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第1篇：對外直接投資的作用范文
關(guān)鍵詞：外商直接投資；綠色經(jīng)濟(jì)；啟示
中圖分類號：F061.2 文獻(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）08-00000-02
當(dāng)前，各國對環(huán)境問題認(rèn)識日益加深，我國政府對綠色發(fā)展也高度重視，將綠色發(fā)展理念寫入“十三五”發(fā)展規(guī)劃中，并將其設(shè)定為實(shí)現(xiàn)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展終極目標(biāo)的必然過程。然而長期以來對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展起重要作用的外商直接投資在拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，也帶來了較為嚴(yán)重的環(huán)境污染問題，亟待結(jié)合綠色發(fā)展理念加以規(guī)范和引導(dǎo)。文本援引南非、美國、韓國3個國家利用外商直接投資發(fā)展低碳綠色經(jīng)濟(jì)的成功案例，分析了各國投資促進(jìn)和貿(mào)易發(fā)展機(jī)構(gòu)吸引外商參與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)做法，并提出促進(jìn)我國綠色外商直接投資的政策建議。
一、我國及國外對發(fā)展綠色外商直接投資的認(rèn)識
聯(lián)合國制定并于2016年1月1日啟動的《2030年可持續(xù)發(fā)展議程》，包含了為未來15年的17項可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)，具有豐富的綠色內(nèi)涵。同時，聯(lián)合國氣候變化框架公約巴黎第21次會議上，195個成員國一致同意進(jìn)一步采取措施以減少溫室氣體排放，保持全球溫度上升水平低于前工業(yè)水平2°C。而我國在《十三五規(guī)劃》中也從戰(zhàn)略的高度指出，要堅持綠色富國和綠色惠民，支持綠色清潔生產(chǎn)，推動建立綠色低碳循環(huán)發(fā)展產(chǎn)業(yè)體系，發(fā)展和建立綠色金融和綠色發(fā)展基金，實(shí)施企業(yè)循環(huán)式生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)循環(huán)式組合、園區(qū)循環(huán)式改造的循環(huán)發(fā)展計劃，著力推動形成綠色發(fā)展方式和生產(chǎn)方式。這些綠色發(fā)展行動計劃要求在能源、交通和其他幾十個行業(yè)進(jìn)行變革，并需要數(shù)萬億美元的巨額投資。而低碳投資又稱為綠色投資，包括減少溫室氣體影響的生產(chǎn)工藝的投資、清潔能源投資及在生產(chǎn)和制造減少溫室氣體的相關(guān)產(chǎn)品的研究和生產(chǎn)投資等方面。綠色投資都是技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展迅速。而我國，綠色產(chǎn)業(yè)和綠色發(fā)展實(shí)踐相對仍處于起步探索階段，需要充分借鑒外國利用外商直接投資發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)的的經(jīng)驗(yàn)并利用綠色外商直接投資資本。
本文結(jié)合全球三個利用外商投資發(fā)展低碳綠色經(jīng)濟(jì)的典型案例，分析了來自發(fā)達(dá)和新興市場國家不同地區(qū)和環(huán)境下投資促進(jìn)和貿(mào)易發(fā)展機(jī)構(gòu)吸引外商投資參與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)做法。三個案例分別是：南非利用外商投資發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)項目、波特蘭發(fā)展委員會吸引外商投資擴(kuò)大地方清潔技術(shù)產(chǎn)業(yè)群、韓國蔚山生態(tài)工業(yè)園區(qū)中心建立園區(qū)公司網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)促進(jìn)投資者發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)。分析結(jié)果表明，各國、各地區(qū)的投資促進(jìn)和貿(mào)易發(fā)展機(jī)構(gòu)對發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)揮重要作用，同時，發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)沒有完全、統(tǒng)一的解決方案，持續(xù)的綠色戰(zhàn)略必須適應(yīng)當(dāng)?shù)丨h(huán)境。
二、國外促進(jìn)綠色外商直接投資的主要做法
（一）南非利用外商投資發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)項目
一是突出綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展地位。南非擁有大量的煤炭儲備，化石能源占全國能源供應(yīng)的87%，能源獲取容易且廉價，但綠色經(jīng)濟(jì)在南非經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)突出位置。南非是非洲大陸上可再生能源方面，政府和企業(yè)合作領(lǐng)域的典范。據(jù)彭博新能源財經(jīng)ClimateScope報告南非位居全球35個國家吸引低碳投資第三位。其成功主要得益于其良好的投資環(huán)境、簡潔便利的相關(guān)法律法規(guī)及政府大力支持環(huán)保企業(yè)。
二是簽訂綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)議并給予補(bǔ)貼。2011年，南非政府、商界、勞工組織和民間機(jī)構(gòu)簽署了一項綠色經(jīng)濟(jì)協(xié)議。該協(xié)議達(dá)成12項綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展承諾，包括推廣可再生能源、回收使用工業(yè)廢水以及工業(yè)改造。其中，政府承諾將會購買40億瓦特利用可再生資源生產(chǎn)的電力。同時，政府撥款300萬美元用來幫助公司改造現(xiàn)有設(shè)備以利用可再生能源，這項撥款占改造總費(fèi)用的30%。公司可用撥款來購買屋頂大陽能電池板等綠色設(shè)備。政府支持綠色產(chǎn)業(yè)的政策行動給南非外商投資者提供了投資方向，刺激了國外投資者投資興趣。
三是成立專業(yè)機(jī)構(gòu)提供綠色投資服務(wù)。專門成立南非綠色投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)，向外商投資機(jī)構(gòu)提供信息幫助服務(wù)，使外商投標(biāo)程序滿足本國政府條件。同時，向潛在投資者營銷投資機(jī)會，將外商資金用在再生能源發(fā)電方面，并使這些投資轉(zhuǎn)化成為國內(nèi)可再生能源設(shè)備制造業(yè)的催化劑。此外，機(jī)構(gòu)還提供可再生能源設(shè)備（如光伏電池設(shè)備）生產(chǎn)方面的技術(shù)知識，為投資者了解當(dāng)?shù)厣a(chǎn)力和競爭力方面提供案例。
四是注重建立外商投資者與本地企業(yè)之間的聯(lián)系。南非在與西班牙GRI公司談判建立風(fēng)力發(fā)電廠時，告知其本地供應(yīng)商發(fā)展?jié)撃埽膭钇渑c本地企業(yè)建立聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)共贏。通過外商投資和本地供應(yīng)商的協(xié)作與相互支持，南非擁有了非洲第一家生產(chǎn)風(fēng)塔的公司，并可組裝或制造可再生能源設(shè)備。
（二）美國波特蘭發(fā)展委員會吸引外商投資擴(kuò)大地方清潔技術(shù)產(chǎn)業(yè)群
一是制定綠色技術(shù)發(fā)展計劃。波特蘭的公共政策和市民文化一直以綠色環(huán)保著稱，并有大量的清潔技術(shù)和綠色建筑公司，但沒有一家發(fā)展成為大公司，波特蘭也未充分利用其潛在外商直接投資綠地的地理優(yōu)勢。為支持當(dāng)?shù)鼐G色企業(yè)出口綠色產(chǎn)品和服務(wù)并吸引外商直接投資。波特蘭發(fā)展委員會制定了全球貿(mào)易和投資計劃，并通過與布魯金斯學(xué)會的合作，將清潔技術(shù)作為其首要戰(zhàn)略計劃來發(fā)展。
二是舉辦投資招商會推薦新產(chǎn)品。在波特蘭和俄勒岡州的政府政策的領(lǐng)導(dǎo)下，委員會通過舉辦投資招商暨清潔技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展會議，將擁有清潔技術(shù)的公司聚集在一起，來幫助他們在國內(nèi)和國外的公司中尋找合作伙伴，從而開拓新市場。如通過招商會順利為儲能系統(tǒng)的清潔技術(shù)項目融資320萬美元作為其2015年的發(fā)展資金。
三是提供清潔技術(shù)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新安置服務(wù)。波特蘭發(fā)展委員會管理著60多家重點(diǎn)企業(yè)，包括它們的技術(shù)、市場、發(fā)展水平、國際足跡、融資需求等信息。這使得波特蘭發(fā)展委員會能夠站在一定的全局角度分析這些企業(yè)的優(yōu)勢和差距，給予新創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新企業(yè)有別于其他企業(yè)的發(fā)展和投資政策建議?？紤]到大量波特蘭地區(qū)清潔技術(shù)公司創(chuàng)業(yè)失敗率高，委員會的援助對這些新公司的生存意義重大。
（三）韓國蔚山生態(tài)工業(yè)園區(qū)中心建立園區(qū)公司網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)促進(jìn)投資者發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)
一是創(chuàng)新綠色生態(tài)工業(yè)發(fā)展概念。韓國蔚山市工業(yè)區(qū)，是韓國最大的工業(yè)中心，區(qū)內(nèi)有15個工業(yè)園區(qū)，而其中的Mipo和 Onsan工業(yè)園區(qū)就有約1200家公司和120000多名員工。但在這1200多家公司中僅有個別公司將綠色產(chǎn)業(yè)作為他們的主要業(yè)務(wù)。為測算這一集中區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動對環(huán)境的影響并監(jiān)控資源的浪費(fèi)以限制污染輸出，韓國在2005年貿(mào)易、工業(yè)和能源大會上倡議將混合型工業(yè)過渡到綠色生態(tài)工業(yè)的概念。
二是成立韓國蔚山生態(tài)工業(yè)園中心。作為綠色生態(tài)工業(yè)發(fā)展計劃的一部分，朝鮮工業(yè)園區(qū)公司和韓國蔚山大都會在韓國蔚山工業(yè)區(qū)建立了韓國蔚山生態(tài)工業(yè)園中心，中心委員會包括負(fù)責(zé)工業(yè)園區(qū)管理的國家代表機(jī)構(gòu)、私人企業(yè)、非政府組織和蔚山大學(xué)研發(fā)中心。園區(qū)中心主要為商業(yè)開發(fā)機(jī)構(gòu)在綠色產(chǎn)品生產(chǎn)過程中識別投資機(jī)會，并從中幫助企業(yè)減少溫室氣體排放。除廢水處置和污染減排外，園區(qū)中心還試圖循環(huán)利用水資源，使得廢水和能源能夠相互轉(zhuǎn)化使用，從而提升資源利用效率。
三是制定潛在綠色項目并試點(diǎn)。為促進(jìn)綠色項目發(fā)展，園區(qū)中心確定了一系列蒸汽循環(huán)的綠色潛在項目。潛在項目與利益相關(guān)方和研發(fā)中心共享，并共同調(diào)查項目的可行性，制定最終項目報告和商業(yè)案例。為顯示綠色概念的可行性，園區(qū)中心運(yùn)行試點(diǎn)一些精心挑選的項目，隨著幾個試點(diǎn)案例的成功，園區(qū)成功建立了該園區(qū)大部分公司的銷售渠道和廢棄物分布點(diǎn)。
四是幫助企業(yè)建立共生關(guān)系以降低成本增加就業(yè)。園區(qū)中心幫助企業(yè)之間建立共生關(guān)系，并且與其他公司共享公共設(shè)施，從而實(shí)現(xiàn)集群效益，降低成本，增強(qiáng)生態(tài)友好性。如將冶煉企業(yè)排放的高濃度二氧化碳輸送到造紙企業(yè)用作產(chǎn)品加工用料，冶煉企業(yè)排放的熱蒸汽被輸送到造紙企業(yè)用作熱源。例如，Sungam市政廢物焚燒設(shè)備公司和Hyosung公司以500萬美元進(jìn)行蒸汽網(wǎng)絡(luò)投資，每年節(jié)約成本累計700萬美元，并增加了150人的就業(yè)崗位。
五是幫助企業(yè)建立項目經(jīng)濟(jì)效益愿景。每個共生項目開始前，園區(qū)中心都向投資者講明項目吸引力和將可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益，并作出將會幫助其解決相關(guān)問題的承諾，以此募集投資者。共生項目的持續(xù)成功增強(qiáng)了投資者的信心，從而吸引了新投資者的參與。截至2014年底，韓國蔚山生態(tài)工業(yè)園區(qū)第一個共生項目已啟動8年，涉及31家企業(yè)，共節(jié)約7400萬美元成本，創(chuàng)造4500萬美元的新收入。
三、對我國促進(jìn)綠色外商直接投資的經(jīng)驗(yàn)啟示
（一）政府政策支持是決定外商投資的關(guān)鍵。政府對于當(dāng)?shù)丨h(huán)保領(lǐng)域的政策和倡議是外商進(jìn)行投資時首要考慮的因素之一。大多數(shù)綠色產(chǎn)業(yè)和技術(shù)相對年輕，對于市場和價值鏈來說，綠色產(chǎn)業(yè)早期的增長大部分來源于公共政策的支持。上述三個案例，政府在韓國蔚山的規(guī)劃愿景、南非政府的公共政策以及波特蘭當(dāng)?shù)卣畬τ诃h(huán)境保護(hù)的支持都有助于創(chuàng)造投資機(jī)會。
（二）投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)發(fā)揮重要作用。投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)和商業(yè)發(fā)展機(jī)構(gòu)通過了解開發(fā)專業(yè)知識，針對合適的部門和活動創(chuàng)建和演示成功的商業(yè)案例，在促進(jìn)綠色投資方面發(fā)揮著重要作用。同時，投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)和合作伙伴需要跳出固有思維模式來識別利用外國直接投資發(fā)展其綠色經(jīng)濟(jì)的機(jī)遇和途徑。綠色投資機(jī)會普遍存在于可再生能源的發(fā)展及現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和綠化中。而挑戰(zhàn)在于確定一個適當(dāng)?shù)哪繕?biāo)區(qū)域，并選擇合適的方案來解決投資障礙。在不同的條件下要用不同種類的辦法，但都需要考慮當(dāng)?shù)厥袌鰻顩r和投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)所面臨的資源約束。
（三）需要清晰明了的綠色投資機(jī)會和商業(yè)論證。投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)可以通過成功的試點(diǎn)項目，提高綠色投資機(jī)會的可行度和做好獲益項目的渠道準(zhǔn)備工作。如投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)可以創(chuàng)建可行的商業(yè)投資方案（南非投資項目）或者展示投資者在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)如何利用低碳實(shí)踐來獲得盈利（韓國EIP），以使綠色投資項目更加清晰明了。
第2篇：對外直接投資的作用范文
[關(guān)鍵詞] 對外直接投資格蘭杰因果性關(guān)系實(shí)證分析
目前在研究或印證一國對外直接投資發(fā)展所處階段，使用得較多是由英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家鄧寧（John H. Dunning）于20世紀(jì)80年代初提出的投資發(fā)展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理論?；卩噷幍腎DP理論，本文擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、對外直接投資、外商直接投資,以及各年中國人民幣兌換美元的匯率等數(shù)據(jù)，首先分析中國凈對外直接投資的趨勢，其次考察中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資、外商直接投資和中國凈對外直接投資之間的格蘭杰（Granger）因果性關(guān)系，最后用回歸方法重建中國凈對外直接投資模型。
一、中國凈對外直接投資的趨勢分析
1.中國對外直接投資的趨勢分析
根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之中國對外直接接投資（outflow）的數(shù)據(jù)，對1982年～2004年間中國對外直接投資作趨勢分析如下：
其中，Loutflow是中國對外直接投資額的自然對數(shù)形式，Time是一個從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值，以及和60％的R2來看，該回歸方程是比較理想的。式(1)告訴我們在1982年～2004年間，中國的對外直接投資額(年流量)平均每年以14.1％的速度增長。根據(jù)式(1)的擬合值與中國實(shí)際對外直接投資額的比較，顯示出中國對外直接投資的明顯向上趨勢，說明今后中國對外直接投資將保持繼續(xù)增長的勢頭。
2.中國利用外國直接投資的趨勢分析
根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之中國利用國外直接投資（inflow）的數(shù)據(jù)，對1982年～2004年間中國利用外國直接投資做趨勢分析如下：
其中，Linflow是中國利用外國直接投資額的自然對數(shù)值，Time是一個從1到23的趨勢變量。自變量time的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均非常顯著，R2也很高。根據(jù)式(2)可以推斷在1982年～2004年間，中國每年利用外國直接投資平均每年增長22.4％。根據(jù)式(2)的擬合值與中國實(shí)際利用外國直接投資額的比較，顯示了中國利用外國直接投資的明顯向上的趨勢，說明今后中國利用外國直接投資將繼續(xù)保持增長勢頭。
3.中國凈對外直接投資趨勢分析
同樣根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之相關(guān)數(shù)據(jù)，對1982年～2004年中國的凈對外直接投資(netflow)做如下的趨勢分析：
其中，netflow是中國的凈對外直接投資(其值為：outflow-inflow)。式(9)的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均顯著，R2也較理想。因此，根據(jù)式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對外直接投資額的絕對數(shù)平均每年增長1．8468單位。根據(jù)式(3)的擬合值與中國實(shí)際凈對外直接投資額的比較，顯示了中國凈對外直接投資的明顯向下的趨勢，表明中國的凈對外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。
二、格蘭杰因果性檢驗(yàn)
為了考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關(guān)系，本文引入了格蘭杰（Granger）檢驗(yàn)法。筆者首先擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)、人口總數(shù)、對外直接投資、外商直接投資，以及各年中國人民幣兌換美元的平均匯率、各年美國CPI指數(shù)；其中中國對外直接投資、外商直接投資的數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議網(wǎng)站，中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)來自中國統(tǒng)計年鑒；其次計算出人均對外直接投資額、人均外商直接投資額、人均對外直接投資凈額；再次將各變量統(tǒng)一調(diào)整為1982年價格，以1元人民幣為單位見附表；最后對各變量取自然對數(shù)，從而完成對數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。
1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
由于做格蘭杰因果性檢驗(yàn)時必須要求各變量為平穩(wěn)序列，而上述數(shù)據(jù)都屬時間序列數(shù)據(jù)，因而有必要考察變量的平穩(wěn)性。此處使用Dickey-Fuller平穩(wěn)性檢驗(yàn)。
具體檢驗(yàn)時，首先分別用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不變價格表示的人均GDP、人均對外直接投資絕對值、人均外商對華直接投資、人均對外直接投資凈值絕對值的自然對數(shù)值。
然后采用ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)時按一般的經(jīng)驗(yàn)做法選擇ADF 檢驗(yàn)的形式，ADF檢驗(yàn)滯后階由AIC信息準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
結(jié)果表明，LGDP、LODI的對數(shù)序列為I(0)序列；IDI、NDI的對數(shù)序列為I(1)序列，其一階差分序列在5%的顯著水平上為 I(0)序列。各變量的一階對數(shù)差分序列代表的是各個變量的增長率。
2.格蘭杰因果檢驗(yàn)
此處分別對LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進(jìn)行了格蘭杰因果性檢驗(yàn)，選取滯后一階至六階。用Eview5.5軟件得到的回歸結(jié)果如表2所示。
結(jié)果表明:①當(dāng)滯后期為1和2時，在不同的顯著水平上， LGDP與LODI互為格蘭杰原因，其中在10%的顯著性水平上，LODI是LGDP的格蘭杰原因；在5%的顯著性水平上，LGDP是LODI的格蘭杰原因。也就是說在短期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)的增長能極大地中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用則不如前者明顯。②當(dāng)滯后期為3、4、5時，在不同的顯著水平上，LIDI與LGDP互為格蘭杰原因。其中，當(dāng)滯后期為2、3、4、5、6時， LGDP是LIDI的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期為3、4時， LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內(nèi)，外商對華直接投資與中國經(jīng)濟(jì)的增長有相互促進(jìn)作用，其中中國經(jīng)濟(jì)的增長對外商對華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時間更長。③僅當(dāng)滯后期為6時，在接近10%的顯著水平上，LGDP才是LNDI格蘭杰原因。也就是說，一般而言，中國凈對外直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經(jīng)濟(jì)增長對中國凈對外直接投資起促進(jìn)作用。
三、中國凈對外直接投資模型的建立
此處采用中國自1982至2004年間的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均凈中國對外直接投資數(shù)據(jù)，并依GDP指數(shù)和美國CPI指數(shù)將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均中國對外直接投資凈值換算成2004年美元不變價格。構(gòu)建如下模型：
ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u
其中，ANDI為人均凈對外直接投資；AGDP為人均國民生產(chǎn)總值；C1為截距項；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數(shù)，u為誤差項。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對此模型進(jìn)行估計， 結(jié)果如下：
其中調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2為0.9584表明擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度都很高。此外同時通過了F檢驗(yàn)。但是常數(shù)項C、AGDP 的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量均明顯不顯著，AGDP平方的系數(shù)也只是呈現(xiàn)弱顯著，表明此模型不甚理想，可考慮調(diào)整。本著先一般后特殊的原則，采用三次方至五次方的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。使用EVIEW5.5軟件進(jìn)行測試，最后使用三次方模型，回歸結(jié)果如下：
其中R2值為0.9716，調(diào)整后的擬合系數(shù)R2為0.9671，均高于采用二次方模型。且此時各項系數(shù)均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對應(yīng)的曲線，見圖，在擬合中國數(shù)據(jù)的同時，較好地符合IDP理論的“U型曲線”假說。
根據(jù)此方程進(jìn)行計算，可以得到三次型模型曲線的最小值約在AGDP為1315.99美元處（2004年不變價格），而2005年中國人均GDP為1703美元，對應(yīng)此模型，可以判定中國現(xiàn)階段應(yīng)處于第二階段末第三階段初。但對照中國的ANDI數(shù)據(jù)還沒有回升的跡象，結(jié)合格蘭杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中國經(jīng)濟(jì)的增長對外商對華直接投資的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于對中國對外直接投資的促進(jìn)作用，二者差距越來越大，由此可以斷定，中國對外直接投資滯后。
四、結(jié)論
經(jīng)過上文的實(shí)證檢驗(yàn)，可得出的主要結(jié)論有:
1.基于鄧寧的IDP理論，通過對中國自1982年至2004年間時間序列數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)在中國對外直接投資及外商對華投資都保持繼續(xù)增長的勢頭的同時，中國凈對外直接投資呈現(xiàn)出明顯向下的趨勢，這表明中國的對外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。
2.通過引入格蘭杰（Granger）檢驗(yàn)法來考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：短期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)的增長能極大地促進(jìn)中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用則不如前者明顯。在中長期內(nèi)，外商對華直接投資與中國經(jīng)濟(jì)的增長有相互促進(jìn)作用，其中中國經(jīng)濟(jì)的增長對外商對華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時間更長。
第3篇：對外直接投資的作用范文
關(guān)鍵詞：對外直接投資；出口；效應(yīng)
中圖分類號：F83文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
隨著對外直接投資的迅速發(fā)展，對外直接投資對出口貿(mào)易的影響成了國內(nèi)外學(xué)者研究的重點(diǎn)，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，利用1983～2006年中國對外直接投資與出口的數(shù)據(jù)，對對外直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行重新檢驗(yàn)，并與同一時期世界主要對外直接投資國家的對外直接投資出口效應(yīng)進(jìn)行橫向比較。
一、模型介紹及數(shù)據(jù)來源
格蘭杰因果檢驗(yàn)主要有以下幾個步驟：首先，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF法檢驗(yàn)時間變量的平穩(wěn)性。其
次，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)分析變量之間相互作用的方向。對于變量的滯后期，一般從0～3期內(nèi)選擇，并根據(jù)使AIC和SC最小的原則來選擇變量的滯后期。
為進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏?zhǔn)確性，確定變量之間的長期關(guān)系，在格蘭杰因果檢驗(yàn)之后，還要對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Stock證明，對存在協(xié)整關(guān)系的時間序列，最小二乘回歸（OLS）的估計量不僅是一致的，而且快于平穩(wěn)時間序列0lLS估計量的收斂速度，因此可以直接使用傳統(tǒng)的OLS方法。對FDI和出口貿(mào)易變量進(jìn)行OLS回歸，模型如下：
LNEXt＝C＋atLNFDIt+?滋t（1）
考察式（1）的回歸殘差?滋t是否平穩(wěn)，如果回歸殘差平穩(wěn)，說明存在協(xié)整關(guān)系，該方程描述了變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。
為更好地研究我國對外直接投資與出口的關(guān)系，本文選取了美國、日本、德國、法國、英國以及中國作為研究對象，對它們1983～2006年共23年的對外直接投資與出口的相互作用關(guān)系進(jìn)行比較分析。其中，各國出口數(shù)據(jù)均來自各年的中國統(tǒng)計年鑒，中國的對外直接投資數(shù)據(jù)來自《對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》相關(guān)各期，其他國家的對外直接投資數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議網(wǎng)站及2007年《世界投資報告》。
二、實(shí)證檢驗(yàn)
在變量選取上，用FDI表示各國對外直接投資流量，用EX表示各國出口額。為研究方便，對以上時間序列分別取自然對數(shù)。首先對各變量的對數(shù)形式進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：各國的LNFDI和LNEX的原值在5%的水平上都不顯著，取一階差分后，除英國的EXUK和中國的LNFDICH在1%的水平顯著，德國的EXGE、法國的LNFDIFR以及中國的EXCH在10%的水平上顯著外，其他變量都在5%的檢驗(yàn)水平下顯著，即所有變量的一階差分都是平穩(wěn)的時間序列，因此所有變量都是一階單整的，即I（1）。
筆者曾對這六個國家的對外直接投資和出口關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。在進(jìn)行因果檢驗(yàn)之前，首先通過VAR模型確定變量的滯后期數(shù)，選擇使AIC和SC最小的滯后期數(shù)使模型達(dá)到最優(yōu)效果。因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，美國的對外直接投資和出口之間，在存在2期的最后滯后期下，并無相互因果關(guān)系；日本同美國的情況相似，在滯后3期的情況下，F(xiàn)DI和出口之間也沒有表現(xiàn)出因果關(guān)系；德國的對外直接投資在5%的檢驗(yàn)水平上是出口貿(mào)易變化的格蘭杰原因，而出口卻不是對外直接投資變化的格蘭杰原因，二者存在單向的因果關(guān)系；英國的情況與德國基本相同；法國的結(jié)果則與德國和英國相反，在滯后1期的情況下，法國的出口對對外直接投資表現(xiàn)出了單向的因果關(guān)系；對中國的分析結(jié)果顯示，在滯后1期的情況下，其“對外直接投資不是引起出口貿(mào)易變化的原因”的零假設(shè)不能被拒絕，而其“出口貿(mào)易不是引起對外直接投資變化的原因”的零假設(shè)被拒絕，說明中國的出口與對外直接投資之間存在著單向的因果關(guān)系，而對外直接投資對出口并無顯著影響。
為進(jìn)一步考察模型的準(zhǔn)確性，確定變量之間的長期關(guān)系，下面對各國的對外直接投資和出口變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明：除日本和美國的單位根無法通過10%檢驗(yàn)水平的平穩(wěn)性檢驗(yàn)外，其他四國OLS方程的單位根均能通過10%的檢驗(yàn)水平。說明美國和日本在樣本期內(nèi)的對外直接投資與出口之間不存在長期協(xié)整關(guān)系，德國、英國、法國和中國的對外直接投資與出口之間存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系。
三、檢驗(yàn)結(jié)果分析
格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果說明，各國對外直接投資與出口之間均呈現(xiàn)出不同的相互關(guān)系。其中，德國和英國的對外直接投資呈現(xiàn)出明顯的出口促進(jìn)作用，而其他國家的對外直接投資對出口均無顯著影響；中國和法國的出口增長導(dǎo)致了對外直接投資的發(fā)展，而日本和美國的對外直接投資和出口之間不存在因果關(guān)系。雖然中國的對外直接投資與出口之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但對外直接投資并沒有表現(xiàn)出對出口的顯著促進(jìn)作用。
對于日本的檢驗(yàn)結(jié)果與小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論所認(rèn)為的邊際產(chǎn)業(yè)的對外投資有利于擴(kuò)大國內(nèi)出口相悖，筆者認(rèn)為主要是與其不同的投資階段有關(guān)。邊際產(chǎn)業(yè)理論所描述的情況，屬于日本對外直接投資的起步階段，當(dāng)時日本相對于美國來說，還屬于發(fā)展中國家，其對外投資的目標(biāo)以為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和出口提供能源以及轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的升級為重心。進(jìn)入八十年代后，隨著日本國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，日本的對外直接投資產(chǎn)業(yè)、區(qū)域及目標(biāo)都發(fā)生了很大變化，因此對1983～2006年的日本對外直接投資的實(shí)證檢驗(yàn)中，結(jié)果與邊際產(chǎn)業(yè)理論相悖。
德國的對外直接投資表現(xiàn)出明顯的出口促進(jìn)作用，其促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在制造業(yè)上，由于其投資行業(yè)以汽車制造、化工業(yè)、電器和機(jī)械制造為主，這些都屬于后向關(guān)聯(lián)度較高的行業(yè)，它們的對外直接投資會創(chuàng)造東道國對國內(nèi)大型機(jī)器、設(shè)備和零部件的需求，從而表現(xiàn)出較高的出口創(chuàng)造作用。德國在制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的對外直接投資占其對外直接投資總額的99.7%。
而對中國的實(shí)證結(jié)果表明，雖然中國的對外直接投資與出口之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但對外直接投資并沒有表現(xiàn)出對出口的顯著促進(jìn)作用。對于這種情況，作者認(rèn)為可能有以下幾個原因：
1、我國對外直接投資數(shù)量少，還未能充分顯示其出口效應(yīng)。根據(jù)鄧寧的投資發(fā)展階段理論分析，我國現(xiàn)在還處于對外直接投資的第二階段，其特征表現(xiàn)為：區(qū)位優(yōu)勢增加，直接投資流入增加，但所有權(quán)優(yōu)勢增加有限，直接投資流出很少。雖然近幾年我國對外直接投資發(fā)展迅速，但在世界對外投資總額中的比重仍然偏低，僅有1.15%左右，吸引外資與對外投資的比例，發(fā)達(dá)國家為1∶1.14，發(fā)展中國家為1∶0.13，而我國僅為1∶0.09。此外，與我國每年高達(dá)幾千億的對外出口額相比，我國的對外直接投資更是顯得微不足道。
2、我國對外投資企業(yè)規(guī)模小、競爭力差，難以拉動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的出口。我國對外投資主體以中小企業(yè)為主，大型跨國公司極少。在2004年按國外資產(chǎn)排名世界前100家非金融跨國公司中，中國的跨國公司僅有一家――中國國際信托投資公司，且其排名位于94位。對外投資企業(yè)的規(guī)模小，在國際市場的競爭力不強(qiáng)，從而導(dǎo)致這些企業(yè)的國際投資經(jīng)營活動對國內(nèi)相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的出口拉動力較低。
3、投資產(chǎn)業(yè)地區(qū)結(jié)構(gòu)不合理。從地區(qū)結(jié)構(gòu)上看，過分偏重對發(fā)展中國家的投資，而忽視對發(fā)達(dá)國家的直接投資；偏重利用東道國市場的低成本優(yōu)勢，忽視對先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)的學(xué)習(xí)，這使得國內(nèi)各產(chǎn)業(yè)缺乏核心競爭力，不利于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級，從而使我國一直處于國際產(chǎn)業(yè)鏈條中的低端環(huán)節(jié)，而資源開發(fā)行業(yè)和初級加工制造業(yè)技術(shù)含量低、操作簡單，它們的直接投資對國內(nèi)相關(guān)機(jī)械、技術(shù)的出口拉動作用不大，從而使我國對外直接投資的出口拉動效應(yīng)較低。
四、政策建議
首先，加大對外直接投資的政策支持力度。政府應(yīng)建立和完善政策促進(jìn)體系，加大在財稅、金融、外匯等方面對對外直接投資的政策支持力度，建立規(guī)范的宏觀管理體系，為我國對外直接投資的進(jìn)一步大規(guī)模發(fā)展，做好充分準(zhǔn)備。
其次，完善我國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。重點(diǎn)投資于后向關(guān)聯(lián)度強(qiáng)的行業(yè)，實(shí)行最終產(chǎn)品的國際生產(chǎn)，從而有效地拉動中間產(chǎn)品及初級產(chǎn)品的出口，同時順應(yīng)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化趨勢，適當(dāng)加大對第三產(chǎn)業(yè)的投資。
第4篇：對外直接投資的作用范文
隨著對外直接投資規(guī)模的增加，處理好對外直接投資結(jié)構(gòu)對于控制國內(nèi)通貨膨脹也有重要意義。從投資區(qū)域來看，2008年中國對外直接用于亞洲的資金占到總資金的78%，其中用于香港的投資占到總投資的69%，因?yàn)閺木嚯x上而言，對外直接投資傾向于投資比鄰的區(qū)域。從信息對稱程度而言，中國對于這些區(qū)域掌握的信息相對更充分，法律法規(guī)方面的限制也相應(yīng)較少。2008年中國對外直接投資中非洲居于第二，這主要是基于政治和人道主義援助方面考慮。所以綜合而言，在對外直接投資決策時以上方面因素的考慮會強(qiáng)于通貨膨脹率的考慮。實(shí)證結(jié)果根據(jù)之前建立的VAR模型和數(shù)據(jù)，利用Eviews6．0得出結(jié)果：CPI的變動受到前兩期滯后的影響，前一期的影響為正，前兩期的影響為負(fù)。這主要表明物價的變動在一期內(nèi)存在慣性，慣性系數(shù)為0．646377，因?yàn)槲飪r上漲可能在一期內(nèi)產(chǎn)生物價上漲預(yù)期，從而推動物價繼續(xù)上漲。但前兩期的物價上漲又可以在一定程度上抵消這種預(yù)期，這種抵消系數(shù)為－0．273023，說明對于通貨膨脹的預(yù)期形成受到近期的影響大于遠(yuǎn)期。所以，要控制通貨膨脹預(yù)期就必須采取強(qiáng)硬措施防止物價短期內(nèi)過快上漲。前一期FDI上升1%會引起本期物價上升0．123%。前兩期FDI上升1%會引起本期物價上升0．014%。這兩個系數(shù)反映了輸入性通貨膨脹的作用強(qiáng)度。2009年FDI總額為900．3億美元，占GDP不到2%，對比而言，來自外商投資的輸入性通貨膨脹強(qiáng)度相當(dāng)大，產(chǎn)生這種情況的原因可能是，由于FDI流入了資本市場，產(chǎn)生了巨大的杠桿作用，引起了通貨膨脹的改變。所以，控制好FDI的流向，對于治理通貨膨脹具有重要意義。對外直接投資與通貨膨脹存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。前一期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．014%，前兩期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．011%。從規(guī)模上而言，2008年的OFDI占GDP仍不足2%，量的控制相對容易。但是，在OFDI達(dá)到一定規(guī)模時，它產(chǎn)生的投資收益可能對國內(nèi)通貨膨脹起到加劇作用。所以，在注重量的擴(kuò)張的同時，應(yīng)該把握好質(zhì)的提升。
第二列可知，一期內(nèi)通過膨脹的上升可能導(dǎo)致FDI的下降，通貨膨脹上升1%，F(xiàn)DI將下降0．9%。前二期通貨膨脹上升1%，引起本期FDI上升0．28%。綜合而言，較高的通貨膨脹降低了實(shí)際利率，不利于引進(jìn)外資。FDI也存在滯后性，前一期滯后系數(shù)為0．901153，前二期滯后為－0．261963。根據(jù)第一列的分析，在國內(nèi)出現(xiàn)通貨膨脹時，應(yīng)該對于FDI進(jìn)行控制，防止FDI與CPI同時產(chǎn)生滯后影響加劇通脹，引起危機(jī)。對外直接投資于外商投資存在一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。產(chǎn)生這種情況并非由于兩者存在相互替代作用，而是由于對外直接投資增加可能是由于境外投資收益率上漲，按照資本趨利性，相應(yīng)流入境內(nèi)的資本就會下降。由表3第三列可知，前一期通貨膨脹上升1%，對外直接投資增長2．72%。前兩期通貨膨脹上漲1%，對外直接投資下降2．97%。綜合而言，兩期內(nèi)，通貨膨脹的上升會引起對外直接投資的下降，因?yàn)橥ㄘ浥蛎浬仙赡芤饑鴥?nèi)名義利率上升，以保證實(shí)際利率為正，所以造成對外直接投資的機(jī)會成本上升。前一期FDI上升1%，對外直接投資上升0．7%，前兩期FDI上升1%，對外直接投資下降1．7%?？偟亩?，兩期內(nèi)，F(xiàn)DI與OFDI存在負(fù)相關(guān)性，這也是由資本的趨利性和國內(nèi)外投資環(huán)境變化導(dǎo)致。與之前不同的是，OFDI存在兩期負(fù)的滯后性，滯后系數(shù)分別為－0．579859和－0．261057。這可能是由于中國對外直接投資處于起步階段，受到投資行業(yè)、投資地域等政策的限制。另外，也存在一些國家擔(dān)心壟斷和貿(mào)易侵略而采取相應(yīng)貿(mào)易保護(hù)的手段。
7至9期影響為正，之后趨于0。再次證明近期通貨膨脹對于形成通脹預(yù)期具有重要作用，并加劇通貨膨脹的影響。第2圖表示FDI對通貨膨脹的影響前3期為正，并逐漸上升，3至5期也為正，但影響減弱，6至8期幾乎無影響，8至10期出現(xiàn)小幅正向影響。FDI對通貨膨脹前3期正的影響可以理解為FDI的流入導(dǎo)致了國內(nèi)流動性過剩從而出現(xiàn)通貨膨脹。8至10期出現(xiàn)的小幅正向影響可能是由于FDI產(chǎn)生了投資溢出效應(yīng)。第3圖表示對外直接投資對于通貨膨脹的影響前5期一直為負(fù)，并呈現(xiàn)小U型，在第3期時負(fù)的影響達(dá)到最大。由此可以驗(yàn)證，通過增加對外直接投資規(guī)?？梢钥刂仆ㄘ浥蛎?，并且這種效果具有一定的持續(xù)性。第4圖表示通貨膨脹對FDI的影響前3期為正，3至5期為負(fù)，呈現(xiàn)小U型;5至8期為正，先增加再減小，之后趨于0。前3期正的影響可能是由于通貨膨脹帶來了通貨膨脹預(yù)期，引起實(shí)際利率下降，從而刺激了投資。第5圖表示FDI的滯后影響前4期內(nèi)為正，之后為正，并接近0。說明FDI的變動具有慣性。第7圖表示通貨膨脹對對外直接投資的影響前2期為正，第3期為負(fù)，并且負(fù)的影響大于正的影響，之后趨于0。第8圖表示對外直接投資存在滯后影響，前2期為負(fù)，并逐漸下降，3至6期為正，正的影響先上升后下降，之后趨于0。出現(xiàn)以上情況的原因是通貨膨脹使得貨幣貶值，境內(nèi)資本出于保值需求會增加對外直接投資，同時對外直接投資增加到一定規(guī)模后會受到相應(yīng)的限制。
FDI與通貨膨脹經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)FDI變動是通貨膨脹變動的Granger原因，因?yàn)镕DI的增加會增加國內(nèi)的流動性，同時政府也會增加與FDI的配套投資，形成財政赤字。為了彌補(bǔ)赤字，只有增加貨幣發(fā)行量。這兩方面都加劇了通貨膨脹。模型結(jié)果表明，前一期FDI上升1%會引起本期物價上升0．123%。中國目前有管理的浮動匯率制度，F(xiàn)DI的流入會導(dǎo)致貨幣發(fā)行量的增加，但FDI相對于GDP和貨幣存量而言規(guī)模很小，這些由FDI引起的貨幣增發(fā)量并不足以產(chǎn)生0．123的效果，并且還存在投資的溢出效應(yīng)，使得產(chǎn)出增加，對通貨膨脹起到抑制作用。所以，引起通貨膨脹的原因可能是由于這些FDI并沒有直接流入生產(chǎn)領(lǐng)域，而是通過不同的手段流入資本市場，參與投機(jī)活動，從而推高了國內(nèi)通貨膨脹率。通過以上分析可以看出，F(xiàn)DI對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)特別是對貨幣發(fā)行量的影響存在直接作用，但實(shí)際利率和通貨膨脹率對FDI的影響并不明顯，F(xiàn)DI中存在較大一部分投機(jī)性資本。而這些資本對推高通貨膨脹率起到了很大的作用。所以，要抑制通貨膨脹，就應(yīng)該對FDI的流向進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)測，保證盡可能地流入實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。同時，控制政府對FDI的配套投資的規(guī)模，減少財政支出。OFDI與通貨膨脹理論上OFDI增加，短期內(nèi)國際收支中資本項目順差下降，國內(nèi)通貨膨脹下降，長期而言，投資收益增加，國際收支資本項目順差上升，通貨膨脹上升。但實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)對外直接投資與通貨膨脹之間不存在Granger因果關(guān)系，原因可能是我國對外直接投資的規(guī)模較小，對國民經(jīng)濟(jì)的影響并不顯著。模型結(jié)果表明，前一期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．014%;前兩期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．011%。所以，要增加對外直接投資的規(guī)模，才能降低通貨膨脹率。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，對外直接投資對通貨膨脹在10期以內(nèi)都沒有表現(xiàn)出正的滯后影響，主要原因是我國對外直接投資還處于起步階段，投資收益相對較少，有的甚至出現(xiàn)虧損，有盈利的也用于了再投資。所以，對于國內(nèi)通貨膨脹的正影響還沒有表現(xiàn)出來。當(dāng)然，對外投資收益與國內(nèi)通脹并不存在完全的取舍，我們可以考慮直接投資國內(nèi)稀缺的或者存在劣勢的產(chǎn)業(yè)，最終收益不光以貨幣的形式還要以產(chǎn)品和技術(shù)形式回流，降低國內(nèi)通貨膨脹壓力的同時，帶來新的經(jīng)濟(jì)增長動力。
作者：趙妍 黃巍巍 單位：武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院2010級本科生
第5篇：對外直接投資的作用范文
[關(guān)鍵詞]對外直接投資美國區(qū)位選擇行業(yè)選擇政府作用
21世紀(jì)初中國經(jīng)濟(jì)“走出去”戰(zhàn)略的提出,使中國對外直接投資的發(fā)展取得了顯著的成績。據(jù)中國商務(wù)部統(tǒng)計,從2001到2007年,中國最外直接投資從25億美元上升到187.6億美元,增長了近七倍,從世界第二十六位上升到第十七位,居發(fā)展中國家首位?？梢?中國成為對外直接投資大國正是經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)現(xiàn)階段性跨越的體現(xiàn),但相對美國而言,我們的距離還很遠(yuǎn),美國是世界對外投資最多的國家,據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)委統(tǒng)計,在過去的十年中,美國FDI流出總額為1.58萬億美元,所以我們應(yīng)借鑒美國的成功經(jīng)驗(yàn),從而使我國FDI取得合理快速的發(fā)展。
一 美國FDI的成功經(jīng)驗(yàn)
(1)近年來美國FDI的結(jié)構(gòu)變化
1.美國FDI區(qū)位結(jié)構(gòu)的變化
20世紀(jì)90年代至今,美國FDI在全球的分布比較的均勻,沒有出現(xiàn)大的變化,他們的主要是對于歐洲市場的投資,他們對于非洲等國家的投入是相對比較少的,但是近幾年隨著亞太地區(qū)經(jīng)濟(jì)的崛起,美國的FDI逐步的增加了對于亞太地區(qū)的投入,而且美國對于亞太地區(qū)投入力度逐漸的增大。
2.美國FDI行業(yè)結(jié)構(gòu)的變化
從對美國對外直接投資累計總額的分析來看,美國對外直接投資的行業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大的變化,投資結(jié)構(gòu)輕型化﹑高級化的趨勢非常明顯,制造業(yè)所占比重開始下降,服務(wù)業(yè)的比重迅速提高,其行業(yè)結(jié)構(gòu)基本上從制造業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè)逐步轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè),特別是金融﹑房產(chǎn)以及保險產(chǎn)業(yè)。
(2)美國政府在對外直接投資中發(fā)揮的作用
美國對外直接投資迅速增長,與美國政府在資本輸出方面的作用的加強(qiáng)是密不可分的,促進(jìn)和保護(hù)私人海外投資的安全與利益是美國政府的一貫政策。美國政府采取的鼓勵對外直接投資的政策與措施有:首先,海外投資保障制度,美國海外投資保障制度是從1948年實(shí)施的“馬歇爾計劃”,以后隨同外援體制的演進(jìn)和對外援助的不斷擴(kuò)大而發(fā)展起來的,直至1969年,為適應(yīng)國際投資市場的新變化,美國成立“海外私人投資公司”直屬美國國務(wù)院領(lǐng)導(dǎo),主管美國私人海外投資保障和保險事務(wù)。
二 中國FDI的發(fā)展趨勢
(1)我國應(yīng)該在區(qū)位結(jié)構(gòu)和行業(yè)結(jié)構(gòu)上進(jìn)一步優(yōu)化
1.根據(jù)美國FDI行業(yè)結(jié)構(gòu)變化的經(jīng)驗(yàn)對我國FDI行業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化
我們應(yīng)重視資源尋求型對外直接投資。資源尋求型對外直接投資仍將在我國對外投資中占有較大的比重。首先我國應(yīng)通過對外直接投資建立穩(wěn)定的資源供應(yīng)基地。其次,我國的紡織,電子,家電等產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)能力過剩,產(chǎn)品的國內(nèi)市場飽和,可采用獨(dú)自新建工廠的方式,我國企業(yè)可在境外生產(chǎn)或加工基地,自帶設(shè)備,技術(shù),原材料和零配件。
2.根據(jù)美國FDI區(qū)位結(jié)構(gòu)變化的經(jīng)驗(yàn)對我國FDI區(qū)位結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化
首先,借鑒美國根據(jù)地緣優(yōu)勢進(jìn)行對外直接投資這一經(jīng)驗(yàn),對有利于發(fā)揮我國地緣優(yōu)勢的亞洲地區(qū)進(jìn)行投資,東南亞的森林資源,亞洲和中東的石油和鐵等對我國有極大的吸引力,并且可利用地緣政治﹑經(jīng)濟(jì)和文化等有利因素。
其次,對于一些技術(shù)比較成熟的產(chǎn)業(yè)美國選擇了和它地理位置臨近、文化相似的加拿大等國進(jìn)行投資,借鑒美國經(jīng)驗(yàn)我國可以選擇亞洲﹑美洲﹑中東歐以及非洲等地區(qū)進(jìn)行投資,這是由于亞洲國家和地區(qū)與我國地理位置臨近,文化相似,而且經(jīng)濟(jì)活躍,市場潛力大。
三、 中國政府發(fā)揮作用使我國FDI合理快速發(fā)展
1.融資支持
拓寬融資渠道,鼓勵銀行與大企業(yè)合作;爭取金融機(jī)構(gòu)海外分支機(jī)構(gòu)的支持,設(shè)立海外直接投資基金,設(shè)立專門的海外投資金融公司。同時適當(dāng)放松對企業(yè)金融得控制和外匯管制,并提供必要的擔(dān)保,盡快發(fā)展和完善我國投資市場和投資銀行。
2.加快對外直接投資的立法進(jìn)度
企業(yè)對外投資需要法律的保障與支持,可以采取立法手段保護(hù)和支持他們得境外投資的。
總之,中國對外投資還有很大的發(fā)展空間,成為世界對外投資大國已是必然趨勢,這就要我們必須做到:依據(jù)自己的國情、經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢及世界政治經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢在區(qū)位選擇和行業(yè)選擇上做出正確合理的判斷和決策,再加上中國政府發(fā)揮出積極的作用。
參考文獻(xiàn):
[1]楊小川 中國企業(yè)海外投資的幾個問題 廣東商學(xué)院 對外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)[J] 2006年 04期
第6篇：對外直接投資的作用范文
一、我國海外直接投資與出口貿(mào)易的現(xiàn)實(shí)關(guān)系
聯(lián)合國貿(mào)發(fā)組織統(tǒng)計的對外直接投資與出口和進(jìn)口之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表1和表2。商務(wù)部統(tǒng)計的對外直接投資與出口之間的因果檢驗(yàn)結(jié)果見表3和表4。
從表1中可知:在滯后3期，出口增長沒有引起我國對外直接投資流量變化的最小概率為0.07334,這表明以
92.7%的概率可以保證出口增長帶動對外直接投資；同時在滯后1―3期，對外直接投資在91%以上的概率帶動出口的增長。因此，檢驗(yàn)結(jié)果表明我國對外直接投資流量變化與出口增長之間互為因果關(guān)系。
從表2中可知: 滯后期分別為1―3期的出口增長沒有引起我國對外直接投資存量變化的最小概率為0.24343,這表明至多以75.66%的概率可以保證出口增長帶動對外直接投資存量的變化；同時在滯后1―3期,對外直接投資存量能在91%以上的概率促進(jìn)出口貿(mào)易的增長。因此，檢驗(yàn)說明我國對外直接投資存量與出口增長之間是單向的因果關(guān)系,即對外直接投資能促進(jìn)出口的增長。
從上述Granger檢驗(yàn)可以得出結(jié)論：以聯(lián)合國貿(mào)發(fā)組織統(tǒng)計來看，我國對外直接投資與出口貿(mào)易的增長之間互為因果關(guān)系，也就是說我國對外直接投資與出口貿(mào)易之間有互動的關(guān)系；而我國對外直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的增長之間沒有因果關(guān)系，也就是說我國對外直接投資與進(jìn)口貿(mào)易之間沒有互動關(guān)系。
作為對比分析，下面以商務(wù)部的統(tǒng)計來分析對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系，繼續(xù)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。
在表3中：檢驗(yàn)結(jié)果無法說明我國出口增長和對直接投資流量增長之間互為因果關(guān)系。在表4中：檢驗(yàn)結(jié)果無法說明我國出口增長和對直接投資存量增長之間互為因果關(guān)系。
從上述檢驗(yàn)可以得出結(jié)論；商務(wù)部批準(zhǔn)的對外直接投資和出口貿(mào)易之間沒有因果關(guān)系，即沒有互動關(guān)系；對外直接投資僅是進(jìn)口貿(mào)易的因，即對外直接投資促進(jìn)進(jìn)口貿(mào)易的增長，而進(jìn)口貿(mào)易沒有促進(jìn)對外直接投資的增長
二、中國海外直接投資與對外貿(mào)易現(xiàn)實(shí)關(guān)系原因分析
商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)并未真實(shí)反映我國對外直接投資的規(guī)模，從聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，截止2002年底我國非金融類對外直接投資累計超過375億美元，遠(yuǎn)高于商務(wù)部統(tǒng)計的93.4億美元。商務(wù)部（包括原外經(jīng)貿(mào)部）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)只反映了經(jīng)主管部門批準(zhǔn)或備案過的企業(yè)對外直接投資總額，而未反映未經(jīng)官方批準(zhǔn)的投資。從國家統(tǒng)計局公布的國際收支平衡統(tǒng)計顯示：從1982年到2006年，“凈誤差與遺漏”高達(dá)1264.96億美元，其中相當(dāng)部分與非正規(guī)渠道資本外流有關(guān)。因?yàn)樵谝话闱闆r下，造成誤差與遺漏的主要原因是統(tǒng)計誤差和資本外逃。在我國還有第三個原因，就是繞過政府批準(zhǔn)限制門檻的對外投資，包括直接投資。
（一）出口貿(mào)易沒有帶動對外直接投資的發(fā)展的原因
我國出口貿(mào)易增長與經(jīng)濟(jì)增長之間形成良性的互動關(guān)系，外商直接投資成為我國進(jìn)出口貿(mào)易迅速增長的關(guān)鍵，特別是發(fā)達(dá)國家對我國的投資，它通過“技術(shù)外溢”效應(yīng)，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。我國對外直接投資與外商直接投資相比，規(guī)模非常小，據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，截止2004年底，我國實(shí)際利用外資總額達(dá)到5621.01億美元，而對外直接投資累計449億美元，對外直接投資總額僅為外商直接投資總額的8%。另外我國對外直接投資的效益也不夠理想。
（二）對外直接投資對出口貿(mào)易沒有明顯帶動作用的原因
1、對外投資的主體是國有企業(yè)
2、行政干預(yù)過多
3、企業(yè)對外投資產(chǎn)業(yè)選擇存在問題，使得投資對貿(mào)易的促進(jìn)作用不顯著
（1）對外投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理
從世界各國跨國經(jīng)營的實(shí)踐來看，跨國投資的產(chǎn)業(yè)選擇按照一定的規(guī)律依次發(fā)展。一般規(guī)律是：由初級產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)向制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，由低附加值產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。英、美、日、韓等國對外投資結(jié)構(gòu)都呈現(xiàn)相同的變化趨勢。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，到2002年，我國已在160多個國家和地區(qū)設(shè)立了6000家對外投資企業(yè)，投資領(lǐng)域包括資源開發(fā)、生產(chǎn)加工、交通運(yùn)輸、工程承包、醫(yī)療衛(wèi)生、旅游餐飲、資訊服務(wù)等。按照投資額統(tǒng)計，第一產(chǎn)業(yè)約占20%，第二產(chǎn)業(yè)約占15%，第三產(chǎn)業(yè)約占65%，其中在第三產(chǎn)業(yè)中，貿(mào)易型投資項目占絕大比重。
（2）對外投資產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)成長的波及效應(yīng)不明顯
第7篇：對外直接投資的作用范文
關(guān)鍵詞：勞動力成本；外匯儲備；非金融類對外直接投資
中圖分類號：F832.48 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）09-69 -02
一、對已有研究的回顧
（一）勞動力成本與對外直接投資的關(guān)系
從母國角度來看，一國勞動力成本對對外直接投資有著重要影響。勞動力成本以平均工資水平來表示。一國平均工資水平一定程度上代表了該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，更直觀地反映了該國的勞動力成本，因此平均工資水平對對外直接投資是有影響的，首先，如果一國的平均工資水平上漲，表明該國內(nèi)勞動力成本上升，勞動力成本的上升會導(dǎo)致此前主要看重該國勞動力成本優(yōu)勢的海外企業(yè)流失。因?yàn)檫@些企業(yè)進(jìn)入該國，主要是希望借助該國的廉價勞動力優(yōu)勢來降低成本，提高產(chǎn)品的競爭力，但是勞動力成本上升會導(dǎo)致這些企業(yè)流走，尋求勞動力更加廉價的其他國家。因此，從這個角度來看，平均工資水平的提高會抑制該國對外直接投資的流入。如果一國的平均工資收入水平提高，那么該國進(jìn)行海外投資的勞動密集型企業(yè)會流出，造成吸引的外資減少。如果該國的平均工資水平下降，也就意味著勞動力成本下降，會吸引很多勞動密集型企業(yè)進(jìn)行海外投資，利用本國的勞動力優(yōu)勢，提高企業(yè)競爭力，當(dāng)前，我國工資水平在逐步提高，一些勞動密集型企業(yè)成本逐漸上升，擠壓了盈利空間，在一定程度上會導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行海外直接投資，尋求更加廉價的勞動力市場，提高企業(yè)的競爭力。
新古典貿(mào)易理論運(yùn)用于國際投資時， 表明對外直接投資的流動會因要素投資回報率的不同而受到影響。雖然勞動在國家之間是不能自由流動的， 但是生產(chǎn)者可以選擇在勞動成本低的地方進(jìn)行生產(chǎn)， 尤其是加工業(yè)這種低附加值的行業(yè)，選擇在勞動力成本低的地方可以提高競爭力。因此，本文認(rèn)為我國勞動力成本是影響我國非金融類對外直接投資的一個重要變量。
（二）外匯儲備與對外直接投資的關(guān)系
我國的外匯儲備量截止2015年，已經(jīng)達(dá)到3.33萬億美元。外匯儲備有著重要的作用，在一定程度上能夠平衡一國的國際收支平衡，同時也能夠用來償還外債，但是過多的外匯儲備會造成資源的浪費(fèi)，具有匯率風(fēng)險，可通過對外直接投資增加外匯儲備的收益。
有了充足的外匯儲備，會增加我國企業(yè)對外直接投資的風(fēng)險，敢于面對世界市場的各種風(fēng)險。對于外匯儲備與對外直接投資的關(guān)系，不少學(xué)者做過研究，例如，許松、吳洪濤（2006）主要考察影響我國對外直接投資的主要宏觀因素，他在江小涓的研究基礎(chǔ)上，量化了幾個宏觀因素“GNIP、固定資產(chǎn)投資、出口以及外匯儲備”，采用多元回歸模型，來研究影響對外直接投資的因素。分析結(jié)果顯示：人均GDP、固定資產(chǎn)投資、出口以及外匯儲備都會促進(jìn)該國的對外直接投資。綜合眾多學(xué)者的研究以及現(xiàn)階段中國對外直接投資發(fā)展?fàn)顩r，本文認(rèn)為外匯儲備是影響我國非金融類對外直接投資的一個重要變量。
二、我國勞動力成本、外匯儲備對非金融類對外直接投資的實(shí)證分析
（一）變量的選取與數(shù)據(jù)來源
綜合以往的研究，本文的理論分析和研究目的、數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取我國勞動力成本、外匯儲備作為解釋變量來研究其對我國非金融類對外直接投資的影響。我國勞動力成本以我國平均工資水平表示，選取城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，以wage表示，并假設(shè)我國平均工資水平對非金融類對外直接投資是促進(jìn)作用。外匯儲備選取我國外匯儲備存量，主要因?yàn)榇媪康淖兓^流量變化較小，時間數(shù)據(jù)系列比較穩(wěn)定，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，以reserve表示，并假設(shè)中國非金融類對外直接投資與我國外匯儲備呈正相關(guān)。
（二）研究方法的選取
已有的對FDI宏觀影響因素的實(shí)證研究，使用不同的模型設(shè)定，包含不同的變量，但是在方法的選擇上，多選用OLS回歸分析。參照以往的研究方法，結(jié)合我國數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取經(jīng)典的OLS方法進(jìn)行回歸。
另外，宏觀經(jīng)濟(jì)變量一般存在異方差，取對數(shù)后可去除宏觀經(jīng)濟(jì)變量異方差并使解釋變量與被解釋變量呈線性關(guān)系。因此，本模型對所有變量均取對數(shù)形式，因此相關(guān)系數(shù)分別測量的是被解釋變量對各相關(guān)解釋變量的彈性。
（三）模型的建立
建立回歸模型如下：
括號內(nèi)為解釋變量對被解釋變量影響的預(yù)期符號。
（四）回歸結(jié)果分析
依據(jù)前文所述，我們使用OLS方法，并借助R軟件進(jìn)行回歸，得出下表，從表中可以看出，兩個解釋變量的t統(tǒng)計量顯著，均通過檢驗(yàn)，模型調(diào)整后的可決系數(shù) R2= 99.18% ，擬合度較好，回歸結(jié)果中報告的F統(tǒng)計量的p值為： 2.045e-08，小于0.05，表明在95%的置信水平下模型總體是顯著的。因此，從回歸結(jié)果來看，基本可以說明和解釋現(xiàn)階段下，中國對外直接投資的母國決定因素。
ln（wage）代表的我國平均工資水平回歸系數(shù)為0.56，表明我國平均工資水平與我國對外直接投資呈正方向變化， 工資水平的提高，表明我國勞動力成本表上升，企業(yè)盈利壓力加大，促進(jìn)了我國的對外直接投資， 計量結(jié)果表明，我國平均工資水平每提高1%， 我國的對外直接投資增加 0.56%，結(jié)論與本文所選擇的變量有關(guān)。主要考慮到城鎮(zhèn)就業(yè)人員的平均工資更具有代表性， 實(shí)證的結(jié)論證明了前面的假設(shè)。這也說明我國對外直接投資具有效率尋求型的特點(diǎn)。
ln（reserve）所代表的外匯儲備回歸系數(shù)為0.9468，表明外匯儲備對對外直接投資是正向的促進(jìn)作用，外匯儲備每增加1%，對外直接投資增加0.9468%。中國鼓勵企業(yè)開展對外直接投資，依托于外匯儲備的堅實(shí)基礎(chǔ)，中國龐大的外匯儲備為其對外直接投資提供了有力的資金保障，保證“走出去”戰(zhàn)略的穩(wěn)定開展。
三、評價與啟示
我國勞動力成本上升是促進(jìn)對外直接投資的一個因素，這說明我國對外直接投資具有效率尋求的動機(jī)。長期來看，平均工資的提高不僅可以促進(jìn)對外直接投資的增加，而且直接提高職工的物質(zhì)福利。所以政府應(yīng)該積極鼓勵企業(yè)合理提升國內(nèi)的勞動力工資水平，即降低了東道國的相對工資水平，從而推動我國對外直接投資的發(fā)展。首先，提高我國的勞動力工資能夠改善人民的生活水平，有助于中國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，對于我國擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)消費(fèi)增長也有著重要的意義，更好地發(fā)揮新常態(tài)下，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定拉動作用。其次，國內(nèi)勞動力成本的提高會導(dǎo)致一部分對勞動力成本比較敏感的企業(yè)將生產(chǎn)經(jīng)營轉(zhuǎn)移到其他國家或地區(qū)去，促進(jìn)對外直接投資的發(fā)展。
我國擁有世界第一的外匯儲備存量，很大程度上是我國貿(mào)易順差的結(jié)果。根據(jù)前文實(shí)證分析可知外匯儲備與一國的對外直接投資是正相關(guān)的，因此我國政府從國家長遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)利益來看，應(yīng)適度鼓勵企業(yè)進(jìn)行海外直接投資，合理利用外匯儲備，使外匯儲備進(jìn)行增值，減緩或者避免因匯率變動等因素對外匯儲備造成的貶值。外匯儲備用來購買外債可能會面臨較高的風(fēng)險，利用我國強(qiáng)大的外匯儲備作支撐，鼓勵企業(yè)進(jìn)行對外直接投資，不僅可以學(xué)習(xí)到國外的先進(jìn)技術(shù)、知識，增強(qiáng)對外經(jīng)濟(jì)交往能力，還可以在一定程度上避免外債的風(fēng)險。因此，我國不僅要重視鼓勵企業(yè)對外直接投資，也需要制定完善的法律和相應(yīng)規(guī)則，保障我國企業(yè)特別是民營企業(yè)的對外直接投資健康有序進(jìn)行。同時，也應(yīng)簡政放權(quán)，降低門檻，鼓勵有資質(zhì)的中小企業(yè)進(jìn)行對外直接投資，有效利用外匯儲備，使外匯儲備增值。
參考文獻(xiàn)：
[1]張為付.影響我國企業(yè)對外直接投資因素研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008，（11）：130-140.
[2]邱立成，王鳳麗.我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題，2008，（06）：78-82.
[3]鄭展鵬，劉海云.體制因素對我國對外直接投資影響的實(shí)證研究――基于省際面板的分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2012，（06）：65-71.
[4]蔡之兵，祖強(qiáng).我國對外直接投資增長的影響因素研究――基于因子分析模型[J].國際商務(wù)（對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報），2012，（03）：80-88.
[5]朱碩.我國對外直接投資的變動趨勢及影響因素分析[D].內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)，2014.
[6]趙俊華.中國對外直接投資空間格局演變及其影響因素分析[D].南京師范大學(xué)，2015.
[7]楊成平.我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素分析[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2009，（11）：25-27.
[8]趙瑜嘉，馬妍，賀燦飛.中國對外直接投資區(qū)位選擇影響因素探究[J].商業(yè)時代，2014，（30）：65-67.
第8篇：對外直接投資的作用范文
關(guān)鍵詞：對外直接投資;經(jīng)濟(jì)效應(yīng);實(shí)證分析
一、緒 論
投資、出口與消費(fèi)是拉動經(jīng)濟(jì)的三駕馬車。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和對外開放的不斷深入，投資在經(jīng)濟(jì)政策中的比重越來越大。湖南企業(yè)海外投資不僅發(fā)展迅速，更加推動了湖南省經(jīng)濟(jì)增長。因此，研究湖南省的對外直接投資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對于繼續(xù)拓展對外直接投資、推動經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展有積極的意義，同時也能夠?yàn)閲鴥?nèi)其他省市開展對外直接投資活動提供借鑒和參考。
國內(nèi)研究文獻(xiàn)針對湖南省對外直接投資的研究十分罕見。本文運(yùn)用大量翔實(shí)的最新的數(shù)據(jù)資料，最新數(shù)據(jù)可更新到2012年，通過實(shí)證檢驗(yàn)的方法研究了對外直接投資對于湖南省經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易等方面的效應(yīng)，也有助于湖南省對外直接投資理論的研究和投資活動的發(fā)展和擴(kuò)展。
近年來湖南對外投資發(fā)展很快，成為中部省份發(fā)展最強(qiáng)勁的地區(qū)。湖南對外直接投資具有一下特點(diǎn)：（1）投資地區(qū)的選擇，東盟一直是我省企業(yè)投資的重點(diǎn)地區(qū)。由于亞洲和非洲勞動力價格相對較低，湖南省的生產(chǎn)企業(yè)主要投資集中在亞非地區(qū)，其中，湖南省企業(yè)在亞洲投資數(shù)量最多在境外投資企業(yè)中，選擇在亞洲投資的占了72%。（2）對外直投投資的主體是民營、股份制和集體企業(yè)。在湖南省海外直接投資中，國有企業(yè)的投資金額所占的比例是最大的，但是就投資企業(yè)類型，國有企業(yè)在數(shù)量上排在末位。（3）我省海外投資的領(lǐng)域越來越寬，積極性大大增加。行業(yè)主要涉及工業(yè)、機(jī)械工程產(chǎn)業(yè)，最新涌現(xiàn)出來了農(nóng)產(chǎn)品種植業(yè)和游戲產(chǎn)業(yè)等。
二、湖南省對外直接投資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證分析
（一）實(shí)證分析方法。本文擬用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法（又叫Granger因果分析檢驗(yàn)方法），是指基于同一個平穩(wěn)的時間序列情形下，有兩個經(jīng)濟(jì)變量X和Y，假設(shè)X是Y的原因，我們能根據(jù)變量X的過去值預(yù)測出變量Y的未來值，可Y不是X的因，即我們根據(jù)Y的過去值預(yù)測不出X的未來值，那么我們可以說變量X是解釋變量Y的格蘭杰原因，而Y不是X的格蘭杰原因。
下面為格蘭杰因果分析模型：
Yt=a+∑aiyt-i+∑βjXt-j+εt （1-2）
Yt=a+∑atyi-i+εt （1-3）。其中（1-2）式為無條件的循環(huán)模型，假設(shè)殘差平方和的值是SSE1; （1-3）式為有限制的條件回歸模型，我們同樣設(shè)它殘差平方和為SSE2，其中ε是隨機(jī)誤差項，a和β為系數(shù)，檢驗(yàn)原來的假設(shè)是H0：βj=0（j=0，1，2，....n），即X的過去值不能預(yù)測Y的未來值，如果原來的假設(shè)成立，那么構(gòu)成統(tǒng)計量F=[（SSE1-SSE2）/n]/[SSE1/（T-m-n-1）] （1-4 ）
即模型服從自由度為（n， T-m-n-1）的F分布。我們給定一個顯著水平區(qū)間，就有得出相對應(yīng)的臨界值，假設(shè)得出來的檢測值大于臨界值，即拒絕原假設(shè)，表明變量X是解釋變量Y的原因，反之，則變量X不能同向影響Y。
（二）經(jīng)濟(jì)效應(yīng)檢驗(yàn)和數(shù)據(jù)的來源。根據(jù)上面的件檢驗(yàn)方法，本文引入下列函數(shù)：GDP=f（FDI，0THER）+ε。其中，F(xiàn)DI是湖南省對外直接投資額，GDP為湖南省生產(chǎn)總值，OTHER是除了海外直接投資外影響GDP的其他因素，ε為隨機(jī)誤差項。我們現(xiàn)在設(shè)定其他因素為固定的，那么建立如下的回歸計量模型：
GDPt=a+βFDIt+εt。其中：a為常數(shù)項，β表示FDI對GDP的貢獻(xiàn)率，ε為隨機(jī)誤差項。
為了消除這個式子中有可能存在的異方差，對GDP和FDI取對數(shù)，我們得到下列計量模型：LnGDPt= a+βLnFDIt +εt
（1-5）。我們用（1-5）式作為研究湖南省對外直接投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的計量模型。本論文使用2008年至2013年的數(shù)據(jù)作為模型樣本。
相關(guān)數(shù)據(jù)來源及處理如下：GDP為湖南省生產(chǎn)總值，在使用中，我們要將GDP按照當(dāng)年人民幣兌換美元的平均匯率轉(zhuǎn)換成美元，同樣為了消除價格變換的影響，用2008年作為基期，使用年度消費(fèi)物價指數(shù)同比數(shù)據(jù)，將名義生產(chǎn)總值轉(zhuǎn)換為實(shí)際生產(chǎn)總值額，F(xiàn)DI為對外直接投資額，用同樣的方法，將其轉(zhuǎn)換為實(shí)際對外直接投資額， 其中相關(guān)數(shù)據(jù)全部來自湖南省商務(wù)廳統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理，見表3.1：
表3.1 湖南省2008年―2013年各項經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù) 單位：億美元
資料來源：《2006―2013年度湖南省對外直接投資統(tǒng)計公報》
（三）檢測結(jié)論。依據(jù)上面的實(shí)證檢驗(yàn)，F(xiàn)DI與GDP之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果見表3.2。
表3.2 對外直接投資額與生產(chǎn)總值的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果
由以上Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果得知，當(dāng)最人滯后階數(shù)為6 ，GDP不是對外接投資FDI的格蘭杰原因。湖南省對外直接投資對湖南省經(jīng)濟(jì)的增長具有促進(jìn)作用，不過這種增長不是很明顯，同時通過以上結(jié)果得出，湖南省對外直接投資對湖南省生產(chǎn)總值之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且二者為正相關(guān)，由回歸方程的系數(shù)可知，湖南省對外投資總額每次變動一個百分點(diǎn)，就會湖南省GDP同向變動0.0053個百分點(diǎn)，但是回歸系數(shù)還非常小，其主要是原因湖南省對外直接投資規(guī)模較小，隨著進(jìn)一步擴(kuò)大，對GDP的促進(jìn)作用將會越來越大。
三、政策建議
（一）建立穩(wěn)定的資源供給站。隨著湖南省經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展壯大，省內(nèi)資源和進(jìn)口資源已經(jīng)很難滿足現(xiàn)在的生產(chǎn)需求。湖南省政府部門應(yīng)該努力開發(fā)國外的資源，在國外進(jìn)行直接投資，獲得穩(wěn)定的資源供給站。
鑒于亞洲和非洲的勞動力較低廉，且有較多的生產(chǎn)資源，湖南省政府應(yīng)對這兩個區(qū)域進(jìn)行評估，引導(dǎo)和加強(qiáng)與這兩個地區(qū)的國家進(jìn)行溝通交流，建立自由貿(mào)易區(qū)和簽訂貿(mào)易協(xié)定，最大化的優(yōu)化資源分配，使湖南省企業(yè)能以較低的資金獲得充足的生產(chǎn)資源，促進(jìn)湖南省經(jīng)濟(jì)的增長。同時，積極與東盟和周邊國家進(jìn)行溝通，避免雙重征稅，訂立領(lǐng)事條約，創(chuàng)造一個良好的海外投資環(huán)境。
（二）鼓勵民營企業(yè)加大步伐“走出去”。在湖南省對外直接投資的企業(yè)中，民營企業(yè)是其中堅力量，政府應(yīng)成立金融支撐體系來鼓勵湖南省民營企業(yè)對外直接投資，開拓國際市場。另外，有效的對外投資信息能對民營企業(yè)準(zhǔn)備對外投資做出決策，提高對外直接投資質(zhì)量，起到非常重要的作用。
（三）提供資金和人才支持。湖南省政府應(yīng)加強(qiáng)人才的培養(yǎng)，可為企業(yè)的人員提供培機(jī)會，采取去高校聯(lián)合辦學(xué)，承辦專門的培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，或去國外學(xué)習(xí)以及招聘國外的精英，有序的培養(yǎng)出一批高素質(zhì)的海外投資人才，為企業(yè)的發(fā)展提供軟實(shí)力。
（四）優(yōu)化政府管理制度。湖南省政府應(yīng)站在宏觀的角度，及時調(diào)整湖南省政府的法律法規(guī)，對海外投資企業(yè)加強(qiáng)引導(dǎo)、監(jiān)督和管理，利用對外投資企業(yè)的特征，建立起一整套海外投資風(fēng)險防范預(yù)警處理機(jī)制，幫助企業(yè)降低法律和政治風(fēng)險。
湖南省政府要轉(zhuǎn)變觀念，盡量簡化企業(yè)的對外投資辦理環(huán)節(jié)。推行和深化各種能便利通關(guān)的措施，減少相關(guān)機(jī)構(gòu)工作流程，降低對外投資企業(yè)的通關(guān)成本，積極與國外政府談判，成立自貿(mào)區(qū)，提高湖南省企業(yè)對外投資的國際化。
參考文獻(xiàn)：
第9篇：對外直接投資的作用范文
一、20世紀(jì)90年代后美國對外直接投資的特點(diǎn)
（一）美國對外直接投資的規(guī)模迅速擴(kuò)大。20世紀(jì)80年代是美國對外直接投資相對停滯的10年。在這10年中，美國對外直接投資的年均增長率僅為5％，這使得美國一度成為直接投資的凈輸入國。進(jìn)入20世紀(jì)90年代，美國對外直接投資以年均26.8％的速度高速增長，投資規(guī)模也迅速擴(kuò)大。1999年美國對外直接投資總額增至1358.1億美元，是1989年的3.6倍。2003年美國對外直接投資總額已超過17889億美元，比1994年增長191.88％，平均年遞增14.32％。
（二）美國對外直接投資的區(qū)位選擇開始向亞太地區(qū)傾斜。戰(zhàn)后至今，美國對外直接投資在空間分布上是相對穩(wěn)定的。發(fā)達(dá)國家，特別是歐洲國家，因?yàn)榕c美國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)，而在美國FDI總額中占有50％以上的份額。其次是加拿大，由于與美國在地理空間上的鄰近，也占有美國FDI中的不小份額，約為12％。然后是對拉美和亞太地區(qū)的投資，而對非洲和中東地區(qū)的投資所占的比重很小。發(fā)達(dá)國家間的對外直接投資證明了“產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論”的正確性，體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似、地理位置鄰近是影響對外投資中區(qū)位選擇的重要因素。但隨著經(jīng)濟(jì)全球化趨勢不斷增強(qiáng)，從20世紀(jì)90年代中期起，美國在對歐洲地區(qū)的投資保持相對穩(wěn)定的同時，迅速擴(kuò)展了對其他地區(qū)的對外直接投資。亞太地區(qū)因?yàn)橛兄鴱V闊的市場容量和市場潛力，成為拉動美國對外直接投資的主要力量。2002年美國對亞洲和大洋洲的投資占其投資總額的17.7％，比2001年增長96％，遙遙領(lǐng)先于其對歐洲（49.3％）、加拿大（－16.9％）與中美洲（－67.1％）的投資增長率。
（三）服務(wù)業(yè)取代制造業(yè)成為美國對外直接投資最多的產(chǎn)業(yè)。二戰(zhàn)后，美國對外直接投資占第一位的是礦業(yè)石油業(yè)。20世紀(jì)60年代對制造業(yè)的投資開始超過礦業(yè)石油業(yè)上升為第一位；70至80年代，美國對外直接投資中對制造業(yè)的投資增長率放慢，對服務(wù)業(yè)的投資比重大為增加。自20世紀(jì)90年代起，美國對外直接投資重點(diǎn)逐步轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，特別是金融、保險和房地產(chǎn)業(yè)。截至2002年，美國制造業(yè)對外直接投資為295.1億美元，較上年增長－1.3％，占對外投資余額的比重為25.8％；金融業(yè)(不含銀行)為257.75億美元，較上年增長343.9％，其占對外投資余額的比重為15.1％；其他類(包括不動產(chǎn)、其他服務(wù)業(yè)等)為487.69億美元，較上年增長80.4％，占對外投資余額的比重為34.3％。
(四)跨國并購、利潤再投資成為美國對外直接投資的主要方式。綠地投資一直在美國對外直接投資中占有相當(dāng)重要的地位。但是進(jìn)入20世紀(jì)90年代，由于美國公司的跨國兼并活動風(fēng)起云涌，跨國并購方式也開始迅速增加。整個20世紀(jì)90年代，跨國并購在美國對外直接投資中所占的比重約為57％。盡管由于跨國并購案的成交金額存在跨期支付問題，但從總體情況看，跨國并購無疑已成為美國對外直接投資的主要方式。另外，從20世紀(jì)90年代開始，美國的對外直接投資也開始以利潤再投資為主要方式。2002年美國新資本對外投資為181.03億美元，較上年下降64.1％；而利潤再投資為760.57億美元，較上年增長36.2％。這也從一個側(cè)面反映了美國對外直接投資良好的收益狀況。
二、20世紀(jì)90年代后美國對外直接投資變化動因分析
20世紀(jì)90年代美國的對外直接投資發(fā)生了一系列重大變化都與經(jīng)濟(jì)全球化浪潮的沖擊和影響有著密切關(guān)系。
（一）經(jīng)濟(jì)全球化促使美國對外直接投資規(guī)模的迅速擴(kuò)大。貿(mào)易和金融的全球化發(fā)展為美國擴(kuò)大其對外投資提供了更有利的條件。一方面，服務(wù)貿(mào)易自由化的發(fā)展拓展了跨國公司對外直接投資的空間；另一方面，在貿(mào)易自由化背景下，東道國市場環(huán)境的改善大大降低了子公司在東道國的生產(chǎn)成本。金融市場全球化的發(fā)展一方面降低了企業(yè)在籌資時的利息成本；同時，全球金融市場的24小時運(yùn)營，也大大便利了美國跨國公司在全球范圍內(nèi)管理其公司體系的籌資和資金分配。
（二）經(jīng)濟(jì)全球化影響美國對外直接投資的區(qū)位變化。經(jīng)濟(jì)全球化在貿(mào)易、金融和投資三方面影響著美國對外直接投資的區(qū)位選擇。第一，由于國際貿(mào)易環(huán)境越來越自由，突破市場壁壘，就地生產(chǎn)、就地銷售等傳統(tǒng)影響美國對外直接投資區(qū)位因素的重要性大大減弱。而降低生產(chǎn)和研發(fā)成本，提高企業(yè)的技術(shù)實(shí)力和產(chǎn)品的競爭力顯得越來越重要。獲取發(fā)展中國家的廉價資源和技術(shù)人才，正是20世紀(jì)90年代后美國跨國公司對發(fā)展中國家直接投資大量增加的重要原因之一。第二，隨著發(fā)展中國家積極參與金融全球化的進(jìn)程，其貨幣市場、資本市場、外匯市場和金融衍生產(chǎn)品市場與國際接軌，從而降低跨國公司子公司在對外經(jīng)濟(jì)交易中的匯率、利率風(fēng)險。另外，發(fā)展中國家資本市場的迅速發(fā)展，為美國跨國公司的子公司進(jìn)行就地直接融資提供了條件。第三，20世紀(jì)90年代中期以后，發(fā)展中國家對外商投資的態(tài)度由消極轉(zhuǎn)向積極，這使得美國跨國公司大量增加在發(fā)展中國家的直接投資成為可能。
（三）經(jīng)濟(jì)全球化背景下，服務(wù)貿(mào)易額的自由化發(fā)展促使美國對外直接投資的行業(yè)流向發(fā)生變化。服務(wù)貿(mào)易自由化的發(fā)展對美國對外直接投資的行業(yè)選擇有著極為重要的影響。1990～1999年美國服務(wù)業(yè)對外直接投資總量是1982～1989年對外直接投資總量的5.4倍，1995～1999年5年中，美國服務(wù)業(yè)對外直接投資總額是1990～1994年對外直接投資總額的2.2倍，超過了1983～1994年12年間美國服務(wù)業(yè)對外直接投資的總和。由此可見，90年代后美國服務(wù)業(yè)對外直接投資的迅猛增長與服務(wù)貿(mào)易自由化有著十分緊密的聯(lián)系。
（四）經(jīng)濟(jì)全球化與美國對外直接投資方式的變化。經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展使得美國跨國公司在其投資方式上選擇了“兼并”。第一，貿(mào)易全球化使得跨國企業(yè)在國際市場上的競爭越來越激烈，跨國并購正是憑著它節(jié)約固定資產(chǎn)投資時間、迅速搶占當(dāng)?shù)厥袌?、降低生產(chǎn)成本、增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力等優(yōu)點(diǎn)而成為企業(yè)開展國際化經(jīng)營，爭奪國際市場最快、最有效的手段。第二，為了吸引更多的外商直接投資，各國對其外商直接投資管理政策做出了重大調(diào)整。其中，取消合資要求、取消對外商擁有多數(shù)股權(quán)的限制等措施都大大便利了以跨國并購方式進(jìn)行的直接投資。第三，金融全球化的發(fā)展促進(jìn)了各國金融市場的更緊密聯(lián)系和市場規(guī)模的擴(kuò)大，這不僅為跨國公司在國際金融市場上籌集巨額資金提供了必要條件，也為跨國公司迅速、大規(guī)模調(diào)動資金提供了方便。
三、20世紀(jì)90年代后美國對外直接投資產(chǎn)生的影響
（一）對美國本國經(jīng)濟(jì)的影響
1、有助于拉動美國的消費(fèi)與投資。正因?yàn)閷ν庵苯油顿Y能帶來更高的利潤率，美國的大量資本在上世紀(jì)90年代才紛紛流向國外。1991至2000年間，美國對外直接投資所帶來的收入高達(dá)10987.50億美元，超過這期間的對外直接投資資本流出（9109.23億美元）。巨額投資利潤的匯回，在美國轉(zhuǎn)化為投資、消費(fèi)，直接帶動美國經(jīng)濟(jì)的增長。
2、對外直接投資推動美國的出口。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，一國對外直接投資量與該國的出口量呈正相關(guān)關(guān)系。戰(zhàn)后以來，美國跨國公司在發(fā)達(dá)資本主義國家大量投資，建立起三萬多個生產(chǎn)和銷售的分支機(jī)構(gòu)，目的就是占領(lǐng)當(dāng)?shù)厥袌龊拖蚱渌袌鰸B透，以利于美國商品和服務(wù)的出口。1989至1999年美國跨國公司內(nèi)部出口加上其他美國公司對外國分支機(jī)構(gòu)的出貨從1025.58億美元增加到2088.49億美元，增長率為103.64％。由此可見，美國跨國公司的外國分支機(jī)構(gòu)對于帶動美國出口有著巨大的作用，對外直接投資對美國的出口有著強(qiáng)大的推動作用。
（二）對世界經(jīng)濟(jì)的影響
