直接投资的形式

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直接投资的形式范文第1篇

关键词：中国对外直接投资；动因类型；实证分析

中图分类号：F830.59

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2009)07-0004-07　收稿日期：2009-02-17

对外贸易和国际投资是一国参与经济全球化的重要方式。但长期以来，无论是同中国庞大的经济体还是与引进的外商直接投资相比，中国的对外直接投资都处于极不相称的状况。而且“走出去”的质量也不高。只是近年来尤其是“走出去”战略实施以后，中国的对外投资才开始出现迅速增长。

有关中国对外直接投资方面的研究不少，但是研究方法和选择变量的不同得出了不同甚至相反的结论。本文力图结合中国对外直接投资的详细情况，在检视现有文献的基础上进一步研究中国企业“走出去”的主要动因类型，并指出与现有研究的不同。

一、文献简述

(一)对外直接投资的贸易效应

对外直接投资(OFDI)理论与实证研究的一个主要方向是探讨对外直接投资与国际贸易之间的关系。从理论上看，对外直接投资可能减少贸易(替代)，也可能增加贸易(互补)。

Mundell(1957)根据H-O-S定理提出替代模型，认为如果两国的生产函数相同，则国际贸易和国际直接投资之间是完全替代的；Belderbos等(1998)研究了日本在欧洲直接投资的影响因素，其结论也支持对外直接投资和出口的替代效应：Helpman等(2004)用38个国家、52个产业的数据分析了出口和对外直接投资之间的关系，也发现了两者的替代关系。Lipsey等(1981)使用美国14个产业的截面数据发现，对外直接投资存在积极的出口效应，如果东道国为发展中国家，那么互补效应更为突出；Agarwal等人(1994)发现德国和日本1989-1992年的对外直接投资与出口及进口正相关。Pfaffermayr(1996)使用格兰杰因果检验分析了奥地利的对外直接投资和出口，发现这些变量之间存在互补和双向的因果关系；Blomstrom等(1998)使用美国和瑞典1978～1982年的数据做了类似的研究，发现用出口变化代替出口水平时，投资与贸易互补的效应更加明显。

值得注意的是，Eaton等(1996)使用美国和日本1985-1990年的数据，发现日本对外直接投资与未来的出口相关关系更大，而美国的对外直接投资与过去的出口相互关系更大，并且推测这种现象的原因在于日本的对外直接投资是成本导向型的。而美国的是市场导向型的。

关于中国对外直接投资的贸易效应，蔡锐等(2004)的研究表明，中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但是作用不大，与出口的关系则不显著；中国对发展中国家的累计直接投资(即存量)对进口没有显著影响，而对出口有一定影响。张如庆(2005)基于协整分析的研究认为。进出口是对外直接投资变化的原因，而对外直接投资不是进出口变化的原因，对贸易的替代或促进作用不明显。项本武(2005)基于引力模型研究的主要结论是中国对外直接投资促进了对东道国的出口，但对从东道国的进口却具有替代效应。陈石清(2006)采用国际比较的方法，指出中国对外直接投资对出口贸易的影响不显著，二者之间不存在显著的因果关系、且两者之间也不存在长期稳定关系。

不难发现，关于中国对外直接投资与对外贸易关系的研究结论并不一致，大多认为中国对外直接投资的贸易效应不显著。因此，有必要深入探讨中国的对外直接投资的真实动因。

(二)对外直接投资的动因

不同企业在不同的跨国经营阶段，其投资动因是不同的。邓宁(1993)将其划分为资源导向、市场导向、效率导向和战略资产导向四种类型，并认为前两种类型是企业初始对外直接投资的主要动因，后两种类型则是企业追加对外直接投资的主要动因，其目的在于促进企业区域或全球战略的一体化。

王元龙(1996)将企业对外直接投资动因细分为追求高额利润、资源导向、市场导向、效率导向、分散风险、技术导向、追求优惠政策、环境污染转移和全球战略等九个类型。王跃生(2007)认为，中国企业对外投资的基础尚不明确，而对外直接投资动因可以分为：(1)寻找低成本型，实际上遵从的是相对优势理论，但是这种类型的投资比重很小；(2)扩大市场型，是以绕开市场壁垒为目的的投资，但其结果不确定，因为出口优势未必转化成投资优势；(3)寻求资源型，此类投资较少考虑直接经济效益大小，是一种不具有普遍意义的对外投资行为；(4)利益驱动型，最符合一般意义上的跨国投资原理，是为了获得利润以及其他综合投资收益，关键因素是企业在海外经营的竞争力及垄断优势，但从目前情况看，许多这类投资效果都不佳。邱立成等(2008)研究了中国的对外直接投资和若干宏观经济变量之间的关系，国内的资源消费、制造业工资水平与对外直接投资呈正相关关系，而出口与对外直接投资的关系则是相互替代的，即他们认为中国对外直接投资是以资源导向、成本导向和市场导向型为主的。

二、中国对外直接投资现状与特征分析

《2007年中国对外直接投资公报》显示，从流向上看，中国对外直接投资流向批发和零售业的为66亿美元，占24.9％；商务服务业为56.1亿美元，占21.2％；交通运输仓储业为40.7亿美元，占15.4％；流入采矿业40.6亿美元，占15.3％：制造业为21.3亿美元，占8％，其中金属冶炼及压延加工业占的比例比较高；金融业为16.7亿美元，占6.3％。这6个行业流向已经占去了我国对外直接投资的91.1％。

从长期看，截至2007年末，中国对外直接投资存量已经达到1179.1亿美元，商务服务业、批发零售业、金融业和采矿业、交通运输／仓储和邮政业、制造业一共占去了总存量的88.3％。其中，商务服务业占25.9％；批发和零售业占17.2％；金融业占14.2％；采矿业占12.7％；交通运输、仓储邮政业占10.2％；制造业占8.1％。

对比王跃生总结的动因类型和投资公报上所显示数据，可以对中国对外直接投资呈现的一些特点作进一步分析，我们将根据这些特点建立本文的实证模型。

其一，无论从当期流量还是存量的角度，中国对外直接投资流向制造业的资金仅仅占了很小部分(8％)，也就是说我们可以认为市场导向或寻求低成本型的对外投资所占比例很小。这一部分投资应是建立在成本和竞争力优势基础上的，因此我们推测，国内工业制成品的RCA指数对OFDI的影响可能

是显著的。

其二，采矿业的对外直接投资在总存量中比例较大且流出速度在加快，从近几年中国的几大石油公司及其它矿业公司在国际上的一些大的收购案也可以看出这一点。对采矿业的投资具有明显的资源导向型的特点，反映在宏观经济变量上就是中国每年的资源类产品的需求水平。

其三，商业服务业在对外投资的总存量中占去了43.1％，比例相当大，而且还有加快的趋势。此类投资是为出(进)口贸易服务，对于促进中国的出口作用会非常大，因此可以认为中国对外直接投资的贸易效应会比较显著，至少对出口是这样；反过来，出口的发展会是对外直接投资的重要动因。

其四，汇率变动直接影响投资和收益的价值量，中国的对外直接投资主要是以美元为单位来计量的，美元兑换人民币的汇率水平对中国的对外直接投资也会产生一定的影响，因为这会直接反映在投资的成本当中。

其五，一个国家经济发展水平越高，对外的直接投资额也会越多，所以GDP对对外直接投资应该会有正的影响。但投资的最终目的是为了获得利润以及其他综合投资收益，而能否实现目标，关键看企业是否具有在海外的竞争力及垄断优势。考虑到中国这类投资大都效果不佳，其优势寻求与国内补偿的效果也不明确，故GDP对对外直接投资的影响也未必明确。

其六，中国的对外直接投资是否在规避贸易壁垒方面有所体现以及是否与中国的经济制度有联系，尚不能直接看出来，但在下面的实证中将进行检验分析。

以上的分析显示，中国对外直接投资有两种类型是特别明显的，就是“贸易促进型”和“资源导向型”：而“扩大市场(绕过贸易壁垒)型”和“综合利益驱动型”的投资不能直接体现；“寻求低成本型”的对外投资占的比例很小，不应该是主要动因。

三、实证分析

(一)相关变量数据的选取

对于中国对外直接投资的动因实证方面，我们选择的经济变量有：对外直接投资的流量(OFDI)、年平均汇率(exch)、中国的年出口总额(expo)、能源年需求总量(energy)、国内生产总值(GDP)和出口制成品显性比较优势(RCA)指数。

中国对外直接投资开始较晚，根据数据可获得性将样本设定在1982～2007年间。其中，OFDI的数据来自于联合国贸发会议(UNCTAD)网站，exch、expo和GDP的数据来自于历年的《中国统计年鉴》；energy的数据是从中经网经济统计数据库获取；RCA值是根据WTO网站相关数据整理计算得出。

此外，本文还要验证中国对外直接投资是否存在规避贸易壁垒的倾向以及是否受到经济制度方面的因素影响，故又增加了以下经济变量：中国每年所遭遇的反倾销次数(antid)，数据来源于WTO网站；经济自由度指数(EFW)，数据来自于The FraserInstitute。由于数据统计的缺乏，这两个指标只有1995～2007年间的数据可用。

(二)实证模型一：exch、expo、energy、GDP和RCA对对外直接投资的影响

1　单位根检验。为便于分析，在检验的过程中对原序列取对数。不会改变原序列的性质和相互关系。

Inofdi、Inexpo、Inexch、Inenergy、lnGDP和RCA在10％的显著性水平下都接受非平稳性(即存在单位根)的假设，而一阶差分后的变量在l％的显著性水平上[只有d(InGDP)在5％显著水平上]都拒绝了存在单位根的假设，表明这6个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，因此可以进一步检验它们之间的协整关系。

2　协整检验。根据协整理论，如果几个序列满足单整阶数相同且它们之间存在协整关系的话，那么这几个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系。并可有效避免伪回归问题。本文采用Johansen(1988)协整检验方法，根据AIC和SC法则，选择的滞后阶数为1。

在5％的显著性水平下，无论是迹检验还是最大特征根检验得出的结果都表明，上述几个时间序列之间存在4个协整关系，即Inofdi与Inenergy、Inexpo、Inexch、lnGDP和RCA之间存在着长期稳定的关系。取其中的一组标准化的协整系数，可以设定协整方程为：

方程(1)中，Inenergy、Inexpo和Inexch的系数符号同我们前面讨论时预测的结果是一致的，而且它们都是显著的；InGDP和InRCA对Inofdi的影响为正且显著：同时也可以看出中国能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大，这和我们分析投资公报数据时的观点也是一致的，即中国对外直接投资的主要动因类型是“促进贸易型”和“资源获取型”。

3　误差修正模型(ECM)。协整方程反映的是变量间的长期稳定均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，则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。

由协整检验可知，变量间存在协整关系，则存在描述受出口等因素影响的对外直接投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型中增加了一些滞后项。

其中ecm为误差修正项，a1为调整系数，a2等分别是各变量滞后变化的影响系数，c1为白噪声扰动项。若a1显著不为零，则说明存在短期偏差调整机制，各变量之间的长期均衡关系对对外投资的短期变化有显著影响。

方程显示，在10％的显著性水平上，只有ecm和hlnexpo的系数是显著的。ecm的系数为负说明当变量之间长期稳定的关系出现短期偏离时，会自动趋向长期均衡调整的过程。

4　Granger因果关系检验。上面的协整分析以及误差修正已表明变量之间存在较高的依存度，但一个变量的滞后期是否对其它变量有影响，仍需再进一步做Granger因果关系检验。由于检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，即滞后期选择的不同可能会得到不一致的结果，所以在检验的过程中我们选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。本文在检验的过程中选取了3个滞后期。

中国对外直接投资变动不是出口、能源需求、汇率以及GDP变化的Granger原因：汇率变动、GDP和中国制造业出口的显示性比较优势变动也不是中国对外直接投资变化的Granger原因；而中国的出口额、能源需求水平的变动却是中国对外直接投资变化的Granger原因；此外，中国OFDI的变化也是制造业RCA变化的Granger原因。

(三)实证模型二：中国经济制度和遭到的贸易壁垒对中国对外直接投资影响

为了寻找中国对外直接投资的其它影响因素，进一步考虑中国的经济制度和对外贸易中遭遇的贸易壁垒对中国对外直接投资的影响。

首先，关于贸易壁垒与对外直接投资。现有的理

论分析认为，贸易壁垒的存在和增加使得本来出口的企业为躲避关税、非关税壁垒而进行对外直接投资。虽然，中国加入WTO后，出口遭遇的关税壁垒下降了，但是诸如技术贸易壁垒、反倾销等非关税壁垒发挥了很大的作用。所以中国对外直接投资的一种可能动因是：企业为了规避非关税贸易壁垒带来的影响而选择到目标市场国或相邻地区进行投资生产。

对中国发起反倾销最多的国家和地区有美国、印度和欧盟等。从中国投资公报体现的数据可以知道，2007年中国对外投资流向的前24位国家(地区)中有3个属于前述地区的国家，分别是英国(第5)、德国(第13)和美国(第16)，总额也只有10亿美元(相当于流向香港地区1／13)，占的比重很小。从存量上分析，对外投资流向的前20位的国家和地区中，对我国反倾销最多的地区也只有36亿美元，仅相当于流向香港的对外直接投资的1／20；而且，这些投资的行业分布较分散，金融等服务类行业占了不小的比例，制造业的份额较小。中国对外投资存量中，流向欧洲的投资中制造业只有22.5％(2007年的流量中更是仅占6.5％)；而流向美国的制造业投资从2007年的流量上看相对比例大一点，占到53.3％，但是存量上就只有24.5％。这其中，流向制造业的投资也有相当的部分是为了获取先进技术，真正为了规避贸易壁垒的并不多。由此判断，中国对外直接投资与企业遭遇的贸易壁垒关系不大。

其次，关于制度质量与对外直接投资。新制度经济学认为制度安排支配着公众及私人的行为，从而影响资源配置的效率，导致经济绩效的差异。大量文献证明，制度质量较高的国家中私人投资率和资本产出更高，因为制度是资本市场运行的基础，稳定的制度框架是投资所需要的。我们采用反映制度质量标准的经济自由指数(EFW)来分析其对中国对外直接投资的影响。

目前中国对外直接投资的主体是国企，不少大型国企对外投资目的是为了获取战略资源，较少考虑经济效益，由于有国家的支持，即使相当时间内在经济上无利可图仍然会进行投资，这和经济自由度提升所要求的是不一致的，因此中国经济自由度可能对对外直接投资的影响不明显。

这里我们分别选取中国近年来每年所遭受到的反倾销次数(antid)和中国的经济自由度(EFW)作为中国企业在出口中遇到的贸易壁垒和中国的经济制度的变量，中国的对外直接投资仍然使用对数形式。

同实证模型一相似，我们也检验了antid和EFW的序列稳定性，结果为这两个变量也是差分稳定的，回归方程中采用差分形式，以d(*)表示相应变量的一阶差分。

由回归方程3可知，d(antid)和d(EFW)的系数都不显著，而且它们的联合F检验也不显著，可以认为，antid和EFW的变化不能引起lnofdi的变化。虽然数据不够充足，但我们也能从某方面来印证上述的推测，中国对外直接投资并不是以绕开贸易壁垒为目的的，中国的经济自由度对扩大中国对外直接投资也没有起到明显的作用。

四、结论分析与建议

本文的分析结果表明：

第一，能源的需求上升对中国对外直接投资影响显著，验证了中国对外直接投资有资源导向型的特点，能源需求成为中国对外直接投资的重要原因。中国经济的发展对资源的需求越来越大，大量依靠进口。而要想获得稳定的资源进口源，中国有必要在资源丰富的国家和地区进行投资。

第二，出口增加与对外直接投资的增长关系显著为正，这和很多文献得出“中国对外直接投资与出口是替代型”的结论不同。前面的分析中也提到，中国对外直接投资中商业服务业占去了43.1％，而且还有速度加快的趋势。在当前形势下，中国的出口额越大，对这类对外投资的需求也就越大。

第三，出口、能源需求、人民币汇率、GDP、制造业RCA和中国对外直接投资额之间存在着长期稳定的关系，即使短期内有所偏离但是长期来看还是会恢复到均衡状态。相对而言，汇率对于中国对外直接投资的影响小一些，而能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大。

第四，Granger因果关系检验揭示。中国的出口额、能源需求水平的变动是中国对外直接投资变化的Granger原因。也就是说，出口额、能源需求水平不仅同期变动而且滞后变动对中国对外投资的变化都会造成影响。

第五，从综合利益来考虑，中国GDP增长对对外直接投资的影响是显著为正的，这类投资最符合一般意义上的跨国投资原理。虽然目前这类投资的效果都不佳，甚至亏损严重，但追求投资收益是各国对外直接投资的基本因素，中国此类直接投资将会继续增加。

第六。中国经济自由度和出口遇到的贸易壁垒对对外直接投资都没有明显的影响，这和中国的对外直接投资处于起步阶段、总体水平不高是有关系的，国内的企业真正做到跨国生产和销售的还很少。

针对中国对外投资的现状并依据上述结论，我们提出以下建议：

其一，要想提高中国企业的国际竞争力，就需要大力发展对发达国家的直接投资，这不仅是要利用其大市场规模经济的区位优势，更重要的是可以获取先进技术和绕开贸易壁垒，真正使我们的企业成为跨国公司。

其二，以资源获取为目的的对外投资继续扩大，需要慎重和妥善处理与当地的关系，尤其是发展中国家，不能是掠夺式的开采资源，更重要的是互利共赢。中国投资的主要资源区域集中在中东、俄罗斯、东南亚等地，但是这些区域的很多采油行业都被一些发达国家的大能源集团巨头掌控，在选择直接投资和与它们进行合作的同时，一定要周全考虑对这些巨头的一些下属分公司实施的并购和股权收购。

其三，政策制定部门不能在制定了“走出去”的促进措施后就觉得万事大吉，要跟踪关注“走出去”的效果如何，从而及时地调整相关政策。目前从“走出去”的现状来看效果并不佳，以绕过贸易壁垒和实现跨国生产与销售为目的的对外投资所占比重很小，贸易类投资占的比例过大。

其四。对于国有企业的跨国并购和跨国生产行为一定要严格监控，要严防某些国企以实现个人利益为目的的对外投资。《中国对外投资公报》显示，2007年末对外直接的投资存量中，国有企业占的比例为71％，是绝对的主力军。国企改革的目标之一是要实现国有资产的保值增值，大量的国企资金流向海外的行为就必须要处于有关当局的监控之下，并将进展情况公布于众。国有企业对外投资的“大无畏”和民营企业“走出去”的谨小慎微形成的强烈对比，也应该能为我们提出这样的警示。

参考文献：

蔡锐。刘泉，2004，中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析[J]。世界经济研究(8).

陈石清2006，对外直接投资与出口贸易：实证比较研究[J]财经理论与实践(1).

邓宁1993，重估外国直接投资的利益[J]国际贸易问题(10)，邱立成，王风丽2008，我国对外直接投资主要宏观影响因素的实证研究[J]国际贸易问题(6).

王英2006刘思峰对外直接投资贸易效应的实证研究综述[J].对外经贸实务(12).

王元龙，1996，西方对外直接投资动因与实质评析[J]国际金融研究(2).

王跃生2007 FDI理论与我国对外投资的基础[J]，南方金融(8).

项本武，2005中国对外直接投资的贸易效应[J]统计与决策(12).

直接投资的形式范文第2篇

关键词：资本结构；公司投资；公司治理；投资效率

中图分类号：F830．91 文献标识码：A文章编号：1005-0892(2006)l 1-0043-05

一、问题的提出

传统的公司投资理论和资本结构理论是基于完全市场的假设，没有考虑资本结构和公司投资之间的关系。在资本市场信息不完全的情况下，公司的融资行为选择会影响到公司的投资行为决策，即不同的融资方式以及由此形成的不同的资本结构，可能会导致公司不同的投资行为决策。合理的资本结构会导致有效率的投资决策，不合理的资本结构会导致非效率的投资决策。研究资本结构对公司投资行为的影响是现代公司金融研究的重要主题。

国内对相关主题的研究主要可以分为三种。冯巍(1999)与郑江淮、何旭强、王华(2001)主要是研究公司投资的外源融资约束问题。他们采用我国上市公司的财务数据，实证检验了公司投资与公司内部现金流之间的关系；如果二者正相关，就认为公司投资依赖于内源融资，存在外源融资约束。吴晓求、应展宇(2003)与汪辉(2003)则是研究债务融资与公司治理之间的关系，着重讨论了债务治理问题。江晓春(2002)的研究主题与本文更为接近，其研究的是资本结构与公司创新投资之间的关系。他以双寡头垄断市场为例，构造了一个两阶段的最优化模型，把企业的目标设定为股东权益的最大化；而股东权益又是本企业以及竞争企业创新投资水平以及资本结构的函数，在盈利约束下，求解股东权益最大化时的创新投资水平和资本结构状况，从而得出创新投资的资本结构条件。

应该说，国内已有的研究已经开始打破资本结构和公司投资相互独立的分析框架，开始把公司投资和公司融资结合起来考虑。本文试图直接切入资本结构与公司投资的相互关系这一研究主题，分析公司资本结构与投资行为之间的作用机制，为我国上市公司投资效率的提高提供一个新的思路。

二、基于公司治理的理论分析

Williamson(1988)认为，在市场经济条件下，债务和股权不仅仅应该被看作是不同的融资工具，而且还应该被看作是不同的治理手段。由于公司投资是公司治理的一种外在行为，资本结构可以通过公司治理来影响公司投资，债权资本和股权资本也会通过影响公司投资行为来保障自己的权益。

股权资本和债权资本在对公司控制权的行使上是不一样的。股权资本通常是通过股东大会(投票权)一董事会、监事会(决策权、监督权以及对经理层的任免权)一经理(经营权)这样一个链条来行使权力的，所以股权资本对公司控制权的行使通常是主动的，而债权资本对公司控制权的行使则是被动的。一方面，当公司净值低于公司应付债务的时候，或者公司的现金流不足以支付偿债需要的时候，公司控制权会从股东手中转移到债权人手中。这种情况通常被称为公司控制权的状态依存。但是，公司控制权发生向债权人转移不是常态，即使是发生状态依存，也同时意味着债权人的权益已经无法完全收回。另一方面，与股权资本不同的是，债权资本是有偿的，必须定期还本付息；而且，债权资本的清偿顺序是排在股权资本之前的，这在一定程度上保障了债权资本的利益。由于在公司正常经营的情况下，债权资本对公司是没有控制权的，所以它对公司治理的影响主要是通过被动的方式，譬如通过刚性的偿付压力以及随之而来的破产压力来约束股东和经理。

西方国家公司治理结构的典型特征是公司股权高度分散，所有权与控制权分离。股权结构分散导致的后果就是股东控制和监督经营者的激励下降。由于股权资本对公司治理作用的弱化，债权融资对公司治理的影响凸现出来。

首先是成本效应。根据Jenson&Meckling(1976)的定义，我们可以简单地认为成本就是公司实际价值与公司价值的帕累托值之间的差额，是一种价值损失。而之所以存在成本，主要原因是公司经理并不是100％的拥有公司的股权，这就造成经理的收益和成本不对称，从而公司的行为(主要是投资)偏离最优值。但是，债务融资能够减少这种成本。具体而言，当公司规模一定(融资总额一定)时，债务融资比例增加，股权融资比例下降，那么经理持有公司股权比例就会相应上升，经理利用公司资源挥霍的成本也会上升，从而公司的行为向最优点趋近，成本减少，公司价值提高。用该理论来分析公司投资，我们就可以得到资本结构对公司投资的作用机制。即在公司总融资额一定的情况下，增加债权融资的比例，会相应提高经理的股权比例，从而增强其高效率投资的激励。道理很简单，不管哪种非效率投资行为――过度投资或者投资不足――都会增加成本，降低公司价值；而公司价值的下降，就意味着经理依据股权从公司获得的收益下降。当经理持有公司的股权比例越高的时候，来自于股权收益的激励就越足，公司的投资决策就越有效率。这是适用于经理持有公司股份的情况。我国大多数上市公司的经理不持有公司股份或者持股很少，所以这样的激励失效。但是，我国大多数公司存在控股股东，经理退化为控股股东的利益代表，公司经营权实际上掌握在大股东手上，所以增加债权融资的比例，也会提高大股东的持股比例，从而产生同样的激励效应。

其次是自由现金流效应与破产成本效应。相比较股权融资的无偿性，债权融资是需要定期还本付息的，所以债权融资就减少了经理对自由现金流的滥用。而公司投资与公司自由现金流总是正相关的，债权融资对公司现金流的限制可以制约公司经营管理者的过度投资行为。资本结构对于公司清算或者产业退出和收缩具有影响。很多时候，公司进行清算或者退出某一行业，对股东而言是利益最大化的一种选择；但是出于控制权收益方面的考虑，经理可能会留念自己的职位而拒绝公司清算或者退出，这样就会导致股东权益的损失。公司资本结构安排对于此类问题的解决是有帮助的。如果公司主要是通过股权来融资的话，股东权益损失很可能会发生。但是适当比例和期限结构的债务融资，以及相应的定期还本付息的压力，会促使公司强制清算和退出。需要说明的是，清算并不总是比存续(持续经营)有效率，即使在公司现金流不足以支付的时候(这时候由于不能清偿债务，会遭到债权人的强制清算)，所以债务融资对于公司治理的作用也不总是积极的。但是，这种破产清算的压力会对公

司经理的行为产生正反馈的效应。因为一旦公司破产，公司经理就有可能失去对公司的控制权，同时丧失来自于公司的各种收益，所以对于经理来说，破产成本可能是很高的。为了维持公司的持续经营，经理必然会努力工作，自觉抑制过度投资，提高公司投资效率。

综合以上两点，我们认为，适当地提高我国上市公司的债务融资率，其资本结构将处在一个更合理的水平，能够促进公司投资效率的提高。当然，这只是我们理论分析的一个结论，下面我们将实证检验这一判断。

三、样本与计量模型的设定

我们选取的样本是长江三角洲地区制造业上市公司，我们这样做的目的，是想剔除经济区域因素和行业因素的影响。具体采用的是1998-2002年的各项财务指标。截止2002年底，长江三角洲地区制造业上市公司共计123家，剔除发行B股或者H股(同时发行A股和B股，同时发行A股和H股，以及单独发行B股三种情况)的24家，我们选择了99家上市公司，一共收集到418个样本。

由于股权结构对公司治理具有决定性的影响，我们还需要依据股权结构的不同对99家公司进行分类：国有控股公司为7l家，民营控股公司为28家。

所有的财务数据来源于中银国际证券有限公司网站www．bocichina．com、中国上市公司资讯网www．cnlist．tom以及中国证监会网站www．csrc．gov．cn上的上市公司年报。交易数据来源于华泰证券公司交易系统。

为构造计量模型，我们选择的被解释变量是实物投资(INVEST)，用当年固定资产合计(Kt)与上一年固定资产合计(Kt-1)的差来表示；解释变量为负债率(DEBT)，即总负债与总资产的比例。控制变量有两个：(1)托宾Q(TOBQ)。按照托宾Q的定义，它应该是公司的市场价值与其重置成本的商。在这里，我们参照国内通常的计算方法，用流通股的市场价值(流通股数乘以年末收盘价)与非流通股的净资产价值(非流通股数乘以每股净资产)以及负债的账面价值和再除以总资产得到。托宾Q是用来衡量公司投资机会的。(2)内部现金流(LIQ)。内部现金流是公司留存收益与折旧之和。公司投资的融资约束理论认为，公司的内源融资成本与外源融资成本不同，内部现金流可以反映公司的内源融资或者外源融资约束问题。

古典公司投资理论还认为，公司投资是资金成本的函数，通常用利率表示。但是，由于两方面的原因，利率没有成为本文的解释变量。(1)最新的实证研究表明，利率与公司投资的关系很微弱，在做公司投资决策时，利率不是着重考虑的因素；(2)我国的资本市场很不规范，各个公司的资金成本构成不同，利率不是衡量我国公司资金成本的很好指标。

从理论上说，上市公司非效率投资的主要表现是过度投资，譬如为了扩大公司规模，把从外部融资来的资金投资于各种非理想的投资项目，甚至投放到一些与主业关联不大、不能获得协同效益的领域等。在这样的前提下，如果资产负债率与公司投资额负相关，就可以认为债务融资抑制了公司的过度投资，改善了投资效率。所以，本文的计量模型最终设定如下：

四、实证结果与分析

本文采用Eviews3．1软件进行数据处理。由于本文所收集的样本数据既涉及到横截面数据，同时又包含时间序列的问题，所以作为面板数据来处理。在计量方法上，我们采用了变截距固定效应模型，主要理由在于本文样本涉及的时间长度短，而截面单元比较多。

从表l我们可以得到四个结论：(1)在混合样本情况下，公司投资率与负债率显著正相关。(2)在国有控股的情况下，公司投资率与负债率显著正相关；在民营控股的情况下，公司投资率与负债率显著负相关。(3)三种情况下，公司投资率都与公司内部现金流显著正相关。(4)从公司投资率与托宾Q的关系来看，在混合样本和国有控股情况下，公司投资率与托宾Q负相关，且在国有控股的情况下显著性不强；在民营控股情况下，公司投资率与托宾Q显著正相关。

公司投资率与内部现金流正相关。该结论与冯巍(1999)以及郑江淮、何旭强、王华(2001)的结论一致。冯巍(1999)与郑江淮、何旭强、王华(2001)都在该结论的基础上，认为公司投资存在外源融资约束。关于托宾Q与公司投资率的关系，古典经济学把托宾Q当作投资机会的衡量指标，认为它与公司投资率应该是正相关的。冯巍(1999)的实证结果表明了二者的正相关关系，但是郑江淮、何旭强、王华(2001)却得出了负相关关系。本文的结论是：在混合样本情况下负相关；在民营控股情况下正相关。对此，我们认为在中国上市公司中，托宾Q并不能用来衡量投资机会。既然托宾Q不能代表公司投资机会，那么公司投资率与其不一定就是正相关了。

在混合样本和国有控股样本情况下，公司投资率与负债率正相关；而在民营控股的情况下，公司投资率与负债率负相关。由于混合样本中，81／99的比例是国家控股样本，所以我们认为混合样本主要是受国家控股的上市公司的影响。因此，我们可以通过对国家控股的结果进行解释，并以此作为对混合样本的解释。

要分析负债率对公司投资率的影响，我们首先来看一下公司的债务融资结构。债务融资分两种：直接债务融资和间接债务融资。直接债务融资主要是债券融资；间接债务融资主要是银行贷款。由于企业债券市场不发达，我国发行债券的上市公司很少，债券融资比例很低，所以债务融资主要由银行贷款构成。就银行贷款来说，由于国内银行业务主要由几大国有商业银行垄断，所以国有控股上市公司的贷款也主要来自于国有商业银行。

债权融资对公司治理的作用是通过被动的方式来实现的，因而在很大程度上要依赖于公司的破产清算程序以及破产清算压力来影响公司治理，提高公司投资效率。但是，我国的破产清算机制还存在许多问题。首先，企业的破产并不能顺利进行。本来，当企业不能偿还应付债务的时候或者资不抵债的时候，经债权人申请，企业进入破产程序；但在我国，企业破产还经常受到政府的干预。其次，我国企业破产程序不合理，债权人的利益没有办法得到保障。即使企业破产，企业的清算价值也首先是用来安置企业职工，然后才是偿还债务。在这样的程序下，债权人从破产中所能挽回的损失也就很有限了。所以，银行也没有很强的激励去强制不偿还债务的企业破产。再者，国有企业的信息披露不健全，外部人很难了解到国有企业真实的财务信息，这也增加了破产的难度。当银行真正要求企业破产的时候，债权人权益已经损失大部分了。

另外一个方面的原因来自于国有控股公司的内部治理结构。由于大股东“所有权虚置”，国有控股上市公司大多存在内部人控制问题，公司的控制权和经营

权掌握在没有股权的经理手里，这将导致债权人成本效应的失效。

但对民营控股上市公司而言，债权融资对公司投资的约束有效得多。首先，民营控股公司内部治理结构比国有控股公司有效率。控股股东对公司能够实施强有力的控制，公司经理退化为控股股东的利益代表，从而成本效应能够发挥。其次，民营控股公司破产清算的压力比国有控股公司大得多。由于民营控股公司的贷款大多是非行政行为，是市场化运作的结果，所以在民营控股公司不能偿还债务，从而面临破产清算的时候，银行(债权人)受到的来自于政府的干预要小得多。这种破产和清算的压力会激励民营控股公司进行有效率的投资。当然，即使是民营控股公司，其持续经营也是有利于地方政府的利益目标的，譬如维持当地就业和税收，所以破产也不是完全顺利的。

五、结论与政策建议

本文基于不完全资本市场的假设，在资本市场信息不对称的前提下，论证了资本结构对公司投资的影响。我们的结论有以下两点。

1．债务融资在改善公司治理结构以及阻止公司过度投资方面确实有积极作用，民营控股上市公司的实证结果就充分证明了这一点。

2．优化资本结构对于改善国有控股公司(以及与之类似的国有企业)的治理结构，其作用是微弱的。要提高国有控股上市公司以及其它国有企业的投资效率，必须从产权改革着手，使国有企业的投融资行为真正受到资本所有者(包括股权资本所有者和债权资本所有者)的硬性约束。

本文的研究结论倾向于支持公司要素投入者通过对公司资本结构的主动选择，来制约公司经营管理者的投资行为。但是在我国上市公司普遍存在大股东控制的情况下，存在这样一个悖论：公司的资本结构决策和投资行为决策都是由控股股东决定的，而控股股东自身并没有激励去选择一个对其投资行为有很大制约的资本结构。所以我们的政策建议集中在如何改变外部的融资环境，以及通过融资环境的变化来影响公司的资本结构选择，进而作用于公司投资。具体而言有三个方面。

1．理顺公司融资渠道，扩大公司资本结构选择的自由度。要形成资本结构对公司投资行为的制约，前提条件是公司有自由选择融资方式的渠道。我国资本市场发展不平衡：股票市场相对发达，上市公司严重偏好于股权融资；企业债券市场不发达，企业债权融资主要依赖于银行贷款。这样的融资现状不利于上市公司形成一个合理的资本结构。因此，应提高发行股票融资的成本，改变上市公司严重依赖于股权融资的现状；大力发展企业债券市场，让各公司有债券融资的选择空间；国有银行改革的一个目的应该设定为形成更好的公司治理结构，从而更好地行使债权人的权力，对债务人进行有效的监督和制约；同时大力发展民营银行，凭借其对民营企业业务上的信息优势，对债务企业形成很好的治理作用。

2．强化公司破产和清算，为债务融资发挥公司治理作用创造条件。债务融资抑制公司过度投资的一个有效手段就是，当公司不能偿付债务的时候，强制破产或清算。基于我国在对公司破产清算执行中存在的一些障碍，我们认为改进的办法有两点：(1)政企分开，减少政府干预。(2)规范破产程序，保障债权人权益。当然，作为债权人的商业银行自身的改革，有助于公司破产清算的顺利实现。

3．继续推进国有企业的产权改革。由于国有企业的“所有者虚置”问题，其公司治理结构是低效率的，这也是资本结构对公司投资不能形成制约的重要原因。所以本文的结论同样指向国有企业的产权改革，支持国有资本在竞争性领域退出，鼓励私人资本收购国有企业和国有企业的股权。

直接投资的形式范文第3篇

（一）、对现有投资银行进行结构重组，打造投资银行业新框架

资产重组是当今国际上投资银行发展的热潮和方向之一，经过资产重组可以使其在资本、经营管理、技术开发、信息共享和资源分配等方面都可以产生规模经济效益，降低经营成本，增强竞争力。

（二）、加强对证券公司的风险控制管理

首先，我们要树立风险管理理念，加强员工和领导层的风险控制意识，以此来更好地指导自身的工作；其次，设立专门的风险控制部门，加强对业务的风险控制，尤其在对一些大型项目的实施上要慎之又慎，要充分征求相关专业人士的意见，并密切关注项目的进展情况。

一、外部治理机制的优化

外部治理是指所有者通过市场对经营者的间接控制。在产品市场、资本市场及人力资本市场都具备竞争性特征的条件，所有者对经营者的监督与评价就可以借助于具有可比性的指标来进行.这会增加法人治理过程的透明性和客观性，并可以降低其成本。外部治理机制的优化可以从两方面着手：

1、控制权市场的建立与完善。所谓控制权市场是指公司的控制权被交易的市场，主要的方式有兼并、收购、要约收购与委托书收购等。内部人控制的问题可以通过一些组织和市场方面的机制来得到有效控制，公司可以通过奖金或股票期权等方式将管理者的报酬与经营业绩联系在一起，这不仅促使管理者拥有自己的声誉，而且劳动力市场将会根据管理者在经营业绩方面的声誉来确定其工资水平；股票市场则提供了外部监督手段，因为股价可以反映管理层决策的优势，低股价会对管理者施加压力，使其改变行为方式，并且忠于股东的利益。

2、积极推进董事和经理队伍的职业化和市场化建设，人力资本市场有长期的记忆力，它能识别和评价董事和经理人员的人力资本数量和质量，并通过其人力资本市场价格的波动，施以赏罚。高素质董事和经理人员的上佳表现会为他们带来新职位；而表现不佳则在离任后很难再被聘用于其他的公司。

二、内部治理机制的改革

内部治理是指特定企业的所有者对经营者的经营管理活动进行激励和约束的一整套具体制度安排。要最大限度地实现投资银行风险管理效能的提升，必须建立与外部治理机制相适应的内部治理机制。

证券公司激励机制的重构。与国外投资银行相比，中国证券公司在激励机制方面明显存在以下不足：重物质激励，轻精神激励；重短期激励，轻长期激励。

1、股票期权计划

在我国由于相应配套机制的缺乏以及现有政策对证券公司员工持股的限制，造成对证券公司实施股票期权计划的刚性制约，从现实的可能性来看，虚拟股票期权对我国证券公司可能会有参考价值。在虚拟股票期权计划中，公司给予计划参与人一定数量的虚拟股票的期权。从激励机制和效果来看，其与真实的股票期权计划有异曲同工之处。用虚拟股票期权替代真实的股票期权，从近期来看，对绕开股票来源和证券公司个人持股的政策限制有阶段性的策略效果。但从长期来看，虚拟股票毕竟不同于真实股票，特别是涉及到公司控制权的场合，其激励效力将大打折扣。所以，随着相应配套机制的建立健全和政策的松动，还是要向真实股票期权计划为主。

2、员工自我治理与员工持股计划

根据西方国家公司再造的经验，结合中国投资银行发展的现实体制背景和政策框架，最为现实的选择是积极推进投资银行的员工持股计划和内部职工自我经理化、工作团队化和公司事务参与化等管理创新，这既有利于人力资本和非人力资本的合作，增强投资银行的财富创造力、竞争力，又能培养和提高他们的风险意识以及对风险的抗御能力，使他们由风险管理的旁观者升格为当局者，由消极的风险管理主体转变为积极的风险管理主体。

（三）、改善股权结构

从中国目前的资本市场发展情况来看，现阶段中国投资银行应采取阶梯分布型股权结构，即股权相对集中在一定数量的股东手中，股权分布呈从高到低的阶梯式形态，第一大股东必须拥有相对优势的股份（如20% 一30%），成为核心股东，其他股东的地位依次下降。这种股权结构不仅可以提高股东直接监控公司经营者的动力和效率，而且有利于公司治理机制的形成和经营业绩的提高。随着中国证券市场的不断发展完善，中国证券公司的股权结构则应向多元化、分散化、社会化的方向发展。

直接投资的形式范文第4篇

关键词：外商直接投资 经济增长 中国

1.引言

近几十年来，随着经济的发展和改革开放的深入，吸引外商投资已成为发展我国市场经济的重要内容之一，是统筹国内国际两个大局、两个市场的重要体现。吸引外商投资的主要内容包括对外借款、外商直接投资以及其他形式的投资等，其中，外商直接投资又是对外投资的主要形式，处于更加重要的地位。外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI），亦被称为对外直接投资或国际直接投资，主要是指一些国家和地区为实现一定的经济目的而把所有或部分必要的生产要素转移到国外，并通过对国外的生产要素进行整合、控制国际交易的一种方式。在外商直接投资的形式中，主要以资本、技术、管理等形式在他国设立企业等。一般来说，跨国公司是外商直接投资的主要组织形式和载体，同时亦是外商直接投资的重要源泉之一。跨国公司进行对外直接投资的主要动机不仅是出于对出口市场的保护，而且还有突破配额限制、寻求更低的成本以及将投资分散化等需要。自从上世纪起60年代，西方主要大多数发达国家就已经开始对外商直接投资相关理论进行了研究和探索，主要是从微观角度来探索的。当时研究的主要内容和方向是把外商直接投资作为对国际贸易的一种替代，由于跨国公司对外直接投资的目的或是接近市场和原料产地或是充分利用当地廉价的土地和劳动力来降低生产成本等，所以跨国公司根据自身实际情况，并利用东道国经济、技术、劳动力、政策法规等来决定对外投资的方式，以实现其经济目的。目前，国际上对外直接投资的主流理论主要包括垄断优势理论、产品周期理论、比较优势理论、内部化理论以及国际生产折中理论等。具体到我国，通过研究利用FDI效果，分析对FDI 的经济效应，不但能让我们对我国利用外商直接投资的发展进程有更为清晰的了解，而且还可以为以后更好地利用外商直接投资、提高利用的外商直接投资水平促进我国经济发展转型具有一定的现实意义。

2.我国利用外商直接投资状况

随着经济全球化的不断发展，外商直接投资（FDI）对世界各国经济发展具有深远影响，利用外商直接投资已成为解决发展资金短缺、形成资本积累的重要手段之一，对世界各国经济发展的影响也越来越重要。改革开放以来，利用外商直接投资成为我国吸收和利用外资的主要形式。目前我国吸收外商直接投资的总体形势良好，平均每年的增长幅度约为3.5%。据统计，2010年，中国实际利用外商直接投资金额突破1000亿美元，达到1057.35亿美元，增长了17.44%，总体利用外资已超过1万亿美元；2010年445244家，增长了2.53%，2011年我国实际利用外资水平为1160.11亿美元，比2010年增长9.72%，新批设立企业家数为27712。而2012年新增外商直接投资家数和实际利用外资水平则有所下降，新批设立外商投资企业为24925家，同比下降10.06%；实际使用外资金额也下降到1117.16亿美元，同比下降了3.7%。目前，我国利用外商直接投资的产业分布上几乎遍及第一、第二、第三产业的各个行业。根据科尔尼（AT Kearney）调查显示，截止到2012年底，我国连续20年成为世界上利用外资最多的发展中国家，并且仍然是对外国直接投资者而言最具吸引力的国家。这说明外资对我国市场投资环境仍具信心。

随着我国利用外商直接投资规模达到一定规模，利用外资的质量和水平也在提高。以2012年我国利用外商直接投资为例，其特点大体有以下几点：第一，外商直接投资在我国的产业结构分布进一步调整。2012年服务业实际使用外资538.4亿美元，占比48.2%，超过制造业4.5个百分点，同比下降2.6%。农林牧渔业实际利用外资20.6亿美元，同比增长2.7%。制造业实际利用外资488.7亿美元，同比下降6.2%，占全国总量的43.7%。不仅如此，FDI在服务业内部各行业之间的分布也进一步优化，尤其是零售行业和金融行业所占的比重继续上升，分别比2011年增加和0.82和0.19个百分点，房地产业利用外资同比下降10.25%。如图1所示。第二，从外商直接投资的流向看，地区分布格局更为合理。从全国范围来看，中部地区引进外资规模达到92.9亿美元，同比增速提高18.5%，明显高于全国，高于全国水平22.2个百分点。与此同时，东部和西部地区吸引外资规模分别为925.1、 99.2亿美元，同比增速下降了4.2%、14.3%，分别低于同期全国水平0.5、10.6个百分点。由此可以看出，2012年中部地区优势明显，发展强劲，吸引外资能力不断增强，外商直接投资的区域分布继续优化。如图2所示。第三，对我国投资的主要国家投资份额持续增长。以美国和日本为例，2012年其对我国的实际投资金额分别为31.3亿美元、73.8亿美元，同比增长4.5%、16.3%。与此同时，欧盟对我国投资的整体规模为61.1亿美元，增速同比降低3.8%，欧盟各地区对我国投资则发生了分化，。如图3所示。

图1 我国东中西地区利用FDI金额比重

图2 我国各产业利用FDI金额比重

图3 我国主要FDI来源地投资金额比重

由此可以看出，我国利用外商直接投资的规模和质量都已经取得很大进步，这与我国经济的持续快速增长是分不开的。同时，我国吸收各种形式的大量外商直接投资也对我国经济增长具有相当大的推动作用，二者相互促进、相得益彰。我国FDI与GDP增长趋势如图1所示：

图1：我国利用外商直接投资与经济增长趋势图

由上图可直观地看出，从1985年19.56亿元逐步上升，到1992年增长速度大幅上升，利用外商直接投资规模由1991年的43.66亿美元达到1992年的110.07亿美元，增长速度超过了经济增长速度。这种高速增长一直持续到1998年，经过1999年、2000年的短暂下滑后继续保持高速增长，到2010年度利用外商直接投资额超过1000亿美元。2011 年，我国实际使用外资1160. 11 亿美元，比2010年增长9. 72%，再创历史新高，2012年我国实际利用外资却出现下降，同比下降3.7%。与此同时，我国国内生产总值在此期间也不断保持高速增长。图1中直观地表明了FDI增长与GDP增长之间总体趋势具有一致性，然而FDI与GDP之间具体的相互作用机制如何？是FDI促进了GDP增长呢？还是GDP的增长导致了FDI规模的不断扩大呢？本文将利用计量经济学模型作进一步分析。

3.FDI对中国经济增长实证分析

为了更加明确地验证外商直接投资（FDI）与中国经济增长之间的关系，本文选用的指标是GDP与FDI，选取1985-2012年间的年度数据，数据来源于各年的中国统计年鉴。本文通过利用协整方法和误差修正模型来进行分析经济增长与外商直接投资的相互关系，即GDP与FDI之间的长期均衡关系、短期动态关系以及相互影响程度等。本文主要选取FDI与GDP指标经过了对数化处理，以消除序列中可能存在的异方差现象。对外商直接投资（FDI）和国内生产总值（GDP）进行对数化处理后，分别表示为LNGDP和LNFDI，其相应的差分序列为LNFDI 和LNFDI。

3.1.ADF检验

表1：变量值的ADF检验输出结果

变量 ADF统计值 1%临界值 5%临界值 检验形式 结论

LNGDP -0.646369 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNFDI -1.833549 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNGDP -2.867995 -3.752946 -2.638752 c，0，1 平稳

LNFDI -3.403059 -3.752946 -2.998064 c，0，1 平稳

由表1输出的结果可以看出，LNGDP和LNFDI的ADF统计值均小于其在1%及5%水平下临界值，由此可知LNGDP和LNFDI皆是非平稳序列，因此，不能对上述时间序列直接进行回归分析，而应将其先进行协整检验，以检验二者之间是否存在长期稳定的均衡关系。同时，从上表可以看出，经过一阶差分后，LNGDP和LNFDI序列均是平稳的。

3.2.协整关系检验

由于序列变量非平稳，不能使用经典回归模型，所以要对序列进行协整关系检验。协整关系检验主要有Johansen协整检验和E-G两步法，一般来说，Johansen检验主要检验多个变量之间的协整关系，而E-G两步法则多检验两变量之间的协整关系。因此，对于LNGDP和LNFDI二者之间的关系，本文通过使用E-G两步法进行分析。器主要步骤是，首先利用传统方法对序列LNGDP 和LNFDI模拟回归分析，并得到回归方程，通过对回归方程的残差序列进行平稳性检验（单位根检验），而后据此来判断变量序列之间的是否存在协整。通过回归分析，得到LNGDP和LNFDI之间的协整方程和残差平稳性检验结果，具体如下所示：

LNGDP= 6.766159+0.799396LNFDI

（0.294382）（0.052773）

（15.14782）（22.98429）

R2=0.905309 D.W=2.173

表2：残差序列的ADF检验输出结果

ADF统计量 -1.606352 1%临界值 -2.458329

5%临界值 -1.742468

10%临界值 -1.523426

在协整方程中，括号内分别为标准差和t统计量。从上述分析中可以明确的看出，在10%水平下，临界临界值下-1.523426大于残差统计量的值-1.606352，所以，残差序列可以认定为是平稳的，同时也说明LNGDP和LNFDI之间存在着协整关系。即当FDI变动1个单位时，GDP增长0.799396个单位，协整向量为6.766159，误差修正项为：

ECM=LNGDP 6.766159-0.799396LNFDI。

由于已经确定了协整向量，下面我们可以建立VECM模型，并对其进行估计，具体如下方程 所示：LNGDP = 0.162955*LNFDI - 0.148732*ECM（-1） + 0.123800

（0.040430） （0.028992） （0.011882）

（4.030593） （-4.431029） （10.41886）

方程结果表明，EC（-1）的系数表示现在值受过去值的影响程度。由上式可知，系数为-0.148732，这符合误差修正模型的反向修正原则，从系数的t值4.431029可以看出，系数比较显著，这说明当前的增长受前期的误差修正项的影响很大。解释变量LNFDI的系数表示外商直接投资的短期动态影响，即外商直接投资对经济增长的短期弹性为0.162955。

3.3.Granger因果关系检验

直接投资的形式范文第5篇

关键词：直接投资；技术转移；控制策略；贸易溢出模型；实证研究

一、研究意义及背景

在一国经济技术发展进步到一定阶段， 对外直接投资在获取高新技术方面具有突出的优势。截至2009年底， 我国对外直接投资累计协议投资额112亿美元， 中方投资额76.3亿美元， 仅占全球对外投资总量的0.1%， 与我国的经济实力极不相称。 目前， 我国在经济实力、技术、资金等方面已经具备了较大规模对外投资的条件，入世后， 我国将享受无条件最惠国待遇、国民待遇， 同时国外市场限制投资的措施松动、市场准入条件放宽， 为我国开展对外直接投资创造了良好的外部条件。大力发展对外直接投资， 发挥对外直接投资在技术进步方面的优势， 成为当务之急。

因为发达国家对先进技术的输出一直采取严格的限制政策，所以发达国家向外转移的大部分都是已标准化的技术。我国想要在较短的时期内迅速提升整个产业的技术水平，就要进行对外投资，靠近技术源，以获得反向技术外溢，主要可以通过两种方式得以实现：一是到发达国家兼并或收购科技型公司，特别应该加大对研发要素丰裕的国家和地区投资的力度，可以选择和增加对美、英、德、日等国的投资力度而提高其反向技术外溢效应。值得肯定的是，我国一批有实力的跨国经营企业已经在这方面取得了初步的成效和经验。例如，首钢集团通过收购美国麦斯塔工程设计公司70% 的股份直接获取了相应的关键技术等。二是在海外以独资、合资、合作等多种形式设立研发机构，充分利用当地技术资源优势，了解和把握国外新技术发展的最新动态，以此作为开发和引进国外先进技术的基地。如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，并在美国洛杉矶和硅谷、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，通过境外产品开发来推动国内产品的技术升级和出口竞争力的提高。同时，国内也有很多学者运用实证的方法来考察我国外直接投资与技术进步的关系。例如，刘凯敏、朱钟棣通过对我国对外直接投资和全要素生产率 （即技术进步率）时间序列数据分别进行平稳性检验，发现二者的一阶差分序列均是平稳的，所以认为它们之间有长期的稳定关系。龚艳萍、郭凤华通过借鉴Coe和Help- man的贸易溢出模型 （即 CH 模型）构建了我国对外直接投资对技术进步影响的模型，并分析计算得出定量结果，结果显示对外直接投资对技术进步的促进作用是比较明显的。

二、对外直接投资对母国技术进步影响的机制研究

Fosfuri和Motta（1999）设计了两阶段完全信息双寡头古诺模型，解释无技术优势企业的对外直接投资现象。模型的均衡解表明，对于既定的相对市场规模而言，即使在海外亏损，只要溢出程度足以保证无技术优势企业国内市场因溢出而获益，除弥补亏损外还超过国内经营与出口的利润，企业要选择国外建厂而不是出口，才能实现利润最大化，。他们考虑了对外直接投资企业虽无技术优势但本身技术水平相当高的情形。这类企业会加剧市场竞争，减少东道国技术优势企业的市场份额和利润，迫使东道国企业进行战略性对外直接投资。通过对博弈均衡的分析发现，当技术溢出程度迈过门槛水平之后，无技术优势企业对外直接投资的几率将随溢出程度的增加而上升；即使溢出程度接近于完全时战略性FDI也可能发生，无技术优势企业继续受益；无技术优势企业技术溢出的转移成本增加，是战略性对外直接投资的几率扩大，还促进了无技术优势企业对外直接投资的几率扩大，还促进了无技术优势企业继续受益；无技术优势企业技术溢出的转移成本增加，使战略性对外直接投资的几率扩大，还促进了无技术优势企业对外直接投资。

三、跨国公司的技术转移与控制策略

1、技术转移

跨国公司的技术转移主要有外部转移和内部转移两种形式。由于对跨国公司而言，技术外部转移的控制程度较低 ，所以跨国公司多采用内部转移方式。技术内部转移与跨国公司对外直接投资紧密相联 ，是跨国公司技术在母公司与子公司之间的流动。跨国公司技术转移内部化 ，主要是为了规避外部市场干扰和高成本 ，防止技术模仿和外溢 ，充分利用规模经济 ，并且有利于技术和产品生命周期的变化，分期分批地合理转让技术和技能，最大限度地发挥其技术领先优势和实现技术创新价值。跨国公司向东道国进行技术转移的质量和速率 ，则是由多种因素决定的。跨国公司在海外直接投资，是服务于全球战略的，所以其投资企业采用什么水平的技术 ， 同样要服务于跨国公司的全球市场战略，同时也要考虑到东道国的市场结构、技术水平和研发能力。伴随着直接投资而进行的技术转移 ，正是跨国公司综合权衡上述种种因素之后做出的选择。

2、跨国公司对核心技术的控制

跨国公司在技术控制上既要充分发挥技术的优势，又要防止技术过早地泄露。在技术风险管理上，跨国公司对于不同类型的国家采取差别对待策略，在技术转让时机、转让方式方面都具有不同的选择。为了进一步防范核心技术的扩散，当代跨国公司海外投资研究与开发一般采用母国中心化的运作模式。母公司成立一个专门负责各研究与开发分部技术转移的机构，有利于总部研究与开发的规模经济和对核心技术的严格机密的控制。跨国公司针对其拥有的技术水平的高低选择不同的技术风险管理模式，如独资形式或合资形式。

通过阅读大量文献，对外直接投资对我国国民经济发展的影响包括如下四点：第一，发展对外直接投资，可以促进进出口贸易，增加外汇收入；第二，发展对外直接投资，可以发挥我国技术方面的“比较优势”，并且有利于引进国外的先进技术；第三，发展对外直接投资有利于更好地利用外资；第四，发展对外直接投资，有利于发挥我国的资源优势，同时，能够充分利用国外自然资源。

四、模型的建立

参考文献：

[1]龚艳萍，郭凤华。对外直接投资对产业技术进步的影响――文献回顾与我国的实证研究。中南大学学报（社会科学版），2009，（6）：15；

[2]陶微。我国对外直接投资的五大经济效应分析。对外经贸实务（跨国投资）2008：76-78；