對外直接投資的作用精選(九篇)
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第1篇：對外直接投資的作用范文
關鍵詞：外商直接投資；綠色經濟；啟示
中圖分類號：F061.2 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）08-00000-02
當前，各國對環境問題認識日益加深，我國政府對綠色發展也高度重視，將綠色發展理念寫入“十三五”發展規劃中，并將其設定為實現未來經濟發展終極目標的必然過程。然而長期以來對我國經濟發展起重要作用的外商直接投資在拉動經濟發展的同時，也帶來了較為嚴重的環境污染問題，亟待結合綠色發展理念加以規范和引導。文本援引南非、美國、韓國3個國家利用外商直接投資發展低碳綠色經濟的成功案例，分析了各國投資促進和貿易發展機構吸引外商參與綠色經濟發展的經驗做法，并提出促進我國綠色外商直接投資的政策建議。
一、我國及國外對發展綠色外商直接投資的認識
聯合國制定并于2016年1月1日啟動的《2030年可持續發展議程》，包含了為未來15年的17項可持續發展目標，具有豐富的綠色內涵。同時，聯合國氣候變化框架公約巴黎第21次會議上，195個成員國一致同意進一步采取措施以減少溫室氣體排放，保持全球溫度上升水平低于前工業水平2°C。而我國在《十三五規劃》中也從戰略的高度指出，要堅持綠色富國和綠色惠民，支持綠色清潔生產，推動建立綠色低碳循環發展產業體系，發展和建立綠色金融和綠色發展基金，實施企業循環式生產、產業循環式組合、園區循環式改造的循環發展計劃，著力推動形成綠色發展方式和生產方式。這些綠色發展行動計劃要求在能源、交通和其他幾十個行業進行變革，并需要數萬億美元的巨額投資。而低碳投資又稱為綠色投資，包括減少溫室氣體影響的生產工藝的投資、清潔能源投資及在生產和制造減少溫室氣體的相關產品的研究和生產投資等方面。綠色投資都是技術密集型和資本密集型產業，發展迅速。而我國，綠色產業和綠色發展實踐相對仍處于起步探索階段，需要充分借鑒外國利用外商直接投資發展綠色經濟的的經驗并利用綠色外商直接投資資本。
本文結合全球三個利用外商投資發展低碳綠色經濟的典型案例，分析了來自發達和新興市場國家不同地區和環境下投資促進和貿易發展機構吸引外商投資參與綠色經濟發展的經驗做法。三個案例分別是：南非利用外商投資發展可再生能源產業項目、波特蘭發展委員會吸引外商投資擴大地方清潔技術產業群、韓國蔚山生態工業園區中心建立園區公司網絡系統促進投資者發展綠色經濟。分析結果表明，各國、各地區的投資促進和貿易發展機構對發展綠色經濟發揮重要作用，同時，發展綠色經濟沒有完全、統一的解決方案，持續的綠色戰略必須適應當地環境。
二、國外促進綠色外商直接投資的主要做法
（一）南非利用外商投資發展可再生能源產業項目
一是突出綠色經濟發展地位。南非擁有大量的煤炭儲備，化石能源占全國能源供應的87%，能源獲取容易且廉價，但綠色經濟在南非經濟發展中占據突出位置。南非是非洲大陸上可再生能源方面，政府和企業合作領域的典范。據彭博新能源財經ClimateScope報告南非位居全球35個國家吸引低碳投資第三位。其成功主要得益于其良好的投資環境、簡潔便利的相關法律法規及政府大力支持環保企業。
二是簽訂綠色經濟發展協議并給予補貼。2011年，南非政府、商界、勞工組織和民間機構簽署了一項綠色經濟協議。該協議達成12項綠色經濟發展承諾，包括推廣可再生能源、回收使用工業廢水以及工業改造。其中，政府承諾將會購買40億瓦特利用可再生資源生產的電力。同時，政府撥款300萬美元用來幫助公司改造現有設備以利用可再生能源，這項撥款占改造總費用的30%。公司可用撥款來購買屋頂大陽能電池板等綠色設備。政府支持綠色產業的政策行動給南非外商投資者提供了投資方向，刺激了國外投資者投資興趣。
三是成立專業機構提供綠色投資服務。專門成立南非綠色投資促進機構，向外商投資機構提供信息幫助服務，使外商投標程序滿足本國政府條件。同時，向潛在投資者營銷投資機會，將外商資金用在再生能源發電方面，并使這些投資轉化成為國內可再生能源設備制造業的催化劑。此外，機構還提供可再生能源設備（如光伏電池設備）生產方面的技術知識，為投資者了解當地生產力和競爭力方面提供案例。
四是注重建立外商投資者與本地企業之間的聯系。南非在與西班牙GRI公司談判建立風力發電廠時，告知其本地供應商發展潛能，鼓勵其與本地企業建立聯系，實現共贏。通過外商投資和本地供應商的協作與相互支持，南非擁有了非洲第一家生產風塔的公司，并可組裝或制造可再生能源設備。
（二）美國波特蘭發展委員會吸引外商投資擴大地方清潔技術產業群
一是制定綠色技術發展計劃。波特蘭的公共政策和市民文化一直以綠色環保著稱，并有大量的清潔技術和綠色建筑公司，但沒有一家發展成為大公司，波特蘭也未充分利用其潛在外商直接投資綠地的地理優勢。為支持當地綠色企業出口綠色產品和服務并吸引外商直接投資。波特蘭發展委員會制定了全球貿易和投資計劃，并通過與布魯金斯學會的合作，將清潔技術作為其首要戰略計劃來發展。
二是舉辦投資招商會推薦新產品。在波特蘭和俄勒岡州的政府政策的領導下，委員會通過舉辦投資招商暨清潔技術創新發展會議，將擁有清潔技術的公司聚集在一起，來幫助他們在國內和國外的公司中尋找合作伙伴，從而開拓新市場。如通過招商會順利為儲能系統的清潔技術項目融資320萬美元作為其2015年的發展資金。
三是提供清潔技術創業創新安置服務。波特蘭發展委員會管理著60多家重點企業，包括它們的技術、市場、發展水平、國際足跡、融資需求等信息。這使得波特蘭發展委員會能夠站在一定的全局角度分析這些企業的優勢和差距，給予新創業創新企業有別于其他企業的發展和投資政策建議。考慮到大量波特蘭地區清潔技術公司創業失敗率高，委員會的援助對這些新公司的生存意義重大。
（三）韓國蔚山生態工業園區中心建立園區公司網絡系統促進投資者發展綠色經濟
一是創新綠色生態工業發展概念。韓國蔚山市工業區，是韓國最大的工業中心，區內有15個工業園區，而其中的Mipo和 Onsan工業園區就有約1200家公司和120000多名員工。但在這1200多家公司中僅有個別公司將綠色產業作為他們的主要業務。為測算這一集中區域內經濟活動對環境的影響并監控資源的浪費以限制污染輸出，韓國在2005年貿易、工業和能源大會上倡議將混合型工業過渡到綠色生態工業的概念。
二是成立韓國蔚山生態工業園中心。作為綠色生態工業發展計劃的一部分，朝鮮工業園區公司和韓國蔚山大都會在韓國蔚山工業區建立了韓國蔚山生態工業園中心，中心委員會包括負責工業園區管理的國家代表機構、私人企業、非政府組織和蔚山大學研發中心。園區中心主要為商業開發機構在綠色產品生產過程中識別投資機會，并從中幫助企業減少溫室氣體排放。除廢水處置和污染減排外，園區中心還試圖循環利用水資源，使得廢水和能源能夠相互轉化使用，從而提升資源利用效率。
三是制定潛在綠色項目并試點。為促進綠色項目發展，園區中心確定了一系列蒸汽循環的綠色潛在項目。潛在項目與利益相關方和研發中心共享，并共同調查項目的可行性，制定最終項目報告和商業案例。為顯示綠色概念的可行性，園區中心運行試點一些精心挑選的項目，隨著幾個試點案例的成功，園區成功建立了該園區大部分公司的銷售渠道和廢棄物分布點。
四是幫助企業建立共生關系以降低成本增加就業。園區中心幫助企業之間建立共生關系，并且與其他公司共享公共設施，從而實現集群效益，降低成本，增強生態友好性。如將冶煉企業排放的高濃度二氧化碳輸送到造紙企業用作產品加工用料，冶煉企業排放的熱蒸汽被輸送到造紙企業用作熱源。例如，Sungam市政廢物焚燒設備公司和Hyosung公司以500萬美元進行蒸汽網絡投資，每年節約成本累計700萬美元，并增加了150人的就業崗位。
五是幫助企業建立項目經濟效益愿景。每個共生項目開始前，園區中心都向投資者講明項目吸引力和將可能產生的經濟效益，并作出將會幫助其解決相關問題的承諾，以此募集投資者。共生項目的持續成功增強了投資者的信心，從而吸引了新投資者的參與。截至2014年底，韓國蔚山生態工業園區第一個共生項目已啟動8年，涉及31家企業，共節約7400萬美元成本，創造4500萬美元的新收入。
三、對我國促進綠色外商直接投資的經驗啟示
（一）政府政策支持是決定外商投資的關鍵。政府對于當地環保領域的政策和倡議是外商進行投資時首要考慮的因素之一。大多數綠色產業和技術相對年輕，對于市場和價值鏈來說，綠色產業早期的增長大部分來源于公共政策的支持。上述三個案例，政府在韓國蔚山的規劃愿景、南非政府的公共政策以及波特蘭當地政府對于環境保護的支持都有助于創造投資機會。
（二）投資促進機構發揮重要作用。投資促進機構和商業發展機構通過了解開發專業知識，針對合適的部門和活動創建和演示成功的商業案例，在促進綠色投資方面發揮著重要作用。同時，投資促進機構和合作伙伴需要跳出固有思維模式來識別利用外國直接投資發展其綠色經濟的機遇和途徑。綠色投資機會普遍存在于可再生能源的發展及現有經濟轉型和綠化中。而挑戰在于確定一個適當的目標區域，并選擇合適的方案來解決投資障礙。在不同的條件下要用不同種類的辦法，但都需要考慮當地市場狀況和投資促進機構所面臨的資源約束。
（三）需要清晰明了的綠色投資機會和商業論證。投資促進機構可以通過成功的試點項目，提高綠色投資機會的可行度和做好獲益項目的渠道準備工作。如投資促進機構可以創建可行的商業投資方案（南非投資項目）或者展示投資者在傳統產業如何利用低碳實踐來獲得盈利（韓國EIP），以使綠色投資項目更加清晰明了。
第2篇：對外直接投資的作用范文
[關鍵詞] 對外直接投資格蘭杰因果性關系實證分析
目前在研究或印證一國對外直接投資發展所處階段，使用得較多是由英國經濟學家鄧寧（John H. Dunning）于20世紀80年代初提出的投資發展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理論。基于鄧寧的IDP理論，本文擇取了自1982年至2004年間的中國國內生產總值、人口總數、對外直接投資、外商直接投資,以及各年中國人民幣兌換美元的匯率等數據，首先分析中國凈對外直接投資的趨勢，其次考察中國國內生產總值與中國對外直接投資、外商直接投資和中國凈對外直接投資之間的格蘭杰（Granger）因果性關系，最后用回歸方法重建中國凈對外直接投資模型。
一、中國凈對外直接投資的趨勢分析
1.中國對外直接投資的趨勢分析
根據聯合國貿易與發展會議網站之中國對外直接接投資（outflow）的數據，對1982年～2004年間中國對外直接投資作趨勢分析如下：
其中，Loutflow是中國對外直接投資額的自然對數形式，Time是一個從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統計值和F統計值，以及和60％的R2來看，該回歸方程是比較理想的。式(1)告訴我們在1982年～2004年間，中國的對外直接投資額(年流量)平均每年以14.1％的速度增長。根據式(1)的擬合值與中國實際對外直接投資額的比較，顯示出中國對外直接投資的明顯向上趨勢，說明今后中國對外直接投資將保持繼續增長的勢頭。
2.中國利用外國直接投資的趨勢分析
根據聯合國貿易與發展會議網站之中國利用國外直接投資（inflow）的數據，對1982年～2004年間中國利用外國直接投資做趨勢分析如下：
其中，Linflow是中國利用外國直接投資額的自然對數值，Time是一個從1到23的趨勢變量。自變量time的t統計值和F統計值均非常顯著，R2也很高。根據式(2)可以推斷在1982年～2004年間，中國每年利用外國直接投資平均每年增長22.4％。根據式(2)的擬合值與中國實際利用外國直接投資額的比較，顯示了中國利用外國直接投資的明顯向上的趨勢，說明今后中國利用外國直接投資將繼續保持增長勢頭。
3.中國凈對外直接投資趨勢分析
同樣根據聯合國貿易與發展會議網站之相關數據，對1982年～2004年中國的凈對外直接投資(netflow)做如下的趨勢分析：
其中，netflow是中國的凈對外直接投資(其值為：outflow-inflow)。式(9)的t統計值和F統計值均顯著，R2也較理想。因此，根據式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對外直接投資額的絕對數平均每年增長1．8468單位。根據式(3)的擬合值與中國實際凈對外直接投資額的比較，顯示了中國凈對外直接投資的明顯向下的趨勢，表明中國的凈對外直接投資仍處于投資發展周期的第二階段。
二、格蘭杰因果性檢驗
為了考察中國人均國內生產總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關系，本文引入了格蘭杰（Granger）檢驗法。筆者首先擇取了自1982年至2004年間的中國國內人均生產總值及其指數、人口總數、對外直接投資、外商直接投資，以及各年中國人民幣兌換美元的平均匯率、各年美國CPI指數；其中中國對外直接投資、外商直接投資的數據均來自聯合國貿發會議網站，中國國內人均生產總值及其指數來自中國統計年鑒；其次計算出人均對外直接投資額、人均外商直接投資額、人均對外直接投資凈額；再次將各變量統一調整為1982年價格，以1元人民幣為單位見附表；最后對各變量取自然對數，從而完成對數據的預處理工作。
1.變量的平穩性檢驗
由于做格蘭杰因果性檢驗時必須要求各變量為平穩序列，而上述數據都屬時間序列數據，因而有必要考察變量的平穩性。此處使用Dickey-Fuller平穩性檢驗。
具體檢驗時，首先分別用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不變價格表示的人均GDP、人均對外直接投資絕對值、人均外商對華直接投資、人均對外直接投資凈值絕對值的自然對數值。
然后采用ADF法進行單位根檢驗，檢驗時按一般的經驗做法選擇ADF 檢驗的形式，ADF檢驗滯后階由AIC信息準則確定。檢驗結果如表1所示。
結果表明，LGDP、LODI的對數序列為I(0)序列；IDI、NDI的對數序列為I(1)序列，其一階差分序列在5%的顯著水平上為 I(0)序列。各變量的一階對數差分序列代表的是各個變量的增長率。
2.格蘭杰因果檢驗
此處分別對LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進行了格蘭杰因果性檢驗，選取滯后一階至六階。用Eview5.5軟件得到的回歸結果如表2所示。
結果表明:①當滯后期為1和2時，在不同的顯著水平上， LGDP與LODI互為格蘭杰原因，其中在10%的顯著性水平上，LODI是LGDP的格蘭杰原因；在5%的顯著性水平上，LGDP是LODI的格蘭杰原因。也就是說在短期內，中國經濟的增長能極大地中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經濟發展的促進作用則不如前者明顯。②當滯后期為3、4、5時，在不同的顯著水平上，LIDI與LGDP互為格蘭杰原因。其中，當滯后期為2、3、4、5、6時， LGDP是LIDI的格蘭杰原因；當滯后期為3、4時， LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內，外商對華直接投資與中國經濟的增長有相互促進作用，其中中國經濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續時間更長。③僅當滯后期為6時，在接近10%的顯著水平上，LGDP才是LNDI格蘭杰原因。也就是說，一般而言，中國凈對外直接投資對中國經濟增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經濟增長對中國凈對外直接投資起促進作用。
三、中國凈對外直接投資模型的建立
此處采用中國自1982至2004年間的人均國內生產總值、人均凈中國對外直接投資數據，并依GDP指數和美國CPI指數將人均國內生產總值和人均中國對外直接投資凈值換算成2004年美元不變價格。構建如下模型：
ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u
其中，ANDI為人均凈對外直接投資；AGDP為人均國民生產總值；C1為截距項；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數，u為誤差項。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對此模型進行估計， 結果如下：
其中調整后的擬合優度R2為0.9584表明擬合優度和調整后的擬合優度都很高。此外同時通過了F檢驗。但是常數項C、AGDP 的回歸系數的t統計量均明顯不顯著，AGDP平方的系數也只是呈現弱顯著，表明此模型不甚理想，可考慮調整。本著先一般后特殊的原則，采用三次方至五次方的模型進行檢驗。使用EVIEW5.5軟件進行測試，最后使用三次方模型，回歸結果如下：
其中R2值為0.9716，調整后的擬合系數R2為0.9671，均高于采用二次方模型。且此時各項系數均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對應的曲線，見圖，在擬合中國數據的同時，較好地符合IDP理論的“U型曲線”假說。
根據此方程進行計算，可以得到三次型模型曲線的最小值約在AGDP為1315.99美元處（2004年不變價格），而2005年中國人均GDP為1703美元，對應此模型，可以判定中國現階段應處于第二階段末第三階段初。但對照中國的ANDI數據還沒有回升的跡象，結合格蘭杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中國經濟的增長對外商對華直接投資的促進作用遠大于對中國對外直接投資的促進作用，二者差距越來越大，由此可以斷定，中國對外直接投資滯后。
四、結論
經過上文的實證檢驗，可得出的主要結論有:
1.基于鄧寧的IDP理論，通過對中國自1982年至2004年間時間序列數據分析，發現在中國對外直接投資及外商對華投資都保持繼續增長的勢頭的同時，中國凈對外直接投資呈現出明顯向下的趨勢，這表明中國的對外直接投資仍處于投資發展周期的第二階段。
2.通過引入格蘭杰（Granger）檢驗法來考察中國人均國內生產總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關系，發現：短期內，中國經濟的增長能極大地促進中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經濟發展的促進作用則不如前者明顯。在中長期內，外商對華直接投資與中國經濟的增長有相互促進作用，其中中國經濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續時間更長。
第3篇：對外直接投資的作用范文
關鍵詞：對外直接投資；出口；效應
中圖分類號：F83文獻標識碼：A
隨著對外直接投資的迅速發展，對外直接投資對出口貿易的影響成了國內外學者研究的重點，本文采用格蘭杰因果檢驗方法，利用1983～2006年中國對外直接投資與出口的數據，對對外直接投資的出口貿易效應進行重新檢驗，并與同一時期世界主要對外直接投資國家的對外直接投資出口效應進行橫向比較。
一、模型介紹及數據來源
格蘭杰因果檢驗主要有以下幾個步驟：首先，進行平穩性檢驗。本文采用ADF法檢驗時間變量的平穩性。其
次，通過格蘭杰因果檢驗分析變量之間相互作用的方向。對于變量的滯后期，一般從0～3期內選擇，并根據使AIC和SC最小的原則來選擇變量的滯后期。
為進一步檢驗模型的準確性，確定變量之間的長期關系，在格蘭杰因果檢驗之后，還要對變量進行協整檢驗。Stock證明，對存在協整關系的時間序列，最小二乘回歸（OLS）的估計量不僅是一致的，而且快于平穩時間序列0lLS估計量的收斂速度，因此可以直接使用傳統的OLS方法。對FDI和出口貿易變量進行OLS回歸，模型如下：
LNEXt＝C＋atLNFDIt+?滋t（1）
考察式（1）的回歸殘差?滋t是否平穩，如果回歸殘差平穩，說明存在協整關系，該方程描述了變量之間的長期穩定關系。
為更好地研究我國對外直接投資與出口的關系，本文選取了美國、日本、德國、法國、英國以及中國作為研究對象，對它們1983～2006年共23年的對外直接投資與出口的相互作用關系進行比較分析。其中，各國出口數據均來自各年的中國統計年鑒，中國的對外直接投資數據來自《對外經濟貿易年鑒》相關各期，其他國家的對外直接投資數據來自聯合國貿發會議網站及2007年《世界投資報告》。
二、實證檢驗
在變量選取上，用FDI表示各國對外直接投資流量，用EX表示各國出口額。為研究方便，對以上時間序列分別取自然對數。首先對各變量的對數形式進行單位根檢驗，結果顯示：各國的LNFDI和LNEX的原值在5%的水平上都不顯著，取一階差分后，除英國的EXUK和中國的LNFDICH在1%的水平顯著，德國的EXGE、法國的LNFDIFR以及中國的EXCH在10%的水平上顯著外，其他變量都在5%的檢驗水平下顯著，即所有變量的一階差分都是平穩的時間序列，因此所有變量都是一階單整的，即I（1）。
筆者曾對這六個國家的對外直接投資和出口關系進行格蘭杰因果檢驗。在進行因果檢驗之前，首先通過VAR模型確定變量的滯后期數，選擇使AIC和SC最小的滯后期數使模型達到最優效果。因果檢驗結果表明，美國的對外直接投資和出口之間，在存在2期的最后滯后期下，并無相互因果關系；日本同美國的情況相似，在滯后3期的情況下，FDI和出口之間也沒有表現出因果關系；德國的對外直接投資在5%的檢驗水平上是出口貿易變化的格蘭杰原因，而出口卻不是對外直接投資變化的格蘭杰原因，二者存在單向的因果關系；英國的情況與德國基本相同；法國的結果則與德國和英國相反，在滯后1期的情況下，法國的出口對對外直接投資表現出了單向的因果關系；對中國的分析結果顯示，在滯后1期的情況下，其“對外直接投資不是引起出口貿易變化的原因”的零假設不能被拒絕，而其“出口貿易不是引起對外直接投資變化的原因”的零假設被拒絕，說明中國的出口與對外直接投資之間存在著單向的因果關系，而對外直接投資對出口并無顯著影響。
為進一步考察模型的準確性，確定變量之間的長期關系，下面對各國的對外直接投資和出口變量進行協整檢驗。檢驗結果表明：除日本和美國的單位根無法通過10%檢驗水平的平穩性檢驗外，其他四國OLS方程的單位根均能通過10%的檢驗水平。說明美國和日本在樣本期內的對外直接投資與出口之間不存在長期協整關系，德國、英國、法國和中國的對外直接投資與出口之間存在著長期的穩定關系。
三、檢驗結果分析
格蘭杰因果檢驗結果說明，各國對外直接投資與出口之間均呈現出不同的相互關系。其中，德國和英國的對外直接投資呈現出明顯的出口促進作用，而其他國家的對外直接投資對出口均無顯著影響；中國和法國的出口增長導致了對外直接投資的發展，而日本和美國的對外直接投資和出口之間不存在因果關系。雖然中國的對外直接投資與出口之間存在長期協整關系，但對外直接投資并沒有表現出對出口的顯著促進作用。
對于日本的檢驗結果與小島清的邊際產業理論所認為的邊際產業的對外投資有利于擴大國內出口相悖，筆者認為主要是與其不同的投資階段有關。邊際產業理論所描述的情況，屬于日本對外直接投資的起步階段，當時日本相對于美國來說，還屬于發展中國家，其對外投資的目標以為國內產業發展和出口提供能源以及轉移邊際產業、實現產業的升級為重心。進入八十年代后，隨著日本國內經濟的發展及其產業結構的變化，日本的對外直接投資產業、區域及目標都發生了很大變化，因此對1983～2006年的日本對外直接投資的實證檢驗中，結果與邊際產業理論相悖。
德國的對外直接投資表現出明顯的出口促進作用，其促進作用主要體現在制造業上，由于其投資行業以汽車制造、化工業、電器和機械制造為主，這些都屬于后向關聯度較高的行業，它們的對外直接投資會創造東道國對國內大型機器、設備和零部件的需求，從而表現出較高的出口創造作用。德國在制造業和服務業的對外直接投資占其對外直接投資總額的99.7%。
而對中國的實證結果表明，雖然中國的對外直接投資與出口之間存在長期協整關系，但對外直接投資并沒有表現出對出口的顯著促進作用。對于這種情況，作者認為可能有以下幾個原因：
1、我國對外直接投資數量少，還未能充分顯示其出口效應。根據鄧寧的投資發展階段理論分析，我國現在還處于對外直接投資的第二階段，其特征表現為：區位優勢增加，直接投資流入增加，但所有權優勢增加有限，直接投資流出很少。雖然近幾年我國對外直接投資發展迅速，但在世界對外投資總額中的比重仍然偏低，僅有1.15%左右，吸引外資與對外投資的比例，發達國家為1∶1.14，發展中國家為1∶0.13，而我國僅為1∶0.09。此外，與我國每年高達幾千億的對外出口額相比，我國的對外直接投資更是顯得微不足道。
2、我國對外投資企業規模小、競爭力差，難以拉動相關產業的出口。我國對外投資主體以中小企業為主，大型跨國公司極少。在2004年按國外資產排名世界前100家非金融跨國公司中，中國的跨國公司僅有一家――中國國際信托投資公司，且其排名位于94位。對外投資企業的規模小，在國際市場的競爭力不強，從而導致這些企業的國際投資經營活動對國內相關配套產業的出口拉動力較低。
3、投資產業地區結構不合理。從地區結構上看，過分偏重對發展中國家的投資，而忽視對發達國家的直接投資；偏重利用東道國市場的低成本優勢，忽視對先進技術、管理經驗的學習，這使得國內各產業缺乏核心競爭力，不利于國內產業結構的調整升級，從而使我國一直處于國際產業鏈條中的低端環節，而資源開發行業和初級加工制造業技術含量低、操作簡單，它們的直接投資對國內相關機械、技術的出口拉動作用不大，從而使我國對外直接投資的出口拉動效應較低。
四、政策建議
首先，加大對外直接投資的政策支持力度。政府應建立和完善政策促進體系，加大在財稅、金融、外匯等方面對對外直接投資的政策支持力度，建立規范的宏觀管理體系，為我國對外直接投資的進一步大規模發展，做好充分準備。
其次，完善我國對外直接投資的產業結構。重點投資于后向關聯度強的行業，實行最終產品的國際生產，從而有效地拉動中間產品及初級產品的出口，同時順應國內產業結構化趨勢，適當加大對第三產業的投資。
第4篇：對外直接投資的作用范文
隨著對外直接投資規模的增加，處理好對外直接投資結構對于控制國內通貨膨脹也有重要意義。從投資區域來看，2008年中國對外直接用于亞洲的資金占到總資金的78%，其中用于香港的投資占到總投資的69%，因為從距離上而言，對外直接投資傾向于投資比鄰的區域。從信息對稱程度而言，中國對于這些區域掌握的信息相對更充分，法律法規方面的限制也相應較少。2008年中國對外直接投資中非洲居于第二，這主要是基于政治和人道主義援助方面考慮。所以綜合而言，在對外直接投資決策時以上方面因素的考慮會強于通貨膨脹率的考慮。實證結果根據之前建立的VAR模型和數據，利用Eviews6．0得出結果：CPI的變動受到前兩期滯后的影響，前一期的影響為正，前兩期的影響為負。這主要表明物價的變動在一期內存在慣性，慣性系數為0．646377，因為物價上漲可能在一期內產生物價上漲預期，從而推動物價繼續上漲。但前兩期的物價上漲又可以在一定程度上抵消這種預期，這種抵消系數為－0．273023，說明對于通貨膨脹的預期形成受到近期的影響大于遠期。所以，要控制通貨膨脹預期就必須采取強硬措施防止物價短期內過快上漲。前一期FDI上升1%會引起本期物價上升0．123%。前兩期FDI上升1%會引起本期物價上升0．014%。這兩個系數反映了輸入性通貨膨脹的作用強度。2009年FDI總額為900．3億美元，占GDP不到2%，對比而言，來自外商投資的輸入性通貨膨脹強度相當大，產生這種情況的原因可能是，由于FDI流入了資本市場，產生了巨大的杠桿作用，引起了通貨膨脹的改變。所以，控制好FDI的流向，對于治理通貨膨脹具有重要意義。對外直接投資與通貨膨脹存在負相關關系。前一期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．014%，前兩期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．011%。從規模上而言，2008年的OFDI占GDP仍不足2%，量的控制相對容易。但是，在OFDI達到一定規模時，它產生的投資收益可能對國內通貨膨脹起到加劇作用。所以，在注重量的擴張的同時，應該把握好質的提升。
第二列可知，一期內通過膨脹的上升可能導致FDI的下降，通貨膨脹上升1%，FDI將下降0．9%。前二期通貨膨脹上升1%，引起本期FDI上升0．28%。綜合而言，較高的通貨膨脹降低了實際利率，不利于引進外資。FDI也存在滯后性，前一期滯后系數為0．901153，前二期滯后為－0．261963。根據第一列的分析，在國內出現通貨膨脹時，應該對于FDI進行控制，防止FDI與CPI同時產生滯后影響加劇通脹，引起危機。對外直接投資于外商投資存在一定的負相關關系。產生這種情況并非由于兩者存在相互替代作用，而是由于對外直接投資增加可能是由于境外投資收益率上漲，按照資本趨利性，相應流入境內的資本就會下降。由表3第三列可知，前一期通貨膨脹上升1%，對外直接投資增長2．72%。前兩期通貨膨脹上漲1%，對外直接投資下降2．97%。綜合而言，兩期內，通貨膨脹的上升會引起對外直接投資的下降，因為通貨膨脹上升可能引起國內名義利率上升，以保證實際利率為正，所以造成對外直接投資的機會成本上升。前一期FDI上升1%，對外直接投資上升0．7%，前兩期FDI上升1%，對外直接投資下降1．7%。總的而言，兩期內，FDI與OFDI存在負相關性，這也是由資本的趨利性和國內外投資環境變化導致。與之前不同的是，OFDI存在兩期負的滯后性，滯后系數分別為－0．579859和－0．261057。這可能是由于中國對外直接投資處于起步階段，受到投資行業、投資地域等政策的限制。另外，也存在一些國家擔心壟斷和貿易侵略而采取相應貿易保護的手段。
7至9期影響為正，之后趨于0。再次證明近期通貨膨脹對于形成通脹預期具有重要作用，并加劇通貨膨脹的影響。第2圖表示FDI對通貨膨脹的影響前3期為正，并逐漸上升，3至5期也為正，但影響減弱，6至8期幾乎無影響，8至10期出現小幅正向影響。FDI對通貨膨脹前3期正的影響可以理解為FDI的流入導致了國內流動性過剩從而出現通貨膨脹。8至10期出現的小幅正向影響可能是由于FDI產生了投資溢出效應。第3圖表示對外直接投資對于通貨膨脹的影響前5期一直為負，并呈現小U型，在第3期時負的影響達到最大。由此可以驗證，通過增加對外直接投資規模可以控制通貨膨脹，并且這種效果具有一定的持續性。第4圖表示通貨膨脹對FDI的影響前3期為正，3至5期為負，呈現小U型;5至8期為正，先增加再減小，之后趨于0。前3期正的影響可能是由于通貨膨脹帶來了通貨膨脹預期，引起實際利率下降，從而刺激了投資。第5圖表示FDI的滯后影響前4期內為正，之后為正，并接近0。說明FDI的變動具有慣性。第7圖表示通貨膨脹對對外直接投資的影響前2期為正，第3期為負，并且負的影響大于正的影響，之后趨于0。第8圖表示對外直接投資存在滯后影響，前2期為負，并逐漸下降，3至6期為正，正的影響先上升后下降，之后趨于0。出現以上情況的原因是通貨膨脹使得貨幣貶值，境內資本出于保值需求會增加對外直接投資，同時對外直接投資增加到一定規模后會受到相應的限制。
FDI與通貨膨脹經檢驗發現FDI變動是通貨膨脹變動的Granger原因，因為FDI的增加會增加國內的流動性，同時政府也會增加與FDI的配套投資，形成財政赤字。為了彌補赤字，只有增加貨幣發行量。這兩方面都加劇了通貨膨脹。模型結果表明，前一期FDI上升1%會引起本期物價上升0．123%。中國目前有管理的浮動匯率制度，FDI的流入會導致貨幣發行量的增加，但FDI相對于GDP和貨幣存量而言規模很小，這些由FDI引起的貨幣增發量并不足以產生0．123的效果，并且還存在投資的溢出效應，使得產出增加，對通貨膨脹起到抑制作用。所以，引起通貨膨脹的原因可能是由于這些FDI并沒有直接流入生產領域，而是通過不同的手段流入資本市場，參與投機活動，從而推高了國內通貨膨脹率。通過以上分析可以看出，FDI對國內經濟特別是對貨幣發行量的影響存在直接作用，但實際利率和通貨膨脹率對FDI的影響并不明顯，FDI中存在較大一部分投機性資本。而這些資本對推高通貨膨脹率起到了很大的作用。所以，要抑制通貨膨脹，就應該對FDI的流向進行嚴格監測，保證盡可能地流入實體經濟領域。同時，控制政府對FDI的配套投資的規模，減少財政支出。OFDI與通貨膨脹理論上OFDI增加，短期內國際收支中資本項目順差下降，國內通貨膨脹下降，長期而言，投資收益增加，國際收支資本項目順差上升，通貨膨脹上升。但實證檢驗發現對外直接投資與通貨膨脹之間不存在Granger因果關系，原因可能是我國對外直接投資的規模較小，對國民經濟的影響并不顯著。模型結果表明，前一期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．014%;前兩期對外直接投資上升1%，通貨膨脹下降0．011%。所以，要增加對外直接投資的規模，才能降低通貨膨脹率。脈沖響應函數分析得出，對外直接投資對通貨膨脹在10期以內都沒有表現出正的滯后影響，主要原因是我國對外直接投資還處于起步階段，投資收益相對較少，有的甚至出現虧損，有盈利的也用于了再投資。所以，對于國內通貨膨脹的正影響還沒有表現出來。當然，對外投資收益與國內通脹并不存在完全的取舍，我們可以考慮直接投資國內稀缺的或者存在劣勢的產業，最終收益不光以貨幣的形式還要以產品和技術形式回流，降低國內通貨膨脹壓力的同時，帶來新的經濟增長動力。
作者：趙妍 黃巍巍 單位：武漢大學經濟與管理學院講師 武漢大學經濟與管理學院2010級本科生
第5篇：對外直接投資的作用范文
[關鍵詞]對外直接投資美國區位選擇行業選擇政府作用
21世紀初中國經濟“走出去”戰略的提出,使中國對外直接投資的發展取得了顯著的成績。據中國商務部統計,從2001到2007年,中國最外直接投資從25億美元上升到187.6億美元,增長了近七倍,從世界第二十六位上升到第十七位,居發展中國家首位。可見,中國成為對外直接投資大國正是經濟發展實現階段性跨越的體現,但相對美國而言,我們的距離還很遠,美國是世界對外投資最多的國家,據聯合國貿發委統計,在過去的十年中,美國FDI流出總額為1.58萬億美元,所以我們應借鑒美國的成功經驗,從而使我國FDI取得合理快速的發展。
一 美國FDI的成功經驗
(1)近年來美國FDI的結構變化
1.美國FDI區位結構的變化
20世紀90年代至今,美國FDI在全球的分布比較的均勻,沒有出現大的變化,他們的主要是對于歐洲市場的投資,他們對于非洲等國家的投入是相對比較少的,但是近幾年隨著亞太地區經濟的崛起,美國的FDI逐步的增加了對于亞太地區的投入,而且美國對于亞太地區投入力度逐漸的增大。
2.美國FDI行業結構的變化
從對美國對外直接投資累計總額的分析來看,美國對外直接投資的行業結構發生了較大的變化,投資結構輕型化﹑高級化的趨勢非常明顯,制造業所占比重開始下降,服務業的比重迅速提高,其行業結構基本上從制造業和傳統行業逐步轉向服務業,特別是金融﹑房產以及保險產業。
(2)美國政府在對外直接投資中發揮的作用
美國對外直接投資迅速增長,與美國政府在資本輸出方面的作用的加強是密不可分的,促進和保護私人海外投資的安全與利益是美國政府的一貫政策。美國政府采取的鼓勵對外直接投資的政策與措施有:首先,海外投資保障制度,美國海外投資保障制度是從1948年實施的“馬歇爾計劃”,以后隨同外援體制的演進和對外援助的不斷擴大而發展起來的,直至1969年,為適應國際投資市場的新變化,美國成立“海外私人投資公司”直屬美國國務院領導,主管美國私人海外投資保障和保險事務。
二 中國FDI的發展趨勢
(1)我國應該在區位結構和行業結構上進一步優化
1.根據美國FDI行業結構變化的經驗對我國FDI行業結構進行優化
我們應重視資源尋求型對外直接投資。資源尋求型對外直接投資仍將在我國對外投資中占有較大的比重。首先我國應通過對外直接投資建立穩定的資源供應基地。其次,我國的紡織,電子,家電等產業生產能力過剩,產品的國內市場飽和,可采用獨自新建工廠的方式,我國企業可在境外生產或加工基地,自帶設備,技術,原材料和零配件。
2.根據美國FDI區位結構變化的經驗對我國FDI區位結構進行優化
首先,借鑒美國根據地緣優勢進行對外直接投資這一經驗,對有利于發揮我國地緣優勢的亞洲地區進行投資,東南亞的森林資源,亞洲和中東的石油和鐵等對我國有極大的吸引力,并且可利用地緣政治﹑經濟和文化等有利因素。
其次,對于一些技術比較成熟的產業美國選擇了和它地理位置臨近、文化相似的加拿大等國進行投資,借鑒美國經驗我國可以選擇亞洲﹑美洲﹑中東歐以及非洲等地區進行投資,這是由于亞洲國家和地區與我國地理位置臨近,文化相似,而且經濟活躍,市場潛力大。
三、 中國政府發揮作用使我國FDI合理快速發展
1.融資支持
拓寬融資渠道,鼓勵銀行與大企業合作;爭取金融機構海外分支機構的支持,設立海外直接投資基金,設立專門的海外投資金融公司。同時適當放松對企業金融得控制和外匯管制,并提供必要的擔保,盡快發展和完善我國投資市場和投資銀行。
2.加快對外直接投資的立法進度
企業對外投資需要法律的保障與支持,可以采取立法手段保護和支持他們得境外投資的。
總之,中國對外投資還有很大的發展空間,成為世界對外投資大國已是必然趨勢,這就要我們必須做到:依據自己的國情、經濟發展趨勢及世界政治經濟發展趨勢在區位選擇和行業選擇上做出正確合理的判斷和決策,再加上中國政府發揮出積極的作用。
參考文獻:
[1]楊小川 中國企業海外投資的幾個問題 廣東商學院 對外經貿實務[J] 2006年 04期
第6篇：對外直接投資的作用范文
一、我國海外直接投資與出口貿易的現實關系
聯合國貿發組織統計的對外直接投資與出口和進口之間的因果關系檢驗結果見表1和表2。商務部統計的對外直接投資與出口之間的因果檢驗結果見表3和表4。
從表1中可知:在滯后3期，出口增長沒有引起我國對外直接投資流量變化的最小概率為0.07334,這表明以
92.7%的概率可以保證出口增長帶動對外直接投資；同時在滯后1―3期，對外直接投資在91%以上的概率帶動出口的增長。因此，檢驗結果表明我國對外直接投資流量變化與出口增長之間互為因果關系。
從表2中可知: 滯后期分別為1―3期的出口增長沒有引起我國對外直接投資存量變化的最小概率為0.24343,這表明至多以75.66%的概率可以保證出口增長帶動對外直接投資存量的變化；同時在滯后1―3期,對外直接投資存量能在91%以上的概率促進出口貿易的增長。因此，檢驗說明我國對外直接投資存量與出口增長之間是單向的因果關系,即對外直接投資能促進出口的增長。
從上述Granger檢驗可以得出結論：以聯合國貿發組織統計來看，我國對外直接投資與出口貿易的增長之間互為因果關系，也就是說我國對外直接投資與出口貿易之間有互動的關系；而我國對外直接投資與進口貿易的增長之間沒有因果關系，也就是說我國對外直接投資與進口貿易之間沒有互動關系。
作為對比分析，下面以商務部的統計來分析對外直接投資與對外貿易的關系，繼續進行Granger因果關系檢驗。
在表3中：檢驗結果無法說明我國出口增長和對直接投資流量增長之間互為因果關系。在表4中：檢驗結果無法說明我國出口增長和對直接投資存量增長之間互為因果關系。
從上述檢驗可以得出結論；商務部批準的對外直接投資和出口貿易之間沒有因果關系，即沒有互動關系；對外直接投資僅是進口貿易的因，即對外直接投資促進進口貿易的增長，而進口貿易沒有促進對外直接投資的增長
二、中國海外直接投資與對外貿易現實關系原因分析
商務部統計數據并未真實反映我國對外直接投資的規模，從聯合國貿發會議統計數據可以看出，截止2002年底我國非金融類對外直接投資累計超過375億美元，遠高于商務部統計的93.4億美元。商務部（包括原外經貿部）的統計數據只反映了經主管部門批準或備案過的企業對外直接投資總額，而未反映未經官方批準的投資。從國家統計局公布的國際收支平衡統計顯示：從1982年到2006年，“凈誤差與遺漏”高達1264.96億美元，其中相當部分與非正規渠道資本外流有關。因為在一般情況下，造成誤差與遺漏的主要原因是統計誤差和資本外逃。在我國還有第三個原因，就是繞過政府批準限制門檻的對外投資，包括直接投資。
（一）出口貿易沒有帶動對外直接投資的發展的原因
我國出口貿易增長與經濟增長之間形成良性的互動關系，外商直接投資成為我國進出口貿易迅速增長的關鍵，特別是發達國家對我國的投資，它通過“技術外溢”效應，促使產業結構的升級。我國對外直接投資與外商直接投資相比，規模非常小，據商務部統計，截止2004年底，我國實際利用外資總額達到5621.01億美元，而對外直接投資累計449億美元，對外直接投資總額僅為外商直接投資總額的8%。另外我國對外直接投資的效益也不夠理想。
（二）對外直接投資對出口貿易沒有明顯帶動作用的原因
1、對外投資的主體是國有企業
2、行政干預過多
3、企業對外投資產業選擇存在問題，使得投資對貿易的促進作用不顯著
（1）對外投資產業結構不合理
從世界各國跨國經營的實踐來看，跨國投資的產業選擇按照一定的規律依次發展。一般規律是：由初級產品產業向制造業和第三產業轉移，由低附加值產業向高附加值產業轉移。英、美、日、韓等國對外投資結構都呈現相同的變化趨勢。據商務部統計，到2002年，我國已在160多個國家和地區設立了6000家對外投資企業，投資領域包括資源開發、生產加工、交通運輸、工程承包、醫療衛生、旅游餐飲、資訊服務等。按照投資額統計，第一產業約占20%，第二產業約占15%，第三產業約占65%，其中在第三產業中，貿易型投資項目占絕大比重。
（2）對外投資產業對國內相關產業成長的波及效應不明顯
第7篇：對外直接投資的作用范文
關鍵詞：勞動力成本；外匯儲備；非金融類對外直接投資
中圖分類號：F832.48 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）09-69 -02
一、對已有研究的回顧
（一）勞動力成本與對外直接投資的關系
從母國角度來看，一國勞動力成本對對外直接投資有著重要影響。勞動力成本以平均工資水平來表示。一國平均工資水平一定程度上代表了該國的經濟發展水平，更直觀地反映了該國的勞動力成本，因此平均工資水平對對外直接投資是有影響的，首先，如果一國的平均工資水平上漲，表明該國內勞動力成本上升，勞動力成本的上升會導致此前主要看重該國勞動力成本優勢的海外企業流失。因為這些企業進入該國，主要是希望借助該國的廉價勞動力優勢來降低成本，提高產品的競爭力，但是勞動力成本上升會導致這些企業流走，尋求勞動力更加廉價的其他國家。因此，從這個角度來看，平均工資水平的提高會抑制該國對外直接投資的流入。如果一國的平均工資收入水平提高，那么該國進行海外投資的勞動密集型企業會流出，造成吸引的外資減少。如果該國的平均工資水平下降，也就意味著勞動力成本下降，會吸引很多勞動密集型企業進行海外投資，利用本國的勞動力優勢，提高企業競爭力，當前，我國工資水平在逐步提高，一些勞動密集型企業成本逐漸上升，擠壓了盈利空間，在一定程度上會導致企業進行海外直接投資，尋求更加廉價的勞動力市場，提高企業的競爭力。
新古典貿易理論運用于國際投資時， 表明對外直接投資的流動會因要素投資回報率的不同而受到影響。雖然勞動在國家之間是不能自由流動的， 但是生產者可以選擇在勞動成本低的地方進行生產， 尤其是加工業這種低附加值的行業，選擇在勞動力成本低的地方可以提高競爭力。因此，本文認為我國勞動力成本是影響我國非金融類對外直接投資的一個重要變量。
（二）外匯儲備與對外直接投資的關系
我國的外匯儲備量截止2015年，已經達到3.33萬億美元。外匯儲備有著重要的作用，在一定程度上能夠平衡一國的國際收支平衡，同時也能夠用來償還外債，但是過多的外匯儲備會造成資源的浪費，具有匯率風險，可通過對外直接投資增加外匯儲備的收益。
有了充足的外匯儲備，會增加我國企業對外直接投資的風險，敢于面對世界市場的各種風險。對于外匯儲備與對外直接投資的關系，不少學者做過研究，例如，許松、吳洪濤（2006）主要考察影響我國對外直接投資的主要宏觀因素，他在江小涓的研究基礎上，量化了幾個宏觀因素“GNIP、固定資產投資、出口以及外匯儲備”，采用多元回歸模型，來研究影響對外直接投資的因素。分析結果顯示：人均GDP、固定資產投資、出口以及外匯儲備都會促進該國的對外直接投資。綜合眾多學者的研究以及現階段中國對外直接投資發展狀況，本文認為外匯儲備是影響我國非金融類對外直接投資的一個重要變量。
二、我國勞動力成本、外匯儲備對非金融類對外直接投資的實證分析
（一）變量的選取與數據來源
綜合以往的研究，本文的理論分析和研究目的、數據的可獲得性，本文選取我國勞動力成本、外匯儲備作為解釋變量來研究其對我國非金融類對外直接投資的影響。我國勞動力成本以我國平均工資水平表示，選取城鎮單位就業人員平均工資，數據來自國家統計局，以wage表示，并假設我國平均工資水平對非金融類對外直接投資是促進作用。外匯儲備選取我國外匯儲備存量，主要因為存量的變化較流量變化較小，時間數據系列比較穩定，數據來自國家統計局，以reserve表示，并假設中國非金融類對外直接投資與我國外匯儲備呈正相關。
（二）研究方法的選取
已有的對FDI宏觀影響因素的實證研究，使用不同的模型設定，包含不同的變量，但是在方法的選擇上，多選用OLS回歸分析。參照以往的研究方法，結合我國數據的可獲得性，本文選取經典的OLS方法進行回歸。
另外，宏觀經濟變量一般存在異方差，取對數后可去除宏觀經濟變量異方差并使解釋變量與被解釋變量呈線性關系。因此，本模型對所有變量均取對數形式，因此相關系數分別測量的是被解釋變量對各相關解釋變量的彈性。
（三）模型的建立
建立回歸模型如下：
括號內為解釋變量對被解釋變量影響的預期符號。
（四）回歸結果分析
依據前文所述，我們使用OLS方法，并借助R軟件進行回歸，得出下表，從表中可以看出，兩個解釋變量的t統計量顯著，均通過檢驗，模型調整后的可決系數 R2= 99.18% ，擬合度較好，回歸結果中報告的F統計量的p值為： 2.045e-08，小于0.05，表明在95%的置信水平下模型總體是顯著的。因此，從回歸結果來看，基本可以說明和解釋現階段下，中國對外直接投資的母國決定因素。
ln（wage）代表的我國平均工資水平回歸系數為0.56，表明我國平均工資水平與我國對外直接投資呈正方向變化， 工資水平的提高，表明我國勞動力成本表上升，企業盈利壓力加大，促進了我國的對外直接投資， 計量結果表明，我國平均工資水平每提高1%， 我國的對外直接投資增加 0.56%，結論與本文所選擇的變量有關。主要考慮到城鎮就業人員的平均工資更具有代表性， 實證的結論證明了前面的假設。這也說明我國對外直接投資具有效率尋求型的特點。
ln（reserve）所代表的外匯儲備回歸系數為0.9468，表明外匯儲備對對外直接投資是正向的促進作用，外匯儲備每增加1%，對外直接投資增加0.9468%。中國鼓勵企業開展對外直接投資，依托于外匯儲備的堅實基礎，中國龐大的外匯儲備為其對外直接投資提供了有力的資金保障，保證“走出去”戰略的穩定開展。
三、評價與啟示
我國勞動力成本上升是促進對外直接投資的一個因素，這說明我國對外直接投資具有效率尋求的動機。長期來看，平均工資的提高不僅可以促進對外直接投資的增加，而且直接提高職工的物質福利。所以政府應該積極鼓勵企業合理提升國內的勞動力工資水平，即降低了東道國的相對工資水平，從而推動我國對外直接投資的發展。首先，提高我國的勞動力工資能夠改善人民的生活水平，有助于中國的經濟轉型，對于我國擴大內需、促進消費增長也有著重要的意義，更好地發揮新常態下，消費對經濟的穩定拉動作用。其次，國內勞動力成本的提高會導致一部分對勞動力成本比較敏感的企業將生產經營轉移到其他國家或地區去，促進對外直接投資的發展。
我國擁有世界第一的外匯儲備存量，很大程度上是我國貿易順差的結果。根據前文實證分析可知外匯儲備與一國的對外直接投資是正相關的，因此我國政府從國家長遠的經濟利益來看，應適度鼓勵企業進行海外直接投資，合理利用外匯儲備，使外匯儲備進行增值，減緩或者避免因匯率變動等因素對外匯儲備造成的貶值。外匯儲備用來購買外債可能會面臨較高的風險，利用我國強大的外匯儲備作支撐，鼓勵企業進行對外直接投資，不僅可以學習到國外的先進技術、知識，增強對外經濟交往能力，還可以在一定程度上避免外債的風險。因此，我國不僅要重視鼓勵企業對外直接投資，也需要制定完善的法律和相應規則，保障我國企業特別是民營企業的對外直接投資健康有序進行。同時，也應簡政放權，降低門檻，鼓勵有資質的中小企業進行對外直接投資，有效利用外匯儲備，使外匯儲備增值。
參考文獻：
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第8篇：對外直接投資的作用范文
關鍵詞：對外直接投資;經濟效應;實證分析
一、緒 論
投資、出口與消費是拉動經濟的三駕馬車。隨著經濟全球化和對外開放的不斷深入，投資在經濟政策中的比重越來越大。湖南企業海外投資不僅發展迅速，更加推動了湖南省經濟增長。因此，研究湖南省的對外直接投資經濟效應，對于繼續拓展對外直接投資、推動經濟長期發展有積極的意義，同時也能夠為國內其他省市開展對外直接投資活動提供借鑒和參考。
國內研究文獻針對湖南省對外直接投資的研究十分罕見。本文運用大量翔實的最新的數據資料，最新數據可更新到2012年，通過實證檢驗的方法研究了對外直接投資對于湖南省經濟增長、對外貿易等方面的效應，也有助于湖南省對外直接投資理論的研究和投資活動的發展和擴展。
近年來湖南對外投資發展很快，成為中部省份發展最強勁的地區。湖南對外直接投資具有一下特點：（1）投資地區的選擇，東盟一直是我省企業投資的重點地區。由于亞洲和非洲勞動力價格相對較低，湖南省的生產企業主要投資集中在亞非地區，其中，湖南省企業在亞洲投資數量最多在境外投資企業中，選擇在亞洲投資的占了72%。（2）對外直投投資的主體是民營、股份制和集體企業。在湖南省海外直接投資中，國有企業的投資金額所占的比例是最大的，但是就投資企業類型，國有企業在數量上排在末位。（3）我省海外投資的領域越來越寬，積極性大大增加。行業主要涉及工業、機械工程產業，最新涌現出來了農產品種植業和游戲產業等。
二、湖南省對外直接投資經濟效應的實證分析
（一）實證分析方法。本文擬用格蘭杰因果關系檢驗方法（又叫Granger因果分析檢驗方法），是指基于同一個平穩的時間序列情形下，有兩個經濟變量X和Y，假設X是Y的原因，我們能根據變量X的過去值預測出變量Y的未來值，可Y不是X的因，即我們根據Y的過去值預測不出X的未來值，那么我們可以說變量X是解釋變量Y的格蘭杰原因，而Y不是X的格蘭杰原因。
下面為格蘭杰因果分析模型：
Yt=a+∑aiyt-i+∑βjXt-j+εt （1-2）
Yt=a+∑atyi-i+εt （1-3）。其中（1-2）式為無條件的循環模型，假設殘差平方和的值是SSE1; （1-3）式為有限制的條件回歸模型，我們同樣設它殘差平方和為SSE2，其中ε是隨機誤差項，a和β為系數，檢驗原來的假設是H0：βj=0（j=0，1，2，....n），即X的過去值不能預測Y的未來值，如果原來的假設成立，那么構成統計量F=[（SSE1-SSE2）/n]/[SSE1/（T-m-n-1）] （1-4 ）
即模型服從自由度為（n， T-m-n-1）的F分布。我們給定一個顯著水平區間，就有得出相對應的臨界值，假設得出來的檢測值大于臨界值，即拒絕原假設，表明變量X是解釋變量Y的原因，反之，則變量X不能同向影響Y。
（二）經濟效應檢驗和數據的來源。根據上面的件檢驗方法，本文引入下列函數：GDP=f（FDI，0THER）+ε。其中，FDI是湖南省對外直接投資額，GDP為湖南省生產總值，OTHER是除了海外直接投資外影響GDP的其他因素，ε為隨機誤差項。我們現在設定其他因素為固定的，那么建立如下的回歸計量模型：
GDPt=a+βFDIt+εt。其中：a為常數項，β表示FDI對GDP的貢獻率，ε為隨機誤差項。
為了消除這個式子中有可能存在的異方差，對GDP和FDI取對數，我們得到下列計量模型：LnGDPt= a+βLnFDIt +εt
（1-5）。我們用（1-5）式作為研究湖南省對外直接投資對經濟增長影響的計量模型。本論文使用2008年至2013年的數據作為模型樣本。
相關數據來源及處理如下：GDP為湖南省生產總值，在使用中，我們要將GDP按照當年人民幣兌換美元的平均匯率轉換成美元，同樣為了消除價格變換的影響，用2008年作為基期，使用年度消費物價指數同比數據，將名義生產總值轉換為實際生產總值額，FDI為對外直接投資額，用同樣的方法，將其轉換為實際對外直接投資額， 其中相關數據全部來自湖南省商務廳統計數據整理，見表3.1：
表3.1 湖南省2008年―2013年各項經濟指標數據 單位：億美元
資料來源：《2006―2013年度湖南省對外直接投資統計公報》
（三）檢測結論。依據上面的實證檢驗，FDI與GDP之間的格蘭杰因果檢驗結果見表3.2。
表3.2 對外直接投資額與生產總值的Granger因果檢驗結果
由以上Granger因果檢驗結果得知，當最人滯后階數為6 ，GDP不是對外接投資FDI的格蘭杰原因。湖南省對外直接投資對湖南省經濟的增長具有促進作用，不過這種增長不是很明顯，同時通過以上結果得出，湖南省對外直接投資對湖南省生產總值之間存在著長期穩定的均衡關系，并且二者為正相關，由回歸方程的系數可知，湖南省對外投資總額每次變動一個百分點，就會湖南省GDP同向變動0.0053個百分點，但是回歸系數還非常小，其主要是原因湖南省對外直接投資規模較小，隨著進一步擴大，對GDP的促進作用將會越來越大。
三、政策建議
（一）建立穩定的資源供給站。隨著湖南省經濟的不斷發展壯大，省內資源和進口資源已經很難滿足現在的生產需求。湖南省政府部門應該努力開發國外的資源，在國外進行直接投資，獲得穩定的資源供給站。
鑒于亞洲和非洲的勞動力較低廉，且有較多的生產資源，湖南省政府應對這兩個區域進行評估，引導和加強與這兩個地區的國家進行溝通交流，建立自由貿易區和簽訂貿易協定，最大化的優化資源分配，使湖南省企業能以較低的資金獲得充足的生產資源，促進湖南省經濟的增長。同時，積極與東盟和周邊國家進行溝通，避免雙重征稅，訂立領事條約，創造一個良好的海外投資環境。
（二）鼓勵民營企業加大步伐“走出去”。在湖南省對外直接投資的企業中，民營企業是其中堅力量，政府應成立金融支撐體系來鼓勵湖南省民營企業對外直接投資，開拓國際市場。另外，有效的對外投資信息能對民營企業準備對外投資做出決策，提高對外直接投資質量，起到非常重要的作用。
（三）提供資金和人才支持。湖南省政府應加強人才的培養，可為企業的人員提供培機會，采取去高校聯合辦學，承辦專門的培訓機構，或去國外學習以及招聘國外的精英，有序的培養出一批高素質的海外投資人才，為企業的發展提供軟實力。
（四）優化政府管理制度。湖南省政府應站在宏觀的角度，及時調整湖南省政府的法律法規，對海外投資企業加強引導、監督和管理，利用對外投資企業的特征，建立起一整套海外投資風險防范預警處理機制，幫助企業降低法律和政治風險。
湖南省政府要轉變觀念，盡量簡化企業的對外投資辦理環節。推行和深化各種能便利通關的措施，減少相關機構工作流程，降低對外投資企業的通關成本，積極與國外政府談判，成立自貿區，提高湖南省企業對外投資的國際化。
參考文獻：
第9篇：對外直接投資的作用范文
一、20世紀90年代后美國對外直接投資的特點
（一）美國對外直接投資的規模迅速擴大。20世紀80年代是美國對外直接投資相對停滯的10年。在這10年中，美國對外直接投資的年均增長率僅為5％，這使得美國一度成為直接投資的凈輸入國。進入20世紀90年代，美國對外直接投資以年均26.8％的速度高速增長，投資規模也迅速擴大。1999年美國對外直接投資總額增至1358.1億美元，是1989年的3.6倍。2003年美國對外直接投資總額已超過17889億美元，比1994年增長191.88％，平均年遞增14.32％。
（二）美國對外直接投資的區位選擇開始向亞太地區傾斜。戰后至今，美國對外直接投資在空間分布上是相對穩定的。發達國家，特別是歐洲國家，因為與美國經濟發展水平相當，而在美國FDI總額中占有50％以上的份額。其次是加拿大，由于與美國在地理空間上的鄰近，也占有美國FDI中的不小份額，約為12％。然后是對拉美和亞太地區的投資，而對非洲和中東地區的投資所占的比重很小。發達國家間的對外直接投資證明了“產業內貿易理論”的正確性，體現了經濟發展水平相似、地理位置鄰近是影響對外投資中區位選擇的重要因素。但隨著經濟全球化趨勢不斷增強，從20世紀90年代中期起，美國在對歐洲地區的投資保持相對穩定的同時，迅速擴展了對其他地區的對外直接投資。亞太地區因為有著廣闊的市場容量和市場潛力，成為拉動美國對外直接投資的主要力量。2002年美國對亞洲和大洋洲的投資占其投資總額的17.7％，比2001年增長96％，遙遙領先于其對歐洲（49.3％）、加拿大（－16.9％）與中美洲（－67.1％）的投資增長率。
（三）服務業取代制造業成為美國對外直接投資最多的產業。二戰后，美國對外直接投資占第一位的是礦業石油業。20世紀60年代對制造業的投資開始超過礦業石油業上升為第一位；70至80年代，美國對外直接投資中對制造業的投資增長率放慢，對服務業的投資比重大為增加。自20世紀90年代起，美國對外直接投資重點逐步轉向服務業，特別是金融、保險和房地產業。截至2002年，美國制造業對外直接投資為295.1億美元，較上年增長－1.3％，占對外投資余額的比重為25.8％；金融業(不含銀行)為257.75億美元，較上年增長343.9％，其占對外投資余額的比重為15.1％；其他類(包括不動產、其他服務業等)為487.69億美元，較上年增長80.4％，占對外投資余額的比重為34.3％。
(四)跨國并購、利潤再投資成為美國對外直接投資的主要方式。綠地投資一直在美國對外直接投資中占有相當重要的地位。但是進入20世紀90年代，由于美國公司的跨國兼并活動風起云涌，跨國并購方式也開始迅速增加。整個20世紀90年代，跨國并購在美國對外直接投資中所占的比重約為57％。盡管由于跨國并購案的成交金額存在跨期支付問題，但從總體情況看，跨國并購無疑已成為美國對外直接投資的主要方式。另外，從20世紀90年代開始，美國的對外直接投資也開始以利潤再投資為主要方式。2002年美國新資本對外投資為181.03億美元，較上年下降64.1％；而利潤再投資為760.57億美元，較上年增長36.2％。這也從一個側面反映了美國對外直接投資良好的收益狀況。
二、20世紀90年代后美國對外直接投資變化動因分析
20世紀90年代美國的對外直接投資發生了一系列重大變化都與經濟全球化浪潮的沖擊和影響有著密切關系。
（一）經濟全球化促使美國對外直接投資規模的迅速擴大。貿易和金融的全球化發展為美國擴大其對外投資提供了更有利的條件。一方面，服務貿易自由化的發展拓展了跨國公司對外直接投資的空間；另一方面，在貿易自由化背景下，東道國市場環境的改善大大降低了子公司在東道國的生產成本。金融市場全球化的發展一方面降低了企業在籌資時的利息成本；同時，全球金融市場的24小時運營，也大大便利了美國跨國公司在全球范圍內管理其公司體系的籌資和資金分配。
（二）經濟全球化影響美國對外直接投資的區位變化。經濟全球化在貿易、金融和投資三方面影響著美國對外直接投資的區位選擇。第一，由于國際貿易環境越來越自由，突破市場壁壘，就地生產、就地銷售等傳統影響美國對外直接投資區位因素的重要性大大減弱。而降低生產和研發成本，提高企業的技術實力和產品的競爭力顯得越來越重要。獲取發展中國家的廉價資源和技術人才，正是20世紀90年代后美國跨國公司對發展中國家直接投資大量增加的重要原因之一。第二，隨著發展中國家積極參與金融全球化的進程，其貨幣市場、資本市場、外匯市場和金融衍生產品市場與國際接軌，從而降低跨國公司子公司在對外經濟交易中的匯率、利率風險。另外，發展中國家資本市場的迅速發展，為美國跨國公司的子公司進行就地直接融資提供了條件。第三，20世紀90年代中期以后，發展中國家對外商投資的態度由消極轉向積極，這使得美國跨國公司大量增加在發展中國家的直接投資成為可能。
（三）經濟全球化背景下，服務貿易額的自由化發展促使美國對外直接投資的行業流向發生變化。服務貿易自由化的發展對美國對外直接投資的行業選擇有著極為重要的影響。1990～1999年美國服務業對外直接投資總量是1982～1989年對外直接投資總量的5.4倍，1995～1999年5年中，美國服務業對外直接投資總額是1990～1994年對外直接投資總額的2.2倍，超過了1983～1994年12年間美國服務業對外直接投資的總和。由此可見，90年代后美國服務業對外直接投資的迅猛增長與服務貿易自由化有著十分緊密的聯系。
（四）經濟全球化與美國對外直接投資方式的變化。經濟全球化的發展使得美國跨國公司在其投資方式上選擇了“兼并”。第一，貿易全球化使得跨國企業在國際市場上的競爭越來越激烈，跨國并購正是憑著它節約固定資產投資時間、迅速搶占當地市場、降低生產成本、增強企業核心競爭力等優點而成為企業開展國際化經營，爭奪國際市場最快、最有效的手段。第二，為了吸引更多的外商直接投資，各國對其外商直接投資管理政策做出了重大調整。其中，取消合資要求、取消對外商擁有多數股權的限制等措施都大大便利了以跨國并購方式進行的直接投資。第三，金融全球化的發展促進了各國金融市場的更緊密聯系和市場規模的擴大，這不僅為跨國公司在國際金融市場上籌集巨額資金提供了必要條件，也為跨國公司迅速、大規模調動資金提供了方便。
三、20世紀90年代后美國對外直接投資產生的影響
（一）對美國本國經濟的影響
1、有助于拉動美國的消費與投資。正因為對外直接投資能帶來更高的利潤率，美國的大量資本在上世紀90年代才紛紛流向國外。1991至2000年間，美國對外直接投資所帶來的收入高達10987.50億美元，超過這期間的對外直接投資資本流出（9109.23億美元）。巨額投資利潤的匯回，在美國轉化為投資、消費，直接帶動美國經濟的增長。
2、對外直接投資推動美國的出口。相關數據表明，一國對外直接投資量與該國的出口量呈正相關關系。戰后以來，美國跨國公司在發達資本主義國家大量投資，建立起三萬多個生產和銷售的分支機構，目的就是占領當地市場和向其他市場滲透，以利于美國商品和服務的出口。1989至1999年美國跨國公司內部出口加上其他美國公司對外國分支機構的出貨從1025.58億美元增加到2088.49億美元，增長率為103.64％。由此可見，美國跨國公司的外國分支機構對于帶動美國出口有著巨大的作用，對外直接投資對美國的出口有著強大的推動作用。
（二）對世界經濟的影響
