對外直接投資的形式
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對外直接投資的形式范文第1篇
目前，那些正在努力建立合理對外直接投資政策的國家正面臨一個兩難的困境。它們也許會承認對外直接投資對于提高自身企業競爭力是十分重要的。原因在于不同地域的資產組合作為企業國際競爭力的來源越來越重要，它不但為企業進入國外市場提供了途徑，還為它們提供了生產所需要的資源。新興市場國家的對外投資對于開放的、競爭性的世界經濟來說也是特別重要的，換句話說，由于國際貿易、外商直接投資以及科技的開放，外國公司可以通過進口、直接投資以及技術轉讓協議等方式與新興市場國家的企業在其本土上進行直接的競爭。但如果這些新興市場國家的企業不能做同樣的事情，不能從對外直接投資中提高自身的競爭力，它們的發展就是跛腳的：它們就失去了一個獲取競爭力的來源，也就是無法進行不同地域的資產組合。對外直接投資是如此，對支持對外投資的貿易也是一樣。
因此之前提到的兩難的困境，一方面，作為競爭力的來源，當新興市場企業需要的時候，對外直接投資應該是一個可行的選擇。這是有關新興市場對外直接投資微觀層面的思考。另一方面的考慮是在宏觀層面。大多數新興市場都認為它們是資本的進口國，而不是出口國，當然在大多數情況下它們地確是這樣的。這應該歸因于它們是新興市場國家，本身就面臨著收支平衡的約束。在任何情況下，它們的優先選擇應該是發展國內的生產能力和增加國內就業；如果在國外這樣做就會至少被認為是不愛國的。因此允許對外直接投資――不論鼓勵與否――都不是一件自然且合乎邏輯的事情。因此大多數新興市場國家都實行限制性的對外投資政策，這并不難于理解。
怎樣解決這個微觀層面企業競爭力的需求與宏觀層面政府限制的兩難困境呢?對多數國家來說的一個答案，就是逐步放開對外投資政策，如給對外投資設定一個最高限額(當然這個限額也是可以被提高的)，只允許投資于一些東道國的優勢行業，或者要求達到一定的標準(如考慮對就業和對國際收支平衡表的影響)等。但即使是階段性地開放對外投資也會引起的很多問題。例如：如何避免資本外逃以及“虛假外資”(先投資國外，再由國外轉投回本國)的現象?(俄羅斯很大一部分投往塞浦路斯的FDI、中國很大一部分投往香港的FDI、巴西很大一部分投往了那些免稅天堂的FDI都屬于這種情況)。這些問題還包括：對國家而言，當開放一些特定行業的對外直接投資而沒有開放其他行業時，有什麼風險(國家是否選對了行業呢?)?對企業來說，又有什么風險(那些沒有開放的行業中企業的競爭力是否會受到損害)?一個國家應該把目標定位于中性的對外直接投資政策，還是應該像經合組織國家那樣，完全保護或者完全促進對外直接投資(一些發展中國家已經在朝這個方向發展了)?換句話說，新興市場正面臨很多問題，而我們沒有令人信服的答案，也不能提供可靠的政策建議。這個寬泛的領域急需以政策為導向的深入研究。
二、應當如何對待公眾對于源自新興市場國家對外直接投資的反映?
首先，對外直接投資對于新興市場國家而言尚未成為一個重要問題，這里我們將重點放在“尚未成為”上。因為對于大多數的國家來說，不論是公眾還是政府，對外直接投資的關注度很低。事實上，只有少數的幾個國家仔細地思考過這個領域的政策問題。這些國家包括新加坡，一個靠對外直接投資作為其經濟騰飛動力的國家；還有正在實行其走向世界的國際化戰略的中國。但是大多數國家是沒有一個清晰完整的框架，即使是像巴西這樣的國家，其總統在不久前還宣布希望看到更多的巴西跨國企業的崛起，但卻沒有跟進的政策作為支持。當然這種情況也會隨著對外直接投資的發展而改變，尤其是當對外投資的重要性大到無法被忽視的時候。特別是，當收購發達國家公司成為民族成功的象征的時侯，例如印度塔塔(Tata)集團成功收購荷蘭和英國的康力斯集團(Corus)時，對外直接投資的問題就會引起了公眾的注意。
當然問題在于，有這種成功案例所引發的公眾的民族自豪感在多大程度上會沖淡宏觀層面的顧慮。對公眾而言(特別是工會組織)，新興市場國家畢竟首先是資本的進口國，公司的競爭實力是有限的，對外直接投資到底對作為母國的一些新興市場國家來說有多少好處?這個問題遲早將成為一個政治問題。(我們對這類問題是十分熟悉的，比如在上個世紀60年代末，就由美國工會發起了一場關于對外直接投資是否有益的大范圍的辯論；一個更近的例子是美國對服務業對外投資的反應。)上述這些問題需要一場在有充分信息支持下的大辯論，辯論的焦點在于對正在成為投資來源國的新興市場國家而言，對外直接投資的重要性以及它在國家發展中的作用角色究竟如何。我們也需要進行更系統的研究來為這場辯論做準備。
對于東道國來說也需要考慮來自新興市場國家的對外直接投資問題。有趣的是，目前對這些來自新興市場國家的投資反應最多的幾乎都是發達國家。之所以我們認為“很有趣”，是因為這些國家傳統上都是帥先倡導國家應該對FDI實行開放政策的。然而，在這些國家里又有一種明確的對外商直接投資實施本國保護政策的傾向，它們的焦點主要集中在跨國并購方面，尤其來自被新興市場公司的跨國并購。當涉及到國家的戰略部門或國家龍頭企業時，這個反應就更加強烈。當實施并購的企業是國有企業時，更是如此。當那些有巨額可支配資源的投資機構越來越多地在海外尋求投資機會時，這一涉足“國有成分”的并購就會遇到更大的阻力。在美國，對外投資委員會在這方面已經得到了更多的授權。可以想象很多歐洲國家(如果不是歐盟自身的話)也會效仿美國對外投資委員會的這種審查方式。原則上，它們會對來自所有國家的并購一視同仁，但非常可能的是，它們的主要目標是那些母公司總部在新興市場國家的公司，尤其是那些國有公司。
其原因是很復雜的。一方面，他們會擔心新興市場國家的跨國公司在公司治理上會有所欠缺，或者相對于來自發達國家的競爭者，它們會對社會、環境和人權方面的問題關注較少。對于國有公司來說，更多的擔心是，這樣的公司因為融資比較容易，因此在并購的競爭中會處于較優越的地位。更基本的顧慮是，它們擔心這些國有公司不會按照市場經濟的邏輯辦事，而是根據其本國政府的政策目標而行事。而且，最最基本的考慮是，新興市場跨國公司是已開始生長的新生兒，既然它們存在了，就必然隨著新興市場的成功發展而變得越來越重要，它們所面臨的挑戰，是如何順利地參與到全球的外商投資的市場中來。然而，我們知道，如果把其他方面(特別是它們和其國家之間的關系)也考慮進來，要把新興市場國家的勢力融入到一個已經建立好秩序的世界中并不是一件容易的事，因為它意味著，原來已有的勢力如果不會全面消失(例如通過并購的手段)的話，也會被消弱。
由此，對我們來講，挑戰在于要準備好應對公眾對來自新興市場的外來投資的反映。這件事越來越重要，原因在于，對外直接投資已經成為新興市場國家融入世界經濟的一個新的，也是非常重要的渠道；與此同時，同樣重要的是，新興市場跨國企業的興起，如果處理不適當的話，將會在很大程度上對外商直接投資(FDI)以及相應的開放的政策框架造成負面的沖擊。
對外直接投資的形式范文第2篇
關鍵詞：對外直接投資；技術進步；全要素生產率
中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）12-0130-02
1 模型的建立
關于對外直接投資與母國技術進步的模型，我們可以借鑒Coe和Helpman的貿易溢出模型（CH模型）。該模型是檢驗國際貿易對一國技術進步影響的實證分析，其表述形式如下：
lnFit=α0i+α1ilnSdit+α2ilnSfit+εit（1）
式中，i=1，2，3，…，n代表國家，Fit為第國在第t時期的全要素生產率；Sdit和Sfit分別是第t時期國內R&D資本存量和外國R&D資本存量；α0i為國家的特殊固定截距項，α1i、α2i分別表示國內R&D資本存量和外國R&D資本存量對本國全要素生產率的彈性，是隨機擾動項。
為考察我國對外直接投資對技術進步的影響程度，并結合我國的實際情況，對CH模型進行修正，建立如下模型：
lnTFPt=α0+α1lnSDi+α2ODIt+εt（2）
式中，TFPt是我國各年度全要素生產率，SDt是我國歷年R&D資本存量，ODIt是我國歷年對外直接投資存量，α0是國家的特殊固定截距項，α1、α2分別表示國內R&D資本存量和對外直接投資存量對我國全要素生產率的彈性，為待估計的系數，εt是隨機擾動項。
2 相關變量及其測算
從模型（2）可以看出，要測算我國對外直接投資對技術進步的影響程度，首先需要計算出全要素生產率 、國內R&D資本存量 和對外直接投資存量 。
2.1 全要素生產率TFP的測算
TFP的測定一般采用生產函數法。假定技術進步是希克斯中性的，采用C-D形式的生產函數：
Yt=AtKαtLβt（3）
其中，Yt是一國在時間t的產出，A表示技術水平，Kt表示資本存量，Lt表示勞動投入，α、β分別為資本和勞動的產出彈性。通常假設規模報酬不變，即α+β=1。等式兩邊取對數，整理可得：
lnTFP=lnY-αlnK-βlnL（4）
由（4）式可看出，測算TFP的關鍵參數有三個：第一個是國內資本存量K，采用Goldsmith1951年開創的“永續盤存法”（perpetual inventory approach）進行估算，基本公式如下：
Kt=（1-δ）Kt-1+ItPt（5）
其中，Kt為第t年的資本存量，δ為資本的折舊率，It為每年的名義固定資產投資額，Pi為固定資產投資價格指數（1991年=1，1992-2006年的數據由歷年統計年鑒得到），資本折舊率δ按照大多數學者的做法，取值為5%。根據公式（4），可以得到1991~2006年我國的資本存量數據。
第二個是勞動投入量，可用全社會從業人員數表示。
第三個是產出，可用GDP表示，并將當年價格的值折算為基年（1991年）的不變價格。對α、β的取值，根據大多數學者的研究成果，將α取值0.55，β取值0.45。將上述數據代入全要素生產率的計算公式（3），可得出我國1991~2006年的TFP。
2.2 國內研發資本存量SD的測算
對國內研發資本存量SD也采用永續盤存法來計算：
SDt=（1-δ）SDt-1Rt（6）
Rt是以基期（1991年）為不變價格的第t期研發支出，折舊率δ取值為5%
2.3 對外直接投資存量ODI的測算
對對外直接投資存量ODI同樣采用永續盤存法來計算：
ODIt=（1-δ）ODIt-1+Ft（7）
Ft是以基期（1991年）為不變價格的第t期對外直接投資流量，折舊率δ取值為5%
3 實證過程與結果
將上述所得TFP、SD和ODI數據使用Eviews5.0進行最小二乘估計，運用Eviews5.0對方程（2）進行回歸，結果如下：
logTFPI=-2.3038+0.0982logSDt+0.2006logODIt
（-52.1863） （9.4882）（28.0486）
R2=0.9956 F=1487.9210DW=1.6173
檢驗結果顯示回歸結果顯著，可以看到我國對外直接投資的估計系數是0.2006，說明我國對外直接投資每名義增長10個百分點，則能促進我國全要素生產率增長2個百分點，即我國的對外直接投資促進了技術進步，使生產率得到了增長。值得注意的是：國內研發資本存量SD的估計系數是0.0982，僅為對外直接投資系數的一半，說明國內研發和對外直接投資相比，對外直接投資的技術尋求成果是顯著的，其獲得的反向技術外溢效應促進了我國技術進步，其效果大于國內研發對技術進步的促進作用。
4 結論與啟示
（1）對外直接投資對我國具有技術逆向溢出效應，對外直接投資可以促進技術進步。我國企業要學習和吸收國外先進技術，就要進行對外投資，靠近技術源，以獲得反向技術外溢。
（2）現階段對外直接投資對技術進步的貢獻比國內研發資本的貢獻要大。政府要采取各種措施鼓勵國內企業進行對外直接投資，在財政、金融上給企業的對外直接投資提供支持，并強化服務和監管職能，為對外直接投資企業創造一個良好的投資環境。
（3）為了更好的促進我國對外直接投資，進而提高我國技術進步：一是對外直接投資企業應該加大對研發要素豐裕的國家和地區投資的力度，在進行對外直接投資時，可以通過區位的選擇和增加對美、英、德、日等國的投資力度而提高其反向技術外溢效應。二是加大在高新技術產業的投資，通過在高新技術行業進行對外投資，吸收國外研發的技術溢出，就成為我國企業減少研發投入，縮短研發期限的有效途徑。
參考文獻
［1］Coe，Helpman. “International R&D Spillovers”［J］，European Economic Review，1995，39（5）：859-887
對外直接投資的形式范文第3篇
[關鍵詞] 對外直接投資格蘭杰因果性關系實證分析
目前在研究或印證一國對外直接投資發展所處階段，使用得較多是由英國經濟學家鄧寧（John H. Dunning）于20世紀80年代初提出的投資發展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理論。基于鄧寧的IDP理論，本文擇取了自1982年至2004年間的中國國內生產總值、人口總數、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據，首先分析中國凈對外直接投資的趨勢，其次考察中國國內生產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
根據聯合國貿易與發展會議網站之中國對外直接接投資（outflow）的數據，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形式，Time是一個從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統計值和F統計值，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。根據式(1)的擬合值與中國實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增長的勢頭。
2.中國利用外國直接投資的趨勢分析
根據聯合國貿易與發展會議網站之中國利用國外直接投資（inflow）的數據，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值，Time是一個從1到23的趨勢變量。自變量time的t統計值和F統計值均非常顯著，R2也很高。根據式(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％。根據式(2)的擬合值與中國實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保持增長勢頭。
3.中國凈對外直接投資趨勢分析
同樣根據聯合國貿易與發展會議網站之相關數據，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統計值和F統計值均顯著，R2也較理想。因此，根據式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對外直接投資額的絕對數平均每年增長1．8468單位。根據式(3)的擬合值與中國實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展周期的第二階段。
二、格蘭杰因果性檢驗
為了考察中國人均國內生產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系，本文引入了格蘭杰（Granger）檢驗法。筆者首先擇取了自1982年至2004年間的中國國內人均生產總值及其指數、人口總數、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；其中中國對外直接投資、外商直接投資的數據均來自聯合國貿發會議網站，中國國內人均生產總值及其指數來自中國統計年鑒；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；再次將各變量統一調整為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，從而完成對數據的預處理工作。
1.變量的平穩性檢驗
由于做格蘭杰因果性檢驗時必須要求各變量為平穩序列，而上述數據都屬時間序列數據，因而有必要考察變量的平穩性。此處使用Dickey-Fuller平穩性檢驗。
具體檢驗時，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值。
然后采用ADF法進行單位根檢驗，檢驗時按一般的經驗做法選擇ADF 檢驗的形式，ADF檢驗滯后階由AIC信息準則確定。檢驗結果如表1所示。
結果表明，LGDP、LODI的對數序列為I(0)序列；IDI、NDI的對數序列為I(1)序列，其一階差分序列在5%的顯著水平上為 I(0)序列。各變量的一階對數差分序列代表的是各個變量的增長率。
2.格蘭杰因果檢驗
此處分別對LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進行了格蘭杰因果性檢驗，選取滯后一階至六階。用Eview5.5軟件得到的回歸結果如表2所示。
結果表明:①當滯后期為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，中國經濟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濟發展的促進作用則不如前者明顯。②當滯后期為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，當滯后期為2、3、4、5、6時， LGDP是LIDI的格蘭杰原因；當滯后期為3、4時， LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內，外商對華直接投資與中國經濟的增長有相互促進作用，其中中國經濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續時間更長。③僅當滯后期為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濟增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經濟增長對中國凈對外直接投資起促進作用。
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年間的人均國內生產總值、人均凈中國對外直接投資數據，并依GDP指數和美國CPI指數將人均國內生產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為人均國民生產總值；C1為截距項；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數，u為誤差項。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對此模型進行估計， 結果如下：
其中調整后的擬合優度R2為0.9584表明擬合優度和調整后的擬合優度都很高。此外同時通過了F檢驗。但是常數項C、AGDP 的回歸系數的t統計量均明顯不顯著，AGDP平方的系數也只是呈現弱顯著，表明此模型不甚理想，可考慮調整。本著先一般后特殊的原則，采用三次方至五次方的模型進行檢驗。使用EVIEW5.5軟件進行測試，最后使用三次方模型，回歸結果如下：
其中R2值為0.9716，調整后的擬合系數R2為0.9671，均高于采用二次方模型。且此時各項系數均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對應的曲線，見圖，在擬合中國數據的同時，較好地符合IDP理論的“U型曲線”假說。
根據此方程進行計算，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，對應此模型，可以判定中國現階段應處于第二階段末第三階段初。但對照中國的ANDI數據還沒有回升的跡象，結合格蘭杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中國經濟的增長對外商對華直接投資的促進作用遠大于對中國對外直接投資的促進作用，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、結論
經過上文的實證檢驗，可得出的主要結論有:
1.基于鄧寧的IDP理論，通過對中國自1982年至2004年間時間序列數據分析，發現在中國對外直接投資及外商對華投資都保持繼續增長的勢頭的同時，中國凈對外直接投資呈現出明顯向下的趨勢，這表明中國的對外直接投資仍處于投資發展周期的第二階段。
2.通過引入格蘭杰（Granger）檢驗法來考察中國人均國內生產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系，發現：短期內，中國經濟的增長能極大地促進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濟發展的促進作用則不如前者明顯。在中長期內，外商對華直接投資與中國經濟的增長有相互促進作用，其中中國經濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續時間更長。
對外直接投資的形式范文第4篇
關鍵詞：對外直接投資；決定因素；實證分析
中圖分類號：F125.4；F832.6；F224 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）35-0190-02
引言
改革開放以來，在對外貿易蓬勃發展的同時，中國的對外直接投資（OFDI）也發展迅速，隨著經濟的發展和“走出去”戰略的實施，對外直接投資對我國經濟增長、出口、就業、國民收入以及經濟結構調整等產生了重要影響，因而受到政府和學界的高度重視。本文試圖從母國角度，利用25省市面板數據通過最小二乘法實證分析各個因素對我國對外直接投資的影響，希望對我國企業更好地“走出去”以及對我國對外直接投資思路的開拓具有一定的借鑒意義。
Dunning（1980）利用折衷理論，研究證明了一國的對外直接投資量的大小與該國的經濟發展水平密切相關。Hennart&Park（1994）研究證明，為了回避關稅和非關稅壁壘，日本跨國公司在20世紀80年代對市場規模大的美國產品市場特別感興趣。Dunning（1996）的研究指出，匯率水平是影響對外直接投資的一個相對重要的因素。
以上對外直接投資的決定因素主要是針對發達國家跨國公司的研究得到的，國內對OFDI決定因素進行實證分析的并不是很多。官建成、王曉靜（2007）研究得出吸引外資額和出口是中國OFDI的決定因素的結論，現階段技術能力尚不構成中國OFDI的決定因素。楊先民、趙果慶（2007）進行了分析，重點突出了技術創新能力對一國OFDI的影響。溫磊（2013）研究表明了外商直接投資與中國對外直接投資之間呈現微弱正相關關系，匯率水平與中國對外直接投資負相關。
一、變量的選擇與假設
本文在借鑒已有文獻的基礎上，試圖從中國國內的影響因素出發，利用已有的宏觀數據，來探討我國對外直接投資的決定因素。另外，必須考慮變量選擇的問題、變量的可計量型以及數據的可獲得性。主要通過考察我國的宏觀經濟水平、出口水平、匯率、貸款基準利率、吸引外資水平、科技水平以及市場環境等宏觀經濟因素對我國對外直接投資的影響，分別用人均GDP、出口額、匯率、利率、吸收的對外直接投資、專利授權量及金融危機前后的國際市場環境來表示，并提出如下的假設。
假設H1：經濟發展水平與對外直接投資有顯著的正相關關系，以人均GDP來衡量經濟發展水平，則人均GDP越高，對外直接投資量就越大。
假設H2：利用專利授權數量代表企業的技術水平和壟斷優勢，如果一國企業的專利授權量增加，則表示該企業技術水平和所有權壟斷優勢提高，從而可以促進該國企業對外投資額的增加。
假設H3：東道國貨幣相對于人民幣的價值越低，我國對其直接投資量也越大。即匯率與對外直接投資額之間具有負相關關系。
假設H4：銀行貸款利率水平與我國對外直接投資成負相關關系。
假設H5：出口越多，越有可能造成進口國與出口國之間的貿易摩擦。出于規避進口國貿易壁壘的目的，出口額越大，企業越有可能進行對外直接投資。
假設H6：2008年金融危機前后的國際環境，2008年金融危機發生后，國際投資環境變差，我國對外直接投資額大幅度降低。
假設H7：中國的改革開放吸引了大量FDI，這些FDI形成的生產能力對國內企業產生了巨大壓力。出于策略型投資的考慮，這些地區的OFDI會隨著流入這些地區的實際FDI的增加而增加。即對外直接投資與吸引的外商直接投資成正相關關系。
在計量模型中將考慮FDI滯后一期的影響。因為根據理論的假定，國內企業只有感受到實質威脅時才會實施OFDI，在這個過程中存在FDI形成實際生產能力和國內企業做出OFDI決策并付諸實施的時滯。
二、數據及模型設定
（一）數據來源
我們利用2003―2012年我國25個省市的面板數據進行實證分析。對外直接投資變量用OFDI表示，數據來源于年度《中國對外直接投資統計公報》；專利授權變量用PAT表示，經濟發展水平變量用PGDP表示，出口變量用EX表示，匯率水平用ER，以上數據來源于各年度《中國統計年鑒》；外商直接投資的滯后1期變量用FDI1表示，該變量的數據來源于各年度《中國對外經濟貿易統計年鑒》；銀行貸款利率用LR來表示，該變量來自各年度中國人民銀行網站。利率采用各年銀行1年貸款利率，匯率為美元對人民幣中間價。
（二）模型設定
為了驗證上文提出的關于對外直接投資決定因素的7個假設，本文建立了回歸模型。希望通過回歸分析，對對外直接投資的決定因素進行識別。進而剔除影響微弱的因素，以找到中國對外直接投資的真正決定因素，為進一步研究其決定機理、尋求政策建議奠定研究基礎。
回歸模型設定如下：
OFDIit=β0+β1PGDPit+β2EXit+β3ERit+β4IRit+β5FDI1it+β6PATit+β7d08+uit
其中，OFDI表示對外直接投資額；PGDP表示人均GDP；EX表示出口；ER表示匯率；IR表示銀行貸款利率；FDI1表示吸收的外資額滯后一期；PAT表示專利授權量；d08表示2008年世界金融危機發生后國際經濟環境變化的虛擬變量，2008年之前設為0，2008年之后設為1；μ為隨機誤差，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7為各變量的對外直接投資彈性系數。
三、實證分析
在研究企業對外直接投資問題時，使用面板數據模型估計可以控制無法直接觀測到的變量（如獲取自然資源的動機）對OFDI的影響，解決遺漏重要變量的問題，并得到較為可靠的估計結果。本文利用STATA10.0統計軟件來分析上述模型，對每個模型都進行了OLS估計、固定效應估計和隨機效應估計。
經過對三種估計結果的比較發現，OLS估計和隨機效應結果一致，優于固定效應。故采取OLS估計模型的結果來解釋。
回歸結果顯示，人均GDP的增長正向顯著地影響了對外直接投資，說明國內生產總值對我國的對外直接投資有一定的促進作用。人均GDP每增加一個百分點，可以促進我國企業對外直接投資平均增加約0.337個百分點。
模型顯示，專利授權量可以促進企業對外直接投資，且系數在1% 水平上通過了統計顯著性檢驗。專利授權量每增加1個百分點，可以促進我國企業對外直接投資平均增加約0.774個百分點。專利授權量的增加體現了我國企業的技術進步，即企業的壟斷所有權優勢不斷增強，從而促進了企業的對外直接投資。
而出口的系數0.0024太小，說明出口的增長雖然促進了對外直接投資，但是作用并不是很明顯。說明中國的出口與對外直接投資之間有比較弱的互補關系。
匯率、貸款利率和對外投資負相關關系的原假設通過檢驗并且系數相當大，這說明東道國貨幣相對于人民幣的價值越高，即匯率的上升會導致我國對其直接投資額大量減少；貸款利率的上升，會嚴重影響我國的對外投資，使得投資額度大幅度下降。
實證結果顯示，2008年世界金融危機的延續，使得國際投資環境變差，導致我國對外直接投資速度下降，投資幅度降低。
最后回歸結果顯示，流入我國的FDI對我國對外直接投資的影響系數盡管在模型中為正，但統計檢驗并不顯著，吸引外資FDI的T值（0.16）偏低，這與（ 代中強，2008）的發現一致。主要的原因可能是由于“假外資”現象（ 內資以對外直接投資形式流出，后又以外商直接投資形式進入國內）造成的。
四、結論與政策啟示
本文從母國角度對中國對外直接投的決定因素進行實證分析，得出以下結論：匯率水平、利率水平、經濟發展水平以及技術水平是中國對外直接投資的顯著性決定因素，而出口水平對我國對外直接投資的影響并不明顯，FDI對我國的對外直接投資基本沒有影響。且匯率、利率、較差的國際環境與對外直接投資呈負相關關系，出口、人均GDP、FDI和技術水平與對外直接投資呈正相關關系。
促進我國對外直接投資的發展，不僅需要政府的政策扶植，同時企業也應積極應對，制定科學的對外投資策略。針對以上分析，本文提出以下的政策建議。
1.政府要鼓勵和支持企業發展對外直接投資，進一步完善和落實走出去戰略，簡化企業對外投資的審批程序。
2.重點支持高技術產業的對外直接投資，以提高國內企業的技術水平和管理水平。
3.積極吸引外商直接投資尤其是高技術外商投資，利用外資的技術溢出效應，帶動國內產業結構的升級。
4.進一步完善匯率制度改革和利率制度的改革，盡早建立以供求為基礎的市場化的利率機制和匯率機制。
參考文獻：
[1] Dunnin g.J.“Toward an Eclectic Theory of International Production：Some Empi rical Tests “.Journal of International Business Studies，
1980，（11）.
[2] Hennart，J&Y.Park，1994，“Location，governance，and strategic determinants of Japanese manufacturing investment in the United States”，
Strategic Management Journey 15：419-436.
[3] 官建成，王曉靜.中國對外直接投資決定因素研究[J].科技與經濟，2007，（2）.
[4] 楊先民，趙果慶.基于技術創新能力的國際直接投資階段論及對中國的驗證[J].世界經濟研究，2007，（3）.
對外直接投資的形式范文第5篇
關鍵詞：貿易 投資 投資
一、我國企業對外直接投資存在的問題
（一）資金不足和融資困難成為制約企業對外直接投資的重要障礙
中國的一些海外經營企業，雖然擁有先進的技術，并在國際市場上建立了良好的信譽，積累了豐富的經驗，完全有能力在國際市場上拿到更多的項目，但是由于資金不足，尤其一些中小企業和民營企業難以得到足夠的的商業貸款和政府支持，一些能夠拿到的項目也不得不放棄。
在調研過程中，一些企業負責人提到，國家政策導向不夠明顯，缺乏相關政策的配套和支持。在財政、金融、稅收和保險等方面，都是原則上鼓勵，操作上的優惠不多。一些對外直接投資企業的投資母體既沒有對外擔保權和對外融資權，也沒有自己的財務公司，使境外企業缺乏正常的融資渠道。目前的一些外匯管理政策對企業“走出去”行成了一定的限制。
（二）我國企業在進行對外直接投資活動時，缺乏政府戰略指導
對外直接投資是一種復雜的經營活動，困難多，風險大，對外直接投資競爭優勢的創造受到諸多因索的影響。因此，必須要有超前意識和全局觀念，長遠規劃，精心策劃，制定正確的戰略，才能克服盲目性和隨意性，贏得對外直接投資的競爭優勢。在走訪過程中，很多企業負責入都感覺到，在國內發展面臨很多的“管、卡、壓”，國外的發展環境明顯要優越一些，應該考慮如何加快到境外發展。但是我們國家目前在宏觀層面上，缺乏統一的規劃，沒有一個企業對外直接投資的國家整體戰略，國家對對外直接投資尚無明確的產業傾斜政策和投資行業導向，大家都感到很茫然，沒有秩序。
（三）企業對外直接投資的人才匱乏
跨國經營需要技術、管理、法律、財務和營銷等方面高素質的人才。我國企業由于受傳統體制因素影響，人才的待遇和培訓比不上外企，造成人才的大量流失。由于缺乏高素質的人才，企業在對外直接投資過程中會面臨很多風險。
（四）企業對外直接投資的資金短缺
我國的國有企業由于長期低效率運行，基本不具備依靠自有資金發展對外直接投資的實力，而我國的金融體系還很不健全，資本市場尚不發達，國有銀行體系并未與國際接軌，銀行對企業的海外投資項目缺乏科學和全面的評估，存在“惜貸”現象。
二、我國企業對外投資的對策建議
目前，我國對外直接投資尚處發展初期，企業對國外環境不很熟悉，缺乏必要的境外投資的經驗積累。因此，為更好地配置有限的資源，幫助企業在境強投資中增強抗風險的能力，我國政府有必要為中國對外直接投資制定戰略規劃和提供必要的促進、支持和服務。
從我國國情分析，對外投資并不需要遍地開花，齊頭并進，而要有針對性地選擇性地到外國發展，對我國來說，對外直接投資主要有三個目的，一是獲得緊缺資源，二是獲得關鍵技術，三是進入有各種貿易壁壘的外國市場。通過與外國的中介服務機構一起對我國企業的對外直接投資進行充分的論證與風險評估，減少境外投資的盲目性，提高成功率。國有企業要發揮關鍵作用，可通過合資、并購等形式開發外國的富饒資源，從而從源頭上控制行業的發展態勢；而眾多的民營企業可以靈活多變的形式進入外國市場，通過第三國設廠繞開配額制，且可減少我國棉花緊張的局勢；對于高科技行業要通過合資、合作、共設研發機構等形式，獲取前沿的技術與動態。
我們必須重視對外直接投資人才的培養，把大力培養適合對外直接投資需要的復合型人才作為一項重大戰略措施來抓。為此，首先必須建立一套完善的國際人才選拔、培訓、聘用機制，在全國甚至全世界范圍內選拔人才進行培訓、聘用。其次，要完善企業自身的經營機制和激勵機制，給高素質人才一個廣闊的施展才能的空間；再次，要加強對現有經營人員崗位培訓，不斷增強其從事海外投資的能力。企業可以通過海外投資經營活動，培養一大批熟悉國際慣例和國際化經營管理的高級管理人才，為我國企業全面參與國際競爭和進一步擴大跨國經營莫定人才基礎。
（三）需要對外經貿制度與宏觀政策的有力配合
國際經濟的協調運作雖則離不開同貿易對手進行磋商和談判，但是，它決不只是一個磋商或談判的問題，而同樣需要我國對外經貿制度和宏觀政策的配合和呼應，即依靠后者的調整和改革來進一步理順國際經貿關系。缺乏國內相關制度與政策的有力支撐，處在貿易談判第一線的國際協調活動往往會無功而返。
（四）積極進取的進攻型戰略
一國如果試圖駕輕就熟地運用國際經濟協調機制以推進自身的貿易增長，它就不能對國際貿易糾紛與沖突采取消極被動的應付態度，而應當確立和實施積極進取的進攻型戰略。這種所謂的進攻型戰略具有以下的基本特征：其一，它把這種國際協調主要看作為推動本國對外經貿活動的強大動力，而并不是什么被動的應付或沉重的負擔。其二，它要深層次、廣范圍地思考和應對本國可能面臨的國際經濟協調問題。即決不能僅僅著眼于目前的貿易摩擦來研究它們，同時必須具有前瞻的眼光和深刻的思考，還要密切關注今后的發展趨勢及其可能遭遇的新問題。其三，它要積極推動本國國際經濟協調機制的盡快建立和完善。而這類協調機制的建立和實施，要著眼于削弱和鏟除相關經貿摩擦的產生根源，即要釜底抽薪，而不是揚湯止沸。
（五）充分利用WTO這個國際經濟舞臺
要積極有效地開展國際經濟協調，離不開WTO這個大舞臺給予我國的廣闊空間。這是因為，我國已經正式成為它的成員，有能力把這個權威性的國際貿易組織當作進行國際經濟協調的基本陣地，努力發揮我國居中的獨特作用。再說，WTO的有關規則和機制甚至這個談判場所本身都是國際經濟協調的產物。嚴格根據WTO的重要原則與規則來處理各種貿易摩擦，既合理合法，又行之有效，它們自然應該是我國開展這類工作的有用工具。更何況，WTO有關國際經濟協調的精神及其規則還直接為我國提供了構筑這類機制的思路和內容。顯然，我國從中可以受到不少的啟示，有利于妥善處置與其它國家的經貿關系。
總之，建立和完善國際經濟協調機制是一個不斷實踐和試錯的過程。國際經濟協調本身就是個不斷延續的過程。某個問題的國際協調固然不可能一蹴而就，不斷涌現新的貿易糾紛更需要持之以恒的協調精神與機制。必須強調的是，我國開展國際經濟協調活動是一個不斷實踐的漫長過程，其中必然會出現一些差錯或失誤。只要有關的指導方針和思路正確明晰，只要有關的決策能夠實施民主化科學化的程序，那么，我們就應該大力支持和呵護才剛剛培育起來的國際協調精神及其機制，而不宜輕率地加以指責和反對。
參考文獻：
[1]王威.中國對外貿易發展方式轉變評價研究[D].福建師范大學，2013.
