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【函授论文】简谈唐杰郑磊:获取优势的对外直接投资:经济学模型与实证(论文范例)

星级: ★★★★ 期刊: 《中国市场》作者:浏览量:1850 论文级别:高评本章主题:优势和企业原创论文: 5156论文网更新时间:12-14审核稿件编辑:Dave本文版权归属:www.5156chinese.cn 分享次数:1028 评论次数: 9193

导读:唐杰郑磊:获取优势的对外直接投资:经济学模型与实证是一篇关于优势和企业的论文排版格式,免费分享供广大学者参考,希望对学生们写作论文提供清晰写作思路。

唐杰 郑磊

摘要:本文以中国企业对外直接投资为研究对象,在当前主流的对外直接投资理论模型的基础上进行简化,对企业优势的核心的要素进行深入解析,并引入企业战略变量,形成一般化的获取优势的对外直接投资的理论分析框架,本研究认为传统的以先决优势条件决定的FDI假说,是获取优势为目标的对外直接投资解释框架的特例,并结合中外对外直接投资的案例进行分析,以期对发展中国家特别是中国的对外直接投资活动提供指导性建议.

关键词:跨国公司;OL模型;策略变量;面板数据检验

中图分类号:F064。1

一、问题的提出

随着国际经济全球化的进程加深,对外直接投资已成为世界经济中令人瞩目的亮点.对外直接投资不仅仅是发达国家企业的专享权利,发展中国家对外直接投资活动无论从投资额流量还是存量,无论是项目数量还是项目规模,都在迅猛增长.长期以来,以发达国家对外直接投资为主要研究对象的主流理论已经越来越无法解释和指导发展中国家的对外直接投资活动.尽管西方主流的对外直接投资理论流派不断地延伸和补充原有的理论框架,试图将发展中国家的对外直接投资纳入其中,但理论假设的局限性,使得对理论的局部修订无法从根本上给出令人信服的证明.

上世纪80年代以来,发展中国家的对外直接投资获得了很大程度的发展.1980—1990年间,发展中国家对外直接投资总额由153亿美元增长到400亿美元,占世界投资总额的3%.此后,发展中国家的对外直接投资额占世界的比重更是稳步增长.发展中国家的大、中、小企业都分别走上了跨国经营的道路,不少企业还直接打入了发达国家的内部市场,对于这种现实发展格局,传统的以垄断优势为前期的理论以及基于竞争优势的发展中国家FDI理论都无法给出前后一致的解释,发展中国家的跨国经营实践已经走在了理论的前面,迫切需要从理论层面上加以总结.

根据投资发展规律,目前我国正处于对外系统投资向大规模对外投资的过渡时期,越来越多的企业正由跨国经营向跨国公司转变.尽管如此,我国对外直接投资存量和流量仍然不大,面对日益全球化竞争的市场局面,我国企业迫切需要加大对国际市场的投入,主动参与国际分工、积极利用国内外市场进行资源配置,在竞争中获得成长,努力拓展企业的生存空间.同时,近年来持续的贸易顺差使得外汇储备高居不下,在未来一段时间里,刚性的汇率政策导致人民币流动性过剩,造成宏观经济调控的压力不断增大,企业对外直接投资,对于缓解外汇储备过多造成的压力具有显著效果和积极意义.由此看来,大力促进对外直接投资将是我国中长期的一项重要发展战略.

中国企业真正走向国际市场的时间不长,在引进外资和技术的过程中,一些企业在跨国经营方面做出了有益的探索,但成功的案例不多,而且走出去的企业处于零散和非组织状态.中国企业走出去,初

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具规模,但未形成较固定的模式,能够对中国企业对外直接投资做出有效解释和指导的理论也还未成形.缺乏理论和方法论指导的中国企业迫切需要总结已有的经验教训,借鉴发达国家曾经走过的道路,设计出适合自身条件的国际化路径,尽早启动国际化战略,以便能够在国际化的经济环境中生存和顺利发展.

二、获取优势的FDI的理论模型的建立 (一)变量、假设及模型建立

首先我们假设外部环境因素未对企业的对外直接投资活动造成障碍;其次内部化优势是预先确定的条件.在此基础上OLI框架可被简化为更为简捷的OL框架.我们期望据此讨论企业依赖资源禀赋和能力空间分布优化资源配置的对外直接投资行为(见图1).

用横轴代表企业的竞争优势变量O,纵轴代表东道国的区位优势变量L,U代表对外直接投资的无差异收益曲线,其含义是,O和L可以相互替代使对外直接投资的收益水平不变,如图中的M和N点表示同一无差异收益曲线上不同的(O,L)组合.QQ´是企业竞争优势O和区位优势L相结合形成的综合优势可能性边界,与不同水平的FDI无差异收益曲线有交集,由原点到其上任何一点构成一对(O,L)的合成矢量,代表由特定O和L构成的一定结构和规模的FDI活动,不同的OL组合得到不同的FDI收益水平,但可以证明,两条曲线切点P为最优的(O,L)组合.

我们将θo和lo分别定义为在东道国企业对外直接投资所要求具备的最低条件,或是说最低的企业所有权优势变量值和区位优势变量值.在此基础上,从分析的简捷与高效率出发,将图1分为三个不同的对外直接投资策略区域:

首先是获取优势为目的的对外直接投资区域,基本特点是企业的对外投资不必然在具有先决优势条件下发生,而是依照获取优势的目标的策略性投资,即当一个企业尽管弱小,可能因为某些特性或条件,如产品分类或专业化分工格局,超过了最低条件的策略投资门槛,可以通过对外直接投资方式来发展自身的综合竞争优势.在A策略区,即由θo和纵轴包围的以斜线标识的区域,一个未具备显著竞争优势的企业,可以通过选择适当的区位的方式进行对外直接投资,把从区位中吸收的外部资源转化为自身的所有权优势,以提升其综合竞争能力提升到综合优势可能性边界,在图中,我们以箭头形式表现了A策略是一个以对外直接投资方式形成了(θo,lQ)组合;在B策略区,这是由lo和横轴包围的以竖线标识的区域.我们将B策略定义为一个具备较明显优势的企业,不考虑借助区位优势而利用所有权优势不断扩张发展的情形,形成了(θo,lo)组合.

其次是综合竞争优势扩张区域,即图1(θo,lo)以外的点状区域,记为C策略区.在此区域内,企业可以综合采取区位优势L和所有权优势O来不断扩大自身的综合竞争优势.所谓综合采取OL策略的含义是,在C区域,企业有了一种更有效的扩张策略,同时扩大所有权优势和区位优势,实现对外直接投资中的要素优化配置,使企业综合竞争优势的可能性边界QQ’与FDI无差异收益曲线在P点相切.我们用图2分别对实践中出现的不具备优势先决条件的企业和常见的具备优势的企业的对外直接投资给出了解释,这两类企业分别采取A策略或者B(C)策略从事对外直接投资活动.

下面我们给出企业在采用不同策略时的动态变化过程.A区,某一时刻T,企业所拥有的O(T)优势是相当有限的,这时,如果企业具有较强的吸收国外区位优势的目的性和能力,那么由OL之间的可替代性,仍能实现FDI(在Q点,尽管此时获得的收益并不高),这就是实践中存在的众多不具备垄断优势的中国企业存在FDI活动的情况.在B区,某一时刻t,企业拥有较强的O(t)优势,必然能够进行FDI,这实际上是先期具备垄断优势的西方跨国公司的情况.但是,从与FDI无差异收益曲线的交集来看,在A和B区发生的FDI均未达到最佳收益状态.因此,存在这样的动机,使得无论是处于A区的企业(如某些发展中国家的跨国公司)还是处于B区的企业(如多数西方发达国家的跨国公司)都向O和L的最优组合点P移动,从而实现两者的最优配置,说明了将O和L有效结合才有可能获得更好的跨国经营收益,这是企业对外直接投资的动机所在.在某一时刻,企业具有固定的综合优势可能性边界,此时,企业为了获得最好的FDI收益,会对O和L进行一定的配置选择,但是,对于企业更有利的方式是在充分利用已有优势的基础上,努力补充和扩大对另一类优势的配置,这样会使得综合优势可能性边界外移,达到更大的跨国经营收益水平(见图2).

可以看出,企业从综合优势可能性边界的初始状态qq’可以向qQ’移动(充分发挥现有O’优势以扩大其综合优势,相当于图l的B策略区);也可以向Qq’移动(在利用现有z优势的基础上补充L优势,相当于图l的A策略区);这两种移动方式都能达到更高的跨国经营收益水平U’,在m,n两个交点取得同样的收益.再有一种可能是由qq’直接移动到QQ’,获得更高的FDI收益(相当于图l的C策略区).对外直接投资的过程也就是企业综合优势可能性边界从qq’外移到QQ’的过程.西方发达国家的跨国企业基本上采取的是B或者C策略,中国企业的跨国经营初始阶段往往采用A策略进行战略资产寻求型(学习型)对外直接投资,也有采用B策略向欠发达国家进行直接投资的情况.可以证明,采用A或B策略都无法达到最佳对外直接投资收益水平,是次优选择.从国内企业对外直接所采取的策略角度,存在着先采取A策略以获取优势,继而采用B策略利用和扩大优势,从而最终达到直接采用C策略的理想状态.同理,由B到A最终达到C也是可行的选择.

基于特定优势的FDI理论只关注到母国企业如何利用已有优势打入国际市场,扩大市场份额和收益,从而增强企业的竞争力,这与当时东道国的优势相对而言微不足道有很大关系.尽管如此,作为主流FDI通论的折衷理论(OLI)里,已将东道国优势,即区位优势作为FDI的充分条件.换言之,如果东道国不具备这种优势,就无法吸引境外企业来投资,反过来也就是说,从贸易发展到契约投资再到直接投资的形式升级,是为了利用或获取更多的优势.具有特定优势的企业在FDI时,相对而言具备了更好的起始条件,与通过FDI获取更多的优势资源的目的并无矛盾.而且从最优化对外直接投资收益的目的出发,单纯利用自身先决优势的FDI只是次优选择,这类企业具有基于自身优势进一步获取更大优势的动机和条件.

(二)模型推导

在附加策略变量OLI模型基础上,认为在某一时点上,跨国经营的水平和方式是由企业的OLI特性及其基于自身长期最优化目标和现阶段的国际化发展战略而决定的.即

其中,R为企业战略反应函数.G为企业的长期最大化目标,并假设其在考察期内不变.我们在此基础上进一步细化,假定企业具备内部化优势,引入企业的国际化战略目标函数g(t),令

gt可以看作是表征企业对外直接投资的意愿或目的,取1和o分别表示是否进行对外直接投资.在O(t)<θo,L(t)<lo的区域(对应图1中的格子区域,记为D区),是企业无能力进行对外直接投资的区域.其他三个区域分别对应了

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A,B,c三种对外直接投资战略选择.

我们可以构造一个包含企业国际化战略目标,企业所有权和区位优势的对外直接

唐杰郑磊:获取优势的对外直接投资:经济学模型与实证
优势和企业论文排版格式

投资的企业战略反应函数Rt,

式中r为贴现率,φ为时间t的单调凸函数,代表综合优势可能性边界.

对一个发展中国家的企业,在to时点,企业处于O(t)<θo.,L(t)≥lo的区域.鉴于在这一阶段企业是为了获取某种战略资本如先进技术或者管理技能,因此在这一过程中,企业前期的总投入可能大于总产出,使得FDI收益R发生亏损,而稍后会因为综合优势得到提升而在收益上获得补偿.

此时企业对外直接投资的收益为

在(4)式中,φ1是负单增函数,φ2,是正单增函数,只要外界条件不变,总会存在一个时点t1,企业综合优势可能性边界扩展到Qq’,此时的所有权优势O已经足够大,使得企业可以采取B或C策略,我们不妨假设在之后的一段时间里采取B策略,

在(5)式里,企业在利用已形成的所有权优势,因此所有权优势成为常量.在整个考察的时间范围里,企业总收益

显然,在其他外界条件不变的情况下,随着时间的推移,RII的收益一定会大于RI的损失,企业总收益不断增加,同时企业综合优势可能性边界也拓展到QQ&acute;.

对发展中国家的企业而言,在对外直接投资的两个策略阶段需要做出合适的区位与行业选择.行业选择的重要性尤其表现在第一阶段,随着时间的变化,发展中国家的企业能够在所在行业领域里建立超越竞争对手的优势,再转入第二阶段.可以看到,区位选择在两个阶段都是重要考虑因素.在第一阶段,应根据行业发展的规律和需要选择区位,与区位优势结合得越有效,则企业在该行业的所有权优势继而综合优势能更好更快地建立;在第二阶段,如何充分利用已形成的优势,寻找最有利发挥其作用的区位,对于扩大对外直接收益有决定性影响.

我们可以确定一个包含k个区位优势因子的集合,针对m个备选的东道国进行评估,获得一个区位优势矩阵LmXk,以及k个因子的权重列向量αko确定一个包含h个所有权优势因子的集合,针对n个行业进行评估,获得一个所有权优势矩阵Ohxn,以及h个因子的权重行向量βho

定义算子

r(t)包含了企业具体的行业与区位选择决策.其中,T为矩阵转置.这样,我们就可以将综合优势边界定义为:

企业具体的行业与区位选择决策函数r(t)可以看作一组m个由

决定的曲线,代表了企业在C时刻在东道国i(i=l,2,...,n)选择投资的行业.此时,企业对外直接投资的收益U,也就转换为求泛函Rt的极大值问题:

(9)式即为图2的对外直接投资无差异收益曲线Uo以上讨论从理论上给出了在某一时点,特定的企业如何根据自身的优势条件,在对外直接投资活动中设计全球条件下OL资源优化配置方案,获取跨国经营最大收益的简化模型.

实际上,区位优势状况(Lm×k)在单位时间段通常是变化很小甚至可以忽略不计,权重α和βp也是如此.而企业的所有权状况( Oh×n)随时间变化的特征较明显,在技术变化较频繁的行业里的企业尤其如此.当发展中国家的企业开始先选择B策略时,初始所有权优势微小,而可选择的区位有限,多为同等或欠发达国家,由(6)式知,

随着时间的推移,其综合优势边界的扩展趋于零,也就是说,经过相当漫长的时间也只能获得微小扩展.实际上,在这段时间里外界环境的变化,特别是对于存在技术快速变化的产业来说,企业以这种缓慢的低水平积累方式可能永远无法达到竞争对手的水平.

三、中国对外直接投资的计量检验

(一)FDI的获取优势动机的计量检验

中国的对外直接投资是否已经具备了以获取优势为目的的动机,可以通过检验FDI与一些代表优势差异的变量之间是否具有相关性进行检验.

1.中国FDI的决定因素和竞争优势的假设

(1)、技术水平的差距.技术获取型的FDI在发展中国家的FDI中所占比重逐渐增加,同时也在中国的FDI活动中占有重要的地位.当中国与发达国家之间的技术水平差距越来越大时,中国对东道国的投资是否越大.据此,我们提出第一个假设.

假设一:技术水平差距与对东道国的投资量成正相关.

(2)、劳动生产率的差距.中国企业为了提高技术和管理水平,需要向具有较高劳动生产率的国家投资,以学习和吸收其技术和管理,我们可以推论,当中国与发达国家的劳动生产率差距越大时,中国对东道国的FDI可能越多.

假设二:劳动生产率差距与对东道国的投资量成正相关.

(3)、市场规模.理论上,市场规模是FDI的重要决定因素(Dunning 1980).

假设三:市场规模与对东道国的投资量有显著关系,但是方向不确定,即可能负相关,也可能正相关.

(4)、贸易额.我们把贸易额分为进口额和出口额两种.

假设四:进口额与对东道国的投资量正相关.

假设五:出口额与对东道国的投资量正相关.

2.计量检验过程

(l)因变量文章采用中国对东道国的投资存量作为因变量,用FDI表示.

(2)自变量①技术水平差距.本文技术水平用研究和开发费用占GDP的比重这个指标来衡量,用东道国的技术水平减去中国的水平得到的差值作为变量,表示为TE;②劳动生产率差距.本文用东道国的劳动生产率减去中国的劳动生产率得到的差值作为变量,表示为LP;③市场规模.本文用东道国的GDP作为东道国市场规模的 变量;④进口额.进口额采用我国对东道国的年度进口数据;⑤出口额.出口额也采用我国对东道国的年度出口数据.

本文构建如下面板数据模型对中国对外直接投资的决定因素进行检验:

其中,i表示国别,t表示时间,μ为白噪音项(零均值、等方差).

本文选取了21个发达国家的有关数据作为样本,来检验中国FDI的决定因素.因数据索取的限制和TE、LP数据来源的不同,我们分别选取了两个时间段的数据,2003-2004年的TE、LP数据来自《2008国际统计年鉴》和中经网数据库,2005-2006数据来自《中国科技统计年鉴2008》,相应分为两个阶段分别进行检验.因变量FDI数据来自于《2006年中国对外直接投资统计公报》,MS、IM、EX、来自于《国际统计年鉴2008》、《中国统计年鉴2007》、《中国科技统计年鉴2008》和中经网数据库等.

本研究使用的是时间系列横截面数据,而且使用的是变截据模型,将斜率系数假定为不随个体和时间而变化.

(3)回归结果

2003-2004年的数据回归结果为:

括号中为统计量的标准差,上述变量均通过了T检验.

2005-2006年的数据回归结果为:

上述变量均通过了T检验.

两个时段的检验的未加权的回归调整R2都超过了0。95,经过加权后,调整后的R2高达0。99,说明模型的拟合度很高,此模型能够解释中国对外直接投资变化的99%.从T统计量来看,除了2003和2004年中的LP通过的是10%的显著性检验,其余系数均通过了1%的显著性检验,说明高度显著.但是,两次检验出现了变量系数的符号和数值大小差异.

2003-2004年的检验结果中,TE、LP、IM、EX与预期一致,MS系数为负;而2005-2006年的检验结果中,TE、LP、IM与预期的符号一致,MS的系数为正.两次检验的结果差异可能部分来自于统计口径的不同,但也说明了这两个阶段的FDI动因具有本质上的不同.

(4)结果分析

对中国2003-2006年的对外直接投资动因的计量检验结果说明,近年来,中国FDI已经明显体现出了从占领市场和资源扩展到获取战略性资源的转变,而且从市场规模的符号由负数变成正数,也显示出中国FDI从前期的优先考虑资源投入,宁可暂时损失一定的市场,变成了兼顾东道国市场规模和获取技术、管理优势的模式.这不仅仅是主观的战略改变,也说明了通过获取优势为目的的FDI,确实提升了中国企业相对被检验的发达国家的竞争优势.

(二)中国对外直接投资提升竞争优势的计量检验

中国对外直接投资对于竞争优势的变化的影响,可以从其与劳动生产率和全要素生产率的变化关系中表现出来.本文采用的是基于

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向量自回归模型(VAR)的格兰杰检验(Granger)及脉冲响应函数等经济计量分析方法来进行分析.

1.中国对外直接投资增长与劳动生产率提升的关系的检验

本文通过VAR模型分析,利用脉冲响应函数,来动态地观察变量劳动生产率( LLP)与中国对外直接投资存量( LFDI)之间的影响关系.因此本文采用VAR模型来分析,建立模型如下:

其中,Yt=[DLFDlt,DLLPt],备变量说明如下:DLFDlt为t时期的对外直接投资存量增长率,DLLPt为t时期的劳动生产率增长率.具体变量数据获取或计算方法见下一部分的数据来源和变量计算.

⑴数据来源及数据平稳性检验

本文的原始数据来自《中国统计年鉴2008》、《新中国50年统计资料汇编》和国家外汇管理局网站1985-2002年的国际收支平衡表.由于我国官方公布的最早数据是从1985年开始的,所以以1986-2007年的年度数据为样本数据. 本文选取的指标为劳动生产率(LLP)与中国对外直接投资存量(LFDI).为了去除物价变动因素对上述两变量的影响,我们用GDP平减指数(以1978年为基期,1978年的GDP指数为100)作为通胀率对上述数据进行处理,得到他们的实际值.之所以用这个指数为价格指数,是因为在几个价格指数中,它能够全面反映物价走势,而CPI、PPI等只能反映某一方面的物价变动情况.由于数据的自然对数变换不改变原序列的关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列存在的异方差,所以对各变量进行自然对数变换,得到数据LLP和LFDI.

1985-2007年劳动生产率相对外直接投资量均呈大致形同的稳定增长趋势,其中劳动生产率的增长趋势比较平稳,而对外直接投资在增长过程中有些起伏,升降交替的现象.因此,初步判断这些序列为非平稳序列,而且通过下面对数据的平稳性检验即ADF检验也可以证明这一点.

对上述变量采用一阶差分后,由图3可以看出备变量的差分序列呈现平稳的变化趋势,利用EVIEWS4。1分别对两变量的水平值和一阶差分进行ADF检验,结果见表2.

检验结果标明,虽然个两变量的对数序列是非平稳的,但其一阶差分序列为平稳序列,即LLP和LFDI均为单阶协整I(1).我们用Johansen协整检验法来检验判断它们之间是否存在协整关系.协整检验的结果见表3.

第一行检验的原假设为2个变量之间不存在长期均衡关系,在5%显著性水平下已被拒绝,说明它们之间具有协整关系.第二行检验的原假设是最多存在一个协整向量,这个假设被接受,表明劳动生产率(LLP)与中国对外直接投资存量(LFDI)之间存在协整关系,即二者之间有长期的相关关系但其并不能具体指出是否存在短期因果关系.因此需要用Granger因果关系法进一步检验.

采用非平稳序列下的格兰杰因果检验法对劳动生产率( LLP)与中国对外直接投资存量(LFDI)进行检验,可得到表4的结果.

由表4的结果可得出:在10%的置信水平下,劳动生产率(LLP)对中国对外直接投资存量(LFDI)之间是单向的影响关系.这是一个非平稳的VAR模型,非稳定的VAR模型是不可以做脉冲响应函数分析的.

从计量结果上分析,劳动生产率(LLP)对中国对外直接投资存量(LFDI)之间有一定程度的影响,二者之间存在着长期的均衡关系,相互影响;但在短期来看,劳动生产率(LLP)对中国对外直接投资存量(LFDI)之间是单向的影响关系,即劳动生产率的提高有助于增加中国对外直接投资,但是中国对外直接投资增长对提升我国劳动生产率的效应短期内尚未显现出来.

(3)向量自回归模型分析

由于本文的样本数据规模比较小,而VAR模型滞后期过大会导致自由度减小,直接影响模型参数估计量的有效性,将最大滞后期定为5.对不同滞后期统计得出本文VAR模型的最佳滞后期为2.

基于向量自回归模型(VAR)的格兰杰检验(Granger)结果,见表5.

通过表5可得出在10%置信水平上,滞后阶数为2时,得出劳动生产率对对外直接投资存量的增长为单向影响关系.

我国劳动生产率增长率DLLP和对外直接投资存量DLFDI增长率两个序列的VAR模型脉冲响应图如下页:

上图中左下图反映的是对外直接投资增长率DLFDI受到一个标准差的冲击后,劳动生产率增长率DLLP的响应.可以看到,劳动生产率增长率DLLP的响应不是十分强烈,但是存在一定程度的响应.脉冲反应曲线像一个正弦波,大概周期为6年左右,首先是正向反应,到第36年左右开始负向反应,然后大概到第6年响应基本衰减到O.上图中的右上图反映的是劳动生产率增长率DLLP受到一个标准差的冲击,对外直接投资增长率DLFDI对此的响应,响应程度较大.第一个周期像一个波动程度较大的正弦波,首先基本是正向反应,第2年达到最高点,然后下行并在第3年达到最低点.大概45年完成一个周期并开始第2个周期,但是第2个周期的反应程度大大减弱,并且周期拉长.

(4)结果分析

从统计图上分析,我国对外直接投资增长率DLFDI与劳动生产率增长率DLLP存在一定程度的协同关系,走势除受到特殊原因的冲击外,图形比较吻合.对外直接投资增长率DLFDI受到劳动生产率增长率DLLP的影响要比劳动生产率增长率DLLP受到对外直接投资增长率DLFDI的影响大.这说明,我国对外直接投资增长率对我国劳动生产率增长率影响的力度较弱,说明目前我国对外直接投资对我国劳动生产率提升的影响力还较小.

2.中国对外直接投资增长与技术水平提升的关系的检验

本文通过VAR模型分析,利用脉冲响应函数,来动态地观察变量全要素生产率(TFP)与中国对外直接投资(FDI)之间的影响关系.因此本文采用VAR模型来分析,建立模型如下:

其中,Yt=[GFDIt,GLPt],备变量说明如下:GFDIt为t时期的对外直接投资增长率,GLPt为t时期的全要素生产率增长率.具体变量数据获取或计算方法见下一部分的数据来源和变量计算.

(1)数据来源及预处理

原始数据来自我国历年的统计年鉴、《新中国50年统计资料汇编》、郭庆旺和贾俊雪的《中国全要素生产率的估算:1979 -2004》及国家外汇管理局网站1985 -2002年的国际收支平衡表.由于我国官方公布的最早数据是从1985年开始的,所以以1986 -2007年的年度数据为样本数据.

技术水平提升指标用△A/A即全要素生产率增长率来表示.

本文1986-2004年的数据采用了郭庆旺和贾俊雪的《中国全要素生产率的估算:1979-2004》中的用索洛剩余法计算的全要素生产率的增长率,2005-2007年为本文自己测算得到.本文选取1985-2007年对外直接投资增长的数据作为样本数据.具体测算公式为:GFDI(%)=(FDIt-FDIt一l)/FDIt-l.

根据数据,可以得出GFDI与GTFP的时间序列图,可以发现GFDI与GTFP都比较平稳,而且,对上述变量进行ADF检验可得到数据平稳性结果.

(2)向量自回归模型分析

由于本文的样本数据规模比较小,而VAR模型滞后期过大会导致自由度减小,直接影响模型参数估计量的有效性,对不同滞后期统计得出结果(见表4).

以AIC信息准则最小为依据,将最优滞后期定为2,这是一个平稳的VAR模型.

我国全要素生产率增长率和对外直接投资增长率两个序列的VAR模型脉冲响应图如图4:

图4中右上图反映的是对外直接投资增长率GFDI受到一个标准差的冲击后,全要素生产率增长率GTFP的响应.可以看到,全要素生产率增长率GTFP存在一定程度的响应.脉冲反应曲线像一个正弦波,大概周期为了年左右,首先是正向反应,到第4年左右开始负向反应,然后大概到第75年响应基本衰减到O.上图中的左下图反映的是全要素生产率增长率GTFP受到一个标准差的冲击,对外直接投资增长率GFDI对此的响应,响应程度较大.第一个周期像一个波动程度较大的正弦波,首先基本是正向反应,第2年达到最高点,然后下行并在第3年达到最低点.大概5年完成一个周期并开始第2个周期,但是第2个周期的反应程度大大减弱,并且周期拉长.

方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度,方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要信息.

由表8可以看出,在GFDI的变动中,9。290~19。9%的波动可以由GTFP的波动来解释,而在GTFP的波动中,1。1%一1。4%的波动可以由GFDI的波动来解释.预测方差分解的结果说明,全要素生产率的提高是对外直接投资增长的重要因素,而对外直接投资的增长却对全要素生产率的提高的作用目前还不是很显著.

(3)结果分析

从统计图上分析,我国对外直接投资增长率GFDI与全要素生产率增长率GTFP存在一定程度的协同关系,走势除受到特殊原因的冲击外,图形比较吻合.

从计量结果上来分析,对外直接投资增长率GFDI和全要素生产率增长率GTFP之间有一定程度的相互影响,同时可以看到,对外直接投资增长率GFDI受到全要素生产率增长率GTFP的影响要比全要素生产率增长率GTFP受到对外直接投资增长率GFDI的影响大.这说明,我国对外直接投资增长率对我国全要素生产率增长率影响的力度较弱,说明目前我国对外直接投资对我国劳动生产率

(三)计量检验的结论

通过对中国2003-2006年的对外直接投资动因的进行计量检验,可以看出,近年来,中国FDI已经明显体现出了从占领市场和资源扩展到获取战略性资源的转变,而且从市场规模的符号由负数变成正数,也显示出中国FDI从前期的优先考虑资源投入,宁可暂时损失一定的市场,变成了兼顾东道国市场规模和获取技术、管理优势的模式.这不仅仅是主观的战略改变,也说明了通过获取优势为目的的FDI,确实提升了中国企业相对被检验的发达国家的竞争优势.

四、建议

本文从理论和实证两个方面分析了中国企业开展向境外获取优势为目的的对外直接投资活动是可行的,而且应该加以提倡和鼓励.然而,实际上的中国对外直接投资中虽然已经有了学习型的对外投资,但在整体上对中国企业的帮助效果表现得还不明显.这—方面来自企业对此问题的认识还不够,另—方面,中国企业开展对发达国家和地区的对外直接投资时,在企业的各种准备条件上还有困难和欠缺.如何解决这些现实而具体的问题,是一项综合系统工程,在政府的政策引导和支持、对外经济和外交的努力、金融机构的配套服务、企业的产业选择和发展战略、企业管理水平提升、国际化经营人才的培养和配置等诸多方面.都有迸一步检讨和改进的空间.

注释:

①FDI(对外直接投资)只是跨国经营的—种方式,本文虽未做明显区分,在使用跨国经营时主要是指FDI.

②实际上,以θo为界,企业按照初期是否具备较大的所有权优势被分成两类.

③当然,企业必须具有吸取外部资源为己所用的管理能力.

④还可以考虑母国政府从外部提供给企业的帮助其获取区位优势的有利条件,如政策引导、资金扶持等.

⑤在该区域里,企业不具备能够借助国外区位优势的能力,除了企业本身资源和能力限制,以及可能的政策环境因素约束之外,也可能与该国家的经济发展程度有关.

⑥企业的实际情况比较复杂,可能会选择C策略,但这并不影响我们分析的结论,因此为了分析的方便,此处假设企业选择B策略.

⑦过去的西方主流FDI理论未将产业选择纳入考量的一个原因也基于其企业处于选择B策略阶段,但随着世界经济复杂性、变化速度和互动性增强,具有先发优势的发达国家企业不得不摈弃单一化的B策略,而采取C策略也必须考虑到行业选择对企业建立和维持优势的影响.

⑧反过来看,这也证实了企业采取B策略的前提应该是拥有较强的综合优势,单纯采取该策略,企业收益尽管是在增长,但综合优势边界并没有显著提升.从企业整个生命周期来看,B策略并非最优的长期选择.就足够长的时期来看,具有垄断优势的发达国家跨国企业也并非固守B策略,而是更多地采用C策略.

[ 参考文献 ]

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