時間：2023-07-05 16:12:50
序論：在您撰寫對外投資協(xié)議時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
一、新興市場國家對外直接投資的政策體制
目前，那些正在努力建立合理對外直接投資政策的國家正面臨一個兩難的困境。它們也許會承認對外直接投資對于提高自身企業(yè)競爭力是十分重要的。原因在于不同地域的資產組合作為企業(yè)國際競爭力的來源越來越重要，它不但為企業(yè)進入國外市場提供了途徑，還為它們提供了生產所需要的資源。新興市場國家的對外投資對于開放的、競爭性的世界經濟來說也是特別重要的，換句話說，由于國際貿易、外商直接投資以及科技的開放，外國公司可以通過進口、直接投資以及技術轉讓協(xié)議等方式與新興市場國家的企業(yè)在其本土上進行直接的競爭。但如果這些新興市場國家的企業(yè)不能做同樣的事情，不能從對外直接投資中提高自身的競爭力，它們的發(fā)展就是跛腳的：它們就失去了一個獲取競爭力的來源，也就是無法進行不同地域的資產組合。對外直接投資是如此，對支持對外投資的貿易也是一樣。
因此之前提到的兩難的困境，一方面，作為競爭力的來源，當新興市場企業(yè)需要的時候，對外直接投資應該是一個可行的選擇。這是有關新興市場對外直接投資微觀層面的思考。另一方面的考慮是在宏觀層面。大多數新興市場都認為它們是資本的進口國，而不是出口國，當然在大多數情況下它們地確是這樣的。這應該歸因于它們是新興市場國家，本身就面臨著收支平衡的約束。在任何情況下，它們的優(yōu)先選擇應該是發(fā)展國內的生產能力和增加國內就業(yè)；如果在國外這樣做就會至少被認為是不愛國的。因此允許對外直接投資――不論鼓勵與否――都不是一件自然且合乎邏輯的事情。因此大多數新興市場國家都實行限制性的對外投資政策，這并不難于理解。
怎樣解決這個微觀層面企業(yè)競爭力的需求與宏觀層面政府限制的兩難困境呢?對多數國家來說的一個答案，就是逐步放開對外投資政策，如給對外投資設定一個最高限額(當然這個限額也是可以被提高的)，只允許投資于一些東道國的優(yōu)勢行業(yè)，或者要求達到一定的標準(如考慮對就業(yè)和對國際收支平衡表的影響)等。但即使是階段性地開放對外投資也會引起的很多問題。例如：如何避免資本外逃以及“虛假外資”(先投資國外，再由國外轉投回本國)的現象?(俄羅斯很大一部分投往塞浦路斯的FDI、中國很大一部分投往香港的FDI、巴西很大一部分投往了那些免稅天堂的FDI都屬于這種情況)。這些問題還包括：對國家而言，當開放一些特定行業(yè)的對外直接投資而沒有開放其他行業(yè)時，有什麼風險(國家是否選對了行業(yè)呢?)?對企業(yè)來說，又有什么風險(那些沒有開放的行業(yè)中企業(yè)的競爭力是否會受到損害)?一個國家應該把目標定位于中性的對外直接投資政策，還是應該像經合組織國家那樣，完全保護或者完全促進對外直接投資(一些發(fā)展中國家已經在朝這個方向發(fā)展了)?換句話說，新興市場正面臨很多問題，而我們沒有令人信服的答案，也不能提供可靠的政策建議。這個寬泛的領域急需以政策為導向的深入研究。
二、應當如何對待公眾對于源自新興市場國家對外直接投資的反映?
首先，對外直接投資對于新興市場國家而言尚未成為一個重要問題，這里我們將重點放在“尚未成為”上。因為對于大多數的國家來說，不論是公眾還是政府，對外直接投資的關注度很低。事實上，只有少數的幾個國家仔細地思考過這個領域的政策問題。這些國家包括新加坡，一個靠對外直接投資作為其經濟騰飛動力的國家；還有正在實行其走向世界的國際化戰(zhàn)略的中國。但是大多數國家是沒有一個清晰完整的框架，即使是像巴西這樣的國家，其總統(tǒng)在不久前還宣布希望看到更多的巴西跨國企業(yè)的崛起，但卻沒有跟進的政策作為支持。當然這種情況也會隨著對外直接投資的發(fā)展而改變，尤其是當對外投資的重要性大到無法被忽視的時候。特別是，當收購發(fā)達國家公司成為民族成功的象征的時侯，例如印度塔塔(Tata)集團成功收購荷蘭和英國的康力斯集團(Corus)時，對外直接投資的問題就會引起了公眾的注意。
當然問題在于，有這種成功案例所引發(fā)的公眾的民族自豪感在多大程度上會沖淡宏觀層面的顧慮。對公眾而言(特別是工會組織)，新興市場國家畢竟首先是資本的進口國，公司的競爭實力是有限的，對外直接投資到底對作為母國的一些新興市場國家來說有多少好處?這個問題遲早將成為一個政治問題。(我們對這類問題是十分熟悉的，比如在上個世紀60年代末，就由美國工會發(fā)起了一場關于對外直接投資是否有益的大范圍的辯論；一個更近的例子是美國對服務業(yè)對外投資的反應。)上述這些問題需要一場在有充分信息支持下的大辯論，辯論的焦點在于對正在成為投資來源國的新興市場國家而言，對外直接投資的重要性以及它在國家發(fā)展中的作用角色究竟如何。我們也需要進行更系統(tǒng)的研究來為這場辯論做準備。
對于東道國來說也需要考慮來自新興市場國家的對外直接投資問題。有趣的是，目前對這些來自新興市場國家的投資反應最多的幾乎都是發(fā)達國家。之所以我們認為“很有趣”，是因為這些國家傳統(tǒng)上都是帥先倡導國家應該對FDI實行開放政策的。然而，在這些國家里又有一種明確的對外商直接投資實施本國保護政策的傾向，它們的焦點主要集中在跨國并購方面，尤其來自被新興市場公司的跨國并購。當涉及到國家的戰(zhàn)略部門或國家龍頭企業(yè)時，這個反應就更加強烈。當實施并購的企業(yè)是國有企業(yè)時，更是如此。當那些有巨額可支配資源的投資機構越來越多地在海外尋求投資機會時，這一涉足“國有成分”的并購就會遇到更大的阻力。在美國，對外投資委員會在這方面已經得到了更多的授權?？梢韵胂蠛芏鄽W洲國家(如果不是歐盟自身的話)也會效仿美國對外投資委員會的這種審查方式。原則上，它們會對來自所有國家的并購一視同仁，但非?？赡艿氖?，它們的主要目標是那些母公司總部在新興市場國家的公司，尤其是那些國有公司。
其原因是很復雜的。一方面，他們會擔心新興市場國家的跨國公司在公司治理上會有所欠缺，或者相對于來自發(fā)達國家的競爭者，它們會對社會、環(huán)境和人權方面的問題關注較少。對于國有公司來說，更多的擔心是，這樣的公司因為融資比較容易，因此在并購的競爭中會處于較優(yōu)越的地位。更基本的顧慮是，它們擔心這些國有公司不會按照市場經濟的邏輯辦事，而是根據其本國政府的政策目標而行事。而且，最最基本的考慮是，新興市場跨國公司是已開始生長的新生兒，既然它們存在了，就必然隨著新興市場的成功發(fā)展而變得越來越重要，它們所面臨的挑戰(zhàn)，是如何順利地參與到全球的外商投資的市場中來。然而，我們知道，如果把其他方面(特別是它們和其國家之間的關系)也考慮進來，要把新興市場國家的勢力融入到一個已經建立好秩序的世界中并不是一件容易的事，因為它意味著，原來已有的勢力如果不會全面消失(例如通過并購的手段)的話，也會被消弱。
由此，對我們來講，挑戰(zhàn)在于要準備好應對公眾對來自新興市場的外來投資的反映。這件事越來越重要，原因在于，對外直接投資已經成為新興市場國家融入世界經濟的一個新的，也是非常重要的渠道；與此同時，同樣重要的是，新興市場跨國企業(yè)的興起，如果處理不適當的話，將會在很大程度上對外商直接投資(FDI)以及相應的開放的政策框架造成負面的沖擊。
關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數據殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統(tǒng)計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數據，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數據，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩(wěn)定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發(fā)展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業(yè)結構。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學經濟學院碩士生，主要研究方向為國際貿易理論與政策。
基金項目：浙江省哲學社會科學規(guī)劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學現代商貿研究中心重點資助課題。
摘 要：本文在回顧了國內外關于對外直接投資與對外貿易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經濟數據，對浙江省對外直接投資與對外貿易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿易產生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。
關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清 (1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數據殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統(tǒng)計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數據，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析, 指出它們之間表現為替代性還是互補性, 依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的, 那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的, 那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數據，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為, FFDI 在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI )。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知， CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（Error Correction Model）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t :(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397) (-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t ： (1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩(wěn)定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看， CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發(fā)展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發(fā)展是非常必要的, 也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰(zhàn)略出發(fā), 政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業(yè)結構。
對企業(yè)界而言，加入WT0 后,國內市場上國內外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
參考文獻：
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齊曉華.2004.當代國際直接投資現狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).
邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).
小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).
張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］.世界經濟研究(3).
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關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數據殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統(tǒng)計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數據，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數據，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩(wěn)定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發(fā)展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業(yè)結構。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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關鍵詞：國有商業(yè)銀行；戰(zhàn)略投資者；股權
一、國有商業(yè)銀行引進境外戰(zhàn)略投資者的現狀分析
2005年，是我國國有商業(yè)銀行改革力度最大、步伐最快的一年。按照銀監(jiān)會的要求和有關政策指導，引進戰(zhàn)略投資者成為國有商業(yè)銀行實施股改上市的必要條件。近一年來，如2005年6月17日，中國建設銀行與美洲銀行在京共同宣布：“雙方簽訂了關于戰(zhàn)略投資與合作的最終協(xié)議，出售9%的股份, 價值30億美元，并于2005年10月在香港成功上市”；中國工商銀行向由高盛集團牽頭，以及安聯保險公司和美國運通組成的國際財團出售總資37.8億美元、10%的股權；中國銀行先是向蘇格蘭皇家銀行出售約10%的股權, 價值31億美元, 隨后又向淡馬錫、瑞銀集團和亞洲開發(fā)銀行出售共計11.85%的股權, 價值36.75億美。截止到2006年1月底，中行、工行和建行等三家國有商業(yè)銀行共引進8家境外戰(zhàn)略投資者，引資達150億美元。
二、國有商業(yè)銀行引進境外戰(zhàn)略投資者的效應分析
1、克服國有商業(yè)銀行產權制度缺陷問題，推進產權改革。
在沒有引入境外戰(zhàn)略投資者前，國有商業(yè)銀行是100％的國有資產，產權結構上單一且所有者虛置、效率低下，產權界定上不清晰、責權利不對稱。雖然法律上規(guī)定國有商業(yè)銀行為形式上是“全民所有”的國有企業(yè)，但實質上產權制度是產權主體單一抽象的形式：“全民”不擁有財產所有者法律規(guī)定的應有的行為能力，無法實現真正的全民所有；即使從國家代表“全民”來行使所有者權力的角度上來說，國有商業(yè)銀行的國家所有也在事實上成為地方政府所有，完整產權體系中的權力主體被位移，使得產權關系的明確變得困難。這種產權結構的制度性缺陷就產生出：所有者虛位和越位，“內部人控制”和“過渡干預”并存。
根據現代產權理論基本原則，國有商業(yè)銀行的產權必須界定明確、權責必須對稱。而現實中，政府經常利用自己出資人地位，為了追求政績，借助超經濟的權力，過多的干預國有銀行的日常管理事務，使國有銀行的經營自受到了侵害。
對國有商業(yè)銀行進行股份制改造，引進戰(zhàn)略投資者后打破了國有產權壟斷，實現國有資本的部分退出，開啟產權多元化進程。戰(zhàn)略投資者和海外監(jiān)管機構為了自身利益，一方面會對國有出資人代表、政府（中央和地方政府）的非經濟行為形成了一定的約束力，使政府對國有銀行的“過渡干預”逐漸減少，“權責對稱”的原則得到尊重；另一方面，多元化的股權必將推動銀行建立良好的運行機制和治理結構的改善，將減少經營人員的道德風險，“內部人控制”現象將得到遏制。
2、改善治理結構，促進國有商業(yè)銀行現代化企業(yè)制度的建立。
在沒有引進境外投資者的公司治理情況下，國有商業(yè)銀行的控制權實際上被政府官員掌握，銀行的高層管理人員大多數是由一級行政組織委派任命，理性的高層管理人員為了追求自身利益的最大化，會因為更傾向于行政利益，而損害銀行的利益；另外，按照我國《商業(yè)銀行法》和《公司法》的有關規(guī)定，國有獨資銀行不設立股東大會，銀行董事會行使股東大會的部分職權?，F實中重大的決策由國家授權投資機構或部門做出，這使得黨委行使了董事會的部分決策權。因此，國有獨資商業(yè)銀行根本不存在有效的董事會制度。
境外戰(zhàn)略投資者在投資國有商業(yè)銀行后，都要委派人參與所入股銀行的高層權力、管理機構，積極參加有關決策。這必將改變國有商業(yè)銀行董事會中代表國有股利益的董事占絕對優(yōu)勢的情況。戰(zhàn)略投資者派駐董事后，能在董事會內部初步形成代表國有股董事、外資董事、獨立董事的“三角結構”，三方能夠起到相互制約、有效制衡的作用。另一方面，為了使董事會規(guī)范高效的運轉，外資董事必然會關注董事、高層管理人員的選聘和董事會成員的機構構成，規(guī)范董事會的運作的基本規(guī)則和程序，細化和執(zhí)行各項決議。此外，外資的引入可以幫助在新舊體制之間實現平衡，避免出現黨委包辦一切，董事會形同虛設的狀況，明確“三會一層”（董事會、監(jiān)事會、高管層、黨委會）之間的責權利的關系，不斷向真正意義的現代金融企業(yè)制度轉變。
3、有利于提高我國商業(yè)銀行的資本充足率，提升國有商業(yè)銀行的競爭力。
資本充足率的高低是一家銀行和國家銀行業(yè)競爭的重要標志。雖然，我國采取了一些重大的改革和政策措施。如：1997年把國有商業(yè)的所得稅稅率從55％調整到33％；1998年，國家財政向工、農、中、建四家國有商業(yè)銀行補充了2700億資本金；同年四月與十月，國家成立了信達、華融、長城、東方四家資產管理公司，收購了四大商業(yè)四大國有商業(yè)銀行約1.4萬億的不良信貸資產。但是到2003年底，四大國有商業(yè)銀行不良資產比例迅速上升為20.36%，平均資本充足率4.61%，離《新巴塞爾協(xié)議》規(guī)定的8%的標準有十分大的差距。另外，隨著我國銀行業(yè)對外資全面開放日期的臨近，資本充足率上比外國同行低的多的國有商業(yè)銀行將面臨著更為嚴峻的市場競爭。
在我國國有商業(yè)銀行資本充足率普遍較低，資本結構單一，銀行自身積累無法彌補資金缺口，融資途徑十分有限的情況下，國有商業(yè)銀行和政府有關部門都將目光投向了直接吸收外資入股。2003年底，銀監(jiān)會了《境外金融機構投資入股中資金融機構管理辦法》，將單個外資的入股的最高投資入股比例由以前的15%提升到20%，同時還放松了多個境外金融機構對上市中資金融投資入股比例。中行，建行和工商行通過引進境外戰(zhàn)略投資者共吸收了150多億美元的資金，使三行在2005年，資本充足率提高到10.42%、13.57 %、9.89%，平均為11.29%。這一舉措，有效地彌補了三家國有商業(yè)銀行資本金的不足，一定程度上提高了銀行的對抗風險和與外資銀行競爭的能力，也緩解了制約業(yè)務發(fā)展的資本瓶頸。
4、引入先進的管理技術、經驗和理念，拓展國有商業(yè)銀行的經營空間。
如前面論述的，在單一的國有股權結構下，國有商業(yè)銀行沒有有效的公司治理和內控機制，無法按照商業(yè)化、市場化運作；造成了國有商業(yè)銀行在管理技術與經驗、服務質量、經營機制等方面與外資銀行存在著巨大差距。引人境外戰(zhàn)略投資者后，通過資本和技術雙溢出效應，國有商業(yè)銀行可以學習到西方商業(yè)銀行先進技術和現代管理經驗，并且引進先進技術和管理經驗等生產要素要比吸收的資本重要的多。其次，國有商業(yè)銀行通過與外資進行合作，組建戰(zhàn)略聯盟，可以擺脫自身資源有限的束縛，提高運作效率，實現中資銀行與外資銀行的優(yōu)勢互補，促成一種成熟的、長期的雙贏長期關系的形成，從而實現。
從國內的浦發(fā)行和交行的經驗來看，引進戰(zhàn)略投資者后，確實在經營理念、產品開發(fā)、風險管理、信息披露和內部控制上都有很大的改善和提高。建設銀行和中國銀行在與境外投資者簽署戰(zhàn)略投資協(xié)議的同時，也都簽署了戰(zhàn)略合作協(xié)議，境外戰(zhàn)略投資者將在信用卡、理財、公司業(yè)務以及個人保險等業(yè)務領域提供咨詢服務和援助，還將在公司治理、風險管理、財務管理、人力資源管理以及信息技術等銀行營運的基礎設施領域和兩銀行建立密切的合作關系。
三、引進境外戰(zhàn)略投資者的幾點建議
1、不斷完善相關的法律、法規(guī)
首先，健全《商業(yè)銀行法》、《公司法》、《證券法》等相關法律規(guī)定，加快制定規(guī)范金融業(yè)兼并重組、商業(yè)銀行退市的法律規(guī)范；盡快出臺相應制度來明確國有商業(yè)銀行所有者的代表地位、權力、以及責任，規(guī)范國有股權的定價及轉讓，防止出現惡意收購；其次，應積極吸收國外成熟經驗，逐步形成一套既符合市場經濟要求，又能促進我國銀行業(yè)發(fā)展的統(tǒng)一、透明、操作性強的法律體系；參照國際慣例制，制定出《外資銀行法》、《合資銀行法》、《境外金融機構投資入股中資金融機構的管理辦法》和《外資金融機構違法經營處罰條例》等相關法律；同時，在制度上要賦予司法部門獨立，公正的執(zhí)法條件，形成一個有法可依，有法必依，執(zhí)法必嚴的法律環(huán)境，來降低國有商業(yè)銀行和境外投資者的法律風險。
2、加強對境外投資者的金融監(jiān)管力度
國有商業(yè)銀行由于掌握著大部分的金融資金，在我國經濟中具有及其重要的戰(zhàn)略地位。境外戰(zhàn)略投資者投資國有商業(yè)銀行，短期是為了獲得投資回報，長期必然是為了分享更多我國經濟發(fā)展的成果。這就存在這種可能：通過入股國有商業(yè)銀行，外資銀行了解到中資銀行經營的優(yōu)劣和商業(yè)秘密，尤其是優(yōu)質的高端客戶，進而控制、占領、壟斷中國的金融市場。如過真的出現這種情況，必然威脅到我國的金融安全，嚴重危害我國經濟的健康發(fā)展。為了防止這種情況的出現，必須在充分發(fā)揮外資有利的一面時，又要十分注意限制外資的負面效應；在對外開放金融業(yè)務的同時，監(jiān)管層必須堅持“以我為中心”，確保國有商業(yè)銀行的控制權在中國人手中，保持我國商業(yè)銀行的自主性；必須嚴格遵守銀監(jiān)會的“五個標準”和“五個原則”，并且要根據實際情況不斷完善、調整。
作者單位：四川大學經濟學院
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【關鍵詞】事業(yè)單位 對外投資投資基金
在市場經濟體制逐步建立的背景下，我國大多數事業(yè)單位都面臨著深刻的改革，對外投資在事業(yè)單位資產核算中占的比例越來越大，而《事業(yè)單位會計制度》和《事業(yè)會計準則》對事業(yè)單位對外投資的財務管理與會計核算作出了規(guī)定，隨著改革的不算深化，經濟環(huán)境與制度制定時時相比有了較大的改變，在現在看來對對外投資的相關規(guī)定有許多需要改進的地方，尤其是事業(yè)單位材料對外投資和無形資產對外投資。
一、對事業(yè)單位對外投資會計核算的相關規(guī)定
現行《事業(yè)單位制度》第117號科目“對外投資”使用說明中規(guī)定，屬于一般納稅人的事業(yè)單位向其他單位投出材料，按合同協(xié)議確定的價值，借記本科目，按材料賬面價值（不含增值稅），貸記“材料”科目，貸記“應交稅金――應交增值稅（銷項稅額）”科目。按合同協(xié)議確定的價值扣除材料賬面價值與應交增值稅的銷項稅額的差額，借記或貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目；同時按材料的賬面價值借記“事業(yè)基金―――般基金”科目，貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目。屬于小規(guī)模納稅人的事業(yè)單位對外投出材料，按合同協(xié)議確定的價值，借記本科目，按材料賬面價值（含稅）貸記“材料”科目。按合同協(xié)議確走的價值與材料賬面價值的差額，借記或貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目；同時，按材料賬面價值，借記“事業(yè)基金――一般基金”科目，貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目。事業(yè)單位向其他單位投入的無形資產，按雙方確定的價值，借記本科目，按賬面原價，貸記“無形資產”科目，按其差額，借記或貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目；同時按無形資產賬面價值，借記“事業(yè)基金――一般基金”科目，貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目。針對以上規(guī)定，筆者認為存在以下問題。
二、關于一般納稅人以材料對外投資的核算
一是應明確“合同協(xié)議確定的價值”是含稅價還是非含稅價。根據增值稅會計處理規(guī)定，將自產、委托加工或購買的貨物作為投資，提供給其他單位或個體經營者，應視同銷售貨物計算應繳增值稅。據此，事業(yè)單位對外投出材料時在對外投資的計價中應包含增值稅。因此，上述/合同協(xié)議確定的價值中若已含增值稅，則可按合同協(xié)議確定的價值，借記“對外投資”科目；若上述合同協(xié)議確定的價值為不含稅價值，則應以此價值與應交增值稅之，借記“對外投資”科目。
二是事業(yè)單位對外投出材料，其增值稅的計稅依據應為不含稅的合同協(xié)議價，而不是材料的賬面價值或含稅的合同協(xié)議價。對外投出材料視同銷售行為，應按銷售的一般會計處理計算增值稅。
三是“事業(yè)基金――投資基金”科目金額應與“對外投資”金額相等。按材料賬面價值調整事業(yè)基金明細賬是不合適的。在事業(yè)單位以材料對外投資時，增值稅也就形成了單位的實際支出，成為事業(yè)單位在投資業(yè)務上所占用的資金，應同材料的賬面價值一起調整到“事業(yè)基金――投資基金”中去。這樣也就使“事業(yè)基金――投資基金”科目金額應與“對外投資”金額相等。
針對一般納稅人以材料對外投資的核算中的相關問題，筆者認為在核算中應明確合同協(xié)議價的內容，以不含稅的合同協(xié)議價為基礎來計算相關增值稅，并將此增值稅調整到“事業(yè)基金――投資基金”中去。
三、關于以無形資產對外投資的核算
事業(yè)單位以固定資產對外投資，應按評估價或合同、協(xié)議確認的價值借記本科目，貸記“事業(yè)基金――投資基金”科目；按賬面原價，惜記“固定基金”，貸記“固定資產”科目。對以無形資產對外投資的核算卻沒有設置與“固定基金“相對應的”無形資產基金“科目。投出固定資產的賬務處理與投出無形資產的賬務處理差別太大，不利于規(guī)范事業(yè)單位的會計核算。另外，現行事業(yè)單位會計制度沒有規(guī)定無形資產提取折舊的問題，賬面價值始終是原值，因此對該資產的實際現值無法估計。這樣對企業(yè)的資產估計不利，會高估資產價值。在意無形資產對外投資時應視同銷售，計算相關稅費。針對以上問題，筆者認為事業(yè)單位以無形資產對外投資，相關的會計分錄為：
借：對外投資（協(xié)議價值加上應支付的相關稅費）
貸：事業(yè)基金――投資基金（協(xié)議價值）
應交稅金（應支付的相關稅費）
借：無形資產基金（無形資產凈值）
無形資產攤銷（無形資產的攤銷額）
貸：無形資產（無形資產入賬價值）
下面以例子來進行具體說明。
例1：甲事業(yè)單位（不實行內部成本核算）將一項專利權投資于某股份有限公司。專利賬面余額為80 000元，已攤銷20 000元，該專利經雙方確定的價值為100 000元。
借：對外投資105 000
貸：事業(yè)基金――投資基金100 000
應交稅金――應交營業(yè)稅5 000
借：無形資產基金60 000
無形資產攤銷20 000
貸：無形資產80 000
隨著近幾年事業(yè)單位利用資金形式的多樣化，對外投資成為了事業(yè)單位的重大財務活動，必須加強務管理與會計核算?，F行的1996年《事業(yè)單位財務規(guī)則》和1997年《事業(yè)單位會計制度》對此作出了一些規(guī)定。但十幾年來事業(yè)單位對外投資的環(huán)境和對外投資的意識與規(guī)則、制度都發(fā)生了很大變化所以現行的制度逐漸顯示出其弊端，因而十分有必要對事業(yè)單位對外投資的現行規(guī)定進行深入研究發(fā)現存在的問題進行深入的研究，并提出更加適合經濟和社會發(fā)展的準則改良建議，以適應不斷變化的社會需求，反映真實的事業(yè)單位財務狀況，給信息使用者以有價值的會計信息。
參考文獻：
《事業(yè)單位會計制度》規(guī)定，“屬于一般納稅人的事業(yè)單位向其他單位投出材料，按合同協(xié)議確定的價值，借記‘對外投資’科目，按材料賬面價值(不含增值稅)，貸記‘材料’科目，貸記‘應交稅金――應交增值稅(銷項稅額)’科目。按合同協(xié)議確定的價值扣除材料賬面價值與應交增值稅銷項稅額的差額，借記或貸記‘事業(yè)基金――投資基金’科目；同時按材料的賬面價值，借記‘事業(yè)基金――一般基金’科目，貸記‘事業(yè)基金――投資基金’科目”。對此項規(guī)定，筆者認為有幾處不妥：
第一，應區(qū)別“合同協(xié)議確定的價值”是含稅價還是不含稅價。因為增值稅會計處理規(guī)定，將自產、委托加工或購買的貨物作為投資，提供給其他單位或個體經營者，應視同銷售貨物計算應繳增值稅，借記長期投資科目，貸記“應交稅金――應交增值稅(銷項稅額)”科目。據此，事業(yè)單位對外投出材料時在對外投資的計價中應包含增值稅。因此，上述“合同協(xié)議確定的價值”中若已含增值稅，則可按合同協(xié)議確定的價值借記“對外投資”科目；若上述“合同協(xié)議確定的價值”為不含稅價值，則應以此價值與應交增值稅之和借記“對外投資”科目。
第二，事業(yè)單位對外投出材料，其增值稅的計稅依據應為不含稅的合同協(xié)議價，而不應是材料賬面價值，因為對外投出材料為視同銷售行為，在計算增值稅時需按一般銷售貨物處理。
第三，按材料賬面價值調整事業(yè)基金明細賬是不合適的。在事業(yè)單位正常的銷售行為中，由于增值稅是價外稅，購貨方除支付價款之外還要支付相應的增值稅金，事業(yè)單位只是代扣代繳，增值稅并不形成單位的實際支出。但在以材料進行對外投資這種視同銷售行為中，除接受投資的一方以外，不再有所謂的“購貨方”來支付相應的增值稅金，因此，增值稅也就形成了單位的實際支出，成為事業(yè)單位在投資業(yè)務上所占用的資金，應同材料的賬面價值一起調整到“事業(yè)基金――投資基金”中去。同時，這種調整方法也使“對外投資”賬戶與“事業(yè)基金――投資基金”賬戶金額保持一致，符合上述兩個賬戶之間的對應關系。
[例1]某事業(yè)單位為一般納稅人，以材料進行對外投資，該批材料賬面價2000元，合同協(xié)議價2200元(含稅價)。則
如合同協(xié)議價2200元為不含稅價，則會計分錄為：
二、小規(guī)模納稅人以材料對外投資的核算
