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        中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素分析

        2019-07-08 02:10:06戴冠
        經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊 2019年15期
        關(guān)鍵詞:區(qū)位選擇引力模型對外直接投資

        戴冠

        摘 要:選取2016年我國對外直接投資流量排名靠前的16個國家,運(yùn)用Stata軟件研究我國2009—2016年這八年間對沿線樣本國家投資區(qū)位選擇的決定因素。并借鑒投資引力模型對影響我國對外直接投資的因素進(jìn)行實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)我國對樣本國家的投資在很大程度上受到了東道國GDP、雙邊貿(mào)易、技術(shù)稟賦、城市化進(jìn)程、國家類型等因素的影響,最后結(jié)合我國實(shí)際國情為我國對外直接投資提出對策建議。

        關(guān)鍵詞:對外直接投資;區(qū)位選擇;影響因素;引力模型

        中圖分類號:F830.59 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A ? ? ?文章編號:1673-291X(2019)15-0067-04

        一、中國直接對外投資區(qū)位分布特征及存在的問題

        在“經(jīng)濟(jì)全球化”這雙隱形手的推動下,世界格局瞬息萬變,發(fā)生了巨大變化,新興經(jīng)濟(jì)體正迅速興起和發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)全球化的新形勢下,我國堅持奉行并不斷完善“走出去”戰(zhàn)略,提升綜合國力,積極推進(jìn)“一帶一路”建設(shè),對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment,簡稱OFDI)的規(guī)模在不斷擴(kuò)大。在此背景下,中國企業(yè)海外直接投資的區(qū)位選擇出現(xiàn)了一些新的特點(diǎn),但同時也暴露出一些問題。

        (一)中國對外直接投資區(qū)位分布特征

        總體來看,近年來,我國對外直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大,質(zhì)量和效率也在逐步提高。我國在對外直接投資區(qū)位選擇上分布特點(diǎn)如下:

        1.較偏重于拉美地區(qū)的投資。數(shù)據(jù)表明,在各大洲投資分布上,對亞洲投資最多,其次就是拉丁美洲2 071.5億美元,占比15.3%;歐洲872億美元,占比6.4%;北美洲754.7億美元,占比5.6%。中國企業(yè)對拉美地區(qū)的直接投資從2007年的49億美元上升到2016年的298億美元,投資規(guī)模迅速擴(kuò)大。

        2.中國對于亞洲地區(qū)的投資一直占有較大比重。中國在投資國家的選擇上,一直保持著“由近及遠(yuǎn)”。在投資初期,風(fēng)險未知,只能選擇距離較近的國家,而對于距離較遠(yuǎn)的,因?yàn)闆]有足夠認(rèn)知和了解而選擇不投資。所以,我國為了降低風(fēng)險、節(jié)約成本,往往優(yōu)先選擇距離較近的地區(qū)進(jìn)行投資。

        3.對發(fā)展中國家的投資優(yōu)先于發(fā)達(dá)國家。一些發(fā)展中國家也擁有豐富的自然資源、勞動力,它們所次于西方國家的僅僅是工業(yè)技術(shù),但仍是具有投資潛力的市場及自然資源供給地。其次,傳統(tǒng)行業(yè)需要與時俱進(jìn),開辟新的市場,我國相對于這些發(fā)展中國家,也具有一定技術(shù)上的優(yōu)勢,能夠在東道國的市場上具有一定的發(fā)展及進(jìn)步潛力。

        4.我國投資需求傾向于資源尋求。2007—2016年,在連續(xù)十年的投資中,中國采對外直接投資流向的前四大產(chǎn)業(yè)中,采礦業(yè)一直占有較大比重。由此說明,我國投資傾向于資源豐富的國家。

        (二)中國OFDI區(qū)位分布存在的問題

        1.我國OFDI的區(qū)位相對集中,容易增加海外投資的風(fēng)險。俗話說,不能把所有雞蛋放在同一個籃子里。若投資區(qū)位集中,一旦發(fā)生經(jīng)濟(jì)風(fēng)險,很容易像多米諾骨牌那樣產(chǎn)生連帶作用,加劇企業(yè)間因投資失敗帶來的損失,同時也加劇本國企業(yè)與東道國的競爭,不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

        2.在產(chǎn)業(yè)分布上的投資也高度集中。目前,中國對外投資已涵蓋18個行業(yè)大類。其中,租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、制造業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)這四個傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)投資存量比重已經(jīng)超過總投資的70%,投資較為集中,制約了OFDI提高國際競爭力的可能性。

        基于以上問題,本文通過對我國OFDI相關(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究,來分析OFDI區(qū)位選擇的趨勢及其影響因素,優(yōu)化我國OFDI的區(qū)位選擇。

        二、文獻(xiàn)綜述

        (一)對外直接投資區(qū)位選擇的理論分析研究

        國際生產(chǎn)折中理論由J.H.Dunning(1977)提出,該理論是首個在投資理論中引入?yún)^(qū)位因素。該理論指出,區(qū)位優(yōu)勢可以促進(jìn)OFDI,強(qiáng)調(diào)區(qū)位因素的重要性,區(qū)位因素主要包括與東道國的距離、自然資源、市場等因素。Daniel(2006)從國際拓展的角度來研究中國企業(yè)的投資動機(jī),最終得到的結(jié)果是中國對外直接投資選擇區(qū)位時重點(diǎn)考慮的因素是尋求新市場、獲得創(chuàng)新技術(shù)。

        林毅夫等(1999)提出在投資區(qū)位選擇上,我國應(yīng)充分考慮比本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的發(fā)展中國家或地區(qū),在投資區(qū)位的選擇要遵循“慢半拍”的原則。孫歡(2013)認(rèn)為,我國企業(yè)OFDI區(qū)位選擇應(yīng)充分考慮到投資動因,投資動因的不同決定區(qū)位選擇的方向。在文中,作者歸納了四種動因,即尋求市場、資源、技術(shù)和效率動因,并圍繞這四種動因展開OFDI區(qū)位確定的方向。

        (二)對外直接投資區(qū)位選擇的實(shí)證分析研究

        S.V.Alecsandru&D.A.Raluca(2015)以羅馬制造業(yè)為研究對象,在通過預(yù)先定義的5個標(biāo)準(zhǔn)的235家公司篩選后,作為樣本,使用 SPSS 軟件來確定對外直接投資的主要決定因素。B.Ramasamya&M.Yeung&S.Laforet(2012)通過評價2006—2008年間中國上市公司的跨國區(qū)位決策,基于泊松數(shù)據(jù)回歸模型的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)公司所有權(quán)的差異很大程度上能夠決定國際化決定因素。

        國內(nèi)研究方面,李剛(2015)通過在文中建立Logit模型,分析工資水平對OFDI區(qū)位選擇的影響,同時也指出東道國工資水平對東道國勞動力的影響。李麗華(2011)認(rèn)為,在所研究的2003—2009年中國進(jìn)行對外直接投資的66個國家(地區(qū))中,通過建立面板數(shù)據(jù)模型,可以分析文化因素對區(qū)位選擇的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn),文化差異與中國對外直接投資存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

        目前,關(guān)于OFDI的理論研究,國內(nèi)外理論已相對成熟,但考慮到區(qū)位選擇的因素多樣性,所以總的來看,對于OFDI區(qū)位選擇的研究還有待補(bǔ)充和完善。如,在我國OFDI規(guī)模不斷變化的背景下,我國對外直接投資是否更偏好制度環(huán)境不完善的市場還有待研究。其次,我國對外直接投資起步較晚,金融危機(jī)過后,我國OFDI的區(qū)位分布是否發(fā)生了新變化?

        三、實(shí)證研究

        投資引力模型源于牛頓的萬有引力定律,最初的引力模型是為了研究兩國之間的貿(mào)易流量,后經(jīng)過Anderson努力,將引力模型應(yīng)用于投資流量問題。本文試圖通過計量分析,在借鑒和學(xué)習(xí)其他學(xué)者研究的基礎(chǔ)上,擬從市場規(guī)模、貿(mào)易總額、科學(xué)技術(shù)水平、發(fā)展水平類型、城市化程度等因素來做分析,并提出以下理論假設(shè)。

        (一)變量選擇

        假設(shè)一:東道國市場規(guī)模對中國對外直接投資有顯著影響且正相關(guān)。

        跨國公司選擇投資地區(qū),市場規(guī)模是必不可少的參考依據(jù)。一般來說,企業(yè)傾向于投資市場規(guī)模較大的地區(qū)。

        變量1:東道國的市場規(guī)模,用東道國年GDP表示。數(shù)據(jù)來源于各期《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

        假設(shè)二:貿(mào)易也是直接投資選擇的另一重要指標(biāo)。小島清認(rèn)為,貿(mào)易與投資具有互補(bǔ)性。因此,我國企業(yè)優(yōu)先選擇貿(mào)易量較大的國家進(jìn)行投資。

        變量2:雙邊貿(mào)易規(guī)模大小,用我國對東道國年雙邊貿(mào)易量總額(TRA)來表示。

        假設(shè)三:東道國技術(shù)水平對母國OFDI的區(qū)位選擇具有一定的影響。技術(shù)越發(fā)達(dá)的地區(qū)和國家,越能夠吸引外資,從而通過技術(shù)學(xué)習(xí),投資國企業(yè)能夠獲取核心技術(shù)及經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)。

        變量3:東道國技術(shù)水平采用HIT(東道國高科技出口額占制成品比重)衡量,預(yù)期作用為正。數(shù)據(jù)來源于世界銀行網(wǎng)站。

        假設(shè)四:我國企業(yè)將優(yōu)先投資發(fā)展中國家而不是發(fā)達(dá)國家。通過歷年投資數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),對發(fā)展中國家的直接投資占我國對外直接投資總額的85%以上。

        變量4:東道國的發(fā)展水平類型(CT,指發(fā)展中國家或發(fā)達(dá)國家)。發(fā)達(dá)國家定義為0,發(fā)展中國家定義為1。設(shè)置虛擬變量。

        假設(shè)五:已有研究表明,一國城鎮(zhèn)化水平與吸引外資企業(yè)密切相關(guān)。數(shù)據(jù)來源于世界發(fā)展指標(biāo)(WDI)數(shù)據(jù)庫。

        變量5:用各國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋矸磻?yīng)該國的城鎮(zhèn)化水平,用符號URB表示。

        (二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

        本文研究采用橫截面數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)綜合的面板數(shù)據(jù),被解釋變量OFDI的樣本選取為2016年我國對外投資流量排名前二十的國家(地區(qū)),我國對排名前二十的國家對外投資流量達(dá)到總投資的95%,具有一定的代表性。數(shù)據(jù)來源于《2016年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。在數(shù)據(jù)采集的過程中,將沒有統(tǒng)計出連續(xù)數(shù)據(jù)的國家,如以色列以及典型的“避稅天堂”如中國香港、開曼群島、百慕大和英屬維爾京群島從樣本中剔除,剩下美國、澳大利亞、新加坡等共16個國家或地區(qū)。

        (三)模型設(shè)定

        根據(jù)上述理論假設(shè)及其代理變量,建立如下計量模型:

        ln(OFDIxt)=?琢0+?琢1ln(GDPxt)+?琢2ln(TRAxt)+?琢3HITxt+?琢4CTxt+?琢5URBxt+?著0

        式中,ln(OFDI)為中國對外直接投資流量,ln(GDP)為各國國內(nèi)生產(chǎn)總值,ln(TRA)為我國與東道國的雙邊貿(mào)易量總額,HIT為東道國高科技出口額占制成品比重,CT為東道國發(fā)展水平類型,URB為各國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?。其中,x表示國家下標(biāo),t表示時間下標(biāo),xt即為t時期x國家的相關(guān)數(shù)值,?著0為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

        (四)實(shí)證檢驗(yàn)

        在實(shí)證檢驗(yàn)前,本文運(yùn)用Stata14.0軟件,首先采用方差膨脹因子(Variance Inflation Factor,VIF)法來檢驗(yàn)各個變量之間是否存在多重共線性的問題,結(jié)果發(fā)現(xiàn)各個變量的方差膨脹因子均小于10,表明變量之間沒有嚴(yán)重的多重共線性,可以進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。同時,采用自然對數(shù)極大地壓縮了方差較大的變量,很大程度上控制了異方差問題。

        首先,采用 F檢驗(yàn)來對混合回歸模型和固定效應(yīng)模型的選擇作出判斷。因?yàn)楸疚氖茄芯坎煌瑖鴦e(地區(qū))的對外直接投資,因此選擇個體固定效應(yīng)模型。經(jīng)過假設(shè)檢驗(yàn)后,F(xiàn)值符合要求,但對于不隨時間改變的虛擬變量,固定效應(yīng)模型無法估計。因此,本文應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型。對隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果(如表1所示)。

        對于隨機(jī)效應(yīng)模型是否存在異方差性進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了同方差的原假設(shè),即認(rèn)為模型存在異方差。為了消除異方差對回歸的影響,我們可以使用FGLS對模型進(jìn)行修正,修正結(jié)果(如表2所示)。

        (五)回歸結(jié)果分析

        回歸結(jié)果顯示,市場規(guī)模因素國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、技術(shù)稟賦HIT在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn),且均為負(fù)號,即具有顯著負(fù)影響,與預(yù)期結(jié)果相反;國家發(fā)展類型這一指標(biāo)沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明該指標(biāo)不能直接影響對我國OFDI對區(qū)位的選擇。關(guān)于我國傾向于投資市場規(guī)模較小的國家,可能解釋如下:發(fā)達(dá)國家自身擁有先進(jìn)的技術(shù)、企業(yè)管理經(jīng)驗(yàn),那么他們就很容易立足于市場,并在市場上占有份額。發(fā)達(dá)國家的企業(yè)所積累的人才、技術(shù)等優(yōu)勢擠壓了發(fā)展中國家企業(yè)的發(fā)展空間。相比之下,若我國企業(yè)投資于中小規(guī)模國家,根據(jù)小規(guī)模技術(shù)論,其技術(shù)和管理方法更貼近東道國的經(jīng)濟(jì)、社會和文化發(fā)展。與投資于發(fā)達(dá)國家相比,具有一定的優(yōu)勢。高科技出口占制成品的實(shí)證結(jié)果顯示,每增加1個百分點(diǎn),我國OFDI則會減少0.0214億美元,說明東道國技術(shù)水平對與中國OFDI 呈負(fù)相關(guān),具有抑制作用。由此說明,中國企業(yè)在技術(shù)方面競爭力較為薄弱,無法立足于發(fā)達(dá)國家,中國企業(yè)應(yīng)多向高新技術(shù)國家學(xué)習(xí)先進(jìn)知識、核心技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。如今,中國在技術(shù)學(xué)習(xí)方面意識逐漸加強(qiáng)。城鎮(zhèn)化水平(URB)方面,實(shí)證結(jié)果為正號即為顯著,表明城鎮(zhèn)化水平越高的東道國,越能吸引更多的我國企業(yè)選擇在該國進(jìn)行投資。雙邊貿(mào)易總額顯著為正,符合當(dāng)前我國企業(yè)OFDI與貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)狀。正如前文所述,我國OFDI與貿(mào)易是相互依存的關(guān)系。由此可見,我國企業(yè)在選擇投資區(qū)位時,會優(yōu)先考慮與我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易量大且經(jīng)濟(jì)開放程度較高的國家或地區(qū)。當(dāng)前,我國OFDI的區(qū)位選擇是以國內(nèi)市場相對狹小、與我國有密切貿(mào)易關(guān)系的國家和地區(qū)為主,符合發(fā)展中國家在對外直接投資區(qū)位選擇方面的一般規(guī)律。

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