日本对不同经济体化学业FDI的动机比较研究——毕业论文

复旦大学经济学院本科毕业论文日本对不同经济体化学业FDI的动机比较研究内容提要：日本一直以来通过FDI进行海外业务拓展。东道国生产的低成本、海外巨大的消费者市场以及利用科学技术进行新产品的研发是FDI的常见投资动机。不同东道国的社会和经济发展水平有所差异，由此FDI配置的战略意义会有所不同，从国家的一些宏观数据和关联行业的FDI额度中不仅可以观察到战略动机的差异，也能够看到FDI给东道国带来的影响。本文选取美国、中国、越南这三个日本FDI主要投资的国家，通过实证分析研究日本对这三个国家FDI投资的动机差异。研究发现投资于美国的FDI主要用于研发；投资于中国的FDI主要用于生产和销售；投资于越南的FDI主要用于生产。关 键 词：化学业 直接对外投资 动机比较Comparative Study on Japanese Foreign Direct Investmentin Different CountriesAbstract: Japan has been expanding overseas business through foreign direct investment, of which the main motivations are the low labor cost, the huge consumer market and R&D. The function of the FDI varies from country to country because of the difference in social and economic development, which can be observed from some macro data and FDI flow related to each other. Moreover, the impact of the FDI on a certain country can also be observed from the data. This paper uses data of America, China and Vietnam to do empirical research, aiming to compare the motivation of Japanese FDI to different countries. The research finds that FDI to America is used for R&D, while FDI to China and Vietnam is used for sale and production.Keywords: Chemical Industry； Foreign Direct Investment； Motivation Comparison 17目 录一、引言（1）二、文献综述（1）（一）直接对外投资影响因素的研究（1）（二）直接对外投资战略和动机的研究（3）三、投资动机的实证研究（4）（一）研究方法（4）（二）变量的选取（4）（三）数据的平稳性检验和多重共线性检验（7）（四）回归分析（9）（五）模型的稳健性检验（10）四、结果的分析（11）五、小结（14）参考文献（15）后记（17）一、引言日本自90年代房地产泡沫破裂后，国内生产总值一直处于低增长的状态。加上受制于国内消费者市场饱和以及人口老龄化等问题，在国内进一步扩大产业规模是困难的。面对这一困境，日本企业纷纷将目光从国内转向了国外，通过直接对外投资在海外进行生产、销售和研发以扩大业务规模。根据日本贸易振兴机构的数据，自90年代日本的直接对外投资一直处于增长趋势，特别地，自2006年，日本的直接对外投资迅速增长。如今，日本的商品和服务因其高品质、价格合理、安全性而让人印象深刻。对于正处于经济转型期的中国，让企业“走出去”在经济发展的战略意义上显得越来越重要，海外市场的开拓、资本的全球配置、从中国制造到中国智造，将是中国企业和政府所面临的一大课题。研究日本的直接对外投资对于中国企业和政府而言，具有很好的借鉴意义。许多学者都对日本直接对外投资进行了研究，从内容上可以将研究分为直接对外投资影响因素和直接对外投资战略和动机的研究。其中前者主要运用了实证分析的方法，考察了直接对外投资对国家的贸易收支、技术传播、实际GDP、FAO等的影响；并发现了直接对外投资受到汇率、研发投入、关联行业等诸多因素的影响。而关于直接投资战略和动机的研究，一方面有日本贸易振兴机构对于企业直接对外投资的调查统计，另一方面有直接对外投资投资的区域差异的研究，两者普遍缺乏实证结果的支持。故本文将充分利用先前研究所发现的与直接对外投资显著相关的变量，通过国别比较研究，为日本对不同国家直接对外投资战略和动机的异同提供实证研究的支持。二、文献综述（一）直接对外投资影响因素的研究在国外，Inaba（1998）将影响直接对外投资的因素按类别分为利润率差异、资源丰度、价格因素，并将各行业根据经济业务类别分为资源开发型、制造业、商业和其他产业，分别进行了回归分析。结果表明，资源开发型行业FDI与开工率、资源价格呈正相关，与固定资产存量呈负相关，而不易受到短期变动的影响。制造业FDI中，化学业FDI与资源价格，劳动力成本呈正相关，与国内外开工率差呈负相关；机械行业则与出口相对价格指数呈正相关，与国内开工率呈负相关。商业FDI则与前一年的日本贸易额度呈正相关。日本直接对外投资导致了企业的海外生产，增加了本国原材料和加工零件的出口。但从整体上，海外生产代替了国内出口，商品以进口的形式输入回日本，使得净出口减少。至于日本企业的直接对外投资的资金则主要来源于过去的投资余额和收益再投资。Chiappini（2016）对日本9个行业和30个贸易伙伴2005年至2011年的出口、进口、FDI存量数据进行了OLS分析及PPML分析，结果显示，电器行业、精密仪器行业出口与FDI呈正相关，进口与FDI呈正相关；一般机械行业、汽车行业出口出口与FDI呈正相关，进口与FDI呈负相关；化学行业出口与FDI呈负相关，进口与FDI呈负相关。以上结果说明在电器行业、精密仪器行业直接对外投资创造了进出口；一般机械行业、汽车行业直接对外投资创造了出口；而在化学行业，直接对外投资替代了出口。Inaoka与Nakatsuka（2003）使用Slemrod模型研究了日本对美国的FDI受实际税率的影响。将美国吸收的日本FDI与美国GNP的比作为被解释变量，美国的当前实际税率、前一期和前两期的实际税率、日本的当前实际税率、前一期和前两期的实际税率、日本与美国的法人税之差、日本与美国GDP之比、美国的失业率和实际汇率为解释变量进行回归分析，结果显示FDI与美国的当期、前一期和前两期的实际税率呈负相关，与日本前两期的实际税率呈正相关。在此基础上，Ishitsuka、Sawamura、Hara和Yatsuka（2005）同样使用了Slemrod模型对投向中国的机器业FDI进行了研究，将中国吸收的日本FDI与中国GNP的比与中国的实际税率、日本的实际税率进行回归分析，发现一般机器制造业，电器制造业以及汽车业FDI与中国实际税率呈负相关，与中国实际税率呈正相关。两项研究均说明投资国的实际税率会对直接对外投资产生负的影响。Kagatsume（2011）对食品行业的直接对外投资的回归分析显示，对于投资国的选取，食品行业FDI主要看重人均GDP，劳动力以及基础设施。食品行业的直接对外投资给投资国带来的影响上，从实际GDP、技术传播、贸易收支和FAO角度，不同国家会受到不同的影响。Otsuka、Morikawa（2013）基于对企业的调查问卷结果的实证研究显示，企业的FDI与企业规、营销策略、研发投入以及海外投资净额呈正相关。Tanaka and Arita（2016）利用EKK模型，分析了区域经济自由化对进入东道国的日本企业数和生产数量的变化的影响。结果显示，区域经济自由化所带来的对于外国投资者的保护以及进入壁垒的减少，降低了企业进行直接对外投资的成本，从而促进了直接对外投资的增加，但不同企业在集约边际增长和扩展边际增长的侧重上会有所不同。在国内，崔岩、臧新（2007）将第一产业、第二产业和第三产业FDI与产业结构变量（特定产业在总产业中所占比重）进行回归了分析，结果显示第一、第二产业FDI与产业所占比重呈负相关；第三产业FDI与产业所占比重呈正相关。对于技术发达的第一产业和第二产业，日本的直接对外投资遵循“雁阵形态”，将技术密集型的成熟的产业从日本转向劳动力成本低的国家进行生产，为国内新兴产业留下发展空间。而服务业近年在日本发展缓慢，对外投资规模降低。崔岩和臧新（2006）对产业间直接对外投资的比较和关联分析则表明，服务业与制造业之间具有稳定的关联，表现为两者在地区流向上的变动拥有有共同点，其原因在于服务业中的生产性服务业的活动是辅助产品生产的，两者配套，制造业的大规模直接投资会使得服务业跟随其投资，而服务业大规模的对外投资会为制造业的海外业务提供便捷，从而吸引制造业的大规模转移。刘磊和张猛（2013）利用1998年到2010年9个国家的面板数据研究了汇率变动对日本在亚洲FDI的影响，将FDI的对数与间接标价法下的东道国汇率平均值、汇率标准差、实际GDP增长率、开放程度（净出口作为代理变量）和劳动力成本（人均GDP作为代理变量）进行回归分析，结果表明日本在亚洲的FDI与东道国货币汇率、对外开放程度呈负相关;与汇率波动幅度、劳动力成本呈负相关。（二）直接对外投资战略和动机的研究在国外，日本贸易振兴机构（JETRO）的问卷调查显示，2015年，回答问卷的企业中超过50%考虑将扩大对外投资，国外需求的增加，收益率，自由贸易协定是几项重要的原因。对外投资的功能方面，企业注重销售、生产和研发。在国内，李国平（2000）的研究表明，直接对外投资的区域差异取决于哪些国家或地区具有使投资主体优势能够同其要素投入有机地结合起来的区位条件。具体而言，在消费者市场大，基础设施完善，信息充分的地区，诸如北美、欧洲等，投资的动机包括占领市场份额、通过研发进行商品筹划以及减少贸易摩擦带来的损失。对于亚洲的投资，基本动机在于廉价的劳动力。对于第三世界的国家投资项目由于数量较少，研究并未发现其。区域特性。刘昌黎（2007）关于直接投资的动向研究显示，日本的对外直接投资总体处于扩张的趋势，尤其在制造业。随着投资的扩张海外雇佣人数也在增加。三、投资动机的实证研究（一）研究方法由上述实证研究可知，日本的直接对外投资受东道国的宏观变量和相关行业的直接对外投资力度等诸多因素的影响。作为直接对外投资的结果，许多研究都表明了对外直接投资对日本的进出口的影响。以这些研究的结果为基础，本文以化学行业直接对外投资为例，考察日本对不同国家的直接对外投资的动机及影响因素。本文以取自日本银行的2005年至2015年化学业FDI的季度数据的对数为被解释变量，选取对应的零售业FDI(Retailing Investment, RI)的对数、精密仪器业FDI(Precision Instrument Investment, PII)的对数；以及取自世界银行（World Bank）的2005年至2015年的商品净出口(Net Export, NE)的对数、研发强度(Research and Development Expenditure, RDE)、日本知识产权使用费（接受）(Charges for The Use Of Intellectual Property, Receipts, CIPR)的对数、石油租金占GDP的百分比(Oil Rents, OR)、实际汇率(Real Exchange Rate, RER)和金融危机虚拟变量（Crisis, CRI）为解释变量，建立回归模型如下：CI=b0+b1RI+b2PII+b3NE+b4RDE+b5CIPR+b6OR+b7RER+b8CRI+u (1)对于所选取的变量数据，首先进行平稳性检验和多重共线性检验。在保证数据平稳且解释变量无多重共线性的前提下，对数据进行回归分析，并对回归模型进行异方差检验和自相关检验以保证模型的稳健型。（二）变量的选取解释变量选取以下7个：零售业FDI(Retailing Investment, RI)作为化学行业直接对外投资的关联行业，零售业直接对外投资有助于化学品在东道国的销售。特别是以消费市场为目标进行的直接对外投资，确保产品在东道国的销售渠道十分重要。相比由企业在东道国直接销售，通过本国在东道国的零售商进行销售，无论从订立合约的便利性，还是从销售角度，都是更加低成本的选择。故本文将采用零售业直接对外投资季度数据的对数作为解释变量考察其与化学业直接对外投资的关系，预期回归结果的系数为正。精密仪器业FDI(Precision Instrument Investment, PII)同样作为化学行业直接对外投资的关联行业，精密仪器业直接对外投资主要影响化学品在东道国的生产和研发。化学品的生产过程中，必然会使用到许多精密仪器。通常以生产为目的的直接对外投资，即所谓日本企业传统的出口加工型模式下，所选择的东道国一般并不具备独立生产精密仪器的技术，因此会需要日方提供机器设备。对于研发而言，精密仪器设备的使用是保证研发持续进行的基础。故本文将采用精密仪器业直接对外投资季度数据的对数作为解释变量考察其与化学业直接对外投资的关系，预期回归结果的系数为正。商品净出口(Net Export, NE)单纯以生产为目的的直接对外投资，以日本企业传统的出口加工型为例，企业在东道国进行原料和中间品的生产加工，并将产品出口到国外以进行进一步的加工。故在单纯以生产为目的的直接对外投资会影响东道国的出口从而影响商品的净出口。中间品的进口并进一步生产的的过程中，也会影响东道国的商品进口额。若一国进口中间品进一步生产，并将大部分产成品在国内销售的话，主要影响了商品进口从而影响商品净出口。本文选取商品净出口额的对数作为解释变量，在单纯以生产为主要目的的国家，商品净出口的预期回归结果的系数为正；而若直接对外投资的目的除了生产还有在东道国销售的话，根据生产出口与销售的比重预期回归结果的系数可能为正也可能为负。当生产出口的影响相对较大时，符号为正；当销售的影响相对较大时，符号为负。研发强度(Research and Development Expenditure, RDE)对于越南而言，世界银行缺乏相关的统计数据。但根据三菱银行的分析报告与Hoshino（2016）对越南的投资环境评价，日本对越南的直接对外投资主要是用于出口加工型的生产，故可以认为投资动机中研发动机很小。研发强度是指研发支出占GDP的比重。对于以研发为主要目的的直接对外投资而言，东道国的研发强度增大意味着直接对外投资额的增加。特别是在化学行业，更低成本的生产技术和新产品的研发是为保持竞争力的至关重要的手段。故研发强度的预期回归结果的系数为正。日本知识产权使用费（接受）(Charges for The Use Of Intellectual Property, Receipts, CIPR)东道国吸收直接对外投资，有助于技术水平在东道国的传播。日本企业为降低成本，通常将发展成熟的生产线以直接对外投资的形式转移到海外。对于吸收了直接对外投资的东道国而言，随着技术的吸收和技术的开发，将减少对日本的知识和技术的依赖。故本文选取日本知识产权使用费的接受额的对数来表现技术水平的传播，预期回归结果的系数为负。石油租金占GDP的百分比(Oil Rents, OR)石油是化学行业的重要原料之一，无论是以生产销售，还是以研发为目的的直接对外投资，石油租金占GDP的百分比大小都会影响直接对外投资的数量。特别在生产方面，其影响力会更加显著。故石油租金占GDP的百分比的预期回归结果的系数为正。实际汇率(Real Exchange Rate, RER)刘磊，张猛的实证研究表明，对于亚洲国家，在间接标价法下日本直接对外投资额会随着汇率的上升而减少，这是由于日元的相对购买力的上升，使得企业决定扩大投资规模，故本文选取东道国间接标价法下的实际汇率作为解释变量，预期对中国和越南的回归结果的系数为负，对美国无法事先确定系数符号。金融危机虚拟变量（Crisis, CRI）日本直接对外投资还受到了2008年金融危机的影响。对于受到金融危机冲击的国家，减少直接投资流入可以降低冲击给行业带来的影响；或者转而将资金投到其他受冲击影响不大的国家以分散风险。故对于受金融危机冲击影响的国家，预期回归结果的系数为负，对于受冲击影响较小的国家，预期回归结果的系数为正。数据的描述性统计如表1所示：表1 数据的描述性统计变量平均值标准差最大值最小值化学业FDI（美）6.15181.04708.43043.4965零售业FDI（美）5.45490.54036.44093.8607精密仪器业FDI（美）2.81831.36294.9747-2.3026商品净出口（美）-0.47900.0925-0.3883-0.6538研发强度（美）2.70000.09632.81002.5000石油价格（美）0.33850.11650.54050.0491实际汇率（美）102.95945.4504113.840595.0981化学业FDI（中）4.78500.56275.60582.3979零售业FDI（中）5.45490.54036.44093.8607精密仪器业FDI（中）2.87061.19564.97470.0000商品净出口（中）0.17570.06290.30200.0851研发强度（中）1.71170.28062.10001.3179石油价格（中）1.31720.58402.16640.2541实际汇率（中）103.027914.1744131.629084.2536化学业FDI（越）2.50071.09794.2195-1.6627零售业FDI（越）1.27731.93703.7612-2.3026精密仪器业FDI（越）1.84201.64083.7612-2.3026商品净出口（越）-0.11070.09750.0159-0.2553石油租金（越）5.44172.12888.84531.3032实际汇率（越）100.153012.5104116.572685.2038知识产权使用费（日）24.00760.235224.343223.5943（三）数据的平稳性检验和多重共线性检验 由于所使用的是时间序列数据，为保证数据适用于回归分析，需要对数据进行平稳性检验。本文采用ADF检验方法对各项数据进行检验。检验结果如表2所示，可知各国吸收的化学行业FDI、零售业FDI和精密仪器业FDI的时间序列平稳，因此数据适合用于回归分析。表2 数据平稳性检验变量ADF检验值检验类型结论化学行业FDI(美)-4.9849*(c,t,9)平稳零售业FDI(美)-5.4376*(c,t,9)平稳精密仪器业FDI(美)-5.6785*(c,t,9)平稳化学行业FDI(中)-6.4592*(c,t,9)平稳零售业FDI(中)-5.4376*(c,t,9)平稳精密仪器业FDI(中)-5.2959*(c,t,9)平稳化学行业FDI(越)-4.9231*(c,t,9)平稳零售业FDI(越)-8.6853*(c,t,9)平稳精密仪器业FDI(越)-4.5103*(c,t,9)平稳注：检验类型中的c和t表示带有常数项和趋势项，数字代表所采用的滞后阶数。*、*、*分别表示10%、5%和1%的显著水平下检验值是显著的。除了平稳性以外，变量之间还可能存在多重共线性的问题。本文采用考察方差膨胀因子(VIF)的方法，对所有解释变量进行回归，求出各变量的VIF，结果如表3所示：表3 变量的方差膨胀因子变量VIF变量VIF变量VIFRI(美)1.7199RI(中)2.5690RI(越)1.7573PII(美)1.7304PII(中)4.6829PII(越)1.2398NE(美)16.0590NE(中)11.8314NE(越)17.3367RDE(美)9.8336RDE(中)153.6391RDE(越)CIPR1.9392CIPR14.0961CIPR8.3516OR(美)9.4584OR(中)12.8892OR(越)3.0547RER(美)12.7989RER(中)99.6163RER(越)25.7357CRI2.5848CRI1.5868CRI2.0256由表3的结果可见，各国的模型中均存在某些变量的方差膨胀因子大于10，因此各国的模型均存在一定程度的多重共线性问题。由于多重共线性会造成回归结果的参数估计量经济含义不合理，以及显著性检验无意义等问题，因此需对模型的变量选取进行修正，将表3的各国中从方差膨胀因子最大的解释变量开始去除直至消除多重共线性，修正结果如表4所示：表4 修正后的方差膨胀因子变量VIF变量VIF变量VIFRI(美)1.7139RI(中)2.3551RI(越)1.7046PII(美)1.5385PII(中)3.9599PII(越)1.2936NE(美)NE(中)1.3097NE(越)2.5616RDE(美)3.9836RDE(中)RDE(越)CIPR1.8798CIPR4.7550CIPR3.4150OR(美)5.6547OR(中)4.0541OR(越)2.2592RER(美)6.0479RER(中)RER(越)CRI2.3033CRI1.2627CRI1.6750注：表示删除的变量由表4的结果可知，各国各解释变量的方差膨胀因子均小于10，解释变量的多重共线性问题已被修正，剩余的解释变量适合回归分析。（四）回归分析基于上述平稳性检验和多重共线性检验的结果，将各国的化学业直接对外投资分别与对应的各国修正后的模型所选用的各变量进行回归分析，结果如表5、表6、表7所示 由于回归使用了时间序列数据，考虑到残差可能存在自相关性，故在三个国家的模型中加入自回归项AR(1)和、AR(2)，在模型的稳健性检验中将进一步对一阶和二阶自相关性进行检验。：表5 回归结果(美国)变量系数标准差t值p值RI-0.19320.3666-0.52700.6018PII0.26770.11932.24300.0319*RDE7.51263.92321.91490.0645*CIPR-1.32532.1731-0.60990.5463OR6.04953.03741.99170.0550*RER0.19340.07442.59800.0141*CRI-2.12680.66134-3.46720.0015*AR(1)0.11240.17960.62590.5358AR(2)0.35630.18661.90930.0652*N=44,Adjusted R-squared=0.3135表6 修正后的回归结果(中国)变量系数标准差t值p值RI0.48200.12923.72970.0007*PII0.22610.07552.99560.0052*NE-1.97170.6833-2.88570.0068*CIPR-0.10300.3485-0.29560.7694OR0.07750.13140.58980.5593CRI0.00400.12300.03230.9744AR(1)-0.45000.1581-2.84720.0075*AR(2)-0.42170.1591-2.65090.0122*N=44,Adjusted R-squared=0.4391表7 修正后的回归结果(越南)变量系数标准差t值p值RI-0.03860.0865-0.44620.6586PII-0.03350.0780-0.42910.6708NE9.00441.64395.47740.0000*CIPR1.43210.84351.69780.0996*OR0.09690.06771.43110.1624CRI1.77740.36034.93320.0000*AR(1)-0.27140.2024-1.34070.1898AR(2)-0.09230.1969-0.46900.6423N=42 日本银行的FDI统计数据中，当汇报FDI投入的企业数小于3时，当期的FDI的数据将不予显示。2015年第一季度和第二季度的越南化学业FDI数据未显示，故样本数量为42个。,Adjusted R-squared=0.5797注：表中的数据是各变量回归系数。*、*、*分别表示10%、5%和1%的显著水平下回归系数是显著的。（五）模型的稳健性检验为了保证回归模型的稳健型，确保模型是可靠的，需要对回归的结果进行异方差检验和自相关性检验。关于异方差，本文采用怀特检验的方法对三个国家的模型进行异方差检验。检验结果得美国、中国和越南的模型的怀特检验统计量的p值分别为0.5342、0.3314和0.4574，均远远大于5%的显著性水平。由于怀特检验的原假设是模型不存在异方差，备择假设是模型存在异方差，故接受原假设，并未发现模型存在异方差。关于残差项的自相关性，对模型进行一阶和二阶的Breusch-Godfrey检验。k阶Breusch-Godfrey检验的原假设是模型的残差项不存在k阶自相关，备择假设是模型存在k阶自相关。若检验统计量的p值高于10%的显著性水平，则接受原假设，并未发现模型存在k阶自相关；若检验统计量的p值低于10%的显著性水平，则舍弃原假设，接受备择假设，说明模型存在k阶自相关。对美国、中国和越南进行自相关性检验，一阶检验统计量的p值分别为0.4363、0.5249和0.4626,二阶0.5673、0.6730和0.4493，故检验结果未发现三个国家的模型存在显著的残差项自相关性。综合上述分析，可以说明三个国家的回归模型具有稳健性。四、结果的分析将表5、表6、表7的回归结果进行比较，可以得到各国关于日本化学业FDI的一些主要结论，如表9所示：表9 各国关于日本化学业FDI的主要结论主要结论美国（1）化学业FDI主要用于研发。（2）由于是研发投入，投资额与精密仪器业FDI具有正向的关联，与零售业FDI关联不显著。（3）由于研发支出弹性较小，会受到美元实际汇率的波动的影响。（4）化学业FDI的投入会使东道国石油租金占GDP比重增加。（5）金融危机时期化学业FDI减少。中国（1）化学业FDI用于当地生产，当地销售，主要功能为销售。（2）由于生产和销售的需要，投资额与精密仪器业FDI和零售业FDI均具有正向的关联。（3）中间产品的进口增加了进口，由于成品在中国国内销售，出口较少，整体上化学业FDI投入使商品净出口减少。越南（1）化学业FDI主要用于生产，表现为日本企业传统的出口加工型。（2）化学业FDI的投入使得越南商品净出口增加。（3）越南生产中广泛吸收利用日方的知识和技术。（4）金融危机时期作为日本企业用于分散风险的投资国，化学业FDI投入增加。 对于美国，化学业FDI与精密仪器业FDI以及研发强度有显著的正相关。其他条件不变的情况下，精密仪器业FDI提高1%，化学业FDI将提高0.27%；研发强度提高1%，化学业FDI将提高7.51%；实际汇率上升1个单位，化学业FDI将提高0.19%。石油租金提高1%，化学业FDI将提高6.05%。在金融危机时间段内，化学业FDI降低了2.13%。 从回归系数来看，作为化学业FDI投入的结果，美国的研发强度会随着直接对外投资额的提高而增大。同时，研发强度的增大说明了对美国的化学业FDI的主要功能在于研发的需要。除此之外，当化学业FDI的投入增多时，由于研发和生产的需要，石油租金占GDP的比重也会增加。由于精密仪器设备的使用是保证研发持续进行的基础，因此化学业FDI受到本国的精密仪器业FDI投入的影响，精密仪器业FDI投入越多，化学业才更具备研发能力，才能加大直接对外投资的额度。美国的化学业FDI还受到实际汇率的影响，由于研发投资与宏观变量的弹性较小，当美元价格较高的时候，相应的研发支出就会扩大。而在受金融危机影响的年份里，直接对外投资的流入会减少。 美国的回归结果与先前的研究结果相一致。从区位优势角度而言，美国的科技水平高，信息充分，直接投资的动机主要在研发而非生产和销售。微观研究中，大塚、森川基于对企业的调查问卷结果的实证研究也支持了研发投入直接对外投资显著正相关的结论。通过利用美国的人才市场和强大的研发能力和研发环境，开发新的化学产品是使日本化学业在国际市场上保持核心竞争力的关键所在。 对于中国，化学业FDI与零售业FDI和精密仪器业FDI有显著的正相关；与商品净出口有显著的负相关。其他条件不变的情况下，零售业FDI提高1%，化学业FDI将提高0.48%；精密仪器业FDI提高1%，化学业FDI将提高0.23%；商品净出口提高1%，化学业FDI将降低1.97%。 从回归系数来看，化学业FDI的主要功能在于本地生产，本地销售。作为化学业FDI投入的结果，中国的商品净出口会随着直接对外投资额的提高而减小，这是因为在中国化学业直接对外投资的销售功能的影响大于出口加工的影响。由于需要将进口的中间品在中国进一步加工生产成品，故化学业需要一定的精密仪器保证高技术的生产的进行，故化学业FDI会随精密仪器业FDI投入的增加而增加。至于生产出的成品，由于大部分是在本地销售，因此需要零售业FDI的投入来帮助商品的销售，故化学业FDI会随零售业FDI投入的增加而增加。 日本的官方调查表明，日本对中国的直接对外投资主要是由于中国廉价的劳动力市场以及巨大的消费者市场。中国至今依然是日本在亚洲的最大的生产据点。但随着近几年中国劳动力成本的增加，加上中日关系的影响，中国对日本企业的吸引力有所下降，日本逐渐开始将生产基地逐步转向了越南等国。从中国的回归结果可知，日本对中国的化学业直接对外投资的主要动机是看重中国巨大的消费者市场，这与此前的调查和研究的结果相一致。并且日本对中国直接对外投资具有产业关联性，表现在化学业与零售业和精密仪器业的组合，可以说这是日本企业通过专业分工节约成本来抵消近年来逐渐增加的中国劳动力成本的一种方式。研发方面，从所选取的变量上，并未发现日本对中国直接投资所造成的技术传播效应和研发的功能。 对于越南，化学业FDI与商品净出口有显著的正相关。商品净出口提高1%，化学业FDI将提高9.00%。日本接受的知识产权使用费增加1%，化学业FDI将提高1.43%在金融危机时间段内，化学业FDI提高了1.78%。 越南的回归结果表明了日本对越南的化学业直接对外投资的主要功能在于生产。对越南的直接投资的流入，是采取了日本传统的出口加工型，通过让企业利用当地廉价的劳动力对原料进行加工，生产出中间品，并将中间品出口到他国进行进一步的加工，来压低商品的价格，获得竞争上的价格优势。作为化学业FDI的投入结果，一方面越南的出口额增加，从而使得商品的净出口增加；另一方面生产中需要用到日本方面提供的技术和知识，使得日本接受的知识产权使用费增加。在受金融危机冲击的年份，日本对越南的化学业FDI增加。 越南一直以来重视引入外资。早在1991年，越南就着手开始设立出口加工区，为外资提供了各种优惠政策以谋求先进技术的引入，从日本接受的知识产权使用费随化学业FDI的投入增加而增加可以看出，越南在生产中充分利用吸收日本方面的技术和知识。从日本的角度，三菱银行的研究报告表明，越南作为生产据点，具有“China Plus One”的风险分散作用。其风险分散作用，也可以从本次回归结果中金融危机时期越南的化学业FDI相比其他时期增多中可以看出。另一方面，星野关于越南的投资环境分析表明，日本企业十分重视越南当地消费市场的成长、廉价的劳动力以及作为生产出口据点的战略地位。本次的回归结果表明了日本化学业直接对外投资与商品净出口具有显著的正相关，展现了越南作为日本的生产出口据点的特征。然而在越南，化学业直接对外投资还未出现产业关联性，从中可以看出日本企业在越南进行的生产加工所需要的技术水平相比中美还并不是很高，尽管占领越南的消费者市场是日本企业的战略的一部分，但从描述统计中可知，零售业直接对外投资流入相对而言还并不多，这可能是由于在收入水平相对较低的越南，对于日本商品的需求还并不是很旺盛，加之越南的产业重心正在从农业开始转向工业，产业结构调整还不完善，因此并未出现直接对外投资的产业关联性。五、小结以上对美国、中国以及越南吸收的日本化学业直接对外投资进行了量的分析。结果表明，美国吸收的化学业直接对外投资的主要功能在于研发；中国吸收的化学业直接对外投资的主要功能在于生产和销售；越南吸收的化学业直接对外投资的主要功能在于生产出口加工品。对于美国，尽管调查问卷的统计结果表明占领当地的消费市场也是日本企业的重要战略之一，但在使用的数据是直接对外投资流入的流量数据中，并未发现与消费者市场的关联，因此可以说明，目前对美国的投资流入主要用于研发的支出。对于中国，投资的流入主要作用在于生产和销售，投资行为造成了对进口的中间品进口的增加，并在中国进一步加工销售。且直接对外投资流入表现出了化学业、零售业以及精密仪器业的产业关联，反映了日本在中国的直接对外投资布局的专业化分工正在进行。在专业化分工这一方面，由于对美国的化学业、零售业、精密仪器业直接对外投资流量数据之间并未出现显著的相关，可以推断在美国专业化分工已经基本实现。越南作为日本新的直接对外投资据点，自2004年起投资额开始急剧增加。2005年至2015年的投资流入的主要功能在于生产出口以及风险分散上，越南作为日本新的直接对外投资热点，今后的发展状况值得瞩目。美国、中国和越南，从劳动力市场、消费者市场、科技水平、宏观经济状况等各方面，代表了国家经济的不同发展阶段，通过考察日本直接对外投资在其中的战略布局，可以给中国“走出去”战略提供一些借鉴和指引。正在兴起的中国直接对外投资，广泛参考国际经验不仅对企业具有重要的意义，对于政府从宏观的战略布局也有重要的参考价值。本文通过对2005年至2015年日本对美国、中国和越南的化学业直接对外投资流量进行了分析。受限于日本央行和世界银行的统计数据的可得性，本次研究为样本个数为44的小样本研究，今后对日本直接对外投资进行进一步的研究，一方面有望在获得更大的数据样本来进行研究，另一方面有望对制造业中的其他行业，更进一步对非制造业的行业进行研究比较。另外，由于本文所使用的数据为直接对外投资的流量数据，故难以研究直接对外投资与诸如占领消费者市场等存量数据之间的关系，对于消费者市场的占领只能通过进出口变量进行