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职称驿站所属分类:思想政治论文发布时间:2019-02-27 10:21:02浏览:1

自“走出去”战略作为我国政府大力支持的海外投资战略以来,我国企业海外投资逐年增加;2013年“一带一路”倡议的提出更加快了我国企业走出去进行海外投资。企业已由原来的国有企业主导向国有企业与民营企业“双轮驱动”转变,民营企业在海外投资中所占份额越来越高。文章基于江苏省2003~2016年的季度样本数据,通过构建VAR模型,分析江苏省民营企业企业生产率对企业进行海外投资的影响。实证结果表明:江苏省民营企业生产率与海外投资之间长期明显存在稳定关系,且企业生产率对海外投资具有显著的正相关关系,即企业生产率越高,其

   自“走出去”战略作为我国政府大力支持的海外投资战略以来,我国企业海外投资逐年增加;2013年“一带一路”倡议的提出更加快了我国企业走出去进行海外投资。企业已由原来的国有企业主导向国有企业与民营企业“双轮驱动”转变,民营企业在海外投资中所占份额越来越高。文章基于江苏省2003~2016年的季度样本数据,通过构建VAR模型,分析江苏省民营企业企业生产率对企业进行海外投资的影响。实证结果表明:江苏省民营企业生产率与海外投资之间长期明显存在稳定关系,且企业生产率对海外投资具有显著的正相关关系,即企业生产率越高,其海外投资越多。

人民之声

  《人民之声》(月刊)创刊于1992年,是由广东省人大常委会主办的期刊。主要栏目:依法治省、发会会议之窗、理论研究、立法探讨、监督剪影、执法巡视、热点透视、市县人大工作。

  一、引言

  改革开放40年,我国经济发展由“引进来”战略向“引进来,走出去”相结合战略转变。我国的对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment,OFDI)虽然起步较晚,但随着经济的发展我国海外投资在全球的份额逐年提高,因此,我国海外投资问题也备受关注。特别是2013年“一带一路”倡议的提出,为我国企业进行海外投资创造了诸多新的投资空间,企业获得了更多“走出去”的机遇。“一带一路”沿线国家逐步成为我国海外投资的重要战略伙伴,使得我国企业得到了足够的发展空间以及潜力(赵青,张华容,2016)。近年来,我国海外投资成倍迅速增长,很大程度上得益于我国民营企业搭乘“一带一路”快车,抓住机遇,扩大OFDI规模,优化投资结构。由商务部、局、外汇局三司公布的《2016年度我国对外直接投资公报》可看出,至2016年年末,我国2.44万家境内投资者在国(境)外共设立对外投资企业3.72万家,分布在全球190个国家(地区)。2016年全年OFDI净额(简称流量)创下历史最高值1961.5亿美元,蝉联世界第二,同比增长34.7%。江苏省地处“一带一路”交汇处,素有“丝绸之乡”的美誉,作为东部沿海、经济发达省市,公开数据显示,江苏省OFDI 2012年达50亿美元,2016年超过140亿美元,可见在“一带一路”战略的实施下,江苏省OFDI发展迅猛。2016年海外投资主体中,70%以上为民营企业,20%为国外在华企业(部分企业大部分是江苏省民营企业在海外设立)。总的来说,2016年江苏省OFDI的90%以上为民营企业投资,民营企业成为江苏省OFDI的主力军。

  目前诸多学者从不同视角就企业拓展海外投资的动因进行研究。李桂芳(2010)指出,“满足经济社会持续发展对战略性能源、资源的需求是我国企业加大对外直接投资的重要原因”。鲁桐(2007)表示,“在“市场化和国际化”双重压力下,我国企业选择采取“走出去”的战略”。徐文舸(2012)指出,“产业结构的不合理性推动了企业“走出去”,目的实现“产业结构调整、企业转型升级””。而孙文莉、田甜(2011)发现,“我国投资外流的一项重要动因是为了跨越关税壁垒、贸易规模约束下的非关税壁垒(反倾销)”。然而,阎大颖(2011)论断说,“在我国海外投资政策出台下,市场经济环境的变化是我国海外投资急剧增加的真正动力”。

  近年来,关于我国企业海外投资的研究越来越多,已有文献多侧重于宏观层面对国内企业OFDI进行研究与实证分析。中国对外直接投资的主体是国有企业(Yeung and Liu,2008),并且他们的投资行为更多地受到政府的影响或者为完成某些政治目标(Deng,2004;Morcketal,2008),国有企业资金获取比较容易而且成本低廉(Scott,2002;Warner etal,2004),然而目前民营企业占主导地位。 曲智、杨碧琴(2017)基于2003~2014年样本数据分析结果表明东道国内部的腐败管控、政府执行力以及政局稳定等直接影响到我国企业对其进行投资。Melitz(2003)开创了以企业微观层面生产率差异为视角研究海外投资的前沿科学。Yeaple(2009)提出“企业异质性理论”。王方方、赵永亮(2012)也论证了此说法的正确性。

  本文基于江苏省2003-2016年季度时间序列数据,运用VAR模型、脉冲分析、方差分解,侧重从微观视角剖析企业生产率不同水平下企业进行OFDI的选择问题。

  二、实证分析

  (一)变量选取与研究方法

  本文选取了江苏省民营企业海外投资业绩指数、企业总资产贡献率、FDI开放度、市场规模、汇率水平五个变量构建时间序列模型进行检验,具体变量说明如下:

  被解释变量。海外投资(OPI),以OFDI业绩指数来度量。为了更直观地反映江苏省企业对外直接投资的年度变化和发展情况,本文选用投资流量。OFDI业绩指数根据UNCTAD(2002)所设计的引进OFDI业绩指数修正后得,计算公式为OPIi=(OFDIi/OFDIc)/(GDPi/GDPc),式中OPIi为江苏省OFDI流量,OFDIc为全国OFDI流量,GDPi为江苏省GDP,GDPc为全国GDP总额。数据来源于《2003~2016年度我国对外投资公报》和江苏省历年《年鉴》。

  控制变量。①FDI开放度(OPEN): 用东道国每年吸引外资的存量占GDP的比例来测量,数据来源于UNCTAD的FDI数据库。②市场规模(LnGDP):用每年GDP( 现值美元) 的对数来测量东道国的市场规模,数据来源于世界银行WDI数据库。③汇率(ER),汇率数据来源于国际货币基金组织(IMF)。

  本文将选用VAR模型来分析江苏省民营企业生产率对海外投资的绩效影响。VAR模型是通过分析随机扰动项对系统变量的冲击以及时间序列数据的经济体系长期动态关系效用,进一步解释经济体系所受冲击的影响的动态经济学模型。本文利用分析软件Eviews7.2 对所有数据(利用二次函数插值法将年度数据转化为季度数据)进行实证检验。

  为降低实证分析结果的误差程度,盡量确保结果的实用性,本文首先对选取关键变量的时间序列数据进行稳定性计量检验。

  (二)单位根检验

  一般认为可以采用以自相关函数为代表的传统方法和以单位根检验为代表的现代方法来检验时间序列的平稳性。按照现行文献常用做法,选用 ADF检验对变量进行平稳性检验,防止出现“伪回归”。ADF检验的原假设为:H0:γ=1,即序列存在单位根,非平稳。如果拒绝原假设,说明该时间序列是平稳序列。通过Eviews7.2软件,对时间序列变量OPI、ACR、OPEN、LnGDP、ER进行ADF检验,单位根数据检验结果如表1所示(仅列出OPI、ACR)。

  通过表1分析数据可知,一阶差分之后的OPI、ACR变量时间序列的ADF量均低于5%显著性水平下的临界值,这就说明了江苏省民营企业海外投资业绩指数、企业总资产贡献率以及汇率水平三个变量要素经由一阶差分后呈平稳性。故而,断定这两个时间序列都是一阶单整,可进行下面的Johansen协整检验。

  (三)Johansen协整检验

  协整性的检验方法包括单一方程的协整检验和基于回归系数完全信息的 Johansen 协整检验,为了更好地进行协整检验,首先需要构建一个VAR模型,同时选用LR与AIC准则来确定VAR模型的滞后阶数是1。用OLS法作协整回归,利用Eviews7.2得到如下估计方程:

  结果中系数在5%的水平下通过了显著性检验,从上述方程中可以看出,企业总资产贡献率每提升1个单位,海外投资业绩指数将平均提升0.886个单位。

  在该方程的基础上得到残差序列et,若et是平稳的,则表明变量之间具有长期稳定的协整关系;反之,则不是协整的。平稳性检验的结果如表2所示。

  可以看出,残差序列在1%的显著水平上通过了平稳性检验,因而可以判定:OPI、ACR和ER之间存在协整关系,即从长远来看,江苏省民营企业生产率与海外投资强度有一定的正向相关关系。

  (四)格兰杰因果分析

  经过对不同滞后阶数的LR、AIC进行对比发现,滞后1阶的检验结果是最佳的。表3的数据显示,在滞后1阶与5%的显著性水平下,通过格兰杰因果分析,可初步得到结论:江苏省企业生产率的提高是民营企业提升海外投资强度的原因,同样海外投资强度是企业生产率提高的原因。

  (五)脉冲响应分析

  脉冲响应分析是指在初始时期给予某一内生变量一个新息的冲击,观察其他内生变量对这一冲击的反映程度和动态过程。脉冲响应分析结果如图1所示。

  其中横坐标轴代表着冲击效用的滞后期间数,纵坐标轴表示OPI的波动程度,实线表示江苏省民营企业海外投资效率对企业生产率波动水平冲击的反应,虚线代表着正负两倍标准差的偏离域。从上图发现,ACR的提高期初对OPI影响不显著,然而从第2期开始正向影响明显,至第5期效果达到最大后逐步减弱并趋于稳定,这说明江苏省企业生产率对海外投资有明显的正向促进影响。

  (六)方差分解

  脉冲分析仅仅给出了因变量基于自变量冲击下的动态影响,而方差分解则是通过分析每一个结构性冲击对于内生性变量变化(通常使用方差来度量)的贡献程度。

  1. 基于全样本的方差分解

  表4给出了基于2003~2016年样本数据构建VAR模型的方差分解结果,数据显示从滞后1期到滞后10期总资产贡献率波动对海外投资业绩指数波动的贡献率。从中可以看出,代表企业生产率的ACR波动对反映企业海外投资的OPI波动的贡献率在逐渐减弱。

  基于全样本的数据分析只能看到随着时间的推移企业生产率对企业海外投资的影响变动,但不能充分表现出“一带一路”的提出对民营企业进行海外投资的影响情况。

  2. 基于分段样本的方差分解

  2013年,“一带一路”倡议提出,以及《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》于2015年的正式发布,为我国企业对外投资尤其是对亚非欧国家的投资提供便利及政策支持。已有文献虽然有企业生产率水平对企业进行海外投资的相关性研究,但鲜少讨论“一带一路”倡议的提出对企业生产率与企业进行海外投资的影响变化。下文仅对2003-2013年样本进行分析,并与全样本分析结果进行对比分析。

  表5中看出,在2003~2013年之间,随着滞后时期的延长,代表企业生产率的ACR波动对代表企业海外投资的OPI波动的贡献率发生规律性变化。就贡献率而言,在第2期,ACR对OPI方差的贡献率为29.82,随着时间的推移,ACR对OPI方差的贡献率在逐渐增强,但整个期间上午贡献率均不大于在全样本状态下ACR对OPI方差的贡献率。

  三、结论及建议

  本文构建VAR模型,通过对江苏省民营企业企业生产率对海外投资的影响进行实证分析,得出二者有显著的正向相关关系,并且OPI滞后期对OPI也存在正向影响。但在“一带一路”战略下,企业生产率对企业进行海外投资的贡献率在逐步减弱。基于此,本文对全国各省市(地区)进行海外投资提出以下建议。

  第一、在“一带一路”战略下,企业进行海外投资时,要注重根据自身生产率水平进行适度投资。不能为响应海外投资战略紧跟市场趋向,盲目地将企业内部资源以及资金大批量地向国际市场投放。

  第二、由于企业生产率对海外投资具有正向的积极作用,所以各省市政府应注重为本地区企业搭建发展平台,同时为企业提高生产率水平进行海外投资提供政策支持。

  第三、企业生产率对海外投资的贡献率在逐步减弱,因此企业在提高自身生产率水平的同时,也要结合其他因素,比如母国金融环境、制度限制、东道国市场规模、汇率等,综合考量海外投资的区位选择以及投资额度。

  第四、随着民营企业海外投资的急剧扩张,带动全国经济的发展。在民营企业的国际化道路上,政府应出台政策降低对民营企业的融资约束,并为其提供信贷支持。

  参考文献:

  [1]曲智,杨碧琴.“一带一路”沿线国家的制度质量对我国对外直接投资的影响[J].经济与管理研究,2017(11).

  [2]赵青,張华容.政治风险对我国企业对外直接投资的影响研究[J].山西财经大学学报,2016(07).

  [3]徐文舸.关于我国产业发展与转型的思考——基于对外直接投资的视角[A].上海市人民政府发展研究中心.华人企业走向国际化对外贸易、直接投资和国际化管理——第十二届“上发中心—上外贸”上海贸易中心建设论坛论文集[C].2012.

  [4]陈恩,王方方,扶涛.企业生产率与我国对外直接投资相关性研究——基于省际动态面板模型的实证分析[J].经济问题,2012(01).

  [5]田巍,余淼杰. 企业生产率和企业“走出去”对外直接投资:基于企业层面数据的实证研究[J]. 经济学(季刊),2012(02).

  [6]阎大颖.制度距离、国际经验与我国企业海外并购的成败问题研究[J].南开经济研究,2011(05).

  [7]孙文莉,伍晓光,杨大鹏.粘性机制下汇率对出口价格的传递效应——跨国公司的视角[J].财贸经济,2011(03).

  [8]鲁桐.我国企业“走出去的战略选择[J].当代世界,2007(08).

《一带一路战略下江苏省民营企业 生产率对海外投资的影响》
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