国际直接投资范例

一、引言   20世纪后半叶以来关于对外直接投资的文献中，重点强调的是对外直接投资对于东道国经济的影响（Borensztein，1998；Cohen，2005；Moschos，2008），而研究母国即投资国的文献非常少，仅有的也只是从实证上分析了发达国家和新兴经济体对外投资对于母国产业升级的影响，而对转型经济体和发展中国家研究得较少。中国作为一个发展中国家，也是一个处于转型时期的经济体，发展对外直接投资没有直接的经验可以借鉴，必须在学习其他国家对外直接投资经验的基础上，结合中国经济发展和对外投资的实际情况，找寻适合中国对外直接投资的发展道路。不同的对外投资水平和数量对于投资国产业升级的影响不同。但是对外直接投资过程因素也会对产业升级产生影响，即使在对外投资额相同或相似的情况下，由于对外投资过程中的变量不同对于产业升级就会产生不一致的结果。为了研究这个问题，文章拟从两个角度进行论证，一是在没有引入过程变量的影响下，考察对外直接投资对于产业升级的影响，接着把对外投资“走出去”的过程作为调节变量，也就是把对外直接投资和过程变量做交互项，来衡量其影响对外直接投资对产业升级的效果和程度；二是由于经济发展程度不同带来的市场化程度不同，使对外投资过程因素对产业升级的效果产生不同的影响，这里进一步地用对外投资额、对外投资过程变量和市场化程度的交互项来表示和衡量对外直接投资影响产业升级的效果。   二、文献综述   在国际投资理论的研究中，小岛清的“边际产业扩张”理论、赤松的“雁行模式”和小泽辉智的“增长阶段模式”理论，都不同程度地解释了对外直接投资对于母国产业升级的机理和作用，日本学者小岛清通过考察20世纪50-70年代的对外直接投资现象，把国际贸易中的比较优势原则运用到国际直接投资上，认为按照“边际产业”的顺序进行对外投资，既可以实现产业的国际间转移，也可以促进国际贸易的发展；“雁行模式”理论是日本学者于20世纪30年代创立的关于对外直接投资和产业结构关系的一个理论，该理论认为一个国家某一产业的发展大致上要经过进口、本地生产、开始出口和出口增长几个阶段，该模式先是在生产低附加值的消费品产业中出现，然后在生产资料的行业中出现，最后在整个制造业都会呈现出雁行变化的趋势；小泽辉智的“增长阶段模型”理论是在研究“边际产业扩张论”的基础上发展起来的，他把对外投资对经济增长和经济发展结合到一起，用经济一体化的理论去解释发展中国家在经济发展到一定时期后，如何进行对外直接投资从而促进产业转型和经济发展。这个理论为欠发达国家提供了一个赶超先进国家的机会，也为发达国家转移产业和生产技术创造了机会。   从实证研究方面看，对外直接投资对于产业升级既有正向的推动作用也有反向的抑制作用。从正向作用看，Hiliey（1999）通过研究日本20世纪70-90年代对东盟对外直接投资的实践发现，通过对外直接投资日本将其处于比较劣势的纺织和机械工业转移到东盟国家，从而促进了日本国内生产要素从劣势产业到优势产业的转移；Blomstrom（2000）用计量模型的方法验证了日本20世纪后半叶的对外直接投资有效促进了日本国内经济结构的变化和产业结构的调整；Advincula（2000）通过对韩国对外直接投资的实证研究发现，其对外投资有助于企业从价值链的低附加值低端环节向高附加值的高端环节攀升，从而促进企业生产结构的优化和相关产业的升级；从负向作用看，Davis&Huston（1992）提出，制造业是一个国家的基础产业，它出现空心化现象将会导致就业人数和工资的下降，并做了实证研究①。通过对欧洲对外直接投资和国际贸易量的研究发现，空心化会造成国际贸易逆差和就业下降（Barrell&Pain，1997）。Blomstrom通过对美国经济的研究发现，由于对外直接投资，造成了美国失业率的上升（Blomstrom，1997）。对外直接投资行为影响最大的就是国内的出口，而出口的变化又会引起就业和产出的变化（Ramstetter，2002）。   三、假说的提出   中国对外直接投资始于改革开放，先后经历了探索期、起步期、发展期和成长期等，到2010年对外直接投资的流量和存量分别达到了688亿美元和3172亿美元，是对外投资最大的发展中国家，在世界上名列前茅。中国对外直接投资的快速发展是否促进国内产业的快速升级，是本文要研究的第一个问题。由于中国对外直接投资发展过程表现出明显的波动性和不稳定性，因此过程变量对于产业升级是否会有不同的影响，这是本文拟研究的第二个问题。中国各地区经济发展和市场化程度不一致，这些因素对于对外直接投资的产业升级效应是否有影响，这是第三个要研究的问题。本文基于以上拟研究的问题，提出了四个假说：   假说1：对外直接投资可以对投资国产业升级起促进作用。   对外直接投资是一个国家或地区进行国际经济合作和交往的一种重要形式，对外直接投资按投资动因可以分为市场寻求型、资源寻找型、技术寻求型和战略资产寻求型四种类型，这几种类型的对外直接投资推动产业升级的路径可以归纳为：通过对外直接投资可以扩大产品的市场容量，转移国内过剩产能，带动相关原材料、中间产品和设备的出口，并为其他产业的发展释放相关生产要素；可以获得国内产业发展所需的自然资源，促进国内因资源短缺而不能较快发展的瓶颈产业和有关国计民生产业的发展；可以通过兼并、并购等形式获取东道国先进的科学技术，专利和管理经验，以较低的成本在较短的时间内为国内产业发展提供所需的技术力量，促进产业整体技术水平和管理质量的提升；通过合资、收购等形式可以获得企业深度发展所需的战略性资产，有助于企业在整个价值链环节中进行攀升，从而提高该产业及相关产业在国际生产体系中的地位等。这些企业或者产业因对外直接投资的收获都可以通过产业间竞争、产业关联和产业内竞争效应促进投资国的产业升级，不同规模和水平的对外投资额对于产业升级的影响是不同的。   #p#分页标题#e#

假说2：快节奏的投资过程会制约对外投资的产业升级效应。   即使在相同的对外投资额的情况下，对外投资对投资国产业升级的效应也可能会不同，这取决于对外直接投资“走出去”过程的因素。本文把这个过程因素用节奏和不规则度来表示②。对外投资“走出去”的节奏是相对于对外投资的数量而言的，主要是反映在一定时期内一国或地区对外直接投资的快慢程度。VermeulenandBarkema（2002）认为较慢节奏的国际化速度可以获得较大的对外投资效果。较快节奏的对外投资可以从以下几个方面对对外投资产生负面的影响：一是较快的对外直接投资会加速相关原材料、设备和技术的出口需求，使国内企业在较短的时间无法适应和满足激增的需求变化，需求增加对国内企业引致效果没有充分发挥；二是技术的学习、模仿和创新是需要一个过程的，较快的对外投资使技术寻求型的对外投资企业在短时间内难以吸收消化发达国家的先进技术和管理经验，投资效果没有充分发挥；三是对外投资企业的国内外投资环境是不同的，较快的走出去使得有些跨国企业难以很快适应激烈的国际市场竞争和挑战，对外投资的产业间竞争、产业内关联等效应不能有效发挥推动企业技术进步和国内产业升级的作用，影响对外直接投资的效果。   假说3：不规则的投资过程会制约对外投资的产业升级效应。   对外投资的过程不仅可以用节奏来衡量，还可以用不规则度来衡量。对外投资“走出去”的不规则度主要是反映一个国家或地区在一定时期内对外直接投资的不稳定性、不连续性和不规律性。VermeulenandBarkema（2002）认为不规则度会因为“时间挤压效果”对对外投资的效果起到一个负作用。有计划、规则的进行对外直接投资可以使得对外投资发挥较大效应，投资国企业有规则、连续的对外投资可以使国内企业有预期的调整产品的生产，有步骤的学习新技术、新工艺，有计划的学习跨国企业的先进技术和管理经验，促进对外投资的产业升级效应较大限度地发挥。反之，不规则的、突然的、不连续的对外投资使得国内企业短时间不能较快适应激烈的市场竞争，不能快速进行技术革新、不能立即生产出符合市场要求的产品和服务，对外直接投资的效果不能充分发挥。   假说4：国家或地区的市场化程度可以正向调节：（a）对外直接投资过程的节奏效应；（b）对外直接投资过程的不规则度效应。   国家或地区经济发展水平的不同，其市场化程度也会不同，不同的市场化水平对于对外直接投资的节奏和不规则度的影响效果也是不同的。市场化程度高的国家或地区的企业，自我适应和调整的能力比较强，能够较快适应市场供需的快速变化，调整自身的产品结构，也能较快吸收跨国公司的先进技术和管理经验，同时在新工艺、新产品和新技术的创新方面也走在前列。因此，虽然对外投资的节奏和不规则度会对对外直接投资的产业升级效应会产生负的影响，但是市场化程度高的国家或地区，可以减少或减缓这种负向的影响效果。   四、模型和变量选择   在研究对外直接投资对母国产业升级的文献中，并没有成熟的实证模型可用，适合中国国情的更是空白，本文在研究这个论题时是尝试在修改经典增长模型的基础上，加入符合中国国情的因素和变量，以期得出较为符合中国对外投资实践的结论。钱纳里曾经利用100多个国家的数据，提出了一个适用研究不同经济发展水平的“标准结构”的产业变动模型，其影响产业结构的模型基本可以表述如下：   其中，Y表示一国经济结构变动的某一方面如产业结构等，AGDP表示人均国内生产总值，AGDP2表示人均国内生产总值的平方，N表示某一时期的人口数，N2表示人口数的平方，T表示时间趋势变量，I表示一国资源和生产要素的流动如资本的流出、进出口的变化、固定资产的增加等。本节在这个经典的模型上，融入符合本节假说需要的特定变量，被解释变量为经济结构变动的一个方面，这里用产业升级指标来表示，I表示一国资源和生产要素的流动，表明原模型已经考虑了资本流动对产业结构的影响，为加入对外投资变量预留了空间，这里用对外直接投资额反映资本的流动，根据中国对外投资过程的波动性和不稳定性特点，加入节奏和不规则度，市场化程度作为调节变量，AGDP、AGDP2作为控制变量处理，N在统计年限中变化微小，因此不做考察。由于模型中的T反应时间虚拟变量，考虑中国对外直接投资的统计数据年份不长，因此这里忽略这个时间变量，修正后的模型可以表示为：由于对外直接投资、市场化水平等因素对于投资国产业升级的影响会有滞后效果，因此在这里采用的是各变量滞后一期的数据。在这个修正后的模型中，拟采用中国2003-2010年各省份对外直接投资的相关数据进行面板数据分析。   被解释变量：产业升级指标，用IND表示，主要指中观意义上的产业结构的高级化和合理化过程，表现为产业间结构的变动和产业内结构的变动等。衡量产业升级的方法有多种，国外关于产业升级的测度方法比较完备，如霍夫曼系数、钱纳里标准结构方法等，但是这些方法需要有几十年甚至上百年口径统一的高质量数据来支持，中国产业升级的数据并不能支持这些统计方法。中国学者测度产业升级主要是采用指标法：用第三产业占GDP的比重衡量产业升级水平（陈静，2003），用非农化水平来表示产业升级水平，用产业结构层次系数来定量测度和刻画产业结构升级水平（靖学青，2005）。还有的从产业分类角度出发，赋予一二三产业不同的权重，然后乘以各自的比重水平加权后为产业升级指标（徐德云，2008）。也可以构建产业升级指标体系来衡量产业升级，如程如轩（2006）认为有三级指标来衡量产业升级优化：产业结构变动、就业结构变动和产业部门贡献率等。这些指标有的比较简单，如第三产业占比和非农化水平，有的指标有人为确定的权重系数，如产业结构层次法。这里借鉴周昌林、魏建良（2007）测度产业升级的方法，他们认为产业结构的演进和升级是伴随着分工和专业化的深入而进行的，劳动生产率的提高是分工和专业化不断变化的结果，因此用各产业水平值和各产业产值在GDP的比重乘积之和来表示。产业水平值用产业中的劳动生产率来表示，在本模型中用一二三产业的劳动生产率乘以各自在GDP的比重加权后来表示，用公式表达为，i=1，2，3Li为各产业的劳动生产率，用各产业增加值除以各产业就业人数来表示，为了避免产业内高低生产率的差异，在实际计算中对劳动生产率组做开方处理，Pi为各产业增加值占GDP的比重，调整后的公式为：，i=1，2，3解释变量：对外直接投资水平，用对外直接投资的存量来表示，本模型选取10个省份2003-2010年对外直接投资的存量，用字母OFDI表示。调节变量：对外直接投资过程中的节奏（Pace）和不规则度（Ire），节奏是衡量投资国对外投资快慢程度的一个指标，可以用对外投资企业的数量增幅来表示，也可以用对外投资额的增速来表示。在《中国对外直接投资公报》中，没有各省企业对外投资数量的统计，因此这里用各省市对外投资额的增速来表示。不规则度反映在一定时期内对外投资的节奏，这里用一定时间内对外投资额的残差绝对值来表示。#p#分页标题#e#   市场化程度是反映一个经济体通过一系列的调整达到经济资源配置和个人经济权利自由化的过程。根据这一定义，可以用不同的指标来反映市场化程度，如从政府角度看，可以用国家机关和社会团体国有职工人数占在岗职工人数的比例来衡量。从经济配置角度看，可以用非国有单位从业人员占所有从业人员比例来衡量。从贸易公平化角度看，可以用社会消费品零售总额中按市场调节价和政府指导价销售的消费品的比例来衡量。从要素配置自由化看，可以用个体就业人数占总体就业人数的比例来衡量。本文分析的重点是投资国对外直接投资的产业升级效应，主要考察的是经济主体行为对于产业结构的影响，因而采用的是非国有企业职工数占所有行业职工数的比重来衡量，用字母Mar表示。具体的调节作用如图1所示。控制变量：国内生产总值（GDP）、国内生产总值的平方（GDP2）。由于样本数据区间为2003-2010年，只有8年的数据，这里不设立时间序列的虚拟变量。   数据来源和样本单位：由于我国地区经济发展的不平衡，各省开展对外投资的水平和速度表现出很大的差异性。有的省份开展的年份早，对外投资数量多。而有的省份很少或者没有开展直接投资。如果选用全部31个省（自治区、直辖市）的数据，一是会造成非平衡面板数据，二是有的省份数量少并不能解释和说明经济问题，而且会影响实证分析的结果。因此本文采用的是在2010年公布的对外直接投资存量前10名的省份，分别是广东省、上海市、浙江省、山东省、北京市、江苏省、辽宁省、湖南省、福建省和云南省作为样本统计单位，各省份的对外直接投资数据来自于2003-2010年中国商务部和国家统计局公布的《中国对外投资统计公报》，其他数据均来自于2003-2010年《中国统计年鉴》和《各省市统计年鉴》。另外我国各省对外直接投资的数据是从2003年才开始统计并对外公布的，因此统计数据的区间是2003-2010年，采用stata10.0作为计量分析软件，具体的各变量信息见表1。五、计量过程和结果这里运用面板回归分析的方法来考察对外直接投资的产业升级效应。运用面板回归分析有多种估计方法：如混合效应估计、固定效应估计和随机效应估计等。在进行估计前，首先要确定使用何种估计方法。这里分别采用F检验来选择混合效应和固定效应，用BP检验来估计混合效应和随机效应，用Hausman检验来估计固定效应和随机效应，具体的检验结果如表2。   根据stata10.0的分析结果可以看出，模型（1）到模型（6）在混合效应和固定效应的选择上，都判断为固定效应；在混合效应和随机效应的选择上，都判断为混合效应；在固定效应和随机效应的选择上，都选择了固定效应。根据以上的分析结果，可以判断模型（1）到模型（6）均应采用固定效应的估计方法来进行面板回归分析。利用固定效应进行面板回归分析的结果如表3所示。表3显示了面板方法中固定效应估计方法估计的模型结果，产业升级水平和各解释变量、调节变量、控制变量之间都表现出了较显著的相关关系，也验证了上文的假说。但是作为面板回归方法，这样的结果并不能排除数据中组内的异方差和组间的自相关问题，因此还有必要对上述固定效应估计的结果做异方差和自相关的检验。这里采用Wald方法检验是否存在异方差的问题，用Wooldridge检验方法验证是否存在自相关的问题。具体检验结果如表4所示。从表4的分析结果可以看出，模型（1）到模型（6）都存在异方差和序列相关的问题，上述固定效应的回归结果对对外直接投资的产业升级效应并不具有很强的解释力和说服力。因此为了消除面板统计结果中的异方差和序列相关问题，需要利用广义最小二乘法对这个问题做出修正，修正后的结果如表5。   模型（1）表示了在只有OFDI作为解释变量时产业升级的效果，其结果显示对外直接投资和产业升级存在较为显著的正相关性（5%的显著水平）。随着对外投资的增长，随之会表现出产业升级的效应，即对外直接投资每增加1%，产业升级的变动0.077%。在此基础上，加入假说2和假说3的调节变量，即加入节奏和不规则度，作为调节变量解释在对外直接投资过程中，考察节奏和不规则度是如何影响对外直接投资的产业升级效果的。结果显示，节奏和不规则度都会使对外直接投资的产业升级效应产生负向影响；接着为了考察不同的市场化水平对于节奏和不规则度对于产业升级效应的影响程度，设立了模型（4）、模型（5）和模型（6），结果显示，虽然对外直接投资的节奏和不规则度会对产业升级产生负向影响，但是市场化程度高可以中和这种负向影响的程度。如果一国或地区的市场化程度越高，就使得对外直接投资的节奏和不规则度对于产业升级的负作用发挥越小，充分发挥对外直接投资的产业结构升级效应。六、结论和建议本文实证分析了中国对外直接投资的产业升级效应，得出如下结论：   1.不同数量和水平的对外直接投资对于母国产业升级的效果是不一致的。一般说来，对外直接投资数额越大，其对产业升级的影响效果越明显。因为投资国企业进行对外直接投资可以带动相关原材料、中间产品和设备的出口，可以获得国内产业发展的稀缺资源，可以学习和模仿发达国家先进的生产技术和管理经验，可以获得企业发展所需的战略性资产，而这些获得可以通过产业内关联效应和产业间转移等效应，促进母国产业结构的升级和优化。   2.对外直接投资过程的节奏和不规则度可以反向影响对外直接投资的产业升级效应。即使一个国家或地区对外直接投资水平是一致的，由于对外投资的节奏和不规则度不同可以使对外直接投资的产业升级效应是不同的，实证结果表明，如果对外直接投资的节奏越快，不规则度越大，会反向调节对外直接投资的产业升级效果。这是因为快节奏、不规则、不连续、无计划性的对外投资会使投资国国内企业无法迅速调整适应激增的市场需求，不能快速适应技术进步和工艺升级的要求，不能在短时间内适应激烈的市场竞争、学习、吸收和消化先进的科学技术和管理经验，使得对外直接投资对投资国的反向溢出效应不能充分发挥。反之，如果对外直接投资遵循一个较缓慢的节奏，有计划、有规律、有节奏的进行，可以给投资国企业一个适应和调整的时间，使其能逐渐调整生产结构，适应由于对外投资带来的原材料、产品和设备等需求的增加，渐进地学习、模仿和创新生产工艺和生产流程，逐渐地学习、消化和掌握先进的管理经验和服务流程，提高自身的竞争优势和国际竞争力，从而促进母国产业升级和经济的发展。#p#分页标题#e#   3.中国各地区经济发展和市场化程度不平衡，不同的市场化水平对于产业升级的效应是不同的。为了验证这个假说，加入了市场化程度这个调节变量。实证结果显示，市场化程度可以正向调节节奏和不规则度对于产业升级的影响程度。市场化程度较高的地区，对外投资的节奏和不规则度对产业升级的负向影响要小于市场化程度较低的地区。因为市场化程度较高的地区，其当地市场环境比较成熟，经济资源和生产要素可以按照市场机制进行合理配置，企业能够较快地适应市场供需的变化，能够较快地学习、掌握先进的科学技术，能够迅捷地学习、模仿先进的管理经验。因此即使对外投资的节奏快、不规则度高，但是由于市场和企业的适应能力强，可以迅速的调整和学习，从而可以抵消对外直接投资节奏快、不规则度高对产业升级的负向影响。   从以上的分析，可以得出一些有用的政策建议：（1）政府在制定整体产业政策和对外政策时，要特别注重对外直接投资对于产业升级的影响，因为较高的对外直接投资水平可以较快地促进投资企业所在国家或地区的产业升级，各个国家或地区都应该把对外直接投资作为促进国内产业升级的一个重要途径。（2）政府在考察对外直接投资的产业升级效果时，不应仅仅以对外直接投资的数量作为唯一考核指标，还应该把对外直接投资作为一个动态的过程来考察。因为即使一国或地区对外直接投资的数量相同，由于对外直接投资过程中的节奏和不规则度不同，其对产业升级的影响效果也是不同的。较慢节奏、有计划、有规则、有节奏的进行对外直接投资，可以更好的发挥对外直接投资对于产业升级的正向效应。（3）市场化水平较高可以正向调节由于对外投资过程中节奏快、不规则度高对于产业升级的负向影响，因此政府应该在发展对外投资、促进产业升级的基础上，进一步制定措施，加快经济发展，为加快市场化进程提供一个良好的经济环境。同时进行企业体制的改革，提高企业市场竞争力和市场化程度，为提高国家或地区产业升级的水平作出贡献。

作为从“进口替代战略”过渡到“出口导向工业化战略”而发展起来的新兴工业化经济体，韩国的对外直接投资是否提升了其贸易品技术结构？如何提升的？这些问题的回答，对于同样依赖于出口导向路径的中国而言尤为重要，十分值得思考。   一、韩国的贸易品技术结构及其变动趋势   关于贸易品技术结构，Lall（2000）在三位数的基础上，将SITC0～9类共三百多种产品按照技术含量分为五大类：初级产品（PP）、资源性产品（RB）、低技术产品（LT）、中技术产品（MT）和高技术产品（HT），然后仍按照技术含量将后四类产品进一步分为9个小类。这一方法被研究者广泛认同。本文采用这一方法，统计出韩国各技术层次的主要产品（见表1）及贸易品技术结构的变动趋势（见图1至图4）。①其中，图1和图3分别是较低技术层次产品（含初级产品、资源性产品RB1∕RB2、低技术产品LT1∕LT2）的出口结构与进口结构；图2和图4分别是较高技术层次产品（含中技术产品MT1∕MT2∕MT3、高技术产品HT1∕HT2）的出口结构与进口结构。图中每一“柱体”的长度是该图所涉各类产品在韩国总出口或总进口中的占比之和，而每一“柱体”中各种“图案”的长度，则表示各类产品各自的占比。图1表明，韩国较低技术层次的五种产品在出口中的总占比，从期初的46％降至期末的26％，其中，RB2出口比重显著增长，LT1出口比重显著降低。图2显示，中技术和高技术产品的出口比重，从期初的51％升至期末的70％，其中，MT1、MT3和出口比重增长尤为显著。可见，韩国出口结构呈现升级趋势。图3和图4中，技术含量较低的五类产品的进口比重没有表现出明显的趋势性变动，但技术含量较高的HT2和MT3进口比重呈现较明显的降低趋势。韩国贸易结构的变动，在多大程度上受到对外直接投资的影响，有待验证。   二、计量检验与结论解析   （一）计量检验   1．模型、变量与数据来源   从前述理论分析来看，对外直接投资可能通过改变要素比例和产业结构调整，来影响母国贸易结构，由此可以推出，对外直接投资对贸易结构存在滞后因素的影响，对外直接投资流量对当年贸易的影响可能是不显著的，因此本文构建模型如下：其中，被解释变量tRD表示韩国的贸易结构，解释变量fd表示韩国对外直接投资存量，考虑到直接投资存量对贸易结构影响的滞后性，本文采用其一阶滞后序列；解释变量ex表示韩元的实际汇率；β为参数，ε为随机误差。式（1）中，λ分别取ex或im，表示出口或进口；tech分别取PP、RB1、RB2、LT1、LT2、MT1、MT2、MT3、HT1、HT2，表示贸易结构的10个技术分类（见表1），因此该式实际上包含了20个模型。具体而言，被解释变量TrdPPex表示韩国初级产品的出口额占韩国总出口额的比重，被解释变量TrdPPim表示韩国初级产品的进口额占韩国总进口额的比重，以此类推。本文选取的样本区间是1991～2010年度数据，韩国对外直接投资数据来自韩国进出口银行网站数据库，按照表1技术分类的产品进出口数据来自韩国贸易协会数据库，实际汇率数据来自国际清算银行。   2．检验结果   对于上述模型的计量检验分为单位根检验、协整检验和回归分析三个步骤。①首先，单位根检验的相关序列包括20个表示贸易结构被解释变量的时间序列和两个解释变量时间序列，检验结果为：在5％的显著性程度下，22个序列的水平值都是一阶单整（I（1））序列。其次，对20个被解释变量和两个解释变量分别进行20组协整检验，结果发现，除了TrdPPim、FD、EX之间以及TrdRB2im、FD、EX之间不存在显著的协整关系外，其它18组变量之间均在5％的显著性程度下存在显著的协整关系，这表明这些变量之间存在长期稳定关系，可以进行回归分析。第三，基于单位根检验和协整检验的结果，对上述具有协整关系的18组序列进行回归分析，其结果如表2和表3所示。总体来看，在18个模型中，除了以TrdPPim为被解释变量的模型解释力不佳外，其余17个模型的统计量都是显著的。同时，这17个模型的拟合优度最小值为0．347，最大值达到0．948，均值为0．683，说明总体上这17个模型具有较好的解释能力。具体来看，在出口方面，滞后一期的对外直接投资存量（FD）对于RB1、RB2、LT1和LT2类产品的出口比重具有显著的负面影响，对于MT1、MT2、MT3、HT1和HT2类产品的出口比重具有显著的正面影响。在进口方面，在5％的显著性程度下，滞后一期的对外直接投资存量（FD）对于RB1、LT1、LT2、MT1、MT2和HT2类产品的进口比重均具有显著的负面影响。实证检验显示，韩国的对外直接投资推动了其贸易品技术结构的提升。对于低技术层次的RB1、LT1、LT2类产品，韩国对外直接投资对其进口和出口都有显著的抑制作用；对于较高技术层次的MT1、MT2、MT3和HT1、HT2类产品，对外直接投资促进了它们的出口，并抑制了其中MT1、MT2和HT2类产品的进口。这与本文第一部分的理论预期基本一致：对外直接投资促进了低技术层次产品制造业的对外转移，从而降低了该类产品的本国出口和与此相关的进口，表现为贸易替代效应；同时，国内重点发展高技术含量产品制造业，较高技术层次产品的自主制造能力得以加强，增强了该类产品的出口竞争力并减弱了其进口需求，表现为出口创造效应和进口替代效应。   （二）实证结论解析   对于以上结论，我们可以观察韩国对外直接投资中的要素寻求特征，从中获得进一步的事实佐证。首先，从韩国对于不同经济体的投资行业模式来看。表4选列了接受韩国直接投资存量居于前16位的经济体，韩国对它们的投资存量占总存量的比重超过3／4，因此这些投资具有较强的代表性。按照投资行业集中度的特征，16个经济体可分成四组。不难发现，韩国对于具有不同要素禀赋条件地区的投资模式不同，表明了其要素寻求的多重性，既包括对低成本劳动力、自然资源等低级要素的寻求，也包括对国际销售渠道、技术、标准、品牌、全球企业网络等高级要素的寻求。特别是对于中、印、俄和美、德、荷的“制造业＋批发与零售业”的投资模式，反映了韩国对成熟市场与潜在不成熟市场的需求并存。其次，从对不同技术层次产品制造业的投资来看。对于处于较低技术层次的石化业（RB2类）、纺织业（LT1类）和钢铁业（LT2类），韩国的海外投资集中于中国、印度、越南等劳动力、自然资源成本低且市场需求大的地区。而对于较高技术层次产品制造的行业，汽车业（MT1类）在西欧、北美、东欧、中亚和大洋洲等地广泛建立生产基地，藉此带动国内生产的整车和汽车零部件出口，并实现海外生产体系与全球化的营销网络；造船业（MT3类）的投资，一类是土地岸线、劳动力资源较丰富的中国、菲律宾等国，另一类是国内需求亟待释放的巴西、俄罗斯等海洋油气资源大国。一方面可将较低附加值项目转移到国外，另一方面则可在国内集中力量开发液化天然气船等高附加值船型；电子业（HT1类）的海外投资布局同样反映了其对低成本和市场要素的寻求：对欧美发达国家的投资以组装厂为主、选择发达国家附近工资比较低的国家进行投资、对亚洲发展中国家的投资则以零件厂为主①。最后，从对外投资主体规模来看。韩国的大型综合商社凭借其较为成熟的国际经营经验和雄厚资本，多在发达地区进行资金或技术密集型产业的投资开发，而中小型企业（SMEs）多集中于发展中国家，从事技术等级较低的劳动密集型项目的投资。比如韩国在中国的直接投资以制造业为主，中小企业及个人投资在项目数上占83．0％，在投资金额上占40．6％①。不同规模投资主体的组合，有利于发挥各自的相对比较优势，从而提高要素寻求的有效性。综上所述，韩国对外直接投资的要素寻求方式，使其位于韩国总部的母公司得以整合全球资源，改变了韩国由要素禀赋所决定的国际分工地位，乃至提升了其贸易品技术结构。#p#分页标题#e#   三、对中国的启示   中国的要素结构相对失衡，在一定时期内，劳动力资源充裕，而资金、技术和一些自然资源类的要素短缺，那么，中国又是如何通过对外直接投资去实现全球范围的要素配置的呢？在数量上，中国已经成为对外直接投资大国。2010年，中国对外直接投资流量居全球第五位。但2003～2010年，中国流入国际避税港②的对外直接投资占据当年总流量的年平均比重达到76．94％。③这一结果，既可能是因为外汇管制条件下的热钱流动，也可能来自于为了享受外国直接投资种种好处的“迂回投资”———在境外注册再回到国内的国内资本。不妨推断，这些投资源于扭曲性因素。同时，2005～2010年中国流入欧美地区④的对外直接投资占据当年总流量的比重年平均为4．58％；而该期间流入东盟地区的流量年平均比重为3．75％。如果说，流入欧美地区的直接投资具有寻求技术、国际销售渠道等高级要素的动机，流入东盟地区的直接投资具有寻求自然资源、低成本劳动力等低级要素的动机，那么，这种具有明显要素寻求特征的对外直接投资流量在总流量中的占比显然过小。因此，从区位分布来看中国对外直接投资的要素寻求特征并不明晰。   然而，从投资主体构成及其投资行业来看，在中国对外投资中，寻求自然资源输入的投资行为占很大比重。特别是居于中国对外直接投资主体地位的大中型国有企业，近年来频频通过海外并购获取海外资源，且不乏“不计成本”的并购竞价案例。可以说，中国国有经济巨头的海外投资不单纯是商业行为，具有显著的政治经济性。同时，中国当前的出口结构仍然主要集中在低技术和低附加值的LT1类产品方面，虽然高技术产品HT1类产品的出口比重明显上升，但更多从事的是低附加值和劳动密集型环节，而最能反映技术深度的MT类产品、具有较高技术层次的自动化产品MT1类，以及要求有自主知识产权和较高研发投入的高技术HT2类产品，在中国出口结构中所占的比重仍然较低（齐俊妍，2008）。由此表明，中国以对外直接投资提升贸易结构恐怕尚不具备条件。基于现状，韩国经验的借鉴首先需要考虑以下几个方面的问题。   第一，寻找对外直接投资中政府和企业的利益均衡点。政府与企业共同构成了中国对外直接投资的双重主体，政府应考虑如何在不同经济发展阶段和不同宏观战略目标下不断调整双方利益均衡点，政府对国有企业对外直接投资的介入和支持，应尽可能采取政策引导和法律支持服务等形式，同时应使企业的对外直接投资行为更市场化。   第二，趋于市场化的对外直接投资企业应考虑，当得自于政府的异质性资源不可持续时，如何通过合理的投资区位选择，去实现资源的全球优化配置。可以借鉴韩国的经验：向与我国经济发展水平相近或落后的国家和地区实行产业的“梯度转移”；在发达国家尤其是技术资源与智力资源密集地区，建立研发机构和技术密集型合资企业，以达到跟踪和开发高新技术，促进国内产业结构乃至贸易结构升级的效果；鼓励拥有小规模适应性技术的中小企业，通过海外生产和销售，有效规避贸易壁垒，带动相关国产技术、设备、材料和半成品的出口。   第三，消除对外直接投资中的扭曲因素。如前所述，占年均流量3／4的资金对外直接投资的动机不明，不仅容易引起人们对数据的误判，更反映出中国资金运用低效的现状。对此，应考虑改善国内相关制度设计，比如消除内外资企业的差别待遇、消除对民营企业的制度性歧视、完善资本市场等，从而从根本上提高对外直接投资的资金效率，为贸易结构的提升创造条件。

摘要：装备制造业的发展是一个国家或地区工业实力的重要体现，又是决定其在国际分工地位的重要因素。而常态对装备制造业的对外直接投资产生着深远影响。本文通过调研上海69家装备制造业上市企业的对外直接投资相关资料，主要从对外直接投资规模、行业、主体以及目标国家等四个方面进行研究，研究发现，新常态下上海装备制造业对外直接投资呈现出自身发展特点，针对这一发展现状特点，对未来如何发展提出相应的对策建议。

关键词：装备制造业；对外直接投资；上海

一、研究背景

我国经济自2003—2007年一直保持10%以上的增长率，2008年金融危机后，经济增长速度减慢，2014—2018年我国国内生产总值增长速度平均为6.8%，经济增长速度由高速转入中高速。国家主席同志在2014年5月考察河南时首次提出“新常态”，并在同年11月9日的亚太经合组织工商领导人峰会上进一步对新常态进行了系统论述：“中国经济新常态特点主要表现为：一是从高速增长转为中高速增长。二是经济结构不断优化升级。三是从要素驱动、投资驱动转向创新驱动。”我国将较长时间处于“新常态”的经济状态，它对三大产业的发展将产生深远影响，其中也包含第二产业中的装备制造业。装备制造业是生产资料的行业，为国民经济各部门进行简单生产和扩大生产提供技术装备。它的综合实力直接体现了一个国家的生产力发展水平，在国民经济中占有重要份额。上海是我国的老工业基地之一，装备制造业发展水平位于全国前列，已形成较为完备的工业体系，从生产规模、技术创新、产业集聚到参与国际竞争等方面都具有优势。2007年上海装备制造业产值为12554.41亿元，占上海工业总产值的54.33%。2008年爆发国际金融危机，国际经济陷入低谷，国内外市场规模萎缩，导致上海装备制造业企业生产经营困难、效益急剧下降，到2009年一季度产值跌至最低，只有8915.61亿元，比2007年下降29%。随着中央制定的保持经济平稳增长，扩大国内市场需求以及调整经济产业结构战略方针的逐步实施以及世界经济的慢慢复苏，我国装备制造业开始逐渐走出低谷，经济效益平稳回升。上海也出台了装备制造业升级发展的各项政策措施，助推上海装备制造业的复苏。2017年，上海市工业总产值达到36094.36亿元，其中装备制造业产值为20392.03亿元，占工业总产值的56.5%。根据上海市商务委员会所提供的数据，2016年，上海实际对外直接投资额达251.29亿美元，较2015年大幅增长51.7%。而2017年在上海关于装备制造业发展政策的引导和整个世界环境的共同影响下，上海企业对外投资金额有所降低，备案和核准中方投资额127.07亿美元。2018年，随着“一带一路”倡议的持续推进和上海相关政策的鼓励及完善，上海对外投资规模实现了较大增幅，中方备案投资金额168.7亿美元，比2017年增长57.03%，占全国对外直接投资总额的比例近13%，继续处于领跑地位。上海装备制造企业也逐步开始对国外目标市场开展对外直接投资，其中，上海振华重工（集团）股份有限公司自2014—2017年年底，通过并购或绿地新建共投资58.88亿元（按投资当年货币平均汇率折算），投资目标国家（地区）涉及美国、南非、马来西亚、俄罗斯、中国香港、土耳其、韩国、印度、巴西、新加坡、澳大利亚等十多个国家和地区。

二、上海装备制造业对外直接投资发展现状

本文对装备制造业的相关数据统计，主要包括工业部门中的八个二级分类：主要依据装备制造业中有代表性的上市企业数据进行统计分析。根据中国证券监督委员会统计，截止2017年年底，上海装备制造业上市企业共69家，比2014年增加24家。具体情况如表1所示。

（一）近三年装备制造业对外直接投资规模基本平稳

【摘要】

随着经济全球化进程的加快，国际零售商加快了在全球投资扩张的步伐，在全球范围内寻找最佳的资源配置、最优的零售经营地理位置、完善的生产组织等进行市场的扩张。零售巨头家乐福、沃尔玛、麦德龙已经成功实现跨国经营，走出国门、迈向国际化经营已经成为我国零售业向更高层次发展的必由之路。本文将就我国零售业在境外进行直接投资管理中存在的风险进行分析，并找出相应的对策，为零售业的跨国经营发展提供思路。

【关键词】

零售业；境外直接投资；管理；风险；防控

随着我国改革开放的不断深入，我国市场开放的程度越来越高，中国已经成为全球最具消费潜力的市场，也更成为全球零售巨头们纷纷投资的目标。目前，国际零售百强企业中，已经有一半以上的零售企业进入到中国市场中。面对与这些跨国零售巨头同场竞技的激烈局面，我国零售业在激烈的竞争环境中逐渐成熟起来。我国一些大型零售业已经在不断激烈的竞争中选择走出去的方式来实行零售企业国际化发展的路径。例如：国美电器、北京华联等。对于我国零售企业而言，如何在激烈的市场竞争中提升自身的国际竞争水平？如何寻求国外零售市场扩展生存空间？如何在庞大的国际市场上获得盈利、分得一杯羹？这些都是值得我国零售企业深思的问题。

一、我国零售企业境外直接投资风险分析

我国零售业在境外进行直接投资时会遇到各种各样的风险，特别是一些来自于东道国的风险，如政治风险、文化风险、经济风险、法律风险等。这些风险的存在将一直伴随零售业境外投资的全过程，面对这些错综复杂的风险，我们必须正视并对风险进行认真分析。

摘要：近年来我国农业境外直接投资发展迅速，但企业在进行投资时也遇到了一些问题，本文主要从金融支持的角度谈如何帮助农业“走出去”。

关键词：境外直接投资；农业“走出去”；金融支持

1我国农业境外直接投资的现状

1.1我国农业境外直接投资的基本情况

我国是农产品进口大国，相对有限的自然资源决定了我国农业需要“走出去”。在国家政策上，2017年8月，国务院办公厅转发了由国家发展改革委、商务部、人民银行、外交部等四部委联合出台的《关于进一步引导和规范境外投资方向的指导意见》，在鼓励开展的境外投资项目中，明确指出“着力扩大农业对外合作，开展农林牧渔等领域互利共赢的投资合作。”2018年，《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》指出：“积极支持农业走出去，培育具有国际竞争力的大粮商和农业企业集团。”随着我国经济的不断发展，越来越多的企业选择走出国门，进行农业境外直接投资活动。根据国家发展和改革委员会的《中国对外投资报告》，2016年，我国农、林、牧、渔业境外投资金额为32.9亿元，占比1.7%；历史存量投资金额为148.9亿美元，占比1.1%。农业境外投资占整个境外投资的比例偏低。开展农业境外投资的企业当中，民营企业占绝大多数，但民营企业的平均投资金额较小，且大部分为中小型企业。亚洲和欧洲是主要境外投资目的地。

1.2我国境外直接投资管理体制

当前，我国境外直接投资管理主要由发展改革部门、商务主管部门、外汇管理部门等三个部门负责。发展改革部门和商务主管部门是进行境外投资外汇登记的前置部门。发展改革部门主要负责境外投资项目的备案和核准，商务主管部门主要负责境外投资企业设立的备案和核准。除涉及敏感国家和敏感行业需要进行核准外，其余绝大部分境外投资只需进行备案即可。在外汇管理方面，国家外汇管理局根据党中央、国务院的要求不断简政放权。从2015年6月1日起，境内机构境外直接投资无需到外汇管理部门进行行政审批，目前除金融机构进行境外直接投资需行业主管部门出具相应的批准文件或者无异议函外，其余企业可凭发改部门的备案通知书或者核准文件、商务部门的企业境外投资证书等材料直接去外汇指定银行进行外汇登记，外汇指定银行在进行合规性等审查后为企业完成外汇登记和资金汇兑。外汇管理部门则把工作重点放在对业务登记和资金汇兑等环节的事后核查。境外直接投资业务管理部门的简政放权，极大促进了境外直接投资的便利化，减轻了企业的负担。

摘要:本文采用协整模型，分析我国对外直接投资(OFDI)额、研发投入和投资额变化率对国内产业演化的影响;研究发现，“我国对外直接投资显著提升了第二、第三产业的产值”;研发投入具有滞后效应，但影响显著。大部分的OFDI研究集中在投资成效、区位选择和出口效应。本文将从更加宏观的角度来研究OFDI对国内三大产业演化的影响。

关键词:对外直接投资;(OFDI);协整模型;产业演化

一、引言

随着经济全球化的扩大，中国对外直接投资越来越受到关注。对于重要的贸易伙伴，中国对外直接投资是解决贸易逆差和化解贸易摩擦的有效途径，对于母国来说是加快产业演化和提升经济效益的主要方式。产业演化不是一蹴而就，需要从当期的投资额度、长期研发投入和投资节奏的角度来整体研究才能更好地了解产业演化的过程和规律。当期的投资额可以反映资金流向的产业和地域，研发投入可以反映长期产业结构的演化过程，投资节奏能平滑一些特殊年份的冲击更加客观反映产业演化的变化规律。从目前的研究来看，母国产业结构演化还无法量化，中国对外直接投资从多大程度上促进了产业演化也不清楚。比较多的研究集中在对外直接投资的动因分析(田巍、余淼杰，2012)、(李逢春，2012)就省级层面的数据发现投资变化率和市场化程度对产业结构的影响，以及对外直接投资与出口的带动效应(蒋冠宏、蒋殿春，2014)、对外直接投资对制造业的提升(贾妮莎、申晨，2016)。本文的主要贡献:第一是建立数理模型通过内在机制解释OFDI对母国产业演化的影响;第二是采用近10年的数据通过协整检验变量之间的相关性;在投资额、研发投入和投资节奏的视角下，量化产业结构的演化效果，为研究提供新的视角。国外比较有代表性的研究者是Melitz(2003)，他在论文中提到对于不同生产效率的企业有不同的选择，生产效率低的企业一般在国内销售产品，生产效率高于世界平均水平的企业选择出口产品，生产效率最高的企业既可以出口也可以在国内销售，可见获取技术和市场的OFDI一般都是本国生产效率比较高的企业选择的方式。另外有代表性的是邓宁(2007)的国际生产折中理论，他把对外直接投资分为市场寻求型、资源寻求型、技术寻求型和效率寻求型。以上的研究从不同的角度研究了对外直接投资的影响，但对于国内产业演化的相关研究还有不足。第一是单一采用各个产业产值占总产值的比例作为衡量标准，这个做法不能充分体现技术和生产效率的变化情况;第二是产业升级也代表着一个国家产业产值贡献率的变化;第三是OFDI的时间长度和变化速率都是产业演化影响不可忽略的因素。综上所述，本文将在模型中重新选择变量来衡量产业演化升级的标准。

二、模型设计和变量选取

从文献中可以看出，现成的模型是没有的。符合本文研究要求的模型只有通过现实情况来改造，这样才能得到满足要求的模型。本文使用CES生产函数推导模型。(1)Y表示产业产出;y为人均产出;A为技术函数;K为资本存量;L为劳动力总量;δ1和δ2为比例参数;ρ为替代率，取值范围－1＜ρ＜!，m为规模参数。c和ω为K和L的价格。从以往的文献中可以发现，研发投入和投资频率会对产业结构的升级有影响，以此将这两个因素加入到模型中，可以推导得到:(2)模型中的变量分别依次解释为:被解释变量lnyi，t代表i产业在t年的人均产出;解释变量lnofdii，t代表i产业在t年对外投资的数额;以及三个调节变量lnchi，t代表i产业t年的投资节奏(以数据选取的第一年为基年)，该变量主要反映对外投资数额的变化情况;lnrdi，t代表i产业在t年所申请的国际专利数量;其中作为模型中最重要的被解释变量y本文做了如下修正:鉴于目前没有统一的测量产业结构变化的指标，如果单一采用各产业产值在GDP中的占比来衡量不太适合，因为产业结构的变化必然有生产效率的变化和就业人数的变化。数据选取了我国从2004年到2016年连续13年对外直接投资的情况，数据主要来自商务部和统计局的《中国对外投资公报》《中国统计年鉴》和《境外投资企业(机构)名录》。Li代表i产业可以吸引到的就业人数，Di为i产业的平均劳动生产率。(3)各产业之间有不同的劳动生产率，就我国而言，第一产业的劳动生产率比其他产业的较低，为了避免这类差异同时提高产业结构变化的灵敏度，在这里进行开方处理。

三、数据整理与计量分析结果

FDI与进出口贸易通常被看作是发展中国家经济增长与发展的催化剂，它们之间的关系也一直是学者们关注的热点问题。改革开放以来，广东省积极发展外向型经济，大力发展对外贸易，贸易规模迅速扩大，对外贸易依存度也不断提高，外商直接投资逐渐成为广东省利用外部资源的主要方式。进出口贸易的不断扩大和外资的流入对广东省的经济增长产生了重要的影响。   一、广东省FDI、对外贸易的发展情况   近年来，国内外展开了新一轮的利用外资竞争，广东利用外资的龙头地位已被后起的江苏全面超越，并且引进外商直接投资的增速明显趋缓，越来越多的省市正在追赶广东。让广东省更担忧的是，中国2010年实际使用外资突破千亿美元，实际使用外资金额1057.4亿美元，同比增长17.4%，而相比之下，2010年广东全省新批外商直接投资合同额246.01亿美元，增长40.11%；实际投资额202.61亿美元，增长3.72%.广东吸收外资增速已低于全国平均水平。2007-2009年由于受到次贷危机的影响，我省的进出口也全面下滑，因此有必要研究外商直接投资和对外贸易对广州经济的影响情况。   二、实证研究   本文的数据来源于《广东省统计年鉴》2010，其中进口(ex)、出口(im)和外商直接投资(FDI)的数据用当年的汇率折算为以亿元为单位的人民币。因为数据的自然对数不改变原来的协整关系，并且能够使其趋势线性化，同时能够在一定程度上消除时间序列中存在的异方差现象，所以对各变量进行对数变换。对GDP、FDI、EX、IM分别取对数，得到序列LNGDP、LNFDI、LNEX、LNIM。再分别进行ADF单位根检验。   1.平稳性检验   本文采用ADF检验法来检验平稳性。由表2-1的检验结果可知，所有变量在5％的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，是平稳的。   2.协整检验   根据上文的单位根检验，时间序列是平稳的，LNGDP、LNEX、LNIM、LNFDI是零阶单整序列，由于零阶单整同样符合协整的前提条件，对变量做协整分析是用来检验变量之间是否存在长期稳定的协同趋势，至于这种协同趋势的有效性还要通过检验，并且通过误差修正模型修正。因此LNGDP、LNEX、LNIM和LNFDI之间可以进行协整检验。本文将采用Johansen检验，在协整检验前必须先确定VAR模型的最优滞后阶数。由于五个评价指标LR、FPE、AIC、SC和HQ全部认为应该建立VAR(2)模型，因此，确定滞后阶数为2。Johansen检验，结果如表2-2和2-3所示。在5%显著水平上，协整检验和最大特征值检验结果表明四个变量之间存在最多3个协整关系，因此各变量之间存在长期均衡的稳定关系和趋势。从上面的协整方程可以看出，在长期内，广东省的经济增长与进出口之间存在着稳定的正相关关系，和外商直接投资之间存在稳定的负相关关系。   3.Granger因果关系检验   由表2-4可以看出，在90%的置信水平下，EX不是GDP的格兰杰原因和IM不是GDP的格兰杰原因拒绝了原假设，说明EX是GDP的格兰杰原因，IM是GDP的格兰杰原因，出口可以引起经济增长的变化，进口可以引起经济增长的变化，但FDI不是GDP的格兰杰原因，接受了原假设，外商直接投资不能直接引起GDP的变化。反过来，GDP不能够称进口、出口和外商直接投资的格兰杰原因。   4.脉冲响应分析   在模型中将冲击作用的滞后期设定为15年。从脉冲响应图可以看出，出口在前5期会对GDP有正效应，随着时间推移从第6期开始对GDP有负效应。进口贸易的增加，对GDP有正效应。外商直接投资的增加，在前5期出口会对GDP有正效应，随着时间推移从第六期开始对GDP有负效应。   三、政策建议   要进一步提高利用外资的质量和水平。通过本文的分析，外商投资对广东经济增长的影响要小于进出口贸易的影响，原因是利用外资的质量不高。因此，在新形势下，广东省除了要继续扩大利用外商直接投资的规模外，更应重视提高利用外资的质量和效率，要把引进外资工作的重点从单纯吸引国外资金为主转移到引进先进技术、引进现代化管理、引进专门人才方面来，积极引导外商直接投资向资金、技术密集型产业特别是高新技术产业转移，扩大外商直接投资对出口的促进作用，推动经济的持续快速发展。   继续开拓国际市场，提高出口商品的技术含量，增加其附加值。出口贸易对广东省经济增长有一定作用，但这种作用还是比较小。目前广东省出口贸易市场不均衡，因此，必须有步骤地开拓具有发展前景和潜力的市场，多元化开拓国际市场，发展新的出口增长点。同时，还要改善出口商品结构，加强技术改造，提高出口商品的技术含量和附加值。   要高度重视和扩大进口对经济增长的推动作用。从实证分析中可知，进口贸易对广东省经济增长具有较强的促进作用，因此，要正确看待进口贸易对经济增长的影响，加强对外商投资企业进口的监督和管理，使广东本地企业在合作中尽可能地掌握核心技术。

提要:近年来，为吸引外商直接投资，老挝政府出台一系列新的法律法规，其中最吸引投资者的是经济特区法令，因为它使外资企业对老挝的投资程序更加简化，外商投资制度更加透明和公平化，正是因为老挝外资管理制度的不断修正与调整，促进外商直接投资规模不断扩大，对老挝经济发展起到十分积极的促进作用，体现在促进GDP增长、带动外贸出口、生产技术水平提升、就业率增加等方面。本文基于对老挝吸引外商直接投资发展现状分析，从积极的视角探讨外商直接投资对老挝经济发展的影响。

关键词:老挝；外商直接投资；现状；影响

多年来，老挝对外开放政策的实施不断加强，对外经贸关系不断扩大的同时，吸引外资的环境也逐渐改善，并且颁布和不断调整了外资法，这体现出了老挝政府以更加包容和开放的姿态来吸引外商投资者。2012年，老挝正式成为WTO成员国，这为老挝参与国际分工以及经济的进一步开放起到了重要推动作用。自从老挝加入世贸组织以后，吸引外商投资规模不断扩大，一跃成为东南亚地区新兴外商直接投资地区，经济增长速度也成为全球最快的国家之一。

一、老挝吸引外商投资现状

（一）老挝吸引外商直接投资增长速度。为了摆脱不发达的经济现状，提升老挝国民经济与社会发展水平，老挝政府开始从商业环境、法律法规以及基础设施等方面着手，为吸引外资创造更好的条件。自从老挝新外资法实施以后，外商直接投资环境得到了进一步改善，外国投资者的法律保障更加稳固，外资准入要求也更加宽松，使得老挝外商直接投资数量快速增长。当前，老挝已经建设有12个经济特区，共计覆盖面积达1.96万公顷以上，成为老挝吸引外商投资重点区域，截至2018年年底，老挝经济特区吸引投资额共计16亿美元左右，共计包含国内外投资企业539家，其中外国投资企业474家。由此可见，外商投资占大部分比例。（图1）从图1可以看出，老挝吸引外商直接投资的数额从2001年开始不断上升，尤其是到了2005年和2010年分别取得了量的突破，而且即使在全球金融危机的影响下，老挝吸引外商直接投资规模也没有缩减，但2011年以后老挝吸引外商直接数额起伏不定，然而整体仍保持较高的水平。除此之外，老挝吸引外商直接投资的企业数量也不断增多。（图2）从图2可以看出，老挝自2009年开始吸引外资企业的数量一直保持在300家左右，与2001年的61家外资企业数量相比增加了很多。整体而言，老挝吸引外商投资规模呈现出了不断扩大的趋势。

（二）老挝吸引外商直接投资来源地。自从20世纪90年代老挝颁布外资法以后，在老挝投资的企业共计来自世界40多个国家。据统计，从2001年开始截至2018年，老挝吸引外资总额累计为318.6亿美元，但是这其中的大部分投资额来自于东亚周边国家。其中，截至2016年，中国企业对老挝投资项目共计830个，泰国企业对老挝投资项目为746个，越南企业对老挝投资项目为421个。截至2016年，这三个国家是老挝吸引外资的前三大来源地。其中，中国企业占老挝外资比为38.7%；泰国企业占老挝外资比为16.8%；越南企业占老挝外资比为9.6%。除东南亚周边国家以外，还有来自日韩以及欧美等发达国家的投资，其中，2016年韩国企业对老挝的投资额排名第四位，法国和日本分别位居第五、第六位，分别占老挝外资比为9%、4%和3.6%。

（三）外商直接投资在老挝的投资产业结构。随着老挝吸引外资数量的不断增多，外商直接投资企业对老挝投资的行业也表现出了逐渐多样化。例如，以老挝吸引外资的12个经济特区为例，吸引外资的产业结构已经涉及到政府投资、开发商投资以及零售商投资，其中建筑行业的开发商投资额较大，零售商投资份额其次。2018年，开发商投资额高达12.7亿美元，零售商投资额也高达3.49亿美元。从具体行业结构分布来看，商业占外资比例的28%；工业占外资比例的32%；服务业占外资比例的40%，农业等其他产业几乎为零。