制度變量中，政府治理水平和法律制度系數為負但不顯著，市場化指數和金融支持系數均為正也不顯著，對企業OFDI均沒有顯著影響。對于西部地區，市場化水平系數高度顯著為正且遠遠高于東部和中部，說明西部地區市場化水平越高越會促進企業對外直接投資，因為西部地區的發展水平比東部和中部地區更加落后，市場化程度越高，對于西部地區帶來的影響也會比東中部更加明顯；西部的法律制度系數在10%水平下顯著且為負，說明西部地區的法律制度對企業投資行為有著顯著影響；經濟對外開放程度、金融支持力度和政府治理水平系數均為正但不顯著，說明這些制度因素對企業OFDI沒有顯著影響。

五、穩健性檢驗

（一）不同指標構建方法的穩健性分析

為了進一步檢驗實證結果的穩健性，我們采用各省市專利授權量（PATENT）來表示法律制度，作為模型中法律制度的核心解釋變量，結果見表5。與原始方程計量結果相比，采用不同指標構建的法律制度得到的回歸結果并不存在明顯差別。另外，我們使用樊綱最新制定的2008―2014年市場化指數（與上述1997―2009年市場化指數基期不同）對2008―2014階段重新進行檢驗，發現結果依然穩健。

（二）內生性檢驗

由于動態面板模型能夠在一定程度上緩解因遺漏變量引起的模型內生性問題，故本文使用動態面板模型，即加入被解釋變量的滯后一期，采用廣義矩陣法（GMM）對上述結果重新進行回歸，回歸結果顯示與最初計量結果無較大差別，因而該結果穩健。

六、結論和建議

本文從母國正式制度的角度出發，研究了經濟制度和法律制度對我國企業對外直接投資的影響，在此基礎上，通過進一步對全國樣本的分區檢驗，探討了我國東部、中部和西部地區對外直接投資受制度因素的影響機制，并進行了穩健性檢驗。結論顯示，市場化程度、金融支持力度和政府治理水平都會促進我國企業對外直接投資，而經濟對外開放程度和法律制度對OFDI的作用則不顯著。從地區結果來看，東部地區的經濟對外開放程度、金融支持力度和政府治理水平顯著為正，促進了企業對外直接投資；中部地區的經濟對外開放程度對企業OFDI作用最明顯；西部地區則是更高的市場化水平促進了OFDI，而法律制度對OFDI產生了阻礙作用。控制變量中，經濟發展水平對全國和東中西部地區OFDI均起到促進作用，人力資本在全國以及東部和西部地區顯著為正，吸引外資水平則顯著促進了全國和東部地區對外直接投資。

篇2

關鍵詞 ：外商直接投資(FDI)

制造業

市場結構

市場集中度

一、前　言

三十多年來，我國吸收外商直接投資(FDI)取得了優秀業績，特別是上世紀90年代以后，外資大規模流人中國。金融危機發生后，國際資本總流量大幅下降，但中國吸收的外資仍然保持了良好勢頭。2008年達到924億美元，2009年為900億美元，2010年上半年，FDI流入514億美元。截至2010年6月，外商對華投資累計設立企業70萬家，實際使用外資超過萬億美元。

FDI源源不斷地流人，對我國的經濟發展產生了多方面的重要影響，其中，對市場結構的影響一直是引人關注的領域之一。影響市場結構的因素包括市場集中度、產品差異化和進入壁壘等。其中，市場集中度是測量市場結構集中程度的指標，反映企業數目和相對規模的差異，是衡量市場結構的最重要指標。本文采用多種研究方法，深入探討FDI對我國制造業市場集中度的影響。

文章結構如下：一是文獻綜述；二是采用實證研究方法，分析影響市場集中度的因素；三是在二位、三位行業細分基礎上，統計我國的市場集中度狀況及其變化趨勢；四是對重點行業的市場集中度進行剖析；最后是結論性評述。

二、文獻綜述

關于FDI對東道國市場結構的影響，國內外學者進行了廣泛探討。Lall(1979)研究FDI對馬來西亞46個產業市場集中度的影響，認為跨國公司進入后，不斷開發新產品，提高資本密集度，導致東道國市場集中度和進入壁壘提高。Nigel Driffield(2001)以英國為例，研究FDI與東道國市場結構的關系，證實了FDI通過增加東道國產業的競爭壓力而降低其市場集中度。Artless&Roberts(2006)研究產業集中度水平及其變化的決定因素，認為所有制因素與市場集中度之間呈現U型關系，最小經濟規模是影響市場集中度的唯一因素。Mod & Peria(2007)的研究表明，FDI提高了拉美銀行業市場集中度，Barajas，Steiner&Salazar(2000)，Denizer(2000)&Demirguc-Kunt，Leaven&Levine(2004)也得出了類似結論。Filiz Elmas(2009)通過對土耳其制造業的研究，發現FDI與市場結構并不存在相關關系。

國內學者江小涓(2002)以我國汽車、移動通訊設備和洗滌用品行業為例，分析FDI的市場結構效應。認為外資進入使國內市場競爭日益激烈；加之FDI的溢出效應，使跨國公司難于保持壟斷地位，市場結構由壟斷轉變為完全競爭。吳定玉(2004)通過實證研究，認為FDI一定程度上提高了中國汽車業市場集中度和進入壁壘，但不會導致壟斷。易小佳等(2006)運用完全信息動態博弈的斯坦克爾伯格模型分析外資對我國市場結構和市場格局演變的影響，認為跨國公司與國內企業的競爭將提高市場集中度，導致市場趨于壟斷。曾慧(2008)認為FDI對市場集中度的影響因進入階段而異，FDI進入初期導致市場集中度降低，進入一階段后導致市場集中度提高。

以上成果顯示，對該領域的研究視角多樣，結論未能統一，FDI對東道國市場結構或集中度的影響得出了截然相反的結論。并且，大多數研究集中在特定行業，缺乏總體性分析，沒有對市場集中度的統計考察，也未能進行動態分析。本文采取實證的方法，建立綜合性面板模型，對外資對我國制造業市場集中度的影響進行研究；然后，在三位細分行業的基礎上，采用統計的方法，分析了我國制造業市場集中度的特征。既豐富了研究內容，又體現了研究方法的多樣性。

三、市場集中度的實證研究

(一)變量選取與模型設定

許多研究采用回歸分析法論證市場集中度水平的決定因素，將其作為被解釋變量，選取一系列影響因素作為解釋變量。Lall(1979)選取規模經濟、資本變量、市場規模、市場容量增長率、廣告投入以及外資份額等變量，作為影響東道國市場集中度的因素。Bourlakis(1987)將出口值、杠桿比率等變量加入模型，對其研究進行補充。Curry，Bruce&K，D，George(1983)將若干研究結果進行總結，認為市場容量增長率、廣告支出、資本需要量、企業規模、規模經濟等因素影響市場集中度。

根據產業組織理論，借鑒國外研究中的資本變量、杠桿比率、市場規模等變量，并將外資份額變量置換為外商直接投資流量，加入行業內企業數目變量，以此作為影響市場集中度的因素。各因素分析如下：

1.外商直接投資額(FDI)。FDI對市場集中度的影響方向不確定，可能導致其提高，也可能導致降低，亦可能不存在相關關系。

2.行業內企業數目(NUM)。在競爭性程度較高的市場上，隨著企業數量增加，每個企業的市場份額降低，市場集中度降低，因此，行業內企業數量與市場集中度負相關。

3.資本密集度(FOTA)，一定程度上反映資金進入壁壘，潛在進入者要進入市場，必須具備資金實力，這種增大的資本量就構成較高進入壁壘。資本密集度系數越大，資金進入壁壘越高，新企業難以進入，市場集中度愈高。計算方法為：固定資產與總資產的比值，預期資本密集度與市場集中度正相關。

4.杠桿比率(LEV)，即總負債與總資產的比率，杠桿比率反映規模經濟壁壘。該比率越高，表明規模經濟壁壘越高，在位企業市場份額越大，市場集中度相應較高，預期LEV變量系數為正。

5.市場規模(G)。市場規模越大，行業內有效廠商越多，預期市場規模與市場集中度負相關。采用銷售收入衡量市場規模。

根據以上分析，建立以制造業市場集中度(Y)為被解釋變量、以上各影響因素為解釋變量的面板模型：

(二)數據與方法

本文應用我國制造業169個三位細分行業2003-2007年相關數據，建立面板數據模型，研究FDI對市場集中度的影響，其中市場集中度選取前四家企業的市場份額(CR4)。

模型采用最小二乘法進行直線回歸分析，為避免異方差，采用GLS方法，研究FDI與我國制造業市場集中度的相關性，并建立市場集中度的回歸模型。

(三)模型結果

利用Eviews 6軟件，使用GLS對制造業市場集中度與各影響因素進行估計，通過Hausman檢驗，得到結論是建立個體固定效應模型，首先將所有變量納入模型進行回歸，結果如

下：

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

t=16.45072-0.639839-1.736211

1.3169683.665195-4.478666

p=O.0000 0.5225 0.0830 0.1883 0.0003 0.0000

R2=0.988579

F=335.7249D.W.=1.816135

模型的可決系數R2=0.988579，擬合較好。當顯著水平為0.05時，F值為335.7249，大于臨界值，總體顯著性較好。DW值為1.816135，不存在自相關。檢驗各變量的顯著性，當顯著水平為0.05時，常數項和解釋變量LEV、G均通過顯著性檢驗；但FDI、NUM和FOTA不能通過顯著性檢驗，說明其對市場集中度的影響不顯著。將NUM和FOTA去掉后，再次回歸，結果如下：

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

t=17.79673-0.5770663.583879－5.716944

p=0.0000 0.5641 0.00040.0000

R2=0.986766　F=293.4488.D.W.=1.815457

模型的可決系數R2=0.986766，擬合較好。當顯著水平為0.05時，F值為293.4488，大于臨界值，總體顯著性較好。DW值為1.815457，不存在自相關。檢驗各變量的顯著性，當顯著水平為0.05時，常數項和解釋變量LEV、G均通過顯著性檢驗；但FDI卻不能通過顯著性檢驗，說明其對市場集中度的影響不顯著。

杠桿比率(LEV)變量與市場

集中度正相關，其系數為5.104689，表明杠桿比率提高一個單位，市場集中度將提高5.104689個單位，該結論證實了理論分析結果。

市場規模(G)，其系數為2.17E-09，說明市場規模每擴大1單位，市場集中度即降低2，17E-09單位。理論上講，市場規模越大，即意味著該行業銷售收入越高，行業內有效廠商越多，每一廠商市場份額相應降低，市場集中度隨之降低。該結論符合理論預期。

四、市場集中度的動態統計分析

衡量市場集中度主要有兩種方法：絕對集中度和相對集中度。絕對集中度是最基本的指標，反映產業內大企業的市場份額，通常以銷售額或資產總值為衡量標準。相對集中度反映產業內所有企業的規模分布，赫芬達爾一赫希曼指數(HHI)應用最為廣泛。各類集中度衡量標準如表1、表2所示。

該部分采用統計的研究方法，對我國制造業市場集中度進行動態分析。

(一)制造業兩位細分行業市場集中度

依據2003-2008年數據，我國制造業兩位細分行業市場集中度仍處于較低水平。30個兩位細分行業的CR4均低于30％，按照貝恩市場結構分類，屬于原子型，其中，CR4低于10％的有22個行業。2003-2008年，7個行業的集中度趨于上升；23個行業的集中度呈現下降趨勢，下降行業占76.7％(表3)。

對于CR8，29個行業的市場集中度低于40％，按照貝恩的市場結構分類，屬于原子型，其中，18個行業的CR8低于10％；只有C16介于40―45％，屬于低集中寡占型市場結構。2003-2008年，6個行業的市場集中度呈現上升趨勢；其余均下降。集中度降低的行業占80％(表4)。

基于相對集中度分析，我國制造業的HHI值也較低。30個行業的HHI指數均低于500，屬于競爭II型市場結構。其中，HHI指數值在50以下的行業有22個；4個行業的HHI值介于10和100之間；C25、C28和C43的HHI指數值介于100-150之間；只有C16的HHI值在400-500。2003-2008年。30個行業中，5個行業的市場集中度趨于上升；其余25個行業均降低，集中度降低的行業占83.3％(表5)。

概括起來，我國制造業市場集中度呈現上升趨勢的行業有：煙草制品業(C16)，紡織業(C17)，紡織、服裝、鞋、帽制造業(C18)，有色金屬冶煉及壓延加工業(c33)，通信設備、計算機及其他電子設備制造業(C40)，工藝品及其他制造業(c42)。

(二)三位行業細分市場集中度

依據2003-2008年制造業三位細分行業數據分析，我國制造業市場集中度依然較低。在169個子行業中，151個行業的CR4低于30％，屬于原子型市場結構，其中，65個行業的CR4低于10％；卷煙(C162)，竹、藤家具(C212)，再生橡膠(C294)，橡膠靴鞋(C296)，烘爐、熔爐及電爐(C356)，航空航天器(C376)，其他電氣機械及器材(C399)等7個行業介于30-35％之間，屬于低集中寡占型；介于35-50％之間的有5個行業，分別是：其他煙草制品加工(C169)，紙漿(C221)，貴金屬冶煉(C332)，農、林、牧、漁專用機械(C367)，通信設備(C401)，屬于中(下)集中寡占型；煙葉復烤(C161)、交通器材及其他交通運輸設備(C379)、雷達及配套設備(C402)、其他儀器儀表制造及修理(C419)4個行業介于50-65％之間，屬于中(上)集中寡占型。動態剖析，只有34個行業市場集中度趨于上升，其余均呈現下降趨勢，市場集中度下降行業占79.9％。

基于CR8，有151個子行業的CR8低于40％，屬于原子型市場結構，其中，CR8在10％以下的包括32個行業；C294、C367、C376、煤制品制造(C423)等4個行業介于40-45％之間，屬于低集中寡占型；12個介于45-75％之間，屬于中(下)集中寡占型，最高的是C169。動態剖析，只有28個行業表現出上升趨勢，其余行業市場集中度均降低，集中度降低行業占83.4％。

對于HHI指數，160個行業的HHI指數低于500，屬于競爭Ⅱ型，其中，HHI指數低于100的就有94個行業，占55.62％；C169、C296的HHI值介于500-1000之間，屬于競爭I型；C221、C402介于1000-1400之間，屬于低寡占Ⅱ型；C161、C379介于1400-1800之間，屬于低寡占Ⅰ型；只有C419介于1800-~3000之間，屬于高寡占Ⅱ型。動態分析，只有32個行業市場集中度呈現上升趨勢，其余均下降。

五、重點行業的市場集中度

醫藥制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、交通運輸設備制造業是我國吸收外資的重要行業，本部分選取絕對集中度CR4指標，對其市場集

中度分析。

(一)醫藥制造業市場集中度

在醫藥制造業三位細分行業中，根據貝恩市場結構分類，化學藥品原藥制造(C271)由低集中寡占型演變為原子型。化學藥品制劑(C272)，中藥飲片加工(C273)，中成藥(C274)，獸用藥品(C275)，生物、生化制品(C276)，衛生材料及醫藥用品(C277)等行業一直處于原子型。動態分析，C271下降較快，C272變動平緩，C273、C276、C277振蕩下降，C275、C275平緩下降(圖1)。

(二)通用設備制造業市場集中度

通用設備制造業中，鍋爐及原動機(C351)，金屬加工機械(C352)，泵、閥門、壓縮機及類似機械(C354)，軸承、齒輪、傳動和驅動部件(C355)，風機、衡器、包裝設備等通用設備(C357)，通用零部件及機械修理(C358)，金屬鑄、鍛加工(C359)都是原子型，起重運輸設備(C353)由低集中寡占型變為原子型。烘爐、熔爐及電爐(C356)由原子型變為低集中寡占型，后又進入原子型。C355、C357-C359的CR4基本低于10％，平緩下降；C353趨于下降；C356下降明顯(圖2)。

(三)專用設備制造業市場集中度

專用設備制造業9個細分行業中，只有農、林、牧、漁專用機械制造(C367)為低集中寡占型，其余行業均為原子型市場結構。C367行業集中度先升后降，波幅較大；電子和電工機械專用設備制造(C366)平緩下降；醫療儀器設備及器械制造(C368)下降幅度較大；其余行業平緩下降，但下降幅度不大(圖3)。

(四)交通運輸設備制造業市場集中度

交通運輸設備制造業7個子行業中，交通器材及其他交通運輸設備制造(C379)由中上集中寡占型變為中下集中寡占型；航空航天器制造(C376)由中下集中寡占型變為低集中寡占型；其余行業均為原子型。動態分析，鐵路運輸設備制造(C371)、摩托車制造(C373)、自行車制造(C374)波動不大；汽車制造(C372)、船舶及浮動裝置制造(C375)平穩下降；C376振蕩下降，幅度也較大；C379下降明顯，由65.28％降為39.2％(圖4)。

六、結論及需要進一步研究的問題

大量的FDI對我國經濟的各個層面產生了重要影響，產業依附、行業壟斷、國家經濟安全受到威脅等成為廣泛關注的問題，其核心是外資是否控制了我國的產業，市場集中度從一定程度上表明了FDI對我國制造業的影響力和控制力。研究結果證明，FDI沒有對我國的制造業市場集中度產生影響，各細分行業的市場集中度處于較低水平，并且呈現日益下降的態勢。

關于本文的研究結論，還有許多需要進一步研究的問題：

第一，市場集中度與市場結構。市場集中度是衡量市場結構的重要指標，但并非等同。因為影響市場結構的還有產品差異化、進入壁壘等因素。由于公司之間差異較大，且具有隱蔽性，所以難以對差異化和壁壘深入研究。事實上，目前許多跨國公司采取知識產權保護、技術封鎖、商業賄賂、上下游關聯企業控制等手段，在華構筑了層層市場壁壘。表面上完全競爭的市場，背后隱含了種種不公平的競爭。

第二，大國經濟與小國經濟。本文判斷市場競爭性的唯一依據是相對集中度和絕對集中度指數。該指數的計算與國家的經濟規模密切相關。像中國這樣經濟總量龐大的國家，任何一個細分行業都存在成千上萬的企業，任何一個企業要想謀取較大的市場份額都十分困難。CRn和HHI指數所決定的市場結構類型，未能將大國和小國經濟加以區別。因此，根據CRn和HHI指數所判定的我國市場結構類型容易造成低估。

第三，FDI的不均衡性。長期以來，我國吸收的FDI存在顯著的不平衡性，特別是行業和地區不均衡。表面上，我國FDI的2／3流入了制造業，約1／3進入服務業。事實上，服務業中房地產占60％，商務服務和零售批發占30％；制造業中，通信設備、計算機及其他電子設備制造業占FDI總量的10％以上。雖然FDI對我國的整體市場沒有構成壟斷，但部分行業被外資牢牢控制，例如IT產業，外資占據了國內市場的65％，壟斷了出口市場的93％。在個別產品上，外資企業的控制力更為明顯，例如上海強生與羅氏制藥一起壟斷了目前中國血糖儀60％到70％的市場。所以，鑒于FDI的行業不均衡性，需要仔細分析個別行業、個別產品的市場集中度，當然，外資企業并非是利益共同體，彼此之間的市場競爭也是十分激烈的。

篇3

關鍵詞：中國對外直接投資；動因類型；實證分析

中圖分類號：F830.59

文獻標識碼：A　文章編號：1002-0594(2009)07-0004-07　收稿日期：2009-02-17

對外貿易和國際投資是一國參與經濟全球化的重要方式。但長期以來，無論是同中國龐大的經濟體還是與引進的外商直接投資相比，中國的對外直接投資都處于極不相稱的狀況。而且“走出去”的質量也不高。只是近年來尤其是“走出去”戰略實施以后，中國的對外投資才開始出現迅速增長。

有關中國對外直接投資方面的研究不少，但是研究方法和選擇變量的不同得出了不同甚至相反的結論。本文力圖結合中國對外直接投資的詳細情況，在檢視現有文獻的基礎上進一步研究中國企業“走出去”的主要動因類型，并指出與現有研究的不同。

一、文獻簡述

(一)對外直接投資的貿易效應

對外直接投資(OFDI)理論與實證研究的一個主要方向是探討對外直接投資與國際貿易之間的關系。從理論上看，對外直接投資可能減少貿易(替代)，也可能增加貿易(互補)。

Mundell(1957)根據H-O-S定理提出替代模型，認為如果兩國的生產函數相同，則國際貿易和國際直接投資之間是完全替代的；Belderbos等(1998)研究了日本在歐洲直接投資的影響因素，其結論也支持對外直接投資和出口的替代效應：Helpman等(2004)用38個國家、52個產業的數據分析了出口和對外直接投資之間的關系，也發現了兩者的替代關系。Lipsey等(1981)使用美國14個產業的截面數據發現，對外直接投資存在積極的出口效應，如果東道國為發展中國家，那么互補效應更為突出；Agarwal等人(1994)發現德國和日本1989-1992年的對外直接投資與出口及進口正相關。Pfaffermayr(1996)使用格蘭杰因果檢驗分析了奧地利的對外直接投資和出口，發現這些變量之間存在互補和雙向的因果關系；Blomstrom等(1998)使用美國和瑞典1978～1982年的數據做了類似的研究，發現用出口變化代替出口水平時，投資與貿易互補的效應更加明顯。

值得注意的是，Eaton等(1996)使用美國和日本1985-1990年的數據，發現日本對外直接投資與未來的出口相關關系更大，而美國的對外直接投資與過去的出口相互關系更大，并且推測這種現象的原因在于日本的對外直接投資是成本導向型的。而美國的是市場導向型的。

關于中國對外直接投資的貿易效應，蔡銳等(2004)的研究表明，中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但是作用不大，與出口的關系則不顯著；中國對發展中國家的累計直接投資(即存量)對進口沒有顯著影響，而對出口有一定影響。張如慶(2005)基于協整分析的研究認為。進出口是對外直接投資變化的原因，而對外直接投資不是進出口變化的原因，對貿易的替代或促進作用不明顯。項本武(2005)基于引力模型研究的主要結論是中國對外直接投資促進了對東道國的出口，但對從東道國的進口卻具有替代效應。陳石清(2006)采用國際比較的方法，指出中國對外直接投資對出口貿易的影響不顯著，二者之間不存在顯著的因果關系、且兩者之間也不存在長期穩定關系。

不難發現，關于中國對外直接投資與對外貿易關系的研究結論并不一致，大多認為中國對外直接投資的貿易效應不顯著。因此，有必要深入探討中國的對外直接投資的真實動因。

(二)對外直接投資的動因

不同企業在不同的跨國經營階段，其投資動因是不同的。鄧寧(1993)將其劃分為資源導向、市場導向、效率導向和戰略資產導向四種類型，并認為前兩種類型是企業初始對外直接投資的主要動因，后兩種類型則是企業追加對外直接投資的主要動因，其目的在于促進企業區域或全球戰略的一體化。

王元龍(1996)將企業對外直接投資動因細分為追求高額利潤、資源導向、市場導向、效率導向、分散風險、技術導向、追求優惠政策、環境污染轉移和全球戰略等九個類型。王躍生(2007)認為，中國企業對外投資的基礎尚不明確，而對外直接投資動因可以分為：(1)尋找低成本型，實際上遵從的是相對優勢理論，但是這種類型的投資比重很小；(2)擴大市場型，是以繞開市場壁壘為目的的投資，但其結果不確定，因為出口優勢未必轉化成投資優勢；(3)尋求資源型，此類投資較少考慮直接經濟效益大小，是一種不具有普遍意義的對外投資行為；(4)利益驅動型，最符合一般意義上的跨國投資原理，是為了獲得利潤以及其他綜合投資收益，關鍵因素是企業在海外經營的競爭力及壟斷優勢，但從目前情況看，許多這類投資效果都不佳。邱立成等(2008)研究了中國的對外直接投資和若干宏觀經濟變量之間的關系，國內的資源消費、制造業工資水平與對外直接投資呈正相關關系，而出口與對外直接投資的關系則是相互替代的，即他們認為中國對外直接投資是以資源導向、成本導向和市場導向型為主的。

二、中國對外直接投資現狀與特征分析

《2007年中國對外直接投資公報》顯示，從流向上看，中國對外直接投資流向批發和零售業的為66億美元，占24.9％；商務服務業為56.1億美元，占21.2％；交通運輸倉儲業為40.7億美元，占15.4％；流入采礦業40.6億美元，占15.3％：制造業為21.3億美元，占8％，其中金屬冶煉及壓延加工業占的比例比較高；金融業為16.7億美元，占6.3％。這6個行業流向已經占去了我國對外直接投資的91.1％。

從長期看，截至2007年末，中國對外直接投資存量已經達到1179.1億美元，商務服務業、批發零售業、金融業和采礦業、交通運輸／倉儲和郵政業、制造業一共占去了總存量的88.3％。其中，商務服務業占25.9％；批發和零售業占17.2％；金融業占14.2％；采礦業占12.7％；交通運輸、倉儲郵政業占10.2％；制造業占8.1％。

對比王躍生總結的動因類型和投資公報上所顯示數據，可以對中國對外直接投資呈現的一些特點作進一步分析，我們將根據這些特點建立本文的實證模型。

其一，無論從當期流量還是存量的角度，中國對外直接投資流向制造業的資金僅僅占了很小部分(8％)，也就是說我們可以認為市場導向或尋求低成本型的對外投資所占比例很小。這一部分投資應是建立在成本和競爭力優勢基礎上的，因此我們推測，國內工業制成品的RCA指數對OFDI的影響可能

是顯著的。

其二，采礦業的對外直接投資在總存量中比例較大且流出速度在加快，從近幾年中國的幾大石油公司及其它礦業公司在國際上的一些大的收購案也可以看出這一點。對采礦業的投資具有明顯的資源導向型的特點，反映在宏觀經濟變量上就是中國每年的資源類產品的需求水平。

其三，商業服務業在對外投資的總存量中占去了43.1％，比例相當大，而且還有加快的趨勢。此類投資是為出(進)口貿易服務，對于促進中國的出口作用會非常大，因此可以認為中國對外直接投資的貿易效應會比較顯著，至少對出口是這樣；反過來，出口的發展會是對外直接投資的重要動因。

其四，匯率變動直接影響投資和收益的價值量，中國的對外直接投資主要是以美元為單位來計量的，美元兌換人民幣的匯率水平對中國的對外直接投資也會產生一定的影響，因為這會直接反映在投資的成本當中。

其五，一個國家經濟發展水平越高，對外的直接投資額也會越多，所以GDP對對外直接投資應該會有正的影響。但投資的最終目的是為了獲得利潤以及其他綜合投資收益，而能否實現目標，關鍵看企業是否具有在海外的競爭力及壟斷優勢。考慮到中國這類投資大都效果不佳，其優勢尋求與國內補償的效果也不明確，故GDP對對外直接投資的影響也未必明確。

其六，中國的對外直接投資是否在規避貿易壁壘方面有所體現以及是否與中國的經濟制度有聯系，尚不能直接看出來，但在下面的實證中將進行檢驗分析。

以上的分析顯示，中國對外直接投資有兩種類型是特別明顯的，就是“貿易促進型”和“資源導向型”：而“擴大市場(繞過貿易壁壘)型”和“綜合利益驅動型”的投資不能直接體現；“尋求低成本型”的對外投資占的比例很小，不應該是主要動因。

三、實證分析

(一)相關變量數據的選取

對于中國對外直接投資的動因實證方面，我們選擇的經濟變量有：對外直接投資的流量(OFDI)、年平均匯率(exch)、中國的年出口總額(expo)、能源年需求總量(energy)、國內生產總值(GDP)和出口制成品顯性比較優勢(RCA)指數。

中國對外直接投資開始較晚，根據數據可獲得性將樣本設定在1982～2007年間。其中，OFDI的數據來自于聯合國貿發會議(UNCTAD)網站，exch、expo和GDP的數據來自于歷年的《中國統計年鑒》；energy的數據是從中經網經濟統計數據庫獲取；RCA值是根據WTO網站相關數據整理計算得出。

此外，本文還要驗證中國對外直接投資是否存在規避貿易壁壘的傾向以及是否受到經濟制度方面的因素影響，故又增加了以下經濟變量：中國每年所遭遇的反傾銷次數(antid)，數據來源于WTO網站；經濟自由度指數(EFW)，數據來自于The FraserInstitute。由于數據統計的缺乏，這兩個指標只有1995～2007年間的數據可用。

(二)實證模型一：exch、expo、energy、GDP和RCA對對外直接投資的影響

1　單位根檢驗。為便于分析，在檢驗的過程中對原序列取對數。不會改變原序列的性質和相互關系。

Inofdi、Inexpo、Inexch、Inenergy、lnGDP和RCA在10％的顯著性水平下都接受非平穩性(即存在單位根)的假設，而一階差分后的變量在l％的顯著性水平上[只有d(InGDP)在5％顯著水平上]都拒絕了存在單位根的假設，表明這6個變量是一階差分平穩的，即一階單整，因此可以進一步檢驗它們之間的協整關系。

2　協整檢驗。根據協整理論，如果幾個序列滿足單整階數相同且它們之間存在協整關系的話，那么這幾個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系。并可有效避免偽回歸問題。本文采用Johansen(1988)協整檢驗方法，根據AIC和SC法則，選擇的滯后階數為1。

在5％的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是最大特征根檢驗得出的結果都表明，上述幾個時間序列之間存在4個協整關系，即Inofdi與Inenergy、Inexpo、Inexch、lnGDP和RCA之間存在著長期穩定的關系。取其中的一組標準化的協整系數，可以設定協整方程為：

方程(1)中，Inenergy、Inexpo和Inexch的系數符號同我們前面討論時預測的結果是一致的，而且它們都是顯著的；InGDP和InRCA對Inofdi的影響為正且顯著：同時也可以看出中國能源需求和出口對中國對外直接投資的影響最大，這和我們分析投資公報數據時的觀點也是一致的，即中國對外直接投資的主要動因類型是“促進貿易型”和“資源獲取型”。

3　誤差修正模型(ECM)。協整方程反映的是變量間的長期穩定均衡關系，如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，則必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可知，變量間存在協整關系，則存在描述受出口等因素影響的對外直接投資由短期偏離向長期均衡調整的誤差修正模型。考慮到被解釋變量的短期波動除了受誤差修正項的影響外，還受到解釋變量短期波動以及各變量滯后變化的影響，所以模型中增加了一些滯后項。

其中ecm為誤差修正項，a1為調整系數，a2等分別是各變量滯后變化的影響系數，c1為白噪聲擾動項。若a1顯著不為零，則說明存在短期偏差調整機制，各變量之間的長期均衡關系對對外投資的短期變化有顯著影響。

方程顯示，在10％的顯著性水平上，只有ecm和hlnexpo的系數是顯著的。ecm的系數為負說明當變量之間長期穩定的關系出現短期偏離時，會自動趨向長期均衡調整的過程。

4　Granger因果關系檢驗。上面的協整分析以及誤差修正已表明變量之間存在較高的依存度，但一個變量的滯后期是否對其它變量有影響，仍需再進一步做Granger因果關系檢驗。由于檢驗結果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的不同可能會得到不一致的結果，所以在檢驗的過程中我們選取多個不同的滯后期，若檢驗的結果一致，則得出的結論較為可信。本文在檢驗的過程中選取了3個滯后期。

中國對外直接投資變動不是出口、能源需求、匯率以及GDP變化的Granger原因：匯率變動、GDP和中國制造業出口的顯示性比較優勢變動也不是中國對外直接投資變化的Granger原因；而中國的出口額、能源需求水平的變動卻是中國對外直接投資變化的Granger原因；此外，中國OFDI的變化也是制造業RCA變化的Granger原因。

(三)實證模型二：中國經濟制度和遭到的貿易壁壘對中國對外直接投資影響

為了尋找中國對外直接投資的其它影響因素，進一步考慮中國的經濟制度和對外貿易中遭遇的貿易壁壘對中國對外直接投資的影響。

首先，關于貿易壁壘與對外直接投資。現有的理

論分析認為，貿易壁壘的存在和增加使得本來出口的企業為躲避關稅、非關稅壁壘而進行對外直接投資。雖然，中國加入WTO后，出口遭遇的關稅壁壘下降了，但是諸如技術貿易壁壘、反傾銷等非關稅壁壘發揮了很大的作用。所以中國對外直接投資的一種可能動因是：企業為了規避非關稅貿易壁壘帶來的影響而選擇到目標市場國或相鄰地區進行投資生產。

對中國發起反傾銷最多的國家和地區有美國、印度和歐盟等。從中國投資公報體現的數據可以知道，2007年中國對外投資流向的前24位國家(地區)中有3個屬于前述地區的國家，分別是英國(第5)、德國(第13)和美國(第16)，總額也只有10億美元(相當于流向香港地區1／13)，占的比重很小。從存量上分析，對外投資流向的前20位的國家和地區中，對我國反傾銷最多的地區也只有36億美元，僅相當于流向香港的對外直接投資的1／20；而且，這些投資的行業分布較分散，金融等服務類行業占了不小的比例，制造業的份額較小。中國對外投資存量中，流向歐洲的投資中制造業只有22.5％(2007年的流量中更是僅占6.5％)；而流向美國的制造業投資從2007年的流量上看相對比例大一點，占到53.3％，但是存量上就只有24.5％。這其中，流向制造業的投資也有相當的部分是為了獲取先進技術，真正為了規避貿易壁壘的并不多。由此判斷，中國對外直接投資與企業遭遇的貿易壁壘關系不大。

其次，關于制度質量與對外直接投資。新制度經濟學認為制度安排支配著公眾及私人的行為，從而影響資源配置的效率，導致經濟績效的差異。大量文獻證明，制度質量較高的國家中私人投資率和資本產出更高，因為制度是資本市場運行的基礎，穩定的制度框架是投資所需要的。我們采用反映制度質量標準的經濟自由指數(EFW)來分析其對中國對外直接投資的影響。

目前中國對外直接投資的主體是國企，不少大型國企對外投資目的是為了獲取戰略資源，較少考慮經濟效益，由于有國家的支持，即使相當時間內在經濟上無利可圖仍然會進行投資，這和經濟自由度提升所要求的是不一致的，因此中國經濟自由度可能對對外直接投資的影響不明顯。

這里我們分別選取中國近年來每年所遭受到的反傾銷次數(antid)和中國的經濟自由度(EFW)作為中國企業在出口中遇到的貿易壁壘和中國的經濟制度的變量，中國的對外直接投資仍然使用對數形式。

同實證模型一相似，我們也檢驗了antid和EFW的序列穩定性，結果為這兩個變量也是差分穩定的，回歸方程中采用差分形式，以d(*)表示相應變量的一階差分。

由回歸方程3可知，d(antid)和d(EFW)的系數都不顯著，而且它們的聯合F檢驗也不顯著，可以認為，antid和EFW的變化不能引起lnofdi的變化。雖然數據不夠充足，但我們也能從某方面來印證上述的推測，中國對外直接投資并不是以繞開貿易壁壘為目的的，中國的經濟自由度對擴大中國對外直接投資也沒有起到明顯的作用。

四、結論分析與建議

本文的分析結果表明：

第一，能源的需求上升對中國對外直接投資影響顯著，驗證了中國對外直接投資有資源導向型的特點，能源需求成為中國對外直接投資的重要原因。中國經濟的發展對資源的需求越來越大，大量依靠進口。而要想獲得穩定的資源進口源，中國有必要在資源豐富的國家和地區進行投資。

第二，出口增加與對外直接投資的增長關系顯著為正，這和很多文獻得出“中國對外直接投資與出口是替代型”的結論不同。前面的分析中也提到，中國對外直接投資中商業服務業占去了43.1％，而且還有速度加快的趨勢。在當前形勢下，中國的出口額越大，對這類對外投資的需求也就越大。

第三，出口、能源需求、人民幣匯率、GDP、制造業RCA和中國對外直接投資額之間存在著長期穩定的關系，即使短期內有所偏離但是長期來看還是會恢復到均衡狀態。相對而言，匯率對于中國對外直接投資的影響小一些，而能源需求和出口對中國對外直接投資的影響最大。

第四，Granger因果關系檢驗揭示。中國的出口額、能源需求水平的變動是中國對外直接投資變化的Granger原因。也就是說，出口額、能源需求水平不僅同期變動而且滯后變動對中國對外投資的變化都會造成影響。

第五，從綜合利益來考慮，中國GDP增長對對外直接投資的影響是顯著為正的，這類投資最符合一般意義上的跨國投資原理。雖然目前這類投資的效果都不佳，甚至虧損嚴重，但追求投資收益是各國對外直接投資的基本因素，中國此類直接投資將會繼續增加。

第六。中國經濟自由度和出口遇到的貿易壁壘對對外直接投資都沒有明顯的影響，這和中國的對外直接投資處于起步階段、總體水平不高是有關系的，國內的企業真正做到跨國生產和銷售的還很少。

針對中國對外投資的現狀并依據上述結論，我們提出以下建議：

其一，要想提高中國企業的國際競爭力，就需要大力發展對發達國家的直接投資，這不僅是要利用其大市場規模經濟的區位優勢，更重要的是可以獲取先進技術和繞開貿易壁壘，真正使我們的企業成為跨國公司。

其二，以資源獲取為目的的對外投資繼續擴大，需要慎重和妥善處理與當地的關系，尤其是發展中國家，不能是掠奪式的開采資源，更重要的是互利共贏。中國投資的主要資源區域集中在中東、俄羅斯、東南亞等地，但是這些區域的很多采油行業都被一些發達國家的大能源集團巨頭掌控，在選擇直接投資和與它們進行合作的同時，一定要周全考慮對這些巨頭的一些下屬分公司實施的并購和股權收購。

其三，政策制定部門不能在制定了“走出去”的促進措施后就覺得萬事大吉，要跟蹤關注“走出去”的效果如何，從而及時地調整相關政策。目前從“走出去”的現狀來看效果并不佳，以繞過貿易壁壘和實現跨國生產與銷售為目的的對外投資所占比重很小，貿易類投資占的比例過大。

其四。對于國有企業的跨國并購和跨國生產行為一定要嚴格監控，要嚴防某些國企以實現個人利益為目的的對外投資。《中國對外投資公報》顯示，2007年末對外直接的投資存量中，國有企業占的比例為71％，是絕對的主力軍。國企改革的目標之一是要實現國有資產的保值增值，大量的國企資金流向海外的行為就必須要處于有關當局的監控之下，并將進展情況公布于眾。國有企業對外投資的“大無畏”和民營企業“走出去”的謹小慎微形成的強烈對比，也應該能為我們提出這樣的警示。

參考文獻：

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鄧寧1993，重估外國直接投資的利益[J]國際貿易問題(10)，邱立成，王風麗2008，我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實證研究[J]國際貿易問題(6).

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項本武，2005中國對外直接投資的貿易效應[J]統計與決策(12).

篇4

【關鍵詞】對外直接投資 風險類型 風險原因 風險對策

一、中國企業對外直接投資的現狀分析

二十世紀末以來，我國主動參與國際經濟活動，鼓勵對外直接投資。近年，國企對外直接投資的規模變大，投資領域變寬。中國對外直接投資凈額及外來直接投資金額有所增長。

（一）中國企業對外直接投資的主體

中國對外直接投資主體主要特點是：

1.多元化是中國對外直接投資者的格局。國企占境內投資者的比重下降，國企境內投資者數量也有所下降。

2.投資主體行業分布中，制造業占投資主體數大部分，批發零售業為其次，其余是商務服務業、建筑業、農林牧漁業等。

（二）中國企業對外直接投資的形式

中國對外直接投資方式有以現匯出資、以國外貸款出資、以國內實物出資、以國內專利技術出資等方式。與東道國或第三國舉辦的合資與合作企業占中國對外投資企業所有權結構中絕大部分。中企對外直接投資方式有收購、跨國兼并、參股及股權置換。

二、中國企業對外直接投資風險成因分析

隨著我國企業對外直接投資活動的發展，對外投資給我國企業面臨更大的投資風險主要有：

（一）政治風險和成因

資本主義國家是我國企業對外直接投資的主要東道國。因政治制度不同，我國經濟發展迅速，許多國家覺得受到威脅，限制中國經濟發展。政治風險一般是因東道國政局的變動與戰爭、東道國制裁與保護主義政策及東道國國有化風險。

（二）外匯風險和成因

外匯風險是指因匯率變動使企業常面臨海外投資資金的流動、成本和收益的不確定性。其成因一是世界主要發達國家實行浮動匯率制，各國國際投資行為介入。二是東道國金融穩定性不高，貨幣易貶值。三是我國企業在對外投資從事匯兌時，對全球的金融形式與發展分析與評估不足，使我國匯兌損失。

（三）管理風險和成因

管理風險是指因企業對外直接投資時，其管理環節的不確定性使企業的投資收益有風險。我國對外直接投資時，管理風險成因有：一是我國企業保持穩定。市場競爭日益激烈，要適應和生存必須變革和創新。二是東道國的會計制度與我國有差別。中國境外投資企業財務披露與信息公開存在不足，易使融資或股東利益分配有困難。三是因跨國企業人力資源主體的構成多元化。西方實行獨立決斷和個人負責，中國國企實行集體決策。四是因中國企業對外直接投資時，常不注意各國家間文化差異。不利于國內母公司和海外公司相互溝通協調，不能及時對變化作出調整。

（四）經營風險和成因

經營風險是指因為企業在生產經營中因決策上的失誤而造成經濟損失的可能。經營風險成因是國際市場環境變化的影響和企業內部在投資過程中控制、決策、模式選擇等經營策略的運用不得到而帶來的影響。

（五）技術風險和成因

中國海外投資企業的技術水平與發達國家企業的差距不小，主要因為：中國許多企業在海外投資活動中，面臨的行業或特定技術的標準都與東道國會有較大差別。且發達國家與發展中國家相比對知識產權的保護較完善。因知識產權保護意識落后，不能有效監控可能會損失，技術本身的特性也會給企業帶來風險。

（六）法律風險和成因

因為世界各國的政治制度等不同，發展戰略和技術政策不同，對待外資的立法也不同。法律風險是指因法制原因給投資者造成損失的風險。主要原因是中國對外直接投資政策體系和法律制度有缺陷，中國海外投資企業無序、盲目的競爭，使虧損較大，大量資金流出。且因法律的沖突與差異，我國企業不能認清自己的經濟行為觸犯了東道國的有關法律規定與否，使潛在的投資風險增加。

三、中國對外直接投資風險管理策略

（一）境外投資風險的宏觀管理策略

1.制定和完善對外直接投資的國家干預戰略。保證對外直接投資戰略實施地長期穩定。降低投資的宏觀風險。

2.建立統一的對外直接投資管理機構，實行有效的管理方法防范管理風險。為從事對外直接投資行政管理事務必須建立統一的管理機構，可建一個具有政府和私人兩種身份的機構。作為政府機構，按照政府政策制定方針，運作政府提供的保險儲備金。作為法人，以自己的名義、控訴，出面解決糾紛，這樣可更好的向東道國索賠。

3.健全和完善鼓勵性的海外投資傾斜政策。中國企業必須了解東道國各方面信息，選擇正確的投資區域和投資項目，合理確定投資規模才能防范經營風險。同時中國要培訓有關技術人員、幫助進行技術研究和開發，提高海外投資企業的技術水平，降低技術風險和經營風險。

4.健全對外直接投資的法律體系。制定一部有中國特色且與國際接軌的法律，使我國的對外投資有法可依。

（二）中國境外企業風險管理對策

1.投資前期的預防措施。一要認真選擇東道國，明確發展戰略和市場定位，做好風險評估。二是企業內部風險防范。三要建立對外直接投資的全面風險管理體系。四是采用有效的靈活性投資方式，使投資經營活動的適應性與競爭力更強。

2.企業經營過程中的避險措施。一要實施經營戰略的多角化。這樣可降低風險且有利于創造我國國際品牌。雖會增加成本，但能較好的防范非系統性風險。二是舉債于當地。從東道國籌措資金用于周轉、應急、再投資等可規避風險，可減少損失，降低外匯風險。三要控制關鍵技術，掌握市場信息，預測市場變化。這樣可使我國對外投資企業及時掌握信息，避開市場風險，爭取收益。四要全面提高對外投資主體的綜合素質和競爭能力。

3.采用以下措施可以盡可能的減少企業在投資運用中可能出現的風險。一是要選擇適當的幣種。盡量選擇“硬幣”或“軟幣”（“硬幣”是匯率呈上升趨勢的，“軟幣”是拋出匯率呈下降趨勢的）；不能準確判斷匯率波動時，選擇多種貨幣，分散匯率波動的風險，減小損失。二是要擴展貨幣來源。我國企業應籌措多種不同的貨幣，避免因一種貨幣的匯率波動便導致我國企業資金、財政狀況受到影響。三是搞清企業的投資情況和環境，正確的劃分投資資金以及企業留用資金。合理配置資金資源，保證資金的順利流通使經營管理更好地進行，實現預期的財務成果。

參考文獻

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[2]涂玉龍，吳斌.淺析中國企業對外直接投資風險管理問題[J].致富時代（下半月），2011，（6）:142.

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關鍵詞：對外投資 區位選擇 現狀及建議

1 我國對外直接投資區位選擇現狀

根據近年來我國對外直接投資及區位選擇現狀，下面我們將先從我國對外直接投資的規模進行總體的統計描述，然后再具體到地區分布方面。

截至2011年底，對外直接投資凈額（流量）實現了自數據以來連續十年的增長，達到746.5億美元，同比增長8.5%，再創年度投資流量的歷史新高。對外直接投資累計投資存量更是突破4000億美元，達到4247.8億美元。投資遍布全球七成國家地區，我國13500多家境內投資者在國（境）外設立對外直接投資企業（以下簡稱境外企業） 1.8萬家，分布在全球177個國家（地區）。2011年末，我國對外直接投資前20位的國家（地區）存量累計達到3856.09億美元，占我國對外直接投資存量的90.8%，國家聚集度較高。

根據商務部歷年投資統計公報顯示，我國對外直接投資項目的區位分布呈現相對集中的特點。我們不難發現這種相對集中的表現形式，正是反映了我國企業進行區位選擇是具有共同的行為特征。

根據2012年統計年鑒，我國對外投資最多的是亞洲地區，投資流量為454.9億美元，占當年投資流量的60.9%。截止2011年底，對亞洲的累計投資存量為3034.3億美元，占我國對外直接投資總存量的71.4%。主要分布在我國香港、新加坡、印度尼西亞、我國澳門、韓國、泰國、越南、日本等國家和地區。

對拉丁美洲投資流量為119.3億美元，占投資總流量的16%。累計投資存量為551.72億美元，占我國對外直接投資總存量的13%。主要分布于英屬維爾京群島、開曼群島、墨西哥、巴哈馬等國家和地區。

對歐洲投資流量為82.5億美元，占投資總流量的11%。累計投資存量為244.5億美元，占我國對外直接投資總存量的5.76%。主要分布于法國、英國、俄羅斯、德國等國家。

對非洲投資流量為31.7億美元，占投資總流量的4.3%。累計投資存量為162.4億美元，占我國對外直接投資存量的3.82%。主要分布于蘇丹、尼日利亞、阿爾及利亞、馬達加斯加、幾內亞等國家。

對北美洲投資流量為24.8億美元，占投資總流量的3.3%。累計投資存量為134.7億美元，占我國對外直接投資存量的3.17%。主要分布于美國、加拿大。

對大洋洲投資流量為33.2億美元，占投資總流量的4.4%。累計投資存量為120億美元，占我國對外直接投資存量的2.83%。主要分布于澳大利亞、新西蘭等國家和地區。

2 對外直接投資區位選擇的政策建議

2.1 針對東道國區位因素的政策建議

2.1.1 選擇正確的對外直接投資區位戰略。進行海外投資時，必須考慮東道國能提供的特定區位優勢是否能使得這里的市場比國內市場、其他海外市場的利潤更為豐厚。而且這些區位對所有公司開放，不管公司的規模和國籍并且是不可移動的。這些區位特定優勢包括相關的基礎設施和自然資源，勞動和物質成本，市場規模和特性，生產專業化，生產集中度，政府政策和稅收激勵等等。其中資源豐富型的國家和地區是我國對外直接投資的重要選擇之一。我國對資源開發產業所進行的對外直接投資，不僅可以直接彌補在生產活動中的我國資源缺口，解決在對外投資中長期以來我國資源迅速減少、人均擁有量低的尷尬，并且還能促進資源開發產業的優化與發展。

2.1.2 轉變我國對外直接投資的導向模式。我國對外直接投資區位選擇以及增長和變化并不是“國際市場導向型”，在很大程度上其是屬于“政策導向型”。政策導向型的基本特征是企業更注重境外投資選擇的政策意義，而對東道國投資環境和進入條件缺乏從戰略高度的考察和預期。比方說對我國香港的投資一直雄踞于我國榜首，大大的超過了對其他國家和地區的投資。我國對外直接投資的規模擴張和結構調整，因為政府的政策性介入行為太多而被限制。因此約束了企業的種種行為，這是有悖于市場發展規律的。所以，我國對外直接投資穩定發展的重要基礎是逐步改變我國對外直接投資的導向和擴張模式。

2.1.3 針對東道國市場的不同特點采取不同的投資戰略。針對東道國工資水平和生產效率的不同也可以考慮采用不同的對外直接投資戰略，如在生產效率和工資水平較高的東道國投資時，投資國可考慮采用水平型對外直接投資，即在東道國設立子公司，然后根據當地具體情況來進行某種產品的設計、規劃、生產、銷售等所有的經營活動；在生產效率和工資水平較低的東道國投資時，投資國可考慮采用垂直型對外直接投資，即在東道國設立工廠或建立企業又或者是采用投資的方式把勞動密集型產品的某個生產階段轉移到勞動力成本相對較低的國家或地區進行，依靠東道國廉價勞動力從事垂直一體化生產。在資源豐富的東道國進行資源尋求型對外直接投資，對于技術發達的東道國，則從事戰略資產尋求型的對外直接投資。

2.1.4 建立對東道國風險的防范機制，確保海外直接投資的安全。從往年觀察，我國的對外直接投資對政治風險考慮較少，很多投資布局在經濟風險比較大的地區。特別是非洲和中東地區，我國為獲取原材料大量投資于這些發達國家尚且視為風險非常大的地方。對我國企業來說，為了避開和發達國家的跨國企業競爭，且能夠以較小的代價獲得必要的原材料資源，也為了保證投資安全，所以在無可避免的情況下需要在投資前對東道國的政治風險進行評估，同時應該建立一定的風險防范機制，定期進行評估。

2.1.5 重視市場潛力的挖掘，加大對經濟增長迅速的新興經濟體的投資。目前而言，我國對外直接投資的類型屬于資源尋求型，主要的投資對象還是資源豐富的國家。而國際上卻是以市場尋求型為主的跨國公司，目前，我國的直接投資區位布局缺乏對市場潛力的重視。未來市場潛力大、經濟增長迅速的地區，剛好和直接投資追求長期利益的目標一致。

2.2 針對企業內在特定因素的政策建議

2.2.1 提高國際市場地位，形成跨國企業自身的壟斷優勢。顯而易見，投資國具有強勁的經濟實力和其企業自身的壟斷優勢是增強全球化競爭的基礎。所以要發展我國對外直接投資，一方面必須大力發展經濟，增強自身的經濟實力，從另一方面來說國內跨國企業在夯實對外直接投資的基礎的前提下，培育自身壟斷優勢。當前，我國企業的現代企業制度建設滯后致使企業培育壟斷優勢的制度，尤其是國有企業在這方面表現非常突出。由于我國企業的不能形成自身壟斷優勢，因此國際競爭力普遍不強。只有大力推出和完善現代企業制度建設，才能為企業壟斷優勢的形成提供制度基礎，相信我國日后會有很多企業通過形成自身的壟斷優勢，從而在國際市場上占據重要的地位。

2.2.2 優化我國對外直接投資布局，提高對外直接投資效率。第一，企業依據本身的投資動機及核心能力，來對國際化經營的方式和對外直接投資國家及地區進行合理科學的選擇，制定對外直接投資戰略。第二，大力鼓勵企業引進先進的技術或創立民族品牌，提升自身核心競爭力，且積極尋求市場規模較大、科技發達的海外市場。第三，我國對外直接投資應更多的考慮尋求效率，借不同地區的要素價格差異，使企業實現全球化布局，加快國內產業結構的優化升級。第四，應通過提供信息咨詢服務等手段來豐富企業對外直接投資的知識和經驗，不斷拓展企業對東道國市場環境、資源條件、基礎設施狀況和外資政策等投資環境信息來源渠道，鼓勵企業循序漸進開展對外直接投資，以此減少投資的盲目性。

2.2.3 企業根據自身規模，選擇合理區位。企業自身規模不同，則抗拒風險的能力也就不同。因此，合理選擇區位有利于企業自身在東道國的發展，規避在對外直接投資中的風險。大型企業可以選擇的區位靈活性較中小型企業更強，在國際競爭中的優勢也更明顯。因此，建議我國可以出臺相關政策扶持中小型企業對外直接投資的發展，增加它們在國際市場競爭中的優勢，來彌補它們自身發展的不足。同時可以進行優秀中小型企業評比，將國家對外直接投資的基礎設施建設交給有資質的中小型企業，帶動這些企業發展進步。

參考文獻：

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篇6

“十五”時期，中國啟動并實施了“走出去”戰略，鼓勵和支持有條件的各種所有制企業對外直接投資和跨國經營，主動參與各種形式的國際經濟技術合作。目前，中國企業對外投資、承包工程、勞務合作等對外經濟合作業務已遍及全世界近200個國家和地區，基本形成了“亞洲為主，發展非洲，拓展歐美、拉美和南太”的多元化市場格局。中國企業跨國投資和經營取得顯著成就。

截至2005年底，中國對外直接投資額存量達到572億美元，境外中資企業超過1萬家；對外承包工程累計簽訂合同額1859.1億美元，完成營業額1357.9億美元；對外勞務合作累計簽訂合同額403.6億美元，完成營業額356.1億美元，派出各類勞務人員346.6萬人次；對外設計咨詢累計簽訂合同額23.4億美元，完成營業額14億美元。

1、對外直接投資“十五”時期快速增長

自從2001年12月中國加入WTO以來，國內企

表1 2001-2005年中國對外直接投資(非金融部分)情況一監表注：2001年以前中國對外直接投資數據來源于聯合國貿發會議各年度《世界投資報告》，2002-2005年中國對外直接投資數據來源于中國商務部統計數據資料來源：中國商務部《2005年度中國對外直接投資統計公報》。業不失時機地開展對外投資，中國對外直接投資快速增長。中國對外直接投資凈額(非金融部分)由2002年的27億美元增加到2005年的122.6億美元，年均增長65.6％；每年新設境外企業數由2001年的312家增加到2005年的1067家，年平均增長36．0％(見表1)。

2005年中國對外直接投資額達到122.6億美元，同比增長123％。其中：新增股本投資38億美元，占31％；當期利潤再投資32億美元，占26％；其他投資52.6億美元，占43％。

從統計數據上看，2005年中國對外直接投資流量呈現以下幾個特點：一是當年對外直接投資額首次超過100億美元。二是通過境外企業收購、兼并方式實現的直接投資65億美元，占當年流量的53％。三是境內投資主體對境外企業貸款形成的其他投資在直接投資中占43％。四是以投資控股為主的商務服務業投資占當年投資流量的四成。2005年中國對外直接投資流向商務服務業49.4億美元，占當年流量的40.3％；制造業22.8億美元，占18.6％，主要是通信設備、計算機及其他電子設備制造業、交通運輸設備制造業、通用設備制造業、紡織業、木材加工業、黑色金屬冶煉及壓延業等；批發和零售業22.6億美元，占18.4％，主要是從事進出口貿易類企業的投資；采礦業16.8億美元，占13.7％，主要是石油和天然氣開采業、黑色金屬礦采選業的投資；交通運輸、倉儲業5.8億美元，占4.7％，主要是水上運輸業的投資；其他行業5.2億美元，占4.3％。五是在開曼群島、香港、英屬維爾京群島等傳統避稅地投資占當年流量的81％。六是對拉丁美洲地區的投資超過亞洲地區躍居第一。2005年，中國對拉丁美洲地區的投資為64.7億美元，占流量總額的52.6％。首次超過亞洲地區位居榜首，主要流向開曼群島、英屬維爾京群島、巴哈馬。亞洲43.7億美元，占35.6％。其中，香港地區34.2億美元，仍為投資熱點；以下依次為：韓國、馬來西亞、也門、蒙古、阿拉伯聯合酋長國、越南、老撾等國家。歐洲5.1億美元，占4.2％。主要流向俄羅斯、德國、哈薩克斯坦、英國、吉爾吉斯坦等國家。非洲4億美元，占3.3％。主要流向蘇丹、尼日利亞、南非、幾內亞、加蓬、埃及等國家。北美洲3.2億美元，占2.6％。主要流向美國、百慕大群島、加拿大。大洋洲2億美元，占1.7％。主要流向澳大利亞。七是中央管理的企業及沿海地區投資拉動作用顯著，地方的對外投資流量較上年增長1倍多。2005年，地方對外投資額20.6億美元，較上年增長111.5％。其中，上海、浙江、廣東、黑龍江、山東五省市投資最為活躍，當年對外直接投資額均超過1億美元，分別較上年增長224％、119％、49％、195％、195％，以下依次是北京、江蘇、河南、河北等省市。

2005年末中國對外直接投資存量呈現以下幾個特點：一是存量規模繼續放大，投資分布的國家(地區)更為廣泛。2005年末中國對外直接投資存量572億美元，較上年末增加124億美元，共分布在全球163個國家和地區，比上年末增加14個國家和地區。二是從存量的構成情況看，利潤再投資所占比重最大。在2005年末中國對外直接投資存量構成中，股本投資197.3億美元，占34.5％；利潤再投資270.4億美元，占47.3％；其他投資104.3億美元，占18.2％。三是行業分布情況看，商務服務業和批發零售業占到投資存量的一半。2005年末中國對外直接投資存量主要分布在以下行業：(1)商務服務業(主要為控資控股)165.5億美元，占28.9％；(2)批發和零售業114.2億美元，占20％，即進出口貿易類的投資；(3)采礦業86.5億美元，占15.1％，主要是石油和天然氣開采業、黑色金屬、有色金屬礦采選業的投資；(4)交通運輸、倉儲業70.8億美元，占12.4％，主要是水上運輸業的投資；(5)制造業57.7億美元，占10.1％，主要分布在通信設備、計算機及其他電子設備制造業、紡織業、交通運輸設備制造業、醫藥制造業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業、電器機械及器材制造業等；(6)房地產業15億美元，占2.6％；(7)計算機服務和軟件業13.2億美元，占2.3％，主要是電信和其他信息傳輸服務業的投資；(8)居民服務和其他服務業13.2億美元，占2.3％，主要是為其他服務業的投資；(9)建筑12億美元，占2.1％；(10)水利、環境和公共設施管理業9.1億美元，占1.6％；(11)科學研究、技術服務和地質勘察業6億美元，占1％，主要是專業技術服務業的投資；(12)農、林、牧、漁業5.1億美元，占0.9％；(13)其他行業3.7億美元，占0.7％。四是中國在亞洲、拉丁美洲地區的投資存量占到九成。亞洲地區406.3億美元，占71％，主要分布在香港、韓國、澳門、新加坡、越南、泰國等國家和地區；拉丁美洲地區114.8億美元，占20％，主要分布在開曼群島、英屬維爾京群島；歐洲15.98億美元，占2.8％，主要分布在俄羅斯、哈薩克斯坦、德國、西班牙、英國等國家；非洲15.9億美元，占2.8％，主要分布在蘇丹、阿爾及利亞、贊比亞、南非等國家；北美洲12.6億美元，占

2.2％，主要分布在美國、百慕大群島、加拿大；大洋州6.5億美元，占1.1％，主要分布在澳大利亞、新西蘭。五是中央企業對外直接投資存量占81.8％，地方的投資規模及所占比重均有所增加。從存量規模上看，2005年末地方的投資存量為93.8億美元，較上年增加28.8億美元；廣東省雄居榜首，以后依次是上海市、北京市、山東省、浙江省、江蘇省、黑龍江省、河北省、福建省、河南省。從所占比重看，2005年末地方的投資存量占16.4％，較上年末提高2個百分點。

根據6426家中國對外直接投資企業的統計資料匯總顯示：從境外企業的國別(地區)分布來看，香港、美國、俄羅斯、日本、越南、德國、澳大利亞的聚集程度最高，集中了中國境外企業的45.6％；其中在香港的境外企業占16.5％，美國占10.3％、俄羅斯占5.8％、日本占3.8％、越南占3.5％、德國占3.1％、澳大利亞占2.6％。

從境外企業的行業分布情況看，制造業占境外企業總數的34.7％，批發和零售業占17.5％，租賃和商務服務業占17.5％，建筑業占7.6％。

從境外企業的所屬省市情況看，浙江、廣東、山東、江蘇、福建、上海、黑龍江六省一市的境外企業數量占總數的50％，其中浙江省擁有境外企業1238家，占境外企業總數的19％。

從境外企業的設立方式情況看，子公司及分支機構占境外企業總數的96％，聯營公司僅占4％。

2、對外承包工程、勞務合作和設計咨詢顯著發展

――對外承包工程“十五”時期翻一番

對外承包工程一直是中國企業跨國投資和經營的最重要領域。2005年，中國對外承包工程完成營業額達到217.6億美元，比上年增長24.6％；新簽合同額296億美元，比上年增長24.2％。

2001-2005年五年間，中國對外承包工程完成營業額累計超過730億美元，年均增長25％，比“九五”時期增長1倍；新簽合同額累計992億美元，年均增長22.7％(見表2)。到“十五”末對外承包工程企業數達1800多家。

表2 2001-2005年中國境外工程承包情況一覽表

資料來源：根據中國商務部網站歷年商務統計資料整理。

――對外勞務合作“十五”時期增長近五成

中國對外勞務合作在“十五”前二年有所起伏，從2003年開始，呈現快速增長勢頭。2005年中國對外勞務合作完成營業額48億美元，同比增長27.5％；新簽合同額42.5億美元，同比增長21.3％；派出各類勞務人員27.4萬人，比上年同期增加2.6萬人；12月末在外各類勞務人員56.5萬人，較上年同期增加3萬人。

2001-2005年五年問，中國對外勞務合作完成營業額累計達到181億美元，年均增長10.9％，比“九五”時期增長49％；新簽合同額累計達到169億美元，年均增長6.3％。2005年末在外各類勞務人員達56.5萬人，比“九五”期末增加12.5萬人(見表3)。到“十五”末對外勞務合作企業數達600多家。

――對外設計咨詢有所增長

2005年，中國對外設計咨詢完成營業額2.27億美元，同比增長54％；新簽合同額3.57億美元，同比增長1.7％。2001-2005年五年間，中國對外設計咨詢合作完成營業額累計達到6.1億美元，年均增長37.8％；新簽合同額累計達到10.6億美元，年均增長41.9％。

從數字分析看，中國對外設計咨詢近兩年完成營業額有所增長，但總體規模非常小，是企業“走出去”的薄弱環節，也是今后需要拓展的領域。

表3 2001-2005年中國對外勞務合作情況一覽表

資料來源：根據中國商務部網站歷年商務統計資料整理。

表4 2001-2005年中國對外設計咨詢情況一覽表

資料來源：根據中國商務部網站歷年商務統計資料整理。

二、跨國投資和經營的問題

1、跨國投資和經營的模式比較單一

雖然中國企業“走出去”開展跨國投資和經營的形式日趨多樣，但目前仍然是以對外承包工程的模式為主(見表5)。在2005年當年中國企業跨國投資和經營的營業額(投資額)當中，對外承包工程收入比重最大，占55.7％；對外直接投資(非金融部分)部分占31.4％；而對外勞務合作、對外設計咨詢分別僅占12.3％和0.6％。同樣，截至2005年末中國企業跨國投資和經營的累計營業額(投資額)當中，對外承包工程收入比重依然最大，占59.0％；對外直接投資(非金

表5 中國企業跨國投資和經營的總體情況一覽表

數據來源：根據中國商務部網站2005年商務統計資料整理。融部分)部分占24.9％；而對外勞務合作、對外設計咨詢分別僅占15.5％和0.6％。

2、跨國投資和經營的規模仍然偏小

雖然中國企業跨國投資和經營的發展速度較快，但規模仍然偏小，中國企業“走出去”還處于起步階段。在過去的5年里，作為跨國投資和經營主要的形式之一，中國新設境外企業數量和對外直接投資額的年均增長率分別達到36.0％和65.6％，但與全球對外直接投資總體情況相比，中國對外直接投資額所占的比重很小。據聯合國貿發會議(UNCTAD)《2005年世界投資報告》顯示，2004年全球對外直接投資(流出)流量7302.6億美元，存量97322億美元，以此為基礎測算，2005年中國對外直接投資分別相當于全球對外直接投資(流出)流量、存量的1.68％和0.59％。從對外直接投資流量看(見圖1和圖2)，2005年中國在發展中國家中位居第一，超過了新加坡(106.7億美元)、俄羅斯(96億美元)和巴西(94.7億美元)，但只相當于發達國家中美國(2293億美元)的百分之五，不足英國(654億美元)的20％。從對外直接投資存量看(見圖3和圖4)，2005年末中國在發展中國家中排位第三，相當于第一名新加坡

(1009億美元)的一半，只有發達國家中美國(20182億美元)的百分之三，英國(13781億美元)的百分之四和德國(8336億美元)的百分之七。從平均投資規模看，中國境外投資多以中小型企業為主，除少數資源開發型項目和跨國并購項目，相當一部分項目的實際投資額只有幾十萬美元。根據2003年底的數據計算，目前中國境外投資企業累計平均項目投資額為153萬美元。

圖1 2005年中國與主要發達國家對外直接投資

(流量)比較 單位：億美元

資料來源：2005年中國對外直接投資數據來源于商務部統計數據，其他國家對外直接投資數據來源于聯合國貿發會議2005年世界投資報告。圖2-4同。

圖2 2005年中國與主要發展中國家對外

(流量)比較 單位：億美元

圖3 2005年末中國與主要發達國家對外

直接投資(存量)比較單位：億美元

圖4 2005年末中國與主要發展中國家對外

直接投資(存量)比較單位：億美元

3、跨國投資和經營的產業結構仍停留在較低層次

雖然跨國投資和經營的行業不斷拓展，但低層次的格局仍未改變。中國企業跨國投資和經營所涉及的行業領域極為廣泛，幾乎囊括了三次產業的各個領域，并且企業在境外投資中越來越多地呈現出不同行業交叉投資的多樣化發展趨勢。但從總體上看，中國對外直接投資的產業結構不盡合理，表現在：對外直接投資過分偏重初級產品產業，主要以資源開發和初級加工制造業為主，缺乏技術密集型產業和高層次服務業的投資；從事商品流通的貿易企業偏多，而生產性企業和金融服務性企業偏少。例如，在2004年55億美元的對外直接投資中，采礦業投資為18億美元，高達32.73％。雖然技術密集型項目的投資近年有所增加，但比例還很低，跨國投資的低技術格局仍未改變。

4、跨國投資和經營業績難如人意

近年來，“走出去”開展跨國投資和經營成為中國相當一部分企業的戰略選擇。2003年以來，中國政府陸續出臺了一些政策，放松了對資本項目的外匯管制，中國企業開始涉足海外資本市場。據統計，2005年中國企業海外并購的交易額高達65億美元，超過當年對外直接投資流量的50％。然而一些研究表明，60％-70％的并購案例是失敗的，其中，收購企業中約有3/4股價下降了20％以上，僅有36％的企業能維持收入增長。最明顯的例子便是曾列為2004年度中國最大海外投資案例之一的TCL和阿爾卡特案，該投資使TCL損失巨大。

更有研究指出，中國海外投資企業僅有三成盈利，三成虧損，四成維持。最明顯的例子便是中航油事件，由于監管不到位，2004年中國航油(新加坡)股份有限公司投機期貨虧損5.5億美元，造成了海外企業國有資產的大量流失。

三、跨國投資和經營的策略

1、加快推動企業跨國投資和經營的相關制度創新

一方面，產權制度的缺陷嚴重影響了中國企業“走出去”開展跨國投資和經營的目的、途徑和效率。對于國有企業，產權界定不清晰，普遍存在著所有者缺位現象。這就使國有企業的經營者雖然享有了國有資產的控制權，但并沒有享有與其控制權相應的收益權，以致國有企業的經營者缺乏足夠的激勵去正確行使權利和履行相應的責任。國有企業經營者為獲取控制權收益而進行一系列短期行為，致使企業跨國投資和經營目的不是以市場為導向，而是受內部管理層或者人自身利益最大化的影響，從而使企業跨國投資和經營出現明顯的決策失誤現象。另外，產權安排也決定著管理制度。由于國有企業產權制度對經營者缺乏有效的激勵、監督和約束機制，無法使經營者合理地行使其權利，從而造成國有企業母公司本身管理制度上的缺陷。而境外子公司(機構)的治理機制實際上又是國內母公司治理機制的延伸，這就造成了一些中國境外公司(機構)內部管理混亂、內部人控制等嚴重問題，進而直接導致了這些國有企業海外投資經營失利。最典型的例子便是中航油事件和中國銀行紐約分行事件。

對于民營企業，產權安排不合理使相當一批中國民營企業“走不出”、“長不大”。從產權安排最基本的層面上看，民營企業的產權關系是明晰的。但要想使企業有效運作，還必須解決產權結構與層次問題，即企業內部的產權安排問題。由于產權安排不合理，中國民營企業始終難以擺脫個人和家族對企業的控制。這就從根本上限制了企業多渠道吸收人才，不利于技術專業化與管理專業化的形成，弱化了家族以外成員對企業的凝聚力。正是由于這種產權結構安排的不合理，中國現階段民營企業規模普遍較小，專業人才匾乏，開拓國際市場能力不強。盡管眾多民營企業產權相對清晰、機制靈活、市場取向顯著，但苦于這種自身缺陷，面對誘人的市場機會、有力的政策導向，只能對“走出去”決策持觀望或采取小規模試探性動作。

另一方面，政府宏觀制度安排不合理，在一定程度上阻礙了中國企業“走出去”戰略的實施，導致現階段中國企業跨國投資和經營的模式比較單一、產業發展停留在低層次的格局。

改革開放以前，中國政府宏觀經濟制度安排一直是為公有制經濟保駕護航。經過20多年的發展，非公有制經濟已經成為中國社會主義市場經濟的重要組成部分，可相應的宏觀經濟制度的改革明顯滯后于經濟發展。例如，中國目前尚無《對外投資法》，不利于企業依法開展跨國投資經營和政府依法行使管理權；已有的一些法規和政策也往往由于不完備、不配套而難以落實；中國尚缺乏境外投資保險制度，對投資者在境外可能遇到的風險不能提供充分的保護；中國駐外使館所獲得的商業信息一般都反映到中央有關主管部委，按行政隸屬關系再向有關部門和地方政府傳遞，基本上是一條單向、封閉的線路。因而，在這種缺乏足夠合理的宏觀制度安排情景下，中國企業跨國投資和經營大多選擇了具有勞動力密集型優勢的、風險相對較小的模式――對外承包工程和中國經濟發展急需且技術層次相對較低的資源

型行業。

因此，進一步推動中國企業“走出去”戰略的實施，有效解決前進中的問題，關鍵在于制度創新。

就企業而言，應力圖建立起能有效降低交易費用、激勵企業“走出去”開展跨國投資和經營的新的制度安排。

就政府而言，作為市場的組織者和監管者，應力圖完善各種宏觀制度安排，避免政府角色的越位、缺位與錯位，加快建立適應經濟全球化的管理體制和制度，建立政府與企業新的協調配合關系。具體講，一是要調整完善相關政策，包括外匯政策、審批政策等；二是盡快通過《對外投資法》、《境外投資保險法》等法律法規，為企業跨國投資和經營創造一個公平、寬松的環境；三是通過政府有效的制度安排，以提高應對境外突發事件的疏導、預防、預警能力；四是要重點扶持幫助企業“走出去”的中介機構，如咨詢公司、會計師和律師事務所等，以形成一套集約式的中介服務；五是大力推動政府間區域經濟合作和投資保護協定的簽訂，為中國企業跨國投資和經營構筑良好平臺，保護中國企業跨國投資和經營的合法利益。

2、積極調整和優化對外直接投資的產業結構

一是根據對外直接投資產業動態發展原則選擇中國對外直接投資重點行業。

對外直接投資產業選擇的國際經驗表明，不管是美、日等發達國家還是亞洲新興工業化國家與地區，其產業選擇大都經歷了從資源開發型產業――制造業一一第三產業為主的發展過程。中國對外直接投資產業分布狀況表明，資源開發型產業一直是中國對外直接投資的重點。中國是一個人均資源相對貧乏的國家，發展資源開發型的對外直接投資有助于緩解資源缺乏這一經濟發展的瓶頸，發揮對國內相關產業的前向輻射效應。但是，資源開發型產業畢竟屬于低附加值的行業。國際經驗表明，雖然資源開發型產業是對外直接投資初期的重點投資行業，但隨著一國(地區)對外直接投資的發展，其所占比重呈明顯的下降趨勢。中國現階段面臨著經濟結構和產業結構轉型的任務，而制造業的對外直接投資能更有效地實現國內產業結構調整的目標。因此，中國當前對外直接投資的產業選擇應從以資源開發型產業為主轉向以制造業為主，加大制造業對外投資的力度。

二是注重發揮中國作為發展中國家的產業相對優勢。

發展中國家的產業相對優勢主要體現在成熟的標準化技術和適應較小市場需求或適應當地投入要素的技術。由于本國(地區)市場容量較小，資金技術實力較發達國家不足，他們往往要對從發達國家引進的技術進行改造使之符合自身需要：在進行對外直接投資時，海外子公司充分利用這些已經發展成熟的小規模勞動密集型技術進行生產。由于這些技術更符合那些國內市場有限、勞動力眾多的發展中東道國的實際，因而在這些國家表現出強大的生命力。

對優勢型對外直接投資而言，應選擇能夠發揮產業相對優勢的行業。迄今為止，中國已建立了較為完整的工業體系，工業制成品在中國出口中占據絕對主導地位。雖然中國的工業制造業發展水平同發達國家相比尚有較大差距，但同一些發展中國家相比，中國在紡織、食品、冶煉、化工、醫藥、電子等產業上形成了一定的比較優勢。此外，中國還擁有大量成熟的適用技術，如家用電器、電子、輕型交通設備的制造技術、小規模生產技術以及勞動密集型的生產技術，這些技術和相應的產品已趨于標準化，并且與其他發展中國家的技術梯度較小，易于為他們所接受。因此目前我們的對外直接投資重點應放在生產能力過剩、擁有成熟的適用技術或小規模生產技術的制造業上。

三是對外直接投資的產業選擇方向應與國內產業結構高度化的發展趨勢相一致。

當前，無論是美國、日本還是亞洲新興工業化國家與地區，他們對外直接投資的產業重點大都落在了第三產業上。而中國目前的對外直接投資還處于起步階段，國內產業結構的層次還比較低，因此不可能盲目地要求第三產業和高技術產業成為對外直接投資的重點。但是，這些產業代表了中國未來對外直接投資產業重點的發展方向，在推動國內產業結構升級方面大有可為。特別是高新技術行業，其海外投資能夠及時追蹤，獲取國外最新技術成果，分享國際技術資源，帶動國內產業的發展。因此，對學習型對外直接投資而言，投資的重心應落在技術密集型產業，特別是那些高新技術含量大、產品附加值高的行業，這符合對外直接投資的輻射效應和產業結構高度同質化要求。

綜上所述，由于中國目前還處于對外直接投資的起步階段，而且面臨著借助對外投資來促進產業結構調整的任務，因此優勢型對外直接投資是現階段發展的重點。而以高技術產業為主的學習型對外直接投資因為具有一定的前瞻性，將決定中國未來在國際投資領域的競爭力。所以在發展優勢型對外直接投資的同時，應逐漸加重學習型對外直接投資的比重，以保證中國產業發展的未來競爭力。

3、著力提高中國企業跨國投資和經營的核心競爭力

從企業跨國投資和經營的動機分析，國際跨國投資和經營大致可分為這樣幾種類型：一是自然資源導向型，即為尋求某種自然資源而進行的跨國投資和經營；二是市場導向型，包括突破貿易壁壘型投資和占領市場型投資；三是生產要素導向型，主要是指尋求低成本勞動力的跨國投資和經營。從中國企業跨國投資和經營的實踐來看，影響企業開展跨國投資和經營的因素主要有以下幾個方面：一是企業尋求更低的生產要素成本；二是專有技術和管理經驗的吸引；三是優勢的產業結構吸引；四是企業擴張的需要。企業只有選好跨國投資和經營的產業和跨國投資和經營的東道國或地區，確定并不斷提高自己的競爭優勢，才能實現企業穩步可持續的發展。成熟的運營方式和產業鏈對從事該產業的企業來說，可以提高運營效率、降低成本。

為了切實提高跨國投資和經營的核心競爭力，企業應該把增強跨國投資和經營競爭優勢的重點放在提高勞動者素質和自主創新上來。

一是競爭優勢高低層次的選擇。競爭優勢可以分為兩大類，一類為低層次的競爭優勢，一類為高層次的競爭優勢。低層次的競爭優勢，包括低廉的生產資料成本、運輸成本等易被模仿的比較優勢。高層次的競爭優勢，是指高級專業人才、內部技術能力等。高層次的競爭優勢能夠借助長期累積并從持續對設備、專業技術、高風險研究、營銷等方面的投資和經營發展而來，在適時的機會中形成跨國公司扎實的競爭優勢。中國企業“走出去”進行跨國投資和經營，應該盡可能選擇高層次的競爭優勢，不斷加強自身的研發能力，提高企業的自主創新能力，提高產品質量以及有關服務質量。

中國企業應當堅定地樹立這樣的信念：一個企業乃至一個國家只有擁有強大的自主創新能力，才能有效地應對激烈的國際競爭。特別是在關系國民經濟命脈和國家安全的關鍵領域，真正的核心技術、關鍵技術是買不來的，必須依靠自主創新。因此，要充分發揮企業在技術創新中的主體作用，建立以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系。對于開展跨國投資和經營的企業來說，更應如此。企業要加大研發費用投入，改善關鍵設備和技術程序，與高等院校、研究機構聯合建立實驗室，加快科技轉化為現實生產力的步伐，開展專業技術培訓，引入高質量的人才。

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中圖分類號：F832.6文獻標識碼：A文章編碼：1003-2738（2012）03-0174-01

摘要：面對經濟全球化不斷發展的趨勢，我國的經濟結構和產業結構進一步優化升級，隨著我國“走出去”戰略的實施，對外直接投資得到了快速的發展。對于我國而言，只有把“走出去”和“引進來”戰略有機結合起來，大力發展對外直接投資，積極參與國際競爭，才能夠更好地在國際競爭中處于有利地位。本文首先論述了當前我國對外直接投資面臨的問題，進而真對問題提出了相應的解決對策，為我國對外直接投資的發展奠定了重要的基礎。

關鍵詞：對外直接投資；對外貿易；對策

一、新時期我國對外直接投資面臨的問題

1.投資規模小，抵御風險的能力差。

對我國的對外直接投資而言，投資規模比較小，主要體現在兩個方面：一方面對外貿易投資主體的規模比較小，在國際貿易中參與直接投資的大部分都是中小企業，實力不夠強大；另一方面是進行對外直接投資的資金實力不強，資金數量較少，無法與西方發達國家想比較。同時，正式由于我國對外直接投資的主體規模比較小，這也就決定了對外投資主體抵御風險的能力弱。

2.對外貿易投資結構不完善。

首先，從對外投資的區域來看，投資的區域相對集中。這樣就容易造成了企業之間的競爭，客戶相互擠壓，導致了投資環境的不斷惡化，不利于對外投資貿易活動的穩定運行；其次，對外直接投資的領域主要集中在金融業、零售業以及商品服務業，這樣行業在一定程度上都不遵循比較優勢原則，缺少學習FDI的動機；再次，從對外貿易投資的主體來看，國有企業是對外投資的主要力量，主體單一，不利于私營企業對外投資積極性的提升，容易造成國有資產的流失。

3.缺乏有效的對外直接投資發展戰略。

在我國的對外貿易發展過程中，對外貿易直接投資還處于初級發展階段，在發展過程中缺乏完善的投資發展戰略。首先，企業對外投資具有試探性和偶然性。在當前企業的發展過程中，由于受到經濟利益的驅使，而不是在全球范圍內進行交易；其次，對我國的對外直接投資而言，大部分企業進行直接投資的目的是進一步擴大出口市場，而不是根據企業自身的發展實際進行直接投資的，這樣只是注重的短期效益，而忽視了企業和國家的長遠發展。

二、優化當前我國對外直接投資的對策

1.優化對外投資戰略模式。

在當前的對外貿易投資中，沒有一定的規模，就不會實現更高的經濟效益，也就不可能具有較強的抵御風險的能力。首先，加大政府對投資的支持力度。相關政府部門要加大對對外投資的支持力度，進一步規范境外投資的市場秩序，為保證對外投資工作的順利開展奠定重要的基礎；其次，制定完善的投資戰略。企業應該根據自身的發展實際，從長遠的利益出發，制定適合企業自身發展的投資戰略，保證對外投資工作的順利開展；再次，中國企業，特別是我國的一些大中型企業應該，應該把握國際貿易發展的動向，充分利用原有的國內規模優勢，運用市場的作用和國家的指導，使企業之間通過強強聯合或相互兼并等措施來不斷壯大自己的實力，為對外貿易投資的順利開展提供重要的前提條件。

2.優化對外貿易投資結構。

首先，實現投資地區的多元化。為了克服當前我國對外貿易投資地域的集中化，我國的投資區域應該逐步向發達國家延伸，從而實現投資地域的多元化。只有這樣，才能夠更好地保證對外貿易的穩定運行，保證在國際市場中的競爭地位；其次，在投資行業選擇上應該選擇利于產業結構調整的行業。第一，加大對高科技產業的投入，一方面能夠滿足我國產業結構對技術的需求，同時也是我國獲取先進技術的重要途徑。第二，積極向海外轉移技術成熟的產業，從本企業的實際出發，擴大出口的貿易總量；再次，要積極促進投資主體的多元化。一方面要積極發展國有企業在國際投資中的主體地位，同時還要積極鼓勵更多的私營企業和民營企業進行對外直接投資，給予政策上的優惠，從而實現對外貿易投資主體的多元化，為企業的長遠發展奠定重要的基礎。

3.積極提高對外投資工作人員的總體素質。

首先，要積極深化人事制度改革，堅持“以人為本”的理念，不斷完善人才的選撥、培訓和派遣制度，完善企業經營者激勵約束制度，吸納具有豐富國際經營管理經驗的海外和東道國人才為我所用，強化投資人員的綜合素質，為貿易投資工作的順利開展提供重要前提；其次，相關部門可以通過中外合作辦學、國內院校和企業聯合辦學、國內專業培訓以及選派人員到國際知名的跨國公司進行實踐鍛煉，實施跨國經營人才培養戰略，多層次、多渠道對從事跨國經營的人員進行培訓，以實施人才國際化和本土化戰略，集聚人才，提高企業的競爭力，促進企業發展。

參考文獻：

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[2]冼國明，楊銳.技術累積，競爭策略與發展中國家對外直接投資[J].經濟研究.

[3]國務院發展研究中心企業研究所課題組.中國企業國際化戰略.北京:人民出版社.2006.

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>> 發展中國家對外直接投資對技術創新的影響研究 中國對外直接投資的貿易效應研究 對外直接投資、進出口貿易對中國原油進口影響的實證研究 中國對外直接投資對進出口貿易的影響分析 探索中國對外直接投資對進出口貿易的影響 中國對外直接投資對出口貿易的影響 我國對外直接投資國家戰略規劃研究 外商直接投資對我國對外貿易的影響研究 中國對中亞國家直接投資的出口貿易效應研究 我國對外直接投資國內技術進步效應的實證研究 中國對外直接投資對技術進步的影響研究 東道國制度對中國對外直接投資影響的實證研究 中國對外直接投資對技術進步的影響程度研究 中國對拉美直接投資的貿易效應研究 中國對外貿易與對外直接投資的關系研究 外國直接投資對中國出口貿易結構間接影響的研究評述 外商直接投資對中國雙邊服務貿易流量的影響研究 中國對外直接投資的貿易效應分析 發展中國家對外直接投資理論及對中國的啟示 發展中和轉型期國家對外直接投資：對發展的影響 常見問題解答 當前所在位置：l#first）。控制變量中，兩國地理距離來源于法國國際預測研究中心（http：//cepii.fr/CEPII/en/welcome.asp），匯率波動數據來源于（http：///wds/ReportFolders/reportFolders.aspx）。其他數據均來自世界銀行發展指標數據庫（http：///）。

2.數據處理與說明：

本文選用2003-2014年度中國對東道國的年度對外直接投資存量（萬美元）的對數值（lnofdi）作為模型的被解釋變量。由于雙邊貿易成本采用貿易流量計算的比值，因此，GDP等數據不進行平減均使用當年名義值（黃珊[20]，2012）。中國對外直接投資的相關數據來源于商務部公布的《2015年度中國對外直接投資統計公報》。

基于引力模型的經驗研究，一般采用引力模型的對數形式，這主要是因為經濟生活中各因素間的相互關系往往是幾何形式而非算術形式的，而對數形式不僅可以使引力公式線性化，又可以減少數據中的異常點，還可以避免數據殘差的非正態分布和異方差現象（張海森、謝杰[21]， 2008）。在擴展模型和中考慮到資源稟賦，互聯網指數、匯率波動及班輪運輸指數都是指數形式，故不進行對數化處理。虛擬變量通常而言不進行對數化處理。

三、實證結果分析

（一）基準回歸

系統GMM估計法能夠較好的解決內生性問題，但是必須對殘差項是否存在序列相關以及工具變量的有效性進行檢驗。表3-1的回歸結果各列AR（1）檢驗對應的P值均小于10%，而AR（2）檢驗對應的P值均大于10%以上，從而可以推斷殘差的序列存在一階相關，二階不相關，符合模型設定要求。sargan 檢驗的P值均大于10%，拒絕原假設，說明工具變量不存在過度識別問題，工具變量設定有效。綜上，可以接受采用系統GMM法估計本文的計量模型相對是合理的。

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一、研究背景及意義

隨著全球經濟一體化的加快發展，我國積極實施“走出去”戰略以開拓國際市場，促進經濟發展。近年來，我國企業對外直接投資規模不斷擴大且發展迅速，但同時由于東道國和我國自身環境、政策、制度和經濟發展水平等多重因素的影響，我國企業在“走出去”過程中仍面臨許多問題。因此，研究如何營造一個更好的國內大環境以幫助和促進中國企業“走出去”十分必要。現有的研究大多是考察東道國各方面因素對我國企業對外投資的影響，本文從中國自身的角度出發，旨在研究基于母國層面影響我國企業“走出去”的決定因素。

二、變量與模型

（一）模型構建的理論基礎

國際直接投資理論包括從企業角度出發的微觀理論，海默的廠商壟斷優勢理論、巴克萊和卡森的內部化理論以及鄧寧的國際生產折衷理論等，另外還有從國家角度出發的宏觀理論，它不是根據廠商行為，而是根據不同國家生產要素或生產環境的差別，來對國際直接投資做出解釋，這也是本文模型建立的理論基礎。

（二）變量的選取

1被解釋變量

選取的因變量為中國對世界的直接投資總額（OFDI），該數據直接反映我國企業對外直接投資規模。

2解釋變量

（1）一般變量

①國內生產總值（GDP）

GDP反映我國經濟發展水平。相關對外直接投資決定因素的研究中，經濟發展水平一直是被國內外學者廣泛認可的決定因素之一。其中，Dunning（1981）從投資發展周期（IDP理論）角度對1967―1978年間的67個國家（包括發達國家和發展中國家）的對外直接投資流量數據與經濟發展水平資料進行實證研究。結果發現一國的對外直接投資流量與其經濟發展水平在一定階段內呈正相關關系。

②外匯儲備（FER）

外匯儲備是衡量一國或地區對外投資能力的重要指標，也是開展對外直接投資的基礎。一般說來，一國的外匯儲備越多，對外直接投資總量就越多。

③金融機構人民幣貸款基準利率（IR）

IR反映企業的投資成本。凱恩斯理論指出，一國利率和投資具有反向變動的關系，如果企業直接的資金來源為國內貸款，則國內利率的提高會增加企業的投資成本，從而導致對外直接投資的減少。

④美元對人民幣匯率（EXR）

企業對外直接投資時，人民幣匯率的波動會影響國內企業財富的升貶值以及其對外的投資成本等，從而影響對外直接投資總額。因此，東道國貨幣相對人民幣的價值越低，對外直接投資總額會越高，即匯率與對外直接投資總額之間存在負相關關系。

⑤專利授權數量（IP）

反映國內企業的技術水平和壟斷優勢，根據壟斷優勢理論可知企業的壟斷優勢是它進行對外直接投資的主要決定因素，如果一國企業的專利授權數量增加，則在一定程度上可以反映該國企業技術水平和壟斷優勢的提高，從而促進國內企業對外直接投資總額，即專利授權數量與對外直接投資總額直接存在正相關關系。

⑥對外貿易依存度（DDT）

對外貿易依存度衡量我國經濟對外開放程度，還反映一國對于國際市場的依賴程度。很多研究表明對外貿易和對外直接投資在發達國家主要表現為替代關系，而在發展中國家表現為互補關系即呈正相關。

（2）虛擬變量――政策（D1）

“走出去”戰略雖然是在2001年被首次明確提出，但從2002年開始，相關主要政策才相繼出臺，國家外匯管理局通知2002年11月15日起取消境外投資匯回利潤保證金制度，由原先嚴格管制境外投資轉向逐步放松，有利于促進對外直接投資。

（三）模型構建

首先，建立原始多元線性回歸模型如下：

OLS初步回歸結果：

初步結果分析：模型的擬合程度非常好（R2=0995），F統計量的值（F=580223）在給定顯著性水平α=5%的情況下也非常顯著。預期的專利授權數量（IP）、對外貿易依存度（DDT）與OFDI應為正相關關系，但回歸后得到系數均為負值；利率（IR）應與OFDI是負相關關系，但回歸后系數為正值。此外，除GDP外其他解釋變量的系數在5%的顯著性水平下均無法通過t檢驗，說明這些變量可能對Y的影響較不顯著、變量之間存在多重共線性或模型存在設定偏誤等問題，需要在計量經濟學檢驗中加以驗證。三、模型檢驗與修正

（一）引入滯后變量

根據相關理論研究結果，認為專利授權數量（IP）對OFDI的影響可能存在滯后效應，取不同的滯后期進行計算發現，IP及其滯后項中IP（-2）即專利授權數量的滯后兩期對OFDI的影響較為顯著，故在初步模型選擇引入IP（-1）、IP（-2）。

（二）引入政策的虛擬變量

發現政策D1無法通過t檢驗，所以舍棄該虛擬變量。

（三）計量經濟學檢驗

1多重共線性檢驗

（1）簡單相關系數檢驗（2）找出最簡單的回歸形式

分別作出Y與各解釋變量間的回歸：

可知，外匯儲備（FER）影響最大，因此選c作為初始的回歸模型。

（3）逐步回歸

將其他解釋變量逐步加入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程。

經逐步回歸后，最終回歸模型為：

2模型設定偏誤檢驗

RESET檢驗結果如下：

可知模型不存在設定偏誤問題。

3序列相關性檢驗

（1）DW檢驗

模型的DW值為269，在k=4，n=18，顯著性水平為5%的情況下，查表得dL=093，dU=169。可知4-dU

（2）LM檢驗

利用Eviews得到LM檢驗結果如下：

5%顯著性水平下，自由度為1的χ2分布的臨界值384，由此判斷原模型不存在序列相關性。

4異方差檢驗

（1）用懷特檢驗法進行檢驗，結果如下：

（四）模型含義以及研究的現實意義

1最終模型

2模型含義

匯率（EXR）是影響我國企業對外直接投資最顯著因素，外匯儲備（FER）、專利授權數量滯后兩期（IP（-2））與企業對外直接投資均成正相關關系。匯率與OFDI二者之間的相關系數是-259，假設其他變量不變，匯率（美元對人民幣）每降低1個單位，我國對外直接投資額會增加259個單位。

（1）匯率。匯率與OFDI之間存在顯著的負相關關系。原因在于：如果東道國貨幣升值，相當于本國貨幣購買力增強，這就會降低企業對外收購、兼并等成本，使對外直接投資大量增加。

（2）外匯儲備。外匯儲備與OFDI之間存在較為顯著的正相關關系，這是由于充足的外匯儲備既是國家進行對外支付、調節經濟的重要手段，反映一國實力、影響投資者信心；同時又有助于企業開展國際貿易。國內企業進行對外直接投資活動，需要大量的外匯提供資源、技術等方面的供給來支持資本的流出。因而，外匯儲備情況在一定程度上促進了我國企業對外直接投資。

（3）專利授權數量的滯后兩期。與OFDI之間存在較為顯著的正相關關系，表明兩年前的專利授權數量每增加1個單位，則相應當年的對外直接投資額將增長00003個單位。與前述的解釋變量選取的科學性分析相符，技術創新能力的提升會促進中國企業的對外直接投資；并且與“專利技術投入實際應用中存在一定的滯后期”的假設相符。

（4）部分剔除解釋變量的經濟意義。模型結果顯示國民生產總值GDP與OFDI之間不存在顯著相關關系，這與預期不符，對其中的原因進行分析：

通過上述相關系數可知，GDP與模型最終解釋變量之間的相關關系均較強，故推斷GDP對OFDI的影響可能包含在最終解釋變量FER、EXR、IP（-2）中。

篇10

摘要改革開放以來，隨著中國綜合國力的迅速提高，我國對外直接投資取得顯著成就。對外直接投資的發展，在給國內宏觀經濟帶來利益的同時，亦出現了一些不容忽視的問題。本文將重點探究中國對外直接投資的現狀及突出問題，并提出建議。

關鍵詞對外直接投資現狀問題；

一、我國對外直接投資發展現狀

近十幾年來，我國的對外直接投資呈加速增長的勢頭。2012年全年中國對外直接投資累計凈額為746.5億美元。而當前我國企業的對外直接投資的突出特點有：

1.我國對外直接投資持續穩步增長，且規模將進一步擴大。截止2011年，我國對外直接投資流量可達4247.8億美元，比上年同比增長33.9%。中國已經成為國際對外直接投資中一股不可忽視的重要力量。鄧寧的投資發展周期論的基本思想在于，一國凈國際直接投資與其經濟發展水平存在密切的正相關關系。因此，隨著我國經濟的發展，其流量與存量在未來還將繼續有所增長。

2.對外直接投資的投資方式向多元化趨勢發展，跨國并購成為最主要方式。2011年中國企業通過海外并購實現的對外直接投資超過272億美元，占同期對外直接投資總量的36.4%。可見，中國對外直接投資方式由早期成立合資公司和新設立海外子公司為主逐漸變為跨國并購，并有進一步加強的趨勢。

3.對外直接投資的投資主體仍集中于國有大中型企業，但非國有企業比例有上升趨勢。雖然國企仍是我國對外直接投資的主力軍，但非國有企業對外直接投資增長速度逐步加快。2011年末，在非金融類對外直接投資的存量中，國有企業占比為62.7%，較10年下降了3個百分點。

4.從對外直接投資的地區分布來看，我國海外投資主要集中在亞洲及拉美地區。截至2011年底，我國有超過1.35萬境內投資者在國（境）外設立企業1.8萬家，對外直接投資存量為4247.8億美元，遍布177個國家（地區），占全球國家（地區）總數的72%，其中亞洲和非洲國家和地區的投資所占比重最高，可達76.9%。

5.從對外直接投資的行業分布來看，我國海外投資集中于租賃，商務服務業，金融業，采礦業。據商務部數據統計分析，2011年，商務服務業和租賃業、制造業、批發和零售業對外直接投資占到全年對外直接投資總流量的70.8%。

二、對外直接投資問題

我國對外直接投資的突出問題是對外直接投資流量大，存量小。2011年我國對外直接投資存量只占到世界對外直接總投資的2%。與主要發達國家相比較，我國對外直接投資整體規模明顯偏小。對外直接投資還存在著以下問題：

對外直接投資的投資主體結構不合理。我國海外投資以國有大中型企業為主，非國有企業等民營企業實力明顯不足。因國企在投資經營活動中的公司治理結構缺陷，在海外市場競爭中缺乏市場化運作的經驗等，其在海外直接投資中競爭力低下且經濟效益不高。而民營企業普遍缺乏全球競爭意識，加上政府的扶持鼓勵不到位，阻礙其海外擴張的步伐。

2.對外直接投資的投資區域結構存在不合理。我國的對外直接投資的區位分布密集，而歐洲，大洋洲及北美洲的對外直接投資比例少，僅達到18.8%。對外直接投資分布過于集中會造成我國境外企業之間相互競爭不斷加劇，不利于企業長足發展。

3.對外直接投資的投資行業結構不合理。我國企業海外投資過度偏于初級產業，其投資領域多集中于附加值低，科學技術含量不高的能源及勞動密集型產業，缺乏對高附加值以及高科技含量領域的海外投資，致使我國企業的對外直接投資的經濟效益不高。

4.企業對外直接投資過程中政府職能缺位。我國對外直接投資缺乏國家的政策支持和宏觀規劃，目前海外直接投資多是自發行為，導致我國對外直接投資地區分布集中和投資結構初級化。另外，我國對外直接投資的管理體制滯后，我國對外直接投資審批制度存在不規范弊端，管理部門審批效率低，且對外直接投資管理過程中存在多個職能部門共同參與海外投資管理監督工作的現象。而我國對外直接投資的法律法規體系還沒有建立起來，抑制了我國對外直接投資的發展。

三、我國對外直接投資長足發展的政策措施

雖然我國境內企業的對外直接投資取得明顯成效，但企業在海外投資擴張道路上面臨著重重障礙。采取有效措施促進我國對外直接投資的平穩較快發展成為我國經濟發展和改革開放進程中面臨的艱巨任務。

加強政府的宏觀指導

為優化我國對外投資的行業和地區分布結構，使境內企業真正參與海外投資擴張的競爭中，政府必須加強對對外直接投資的政策扶持力度。健全對外直接投資的法律法規體系，實現對外直接投資管理的統一管理，給予其稅收支持和資金優惠政策，積極鼓勵企業特別是民營企業進行對外投資擴張，引導海外投資商會等中介組織的健康發展等。

企業樹立全球競爭觀念，積極“走出去”

從境內企業自身來看，在政府積極鼓勵企業進行對外直接投資的背景下，企業應樹立全球化競爭意識，加快走出去步伐，最大化利用政府提供的資金，政策等方面的支持，努力增強自身的國際競爭力，改變傳統的競爭觀念，積極開拓海外市場，以更加開放的姿態迎接國際競爭的挑戰，實現企業長足發展。

結束語

促進我國對外直接投資的平穩較快發展，不僅需要政府的支持與引導，與企業自身發展也密不可分，也與國內經濟發展，產業結構調整，市場化改革緊密相關。

參考文獻:

[1]黃云.我國對外直接投資發展的現狀及對策.改革與開放.2012(3).

[2]劉超.中國對外直接投資問題與對策分析.現代管理科學.2012(3).

[3]商務部.2011年度中國對外直接投資統計公報.

[4]張謙,胡劍波.危機背景下中國對外直接投資的現狀與未來展望.國際商務.2011(2).