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对外直接投资的原因范文1
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③中国国土资源部《2012中国国土资源公报》.
④根据中国海关、国家统计局和国土资源部的数据资料整理所得.
⑤国务院新闻办《中国的矿产资源政策》.
⑥国家统计局、国家发改委、国家能源局《2011年分省区市万元地区生产总值能耗等指标公报》.
⑦根据《BP世界能源统计2011》和美国能源署（EIA）网站数据整理.
参考文献：
[1]冯雷，夏先良.中国“走出去”方式创新研究[M].社会科学文献出版社，2011.
对外直接投资的原因范文2
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。
综上所述，序列lnEX、lnIM、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。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
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).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
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AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.
对外直接投资的原因范文3
关键词：对外直接投资 出口贸易 VAR模型
改革开放以来，我国发展成为一个贸易大国，其中出口贸易成为促进我国经济发展的重要力量，而近年来，我国的对外直接投资也有了突飞猛进的发展。作为推动我国经济快速向前的两大动力，出口贸易与对外直接投资之间存在着不可忽略的相互影响。而在我国，出口贸易与对外直接投资之间是相互替代还是相互促进，它们之间的影响程度等问题至今没有较统一的结论，因此，研究两者之间关系成为一个重要课题。
一、国内外相关文献综述
蒙代尔较早提出贸易与投资相互替论，他认为关税等贸易障碍的出现会对不同国家的资本边际收益产生影响，因此会引起资本的国际流动或直接投资，这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以克服贸易障碍对资本效率的抵消作用，表现为投资对贸易的替代。小岛清的边际产业扩张理论认为，投资国的对外投资应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，对外直接投资与东道国的技术差距越小，技术就越容易为东道国吸收和普及，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。可见，国际直接投资和贸易存在互补关系。
在国内研究方面，蔡锐（2004）、刘泉（2004）运用岭回归方法，利用1990-1999年间的数据，考察我国对外直接投资的贸易效应，结果表明我国对发达国家的直接投资对于进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；我国对非发达国家的直接投资累计对于进口没有影响，而对出口有一定影响。张如庆（2005）对1982至2002年的FDI与EX、FDI与M等时间序列进行经济计量分析。他的结论是出口和对外直接投资之间存在着长期均衡关系，但是不能证明我国进口和对外直接投资之间有长期均衡关系。项本武（2006）通过2000年和2001年我国对49个东道国的年出口流量、年进口流量、直接投资流量和存量以合成数据回归的方法，分别检验我国对外直接投资的出口效应和进口效应，其结果表明我国对外直接投资是出口创作型的。
综合国内外研究成果，我们可以发现对外直接投资和国际贸易的关系具有不确定性，而国外实证研究多以发达国家或地区为研究对象，这与我国作为发展中国家，同时国际贸易和对外直接投资的发展程度不相称的具体情况不相符，此外，国内的实证研究尚处于起步阶段和学者们考虑的时间跨度有所不同等种种原因导致国内实证研究的结果与国外学者具有较大的差异。因此，中国对外直接投资和对外贸易的关系还需进一步验证。
二、实证方法和数据选取
（一）模型选取
假设中国对外直接投资OFDI和中国出口额EX由一个含有两变量的向量自回归模型决定，并假设，，为误差向量，在两个时间序列和的情形中，VAR（P）由以下两个方程组成：
（1）
（2）
其中（p=1，…，p）和（r=1，…，r）是待估计参数
方程（1）的经济含义为，当期的对外直接投资流量受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。对东道国滞后P期的对外直接投资能形成集聚经济。大量相关企业集中在一定地域上，可以节约生产成本、降低风险和利用外部经济，扩大生产和消费需求，并有利于企业间的竞争与合作，提高管理与办事效能，进而能吸引更多的当期对外直接投资。而我国企业通过对东道国r期的出口贸易能够更好地收集关于东道国的制度安排、市场结构和基础设施等一系列投资环境的相关信息从而影响我国当期的对外直接投资。此外，若我国对东道国的出口贸易过多可能会引起东道国设立关税等贸易壁垒，这也对我国当期的对外直接投资产生影响。
方程（2）的经济含义为，当期的出口贸易额受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。滞后P期的对外直接投资对当期的出口贸易额的影响具有两面性。例如为了规避贸易壁垒，更接近消费者市场，获得廉价的劳动力和原材料从而降低生产成本而进行的对外直接投资，随着企业由对东道国出口向在东道国直接投资生产的转变，其结果必然导致对外直接投资在一定程度上替资国的出口；另一方面，对外直接投资可以通过以设备作价进行投资或者是设备更新和配套要求等途径带动设备和中间产品的出口，同时，对外直接投资还可以消化传统技术和转移过剩生产能力，推动产业结构调整，促进出口产品结构优化，进而使贸易条件改善。而我国对东道国滞后r期的出口贸易可以搜集更多当地市场的信息，有利于开辟新的出口渠道。
（二）数据选取
本文以1982—2010年为样本区间，文中OFDI表示中国对外直接投资流量的时间序列，EX表示中国出口贸易额的时间序列，各时间序列分别有29个观测值。中国出口贸易额数据来自中国统计局的各年《中国国民经济和社会发展统计公报》，中国对外直接投资数据来自联合国贸易和发展委员会网站。考虑时间序列中的可能出现异方差现象，先对变量分别取其对数得LnOFDI和LnEX。
三、实证检验
（一）平稳性检验
首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。
表1 序列平稳性ADF检验
从表1可知，各对数变量在5%和1%的显著性水平下都通过了平稳性检验，说明这些变量具有一阶单整性。
（二）协整性检验
对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说，需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。检验结果得，当r=0时，似然率统计量的值为13.7123，大于5%显著水平的临界值11.2248，表明应拒绝零假设。而在零假设r=1时，似然率为3.9761，小于5%的临界值4.1299，也就是说lnOFDI和lnEX之间存在一个协整关系，即它们之间存在长期稳定的比例关系。
（三）格兰杰因果检验
协整结果表明变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否具有因果性还需要进一步验证。
表2 格兰杰因果关系检验结果
由表2得，短期来看，对外直接投资的变化不是导致出口变化的格兰杰原因，而出口的变化却是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。
（四）建立VAR模型
根据以上分析，估计的VAR模型为。
1、脉冲响应函数
图1给出了变量之间冲击的影响。横轴代表追溯期数，这里为10；纵轴表示因变量对各变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信区间。
图1 脉冲响应函数显示结果
图1中的左上方是对外直接投资对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出对外直接投资一直是个正的响应，并且慢慢趋向于0。右上方的是出口的冲击引起对外直接投资变化的脉冲响应图。可以看出，但在本期给出口一个标准差的冲击后（即出口增加），对对外直接投资是一个正响应，在第2期到达顶点，之后出现一点小波动，然后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为出口对一个国家的对外直接投资具有促进作用。左下方是对外直接投资的冲击引起出口变化的脉冲响应图，可以看出，当在本期给对外直接投资一个标准差的冲击后（即增加对外直接投资），在前两期对出口是一个负响应，在第3期后，响应由负变为正，最后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为一个国家的对外直接投资对该国的出口具有互补作用。右下方是出口对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出出口一直是个正的响应，并且慢慢趋向平稳。
2、方差分解
本文利用方差分解技术分别分析对外直接投资与出口自身对出口的影响比重和出口与对外直接投资自身对对外直接投资的影响比重，从而分析两者的关系。根据最后的分析结果，引起出口发生变化的主要原因是其自身的新息冲击，比重达到88.24%，而对外直接投资的比重只有11.76%，这与前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论基本一致。此外，引起对外直接投资的主要原因也是其自身的新息冲击，比重为63.35%，但出口对对外直接投资也具有不可忽略的影响，比重为36.65%，这也基本符合前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论。
四、结论与政策建议
（一）实证分析结论
1、根据我们的协整性分析表明，我国的对外直接投资与出口之间存在长期稳定的比例关系，估计出协整关系所对应的长期方程分别为：
LnEX =5.54+0.61 lnOFDI （1）
lnOFDI =-6.25+1.26 lnEX （2）
长期来看，对外直接投资每增加1个百分点会相应带动出口增加0.61个百分点。这意味着我国的对外直接投资对出口具有促进作用。出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资增加1.26个百分点。
2、根据上文的格兰杰因果检验表明，对外直接投资对出口的格兰杰因果关系在5%的水平上并不显著，但这一结果并不与对外直接投资对出口具有促进作用这一结论相矛盾，只是说明了对外直接投资对出口的促进作用还不够大，而这也由第一点的方程1中的系数（0.61）体现出来。出现这种情况，主要由于我国对外投资的规模相对偏小，这反映了中国的对外直接投资尚处于起步阶段，他的规模效应和外溢效应还未能完全显现出来。
此外，出口贸易对对外直接投资的格兰杰因果关系在5%的水平上显著，即出口的变化是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。由第一点的方程2可知，长期中，出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资1.26个百分点，这意味着我国出口贸易对对外直接投资具有比较显著的促进作用。
3、通过对模型的脉冲响应函数和方差分析的结果观察可知，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。同时，相比之下，出口贸易对对外直接投资的促进作用大于对外直接投资对出口贸易的促进作用。
（二）相关政策建议
第一，我国的对外直接投资对出口具有促进作用。因此，我国应该加大力度推动对外直接投资的发展，积极改变目前对外直接投资起步晚，缺乏竞争优势，与对外贸易的规模不相适应的状况，鼓励企业在加强自身发展的基础上，制定确实可行的对外直接投资战略目标。同时，政府要加速完善境外投资立法，利用财政、金融等多种手段支持企业开展跨国经营，为企业境外直接投资提供优质服务。
第二，我国出口贸易对直接投资具有比较显著的促进作用。因此，我国政府可通过政策、技术和资金等方面的支持，国内企业自身要着力打造拥有核心竞争力的产品，增强国际竞争力，等产品在出口市场上占据一定的市场份额，并且企业对国外市场有较充分了解后，再转为对这个市场进行直接投资。
第三，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。因此，企业应在加强自身发展的基础上积极制定适合自身的对外发展战略。在传统优势产业方面，我国企业已经处在由出口向部分直接投资转移的阶段，但我国的高科技企业也应主动“走出去”建立境外高科技工业，促进产业结构和贸易结构的改善。而且在中短期内，可以从总体上实施部分替代战略，即在对外直接投资的同时，继续在同一东道国保留相当比例的出口比重，使我国对外直接投资和对外贸易融合发展。
参考文献：
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[3]蔡锐，刘泉.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，2004（8）：64-70.
对外直接投资的原因范文4
有关国际直接投资和国际贸易关系的理论研究，主要集中在两者间的关系方面。投资与贸易的关系最初由蒙代尔（Mundell，1957）提出，他在标准的H-O模型基础上引入了贸易壁垒进行分析，得出了投资与贸易的完全替代关系。邓宁（Dunning，1980）提出了OLI模型，该模型认为对外直接投资倾向于对母国出口的替代和对东道国进口的替代。日本学者小岛清（KiyoshiKojima）综合提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型。他认为，国际直接投资不是资本的流动，而是资本、技术、经营管理知识的综合体由投资国的特定产业向东道国的同一产业的特定转移，国际直接投资通过改变东道国的生产函数和消费水平，促进两国贸易的发展。克鲁格曼（Krugman）认为在要素禀赋不对称和存在规模报酬递增的情况下，国际投资会带动母国的出口贸易。国际直接投资和贸易两者之间的替代或补充关系也得到了实证方面的检验。国外学者如Belderbos和Sleuwaegen（1998）基于美国和日本的经验研究表明，外商直接投资是对东道国的替代。Adler和Stevens（1974）通过对研发产业的研究，证明国际直接投资和出口之间是一种相互替代关系。Lipsey和Weiss（1981）利用1970年44个国家14个产业水平的数据，研究了美国制造产业对外直接投资与美国制造业出口之间的关系，结果表明国际直接投资和出口之间存在互补关系。Goldberg和Klein（1999）对日本的实证研究也表明国际直接投资与贸易之间存在着互补关系。国内学者的实证研究大都集中在外商直接投资对我国进出口的影响：江小涓（1999）研究表明，FDI能够使东道国的进出口结构由消费型进口转变为生产型进口。史小龙和张峰（2004）运用协整分析方法与误差修正模型研究我国外商直接投资与对外贸易的关系，得出外商直接投资对我国进出口存在显著的促进作用。还有的学者应用因素分析法、绩效或贡献度法等进行了研究，结果大都表明我国外商直接投资促进了我国对外贸易的增长。而研究我国对外直接投资与对外贸易关系的文章相比就比较少了：张如庆（2005）运用1982—2002年度数据进行协整分析，得出了进出口分别是对外直接投资变化的原因，出口和对外直接投资之间存在长期均衡关系，而进口与对外直接投资之间没有长期均衡关系。项本武（2006）利用我国1999—2001年的面板数据得出我国对外直接投资与出口是互补关系，但对进口存在替代效应。张应武（2007）利用2000—2004年的面板数据，使用引力模型分析了我国对外直接投资与对外贸易的关系，结果表明：对外直接投资与出口相互促进。笔者认为张如庆的数据不能充分反映2002年以后中国对外直接投资与对外贸易的关系，因为这几年正是中国对外投资和对外贸易的迅速发展时期，不能包含这几年的数据可能对结论造成影响。此外，本文的结论与他们的也不尽相同。
二、计量方法和模型
1987年，Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为非平稳序列建模提供了一种途径，可以有效克服存在的伪回归问题。这一方法构成了本文研究中国FDI与对外贸易关系的理论基础。E-G两步法的基础思想是，如果两个变量的值呈现非平稳性，但它们的某种线性组合呈现平稳性，则表明变量之间存在协整关系。那么，检验一组变量之间是否存在协整关系就等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。在经济学上就意味着可以通过一个变量值的变化影响另一个变量值的变化。本文利用协整关系来考察中国对外直接投资与对外贸易之间是否存在长期稳定关系，检验方法采用E-G两步法。
三、计量检验结果
1、样本说明
本文选取联合国贸易与发展委员会（UNCTAD）网站公布的中国对外直接投资额度量中国对外直接投资，选取商务部公布的《中国对外贸易形势报告》中的进出口额度量我国的对外贸易，样本区间为1979—2010年。其中，中国对外直接投资用FDI表示，进口用IM表示，出口用EX表示，LNFDI、LNIM、LNEX分别表示其自然对数。计量软件采用Eviews6.0操作。
2、ADF单位根检验结果
用计量软件进行ADF单位根检验。所有变量在10%的显著水平上均不能拒绝存在单位根的假设，而它们的一阶差分在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这些变量都是一阶差分平稳的，即一阶单整。于是可以进一步检验变量间的协整关系。
3、协整检验结果
根据ADF检验，由于LNFDI，LNEX，LNIM均为一阶单整，可由E-G两步法考察变量间的协整关系。直接回归后的结果显示两个DW值均较低，需要进行自相关修正，自相关修正后的结果显示DW值得到改善，表明从统计上已消除了残差自相关。回归显示，在1979—2010年期间，中国的出口和进口分别对中国FDI有显著影响，呈现正相关。模型拟合较好，R2和调整的R2比较高，F值统计显著，各系数都通过了显著性检验。为了检验是否存在协整关系，还要考查自相关修整后的方程残差是否平稳。同样进行ADF检验，结果见表四。结果发现它们均在1%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明残差序列是平稳的，中国对外出口和中国进口和中国对外直接投资之间存在显著的协整关系。残差自相关后的协整关系如下：LNFDI=-6.02+1.24LNEX+[AR(1)=0.43]LNFDI=-6.89+1.36LNIM+[AR(1)=0.40]根据得出的协整方程可知，中国对外直接投资分别与出口、进口之间具有显著正相关性。4、Granger非因果关系检验结果具有协整关系只是意味着两者之间存在长期均衡关系，并不能说明两者之间有因果关系。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量之间的因果关系。本文利用格兰杰非因果关系检验中国对外直接投资与出口、进口之间的关系。本文选取了4个滞后期，检验结果见表五。由表五可知，检验结果较为一致，我国的出口、进口都是中国对外直接投资变化的格兰杰原因，而中国对外直接投资不是进出口变化的格兰杰原因。
四、结论分析
1、中国的出口与对外直接投资之间存在着长期均衡关系，出口是对外直接投资变化的原因。首先，这是已经被多数发达国家和发展中国家对外投资的事实证明了的：出口是对外投资的先导，当出口发展到一定阶段时，对外直接投资就成为一种必然。就投资主体的企业而言，它的国际化阶段也是从出口开始的，当产品在国际市场上有利可图时，企业才会进一步考虑对外直接投资。其次，中国对外出口的扩大，已经遇到了越来越多的贸易壁垒，再加上国内生产成本的上升，企业为了在国际市场上保有竞争力，需要积极对外直接投资以规避贸易壁垒对企业的影响。最后，中国的“走出去”战略是我国经济发展的必然要求，政府提出这一战略并提供了好的经济政策，这必（责任编辑：祁彩云）将大大推动我国对外直接投资的发展。
对外直接投资的原因范文5
一、汇率变动对国际直接投资流的影响
1.货币的贬值或低估有利于吸引外国直接投资而不利于对外直接投资
一个国家货币的贬值或低估降低了以外币的该国资产的价格、市场上原材料的价格以及名义工资，从而降低了外国投资者在该国的经营成本。来自强货币或币值被高估的国家的投资者能够以较少的资本在这个国家建厂、办公司或并购，以较少的投资做较大的生意。许多跨国公司把一部分生产放在弱货币或币值被低估的家进行，以此降低产品的生产成本，然后将产品出口，在强货币或币值被高估的国家市场上以较高的价格销售，从而获取高额利润。所以一个国家的货币贬值或低估往往有助于该国吸引更多的外来直接投资。
八十和九十年代，一些发展中国家吸引了大量国际直接投资，其中原因之一就是由于汇率的变动。某些亚洲及拉美发展中国家的货币在这一时期不断贬值，这使在这些国家的外国直接投资变得很有吸引力。1997年危机首先在泰国爆发，泰铢大幅贬值，在巨额短期外国资本逃离泰国的同时，流入该国的外国直接投资却反而猛增。泰国货币的大幅贬值使外国投资者并购泰国的企业变得十分容易，因为对他们来说泰国的资产比危机前要便宜得多。
从表1所示，我们可以发现在1997和1998两年中泰铢大幅贬值，1996年一美元只能兑换25泰铢，亚洲金融风暴发生的这一年，一美元能兑换31泰铢，1998年一美元已能兑换41泰铢。我们也发现在泰铢大幅贬值的同时，泰国的外国直接投资流入量也直线上升，1996年为23亿美元， 1997年为39亿美元，1998年达到73亿美元。由此可见，泰铢贬值是引起外国直接投资大量增加的一个重要原因。
然而货币的大幅贬值或低估不利于对外直接投资，因为别国的资产、原材料和人工会变得很贵。发展中国家的货币本来就弱，货币的国际购买力较低，因此，对外直接投资十分困难，若货币再大幅贬值就会给对外直接投资雪上加霜。这就是发展中国家对外直接投资非常少的主要原因之一。
2.货币的升值有利于对外直接投资而不利于吸引外来直接投资
货币的大幅升值有利于对外直接投资，但不利于吸引外来直接投资，这一论点可从日本的情况中得到证实。从七十年代初开始一直到1995年，日元对美元不断升值。 1970年一美元可兑换360日元，但是到了1995年在外汇市场上一美元却只能兑换94日元。日元的升值极大地提高了日元的国际购买力，使日本投资者在国外能较容易地进行企业并购、开公司和建厂。在上的一段时期，由于日元价值低估，日本的曾长期从产品出口中获利。自从日元大幅升值后，日元的高估削弱了日本国内出口产品的竞争力，日本企业就开始大举对外直接投资，将其一部份产品的生产转移到人工成本较低的国家，特别是一些货币处于弱势的亚洲发展中国家，从而使其能继续保持出口产品在国际市场上的竞争力。
计量数学模型的测试结果显示，在1977年到1997年时期日元兑美元汇率的变动与日本在国外直接投资的变化呈正相关（ρ＝0，61），在1977年到1988年这段时期两个变量的相关度非常高（ρ＝0，95）。由此可见日元升值是一个可用来解释日本对外直接投资增加的因素。
日元的大幅升值促进了日本的对外直接投资却阻碍了外国在日的直接投资。由于日元的不断升值，对于外国投资者来说在日的直接投资却越来越缺乏吸引力，因为日本境内的资产、原材料和人工变得越来越昂贵，令外国投资者望而却步。因此在发达国家中，日本是吸纳外国直接投资最少的国家。笔者根据国际货币基金组织的《国际金融统计》公布的数据进行了计算，在1980年至1997年期间，日本对外直接投资为3478亿美元，外国在日本的直接投资只有121亿美元，两者之比为28.74：1.然而在这同一时期，美国对外直接投资7096亿美元，外来直接投资达到7633亿美元，两者之比为0.93：1.英国此比为1.52：1，法国为1.43：1.计算的结果显示，与其他工业发达国家的情况不同，在此期间流人日本的外国直接投资极少。
一个国家货币的大幅升值会减少在该国的外国直接投资，这不仅体现在日本的情况之中，而且也适合其他国家。根据塔卡拓喜·依托（Takatoshi ho）和比德·易萨德（Pe- ter Isard）1997年的结果，在APEC地区实际汇率升值 10％将造成相当于o，25％的GDP的外国直接投资的减少。也就是说，如果某个APEC地区的国家的GDP为 10000亿美元，该国的货币升值10％会减少25亿美元的外国直接投资的流入。
二、人民币汇率的变动对外来直接投资输入的影响
1.人民币的大幅贬值促使外来直接投资的大量增加
从八十年代初开始，进入我国的国际直接投资呈上升趋势，特别是1992、1993和1994这三年外来直接投资的流人更是增加迅速。此情况的出现首先应归于我国的改革开放政策，也离不开我国改善投资环境的有效努力，此外，还有一个重要原因即是人民币的大幅贬值。
根据我国国家统计局公布的数据，笔者用计量经济数学模型就人民币对美元汇率的变动与国际直接投资流人中国的增加这两个变量进行了相关性分析，测试的结果显示这两个变量呈正相关，从1983年到1994年期间这两个变量的相关度很高。以下为计算结果：
1983年至2000年：ρ＝0.65
1983年至1994年：ρ＝0.86
注：ρ为相关度
从测试的结果我们可以得出如下结论：人民币汇率的变动是一个可对外国直接投资大量进入进行解释的因素。
从八十年代初到1994年人民币对美元的汇率持续走低，1981年1美元兑1.7050元，1993年官方汇价为1美元兑5.7620元。1994年1月1日起我国实行官方牌价与调剂价并轨，汇率变为1美元兑8.7元。人民币的大幅贬值对国际直接投资大量涌入我国起到了很大的作用，1994年我国实际使用外来直接投资达到338亿美元。从1995年开始，人民币对美元的汇率小幅上调，1994年人民币大幅贬值的逐渐减弱，外来直接投资的增幅也开始下降。
90年代西方发达国家对中国的直接投资量的变动起伏或多或少都受到人民币汇率变动的影响，其中以日本的情况最为明显。人民币对日元汇率的变动与日本在华直接投资的变动之间的相关性的结果显示，在1989年至1999年时期日元对人民币汇率的变动与日本在中国的直接投资量的变化呈正相关（ρ＝0.80），在1989年至1995年时期该两个变量的相关度非常高（ρ＝0.97）。
首先，我们注意到从1989年到1995年期间日元对人民币大幅升值。1989年一百日元只能兑换2.736元，然而到了1995年一百日元可以兑换8.9225元。在此期间伴随日元对人民币的升值，我们发现日本在中国的直接投资同样在快速地增长。1989年日本在中国的直接投资只有3亿5千6百万美元，但到了1995年却达到31亿1千万美元，六年中增加了7倍多，由此可见日元对人民币的升值对日本在中国的直接投资的影响是明显的。
2.人民币的升值影响了外国直接投资的流入
从近几年欧元区对华直接投资的变动可以说明人民币的升值会造成外国直接投资流人的减少。1991年1月1日欧元正式问世以后欧元对美元的汇价不断下跌，从1欧元兑1.18美元跌至1欧元兑0.84美元，欧元的大幅贬值使国际直接投资的两个输出大国德国和法国的对外直接投资额急剧下降。由于人民币与美元挂钩，美元对欧元的大幅升值也带动了人民币对欧元的大幅升值。2000年、2001年和2002年欧元区的德国和法国的对华直接投资都比 1999年有较大幅度的减少，可是在这三年中，美国、日本和韩国的对华直接投资都比1999年有较多的增加，出现这一情况的主要原因之一即是人民币对欧元的大幅升值。
3.人民币汇率的相对稳定有利于吸引外来直接投资
由于我国持续快速增长，我国在国际市场上的竞争力不断提升，货物出口能力不断提高，外汇储备不断增加，近年来人民币开始面临升值压力。这说明我国的改革开放取得了巨大的成果，人民币的国际地位在提升，我国的国力在不断的增强。然而根据我们的上述分析，若人民币对外币的汇率大幅上升必然会造成流入我国的国际直接投资的大量减少，而且以出口为主要目的已在中国境内的一些外资企业也会变得举步艰难，它们会将一部分产品的生产和业务转移到其他国家去。
对外直接投资的原因范文6
摘要：2003年以来，我国对外直接投资发展迅猛，到2011年已成为全球对外直接投资（流量）第六大经济体，初步奠定了全球对外直接投资大国的国际地位。与发展中经济体相比，我国处于对外直接投资的前列，但与全球主要投资大国美国、英国及日本相比，我国的对外直接投资还存在较大差距，尚有较大的发展空间。因此，我国应进一步扩大对外直接投资的规模，实现从对外直接投资大国向对外直接投资强国的转变。
关键词：对外直接投资；国际地位；发展历程
一、我国对外直接投资发展历程
表1是1992-2011年我国对外直接投资流量及其变化趋势。从表1看出，2003年是我国对外直接投资的一个拐点，可以以2003年为界划分为两个时期，即1992-2002年和2003-2011年两个阶段。1992-2002年，我国对外直接投资的流量处于低值盘整期，如1992年和1993年我国对外直接投资分别只有40亿美元和43亿美元，1993-2000年我国每年的对外直接投资流量均又回落到20亿美元左右，到2001年虽然上升到69亿美元，但2002年又下降到不足30亿美元。
从2003-2011年，我国对外直接投资流量摆脱了自1992-2002年低值徘徊的状态，进入了迅猛发展的新阶段。2003年我国对外直接投资的流量虽只有28.5亿美元，但2004年便翻了一番，达到55亿美元，1995年又超过了百亿美元，达到了122亿美元。之后，我国对外直接投资流量每年均以非常快的速度发展。其间，2009年我国对外直接投资的流量与2008年相比上升幅度较小，其主要原因是2008年国际金融危机致使国际市场形势不明朗，这直接影响了我国对外直接投资的发展步伐。但2010年后我国对外直接投资又以较快的速度发展。到2011年达到746.5亿美元，是2003年的26倍。至此，我国对外直接投资的流量已具备相当规模，在全球国家（地区）的对外直接投资流量排名中成为紧跟美国、日本、英国、法国及中国香港之后的第六大对外直接投资经济体。
数据来源：对外直接投资流量数据来源于2003-2011年《中国对外直接投资统计公报》。增长率的数据根据上述原始数据计算得到。
基于1992-2011年我国对外直接投资流量的年增长率来看，也可以划分为1992-2002年和2003-2011年两个发展阶段。在1992-2002年的第一个发展阶段，我国对外直接投资的年增长率非常不稳定，跳跃性非常大。如1993年的年增长率为7.5%，但1994年又急剧下降为-53.49%，1996-1998年虽然处于增长阶段，但增长的幅度较小。1999年和2000年的增长率又分别急剧下降为-29.60%和-47.37%，之后的2001年又从波底急剧反弹，增长率高达590%，但2002年又处于负增长。因此，从1992-2002年的第一阶段，我国对外直接投资的增长极不稳健，忽高忽低，发展得非常曲折。在2002-2011年的第二阶段，虽然每年的增长率高低不齐，但均处于快速发展时期。其中，发展较快的是2005年和2008年，增长率分别达到122.91%和110.90%。最低的年份是2009年，增长率只有1.11%，这主要是因为受到2008年国际金融危机的影响，导致国际市场形势不稳定，从而影响了我国对外直接投资的发展。
二、我国对外直接投资占全球对外直接投资的份额
对外直接投资占全球对外直接投资的份额也可以清晰地了解一个国家（地区）对外直接投资的国际地位，表2为1998-2011年中国对外直接投资占全球比重。从表2可以看出，自1998-2011年我国对外直接投资在全球的地位可以划分为三个阶段：第一阶段为1998-2004年，第二阶段为2005-2008年，第三阶段为2009-2011年。
第一阶段的特点是我国对外直接投资占全球的比重较低，无论是流量还是存量均低于1%的水平，并且流量所占比重的波动性较大。如1998年我国对外直接投资流量占全球的比重只有0.38%，之后的两年又持续降低为0.16%和0.07%，2001年开始上升到0.92%，但其后的2002年和2003年又分别下降为0.47%和0.45%，然后在2004年又上升为0.9%。但这一阶段对外直接投资存量占全球的比重总体来看比较稳定，多维持在0.5%左右作小幅度波动，其中最高的年份是1998年的0.58%，最低年份是2000年的0.45%。但总体来看，这一阶段的对外直接投资占全球份额较低，我国对外直接投资在全球的地位还很薄弱。
