外商直接投资理论范文

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摘要:近年来,随着中美贸易顺差问题的不断凸显,外商投资企业在中美贸易顺差中的影响和作用也受到关注。经分析发现,贸易逆差转移效应和贸易替代效应的发生是外商在华直接投资导致中美贸易差额形成的主要原因,这两种效应的发生加剧了中美贸易的失衡。由此,我国的外贸战略应做出适当的调整,以缓解外商直接投资对我国形成的对美贸易顺差的巨大压力。

关键词:中美贸易差额;外商直接投资;贸易逆差转移;贸易替代

中美两国的贸易差额问题一直伴随着中美贸易发展的整个过程,且矛盾日益突出和尖锐,已经成为中美两国之间贸易争议的焦点。关于中美贸易不平衡问题产生的原因,众多学者进行了广泛而深入的研究。在众多影响因素中,外资因素的作用不断突显,越来越受到关注。外资和外贸是推动我国经济增长的重要力量,如何协调利用外资与我国贸易平衡发展是当前理论界研究的重要课题。因此,本文以外资引致的贸易差额为视角,针对外商对华直接投资与中美贸易顺差的关系展开分析,从FDI的角度探讨中美贸易顺差不断扩大的原因,并在此基础上提出我国相应的外贸战略调整,以最大限度的避免外资引致效应的不利影响。

一、问题的提出

我国加入世界贸易组织以来,进出口贸易发展迅速,进出口总额从2001年的5096.5亿美元猛增至2008年的25616亿美元,增长了5.03倍,而与此同时,贸易顺差从2001年的225.5亿美元剧增至2008年的2954.6亿美元,增长了13.1倍。其中美国是我国贸易顺差主要来源地,以2008年为例,中美贸易顺差为1708.6亿美元,占我国贸易顺差总额的57.8%。我国外贸顺差规模过大蕴涵了国内经济运行风险,也面临着贸易摩擦等越来越多的矛盾,因此,如何提高对外贸易发展的质量和效益,实现进出口贸易平衡发展,尤其是中美贸易平衡发展就成为当前理论界研究的重点。

在注意到中美贸易顺差问题的同时,也注意到近年来外商投资企业在中国进出口贸易中所占的份额越来越大。2008年,外商在华投资企业完成的进出口额达到14105.8亿美元,占当年全国进出口总额比重为55.1%。而且,1998年以来,外商在华投资企业对外贸易出口中,出口市场最大的是美国。2007年外商在华投资企业对美国商品出口达1590.04亿美元,占全国出口美国总额的68.3%,占当年外资企业对外总出口的22.85%;同年,外商在华投资企业从美国进口商品总额为396.74亿美元,占全国从美国进口总额的57.2%,占当年外资企业从外总进口的7.07%。两者相比,外商在华投资企业对美商品出口和从美商品进口是非常不对称的。依据中方统计,中国对美贸易顺差中70%以上都是由外商在华投资企业完成的。因此,外资因素是中美贸易顺差形成的主导因素,而对于外资因素与中美贸易顺差的关系以及形成贸易顺差的原因则是研究中不能回避的话题。

二、外商对华直接投资与中美贸易顺差的关系

据中国海关统计显示,1993年外商在华投资企业对美商品出口仅为67.4亿美元,而到2007年这个数字已飙升到1590亿美元,同期外商在华投资企业从美国进口却显得相对滞后。两者相抵,外商在华投资企业造成的中美贸易顺差有了持续增长,由1993年的33.2亿美元增加到2007年的1193.3亿美元,占中美贸易顺差的比重也由52.9%上升至73.1%。而在此期间,外商在华实际投资额也从1993年的275.15亿美元增长至2007年的747.68亿美元。由此可见,外商在华直接投资与中美贸易之间存在着相互联系。

选取1993年至2008年的中美贸易以及外商在华直接投资统计数据(数据来源于美国商务部经济分析局和中国商务部外资司),经过对各变量序列进行ADF单位根检验,判定各变量序列的一阶差分是单整的,随后应用协整方法以及格兰杰因果关系检验,分析了外商在华直接投资与中美贸易之间的长期均衡关系。经过协整检验结果显示,FDI与中美进出口总额、FDI与对美出口额、FDI与对美进口额、FDI与中美贸易差额之间都存在着长期的协整关系。也就是说“外商在华FDI”这个变量在长期内确实对中美贸易总额、中国对美国的出口、中国自美国的进口以及中美贸易顺差等因变量有显著影响,且呈同方向变化关系。尤其是FDI对中国向美国的出口以及中美贸易顺差的促进作用很强,即外商在华直接投资导致中国向美国出口的增加,对美国贸易差额的扩大有引致效应。

具体到我国的主要投资来源国(或地区)如美国、欧盟、日本以及中国香港和台湾地区,他们各自的在华实际投资也与中国对美贸易顺差存在着同方向变动关系。依据相关性测算,1993-2006年中国对美贸易顺差与美国在华实际投资之间相关度为0.97[1],而中国对美贸易顺差与台湾香港在大陆实际投资以及日本、欧盟的直接投资都存在较高的相关度(均大于0.89)。这与JiawenYang等(2004)指出的“中国大陆的外贸伙伴中国香港、中国台湾、日本和韩国已将纺织品与服装等劳动密集型生产设备转移到中国大陆,通过在中国加工对美出口,这些产品占了美国从华进口的很大份额”的结论是一致的。

三、外商在华直接投资对中美贸易差额的影响

(一)外商在华直接投资造成的贸易逆差转移效应

研究发现外商在华直接投资的持续增长会产生贸易转移效应,造成美国大部分进口商品的生产从投资国或地区转移至中国,从而导致美国从华进口商品持续增加,美中贸易逆差不断加大。华盛顿国际经济研究所一项调查显示,中国对美贸易顺差中75%是这种“转移效应”产生的结果[2]。

1.东亚①国家在产业转移的同时,也将部分对美的贸易顺差转移至中国。随着产业结构的不断转移,日本、韩国、新加坡等东亚国家也纷纷进行产业结构的升级和调整,把其国内已经丧失比较优势的劳动密集型产业和对欧美出口摩擦较大的商品的加工组装工序通过在华设厂的方式向中国转移,其产品在中国加工、组装后按原来的销售渠道,主要经香港等地转口到美国、欧洲等传统市场。这种贸易流程导致了中国大部分的加工贸易进口原辅材料、零配件市场与出口市场的分离,加工产品的出口国就转移到中国,美国贸易逆差的主要来源国也转移为中国。与中国成为美国主要贸易逆差来源地相对应的是,中国对东亚其他经济体的贸易逆差也在增加。

从统计数据上看,虽然中美贸易差额呈现出逐年上升的态势,但中美贸易差额占美国全球贸易逆差的比重却几乎一直稳定在20%-30%之间;与此同时,整个东亚地区对美贸易差额占美国全球贸易逆差的比重却急剧的下降(从1992年的116.8%下降到2006年的69.3%)。显然,美国对东亚地区贸易逆差比重的下降是来自中国以外的国家,主要是日本和东盟。中国加入WTO以后,美中贸易逆差明显背离了整个东亚地区的下降趋势,而呈现出逐步上升的态势,因此,有理由认为,东亚地区的部分对美的贸易顺差已经转移到了中国。这与徐明珠(2009)进行实证计量分析的结论“美国与东亚各国的贸易逆差越小,美国与中国的贸易逆差就随之扩大”是一致的。

2.中国大陆、中国香港、中国台湾之间发生的贸易逆差转移,加剧了中美贸易的失衡,中国台湾和香港在中国大陆的直接投资部分地对中美双边贸易逆差增长负责。根据美国商务部的统计资料显示,1990-2006年期间,美台贸易总额占美国贸易总额的比重在逐年下降,与此保持一致的是,美台贸易差额占美国贸易差额的比重也从1990年的10.9%降至2006年的2.3%。与此同时,这种变化趋势更为明显的体现在美国和香港之间的贸易上,美国和香港贸易差额占美国贸易差额的比重,1990年是4.82%,1995年后美国香港贸易由逆差转为顺差(2000年有小幅逆差),差额比重到2006年为-0.65%。那么,美国与台湾、香港地区的贸易逆差转移到哪里了呢?

如果将中国大陆、香港和台湾作为一个大中华区加总起来考虑,可以非常直观地看到这样一个事实,那就是在美中贸易逆差占美国贸易差额比重不断上升的同时,美国对台湾和香港的贸易差额所占比重却一路下降。与美国同大陆、香港、台湾贸易差额比重的巨幅跌宕形成鲜明对比的是,1990-2006年间,美国同整个大中华地区的贸易总额和贸易差额所占的比重都非常稳定,而中国大陆对整个大中华地区的贸易逆差的贡献率却从最初的35%上升到了90%以上。份额变化在时间上的同步性表明了中美贸易差额是随着中国大陆承接香港和台湾的产业转移而转移过来的。而这种差额的变化与香港、台湾在中国大陆的直接投资变动趋势也表现出超乎寻常的一致性。

3.随着美国的产业升级和对华产业转移,通过美国在华直接投资所产生的贸易逆差转移放大了中美贸易之间的不平衡。美国一直以来都是中国最主要的贸易伙伴国和外资来源国之一,截至2008年底,美国在华累计投资项目达到56610项,实际投资累计达到595.15亿美元,仅次于香港的在华投资。美国越来越多的劳动密集型产业和加工环节通过FDI形式被转移到了中国,把原本由本国生产的大量商品和服务转化为海外子公司的巨额生产和出口,并相应的增加美国公司从其海外子公司对美国的进口,在大量最终产品返销到美国市场的同时,也扩大了中美贸易之间的差额。比较典型的如美国耐克公司在中国广东、福建设有10余家鞋厂,其产品全部用于出口,90%以上返销美国市场,年出口额达2.5亿美元[3]。

可见,美国在华投资很大程度上影响了中国对美的出口和对美贸易顺差。究其原因,一方面是美国在华的投资企业利用中国的廉价劳动力、原材料等资源优势在中国投资生产了美国国内不愿生产但又必需的劳动密集型产品,然后出口到美国;另一方面,美国的在华投资企业利用中国生产加工方面的优势,采用来料加工等形式生产了特定行业资本密集和技术成熟型产品,然后返销回美国。由此,美国的在华投资发生了贸易逆差转移效应。陈艳林、方齐云(2007)通过对美国FDI和中美贸易数据进行协整回归分析结果表明,在华美国FDI每增加1美元,中国对美国的出口会增加约7.5美元[4]。王洪庆、张浩、朱荣林(2005)通过美国在华直接投资对中美贸易影响的协整分析也得出类似的结果,即美国对华直接投资每增加1%,中国对美国的总出口将增加1.02%[5]。

(二)外商在华直接投资造成的贸易替代效应

贸易替代效应是蒙代尔(R.A.Mundell)于1957年提出的。蒙代尔认为一种商品可以通过贸易和投资两种方式进入他国市场,投资是对贸易的替代。当两国之间存在着关税或非关税贸易壁垒时,投资对贸易的替代就会加速[6]。不过,当前投资对贸易的替代主要是出于接近廉价生产要素市场和产品销售市场的考虑,美国在华投资企业有相当部分是基于这种目的到中国来的。对此,Bucklye和casosn(1981)指出,相对于国内生产,外国生产具有更高的固定成本和较低的可变成本。这意味着在东道国市场扩大的时期存在着一个时点,在这个时点上由出口向在外国生产的转变是有效率的[7]。更进一步,Markusen(1998)、Markusen和Venables(1995)提出在发达国家和不发达国家之间,FDI和贸易可以是同时存在的。但是随着不发达国家市场的扩大、要素禀赋的变化以及生产效率的提高,它们之间的要素禀赋越来越接近,这时跨国公司的国内和国外生产会趋同,也就是说会出现FDI对贸易的替代[8][9]。

1.随着中国市场和投资环境的不断完善,出于在接近市场效应利益和母国集中生产效应利益之间的权衡,如果前者的利益大于后者利益,美资企业就会越来越多地从对华出口转向对华直接投资,从而替代出口。也就是说,随着中国经济条件的改善,在进口替代部门的直接投资会越来越多,而这种投资是替代贸易的。而且根据Blonigen(2001)的论述,如果发生投资对贸易的替代,那么这种效应不是渐进式发生的,而是短时间急剧变化的。从这个意义上看,随着美资企业更多地从对华出口转向直接投资,在短期内直接投资对贸易的替代效应会很大。

当然直接投资的流入对进口也会有促进作用,这主要表现在直接投资的流入对投资必需品(如资本品和原材料)的大量需求。但在短期内,投资引致的需求没能够抵消替代效应的影响。李捷(2004)通过面板数据模型方法,采用中国7个行业同美国进口、出口及美商直接投资相关数据分析发现,在进口方程中,直接投资变量前系数为负,说明在这些行业内来讲,美国对华直接投资对中国进口贸易在短期内具有替代作用。另据调查,2004年美国在华投资企业在中国市场上共销售了750亿美元的产品[10],这750亿美元的美国企业生产的产品销售作为贸易品的替代,加剧了中美贸易的不平衡。

2.中国广阔的市场特别是招商引资的各项政策,使得许多跨国公司把中国看作为外贸出口的生产平台。造成这一状况的因素,并非如人们所想象的是中国劳动力廉价所致。实际上,一向被认为中国劳动力成本低的状况正在发生变化。资料显示,外资企业的中国职员的劳动力成本已高于泰国、马来西亚、越南。而且,随着外资大量流入和国内企业吸引力的提高,使得对合格人才的竞争更加激烈,加上中国社会福利保障制度正在不断完善,这些都在加大外企的投资成本。因此,影响中国外资流入的劳动力价格优势开始下降。其实,真正影响和加快外资流入的决定性因素,是中国的市场优势和制度优势(如投资政策及其透明度)正在上升。巨大的市场发展潜力和加入世贸后鼓励外资进入的政策保障,都坚定了跨国公司的投资信心。仅从中国的外资政策方面看,2007年对《外商投资产业指导目录》进行了修订,进一步扩大了对外开放的领域。鼓励类比原目录增加了94条,占目录的比重由原来的69%提高到73%。

近几年来,由于中国的外资政策中明确了高新技术产业和跨国公司政策为引进外资的战略重点,美国大公司利用其技术优势,在对中国的投资和技术转移中,更加强调和寻求中国市场的开放。

3.美国在华直接投资通过生产技术知识溢出,金融和营销基础设施的构建,以及中间商和贸易公司网络的建立,直接促进了中国出口部门的增长和竞争力。这种间接效应的结果一方面是使美国对华出口受到影响,面对激烈的国际竞争,美国在中国设立大量子公司,把原本由本国出口的大量商品转化为在华子公司的生产与出口,由此美国在华生产企业能够替代美国对华出口销售;另一方面,随着越来越多的外资企业在中国设厂,数量的增加和质量的不断提高,使得生产的供应配套能力得到增强,国产化率越来越高,减少了对中间产品、资本品和配套服务的需求,产生替代出口效应。因此,随着美国对华投资的不断向纵深发展,通过在华子公司的出口而不是由美国直接对华出口将造成美国对华出口份额的进一步减少,美中贸易逆差因此有可能进一步扩大。

4.从投资的行业结构和贸易结构的角度分析,由于国际分工格局的转变,直接投资的增加从某种程度上代替了中国从美国进口。实际上,自20世纪90年代以来,美国跨国公司利用其拥有的多种垄断优势,在发展中国家大量投资,将劳动密集型、资源和能源消耗型及污染大的行业和低附加值的加工行业和工序向发展中国家转移,使美国与发展中国家在原有的垂直分工体系外日益建立起水平分工体系。这种分工体系反映在商品结构的变化中就是制成品出现大量逆差。王洪庆,张浩,朱荣林(2005)在对美国在华直接投资与中国向美国的总出口、总进口、工业制成品进出口等数据进行协整检验表明,在短期内美国对华直接投资替代了美国向中国的总出口和工业制成品出口[5]。另据美国海关统计,美国在机械设备、电机电气、家具玩具和服装等商品上对华逆差增长较快,2008年1-12月占美国对华逆差总额32.4%的机械设备(HS84)逆差额达到553.98亿美元。由此大量外资在华投资生产替代了美国的出口。

四、结论

综上所述,外资企业对中美贸易顺差具有促进作用,在华外商通过贸易逆差转移以及贸易替代效应直接或间接的加剧了中美贸易的不平衡。特别是中国加入WTO后,外资因素成为引致中美贸易顺差的主导因素。因此,我国的外贸战略特别是外资策略应当作出适时地调整。

1.从重视外资数量向强调外资贡献转变,把着眼点更多地放在新技术产业以及吸收外资研发、设计、品牌和营销技术等方面。有选择地吸收外资,并从技术、产业、环境等多个角度设立外资进入标准,注重外资企业对国内企业或者产业竞争力的带动作用。

2.进一步完善靶向型的外资政策,加强对外资流向的引导,加大对高科技产业与服务业的引资政策支持,最终抑制美国、亚洲各国或地区对中国的劳动密集型加工产业转移,降低其对美中贸易逆差的“引致”扩大效应。

3.正确处理投资与贸易的关系,更加合理有效的利用外资,建立有效的投资和贸易预警机制,引导优化外资企业出口的国别结构,加快加工贸易的转型升级,避免造成投资-出口-贸易逆差的简单循环,从源头上防范外资利用的低效率。

4.促进加快与发展中国家的投资活动,通过对外劳动密集型产业的转移来减少中美之间的巨额顺差。进一步融入全球生产网络,不断提升在国际分工体系中的层次,缓解外商直接投资引致的对美贸易顺差的不利影响。

参考文献:

[1]陈亚艳.外资企业对中美贸易顺差影响的实证分析[J].黑龙江对外经贸,2008,165(3).

[2]沈国兵.外商在华直接投资与中美贸易平衡问题[J].财经研究,2005,31(9).

[3]王锦锋.中美贸易逆差的转移性分析[J].经济研究参考,2005,1896(32).

篇2

关键词：服务业；外商直接投资；动因；决定因素

中图分类号：F719

文献标识码：A文章编号：1002-0594(2009)02-0055-06　收稿日期：2008-09-11

随着经济全球化向纵深发展，技术革命引致全球产业结构向服务业偏移、服务业管制放松、服务贸易自由化的制度安排以及服务业的特殊性质，使得全球外商直接投资(FDI)的重点已转向服务业(联合国贸易和发展会议UNCTAD，2004)。然而，服务业外商直接投资的研究却长期滞后于实践发展。目前。国外关于服务业外商直接投资的理论研究主要是以传统的制造业外商直接投资理论和国际贸易理论为分析框架来解释其动因，实证研究则主要考察其决定因素。

一、服务业外商直接投资的动因

(一)基于制造业外商直接投资理论的研究 国际直接投资理论作为独立的经济理论产生于20世纪60年代，二战后跨国公司的空前发展及其带来的投资浪潮，成为当时国际经济理论界探讨的焦点，各具特色的国际直接投资理论应运而生。这些理论包括垄断优势理论、产品生命周期理论、内部化理论以及国际生产折衷理论等。然而，上述理论大都以制造业FDI为研究对象，其中为数很少的对服务业FDI的研究也是以制造业外商直接投资理论为分析框架的。Boddewyn(1986)就认为，对服务型跨国公司没有必要建立专门的理论，通过简单的限定和详尽的阐述，现有的FDI理论可以很容易地适应服务企业。

Dunning(1981)借鉴了海默以来的产业组织理论研究的新成果，将俄林的要素禀赋理论、巴克利和卡森的内部化理论结合起来，并引入区位理论，采用折衷的方法和体系加以综合，提出了独特的国际生产折衷理论。根据该理论，一个公司进行对外直接投资的意愿取决于以下三个因素的综合或者其中之一。第一，公司具有核心竞争力或者能够提高其竞争力的垄断优势；第二，通过将生产转移到一个新的地方所具有的区位优势；第三，公司所具有的内部化优势。Dunning(1989)又进一步讨论了服务业的跨国公司对外投资中三种优势的具体表现形式和特点。首先，在垄断优势方面，信息、管理、组织与营销技术是服务企业成功的关键。比如，对于咨询业和信息服务业的跨国企业来说，其竞争优势的关键在于获得与处理信息的能力。由于新兴服务业的知识化和信息化特征，服务部门跨国公司比制造业跨国公司的资本密集度更高，技术优势更强，也更易形成世界市场的垄断局面，形成其全球范围网络优势。其次，在区位优势方面，主要表现为东道国具有良好的信息和通信设施、健全的制度和受过训练的人力资源，还表现为东道国不可移动的要素禀赋所产生的优势，如地理位置方便、人口众多等。最后，在内部化优势方面，由于服务产品的无形性，信息不对称较为明显。另外，服务技术的复制较为容易，即使有专利保护，滥用和扩散的可能性也比较大。克服此类不确定性是许多服务企业选择对外直接投资的重要理由。

还有一些学者对服务业中某个具体行业进行了专门的研究，得出了类似的结论，即服务业外商直接投资可以用传统的国际生产折衷理论框架来解释。Dunning和Norman(1983)在对商业服务进行研究后指出，如果拥有产品和原材料的生产工艺是制造业所有权优势的一个源泉，那么管理和营销技巧就是商业服务公司的所有权优势。因此，服务业跨国公司具有不同的所有权、区位和内部化优势。Rugman和Verbeke(1992)认为，一个公司如果要进行海外直接投资，那么它必须具有一些区域约束或者非区域约束优势。对于服务业跨国公司，这些优势包括，管理的所有权优势、营销优势、产品创新优势、获得新技术和信息渠道优势等。

(二)基于国际贸易理论的研究 世贸组织在“服务贸易总协定”(GATS)将国际服务贸易划分为四种形式：过境交付、境外消费、商业存在和自然人流动。其中第三种商业存在即生产者跨境在服务消费国设立企业提供服务，从而将服务业国际直接投资作为服务贸易的一种形式。西方一些学者试图用传统货物贸易理论如比较优势理论解释服务贸易，得出了不同的结论。

一种观点认为，国际贸易原理完全适用于服务贸易。Sapir(1981，1982，1985，1986)根据国家间要素禀赋和技术的差异，对货运、客运和其它民间服务作了一系列的实证研究，发现传统的贸易理论不仅适用于货物贸易，也适用于服务贸易，要素禀赋在货物贸易和服务贸易模式的决定上都具有重要作用。Sapir还提出服务贸易比较优势的动态性观点，为发展中国家开展服务贸易的动因提供解释。Hindley和Smith(1984)则指出，将标准的比较成本理论用于服务业贸易和投资的任何潜在的困难都不足以对该理论的适用性产生怀疑，Kumpe同样认为，作为一个简单明了的思想，比较优势普遍有效。

第二种观点则认为，国际贸易原理并不适用于服务贸易。最早尝试运用国际贸易原理来解释服务贸易模式的学者R.Dick和H.Dicke(1979)以要素禀赋为基础，对各种显示比较优势指标进行回归分析，发现没有证据表明比较优势决定服务贸易模式。Feketekuty(1989)认为，服务同商品相比具有许多不同的特点，这些特点决定了国际贸易原理不适用于服务贸易。Sampson和Snape(1984)则是从大部分服务贸易中生产要素在国际间流动的特性出发，认为这与比较优势的基本假设“两国生产要素不能流动”相悖，H-O理论不足以解释服务贸易。

第三种观点介于前两种观点之间，它既肯定国际贸易的基本原理对于服务贸易的适用性，同时也承认具体理论在解释服务贸易上的缺陷，主张在利用国际贸易理论来解释服务贸易时，必须对传统理论进行若干修正。Deardorf(1984)先是分析了国际贸易理论用于服务贸易的局限性，然后他运用标准的H-O模型，通过改变其中的个别约束条件，解释了国际服务贸易是如何遵循比较优势原则的。

Banga(2005)指出，同货物贸易一样，服务业存在两种不同类型的外商直接投资，一种是“垂直型”或者说是产业内的外商直接投资，指的是发达国家的企业利用其在某个产业所具有的比较优势，向发展中国家进行直接投资。统计证明，发达国家以两类高端产品进入发展中国家服务市场，一是传统的劳动密集性的消费服务中品质特别优秀的产品，二是更具现代意义的技术和人力资本密集的生产者服

务。另一种是“水平型”或者说是产业间的外商直接投资，指的是发达国家之间的企业利用产业间相对的优势进行国际直接投资。像国际贸易一样，世界上多数外商直接投资属于后一种类型。

还有一些学者探讨了不完全竞争和规模经济条件下服务贸易模式是如何决定的。Markusen(1989，1996)认为，生产者服务业的两个主要特点是以知识为基础和差异性。以知识为基础意味着需要大量的初始投入以获取知识来生产某一服务，但是当这一服务被生产出来后，它的供给边际成本是相当低的。因此，生产者服务业的规模经济十分重要。差异性意味着生产者服务业是有水平差异和垂直差异的。Jones和Kierzkowski(1988)提出和运用“服务链”的观念来解释规模经济条件下服务贸易。他们认为，在规模经济的作用下，生产过程更加复杂，需要更多的“服务链”。由于比较优势的存在，服务链可以促进生产的国际化，从而服务贸易可以大大促进货物贸易。Francois(1990)强调了服务在协调和连接各专业化中间生产过程中的外部集聚作用，他建立了一个具有张伯伦垄断竞争特征的产品差异模型，讨论了生产者服务与由于专业化而实现的报酬递增之间的关系，以及生产者服务贸易对货物生产的影响。

以上两种服务业外商直接投资理论在解释服务业外商直接投资的动因有它们的理论意义，也有各自的优点。制造业的外商直接投资理论直接反映了服务业FDI的一些决定因素，更容易做实证检验：贸易理论中关于相对要素禀赋差异、规模经济差异和竞争优势差异。则在一定程度上解释了服务业FDI发生的本质。然而，由于服务区别于货物的一些基本特性，包括无形性、生产与消费同时性、品质差异性等，使得服务业外商直接投资有其独特之处，有时是制造业外商直接投资理论和贸易理论无法解释的：第一，在制造业中，外商直接投资能够通过把技术密集型和劳动密集型的生产活动分散在不同的国家，创建出全球的生产价值链，从而将整个生产过程进行分割。但是，由于许多服务产品生产与消费同时性，服务产品生产过程的分割就变得十分困难。加上服务产品的高度差异化、难以标准化，服务企业很难形成规模经济，限制了其国际化扩展；第二，同样由于许多服务产品生产与消费同时性，并且由于服务产品的生产更加密集地使用知识和资本要素，如果想有效地在国外市场提供服务，就必须依靠到国外市场进行投资，设立分公司或分支机构，如国际电信、国际金融、咨询等服务许多是在跨国公司范围内运作的。此外，许多服务部门直接关系国家与经济安全，与货物贸易和外商直接投资相比，政府规制在服务贸易和外商直接投资中起着更为重要的作用。Erramilli和Rao(1993)认为应结合服务的特性对传统理论进行修正，才能更好地解释服务业外商直接投资的动因。他们考察了美国多个服务企业的对外直接投资行为，所涉及行业包括广告和会计服务、计算机服务、工程和建筑服务、管理咨询和研发服务、消费者服务、银行等等，研究结果发现，广告、会计、计算机服务主要投向发达国家，工程和建筑服务则主要投向发展中国家：而且受到不同服务行业特性的影响，如消费者服务，多采用特许经营的方式投资，难以标准化的广告、工程等服务则一般是母公司有相当多的控制权。

二、服务业外商直接投资的决定因素

国外关于外商直接投资决定因素的研究主要集中在制造业，对服务业外商直接投资决定因素的实证研究较少，主要表现在以下几方面：

(一)东道国的市场规模 在绝大多数研究中，制造业外商直接投资最重要的决定因素就是市场规模。UNCTAD(2004)在服务业跨国公司投资的实证研究中发现，东道国的市场规模及其增长速度与服务业外商直接投资存在正相关关系。

但是，UNCTC(1993)做了一个关于市场规模对美国、加拿大、日本以及欧洲等发达国家服务业外商直接投资和拉丁美洲、非洲、亚洲等发展中国家服务业外商直接投资影响的研究。结果表明，市场规模并不是服务业内所有行业外商直接投资的最主要决定因素；即使市场规模是服务业内某个行业外商直接投资的重要决定因素，它的重要性也要比对制造业外商直接投资的影响要小。

(二)母国的经济规模 一些研究表明，母国的经济规模是服务业外商直接投资最重要的决定因素之一，因为它增加了东道国被告知的消费者数量，这些消费者了解这些服务，因此，更有可能购买这些服务产品，给服务提供者带来规模效益。也就是说，生产者服务公司一般位于具有广大消费者群体的地方(Raft和Ruhr，2001)。滞后一期的制造业FDI存量通常被用来代表母国的经济规模，Kolstad和Villanger(2008)认为，生产业将分工价值链的各个环节串联起来，制造业企业为了整合资源、发挥专长、提高效率，越来越多地出现“服务外包”行为，传统上由企业内部在产前、产中或产后所进行的一些生产、经营甚至管理服务活动(如产品设计、技术研发、物流销售、员工招聘、信息管理等等)均转而由生产业完成，因此，制造业FDI与生产业FDI呈正相关关系。

(三)东道国政府的政策 与制造业的外商直接投资类似，法律规制或者政府干预是服务业外商直接投资的一个主要壁垒。在后GATS时代，许多国家(主要是发展中国家)开始容许外商直接投资进入一些服务行业，但是，对进入金融、电信以及公共事业等在国民经济中占有重要战略地位的行业。外资的持股比例有严格的限制。服务业跨国公司在进行投资决策时要考虑东道国的政策取向和政策环境的稳定性。根据OECD(1982，1987)、Walter(1985)和UNCTC(1988)的研究，东道国政府的政策与规制是当地服务业外商直接投资最重要的决定因素之一。Kolstad和Villanger(2008)的研究表明，制度质量和民主对于服务业中的FDI来说比一般的投资风险或政治稳定性更为重要。并且，不同的政治经济变量对不同的国家会产生不同的影响。制度质量对于高收入国家服务业FDI来说非常重要，而民主程度对于发展中国家服务业FDI来说比较重要。

至于东道国的开放度，UNCTC(1992)设计了一个开放系数来对政府控制与阻止(例如，控制外商直接投资的进入、开业权和所有权)的程度进行主观评价，并且用来估计对流人国内服务业的外商直接投资的影响。结果发现，这一系数对流入国内服务业的外商直接投资有显著的影响。Chanda(1997)的研究表明，当一国的出口行业比进口竞争行业更加密集地使用生产者服务的时候，如果出口产业的规模随着贸易自由化的推进不断扩大，那么就会产生对服务业特殊投入的持续需求。因此，在国内对这一投入供给有限的情况下，最终产品贸易规模的扩大将导致对中间服务投资的增多。因此，由一国政府政策所

决定的开放度是外商直接投资流向服务业的一个重要决定因素。Kolstad和Villanger(2008)则认为，由于许多服务是不可贸易的，东道国的开放度对这些行业FDI的流入影响较小。

(四)竞争优势 服务业跨国公司的竞争优势被Dunning(1989)以所有权优势、区位优势和内部化优势来表示。随着世界各国服务业的快速发展，服务业领域的竞争亦日趋激烈，竞争优势已经成为服务业外商直接投资的一个越来越重要的决定变量。然而，服务业的竞争优势很难度量且易于转移，尤其是进入文化领域和慈善领域的外商直接投资更是如此。一个国家某一特定产业的竞争优势通常表现为这个产业的高出口或者向外的直接投资。既然服务业的特点是位置的不固定性和可贸易程度的差异性，研究中通常用服务业的FDI来估计竞争优势的影响。UNCTC(1993)综合了显性比较优势(RCA)与产业内FDI，提出了国际竞争力指数(internationalcompetitiveness index，ICI)，其计算方法如下：

ICIij=(Qij-Iij)/(Qij+Iij)

式中，Qij代表母公司位于国家j的跨国公司在国家j的产业i中拥有的子公司的数量；Iij代表母公司位于国家j以外的跨国公司在产业i中拥有的子公司的数量。

研究表明，母国服务业的国际竞争力对该国服务业外商直接投资具有积极的影响。然而，当用ICI指数来衡量服务业中不同行业的国际竞争力时，可以发现，在与贸易相关的服务业和商业服务业中，竞争优势不是一个主要的决定因素，而在金融服务业中，竞争优势起到一定作用。

(五)服务产品的可贸易性 服务的特点决定了服务产品通常是无形的和无法储存的，这也就意味着服务产品的国际交易只能通过流入一国的外商直接投资或者当地公司在外国跨国公司的特许经营下进行生产来提供。然而，随着信息技术的快速发展，服务产品的可贸易性得到了很大的提高(Sauvant，1986、1990)。服务产品可贸易性的提高降低了以外商直接投资方式提供服务产品的机会。UNCTC(1993)通过以某一服务业中服务产品的出口值占总出口的比重来度量服务产品的可贸易性，发现服务产品的可贸易性对服务业外商直接投资有消极影响。

(六)全球寡占反应 当几个规模较大的公司相互依赖时，垄断效应就会发生。Knickerbocker(1973)研究发现，从事制造业外商直接投资的跨国公司在面对其国内、国际竞争者的时候，采用跟随战略来决定其在东道国投资的市场份额。Trepstra和Yu(1988)为了证实上面的结论，对美国的广告业外商直接投资进行了考察，发现那样一个跟随竞争者的全球垄断战略确实存在于美国的广告业中。

(七)文化差异 不同的国家具有不同的文化，不同国家的人们也具有不同的生活习惯和需求偏好。服务业的外商直接投资要考虑各国的文化差异，其所生产的服务产品要适当融入当地的文化特色，尽可能多地与当地消费者进行互动和交流，以使企业生产的服务产品适应当地人们的特殊偏好。在这方面，一些研究发现，文化差异是服务业外商直接投资的一个重要决定变量，考虑文化差异因素是服务业外商直接投资成功进行的重要保障。

(八)公司的规模 国际化扩张是公司发展壮大的一个重要战略。与小公司相比，大公司更倾向于跨国发展，与制造业中的情况一样，公司的规模是服务业(如银行业与广告业)公司国际化进程中的一个重要决定因素。Ball和Tschoegl(1982)利用20世纪70年代的数据，对在美国加利福尼亚和日本东京的外国银行进行了研究。他们认为，进入这两个地区的外国银行都是资金雄厚、具有强大经营能力的跨国银行，这些跨国银行在母国发展到一定规模后，就有了国际化的动机。

(九)其他决定因素 国外学者还考察了其他影响服务业FDI的因素，包括东道国人力资本、服务业劳动力成本、服务业发展水平、汇率变动等。

UNCTC(1993)的研究结果表明，几乎所有服务行业外商直接投资的重要决定因素是相同的，而这些决定因素在发达国家和发展中国家的差异也不大。行业竞争结构、政府鼓励开放的政策，被发现对服务业外商直接投资具有重要影响。Banga(2005、在对服务业FDI决定因素实证研究的综述中指出，那些对制造业FDI有重要影响的因素对于服务业FDI同样也是重要的。不过，这些决定因素的重要性有所不同。对于服务业FDI最重要的决定因素是东道国政府的政策、文化差异、服务产品的可贸易性：而对于制造业FDI最重要的决定因素是市场规模，贸易障碍和生产成本差异。然而，进入21世纪，许多条件已经改变。因此，需要对新的政治经济形式下的决定因素作进一步分析。

三、服务业外商直接投资对发展中国家的影响

最早研究服务贸易自由化对发展中国家影响的学者是Goldsmith(1969)，他强调金融服务业在促进资本投入到一国最具生产力的行业，进而创造更多产出过程中的作用。他后来的多数研究得出类似的结论，即一国经济增长状况和本国服务业的开放程度与发展水平是正相关的。西方经济学家大多倾向于对服务业放松管制，认为政府应当提供一个有效、综合的政策保证，从而促进服务业发展。Dee和Hanslow(2000)把服务看作产品，并且把生产者服务看做中间产品，从而建立了一些理论模型。这些研究显示，服务贸易自由化将提高全球的产出水平和福利水平。Nicoletti和Scarpetta(2003)通过模拟研究和跨国比较指出政府规制对于服务业的影响巨大。特别是对于ICT服务部门如批发、金融、保险和商业服务的规制可能损害新经济的外部性，对生产力的增长造成负的外部性。Brant(2003)认为不合适的限制性规制损害了企业的动力，特别是限制服务部门的增长。而Taylor和Christopbcr(2000)却认为，经济全球化导致的开放程度的加大与外商直接投资的正相关关系仅限于制造业部门，在美国对外直接投资的服务业部门中这种关系并不明显。由于发展中国家增加的外商直接投资越来越集中在服务业领域，因此，发展中国家开放程度与外商直接投资流入之间的相关性是下降的。此外，Winters(2002)研究了在WTO下自然人移动的服务提供方式对服务要素流动的影响。还有一些模型对WTO下商业存在的服务提供方式进行了研究，结果表明涉及商业存在的自由化是服务贸易自由化的主要方式。其他一些模型度量了服务贸易自由化对全球或者单个国家产出

增长的影响。这些模型中的绝大多数是基于传统产品贸易自由化模型下的一般均衡分析。在这些模型中，贸易壁垒被视为与关税和税收是相同的。

对发展中国家的实证研究(Dee和Hanslow，2000)表明，一些发展中国家从乌拉圭回合服务贸易自由化中获得了巨大的利益；而就全球而言，超过一半的来自开放的收益也是由服务贸易自由化引起的。Mattoo，et al(2001)用CGE模型计算得出，发展中国家通过开放电信和金融服务业使其经济增长了1.5％。Banga和Goldar(2004)对20世纪90年代印度服务业利用外商直接投资情况以及服务业开放对印度其他产业的影响进行了实证研究。他们发现，服务贸易自由化对服务业的发展有积极影响，并且促进了工业产出的增长和生产率的提高。然而，Verkios和zhang(2000)指出，马来西亚电信服务业的开放和印度尼西亚金融服务业的开放都是不成功的。Brown，et al(2002)研究表明，全球在多哈回合中每年从服务贸易自由化中获益4130亿美元，但是，其中绝大部分收益为发达国家所取得。

就已有的理论描述和实证检验研究文献来看，对于发展中国家而言，服务贸易自由化是利大于弊还是弊大于利，没有一个定论。有许多研究的结果都是互相矛盾的，这给决策者制定政策带来极大的不便。

四、结语

国外学者对于服务业外商直接投资问题进行了卓有成效的研究。但是，与迅猛发展的世界服务业FDI的现实相比，对这一问题的研究仍显薄弱，还有许多方面有待进一步研究。

首先，一个基本的问题是对服务业范畴界定目前尚无统一标准，这给理论和实证研究带来很大的难度，因此首先需要清楚界定服务业范畴。

其次，服务业外商直接投资的理论分析主要是以传统的制造业外商直接投资理论和国际贸易理论为分析框架的，这两种理论都具有借鉴意义。但由于服务业区别于制造业的特性，有时是制造业外商直接投资理论和贸易理论无法解释的，因此，有必要结合服务业自身特点提出一套新的理论来分析指导服务业的外商直接投资。

再次，在实证研究方面，同样由于服务业区别于制造业的特性，服务业外商直接投资的决定因素与制造业外商直接投资的决定因素是否相同有待进一步研究。特别是服务业涉及部门多，牵涉面广，需要具体问题具体分析。

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关键词：FDI；就业增长；结构优化

中图分类号：F01 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2013）01-0080-03

我国是一个人口大国，就业问题一直是重大的民生问题。解决就业难的问题、促进就业的持续增加是构建和谐社会的重要目标和任务。随着全球经济的发展，发展中国家把引进和利用外资作为一种重要的经济政策。自改革开放以来，我国实行优惠的外商政策，积极地吸引外资，外资的大量流入不仅带来了经济发展所需要的资金而且带来了先进的科学技术、管理经验、企业家才能等资源，对我国的经济发展起到了重要的促进作用，这些资源与我国充足劳动力相结合的同时也提高了我国的就业数量和质量。在提倡发展绿色经济、循环经济的背景下，既要看到外商直接投资带来的正面效应也要看到所带来的负面效应。我国要调整对外商的政策，继续扩大正面效应，减小负面效应。

一、外商直接投资对我国就业影响的理论分析

本文主要研究外商直接投资对我国就业的影响，主要有以下三个代表的理论：

（一）凯恩斯的投资就业理论

凯恩斯认为就业量取决于有效需求，短期内当有效需求不足会造成不充分就业，有效需求包括消费需求和投资需求。在经济大萧条中出现了严重的失业现象，通过工资来调节就业量的经济理论已经行不通，于是凯恩斯提出了就业理论，即有效需求不足理论。外商直接投资也是一种投资，外商投资的增加会弥补投资需求的不足，刺激经济的发展。

（二）钱纳里和斯特劳特的“双缺口”模型

美国经济学家钱纳里（H.Chenery）和斯特劳特（A.Strout）在1969年创立了双缺口模型，该模型是建立在国民经济核算理论之上，其主要论点是发展中国家发展经济所需要的资源数量与其国内的有效需求之间存在着缺口，大多数的发展中国家发展经济受到储蓄、技术、投资三个因素的制约。而发展中国家有充足的劳动力，丰富的资源却缺乏先进的技术、充足的资金，如果发展中国家能有效地利用外资，克服储蓄、外汇和技术的约束，增加国民总储蓄和总投资，就能促进经济的发展，进而提高了就业率。

（三）克里斯托弗·M·科斯的理论

克里斯托弗·M·科斯认为，外商直接投资主要从三个方面对就业产生影响：第一，直接影响，外商投资额的增加，会直接创造新的就业机会；第二，间接影响，FDI带动了与其前后相互关联企业的就业数量；第三，乘数影响，被某些受益人与收入乘数作用的公司所雇佣，从而增加了就业数量。

第一阶段（1985-1991）：缓慢发展阶段。1985年利用外商直接投资为19.56亿美元，1991年利用外商直接投资为43.66亿美元，这七年的时间，FDI仅增长了3倍左右。

第二阶段（1992-1999）：加快发展阶段。我国吸引外商直接投资从1992年呈现明显的上升趋势。这主要由于我国投资环境的改善和国家对外商投资政策的完善，外商投资步伐明显加快。外商直接投资规模与前一阶段相比明显扩大，实际引资额在世界已排名第二位，仅次于美国。累计实际利用外商直接投资达2 825.76亿美元，年均为353.22亿美元，比1992年以前所有累计总额（250.58亿美元）的还多。

第三阶段（2000年至今）：调整和持续快速发展阶段。这一阶段，我国开始注重引资进入不同产业发展中，对外商投资项目进行控制和引导，限制对我国环境产生负面影响的投资，注重发展绿色经济；同时我国法规、政策更加透明，投资审批的程序更加完善，投资环境也进一步改善和优化。

二、外商直接投资的就业实证分析

随着外商直接投资规模和结构的不断优化，外商直接投资对我国就业的影响程度不断提高。从图2可以看出外商投资企业就业人数一直处于增长的趋势，外商企业就业人数占全国就业人数从1985年的0.012%提高到了2010年的2.395%。虽然每年外商企业就业人数的增长速率不同，且有时候差距比较大，这是取决于全球经济的发展情况和我国政府对外资的政策等。当处于外商引进的起步阶段，对劳动力的需求量很大，劳动力就业增长速率就非常的快；2008年的金融危机发生后，各国的经济发展都遇到了一定的困难，来我国的投资也会随之减少，随之对我国劳动力的就业也会产生影响；在欧债危机、美国财政赤字、日本经济低靡等全球经济不景气的大背景下，我国又提出发展绿色经济循环经济的政策，注重招商引资的质量，对招商引资的数量和质量加以限制和引导，这也对我国的就业产生影响。

外商投资企业就业人员的波动增长说明在一定的程度上外商投资的就业效应具有一定的复杂性和不稳定性。同时也说明了外商投资企业成为促进我国就业的重要力量，对缓解我国的就业压力产生了积极的作用。

（一）外商直接投资对总就业量的实证分析

外商投资与就业存在着一定的关系，为了探讨外商投资对就业增长的贡献。选取我国1985-2010年的外商直接投资企业的就业人数为被解释变量，以外商直接投资为解释变量。防止伪回归的出现，首先对变量进行平稳性检验，本文采取ADF方法检验变量的平稳性。检验结果如下：

从表1可以看出，原变量是非平稳，经过对数处理后，变量LNL和LNK在5%的显著水平下其ADF检验统计量的绝对值都大于临界值的绝对值，这说明变量LNL和LNK通过了单位根检验，序列都是平稳的，所以可以对两个变量之间的长期关系进行下一步检验。

对数据进行了单位根检验后，要进一步对数据进行协整检验。协整检验的前提是两个变量都是单整变量，且它们的单整阶相同。LNL和LNK都是平稳序列，便可对LNL和LNK是否存在长期的稳定的关系进行协整检验，若两者协整表明它们之间存在着长期稳定的关系，若不协整则不能证明它们之间存在长期稳定的关系。

表2的第一列是特征值，第二列是似然比检验统计量的值，接下来两列是5%和1%的显著性水平下的临界值，最后一列是结论部分，依次列出了2个检验的原假设，并对能够拒绝原假设的检验用“*”标记。由结果可知，LNL和LNK存在长期稳定关系。

根据外商投资额和外资企业就业情况的相关数据用最小二乘法做回归分析模型，其回归模型结果如下：

上述方程中，判断系数为R2=0.94，说明该回归方程拟合程度比较理想，F的值为397，DW的值为0.49，没有通过检验，说明存在自相关，因此，参数估计值，预测值尽管是无偏的，但却不是有效的，显著性检验失效。这说明（1）式不能代表就业与FDI之间的长期均衡关系。为消除序列相关性，以获得LNL与LNK之间的长期均衡关系，对建立的模型进行修正，通过试算建立模型如下：

LnL=6.78+0.09LnK+[MA（1）]+[AR（1）]（2）

从调整后的方程来看，R2=0.99，说明该方程的拟合度非常的好，DW为1.98，通过了检验。可以看出，外商直接投资的直接就业效应十分明显，外商直接投资增长1%，将会引起就业量增长0.09，说明FDI增加，将有效地引起就业的扩大。外商直接投资与就业之间存在着长期的稳定的关系。

（二）FDI对三次产业就业的实证分析

我国的就业结构呈现典型二元结构特征，这一现象主要是由我国的国情决定的。相对于西部地区，东部地区有良好的基础设施和较强的经济实力以及优越的地理位置，改革开放初，首先开放沿海东部地区，为吸引外商投资加大对外开放的力度。例如，税收减免，简化审批程序等。随着经济全球化的发展和我国改革开放深度的加大，大量的外商投资者来我国东部投资，主要投资于第二产业，为我国制造业带来先进的技术和管理经验。FDI在工业部门的集聚促进了第二产业的快速发展，增加了第二产业的就业量，同时也吸引了大量中西部闲置的劳动力向东部迁移。

为了准确衡量三次产业的外商直接投资对我国劳动力就业的影响，我们就利用不同三次产业的外商直接投资对就业的贡献进行计量分析。用L1、L2和L3，分别表示三次产业的从业人员，K表示外商直接投资额，建立如下回归模型：

从上述回归结果可以看到，对于（3）式R2=0.83，说明其拟合度比较好，FDI作为解释变量的系数为负数，说明FDI与我国第一产业就业人数之间存在负相关的关系。随着我国社会主义市场经济的发展，外商对第一产业的投资放慢了速度，这也符合我国产业结构的调整政策。对于（4）式R2=0.93，说明其拟合优度很高，F值和DW值都通过检验，说明FDI作为解释变量是显著的，FDI同我国第二产业就业人数之间存在着较强的正相关的关系，外商直接投资在第二产业分布比较广。对于（5）式，R2=0.9946，说明其拟合优度非常高，F值和DW值也都通过检验，说明FDI作为解释变量是很显著的，FDI同我国第三产业就业人数之间存在着较强的正相关的关系，符合我国产业政策的调整，大力发展第三产业。

外商直接投资的规模和结构通过产业结构调整影响就业的数量和结构。一方面，FDI较多集中在国内缺乏技术资金开发的新兴产业，促进了这些朝阳产业的崛起；另一方面，FDI也推动了技术、资金密集型产业内部产业结构的升级。在就业的产业结构上，由于FDI集中于我国的第二产业（特别是制造业），在一定程度上促使了我国的就业人员向第二产业集聚，进入20世纪90年代以来，随着外商投资企业逐渐注重第三产业的发展，这导致我国第三产业就业人员比重的逐渐上升。

三、总结

（一）结论

外商直接投资首先直接增加了我国的就业机会。随着经济全球化发展的深入，资金在全球流动的空间加大，再加上我国具有吸引外资的有利条件，来我国投资的国家会越来越多。其次，外商直接投资促进了我国就业质量的提高。由于外商投资的公司拥有较先进的技术设备和管理经验，会产生技术外溢行为，这就会提高劳动生产率。外商为了提高在我国的竞争实力，他们会投入大量的资金和人力为员工提供技能和素质的培训，并大力进行人力资源的开发，这样外资企业的员工在软件和硬件上都享有比较优越的条件。而内资企业为了争夺人才和维持发展也会提高劳动者的待遇，这样也提升了我国劳动者的素质和能力，促进了我国整体就业质量的提高。第三，外商直接投资促进了我国中西部大量的剩余劳动力向东部地区转移。我国FDI的一个特点就是主要集中于我国东部地区，我国东部地区吸引的外资远远多于中西部地区，由此吸引了大量中西部的剩余劳动力向东部地区转移，提高了中西部就业量。

FDI在推动我国就业总量增长的同时，其进入的方式、产业分布、区域分布等对我国的就业结构也产生了重大的影响。它促使了我国的就业人员向第二、三产业聚集，优化了我国就业人员在三大产业的分布。

（二）问题

当外商投资企业生产的产品销售集中于我国国内市场时，将使我国国内民族工业面临强大的竞争，导致一些国内企业倒闭，使内资企业的就业减少。此外，FDI资本有机构成的提高，也导致对我国劳动力需求的数量的减少，对就业的拉动作用减弱。

FDI在我国东西部的不均衡分布，会使劳动力就业的地区结构差异增大。目前，我国设立的外商投资企业80%以上集中在东部沿海地区，使得企业的劳动就业也都集中在沿海地区，一方面沿海地区的劳动力相对不足，另一方面内陆地区的劳动力又严重过剩，从而加剧了年复一年的民工潮等社会问题；其次，中部农村劳动力特别是素质较高的劳动力的大量外流使得在我国具有重要地位的中部农业发展阻滞；再者，由于沿海地区对内地的产业替代，内地企业特别是乡镇企业的发展遇到严峻挑战，内地农村非农就业机会减少，农村劳动力大量外流，造成内地城市劳动力市场就业供给增加，就业矛盾加剧。

FDI主要分布在劳动密集型的第二产业特别是制造业，第三产业的比重相对较小。尽管制造业可以吸收较多的劳动力，但是随着科技的进步，资本有机构成的提高，制造业从长远来看吸收就业的潜力不如第三产业。

四、政策建议

（一）加强民族企业创新

在充分吸收外商投资企业带来的先进的技术和管理经验时，要注重民族企业的自主创新，提高我国国内企业的竞争力，促进国内企业和国内投资对我国就业的贡献。

（二）提高内陆地区对外资的吸引

我国的外商直接投资主要集中有沿海地区，内陆的外商直接投资较少，这是由我国的国情决定的，随着外商投资于我国东部地区，这就间接地增大了我国东西部地区工资水平的差距性。应采取措施，优化内陆的投资环境，提高内陆吸引外商直接投资的能力。例如，加大我国西部的教育投入，提高我国的教育质量，加强劳动力的职业培训和指导，特别是高等教育要注意与市场需求相结合。进一步提高和扩大吸引外商直接投资的规模，平衡东西部吸引外资的差距。内陆地区通过提高吸引外商直接投资，来带动内陆地区的经济发展，为内陆地区增加就业机会，缓解内陆地区的结业压力。

（三）引导外商直接投资的分布

外资产业政策法规是影响外商直接投资流向不同产业重要因素之一。随着经济的发展，各个国家越来越重视第三产业的发展。外商直接投资主要分布在我国第二产业的制造业，我国要进一步开放服务业市场，引导外资投向第三产业。要采用鼓励和限制性的产业政策，有意识地消除外商直接投资在产业间的不完全分布，通过直接和间接作用影响外商直接投资的抉择，引导外商直接投资流向。

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近年来我国服务业实际使用外资保持增长，2015年上半年服务业实际使用外资434.3亿美元，同比增长23.6%，在全国总量中的比重创新高，达63.5%。自2001年正式加入世界贸易组织以来，我国逐步放宽服务业外商直接投资的市场准入限制，外资进入对处于经济转型时期中国的市场结构和经济绩效的影响越来越大，直接投资进入对本国市场结构效应的分析一直是学者们所关心的问题。

二、外商直接投资影响市场结构的机理分析

Hymer（1960）首先提出了以产业组织理论为基础的国际直接投资理论，并指出跨国公司是“市场不完全性”的产物。市场的不完全让少数企业拥有垄断优势，从而进行企业规模的扩张，形成跨国投资。Dunning（1977）的国际生产折衷理论阐释了跨国企业选择海外投资方式的动因，当企业同时拥有所有权优势、区位优势和内部化优势时，会选择直接投资方式进入海外市场，直接投资方式也可分为绿地投资和并购投资两种。绿地投资又称作新建投资，跨国公司在东道国新建厂房，购置新设备进行生产经营，绿地投资会增加厂商数量，在东道国市场引入竞争效应。并购投资是通过合并收购东道国现有企业获得股权，形成对东道国在位企业的控制，并购投资方式没有直接增加东道国市场厂商数量，初期不会对东道国市场结构产生明显影响，但长久看溢出效应的作用使东道国在位企业效率提高，市场竞争程度加剧，会对东道国市场结构产生影响。

三、基于我国信息服务和软件业的分析

1.信息服务与软件业市场结构现状

通常刻画市场结构特征的一个重要量化指标是市场集中度，它能够比较真实的体现市场中企业相对规模的大小，综合地反映出市场的竞争状况。经常使用的集中计量指标有：CRn、赫芬达尔-赫希曼指数。本文将采用CRn指数反映行业集中度，式（1）是CRn指数的基本计算公式，其中，xi/X表示第i家厂商的市场份额，该指标的数值越大，表明前n位的企业对市场的操控能力越强，本文计算了2005年-2014年软件与信息服务业集中度指标。

2.信息服务与软件业外商直接投资规模现状

外商直接投资FDI是一个存量的概念，准确估算FDI的规模能够如实反映我国外商直接投资状况。本文采用永续盘存法估算FDI存量，根据国家队外资企业的最低残值率10%，折旧年限15年，用固定资产折旧的平均年限法，最终按照年折旧率6%计算得到各年的FDI存量，计算方法如下：

2005年-2014年，我国信息服务与软件业外商直接投资资本存量总体增加，其中，2006、2008年增幅较大，分别由584337624.3万元、1784867185万元增至1401269652万元、2796713019万元，涨幅达139.8%和56.69%。2008年后，除2012年达到最高2823027243万元，其余各年无较大幅度增减。

3.外商直接投资规模与市场结构关系

我国信息服务和软件业行业集中度与外商直接投资规模的现状呈先大幅上升后略微下降的趋势，可以推测两个变量间存在一定的相关性。为了进一步验证两者间的相关关系，本文拟通过简单的回归分析加以验证，将信息服务和软件业行业集中度作为因变量，外商直接投资规模作为自变量，建立二元线性回归方程，运用Eviews7.0软件进行回归分析，回归结果如下表3：

模型总体R方达0.504693，整体拟合情况良好；F检验中，模型在5%的水平上通过显著性检验，行业集中度与外商直接投资规模存在回归关系；外商直接投资规模系数为正，T检验P值为0.0213，在5%的水平上显著，说明在信息服务与软件业中外商直接投资与行业集中度存在正向相关关系。由此，可以认为在信息服务与软件业，外商直接投资规模对行业集中度有正向影响，外商直接投资规模的扩大有利于提高行业集中度，提升行业竞争力。

4.影响信息服务与软件业市场结构的其他因素

首先是政策因素，国家对不同行业实施的产业政策的异同也会对行业集中度产生影响。其次是行业因素，市场容量的大小会对行业集中度产生一定影响。

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[关键词】外商直接投资；收入效应；食品工业

【作者简介】徐会苹，河南农业大学讲师，博士，河南

郑州450002

【中图分类号】F124.7 【文献标识码】A 【文章编号】1004-4434（2013）05-0132-05

引言

据2011年人力资源和社会保障部工资研究所的数据显示，中国收入最高和最低行业的差距已扩大到15倍，跃居世界之首。行业收入差距，是造成中国贫富差距的一个重要原因。中国食品各行业收入（烟草制造业除外）处于全国各行业收入的较低层。2010年全国各行业平均工资为36539元，而食品加工业、食品制造业、饮料制造业平均工资分别为23507元、19091元、21700元。仅略高于处于最低收入水平的养殖业、种植业等农业各行业，而在食品工业各企业中，有98%来自广大的农村。如何提高这些低收入群体的收入水平，是当前中国的一个热点问题，也是难点问题。

外商直接投资作为中国经济发展中的一个重要组成部分进入中国食品工业。不仅会通过直接或间接的影响。带来食品工业就业数量的挤入、挤出效应，同时会对食品工业的就业质量产生重大影响。理论上讲，外资进入食品工业会通过影响食品工业的技术进步带来劳动生产率的变化，从而带动劳动者工资水平的变动。但中国作为一个典型的二元经济转型国家，在把越来越多的农村剩余劳动力卷入到工业化进程中，因为非熟练劳动力有无限供给的特点，使非熟练劳动力工资水平上涨速度极其有限。外商直接投资作为中国经济的一个重要推力。是否能有效提高食品工业工人的收入水平，还有待验证。

一、国内外对外商直接投资对收入影响的研究文献

Aitken，Harrison and Lipsey（1996）分别研究了墨西哥、委内瑞拉、美国外商直接投资与各国工资的关系。结果显示，尽管3国的经济发展水平相差较远，但外商直接投资作用于工资水平的效应是相同的，高外商投资额带来了高工资水平。所不同的是，在墨西哥和委内瑞拉，外商直接投资主要影响到外资企业的工资水平提高，对内资企业工资水平影响较小，内外资企业工资水平有较大差距；而在美国内外资企业的工资水平相差较小。体工资水平影响显著，其作用程度要大于中国固定资产投资对工资水平的影响，但对国有企业或集体企业工资水平影响并不显著。祁湘涵（2009）从不同所有制角度。实证分析了外资直接投资对不同类型企业工资的溢出效应。结果显示，外商直接投资对国有企业工资水平提高的效应明显低于非国有内资企业。陈怡、周曙东、王洪亮（2009）用1998-2006年中国30个省市区域的面板数据，实证分析了外商直接投资对制造业工资收入差距的影响。研究表明，外商直接投资通过提高中低收入者的收入，从而缩小了中国制造业行业间工资差距；并用这种影响在东部地区比中西部更为显著。从而客观上扩大了东部地区和中西部地区的收入差距。周启良、湛柏明（2009）实证分析了外商直接投资对中国三大经济地区就业数量、质量的效应。外商直接投资流量对三大经济地区就业数量、质量影响都呈显著的正向影响，且东部地区效应比中西部地区更为明显；外商直接投资存量对三大地区就业数量、质量都呈负向影响。

众多学者认为，外商直接投资带来工资水平拉大的原因主要是教育的问题，如国外学者Feliciano（1993）、Robbins（1994）、Velde&Morrissev（2002），国内学者也基本认同该观点，并且认为中国作为发展中国家，外资拉大中国工资收入差距还有一个重要原因，低技能劳动者供给丰裕。学者Zhao（1998）从博弈的角度分析了外商直接投资对东道国工人就业和工资上涨的影响。外资企业可以有更多国家的选择机会，所以谈判中处于优势地位，可以影响到就业和工资水平。如果单个外资企业与全国性的工会进行谈判，因为存在勾结和威胁效应，外资企业会减少就业数量或降低工资水平；如果是众多外资企业与全国性的工会进行谈判，外资企业对就业和工资水平提高的负面影响更大。

由以上文献综述可以看出，国外学者关于外商直接投资对就业质量的研究主要集中在收入差距方面：外商直接投资是否拉大了蓝领与白领工人的工资收入，实证研究结论也各不相同。国内学者对此方面研究涉及到多方面。部分学者研究了外商直接投资对中国人力资本积累的效应；部分学者研究了外商直接投资对地区间收入差距的效应；当然更多学者从实证角度研究了外商直接投资对中国工资水平的效应。本文研究主体是中国食品行业，下面主要就外商直接投资对中国食品行业工资水平的效应进行实证分析。由于受数据所限，文中仅就外资流入中国食品工业后对中国食品工业整体工资水平影响进行分析。

二、模型设定及数据选用：

（一）模型设定：

利用科布一道格拉斯函数。

Q=AF（KdKfL）=AKαdKβfLγ

根据厂商利润最大化的原则，对L求导，得出：

W=γAKαdKβfLγ-1

两边取对数，有：

LnW=Lnγ+LnA+αLnKd+βLnKf+（γ-1）LnL+μ

假设A=KαdKβf则：

LnW=Lny+（α+γ）LnKd+（β+θ）LnKf+（γ-1）LnL+μ

由于FDI的流量与存量分别对工资发生直接效应与间接效应，因此，模型最后设计为：

LnWt=C+C1Ln（Kf）t+C2Ln（Kd）t+C3Ln（TKf）+C4Ln（TKd）t+C5LnLt+μt

Wt表示食品行业t年从业人员的平均货币工资水平

Lt表示食品行业t年从业人员年底数量

Kft表示食品行业t年FDI流量

Kdt表示食品行业t年总资本流量除去当年FDI流量

TKft表示食品行业t年FDI存量

TKdt表示食品行业t年总资本存量除去FDI存量部分

（二）数据选用：

全国各省市区域外商直接投资、食品工业各行业就业各相关数据来源于2000-2011年《中国工业经济统计年鉴》、2001-2011年《中国劳动统计年鉴》、2004年数据来自2004年《中国经济普查年鉴》（2005年《工业经济统计年鉴》未出版）。

三、模型回归结果：

文中用2001-2010年中国31个省市区域的面板数据，对食品行业中的食品加工业、食品制造业、饮料制造业分别进行回归分析。对于本属于食品次级行业的烟草制造业，文中并未分析，主要是因为烟草制造业国家外资政策限制较多（外商直Feenstra and Hanson（2001）用1975-1988年墨西哥加工装配业数据实证分析了外商直接投资对墨西哥熟练工人工资水平提高的效应，结果表明，外商直接投资增长与熟练劳动力工资水平提高呈显著的正相关关系，在部分外商直接投资集中的地区，劳动力工资水平提高的一半以上影响力来自于外商直接投资。Lipsoy and Sjoholm（2002）发现外资并购企业工人的工资水平在并购的当年及其后的两年，工资水平都会出现大幅上涨，超出内资同类企业工资水平的50%左右。Markusen and Venables（2002）专门研究了跨国公司（外商直接投资的一个主要办演者）对工资差距的影响，研究指出，跨国公司通过作用于要素市场而影响劳动力工资水平。不管是熟练劳动力充足的国家还是非熟练劳动力充裕的国家。投资自由化的环境均会扩大劳动力工资差距。Driffield and Girma（2003）用联立方程模型的方法。用面板数据分析了外商直接投资对英国电子行业工资的溢出效应，研究发现，外资企业工人的高工资水平会刺激内资企业工资水平上涨，但这种效应主要发生在外商直接投资区域。Taylor and Driffield（2004）用1983-1992英国制造业面板数据实证分析了外商直接投资对英国日益增加的收入不平等的效应，尽管控制了通常使用的影响工资不平等的两个重要解释变量——技术和贸易，外商直接对英国工资不平等的影响依然非常显著，外商直接投资可以解释11%的工资不平等。Lipsey and Sj8holm（2004）研究了外商直接投资对印度尼西亚制造业就业的溢出效应，首先理论分析了外商投资企业付给员工高额工资的原因，并通过何种机制影响到内资企业提高员工工资水平，然后通过实证分析了外商直接投资对印度尼西亚工资水平的效应。结果显示：外商直接投资对蓝领和白领工人工资水平提高都有显著的正向影响，其中对白领工人工资水平的提高效应要两倍于蓝领工人的工资水平。Girma and Gorg（2006）用差分方法分析了外资并购对熟练和非熟练劳动力工资水平的影响，研究表明，并购的外资来源、企业所从事的行业、技能工人数额是并购对工资水平变动的主要影响因素。其中来自美国的外资并购对熟练工人和非熟练工人工资水平提高影响显著，而来自欧盟的外资并购对所有工人工资水平提高影响不显著。Chintrakam，Herzer，Nunnenkamp（2010）用美国1977-2001年48个州的面板数据，用协整方法分析了外商直接投资对收入差距的影响，实证结果表明，短期内外商直接投资对美国收入差距影响不显著，长期来看，外商直接投资对美国收入差距影响较为显著，且是负向影响。但各州之间长期效应各不相同。Girmaand Taylor（2010）研究发现外商直接投资确实加大了国家收入不平等，但外商直接投资对国内不同地区收入不平等的影响效应有很大不同。

国内关于外商直接投资对中国就业质量的研究文献也较多。蔡昉（2004）详细分析了外商直接投资对中国就业的贡献，外商直接投资不仅对中国就业数量、就业结构起了重要影响，而且对中国劳动力市场的发育起到了不容低估的作用。外资企业与内资企业相比较为灵活的用人机制，改变了中国传统单位的用人体制，加快了中国劳动力的区域间、企业间的流动性，工人可以通过“跳槽”的方式来体现劳动报酬与劳动强度、劳动能力相一致。杨泽文、杨全发（2004）用2001年中国31个省份数据分析了外商直接投资对工资水平的效应，结果表明，不同行业、不同地区的外商直接投资均对工资水平提高都呈正向影响。陈利敏、谢怀筑（2004）实证分析后指出，外商直接投资提高了中国高素质劳动者的工资水平，但对简单劳动力的工资水平影响不显著：外资参与程度较高的行业，外资企业的工资水平较高，但内资企业的工资水平较低；外资对东部地区工资水平提高影响显著，但对中西部地区影响不明显。总的来看，外商直接投资拉大了熟练劳动者和非熟练劳动者的收入差距，也扩大了中西部地区的收入差距。周华（2006，）理论分析了外商直接投资所带来的技术进步会提高中国熟练工人的收入，而对非熟练工人工资影响不明显，这样就拉大了收入差距。并用1985-2003年中国30个省市的面板数据，进一步实证分析了外商直接投资对工资收入的影响。得到了与理论分析相一致的结论。任志成（2006）研究后指出，外商直接投资对中国不同技能劳动力工资差距起到了推动作用。任志成（2007）进一步分析指出，外商直接投资促进了中国劳动力质量提高，并深入分析了外商直接投资对劳动力技能升级的作用机制。（1）外商直接投资对熟练劳动力的需求，通过付熟练劳动力高工资形式，刺激劳动者劳动技能的提高，也会刺激和支持中国的教育发展；（2）外商直接投资的技术外溢，也会带来劳动者劳动技术的提高，提高中国人力资本的积累。徐琳琳（2007）采用1985-2005年中国工人平均工资数据，实证分析了外商直接投资对中国工资水平的溢出效应。结果显示。外商直接投资对中国总接投资产业指导目录中，烟草制品业属于限制类产业），外商直接投资额非常少，甚至个别年份为0，分析烟草制造业外商直接投资对国内资本形成回归分析不具有统计意义。在回归过程中采用了Eviews6软件，回归过程中通过Hausman检验来确定是采用固定效应或是随机效应，检验结果P值都接近于O，因此拒绝随机效应原假设，最终选用固定效应回归结果。以下表1是外商直接投资对食品各细分行业工资水平效应回归结果。

食品加工业：从下表1可以看出，外商直接投资存量、国内资本存量对食品加工业工资水平的影响在1%水平上显著。国内资本流量对食品加工业工资水平影响在10%水平上显著。而外商直接投资流量对食品加工业工资水平影响并不显著，最可能原因是外商直接投资流量对工资水平影响的滞后性。外商直接投资存量对食品加工业工资水平呈正向影响，这和大多数学者的研究结论相一致。外商直接投资存量每增长一个百分点。食品加工业工资水平增长0.17个百分点。因为外商直接投资流量对工资水平直接影响的效应不显著，外商直接投资对食品加工业工资水平的影响主要就表现在外商直接投资存量对工资水平的间接影响方面。因此，食品加工业外商直接投资每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.17个百分点。同时，国内资本存量对食品加工业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.47个百分点。

食品制造业：从上表可以清晰看出，外商直接投资存量、国内资本存量对食品制造业工资水平影响在1%水平上显著。外商直接投资流量对食品制造业工资水平影响不显著，原因同食品加工业，外商直接投资对工资水平影响的时滞性。外商直接投资存量对食品制造业工资水平呈正向影响，这也和多数学者的研究结论相一致，外商直接投资存量每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。同样。因为外商直接投资流量对工资水平的直接影响不显著，因此。外商直接投资对制造业工资水平的影响主要就表现在外商直接投资存量对工资水平的影响方面，即外商直接投资每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。同时，国内资本存量对食品制造业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.31个百分点。

饮料制造业：从上表可以清晰看出，外商直接投资存量、国内资本存量、行业从业人员对饮料制造业工资水平影响在1%水平上显著。外商直接投资流量对饮料制造业工资水平影响不显著，原因同食品加工业和食品制造业，外商直接投资流量对工资水平影响的时滞性。外商直接投资存量对饮料制造业工资水平呈正向影响，这也和多数学者的研究结论相一致，外商直接投资存量每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点。同样，因为外商直接投资流量对工资水平的直接影响不显著，外商直接投资对饮料制造业工资水平的影响主要表现在外商直接投资存量对工资水平的影响方面，即外商直接投资每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点。国内资本存量对饮料制造业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.27个百分点。

四、基本结论及政策含义：

本文通过对2000年以来中国31个省市（自治区）食品各细分行业面板数据进行回归分析后显示：随着外商直接投资流入中国食品各行业，各行业的平均工资水平都显著提高。但不同细分行业，影响大小不同。外商直接投资对饮料制造业工资水平影响效果最为显著。饮料行业中外商直接投资每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点；外商直接投资对食品加工业工资水平影响效应也较大。食品加工业中外商直接投资每增长一个百分点。食品加工业工资水平增长0.17个百分点；外商直接投资对食品制造业工资水平提高影响效应最小。外商直接投资每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。

从以上结论可以看出：

一是随着外商直接投资额的增加，食品工业各行业的工资水平都在显著提高。这一方面是食品工业外资进入并随之带来的技术水平提高。因而有效提高了劳动生产率进而带来了工资水平提高；另一方面是外资进入带来的食品行业竞争加剧，各企业为生存提高了劳动生产率，并最终提高了工资水平。因此，从提高食品工业收入水平的角度，外资进入带来了积极的效应。

篇6

[关键词] 国际直接投资 陕西 经济增长

一、引言

改革开放20多年来，陕西省利用国际直接投资工作发展迅速，成效显著，形成了以吸收外商直接投资（FDI）为主，借用国外贷款和在国际资本市场筹集资金为辅，多种渠道并存，多种形式并举的利用国际直接投资格局。截止到2006年6月底，陕西省累计 签订合同项目4111个，合同外商直接投资93.16亿美元，实际使用外商直接投资47.79亿美元。

为了进一步提高陕西利用国际直接投资的质量并改善投资结构成，本文运用经济学实证分析的方法，将对陕西利用FDI的现状、国际直接投资对陕西经济增长的影响等问题进行深入研究，最后提出对陕西省充分利用FDI的建议。

二、文献回顾

国际直接投资流入对东道国经济的影响首先体现在给东道国带来的整体经济福利效应。英国的经济学家麦克杜格尔（Macdougall）在《国外私人投资的收益和成本：理论探讨》（1960年）一文中，系统探讨了国际投资对母国、东道国和整个世界经济福利的影响。其认为:从总体上讲，国际投资对母国、东道国和整个世界经济福利的改善都是有利的。不过麦克杜格尔只是泛泛指出FDI的流入不仅可以提高东道国的经济发展水平，而且可以改善东道国的国民经济福利，但没有说明FDI在哪些方面可以改善国民经济福利。伯仁斯坦（E. Borensztein）和格力格瑞诺（J. Gregorio）用20年间69个发展中国家吸收发达国家投资的数据进行回归分析，提出FDI是技术转让的重要渠道，FDI对经济增长的作用比内资大，但前提条件是东道国有吸收先进技术的能力。

关于国际直接投资与我国经济增长的关系，桑秀国对FDI与中国经济增长的关系进行计量分析得出FDI与经济增长存在正相关，FDI主要是通过技术进步的方式促进东道国的经济增长。李志军，瞿北秦将实际利用外资额占GDP的比重定义为外资依存度，计算得出陕西与全国的外资依存度变化趋势相一致，但却明显低于全国的情况，说明陕西的利用外资促进经济增长的作用较之全国平均水平尚有一定差距。袁辉，徐玲利用1984年～2003年陕西省FDI进出口额之间的数据进行分析，得出陕西省FDI每增长1个百分点，进出口额增长0.745个百分点。

三、陕西省利用FDI的基本状况

改革开放以来，陕西的利用外商直接投资工作取得了显著成效。目前，共有69个国家和地区的投资商对陕投资，形成了以港、台地区和美、日、欧、新加坡、维尔京岛等国家(地区)为主的多元化投资格局。

1.国际直接投资来源结构

亚洲是陕西省吸引外资的重点地区。表1所示，以合同外资金额排位，前十位的合同外资额为89167万美元，占所有国家和地区对陕投资合同外资总额的94.9%;实际利用这十个国家和地区的外资额为40931万美元，占实际利用外资总额的94.4% ，其中实际利用港澳台资金达11746万美元，占前十位总数的27.1%。

数据来源:根据《陕西统计年鉴2007》整理。

2.国际直接投资产业结构

制造业依然是外商投资的重点领域，第三产业投资呈现增加趋势。2000年以来，总体上呈现第一产业的投资下降，从2000年以前所占比重约6%下降到2005年的5%以下；第二产业仍然是投资的重点。随着第三产业的投资呈现增加趋势，第二产业的比重也稍有下降，平均值在65%以下，而第三产业上升到30%以上。

3.国际直接投资的地域分布

目前,由于陕西省各地经济发展存在较大差异,导致国际投资地域分布极不平衡。85%以上的项目集中在关中“一线两带”的西安、宝鸡、咸阳、渭南和杨凌示范区,总体来看,有如下三个特点:一是在西安的外商投资项目占全省的比重呈逐年上升趋势，项目数占全省的70%;二是关中的“一线两带”所占比重上升达85%;三是陕南和陕北的吸引外资所占全省的比重较低,小于15%。

4.国际直接投资的规模趋势

从单个项目平均合同外资金额指标来讲，陕西省国际直接投资规模总体处于上升趋势。从单个项目平均合同外资金额指标来讲，陕西省国际直接投资规模总体处于上升趋势。截至2004年底，富士通、NEC、日立，美国的联合技术、强生、德国的西门子，瑞典沃尔沃等29家已在陕投资，共设立了33家企业，项目总投资额5.8亿美元，其中合同外资额为2.03亿美元，项目平均合同外资规模为634万美元，比陕西全部项目平均外资规模高出200多万美元。其中麦德龙、汉高、丰业银行等9家为近五年对投资的企业，四年引进的500强企业占500强对队投资总数的31%，9个项目投资总额为2.1亿美元，项目平均规模为2333万美元，显著高于2000年以前引进的20家500强项目平均规模为613亿美元的水平，说明500强对陕西投资的力度正在加大。

四、FDI对陕西经济增长影响的实证分析

1.陕西省FDI对GDP的影响

注：X：FDI以左方纵坐标表示，单位为万美元，Y：GDP以右方纵坐标表示，单位为亿元。根据《陕西统计年鉴2006》整理。

由图1可以看出1992年到1998年，外商在陕西投资发展趋势稳步上升;1992年，陕西省引进外资较少;1993年外商投资出现明显上升迹象，且幅度较大。1994年～1996年FDI成台阶式增长到1997年突然升至顶峰;1998年回落;1999年又开始稳步提升。

2.陕西省FDI对进出口贸易额的影响

陕西省FDI与进出口总额(T)的增长态势较为相似，对外贸易形势稳定时，FDI增长迅速，如1993年～1997年和1998年～2006年。当然特殊年份的突变值的出现偏离了进出口额的发展趋势。但总体上陕西省外商直接投资FDI与进出口总额T变化趋势较为一致。

外商投资企业扩大了陕西对外贸易的总额，外资企业出口总额占陕西省的出口比重总体呈现逐年增加的趋势，根据统计结果显示，1993年占3.19%，1995年占4.03%，1999年7.82%，2000年占8.86%，2005年占16.95%。

利用外商直接投资和扩大对外贸易是密切联系、相互促进的，外商直接投资改善了省内相关企业的营销状况，增加最终产品的贸易并且带动了出口，提高了进出口产品的结构。另外，利用外商直接投资对陕西省加工贸易为主的企业及高新技术企业起到了较大的促进作用，促进了高科技产品的生产和出口。为了进一步说明这一点，我们利用计量经济学软件Eviews3对1992年～2004年陕西省FDI与陕西省进出口贸易额的数据进行数据的回归分析。为提高拟合优度，对陕西省进出口贸易额(Y)与陕西省FDI(X)取自然对数。对两者自然对数的运算结果如下：

LnY=3.759+0.401LnX （0.34)(0.09)

R2=0.570Adj-R2=0.531

T检验值符合要求。

由此看出,陕西省FDI每增长1个百分点,进出口额增长0.401个百分点。但模型拟合优度较低，其中的原因笔者认为主要症结在于所得到的数据资料。

假设剔除掉突变值后再进行回归分析(剔除掉的突变值年份为:1992和1997年，剩下10个运算量），对两者自然对数整理上表结果:

LnY=1.719+ 0.809LnX (0.80)(0.18)

R2=0.712Adj-R2=0.677

T检验值符合要求。

由此也验证了陕西省FDI与陕西省进出口贸易之间确实存在着密切的正相关关系。因此，陕西省FDI与进出口贸易之间应该存在较为密切的关系。陕西省FDI每增长1个百分点，进出口额增长0.809个百分点。

3.FDI对陕西省资本形成的影响

截止到2005年12月底，全省实际使用外商直接投资47.79亿美元。这些资金极大地弥补了陕西省经济建设资金的缺口。特别是在固定资产投资方面起到了不可低估的作用。利用外商直接投资占陕西省固定资产投资平均达到5.36%。

外商直接投资对资本形成的效应,还表现在对资本供给与外汇收支产生的间接效应，这种间接效应主要体现为产业连锁效应和示范与牵动效应。另一方面,FDI的最终目标是实现利润最大化，不是“天上掉馅饼”,外商的直接投资在资本形成方面会产生负效应，外商直接投资从长期看(或从总体上)已经出现挤出国内投资的“挤出”效应,即我国利用外商直接投资已经出现了负效应。

陕西省的外商直接投资情况，也存在着FDI的进入“挤出”了省内投资的情况。这是因为在陕西省的FDI主要进入了一些竞争性行业和市场化行业，这样的资金流入减少或取代了省内资本将进行的投资。另外，一些外资企业资本密集型的投资活动会连带或致使陕西当地的企业将资金也转向类似的产业，从而使本省的其他产业的发展资金更加匾乏。

五、结论与建议

本文基于国际直接投资与经济增长理论，对陕西省利用国际直接投资与经济发展的关系进行了全面分析，计算出外商直接投资促进了陕西省经济的发展，而且两者正相关，然后具体分析了外商直接投资对资本、对外贸易等方面的效果。

本文认为，针对陕西经济的二元结构特点，从发展外向型经济的战略目标出发，不断提高全省的城市化水平，加大基础设施建设的力度。要充分认识完善投资环境是吸引外资的最基本条件，是扩大开放的“生命线”，因此不论是硬环境还是软环境，都要从与国际接轨的视野出发加以改善和优化，提高竞争力，降低外商投资的运价成本，特别是强化服务意识，减少隐性成本，并注意改善陕南、陕北以及关中等其他城市的投资环境，使全省经济整体协调发展。同时，陕西省引资战略应以西部打开发和加入WTO为背景，利用特色进行招商。

参考文献:

[1]陕西统计年鉴2007

[2]胡乃武金碚:国外经济增长理论比较研究[Z].北京：中国人民大学出版社.1990

[3]桑秀国:利用外资与经济增长――一个基于新经济增长理论的模型及对中国数据的验证[J].国民经济管理.2002.（12）25～26

[4]袁辉 徐玲:陕西省外商直接投资（FDI）与经济增长相关性的实证分析[J].2006.（10）100～126

[5]李志军翟北秦:陕西外商直接投资的现状及启示[J].利用外资.2005.（7）34～37

篇7

关键词：外商直接投资　出口贸易　回归分析　政策建议

一、引言

改革开放以来，中国的出口贸易以及外商在华直接投资都取得了长足的发展。从外贸领域来看，中国年度出口总额由1978年的97.5亿美元上升至2000年的2492亿美元，2008年，该数值高达14285亿美元。另外，中国吸引外资的情况也格外引人注目：1978年以来，外商在华直接投资金额呈现逐年上升的趋势。尤其是进入21世纪以来，实际使用金额更是由2000年的407.15亿美元上升至2008年的923.95亿美元，涨幅高达127％。中国吸收外资的能力也一跃成为发展中国家的首位。

外商直接投资和出口的同步增长很自然地引起了业内人士及学术界对于二者关系的思考：二者之间是否存在某种关系?外商直接投资能否促进一国出口总量的增长’在贸易投资一体化的今天，如何采取有效措施以外资带动外贸的发展。从而促进二者共同良好发展?

二、文献综述

随着经济全球化的发展，国际贸易与国际投资日益融合。当前学术领域关于投资与贸易的关系主要存在以下两种观点：

(一)传统理论认为，国际贸易与国际投资是相互替代的关系――以Mundell模型为代表

传统国际贸易理论和国际直接投资理论是相互背离的，20世纪60年代以前，经济学界一般采用H-O-S模型来解释国际间的资本流动及其与国际贸易的关系。就贸易和投资的关系而言，按照传统理论的分析，资本在国际间的流动会使要素价格均等化，从而使国际贸易的基础丧失，贸易和投资是相互替代的关系。Mundell.R.A.(1957)通过比较静态分析方法，研究表明贸易和投资是一种商品进入他国市场的两种主要方式，即投资会替代贸易，并提出了著名的贸易投资替代模型。Vemon(1966)从动态角度阐述了FDI对贸易的替代效应。他认为企业的对外直接投资是伴随着产品的生命周期运动展开的，是对企业出口方式的替代。从政治经济学的角度讲，如果对外投资是为了躲避东道国较高的关税壁垒，或者是为了减少东道国采取保护措施的可能性而进行的投资，那么这种情况下将会产生FDI对贸易的替代效应(Belderbos and Sleuwaegen，1998)。这种投资和贸易的替代关系较好地解释了二战前的世界投资行为，但随着世界贸易投资一体化理论的提出和全球贸易、投资的共同发展。该观点已经无法合理地解释贸易和投资之间的关系。

(二)更多学者认为。国际贸易与国际投资之间是互补共存的关系――以Koiima模型为代表

Kojima(1978)在其边际产业扩张理论中构建了国际直接投资与国际贸易存在互补关系的模型，即小岛清模型。该模型认为投资国对外直接投资可以充分利用东道国的比较优势从而创造更多的贸易机会而扩大两国的贸易。从这个角度来讲，FDI可以创造和扩大对外贸易，FDI同国际贸易之间存在着共存互补的关系。Muchielli，Chedor(1999)认为，发达国家对发展中国家进行直接投资，会使东道国企业学习到更先进的管理经验和生产技术。并获得更完善的国际销售网络，从而提高本国的产品出口竞争力，扩大出口规模并优化出口结构。

三、FDI对我国出口贸易影响的实证分析

(一)中国出口贸易及吸引外资情况描述

近年来，中国出口贸易以及吸引外商直接投资均发展迅猛。出口方面，自1978年改革开放以来，年度出口总额呈逐年上涨的趋势。1985―2000年，我国年度出口额逐年上升但上涨幅度较小较平稳，自2000年以后年度增长率大幅度提高。我国年度FDI也基本上呈现逐年增加的趋势。总体来讲，我国的出口贸易规模随着外商直接投资额的上升而不断扩大，二者呈并驾齐驱的稳健发展态势。

在全国出口贸易中，外商直接投资企业出口对整个中国出口的贡献非常大。1993年、1996年、1998年，外商投资企业对我国出口增加额的贡献超过100％。即如果没有外商直接投资企业，这3年我国的出口将会下降。外资企业对中国出口增加额的贡献一直处于上升势头，进入2001年以来，外商投资企业年度出口额一直占据全国年度出口额的50％以上，并且呈加速增长的趋势(表1)。外商投资企业出口的增长，是我国出口增长的主要来源。

外商直接投资会从两个方面促进中国出口规模的扩大：直接效应和间接效应。

1　直接效应指外资企业通过本企业产品的出口来带动全国的出口增长。由表1可以看出，2001年外资企业的出口额超过全国的50％，成为中国出口贸易的主要来源。

2　间接效应指FDI通过对当地企业的影响促进全国的出口增加(Cayes，1996)。外资企业通过对当地企业的“溢出效应”和多种形式的非股权产业联系。或直接带动了当地企业的出口，或使当地企业的出口竞争能力提高。

(二)外商直接投资与我国出口贸易额的回归分析

1　数据的收集。笔者选取1985―2008年中国年度出口额及年度实际使用外资金额作为模型数据，采用计量分析方法，对外商直接投资对我国出口贸易的影响程度进行实证分析。

2　模型的建立。本文采用单因素分析法来分析中国吸引FDI对中国出口贸易的影响。考虑到时间序列数据一般都是不平稳的，取对数后容易获得平稳序列数据，且对数形式的函数是一种拟合较好的函数形式，因此本文对各变量取自然对数，构建如下模型：

LnEXt=aO+alLnFDICt+Ut

对模型的两点说明：

(1)a0为常数项，没有实际意义。a1为相应的弹性系数，表示自变量每变化1％，因变量变化的百分数，U为随即扰动项，t表示相应的年份：

(2)EXt表示第t年全国出口总额，FDICt表示第t年全国外商直接投资额存量。采用外商直接投资累计值代替FDI流量是出于以下考虑：一般认为，外商直接投资额的增加不会立即对当年的出口贸易产生影响，即FDI对于出口的影响存在一定的时滞。另外，过去的FDI存量会对当前的出口贸易产生影响。FDI的累积值对出口贸易既有长期影响也有短期影响。

3　回归分析。笔者将表2中的数据代入Eviews5.0计量软件进行回归分析，得到如下结果：

LnEXt=3.2821+0.6150LnFDICt

0.2929 0.0419

t=(11.2043)(14.6800)

R2=0.9074，adjustedR2=0.9032 F=215.5013

回归结果显示，可决系数R2=0.9074，调整后的可决系数为0.9032，说明所建的模型总体上对样本数据拟合较好。F值较高。方程总体显著，解释变量也通过了显著性检验。1985―2008年期间，我国的出口贸易额同外商直接投资额之间存在着明显的线性相关关系，解释变量前的系数为0.6150，说明出口额和外商直接投资呈正相关关系，后者每增加1美，前者将会增加0.6150美元。

4　模型结论。综合以上计量过程，可以得出以下结论：由于FDI同出口贸易额之间呈现正向相关关系，所以外商直接投资对中国的出口贸易具有一定的促进作用。由于模型中采用FDI存量作为解释变量，所以无论从长期还是从短期来看，外商直接投资对我国的对外贸易都产生一定的拉动作用。

四、关于我国吸引外资和促进出口的政策建议

(一)充分发挥不同区域的比较优势，均衡发展不同的FDI

FDI是我国参与国际经济分工的重要方式，并且能够充分带动其流入地区整体经济发展水平的提高。从目前国内各不同区域的资源禀赋和区位优势来看，东部地区应以利用FDI开展一般贸易方式的高新技术产品制造业和服务业为主，而中部地区则要以利用加工贸易方式的劳动力密集型产品制造业为主，这样不仅有利于不同地区发挥自身比较优势，实现区域经济协调发展，而且也避免了地区间在利用FDI上的恶性竞争。

(二)对外资企业进行适当筛选

外商投资企业对中国出口的带动作用主要是通过直接效应和间接效应产生的。在引资过程中。各地政府最好选择与当地企业具有一定关联度的企业以及高新技术企业。这样，在外资企业本身进行生产和出口的同时，会对当地企业产生技术“溢出效应”，并使当地企业学到世界先进的管理经验，带动东道国相关产业的发展，进一步推动出口增加和出口结构的改善。

参考文献：

[1]封福育，王少平FDI对中国出口贸易影响的实证分析[j].南昌大学学报，2006(3)

[2]胡君茹.外商直接投资与我国出口贸易额的回归分析[j]上海电机技术高等专科学校学报，2004(6).

篇8

[关键词]开放程度外商直接投资溢出效应

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

篇9

一、汇率水平对FDI机制的影响

随着我国经济的不段进步，我国的开放程度也越来越深，社会经济活动中一个重要的变量就是汇率，近年来相关学者不断针对外商直接投资与汇率水平之间的关系进行研究，并总结出升值和编制的过程中将产生完全不同的效果和作用。

（一）出口价格

国际上对于进出口贸易的规定中表示，一旦该国币值上升，在出口过程中，其商品价格将随着币值的上升而提高，因此导致该国出口商品在国际竞争中失去有利地位，不仅难以将出口进行扩大，还会导致进口国方面的生产成本降低。这样一来，其他国家将选择将资金和生产投入到进口国当地，而减少在货币升值国家进行投资。对企业和国家经济的影响要看该国货币升值的大小而定。如果企业生产的产品在进行出口过程中，价格的浮动较小，则出口国家在将母国货币同货币汇率升值进行兑换的过程中将拥有更多的回报，从而导致投资增加，因此可以说外商直接投资的增加在本币贬值的情况下更容易发生[1]。

（二）进口投入品

外商将资本投入本国，是需要对部分原材料或仪器等进行进口的，因此一旦发生汇率的变动，必将影响到进口价格，外商投资过程中的成本受到影响是导致外商投资变化的根本原因。而这一影响在不同的原材料的比重、内销和外销等各种因素下将给企业带来不同程度的影响。一旦本国货币升值，生产过程中需要大量进口，同时产品出口率低时，对企业的盈利是有利的，因为生产成本是由本币的大幅度降低来进行的，反之则不然[2]。

二、当前的人民币汇率特点及外商对华直接投资特点

（一）人民币升值特点

改革开放以来，我国经济、社会及文化等各方面得到长久而稳定的发展，人民币升值成为重要的特征之一。根据购买力平价理论得出，贸易两国之间的通货膨胀率差是决定货币升值和贬值的关键因素。在这一理论基础上总结出实际汇率在货币因素从名义汇率中脱离是不会发生变化的，同时这一理论还能够对中长期均衡汇率进行控制。而利率平价理论能够将利率同汇率之间的关系进行详细的描述，现阶段这一理论受到世界各国的广泛应用。由于资金在外汇市场方面具有较快的流动速度，能够更好的成立利率平价基础。总体而言，人民币的升值问题和幅度都应当根据经济发展状况而定，即如果我国经济在长期的发展中能够持续高速增长，升值幅度就可以根据每年经济的增长状况推算出来。

（二）外商对华直接投资特点

外商在对我国惊醒直接投资的过程中会拥有不同的动机及目标，因此影响其真正进行投资的因素也将有所不同。该投资行为的真正特点能够通过这种目的来进行反应。据有效调查显示，欧盟国家在对我国进行直接投资的过程中，保证自身市场份额，构建国际性生产网络及提高劳动力等方面是其主要影响因素；美国对我国进行直接投资的主要目的是追求利润的不断增长等。其中中国市场投资型FDI是指那些为了争取我国消费市场和易避免贸易壁垒为目的的投资，这类企业通常具有较大的项目规模，从投资开始之日起就以抢占中国市场为目的，据有效数据显示，欧盟在对我国进行投资过程中以抢占市场为目的的国家占有一半以上的比例[3]。

三、人民币升值对外商对华直接投资的影响

（一）一般影响

国际投资的相关理论中指出，如果该国货币发生贬值，将会给世界各国带来“奖入限出”的影响，升值的影响则完全相反。通常状况下，一旦该国货币升值，投资国需要动用更多的资金来完成项目，对资产能够进行有效的控制；同时资本化率高是升值国的特点，能够运用更高的报价来对国内资产进行并购，外商在竞争上就失去优势，外商直接投资受到严重影响；同时，货币升值在生产成本效应的影响下，表示生产成本的外币将会大幅度提升，导致收益减少；最后，如果投资国在投资过程中会有原材料和设备出口的现象，会在被投资国货币升值的基础上出现产品价格升高的现象，导致出口困难，不利于创造更多的经济效益。

（二）FDI机制在多种机制下得以提升

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关键词：外商直接投资；就业效应分析；联立方程模型

随着中国改革开放的进一步加强和经济全球化的不断深入，国外对我国的直接投资规模和范围越来越广泛。1992～2011年间的20多年里，中国累计利用外商直接投资已超过11000亿美元。自1993年起，中国吸引外商直接投资（FDI）的流量已经稳居发展中国家第一。外商直接投资对中国经济的发展产生了越来越重要的多方面影响，就业就是其中一个重要方面。本文在总结国内外学者研究现状的基础上，利用1992～2011年足够的FDI流量和存量的数据，采用联立方程模型实证分析FDI对中国就业数量的影响，进而探究FDI对中国就业效应的原因并提出相关发展建议。

一、FDI对就业数量影响的理论分析

FDI对东道国就业数量影响具有二重性，即正面效应和负面效应。正面效应主要包括就业创造效应和就业转移效应。就业创造效应包括直接创造效应及间接创造效应。直接创造效应是指外商直接投资扩大生产能力，创造出新的就业机会，与外商直接投资的进入方式有一定联系。间接创造效应是指FDI通过关联效应带动了相关产业及前后向产业的发展，间接创造就业机会。就业转移效应是指我国面临倒闭的企业，由于外商直接投资得以挽救，从而转移了从业人员的就业。那些面临倒闭的企业，如果没有外商的合作或合资，可能将从市场上“消失”，企业的从业人员可能变为失业人口。负面效应主要包括就业挤出效应和就业损失效应。就业挤出效应是指FDI的进入，使得国内市场的竞争更加激烈，为提高竞争力，国内企业只好“减员”，或者那些无法抵抗外商投资企业激烈竞争的国内企业可能破产导致就业岗位的减少。就业损失效应是指外商直接投资并购我国企业后，在整合过程中“减员”，导致就业机会的减少。外商投资企业对劳动者的素质要求较高，没有达到要求的员工面临下岗。

综上所述，FDI对中国就业数量的影响可能是不确定的。如何测算FDI对东道国或区域的就业综合效应影响是本文的研究核心。

有关外商直接投资的就业效应国外学者做了比较深入的研究，其研究的重点大多集中于FDI就业效应的正面、负面双重效应。其中Mariotti和Barrios分别研究了意大利和爱尔兰在利用外资与国内就业方面的关系，尽管研究角度不同，但是他们得出了一致的结论，认为外商直接投资创造了就业机会，对就业产生了积极的作用；相反，Williams和Christoph Ernst从跨国公司投资的进入方式和来源国等角度分析了FDI对东道国劳动力需求的影响，但并未发现这些因素对东道国的劳动力需求有明显的影响。总之，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应并对东道国的就业质量产生影响。

随着外商直接投资规模和数量的不断扩大，国内学者对这个问题的研究也不断增多，一些学者研究了中国整体FDI流入和整体就业的关系并得出了正向相关的结论。蔡昉、王德文认为，虽然FDI就业份额仍然较小，但由于其增长速度非常快，使得该领域就业对中国总体就业增长的贡献率很高。徐涛认为，FDI的进入不仅直接提高对劳动力的需求，还会通过总需求扩张等渠道产生外部性，影响国内就业。他的研究结果表明，FDI对总需求的刺激是影响中国就业的主要渠道。沙文兵、陶爱萍应用协整及相关理论，利用1979～2005年的年度数据研究了FDI与我国就业增长之间的关系，结果表明，外商直接投资与我国就业量之间存在着长期均衡关系。阚大学、吕连菊根据现代计量经济学方法，利用1978～2010年的年度数据，以上海为例，对改革开放以来 FDI 与就业之间的关系进行了实证研究，结果发现上海的 FDI 对就业产生了扩大效应，但就业弹性较小。

上述文献主要从宏观经济理论来进行分析，本文把微观和宏观经济理论结合，构建了FDI与东道国就业的联立方程模型，将外资对就业的直接效应和间接效应纳入到一个理论模型中予以综合分析。结果表明FDI一方面通过直接效应带动了中国就业，另一方面通过挤出国内投资和提高生产率水平产生了减少就业的间接效应。如何构建正确的FDI与就业关系回归模型并对其效应进行测算是本文要解决的问题。

二、就业数量效应的理论模型及数据说明

为了测算FDI对就业数量的总体效应，本文将外资对就业的直接效应和间接效应纳入到一个理论模型中予以综合分析，模型构建如下。

首先从微观厂商生产理论考察，生产函数反映在一定技术条件下投入与产出之间的关系，此处考虑使用劳动（L）和资本（K）这两种生产要素，生产函数为

Q=Af（Kd，Kf，L）①

其中，Q为厂商产出，A为现有的生产率水平，Kd为国内资本要素，Kf为国外资本要素，L为劳动投入。相对应的成本函数为

C=wL+r（Kd+Kf）②

其中，w为单位劳动成本，r为单位资本成本，其他符号同上。厂商的要素投入决策是基于既定的资本投入量配备必要的劳动要素，即厂商在已知Kd和Kf的情况下，如何选择最优的L以实现利润最大化的目标。假设厂商生产函数为规模报酬不变Cobb-Dollglas形式，则厂商利润函数为

P=AKαdKβfLγ-wL-r（Kd+Kf）③

其中，α，β，γ分别代表各要素的产出弹性。

=γAKαdKβfLγ-1-w=0④

对式④进行对数变换得到

LnL*=Lnγ+LnKd+LnKf-Lnw+LnAi=c1+c2LnKd+c3LnKf+c4Lnw+c5LnA⑤

把式⑤转换为

LnL*=c1+c2LnId+c3LnIf+c4Lnw+c5LnA+ε1⑥

国内投资表示为

Id=F（If，DD，NE，r，Tax，DDt-1，NEt-1）

⑦

对⑦进行对数线形转换

LnId=c6+c7LnIf+c8LnDD+c9LnNE+c10Lnr+c11LnTax+c12LnDDt-1+c13LnNEt-1+ε2

⑧

其中，DD为中国的净国内（区域）需求中部的国内生产总值（GDP）中部用人民币表示的进口额；NEi为中国的当年出口额，代表国外需求；NEt-1，DDt-1分别为中国出口额和国内净国内需求的一年期滞后值。

生产率水平的模型为

LnA=c14+c15LnIf+c16LnTinp+c17LnTim+c18LnHTim+ε3⑨

其中，Tinp为中国的科技投入，用财政支出中的挖掘改造资金和科技三项经费（亿元）来衡量；Tim代表国外技术引进，用技术引进的合同总额（亿美元）来衡量；HTim代表高科技产品设备的进口，用高科技术产品的进口额（亿美元）FDI对中国的总效应直接效应+间接效应，即c3+c2*c7+c5*c15来衡量。

本文具体的东部、中部、西部划分如下。东部地区包括：上海、北京、天津、浙江、广东、江苏、福建、辽宁、山东、河北、海南共十一个地区；中部地区包括：安徽、江西、黑龙江、湖北、吉林、湖南、河南、山西共八个地区；西部地区包括：青海、重庆、宁夏、四川、陕西、云南、广西、甘肃、贵州、内蒙古、、新疆为西部大开发的十二个地区。

本文选取1992～2011年间的年度数据作为样本数据来分析考察，数据来源包括中国经济信息网数据库，中经网统计数据库，《中国统计年鉴》，《中国财政年鉴》，以及《中国科技统计年鉴》。

三、数据和计量结果分析

1.计量方法说明

由理论建模可知，本文用于计量分析的是由式⑥、式⑧、式⑨构成的联立方程模型，根据变量系数的大小、符号及其显著性确定FDI的总就业效应。本文的联立方程属于典型的递归（Recursive）联立模型，内生变量间只存在单向的因果性联系，不存在任何两个内生变量间的双向联系，因而可以采用OLS或者SUR方法进行估计。然而，计量经济学的理论指出，一般的递归方程组可用OLS估计，但如果一个联立方程式的误差项是自相关的，或者与方程组中另一方程式的误差项有相关关系，则须用SUR进行估计。因此本文列出SUR的估计结果。

2.计量结果分析

利用Eviews6.0对上述模型进行估计，在逐步提出不显著的解释变量之后，我们得到较为理想的最终模型，基本模型和最终模型的SUR回归结果见表1。

从计量分析结果可以看出，一方面FDI直接带动了大量国内就业，FDI每增加1%将会引起直接就业上涨0.1358%。1992～2011年间实际利用的FDI增加了67.96%，由FDI直接拉动的累计就业量达到6282.85万人。FDI每增加1%将会挤出0.246%的国内投资，会使间接就业减少0.0262%。1992～2011年间由于外资企业挤出效应所造成的间接就业减少达到1212.97万人。另一方面外国投资者带来的先进生产技术推动了国内生产率水平的上升，这对于提高经济增长的质量有着极为重要的意义，但这种资本密集型技术进步利益的获得是以就业机会的大量丧失为代价的，FDI每增加1%可以推动生产率水平上升0.479%，进而间接减少了0.0628%的国内就业机会。1992～2011年间FDI经由生产率提升所导致的间接就业损失累计达到2906.58万人。尽管间接就业效应挤出了一部分国内就业，但FDI对国内就业的总效应仍然是积极的，FDI每增加1%将拉动实际就业量扩大0.0468%。1992～2011年间由FDI引致的累计综合就业量上升了2164.83万人，为缓解国内就业压力做出了较大贡献。

本文在FDI与东道国就业的理论基础上建立联立方程模型，全面分析并测算了FDI对中国就业的综合效应，同时为外资与内资的挤入挤出效应、外资对生产率的外溢效应等一系列问题提供了实证检验结果，最终得出如下结论。

一是FDI对中国就业不仅存在着积极的直接拉动效应，而且还通过挤出国内投资和提升生产率水平对国内就业产生负面的间接抑制效应。FDI每增长1个百分点将会直接引起就业增长0.1358个百分点，同时间接降低0.089个百分点的就业机会，从而带动实际就业增长0.0468个百分点，，1992～2011年间由FDI引致的累计综合就业量上升了2164.83万人。

二是外资对内资的挤出效应反映了我国在吸引FDI过程中存在的一个重要问题，即片面强调引资数量，忽视外资投向的产业分布与国内产业结构之间的互补和关联，对中国产业升级和技术创新考虑不够。外商在我国的投资大都分布于生产能力闲置、能耗高、污染重且竞争激烈的产业，而在我国迫切需要发展的先进制造业和高科技领域的外商投资比例不高。政府片面追逐外商投资的数量并依此作为政绩，还给予国外投资者税收等方面的超国民待遇，从而加剧了挤出效应和不公平竞争的局面。因此，在经济转型的新的发展阶段，我国的引资政策应侧重于行业层面的引导，对国内竞争充分的行业取消外资优惠待遇，着力引进与中国产业结构互补和关联性强的外商投资，利于我国经济转型并提高技术创新的含量。

三是生产率提高带来就业方面的负面影响是引进部分有技术含量的外资和经济转型过程中必然出现的现象。该问题解决的根本出路在于提高区域内劳动者素质，在调整经济发展结构的同时，相对应的解决劳动力的结构，适应经济发展，消除因引进外资而带来就业方面的负面影响。

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