第l0卷 第3期
2012年9月
深圳信息职业技术学院学报
Journal of Shenzhen Institute of Information Technology
Vo1．10 N0．3
Sep．2012
文革 编号 ：1 672-6332 I 201 2)03-0067-07
【信息经济研究】
中国O FDI与国内经济环境的关系研究
— — 基于VAR方法的实证分析
欧阳璋晶
(深圳信息职、I 技术学院学生处 。广东 深圳 518172)
摘 要：本文从母国层面研究对外直接投资 (OFDI)的影响因素，通过对相关文献的归纳整理 ，发现对OFDI产
生影响的母国宏观经济因素可以概括为三类：民生状况、金融状况、贸易状况。随后，选用1991~2010年中国对外直
接投资相关数据，通过建立VAR模型检验GDP增长率、金融相关比、出口额．Z2．FDI流入等宏观经济指标与中国OFDI的
关系。结果显示，从长期来看我国出口贸易额及金融相关比对我国对外直接投资有重要影响，出口增长和金融规模扩
张促进了我国的对外直接投资发展 。
关键 词 ：中国OFDI、经济环境 、VAR
中图分类号：F12 文献标识码：A
随着中国作为国际资本的来源国参与对外直接
投资活动愈趋频繁 ，中国对外直接投资 (Outward
FDI，以下简称OFDI)相关问题成为研究热点，而
在研究中国OFDI的已有文献中，多数是从东道国
视角研究中国OFDI的影响因素，从FDI来源国视角
研究OFDI母国影响因素的文献相对较少。以往大
多数实证研究所选择的母国经济指标都只选取了
母国经济实力、技术水平、贸易规模 、政策法规等
某一方面或某几个方面的指标，在指标选择的代表
性、系统性上很难做到兼顾。本文研究对象明确为
中国OFDI与国内经济环境的关系，从产出状况、
金融状况、贸易状况三个方面对我国国内经济环境
之于OFDI的支撑作用进行实证检验。
1相关理论回顾
本文根据 目前国内外涉及OFDI母 国影响因素
的研究进行了归类整理，将国内相关宏观经济影响
因素概括为三个大类 ：第一类为民生状况指标；第
二类为金融状况指标；第三类为贸易状况指标。
1．1产出状况与OFDI
产出是衡量一国宏观经济的重要构成维度 ，
反映一国产出状况的经济指标主要有GDP、GNP、
PGDP、失业率等。以往文献在研究一 国产 出状
况与OFDI之间的关系时，大多肯定了人均GDP对
OFDI存在重要影响作用。邓宁 (Dunning)于1981
年提出了投资发展周期 (IDP)理论。该理论认
为，一国的对外直接投资净额NOI(net outward
investment)是该国经济发展阶段的函数，而人均
GDP正是反映经济发展阶段的重要参数。邓宁的理
论提出后，一些学者对人均GDP与OFDI的关系进行
了实证检验 ：W．Andreff(2002)对比分析了不同
发展水平国家对外直接投资的情况，得出母国经济
发展水平和国内市场规模是FDI主要决定因素的结
论；D．Kyrkilis和P．Pantelidis (2003)利用横截面
数据考察了对外直接投资与母国真实GNP的关系，
结果显示真实GNP是决定对外直接投资最重要的因
素；WuToh和Ho (2003)认为对新加坡的国内人
均收入对本国OFDI流出有重要影响作用。
1．2金融状况与OFDI
Hymer(1993)认为，母国充足的资本市场环
境将刺激本国企业的成长，包括企业的国际扩张行
为 。Lall(1980)，Pugel(1981)，Clegg(1987)
及Grubaugh(1987)等人也持有类似观点。Beck
(2002)、Becker和Greenberg(2003、2005)、
Hur，Raj和Riyanto(2004)分别从企业、国家和行
业层面进行了实证分析，得出了金融发展促进国际
[收稿日期】2012—08—01
[作者简介】欧阳肆阳 (1981-)，男 (汉 )，湖南省新华市人，讲师，研究方向：国际贸易学，对外直接投资。E-maill：oyloveq@sohu．con
深圳信息职业技术学院学报 第l0卷
贸易的结论。陶薇 (2009)通过对OFDI与GDP增长
率 、同定资产投资、出口、外汇储备、外商直接投
资、利率和汇率的线性回归分析得出结论，国内贷
款利率对对外直接投资有正向关系。
1．3贸易状况与OFDI
根据Aliber(1970)提出的资本化率理论认
为，持强币国的资本化率高于持弱币国，因此 ，
跨 国公司的对外直接投资是从持强币国流向持
弱币国。Froot、Stain(1991)、GroSS和Trevino
(1996)等认为，母国货币升值时，货币购买力相
应增加，进而对外投资变得更为划算，因此汇率升
值可能会导致对外直接投资的增加。
在弗农 (Vernon，1966)的模型中提出，出口
的发展先于国外生产，投资前的出口可以作为市场
风险最小化的途径，即出口可以看作是对外直接投
资扩张的先期行为，而直接投资是出口的后续活
动，两者是连续的。Wilamoski、Tinkler(1999)使
用OLS模型，发现随着北美自由贸易协定的实施，
FDI导致美国和墨西哥之间的贸易急剧增加 ，并且
贸易的剧增也导致了从美国流入墨西哥之间额外
的FDI。Dunning(2001)如果一国由于具有区位优
势而吸引的外资最终可以加强海外机构的所有权
优势 ，那么可以认为吸引外资对该国的对外投资
具有正向关系。孙江明和樊大江 (2007)以2003年
和2004年各省市的数据回归分析表明，地区的经
济发展水平、对外直接投资存量 、土地价格 、对
外贸易量对其对外直接投资流量有影响，投资存
量对东中西地区对外直接投资流量都具有显著影
响。官建成和王晓静 (2007)运用OLS(Ordinary
Least Squares)逐步回归法和岭回归估计法 ，对
1 993年至2005年的数据研究表明，出口额和吸引
外资额对我国对外直接投资有影响。Scaperlanda、
Mauer(1973)，Scaperlanda、Balough (1983)，
Scaperlanda (1 992)等人的研究都认为母国市场
的开放对OFDI具有积极影响。也有研究认为在开
放经济内能够学习到更多在国际市场进行直接投资
的经验、知识和技能。
2模型建立及数据说明
2．1变量及数据选取
本文的样本区问从1991～2010年 ，数据来源
于国家统计局网站 、中国商务部网站 、 《中国统
计年鉴》、和 《中国金融统计年鉴》。本文选取
GDP．~长率 (VGDP)反映产出状况；金融状况，
选取指标FIR指标 (金融相关比 )；贸易状况则选
择EX(出口额 )及IFDI(FDI流入 )两个指标。我
们对所有序列进行 自然对数 (LN)变换 ，以避免
数据的剧烈波动并消除时间序列中存在的异方差现
象，最终采用的变量为：LOGOFDI、LOGVGDP、
LOGEX、LOGIFDI、LOGFIR 。
2．2模型构建
向量 自回归模型 (Vector Auto regression)避开
了结构建模中需要对系统中每个内生变量关于所有
内生变量滞后值函数的建模问题；应用样本可以确
定一个多变量VAR系统的参数，从而得到变量问的
相互关系，因而向量自回归模型是分析多变量时间
序列的有力工具。一个n维随机向量 vt服从 p阶向量
自回归过程，记为VAR(P)，其数学表达式为：
： +
一
1+A2Y卜2+⋯。 A Y卜 十Bf +⋯+曰
， 卜
+
3实证分析
3．1长期平稳性检验
3．1．1变量平稳性检验
本 文采用ADF检验法分别 对L0G0FDI、
LOGVGDP、LOGEX、LOGIFDI、LOGFIR作平稳性
检验。由于样本数据为非零均值且序列随时间变化
有上升趋势，因此ADF检验包含常数项和线性时间
趋势项。检验结果如表1所示。
表1 ADF单位根检验结果
Tab．1 Augmented Dickey-Fuller test
检 验类型 变量 ADF检验值 临界值 结论
(c，t， k)
LOG0FDI (c，t，0) 一1．85928 —3I26 l452 非平稳
△L0G0FDI (e，t，0) -4．365106* -3．6908l4 平稳
VGDP (e，t，4) 一3．240659 -3．297799 非平稳
△VGDP (e，t，4) -4．946091 -4．532598 平稳
L0GFIR (c，t，0) -0．747593 -3．261452 非平稳
△L0GFIR (e，t，4) -3．948356* -3．733200 平稳
L0GEX (e，t，0) 一1．785883 一3．261452 非平稳
△L0GEX (c，t，0) -4．279481 $ -3．658446 平稳
L0GIFDI (c，t，1) 一1．604127 -2．655 194 非平稳
△L0GIFDI (c，t，1) -3．058 103 -3．029970 平稳
检验结果显示，所有的变量都是I(1)过程，
即它们的二阶差分变量都是平稳过程 ，可以用来进
第3期 欧阳璋晶：中国OFD!与国内经济环境的关系研究 69
行下面的协整检验、Granger~因果性检验和脉冲
响应函数分析。
3．1．2协整检验
本文采用Johansen和Juselius的JJ法进行检验，
结果如表2所示：
表2 Johansen协整检验结果
Tab．2 Johansen Co—integrating Test
通过上述协整检验 ，发现在5％的显著水平
下 ，拒绝r=0假设 ，同时接受r≤1的原假设 ，即变
量之间存在唯一的长期协整关系 (见表2)，虽然
在短期 内由于会受到随机干扰的影响，这些变量
有可能偏离均衡值 ，但这种偏离是暂时的，从长
期看最终会 回到均衡状态，即所选指标适用于上
述 VAR模型。将协整关系标准化后写成数学表达
式，并令其等于vecm，得到标准化模型如下：
L0G0FDI=一0．061993VGDP+2．860172LOGEX
一 1．2 l 1435LOGIFDI+O．086622LOGFIR
对序列协整方程进行单位根检验，发现其已经
是平稳序列，再次说明协整关系是正确的，即我国
对外直接投资与GDP增长率 、出口额、FDI流人及
金融市场规模呈长期均衡关系。从协整方程我们可
以看出，从长期来看Ex对OFDI的影响最大，EX每
增长一个单位就会促进OFDI~长近3个单位。
3．1-3 VAR模型计量结果
根据以上对时间序列的检验可知，三个时间序
列都是一阶单整的，且协整检验证明三者存在协整
关系，故可对三者建立向量自回归模型。经过试算
分析知，在滞后期为 2时，所构建 VAR模型的AIC
值和 sc值均达到最小，经过试算分析知，故建立
的向量 自回归模型为二阶模型，系数估计结果和对
单个方程的总结具体如下：
表3 VAR模型输 出结果
： 垒
R-squa red 0 982899 0 991 847 9 98731 0 0 994698 0 839332
Adj R—squared O 921 484 0 982365 0 97321 0 O 988744 O 66081 3
Sum sq resids 2 359978 0 1 81 949 0 037070 0 094630 22 80027
8 E equation 0 61 2074 0 1 46040 0 0641 78 01 02540 1 581 654
F-statistic 23 29888 1 06 8399 70 021 73 1 67 9001 4 701 623
Log likelihood 一7 007970 1 8 08383 34 5281 5 25 1 5636 ．29 6891 7
Akaike AIC t 800797 —0 788383 -2 35281 6 -1 41 5636 4 06991 7
~chwarzSC 2 348450 —91 60730 -1 8051 02 -0 867'983 4 61 6570
Mean dependent 1 756533 5 670820 5 043948 7 8861 20 9 745000
8 D depende n1 1 8274e4 1 09g722 0 3921 n3 0 9605口2 ，732g33
第二部分显示了每个回归方程的检验结果 ，若
F>Fa(k一1，n—k)，则拒绝原假设 ，即认为列入
模型的各个解释变量联合起来对被解释变量有显著
影响。这里k一1：10—1=7；n—k--20—10=10。查表Fa
(7，10)，回归方程都比较显著。
从VAR回归结果来看 ，logofdit受 自身logofdi
(t一1)、t-2两期影响为正；受VGDP滞后1期影响
为一0．04，滞后2期影响为0．03，作用都不明显；受
logfir影响较明显 ，滞后1、2期影响都为正，滞后1
期为1．O9，滞后2期为0．03；受logex滞后1期影响为
3．16，滞后2期为0．19，在所有变量中效果最为明
显；受~lJlogifdi影响滞后1期为一0．41，滞后两期为
正 0．18。
3．1．4 Granger[~果检 验
综合前文所述，中国的OFDI主要受~lJEX和FIR
的影响，而IFDI及VGDP~K]对OFD1只有极为微弱的
影响。协整检验能够检验变量之间是否存在稳定的
长期关系，但是这种关系是否具有因果关系还需要
进行Granger因果检验。于是，我们在VAR模型中进
行Granger因果检验，结果见表4：
表4格兰杰因果检验结果
Tab．4 Granger Causality Test
Null Hypothesis： 0bs F—Statistic Prob．
LOGIFDI does not Granger Cause LOGOFDI 20 1．59890 O．()088
LOGOFDI does not Granger Cause LOGIFD1 0．94360 0．4112
LOGFIR does not Granger Cause LOGOFDI 20 2．25373 0．1394
LOGOFDI does not Granger Cause LOGFIR 1．11477 0．3537
LOGEX does not Granger Cause LOGOFDI 20 3．52861 0．0555
LOGOFDI does not Granger Cause LOGEX 1．47808 0．2595
VGDP does not Granger Cause LOGOFDI 20 1．75626 0．2064
LOGOFDI does not Granger Cause VGDP 1．16889 0．3375
LOGFIR does not Granger Cause LOGIFDI 20 0．52457 0．6023
LOGIFDI does not Granger Cause LOGFIR 0．78873 0．4724
LOGEX does not Granger Cause LOGIFDI 20 0．69330 0．5153
LOGIFDI does not Granger Cause LOGEX 0．72776 0．4993
VGDP does not Granger Cause LOGIFDI 20 10．4968 O．()o14
LOGIFDI does not Granger Cause VGDP 1．3l911 0．2967
LOGEX does not Granger Cause LOGFIR 20 2．10600 0．1563
LOGFIR does not Granger Cause LOGEX 1．22037 0．3228
VGDP does not Granger Cause LOGFIR 20 0．40144 0．6763
LOGFIR does not Granger Cause VGDP 0．44694 0．6478
VGDP does not Granger Cause LOGEX 20 O．O4255 0．9585
LOGEX does not Granger Cause VGDP 0．52676 0．6010
结果显示 ，EX和FIR是OFDI的granger原因，
但FIR的显著性较弱，反向因果关系不存在；同时
70 深圳信息职业技术学院学报 第1O卷
VGDP是IFDI的单向格兰杰原因，其他情况都没有
通过显著性检验。
3．2动态关系
3．2．1 VECM模 型
建立在协整理论基础上的VECM既能反映不同
经济序列间的长期有关信息，又能反映短期偏离长
期均衡的修正机制，是长短期结合具有高度稳定性
和可靠性的一种经验模型。向量误差修正模型为：
D (L0G0FDI)=0．1 56—0．262D (LOGOFDI
(一1))一0．009D(VGDP(一1))+1．022D(LO—
GEX (一1))一0．554D (LOGIFDI(一1))+0．574D
(LOGFIR(-1))-0．752178 CointEql
从误差修正模型来看，误差修正项为负，说
明长期均衡趋势对短期波动偏离的收敛机制在起作
用，符合反向修正机制。
3．2．2脉冲检验
如果格兰杰因果关系检验存在关系，也只是
说明和验证了变量之间的短期的因果关系，具体的
影响过程和方向还可以借助脉冲响应函数进行分
析。因此可以考察系统的脉冲响应函数 (Impulse
Response Functions)，对分析结果进行相互补充和
印证。选择Cholesky方法对OFDI进行脉冲检验，图
I至图4分别是OFDI对来 自EX、VGDP、FIR、IFDI
的一个标准差的冲击反映。
／
一
_
一
一 ～ 一 。-
一
— — 一
____ 一 ～ 。。。。。’___ _
l’，-_
、
～
图1 OFDI对EX的脉冲反应 图2 OFDI对GDP的脉冲反应
Fig．1Response ofLOGOFDI to LOGEX Fig．2 Response ofLOGOFDI to VGDP
图3 OFDI对FIR的脉冲反应 图4 OFDI对IFDI的脉冲反应
Fig．3Respanse of LO GOFDI to LOGFIR Fig．4 Response of LOGOFDI t0 LOGIFDI
从图1看到，在本期给Ex一个冲击后，OFDI第
2期上升到峰值，之后虽然有所下降但从第5期开始
又稳步上升，并且维持平稳上升趋势。脉冲分析结
果充分显示了EX对OFDI的正面影响作用。在第1期
没有响应，说明出口规模要达到一定程度才会对投
资产生影响。这是因为，一方面，出口企业对出几
目的地的经济状况及政策法规进行考察和熟悉需付
出一定的时间成本；另一方面，企业从筹备投资到
实现投资需要一个长周期的建设过程 ，包括投资办
厂进行的基本建设活动，引进设备和安装到员1 培
训，再到生产产品的出口等环节。尽管出口的冲击
存在一定的时滞，但并不是很长，这也说明，近年
来我国企业在进入国外市场的方式上开始较多的选
择并购的方式；随着全球跨国并购浪潮的到来，我
国企业也开始顺应国际化潮流，逐步转变传统绿地
投资模式。此外，出口冲击在第2期达到峰值后出
现短期下滑，说明短期内出口可能对我国对外直接
投资存在一定程度的替代效应，但长期来看能够有
力地促进对外直接投资的增长。
图2显示，在本期给VGDP一个冲击后 (VGDP
增加 )，OFDI在第3期呈现小幅下降，之后转为正
向影响，在第6期后VGDP的冲击逐渐被吸收。这和
前面我们所作的协整检验结论一致，即长期来看，
VGDP增长对OFDI~9作用不明显。这似乎与我们的
经济常识相悖 ，究其原因可能是由于本研究的样
本区间为1991年至2010年。2006年，我国人均GDP
已经突破2000美元，2007年人均GDP已达~1]2456美
元，根据邓宁的投资发展周期论，2007年之后我国
才从投资发展周期的第二阶段迈人第三阶段，众多
国内学者的实证研究也支持这个观点。也就是说，
本文所选择的样本区间内我国CDP增长还不足以扣
动对外直接投资。如果采用2007—2012年的省际面
板数据分析GDP与OFDI的关系，可能会得出与传统
理论更为相符的结论。
图3说明，在当期给金融规模一个冲击，OFDI
从第2期开始有小幅上升，在第3期稍有回落，但从
第4期起又开始上升 ，并从长期看趋于平稳的上升
趋势。相比Ex，FIR对OFDI有拉动作用，但效果较
弱。这表明我国企业的国际化进程中，虽然金融发
展与对外直接投资的关联度逐渐提高，但金融发展
的作用和效率整体不高，相关金融市场存在制度性
缺陷，市场结构、金融工具等单一 、僵硬，不能够
满足企业的金融支持要求。尽管改革开放以来 ，我
第3期 欧阳璋晶：中国OFDI与国内经济环境的关系研究 71
国的金融资产规模实现了超常规的发展，而金融发
展的资源配置功能没有因此而提高。
图4显示了OFDI对IFDI冲击的响应趋近于零，
也就是说IFDI的变化基本不会引起OFDI的任何波
动，二者关系十分微弱。这反映了两方面问题，一
方面，中国虽然在吸引和利用FDI流入方面发展迅
猛，但是中国企业并没有有效学习国外企业的国际
直接投资经验 、知识并运用 自己的国际化扩张，中
国对FDI的利用还仅仅停留在贸易效应上，对国外
跨国企业的国际化经验的学习还有待深化。另一方
面，IFDI并没有如理论推断的那样加剧对国内企业
造成挤出效应，一个可能的解释是来自发达国家的
FDI共182．4亿美元 ，占当年吸引外商直接投资总量
的30％。这个板块的FDI多数投资到我国不具备竞
争优势的高技术密集型部门，而这些部门是中国没
有生产能力的，或发展比较滞后的，相关企业的竞
争力非常低，这些企业的国内市场即便受到威胁，
也没有能力实施策略型对外直接投资。因此本文认
为，虽然每年我国吸引外商直接投资额巨大，但其
不会对我国企业的对外直接投资产生太大影响。
表5方差分解
! ； 堡
p日riod S F 1 n00Fnl l nnlFnI l n0FIR I nOF× VGDp
3．2．3 方差 分解
方差分解是另一种描述系统动态性的方法，一
个时间序列预测的误差方差是 自身扰动项及系统其
他扰动项共同作用的结果，冲击分解的目的就是要
将系统的均方差分解成各个变量冲击所做的贡献。
计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量冲击
的贡献占总贡献率的比重。然后随时间的变化观察
重要的信息，从而估计该变量的时滞效应。方差分
解的结果显示 ，EX在长期内解释了对外直接投资
的35％左右，FIR在长期内了对外直接投资的7％，
而VGDP和IFDI加起来解释了不到1％，可以说基本
不能对OFDI产生影响。另外，从表中还可看出，
出口以及金融市场规模的影响随着时间的推移相
对较稳定，而IFDI冲击对直接投资的影响在逐年减
少，因此，从长期来看，EX及FIR是对外直接投资
的重要影响因素。
4结论与政策建议
本文将影响OFDI的母国宏观经济因素概括为
民生状况、金融状况、贸易状况等三类 ，并选择用
GDP增长率 (VGDP)反映产出状况，用FIR(金融
相关比 )反映金融状况，用EX(出口额 )及IFDI
(FDI流入 )反映贸易状况。在搭建VAR模型的基
础上，对上述四个代表性指标与中国对外直接投资
之间的长期动态和因果关系进行了检验。通过协整
检验 、Granger因果关系检验、脉冲检验及方差分
解等研究方法得出一致结论 ，即从长期来看我国出
口贸易额 (EX)及金融相关比 (FIR)对我国对外
直接投资有重要影响，出口增长和金融规模扩张促
进了我国的对外直接投资发展。
4．1要继续发挥出口对OFDI的拉动作用，但不能
过度依赖
从长期来看 ，出口增长对我国OFDI的拉动作
用十分显著，且前者是后者的单向格兰杰原因。这
说明我国多数企业的对外直接投资是以市场寻求为
目的，企业国际化经营往往遵循 “先市场后工厂”
的路径，要经过直接出口阶段才向东道国投资。当
出口达到一定规模，以至在海外生产有利可图或对
海外市场的认知积累到一定程度时才会进行对外直
接投资，随着贸易规模的持续扩大，对外直接投资
规模也会不断增加。否则，企业宁可保持直接出口
的国际化模式。换句话说 ，中国的OFDI更多的是
服务于贸易的扩大。无论是国际化战略选择 “先
难后易”的海尔还是 “先易后难”的TCL，实际上
都遵循着 “先有市场后有工厂”的对外直接投资路
径 ；青岛啤酒公司将泰国作为第一个OFDI目标区
位，也是考虑到青岛啤酒在东南亚认同度很高，品
牌发展空间很大。
近年来我国面对着愈发严峻的贸易摩擦和国际
舆论，在此背景下 ，笔者建议政府从两方面引导中
72 深圳信息职业技术学院学报 第10卷
国企业的OFDI项 目：一方面由于出口可以开发海
外市场、增长国际化经营经验，为资本输入海外市
场打下基石，要继续深化对外开放，为中国企业创
造更加宽松的贸易环境，促进出口与对外直接投资
之间的良性互动；另一方面，我国对外直接投资不
应过于依附于出口行为，在 目标市场的选择、投资
策略及国际化经营路径的选择上应该有所分散，尤
其要鼓励有条件的国内企业进行技术寻求型对外直
接投资，通过在发达国家建立R&D机构，嵌入当地
研发资源密集区，加强与当地企业和研发机构的合
作，获得技术溢出，提高对外投资企业的知识、技
术密集度。
4_2要深化金融体制改革，提高金融资源配置效率
我国金融市场近年来发展迅猛，理应为国内企
业的跨国投资活动提供多样化的融资渠道，形成对
中国OFDI的良好支撑。然而从本文的实证检验结
果来看，金融规模扩大对于中国对外直接投资的拉
动作用并不明显。这说明我国金融市场的资源配置
功能还不健全，金融效率偏低，企业对外直接投资
的金融支持政策环境有待进一步优化。长期以来，
我国商业银行基于经营成本、风险等的考虑倾向于
向大型企业和国企放贷，政策性银行受体制约束尚
未真正发挥政策性金融支持的作用，而证券市场的
高门槛又将大多数企业拒之门外。种种原因导致中
小民营企业进行对外投资融资渠道受限，而中小企
业恰恰是我国对外直接投资的主力军，因此这种状
况亟待改变。
因此，政府应该深化金融体制改革 ，更有效
率地配置使用金融资源，建议采取以下几种途径：
一 是对商业性金融机构提供政策支持，通过诸如设
立对外投资担保基金，或给予对外投资贷款利率补
贴等手段加深银企合作；二是鼓励金融机构的融资
服务方式创新，健全贸易融资、设备融资、实物融
资 、投资保函、履约保函等服务手段；三是提供政
策性金融支持，例如充分发挥中国进出口银行、国
家开发银行资金成本相对较低的优势 ，鼓励其积
极涉足对外直接投资领域，填补信贷市场上商业银
行资金供给的缺口，降低中国企业OFDI的融资成
本。
4．3要通过引进外资提高国内企业国际竞争力
根据本文的实证检验结果 ，中国的FDI流人并
没有有效地促进对外直接投资，这说明中国没有发
挥好FDI的技术外溢功能，国内企业难以从FDI#b
资企业身上吸取国际化经验、知识，在吸引外商投
资的政策导向上还需要做进一步调整。发达国家跨
国投资国内的出发点在于获取高额利润以及加强 自
身的国际竞争力，因此要想通过利用外资提高行业
要素生产率 、引进先进的生产技术和管理技术，就
必须要有相关政策来引导，引进外资的目的绝不能
局限于缓解国内就业压力。第一，由于投资于资本
密集型产业的FDI比投资于劳动密集型产业的FDI
有着更强的溢出效应，吸引外资的政策导向应该向
技术性投资或技术许可倾斜，以此带动国内产业结
构升级，提高国内企业的核心竞争力。第二，要充
分发挥外资引入所产生的扩散效应和示范效应，使
国内企业了解、学习到先进的国际管理 、经营手
段，打开国内企业的国际化视野。第三，要促进
FDI与OFDI的合作，鼓励国内企业联手外资 “走出
去”。
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Research on Relationship between Chinese oFDI and
D, Itic Economic Environ aent-Based VAR M odelDomestic Econo Environ ment-l~asea 0n v A Nloael
oUYANG
(Shenzhen Institute of Information Technology，
Jinjing
Guangdong Shenzhen 5 1 8 1 72，P．R．China)
Abstract：This paper launches a research on effective elements of outward foreign direct investment from aspect of
home—country．It used VAR model to testify the relationship between OFDI and series of home—country economic
environment indices such as GDP growth rate，FIR，export volume and FDI inflows．The conclusion is that in a long
term China’s export volume and FIR have positive influence on China’s OFDI．and both play an important role．
Keyword：China’S OFDI，economic environment，VAR
【责任编辑：高潮】
