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发布时间:2017-09-26 作者:派智库 来源:《宏观经济研究》2017年第 浏览:次【字体: 大 中 小】

内容提要 中国对外直接投资的流量总额于2015年超越实际利用外资额,首次实现对外(长期资本)净输出,标志中国已正式进入投资发展周期(IDP)的第Ⅳ阶段。本文结合1985—2015年双向直接投资的流量变化趋势,首次明确了划分中国投资发展周期第Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ阶段的分位点为2005年、2015年,并对不同阶段的划分成因进行了解析。参照他国的投资发展周期变动规律,指出中国人均对外投资在统计范围内已长期超越经济发展水平,未来投资发展的政策导向应由总量扩张转向调整优化,防止高增长后大起大落,影响资本金融市场稳定及商业主体投资预期。应采取必要及有效手段提升投资质量,高度关注海外资产的营运绩效及风险管控。本文还对中国投资发展总体模型进行了再次修正。

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关键词 投资发展周期 NOI 对外直接投资 dedecms.com

一、引言 织梦好,好织梦

在外贸形势总体不利的背景下,近年中国双向直接投资仍维持快速增长态势,特别是对外直接投资持续加速。2015年中国对外直接投资及吸引外资的流量规模均再创历史高位,其中,对外直接投资流量总额为1456.7亿美元,较上年增长18.3%,投资额首次超过日本;实际使用外资1356亿美元,增长5.5%,长期资本的流出与流入额均仅次于美国,位列全球第二位。数据显示1、,中国对外直接投资在经过连续13年高速增长后,流量规模已于2015年首次超过实际利用外资,实现资本净输出,标志中国以对外投资国的身份正式进入了开放发展的全新阶段。 copyright dedecms

除总体规模外,中国双向直接投资的人均水平亦快速增长。由于近年中国对外直接投资增速明显快于吸引外资,进而使人均净对外直接投资2、(NOI)呈现由底部加速上扬的态势(图1),至2015年终于实现数值转正3、,这一结果也印证了我们此前的预期(彭刚和苑生龙,2013)。NOI的转正在一国投资发展进程中具有标志性意义,由资本净输入发展为净输出,通常伴随国家经济增速、经济结构、开放格局、金融汇率体系的阶段性重要质变,是一国经济实力提升并积极融入全球生产和金融体系的具体表现。因此,从理论和实证层面明确中国双向投资、特别是对外直接投资的周期性变化及发展动因,可为当前及未来时期进一步扩大直接资本输出、对外产能合作及推进“一带一路”建设等长远战略安排提供决策与预测支持。 内容来自dedecms

二、投资发展周期理论简要综述 copyright dedecms

投资发展周期理论是宏观视角下,研究一国对外直接投资发展趋势及影响因素的重要方法基础。Dunning(1981)首次提出,在人均样本下,一国吸引外资和对外投资能力与其经济发展水平存在动态、非线性的相关关系。在具体的投资发展周期阶段中,一国经济发展水平(GNP)可与净对外直接投资呈现单调相关。在实证研究中,Dunning利用1967—1978年间67国的投资与经济发展数据,得到了具体的周期阶段划分标准,并在后续多篇论文(Dunning,1986、1988、2001)基础上,最终形成了五阶段的投资发展周期(Investment Developmental Path,IDP)路径图示(图2),为分析及预测一国投资发展的具体阶段提供了理论依据。 织梦内容管理系统

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投资发展周期的五阶段假说高度概况了国别对外投资的发展规律,具有较高应用价值,自提出以来,已成为范式方法被众多学者应用于实证与理论研究中。例如早期Campa和Guillen(1994),Barry、Gorg和Mcdowell(2001)等进行了大量实证检验,证明了一国的FDI流入、流出与人均GNP之间存在系统性的相关关系。近年来,国际上基于投资发展周期理论的实证研究,开始从单纯论证NOI与GDP或GNP间相关性转向投资发展周期阶段变化的其他影响因素、细化至行业及微观领域的实证检验以及投资发展周期对直接资本区位选择的影响等具体层面,以下简单例举被引较多的几篇文章:Dunning、Kim和Lin(2001)指出,投资发展周期与贸易发展周期(Trade Development Path)可能存在内在联系,进而将贸易变量引入到影响净对外直接投资的影响因素中。他们利用中国台湾和韩国的数据,证明在特定时期内,资本密集型行业的贸易和投资活动与GNP具有正相关性。Barry、G?rg和Mcdowell(2001)利用爱尔兰行业数据验证了投资发展周期假设的有效性,并且发现爱尔兰对外直接投资集中流向于非可贸易部门。Galan、Gonzalez-Benito和Zu?iga-Vincente(2007)指出,中等体量发达国家跨国企业在投资目的及区位决策中,会基于东道国所处投资发展周期的不同阶段而有所不同,对于投资发展处较高阶段的东道国(如欧盟国家),投资企业通常以资产寻求(asset-seeking)为投资目标,而处于投资发展周期较低阶段的东道国(拉美国家),社会及文化层面要素成为企业投资的主因。此外,一篇最近公开的论文显示(Wasil,2016),诞生30余年来,IDP模型到目前为止仍能够精准地预测一国经济发展水平及对外投资发展阶段的关系,但针对近年来不同经济体频繁爆发的金融危机对投资造成的剧烈冲击,模型的解释力明显不足。这一研究结果对IDP范式的局限性及未来的研究方向带来了一定的启示。

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国内学者也基于不同层面的样本对IDP理论进行了广泛而有成效的研究。刘红忠(2001)、高敏雪和李颖俊(2004)、李辉(2007)、梁军和谢康(2008)、姚枝仲和李众敏(2011)、朱华(2012)、苑生龙(2013)、彭刚和苑生龙(2013)、苑生龙(2013)、梁锶和苑生龙(2016)等论文,都对不同时间区间下的中国净对外直接投资发展阶段、投资动因、趋势特征等问题进行了研究。但应指出,过去10余年中,特别是2005年以来,中国NOI指标处于上升但不稳定的阶段,造成不同学者对投资周期阶段的划分出现差异,因此,利用最新数据对中国投资发展进行再定位,最终明确周期阶段点的划分,具有一定意义。此外,国内外文献对中国投资发展的总体模型中,除GDP以外的其他影响因素的研究尚不够严谨和完备。 内容来自dedecms

三、中国投资发展周期研究

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在传统IDP理论框架下,对一国(或经济体)投资发展周期的研究主要包括两个方面:其一是利用时间序列绘制一国(或经济体)NOI对GDP4、的散点连线图(图2),通过图线形态确定投资发展周期的具体阶段,并将之与Dunning或其他权威研究提出的该阶段下经济发展标准(人均GDP或GNP)水平进行比对,进而得到投资超前或滞后的结论;其二是基于NOI-GDP图像的往复式形态,建立非线性的多项式定义方程,并进行参数估计,以进一步明确变量间的统计学关系。本文将首先按照这一范式,在中国当前已确定进人投资发展第Ⅳ阶段的前提下,最终明确定位Ⅰ至Ⅲ阶段的具体划分年份,并依统计方法确定中国GDP与NOI的明确数量关系。 织梦内容管理系统

(一)中国投资发展周期的最新定位 本文来自织梦

统计终值结果显示,2015年中国对外直接投资和实际利用外资流量总额分别为1456.7亿美元和1356亿美元,对外直接投资首次超过利用外资,实现了资本项下的净输出。从人均水平看,利用UNCTAD数据库2015年中国人口数据计算得出的人均对外直接投资(ODI)与人均实际利用外资(FDI)分别为105.86美元、98.54美元,使人均净对外直接投资NOI首次录得7.32美元的正值。如图2所示,NOI>0是明确一国进入投资发展周期第Ⅳ阶段的关键指标,可由此断定投资周期第Ⅲ、Ⅳ阶段的分位点为2015年。在此基础上,再利用历史数据进一步绘制中国IDP路径图(图3),1985—2015年中国的IDP路径总体呈现U型走势,底部拐点发生于2005年,坐标为(-45.6,7135.2),对比图2可知,中国已经完成投资发展周期第Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ阶段的走势,划分Ⅱ、Ⅲ阶段的分位点是2005年。由此,中国投资发展周期的Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ阶段已可基于历史数据实现最终定位,此前国内学者存在异议的分位点年份已可得到明确。 内容来自dedecms

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在IDP标准模型中(图2),投资发展周期第Ⅰ、Ⅱ阶段均处于NOI呈负值且逐渐下行触底过程中,没有明确的形态差异,因而无法从IDP图像中判断两者的具体分位点,需引入经济发展状况进行具体考虑。Dunning根据1967—1978年的多国数据得到的投资发展阶段标准在当前参考价值已经不大,联合国贸发会议2006年《世界投资报告》中给出了较新的判断标准(表1)。从表中可见,新标准和Dunning标准差异相当大,本文以该报告中对应的人均GDP标准进行衡量。 dedecms.com

而中国的IDP路径显示,在2005年完成探底进入第Ⅲ阶段时,中国的(人均)GDP仅为1735.2美元,该数据较UNCTAD标准中进入第Ⅱ阶段的GDP标准还要低,因而以GDP数据仍无法判断中国投资发展周期第Ⅰ、Ⅱ阶段的分位点;数据同时表明中国的对外投资发展从第Ⅱ阶段开始就已明显超越经济发展,较全球平均水平更早地进入了对外投资快速发展阶段。因此,基于中国投资发展周期的特殊性,本文不再具体认定划分第Ⅰ、Ⅱ阶段的分位点,而将1985—2005年统一称为“中国投资发展早期阶段”,具体见表1。 织梦好,好织梦

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(二)建模分析

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通过建模进一步明确中国GDP与NOI的非线性相关性。基于投资发展周期理论及中国IDP路径呈现的U型总体形态,依常用方法建立净对外直接投资关于GDP的多项式定义方程: dedecms.com

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其中,NOI为净对外直接投资,其值为对外直接投资ODI(流量)减去外国直接投资FDI(流量)后的差额,式中NOI与GDP均是人均值(全文适用)。εit为误差项,理论上应满足εit~IID(0,σ2)。n为GDP的n次幂,为了获得更好的拟合效果,这里没有指定多项式的最高阶数,实际操作中,通过多次调试,选取拟合优度最高、F值最大以及赤池和施瓦兹信息准则(AIC、SC)最小时的阶数来最终确定模型。 本文来自织梦

考虑中国对外投资发展的具体阶段性特征(苑生龙,2013),截取1985年至2015年数据进行回归分析。为避免伪回归,首先对中国的NOI与GDP数据进行了协整检验。经检验,NOI与GDP进行线性回归后的残差序列通过了显着水平为1%的ADF检验(t=-3.19,置信度1%时的分位点为-2.647),表明NOI与GDP间存在协整关系5、,且满足NOI、GDP~CI(1,1)。 本文来自织梦

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类似于此前的研究(彭刚和苑生龙,2013),进行了中国NOI关于GDP的一次至四次多项式的回归分析,样本时间区间由1985—2011年扩展至1985—2015年,结果见表2。统计结果显示,基于中国IDP路径的具体形态,NOI与GDP的线性相关性极低,而非线性相关性却十分显着,从侧面表明两变量间确实存在投资发展周期理论所预示的往复性相关关系。然而,样本区间扩展至2015年后,方程回归拟合度最高的阶数由三阶(n=3)增加至四阶(n=4),这一现象表明,随着中国双向直接投资可观察样本点的增加,变量间关系的复杂度有所提升;此外,表2结果显示拟合优度较此前(1985—2011年)的回归结果要低,GDP对NOI的解释能力有所下降,表明除经济总量之外的其他因素对投资流量的波动开始显现更大的作用。 dedecms.com

由此得到,1985—2015年中国NOI关于GDP四次多项式定义方程的样本回归线为(“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显着,括号里的数值为标准差): dedecms.com

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(三)国际比较 dedecms.com

为进行国别(地区)间比较,选取印度、泰国、墨西哥、巴西、中国台湾、西班牙、日本和美国共8个经济体作为考察对象。这些经济体较具有代表性,各国(地区)人均GDP及NOI分别属于UNCTAD判断标准的第Ⅰ至Ⅴ阶段,基本覆盖了投资发展周期理论的各种预期状态。 copyright dedecms

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图5为包括中国在内的9个国家或地区的GDP-NOI散点连线图,反映了各国(地区)直接投资发展的IDP路径。总体特征上,各国(地区)IDP路径均表现出一定的波动性,但在特定的时间区间内仍具有显着的单调性,曲线与0值横轴间的相对变动趋势与理论预期基本一致,显示出一国(地区)净对外投资发展与本国(地区)经济发展确实存在着往复式的非线性相关性。 织梦内容管理系统

从IDP路径的具体形态上看,目前巴西、印度为直接资本净输入国,NOI常年保持负值,趋势呈现单调下行,具有IDP第Ⅰ、Ⅱ阶段特征;墨西哥、中国和泰国均已基本完成NOI向下探底过程,并至少有一年实现了资本净输出,具有IDP第Ⅲ、Ⅳ阶段特征;日本、中国台湾、西班牙等经济体NOI常年位于横轴上方波动,主要表现为净资本输出国(地区),呈现IDP第Ⅳ阶段特征。美国NOI则表现为围绕0值横轴上下波动,具有明显的IDP第Ⅴ阶段特征。 织梦好,好织梦

利用同样的范式方法,对以上9国(地区)投资发展阶段、投资与经济发展的同步性、NOI与GDP的统计学关系进行了计算,具体结果见表3。比较各国(地区)差异,可得到以下主要结论: copyright dedecms

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(1)从IDP路径形态可明确判断各国(地区)的投资发展阶段。结合图2与图5,对各国(地区)投资发展阶段的判断如下:印度处于第Ⅰ阶段,巴西处于第Ⅱ阶段,墨西哥处于第Ⅲ阶段,中国、泰国、日本、中国台湾、西班牙均处于第Ⅳ阶段,美国处于第Ⅴ阶段。

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(2)投资发展与经济发展的不同步性,会随经济发展水平提高而逐步修正。从IDP路径上看,各国均在某一时期发生过投资发展与经济发展的不同步现象,然而随着经济发展水平(GDP)的上升,投资发展更趋向于与经济发展水平相一致。包括中国在内的发展中国家,如泰国、巴西、墨西哥等,均存在不同步,巴西对外投资明显滞后,而中、墨、泰等国投资发展则显着超前于经济发展水平。美、日、西等发达经济体,其投资发展(尤其是近年来)则表现出与经济发展基本一致的阶段性特征。

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(3)GDP与NOI间的相关性,会随投资发展水平的上升而显着弱化。实证结果显示,一国(地区)处于投资发展第Ⅰ—Ⅲ阶段时,其NOI通常可以被GDP以线性或非线性的方式高度表达,即是说,NOI的趋势性变化,是该经济体经济发展水平提高的重要表现(或结果);然而,当经济体投资发展进入Ⅳ、Ⅴ阶段后,两变量间的相关关系将迅速弱化,对美、日、西等发达经济体的模型检验发现,无论采取线性还是非线性的模型形式,回归后均有多个系数不显着,且拟合优度均小于0.3,说明这些国家(地区)NOI与GDP间已几乎不具备相关关系,或者说,发达经济体净对外投资的趋势变化主要受经济发展水平以外因素的作用。

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(4)中国IDP路径走势平滑,NOI与GDP相关性较高。图5可见,中国IDP路径较为平滑,一方面,中国GDP增速较他国(地区)更为稳定,且未发生过负增长,因而NOI—GDP散点图像走势与NOI的时间序列走势基本一致。另一方面,考虑中国投资发展的具体阶段性特征(苑生龙,2013),并未采用1985年以前的数据样本,至样本区间较他国(地区)有所收窄。同时,中国IDP走势在近几年表现出显着的单调性,由底部快速抬升至超过横轴,这是对外投资快速增加及外商对华投资增速放缓的共同作用结果,与中国近年来的经济基本面保持基本一致。综合因素的作用,使中国IDP路径的波动性显着弱于其他国家,从图像上较完整地演绎了投资发展投资Ⅰ—Ⅳ阶段理论形态。

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四、中国投资发展总体模型的修正 织梦好,好织梦

(一)对外直接投资总体模型的厘定

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建立NOI关于GDP的多项式模型并进行回归分析,可以明确两变量的相关性,但研究一国投资发展周期的最终目的,是要发现并验证影响长期投资走势的主要因素以及作用机理,因此,应在多项式模型的基础上,进一步优化(除GDP以外)变量的取舍,建立并完善投资发展的总体模型。在此前一文中(彭刚和苑生龙,2013),为了构建中国投资发展总体模型,我们提出了一种利用方程回归后的残差图像来寻找遗漏变量的方法,在建立的NOI关于GDP的三次多项式方程中引入了政策工具变量,并利用1985—2011年的数据样本,形成了拟合度很高的总体模型的近似形式。本文沿用这一方法,将样本的时间区间扩展至1985—2015年,这一研究工作有利于进一步优化总体模型,了解影响中国投资发展走势的主要因素,以及这些因素作用上的变化情况。

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上文研究显示,中国IDP路径趋势平滑,NOI与GDP(的多项式)相关性极高。1985年以来,大多数年份的NOI走势变化均可由GDP解释,仅个别年份受到GDP以外的其他因素影响而出现波动。针对最新的回归模型(方程2),利用Eviews软件形成了回归后的残差图像(图6),图中显示,1985—2015年中国NOI实际值的走势共出现了四次模型无法表达的“异常波动”,分别出现于1989年、1993—1997年、2006年、2011年,这一结果较之前的文章(彭刚和苑生龙,2013)变动不大,仅增加了2011年的异动情况,而在新增的2012—2015年时间区间内,回归残差均未超出参考的阈值范围。

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四项超阈值残差中,正的残差值表明NOI实际值在该处出现了用GDP无法解释的上升,如1989年、2006年;负的残差值则表示NOI出现了GDP无法解释的下降,如1993—1997年、2011年。结合数据变动趋势及“异动”发生的具体年代,可以有针对性地对这些现象进行解释,并有助于筛选出纳入模型的新变量。

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前两次残差值过大现象分别出现于1989年、1993—1997年,而在相同时期,中国恰好进行了一系列影响深远的外资政策调整:1989年3月6日,国家外汇管理局发布了《境外投资外汇管理办法》,该办法对境内企业开展对外投资采取了严格的外汇管制措施,一直沿用至2003年左右才因“走出去”的需要而有所放松;而1993—1997年,正是中国对外开放加快、密集出台一系列引资用资优惠举措的时期。邓小平南巡讲话后,国务院在原来经济开发区的基础上进一步开放了6个沿江港口城市、13个内陆边境城市和18个内陆省会城市,使国家利用外资实现了多层次全方位的发展。到1997年,中国已建立了5个经济特区、30个国家级的经济技术开发区、13个保税区、14个沿海开放城市、260个沿海经济开放市县。在这些政策措施的影响下,1989年中国双向投资曾出现温和上升态势;与此同时,受上世纪90年代中国积极吸引外资及限制本国资本流出这一政策方向的影响,净对外投资受到明显抑制。 copyright dedecms

后两次残差值过大现象分别出现于2006年和2011年,2006年NOI的超平均趋势上涨主要受当年外资流入出现下降的影响,这与当时国内生产要素供应紧张、人民币升值以及相关优惠政策的调整等因素相关,投资环境有所转向,加大了外商在华投资的运营成本,部分削弱了吸收外资的竞争力,因而主因仍在于国内。2011年NOI趋势出现下降,主要是由于当年对外直接投资增速出现一定减缓,结构上表现为对欧美国家投资及金融类投资的相对下滑。以当时的市场环境看,由于正值欧美主要国家债务问题不断恶化,许多国家对金融业投资设限,金融机构境外申请开设分支机构受到制约,因而,外部环境不佳致投资受阻是主要原因。 织梦好,好织梦

分析表明,方程中的拟合失效部分主要是由于国内政策、国内及国际市场环境波动等原因促发,这些影响均具有短期性或阶段性特征,因而可考虑建立“短期宏观因素”工具变量Gt(t=1985—2015)来进行表达,将1989年、2006年出现的NOI过快增加赋值1,将1993—1997年出现的NOI过快下降赋值-2,将2011年出现的NOI下降赋值-1,其他年份赋值0。由于样本回归线即方程(2)的修正拟合度已达到0.89,若添加新变量后的拟合度可以进一步提高并超过0.95,则可认为已经得到中国投资发展总体模型的近似形式。

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中国净对外直接投资NOI总体模型可表达为: 内容来自dedecms

Ψ(NOIt,Xt,?28x)=νt(?ν)(3)

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其中,Ψ为函数形式,被解释变量为NOIChina,t,Xt为NOI的显着恒常影响因素集,?x为关系参数,νt为随机扰动项的概率分布特征,?ν为分布参数。 本文来自织梦

本文假设GDP与政策行为是NOI的主要显着恒常影响因素,以f表达Ψ的近似函数形式,有: 织梦内容管理系统

NOIt=f(GDPt,Gt,…,εt)(4) 内容来自dedecms

考虑上文已验证的非线性多项式特征,设定具体模型为: 本文来自织梦

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经测试,样本回归线的最终统计结果为(“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显着,括号里的数值为标准差): 本文来自织梦

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对比方程(6)与方程(3),加入“短期宏观因素”虚拟变量后,回归方程的修正拟合优度已超过0.971,说明由人均GDP、国内政策、国内市场环境、国外市场环境等因素组成的因素集,已可以形成对NOI的高度表达,可认为已经得到了1985—2011年中国投资发展总体模型的近似形式。 dedecms.com

(二)对总体模型回归结果的分析

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1、中国投资发展与经济发展的相关度有所下降。对方程(1)进行的回归结果显示,样本时间区间由此前1985—2011年扩展至1985—2015年后,方程的拟合优度及修正拟合优度均有所下降。而与此同时,添加了“短期宏观因素”虚拟变量后,对方程(5)进行回归后的拟合度却较1985—2011年的总体模型拟合度明显提升。这一现象表明,近年来,中国投资发展与经济发展的相关性有所下降,投资发展受总经济指标(GDP)以外的其他因素(政策、市场环境变化)的影响逐渐增加。这与国际上的发展经验相一致,国际比较显示,随着一国(地区)投资发展阶段的提升,其NOI与GDP间的相关性将逐步下降,处于投资发展较高阶段的国家(地区)如美国、日本、西班牙等国,其NOI变化趋势与本国经济走势已基本没有关联。因而,2012—2015年数据加入后,虽然模型的时间区间扩大,但方程的拟合度有所下降,表明随着中国进入投资发展第Ⅳ阶段,NOI与GDP之间的关联已逐渐降低。 内容来自dedecms

2、中国投资发展的趋势复杂性上升。模型的时间区间由1985年至2011年扩展至1985年至2015年后,最优方程的多项式阶数由三阶上升为四阶,表明近年来NOI走势及其与GDP关系的复杂程度有所上升,而对比多国的IDP路径发现,NOI走势呈现复杂化,也是投资发展进入较高阶段的表现之一。数据显示,受到近年来引资存量及结构调整、对外投资阶段性快速扩张的双重影响,中国的IDP路径可能正在从以往较为平滑的趋势中发生改变,未来3—5年,NOI走势可能发生更频繁的趋势波动。与此同时,模型显示当前NOI与GDP的非线性相关性可能已处于理论上的最高水平(投资趋势主要受国家经济发展及国有经济主体行为的推动),受到双向直接投资影响因素的进一步复杂化以及非国有经济主体投资影响力的提升(梁锶和苑生龙,2016)等因素的影响,未来中国GDP对NOI的解释力将呈现逐步下降趋势,这一点也可从前文的国际比较中得到启示。 内容来自dedecms

3、中国投资发展的影响因素显现外部化倾向。本文建立的NOI总体模型中,抽象地综合了经济发展水平(GDP)、国内政策、国内市场环境波动、国际市场环境波动(G)四方面的影响因素。统计结果表明,这些因素可以对NOI流量变动趋势的97%进行解释,拟合度非常高。从时间顺序上看,影响中国NOI走势的宏观因素,正在从早期的投资管理政策为主,逐步向市场因素以及向外部因素转变,如1989年的对外投资限制性政策及90年代的吸引外资政策、2006年国内要素市场成本变动、2011年受美欧国家债务危机影响,造成中国对外投资增速放缓等。由于双向直接投资,特别是对外直接投资行为,往往要考虑内外两方面市场状况,中国早期“走出去”企业以资本及技术实力均相对占优的央企、国企为主,海外投资中对东道国市场波动的适应能力较高,因而外部环境对投资趋势的作用较弱,而近年来,随着中国对外直接投资主体日趋多元化,非国有的地方企业所占比例快速增加,由于这些企业规模小、抗风险能力较低,因而对外部环境十分敏感。因而,随着中国双向投资的进一步发展,政策带来的边际效应将减少,而内外市场环境的作用将进一步显现,这也是未来中国投资发展总体模型进一步完善调整的方向所在。

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五、结论与建议

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(一)结论 内容来自dedecms

本文利用中国双向直接投资的最新数据,结合2015年对外投资流量首次超过利用外资这一重要时点,对投资发展周期进行了最新定位研究。通过构建中国净对外直接投资NOI关于GDP的多项式回归方程,进一步明确了变量间的统计关系,并依照范式与其他8个经济体的投资发展状况进行了比较,在此基础上修改和完善了中国投资发展总体模型的具体形式,结论如下: dedecms.com

1、中国已进入投资发展全新阶段。2015年数据显示,中国对外直接投资流量于当年首次超过实际利用外资,实现金融账户下净输出,对应Dunning的投资发展周期理论,中国已经正式进入投资发展第Ⅳ阶段。利用联合国贸发会议(UNCTAD)给出的评判标准,进一步明确了划分中国投资发展周期第Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ阶段的分位点分别为2005和2015年,并依据投资发展的具体特征,将Ⅰ、Ⅱ阶段统一为“中国投资发展早期阶段”。 copyright dedecms

2、中国投资发展长期超越经济发展水平。国别比较发现,中国(人均水平下的)净对外直接投资NOI规模长期超过同等经济条件(人均GDP)下的国际平均水平,最近数据显示,中国人均GDP尚处于投资发展第Ⅱ阶段水平,而NOI已超过投资发展第Ⅳ阶段,两者长期来未能实现匹配。 dedecms.com

3、双向投资的走势趋于复杂调整。统计显示,近年来中国NOI走势与GDP的相关性有所下降,双向投资变动趋势的复杂性有所上升。这一现象与他国投资发展的经验相符,一定程度上说明中国投资发展已进入较高级阶段,影响投资行为的因素在增多。 copyright dedecms

4、建模实证结果认为,中国NOI与GDP存在稳定的、高拟合度的多项式非线性关系,在1985—2015年时间区间内,NOI可以被GDP的四次多项式高度表达。同时,外资政策、国内要素市场环境,国际资本市场环境也对中国的双向投资产生了一定的作用。但从NOI走势对GDP的高相关性来看,中国投资发展的国际化经验仍显不足,未来“走出去”应注重经验总结并高度关注海外资产安全。 内容来自dedecms

(二)建议 织梦好,好织梦

1、调整对外投资发展的中长目标,由扩量转变为增质

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中国对外直接投资已经历连续13年高速增长,2016年前11个月投资同比增幅更高达55.3%。在当前对外投资规模已处于历史高位的基础上,未来有必要调整对外直接投资发展目标,通过政策引导,弱化对投资流量增速的关注,转而更加重视投资质量和效益的提升,防止短时间投资过快增长后出现大起大落。进一步优化投资区位、行业的选择,加强对东道国投资环境、营商环境的把握,提高投资成功率。同时要努力提升中资企业海外经营绩效,防控经营风险和资产风险,采取必要措施合理解决当前存在的重复建设、恶性竞争、社会责任承担缺失、与所在地区居民发生矛盾等问题,重注中资的海外声誉建设。

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2、进一步完善引资用资环境,保持中国对国际优质长期资本的吸引力 本文来自织梦

针对当前国内存量外资出现结构调整、部分外资撤出现象,通过积极合理引导,实现有序撤出,并吸引部分撤离外资向中国中西部转移。同时,仍应注重外资对国民经济的积极作用,保持中国对长期资本的吸引力。要实现引资、用资相关法律、法规的逐步完善。尽快颁布实施《中华人民共和国外国投资法》,对外资实行准入前国民待遇和负面清单管理方式。积极发挥《外商投资产业指导目录》的引导作用,为相关领域外资进入创造便利条件。加大力度改善国内投资环境,加强政策协调,实现税务、海关、银行、外汇、商检等部门的有效配合,设立其宽松、稳定的引资环境。推动各地加强招商引资工作,为跨国企业来华设立研发中心提供更多优惠条件,研究解决中方配套资金,提供金融便利化服务。继续推进相关服务业,如商业、外贸、航空运输、工程承包、社会中介等领域的对外开放。 本文来自织梦

3、密切关注国内外资本市场变化,合理管控对外投资的短期波动 本文来自织梦

2016年以来,中国对外直接投资出现一定的过快增长现象。应积极完善及加强对资本流动的监测,采取必要措施管控非理性对外投资增长态势,加强投资真实合规审查,查处以对外直接投资为名进行虚假贸易、热钱假扮直接投资流出等违法违纪行为。采取必要的行政、财税、金融等手段,引导对外投资项目,特别是大型项目的有序、合理落地,防止盲目开展海外并购及新建工程,加强对国企特别是央企海外项目经营状况的监管,对于数量庞大的非国有跨国企业,加强行业协会、在地商会等企业联合机制的职能。要积极关注人民币贬值预期及其他外部条件对直接资本流出的影响,避免对外投资不合理过快增长及出现大起大落,提前预警可能的市场变化,稳定企业经营预期。

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4、完善服务支撑,提高对外投资对本国经济的反哺作用 dedecms.com

在稳趋势、防风险的同时,要坚定不移推进“走出去”、“一带一路”、国际产能合作等国家战略,有效发挥政府在投资方向和投资区位的引导作用,主动搭建有利于企业降成本、防风险的投资平台。按照市场原则,拓宽外汇储备运用渠道,支持企业在境内外发行股票或债券募集资金,发挥政策性金融工具作用,为重大装备和优势产能“走出去”提供合理的融资便利,营造良好的境外投资环境;提升政府、中介组织服务水平和能力,支持企业境外投资;应推广实力较强的国有企业、大型企业率先投资后,带动相关上下游民营中小企业跟进的投资及海外产业链建设模式;将境外投资与货物和服务贸易、劳务输出、工程承包、对外援助结合起来,加大对境外投资的带动作用。通过支持企业“走出去”取得更好更快发展,实现带动国内产业转型升级,发挥逆向技术外溢,提高企业经营绩效及汇回海外利润等,最终实现海外中资企业对国内的反哺。

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注释:

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1、2015年中国双向投资数据均引自2016年9月22日国务院新闻办公室关于《2015年度中国对外直接投资统计公报》的新闻发布会上通报的数据,此数据较2016年1月20日商务部公布的数据有所调整。 copyright dedecms

2、人均净对外直接投资(NOI)=人均对外直接投资(ODI)-人均外商直接投资(FDI)。为简化表述,下文除特别说明外,FDI、ODI、NOI、GDP等变量均为人均样本值,单位为美元。

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3、UNCTAD数据库中数据显示2015年FDI流量总额及人均水平仍大于ODI,与中国官方数据有所不同,本文2015年中国数据来源于中方。 copyright dedecms

4、Dunning的研究一般以GNP作为一国经济发展阶段的指标变量,但结合具体国情,近年来较多研究则以GDP作为指标变量,结合中国的实际经济特点,我们以(人均)GDP作为衡量经济发展水平的变量。 内容来自dedecms

5、数据的时间区间扩大后,协整关系得到强化,显示中国NOI与GDP的长期均衡关系进一步得到确认。

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参考文献: 内容来自dedecms

1、卜伟、易倩:《OFDI对我国产业升级的影响研究》,《宏观经济研究》2015年第10期。 织梦内容管理系统

2、高敏雪、李颖俊:《对外直接投资发展阶段的实证分析——国际经验与中国现状的探讨》,《管理世界》2004年第1期。 本文来自织梦

3、顾雪松、韩立岩、周伊敏:《产业结构差异与对外直接投资的出口效应——“中国一东道国”视角的理论与实证》,《经济研究》2016年第4期。 织梦好,好织梦

4、李辉:《经济增长与对外投资大国地位的形成》,《经济研究》2007年第2期。 织梦内容管理系统

5、李磊、白道欢、冼国明:《对外直接投资如何影响了母国就业?——基于中国微观企业数据的研究》,《经济研究》2016年第8期。 织梦内容管理系统

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9、彭刚、苑生龙:《对外直接投资发展周期定位与总体模型》,《经济学动态》2013年第2期。 本文来自织梦

10、盛思鑫、曹文炼:《中国对外直接投资情况的再评估》,《宏观经济研究》2015年第2期。 织梦内容管理系统

11、姚枝仲、李众敏:《中国对外直接投资的发展趋势与政策展望》,《国际经济评论》2011年第2期。 dedecms.com

12、苑生龙:《中国参与FDI与ODI的发展周期分析》,《统计与决策》2013年第9期。 dedecms.com

13、朱华:《投资发展周期理论与中国FDI发展阶段定位研究》,《经济学动态》2012年第5期。 内容来自dedecms

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