中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文（精选7篇）

篇1：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

三、中国对外直接投资对本国的出口贸易的影响

（一）对外直接投资促进了我国出口产业结构调整。过去中国主要依靠低廉的劳动力来进行出口贸易与其他国家产品进行竞争，但随着经济发展，劳动力成本上升，中国逐渐失去了劳动力成本的比较优势，偏向于劳动密集型的纺织类制造业逐步成为夕阳产业，向菲律宾、泰国等东南亚国家转移，此类属于劳动力导向型。根据小岛模式，中国发展自身比较优势产业，对外投资夕阳产业，有利于出口贸易结构调整，带动对外直接投资的产业的周边产业出口。

（二）对外直接投资有利于国际收支平衡。对外直接投资有利于平衡国际收支，从而稳定汇率，避免因汇率波动影响出口竞争力，扩大我国的对外出口竞争力和市场份额。

（四）对外直接投资有利于我国企业绕过贸易壁垒。进行跨国并购或者直接在国外设立子公司，有利于我国企业拓宽国际市场，解除由于贸易壁垒而使得出口贸易受到限制，增加产业内贸易，增强企业国际竞争力，同时带动相关联的产品出口贸易。

（五）对外直接投资使我国企业获得逆向技术溢出效应。中国企业通过向发达国家进行绿地投资，建立研发分支机构，可以接近东道国的R&D资源，进入所在产业高端技术聚集地，进行模仿学习，获取先进知识与技术。增加自身的所有权优势，扩大自身国际影响力，从而扩大出口贸易。我国的大连机床就是通过并购英格索尔生产系统公司和兹莫曼公司从而获取逆向技术溢出，跻身世界十大机床。

（六）寻求资源型对外直接投资有利于中国企业增加资源类产品国际定价权。2011年采矿业的对外直接投资144.5亿美元，占19.4%。对于稀缺资源的对外直接投资，弥补中国企业国内的要素禀赋不足，进行此类的投资，有利于扩大企业在国际定价上的话语权，增加产业的出口贸易优势。

四、中国对外直接投资面临的问题和应对措施

（一）问题

我国从2002年来对外直接投资飞速增长10年，年均增长速度为44.6%。促进了中国的出口贸易的增长和结构调整，在国际收支平衡上发挥了重要作用。但

1是我国的对外直接投资仍然面临着诸多问题。

1、政府缺乏统一的管理。很多企业对国外的法律法规不够了解，在对外直接投资并购方面处于弱势地位，政府对其的支持力度也不够大。

2、对外直接投资的行业分布结构不合理。2011年，中国对外直接投资行业主要分布在租凭和商务服务业、采矿业、批发和零售业和制造业。占据了总投资额的76.9%。而计算机服务、软件业和科学研究等的高新科技产业比重很小，只有2.1%1。中国的对外直接投资层次偏低，缺乏技术密集和知识密集型行业。

3、专业型人才相对匮乏。中国很多跨国企业缺乏跨国性经营人才，对外直接投资中具有一定盲目性和随意性，造成海外经营能力欠佳，陷入亏损。2011年，中国有22.4%的境外企业亏损。

（二）应对措施

1、中国企业加大对发达国家的直接投资，优化对外直接投资产业结构。中国过去得到的都是发达国家的淘汰机器或者技术，得不到有效地高速发展，总是利用自身地劳动力优势，在出口贸易方面与他国竞争，而现在劳动力优势渐失。所以需要加大对发达国家的对外直接投资实现逆向技术溢出，获取先进的知识和技术，并且加大对高新科技产业的投入，可以使自身在国际贸易上占据有利地位，从而能扩大此类产业的对外出口贸易。

2、政府应该建立健全金融服务机构。在企业进行对外直接投资时，应当有效实行自身的职能，对企业实行政策上的正确引导，进行融资、税收、信息及咨询等服务。同时，政府需要完善海外投资保障体系，避免企业对外投资受到政治风险影响自身信心和积极性。

3、中国的跨国企业应当采取措施，吸引金融、财务、管理、外语、贸易、法律、政策等发面的专业人才，降低对外直接投资的盲目性和随意性，加强对外直接投资的成功率，形成企业内部优势，增加产业内出口贸易。

参考文献：

［1］中华人民共和国商务部，中华人民共和国国家统计局，国家外汇管理局.2011中国对外直接投资统计公报［R］.2012.1 根据《2011年中国对外直接投资统计公报》的数据得出

［2］鞠秋芳.从西方经济学理论看中国企业对外投资［J］.经济天地.2012年第12期.［3］刘韵妍，刘渝琳.对外直接投资、进出口贸易及经济增长间的关系［J］.经济研究导刊.2010年第17期.［4］徐莉，班博.对外直接投资模式的国际比较：一个文献综述［J］.东岳论丛.2012年10月.［5］李书彦.我国企业“走出去”的现状及趋势.中国国情国力［J］.2012年第6期.［6］舒悦.中国对外直接投资的理论依据及现实意义.国际贸易［J］.2012年6月下.［7］毕海霞.中国对外直接投资发展特征分析及对策.经济与管理［J］.2012年7月中.［8］罗乐.中国对外直接投资特点及原因分析［J］.国际贸易.2012年10月下.［9］谢静怡.中国海外投资能否一帆风顺［J］.中国外资.2012年7月下.［10］赵文.中国企业对外直接投资的现状与风险分析［J］.经济观察.2012

（6）.［11］同济大学.李海涛.我国对外直接投资与出口贸易的关系研究［D］.2004.3

篇2：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

摘要：面对世界经济全球化、科学技术爆炸性的增长，知识越来越成为经济增长和利润创造的主要要素，我国作为一个发展中的大国，企业意识到走出去已刻不容缓。本文从对外直接投资的影响因素角度出发，首先分析了我国对外直接投资具有投资区域由集中化向多元化发展、投资行业和方式随地域不同而变化、单项投资规模相对较小等特点，然后对国外有关对外直接投资影响因素进行分析，这些影响因素主要包括投资国的经济发展水平、投资国对外投资的存量、投资国的贸易倾向以及投资国的技术水平并在此基础提出了相关的政策建议。

关键字：对外直接投资；影响因素

一、中国对外直接投资的特点

（一）投资区域由集中化向多元化发展，影响逐渐扩大

我国的对外直接投资具有显著的集中性特征，主要对象包括香港、新加坡、韩国、巴基斯坦、印尼、日本等国家。通过对外直接投资，在世界范围内设立工厂，进行就地生产和销售，进一步维护和开拓了出口市场，并扩大了中国在国际市场上的影响。此外，通过在国外建立销售网络，减小了经营风险，绕过了贸易保护政策，从而能够在有一定市场风险的国家开展贸易，扩大市场范围。

（二）投资行业和方式随地域不同而变化

从中国对外直接投资的行业分布来看，我国的对外直接投资企业已经从改革开放初期以贸易公司为主，逐步发展到涉及制造业、批发和零售业、商务服务业、建筑业、交通运输等广泛领域，在不同的国家对外投资的方式所选取的行业也是不同的。我国企业在亚非拉和东欧的一些发展中国家进行投资时，主要是开展境外加工贸易，以企业自带设备、技术、原材料、零配件投资为主，经加工组装成制成品后就地销售或再出口到别的国家和地区，借此带动和扩大国内设备、技术、原材料、零配件出口，进行这类投资时，企业多选取技术成熟和生产能力过剩的行业，如纺织、家电、轻工、机械和原料药等行业在文化相似的东南亚各国进行投资时则是注重创立自主品牌，依靠消费者的认同来开拓海外市场而在发达国家企业在进行投资时多通过并购的方式，借助国外品牌的影响力和国外企业的现金技术进行对外投资，例如联想投巨资并购的业务，并取得的品牌使用权。

（三）单项投资规模相对较小

与发达国家和一些新兴工业化国家相比，中国企业跨国直接投资的规模一般较小，单个项目超过百万美元的不多。形成这种特点的主要原因，一方面是由于我国企业尚处于跨国经营的起步阶段，缺乏参与国际竞争的经验，在对外投资的规模上态度谨慎另一方面是由于参与跨国投资比较活跃的大多是中小型企业，它们的经营实力决定了往往追求投资少，见效快的战略目标。这些中小企业大多选择经济发展水平相近或更低的发展中国家作为投资区域，因而投资设立的企业自然也是适应当地经济发展水平和就业水平的中小企业。

二、我国对外直接投资影响因素的理论分析

伴随着世界经济的多元化发展，企业的形态和发展模式越来越复杂化，因而对外投资的影响因素也呈现出多元的特征。

（一）投资国的经济发展水平

根据邓宁的投资发展水平理论，一国的经济发展与国际直接投资存在着一种动态相关关系，该理论认为，一国的净对外直接投资量该国对外直接投资与接受国际直接投资的差额是该国经济发展阶段的函数，一国的对外直接投资量与该国的经济发展水平呈现高度相关的关系，由此可以看出国民生产总值的高低对外直接投资有重要影响。只有当经济发展到一定水平，生产力有了较快的发展对外投资才会成为可能。一个国家的还代表了该国的经济发展潜力，是资本、技术等要素积累的成果。只有经济发展到一定水平，是投资积累到一定程度，企业才有可能进行对外直接投资，否则如果资本尚不满足自身发展的需要，自然不可能进行对外投资。

（二）投资国对外投资的存量

一般而言，某一地区对外直接投资的流量水平与这一地区的企业对海外市场的已有投资水平有一定的关系，也就是说对外投资的流量与其上一年末的对外直接投资存量之间存在一定的相关关系。对外直接投资的存量是每年投资流量的累积，代表了一个地区或国家已有投资的能力，是进行未来投资的基础。而对外投资存量的多少又被称为海外市场的开拓程度，对海外市场开发较好的地区和企业会促进和带动其继续发展对外直接投资。对于开发度较高的地区，由于企业已经进行过投资，因而对于该市场的情况**道国消费偏好和市场结构，市场的成长性，市场的规模以及人均资本输出等影响对外投资的主要市场因素都有了比较充分的了解，这样一来继续投资就可以降低投资的信息成本和投资风险。同时对于比较熟悉的国外市场可以充分利用该国的优惠政策，合理规避各种壁垒，达到降低产品进入成本的目的。生产成本的降低，变相的获得了价格优势，从而提高我国产品在国际市场的竞争力。同时这些经验和信息还可以为相关后来者提供借鉴，从而形成集聚效应，形成一个良胜的循环，因而投资存量高的地区它的投资流量也相对较高。

（三）投资国的贸易倾向

传统的对外直接投资理论认为，对外直接投资和对外贸易之间存在相关关系，当一国某产品对外贸易达到一定规模时，为稳定与扩大海外市场份额，该产品商将趋向于进行对外直接投资，选择在东道国建厂生产或采取购买、兼并当地营销网络的方式以支持日益扩大的贸易。

（四）生产效率

根据传统的区位优势理论，生产效率的高低对于投资的区位选择会产生影响，因为较高的劳动生产率会带来更高的报酬，由此会带动直接投资在国际间的流动。例如根据In-Mee Beak的研究，劳动生产率差异对大部分有显著影响，但影响随着税率和工资率的不同而有所不同。在实际的投资活动中，劳动生产率高的地区企业倾向于在本地投资，而对劳动生产率低的地区，他们更倾向于对外直接投资，以提高自身的生产率。

（五）工资水平

企业在进行对外直接投资之时要考虑要素的投资回报率，而劳动力成本工资正是成本的主要因素。根据新古典贸易理论和区位优势理论的研究，由于资本被假设为一定时期不变，当工资水平不同时，投资所产生的资本回报率也不尽相同，因而资本会从母国不断流入东道国，直道资本回报率相等之时，由此得出劳动工资差异是对外直接投资一个重要影响因素。由于在国外市场的投资比在国内市场投资或其它外国市场投资成本低，相对的盈利水平就更高，投资会从较高工资水平的地区流向较低的地区，例如通过建立实证模型发现相对工资水平是英国年来进行对外直接投资的重要决定。我国学者张炜、李淑霞、张兴也从宏观影响因素的角度出发，通过脉冲影响函数证明了我国职工的平均工资水平与我国之间有长期均衡关系。

（六）投资国的技术水平

Kuemmerle提出了技术开发与技术增长理论，认为现代企亚进行对外直接投资主要是通过自身已经具备的高科技来占据技术不发达的市场，同时再通过向科技发达国家进行对外投资来获取新的核心技术的一个过程。他将企业海外直接投资分为两类以母国为基础的技术开发和以母国为基础的技术增长。是开发母国区位创造的技术优势，对外投资的主要目的是充分利用企业的现有技术知识，开拓国际市场。所以，企业的投入是对外直接投资的主要影响因素，企业本身所具有的研发能力决定了其对外投资水平的高低。而是为了保证企业的稳定和长期增长，旨在从海外为母国获得新的技术与知识信息，增加母公司技术存量，从而提高企业在知识经济时代的国际竞争力，此时东道国的技术水平和科技能力是对外投资的重要影响因素。在当前瞬息万变的国际经济浪潮之中，获取跨国经营经验，利用东道国的人才技术、技术优势、获取或开发新技术，已经成为发展中国家对外直接投资的重要动机。

三、政策建议

根据以上的实证分析本文站在我国角度，对未来我国对外投资的发展提出几点政策建议。

（一）完善政府职能，弥补法律、制度上的不足

篇3：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

自1993年成为石油净进口国以来, 中国石油对外依存度逐年提高, 1993年仅为7.1%, 2011年达到56.5%, 这意味着中国一半以上的石油消费量来自国外。获取海外原油需要国家进行能源外交, 需凭借一个国家的软实力来实现, 但原油获取的根本渠道和最终实现形式是对产油国的直接投资或与产油国实现双边或多边经贸合作。“十二五”期间, 中国海外投资的实际功效不仅要讲企业的实际经营效益, 还要把进口中国所需资源和扩大中国海外市场作为战略目标 (裴长洪, 2011) 。为了研究近年来中国的对外直接投资 (OFDI) 以及双边贸易对中国原油进口量产生的影响, 本文选取2003—2010年中国对24个主要进口原油来源国的OFDI流量、OFDI存量、进出口贸易联系和原油进口量作为研究变量, 实证检验中国OFDI、进出口贸易对原油进口的影响。首先, 计算中国与这24个国家的货物进口贸易结合度、出口贸易结合度, 并检验各变量的平稳性。其次, 运用面板数据的变截距模型和变系数模型, 分析FDI存量、贸易结合度对原油进口量的静态影响以及FDI流量、贸易结合度对原油进口量的静态影响;其后, 建立VAR模型, 检验FDI流量、FDI存量、贸易结合度和原油进口量的滞后期对当期原油进口量的动态影响。

二、数据来源与双边贸易结合度的计算

1.数据来源

2003—2010年中国原油进口量 (JK) 的数据来自《国际石油经济》。中国在24个主要原油进口国的FDI流量 (Flow) 和FDI存量 (Stock) 的数据来自商务部、统计局和外汇管理局联合发布的《2010年度中国对外直接投资统计公报》 (2011) 。2003—2008年中国与24国的双边贸易额数据来自IMF主编的Direction of Trade Statistics Yearbook (2005—2009) ;2009年和2010年的数据来自《国际贸易》 (其中伊拉克的数据来自UN comtrade;其他数据来自WTO数据库) 。

对上述的原油进口量、FDI流量和FDI存量取对数, 即这3个变量为Lflow、Lstock和Ljk。

2.进口、出口贸易结合度的计算

本文选取贸易结合度指数表示中国与24个原油进口国之间的贸易联系。贸易结合度指数最早是由经济学家布朗提出, 后经小岛清、德拉斯戴尔和山泽逸平等学者完善, 它是指一经济体对某一个贸易伙伴的出口 (进口) 占该经济体出口 (进口) 总额的比重与该贸易伙伴进口 (出口) 总额占世界进口 (出口) 总额的比重之比, 该比值反映了两经济体贸易相互依存的程度。贸易结合度以1为平均值, 数值越大, 两经济体的贸易联系越紧密;数值越小则贸易联系越松散。

按照贸易结合度的计算公式, 可计算出中国对24个主要进口原油来源国的货物出口结合度 (ETCD) 和进口结合度 (ITCD) 。

三、中国OFDI、双边贸易对原油进口量影响的实证分析

1.变量的平稳性检验

时间序列或面板数据的平稳性通常通过单位根检验来判断。对于面板数据单位根的检验, Levin and Lin (1993) 、Im et al. (1997) 和 Breitung (2000) 分别提出LLC 法、IPS法和Breitung 法, Maddala and Wu (1999) 提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假设是各截面序列具有一个相同的单位根, IPS、ADF和PP检验的原假设是假定各截面序列具有不同的单位根过程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5种方法对面板数据的单位根进行检验, 当检验结果不一致时, 若前两种检验、后三种检验结果中各有一个拒绝原假设, 本文即认为被检验序列为平稳序列。据此, 运用Eviews6.0软件检验, 可以判定:在5%的显著水平下, Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平稳序列 (见表1) 。

注:检验结果的数值是概率 (P) 值;C代表截距, T代表趋势, L代表滞后阶数。

2.FDI存量、双边贸易关系对进口量的静态影响

把Lstock、ETCD、ITCD作为自变量, Ljk为因变量, 建立计量经济学模型检验中国OFDI存量、货物进口结合度和货物出口结合度对原油进口量的影响。利用Eviews6.0对上述模型进行Hausman检验, 回归结果拒绝原假设, 应选择固定效应模型。固定效应模型包括变截距模型和变系数模型。通过变截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD对原油进口量的影响情况, 运用变系数模型来讨论国别之间影响的差异。

变截距模型的回归结果表明:在1%显著水平下, 中国的OFDI存量对原油进口量的影响效果显著;10%显著水平下, 出口贸易紧密程度与原油进口量是负相关, 影响显著;进口贸易结合度的影响则不显著 (见表2) 。

注:括号内为概率P值, *、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平下效果显著, 以下同。

变系数模型的回归结果显示:在1%显著水平下, 中国在哈萨克斯坦、巴西和马来西亚的FDI存量对原油进口量的影响显著, 中国与利比亚、伊拉克、澳大利亚和尼日利亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著, 中国与科威特和马来西亚进口贸易联系对原油进口有显著影响;在5%显著水平下, 中国在澳大利亚、阿尔及利亚的FDI存量对原油进口量的影响显著, 中国与巴西、马来西亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著, 中国与阿尔及利亚进口贸易联系对原油进口量有显著影响;在10%显著水平下, 中国在安哥拉、委内瑞拉、尼日利亚的FDI存量对原油进口量的影响也非常显著, 中国与越南的出口贸易联系对原油进口量有显著影响, 中国与哈萨克斯坦进口贸易联系对原油进口有显著影响, 在其余国家的FDI存量对原油进口的影响不显著。其中, 在马来西亚与尼日利亚的FDI存量与原油进口量之间呈负相关, 巴西、利比亚、澳大利亚的出口贸易联系与原油进口量之间显著负相关 (见表3) 。

对上述变截距模型和变系数模型的回归残差进行面板数据的单位根检验, 结果表明残差序列是平稳数列, 回归中不存在“伪回归”现象 (见表3) 。

3.FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的静态影响

以原油进口量为因变量, FDI流量、出口结合度和进口结合度为解释变量分别建立固定效应变截距模型和变系数模型。变截距模型的检验结果表明, 在1%、5%的显著水平下, FDI流量、出口贸易联系对原油进口量有显著影响, 但出口贸易联系与进口量之间负相关 (见表4) 。

变系数模型的实证检验结果表明, 5%显著水平下, 在哈萨克斯坦和巴西的FDI流量对原油进口量的影响显著, 中国与利比亚和澳大利亚的出口贸易联系对原油进口量有显著负向影响, 中国与马来西亚、阿尔及利亚的进口贸易联系对原油进口量有显著影响;10%显著水平下, 在越南的FDI流量对原油进口量呈负向关系, 统计结果显著。回归后对残差进行面板数据的单位根检验, 结果表明残差序列是平稳数列, 回归中不存在“伪回归”。

4.FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的动态影响

分别以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD为内生变量, 建立两个向量自回归模型 (VAR模型) 。根据AIC准则, 将模型的滞后阶数P确定为1。回归结果表明, 原油进口量的滞后一期对当期原油进口量有正向影响且显著, FDI存量滞后一期、FDI流量的滞后一期对当期原油进口量有负向显著影响, 而进口结合度和出口结合度的滞后期对当期原油进口量影响不显著。

四、结论与建议

从静态角度看, 2003年以来, 中国的OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响作用存在明显差异。总体看, 中国的OFDI流量和存量在一定程度上对中国原油的进口有显著的促进作用, 中国与进口原油来源国的出口贸易联系对原油进口没有明显促进作用, 而进口贸易联系的影响不显著。就国别而言, 中国OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响效果不同, 可分为七种:FDI流量与存量双促进作用 (如哈萨克斯坦、巴西) 、FDI存量促进作用 (如安哥拉、委内瑞拉、澳大利亚和阿尔及利亚) 、双边贸易促进作用 (如马来西亚) 、进口贸易促进作用 (如阿尔及利亚) 、贸易阻碍作用 (如澳大利亚、利比亚) 、贸易影响模糊 (如哈萨克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亚和越南) 和没有影响 (其余国家) 。从动态影响效果看, 原油进口量主要是前期产生的, 前期FDI存量与流量对原油进口没有促进作用, 前期货物贸易联系的影响甚微。

基于FDI、双边贸易关系对原油进口量的不同影响效果, 从投资角度来看, 中国应进一步发挥FDI的促进作用, 加大对原油生产国的投资以稳固原油进口量。据统计, 2011年中国OFDI流量的62.7%流向中国香港、英属维尔京群岛和开曼群岛, 而流向苏丹的仅占1.2%。因此, 中国需要通过发放优惠贷款等措施引导中国企业增大在产油国的投资, 既可以促进中国原油的进口, 也可把过剩的外汇储备转变为石油资源。从贸易角度而言, 一要巩固与扩大原油的进口量, 二是基于与产油国货物贸易的现状, 调整国别间的贸易发展方式, 逐步优化商品贸易结构。

参考文献

[1]Ivar Kolstad, Arne Wiig.What determines Chineseoutward FDI?[J].Journal of World Business, 2010 (10) .

[2]Xiaoxi Zhang, Kevin Daly.The determinants ofChina’s outward foreign direct investment[J].EmergingMarkets Review, 2011 (12) :389–398.

篇4：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

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。

篇5：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

国际贸易理论与对外直接投资理论的比较分析

国际贸易理论和对外直接投资理论之间存在特殊关系,某种意义上讲国际贸易理论乃从宏观层面上对对外直接投资理论的阐述.当然,这两种理论之间有一定的甚至是很紧密的`联系,但不能把国际贸易理论简单地当作是对外直接投资理论的宏观部分,充其量能够称得上是对外投资理论的早期探索,应该将国际贸易理论和对外直接投资理论紧密结合在一起,为经济发展所用.

作 者：孙宏霞 王学鸿 作者单位：云南财贸经济研究院,云南省跨国公司研究中心,云南,昆明,650221刊 名：云南财贸学院学报(社会科学版)英文刊名：YUNNAN FINANCE & ECONOMICS UNIVERSITY JOURNAL OF ECONOMICS & MANAGEMENT年，卷(期)：19(1)分类号：F740关键词：国际贸易 对外直接投资 比较优势 理论 寡占 折衷

篇6：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

经济学0801班

锁旭东06号随着经济全球化的脚步日益加快,各国经济的相互融合与渗透越来越强。全球经济发生了深刻的变革。世界贸易和投资大幅度提高,世界投资已经由过去发达国家之间的投资,发达国家向发展中国家的投资转向发展中国家向发达国家的投资,发展中国家之间的投资。这种变化深刻地表明,全球化已经将各国经济紧紧联合在一起。对外直接投资已成为世界各国企业发展的重要途径，经济全球化的发展给我国企业走向世界带来了前所未有的机遇和挑战,发展对外直接投资更是我国积极应对国际竞争的重要举措。中国经济在改革开放三十年间创造了举世瞩目的经济奇迹,中国对外直接投资也取得了飞速的发展,但是与大量引进的FDI相比,对外直接投资的发展水平还很低,为适应我国产业结构调整、经济可持续发展等各方面需要,我国政府提出了实施“走出去”战略。截至目前,我国对外直接投资得到快速发展,对外直接投资发展也面临着较好的内外部环境。但同时我国对外直接投资也存在一定不足之处,本文客观地分析了我国对外投资的发展现状以及我国对外直接投资的发展前景，并针对目前对外投资中存在的问题与不足提出相应的对策建议。

一、基本现状

中国对外直接投资起步于1979年的改革开放初期，与发达国家的对外直接投资历史相比滞后了一个多世纪。经过20多年来的探索和发展，已逐步形成了一定的规模。截至2003年7月底，中国已在160多个国家和地区累计设立非金融类企业7222家，中方投资金额超过100.9亿美元。

尽管近年来中国对外直接投资发展速度很快，但从总体来看还存在着不少问题：

一是对外直接投资的总体规模明显偏小。目前中国境外投资金额仅占世界对外直接投资总量的0.15%。据统计，吸引外资与对外投资的比例发达国家为1：1.14，发展中国家为1：0.13，而中国仅为1：0.09。因此中国的对外直接投资尚处于起步阶段。

二是中国企业对外投资的规模偏小。目前中国海外企业平均投资不足140万美元，大大低于发达国家平均600万美元的投资水平，同时也低于发展中国家平均450万美元的水平。由于规模偏小，中国的跨国企业很难获得

规模优势，难以进行有效地研究和开发，无力支持销售和售后服务，从而导致了恶性循环，即有限的经济实力决定了小规模生产→较高的生产成本→低质量→低价格→较低的市场占有率→更小的规模制造。

三是投资项目的技术含量不高。与前些年相比，尽管近几年中国海外投资质量和档次有所提高，出现了一批技术含量较高的生产项目，还有一些高科技企业积极在美国和欧洲发达国家建立独资或合资的研究机构和技术中心，但总体来说对外直接投资过分偏重初级产品产业的投资，对高新技术产业的投资仍然偏小。如在非贸易性海外投资项目中，近40%属于低附加值、低技术含量的劳动力密集项目(资源开发及初级加工等)。由于其他一些发展中国家类似产品的竞争，这类项目拓展海外市场的前景不甚乐观。

四是企业对外投资地区结构不尽合理。目前中国企业对外投资的46.8%在港澳地区；其次是北美，占13.7%。从整个海外投资布局来看，对发展中国家和地区的投资仍明显偏少，从而影响了中国对外投资市场的进一步拓展。五是企业对外投资的效益还有待于进一步提高。据不完全统计，中国的海外企业中赢利的占55%，其中多为非生产性企业。收支平衡的占28%，亏损企业占17%，其中以生产性企业居多。这与国际上工业类企业在跨国公司中所处的主体地位和巨大规模形成鲜明对比。

二、发展前景

英国经济学家邓宁曾用经验分析的方法研究了直接投资流量与人均GNP之间的关系，发现一般可以分为四个阶段：第一个阶段是人均GNP低于400美元，此时吸收外资很少，几乎完全没有对外直接投资；第二个阶段是人均GNP位于400—1500美元，引进外资增长，而且开始有对外直接投资的流出，但投资净流出为负数；第三个阶段是人均GNP位于2000—4750美元，净投资流出仍然为负数，但对外直接投资增长快于外国直接投资的流入；第四个阶段是人均GNP在4750美元以上，其净投资流出已转为正数，成为主要的国际资本输出国。根据这个一般性规律，若按照购买力平价折算，中国内地已经是世界第二经济大国，人均GNP至少应当划入邓宁所划分的第三个阶段；即使按照现行汇率折算，目前也已经可以列入邓宁所划分的第二个阶段。因此，从发展前景来看，中国在经过长期大幅度引进外国直接投资的鼎盛期之后，将逐步迎来对外直接投资的高潮。

实际上，中国企业对外投资的条件已基本成熟。首先，20世纪90年代

以来，中国经济已经从卖方市场转向买方市场。目前，国内家电、纺织、重化工和轻工等行业已普遍出现了生产能力过剩、产品积压、技术设备闲置等问题，这些行业要获得进一步的发展，就必须寻找新的市场。通过对外投资，变商品输出为资本输出，在国外投资建厂，建立销售网络和售后服务网点，就可以带动国产设备、原材料以及半成品的出口，有效地拓展国际市场。其次，“入世”在给中国企业带来压力的同时，也为中国企业走出去提供了良好的条件。因为“入世”后中国企业面临的义务和挑战主要体现在国内，所获得的权利和机遇则主要体现在国外，即体现在外国向中国的产品、服务和投资更大程度地开放市场和实行国民待遇方面。也就是说，中国企业要想享受“入世”后的权利和机遇，就要尽可能地向海外进军。最后，从企业国际化道路的一般进程来说，首先是发展间接出口，如通过专业的外贸进出口公司进出口商品或服务，而后是直接出口，如企业内部设置专门机构或进出口部门来处理相应的业务，最终再发展到对外直接投资。中国改革开放以来，国际贸易取得了长足发展，2003年贸易总额已名列世界第五位。国际贸易方面获得的巨大成就，为中国企业进一步进行对外直接投资准备了必要的物质基础。

三、相应对策

第一，要进一步从战略的高度认识对外直接投资的必要性和紧迫性。进行对外直接投资，不仅是中国在更高层次上实行对外开放和参与国际分工的战略需要，同时也是中国推进产业升级、实现国民经济持续稳定发展的战略需要。一国的产业升级虽然可以在本土范围内进行，但回旋余地一般较小。从国外有关经验来看，美国的产业结构调整和升级就是在全世界范围进行的，它把一些传统的“夕阳”工业和一些“朝阳”产业中的“夕阳”环节，通过对外直接投资转移到了其他国家，如波音飞机的所有零部件分别都放在包括中国在内的70多个国家中生产。与此相反，英国过去为了淘汰纺织工业而进行的产业结构调整，仅局限于英国本土，结果造成大量失业，付出了沉重代价。第二，结合中国实际情况来确定企业对外直接投资的产业选择和基本类型。从国际比较来看，当前中国在国际分工阶梯中总体上处于中游地位：相对于更低阶梯国家而言，中国某些产业具有一定的比较优势；相对于更高阶梯国家而言，学习和赶超是未来一段时间内面临的主要任务。中国在国际分工阶梯中的特定位置决定了两类不同性质的对外直接投资将同时存在。一类是优势型的对外直接投资，迄今为止，中国已建立了较为完整的工业体系，工业制成品在中国出口中占据绝对主导地位。虽然中国的工业制造业发展水平同发达国家相比尚有较大差距，但同一些发展中国家相比，中国在纺织、食品、冶炼、化工、医药、电子等产业上形成了一定的比较优势。据第三次全国工业普查结果显示，中国有近500种产品的生产能力利用率在60%以下，其中许多产品在技术水准和质量档次方面都要高于许多发展中国家。此外，中国还拥有大量成熟的适用技术，如家用电器、电子、轻型交通设备的制造技术、小规模生产技术以及劳动密集型的生产技术，这些技术和相应的产品已趋于标准化，并且与其他发展中国家的技术阶梯度较小，易于为它们所接受。另一类是学习型对外直接投资，即以汲取国外先进的产业技术和管理经验、带动国内产业升级、创造新的比较优势为目的向更高阶梯国家进行的对外直接投资。如为了培养以信息产业为中心的核心能力，海尔集团在美国和德国建立了以研发和技术转让为主要目的的海外企业，并在美国洛杉矶、硅谷，法国里昂，荷兰阿姆斯特丹及加拿大蒙特利尔设立了6个产品设计分部。另一方面，为了使自己的产品进入国际市场，海尔在印度尼西亚、菲律宾、马来西亚和拉美的国家都设立了海外企业，从而走出了一条学习型和优势型对外直接投资相结合的道路。

第三，调整地区结构，进一步拓展中国对外直接投资市场的多元化。除中国已进行投资的发达国家和部分发展中国家及地区以外，从中近期来看，发展中国家(包括经济转轨国家)中的印度、巴基斯坦、巴西、阿根廷、墨西哥、哈萨克斯坦、俄罗斯、尼日利亚等国家，拥有众多的人口和庞大的消费群体，经济增长较快，并且中国许多产业相对于其国内产业具有较强的竞争优势，是许多国内企业进行对外直接投资理想的目标国。另外，周边国家如东盟与中国在政治、经济、文化等方面比较接近，又有“10+1”自由贸易协议的签订，更可成为中国企业开展对外直接投资的伙伴和对象。综合贸易投资自由化目标和区域经济合作的推行，中国对东盟的投资可以以湄公河次区域为考虑的重点。交通的便利减少了运输成本，经济合作推行的领域为投资创造了较好的条件。从已签订的合作协议来看，中国愿与次区域各国共同努力，建立次区域贸易和投资信息服务机制，实现信息共享，为贸易商和投资者提供服务，以促进中国—东盟自由贸易区的最终形成。

第四，完善对外投资的相关政策法规，进一步扩大和提升对外直接投资项目的规模与技术含量。在宏观上，要加强调控对外投资的力度，健全对外

篇7：中国对外直接投资的现状分析以及对出口贸易的影响范文

目前, 国际上对外直接投资对出口贸易的影响主要分为两派:替代作用和互补作用。以H-O-S理论为基础, 由于要素价格均等化不仅是一种趋势, 而且是一种必然, 国际贸易将使不同国家间同质生产要素的相对和绝对收益必然相等, 虽然要素在国家间不能自由流动, 但是商品流动代替了要素流动, 而对外直接投资一定程度上代替了商品流动, 所以Robert A.Mundell (1957) 认为对外直接投资对出口贸易产生了替代作用。日本学者小岛清等人基于比较优势理论和雷布津斯基定理, 认为对外直接投资是从那些即将丧失或已经丧失比较优势的行业开始, 投资的目的是为了获得东道国原材料和中间产品, 这样可以发挥投资母国和东道国的比较优势, 使双方获得利益。

在实际中, 国内外许多学者进行了大量实证分析, 实证结果以互补作用为主。并提出对外直接投资对出口贸易的三种作用机制:一是出口替代效应。我国企业走出去后利用当地廉价劳动力等优势建厂生产, 将国内的生产转移到了国外, 并以相对国内较低的价格出售, 对国内的同类产品生产产生了替代效应。二是出口促进效应。企业通过ODI成立跨国公司, 将国内生产与国外市场有机地联系起来, 通过挖掘国外市场需求, 延长全球产业链, 对出口贸易产生促进作用。三是出口创造效应。处于产业链中上游的企业———主要是服务业和制造业———通过ODI扩大了对产业链下游的需求, 包括对中间产品、原材料及相关产业产品的需求, 甚至创造出新行业的需求, 从而推动出口, 产生创造效应。

二、基于时间序列的实证分析

(一) 变量及样本数量的选取

我国对外直接投资和出口贸易在改革开放后都经历了快速地增长, 本文将采取1985至2013年的我国对外直接投资净流量和出口额数据 (1) (单位:亿美元) , 通过时间序列的协整分析, 发现我国对外直接投资对出口额产生的影响。其中, 选择对外投资净流量而不选择存量, 保持和出口额流量数据性质的一致, 有利于回归结果的分析。本文采用一元线性回归模型, 模型如下EX=β*0DI+c+μ:其中β、c为待估计参数, μ为随机扰动项。

(二) 计量结果

1. 数据观察

对EX、ODI分别进行线性观察, 结果如下:

不难发现, 对外直接投资净流量和出口额都呈现递增趋势, 且在2001年后增长趋势明显, 呈现爆炸式增长, 2001年左右为突变点。因此, 猜测我国在2001年加入WTO后对上述两个变量产生了结构性影响。

对EX、ODI进行散点图观察, 发现对外直接投资净流量和出口额大致呈线性分布, 满足一元线性回归, 因此可以用OLS进行估计。

2. 计量模型结果

对1985至2013年共29组数据用EViews5.0进行OLS估计, 得到以下回归结果。

由回归结果可以看出, ODI的系数为21.333, 在1%的显著性水平下显著不为零。且R2值为0.9188, 说明模型整体拟合较好。回归方程可以写为EX=21.330DI+1718.8, 对外直接投资每增加1亿美元, 出口额相应增加8.6亿美元。

基于之前对数据观测的猜测, 对模型进行Chow检验, 检验结果如下:

可以看出, Chow检验结果符合之前的猜测, 即中国加入WTO这一事件对对外直接投资净流量和出口额都产生了明显的结构性影响。因此可以将样本数据分为两段, 即1986至2000年和2001至2013年, 分别进行分析。再根据1985至2000年的回归分析:

发现, 在1985至2000年, 对外直接投资净流量对出口额并不能进行很好的回归, 其变量是不显著的。说明中国加入WTO之前对外直接投资净流量和出口额并没有明显的相关关系。

3. 对于2001至2013年样本数据的协整分析和AR模型确立

首先, 对样本数据进行单位根检验, 发现数据并不平稳, 经过一阶差分后, ADF检验结果如下:

发现, 在5%的显著性水平下, 拒绝原假设, 即ODI和EX经过一阶差分后, 序列平稳, 所以二者都为一阶单整。根据之前的回归结果可以看出, 回归结果是根据两个同阶单整平稳序列回归得到的, 故可能存在伪回归问题, 并不能轻易接受这个结果。因此, 为了更准确的验证两列数据的协整性, 需要对回归方程的残差项序列进行单整分析, 通过对残差进行ADF检验, 发现在10%的显著性水平下, 不存在单位根, 因此残差序列是平稳序列, ODI和EX之间存在协整关系, 且为 (1, 1) 阶协整。通过AIC准则和SC准则选择最大滞后期为2, 对变量进行格兰杰因果检验, 结果如下:

可以看出, 在11%的显著性水平下, 拒绝原假设, ODI和EX之间存在双向因果关系。

建立模型, 首先进行变量的自相关和偏自相关分析, 如图:

通过观察, 发现变量EX的自相关系数是拖尾的, 考虑到其均值非零, 因而可以判定EX序列基本满足AR (1) 过程。所以建立模型EX=β1*0DI+c+β2*EXt-1+μt。运用OLS方法对模型进行回归, 结果如下:

注:AR (1) 是消除一阶自相关而得到的系数。

根据回归结果可以得到回归方程EX=14.243980DI+6650.437+0.553208EXt-1+μt, 其含义是我国对外直接投资每增加1亿美元, 出口额相应增加14.2亿美元。

4. 模型检验。运用博克斯-皮尔斯法, 观察模型的误差项及Q统计量, 发现μt为白噪声, 模型是正确的。

(三) 计量结果分析

1. 由于1985至2000年, 对外直接投资净流量对出口额并不能进行很好的回归, 说明中国加入WTO之前对外直接投资净流量和出口额并没有明显的相关关系。而根据对外直接投资对出口贸易的影响, 初步推断这一时期的对外直接投资对出口贸易并没有出口促进效应和出口创造效应, 即没有互补作用。究其原因, 我认为有以下几点: (1) 这一时期对外直接投资净流量过小, 难以对出口贸易产生影响。1985年至2000年我国对外直接投资净流量平均值仅为17.2亿美元, 可见总量过少, 难以对出口贸易产生直接影响。 (2) 对外直接投资不稳定, 受国家政策和亚洲金融危机影响大。这一时期国家在外资方面主要倾向于引进外资, 并不鼓励对外直接投资, 再加上国家外汇短缺, 对外投资限制颇多, 而且在美国提高利率、美元增值的背景下, 货币与美元挂钩的亚洲国家出口不断下降。1997年7月, 随着泰国宣布泰铢实行浮动汇率制, 亚洲国家普遍出现货币贬值, 爆发金融危机。虽然我国没有受到严重性打击, 但是周边国家的经济情况恶化对出口贸易和对外直接投资产生了不利影响。 (3) 对外投资缺乏经验。改革开放前期, 我国的对外直接投资处于萌芽和尝试状态, 并没有先进的投资经验可以借鉴, 导致投资动力不足, 投资回报率低, 投资规模难以扩大等问题。 (4) 投资结构缺陷。由于国内的生产力水平普遍不高, 许多企业仍处于产业链的低端, 对外直接投资也大都局限于劳动力密集型和原材料等产业, 其对出口贸易的左右以替代作用为主, 并且难以发挥辐射效应和带动效应, 因此对出口贸易的促进和创造作用也就微乎其微。

2.中国加入WTO之后, 对外直接投资净流量与出口额可以进行很好的拟合回归, 说明对外投资对出口贸易的作用十分明显。2001至2013年, 我国对外直接投资净流量呈现井喷式的增长, 年平均增长85.3%, 相应的出口额每年也平均增长19.17%。为什么这一时期的对外直接投资会增长如此迅速?这主要归因于以下几点: (1) 加入WTO后, 我国各类商品的关税水平大幅降低, 出口贸易大幅增加, 增加了对外直接投资的需求, 且多年的贸易顺差积累了大量外汇, 为对外投资提供外汇支持。 (2) 国际投资形势的缓和。相对于90年代, 进入21世纪后, 世界经济一体化和经济全球化进程加快, 越来越多的国家成为市场经济国家, 各国吸引外资的欲望越来越强烈, 为外资提供大量的政策和资金支持。 (3) 比较优势的转移。长期以来, 我国出口贸易主要以低附加值的劳动力密集型为主, 随着劳动力优势的流失, 对外直接投资的推力不断增强。 (4) 国家“走出去”战略向纵深推进。随着对外开放基本国策的不断推进, 国家对企业“走出去”也给予越来越高的关注。对外投资受到了政策的支持。 (5) 2001年我国对外直接投资净流量只有68.85亿美元, 存量也只有346.56亿美元, 基数小使得增长空间大。

由实证分析可知, 2001年后, 对外直接投资对出口贸易的乘数效应非常大, 且有不断扩大的趋势。我国对外直接投资对出口贸易的促进和创造效应主要表现在以下方面: (1) 对下游产业产生带动效应, 对相关产业产生辐射效应。随着对外投资的发展, 我国对外投资也逐渐从中下游产业转向中上游产业, 对外直接投资的扩大延长了产品价值链, 提高了对国内制造装配等产业的需求。 (2) 利于促进我国产业结构调整, 创造新贸易。我国产业结构一直以劳动密集型为主, 出口贸易也以劳动密集型产品为主, 而我国老龄化加速, 人口红利逐渐丧失, 劳动密集型产业逐渐失去比较优势, 根据小岛清的边际产业扩张理论, 对外直接投资的扩大可以转移传统的比较优势, 调整我国出口贸易结构, 逐渐转向技术密集型和资本密集型, 带动这些产业的对外贸易。 (3) 利于调整外汇结构, 平衡国际收支。我国对外直接投资扩大可以起到稳定汇率的作用, 而汇率是对外贸易需要考虑到的重要因素之一, 稳定的汇率为出口贸易的扩大保驾护航。 (4) 获得国外先进的技术及管理经验。由于技术的溢出效应, 我国企业通过建立跨国公司、并购和收购国外企业等方式进行对外直接投资, 可以获得先进的技术及管理经验, 通过我国的母公司和其他途径提升产品的技术水平和降低生产成本, 从而扩大出口贸易。

三、总结

我国的对外直接投资是否对出口贸易产生影响要分两个阶段来看待, 加入WTO之前, 对外直接投资和出口贸易之间并没有明显的相关关系。由于受到国内外环境及我国对外投资的特殊性使得对外投资对出口的替代和促进效应并没有显现出来。加入WTO之后, 我国的对外直接投资迅速增长, 对出口贸易产生了明显的促进效应。结合我国实际情况, 我国的对外直接投资主要通过产业相关、产业结构调整、利率稳定、技术溢出等方面推动了我国出口贸易。

在理论上, 一国的对外直接投资对出口贸易有替代和促进作用。而在实际中, 由于受到各种可测和不可测因素的影响, 这些作用并不一定明显的表现出来。因此, 在中国的对外直接投资和出口贸易的实践中, 要充分认识到影响其作用的各种可能性因素, 推动我国的对外直接投资和出口的共同发展。

摘要：随着世界经济一体化程度不断加深, 我国对外开放不断扩大, 国内企业基于全球战略而进行对外直接投资的步伐也不断加快, 截至2013年, 中国对外直接投资流量创下1078.4亿美元的历史新高, 已位列世界第三大对外直接投资国。在企业“走出去”的同时, 我国的出口贸易也迅速扩大。文章通过时间序列分析, 进行协整分析, 建立AR模型, 得出对外直接投资对于出口的替代和促进作用在中国的实践中表现出差异性的结论。

关键词：对外直接投资,出口贸易,替代作用,互补作用

参考文献

[1]马丹丹, 武戈.基于面板数据的我国ODI对出口贸易影响分析[J].价格月刊, 2013, (12) :62-65.

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