时间：2023-07-05 16:12:50
序论：在您撰写对外投资协议时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
一、新兴市场国家对外直接投资的政策体制
目前，那些正在努力建立合理对外直接投资政策的国家正面临一个两难的困境。它们也许会承认对外直接投资对于提高自身企业竞争力是十分重要的。原因在于不同地域的资产组合作为企业国际竞争力的来源越来越重要，它不但为企业进入国外市场提供了途径，还为它们提供了生产所需要的资源。新兴市场国家的对外投资对于开放的、竞争性的世界经济来说也是特别重要的，换句话说，由于国际贸易、外商直接投资以及科技的开放，外国公司可以通过进口、直接投资以及技术转让协议等方式与新兴市场国家的企业在其本土上进行直接的竞争。但如果这些新兴市场国家的企业不能做同样的事情，不能从对外直接投资中提高自身的竞争力，它们的发展就是跛脚的：它们就失去了一个获取竞争力的来源，也就是无法进行不同地域的资产组合。对外直接投资是如此，对支持对外投资的贸易也是一样。
因此之前提到的两难的困境，一方面，作为竞争力的来源，当新兴市场企业需要的时候，对外直接投资应该是一个可行的选择。这是有关新兴市场对外直接投资微观层面的思考。另一方面的考虑是在宏观层面。大多数新兴市场都认为它们是资本的进口国，而不是出口国，当然在大多数情况下它们地确是这样的。这应该归因于它们是新兴市场国家，本身就面临着收支平衡的约束。在任何情况下，它们的优先选择应该是发展国内的生产能力和增加国内就业；如果在国外这样做就会至少被认为是不爱国的。因此允许对外直接投资――不论鼓励与否――都不是一件自然且合乎逻辑的事情。因此大多数新兴市场国家都实行限制性的对外投资政策，这并不难于理解。
怎样解决这个微观层面企业竞争力的需求与宏观层面政府限制的两难困境呢?对多数国家来说的一个答案，就是逐步放开对外投资政策，如给对外投资设定一个最高限额(当然这个限额也是可以被提高的)，只允许投资于一些东道国的优势行业，或者要求达到一定的标准(如考虑对就业和对国际收支平衡表的影响)等。但即使是阶段性地开放对外投资也会引起的很多问题。例如：如何避免资本外逃以及“虚假外资”(先投资国外，再由国外转投回本国)的现象?(俄罗斯很大一部分投往塞浦路斯的FDI、中国很大一部分投往香港的FDI、巴西很大一部分投往了那些免税天堂的FDI都属于这种情况)。这些问题还包括：对国家而言，当开放一些特定行业的对外直接投资而没有开放其他行业时，有什麽风险(国家是否选对了行业呢?)?对企业来说，又有什么风险(那些没有开放的行业中企业的竞争力是否会受到损害)?一个国家应该把目标定位于中性的对外直接投资政策，还是应该像经合组织国家那样，完全保护或者完全促进对外直接投资(一些发展中国家已经在朝这个方向发展了)?换句话说，新兴市场正面临很多问题，而我们没有令人信服的答案，也不能提供可靠的政策建议。这个宽泛的领域急需以政策为导向的深入研究。
二、应当如何对待公众对于源自新兴市场国家对外直接投资的反映?
首先，对外直接投资对于新兴市场国家而言尚未成为一个重要问题，这里我们将重点放在“尚未成为”上。因为对于大多数的国家来说，不论是公众还是政府，对外直接投资的关注度很低。事实上，只有少数的几个国家仔细地思考过这个领域的政策问题。这些国家包括新加坡，一个靠对外直接投资作为其经济腾飞动力的国家；还有正在实行其走向世界的国际化战略的中国。但是大多数国家是没有一个清晰完整的框架，即使是像巴西这样的国家，其总统在不久前还宣布希望看到更多的巴西跨国企业的崛起，但却没有跟进的政策作为支持。当然这种情况也会随着对外直接投资的发展而改变，尤其是当对外投资的重要性大到无法被忽视的时候。特别是，当收购发达国家公司成为民族成功的象征的时侯，例如印度塔塔(Tata)集团成功收购荷兰和英国的康力斯集团(Corus)时，对外直接投资的问题就会引起了公众的注意。
当然问题在于，有这种成功案例所引发的公众的民族自豪感在多大程度上会冲淡宏观层面的顾虑。对公众而言(特别是工会组织)，新兴市场国家毕竟首先是资本的进口国，公司的竞争实力是有限的，对外直接投资到底对作为母国的一些新兴市场国家来说有多少好处?这个问题迟早将成为一个政治问题。(我们对这类问题是十分熟悉的，比如在上个世纪60年代末，就由美国工会发起了一场关于对外直接投资是否有益的大范围的辩论；一个更近的例子是美国对服务业对外投资的反应。)上述这些问题需要一场在有充分信息支持下的大辩论，辩论的焦点在于对正在成为投资来源国的新兴市场国家而言，对外直接投资的重要性以及它在国家发展中的作用角色究竟如何。我们也需要进行更系统的研究来为这场辩论做准备。
对于东道国来说也需要考虑来自新兴市场国家的对外直接投资问题。有趣的是，目前对这些来自新兴市场国家的投资反应最多的几乎都是发达国家。之所以我们认为“很有趣”，是因为这些国家传统上都是帅先倡导国家应该对FDI实行开放政策的。然而，在这些国家里又有一种明确的对外商直接投资实施本国保护政策的倾向，它们的焦点主要集中在跨国并购方面，尤其来自被新兴市场公司的跨国并购。当涉及到国家的战略部门或国家龙头企业时，这个反应就更加强烈。当实施并购的企业是国有企业时，更是如此。当那些有巨额可支配资源的投资机构越来越多地在海外寻求投资机会时，这一涉足“国有成分”的并购就会遇到更大的阻力。在美国，对外投资委员会在这方面已经得到了更多的授权。可以想象很多欧洲国家(如果不是欧盟自身的话)也会效仿美国对外投资委员会的这种审查方式。原则上，它们会对来自所有国家的并购一视同仁，但非常可能的是，它们的主要目标是那些母公司总部在新兴市场国家的公司，尤其是那些国有公司。
其原因是很复杂的。一方面，他们会担心新兴市场国家的跨国公司在公司治理上会有所欠缺，或者相对于来自发达国家的竞争者，它们会对社会、环境和人权方面的问题关注较少。对于国有公司来说，更多的担心是，这样的公司因为融资比较容易，因此在并购的竞争中会处于较优越的地位。更基本的顾虑是，它们担心这些国有公司不会按照市场经济的逻辑办事，而是根据其本国政府的政策目标而行事。而且，最最基本的考虑是，新兴市场跨国公司是已开始生长的新生儿，既然它们存在了，就必然随着新兴市场的成功发展而变得越来越重要，它们所面临的挑战，是如何顺利地参与到全球的外商投资的市场中来。然而，我们知道，如果把其他方面(特别是它们和其国家之间的关系)也考虑进来，要把新兴市场国家的势力融入到一个已经建立好秩序的世界中并不是一件容易的事，因为它意味着，原来已有的势力如果不会全面消失(例如通过并购的手段)的话，也会被消弱。
由此，对我们来讲，挑战在于要准备好应对公众对来自新兴市场的外来投资的反映。这件事越来越重要，原因在于，对外直接投资已经成为新兴市场国家融入世界经济的一个新的，也是非常重要的渠道；与此同时，同样重要的是，新兴市场跨国企业的兴起，如果处理不适当的话，将会在很大程度上对外商直接投资(FDI)以及相应的开放的政策框架造成负面的冲击。
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.
张 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大学经济学院硕士生，主要研究方向为国际贸易理论与政策。
基金项目：浙江省哲学社会科学规划重点课题（Z05LJ03），教育部省属高校人文社科重点研究基地――浙江工商大学现代商贸研究中心重点资助课题。
摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析, 指出它们之间表现为替代性还是互补性, 依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的, 那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的, 那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为, FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的, 也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发, 政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0 后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗? ――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.
MUNDELL R A.1957.International trade and factor mobility［J］.American Economic Review, (6):321-335.
MARKUSON J R,JAMES R M.1983.Factor movements and commodity trade as complements［J］.Journal of International Economics,14:341-356.
LISPEY R E, RAMSTETTER E D,BLOMSTROM M.2000.Outword FDI and parent exports and employment: Japan, The United States, and Sweden［R］.NBER Working Paper,No.7623.
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.
关键词：国有商业银行；战略投资者；股权
一、国有商业银行引进境外战略投资者的现状分析
2005年，是我国国有商业银行改革力度最大、步伐最快的一年。按照银监会的要求和有关政策指导，引进战略投资者成为国有商业银行实施股改上市的必要条件。近一年来，如2005年6月17日，中国建设银行与美洲银行在京共同宣布：“双方签订了关于战略投资与合作的最终协议，出售9%的股份, 价值30亿美元，并于2005年10月在香港成功上市”；中国工商银行向由高盛集团牵头，以及安联保险公司和美国运通组成的国际财团出售总资37.8亿美元、10%的股权；中国银行先是向苏格兰皇家银行出售约10%的股权, 价值31亿美元, 随后又向淡马锡、瑞银集团和亚洲开发银行出售共计11.85%的股权, 价值36.75亿美。截止到2006年1月底，中行、工行和建行等三家国有商业银行共引进8家境外战略投资者，引资达150亿美元。
二、国有商业银行引进境外战略投资者的效应分析
1、克服国有商业银行产权制度缺陷问题，推进产权改革。
在没有引入境外战略投资者前，国有商业银行是100％的国有资产，产权结构上单一且所有者虚置、效率低下，产权界定上不清晰、责权利不对称。虽然法律上规定国有商业银行为形式上是“全民所有”的国有企业，但实质上产权制度是产权主体单一抽象的形式：“全民”不拥有财产所有者法律规定的应有的行为能力，无法实现真正的全民所有；即使从国家代表“全民”来行使所有者权力的角度上来说，国有商业银行的国家所有也在事实上成为地方政府所有，完整产权体系中的权力主体被位移，使得产权关系的明确变得困难。这种产权结构的制度性缺陷就产生出：所有者虚位和越位，“内部人控制”和“过渡干预”并存。
根据现代产权理论基本原则，国有商业银行的产权必须界定明确、权责必须对称。而现实中，政府经常利用自己出资人地位，为了追求政绩，借助超经济的权力，过多的干预国有银行的日常管理事务，使国有银行的经营自受到了侵害。
对国有商业银行进行股份制改造，引进战略投资者后打破了国有产权垄断，实现国有资本的部分退出，开启产权多元化进程。战略投资者和海外监管机构为了自身利益，一方面会对国有出资人代表、政府（中央和地方政府）的非经济行为形成了一定的约束力，使政府对国有银行的“过渡干预”逐渐减少，“权责对称”的原则得到尊重；另一方面，多元化的股权必将推动银行建立良好的运行机制和治理结构的改善，将减少经营人员的道德风险，“内部人控制”现象将得到遏制。
2、改善治理结构，促进国有商业银行现代化企业制度的建立。
在没有引进境外投资者的公司治理情况下，国有商业银行的控制权实际上被政府官员掌握，银行的高层管理人员大多数是由一级行政组织委派任命，理性的高层管理人员为了追求自身利益的最大化，会因为更倾向于行政利益，而损害银行的利益；另外，按照我国《商业银行法》和《公司法》的有关规定，国有独资银行不设立股东大会，银行董事会行使股东大会的部分职权。现实中重大的决策由国家授权投资机构或部门做出，这使得党委行使了董事会的部分决策权。因此，国有独资商业银行根本不存在有效的董事会制度。
境外战略投资者在投资国有商业银行后，都要委派人参与所入股银行的高层权力、管理机构，积极参加有关决策。这必将改变国有商业银行董事会中代表国有股利益的董事占绝对优势的情况。战略投资者派驻董事后，能在董事会内部初步形成代表国有股董事、外资董事、独立董事的“三角结构”，三方能够起到相互制约、有效制衡的作用。另一方面，为了使董事会规范高效的运转，外资董事必然会关注董事、高层管理人员的选聘和董事会成员的机构构成，规范董事会的运作的基本规则和程序，细化和执行各项决议。此外，外资的引入可以帮助在新旧体制之间实现平衡，避免出现党委包办一切，董事会形同虚设的状况，明确“三会一层”（董事会、监事会、高管层、党委会）之间的责权利的关系，不断向真正意义的现代金融企业制度转变。
3、有利于提高我国商业银行的资本充足率，提升国有商业银行的竞争力。
资本充足率的高低是一家银行和国家银行业竞争的重要标志。虽然，我国采取了一些重大的改革和政策措施。如：1997年把国有商业的所得税税率从55％调整到33％；1998年，国家财政向工、农、中、建四家国有商业银行补充了2700亿资本金；同年四月与十月，国家成立了信达、华融、长城、东方四家资产管理公司，收购了四大商业四大国有商业银行约1.4万亿的不良信贷资产。但是到2003年底，四大国有商业银行不良资产比例迅速上升为20.36%，平均资本充足率4.61%，离《新巴塞尔协议》规定的8%的标准有十分大的差距。另外，随着我国银行业对外资全面开放日期的临近，资本充足率上比外国同行低的多的国有商业银行将面临着更为严峻的市场竞争。
在我国国有商业银行资本充足率普遍较低，资本结构单一，银行自身积累无法弥补资金缺口，融资途径十分有限的情况下，国有商业银行和政府有关部门都将目光投向了直接吸收外资入股。2003年底，银监会了《境外金融机构投资入股中资金融机构管理办法》，将单个外资的入股的最高投资入股比例由以前的15%提升到20%，同时还放松了多个境外金融机构对上市中资金融投资入股比例。中行，建行和工商行通过引进境外战略投资者共吸收了150多亿美元的资金，使三行在2005年，资本充足率提高到10.42%、13.57 %、9.89%，平均为11.29%。这一举措，有效地弥补了三家国有商业银行资本金的不足，一定程度上提高了银行的对抗风险和与外资银行竞争的能力，也缓解了制约业务发展的资本瓶颈。
4、引入先进的管理技术、经验和理念，拓展国有商业银行的经营空间。
如前面论述的，在单一的国有股权结构下，国有商业银行没有有效的公司治理和内控机制，无法按照商业化、市场化运作；造成了国有商业银行在管理技术与经验、服务质量、经营机制等方面与外资银行存在着巨大差距。引人境外战略投资者后，通过资本和技术双溢出效应，国有商业银行可以学习到西方商业银行先进技术和现代管理经验，并且引进先进技术和管理经验等生产要素要比吸收的资本重要的多。其次，国有商业银行通过与外资进行合作，组建战略联盟，可以摆脱自身资源有限的束缚，提高运作效率，实现中资银行与外资银行的优势互补，促成一种成熟的、长期的双赢长期关系的形成，从而实现。
从国内的浦发行和交行的经验来看，引进战略投资者后，确实在经营理念、产品开发、风险管理、信息披露和内部控制上都有很大的改善和提高。建设银行和中国银行在与境外投资者签署战略投资协议的同时，也都签署了战略合作协议，境外战略投资者将在信用卡、理财、公司业务以及个人保险等业务领域提供咨询服务和援助，还将在公司治理、风险管理、财务管理、人力资源管理以及信息技术等银行营运的基础设施领域和两银行建立密切的合作关系。
三、引进境外战略投资者的几点建议
1、不断完善相关的法律、法规
首先，健全《商业银行法》、《公司法》、《证券法》等相关法律规定，加快制定规范金融业兼并重组、商业银行退市的法律规范；尽快出台相应制度来明确国有商业银行所有者的代表地位、权力、以及责任，规范国有股权的定价及转让，防止出现恶意收购；其次，应积极吸收国外成熟经验，逐步形成一套既符合市场经济要求，又能促进我国银行业发展的统一、透明、操作性强的法律体系；参照国际惯例制，制定出《外资银行法》、《合资银行法》、《境外金融机构投资入股中资金融机构的管理办法》和《外资金融机构违法经营处罚条例》等相关法律；同时，在制度上要赋予司法部门独立，公正的执法条件，形成一个有法可依，有法必依，执法必严的法律环境，来降低国有商业银行和境外投资者的法律风险。
2、加强对境外投资者的金融监管力度
国有商业银行由于掌握着大部分的金融资金，在我国经济中具有及其重要的战略地位。境外战略投资者投资国有商业银行，短期是为了获得投资回报，长期必然是为了分享更多我国经济发展的成果。这就存在这种可能：通过入股国有商业银行，外资银行了解到中资银行经营的优劣和商业秘密，尤其是优质的高端客户，进而控制、占领、垄断中国的金融市场。如过真的出现这种情况，必然威胁到我国的金融安全，严重危害我国经济的健康发展。为了防止这种情况的出现，必须在充分发挥外资有利的一面时，又要十分注意限制外资的负面效应；在对外开放金融业务的同时，监管层必须坚持“以我为中心”，确保国有商业银行的控制权在中国人手中，保持我国商业银行的自主性；必须严格遵守银监会的“五个标准”和“五个原则”，并且要根据实际情况不断完善、调整。
作者单位：四川大学经济学院
参考文献：
[1]王一江 田国强. 不量资产处理 股份制改造与外资战略[J]. 经济研究,2004（11）：28-36.
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[3]史建平. 国有商业银行改革应慎重引进外国战略投资者[J].财政科学,2006（1）：7－13.
[4]占硕. 我国商业银行引进战略投资者风险研究[J]. 财经研究，2005(1)：104-114.
[5]金运. 国际战略投资者选择与国内商业银行改革[J]. 中国金融，2005（12）：31－32.
[6]陈新平 孙洁. 关于国有商业银行改革的几点思考[J].宏观经济管理，2006（3）：38－40.
【关键词】事业单位 对外投资投资基金
在市场经济体制逐步建立的背景下，我国大多数事业单位都面临着深刻的改革，对外投资在事业单位资产核算中占的比例越来越大，而《事业单位会计制度》和《事业会计准则》对事业单位对外投资的财务管理与会计核算作出了规定，随着改革的不算深化，经济环境与制度制定时时相比有了较大的改变，在现在看来对对外投资的相关规定有许多需要改进的地方，尤其是事业单位材料对外投资和无形资产对外投资。
一、对事业单位对外投资会计核算的相关规定
现行《事业单位制度》第117号科目“对外投资”使用说明中规定，属于一般纳税人的事业单位向其他单位投出材料，按合同协议确定的价值，借记本科目，按材料账面价值（不含增值税），贷记“材料”科目，贷记“应交税金――应交增值税（销项税额）”科目。按合同协议确定的价值扣除材料账面价值与应交增值税的销项税额的差额，借记或贷记“事业基金――投资基金”科目；同时按材料的账面价值借记“事业基金―――般基金”科目，贷记“事业基金――投资基金”科目。属于小规模纳税人的事业单位对外投出材料，按合同协议确定的价值，借记本科目，按材料账面价值（含税）贷记“材料”科目。按合同协议确走的价值与材料账面价值的差额，借记或贷记“事业基金――投资基金”科目；同时，按材料账面价值，借记“事业基金――一般基金”科目，贷记“事业基金――投资基金”科目。事业单位向其他单位投入的无形资产，按双方确定的价值，借记本科目，按账面原价，贷记“无形资产”科目，按其差额，借记或贷记“事业基金――投资基金”科目；同时按无形资产账面价值，借记“事业基金――一般基金”科目，贷记“事业基金――投资基金”科目。针对以上规定，笔者认为存在以下问题。
二、关于一般纳税人以材料对外投资的核算
一是应明确“合同协议确定的价值”是含税价还是非含税价。根据增值税会计处理规定，将自产、委托加工或购买的货物作为投资，提供给其他单位或个体经营者，应视同销售货物计算应缴增值税。据此，事业单位对外投出材料时在对外投资的计价中应包含增值税。因此，上述/合同协议确定的价值中若已含增值税，则可按合同协议确定的价值，借记“对外投资”科目；若上述合同协议确定的价值为不含税价值，则应以此价值与应交增值税之，借记“对外投资”科目。
二是事业单位对外投出材料，其增值税的计税依据应为不含税的合同协议价，而不是材料的账面价值或含税的合同协议价。对外投出材料视同销售行为，应按销售的一般会计处理计算增值税。
三是“事业基金――投资基金”科目金额应与“对外投资”金额相等。按材料账面价值调整事业基金明细账是不合适的。在事业单位以材料对外投资时，增值税也就形成了单位的实际支出，成为事业单位在投资业务上所占用的资金，应同材料的账面价值一起调整到“事业基金――投资基金”中去。这样也就使“事业基金――投资基金”科目金额应与“对外投资”金额相等。
针对一般纳税人以材料对外投资的核算中的相关问题，笔者认为在核算中应明确合同协议价的内容，以不含税的合同协议价为基础来计算相关增值税，并将此增值税调整到“事业基金――投资基金”中去。
三、关于以无形资产对外投资的核算
事业单位以固定资产对外投资，应按评估价或合同、协议确认的价值借记本科目，贷记“事业基金――投资基金”科目；按账面原价，惜记“固定基金”，贷记“固定资产”科目。对以无形资产对外投资的核算却没有设置与“固定基金“相对应的”无形资产基金“科目。投出固定资产的账务处理与投出无形资产的账务处理差别太大，不利于规范事业单位的会计核算。另外，现行事业单位会计制度没有规定无形资产提取折旧的问题，账面价值始终是原值，因此对该资产的实际现值无法估计。这样对企业的资产估计不利，会高估资产价值。在意无形资产对外投资时应视同销售，计算相关税费。针对以上问题，笔者认为事业单位以无形资产对外投资，相关的会计分录为：
借：对外投资（协议价值加上应支付的相关税费）
贷：事业基金――投资基金（协议价值）
应交税金（应支付的相关税费）
借：无形资产基金（无形资产净值）
无形资产摊销（无形资产的摊销额）
贷：无形资产（无形资产入账价值）
下面以例子来进行具体说明。
例1：甲事业单位（不实行内部成本核算）将一项专利权投资于某股份有限公司。专利账面余额为80 000元，已摊销20 000元，该专利经双方确定的价值为100 000元。
借：对外投资105 000
贷：事业基金――投资基金100 000
应交税金――应交营业税5 000
借：无形资产基金60 000
无形资产摊销20 000
贷：无形资产80 000
随着近几年事业单位利用资金形式的多样化，对外投资成为了事业单位的重大财务活动，必须加强务管理与会计核算。现行的1996年《事业单位财务规则》和1997年《事业单位会计制度》对此作出了一些规定。但十几年来事业单位对外投资的环境和对外投资的意识与规则、制度都发生了很大变化所以现行的制度逐渐显示出其弊端，因而十分有必要对事业单位对外投资的现行规定进行深入研究发现存在的问题进行深入的研究，并提出更加适合经济和社会发展的准则改良建议，以适应不断变化的社会需求，反映真实的事业单位财务状况，给信息使用者以有价值的会计信息。
参考文献：
《事业单位会计制度》规定，“属于一般纳税人的事业单位向其他单位投出材料，按合同协议确定的价值，借记‘对外投资’科目，按材料账面价值(不含增值税)，贷记‘材料’科目，贷记‘应交税金――应交增值税(销项税额)’科目。按合同协议确定的价值扣除材料账面价值与应交增值税销项税额的差额，借记或贷记‘事业基金――投资基金’科目；同时按材料的账面价值，借记‘事业基金――一般基金’科目，贷记‘事业基金――投资基金’科目”。对此项规定，笔者认为有几处不妥：
第一，应区别“合同协议确定的价值”是含税价还是不含税价。因为增值税会计处理规定，将自产、委托加工或购买的货物作为投资，提供给其他单位或个体经营者，应视同销售货物计算应缴增值税，借记长期投资科目，贷记“应交税金――应交增值税(销项税额)”科目。据此，事业单位对外投出材料时在对外投资的计价中应包含增值税。因此，上述“合同协议确定的价值”中若已含增值税，则可按合同协议确定的价值借记“对外投资”科目；若上述“合同协议确定的价值”为不含税价值，则应以此价值与应交增值税之和借记“对外投资”科目。
第二，事业单位对外投出材料，其增值税的计税依据应为不含税的合同协议价，而不应是材料账面价值，因为对外投出材料为视同销售行为，在计算增值税时需按一般销售货物处理。
第三，按材料账面价值调整事业基金明细账是不合适的。在事业单位正常的销售行为中，由于增值税是价外税，购货方除支付价款之外还要支付相应的增值税金，事业单位只是代扣代缴，增值税并不形成单位的实际支出。但在以材料进行对外投资这种视同销售行为中，除接受投资的一方以外，不再有所谓的“购货方”来支付相应的增值税金，因此，增值税也就形成了单位的实际支出，成为事业单位在投资业务上所占用的资金，应同材料的账面价值一起调整到“事业基金――投资基金”中去。同时，这种调整方法也使“对外投资”账户与“事业基金――投资基金”账户金额保持一致，符合上述两个账户之间的对应关系。
[例1]某事业单位为一般纳税人，以材料进行对外投资，该批材料账面价2000元，合同协议价2200元(含税价)。则
如合同协议价2200元为不含税价，则会计分录为：
二、小规模纳税人以材料对外投资的核算
