对外直接投资关系辨析

对外直接投资关系辨析（精选八篇）

对外直接投资关系辨析 篇1

一、引言

国际直接投资在二战后, 尤其是1980 年以来获得了迅速发展。1960 年美国经济学家海默首先提出了垄断优势理论, 标志着国际直接投资理论走向了独立化的发展道路。起初, 针对发达国家对外直接投资问题, 不同理论从不同视角进行了阐释。如, 小岛清边际产业扩张理论、国际生产折衷理论、内部化理论、垄断优势论等等, 在当时都是较具代表性的理论。这些理论强调, 那些超越东道国竞争者的各类优势, 才是西方发达国家对外直接投资的前提和基础。

在相当长一段时期内, 对外直接投资只是发生在发达国家。而伴随着社会、政治、经济等外部环境的变化, 发展中国家在对外直接投资方面也逐渐活跃起来, 且对外直接投资呈现出不断上升的态势。但是, 与发达国家相比, 发展中国家的对外直接投资具有自身的一些特点, 其传统优势要弱得多。针对这种情况, 学者们在理论方面进行了创新, 提出了技术创新产业升级理论、技术当地化理论、小规模技术理论等新理论。并以这些理论为基础, 探讨了发展中国家的对外直接投资行为, 最终取得了较好的实际效果。

新动因解释理论于20 世纪80 年代正式出现, 以此来解释发达国家与发展中国家间的对外直接投资问题。该理论认为发展中国家向发达国家投资是为了寻求某种优势, 这些理论可以称为寻求优势型理论。

中国对外直接投资始于1979 年, 随着相关条件的不断完善, 其增长势头愈发强劲, 这也引起了学者们的高度关注。中国学者是从90 年代后期开始涉及这一领域的问题研究的。但是, 在对旨在提高一国研发能力的对外直接投资现象进行研究时, 还存在着一些含义接近而名称不同的概念:技术寻求型对外直接投资、技术获取型对外直接投资、创造性资产寻求型对外直接投资、战略性资产寻求型对外直接投资、学习型对外直接投资、逆向型对外直接投资。这几个概念在研究类似问题时往往都会被用到, 它们之间是什么关系呢?在以前的研究中, 这一问题没有被触及到。但是毫无疑问, 技术获取型对外直接投资和技术寻求型对外直接投资是同一研究对象的不同名称。下面, 本文重点探讨了上述三种对外直接投资的关系情况。

二、技术寻求型 (技术获取型) 对外直接投资的定义和界定

(一) 技术寻求型对外直接投资的定义。关于技术寻求型对外直接投资的概念, 不同的学者有不同的定义方式。比如, 张宏、赵佳颖 (2008) 认为, 那种跨境资本输出行为, 就是所谓的技术获取型 (FDI) 。这种行为的目的就是获得各类信息资源、技术资源以及智力资源。杜群阳、朱勤 (2004) 的观点与上述观点基本一致, 也认为这种投资的实质就是跨境资本输出行为。除了明确这种行为的目标以外, 他们还指出了这种行为的实现手段, 即并购海外R&D机构或者新建并购海外R&D机构。欧阳艳艳 (2010) 认为, 技术寻求型FDI是指投资国通过对外直接投资接近东道国的R&D资源, 进而获得由东道国向投资母国的技术转移和技术溢出。

(二) 技术寻求型对外直接投资新的界定。在技术寻求型对外直接投资的技术进步效应的实证中, 实际上是将通过这种投资获得的各种促进技术进步的因素都归结为直接获得技术的名下, 而实际上这些因素不仅包括技术, 还包括科学、人力资本、管理、文化等方面。因此, 本文将技术寻求型对外直接投资定义为为了获得更为先进的存在于人力资本和其他物质资本以及无形资本上的更为先进的技术、科学、管理、营销、文化等知识和实物所进行的国际直接投资, 一般的流向是投资由落后国家流到先进国家。

三、创造性资产和创造性资产寻求型对外直接投资

(一) 国外关于创造性资产的研究。20 世纪末, 邓宁首先提出了“创造性资产”的概念。在其著作《跨国企业和全球经济》当中, 对此概念做了详细的阐释。文中强调, 创造性资产其实是一种具体的资产形态, 它以知识为基础, 通过自身主观能动性的发挥而形成的资产。这种资产, 可为公司或企业带来持续的竞争优势。与其他资产一样, 这种资产也由无形和有形之分。有形资产比如金融资产存量、通讯设施和销售网络等。而关系、能力、才能、态度、技能、智能、商誉、商标、信息存量等等, 则都属于无形资产的范畴。在经营活动活跃的情况下, 这种资产也是非常强的。无形资产的共同特征是知识性强。

关于“创造性资产”, 联合国对其作出了这样的界定:那些以一个共同的基础知识为基础, 包含商誉、商标、能力、态度、技能等主要内容的无形或有形资产, 就是所谓的创造性资产。这种资产, 直接决定着公司竞争力以及创造财富能力的强弱。

邓宁 (1996) 按照创造性资产的形态将其分为技术性创造资产和管理性创造资产。随着相关理论的不断完善, 他又对此进行了进一步的细化, 认为知识相关资产、管理和组织相关资产、基础设施相关资产、劳动力相关资产等, 是创造性资产的主要内容。

(二) 国内关于创造性资产的研究。杜小君 (2003) 认为, 东道国的竞争优势, 就集中体现在创造性资产上。这种优势的形成不是偶然的, 而是长期积淀的结果。创造性资产内容丰富, 如良好的制度和管理体系、较高的产业集聚度、便利的资本获得、潜力巨大的人力资本市场等等, 都是其具体的内容。李松林 (2003) 归纳出了创造性资产的七个特征, 分别是:有价值、公有特性、很强的流动性、外部性、难以模仿、不可交易、转移成本较高。

(三) 国内外关于创造性资产寻求型对外直接投资的研究。邓宁 (1998) 强调, 创造性资产寻求型FDI的快速增长, 成为跨国公司在过去一段时期内对外直接投资动机方面最显著的变化。对于优势的获得, FDI更多的是通过加强与外国公司合作或者新资产并购的方式, 而那种基于既有所有权的方式, 逐渐被他们所忽略。如今的兼并收购, 越来越多的采用FDI形式, 而这充分体现着创造性资产寻求型FDI的快速增长。吴先明 (2007) 指出, 在新技术应用与开发活动研究方面, 发达国家具有一些显著地优势, 如生产效率较高、创新精神较强、支持性基础设施完善、技术人才集中等等。众所周知, 外部性是创造性资产的一项显著性特征。我国企业可充分利用这方面的特性, 完成创造性资产的获取。

综合上述观点, 创造性资产是指对自然资源进行加工过的内含着知识的有形的、无形的资产以及人力资本。创造性资产寻求型对外直接投资, 其目标就是获取具有如此特征的资产。在此方面, 其与本文的观点是一致的。

四、战略性资产和战略性资产寻求型对外直接投资

(一) 国外关于战略性资产的研究。戴理科斯和库尔 (1988) 最早提出“战略性资产”一词, 他们认为, 这种资产是一种存量资产, 是投资积累的结果。舒梅克和艾米特经过系列研究, 明确地界定了此类资产的内涵, 即那些独特的、能帮助公司产生竞争优势的能力和资源。

另有理论强调, 能为企业带来持续竞争优势的难以模仿的资产为战略性资产。由于这些资产的独特性以及难以模仿, 加上资源缺乏流动性, 其竞争对手不能很容易地得到这些战略性资产, 从而使得企业可以实现这些战略性资产上的经济利益。

威廉姆森和非登依据统一的标准, 对战略性资产进行了细化, 并最终划分为以下五种不同的类型:一是渠道资产, 常见的有分销商忠诚、已建的渠道入口;二是顾客资产, 常见的有顾客忠诚、品牌认知;三是过程资产, 常见的有组织体制、生产机制、技术产权;四是投入要素资产, 常见的有融资能力、供应商忠诚、市场知识;五是市场信息资产, 常见的有需求价格弹性、竞争信息收集。

(二) 国内关于战略性资产的研究。舒惜虞、陈英 (2002) 认为, 战略性资产实质上是一种特别的无形或有形资源, 这种资源是可以拥有或者可以控制的。战略性资产能够带来一定的经济租金, 便于公司或企业获得竞争优势。此外, 隔离机制也是这种资产所具有的。如非交易性、难于替代性、难于模仿性、顾客价值性等, 都是此类机制的具体体现。

(三) 国内外关于战略性资产寻求型对外直接投资的研究。Dunning指出, 提升国际竞争力, 是战略性资产的最终目标。而在此过程中, 需要想方设法的获得各类关键性的资产, 如技术资产等。隋月红 (2013) 通过典型案例分析引出了研究命题, 认为, 我国逆向OFDI不仅有战略性资产积累导向, 而且有明显的国内外市场扩张导向, 并结合转型经济体特征给予了理论分析。最后, 利用2003~2010 年的数据进行格兰杰因果检验, 检验结果支持了该命题。

(四) 战略性资产寻求型对外直接投资和创造性资产寻求型对外直接投资的关系。总结以上观点, 可以得出结论:战略性资产是基于共同的知识基础的、能够持续产生竞争优势的、难于被替代和模仿的、具有隔离机制的一组独特资源与能力, 尽管这种隔离机制并不能完全保证战略性资产的外部性不发生。

因此, 在内涵方面, 创造性资产要明显大于战略性资产。创造性资产囊括一切经过人类的知识和经验作用后的无形资本、人力资本和物质资本。而战略性资产是指能够形成持续的竞争优势的资产, 是创造性资产的一部分, 是创造性资产中较为独特、能产生较多经济租的部分。

如果将提升一国研发能力的对外直接投资定义为战略性资产寻求型对外直接投资则与实际不符, 因为实际所学习到的内容远远超过了战略性资产的范围。然而, 在实证中, 多数情况下, 是将二者等同了起来。经过扩大处理, 两种对外直接投资在内容上达到一致。

五、结论

综上所述, 本文所研究的三种对外直接投资, 其内容其实是一致的, 只是表述方式不同而已。根据对文献资料的粗略统计, 技术寻求型对外直接投资这一提法出现的频率最高。因此, 建议将此类投资统一称为技术寻求型对外直接投资。

参考文献

[1]Dunning, J.H.The geographical sources of competitiveness of firms:The results of a new survey[J].Transnational Corporations, 1996.5.3.

[2]Kogut B, Chang S J.Technological capabilities and japaneseforeign direct investment in the united states[J].Review of Economics and Statistics, 1991.73.3.

对外直接投资关系辨析 篇2

关键词：对外直接投资 出口 面板模型 实证分析

0 引言

在如今经济全球化背景下，世界各个国家和地区之间的经济交往日益密切，2013年我国对外直接投资首次达到901.7亿美元，位居世界前列。资本与商品在全球范围内的流动，从规模、速度和范围上都有了很大提高。

本文主要对美、日、德、英等11个国家和地区从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度面板数据，建立重力模型，运用Eviews进行实证分析并得出结论。

1 实证分析

1.1 模型的构建与变量的选取 本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，选取该模型的创新点在于，在中国对外直接投资与出口这两个变量之外引入对FDI和出口同时具有重要影响的因素，这样就避免了忽略这些因素而产生的虚假相关关系。因此剔除对二者都具有决定影响的因素对于确保检验结果的可信度十分重要。该重力模型构建如下：

Y=log(αx1β1 x2β2x3β3 x4β4□)其中，Y表示：被解释变量(FDI或者EX的对数）；Xi（i=1，2，3，4）表示：四个解释变量PGDI、GDP、DIS和ER；■表示：误差项；其中解释变量为四个对FDI和出口同时具有决定作用的重要变量，运用重力模型可以来检验他们的效应，分别具体为：GDP(PGDI)——东道国市场的人均收入；国内生产总值（GDP）——东道国的市场规模；主要经济中心之间的距离DIS——东道国到我国的距离（由于不方便计算）；年度汇率（ER)——用（人民币采用直接标价法）来表示；β1、β2、β4的符号期望是正数，即我国的FDI和EX是东道国市场的人均收入、东道国的市场规模和人民币采用直接标价法标价的汇率的增函数。β3的符号对于出口期望是负数，因为出口国距离我国越远，运输成本越高，我国到该国的出口就越少。而对于FDI来说β3的预期符号是不确定的，因为EX和FDI的关系是不确定的，有可能是替代关系，也有可能是互补关系。

1.2 数据与变量的选取 ①本文的研究对象选取中国对外直接投资和出口都比较大的国家；②研究数据选取2003年到2012年我国对外直接投资和出口分布的国家地区面板数据；③样本国家选取美国、德国、日本、英国、香港、巴西、加拿大、香港、韩国、澳大利亚、南非这11个国家和地区；④检验步骤：a将FDI和EX分别作为四个剔除变量的函数进行估计；b将FDI残差项与EX残差项进行分析。

1.3 实证检验 如前所述，本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，若采用随机效应模型，经过Hausman检验后，发现伴随概率为1.0000，则可接受采用随机效应模型的原假设，然而，又由于其可决系数较低且变截距、常系数只体现了个体效应，即不同国家的出口额具有不可观测且与FDI不相关的个体效应，没有反应FDI对出口额在结构上的差异。经过综合考虑，本文最终决定采用了混合模型，并利用11个国家从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度数据，在Eviews中建立pool。

通过实验我们得知，不管当y代表FDI或者EX，X3都是不显著的，于是在剔除变量时将X3排除在外。用y1代表FDI剔除以上三个显著变量的FDI残值，用y2代表EX剔除以上三个显著变量的EX残值，对y1和y2进行回归分析，结果如下：

由上表可知，各项检验基本良好，Y2前面的系数是0.6985，说明剔除影响变量后，中国的FDI和EX在长期仍具有较强的互补效应。

2 结论与建议

通过上述的实证检验，我们从中可以发现对外直接投资与出口贸易之间存在相互互补关系、明显的促进作用。因为对外直接投资有利于开拓海外市场，所以将来，随着我国对外贸易迅速发展，对外直接投资规模也应该加大，这样会更加有利于我国经济的发展。

参考文献：

[1]苗晓宇，对外直接投资宏观经济效应的实证分析[J].统计与咨询，2006，03:27-29.

[2]熊跃生，对外直接投资与出口贸易关系研究——基于中国数据的协整分析[J].特区经济，2005，04:31-33.

[3]Aberg.P，Japanese Exports And Foreign Direet Investment [M]，Asiapaeifie Transitions，2001:355-378.

作者简介：

赵欣颖(1993-)，女，江苏扬州人，就读于武汉大学经济与管理学院，研究方向：金融工程。

endprint

摘要：本文主要对美、日、德、英等11个国家和地区从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度面板数据，建立重力模型，运用Eviews进行实证分析，并得出，在长期，中国的对外直接投资和出口仍具有较强的互补效应的结论。

关键词：对外直接投资 出口 面板模型 实证分析

0 引言

在如今经济全球化背景下，世界各个国家和地区之间的经济交往日益密切，2013年我国对外直接投资首次达到901.7亿美元，位居世界前列。资本与商品在全球范围内的流动，从规模、速度和范围上都有了很大提高。

本文主要对美、日、德、英等11个国家和地区从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度面板数据，建立重力模型，运用Eviews进行实证分析并得出结论。

1 实证分析

1.1 模型的构建与变量的选取 本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，选取该模型的创新点在于，在中国对外直接投资与出口这两个变量之外引入对FDI和出口同时具有重要影响的因素，这样就避免了忽略这些因素而产生的虚假相关关系。因此剔除对二者都具有决定影响的因素对于确保检验结果的可信度十分重要。该重力模型构建如下：

Y=log(αx1β1 x2β2x3β3 x4β4□)其中，Y表示：被解释变量(FDI或者EX的对数）；Xi（i=1，2，3，4）表示：四个解释变量PGDI、GDP、DIS和ER；■表示：误差项；其中解释变量为四个对FDI和出口同时具有决定作用的重要变量，运用重力模型可以来检验他们的效应，分别具体为：GDP(PGDI)——东道国市场的人均收入；国内生产总值（GDP）——东道国的市场规模；主要经济中心之间的距离DIS——东道国到我国的距离（由于不方便计算）；年度汇率（ER)——用（人民币采用直接标价法）来表示；β1、β2、β4的符号期望是正数，即我国的FDI和EX是东道国市场的人均收入、东道国的市场规模和人民币采用直接标价法标价的汇率的增函数。β3的符号对于出口期望是负数，因为出口国距离我国越远，运输成本越高，我国到该国的出口就越少。而对于FDI来说β3的预期符号是不确定的，因为EX和FDI的关系是不确定的，有可能是替代关系，也有可能是互补关系。

1.2 数据与变量的选取 ①本文的研究对象选取中国对外直接投资和出口都比较大的国家；②研究数据选取2003年到2012年我国对外直接投资和出口分布的国家地区面板数据；③样本国家选取美国、德国、日本、英国、香港、巴西、加拿大、香港、韩国、澳大利亚、南非这11个国家和地区；④检验步骤：a将FDI和EX分别作为四个剔除变量的函数进行估计；b将FDI残差项与EX残差项进行分析。

1.3 实证检验 如前所述，本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，若采用随机效应模型，经过Hausman检验后，发现伴随概率为1.0000，则可接受采用随机效应模型的原假设，然而，又由于其可决系数较低且变截距、常系数只体现了个体效应，即不同国家的出口额具有不可观测且与FDI不相关的个体效应，没有反应FDI对出口额在结构上的差异。经过综合考虑，本文最终决定采用了混合模型，并利用11个国家从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度数据，在Eviews中建立pool。

通过实验我们得知，不管当y代表FDI或者EX，X3都是不显著的，于是在剔除变量时将X3排除在外。用y1代表FDI剔除以上三个显著变量的FDI残值，用y2代表EX剔除以上三个显著变量的EX残值，对y1和y2进行回归分析，结果如下：

由上表可知，各项检验基本良好，Y2前面的系数是0.6985，说明剔除影响变量后，中国的FDI和EX在长期仍具有较强的互补效应。

2 结论与建议

通过上述的实证检验，我们从中可以发现对外直接投资与出口贸易之间存在相互互补关系、明显的促进作用。因为对外直接投资有利于开拓海外市场，所以将来，随着我国对外贸易迅速发展，对外直接投资规模也应该加大，这样会更加有利于我国经济的发展。

参考文献：

[1]苗晓宇，对外直接投资宏观经济效应的实证分析[J].统计与咨询，2006，03:27-29.

[2]熊跃生，对外直接投资与出口贸易关系研究——基于中国数据的协整分析[J].特区经济，2005，04:31-33.

[3]Aberg.P，Japanese Exports And Foreign Direet Investment [M]，Asiapaeifie Transitions，2001:355-378.

作者简介：

赵欣颖(1993-)，女，江苏扬州人，就读于武汉大学经济与管理学院，研究方向：金融工程。

endprint

摘要：本文主要对美、日、德、英等11个国家和地区从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度面板数据，建立重力模型，运用Eviews进行实证分析，并得出，在长期，中国的对外直接投资和出口仍具有较强的互补效应的结论。

关键词：对外直接投资 出口 面板模型 实证分析

0 引言

在如今经济全球化背景下，世界各个国家和地区之间的经济交往日益密切，2013年我国对外直接投资首次达到901.7亿美元，位居世界前列。资本与商品在全球范围内的流动，从规模、速度和范围上都有了很大提高。

本文主要对美、日、德、英等11个国家和地区从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度面板数据，建立重力模型，运用Eviews进行实证分析并得出结论。

1 实证分析

1.1 模型的构建与变量的选取 本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，选取该模型的创新点在于，在中国对外直接投资与出口这两个变量之外引入对FDI和出口同时具有重要影响的因素，这样就避免了忽略这些因素而产生的虚假相关关系。因此剔除对二者都具有决定影响的因素对于确保检验结果的可信度十分重要。该重力模型构建如下：

Y=log(αx1β1 x2β2x3β3 x4β4□)其中，Y表示：被解释变量(FDI或者EX的对数）；Xi（i=1，2，3，4）表示：四个解释变量PGDI、GDP、DIS和ER；■表示：误差项；其中解释变量为四个对FDI和出口同时具有决定作用的重要变量，运用重力模型可以来检验他们的效应，分别具体为：GDP(PGDI)——东道国市场的人均收入；国内生产总值（GDP）——东道国的市场规模；主要经济中心之间的距离DIS——东道国到我国的距离（由于不方便计算）；年度汇率（ER)——用（人民币采用直接标价法）来表示；β1、β2、β4的符号期望是正数，即我国的FDI和EX是东道国市场的人均收入、东道国的市场规模和人民币采用直接标价法标价的汇率的增函数。β3的符号对于出口期望是负数，因为出口国距离我国越远，运输成本越高，我国到该国的出口就越少。而对于FDI来说β3的预期符号是不确定的，因为EX和FDI的关系是不确定的，有可能是替代关系，也有可能是互补关系。

1.2 数据与变量的选取 ①本文的研究对象选取中国对外直接投资和出口都比较大的国家；②研究数据选取2003年到2012年我国对外直接投资和出口分布的国家地区面板数据；③样本国家选取美国、德国、日本、英国、香港、巴西、加拿大、香港、韩国、澳大利亚、南非这11个国家和地区；④检验步骤：a将FDI和EX分别作为四个剔除变量的函数进行估计；b将FDI残差项与EX残差项进行分析。

1.3 实证检验 如前所述，本文的实证分析选取Kulchycky、Lipsey、Weiss和Blmostorm的重力模型，若采用随机效应模型，经过Hausman检验后，发现伴随概率为1.0000，则可接受采用随机效应模型的原假设，然而，又由于其可决系数较低且变截距、常系数只体现了个体效应，即不同国家的出口额具有不可观测且与FDI不相关的个体效应，没有反应FDI对出口额在结构上的差异。经过综合考虑，本文最终决定采用了混合模型，并利用11个国家从2003年到2013年的FDI和出口流量额的年度数据，在Eviews中建立pool。

通过实验我们得知，不管当y代表FDI或者EX，X3都是不显著的，于是在剔除变量时将X3排除在外。用y1代表FDI剔除以上三个显著变量的FDI残值，用y2代表EX剔除以上三个显著变量的EX残值，对y1和y2进行回归分析，结果如下：

由上表可知，各项检验基本良好，Y2前面的系数是0.6985，说明剔除影响变量后，中国的FDI和EX在长期仍具有较强的互补效应。

2 结论与建议

通过上述的实证检验，我们从中可以发现对外直接投资与出口贸易之间存在相互互补关系、明显的促进作用。因为对外直接投资有利于开拓海外市场，所以将来，随着我国对外贸易迅速发展，对外直接投资规模也应该加大，这样会更加有利于我国经济的发展。

参考文献：

[1]苗晓宇，对外直接投资宏观经济效应的实证分析[J].统计与咨询，2006，03:27-29.

[2]熊跃生，对外直接投资与出口贸易关系研究——基于中国数据的协整分析[J].特区经济，2005，04:31-33.

[3]Aberg.P，Japanese Exports And Foreign Direet Investment [M]，Asiapaeifie Transitions，2001:355-378.

作者简介：

赵欣颖(1993-)，女，江苏扬州人，就读于武汉大学经济与管理学院，研究方向：金融工程。

对外直接投资关系辨析 篇3

素有带动中国经济发展“三驾马车”之称的出口、投资和消费, 在由美国次贷危机引发的全球性金融危机的作用下, 都受到了很大的冲击。各国政府为了减缓经济衰退、保证本国产业安全、保护本国企业不受外来竞争者的影响和减少失业, 纷纷采取保护贸易政策, 利用技术、环保等各种贸易壁垒对我国商品出口进行阻碍。据统计, 2009年前三季度共有19个国家对中国产品发起88起贸易救济调查, 涉案总额达102亿美元, 同比分别增长29%和125%。这一数据折射出在国际金融危机背景下, 国际贸易保护主义有抬头倾向;很多国家的货币在贬值, 甚至包括美元也在贬值, 而人民币却相对坚挺, 于是各国客商纷纷以经济危机为由, 要求调低产品价格, 特别是可替代性强的商品, 原有的竞争优势很容易被竞争对手抢走, 许多出口企业为留住客户不得不把产品价格压得很低, 甚至亏本出售, 外贸企业的价格优势减弱, 这给出口企业造成巨大压力。目前我国的出口现状告诉我们, 单纯的依靠出口而出口的策略, 在后金融危机时期下根本行不通, 但是国内产能过剩的压力依旧存在, 一大批出口企业面临倒闭的危险, 如果不找到一条帮助这些出口企业走出困境的道路, 我国的整体经济发展也将面临很大的挑战。随着中国对外贸易摩擦的扩大, 外汇储备急剧增加和人民币升值压力过大, 现阶段我们有必要深入研究中国对外直接投资和出口的关系。

2 文献综述

有关对外直接投资与外贸出口之间的关系问题, 理论界主要有两种观点即“替代论”和“互补论”。在实证分析方面, 尽管学者们利用不同的样本就两者之间的关系进行了大量的研究, 但结论也是不一致的。随着近几年中国对外直接投资的发展, 学术界也陆续出现了一些就中国样本的分析, 有的结论认为我国对外直接投资与出口是互补的, 但也有的结论认为影响尚不显著, 甚至还有得出短期存在替代关系的结论。以上的研究均没有考虑到时间段的因素, 即不同的时期我国对外直接投资与出口之间的关系是不一样的。本文从计量角度出发运用实证分析对对两者之间的关系作进一步的研究, 具体分析对外直接投资到底能不能创造出口需求, 以及在多大程度上对出口起到一定的带动作用, 为后金融危机时代的出口产业结构调整提供一定的参考。

3 实证检验

数据来源:历年《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》、中国商务部网站数据整理所得。

3.1 数据来源及说明

1982年至1983年, 中国刚刚开始对外开放, 这一阶段对外投资很少, 不到1亿美元;1984年至1991年中国对外直接投资有所增加, 但规模仍然不大, 未超过10亿美元;1992年之后, 国内新一轮的思想大解放, 全面提高对外开放水平, 对外直接投资有较大的增长;2001年中国加入WTO之后, 出口贸易额和对外直接投资都有了更大幅度的提高。本文在进行计量分析时以中国加入WTO前后为分界点进行分析, 重点分析在现阶段中国对外直接投资与出口之间的关系。

3.2 计量结果及模型检验

本文在进行计量分析时选取的数据从中国对外开放开始, 定义出口贸易额为被解释变量, 对外直接投资为解释变量, 其他影响被解释变量的因素归入随机扰动项, 对1982～2000年的数据进行分析, 得出的计量结果如下:

R2=0.261863修正后的0.218444

根据上述结果可知此阶段可决系数为0.261863, 修正后的可决系数为0.218444, 说明所建模型整体上对样本数据拟合的比较差, 即对外直接投资对出口贸易额影响不显著。

对2001～2009年的数据进行分析, 得出的计量结果如下:

根据上述结果可得:本文中的可决系数为0.790130, 修正后的可决系数为0.760149, 说明所建模型整体上对样本数据拟合的较好, 即对外直接投资对出口贸易额有显著的影响, 且表明对外直接投资导致出口水平的增加。

4 模型分析

由上述计量结果可得, 在后金融危机时期, 对外直接投资对我们的出口具有带动作用, 因此在现有的出口条件下, 我们要转变思路, 利用对外直接投资大力创造出口需求。本文认为, 在当今国际贸易保护主义抬头的情况下, 我国可以通过鼓励对外直接投资来促进出口贸易的发展。我国企业对外直接投资可以通过以下途径促进出口贸易的发展:

第一, 海外子公司的初期投产建设。企业在海外建立子公司时, 为满足子公司开办的需要, 一般要购买母国或者母公司的资本设备和原材料。另外我国企业在向一些生产比较落后的国家进行投资时, 使用我国淘汰的二手设备和生产线, 这些设备虽然在我国已被淘汰, 但是在东道国仍然是合适的, 这样既利用了闲置设备, 又促进了机器设备的出口;

第二, 国内需求的疲软和某些工业行业 (如机械和电器行业) 的过度竞争, 相关企业便可寻求去国外谋求发展。这些相关的企业有如康佳、长虹等电视生产商以及海尔、美的等家用电器制造商;

第三, 逃避发达国家的出口贸易配额促使一部分中国企业投资国外。例如一些纺织品企业在柬埔寨投资, 以利用其无配额规定来向美国和欧盟出口, 光大进出口公司在柬埔寨投资是因为“美国和欧盟成员对于从柬埔寨进口的多数纺织品没有配额限制”。其他一些纺织品公司投资于非洲以利用东道国国家的配额优势。尽管出口商对国外的投资会对母公司的出口有一定替代作用, 但国外投资对机器设备、原材料以及零部件的出口带动作用支持了出口, 也扩大了市场份额;

第四, 加工装配行业的对外直接投资。由于一些加工装配型海外投资企业供求关系链比较长。在投产初期, 甚至在以后的一个较长时期里, 对国内半成品、零部件、技术支持等方面的依赖性比较强, 对我国出口客观上形成了持续性的带动作用。机械行业如汽车、拖拉机零配件组装, 家用电器行业的组装, 轻工行业的摩托车、自行车组装等, 由于绝大部分甚至全部都要使用国内的零部件, 因此在初期设备投资之后, 后续的零部件成为组装生产的必备条件, 这些行业对我国出口产生了长期的持续带动作用;

第五, 改善制造业对外投资结构。在我国制造业的对外投资中, 有近一半投资于初级产品的生产加工。初级产品的生产附加值较低, 对带动相关行业的出口作用很小。而产品附加值较高的行业, 如机械制造, 由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的, 此种行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。在1980年代中后期日本制造业的对外直接投资中, 机械部门占制造业总投资额的一半以上, 原材料加工的份额在总投资额中少于1/4。因此, 我国企业应更多投资于后向关联度强的行业, 实行最终产品的国际生产, 这样更能有效带动国内中间产品及初级产品的出口。对于附加值较低的原材料加工行业, 如果将原材料进口到国内, 进行深加工后再出口, 则贸易创造效果会更好。

5 结语

当今国际贸易变得越来越敏锐, 越来越复杂, 我国出口商品在国际市场上占据重要份额, 因此贸易战越来越频繁, 形式也多种多样, 企业依靠原来方式迅速扩大出口比较困难。我国要实现出口的可持续性发展必须实现出口由低成本向高质量的转换、由低技术产品向高科技产品的转换, 即最终要实现出口结构的转换。

以对外直接投资支持出口贸易是一种有效的进人国际市场的手段。对外直接投资对于转换我国的出口结构主要发挥两方面作用:第一, 对外直接投资拉动中间产品、资本品和服务的出口, 引起我国出口结构由最终产品向中间产品转换;第二, 对外直接投资通过把国外获取的先进技术应用于国内生产, 提高出口产品的科技含量, 引起出口产品中高科技产品比例提高。在依靠对外直接投资来规避贸易摩擦方面, 日本已经是一个成功的例子, 依靠对外直接投资来提高国内生产的科技含量, 也在我国一些企业的对外投资实践中得到验证。可见以对外直接投资来带动我国出口贸易的发展已成为目前可以选择的路径, 为此政府应该制定企业对外投资的产业地区指导目录, 并且为企业走出去提供金融、保险等方面的公共服务, 鼓励企业走出去。

金融危机既是一场危机, 也是一个机遇。我们要保持良好的心态, 时刻注意市场的变动, 抓住对外投资的有利时机, 带动我国产品和服务的出口。扩大内需是我们长期的战略方针, 但这与利用外需并不矛盾, 只有两者有力的结合起来, 我们才能走出金融危机的阴影, 实现“十二五”规划的战略目标。

参考文献

[1]崔征.企业战略联盟的伙伴选择[J].北京理工大学学报 (社会科学版) , 2006, (4) .

[2]王锦珍.我国对外投资的经验、问题及政策建议[J].世界经济研究, 2007, (4) .

对外直接投资关系辨析 篇4

一、文献综述

有关国际直接投资和国际贸易关系的理论研究, 主要集中在两者间的关系方面。投资与贸易的关系最初由蒙代尔 (Mundell, 1957) 提出, 他在标准的H-O模型基础上引入了贸易壁垒进行分析, 得出了投资与贸易的完全替代关系。邓宁 (Dunning, 1980) 提出了OLI模型, 该模型认为对外直接投资倾向于对母国出口的替代和对东道国进口的替代。日本学者小岛清 (Kiyoshi Kojima) 综合提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型。他认为, 国际直接投资不是资本的流动, 而是资本、技术、经营管理知识的综合体由投资国的特定产业向东道国的同一产业的特定转移, 国际直接投资通过改变东道国的生产函数和消费水平, 促进两国贸易的发展。克鲁格曼 (Krugman) 认为在要素禀赋不对称和存在规模报酬递增的情况下, 国际投资会带动母国的出口贸易。国际直接投资和贸易两者之间的替代或补充关系也得到了实证方面的检验。国外学者如Belderbos和Sleuwaegen (1998) 基于美国和日本的经验研究表明, 外商直接投资是对东道国的替代。Adler和Stevens (1974) 通过对研发产业的研究, 证明国际直接投资和出口之间是一种相互替代关系。Lipsey和Weiss (1981) 利用1970年44个国家14个产业水平的数据, 研究了美国制造产业对外直接投资与美国制造业出口之间的关系, 结果表明国际直接投资和出口之间存在互补关系。Goldberg和Klein (1999) 对日本的实证研究也表明国际直接投资与贸易之间存在着互补关系。

国内学者的实证研究大都集中在外商直接投资对我国进出口的影响:江小涓 (1999) 研究表明, FDI能够使东道国的进出口结构由消费型进口转变为生产型进口。史小龙和张峰 (2004) 运用协整分析方法与误差修正模型研究我国外商直接投资与对外贸易的关系, 得出外商直接投资对我国进出口存在显著的促进作用。还有的学者应用因素分析法、绩效或贡献度法等进行了研究, 结果大都表明我国外商直接投资促进了我国对外贸易的增长。而研究我国对外直接投资与对外贸易关系的文章相比就比较少了:张如庆 (2005) 运用1982—2002年度数据进行协整分析, 得出了进出口分别是对外直接投资变化的原因, 出口和对外直接投资之间存在长期均衡关系, 而进口与对外直接投资之间没有长期均衡关系。项本武 (2006) 利用我国1999—2001年的面板数据得出我国对外直接投资与出口是互补关系, 但对进口存在替代效应。张应武 (2007) 利用2000—2004年的面板数据, 使用引力模型分析了我国对外直接投资与对外贸易的关系, 结果表明:对外直接投资与出口相互促进。笔者认为张如庆的数据不能充分反映2002年以后中国对外直接投资与对外贸易的关系, 因为这几年正是中国对外投资和对外贸易的迅速发展时期, 不能包含这几年的数据可能对结论造成影响。此外, 本文的结论与他们的也不尽相同。

二、计量方法和模型

1987年, Engle和Granger提出的协整理论及其方法, 为非平稳序列建模提供了一种途径, 可以有效克服存在的伪回归问题。这一方法构成了本文研究中国FDI与对外贸易关系的理论基础。E-G两步法的基础思想是, 如果两个变量的值呈现非平稳性, 但它们的某种线性组合呈现平稳性, 则表明变量之间存在协整关系。那么, 检验一组变量之间是否存在协整关系就等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。在经济学上就意味着可以通过一个变量值的变化影响另一个变量值的变化。本文利用协整关系来考察中国对外直接投资与对外贸易之间是否存在长期稳定关系, 检验方法采用E-G两步法。

三、计量检验结果

1、样本说明

本文选取联合国贸易与发展委员会 (UNCTAD) 网站公布的中国对外直接投资额度量中国对外直接投资, 选取商务部公布的《中国对外贸易形势报告》中的进出口额度量我国的对外贸易, 样本区间为1979—2010年。其中, 中国对外直接投资用FDI表示, 进口用IM表示, 出口用EX表示, LNFDI、LNIM、LNEX分别表示其自然对数。计量软件采用Eviews6.0操作。

2、ADF单位根检验结果

用计量软件进行ADF单位根检验, 结果如表一。

从表一可知, 所有变量在10%的显著水平上均不能拒绝存在单位根的假设, 而它们的一阶差分在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设, 表明这些变量都是一阶差分平稳的, 即一阶单整。于是可以进一步检验变量间的协整关系。

3、协整检验结果

根据ADF检验, 由于LNFDI, LNEX, LNIM均为一阶单整, 可由E-G两步法考察变量间的协整关系, 结果见表二、表三。

从表二和表三中可知, 直接回归后的结果显示两个DW值均较低, 需要进行自相关修正, 自相关修正后的结果显示DW值得到改善, 表明从统计上已消除了残差自相关。回归显示, 在1979—2010年期间, 中国的出口和进口分别对中国FDI有显著影响, 呈现正相关。模型拟合较好, R2和调整的R2比较高, F值统计显著, 各系数都通过了显著性检验。为了检验是否存在协整关系, 还要考查自相关修整后的方程残差是否平稳。同样进行ADF检验, 结果见表四。结果发现它们均在1%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设, 表明残差序列是平稳的, 中国对外出口和中国进口和中国对外直接投资之间存在显著的协整关系。残差自相关后的协整关系如下:

根据得出的协整方程可知, 中国对外直接投资分别与出口、进口之间具有显著正相关性。

4、Granger非因果关系检验结果

具有协整关系只是意味着两者之间存在长期均衡关系, 并不能说明两者之间有因果关系。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量之间的因果关系。本文利用格兰杰非因果关系检验中国对外直接投资与出口、进口之间的关系。本文选取了4个滞后期, 检验结果见表五。由表五可知, 检验结果较为一致, 我国的出口、进口都是中国对外直接投资变化的格兰杰原因, 而中国对外直接投资不是进出口变化的格兰杰原因。

四、结论分析

1、中国的出口与对外直接投资之间存在着长期均衡关系, 出口是对外直接投资变化的原因。

首先, 这是已经被多数发达国家和发展中国家对外投资的事实证明了的:出口是对外投资的先导, 当出口发展到一定阶段时, 对外直接投资就成为一种必然。就投资主体的企业而言, 它的国际化阶段也是从出口开始的, 当产品在国际市场上有利可图时, 企业才会进一步考虑对外直接投资。其次, 中国对外出口的扩大, 已经遇到了越来越多的贸易壁垒, 再加上国内生产成本的上升, 企业为了在国际市场上保有竞争力, 需要积极对外直接投资以规避贸易壁垒对企业的影响。最后, 中国的“走出去”战略是我国经济发展的必然要求, 政府提出这一战略并提供了好的经济政策, 这必将大大推动我国对外直接投资的发展。

2、中国的进口与对外直接投资之间存在长期均衡关系, 进口是对外直接投资变化的原因。

随着我国经济的发展, 对能源和资源的需求日益增加, 越来越需要世界其他国家或地区的能源供应。国家为了获取更多的能源和资源储量, 提高自己的抗风险能力, 降低成本, 扩大规模收益, 制定了鼓励企业海外直接投资的相关政策, 在这些政策的推动下, 我国的能源类企业开始大规模的对外投资。本文所得出的结论表明我国的对外投资表现出了资源导向型的特征。

3、中国的对外直接投资不是进出口变化的原因, 对进出口的替代或促进作用不明显。

首先, 这可能与我国的对外投资规模有关, 我国的对外投资规模虽有大幅度上升, 但是和对外贸易规模相比, 我国的对外直接投资才刚刚起步, 再加上对外直接投资对进出口促进作用的滞后, 导致它对进出口的促进作用还没有明显的显示出来。其次, 中国的对外直接投资企业规模小, 产业层次低, 没有核心技术, 而我国的贸易比较优势是劳动力, 这就很难带动我国出口的大幅度增加。最后, 随着我国对外投资规模的增大, 跨国企业的技术优势显现, 对外投资对进出口的刺激作用在将来一定会逐渐发挥出来。

摘要：利用1979—2010年的数据, 运用协整理论和Granger检验等方法, 研究了我国对外直接投资与对外贸易的关系。结果表明, 进出口分别与对外直接投资之间存在长期均衡关系, 进出口分别是对外直接投资变化的单向格兰杰原因。

关键词：对外直接投资,对外贸易,协整关系

参考文献

[1]Mundell, R.A., International Trade and Factor Mobility, American Economic Review.1957, 47

[2]Dunning, J.H., Toward an Eclectic Theory of International Production:Some Experical Tests, Journal of International Business Studies.1980

[3]小岛清.《对外贸易论》, 南开大学出版社, 1987

[4]克鲁格曼.《国际经济学》, 中国人民大学出版社2011年

[5]江小涓.《中国的对外贸经济—对增长, 结构升级和竞争力的贡献》, 中国人民大学出版社2002年

[6]史小龙, 张峰.《外商直接投资对我国进出口贸易影响的协整分析》, 载于《世界经济研究》, 2002;4

[7]张如庆.《中国对外直接投资与对外贸易的关系分析》, 载于《世界经济研究》, 2005;3

对外直接投资关系辨析 篇5

近年来对外直接投资发展很迅速,其增长速度甚至超过国际贸易,成为了国别、区域和全球经济增长的重要支撑,它是将各国经济联系在一起的重要机制,大大推动了国际贸易的进程,但是国际贸易与对外直接投资的理论研究长期处于隔离状态[4]。最早研究二者之间关系的是列宁,当时的列宁没有直接运用这两个词,而是用商品输出和资本输出的概念来阐述两者之间的关系,通过分析商品输出与资本输出的关系来研究国际贸易与对外直接投资之间的关系[2];1957年诺贝尔经济学奖得主芒德尔提出了著名的“贸易与投资替代模型”理论,该理论框架完美,论证推理严密,但在实际应用过程中替代程度与模型相差甚远[1];在1976年希尔施在成本研究的基础上建立了国际贸易与对外直接投资关系模型,该模型对投资企业在选择出口贸易和对外直接投资的条件分析选择上进行了进一步的深化[1];进入二十世纪八十年代,国际贸易和对外投资之间的关系研究在一定程度上取得了可观的进展,相关成果使得国际贸易与对外直接投资的总体关系方面的研究日益完善,而国际贸易与对外直接投资的关系仍是当前经济全球化背景下的重要课题,也是时代发展的需要[2]。

二、国际贸易与对外直接投资关系的主要理论模型

(一)国际贸易与对外直接投资替代模型

美国经济学家罗伯特·蒙代尔的研究论文《国际贸易和要素流动》中,最早出现了“国际贸易与对外直接投资替代模型”,主要阐述了国际贸易与对外直接投资替代关系的生成机制,该模型分析主要是建立在要素禀赋理论的结构之下,对于原有部分不符合实际的国际贸易理论假定进行了放宽。如果A、B两国实行的是自由贸易,且这两个国家的生产要素报酬相对均等,当A国与B国实行自由贸易时,资本流动就是不必要的;当A、B两国之间的国际贸易存在障碍时,生产要素报酬就无法达到相对均等,此时资本流动就可以跳过贸易障碍,使得生产要素报酬就达到相对均等水平,从而国际贸易被对外直接投资全面代替。从模型分析看罗伯特·蒙代尔的国际贸易与对外直接投资替代模型显得非常直观,但是他的模型分析引领了该领域的研究新高潮,在国际贸易与对外直接投资替代模型理论研究中具有深远意义。

(二)国际贸易与对外直接投资互补模型[6]

国际贸易与对外直接投资互补模型是马库森在分析罗伯特·蒙代尔的替代模型的局限性的基础上产生的,他认为国际贸易与对外直接投资的关系取决于流动与非流动要素之间是否存在互补的关系,当流动要素与非流动要素之间表现出相互补充的关系的时候,国际贸易与对外直接投资之间的关系可以是相互补充的,也可以是相互替代的。例如A国是流动要素密集型国家,主要生产流动要素密集型产品,而B国是非流动要素密集型国家,主要生产非流动要素密集型产品。A国既向B国出口流动要素密集型产品,同时又从B国进口非流动要素密集型产品,这会导致流动要素的需求增加,使得资本流入A国。而A国也会继续加大流动要素密集型产品的出口和非流动要素密集型产品的进口,减少非流动要素密集型产品的生产。这样要素的流动就促进了两国之间的贸易发展,国际贸易与对外直接投资表现为一种互补的关系,反之,资本流入B国,国际贸易与对外直接投资表现为一种替代的关系。从模型看国际贸易与对外直接投资互补模型,马库森为该领域的研究提供了新的视角,同时为国际贸易与对外直接投资关系模型研究提供新的研究方向。

(三)国际贸易与对外直接投资产品生命周期理论模型

产品生命周期(productlifecycle),简称PLC,是指产品的市场寿命。一种产品进入市场后,它的销售量和利润都会随时间推移而改变,呈现一个由少到多由多到少的过程。国际贸易与对外直接投资产品生命周期理论模型是由美国哈弗大学教授雷蒙德·维龙在其论文《产品周期中的国际投资与国际贸易》中提出的,该理论主要将国际对外直接投资同国际贸易和产品生命周期理论相结合,推断验证美国企业对外直接投资的变化力度与产品生命有着直接的联系,并进一步验证阐述美国在二战后对外直接投资的动机及诱因选择。

维农的国际贸易与对外直接投资产品生命周期理论模型是将一种产品的生命周期划分为创新、成熟、和标准化三个阶段,细化可分为开发、引进、成长、成熟、衰退的阶段,在不同的阶段,生命周期决定了产品的生产成本及生产区位选择。在发展水平不同的国家,技术水平也不相同,其产品生命周期理所发生的时间和过程是有很大的区别的,它们在时间、位移、时差、空间上有很大的差距,正是这些差距在不同国家的技术上表现更为突出,进一步反映同一产品在不同国家市场上的竞争地位差异,从而决定了国际贸易和国际投资的变化。不同技术水平国家产品生命周期发展阶段如图1所示。

如图1所示,根据产品的生命周期规律,很好的说明了美国等发达国家的企业在对外直接投资的选择动机和原则,国际贸易与对外直接投资产品生命周期理论的最重要贡献就是直接提出了对外直接投资的区位问题,并通过生产的区位决策论证,进一步挖掘区位因素在对外直接投资中的重要性,但是随着世界经济的发展,该模型的局限性也逐步的显现出来[3]。

三、基于古典生产函数的对外直接投资模型应用分析

进入二十世纪六十年代以后,随着国与国之间的对外直接投资与跨国公司的迅猛发展,经济学领域的专家学者对于国际贸易与对外直接投资领域关系理论进行了大量的研究和探索,形成的相关理论也是各有所异,如垄断优势理论、内部化理论、产品生命周期理论、比较优势理论、国际生产折衷理论等。这些对于国际贸易与对外直接投资一般关系的理论虽说都是从各自的角度采用不同的方法对该领域的现象与投资活动作出自己的解释,它们都有一个共同点,对外直接投资的理论分析都无法沿用传统的国际资本移动理论来解释,大部分的学者都侧重于微观的角度分析,仅有少数学者在进行微观的基础上同时开展宏观的研究,且大部分研究都涉及对外直接投资的行为、效益、因素、条件、动机等问题[3]。本文主要是研究乔更森的投资模型,将新古典生产函数引入到对外直接投资模型中,在不否认前人的替代关系的基础上,将投资决定因素的价格要素与产出水平加入到国际贸易与对外直接投资一般关系的理论界定。

新古典理论与古典理论不同,新古典理论认为决定国际间资本流动的因素是不同国家的资本边际生产力(追加单位资本产出产品数量)差异和相应的利率差异,其他条件不变的前提下,随着资本投入的增加,单位资本产出产品数量降低,从而单位资本产出产品的价值决定资本要素的率息率,边际生产力越高,资本流动多发生的频率越高,所以资本流动多发生在发达国家[5]。资本在国与国(国际)之间流动,会使得资本边际生产力国际平均化,从而提高资本的利用效率,其具体表示如图2所示。

如图2所示,假设有投资国T和借款国J,投资国T在新古典生产函数的约束下使将来期望收益的贴现与资本、劳动投入支出的差最大,资本存量M A在不受其他条件影响下生产了MEAC产品且价格调整到最佳水平,此时生产速度不再影响资本边际生产力CA,此时边际资本生产力DA低于J国,T国资本就会流向J国,使得T国和J国的资本边际生产力都为OB,所有的资本市场是完善的,在这里具有完备的竞争市场,涉及到生产、劳动市场、新资本品市场、旧资本市场等。资本流动使得T国的生产量调整为MEOB,J生产的产量为NFOB,变量的实际值与期望值之间没有不确定性,使得生产函数具有新古典性质。在这些假定下,有下列极值问题:

在式(1)(2)中,Qt为边际产品产出量MEAC、Kt资本存量MA、Lt市场劳动力投入力度CA;pt为产品价格、mt为资本存量租价、wt为劳动工资率[5]。

利用拉格朗日乘数法可得到极值存在的条件为:

在式(3)中,设qt为资本边际产品MECA价格;rt为资本边际利率;σ为不变的折旧率;为资本边际产品价格变化率;资本存量的总成本为:

在式(4)中,资本存量的总成本ct与资本存量租价mt相等,于是有:

在式(1)(2)(3)(4)(5)推导过程中,新古典生产函数选择C-D生产函数:

则在t时可得净收益为:

设利息率为r,则收益Zt的现值为:

在T国的整个投资时间内,0≤t<∞,预期净收益的现值就为:

其中,Kt资本存量MA与T国总投资It之间有关系式

求NW泛函的条件极值,可知使NW达到最大的K*应满足如下欧拉方程:

即:

式中,为边际单位资产的实际使用成本,边际产品产出量MEAC的期望资产存量下的产出:

由式:

可得:

从而则可得基于古典生产函数的对外直接投资模型:

在该模型中,将古典生产函数运用其中,从宏观与微观两个角度同时着手,挖掘出资本边际生产力的差异才是决定资本国际流动的要素,较好的阐释了资本流动多发生在发达国家的现象。基于古典生产函数的对外直接投资模型引入边际生产力,从流通领域考察资本流动,将企业的最佳行为理论与投资理论结合起来,既具有投资分布滞后模型的基本特点,又考虑了资本费用问题,在理论和实践上都很有价值[5]。

四、总结

国际贸易和对外直接投资是企业参与国际经营的两种重要方式,其相关关系理论存在很多的交叉,但是传统的国际贸易理论与对外直接投资理论存在着根本上的分歧[6],随着世界经济全球化的进一步发展,面对国际贸易和对外直接投资理论的分歧,我们需要迎接挑战,在联合实际的基础上进行二者差异化的模型构建及实证分析,不断地为国际贸易和对外直接投资关系的研究作出新的贡献。

参考文献

[1]梁志成.论国际贸易与国际直接投资的新型关系——对芒德尔贸易与投资替代模型的重新思考[J].经济评论,2001(2).

[2]赵春明,焦军普.当代国际贸易与国际直接投资的交叉发展趋势[J].北京师范大学学报(社会科学版),2003年02期.

[3]向铁梅.国际贸易与直接投资的关系及其中国情况的实证分析[J].世界经济究,2003年03期.

[4]张晓涛.从替代、互补到交叉与融合——试论国际贸易与国际直接投资的关系[J].经济师,2004年01期.

[5]龚晓莹.国际贸易与国际直接投资的关系及政策选择[M].经济管理出版社,2006.

对外直接投资关系辨析 篇6

一方面, 在海外建立跨国子公司需要从母公司购买资本设备, 原材料等;另一方面, 子公司在国外经营过程中, 在很长的一段时期需要内从母国进口中间产品和零部件, 从而对出口行成持续性的带动作用, 尤其是在加工装配行业这一效应更加明显。无论是什么类型的对外直接投资都可能会对出口贸易行成促进作用。为开辟海外市场和出口服务为目的的市场导向型对外直接投资, 可以通过在东道国建立贸易服务机构, 建立国际销售网络等就可以促使本国的出口贸易增加。再来看资源导向型对外直接投资, 资源的开采带动了本国相关开采设备和技术的出口, 本国的中间产品需求增大, 出口随之增加。技术导向型对外直接投资, 利用他国先进的技术提高本国产品的技术含量和质量, 降低生产成本, 有利于提高本国产品在国际市场上的竞争力, 增加出口。

对外直接投资也可能对出口造成替代作用。首先, 无论是为规避贸易壁垒或将国内市场相对饱和生产能力过剩的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资, 还是为降低运输与生产成本进行效率导向型对外直接投资, 生产基地转移到国外后, 在东道国生产的产品将直接在当地销售或转到其他国家, 从而代替母国同类产品的出口。东道国利用母国转移出去的技术设备, 或者通过大量的模仿大量生产该产品, 自给自足, 不需要从母国进口甚至成为母国的竞争对手, 出口到其他国家, 从而影响母国该产品的出口。此外, 国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

二、我国对外直接投资和出口贸易的关系的实证分析

1. 分析方法。

在宏观经济中, 许多经济指标都随机游走, 特别是遇到突发性事件, 波动更加剧烈, 但从长远来看, 他们之间还是存在一定的联系, 如出口贸易和对外直接投资。面对分析这类非平稳变量之间的数量关系, 我们主要采用协整分析的方法。所谓的协整是指若两个或者两个以上非平稳的变量序列, 他们某个线性组合后的序列呈平稳性。此时我们称这些变量序列间有协整关系存在。协整理论是Engle和Granger在1978年提出的。利用协整理论, 不仅可以做出一个准确的判断, 还能对所得结论的正确性进行检验。张应武 (2007) 在运用协整分析对我国对外直接投资和出口贸易的关系做了相关研究, 并得到预期结论。可见, 协整分析完全适用于本文的研究。

2. 数据与变量。

为减少因为统计误差, 样本数据选自《中国统计年鉴》。在已有的文献中大部分学者都是以OFDI直接作为解释变量来探讨0FDI对出口贸易的影响, 蔡锐和刘泉 (2004) 认为, OFD I在中国发挥作用时, 中国的吸收能力存在实质问题。本文用EXP代表出口, 为了消除时间序列中的异方差性, 我们对EXP和OFDI进行自然对数变换, 分别用LNEXP和LNOFDI表示自然对数的EXP和OFDI。

3. 实证分析过程。

(1) 平稳性检验。大多数经济指标往往具有波动性, 不利于直接研究。为了研究方便, 减少数据的波动性, 消除时间序列中存在的异方差, 但并不改变变量原有的特征, 所以通过对每个变量序列取自然对数, 以达到预期效果。得到的新时间序列变量分别记做LNOFDI和LNEXP。为进一步判断LNOFDI和LNEXP序列的平稳性, 我们采用单位根检验法来进行验证。运算结果说明:序列LNEXP存在单位根, 该时间序列不平稳, 但对它一阶差分后, 有单位根的概率只有0.0001, 小于0.05, 可以认为该系列一阶差分后基本平稳。同样, 序列LNOFDI也存在单位根, 该序列不平稳, 对它进行一阶差分后, 有单位根的概率只有0.000, 可以认为该系列一阶差分后基本平稳。

(2) 格兰杰因果检验。变量LNEXP和LNOFDI都呈现不断上涨的趋势, 且变动方向较为一致, 这说明, 他们之间存在很强的相关关系。LNOFDI和LNEXP的相关系数为0.9273, 这说明两者之间存在着密切的正相关性, 相关性高达93%。

我们已经确定两者之间存在很高的相关性, 但还无法判定两变量之间引起变化的影响关系, 因此需要借助格兰杰因果检验, 来揭示中国对外直接投资与出口贸易之间的相互促进关系。运算序列LNOFDI和LNEXP的格兰因果检验结果如下表1。

运算结果表明, EXP不能够解释对外直接投资增长的概率达到55.45%, 而对外直接投资增长不能够解释出口贸易增长的概率只有1.38%。因此我们认为, LNEXP不是LNOFDI的解释因素, 但是LNOFDI是LNEXP的解释因素。可以得出我国EXP的增长不是OFDI增长的原因, 但OFDI的增长是对EXP增长的原因, 我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。

(3) 回归分析。

对LNEXP和LNOFDI的水平变量建立回归方程, 进行OLS回归, 回归结果如下:

LNEXP=1.25LNOFDI-6.08

分析结果显示R-squared和Adjusted R-squared分别为0.86和0.85, 说明方程拟合良好, 系数的P值均小于0.05, 拒绝系数为0的原假设。

(4) 残差检验。仍然使用软件对协整回归的残差序列平稳性检验, 运算结果如:

由结果检验得知, 残差具有单位根的概率为0.0344, 属于平稳序列, 因此回归模型具有合理性。

三、结论分析

分析上述研究结果, 我们得出以下结论:

1.我国对外直接投资和出口贸易之间的相关性高达93%, 这也很好的解释了对外直接投资和出口贸易的增长趋势基本一致。因此, 在研究经济增长时, 对外直接投资和出口贸易两者之间的互动关系也很有必要考虑进去。

2.我国EXP的增长不是OFDI增长的原因, 但OFDI的增长是EXP增长的原因, 即我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。

3.以上所有的数据验证了出得出我国对外直接投资和出口贸易两者有某种特定的微妙关系, LNEXP=1.25LNOFDI-6.08即出对外投资每增加一个单位, 对外投资相应增加1.25个单位。可见对外直接投资的增长的确能带动我出口贸易的增长。

四、对外直接投资拉动出口贸易的建议和对策

1. 适当引导企业对外投资行为。

引导工业制造企业既坚持走出国门开展生产基地建设, 通过持续不断的跨国直接投资转移到要素成本相对企业所在地更低的其他国家, 以推动出口结构双向升级;鼓励具备跨国经营条件的企业制定国际化发展战略, 培育企业的国际竞争力。

2. 加强政府的宏观指导和扶持作用。

设立有关机构, 对对外直接投资行为进行归口管理, 协调对外直接投资行为。颁布相关的法律法规, 规范对外直接投资行为。在综合考虑各种因素的基础上, 制定海外直接投资的中长期发展规划。在投资区位的选择上, 将境外投资的重点放在发展中国家, 有针对性的开展对发达国家的投资;在行业选择上, 以国内具有比较优势的行业作为对外的投资的重点, 突出资源导向型和出口导向型行业的发展。制订优惠政策, 鼓励符合国家产业投向的对外直接投资行为。

3. 培育企业的国际竞争力。

对外直接投资关系辨析 篇7

十八大报告中强调了推进经济结构战略性调整的重要性,指出这是加快转变经济发展方式的主攻方向。提出必须以改善需求结构、优化产业结构、促进区域协调发展、推进城镇化为重点,着力解决制约经济持续健康发展的重大结构性问题。同时,也强调了要全面提高开放型经济水平,加快走出去步伐,增强企业国际化经营能力,培育一批世界水平的跨国公司。

“十一五”期间,我国对外直接投资年均增速达到34.3%。截至2011 年底我国对外直接投资累计3 823 亿美元,当年共对全球132 个国家和地区投资651 亿美元,居发展中国家首位。

2011 年国内生产总值471 564 亿元,比上年增长9.2%。其中,第一产业增加值47 712 亿元,增长4.5%;第二产业增加值220 592 亿元,增长10.6%;第三产业增加值203 260 亿元,增长8.9%。第一产业增加值占国内生产总值的比重为10.1%,第二产业增加值比重为46.8%,第三产业增加值比重为43.1%。

对外直接投资是指企业以跨国经营的方式所形成的国际间资本转移。一般认为,对外直接投资是一国投资者为取得国外企业经营管理上的有效控制权而输出资本、设备、技术和技能等无形资产的经济行为。1从整个国民经济的产业结构变化看,产业结构升级是指国民经济重心由第一产业向第二产业,进而向第三产业的升级。2加快产业结构调整,是经济发展到一定阶段的客观要求。经济发展的核心是产业结构的高级化。从根本上说,经济不断发展的过程就是产业结构逐步优化升级的过程。产业结构升级的主要原因是技术进步和比较优势的变化,而对外直接投资对于母国技术进步有促进作用,这样就使对外直接投资对产业结构升级具有促进作用。

一、相关理论

对于这一问题的争论,国内外学者提出了很多不同的观点,从理论上主要可以概括为“产业升级论”与“产业空心化论”之争。

首先介绍国外的观点。日本学者小岛清(Kojima,1976)提出了边际产业扩张论,提出一国应从处于比较劣势的产业(即边际产业)开始开展对外直接投资,进而将资源用于优势产业来促进国内产业结构升级。弗农(ver-non,1966)的产品生命周期理论指出,一国根据产品生命周期的不同,通过对外直接投资将成熟产业向低成本国家转移,自身则从事高新技术产品的研发与生产,这必然会导致投资母国产业结构的调整与升级。坎特威尔与托兰惕诺(Eantwell,Tolentino,1990)的技术创新产业升级理论认为,发展中国家的对外直接投资开始是在周边国家进行,随后为了获得较为复杂的技术会向发达国家投资,可以获得逆向技术溢出,从而促进母国的产业升级。

相反观点的主要有如下一些代表。产业空心化理论开始形成是在20 世纪60 年代。当时,美国为了绕开欧洲市场的关税壁垒,将汽车、电机等产业向西欧国家直接投资。这些行业在西欧迅速发展,最终导致美国对西欧国家的出口减少,并且要进口西欧的产品。于是,一些美国学者认为,美国出现了产业的“空心化”。Pain&Barrell(1997)对欧洲国家的研究,发现ODI对母国的贸易和就业产生负面影响。Cowling&Tom-linson(2000)的研究发现日本的跨国公司对外投资有利于大的跨国公司,但是却影响了日本国内的工业部门,导致产业的“空心化”现象。

一些中国学者对中国的对外直接投资和产业结构升级的关系进行了研究。范飞龙(2002)提出,在区位比较优势的前提下,优先选择产品供求链长、产业内贸易量大的产业进行对外直接投资以发挥其对国内产业升级的拉动效应。范欢欢和王相宁(2006)利用自回归分布滞后模型对中国ODI进行研究,发现ODI与第二产业结构正相关,与第一、三产业结构无关。冯志坚(2008)分析了发展中国家通过对外直接投资提高产业竞争力的4 个途径,提出按照梯度转移原则,实现流出FDI的产业化和国际化,将国内制造业中的成熟产业转移至其他发展中国家,为高新技术产业的发展提供空间。江东(2010)基于我国部分省份面板数据的实证分析表明,O-DI与投资省份的产业结构升级存在正相关关系,且与投资规模有关。

也有部分学者得出相反的结论。樊纲(2003)认为,当原有产业逐渐衰退时,为了生存向后进国家转移,而新的产业还没有发展,补不上转移出去的缺口,这就会形成产业空心化现象。汪琦(2004)认为,ODI引发的无序产业外移,会导致海外生产替代国内生产,使国内生产能力下降,从而产生技术流失、就业水平下降、税源转移等现象,进而造成国内产业衰退。

综上所述,国内外已有的研究对对外直接投资与母国产业结构调整的关系从不同角度作了理论与实证分析,其结论大多是对外直接对母国产业结构调整具有显著作用。但其影响到底是正向还是负向的观点不同。

二、对外直接投资对产业结构升级作用机理

对外直接投资对母国产业结构升级的影响途径可以分为以下三大类:一是通过资源寻求型对外直接投资获取海外丰富的自然资源,从而促进国内产业结构升级。首先,通过对外直接投资,能保障我国资源能源供应的战略安全,可以为整体产业升级提供资源保障和支持,从而促进产业结构升级。其次,能缓解国内资源型企业原料能源供应紧张的压力,直接增强其生产能力。再次,资源型企业获得了更好的发展后,有更多的机会向产业链更高的部门转移。

二是通过战略资产寻求型对外直接投资,促进国内产业结构升级。对发达国家的高新技术产业进行投资,获取先进技术及管理经验,通过逆向技术外溢效应,使母公司获得相关技术及管理经验,再通过示范效应和竞争效应促进国内产业内的技术升级,最后通过行业间的波及效应使前后相关联产业技术得到提升,从而促进国内产业结构升级。

三是效率寻求性和市场寻求性对外直接投资可以促进母国产业结构升级。扩大对外直接投资,转移国内产能过剩产业和边际产业到生产要素价格更加低廉的国家或地区,这可以更加有效率的配置资源,提升国际竞争力。企业在他国生产销售并出口,还可以规避国际贸易壁垒,从而寻求更大的市场。此外,由于将过剩产能转移到其他国家,国内也可将有限资源集中到更高级的产业,促进国内产业结构优化。

还有,国家的对外直接投资政策和对外直接投资的收益回馈也能促进国内产业结构的升级。尽管存在上述机理,但实践中两种相反的影响是客观存在的,理论上也有两种相反的声音。因此,采用新的方法来实证对外直接投资增长对于产业结构升级的影响就有了必要。

三、模型和数据

本文选取了2004—2011 年的对外直接投资数据,数据来源是商务部网站。与之对应,产业结构方面的数据也是这8 年的,数据来源于国家统计局。

本文对产业结构水平的衡量借鉴了产业结构层次系数,1并对之进行了改造。中国现在正处于工业化中后期阶段,第二产业的带动作用是整个经济增长的决定主力因素。考虑到中国的第三产业中传统部门占有较大比重,所以给三产过高的权数不符合中国的实际状况,有高估中国产业结构之嫌。因此,对原公式进行更合理的修改,将第二产业和第三产业赋予相同的权数为2。因此,改造后的产业结构层次系数为y=2q(3)+2q(2)+q(1)。

为了研究对外直接投资和产业升级的关系,创造了对外直接层次系数,这一系数根据中国可能获得的逆向技术溢出效应的大小而构造。公式为x=∑ab,a为地区权数,b为该地区的中国对外直接投资额在中国对外直接投资总额中的比重。权数的赋予主要根据这些地区和中国人均GDP的关系,参考在这些地区的投资行业而确定。北美和欧洲权数为10,大洋洲为8,亚洲和拉美为2,非洲为0.5。模型设定为:Y=α+βX+μ,

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x和y都是二阶单整序列,存在协整关系。样本可决系数为0.711908,t检验和F检验都通过,回归结果为:y=177.1971+4.676531x。

四、结论

对外直接投资关系辨析 篇8

关键词：货币趋势性,汇率,对外直接投资

一、引言

2005年7月21日, 中国人民银行发布公告:即日起, 我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币对美元汇率升值2%。这次人民币汇率制度改革, 使我国汇率形成机制发生了根本性变化, 人民币不再盯住单一美元, 而是取决于货币篮子中多种外币的市场供求状况, 从而形成了更富弹性的人民币汇率形成机制, 汇率波动幅度比过去扩大, 变动频率加快, 这有利于使人民币汇率自动保持在与其购买力水平相适应的、比较合理的水平。目前, 人民币升值幅度与市场预期相比仍有差距, 而且从长期来看, 随着中国经济的发展壮大和在国际经济中的比重逐日提升, 人民币会继续升值, 期间虽会有波动, 但升值趋势是不变的。

一国货币汇率的变动, 会对该国的经济产生重要影响, 尤其是对资本流动、对外贸易、外商投资和对外直接投资。对外直接投资在当前世界经济一体化的趋势下显得尤为重要, 各国都已意识到不能只依靠本国的资金、资源、技术和市场来谋求发展, 而应理性选择扶持和发展对外直接投资的道路, 通过对外直接投资来获取相应的市场效应、资源效应、出口效应和国际收支效应, 提高本国产业结构, 促进本国经济的可持续发展。中国经济要向成熟经济体转变, 增加国际竞争力, 进行对外直接投资是必然的战略选择。本文以日本、德国这两个自上世纪70年代就开始货币趋势性升值的国家为对象进行实证分析, 为中国提供比较和借鉴。

二、文献回顾

研究汇率变动对对外直接投资影响的有Dewenter (1995) 和日本学者刑予青 (2005) 。Dewenter认为应该采用对外直接投资相对国内投资的比值而不是对外直接投资的总量来进行检验, 因此Dewente分别检验了FDI绝对值和FDI相对国内投资比值与汇率的关系, 通过对美国1975~1989年的数据分析得出如下结论:在控制了公司规模之后, FDI绝对值与汇率之间仍有显著关系, 但是FDI相对国内投资的比值与汇率的关系不再显著。刑予青使用1981~2002年日本在中国九个主要制造业部门的直接投资的面板数据, 检验了汇率变动与日本对中国直接投资的因果关系。实证分析结果显示, 日元对人民币对华直接投资, 而日元贬值则会减少日本对华直接投资。另外, 国内学者万广华 (2006) 构造了一个包含一个FDI输出国和两个FDI接受国的静态模型, 来分析真实汇率是如何影响FDI在两个接受国之间的分布。并从模型中得出如下结论:如果一个货币的双边实际汇率与日本对中国的直接投资存在显著的正相关关系, 即日元升值会刺激日本FDI接受国的货币对FDI输出国货币的贬值 (升值) 幅度, 大于另一个FDI接受国的货币对FDI输出国货币的贬值 (升值) 幅度, 那么, 流入该国的FDI将会相对上升 (下降) 。Benassy-Quere (2001) 指出一国汇率贬值对该国的对外直接投资有显著影响, 但汇率的频繁波动会抵销这种影响, 他们认为货币贬值主要使流入该国的出口导向型的FDI的竞争力提高, 但对旨在开拓该国当地市场的FDI是不利的。

三、理论依据

汇率影响对外直接投资的理论主要是芝加哥大学Aliber的资本化率理论。资本化率是使收益流量资本化的程度, 用公式表示为:K=C/I, K指资本化率, C指资产价值, I为资产收益流量。资本化率高, 表示可使相同的收益形成较高价值的资产, 反之, 较低的资本化率表示相同的收益形成较低价值的资产。

资本化率理论指出:强币国的资本化率要高于弱币国, 因此在其他条件相同的情形下, 对外直接投资主要是从强币国向弱币国流动。这是因为, 资本化率高 (强币国) 的厂商可以获得相对成本效应和财富效应, 即强币国的厂商在对外直接投资中可以获得用本币表示的更低廉的成本和用外币表示的更多的财富, 因此在以竞标形式购买有收益资产的竞争中, 资本化率高 (强币国) 的厂商可以出更高的价格, 从而接管东道国现有产权, 在这种直接投资的实现过程中, 外国厂商是以较高的资本化率将同量收益流量资本化的。

除了资本化率之外, 汇率的变动还可以通过以下途径影响对外直接投资:

(一) 汇率的波动

早期的理论认为汇率的波动程度等价于投资者所面对的汇率风险, 一国汇率频繁或剧烈的波动对于风险厌恶偏好的对外直接投资者往往具有负面效应。但近年来, 许多研究者认为汇率的波动并不必然减少对外直接投资, 汇率波动对对外直接投资的影响取决于跨国公司的销售地:主要在东道国销售的跨国公司在面临汇率波动风险时, 会更多的选择以对外直接投资替代出口满足东道国市场;而当跨国公司的销售地主要是母国时, 对外直接投资的这种作用消失。

(二) 内外价格差

内外价格差是指一国货币在国内使用时的购买力和将其拿到国外兑换成外币的购买力之间的差额。它可以用现实汇价和购买力平价的差额表示。根据一物一价的经济学原理, 同样的物品在不同的国家应该是等价的, 即用根据汇率计算的相等的货币来支付, 这就是购买力平价理论。但是现实却不是这样, 由于存在国界和海关, 并且各国之间的情况相差很大, 所以往往国内价格和国外价格不一致, 这本来是一个比较普遍的现象, 但是在一国货币升值时, 这种现象会更明显, 内外价格差会增加。而这种增加的内外价格差会进一步加剧上述阐述的相对成本效应和财富效应。

四、实证分析

(一) 数据说明

日本、德国都是从上世纪70年代开始货币的趋势性升值过程的, 因此, 本文选取1971~2007年共37个样本研究日本, 选取1970~2007年共38个样本研究德国 (1999年德国货币由马克变为欧元, 但由于本文所用汇率表示方法为直接标价法, 即一美元兑换多少德国货币, 因此欧元的启动不影响本文的实证) , 各具体变量介绍如下:

1. 用jer和ger分别表示直接标价法下日元、马克 (欧元) 对美元的名义汇率, 并采用年度平均值 (数据来自国泰安数据库) 。

2. 用jfdi和gfdi分别表示日本、德国对外直接投资的年度

流量指标, 单位为百万美元 (数据来自联合国贸发会议〈UNC-TAD〉) 。

3. 因为一国的对外直接投资数量肯定受国内经济发展水平

的制约, 所以本文模型中包含国内生产总值这一规模变量, 并分别用jgdp和ggdp分别表示日本、德国以1990年不变本币价格表示的国民生产总值。之所以不采用美元计价, 是为防止与直接标价法下的汇率出现多重共线性问题 (数据来自国泰安数据库) 。

另外, 为降低出现异方差的可能性, 所有变量都取对数, 取对数后的变量用在原变量符号前加字母l的符号表示。

(二) 货币趋势性升值影响对外直接投资的数据分析

为研究汇率和对外直接投资的关系, 本文利用Eviews5.1分别对日本和德国的名义汇率、国内生产总值和对外直接投资进行单位根检验、协整检验以及脉冲响应和方差分解。

1. 协整检验。

在对时间序列进行协整检验之前应先进行平稳性检验, 本文采用ADF检验方法, 结果显示, 各序列在5%显著性水平下都是非平稳过程, 而一阶差分后都在5%显著性水平下平稳。在此基础上, 本文进行基于VAR的Johansen协整检验。

根据SIC信息准则确定日本VAR模型的最优滞后期为4, 德国为2。Johansen协整检验结果如下:

注: (1) *表示在5%显著性水平上拒绝变量间不存在协整关系的原假设

从表1可看出, 日本协整检验的实证结果表明在5%显著性水平上拒绝了至多存在两个协整方程的原假设, 说明至少存在三个协整方程。而对德国进行协整关系检验时, 实证结果表明存在一个协整方程。因此日本和德国的对外直接投资、汇率和国内生产总值分别存在长期的稳定均衡关系。

2. 脉冲响应与方差分解。

脉冲响应函数描述模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化 (通常用方差度量) 的贡献度, 进一步评价不同结构冲击的重要性。本文采用基于VEC模型的脉冲响应和方差分解, 两国对外直接投资对各自内生变量的脉冲响应结果如下:

从图1中可看出日本和德国的汇率在受到正的冲击后 (即直接标价法下, 汇率数值上升, 代表日元、马克贬值) , 对外直接投资都会减少, 并分别在第四、第五期减少到最大幅度, 然后调整, 慢慢趋于稳定。反过来考虑, 也就是当汇率当期升值时, 对外直接投资在以后各期会慢慢增加, 两国分别在第四、第五期增加到最大值, 然后小幅调整, 最后趋于稳定, 这与经济理论吻合。

方差分解能描述冲击在对外直接投资变化中的相对重要性。下面利用方差分解来分析汇率和国内生产总值对对外直接投资变动的贡献程度。结果如下所示:

从表3和表4可看出, 两国对外直接投资波动在第一期只受自身波动的影响, 汇率和国内生产总值的贡献度在第二期开始显现, 并在随后各期中逐渐增加。日本汇率变动对对外直接投资的解释力度在第四期开始趋于稳定, 而德国一直在增加, 在第十期达到33.4%。因此两国方差分解结果都在一定程度上反映了货币趋势性升值对对外直接投资的增加具有解释能力。

五、结论

本文实证分析了汇率对对外直接投资规模的影响, 得出以下结论:

从长期看, 趋势性升值下的汇率与对外直接投资具有稳定的协整关系;从短期看, 汇率的短期波动也对对外直接投资产生显著影响。