直接投资和间接投资精选(九篇)

第1篇：直接投资和间接投资范文

自20世纪70年代早期开始，作为长期资本运动的国际直接投资便在世界经济中发挥着越来越重要的作用。以往的研究主要是集中在国际直接投资的决定因素以及国际直接投资与贸易和经济增长的关系两个方面。但是国际直接投资对收入分配的影响也越来越引起学者们的广泛关注。不少学者对此进行了较为深入的研究，尽管并没有得出一致性的结论。因此，对有关国际直接投资对收入分配影响的已有研究成果进行梳理和总结，具有一定的价值。

一、国际直接投资对投资国与东道国间收入趋同的影响

在过去的20年中，国际直接投资已迅速地扩散到世界经济的各个角落。越来越多的国家和部门变成了国际直接投资网的一部分。国际直接投资的高水平和互异的形式促进了全球经济的一体化。在全球经济一体化的过程中，国与国之间的收入趋同已经成为一个非常重要的研究主题。经验和理论的研究已聚焦在国与国之间是否存在收入趋同的现象（Ben－David，1994：GreasleyandOxley，1997；Rassekhetal.，2001）。

自从Lucas（1988）强调人力资本的积累是经济增长的关键因素后，关于收入趋同的理论分析在内生变量模型的背景下就发展了起来。Tamura（1991）认为技术投资中的人力资本溢出效应导致了国家间资本收入和产量增长率的趋同。Yuen（1997）使用与Lucas（1988）类似的内生增长模型研究了要素流动性在收入趋同中的作用。他们认为，资本流动将加速收入水平和增长率的趋同，并且收入水平和增长率的趋同能够通过附带劳动流动性的人力资本而可观地获得。通过使用一个以人力资本为基础的增长模型发现，如果人力资本积累过程中存在知识溢出，作为劳动力流动代替者的跨国公司可能也提供一个学习国外技术的机会。

国际直接投资本身是资本流动的最重要类型，并且作为劳动力流动的代替者能够影响国家之间人力资本的溢出。A.Mody（2002）认为，国际直接投资在过去的20年中已经促进了国与国之间收入的趋同，而国际直接投资之所以能够促进投资国与受资国之间收入趋同的主要原因在于：（1）国际直接投资比间接投资效率更高。BosworthandCollins（1999）研究了外资对当地投资的影响，他们发现，在发展经济状态中，一美元的国际直接投资转化成了一美元的当地投资；相比之下，银行贷款和债券发行在东道国产生的投资效率则要低一些。因为大部分的国际直接投资是以“绿地”投资的形式进行，这涉及新的投资。而银行贷款和债券发行可能不涉及新的投资；（2）国际直接投资产生了生产力溢出，能够通过溢出效应提高当地的生产力。从水平溢出角度来看，通过非正式的接触和外国投资者对当地企业员工的培训，当地企业能够提高生产力。从垂直溢出角度来看，国际直接投资企业在东道国会产生一种纵向联系，外国投资者从而有机会转移技术并提供培训以提高当地供应者的生产力。

ChangkyuChoi（2004）使用1982－1997年间OECD的16个投资国和57个东道国的双边国际直接投资的数据，运用平行数据回归的方法对国际直接投资在国与国之间收入水平和收入增长趋同中的作用进行了研究。发现当双边国际直接投资增加时，投资国与东道国收入水平和收入增长的差距是降低的，并且发现，地理接近和语言相近在收入水平和收入增长中起着重要作用。Choi假设双边国际直接投资对收入水平和收入增长率产生趋同作用，那么国与国之间的国际直接投资规模越大，收入增长率的差距和每单位资本收入的差距就越小，并且所有的差距变量用绝对数据而非原始数据来表示；同时假设当国际直接投资由低收入国家进入高收入国家时，存在逆人力资本溢出的可能性，亦即甚至在国际直接投资是从低收入国家流向高收入国家时，低收入国家也能够有机会改进人力资本从而与高收入国家进行竞争。另外，地理接近和语言接近被认为是收入趋同的重要因素，因为它们能够促进跨国人力资本的溢出。

需要说明的是，不像已有的经验研究，Choi是在考虑人力资本溢出的前提下，通过运用收入水平和增长差距的绝对值方程，来检验双边国际直接投资的增加是否导致了收入水平和增长率的趋同。他认为，不论什么情况，只要国际直接投资率增加，收入差距就将减小；而且，如果两个国家距离接近并使用相同的语言，收入水平和增长率就会趋同。以此为基础，Choi又进一步对收入水平和增长差距的绝对值方程，运用普通最小二乘法回归和平行数据回归，发现当双边国际直接投资流动增加时，两国之间的人均收入水平和增长率确实趋同了。这证明国际直接投资的流动对人力资本溢出是很重要的，从而产生了趋同。同时发现，地理接近和拥有相同的语言在趋同中起了很重要的作用。当两国接近并使用相同语言时人力资本溢出效应加强。

由此可见，伴随着国际直接投资的显著增长，国际直接投资将驱使世界收入趋同或趋散是一个很值得研究的重要问题。以前关于收入趋同的研究表明，通过劳动力流动而产生的人力资本溢出是造成收入水平和增长率趋同的非常重要的因素，而Choi（2004）则以收入水平和增长差距的绝对值方程为基础，通过普通最小二乘法回归和平行数据回归，证明国际直接投资是造成投资国与东道国之间收入水平和增长率趋同的一个重要驱动力。

二、国际直接投资对东道国内收入差距的影响

（一）国际直接投资对东道国内收入差距影响的两种理论

国际直接投资对东道国内收入差距的影响是国际直接投资对东道国经济产生作用的结果。而关于国际直接投资的结果有着相互对立的两种理论－－“发展／现代化”假说和“世界系统／附庸”假说。

1.发展假说理论。发展假说理论建立在边际生产率理论和储蓄、消费倾向的传统经济学概念之上。该理论认为收入差距是改进每个人收入的必要的前提条件。其研究主线是沿着库兹涅兹倒U型曲线假说进行的，根据这一曲线，在经济发展的初期阶段收入差距扩大，但当经济发展达到一定阶段时收入差距就会缩小。在经济发展的前期阶段，高收入和低收入部门间的收入差距会扩大并且每一部门内部的收入差距也会扩大。这直接导致了整个社会收入差距的扩大（AdelmanandRobinson，1989）。在增长的后期阶段，当更多的产品被生产和足够的劳动力从传统农业部门转移到现代工业部门，农业部门的剩余劳动力逐渐消失并且农业劳动力的边际生产率将提高到工业劳动力的水平。随着实际劳动收入的增加，经济增长和政治自由的增加将导致收入分配的更加平等（FeiandRains，1964：Lenski，1966）。

虽然发展假说理论的经济学家很少直接涉及国际直接投资的分配结果，发展经济学家也还没有关于考察国际直接投资和收入差距假说的经验研究，但是发展假说理论的经济学家对经济发展和收入差距研究已经做出的重大贡献，足以使我们对其代表性的研究进行概括和总结。根据发展假说理论，更为重要的是现在的投资而非原来的投资。资本，无论是国外的还是国内的，带来了增长并且其益处会最终扩散到整个经济中。因此，即使国际直接投资仅在几个领先部门带来了收入的增长，但从长远来看将有利于收入分配的平等。例如，东亚出口加工区的国际直接投资，曾经对低工资就业的增加起了很重要的作用，从而改进了收入分配的范围。大多数的发展假说理论经济学家认为，经济系统的类型和发展策略等因素，是收入分配的决定性因素。只要充分考虑这些因素的影响，外资数量的不同不能引起收入差距的任何变化。因此，发展假说理论的观点是：从长远来看，国际直接投资有利于东道国内的收入分配，不会引起东道国内收入差距的扩大。

2.附庸假说理论。相对于发展假说理论的内隐论证，附庸假说理论则提出了一些关于国际直接投资分配效应的观点。附庸假说理论从世界经济和历史的角度研究差距问题，认为影响收入差距的是社会体制和生产组织，而不是经济产量和财富。一个国家在世界经济中的相对位置是决定其收入分配的关键。更确切地说，收入差距是核心国家和边缘国家之间关系的对应物，并且边缘国家收入差距的程度由附庸发展过程决定（Girling，1973；Rubinson，1976：BornschierandChase－Dunn，1985）。

伴随着国际直接投资的工业化进程的逐渐加快，在发展中国家跨国部门任职的员工明显地形成一个新的社会阶层。这些“劳动精英”的收入是标准收入的4－10倍（Girling，1973），以至于促使在传统部门工作员工的工资伴随着生产过程的资本密集程度的不断提高而逐渐增加，这反过来又导致传统工业部门失业人数的增加。结果，劳动收入相对份额的增加不仅没有带来更大的平等，而且直接导致了收入差距的扩大。换句话说，在这种附庸工业化的类型下，收入的扩散和混合效应没有出现。而且，当融入世界经济后，劳动精英通常会努力维持和巩固他们的领先地位。由于共同的利益，当地劳动精英会为外国投资者压制甚至驱逐本土企业家。这种为了使利益最大化的国家间利益联合的尝试，具有深层涵义。在世界系统框架中，国家被认为具有市场和生产的权力。当劳动精英包括了国家组织中强有力的执行者，并且当劳动精英和国家通常由国外信用支撑时，一个经济加政治的“三角联盟”就出现了（Evans，1979）。然后，当市场不能为它们的利益服务时，这个经济加政治的联盟就会操纵国家的独有权利来干预市场。这个联盟的形成因此意味着，任何想改进收入分配的政策都具有内在破坏性的因素。实际上，这可能是发展中国家收入差距的最根本原因之一。

第一次简单地检验了国际直接投资对收入差距的影响。其研究发现基尼系数与国际直接投资水平正相关，从而认为国际直接投资危害了经济发展进而导致了收入差距的产生。随后Rubinson（1976）进行一了更为复杂的分析，证明国家势力、直接金融控制和对外部市场的附庸是实施经济控制和影响的三条主要渠道。Rubinson用政府税收占GDP的比重、外国储蓄的数量、出口／进口占GDP的比重来分别代表以上三条渠道，得出了结论：哪个国家国内对国际直接投资控制的程度越大，这个国家收入差距的程度也就越大，特别是在任何将基尼系数作为因变量的方程中。然而，Rubinson的研究有其缺陷性。在其他人的研究中，控制发展水平和收入差距之间关系的二次方的失败对Rubin-son的研究结果提出了怀疑。事实上，WeedeandTiefenbach（1981）所进行的将发达国家和发展中国家包含在他们的样本中的研究，并没有重新产生Rubinson的结果。然而，Bomschier（1981）有力地证明了WeedeandTiefenbach（1981）没有发现国际直接投资对收入差距影响的原因是，他们将发达国家和发展中国家放在了同一个样本中。根据Bomschi-er的观点，“附庸倾向于增加国家内收入差距数量”仅在发展中国家成立。对于发达国家来说，国际直接投资具有降低其收入差距的趋势。结果当一个样本中既有发达国家又有发展中国家时，这两个效应相互抵消，因此不会发现国际直接投资对收入差距的显著效应。BomschierandChase－Dunn（1985）在其所进行的包括14个发达国家，52个发展中国家、6个计划经济体国家的总共72个国家的分析中，引入了14个发达国家的附带变量，证明国际直接投资确实与发展中国家的收入差距正相关，而与发达国家的基尼系数负相关。但他们发现，公共投资占总投资的比重越大就越容易引起收入差距的改善。他们认为这是因为样本中包括了6个计划经济体国家，在这6个计划经济体国家中基本上没有私人资本，并且基尼系数仅仅是关于劳动收入的分配，而实际上劳动收入的分配比资本或总收入的分配更平等。

（二）国际直接投资对东道国内收入差距影响的主要表现

国际上对收入差距的经验研究已经进行了较长一段时期。最初是用Kuznets（1955）的研究成果来优化这一理论。在随后不断进行的研究中，一些研究者发现外资渗入进一步恶化了收入差距。的确，在国际直接投资大量流入东道国的同时，一些国家的收入差距也日趋严重。因此，国际直接投资也被认为是造成东道国内收入差距扩大因素中最重要的一个因素。FijitaandHu（2001），Venu（2001），XingandZhang（2004），TsaiP.L.（1995）研究了国际直接投资和收入差距之间的关系，他们运用数据比较和模型说明的方法，通过附带和没有附带地理因素两种模型的比较，发现国际直接投资在东南亚欠发达国家中导致了收入差距的扩大。TsaiP.L.（1995）严格选择了33个发展中国家作为样本来研究开放经济条件下发展中国家的收入分配问题，认为在开放经济条件下，国际直接投资的流入进一步加剧了发展中国家的收入分配不平等状况。ChangkyuChoi（2006）使用来自世界银行的1993－2002年间119个国家的基尼系数，发现当国际直接投资占GDP的比例提高时，由基尼系数定义的收入差距扩大了。

综观国际直接投资对东道国内收入差距影响的研究，可以发现其影响主要表现在以下三个方面：

1.地区与地区间的收入差距。国际直接投资在地区间分配的不平衡扩大了东道国内地区与地区间的收入差距。资本的本性是追求利润，为了追求更多的利润，国际直接投资往往倾向于流向基础设施优良、地理位置优越、具有资源优势的地区，从而造成了国际直接投资在地区间的不合理分配。Ka-malakanthanandLaurenceson（2005）调查发现，进入中国和印度外资的一个显著性质是它过度集中于某些地区。在中国和印度，外资已经势不可挡地流到了沿海地区。造成这种状况的原因虽然很多，但主要是因为沿海地区具有进行贸易的区位优势，从而吸引了以贸易为导向的国际直接投资的大量流入。同时，沿海地区一般都是国内最富裕的地区，因此吸引了以当地市场为导向的外资的进入。SrivastavaandSen（2003）研究发现，在印度除了Delhi，其余5个沿海州Karnataka、TamilNadu、Maharashtra、Gujarat以及AndhraPradesh吸引的国际直接投资占国际直接投资总数的60%－70%。由于经济发展主要依赖于技术进步，国际直接投资会因其便利的技术扩散而促进沿海地区经济的整体发展（Caves，1996；Markusen，1995）。同时，国际直接投资的大量集聚会使当地企业通过与外资企业做贸易而学到它们的先进管理经验；而且跨国公司可增加当地的竞争，推动当地企业更具效率；跨国公司还能通过传播国际市场信息或改进东道国的交通运输设施而帮助当地企业出口（BlomstromandKokko，1998；UNCTAD，2000）。因此，国际直接投资提高了沿海地区的劳动收入，从而扩大了沿海地区和内地之间的收入差距。SunandParikh（2001）、Demurger（2001）以及Demurgeretal.（2002）的研究都考虑了国际直接投资在中国地区间收入差距的作用。这些研究发现，国际直接投资对中国沿海地区收入的增长有着显著、积极的影响，但对内地却没有。这些研究为有关国际直接投资提高了东道国内地区与地区之间收入差距的论断提供了证据。

2.国际直接投资企业与内资企业间的收入差距。国际直接投资企业一般是资源寻求型的。这些企业大量进入后，会增加对当地生产资源的争夺并使政府的优惠政策向国际直接投资企业倾斜，从而提高内资企业的生产成本，这就导致了内资企业工资水平的下降。而国际直接投资企业凭借其技术、资源等优势，往往倾向于支付相对于内资企业而言更高的工资水平。这样，国际直接投资企业和内资企业之间的劳动收入差距就会不断扩大。A.Sav-vides（1998）的研究表明，随着发展中国家对外开放程度的不断加大，收入差距也在逐渐扩大。而且，在某一行业内国外投资者销售额的提高，短期内也会使没有国际直接投资的当地同一行业的企业的平均成本提高、产出下降（Aitkenetal.，1999），从而在短期内拉大国际直接投资企业和内资企业间工人工资的差距。Aitkenetal.（1996），LipseyandSjoholm（2001），FelicianoandLipsey（1999），Gorgetal.（2002）研究发现，国际直接投资企业之所以趋向于支付更高的工资，主要原因在于：国际直接投资企业在东道国从事技术密集型和资本密集型的生产；它们拥有技术和所有权优势，在这些企业从事生产的工人的劳动生产率更高；支付高工资可以降低这些企业先进技术的外流；充裕的资本促使这些企业提供更多的提高劳动生产率的培训；而且国际直接投资企业比内资企业具有更大的规模，从而趋向于支付更高的工资。Driffield（1996）以英国为例发现，在一定程度上，由于国际直接投资企业拥有技术优势而导致其生产率比内资企业高，因此国际直接投资企业支付比行业平均水平高约7%的工资。Conyonetal.（1999）发现，由于国际直接投资企业与内资企业生产率的不同而导致他们之间的工资差距达到3.4%；Girmaetal.（1999）也发现国际直接投资企业与内资企业间存在着5%的工资差距。而根据EdwardandWads（2000）对墨西哥的研究，国际直接投资企业所支付工资高于东道国的平均水平，当非熟练劳动力的相对收益降低时，收入不均就会更加严重。

由于国际直接投资可能引起国际直接投资企业和内资企业之间的工资溢出（MachinandvanRe-enen，1998），有的学者认为，国际直接投资企业与内资企业之间的工资差距是否会扩大，取决于国际直接投资企业对内资企业的工资溢出。Aitkenetal.（1996）在对墨西哥、委内瑞拉和美国三个国家所分析的基础上得出如下结论：国际直接投资的流入均导致了三国工资水平的提高。但在墨西哥和委内瑞拉，国际直接投资的流入只导致国际直接投资部门工资水平的提高，未发生工资溢出，亦即非国际直接投资部门的工资并未同步提高，因而国际直接投资部门和非国际直接投资部门之间存在显著的工资差异。在美国则发生了工资溢出，国际直接投资部门和非国际直接投资部门之间的工资差异甚至几近消失。在他们看来，这可能是由于国际直接投资企业大多比美国国内企业规模更大、资金更加密集，因此较墨西哥和委内瑞拉更易产生工资溢出效应。

但是，关于国际直接投资导致了东道国国际直接投资企业和内资企业之间收入差距的观点，有的学者则提出了不同意见。GrahamandKrugman（1995）讨论了美国的国际直接投资、贸易和工资率之间的关系，通过分析1986－1990年间经济分析局的数据，他们几乎没有发现支持有关国际直接投资企业支付了更高工资的证据。

3.熟练劳动力与非熟练劳动力间的收入差距。国际直接投资导致东道国内收入差距的另一个显著表现是，国际直接投资增加了东道国社会中熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资差距。许多学者在实地调查和理论研究中都支持这一结论。Juhnetal.（1992）发现，在20世纪80年代，美国的工资差距剧烈增加，因为熟练劳动力的工资相对于非熟练劳动力的工资增加了。MarkusenandVenables（1997）提出了一个工资差距和长期资本来源的跨国公司的理论框架。在这个框架中，他们发现，如果放宽对国际直接投资的限制，可能增加熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资差距。BlonigenandSlaughter（2001）研究发现，1987－1994年间，国际直接投资具有促进美国熟练劳动力与非熟练劳动力间工资差距不断扩大的作用。WeiyanChen（2003）调查了国际直接投资的后果，特别是在发展中国家和发达国家中国际直接投资对工资的非理论影响。他运用特定因素模型的扩展导出了国际直接投资的国民收入的功能框架，调查了国际直接投资对发展中国家各种类型劳动的不同影响。认为国际直接投资提高了熟练劳动力（非农业劳动力）的工资，降低了非熟练劳动力（农业劳动力）的工资，因此国际直接投资可能是导致发展中国家收入差距的一个根源。FiginiandGorg（1999）发现，在一定程度上国际直接投资与1979－1995年间爱尔兰制造业熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资差距增加相关联。Tay-forandDriffield（2000）发现，国际直接投资对美国制造业内部熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资差距有显著影响。这表明，国际直接投资对同行业内部熟练劳动力与非熟练劳动力之间的收入差距存在着影响。

国外学者们还进一步研究了造成熟练劳动力与非熟练劳动力之间收入差距扩大的深层次原因。概括起来就是：

首先，源于国际直接投资对东道国熟练劳动力需求的增加。FeenstraandHanson（1997）认为，国际直接投资向一个地区的集中流入会提高对当地熟练劳动力的需求，从而提高当地熟练劳动力的工资水平。他们通过研究发现，20世纪80年代墨西哥由于熟练劳动力相关工资的增加而导致的工资差距的增加是与国际直接投资的引进相联系的。他们研究了1975－1988年间墨西哥Maquiladoras地区国际直接投资对工资差距的影响。该地区吸收了来自美国跨国公司的大量的国际直接投资。在分析技术报酬时，他们认为从长远来看，国际直接投资具有提高该部门熟练劳动力的相对工资的趋势。他们研究的结果支持了有关更多的国际直接投资增加了熟练劳动力需求从而提高了熟练劳动力相对工资率的假说。

DriffieldandTaylor（2000）认为，国际直接投资的进入主要通过两种效应的结合来增加一个行业或一个地区对熟练劳动力的需求，一是跨国公司的进入直接增加了一个行业或一个地区对熟练劳动力的需求；二是国际直接投资企业对内资企业的技术溢出，使得内资企业对熟练劳动力的需求也增加了。Korv（2000）的研究也支持了这一观点，他以更广泛的非理论研究和独立估计，发现熟练劳动力对资本更多的是互补，而非熟练劳动力对资本更多的是替代。因此，国际直接投资的大量进入，增加了对熟练劳动力的需求而降低了对非熟练劳动力的需求。根据劳动力市场供求理论，需求增加的熟练劳动力的价格将增加而需求降低的非熟练劳动力的价格将降低，因而熟练劳动力的工资将增加而非熟练劳动力的工资将降低，从而二者的工资差距将扩大。Feen-straandHanson（1995）发现，国际直接投资的引进，增加了1975－1998年间墨西哥制造业内部对熟练劳动力的相应需求。这种由国际直接投资引起的对熟练劳动力需求的增加，提高了熟练劳动力的工资，从而增加了熟练劳动力与非熟练劳动力间的工资差距。FreenstraandCordon（1995）对墨西哥的研究也发现，国际直接投资的流入与对熟练劳动力的需求正相关，而且在20世纪80年代晚期熟练劳动力的工资增长中，国际直接投资的作用达到50%。

其次，源于国际直接投资对东道国技能偏向的技术需求的增加。Dunning（1993）认为，大约3/4的R&D和市场经济中90%的技术和技术密集型产品的贸易是由跨国公司引起的。根据国际直接投资的交易成本理论，公司在国外建立生产往往因为它们在调动拥有的有形资产或无形资产方面（新产品、技术拥有权、先进的管理技能等）具有优势，这样技术往往随着跨国公司而转移。Acemoglu（2002）、CardandDiNardo（2002）认为，美国工资差距增加的标准解释是技能偏向的技术需求的变化。按照这种假说，技术发展带来了与熟练劳动力互补的投资，这便提高了熟练劳动力的工资，降低了非熟练劳动力的工资。事实上，由于东道国的技术发展吸引了国际直接投资，而国际直接投资的进入又带来了先进技术，便利了技能偏向的技术需求的变化，因此国际直接投资的增加便引起了对熟练劳动力需求的增加，从而提高了熟练劳动力的工资，造成了熟练劳动力与非熟练劳动力间的工资差距。

DriffieldandGirma（2003）进一步认为技术与熟练劳动力是互补的。技术输入可能增加熟练劳动力的生产率，从而产生高工资率。BarrelsandPain（1997）的研究表明，伴随着国际直接投资的技术是扩大劳动需求的，其提高了熟练劳动力的需求和熟练劳动力的工资，降低了非熟练劳动力的需求和非熟练劳动力的工资。XiaodongWu（2001）通过研究发现，中国已经选择了合适的经济政策来吸引国际直接投资以促进技术的发展。自从国际直接投资的大量引进引起了对技术的偏好，国际直接投资对收入在熟练劳动力与非熟练劳动力之间分配的影响就不再是微不足道。他在研究中引进垂直生产差别来分析国际直接投资对技能的回报，得到的结论是，在一个劳动力充裕的国家，这种影响主要取决于国际直接投资引起的这种技术转移是技能偏向的还是劳动力偏向的，而不是究竟哪个部门吸收了国际直接投资。分析显示，当国际直接投资伴随着劳动力偏向的技术时将降低工资差距，而当国际直接投资伴随着技能偏向的技术时则将增加工资差距。

第2篇：直接投资和间接投资范文

【关键词】 显示性投资优势指数 产业静态集聚指数 产业动态集聚指数

西方标准的对外直接投资（FDI）理论在解释工业化国家跨国投资动因及其行为特征等方面，为研究中国的对外直接投资提供了一系列重要依据。但是，这些理论基本上没有涉及或很少涉及厂商开展对外直接投资的产业发展路径问题，而是一种以“企业选择”为重点的理论范式，在中国对外直接投资的产业选择上并没有提供多少有价值的建议。

中国对外直接投资尚处于起步阶段，对外直接投资的产业选择既关系到一国对外经济活动的宏观经济效益，也关系到投资者的微观经济收益。随着中国对外开放的不断深化，中国现阶段的对外直接投资规模将不断扩大。制定合理的产业选择方案，是优化中国对外直接投资产业结构、提高中国对外经济活动质量的必要理论前提。从深远意义说，中国FDI产业选择的科学性与合理性，将直接决定着中国对外开放总体发展战略的政策绩效，决定中国在经济全球化时期参与国际分工的利益分配。

国内外学者对中国对外直接投资的产业选择问题进行了相关研究。如江小涓（2005）指出今后一段时期内中国对外直接投资的重点行业是中档加工组装制造业、纺织与服装业、研究与开发机构和中小型高新技术企业、油田和其他重要资源开发；聂名华（2001）总结了我国境外投资产业选择的决定因素，并提出应将具有比较优势的制造业列为境外投资重点，同时要有选择地投资进口替代型的资源开发业；宋伟良（2005）在分析与产业选择相关理论后认为，中国应该借鉴国际经验，并结合我国的实际情况，重点支持资源开发业、服务业、高科技产业、劳动密集型和成熟适用技术产业的境外投资。另外赵春明（2002）、邢建国（2003）等学者也对该问题提出了自己的观点。但是从目前已有的研究来看，大多数研究成果偏重于理论研究和定性研究，对于产业选择的依据和基准也只停留在理论表述，没有对中国对外直接投资的产业选择提供可参考的指标体系，对于产业选择的实证研究也较少见到。

鉴于此，本文将以显示性投资优势指数、产业静态集聚指数和产业动态集聚指数等指标实证分析中国对外直接投资产业选择的发展方向和发展空间，深入探寻中国对外直接投资产业选择的潜力。

一、显示性投资优势指数

1、投资竞争力与显示性投资优势指数的提出

卢进勇（2003）在研究企业国际竞争力的概念时，首次提到投资竞争力的概念。他认为，目前存在的一些企业竞争力或企业国际竞争力概念基本上都没有考虑投资或对外投资问题，所下定义仅仅顾及了贸易或对外贸易方面，应当说，在当今国与国之间经济交往方式日趋多样化，国际直接投资和跨国公司所发挥的作用越来越大的情况下，这样的定义是不全面的。

因此，他认为有必要将企业国际竞争力划分为国际贸易竞争力和国际投资竞争力两个方面，正式提出企业国际投资竞争力的概念。国际贸易竞争力类似于已有的关于企业国际竞争力的概念。国际投资竞争力是指企业开展对外投资过程中较其他投资者更强的投资决策、项目运作和企业管理能力。国际贸易竞争力与国际投资竞争力的侧重点不同，前者的侧重点是产品、价格、质量、服务、营销和品牌等方面的竞争力，后者则侧重在项目投融资、技术、管理和品牌竞争力等方面。但是卢进勇在界定概念后，没有在文章中对于国际投资竞争力进行进一步分析和使用，无法领略到它更深层次的意义。

由于国际投资竞争力与国际贸易竞争力有相似之处，只是侧重点不同，笔者认为可以模仿现有国际竞争力分析的指标，创造出国际投资竞争力的分析指标，对中国各产业对外直接投资的竞争状况进行定量分析，更好地指导对外直接投资的产业选择。为了方便进行产业选择，也考虑到数据的可得性，本文模仿显示性比较优势指数，创设显示性投资优势指数（Revealed Investment Advantage，RIA）进行分析，即：

RIAia=（Xia/Xit）/（Xwa/Xwt）

式中，Xia是国家i在a产业上的对外直接投资额，Xwa是a产业在世界市场上的对外直接投资额，Xit是国家i在t时期的对外直接投资总额，Xwt是世界市场上t时期的对外直接投资总额。

这一指标反映了一国某产业的对外直接投资与世界平均对外直接投资水平相比而言的相对优势。它剔除了国家总量波动和世界总量波动的影响，较好地反映了不同产业投资的相对优势。一般而言，若RIAia＜1，则该国在该产业上处于比较劣势；若RIAia＞1，则处于比较优势，取值越大比较优势越大。

2、显示性投资优势指数分析

（1）数据选取。中国各产业的对外直接投资额来自于2003―2008年《中国对外直接投资统计公报》，2003年关于对外直接投资行业分布的数据是目前能够查到的最早数据，使用的是各产业的对外直接投资流量和比例。世界对外直接投资总额和各产业数据使用的是《2009年世界投资报告》中并购（M&A）的销售总额和各产业的并购额，选择流量进行计算。由于中国产业统计口径在2006年以后基本一致，而这之前的数据产业划分不尽相同，本文进行了适当的整理，但仍有部分数据缺失。世界对外直接投资分产业数据是在原数据基础上根据中国公布的产业分类进行了合并整理所得。另外世界投资报告中没有公布批发零售业的并购数据，虽然中国该产业的对外直接投资所占比重较大，但无法计算显示性投资优势指数，所以无法用该指标界定中国某产业对外直接投资的竞争力。

（2）指标分析。表1对数据基本齐全并且有实际意义的若干产业的RIA指数进行了具体分析。

从各年度的显示性投资优势指数可以看出，在以上的各产业中，中国对外直接投资具有明显优势的产业是农林渔业，RIA值基本在12以上；具有一定优势产业的是商业服务业、建筑与房地产业，RIA值在3―8之间；只具有微弱优势的产业是采矿业；交通运输仓储业的RIA值波动较大，投资竞争力不稳定；其他产业的投资竞争力不明显。

从各产业的年度变动来看，商业服务业和农林渔业的投资竞争力处于增长状态，采矿业和制造业有所下降，交通运输仓储业虽然指标值有波动，但总体呈上涨的趋势，建筑与房地产业以及电力煤水生产和供应业指标值跨度大，趋势不明显，但也有下降的变动。

因此从显示性投资优势指标看，我国对外直接投资的产业竞争力总体不强，优势产业仍集中在农林渔业和商业服务业，采矿业的优势也存在，但2007―2008年的产业投资竞争力与前几年比较起来已经明显下降，这与现实情况基本符合。制造业对外投资比例不高，只占总额的10%。

二、对外直接投资的产业静态集聚指数

对外直接投资的产业静态集聚度可通过以下公式计算得出：

其中Si表示投资国在i产业对外直接投资的静态集聚指数，ai表示对外投资国在i产业上对外直接投资存量规模，ai表示对外直接投资存量的总体规模，i=1，2，…n表示n个产业部门进行对外直接投资。

该静态指数反映的是投资国在一个产业部门的对外直接投资在其全部对外直接投资中的地位和比重，是衡量目前投资国对外直接投资在不同产业分布的存量指标。其数值等于各产业投资额占对外直接投资总额的比率。

根据这个计算公式，笔者依然选取2003―2008年的中国对外直接投资数据作为计算对象（数据选取来源同上），得出中国近6年的对外直接投资产业静态集聚指数水平，如表2所示。

根据各年的产业静态集聚指数情况看出，商业服务业和批发零售业值最高，两者之和在50%左右，这种趋势在5年内都没有改变，因此，我们可以明显看到，商业服务业和零售业是中国长期以来的优势产业，虽然2007年两者所占的比例小于50%，但主要是因为有部分数据被分离出去单独计算，因此并不影响它的总体趋势变化。另外，近两年制造业的投资比例已经远低于10%，总体水平连年下降，可以看出制造业优势产业的地位逐渐消失。制造业对外投资平均比例不高，只占总额的8.1%，而出口贸易的90%是工业制成品，其中近60%是外商投资企业的出口产品，可见我国贸易投资行业一体化程度较低。这可能是因为相对于服务业和批发零售业而言，制造业的对外直接投资需要较强的国际竞争力做后盾，如发达国家的对外直接投资中，制造业就占有很大比重。与制造业相对比，最近几年交通运输与仓储业、采矿业和金融业对外直接投资的比重逐渐增加，都超过10%。

三、对外直接投资的产业动态集聚指数

对外直接投资的产业动态集聚度表示为：

其中Di(0-t）为时间段（0-t）内在i产业对外直接投资动态聚集指数。bi(0-t）为时间段（0-t）内投资国在i产业对外直接投资的增长速度，bi(0-t）为投资国在时间段（0-t）内对外直接投资的平均增长速度。

若bi(0-t）＞0，则表明时间段（0-t）内投资国对i产业的对外直接投资规模在不断扩大，该产业为投资国对外直接投资的扩展性产业，若bi(0-t）＜0则表明时间段（0-t）内投资国在i产业的对外直接投资规模在不断减少，该产业为投资国对外直接投资的收缩性产业。

当i(0-t）＞0，若Di(0-t）＞1，则表明在时间段（0-t）内投资国的对外直接投资向i产业集聚，若Di(0-t）＜0，则表明在时间段（0-t）内投资国的对外直接投资从i产业向其他产业转移；若0＜Di(0-t）＜1，则表明在时间段（0-t）内投资国的对外直接投资流量在i产业纵向比较有所增加，但增长速度小于其对外直接投资的平均增长速度，相对来说投资国的对外直接投资由该产业向其他产业转移。

当bi(0-t）＜0时，若Di(0-t）＞0，则bi(0-t）＜0，表明在时间段（0-t）内投资国的对外直接投资从i产业向其他产业转移；Di(0-t）＜0，则bi(0-t）＞0，表明在时间段（0-t）内投资国的对外直接投资向i产业集聚。

与静态的集聚指数不同，动态的集聚指数是反映在一定时间内投资国对外直接投资的产业集聚和转移的流量指标，体现了投资国对外直接投资的产业间转移方向和速度。使用对外直接投资的产业动态集聚指数可以在静态分析的基础上更准确地测量产业的集聚趋势和转移方向，体现对外直接投资产业选择方面的潜力。

根据计算公式，笔者依然选取2003―2008年的中国对外直接投资数据作为计算对象（数据选取来源同上），在表2数据的基础上，求出2004―2008年各产业对外直接投资的增长速度与产业平均增长速度，最后得出15个产业对外直接投资的产业动态集聚指数，如表3所示。

对计算结果进行比较分析可以发现，中国对外直接投资产业动态集聚有以下几个特征：第一，中国各产业多年来基本保持增长的趋势，连续四年产业平均增长速度都在10%以上，2004年的平均增长率甚至高达46.7%；第二，从单个产业来说，每一年都基本体现出正的动态集聚指数，可以看出每个产业都能连续保持增长的势头，只是增长的速度有所不同，只有采矿业在2007年开始出现了明显的负增长，表明了明显的发散趋势；第三，中国对外直接投资产业在2007―2008年向商业服务业、批发零售业、交通运输业、房地产业、信息传输计算机服务软件业、科研技术服务地质勘探业以及农林渔业聚集，从纵向比较看，交通运输业、信息传输计算机服务软件业、科研技术服务地质勘探业以及农林渔业四大产业基本一直保持Di(0-t）＞1，出现明显的产业集聚；第四，在采矿业出现转移的同时，制造业的Di(0-t）由大于1转为小于1，这表明制造业的集聚趋势不再明显，增速减缓，已经低于各产业的平均增长速度，出现发散的迹象；第五，金融业的增长从无到有，虽然与数据统计有关，但也可以看出金融业在中国对外直接投资产业中逐渐占有一定位置，增长的势头逐渐显现出来。

四、实证分析的结论总结

对于上述三个指标的计算结果，本文对于各产业对外直接投资的总体情况和产业选择方向进行了总结，如表4所示。

第一，具有投资竞争力、在投资总额中占有较大份额并且具有一定产业集聚趋势的产业有商业服务业和交通运输业。它们是中国较早进行对外直接投资的产业，保持了较高的投资优势，对中国对外开放、大力发展对外贸易的外向型发展思路的实施起了很大作用，符合我国总体的发展战略方向，因此应当继续重点扶持和发展。

第二，具有一定的投资竞争力、明显的产业集聚趋势，目前在投资总额中占有份额较小的产业有农林渔业和建筑及房地产业。它们有非常强的产业组合区位优势，有极好的发展势头，但目前还没有在中国对外直接投资中占主流地位，因此国家应加大在农林渔业等产业对外直接投资上的支持力度，加快这些产业的跨国经营，更好地显现出它们所蕴含的竞争优势。

第三，不具有投资竞争力、但具有明显的产业集聚趋势，目前在投资总额中占有份额仍较小的产业有信息传输计算机服务软件业、科研技术服务地质勘探业。这些产业是中国基于产业结构高度化同质性基准，顺应国际分工趋势，寻求和培育产业要素优势，实现产业结构优化和升级的选择，以后也应该着力发展，并逐渐培育各产业的投资优势和竞争优势。

第四，具有微弱投资竞争力或没有竞争力，目前在投资总额中占有较大份额，具有产业分散发展趋势的产业如采矿业和制造业。我国要根据国家产业发展战略和这些产业对国内产业的关联程度进行细化，引导两个产业选择合适的区位进行投资，获得“相对优势”，规避东道国的环境保护壁垒，也必将有利于中国经济的总体发展。

【参考文献】

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[8] 张为付：国际直接投资比较研究[M]．北京：人民出版社，2008.

第3篇：直接投资和间接投资范文

2005年，中国吸引外商直接投资603.3亿美元，在外商投资企业就业的人数达到1245万人，约占全国城镇就业人数的4.55%，外商投资对中国就业的影响逐渐加大。笔者对外商投资的直接就业效应和间接就业效应作了区分，并把外商投资的存量引入计量模型度量外商投资的间接就业效应。

一、文献回顾

Raveendra N. Bartera(1986)的一般均衡模型分析表明，在一个资本缺乏而劳动力资源丰富的发展中国家，如果外商投资企业进入资本密集型的行业，在投资时又不带有技术转让，那么会导致东道国总体就业水平的下降。Edward F. Buffie(1993)把外商投资引入内生经济增长模型，他的结论表明，只有对外商投资企业征收足够高的税，外商投资才能起到带动国内投资和促进就业的积极作用，否则对东道国的就业就有负效应。

《1994年世界投资报告》把外商投资对东道国的就业效应分为直接就业效应和间接就业效应。外商投资的直接就业效应，就是直接通过外商投资企业雇用的员工所产生的就业效应。影响直接就业效应的因素有：外商投资进入的方式、进入的行业以及外商投资的经营战略等。外商投资的间接就业效应，是指通过与外商投资企业的生产、消费、人员流动等相联系的方式，对东道国国内企业的就业产生的影响。间接就业效应通过以下三种渠道对东道国的就业产生影响：外商投资企业与东道国国内企业的前后连锁联系、竞争关系以及对东道国产业经济的促进作用等，因此外商投资的间接就业效应要通过较长的时间才能表现出来，是外商投资影响就业的长期方式。该报告强调，以上影响外商投资就业效应的因素都有可能对东道国的就业产生负面影响，因此，外商投资的直接就业效应和间接就业效应可能较小，而且可能为负。

实证方面的文献集中在对外商投资直接就业效应的计量分析上。江绮萍(2002)、曹小艳(2002)对中国外商投资企业的就业数量与每年的外商投资量作了计量分析，她们认为，1990年以前外商投资企业吸纳就业的能力，高于1990年以后的就业吸纳能力。方小军(2002)的实证分析表明，外商投资对广东省的就业有较强的促进作用，外商投资量每增加1%，将带来0.123%的就业人数的增加。

以上的分析表明，外商投资的直接就业效应和间接就业效应同等重要，而且必须认真分析影响外商投资就业效应的积极因素和消极因素。但是，目前的实证研究只考虑了外商投资的直接就业效应，没有把间接就业效应考虑在内。笔者把外商投资的存量引入计量模型，以求全面地反应外商投资的就业效应。

二、分析外商投资就业效应的模型

(一)外商投资对东道国总体就业影响的定量模型

笔者采用于津平(2004)的基本模型假设，东道国国内企业和外商投资企业用资本和劳动生产同类产品，采用规模收益不变的科布—道格拉斯生产函数：

Qd和Qf分别表示国内企业和外商投资企业的产出；Ad和Af分别为国内企业和外商投资企业的生产技术。Ld和Lf分别为国内企业和外商投资企业的劳动投入。设总的劳动力需求为L，则L=Ld+Lf。Kd和Kf分别表示国内企业和外商投资企业的资本存量。外商投资企业的资金来源于外国资本市场，利率为r*，国内企业的资金来源于东道国国内资本市场，利率为r。假设东道国的劳动力能够自由流动，因此在劳动力市场均衡时，国内企业和外商投资企业的工资水平都为W。根据外商投资企业和国内企业的利润最大化条件，求出总的劳动力需求的表达式：

(二)外商投资直接就业和间接就业效应的度量

根据外商投资直接就业效应和间接就业效应的特点，引进与之相对应的外商投资流量和外商投资存量两种度量外商投资数量的方式。

外商投资流量对就业的影响方式为新增加的外商投资直接增加了多少单位外商投资企业的就业，其就业效应主要发生在外商投资企业内部。影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式、进入的行业和经营战略等短期因素，因此笔者把外商投资流量对就业的影响定义为外商投资流量的直接就业效应。

在第三部分，笔者以外商投资企业的就业人数为因变量，以外商投资流量及其滞后变量为自变量，回归出外商投资流量的系数，定义为外商投资流量的直接就业效应。在第四部分，以全国城镇就业人数为因变量，外商投资流量作为其中的一个自变量，也回归出一个外商投资流量的系数，它度量的是外商投资流量对城镇总体就业的直接影响，把它定义为外商投资流量(对总体就业)的直接就业效应：

外商投资存量山历年的外商投资流量按一定的比率折旧后加总起来，反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的前后连锁联系；外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系；外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等。这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关，因此，笔者把外商投资存量对就业的影响定义为外商投资存量的间接就业效应。

三、外商投资流量直接就业效应的实证分析

(一)计量模型

以外商投资企业的就业人数为因变量，考虑到外商投资在较长时期内都可能吸纳就业人员，把外商投资流量及其滞后变量都引入下面的模型：

为了便于比较，将国内投资分为全社会固定资产投资、国有企业固定资产投资、集体企业固定资产投资、私营企业固定资产投资等四类，分别回归出它们的直接就业效应，模型与(4)相类似。

(二)数据说明

样本的取值为1984-2005年，数据来源于历年的《中国统计年鉴》。集体企业是指城镇集体企业，不含乡村集体企业。私营企业包括城镇私营企业和城镇个体企业。

(三)计量方法与结果

用Almon提出的多项式分布滞后模型，以1993年为分界点，分段回归结果见表1。

(四)结论解释

从表1中可以看到，除私营企业固定资产投资之外，在1984—1993年期间各种类型投资的就业系数分别大于各自在1993-2005年期间的就业系数，这表明1993年以前各种类型投资的直接就业效应分别大于各自在1993年以后的直接就业效应。这主要是由于中国经济发展水平的不断提高，.人均资本存量的不断增大，通过增加投资和扩大生产规模的方式已经不能显著地推动就业的增长。在1993～2005年这段时期之内，国有企业固定资产投资的就业系数为负数-0.91212，这是由于20世纪90年代中期以后，国有企业深化改革，减员增效，大量工人下岗导致。集体企业固定资产投资的就业系数都是负数，其原因在于：(1)集体企业不断地私有化和变卖导致集体企业在国民经济中的比重不断下降；(2)集体企业深化改革，减员增效，提高劳动生产率，降低了对劳动力的需求。在1984-1993年这段时期之内，外商投资流量的就业系数为2.83377；而1993～2005年这段时期内，外商投资流量的就业系数下降为1.08050，下降了1倍多。1993年以后外商投资流量的就业效应下降的主要原因：(1)外资投资进入方式的转变。1993年以前，中国的投资多数是“绿地投资”；1993年以后，以并购投资的方式进入中国的外商投资越来越多，直接就业效应减弱。(2)外商投资类型的转变。1993年以前，中国吸引的外商投资以中小型的港澳台投资为主，约占中国外商投资总额的75%，这些外商投资企业的技术水平不高，对劳动力数量的需求比较大，直接就业效应显著。1993年以后，中国吸引的外商投资主要是大型跨国公司的投资，技术水平显著提高，减少了对劳动力的数量需求，因此直接就业效应减弱。(3)外商投资进入行业的转变。1993年以前，外商投资企业主要集中在纺织服装、鞋类、电子元件、箱包、塑料、皮革制品等劳动密集型的加工行业，直接就业效应显著。20世纪90年代中后期以后，中国外商投资进入的行业主要是资金密集型和技术密集型的行业，对劳动力的数量需求并不大，因此直接就业效应有所减弱。

四、外商投资对中国总体就业影响的实证分析

(一)计量模型

第t年的外商投资流量和存量分别用表示，其中表示从1979年起到t-1年的外商投资流量折旧后求和。把国内资本分为固定资产投资和固定资本存量，分别用表示。

劳动力流动性的增强，可以更加合理地配置劳动力资源，减少摩擦性失业。在中国劳动力流动的主要表现是工业化过程中农业从业人员的城镇化，笔者用城镇化水平代表劳动力的流动性引入计量模型。由于模型中有的变量具有时间趋势，存在谬误回归的可能性，但是对变量的Johansen协整检验表明，这些变量之间存在协整关系，因此在模型中不必剔除时间趋势，可以直接回归分析。计量模型如下：

第4篇：直接投资和间接投资范文

摘要:江西的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法，对江西对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行实证分析，认为江西对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间并不存在因果关系。 关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策 改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。 一、相关研究回顾 贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。 国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。 20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2011年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。 综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深 入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。 二、江西贸易投资一体化的实证分析 (一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析 1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。 (1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。 (2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出: 第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。 第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。 2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。 (1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。 (2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%， 两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。 (二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析 为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。 (三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析 从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。 1.研究方法和数据来源。 (1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。 (2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。 2.实证结果分析。 (1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。 (2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外 商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。 三、结论与对策建议 通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议: 第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。 第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。 第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部 分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

第5篇：直接投资和间接投资范文

关键词:FDI;对外贸易;相关性

中图分类号:F740.6文献标识码:Adoi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2010.05.021文章编号:1672-3309(2010)05-0054-03

一、理论基础

第一,外商直接投资与国际贸易的互补性。1978年,小岛清提出的比较优势理论认为,失去比较优势的企业可以利用其标准化的技术和雄厚的资金进行对外直接投资。在东道国和母国经济结构互补的前提下,这种来自于母国失去比较优势产业的对外直接投资,将流向东道国具有比较优势的产业,从而增强双方的贸易基础,因此具有“贸易创造”效应。

第二,外商直接投资与国际贸易的替代性。1957年,蒙代尔在《国际贸易与要素流动》一文中,假设在规模报酬不变的生产技术下,通过一个模型,从静态角度考察了贸易和投资相互替代的两种极端情况,即禁止性投资如何刺激贸易,已经禁止性贸易如何刺激投资。分析了国际贸易与要素流动在一定程度上是可以互相替代的。当商品贸易存在障碍时,国际资本流动可以弥补和调节各国间需求与供给的不平衡,达到世界均衡,并导致资本要素价格和商品价格的均等化。而当生产要素由于某些原因不能在国际间发生转移,且不存在任何贸易障碍的情况下,只要资源禀赋有相对差异,两个国家之间就必然会发生贸易,其结果是实现世界均衡和商品及要素价格均等。

第三,外商直接投资与国际贸易间的替代与补充交织性。Markusen&Venable(1998)在解释外商直接投资与对外贸易间的关系时,将投资分为国内投资、垂直型投资和水平型投资3种方式。垂直型投资与国际贸易产生互补效应,水平型投资与国际贸易产生替代效应,而各国知识资本禀赋的差异使外商直接投资与国际贸易的互补性和替代织存在。Patrie(1994)根据投资的动机,将外商直接投资分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型3类,并提出市场导向型的外商直接投资与国际贸易之间存在替代关系,而生产导向型和贸易促进型的外商直接投资与国际贸易之间存在互补效应。

二、外商在华直接投资与中国对外贸易现状

1985―1991年,外商对华直接投资还处于起步阶段,投资规模较小,年均在30亿美元。1992~2001年,我国实际使用外资处于成长阶段,规模大幅提升并呈不断上升趋势。2002年至今,我国实际使用外资达到高速发展时期,其增速大幅提升;中国对外贸易总额1985―2001年一直呈平稳上升趋势,自我国加入WTO以来更是呈快速增长态势,且增速远远高于入世以前。从直观数据来看,中国引进的国外直接投资和对外贸易之间具有相互依赖和相互促进的关系,二者之间偶尔也有替代效应,但总体上表现为显著的互补效应和相互促进关系。

三、计量建模

利用1985―2008年数据进行计量分析。模型中用FDI表示中国实际利用外资额,中国进出口贸易额用Trade表示,FDI企业贸易额用FT表示,扣除FDI企业贸易额后的中国对外贸易用NT表示。

(一)外商对华直接投资与中国对外贸易之间的相关性

1.中国对外贸易对外商对华直接投资的影响系数

(1)通过观察二者的散点图和相关图,建立模型:

LnFDIt=1+2LnTradet+3AR(1)+4MA(1)+t(1)

LnTradet=1+2LnFDIt+3AR(1)+t (2)

(2)采用E-G两步法分析LnFDI与LnTrade之间的长期均衡关系

用ADF单位根方法对其平稳性进行检验。原假设H0:=0(序列非平稳)。

由检验结果可见,在5%的显著性水平上,LnGDPC和LnIMU均为一阶单整序列,两者可以进行协整分析。对式(1)进行协整分析,解释变量难以通过显著性检验,去掉漂移项,重新回归得:

LnFDIt=0.7046LnTradet+0.8535AR(1)+0.9846MA(1) (3)

(11.6451) (8.5969)(31.1635)

R2=0.981173DW=1.714253

方程(3)中的回归系数显著不为零,方程的拟合优度也很高,方程不存在自相关问题。

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

对式(2)进行协整分析,解释变量不能通过显著性检验,即LnFDI的变动不会引起LnTrade的变动,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易的影响因素。

再进行Granger检验。原假设H0:1=2…k=0(不存在Granger因果关系)。

当F统计量大于临界值时,拒绝原假设,即X是Y变化的Granger原因。

由结果可见,对华直接投资与中国对外贸易之间并不存在Granger因果关系。

四、结果分析

第一,中国对外贸易与外商对华直接投资之间存在正向的影响关系,二者之间存在互补性。中国对外贸易每增长1%,外商对华投资增长0.7045%。

第二,虽然中国对外贸易与外商对华直接投资的协整结果显示其影响系数为0.7045,但中国对外贸易并不是影响外商在华直接投资变动的Granger原因。

第三,外商对华直接投资与中国对外贸易的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易变动的影响因素。

五、拓展研究

上述结论从总量上貌似揭示了外商直接投资与中国对外贸易之间的长期影响关系虽然存在,但彼此不互为其变动的Granger原因。但如果在分析中国快速增长的对外贸易背后,强劲的FDI企业拉动原因,或许我们能对FDI与贸易之间的关系梳理得更为清晰。根据商务部数据显示,FDI企业对中国进出口的拉动和贡献度不可小觑,如表1所示。

因此,进一步分析要把FDI企业的进出口单独划分出来,重新建模回归,以观察外商对华直接投资与FDI企业贸易额、剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额之间的关系。

(一)外商对华直接投资与FDI企业的贸易额之间的相关性

1.ADF平稳性检验

对二者取对数后进行ADF检验,结果如下:

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可进行协整分析。

2.协整分析

以LnFT作为解释变量,LnFDI作为被解释变量进行回归得结果:

LnFDIt=0.7717LnFTt+0.7021AR(1)+0.9576MA(1) (4)

(19.99)(3.42) (14.59)

R2=0.981722, DW=1.535725

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

以LnFDI作为解释变量,LnFT作为被解释变量进行回归,结果显示其影响系数不显著。

3.Granger因果性检验

可见,虽然外商对华直接投资与中国对外贸易额之间互不为Granger因果原因,但FDI企业的贸易额是影响FDI长期变化的原因。

(二)外商对华直接投资与剥离出FDI企业贸易额后的中国对外贸易额之间的相关性

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可以进行协整分析,外商对华直接投资LnFDI和剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额LnNT协整结果显示:LnNT对LnFDI的影响系数不显著,也就是说,剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额的变动并不会引起外商对华直接投资的变动。同样,LnFDI对LnNT的影响系数也不显著。也就是说,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间没有相关性。

(三)结果分析

第一,FDI企业的贸易额是外商对华直接投资变动的Granger原因。二者之间存在正向的影响关系,FDI企业的贸易额每增长1%,外商对华之间投资增长0.7717%,具有比较强的互补性。

第二,外商对华直接投资与FDI企业的贸易额的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是FDI企业的贸易额变动的影响因素。

第三,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。

六、结论分析

通过外商在华直接投资与中国对外贸易额的表面数据,可以得出二者之间互补效应更甚。利用计量模型验证出相同结论的同时,更进一步发现,这种影响关系并非双向,只是中国对外贸易的变动对外商在华直接投资有正向促进作用,外商在华直接投资并不是中国对外贸易额变动的影响因素。并且,二者之间并非是彼此变动的Granger原因。这一结论揭示进一步吸引外资的同时,要注重推动对外贸易的发展。

但是,由于外商在华直接投资的不断发展,现在更多的是以外商独资的形式存在,且FDI企业的进、出口贸易额对中国进、出口贸易的贡献率和拉动度也在逐年大幅提升。利用计量模型分析发现,FDI企业的贸易额与外商对华直接投资之间的影响关系同样只是单向的,FDI企业的贸易额对于外商对华投资之间具有比较强的正向促进作用,并且是外商对华直接投资变动的Granger原因。而外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。这就揭示了外商对华直接投资与中国对外贸易之间的一个深层次关系,即在中国对外贸易正向促进外商对华直接投资的作用中有很大一部分是FDI企业的贸易拉动的,而在剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易与外商对华直接投资之间并不存在相关性。通过深度剖析后不难发现,二者之间的影响关系其实是通过外商在华直接投资的企业在中国境内从事的对外贸易影响和拉动的。而中国本土企业的贸易与外商对华直接投资之间其实并不存在相关性。这就很好的揭露了所谓中国对外贸易与外商对华直接投资的互补性更多的是FDI企业贸易与外商对华直接投资的互补性的外在总体表现。(责任编辑:云 馨)

注释

① (C,T,K)分别代表所设定的检验方程含有漂移项、趋势项及滞后阶数。(C,0,1)是指只含有漂移项的一阶差分序列。

② *表示1%显著性水平,**表示5%显著性水平,***表示10%显著性水平。

参考文献:

[1] 梁志成.论国际贸易与国际直接投资的新型关系[J].经济评论,2001,(02).

[2] 朱廷君、朱同.国际贸易与国际直接投资相互关系的演变趋势及启示[J].兰州商学院学报, 1998,(03).

[3] 吴先明.国际贸易与国际直接投资理论的融合发展趋势[J].国际贸易问题, 1999,(07).

[4] 李荣林.国际贸易与直接投资的关系:文献综述[J].世界经济,2002,(04).

[5] 陈继勇、秦臻.外商直接投资对中国商品进出口影响的实证分析[J].国际贸易问题,2006,(05).

[6] 张为付.国际直接投资比较研究[M].北京:人民出版社,2008.

[7] 王珏.贸易与资本流动理论范式与中国的实践[M].北京:中国经济出版社,2008.

第6篇：直接投资和间接投资范文

一、保险机构增加值核算

（一）SNA中保险机构增加值核算述评

SNA（1968）建议采用间接方法，即用“保险费超过保险索赔的余额”对保险产出进行测算。SNA（1993）保持了间接测算的方法，但寿险保险服务的产出测算公式增添了“追加保费”一项，以防止服务产出为负。保险公司利用保险技术准备金进行投资，所赚取的投资收益，部分作为对实际保费的一项隐性追加。人寿保险现价产出等于“实收保费＋追加保费－应付保险金－精算准备金和分红准备金”变化。由于承保者在向投保者提供非寿险服务时，没有直接收取服务费用，与人寿保险类似，SNA（1993）将非寿险产出也计算为总资源与总费用之差，即非人寿保险产出＝实收保费＋追加保费－到期索赔。

在最新的SNA（2008）中典型保险活动增加值核算变化不大。本文认为，追加保费相当于投资收益，追加保费全部计入产出，夸大了产出。目前的保险活动核算根本没有区分出内部的基层单位。核算的主要问题就是把所有的投资收益直接计入了GDP，没有区分出投保人与保险机构的投资收益。所以，合理的方法是在保险机构内部区分出投资活动与经营活动，分别核算增加值。这就是需要借鉴先前提出的投资基金与投资管理机构的增加值核算方法。

（二）投资管理增加值核算的方法

为了衔接与比较，这里先说明先前提出的投资管理增加值核算方法。这种核算方法，不仅适用于自己管理的投资基金，而且适用于接包管理（他人管理）的基金管理公司。对于处于两个极端的空壳型投资基金与基金管理公司，核算会更加方便。但是最具典型性的是既有自己投资管理也有接包管理的投资基金核算，下面给出它的核算步骤如下。

1.计算投资活动剩余收益：投资活动剩余收益＝投资活动总收益－投资活动直接成本（投资活动直接中间投入＋投资活动间接税净额＋投资活动直接劳动者报酬＋投资活动直接折旧）

2.计算经营活动剩余收益：经营活动剩余收益＝经营活动总收益－经营活动直接成本（经营活动直接中间投入＋经营活动间接税净额＋投资活动直接劳动者报酬＋投资活动直接折旧）

3.计算如何分摊间接成本：经营活动与投资活动的间接成本分摊比例B与T分别为：经营活动剩余收益/（经营活动剩余收益＋投资活动剩余收益）；投资活动剩余收益/（经营活动剩余收益＋投资活动剩余收益）经营活动间接劳动者报酬（经营活动间接中间投入，经营活动间接折旧）＝B×间接劳动者报酬总和（间接中间投入总和，间接折旧总和）

投资活动间接劳动者报酬（投资活动间接中间投入，投资活动间接折旧）＝T×间接劳动者报酬总和（间接中间投入总和，间接折旧总和）

4.计算经营活动营业盈余：经营活动营业盈余＝经营活动收入－经营活动劳动者报酬－经营活动折旧－经营活动间接税净额－经营活动中间投入

5.最后计算投资基金增加值总和：投资基金增加值总和＝劳动者报酬＋折旧＋经营活动营业盈余总结如下：以上总结出的是混合型的投资基金的增加值核算，就是兼营自己的投资管理与他人的投资管理，是最具代表性的投资基金。如果是完全的空壳型投资基金，那么该投资基金的增加值为零；如果是基金管理公司，基金管理公司的投资管理直接作为经营活动，那么增加值就是劳动者报酬，折旧加上营业盈余；如果是完全的自己管理的投资基金，那么增加值核算中只有自己投资管理的核算，由劳动者报酬与折旧组成。

（三）典型保险机构增加值核算原理

本节在借鉴原先投资基金等的增加值核算方法来完成保险机构增加值核算方法。本节的保险机构是指最主流的寿险或者是非寿险保险机构，暂时不区分其中的微妙区别，至于其中的非寿险的特殊细比如再保险等将在后续研究部分完成。根据先前的研究方法，是把一个基层单位的活动分为经营活动与投资活动，然后进行从收入法计算增加值，对于直接成本可以分摊，对于间接成本，需要根据剩余收益的比例来分摊。不仅是投资基金，还有一般的非金融企业，存款性机构，保险机构等也是可以应用这种方法来进行核算的。

但是保险机构增加值核算也有自己特殊的处理之处，就是一般认为保险准备金是负债，不是权益，这在标准的国际金融资产分类中也是如此①，因为，货币资产一般不存在实物资产的租赁模式，只会发生债权债务的借贷。这些保险准备金是相当于保险机构未实现的收入，类似于递延收益。所以，这里的准备金是介于债权与股权之间的，在微观财务会计上是债权，但是在宏观增加值核算上性质上应该理解为股权。投资收益有一部分来自于准备金，一部分来自所有者权益。这样，企业的投资活动相当于是有两个现金流，但是这两个现金流完全混合在一起，内部的投资管理也是混合在一起，现金流与投资管理都是同质的。专门准备金虽然由保险企业持有和管理，但由于准备金是为投保人的利益而设置的因此它应被视为投保人的资产而非保险企业的资产，所以准备金的投资收入也应属于投保人，是投保人的财产收入。专门准备金的投资收入，类似于银行委托理财的投资收入。

在国民经济核算原理中，为了更清楚显示经济流量的目的，对交易可以采取一些重新的安排，主要有三种，这里列出与本文相关的两种②：（1）改变交易流程，是指按不同于实际的途径或按实际上不具有的经济意义记录所发生的交易。比如，雇主为雇员支付社会保障缴款，被记录为由雇主先支付给雇员，再由雇员支付给社保基金；（2）分解交易，是指把交易各方视为单一的交易记录成两个或者多个不同分类的交易。比如，租金的支付分为本金的偿还与利息的支付。

借鉴该方法，应该对准备金产生的投资收益改变交易流程。可以先把投资收益记录为是投保人的资产与股东的资产，同时在保险机构的名义下接受投资管理而产生的投资收益；然后投保人把准备金产生的投资收益当做追加保费交给保险机构；这些投资收益都是追加保费，同时都是保险机构的经营收入。所以，一方面，准备金产生的投资收益就是投资收益；另一方面，投资收益也是属于保险机构的经营收入。这里的处理和SNA明显不同，SNA是把准备金投资收益分为追加保费与投资管理费。

另外，本文把存款利息投资收入也是计入投资收益，这也是和以前的增加值核算一致的。所以，保险企业自有资金的投资收益与保险专门准备金的投资收益，两者的性质完全不同。前者属于保险企业的财产收入，不能计入保险企业的服务产出之中；后者则属于投保人的财产收入，而投保人又把这一财产收入全部付给保险企业，作为追加保费。

在实际应用中，首先必须根据保险企业资金运用的收益，按比例折算出保险专门准备金的投资收入。按照我国现行的保险业财会制度，保险专门准备金由未到期责任准备金、未决赔款准备金、长期责任准备金和人身险责任准备金组成。因此，我们可以用借鉴一般的管理会计中计算的（存货、销售等）周转率时取平均的方法。下式计算保险专门准备金的投资收入：保险专门准备金的投资收入＝（保险企业利息收入＋投资收益）×保险企业专门准备金期初、期末平均余额／保险机构专门准备金及所有者权益期初、期末平均余额。

综上，保险机构经营活动总收益中有已赚保费和追加保费。所以，在此基础上，保险机构的核算完全可以照搬先前提出的投资管理的增加值核算方法。可以参考投资管理的增加值核算方法列出保险机构增加值核算公式，下面举例说明。

（四）典型保险机构增加值核算案例增加值计算的步骤如下：

1.计算经营活动总收益。投资收益中有部分是转化为追加保费，需要计算追加保费。

追加保费＝保险专门准备金的投资收入＝（保险企业利息收入＋投资收益）×保险企业专门准备金期初、期末平均余额／保险机构专门准备金及所有者权益期初、期末平均余额＝1000（这些数据是存量，不在利润表中出现，本文直接给出结果）

经营活动总收益＝已赚保费＋追加保费＝13000＋1000＝14000

2.计算经营活动剩余收益。经营活动生产税净额＝营业税金及附加＝1500

经营活动直接中间投入＝退保金＋赔付支出＋提取保险责任准备金＋保单红利支出＋手续费及佣金支出－再保险摊回项目＋经营活动直接营业成本＝1000＋2000＋4000＋250＋900－300＋1000＝8850经营活动总收益＝已赚保费＝12000

经营活动剩余收益＝经营活动总收益－经营活动生产税净额－经营活动直接中间投入－经营活动直接劳动者报酬－＝14000－150－8850－1000＝4000

3.计算投资活动剩余收益。投资活动直接中间投入＝投资活动直接营业成本＝500投资活动总收益＝2000

投资活动剩余收益＝投资活动总收益－投资活动直接中间投入－投资活动直接劳动者报酬＝2000－500－500＝1000

4.计算如何分摊间接投入。经营活动与投资活动的间接成本分摊比例分别为：经营活动剩余收益/（经营活动剩余收益＋投资活动剩余收益）；投资活动剩余收益/（经营活动剩余收益＋投资活动剩余收益）4000/（4000＋1000）＝8/10；1000/（4000＋1000）＝2/10

经营活动折旧＝8/10×总折旧（表中未给出，这里直接给出）＝8/10×1000＝800

经营活动间接劳动者报酬＝8/10×间接劳动者报酬总和＝8/10×1000＝800

经营活动劳动者报酬＝经营活动间接劳动者报酬＋经营活动直接劳动者报酬＝800＋1000＝1800投资活动所得税净额＝2/10×所得税总和＝2/10×1000＝200

第7篇：直接投资和间接投资范文

[关键词]对外直接投资；对外贸易；劳动密集型产业；资本技术密集型产业

[中图分类号]F740

[文献标识码]A

[文章编号]1008-2670(2008)03-0064-05

[收稿日期]2008-04-10

[作者简介]孟秀惠，女，山东高青人，山东财政学院国际投资研究中心助教，研究方向：国际投资与跨国公司。

一、引言

当前，国际直接投资的输入和输出活动不再仅以发达国家为主，发展中国家成为日益重要的参与者。相对于发达国家而言，发展中国家更关心的是国际直接投资对本国的国际收支、资本形成和对外贸易等方面的影响。其中，对外贸易与国际直接投资具有更大的关联性，二者都是一国经济实现与世界接轨的重要途径，尽管它们的表现形式不同，但却都能够通过近似的机制对母国经济增长产生巨大的推动作用。随着全球化经济的不断发展，国际贸易与国际直接投资的关系越来越密切，深入研究两者关系的理论意义与政策价值越来越突出。本文从发展中国家的角度出发，基于中国对外直接投资产业，在借鉴已有的实证研究成果的基础上，定量检验中国劳动密集型和资本技术密集型产业对外投资对本国产生的贸易效应。

二、对外直接投资与对外贸易关系：替代或互补?

有关对外直接投资与对外贸易两者关系的理论研究，存在替代说与互补说两种相反的观点，且以替代说为主。而有关对外直接投资与对外贸易关系的经验研究，则更多支持互补说。

替代说认为，对外直接投资会减少对外贸易。蒙代尔(Mundell，1957)[1]证明，在存在贸易壁垒的情况下，国际资本流动与贸易类似，都不能产生额外的收益，因此，在严格的赫克歇尔-俄林理论(H-O定理)的假设条件下，一国的对外直接投资与对外贸易是完全替代关系。弗农(Vernon，1966)[2]以美国为例通过对新产品、新技术的创新、模仿和扩散的动态分析得出，技术的进步、跨国公司国际化的提高使得新产品的生命周期不断缩短，对外直接投资对母国出口贸易的替代影响越来越明显。

互补说认为，对外直接投资可促进对外贸易的发展。小岛清(Kojima，1978)[3]在分析中引入了宏观经济因素，将H-O模型中的劳动和资本要素用劳动和经营资源来替代，资本的范围扩大到包含资产、技术和人力资本等要素，使国际直接投资已不再是简单的资本流动，而是包括资本、技术、经营管理和人力资本的总体转移，得出的结论为，对外直接投资并不是对国际贸易的简单替代，两者存在着一定程度上的互补关系；在许多情况下，对外直接投资可以创造和扩大对外贸易。佩瓦斯和史密兹(Pwrris and Schmiz，1971)的研究表明，对外投资可以刺激母国进口，并能带动母国产品的出口。赫尔普曼和克鲁格曼(Helpman and krugman，1985)[4]认为在要素禀赋不对称和规模报酬递增的情况下，跨国公司的专有资产是很难同外部市场达成交易的，因此就会产生大量的公司内交易和对中间产品的需求，从而带动母国的出口贸易。

不少经验研究证实了对外直接投资与对外贸易之间的互补性大于替代性的结论。例如，霍斯特(Horst，1974)[5]认为，在较长时期内，母国出口与跨国公司国外分支机构的销售额之间的互补效应会超过替代效应。利普西和韦斯(Lipsey & Weiss，1984)[6]检验了美国和其他13个主要出口国的出口与对外直接投资之间的相互关系。回归分析表明，美国制造业跨国公司国外分支机构的经营活动与美国出口额的变化一致。同样，其他13个国家制造业跨国公司国外分支机构的数目与出口额也呈同方向变化。另外，关于美国、日本和瑞典三国的对外直接投资与出口、就业的关系研究也进一步支持了上述结论。Head和PLies(2001)[7]对日本932家跨国公司1966―1990年间的微观数据进行研究得出，以水平方式进行投资的FDI对出口产生替代效应，而以垂直方式的FDI则产生创造效应。

不难看出，上述研究主要针对发达国家，而对发展中国家的研究则比较匮乏。国内学者大部分是针对引进外资与进出口贸易的相互关系进行实证研究(如江小娟，1999；邱斌，2006；张鹏，2006等)[8-10]，而把中国放在母国角度研究对外直接投资与贸易关系的文献并不多见，且研究方法和结论不尽相同[11-13]，基于此，本文着眼于中国对外投资产业，分别考察劳动密集型和资本技术密集型两大产业对外直接投资的贸易效应。

三、中国对外直接投资贸易效应的计量检验

本文选取1980―2006年27年间中国对外直接投资与贸易的相关数据进行协整分析。考虑到数据的可获得性及所收集到资料的可用性，本文作出如下假设：(1)中国对外直接投资分劳动密集型和资本技术密集型两大产业，二者对国内的贸易效应分别用初级产品和工业制成品的贸易量大致衡量；(2)中国对外直接投资流量中劳动密集型产业的投资比重对两大产业分别选取出口总量、贸易竞争指数和贸易结构三个变量，从总量、绩效与结构等三个角度探讨中国对外直接投资的贸易效应(因篇幅有限，将原始数据表省略，数据来源于中国统计年鉴、中国商务部、UNCTAD等)。分别以两大产业的对外直接投资额为解释变量构造原始回归模型如下：

劳动密集型产业：

变量OFDI、EX、TC、TS分别代表对外直接投资额、出口总额、贸易竞争指数②和贸易结构③。为了分析的方便，考虑到对变量取对数并不改变相关序列的特征，本文对对外直接投资额(OFDI)以及出口总额(EX)指标取对数，修正后的模型为：

1．劳动密集型产业对外投资的贸易效应

(1)平稳性检验 大多数情况下，时间序列数据都是非平稳的，在对其进行传统的回归分析时，会由于“变化趋势”的存在而导致“伪回归”问题，即使变量间没有任何关系，也会存在较高的拟合值R，而这样的估计结果是毫无意义的。因此，在计量分析之前，必须先对时间序列进行平稳性检验(又称单位根检验)。本文使用ADF(Augment　Dickey-Fuller)方法，检验结果如下。

由检验结果可以看出，原序列的ADF检验值都分别大于其1％、5％和10％显著性水平下的临界值，表明原有的时间序列数据都是非平稳的，即有单位根。对其进行一阶差分处理，结果显示ADF值均小

于1％、5％和10％显著性水平下的临界值，说明一阶差分序列都是平稳的，因此原有的时间序列均为一阶单整，序列之间可能存在协整关系，从经济意义上讲，它反映了变量之间的长期均衡关系。为此，有必要对各时间序列进行协整检验。

(2)协整检验

协整检验方法从对象上分有两种：一种是基于回归系数的检验，主要是Johansen协整检验。另一种是基于回归残差的检验，是在ADF检验基础上进行的。运用基于回归残差的协整检验能更好地进行长期关系的确定，因此本研究中主要运用后一种方法。首先用最小二乘法(OLS)对方程进行协整回归，然后对所得的残差Et进行ADF检验，如果Et是平稳的，则变量间是协整的关系，即它们之间存在长期关系；反之，则是非协整的，无法据以判断其长期关系。

首先从贸易总量角度看。以出口总额指标(1nEXL)为因变量，劳动密集型产业对外直接投资指标(lnOFDIL)为自变量，用OLS估计出残差序列Elt，然后对E1t进行单位根检验，检验结果见表2。结果显示该残差序列E1t。在5％至10％的显著性水平上是平稳的，这意味着在0．05～0．10的置信区间内两者协整关系成立，即存在着长期的均衡关系，说明对外直接投资是出口长期增长的原因。二者的协整方程为：

由协整方程可以看出，在长期内，劳动密集型产业对外直接投资与出口呈现正相关的关系。说明该产业对外投资增加时，本国出口亦会随之增长。如果不考虑其他因素的影响，对外直接投资每增加1个单位，可以带动出口额近0．22单位的增长。用同样的方法考察贸易绩效与结构。分别以贸易竞争指数指标(TCL)和贸易结构指标(TSL)为因变量，以对外直接投资额为自变量，对他们的残差序列E2t、E3t分别进行平稳性检验，结果见表2，都至少在5％的显著性水平上是平稳的，因此贸易竞争指数、贸易结构与对外直接投资之间分别存在着长期均衡关系。据此得到二者的协整方程分别为(2)、(3)式。

上述协整方程表明，劳动密集型产业对外直接投资与贸易竞争指数呈现低度的负相关关系，而与贸易结构呈现正相关关系。说明在长期内，随着对外直接投资的增长，中国劳动密集型产业出口竞争力会逐渐减弱，而贸易结构则得到不断优化。

2．资本技术密集型产业对外投资的贸易效应

随着“走出去”战略的逐步实施，我国对外直接投资的领域不断扩大，高新技术产业投资比重开始增加，成为中国对外直接投资的一股新兴力量。考察资本技术密集型产业的对外直接投资对我国整体竞争力水平的提升具有非常重要的现实意义。与上述分析过程类似，首先对各变量及其一阶差分进行平稳性检验。选取资本技术密集型产业的对外直接投资额指标(OFDIk)和国内同行业的出口总额(EXk)、贸易竞争指数(TCk)及贸易结构指标(TSk)，运行计量软件Eviews，输入整理后的数据，得检验结果如下。

由表3可以看出，原序列的ADF检验值都分别大于其1％、5％和10％显著性水平下的临界值，表明原有的时间序列数据都是非平稳的，即有单位根。对其进行一阶差分处理，结果显示ADF值均至少小于5％和10％显著性水平下的临界值，说明一阶差分序列都是平稳的，因此原有的时间序列均为一阶单整，说明序列之间可能存在协整关系，也就是说资本技术密集型产业的对外直接投资与国内的出口总额、贸易竞争指数及贸易结构等之间可能存在长期均衡关系。下面对各时间序列进行协整检验。

同对劳动密集型产业的分析类似，也是首先从贸易总量角度来看。以出口总额指标(1nEXk)为因变量，资本技术密集型产业对外直接投资指标(1nOFDIk)为自变量，对其残差E4t进行单位根检验，检验结果见表4。由检验结果可知，该残差序列E4t在5％至t0％的显著性水平上是平稳的，这意味着在0．05-0．10的置信区间内两者协整关系成立，即二者存在着长期的均衡关系，说明资本技术密集型产业对外直接投资是国内同行业出口长期增长的原因。二者的协整方程为：

由协整方程(4)可以看出，在长期内，资本技术密集型产业对外直接投资与国内同行业的出口呈现正相关的关系。说明该产业对外投资增加时，本国出口亦会随之增长。如果不考虑其他因素的影响，对外直接投资每增加1个单位，可以带动出口额近0．5单位的增长。

用同样的方法考察资本技术密集型产业的贸易绩效与结构。分别以贸易竞争指数指标(TCk)和贸易结构指标(TSK)为因变量，以该产业对外直接投资额为自变量，对他们的残差序列E5t、E6t分别进行平稳性检验，结果见表4，各残差都至少在5％的显著性水平上是平稳的，因此贸易竞争指数、贸易结构与对外直接投资之间分别存在着长期均衡关系。据此得到二者的协整方程分别为(5)、(6)式。

协整方程(5)、(6)表明，资本技术密集型产业对外直接投资与贸易竞争指数和贸易结构均呈现正相关关系，说明在长期内，随着该产业对外直接投资的增长，中国资本技术密集型产业出口竞争力将会逐渐增强，且贸易结构将得到不断优化，对外直接投资是该产业贸易绩效、贸易结构改善的长期原因。

3．小结

通过考察中国劳动密集型和资本技术密集型产业对外直接投资与对外贸易的相关数据，结合计量分析方法，本部分可以得出以下结论：

(1)虽然两大产业的样本序列均为非平稳时间序列，但它们之间的线性组合却是协整的，也就是说它们之间存在着长期的均衡关系。从长远角度看，对外直接投资不会抑制中国的出口贸易，而是起到积极的促进作用。

(2)劳动密集型产业的协整分析结果表明，在长期，该产业对外直接投资与对外贸易总量、贸易结构成正相关关系，与贸易竞争指数成负相关关系，但是相关系数较小，说明对外投资可以从量上促进该产业的对外贸易，但是不利于贸易竞争力的提升。换言之，劳动密集型产业的对外直接投资对贸易既有创造效应，也有替代效应，但是从总体来看，该产业对外直接投资对贸易的净效应为创造效应。

(3)资本技术密集型产业的协整方程显示，中国资本密集型产业对外直接投资与国内同产业贸易总量、绩效与结构等相关变量之间均呈现正相关关系，说明该产业对外投资可以促进对外贸易的发展，亦表现出对贸易的创造效应。

四、结论及政策性建议

上述检验结果表明，在其他变量保持不变的条件下，中国两大产业对外直接投资的增长分别能够从贸易总量及结构上带动国内同行业对外贸易的增长，两大产业对外直接投资的贸易净效应均为贸易创造效应，这与前人关于对外直接投资与对外贸易呈现互补关系的经验研究结论是一致的。

作为发展中国家，中国的对外直接投资起步较晚，而且投资方向绝大多数是劳动密集型产业，该类型的投资所产生的贸易创造效应要大于贸易替代效应。同时，信息传输等高新技术产业成为近年中国对外直接投资的新兴力量，为提升中国整体的管理、技术水平等发挥了一定作用，实证分析表明，该类型产业对外直接投资对贸易也产生了净创造效应。

第8篇：直接投资和间接投资范文

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).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

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.

第9篇：直接投资和间接投资范文

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).

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

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.