研发投入门槛_外商直接投资与中国创新能力_基于门槛效应的检验_罗军
研发投入门槛、外商直接投资
与中国创新能力
——基于门槛效应的检验
罗军陈建国
摘要：本文梳理了研发投入在FDI影响东道国创新能力中作用的传导机制，并基于2002-2012年中国省际面板数据，利用门槛模型考察了FDI影响中国创新能力的研发资金投入门槛效应和研发劳动投入门槛效应。研究表明FDI对我国创新能力的影响有明显的研发资金投入双门槛效应和研发劳动投入双门槛效应:在低研发资金投入和低研发劳动投入省份，FDI对创新能力有负向影响；在中等研发资金投入和中等研发劳动投入省份，FDI对创新能力有较小的正向影响；在高研发资金投入和高研发劳动投入省份，FDI会显著促进创新能力的提高。
关键词：研发投入；FDI；门槛效应；创新
DOI:10.13510/https://www.360docs.net/doc/3e15064086.html,ki.jit.2014.08.013
一、引言
我国加入WTO后，吸收外资的规模、质量不断扩大和提高。2013年实际使用外商直接投资（FDI）达到1175.86亿美元，在发展中国家中排名第一，位列世界第二。FDI集合了先进的技术和管理经验，它的进入必然会对我国的创新能力产生深刻影响。而创新能力是决定一个国家能否实现技术进步、产业结构升级以及经济增长的重要源泉和动力，是实现可持续发展的必备条件。十二五规划纲要明确指出，要提高科技创新能力，依靠科技创新来推动经济发展。我国引入FDI的一个重要目的就是“以市场换技术”，通过FDI的技术外溢来提高本国技术创新能力，获得技术的进步。然而，FDI外溢的技术能否促进技术创新取决于东道国的“吸收能力”，研发投入又是影响“吸收能力”的重要因素，它的投入多少直接决定了FDI 技术溢出对我国创新能力的影响。研发投入在FDI影响创新能力中发挥了怎样的作用？由于我国不同省份间研发投入存在明显差异，各省份间FDI对创新能力影响又有何不同？是否存在FDI影响区域创新能力的研发投入门槛？显然，对以上问题的研究为我们深入认识研发投入在FDI影响创新能力中的作用提供了理论依据与现实解释，具有重大的理论与实践意义。
罗军：南开大学国际经济研究所300071电子信箱：fzzluojun100@https://www.360docs.net/doc/3e15064086.html,；陈建国：南开大学国际经济研究所。
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本文其他部分的结构安排如下：第二部分梳理了相关文献，总结了研发投入在FDI影响创新能力中的作用机制；第三部分建立了计量模型，并对变量的计算指标选取和数据来源作了说明；第四部分得出了模型的估计参数以及研发投入的门槛值，并对结果进行了分析；第五部分对估计结果进行了稳健性检验；第六部分为本文的研究结论与政策启示。
二、文献述评与传导机制
（一）文献述评
近年来，随着我国对创新能力的重视和引资力度的加大，关于FDI与国内创新能力关系的研究得到了越来越多学者的重视。然而目前关于FDI是否能够提高国内创新能力学者们并未达成一致看法，主要形成了以下两种不同观点：
一部分学者认为FDI有利于国内创新能力的提升。Cheung和Lin（2004）利用中国1995-2000年30个省、直辖市、自治区（西藏除外）的数据研究发现，FDI溢出效应显著增加了国内专利申请量，特别是对外观设计专利的创新有较大促进作用；王红领等（2006）采用企业自主研发指标，支持了FDI会促进国内企业创新能力提升的观点；薄文广（2007）用省际面板数据研究了FDI对中国创新能力的影响，结果表明FDI会显著提高我国整体的创新能力，分区域来看，FDI对东、中、西三个区域技术创新水平的促进作用依次递减，就不同类型专利而言，FDI对外观设计专利、实用新型专利与发明专利三者的正向影响程度逐渐减小；Girma等（2008）利用企业层面的数据研究了中国FDI与创新能力的关系，结果发现当国内企业具备一定吸收能力或能够获得国内金融市场的支持时，FDI会促进国内企业创新能力的提高；范如国和蔡海霞（2012）用CES生产函数考察了FDI与企业创新能力的关系，发现FDI每提高1%，专利申请授权数会提高0.18%，FDI技术溢出促进了中国企业的技术创新。
也有一些学者认为FDI对我国创新能力无显著影响或有负影响。范承泽等（2008）通过对FDI影响东道国研发投入的替代和补充效应的考察发现，由于企业层面的微观替代效应大于行业层面的补充效应，最终导致FDI对国内创新能力的影响是负向的；Girma等（2009）利用中国1999-2005年2万家国有企业的面板数据研究了FDI与国有企业创新能力的关系，发现从行业层面来说，FDI对国有企业的平均创新能力有负向影响；陈羽和邝国良（2009）研究发现FDI的竞争效应会减少我国低技术水平企业的研发投入，阻碍低技术水平企业创新能力的提高；李梅和谭力文（2009）应用省际面板数据考察了不同来源FDI与中国技术创新能力的关系，结果表明FDI对我国总体技术创新和中高层次技术创新无显著影响，来源于中国港澳台地区的FDI对我国技术创新能力提升作用很小；马瑞超和张鹏（2013）认为在企业创新过程中研发活动有“创新效应”和“调节效应”，总体上FDI会抑制双重效应的发挥，引进技术含量过高的外资企业受到自身吸收能力的限制，很难通过吸收FDI外溢的技术来提高自主创新能力。
以上文献为本文的研究提供了很多有益的启发，不过相关文献也存在一些问题：以往研究更多关注的是FDI与创新能力的关系，深入考察FDI影响创新能力传导-136
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机制的文献很少；现有文献大多是在线性模型下展开分析的，在非线性框架下对FDI 影响创新能力的研究很少；从东道国研发投入角度，考察FDI对创新能力非线性影响的文献几乎没有。研发投入作为一种创新投入，它的差异使得FDI对创新能力有不同影响，且这种影响的改变是非线性的。而我国各省份研发资金投入和研发劳动投入差异明显，导致FDI对不同省份技术创新能力差异显著。因此，本文首先从研发投入角度探究了FDI影响东道国创新能力的传导机制，之后在门槛模型框架下，分别以研发资金投入和研发劳动投入作为门槛变量，利用省际面板数据分析了FDI影响我国区域创新能力的门槛效应，并得出了相应的研发资金投入和研发劳动投入门槛值。
（二）传导机制
通过梳理相关文献，归纳出FDI通过影响东道国研发投入进而影响创新能力的传导机制（如图1所示），一种是FDI的投资主体跨国公司通过增加东道国子公司研发投入对国内创新能力的影响，另一种是FDI通过技术溢出影响东道国企业自身研发投入进而影响东道国创新能力的间接效应：
1.FDI投资主体跨国公司研发本土化对东道国创新能力的影响。FDI进入东道国后，跨国公司面临生产类似产品的东道国企业以及其他跨国公司的竞争，要想在竞争中胜出就必须考虑东道国市场的需求偏好，加大在东道国本土的研发投入，生产出符合市场需求的产品，以提高自身的市场竞争力。跨国公司在东道国研发投入的增加会通过两个方面来影响国内创新能力：首先，跨国公司是先进技术和管理经验的代表，具有很强的技术创新能力，跨国公司在东道国进行的研发活动也是国内经济活动的一部分，随着跨国公司本土研发资金和研发劳动投入的增加，会直接促进和带动东道国的技术进步和创新能力的提升；其次，在跨国公司研发活动本土化的过程中，跨国公司在东道国的研发机构会与东道国企业研发机构进行合作，从而对本土企业研发机构产生溢出效应，提高东道国科研能力，最终实现东道国创新能力的提高。2012年，外商投资企业（含中国港、澳、台商投资企业）在我国的研发机构R&D人员全时当量为595020人，占全国R&D人员全时当量的26.49%。R&D经费投入为1763.61亿元，占全国R&D经费投入的24.49%。而反映外商投资企业本土研发创新能力的专利申请数为110734件，占全国专利申请数的2
2.60%。从以上数据可知，外商投资企业在我国的研发活动对提升我国创新能力发挥了重要作用，FDI对我国创新能力影响的直接效应明显。
2.FDI通过技术溢出影响东道国创新能力的间接效应。跨国公司通过直接投资在东道国建立企业后，会通过示范效应、竞争效应、人员流动效应和关联效应（Kinoshita，1999）四条路径外溢技术，从而影响东道国企业研发投入，而国内研发投入的变化又会通过影响东道国企业自主研发能力和吸收能力两种方式对东道国创新能力产生影响。具体来说，FDI技术溢出首先会影响东道国的研发投入：一是示范效应。由于本土企业与跨国公司之间存在一定的技术差距，本土企业可以通过学习、模仿跨国公司先进的技术和生产工艺来提高自身技术水平，而学习、模仿的过程必定伴随着本土企业研发投入的加大。然而当跨国公司投资行业集中于劳动密集型产业，投资目的主要是想利用东道国丰富廉价的劳动力资源时，这种技术示范
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效应就不明显了；二是竞争效应。FDI进入后，一方面由于竞争压力会迫使本土企业加大研发投入，另一方面跨国公司的进入打破了本土企业对国内市场的垄断，减少了本土企业的利润，并会淘汰部分生产效率低下的企业，进而减少本土企业研发投入；三是人员流动效应。跨国公司研发人员流向本土企业后，首先直接增加了本土企业的研发劳动投入，其次为了更好地发挥这些研发人员的技能，本土企业也会加大研发资金投入，为他们配备相应的研发设备。由于外资企业提供的薪金普遍高于本土企业，这会致使部分本土企业的研发人员倒流向外资企业，减少东道国企业的研发投入；四是关联效应，包括后向关联效应和前向关联效应。后向关联效应是指跨国公司向本土企业采购原材料、零配件等投入品时发生的技术溢出效应，当跨国公司从国内上游供应商购买投入品时，国内供应商为了达到跨国公司对中间投入品的要求，会加大研发投入，以提高产品质量。前向关联效应是指跨国公司向东道国下游企业提供中间投入品时发生的技术溢出效应，当跨国外资企业向本土下游企业提供高质量的中间产品，为了合理利用高质量中间投入品来提高最终产品质量，本土企业必然要加大研发投入，改进生产工艺，实现过程创新和产品创新。而FDI 通过以上四条传导机制外溢技术引起东道国研发投入的变化最终会通过影响本土企业的自主研发能力和吸收能力来影响东道国的创新能力：一方面随着国内研发投入的增加，东道国的自主研发能力不断提高，从而最终提升自身的创新能力；另一方面随着国内研发投入的增加，这会增强本土企业对FDI外溢技术的吸收能力，实现技术进步并提高东道国的创新能力。
图1研发投入在FDI影响创新能力中作用传导机制
三、模型设定与变量选取
（一）计量模型
创新能力实质是一种生产新知识的能力，本文用传统的Cobb-Douglas生产函数形式来构建反映创新能力的新知识生产函数：
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Inno
it =A
it
?RDKα
it
?RDLβ
it
（1）
其中Inno为新知识的产出，RDK为新知识生产过程中的研发资金投入，RDL 为研发劳动投入，A为技术效率；α与β分别表示研发资金投入和研发劳动投入的产出弹性；i代表省份，t代表年份。
新知识生产过程中的技术效率由国际技术溢出和本国技术吸收能力两部分决定，国际技术溢出渠道包括FDI、进口贸易M和出口贸易X，影响本国技术吸收能力的因素包括研发资金投入RDK、研发劳动投入RDL、人力资本Hum和金融发展Fin。因此，技术效率A可以写为：
A it =e?T i?FDIλ1
it
?Mλ2
it
?Xλ3
it
?RDKλ4
it
?RDLλ5
it
Humλ6
it
?Finλ7
it
（2）
把式（2）带入（1）式后两边取对数后整理得：
ln Inno
it =θln FDI
it
+γ
1
ln RDK
it
+γ
2
ln RDL
it
+γ
3
ln M
it
+γ
4
ln X
it
+γ
5
ln Hum
it
+γ
6
ln Fin
it
+ξ
i
+ε
it
（3）
其中θ=λ1，γ1=α+λ4，γ2=β+λ5，γ3=λ2，γ4=λ3，γ5=λ6，γ6=λ7，
ξi =?T
i
，εit是随机误差项。
研发投入是决定一个国家技术吸收能力的重要因素，它的改变会导致FDI技术
外溢效应差异显著，从而引起创新能力的变化，而这种变化可能是非线性的。因此我们参考Hansen（1999）门槛回归模型做法，分别以研发资金投入RDK和研发劳动投入RDL的对数作为门槛变量，以式（3）为基础建立FDI与创新能力的双重门槛回归模型：
ln Inno
it =θ
1
ln(FDI
it
)?I(ln RDK
it
￡δ
1
)+θ
2
ln(FDI
it
)?I(δ
1
it ￡δ 2 ) +θ 3 ln(FDI it )?I(ln RDK it >δ 2 )+γ 1 ln RDK it +γ 2 ln RDL it +γ 3 ln M it +γ 4 ln X it +γ 5 ln Hum it +γ 6 ln Fin it +ξ i +ε it （4） ln Inno it =θ 1 ln(FDI it )?I(ln RDL it ￡η 1 )+θ 2 ln(FDI it )?I(η 1 it ￡η 2 ) +θ 3 ln(FDI it )?I(ln RDL it >η 2 )+γ 1 ln RDK it +γ 2 ln RDL it +γ 3 ln M it +γ 4 ln X it +γ 5 ln Hum it +γ 6 ln Fin it +ξ i +ε it （5） （4）式和（5）式分别是以研发资金投入RDK和研发劳动投入RDL为门槛变量的门槛回归模型。δ1和δ2为研发资金投入对应的门槛值，η1和η2为研发劳动投入对应的门槛值，I(?)为指标函数，如果括号中的式子成立，则I取1，反之，I取0。 （二）变量和数据 本文基于我国2002-2012年省际面板数据分别对FDI影响创新能力的研发资金投入和研发劳动投入门槛模型进行实证分析，相关变量选取和数据说明如下： 1.因变量 Inno为衡量创新能力的新知识产出，用各省三种专利（发明、实用新型与外观设计）申请受理数表示，数据来源于国家统计数据库。 2.核心解释变量与门槛变量 FDI为外商直接投资存量，FDI存量的计算方法采用永续盘存法，计算公式是：FDI i,t=FDI i,t-1(1-ρ)+I i,t，FDI i,t是i省t年的存量，I i,t为i省t年FDI流量，借鉴张军等（2004）FDI折旧率ρ取为9.6%。各省年度FDI流量数据来源于《中国统 - -139 计年鉴》各期。 RDK、RDL为研发资金投入与研发劳动投入，既是FDI影响创新能力的门槛变量，也是我国创新能力的解释变量。研发资金投入是创新活动中的资本投入，用全社会R&D经费支出表示，数据来源于国家统计数据库。研发劳动投入是创新活动中投入的劳动力，用R&D人员全时当量表示，数据来源于《中国科技统计年鉴》各期。 3.其他控制变量 M与X为进口贸易额和出口贸易额，用分地区货物进口总额和出口总额表示，单位为亿元，数据来源《中国统计年鉴》各期。 Hum为人力资本存量，本文用Barro和Lee（1993）提出的平均受教育年限法来测度我国各省人力资本存量。将各阶段教育年限设为：小学6年，初中9年，高中12年，大专及以上16年。因此有人力资本公式：人力资本=小学比例×6+初中比例×9+高中比例×12+大专及以上比例×16，各阶段教育人口数据来源于《中国统计年鉴》各期。 Fin为金融发展程度，考虑到无法得到我国有些省份2005年之前股票市场数据，本文用信贷市场指标测度各省份金融发展程度，用金融机构各项贷款余额与GDP之比表示，数据来源于《中国金融统计年鉴》各期。 四、计量检验与实证分析 （一）门槛效应检验 分别以研发资金投入和研发劳动投入为门槛变量进行门槛效应检验。为确定门槛的个数，依次在单一门槛、双重门槛和三重门槛假设下进行门槛自抽样检验，用F统计值和采用Bootstrap法得到的P值来判断应选择的门槛模型。首先来看以研发资金投入为门槛变量时（如表1所示）：从F统计量和P值可知，单一门槛效应在1%水平上显著，双重门槛效应在5%显著性水平上通过检验，而三重门槛效应则不显著。因此考察FDI影响创新能力的研发资金投入门槛效应时，采用双重门槛模型。之后再估计双重门槛模型的两个门槛值，从表2可知研发资金投入的第一个门槛值为4.819，第二个门槛值为6.225。下面来看以研发劳动投入为门槛变量的情况，由表1可知：研 发劳动投入的单一门槛效应通过了1%显著性水平上的检验，双重门槛效应在5%水平上显著，而三重门槛效应则没有通过检验。所以考察FDI影响创新能力的研发劳动投入门槛效应时，也 表1门槛效果自抽样检验 门槛变量 研发资金投入 研发劳动投入 模型 单一门槛 双重门槛 三重门槛 单一门槛 双重门槛 三重门槛 F值 42.814*** 16.442** 7.742* 41.915*** 19.637** 9.803* P值 0.003 0.033 0.090 0.005 0.043 0.080 BS次数 400 400 400 400 400 400 临界值 1% 30.871 24.239 25.137 29.013 26.465 28.360 5% 17.828 14.307 9.846 13.910 17.663 13.603 10% 13.147 9.662 7.215 9.918 13.576 8.819注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著；P值和临界值是由采用Bootstrap法反复抽样400次得到。 --140 采用双重门槛模型。表2给出了估计双重门槛模型得到的两个门槛值，研发劳动投入的第一个门槛值为11.064，第二个门槛值为12.142。在确定了门槛个数和门槛值后，接下来分别对研发资金投入双重门槛模型和研发劳动投入双重门槛模型进行参数估计与分析。 （二）门槛模型估计与分析 分别以研发资金投入和研发劳动投入为门槛变量的双重门槛模型估计结果如表3所示。首先从FDI 影响创新能力的研发资金投入门槛模型估计结果可知，研发资金投入门槛值 4.819和6.225将我国各省研发资金投 入水平划分为三个层次，在不同的研发资金投入水平，FDI对创新能力影响的方向和程度差异显著：当研发资金投入低于最低门槛值4.819时，FDI会抑制我国创新能力的提高；当研发资金投入位于4.819-6.225时，FDI系数估计值为0.268，表明FDI会显著促进我国创新能力的提高；在研发资金投入跨越更高的门槛值6.225后，FDI估计系数为在1%水平上显著的0.295，说明随着研发资金投入的进一步加大，FDI对我国创新能力的促进作用也变得更大。下面再来看FDI 影响创新能力的研发劳动投入门槛模型回归结果，研发劳动投入的两个门槛值11.064与12.142将我国各省研发劳动投入划分为三个水平，在不同的研发劳动投入水平，FDI对创新能力的影响有显著差异：在研发劳动投入未跨越最低门槛值11.064时，FDI 会抑制我国技术创新能力提高；当研发劳动投入处在区间11.064-12.142时，FDI 系数为0.308，说明FDI 对我国创新能力有正向影响；当研发劳动投入跨越门槛值12.142后，FDI 系数增大为0.340，表明随着研发劳动投入的增加，FDI对创新能力的正向影响也越大。 在不同的研发资金投入和研发劳动投入水平，FDI 对创新能力的影响差异显著，门槛特征明显，原因在于：处在研发资金投入和研发劳动投入较低阶段的省份，由于自身研发能力较弱，创新能力偏低，加之人力资本存量低、金融市场不完善和基础设施落后等因素，导致这些省份自主创新能力差，对FDI 外溢的技术又不能有效吸收，随着FDI 进入程度的加深，这些省份的很多企业会放弃对新技术的研发，对跨国公司技术产生依赖，最终表现为这些地区的FDI 会抑制创新能力的提高；在研发资金投入和研发劳动投入跨越最低门槛值后的省份，本土企业能够通过示范效应、竞争效应、人员流动效应与关联效应吸收一部分跨国公司外溢的技术，经过消化后提高自主创新能力；在研发资金投入和研发劳动投入跨越了更高门槛值的地区，一方面本土企业对FDI 外溢技术的吸收能力继续提高，依靠FDI 技术外溢促进创新能力提升。另一方面由于研发环境和投资条件的改善，跨国公司也会加大在这些地区的研发投入力度，而研发活动是在这些地区内进行的，也是这些地区的经济活动之一，加之跨国公司研发机构与国内企业研发机构的合作提高了国内研发机构的研发能力，因此会提升这些地区的创新能力。FDI 技术外溢和跨国公司加大本土研发投入两方面共同作用，使得FDI 对创新能力的正向影响更大。 表2 门槛估计值与其置信区间 门槛变量 研发资金投入研发劳动投入模型 双重门槛模型 双重门槛模型 门槛值4.8196.225 11.06412.14295%置信区间[4.642,4.885][6.109,6.739] [11.037,11.064][11.771,12.445] - -141 接下来看其他变量的估计结果：研发资金投入和研发劳动投入系数均显著为正，说明研发资金投入和研发劳动投入的增加会提升我国创新能力；进口贸易和出口贸易系数估计值均显著为正，表明进、出口贸易对我国创新能力有正向影响；人力资本促进了我国创新能力的提高，主要是因为近十几年的大学扩招大大提高了我国的人力资本水平；金融发展对我国创新能力无显著影响，表明我国金融市场效率较低，还不能有效地为我国技术创新提供金融支持。 表3创新能力门槛模型回归结果 门槛变量 解释变量 lnRDK lnRDL lnX lnM lnHum lnFin ln（FDI）·I（lnRDK≤ d1） ln（FDI）·I（d1＜ lnRDK≤d2） ln（FDI）·I（lnRDK> d2） 常数项 研发资金投入（lnRDK） 系数 0.343*** （3.38） 0.053** （2.48） 0.056** （1.99） 0.011** （2.26） 2.973*** （5.55） 0.045 （0.32） -0.230*** （-2.58） 0.268*** （2.99） 0.295*** （3.28） -1.868 （-1.19） 标准差 0.101 0.112 0.047 0.042 0.536 0.141 0.089 0.090 0.090 1.569 95%的置信区间 0.144 -0.167 -0.036 -0.072 1.919 -0.232 -0.547 0.092 0.118 -4.955 0.543 0.273 0.148 0.094 4.028 0.321 -0.006 0.443 0.472 1.220 门槛变量 解释变量 lnRDK lnRDL lnX lnM lnHum lnFin ln（FDI）·I（lnRDL≤ h1） ln（FDI）·I（h1＜ lnRDL≤h2） ln（FDI）·I（lnRDL> h2） 常数项 研发劳动投入（lnRDL） 系数 0.422*** （4.21） 0.094*** （2.83） 0.043* （1.93） 0.039** （2.09） 2.902*** （5.41） 0.193 （1.38） -0.268*** （-3.00） 0.308*** （3.43） 0.340*** （3.76） -0.732 （-0.46） 标准差 0.100 0.113 0.047 0.042 0.537 0.139 0.089 0.090 0.090 1.591 95%的置信区间 0.225 -0.318 -0.048 -0.079 1.846 -0.081 -0.922 0.131 0.162 -3.864 0.620 0.130 0.135 0.087 3.959 0.467 0.443 0.485 0.517 2.399 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著；（）内为参数估计的t统计值。 五、稳健性检验 在研发资金投入和研发劳动投入存在差异时，考察FDI与创新能力的非线性关系还有FDI与研发投入交互项检验和以研发投入程度分组检验两种方法。接下来从交互项检验和分组检验两个角度进行稳健性检验以确保本文门槛回归模型结果的可靠性。 （一）FDI与研发投入的交互项检验 表4中模型1是不加入交互项的创新能力估计结果，模型2为加入FDI与研发资金投入交互项的创新能力估计结果，模型3为加入FDI与研发劳动投入交互项的创新能力估计结果。由Hausman检验可知，模型1、2和3均应采用固定效应（FE）进行估计，下面以FE估计结果为基础进行分析。首先来看模型1：在不考虑研发投入差异对FDI影响时，FDI估计系数显著为正（0.224），FDI总体上促进了我国创新能力的提升。再看模型2：加入FDI与研发资金投入的交互项后，FDI对我国创新能力的总影响为“-0.267+0.058lnRDK”，说明当研发资金投入较低时，FDI 对我国创新能力的总影响为负。随着研发资金投入突破最低门槛值后，FDI对创新- -142 能力的总影响变为正，之后随着研发资金投入的进一步提高，FDI对创新能力的提升作用越来越大。研发资金投入、研发劳动投入、进出口贸易、人力资本以及金融发展等变量的符号与显著性也与门槛回归模型基本一致，因此从FDI与研发资金投入交互项检验可知，FDI对创新能力影响的研发资金投入门槛模型回归结果是稳健的。最后来看模型3：加入FDI与研发劳动投入的交互项后，FDI对我国创新能力的总影响为“-0.414+0.069lnRDL”,表明在研发劳动投入较少时，FDI会抑制我国创新能力的提升。当研发劳动投入跨越最低门槛值后，FDI对创新能力有正向影响，并且随着研发劳动投入的加大，FDI对创新能力的正向影响也越大。其他变量的符号与显著性也与门槛回归模型基本一致，所以FDI影响创新能力的研发劳动投入门槛模型估计结果也是稳健的。 表4全样本交互项估计结果 变量 LnRDK LnRDL lnX lnM LnHum LnFin LnFDI Ln（FDI）·ln（RDK）Ln（FDI）·ln（RDL） 常数项 R2 Hausman检验 样本观测值 模型1 FE 0.448*** （4.18） 0.108 （0.92） 0.037* （1.73） 0.024** （2.52） 3.030*** （5.23） 0.172 （1.14） 0.224** （2.32） -2.724* （-1.66） 0.8843 341 RE 0.595*** （8.06） 0.165** （1.96） 0.135*** （2.86） -0.034 （-0.76） 0.837** （2.12） 0.137 （1.15） 0.140** （2.42） 1.159 （1.07） 0.9403 32.64 [0.000] 341 模型2 FE 0.150* （1.77） 0.037** （2.32） 0.166*** （4.46） 0.132*** （3.85） 2.941*** （5.22） -0.010 （-0.07） -0.267*** （-2.86） 0.058*** （6.32） 0.505 （0.34） 0.9077 341 RE 0.206* （1.74） 0.179** （2.21） 0.133*** （2.94） -0.030 （-0.72） 1.556*** （3.94） 0.055 （0.47） -0.212*** （-3.63） 0.051*** （6.26） 0.917 （0.89） 0.9399 34.08 [0.000] 341 模型3 FE 0.432*** （4.20） 0.592*** （3.37） 0.048** （1.98） 0.01 （1.03） 3.195*** （5.74） 0.080 （0.55） -0.414** （-2.68） 0.069*** （5.18） 3.511* （1.76） 0.8794 341 RE 0.542*** （7.43） 0.222* （1.82） 0.123*** （2.66） -0.035 （-0.82） 1.300*** （3.25） 0.020 （0.17） -0.344** （-2.72） 0.049*** （4.26） 4.214*** （3.33） 0.9379 43.95 [0.000] 341 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著；（）内为参数估计的t统计值；[]内为P值。 （二）按研发资金投入和研发劳动投入分组检验 用研发资金投入的两个门槛值4.819和6.225将我国分为低研发资金投入地区、中等研发资金投入地区与高研发资金投入地区。同理用研发劳动投入的两个门槛值11.064和12.142把我国分为低研发劳动投入地区、中等研发劳动投入地区与高研发劳动投入地区。表5与表6分别列出了按研发资金投入程度分组和按研发劳动投入程度分组在2005年、2009年和2012年的地区分布情况。 分别对2012年按研发资金投入分组的子样本和按研发劳动投入分组的子样本 - -143 进行回归，以验证门槛回归模型的结果是否稳健。首先来看按研发资金投入分组的估计结果（表7）：在低研发资金投入地区，FDI会抑制创新能力的提高；在中等研发资金投入地区，FDI对创新能力有较小的正影响（0.156）；而在高研发资金投入 表5按研发资金投入分区域 门槛变量年份 2005 2009 2012 研发资金投入程度 低研发资金投入 （lnRDK≤4.819） 四川、陕西、湖北、天津、河北、河南、福 建、黑龙江、安徽、湖南、吉林、重庆、江 西、山西、云南、甘肃、广西、内蒙古、贵 州、新疆、宁夏、青海、海南、西藏 黑龙江、吉林、山西、重庆、江西、内蒙 古、广西、甘肃、云南、贵州、新疆、宁 夏、青海、海南、西藏 江西、吉林、内蒙古、广西、云南、甘肃、 贵州、新疆、宁夏、海南、青海、西藏 中等研发资金投入 （4.819 北京、江苏、广东、上海、山东、浙江、辽宁 浙江、辽宁、四川、湖北、陕西、天津、河 南、湖南、福建、河北、安徽 辽宁、湖北、天津、四川、河南、湖南、陕 西、安徽、福建、河北、重庆、黑龙江、山西 高研发资金投入 （lnRDK>6.225） 无 江苏、北京、广东、山 东、上海 江苏、广东、北京、山 东、浙江、上海 表6按研发劳动投入分区域 门槛变量 年份 2005 2009 2012 研发劳动投入程度 低研发劳动投入 （lnRDL≤11.064） 湖北、陕西、河南、黑龙江、河北、湖南、福建、安 徽、山西、吉林、重庆、江西、广西、甘肃、云南、内 蒙古、贵州、新疆、宁夏、青海、海南、西藏 福建、安徽、河北、黑龙江、山西、吉林、重庆、江 西、广西、内蒙古、甘肃、云南、贵州、新疆、宁夏、 青海、海南、西藏 吉林、山西、重庆、广西、江西、内蒙古、云南、甘 肃、贵州、新疆、宁夏、海南、青海、西藏 中等研发劳动投入 （11.064 北京、江苏、广东、山东、浙江、上 海、天津、四川、辽宁 浙江、山东、上海、天津、河南、湖 北、四川、辽宁、陕西、湖南 河南、湖北、福建、安徽、湖南、四 川、天津、辽宁、陕西、河北、黑龙江 高研发劳动投入 （lnRDL>12.142） 无 广东、江苏、北京 广东、江苏、浙江、山 东、北京、上海 表7分区域回归结果 变量 模型 LnRDK LnRDL lnX lnM LnHum LnFin LnFDI 常数项 R2 Hausman检验样本观测值 研发资金投入程度 （1）低研发资 金投入区域 0.438*** （4.54） 0.165* （1.71） 0.149** （2.30） 0.091* （1.69） 1.814*** （3.26） 0.042 （0.21） -0.136** （-1.99） 0.417 （0.28） 0.8902 9.97 [0.267] 132 （2）中等研发资 金投入区域 0.439** （2.06） 0.224** （2.03） 0.156* （1.76） 0.200** （2.40） 5.016*** （5.09） -0.091 （-0.42） 0.156* （1.84） -7.336* （-2.18） 0.6686 17.66 [0.024] 143 （3）高研发资 金投入区域 0.686** （2.56） 0.105 （0.60） 0.507** （5.71） 0.243** （1.96） 4.315*** （3.66） 0.270 （0.99） 0.446** （2.33） -3.409* （-1.77） 0.4143 22.31 [0.000] 66 研发劳动投入程度 （4）低研发劳动 投入区域 0.569*** （6.36） 0.067 （0.52） 0.111* （1.82） 0.116** （2.22） 1.483*** （2.73） 0.183 （0.94） -0.093* （-1.70） 1.754 （1.24） 0.8856 14.39 [0.072] 154 （5）中等研发劳 动投入区域 0.467** （2.61） 0.504** （2.09） 0.224* （1.78） 0.284** （2.46） 2.671*** （3.33） -0.311 （-1.44） 0.104* （1.88） -5.169* （-1.67） 0.8107 17.86 [0.022] 121 （6）高研发劳动 投入区域 0.686** （2.56） 0.423*** （3.16） 0.212** （1.98） 0.243** （2.16） 4.315*** （3.66） 0.270 （0.99） 0.446** （2.33） -3.409** （-1.97） 0.4143 22.31 [0.000] 66 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著；（）内为参数估计的t统计值；[]内为P值。 - -144 地区，FDI系数为0.446，FDI会显著提升地区创新能力，这一结果与门槛回归模型是一致的。其他变量的系数符号与显著性也与门槛回归模型基本一致。再看按研发劳动投入分组的回归结果：在低研发劳动投入地区，FDI对创新能力有负向影响；在中等研发劳动投入地区，FDI对创新能力有较小的正向影响（0.104）；在高研发劳动投入地区，FDI会显著促进创新能力的提高（0.446）。这与门槛回归模型估计结果一致。其他变量的符号与显著性也与门槛回归模型基本一致。 因此从按研发资金投入分组和按研发劳动投入分组检验可知本文门槛回归结果具有较好的稳健性。 六、结论与政策启示 在理论分析FDI、研发投入影响创新能力传导机制的基础上，利用我国2002-2012年省际面板数据，基于门槛回归模型分别考察了FDI影响我国创新能力的研发资金投入门槛效应和研发劳动投入门槛效应。研究发现，FDI对我国创新能力的影响存在明显的研发资金投入门槛效应和研发劳动投入门槛效应：第一，在研发资金投入和研发劳动投入还没有跨越最低门槛值时，FDI对我国创新能力提升有负向影响；第二，在研发资金投入和研发劳动投入跨越最低门槛值后，FDI对我国创新能力有较小的促进作用；第三，在研发资金投入和研发劳动投入跨越较高的门槛值后，FDI促进我国创新能力提高的作用更加显著；第四，我国中等研发资金（劳动）投入和高研发资金（劳动）投入的省份在不断增加，低研发资金（劳动）投入的省份在减少。但我国没有跨越最低研发资金（劳动）投入门槛的省份所占比例还相当大，2012年跨越了高研发资金（劳动）投入门槛的地区仅有江苏、浙江、上海、北京、山东、广东六省市。 上述结论有以下政策启示：第一，加大国内研发资金和研发劳动投入，一方面通过增加研发投入来提高我国自主创新能力，另一方面通过研发投入增加来提高国内企业的吸收能力，利用FDI技术溢出效应提升我国创新能力；第二，在没有跨越最低研发资金投入门槛和研发劳动投入门槛的地区，政府要为这些地区的科研活动提供财政支持，鼓励科研人才到这些地区工作，使这些地区早日跨越研发资金投入和研发劳动投入的最低门槛，利用FDI促进这些地区创新能力的提高；第三，鼓励跨国公司研发活动的本土化，为跨国公司在我国设立研发机构提供政策支持，完善跨国公司在我国研发机构的配套环境，加强国内相关科研机构与跨国公司研发机构的交流与合作，充分利用跨国公司领先的研发技术来提高我国创新能力；第四，提高引资的质量，要由过去注重外资数量逐渐转变为注重外资质量的道路上，多引进资本、技术密集型外商投资企业，优化外资结构，最大限度发挥FDI促进我国创新能力提高的直接效应和间接效应。 [参考文献] 薄文广，（2007）“外商直接投资对中国技术创新的影响—基于地区层面的研究，”《财经研究》第6期。 陈羽、邝国良，（2009）“FDI、技术差距与本土企业的研发投入—理论及中国的经验研究，”《国际贸易问 -145 - 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Keywords:R&D input;FDI;Threshold effect;Innovation -146 - 中国对外直接投资存在的现状及问题探析 [摘要]当前我国对外直接投资存在的主要问题是地区分布不尽合理,投资规模小,经济效益偏低;投资存在一定的盲目性,缺乏高效统一的宏观管理与协调机构;海外企业缺乏高素质的人才,经营管理水平不高;我国海外投资风险尚缺乏有效的防范制度和措施。 [关键词] 对外直接投资问题 一、我国对外直接投资的现状 1.对外直接投资存量与流量 从我国近几年来对外直接投资的发展情况可以看出, 虽然对外直接投资规模不断扩大, 但从总体规模上我国与部分发达国家或发展中国家还存在一定差距。根据商务部发布的数据,截至2003年底,中国累计对外直接投资净额332亿美元,相当于1990 年的13倍。2004年延续了对外直接投资的上升势头,中国2004年对外直接投资流量为36. 2亿美元,年末存量接近370亿美元。2008年,中国对外直接投资更是增速惊人。在5月举行的第四届东亚投资论坛上,中国商务部副部长陈健在论坛上透露,该年一季度,中国对外直接投资( FDI) 为193. 4 亿美元, 同比增长353%。 2.对外直接投资区域选择 从投资区域结构看, 近年来我国对外直接投资分布区域更为广泛, 2006年我国对外投资合作业务已经遍及世界约200个国家和地区,其中, 在亚洲的直接投资额占我国对外直接投资额的30%,在非洲的直接投资额占我国对外直接投资额的比例约为3%,在拉美国家的直接投资额占我国对外直接投资总额的60%,拉美已经取代亚洲成为我国对外投资的第一大目的地。可以说, 我国90%以上的对外直接投资投向了亚太地区, 相比之下, 欧洲其他地区所占份额极小。 3.对外直接投资主体与投资方式 近年来,随着中国加入世界贸易组织,国家逐渐放宽了对外投资政策,对外直接投资主体逐渐由国有企业主导向投资主体多元化方向发展。国有企业占整个投资主体的比重由2003年的43%降至2006年的26% ,而有限责任公司由2003年的22%上升至2006年的33% ,超过国有企业跃居对外投资主体首位,私营企业则位居对外投资主体的第三位。这表明有限责任公司和民营企业已逐渐发展成为我国对外投资的新生力量,投资主体结构进一步优化。另外, 跨国并购已成为我国对外投资的重要方式。 二、我国对外直接投资发展中遇到的主要问题 1.缺乏清晰的境外发展战略,投资存在一定的盲目性 发达国家的大型跨国公司往往都有一个显著的特点,就是具有完整的全球战略,以世界市场作为角逐的目标,对再生产周期的各个环节实行国际化安排。而我国企业对外直接投资尚处于初级阶段,还未制定对外直接投资总体发展战略。首先,我国有些企业从事对外投资不是生产经营发展到一定程度的结果,而是带有某种试探性、偶然性。其次,我国更多的企业进行对外直接投资的主要目的仍是扩大出口市场,增加出口创汇,而不是依据企业全球化发展战略的实施计划而进行投资的。这样企业海外发展的持续性和全体布局性就较差,也将导致企业在全球市场的长期竞争中缺乏后劲。 2.企业缺乏核心技术 核心技术与核心产品是企业在市场中取胜的主要因素。目前, 我国还处在技术引进阶段, 在关键技术上, 还难以与国外具有高新尖技术和成熟产品的企业抗衡。从总体上看,与发达国家相比,我国企业的技术优势不足。对许多引进的先进技术缺乏消化吸收, 创新能力不强, 特别是一些高端产品的核心技术仍然依靠进口, 甚至某些行业的产业结构、产品结构、技术结构不适应市场经济的要求, 根本没有竞争优势可言, 因而无力参与国际竞争, 甚至连国内的 近三年中国企业跨国投资海外并购案例分析 ——投资直接环境的分析 摘要: 随着美国经济危机在全球的不断蔓延，各国的经济遭受着不同的影响。中国在此次危机中实现“走出去”战略也受到了不同程度的影响。本文通过对近三年中国企业跨国投资海外并购的一些案例的分析，提出了一些意见和建议，对于中国在今后的跨国投资海外并购有借鉴意义。 关键词：中国在经济危机中海外投资的直接环境华为海外收购失败联想收购IBM的PC业务 2007年上半年，以美国一些大的投资银行的倒闭为标志的次贷危机的到来，使得美国的股市动荡，楼市走低，大批的投资银行、保险等公司倒闭，随即波及到全球，冰岛破产、希腊债务危机等，西方国家陷入了经济停滞甚至是负增长时期。 中国随着对外开放的战略的实施，加入世界贸易组织，国际交往的加深，也或多或少的在其中受到了一些影响。中国在近三年中在海外投资和并购的过程中有失败也有成功： 中国企业跨国并购成功案例 2010年1月6日，兖州煤业出资32亿美元并购澳大利亚菲力克斯（Felix）公司100%的股权。 2010年2月24日，鞍钢集团投资亿澳元(约合亿美元)从澳大利亚金必达（Gindalbie）矿业公司手中拿到了卡拉拉（Karara）磁铁矿的终生开采权。 2010年2月26日，武钢集团出资约4亿美元认购巴西MMX公司约的股份并获得约6亿吨资源权益；3月12日斥资6846万美元收购利比里亚一处铁矿石项目60%的股权。 2010年3月13日，中海油以31亿美元收购阿根廷布里达斯能源控股有限公司(BEH)50%的股份；当月，中海油还与英国天然气集团（BG）买入澳大利亚昆士兰LNG项目；前一个月，中海油以25亿美元收购英国塔洛石油乌干达油田股份。 2010年3月22日,中石油和荷兰皇家壳牌公司宣布以35亿澳元收购澳大利亚最大煤层气生产商箭牌（Arrow）能源公司。 2010年3月25日，华东有色以亿美元收购伯迈资产管理公司旗下朱庇特（Jupiter）项目100%的产权。中铝集团2007年收购印度同业公司，获得储量达到1200万吨铜的世界级大铜矿；2008年，收购力拓英国公司52%的股权，成为力拓英国公司单一最大股东；2010年3月，以亿美元和力拓再次合作，联合开发几内亚世界级的铁矿山。 2010年3月26日，完美时空斥资约2100万美元收购日本网络游戏运营商C＆CMedia公司100％的股权。 2010年3月28日，吉利与福特汽车签署最终股权收购协议，以18亿美元获得沃尔沃轿车100%的股权以及相关资产（包括知识产权）。 2010年4月22日，国内最大的民营软件外包企业博彦科技集团全资收购了 前言 近年来，我国的非公经济取得了很大发展，民营企业越来越多，如何摆脱地域、资源、市场等多种因素制约，不断发展壮大，是当前民营企业面临的重要课题。目前，我国的外汇储备充足，不仅在总体上为资本输出提供了资金保障，也使对外直接投资成为实现国际收支平衡的重要手段。同时，我国又面临人民币升值的压力，资本输出能在一定程度上缓解这一压力。另外，国际上各种贸易壁垒层出不穷，为扩大对外贸易，企业必须走出国门，到境外投资设立贸易公司等各类企业，以规避壁垒。从民营企业自身发展需求上讲，加快实施“走出去”战略，积极开展对外直接投资，吸取先进技术，拓展国际市场，提高国际竞争力，是民营企业不断发展壮大的有效途径。 一、中国民营企业对外直接投资现状与存在的问题（一）中国民营企业对外直接投资现状 经过三十几年的改革开放，民营企业在进出口方面己经取得了骄人的成绩，积累了一定的国际贸易经验，在产品、品牌、设备、技术、人才和管理方面逐步与国际接轨，并开始拥有自己的竞争优势。为企业进行对外直接投资、实现跨国经营、参与国际竞争，提供了坚实的基础。 据全国工商联与商务部有关机构的联合调查，民营企业已经成为我国对外直接投资的生力军。按企业数计算，2010年对外直接投资的母体民营企业为2573家，占我国对外投资企业总数的64%. 但是，我们仍可以看到，民营企业的海外投资规模相对较小。以浙江省为例来说，该省民营企业的境外投资项目其平均投资规模不足30万美元。这样的投资规模大大低于发达国家跨国公司国外子公司约600万美元的平均规模，也低于其他发展中国家跨国公司子公司平均约260万美元的规模。 另外，就总体数量而言，中国企业在开展对外投资方面尽管已取得了一些进展，但是与发达国家相比尚有较大差距，甚至与许多发展中国家的差距也很大。与此同时，我们可以看到，民营企业的对外直接投资也显示出了与西方发达国家和其他一些发展中国家和地区不同的发展趋势和特点，主要表现在以下几个方面。 1.起步晚，但发展迅速 中国民营企业在1992年才开始对外投资，而且一直处于边缘化生存状态。直到进入21世纪随着国家相关对外政策出台，以及中国加入WTO的大好时机下，才得以进一步的发展。但是从有关数据可以看出，民营企业对外直接投资的发展速度是相当迅速的。商务部、国家统计局在2011年3月份发布的《2010年度中国对外直接投资统计公报》揭示，2010年，中国对外直接投资总额55.3亿美元，扣除对外直接投资企业对境内投资主体的反向投资，投资净额（即流量）为55亿美元，较上年增长93%.截至2010年底，中国累计对外直接投资总额449亿美元，扣除对外直接投资企业对境内投资主体的反向投资，累计对外直接投资净额（即存量）448亿美元。这说明就总体而言，中国对外直接投资在2010年迈上了一个新台阶，其流量与存量分别占到了全球对外直接投资的0.9%和0.55%.而按对外直接投资的 我国汽车企业对外直接投资与技术创新 ——奇瑞成功案例分析 2009年以来，在金融危机和贸易保护主义的双重夹击下，中国汽车出口市场一片黯然。据海关统计，2009年前5个月，我国出口汽车12．1万辆，价值17．3亿美元，比2008年同期分别下降60．4％和54．7％。特别是加工贸易出口下降了73％。几大主要的汽车出口市场非洲、东盟、俄罗斯、乌克兰等都出现了不同程度的降幅，俄罗斯和乌克兰的下降幅度更是高达96．2％和95．3％。汽车出口市场的这个节点被诸多中国汽车企业家称为“危”“机”并存的时刻。在这样一个特殊时期，出口急剧减少。但海外投资却日渐增加。中国车企海外扩张举动表明：自主品牌已经从对外贸易进入到资本输出的阶段。在众多中国车企中，奇瑞的海外扩张举动无疑是最成功的，而奇瑞之所以能够成功的关键是在对外直接投资中坚持技术创新。奇瑞通过对外直接投资在全球范围内充分整合资源，通过开展深度化、广泛化的国际合作。大幅度降低了整车制造和开发成本，缩短了开发周期，激发企业的创新活力。 一、奇瑞对外直接投资的历程 奇瑞汽车是国内少数在创业生产周期进入国际创业阶段的企业之一，在短短几年内，奇瑞完成了它的国际化创业过程，从出口开始，然后海外建厂，此后开始走国际化路线。奇瑞开始出口的主要市场是中东地区。2001年10月意外接到了出口叙利亚的第一笔定单，打破了长期以来国产轿车零出口的记录。之后奇瑞汽车开始出口叙利亚，伊拉克，伊朗，埃及，孟加拉，古巴，马来西亚等十余个国家。2003年，在伊朗合作建立了一个CKD整车厂。2004年初，古巴购买了奇瑞汽车作为古巴的国务院用车，随后，古巴的政府企业副总裁又带来了1100台轿车的订单。2004年12月，阿拉多公司以整车进口的方式将10000辆QQ运抵东盟市场，扩大了奇瑞在当地的影响力。在2005年奇瑞还进入了马来西亚的市场。同年它实现了出口西方的梦想，奇瑞与美国梦幻汽车公司秘密签约，向美国市场出口汽车，但在合资厂商仍占主要地位的国家市场中，竞争异常激烈，而且欧美等汽车工业发达国家已经形成了坚固的贸易壁垒，在这种情况下，奇瑞开始通过对外直接投资在竞争中站稳脚跟，对外不断加大了在海外建厂的力度。 中国对外直接投资的现状分析与建议 摘要：改革开放以来，我国的对外投资取得了较大发展，但从整体上看，我国的对外投资仍处于初期发展阶段，与发达国家相比，还存在较大差距，这与我国经济大国的地位和发展速度极不相称，与世界经济全球化进程也不相适应。目前我国正在积极实施“一带一路”战略，对外投资仍具有较大的提升空间。 关键词：对外投资;区域;发展 1 我国对外投资的现状 1.1对外直接投资发展迅速 根据商务部的统计数据，2014年我对外直接投资达到1231亿美元，首次接近利用外资水平，流量连续3年居世界第3位，存量达8826亿美元，跃居世界第8位。境外投资企业总数近3万家，遍及全球80%的国家和地区，向东道国缴税总额192亿美元，创造186万个就业岗位。我国企业还建立了75个境外经贸合作区，初步形成了产业聚集，发挥了示范和带动效应。此外，我国对外承包工程累计签订合同额13616亿美元，完成营业额9352亿美元，累计派出各类劳务人员748万人次。“走出去”已成为我国与世界合作共赢、共同发展的重要方式。1.2对外投资流量快速增长，与吸引外资规模首次接近。 2014年，中国对外直接投资继续高速增长，创下1231.2亿美元的历史最高值，同比增长14.2%。自2003年中国发布年度对外直接投资统计数据以来，连续12年实现增长，2014年流量是2002年的45.6倍，2002-2014年的年均增长速度高达37.5%。2014年，中国对外直接投资与中国吸引外资仅差53.8亿美元，双向投资首次接近平衡。 1.3对外投资的存量规模不断扩大，首次步入全球前10行列。 2014年末，中国对外直接投资存量8826.4亿美元，较上年末增加2221.6亿美元，占全球外国直接投资流出存量的份额由2002年的0.4%提升至3.4%，在全球分国家地区的对外直接投资存量排名中较上年前进3位，位居第8，首次步入全球前10行列。 1.4投资遍布全球近八成的国家和地区，投资地域高度集中。 截至2014年底，中国1.85万家境内投资者设立对外直接投资企业近3万家，分布在全球186个国家（地区）。中国对外直接投资地域分布高度集中，2014年底对外直接投资存量前20位的国家地区存量占总量的近90%，对"一带一路"沿线国家的直接投资流量为136.6亿美元，占中国对外直接投资流量的11.1%。 1.5投资行业分布广泛，门类齐全，第三产业投资流量、存量均超七成。 2014年，中国对外直接投资涵盖了国民经济的18个行业大类，按三次产业划分，投资流量占比分别为1.3%、25.3%和73.4%；2014年底三次产业存量占比分别为1%、24%和75%。投资存量规模超过1000亿美元的行业有4个，依次分别为：租赁和商务服务业、金融业、采矿业、批发和零售业，上述4个行业累计投资存量达6867.5亿美元，占我国对外直接投资存量总额的77.8%。 1.6并购项目亮点突出，但传统采矿领域交易金额大幅下降。 2014年，中国企业共实施对外投资并购项目595起，实际交易总额569亿美元，其中直接投资324.8亿美元，占并购交易总额的57.1%。涉及制造业、农林牧渔业等领域的对外投资并购亮点突出。同时受大宗商品市场低迷等因素影响，采矿业并购金额虽仍保持首位，但从上年的342.3亿美元大幅下滑到179.1亿美元，同比下降47.7%。 中国对外直接投资现状、问题及对策分析 发表时间：2011-12-30T14:49:28.903Z 来源：《对外经贸实务》2011年第12期供稿作者：赵囡囡卢进勇 [导读] 1987年，国务院正式批准了企业国际化经营，进一步加快了中国企业对外直接投资的步伐。 ■ 赵囡囡卢进勇对外经济贸易大学FDI 研究中心 中国对外直接投资经过30 多年的发展，经历了萌芽、起步、起飞、发展四个阶段。中国对外直接投资数量、行业结构、方式、主体、区域都呈现出了一些特点，也存在一些问题。本文作了较全面的分析，并从政府和企业两个层面对我国对外直接投资提出调整，以促进对外直接投资进一步发展。 一、中国对外直接投资总体发展情况 中国对外直接投资始于70 年代末，可谓起步较晚，历经30多年的发展，对外投资数量逐渐增加，投资区域不断扩大，投资领域日渐多元化。从投资数量、区域和行业领域的变化来看，中国对外直接投资经历了以下几个发展阶段： （一）1979 年—1991 年：萌芽阶段 1979 年中国实施对外开放以后，中国开始尝试性的对外直接投资。外贸公司、国际经济技术合作公司分别凭借自身的外贸特许经营和国际经济合作与对外经济援助等成为中国对外投资的先行者。这一时期由于中国企业尚不具备明显的对外投资优势，加之外汇短缺、国家在外资政策的运营方向上主要偏重于对外引资，并不鼓励对外直接投资，缺少对海外投资的政策鼓励。 （二）1985 年—1991 年：起步阶段 1985年以后，政府逐步意识到对外投资对于经济体制改革、产业升级、增强企业竞争力的推动作用，先后制定了对外直接投资审批管理办法等规章制度。1987年，国务院正式批准了企业国际化经营，进一步加快了中国企业对外直接投资的步伐。 这一时期政府和企业日益重视对外直接投资，各种对外投资的规范性政策和制度得到了健全和完善，对外投资的业务流程和机制得到确立。与此同时，有相当数量的国有大型企业积极向外投资，开展跨国经营。 （三）1992 年—2000 年：起飞阶段 1992 年是中国企业对外投资的转折点。邓小平南巡讲话的发表和中共十四大提出的建立社会主义市场经济体制的目标进一步深化了经济体制改革，成为企业对外直接投资的主要推动力。 这一阶段中国在海外平均每年投资新建企业达到了280 家，对外直接投资区域也扩大到了120个国家和地区。投资领域扩展到加工装配业、进出口贸易、工程承包、交通运输、咨询服务、百货商店、旅游业、餐馆、林业、矿业、渔业等各行业。 （四）2001年以后：发展阶段 在中国GDP 规模不断扩大和外汇储备高速增长的背景下，中国政府提出了“走出去”战略，鼓励中国企业对外直接投资，充分利用国际、国内两个市场、两种资源。中国入世更为中国企业参与国际竞争创造了条件。 这一阶段是中国对外直接投资稳定、高速、持续增长的阶段。一方面加入WTO为中国企业迈向国际市场、参与国际竞争、与国际经济秩序接轨创造了高效、透明的国际环境；另一方面，随着中国企业的成长壮大和现代企业制度的建立，中国企业开始逐步将“边际”产业对外转移，将“上游”产业引入国内，进行国内产业结构调整。 二、中国对外直接投资特点 （一）投资数量 中国对外直接投资数量成阶段性变化，不同发展阶段对外投资数量差距较大。1984年之前对外投资流量不超过1亿美元，存量仅有2.71 亿美元。自1985 年开始对外投资显著增加。自1992年起，中国对外投资保持在相对稳定的水平上，对外投资流量平均增速26.92%，存量平均增速21.75%。受亚洲金融危机的影响，20世纪末中国对外直接投资流量有所下降，2000 年下降到9.16 亿美元。但是中国加入WTO以后，对外投资增速明显加快，2008年中国对外直接投资首次超过500 亿美元，2010年更是达到680亿美元。 （二）投资行业 从中国对外直接投资流量来看，中国对外直接投资呈现出两大特征：一是对外投资的行业多元化发展。2003年中国对外投资涉及8个行业，且投资相对集中，采矿业占48.4%，制造业占21.8%，批发零售业占12.6%，其行业不足10%。截至2009年底，中国对外直接投资涉及15个行业，其中采矿业、制造业、零售业的比重有所下降，商务服务业、金融业的比重都有所增加，各行业的投资趋向均衡 前言 为了科学、有效地组织全国的对外直接投资统计工作，客观、真实地反映我国对外直接投资的实际情况，保障统计资料的准确性、及时性和完整性，加强对我国企业开展境外投资活动的宏观动态监管，为各级政府管理部门掌握情况、制定政策、指导工作以及建立我国资本项目预警机制提供依据，2002年12月原外经贸部（现商务部）、国家统计局共同制定了《对外直接投资统计制度》（外经贸合发[2002]549号）。制度所涉及的对外直接投资的定义、统计原则及计算方法等是以经济合作与发展组织（OECD）《关于外国直接投资的基准定义》（第三版）及国际货币基金组织（IMF）国际收支手册（第五版）为基础建立的。制度规定，境内投资主体所属行业类别按中华人民共和国《国民经济行业分类》（GB/T4754-2002）执行，境外企业所属行业类别参照执行；中国的对外直接投资统计也包括境内投资主体对香港、澳门及台湾地区的投资。 国家统计局为《对外直接投资统计制度》有关指标及统计方法等设定方面做了大量的指导，铁道部、司法部、国家广电总局、国家烟草专卖局、国家质量监督检验检疫总局、中国科学院、中国国际贸易促进委员会等部门在2003年对外直接投资统计数据收集方面做了大量工作，为第一次对社会公众发布我国非金融类对外直接投资统计公报打下了基础，深表感谢。 本公报所发布有关中国对外直接投资数据均为非金融类对外直接投资，不包括香港、澳门、台湾地区对其他国家（地区）及中国内地的直接投资。 一、中国对外直接投资概况 2003年，中国对外直接投资总额29亿美元，扣除对外直接投资企业对境内投资主体的反向投资，投资净额为28.5亿美元， 比上年增长5.5%; 截至2003年,中国累计对外直接投资总额334亿美元, 扣除对外直接投资企业对境内投资主体的反向投资,累计对外直接投 资净额332亿美元。 据联合国贸发会议（UNCTAD）发布的2003年世界投资报告显示，2002年全球外国直接投资流出总额为6470亿美元，存量为 68660亿美元，以此为基期进行测算，2003年中国对外直接投 资分别相当于全球对外直接投资流量、存量的0.45%和0.48%。 中国企业进行国际直接投资的案例分析 随着世界经济趋向全球化、自由化、知识化发展，在进行了一系列的“引进来”措施，并收到了巨大的成效后，政府政策又逐渐向“走出去”的方向发展。近年来，随着金融危机的迅速蔓延，发达国家的经济受到严重破坏，这让中国企业有了更多进入国际市场的机遇，中国企业的海外并购也常常出现在人们的视线中。本文将以吉利收购沃尔沃的成功案例来分析中国企业对外投资的原因以及对自身影响。 吉利收购沃尔沃的背景： 浙江吉利控股集团有限公司始建于1986年，是国内汽车行业十强中唯一一家民营轿车生产经营企业。连续四年进入全国企业500强，被评为“中国汽车工业50年发展速度最快、成长最好”的企业。沃尔沃汽车公司创立于1927年，是北欧最大的汽车企业，世界20大汽车公司之一。 受金融风暴波及，福特公司债务缠身。严酷的国际背景带来的经济高压使福特急于放低身价出售沃尔沃。国际金融风暴只是一定程度上减缓了我国经济的快速增长，对我国的经济并没有多大的影响。而吉利汽车公司汽车销量保持迅速增长，吉利战略转型不断深入，吉利的发展形势令人鼓舞，其增长远远高于行业标准。 我国加大金融对外高新技术投资的支持充分发挥其政策导向功能，对国家重大科技专项、国家重大科技项目产业化项目的各个方面给予重点扶持；运用财政贴息方式，引导各类商业金融机构支持高新技术引进和自主创新与产业化，使我国高新技术迅速发展，为吉利集团收购沃尔沃提供了技术条件。 2010年8月2日，中国浙江吉利控股集团有限公司在伦敦宣布，已经完成对美国福特汽车公司旗下沃尔沃轿车公司的全部股权收购。按照规划，吉利收购沃尔沃后要力争在2011年前实现沃尔沃轿车公司扭亏为盈的目标。吉利并购沃尔沃被称为“蛇吞象”行为，并购背后的艰难是巨大的，吉利的每一步都存在变数，但吉利的成功却成为了既定的事实。 福特出售沃尔沃的原因： 沃尔沃轿车在被福特收购后销售额数年来一直下滑。国际上，主要汽车市场 第一篇发展概况篇 本篇全面总结中国对外投资合作发展现状与特点，从全球国际直接投资发展的视角进行国际比较，并对中国对外投资合作的发展趋势与前景进行展望。 第一章发展现状 2014年，面对复杂多变的国内外形势，中国对外投资合作仍保持了较快增长，在众多领域取得新突破，成为对外经贸合作的亮点。 一、总体情况 2014年，中国对外投资实现持续快速增长，区域分布更加广泛，投资行业结构和主体结构进一步优化，地方投资占比首次过半，投资合作方式呈现多样化，互利共赢效果显著，同时中国企业的国际化水平不断提升。 （一）对外投资实现持续快速增长 2014年，中国对外直接投资流量创下1231.2亿美元的历史最高值，同比增长14.2%，连续3年位列全球第3大对外投资国。自2003年中国有关部门权威发布年度数据以来，中国对外直接投资实现连续12年快速增长。其中2010-2014年的年均增长速度达15.7%。截至2014年末，中国对外投资存量为8826.4亿美元，较上年大幅提高了33.6%。 图1-1：2002-2014年中国对外直接投资流量（单位：亿美元） 数据来源：商务部、国家统计局、国家外汇管理局《2014年度中国对外直接投资统计公报》。 与此同时，中国对外直接投资（ODI）与吸引外资（FDI）首次接近平衡，中国即将成为资本净输出国。 图1-2：2009至2014年中国双向直接投资对比图（单位：亿美元） 数据来源：商务部、国家统计局、国家外汇管理局《2014年度中国对外直接投资统计公报》。 （二）区域分布更加广泛 从洲别分布来看，2014年，亚洲依然是中国对外投资流量最大的地区，投资额达到849.9亿美元，同比增长了12.4%，占当年流量总额的69%。其中，流向中国香港的投资额为708.7亿美元，占中国对亚洲投资总额的83.4%。此外，印度尼西亚、新加坡、老挝、泰国、马来西亚等东盟国家以及哈萨克斯坦等中亚国家也是中国在亚洲主要的投资目的地。 2014年，中国企业对北美洲、欧洲的直接投资增幅分别达到88%和82.2%，投资金额分别为92.1亿美元和108.4亿美元，占当年中国对外直接投资流量的比重分别为7.5%和8.8%，投资主要集中在制造业、批发和零售业、科学研究和技术服务业等领域。其中英国、卢森堡、德国、荷兰等是中国在欧洲主要的投资目的地，而在北美洲，中国资本则主要流向了美国和加拿大。此外，由于澳大利亚、新西兰等国的投资环境持续保持较强吸引力，当年中国对大洋洲的投资流量为43.4亿美元，较上年增长18.6%。 图1-3：2014年中国对外直接投资流向洲别分布 数据来源：商务部、国家统计局、国家外汇管理局《2014年度中国对外直接投资统 计公报》。 中国企业海外投资案例分析-----TCL 【TCL 经典案例】对于TCL公司而言，越南是其海外直接投资生产第一站，1999年TCL便到越南设厂生产彩电。当年越南国内市场彩电需求量为65万台左右，其国内生产能力已超过300万台。在这样一个拥有将近4倍过剩产能、竞争激烈的市场上，TCL历时不久便站稳了脚跟。从2001年开始，TCL越南公司年年盈利。2009年底，据TCL越南公司总经理王成介绍，该公司有员工300余人，年产彩电30万台（越南目前全年彩电销量160-180万台），工厂与贸易合计，年营业收入3000余万美元，彩电市场占有率在越南已经连续数年名列前三名，在越南市场属于知名品牌。分析其有利与不利之因素：有利因素：海外投资需考虑多方因素，总的说来就是考虑投资环境，包括自然地理环境、社会文化因素、经济环境因素、政治环境因素、法律环境因素以及基础设施因素。一、自然地理环境因素位于中南半岛东部，北与中国接壤，西南与老挝、柬埔寨交界，东面和南面临南海。海岸线长3260多公里，多优良港口。越南自然条件优越，又是世界第13人口大国，未来可望享受较长时间的“人口红利”。根据其最新人口普查数据，2009年4月1日人口近8580万，比西欧头 号人口大国德国还多约500万，且人口正处于“黄金结构”时期，劳动年龄人口（15—59岁）占66%，比非劳动年龄人口多近1倍，目前全国劳动人口4380万，占总人口的51.1%（中国驻越使馆经商处援引越南人口统计数据），且在数千年中国文化传统熏陶下越南国民勤奋程度在全世界位居前列，社会主义国家重视普及教育的传统使得越南劳动人口识字率高达96%。人口数量大，消费群体基数大，劳动人口多，素质也较高，劳动力资源充足，因此，越南的人口红利是实实在在。二、经济环境因素从20世纪90年代至2009年，越南历年实际GDP增长率均高于世界平均水平和发展中国家平均水平，2009年更是全世界仅有的12个实现了经济增长的国家之一。根据国际货币基金组织《世界经济展望数据库》（IMF，WEO Database）及《国际金融统计》（International Financial Statistics）数据，2000-2009年，越南GDP总量（按美元现价计算）从311.96亿美元上升到971.8亿美元，人均GDP（按美元现价计算）从402美元上升到2007年的723美元，2009年进一步上升至1132.6美元。至此，越南已经跻身世界中等收入国家行列，属于中低收入国家。2009年越南国内商品零售和服务业市场总收入为1197.5万 FDI对经济发展影响的文献综述 1、FDI对经济增长的影响 自20世纪50年代以来，FDI作为一种特殊的投资方式引起了学者的关注，尤其是其对东道国的经济发展的影响，大量的学者对这一问题进行了探究。索洛等人基于新古典经济学的观点提出了新古典增长模型，又被成为索洛-斯旺模型。这一模型认为FDI是资本的一种重要来源，其会导致总的投资量上升，而总投资的增加直接影响经济的增长。而宏观经济增长理论的乘数效应则提出投资的改变会使得产出的倍数发生改变，即当对一国的投资增多时，则该国产出的倍数也会相应的增加。内生增长理论认为经济增长的主要动力不来自于外力的推动，反而依赖于内在的科学技术和人力资本等要素（Romer，1986，1987；Lucas，1988）。FDI能够对一国的技术水平、人力资本甚至制度等产生一定的影响，进而对该国的经济增长产生间接影响。此外，通常来说FDI在生产过程中更多的引进和使用新的生产技术，这一方式与国内投资研发相比具有极大的优势。 大量的国外学者就FDI与经济增长之间的关系进行了探究。Lee、Rana和Iwasaki（1986）基于多个亚洲发展中国家私人投资和外国援助数据，探究了二者对该国经济的发展和储蓄的状况的影响，结果表明外国私人投资能够有效促进该国的经济增长，而对于储蓄状况的影响相对不显著。而Firebaugh（1992）则将国内经济与FDI对经济的影响效果做了对比分析，结果表明国内资本和FDI对于国内经济发展均有着显著的影响，但是国内经济对增长的影响作用要大于国外资本的影响。Borenztein、Gregorio 和Lee（1998）则从探究缘由的角度出发，他们的研究表明FDI为东道国引进新的生产技术提供了渠道，且与Firebaugh研究结果相悖，他们的研究结果表明FDI对经济的贡献已经超过了国内投资对经济增长的影响。随着FDI在东道国经济增长中扮演的角色越来越被学者所验证，甚至有的学者将一国经济不景气乃至衰退归结于外国投资的不足。Choe（2003）则基于80个国家和地区20多年的数据，对FDI和国内投资分别与经济增长的关系进行了探究。基于格兰杰检验表明，FDI 与与经济增长之间互为格兰杰原因，国内投资不是经济增长的格兰杰原因，但经济增长是国内投资的格兰杰原因。Trevor Campbell（2012）使用1979—2008 年相关数据，对巴巴多斯FDI 对经济增长的影响进行E-G 两步法协整检验，结果表明，从长远来看，FDI 流入量每增加1%，GDP 就增长0.10 个百分点，而在短期内，FDI 对经济增长的效应不明显。 国内学者，何洁（2000）用1993—1997 年28 个省市自治区的工业部门共140 个相关数据进行分析，得出FDI 在各省市工业部门中均存在明显的正向外溢效应。魏后凯（2002）利用1985—1999 年时间序列和横断面数据，对FDI 对中国区域经济增长的影响进行了实证分析，结果表明，改革开放以来，中国区域经济发展呈现出的典型的二元结构特征与FDI 分布的不平衡密切相关。谢兴龙、师萍、李晓峰、潘胜利（2005）用不同的数值测量FDI 对经济增长的作用，使用计量经济学模型，考察在中国、印度和巴西3 个经济转型国家FDI 对经济增长的作用和功能以及它们之间的因果关系，实证结果表明，印度的吸收能力最好，巴西最差，中国位于二者之间，而不同类型的FDI 对这3 个国家的经济增长所起的作用不同。尹翔，王英（2006）采用中国1984—2003 年、印度1991—2004 年的GDP、FDI 数据，把FDI 作为自变量，建立二元回归模型，对两国FDI 和GDP 的关系进行分析，初步探讨两国经济增长模式的区别：认为规模巨大的FDI 对中国经济增长起到了重要的推动作用，但是印度数量极少的FDI 也能高效地作用于印度经济。赵奇伟、张诚（2007）对中国1997—2004 年31 个省市的面板数据进行实证分析，结果表明随着外资大规模涌入，中国要素市场已难以为当地企业提供足够的资金和人才支持，从而造成FDI 溢出效应为负。徐婷（2009）使用1985—2005 年的数据，选取常用的柯布—道格拉斯生产函数作为模型的依据，利用平稳性检验、协整检验并建立回归模型对中国FDI 与GDP 的关系进行实证分析，结果表明，FDI 与中国经济增长具有长期稳定的相关关系，因此高效吸收和合理利用外资是 中国对外直接投资现状 1.中国对A国FDI的历史变化 中国是A国的地缘临近国，也是资源进口的大国。由于中国经济发展的需要，每年中国需要大量进口油气资源。A国丰富的资源为两国的合作提供了契机。下图显示了中国对A 国投资的变化。从图中可以看出，在2009年以前，中国对A国的投资处于较为稳定增长的趋势。而2009年以后，中国对A国的对外直接投资出现了迅速的增长，这与中国的一带一路战略的密切相关的。中国出于经济发展和建立一带一路经济带的需要，对中亚地区的国家投入了更多的关注。A国作为附近资源丰富的国家，也就吸收了较多的中国资本。 2.中国对A国FDI的现状 近年来，中国一直处于对A国投资前五名的国家内，说明中国一直在关注着对A国投资。除了对外直接投资外，中国还是A国最大的经贸伙伴。2011年后，两国关系不断升温，国家领导人的互访活动较为频繁，这不仅带动了经济与企业的交流，也签署了一系列的合作协定，从国家和政府的层面保证了A国经济环境的稳定性，以及从政策上保证了外资进入的可能。 从企业的层面来看，根据A国国家投资委员会公布的报表，目前中国在A国注册的企业有一千多家，但仍处于营业状态的企业仅有89家，其中国有企业37家，民营企业52家。这一数据说明虽然两国签署了投资协定，投资额也有上升，但这还大多属于政府层面的交流，即中国对A国投资目前大多以国有企业的形式进行，企业规模较大，投资单笔金额较高。这一现象一方面是A国投资结构造成的，由于中国对A国的直接投资大多是为了获取资源，因此进入的行业也都是采矿业和制造业，这些行业往往需要企业有丰厚的资本实力才能顺利的开展经营活动。中国在A国投资的重大项目有中A国石油管道项目，中石油收购B石油公司项目，中石化收购FIOC和中亚发展项目，中A国金矿开采及相关制造加工业项目等。这些项目都不是民营企业可以单独承担的，因此中国的国有企业在这个过程中占据着重要的地位。 虽然在前文中分析了FDI会促进A国经济增长，但FDI的母国公司也必须有一定的利益诉求才会进行跨国经营或并购的活动。对于中国企业而言，大多数对A国投资项目都是为了获得A国丰富的油气资源。为了更好的分析中国对A国投资的情况，本文将以中石油收购A国B石油公司为例，详细分析中国国有企业投资的过程，并通过案例分析中国FDI 对A国经济发展的影响。 二、典型案例：中石油收购A国B公司 1.案例背景 苏联解体后，A国迅速摆脱了经济困境，走上了经济发展之路，这主要得益于其丰富的油气资源。A国是世界上新兴的油气资源出口国，石油和天然气在目前世界的经济发展中占有重要的地位。各个国家的经济发展都无法离开石油和天然气等能源，因此能源问题在国家战略发展中占据着重要的地位。由于这两种资源的不可再生性，许多国家都投入了大量的资本来勘探和利用油气资源。对于中国而言，中国目前已经是世界上最大的石油和天然气进口国家。由于国内储备不足，加上经济迅速发展的需要，中国每年需要从国外购买江津700万吨石油。A国与中国的地缘临近性和丰富的油气资源使得两国的合作成为可能。中国为了更好的获得油气资源，中石油在A国收购了B公司。这次合作是中国对A国直接投资的典型案例，双方在友好协商的基础上促成了此次收购，最终实现了双赢的局面。 2.A国的法律和政策环境 在对外直接投资的过程中，东道国的法律和政策环境直接影响了企业进入的难度。在中 中国对外直接投资分析 王文雷 摘要：改革开放以来，中国对外直接投资快速增长，特别是“走出去”战略的深入实施直接带动了我国对外直接投资的跨越式发展。本文从投资规模、地区分布、投资行业和资金来源等方面深入分析了中国对外直接投资的特点及原因，对中国对外直接投资存在的问题提出了一些基本的对策。 关键词：对外直接投资投资规模地区分布 一、引言 加入WTO以来，中国正在成为世界最大的海外投资国之一（Unctad，2004）。据商务部、国家统计局、国家外汇管理局发布的《2010年度中国对外直接投资统计公报》，2010年，中国对外直接投资净额（流量）为688.1亿美元，同比增长21.7%，连续九年保持增长势头，年均增速为49.9%。其中，非金融类601.8亿美元，同比增长25.9%；金融类86.3亿美元。根据联合国贸发会议《2011年世界投资报告》，2010年中国对外直接投资占全球当年流量的5.2%，位居全球第五，首次超过日本（562.6亿美元）、英国（110.2亿美元）等传统对外投资大国。 尽管我国对外直接投（ODI）增长较快，但这种较快增长势头是否可以持续？哪些因素制约着我国ODI的增长速度和质量？我国ODI有哪些特征和问题？这些问题都是值得思考的。因此有必要深入全面分析我国ODI特征及其成因，从中发现投资过程中的问题，并结合我国现状提出具有针对性的政策措施，这些是本文研究的出发点。 二、我国对外直接投资的发展阶段及现状 1. 我国对外直接投资的发展阶段 从1982—2010年间我国对外直接投资流量和存量的发展趋势来看，主要经历了三个阶段： 第一阶段（1982—1991年）。这一阶段对外直接投资主要是试验性的，并且在国家严格管制以及资金稀缺的条件下进行的。几乎所有的对外直接投资项目都是国有贸易公司及其他国有企业在政府主导下进行的。但投资额在整个时期很小，平均每年流量为5.3亿美元，到1991年底对外直接投资存量约为53亿美元。这一阶段，中国的跨国公司主要是垄断行业经营的大型国有企业，如金融服务业、航运业、国际贸易以及自然资源行业。最具代表性的企业有中信集团、中远集团、中国建筑工程总公司、中石油、中石化、中化集团、中海油、中国五矿和中粮集团等。 第二阶段（1992—2002年）。这一阶段中国对外直接投资发展迅速，每年平均流量为28.9亿美元，截止2002年底对外直接投资存量372亿美元。这一阶段中国对外直接投资流量波动幅度较大，这反映了国内、国际上政治经济环境的变化。 第三阶段（2003年至今）。2003年以来，中国对外直接投资的增长率和投资额急剧上升。近几年中国对外直接投资流量年均达208.64亿美元，存量也从2003年的330亿美元上升到 目录 摘要 (1) 引言 (2) 1对外直接投资理论概述 (3) 1.1对外直接理论的演变与最新进展 (3) 1.2 中国企业对外直接投资的理论 (5) 2中国企业对外直接投资存在的问题及对策建议 (8) 2.1 中国企业对外直接投资存在的问题 (8) 2.2 中国企业对外直接投资的对策建议 (11) 致谢 (16) 参考文献 (17) 摘要 经济全球化正改变着国际经济分工格局，使得各国政府越来越重视在国际市场范围内配置生产资源，对外直接投资己成为发达国家建立世界经济新秩序的重要手段，而发展中国家也越来越重视其在新的国际经济环境中的地位，并将对外直接投资作为改善目前处境的重要措施。就我国而言，对外直接投资是我国“走出去”战略的重要组成部分，也是维护我国经济安全，积极应对经济全球化带来的挑战，主动参与国际分工，利用好两种资源两个市场，吸收国外的先进技术和管理经验，规避国外贸易壁垒，获取短缺原材料以及及时掌握外部信息的积极举措。近二十年来，我国对外直接投资持续增长。本文从中国企业对外直接投资的动因、产生和发展入手，回顾了中国企业对外直接投资的发展历程，并通过对中国企业对外直接投资的现状的分析，展现了现阶段的特点。结合中国企业对外直接投资的现状特点，论文运用邓宁的国际生产折衷理论、威尔斯的小规模技术理论以及拉奥的技术地方化理论对中国企业对外直接投资所具有的竞争优势，投资主体、地理区位、行业部门、投资方式等方而进行了详尽的分析。尽管中国企业对外直接投资取得了很大的的进步，企业也形成了一定的竞争优势，但中国企业对外直接投资还存在很多问题，成为企业参与全球竞争的劣势，论文对目前所存在的主要问题进行了研究分析，并提出了相应的对策建议。论文旨在将中国企业对外直接投资的竞争优劣势系统化，希望对企业对外直接投资活动有一定的指导借鉴意义，从而使我国企业对外直接投资能够更快、更好地发展。 关键词：中国企业，对外直接投资，对策 引言：改革开放以来,我国实行鼓励把外资“请进来”的政策，经过二十多年的积极引进外资，我国经济已经获得了长足的发展。截至2010年十月，我国已经累计吸引外资8975亿美元，国内生产总值达到20.9万亿元人民币，成为全球第二大经济体，外贸进出口总额达到17600亿美元，稳居世界第三贸易大国的位置，贸易顺差1775亿美元，外汇储备超过10000亿美元，全球第一。随着我国整体经济实力的增强，外贸不平衡的积累，我国从20世纪90年代开始鼓励有条件中国企业开展对外直接投资，尤其是我国加入WTO以后，明确地确立了鼓励对外投资的“走出去”战略。截至2010年，我国累计对外投资1206亿美元，这对于促进贸易平衡、寻求资源和开拓市场产生了积极作用。 尽管我国企业的对外直接投资已经取得了显著的成绩,但在实践中还存在许多有待于解决的问题。从整体上看, 我国的海外投资仍处于初期发展阶段,与发达国家相比,还存在较大差距,这与我国经济大国的地位和发展速度极不相称,与世界经济全球化进程也不相适应。 本文从分析我国对外直接投资的现状入手,结合有关的对外直接投资理论,分析问题并提出解决方法。 1 我国对外直接投资的现状 1.1 对外直接投资发展迅速 根据商务部的统计数据, 2007年，我国对外直接投资净额323.6亿美元 ,其中非金融类176.3亿美元, 2008年非金融类对外直接投资187.2亿美元,同比增长6.2%。截至到2010年年十月，累计的对外直接投资达到1206亿美元。 1.2 投资区域分布集中于亚太和拉美 根据商务部和国家统计局公布的近两年的情况, 我国对外直接投资涉及的国家和地区非常广泛,2009 年对外直接投资企业分布在全球172个国家和地区。境外企业分布虽然广泛, 但是呈现明显的集中倾向, 亚洲和拉美地区国家是我国对外投资的主要流向目的地。近两年, 90%的对外直接投资分布在拉丁美洲和亚洲, 在亚洲、拉丁美洲地区的投资存量占到了总对外投资存量的九成；中国香港、美国、俄罗斯、日本、阿联酋、越南、澳大利亚、德国的聚集程度最高, 集 中了中国近一半境外企业。 1.3 投资方式和领域不断扩展 近几年我国企业对外投资方式已从初期的以制造业为主的直接投资建厂向资源开发投资、并购以及战略联盟等国际通行的形式发展，其中跨国并购成为对 外直接投资的重要方式。 目前海外投资涉及的领域非常广泛,涉及到信息传输、计算机服务业、批发零售业、采矿业、制造业、交通运输仓储业、商务服务业等行业在内的全方位的 经营活动,其中商务服务业、采矿业、金融业和批发零售业占七成。 2 我国对外直接投资问题分析 2.1 对外直接投资规模不断扩大，问题亦明显 2.1.1对外直接投资的流入与流出不平衡, 导致贸易摩擦增加 2008年我国吸引外国直接投资(非金融类) 为783.39 亿美元, 中国对外直中国利用外商直接投资的现状、问题及对策
中国海外成功案例
中国对外直接投资问题研究论文
对外直接投资案例分析
中国对外直接投资的现状分析与建议
中国对外直接投资现状、问题及对策分析
2003年度中国对外直接投资统计公报介绍
中国企业进行国际直接投资的案例分析
2014年中国对外投资报告
中国企业海外投资案例分析
对外直接投资文献综述
中国对外直接投资现状
中国对外直接投资特征分析
中国企业对外直接投资存在的问题及对策建议
浅析我国对外直接投资的现状和问题