对外直接投资的作用

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对外直接投资的作用范文第1篇

[关键词] 外商直接投资 Granger因果检验 自回归分布滞后模型

一、引言

伴随着经济全球化的进一步发展，外商投资越来越成为全球经济的普遍现象。改革开放以来，我国利用外资，吸引外资取得了举世瞩目的成就。对于外商投资对我国经济的影响作用，国内许多专家学者对此做了大量的理论与实证研究。如钟昌标(2000)以综合生产诸要素为理论基础，研究FDI对GDP的贡献，认为FDI与GDP有明显的正相关关系，FDI对GDP增长率的贡献从沿海地区到中西部地区由强转弱。姜东升等人对福建省的外商直接投资与经济增长的关系进行研究得出了FDI与GDP是互为因果的。何晓琦(2005)等认为外资对我国经济增长并没有显著的影响。尽管有学者对中国外商直接投资与经济增长的关系做了实证研究，但由于研究方法或选取的计量工具和所建立的计量模型不同，因此他们得出的结论也不尽一致，有些研究结论是建立在简单的相关分析或回归分析的基础上的，结论难免有些主观。基于此，本文将利用相关分析、Granger 因果关系检验与建立回归模型等方法，对外商直接投资对我国经济增长的影响作用做进一步的探讨。

二、计量模型与实证分析

1.变量及样本选取

研究过程中采用年度实际利用外商直接投资总额FDI（元）与年度国内生产总值GDP（元）两个变量，样本数据范围为1983至2006年，所有样本数据来源于《中国统计年鉴》。为使变量的币制统一，将年度FDI用当年平均汇率换算为以人民币为单位的值。

本文利用时间序列数据建立计量模型，借助Eviews 3.1统计软件, 以期通过对容量为24的样本进行分析，找出外商直接投资与我国经济增长的关系。为了消除数据中可能存在的异方差，对原序列分别进行自然对数变换，生成新序列分别为。

2.模型的建立与检验

用EViews软件包对FDI与GDP进行相关分析，得相关系数，说明FDI与GDP是高度正相关，可以进行回归分析。

首先设LFDI与LGDP的一元线性回归模型:（1）

式中，分别表示时期相应变量的值，为截距，为斜率，和为两个待估参数，表示均值为零的非相关误差。采用OLS法进行回归, 结果为:（2），该模型中各解释变量的系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，表明LFDI对LGDP有显著的影响，而从模型的自相关检验来看：DW统计量为0.2，显然存在显著的正自相关。这可能是由于在回归过程中遗漏了某些影响经济发展水平GDP的重要变量的缘故，这也说明FDI不是影响GDP的单因子。由于模型（1）中没有包含这些变量，所以导致了误差项出现自相关。这表明要完整的表现FDI与GDP的关系还要对模型（1）做进一步完善。

3.模型的完善

本文考虑到外商直接投资FDI对宏观经济发展的影响可能有滞后作用，即经济增长不仅受同期FDI值的影响，还可能依赖于FDI的滞后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同时反映宏观经济增长水平的国内生产总值GDP明显受到上一年GDP值的影响，在动态计量经济模型建立过程中，如果一个回归模型不仅包含解释变量的现期值，而且还包含解释变量的滞后值和被解释变量的滞后变量这个模型就是自回归分布滞后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回归分布滞后（ADL:Auto-regressive Distributed Lag）模型重新建模。

首先建立变量LFDI与LGDP之间的自回归分布滞后模型ADL（1，2），采用OLS法，对模型进行参数估计，回归方程（2）如下：

各解释变量中除LFD(-1)外其余变量的系数均以小于5％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，对数似然值为42.59，AIC、SC的值较小，模型的拟合效果良好。

该模型可作为“一般模型”。根据“一般模型”中各解释变量的系数t检验结果，剔除不显著变量LFDI(-1)，重新建模得到“简化模型”，回归方程如下：

（3）

SE:(0.300) (0.041) (0.019) (0.26)

该模型中各解释变量系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F检验的相伴概率小于1％，AIC和SC值分别为－3.5和-3.3较小，对数似然值较大，简化模型的效果不错。利用参数的Wald检验验证模型约束的有效性，在模型（2）中对的原假设得到检验的相伴概率为0.63，所以不能拒绝该原假设。综上，模型(3)可作为反映我国外商直接投资FDI与国内生产总值GDP的关系的自回归分布滞后模型。

从模型(3)可以看出FDI对同期国内生产总值GDP的影响乘数为0.1092，但延期影响乘数为－0.096，则说明在短期内FDI对我国国内生产总值GDP起到了一定的促进作用，但长期的影响作用并不十分明显，即从长期来看这种作用也是比较微小的。

4.FDI与GDP之间的Granger因果关系检验

本节将进一步探究我国FDI与GDP之间是否存在内在的因果关系。我们采用Granger因果关系检验方法来验证FDI与GDP之间的因果关系。按照常理，如果变量X是变量Y的原因，则变量X的变化应先于Y的变化，基于此Granger（1969)提出了一种因果关系的计量经济学定义：如果用X与Y的过去值对Y进行预测比仅用Y的过去值进行预测有更小的预测误差，则称X是Y的Granger原因。

下表给出了各变量之间的Granger因果关系检验结果(滞后期取3)

在滞后期取3时检验结果表明FDI不是决定宏观经济水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我们拒绝原假设，认为FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率为0.68,不能拒绝原假设。再分别取滞后期为4、5、6时可以得到类似的结果。因此两者的因果关系具有单向性，认为FDI与GDP的因果关系成立，FDI是GDP变化的原因。

三、结论

通过以上分析可知, 针对我国的经济整体情况而言我国实际利用外商投资额FDI与国内生产总值GDP是正相关关系, 且二者之间存在内在的因果关系, 其中实际利用外商投资额FDI是国内生产总值GDP的动因, 但不是惟一动因, 也就是说还有其他重要原因影响着我国国内生产总值GDP的增长。由此可以得出,在我国大力发展经济的步伐中, 要重视外商投资的作用。FDI的进入在短期内对我国的经济发展起到了不可低估的促进作用。在我国资金、技术十分缺乏的情况下，通过吸引FDI，弥补了此方面的不足，对繁荣我国经济是十分必要的。但从长期来看它对我国的经济发展起不了决定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策应该服从于我国的经济结构、产业结构和体制结构，服从我国经济形势的需要，综合考虑多方面因素，将外商直接投资规模控制在维护国家经济安全和基本经济制度所能承受的合理区间。与此同时，我国应着力提高利用外商直接投资的质量和水平，克服片面追求引资数量的错误倾向，才能充分发挥FDI在我国经济发展中的积极作用。

参考文献:

[1]贺铿:《计量经济学教程》，北京,中国统计出版社,2000

[2]胡新文:入世后外商直接投资的新动向及我国的应对策略调整，《世界经济研究》2002年第1期，第19～22页

对外直接投资的作用范文第2篇

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

对外直接投资的作用范文第3篇

【关键词】对外直接投资 湖北省 就业

引言

随着国际经济一体化的不断发展，国与国之间的经济交往在不断加强。做为一个发展中国家，中国与世界经济的融合在不断发展，特别是在21世纪中国实施的“走出去”战略使得中国企业不断加大对外投资。在2012年，中国成为世界上第三大对外投资国，从而使得对外直接投资（OFDI，outward Foreign Direct Investment）成为当前一个比较热门的话题。与此同时，国内就业问题一直是我们政府十分关注的一个问题，特别是是当下国内经济结构在处于调整的过程当中，维持就业稳定成了大家关心的一个问题。国内企业大量走出去实施对外直接投资，在这个过程中，中国的对外直接投资对于国内就业市场的影响也越来越大。

根据以往的研究，对外直接投资对母国的就业影响主要是创造效应和抑制效应，而且在不同投资地区不同时期产生的效应是不相同的。湖北省作为中部的一个经济大省，也是积极参与到对外直接投资的行列中，但是就业问题也是湖北面临的一个问题。因此，分析湖北省对外直接投资的国内就业效应具有一定的现实意义。

二、文献回顾

以往的文献研究表明对外直接投资对于母国就业的影响主要集中在两个方面：创造效应和抑制效应，而且这些研究主要集中在对外直接投资的母国就业数量效应上。在分析就业数量效应时，主要是基于不同国家和不同投资目的地，以国外为研究对象的文献较多，把中国作为分析对象的文晓比较少。另外，在以中国对外直接投资作为研究对象的文献中，基本上都是以中国作为一个整体来分析对外直接投资的就业效应，基于地区差异分析的文献比较少。根据以往文献，关于对外直接投资的就业效应分为以下三种观点：

第一，对外直接投资能积极促进国内的就业。对外直接投资通过中间产品的购买，通过贸易效应影响国内的生产，积极带动国内上下游产业链的发展，从而积极促进就业 。

第二，对外直接投资会抑制国内就业发展。在对外直接投资的过程中，由于大量资本外迁，导致国内投资机会减少，进而减少国内就业机会。并且，对外直接投资企业也会和国内的企业产生竞争关系，将可能会替代国内一部分产品的出口和消费，这样就会产生抑制效应。

第三，对外直接投资的就业效应是不明显的。因为对外直接投资同时具有创造效应和抑制效应，最终的效应应该取决于对外直接投资的目的地和产业等因素。

从国内不同地区对外直接投资来分析就业的效应的文献相对较少，如张建刚、康宏（2013）把中国分成东西部三大地区来分析对外直接投资的就业效应，认为东部地区的对外直接投资主要表现为创造效应，中部地区对外直接投资的就业效应不明显，西部地区则主要表现为抑制效应。古广东、范波（2012）从直接影响和间接影响分析了云南省对外直接投资的就业效应，认为云南省的对外直接投资对省内就业产生了积极影响，但是也不存在一定的消极作用。

三、模型设定和估计结果

湖北省虽然是一个内陆省份，但是对外直接投资可以追溯到20世纪的80年代。根据图1我们可以发现，在2009年之前，湖北省的对外直接投资金额并不大，但是从2009年开始，湖北省的对外直接投资急剧上升，并且整体上保持一个向上的增长态势。截止到2013年，湖北省对外直接投资在去年的基础上继续保持良好的发展势头，全省实现对外直接投资9.02亿美元，同比增长16.8%。经过二十多年的发展，湖北省对外直接投资逐渐向合理化推进。 从投资目的地来说，目前的投资地区仍然集中在以香港为主的亚洲地区，但是到欧美等发达国家投资的企业也是在逐渐增加。2013年，湖北省在欧美等发达国家和地区新设及增资企业25家。其中，有11家企业在美国进行投资。从投资的行业分布来看，湖北省对外直接投资的结构也在不断优化，对外直接投资行业主要分布在农业、制造业、交通物流、房地产、采矿业及商务服务业等行业，投资结构呈现向多元化发展趋势。

四、结论

基于以上估计和分析，我们认为：湖北省对外直接投资对省内的就业是有抑制作用的，只是这种抑制作用并不明显。主要原因可能是因为湖北省对外直接投资主要是集中在农业、制造业、交通物流、房地产、采矿业及商务服务业等行业，投资的目的也是不尽相同的。如果投资目的是为了利用当地廉价的劳动力和原材料，则可能会减少对国内原材料和劳动力的需求，从而对国内就业产生抑制作用；但是如果对外直接投资目的是为了利用国外的资金和技术，投资是以资金技术密集型产业为主的，那对外直接投资会通过贸易效应拉动国内就业，从而促进国内就业，而且投资到第三产业也会有力促进国内就业发展。估计结果表明，湖北省对外直接投资对就业的抑制作用要超过了对省内就业的创造效应。

参考文献：

[1]Tain-Jy Chen and Yin-Hua Ku.The Effect of Overseas Investment on Domestic Employment. NBER working paper. 2003

对外直接投资的作用范文第4篇

[关键词]日本，对外直接投资；法律；法经济学

[中图分类号]F012[文献标识码]A[文章编号]

2095-3283（2013）03-0043-02

作者简介：邢玉升（1964-），男，黑龙江大学东北亚经济研究中心、经济与工商管理学院，教授，经济学博士，硕导，研究方向：中日经贸合作。

20世纪下半叶以来，各国对外直接投资迅猛发展，全球经济结构变化进入了由国际直接投资引导国际贸易的新时代。日本自20世纪80年代中期，在国际直接投资领域迅速崛起，曾一度超越美国成为世界第一对外直接投资大国，且经历了资源型、成本型到综合型的转变。本文试图从法经济学的视角，对日本对外直接投资的法律体系利弊加以分析。

一、日本对外直接投资的阶段特征

1对外直接投资的恢复期。二战后，日本致力于经济复兴，国内对于资本具有大量的需求，因此，在政策上对资本流出进行限制。这一时期，日本对外直接投资的规模较小，投资领域主要集中在能源开发、食品、纺织等初级产品部门，而且投资区域主要面向发展中国家。

2对外直接投资的增长期。自20世纪60年代末，随着日本经济的发展，国内成本的上升，导致中小企业以及劳动密集型产业开始向韩国及中国台湾、香港等地区转移，这反映了对外直接投资的出口替代效应。这一时期，日本对外直接投资规模逐步扩大，其动机是利用投资目的地资源以及低成本优势。

3对外直接投资的扩张期。20世纪80年代，日本对外直接投资得到了迅猛发展，成为仅次于美国和英国的第三大投资国。这一时期，日本对外直接投资呈现出高度化、多样化以及服务化的特点，第三产业在对外直接投资中的比重明显上升，同时发达国家成为对外投资的主要对象。

4对外直接投资的缩减期。自20世纪90年代初，日本的经济泡沫破灭后，对外直接投资规模开始逐年下降，尤其是对欧美的投资比重有所下降，而对亚洲的投资比重却有所上升。从投资结构上看，从以资本-技术密集型产业为主，向技术密集型产业方向发展，追求廉价劳动成本以及向第三国出口成为对外投资主导。

5对外直接投资的反弹期。近年来，在国际金融危机爆发并深化的大背景下，全球对外直接投资总量急剧下降，而日本对外直接投资不降反升，表现出扩大的趋势，这主要源自日本国内经济的低迷以及严峻的国际经济形势压力。对外直接投资加速流向资本稀缺且收益率较高的地区。从区域来看，主要集中在亚洲地区，特别是借助中国经济的快速发展而带来的对日贸易和投资需求，日本对外直接投资由加工制造环节向高附加值环节延伸，以带动日本经济的复苏。

二、日本对外直接投资的特点与法律体系

日本对外直接投资的特点主要包括三个方面：一是以经营为目的，与被投资对象有长期的利益关系；二是对投资企业或资产有实质影响；三是尊重投资者的意愿，将占总投资比10%的证券投资也纳入对外直接投资范畴。

在多年积累的实践和理论基础上，日本逐步形成了较为完善的对外直接投资法律体系，包括国际法和国内法两部分。

国际法规范日本与投资目的国之间在投资方面的权利义务，主要由国际条约、区域条约、双边投资协定和税收协定等组成。国内法则主要是规范国内投资，一是确定投资或资本进出的基本管理法，如外汇法等；二是普适性法律，规定涉及企业对外投资行为，如税法等；三是规范政策及实施管理的法律；四是明确有关管理部门职责的法律。

虽然目前日本逐步放松了对外直接投资管制，但是同时建立了特许、事前申报、事后报告以及统计调查制度的一系列的严格监管体系。

三、日本对外直接投资法律的法经济分析

法经济学是法学和经济学的融合，是用经济学的理论和方法研究法律问题。如单纯从经济学角度看，对外直接投资是一种综合性的经济交易形式，它不仅影响到一国资本存量和贸易流量，同时也对技术进步、劳动力素质的提升产生作用。而从法经济学的研究方法来看，以“成本-收益”作为基本工具，进行成本和收益及经济效益分析，可以对特定法律及其制度安排作出评价。而供给和需求是经济学的基础工具，也是法律成本收益分析的基础。

基于法经济学的视角，对外直接投资更偏向于分析企业或产业的政策需求，强调同特征的企业或产业具有不同的政策偏好。那么，从“成本-收益”的角度，如果立法的净收益大于其他可供选择方案的净收益，人们会产生强化现存的法律体系的需求，寻求法律安排以期达到最佳效益。法律的目标是公正，经济学追求效率，公正和效率有时会发生很大的冲突，但在许多法经济学者看来，二者没有不可调和的冲突，他们认为效率即正义。

日本对外直接投资的法律体系的形成有其特定历史背景。从法经济学的视角可以较好地审视日本对外直接投资法律体系。

首先，对外直接投资法律是经济发展的诉求。二战后，日本的经济体系遭受了沉重的打击，经济的恢复、发展以及稳定经济秩序成为首要任务，通过 “贸易立国”战略，拉动了本国经济发展，使日本一跃成为经济强国。在贸易领域，从20世纪60年代的纺织产业、70年代的电子产业到80年代的汽车产业等迅速壮大。70年代末，日本学者小岛清从日本企业对外直接投资实践以及对美、日对外直接投资的比较研究，提出了“边际产业扩张论”，他认为日本对外投资能够促进东道国贸易，对提升当地经济起正面作用，而且能够加速提升日本的国际竞争力。为此，日本效仿美国早年的发展模式，以海外投资的方式避开贸易保护。但1985年的G5“广场协议”的签定，不仅导致日本进入经济衰退期，更是对其以出口为主导的产业产生了巨大影响。而美国为应对日本直接投资的流入，1988年通过了《埃克森-弗洛里奥修正案》，1989年美国再一次通过“超级301”条款，把日本列入不公平贸易名单，加剧了美日的贸易争端。随着经济全球化以及区域经济一体化的不断发展，特别是在国际金融危机导致的日本经济衰退情况下，积极参与国际分工，加速产业转移，从过去的单纯市场，不断向生产、销售境外一体化发展已成为日本经济发展的必然选择。

另外，对外直接投资法律是降低管理成本的诉求。20世纪50年代，日本对外直接投资要逐一审批。此后根据外资政策、产业政策以及本国产业国际竞争力的影响，日本开始逐渐放松管制。日本的对外直接投资法律是由多个部门法以及行政规章作用构成规范对外直接投资的各环节的综合法律体系，形成了一套行政管理体系。一是“分工管理，一个窗口”模式，其目的是掌握本国企业在海外经营活动现状，了解此类经营活动对当地和国内带来的影响，为对外直接投资政策的制定提供依据。二是对海外投资的统计调查，日本的财务省和经济产业省对企业和个人在海外的投资情况从不同角度进行统计、调查及。财务省每季度定期公布按国别和产业划分的海外投资数据；经济产业省对企业的海外投资经营活动进行调查。这对企业及各界了解、研究、评估对外投资发挥积极作用。

四、结语

从经济学的角度而言，经济活动的目是追求效益的最大化。为此，积极的对外投资自由化会得到各国的支持，但是现实并非如此，这主要源于经济活动多样化以及投资主导的世界经济使得要素流动及其利益创造进程复杂化。本文以法经济学的视角分析了日本的对外直接投资法律体系，得出以下结论：首先，自20世纪80年代后期，日本对外直接投资的活动极为复杂，这来源于其直接投资的性质以及东道国的制度特征。其次，一味地以国家利益名义加速对外直接投资活动并不能从中获得更大的效益，法律体系的设计应将对外直接投资控制在一定程度之内，这不仅能够发展本国的核心利益，也能够在国际市场上扩大份额，增强国际竞争力。再次，对外直接投资的法律体系建设不能脱离对企业的支持，从某种意义上，企业在推动国家经济战略转型过程中，同样具有重要的意义。另外，从现有的经验和研究文献来看，对外直接投资法律体系的经济效应似乎并不确定，对外直接投资法律体系的非经济意义可能大于经济意义，一些非经济因素如国家安全、国家战略以及民族主义等应在考虑之内。

[参考文献]

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[2]王爽日本对外投资新趋势及对我国的影响[J]东岳论丛，2011（2）：146-150

[3]亓长东，周燕日本对外直接投资法律及行政管理体系的经验启示[N]中国经济时报，2013-01-09

[4]丛中笑法与经济之学：法经济学与经济法学[J]当代法学，2011（2）

对外直接投资的作用范文第5篇

关键词：中国；对外直接投资主体；综合国际竞争优势

一、中国对外直接投资主体综合国际竞争力的模型构架

中国对外直接投资主体综合国际竞争力的形成是以企业为核心，在企业自身国际竞争优势、产业国际竞争优势、宏观国际竞争优势三种内在力量的作用下，使投资主体发展壮大、增强国际竞争力的过程。我们可以把企业综合国际竞争优势的形成看作是一件产品的生产过程，三种作用力是对这一产品的生产投入，借鉴科布-道格拉斯生产函数，企业综合国际竞争优势（CCA）用函数式可表达为：

,其中CCA表示企业综合国际竞争优势，CA表示企业自身的国际竞争优势，IA表示产业国际竞争优势，NA表示宏观国际竞争优势。f表示CCA不是CA、IA、NA的简单加总，而是这三种内在因素相互促进、相互制约的结果。λ、α、β、γ是大于0，小于或等于1的常数。λ表示CA、IA、NA三者对CCA的综合效果，即假设三者之间相互作用不产生冲突、摩擦，达到综合最优。λ=1，说明这时CCA 是CA、IA、NA三者的作用所能形成的最大值。α是CA对CCA的作用贡献，表示CA对CCA的作用占CA、IA、NA对CCA综合作用力的比例；β是IA对CCA的作用贡献，表示IA对CCA的作用占综合作用力的比例；γ是NA对CCA的作用贡献，表示NA对CCA的作用占综合作用力的比例；如果把对CCA的综合作用力看作1，即α+β+γ=1。

CCA的形成受CA、IA、NA三种力量的共同作用，但这三种优势即使在经济发展的同一阶段，其作用力也不是完全相等的，即在某一阶段CCA的形成会主要受到某种或某几种优势力量作用，而其他力量作用较弱。并且在不同的经济发展阶段，这三种力量的强度大小会发生变化，即对CCA产生主要作用的优势力量会随着经济发展而发生改变，从而体现出CCA成长的阶段性。如果能找到现阶段影响我国对外直接投资主体成长的α、β、γ之间的关系，有针对性的调整CA、IA、NA对CCA的作用力度，这将有助于促进我国对外直接投资主体更快地向更成熟的阶段发展。本文将从中国现阶段对外直接投资主体的CCA特征分析出发，探讨现阶段α、β、γ之间的关系。

二、中国对外直接投资主体综合国际竞争力特征分析

经过二十多年的发展，中国对外直接投资主体不论在总量上、数量上，还是在分布的行业和区域的广度上，都有了飞速的进步。但通过分析我们可以发现，中国对外直接投资主体在现阶段的成长过程中，CA、IA、NA对CCA的作用还存在较大的问题。

1、中国企业对外直接投资规模较小，企业自身的国际竞争优势较弱。

从平均水平来看，中国对外直接投资的单项投资水平很低。发达国家平均金额是600万美元，发展中国家为450万美元，而中国只有153万美元，只相当于发达国家平均投资额的9.5％，是发展中国家平均投资额的12.67％。这表明中国企业的国际化还没有形成综合性力量，从而中国企业在激烈的国际竞争中难以取胜，并在很大程度上制约着企业的竞争力。实践证明，对外直接投资企业能否成功，关键在于企业雄厚的综合实力和规模优势。在中国对外直接投资企业数量不断增加的同时，中国对外直接投资企业的规模和质量还有待提高，这说明中国企业自身的国际竞争优势CA对企业综合国际竞争力CCA的贡献α较小。

2、产业结构不合理，企业集群尚未形成，产业国际竞争优势作用不明显。

中国对外直接投资的行业主要是以资源开发和初级加工制造为主的行业，缺乏具有国际经济主流产业特征的资本、技术密集型产业和服务业，这一产业结构导致的结果是投资收益低下。由于中国对外直接投资产业结构不合理，且相互协作、优势互补的企业集群尚未形成，中国产业国际竞争优势作用不明显，产业国际竞争优势IA对企业综合国际竞争力CCA的贡献β较小。

3、国有企业是中国对外直接投资的主体，国家宏观国际竞争优势明显。

中国的大型企业及企业集团一直是中国企业对外直接投资的主力。直至2004年，中国投资主体进一步多元化，国有企业占整个境内投资主体的比重由2003年的43％降至35％，但从行政级次划分看，占主导地位的仍是中央部委和省级政府所属企业；从专业分类来看，占主导地位的是中央和地方专业外贸公司和大型生产型国有跨国公司。中国的国有大型企业在长期国家支持及相对垄断的经营过程中，具有明显的所有权优势，这些企业在国际市场体现出较强的竞争优势。这些聚集着大量国家垄断行业优势、资源优势、政策优势的企业是中国对外直接投资的主体，它们在国际市场上的成功无不体现出中国明显的国家宏观国际竞争优势。

目前，中国GDP总值位居世界第四,人均GDP突破1000美元，在一些沿海发达城市甚至超过5000美元。截止2005年底,我国外汇储备达9000多亿美元，超过日本，跃居世界第一。这些为我国企业开展对外直接投资提供了强大保障,提高了外商与中国企业开展合资合作的信心和决心。中国综合国力的增强和外汇储备的增加已成为我国企业发展境外直接投资的一项重要竞争优势。

现阶段，国家宏观国际竞争优势对对外直接投资企业综合竞争优势的作用仍然非常明显。国有企业占整个FDI主体的比重较高就是实证。

三、结论和建议

通过中国企业综合国际竞争优势成长阶段分析，我们可以得出结论：中国企业综合国际竞争优势的成长还处于初级阶段，国家宏观优势发挥主要作用。然而，政府的作用和角色在发生转变。政府正致力于为更多的对外直接投资企业提供更全面、有力的法律咨询、保护，旨在为走出国门的企业提供一个良好的对外直接投资的国内环境。政府的这一作用将伴随着对外直接投资企业不断成长，尤其在企业综合国际竞争优势成长的初级阶段，宏观国际竞争优势NA对企业综合国际竞争力CCA的贡献γ较大，是企业对外直接投资竞争力的主要组成。

针对中国对外直接投资主体在现阶段的成长过程中CA、IA、NA对CCA的作用存在的问题，有以下建议：

1、增强国家经济实力，完善宏观支持体系。国家雄厚的经济实力是该国企业对外直接投资的坚实后盾。稳定的政治、经济环境，强有力的外交，完善的法律体系，良好的市场竞争机制等构成中国宏观支持体系，国家宏观国际竞争优势NA对企业综合国际竞争力的CCA作用将通过宏观支持体系体现。

2、整合企业资源，做强做大有基础的产业。应加强企业间的合作与有序竞争，形成有一定企业基础的产业优势。产业优势是企业优势的整合体现，而企业优势也会在产业优势中得到进一步加强，增强企业对外直接投资的竞争力。所以，应该制定中国企业对外直接投资的产业导向、区域投向、投资主体选择等指导性文件以及发展战略和布局规划，合理投资布局，加强监管，避免重复建设，培养更多的具有产业优势的大型企业或企业集团。

3、完善对外直接投资企业的治理结构，增强企业国际竞争力。完善公司治理结构，使中国企业成为符合国际市场竞争要求的真正企业，这是对中国对外直接投资企业发展的基本要求。另外，企业自身的所有权优势是企业对外直接投资的核心竞争力，中国企业应通过自主研发、合资开发、战略联盟等多种形式，大力推进科技创新，努力形成自主知识产权的核心技术和实力雄厚的企业品牌形象，这是对外直接投资企业在国际竞争市场上立于不败之地的法宝。

本文属于江苏省高校人文社会科学研究项目“产权缺失与江苏省风险资本发展路径研究”部分成果，批准号04SJD790032。

作者单位：苏州大学商学院

参考文献：

[1]李嘉图.政治经济学及赋税原理[M].商务印书馆,1976.

[2]赵玉娟.浅析中国对外直接投资企业综合国际竞争优势的构成[J].当代财经，2003．2．

[3]商务部.国家统计局。2004年度中国对外直接投资统计公报（非金融部分）。