外商直接投資理論范文

導語：如何才能寫好一篇外商直接投資理論，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

摘要:近年來,隨著中美貿易順差問題的不斷凸顯,外商投資企業在中美貿易順差中的影響和作用也受到關注。經分析發現,貿易逆差轉移效應和貿易替代效應的發生是外商在華直接投資導致中美貿易差額形成的主要原因,這兩種效應的發生加劇了中美貿易的失衡。由此,我國的外貿戰略應做出適當的調整,以緩解外商直接投資對我國形成的對美貿易順差的巨大壓力。

關鍵詞:中美貿易差額;外商直接投資;貿易逆差轉移;貿易替代

中美兩國的貿易差額問題一直伴隨著中美貿易發展的整個過程,且矛盾日益突出和尖銳,已經成為中美兩國之間貿易爭議的焦點。關于中美貿易不平衡問題產生的原因,眾多學者進行了廣泛而深入的研究。在眾多影響因素中,外資因素的作用不斷突顯,越來越受到關注。外資和外貿是推動我國經濟增長的重要力量,如何協調利用外資與我國貿易平衡發展是當前理論界研究的重要課題。因此,本文以外資引致的貿易差額為視角,針對外商對華直接投資與中美貿易順差的關系展開分析,從FDI的角度探討中美貿易順差不斷擴大的原因,并在此基礎上提出我國相應的外貿戰略調整,以最大限度的避免外資引致效應的不利影響。

一、問題的提出

我國加入世界貿易組織以來,進出口貿易發展迅速,進出口總額從2001年的5096.5億美元猛增至2008年的25616億美元,增長了5.03倍,而與此同時,貿易順差從2001年的225.5億美元劇增至2008年的2954.6億美元,增長了13.1倍。其中美國是我國貿易順差主要來源地,以2008年為例,中美貿易順差為1708.6億美元,占我國貿易順差總額的57.8%。我國外貿順差規模過大蘊涵了國內經濟運行風險,也面臨著貿易摩擦等越來越多的矛盾,因此,如何提高對外貿易發展的質量和效益,實現進出口貿易平衡發展,尤其是中美貿易平衡發展就成為當前理論界研究的重點。

在注意到中美貿易順差問題的同時,也注意到近年來外商投資企業在中國進出口貿易中所占的份額越來越大。2008年,外商在華投資企業完成的進出口額達到14105.8億美元,占當年全國進出口總額比重為55.1%。而且,1998年以來,外商在華投資企業對外貿易出口中,出口市場最大的是美國。2007年外商在華投資企業對美國商品出口達1590.04億美元,占全國出口美國總額的68.3%,占當年外資企業對外總出口的22.85%;同年,外商在華投資企業從美國進口商品總額為396.74億美元,占全國從美國進口總額的57.2%,占當年外資企業從外總進口的7.07%。兩者相比,外商在華投資企業對美商品出口和從美商品進口是非常不對稱的。依據中方統計,中國對美貿易順差中70%以上都是由外商在華投資企業完成的。因此,外資因素是中美貿易順差形成的主導因素,而對于外資因素與中美貿易順差的關系以及形成貿易順差的原因則是研究中不能回避的話題。

二、外商對華直接投資與中美貿易順差的關系

據中國海關統計顯示,1993年外商在華投資企業對美商品出口僅為67.4億美元,而到2007年這個數字已飆升到1590億美元,同期外商在華投資企業從美國進口卻顯得相對滯后。兩者相抵,外商在華投資企業造成的中美貿易順差有了持續增長,由1993年的33.2億美元增加到2007年的1193.3億美元,占中美貿易順差的比重也由52.9%上升至73.1%。而在此期間,外商在華實際投資額也從1993年的275.15億美元增長至2007年的747.68億美元。由此可見,外商在華直接投資與中美貿易之間存在著相互聯系。

選取1993年至2008年的中美貿易以及外商在華直接投資統計數據(數據來源于美國商務部經濟分析局和中國商務部外資司),經過對各變量序列進行ADF單位根檢驗,判定各變量序列的一階差分是單整的,隨后應用協整方法以及格蘭杰因果關系檢驗,分析了外商在華直接投資與中美貿易之間的長期均衡關系。經過協整檢驗結果顯示,FDI與中美進出口總額、FDI與對美出口額、FDI與對美進口額、FDI與中美貿易差額之間都存在著長期的協整關系。也就是說“外商在華FDI”這個變量在長期內確實對中美貿易總額、中國對美國的出口、中國自美國的進口以及中美貿易順差等因變量有顯著影響,且呈同方向變化關系。尤其是FDI對中國向美國的出口以及中美貿易順差的促進作用很強,即外商在華直接投資導致中國向美國出口的增加,對美國貿易差額的擴大有引致效應。

具體到我國的主要投資來源國(或地區)如美國、歐盟、日本以及中國香港和臺灣地區,他們各自的在華實際投資也與中國對美貿易順差存在著同方向變動關系。依據相關性測算,1993-2006年中國對美貿易順差與美國在華實際投資之間相關度為0.97[1],而中國對美貿易順差與臺灣香港在大陸實際投資以及日本、歐盟的直接投資都存在較高的相關度(均大于0.89)。這與JiawenYang等(2004)指出的“中國大陸的外貿伙伴中國香港、中國臺灣、日本和韓國已將紡織品與服裝等勞動密集型生產設備轉移到中國大陸,通過在中國加工對美出口,這些產品占了美國從華進口的很大份額”的結論是一致的。

三、外商在華直接投資對中美貿易差額的影響

(一)外商在華直接投資造成的貿易逆差轉移效應

研究發現外商在華直接投資的持續增長會產生貿易轉移效應,造成美國大部分進口商品的生產從投資國或地區轉移至中國,從而導致美國從華進口商品持續增加,美中貿易逆差不斷加大。華盛頓國際經濟研究所一項調查顯示,中國對美貿易順差中75%是這種“轉移效應”產生的結果[2]。

1.東亞①國家在產業轉移的同時,也將部分對美的貿易順差轉移至中國。隨著產業結構的不斷轉移,日本、韓國、新加坡等東亞國家也紛紛進行產業結構的升級和調整,把其國內已經喪失比較優勢的勞動密集型產業和對歐美出口摩擦較大的商品的加工組裝工序通過在華設廠的方式向中國轉移,其產品在中國加工、組裝后按原來的銷售渠道,主要經香港等地轉口到美國、歐洲等傳統市場。這種貿易流程導致了中國大部分的加工貿易進口原輔材料、零配件市場與出口市場的分離,加工產品的出口國就轉移到中國,美國貿易逆差的主要來源國也轉移為中國。與中國成為美國主要貿易逆差來源地相對應的是,中國對東亞其他經濟體的貿易逆差也在增加。

從統計數據上看,雖然中美貿易差額呈現出逐年上升的態勢,但中美貿易差額占美國全球貿易逆差的比重卻幾乎一直穩定在20%-30%之間;與此同時,整個東亞地區對美貿易差額占美國全球貿易逆差的比重卻急劇的下降(從1992年的116.8%下降到2006年的69.3%)。顯然,美國對東亞地區貿易逆差比重的下降是來自中國以外的國家,主要是日本和東盟。中國加入WTO以后,美中貿易逆差明顯背離了整個東亞地區的下降趨勢,而呈現出逐步上升的態勢,因此,有理由認為,東亞地區的部分對美的貿易順差已經轉移到了中國。這與徐明珠(2009)進行實證計量分析的結論“美國與東亞各國的貿易逆差越小,美國與中國的貿易逆差就隨之擴大”是一致的。

2.中國大陸、中國香港、中國臺灣之間發生的貿易逆差轉移,加劇了中美貿易的失衡,中國臺灣和香港在中國大陸的直接投資部分地對中美雙邊貿易逆差增長負責。根據美國商務部的統計資料顯示,1990-2006年期間,美臺貿易總額占美國貿易總額的比重在逐年下降,與此保持一致的是,美臺貿易差額占美國貿易差額的比重也從1990年的10.9%降至2006年的2.3%。與此同時,這種變化趨勢更為明顯的體現在美國和香港之間的貿易上,美國和香港貿易差額占美國貿易差額的比重,1990年是4.82%,1995年后美國香港貿易由逆差轉為順差(2000年有小幅逆差),差額比重到2006年為-0.65%。那么,美國與臺灣、香港地區的貿易逆差轉移到哪里了呢?

如果將中國大陸、香港和臺灣作為一個大中華區加總起來考慮,可以非常直觀地看到這樣一個事實,那就是在美中貿易逆差占美國貿易差額比重不斷上升的同時,美國對臺灣和香港的貿易差額所占比重卻一路下降。與美國同大陸、香港、臺灣貿易差額比重的巨幅跌宕形成鮮明對比的是,1990-2006年間,美國同整個大中華地區的貿易總額和貿易差額所占的比重都非常穩定,而中國大陸對整個大中華地區的貿易逆差的貢獻率卻從最初的35%上升到了90%以上。份額變化在時間上的同步性表明了中美貿易差額是隨著中國大陸承接香港和臺灣的產業轉移而轉移過來的。而這種差額的變化與香港、臺灣在中國大陸的直接投資變動趨勢也表現出超乎尋常的一致性。

3.隨著美國的產業升級和對華產業轉移,通過美國在華直接投資所產生的貿易逆差轉移放大了中美貿易之間的不平衡。美國一直以來都是中國最主要的貿易伙伴國和外資來源國之一,截至2008年底,美國在華累計投資項目達到56610項,實際投資累計達到595.15億美元,僅次于香港的在華投資。美國越來越多的勞動密集型產業和加工環節通過FDI形式被轉移到了中國,把原本由本國生產的大量商品和服務轉化為海外子公司的巨額生產和出口,并相應的增加美國公司從其海外子公司對美國的進口,在大量最終產品返銷到美國市場的同時,也擴大了中美貿易之間的差額。比較典型的如美國耐克公司在中國廣東、福建設有10余家鞋廠,其產品全部用于出口,90%以上返銷美國市場,年出口額達2.5億美元[3]。

可見,美國在華投資很大程度上影響了中國對美的出口和對美貿易順差。究其原因,一方面是美國在華的投資企業利用中國的廉價勞動力、原材料等資源優勢在中國投資生產了美國國內不愿生產但又必需的勞動密集型產品,然后出口到美國;另一方面,美國的在華投資企業利用中國生產加工方面的優勢,采用來料加工等形式生產了特定行業資本密集和技術成熟型產品,然后返銷回美國。由此,美國的在華投資發生了貿易逆差轉移效應。陳艷林、方齊云(2007)通過對美國FDI和中美貿易數據進行協整回歸分析結果表明,在華美國FDI每增加1美元,中國對美國的出口會增加約7.5美元[4]。王洪慶、張浩、朱榮林(2005)通過美國在華直接投資對中美貿易影響的協整分析也得出類似的結果,即美國對華直接投資每增加1%,中國對美國的總出口將增加1.02%[5]。

(二)外商在華直接投資造成的貿易替代效應

貿易替代效應是蒙代爾(R.A.Mundell)于1957年提出的。蒙代爾認為一種商品可以通過貿易和投資兩種方式進入他國市場,投資是對貿易的替代。當兩國之間存在著關稅或非關稅貿易壁壘時,投資對貿易的替代就會加速[6]。不過,當前投資對貿易的替代主要是出于接近廉價生產要素市場和產品銷售市場的考慮,美國在華投資企業有相當部分是基于這種目的到中國來的。對此,Bucklye和casosn(1981)指出,相對于國內生產,外國生產具有更高的固定成本和較低的可變成本。這意味著在東道國市場擴大的時期存在著一個時點,在這個時點上由出口向在外國生產的轉變是有效率的[7]。更進一步,Markusen(1998)、Markusen和Venables(1995)提出在發達國家和不發達國家之間,FDI和貿易可以是同時存在的。但是隨著不發達國家市場的擴大、要素稟賦的變化以及生產效率的提高,它們之間的要素稟賦越來越接近,這時跨國公司的國內和國外生產會趨同,也就是說會出現FDI對貿易的替代[8][9]。

1.隨著中國市場和投資環境的不斷完善,出于在接近市場效應利益和母國集中生產效應利益之間的權衡,如果前者的利益大于后者利益,美資企業就會越來越多地從對華出口轉向對華直接投資,從而替代出口。也就是說,隨著中國經濟條件的改善,在進口替代部門的直接投資會越來越多,而這種投資是替代貿易的。而且根據Blonigen(2001)的論述,如果發生投資對貿易的替代,那么這種效應不是漸進式發生的,而是短時間急劇變化的。從這個意義上看,隨著美資企業更多地從對華出口轉向直接投資,在短期內直接投資對貿易的替代效應會很大。

當然直接投資的流入對進口也會有促進作用,這主要表現在直接投資的流入對投資必需品(如資本品和原材料)的大量需求。但在短期內,投資引致的需求沒能夠抵消替代效應的影響。李捷(2004)通過面板數據模型方法,采用中國7個行業同美國進口、出口及美商直接投資相關數據分析發現,在進口方程中,直接投資變量前系數為負,說明在這些行業內來講,美國對華直接投資對中國進口貿易在短期內具有替代作用。另據調查,2004年美國在華投資企業在中國市場上共銷售了750億美元的產品[10],這750億美元的美國企業生產的產品銷售作為貿易品的替代,加劇了中美貿易的不平衡。

2.中國廣闊的市場特別是招商引資的各項政策,使得許多跨國公司把中國看作為外貿出口的生產平臺。造成這一狀況的因素,并非如人們所想象的是中國勞動力廉價所致。實際上,一向被認為中國勞動力成本低的狀況正在發生變化。資料顯示,外資企業的中國職員的勞動力成本已高于泰國、馬來西亞、越南。而且,隨著外資大量流入和國內企業吸引力的提高,使得對合格人才的競爭更加激烈,加上中國社會福利保障制度正在不斷完善,這些都在加大外企的投資成本。因此,影響中國外資流入的勞動力價格優勢開始下降。其實,真正影響和加快外資流入的決定性因素,是中國的市場優勢和制度優勢(如投資政策及其透明度)正在上升。巨大的市場發展潛力和加入世貿后鼓勵外資進入的政策保障,都堅定了跨國公司的投資信心。僅從中國的外資政策方面看,2007年對《外商投資產業指導目錄》進行了修訂,進一步擴大了對外開放的領域。鼓勵類比原目錄增加了94條,占目錄的比重由原來的69%提高到73%。

近幾年來,由于中國的外資政策中明確了高新技術產業和跨國公司政策為引進外資的戰略重點,美國大公司利用其技術優勢,在對中國的投資和技術轉移中,更加強調和尋求中國市場的開放。

3.美國在華直接投資通過生產技術知識溢出,金融和營銷基礎設施的構建,以及中間商和貿易公司網絡的建立,直接促進了中國出口部門的增長和競爭力。這種間接效應的結果一方面是使美國對華出口受到影響,面對激烈的國際競爭,美國在中國設立大量子公司,把原本由本國出口的大量商品轉化為在華子公司的生產與出口,由此美國在華生產企業能夠替代美國對華出口銷售;另一方面,隨著越來越多的外資企業在中國設廠,數量的增加和質量的不斷提高,使得生產的供應配套能力得到增強,國產化率越來越高,減少了對中間產品、資本品和配套服務的需求,產生替代出口效應。因此,隨著美國對華投資的不斷向縱深發展,通過在華子公司的出口而不是由美國直接對華出口將造成美國對華出口份額的進一步減少,美中貿易逆差因此有可能進一步擴大。

4.從投資的行業結構和貿易結構的角度分析,由于國際分工格局的轉變,直接投資的增加從某種程度上代替了中國從美國進口。實際上,自20世紀90年代以來,美國跨國公司利用其擁有的多種壟斷優勢,在發展中國家大量投資,將勞動密集型、資源和能源消耗型及污染大的行業和低附加值的加工行業和工序向發展中國家轉移,使美國與發展中國家在原有的垂直分工體系外日益建立起水平分工體系。這種分工體系反映在商品結構的變化中就是制成品出現大量逆差。王洪慶,張浩,朱榮林(2005)在對美國在華直接投資與中國向美國的總出口、總進口、工業制成品進出口等數據進行協整檢驗表明,在短期內美國對華直接投資替代了美國向中國的總出口和工業制成品出口[5]。另據美國海關統計,美國在機械設備、電機電氣、家具玩具和服裝等商品上對華逆差增長較快,2008年1-12月占美國對華逆差總額32.4%的機械設備(HS84)逆差額達到553.98億美元。由此大量外資在華投資生產替代了美國的出口。

四、結論

綜上所述,外資企業對中美貿易順差具有促進作用,在華外商通過貿易逆差轉移以及貿易替代效應直接或間接的加劇了中美貿易的不平衡。特別是中國加入WTO后,外資因素成為引致中美貿易順差的主導因素。因此,我國的外貿戰略特別是外資策略應當作出適時地調整。

1.從重視外資數量向強調外資貢獻轉變,把著眼點更多地放在新技術產業以及吸收外資研發、設計、品牌和營銷技術等方面。有選擇地吸收外資,并從技術、產業、環境等多個角度設立外資進入標準,注重外資企業對國內企業或者產業競爭力的帶動作用。

2.進一步完善靶向型的外資政策,加強對外資流向的引導,加大對高科技產業與服務業的引資政策支持,最終抑制美國、亞洲各國或地區對中國的勞動密集型加工產業轉移,降低其對美中貿易逆差的“引致”擴大效應。

3.正確處理投資與貿易的關系,更加合理有效的利用外資,建立有效的投資和貿易預警機制,引導優化外資企業出口的國別結構,加快加工貿易的轉型升級,避免造成投資-出口-貿易逆差的簡單循環,從源頭上防范外資利用的低效率。

4.促進加快與發展中國家的投資活動,通過對外勞動密集型產業的轉移來減少中美之間的巨額順差。進一步融入全球生產網絡,不斷提升在國際分工體系中的層次,緩解外商直接投資引致的對美貿易順差的不利影響。

參考文獻:

[1]陳亞艷.外資企業對中美貿易順差影響的實證分析[J].黑龍江對外經貿,2008,165(3).

[2]沈國兵.外商在華直接投資與中美貿易平衡問題[J].財經研究,2005,31(9).

[3]王錦鋒.中美貿易逆差的轉移性分析[J].經濟研究參考,2005,1896(32).

篇2

關鍵詞：服務業；外商直接投資；動因；決定因素

中圖分類號：F719

文獻標識碼：A文章編號：1002-0594(2009)02-0055-06　收稿日期：2008-09-11

隨著經濟全球化向縱深發展，技術革命引致全球產業結構向服務業偏移、服務業管制放松、服務貿易自由化的制度安排以及服務業的特殊性質，使得全球外商直接投資(FDI)的重點已轉向服務業(聯合國貿易和發展會議UNCTAD，2004)。然而，服務業外商直接投資的研究卻長期滯后于實踐發展。目前。國外關于服務業外商直接投資的理論研究主要是以傳統的制造業外商直接投資理論和國際貿易理論為分析框架來解釋其動因，實證研究則主要考察其決定因素。

一、服務業外商直接投資的動因

(一)基于制造業外商直接投資理論的研究 國際直接投資理論作為獨立的經濟理論產生于20世紀60年代，二戰后跨國公司的空前發展及其帶來的投資浪潮，成為當時國際經濟理論界探討的焦點，各具特色的國際直接投資理論應運而生。這些理論包括壟斷優勢理論、產品生命周期理論、內部化理論以及國際生產折衷理論等。然而，上述理論大都以制造業FDI為研究對象，其中為數很少的對服務業FDI的研究也是以制造業外商直接投資理論為分析框架的。Boddewyn(1986)就認為，對服務型跨國公司沒有必要建立專門的理論，通過簡單的限定和詳盡的闡述，現有的FDI理論可以很容易地適應服務企業。

Dunning(1981)借鑒了海默以來的產業組織理論研究的新成果，將俄林的要素稟賦理論、巴克利和卡森的內部化理論結合起來，并引入區位理論，采用折衷的方法和體系加以綜合，提出了獨特的國際生產折衷理論。根據該理論，一個公司進行對外直接投資的意愿取決于以下三個因素的綜合或者其中之一。第一，公司具有核心競爭力或者能夠提高其競爭力的壟斷優勢；第二，通過將生產轉移到一個新的地方所具有的區位優勢；第三，公司所具有的內部化優勢。Dunning(1989)又進一步討論了服務業的跨國公司對外投資中三種優勢的具體表現形式和特點。首先，在壟斷優勢方面，信息、管理、組織與營銷技術是服務企業成功的關鍵。比如，對于咨詢業和信息服務業的跨國企業來說，其競爭優勢的關鍵在于獲得與處理信息的能力。由于新興服務業的知識化和信息化特征，服務部門跨國公司比制造業跨國公司的資本密集度更高，技術優勢更強，也更易形成世界市場的壟斷局面，形成其全球范圍網絡優勢。其次，在區位優勢方面，主要表現為東道國具有良好的信息和通信設施、健全的制度和受過訓練的人力資源，還表現為東道國不可移動的要素稟賦所產生的優勢，如地理位置方便、人口眾多等。最后，在內部化優勢方面，由于服務產品的無形性，信息不對稱較為明顯。另外，服務技術的復制較為容易，即使有專利保護，濫用和擴散的可能性也比較大。克服此類不確定性是許多服務企業選擇對外直接投資的重要理由。

還有一些學者對服務業中某個具體行業進行了專門的研究，得出了類似的結論，即服務業外商直接投資可以用傳統的國際生產折衷理論框架來解釋。Dunning和Norman(1983)在對商業服務進行研究后指出，如果擁有產品和原材料的生產工藝是制造業所有權優勢的一個源泉，那么管理和營銷技巧就是商業服務公司的所有權優勢。因此，服務業跨國公司具有不同的所有權、區位和內部化優勢。Rugman和Verbeke(1992)認為，一個公司如果要進行海外直接投資，那么它必須具有一些區域約束或者非區域約束優勢。對于服務業跨國公司，這些優勢包括，管理的所有權優勢、營銷優勢、產品創新優勢、獲得新技術和信息渠道優勢等。

(二)基于國際貿易理論的研究 世貿組織在“服務貿易總協定”(GATS)將國際服務貿易劃分為四種形式：過境交付、境外消費、商業存在和自然人流動。其中第三種商業存在即生產者跨境在服務消費國設立企業提供服務，從而將服務業國際直接投資作為服務貿易的一種形式。西方一些學者試圖用傳統貨物貿易理論如比較優勢理論解釋服務貿易，得出了不同的結論。

一種觀點認為，國際貿易原理完全適用于服務貿易。Sapir(1981，1982，1985，1986)根據國家間要素稟賦和技術的差異，對貨運、客運和其它民間服務作了一系列的實證研究，發現傳統的貿易理論不僅適用于貨物貿易，也適用于服務貿易，要素稟賦在貨物貿易和服務貿易模式的決定上都具有重要作用。Sapir還提出服務貿易比較優勢的動態性觀點，為發展中國家開展服務貿易的動因提供解釋。Hindley和Smith(1984)則指出，將標準的比較成本理論用于服務業貿易和投資的任何潛在的困難都不足以對該理論的適用性產生懷疑，Kumpe同樣認為，作為一個簡單明了的思想，比較優勢普遍有效。

第二種觀點則認為，國際貿易原理并不適用于服務貿易。最早嘗試運用國際貿易原理來解釋服務貿易模式的學者R.Dick和H.Dicke(1979)以要素稟賦為基礎，對各種顯示比較優勢指標進行回歸分析，發現沒有證據表明比較優勢決定服務貿易模式。Feketekuty(1989)認為，服務同商品相比具有許多不同的特點，這些特點決定了國際貿易原理不適用于服務貿易。Sampson和Snape(1984)則是從大部分服務貿易中生產要素在國際間流動的特性出發，認為這與比較優勢的基本假設“兩國生產要素不能流動”相悖，H-O理論不足以解釋服務貿易。

第三種觀點介于前兩種觀點之間，它既肯定國際貿易的基本原理對于服務貿易的適用性，同時也承認具體理論在解釋服務貿易上的缺陷，主張在利用國際貿易理論來解釋服務貿易時，必須對傳統理論進行若干修正。Deardorf(1984)先是分析了國際貿易理論用于服務貿易的局限性，然后他運用標準的H-O模型，通過改變其中的個別約束條件，解釋了國際服務貿易是如何遵循比較優勢原則的。

Banga(2005)指出，同貨物貿易一樣，服務業存在兩種不同類型的外商直接投資，一種是“垂直型”或者說是產業內的外商直接投資，指的是發達國家的企業利用其在某個產業所具有的比較優勢，向發展中國家進行直接投資。統計證明，發達國家以兩類高端產品進入發展中國家服務市場，一是傳統的勞動密集性的消費服務中品質特別優秀的產品，二是更具現代意義的技術和人力資本密集的生產者服

務。另一種是“水平型”或者說是產業間的外商直接投資，指的是發達國家之間的企業利用產業間相對的優勢進行國際直接投資。像國際貿易一樣，世界上多數外商直接投資屬于后一種類型。

還有一些學者探討了不完全競爭和規模經濟條件下服務貿易模式是如何決定的。Markusen(1989，1996)認為，生產者服務業的兩個主要特點是以知識為基礎和差異性。以知識為基礎意味著需要大量的初始投入以獲取知識來生產某一服務，但是當這一服務被生產出來后，它的供給邊際成本是相當低的。因此，生產者服務業的規模經濟十分重要。差異性意味著生產者服務業是有水平差異和垂直差異的。Jones和Kierzkowski(1988)提出和運用“服務鏈”的觀念來解釋規模經濟條件下服務貿易。他們認為，在規模經濟的作用下，生產過程更加復雜，需要更多的“服務鏈”。由于比較優勢的存在，服務鏈可以促進生產的國際化，從而服務貿易可以大大促進貨物貿易。Francois(1990)強調了服務在協調和連接各專業化中間生產過程中的外部集聚作用，他建立了一個具有張伯倫壟斷競爭特征的產品差異模型，討論了生產者服務與由于專業化而實現的報酬遞增之間的關系，以及生產者服務貿易對貨物生產的影響。

以上兩種服務業外商直接投資理論在解釋服務業外商直接投資的動因有它們的理論意義，也有各自的優點。制造業的外商直接投資理論直接反映了服務業FDI的一些決定因素，更容易做實證檢驗：貿易理論中關于相對要素稟賦差異、規模經濟差異和競爭優勢差異。則在一定程度上解釋了服務業FDI發生的本質。然而，由于服務區別于貨物的一些基本特性，包括無形性、生產與消費同時性、品質差異性等，使得服務業外商直接投資有其獨特之處，有時是制造業外商直接投資理論和貿易理論無法解釋的：第一，在制造業中，外商直接投資能夠通過把技術密集型和勞動密集型的生產活動分散在不同的國家，創建出全球的生產價值鏈，從而將整個生產過程進行分割。但是，由于許多服務產品生產與消費同時性，服務產品生產過程的分割就變得十分困難。加上服務產品的高度差異化、難以標準化，服務企業很難形成規模經濟，限制了其國際化擴展；第二，同樣由于許多服務產品生產與消費同時性，并且由于服務產品的生產更加密集地使用知識和資本要素，如果想有效地在國外市場提供服務，就必須依靠到國外市場進行投資，設立分公司或分支機構，如國際電信、國際金融、咨詢等服務許多是在跨國公司范圍內運作的。此外，許多服務部門直接關系國家與經濟安全，與貨物貿易和外商直接投資相比，政府規制在服務貿易和外商直接投資中起著更為重要的作用。Erramilli和Rao(1993)認為應結合服務的特性對傳統理論進行修正，才能更好地解釋服務業外商直接投資的動因。他們考察了美國多個服務企業的對外直接投資行為，所涉及行業包括廣告和會計服務、計算機服務、工程和建筑服務、管理咨詢和研發服務、消費者服務、銀行等等，研究結果發現，廣告、會計、計算機服務主要投向發達國家，工程和建筑服務則主要投向發展中國家：而且受到不同服務行業特性的影響，如消費者服務，多采用特許經營的方式投資，難以標準化的廣告、工程等服務則一般是母公司有相當多的控制權。

二、服務業外商直接投資的決定因素

國外關于外商直接投資決定因素的研究主要集中在制造業，對服務業外商直接投資決定因素的實證研究較少，主要表現在以下幾方面：

(一)東道國的市場規模 在絕大多數研究中，制造業外商直接投資最重要的決定因素就是市場規模。UNCTAD(2004)在服務業跨國公司投資的實證研究中發現，東道國的市場規模及其增長速度與服務業外商直接投資存在正相關關系。

但是，UNCTC(1993)做了一個關于市場規模對美國、加拿大、日本以及歐洲等發達國家服務業外商直接投資和拉丁美洲、非洲、亞洲等發展中國家服務業外商直接投資影響的研究。結果表明，市場規模并不是服務業內所有行業外商直接投資的最主要決定因素；即使市場規模是服務業內某個行業外商直接投資的重要決定因素，它的重要性也要比對制造業外商直接投資的影響要小。

(二)母國的經濟規模 一些研究表明，母國的經濟規模是服務業外商直接投資最重要的決定因素之一，因為它增加了東道國被告知的消費者數量，這些消費者了解這些服務，因此，更有可能購買這些服務產品，給服務提供者帶來規模效益。也就是說，生產者服務公司一般位于具有廣大消費者群體的地方(Raft和Ruhr，2001)。滯后一期的制造業FDI存量通常被用來代表母國的經濟規模，Kolstad和Villanger(2008)認為，生產業將分工價值鏈的各個環節串聯起來，制造業企業為了整合資源、發揮專長、提高效率，越來越多地出現“服務外包”行為，傳統上由企業內部在產前、產中或產后所進行的一些生產、經營甚至管理服務活動(如產品設計、技術研發、物流銷售、員工招聘、信息管理等等)均轉而由生產業完成，因此，制造業FDI與生產業FDI呈正相關關系。

(三)東道國政府的政策 與制造業的外商直接投資類似，法律規制或者政府干預是服務業外商直接投資的一個主要壁壘。在后GATS時代，許多國家(主要是發展中國家)開始容許外商直接投資進入一些服務行業，但是，對進入金融、電信以及公共事業等在國民經濟中占有重要戰略地位的行業。外資的持股比例有嚴格的限制。服務業跨國公司在進行投資決策時要考慮東道國的政策取向和政策環境的穩定性。根據OECD(1982，1987)、Walter(1985)和UNCTC(1988)的研究，東道國政府的政策與規制是當地服務業外商直接投資最重要的決定因素之一。Kolstad和Villanger(2008)的研究表明，制度質量和民主對于服務業中的FDI來說比一般的投資風險或政治穩定性更為重要。并且，不同的政治經濟變量對不同的國家會產生不同的影響。制度質量對于高收入國家服務業FDI來說非常重要，而民主程度對于發展中國家服務業FDI來說比較重要。

至于東道國的開放度，UNCTC(1992)設計了一個開放系數來對政府控制與阻止(例如，控制外商直接投資的進入、開業權和所有權)的程度進行主觀評價，并且用來估計對流人國內服務業的外商直接投資的影響。結果發現，這一系數對流入國內服務業的外商直接投資有顯著的影響。Chanda(1997)的研究表明，當一國的出口行業比進口競爭行業更加密集地使用生產者服務的時候，如果出口產業的規模隨著貿易自由化的推進不斷擴大，那么就會產生對服務業特殊投入的持續需求。因此，在國內對這一投入供給有限的情況下，最終產品貿易規模的擴大將導致對中間服務投資的增多。因此，由一國政府政策所

決定的開放度是外商直接投資流向服務業的一個重要決定因素。Kolstad和Villanger(2008)則認為，由于許多服務是不可貿易的，東道國的開放度對這些行業FDI的流入影響較小。

(四)競爭優勢 服務業跨國公司的競爭優勢被Dunning(1989)以所有權優勢、區位優勢和內部化優勢來表示。隨著世界各國服務業的快速發展，服務業領域的競爭亦日趨激烈，競爭優勢已經成為服務業外商直接投資的一個越來越重要的決定變量。然而，服務業的競爭優勢很難度量且易于轉移，尤其是進入文化領域和慈善領域的外商直接投資更是如此。一個國家某一特定產業的競爭優勢通常表現為這個產業的高出口或者向外的直接投資。既然服務業的特點是位置的不固定性和可貿易程度的差異性，研究中通常用服務業的FDI來估計競爭優勢的影響。UNCTC(1993)綜合了顯性比較優勢(RCA)與產業內FDI，提出了國際競爭力指數(internationalcompetitiveness index，ICI)，其計算方法如下：

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

式中，Qij代表母公司位于國家j的跨國公司在國家j的產業i中擁有的子公司的數量；Iij代表母公司位于國家j以外的跨國公司在產業i中擁有的子公司的數量。

研究表明，母國服務業的國際競爭力對該國服務業外商直接投資具有積極的影響。然而，當用ICI指數來衡量服務業中不同行業的國際競爭力時，可以發現，在與貿易相關的服務業和商業服務業中，競爭優勢不是一個主要的決定因素，而在金融服務業中，競爭優勢起到一定作用。

(五)服務產品的可貿易性 服務的特點決定了服務產品通常是無形的和無法儲存的，這也就意味著服務產品的國際交易只能通過流入一國的外商直接投資或者當地公司在外國跨國公司的特許經營下進行生產來提供。然而，隨著信息技術的快速發展，服務產品的可貿易性得到了很大的提高(Sauvant，1986、1990)。服務產品可貿易性的提高降低了以外商直接投資方式提供服務產品的機會。UNCTC(1993)通過以某一服務業中服務產品的出口值占總出口的比重來度量服務產品的可貿易性，發現服務產品的可貿易性對服務業外商直接投資有消極影響。

(六)全球寡占反應 當幾個規模較大的公司相互依賴時，壟斷效應就會發生。Knickerbocker(1973)研究發現，從事制造業外商直接投資的跨國公司在面對其國內、國際競爭者的時候，采用跟隨戰略來決定其在東道國投資的市場份額。Trepstra和Yu(1988)為了證實上面的結論，對美國的廣告業外商直接投資進行了考察，發現那樣一個跟隨競爭者的全球壟斷戰略確實存在于美國的廣告業中。

(七)文化差異 不同的國家具有不同的文化，不同國家的人們也具有不同的生活習慣和需求偏好。服務業的外商直接投資要考慮各國的文化差異，其所生產的服務產品要適當融入當地的文化特色，盡可能多地與當地消費者進行互動和交流，以使企業生產的服務產品適應當地人們的特殊偏好。在這方面，一些研究發現，文化差異是服務業外商直接投資的一個重要決定變量，考慮文化差異因素是服務業外商直接投資成功進行的重要保障。

(八)公司的規模 國際化擴張是公司發展壯大的一個重要戰略。與小公司相比，大公司更傾向于跨國發展，與制造業中的情況一樣，公司的規模是服務業(如銀行業與廣告業)公司國際化進程中的一個重要決定因素。Ball和Tschoegl(1982)利用20世紀70年代的數據，對在美國加利福尼亞和日本東京的外國銀行進行了研究。他們認為，進入這兩個地區的外國銀行都是資金雄厚、具有強大經營能力的跨國銀行，這些跨國銀行在母國發展到一定規模后，就有了國際化的動機。

(九)其他決定因素 國外學者還考察了其他影響服務業FDI的因素，包括東道國人力資本、服務業勞動力成本、服務業發展水平、匯率變動等。

UNCTC(1993)的研究結果表明，幾乎所有服務行業外商直接投資的重要決定因素是相同的，而這些決定因素在發達國家和發展中國家的差異也不大。行業競爭結構、政府鼓勵開放的政策，被發現對服務業外商直接投資具有重要影響。Banga(2005、在對服務業FDI決定因素實證研究的綜述中指出，那些對制造業FDI有重要影響的因素對于服務業FDI同樣也是重要的。不過，這些決定因素的重要性有所不同。對于服務業FDI最重要的決定因素是東道國政府的政策、文化差異、服務產品的可貿易性：而對于制造業FDI最重要的決定因素是市場規模，貿易障礙和生產成本差異。然而，進入21世紀，許多條件已經改變。因此，需要對新的政治經濟形式下的決定因素作進一步分析。

三、服務業外商直接投資對發展中國家的影響

最早研究服務貿易自由化對發展中國家影響的學者是Goldsmith(1969)，他強調金融服務業在促進資本投入到一國最具生產力的行業，進而創造更多產出過程中的作用。他后來的多數研究得出類似的結論，即一國經濟增長狀況和本國服務業的開放程度與發展水平是正相關的。西方經濟學家大多傾向于對服務業放松管制，認為政府應當提供一個有效、綜合的政策保證，從而促進服務業發展。Dee和Hanslow(2000)把服務看作產品，并且把生產者服務看做中間產品，從而建立了一些理論模型。這些研究顯示，服務貿易自由化將提高全球的產出水平和福利水平。Nicoletti和Scarpetta(2003)通過模擬研究和跨國比較指出政府規制對于服務業的影響巨大。特別是對于ICT服務部門如批發、金融、保險和商業服務的規制可能損害新經濟的外部性，對生產力的增長造成負的外部性。Brant(2003)認為不合適的限制性規制損害了企業的動力，特別是限制服務部門的增長。而Taylor和Christopbcr(2000)卻認為，經濟全球化導致的開放程度的加大與外商直接投資的正相關關系僅限于制造業部門，在美國對外直接投資的服務業部門中這種關系并不明顯。由于發展中國家增加的外商直接投資越來越集中在服務業領域，因此，發展中國家開放程度與外商直接投資流入之間的相關性是下降的。此外，Winters(2002)研究了在WTO下自然人移動的服務提供方式對服務要素流動的影響。還有一些模型對WTO下商業存在的服務提供方式進行了研究，結果表明涉及商業存在的自由化是服務貿易自由化的主要方式。其他一些模型度量了服務貿易自由化對全球或者單個國家產出

增長的影響。這些模型中的絕大多數是基于傳統產品貿易自由化模型下的一般均衡分析。在這些模型中，貿易壁壘被視為與關稅和稅收是相同的。

對發展中國家的實證研究(Dee和Hanslow，2000)表明，一些發展中國家從烏拉圭回合服務貿易自由化中獲得了巨大的利益；而就全球而言，超過一半的來自開放的收益也是由服務貿易自由化引起的。Mattoo，et al(2001)用CGE模型計算得出，發展中國家通過開放電信和金融服務業使其經濟增長了1.5％。Banga和Goldar(2004)對20世紀90年代印度服務業利用外商直接投資情況以及服務業開放對印度其他產業的影響進行了實證研究。他們發現，服務貿易自由化對服務業的發展有積極影響，并且促進了工業產出的增長和生產率的提高。然而，Verkios和zhang(2000)指出，馬來西亞電信服務業的開放和印度尼西亞金融服務業的開放都是不成功的。Brown，et al(2002)研究表明，全球在多哈回合中每年從服務貿易自由化中獲益4130億美元，但是，其中絕大部分收益為發達國家所取得。

就已有的理論描述和實證檢驗研究文獻來看，對于發展中國家而言，服務貿易自由化是利大于弊還是弊大于利，沒有一個定論。有許多研究的結果都是互相矛盾的，這給決策者制定政策帶來極大的不便。

四、結語

國外學者對于服務業外商直接投資問題進行了卓有成效的研究。但是，與迅猛發展的世界服務業FDI的現實相比，對這一問題的研究仍顯薄弱，還有許多方面有待進一步研究。

首先，一個基本的問題是對服務業范疇界定目前尚無統一標準，這給理論和實證研究帶來很大的難度，因此首先需要清楚界定服務業范疇。

其次，服務業外商直接投資的理論分析主要是以傳統的制造業外商直接投資理論和國際貿易理論為分析框架的，這兩種理論都具有借鑒意義。但由于服務業區別于制造業的特性，有時是制造業外商直接投資理論和貿易理論無法解釋的，因此，有必要結合服務業自身特點提出一套新的理論來分析指導服務業的外商直接投資。

再次，在實證研究方面，同樣由于服務業區別于制造業的特性，服務業外商直接投資的決定因素與制造業外商直接投資的決定因素是否相同有待進一步研究。特別是服務業涉及部門多，牽涉面廣，需要具體問題具體分析。

篇3

關鍵詞：FDI；就業增長；結構優化

中圖分類號：F01 文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2013）01-0080-03

我國是一個人口大國，就業問題一直是重大的民生問題。解決就業難的問題、促進就業的持續增加是構建和諧社會的重要目標和任務。隨著全球經濟的發展，發展中國家把引進和利用外資作為一種重要的經濟政策。自改革開放以來，我國實行優惠的外商政策，積極地吸引外資，外資的大量流入不僅帶來了經濟發展所需要的資金而且帶來了先進的科學技術、管理經驗、企業家才能等資源，對我國的經濟發展起到了重要的促進作用，這些資源與我國充足勞動力相結合的同時也提高了我國的就業數量和質量。在提倡發展綠色經濟、循環經濟的背景下，既要看到外商直接投資帶來的正面效應也要看到所帶來的負面效應。我國要調整對外商的政策，繼續擴大正面效應，減小負面效應。

一、外商直接投資對我國就業影響的理論分析

本文主要研究外商直接投資對我國就業的影響，主要有以下三個代表的理論：

（一）凱恩斯的投資就業理論

凱恩斯認為就業量取決于有效需求，短期內當有效需求不足會造成不充分就業，有效需求包括消費需求和投資需求。在經濟大蕭條中出現了嚴重的失業現象，通過工資來調節就業量的經濟理論已經行不通，于是凱恩斯提出了就業理論，即有效需求不足理論。外商直接投資也是一種投資，外商投資的增加會彌補投資需求的不足，刺激經濟的發展。

（二）錢納里和斯特勞特的“雙缺口”模型

美國經濟學家錢納里（H.Chenery）和斯特勞特（A.Strout）在1969年創立了雙缺口模型，該模型是建立在國民經濟核算理論之上，其主要論點是發展中國家發展經濟所需要的資源數量與其國內的有效需求之間存在著缺口，大多數的發展中國家發展經濟受到儲蓄、技術、投資三個因素的制約。而發展中國家有充足的勞動力，豐富的資源卻缺乏先進的技術、充足的資金，如果發展中國家能有效地利用外資，克服儲蓄、外匯和技術的約束，增加國民總儲蓄和總投資，就能促進經濟的發展，進而提高了就業率。

（三）克里斯托弗·M·科斯的理論

克里斯托弗·M·科斯認為，外商直接投資主要從三個方面對就業產生影響：第一，直接影響，外商投資額的增加，會直接創造新的就業機會；第二，間接影響，FDI帶動了與其前后相互關聯企業的就業數量；第三，乘數影響，被某些受益人與收入乘數作用的公司所雇傭，從而增加了就業數量。

第一階段（1985-1991）：緩慢發展階段。1985年利用外商直接投資為19.56億美元，1991年利用外商直接投資為43.66億美元，這七年的時間，FDI僅增長了3倍左右。

第二階段（1992-1999）：加快發展階段。我國吸引外商直接投資從1992年呈現明顯的上升趨勢。這主要由于我國投資環境的改善和國家對外商投資政策的完善，外商投資步伐明顯加快。外商直接投資規模與前一階段相比明顯擴大，實際引資額在世界已排名第二位，僅次于美國。累計實際利用外商直接投資達2 825.76億美元，年均為353.22億美元，比1992年以前所有累計總額（250.58億美元）的還多。

第三階段（2000年至今）：調整和持續快速發展階段。這一階段，我國開始注重引資進入不同產業發展中，對外商投資項目進行控制和引導，限制對我國環境產生負面影響的投資，注重發展綠色經濟；同時我國法規、政策更加透明，投資審批的程序更加完善，投資環境也進一步改善和優化。

二、外商直接投資的就業實證分析

隨著外商直接投資規模和結構的不斷優化，外商直接投資對我國就業的影響程度不斷提高。從圖2可以看出外商投資企業就業人數一直處于增長的趨勢，外商企業就業人數占全國就業人數從1985年的0.012%提高到了2010年的2.395%。雖然每年外商企業就業人數的增長速率不同，且有時候差距比較大，這是取決于全球經濟的發展情況和我國政府對外資的政策等。當處于外商引進的起步階段，對勞動力的需求量很大，勞動力就業增長速率就非常的快；2008年的金融危機發生后，各國的經濟發展都遇到了一定的困難，來我國的投資也會隨之減少，隨之對我國勞動力的就業也會產生影響；在歐債危機、美國財政赤字、日本經濟低靡等全球經濟不景氣的大背景下，我國又提出發展綠色經濟循環經濟的政策，注重招商引資的質量，對招商引資的數量和質量加以限制和引導，這也對我國的就業產生影響。

外商投資企業就業人員的波動增長說明在一定的程度上外商投資的就業效應具有一定的復雜性和不穩定性。同時也說明了外商投資企業成為促進我國就業的重要力量，對緩解我國的就業壓力產生了積極的作用。

（一）外商直接投資對總就業量的實證分析

外商投資與就業存在著一定的關系，為了探討外商投資對就業增長的貢獻。選取我國1985-2010年的外商直接投資企業的就業人數為被解釋變量，以外商直接投資為解釋變量。防止偽回歸的出現，首先對變量進行平穩性檢驗，本文采取ADF方法檢驗變量的平穩性。檢驗結果如下：

從表1可以看出，原變量是非平穩，經過對數處理后，變量LNL和LNK在5%的顯著水平下其ADF檢驗統計量的絕對值都大于臨界值的絕對值，這說明變量LNL和LNK通過了單位根檢驗，序列都是平穩的，所以可以對兩個變量之間的長期關系進行下一步檢驗。

對數據進行了單位根檢驗后，要進一步對數據進行協整檢驗。協整檢驗的前提是兩個變量都是單整變量，且它們的單整階相同。LNL和LNK都是平穩序列，便可對LNL和LNK是否存在長期的穩定的關系進行協整檢驗，若兩者協整表明它們之間存在著長期穩定的關系，若不協整則不能證明它們之間存在長期穩定的關系。

表2的第一列是特征值，第二列是似然比檢驗統計量的值，接下來兩列是5%和1%的顯著性水平下的臨界值，最后一列是結論部分，依次列出了2個檢驗的原假設，并對能夠拒絕原假設的檢驗用“*”標記。由結果可知，LNL和LNK存在長期穩定關系。

根據外商投資額和外資企業就業情況的相關數據用最小二乘法做回歸分析模型，其回歸模型結果如下：

上述方程中，判斷系數為R2=0.94，說明該回歸方程擬合程度比較理想，F的值為397，DW的值為0.49，沒有通過檢驗，說明存在自相關，因此，參數估計值，預測值盡管是無偏的，但卻不是有效的，顯著性檢驗失效。這說明（1）式不能代表就業與FDI之間的長期均衡關系。為消除序列相關性，以獲得LNL與LNK之間的長期均衡關系，對建立的模型進行修正，通過試算建立模型如下：

LnL=6.78+0.09LnK+[MA（1）]+[AR（1）]（2）

從調整后的方程來看，R2=0.99，說明該方程的擬合度非常的好，DW為1.98，通過了檢驗。可以看出，外商直接投資的直接就業效應十分明顯，外商直接投資增長1%，將會引起就業量增長0.09，說明FDI增加，將有效地引起就業的擴大。外商直接投資與就業之間存在著長期的穩定的關系。

（二）FDI對三次產業就業的實證分析

我國的就業結構呈現典型二元結構特征，這一現象主要是由我國的國情決定的。相對于西部地區，東部地區有良好的基礎設施和較強的經濟實力以及優越的地理位置，改革開放初，首先開放沿海東部地區，為吸引外商投資加大對外開放的力度。例如，稅收減免，簡化審批程序等。隨著經濟全球化的發展和我國改革開放深度的加大，大量的外商投資者來我國東部投資，主要投資于第二產業，為我國制造業帶來先進的技術和管理經驗。FDI在工業部門的集聚促進了第二產業的快速發展，增加了第二產業的就業量，同時也吸引了大量中西部閑置的勞動力向東部遷移。

為了準確衡量三次產業的外商直接投資對我國勞動力就業的影響，我們就利用不同三次產業的外商直接投資對就業的貢獻進行計量分析。用L1、L2和L3，分別表示三次產業的從業人員，K表示外商直接投資額，建立如下回歸模型：

從上述回歸結果可以看到，對于（3）式R2=0.83，說明其擬合度比較好，FDI作為解釋變量的系數為負數，說明FDI與我國第一產業就業人數之間存在負相關的關系。隨著我國社會主義市場經濟的發展，外商對第一產業的投資放慢了速度，這也符合我國產業結構的調整政策。對于（4）式R2=0.93，說明其擬合優度很高，F值和DW值都通過檢驗，說明FDI作為解釋變量是顯著的，FDI同我國第二產業就業人數之間存在著較強的正相關的關系，外商直接投資在第二產業分布比較廣。對于（5）式，R2=0.9946，說明其擬合優度非常高，F值和DW值也都通過檢驗，說明FDI作為解釋變量是很顯著的，FDI同我國第三產業就業人數之間存在著較強的正相關的關系，符合我國產業政策的調整，大力發展第三產業。

外商直接投資的規模和結構通過產業結構調整影響就業的數量和結構。一方面，FDI較多集中在國內缺乏技術資金開發的新興產業，促進了這些朝陽產業的崛起；另一方面，FDI也推動了技術、資金密集型產業內部產業結構的升級。在就業的產業結構上，由于FDI集中于我國的第二產業（特別是制造業），在一定程度上促使了我國的就業人員向第二產業集聚，進入20世紀90年代以來，隨著外商投資企業逐漸注重第三產業的發展，這導致我國第三產業就業人員比重的逐漸上升。

三、總結

（一）結論

外商直接投資首先直接增加了我國的就業機會。隨著經濟全球化發展的深入，資金在全球流動的空間加大，再加上我國具有吸引外資的有利條件，來我國投資的國家會越來越多。其次，外商直接投資促進了我國就業質量的提高。由于外商投資的公司擁有較先進的技術設備和管理經驗，會產生技術外溢行為，這就會提高勞動生產率。外商為了提高在我國的競爭實力，他們會投入大量的資金和人力為員工提供技能和素質的培訓，并大力進行人力資源的開發，這樣外資企業的員工在軟件和硬件上都享有比較優越的條件。而內資企業為了爭奪人才和維持發展也會提高勞動者的待遇，這樣也提升了我國勞動者的素質和能力，促進了我國整體就業質量的提高。第三，外商直接投資促進了我國中西部大量的剩余勞動力向東部地區轉移。我國FDI的一個特點就是主要集中于我國東部地區，我國東部地區吸引的外資遠遠多于中西部地區，由此吸引了大量中西部的剩余勞動力向東部地區轉移，提高了中西部就業量。

FDI在推動我國就業總量增長的同時，其進入的方式、產業分布、區域分布等對我國的就業結構也產生了重大的影響。它促使了我國的就業人員向第二、三產業聚集，優化了我國就業人員在三大產業的分布。

（二）問題

當外商投資企業生產的產品銷售集中于我國國內市場時，將使我國國內民族工業面臨強大的競爭，導致一些國內企業倒閉，使內資企業的就業減少。此外，FDI資本有機構成的提高，也導致對我國勞動力需求的數量的減少，對就業的拉動作用減弱。

FDI在我國東西部的不均衡分布，會使勞動力就業的地區結構差異增大。目前，我國設立的外商投資企業80%以上集中在東部沿海地區，使得企業的勞動就業也都集中在沿海地區，一方面沿海地區的勞動力相對不足，另一方面內陸地區的勞動力又嚴重過剩，從而加劇了年復一年的民工潮等社會問題；其次，中部農村勞動力特別是素質較高的勞動力的大量外流使得在我國具有重要地位的中部農業發展阻滯；再者，由于沿海地區對內地的產業替代，內地企業特別是鄉鎮企業的發展遇到嚴峻挑戰，內地農村非農就業機會減少，農村勞動力大量外流，造成內地城市勞動力市場就業供給增加，就業矛盾加劇。

FDI主要分布在勞動密集型的第二產業特別是制造業，第三產業的比重相對較小。盡管制造業可以吸收較多的勞動力，但是隨著科技的進步，資本有機構成的提高，制造業從長遠來看吸收就業的潛力不如第三產業。

四、政策建議

（一）加強民族企業創新

在充分吸收外商投資企業帶來的先進的技術和管理經驗時，要注重民族企業的自主創新，提高我國國內企業的競爭力，促進國內企業和國內投資對我國就業的貢獻。

（二）提高內陸地區對外資的吸引

我國的外商直接投資主要集中有沿海地區，內陸的外商直接投資較少，這是由我國的國情決定的，隨著外商投資于我國東部地區，這就間接地增大了我國東西部地區工資水平的差距性。應采取措施，優化內陸的投資環境，提高內陸吸引外商直接投資的能力。例如，加大我國西部的教育投入，提高我國的教育質量，加強勞動力的職業培訓和指導，特別是高等教育要注意與市場需求相結合。進一步提高和擴大吸引外商直接投資的規模，平衡東西部吸引外資的差距。內陸地區通過提高吸引外商直接投資，來帶動內陸地區的經濟發展，為內陸地區增加就業機會，緩解內陸地區的結業壓力。

（三）引導外商直接投資的分布

外資產業政策法規是影響外商直接投資流向不同產業重要因素之一。隨著經濟的發展，各個國家越來越重視第三產業的發展。外商直接投資主要分布在我國第二產業的制造業，我國要進一步開放服務業市場，引導外資投向第三產業。要采用鼓勵和限制性的產業政策，有意識地消除外商直接投資在產業間的不完全分布，通過直接和間接作用影響外商直接投資的抉擇，引導外商直接投資流向。

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[5]盧荻，黎貴.外商直接投資在中國經濟發展中的作用評價[J].當代經濟研究，2007 ，（7）.

篇4

近年來我國服務業實際使用外資保持增長，2015年上半年服務業實際使用外資434.3億美元，同比增長23.6%，在全國總量中的比重創新高，達63.5%。自2001年正式加入世界貿易組織以來，我國逐步放寬服務業外商直接投資的市場準入限制，外資進入對處于經濟轉型時期中國的市場結構和經濟績效的影響越來越大，直接投資進入對本國市場結構效應的分析一直是學者們所關心的問題。

二、外商直接投資影響市場結構的機理分析

Hymer（1960）首先提出了以產業組織理論為基礎的國際直接投資理論，并指出跨國公司是“市場不完全性”的產物。市場的不完全讓少數企業擁有壟斷優勢，從而進行企業規模的擴張，形成跨國投資。Dunning（1977）的國際生產折衷理論闡釋了跨國企業選擇海外投資方式的動因，當企業同時擁有所有權優勢、區位優勢和內部化優勢時，會選擇直接投資方式進入海外市場，直接投資方式也可分為綠地投資和并購投資兩種。綠地投資又稱作新建投資，跨國公司在東道國新建廠房，購置新設備進行生產經營，綠地投資會增加廠商數量，在東道國市場引入競爭效應。并購投資是通過合并收購東道國現有企業獲得股權，形成對東道國在位企業的控制，并購投資方式沒有直接增加東道國市場廠商數量，初期不會對東道國市場結構產生明顯影響，但長久看溢出效應的作用使東道國在位企業效率提高，市場競爭程度加劇，會對東道國市場結構產生影響。

三、基于我國信息服務和軟件業的分析

1.信息服務與軟件業市場結構現狀

通常刻畫市場結構特征的一個重要量化指標是市場集中度，它能夠比較真實的體現市場中企業相對規模的大小，綜合地反映出市場的競爭狀況。經常使用的集中計量指標有：CRn、赫芬達爾-赫希曼指數。本文將采用CRn指數反映行業集中度，式（1）是CRn指數的基本計算公式，其中，xi/X表示第i家廠商的市場份額，該指標的數值越大，表明前n位的企業對市場的操控能力越強，本文計算了2005年-2014年軟件與信息服務業集中度指標。

2.信息服務與軟件業外商直接投資規模現狀

外商直接投資FDI是一個存量的概念，準確估算FDI的規模能夠如實反映我國外商直接投資狀況。本文采用永續盤存法估算FDI存量，根據國家隊外資企業的最低殘值率10%，折舊年限15年，用固定資產折舊的平均年限法，最終按照年折舊率6%計算得到各年的FDI存量，計算方法如下：

2005年-2014年，我國信息服務與軟件業外商直接投資資本存量總體增加，其中，2006、2008年增幅較大，分別由584337624.3萬元、1784867185萬元增至1401269652萬元、2796713019萬元，漲幅達139.8%和56.69%。2008年后，除2012年達到最高2823027243萬元，其余各年無較大幅度增減。

3.外商直接投資規模與市場結構關系

我國信息服務和軟件業行業集中度與外商直接投資規模的現狀呈先大幅上升后略微下降的趨勢，可以推測兩個變量間存在一定的相關性。為了進一步驗證兩者間的相關關系，本文擬通過簡單的回歸分析加以驗證，將信息服務和軟件業行業集中度作為因變量，外商直接投資規模作為自變量，建立二元線性回歸方程，運用Eviews7.0軟件進行回歸分析，回歸結果如下表3：

模型總體R方達0.504693，整體擬合情況良好；F檢驗中，模型在5%的水平上通過顯著性檢驗，行業集中度與外商直接投資規模存在回歸關系；外商直接投資規模系數為正，T檢驗P值為0.0213，在5%的水平上顯著，說明在信息服務與軟件業中外商直接投資與行業集中度存在正向相關關系。由此，可以認為在信息服務與軟件業，外商直接投資規模對行業集中度有正向影響，外商直接投資規模的擴大有利于提高行業集中度，提升行業競爭力。

4.影響信息服務與軟件業市場結構的其他因素

首先是政策因素，國家對不同行業實施的產業政策的異同也會對行業集中度產生影響。其次是行業因素，市場容量的大小會對行業集中度產生一定影響。

篇5

[關鍵詞】外商直接投資；收入效應；食品工業

【作者簡介】徐會蘋，河南農業大學講師，博士，河南

鄭州450002

【中圖分類號】F124.7 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-4434（2013）05-0132-05

引言

據2011年人力資源和社會保障部工資研究所的數據顯示，中國收入最高和最低行業的差距已擴大到15倍，躍居世界之首。行業收入差距，是造成中國貧富差距的一個重要原因。中國食品各行業收入（煙草制造業除外）處于全國各行業收入的較低層。2010年全國各行業平均工資為36539元，而食品加工業、食品制造業、飲料制造業平均工資分別為23507元、19091元、21700元。僅略高于處于最低收入水平的養殖業、種植業等農業各行業，而在食品工業各企業中，有98%來自廣大的農村。如何提高這些低收入群體的收入水平，是當前中國的一個熱點問題，也是難點問題。

外商直接投資作為中國經濟發展中的一個重要組成部分進入中國食品工業。不僅會通過直接或間接的影響。帶來食品工業就業數量的擠入、擠出效應，同時會對食品工業的就業質量產生重大影響。理論上講，外資進入食品工業會通過影響食品工業的技術進步帶來勞動生產率的變化，從而帶動勞動者工資水平的變動。但中國作為一個典型的二元經濟轉型國家，在把越來越多的農村剩余勞動力卷入到工業化進程中，因為非熟練勞動力有無限供給的特點，使非熟練勞動力工資水平上漲速度極其有限。外商直接投資作為中國經濟的一個重要推力。是否能有效提高食品工業工人的收入水平，還有待驗證。

一、國內外對外商直接投資對收入影響的研究文獻

Aitken，Harrison and Lipsey（1996）分別研究了墨西哥、委內瑞拉、美國外商直接投資與各國工資的關系。結果顯示，盡管3國的經濟發展水平相差較遠，但外商直接投資作用于工資水平的效應是相同的，高外商投資額帶來了高工資水平。所不同的是，在墨西哥和委內瑞拉，外商直接投資主要影響到外資企業的工資水平提高，對內資企業工資水平影響較小，內外資企業工資水平有較大差距；而在美國內外資企業的工資水平相差較小。體工資水平影響顯著，其作用程度要大于中國固定資產投資對工資水平的影響，但對國有企業或集體企業工資水平影響并不顯著。祁湘涵（2009）從不同所有制角度。實證分析了外資直接投資對不同類型企業工資的溢出效應。結果顯示，外商直接投資對國有企業工資水平提高的效應明顯低于非國有內資企業。陳怡、周曙東、王洪亮（2009）用1998-2006年中國30個省市區域的面板數據，實證分析了外商直接投資對制造業工資收入差距的影響。研究表明，外商直接投資通過提高中低收入者的收入，從而縮小了中國制造業行業間工資差距；并用這種影響在東部地區比中西部更為顯著。從而客觀上擴大了東部地區和中西部地區的收入差距。周啟良、湛柏明（2009）實證分析了外商直接投資對中國三大經濟地區就業數量、質量的效應。外商直接投資流量對三大經濟地區就業數量、質量影響都呈顯著的正向影響，且東部地區效應比中西部地區更為明顯；外商直接投資存量對三大地區就業數量、質量都呈負向影響。

眾多學者認為，外商直接投資帶來工資水平拉大的原因主要是教育的問題，如國外學者Feliciano（1993）、Robbins（1994）、Velde&Morrissev（2002），國內學者也基本認同該觀點，并且認為中國作為發展中國家，外資拉大中國工資收入差距還有一個重要原因，低技能勞動者供給豐裕。學者Zhao（1998）從博弈的角度分析了外商直接投資對東道國工人就業和工資上漲的影響。外資企業可以有更多國家的選擇機會，所以談判中處于優勢地位，可以影響到就業和工資水平。如果單個外資企業與全國性的工會進行談判，因為存在勾結和威脅效應，外資企業會減少就業數量或降低工資水平；如果是眾多外資企業與全國性的工會進行談判，外資企業對就業和工資水平提高的負面影響更大。

由以上文獻綜述可以看出，國外學者關于外商直接投資對就業質量的研究主要集中在收入差距方面：外商直接投資是否拉大了藍領與白領工人的工資收入，實證研究結論也各不相同。國內學者對此方面研究涉及到多方面。部分學者研究了外商直接投資對中國人力資本積累的效應；部分學者研究了外商直接投資對地區間收入差距的效應；當然更多學者從實證角度研究了外商直接投資對中國工資水平的效應。本文研究主體是中國食品行業，下面主要就外商直接投資對中國食品行業工資水平的效應進行實證分析。由于受數據所限，文中僅就外資流入中國食品工業后對中國食品工業整體工資水平影響進行分析。

二、模型設定及數據選用：

（一）模型設定：

利用科布一道格拉斯函數。

Q=AF（KdKfL）=AKαdKβfLγ

根據廠商利潤最大化的原則，對L求導，得出：

W=γAKαdKβfLγ-1

兩邊取對數，有：

LnW=Lnγ+LnA+αLnKd+βLnKf+（γ-1）LnL+μ

假設A=KαdKβf則：

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

由于FDI的流量與存量分別對工資發生直接效應與間接效應，因此，模型最后設計為：

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

Wt表示食品行業t年從業人員的平均貨幣工資水平

Lt表示食品行業t年從業人員年底數量

Kft表示食品行業t年FDI流量

Kdt表示食品行業t年總資本流量除去當年FDI流量

TKft表示食品行業t年FDI存量

TKdt表示食品行業t年總資本存量除去FDI存量部分

（二）數據選用：

全國各省市區域外商直接投資、食品工業各行業就業各相關數據來源于2000-2011年《中國工業經濟統計年鑒》、2001-2011年《中國勞動統計年鑒》、2004年數據來自2004年《中國經濟普查年鑒》（2005年《工業經濟統計年鑒》未出版）。

三、模型回歸結果：

文中用2001-2010年中國31個省市區域的面板數據，對食品行業中的食品加工業、食品制造業、飲料制造業分別進行回歸分析。對于本屬于食品次級行業的煙草制造業，文中并未分析，主要是因為煙草制造業國家外資政策限制較多（外商直Feenstra and Hanson（2001）用1975-1988年墨西哥加工裝配業數據實證分析了外商直接投資對墨西哥熟練工人工資水平提高的效應，結果表明，外商直接投資增長與熟練勞動力工資水平提高呈顯著的正相關關系，在部分外商直接投資集中的地區，勞動力工資水平提高的一半以上影響力來自于外商直接投資。Lipsoy and Sjoholm（2002）發現外資并購企業工人的工資水平在并購的當年及其后的兩年，工資水平都會出現大幅上漲，超出內資同類企業工資水平的50%左右。Markusen and Venables（2002）專門研究了跨國公司（外商直接投資的一個主要辦演者）對工資差距的影響，研究指出，跨國公司通過作用于要素市場而影響勞動力工資水平。不管是熟練勞動力充足的國家還是非熟練勞動力充裕的國家。投資自由化的環境均會擴大勞動力工資差距。Driffield and Girma（2003）用聯立方程模型的方法。用面板數據分析了外商直接投資對英國電子行業工資的溢出效應，研究發現，外資企業工人的高工資水平會刺激內資企業工資水平上漲，但這種效應主要發生在外商直接投資區域。Taylor and Driffield（2004）用1983-1992英國制造業面板數據實證分析了外商直接投資對英國日益增加的收入不平等的效應，盡管控制了通常使用的影響工資不平等的兩個重要解釋變量——技術和貿易，外商直接對英國工資不平等的影響依然非常顯著，外商直接投資可以解釋11%的工資不平等。Lipsey and Sj8holm（2004）研究了外商直接投資對印度尼西亞制造業就業的溢出效應，首先理論分析了外商投資企業付給員工高額工資的原因，并通過何種機制影響到內資企業提高員工工資水平，然后通過實證分析了外商直接投資對印度尼西亞工資水平的效應。結果顯示：外商直接投資對藍領和白領工人工資水平提高都有顯著的正向影響，其中對白領工人工資水平的提高效應要兩倍于藍領工人的工資水平。Girma and Gorg（2006）用差分方法分析了外資并購對熟練和非熟練勞動力工資水平的影響，研究表明，并購的外資來源、企業所從事的行業、技能工人數額是并購對工資水平變動的主要影響因素。其中來自美國的外資并購對熟練工人和非熟練工人工資水平提高影響顯著，而來自歐盟的外資并購對所有工人工資水平提高影響不顯著。Chintrakam，Herzer，Nunnenkamp（2010）用美國1977-2001年48個州的面板數據，用協整方法分析了外商直接投資對收入差距的影響，實證結果表明，短期內外商直接投資對美國收入差距影響不顯著，長期來看，外商直接投資對美國收入差距影響較為顯著，且是負向影響。但各州之間長期效應各不相同。Girmaand Taylor（2010）研究發現外商直接投資確實加大了國家收入不平等，但外商直接投資對國內不同地區收入不平等的影響效應有很大不同。

國內關于外商直接投資對中國就業質量的研究文獻也較多。蔡昉（2004）詳細分析了外商直接投資對中國就業的貢獻，外商直接投資不僅對中國就業數量、就業結構起了重要影響，而且對中國勞動力市場的發育起到了不容低估的作用。外資企業與內資企業相比較為靈活的用人機制，改變了中國傳統單位的用人體制，加快了中國勞動力的區域間、企業間的流動性，工人可以通過“跳槽”的方式來體現勞動報酬與勞動強度、勞動能力相一致。楊澤文、楊全發（2004）用2001年中國31個省份數據分析了外商直接投資對工資水平的效應，結果表明，不同行業、不同地區的外商直接投資均對工資水平提高都呈正向影響。陳利敏、謝懷筑（2004）實證分析后指出，外商直接投資提高了中國高素質勞動者的工資水平，但對簡單勞動力的工資水平影響不顯著：外資參與程度較高的行業，外資企業的工資水平較高，但內資企業的工資水平較低；外資對東部地區工資水平提高影響顯著，但對中西部地區影響不明顯。總的來看，外商直接投資拉大了熟練勞動者和非熟練勞動者的收入差距，也擴大了中西部地區的收入差距。周華（2006，）理論分析了外商直接投資所帶來的技術進步會提高中國熟練工人的收入，而對非熟練工人工資影響不明顯，這樣就拉大了收入差距。并用1985-2003年中國30個省市的面板數據，進一步實證分析了外商直接投資對工資收入的影響。得到了與理論分析相一致的結論。任志成（2006）研究后指出，外商直接投資對中國不同技能勞動力工資差距起到了推動作用。任志成（2007）進一步分析指出，外商直接投資促進了中國勞動力質量提高，并深入分析了外商直接投資對勞動力技能升級的作用機制。（1）外商直接投資對熟練勞動力的需求，通過付熟練勞動力高工資形式，刺激勞動者勞動技能的提高，也會刺激和支持中國的教育發展；（2）外商直接投資的技術外溢，也會帶來勞動者勞動技術的提高，提高中國人力資本的積累。徐琳琳（2007）采用1985-2005年中國工人平均工資數據，實證分析了外商直接投資對中國工資水平的溢出效應。結果顯示。外商直接投資對中國總接投資產業指導目錄中，煙草制品業屬于限制類產業），外商直接投資額非常少，甚至個別年份為0，分析煙草制造業外商直接投資對國內資本形成回歸分析不具有統計意義。在回歸過程中采用了Eviews6軟件，回歸過程中通過Hausman檢驗來確定是采用固定效應或是隨機效應，檢驗結果P值都接近于O，因此拒絕隨機效應原假設，最終選用固定效應回歸結果。以下表1是外商直接投資對食品各細分行業工資水平效應回歸結果。

食品加工業：從下表1可以看出，外商直接投資存量、國內資本存量對食品加工業工資水平的影響在1%水平上顯著。國內資本流量對食品加工業工資水平影響在10%水平上顯著。而外商直接投資流量對食品加工業工資水平影響并不顯著，最可能原因是外商直接投資流量對工資水平影響的滯后性。外商直接投資存量對食品加工業工資水平呈正向影響，這和大多數學者的研究結論相一致。外商直接投資存量每增長一個百分點。食品加工業工資水平增長0.17個百分點。因為外商直接投資流量對工資水平直接影響的效應不顯著，外商直接投資對食品加工業工資水平的影響主要就表現在外商直接投資存量對工資水平的間接影響方面。因此，食品加工業外商直接投資每增長一個百分點，食品加工業工資水平增長0.17個百分點。同時，國內資本存量對食品加工業的工資水平的影響也較大，國內資本存量每增長一個百分點，食品加工業工資水平增長0.47個百分點。

食品制造業：從上表可以清晰看出，外商直接投資存量、國內資本存量對食品制造業工資水平影響在1%水平上顯著。外商直接投資流量對食品制造業工資水平影響不顯著，原因同食品加工業，外商直接投資對工資水平影響的時滯性。外商直接投資存量對食品制造業工資水平呈正向影響，這也和多數學者的研究結論相一致，外商直接投資存量每增長一個百分點，食品制造業工資水平增長0.16個百分點。同樣。因為外商直接投資流量對工資水平的直接影響不顯著，因此。外商直接投資對制造業工資水平的影響主要就表現在外商直接投資存量對工資水平的影響方面，即外商直接投資每增長一個百分點，食品制造業工資水平增長0.16個百分點。同時，國內資本存量對食品制造業的工資水平的影響也較大，國內資本存量每增長一個百分點，食品加工業工資水平增長0.31個百分點。

飲料制造業：從上表可以清晰看出，外商直接投資存量、國內資本存量、行業從業人員對飲料制造業工資水平影響在1%水平上顯著。外商直接投資流量對飲料制造業工資水平影響不顯著，原因同食品加工業和食品制造業，外商直接投資流量對工資水平影響的時滯性。外商直接投資存量對飲料制造業工資水平呈正向影響，這也和多數學者的研究結論相一致，外商直接投資存量每增長一個百分點，飲料制造業工資水平增長0.34個百分點。同樣，因為外商直接投資流量對工資水平的直接影響不顯著，外商直接投資對飲料制造業工資水平的影響主要表現在外商直接投資存量對工資水平的影響方面，即外商直接投資每增長一個百分點，飲料制造業工資水平增長0.34個百分點。國內資本存量對飲料制造業的工資水平的影響也較大，國內資本存量每增長一個百分點，飲料制造業工資水平增長0.27個百分點。

四、基本結論及政策含義：

本文通過對2000年以來中國31個省市（自治區）食品各細分行業面板數據進行回歸分析后顯示：隨著外商直接投資流入中國食品各行業，各行業的平均工資水平都顯著提高。但不同細分行業，影響大小不同。外商直接投資對飲料制造業工資水平影響效果最為顯著。飲料行業中外商直接投資每增長一個百分點，飲料制造業工資水平增長0.34個百分點；外商直接投資對食品加工業工資水平影響效應也較大。食品加工業中外商直接投資每增長一個百分點。食品加工業工資水平增長0.17個百分點；外商直接投資對食品制造業工資水平提高影響效應最小。外商直接投資每增長一個百分點，食品制造業工資水平增長0.16個百分點。

從以上結論可以看出：

一是隨著外商直接投資額的增加，食品工業各行業的工資水平都在顯著提高。這一方面是食品工業外資進入并隨之帶來的技術水平提高。因而有效提高了勞動生產率進而帶來了工資水平提高；另一方面是外資進入帶來的食品行業競爭加劇，各企業為生存提高了勞動生產率，并最終提高了工資水平。因此，從提高食品工業收入水平的角度，外資進入帶來了積極的效應。

篇6

[關鍵詞] 國際直接投資 陜西 經濟增長

一、引言

改革開放20多年來，陜西省利用國際直接投資工作發展迅速，成效顯著，形成了以吸收外商直接投資（FDI）為主，借用國外貸款和在國際資本市場籌集資金為輔，多種渠道并存，多種形式并舉的利用國際直接投資格局。截止到2006年6月底，陜西省累計 簽訂合同項目4111個，合同外商直接投資93.16億美元，實際使用外商直接投資47.79億美元。

為了進一步提高陜西利用國際直接投資的質量并改善投資結構成，本文運用經濟學實證分析的方法，將對陜西利用FDI的現狀、國際直接投資對陜西經濟增長的影響等問題進行深入研究，最后提出對陜西省充分利用FDI的建議。

二、文獻回顧

國際直接投資流入對東道國經濟的影響首先體現在給東道國帶來的整體經濟福利效應。英國的經濟學家麥克杜格爾（Macdougall）在《國外私人投資的收益和成本：理論探討》（1960年）一文中，系統探討了國際投資對母國、東道國和整個世界經濟福利的影響。其認為:從總體上講，國際投資對母國、東道國和整個世界經濟福利的改善都是有利的。不過麥克杜格爾只是泛泛指出FDI的流入不僅可以提高東道國的經濟發展水平，而且可以改善東道國的國民經濟福利，但沒有說明FDI在哪些方面可以改善國民經濟福利。伯仁斯坦（E. Borensztein）和格力格瑞諾（J. Gregorio）用20年間69個發展中國家吸收發達國家投資的數據進行回歸分析，提出FDI是技術轉讓的重要渠道，FDI對經濟增長的作用比內資大，但前提條件是東道國有吸收先進技術的能力。

關于國際直接投資與我國經濟增長的關系，桑秀國對FDI與中國經濟增長的關系進行計量分析得出FDI與經濟增長存在正相關，FDI主要是通過技術進步的方式促進東道國的經濟增長。李志軍，瞿北秦將實際利用外資額占GDP的比重定義為外資依存度，計算得出陜西與全國的外資依存度變化趨勢相一致，但卻明顯低于全國的情況，說明陜西的利用外資促進經濟增長的作用較之全國平均水平尚有一定差距。袁輝，徐玲利用1984年～2003年陜西省FDI進出口額之間的數據進行分析，得出陜西省FDI每增長1個百分點，進出口額增長0.745個百分點。

三、陜西省利用FDI的基本狀況

改革開放以來，陜西的利用外商直接投資工作取得了顯著成效。目前，共有69個國家和地區的投資商對陜投資，形成了以港、臺地區和美、日、歐、新加坡、維爾京島等國家(地區)為主的多元化投資格局。

1.國際直接投資來源結構

亞洲是陜西省吸引外資的重點地區。表1所示，以合同外資金額排位，前十位的合同外資額為89167萬美元，占所有國家和地區對陜投資合同外資總額的94.9%;實際利用這十個國家和地區的外資額為40931萬美元，占實際利用外資總額的94.4% ，其中實際利用港澳臺資金達11746萬美元，占前十位總數的27.1%。

數據來源:根據《陜西統計年鑒2007》整理。

2.國際直接投資產業結構

制造業依然是外商投資的重點領域，第三產業投資呈現增加趨勢。2000年以來，總體上呈現第一產業的投資下降，從2000年以前所占比重約6%下降到2005年的5%以下；第二產業仍然是投資的重點。隨著第三產業的投資呈現增加趨勢，第二產業的比重也稍有下降，平均值在65%以下，而第三產業上升到30%以上。

3.國際直接投資的地域分布

目前,由于陜西省各地經濟發展存在較大差異,導致國際投資地域分布極不平衡。85%以上的項目集中在關中“一線兩帶”的西安、寶雞、咸陽、渭南和楊凌示范區,總體來看,有如下三個特點:一是在西安的外商投資項目占全省的比重呈逐年上升趨勢，項目數占全省的70%;二是關中的“一線兩帶”所占比重上升達85%;三是陜南和陜北的吸引外資所占全省的比重較低,小于15%。

4.國際直接投資的規模趨勢

從單個項目平均合同外資金額指標來講，陜西省國際直接投資規模總體處于上升趨勢。從單個項目平均合同外資金額指標來講，陜西省國際直接投資規模總體處于上升趨勢。截至2004年底，富士通、NEC、日立，美國的聯合技術、強生、德國的西門子，瑞典沃爾沃等29家已在陜投資，共設立了33家企業，項目總投資額5.8億美元，其中合同外資額為2.03億美元，項目平均合同外資規模為634萬美元，比陜西全部項目平均外資規模高出200多萬美元。其中麥德龍、漢高、豐業銀行等9家為近五年對投資的企業，四年引進的500強企業占500強對隊投資總數的31%，9個項目投資總額為2.1億美元，項目平均規模為2333萬美元，顯著高于2000年以前引進的20家500強項目平均規模為613億美元的水平，說明500強對陜西投資的力度正在加大。

四、FDI對陜西經濟增長影響的實證分析

1.陜西省FDI對GDP的影響

注：X：FDI以左方縱坐標表示，單位為萬美元，Y：GDP以右方縱坐標表示，單位為億元。根據《陜西統計年鑒2006》整理。

由圖1可以看出1992年到1998年，外商在陜西投資發展趨勢穩步上升;1992年，陜西省引進外資較少;1993年外商投資出現明顯上升跡象，且幅度較大。1994年～1996年FDI成臺階式增長到1997年突然升至頂峰;1998年回落;1999年又開始穩步提升。

2.陜西省FDI對進出口貿易額的影響

陜西省FDI與進出口總額(T)的增長態勢較為相似，對外貿易形勢穩定時，FDI增長迅速，如1993年～1997年和1998年～2006年。當然特殊年份的突變值的出現偏離了進出口額的發展趨勢。但總體上陜西省外商直接投資FDI與進出口總額T變化趨勢較為一致。

外商投資企業擴大了陜西對外貿易的總額，外資企業出口總額占陜西省的出口比重總體呈現逐年增加的趨勢，根據統計結果顯示，1993年占3.19%，1995年占4.03%，1999年7.82%，2000年占8.86%，2005年占16.95%。

利用外商直接投資和擴大對外貿易是密切聯系、相互促進的，外商直接投資改善了省內相關企業的營銷狀況，增加最終產品的貿易并且帶動了出口，提高了進出口產品的結構。另外，利用外商直接投資對陜西省加工貿易為主的企業及高新技術企業起到了較大的促進作用，促進了高科技產品的生產和出口。為了進一步說明這一點，我們利用計量經濟學軟件Eviews3對1992年～2004年陜西省FDI與陜西省進出口貿易額的數據進行數據的回歸分析。為提高擬合優度，對陜西省進出口貿易額(Y)與陜西省FDI(X)取自然對數。對兩者自然對數的運算結果如下：

LnY=3.759+0.401LnX （0.34)(0.09)

R2=0.570Adj-R2=0.531

T檢驗值符合要求。

由此看出,陜西省FDI每增長1個百分點,進出口額增長0.401個百分點。但模型擬合優度較低，其中的原因筆者認為主要癥結在于所得到的數據資料。

假設剔除掉突變值后再進行回歸分析(剔除掉的突變值年份為:1992和1997年，剩下10個運算量），對兩者自然對數整理上表結果:

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

R2=0.712Adj-R2=0.677

T檢驗值符合要求。

由此也驗證了陜西省FDI與陜西省進出口貿易之間確實存在著密切的正相關關系。因此，陜西省FDI與進出口貿易之間應該存在較為密切的關系。陜西省FDI每增長1個百分點，進出口額增長0.809個百分點。

3.FDI對陜西省資本形成的影響

截止到2005年12月底，全省實際使用外商直接投資47.79億美元。這些資金極大地彌補了陜西省經濟建設資金的缺口。特別是在固定資產投資方面起到了不可低估的作用。利用外商直接投資占陜西省固定資產投資平均達到5.36%。

外商直接投資對資本形成的效應,還表現在對資本供給與外匯收支產生的間接效應，這種間接效應主要體現為產業連鎖效應和示范與牽動效應。另一方面,FDI的最終目標是實現利潤最大化，不是“天上掉餡餅”,外商的直接投資在資本形成方面會產生負效應，外商直接投資從長期看(或從總體上)已經出現擠出國內投資的“擠出”效應,即我國利用外商直接投資已經出現了負效應。

陜西省的外商直接投資情況，也存在著FDI的進入“擠出”了省內投資的情況。這是因為在陜西省的FDI主要進入了一些競爭性行業和市場化行業，這樣的資金流入減少或取代了省內資本將進行的投資。另外，一些外資企業資本密集型的投資活動會連帶或致使陜西當地的企業將資金也轉向類似的產業，從而使本省的其他產業的發展資金更加匾乏。

五、結論與建議

本文基于國際直接投資與經濟增長理論，對陜西省利用國際直接投資與經濟發展的關系進行了全面分析，計算出外商直接投資促進了陜西省經濟的發展，而且兩者正相關，然后具體分析了外商直接投資對資本、對外貿易等方面的效果。

本文認為，針對陜西經濟的二元結構特點，從發展外向型經濟的戰略目標出發，不斷提高全省的城市化水平，加大基礎設施建設的力度。要充分認識完善投資環境是吸引外資的最基本條件，是擴大開放的“生命線”，因此不論是硬環境還是軟環境，都要從與國際接軌的視野出發加以改善和優化，提高競爭力，降低外商投資的運價成本，特別是強化服務意識，減少隱性成本，并注意改善陜南、陜北以及關中等其他城市的投資環境，使全省經濟整體協調發展。同時，陜西省引資戰略應以西部打開發和加入WTO為背景，利用特色進行招商。

參考文獻:

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篇7

關鍵詞：外商直接投資　出口貿易　回歸分析　政策建議

一、引言

改革開放以來，中國的出口貿易以及外商在華直接投資都取得了長足的發展。從外貿領域來看，中國年度出口總額由1978年的97.5億美元上升至2000年的2492億美元，2008年，該數值高達14285億美元。另外，中國吸引外資的情況也格外引人注目：1978年以來，外商在華直接投資金額呈現逐年上升的趨勢。尤其是進入21世紀以來，實際使用金額更是由2000年的407.15億美元上升至2008年的923.95億美元，漲幅高達127％。中國吸收外資的能力也一躍成為發展中國家的首位。

外商直接投資和出口的同步增長很自然地引起了業內人士及學術界對于二者關系的思考：二者之間是否存在某種關系?外商直接投資能否促進一國出口總量的增長’在貿易投資一體化的今天，如何采取有效措施以外資帶動外貿的發展。從而促進二者共同良好發展?

二、文獻綜述

隨著經濟全球化的發展，國際貿易與國際投資日益融合。當前學術領域關于投資與貿易的關系主要存在以下兩種觀點：

(一)傳統理論認為，國際貿易與國際投資是相互替代的關系――以Mundell模型為代表

傳統國際貿易理論和國際直接投資理論是相互背離的，20世紀60年代以前，經濟學界一般采用H-O-S模型來解釋國際間的資本流動及其與國際貿易的關系。就貿易和投資的關系而言，按照傳統理論的分析，資本在國際間的流動會使要素價格均等化，從而使國際貿易的基礎喪失，貿易和投資是相互替代的關系。Mundell.R.A.(1957)通過比較靜態分析方法，研究表明貿易和投資是一種商品進入他國市場的兩種主要方式，即投資會替代貿易，并提出了著名的貿易投資替代模型。Vemon(1966)從動態角度闡述了FDI對貿易的替代效應。他認為企業的對外直接投資是伴隨著產品的生命周期運動展開的，是對企業出口方式的替代。從政治經濟學的角度講，如果對外投資是為了躲避東道國較高的關稅壁壘，或者是為了減少東道國采取保護措施的可能性而進行的投資，那么這種情況下將會產生FDI對貿易的替代效應(Belderbos and Sleuwaegen，1998)。這種投資和貿易的替代關系較好地解釋了二戰前的世界投資行為，但隨著世界貿易投資一體化理論的提出和全球貿易、投資的共同發展。該觀點已經無法合理地解釋貿易和投資之間的關系。

(二)更多學者認為。國際貿易與國際投資之間是互補共存的關系――以Koiima模型為代表

Kojima(1978)在其邊際產業擴張理論中構建了國際直接投資與國際貿易存在互補關系的模型，即小島清模型。該模型認為投資國對外直接投資可以充分利用東道國的比較優勢從而創造更多的貿易機會而擴大兩國的貿易。從這個角度來講，FDI可以創造和擴大對外貿易，FDI同國際貿易之間存在著共存互補的關系。Muchielli，Chedor(1999)認為，發達國家對發展中國家進行直接投資，會使東道國企業學習到更先進的管理經驗和生產技術。并獲得更完善的國際銷售網絡，從而提高本國的產品出口競爭力，擴大出口規模并優化出口結構。

三、FDI對我國出口貿易影響的實證分析

(一)中國出口貿易及吸引外資情況描述

近年來，中國出口貿易以及吸引外商直接投資均發展迅猛。出口方面，自1978年改革開放以來，年度出口總額呈逐年上漲的趨勢。1985―2000年，我國年度出口額逐年上升但上漲幅度較小較平穩，自2000年以后年度增長率大幅度提高。我國年度FDI也基本上呈現逐年增加的趨勢。總體來講，我國的出口貿易規模隨著外商直接投資額的上升而不斷擴大，二者呈并駕齊驅的穩健發展態勢。

在全國出口貿易中，外商直接投資企業出口對整個中國出口的貢獻非常大。1993年、1996年、1998年，外商投資企業對我國出口增加額的貢獻超過100％。即如果沒有外商直接投資企業，這3年我國的出口將會下降。外資企業對中國出口增加額的貢獻一直處于上升勢頭，進入2001年以來，外商投資企業年度出口額一直占據全國年度出口額的50％以上，并且呈加速增長的趨勢(表1)。外商投資企業出口的增長，是我國出口增長的主要來源。

外商直接投資會從兩個方面促進中國出口規模的擴大：直接效應和間接效應。

1　直接效應指外資企業通過本企業產品的出口來帶動全國的出口增長。由表1可以看出，2001年外資企業的出口額超過全國的50％，成為中國出口貿易的主要來源。

2　間接效應指FDI通過對當地企業的影響促進全國的出口增加(Cayes，1996)。外資企業通過對當地企業的“溢出效應”和多種形式的非股權產業聯系。或直接帶動了當地企業的出口，或使當地企業的出口競爭能力提高。

(二)外商直接投資與我國出口貿易額的回歸分析

1　數據的收集。筆者選取1985―2008年中國年度出口額及年度實際使用外資金額作為模型數據，采用計量分析方法，對外商直接投資對我國出口貿易的影響程度進行實證分析。

2　模型的建立。本文采用單因素分析法來分析中國吸引FDI對中國出口貿易的影響。考慮到時間序列數據一般都是不平穩的，取對數后容易獲得平穩序列數據，且對數形式的函數是一種擬合較好的函數形式，因此本文對各變量取自然對數，構建如下模型：

LnEXt=aO+alLnFDICt+Ut

對模型的兩點說明：

(1)a0為常數項，沒有實際意義。a1為相應的彈性系數，表示自變量每變化1％，因變量變化的百分數，U為隨即擾動項，t表示相應的年份：

(2)EXt表示第t年全國出口總額，FDICt表示第t年全國外商直接投資額存量。采用外商直接投資累計值代替FDI流量是出于以下考慮：一般認為，外商直接投資額的增加不會立即對當年的出口貿易產生影響，即FDI對于出口的影響存在一定的時滯。另外，過去的FDI存量會對當前的出口貿易產生影響。FDI的累積值對出口貿易既有長期影響也有短期影響。

3　回歸分析。筆者將表2中的數據代入Eviews5.0計量軟件進行回歸分析，得到如下結果：

LnEXt=3.2821+0.6150LnFDICt

0.2929 0.0419

t=(11.2043)(14.6800)

R2=0.9074，adjustedR2=0.9032 F=215.5013

回歸結果顯示，可決系數R2=0.9074，調整后的可決系數為0.9032，說明所建的模型總體上對樣本數據擬合較好。F值較高。方程總體顯著，解釋變量也通過了顯著性檢驗。1985―2008年期間，我國的出口貿易額同外商直接投資額之間存在著明顯的線性相關關系，解釋變量前的系數為0.6150，說明出口額和外商直接投資呈正相關關系，后者每增加1美，前者將會增加0.6150美元。

4　模型結論。綜合以上計量過程，可以得出以下結論：由于FDI同出口貿易額之間呈現正向相關關系，所以外商直接投資對中國的出口貿易具有一定的促進作用。由于模型中采用FDI存量作為解釋變量，所以無論從長期還是從短期來看，外商直接投資對我國的對外貿易都產生一定的拉動作用。

四、關于我國吸引外資和促進出口的政策建議

(一)充分發揮不同區域的比較優勢，均衡發展不同的FDI

FDI是我國參與國際經濟分工的重要方式，并且能夠充分帶動其流入地區整體經濟發展水平的提高。從目前國內各不同區域的資源稟賦和區位優勢來看，東部地區應以利用FDI開展一般貿易方式的高新技術產品制造業和服務業為主，而中部地區則要以利用加工貿易方式的勞動力密集型產品制造業為主，這樣不僅有利于不同地區發揮自身比較優勢，實現區域經濟協調發展，而且也避免了地區間在利用FDI上的惡性競爭。

(二)對外資企業進行適當篩選

外商投資企業對中國出口的帶動作用主要是通過直接效應和間接效應產生的。在引資過程中。各地政府最好選擇與當地企業具有一定關聯度的企業以及高新技術企業。這樣，在外資企業本身進行生產和出口的同時，會對當地企業產生技術“溢出效應”，并使當地企業學到世界先進的管理經驗，帶動東道國相關產業的發展，進一步推動出口增加和出口結構的改善。

參考文獻：

[1]封福育，王少平FDI對中國出口貿易影響的實證分析[j].南昌大學學報，2006(3)

[2]胡君茹.外商直接投資與我國出口貿易額的回歸分析[j]上海電機技術高等專科學校學報，2004(6).

篇8

[關鍵詞]開放程度外商直接投資溢出效應

不少學者認識到東道國開放程度會對外商直接投資溢出效應產生重要影響。通常而言，外商直接投資溢出效應的大小是隨著該國開放度的提高而增加的。這是因為外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，較高的開放程度意味著國內企業本身的技術能力達到了一定的程度，可以同跨國公司在海外市場進行競爭（蔣殿春、張宇，2006）。此外，出口的擴大可以使國內企業獲得較多的利潤，從而為國內企業的技術革新和技術設備的引進提供資金來源（何潔、許羅丹，1999）。但蔣殿春和張宇（2006）還指出，如果行業中外商直接投資流入過高，跨國公司就會對行業內的東道國企業形成強有力的沖擊，從而使外商直接投資的技術外溢效果往往不理想。

盡管上述研究從不同側面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關的實證研究也缺乏理論基礎。所以，本文首先對東道國開放度影響外商直接投資溢出效應的具體機制進行了描述，然后又以趙奇偉等人（2007）所建立的一個包含制度因素的內生增長模型為基礎，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應的影響進行實證檢驗。最后，根據計量分析的結果做出結論，并提出政策建議。

一、東道國開放程度影響

外商直接投資溢出效應的機制分析

在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應實現途徑的。

1.外商直接投資溢出效應的實現途徑

外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當地技術進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現：第一，跨國公司采用先進技術對當地企業產生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內競爭對手謀求提高技術水平，并引起當地企業的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業而實現技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當地企業建立起業務聯系網絡，從而通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當地企業的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當地市場的供求狀況。在這種情況下，雖然當地企業受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或將需求從當地企業轉到其他企業，從而使當地企業維持低成本所需要的生產規模無法實現，結果是企業實際生產點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當地企業吸引大量人才，造成負向的溢出效應。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產成本的企業。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產規模，而為本地市場生產時跨國公司就將會擠占當地企業的市場份額，迫使其削減產量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當地企業的產量從Q0削減至Q1。由于現在當地企業只能在一個更小的產量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當地企業的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應B′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應A′C′也會為負。

2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響

東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應產生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當地企業可以從全球范圍內進行融資和招募人才，當地企業就更有機會利用新技術，經由示范模仿、人員流動和產業關聯等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當地企業面臨更為廣闊的全球市場，所以當地企業可以在不斷擴大生產規模中獲取規模經濟，降低生產成本，縮小內外資企業的能力差距，使得當地企業在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當地企業就難以達到最優的生產規模，內外資企業的能力差距就會加大，限制了東道國企業吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。

東道國開放程度對外商直接投資溢出效應的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術溢出效應和負的競爭效應分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當地企業不僅更容易獲取所需生產要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業更容易形成最優生產規模，在圖1中AC1必然是該期內較低的一條平均成本曲線，當地企業充分獲取外商直接投資技術溢出效應。同時，由于內外資企業的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當地企業的市場份額，所以當地企業產量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應就會為正，在圖形上體現為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當地企業獲取所需生產要素就越便利，企業的生產規模越趨于最優規模，正的外商直接投資凈溢出效應就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當地企業就很難獲取所需生產要素，技術溢出效應不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應則會使產量削減的幅度足夠大，結果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應為負。所以，外商直接投資凈溢出效應的大小取決于東道國對外開放的程度。

二、東道國開放度對外商直接投資

溢出效應影響的實證分析

趙奇偉、張誠（2007）建立了一個包含金融制度在內的內生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內研發部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設1997年為時刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區第t年的工業總產值增長率。工業總產值用工業品出廠價格指數（1991=100）調整為實際值，單位為億元，數據取自1997～2005年《中國統計年鑒》。

類似地，Hit為i地區第t年的人力資本存量，由各地區受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數據來自1998～2005年《中國勞動統計年鑒》。

θit為內外資企業的技術差距，計算方法為外資企業勞動生產率與內資企業勞動生產率之比減去1。其中，勞動生產率表示為工業增加值與就業人員的比值。在這里，外商投資工業企業工業增加值單位為億元，外企就業人數單位為萬人，兩類數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》。內資企業工業增加值缺乏直接數據，由各地區工業增加值扣除掉外商投資工業企業工業增加值得到。其中，各地區工業增加值單位為億元，數據取自國家統計局網站②。

openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿易依存度來表示（中國人民大學經濟發展報告課題組，1995），發展對外貿易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內的傳遞，使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿易還可以節約一部分研究與開發費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿易依存度，即進出口貿易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據各年度匯率中間價調整為人民幣計價,以和GDP單位相統一。進出口貿易總額、匯率中間價和各地區GDP數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產投資總額之比AFDI。所用數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。

根據表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規模來講相對較低。這個結論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿依存度而不是外資依存度和外貿依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經濟規模、貿易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿易依存度并不高，遠低于主要發達國家及大部分發展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內許多產業雖然貿易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規模已經較低，到了2001年，隨著外資累計規模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結論

根據上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：

第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術溢出效應的重要因素。由于開放度高的國家可以為當地企業提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業上的便利，所以開放程度高的國家或地區可以獲取正的外商直接投資技術溢出效應，而開放程度低的國家或地區的外商直接投資溢出效應不明顯甚至為負。

第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當開放程度相對于外資規模較高時，外商直接投資技術溢出效應就為正；而當開放程度等制度因素的發展比外資規模相對滯后時，外商直接投資技術溢出效應就為負。于是，這就出現了一國或地區的外商直接投資溢出效應在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現有的外資規模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術溢出效應在近兩年已經全部為負。

因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產業，特別是增加生產行業的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業要對引資規模加以限制，保持適度的內外資比例，給內資企業以成長的空間。

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篇9

一、匯率水平對FDI機制的影響

隨著我國經濟的不段進步，我國的開放程度也越來越深，社會經濟活動中一個重要的變量就是匯率，近年來相關學者不斷針對外商直接投資與匯率水平之間的關系進行研究，并總結出升值和編制的過程中將產生完全不同的效果和作用。

（一）出口價格

國際上對于進出口貿易的規定中表示，一旦該國幣值上升，在出口過程中，其商品價格將隨著幣值的上升而提高，因此導致該國出口商品在國際競爭中失去有利地位，不僅難以將出口進行擴大，還會導致進口國方面的生產成本降低。這樣一來，其他國家將選擇將資金和生產投入到進口國當地，而減少在貨幣升值國家進行投資。對企業和國家經濟的影響要看該國貨幣升值的大小而定。如果企業生產的產品在進行出口過程中，價格的浮動較小，則出口國家在將母國貨幣同貨幣匯率升值進行兌換的過程中將擁有更多的回報，從而導致投資增加，因此可以說外商直接投資的增加在本幣貶值的情況下更容易發生[1]。

（二）進口投入品

外商將資本投入本國，是需要對部分原材料或儀器等進行進口的，因此一旦發生匯率的變動，必將影響到進口價格，外商投資過程中的成本受到影響是導致外商投資變化的根本原因。而這一影響在不同的原材料的比重、內銷和外銷等各種因素下將給企業帶來不同程度的影響。一旦本國貨幣升值，生產過程中需要大量進口，同時產品出口率低時，對企業的盈利是有利的，因為生產成本是由本幣的大幅度降低來進行的，反之則不然[2]。

二、當前的人民幣匯率特點及外商對華直接投資特點

（一）人民幣升值特點

改革開放以來，我國經濟、社會及文化等各方面得到長久而穩定的發展，人民幣升值成為重要的特征之一。根據購買力平價理論得出，貿易兩國之間的通貨膨脹率差是決定貨幣升值和貶值的關鍵因素。在這一理論基礎上總結出實際匯率在貨幣因素從名義匯率中脫離是不會發生變化的，同時這一理論還能夠對中長期均衡匯率進行控制。而利率平價理論能夠將利率同匯率之間的關系進行詳細的描述，現階段這一理論受到世界各國的廣泛應用。由于資金在外匯市場方面具有較快的流動速度，能夠更好的成立利率平價基礎。總體而言，人民幣的升值問題和幅度都應當根據經濟發展狀況而定，即如果我國經濟在長期的發展中能夠持續高速增長，升值幅度就可以根據每年經濟的增長狀況推算出來。

（二）外商對華直接投資特點

外商在對我國驚醒直接投資的過程中會擁有不同的動機及目標，因此影響其真正進行投資的因素也將有所不同。該投資行為的真正特點能夠通過這種目的來進行反應。據有效調查顯示，歐盟國家在對我國進行直接投資的過程中，保證自身市場份額，構建國際性生產網絡及提高勞動力等方面是其主要影響因素；美國對我國進行直接投資的主要目的是追求利潤的不斷增長等。其中中國市場投資型FDI是指那些為了爭取我國消費市場和易避免貿易壁壘為目的的投資，這類企業通常具有較大的項目規模，從投資開始之日起就以搶占中國市場為目的，據有效數據顯示，歐盟在對我國進行投資過程中以搶占市場為目的的國家占有一半以上的比例[3]。

三、人民幣升值對外商對華直接投資的影響

（一）一般影響

國際投資的相關理論中指出，如果該國貨幣發生貶值，將會給世界各國帶來“獎入限出”的影響，升值的影響則完全相反。通常狀況下，一旦該國貨幣升值，投資國需要動用更多的資金來完成項目，對資產能夠進行有效的控制；同時資本化率高是升值國的特點，能夠運用更高的報價來對國內資產進行并購，外商在競爭上就失去優勢，外商直接投資受到嚴重影響；同時，貨幣升值在生產成本效應的影響下，表示生產成本的外幣將會大幅度提升，導致收益減少；最后，如果投資國在投資過程中會有原材料和設備出口的現象，會在被投資國貨幣升值的基礎上出現產品價格升高的現象，導致出口困難，不利于創造更多的經濟效益。

（二）FDI機制在多種機制下得以提升

篇10

關鍵詞：外商直接投資；就業效應分析；聯立方程模型

隨著中國改革開放的進一步加強和經濟全球化的不斷深入，國外對我國的直接投資規模和范圍越來越廣泛。1992～2011年間的20多年里，中國累計利用外商直接投資已超過11000億美元。自1993年起，中國吸引外商直接投資（FDI）的流量已經穩居發展中國家第一。外商直接投資對中國經濟的發展產生了越來越重要的多方面影響，就業就是其中一個重要方面。本文在總結國內外學者研究現狀的基礎上，利用1992～2011年足夠的FDI流量和存量的數據，采用聯立方程模型實證分析FDI對中國就業數量的影響，進而探究FDI對中國就業效應的原因并提出相關發展建議。

一、FDI對就業數量影響的理論分析

FDI對東道國就業數量影響具有二重性，即正面效應和負面效應。正面效應主要包括就業創造效應和就業轉移效應。就業創造效應包括直接創造效應及間接創造效應。直接創造效應是指外商直接投資擴大生產能力，創造出新的就業機會，與外商直接投資的進入方式有一定聯系。間接創造效應是指FDI通過關聯效應帶動了相關產業及前后向產業的發展，間接創造就業機會。就業轉移效應是指我國面臨倒閉的企業，由于外商直接投資得以挽救，從而轉移了從業人員的就業。那些面臨倒閉的企業，如果沒有外商的合作或合資，可能將從市場上“消失”，企業的從業人員可能變為失業人口。負面效應主要包括就業擠出效應和就業損失效應。就業擠出效應是指FDI的進入，使得國內市場的競爭更加激烈，為提高競爭力，國內企業只好“減員”，或者那些無法抵抗外商投資企業激烈競爭的國內企業可能破產導致就業崗位的減少。就業損失效應是指外商直接投資并購我國企業后，在整合過程中“減員”，導致就業機會的減少。外商投資企業對勞動者的素質要求較高，沒有達到要求的員工面臨下崗。

綜上所述，FDI對中國就業數量的影響可能是不確定的。如何測算FDI對東道國或區域的就業綜合效應影響是本文的研究核心。

有關外商直接投資的就業效應國外學者做了比較深入的研究，其研究的重點大多集中于FDI就業效應的正面、負面雙重效應。其中Mariotti和Barrios分別研究了意大利和愛爾蘭在利用外資與國內就業方面的關系，盡管研究角度不同，但是他們得出了一致的結論，認為外商直接投資創造了就業機會，對就業產生了積極的作用；相反，Williams和Christoph Ernst從跨國公司投資的進入方式和來源國等角度分析了FDI對東道國勞動力需求的影響，但并未發現這些因素對東道國的勞動力需求有明顯的影響。總之，外商直接投資在東道國的生產經營活動對創造就業有直接就業效應和間接就業效應并對東道國的就業質量產生影響。

隨著外商直接投資規模和數量的不斷擴大，國內學者對這個問題的研究也不斷增多，一些學者研究了中國整體FDI流入和整體就業的關系并得出了正向相關的結論。蔡昉、王德文認為，雖然FDI就業份額仍然較小，但由于其增長速度非常快，使得該領域就業對中國總體就業增長的貢獻率很高。徐濤認為，FDI的進入不僅直接提高對勞動力的需求，還會通過總需求擴張等渠道產生外部性，影響國內就業。他的研究結果表明，FDI對總需求的刺激是影響中國就業的主要渠道。沙文兵、陶愛萍應用協整及相關理論，利用1979～2005年的年度數據研究了FDI與我國就業增長之間的關系，結果表明，外商直接投資與我國就業量之間存在著長期均衡關系。闞大學、呂連菊根據現代計量經濟學方法，利用1978～2010年的年度數據，以上海為例，對改革開放以來 FDI 與就業之間的關系進行了實證研究，結果發現上海的 FDI 對就業產生了擴大效應，但就業彈性較小。

上述文獻主要從宏觀經濟理論來進行分析，本文把微觀和宏觀經濟理論結合，構建了FDI與東道國就業的聯立方程模型，將外資對就業的直接效應和間接效應納入到一個理論模型中予以綜合分析。結果表明FDI一方面通過直接效應帶動了中國就業，另一方面通過擠出國內投資和提高生產率水平產生了減少就業的間接效應。如何構建正確的FDI與就業關系回歸模型并對其效應進行測算是本文要解決的問題。

二、就業數量效應的理論模型及數據說明

為了測算FDI對就業數量的總體效應，本文將外資對就業的直接效應和間接效應納入到一個理論模型中予以綜合分析，模型構建如下。

首先從微觀廠商生產理論考察，生產函數反映在一定技術條件下投入與產出之間的關系，此處考慮使用勞動（L）和資本（K）這兩種生產要素，生產函數為

Q=Af（Kd，Kf，L）①

其中，Q為廠商產出，A為現有的生產率水平，Kd為國內資本要素，Kf為國外資本要素，L為勞動投入。相對應的成本函數為

C=wL+r（Kd+Kf）②

其中，w為單位勞動成本，r為單位資本成本，其他符號同上。廠商的要素投入決策是基于既定的資本投入量配備必要的勞動要素，即廠商在已知Kd和Kf的情況下，如何選擇最優的L以實現利潤最大化的目標。假設廠商生產函數為規模報酬不變Cobb-Dollglas形式，則廠商利潤函數為

P=AKαdKβfLγ-wL-r（Kd+Kf）③

其中，α，β，γ分別代表各要素的產出彈性。

=γAKαdKβfLγ-1-w=0④

對式④進行對數變換得到

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

把式⑤轉換為

LnL*=c1+c2LnId+c3LnIf+c4Lnw+c5LnA+ε1⑥

國內投資表示為

Id=F（If，DD，NE，r，Tax，DDt-1，NEt-1）

⑦

對⑦進行對數線形轉換

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

⑧

其中，DD為中國的凈國內（區域）需求中部的國內生產總值（GDP）中部用人民幣表示的進口額；NEi為中國的當年出口額，代表國外需求；NEt-1，DDt-1分別為中國出口額和國內凈國內需求的一年期滯后值。

生產率水平的模型為

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

其中，Tinp為中國的科技投入，用財政支出中的挖掘改造資金和科技三項經費（億元）來衡量；Tim代表國外技術引進，用技術引進的合同總額（億美元）來衡量；HTim代表高科技產品設備的進口，用高科技術產品的進口額（億美元）FDI對中國的總效應直接效應+間接效應，即c3+c2*c7+c5*c15來衡量。

本文具體的東部、中部、西部劃分如下。東部地區包括：上海、北京、天津、浙江、廣東、江蘇、福建、遼寧、山東、河北、海南共十一個地區；中部地區包括：安徽、江西、黑龍江、湖北、吉林、湖南、河南、山西共八個地區；西部地區包括：青海、重慶、寧夏、四川、陜西、云南、廣西、甘肅、貴州、內蒙古、、新疆為西部大開發的十二個地區。

本文選取1992～2011年間的年度數據作為樣本數據來分析考察，數據來源包括中國經濟信息網數據庫，中經網統計數據庫，《中國統計年鑒》，《中國財政年鑒》，以及《中國科技統計年鑒》。

三、數據和計量結果分析

1.計量方法說明

由理論建模可知，本文用于計量分析的是由式⑥、式⑧、式⑨構成的聯立方程模型，根據變量系數的大小、符號及其顯著性確定FDI的總就業效應。本文的聯立方程屬于典型的遞歸（Recursive）聯立模型，內生變量間只存在單向的因果性聯系，不存在任何兩個內生變量間的雙向聯系，因而可以采用OLS或者SUR方法進行估計。然而，計量經濟學的理論指出，一般的遞歸方程組可用OLS估計，但如果一個聯立方程式的誤差項是自相關的，或者與方程組中另一方程式的誤差項有相關關系，則須用SUR進行估計。因此本文列出SUR的估計結果。

2.計量結果分析

利用Eviews6.0對上述模型進行估計，在逐步提出不顯著的解釋變量之后，我們得到較為理想的最終模型，基本模型和最終模型的SUR回歸結果見表1。

從計量分析結果可以看出，一方面FDI直接帶動了大量國內就業，FDI每增加1%將會引起直接就業上漲0.1358%。1992～2011年間實際利用的FDI增加了67.96%，由FDI直接拉動的累計就業量達到6282.85萬人。FDI每增加1%將會擠出0.246%的國內投資，會使間接就業減少0.0262%。1992～2011年間由于外資企業擠出效應所造成的間接就業減少達到1212.97萬人。另一方面外國投資者帶來的先進生產技術推動了國內生產率水平的上升，這對于提高經濟增長的質量有著極為重要的意義，但這種資本密集型技術進步利益的獲得是以就業機會的大量喪失為代價的，FDI每增加1%可以推動生產率水平上升0.479%，進而間接減少了0.0628%的國內就業機會。1992～2011年間FDI經由生產率提升所導致的間接就業損失累計達到2906.58萬人。盡管間接就業效應擠出了一部分國內就業，但FDI對國內就業的總效應仍然是積極的，FDI每增加1%將拉動實際就業量擴大0.0468%。1992～2011年間由FDI引致的累計綜合就業量上升了2164.83萬人，為緩解國內就業壓力做出了較大貢獻。

本文在FDI與東道國就業的理論基礎上建立聯立方程模型，全面分析并測算了FDI對中國就業的綜合效應，同時為外資與內資的擠入擠出效應、外資對生產率的外溢效應等一系列問題提供了實證檢驗結果，最終得出如下結論。

一是FDI對中國就業不僅存在著積極的直接拉動效應，而且還通過擠出國內投資和提升生產率水平對國內就業產生負面的間接抑制效應。FDI每增長1個百分點將會直接引起就業增長0.1358個百分點，同時間接降低0.089個百分點的就業機會，從而帶動實際就業增長0.0468個百分點，，1992～2011年間由FDI引致的累計綜合就業量上升了2164.83萬人。

二是外資對內資的擠出效應反映了我國在吸引FDI過程中存在的一個重要問題，即片面強調引資數量，忽視外資投向的產業分布與國內產業結構之間的互補和關聯，對中國產業升級和技術創新考慮不夠。外商在我國的投資大都分布于生產能力閑置、能耗高、污染重且競爭激烈的產業，而在我國迫切需要發展的先進制造業和高科技領域的外商投資比例不高。政府片面追逐外商投資的數量并依此作為政績，還給予國外投資者稅收等方面的超國民待遇，從而加劇了擠出效應和不公平競爭的局面。因此，在經濟轉型的新的發展階段，我國的引資政策應側重于行業層面的引導，對國內競爭充分的行業取消外資優惠待遇，著力引進與中國產業結構互補和關聯性強的外商投資，利于我國經濟轉型并提高技術創新的含量。

三是生產率提高帶來就業方面的負面影響是引進部分有技術含量的外資和經濟轉型過程中必然出現的現象。該問題解決的根本出路在于提高區域內勞動者素質，在調整經濟發展結構的同時，相對應的解決勞動力的結構，適應經濟發展，消除因引進外資而帶來就業方面的負面影響。

參考文獻：

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[3]Williams.D.Explaining Employment Changes in Foreign Manufacturing Investment in the UK[J].International BusinessReview，2003，12（04）.

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[8]沙文兵，陶愛萍.外商直接投資的就業效應分析——基于協整理論的分析[J].財經科學，20070（04）.