中国对外直接投资影响因素实证研究.doc

精品论文中国对外直接投资影响因素实证研究许小龙东南大学，江苏南京（211189）e-mail：摘 要：本文以 2004 至 2006 年的中国对 17 个国家的直接投资为研究对象，分析了我国对外 直接投资的影响因素及其影响程度。面板数据研究结果表明，我国对东道国的出口是正的影 响，东道国本身的出贸易额、我国对东道国的汇率、东道国的工资水平以及东道国市场是负 的影响。在分析了产生这种结果的可能原因后，提出了一些政策建议。 关键词：对外直接投资；影响因素；投资理论；政策建议。中图分类号：f832.61. 引 言改革开放以来，我国的对外贸易取得了举世瞩目的成就，根据 2007 年的统计公报，截 至 2007 年，全年货物进出口总额 21738 亿美元，比上年增长 23.5%。其中，货物出口 12180 亿美元，增长 25.7%；货物进口 9558 亿美元，增长 20.8%。出口大于进口 2622 亿美元，比 上年增加 847 亿美元。但是与贸易密切相关的对外直接投资却才刚刚发展起来。虽然自提出 “走出去”的战略以来，我国的对外直接投资已有了长足进步，与我国的经济发展水平也不 相符。在本文的讨论中，主要关注东道国的拉动因素。市场拉动因素可能是特定东道经济体 fdi 最重要的影响因素。对于发展中国家跨国公司而言，母国生产成本的提高可能是潜在的 主要推动因素。此外，如果邻近国家没有合适的要素，近似程度将会产生强烈的影响，并使 得 fdi 停留在这一区域。除了要素成本以外，跨国公司也因为其他资源而向东道国投资；这 些资源指的是自然资源、劳动力和基础设施在内的各种潜在的要素投入。所以本文的研究目的就是检验中国 fdi 的决定因素具体而言就是：.哪些因素影响和决 定中国在不同东道国的直接投资流量的变化？2. 文献综述二战后国际直接投资的快速发展使得很多的理论应运而生，从海默到邓宁，从垄断优势 理论到国际折衷理论，可以这么说，每一位提出解释一国对外直接投资的新理论的同时，必 定会对其影响因素进行分析，或是肯定前人的理论分析、或是提出新的影响因素。然而，不 论是海默还是邓宁，不管是垄断优势理论还是国际折衷理论，都是以发达国家的跨国公司为 主要研究对象。随着 80 年代发展中国家开始在国际直接投资的浪潮中扮演着越来越重要的 角色。与之同步的是关于发展中国家对外直接投资的理论也随之出现。与此同时，也有学者 针对各种理论以不同的数据，从不同的角度进行实证。所以，本部分的文献综述按照理论和 实证两个角度分别进行梳理，其中理论部分主要以关于发展中国家对外直接投资的理论为 主。2.1 理论综述wells1的小规模技术理论主要从三个方面分析了发展中国家跨国企业的比较优势：(1)1pdf created with pdffactory trial version 拥有为小市场需求服务的小规模生产技术。在现实中，发展中国家确实有很多中小企业正是开发了满足小市场需求的生产技术而获得了竞争优势。(2) 发展中国家在民族产品的海外生 产上颇具优势，特别是当本国的海外移民数量较大时，这种类型的海外投资更有优势。如我 国的茶叶、陶瓷等传统优势产业。但是目前由于投资很少，还没有发挥其应有产业引导作用。 (3) 拥有低价产品营销战略优势。lall 2对小规模技术理论的观点并不完全同意,认为即使发展中国家跨国公司利用“小规 模技术”进行对外投资,这种技术也往往是过时和淘汰的技术。他提出技术地方化理论指出， 发展中国家引进并改造后的技术和工艺是一种技术创新活动，这种技术创新活动使发展中国 家获得了自己的竞争优势，可以到相应的国家进行对外直接投资活动。坎特威尔和托兰惕诺3提出了两个命题：（1）发展中国家产业结构的升级说明了发展 中国家企业技术能力的提高是一个不断积累的结果；（2）发展中国家企业技术能力的提高 是与它们对外直接投资的增长直接相关的。在两个命题的基础上得出基本结论是发展中国家 对外直接投资的产业分布和地理分布是随着时间的推移而逐渐变化的并且是可以预测的。dunning4依托经济发展水平，为各国参与国际直接投资划分出了若干阶段。根据投资 发展周期论，从一个国家整体来看，企业拥有的优势与一国经济发展水平具有关系，因此， 对外直接投资作为资本输出，和资本输入一道，与本国经济发展水平相伴随，就呈现出阶段 性特征。具体说来，随着经济的发展，人均 gdp 水平提高，一国的净对外直接投资具有周 期性规律，其间将经历 4 个阶段。2.2 实证综述国外学者对哪些因素影响一国对外直接投资的研究成果非常多，总结起来主要是以下几 个方面：东道国市场规模、税收政策、汇率水平、工资水平及治理基础，母国自身经济发展 水平及母国与东道国之间的已有的贸易联系等。a、投资双方的贸易fdi 与贸易认为是互相补充的战略，因为跨国公司对东道国市场的服务可以通过出口或 者 fdi，或者二者结合来实现。在一个连续过程，跨国公司利用通过先前贸易积累的东道国 市场的知识，在东道国市场进行投资（johanson & vahnle，1997）5。ray barrell，nigelpain，（1999）6对日本 1980 年代 fdi 的规模与区位的决定因素的一项研究表明，在控制市场规 模、相对劳动成本等变量后，投资显著受贸易保护措施，尤其是反倾销活动的影响。从东道 国的角度来看，反倾销措施有时被当作事实上的引诱投资的政策b、双边货币汇率tamami okawa(2001) 7对汇率变动与日本对亚洲的 fdi 的关系研究表明，日元对美元 的贬值，虽然没有显著增加日本对亚洲的 fdi，但对出口导向的电气设备部门有显著的正影 响，劳动生产率差异对大部分 fdi 有显著影响，但影响方向不同，东道国较高的进口税率， 较高的工资率显著减少日本在亚洲的投资。campa（1993）8对 19811987 年流入美国批发 业和贸易部门的 fdi 的研究中，发现相对于美元的日元贬值与日本跨国公司在美国的投资量是负相关的。2c、东道国市场root & ahmed（1979）9实证研究表明东道国的 gdp 是影响外国对其直接投资的最具有 决定性的因素。东道国市场规模对子公司为当地市场销售的生产比为出口的生产更为重要， 东道国的投资、贸易成本等障碍对出口生产的影响比为当地市场生产更大。3. 影响因素与模型建立基于以上内容的分析，同时考虑数据的可获得性，本研究使用如下解释变量：东道国gdp（gdp）、从中国到东道国的出口（jc）、该东道国的进出口（djc）、东道国的汇率（exch）东道国的人均国民收入（gnip），这些变量代表影响中国对外直接投资的特定国家的宏观经济因素。3.1 影响因素东道国 gdp 用来作为测度东道国市场规模的代理变量。gdp 既包括了东道国的经济规模，也反映了东道国的人口规模，因此，是对东道国购买力的一个较好的测度。 中国对该国的出口（jc）作为双边贸易联系的代理变量，反映两国既有的经济联系，也反映中国产品在东道国市场的竞争力，是中国 fdi 的决定因素之一。本变量使用中国对东 道国的年度出口数据。该东道国的进出口（djc）作为该东道国与世界经济的联系程度，反映该国与世界经济联系。本变量用该国当年的进出口额减去与中国的贸易额。本文用中国对该国的出口（jc）和该东道国的进出口（djc）两个指标来表征出口这个因素对中国对外直接投资的影响。汇率（exch）检验中国对外直接投资的货币因素，汇率使用当期每美元值东道国货币 的数量。由于人民币主要盯住美元，故各东道国货币相对美元的升值，也表明了该东道国货 币相对于人民币的升值。人均国民收入（gnip）作为东道国工资水平的代理变量。人均 gni 是对东道国工资水 平的间接测度，其它因素不变，东道国工资水平越高，越阻碍中国效率寻求型 fdi 流向该 东道国。同样，相对工资水平也间接反映国家间的生产率差异。人均 gni 使用当期值。根据以上的分析，本文提出以下假设：假设 1：东道国市场对中国对东道国的直接投资有显著影响，但影响方向是不确定的。 假设 2：中国对某一东道国的进出口量越大，中国对该东道国的直接投资量也越大。 假设 3：某一东道国的进出口量越大，中国对该东道国的直接投资量也越大。假设 4：东道国货币相对于人民币的价值越低，中国对其直接投资量也越大假设 5：东道国相对中国的工资水平越低，中国对其直接投资量也越大3.3 模型建立模型的设定涉及变量的选择与回归模型的构建。根据上节的理论假设，并参考相关研究的所使用的模型，本研究使用的模型构建如下：ln fdii ,tb0 b1 ln gdpi ,t 1b2 ln expoi ,tb3 ln exchi ,tb4 ln gnipi ,tmi ,t 3其中，i 表示国别，t 表示时间，m 为白噪音项（零均值、等方差）。本模型对所有变量取对数形式，因此相关系数分别测量 fdi 对各相关变量的弹性： b1 测度 fdi 对 gdp 的弹性，b2 测度 fdi 对出口的弹性，b3 测度 fdi 对汇率的弹性，b4 测度 fdi 对人均国民收入的弹性。fdi 表示中国对每一东道国的对外直接投资年度流量，gdp 表示每一东道国滞后一 期的 gdp， expo 表示中国对每一东道国的当期年度出口量， gnip 表示每一东道国的 当期人均国民收入， exch 表示中国对每一东道国的当年平均汇率。年度 fdi 流出量对于本研究较为合适。主要因为它没有滞后，从而更有效地刻画当期 的经济状况的发展和变化。出于数据的可获得性考虑，本研究使用联合国以、imf 以及我国 相关年份的统计年鉴的数据。4. 数据与方法4.1 数据因变量使用样本期为 2004 年2006 年，数据为中国对外直接投资对某国的当年对应数 据，样本范围为中国对 17 个东道国的 fdi。样本的选择基于样本期内中国对东道国连续三 年都有直接投资的原则。这样共有 51 个观测值，每个观测值代表一个给定年份中国对一个 给定东道国的 fdi 年度流量。数据来源于中国统计年鉴2004 年2007 年版。单位为： 万美元。变量 gdp 使用 17 个东道国 2004 年2006 年的实际 gdp，该数据是将以本国货币表 示的、以当 2000 年的不变价格数据，用该东道国基年年度平均汇率，换算为以美元表示， 这一转换消除了东道国的物价水平对数据的影响。数据来源于 联 合 国 统 计 局 数 据 库 ： national accounts main aggregates database (/unsd)。单位为：亿美 元。变量 jc使用中国 2004 年2006 年对 17 个东道国的年度进出口数据。数据来源于中 国统计年鉴2004 年2007 年版。单位为：亿美元。变量 djc使用该国 2004 年2006 年 17 个东道国的年度进出口数据减去中国 2004 年2006 年对 17 个东道国的年度进出口数据，否则与上一变量可能存在多重共线性。数据来源于中国统计年鉴2004 年2007 年版。单位为：亿美元。变量 exch使用 2004 年2006 年的 17 个东道国货币对美元的 ppp 平价汇率。这一汇率也消除了该东道国的物价的影响，因为购买力平价在一定程度上把一国货币的对内价值（物价水平）与对外价值（汇率）联系起来，指出了汇率所代表的两国货币价值的对比关系， 具有广泛的适用性。就购买力平价的两种形式而言，本质上都强调实际汇率的变化将最终趋 于两国价格所决定的均衡水平。数据为直接标价法，即每美元兑换该东道国货币的数量。数 据来源于 联 合 国 统 计 局 数 据 库 ： national accounts main aggregates database (/unsd)。变量 gnip使用 17 个东道国 2004 年2006 年的以美元表示的人均 gdp。人口数据4精品论文来源于中国统计年鉴2004 年2007 年版，其中部分国家的 2006 年人口数为 2005 年的数据。单位为：美元。4.2 回归方法本研究使用的是时间系列横截面数据、变截距模型，将斜率系数假定为个体和时期恒量， 也就是中国 fdi 对东道国 gdp、出口、东道国汇率、东道国人均 gni 的弹性在时期和截面 上一致。由于本研究仅以样本自身效应为条件进行推论，故使用确定效应模型，以反映模型 中未包含的特定因素，如投资许可、东道国的 rd 密度、新专利数、政治动荡、市场准 入、税率等因素。5. 结果与分析此外需说明的是，从以上对各个变量的描述中就可以看出，某些解释变量间可能存在多 重共线性。具体来说，该国汇率 exch 与 jc、djc 可能存在多重共线性，因为汇率的波动 必然影响贸易的规模。无论是 jc 还是 djc，如果该贸易额是顺差，则该贸易额与汇率呈正 向波动，如果是逆差则相反。东道国人均 gni 和东道国 gdp 之间也存在多重共线性。为了 完全分析这些因素对中国对外直接投资的影响，本研究采用两种模型的办法，将有多重共线 性的因素分开研究，将东道国 gdp、jc、djc 作为第一组，该国汇率 exch 与东道国人均 gni 作为第二组。5.1 第一组结果两组数据都是编截距模型。所以用编截距模型就第一组三个影响因素对中国对外直接投 资的影响进行分析，利用 eviews 软件，以横截面加权的广义最小二乘法（wls）的回归结果如下：表 1、第一组变量回归结果tab.1 the result of the first variabledependent variable: odi?method: pooled egls (cross-section weights)date: 06/17/08 time: 21:07sample: 2004 2006included observations: 3cross-sections included: 17total pool (balanced) observations: 51linear estimation after one-step weighting matrixvariablecoefficientstd. errort-statisticprob.c238174.777263.513.0826290.0043gdp?-18.322466.570969-2.7883950.0090jc?185.921560.751153.0603790.0045djc?-7.1123582.785976-2.5529140.0158fixed effects (cross)5pdf created with pdffactory trial version 精品论文hk-c7242.819ind-c-216486.8jap-c397580.4mac-c-239897.0sgp-c-244402.8kor-c-275698.6tha-c-234760.4ngr-c-232241.6bri-c79336.30ger-c135032.8fra-c53313.44rus-c-176838.1mex-c-104560.0can-c-76788.89usa-c1579429.aus-c-221754.2nzl-c-228506.7effects specificationcross-section fixed (dummy variables)weighted statisticsr-squared0.850109mean dependent var29053.03adjusted r-squared0.758241s.d. dependent var47080.78s.e. of regression26788.24sum squared resid2.22e+10f-statistic9.253541durbin-watson stat2.370504prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.492989mean dependent var32123.69sum squared resid7.52e+10durbin-watson stat1.989178经加权后，调整的 r2 高达 0.758241，表明模型拟合优度很是比较高，模型能够解释中国对外直接投资变化的 75.8%。根据 t 统计量来看，除了东道国的贸易额在 95的水平上 显著外，其他所有系数均在 99水平上高度显著。根据 f 统计值来看，该方程通过了该检 验，证明方程整体上是具有解释力的。d值为 2.37，在 2 附近，可以认为三个解释变量 间没有多重共线性。除了 gdp 和 djc 变量系数外，其它变量的系数均与预期的符号一致： fdi 与 jc 高度正相关，与东道国 gdp 和 djc 高度负相关。这就表明中国对外直接投资与中国对东道国的出口高度正相关，与东道国的东道国 gdp 和 djc 高度负相关。6表 2、变量简写与国别对应关系tab.2 the relation of the shortening and the country国家或地区简写国家或地区简写国家或地区简写香港hk泰国tha墨西哥mex印度尼西亚ind尼日利亚ngr加拿大can日本jap英国bri美国usa澳门mac德国ger澳大利亚aus新加坡sgp法国fra新西兰nzl韩国kor俄罗斯rus5.2 第一组结果分析与预期一致，gdp 的斜率系数高度显著，但这一系数值为-18.32246。计量结果表明， 在我们的样本中，东道国 gdp 每增加 1%（亿美元），中国对其直接投资却减少 18.3%(万 美元)。在前文文献综述中本文已经指出大多数的研究均表明东道国市场是母国对其 fdi 的 一个正的显著因素。本研究得到的中国 fdi 对东道国 gdp 的一个显著的负的弹性系数， 一个可能的解释是，在所用东道国样本中，中国对其直接投资并非市场导向型的，而更可能 是出口导向型的，同时表明中国对其直接投资可能是垂直型而非水平型，如果可以得到公司 层面数据，因此，就能证实这一解释。而更为可能的解释是：第一，由于在欧盟、美国、日本等发达国家的大市场，当地公司竞争力很强，加之跨国 公司争相进入，从而竞争更加激烈，而中国企业在这些市场缺乏竞争力，因而对中国企业来 说，这些大市场存在进入障碍，从而投资规模与市场其规模不成比例，而对于发展中国家这 些小市场，中国企业则由于相对优势的存在而受市场吸引。如下表，2005 年和 2006 年中国对美国的 fdi 分别为 2.3182 亿美元和 1.9834 亿美元，而 2005 年和 2006 年美国的实际gdp 为 110464.2（5亿美元）和 114109.56（亿美元），二者的比例分别是 0.002099和 0.001738，对日本的 fdi 分别为 0.1717 亿美元和 0.1717 亿美元，而日本相应年份的实际 gdp 为49928.09（亿美元）和 51026.51（亿美元），二者比例分别是 0.000344和 0.000774。第二，作为发展中国家，中国对外直接投资更偏爱在地理上、文化上邻近的国家和地区 以及可避税的国家和地区。因此，2006 年中国对拉丁美洲的直接投资数额最大，占当年流 量的 59.4，2005 年为 52，其次是亚洲 43.5。比如 2005 年和 2006 年中国大陆对香港 的 fdi 分别为 34.20 亿美元和 69.3 亿美元，而 2005 年和 2006 年香港的实际 gdp 为2083.74（亿美元）和 2228.02（亿美元），二者的比例为 1.641136和 3.110816。7表 3、第 2004-2006 中国对香港、日本和美国的部分数据tab.2 the part data of the fdi about china toward hongkong、japan and usa during 2004-2006地区200420052006香港中国对其直接投资（亿美元）26.2834.2069.31gdp（亿美元）1936.992083.742228.02比例(%)1.356945571.6411363.110816日本中国对其直接投资（亿美元）0.1530.17170.3949gdp（亿美元）48662.8649928.0951026.51比例(%)0.000314410.0003440.000774美国中国对其直接投资（亿美元）1.19932.31821.9834gdp（亿美元）107039.01110464.25114109.56比例(%)0.001120430.0020990.001738和前文的假设一致，本研究表明对东道国的出口是中国 fdi 的一个正的显著的决定因素。斜率系数 185.9215，表明中国对东道国的出口每增加一个百分点，则导致中国对其直接 投资增加 185.9215 个百分点，具有非常强的影响力。国际贸易与对外直接投资、国际技术 转移、国际金融密不可分：国际贸易经常引导对外直接投资，而直接投资反过来又改变流动 和模式。本研究所表明的 fdi 与出口之间的显著相关表明，先前的出口所积累的东道国市 场的知识是中国对外直接投资的一个重要决定因素。东道国的贸易额对中国对该国的直接投资影响是显著的，但是系数却是-7.112358，表示， 东道国的贸易额每增加 1 个百分点，我国对该国的直接投资就减少 7.112358 个百分点。一 个可能的解释是，我国对外直接投资更多的是市场寻求型，企业更关注的是当地的市场。我 国目前的生产成本，尤其是劳动力成本在国际市场上还是很有竞争力的，所以我国企业目前 还没有动力寻找更低廉的生产成本。但是，我国大多数市场的竞争却是越来越激烈，企业感 到越来越大的生存压力，需求一个宽松的市场环境成为我国企业越来越紧迫的任务。5.3 第二组结果用编截距模型就第二组两个影响因素对中国对外直接投资的影响进行分析，利用eviews 软件，以横截面加权的广义最小二乘法（wls）的回归结果如下：表 4、第二组变量回归结果tab.4 the result of the second variabledependent variable: odi?method: pooled egls (cross-section weights)date: 06/17/08 time: 21:13sample: 2004 2006included observations: 3cross-sections included: 17total pool (balanced) observations: 51linear estimation after one-step weighting matrix8精品论文variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c37854.752109.17017.947700.0000exch?-0.0615500.031355-1.9629790.0584gnip?-0.0902100.034083-2.6467870.0125fixed effects (cross)hk-c397584.5ind-c24322.18jap-c-30587.67mac-c-36074.06sgp-c-28274.88kor-c-8311.679tha-c-35795.74ngr-c-31460.27bri-c-32902.81ger-c-27604.07fra-c-34982.82rus-c-11834.23mex-c-36331.54can-c-33827.51usa-c-14133.04aus-c-23392.66nzl-c-36393.67effects specificationcross-section fixed (dummy variables)weighted statisticsr-squared0.900203mean dependent var115693.9adjusted r-squared0.844067s.d. dependent var115600.5s.e. of regression56942.64sum squared resid1.04e+11f-statistic16.03616durbin-watson stat2.730272prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.896193mean dependent var32123.69sum squared resid1.08e+11durbin-watson stat1.849923经加权后，调整的 r2 高达 0.844067，表明模型拟合优度很是比较高，模型能够解释中国对外直接投资变化的 84.4%。根据 t 统计量来看，东道国的汇率在 90的水平上显著，9pdf created with pdffactory trial version 精品论文东道国人均收入系数均 99水平上高度显著。根据 f 统计值来看，该方程通过了该检验，证明方程整体上是具有解释力的。d值为 2.7，在 2 附近，可以认为三个解释变量间没 有多重共线性。只有东道国的人均收入的系数均与预期的符号一致：fdi 与 exch 高度负 相关，与东道国 gdp 和 gnip 高度负相关。这就表明中国对外直接投资与东道国的汇率水 平负相关，与东道国的东道国人均收入高度负相关。5.4 第二组结果分析与预期不一致，本研究结果表明东道国汇率与中国对其直接投资是负的显著相关。斜率 系数-0.061550，变量 exch 一个百分点的上升，导致中国对其直接投资的 0.061550 个百分 点的增加，影响非常微弱。对本研究所得出结论的一个可能解释是不同产业部门的公司从不 同的战略方向从不同的汇率波动中获利。比如一个比较大的公司为了出口经营而决定将其生 产基地放在国外以寻求更低的要素投入成本，那么母国货币的强势将更有利。更进一步，一 个强势的母国货币也有待于公司扩大和更新其在东道国已有的工厂和设备。相反，如果生产 战略仅仅只是为了占领东道国市场，一个较强的东道国货币对投资的跨国公司更有利，因为 这样可以为东道国市场的消费者提供更强的购买力，从而形成对跨国公司为当地市场提供的 产品的更大需求。与预期一致，本研究结果表明东道国的工资水平与中国对其起直接投资是一个负的显著 的相关关系。斜率系数-0.090210，表明东道国工资水平每增加一个百分点，则中国对其直接 投资减少 0.090210 个百分点。一个可能的解释是，中国对外直接投资更有可能是一体化的 fdi。投资的目的是控制，投资的内容更多的是制造业的生产，企业很关注东道国的工资水 平，因为工资是其成本的主要组成部分。工资的高低直接影响该产品在国际市场上的竞争力。6. 政策建议20 多年改革开放的实践，已把中国融入到产业全球化的大潮之中，国外的产业进入到 中国来，中国的产业也要走出去。但是中国产业的封闭性、落后性和不平衡性，特别是中国 的全球利益，要求我们借助于 wto，采取有效的对策，提升中国产业走向国际市场的速度。 虽然，对外直接投资战略要由企业来具体落实，但是政府在引导和促进尤其对外投资的进程 中，发挥着不可替代的关键作用。结合中国的实际，为政府采取的政策和企业采取的措施提 供参考。1、进一步减少企业对外直接投资的制度限制。大多数国家在某些阶段都通过各种规章 制度对 fdi 流出实施了控制以减少这种投资的负面效应。尤其是为避免对国际收支的不利影 响而采取了许多限制措施。直到 20 世纪 80 年代，甚至大多数母国经济相对自由化的发达国 家也对对外投资施加了许可要求，以求能够在不对对外直接投资施加全面禁止的同时叫停特 定项目。随着国际资本市场逐步一体化，这种限制也取消了，且对国际收支不利影响的担心 也减少了。在发展中国家中，对对外直接投资的限制主要用于减少资本外逃的风险以及保证足够的外汇。即使是产生了这种效果，但实施这类控制的决定可能并不是为了限制对外直接投资。10pdf created with pdffactory trial version 精品论文制定兑换控制可能是为了鼓励在东道国的外国投资者的再投资，或应对出现明显大规模资本外逃风险情况下的危机局势。一旦形成了足够的经常项目盈余，各国通常就不再那么关心对逐步流出的控制了。无论对外直接投资的限制是否有效，这种限制对处理与对外直接投资可能导致的失业和 机构变化有关的问题毫无作用。如果不允许从事外国投资，企业是否能够生存和发展？或它 们只是相对那些允许境外投资的竞争对手变得更弱？因此，对于那些已经达到特定发展水 平，且国内企业能够从境外投资受益的国家，对对外直接投资过分严格的限制可能达不到预 期效果。2、投资主体、投资方式多样化。在积极提高一般企业参与国际竞争能力的同时，是否 考虑重点扶持具有一定规模实力、品牌优势和市场基础的大型企业集团、小型巨人企业、行 业骨干企业、高新技术企业和出口创汇企业等，到境外设立贸易公司、建设生产企业和开展 其他形式的国际经济技术合作，使之成为我国对外投资的模范，发挥示范效应；支持规模以 上企业积极到境外设立营销网点，建立市场营销网络，主动介入国际跨国公司的生产链；强 化专业化分工与协作，提高组织化程度，推动多种所有制中小企业积极探索开展境外贸易和 生产的途径和方法。3、建立适应国际化发展的企业组织结构。这就要求，第一、明晰产权关系，规范公司 的治理结构。我国企业组织管理的很多问题的根源就在于产权不清。第二、加强公司对战略、 人力资源及财务等主体内容的统一管理和控制，充分体现“分散经营，集中管理”的管理原 则，提高整个系统运行效率。第三、及时调整结构，建立国际部门。目前大部分中国企业组 织是母子结构，由于中国海外企业的独立性强，加之产权与管理问题，很容易造成母公司对 子公司失去控制的局面。随着海外业务量的增加，企业应及时调整结构，建立国际部门；充 分发挥国际业务部门沟通信息的职能，为企业寻找海外投资与贸易机会；沟通海内外业务的 联系；为海外子公司提供资金、技术和产品转让支持；发挥国际业务部门培养和培训跨国经营人才的职能。11pdf created with pdffactory trial version 精品论文参考文献1wells ltthird world multinationals: the rise of foreign investment from developing countriesmthe mitpress，19832 lall sthe new multinationals: the spread of third world enterprisesm. new york: johnwiley & sons，1983：250-268 3鲁桐中国企业海外经营：对英国中资企业的实证研究j世界经济，2000(4)：315 4高敏雪，李颖俊对外直接投资发展阶段的实证分析国际经验与中国现状的探讨j现代情报，2004（1），55615johansson, j. & l. vahlnethe internationalization proces