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對外直接投資的理論范文1
一、前言
我國進行對外投資的時間還比較短，國際直接投資理論還不能完全的解讀我國現在的對外投資模式以及原因。所以，一定要根據實際，研究出正確的、符合企業需求以及國家需求的對外投資理論，使得我國企業的對外直接投資更加的順利。
二、國際直接投資理論的發展
在十九世紀左右，就已經出現了國際直接投資理論，但是一直到上個世紀的六十年代，才真正的形成具體的國際直接投資理論。海默（美國學者）是該理論公認的奠基人，他是第一個將壟斷優勢理論提出來的人，該理論是國際投資理論發展的標志。在同一時期，維農的貿易理論、卡森、拉格曼、巴克萊的市場內部化理論相繼提出。在上個世紀的七十年代，英國學者鄧寧說明了一個新的理論――國際生產折中理論，這個理論的觀點是：企業的國際投資行為應當有幾個基本要素：所有權優勢，也就是企業自身所具有的唯一的、國外的企業不能夠得到的某種資產，使得企業具有組織管理、生產技術等優勢；內部化優勢，這是因為市場交易免不得會出現信息不對稱、競爭等因素，然而這些因素會引起最終產品以及中間產品的競爭不夠充分，所以為了使得企業所有權方面的優勢得以保存，而且企業在交易市場所獲得的收益要小于進行內部化轉移所收獲的利益時，該企業就要選擇進行對外投資；區位優勢，企業在選擇投資地點時，一般會受到地理所在、運輸成本以及生產要素等多方面的影響。在上個世紀的八十年代以后，隨著世界經濟慢慢的向著全球化的方向發展，探討國際直接投資的國家不僅僅有發達國家，還有發展中國家，而且后者的發展趨勢越來越猛。這種趨勢使得國際生產體系的覆蓋范圍越來越大，使得部分工業化國家想要進行對外投資以收獲更大的收益，并且這種欲望愈演愈烈。在同一時期，相繼出現了很多的針對于發展中國家的、比較有效的、著名的國際直接投資理論。比如說：小澤輝智（日本）所提出來的動態比較優勢投資理論等等。
三、我國對外直接投資的現狀及理論認識
與其他的一些發達國家相比，我國企業所進行的對外直接投資與前者是有一定區別的。美國、英國等發達國家其企業所進行的外直接投資是由于資本過剩，明確說就是對外直接投資只是發達國家進行資本輸出的方式罷了。但是我國企業在經濟剛剛有起色時就開始進行對外直接投資，與資本過剩無關，并且由于我國國內沒有非常充足的建設資金，因此吸引很多的外資有利于我國的經濟發展。所以我國企業的對外直接投資與發達國家相比是有很大差別的，這不但體現在動因上，還體現在投資所獲得收益的價值判斷上。
發達國家所進行的對外直接投資，其前提是國內產業結構已經達到了一定的高度，這樣會提供給各個不同的微觀經濟主體形成自己的國際生產體系優勢。然而我國還處于經濟發展狀態，是發展中國家，還沒有非常完善、完美的產業結構，而且整體產業素質還不是非常高，比不上發達國家。我國和發達國家不同的是，我國的外直接投資有一個比較顯著的特點，也就是國內產業結構還處于中低層，沒有達到發達國家的高強度化，我們反過來要利用國際生產體系來提高我國國內產業結構的層面。
四、中國企業在對對外直接投資進行研究時需要注意的一些問題
（一）一定要從經濟全球化的角度對國際直接投資的規律以及發展進行研究
隨著科學技術的發展，經濟全球化得到了基本的保證，并愈演愈烈，使得交易市場不僅僅局限在國內，國外也可以進行交易；使得世界市場聯合了起來。現在國際直接投資的地位越來越高，其成為了各個國家進行國際市場競爭的捷徑以及重要方式，而且企業對外投資占企業優勢的比重是越來越大了。我國企業所進行的對外投資，在這愈演愈烈的國際競爭以及經濟全球化的壓力下，其作用不只局限于發揮以及利用已有的優勢，還在于怎樣構造一個新的競爭優勢。企業可以利用對外投資與國外、國內市場相融合、貼近，得到其他國家的先進管理方法以及技術，提高技術累積的速度，加強企業的核心競爭力，這也是為什么很多的發展中國家企業想要去發達國家進行投資的原因了。
（二）對外投資具有很多的不同類型，投資企業一定要對其加以區分
投資企業想要對對外直接投資的種類進行區別，首先要根據自身的動機以及本企業的優勢進行考察。我國的企業在進行對外直接投資時，一般有以下幾種動機類型：尋找市場、尋找效率、尋找資源等等。企業要根據其所決定的對外投資動機，對對外直接投資的戰略、區域進行選擇，確保其符合企業的發展需求。而且在進行研究分析時，企業要將投資的動機以及自身的優勢結合起來，只有這樣才能夠合理的解釋企業所進行的各種國際投資行為。
五、小結
經過了這么多年的發展，我國的對外投資已經取得了不小的進步，很多的企業已經將其產品銷往了世界各地。為了使我國的對外投資得到長久的發展以及不斷的進步，我國要制定出與之相匹配的各種審批程度、完善各相關法規，使得我國的投資企業可以走得更遠，我國在國際上的影響力更大。
參考文獻：
[1]王澤東.基于產業結構升級視角的我國對外直接投資戰略研究[D].北京交通大學2012
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一、中國對外直接投資的現狀
中國企業對外投資最早出現在1979年11月，北京市友誼商業服務總公司與日本東京丸一商事株式會社在東京合資開辦了“京和股份有限公司”，這是中國實行改革開放政策后在海外開辦的第一家合資經營企業。
經過20多年的經濟發展和積累，在國內相對過剩資本、龐大且仍在快速增長的外匯儲備、人民幣升值壓力等因素驅動下，我國對外直接投資也步入了前所未有的發展階段。2004年，中國對外直接投資總額55．3億美元，扣除對外直接投資企業對境內投資主體的反向投資，投資凈額為55億美元，同比增長93％。以聯合國貿發會議(UNCTAD)的2004年世界投資報告進行測算，中國對外直接投資分別相當于全球外國直接投資流出流量、存量的0．9％和0．55％。截至2005年底，對外直接投資額超過500億美元，境外中資企業超過1萬家。
我國對外直接投資正處于起步階段，存在的問題突出體現在產業結構不合理上，目前對外直接投資高度集中于資源開發業和初級加工制造業。在資源開發方面，漁業、林業和礦業資源是主要開發對象。初級加工制造業成為生產性海外投資中另一個較為集中的部分。雖然近年來對技術密集型產業的投資有所增加，但總體上講，對外直接投資的企業中高科技企業的比率仍然很低。而在第三產業的對外投資方面，我國基本上是低層次的貿易、旅游、餐飲等傳統項目。
總體而言，目前我國對外直接投資已經達到了一定規模，但產業結構還不盡合理，對外投資風險較大，總體經濟效益低下。
二、對外直接投資的風險和控制
為保證我國對外直接投資的平穩發展，在實施中國企業“走出去”戰略過程中，應注意分析和防范對外直接投資的有關風險，包括跨國經營中的商業性風險、管理風險和政治性風險等。
1、商業性風險
企業開展對外投資需要應對眾多商業性風險，其中匯率風險可能是目前最主要的商業性風險。2006年5月人民幣兌美元匯率首次達到8：1大關，盡管短期內我們不太可能再次看到人民幣匯率大幅度調整，但人民幣對美元與其他國際貨幣的匯率在長期內仍將繼續提升。匯率水平提升一方面增強了我國企業對外投資的實力，有利于擴大對外直接投資流量，但同時也使我國海外投資企業面臨貨幣錯配風險，即以外幣計價的海外子公司資產存量在以人民幣計價的國內母公司賬戶上縮水。為了降低貨幣錯配風險，從事跨國經營的企業應當重視在東道國和國際金融市場融資，利用遠期外匯市場和貨幣市場套期保值，投資者適度提高境外企業在東道國的負債率也有助于提高投資回報率，這是因為當企業投資收益率高于利率時，負債能夠提高股東的資本回報率。為了便于境外企業通過上述途徑降低貨幣錯配風險，我們需要在改進企業內部財務風險管理和國家外債管理的前提下，適度放松境內母公司對境外子公司信貸擔保的限制。企業還可以通過調整銷售收入和成本投入的幣種組合、擴大投資地域范圍通過分散性經營等各種方式避免匯率風險。
2、管理風險
任何所有權和管理權“兩權分離”的現代企業都必須面對管理風險，在我國，目前大型企業仍是國有或國有控股。國有企業在治理結構上的缺陷，包括所有者和經營者在目標取向方面存在扭曲、責權不對稱、對企業經營者的激勵和約束不足，使得國有企業在國外市場競爭中缺乏效率和國際競爭力。另外，我國企業在財務管理、技術標準以及產品質量標準等方面都與國際慣例有一定差距，也使自己在國外競爭中處于劣勢。
因此，我們應該加速建立現代企業制度，明確產權和完善企業治理機制。把建立現代企業制度與國有企業的產權改革和企業治理機制的完善相結合。另外，我們也需要樹立全球化的企業發展戰略和國際化經營的理念，提升國際化經營管理的水平。培養和造就一大批具有戰略思想，熟悉現代企業經營與管理，掌握多方面知識的專門人才。要善于從經濟全球化的經營角度，優化資源配置，開拓資本運作渠道，建立全球客戶網絡，提高管理水平。應該向世界上成功跨國公司學習，在學習的過程中摸索本企業跨國經營的特點，并建立與本企業特點相結合的管理體系。
3、政治性風險
海外投資中的政治性風險本質上是指與東道國政治、社會、法律有關的、人為的、投資者無法控制的風險，傳統上劃分為戰爭和內亂風險、征收風險、轉移風險、違約風險、延遲支付風險5類。政治風險是國際投資者面臨的最具威脅性的風險，難以識別和預測，單個投資者更難以控制其發展，往往給投資者造成重大損失。2006年5月1日，委內瑞拉政府突然宣布對油氣資源實行國有化，各國投資者損失慘重。
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關鍵詞：對外直接投資；投資發展路徑：實證檢驗、
90年代以來。我國流出的對外直接投資每年遞增，特別是近幾年來，增長的速度很快，幾乎每年都成倍增長。在對外直接投資大量增長的同時，值得注意的是我國對外直接投資的質量和比率效率并不高，與發達國家甚至發展中國家都有一定的差距。發達國家對外直接投資的理論是否適用于我國?我國對外直接投資處于何種發展階段?這些問題的回答對更好地理解和把握我國對外直接投資的發展具有重要的理論指導意義，對更好地實施”走出去”戰略具有重要的實用價值。
一、投資發展路徑理論
80年代初，鄧寧將國民生產總值(GNP)納入到國際直接投資各階段的分析中，提出了投資發展路徑理論(IDP)，旨在從宏觀的、動態的角度解釋各國在國際直接投資中的地位。該理論的核心思想是，一國的凈對外直接投資地位與其經濟發展水平存在著極為密切的相關關系。隨著經濟的發展，人均GNP的提高，一國的凈對外直接投資將經歷五個發展階段。
第一階段往往只有少量外國直接投資的流入，而沒有對外直接投資的流出。因而凈對外直接投資額為零或是接近于零的負數；第二階段對于外國資本的吸引力度明顯增強，外資開始大量流入。但對外直接投資仍然十分有限，凈對外直接投資額表現為負數且不斷增加。第三階段對外直接投資大幅度上升，其發展速度快于外國直接投資的流入，凈對外直接投資額仍為負值，其絕對數呈不斷減小的趨勢；第四階段對外直接投資明顯快于外國直接投資流入的增長，凈對外直接投資額大于、等于零且不斷增長；第五階段一國的凈對外直接投資額仍然大于零，但是由于直接投資流出的增長速度低于直接投資流入的增長速度。凈投資額已經開始下降，并且逐漸回歸至零。
二、我國對外投資發展階段的實證分析
(一)模型的建立
從上面的IDP曲線可以直觀地看出，該圖形是一條由U形曲線(1―4階段)與反U形曲線(3―5階段)相銜接起來的整合曲線，所以模型需采用二次函數形式。Namla(1996)和Dunning(1981，1986)也分別用了一個二次方程函數來描述投資發展路徑曲線。在投資發展路徑理論中。自變量為人均GNP，由于數據的可得性和一致性，我們在這里用人均GDP加以代替。因此，我們將以人均凈對外直接投資為因變量。建立起以人均GDP為自變量(包括人均GDP及其平方項)的二階非線性回歸模型來進行實證檢驗。這樣，模型形式就可以表示為：
NFDI1=β0+β1PGDP1+β2PGDP2i+ui?、?/p>
其中，NFDI表示凈對外直接投資額，PGDP示人均GDP，β0、β1、β2表示待估參數，i代表不同的年份，u為隨機誤差項。
(二)回歸檢驗
國內的統計數據與國際統計數據在口徑上不一致，這里采用聯合國貿易與經濟發展會議(UNCTAD)提供的各國對外投資流量和存量。由國際統一統計口徑編制。UNCTAD數據庫中的投資數據來源結合了各個國家權威統計機構的數據以及國際貨幣基金組織(IMF)和經濟合作發展組織(OECD)等國際組織的數據，具有很大的一致性和權威性，因而成為國內、外學者研究的重要參考數據。
將從國際數據庫中搜集整理的數據代人模型①，利用Eviews5.1版統計計量軟件，用最小二乘回歸(OLS)得出的結(如表1)
從以上的回歸結果可以看出，F檢驗值非常顯著，拒絕了PGDP和PGDP2同時為零的假設，且t檢驗值也均通過了顯著性檢驗，R2值較高。更重要的是，模型中的回歸系數β1為負，β2為正，滿足投資發展路徑理論中的U字型特征。擬合出來的回歸模型為：NFDI=3429.55-9.918PGDP+0.003PGDP2(2-2)從模型可以預測，當我國的人均GDP達到1653美元時，該模型所代表的U型曲線達到最低點，此時我國流出的對外投資速度將快于流入的外資速度，凈對外直接投資額開始上升，我國由投資發展路徑的第二階段進入第三階段。
三、結論與預測
從模型的回歸結果可以看出，該模型的F值和t值均十分顯著，能較好地擬合我國過去十五年對外直接投資的發展情況。模型中的回歸系數β1為負，β2為正，滿足投資發展路徑理論中的U字型特征，說明我國對外直接投資的發展符合鄧寧提出的IDP理論。
模型以人均GDP作為自變量，人均GDP隨時間的變化逐年增長。1995年中科院國情分析研究小組預測，1995―2000年期間中國GDP年平均增長率為9.3―10.2％。2000―2010年期間為8.0―8.7％；2010―2020年期間為7.0―7.8％。實際數據顯示，2000年到2005年我國的人均GDP始終保持10％左右的高速增長，根據以上中科院的預測，本研究給出三個人均GDP增長方案以便用模型預測我國對外直接投資的發展階段。第一套方案是樂觀估計，即2006年到2020年我國人均GDP每年仍以10％的增速持續高速增長。第二套方案是基本估計。即隨著時間發展，我國人均GDP增速放緩，2006到2020年人均GDP增幅為年均7.5％。第三套方案是悲觀估計，即2006到2020年我國人均GDP增幅為年均5％。
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【關鍵詞】對外直接投資 對外貿易 替代關系 互補關系
一、引言
江蘇省外向型經濟顯著，對外貿易發展迅速，進出口貿易總額從1985年的19.87億美元增加到2015年的5456億美元，貿易規模和發展速度在全國均處于領先地位。其中2015年出口額為3386億美元，進口額是2069億美元，進出口貿易總額占江蘇省生產總值的48%。與此同時，江蘇省的對外直接投資也在不斷發展，2015年江蘇省對外直接投資額已經達到103億美元。但是江蘇省對外直接投資與對外貿易之間還存在很大差距。對外貿易與對外直接投資都是促進江蘇省經濟發展的因素，它們之間聯系緊密。因此，研究江蘇省對外直接投資與對外貿易之間的關系有很重要的現實意義。本文基于江蘇省的相關數據，運用計量的方法來研究兩者之間的關系，以期對江蘇省的對外直接投資于對外貿易有所益助。
二、理論基礎和文獻綜述
（一）理論基礎
關于對外直接投資與對外貿易關系的理論研究有兩種比較重要的理論：替代關系理論和互補關系理論。
1.替代關系理論。蒙代爾（R.A.Mundell 1957）利用兩個國家、兩個產品和兩種生產要素的赫克歇爾――俄林（H-O）模型，得出以下結論：存在貿易壁壘的情況下，對外投資廠商在利潤最大化的目標下安排自己的生產，從而使得對外投資處于最佳的效益或者最低的生產要素轉換成本之上，這樣能夠實現對外直接投資對商品出口的完全替代。按照蒙代爾的邏輯：資本要素的國際流動與商品之間存在相互替代關系，即限制資本流動可以促進貿易，增加貿易障礙可以刺激資本流動。
弗農（R.Vemon）于1966年提出了產品生命周期理論，他將產品的生命周期劃分為3個連續的時期：創新階段、成熟階段和標準化階段。這三個階段產品的要素密集型會發生變化，因而具有比較優勢的生產地點也會變化，各生產國對外直接投資與對外貿易也會發生變化。第一階段：創新階段的產品往往是知識密集型產品，技術創新國是生產國，也是理所當然的出口國；第二階段：技術逐漸穩定，市場上開始出現仿制者和競爭者，產品的需求價格彈性增大，為了降低成本，創新企業開始對外直接投資，出口減少，對外直接投資與對外貿易發生替代效應。第三階段：生產過程和機器設備都標準化，產品由技術密集型變為勞動密集型，產品的創新國完全成為該種產品的進口國。
2.互補關系理論。日本學者小島清（Kojima，1977）在其代表作《ν庵苯油蹲事邸芬皇櫓刑岢雋碩醞庵苯油蹲世礪郟他認為，對外直接投資應該從本國（投資國）已經處于或即將處于比較劣勢的產業依次進行，這種對外直接投資能過擴大本國比較優勢的幅度，帶動相關的產品出口，并且促進產業結構的調整，增加就業，加速技術的創新，從而將對外直接投資與對外貿易兩者結合起來。20世紀80年代，Markuson也認為對外直接投資與對外貿易之間是互補的關系，對外直接投資可以促進對外貿易，對外貿易也能促進對外直接投資。
（二）文獻綜述
針對對外直接投資與對外貿易之間的關系，國內外學者進行了很多研究。國內學者張應武（2007）運用2000～2004年我國進出口貿易和對外直接投資的數據資料，使用引力模型分析得出對外直接投資與出口貿易之間存在顯著的互補性。魏剛（2009）根據我國1983 ～2007年的數據，運用VAR模型進行實證分析得出進口貿易與對外直接投資沒有因果關系，出口貿易對對外直接投資有長期顯著的拉動作用。李良新（2011）運用湖南省1985～2005年的數據，通過協整檢驗、格蘭杰檢驗表明湖南省對外直接投資是對外貿易的原因，而對外貿易不是對外直接投資的原因。胡兵（2015）根據我國2005～20014年的數據分析得出我國對外直接投資對出口存在穩健的促進效應，認為隨著生產銷售型對外直接投資規模擴大，可能會與出口存在替代效應。
國外學者Wakelin（1998）對11個國家的相關數據進行回歸分析發現，對外直接投資與對外貿易之間存在替代效應。Lipsey（2000）對美國和日本對外直接投資與對外貿易的關系進行研究，發現日本對外直接投資與對外貿易存在正相關關系，并且這種關系隨時間越來越強。Head（2001）運用日本的數據分析了日本制造業對外直接投資與對外貿易之間的關系，發現對外直接投資與對外貿易之間的關系與投資的方式有有關。以垂直的方式進行對外直接投資，對外直接投資與對外貿易的關系互補；以水平方式進行對外直接投資，兩者關系是替代的。
國內外的實證研究大多集中在研究整個國家對外貿易與對外直接投資的關系，分省份分地區研究的比較少，本文試圖通過實證分析來研究江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系。
三、研究設計
（一）變量選取
本文研究江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系，故選取江蘇對外直接投資額作為被解釋變量，選取江蘇省進口額、出口額作為解釋變量。用符號OFDI表示江蘇省對外直接投資額，用符號IM表示江蘇省進口額，用符號EX表示江蘇省出口額。
（二）數據來源
本文采用的是1996～2015年的年度數據。數據都來自于江蘇省歷年統計年鑒。其中，江蘇省對外直接投資額（OFDI）選取江蘇省歷年統計年鑒中的中方協議投資額來表示。江蘇省進口額和出口額均是初級產品和工業制成品的總額。為了降低異方差的影響，對所有數據都取對數Ln。
四、實證分析
（一）平穩性檢驗
由于非平穩的時間序列會出現偽回歸問題，所以本文首先對上述序列進行ADF檢驗。檢驗結果如表1。
表1 ADF檢驗結果
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注：D（）表示變量的一階差分；檢驗類型（c，t，1）中的c代表有截距項、t表示時間趨勢、1表示滯后1階。
從表1中可以看出，上述時間序列的原序列在10%的顯著水平下不能拒絕存在單位根的原假設，因此原序列是非平穩的。而其一階差分序列均在10%的水平下通過了平穩性檢驗，說明上述變量都是一階單整的，可以繼續進行協整關系檢驗。
（二）協整檢驗
雖然一些經濟變量本身是非平穩序列，但是，它們的線性組合卻可能是平穩序列。若它們的線性組合是平穩的，則變量之間存在長期穩定的均衡關系，也就是協整關系。本文采用檢驗多變量協整關系的Johansen檢驗，檢驗結果如表2。
表2 Johansen協整檢驗結果
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跡檢驗和最大特征值檢驗結果都表明在5%的顯著水平下拒絕沒有協整關系、至多有1個協整方程、至多有2個協整這三個原假設，說明方程至少存在三個協整方程。由此可以得出結論，變量OFDI、IM、EX之間存在某種長期均衡關系。
（三）最小二乘估計
由于變量之間存在長期穩定的關系，所以回歸結果有可性度，用OLS進行回歸，回歸結果見表3
表3 回歸結果
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根據回歸結果，R2=0.934672，表明模型有很高的擬合優度。每個變量的參數T統計量的P值都小于一般顯著水平0.05，說明各解變量對被解釋變量的單獨影響顯著?？梢越⑷缦履Ｐ停?/p>
OFDI=-18.98-4.03IM+5.77EX
從模型結果看，江蘇省進口總額與江蘇省對外直接投資負相關，二者存在替代效應，江蘇省進口總額每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會降低4.03個百分點；江蘇省出口總額與江蘇省對外直接投資正相關，兩者存在互補效應，江蘇省進口總額每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會增加5.77個百分點。
（四）格蘭杰因果關系檢驗
為了進一步研究被解釋變量與解釋變量之間的因果關系，進行格蘭杰檢驗。檢驗結果如表4。
表4 格蘭杰檢驗結果
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由表4可以看出，在5%的顯著水平下拒絕IM不是OFDI的Granger原因、EX不是OFDI的Granger原因，說明江蘇省出口是江蘇省對外直接投資變化的原因，江蘇省進口是江蘇省對外直接投資變化的原因。在5%的顯著水平下不能拒絕OFDI不是IM的Granger原因、EX不是IM的Granger原因，表明江蘇省對外直接投資不是進出口變化的原因。
五、結論與建議
第一，江蘇省出口額、進口額和江蘇省對外直接投資存在著長期均衡的關系。并且江蘇省出口額、進口額都是引起江蘇省對外直接投資變化的原因。江蘇省發展外向型經濟，是外貿大省，在國際貿易中獲得了貿易順差，為對外直接投資積蓄了動力，對外直接投資獲得發展。
第二，江蘇省對外直接投資與進口存在負相關關系，即江蘇省對外直接投資與進口之間存在替代效應，江蘇省進口每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會降低4.03個百分點。
第三，江蘇省對外直接投資與出口存在正相關關系，即江蘇省對外直接投資與出口之間存在互補效應，江蘇省出口的增加會帶來江蘇省對外直接投資的增加。表明江蘇作為外貿大省，發展對外貿易的同時將出口收益用于對外投資，逐步從“商品輸出”向“資本輸出”過渡。因此，江蘇省在促進出口貿易健康發展的同時，也應該激發江蘇出口貿易對對外直接投資的正面促進作用，促進企業走出去。
第四，江蘇省對外直接投資對江蘇省進出口影響不明顯。這可能與江蘇省對外直接投資的規?？傮w比較小有關，江蘇省的對外直接投資處于起步階段。2015年，江蘇省對外直接投資額約103億美元，而江蘇省2015年的出口額為3386億美元，進口額是2069億美元，從數據可知江蘇省對外直接投資規模較小，故對進出口的影響不大。江蘇省政府需要正視對外直接投資的作用，鼓勵企業走出去進行對外直接投資。
需要說明的是，上述分析結論是依據特定的樣本數據得到的。如果改變樣本的數量或者樣本涵蓋的時問，則上述結論可能會發生改變。也就是說江蘇省對外直接投資與對外貿易之間的關系可能會隨著時間的變化而變化。但總的來說，對外直接投資與對外貿易之間是相互作用，相互影響的。因此，江蘇省在積極發展對外貿易也要不斷擴大對外直接投資，實現對外直接投資與對外貿易的共同繁榮。
參考文獻
[1]李振，沈言言.江蘇省對外直接投資與對外貿易關系的實證研究[J].對外經貿，2016.
對外直接投資的理論范文5
發展中國家的對外直接投資是在20世紀60年代末70年代初發展起來的，并對傳統的直接投資理論提出了新的挑戰。為了解釋發展中國家對外直接投資的優勢與動因，20世紀80年代以后，一大批新的直接投資理論紛紛涌現。其中頗具代表性的有鄧寧(Dunning)的投資發展階段論、威爾斯(L·T·Wells)的小規模技術理論、坎特威爾(Cantwell)和托蘭惕諾(Tolentino)的技術創新和產業升級理論和拉奧(S·Lall)的技術地方化理論。
鄧寧的投資發展階段論
投資發展階段理論是國際生產折衷理論在發展中國家的運用和延伸，旨在從動態角度解釋一國的經濟發展水平與國際直接投資之間的關系。該理論認為，國家的對外直接投資傾向不僅取決于其O.I.L優勢(即所有權優勢，內部化優勢和區位優勢)，而且其凈對外直接投資是該國經濟發展水平的函數。
按人均國民生產總值，投資發展階段理論區分了五個經濟發展階段。
第一階段，人均國民生產總值在400美元以下。處于這一階段的國家經濟發展落后，缺乏足夠的區位優勢及所有權優勢，只有少量的外來直接投資，完全沒有對外直接投資，其凈對外直接投資額等于零或是接近于零的負數。
第二階段，人均國民生產總值在400-2000美元之間。由于經濟發展水平的提高，國內基礎設施有了較大的改進，投資環境得到改善，對外直接投資的吸引力加大。外國對本國的投資量有所增加，本國的對外直接投資開始出現，但投資水平仍然很低，凈對外直接投資仍呈負數增長。
第三階段，人均國民生產總值在2000-4750美元之間。經濟實力有了很大提高后，國內企業憑借自身的所有權優勢，對外直接投資增長迅速。另一方面，國內技術力量的增強以及勞動力工資水平的提高，使該國的東道國區位優勢逐漸喪失。在這一階段上，外國對本國的直接投資仍大于本國的對外直接投資，但本國對外直接投資的速度明顯快于吸收外資的速度，因此凈對外直接投資額不斷縮小。
第四階段，人均國民生產總值大于5000美元。在此階段上凈對外直接投資額仍持續增長。本國企業的所有權不斷加強，對外直接投資過程中更加熟練運用區位優勢。
第五階段，人均國民生產總值進一步提高。其對外直接投資凈額仍然大于零但已呈下降趨勢。各國的投資地位趨于平等，這正是目前發達國家所處的階段。
根據人均國民生產總值，中國目前正處于鄧寧所劃定的發展中的第二階段，中國的凈對外直接投資額呈明顯下降趨勢，此現象正和鄧寧的投資發展階段論的預測完全一致。這也在一定程度上證明了鄧寧的投資發展階段論的科學性。
威爾斯的小規模技術理論
1977年威爾斯發表了著作《第三世界跨國企業》，提出了發展中國家的對外直接投資的小規模技術理論。
威爾斯認為，發展中國家跨國企業的相對比較優勢來自低生產成本和反映母國市場規模的特點。這種低生產成本是與其母國的制成品市場需求有限、規模很小緊密相關的。威爾斯主要從三個方面分析了發展中國家跨國企業的相對比較優勢。
擁有為小市場提供服務的小規模生產技術。低收入國家制成品市場需求量有限，大規模生產技術無法從這種小市場需求中獲得規模效益，而這個市場空檔正好被發展中國家的跨國企業所利用，它們以此開發了滿足小市場需求的生產技術而獲得競爭優勢。
發展中國家在民族產品的海外生產上頗具優勢。這些發展中國家的海外投資主要是為服務于海外某一種團體的需要而建立的。這些民族產品的生產利用母國的當地資源，在生產成本上占有優勢。
低價產品營銷戰略。物美價廉是發展中國家產品最大的特點。這一特點成為發展中國家跨國企業提高市場占有率的有力武器。發展中國家企業營銷費用明顯低于發達國家的水平，但適于中低收入水平的階層。
技術創新和產業升級理論
英國里丁大學著名專家坎特威爾(Cantwell)教授與他的弟子托蘭惕諾(Tolentino)共同對發展中國家對外直接投資問題進行了系統的考察，提出了發展中國家技術創新和產業升級理論。
該理論認為，發展中國家企業技術能力的不斷提高可實現其產業結構的升級；發展中國家企業技術能力的提高與他們對外直接投資的增長直接相關。即技術能力的存在和累計不僅是國內生產活動模式和增長的重要決定因素，同時也是國際生產活動的重要結果。因此得出結論：某一特定發展中國家的直接投資的產業分布和地理分布，是隨著時間的推移逐步變化的，并在某種程度上是可以預測的。
他們認為，發展中國家跨國公司對外直接投資的發展是有規律的：首先是以自然資源開發為主的縱向一體化生產活動，然后是以進口替代和出口導向為主的一體化生產活動。從海外經營的地理擴張看，發展中國家企業在很大程度上受“心理距離”的影響，首先是在周邊國家進行直接投資，充分利用種族聯系；隨著海外投資經驗的積累，種族因素重要性下降，逐步從周邊國家向其他發展中國家擴展直接投資；最后，在經驗積累的基礎上，為獲取更先進的制造業技術開始向發達國家投資。
拉奧的技術地方化理論
1983年英國經濟學家拉奧出版了《新跨國公司：第三世界企業的發展》一書，提出了技術地方化理論。拉奧認為，發展中國家跨國企業的技術特征表現在規模小、使用標準技術和勞動密集型，這種技術的形成也包含著企業內在的創新活動。正是這些創新活動使發展中國家的跨國企業形成了、具有了和不斷發展著自己的“特有優勢”。
拉奧認為，發展中國家跨國企業“特有優勢”的形成，是由四個條件促使和決定的：在發展中國家，技術知識的當地化是在不同發達國家的環境下進行的，這種新的環境往往與一國的要素價格及其質量相聯系；發展中國家生產的產品適合于他們自身的經濟和需求。換句話說，只要這些企業對進口的技術和產品進行一定改造，使他們的產品能夠更好地滿足當地或鄰國市場需要的話，這種創新活動就會形成競爭優勢；發展中國家企業競爭優勢不僅來自于其生產過程與當地的供給條件和需求條件緊密結合，而且來自創新活動中所產生的技術在規模生產條件下具有更高的經濟效益；在產品特征上，發展中國家企業仍然能夠開發出與名牌產品不同的消費品，特別是國內市場較大、消費品的品位和購買能力有很大差別時，來自發展中國家的產品仍有一定的競爭能力。
正是由于發展中國家對成熟技術不是被動的模仿和復制，而是積極主動地改進、消化和吸收，從而形成了一種適應東道國環境的技術。因此這種技術的形成包含著企業內在的創新活動，而恰恰正是這種創新活動給發展中國家的企業帶來了其獨特的競爭優勢。
發展中國家對外直接投資理論對中國的意義
(一)中國企業對外直接投資簡述
中國是世界上最大的發展中國家，外國直接投資已成為世界經濟波動影響我國經濟增長的重要經濟變量。中國不僅要引進來，而且要走出去，應積極參與全球范圍內生產要素的優化配置，實現由單純的資本輸入向資本輸出與輸入相平衡的戰略轉移。這是克服國內資源矛盾，打破貿易保護的現實需要，也是利用兩個資源、開拓兩個市場、學會兩種本領的客觀需要。
實際上，中國企業對外投資的條件已基本成熟。首先，20世紀90年代以來，中國經濟已經從賣方市場轉向買方市場。目前，國內家電、紡織、重化工和輕工等行業已普遍出現了生產能力過剩、產品積壓、技術設備閑置等問題，這些行業要獲得進一步的發展，就必須尋找新的市場。通過對外投資，變商品輸出為資本輸出，在國外投資建廠，建立銷售網絡和售后服務網點，就可以帶動國產設備、原材料以及半成品的出口，有效地拓展國際市場。其次，“入世”在給中國企業帶來壓力的同時，也為中國企業走出去提供了良好的條件。因為“入世”后中國企業面臨的義務和挑戰主要體現在國內，所獲得的權利和機遇則主要體現在國外，即體現在外國向中國的產品、服務和投資更大程度地開放市場和實行國民待遇方面。也就是說，中國企業要想享受“入世”后的權利和機遇，就要盡可能地向海外進軍。最后，從企業國際化道路的一般進程來說，首先是發展間接出口，如通過專業的外貿進出口公司進出口商品或服務，而后是直接出口，如企業內部設置專門機構或進出口部門來處理相應的業務，最終再發展到對外直接投資。中國改革開放以來，國際貿易方面獲得的巨大成就，為中國企業進一步進行對外直接投資準備了必要的物質基礎。
聯合國貿易和發展會議2006年10月了《2006年世界投資報告》。中國位列第17大對外投資國。截至2006年6月底，中國對外直接投資累計凈額達636.4億美元，累計成立境外投資企業9900多家，分布在全球近170個國家和地區。最大的投資流向地亞洲，占有當年投資流量的54.6%。其次是非洲國家。投資行業主要流向采礦業、商務服務業、制造業及批發和零售業。中國對外投資的確有了長足的發展，但是和發達國家相比還
有很大差距。在國際上，發達國家吸引外資和對外投資的比例一般是1:1.2到1:1.4之間；而發展中國家的這一比例一般是在1:0.2到1:0.43之間。中國連這一水平都未達到，因此還遠不是一個對外投資大國。
(二)加強對外直接投資對中國的意義
通過對外直接投資調整中國的產業結構。如美國的產業結構調整就是在全球范圍內進行的，他把一些“夕陽”產業轉移到發展中國家，自己專注于高新技術產業的開發，有力地解決了資源分配問題，實現了國民經濟持續穩定地發展。
對外直接投資的理論范文6
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
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）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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