外商直接投资的作用范文

导语：如何才能写好一篇外商直接投资的作用，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

作者简介：彭新万，江西财经大学经济学院，副教授，经济学博士研究生，研究方向：经济发展理论。

摘要：国内外相关研究表明，外商直接投资(FDI)对发展中国家的经济增长和发展具有重要贡献。本文将FDI影响经济增长和发展的机制引入到主导产业形成中，认为FDI对主导产业的形成具有资本、技术外溢、产业结构、制度变迁以及路径选择等效应。落后地区具有资本、技术、产业结构及制度等方面的后发优势，充分利用FDI能够加速其主导产业的形成。

关键词：FDI；作用机制；后发优势；主导产业形成

中图分类号：F061.5　文献标识码：A　文章编导：1008-2972(2006)03，0021-03

截止2003年底，全国累计合同利用外资9,431．30亿美元，实际利用外资5,014，71亿美元。2002年外商投资企业工业总产值33,771、09亿元，占全国工业总产值的33．37％(数据来源：中国商务部网站)。研究表明．FDI对于中国东南沿海较发达省市经济发展做出了举足轻重的贡献。同时，相当文献对FDI作用机制进行了较深入的探索。这些文献表明，FDI不仅有助于在当地建立新兴产业，而且还能使传统产业升级，使内向型经济向出口导向型、具有国际竞争力的产业演进。其实，在吸引外商直接投资较多的中国各省市的经济发展中不难发现，其经济的增长和发展相当程度上是FDI通过推动当地主导产业形成从而促进当地经济的发展。发展经济学认为，落后地区具有资本、技术、产业结构、制度、劳动力等方面的后发优势(郭煦保，2004)[1]。因此，本文在通过对FDI的作用机制和主导产业的形成机制的分析基础上，结合落后地区的后发优势，探索FDI在加速落后地区主导产业形成中的作用。

一、主导产业的市场选择准则和集聚过程分析

主导产业在国民生产总值中占有较大份额，其生产率和发展速度一般要超过一般产业，同时具有较强的扩散效应，具有一定的外部效应，对其他产业的增长有一定的影响。

赫克希尔-俄林理论认为，对于一个地区来讲，应该发展能充分利用本地区相对丰富的生产要素或资源的产品，换取生产要素或资源相对劣势的产品，从而生产这些产品的产业就是该地区的主导产业。关于主导产业与其他产业的关系，罗斯托认为，在众多产业部门中，每个成长阶段都有与此相应的起主导作用的产业部门，这些部门的增长、变化、转移、更替决定了经济成长阶段的变化，一个主导部门的增长会带动四五个以上部门的增长。20世纪50年代中期，日本经济学家在研究产业结构时，提出主导产业市场选择的“收入弹性基准”和“生产率上升基准”。市场选择主导产业的基本准则有四个：(1)收入弹性准则，即收入增长率与产品需求增长率之比，这从产品市场需求方面反映了成为主导产业的可能性；(2)发展度准则，发展度指生产率的上升率，用来判断行业的发展水平和效益水平，这从产品市场供给量方面反映选择主导产业可能性；(3)产业关联度准则；(4)比较优势准则，即生产要素和资源的区位优势所带来的成本指数[2]。

从根本上说主导产业是市场选择的结果，而政府可以通过市场分析与预测来扶持有潜力的产业，从而对主导产业的形成施加影响。一个主导产业的形成，需要经过技术、资金、产品、信息等生产要素的传递、重组、渗透和集聚才能实现。主导产业的形成大致有四条可选择的道路：第一，以某主导产品(拳头产品、名牌产品)为核心，通过对产品不断深化开发，形成系列产品和系列技术，集聚在主导产品周围的是与之相关的企业和行业，这些行业和企业通过多元化经营，就出现了“一业为主，多种经营”的主导产业。第二，行业规模集聚，在同行业中产品系列层次多，技术关联大，但无大企业和名牌产品，通过一大批中小企业在一定区域或城市中的竞争和发展，形成区域性行业规模优势，成为该地区的主导产业。第三，以大企业为核心，带动其他行业和产业的发展，形成区域性的集聚经济。第四，以科技研究开发为中心，形成高科技研究、开发、生产、销售一体化产业群体[3]。美国硅谷、台湾新竹的高科技开发区，走的就是这条路。

二、FDI对主导产业形成的作用机制

FDI不仅有助于当地新兴产业的建立，而且也有助于传统产业的升级，从以上有关主导产业和外商直接投资方面的文献的分析，我们可以得到结论：更为重要的是FDI对一地区的主导产业的形成具有积极的影响。

第一，从FDI的资本效应和外溢效应来看，FDI是“打包的资本、管理技术和生产技术” (Johnson,1972)，也就是说FDI不仅是物质资本，而且是涵盖人力资本、技术知识等多种因素的广义资本概念，在资金、技术、产品和信息方面具有优势，即，具有资本、技术、信息、产业结构、制度等直接或间接效应。而一个主导产业的形成，需要经过技术、资金、产品、信息等生产要素的传递、重组、渗透和集聚才能实现，即FDI为主导产业的形成提供了资本、技术、信息、制度等方面的条件。

第二，从市场选择主导产业的基本准则方面来看，FDI及其相关投资在当地建立的产业具有符合市场选择主导产业的四个基本准则的条件。邓宁(John H．Dunning,1977)的国际生产折衷理论认为，国际直接投资的程度、类型和进程取决于所有权优势、内部化优势和区位优势，其中所有权优势是指企业拥有或能够获得的、东道国国内企业所没有或无法获得的资产及其所有权，这类优势主要采取无形资产的形式，包括技术优势、企业规模优势、组织管理优势和融资优势，所有权优势使FDI符合主导产业选择的发展度准则和比较优势准则；区位优势是指企业在投资区位上具有的选择优势，FDI在投资决策时会考虑其产品的现实需求情况和潜在的需求情况，选择在使其产品具有优势的国家和地区投资，从而使FDI所投资产业符合收入弹性准则；同时，从上文有关FDI的资本效应和外溢效应的分析可知，FDI是符合关联度准则的。所以，FDI具备符合市场选择主导产业的四个基本准则的条件，从而促进当地主导产业的形成。

第三，从主导产业形成的道路方面来看，FDI及其相关投资具备在当地形成主导产业的条件。首先，外商投资企业特别是跨国大企业往往具有良好的产品和著名的品牌，以其品牌和产品核心，开发形成系列产品和系列技术，并且集聚一批相关的企业和行业，从而在当地形成相应的主导产业。其次，通过FDI引进国外成熟适用技术，利用FDI的技术外溢效应，同时加上相关的配套行业和产业，在当地建立一大批相关的中小企业，形成区域性行业规模优势，成为该地区的主导产业。同时，通过外商直接投资建立大型企

业集团，例如汽车行业的外商投资企业，以这大型企业为核心，带动其他行业和产业的发展，形成主导产业和区域性的集聚经济。另外，为了利用当地相对廉价的高素质研发人才，跨国企业还会在当地建立研发中心，以利用当地的人才优势，这就可能形成以科技研究开发为中心，高科技研究、开发、生产、销售一体化产业群体，形成相应的主导产业[4]。

综上所述，FDI有助于当地主导产业的形成。下面我们用图表的形式进一步描述FDI对主导产业形成的作用机制。

三、FDIV有助子加速落后地区主导产业的形成

落后地区经济发展相对滞后，资本形成和引进FDI都相对较少，下表利用2002年的数据，以江西省为例，将江西省与临近省市的GDP、人均GDP、资本形成额、FDI和就业人数进行比较，表1为江西省和邻近各省市2002年的实际数据，表2是根据表1中的数据以江西省数据为基数，将各邻近省市的数据形成江西省相应数据的指数，从而将各邻近省市的数据与江西省数据进行指数化比较。

从上面的两个表可以看出，邻近各省市的经济发展相对较好，资本形成和引进POI较多。与邻近各省市相比，除安徽省之外，江西省的GDP和资本形成额都是最少的，但是就业人数的差额并不是太大，并且江西省的总人口也比较多。对上表进行分析，如果定义江西省就业人均FDI资本为1，而与江西省邻近的上海为10，江苏为5．2，浙江为2，安徽为0．2，福建为4，山东为1．8，广东为5．1。这说明资本在江西省相对稀缺，资本的边际收益率较高(实质是资本的后发优势)，而从业人口相对过剩。因此，引进FDl，对于像江西省等这样落后的省份的资本形成和主导产业的形成具有特别重要意义。

第一，通过FDI的直接资本效应和间接资本效应加速落后地区资本的形成。FDI的直接资本效应是指外国直接投资的流入直接增加了该地区的资本存量；FDI的间接资本效应主要体现为产业连锁效应和示范与牵动效应。产业连锁效应主要表现为外国直接投资通过带动产业前向辅投资和后向辅投资而产生投资乘数效应，外商投资企业通常会吸引为该企业提供中间产品的企业的相关投资，即前向辅投资。同时，如果外商投资企业选择当地企业作为分销商或者当地企业使用外商投资企业的产品作为中间投入品，这就会产生后向辅投资。产业示范与牵动效应主要表现为由于外国直接投资的进入而带来的市场竞争加剧，迫使当地企业进行技术革新、提高生产效率，从而增加当地企业的投资量。但是，当地资本存量和依靠当地资源形成的资本有限。所以，对于像江西这样的落后地区只有大力吸引外资，利用FDl的直接资本效应，加速资本形成的速度，充分利用现存的资源禀赋，提高现存的生产要素的边际收益率。同时，利用FDI的间接资本效应，通过产业连锁效应和示范与牵动效应，落后地区可以通过FDI吸引周边较发达经济省份的资本，进一步提高其资本的增量和存量。

第二，FDI的技术外溢效应。Kokko(1992)在《外国直接投资、东道国特征和溢出》一书中定义技术溢出效应为：由于跨国公司在东道国设立于公司，从而引起当地技术或者生产力进步，但跨国公司子公司又无法获取全部收益的现象。FDI技术外溢效应可以归结四个渠道：示范-模仿效应，竞争效应，联系效应和培训效应(张建华，欧阳轶雯，2004)[5]，根据发展经济学的研究，技术进步对经济发展具有决定性作用．落后地区可以发挥技术的后发优势，制定正确的经济发展战略，利用外资，从发达国家引进技术，同时通过微观经济主体即企业和个人的技术模仿与学习，从而使微观经济主体技术进步来促进经济的发展。

第二，FDI的产业结构效应。FDI的产业结构效应来源于有效地开发东道国的比较优势，外国投资者带来资本、管理技术和生产技术等资源，不仅有助于当地建立新兴产业，而且还98使传统产业升级，使内向型产业向出口导向型、具有国际竞争力的产业演进。比如，江西省可以有效利用FDI的技术优势改造提升原有的机械、钢铁、纺织、医药、陶瓷、森工、建材、建筑等传统产业，促进产品升级换代。利用FDI参与发展食品工业，依托农业资源的比较优势，扶持以农副产品为原料的名、特、优、新产品和旅游、方便食品。利用FDI加快发展电子信息、生物工程和新材料等高新技术产业，建立一批新型主导产业，形成新的经济增长点。

第四，FDI的制度变迁效应。FDI通过影响制度供给和需求的某些因素从而促进当地的制度变迁。外资的介入，本身就影响了当地企业的产权制度；外商投资企业的示范效应还会加速该地区企业的改革，加速现代企业制度的建立；同时，FDI还会影响政府的一系列制度，如财税、金融、外汇管理、投融资、外贸、价格方面的管理制度；另外，地方政府为了吸引外资，还会着手改变官本位的传统观念，改善服务，从而使当地的非正式制度也会得到改善。

第五，路径选择。落后地区可以通过引入国际上的名牌产品在当地的投资，以该主导产品为核心，通过对产品不断深化开发，形成系列产品和系列技术，同时集聚与之相关的企业和行业．就出现了“一业为主．多种经营”的主导产业。落后地区还可以引进国外成熟、国内适用的技术，通过行业规模集聚，在同行业中形成多层次多系列的产品，通过一大批中小企业在本地区的竞争和发展，形成区域性行业规模优势，培育成为本地区的主导产业。同时，落后地区还可以通过引进大笔的投资，或者与当地企业合资，建立大型企业，例如汽车行业企业，以此为核心，带动其他行业和产业的发展，形成该地区的主导产业和集聚经济。

第六，建立专业经济技术开发区。利用现有的主导产业，通过主导产业和产业集聚效应对FDI区位选择的影响，有针对性的吸引外商直接投资，并建立专业的经济技术开发区，形成规模，并提高市场占有率。专业经济技术开发区具有产业集聚效应，即，引导相关的产业企业在同一区域的开发区内投资建厂，并且根据产业状况出台相应的优惠政策，提供相应的服务，这就有利于当地企业和外商投资企业降低成本、提高产出和盈利。

参考文献：

[1]郭熙保．后发优势与跨越式发展[N]光明日报．2004-01-06．

[2]彭新万．略论欠发达地区主导产业确定问题[J]商业时代，2005，(9)．

[3]王旭章，区域性的主导产业市场选择、集聚和扩散[J].铁道师院学报，1998，(5)，

[4]孟亮，宣国良，王洪庆．国外FDI技术溢出效应实证研究综述[J]外国经济与管理，2004，(6)．

篇2

关键词:资本形成;外商直接投资;经济增长

中图分类号:F290文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)14-0141-02

外商直接投资在地方经济增长的过程中扮演着十分重要的角色。本文的一个主要研究目的就是从哈尔滨市外商直接投资的变化特征出发,对外商直接投资在经济增长中的作用,以及其对经济增长的贡献程度进行分析。进而希望本研究可以为哈尔滨市更好地利用外资,促进哈尔滨市经济增长做出一定理论和经验贡献。

一、哈尔滨市外商直接投资变化

改革开放以来,哈尔滨市外商直接投资先后经历了一个从无到有,继而蓬勃发展的过程。通过分析可以看出哈尔滨市外商直接投资的基本变化情况,其发展过程大致可划分为四个阶段:

第一阶段:从1978年到1984年,在这一时期,由于我国刚刚开始改革开放,全国对外经济发展正处于试验阶段,对于外商直接投资而言,也主要集中在实行特殊经济政策的地区,如深圳、珠海、汕头、厦门,并且投资数量有限。而哈尔滨市则属于内陆市份,没有享受这种特殊政策的机会,因此在此时期,哈尔滨市整体的对外投资为零。

第二阶段:从1985年到1991年,该阶段为哈尔滨市外商直接投资的初步发展阶段。在该阶段哈尔滨市外商直接投资缓慢发展,平均每年外商直接投资形成规模仅1 973万美元,但按当年人民币汇率中间价计算,仅为0.81亿元人民币。外商直接投资占GDP的比重仍然较低,截至1991年仅占GDP的0.1%,而占资本形成总额的比重为0.4%。但是我们从整个发展趋势上可以看到这一时期,外商直接投资对哈尔滨市经济发展的作用开始显现。

第三阶段:从1992年到1996年,该阶段为哈尔滨市外商直接投资迅速发展阶段。自1991年以后,外商直接投资形成规模以递减的速度增长,但平均增长速度仍然很高,为152.6%,平均每年外商直接投资形成规模为33 363万美元,按当年人民币汇率中间价计算,达到26.25亿元人民币。外商直接投资占GDP的比重虽然仍比较低,但较前一阶段平均提高了1.3个百分点,截至1991年占GDP的1.95%。从这一阶段上可以看出外商直接投资对哈尔滨市经济增长的贡献力量较大,与我国在这一时期经济发展迅速、哈尔滨市投资环境优化有关。

第四阶段:从1997年到当前,该阶段为哈尔滨市外商直接投资稳定发展阶段。除1997年亚洲金融危机影响投资者的信心造成整体外商投资能力下降之外,本阶段外商直接投资以平均13.1%的速度增长,虽然增长速度远低于前一阶段,但是发展趋势平稳,按当年人民币汇率中间价计算,平均每年外商直接投资规模为72.27亿元人民币,特别是在2000年以后,这一平稳的发展趋势非常明显。同时在这一阶段还应注意到,当前哈尔滨市外商直接投资占GDP比重有所下降。

二、外商直接投资对经济增长的作用

对于外商直接投资如何影响经济增长,国内外许多学者都对此做出了详细的论述与分析。但归结起来外商直接投资对经济增长的作用主要可以体现在其对资本形成、进出口贸易变化以及溢出效应三个方面。下面主要就哈尔滨市外商直接投资所具有的这些作用,通过相关分析进行一个考察。

作用一:外商直接投资有利于促进资本形成。促进资本形成是外商直接投资最直接最显著的作用之一。一般来说,一个国家或者地区的发展都离不开资本投入的支持,但是由于地区发展不平衡以及路径依赖等因素的存在,往往导致一个国家或者地区的内部投资形成不了一定规模,无法促进经济起飞。而外商直接投资则起到了弥补资金缺口,促进资本形成的作用。哈尔滨市FDI对资本形成具有明显的促进作用。

作用二:外商直接投资促进外贸进出口发展,进而有利于经济增长。进出口总额的变化是促进经济增长的一大因素,而其增长在很大程度上得益于外商直接投资的发展。外商直接投资能够使得国内各经济部门,因外资流入而产生经济要素的变动和分工的加强,并由此促进出口的增长。哈尔滨市的进出口贸易规模随着外商直接投资的增长而迅速扩大,吸引外商直接投资是促进哈尔滨市进一步扩大贸易的一个手段。

作用三:外商直接投资发挥溢出效应,有利提高知识和技术的扩散与传播,提高要素生产率。所谓溢出效应,主要是指随着外商直接投资的增加,所产生的一系列的正的外部性。这里的外部性主要表现形式是外商直接投资引起的资本聚集和技术变迁的趋势。这主要是因为在发展中国家,一般生产技术比较落后,劳动力素质比较低下。而外商直接投资特别是大型的跨国公司的介入,可以把先进的技术以及管理经验转移到投资接受的地区,从而可以改善这一地区的生产效率和要素生产率。哈尔滨市要素生产率变化与对外直接投资变化有着明显的正向相关关系,外商直接投资对哈尔滨市经济增长外溢效果比较突出。

外商直接投资变化的基本特点:

特点一:外商直接投资总量不断增加,占资本形成总额比重逐年增大。

长期以来,投资一直是推动我国经济增长的重要因素。外商直接投资作为国外资本流入,直接参与国内资本形成,通过投资拉动促进经济增长。特别是90年代以来,外商直接投资己成为哈尔滨市日益重要的资本来源。例如,1991年哈尔滨市的外商直接投资净流入仅占资本形成的0.4% ,但到了1996年就增至5.3%,1997年至2004年,外商直接投资占资本形成6.2%的平均水平。外商直接投资已成为哈尔滨市资本形成的重要组成部分。

特点二:外商直接投资已成为哈尔滨市外部资金的主要组成部分。

外部资金包括三个部分:对外借款(外国政府、国际金融组织贷款以及外国商业银行贷款等)、外商直接投资和国外其他投资(国际租赁、补偿贸易等),从1985年到2004年,三部分所占哈尔滨市外部资金的比重平均为33.4%、57.4%、9.2%,其中外商直接投资占外部资金的一半以上。20世纪80年代,哈尔滨市引进外资主要靠国外贷款的形式,其他两种形式所占比例较低,而1992年以后,哈尔滨市引进外资的形式发生根本性的改变,外商直接投资成为主体,国外贷款的比重较80年代大幅度降低,国外其他投资也几乎全身而退。1997年以后,哈尔滨市外部资金的形成只剩下国外贷款和外商直接投资两种形式,国外贷款延续90年代的水平稳中递减,而外商直接投资一直保持着绝对高的份额。

特点三:外商直接投资的产业分布不均衡,第二产业成为主要投资方向。

从项目个数来看,按三产划分,第一产业占6.79%,第二产业63.93%,其中制造业表现突出,占第二产业的90.5%,第三产业则占总投资项目个数的29.29%。从外商直接投资额来看,第一产业占1.21%,第二产业比重最大,为90.13%,第三产业为8.66%。从产业分布状况来看,外商直接投资集中于风险较小,资本回报率较高的第二产业,外商投资企业在工业产出中占据了重要的地位,成为哈尔滨市重要的产出来源。在各产业的投入中,第二产业以制造业比重最大,第三产业中,以房地产业、租赁和商务服务业等资本密集型产业居多。

三、对策建议

篇3

[关键词]人民币升值 外商直接投资 汇率制度

我国从1979年7月1日通过了《中国合资经营企业法》，标志着对对外直接投资打开了大门。中国在过去三十多年中令人瞩目的经济增长，很大程度上归功外国直接投资的刺激作用。国际资本在中国经济建设中起着非常重要的作用，外国直接投资己成为中国国民经济不可分割的重要组成部分。自2005年7月21日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。当前，人民币汇率处于一个基本稳定的水平。截止到2011年11月中旬，人民币兑美元已经达到6.3。人民币升值造成外币贬值，导致外商对我国直接投资所需资金也相应增加，人民币升值对我国利用外商直接投资会产生什么样的影响呢？

一、人民币升值对我国利用外商直接投投资的影响

1.人民币升值使外商对华直接投资增速放缓

人民币升值会提高我国原材料、生产资料和劳动力相对国际的价格，升高外商投资成本，外商投资的资本预期收益率降低。再者，人民币的升值，会削弱我国商品的出口竞争力，导致出口下降，出口下降会使我国经济增长速度下降。这些都会降低我国对外商直接投资的吸引力。虽然我国逐渐放开对外商投资金融业和服务行业限制，放松对资本项目的管制，但是我国人民币升值对外商直接投资的吸引力下降己经体现在我国利用外商直接投资增速变缓上。

2.人民币升值改变我国外商直接投资结构

不同类型直接投资企业会受到汇率不同的影响，从而改变我国外商直接投资结构。

我国的“三来一补”贸易形式和因此设立的外商投资企业多是成本导向型外商直接投资。以成本为导向的外商直接投资主要是劳动密集型、技术含量低、以出口为导向的外资，劳动力成本比重较大，人民币升值使得中国劳动力、资源等成本逐步提高，对成本导向型外商直接投资的出口及经营业绩有不利影响。该部分外商直接投资会受到人民币升值的抑制，逐步减少。

市场导向型外商直接投资通过从国外进口原材料、主要的辅料或者从国内采购原材料，在本国加工生产并主要在当地销售或直接向投资国提供服务。该类型的外商投资企业主要是汽车制造、建筑、快速消费品，以及法律、财务服务等中外合资，中外合作和外商独资企业。人民币升值可以提高市场导向型外商直接投资企业的利润，增加了投资的激励，从而促进以欧盟、美国等发达国家的大型跨国公司为主的外商直接投资。

综上所述，人民币升值能提高资本密集型、技术密集型外国直接投资在我国利用外资中的比例，促进我国产业技术进步，使我国的产业结构趋向合理化。

二、人民币升值，如何合理利用外商直接投资

我国利用外商直接投资的规模不断扩大，水平逐步提高，已成为促进国民经济发展的重要力量。一方面，经济的高速增长促进市场规模不断扩大，形成广阔的市场发展空间和投资获利前景，同时政府采取有效的财政货币政策，稳定汇率和利率，降低企业经营风险和投资风险，为外商直接投资提供强有力的现实保障。另一方面，外商直接投资已经逐步扩大到资本、技术密集型产业，特别是设备制造业、电气机械和器械制造业等高技术领域，但目前仍主要投资于劳动密集型组装阶段。在人民币升值背景下，合理利用外商直接投资，加强对外商直接投资的管理，对提高我国利用外商直接投资的质量至关重要。具体而言，有以下几点：

1.我国在巩固传统引资优势的同时，进一步优化投资环境

进一步完善市场经济制度，加强知识产权保护，创造公平、开放的竞争环境，扩大外商投资领域，保持外商投资政策和法律的相对稳定性、连续性、可操作性，完善政府利用外资管理体制，使之与市场化进程和市场开放相适应，形成高效、透明、规范的行政环境。今后外商直接投资将更多地带来先进技术和研发能力，因此，我国必须保持对外商直接投资的吸引力，尽量减少人民币升值对利用外商直接投资的冲击，努力使外商直接投资流入保持在较大规模且持续增长。

2.应当积极引导外商直接投资方向，促进产业结构调整和优化升级

积极引导外商直接投资投向第一产业和第三产业，特别是高新技术产业、环保产业等资本和技术密集型产业，吸引外商直接投资促进服务业的发展。同时，积极引导外商直接投资投向传统产业技术改造。技术进步能够抵消人民币升值引发的成本上升的劣势，促使外商直接投资流入。加快传统产业技术更新，以高生产率吸引外商直接投资的持续流入。

3.加强监管，防范外商直接投资对我国经济带来的风险

我国利用外商直接投资要着眼于长期回报，在中国投资环境改善和生产能力过剩的情况下，要防止外商购并导致一些重要行业中产生的垄断问题。对涉及国家安全产业中的并购要有审查程序和控制能力。我们有不少企业仍然存在预算软约束的问题，对这种可能性要高度重视，加强政策引导和必要的监督。

自改革开放以来，外国直接投资对中国经济发展起了很重要的作用。人民币升值背景下，政府应当通过制订政策，积极引导，吸引外商直接投资的流入，引导外资向非制造业部门扩大，提高非制造部门的劳动生产率，促进我国经济发展。

参考文献：

[1]龚秀国.人民币汇率变动与外来直接投资[J].上海财经大学学报，2004（01）

篇4

一、引言

目前，实现经济增长的主要途径是增加资本积累和提升技术进步。外商直接投资（FDI）正在以自身所蕴含的先进技术、科学管理、人力资本以及充裕资金等资源对东道国增加资本积累、实现技术创新发挥越来越重要的作用。技术进步是一国经济保持长期增长的强大动力，发展中国家一方面要通过自主创新提高技术水平，另一方面需要利用外部技术提升自身技术水平，而后者则常常被视为能够缩小发展中国家与发达国家间技术差距且被积极选择的一种低成本、高效率的途径和方法。外商直接投资就是通过技术溢出效应来影响东道国的技术创新水平的。因此，大多数发展中国家积极创造有利条件吸引外资流入，通过竞争效应、示范―模仿效应、人员培训和流动效应以及前后相关联效应的作用，[1]实现不断提升本土技术创新能力的目标。从20世纪90年代开始，中国在“以市场换技术”的外资战略背景下，希望通过积极引进外商直接投资来获得蕴含其中的国外先进技术。自1993年以来中国外商直接投资的流入量在发展中国家中一直处于领先地位。2003年，实际利用外资额达527亿美元，首次超过美国成为世界第一。到2003年底，累计利用外资总额已突破5 000亿美元。外商直接投资的大量流入，对于推动东道国经济增长，促进人力资本开发和利用、增加国际收支盈余等宏观经济目标的实现发挥了重要作用[2]。

近年来河北省经济总量实现较快增长，经济发展环境得到较大改善，经济结构得到合理调整，外资引进速度和规模有了大幅提升。大量外资流入为河北省发展经济提供了资本支持，与此同时，也为本土企业技术进步创造了极为有利的条件。然而，从全国范围来看，河北省引进外资的规模与经济发达省份相比还有巨大差距（见表1）。例如，从2003年以来，江苏省一直是我国引进外资最多、利用效率最高的省份。自2011年起江苏省实际利用外资连续5年突破200亿美元，协议利用外资连续5年突破500亿美元；外资企业的GDP贡献占全省经济总量的一半。随着我国外资流入量的急剧增加以及国家创新系统的建立，国内企业技术创新水平也得到极大的提升。与此同时，许多学者针对外商直接投资对东道国技术创新的关系以及影响进行了深入的研讨并取得了众多有价值的结论[3]。本文选取河北省为研究对象，通过对河北省实际利用外资情况的实践考察并结合理论进行深入分析，检验外商直接投资的流入对区域内技术创新是积极影响还是抑制影响，以及具体的影响程度大小。

二、文献回顾

随着中国政府吸引外商直接投资的政策措施不断出台，外资流入规模得以扩大、流入速度持续提升，然而东道国是否能够获得外资中所蕴含的先进技术，成为学者们普遍关注的热点问题。在以往的研究中，许多学者并没有将外资技术扩散与外资溢出效应区分开来，从而导致针对外资技术扩散与溢出效应的相关研究缺乏一定成效。张海洋（2005）[4]对于外资技术扩散和外资溢出效应给出了较为详细的界定。本文的研究重点是外资技术溢出以及对本土企业的技术创新能力的影响。

Mac Dougall（1960）[5]首次较为系统地提出了外商直接投资对东道国的技术溢出效应理论。学术界认为，外商直接投资在产业内的外溢效应主要是通过示范效应、竞争效应以及跨国公司人员培训和流动等渠道发生作用。外商直接投资能够对东道国相关产业产生系统性的技术外溢效应。关于外商直接投资外溢效应的显著性和作用方向问题，目前学术界还有不同观点。这些文献大致分为两类：一些学者已经从不同视角、利用不同的方法或依据不同层面数据进行了研究，认为外商直接投资对本土技术进步或技术创新起到了显著的促进作用。国外文献中Dimelis和Louri（2002）的观点具有一定的代表性[6]。国内学者中，蒋殿春等（2006）[7]从行业特征?c外资技术溢出的关系出发，研究发现外商直接投资流入对我国高新技术产业中大部分行业产生了积极的技术外溢效应；行业中那些学习吸收能力强，自身技术水平高的企业往往表现出外商直接投资技术溢出效果非常显著。吴静芳（2011）[8]研究结果表明，在限定了区域性特征以及专利类型后，外资对我国东部地区的溢出效应具有显著性，主要表现在“发明专利”技术创新活动领域。姚洋（1998）[9]利用计量分析方法，针对特定行业的外资技术溢出效应分析认为，溢出效应在省级层面上显著。

另有一些学者Konings（2001）等[10]，Harris与Robinson（2004）等[11]认为外商直接投资抑制了东道国的技术创新水平，没有对东道国的技术发展起到促进作用。王春法（2004）[12]与董书礼（2004）的研究也得出了同样的结论[13]。潘文卿（2003）[14]则更为详细地分析了外商直接投资外溢效应不明显的原因。他认为主要是由于地区经济发展不平衡导致外溢存在着“门槛效应”，我国西部地区经济发展相对落后，处于外资起积极作用的“门槛”之外，因而外资的作用发挥的不显著。何洁（2000） 通过对我国工业部门外商直接投资情况的研究，较早地发现了外资对工业部门的技术外溢存在着“门槛效应”。王志鹏和李子奈（2004）[16]则从我国本土现有吸收机制不健全、缺乏较强的吸收能力方面验证了存在“门槛效应”，因而使得外资对我国技术进步的溢出效应无法产生明显的促进作用。

基于对以上国内外文献的分析，笔者认为：学者们针对外商直接投资是否对中国存在正向的溢出效应，即外商直接投资能否通过技术溢出促进本土企业技术创新还有很大争议；相关研究中选取研究对象较为狭窄，影响了外商直接投资溢出效应的研究效果。另外，由于国内学者较少在技术创新领域进行定量研究，从而使技术创新、外商直接投资与区域差异的综合研究相对滞后。下面笔者将通过选取河北省2007―2012年的面板数据，设定回归模型，对河北省外商直接投资、企业技术创新与区域特征等变量的相互作用进行分析，以考察和揭示外商直接投资对区域内技术创新的影响规律和特征。

三、模型设计与指标选定

（一）模型的设定、数据来源与说明

笔者根据面板数据模型的建模思想，将技术创新产出作为新知识产出，构建了与新知识产出相关的具体生产函数。在大多数文献中指出，技术创新产出的过程离不开人力资本、资金投入以及物质资源等要素投入，因此我们利用了Cobb-Douglas生产函数：

Y=f（L，K，A）

其中，Y作为技术创新产出量；L作为在科技研发过程中的技术人员数量，通常表示为人力资本投入；K作为科技研发活动中科研经费投入量，通常表示为科技资金投入；A表示为其他能够影响技术创新产出的因素。

在确立了研究外商直接投资对河北省技术创新水平的影响目标后，笔者借鉴了已有计量模型设计思路（何洁，2000；冼国明等，2005；叶娇等，2014），构建了如下具体经济模型：

LnPANi，t=γ+β1LnLi，t+β2LnKi，t+β3LnFDIi，t+ε（1）

LnPANi，t=γ+β1LnLi，t+β2LnKi，t+β3Xt×LnFDIi，t+ε（2）

（1）（2）式中，下标i和t分别表示地市和年份；ε表示随机误差项。PANi，t代表技术创新产出，Ki，t代表科研经费投入量，Li，t代表科技人员数量，FDIi，t代表实际利用外资额。Xt×FDIi，t中的X显示的是一系列控制变量，其中包括：经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量以及本地企业类型，这些变量与外商直接投资进行交乘综合反映对河北省技术创新溢出效应的不同影响。通过利用Xt×FDIi，t的“交乘解释变量”来考察经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量以及本地企业类型因素对外商直接投资溢出效应的各种差异性表现[17]。由此，（1）式通过研究河北省技术创新水平探讨外商直接投资的流入是否对本地技术创新产生影响，（2）式进而研究河北省技术创新水平在外商直接投资与相关条件的联合效应状况下的变化程度。

本文以河北省2007―2013年11个地市的数据为样本，统计数据来自各年度《河北经济年鉴》《河北科技年鉴》《河北省知识产权年报》，部分数据为笔者根据数据库公开数据计算获得。通过利用河北省地市面板数据可以衡量外商直接投资对全省技术创新水平的影响。本文所有数据通过EXCEL以及STATA进行整理汇总，数据分析过程中，为了消除变量的异方差，对指标进行对数化处理，从而使解释变量的系数直接表示为弹性便于比较研究[18]。

为了提高模型估计过程中结果的精确度，我们在模型中充分利用了面板数据技术，这样做的优点在于，既可以增大样本量及自由度，还能够减少解释变量之间的多重共线性。本文前期计量检验过程中，采用固定效应模型与采用随机效应模型时，在系数估计结果上有一些差异，通过进行Hausman检验采用固定效应模型较为稳健，但是截面相关、序列相关、异方差问题还会存在。

本文选取数据具有截面较大而时间序列较小的特征，因此，在不考虑序列相关性条件下，采用stata.12软件的“xtscc.fe”命令作为一个综合的处理方法可以消除截面相关以及异方差等问题。

（二）相关指标定义

被解释变量：技术创新产出。在建立技术创新指?耸保?已有文献中的选取方式有：采用新产品销售额、专利授权量、专利申请量以及新产品项目开发数量来体现技术创新水平。考虑到数据的可得性，专利申请量更多地代表国家创新能力和水平，以及科研人员通常会选择申请专利来保护其知识产权，所以选择专利申请量代表技术创新产出是比较合理的。

核心解释变量：（1）人力投入量，一般采用科技研发过程中的科技活动人员数量来衡量，这主要是因为科技活动人员是技术创新的核心技术人员，其数量和水平决定着企业的技术实力和科技竞争力。（2）科技资金投入量，采用河北省各地市科学事业经费支出衡量科技资金投入量。（3）外商直接投资，采用实际利用外资额表示河北省各地市外商参与水平，将外资利用额以美元统计的原始数据，通过各年年均汇率换算成人民币统计量来表示实际利用外资额。

控制变量：（1）经济发展水平。一个地区的经济发展水平越高，吸引资本的能力越强，技术创新的基础条件越好，这也能说明在示范―模仿效应中，经济发达地区往往能够较快更好地进行技术模仿。在此采用河北省各地市人均国内生产总值来表示。（2）经济结构模式。在我国制造业是吸引外商直接投资的主要力量，地区第二产业的发展状况往往会对外商直接投资的技术溢出效应产生重大影响。基于上述考量，本文采用第二产业与地区生产总值比值作为代表经济结构模式的重要指标。（3）基础设施建设。地区基础设施建设投入大、体系完备是吸引外资的重要因素，并且也为外商直接投资的溢出效应提供了必要的物质基础。相关文献中，多以年度用水量、年度用电总量、人均铺装道路面积、公共汽车客运总数、公共绿地面积等指标来衡量地区基础设施水平。在我国三次产业中第二产业相对于第一、三产业而言吸收外商直接投资的能力较强，因此，能够作为衡量地区基础设施水平的指标本文选取人均铺装道路面积来表示。（4）人力资本存量。已有文献中表明了评价影响企业技术创新能力时，人力资本存量这一影响因素不能忽视。原因在于，人力资本是本土企业对技术外溢吸收能力的坚实后盾，是竞争效应、示范―模仿效应的基础。目前我国还没有较为权威的人力资本存量计算方法，叶娇（2014）[19]采用了当地高校数量表示人力资本存量；李筱乐（2014）[20]认为选取教育经费支出来度量人力资本存量程度较为适宜；也有以在校中学生或在校大学生比例来表示[21]。本文采用地区普通高等学校在校生人数占总人口的比例来衡量地区人力资本存量。（5）本地企业类型。企业类型在外资对当地企业的技术溢出过程中也是一个关键性要素，同时它也影响着外资企业对本土企业的技术状况。一般来说，这种状况的程度与内资企业、外商及中国港澳台商投资企业以及国有控股企业在当地的分布情况有关。基于对以上因素的考察，本文采用国有控股企业工业总产值与当地工业总产值的比值作为地区企业类型的指标。

四、实证结果与分析

在运用面板数据分析时，要考虑适用固定效应模型（Fixed-effects models）还是随机效应模型（Random-effects models），我们通过Hausman检验来选择。检验结果在5%水平上显著，应当采用固定效应模型（Fixed-effects models）。利用stata.12软件的相关命令进行综合处理解决了异方差问题。对表2的回归检验结果进行分析，我们可以看到模型1检验了河北省外商直接投资与技术创新水平的关系，模型2―模型6研究了经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量、本地企业类型与外商直接投资的联合效应对河北省技术创新的影响。经检验模型的DW检验值均在合理范围以内，说明误差项之间不存在相关关系，模型的修正判定系数虽然整体不高，但是这样的拟合值对于面板数据模型来说是可以接受的。由表2给出的回归检验结果，分析后得出如下结论。

1. 通过对科技人员、科研投入水平与河北省外商直接投资溢出效应之间关系的研究，从第一个模型中给出的外商直接投资系数为0.17，反映出外商直接投资对河北省技术创新确实存在正溢出效应，而且这种效应在河北省表现出很强的显著性。但是从整体上来看，在促进河北省技术创新水平过程中，相比较其他因素的贡献度，河北省的外商直接投资对本土技术创新的贡献度占比是非常小的，其系数与结果中的科技资金投入系数为0.47、人力投入系数为0.59相比较，结论非常显著。可能的原因在于，河北省吸收外商直接投资总量还比较低，表1的数据显示，河北省实际利用外资占全国的比重非常低，没有较强吸引力的投资环境和强大的经济发展动力，在吸引外商直接投资方面就没有优势可言。外商直接投资总量不足、质量不高等因素导致了外商直接投资对本土技术创新贡献度较小。

2. 模型中加入经济发展水平与外商直接投资的交互项之后，反映了经济发展对外商直接投资技术溢出的联合效应。两者的交互项系数显示为0.017，系数值低于模型1中的外商直接投资系数（0.17）。从结果上看，联合效应的系数值虽然降低了，但也能够说明无论本土经济发展水平如何，外商直接投资对企业技术创新都具有显著的正向外溢效应，只不过是在经济发展水平越高的地区，这种外溢效应的作用越大[22]。我们认为，经济发展水平的提高使得外商投资对本土技术创新溢出效应产生了正向作用，在河北经济发展水平状况下这种溢出效应发挥的作用并不是很大，可能的原因是，河北省虽然处于中国东部地区，但是与该地区经济发展水平更为发达、企业技术创新能力更强的省份相比，河北省的经济发展水平不足以对外资先进技术具有更强的吸收能力，也没有为外资的溢出效应创造更加良好的外部环境和必要技术条件。

3. 模型中引入经济结构与外商直接投资技术溢出的联合效应后，回归结果表明虽然两者的交互系数为正，但是系数值显示为0.038，数值明显的低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），说明经济结构对外商直接投资技术创新溢出并没有提供更强的贡献度。笔者认为，由于在模型设定中经济结构的指标选取是采用第二产业在地区生产总值中的比值表示的，表明了第二产业在对外商直接投资溢出效应的正向促进方面贡献度较小。由此，经济结构在外商投资技术创新中的促进作用的贡献度较小。另外，企业类型与外商直接投资技术溢出的联合效应的结果表明，两者的交互项系数为0.018，低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），且结果并不显著。本地企业类型对外商直接投资技术创新的溢出没有?Ю唇衔?明显的正溢出效应，说明在较高比重的国有控股企业水平下，本土企业技术更新缓慢、自身缺乏较强的吸收创新能力导致了外资技术溢出作用不明显。叶娇等（2014）[23]利用江苏省面板数据进行的实证研究也得出过类似的结论。

4. 通过对“投资硬环境”的基础设施建设与外商直接投资技术溢出的联合效应研究，实证结果表明，两者的交互项系数为0.067，系数值低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），说明基础设施建设速度和质量为河北省外商直接投资技术溢出效应起到正向促进作用，而且显著性水平在1%，正溢出效应非常显著，但贡献度偏小。我们认为，两者的联合效应系数未能高于外商直接投资系数值，可能的原因在于河北省基础设施建设存在区域性差异，基础设施建设还不够完备。以上因素导致在本土已有的基础设施水平下，没有形成吸引具有较高技术素质外商投资的优势条件，也没有提高外溢效应的质量和规模。

5. 通过对人力资本存量与外商直接投资技术溢出的联合效应检验，结论显示本地人力资本存量对外商直接投资技术创新的溢出产生了正向效应。但交互系数为0.059，依然低于模型1中的外商直接投资系数0.17。这说明河北省人力资本存量虽然发挥了外商直接投资技术创新溢出的基础性作用，但是依然没有形成外商直接投资技术创新溢出的强大后盾。这一点模型结果给出了说明，即每提高1%的人力资本存量，技术创新水平仅提高0.059%。

五、结论与建议

篇5

关键词：经济新常态；外商直接投资；产业结构升级；自由贸易园区

中图分类号：F74 文献标识码：A文章编号：2095-3283（2016）06-0054-05

改革开放三十多年来，我国吸引外商直接投资取得巨大成功，在资金、技术和现代管理等方面促进了国民经济的快速健康发展，推动了产业结构优化升级。特别是加入WTO后，我国开始深度融入快速发展的全球经济一体化进程，不断提升开放水平，持续放宽外商直接投资准入条件和加大吸引外资力度，吸引外商直接投资额快速增长，2015年我国吸引外商直接投资达1360亿美元。

国内一些文献也给出了外商直接投资与经济增长密切相关的结论。沈坤荣和耿强（2001）通过研究发现，外商直接投资对我国具有技术外溢效应与学习效应，提高了国民经济的综合要素生产率，促进国民经济快速稳定增长[1]；郭克莎（1995）认为外资的大量进入增加了国内企业提高生产水平、转变经营方式的压力和紧迫感，为经济增长方式的转变提供了资金和技术基础[2]；裴长洪（2006）研究认为，随着外商直接投资流入所带来的先进技术和现代化管理知识以及产生的溢出效应，促进了我国工业部门的技术进步和劳动生产率的提高，直接推动了产业结构的优化升级，从而成为我国产业结构转变的重要影响因素[3]。

当前我国经济逐步进入新常态，外商直接投资对促进我国经济增长和结构优化仍然具有不可忽视的重要作用，充分把握外商直接投资新变化，积极应对外商直接投资新问题，对促进我国经济持续稳定健康发展具有重要意义。

一、经济新常态下外商直接投资的新变化

（一）外商直接投资增速稳中放缓

我国经济进入新常态以来，在国内经济下行和经济要素价格上升以及印度、美国等国竞争压力增大的影响下，利用外商直接投资仍然保持稳健增长（见图1）。相比2001―2011年我国利用外资增速的大幅波动，2012年以来进入相对稳定状态，外商直接投资增速稳步增长，2013―2015年分别增长234%、370%和583%。但无论是纵向还是横向比较均呈现增速放缓态势。从纵向看，在我国加入WTO后的2002―2011年十年间，平均利用外资增速为1021%，在经济进入新常态的2012―2015年四年中，我国平均利用外资增速相对较低。从横向看，将金砖五国之一、人口与我国相近以及领土与我国相邻的印度作为比较对象，据联合国贸发会数据显示：2012―2015年印度利用外商直接投资分别为242亿美元、282亿美元、344亿美元和590亿美元，三年间增长了一倍多，年均增速高达3459%，远远高于同期我国利用外商直接投资增速。

（二）外商直接投资来源地发生显著变化

12012―2015年香港地区对大陆地区直接投资快速增长（见图2），2012年直接投资额为7129亿美元，2015年快速增长到9267亿美元，直接投资绝对额增加了2138亿美元，仍然保持了913%的年均增速，远远高出同期我国利用外商直接投资增速，香港地区直接投资占我国利用外资比重从2012年的623%上升到2015年的734%，三年内投资占比提高了111个百分点，我国利用外资更加依赖香港地区。

2台湾地区对大陆投资、日本和美国等对华投资规模不升反降，而且下降幅度较大。台湾地区：2011年对大陆直接投资6727亿美元，2015年下降到441亿美元，绝对额减少了2317亿美元，年均降幅10%。日本：2012年对华直接投资高达738亿美元，为当年第二大对华直接投资国，随后几年直接投资额迅速下降，2015年仅为321亿美元，下降了一倍多，年均降幅45%。美国：对华直接投资也呈现下降趋势，2012年美国对华直接投资313亿美元，2015年下降到259亿美元。

3“一带一路”沿线国家与我国的经贸关系进一步加强，对华直接投资呈上升趋势。2015年“一带一路”沿线国家对华投资新设立企业2164家，同比增长183%，实际投资846亿美元，同比增长238%，其中，东盟对华投资新设立企业1154家，同比增长52%，实际投资786亿美元，同比增长206%。

（三）外商直接投资结构不断优化，质量不断提升

1我国服务业利用外资额快速上升，高端制造业引资能力逐步加强

近年来，我国不断加大服务业对外开放，放宽服务业准入条件，简化服务业外商直接投资手续，优化国内软环境，积极承接国际服务业外包，服务业利用外商直接投资额快速上升。2011年我国服务业利用外商直接投资额占比首次超过制造业，服务业利用外商直接投资5524亿美元，制造业利用外资521亿美元。2012―2015年，服务业与制造业利用外资绝对额差距不断拉大。

2012年，我国服务业增加值在国内生产总值中的比重为455%，跃升为第一大产业。2013―2015年我国服务业增加值年均增长81%，比国内生产总值年均增长速度高出08个百分点。2015年，我国服务业增加值为341567亿元，占GDP比重进一步上升至505%，服务业的快速发展扩大了服务市场需求，提升了服务业对外商直接投资的吸引力。2015年我国服务业利用外商直接投资达7718亿美元，占我国利用外资总额的611%，其中，高新技术服务业利用外资快速增长，2015年前11个月实际利用外资723亿美元，同比增长517%，数字内容及相关服务、信息技术服务、研发与设计服务增幅较大，同比分别增长859%、551%和297%，计算机应用服务、综合技术服务、建筑、金融、卫生、文化艺术等成为外资流入的热点领域[4]。

2011―2015年，我国制造业利用外商直接投资额下降幅度较大。2015年利用外资额创5年来新低，仅为3954亿美元，比2005年的4245亿美元减少了近30亿美元，所占比重由近70%下降为31%，在制造业整体利用外资走弱的同时，高新技术制造业利用外资却呈现另外一番景象。2015年的前11个月，我国高新技术制造业实际利用外资854亿美元，同比增长117%，占制造业实际利用外资总量的238%，其中，生物药品制造、通信设备制造、电子元件制造实际利用外资同比分别增长3663%、1426%和186%。反映出中低端制造业产能过剩，市场需求减少，同时，劳动力成本、资源要素成本和环境破坏成本快速上升，中低端制造业对外资的吸引力不断减弱，我国中低端制造业正处于去产能、结构优化的艰难转型期。而我国高端制造业拥有越来越广阔的市场前景，对外商的吸引力越来越大。从另一个角度证明了我国经济进入新常态以来，制造业产业结构不断优化，制造业正在从中低端逐步向中高端发展。

2外商直接投资企业在产业链中的位置上移，利用外资质量不断提升

随着我国经济进入新常态，产能过剩、环境污染和资源破坏等问题凸显。国家引资政策也出现了新变化。由过去利用外资的重数量向重质量转变。2010年国务院《关于进一步做好利用外资工作的若干意见》，明确指出要严格限制高耗能、高污染和资源性产品出口以及低水平、过剩产能扩张类项目外商直接投资，鼓励外资投向高端制造业、高新技术产业、现代服务业、新能源和节能环保产业等产业链上游行业。2015年，我国在钢铁、水泥、电解铝、造船、平板玻璃等国内市场产能严重过剩的行业基本未批准新设外资企业，严格控制产业链低端产能过剩型行业的外商直接投资，同时，鼓励外资投向产业链上游行业，2015年全球500强跨国公司在汽车、生物、医药、通信、金融、软件服务等行业中新设企业或追加在华直接投资。德国奥迪、大众、戴姆勒、汉莎航空，意大利菲亚特，瑞典沃尔沃，韩国现代、起亚汽车、三星电子，日本电气硝子、普利司通、伊藤忠商事，美国英特尔、克莱斯勒、空气产品、礼来等跨国公司都在上述领域新投资或增资，单项金额均超过1亿美元。此外，随着我国产业结构的优化和消费层次上移，对高端产品与服务的需求不断扩大。跨国公司为进一步扩大我国市场，抓住我国高端产品与服务需求快速增长的机会，在转移了产业链下游环节以后，逐渐向产业链的上游延伸，纷纷在我国设立研发中心、设计创新中心、物流配送中心、结算中心、财务中心和跨国公司总部等。2015年，跨国公司在华投资设立的地区总部、研发机构等高端功能性机构快速集聚，设立研发机构超过2400家，比2010年的1400家增长了近一倍。同时，我国在科学研究、技术服务和地质勘查业实际利用外商直接投资快速增长，从2010年的196亿美元迅速增长到2014年的325亿美元。

（四）进一步扩大对外改革开放促进外商直接投资取得新成效

1自由贸易试验区吸引外资聚集效应凸显。2015年1―11月，广东、天津、福建自贸试验区共设立外商投资企业6040家，合同外资额44581亿元人民币，其中，通过备案新设外商投资企业5088家，合同外资额33266亿元人民币，占比分别为842%和746%。扩展区域后的上海自贸试验区吸收外商投资占全市的一半。融资租赁、科技研发、创业投资、电子商务和现代物流等高端产业向自贸试验区集聚的态势明显。

2北京市扩大服务业开放促进外商直接投资效果初显。2015年北京市进一步扩大服务业对外开放，率先推动科学技术服务、互联网和信息服务、文化教育服务、金融服务、商务和旅游服务、健康医疗服务六大重点领域扩大开放。这六大重点领域新批设立外商投资企业1068家，实际利用外资955亿美元，分别同比增长102%和625%，占全市吸收外资总量的735%；其中，金融、科技领域实际利用外资额分别占全市564%和76%，增速分别为157倍和14%。

3广东省借力自贸试验区和《在广东省对港澳基本实现服务贸易自由化的协议》，利用外资额大幅回升。2015年广东省新设立外商投资企业数量同比增长157%，实际利用外资额同比增长427%，超过217亿美元，其中，吸收港资同比增长483%，吸收澳门投资同比增长2222%。

二、我国利用外资出现的新问题

（一）利用外资额占全球比重快速下降，引资压力加大

联合国贸发会2016年1月份的《全球投资趋势监控》显示：2015年全球对外直接投资跳跃式增长365%，全球对外投资金额达到自2008年国际金融危机爆发以来的最高值17万亿美元，亚洲的发展中国家利用外商直接投资金额同比增长15%，达到5480亿美元。同期我国利用外商直接投资仅增长58%，远远低于全球同期的365%以及亚洲发展中国家的15%，根据联合国贸发会数据计算，2015年我国利用外资额占全球比重从2014年的105%迅速下降到80%，2016年我国引资压力增大。首先，中国经济逐步进入新常态，经济增速换挡，2015年我国经济增速破“7”，全年经济增长69%，这是近年来经济增长的新低，2016年经济下行压力持续加大，全年设定经济增长目标在65%―69%之间，对外商直接投资的整体吸引力下降。同时，美国的“再工业化”政策、美联储退出量化宽松和加息，亚洲其他发展中国家深化对外开放、加大对外商直接投资的吸引力度，进一步增加了我国吸引外资的竞争压力。美国2015年吸引外商直接投资迅速从2014年的924亿美元增长到3840亿美元，增长了4倍多，为我国的近3倍。同时，印度2015年利用外商直接投资快速增长到590亿美元，是2014年344亿美元的近2倍。美国和亚洲其他发展中国家吸引外资快速增长挤压了我国利用外商直接投资的增长空间。由于全球经济增长乏力、金融市场波动、总需求疲软、新兴市场经济体经济增长减速以及地缘政治风险升高和地区局势紧张，预计2016年全球对外直接投资额将会下降。2016年全球对外直接投资不升反降，进一步增加了我国引资压力。2016年1月份，全国设立外商投资企业2008家，同比下降114%。2016年1―2月份，全国实际利用外资额2252亿美元，增速迅速下降到27%，而2015年同期增速为17%。2016年我国利用外商直接投资开局艰难，全年引资压力巨大。

（二）外资来源地“香大”，但技术外溢效应不断减弱

近年来，我国利用外商直接投资的增长几乎全部来源于香港地区，“一地独大”（见图2）。

其他地区外商直接投资无论是绝对金额还是占比均快速下降，绝对金额从2012年的419亿美元下降到2015年的336亿美元，占比从2012年的37%下降到2015年的27%，增加了我国利用外资波动的风险。随着香港地区对大陆投资趋向谨慎，港商撤资风波不断，进一步加大了我国利用外资波动风险。另外，香港地区发展以贸易与金融业为主，跨国高新技术大公司很少，不同于美、日等发达国家主要以跨国公司在华直接投资的模式[5]，随着我国与香港地区经济水平差距的不断缩小，香港地区对大陆直接投资的技术外溢效应不断减弱。

（三）外商投资逐步“去工业化”

图42009―2014年房地产业利用外商直接投资情况

数据来源：国家统计局。近年来，我国利用外商直接投资呈现出“去工业化”倾向。服务业利用外资额快速上升， 主要表现在房地产业利用外资快速增长，从2009年的168亿美元上升到2014年的3462亿美元，增长了2倍多，房地产业占服务业利用外商直接投资比重从2009年的44%上升到2014年的52%，助推了我国房价的快速上升，增加了房地产行业的泡沫。外商在华直接投资逐步“去工业化”和向房地产业集中，从长期来看，不利于我国经济长远健康发展。

（四）外资在我国区域分布呈两极分化态势

从近年来外资在我国区域分布情况看，东部地区仍然是吸引外商直接投资的绝对主体，历年利用外资占比均近80%，截至2014年，东部地区累计利用外资占比8056%；西部地区利用外资额从2011年的11571亿美元下降到2015年的10779亿美元，占比从933%下降到839%，东西部差距进一步拉大。

随着服务业成为吸引外商直接投资的主要产业，制造业利用外资额下降，东部地区在市场环境、产业配套能力、高端人才储备上的竞争优势进一步增强，中西部地区的劳动力成本优势减弱。此外，随着自贸区的相继设立，进一步放开外商投资准入，东部地区再次占据我国吸引外资的政策先机，未来一个阶段内，我国外商直接投资的区域分布可能进一步两极化。2015年1―11月，东部地区实际利用外资9742亿美元，占同期全国利用外商直接投资的854%。

（五）外商投资企业对我国出口贸易促进作用减弱

截至2015年外商投资企业创造了我国近1/4的工业产值、1/7的城镇就业和1/5的税收，促进了我国经济社会的全面发展，成为我国经济的重要组成部分。但是近年来外商投资企业对我国的出口贸易促进作用逐步减弱，外商投资企业出口增速快速下降，从2010年的2828%下降到2015年的-65%，外商投资企业的出口增速低于同期全国出口增速。此外，外商投资企业的出口额占全国出口总额的比重也不断下降，从2010年的5465%下降到2015年的4410%，2015年外商投资企业出口额10047亿美元，低于2012年的10227亿美元，2016年1月，出口711亿美元，同比下降168%，外商投资企业对我国的出口促进作用减弱（见图5）。

三、经济新常态下吸引外商直接投资的政策建议

（一）大力推动外商直接投资由“量”到“质”的战略转变

经济新常态下，在努力保持我国利用外商直接投资“量”稳定前提下，要积极实施利用外资向“质”的战略转变。根据利用外商直接投资的“三缺口”模型（发展中国家对外资需求的原因，除了储蓄不足和外汇储备缺乏，更重要的是技术落后），在当前我国国内储蓄与外汇储备充足但缺乏高新技术的情况下，要将重点放在引进高新技术、先进管理经验和高端人才[6]。要积极落实“十三五”规划建议中提出的“引资和引技引智并举”战略措施，实现我国利用外商直接投资水平的新跨越。

（二）因地制宜实施差异化吸引外资优惠政策

将利用外商直接投资与我国经济新常态下的产业结构转型升级紧密结合，对不同产业实施差异化优惠政策，积极推动外商投资企业向产品的价值链上游转移。鼓励跨国公司在华设立地区总部、研发中心、采购中心、财务管理中心、结算中心以及成本和利润核算中心等功能性机构。鼓励中外企业加强技术研发合作，扩大外商直接投资的技术外溢效应。支持外资投向高端制造业、高新技术产业、现代服务业、新能源和节能环保产业，对外商直接投资进入上述行业的要放宽投资准入条件和加大优惠力度。此外，为进一步促进我国经济去产能和产业结构的转型升级，对外商直接投资进入产能过剩、高污染、高消耗和资源型出口行业要采取更加谨慎的措施，进一步减少外资进入这些行业。

将外商直接投资与我国区域均衡协调发展相结合，因地制宜对不同地区实施差异化优惠政策。对东部地区，要利用好当地的人才优势、市场环境优势、产业配套优势，促进外资投向现代服务业和高端制造业等行业，加大对外资投向战略性新兴行业的政策支持力度，加快高水平外商直接投资在东部地区的产业聚集。对中西部地区，要加强与东部省份的战略合作，推动沿海地区劳动密集型外商投资企业向中西部地区转移，形成优势互补的双赢局面[7]。此外，要积极利用好中西部工业园区与经济开发区，加大对中西部地区制造业利用外资的政策优惠力度，放大中西部地区劳动力成本优势，促进外商直接投资企业在中西部地区形成制造业的集群效应，推动当地工业化进程。

（三）深化自由贸易区与服务业扩大开放综合试点改革

根据世界银行的各国外商直接投资“容易指数（0―100）”显示：我国得分637，远远低于美国的80、日本的816，甚至与印度的763还有较大差距。同时数据显示：外商在中国投资建立一个企业要花费65天，走18道程序，高于印度的46天和16道程序。此外，据经合组织的各国对外商直接投资的“限制指数（0―1）”数据显示：我国是0418，远高于经合组织成员国平均值的0068，比印度的0263还高出很多。表明我国在外商直接投资放宽准入条件、简化手续、优化服务还有很长的路要走，深化自由贸易区与服务业扩大开放综合试点的改革，采取积极有效措施推进金融、教育、文化、医疗等服务业领域有序开放，放开育幼养老、建筑设计、会计审计、商贸物流和电子商务等服务业领域外资准入限制，大力推进外资管理体制改革，进一步简化审批手续，提高服务质量。对条件成熟的改革措施要加快在全国特别是“一带一路”沿线城市推广。

（四）加快我国双边投资协定谈判

当前在我国外商直接投资来源单一化、欧美等发达国家对我国直接投资止步不前甚至有所下降的前提下，我国要加快双边投资协定的谈判，特别是要积极推动中美、中欧投资协定的实质性进程，有序推进以准入前国民待遇加负面清单模式开展谈判，改善引资环境，促进投资的自由化与便利化，加大我国对欧美外商直接投资的吸引力。

（五）加强招商引资人才队伍建设，提升招商引资管理水平

加强招商引资的人才队伍建设，善于利用社会力量和培养一支专业化的招商引资队伍，推动招商引资工作科学化和合理化。提升招商引资管理水平，摒弃过去单纯的以招商数量和引资额来评价招商引资成绩的考核标准，从长期的经济社会效益出发，持续跟踪外商直接投资对当地的经济社会效益影响。

[参考文献]

[1]沈坤荣，耿强外国直接投资、技术外溢与内生经济增长――中国数据的计量检验与实证分析[J]中国社会科学，2001（5）：82-93.

[2]郭克莎加快我国经济增长方式的转变[J]管理世界，1995（5）：31-40.

[3]裴长洪吸收外商直接投资与产业结构优化升级[J]中国工业经济，2006（1）：33-39.

[4]王晓红，沈家文我国利用外商直接投资的现状与趋势展望[J]国际贸易，2015（3）：41-48.

[5]姚国利香港企业对内地的直接投资与日本企业对中国直接投资的比较[J]国际金融研究，1995（8）：38-41.

篇6

关键词：外商直接投资；产业结构；格兰杰因果关系

中图分类号：F83 文献标识码：A

原标题：外商直接投资与河南省产业结构关系的实证分析

收录日期：2016年3月28日

一、河南省外商直接投资现状

河南省利用外资的规模和整个国家的对外开放水平基本保持一致，从1979年开始不断增长。根据河南省统计年鉴数据可知，实际利用外资额度变动可以分为五个阶段。第一，1979～1991年处于缓慢增长阶段；第二，1992～1998年呈快速增长趋势，吸引外商直接投资的规模和水平不断提高（鉴于1992年是快速增长的开端，所以在之后定量分析时多选用1992年之后的数据）；第三，1998年之后由于受金融危机影响出现曲折波动；第四，2004～2010年稳步增长阶段，2005年全省实际使用外资额12.3亿美元，比上年增长了40.7%；第五，2010年至今，2011年突破100亿美元大关，重新步入快速增长阶段，2014年增长到149.27亿美元。2005～2014年10年间增长了11倍之多。外资投资规模的不断扩大，对河南省经济发展起到重要推动作用。

外商直接投资在河南省三大产业中的投资比重顺序分别是第二产业、第三产业和第一产业。其中第二产业中投资于制造业所占比例最高，2011年达到84.8%。河南省作为一个农业大省，而外商直接投资于第一产业的比例最低。外商直接投资是国际资本流动的一种重要形式，投资过程中的技术、资金和管理水平对产业结构转换与升级优化有一定程度的促进作用。姜弘、曹明福（2010）利用格兰杰因果实证分析对外商直接投资与我国产业结构协同问题进行研究，认为外商直接投资是我国产业结构变动的重要原因。

二、河南省外商直接投资与地区生产总值相关性分析

相关分析是研究两个变量间相关方向和关系的统计分析方法。首先我们根据表1中1995～2014年数据作出散点图，观察其相关性如图1所示。从图1可以看出，两组变量是呈现线性正相关关系的。另外，根据表1数据运用Eviews6.0软件计算得两个变量间的线性相关系数为R=0.939748。由此可知，河南省实际使用外资金额与河南地区生产总值之间是高度正相关关系的。（图1、表1）

三、河南省外商直接投资与产业结构格兰杰因果关系检验

就河南省2006～2013年外商直接投资产业结构分布数据来看，其始终在第二产业占绝对比重，平均占比71.51%。因此，这里我们可以通过检验外商直接投资与第二产业增加值占全省GDP比重之间的关系来代替说明外商直接投资与产业结构之间的关系。（表2）

为验证外商直接投资是否存在产业结构效应，本文选用1992～2014年河南省统计数据运用Eviews6.0软件对FDI与IS两个变量进行格兰杰因果关系检验。其中，FDI为年度实际利用外资额，IS为第二产业增加值与当年地区生产总值的比重，数据如表3所示。（表3）

检验结果如表4所示。从中我们可以看到滞后期数分别为1～5的外商直接投资与第二产业比重的格兰杰因果关系中，当滞后期为1～3，我们对原来的假设采取拒绝的做法，即认为第二产业比重是引起FDI变动的格兰杰原因，同时FDI也是引起第二产业比重变动的格兰杰原因。而当滞后期为4和5时，拒绝原假设“FDI doesn’t cause IS”犯错误的概率高达60%和40%，所以我们选择不拒绝，即FDI不是引起第二产业比重变动的格兰杰原因。（表4）

由以上分析可知，该格兰杰因果关系检验结果能够说明河南省实际利用外资额对第二产业比重，也即对产业结构的变动有一定程度的影响作用，但是根据现有的数据分析，这种影响作用并不强烈。必须注明的是，该格兰杰因果分析存在样本数量较少的弊端。

主要参考文献：

[1]姜弘，曹明福.促进外商直接投资与我国产业结构相协同的问题研究[J].经济与管理研究，2010.3.

[2]河南省统计局，国家统计局河南调查队.河南统计年鉴2015.北京：中国统计出版社，2015.

篇7

关键词：外商直接投资；就业；劳动力素质

中图分类号：D630 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）13-0130-02

一、引言

早在2007年，中国外商直接投资企业就达到37 888家，解决了当年近450万就业问题。但是由于人口压力大，就业问题仍然是中国目前的一大难题。总理此前多次强调：“我们稳增长的目的，很大程度上就是为了保就业。而我们面临的就业问题，除了有人多的压力，还存在结构性的矛盾……外商直接投资可以通过优化产业结构来解决中国的部分就业问题。”

国内外众多学者对其内在关系做过定性及定量的研究。由于中国不同城市的经济发展情况不同，因此，外商直接投资在中国的就业影响不能一概而论。本文避免了地区经济差异，只针对北京市展开研究，北京市作为中国经济较为发达的地区，无论在就业或外商直接投资方面都发展得较为平稳，因此，研究外商直接投资对北京市就业的影响有一定的意义。

二、实证分析

（一）理论基础

凯恩斯认为：“不论投资增量如何微小，有效需求将做累积的增加，一直达到充分就业为止。”当一个国家通过货币政策降低利率时，会刺激这个国家的投资者进行投资，需要更多的劳动力投入到生产资料部门当中，可以使就业增加。本文计量模型主要探索的是外商直接投资对北京市就业数量的影响，剔除其他因素对于就业的影响，只对外商直接投资与就业进行分析。

（二）变量选择与数据处理

外商直接投资是本文研究的重点，由于目前数据统计的有限性和不全面性，本文设定的样本区间为2003―2013年，由于本文设定的变量为累积外商直接投资，因此将数据每年进行累计，本文对统计年鉴中的数据根据需要进行了单位变换。另外，本文将累计外商直接投资进行对数处理，以消除时间序列中可能存在的异方差现象。

北京市就业人口选取北京市城镇就业人口总数。就业人员数是指在16周岁及以上，从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人员。同样，为了消除时间序列中可能存在的异方差现象，本文将就业人口总数进行对数处理。

（三）单位根检验

本文选取的是北京市2003―2013年累积外商直接投资和就业总人数的时间序列数据。进行时间序列分析前，我们需要知道序列是否平稳。如果不进行检验就直接运用不平稳的数据研究外商直接投资对北京市就业的影响，则可能导致伪回归的产生。即两个变量之间即使没有经济意义上的关联，也可能产生较好的回归结果。因此，本文首先对累计外商直接投资和就业人数的数据进行单位根检验，以判断序列的平稳性。

本文运用ADF检验来判断序列的平稳性。累计外商直接投资和就业人数时间序列的水平值的检验结果显示，LNWORK在5%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设。LNFDI在1%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设。ADF检验表明，LNFDI和LNWORK均为平稳，满足协整检验的条件。

（四）协整检验

在短期内，因为随机因素的干扰，变量可能偏离均值。但是，如果这种偏离是暂时的，那么随着时间的推移，变量将会回到均衡状态，本文通过协整表述变量之间的长期关系。

本文主要研究外商直接投资与北京市就业的关系，分析两者之间的关系一般采用基于回归残差的EG-ADF检验。EG-ADF检验如下：

对LNFDI与LNWORK进行OLS回归估计，估计的模型如下页所示：

LNWORKi=β1+β2LNFDIi+εi

回归结果如下：

LNWORK=4.751+0.212LNFDI+ei

t=（42.776） （13.558）

Adj.R2=0.948

在进行回归之后，提取残差，运用ADF检验判断残差的平稳性，由回归方程估计结果得：

ei=LNWORK-4.751-0.212LNFDI

运用ADF检验来判断残差的平稳性。残差的ADF检验值在1%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设，即残差为平稳的时间序列。因此，可以判定外商直接投资与北京市就业人数存在长期协整关系。

（五）误差修正模型

通过协整检验，本文研究了外商直接投资与北京市就业量之间的长期变化趋势，但由于经济活动受很多因素的影响具有较强的不确定性，而且在经济面临不同情况时，外商直接投资与北京市就业之间的关系会偏离其长期的均衡关系。因此，接下来本文将对两个变量间的短期均衡关系进行研究，通过建立误差修正模型来研究外商直接投资对北京市就业的短期影响作用。对模型进行估计，可以得到以下结果：

dLNWORK=0.058+0.025dLNFDI-0.089ECM（-1）

误差修正项的系数代表了将外商直接投资与北京市就业之间的短期非均衡状态调整到长期均衡状态的作用程度。从长期来看，外商直接投资每增加1%，会引起北京市就业量0.21%的提高。但在短期，误差修正项的系数为-0.089，这也意味着在短期内，外商直接投资的增多会对北京市就业量产生负效应。变量外商直接投资和误差修正项的系数相反，当外商直接投资与北京市就业之间的关系处于短期非均衡状态时，误差修正项将通过反向修正机制使其回到长期均衡状态。

三、结论及政策建议

第一，从长期来看，北京市外商直接投资与北京市就业之间存在稳定关系。由对二者关系进行的协整检验可知，FDI对北京市就业数量的增加具有长期促进作用，FDI增长1个百分点将引致0.212%的就业人数增加，这也从实证角度说明了外商直接投资对北京市就业具有正效应。

第二，从短期来看，由误差修正模型的误差修正项的系数为负可以看出，外商直接投资的增多会对北京市就业量产生负向影响。当外商直接投资与北京市就业之间的关系处于短期非均衡状态时，误差修正项将通过反向修正机制使其回到长期均衡状态。

从我国实际情况出发，外商直接投资的迅猛发展已经成为了我国不可忽视的经济力量。在这种情况下，尽可能地发挥外商直接投资的积极作用，促进就业，是政府与企业共同追求的目标。基于此，本文对北京市政府吸引外商直接投资及就业提出以下几点建议：

首先，吸引本土化投资。“外商直接投资主要有两种进入方式，它们分别是绿地投资和跨国并购。”这两种不同的进入方式会带来不同的就业效应。绿地投资对北京市本土资源需求增加，可以增加北京市就业人口。但是绿地投资中，要区分独资与合资。独资企业对于北京市的就业效应要差一些，因为企业管理者地位被外商独占，因此其享有的利益也是最高的。长期内，假设外商独资企业其投资效应将逐渐转移到母国，投资效应降低。合资会使中外合资企业平分利益，考虑到北京市自身的利益，投资者会更加注重技术转移，控制外资发展方向，这样在长期内使得投资利益增加，保证本国经济发展的独立性，使得就业率提高。

其次，优化外资的投资结构。近年来，北京市资金及技术密集型产业得到了良好的发展，劳动力密集型产业逐渐较少。资本密集型产业进入，从产业结构上改善北京市就业面临的问题。而资本及技术密集型的产业往往来自于欧美等西方发达国家，因此，政府可以重点引入先进欧美国家资本及技术密集型项目投资。

最后，大力发展国内投资企业。国内固定资产投资无论在北京市还是全国范围内，都要占全社会投资的最大比例。在鼓励外商投资企业发展的同时，不可以忽略国内投资企业的发展。现在，北京市有很多中小型企业无论在设施、人才、资本上都面临着匮乏的困境，但是由于科技人才、资本等都流向大型企业与外商直接投资企业，国内投资企业的发展进行得十分艰难缓慢。因此，北京市政府应该在政策、资金、人才方面积极鼓励、扶持国内中小企业的发展，吸收借鉴外商企业高端的科技水平及优良的管理经验，并且鼓励优秀人才向国内企业发展。

全球化不断发展的今天，我们享用着来自于不同国家、地区和跨国企业的商品、服务、知识以及信息。在不同国别的文化中品味世界的多元与美好。全球化带给人类生生不息的动力与进步。作为发展中国家，中国在世界经济政治舞台上日益发挥着重要的作用。而北京市犹如中国的心脏，这座城市的日益繁荣吸引着越来越多的外商直接投资，对北京市就业做出了巨大的贡献。但是，正如本文所阐述的那样，外商直接投资在不同时期对就业的影响是不同的，因此北京市政府在引进外商直接投资时，需要更多地将其“本土化”，并且改善外资的来源结构。同时，要加大法规建设力度，对一些垄断性质的外商直接投资企业做出立法限制。在引进发展外商直接投资企业的同时，更需要鼓励国内中小企业的发展。解决就业的同时也需要多支持高等教育、成人教育的全面发展，不断提高劳动力的自身素质。只有人口素质不断提高，就业问题才能从根本上得到解决。

参考文献：

[1] 陈涛涛.外商直接投资行业内溢出效应[M].北京：经济科学出版社，2014.

[2] 潘镇.探索中的手――中国外商直接投资政策及其有效性研究[M].北京：经济管理出版社，2006.

[3] 邹昭.从规模到质量：中国利用外商直接投资的历史进程[M].北京：科学出版社，2009.

篇8

关键词：外商直接投资；作用机制；经济效应

外国直接投资已成为全球经济的普遍现象，改革开放以来，我国外商直接投资规模日益扩大。从2002年开始，中国超越美国成为世界第一引资大国，外资为中国的经济腾飞做出巨大了贡献。但是随着外资对我国经济发展影响越来越大的同时，其负面效应也日益凸现。总体来看，外商直接投资在经济可持续发展和国家经济安全两个方面正在产生越来越显著的负面影响。探讨在保证我国经济可持续发展和经济安全前提下合理利用外资问题有重要的理论和实践价值。

一、外商直接投资对我国经济发展的正面影响

（一）弥补了我国发展建设的资金不足

改革开放以来，我国外商直接投资规模日益扩大，特别是在1992年我国开始确立社会主义市场经济体制后的10几年间，我国年平均利用外商直接投资额达到全国固定资产投资额比重的12.7%，可以说，外商直接投资为我国经济的持续发展提供了重要资金来源。

（二）提高我国的就业水平

据测算，截至2006年，我国注册外商投资企业32万家，约占注册企业总数的3%，在外商投资企业中直接就业人数约2800万人，并通过外资企业带动的其它相关企业发展解决了更多人数的就业问题[1]。

（三）增加了国家的财政收入

截至2006年，我国外商投资企业税收（不含关税和土地税费）达到7976.94亿元，占全国税收总额的21.19%，同比增长24.81%，高于同期全国税收增幅（21.93%）2.88个百分点[2]。

（四）促进了我国对外贸易的发展

近几年来，无论是在我国外贸总额，还是在进口总额、出口总额上，外资企业所占比重都超过了50%，成为我国对外贸易发展的重要动力。

（五）引进了先进技术

通过承接国际制造业转移，我国的产业结构实现了向以汽车、化工为代表的重化工业的升级发展。近年来，技术密集型产业的外商投资逐步增加，特别是在电子及通信设备制造业以及集成电路制造业的增幅显著加快，反映了国际产业向我国的转移正向高技术含量、高附加值的加工工业方向发展。此外，有研究指出，外商投资企业中，有45%使用跨国公司母公司比较先进的技术，42%使用母公司先进技术，仅13%采用母公司的一般技术,表明外商直接投资已经成为提高我国产业技术水平的重要方式。

但是必须看到，外商直接投资也在经济可持续发展和国家经济安全两个方面产生越来越显著的负面影响。

二、外商直接投资对我国经济的负面影响

（一）过分夸大其作用

毋庸置疑，外商直接投资对GDP确实具有促进作用。但如果考察外商直接投资对国民收入的作用，那么相比国内资本来说，外商直接投资的作用并不显著，与实行经济可持续发展以提高国民福利、真正改善人民生活的根本目标还存在一定距离。以外资经济为主的苏州和以民营经济为主的温州相比，其人均收入和人均储蓄相应较低，也从一定程度上说明在提高人民生活水平方面，外资并不一定优于国内资本。

（二）使用成本过高

我国吸引外商直接投资的重要举措之一，是对外商直接投资实行税收优惠。平均来看，外资企业在我国的平均税负大约只有12%，而我国一般内资企业的平均税负达到24%，国有大中型企业的税负更高达30%[3]。1992年引资进入高速发展阶段后，涉外税收总额及其占全国工商税收总额的比例一直呈上升趋势。由于我国在吸引外商直接投资时，给予了外商投资企业超国民待遇，税负比较低，所以每年上升的外商投资企业税收总额，使得我国承担的成本也在增加。如果按照外资企业比我国一般内资企业税负少12％，那就意味着从1992年到2003年间，相对于我国内资企业，外商投资企业少交了一半以上的税收，也就是说累计少征收了18469.90亿元的税收，让外商投资企业获得了“超国民待遇”[4]。

实践证明，我国为使用外商直接投资也付出了高昂成本。

（三）削弱了我国经济的内生增长能力

经济可持续发展要求经济体本身能获得持续发展的内在动力，使经济增长表现为“内生增长”。而自主技术创新能力和企业家培养是影响经济增长内生动力的两个关键变量。跨国公司是一个以盈利为目标的经济组织，保持技术优势是其追逐利润的一个重要手段。跨国公司实行动态技术差距的策略，一段时间内可以缩小我国与发达国家的技术差距，但FDI引进技术后，进一步创新的程度低，往往停留在浅度国产化阶段，当到达一定程度后，就会停滞，差距甚至再度拉大。

三、未来合理利用外商直接投资的对策建议

尽管外商直接投资对我国经济可持续发展和经济安全有产生了负面影响，但外资对一个国家经济发展的积极作用仍应得到肯定。只要我们采取合理措施，相信外商直接投资会带来巨大收益！

（一）适当控制引资规模

我国应将外资的引入和经济增长结合起来，应随着我国GDP总量规模的扩大，国内建设资金的需要，适当加大对外商直接投资的引入，但不能超出自身建设的需要，也不能盲目脱离现有的经济基础。引资规模还应结合国内不同市场的竞争程度加以考虑。提高引资质量，应综合考虑出口、就业、技术等因素。吸引的外资应有利于出口，增加就业，并能提供我国急需的技术，提高我国自主的技术创新能力。此外，吸引外资还应考虑是否有利于国有企业的改造。要达到控制引资规模、提高引资质量的目的，一个非常重要的举措是改革目前的干部政绩考核体制。GDP指标考核干部政绩，会造成对外商直接投资引入数量的冲动，而不会考虑外资质量。因此，应该用包含更多风险和成本的绿色GDP指标来衡量干部政绩。

（二）优化引资结构

随着我国在FDI引资规模的上扩大，我国FDI结构对经济可持续发展的影响也越来越大。FDI引入的结构问题可以从FDI来源、FDI在整个外资中的比例、FDI的内部结构、FDI在地区和产业当中的分布等几个方面加以分析。应当继续鼓励外资与国内企业的合资，鼓励外资以合资成立子公司、并购等方式进入中国，鼓励外资参与国有企业的重组改造。当然，在一些我国企业已经获得长足发展的领域，我国也鼓励外资以绿地投资的方式进入中国，创造一个具有竞争性的市场。对待外资的进入方式，我国都应该加以鼓励，但在不同领域，应进行不同程度的引导，在具体措施上进行灵活调整，但应注意以市场方式进行，而不是政府具体干预。产业政策的制订应该加强。一个有秩序的开放的市场，才会使外商直接投资更好地服务于我国特殊的国情。产业政策的制订，既要保护核心领域的产业安全，控制外资的进入，也要促使三次产业之间合理均衡发展，并在空间上进行规划，避免地区发展差异拉大。

（三）完善外资管理法律法规

截止现在，我国还没有一部《反垄断法》，这给跨国公司留下了可资利用的政策空间。反垄断法的缺失，使我国企业在国内市场无力抗击跨国公司垄断和限制性商业做法，而且也使我国消费者面临跨国公司可能的高额利润掠夺，在软件行业等市场集中度较高的行业中，这种现象尤为明显。抓紧制订反垄断法，有利于我国建立开放、竞争和全国统一的大市场，有利于维护国家利益，既能做到遵守WTO规则，又能控制跨国公司的负面影响。抓紧制订反垄断法也保障我国经济安全、保护民族工业的需要。我国反垄断法的制订应借鉴国际经验，增加透明度，提高开放度。我国制订反垄断法还应配套建立《企业并购法》，可以防止跨国公司的恶意收购行为，并采用国际通行的“国家安全”例外原则，允许国家依法以国家安全为由，禁止严重干扰市场秩序的跨国并购活动。此外，反垄断法也应配套建立反倾销法，并完善反不正当竞争法，同时还要制定商业秘密法、反贿赂法等，使之相互协调配套，对《商标法》、《税法》、《价格法》等相关法律也要作出修订，以更适应新形势对法律制度的新需要，为我国有效制止跨国公司的反竞争行为提供法律依据。

（四）坚持独立自主能力

虽然，改革开放是我国的一项基本国策，应该毫不动摇，但我国外商直接投资政策应坚持两条腿走路的方针。只有国内企业的强大，才可能使外商投资企业使用更先进的技术；也只有国内企业的强大，才能够真正发挥外商投资企业的作用。国内外许多案例表明，国内有与跨国公司相竞争的企业，跨国公司才会转移先进技术，也才会以合理的价格出售产品。坚持独立自主、自主创新，就是要求我国培养自己的跨国企业，拥有自己的独立品牌。只有这样，我国才能够在任何情况下，抵御别国的封锁和控制。历史的事实一再说明，将希望寄托于以盈利为目的、受政治制约的跨国公司是不现实的。

四、结语

外商直接投资对我国的经济发展功不可没。它对我国的国际收支、就业和收入、生产能力的形成都发挥了重要的作用。但是，它也在一定程度造成了对我国市场的垄断以及对我国民族企业的挤压。应该指出，我国的经济条件与改革开放初期相比已经发生了很大的变化，我国已经从一个资金缺乏的国家变成一个资金充裕的国家。在新的历史条件下，应该根据30年来外商直接投资对我国经济影响的客观评价，重新审视我国对外商直接投资的政策。随着改革开放的继续迈进，我国应该坚持继续吸引外资的同时，努力发展本国经济实力，对外资相关政策必须完善，同时加强独立主的能力，这样才能是中国经济实现又快又稳的发展。

参考文献

[1]阎敏.外商直接投资[M].西安：交通大学出版社，2009.

[2]陈梓佳.利用外商直接投资对我国经济的影响及建议[J].中国经贸导刊，2008（19）.

篇9

【关键词】外商直接投资;进口;出口

一、现状分析

(一)FDI规模逐年增长,独资经营企业迅速增长

从2000年起,江苏省利用FDI快速增长。2000-2008年,9年累计实际外商直接投资达1294.77亿美元,2006年,利用外商直接投资达174.31亿美元,2007年,利用外商直接投资达218.92亿美元,2008年,利用外商直接投资达251.2亿美元。随着一系列吸引外资优惠政策的出台,外商在投资中更加注重控股权,以独资方式进入的外商逐渐增多,且表现在外商直接投资的各个领域。1985～2008年,独资经营企业,合资经营企业,合作经营企业占实际外商直接投资的比重分别为:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,独资经营企业,合资经营企业,合作经营企业所占实际外商直接投资比重分别为:81.54%,17.32%,0.81%。外资投资股份制企业为0.33%。

(二)FDI行业分布不均衡

2000年以来,江苏省的FDI主要集中在制造业,以2008年的数据分析,2008年流向制造业的实际外商直接投资比重为70.18%。从制造业行业分布看,FDI主要投资于通信设备、计算机及其他电子设备制造业;电气机械及器材制造业;通用设备制造业。

(三)FDI主要投资于苏南地区

苏南地区包括:南京,苏州,无锡,常州,镇江;苏中地区包括:南通,扬州,泰州;苏北地区包括:徐州,连云港,淮安,盐城,宿迁。由于三大区域的人口数,地区生产总值,地理位置等差异,导致FDI主要集中在苏南地区。2008年外商直接投资在苏南,苏中,苏北投资额分别为:168.02亿美元,54.01亿美元,29.17亿美元。

(四)FDI来源向多国家或地区发展

FDI来源由以香港为主向多国家和地区发展。2007年,江苏省实际利用外资第一位是香港,为67.40亿美元;第二位是韩国,为15.08亿美元;第三位是新加坡,为14.87亿美元;第四位是日本,为11.20亿美元,2008年,江苏省实际利用外资第一位是香港,99.51亿美元;第二位是新加坡,达16.41亿美元;第三位是日本,实际外资额13.55亿美元;第四位是中国台湾,实际投资8.99亿美元,此外,美国、德国等国家和地区的投资也占有很大比重。

二、相关文献综述

小岛清提出的边际产业扩张论认为,在外商直接投资方面,投资者应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行,从而将东道国因缺少资本和技术而没有发挥的潜在比较优势发掘出来,使两国间的比较成本差距扩大,为更大规模的贸易创造条件;Mundel.R.A.(1957年)采用比较静态分析方法,得出一种商品可以通过贸易或投资的方式进入别国市场,认为投资对贸易会产生替代效应,并且当两个国家或地区的资源禀赋、技术水平比较接近时,替代效应特别明显;Vernon(1966年)认为企业对外直接投资是随产品生命周期运动而进行的,这是对企业出口方式的替代,从动态角度阐述了FDI对贸易的替代效应。

FDI究竟产生贸易替代效应还是贸易创造效应,这在一定程度上还取决于模型的理论假设和实践数据验证。近年来,国内较多学者对FDI与中国进出口贸易的关系进行了实证研究。学者杨迤(2000年)、张毓茜(2001年)、洗国明(2003年)、江锦凡(2004年)等认为,FDI对中国对外贸易有着显著的促进作用;戴金平和冯蕾(2003年)以1985-2002年的中国各省数据为样本,采用分布滞后模型,从FDI的来源、资金规模、外资企业的出口数量、外商投资的产业结构、科技人员数量和投入研发比重六个指标分析了FDI与出口贸易之间的关系,模型分析结果表明FDI对我国出口贸易的促进作用因地区不同产生差异的原因;马凌远(2008年)采用2003-2006年的面板数据验证了我国外向与内向FDI存量与进出口贸易之间的关系,通过计量模型分析的结果表明:我国的FDI与进出口贸易存在互补关系,因此FDI具有贸易创造效应,贸易创造效应中又以出口创造效应为主,这说明我国的外向FDI的出口效应大于进口效应,即具有“净出口”效应。

三、计量经济模型的建立及结果分析

(一)外商直接投资与进口,出口数据分析

根据江苏省2009年统计年鉴及江苏省2009年国民经济和社会发展统计公报整理有关数据,见表1。

(二)外商直接投资对江苏进口的效应分析

选取1995～2009年江苏省FDI和Import的数据为样本,考虑到滞后问题,对FDI、Import数据进行交叉相关分析,得出滞后期应选择两期。根据ALMON多项式法消除序列相关性,利用Eviews软件进行回归分析,得到回归模型。从模型的回归结果可以得出最终模型为:

从模型(Ⅰ)的回归结果可以得出:FDI变动1%会引起Import增长2.301%,即当期外商直接投资增长1%使当期进口增长0.91%;上期外商直接投资增长1%使当期进口增长0.491%;滞后二期的外商直接投资增长1%使当期进口增长0.9%。分析表明,江苏省FDI对Import的拉动作用较为明显。

(三)外商直接投资对江苏出口的效应分析

选取1995～2009年江苏省FDI和Emport的数据为样本,考虑到滞后问题,对FDI、Emport数据进行交叉相关分析,得出滞后期应选择两期。根据ALMON多项式法消除序列相关性,利用Eviews软件进行回归分析,得到回归模型。从模型的回归结果可以得出最终模型为:

从模型(Ⅱ)的回归结果可以得出:FDI变动1%会引起Emport增长2.17%,即当期外商直接投资增长1%使当期出口增长0.95%;上期外商直接投资增长1%使当期出口增长0.3%;滞后二期的外商直接投资增长1%使当期出口增长0.92%。分析表明,江苏省FDI对Emport的促进作用较为明显。

四、结论与政策建议

(一)结论

FDI对江苏外贸的进口与出口效应十分明显,FDI对江苏进口的效应大于出口效应。江苏外贸发展某种程度上依赖于外商直接投资的发展,这反映了FDI的“来料加工”特征比较明显。

(二)政策建议

江苏应改变利用外资的方式,提升外资质量,提高利用效率。逐步提高外商投资股份制企业的比例,积极创造条件,引导FDI向江苏现代服务业流动,向苏中和苏北地区流动。加大引进欧美及大洋洲地区的外商直接投资,促进江苏外贸持续均衡和谐发展。从长期可持续发展看,江苏省不应将外贸发展建立在FDI的基础上,要引导外商更多地利用江苏本地区的市场资源、人才与技术,以促进江苏省企业的产业结构调整和升级,实现江苏企业的自主创新和自主发展。

参考文献

[1]张毓茜.外国直接投资对中国对外贸易影响的实证分析[J].世界经济文汇,2001(3).

[2]洗国明.我国出口与外商在华直接投资――1983～2000年数据的计量研究[J].南开经济研究,2003(1).

篇10

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。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。