一個(gè)國家對外投資水平表明該國經(jīng)濟(jì)在全球范圍配置資源的能力，反映了該國綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力。自2000年中央正式提出“走出去”戰(zhàn)略以來，我國對外直接投資總額迅速增加，從2000年的9.15億美元增加到2010年的688.1億美元。面對我國對外直接投資迅速增加的趨勢，應(yīng)首先研究引起這變化的原因進(jìn)而指導(dǎo)其更好發(fā)展。本文從定性和定量兩方面對影響我國直接投資的經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行分析。
一、影響我國直接投資的因素
(一)投資政策
在中國強(qiáng)勢政府領(lǐng)導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)體制下，政策導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)投資指向具有重大的影響，甚至可以說 “政策支持則興，政策反對則衰 ”。2000年是中國對外直接投資的分水嶺。直到90年代對外直接投資政策基本指導(dǎo)思想都是限制海外投資。整個(gè)90年代我國對外直接投資水平處于平穩(wěn)甚至略有下降的趨勢。1991年金額為9.13億美元，而2000年也僅為9.158億美元。自2000年提出“走出去”戰(zhàn)略后，過去十多年領(lǐng)導(dǎo)人呼吁企業(yè)要積極“走出去”，在中國加入世界貿(mào)易組織10周年高層論壇上，胡錦濤強(qiáng)調(diào)中國將進(jìn)一步堅(jiān)持“引進(jìn)來”和“走出去”并重 ，投資規(guī)模迅速擴(kuò)大到2010年的688.1億美元。
(二)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長
改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)保持了持續(xù)快速的發(fā)展，無論是GDP總量、GDP增長率還是人均收入水平都表明中國蘊(yùn)含著巨大市場容量。研究都表明，母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對直接投資水平具有顯著影響。中國巨大的市場空間和良好的發(fā)展前景鼓舞了企業(yè)嘗試涉足海外市場。從經(jīng)濟(jì)周期來看，經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時(shí)期都伴隨著高漲的投資熱情，中國正處于這階段，不僅國內(nèi)投資需求旺盛，同時(shí)也將在國際市場釋放巨大的投資能量。
(三)人民幣升值
一般認(rèn)為國際投資從相對強(qiáng)勢貨幣國家流向相對弱勢貨幣國家, 主要是因?yàn)樯地泿诺膬r(jià)值和購買力的增加 。近年來，人民幣升值趨勢比較明顯，人民幣國際地位不斷提高，特別是在東盟國家，人民幣在當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)中的作用逐漸凸顯。人民幣升值對于我國對外直接投資水平的影響是復(fù)雜的。在貿(mào)易依存度較高的中國，出口對我國經(jīng)濟(jì)影響是深遠(yuǎn)的，人民幣升值使得我國出口商品的成本優(yōu)勢下降，通過貿(mào)易替代效應(yīng)誘發(fā)直接投資規(guī)模擴(kuò)大。
(四)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大
對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系被描述為相互替代、相互補(bǔ)充或者是公司國際化的一個(gè)連續(xù)過程。之所以被認(rèn)為是互相補(bǔ)充的戰(zhàn)略, 因?yàn)榭鐕緦|道國市
場的服務(wù)可以要么通過出口要么通過FDI,要么通過二者結(jié)合來實(shí)現(xiàn)。隨著我國貿(mào)易額的擴(kuò)大，與貿(mào)易對象的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系日益加深，同時(shí)通過貿(mào)易聯(lián)系，我國企業(yè)在當(dāng)?shù)鼐哂幸欢ㄆ放贫龋沟猛ㄟ^直接投資方式降低貿(mào)易的聚集風(fēng)險(xiǎn)成為可能。另一方面，在我國入世十年來，貿(mào)易規(guī)模迅速增加的同時(shí)，針對我國的貿(mào)易摩擦也迅速升溫。通過直接投資繞開貿(mào)易壁壘成為另一種選擇，同時(shí)也有利于降低對出口中間商的依賴程度。貿(mào)易對直接投資的影響具有正面性和負(fù)面性，兩者關(guān)系如何要看這兩者綜合效應(yīng)，需要通過實(shí)證分析進(jìn)一步研究。
(五)規(guī)模龐大的外匯儲(chǔ)備
截至2011年9月，我國外匯儲(chǔ)備達(dá)到32016.83億美元。龐大的外匯儲(chǔ)備滿足了企業(yè)海外投資的用匯需求。2005年《國家外匯管理局關(guān)于擴(kuò)大境外投資外匯管理改革試點(diǎn)有關(guān)問題的通知》規(guī)定，總結(jié)2002年以來在部分地區(qū)開展境外投資外匯管理改革試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，將此項(xiàng)試點(diǎn)擴(kuò)大到所有地區(qū)，同時(shí)增加境外投資的用匯額度，總額度從目前的33億美元增加至50億美元。規(guī)模龐大的外匯儲(chǔ)備為我國企業(yè) “走出去”提供了資金基礎(chǔ)。
二、對影響我國直接投資因素的實(shí)證分析
(一)指標(biāo)和模型選取及其說明
筆者選取以下宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：對外直接投資金額FDI、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值RGDP、全國總資總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、人民幣匯率（以100美元換算人民幣數(shù)額計(jì)算，用符號(hào)HL表示）、進(jìn)出口總額（用符號(hào)JCK表示）、貨幣供應(yīng)量 、開發(fā)區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當(dāng)年生產(chǎn)總值、GDP增長率（用符號(hào)ZGDP表示）作為待檢驗(yàn)解釋變量。本文采用多元線性回歸模型進(jìn)行分析，考慮到依據(jù)經(jīng)濟(jì)變化形勢作出投資決策與實(shí)際進(jìn)行投資需要一定時(shí)間，采用一年滯后期比較合適。
本文模型除FDI外所用數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，而FDI數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)據(jù)庫，時(shí)間段為1990年至2009年。
(二)多元線性回歸建模
采用SPSS13.0統(tǒng)計(jì)軟件，經(jīng)過一系列的模型檢驗(yàn)測試，本文建立如下模型符合各項(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)：
■ （1）
其中HL表示匯率水平（100美元換算的人民幣值），JCK表示進(jìn)出口總額（單位：億美元），ZGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（單位：％）， ■表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且滿足高斯假設(shè)。
回歸分析結(jié)果如下：
從表1可以看出，F(xiàn)分布中F統(tǒng)計(jì)值為39.012，方差分析的a值遠(yuǎn)小于0.05臨界值，這表明回歸方程是成立的。
從表2可以看出，概率值均小于臨界值0.05,（最大的■也僅為0.025），回歸系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，通過了統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。并且回歸系數(shù)■的估計(jì)值分別為18.515、-3.706、1.278、0.104，從符號(hào)的經(jīng)濟(jì)意義來看，均具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，能通過經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。
從表3可以看出，對殘差自相關(guān)分析檢驗(yàn)中，DW=2.461， 樣本容量是n=19，解釋變量個(gè)數(shù)k=3，則查表有■，從而：1.08<2.461<4-1.53=2.47,說明殘差之間沒有自相關(guān)性，模型通過了經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)；并且擬合度R2為0.941，即使調(diào)整后也為0.886，可見擬合效果很好，滿足建模要求。
