海外直接投资论文范文第1篇

关键词:外商直接投资;经济增长;计量经济模型;因果检验

一、引言

许多经济学者已经就FDI对东道国(地区)经济带来的影响作过实证的研究分析。许多学者认为,在国内资金充裕、外汇储备较多的条件下,强劲的外商外商直接投资投资可能会导致外资对内资的挤出效应、产生行业垄断、阻碍民族工业发展,对国家经济发展产生负面作用。

具体到外商直接投资与我国经济增长的问题,国内外学者也进行了不少研究,Dayal-Gulatiand and Aasim(2000)认为,中国不同地区导致了技术转移的外商外商直接投资投资类型对经济增长有强烈推动作用,相对富裕的东部、南部地区由于相对繁荣和具有较发达的基础设施更能够吸引外商外商直接投资投资,从而使外商直接投资提高了经济增长收敛的速度。

陈国宏、郑兆镰、桑赓陶(2000)运用因果关系检验法和协整关系检验法对中国1981年以来FDI与技术转移的相互关系进行经验研究,认为中国FDI是技术进步的重要原因。归纳来看,以上分析虽然在分析方法、数据来源和选区时段上各不相同,但结论基本相同,即外商直接投资对中国经济增长有着显著的促进作用。

本文在理论分析的基础之上,试图以上海市1986-2008年外商直接投资和经济增长的数据为基础,对两者的关系进行计量分析,为上海市加大招商引资力度,从而加快发展经济提供实证依据。

二、FDI对上海市经济增长的计量分析

(一)时间序列数据分析

本文方程所依据的数据是1988-2008年的统计数据,根据国民经济核算的支出法,GDP包括三部分:消费C,投资I以及净出口J。在文中我们用社会消费品零售总额来衡量消费C,用全社会固定资产投资来衡量投资I。本文把外商直接投资FDI做为解释变量,分别以社会消费品零售总额C、全社会固定资产投资I和净出口J为被解释变量,建立双对数计量经济模型.

ln(C)=4.3346+0.5427Ln(FDI) (1)

R2=0.8418 AdR2=0.8335 F=101.1228

ln(I)=3.6507+0.6816Ln(FDI) (2)

R2=0.9214 AdR2=0.9173 F=222.7606

ln(J)=3.9522+0.2843Ln(FDI) (3)

R2=0.3066 AdR2=0.2435 F=4.8634

根据回归方程(1)、(2)、(3)可以看出外商直接投资FDI每增加1%,平均而言,上海市的社会消费品零售额C、全社会固定资产投资I、净出口J分别增长0.5427%、0.6816%、0.2843%。外商直接投资是通过促进这三方面的增长而促进GDP的增长,其中对全社会固定资产投资影响最大,这是因为外商直接投本身就是全社会固定资产投资的一部分,对净出口影响非常小,两者之间的统计关系不是很显著,对社会消费品零售总额影响也较大,这是因为外商直接投资主要流向当地一些内销型企业以及服务行业等。若直接对GDP和FDI作双对数回归模型可得:

ln(GDP)=4.9702+0.60041n(FDI)(4)

R2=0.8137 AdR2=0.8039 F=82.9828

由回归方程(4)可知,FDI与GDP增长之间相关性很密切,GDP对FDI的弹性值为0.6004,这说明从1988年到2008年间,FDI每提高1个百分点,平均而言上海市的GDP将增长0.6004%,FDI解释了GDP的81%的变动,

这些数据表明从整体看,外商直接投资对上海市经济增长做出了一定的贡献。

(二)FDI与经济增长之间的Granger因果检验

根据背景数据,我们选择滞后期为1,2,3,4进行外商直接投资与经济增长之间的Granger因果分析,得出检验结果:在5%的显著性水平下,当滞后期为1,2,3,4时,存在FDI到GDP的单向因果关系,但是GDP到FDI的单向因果关系并不显著。但随着滞后期的减少,这种因果关系总体上有增强的趋势。由此可以看出上海市FDI的长期效应要大于短期效应。FDI的大量流入,加速了上海市的资金积累,有利于增加可用于投资的储蓄,对于促进资本的形成和GDP增长有直接的贡献,同时本地的经济发展了,必然会使投资环境有所改善,从而才能够吸引更多的FDI为经济增长做贡献。

三、结束语

以上分析表明,外商直接投资是上海市经济增长的原因之一。因此,加大招商引资力度是加快上海市经济增长的重要手段。要增强外商直接投资对上海市经济增长的影响和促进作用,建议注意以下几个方面:

第一,吸引外资的同时,要注意提高外商的投资质量,把利用外商投资和产业结构升级结合起来。第二,制定一些投资优惠政策,鼓励和引导外资流向我们技术力量薄弱的领域,流向支柱产业。第三,加强和改善投资环境也是吸引外商直接投资的重要条件。第四,外商直接投资政策由出口导向向竞争优势调整。

参考文献:

[1]张晓峒.计量经济分析[M].北京:经济科学出版社,2000.

[2]上海市统计年鉴.2009.

海外直接投资论文范文第2篇

【关键词】中国（上海）自由贸易试验区 FTZ 资本开放程度 FDI

中国（上海）自由贸易试验区正在申请试点人民币资本项目下开放，本文通过研究资本开放程度和汇率的关系及汇率和FDI之间的影响机制，并进行实证分析，回答汇率变动对FDI产生怎样的影响，及随着资本项目的进一步开放，这样的汇率-FDI影响机制是否会发生改变的问题。

一、汇率变化对FDI的影响的理论分析

对于汇率与FDI的相互关系的理论分析，目前主要可以归结为以下四种类型。

（1）相对生产成本效应。由Cushman提出，该理论从汇率对生产成本造成影响的角度。在生产资料成本以投资国货币计价时，如果东道国的货币贬值，投资者因在该国进行生产而需投入到建造厂房、购买设备、雇佣劳动力的资金相对减少，即相同的资本可以获得更多的生产资源，每件产品消耗的成本降低，投资者利润增加。反之，投资者利润减少。所以，在一国货币贬值的情况下，该国的FDI流入会增加。

（2）财富效应。Froot和Stein提出的财富效应理论是从资产再分配的角度考查二者关系。在资本市场不完全的前提下，当投资者有足够的财富时，他们会以目标的预期净现值作为价格购买目标企业。如果投资者给出价格以自身货币为单位，则东道国货币的贬值，会使资本现值上升，收购价格提高，增加收购成功率，从而FDI流入增加。

（3）通货区域优势理论。该理论又称为资本化率理论，其根据不同国家的资本化率差异来解释国际投资活动。资本化率表示使收益流量资本化的程度，公式为K=C/I，其中K为资本化率，C为资产价值，I为资产收益流量。当资本化率越高时，相同的收益流量会形成更高价值的资产，说明同等条件下的预期资本收益增长加快；反之则表示资本预期增长减缓。

（4）风险效应。由于汇率波动对贸易带来的风险，所以东道国的汇率波动对外商投资会产生直接的影响。目前分为两种解释，一种是认为阻碍了FDI的流入，一种是认为增加了FDI的流入。汇率的波动会为投资者带来投入与收益的不确定性，当汇率波动增大时，以投资国货币计价的收益会出现很大波动，尽管通过信息收集和金融工具分析可以减少这种不确定性，但是这两种方式均会带来额外成本，故投资者在一国汇率波动较大时，为了规避风险，会采取延迟甚至放弃投资的方式，因此东道国FDI的流入较少。

二、回归模型及经济意义

（一）回归模型

我们对上海自由贸易园区（FTZ）设立前后，上海市2009年1月至2014年4月外商直接投资每月合同金额（单位：亿美元）和2009年1月至2014年4月直接标价法下1美元/人民币的汇率（ER）的数据进行线性回归估计，通过对模型多重共线性、平稳性、异方差性、自相关性等的检验，最后得出了一下模型：

（二）经济意义

（1）在其他条件不变的情况下，直接标价法下1美元/人民币的汇率每上升1个单位，上海市吸引外商直接投资每月合同金额将会减少11.4398亿美元；这表明，直接标价法下1美元/人民币的汇率上升，也就是人民币贬值，会造成上海市吸引外商直接投资每月合同金额的减少。

（2）在其他条件不变的情况下，上海自由贸易园区（FTZ）设立后上海市吸引外商直接投资每月合同金额比上海自由贸易园区（FTZ）设立前上海市吸引外商直接投资每月合同金额增加了3.896954亿美元；这表明，上海自由贸易园区（FTZ）的设立有助于上海市吸引外商直接投资。

（3）此外，从模型的设立、检验以及最后的确立，我们发现，直接标价法下1美元/人民币的汇率波动对于上海市吸引外商直接投资每月合同金额没有显著的影响。

三、关于合理利用FDI的建议

（1）逐步实现汇率市场化和资本市场完全开放。价格是市场机制的核心，它反映供求关系、引导资源优化配置。而对于本文研究内容，只有当汇率更加地贴近市场化，并且放松对于外国资本的使用限制，放松对其的金融监管，外国资本才更可能流入国内，实现资本的更有效配置，实现双赢；从而带动更多的FDI流入，实现良性循环。

（2）逐步释放人民币升值压力。本文研究表明，当汇率降低时（本币升值），可以明显提高FDI，而FDI的提高可以促进我国经济的增长。因而，在货币政策的制定过程中应该明确长期及短期政策的不同目标，兼顾短期利益的同时重点调整长期均衡关系。具体而言，短期政策应以释放人民币升值压力，促进外汇市场交易维持经济发展活力为主要目标；相对应地长期政策应以稳定汇率水平，推动经济发展，营造良好投资环境为主要目标。

参考文献：

海外直接投资论文范文第3篇

[关键词] FDI；海洋生产总值；回归分析；检验结果

[中图分类号] F840 [文献标识码] A

引言

海洋经济是指人类在开发利用海洋资源过程中的生产、经营、管理等活动的总称。改革开放以来，我国海洋经济持续、快速、稳定发展，海洋产业总产值和附加值连续创新高，海洋经济日益成为国民经济的重要增长点。2011年1月《山东半岛蓝色经济区发展规划》成为“十二五”开局之年第一个获得国务院批复，以海洋经济为主题的国家发展战略。浙江、广东、福建三省也相继成为国家海洋经济发展试点省份，海洋经济示范区建设上升为国家战略。2013年1月17日，国务院公布了《全国海洋经济发展“十二五”规划》，提出“十二五”期间全国海洋经济生产总值年均增长8%，2015年海洋经济生产总值占GDP的比重达到10%，新增涉海就业人员260万人的总目标。海洋生产总值简称GOP，它是国民经济中全部涉海经济活动的最终反应。在核算过程中，海洋生产总值核算范围涉及国民经济行业分类的20个门类，70个大类，172个中类和313个小类，将国民经济行业中的所有涉海行业纳入其中。

20世纪80年代以来，外商直接投资（FDI，Foreign Direct Investment）流入我国的规模日渐庞大。2010年我国实际利用FDI1057.35亿美元，成为仅次于美国的世界第二大利用外商直接投资国。沿海地区吸收外商投资的能力尤其强大。据统计，东部沿海地区吸引的FDI占全国FDI数量的80%以上。赵晋平通过计量分析方法表明外商直接投资能弥补国内资本短缺，中国经济增长率中的2%-3%当归功于外资贡献。Berthelemy发现外商直接投资对中国经济增长的影响远远超越其资本存量本身增长的影响。

因此，从中国经济发展历程来看，区域经济发展、产业结构形成与FDI存在着较为明显的双向互动关系。探讨我国沿海各省市利用FDI的数量和质量，以及FDI对海洋经济产业的影响具有重要的研究意义。

一、我国沿海省市经济发展状况

要想深入理解我国沿海省市海洋生产总值与外商直接投资的关系，首先必须以了解沿海11省市的海洋经济发展情况为前提。

我国沿海省市包括环渤海地区的辽宁省、河北省、天津市和山东省，长江三角洲地区的江苏省、上海市和浙江省，以及泛珠江三角地区的广东省、福建省、广西省和海南省。沿海地区是我国开放程度最高、经济发展速度最快的区域之一，也是中国吸引外商直接投资最集中的区域。2011年，沿海地区以其占全国14%的土地，集中了全国41.1%的人口，创造了全国60.6%的国内生产总值。究其原因，外商直接投资是一个极其重要的因素。我国外商直接投资在全国范围内的区域分布极不平衡，绝大部分集中在我国沿海地区，尤其是珠江三角洲、长江三角洲和环渤海经济区。现有研究认为，FDI可以通过不同方式影响经济增长：第一，弥补东道国资金缺口，增加东道国资本积累；第二，加强区域内竞争，提高东道国企业效率；第三，推动发展中国家技术进步和人力资本提高。

我国沿海各省市的经济发展水平存在着很大的差距。海洋大省广东省2011年海洋生产总值为9807亿元，而与它毗邻的广西省海洋生产总值只有654亿元。不同省份的海洋产业结构也有巨大的不同，例如浙江省海洋产业结构变动速度最快，目前以第三产业为主导，极大地优化了该省海洋产业结构。山东省则是海洋第一产业所占比重过大，其渔业发展历时长达2000年之久，而造船业在1999年才开始起步。引起不同省份之间海洋经济发展差距的因素有很多，如历史的、自然的、政治的因素等。本文重点探讨外商直接投资对不同省份海洋经济发展水平的影响。外商直接投资在沿海不同省市的投资数量也有很大的差距。经济发达的东部沿海地区占据了我国利用外商直接投资的绝大多数份额。从利用外资规模上看，河北、广西、海南等地外商直接投资规模较小，江苏省在实际利用外资总量和平均新签外资项目规模方面都名列前茅。

江苏省由于完善的基础设施、良好的区位优势以及国家的优惠政策等原因，对外贸易一直比较发达，外商直接投资数量连续数年居于全国首位。但是，江苏省的外商直接投资长期以来呈现出十分明显的地域差距，绝大多数的外商直接投资流入经济发达、边际投资收益率较高的苏南地区，仅有不到二成的投资额流入苏北和苏中地区。然而，江苏省的海洋经济主要集中在苏北和苏中。在下面的分析中，要特别考虑到这一点。

本文选取2011年我国沿海11个省市的海洋生产总值和外商直接投资额进行分析。由上图可以看出，不同省市外商直接投资数额差距很大，最高的江苏省达到321.32亿美元，最低的广西省只有10.1381亿美元，相差30倍之多。从折线图中可以明显看出，除江苏省之外的其他10省市的海洋生产总值与外商直接投资额之间基本上是一致的。高外商直接投资的地区一般来说海洋生产总值也很高，低外商直接投资地区的海洋生产总值也较低。

二、实证检验

（一）数据来源与变量的选取

在研究外商直接投资对海洋经济发展的影响时，本文选取了2011年我国沿海地区11个省市的海洋生产总值作为衡量海洋经济发展的指标变量，原始数据来自2012年的中国统计年鉴和中国海洋统计年鉴。外商直接投资额按照2011年的人民币对美元的平均汇率6.4588换算成人民币，各项变量统一货币单位为亿元人民币。上文已经提到江苏省的特殊情况，因此在下面的研究中，对江苏省以外的10个沿海省市进行实证分析。

在考虑海洋生产总值的影响因素时，除了外商直接投资之外，同时不能忽视政府财政支出和当地消费这两方面对海洋经济的影响。因此本文将这两个因素也纳入到回归模型当中。

（二）模型的建立

我国海洋生产总值数据是在2007年首次的，至今只有6年数据，不适合进行时间序列分析，因此选用2011年的横截面数据进行回归分析。由于横截面数据结构因各个地区具有不同的背景而通常具有异质性，这些性质因为无法纳入模型会对相关系数估计量产生影响，而固定效应模型可以较好地处理这种异质性。考虑到各省市的基本情况存在差异，本文使用的固定效应模型为：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+μ

其中，被解释变量y为沿海各地2011年的海洋生产总值；β0为常数项，包括不能被本文选取的三个因变量解释的其他因素；变量x1代表外商直接投资额；变量x2为沿海地区当地的年消费支出；变量x3代表当地政府的财政支出；β1、β2、β3为待估参数；μ为随机误差项。

（三）实证分析

本文通过对影响海洋经济的因素进行回归分析，检验外商直接投资、当地消费和政府支出对海洋生产总值的影响。回归分析过程中变量进入采用的是Enter的方法。表1是对模型拟合度的检验结果，决定系数R2为0.852，说明模型的拟合度很好。

表2给出了拟合未标准化的和标准化之后的回归系数值和常数项，并通过t检验方法对拟合结果进行了检验。我们发现在下面的分析结果中，财政支出这一因素的p值偏大，未通过t检验。消费支出和外商直接投资的p值是0.068和0.188，分别在10%和20%的显著水平上通过检验。从显著性水平上来看，当地的消费支出对海洋生产总值的影响更明显。说明拉动内需对于促进海洋经济的作用更显著。从标准化了的系数上来看，系数β1为0.308，表示FDI每增加一个单位，海洋生产总值增加0.308个单位。β2为1.242，表示消费支出每增加一个单位，对海洋生产总值的影响的1.242个单位。扩大外商直接投资和促进当地消费需求对于发展海洋经济都有显著地影响。内部需求的拉动作用可能更大一些，但也不能忽视外商直接投资的积极作用。

三、结论

影响海洋经济发展的因素很多，在我国海洋经济快速发展，产业结构急需转型的背景下，探索这些影响因素具有重要意义。本文利用SPSS软件进行多元回归分析，主要研究外商直接投资对海洋生产总值的影响。回归结果表明外商直接投资与海洋生产总值有正相关的关系，吸引外商对本地区的投资对当地发展海洋经济有积极的影响。同时，也发现了拉动当地内需对于促进海洋经济效果也十分显著。

对于任一沿海省市来说，实现海洋经济增长必须具备三个条件，即自然条件、劳动力和资本。资本作为一种重要的生产因素，通过直接或者间接的作用于经济活动过程，对区域海洋经济的发展产生显著的影响。资金状况可以从资金存量与投资两个方面来描述，资金存量是以前资金投入的积累结果及现在达到的生产能力。投资反映的是当年的资金投入情况，它是促进经济发展的直接推动力。外资的流入尤其是外国直接投资的流入，不仅能够带来一些先进的技术也可以带来先进的管理经验。在资本流动性高度强化的今天，外商直接投资发挥的作用也愈发重要。政府支出是最为直接的方式，带有很强的导向性，但随着政府职能的改变，政策性投资的范围和力度都会收缩，所以发展海洋经济重点可以放到吸引外商投资上。要把利用FDI与当地产业发展规划有机结合起来，引导FDI重点投向高新技术产业、装备制造业、现代服务业、海洋产业等，以促进产业结构的优化升级，形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的格局。

[参考文献]

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[4]范如国，蔡海霞.FDI技术溢出与中国企业创新产出[J].管理科学，2012，25（4）：13-21

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[10]余文珍，梁显富.中国金融结构对海洋经济的影响分析[J].科技经济市场，2012（7）

[11]刘涛.外商直接投资对东部沿海地区经济发展影响的比较[J].东岳论丛，2011，32（3）：148-152

海外直接投资论文范文第4篇

跨国银行是指在国外拥有附属机构、分行或代表处的银行，是银行业国际化高度发达的产物。早在13至16世纪，麦德斯（Medici）家族控制的商业银行就在整个欧洲广布机构，从事跨国银行业务，19世纪，英国、比利时、德国和日本的跨国银行，借助于殖民主义势力得到迅速发展。二战及二战以前，由于受到战争和经济萧条等因素的影响，跨国银行业受到严重的打击，基本上没有什么发展。二战后，随着欧洲、日本经济和国际贸易的逐步恢复和发展，特别是1958年欧洲主要国家货币开始可兑换和欧洲美元市场的诞生，跨银行业又再度活跃，并得到了长足发展，业务数量、内容和地域都有了空前扩展。

2001年中国加入WTO以后，银行业的国际化也得到了很大发展，这不仅包括我国银行业的对外开放，也包括我国银行业的海外扩张。截止2004年底，共有38个国家和地区的157家银行在华22个城市开设了220家代表处，19个国家和地区的67家外资银行在华设立了11家营业性机构，外资银行在华总资产累计达到693亿美元。就中国银行业的海外扩张而言，截止2004年底，我国4大商业银行共在境外设立了44家分行和14家代表处，其国外资产和负债也逐年增加。

全球跨国银行对外直接投资的快速发展引起了人们的广泛关注。1981年，联合跨公司中心（UNCTC）首次把跨国银行的研究从跨国公司中独立出来。学术界对跨国银行的研究也开始逐步深入，出现了关于跨商业银行的一些重要理论。概括起来，主要包括以下几个方向：商业银行国际化经营动因及竞争优势研究（Grubel 1977,Gray&Gray 1981,Ball&Ttschoegl 1982,Kindleberger 1983,Walter 1988,Heinkel&Levi 1992,Canals 1997）； 跨国银行组织形式研究（Gold berg&Sanders 1981b,Mutinelli&Piscitell 2001）；跨国银行经营活动及竞争策略研究（Brainard 1990,Euh&Baker 1990,Guillen&Tschogel 1990）；商业银行国际化经营对银行业绩及目标市场的影响研究（Weller&Schern 1999,Berger et al.2000,Berger&De young 2001）；跨国银行国别实证研究（Goldberg&Saunderg 1990,Grosse&Goldberg 1994,Yamori 1988）等。

中国理论界对跨银行的研究仍不够深入，既有的成果多数局限在外资银行竞争策略及其发展对中国金融业的冲击方面，对商业银行国际化经营动因、组织扩展模式，特别是从跨国公司理论角度出发所做的理论及实证研究则几乎为空白。因此，对银行业对外直接投资决定因素的研究，进而提出相关的政策建议，对中国而言显得尤为紧迫和重要。

二、银行业对外直接投资决定因素理论与实证文献回顾

1.跨国公司理论的发展脉络

400多年前，公司开始跨国界经营活动，并逐渐形成了跨公司通过这一经营形态。跨国公司的经营活动随着世界形势和经济环境的变化不断演进，对跨公司的理论研究也不断深入。从20世纪60年代海默（Hymer）开创性的垄断优势论开始，各国学者纷纷对跨公司和对外直接投资行为进行分析， 建立各自的理论体系。其中最为著名的当属阿利伯（Aliber）的货币汇率理论、维农（Vernon）的产品周期理论、小岛清（Kojima）的比较优势理论、尼克博克（Knickerbocker）的寡头垄断竞争反应理论、巴克莱和卡森（Buckley&Casson）的内部化理论,以及邓宁（Dunning）的国际生产折衷理论等。邓宁的国际生产折衷理论于20世纪70年代提出并不断完善，吸收了国际经济理论、产业组织理论、区位理论和公司理论等各种理论的精髓，能够较好地对国际贸易、对外直接投资和国际合同安排等行为进行解释，形成了迄今为止解释对外直接投资和跨公司生产经营的一种综合性理论，该理论主要强调三种优势：即所有权优势，内部化优势和区位优势，因此又被称为OLI模型。

2.银行业对外直接投资决定因素实证研究的文献回顾

哪些因素影响东道国银行业的对外直接投资，国外实证研究比较活跃。在文献中国外学者们按银行业所有权优势、内部化优势和区位优势包含的具体要素进行了实证检验，我国学者在这方面的研究比较鲜见。

(1)所有权优势

1）银行规模

有大量研究表明银行规模与其海外直接投资之间呈正相关关系。Campbell(1980)等学者通过经验研究发现并证实：规模越大的银行，通常拥有更多的资金和管理资源，从而有更多的途径降低不确定性和风险。Tschoegl(1983)通过研究1976年全球100家最大银行海外经营状况，发现规模大的银行更倾向于海外扩张，发现日本银行在韩国的分支机构数目与银行的规模之间具有正相关关系。Williams(1996,1998)通过研究外资银行在澳大利亚的情况，也得出了同样的结论。我国学者王（2005）通过研究跨国银行在华经营情况，发现银行总资产和跨国银行在华设立分行影响显著，说明银行规模越大，在华经营的动机越强烈。然而，也有些学者通过研究并未发现银行规模与其对外直接投资之间的密切关系（Ball和Tschoegl，1982）。

2）国际化经验

跨国银行对海外经营，以及东道国的了解越深入，则越容易在海外设立分支机构，从而享受国际化分散经营的种种好处。Macro Mutinelli和Lucia Piscitello(2001)研究了意大利银行业1989～1999年间在国外分支机构的变化情况，发现跨国经营经验丰富的那些意大利银行更倾向于进行对外扩张。

(2)内部化优势

1）母国对东道国的直接投资

Sabi(1988)认为，跨国银行往往跟随母国客户到海外设点，以更好地服务客户，保存现有客户资源，他发现，对东道国的对外直接投资量能够较好地预示商业银行的跨国经营状况。Nigh(1986)等众多学者也证明，对东道国的对外直接投资与跨国银行在该国的分支机构数量之间显著相关。我国学者王（2005）通过研究发现对华直接投资与在华外资银行分行数量正相关。但是Seth和Nolla(1998)通过研究外国银行在美国分支机构数目和制造业在美分支机构的资金来源，发现英国和日本的银行业并未追随其在美国的客户，而其他的国家银行业则追随其在美国的客户。

2）母国与东道国的双边贸易额

大量经验研究表明，由于双边贸易反映了母国和东道国商业联系的紧密程度，商业银行在东道国的分支机构与双边贸易额之间存在着正相关。Goldberg和Johnson(1990)发现，双边贸易与外国在美国银行业直接投资具有密切的联系。Miller和Parkhe(1998)，以及Yamori(1998)也分别发现，双边贸易对美国和日本银行在东道国银行业领域的直接投资影响很大。

(3)区位优势

1）东道国的市场规模及其增长率

对银行业对外直接投资决定因素的研究表明东道国市场规模（以GDP或人均GDP测度）是银行业对外直接投资的显著决定因素。Brenley和Kaplains（1996），以及Buch(2000)通过研究发现，东道国的GDP总量与该国吸收的银行业外国直接投资正相关。Yamori(1998)发现日本银行业更倾向于在人均GDP较高的国家进行直接投资。然而，也有学者通过实证研究得出了不同的结论，Sagari(1992)发现，美国银行业在进行对外直接投资时，并不必然地考虑该国的GDP总量。另外，除了市场规模，GDP增长率也银行业对外直接投资时考虑的因素之一。GDP总量只能表明一国现有的银行业市场机会，而GDP增长率则在某种程度上能够表明一国将来可能的银行业市场机会。Hultmam和McGee(1989)通过研究发现，外国银行业对美国银行业的直接投资与美国的经济增长具有很强的相关性。Goldberg和Saunders(1981)、Nigh(1986)，以及Sabi(1988)通过研究发现东道国相对于母国的经济增长率对东道国银行业吸收外国直接投资具有十分明显的促进作用。

2）东道国的资金成本

当银行决定是否对某国进行直接投资时，东道国的资金成本也其考虑的重要因素之一。存贷利差、东道国对外国银行的税收等因素都会影响跨国银行在东道国的资金成本。Cassard(1994)和Eaton(1994)认为，税收结构的不同会影响税收水平较低的国家进行直接投资。Claessens等（2000）通过对80个国家1988年～1995年间银行吸收的外国直接投资的研究发现 ，跨国银行更倾向于在资金成本较低的国家进行扩张。

3）文化差异和地理距离

根据Ball&Tschoegl在1982年的研究，跨国银行在美国加州和日本设立分支机构时，东道国与母国之间距离越远，成本就越高，设立分支机构的意愿就越小。研究还发现，两国之间文化差异越大，设立分支机构的可能性就越小。Goldberg（1991）等学者在其研究中证实，文化差别对商业银行设立海外分支机构的决策影响甚大。Leung(2003)指出，亚洲国家的银行在进入中国市场方面具有特殊优势。我国学者王（2005）在研究跨国银行进入中国的决定因素时也得出了同样的结论。

4）东道国对银行业的管制情况分为外国银行的准入限制和对本国银行业的管制情况。一方面，东道国对外国银行的准入限制显然对跨国银行在该国银行业直接投资是有影响的。Nigh、Cho和Krishman(1986)研究了美国银行业1976年～1982年间在30个国家分支机构的资产变化情况，指出东道国对美国银行的准入限制对美国银行业在该国的经营有明显的负面影响。Sabi(1988)研究了美国银行业1975年～1982年间在23个发展中国家分支机构的资产变化情况，其实证结果却并未表明美国银行海外分支机构资产与东道国对外国银行准入限制之间具有负相关关系，这与一般的实证结果不相一致。一个可能的解释是：东道国对外国银行的准入限制除非是禁止性的，否则并不对跨国银行的直接投资活动产生直接的负面影响。另一方面，东道国对本国银行业的管制情况也是跨银行决定是否在该国银行业进行直接投资时考虑的一个因素。Focarelli和Pozzolo(1994)研究了外国银行分支机构在美国各州分布情况，发现外国银行更倾向于在对银行业管制较为宽松的州设立分支机构。

三、现有文献的不足

1.现有文献大多仅罗列了一部分可能对银行业对外直接投资产生影响的因素，然后进行实证检验，虽然这些研究所依据的理论基础基本上是邓宁的国际生产折中理论，但并没有进行严格的数学证明和推导。

2.现有的文献大多局限于某一母国银行业的对外直接投资，或者是实证分析了某一东道国银行业吸收的外银行业的直接投资，研究欠系统，特别是缺乏比较分析和研究。

海外直接投资论文范文第5篇

关键词：投资国;金融发展;对外直接投资

中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2016）02-0031-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.02.07

一、引言

随着中国经济的持续增长、投资环境改善，外国对中国的直接投资规模逐年增加，2013年中国实际利用外商直接投资金额1175.86亿美元，同比增长5.25%。对华投资前五位国家或地区（以实际投入外资金额计）依次为：香港地区（783.02亿美元）、新加坡（73.27亿美元）、日本（70.64亿美元）、台湾地区（52.46亿美元）、美国（33.53亿美元）①。良好的外商投资形势一方面源于中国投资环境的稳定，或者说东道国的优越条件，另一方面来源地的经济金融发展水平仍是决定是否投资或投资金额大小的重要因素。

对于国际直接投资，有一系列经典的解释理论，如垄断优势理论（Hymer，1960）认为对外直接投资是由于其某种垄断优势而决定的[1];产品生命周期理论（P.Vernon，1966）认为产品的生命周期是发达国家对发展中国家进行直接投资的决定因素[2];国际生产折衷理论J.H.Dunning（1977，1981）认为，一国要进行海外直接投资必须具备三个要素：所有权优势、区位优势及内部化优势[3];边际产业扩张理论K.Kojima（1978）提出，失去比较优势的产业可以凭借标准化的技术、雄厚的资金来开拓对外直接投投资，以使投资国集中精力实现本国的比较优势产业升级[4]。尽管发达国家有垄断优势，成为对外投资的主力，但发展中国家仍然能开展对外直接投资。投资发展周期理论J.H.Dunning &R.Narula（1996）认为，发展中国家对外直接投资取决于投资国的经济发展阶段并遵循一定的周期性，即根据人均GNP对经济发展水平划分为五个阶段，在每个阶段有不同的国际直接投资动机需求[5]。Wells（1983）认为发展中国家的独特竞争优势也是有利于其对其他类似或更穷的国家开展直接投资[6]。Lall（1983）也提出了发展中国家的特定优势能促使其对外直接投资，主要表现在小规模、标准技术和劳动密集型方面[7]。

以上经典理论发现，发达国家的垄断优势，发展中国家的竞争优势，是投资国对外直接投资的基本因素，但我们认为金融市场在培育这些优势中具有根本性的意义，一国金融市场发达，融资渠道畅通，能更好的为优势产业服务，形成良性循环，进一步强化垄断优势或竞争优势，从而促进投资国的对外直接投资，本文主要关注对华外商直接投来源地的金融市场是否有助于对其对华投资，从而为金融市场对本国投资海外市场是否具有积极作用提供参考，同时也为我国深化“走出去”战略从发展完善金融市场的角度提供政策建议。

二、文献回顾

Tinbergen（1962）最早运用引力模型研究双边贸易的决定因素，表明了双边贸易量与两国GDP成正比，与距离成反比[8]。De Ménil（1999）提出了引力模型与FDI流动的相关性[9]。一些学者也开始用引力模型来解释国际直接投资现象[10-12]。对于出口和对外直接投资的关系，有些学者认为投资和出口是相互替代的关系，如Mundell（1968）;Helpman et al.（2004）[13-14]。而另一些学者则认为国际直接投资与国际贸易是互补的关系，如Markusen et al. （1996）[15]。

随着金融市场逐渐发挥作用，金融市场的完善性与信贷约束的研究逐渐引起学者们的关注。有大量的文献研究金融发展与经济增长的关系[16-18]。如Rajan and Zingales（1998）验证了金融发展与经济增长的关系，指出金融发展能降低外部融资成本，促进经济的增长[19]。一国金融发展不仅对经济增长有显著作用，其对出口贸易也表现出积极的影响[20-23]。如Beck（2002）研究发现，金融发达的经济体有更少的搜寻成本，使公司更能获得便宜且丰裕的外部融资[24]。Manova（2013）指出，如果有更多的融资，国内的企业就能缓解生产扭曲，获得资金从事出口，或出口更多[25]。

同样，金融市场对国际直接投资的相关文献也逐渐涌现。Antràs et al. （2009）发现东道国金融发展，即增加对投资者的保护和投资合同的履行，会降低FDI的流入[26]。Huang（2003）也通过中国的经验表明中国吸收了很多FDI，是因为中国的国内企业尤其是私营企业受到了信贷约束，这种约束限制了本地企业的进入而鼓励了外国企业通过FDI的进入[27]。Qing Liu and Larry D. Qiu（2014）研究发现，东道国金融的发展对母国跨国公司的决定行为产生影响，东道国金融发展良好，会使投资国减少对东道国的投资[28]。以上研究表明东道国金融的发展在一定程度上会减少对该国的投资。另一些学者对东道国金融发展的作用有不同的看法，认为东道国的金融发展会促进投资国对该国的投资，如Bilir，Chor，and Manova （2014）证明了东道国的金融条件不仅影响跨国公司进入的决定，还影响了附属子公司全球销售的模式;东道国的金融发展缓解了跨国公司的流动性约束，会促进FDI的进入及销售总水平[29]。从投资国的角度，Di Giovanni（200

5）通过引力模型考察私人部门信贷规模和股票市场规模对海外直接投资的影响，研究显示投资国的融资规模会促使对外的跨国兼并和并购[30]。Buckley et al.（2007）对中国的对外直接投资的影响因素进行了分析，表明资本市场发育度和政府政策的支持对中国的对外直接投资有积极的作用[31]。

在已有的金融与国际直接投资的文献中，我们发现大多是从东道国的金融市场去考虑跨国公司的决策，而从投资国金融发展的角度研究对外直接投资的文献相对较少。然而，金融市场对于一国优势产业的培育具有相当重要的作用，如果一国金融市场发达，资金配置有效，会激活很多的项目积极发展，当国内市场有局限时，跨国公司便会走出国界寻找更广的市场，获取更多的利润。中国是一个非常有潜力的市场，面对如此之多的投资国，尽管FDI的流量也是逐年增大，但不同的投资国其投资的规模还是有区别的，是什么使他们的投资规模不同？本文试图从投资国的金融市场进行分析，考察是否是金融发展的程度影响了投资规模的大小。因此，本文基于2003―2011年在华直接投资的82个国家①，根据Beck et al.（1999）及更新的金融结构数据，从投资国的6个金融指标来考察投资国的金融发展状况对中国直接投资的影响②，进一步的从规模、活跃度及金融机构的效益等多方面权衡金融市场对我国直接投资的作用[32]。

三、模型设立与经验研究分析

（一）模型设立

根据已有理论及文献，建立以下模型：

Ln（fdijt）=β0+β1ln（finjt）+β2ln（distj）+β3ln（tradejt）

+β4ln（pgdpjt）+εjt （1）

式（1）中，fdij，t表示t年中国实际利用j国的直接投资流量，数据来源于国家统计局。finj，t代表t年j国金融发展水平，分别是私人信贷占GDP的比值（pcgdp）、股票市场价值占GDP的比值（stmktcap）、股票交易总额占GDP的比重（stvaltraded）、流动负债占GDP比值（llgdp）、银行存款占GDP的比例（bdgdp）、银行成本占收入的比例（costinc）;数据来源于Beck et. al（1999）及其更新数据①。distj代表中国与j国的距离，数据来源于CEPII。tradej，t表示t年中国与j国之间的进出口贸易，数据来源于国家统计局;pgdpj，t表示t年j国的人均国民生产总值，数据来源于WDI;εjt是指误差。对于所有的变量，本文的模型都取对数，以避免异方差。相关变量的统计描述及预期符号见表1。

（二）经验研究分析

1.估计结果分析

对于模型（1），我们运用面板数据固定效应，采取不同的计量方法进行估计，以求更加稳健的估计结果。由于金融指标的6个变量很可能出现共线性，所以我们将几个变量根据一定的经济学含义对其进行分组回归，第一组是融资规模即私人部门获得的信贷资金比和股票市值比;第二组指标是流动性负债比，体现金融深化对海外直接投资的影响;第三组是金融机构提供的资金比和股票交易额比之和，体现私人部门的金融机构的信贷约束和股票市场的活跃度给对外直接投资带来的效应;第四组是银行成本收入比和银行机构的存款，检验银行机构的效益对海外直接投资的影响。在整个估计中，除了采用对数避免异方差以外，我们还采用稳健标准差修正，尽量使结果更加可靠。

我们没有考虑普通最小二乘法是因为数据的特点所决定的，在对中国的直接投资额中，某些年份某些国家或地区完全撤出了对中国的直接投资，致使这些数据为0，所以，整个FDI的数据就是大于或等于0的分布。如果把大于0的投资额看成是连续的分布，那么0和大于0的投资额就构成了一个离散点和连续分布组成的混合分布，这明显体现了截取回归（censored）的特征，Tobin（1958）提出了用MLE方法来解决此类问题[33]。因此，根据数据的特点，本文首先用tobit回归以求估计结果更加准确。Tobit回归结果见表2。

Tobit_1体现了私人部门在金融机构和股票市场的融资规模（pcgdp+stmktcap）对中国直接投资的显著作用，投资国国内企业获得金融机构的融资资金越多，股票市场的市值越大，对外进行直接投资的可能性就越大;Tobit_2体现银行流动性负债与GDP的比率（llgdp）对中国直接投资仍然在1%水平上显著，表示一国金融深化程度越高，越能促进该国进行海外直接投资;Tobit_3列表示股票市场的交易额比（stvaltraded）对海外直接投资有积极影响，说明了股票市场的活跃度指标对中国的直接投资具有很强的正向作用;Tobit_4列运用银行成本占收入的比例（costinc）、银行存款占GDP的比例（bdgdp）对中国的直接投资进行回归，考核银行机构的效益对海外直接投资的影响。从回归结果来看，银行存款比对海外直接投资有促进作用，这与古典经济学认为储蓄能促进投资，促进一国经济增长思想一致。一国有充足的储蓄资金，便有了海外直接投资的源泉。通常银行成本收入比越低，说明银行的效益越高，银行机构发展越健康，越能给海外直接投资提供一个稳定的金融环境。但在回归结果中，银行成本占收入的比例体现出了正向作用，与预期不太一致。这可能是因为海外直接投资与银行进行紧密的业务往来的关系，成本的增加是由于需要处理的海外直接投资的项目增加了，由此导致的管理费用、各种手续费增加了。所以成本的增加与海外直接投资的增加有显著的影响。考虑到结果的可靠性，本文采取了第二种方法即Heckman方法进行回归。

为了使回归结果更加稳健，我们考虑采用Heckman两阶段模型进行回归，以再次检验回归结果的可靠性。因为样本中的投资国或地区对中国的直接投资额呈现了偶然断尾的现象（数据里的FDI大于或等于0），而这种偶然断尾可能是与投资国的金融发展有关，从而出现了样本选择问题。Heckman（1979）针对此类问题提出了两步估计法，即首先用Probit估计方程，然后用OLS进行回归得到最终估计值[34]。目前，Heckman回归有两种方法可以运用，一种是两步估计法，另一种是极大似然估计法。由于极大似然估计法比两步估计法更有效率，因此，本文采用Heckman的极大似然估计法进行估计，估计结果见表3。

从估计结果来看，Wald p值都明显小于0.05，说明该样本存在样本选择问题，用Heckman回归是正确的。同时，Heckman回归结果与Tobit回归的结果几乎一致，金融发展的6个指标的显著水平、系数的正负严格保持的一致，系数的大小接近，因此，我们的估计结果是稳健的。

为了分析不同类别的国家或地区对国际直接投资可能会一些区别，本文在截取回归的模型上进行分样本回归。我们将样本里的82个国家或地区分成了OECD和非OECD两组，检验OECD和非OECD国家或地区在金融发展与海外直接投资关系的区别，分样本回归结果如表4。我们以三组金融发展变量为例进行分样本回归。分别衡量信贷规模、流动性负债和银行效益对发达经济体和非OECD国家或地区的区别。在Tobit分样本_1中，信贷规模都显著为正，OECD国家或地区的金融机构融资规模在1%水平显著，非OECD国家或地区的金融机构提供的信贷规模对中国的直接投资在10%水平上显著，这表明OECD国家或地区的金融机构的融资规模对中国直接投资的促进作用大于非OECD国家或地区。但非OECD国家或地区的股票市场规模对直接投资的影响较OECD国家或地区大。Tobit分样本_2体现金融深化指标在OECD和非OECD国家或地区的区别，非OECD国家的流动性负债对促进其在中国的直接投资的可能性更大。Tobit分样本_3考察了银行的效益即金融机构的健康程度对国际直接投资的作用，在银行成本收入比方面，OECD和非OECD国家或地区的系数都为正，只是前者不显著，后者显著。非OECD国家或地区体现了成本越高，对外直接投资越多，这种促进作用比OECD国家或地区更大，这表明非OECD国家或地区的银行机构可能给了对外直接投资更有利的条件，在银行服务方面加大了成本的开支，从而导致成本的增加与海外直接投资紧密相关。同时，也反应出了非OECD国家或地区在成本控制方面不如OECD国家或地区稳定，非OECD国家或地区银行机构的金融健康问题可能需要值得注意。在银行存款方面OECD和非OECD国家或地区都对直接投资有积极作用，仍然是非OECD影响作用更大。综合而言，分样本的回归中，除了成本收入比不同外，其他的金融指标在非OECD国家或地区都体现了比在OECD国家或地区有更大的积极性去促进对中国的直接投资，这表明了非OECD国家或地区在经济发展过程中更关注对类似国家的直接投资来促进本国的增长，它们更加积极的加大海外直接投资的力度，从而出现了银行成本的上升与海外直接投资的积极作用，同时也反应了这些非OECD国家或地区金融机构的成本控制问题急需改善。另一方面，由于OECD国家或地区的金融市场相对成熟，经济发展已经到了稳定的阶段，对华投资也相对稳定，而非OECD国家或地区对金融管制一直比较严格，一旦金融市场的约束减少了，金融市场有了进一步的发展，其对海外直接投资的力度就非常大，所以出现了OECD国家或地区的指标的系数比非OECD指标的系数小。

2.内生性问题

本文研究的问题是投资国的金融发展对中国直接投资的影响，即一国的金融发展是否是促进该国对中国进行海外直接投资的重要因素，但也可能会发生逆因果关系，即由于对外直接投资引起该国金融指标发生变化。出于反向因果关系与遗漏解释变量而导致的内生性问题考虑，本文将相关解释变量滞后一期，以期在一定程度上避免该问题。估计结果与前面的Tobit、Heckman结果较为一致，说明金融发展与中国对外直接投资间并没有逆因果关系，再次证明了前文的估计结果稳健。

四、结论

本文在外国对中国的直接投资额的基础上，利用2003―2011年82个国家的数据，研究了投资国的金融发展对中国直接投资的影响，考察了包含融资规模、银行储蓄、股票市场的活跃度、金融深化以及金融机构的效益在内的6个金融发展指标对一国海外直接投资的作用。研究结果显示：一是融资规模、股票市场的活跃度、银行储蓄、金融深化等指标形成了一国的竞争优势或垄断优势，为一国进行海外直接投资提供了充足的资金保障，积极的促进了他们对中国的直接投资;二是非OECD国家或地区的金融促进对中国的直接投资作用大于OECD国家或地区，这是因为发展中国家长期受融资约束后，一旦金融市场自由化程度加深了，其对经济促进的边际作用比发达国家更大，这对我国完善金融市场促进投资有很大的启发;三是非OECD国家或地区银行机构的成本收入比对一国的海外直接投资的显著作用，表明非OECD国家或地区银行机构的效益还比较低，金融机构还存在成本控制问题。

本文研究结论的启示是，随着中国步入新常态，在引进外资的同时对外投资也在稳步增加，要提高中国跨国公司的海外直接投资能力，一方面应充分利用外商投资国在我国投资的资金优势，另一方面通过金融机构和股票市场的融资规模、股票市场的活跃度方面进行引导，拓展金融深化指标，加强对金融机构成本的控制，提高金融机构的效益，给予国内跨国公司更广阔与宽松的金融环境。

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