对外直接投资的贸易效应，其实是一个实证问题。随着我国“走出去”战略的实施，国内学者也开始了对我国OFDI外贸效应的研究。其主要成果大体如下、张凤玲、伟（2004）在中国对外直接投资行业分布的现状基础上，运用定性和定量相结合的方法分析对外直接投资在服务贸易性投资和非贸易性投资2大行业范围内所产生的贸易效应，得出结论:某一产业的对外直接投资无论是发展规模还是所占比例与其出口水平都是呈正相关关系的，也就是说对外直接投资和出口贸易相互促进、相互影响。项本武（2006、2007）运用引力模型的实证分析表明:中国OFDI促进了中国对东道国的出口，但对从东道国的进口却具有替代效应；中国OFDI的贸易效应存在着空间上的差异，表明中国与东道国之间的贸易密切度影响中国OFDI的贸易效应的空间变化。刘新英（2007，2007）指出，随着融入全球经济一体化进程的加快，中国OFDI与贸易，尤其是与出口之间的联系越来越密切，已表现出相互促进和相互补充的交叉发展特征。刘新英重点从我国目前以对外产业内垂直型投资为主的投资特点所带来的出口引致效应分析了我国对外投资与出口的关系，指出随着我国经济融入全球经济一体化进程的加快，从未来发展趋势来看，我国对外直接投资与我国出口的联系将会得到进一步加强，并且作为经济全球化的两种重要表现而具有越来越强的不可分割性。杨晋丽、谭建新（2008）采用全国1990-2005年数据，运用协整和误差修正模型，分国别与地区对中国OFDI的母国出口效应进行实证分析。结果表明：中国OFDI与出口贸易之间存在较为明显的相关性,对出口贸易具有促进作用，但对于不同国别和地区影响程度不同；中国OFDI对出口贸易的影响程度在长期和短期具有差异，短期内的影响程度较小，长期内影响较大。赵明（2010）通过对不同投资地区的贸易效应检验得知:中国OFDI可促进出口贸易量增加，带动国内相关产品的出口，贸易促进效应占主要地位。
杨震宁、贾怀勤（2010）利用中国对外投资综合增长率和出口总额增量的时间序列数据，考察我国“走出去”战略实施对我国贸易扩张的积极作用。研究中对数据分别进行了单位根检验，并讨论变量之间的协整关系和Granger因果关系，发现:在长期，中国OFDI对出口存在创造效应，并且对外直接投资是出口贸易增长的Granger原因。陈立敏、杨振、侯再平（2010）采用2003年以来中国对26个主要国家的进出口和直接投资数据进行面板模型分析，研究的实证结果表明：①就现阶段来说，中国OFDI对中国的进口和出口产生的都是正的促进效应，尽管进口带动作用微弱而出口带动作用显著，但对总结果和对净出口产生的也是促进效果；而且OFDI存量的贸易创造效应大于OFDI流量的贸易创造效应。直观地看，中国在海外某国的OFDI存量每增加1%，将带动中国对该国的出口额增加0、3852%，这说明随着近几年“走出去”规模的不断扩大，中国企业的OFDI对出口贸易已产生了明显的促进作用。②边际产业战略在现阶段的中国正在被有效实施，也就是说，目前中国企业虽然在跨国垄断优势上有所欠缺，但在既有的战略资产寻求和资源能源寻求型OFDI之外，完全可以大力推行已证明成功的比较劣势转移型海外投资。在一些生产能力过剩的成熟产业领域中，我国企业拥有的劳动密集型技术，可能比发达国家企业更加适合那些经济发展水平相近的发展中国家。通过OFDI将这些产业转移到海外，不仅能够最大限度地实现已掌握的生产技术价值，而且可以打破长期以来我国企业单纯依靠出口作为主要的国际市场进入方式的被动局面，并对既有的出口贸易产生强劲的带动作用。李晓峰（2011）基于29个省、市面板数据的实证分析，研究了中国OFDI与出口贸易关系。发现：①出口贸易对OFDI有显著的正效应，而且影响作用较大；②出口对OFDI的影响存在地区差异，其中东部地区出口对中国FDI的影响作用最大，中部、西部大小较为接近；③中国OFDI存量和流量都是出口促进的，OFDI存量以及存量滞后一期的影响作用更大；④OFDI存量对出口的影响效应存在地区差异，其中东部最大、中部次之、西部最小；⑤出口贸易对OFDI的影响效应要大于后者对前者的影响作用。吕计跃（2012）主要分析2003-2011年中国25个省市的面板数据，首次运用单位根检验、协整检验和变截距模型相结合的方法对中国OFDI与对外出口贸易的关系进行研究，结果发现：中国OFDI与出口贸易之间存在长期的协整关系，中国OFDI对出口贸易存在明显的促进作用，中国各地区OFDI对对外贸易的影响不同。柴庆春、胡添雨（2012）基于对东盟和欧盟投资的差异性，考察了中国OFDI的贸易效应，指出我国发展对外直接投资将对进出口贸易产生促进作用，但目前促进作用尚不显著，原因在于对外直接投资规模过小，随着对外投资规模的扩大，投资的贸易效应将会提高；我国对外直接投资的贸易效应存在区域差异，对发展中地区的投资产生的贸易促进作用较大。张春萍（2012）指出，近年来中国OFDI迅猛发展，对进出口贸易的规模和结构产生了重要影响。整体来说，中国OFDI促进了进出口贸易的增长，但在不同动因驱使下，不同类型的对外直接投资所导致的贸易效应也不尽相同。
张纪凤、黄萍（2013）结合我国对外直接投资与出口贸易的现实情况，通过构建一个影响出口的引力模型，并利用我国2004-2010年35个国家的面板数据进行混合回归模型分析。结果表明，我国对外直接投资对出口贸易存在明显的促进作用，且无论是发达国家还是发展中国家，这种促进效应都存在。因此，对于目前我国而言，无论是对发达国家的逆向上行投资，还是对发展中国家的顺向下行投资，都是具有贸易创造效应的海外投资。强永昌、符磊（2013）将外向直接投资与逆向技术溢出纳入企业的异质性研究框架进行分析，考虑逆向技术溢出对生产效率的促进、企业的动态均衡、跨期利润最大化等问题，并从比较静态和动态2个角度进行了分析。动态分析结果表明，国际化经营会给企业带来效率与成本变化的综合效应，而谋取该效应的最大化也就成了企业动态化经营决策标准。基于这一动态决策原则，他们发现，与发达国家不同的是，发展中和新兴工业化国家对外直接投资的决策明显地受到这一动态效率的影响；即使最初的生产效率较低，也会根据跨期最大化利润原则，因可能获得足够的效率和利润激励而选择国际化经营，从而解释了“为什么低效率的企业会选择‘走出去’”的问题。综合起来的结论是：我国OFDI具有贸易促进效应或顺贸易特征；我国OFDI具有按比较劣势顺序或边际产业转移的明显特征。然而有意思的是，江苏民营经济OFDI的特征却与此不一致。
2贸易促进不足问题的发现：江苏民营经济对外直接投资现状分析
2、1江苏民营经济对外直接投资是江苏对外投资的主体民营经济是中国经济全球化中的一支重要力量。据商务部统计，早在2011年，非国有企业在我国非金融类对外直接投资流量中所占比重已达44%。尤其是在江苏、浙江等民营企业聚集地区，这一占比已过超过50%。如2012年1-9月，江苏共核准民营企业对外投资项目293个，中方协议投资额达26、6亿美元，同比分别增长6、9%和46、1%，分别占全省同期总量的67、3%和65、2%。据商务部最新统计，2013年民营企业在当年中国OFDI中占比首次超过一半；在中国对美国的直接投资总额中，中国民营资本占比更是高达76%，项目总数占比接近90%。可见，有着独特竞争优势的民营企业已经成为中国企业“走出去”的重要力量，这与理论界关于中国“走出去”战略的主体应是民营企业的共识高度一致。而民营企业也通过境外投资参与国际竞争，增强了自身核心竞争力和国际影响力，为促进我国经济发展、调整产业结构发挥了积极作用。江苏的情况与全国一样，近年来，江苏对外直接投资虽以大型工业集团和外贸集团为核心，主体逐渐多元化，但以众多中小生产企业、专业外贸公司为主体的格局未变，以民营经济为主未变。下一步是需要厘清民营经济在江苏对外直接投资中的地位（见表1）。因此，民营经济的对外直接投资，对于江苏全面深化开放、加快转型升级，坚定不移实施经济国际化战略，深入推进“三个国际化”，全面提升开放型经济发展水平具有重要作用。
2、2江苏民营经济“走出去”对外投资与自身贸易地位不相称江苏出口贸易总额自2003年以来一直稳居全国第2位，但从国内各地区的比较来看，江苏企业的对外投资仍滞后于沿海主要省市。如2011年末，在非金融类对外直接投资中江苏累计存量为57、02亿美元，位居广东、山东、浙江、上海、北京之后，仅位居全国第6。近年来虽有所提速，但增速仍位居全国第3。下一步是需要厘清2013年我国非金融类对外直接投资按省市区排序表（见表2）及2011年中国非金融类对外直接投资按省市区排序表（见表3）。从表2、表3的对比中看出，前6名中，除江苏外，其他省市位次有所变换，但江苏一直稳居老3。
2、3江苏民营经济对外直接投资初级阶段特征明显，存在投资发展周期阶段悖论英国经济学家邓宁于20世纪80年代初提出了“净国际直接投资地位”的概念，认为一国对外直接投资净额（对外直接投资额减去外商直接投资额）与该国的经济发展水平（人均GDP）有着密切的正相关关系，并据此提出了投资发展周期理论。该理论根据人均GDP把国家划分为4组，相应的把对外直接投资划分为4个阶段。处于第4阶段的国家（人均GDP超过4000美元）对外直接投资的力度明显加强，对外直接投资净额表现为正值，并呈逐步扩大的趋势。按照这一理论，若把江苏作为一个单独的经济体，早在2007年人均GDP按当年汇率折合已达4430美元，应该已经进入第四阶段。然而实际情况是：2008年，江苏人均GDP为5700美元，而对外直接投资净额约为-501亿美元，2012年进一步扩大为-521亿美元，仅对应邓宁投资发展周期理论的第二阶段。据商务部最新统计数据，2013年，我国境内投资者共对全球156个国家和地区的5090家境外企业进行了直接投资，累计实现非金融类直接投资901、7亿美元，中国企业OFDI近10年来的复合增长率高达41、3%，预计在2015年前后将首次超过引进外资规模。即是说，就全国的情况来看，在人均GDP达到5414美元的2013年，我国对外直接投资地位仍未达到第四阶段。
2、4江苏民营经济对外直接投资区位和行业分布与现有理论关系复杂，存在边际产业转移悖论
2、4、1区位分布与相关理论一致英国经济学家拉奥（Lall，1983）的技术地方化理论认为，发展中国家的企业具有小规模制造产品的优势，创新活动所产生的技术在小规模生产条件下具有更高的经济效益。特别是国内市场较大，消费者购买能力有很大差别时，来自发展中国家的产品仍有一定的竞争能力。目前发达国家的跨国公司正在朝大型、特大型的方向发展，而许多发展中国家由于投资环境差，市场范围小，限制了国际上大型跨国公司的进入。而江苏的民营企业总体上尚处于小规模阶段，大多产权明确，规模相对较小，善于在海外市场中寻找缝隙生存，恰恰可避免与大型跨国公司的同一层次竞争。江苏民营企业可以利用东道国廉价的劳动力和丰富的资源输出本国的设备，建立小规模劳动密集型的公司，使生产成本相对低廉。同时不必像大型跨国公司那样付出昂贵的广告费和庞大的管理费用，以减少支出、降低成本，再加上江苏民营企业派出人员的费用和出口设备、零部件相对便宜，使企业的产品能以低价进入国际市场，获得丰厚的利润。所以，这种小规模制造产品是江苏民营企业对外直接投资的重要竞争优势。美国经济学家威尔斯（Wells，1983）的小规模技术优势理论认为，发展中国家跨国企业拥有为小市场提供服务的规模生产技术的优势。尽管江苏民营企业不能向发达国家跨国公司那样，利用垄断技术，获取高额利润，但是却能在需求多元化、多层次化的市场结构中，拥有大公司无法替代的技术优势。即使是那些技术不够先进，经营和生产规模不够大的民营企业，参与国际竞争仍有很强的经济动力。江苏民营企业生产的很多产品既是劳动密集型产品，又是高技术密集型产品。这种复合型新产品，工业发达国家劳动力太贵，不愿意做；发展中国家技术水平低，又做不了，这是江苏民营企业的特殊优势。特别在许多民用技术方面，经过多年积累，江苏民营企业已得到了极大的发展，已经形成了一定的优势。截至2013年，江苏对外直接投资分布在约140多个国家或地区。20世纪90年代，江苏对外直接投资区位主要集中在发展中国家或地区，经过多年的发展，目前投资区域多元化日趋加强，但集中的特征仍很明显。根据计算，2000年江苏对亚洲地区的协议投资额仅占当年总投资额的31、13%，加上拉丁美洲及非洲，三者共占江苏对外直接投资协议额的61、76%，虽然2010年下降到59、01%，但2008年以来江苏对亚非拉的投资约占江苏对外直接投资的3/4，而对发达国家的投资占比不到1/4。这与上述两种理论相一致。但根据《江苏统计年鉴》计算，2011年以后，随着江苏综合实力的提升，正逐渐以发达国家作为对外直接投资区位。
[关键词]对外贸易；对外直接投资；实证研究；格兰杰因果检验
[中图分类号]F832 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2014）8-0037-05
1 引 言
关于国际贸易与国际直接投资的关系研究在20世纪中期后得到了快速发展，研究表明中国的两者不仅存在替代关系，还存在互补和促进关系。自改革开放以来，中国的对外贸易和对外直接投资水平都迅猛发展，中国目前已成为世界进口第二大国、出口第一大国，对外直接投资30多年来增长近1500倍。基于国际贸易对国际直接投资促进的理论发展和中国对外贸易、对外直接投资的发展水平，本文拟研究中国改革开放以来对外贸易与对外直接投资的关系。
2 文献综述
传统研究将国际贸易和国际直接投资理论置于不同分析框架下，使两者研究长期处于隔离状态。自20世纪50年代起，学者开始将二者置于同一研究框架下并寻求两者之间的互动关系。
传统研究如古典理论和新古典理论都认为自由国际贸易排斥国际直接投资。在严格的前提假设下，贸易是一国最明智的选择，不考虑对外直接投资。蒙代尔最先提出对外贸易与对外直接投资的替代关系，即资本流动障碍会产生贸易，贸易障碍会产生资本流动。约翰生进一步分析了禁止贸易引致投资时社会福利的变化情况。Beldelbos（1998）的研究支持了蒙代尔的结论，即在东道国存在贸易保护的情况下，对外直接投资会替代东道国进口贸易。
然而由于贸易壁垒的存在，贸易和投资都是商品和要素不能完全自由流动的结果，同时，随着跨国公司的发展，更多人开始研究投资促进贸易的理论。小岛清（1973）提出贸易与投资相互促进的边际产业扩张理论，论证了对外直接投资与对外贸易存在促进关系。马库森（1983）和斯文森（1984）也证明商品贸易与生产要素的流动将相互促进，在一定条件下互补。
中国自改革开放之后，内地企业对外投资的规模迅速扩大。项本武（2005）基于2000—2001年中国对49个东道国的直接投资和进出口数据研究，表明中国对外直接投资是出口创造性和进口替代性的，即中国对外直接投资促进了向东道国的出口，而抑制了从东道国的进口。党远鸿（2009）选取了联合国经贸会议和中国商务部公布的数据分别研究，发现数据选取会影响对外贸易和对外投资的关系。卓凤莉（2012）通过建立耦合性关系模型研究，表明发达国家的两者关系为相互补充，而发展中国家的两者关系常表现为相互替代。
到目前为止，中国对外直接投资无论从规模还是效益仍处于初级阶段，且不同数据库得到的统计数据不尽相同，对实证分析结果产生了影响。本文将从数据跨度和数据来源等方面进行改进，以期挖掘改革开放以来中国对外贸易与对外直接投资的关系，并提出建议。
3 中国外贸与对外直接投资概况
3、1 进出口贸易发展情况
从图1、图2中可以看出，中国的进口和出口在1982—2011年都得到迅猛发展。在进口量方面，中国平均每年保持17、78%的增长，除2009年受全球金融危机的影响进口量明显下滑外，其余各年基本保持了较高的增长率。在出口量方面，中国平均每年保持17、2%的增长，同样除2009年受全球金融危机的影响出口量明显下滑外，其余各年基本保持了较高的增长率。
在出口目的地区方面，本文选取了美国、欧盟、日本、中国台湾和中国香港五个地区进行分析，其中欧盟和美国是中国最大的两个贸易合作伙伴。如图4所示，自2007年中国对欧盟出口额超过对美国出口额之后，欧盟成为中国对外贸易的最大合作伙伴，2011年，中国对欧盟出口额达到了3560亿美元。而中国香港作为中国对外贸易的重要中转站，在中国对外贸易中也重要突出，2011年也达到了2680、25亿美元。
以上分析表明，中国自改革开放以来进出口迅猛发展，凸显出贸易大国的地位。这既与经济的高速增长有关，也与中国政府的政策导向有关。另外，需要指出中国出口商品结构与进口商品结构相比偏低，出口仍以劳动力密集型产品为主，而进口则以高科技产品为主。而且，在近年来人民币不断升值的压力下，中国出口产业面临着巨大的压力，对我国大量以价格优势进军国际市场的加工型产品造成了一定的伤害，导致出口减少。
3、2 对外直接投资发展情况
在改革开放后中国大力引进外资的同时，国内企业也不断走出国门，进行对外投资。图5中，1982年中国的对外直接投资额（当年流量）为0、44亿美元，到2010年达到了688、11亿美元，2011年稍有下降，为651、17亿美元，较1982年增长了将近1500倍。21世纪以前的中国对外直接投资处于初步发展阶段，增幅缓慢，21世纪以来，随着国力提升，外汇储备规模扩大，中国的对外投资额显著上升。
而从中国对外直接投资重点地区分析，2011年中国对外投资较大的几个地区分别为欧盟、东盟、澳大利亚、美国和俄罗斯，其中中国在欧盟直接投资额达到75、61亿美元，在东盟直接投资达到59、05亿美元。可见，中国的对外直接投资并未体现向发达国家或发展中国家聚集的现象，而是根据中国跨国公司的实际发展需要，选择适宜的地区进行对外直接投资。
总体而言，中国的对外直接投资经过30多年的发展，从无到有，并取得了较为显著的成绩，但我们也应意识到，中国对外直接投资波动性大，缺乏持续性；投资方式属于典型的国家推动式。在中国宏观经济不断发展、企业实力不断增强的背景下，相信中国在未来数年的对外直接投资将会取得更大的成就，实现投资领域进一步扩大、投资东道国的选择面临进一步扩大和在国际直接投资各国的比较中地位进一步上升等目标。
4 实证检验
为了分析中国1982—2011年对外贸易与对外直接投资之间的互动关系，本文将采用格兰杰因果检验的方法，对中国年度进口量、年度出口量、对外直接投资流量和对外直接投资存量进行因果检验。
4、1 变量选择与数据说明
本文对外贸易数据选取1982—2011年的出口额（Export）和进口额（Import）年度数据，来源于国泰安数据库。对外直接投资流量（fFDI）和对外直接投资存量（sFDI）数据选取1982—2011年联合国贸易与发展组织（UNCTAD）公布的数据。利用STATA 12、0处理数据。
从表6可以得出，在滞后1、2、3期，都接受“出口额不是对外直接投资存量增长原因”的原假设，说明出口额的增加不会促进对外直接投资存量的增加。而在滞后1、2、3期，都接受“对外直接投资存量不是进口增长原因”的原假设，说明对外直接投资存量的增加不会促进进口额的增加。结果表明，进口额增加与对外投存量之间没有因果关系。
综上所述，中国出口贸易额的增加是中国对外直接投资的格兰杰原因，说明中国出口贸易额的增加将会促进中国对外直接投资的发展；而中国进口贸易额的增加与中国对外直接投资之间不存在因果关系。
5 结论与建议
5、1 结论
本文基于1982—2011年中国对外贸易与对外直接投资状况以及实证分析，得出结论如下：
（1）自1982年以来，中国的进出口贸易得到了快速的发展，已成为世界进出口贸易的核心大国。但中国的对外贸易，特别是进口贸易，受国际经济环境的冲击非常大，为保证中国对外贸易的稳健发展，稳定的国际贸易环境的构建将显得非常重要。另外，欧盟和美国目前已成为中国最大的进出口贸易合作国家和地区，中国进出口贸易的发展水平受此两个国家（地区）的影响较大，特别是在中美汇率战和西班牙抵制中国制造的产品等事件频繁发生的国际关系中，中国应对国际贸易摩擦的贸易政策将对保护本国企业的发展发挥重要的作用。
（2）自1982年以来，中国的直接对外投资发展迅猛，2011年对外投资流量达到了651、17亿美元，存量达到了2984、11亿美元，较1982年的水平增长将近1500倍，但与世界发达国家的对外直接投资水平相比，中国的对外直接投资还处于相对落后的水平。
（3）根据实证检验结果，中国出口贸易的发展将会促进中国对外直接投资的发展，而中国进口贸易的发展与中国对外直接投资之间没有存在明显的因果关系。中国在进行出口贸易赚取外汇，扩大外汇储备的同时，也将外汇储备用于对外直接投资之中，促进了“走出去”战略的实施，也促进了中国企业的国际化发展。
5、2 建议
基于以上结论，笔者认为在中国对外直接投资迅猛发展且国际贸易地位不断突显的背景下，可提出以下政策建议：
（1）结合中国加入WTO的相关规定，中国对外贸易政策总的方向是要贸易自由化。在人民币升值的大背景下，中国出口贸易将会受到负面的影响，而进口贸易将得到正面影响，中国政府应维持人民币的合理升值，同时应让升值幅度在中国出口贸易企业可承受的范围内。另外，中国目前的出口贸易主要依靠价格优势进军国际市场，受市场需求影响相对较大，中国政府应致力营造良好的双边与多边贸易环境，保障中国企业在海外的经济利益。
（2）在“走出去”战略的指导下，中国对外直接投资得到不断地发展。中国政府一方面应该通过与东道国签订双边贸易投资保护协议和其他相关的保护协议，保障中国海外投资企业的资本安全；另一方面应该引导相关产业的“走出去”，进行鼓励和扶持政策，培育在国际范围内有竞争力的跨国公司。
（3）中国出口贸易的发展对中国对外直接投资的发展具有正面的促进作用，在进一步保护和促进中国出口贸易健康发展的同时，也应该激发中国出口贸易对中国对外直接投资的正面促进作用，在出口赚取外汇后，可将外汇转换为信贷资金等形式促进中国企业的“走出去”，为中国企业的国际化提供资金上的保障。
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〔关键词〕 对外直接投资；对外投资发展阶段；直接投资效益
〔中图分类号〕F125、4 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769（2017）02-0031-08
一、引言
自2013年中央正式提出“一带一路”战略，以沿线国家基础设施投资共建为抓手，打造新型国际合作模式以来，已主导成立了亚洲基础设施投资银行和丝路基金等一系列专门的对外投资机构。对外投资作为“一带一路”战略的重要切入点获得了前所未有的重视。
从规模来看，我国企业近年来“走出去”步伐加快。根据商务部公布的数据，2014年对外直接投资流量达1231、2亿美元，首次与外商直接投资规模基本持平；另据联合国贸易和发展会议（UNCTAD）的《世界投资报告》（2015），2014年中国对外直接投资流量位居全球第三位，仅次于美国和中国香港。然而，从另一组数据中我们也看到了不同的情况。根据外汇管理局公布的国际收支平衡表（BOP），2014年我国直接投资项下资产为804亿美元，负债为2891亿美元，即直接投资净流入2087亿美元。此外，根据BOP历史数据，近五年我国直接投资平均每年净流入高达近2000亿美元。这些数据显示，我国对外直接投资距离流入流出平衡仍有较大差距。
尽管我国以国有企业为主导的大手笔收购投资频繁见诸报端，但外界就我国对外直接投资的效益情况却一直持怀疑态度。巨大的反差使我们难以判断对外直接投资的真实现状，而投资效益的真实水平将决定我国对外直接投资能否实现健康可持续发展，对这些问题的正确认识则关系到能否以直接投资推动改善对外资产结构并进一步推动“一带一路”发展战略的实施。因此，选取恰当的数据深入严谨地进行分析研究，正确判断我国对外直接投资的发展阶段和效益水平具有紧迫的现实意义，并且也是一个很有价值的理论课题。
二、文献综述
对外投资发展路径理论（IDP）由英国经济学家邓宁（Dunning）提出。他将一国的对外投资同经济发展阶段联系起来，通过观察67个国家1967-1975年人均净对外直接投资流量和人均GNP数据，发现两者的散点图呈U型分布，在此基础上他将一国对外直接投资的发展路径以经济发展水平为标准划分为四个阶段：第一阶段经济发展水平低下，既无吸引外资的区位优势，也没有具备所有权优势和内部化优势的跨国企业，基本没有对外直接投资流入流出；第二阶段随着经济发展，有效需求开始形成一定规模，结合自然资源、劳动成本低等区位优势，直接投资开始流入，但流出仍然很少，对外直接投资净值为负且加速下滑；第三阶段经济进一步增长，部分行业具备了可与外资竞争的所有权优势，外资流入减少，但在高新技术行业外资优势仍然显著，对外投资具有明显的结构性特征，虽然整体看对外直接投资仍是净流入，但流出已开始迅速增长，净值出现拐点，负值逐渐减小；第四阶段经济发展至发达国家水平，开始全面参与全球竞争，进行全球化的产业和资源配置，对外直接投资流出超过流入，转为净流出国。〔1〕之后，邓宁又进一步提出了投资发展路径的第五阶段论，指出对于经济最发达的部分国家和地区，其对外投资将不再同经济发展水平直接关联，而是由经济政策和周期等因素共同决定，流入和流出均规模巨大，净流出围绕零值上下波动。〔2〕
IDP理论被提出之后影响斐然，包括邓宁本人在内的众多学者通过理论分析、实证研究等方法从不同角度对这一理论进行了不断的修正、扩展和检验。日本经济学家小泽（Ozawa，1996）在行业层面提出了中观IDP理论，指出宏观经济层面的对外投资U型曲线可视为中观行业层面U型曲线的包络线〔3〕；邓宁等（Dunning、Kim、Lin，2001）将贸易发展路径理论（TDP）和IDP理论进行比较分析，指出两种路径具有相似之处〔4〕；海亚姆等（Kayam、Hisarciklilar，2009）运用非线性波动函数通过OECD国家的数据对IDP理论进行了再检验。〔5〕在实证检验方面，大部分的研究支持了IDP理论的结论，如邓宁等（Dunning、Kim、Lin，2001）对韩国和我国台湾地区的研究〔6〕，巴瑞等（Barry、Gorg、Mcdowell，2001）对爱尔兰的研究〔7〕，卡斯特罗（Castro，2004）对葡萄牙的研究〔8〕，格瑞尼亚等（Gorynia、Nowak、Wolniak，2007）对波兰的研究。〔9〕
国内学者近些年也开始运用对外投资发展路径理论（IDP）开展研究。江小涓和杜玲（2001、2002）较早对该理论进行了系统介绍。〔10〕高敏雪和李颖俊（2004）通过建立发达国家和发展中国家两种短面板模型对IDP理论进行验证，并根据结果就我国对外直接投资的发展阶段进行了分析。〔11〕邱立成和于李娜（2005）以二次函数模型对中国的数据进行了检验，结果显示中国处于倒U型曲线的右半段。〔12〕李辉（2007）则以二次和五次函数模型分别验证了IDP理论对我国的适用性，同时建立多国面板模型ξ夜未来对外投资规模进行了预测。〔13〕黄武俊和燕安（2010）通过对存量/流量、二次/五次函数进行分别组合构建了四种模型进行实证分析，结果显示中国投资发展路径已经出现拐点，进入第三阶段，并将中国同印度、俄罗斯、巴西和墨西哥进行了国际比较。〔14〕薛求知和朱吉庆（2007）、林季红和胡雯婷（2011）根据邓宁的划分标准认为我国对外投资发展阶段滞后于经济发展〔15〕，而朱华（2012）、彭刚和苑生龙（2013）则根据联合国贸易和发展会议（UNCTAD）在2006年测算的阶段划分标准判断我国对外投资阶段实际上是超前于经济发展的。〔16〕
从现有文献看，国内研究主要通过应用IDP理论，结合我国经济发展阶段和特点进行经验分析，大部分研究集中于判断我国对外投资的发展阶段，并据此预测发展前景和趋势。但正如闫实强（2012）所指出的，国内文献在IDP理论的应用方面普遍存在一些问题，譬如刻板参考邓宁在1981年划分的阶段标准而没有考虑时展的影响。〔17〕在研究数据的选取方面，虽然部分学者如高敏雪和李颖俊（2004）、邱立成和于李娜（2005）注意了数据来源不同可能对分析结果造成影响的问题，但迄今没有文献对这点进行深入分析和谨慎选择，大多数文献只是直接选取UNCTAD数据。鉴于上述缺陷的存在，现有文献所得结论值得商榷。同时，现有文献的模型也具有高度的同一性，对创新模型的研究和应用较少。本文将弥补这几方面的不足。
另一方面，目前针对对外投资收益的研究相对较少，而且大部分论文并没有将直接投资作为专门研究对象进行分析，仅有的文献也显得缺乏较为权威的分析方法和工具。而本文所采用的综合收益率将考虑存量估值效应因素。这一概念最早由丁志杰和谢峰（2014）提出，指由于货币汇率和资产价格变动所造成的对外资产负债存量的价值变化。〔18〕其他学者对这一现象也做了相似定义，如肖立晟和陈思（2013）将其称为金融调整渠道，认为本质上是一国外部资产和负债随着汇率和资产价格随机波动而变化的机制。〔19〕然而，两者均是在对外资产负债整体层面解释这一概念，前者侧重于美元货币特权和美国表外收益，后者主要从我国国际收支和外部失衡角度进行分析。管涛（2015）将其解释为非交易因素所导致的价值调整，并首次根据IIP分类资产进行了计算。〔20〕王春英和周济（2015）则对这一现象背后涉及的统计方法和变更等内涵进行了解读〔21〕，但都没有对IIP和BOP数据进行更深入的剖析。本文将通过整合过去10年的IIP分类资产数据，就直接投资的效益水平与其他对外投资方式下的效益进行对比分析。
三、我国对外直接投资的发展阶段判断
1、基于BOP数据的经验分析
由于巨大的数据差异，现有文献的结论可信度不足，而统计部门一直没有对相关口径的差别进行权威解读，因此需要首先结合实际情况对不同来源的数据进行对比分析。
中国对外投资统计数据的权威来源为商务部和外汇管理局。①这一方面需要首先根据《对外直接投资统计制度》《国际收支平衡表编制原则与指标说明》等相关统计制度和数据诠释文件，而从数据源看，商务部的数据来自投资企业的报送资料，外汇管理局的数据来源除商务部统计数据之外，还包括对外金融资产负债及交易统计、国际交易报告系统、外国来华直接投资年检数据等；从统计方法看，商务部主要采用月度和年度报表逐级汇总报送的方式，而外汇管理局还包括了全数调查、抽样调查等，并对各来源的报送数据进行了系统评估和校验，核查数据质量；从统计口径看，商务部数据仅包括资金投资，而外汇管理局数据还包括了固定资产投资和技术投资，口径更广。②因此本文认为外汇管理局的数据在质量上更好，并且口径也更符合对外投资发展路径理论（IDP）的内涵意义。另一方面，虽然在国际上联合国贸易和发展会议（UNCTAD）的数据被众多文献认为是最优的对外投资统计数据来源，但在做具体数据对比时发现，在UNCTAD数据库中我国的数据和商务部的数据是基本相吻合的，因此推断UNCTAD公布的中国对外直接投资数据来源于中国商务部的报送。基于上述对商务部数据的分析，我们认为直接采用UNCTAD数据分析我国情况并不恰当。进一步的，通过将UNCTAD对外投资数据与国际货币基金组织（IMF）公布的各国国际收支平衡表（BOP）中的直接投资项作对比，我们发现除中国外其他大部分国家的数据相差很小，这意味着以BOP数据为准进行研究具有一致性和可行性。因此，我们认为以外汇管理局公布的BOP数据③研究我国对外直接投资应更具有说服力。
我们这里借鉴二次和五次函数实证模型（I和II）进行分析。根据纳鲁拉（Narula，1996）的观点，采用对外直接投资净存量数据可以避免可能的短期冲击所导致的异常波动，相比流量数据效果会更好。④但考虑到直接采用对外投资头寸表（IIP）的存量数据会使结果受到汇率和资产价格变动带来的存量估值效应影响，本文选取UNCTAD公布的1981年我国对外投资净存量作为基期〔22〕，通过累加外汇管理局公布的1982-2014年BOP数据所代表的对外直接投资净流量，以获取1981-2014年对外投资净存量数据。
模型中PNOI和PGDP分别代表人均对外直接投资净存量和人均GDP，历年人口数据取自国家统计局。我们使用STATA软件分别进行估计，结果如下：
从回归结果来看，模型I和II中的高次项系数β2均为正，并且各系数均在1%水平上显著，这说明我国实际情况符合IDP理论模型预测。对比来看，虽然两者的拟合优度及调整后的拟合优度都比较理想，但模型I略好于模型II，说明我国在样本区间内初始阶段便呈现人均净对外直接投资存量下降快于人均GDP增长的特征。对此一种可能的解释是我国自1978年之后才逐渐对外资开放，之前的金融压抑使得外资在开放伊始便集中涌入，从而跨过了IDP理论所描述的初期外国直接投资缓慢增长阶段。图1是我国PGDP和PNOI的散点图及模型I拟合的回归线。以模型I估算，我国人均对外直接投资净存量将在人均GDP为13647美元时达到最低点，而2014年我国人均GDP达7351美元，因此判断目前我国正处于对外直接投资的第二阶段，与第三阶段拐点仍有一定差距。虽然我国人均GDP在近几十年保持了每五年翻1番的高速增长，但在当前经济形势下这一增速不具备可持续性，估计需7-10年才能达到对外直接投资的第三阶段。
2、对外投资阶段的划分标准：2014年数据
对外投资发展阶段的划分标准需要及r更新。自邓宁在1981年的论文中首次提出对外投资发展阶段的划分标准之后，众多文献在使用IDP理论进行实证分析时直接套用了这一标准。显然，这一标准只有在研究样本的时期相近时才具备参考价值。虽然UNCTAD在2006年对这一标准进行了更新，也有部分文献加以引用，但距今又过去了10年，继续用于判断当前我国对外投资的发展阶段欠缺说服力。此外，需要注意的是，邓宁在划分标准时使用的是流量数据，而UNCTAD使用的是存量数据，以IDP理论描述五阶段曲线，在数据一致情况下使用存量数据划分的阶段标准必然高于流量数据，这也是现有文献在应用此标准进行分析时容易忽略的问题之一。
本文以UNCTAD数据库为基础，利用175个经济体2014年最新数据就对外投资发展阶段的划分标准进行了重新划分。如图2所示①，各阶段人均GDP划分节点大致为6000、15000、30000、50000美元。对比UNCTAD在2006年重新划分后的标准，此标准已大幅提升。2014年我国人均GDP为7351美元，按这一标准，处于对外投资路径的第二阶段；同时，2014年我国人均NOI为-1501、7美元，从图中来看也符合第二阶段国家的取值范畴。这一结果支持我们通过模型I的判断，同时根据模型I估算的我国第二、三阶段拐点为13647美元的结果也基本符合来自全球数据得出的最新标准。
3、我国对外直接投资阶段的再检验：波动函数模型
在现有文献中，传统线性模型虽然能够较好地检验对外投资发展早期阶段的特征，但无法完全反映完整的五阶段特点；同时，线性模型所估计的变量系数不具有经济意义，无法直观反映各国发展路径的特异性。为此，海亚姆等（Kayam、Hisarciklilar，2009）创造性地提出了波动函数模型〔23〕，其基本形式为
该非线性方程组含有三个方程、三个未知数，没有解析解，因此需要通过数值迭代法求解。本文采用Eviews8软件进行估计，数据样本同上一节传统模型，结果如表2。
从回归结果来看，模型Ⅳ在样本区间内具有较好拟合优度，并且结论基本同传统模型一致。h为正、A为负验证了我国符合对外投资发展路径理论（IDP）的预测并处于早期阶段，而根据相位值2π/v可计算出我国对外投资发展第二阶段向第三阶段的拐点在11140美元，这一点也同传统模型基本一致。结合我国2014年人均GDP可以判断我国仍处于对外投资发展的第二阶段，但是，回归结果显著性不强，A和v的P值均接近0、1，其可能的原因在于样本数据容量不足；而h的P值约为0、7，这意味着波动函数的扩散性影响很小（h趋近于0），指数项趋近于1。
四、我国对外直接投资的效益水平对比
1、存量估值效应视角下的对外投资综合收益
从整体看，对外直接投资属于对外投资的一种形式，一国的对外投资活动主要从国际投资头寸表（IIP）和国际收支平衡表（BOP）得以体现。其中，IIP反映存量，体现在资产方； BOP反映流量，体现在金融账户资产项。从表面看，BOP中经常账户项下的投资收益贷方直接反映了当期一国对外投资的总收益，因此一般被作为考察国家对外投资收益状况的直观指标。但实际上该项指标并未完全反映一国对外投资收益的全部情况。一般而言，投资收益包括两部分：一部分是投资产生的资产利息，包括股本分红、债券利息等；一部分是资产的市场公允价格变动所产生的潜在收益，一旦出售即可确认为实际收益，即资本利得。整体看一国对外投资，前者可以通过BOP中的投资收益项反映，后者则无法直接读取，需要我们自行计算。根据国际收支手册，BOP仅统计当期发生的投资活动，不记录存量资产价值变动，但这一变动会在IIP中得到体现。也就是说，IIP中对外资产相邻两期存量的差额减去对应当期的BOP流量，即资产价格变动所带来的损益为存量估值效应。
理论上，对外资产的存量估值效应由货币汇率和资产价格变动造成，因此从本质上看，存量估值效应不是简单的价值调整，而是一国对外资产收益的一部分。但在以往实际分析中，往往被人所忽视：在考察我国对外投资收益时只关注BOP中投资收益的显性流量，忽视存量估值效应所代表的隐性资本利得。从资产综合收益率角度看，一国对外资产收益率
其中gt代表资产利息，Gt代表资本利得。如果仅计算利息收益率r，则2014年我国对外资产收益率为2、95%，但从对外资产综合收益率R看，仅为1、56%。此外，从表3可知，从利息收益率角度看，我国对外资产10年间平均收益率为3、27%，并且相对平稳；但从综合收益率角度看，10年间平均收益率为4、08%，略高于利息收益率，但波动较大，有的年份甚至为负值。
2、对外直接投资效益比较
从国家外汇管理局公布的IIP来看，根据投资工具和方式不同，对外资产可划分为直接投资、证券投资、金融衍生工具、其他投资和储备资产，其中其他投资包括其他股权、货币和存款、贷款、保险和养老金、贸易信贷、其他应收款。如果不考虑储备资产，其余各项可视为我国非政府部门对外投资的主要形式。为计算分类资产的综合收益率，需要分别计算各类资产利息和存量估值变动，由于我国BOP中投资收益项下并未细分不同资产种类，无法计算各类资产的综合收益率，只能单独考察各类资产存量估值效应，即资本利得收益率（见表4）。
由表4可知，如果只考虑资本利得收益，从近10年对外资产分类资本利得的平均收益率看，直接投资平均收益率为7、37%，高于对外总资产的平均综合收益率，并且最为平稳；其他应收款虽然平均收益率很高，但主要是由于2006年收益率高达115、23%所致，而且波动很大；证券投资、货币、存款和贷款的波动不大，但收益率显著低于直接投资；贸易信贷由于期限较短，基本不受资产价格波动影响，因而资本利得收益为零。由此可见，单从资本利得收益率角度看，在各对外投资方式中直接投资效益最好，不论是收益率还是稳定性均优于其他资产。此外，从对外直接投资的实际运作看，一方面我国在考察期内针对对外直接投资主要实行逐笔审批制度，众多企业在通过审批将资金投向境外后，倾向于将收益及回收投资所得资金留在境外，从而在继续投资境外资产时能够规避海外投资审批环节；另一方面出于避税考虑，企业也倾向于通过设立海外特殊目的公司等投资架构隐瞒对外直接投资的资产增值情况。这显然会造成我们对于对外直接投资收益水平的低估，但也从侧面印证了对外直接投资相比其他投资方式具有更好效益的判断。
五、政策建议
综上所述，我国的对外直接投资当前仍处于发展的第二阶段，距离第三阶段的拐点尚有一定距离，但直接投资的良好效益为其长期健康发展提供了有力支持。从发展阶段看，我国即将迎来对外直接投资的快速增长期，需要重视与发达国家之间仍有较大差距的现实问题，谨慎对待对外直接投资发展中潜在的问题，尊重市场、遵循经济发展规律，从投资能力、战略规划、制度建设、配套体系等多方面加以提高，推动我国对外直接投资健康发展。
1、提高投资能力，注重人才培养
对外直接投资的本质是投资行为，而企业投资最根本的目的是获取投资收益。我国企业对外直接投资虽然发展很快，但仍处于对外投资发展的第二阶段，在面临复杂多变的外部投资对象、环境、法律、制度时，易于暴露经验不足的问题，从而导致投资失败甚至造成重大投资损失。另外，我国对外直接投资主要由大型国有企业发起，国有金融机构在支持“走出去”过程中也扮演了积极角色，这些机构的投资和运作均带有一定的政治性，有可能会因此导致对市场考量不足。
对此我们应意识到自身在对外直接投资能力方面的差距，通过积极学习、谨慎行动弥补经验的不足，争取在发展过程中少走弯路。作为投资主体的跨国企业，应理性投资，减少“拍脑袋”决策，避免跟风和“大干快上”思想；重视投资风险，除了传统的国内投资所应考虑的因素之外，尤其要注意包括地缘政治、跨境清算、收付汇率等对外投资所特有的风险；尊重投资东道国的利益和文化，加强与投资东道国政府部门的沟通，遵守国际和当地相关的法律法规，树立良好的投资者形象。此外，企业投资能力的高低取决于是否拥有大量高水平对外投资专业人才，因此企业投资能力提升的关键是投资人才的培养。现阶段可以通过从一流国际投行引入外部专业人才、聘请专业顾问等方式，学习投资技术、建立科学的投资模式；同时，应注重从企业内部培养，通过“干中学”逐步积累投资经验，加快形成企业自己的对外投资专业人才队伍，切实扩大人才规模，提升人才素质。
2、推动产业转移，实现互利共赢
对外投资发展路径理论（IDP）并不只是简单的对外直接投资净值同GDP之间的宏观数据联系，更重要的是这一理论阐述了一国对外直接投资和经济发展之间的动态关系，揭示了在这一过程中处于不同发展阶段的国家之间将通过投资进行产业转移的原理。从我国实践看，庞大的劳动力红利在改革开放初期使我国劳动密集型产业吸引了大量外资，获得了巨大的发展动力和空间，这也符合对外投资发展第二阶段的特征。然而经过二三十年的发展，以往具备国际比较优势的劳动密集型产业已逐渐丧失人力成本优势，不仅外资流出，产业自身也面临持续发展困境。如果按照IDP理论，在第二阶段向第三阶段的发展过程中，这些产业可以通过对外投资转移出去，对国内而言，能减轻供给侧过剩产能的压力，帮助政府轻装上阵，推动经济结构性改革、加速产业升级；对产业承接国而言，则可充分利用我国多年积累起来的劳动密集型生产技术和管理经验，获取工业化、现代化发展机遇，加速发展历程。这种产业转移是国际经济发展史上的常态，是投资国与承接国双方互利共赢的良好合作模式，并且我国作为承接国的成功实践就是最好的案例。然而从目前对外投资实践看，根据2014年度《中国对外直接投资统计公报》，按国民经济行业划分，我国对外直接投资流量和存量排前三位的分别为金融业、采矿业、批发和零售业，三者存量均达千亿美元以上。①考虑到行业特点，这三个行业都不是我国具备明显比较优势的行业，其投资动因更多是战略层面的考虑，相比之下，制造业、建筑业等对外投资活动并不充分，说明我国在产业转移方面仍有巨大投资空间，也是有关部门应当进一步加以政策引导和支持的方向。
3、应对外部挑战，参与规则制定
虽然从人均水平看，我国对外直接投资仍处于初级A段，但从投资总量看已居各国前列，并且仍在高速增长。这一趋势引起国际社会普遍关注，在当前全球各国保护主义有所抬头的大环境下，部分国家甚至发出了不友善信号，有的则直接调整相关政策，加强对外国投资的审查和监管。这其中部分原因与我国以国有企业为主的对外投资者结构有关。根据2014年度《中国对外直接投资统计公报》，我国对外直接投资存量中国有企业占比为53、6%，超过一半，而如果加上国有控股的股份有限公司和有限责任公司等，远超这一比例。面对这一局面，投资企业在对外投资过程中应积极应对，主动与相关政府部门进行审查沟通，保持信息通畅，并注重舆论引导。同时，我国政府相关部门应更加积极地参与国际投资规则的制定。当前，国际上并不存在统一的跨境投资规则，现有较为公认的规则主要依附于WTO贸易协议中的相关投资条款，缺乏跨境投资方面的专门协议。考虑到规则制定者的先行优势，以及我国对外直接投资规模的不断扩大和经济综合实力的日益增长，我国有能力也理应在国际投资规则制定中获取更多的话语权，在全球投资协议谈判中发挥更加积极主动的作用，从规则设计层面保障我国对外投资的权益。
4、加强政策支持，建设配套体系
对外直接投资的发展不仅需要企业努力进取，更需要政府的政策支持和配套体系完善。在对外直接投资实务中，政府政策是重要的影响因素，涉及企业对外投资的各个环节。在管理方面，商务部、外汇管理局等各部门应进一步加强协调，提高工作效率，改变管理观念，树立服务意识；在融资方面，应鼓励金融机构更多地参与企业“走出去”的进程，通过银团贷款、夹层融资乃至作为财务投资人进行股权出资等多种方式满足企业对外投资过程中的资金需求；在税务方面，政府应积极推动与各主要投资东道国进行双边税收协定谈判，避免本国企业在对外投资过程中遭受双重征税，并争取更优惠的税收待遇。同时，对外投资离不开配套体系的支持，包括跨境资金清算、涉外法律审核等。我国对外直接投资起步较晚，虽然规模增长迅速，但法律、审计等配套服务行业的专业性尚未得到国际投资行业广泛认可，在实践中有许多环节只能寻求外部服务。这一现状不利于我国企业降低投资成本，同时在投资过程中也易于受到更多掣肘。因此，相关行业需要加速同国际接轨，提升专业水准，赢取国际承认，并在此基础上进一步争取在标准和专业上的话语权，从长远角度保障我国对外投资持续发展。
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【关键词】 四川;外商直接投资;进出口贸易
一、引言
外商直接投资(FDI)作为第二次世界大战后重要的世界经济现象,历来是学者们关注的焦点。吸收外资是中国实行对外开放基本国策的重要内容之一。外商直接投资在促进国民经济增长、带动产业技术进步、扩大出口和提供就业机会等方面发挥着日益重要的作用。2008年,四川省实际利用外商直接投资额达到30、8842亿美元,与2002年的6、5925亿美元相比,增加了近4、5倍,进出口总额为220、3828亿美元,其中,出口为131、0789亿美元,比2002年的44、6919亿美元和27、1145亿美元提高了近5倍。而对四川的外商直接投资是否在对外贸易中起到了积极作用的实证研究还不多。为此,本文主要采用时间序列分析的方法分析外商直接投资对四川进出口贸易的影响。
二、文献综述
(一)国外文献综述
Mundell(1957)使用要素比例理论解释商品的国际流动,而用资本边际产量的差异解释资本的国际流动,提出了贸易与投资替代模型。由于贸易障碍会对两个国家之间的资本边际收益产生影响,因此,贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动或直接投资。由于这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以便克服贸易障碍对资本效率的抵销作用,因此,一般被称为关税引致的投资,关税引致投资表现为投资对贸易的替代。Belderbos和Sleuwaegen研究了日本在欧洲FDI的影响因素,其结论也支持FDI和出口的替代效应。
日本学者小岛清结合日本的实践经验,提出了外商直接投资与国际贸易互补效应的模型,他认为资本的流动不是由贸易壁垒引致,而且,外商直接投资可以提高东道国产品出口,并会在投资国与东道国之间创造新的贸易机会。Lipsey和Weiss使用了美国14个产业的截面数据发现存在积极的出口效应,并且发现,如果东道国为发展中国家,那么互补效应更为突出。
(二)国内文献综述
梁瑞以1994-2003年中国省际面板数据为例,分析了外商直接投资的出口贸易效应。结果表明FDI对中国东部地区出口贸易的促进效应最大,西部地区次之,中部地区影响不显著。杨小玲和刘用明综合运用了协整理论和Granger因果关系检验等多种方法,利用四川省1990-2007年间的数据,对四川省对外直接投资进行了实证分析,结果表明外商直接投资对四川省经济增长、对外贸易和产业结构都有正向作用,但作用力度不大,并建议从营造外商投资环境和引导外商投资产业两个方面来吸引优质外资。钱明霞运用协整拘束考察了江苏省外商FDI与出口贸易之间的关系,结果显示外商直接投资有力地推动了出口贸易的发展,并从政府和企业两个方面提出了促进外商直接投资出口贸易效应的对策建议。
三、外商直接投资与对外贸易效应关系的理论分析
外商直接投资与国际贸易的联系极为密切,他们两者之间的关系一直是研究和争论的焦点。从理论上讲,国际直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种,即国际直接投资可能减少(替代)贸易,也可能增加(互补)贸易。
Mundell提出了贸易与投资替代模型,Mundell通过研究认为外商直接投资替代国际贸易的直接结果是:外商直接投资将会减少拥有比较优势商品的生产和出口,而吸引外商直接投资的东道国则增加了该种商品的生产,同时,也增加了具有比较劣势商品的生产,使得具有相对劣势商品的进口减少,因此外商直接投资起到了削弱国际贸易的作用。
贸易与投资互补理论认为,一个开放的经济环境是一个相对稳定的发展环境,一个经济自由化的国内经济基础是吸引外商直接投资的必要条件,后者被称为“市场规模假说”。因此,国际贸易的大力发展可以创造更为开放的经济环境,有利于增强对外商直接投资的吸引力。外商直接投资不仅仅是货币资本的流动,还包括技术设备和管理经验及知识产权等相关要素的输出,具有“扩散效应”,使得吸引外商直接投资的国家从中获得利益。投资于东道国优势出口产业的外国资本,会促进东道国出口产业的成长,并可利用外商的销售网络迅速进入国际市场,扩大对外贸易量,促进国际贸易的发展和增长。因此,外商直接投资直接带动了跨国公司内部贸易的发展,并通过技术溢出效应,提高生产率,扩大东道国的对外贸易。
四、外商直接投资与四川省对外贸易之间的实证分析
(一)建立模型
外商直接投资带来的资本多为生产性资本,当期的外商直接投资不一定能对当期的进出口贸易产生影响,存在一定程度的时滞效应。考虑到滞后效应的存在,建立FDI对进出口贸易影响的计量经济回归模型为:
其中,EX表示出口总额,IM表示进口总额,TT表示进出口总额,FDI表示外商直接投资金额,μt 为服从正态分布的随机干扰项,p表示滞后阶数。
(二)数据来源
四川省1985-2008年的实际利用外资和进出口数据来源于《新中国统计资料五十五年汇编》、国泰安信息技术有限公司开发的《中国区域经济数据库》。
(三)平稳性检验
为了避免非平稳时间序列变量可能会产生“伪回归”现象,必须对模型中所使用的每个时间序列变量进行平稳性检验。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验进行平稳性检验,检验结果由表1所示。
从表1可以看出,序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳的,但其1阶差分序列都是平稳的,即序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是1阶单整的。
(四)协整检验
由于序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳序列,但单整的阶数是同阶的,因此,他们之间可能存在长期稳定的均衡关系。本文采用E-G两步法进行协整检验,检验方程(1)、(2)、(3)是否为协整方程,每个方程的滞后期由AIC信息准则以及相应滞后期的显著水平决定。回归方程的估计结果为:
lnEX=7、35 + 0、463lnFDI
(13、10)(8、23)
R2=0、755D、W、=0、359
lnIM=4、90 + 0、487lnFDI
(10、06)(13、34)
R2=0、890D、W、=0、896
lnTT=7、21 + 0、523lnFDI
(14、16)(10、25)
R2=0、827D、W、=0、406
用e1、e2、e3分别表示方程(1)、(2)、(3)的残差,对残差进行平稳性检验,如果残差是平稳的,说明协整关系是成立的,检验结果如表2所示。
由表2可知,ADF统计量都大于10%的临界值,说明残差序列都是非平稳的,说明协整关系并不存在,即lnEX与lnFDI、lnIM与lnFDI、lnTT与lnFDI之间不存在长期稳定的均衡关系。换句话说,外商直接投资不是影响四川地区出口、进口以及进出口总额的因素。
五、结论与对策
通过本文的计量实证分析可知:外商直接投资对四川省对外贸易并没有显著影响。然而,综述中提及的大部分文献都证明外商直接投资对对外贸易具有显著的促进作用,尤其是具有显著的出口效应。究其原因,这可能是四川地区引入外商直接投资量的缘故。虽然近年来四川地区引入外商直接投资的增长率很高,但从引入规模来看,还显得非常不足。正是因为外商直接投资引入规模过小,其对对外贸易所应有的促进作用就无法表现出来。
因此,本文结论所对应的政策导向非但不是对引入外商直接投资持消极态度,反而是主张大力引进外商直接投资,使其对对外贸易所应有的促进作用表现出来。由此,四川要充分认识到外商直接投资对四川省投资的决定因素,制定能够吸引外商直接投资的政策,创造良好的投资环境,通过吸引外商直接投资促进四川省的经济发展,推动出口的增加。
【参考文献】
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[2] 沈坤荣,耿强、外国直接投资、技术外溢与内生经济增长――中国数据的计量检验与实证分析[J]、中国社会科学,2001(5):82-93、
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论文关键词：外商直接投资，技术外溢，人力资本
一、问题的提出
中国是全球吸引外资流入最多的新兴市场，外国直接投资（Foreign direct invest， FDI）的逐年增加对我国经济的影响也日益显著。对于外国直接投资对东道国经济增长以及社会发展的影响，一直是学者们关心的课题之一。外商直接投资的增加一方面有利于国内资本的形成，刺激国内生产，缓解就业压力；另一方面，FDI会引起国外先进的生产技术以及管理经验在东道国扩散，从而促进东道国的技术进步。但是，国内外相关研究还表明东道国要从外国直接投资中获益还取决于本国最低限度的社会能力、人力资本存量等条件。另外，由于地方政府对短期经济发展和FDI的追求，会诱使地方政府以损坏本国长期利益的优惠政策去吸引FDI。而且地方政府间的竞争越是激励人力资本，对FDI在本国获取超额利润越有利，对本国企业的发展越为不利，从而对本国经济的长期增长会产生负面影响。统计数据表明我国的FDI波动性较大，外国投资者的短期化偏好非常明显。
因此，我国是否真正的从外国直接投资中获益以及如何增加获益的可能性还有待进一步研究。本文拟通过构建模型来分析外国直接投资与我国经济增长之间的关系，以便能够正确认识FDI并合理利用FDI促进国内经济的长期发展。
本文的结构安排如下：第二部分进行本文所研究问题的文献综述；第三部分是模型设定与有关数据的说明；第四部分检验FDI对中国经济增长的影响及其技术外溢困境；第五部分得出有关结论。
二、文献综述
多数学者认为，外国直接投资可以通过对各种生产要素（资本、技术、劳动力等）的作用从而间接地促进东道国经济增长。Rostow(1960)认为发展中国家可以通过引进FDI弥补经济增长中的“资本缺口”以及“外汇缺口”，从而促进东道国的经济发展。Macdougall(1960)在分析FDI的经济效应时，第一次将技术外溢效应视为FDI的一个重要现象。20世纪80年代中期， 新增长理论的代表人物Romer和Lucas等明确提出知识、人力资本等生产要素内生化核心期刊。由于FDI的技术外溢效应，会加快先进科学技术、知识和人力资本在世界范围内的传递，使发展中国家通过学习和吸收发达国家的先进技术，培育并养成自己的内生技术创新能力。所以根据内生增长理论，FDI会通过与资本存量、知识、人力资本的结合促进东道国经济增长。
然而，FDI能够促进经济增长并不是绝对的。Abramovitz(1986)认为东道国要获益于外国直接投资取决于国内最低限度的社会能力；Borensztein（1998）认为东道国要想从FDI中获得积极的影响，国内的人力资本存量必须超过一定的门槛限制。
不过，仍有学者认为外国直接投资会对发展中国家的经济发展带来严重的负面影响。Prebisch（1988）认为FDI可能会加深发展中国家经济发展的不平衡，对内部资本积累形成冲击，甚至形成“飞地”现象。
国内学者对FDI问题的有关研究，主要集中于FDI对经济增长的影响、FDI的最优规模和影响FDI流入因素的分析，主要的研究方法包括多元回归分析、面板数据分析、格兰杰因果检验、非线性系统动力分析方法等。得出的结论不尽相同。如沈坤荣和耿强（2001）认为FDI的大量流入不仅可以缓解国内资本短缺，还可以通过技术外溢效应来提高国内的综合要素生产率；Sun（1998）认为FDI是导致东西部经济增长差异和收入不平等的重要因素。于津平（2004）认为FDI在长期内主要通过技术外溢来间接地提高东道国的经济增长速度，但在短期内FDI会使国民利益受损。
三、模型设定与数据说明
（一）计量模型的设定
根据柯布-道格拉斯：，可知：……………………（1）
短期内资本存量的变化为外商直接投资、政府投资以及私人投资之和：
（不考虑资本折旧），则：
…………………………………………（2）
以上考虑的FDI的资本形成对经济增长的直接影响，亦即FDI的资本形成效应。另外考虑FDI的技术外溢效应对经济增长的影响以及技术外溢存在的瓶颈来分析我国如何更加合理地利用FDI。此处借鉴Levin、Rault的思想，建立外商直接投资内生化的技术模型：
其中，用所表示的残值来度量全要素生产率， 表示实际利用外商直接投资总额，度量了外资企业对全要素生产率的直接作用；表示占的比重，表示占比重的弹性系数，反映外资企业通过占比重的提高，对国内企业的技术外溢效果；常数表示技术进步以外的各种外部要素，如制度等。可以看到通过提高全要素生产率来促进经济的内生增长，其途径主要有以下两条:一是外资企业自身相对要素生产率的提高；二是通过对国内企业产生正向的外溢效应，促进国内企业全要素生产率提升。
可知：，由于较小人力资本，所以：
；可得出：
……………………………………………………（3）
将（2）、（3）式代入到（1）式中去：
…………………（4）
分析的变化对经济增长的综合影响，亦即考察参数以及对国内企业的技术外溢参数。
其次，探讨考察如何有效率地提高我国引进的效率？根据Aghion和Howitt（1998）研究所指出的，综合己有关于经济增长经验文献来看，人力资本、贸易开放以及金融发展都是影响经济增长的重要变量，因此本文拟从我国人力资本存量、贸易开放度以及金融发展水平三方面来考察我国对外商直接投资的技术吸收能力，从而找出我国在学习国外先进技术时所遭遇的瓶颈。模型设定为：
…………(5)
………(6)…(7)
（二）数据说明
本文所采用的样本是我国1985-2009年间的宏观数据，包括：实际国内生产总值、外国直接投资、政府投资支出、私人投资、就业人口、人力资本、贸易开发度、金融发展水平等。下面对相关变量作简要说明：
1、中国各年的实际国内生产总值（），单位为“亿美元”，通过居民消费物价指数平减之后再用各年的年平均汇率进行相关调整。
2、外国直接投资（），单位为“亿美元”，取自统计年鉴各年的值。
3、政府投资支出（），用统计年鉴中投资资金来源中的国家预算内资金来表示
4、私人投资（），用统计年鉴中投资资金来源中的国内贷款项与自筹和其他资金项之和来表示
5、人力资本存量（）用高等学校毕业人数来表示。
6、贸易开放度（）用同一时期进出口总额与国内生产总值的比值来表示。
7、金融发展水平（）采用广泛使用的金融机构存贷款总额与GDP的比值来表示。
四、实证结果
（一）单位根检验（平稳性检验）
ADF检验法和PP检验法是实践中常用的两种单位根检验方法。在实际检验时，主要根据被检验模型结构判断。若模型包含差分项，需要反映动态结构，一般用ADF检验法；若模型只描述了水平变量的关系，对随机干扰项只做了一般假设，那么可选用PP检验法[2]。因此，本文选用ADF检验人力资本，在滞后期的选择上，依据AIC和SC准则。运用Eviews5、0对以下各变量进行单位根检验，结果如下表：
表一：各变量单位根检验结果一览表
variable
ADF test statistic
Prob、*
FSH
-2、98146
0、0517
Ggdp
-2、762424
0、0793
Ggi
-3、058874
0、0436
Glabor
-4、596521
0、0014
Gpi
-3、651296
0、0125
Gfdi
-3、329071
0、0252
由上表可知：变量FSH、Ggdp、Ggi、Glabor、Gpi、Gfdi皆拒绝单位根假设，说明以上序列皆为平稳序列。由此，我们可通过协整检验来验证以上变量之间是否存在协整关系核心期刊。
（二）经济增长的影响因素以及技术外溢困境的检验
通过对变量进行协整分析，可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得知这些变量偏离他们共同的随机趋势时的调整速度，这个问题可以用误差修正模型加以解决。在确定长期均衡关系时，由于协整方程可能会有截距和确定趋势，协整的LR检验统计量的渐进分布不再是通常的分布，因此，使用Johansen法进行协整检验前，应先确定滞后阶数以及协整方程属于哪种趋势假设。本文采用VAR方法来确定其滞后阶数，从LR、FPE、AIC值可确定滞后阶数为4。最终变量FSH、Ggdp、Ggi、Glabor、Gpi和Gfdi的协整检验结果如下：
表二：协整关系的Johansen检验结果
No、 of CE(s)
Max-Eigen Statistic
Prob、**
Trace Statistic
Prob、**
None *
53、48183
0、0012
133、9444
0、0001
At most 1
37、81295
0、0212
80、46258
0、0264
At most 2
23、21944
0、2086
42、64963
0、3447
由上表可以看出变量FSH、Ggdp、Ggi、Glabor、Gpi和Gfdi在1%的显著性水平下，仅存在一个协整关系，并且其协整关系如下：
由上式可知长期来说，对我国经济增长的综合影响参数为0、23；同时假设改革开放以来相关制度未发生重大变化，。故而对国内企业的技术外溢参数。这表明20多年来外国直接投资对我国的经济增长起到了一定的促进作用，但主要表现在外商直接投资的资本形成效应。而FDI的技术外溢效应由于FSH本身较小，所以技术扩散对经济增长的促进作用并不明显。这也直接表明了我国希望通过引入外资获取国外先进经验和技术的效果并不明显。同样地，通过对上述（5）、（6）和（7）三式的检验得到：。通过与初始技术外溢参数相比较我们发现：自改革开放以来人力资本，我国逐渐加大开放力度，进出口占国民经济的比重越来越大，目前的贸易开放程度对我国引进外资吸收技术创造了有利条件。但是由于我国的人力资本水平和金融发展水平较低，影响了我国对外商先进技术的吸收能力。
五、本文主要结论及启示
本文通过建立外商直接投资内生化的技术模型并检验FDI对我国经济增长的影响及其技术外溢的困境发现：（1）外商直接投资的大量流入缓解了我国经济发展过程中的资本短缺，与国内投资共同促进了我国的经济增长。但主要表现为外资企业自身相对要素生产率的提高，而对国内企业产生的正向外溢效应并不明显，使得国内企业全要素生产率并未得到显著提升。（2）外商直接投资的技术外溢效应并不明显，并非源自贸易以及我国的开放程度，主要是受到国内人力资源开发以及金融发展水平的制约。
因此，在全球化、市场化和服务经济大发展的背景下，要提高FDI对我国经济增长的作用需在技术创新、人力资源开发和环境等方面作出更大的努力，有意识地提高自主创新能力。
参考文献
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马克思主义经典作家从揭示资本主义产生、发展和灭亡的规律出发，着重在资本主义生产关系层面上阐述了对外直接投资的经济现象。中国改革开放的总设计师邓小平同志则在经济体制改革、对外开放和发展市场经济过程中，从对外直接投资不断发展的实际出发，对对外直接投资进行了诸多科学的阐释。这些对外直接投资的思想，对进一步扩大中国对外直接投资具有重要的指导、借鉴和参考意义。
邓小平认为，中国对外开放决不是一个单向线性运动过程，而是一个双向非线性演进过程。也就是说，在改革开放初期，面对着资金短缺、技术落后、管理经验不足的情况，中国在对西方发达国家的开放中应主要作为“接受者”进行吸收和借鉴。而随着改革开放的不断深入，国家经济实力的不断增强，物质基础的日益雄厚，中国在吸引外资的同时也应积极对外投资建厂，逐步发展和壮大中国的跨国企业。
邓小平指出，“现在的世界是开放的世界”，[24]“中国的发展离不开世界”。[25]
“任何一个国家要发展，孤立起来，闭关自守是不可能的，不加强国际交往，不引进发达国家的先进经验、先进科学技术和资金是不可能的。”[26]此外，邓小平还论述了对外开放与独立自主的关系，“像中国这样大的国家搞建设，不靠自己不行，主要靠自己，这叫做自力更生。但是，在坚持自力更生的基础上，还需要对外开放，吸收外国的资金和技术来帮助我们发展。”[27]外国的技术只有和中国生产力的水平结合起来，才能转化为中国现实的生产力，才能不断增强自力更生的能力。因此我们既应该不断地扩大对外开放的力度，更应该不断地增强自力更生的能力，大胆开拓，走出国门，进行对外直接投资。
邓小平在大力推进对外开放的进程中，还清醒地认识到“发达国家欺侮落后国家的政策没有变。”[28]因此坚持对外开放这一基本国策，利用外资，学习外国先进科学技术和管理经验，是为了搞好社会主义经济建设，提高我国的综合国力。
只有不断增强综合国力，我们的国际利益才能得到有效地维护；反之，则会处处受制于人，国家利益不仅得不到有效的维护，甚至可能会受到冲击和侵害。
2对外直接投资理论
在中国的研究在对外直接投资理论方面，中国学者从不同的角度、不同的层面对中国企业对外直接投资行为进行了理论抽象，阐述其对外直接投资的动机、决定因素和行为方式等，形成了一系列对外直接投资理论。
吴彬、黄韬（1997）提出了对外直接投资的二阶段理论[29]，认为一国对外直接投资过程会经过“经验获得阶段”和“利润攫取阶段”。如果母国企业的总体营销能力高于东道国企业的一般水平，即处于优势状态，在此状态下进行对外直接投资，企业只需熟悉东道国市场运作的方式，故第一阶段会相对较短，而后可以通过追加投资充分发挥优势，在竞争中获得超额利润。如果母国企业处于劣势状态，企业的总体营销能力低于东道国企业的一般水平（若运用传统的fdi理论，这类企业是不会对外投资的），处于该种状态的企业进行对外投资时，不仅需要熟悉东道国的市场运作方式，更重要的是学习与积累经验，提高自己的总体营销能力。对于发展中国家而言，一般需要先向发达国家进行获得经验的对外投资，即经历第一阶段，占有了足够的经验之后才能转向第二阶段。
程惠芳（1998）比较优势理论[30]，对外直接投资的比较优势是指一国投资者在跨国投资活动中，在生产要素配置能力、产品生产与销售的效率与效益、投资产业和区位选择、国际市场进入与退出能力，以及从本国政府及宏观经济环境中所能获得支持等方面与国内外其他投资者进行综合比较所反映出来的相对优势。
因此，对外直接投资比较优势与人们所熟悉的一般意义上的比较优势有所不同，它具有层次性、相对性、潜在性和动态性等特点。比较优势只有在竞争过程中转化为国际竞争力或竞争优势才能有效实现比较利益。利用比较优势参与竞争有两种方式：一种是顺比较优势竞争方式；另一种是逆比较优势竞争方式。前者有利于提高一国产业或企业国际竞争力，加快经济发展；后者是指在经济发展中背离比较优势原则，其产业或企业国际竞争力提高则显得步履艰难。
3对中国对外直接投资理论的评价
关键词：外商直接投资；税收；协整分析；VEC模型
中图分类号：F832、6；F124 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）35-0100-02
引言
随着全球化进程的加快，我国的经济发展日益国际化，外商在我国的直接投资达到了空前的规模。与此同时，我国的税收收入也不断增加。现有的对于税收与FDI关系的研究一直停留在税收优惠对外商直接投资流入的激励作用上，忽视了税收投入带来的经济效应所引起的外商直接投资增长。考察税收对外资到底具有多大的吸引力，以及外资对我国税收有何贡献，成了我们迫切需要解决的问题。通过对税收与外商直接投资关系的经济分析，能够为今后在各种外部条件发生变化的情况下，如何更好地推动利用外资提供一定的借鉴。
本文运用协整分析、误差修正模型以及Granger因果关系，对我国1983—2009年外商直接投资实际金额与我国的财政税收收入进行研究，从根本上分析税收收入与FDI的长短期关系。
一、文献综述
（一）税收政策与FDI关系的分析综述
国内外学者关于税收与FDI的关系研究，多着重于税收的激励性政策与FDI的分析。就税收政策对FDI的效应分析大体也分为具有“有效性”和具有“非效率性”两种观点。
一些学者认为，税收激励政策对FDI是非有效率的。Jack M、Minz，Thomas Tsiopoulos （1992）在对中欧和东欧转型经济国家的FDI优惠政策研究后发现，税收优惠并不是吸引外国直接投资的有效方法。Aharoni（1966）对美国制造业公司对外投资方式进行了调查。结果显示，东道国政府的税收减让并没有影响外国公司的投资决定，所得税减免对外资的刺激很微弱。国内学者何永江 （1996）从理论上对外资优惠政策所带来的一系列负面作用进行了分析，并论证了取消外资优惠政策不会影响外商对我国的投资。郭培莉、王海勇（2006），通过三方面的分析来论证内外资企业所得税合并后税负的提高不会影响FDI进入的规模和速度。薛睿、李翠华、王如渊 （2006）通过分析我国现行税收政策对FDI的影响，认为如果仅靠税收优惠政策，我国很难在对FDI的竞争中继续占据有利的地位。
一些学者认为，税收激励政策对FDI是有效率的。Head、Ries、Swenson （1999）通过研究1980—1992年日本在美国的投资，检验投资鼓励政策对制造业外资的吸引效果。研究结果显示，贸易区、低税率等优惠政策的提供，对投资的区位选择有显著的效果。Buettner&Ruf（2007）通过使用公司层面的面板数据，分析了税收对德国FDI区位选择的影响，指出税收激励措施对FDI区位选择具有重要影响。李宗卉、鲁明泓（2004）运用面板模型分析不同种类的税收优惠政策对我国外商直接投资的影响，指出税收优惠政策不仅对增加外商直接投资具有显著的正效应，而且是影响外商直接投资在我国区位分布的重要因素。李永友、沈荣坤（2008）通过实证研究认为，税收政策是我国东中西部地区吸引外商直接投资的重要策略，特别是在我国经济不发达的地区以及引进外商直接投资的初期阶段，优惠的税价是增加区域FDI流入的主要手段之一。
（二）税收收入与FDI的关系综述
国内外关于税收收入与FDI关系的研究并不多。Gropp&Kostial（2000）在研究OECD国家1988—1997年的数据时，指出税率每上升10%，将减少0、3%的FDI流入同时增加0、2%的FDI流出。Foley&Hines（2004）通过分析美国跨国公司分支机构的数据，实证研究了非收入税即间接税对FDI的影响，指出地方间接税率每提高10个百分点，国外分支机构的资产减少7、1个百分点，产出下降2、9个百分点。张华（2007）用IS-LM模型的分析框架对外商直接投资和税收收入相互关系进行理论分析，发现外商直接投资流入与税收收入的增长之间形成相互促进的良性循环。张庆君、孙雅静（2008）用相关性分析、变参数模型、向量自回归模型研究了1993—2006年的相关统计数据，分析外商直接投资对我国涉外税收的影响，发现外商直接投资对我国涉外税收发挥了显著的作用，无论在短期还是长期内，外商直接投资都促进了外商投资企业所得税、关税和其他税收的增长。
二、理论与实证分析
本文选取1983—2009年外商直接投资实用金额FDI以及税收收入T作为样本。数据来自《中国统计年鉴2010》。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，因此，将FDI和T取自然对数，记为LNFDI和LNT。由于本文各变量的时间序列可能具有非平稳性，因此，我们先对各变量进行单位根平稳性检验，若为非平稳，我们将采用协整检验分析各变量之间的关系并建立误差修正模型。最后对变量之间的关系进行因果分析。
（一）单位根检验
为了保证模型的有效性，首先应用Dicker-Fuller 标准的单位根检验（ADF）对外商直接投资序列（LNFDI）、财政教育支出序列（LNT）、LNFDI的一阶差分序列（LNFDI）和（LNT）的一阶差分序列（LNT）的稳定性进行检验。检验结果发现时间序列FDI是不平稳，但其一阶差分在 5% 的置信水平下是平稳的，为1阶单整 I（1）；时间序列T也是不平稳的，其一阶差分在 1% 的置信水平下是平稳的，为 1 阶单整 I（1）。FDI和T都是一阶非平稳序列（同阶），满足协整分析的条件，因此，我们可以进一步利用协整分析方法分析它们之间的动态关系。
（二）协整检验并建立误差修正模型
由于本文所取样本较小，因此，本文采用基于VAR模型的Johansen协整检验法来检验变量的协整性。
1、VAR 模型的确定
Johansen检验基于 VAR 模型进行。VAR 模型采用了多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计出全部内生变量的动态关系。对 VAR（q） 模型来说，在建立模型过程中首先要确定最为合适的滞后期 q，为了选择最为合适的 q 值，本文根据 F P E （最终预测误差） 和 H Q（Hannan-Quinn）信息准则来进行判断，最终选择 q=2，此一选择也是出于样本量大小的考虑。所以，本文选择建立 VAR（3）模型。运用EVIEWS 6、0可以得到以下结果：
LNFDI=1、576730*LNFDI（-1）-0、911032*LNFDI（-2）+
0、257193*LNFDI（-3）-0、378109*LNT（-1）+0、055558*LNT（-2）+ 0、354938*LNT（-3）+ 0、340884
LNT=0、137376*LNFDI（-1）-0、142930*LNFDI（-2）+
0、040047*LNFDI（-2）+0、918253*LNT（-1）-0、017336*LNT（-2）+ 0、095609*LNT（-3）+ 0、007784
2、Johansen协整检验分析
协整检验模型实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型。本文从五种不同的结果分别做检验，发现选择数据空间没有确定性，协整方程有截距项无趋势时协整方程最佳。在这种情况下，Johansen协整检验结果的迹检验结果显示在5%的置信水平下，模型存在一个协整方程。于是我们可以进一步考虑建立起将它们的短期波动与长期均衡联系起来的向量误差修正模型来做进一步的研究。
3、VEC 模型的确定和分析
因为VAR模型的最优滞后期为3，我们选择最佳VECM滞后项2。利用 EViews6、0 计算 VECM 模型，由协整关系，我们可以得出VECM（-1）=LNT（-1）-8、111675*LNFDI（-1） +0、836849的误差修正项。即在其他条件不变的情况下，外商直接投资每增加1%，对应我国财政税收增加8、1%。
VEC模型结果
AIC=-3、05，SC=-2、41
上表第一列修正项系数分别为-0、004 663和-0、002 551，均为负值，说明偏离值自长期内能够达到均衡，符合理论实际。因此，根据VEC模型结果我们可以得到误差修正模型：
D（LNT）= -0、004663*VECM（-1）-0、071100*D（LNT （-1 ）） -
0、083930 D（LNT （-2）） +0、107803 D（LNFDI（-1））-0、041306*
D（LNFDI（-2））
D（LNFDI）=-0、002551*VECM-1-0、199928*D（LNT（-1））-
0、012128D（LNT（-2））+0、798269D（LNFDI（-1））-0、294150*D（LNFDI（-2））
其中，误差修正项VECM（-1）=LNT（-1）-8、111675*LNFDI（-1） +0、836849。上述两个方程的检验表明，残差序列满足正态分布，且无自相关性，从而验证了 VEC模型的有效性。同时 AIC 和 SC 值相当小，分别为-3、05和-2、41，说明模型整体解释力较强。
上述表达式中的 VECM 项是向量误差修正模型的核心部分，它表示对变量长期均衡关系在短期内的偏离可以起到调节作用。而它前面的系数估计值则反映了两个序列受到短期冲击后向长期均衡值调节的速度，其绝对值越大，则调节的速度越快。可以看到，T和 FDI的协整项对 D（LNT）的调整作用稍大。
（三） Granger 因果检验
基于 VECM 的 Granger 因果检验不仅可以考察变量间的短期因果关系，而且可以体现变量间由协整关系所形成的长期因果关系。本文采用的方法是 Wald- Granger 检验法，对建立的 VECM 模型中估计出的系数的显著性进行联合检验，来判断各变量长短期因果关系的方向。得到的检验结果为：在5%的置信水平下，FDI与财政税收之间存在短期的单向因果关系，即FDI是T变化的Granger 原因，但T不是FDI变化的Granger原因。
三、结论与建议
（一）有关结论
根据VEC模型的结果，我们可以得出这样一个结论：外商直接投资在长期内对我国税收的增长起到了积极的作用，同时税收的增加在长期内也为我国外商直接投资的增加提供了动力。根据基于VEC模型上的Granger因果关系检验，在短期内增加外商投资可以有效促进我国财政税收的增加。
（二）政策建议
关键词：证券 投资 研究对象
1 概述
当今中国的证券投资学教材，对证券投资的研究对象的阐述较少，国内比较知名作者吴晓裘，赵锡军、李向科等在其主编的证券投资学中都没有对证券投资学的研究对象进行界定和阐述，而一门科学的研究对象、内容和方法，需要在学习中完善，在完善中学习，通过不断地总结和修正，逐步完善这一学科，这一研究对证券投资理论发展和实践都具有十分重要的现实意义。
2 证券投资概述
投资包括直接投资和间接投资两大方面，直接投资是指各个投资主体为在未来获得经济效益或社会效益而进行的实物资产购建活动。如国家、企业、个人出资建造机场、码头、工业厂房和购置生产所用的机械设备等。间接投资是指企业或个人用其积累起来的货币购买股票、债券等有价证券，借以获得收益的经济行为。一切出于谋取预期经济收益为目的而垫付资金或实物的行为都可以看作是投资。
证券投资是指间接投资，即投资主体用其积累起来的货币购买股票、公司债券、公债等有价证券，借以获得收益的经济行为。证券投资属于非实物投资，投资者付出资金，购入的是有价证券，而不是机器、设备、黄金珠宝等实物。证券投资的收益一般包括股息、红利收益、资本收益、债息收益和投机收益。
证券投资是一种特殊的投资活动，与一般意义上的投资相比，具有高收益性、高风险性、期限性和变现性等特点。
3 证券投资与投机
投机起源于古代，早期的投机以赚取地区差价为主要方式，不同区域对不同种类产品生产与需求的差别性，为投机者赚取买卖差价创造了条件。进入商品社会后，投机范围日趋广泛，它已伸展到生产、流通、金融等众多领域。
投机的含义就是把握时机赚取利润。在证券投资学中，投机的基本含义则是：在信息不充分的条件下做出投资决策，试图在证券市场的价格涨落中获利。而这种价格波动带来的获利时机同样赋予所有的社会公众，并未偏向某种特定的人，但事实上只有少数人把握住了这种机会。少数投机者之所以能够成功，不只是他们熟悉市场的习性，具有丰富的经验，准确的预见力和判断力，更主要的是具有承担风险的勇气。承担较大的风险，赚取高额利润就是投机者根本的信条。而对于大多数人来说，并不愿意承担更大的风险，他们往往偏重于通过资金、劳动力等生产要素的投入以图赚取正常利润的投资行为。
证券投资与投机的区别主要表现为对预测收益的估计不同。普通投资者进行证券投资时，较为重视基础价值分析，以此作为投资决策的依据；证券投机者不排斥这些方法，但更重视技术、图像和心理分析。普通投资者除关心证券价格涨落而带来的收益外，还关注股息、红利等日常收益；而证券投机者只关注证券价格涨落带来的利润，而对股息、红利等日常收益不屑一顾。其次是所承担的风险程度不同。投资的收益与风险是成正比的。普通投资者对投资的安全性较为关注，主要购买那些股息和红利乃至价格相对稳定的证券，因而所承担的风险较小；投机者主要购买那些收益高而且极不稳定的证券，因而其所承担的风险较大。投机者既可能获得巨大的收益，也可能遭受巨大的损失。
证券投资与投机并没有本质上的区别，只是在程度上有差别。因此要把投资与投机完全区分开来是很困难的。投资是不成功的投机，投机是成功的投资。
4 证券投资学研究的对象