外商直接投资相关理论范文

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篇1

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:

第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。

第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献

[1] 陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.

[2] 陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[M].北京:中国人民大学出版社，2002.

篇2

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).

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篇3

［关键词］FDI；格兰杰因果关系检验；协整分析；产业结构

［中图分类号］F121 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）22-0086-04

引进外商直接投资是中国的经济开放最重要的内容之一。外商直接投资在广东省经济运行和发展中占据了相当重要的位置,有力地促进了广东省经济和社会的发展。这种贡献不仅表现在外商直接投资带来广东省经济建设所急需的资金、技术和管理经验,创造了就业机会,增加了财政收入,还表现在外商直接投资的进入对产业结构的优化、调整和提升起着重要的作用。综观外商直接投资对广东产业结构调整表现在以下两个方面：一方面通过新增投资的产业流向及其变化来影响广东产业结构；另一方面通过技术外溢、产业关联等作用改变广东省的存量资本产业结构,间接推动产业结构调整。优化的产业结构必然带来经济增长,外商直接投资是否引起了经济意义上的“产业结构效应”？本文就将外商直接投资的产业结构数据同广东经济增长数据联系起来,实证分析外商直接投资结构变动对经济增长的作用。

1 文献综述

国外的研究：钱纳里在20世纪60年代提出了“双缺口模型”,指出利用外资有助于解决储蓄和外汇缺口,进而推动东道国经济增长和产业结构转换；20世纪70年代以后,赫尔希曼从技术缺口的角度提出了利用FDI对发展中国家调整产业结构和实现经济增长的意义；日本经济学家小岛清提出了边际产业扩张理论,认为投资应从投资国已经处于或即将处于比较劣势的产业即边际产业依次进行,而这些产业是东道国具有明显或潜在比较优势的部门,如果没有外来资金、技术和管理经验,东道国的这些优势就不能被利用,而通过边际产业转移双方可以在扩大贸易的同时升级和改善各国的产业结构。国内的一些学者也对外商直接投资的产业结构调整方面进行了研究,郭克莎(2000)通过对外商投资结构研究,发现外商投资对我国工业结构发展具有促进作用而对第三产业发展作用较小；安占然(2007)认为外商直接投资对第二产业的贡献最大,对第一和第三产业的贡献次之,是引起我国产业结构变动的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年时间序列数据,在柯布―道格拉斯生产函数的框架下,应用经济计量检验方法实证研究了外商直接投资对广东经济增长的效应,结果表明,长期来看,在这段时间里外商直接投资对广东经济发展有显著的影响。唐曼兰(2009)指出，对外直接投资是优化广东省产业结构的一条重要和有效的途径。外商直接投资正是通过各产业之间不同的分布比例和不同的贡献度,促进了广东产业结构的转变和升级。

但从FDI产业结构变动角度来研究外商直接投资对广东省经济增长效应的文献还很少,本文从这个角度证明了外商直接投资产业结构效应的存在性和对广东省经济的影响效果。

2 外商直接投资引起产业结构效应的存在性检验

对于外商直接投资是否引起产业结构效应,我们可以用Granger因果关系检验来检验外商直接投资与产业结构之间的相互解释作用。如果外国直接投资是产业结构变动的一个重要原因,则可以认为外国直接投资存在着产业结构效应。

2.1 变量设定

我们用FDI表示每年外商直接投资额,IS表示产业结构效应,其中IS1表示第一产业增加值占GDP的比重,IS2表示第二产业增加值占GDP的比重,IS3表示第三产业增加值占GDP的比重。我们用Eviews5.0对广东省1990―2008年的数据进行Granger因果检验。

2.2 检验步骤

对LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 进行单位根检验,检验结果见表1：

检验结果得到四个变量都为一阶单整,可以用E-G两步法进行协整检验。建立计量模型为：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,对计量方程进行回归,得到残差序列,对残差进行ADF检验,回归后的残差都是平稳的,说明FDI同IS1,IS2,IS3都存在协整关系,即满足进行Granger因果关系检验的条件。检验结果见表2：

2.3 结论

由上面的计量分析我们看到,外商直接投资和产业结构效应存在着长期的协整关系,并且通过Granger因果关系检验,我们从表2看到当滞后期为3时,外商直接投资不是引起广东省第一产业结构变化的原因的概率只有4.75%,说明外商直接投资引起第一产业产业结构的变化,而第一产业结构的变化不是引起外商直接投资变化原因的概率高达99.76%,说明第一产业结构的变化没有带来外商直接投资量的增加或减少,这可能是由于外商直接投资于第一产业的比重比较低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在单向的格兰杰因果关系,即外商直接投资是引起广东省产业结构变化的原因。根据表2,F值都没有10%的显著性水平,说明产业结构的变化没有带来外商直接投资的变化。

通过Granger因果关系检验,我们证明了外商直接投资引起产业结构效应的存在性,说明外商直接投资会引起广东省产业结构的变动,而外商直接投资的产业结构变动又会对广东省的经济发展带来怎样的影响？下面我们来分析外商直接投资的产业结构效应。

3 外商直接投资产业结构效应：基于增长模型的分析

在结构主义增长理论的框架下,结构变动对经济增长的促进作用可以表现为要素效率的提升和全要素生产率的提升。为描述外商直接投资产业结构效应的影响效果,分别考虑外商直接投资产业结构变量对要素效率和全要素生产率的影响。

3.1 模型设定

沿用结构主义经济增长理论的一般实证研究思路,我们在传统的经济增长模型注入外商直接投资产业结构变量,给出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分别代表广东省地区生产总值、劳动力投入、资本积累、FDI的投资产业结构变量(SFDIi表示外商直接投资在第i产业的投资额占总投资额的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t时期的全要素生产率,θ反映外商直接投资的间接产业结构效应的效果,Bt 度量了技术进步、制度变迁等除了产业结构因素之外的其他因素。η为外商直接投资产业结构变量对资本效率的影响系数,经济含义是,如果η为0,表明外商直接投资的资本结构变动特征并没有趋向于向高资本效率的产业调整,但η为0并不代表外商直接投资没有结构效应的可能性:一方面,外资的自身结构变动可能带来自身全要素生产率的变化；另一方面,外资的结构变动可能通过培育新兴产业、促进产业成长、促进产业技术创新等方面,来间接促进经济增长。此时，外商直接投资的产业结构效应表现为有助于提高全要素生产率来促进经济增长,即η>0。反之,如果η

由上述理论阐述,我们得到计量模型为：

LNYt=βt+θLNSFDIi+αLNL+γLNK+ηLNK×SFDIi+μi

3.2 协整分析

对Y、SFDIi、L、K等变量1990―2008年的数据进行ADF检验,检验结果见表3：

从表中可以看到,各变量除了SFDI1是平稳的,其他都为二阶单整,可以用E-G两步法进行协整分析。首先对计量模型进行回归分析,回归结果如下：

LNY=-0.8183+1.0068LNK-0.0641LNL-0.0429LNSFDI1+0.2445LNK×SFDI1

(-2.7458)(140.0530) (-1.8888) (-0.8376)( 0.5120)(1)

LNY=-1.5756+0.8705LNK+0.0276LNL-1.2715LNSFDI2+0.1621LNK×SFDI2

(-8.4937)( 36.6034)( 1.2145) (-5.8307)( 5.6353)(2)

LNY=-1.0380+1.0006LNK+0.0255LNL+0.1096LNSFDI3-0.0336LNK×SFDI3

(-5.1981)(185.0733)( 0.7387) ( 3.0851)(-2.5786)(3)

分别对三个回归方程的残差进行ADF检验,由检验结果可知,三个回归方程的残差值都是平稳的,即反映了变量之间对应的长期稳定关系。

3.3 结果分析

从方程式(1)的计量结果看，回归方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1两项都没有通过T检验,其对LNY的相关性不显著。这说明,无论是对资本投资效率还是全要素生产率,外商直接投资在第一产业的结构变动对经济增长的影响作用并不明显。这可能是由于外商直接投资在第一产业的比重相对较低决定的。从近20年的数据我们可以看到,外商直接投资在第一产业的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波动幅度不大。

方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通过了1%的显著性水平,说明外商直接投资的资本产业结构变量不仅通过资本效率影响经济增长,还通过全要素生产率影响经济增长。此外,LNSFDI2的系数为负,说明外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降。LNK×SFDI2的系数为正,则说明外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。

和方程(2)相同,方程(3)中的LNSFDI3和LNK×SFDI3 也同样通过了T检验,但是相反的是,LNSFDI3的系数为正而LNK×SFDI3系数为负。即表明外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。

从外商直接投资的产业结构与全要素生产率来看,外商直接投资结构变动对全要素生产率的影响作用可能存在两种途径：一是外商直接投资的产业结构变动带来的自身全要素生产率的改变；二是外商直接投资产业结构变动对国内资本带来结构外溢效应,可以从产业技术水平扩散、产业关联深化等方面加以解释。

对于第二产业,外商直接投资第二产业投资比重的提高造成全要素生产率下降的主要原因一部分在于进入广东省的FDI质量不高,另一部分在于FDI进入后对国内厂商产生的挤出效应。具体表现在,第一，从产业技术水平扩散的程度上来看,外商直接投资的进入会将原来服务于国内企业的优秀人才吸引过去，造成国内企业人力资本减少和积累速度减慢。第二，外商直接投资企业抢占原本由本国企业利用的稀缺资源,导致本国企业生产率下降。第三，从产业关联水平来看,广东省外资企业的产业链集成度并不高,原因在于不少FDI的进入是为了利用廉价劳动力,将广东作为其全球战略中的加工基地。广东省的外商直接投资具有加工贸易倾向,外商提供的技术属于装配组装技术和后工序生产技术的比重较大。

从以上研究知,外商直接投资对第二产业的全要素生产率弊大于利,加之外商直接投资产业结构中主要集中在第二产业,且主要集中在制造业,在2008年,外商直接投在制造业的金额占投资在第二产业的总额的96.2%,导致了第二产业过度投资,引起生产率下降。

对于第三产业,由于第三产业开放较晚,且在很多行业中广东省的发展还很不完善,市场不健全。外商直接投资带来的先进的技术弥补了第三产业发展资金不足的问题。同时外商直接投资会对国内资本产生挤入或挤出效应,不同行业、不同国家的资本形成效应也不同。如果外国公司进入东道国市场使该市场更具有竞争性,将会迫使国内企业增加投资。而作为后期发展起来的广东省第三产业,先进技术和资金的流入会促进广东第三产业的发展。

4 结论与政策建议

本文运用广东省的数据,对外商直接投资引起的产业结构效应进行实证分析,并分析了外商直接投资产业结构变动对广东省经济增长的影响。初步检验了外商直接投资的产业结构效应的存在性。

首先,通过格兰杰因果关系检验,证明了外商直接投资会对广东省的产业结构带来影响,说明外商直接投资和广东省的产业结构变动存在着单向因果关系。

其次,本文还通过协整关系检验了外商直接投资产业结构变动会通过全要素生产率和资本产出率对广东省的经济增长产生影响。由于外商直接投资在第一产业的投资比例比较小,所以外商直接投资在第一产业的产业结构变动对经济增长的相关关系不显著。外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降,而相反，外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。对于第三产业,外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。

对于上述计量结果和广东省外商直接投资在三次产业结构中的分布不均,以及外商直接投资产业中的分布不均等问题,本文提出以下建议：

第一,进一步改进广东省的引资政策,完善外商直接投资的投资产业结构。积极鼓励外商直接投资于农业新技术和农业综合开发项目,引进好的优良品种和新的种植管理技术,促进农业产业化发展；加强引进外商直接投资对于第三产业的投入,发挥外商直接投资对第三产业提高全要素生产率的效用。

第二,积极引进高产业关联度的项目,积极培育与外资相关产业的发展,形成有效的产业关联和聚集效应,充分发挥外资的产业带动效果,实现产业结构高度化的目标。尤其是一些由跨国公司主宰的主导产业群,如汽车、电子等作为主导产业,这些产业层次上符合一体化国际分工体系已经形成,产业关联度极高,且国际化程度也很高,并正在越来越大的程度上决定和引导着全球产业结构的变化。即要通过发展本地的配套产业来吸引国际重要主导产业的跨国公司进入广东。

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篇4

在这样的背景下，挖掘投资与贸易的关系显得更为重要，两者之间的关系对中国的经济增长和发展产生直接影响。中国对外直接投资的方式和目的多种多样，这些投资对贸易是产生正向的补充和创造作用还是负面的挤出和替代效应，有待实证。

一、文献综述

1.国际贸易与国际直接投资的替代关系理论

在1960年海默首次突破自然禀赋理论解释了美国公司对外直接投资行为后，FDI理论进入国际生产分工的理论阶段，经众多学者发展成为垄断优势理论。在市场不完全的基础上，企业特定优势成为其对外直接投资的必要条件之一。

弗农将跨国公司对外投资的行为解释为对出口贸易的替代。该理论分析了跨国公司在创新期、成熟期和标准化时期的对外投资的行为。但该理论局限于跨国公司制造业产品，并且不适用于解释发达国家直接互相投资的行为。

蒙代尔（1957）利用标准国际贸易模型研究证实投资与贸易的替代关系，即当OFDI不能发生时对贸易的影响。证明了对国际贸易的阻碍会促进资本的流动，而对资本流动的限制则会促进国际贸易。

2.国际贸易与国际直接投资的互补关系理论

小岛清的理论基于日本对美投资，强调国际生产分工，并指出国际资本流动还包括技术、人力资本、管理经验等。赫尔普曼和克鲁格曼都支持贸易创造理论，认为在规模报酬递增的条件下，跨国公司在专利技术、管理方式上具有专有优势，会与其海外子公司产生大量的公司内贸易。Lipsey等在80年代的研究证实了海外生产和母国出口具有互补关系，在2000年对日本、瑞典、美国的跨国公司的研究证明了OFDI与贸易互相补充的观点。

3.国际贸易与国际直接投资的权变关系理论

权变关系理论综合了以上两种观点，认为贸易与投资的关系存在“门槛”，而不具有统一解释。陈立敏（2010）汇总了一些国外学者的观点，例如Bergsten（1980）认为，投资与贸易替代或互补是由国际化投资程度决定的，而Markuson和Svenson（1985）的观点是二者关系取决于贸易与非贸易要素之间是否合作。Gray（1998）指出，对外投资的动机和类型直接影响了它与贸易的关系，Head与Ries（2001）指出对外投资的水平或垂直决定了它与贸易的关系。Blonigen（2001）的研究认为，投资与贸易的关系与投资的短期和长期效应有关。Svenson（2004）指出，这与其涉及的产业分类精细化程度有关。

二、实证分析

1.变量选取

本文研究内容是中国对外贸易与国际投资行为的关系，因变量为中国对外贸易金额，自变量为中国对外直接投资（ODFI）和外商对中国直接投资（FDI）。与贸易有关因素还有很多，如一国GDP和人均GDP，鉴于以往学者的研究，可以很清晰地认识到这些变量与OFDI和FDI有着显著的回归关系，因而本文只选取OFDI和FDI为自变量。

本文选取我国2004年～2012年对北美洲、拉丁美洲、欧洲、非洲、亚洲、大洋洲的贸易及投资数据。其中贸易指标为中国对各地区海关货物进出口总额（万美元），投资数据来源于《中国对外直接投资统计公报》。

2.实证检验

（1）模型建立

由于本研究使用面板数据，本文采用ADF检验法对进行单位根检验，最优滞后期由SIC原则自动判断。得出结论：序列在10%的显著性水平下均为一阶单整。

其中i代表地区，j代表时间。TRADEij表示j年中国对i地区的海关货物进出口总额，OFDIij为j年中国对i地区的对外直接投资流量，FDIij表示j年i地区对中国的实际投资额。

此时R2为0.84，表明中国对外直接投资和外商对华实际投资对贸易额具有较好的解释作用。模型可表示为：

经检验，模型不存在异方差，具有一阶序列相关性。修正后不再具有序列相关。此时模型应为：

（2）模型分析

FDI每增长一万美元，双边贸易额就会增加十万美元，而OFDI每增长一万美元，会使贸易额增加二万八千美元。可以看出，中国对外直接投资和外商对华直接投资对于国际贸易具有正向的影响，且外商对华直接投资对于贸易的促进作用更大。

根据新新贸易理论，投资与贸易一体化的原因在于公司内贸易和产业内贸易。产业内贸易通过企业专业化和规模化促进增长。公司内贸易则说明，先有对外投资才有贸易产生，因此投资是贸易的先导。但一般理论认为，在中国是贸易先行的。中国对外直接投资起步较晚，基本遵循贸易在前为投资积累经验、熟悉市场，再进行对外直接投资。根据实际情况和理论分析可以看出，外商对于中国的投资目的在于产业转移，而中国对外直接投资尚不具有这样的性质。并且，外商对华直接投资增加了跨国公司位于中国的子公司对机械设备和技术等方面的需求，从而拉动了中国与投资母国之间的贸易。

三、结论与建议

中国一直以来是吸引外商投资的大国，同时对外直接投资增长迅速、区域分布广泛，在各个行业都有所涉及，但集中于资源和初级产品制造。中国对外贸易总额持续大幅上涨，在政策导向下，商品结构也发生调整和优化。

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关键词：外商直接投资；投资环境；经济发展

中图分类号：F062.9 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）24-0053-04

一、陕西省利用外资的现状

自20世纪60年代以来，外商直接投资高速增长，资本流量与存量急剧扩大，逐渐成为推动经济全球化的主导力量。从1993年起，我国已连续多年成为仅次于美国的第二大外商直接投资接受国。外商直接投资不仅弥补了国内投资资金的不足，而且通过“技术外溢效应”提升了我国的知识技术水平，促进了我国的经济发展。陕西，作为西部大开发的桥头堡，是西部地区最先接受FDI的省份之一。研究FDI对陕西经济增长的贡献，加快外资的吸引，促进FDI在陕西经济发展中扮演更重要的角色，具有极其重要的理论和实践意义。

从图1可以看出，陕西省利用外商直接投资额从1990年的4 191万美元上升到2009年的151 053万美元，2005年利用外商直接投资是1990年的36倍，增长比较迅速。2011年、2012年增长率分别达到29.4%和24.7%，呈现出稳中有升的态势。可见，外商在陕的投资力度正在逐年加大。

二、相关研究综述

索洛（R.M.Solow）所属的新古典经济增长理论学派突出了资本形成对经济增长的重要影响[1]。Laura Alfaro（2004）使用1975―1998年的相关数据进行分析，提出了外商直接投资对经济发展的净效应的计算方法[2]。魏后凯（2002）利用1985―1999年数据进行了相关的实证研究，得出在上述时段内横亘在东西部之间的巨大的GDP增长率的差异，大约有90%是由外商直接投资造成的[3]。任永菊（2003）对1998―2002年中国的数据进行了计量模型分析，得出我国经济增长与FDI之间存在正相关关系，在GDP增长中，FDI的贡献占10.33%[4]。

西方学者主要是将国家整体作为研究对象，而研究FDI与一国内部区域经济发展的关系比较少。中国学者主要集中研究FDI对中国经济的增长有相当大的促进作用，而研究FDI对陕西经济影响的较少。本文通过陕西FDI的数据收集并处理、对比，进行计量分析，计算出FDI对陕西经济发展的贡献程度，为陕西经济可持续发展提供实证支持。

三、FDI对陕西经济的影响分析

（一）FDI对经济增长的影响

本文选择能代表陕西省经济增长的“地区生产总值”（GDP）为被解释变量（用Y表示），选择表示外商直接投资的“实际使用外商直接投资”为解释变量（用X表示）。同时，选择2000―2012年FDI和GDP的数据进行分析，并且为了增加可比性，采用了美元兑人民币的年平均汇率统一换算。为了减少时间序列中存在的异方差现象以及使其趋势线性化，建立如下对数模型：

LNY=α+β*LNX+u

本文运用Eviews3.0软件对以上模型进行简单线性回归分析，模型估计的结果为：

LNY=4.566549 +0.770344*LNX

（0.503929） （0.094109）

t = 9.061885 8.185622

R2=0.837509 F=67.0044 DW=0.384755

根据回归结果，可决系数为0.837509，说明所建模型整体上拟合较好，在显著水平为0.05时，计算出来的t值为8.185622远大于临界值2.16，t检验通过。但是DW值显示该模型存在正自相关的问题，说明以上t统计量和F统计量的结论不可信，需采用科克伦―奥科特迭代法得到最终模型为：

LNY=2.377444+1.148977*LNX

（1.141055） （0.196937）

t=2.083549 5.834229

R2=0.954945 F=116.5735 DW=1.680052

此时，模型已经消除了自相关问题，可决系数也提高了，t检验和F检验均通过，说明解释变量“实际使用外商直接投资”对被解释变量“地区生产总值”确实有显著影响。根据模型估计结果，当年FDI每增长1%，平均来说GDP会增长1.148977%，说明FDI确实对陕西省的GDP起到促进作用。

（二）FDI对产业结构的影响

从外商直接投资分布图2可以看出，外商直接投资在第二、第三产业中的投资比较多，而在第一产业中的投资比较少。陕西省第二产业和第三产业相对比较薄弱，但外商直接投资对三次产业影响的差异导致了陕西省产业结构由原来的“一二三”转变为“二三一”。第二产业（特别是制造业）所吸收的外商直接投资的规模不断增大使得陕西省的工业产值得到了快速的上升，也促进了陕西产业结构向资本、技术密集型转化。不可否认的是，外商直接投资加大了三大产业之间的失衡，在结构上形成偏差。因此，陕西省的外商直接投资没有达到最佳边际水平，需要进一步调整引资结构，引导外商直接投资加大对第一和第三产业的投资力度，使陕西省的产业差距缩小，减少结构性失衡。

（三）FDI对对外贸易的影响

用外商投资企业贸易贡献率作为衡量指标，即计算出外商投资企业的出口额占陕西省的出口贸易总额的比重。下页表中显示了近几年的外商投资企业贸易贡献率，可以看出，外商投资企业的出口额占全省出口总额的比重比较高，尤其是2008年和2009年比重增加至40%以上。这说明了外商投资企业是陕西省出口贸易的主体，并且可以预见，随着未来陕西出口贸易量增多，这一比率将会有所提高。

（四）FDI对就业的影响

跨国公司对外直接投资对东道国（地区）就业具有双重影响：就业创造效应和挤出效应。截至2013年底，陕西省外商投资企业就业人数达到536 565人，占社会就业人数的2.07%，占城镇非私营单位就业人员的12.06%，就业人员平均工资为38 038元/年。根据相关分析，FDI的长期就业弹性为0.0468，当年FDI每增长1%，会带动当年就业增长0.05%，但滞后一年的FDI每增长1%，就业人数将下降0.016%，说明了外商直接投资对陕西省就业的创造效应大于挤出效应。从图3中可以了解到，外商投资企业所吸收的就业人员占城镇总就业人数的比重一直处于上升的态势，因而通过外资企业吸纳就业人员成为实现增加就业的途径之一。

四、陕西省利用外商直接投资的对策建议

（一）进一步改善投资环境，提高吸收外资的国际竞争力

凭借西部开发的优势，陕西应当引进更多跨国公司的投资，使他们之间存在足够的竞争强度，同时要实行统一的国民待遇，为内资企业创造公平的市场竞争环境，培育具有较强竞争力的企业，使外资企业在竞争面前不得不向我国转移更先进的技术，从而产生更多的技术溢出。在今后的引资工作中，要特别注意发挥市场调节的主导作用，减少垄断与地方保护的行为，形成一个成熟、健康、有序的市场体系。因此，陕西省要利用一切平台，努力让外国投资者了解到陕西的投资潜力，增强对陕西投资的信任度。政府应以身作则，完善相关法律法规，提高办事效率，加强基础设施建设，保护知识产权，以吸引更多的外资。

（二）优化引资结构，推动产业结构升级

引入外商直接投资不仅为陕西省的经济发展注入了大量的资本，更重要的是，在外资流入的同时带来了大量的先进技术和管理经验，促进了陕西省技术进步的增长水平。但是从数量上看，陕西省的技术进步因素对经济发展的影响非常小，这是由陕西省大多属于劳动密集型经济，高新技术产业发展相对滞后，技术和知识要素在生产中的作用并未得到充分展现的结果。近几年的外商直接投资在陕西省的投资主要集中于第二产业里的生产性的行业，技术含量相对较低。因此，陕西省在今后的招商工作中要改变理念，加快由“招商引资”向“招商选资”转变，选择高新技术产业进驻陕西，引导外商投资于新能源、生物和新医药、先进装备制造及电动汽车、文化暨创意、绿色食品等十大战略性新产业。鼓励外商投资企业与国内企业合作，加强集成创新，充分利用国际直接投资的技术溢出效应，提高陕西省的产业层次，有效推进全省产业结构优化升级、发展方式转变。

（三）提高人力资本投入，创建公平竞争机制

陕西省地处西北，人力资本投入少，在某种程度上人才流失到发达地区。为此，陕西应该采取能够提高人力资本投入的政策，重视对人才的吸引与培养，提高教育经费以及建立人力资源培训体系。提高技术吸收能力并加强人力资本的建设，因为人力资本水平的丰裕程度也是影响FDI技术溢出效应大小的一个重要因素，人力资本水平的提高可以加快跨国公司向子公司技术转移的速度，而且人力资本水平的提高可以使得FDI技术溢出的渠道更加通畅。政府和企业应树立“以人为本”的人才观，提高薪酬和福利待遇，以减少人才的过量流失。在利用外资发展经济的同时，陕西省应该注意处理外资与内资的关系，不要过度依赖外资从而削弱了内资的积极性。政府应努力创建一个双方公平竞争的机制，避免外资进行行业垄断，不要“崇洋”，毕竟外商投资企业的主要目的还是为了母国的利益。

参考文献：

[1] Robert M.Solow. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，（39）：12-20.

[2] Laura Alfaro，Areendam Chanda，Sebnem Kalemli-ozcan，Selin sayek.FDI and Economic growth：The Role of Local Financial Markets[J].Journal of International Economics，2004，（64）：89-112.

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[关键词]FDI；对外贸易效应；实证研究

[中图分类号]F752 [文献标识码]A [文章编号]1002-736×（2013）03-0041-05

改革开放以来，我国对外贸易得到了飞速发展。根据国家统计局2011年统计公报显示，2011年货物进出口总额3.6421万亿美元，比上年增长22，5%。其中，出口1.8986万亿美元，增长20.3%；进口1.7435万亿美元，增长24.9%。进出口差额（出口减进口）1551亿美元，比上年减少264亿美元。全年非金融领域新批外商直接投资企业2.7712万家，比上年增长1.1%。实际使用外商直接投资金额1160亿美元，增长9.7%。我国已经成为仅次于美国的世界第二大贸易国，第一大贸易出口国。我国对外贸易迅猛发展的一个重要原因是外商直接投资的大量涌入和外商投资企业对外贸易的快速发展。我国已经成为吸收外商直接投资最多的国家，这对我国经济社会的快速发展起到非常大的促进作用。因此，研究FDI对我国对外贸易效应的影响，对进一步推进对外贸易和社会经济的发展都将具有现实意义。

一、文献综述

（一）国外学者的研究

国外学者对外商直接投资与对外贸易效应的关系进行了大量的实证研究。20世纪70年代初期，Douglas.D.Pwrris和An&aw Schmitz等提出。FDI可以提高东道国出口产品的效率，可以刺激本国的进口；同时，FDI可以带动本国产品出口，国际投资在很大程度上有促进贸易的作用。20世纪70年代末期，日本学者小岛清提出了FDI与国际贸易具有互补效应的小岛清模型。小岛清认为，国际分工既能解释国际贸易，也能解释国际直接投资，因此，国际直接投资和国际贸易可以统一在国际分工原则的基础上。H.Hill（1990）通过对外国直接投资与东道国进口的相互关系进行研究，研究结果表明，外国投资与进口的相关性不如与出口的关联密切，但由于外国直接投资企业从母公司进口中间产品、资本品及劳务的倾向较强，外国直接投资因而可增加东道国进口。Grahamt和Krugman（1993）进行总量研究和分行业研究，研究结果表明，外国投资对东道国出口具有显著的带动作用，外国直接投资和东道国出口存在强相关性。Lee.Honggue（1995）研究了韩国对外直接投资的电器行业，研究结果指出，韩国电器行业企业对外直接投资的动因主要表现为维持和扩大出口的需要，即通过对外直接投资提高出口产品的竞争力。

（二）国内学者的研究

江小涓（1999）通过实证分析，认为FDI流入对扩大中国出口规模和提升中国出口商品结构均有突出贡献。刘恩专（1999）研究了外商直接投资的出口贸易效应，同时结合新贸易效应理论分析了外资对我国出口贸易的影响。黄晓玲（2001）研究了外商直接投资与对外贸易的相互关系及其对工业化演进的影响，认为外商投资客观上对提升中国产业高度、改善贸易结构发挥了显著作用。张小蒂（2001）利用统计数据分析了1983年以来外商直接投资对我国进出口贸易总量及结构的影响，研究结果表明，前者对后者有重要促进作用。江小涓（2002）对FDI与中国出口竞争力的关系进行了定量研究，对外商直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额进行了比较，认为FDI有利于优化中国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。李亚（2004）对FDI与加工贸易的相关性进行了分析，研究结果证明了FDI与加工贸易之间存在着显著的正相关关系。史小龙等（2004）则采用协整分析方法得出结论：从长期来看，FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用；从短期来看，FDI流入的短期波动对进口的短期变化影响明显，而对出口的短期变化影响不显著。

结合上述研究，本文通过从国家整体层面综合运用定性和定量相结合的方法，系统地进行了外商直接投资对我国对外贸易效应方面的研究。本文主要以我国1985―2010年的样本数据，对我国FDI和对外贸易的概况进行总体分析，并运用协整理论和格兰杰因果关系检验方法对我国FDI与对外贸易效应的相关性进行实证分析和检验。

二、我国FDI与对外贸易的概况

（一）我国FDI发展的总体描述

1.FDI总量。根据历年国家统计年鉴的数据，对我国实际利用外商直接投资额用折线图来表示（见图-1）。从图-1的趋势图可以看出，我国实际利用外商直接投资额从1985年的19.56亿美元上升到2010年的1057.35亿美元，2010年实际利用外商直接投资是1985年的54倍多，年均增长16.58%。我国实际利用外商直接投资总体上呈现稳步增长的态势。改革开放以来，即1979―2010年，我国实际利用外商直接投资总额累计已达到1.05万亿美元。

2.FDI的产业结构。本文三次产业的划分范围是根据《国民经济行业分类》（GB/T4754―2002）。第一产业是指农、林、牧、渔业。第二产业是指采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业。第三产业是指除第一、二产业以外的其他行业。第三产业包括：交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业，公共管理和社会组织，国际组织。根据1998―2011年国家统计局统计年鉴，统计计算得出外商对三产的不同投资额及不同比例（见表-1）。从外商投资的产业结构看，外商对我国第一产业投资比例明显偏少，不到总投资额的2%；而对第二产业投资比重则高达70%左右；对第三产业投资比重也达到30%左右。近几年，外商在我国第二产业的投资比例有所下降，从2004年最高的74.98%下降到2010年的50.94%；同时，外商对我国第三产业的投资比例大幅度上升，从2004年最低的23.18%上升到2010年的47.25%，将近占投资总额的一半，外商直接投资的产业结构明显得到改善。

（二）我国对外贸易发展的总体描述

改革开放以来，随着我国对外开放的不断扩大和深入，对外贸易得到快速增长，经济增长举世瞩目。根据国家统计局统计数据将进出口贸易增长趋势制成折线图（见图-2）。从折线图上可以看出，1980年以来，我国的进出口贸易值总体保持增长的趋势。1980―2010年，我国商品出口额从181.2亿美元增长到1.5779万亿美元，年均增长率达15.5%；同期，我国商品进口额从200.2亿美元增长到1.3949万亿美元，年均增速为14.7%。自从2001年我国加入WTO以后，我国的进出口贸易进入了迅猛的增长期，2001―2010年我国的进出口贸易总量年均增长达到19.3%。我国进出口规模的扩大提升了我国商品进出口额占世界商品进出口总额的比重，也提高了我国商品进出口在世界商品进出口中的排名。1980年，我国商品出口额仅占世界商品出口总额的0.9%，进口额比重为1%，到2010年，我国商品出口额占世界商品出口总额的比重上升到10.3%，进口额比重上升到9.1%（见表-2）。在世界商品出口额的排名也由原来的第26位跃居到第1位，进口额的排名由原来的第21位上升到第2位，仅次于美国。

三、FDI对我国对外贸易效应的实证分析

（一）数据的处理和各变量相关系数分析

本文使用时间序列数据，为1985―2010年共26年的我国进出口额（TR）、进口额（IM）、出口额（Ex）以及外商直接投资（FDI），其中，进出口贸易值是根据年鉴上以美元表示的数据经当年平均汇率处理后而得到，进出口贸易和汇率数据来源于《中国统计年鉴》。为了消除价格变动因素对中国FDI和进出口贸易的影响，利用《中国统计年鉴》上以1978年为基期的居民消费价格指数对FDI和进出口贸易值进行缩减求得实际值以使数据更加具有可比性。另外，为了消除样本数据中存在的异方差，对变量取对数。用InFDI表示外商直接投资的对数；lnTR表示进出口额的对数；lnEX表示出口额的对数；lnlM表示进口额的对数。

首先，进行相关系数分析。两个变量之间线性相关程度可以用简单线性相关系数度量，利用相关系数公式，计算两个变量之间的相关系数。为进一步说明它们之间相关性的强弱。我们借助EViews5.1对中国FDI和进出口贸易数据进行相关系数计算，得结果见表-3。由表-3可知FDI与TR、EX、Ⅸ之间的相关系数均在0.873910以上，表明它们之间存在很强的相关性。

（二）模型的设立及相关分析

从FDI与对外贸易总额趋势图（见图-3）中可以看出，我国FDI与贸易总额之间存在着增长的同步性，但这种同步性是否具有稳定的长期均衡关系呢？

本文根据凯恩斯消费理论，建立FDI与贸易的模型如下：

其中，TR、EX、IM分别代表我国1985―2010年的进出口总额、出口总额和进口总额，单位为“亿美元”；FDI表示我国1985―2010年的外商直接投资存量额（亿美元）；代表弹性系数，即我国外商直接投资和我国贸易总额的弹性系数，“代表随机误差项。为了研究方便，并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会改变其性质和关系，且更容易得到平稳的时间序列，所以回归模型中的变量均采用取对数后的变量，分别记为LNTR、LNEX、LNIM、LNFDI。在建立模型前，还需要对以上变量的假设条件进行检验，即检验变量间是否通过单位根检验，只有在通过检验的基础上，我们才能根据数据建立模型，模型才有意义。

1.单位根检验。根据时间序列的标准建模过程，首先要对各时间序列进行单位根检验，只有他们都是同阶平稳的，才能对他们进行估计测评。在此，我们使用Eviews5.1进行估计，单位根检验结果见表-4。

从表-4中可以看出，各时间序列变量都是非平稳的，而LNTR、LNEX、LNIM的一阶差分都是1%平稳的；LNFDI的一阶差分是5%平稳。因此，各时间序列变量在同阶平稳的，可以对它们进行估计测评。

2.协整检验。为避免伪回归，我们就要对所建立的模型进行协整检验。要想保证一些包含单整变量的模型有意义，就需要各变量的单整阶数相同，且单整变量之间存在协整关系。本文运用Johansen技术进行协整检验。检验结果见表-5。表-5 JJ协整检验结果

在5%的显著性水平下，对于协整方程个数的原假设依次.检验，迹统计量31.56261大于临界值24.27596，所以拒绝原假设，即认为三个变量存在协整关系；迹统计量9.422682小于临界值12.32090，所以接受原假设。因此，lnTR、lnEX、lnlM在5%的显著性水平下存在一个协整关系。

3.回归分析。前述的三个模型所对应的回归方程为：从方程（4）我们可知，LNFDI前的系数为0.7787，该数值反映了外商直接投资与我国贸易的弹性关系，即当外商直接投资每增加1个百分点，则将促进我国贸易总额增长0.7787个百分点，而且其符号为正，说明外商直接投资与我国贸易总额是正向的促进关系，即互补关系，同时验证了前面描述中所显示的外资与贸易的关系；从方程（5）中，我们得知LNFDIC前的系数为0.8283，这说明外商直接投资与我国的出口额之间的弹性关系为0.8283，即外商直接投资每增加1个百分点，将促进我国出口额增长0.8283个百分点；同理，方程（6）中，系数为0.7335，即表明外商直接投资每增加1个百分点，促进我国进口额增长0.7335个百分点。外商直接投资对我国出口额的影响要大于对进口额的影响0，7335）。

四、建议

（一）不断优化外商投资软环境

健全的政策法治环境是吸引外商投资的前提条件，也是增强外商投资信心的重要保障。所以，我们要把优化政策法治环境作为优化外商投资软环境的首要环节，按照世贸规则的要求，着力构建服务外商的政策法规平台。要完善服务环境，提高政府部门的服务效率，树立为外企服务的思想观念，完善服务体系，依法加强管理，坚决制止乱收费。

（二）提高利用外资的规模与质量

加大政策扶持力度，突出抓好产业招商项目的策划、包装，加快推进项目落地进程。通过境外重大经贸活动，开展专项对接，提高项目签约率；组织开展有针对性的专业招商促进活动；依托国内外知名中介机构、高端媒体等，提升城市知名度，提高招商质量水平。

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关键词：外商直接投资　路径依赖　政府选择　经济增长

随着经济全球化进程的不断加速，外商直接投资（foreign direct investment）给后进国家的经济发展正在带来日益强化的路径依赖效应，即在技术创新和制度安排等层面上对发展中国家的经济增长具有支配性的影响。从积极的方面看，如果具备必要的条件，路径依赖能让后进国家的后发优势较快地发挥出来，有利于后进国家节约技术和制度创新的成本；而从消极的方面来考虑，路径依赖则会使发展中国家在日益全球化的经济体系中长期地处于依赖的位置上。当前我国已经进入全面建设小康社会的新的历史阶段，如何在积极引进外商直接投资过程中避免形成对外商直接投资的严重依赖，是现实中一个值得高度重视的问题。

一、外商直接投资与经济增长：前人的相关研究

在近代社会的经济增长过程中，引进外部投资的重要性很早就引起了经济学理论的兴趣。20世纪40年代末期，哈罗德在其提出的动态经济增长模型的基础上，指出当一国内部的储蓄不足以支持理想的经济增长率时，可以通过引进外部的资本来提高本国的经济增长率。1960年，罗托斯在阐述其经济“起飞”理论时指出，一个国家需要有足够的投资（国内净投资占国民收入中的比例超过10%）才能有效地启动现代的经济增长，而发展中国家由于自身的人均国民收入水平偏低，往往不能满足这一条件，引进外资则能为实现经济起飞创造必要的条件。1966年，钱纳利和斯特劳特进一步提出了影响广泛的“两缺口”理论。其基本的内容是，后进国家在启动现代经济增长的时候，既面临着内部储蓄不足带来的投资缺口的制约，也面临外汇供给不足的缺口，后者制约其从国外输入投资物品的能力从而影响到资本的形成。引进外资是填补这两大缺口的有效手段。

现实生活中外商直接投资的作用也大大超过了对两缺口的简单填补。比如，外商直接投资可能带来广泛的技术转移效应，加快技术进步的速度，这一点内生经济理论等给予了高度重视。根据内生经济增长理论的分析，影响一国经济增长的不只是资本和劳动的增量。在一国经济增长过程中，技术不是一种外生的变量，而是影响资本与劳动等要素投入产出关系的内生变量。引进外商直接投资，一个重大的影响是加速技术创新的进程，使发展中国家能够利用发达国家在历史上长期积累起来的科学技术进步的成果，加快自身的经济发展步伐。

1999年发表的《世界投资报告》指出，外商直接投资对东道国经济发展所产生的影响往往是相当广泛的，集中起来说主要有5个方面：一是扩大投资的来源，加快资本形成的速度；二是带来技术转移效应，提高东道国的技术水平；三是拉动出口贸易的增长，增强出口竞争能力；四是增加就业机会，并改变就业的结构；五是对生态环境保护起到一定的示范和促进作用（1）。现实生活中，外商直接投资在上述几个方面的积极效应都不难观察到，当然在不同国家里程度往往不同。

外商直接投资给东道国带来的并不都是积极的影响。20世纪五六十年代，以普雷维什（RaulPreisch）、缪尔达尔（Gunnar Myrdal）等为代表着重研究发展中国家经济发展问题的经济学家，明确指出了从发达国家输入的外部投资，对发展中国家的经济进步可能带来严重的有害影响，通常的结果是加深后进国家内部的两极分化，对内部资本积累形成冲击，甚至形成“飞地”现象。卡尔多索（Fernando H.Cardoso）更加尖锐地指出，跨国公司在发展中国家投资的结果是导致和强化发展中国家对发达国家的依附。一方面，跨国公司把后进国家内部一些先进的经济部门同国际资本主义体系联系在一起；另一方面，它又使后进国家内部的落后经济部门依附于先进的经济部门，总体上形成一种“殖民地内在化”的效应，无助于后进国家本身的经济发展而只是服务于发达国家的需要。

上述经济学家对外商直接投资的激烈批判，并不只是一种情绪上的发泄，而与当时历史条件下跨国公司在发展中国家的实际表现密切相关。比如，“飞地”现象在历史上的确较为广泛地存在过，外商直接投资对发展中国家的经济发展造成严重伤害也决非是个别现象。后来随着时代的进步（包括发展中国家本身所进行的斗争和经济发展），跨国公司的行为方式有转变，然而，某些方面的消极影响至今仍然存在。今天我们现实地来看待外商直接投资，那么它既不是天使，也不是恶魔，而只是追求自身利益最大化的商人。

从市场经济运行的角度来分析，特别是从发展中国家的现实情况来看，外商直接投资可能带来的消极影响应当也是不能忽视的。指出外商直接投资可能带来的消极影响，并不是对其可能产生的积极作用的否定，相反，缺乏对外商直接投资消极影响的清醒认识，只会对发展中国家引进外商直接投资产生不利的影响。在当前经济全球化日益加速的形势下，的确有一些人包括一些经济学家只是片面地谈论外商直接投资的积极影响，忽视甚至有意抹杀外商直接投资的消极影响一面，这不仅在理论是不成熟的，在实践中也是十分有害的。

回顾历史，发展中国家对外商直接投资的态度经历了3个阶段的转变：一是在殖民主义条件下的无条件地、无奈地接受外商直接投资；二是在第二次世界大战后亚非拉国家纷纷走上民族独立之后，一段时期内对外商直接投资采取全面排斥的方针；三是随着世界各国经济对外开放程度的扩大，总体上对外商直接投资采取积极鼓励的方针。当前世界各国大都是把外商直接投资当作贵宾来邀请。面对以发达国家为主的庞大的国际资本体系，发展中国家明显处于弱势的地位。为更多地引进外商直接投资，发展中国家往往在政策上做出更多的让步，付出更大的成本，进而导致东道国与外商直接投资之间在某些方面的矛盾更加尖锐、更加深刻。因此，如何制定和实施有效的外资政策是发展中国家面临的一种严峻挑战。

二、外商直接投资对中国经济发展的主要贡献

根据国家商务部网站提供的数据，2003年全国新批设立外商投资企业41081家，比2002年增长20.22%；合同外资金额1150.70亿美元，同比增长39.03%；实际使用外资金额535.05亿美元，同比增长1 44%.我国引进外商直接投资仍然保持着良好的增长态势。截至2003年12月底，全国累计批准设立外商投资企业465277个，合同外资金额9431.30亿美元，实际使用外资金额5014.71亿美元（2）。外商直接投资在加速中国经济增长中所起到的重要推动作用得到了广泛的认同。

目前，人们比较多地是沿用古典经济增长理论来解释外商直接投资对中国经济发展的影响。简单地说，外商直接投资的流入增加了国内投资的资金来源，其他方面的条件不变，就能相应地提高经济增长的速度，许多实证分析都是围绕这一思路来展开的。比如，杜江（2002）等人的研究表明，外商直接投资对国内资本的形成具有重要的影响，这一点可以从外商直接投资对本国资本形成的感应度（I/FDI：本国资本形成的变动量比外国直接投资变动量）上反映出来，实证分析的结果是外商直接投资每增加1美元，可以带动国内资本形成的总量增加24.208元人民币。投资的增长则一直是拉动中国经济增长的主要力量。

我们认为，集中从要素供给增长角度来讨论外商直接投资对中国经济增长的贡献，存在着很大的局限性，不能很好地解释外商直接投资在中国经济发展的作用。理由之一是，从历史上看，建国之后我国就存在着相当高的积累率，这部分地是由于东方文化的影响，部分地是计划经济体制的强制。参照罗斯托的经济增长理论，我国很早就具备了进入现代经济增长的前提条件。至少可以说，资本供给缺口论不足以有效地说明外商直接投资对中国经济发展的贡献。从今天的现实中更可以看到，现在的国民储蓄总量远远超过外商直接投资的流入量，但外商直接投资正以前所未有的速度进入中国，资本供给数量问题显然不是主要的理由。

中国经济发展从引进外商直接投资中所获得的利益，从深层次上来分析，我们认为应当主要是外商直接投资带来的资源配置示范效应。也就是说，外商直接投资对中国经济运行的根本性影响不是资源供给总量的增大，而是资源配置方式的转换。诚然，外商直接投资的确增加了国内市场资本和技术等生产要素的供给，但它们是在资源配置方式发生了转变的条件下才发挥出预期的效果，并对国内生产资源的使用效率改进起到了明显的拉动作用。外商直接投资最重要和最深刻的影响是把市场经济的运行方式输入到中国来，在中国向市场经济转型的过程中发挥出特殊的示范促进作用，而经济体制的转型则是推动中国经济增长的最重要的因素。概括起来说，这种示范作用突出地表现在3个方面：

第一，制度创新的示范。引进外商直接投资，首先是把传统计划经济体制撕开了一个大口子，然后是在竞争中让市场经济在社会上获得了广泛的认同。今天回顾起来看，真正让中国公众对市场经济的效率和活力有切身体会的，是外商直接投资企业在现实经济中的运行。如果没有在引进外商直接投资方面的重大突破，中国经济在整体上从计划经济转向市场经济进程不仅不会这么快，而且也许还会是难以想象的。外商直接投资的进入在国内市场上直接带来了政府与企业关系的根本变化，对整个宏观经济管理体制改革所产生的影响十分深远。

第二，企业竞争的示范。外商直接投资企业在国内市场上的运作方式，不仅在改革开放初期产生出强烈的市场冲击效应，至今仍然在市场上具有领先的示范效应。传统计划经济体制缺乏效率的最基本的原因，是把作为经济发展主体的企业作为政府的附属物，完全使其失去了内在的活力。外商直接投资企业的进入，对我国企业制度的改革起到的示范作用非常重要。在一定意义上可以说，外商直接投资过程中引入的现代企业制度和企业家精神，对我国经济体制的转型在微观层次上起到了重要的奠基作用。

第三，市场开拓的示范。从近年的现实生活中可以看到，外商直接投资企业在发现和满足国内市场需求方面往往起着先行者的作用。改革开放初期，外商投资企业比较抢眼的表现是在轻工业领域引入新的产品，提高产品的质量，如我国日用消费品和家电产品的发展过程，受外商直接投资企业的影响要远比进口明显。近年来，又是外商直接投资大规模地进入轿车生产领域等，大大地加快了居民消费结构升级的步伐，对整个国民经济的结构升级产生了重要的拉动作用。

三、正视经济增长对外商直接投资的依赖

在充分肯定外商直接投资对中国经济发展做出了积极贡献的同时，当前我们特别需要清醒地看到事物的另一方面，即中国经济已经在一定程度上出现了对外商直接投资的依赖。近期国际上有一种评价认为，中国的经济增长是借来的。理由是改革开放之后中国经济的快速增长基本上是依靠外商直接投资和出口来拉动。我们认为，虽然这样的评价明显过于夸张，但也的确提出了一个重要的问题，现在是正视中国经济发展对外商直接投资依赖的时候了。从现实情况来看，国民经济增长对外商直接投资的依赖较为明显地表现在3个方面：

第一是出口增长的依赖。2003年我国外贸总额达到8500美元，增长速度之高多年来罕见，与此同时，外商直接投资企业的进出口总额在我国外贸总额中所占比重也再创新高，接近56%.虽然我国对外贸易总额已经在全球排名第4，但与其他贸易大国如日本和德国等相比有两点明显的不同：一是外商直接投资企业的出口所占比重高，二是加工贸易的比例很大（这也与外商直接投资密切相关）。改革开放以来，外商直接投资企业在我国对外贸易总额中的比重持续地快速增长，目前已经成为外贸增长最主要的来源。出口作为拉动国民经济增长的一个重要因素，对外商直接投资的依赖程度如此之高已经相当令人吃惊。

第二是技术进步的依赖。现实生活中的情况是，对国民经济发展具有重要支撑作用的一些主导产业的发展往往依赖于外商直接投资，汽车工业和微电子产业是明显的例子。前者是多年来政府一直高度加以保护的产业，近年对外商直接投资开放之后，民族品牌已经接近消亡，快速增长的庞大国内市场只是为外商直接投资企业的扩张提供了良好的机遇。目前，后者则基本上控制在外商直接投资企业的手中，要实现技术转移看来还只是一种良好的愿望。更重要的是，在新兴战略性产业中对外商直接投资的完全开放，直接对国内的研究开发能力的培育起到了摧残作用，也对国内资本的进入形成排挤效应，整体上明显地强化了对国外先进技术的依赖。

第三是资本形成的依赖。一方面，外商直接投资在国内投资总额中所占比重是持续上升的，近年已经达到相当高的水平。同其他发展中国家相比之这个比率明显地偏高，更不用同发达国家来进行比较。另一方面还要看到，国内我们自己的投资也有很大一部分是与外商直接投资密切地联系在一起的，如为外商直接投资项目配套的基础设施投入等，在沿海地区这一比例是相当高的。投资推动是近年中国经济快速的一个主要因素，而社会总投资的增长与外商直接投资之间的密切关联则不能不令人有些担忧。

经济运行过程中形成对外商直接投资的依赖，与积极有效地引进外商直接投资的初衷是相违背的。从国民经济长远发展的角度来考虑，对外商直接投资的依赖所具有的潜在危害相当严重，尽管有些问题在短期内还不明显，甚至短期来看还是有益的，但随着时间的推移矛盾就会逐步暴露出来。

首先，国民经济结构升级受阻。我国人均国民收入突破1000美元之后，产业结构升级将是推动国民经济总量持续增长的一个关键性因素，而目前在引进外商直接投资方面形成的出口依赖和技术依赖等，显然对加速经济结构升级很不利。值得注意的是，这种不利影响正随着时间的推移而日益显示出来。比如，前面已经指出加工贸易在我国出口总额中所占比重非常之高，而这与外商直接投资密切相关。出于对自身投资利益的考虑，外商直接投资企业会本能地让这种格局尽可能长地维持下去。众所周知，出口结构直接制约一国产业结构的升级。实际上，到目前为止外商直接投资主要是着眼于利用我国廉价的劳动力，外商已经形成的投资客观上都难免会成为产业结构进一步升级的阻力。

其次，竞争挤出效应日益明显。随着整个国民经济的运行，国内资金从短缺走向过剩，外商直接投资在国内市场上的作用也越来越多从积极地增加有效供给，转变为对民间投资和国有资本形成挤出效应。改革开放后的一段时期内，国内资本与外商直接投资之间的竞争主要集中在有限的资源方面，如基础设施和能源供应的竞争等，整个市场的供给则严重不足。近年来，外商直接投资企业与国内企业的竞争已经明显地转向争夺相对饱和的国内市场方面，凭借政策上的优惠和资本技术上的优势，对国内民营资本和国有资本形成挤出效应。现实生活中不难看到，上海等地区把重点放在引进外商直接投资上，民营经济的发展就不行；而浙江等地区在引进外商直接投资方面相对落后一些，民营经济就蓬勃地发展起来了。

再次，与长远发展目标的差距扩大。近年来，我国国民经济总量和人均国民收入都持续地快速增长，但有两个方面的矛盾却呈现出日益尖锐的趋势，一是就业紧张，二是收入分配差距扩大，这些对外商直接投资的依赖密切相关。比如，从就业的角度来看，虽然外商直接投资重点是利用我国廉价的劳动力资源，但外资项目要么集中在见效快，效益高的一些项目上，如加工贸易等，在国内的产业关联低，增加就业有限；要么是投资于高技术领域，如电子芯片制造等，就业数量更加有限。国内资金过多地用于为外商直接投资配套服务，也降低了解决社会就业问题的能力。

四、适时调整优化引进外商直接投资的政策

今后，我国利用外商直接投资不应当继续停留在简单的引进上，而应当把重点放到重新构造外资与内资之间的相互关系上来。过去的一段时期内，我国通过放开市场，提供优惠政策等把外商直接投资吸引进来，实际上形成了一个在封闭经济体制中所没有的新的增长极，因而提高了国民经济发展的速度。然而，我们应当看到，这只是一种短期效应，相当于一种外挂的发动机。随着国民经济发展进入结构变迁为主的阶段，这种外挂式动力的方式局限性越来越大，而风险则越来越高。今后应当考虑的选择是把这种外挂式的动力内部化，在更积极地引进外商直接投资的同时，努力把它与国民经济长远发展的需要更好地协调起来。

进一步说，未来我国引进外商直接投资的实际格局是有效利用还是被动依赖，关键要看国内资本的生长和发育。如果国内资本不能有效地加速积累和发挥出应有的功能，则经济增长必然要继续依赖引进外资，即使引进外商直接投资的数量不多也摆脱不了依赖的地位。反之，引进外商直接投资的数量越多，就越是能积极主动地利用外资。因此，促进国内资本的积累和功能强化，无疑是推动国民经济持续发展的第一选择。引进外商直接投资应当以促进内资的发育为导向，同时注意发挥内资在引进外商直接投资方面的竞争效应，这是从整体上彻底摆脱对外商直接投资依赖的根本保障。

争取较早地摆脱对外商直接投资的依赖，特别是避免这种依赖的加深，应当是我国今后几年在扩大对外开放的中需要切实解决好的一个课题。在这个方面，政府的选择具有举足轻重的意义。市场经济历来是在特定的制度安排下运行的，政府的决策直接影响到市场竞争的格局和资源配置的效率。及时对引进外商直接投资的相关政策进行必要的调整，对于完善市场经济体制，协调好对外开放与国内经济发展相互关系具有非常重要的意义。从当前的现实情况来看，我们应当重点搞好以下几个方面的政策调整：

第一，集中引资优惠政策的授权。作为发展中国家，为引进外商直接投资提供一定的优惠政策是必要的，但我国目前在这方面给予各级地方政府过大的自，直接导致恶性竞争，这是形成对外资依赖性的重要机制。一定意义上可以说，传统经济体制中存在一些弊端现在都明显地集中到招商引资政策的制定与实施上来了。从保障国民经济长期稳定的需要出发，中央政府从现在应当对招商引资的优惠政策实行高度的集中统一，使各地政府把注意力转移到创造公平竞争的市场环境上去，从全局上形成协调引进外商直接投资与国内经济发展关系的氛围。

第二，真正落实国民待遇的原则。尽管我国的投资环境还有许多不尽人意之处，但外商直接投资企业在许多方面享受着超国民待遇，这种状况是广为人知的。我国应当根据WTO等国际经济组织的规则，对外商直接投资尽快地真正落实国民待遇的原则，这样做将获得两个方面的好处：一是有利于把真正具有科技实力和管理效率的大型跨国公司吸引到中国来投资，在外商直接投资之间形成公开的竞争。二是为国内企业提供公平竞争的机会，加速国内资本的形成和积累，从而在扩大引进外商直接投资规模的同时减少对外资的依赖。

第三，实现从引资到引知的战略转移。我国引进外商直接投资的方式要作根本性的调整，把目前偏重于引进资金流量转向以技术创新与制度移植为重点。从现在起，政府对外商直接投资的政策优惠，应当集中到鼓励技术转移和制度示范等方面来。比如，对外商直接投资企业在华设立研究与开发中心，应当给予比一般性投资项目更多的优惠，而对技术含量低的投资项目取消优惠政策。当前，应当及早制定一些必要的政策措施，鼓励外资兼并和收购国内企业，使国际上先进的企业管理方式得到较快的扩散，同时这也会有利于控制固定资产的投资规模，提高全社会的资本使用效率。

第四，强化招商引资的结构导向。结构升级已经成为国民经济发展的主旋律，今后引进外商直接投资项目要以结构优化为基本的取舍标准。一方面，要通过产业导向等途径把外商直接投资项目更多地引向需求增长快的领域，如适当地对外商直接投资企业开放基础设施市场等，因为市场有效需求增长快的行业就不大容易出现垄断和形成依赖；另一方面，对外商直接投资已经居于主导地位的一些产业，要尽早实施反垄断措施，同时严格限制外商直接投资的继续投入，包括对外商直接投资企业在原领域内新增和扩充资本。总之，在中国经济进入快速的结构转型时期后，要特别警惕出现对外商直接投资的结构性依赖。

主要参考文献：

1.江小涓：《跨国投资、市场结构与外商投资企业的竞争行为》，《经济研究》2002年第9期。

2.陈飞翔：《市场结构与引进外商直接投资》，《财贸经济》2002年第2期。

篇8

关 键 词：外商直接投资；区域经济增长；中部地区；实证检验

中图分类号：F830．59 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2007)06－0092－05

一、引言

外商直接投资是否促进区域经济增长一直是经济学界争论的焦点。在理论上，众多研究从发展经济学（“双缺口”理论）、内生经济（Romer，1986；Ethier，1982）和外部驱动（Lucas，1988）等视角论证了外商直接投资可以促进经济增长。在内生经济增长理论的基础上，有的研究探究了外商直接投资影响经济增长的途径和方式，认为外商直接投资主要通过外资企业的技术、管理和营销等方面的知识溢出效应，迫使国内企业增加R＆D投入（Chen，1995）、增加资本品种和存量（Mello，1997）以及外商直接投资产生的跨国间技术外溢等（Walz，1997）途径来促进东道国的经济增长。进一步地，有些研究解释了外商直接投资促进经济增长的实现条件，认为外商直接投资对东道国的经济增长要受到某些国际渠道（Barro等，1995），以及东道国人力资本状况、贸易条件、金融自由化程度（Balasubramanyan，1996；Stoker，1999；[1]Husain，2000；Groppand，2000；Zhang，2001）、储蓄率和人口增长率（Satya and Paul，2004；[2]Congtruong，2004）等条件的约束。但是，有些理论研究得到相反的结论，认为发展中国家外商直接投资与经济增长存在着负相关关系（Saltz，1998），[3]理由是利用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资，当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长（Easterly，1993）。

许多实证研究（Blomstron，1994；Stoker，1999；Mina，2004；lute，2004；Smarzynska，2004；[4]Javorcik，2004）试图用OLS方法考察外商直接投资与经济增长之间的关系，研究结果表明外商直接投资对经济增长有较大的影响。然而他们的研究受到了一些质疑，由于采用横截面数据进行OLS回归，只能表明外商直接投资与经济增长有关系，并不能说明两者是否存在因果关系（Baliamoune，2004；[5]Elmaubzini等，2005[6]）。面板和跨国研究发现，外商直接投资与经济增长不相关，外商直接投资不能解释经济增长（Borensztein，1998；Samir，2005；Saddi，2005），甚至会对发展中国家的经济增长产生消极的影响（Saltz，1998；Benson等，2004；[7]Durham，2004）；相反，一国总体的人力资本、技术能力和发达的金融市场对经济增长有重要的意义（Alfaro等，2004；[8]Chanada，2004；Saddi，2005）。然而也有学者认为，由于选取跨国截面数据没有考虑到不同国家的异质性，即各国具有不同的经济结构和生产技术等，这些国家层面的面板估计可能会导致虚假的结论（Beata等，2004；[9]Khaled，2005）。针对发展中国家，萧政等（2002）、Gregorio和Lee（2005）运用时间序列及动态异类板面方法估计外商直接投资与经济增长的长期关系，结果发现大多数样本国家的外商直接投资能很好地解释经济增长。他们的实证结果与外商直接投资无关论（Saddi，2005；Samir，2005）以及外商直接投资与经济增长负相关的研究结果截然不同。

对中国的外商直接投资与经济增长关系的实证研究有着不同的结论。一些研究肯定外商直接投资的作用，认为外商直接投资是经济增长的原因，但其经济效应要受经济技术水平、政策因素、企业间竞争和市场化改革等因素的影响（王成岐等，2002），[10]并认为东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率的差异，大约有90%是由外商直接投资引起的（魏后凯，2002），以及外商直接投资较高的省份有着较快的技术升级和较快的经济增长（Xiao wentian等，2004）。[11]也有一些研究认为经济增长与外商直接投资之间存在着双向的因果关系，并指出稳定可靠的组织机构和城市化的发展在吸引外资方面也有重要作用，它们是促进经济增长的重要因素（Shan等，1999；萧政等，2002）。然而，有的研究表明，国内投资仍然是中国经济增长的主要推动力，外商直接投资与中国经济增长之间不存在长期稳定关系；相反，国内投资的区域差距，特别是在投资效率上的显著差别，是造成区域经济差距长期存在的主要因素（李静萍，2001；尹希果等，2003；[12]胡宗义等，2004[13]）。

由此可见，学术界对外商直接投资是否促进了区域经济增长并未取得共识。在当前中国经济发展中，促进中部崛起是协调区域发展、落实科学发展观的重大战略，而值得关注的一个重要问题是外商直接投资在中部崛起的作用。运用主流计量方法对中部地区的外商直接投资与区域经济增长关系进行实证检验，可以考察外商直接投资对中部地区经济增长是否具有促进效应。因此，本文将利用ADF检验、Johansen检验、Granger检验、脉冲响应函数和方差分解分析，对中部地区的FDI与经济增长关系进行实证研究。

二、数据与检验模型

1．数据说明

本文以中部地区的国内生产总值（GDP）来反映中部地区的经济增长，其数据来自中部地区各省（山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南）的国内生产总值加总；然后用商品零售价格指数把GDP换算为以1978年不变价格计算的值。本文以中部地区实际利用的外商直接投资来反映中部地区的外商直接投资（FDI），其数据来自中部地区各省实际利用的外商直接投资加总；FDI用当年美元平均汇率换算为以人民币为单位的值，然后用商品零售价格指数把其换算为以1978年不变价格计算的值。为消除异方差，取各变量的自然对数消除变化趋势，两变量用LGDP与LFDI表示。

本文选取的数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》以及中经网。其中，1983~2004年的GDP与FDI来自《中国统计年鉴》相关年度，2005年度的GDP与FDI来自各省的2006年度统计公报；商品零售价格指数来源于中经网；当年美元平均汇率来源于《中国金融年鉴》相关年度。我们选取1983年到2005年的年度数据为样本区间。

2．检验模型

由于本文各变量的时间序列具有非平稳性，因此我们先对各变量进行单位根平稳性检验，若为非平稳，就采用协整检验分析各变量之间的关系。在协整检验的基础上，我们可以进行Granger因果关系检验。Granger指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的（张晓峒，2000）。[14]

（1）平稳性检验

若时间序列yt存在如下现实：yt=c+?琢yt-1+ut，其中c为常数，ut为零均值非自相关随机误差项。如?琢

?驻yt=c+?籽yt-1+ut-1

其中?籽=?琢-1，若?籽拒绝零假设，则yt平稳，这时DF检验值即为yt-1的t值，但它已不服从标准的t分布。将所估计的?籽的系数除以它的标准误差，得到DF的?子的统计量。如果?籽超过DF的临界值，即拒绝所给时间序列是非平稳的假设；反之，则时间序列是非平稳的。当DF检验要包含足够的滞后项以使其误差项是序列上独立的，则称为ADF检验（Augmented Dickey-Fuller Test）。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分，则该序列被称为d阶单整，记为I（d）。

（2）协整关系检验

如果序列X1t，X2，…，Xkt都是d阶单整，存在一个向量?琢=（?琢1，?琢2，…，?琢k）,使得Zt=?琢Xt’~I（d，b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，…，Xkt），则认为序列X1t，X2t，…，Xkt是（d，b）协整（Cointegration），记为Xt~CI（d，b），?琢为协整向量。如果两个变量都是单整变量，只有当他们的单整阶数相同时才可能协整；两个以上变量如果具有不同的单整阶数，有可能经过线性组合构成低阶单整变量。协整的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置。

（3）Granger关系检验

协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger提出的因果关系检验可以解决此类问题，其基本原理是：在做Y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就认为X是Y的Granger原因，类似定义Y是X的Granger原因。检验X不是引起Y变化的原因对下列两个回归模型进行估计：

无限制条件回归 Y＝∑?琢iYt-i+?茁iXt-i+ut （其中 i=1,2,…,n）

有限制条件回归 Y＝∑?琢iYt-i+ut（其中 i=1,2,…,n）

然后用各回归的残差平方和计算F统计值，检验系数?茁1，?茁2，...，?茁n是否同时显著地不为零。如果是这样，我们就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。

本文所使用的计量软件为Eviews5.0。

三、实证检验与解释

1．单位根检验

我们运用ADF检验法，分别对变量LGDP和LFDI进行单位根检验，检验结果如表1。

注：①检验形式是否保留截距和趋势项是根据从一般模型中得到的截距和趋势项的t统计值是否显著而确定的；其中c表示含截距和趋势项，t表示含趋势项，p为滞后阶数；滞后阶数根据AIC信息准则确定。②ADF采用麦金农（Mackinnon）值。③?驻、?驻2分别表示变量序列的一阶、二阶差分。

由上表的单位根检验结果中可以看出，在5%的显著水平下，LGDP和LFDI原序列的ADF绝对值均小于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的原序列均存在着单位根，这些序列都是非平稳的。同样，对于它们的一阶差分而言，ADF绝对值均小于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的一阶差分序列均存在着单位根，这些序列也都是非平稳的。但是对于它们的二阶差分而言，ADF绝对值均大于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的二阶差分序列不存在着单位根。因此时间序列LGDP和LFDI都是单整的I（2）过程，它们之间可能存在某种稳定的关系。

2．协整关系检验

协整关系对如何处理协整空间中的确定项非常敏感。在Eviews 5中, Johansen协整检验有五个选择可帮助决定任何处理确定项，基于单位根测试的结果，我们选择的是第四个情形，即协整方程的有线性趋势项和截距项，序列均值和线性趋势项。检验结果见表2。

注：表示在1%显著水平下拒绝零假设。

以检验水平为1%为判断，由于迹统计量37.63821>31.15385，14.10533

LGDP=-7.048795+0.065563LFDI-0.094875@TREND(84)+u

（1）

（0.01262）（0.00420） 似然比：36.70748

方程（1）所列协整系数下面括号内数字为回归系数标准差，@TREND（84）表示时间趋势变量1984年为0。该协整方程表明中部地区的国内生产总值（LGDP）与外商直接投资（LFDI）之间存在着长期稳定的、均衡的数量关系。具体地说，从长期来看外商直接投资每增加1%，会引起国内生产总值增加0.065563个百分点。这里需要指出的是，上述结论是基于协整关系检验得出的初步分析结果，它有待于结合其他方法进行综合分析。

3．因果关系检验

按照AIC准则、SC准则以及FPE准则确定各个变量的滞后阶数为2；对各个变量的Granger因果关系检验如表4所示：

注：本表中的概率值为零假设成立的概率值；判别标准是当确定8%显著水平后，概率值大于8%的接受零假设，否则拒绝接受零假设。

从表4可以看出，在8%的显著水平下，LFDI不是LGDP的Granger原因，但LGDP是LFDI的Granger原因，即中部地区的经济增长是外商直接投资的原因，而中部地区的外商直接投资不是经济增长的原因。

4．脉冲响应函数和方差分解分析

Granger检验从统计意义的角度探讨变量之间因果流在某个方向的存在性，脉冲响应函数和方差分解则可以将向量自回归（VAR）模型所包含的经济意义较为完整而细腻地表达出来，进而体现出超越Granger检验的观测。脉冲响应函数（Impulse Response Function, IRF）描述一个内生变量对来自另一个内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应，可提供受冲击所产生响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的广义脉冲响应函数进行分析，从而避免了以往研究中经常采用的Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖（高铁梅，2006）。[15]方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，可以给出对系统中变量产生影响的每一个随机扰动相对重要性的信息。我们首先对由LGDP与LFDI构成的VAR模型的参数进行估计。经过检验，相关结果是显著的，说明本文使用的数据满足VAR模型的假设条件。图1和图2为脉冲响应函数的分析结果，图3和图4为方差分解的分析结果。图中纵轴表示响应数值或贡献度，横轴为滞后期间数。

总的来看，脉冲响应函数分析的结果是：中部地区正向的经济增长（LGDP）冲击产生的外商直接投资（LFDI）响应为正，中部地区正向的外商直接投资（LFDI）冲击产生的经济增长（LGDP）响应也为正。从图1可以看出，当在本期给中部地区经济增长总额（LGDP）一个标准差冲击后，外商直接投资（LFDI）即刻作出反映，第1期外商直接投资立刻上升11.6%，并在第三期上升到最高点（35.5%）。随着时间的推移，冲击影响力逐步减弱，直至第8期稳定在一个新的均衡水平。这说明通过给中部地区经济增长一个冲击后，外商直接投资会立刻迅速发生变化，并且没有任何时滞，但在第8期后，冲击作用会消失。从图2可以看出，当在本期给中部地区的外商直接投资（LFDI）一个标准差冲击后，中部地区的经济增长（LGDP）都呈上升浮动，从第1期的0.9%上升到第10期的2.8%。这说明通过给外商直接投资一个冲击后，会导致中部地区经济在长期内的增长。

方差分解的结果分析：由图3和图4可知，从长期来看中部地区经济增长的冲击对外商直接投资变动的解释度为54%，而外商直接投资的冲击却只能解释中部地区经济增长变动的0.8%左右。这表明在长期均衡中，中部地区经济增长（LGDP）变化对外商直接投资（LFDI）变化的贡献度显著大于外商直接投资变化对中部地区经济增长变动的贡献度。

四、结论与建议

本文应用协整分析技术、Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解分析，利用1983~2005年的数据实证研究了中部地区外商直接投资与经济增长的关系，得到以下几点结论：（1）中部地区的外商直接投资与经济增长之间具有较强的相关关系，尽管各自增长是非平稳的，但是它们之间存在长期稳定的均衡关系。（2）双变量的Granger因果关系分析表明: 短期内，中部地区的外商直接投资与经济增长存在单向的关系；经济增长是外商直接投资增长的原因，而外商直接投资却不是经济增长的原因。基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解分析表明：长期内，外商直接投资与经济增长具有互为正向影响的关系。也就是说，中部地区经济增长促进外商直接投资流入中部地区，同时，外商直接投资的引入又反过来促进了中部地区经济增长。但两者影响程度不同，中部地区经济增长对外国直接投资的影响大于外国直接投资对经济增长的影响。

由于中部地区的经济增长与外商直接投资存在长期稳定的关系，并且外商直接投资对中部地区经济增长具有促进作用，因此，中部崛起离不开外商直接投资，吸引外商直接投资是必要的。具体来说，中部地区应该做好以下工作：在引进外资的政策上，应采用长期政策而非短期政策，只有这样才能保证外资对中部地区经济增长起到持久的促进效果；改善投资的硬环境与软环境，并且不断优化引进外资的结构；完善市场规范，创造各类企业公平竞争的市场环境，建立公平竞争的高度法制化的市场体系。

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参考文献：

[1]Stoker, H. Growth Effects of Foreign Direct In Economic Growth-Mythor Reality?[J]. Working Paper, 1999, University of Innsbruck.

[2]Satya, Paul.. ForeignCapitalandEconomicGrowth[J],Australian Economicpapers,Oxford:2004(12):.396.

[3]Saltz.S. The Negative Correlation between Foreign Direct Investment and Economic Growth in the Third World: Theory and Evidence[J]. Rivisa Internazionale di Scienze Economiche e Commerciali,1998(7):617.

[4]M Smarzynska. Foreign Direct Investment in the UK: Evidence from a disaggregated panel of the UK food sector[J]. Applied Economics, London, 2004(4):653.

[5]Baliamoune-Lutz. Does FDI Contribute to Economic growth?[J]. Business Eonomics. Washington,2004(4):49-57.

[6]Elmawazini, Samir, Saadi. Does FDI Imply Productivity Growth for the Host Economy?[J]. Journal of American Academy of Business, Cambrige,2005(3):85-91.

[7]J Benson, Durham. Absorptive Capacity and the Effects of Foreign Direct Investment and Equity Foreign Portfolio Investment on Economic Growth[J], European Economic Review: Amsterdam, 2004(4):285.

[8]Laura Alfaro, Areendan Chanda, Sebnem Kalemli-Ozcan, SelinSayek: FDI and Economic Growth: the role of local financial markets[J]. Journal of International Economic Amsterdam.2004(11): 89.

[9]Beata, Smarzynska, Javorcik. Does Foreign Direct Investment Increase the Productivity of Domestic Firms? In Search of Spill-overs Through Backward Linkages[J].The American Economic Review, Nashville:2004(6):605.

[10]王成岐，张建华，安辉. 外商直接投资、地区差异与中国经济增长[J]. 世界经济，2002，(4)：15-24.

[11]XiaowenTian, Shuanglinlin, Vailolo. Foreign Direct Investment and Economic Performance in Transition Economies: Evidence from China[J]. Post Communist Econamies. Abingdon: 2004(12):497.

[12]尹希果，任毅，王韧. 东西部地区利用外资结构的比较分析[J]. 江西财经大学学报，2003，(1)：17~20.

[13]胡宗义，宁光荣. 资本市场对我国经济增长贡献的研究[J].湖南大学学报(社科版)，2004，(2)：35.

[14]张晓峒. 计量经济分析[M]. 北京：经济科学出版社，2000.

[15]高铁梅. 计量经济分析方法与建摸：Eviews应用及实例[M]. 北京：清华大学出版社，2006，(5).

篇9

关键词：外商直接投资；就业人数；协整分析

中图分类号：F74文献标志码：A文章编号：1673-291X（2010）34-0191-02

引言

众所周知，中国是世界上人口最多的国家，而如何安置如此多的劳动力就业却是一个棘手的问题，为了创造更多的就业机会，中国政府采取了多种手段和措施，其中科学合理的利用外资，是中国实现快速发展的重要途径。从总体上看，外商投资单位就业人数逐年增加。据国家统计局统计公报显示，2008年外资企业年底登记户数434 937户，而2007年外资企业年底登记户数286 232户。其中，2008年外商投资单位的就业人数为943万。

一、文献综述

（一）国外的研究成果

1994年，联合国贸易和发展会议发表了《1994年世界投资报告》，专门对FDI与东道国的就业关系进行了分析。报告认为，跨国公司对东道国的就业具有积极效应和消极效应。Nigel Driffield 与Karl Taylor（2000）以英国作为东道国分析了1984―2000年期间劳动力市场的情况，指出FDI导致的在外国部门与本国部门之间的生产力外溢加大了工资的不平等性以及对本国熟练劳动力的更多使用，进而由工资的差异性导致了就业增加与否的不确定性。

（二）国内的相关研究

FDI对中国就业数量影响的研究文献不多。但中国的学者对此也有很多争论。主要有两种观点：促进论、挤出论。

1.促进论。桑百川从资本有机构成动态演进的角度，分析了外资对就业的影响。认为外资对就业存在就业创造效应和挤出效应。资本有机构成的提高与就业呈负相关关系，但由于投资规模增长的速度快于资本有机构成提高的速度、及其乘数效应的作用，认为FDI对基业的影响是分阶段的，就业的整体贡献为正。曹安定、张庆君（2004）利用协整理论作了外商投资对中国非农就业影响的实证分析。结果表明外商投资与中国的非农就业存在因果关系。

2．挤出论。江绮萍依据凯恩斯主义者关于投资拉动就业的观点，对中国外商投资与就业效应进行了相关性分析，其结论为：外资目前并不能大量增加中国的就业量。竺彩华、胡再勇，把就业效应分为创造效应和挤出效应两部分，构建联立方程模型全面衡量FDI对中国劳动力就业的贡献，结果表明：外资进入对就业的贡献并不理想，甚至在一定程度上还恶化了中国已十分严峻的就业形势。

二、实证分析

鉴于FDI对中国就业数量的复杂影响，本部分拟用计量的方法来量化FDI与中国就业之间的关系，从而理清两者之间的关系。

（一）变量选取、数据描述及确定

1.变量选取。本文的实证研究主要使用两个重要的时间序列：利用变量FDI表示外商直接投资额，利用变量L表示外商投资单位的就业人数。为避免异方差等问题的影响，将所有数据对数化取自然对数，分别表示为LNFDI和LNL，对数进行一阶差分分别用LNFDI和LNL来表示，二阶差分分别用LNFDI和LNL来表示。

2.数据描述。样本数据选取范围是1991―2008年的外商直接投资额和外商投资单位的就业人数的年度数据，共18个。数据来源于国家统计局《中国统计年鉴》。

3.数据确定。为了更好地进行研究，使研究显现较优效果，我们将选取1994―2008年的数据进行研究。

（二）平稳性的单位根检验

外商直接投资额与外商投资单位就业人数之间存在一定关系，由于时间序列数据往往具有非平稳性，如果直接建立回归模型会引起虚假回归，因此先对上述各变量进行平稳性检验。

对LNFDI和LNL及他们的差分序列进行单位根检验。检验表明：LNFDI、LNL在临界值α分别为1%，5%，10%的显著性水平下是非平稳序列；一阶差分后的序列LNFDI、LNL在临界值α分别为1%，5%，10%的显著性水平下也是非平稳序列；二阶差分后的序列LNFDI、LNL在临界值α=1%的显著性水平下是平稳序列，即为二阶单整序列。所以，可以对两个变量之间的长期关系进行协整。

（三）协整分析

利用Eviews5.0软件，对残差进行单位根检验，不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数，由残差序列E的ADF检验结果可知，残差序列E的ADF检验统计量为

-3.745326，小于1%显著水平的临界值-3.109582，因此可认为估计残差序列E为平稳序列，这表明变量LNFDI和LNL为二阶协整，存在长期稳定关系。

下面利用Eviews5.0对LNFDI与LNL用最小二乘法（OLS）做回归：

设回归方程为：LNL=α+βLNFDI，其中α、β为待定参数，应用普通最小二乘法（OLS）估计得α=-4.883021，

β=1.751766。则所得方程为：

LNL=-4.883021+1.751766LNFDI

（-5.492372） （12.28361）

R^2=0.920677 ADR^2=0.914575 DW=1.180019 F=150.8870

从回归模型的结果看，方程拟合优度为0.920677，说明整个方程解释性较强，方程的整体显著性为150.8870，也通过了检验。另外，D-W统计量的数值说明其不存在一阶自相关。由此我们可以得出结论：FDI对L的贡献率为1.751766，即FDI每增长1个百分点，L就会增加1.751766个百分点。外商直接投资对中国劳动力就业人数的拉动作用是积极的、显著的。

结论与政策建议

（一）结论

本文借助Eviews5.0软件，从计量的角度利用1994年至2008年的统计数据，对外商直接投资额和外商投资单位的就业人数的关系进行了实证分析，并得出如下结论。

1.从协整关系上看，外商直接投资额与外商投资单位的就业人数两者之间存在着协整关系，即二者存在长期的动态均衡关系。

2.从回归模型上看，外商直接投资额每增长1%，外商投资单位的就业人数会增加1.751766%。

（二）政策建议

近年来，中国在吸引外资扩大就业方面取得了可喜的成就，但是我们应该看到目前中国在吸引外资的同时也面临着巨大的挑战。为了进一步更好地利用外商直接投资扩大中国的就业人数，从而促进中国经济健康稳定发展，对中国引进外商直接投资的政策建议如下：

1.创造良好的投资环境，引进外资，发挥外资的积极作用。中国的人口众多，劳动力资源丰富，单靠国内资本和国内企业不可能解决劳动力的就业问题，而劳动力就业又是关系国计民生，社会稳定的重大问题。因此我们要积极吸引外资，并为外商投资创造良好的环境。

2.调整利用外商直接投资的产业结构。我们要调整利用外商直接投资的产业结构，进一步扩大就业人数。第一，积极吸引外商投资教育、卫生等服务领域，进一步提高中国劳动的素质和中国国内服务行业的总体水平。第二，通过税收、财政支持等优惠政策吸引外商直接投资于第一产业，带动农村劳动力就业。

3.积极引导外资的地区分布，推动中西部地区的劳动力就业。为了促进中西部地区的经济发展和就业人数的增加，国家要有意识的加大对中西部的倾斜力度，为吸引外资创造条件。第一，加大对中西部地区的基础设施、教育及科技的投入，从宏观上改善中西部地区的引资条件。第二，出台有关的优惠政策和措施，促使外商向中西部投资，带动中西部劳动力就业。

4.充分利用外资的外溢效应，带动相关产业发展，从而带动就业。一方面，外资的进入和存在会引起与本地企业之间的业务联系，从而引发了前后产业联动效应，从而会增加就业机会带动就业人数；另一方面，外资的外溢效应会引起本国类似企业的产生和发展，这样就会增加对劳动力的需求。

5.加强外商投资管理，防止热钱流入。随着中国对外开放程度的提高，外商投资环境的改善，国际资本进入中国的速度加快，热钱的流入非但不能增加就业人数，而且还会对中国金融体系的运行产生风险。因此应制定法律法规加强对外资的管理，尤其是短期国际投机资本的监管，从而更好地利用外资。

参考文献：

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[4]陶昆玉.外商直接投资对中国总体就业量的实证分析：讨论稿[Z]，2007.

[5]桑百川，倾向于就业贡献大――外商直接投资对中国就业的影响[J].国际贸易，2005，(2):49-52.

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[7]中华人民共和国国家统计局网站，stats.省略/.

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[9]曹安定，张庆君.外商直接投资对非农就业影响的实证分析[J].渤海大学学报:哲学社会科学版，2004，(6):68-70.

篇10

关键词：外商直接投资；FDI；区位因素

中图分类号：F740文献标志码：A文章编号：1673-291X(2008)18-0103-03

近年来，我国成为外商直接投资的一个重要目标国，而外资也成为我国的重要资金来源之一。尤其是近十余年来，我国吸收国际直接投资的数量一直位居发展中国家的前列。截至2005年末，我国累计批准设立外商投资企业59.4万家，实际使用外资金额达6 854亿美元。世界500家最大的跨国公司几乎都在我国进行了直接投资。FDI对中国经济的繁荣做出了很大的贡献。本文希望通过实证分析，深入了解我国吸引FDI流入的关键区位因素，从而能更好地有利于我国经济的发展。

关于影响FDI区位选择的因素，国内外已经有很多学者对此作了研究和探讨。

有些学者从成本最低化角度来探讨FDI的区位决策，如Caves（1982）①以及Mariotti和Piscitello（1995）②等从各种成本角度对FDI的区位决策进行了实证研究。依据邓宁的国际生产折衷理论，Woodward D. 和R. Rolfe（1993）③对影响出口导向制造业国际分配的主要因素进行了实证分析，结果呈现对投资选址产生正影响的因素有：人均国民生产总值、土地面积、汇率贬值、政治稳定因素、制造业的集聚度、免税期限、自由贸易区的规模等；而产生负影响的因素有：工资、通货膨胀率、利润汇回管制、运输费用、工会组织等。现今随着信息经济学的不断发展，又有研究指出直接投资的区位选择是外商为了降低信息成本的一种理性选择。中国也已有很多研究做了相关分析。魏巍贤（1997）在《外商在中国直接投资的决定因素》一文中，将FDI作为系统的内生变量，结果表明：外商直接投资是东道国的市场规模、资本成本决定的；实际GDP增长率作为一个可反映一国的市场规模和潜力的变量是刺激外商在我国直接投资的一个重要因素。沈坤荣、耿强（2001）构建了一个包含外国直接投资和人力资本的内生增长模型，并运用1987―1998年中国29个省、市及自治区的有关数据进行回归分析，认为外国直接投资的增长导致了经济增长率的增加，并且发现外国直接投资技术扩散效应的发挥程度与人力资本有着至关重要的关系，沈在他2002年的论文中，进一步采用中国分省分年的Panel Data数据和计量分析方法，研究人力资本存量对外商直接投资区位选择及投资规模的影响。结果显示，除了市场容量、劳动成本、市场化水平等因素以外，人力资本存量是影响FDI区域性选择和投资规模的重要因素。

从以上相关的文献研究中，可以发现各国学者对于影响FDI的区位因素的研究已经很多，但是针对中国做的研究还比较有限，而随着外国对华投资规模的飞速提高，而我国加入WTO后面临新的挑战，我们有必要再次审视影响外商对华直接投资的区位因素。在借鉴以上文献成果的基础上，本文拟从FDI累计投资额、人力资本、市场规模、市场开放度、制度因素这五个方面综合分析他们对外商直接投资的影响，以丰富现有的文献。

模型分析

在前述理论分析的基础上，根据我国具体的国情，本文选择以下几个变量作为影响我国吸引外商直接投资的宏观因素：

累计投资额：一个地区的现有外商直接投资规模对吸引外资有一定的示范作用。贺灿飞（1999）的研究表明,外商在华直接投资存在的“区域性自我加速”机制导致外商直接投资的区域模式呈现一定程度的刚性。一国累计外国直接投资越多，一定程度上说明该国投资软硬环境较好或该国的外资环境较好、比较容易得到其他外商的了解和认同，从而更多的引致投资流入该国。对于累计投资额这个变量本文采用我国FDI累计额（FDIL）指标来衡量，其系数假设为正。

人力资本：人力资本指标的度量是一个难题。到目前为止，尚无一个行之有效的方法去准确计算一个个体的人力资本存量。像教育和卫生这样的活动，通过提高人的生产能力，如更高的技能和更好的身体，对社会产品的增长作出贡献。由于这些活动的支出对经济增长的作用和有形资本投资一样，所以，将其称为人力资本投资是适宜的。考虑到数据的可得性，本文用中央和地方财政支出文教、科学、卫生事业费作为反映指标。

市场规模：工业区位理论的市场学派认为，市场容量是影响产业地理分布的重要原因，Glickman（1988）①等也认为，外商直接投资进入东道国的主要目标之一是为了占领当地市场。从理论上来说经济和市场规模越大的地区，将会吸引越多的外资企业。本文选用中国每年的社会消费品零售总额（LSE）作为反映指标，它的系数假定为正，因为一般一国市场规模越大，越易吸引外商投资，特别把东道国当作市场产品或服务的消费国时。

市场开放度：我们用开放度这一指标，因为它可以比较好的代表一个地区的政策导向。衡量特定国家对外开放度的指标通常是国际贸易水平。一般而言，一个地区的政策越开放，其进出口贸易发展就越快，相应的，其开放度就越大。企业通过国际贸易来积累贸易对象国的经济、文化、政治等领域的各项知识和经验获取投资信息。这里用我国每年的进出口额/GDP（KFD）来衡量。

根本制度因素（虚拟变量）：一个地区的对外商直接投资的根本政策制度因素也对FDI流入量有较大的影响。Lall和Siddharthan（1982）②发现外资企业在美国的经营活动与有效保护率呈显著的正相关关系。有实证研究表明：“制度因素比经济因素或硬环境更重要”，“一个自由开放的经济体制和欢迎外资的政策是决定国际直接投资流的最重要的因素”（鲁明泓1999）。所以，我们在研究区位因素时除了关注传统的硬环境和经济等因素外，还要注重对制度因素的分析和研究，包括东道国是否建立了国际直接投资和贸易运行框架或为跨国企业运行提供便利等。1992年的和十四大的召开为我国外资的优惠政策提供了根本的制度基础，因此，吸收的外资迅猛增长。故以1992年为分界线，以前的年份取值0，自1992年起取值为1。

此外还有很多因素影响FDI的流入。如基础设施状况，但因涉及通讯运输两大方面，而技术进步带来的联系方式呈现多样化，所以能够衡量基础设施状况的指标难以确定。

模型构建：

假设：FDI累计投资额、人力资本、市场规模、市场开放度、制度因素均影响着中国外商直接投资流入，并且都起促进作用，即影响系数为正。

另外，前一年的FDI累计投资额对后一年的FDI流入量有影响，故FDI累计投资额取值滞后一年。鉴于时间滞后性等的影响，人力资本取值滞后一年。所以，构造方程为

Ln（FDI）=C（1）+C（2）*Ln（FDIL（-1））+C（3）*HS（-1）+C（4）*Ln（LSE）+C（5）*（KFD）+C（6）*（ZD）③

数据平稳性检验及格兰杰因果检验：

Ln（FDI）是一阶非平稳时间序列，Ln（FDIL）是二阶非平稳时间序列，HS是一阶非平稳时间序列，Ln（LSE）是二阶非平稳时间序列，KFD是二阶非平稳时间序列，ZD是一阶非平稳时间序列。

由检验结果显示，原假设“Ln（FDIL（-1））、Zd分别不是Ln（FDI）变化的原因”被拒绝，“Ln（LSE）、HS、KFD不是引起 Ln（FDI）变化的原因”被接受。基于以上检验，本文决定暂时采用FDI累计投资额、市场规模、人力资本以及制度因素作为自变量。

回归结果：

LNFDI=-2.957558903+0.4080294192*LNFDIL

（-1）+1.251901851*LNLSE

T=（-1.092958）（2.511906）（2.150531）

P=0.28880.02180.0453

-1.087597697*HS（-1）+1.302540468*ZD

（-2.691124） （8.747027）

0.0149 0.0000

结果说明外商直接投资规模、市场规模和制度因素对FDI的流入具有显著的影响，而市场规模、市场开放度和人力资本对FDI的影响不明显。

政策建议：

下面我们将详细的分析统计结果：

1.累计投资额。由分析结果可以看到，外商直接投资规模对FDI的流入具有显著的积极影响。由此说明累计FDI对外商特别是新来外商的直接投资决策有重要的示范效应。FDI对自身的正的很强的自增长效应已被广大学者注意到。所以，中央尤其是地方政府在制定和执行针对FDI的相关政策时，不应局限于效果立竿见影的决策，应适当避免一些短期决策，考虑政策的长期影响。而且近年来，外商投资产业呈现出集聚现象。市场机制的作用下区域产业发展的优势和积累效应为外商直接投资创造了良好的投资条件。因此，政府可以适当地引导形成产业集聚，特别是中西部地区，可以吸引FDI到中西部大开发中，解决资金不充足的瓶颈。

2.根本制度因素。由回归结果可知，政策制度环境的根本变化对跨国公司直接投资的区位决策具有重大影响。但我们应注意的是这一因素不能成为我们吸引FDI的砝码。因为现在对FDI的根本制度可以说是“欢迎”外商直接投资，至少近期内是不会有什么变化的。我们更应注重的是其他非“国策”性政策的制定。再者，加入WTO后，我国利用外资政策将从税收激励机制为主的优惠政策转向以公平竞争机制为主的规则政策。在从减少优惠待遇角度走向国民待遇的同时，我国也将减少对外国投资者的市场准入限制（除特定行业外）和非国民待遇，改善综合投资环境，促进市场公平竞争，从另一个角度走向对外商投资实行国民待遇。在转变的实施过程中，务必要注意循序渐进；一蹴而就，势必会给外商投资信心带来沉重的打击，导致投资额的下降。

3.市场规模。C4是一个正数，其显著性也很强，一定程度上说明我国的市场规模促进了FDI的流入。对此，在一定程度上揭示我国现在引进的FDI已经由出口导向型FDI转向市场寻求型FDI。投于中国的大部分外资除了为了利用中国的资源优势，或人力或土地等，中国广大的消费市场也日益受到外商的重视。此外，我们还需注意的是，近年来全球服务业对外直接投资的比重大幅度增加，发达国家和发展中国家服务业利用外资的份额都已经超过制造业。但我国服务业发展相对落后，尽管我国服务业的市场规模很大，对应的FDI流入相对较少，这与我国国内支撑服务业发展的产业基础和环境相对落后和有关服务业市场开放度有关。因此，随着加入WTO，服务业将逐步开放，我们应注重服务业支撑产业的发展，吸引辅助服务型的FDI。

4.市场开放度：回归结果显示，市场开放度对FDI流入无显著影响，意味着政策的作用已经减弱。虽然不符合预想，但其实还是有原因的。实际上，这种减弱是因为在我们进行序列分析的这段时间内，优惠的政策已经成为一个相对恒定的因素了，因此，其作用不是那么明显。而且当今的世界呈现出的是各国间的千丝万缕的经济关系，现在的各国都意识到经济发展是富国民强的强劲手段，不论是扬长避短，还是优势互补，所以市场开放成为必需。因此，市场开放度未能对FDI的流动体现出明显的促进作用。但我们决不可忽视市场开放这一因素，因为市场不开放必然会减少FDI流入。

5.人力资本的作用尚不明显。回归系数为负数，与预期结果相悖。造成此结果的原因可能是指标的选取不当。尽管国内外不少研究指出较高的劳动力素质可以吸引更多的外商投资，但结果表明，在我国这一因素的影响并不是那么明显。笔者认为造成这种现象的原因有以下几个原因：

我国人力资源丰富，而人力资本稀缺。我国人口多，社会劳动力上几乎是无限供给的，但往往伴随的是质量上的低素质，丰富的人力资源往往难以“深度开发”成高水平的人力资本，致使传统保守的文化资源在低素质的劳动大军中滞存，即使从外来引进现成的知识资本如市场文化、管理方法、高新技术等也很难真正实现“本土化”从而转化为现实生产力。因此，要变劣势为优势，关键在于通过适当的机制和途径实现资源到资本的转化――把丰富的处于自然状态的人力资源开发转化为具有现实生产能力和知识技能的雄厚人力资本。

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