黃友星

(山東大學 管理學院,山東 濟南 250100)

中國海外直接投資母國驅(qū)動因素的實證研究

黃友星

(山東大學 管理學院,山東 濟南 250100)

對OFD I母國宏觀影響因素的研究,不能簡單歸結(jié)為企業(yè)將自身優(yōu)勢與宏觀因素相結(jié)合進行 OFD I的問題。因為,諸如母國 GDP、人均國民收入、外匯儲備等宏觀經(jīng)濟變量并不對企業(yè)的 OFD I決策構(gòu)成直接影響,而是通過企業(yè)規(guī)模,生產(chǎn)成本水平,外匯水平這些因素對企業(yè)OFD I決策產(chǎn)生間接影響。借助計量經(jīng)濟模型,以企業(yè) OFD I決策有關的單位企業(yè)規(guī)模、出口、匯率、生產(chǎn)成本、政府政策為解釋變量,選用 1986-2009年數(shù)據(jù)對影響中國 OFD I的母國因素進行實證分析,發(fā)現(xiàn)出口、匯率、政府政策是中國企業(yè) OFD I決策的主要影響因素,而單位企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)成本不是企業(yè) OFD I決策的影響因素。

海外直接投資 (OFD I);母國驅(qū)動因素;實證研究

一、問題的提出

自中國“走出去”戰(zhàn)略實施以來,對海外直接投資 (OFD I)獲得了快速發(fā)展。2002-2009年期間,中國OFD I年均增速達到 55.4%,尤其是 2009年中國的 OFD I流量為 565.3億美元,占全球的 5.1%,列世界第 5位,中國已經(jīng)成為世界 OFD I的重要力量。與此同時,一批具有世界規(guī)模的中國跨國企業(yè)正在迅速成長,2010年美國《財富》世界 500強中,上榜中國大陸企業(yè)為 42家,它們以占 500強企業(yè) 8.7%的營業(yè)額創(chuàng)造了19.9%的利潤。

不過,由于中國 OFD I起步較晚、規(guī)模較小,所以既往對中國 OFD I影響因素的研究多集中于對 OFD I東道國影響因素的研究,而對中國 OFD I母國影響因素的研究則偏重于母國宏觀因素與 OFD I規(guī)模關系的研究。因此,從企業(yè)的視角考察母國因素對中國企業(yè) OFD I決策的影響,中國 OFD I規(guī)模受到母國因素影響等問題,在以往的研究文獻中非常少見。眾所周知,企業(yè)是 OFD I投資行為的主體,那么從企業(yè)視角選取與企業(yè) OFD I決策直接相關的母國因素作為變量進行研究,其意義應當更具政策含義。

本文在對 FD I理論回顧的基礎上,借鑒已有對中國 OFD I母國影響因素的研究成果,并結(jié)合較新數(shù)據(jù),從企業(yè) OFD I決策視角對中國 OFD I的母國影響因素進行實證分析。

二、理論回顧與文獻綜述

FD I理論作為獨立的理論發(fā)端于 Hymer(1960)的壟斷優(yōu)勢論。此后,Vernon(1966)提出對外直接投資的 IPLC理論,即國際產(chǎn)品生命周期論,指出 OFD I發(fā)生于成熟或標準化產(chǎn)品階段。②Vernon.R.,International Investment and International Trade in Product Cycle[J].Quarterly Journal of Economics,May,1966:p.190-207.Barkey&Casson(1976)進一步將 FD I理論一般化,他們利用交易成本理論,提出 FD I產(chǎn)生于為克服中間市場不完全所導致的交易成本而發(fā)生的跨越國界的內(nèi)部化行為。Koj ima(1978)提出的“邊際產(chǎn)業(yè)”擴張論則認為依據(jù)比較優(yōu)勢原則的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移促進了雙方互補型貿(mào)易關系的形成。作為 FD I理論集大成者的 Dunning(1977)則通過對壟斷優(yōu)勢論、內(nèi)部化理論以及區(qū)位理論的結(jié)合,提出了國際生產(chǎn)折衷論,即OL I范式。指出,只有在同時具備所有權優(yōu)勢 (O)、內(nèi)部化優(yōu)勢 (I)和區(qū)位優(yōu)勢 (L)的條件下,FD I才是進入國際市場的最佳方式;之后他又進一步提出了 IDP理論即投資發(fā)展周期論,將一國經(jīng)濟發(fā)展水平與對企業(yè) OL I優(yōu)勢的動態(tài)影響以及 OFD I的水平相對應。①D unning.J.H.,Toward an Eclectic Theory of International Production:Some Empirical Tests[J].Journal of International Business Studies,vol.11,1980:p.9-13.Wells(1983)的小規(guī)模技術理論和 Lall(1983)的技術地方化理論則指出發(fā)展中國家 OFD I與其自身的比較優(yōu)勢有著密切關聯(lián)。傳統(tǒng) FD I理論在解釋中國的 OFD I現(xiàn)象時雖然存在著局限性,但其仍然是研究中國 OFD I的重要理論基礎。

對中國OFD I的母國影響因素的實證研究目前主要集中于 OFD I與單個或數(shù)個宏觀影響因素的關系問題上。周曄 (2005)利用 1984-2003年數(shù)據(jù)對影響我國 OFD I的國內(nèi)宏觀因素進行實證研究,得出影響 OFD I的主要因素為出口、GDP增長率和匯率,其中出口對 OFD I有最為顯著的正向影響,出口與投資之間有互補關系。②周曄:《我國對外直接投資宏觀影響因素研究》,《企業(yè)經(jīng)濟》2005年第 6期。邱成立、王鳳麗 (2008)則以 1993-2006年的數(shù)據(jù)為基礎進行實證研究,發(fā)現(xiàn)出口與 OFD I呈顯著負相關關系,而資源需求、工資水平與OFD I呈顯著正相關關系。馬巍 (2010)選用以中國省市為單位的 2004-2008年數(shù)據(jù),運用協(xié)整理論,Granger檢驗等方法進行面板數(shù)據(jù)分析,發(fā)現(xiàn) OFD I與 GDP、OFD I存量、出口、全員勞動生產(chǎn)率呈顯著正相關,與勞動力成本呈顯著負相關,與全國層面的研發(fā)投入關系不顯著,但東部地區(qū)研發(fā)投入對OFD I有顯著影響。樸杉杉 (2010)采用 2003-2007年省級面板數(shù)據(jù),利用動態(tài) VAR模型對OFD I與進出口關系進行實證研究,發(fā)現(xiàn) OFD I是出口的 Granger原因,而 OFD I與進口間不存在 Granger因果關系。黃武俊、燕安(2010)在比較中國OFD I流量與存量數(shù)據(jù)和多種模型的基礎上,對我國的投資發(fā)展路徑(I

DP)進行了實證檢驗,結(jié)果顯示,中國處于 IDP的第三階段即所有權和內(nèi)部化優(yōu)勢開始增強,OFD I流出增速的階段。

筆者認為,對 OFD I投資區(qū)位影響因素的研究,可以歸結(jié)為企業(yè)對 OFD I投資區(qū)位的選擇問題,即 Dunning在 OL I范式中對區(qū)位優(yōu)勢的利用問題。然而,對 OFD I母國宏觀影響因素的研究,卻并不能簡單歸結(jié)為企業(yè)將自身優(yōu)勢與宏觀因素相結(jié)合進行 OFD I的問題。因為,諸如母國 GDP、人均國民收入、外匯儲備等宏觀經(jīng)濟變量并不對企業(yè)的OFD I決策構(gòu)成直接影響,而是通過企業(yè)規(guī)模,生產(chǎn)成本水平,外匯水平這些因素對企業(yè) OFD I決策產(chǎn)生間接影響。另外,經(jīng)驗研究表明,政府政策對 OFD I有著重要影響,因此有必要對其進行進一步的定量化研究。為此,本文擬從以下三個方面對既有研究進行擴展:

1.以企業(yè)視角選取與企業(yè)OFD I決策直接相關的母國因素變量。

2.選取反映企業(yè)所有權優(yōu)勢的變量進行定量研究。

3.重視政府政策的影響,設計相應的變量進行定量研究。

三、計量模型與檢驗

(一)變量設計與選擇

1.研究選取的變量。

被解釋變量。中國對外直接投資 (OFD It),即將中國對外直接投資額作為本研究的被解釋變量,為確保統(tǒng)計數(shù)據(jù)的精確性和有效性,研究選取的中國 OFD I額為非金融業(yè)的 OFD I額,③O FD I額使用非金融業(yè)OFD I額主要基于以下兩點考慮:1.《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》自 2006年開始的OFD I額為包括金融業(yè)的全行業(yè)OFD I額,前后統(tǒng)計口徑發(fā)生變化。2.金融業(yè)OFD I其內(nèi)部驅(qū)動因素較一般產(chǎn)業(yè)的OFD I更為復雜,更適于單獨研究。故本文將金融業(yè) OFD I額剔除。并以 GDP平減指數(shù)對 OFD I額進行平減,④對OFD I額使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減更為合理,但 1991年中國才開始統(tǒng)計固定資產(chǎn)價格指數(shù),故使用與其相近的 GDP平減指數(shù)對OFD I額進行調(diào)整。以消除價格因素的影響。

解釋變量和預期假設。本文將對中國企業(yè)OFD I決策產(chǎn)生直接影響的因素分為兩類:一類是與企業(yè)自身能力相關的內(nèi)部因素;另一類是可能對企業(yè)決策產(chǎn)生影響的外部因素。

內(nèi)部因素:變量 1,單位企業(yè)規(guī)模 (SCt-1),研究假定 H1:單位企業(yè)規(guī)模與 OFD I呈顯著正相關關系。變量 2,出口水平 (EXt-1),研究假定 H2:出口水平與 OFD I呈顯著正相關關系。

外部因素:變量 3,匯率水平 (EXRAt-1),研究假定 H3:直接匯率與 OFD I呈顯著負相關關系。變量 4,生產(chǎn)成本水平 (WAt-1),研究假定 H4:生產(chǎn)成本與OFD I呈顯著正相關關系。變量 5:政府政策 (POt),研究假定 H5:政府政策與 OFD I呈顯著正相關關系。

2.樣本數(shù)據(jù)來源。

樣本數(shù)據(jù)選取可獲的連續(xù)性數(shù)據(jù)。OFD I為 1987-2009年非金融業(yè) OFD I,其中 1987-2002年數(shù)據(jù)來源于UNCT AD的《世界投資報告》,2003-2009年數(shù)據(jù)來自商務部 2003-2009年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;企業(yè)主營業(yè)務收入、企業(yè)個數(shù)、出口總額、人民幣兌美元直接匯率、年度職工平均工資、CPI為 1986-2008年數(shù)據(jù),來源于各年版《中國統(tǒng)計年鑒》,GDP平減指數(shù)為 1986-2009年數(shù)據(jù),取自世界銀行。金額數(shù)據(jù)均以人民幣計價。①由于使用各類國內(nèi)價格指數(shù)對金額進行平減,因此金額數(shù)據(jù)均以人民幣計價。

(二)計量模型的提出

對政府政策變量以外的所有變量取對數(shù)以消除線性趨勢,建立如下計量模型:

其中,t為時間下標,ζt為隨機擾動項。

(三)模型估計與計量檢驗

使用計量軟件 Eviews5.0,采用 OLS回歸分析對計量模型進行估計,得到如下計量模型擬合結(jié)果:

括號內(nèi)為 t值的相伴概率:

雖然該計量模型擬合優(yōu)度較高,調(diào)整后的可決系數(shù)達 0.931847,但 SCt-1、WAt-1均不能通過 5%顯著性水平的 t檢驗,考慮到模型中變量較多,可能存在嚴重的多重共線性問題,因此考慮剔除冗余變量,使用Testdrop檢驗對變量進行篩選,并建立修正后的計量模型:

其中,t為時間下標,ζt為隨機擾動項。

修正后的計量模型 F統(tǒng)計量以及各 t統(tǒng)計量在 1%水平上均顯著,模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度為 0.9326,可以認為擬合情況較好。且A I C和 SC信息量分別為 0.557537、0.804383,較修正前均有一定程度的下降,因此可認為對單位企業(yè)規(guī)模(SCt-1)的剔除使計量模型獲得了改進。為確保計量模型的科學性和精確性,進一步進行下列檢驗:

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。對計量模型的殘差ζt進行 ADF單位根檢驗,t統(tǒng)計量為 -4.101,小于 1%顯著性水平下的臨界值 -3.788,通過了 1%顯著性水平的檢驗。因此,拒絕原假設,即認為不存在單位根,計量模型數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,該回歸不是偽回歸。

2.異方差檢驗。使用不含交叉項的 White檢驗,其 Obs＊R-squared的相伴概率為 0.1015,不能通過5%顯著性水平的檢驗,因此不能拒絕原假設,即認為模型中不存在異方差。

3.序列相關檢驗.采用 Durbin-Watson檢驗對模型的序列相關性進行分析,根據(jù)修正模型回歸結(jié)果,D.W.統(tǒng)計量為 1.812348,查表可知在 N=23,K=4,顯著性 5%時,dl=0.99,du=1.79,因此 1.79=du<1.812348<4-du=2.21,表明樣本觀測值不存在正的或負的一階自相關。

4.多重共線性檢驗。采用V IF法(方差擴大因子法)檢驗計量模型的多重共線性。通過計算,各自變量序列膨脹因子依次為 8.0513、0.9224、7.7601、1.0187,膨脹因子均值為 4.4381,均小于 10,因此可認為計量模型不存在嚴重的多重共線性現(xiàn)象。

通過上述檢驗,可認為修正后的計量模型比較合理,于是得到如下回歸方程:

四、對回歸結(jié)果的描述和解釋

該計量模型的可決系數(shù)為 0.9448,經(jīng)過調(diào)整后的可決系數(shù)達到 0.9326,即模型中的解釋變量大約可以對 OFD I規(guī)模產(chǎn)生影響的全部因素的 93.26%做出解釋,這表明計量模型具有較高的擬合優(yōu)度;t統(tǒng)計量在1%水平上均顯著,表明各解釋變量系數(shù)均高度顯著。因此,該模型可以對我國 OFD I的規(guī)模做出較為精確的解釋。其中,出口、政府政策與 OFD I呈顯著的正相關關系,直接匯率、生產(chǎn)成本與 OFD I呈顯著的負相關關系。

(一)出口水平與 OFD I呈現(xiàn)顯著的正相關關系

出口對 OFD I的彈性系數(shù)為 3.43,即出口總額每提高 1%,OFD I將增加 3.43%。這與預期假設一致,表示出口與OFD I間存在著很強的互補關系,存在貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)象。這符合企業(yè)通過出口打開東道國市場,在市場信息達到一定積累時再進行對外直接投資的一般 OFD I路徑。對東道國市場的既有出口水平是中國企業(yè) OFD I決策的內(nèi)部影響因素。

同時,這也說明投資對出口的創(chuàng)造效應遠大于對出口的替代效應。資源尋求型OFD I和市場尋求型OFD I均可產(chǎn)生出口創(chuàng)造效應,前者表現(xiàn)為資本品的出口,后者則會通過投資促進東道國市場的擴大,帶動資本品、中間產(chǎn)品和制成品的出口;而出口替代效應則相對較小,商品生產(chǎn)的跨國轉(zhuǎn)移會產(chǎn)生產(chǎn)品當?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷第三國乃至東道國對產(chǎn)品進行模仿后出口的效果 (Vernon,1966),而此類OFD I形成正是 Koj ima(1978)提出的邊際產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移過程,而由模型中出口與 OFD I的互補關系可以推定,此類 OFD I的規(guī)模較小。另一方面,由于資源尋求型OFD I和市場尋求型 OFD I產(chǎn)生的出口在很大程度上表現(xiàn)為跨國公司的公司內(nèi)貿(mào)易,因此出口與OFD I的顯著正相關也在一定程度上表明我國企業(yè)的國際經(jīng)營能力正在增強,特別是與之相關的內(nèi)部化能力獲得了顯著成長,內(nèi)部化優(yōu)勢趨于增強。

(二)直接匯率與 OFD I呈現(xiàn)顯著的負相關關系

直接匯率對 OFD I的彈性系數(shù)為 -2.45,即人民幣兌美元匯率每提高 1%,OFD I將增加 2.45%。這與預期假設一致,表明我國企業(yè)有效地利用了人民幣匯率升值這一促進 OFD I的主動時機性因素,使 OFD I獲得了人民幣升值帶來的資產(chǎn)效應。這一實證結(jié)果也符合 Alibert關于相同收益流量條件下,本幣升值所引發(fā)的資本化率的提高,會帶來更高的資產(chǎn)價值的理論。這表明發(fā)達國家與發(fā)展中國家企業(yè)的 OFD I對匯率水平的反應是相似的。匯率水平是中國企業(yè)進行OFD I決策的外部影響因素。

(三)生產(chǎn)成本與 OFD I呈現(xiàn)顯著的負相關關系

生產(chǎn)成本對 OFD I的彈性系數(shù)為 -3.12,即年度職工平均工資每提高 1%,OFD I會減少 3.12%。這和生產(chǎn)成本與 OFD I呈顯著正相關的預期假設相反。這說明,一方面中國OFD I中具有邊際產(chǎn)業(yè)特征的效率尋求型 OFD I比例較小;另一方面,可能意味著中國 OFD I中追求外部規(guī)模經(jīng)濟即范圍經(jīng)濟的 OFD I比例較大。

邊際產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)成本會表現(xiàn)出較高的敏感性,使生產(chǎn)成本與 OFD I呈正相關關系,而中國國內(nèi)生產(chǎn)成本與OFD I呈高度負相關這一實證結(jié)果進一步表明中國OFD I并不具有邊際產(chǎn)業(yè)的特征。2009年,中國非金融 OFD I中,投向租賃與商務服務業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)與零售業(yè)的比例依次為 42.8%、27.9%、12.8%,而制造業(yè)僅占 4.7%。①商務部:《2009年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》[EB/OL].http://hzs.mofcom.gov.cn.2010.且有相當部分投資于交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械與器材制造業(yè)、通訊設備、計算機及其它電子設備制造業(yè)等產(chǎn)業(yè),而這些產(chǎn)業(yè)對勞動力相關生產(chǎn)成本敏感度相對較低。同時,由于中國國內(nèi)區(qū)域間勞動力成本的差異,使邊際產(chǎn)業(yè)的國際轉(zhuǎn)移可能被國內(nèi)轉(zhuǎn)移替代,從而極大地減少了邊際產(chǎn)業(yè)型 OFD I的發(fā)生。另外,尋求范圍經(jīng)濟的OFD I會產(chǎn)生向特定區(qū)域集中的趨勢。由于勞動力成本的長期上升趨勢往往伴隨著國家整體經(jīng)濟水平的逐步提高,投資環(huán)境得到持續(xù)改善,而中國目前 OFD I集中的租賃、商務服務業(yè)、批發(fā)、零售業(yè)等行業(yè)可能因范圍經(jīng)濟集聚的原因而產(chǎn)生對高水平整體投資環(huán)境更強的投資傾向,國內(nèi)投資環(huán)境的改善可能減弱以上產(chǎn)業(yè)對外投資的驅(qū)動力。因此,以勞動力為代表的生產(chǎn)成本并不是中國企業(yè)進行OFD I決策的外部影響因素。

(四)政府政策與 OFD I呈現(xiàn)顯著的正相關關系

政府政策對 OFD I的彈性系數(shù)為 0.83,即政府的 OFD I促進政策水平每提高 1%,將會為 OFD I帶來 0.83%的增長。這與預期假設一致。雖然政府政策是模型的四個變量中對 OFD I彈性唯一小于 1的變量,但考慮到研究中對政府變量的設計只考慮OFD I促進政策的短期影響,同時假定各政策的激勵水平是相等的。而事實上,政府的任何一項與 OFD I相關的政策對 OFD I產(chǎn)生的影響都將是長期的,政策的效果也存在著差異,這種簡易的變量設計方法會使該解釋變量對因變量的影響縮小化。實際中,政府的 OFD I促進政策對OFD I的彈性系數(shù)的確高于計量模型中 0.83的估計。這說明,中國政府旨在促進中國對外直接投資的政策對OFD I的增長有明顯的推動作用,政府行為可以對 OFD I的規(guī)模產(chǎn)生有效地影響。因此,政府政策是中國企業(yè)進行 OFD I決策需考慮的外部影響因素

(五)企業(yè)規(guī)模與 OFD I不存在顯著相關關系

中國OFD I與其自身的所有權優(yōu)勢變動并不存在顯著相關性,這一實證結(jié)果與二者呈顯著正相關關系的預期假設完全不同。這意味著在整體上,代表企業(yè)國際競爭力的所有權優(yōu)勢并不是中國企業(yè)進行 OFD I決策的內(nèi)部影響因素。

筆者認為,中國OFD I的增長與所有權優(yōu)勢無關這一現(xiàn)象,與政府行為的短期影響有著內(nèi)在的關聯(lián),政府擁有超乎一般企業(yè)的強大經(jīng)濟實現(xiàn)能力,政府通過扶持手段可以實現(xiàn)對企業(yè) OFD I的有效介入,從而迅速彌補由于企業(yè)所有權優(yōu)勢缺失所造成的OFD I內(nèi)部驅(qū)動不足,形成政府優(yōu)勢對企業(yè)所有權優(yōu)勢的短期替代?！?009年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示中國OFD I的投資主體主要為國有企業(yè),2009年中央企業(yè)對外直接投資 382億美元,占流量的 67.6%,2009年末的國有企業(yè) OFD I占存量的 69.2%。中國 OFD I主體的國有性質(zhì)與發(fā)達國家的OFD I私人資本特征存在著明顯的差異;2008年,中國進入《財富》雜志世界 500強的26家企業(yè)均為國有企業(yè),其中 24家企業(yè)為國資委管轄。①大橋英夫、丸川知雄:《中國企業(yè)のルネサンス》,東京:巖波書店 2009年版,第 35頁。而 2009年末中國非金融類 OFD I存量前五十大企業(yè)幾乎均為國有企業(yè)或國有控股公司。事實上,即便在產(chǎn)權清晰的條件下,國有企業(yè)仍然難以擺脫政府行為的影響,從而形成國家政府行為與企業(yè)投資行為一定程度上的同一化,而這應該歸屬于 Dunning提及的制度性資產(chǎn)對企業(yè)OFD I的影響問題。正是基于中國企業(yè)背景形成的特有的制度性資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對中國企業(yè)的OFD I決策產(chǎn)生了影響。

五、幾點啟示

傳統(tǒng)的西方 FD I理論并不能對中國企業(yè)的 OFD I現(xiàn)象做出完整合理的解釋,實證研究的結(jié)果也支持中國 OFD I成因的復雜性,從帶有中國特色的 OFD I中可以獲得如下幾點啟示:

(一)重視政府 OFD I扶植政策的合理運用

政府扶植和政策支持對中國OFD I增長的促進作用是明顯的。對于尚處于起步期的中國 OFD I,政府力量的有效發(fā)揮有著至關重要的作用。日本戰(zhàn)后運用政府力量對弱小產(chǎn)業(yè)的重點培植,最終培育出一批極具國際競爭力的產(chǎn)業(yè),這一成功經(jīng)驗說明政府行為可以有效克服由于市場不完全所導致的后發(fā)國家企業(yè)國際競爭力不足的劣勢。因此,對于中國 OFD I的發(fā)展也應注重發(fā)揮政府的力量,但是這種保護性的優(yōu)勢替代應當建立在以保護促進競爭力的形成基礎之上,即在保護期內(nèi)形成企業(yè)自己的所有權優(yōu)勢,而不能形成對政府的依賴。

(二)發(fā)揮出口與 OFD I的互補效應,促進貿(mào)易投資一體化優(yōu)勢的擴大

現(xiàn)階段出口仍是對中國OFD I增長最具推動作用的因素,而 OFD I對于貿(mào)易的反向刺激作用亦十分明顯。中國企業(yè)進行OFD I的市場信息和經(jīng)驗的積累主要來源于對特定市場的出口,而OFD I的產(chǎn)生又使貿(mào)易在特定市場上呈現(xiàn)出進一步深化的趨勢。在出口與OFD I的互動過程中,中國跨國公司的內(nèi)部化能力正在獲得持續(xù)的成長。

(三)對匯率有利時機的利用為中國 OFD I開辟了海外資產(chǎn)升值的通道

在對匯率時機的利用問題上,中國企業(yè)與發(fā)達國家跨國公司表現(xiàn)出相同的高敏感傾向,企業(yè)的 OFD I決策都將因匯率變動而產(chǎn)生的資產(chǎn)效應作為是否進行OFD I的重要因素。同時,這也反映出經(jīng)過一定時期的OFD I摸索開創(chuàng)期,中國企業(yè)對國際市場環(huán)境的適應能力的增強以及 OFD I決策水平的提高。

(四)注重改善國內(nèi)整體投資環(huán)境,減少 OFD I投資區(qū)位扭曲產(chǎn)生的效率損失

當前,中國 OFD I正在實現(xiàn)由垂直型 OFD I為主向水平 OFD I為主的轉(zhuǎn)變,OFD I的整體升級意味著投資將更加注重外部規(guī)模經(jīng)濟的獲取,而勞動力成本因素在中國企業(yè) OFD I決策中的作用呈下降趨勢。因此,加大力度積極改善國內(nèi)投資環(huán)境,有利于中國企業(yè) OFD I決策的進一步合理化,減少由于國內(nèi)投資環(huán)境不完善而產(chǎn)生的對外直接投資區(qū)位扭曲現(xiàn)象,為OFD I取得范圍經(jīng)濟創(chuàng)造平衡的基礎投資環(huán)境。

F752 [

A

]1003-4145[2011]04-0136—05

2011-01-09

黃友星,男,山東大學與日本大學經(jīng)濟學研究科交換留學生,山東大學管理學院碩士研究生。

(責任編輯:欒曉平 E-mail:luanxiaoping@163.com)