对外直接投资发展探讨论文

[内容提要]近年来我国对外直接投资的增长很快，对于其效应的研究可以更好地发挥对外直接投资在促进经济发展中的作用。本文在对相关文献进行梳理的基础上，运用回归技术对1990—2005年间中国对外直接投资的出口规模和出口结构效应进行了实证分析。结果表明：对外直接投资不仅促进了出口的增长，还促进了出口结构的优化。今天小编为大家精心挑选了关于《对外直接投资发展探讨论文(精选3篇)》仅供参考，希望能够帮助到大家。

对外直接投资发展探讨论文 篇1：

中国对外直接投资地区来源分布的差异性研究

摘 要：文章通过构建Theil系数、区位熵等指标体系，对中国对外直接投资地区来源分布的演变规律进行了实证研究。研究结果显示，西部地区对外直接投资的内部差异在三大区域中最大，其次是东部地区，中部地区的内部差异最小。从Theil系数的分解可以看出，中国对外直接投资三大区域的组内差异和组间差异均处于不断下降的发展态势，并且组内差异的贡献率高于组间差异。从区位熵来看，北京、上海、广东的对外直接投资一直处于最领先地位，而湖北、贵州处于落后地位。

关键词：对外直接投资；地区来源分布；差异性；Theil系数；区位熵

一、引言

入世后，中国面临着更为复杂的国际经济环境。为了适应这一新的变化，中国开始实施“走出去”战略，在大量吸引外商直接投资的同时，中国对外直接投资进程加快。2003年中国对外直接投资的流量仅有29亿美元，占全球对外直接投资流量的045%。之后，中国对外直接投资便以较快的速度发展，到2010年中国境内投资者共对129个国家和地区的3125家境外企业进行了直接投资，实现非金融类对外直接投资590亿美元，成为紧跟美国、法国、德国和中国香港之后的全球第五大对外直接投资经济体。① ①数据来源于商务部发布的2010年度《中国对外直接投资统计公报》。

与此同时，中国对外直接投资地区来源分布的差异性非常突出。2010年中国对外直接投资排名前三位的是浙江、辽宁和山东，投资流量分别是2621亿美元、1774亿美元和1588亿美元，而排名后三位的是贵州、青海和西藏，对外直接投资的流量分别只有510万美元、110万美元和29万美元。从中国东、中、西部三大区域来看，2010年中国东部地区对外直接投资占全国份额的7841%，中部和西部地区分别占1001%、1157%。①对外直接投资地区来源分布的巨大差异性对中国对外直接投资的可持续发展带来了障碍，因此，深入分析中国对外直接投资的地区差异性显得尤其重要。本文的主要目的在于通过构建Theil系数及对外直接投资区位熵等指标，在测算中国对外直接投资地区总体差异的基础上，将其分解为组内差异和组间差异，从而揭示出中国对外直接投资地区来源分布的组内差异和组间差异各自变动的方向和幅度，以及各自在总体差异中的重要性及其影响，进一步揭示出中国对外直接投资地区来源分布的演变规律。

二、文献述评

随着中国对外直接投资的快速发展，国内学术界对中国对外直接投资的研究日渐丰富，主要集中于中国对外直接投资的动因、区位选择及经济效应等三个方面。

1.中国对外直接投资的动因。目前主要是以国际生产折中理论和垄断优势理论为框架来探讨中国对外直接投资的动因，如代中强（2008）[1]，崔家玉（2010）[2]等。但一些学者认为中国可能并不具备发达国家对外投资的垄断优势，传统用于解释发达国家对外直接投资的理论不一定适用于中国，如李翀（2007）[3]，李敬、冉光和和万丽娟（2007）[4]等。还有学者分析了中国不同行业、不同企业规模及不同性质企业对外直接投资的动因，如衣长军（2010）[5]，朱美虹和池仁勇（2011）[6]等。

2.中国对外直接投资区位选择的影响因素。国内不少学者基于东道国宏观经济特征的视角研究中国对外直接投资的区位选择，这类文献多以引力模型或国际生产折中理论为理论框架展开，如程慧芳和阮翔（2004）[7]，项本武（2009）[8]，陈恩和王方方（2011）[9]等。近年来，国内学者发现传统国际直接投资理论无法很好地解释中国对外直接投资的“逆梯度”投资模式。因此，国内一些学者纷纷从制度尤其是东道国制度视角来考察中国对外直接投资区位选择的影响因素，如贺书锋和郭羽诞（2008）[10]，陈丽丽和林花（2011）[11]等。

3.中国对外直接投资的经济效应。一些学者研究了中国对外直接投资的贸易效应，如张应武（2007）[12]，俞毅和万炼（2009）[13]等。还有学者研究了中国对外直接投资的逆向技术溢出效应，如阚大学（2010）[14]，刘伟全（2010）[15]等。还有学者研究了中国对外直接投资的经济增长效应，如魏巧琴和杨大楷（2003）[16]，常建坤和李杏（2005）[17]，霍杰（2011）[18]等。

总体来看，上述研究成果基于不同理论从不同角度对中国对外直接投资进行了比较深入的探讨，为中国企业对外直接投资提供了较好的理论支持和实践总结。但目前还鲜有文献系统地研究中国对外直接投资地区来源分布的差异性，而加强对该问题的研究，能准确把握中国对外直接投资地区来源分布的演变规律，从而为中国对外直接投资地区来源分布的均衡发展提供一定的理论支撑。

三、中国OFDI地区来源分布的差异性

（一）Theil系数分析

Theil系数是研究收入差距及其分解比较流行的方法，其特点是能把总体的差异分解为组间差异和组内差异。Theil系数可以用公式表示为：

（2）式中的第1项表示经济区域的组内差异，第2项表示经济区域的组间差异。其中，g代表第g组经济区；G表示全国经济区域总数；Tg表示第g组的组内差异。Ng表示第g组的省市数；N表示全国的省市总数；OFDIg表示第g组经济区的对外直接投资额；OFDI表示全国对外直接投资总额。（2）式中第1项组内差异的计算步骤为：首先将全国分为东部、中部和西部等三大区域，然后利用（1）式分别计算出三大区域各自的Theil系数，即为（2）式中的组内差异Tg。然后将Tg带入（2）式的第1项中进行计算即可。（2）式中第2项组间差异的计算步骤为：首先分别计算三大区域占全国地区数份额与三大区域对外直接投资占全国对外直接投资份额的比值，然后对此比值取对数后乘以三大区域各自的地区数占全国地区数的比值，然后将三大区域的数值进行加总即可得到组间差异的数值。

根据需要，本文将中国30个省（市、区）① ①由于西藏的数据不具有统计意义，因此不包含西藏。分为东部地区、中部地区和西部地区三大区域。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括陕西、甘肃、青海、广西、宁夏、新疆、四川、重庆、贵州、云南。

本文所使用的对外直接投资数据为各省（市、区）对外直接投资的存量数据。之所以选择存量数据而不选择流量数据，主要有两个方面的原因：一是因为中国各省（市、区）对外直接投资的流量数据极不平稳，使用流量数据难以准确把握中国对外直接投资的规律性；二是因为使用存量数据可以反映各地区对外直接投资的累积效应。

1三大区域内部差异的Theil系数分析

虽然东部、中部、西部三大区域的划分已经总和考虑了地理、经济、市场及风俗习惯等方面的差异，但在每一区域内部不同省（市、区）之间依然在传统习惯、经济发展程度等方面均存在较大的差异性。因此，有必要分别深入分析东部、中部、西部地区对外直接投资的内部差异性。表1和图1是2003—2010年中国东、中、西部地区各自内部对外直接投资Theil系数。

从Theil系数的分解来看，与全国Theil系数的变化趋势一致，除了个别年份外，三大区域的组内差异和组间差异自2003年以来也大多处于不断下降的趋势，说明无论是组内差异还是组间差异，其差异性也都在逐渐缩小。从组内差异和组间差异占总差异的贡献率来看，2003年组内差异和组间差异在总差异中的贡献率各占50%，处于势均力敌的状态。之后，除个别年份外，组内差异的贡献率大多高于组间差异，尤其在2008年，组内差异的贡献高达6279%，组间差异只有3721%。

（二）区位熵分析

区位熵也是分析地区差异及地区竞争力的常用指标，结合本文研究的实际情况，对外直接投资区位熵可以用（3）式表示：

Qi=OFDIi/∑Ni=1OFDIi/GDPi/∑Ni=1GDPi （3）

在（3）式中，OFDIi、GDPi分别表示i省（市、区）某年对外直接投资额和国内生产总值。

区位熵的含义为各地区对外直接投资占全国对外直接投资的比重与该地区GDP占全国GDP比重之比值。依据区位熵指数的大小可以将各地区的对外直接投资进行分类：如果区位熵大于1，说明该地区对外直接投资的水平处于领先水平，数值越大，领先地位越强；如果区位熵小于1则该地区的对外直接投资处于落后地位，数值越小，落后地位越明显。

数据来源：根据2003—2010年度《中国对外直接投资统计公报》的相关数据计算得到。

如表3所示，自2003年始，中国东部地区中对外直接投资区位熵大于1的省（市）有北京、上海和广东，说明2003—2010年中国东部地区中的北京、上海和广东的对外直接投资处于领先地位。另外，福建、浙江、天津、辽宁、海南在部分年份其对外直接投资区位熵大于1，说明这五个省份的对外直接投资在部分年份处于领先地位，部分年份处于落后地位。2003—2010年，山东省的对外直接投资的区位熵大多年份处于080—097之间，非常接近1，说明山东的对外直接投资水平处于较强的水平。河北、江苏和海南的对外直接投资区位熵不仅小于1，并且数值比较小，说明河北、江苏和海南的对外直接投资一直处于落后地位。

从对外直接投资区位熵的动态变化来看，辽宁、江苏和浙江的对外直接投资区位熵总体处于不断上升的发展态势，说明这三个省份对外直接投资的相对优势在逐渐增强。上海和广东的区位熵总体处于不断下降的态势，说明这两个地区的对外直接投资虽然处于领先地位，但相对优势程度在逐渐下降。而东部其他地区对外直接投资区位熵的变化没有体现出规律性的上升或下降趋势。

从区位熵的变化趋势来看，陕西、新疆、贵州和云南在大多数年份区位熵呈现出不断上升的变化趋势，说明这些地区对外直接投资的竞争优势在不断累计。其他省（市、区）的区位熵处于上升和下降的不断交替变化中。

四、结论

文章通过构建Theil系数、区位熵等指标体系，对中国对外直接投资地区来源分布的演变规律进行了实证研究，得出如下结论：

2003—2010年，东部地区和中部地区对外直接投资的内部差异性在逐渐减小，西部地区对外直接投资的内部差异性没有体现出整体性的上升或下降趋势。在三大区域中，西部地区对外直接投资的内部差异最大，其次是东部地区，中部地区最小。

从Theil系数的分解来看，无论是组内差异还是组间差异，其差异性也都在逐渐缩小。总体来看，组内差异和组间差异自2003年以来均处于下降的态势，并且组内差异在总差异中的贡献率总体要高于组间差异。

从对外直接投资区位熵来看，东部地区各省（市）对外直接投资的整体竞争力强于中部地区和西部地区。从具体省（市、区）来看，北京、上海、广东的对外直接投资一直处于领先地位，而湖北、贵州两省处于落后地位。

参考文献：

[1] 代中强.中国企业对外直接投资动因研究——基于省际面板数据的分析[J].山西财经大学学报，2008（11）：29-35.

[2] 崔家玉.中国对外直接投资的动因[J].大连海事大学学报，2010（6）：12-14.

[3] 李翀.发展中国家学习型对外直接投资——论发展中国家对外直接投资的原因[J].福建论坛（人文社会科学版），2007（6）：4-7.

[4] 李敬，冉光和，万丽娟.发展中国家企业对外直接投资的综合动因分析[J].新疆社会科学，2007（4）：31-34.

[5] 衣长军.中国与美日对外直接投资战略动因国际比较[J].宏观经济研究，2007（11）：63-67.

[6] 朱美虹，池仁勇.中小民营企业对外直接投资动因分析——以浙江省为例[J].特区经济，2011（6）：41-43.

[7] 程惠芳，阮翔.用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择[J].世界经济，2004（11）：23-30.

[8] 项本武.东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2009（7）：33-46.

[9] 陈恩，王方方.中国对外直接投资影响因素的实证分析——基于2007—2009年国际面板数据的考察[J].商业经济与管理，2011（8）：43-50.

[10] 贺书锋，郭羽诞.中国对外直接投资区位分析：政治因素重要吗？ [J].上海经济研究，2009（3）：3-10.

[11] 陈丽丽，林花.中国对外直接投资区位选择：制度因素重要吗？——基于投资动机视角[J].经济经纬，2011（1）：20-25.

[12] 张应武.对外直接投资与贸易的关系：互补或替代[J].国际贸易问题，2007（6）：87-93.

[13] 俞毅，万炼.中国进出口商品结构与对外直接投资的相关性研究——基于VAR模型的分析框架[J].国际贸易问题，2009（6）：96-104.

[14] 阚大学.对外直接投资的反向技术溢出效应——基于吸收能力的实证研究[J].商业经济与管理，2010（6）：53-58.

[15] 刘伟全.国对外直接投资国内技术进步效应的实证研究——基于研发费用和专利授权数据的分析[J].当代财经，2010（5）：101-106.

[16] 魏巧琴，杨大楷.对外直接投资与经济增长的关系研究[J].数量经济技术经济研究，2003（1）：93-97.

[17] 常建坤，李杏.对外直接投资对中国经济增长的效应[J].改革，2005（9）：125-128.

[18] 霍杰.对外直接投资对全要素生产率的影响研究——基于中国省际面板数据的分析[J].山西财经大学学报，2011（3）：1-7.

责任编辑：常明明

作者：郑展鹏

对外直接投资发展探讨论文 篇2：

中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析

[内容提要] 近年来我国对外直接投资的增长很快，对于其效应的研究可以更好地发挥对外直接投资在促进经济发展中的作用。本文在对相关文献进行梳理的基础上，运用回归技术对1990—2005年间中国对外直接投资的出口规模和出口结构效应进行了实证分析。结果表明：对外直接投资不仅促进了出口的增长，还促进了出口结构的优化。此外还得到了中国的出口是适应型的而非主动推进型的，以及出口结构的优化主要得益于自身经济发展的结论，并进而给出相应的政策建议。

[关键词] 对外直接投资 出口规模 出口结构

文献标识码：A

经济全球化的两重性越来越得到人们的高度重视：一方面，经济资源和生产要素的跨国流动有助于提高生产力；另一方面，经济全球化也是发达国家经济殖民化和南北两极分化加剧的过程。但是，经济全球化是当今世界发展的显著特征和必然趋势，在全球化的大背景下，一个国家离开全球化是不可能的，尤其是作为第三大外贸国，第四大GDP国的中国，与其被动地、消极地适应全球化，不如理性地、积极地参与全球化。而对外直接投资正是中国参与经济全球化的理性、积极之举，也是“走出去”经济战略的核心内容。

国际直接投资有外国直接投资(inward FDI)和对外直接投资(outward FDI)之分，前者研究外资的流入，后者研究外资的流出。无论是从总量还是相对量来看，我国的对外直接投资都要远远落后于外国直接投资，因此理论和实证研究的重点是外国直接投资。但是随着对外开放的不断深化，我国的对外直接投资规模进一步扩大，对外直接投资在经济发展中的作用不断体现，对于对外直接投资的研究也逐渐深入并日益成为国际投资领域的研究热点。而探讨我国对外直接投资的贸易效应，有助于更好地发展我国的对外贸易和对外直接投资。

文献回顾和问题的提出

国际直接投资和国际贸易是一国融入全球化的主要渠道，也是企业国际化经营的两种重要模式。国际直接投资与国际贸易的联系极为密切，两者之间的关系自20世纪60年代以来一直是研究和争论的焦点。站在母国的角度来看，对外直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种，即对外直接投资可能减少(替代)母国的贸易，也可能增加(互补)母国的贸易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那样，对外直接投资和贸易之间究竟是互补还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题。国内外的学者在这一领域进行了广泛深入的实证研究，成果极为丰富。

从国外的研究结果来看，主要的结论有三类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定。

在对于中国问题的研究上，关于国际直接投资贸易效应的研究主要侧重于在华的外国直接投资对于我国进出口的影响，在对外直接投资与我国对外贸易关系的实证研究方面，蔡锐和刘泉(2004)^[1]、张如庆(2005)^[2]、项本武(2005)^[3]、陈石清(2006)^[4]等运用我国不同阶段的贸易和投资数据，也进行了一些实证研究。

综合国内外的研究成果，我们可以发现，国外的实证研究多以发达国家或地区为研究对象，国内的实证研究尚处于起步阶段，实证研究的结果与国外学者的研究差异很大，这可能是由于中国属于发展中大国，对外直接投资的发展相对较弱，学者们考察的时间跨度也有所不同的缘故，因此，中国对外直接投资的贸易效应还需要作进一步的验证。

此外，对外直接投资的贸易效应不仅仅体现在对外直接投资对于进出口规模的影响上，还体现在对外直接投资对于进出口贸易结构的影响上，虽然国外的研究重点是对外直接投资对于进出口规模的影响，但中国是一个发展中的贸易大国，其对外直接投资不仅应当有利于绕开贸易壁垒，寻求原材料供应和改善管理技能，还应当有利于产业结构、贸易结构的优化和国际竞争力的提高，因此，对外直接投资对于进出口贸易结构的影响也需要进行探讨并加以实证的支持。

本文将结合我国对外直接投资的发展现状和特点，实证分析对外直接投资对于我国出口贸易额和出口商品结构的影响，以期为我国对外直接投资和对外贸易的发展提供借鉴。

我国对外直接投资的出口规模效应

1.模型的建立

为了实证考察对外直接投资对于我国出口额的影响，采用如下回归模型：

lnEX_t=β₀+β₁lnOFDI_t+β₂lnSOFDI_t-1+β₃lnIFDI_t+β₄lnSIFDI_t-1+β₅lnGDP_t+β₆lnWGDPv+β₇lnWIM_t+μ_t (1)

其中，EX_t是当年出口额，OFDI_t是当年中国对外直接投资流量，SOFDI_t-1是上年中国对外直接投资存量，IFDI_t是当年外商直接投资实际流入额，SIFDI_t-1是上年外商直接投资实际流入存量，GDP_t为当年国内生产总值，WGDP_t为当年世界国内生产总值，WIM_t为当年世界进口额。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估计的参数。β₀是截距项；β₁测度当年出口额对于当年对外直接投资额的弹性大小，β₂测度当年出口额对于当年上年对外直接投资累计额的弹性大小(考虑到时滞效应)，β₁和β₂是说明对外直接投资对于出口是否具有推动效应的关键变量，如果两者之间存在互补关系，β₁或β₂的估计结果应该为正；β₃和β₄测度外商直接投资流入流量和上年存量对于出口的影响；β₅测度的是中国的GDP对于出口的影响；β₆和β₇是在考虑到中国的出口受到世界经济增长和进口需求的基础上，测度世界GDP额和世界进口额对于出口的影响；μ_t是扰动误差项，测度的是其他没有考虑进去的变量扰动。

2.数据说明

我国外资流出入的数据可以从商务部、国际收支平衡表和联合国贸发会议(UNCTAD)国际投资报告三个渠道获得。在数据采集时发现，1985—2004年度中国国际收支平衡表中资本和金融项目下对外直接投资差额栏中的数据与UNCTAD国际投资报告中的数据完全一致，因此外资流出入的数据直接采自各年度国际收支平衡表。中国GDP和世界GDP的数据来自于国际货币基金组织(IMF)，世界进口额的数据来自于《国际统计年鉴》，其他数据来源于《中国统计年鉴》或根据年鉴计算得到。模型回归引用的样本数据的时间跨度是1990—2005年。模型的回归及相关检验全部运用SPSS12.0完成。

3.模型的估计

对(1)式采用多元线性回归方法进行参数估计时，变量的选取采用了向后剔除法，以排除不能通过显著性检验的变量。通过检验计算，回归中移去了变量lnGDP_t (β₅)和lnWGDP_t (β₆)，最终得到如下结果：

lnEX_t=15.878+0.131lnOFDI_t+1.036lnSOFDI_t-1-0.413lnIFDI_t-0.541lnSIFDI_t-1+2.058lnWIM_t (2)

从回归分析报告(见表1)来看，模型拟合情况很好：调整后的R²为0.993表明lnEX的变动中有99.3%可由自变量解释；相关系数R为0.998表明因变量和自变量的相关程度为99.8%；每个回归系数的t值都是显著的；衡量回归方程显著性的F值也是显著的。具体来看，回归结果的经济含义为：

(1)β₁=0.131和说明中国对外直接投资流量与出口之间存在互补关系，对外直接投资促进了出口的增长，并且对外直接投资流量增加1%，出口额会增加0.131%；

(2)β₂=1.036说明对外直接投资的存量对出口存在推动效应。β₁和β₂的对比还说明了对外直接投资的积累对于出口的促进作用相对更大；

(3)β₃和β₄的值为负表明1990—2005年间我国外资的引进非但没有起到显著的促进出口的作用，反而对于出口是一种阻碍；

(4)β₇=2.058说明世界的进口需求对于中国的出口起到了重要作用；

(5)β₁、β₂和β₇的估计结果说明尽管对外直接投资和世界的进口需求都促进了中国的出口增长，但是相比较而言，世界的进口需求对于出口的推动作用更大。

结论与政策建议

从以上的分析中我们可以得到以下两点结论：

第一，1990—2005年间中国的对外直接投资与贸易之间存在互补效应，也就是说对外直接投资促进了出口。这一结论与国内学者项本武(2005)^[3]的研究一致。从模型的估计参数中还可以看出，外资的流入并没有能够起到显著的促进出口的作用，而我国出口的增长主要得益于世界进口需求的增长。这一方面能够说明我国的出口产品能够适应国际市场的需求，但另一方面也说明我国的出口是适应型的而非主动推进型的。

第二，国际利益的分配法则表明，一国越处于产业链的后端，它从国际贸易中的获利也越大。我国出口产品结构的两次质变，对经济的发展起着重要的促进作用。但是在结构优化的诸多因素中，人们一直看好的外资流入因素并没有能够起到显著的影响，而起关键作用的是GDP的增长和对外直接投资的积累，即自身的经济发展。这就进一步证明了外来的力量出于自身利益的考虑，不会主动地推进中国的结构优化。改变结构低级化的状态，争取在国际分工中的地位变化、利益变化的关键还是靠自身的力量。

虽然无论是从总量上、从相对于GDP，还是从相对于外国直接投资而言，中国的对外直接投资都尚处于起步阶段，但中国对外直接投资的发展速度之快已经受到人们的广泛关注。根据国际收支平衡表的统计数据，2005年中国的对外直接投资额达到了113.06亿美元，是2004年的6.26倍，几乎等于前五年对外投资的总额。随着国家“走出去”战略的进一步实施， 我国对外直接投资将会迅猛发展。诚然，对外直接投资应当以企业为主体，但如何更好地“走出去”，则需要政府加以适当的指导。鉴于上述分析结论，本文提出三点政策建议如下：

首先，从动机来看，对外直接投资有资源导向型、出口导向型、贸易转移型、技术导向型和产业升级导向型之分，而目前我国的对外直接投资多为前三种类型^[5]。更好地“走出去”需要政府对于技术导向型和产业升级导向型等逆向型对外直接投资的引导，鼓励企业在科技资源密集的国家和地区建立研发中心和研发型企业，鼓励服务业等的对外直接投资，以主动获取技术，推进贸易结构和产业结构的优化升级，促进中国经济的可持续发展。

其次，任何事物都具有两面性，对外直接投资也是如此。在“快与好”的问题上，应当是“又好又快”而非“又快又好”地发展对外直接投资。“走出去”只是国家在全球化背景下的一种发展战略，但根本的还是要立足自我，因此，政府应当在鼓励自主创新的基础上，适当地推进对外直接投资的发展，以便有效利用国际国内两个市场、两种资源，充分地发挥对外直接投资促进出口、优化结构、增加就业，乃至促进技术创新的作用。

最后，本文的实证分析结果表明外国直接投资对于出口规模和出口结构都没有起到应有的作用，这就说明引进外资的效应没有得到很好的发挥。中国的经济发展不可能离开全球化的大环境独自进行，在更好地“走出去”的同时，同样重要的是更好地“引进来”的问题。这就要求政府在利用外资战略上的相应调整，有选择地引起外资，而不只是机械地、被动地承接国际产业的转移大潮，使外资真正服务于国内经济的发展。

注释：

[1]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.世界经济研究，2004(8)：64-70

[2]张如庆.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析.世界经济研究，2005(3)：23-27

[3]项本武.中国对外直接投资：决定因素与经济效应的实证研究.社会科学文献出版社，2005：162-191

[4]陈石清.对外直接投资与出口贸易：实证比较研究.财经理论与实践，2006，27(139)：56-61

[5]程惠芳.WTO与金融工程.浙江大学出版社，2005：124-125

(责任编辑：张晓薇)

作者：王　英　刘思峰

对外直接投资发展探讨论文 篇3：

中国IT产业对外直接投资的绩效分析

摘要：随着中国“走出去”战略的实施，我国IT企业的对外直接投资规模也日益增大。本文搜集了国内规模较大的IT企业的对外直接投资数据，以及包括IT产业在内的多个对外直接投资流量较大的产业数据，使用描述性分析、相关分析、案例分析和最小二乘法（OLS）等研究方法，从企业层面探究了中国IT产业对外直接投资的微观绩效，得出“中国IT产业对外直接投资绩效水平不佳”的结论。在此基础上，进一步探讨了IT产业对外直接投资不佳的原因，并提出了相应的政策建议。

关键词：IT产业；直接投资；绩效分析

一、引言

改革开放以来，我国经济开始腾飞，大量外资涌入中国进行直接或间接投资，对中国经济发展起到了重要的推动作用。与此同时，我国开始进行对外投资。1979年8月，国务院颁布的《关于经济改革的十五项措施》第13项规定明确规定允许出国办企业，由此，中国企业跨国直接投资拉开序幕，截止到2011年，中国对外直接诶投资净额已达到746.5亿美元。于本世纪初才开始飞速发展的IT产业作为一个高速发展的高科技产业，在国内高速发展的同时，在国外也渐渐开始扎稳脚跟，截止到2011年，IT产业的对外直接投资额已达到77646万美元，华为，海尔，中兴、TCL等企业作为中国IT产业的佼佼者在国外市场发展迅速。但是中国IT产业的对外直接投资绩效到底如何，但是投资就是有目的的，或取得利润，或获得市场占有率，或学习先进技术等，IT企业的对外直接投资是否对投资企业或者整个IT产业的发展起到了推动作用，换句话说中国IT产业的对外直接投资绩效到底如何，这就是本文需要探究的问题。

二、中国IT产业对外直接投资现状

根据企业拥有被投资企业股权份额的不同分为设立子公司、合营与联营三种方式。子公司是指一定数额的股份被另一公司控制或依照协议被另一公司实际控制、支配的公司。合营公司是指本集团与其他一方或多方团体在合同约定下共同控制其经济活动的实体。联营公司是指本集团可以对其管理施加重大影响，包括参与财务及经营政策决策，但并非控制或联合控制的实体。

设立子公司是我国IT产业进行对外直接投资的主要方式。在本文调查的22个有对外直接投资的企业样本中，其中有17家企业的对外直接投资方式仅有在海外设立子公司这一种，在另外5个拥有两种投资方式的企业中，设立子公司的投资方式占到对外直接投资总额的80%以上。

经过多年发展，我国IT产业已经具备了一定的国际竞争力，截止到2010年，我国IT产业对外直接投资净额达到50612万美元，IT企业在2010年末中国非金融类对外直接投资存量前五十家公司中占据6席，在2010年末中国非金融类境外企业资产总额前五十家公司中占据4席。华为是近年来电信产业海外经营的主力军之一，华为发布的2008年业绩报告显示，在230亿美元的销售收入中，海外市场的收入比重已经达到75%。华为的产品和解决方案已经应用于全球100多个国家，服务全球运营商50强中的45家及全球1/3的人口，华为在海外设立了22个地区部，100多个分支机构，在美国、印度、瑞典、俄罗斯及中国等地设立了17个研究所，在全球设立了36个培训中心，为当地培养技术人员，并大力推行员工的本地化。

三、中国IT产业对外直接投资的微观绩效分析

（一）指标与数据来源。对外直接投资绩效的评价，是对对外直接投资活动的事后评价，是对对外直接投资经营状况的考评，主要用于对决策行为是否正确提供事后的检验。企业经营效益水平主要表现在盈利能力、资产运营水平、风险能力、偿债能力和后续发展能力等方面。本文中反映企业盈利能力、资产运营水平、风险能力、后续发展能力、偿债能力的指标分别是总资产利润率、总资产周转率、综合杠杆、总资产增长率、营运资金对资产总额比（短期偿債能力）和资产负债率（长期偿债能力）。

从全国IT产业排名前70的企业中选取其中已经在国内上市的公司查询整理最终得到42个样本，其中22个是有对外直接投资的企业样本，另外20个是没有对外直接投资的企业样本。样本数据是查询整理得到的截止到2011年12月31日各企业相关指标数据。

（二）实证分析。第一：样本数据分析方法。分析采取两种方法：第一种方法为将有无对外直接投资设为虚拟变量Z，分别对Z和6个指标进行回归分析；第二种方法为将42组数据分为两类，一类为有对外直接投资的企业，另一类为没有对外直接投资的企业，分别对两类的6个指标进行均值比较。以第一种方法为主第二种方法为辅，从两个不同的方面进行分析，最后综合两种不同方法所得结果得出结论。

第二：回归分析。首先，设定虚拟变量Z，将有对外直接投资设为数值1，无对外直接投资设为数值0。其次，将六个指标总资产利润率、总资产周转率、综合杠杆、总资产增长率、营运资金对资产总额比率、资产负债率分别设定为Y1，Y2，Y3，Y4，Y5，Y6.最后，分别对Z和Yi进行相关性分析。所得结果如下：

表1部分IT企业FDI与效益指标相关分析结果

据上表分析Z只和Y3具有中度相关关系，说明对外直接投资净额和风险能力有相关关系，下面单独对对外直接投资净额与综合杠杆进行OLS回归分析。

提取42个指标中22个有对外直接投资的企业数据，对对外直接投资额和综合杠杆指标进行简单的一元线性回归分析，结果如下所示：

表2FDI与综合杠杆回归分析结果

由回归结果可以看出，X对Y3的贡献系数为1.67E-10，虽然对外直接投资额与综合杠杆之间存在相关关系，但是前者对后者变化的贡献非常小。

第三：均值分析。第一，将42组数据分为两类，第一类为有对外直接投资，第二类为没有对外直接投资。第二，求出两组均值，得到如下结果。

可见出总资产周转率第一类略高于第二类，综合杠杆第一类显著高于第二类外，其他4个指标均为第二类高于第一类。

綜合以上结果可以看到，对外直接投资对企业的效益指标并无明显影响。

（三）结论。从对42个IT企业样本的分析可以得出，IT企业的对外直接投资并没有起到促进经营效益提高的作用，相反，对外直接投资对企业的经营效益起到了负面的作用。

四、中国IT产业对外直接投资绩效不佳的原因分析

（一）投资规模太小。由于固定成本和沉没成本的存在，投资收益受投资规模的影响。投资的规模太小，交易成本较高，抵抗风险的能力也较弱。尤其是在跨国经营中，成功的企业一般都是大型企业，因为只有这样，才能体现规模经济效应。

从全球来看，中国跨国企业的总体规模较小，而IT产业中除了中国移动等个别的国营企业外，绝大多数企业为私营企业。2012年中国100强企业排名中，除了中国移动有限公司、中国电信股份有限公司、中国联合网络通信股份有限公司位于前二十位外，其他IT企业大部分位于60名之后。从整个产业来看，2008年IT产业对外直接投资流量仅占同期总资产的0.5%，绝大多数IT企业的对外直接投资规模非常小，很多公司在海外只有一到两家海外子公司。而海外投资活动非常活跃的华为投资规模也有限，2012年的年度报告显示华为主要子公司在海外只有5家，2011年中兴对外直接投资额仅占其总资产的0.8%，同期的TCL为1.2%，中国联通8.4%，海尔也仅为5.2%。

（二）技术和经验不足。IT产业作为一个高新技术产业，在中国的发展历史不足30年，从零开始的中国IT产业前期发展靠的是国外技术引进以及自我创新。然而可以引进的技术是有限的，国外公司对一些核心技术的管制措施对技术引进形成巨大障碍。后续发展需要的是本国的创新能力，而创新能力依靠的是创新人才，由于IT产业起步较晚，中国的创新人才储备非常少。近十年来的中国IT产业对外直接投资步履维艰，在发达国家建厂销售，是在用弱势的中国产品与国外已经成熟的产品进行竞争，虽然在发展中国家的直接投资环境有所改善，但是总体来说，包含大量私企或民企的IT企业在规模上过小，在国外市场上难以将在国内市场形成的管理经验、客户关系、技术能力、法律保障推广到由不同发展水平和不容性质的国家所组成的世界市场。

IT企业在对外扩张过程中节约了部分交易成本，但是更为巨大的管理费用将交易成本的节省所带来的优势抹杀。包括人才培养、信息咨询在内的管理费用的上升伴随了IT企业对外直接投资的整个过程，并且国外子公司与母公司之间联系较为松散，母子公司之间未能形成开发、生产、销售与财务的一体化安排，而且在未确定对外直接投资的发展策略之前就开始投资活动亦会造成绩效不佳。

五、政策建议

根据以上分析提出如下政策建议：第一，政府加强对对外直接投资的资金援助，采取措施为IT企业打造良好的融资平台，IT产业对外直接投资规模太小的原因之一就是由于企业资金不足，在企业融资上给予支持能够有效解决企业对外直接投资的资金问题；第二，培育有国际竞争力的IT企业，在对外直接投资上对其提供资金或服务援助，私企和民企作为IT企业的主力在具有产权清晰和能够自我约束等优点，对个别企业进行扶植可以帮助其提高在世界市场上的竞争力；第三，建立IT产业对外直接投资风险管理体系，针对企业在对外直接投资过程中由于政治风险和契约风险产生的国际交易费用，可以通过建立风险管理体系的方法较少风险，以较少企业的损失；第四，从制度上加强对IT产业对外直接投资的有效监管，减少非理性对外直接投资，可以有效提高投资效率，减少资源浪费；第五，政府转变职能，给予企业在对外直接投资上更多的主动性，针对政府行为不当的问题，建议政府改变对外直接投资的支持措施，多一些服务性政策，给予政府更多的发展空间。（作者单位：首都经济贸易大学）

参考文献：

[1]李治堂.《信息技术投资与公司绩效》 北京：社会科学文献出版社 2009.

[2]宋亚非.《跨国直接投资与中国企业国际化战略》 北京：中国财政经济出版社2010

[3]沈桂龙.《中国FDI绩效研究》 上海：上海世纪出版社2007

[4]李桂芳.储贺军.《2010中国企业对外直接投资分析报告》 北京：中国经济出版社 2010

作者：颜少君