直接投资和间接投资范文1
摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。 投资，贸易-[飞诺网FENO.CN] 论文关键词：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 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（Error Correction Model）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、GD P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，化解贸易威胁论（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2011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。 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。
直接投资和间接投资范文2
【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】
[1] 保罗·克鲁格曼着，黄胜强译：克鲁格曼国际贸易新理论[m].北京：中国社会科学出版社，2001.
江小涓：中国对外开放进入新阶段：更均衡合理地融入全球经济[j].中国工商管理研究，2006（8）.
黄静波、张安民：中国对外直接投资主要动因类型的实证研究[j]．国际经贸探索，2009（7）.
杨润生：国际直接投资理论与我国对外直接投资[j]．求实，2004（12）.
聂名华：论中国境外投资的行业选择[j]．当代亚太，2001（8）.
宋伟良：论中国对外直接投资的产业选择[j]．经济社会体制比较，2005（3）.
项本武：东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[j]．数量经济技术经济研究，2009（7）.
张为付：国际直接投资比较研究[m]．北京：人民出版社，2008.
直接投资和间接投资范文3
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
直接投资和间接投资范文4
生产性的物质资本投资对企业的影响可以分为直接影响和间接影响两方面。一方面物质资本投资形成了高速公路、通信、港口等公共物品,对中小企业直接开放,直接影响了其生产销售,构成了物质资本投资对经济的直接影响效应,我国学者于长革(2006)关于将公共投资直接资本形成，增加资本存量形成内生经济增长的研究；娄洪(2004)通过建立包含一般拥挤公共基础设施资本存量的动态经济增长模型研究；teresa garcia-milaetc(1996)关于高速公路、水的供给和污水处理、其他公共投资的研究都体现了其直接影响；另一方面,物质资本作为总投资的一部分,通过形成实物资本,对经济产生了间接影响效应。
非生产性的公共教育投资和r&d投资一般对经济不产生直接影响,主要通过影响就业、人力资本等经济内生因素间接影响经济。杨大楷、孙敏(2009)对公共教育投资的就业效应分析表明,公共教育投资对就业有正的效应,但相关系数较小；程海标(2005)对人力资本外部性和公共教育投资进行了论述,表明人力资本和公共投资直接可能存在相关性。关于r&d投资方面的研究较少,其中的绝大多数都是基于内生增长理论对r&d投资和经济增长关系的讨论。
2 公共投资对中小企业影响的路径分析模型
通过对上述理论的整理,形成了本文路径分析模型中的相关假设：①物质资本投资对实物资本和中小企业平均增加值有直接影响；②物质资本投资对中小企业平均增加值有间接影响；③公共教育投资对就业和人力资本有直接影响；④r&d投资对人力资本有直接影响。
此外,为了保证结构方程模型的计算完整性,我们增加了如下假设：①外生变量物质资本投资、公共教育投资和研发投资之间存在相关关系；②内生变量全社会固定投资、就业、人力资本和中小企业平均增加值存在残差。其中人力资本因素是一个不好直接测量的变量。但根据杨新铭和周云波(2008)运用该方法拟合了
3.2 公共投资对中小企业平均增加值的影响
(1)物质资本投资对中小企业平均增加值有一定程度的负效应(直接效应为-0.27,间接效应为-1.42,总效应为-1.69)。物质资本投资对中小企业平均增加值的影响主要来源于其间接效应即物质资本投资对全社会固定资产投资的影响(影响系数为2.19)。
(2)公共教育投资对中小企业平均增加值有一定程度的正效应(路径一通过就业的间接效应为-0.74,路径二通过人力资本的间接效应为1.60,总效应为0.86)。公共教育投资对中小企业平均增加值的影响主要是通过人力资本路径形成的,原因一方面在于教育是形成人力资本的主要途径,另一方面在于人力资本对中小企业平均增加值的确有很重要的影响。
(3)研发投资对中小企业平均增加值有比较明显的正效应(间接效应系数为1.14)。主要原因在于研发对人力资本的形成有一定影响。
3.3 公共投资各项目之间存在一定的相关性
物质资本投资、公共教育投资和研发投资作为政府支出的一部分,它们共同受到财政收入和政府预算的限制,所以存在一定程度的相关性,但相关性不是很大。
综上所述,我们可以看到,公共投资影响中小企业平均增加值的主要途径(中间变量)在于就业和人力资本,其中尤以人力资本为最。而人力资本形成的途径主要在于公共教育的投入,其次在于研发的投入。
参考文献：
［1］于长革.政府公共投资的经济效应分析［j］.财经研究,2006(2).
［2］娄洪.长期经济增长中的公共投资政策［j］.经济研究,2004(3)：10-19.
［3］teresa garcia-mila,therese j.mcguire & rober h.porter.the effect of public capital in state-level production functions reconsidered［j］.the review of economics and statistics,1996,78(2):177-180.
直接投资和间接投资范文5
摘 要 文章结合我国引进外商直接投资的实际情况，分析了影响外商直接投资在我国就业效应的直接因素（FDI的进入方式、FDI的流入产业、FDI的规模与性质）和间接因素（FDI的产业关联度）。在此分析的基础上，最后，引出对增加外商直接投资在我国就业正效应的思考。
关键词 外商直接投资 就业效应 影响因素
随着我国经济的快速发展和市场的逐步开放，大量外资把我国作为投资的首选地。我国吸引外资逐年增加，1984年我国实际利用外商直接投资仅为12.58亿美元，2003年我国实际利用外资金额超过美国成为全球第一大外商直接投资接受国，2007年我国外商直接投资总额高达835.21亿美元。中国吸引外资的重心也由起初的重视外资的规模转向外资的质量。
我国引进外资的主要政策目标之一是弥补国内资金的不足，同时利用外资企业缓解国内就业的压力。关于外商直接投资是否有效的促进了我国的就业，国内学者进行了大量的研究，但结论却不尽相同。正如经济合作与发展组织（1995）所指出的那样“FDI影响就业的方向和程度并没有一个一般的结论，研究结果的多样性也反映出分析手段的复杂性和研究方法的不足。”本文认为外商直接投资的就业效应是多种因素综合的结果。因此，要分析外商直接投资的就业效应，必须分析影响外商直接投资的就业效应的因素及作用的机理。
一、外商直接投资就业效应影响因素分析
外商直接投资就业效应影响因素可以分为直接和间接影响因素。其中，直接影响因素包括外商直接投资进入方式、外商直接投资流入产业、外商直接投资规模与性质等。而间接影响因素包括外商直接投资产业关联度、东道国劳动力市场完善程度等。
（一）外商直接投资的进入方式
外商直接投资的方式不同对就业的创造效应有所不同。外商直接投资进入东道国主要有“绿地式”投资与跨国并购。“绿地式”投资表现为在东道国建立新企业，使用新设备和雇佣新员工，这种投资形式必然能够创造直接的就业机会。而以企业所有权转移为特征的跨国并购，短期内不会形成新的生产力，就业机会一般不会增加，相反并购后的公司出于提高效率，降低成本等因素在重新整合、重组的过程中往往还会裁员，导致就业机会的减少。DavidWilliams（2003）利用英国外资公司子公司的数据，从跨国公司进入模式、子公司类型、母公司国籍三个因素分析了外商直接投资对就业的影响，得出外商直接投资的就业效应因上述三个因素的不同而不同，“绿地投资”产生正的就业效应，而并购投资方式则产生负的就业效应。
虽然跨国并购早已成为国际直接投资的首选方式，但30多年来，我国引进外商直接投资基本以合资，合作和独资等新建投资为主。2010年，我国新建合资，合作和独资项目27355个，2010年末外商投资企业就业人数1053万人。随着我国经济的持续增长以及相关并购法规的进一步完善，越来越多的外商直接投资会以并购方式进入我国市场。
（二）外商直接投资流入产业
外商直接投资就业效应与其所投资的产业有很大关联。相对于资本和技术密集型产业，劳动密集型产业能够吸纳更多的劳动力。据测算，劳动密集型的轻纺部门每一单位固定资本所吸纳的劳动力数量是资本密集型的重工业部门的2.5倍。所以，如果外商投资于劳动密集型产业，则其单位投资直接创造就业的效应十分显著，外商直接投资将为东道国的非熟练劳动力创造大量就业机会。相反，如果外商投资于资本和技术密集型产业，它所创造的就业岗位就会有限。ChristophErnst（2005）以阿根廷、巴西、墨西哥为例，时间跨度为1990--2002年，研究表明由于FDI进入的方式和部门的原因，90年代后大量涌入的FDI对于就业的影响总体是不如人意的，原因在于劳动力更多地雇佣在了有较高资本密集度的部门。国内学者邱晓明（2004）认为，20世纪90年代中期以后，流入中国的外商直接投资由劳动密集型产业转向资本和技术密集型产业，导致其就业增加效应明显弱化。
开放初期，中国政府引进外商直接投资的主要目的之一是弥补“储蓄缺口”和“外汇缺口”，而外商企业主要是利用廉价的劳动力和生产要素，所以这一时期，绝大多数的外商直接投资都进入了纺织、服装等劳动密集型行业中。20世纪90年代中期以来，随着产业结构升级，我国利用外资更加重视质量，越来越多的外资投资于微电子业、汽车制造业、家用电器业、通讯设备业、化工业等技术、资金密集型行业。
（三）外商直接投资的规模与性质
最先进入我国的外资主要来源于是港澳台，从性质上讲属于“成本导向型”外资。这一时期外资的显著特点是规模较小，1990年FDI平均单项资本规模仅为90.69万美元。“成本导向型”外资主要是利用大陆极其低廉的劳动力，多投资于如纺织服装加工生产等领域，因此这些中小规模的FDI对就业的拉动效应很大。
牛勇平（2001）对1986--1998年的FDI与中国就业数量之间的关系进行了定量分析，研究结果认为，在国内投资效率下降或相对下降的形势下，FDI对就业数量的增长具有不可低估的正效应，港澳台企业创造就业数量效应较为显著。
90年代末随着我国市场规模不断扩大，外商直接投资的主体和来源国都有明显的变化。来自欧美以“市场和技术为导向”的大型跨国公司成为投资主体，FDI平均单项资本规模明显扩大。这些跨国公司的投资，多分布于资本、技术密集型行业，资本有机构成较高。由于FDI资本有机构成的提高，单位资本对于劳动力的需求不断减少，因此随着投资主体由中小企业为主变为大型跨国公司为主体，FDI对就业的拉动效应不断递减。
直接投资和间接投资范文6
[关键词]证券公司 直接股权投资 必然性 可行性分析
一、直接投资业务是证券公司的传统业务延伸
1．直接投资业务的定义。直接投资业务是指证券公司利用自身的专业优势寻找并发现优质投资项目或公司，以自有或募集资金进行股权投资，并以获取股权收益为目的的业务。在此过程中，证券公司既可以提供中介服务并获取报酬，也可以以自有资金参与投资。直接投资的业务领域主要包括高科技企业等创业风险投资业务以及基础建设等产业投资业务。
2．通过直接投资业务，证券公司将实体经济与资本市场紧密联系起来，扩大了自身资产管理业务的服务范围。首先，证券公司的直接投资部门寻找并发现具有良好发展潜力的投资项目，并将其与产业投资资本联起来，起到“资本运作纽带”的作用。其次，直接投资部门通过参与所投企业的经营管理，一方面，帮助企业解决融资问题，另一方面，也有助于其规范运作。同时，直接投资业务是证券公司传统资产管理业务的延伸，通过帮助高端客户投资有上市潜力的企业，扩大证券公司高端客户的投资范围和渠道。
3．在国外成熟市场上，直接投资业务一直是证券公司的主要业务领域和重要利润来源。国外市场上最活跃的直接投资基金大多由大型证券公司下属的直接投资部门进行专业化管理，包括高盛、美林、JP 摩根、巴林等。在过去的25年中，美国证券业以PE、资产管理为代表的买方业务占比从37%上升到73%。其中，发展速度最快的PE业务已成为众多国际投行的重要业务组成部分和利润来源。研究结果表明，美国私人股权投资和风险投资历史收益率年均都在15%～20%。
二、证券公司开展直接投资业务的必然性
1．未来5年我国直接投资业务的市场需求巨大
我国高科技型中小企业伴随着改革开放和经济转轨快速成长。据科技部估计，未来5年，我国直接投资市场的资金需求总额将高达2000亿元。
2．直接投资使资本市场与高科技企业形成市场化联动机制，是实现自主创新国策的重要措施。
3．证券公司开展直接投资业务，可以促使更多的优质公司在国内上市，减少优质企业资源向海外流失。
4．直接投资业务是证券公司发展壮大的重要机遇。目前，随着证券公司清理整顿步伐的不断加快，证券业的系统性风险已基本得到释放，清理整顿取得了重要的阶段性成果。然而，随着证券业对外开放步伐的日益加快，高盛、美林、摩根斯坦利、瑞银、第一波士顿等一大批国际一流投资银行纷纷进入我国证券业。在这种条件下，那些在低端市场进行恶性竞争的证券公司将难以生存。
直接投资业务作为高端业务领域之一，有助于证券公司全面提升自身的管理水平和核心竞争力，有助于证券公司和证券业整体的发展壮大。
三、证券公司开展直接投资业务的可行性分析
1．证券公司曾经开展过直接投资业务，并取得了一定经验。在我国证券业的发展过程中，证券公司曾经涉足直接投资业务，其中的典型代表是中金公司。中金公司于1995年设立直接投资部，负责对非上市公司的直接投资业务，先后投资了新浪网（美国上市）、鹰牌陶瓷（新加坡上市）、南孚电池（由美国吉列公司收购）等项目，取得了丰厚的投资回报。
2．两法的修订为证券公司重新开展直接投资业务扫清了障碍。新《证券法》中不再区分综合类、经纪类证券公司，并且明确规定证券公司业务范围的同时，没有禁止券商开展其它合法业务，为券商推出直接投资业务预留了空间。两法的修订与实施以及我国相关法规的修改，都为证券公司重新开展直接投资业务扫清了法律障碍，打开了方便之门。
3．清理整顿后，创新类证券公司的公司治理水平、风险控制机制得到了很大改进。我国自2004 年开始，对证券公司实行分类监管，根据不同证券公司风险承受程度和控制能力实施不同监管方法，给予不同发展空间。目前，已有15 家证券公司获得创新试点资格。创新类证券公司通过加强内部治理，不断提高公司治理水平，公司内部风险控制机制也有了很大改善。
4．创新类证券公司重新开展直接投资业务风险可控。证券公司开展直接投资业务面临的主要风险包括投资风险、内部利益冲突和流动性风险。对此，我们认为可以从以下几个方面有效化解。首先，我国可以在投资对象、自有资金的参与比例等方面加以限制，将投资风险控制在证券公司可承受的范围内。其次，为防止券商内部不同部门间在业务上产生利益冲突，严格要求实行防火墙制度，确保直接投资与其它部门之间的业务隔离。同时，通过完善包括深交所中小板在内的多层次资本市场退出机制，降低直接投资业务中的流动性风险。最后，将允许从事直接投资业务的范围限定为创新类证券公司（待条件成熟时再逐步扩大到规范类），有利于进一步控制可能出现的风险。另一方面，随着我国监管经验的积累、监管体系的不断完善和风险防范处置能力的增强，对金融创新的引导监管能力有了很大提高。在试点过程中，一旦发现证券公司违规经营或出现风险防范隐患，我国有能力及时予以纠正。综合以上因素，我们认为创新类证券公司重新开展直接投资业务的风险有限，我国完全有能力预防和控制。
四、证券公司开展直接投资业务的组织形式和资金来源
1．组织形式。参照国外经验，创新类证券公司开展直接投资业务试点的组织形式可以有事业部及子公司两种。（1）事业部型。由证券公司设立专门的直接投资业务部，负责该项业务的开展。为避免与公司内其它部门（研究部、投行部、并购部、固定收益部等）在业务上产生利益冲突，该部门应当在人员、财务、信息交换等方面与卖方业务部门隔离。（2）子公司型。由证券公司发起设立投资管理公司（全资、控股或参股），证券公司通过专项理财计划募集资金用于直接投资业务。投资管理公司与证券公司间是股权控制关，业务相对独立，因此更有利于完善风险控制机制，并可通过引入其它战略合伙人提高投资管理公司的信誉和业务能力。投资管理公司的内控机制及决策机制参照证券投资基金管理公司及国外风险投资公司的机制建立，独立开展直接投资业务，不受证券公司影响。
2．资金来源。证券公司用于直接投资的资金来源主要有两个，即自有资金和募集资金。鉴于目前国内券商资本实力较弱、风险管理体制仍待进一步加强，因此，应当严格限制证券公司用于直接投资的资本金金额和比例，并从公司净资本中直接扣除。在开始阶段，直接投资业务所需资金的募集方向应以国有大中型企业、国内金融企业、海外投资机构为主，并逐步放宽保险资金、养老基金及民间私人资本进入的限制。
参考文献：
［1］宋国良著.投资银行学.人民出版社，2004，7.
［2］李骐，罗博.监管层研讨直接股权投资方案创新类券商有望啖头汤.经济观察报，2006，8.
