外商直接投資的作用范文

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作者簡介：彭新萬，江西財經大學經濟學院，副教授，經濟學博士研究生，研究方向：經濟發展理論。

摘要：國內外相關研究表明，外商直接投資(FDI)對發展中國家的經濟增長和發展具有重要貢獻。本文將FDI影響經濟增長和發展的機制引入到主導產業形成中，認為FDI對主導產業的形成具有資本、技術外溢、產業結構、制度變遷以及路徑選擇等效應。落后地區具有資本、技術、產業結構及制度等方面的后發優勢，充分利用FDI能夠加速其主導產業的形成。

關鍵詞：FDI；作用機制；后發優勢；主導產業形成

中圖分類號：F061.5　文獻標識碼：A　文章編導：1008-2972(2006)03，0021-03

截止2003年底，全國累計合同利用外資9,431．30億美元，實際利用外資5,014，71億美元。2002年外商投資企業工業總產值33,771、09億元，占全國工業總產值的33．37％(數據來源：中國商務部網站)。研究表明．FDI對于中國東南沿海較發達省市經濟發展做出了舉足輕重的貢獻。同時，相當文獻對FDI作用機制進行了較深入的探索。這些文獻表明，FDI不僅有助于在當地建立新興產業，而且還能使傳統產業升級，使內向型經濟向出口導向型、具有國際競爭力的產業演進。其實，在吸引外商直接投資較多的中國各省市的經濟發展中不難發現，其經濟的增長和發展相當程度上是FDI通過推動當地主導產業形成從而促進當地經濟的發展。發展經濟學認為，落后地區具有資本、技術、產業結構、制度、勞動力等方面的后發優勢(郭煦保，2004)[1]。因此，本文在通過對FDI的作用機制和主導產業的形成機制的分析基礎上，結合落后地區的后發優勢，探索FDI在加速落后地區主導產業形成中的作用。

一、主導產業的市場選擇準則和集聚過程分析

主導產業在國民生產總值中占有較大份額，其生產率和發展速度一般要超過一般產業，同時具有較強的擴散效應，具有一定的外部效應，對其他產業的增長有一定的影響。

赫克希爾-俄林理論認為，對于一個地區來講，應該發展能充分利用本地區相對豐富的生產要素或資源的產品，換取生產要素或資源相對劣勢的產品，從而生產這些產品的產業就是該地區的主導產業。關于主導產業與其他產業的關系，羅斯托認為，在眾多產業部門中，每個成長階段都有與此相應的起主導作用的產業部門，這些部門的增長、變化、轉移、更替決定了經濟成長階段的變化，一個主導部門的增長會帶動四五個以上部門的增長。20世紀50年代中期，日本經濟學家在研究產業結構時，提出主導產業市場選擇的“收入彈性基準”和“生產率上升基準”。市場選擇主導產業的基本準則有四個：(1)收入彈性準則，即收入增長率與產品需求增長率之比，這從產品市場需求方面反映了成為主導產業的可能性；(2)發展度準則，發展度指生產率的上升率，用來判斷行業的發展水平和效益水平，這從產品市場供給量方面反映選擇主導產業可能性；(3)產業關聯度準則；(4)比較優勢準則，即生產要素和資源的區位優勢所帶來的成本指數[2]。

從根本上說主導產業是市場選擇的結果，而政府可以通過市場分析與預測來扶持有潛力的產業，從而對主導產業的形成施加影響。一個主導產業的形成，需要經過技術、資金、產品、信息等生產要素的傳遞、重組、滲透和集聚才能實現。主導產業的形成大致有四條可選擇的道路：第一，以某主導產品(拳頭產品、名牌產品)為核心，通過對產品不斷深化開發，形成系列產品和系列技術，集聚在主導產品周圍的是與之相關的企業和行業，這些行業和企業通過多元化經營，就出現了“一業為主，多種經營”的主導產業。第二，行業規模集聚，在同行業中產品系列層次多，技術關聯大，但無大企業和名牌產品，通過一大批中小企業在一定區域或城市中的競爭和發展，形成區域性行業規模優勢，成為該地區的主導產業。第三，以大企業為核心，帶動其他行業和產業的發展，形成區域性的集聚經濟。第四，以科技研究開發為中心，形成高科技研究、開發、生產、銷售一體化產業群體[3]。美國硅谷、臺灣新竹的高科技開發區，走的就是這條路。

二、FDI對主導產業形成的作用機制

FDI不僅有助于當地新興產業的建立，而且也有助于傳統產業的升級，從以上有關主導產業和外商直接投資方面的文獻的分析，我們可以得到結論：更為重要的是FDI對一地區的主導產業的形成具有積極的影響。

第一，從FDI的資本效應和外溢效應來看，FDI是“打包的資本、管理技術和生產技術” (Johnson,1972)，也就是說FDI不僅是物質資本，而且是涵蓋人力資本、技術知識等多種因素的廣義資本概念，在資金、技術、產品和信息方面具有優勢，即，具有資本、技術、信息、產業結構、制度等直接或間接效應。而一個主導產業的形成，需要經過技術、資金、產品、信息等生產要素的傳遞、重組、滲透和集聚才能實現，即FDI為主導產業的形成提供了資本、技術、信息、制度等方面的條件。

第二，從市場選擇主導產業的基本準則方面來看，FDI及其相關投資在當地建立的產業具有符合市場選擇主導產業的四個基本準則的條件。鄧寧(John H．Dunning,1977)的國際生產折衷理論認為，國際直接投資的程度、類型和進程取決于所有權優勢、內部化優勢和區位優勢，其中所有權優勢是指企業擁有或能夠獲得的、東道國國內企業所沒有或無法獲得的資產及其所有權，這類優勢主要采取無形資產的形式，包括技術優勢、企業規模優勢、組織管理優勢和融資優勢，所有權優勢使FDI符合主導產業選擇的發展度準則和比較優勢準則；區位優勢是指企業在投資區位上具有的選擇優勢，FDI在投資決策時會考慮其產品的現實需求情況和潛在的需求情況，選擇在使其產品具有優勢的國家和地區投資，從而使FDI所投資產業符合收入彈性準則；同時，從上文有關FDI的資本效應和外溢效應的分析可知，FDI是符合關聯度準則的。所以，FDI具備符合市場選擇主導產業的四個基本準則的條件，從而促進當地主導產業的形成。

第三，從主導產業形成的道路方面來看，FDI及其相關投資具備在當地形成主導產業的條件。首先，外商投資企業特別是跨國大企業往往具有良好的產品和著名的品牌，以其品牌和產品核心，開發形成系列產品和系列技術，并且集聚一批相關的企業和行業，從而在當地形成相應的主導產業。其次，通過FDI引進國外成熟適用技術，利用FDI的技術外溢效應，同時加上相關的配套行業和產業，在當地建立一大批相關的中小企業，形成區域性行業規模優勢，成為該地區的主導產業。同時，通過外商直接投資建立大型企

業集團，例如汽車行業的外商投資企業，以這大型企業為核心，帶動其他行業和產業的發展，形成主導產業和區域性的集聚經濟。另外，為了利用當地相對廉價的高素質研發人才，跨國企業還會在當地建立研發中心，以利用當地的人才優勢，這就可能形成以科技研究開發為中心，高科技研究、開發、生產、銷售一體化產業群體，形成相應的主導產業[4]。

綜上所述，FDI有助于當地主導產業的形成。下面我們用圖表的形式進一步描述FDI對主導產業形成的作用機制。

三、FDIV有助子加速落后地區主導產業的形成

落后地區經濟發展相對滯后，資本形成和引進FDI都相對較少，下表利用2002年的數據，以江西省為例，將江西省與臨近省市的GDP、人均GDP、資本形成額、FDI和就業人數進行比較，表1為江西省和鄰近各省市2002年的實際數據，表2是根據表1中的數據以江西省數據為基數，將各鄰近省市的數據形成江西省相應數據的指數，從而將各鄰近省市的數據與江西省數據進行指數化比較。

從上面的兩個表可以看出，鄰近各省市的經濟發展相對較好，資本形成和引進POI較多。與鄰近各省市相比，除安徽省之外，江西省的GDP和資本形成額都是最少的，但是就業人數的差額并不是太大，并且江西省的總人口也比較多。對上表進行分析，如果定義江西省就業人均FDI資本為1，而與江西省鄰近的上海為10，江蘇為5．2，浙江為2，安徽為0．2，福建為4，山東為1．8，廣東為5．1。這說明資本在江西省相對稀缺，資本的邊際收益率較高(實質是資本的后發優勢)，而從業人口相對過剩。因此，引進FDl，對于像江西省等這樣落后的省份的資本形成和主導產業的形成具有特別重要意義。

第一，通過FDI的直接資本效應和間接資本效應加速落后地區資本的形成。FDI的直接資本效應是指外國直接投資的流入直接增加了該地區的資本存量；FDI的間接資本效應主要體現為產業連鎖效應和示范與牽動效應。產業連鎖效應主要表現為外國直接投資通過帶動產業前向輔投資和后向輔投資而產生投資乘數效應，外商投資企業通常會吸引為該企業提供中間產品的企業的相關投資，即前向輔投資。同時，如果外商投資企業選擇當地企業作為分銷商或者當地企業使用外商投資企業的產品作為中間投入品，這就會產生后向輔投資。產業示范與牽動效應主要表現為由于外國直接投資的進入而帶來的市場競爭加劇，迫使當地企業進行技術革新、提高生產效率，從而增加當地企業的投資量。但是，當地資本存量和依靠當地資源形成的資本有限。所以，對于像江西這樣的落后地區只有大力吸引外資，利用FDl的直接資本效應，加速資本形成的速度，充分利用現存的資源稟賦，提高現存的生產要素的邊際收益率。同時，利用FDI的間接資本效應，通過產業連鎖效應和示范與牽動效應，落后地區可以通過FDI吸引周邊較發達經濟省份的資本，進一步提高其資本的增量和存量。

第二，FDI的技術外溢效應。Kokko(1992)在《外國直接投資、東道國特征和溢出》一書中定義技術溢出效應為：由于跨國公司在東道國設立于公司，從而引起當地技術或者生產力進步，但跨國公司子公司又無法獲取全部收益的現象。FDI技術外溢效應可以歸結四個渠道：示范-模仿效應，競爭效應，聯系效應和培訓效應(張建華，歐陽軼雯，2004)[5]，根據發展經濟學的研究，技術進步對經濟發展具有決定性作用．落后地區可以發揮技術的后發優勢，制定正確的經濟發展戰略，利用外資，從發達國家引進技術，同時通過微觀經濟主體即企業和個人的技術模仿與學習，從而使微觀經濟主體技術進步來促進經濟的發展。

第二，FDI的產業結構效應。FDI的產業結構效應來源于有效地開發東道國的比較優勢，外國投資者帶來資本、管理技術和生產技術等資源，不僅有助于當地建立新興產業，而且還98使傳統產業升級，使內向型產業向出口導向型、具有國際競爭力的產業演進。比如，江西省可以有效利用FDI的技術優勢改造提升原有的機械、鋼鐵、紡織、醫藥、陶瓷、森工、建材、建筑等傳統產業，促進產品升級換代。利用FDI參與發展食品工業，依托農業資源的比較優勢，扶持以農副產品為原料的名、特、優、新產品和旅游、方便食品。利用FDI加快發展電子信息、生物工程和新材料等高新技術產業，建立一批新型主導產業，形成新的經濟增長點。

第四，FDI的制度變遷效應。FDI通過影響制度供給和需求的某些因素從而促進當地的制度變遷。外資的介入，本身就影響了當地企業的產權制度；外商投資企業的示范效應還會加速該地區企業的改革，加速現代企業制度的建立；同時，FDI還會影響政府的一系列制度，如財稅、金融、外匯管理、投融資、外貿、價格方面的管理制度；另外，地方政府為了吸引外資，還會著手改變官本位的傳統觀念，改善服務，從而使當地的非正式制度也會得到改善。

第五，路徑選擇。落后地區可以通過引入國際上的名牌產品在當地的投資，以該主導產品為核心，通過對產品不斷深化開發，形成系列產品和系列技術，同時集聚與之相關的企業和行業．就出現了“一業為主．多種經營”的主導產業。落后地區還可以引進國外成熟、國內適用的技術，通過行業規模集聚，在同行業中形成多層次多系列的產品，通過一大批中小企業在本地區的競爭和發展，形成區域性行業規模優勢，培育成為本地區的主導產業。同時，落后地區還可以通過引進大筆的投資，或者與當地企業合資，建立大型企業，例如汽車行業企業，以此為核心，帶動其他行業和產業的發展，形成該地區的主導產業和集聚經濟。

第六，建立專業經濟技術開發區。利用現有的主導產業，通過主導產業和產業集聚效應對FDI區位選擇的影響，有針對性的吸引外商直接投資，并建立專業的經濟技術開發區，形成規模，并提高市場占有率。專業經濟技術開發區具有產業集聚效應，即，引導相關的產業企業在同一區域的開發區內投資建廠，并且根據產業狀況出臺相應的優惠政策，提供相應的服務，這就有利于當地企業和外商投資企業降低成本、提高產出和盈利。

參考文獻：

[1]郭熙保．后發優勢與跨越式發展[N]光明日報．2004-01-06．

[2]彭新萬．略論欠發達地區主導產業確定問題[J]商業時代，2005，(9)．

[3]王旭章，區域性的主導產業市場選擇、集聚和擴散[J].鐵道師院學報，1998，(5)，

[4]孟亮，宣國良，王洪慶．國外FDI技術溢出效應實證研究綜述[J]外國經濟與管理，2004，(6)．

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關鍵詞:資本形成;外商直接投資;經濟增長

中圖分類號:F290文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)14-0141-02

外商直接投資在地方經濟增長的過程中扮演著十分重要的角色。本文的一個主要研究目的就是從哈爾濱市外商直接投資的變化特征出發,對外商直接投資在經濟增長中的作用,以及其對經濟增長的貢獻程度進行分析。進而希望本研究可以為哈爾濱市更好地利用外資,促進哈爾濱市經濟增長做出一定理論和經驗貢獻。

一、哈爾濱市外商直接投資變化

改革開放以來,哈爾濱市外商直接投資先后經歷了一個從無到有,繼而蓬勃發展的過程。通過分析可以看出哈爾濱市外商直接投資的基本變化情況,其發展過程大致可劃分為四個階段:

第一階段:從1978年到1984年,在這一時期,由于我國剛剛開始改革開放,全國對外經濟發展正處于試驗階段,對于外商直接投資而言,也主要集中在實行特殊經濟政策的地區,如深圳、珠海、汕頭、廈門,并且投資數量有限。而哈爾濱市則屬于內陸市份,沒有享受這種特殊政策的機會,因此在此時期,哈爾濱市整體的對外投資為零。

第二階段:從1985年到1991年,該階段為哈爾濱市外商直接投資的初步發展階段。在該階段哈爾濱市外商直接投資緩慢發展,平均每年外商直接投資形成規模僅1 973萬美元,但按當年人民幣匯率中間價計算,僅為0.81億元人民幣。外商直接投資占GDP的比重仍然較低,截至1991年僅占GDP的0.1%,而占資本形成總額的比重為0.4%。但是我們從整個發展趨勢上可以看到這一時期,外商直接投資對哈爾濱市經濟發展的作用開始顯現。

第三階段:從1992年到1996年,該階段為哈爾濱市外商直接投資迅速發展階段。自1991年以后,外商直接投資形成規模以遞減的速度增長,但平均增長速度仍然很高,為152.6%,平均每年外商直接投資形成規模為33 363萬美元,按當年人民幣匯率中間價計算,達到26.25億元人民幣。外商直接投資占GDP的比重雖然仍比較低,但較前一階段平均提高了1.3個百分點,截至1991年占GDP的1.95%。從這一階段上可以看出外商直接投資對哈爾濱市經濟增長的貢獻力量較大,與我國在這一時期經濟發展迅速、哈爾濱市投資環境優化有關。

第四階段:從1997年到當前,該階段為哈爾濱市外商直接投資穩定發展階段。除1997年亞洲金融危機影響投資者的信心造成整體外商投資能力下降之外,本階段外商直接投資以平均13.1%的速度增長,雖然增長速度遠低于前一階段,但是發展趨勢平穩,按當年人民幣匯率中間價計算,平均每年外商直接投資規模為72.27億元人民幣,特別是在2000年以后,這一平穩的發展趨勢非常明顯。同時在這一階段還應注意到,當前哈爾濱市外商直接投資占GDP比重有所下降。

二、外商直接投資對經濟增長的作用

對于外商直接投資如何影響經濟增長,國內外許多學者都對此做出了詳細的論述與分析。但歸結起來外商直接投資對經濟增長的作用主要可以體現在其對資本形成、進出口貿易變化以及溢出效應三個方面。下面主要就哈爾濱市外商直接投資所具有的這些作用,通過相關分析進行一個考察。

作用一:外商直接投資有利于促進資本形成。促進資本形成是外商直接投資最直接最顯著的作用之一。一般來說,一個國家或者地區的發展都離不開資本投入的支持,但是由于地區發展不平衡以及路徑依賴等因素的存在,往往導致一個國家或者地區的內部投資形成不了一定規模,無法促進經濟起飛。而外商直接投資則起到了彌補資金缺口,促進資本形成的作用。哈爾濱市FDI對資本形成具有明顯的促進作用。

作用二:外商直接投資促進外貿進出口發展,進而有利于經濟增長。進出口總額的變化是促進經濟增長的一大因素,而其增長在很大程度上得益于外商直接投資的發展。外商直接投資能夠使得國內各經濟部門,因外資流入而產生經濟要素的變動和分工的加強,并由此促進出口的增長。哈爾濱市的進出口貿易規模隨著外商直接投資的增長而迅速擴大,吸引外商直接投資是促進哈爾濱市進一步擴大貿易的一個手段。

作用三:外商直接投資發揮溢出效應,有利提高知識和技術的擴散與傳播,提高要素生產率。所謂溢出效應,主要是指隨著外商直接投資的增加,所產生的一系列的正的外部性。這里的外部性主要表現形式是外商直接投資引起的資本聚集和技術變遷的趨勢。這主要是因為在發展中國家,一般生產技術比較落后,勞動力素質比較低下。而外商直接投資特別是大型的跨國公司的介入,可以把先進的技術以及管理經驗轉移到投資接受的地區,從而可以改善這一地區的生產效率和要素生產率。哈爾濱市要素生產率變化與對外直接投資變化有著明顯的正向相關關系,外商直接投資對哈爾濱市經濟增長外溢效果比較突出。

外商直接投資變化的基本特點:

特點一:外商直接投資總量不斷增加,占資本形成總額比重逐年增大。

長期以來,投資一直是推動我國經濟增長的重要因素。外商直接投資作為國外資本流入,直接參與國內資本形成,通過投資拉動促進經濟增長。特別是90年代以來,外商直接投資己成為哈爾濱市日益重要的資本來源。例如,1991年哈爾濱市的外商直接投資凈流入僅占資本形成的0.4% ,但到了1996年就增至5.3%,1997年至2004年,外商直接投資占資本形成6.2%的平均水平。外商直接投資已成為哈爾濱市資本形成的重要組成部分。

特點二:外商直接投資已成為哈爾濱市外部資金的主要組成部分。

外部資金包括三個部分:對外借款(外國政府、國際金融組織貸款以及外國商業銀行貸款等)、外商直接投資和國外其他投資(國際租賃、補償貿易等),從1985年到2004年,三部分所占哈爾濱市外部資金的比重平均為33.4%、57.4%、9.2%,其中外商直接投資占外部資金的一半以上。20世紀80年代,哈爾濱市引進外資主要靠國外貸款的形式,其他兩種形式所占比例較低,而1992年以后,哈爾濱市引進外資的形式發生根本性的改變,外商直接投資成為主體,國外貸款的比重較80年代大幅度降低,國外其他投資也幾乎全身而退。1997年以后,哈爾濱市外部資金的形成只剩下國外貸款和外商直接投資兩種形式,國外貸款延續90年代的水平穩中遞減,而外商直接投資一直保持著絕對高的份額。

特點三:外商直接投資的產業分布不均衡,第二產業成為主要投資方向。

從項目個數來看,按三產劃分,第一產業占6.79%,第二產業63.93%,其中制造業表現突出,占第二產業的90.5%,第三產業則占總投資項目個數的29.29%。從外商直接投資額來看,第一產業占1.21%,第二產業比重最大,為90.13%,第三產業為8.66%。從產業分布狀況來看,外商直接投資集中于風險較小,資本回報率較高的第二產業,外商投資企業在工業產出中占據了重要的地位,成為哈爾濱市重要的產出來源。在各產業的投入中,第二產業以制造業比重最大,第三產業中,以房地產業、租賃和商務服務業等資本密集型產業居多。

三、對策建議

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[關鍵詞]人民幣升值 外商直接投資 匯率制度

我國從1979年7月1日通過了《中國合資經營企業法》，標志著對對外直接投資打開了大門。中國在過去三十多年中令人矚目的經濟增長，很大程度上歸功外國直接投資的刺激作用。國際資本在中國經濟建設中起著非常重要的作用，外國直接投資己成為中國國民經濟不可分割的重要組成部分。自2005年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制。當前，人民幣匯率處于一個基本穩定的水平。截止到2011年11月中旬，人民幣兌美元已經達到6.3。人民幣升值造成外幣貶值，導致外商對我國直接投資所需資金也相應增加，人民幣升值對我國利用外商直接投資會產生什么樣的影響呢？

一、人民幣升值對我國利用外商直接投投資的影響

1.人民幣升值使外商對華直接投資增速放緩

人民幣升值會提高我國原材料、生產資料和勞動力相對國際的價格，升高外商投資成本，外商投資的資本預期收益率降低。再者，人民幣的升值，會削弱我國商品的出口競爭力，導致出口下降，出口下降會使我國經濟增長速度下降。這些都會降低我國對外商直接投資的吸引力。雖然我國逐漸放開對外商投資金融業和服務行業限制，放松對資本項目的管制，但是我國人民幣升值對外商直接投資的吸引力下降己經體現在我國利用外商直接投資增速變緩上。

2.人民幣升值改變我國外商直接投資結構

不同類型直接投資企業會受到匯率不同的影響，從而改變我國外商直接投資結構。

我國的“三來一補”貿易形式和因此設立的外商投資企業多是成本導向型外商直接投資。以成本為導向的外商直接投資主要是勞動密集型、技術含量低、以出口為導向的外資，勞動力成本比重較大，人民幣升值使得中國勞動力、資源等成本逐步提高，對成本導向型外商直接投資的出口及經營業績有不利影響。該部分外商直接投資會受到人民幣升值的抑制，逐步減少。

市場導向型外商直接投資通過從國外進口原材料、主要的輔料或者從國內采購原材料，在本國加工生產并主要在當地銷售或直接向投資國提供服務。該類型的外商投資企業主要是汽車制造、建筑、快速消費品，以及法律、財務服務等中外合資，中外合作和外商獨資企業。人民幣升值可以提高市場導向型外商直接投資企業的利潤，增加了投資的激勵，從而促進以歐盟、美國等發達國家的大型跨國公司為主的外商直接投資。

綜上所述，人民幣升值能提高資本密集型、技術密集型外國直接投資在我國利用外資中的比例，促進我國產業技術進步，使我國的產業結構趨向合理化。

二、人民幣升值，如何合理利用外商直接投資

我國利用外商直接投資的規模不斷擴大，水平逐步提高，已成為促進國民經濟發展的重要力量。一方面，經濟的高速增長促進市場規模不斷擴大，形成廣闊的市場發展空間和投資獲利前景，同時政府采取有效的財政貨幣政策，穩定匯率和利率，降低企業經營風險和投資風險，為外商直接投資提供強有力的現實保障。另一方面，外商直接投資已經逐步擴大到資本、技術密集型產業，特別是設備制造業、電氣機械和器械制造業等高技術領域，但目前仍主要投資于勞動密集型組裝階段。在人民幣升值背景下，合理利用外商直接投資，加強對外商直接投資的管理，對提高我國利用外商直接投資的質量至關重要。具體而言，有以下幾點：

1.我國在鞏固傳統引資優勢的同時，進一步優化投資環境

進一步完善市場經濟制度，加強知識產權保護，創造公平、開放的競爭環境，擴大外商投資領域，保持外商投資政策和法律的相對穩定性、連續性、可操作性，完善政府利用外資管理體制，使之與市場化進程和市場開放相適應，形成高效、透明、規范的行政環境。今后外商直接投資將更多地帶來先進技術和研發能力，因此，我國必須保持對外商直接投資的吸引力，盡量減少人民幣升值對利用外商直接投資的沖擊，努力使外商直接投資流入保持在較大規模且持續增長。

2.應當積極引導外商直接投資方向，促進產業結構調整和優化升級

積極引導外商直接投資投向第一產業和第三產業，特別是高新技術產業、環保產業等資本和技術密集型產業，吸引外商直接投資促進服務業的發展。同時，積極引導外商直接投資投向傳統產業技術改造。技術進步能夠抵消人民幣升值引發的成本上升的劣勢，促使外商直接投資流入。加快傳統產業技術更新，以高生產率吸引外商直接投資的持續流入。

3.加強監管，防范外商直接投資對我國經濟帶來的風險

我國利用外商直接投資要著眼于長期回報，在中國投資環境改善和生產能力過剩的情況下，要防止外商購并導致一些重要行業中產生的壟斷問題。對涉及國家安全產業中的并購要有審查程序和控制能力。我們有不少企業仍然存在預算軟約束的問題，對這種可能性要高度重視，加強政策引導和必要的監督。

自改革開放以來，外國直接投資對中國經濟發展起了很重要的作用。人民幣升值背景下，政府應當通過制訂政策，積極引導，吸引外商直接投資的流入，引導外資向非制造業部門擴大，提高非制造部門的勞動生產率，促進我國經濟發展。

參考文獻：

[1]龔秀國.人民幣匯率變動與外來直接投資[J].上海財經大學學報，2004（01）

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一、引言

目前，實現經濟增長的主要途徑是增加資本積累和提升技術進步。外商直接投資（FDI）正在以自身所蘊含的先進技術、科學管理、人力資本以及充裕資金等資源對東道國增加資本積累、實現技術創新發揮越來越重要的作用。技術進步是一國經濟保持長期增長的強大動力，發展中國家一方面要通過自主創新提高技術水平，另一方面需要利用外部技術提升自身技術水平，而后者則常常被視為能夠縮小發展中國家與發達國家間技術差距且被積極選擇的一種低成本、高效率的途徑和方法。外商直接投資就是通過技術溢出效應來影響東道國的技術創新水平的。因此，大多數發展中國家積極創造有利條件吸引外資流入，通過競爭效應、示范―模仿效應、人員培訓和流動效應以及前后相關聯效應的作用，[1]實現不斷提升本土技術創新能力的目標。從20世紀90年代開始，中國在“以市場換技術”的外資戰略背景下，希望通過積極引進外商直接投資來獲得蘊含其中的國外先進技術。自1993年以來中國外商直接投資的流入量在發展中國家中一直處于領先地位。2003年，實際利用外資額達527億美元，首次超過美國成為世界第一。到2003年底，累計利用外資總額已突破5 000億美元。外商直接投資的大量流入，對于推動東道國經濟增長，促進人力資本開發和利用、增加國際收支盈余等宏觀經濟目標的實現發揮了重要作用[2]。

近年來河北省經濟總量實現較快增長，經濟發展環境得到較大改善，經濟結構得到合理調整，外資引進速度和規模有了大幅提升。大量外資流入為河北省發展經濟提供了資本支持，與此同時，也為本土企業技術進步創造了極為有利的條件。然而，從全國范圍來看，河北省引進外資的規模與經濟發達省份相比還有巨大差距（見表1）。例如，從2003年以來，江蘇省一直是我國引進外資最多、利用效率最高的省份。自2011年起江蘇省實際利用外資連續5年突破200億美元，協議利用外資連續5年突破500億美元；外資企業的GDP貢獻占全省經濟總量的一半。隨著我國外資流入量的急劇增加以及國家創新系統的建立，國內企業技術創新水平也得到極大的提升。與此同時，許多學者針對外商直接投資對東道國技術創新的關系以及影響進行了深入的研討并取得了眾多有價值的結論[3]。本文選取河北省為研究對象，通過對河北省實際利用外資情況的實踐考察并結合理論進行深入分析，檢驗外商直接投資的流入對區域內技術創新是積極影響還是抑制影響，以及具體的影響程度大小。

二、文獻回顧

隨著中國政府吸引外商直接投資的政策措施不斷出臺，外資流入規模得以擴大、流入速度持續提升，然而東道國是否能夠獲得外資中所蘊含的先進技術，成為學者們普遍關注的熱點問題。在以往的研究中，許多學者并沒有將外資技術擴散與外資溢出效應區分開來，從而導致針對外資技術擴散與溢出效應的相關研究缺乏一定成效。張海洋（2005）[4]對于外資技術擴散和外資溢出效應給出了較為詳細的界定。本文的研究重點是外資技術溢出以及對本土企業的技術創新能力的影響。

Mac Dougall（1960）[5]首次較為系統地提出了外商直接投資對東道國的技術溢出效應理論。學術界認為，外商直接投資在產業內的外溢效應主要是通過示范效應、競爭效應以及跨國公司人員培訓和流動等渠道發生作用。外商直接投資能夠對東道國相關產業產生系統性的技術外溢效應。關于外商直接投資外溢效應的顯著性和作用方向問題，目前學術界還有不同觀點。這些文獻大致分為兩類：一些學者已經從不同視角、利用不同的方法或依據不同層面數據進行了研究，認為外商直接投資對本土技術進步或技術創新起到了顯著的促進作用。國外文獻中Dimelis和Louri（2002）的觀點具有一定的代表性[6]。國內學者中，蔣殿春等（2006）[7]從行業特征?c外資技術溢出的關系出發，研究發現外商直接投資流入對我國高新技術產業中大部分行業產生了積極的技術外溢效應；行業中那些學習吸收能力強，自身技術水平高的企業往往表現出外商直接投資技術溢出效果非常顯著。吳靜芳（2011）[8]研究結果表明，在限定了區域性特征以及專利類型后，外資對我國東部地區的溢出效應具有顯著性，主要表現在“發明專利”技術創新活動領域。姚洋（1998）[9]利用計量分析方法，針對特定行業的外資技術溢出效應分析認為，溢出效應在省級層面上顯著。

另有一些學者Konings（2001）等[10]，Harris與Robinson（2004）等[11]認為外商直接投資抑制了東道國的技術創新水平，沒有對東道國的技術發展起到促進作用。王春法（2004）[12]與董書禮（2004）的研究也得出了同樣的結論[13]。潘文卿（2003）[14]則更為詳細地分析了外商直接投資外溢效應不明顯的原因。他認為主要是由于地區經濟發展不平衡導致外溢存在著“門檻效應”，我國西部地區經濟發展相對落后，處于外資起積極作用的“門檻”之外，因而外資的作用發揮的不顯著。何潔（2000） 通過對我國工業部門外商直接投資情況的研究，較早地發現了外資對工業部門的技術外溢存在著“門檻效應”。王志鵬和李子奈（2004）[16]則從我國本土現有吸收機制不健全、缺乏較強的吸收能力方面驗證了存在“門檻效應”，因而使得外資對我國技術進步的溢出效應無法產生明顯的促進作用。

基于對以上國內外文獻的分析，筆者認為：學者們針對外商直接投資是否對中國存在正向的溢出效應，即外商直接投資能否通過技術溢出促進本土企業技術創新還有很大爭議；相關研究中選取研究對象較為狹窄，影響了外商直接投資溢出效應的研究效果。另外，由于國內學者較少在技術創新領域進行定量研究，從而使技術創新、外商直接投資與區域差異的綜合研究相對滯后。下面筆者將通過選取河北省2007―2012年的面板數據，設定回歸模型，對河北省外商直接投資、企業技術創新與區域特征等變量的相互作用進行分析，以考察和揭示外商直接投資對區域內技術創新的影響規律和特征。

三、模型設計與指標選定

（一）模型的設定、數據來源與說明

筆者根據面板數據模型的建模思想，將技術創新產出作為新知識產出，構建了與新知識產出相關的具體生產函數。在大多數文獻中指出，技術創新產出的過程離不開人力資本、資金投入以及物質資源等要素投入，因此我們利用了Cobb-Douglas生產函數：

Y=f（L，K，A）

其中，Y作為技術創新產出量；L作為在科技研發過程中的技術人員數量，通常表示為人力資本投入；K作為科技研發活動中科研經費投入量，通常表示為科技資金投入；A表示為其他能夠影響技術創新產出的因素。

在確立了研究外商直接投資對河北省技術創新水平的影響目標后，筆者借鑒了已有計量模型設計思路（何潔，2000；冼國明等，2005；葉嬌等，2014），構建了如下具體經濟模型：

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，下標i和t分別表示地市和年份；ε表示隨機誤差項。PANi，t代表技術創新產出，Ki，t代表科研經費投入量，Li，t代表科技人員數量，FDIi，t代表實際利用外資額。Xt×FDIi，t中的X顯示的是一系列控制變量，其中包括：經濟發展水平、經濟結構模式、基礎設施建設、人力資本存量以及本地企業類型，這些變量與外商直接投資進行交乘綜合反映對河北省技術創新溢出效應的不同影響。通過利用Xt×FDIi，t的“交乘解釋變量”來考察經濟發展水平、經濟結構模式、基礎設施建設、人力資本存量以及本地企業類型因素對外商直接投資溢出效應的各種差異性表現[17]。由此，（1）式通過研究河北省技術創新水平探討外商直接投資的流入是否對本地技術創新產生影響，（2）式進而研究河北省技術創新水平在外商直接投資與相關條件的聯合效應狀況下的變化程度。

本文以河北省2007―2013年11個地市的數據為樣本，統計數據來自各年度《河北經濟年鑒》《河北科技年鑒》《河北省知識產權年報》，部分數據為筆者根據數據庫公開數據計算獲得。通過利用河北省地市面板數據可以衡量外商直接投資對全省技術創新水平的影響。本文所有數據通過EXCEL以及STATA進行整理匯總，數據分析過程中，為了消除變量的異方差，對指標進行對數化處理，從而使解釋變量的系數直接表示為彈性便于比較研究[18]。

為了提高模型估計過程中結果的精確度，我們在模型中充分利用了面板數據技術，這樣做的優點在于，既可以增大樣本量及自由度，還能夠減少解釋變量之間的多重共線性。本文前期計量檢驗過程中，采用固定效應模型與采用隨機效應模型時，在系數估計結果上有一些差異，通過進行Hausman檢驗采用固定效應模型較為穩健，但是截面相關、序列相關、異方差問題還會存在。

本文選取數據具有截面較大而時間序列較小的特征，因此，在不考慮序列相關性條件下，采用stata.12軟件的“xtscc.fe”命令作為一個綜合的處理方法可以消除截面相關以及異方差等問題。

（二）相關指標定義

被解釋變量：技術創新產出。在建立技術創新指?聳保?已有文獻中的選取方式有：采用新產品銷售額、專利授權量、專利申請量以及新產品項目開發數量來體現技術創新水平。考慮到數據的可得性，專利申請量更多地代表國家創新能力和水平，以及科研人員通常會選擇申請專利來保護其知識產權，所以選擇專利申請量代表技術創新產出是比較合理的。

核心解釋變量：（1）人力投入量，一般采用科技研發過程中的科技活動人員數量來衡量，這主要是因為科技活動人員是技術創新的核心技術人員，其數量和水平決定著企業的技術實力和科技競爭力。（2）科技資金投入量，采用河北省各地市科學事業經費支出衡量科技資金投入量。（3）外商直接投資，采用實際利用外資額表示河北省各地市外商參與水平，將外資利用額以美元統計的原始數據，通過各年年均匯率換算成人民幣統計量來表示實際利用外資額。

控制變量：（1）經濟發展水平。一個地區的經濟發展水平越高，吸引資本的能力越強，技術創新的基礎條件越好，這也能說明在示范―模仿效應中，經濟發達地區往往能夠較快更好地進行技術模仿。在此采用河北省各地市人均國內生產總值來表示。（2）經濟結構模式。在我國制造業是吸引外商直接投資的主要力量，地區第二產業的發展狀況往往會對外商直接投資的技術溢出效應產生重大影響。基于上述考量，本文采用第二產業與地區生產總值比值作為代表經濟結構模式的重要指標。（3）基礎設施建設。地區基礎設施建設投入大、體系完備是吸引外資的重要因素，并且也為外商直接投資的溢出效應提供了必要的物質基礎。相關文獻中，多以年度用水量、年度用電總量、人均鋪裝道路面積、公共汽車客運總數、公共綠地面積等指標來衡量地區基礎設施水平。在我國三次產業中第二產業相對于第一、三產業而言吸收外商直接投資的能力較強，因此，能夠作為衡量地區基礎設施水平的指標本文選取人均鋪裝道路面積來表示。（4）人力資本存量。已有文獻中表明了評價影響企業技術創新能力時，人力資本存量這一影響因素不能忽視。原因在于，人力資本是本土企業對技術外溢吸收能力的堅實后盾，是競爭效應、示范―模仿效應的基礎。目前我國還沒有較為權威的人力資本存量計算方法，葉嬌（2014）[19]采用了當地高校數量表示人力資本存量；李筱樂（2014）[20]認為選取教育經費支出來度量人力資本存量程度較為適宜；也有以在校中學生或在校大學生比例來表示[21]。本文采用地區普通高等學校在校生人數占總人口的比例來衡量地區人力資本存量。（5）本地企業類型。企業類型在外資對當地企業的技術溢出過程中也是一個關鍵性要素，同時它也影響著外資企業對本土企業的技術狀況。一般來說，這種狀況的程度與內資企業、外商及中國港澳臺商投資企業以及國有控股企業在當地的分布情況有關。基于對以上因素的考察，本文采用國有控股企業工業總產值與當地工業總產值的比值作為地區企業類型的指標。

四、實證結果與分析

在運用面板數據分析時，要考慮適用固定效應模型（Fixed-effects models）還是隨機效應模型（Random-effects models），我們通過Hausman檢驗來選擇。檢驗結果在5%水平上顯著，應當采用固定效應模型（Fixed-effects models）。利用stata.12軟件的相關命令進行綜合處理解決了異方差問題。對表2的回歸檢驗結果進行分析，我們可以看到模型1檢驗了河北省外商直接投資與技術創新水平的關系，模型2―模型6研究了經濟發展水平、經濟結構模式、基礎設施建設、人力資本存量、本地企業類型與外商直接投資的聯合效應對河北省技術創新的影響。經檢驗模型的DW檢驗值均在合理范圍以內，說明誤差項之間不存在相關關系，模型的修正判定系數雖然整體不高，但是這樣的擬合值對于面板數據模型來說是可以接受的。由表2給出的回歸檢驗結果，分析后得出如下結論。

1. 通過對科技人員、科研投入水平與河北省外商直接投資溢出效應之間關系的研究，從第一個模型中給出的外商直接投資系數為0.17，反映出外商直接投資對河北省技術創新確實存在正溢出效應，而且這種效應在河北省表現出很強的顯著性。但是從整體上來看，在促進河北省技術創新水平過程中，相比較其他因素的貢獻度，河北省的外商直接投資對本土技術創新的貢獻度占比是非常小的，其系數與結果中的科技資金投入系數為0.47、人力投入系數為0.59相比較，結論非常顯著。可能的原因在于，河北省吸收外商直接投資總量還比較低，表1的數據顯示，河北省實際利用外資占全國的比重非常低，沒有較強吸引力的投資環境和強大的經濟發展動力，在吸引外商直接投資方面就沒有優勢可言。外商直接投資總量不足、質量不高等因素導致了外商直接投資對本土技術創新貢獻度較小。

2. 模型中加入經濟發展水平與外商直接投資的交互項之后，反映了經濟發展對外商直接投資技術溢出的聯合效應。兩者的交互項系數顯示為0.017，系數值低于模型1中的外商直接投資系數（0.17）。從結果上看，聯合效應的系數值雖然降低了，但也能夠說明無論本土經濟發展水平如何，外商直接投資對企業技術創新都具有顯著的正向外溢效應，只不過是在經濟發展水平越高的地區，這種外溢效應的作用越大[22]。我們認為，經濟發展水平的提高使得外商投資對本土技術創新溢出效應產生了正向作用，在河北經濟發展水平狀況下這種溢出效應發揮的作用并不是很大，可能的原因是，河北省雖然處于中國東部地區，但是與該地區經濟發展水平更為發達、企業技術創新能力更強的省份相比，河北省的經濟發展水平不足以對外資先進技術具有更強的吸收能力，也沒有為外資的溢出效應創造更加良好的外部環境和必要技術條件。

3. 模型中引入經濟結構與外商直接投資技術溢出的聯合效應后，回歸結果表明雖然兩者的交互系數為正，但是系數值顯示為0.038，數值明顯的低于模型1中的外商直接投資系數（0.17），說明經濟結構對外商直接投資技術創新溢出并沒有提供更強的貢獻度。筆者認為，由于在模型設定中經濟結構的指標選取是采用第二產業在地區生產總值中的比值表示的，表明了第二產業在對外商直接投資溢出效應的正向促進方面貢獻度較小。由此，經濟結構在外商投資技術創新中的促進作用的貢獻度較小。另外，企業類型與外商直接投資技術溢出的聯合效應的結果表明，兩者的交互項系數為0.018，低于模型1中的外商直接投資系數（0.17），且結果并不顯著。本地企業類型對外商直接投資技術創新的溢出沒有?Ю唇銜?明顯的正溢出效應，說明在較高比重的國有控股企業水平下，本土企業技術更新緩慢、自身缺乏較強的吸收創新能力導致了外資技術溢出作用不明顯。葉嬌等（2014）[23]利用江蘇省面板數據進行的實證研究也得出過類似的結論。

4. 通過對“投資硬環境”的基礎設施建設與外商直接投資技術溢出的聯合效應研究，實證結果表明，兩者的交互項系數為0.067，系數值低于模型1中的外商直接投資系數（0.17），說明基礎設施建設速度和質量為河北省外商直接投資技術溢出效應起到正向促進作用，而且顯著性水平在1%，正溢出效應非常顯著，但貢獻度偏小。我們認為，兩者的聯合效應系數未能高于外商直接投資系數值，可能的原因在于河北省基礎設施建設存在區域性差異，基礎設施建設還不夠完備。以上因素導致在本土已有的基礎設施水平下，沒有形成吸引具有較高技術素質外商投資的優勢條件，也沒有提高外溢效應的質量和規模。

5. 通過對人力資本存量與外商直接投資技術溢出的聯合效應檢驗，結論顯示本地人力資本存量對外商直接投資技術創新的溢出產生了正向效應。但交互系數為0.059，依然低于模型1中的外商直接投資系數0.17。這說明河北省人力資本存量雖然發揮了外商直接投資技術創新溢出的基礎性作用，但是依然沒有形成外商直接投資技術創新溢出的強大后盾。這一點模型結果給出了說明，即每提高1%的人力資本存量，技術創新水平僅提高0.059%。

五、結論與建議

篇5

關鍵詞：經濟新常態；外商直接投資；產業結構升級；自由貿易園區

中圖分類號：F74 文獻標識碼：A文章編號：2095-3283（2016）06-0054-05

改革開放三十多年來，我國吸引外商直接投資取得巨大成功，在資金、技術和現代管理等方面促進了國民經濟的快速健康發展，推動了產業結構優化升級。特別是加入WTO后，我國開始深度融入快速發展的全球經濟一體化進程，不斷提升開放水平，持續放寬外商直接投資準入條件和加大吸引外資力度，吸引外商直接投資額快速增長，2015年我國吸引外商直接投資達1360億美元。

國內一些文獻也給出了外商直接投資與經濟增長密切相關的結論。沈坤榮和耿強（2001）通過研究發現，外商直接投資對我國具有技術外溢效應與學習效應，提高了國民經濟的綜合要素生產率，促進國民經濟快速穩定增長[1]；郭克莎（1995）認為外資的大量進入增加了國內企業提高生產水平、轉變經營方式的壓力和緊迫感，為經濟增長方式的轉變提供了資金和技術基礎[2]；裴長洪（2006）研究認為，隨著外商直接投資流入所帶來的先進技術和現代化管理知識以及產生的溢出效應，促進了我國工業部門的技術進步和勞動生產率的提高，直接推動了產業結構的優化升級，從而成為我國產業結構轉變的重要影響因素[3]。

當前我國經濟逐步進入新常態，外商直接投資對促進我國經濟增長和結構優化仍然具有不可忽視的重要作用，充分把握外商直接投資新變化，積極應對外商直接投資新問題，對促進我國經濟持續穩定健康發展具有重要意義。

一、經濟新常態下外商直接投資的新變化

（一）外商直接投資增速穩中放緩

我國經濟進入新常態以來，在國內經濟下行和經濟要素價格上升以及印度、美國等國競爭壓力增大的影響下，利用外商直接投資仍然保持穩健增長（見圖1）。相比2001―2011年我國利用外資增速的大幅波動，2012年以來進入相對穩定狀態，外商直接投資增速穩步增長，2013―2015年分別增長234%、370%和583%。但無論是縱向還是橫向比較均呈現增速放緩態勢。從縱向看，在我國加入WTO后的2002―2011年十年間，平均利用外資增速為1021%，在經濟進入新常態的2012―2015年四年中，我國平均利用外資增速相對較低。從橫向看，將金磚五國之一、人口與我國相近以及領土與我國相鄰的印度作為比較對象，據聯合國貿發會數據顯示：2012―2015年印度利用外商直接投資分別為242億美元、282億美元、344億美元和590億美元，三年間增長了一倍多，年均增速高達3459%，遠遠高于同期我國利用外商直接投資增速。

（二）外商直接投資來源地發生顯著變化

12012―2015年香港地區對大陸地區直接投資快速增長（見圖2），2012年直接投資額為7129億美元，2015年快速增長到9267億美元，直接投資絕對額增加了2138億美元，仍然保持了913%的年均增速，遠遠高出同期我國利用外商直接投資增速，香港地區直接投資占我國利用外資比重從2012年的623%上升到2015年的734%，三年內投資占比提高了111個百分點，我國利用外資更加依賴香港地區。

2臺灣地區對大陸投資、日本和美國等對華投資規模不升反降，而且下降幅度較大。臺灣地區：2011年對大陸直接投資6727億美元，2015年下降到441億美元，絕對額減少了2317億美元，年均降幅10%。日本：2012年對華直接投資高達738億美元，為當年第二大對華直接投資國，隨后幾年直接投資額迅速下降，2015年僅為321億美元，下降了一倍多，年均降幅45%。美國：對華直接投資也呈現下降趨勢，2012年美國對華直接投資313億美元，2015年下降到259億美元。

3“一帶一路”沿線國家與我國的經貿關系進一步加強，對華直接投資呈上升趨勢。2015年“一帶一路”沿線國家對華投資新設立企業2164家，同比增長183%，實際投資846億美元，同比增長238%，其中，東盟對華投資新設立企業1154家，同比增長52%，實際投資786億美元，同比增長206%。

（三）外商直接投資結構不斷優化，質量不斷提升

1我國服務業利用外資額快速上升，高端制造業引資能力逐步加強

近年來，我國不斷加大服務業對外開放，放寬服務業準入條件，簡化服務業外商直接投資手續，優化國內軟環境，積極承接國際服務業外包，服務業利用外商直接投資額快速上升。2011年我國服務業利用外商直接投資額占比首次超過制造業，服務業利用外商直接投資5524億美元，制造業利用外資521億美元。2012―2015年，服務業與制造業利用外資絕對額差距不斷拉大。

2012年，我國服務業增加值在國內生產總值中的比重為455%，躍升為第一大產業。2013―2015年我國服務業增加值年均增長81%，比國內生產總值年均增長速度高出08個百分點。2015年，我國服務業增加值為341567億元，占GDP比重進一步上升至505%，服務業的快速發展擴大了服務市場需求，提升了服務業對外商直接投資的吸引力。2015年我國服務業利用外商直接投資達7718億美元，占我國利用外資總額的611%，其中，高新技術服務業利用外資快速增長，2015年前11個月實際利用外資723億美元，同比增長517%，數字內容及相關服務、信息技術服務、研發與設計服務增幅較大，同比分別增長859%、551%和297%，計算機應用服務、綜合技術服務、建筑、金融、衛生、文化藝術等成為外資流入的熱點領域[4]。

2011―2015年，我國制造業利用外商直接投資額下降幅度較大。2015年利用外資額創5年來新低，僅為3954億美元，比2005年的4245億美元減少了近30億美元，所占比重由近70%下降為31%，在制造業整體利用外資走弱的同時，高新技術制造業利用外資卻呈現另外一番景象。2015年的前11個月，我國高新技術制造業實際利用外資854億美元，同比增長117%，占制造業實際利用外資總量的238%，其中，生物藥品制造、通信設備制造、電子元件制造實際利用外資同比分別增長3663%、1426%和186%。反映出中低端制造業產能過剩，市場需求減少，同時，勞動力成本、資源要素成本和環境破壞成本快速上升，中低端制造業對外資的吸引力不斷減弱，我國中低端制造業正處于去產能、結構優化的艱難轉型期。而我國高端制造業擁有越來越廣闊的市場前景，對外商的吸引力越來越大。從另一個角度證明了我國經濟進入新常態以來，制造業產業結構不斷優化，制造業正在從中低端逐步向中高端發展。

2外商直接投資企業在產業鏈中的位置上移，利用外資質量不斷提升

隨著我國經濟進入新常態，產能過剩、環境污染和資源破壞等問題凸顯。國家引資政策也出現了新變化。由過去利用外資的重數量向重質量轉變。2010年國務院《關于進一步做好利用外資工作的若干意見》，明確指出要嚴格限制高耗能、高污染和資源性產品出口以及低水平、過剩產能擴張類項目外商直接投資，鼓勵外資投向高端制造業、高新技術產業、現代服務業、新能源和節能環保產業等產業鏈上游行業。2015年，我國在鋼鐵、水泥、電解鋁、造船、平板玻璃等國內市場產能嚴重過剩的行業基本未批準新設外資企業，嚴格控制產業鏈低端產能過剩型行業的外商直接投資，同時，鼓勵外資投向產業鏈上游行業，2015年全球500強跨國公司在汽車、生物、醫藥、通信、金融、軟件服務等行業中新設企業或追加在華直接投資。德國奧迪、大眾、戴姆勒、漢莎航空，意大利菲亞特，瑞典沃爾沃，韓國現代、起亞汽車、三星電子，日本電氣硝子、普利司通、伊藤忠商事，美國英特爾、克萊斯勒、空氣產品、禮來等跨國公司都在上述領域新投資或增資，單項金額均超過1億美元。此外，隨著我國產業結構的優化和消費層次上移，對高端產品與服務的需求不斷擴大。跨國公司為進一步擴大我國市場，抓住我國高端產品與服務需求快速增長的機會，在轉移了產業鏈下游環節以后，逐漸向產業鏈的上游延伸，紛紛在我國設立研發中心、設計創新中心、物流配送中心、結算中心、財務中心和跨國公司總部等。2015年，跨國公司在華投資設立的地區總部、研發機構等高端功能性機構快速集聚，設立研發機構超過2400家，比2010年的1400家增長了近一倍。同時，我國在科學研究、技術服務和地質勘查業實際利用外商直接投資快速增長，從2010年的196億美元迅速增長到2014年的325億美元。

（四）進一步擴大對外改革開放促進外商直接投資取得新成效

1自由貿易試驗區吸引外資聚集效應凸顯。2015年1―11月，廣東、天津、福建自貿試驗區共設立外商投資企業6040家，合同外資額44581億元人民幣，其中，通過備案新設外商投資企業5088家，合同外資額33266億元人民幣，占比分別為842%和746%。擴展區域后的上海自貿試驗區吸收外商投資占全市的一半。融資租賃、科技研發、創業投資、電子商務和現代物流等高端產業向自貿試驗區集聚的態勢明顯。

2北京市擴大服務業開放促進外商直接投資效果初顯。2015年北京市進一步擴大服務業對外開放，率先推動科學技術服務、互聯網和信息服務、文化教育服務、金融服務、商務和旅游服務、健康醫療服務六大重點領域擴大開放。這六大重點領域新批設立外商投資企業1068家，實際利用外資955億美元，分別同比增長102%和625%，占全市吸收外資總量的735%；其中，金融、科技領域實際利用外資額分別占全市564%和76%，增速分別為157倍和14%。

3廣東省借力自貿試驗區和《在廣東省對港澳基本實現服務貿易自由化的協議》，利用外資額大幅回升。2015年廣東省新設立外商投資企業數量同比增長157%，實際利用外資額同比增長427%，超過217億美元，其中，吸收港資同比增長483%，吸收澳門投資同比增長2222%。

二、我國利用外資出現的新問題

（一）利用外資額占全球比重快速下降，引資壓力加大

聯合國貿發會2016年1月份的《全球投資趨勢監控》顯示：2015年全球對外直接投資跳躍式增長365%，全球對外投資金額達到自2008年國際金融危機爆發以來的最高值17萬億美元，亞洲的發展中國家利用外商直接投資金額同比增長15%，達到5480億美元。同期我國利用外商直接投資僅增長58%，遠遠低于全球同期的365%以及亞洲發展中國家的15%，根據聯合國貿發會數據計算，2015年我國利用外資額占全球比重從2014年的105%迅速下降到80%，2016年我國引資壓力增大。首先，中國經濟逐步進入新常態，經濟增速換擋，2015年我國經濟增速破“7”，全年經濟增長69%，這是近年來經濟增長的新低，2016年經濟下行壓力持續加大，全年設定經濟增長目標在65%―69%之間，對外商直接投資的整體吸引力下降。同時，美國的“再工業化”政策、美聯儲退出量化寬松和加息，亞洲其他發展中國家深化對外開放、加大對外商直接投資的吸引力度，進一步增加了我國吸引外資的競爭壓力。美國2015年吸引外商直接投資迅速從2014年的924億美元增長到3840億美元，增長了4倍多，為我國的近3倍。同時，印度2015年利用外商直接投資快速增長到590億美元，是2014年344億美元的近2倍。美國和亞洲其他發展中國家吸引外資快速增長擠壓了我國利用外商直接投資的增長空間。由于全球經濟增長乏力、金融市場波動、總需求疲軟、新興市場經濟體經濟增長減速以及地緣政治風險升高和地區局勢緊張，預計2016年全球對外直接投資額將會下降。2016年全球對外直接投資不升反降，進一步增加了我國引資壓力。2016年1月份，全國設立外商投資企業2008家，同比下降114%。2016年1―2月份，全國實際利用外資額2252億美元，增速迅速下降到27%，而2015年同期增速為17%。2016年我國利用外商直接投資開局艱難，全年引資壓力巨大。

（二）外資來源地“香大”，但技術外溢效應不斷減弱

近年來，我國利用外商直接投資的增長幾乎全部來源于香港地區，“一地獨大”（見圖2）。

其他地區外商直接投資無論是絕對金額還是占比均快速下降，絕對金額從2012年的419億美元下降到2015年的336億美元，占比從2012年的37%下降到2015年的27%，增加了我國利用外資波動的風險。隨著香港地區對大陸投資趨向謹慎，港商撤資風波不斷，進一步加大了我國利用外資波動風險。另外，香港地區發展以貿易與金融業為主，跨國高新技術大公司很少，不同于美、日等發達國家主要以跨國公司在華直接投資的模式[5]，隨著我國與香港地區經濟水平差距的不斷縮小，香港地區對大陸直接投資的技術外溢效應不斷減弱。

（三）外商投資逐步“去工業化”

圖42009―2014年房地產業利用外商直接投資情況

數據來源：國家統計局。近年來，我國利用外商直接投資呈現出“去工業化”傾向。服務業利用外資額快速上升， 主要表現在房地產業利用外資快速增長，從2009年的168億美元上升到2014年的3462億美元，增長了2倍多，房地產業占服務業利用外商直接投資比重從2009年的44%上升到2014年的52%，助推了我國房價的快速上升，增加了房地產行業的泡沫。外商在華直接投資逐步“去工業化”和向房地產業集中，從長期來看，不利于我國經濟長遠健康發展。

（四）外資在我國區域分布呈兩極分化態勢

從近年來外資在我國區域分布情況看，東部地區仍然是吸引外商直接投資的絕對主體，歷年利用外資占比均近80%，截至2014年，東部地區累計利用外資占比8056%；西部地區利用外資額從2011年的11571億美元下降到2015年的10779億美元，占比從933%下降到839%，東西部差距進一步拉大。

隨著服務業成為吸引外商直接投資的主要產業，制造業利用外資額下降，東部地區在市場環境、產業配套能力、高端人才儲備上的競爭優勢進一步增強，中西部地區的勞動力成本優勢減弱。此外，隨著自貿區的相繼設立，進一步放開外商投資準入，東部地區再次占據我國吸引外資的政策先機，未來一個階段內，我國外商直接投資的區域分布可能進一步兩極化。2015年1―11月，東部地區實際利用外資9742億美元，占同期全國利用外商直接投資的854%。

（五）外商投資企業對我國出口貿易促進作用減弱

截至2015年外商投資企業創造了我國近1/4的工業產值、1/7的城鎮就業和1/5的稅收，促進了我國經濟社會的全面發展，成為我國經濟的重要組成部分。但是近年來外商投資企業對我國的出口貿易促進作用逐步減弱，外商投資企業出口增速快速下降，從2010年的2828%下降到2015年的-65%，外商投資企業的出口增速低于同期全國出口增速。此外，外商投資企業的出口額占全國出口總額的比重也不斷下降，從2010年的5465%下降到2015年的4410%，2015年外商投資企業出口額10047億美元，低于2012年的10227億美元，2016年1月，出口711億美元，同比下降168%，外商投資企業對我國的出口促進作用減弱（見圖5）。

三、經濟新常態下吸引外商直接投資的政策建議

（一）大力推動外商直接投資由“量”到“質”的戰略轉變

經濟新常態下，在努力保持我國利用外商直接投資“量”穩定前提下，要積極實施利用外資向“質”的戰略轉變。根據利用外商直接投資的“三缺口”模型（發展中國家對外資需求的原因，除了儲蓄不足和外匯儲備缺乏，更重要的是技術落后），在當前我國國內儲蓄與外匯儲備充足但缺乏高新技術的情況下，要將重點放在引進高新技術、先進管理經驗和高端人才[6]。要積極落實“十三五”規劃建議中提出的“引資和引技引智并舉”戰略措施，實現我國利用外商直接投資水平的新跨越。

（二）因地制宜實施差異化吸引外資優惠政策

將利用外商直接投資與我國經濟新常態下的產業結構轉型升級緊密結合，對不同產業實施差異化優惠政策，積極推動外商投資企業向產品的價值鏈上游轉移。鼓勵跨國公司在華設立地區總部、研發中心、采購中心、財務管理中心、結算中心以及成本和利潤核算中心等功能性機構。鼓勵中外企業加強技術研發合作，擴大外商直接投資的技術外溢效應。支持外資投向高端制造業、高新技術產業、現代服務業、新能源和節能環保產業，對外商直接投資進入上述行業的要放寬投資準入條件和加大優惠力度。此外，為進一步促進我國經濟去產能和產業結構的轉型升級，對外商直接投資進入產能過剩、高污染、高消耗和資源型出口行業要采取更加謹慎的措施，進一步減少外資進入這些行業。

將外商直接投資與我國區域均衡協調發展相結合，因地制宜對不同地區實施差異化優惠政策。對東部地區，要利用好當地的人才優勢、市場環境優勢、產業配套優勢，促進外資投向現代服務業和高端制造業等行業，加大對外資投向戰略性新興行業的政策支持力度，加快高水平外商直接投資在東部地區的產業聚集。對中西部地區，要加強與東部省份的戰略合作，推動沿海地區勞動密集型外商投資企業向中西部地區轉移，形成優勢互補的雙贏局面[7]。此外，要積極利用好中西部工業園區與經濟開發區，加大對中西部地區制造業利用外資的政策優惠力度，放大中西部地區勞動力成本優勢，促進外商直接投資企業在中西部地區形成制造業的集群效應，推動當地工業化進程。

（三）深化自由貿易區與服務業擴大開放綜合試點改革

根據世界銀行的各國外商直接投資“容易指數（0―100）”顯示：我國得分637，遠遠低于美國的80、日本的816，甚至與印度的763還有較大差距。同時數據顯示：外商在中國投資建立一個企業要花費65天，走18道程序，高于印度的46天和16道程序。此外，據經合組織的各國對外商直接投資的“限制指數（0―1）”數據顯示：我國是0418，遠高于經合組織成員國平均值的0068，比印度的0263還高出很多。表明我國在外商直接投資放寬準入條件、簡化手續、優化服務還有很長的路要走，深化自由貿易區與服務業擴大開放綜合試點的改革，采取積極有效措施推進金融、教育、文化、醫療等服務業領域有序開放，放開育幼養老、建筑設計、會計審計、商貿物流和電子商務等服務業領域外資準入限制，大力推進外資管理體制改革，進一步簡化審批手續，提高服務質量。對條件成熟的改革措施要加快在全國特別是“一帶一路”沿線城市推廣。

（四）加快我國雙邊投資協定談判

當前在我國外商直接投資來源單一化、歐美等發達國家對我國直接投資止步不前甚至有所下降的前提下，我國要加快雙邊投資協定的談判，特別是要積極推動中美、中歐投資協定的實質性進程，有序推進以準入前國民待遇加負面清單模式開展談判，改善引資環境，促進投資的自由化與便利化，加大我國對歐美外商直接投資的吸引力。

（五）加強招商引資人才隊伍建設，提升招商引資管理水平

加強招商引資的人才隊伍建設，善于利用社會力量和培養一支專業化的招商引資隊伍，推動招商引資工作科學化和合理化。提升招商引資管理水平，摒棄過去單純的以招商數量和引資額來評價招商引資成績的考核標準，從長期的經濟社會效益出發，持續跟蹤外商直接投資對當地的經濟社會效益影響。

[參考文獻]

[1]沈坤榮，耿強外國直接投資、技術外溢與內生經濟增長――中國數據的計量檢驗與實證分析[J]中國社會科學，2001（5）：82-93.

[2]郭克莎加快我國經濟增長方式的轉變[J]管理世界，1995（5）：31-40.

[3]裴長洪吸收外商直接投資與產業結構優化升級[J]中國工業經濟，2006（1）：33-39.

[4]王曉紅，沈家文我國利用外商直接投資的現狀與趨勢展望[J]國際貿易，2015（3）：41-48.

[5]姚國利香港企業對內地的直接投資與日本企業對中國直接投資的比較[J]國際金融研究，1995（8）：38-41.

篇6

關鍵詞：外商直接投資；產業結構；格蘭杰因果關系

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A

原標題：外商直接投資與河南省產業結構關系的實證分析

收錄日期：2016年3月28日

一、河南省外商直接投資現狀

河南省利用外資的規模和整個國家的對外開放水平基本保持一致，從1979年開始不斷增長。根據河南省統計年鑒數據可知，實際利用外資額度變動可以分為五個階段。第一，1979～1991年處于緩慢增長階段；第二，1992～1998年呈快速增長趨勢，吸引外商直接投資的規模和水平不斷提高（鑒于1992年是快速增長的開端，所以在之后定量分析時多選用1992年之后的數據）；第三，1998年之后由于受金融危機影響出現曲折波動；第四，2004～2010年穩步增長階段，2005年全省實際使用外資額12.3億美元，比上年增長了40.7%；第五，2010年至今，2011年突破100億美元大關，重新步入快速增長階段，2014年增長到149.27億美元。2005～2014年10年間增長了11倍之多。外資投資規模的不斷擴大，對河南省經濟發展起到重要推動作用。

外商直接投資在河南省三大產業中的投資比重順序分別是第二產業、第三產業和第一產業。其中第二產業中投資于制造業所占比例最高，2011年達到84.8%。河南省作為一個農業大省，而外商直接投資于第一產業的比例最低。外商直接投資是國際資本流動的一種重要形式，投資過程中的技術、資金和管理水平對產業結構轉換與升級優化有一定程度的促進作用。姜弘、曹明福（2010）利用格蘭杰因果實證分析對外商直接投資與我國產業結構協同問題進行研究，認為外商直接投資是我國產業結構變動的重要原因。

二、河南省外商直接投資與地區生產總值相關性分析

相關分析是研究兩個變量間相關方向和關系的統計分析方法。首先我們根據表1中1995～2014年數據作出散點圖，觀察其相關性如圖1所示。從圖1可以看出，兩組變量是呈現線性正相關關系的。另外，根據表1數據運用Eviews6.0軟件計算得兩個變量間的線性相關系數為R=0.939748。由此可知，河南省實際使用外資金額與河南地區生產總值之間是高度正相關關系的。（圖1、表1）

三、河南省外商直接投資與產業結構格蘭杰因果關系檢驗

就河南省2006～2013年外商直接投資產業結構分布數據來看，其始終在第二產業占絕對比重，平均占比71.51%。因此，這里我們可以通過檢驗外商直接投資與第二產業增加值占全省GDP比重之間的關系來代替說明外商直接投資與產業結構之間的關系。（表2）

為驗證外商直接投資是否存在產業結構效應，本文選用1992～2014年河南省統計數據運用Eviews6.0軟件對FDI與IS兩個變量進行格蘭杰因果關系檢驗。其中，FDI為年度實際利用外資額，IS為第二產業增加值與當年地區生產總值的比重，數據如表3所示。（表3）

檢驗結果如表4所示。從中我們可以看到滯后期數分別為1～5的外商直接投資與第二產業比重的格蘭杰因果關系中，當滯后期為1～3，我們對原來的假設采取拒絕的做法，即認為第二產業比重是引起FDI變動的格蘭杰原因，同時FDI也是引起第二產業比重變動的格蘭杰原因。而當滯后期為4和5時，拒絕原假設“FDI doesn’t cause IS”犯錯誤的概率高達60%和40%，所以我們選擇不拒絕，即FDI不是引起第二產業比重變動的格蘭杰原因。（表4）

由以上分析可知，該格蘭杰因果關系檢驗結果能夠說明河南省實際利用外資額對第二產業比重，也即對產業結構的變動有一定程度的影響作用，但是根據現有的數據分析，這種影響作用并不強烈。必須注明的是，該格蘭杰因果分析存在樣本數量較少的弊端。

主要參考文獻：

[1]姜弘，曹明福.促進外商直接投資與我國產業結構相協同的問題研究[J].經濟與管理研究，2010.3.

[2]河南省統計局，國家統計局河南調查隊.河南統計年鑒2015.北京：中國統計出版社，2015.

篇7

關鍵詞：外商直接投資；就業；勞動力素質

中圖分類號：D630 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）13-0130-02

一、引言

早在2007年，中國外商直接投資企業就達到37 888家，解決了當年近450萬就業問題。但是由于人口壓力大，就業問題仍然是中國目前的一大難題。總理此前多次強調：“我們穩增長的目的，很大程度上就是為了保就業。而我們面臨的就業問題，除了有人多的壓力，還存在結構性的矛盾……外商直接投資可以通過優化產業結構來解決中國的部分就業問題。”

國內外眾多學者對其內在關系做過定性及定量的研究。由于中國不同城市的經濟發展情況不同，因此，外商直接投資在中國的就業影響不能一概而論。本文避免了地區經濟差異，只針對北京市展開研究，北京市作為中國經濟較為發達的地區，無論在就業或外商直接投資方面都發展得較為平穩，因此，研究外商直接投資對北京市就業的影響有一定的意義。

二、實證分析

（一）理論基礎

凱恩斯認為：“不論投資增量如何微小，有效需求將做累積的增加，一直達到充分就業為止。”當一個國家通過貨幣政策降低利率時，會刺激這個國家的投資者進行投資，需要更多的勞動力投入到生產資料部門當中，可以使就業增加。本文計量模型主要探索的是外商直接投資對北京市就業數量的影響，剔除其他因素對于就業的影響，只對外商直接投資與就業進行分析。

（二）變量選擇與數據處理

外商直接投資是本文研究的重點，由于目前數據統計的有限性和不全面性，本文設定的樣本區間為2003―2013年，由于本文設定的變量為累積外商直接投資，因此將數據每年進行累計，本文對統計年鑒中的數據根據需要進行了單位變換。另外，本文將累計外商直接投資進行對數處理，以消除時間序列中可能存在的異方差現象。

北京市就業人口選取北京市城鎮就業人口總數。就業人員數是指在16周歲及以上，從事一定社會勞動并取得勞動報酬或經營收入的人員。同樣，為了消除時間序列中可能存在的異方差現象，本文將就業人口總數進行對數處理。

（三）單位根檢驗

本文選取的是北京市2003―2013年累積外商直接投資和就業總人數的時間序列數據。進行時間序列分析前，我們需要知道序列是否平穩。如果不進行檢驗就直接運用不平穩的數據研究外商直接投資對北京市就業的影響，則可能導致偽回歸的產生。即兩個變量之間即使沒有經濟意義上的關聯，也可能產生較好的回歸結果。因此，本文首先對累計外商直接投資和就業人數的數據進行單位根檢驗，以判斷序列的平穩性。

本文運用ADF檢驗來判斷序列的平穩性。累計外商直接投資和就業人數時間序列的水平值的檢驗結果顯示，LNWORK在5%的水平上顯著拒絕了時間序列存在單位根的原假設。LNFDI在1%的水平上顯著拒絕了時間序列存在單位根的原假設。ADF檢驗表明，LNFDI和LNWORK均為平穩，滿足協整檢驗的條件。

（四）協整檢驗

在短期內，因為隨機因素的干擾，變量可能偏離均值。但是，如果這種偏離是暫時的，那么隨著時間的推移，變量將會回到均衡狀態，本文通過協整表述變量之間的長期關系。

本文主要研究外商直接投資與北京市就業的關系，分析兩者之間的關系一般采用基于回歸殘差的EG-ADF檢驗。EG-ADF檢驗如下：

對LNFDI與LNWORK進行OLS回歸估計，估計的模型如下頁所示：

LNWORKi=β1+β2LNFDIi+εi

回歸結果如下：

LNWORK=4.751+0.212LNFDI+ei

t=（42.776） （13.558）

Adj.R2=0.948

在進行回歸之后，提取殘差，運用ADF檢驗判斷殘差的平穩性，由回歸方程估計結果得：

ei=LNWORK-4.751-0.212LNFDI

運用ADF檢驗來判斷殘差的平穩性。殘差的ADF檢驗值在1%的水平上顯著拒絕了時間序列存在單位根的原假設，即殘差為平穩的時間序列。因此，可以判定外商直接投資與北京市就業人數存在長期協整關系。

（五）誤差修正模型

通過協整檢驗，本文研究了外商直接投資與北京市就業量之間的長期變化趨勢，但由于經濟活動受很多因素的影響具有較強的不確定性，而且在經濟面臨不同情況時，外商直接投資與北京市就業之間的關系會偏離其長期的均衡關系。因此，接下來本文將對兩個變量間的短期均衡關系進行研究，通過建立誤差修正模型來研究外商直接投資對北京市就業的短期影響作用。對模型進行估計，可以得到以下結果：

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

誤差修正項的系數代表了將外商直接投資與北京市就業之間的短期非均衡狀態調整到長期均衡狀態的作用程度。從長期來看，外商直接投資每增加1%，會引起北京市就業量0.21%的提高。但在短期，誤差修正項的系數為-0.089，這也意味著在短期內，外商直接投資的增多會對北京市就業量產生負效應。變量外商直接投資和誤差修正項的系數相反，當外商直接投資與北京市就業之間的關系處于短期非均衡狀態時，誤差修正項將通過反向修正機制使其回到長期均衡狀態。

三、結論及政策建議

第一，從長期來看，北京市外商直接投資與北京市就業之間存在穩定關系。由對二者關系進行的協整檢驗可知，FDI對北京市就業數量的增加具有長期促進作用，FDI增長1個百分點將引致0.212%的就業人數增加，這也從實證角度說明了外商直接投資對北京市就業具有正效應。

第二，從短期來看，由誤差修正模型的誤差修正項的系數為負可以看出，外商直接投資的增多會對北京市就業量產生負向影響。當外商直接投資與北京市就業之間的關系處于短期非均衡狀態時，誤差修正項將通過反向修正機制使其回到長期均衡狀態。

從我國實際情況出發，外商直接投資的迅猛發展已經成為了我國不可忽視的經濟力量。在這種情況下，盡可能地發揮外商直接投資的積極作用，促進就業，是政府與企業共同追求的目標。基于此，本文對北京市政府吸引外商直接投資及就業提出以下幾點建議：

首先，吸引本土化投資。“外商直接投資主要有兩種進入方式，它們分別是綠地投資和跨國并購。”這兩種不同的進入方式會帶來不同的就業效應。綠地投資對北京市本土資源需求增加，可以增加北京市就業人口。但是綠地投資中，要區分獨資與合資。獨資企業對于北京市的就業效應要差一些，因為企業管理者地位被外商獨占，因此其享有的利益也是最高的。長期內，假設外商獨資企業其投資效應將逐漸轉移到母國，投資效應降低。合資會使中外合資企業平分利益，考慮到北京市自身的利益，投資者會更加注重技術轉移，控制外資發展方向，這樣在長期內使得投資利益增加，保證本國經濟發展的獨立性，使得就業率提高。

其次，優化外資的投資結構。近年來，北京市資金及技術密集型產業得到了良好的發展，勞動力密集型產業逐漸較少。資本密集型產業進入，從產業結構上改善北京市就業面臨的問題。而資本及技術密集型的產業往往來自于歐美等西方發達國家，因此，政府可以重點引入先進歐美國家資本及技術密集型項目投資。

最后，大力發展國內投資企業。國內固定資產投資無論在北京市還是全國范圍內，都要占全社會投資的最大比例。在鼓勵外商投資企業發展的同時，不可以忽略國內投資企業的發展。現在，北京市有很多中小型企業無論在設施、人才、資本上都面臨著匱乏的困境，但是由于科技人才、資本等都流向大型企業與外商直接投資企業，國內投資企業的發展進行得十分艱難緩慢。因此，北京市政府應該在政策、資金、人才方面積極鼓勵、扶持國內中小企業的發展，吸收借鑒外商企業高端的科技水平及優良的管理經驗，并且鼓勵優秀人才向國內企業發展。

全球化不斷發展的今天，我們享用著來自于不同國家、地區和跨國企業的商品、服務、知識以及信息。在不同國別的文化中品味世界的多元與美好。全球化帶給人類生生不息的動力與進步。作為發展中國家，中國在世界經濟政治舞臺上日益發揮著重要的作用。而北京市猶如中國的心臟，這座城市的日益繁榮吸引著越來越多的外商直接投資，對北京市就業做出了巨大的貢獻。但是，正如本文所闡述的那樣，外商直接投資在不同時期對就業的影響是不同的，因此北京市政府在引進外商直接投資時，需要更多地將其“本土化”，并且改善外資的來源結構。同時，要加大法規建設力度，對一些壟斷性質的外商直接投資企業做出立法限制。在引進發展外商直接投資企業的同時，更需要鼓勵國內中小企業的發展。解決就業的同時也需要多支持高等教育、成人教育的全面發展，不斷提高勞動力的自身素質。只有人口素質不斷提高，就業問題才能從根本上得到解決。

參考文獻：

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[2] 潘鎮.探索中的手――中國外商直接投資政策及其有效性研究[M].北京：經濟管理出版社，2006.

[3] 鄒昭.從規模到質量：中國利用外商直接投資的歷史進程[M].北京：科學出版社，2009.

篇8

關鍵詞：外商直接投資；作用機制；經濟效應

外國直接投資已成為全球經濟的普遍現象，改革開放以來，我國外商直接投資規模日益擴大。從2002年開始，中國超越美國成為世界第一引資大國，外資為中國的經濟騰飛做出巨大了貢獻。但是隨著外資對我國經濟發展影響越來越大的同時，其負面效應也日益凸現。總體來看，外商直接投資在經濟可持續發展和國家經濟安全兩個方面正在產生越來越顯著的負面影響。探討在保證我國經濟可持續發展和經濟安全前提下合理利用外資問題有重要的理論和實踐價值。

一、外商直接投資對我國經濟發展的正面影響

（一）彌補了我國發展建設的資金不足

改革開放以來，我國外商直接投資規模日益擴大，特別是在1992年我國開始確立社會主義市場經濟體制后的10幾年間，我國年平均利用外商直接投資額達到全國固定資產投資額比重的12.7%，可以說，外商直接投資為我國經濟的持續發展提供了重要資金來源。

（二）提高我國的就業水平

據測算，截至2006年，我國注冊外商投資企業32萬家，約占注冊企業總數的3%，在外商投資企業中直接就業人數約2800萬人，并通過外資企業帶動的其它相關企業發展解決了更多人數的就業問題[1]。

（三）增加了國家的財政收入

截至2006年，我國外商投資企業稅收（不含關稅和土地稅費）達到7976.94億元，占全國稅收總額的21.19%，同比增長24.81%，高于同期全國稅收增幅（21.93%）2.88個百分點[2]。

（四）促進了我國對外貿易的發展

近幾年來，無論是在我國外貿總額，還是在進口總額、出口總額上，外資企業所占比重都超過了50%，成為我國對外貿易發展的重要動力。

（五）引進了先進技術

通過承接國際制造業轉移，我國的產業結構實現了向以汽車、化工為代表的重化工業的升級發展。近年來，技術密集型產業的外商投資逐步增加，特別是在電子及通信設備制造業以及集成電路制造業的增幅顯著加快，反映了國際產業向我國的轉移正向高技術含量、高附加值的加工工業方向發展。此外，有研究指出，外商投資企業中，有45%使用跨國公司母公司比較先進的技術，42%使用母公司先進技術，僅13%采用母公司的一般技術,表明外商直接投資已經成為提高我國產業技術水平的重要方式。

但是必須看到，外商直接投資也在經濟可持續發展和國家經濟安全兩個方面產生越來越顯著的負面影響。

二、外商直接投資對我國經濟的負面影響

（一）過分夸大其作用

毋庸置疑，外商直接投資對GDP確實具有促進作用。但如果考察外商直接投資對國民收入的作用，那么相比國內資本來說，外商直接投資的作用并不顯著，與實行經濟可持續發展以提高國民福利、真正改善人民生活的根本目標還存在一定距離。以外資經濟為主的蘇州和以民營經濟為主的溫州相比，其人均收入和人均儲蓄相應較低，也從一定程度上說明在提高人民生活水平方面，外資并不一定優于國內資本。

（二）使用成本過高

我國吸引外商直接投資的重要舉措之一，是對外商直接投資實行稅收優惠。平均來看，外資企業在我國的平均稅負大約只有12%，而我國一般內資企業的平均稅負達到24%，國有大中型企業的稅負更高達30%[3]。1992年引資進入高速發展階段后，涉外稅收總額及其占全國工商稅收總額的比例一直呈上升趨勢。由于我國在吸引外商直接投資時，給予了外商投資企業超國民待遇，稅負比較低，所以每年上升的外商投資企業稅收總額，使得我國承擔的成本也在增加。如果按照外資企業比我國一般內資企業稅負少12％，那就意味著從1992年到2003年間，相對于我國內資企業，外商投資企業少交了一半以上的稅收，也就是說累計少征收了18469.90億元的稅收，讓外商投資企業獲得了“超國民待遇”[4]。

實踐證明，我國為使用外商直接投資也付出了高昂成本。

（三）削弱了我國經濟的內生增長能力

經濟可持續發展要求經濟體本身能獲得持續發展的內在動力，使經濟增長表現為“內生增長”。而自主技術創新能力和企業家培養是影響經濟增長內生動力的兩個關鍵變量。跨國公司是一個以盈利為目標的經濟組織，保持技術優勢是其追逐利潤的一個重要手段。跨國公司實行動態技術差距的策略，一段時間內可以縮小我國與發達國家的技術差距，但FDI引進技術后，進一步創新的程度低，往往停留在淺度國產化階段，當到達一定程度后，就會停滯，差距甚至再度拉大。

三、未來合理利用外商直接投資的對策建議

盡管外商直接投資對我國經濟可持續發展和經濟安全有產生了負面影響，但外資對一個國家經濟發展的積極作用仍應得到肯定。只要我們采取合理措施，相信外商直接投資會帶來巨大收益！

（一）適當控制引資規模

我國應將外資的引入和經濟增長結合起來，應隨著我國GDP總量規模的擴大，國內建設資金的需要，適當加大對外商直接投資的引入，但不能超出自身建設的需要，也不能盲目脫離現有的經濟基礎。引資規模還應結合國內不同市場的競爭程度加以考慮。提高引資質量，應綜合考慮出口、就業、技術等因素。吸引的外資應有利于出口，增加就業，并能提供我國急需的技術，提高我國自主的技術創新能力。此外，吸引外資還應考慮是否有利于國有企業的改造。要達到控制引資規模、提高引資質量的目的，一個非常重要的舉措是改革目前的干部政績考核體制。GDP指標考核干部政績，會造成對外商直接投資引入數量的沖動，而不會考慮外資質量。因此，應該用包含更多風險和成本的綠色GDP指標來衡量干部政績。

（二）優化引資結構

隨著我國在FDI引資規模的上擴大，我國FDI結構對經濟可持續發展的影響也越來越大。FDI引入的結構問題可以從FDI來源、FDI在整個外資中的比例、FDI的內部結構、FDI在地區和產業當中的分布等幾個方面加以分析。應當繼續鼓勵外資與國內企業的合資，鼓勵外資以合資成立子公司、并購等方式進入中國，鼓勵外資參與國有企業的重組改造。當然，在一些我國企業已經獲得長足發展的領域，我國也鼓勵外資以綠地投資的方式進入中國，創造一個具有競爭性的市場。對待外資的進入方式，我國都應該加以鼓勵，但在不同領域，應進行不同程度的引導，在具體措施上進行靈活調整，但應注意以市場方式進行，而不是政府具體干預。產業政策的制訂應該加強。一個有秩序的開放的市場，才會使外商直接投資更好地服務于我國特殊的國情。產業政策的制訂，既要保護核心領域的產業安全，控制外資的進入，也要促使三次產業之間合理均衡發展，并在空間上進行規劃，避免地區發展差異拉大。

（三）完善外資管理法律法規

截止現在，我國還沒有一部《反壟斷法》，這給跨國公司留下了可資利用的政策空間。反壟斷法的缺失，使我國企業在國內市場無力抗擊跨國公司壟斷和限制性商業做法，而且也使我國消費者面臨跨國公司可能的高額利潤掠奪，在軟件行業等市場集中度較高的行業中，這種現象尤為明顯。抓緊制訂反壟斷法，有利于我國建立開放、競爭和全國統一的大市場，有利于維護國家利益，既能做到遵守WTO規則，又能控制跨國公司的負面影響。抓緊制訂反壟斷法也保障我國經濟安全、保護民族工業的需要。我國反壟斷法的制訂應借鑒國際經驗，增加透明度，提高開放度。我國制訂反壟斷法還應配套建立《企業并購法》，可以防止跨國公司的惡意收購行為，并采用國際通行的“國家安全”例外原則，允許國家依法以國家安全為由，禁止嚴重干擾市場秩序的跨國并購活動。此外，反壟斷法也應配套建立反傾銷法，并完善反不正當競爭法，同時還要制定商業秘密法、反賄賂法等，使之相互協調配套，對《商標法》、《稅法》、《價格法》等相關法律也要作出修訂，以更適應新形勢對法律制度的新需要，為我國有效制止跨國公司的反競爭行為提供法律依據。

（四）堅持獨立自主能力

雖然，改革開放是我國的一項基本國策，應該毫不動搖，但我國外商直接投資政策應堅持兩條腿走路的方針。只有國內企業的強大，才可能使外商投資企業使用更先進的技術；也只有國內企業的強大，才能夠真正發揮外商投資企業的作用。國內外許多案例表明，國內有與跨國公司相競爭的企業，跨國公司才會轉移先進技術，也才會以合理的價格出售產品。堅持獨立自主、自主創新，就是要求我國培養自己的跨國企業，擁有自己的獨立品牌。只有這樣，我國才能夠在任何情況下，抵御別國的封鎖和控制。歷史的事實一再說明，將希望寄托于以盈利為目的、受政治制約的跨國公司是不現實的。

四、結語

外商直接投資對我國的經濟發展功不可沒。它對我國的國際收支、就業和收入、生產能力的形成都發揮了重要的作用。但是，它也在一定程度造成了對我國市場的壟斷以及對我國民族企業的擠壓。應該指出，我國的經濟條件與改革開放初期相比已經發生了很大的變化，我國已經從一個資金缺乏的國家變成一個資金充裕的國家。在新的歷史條件下，應該根據30年來外商直接投資對我國經濟影響的客觀評價，重新審視我國對外商直接投資的政策。隨著改革開放的繼續邁進，我國應該堅持繼續吸引外資的同時，努力發展本國經濟實力，對外資相關政策必須完善，同時加強獨立主的能力，這樣才能是中國經濟實現又快又穩的發展。

參考文獻

[1]閻敏.外商直接投資[M].西安：交通大學出版社，2009.

[2]陳梓佳.利用外商直接投資對我國經濟的影響及建議[J].中國經貿導刊，2008（19）.

篇9

【關鍵詞】外商直接投資;進口;出口

一、現狀分析

(一)FDI規模逐年增長,獨資經營企業迅速增長

從2000年起,江蘇省利用FDI快速增長。2000-2008年,9年累計實際外商直接投資達1294.77億美元,2006年,利用外商直接投資達174.31億美元,2007年,利用外商直接投資達218.92億美元,2008年,利用外商直接投資達251.2億美元。隨著一系列吸引外資優惠政策的出臺,外商在投資中更加注重控股權,以獨資方式進入的外商逐漸增多,且表現在外商直接投資的各個領域。1985～2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業占實際外商直接投資的比重分別為:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業所占實際外商直接投資比重分別為:81.54%,17.32%,0.81%。外資投資股份制企業為0.33%。

(二)FDI行業分布不均衡

2000年以來,江蘇省的FDI主要集中在制造業,以2008年的數據分析,2008年流向制造業的實際外商直接投資比重為70.18%。從制造業行業分布看,FDI主要投資于通信設備、計算機及其他電子設備制造業;電氣機械及器材制造業;通用設備制造業。

(三)FDI主要投資于蘇南地區

蘇南地區包括:南京,蘇州,無錫,常州,鎮江;蘇中地區包括:南通,揚州,泰州;蘇北地區包括:徐州,連云港,淮安,鹽城,宿遷。由于三大區域的人口數,地區生產總值,地理位置等差異,導致FDI主要集中在蘇南地區。2008年外商直接投資在蘇南,蘇中,蘇北投資額分別為:168.02億美元,54.01億美元,29.17億美元。

(四)FDI來源向多國家或地區發展

FDI來源由以香港為主向多國家和地區發展。2007年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,為67.40億美元;第二位是韓國,為15.08億美元;第三位是新加坡,為14.87億美元;第四位是日本,為11.20億美元,2008年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,99.51億美元;第二位是新加坡,達16.41億美元;第三位是日本,實際外資額13.55億美元;第四位是中國臺灣,實際投資8.99億美元,此外,美國、德國等國家和地區的投資也占有很大比重。

二、相關文獻綜述

小島清提出的邊際產業擴張論認為,在外商直接投資方面,投資者應從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行,從而將東道國因缺少資本和技術而沒有發揮的潛在比較優勢發掘出來,使兩國間的比較成本差距擴大,為更大規模的貿易創造條件;Mundel.R.A.(1957年)采用比較靜態分析方法,得出一種商品可以通過貿易或投資的方式進入別國市場,認為投資對貿易會產生替代效應,并且當兩個國家或地區的資源稟賦、技術水平比較接近時,替代效應特別明顯;Vernon(1966年)認為企業對外直接投資是隨產品生命周期運動而進行的,這是對企業出口方式的替代,從動態角度闡述了FDI對貿易的替代效應。

FDI究竟產生貿易替代效應還是貿易創造效應,這在一定程度上還取決于模型的理論假設和實踐數據驗證。近年來,國內較多學者對FDI與中國進出口貿易的關系進行了實證研究。學者楊迤(2000年)、張毓茜(2001年)、洗國明(2003年)、江錦凡(2004年)等認為,FDI對中國對外貿易有著顯著的促進作用;戴金平和馮蕾(2003年)以1985-2002年的中國各省數據為樣本,采用分布滯后模型,從FDI的來源、資金規模、外資企業的出口數量、外商投資的產業結構、科技人員數量和投入研發比重六個指標分析了FDI與出口貿易之間的關系,模型分析結果表明FDI對我國出口貿易的促進作用因地區不同產生差異的原因;馬凌遠(2008年)采用2003-2006年的面板數據驗證了我國外向與內向FDI存量與進出口貿易之間的關系,通過計量模型分析的結果表明:我國的FDI與進出口貿易存在互補關系,因此FDI具有貿易創造效應,貿易創造效應中又以出口創造效應為主,這說明我國的外向FDI的出口效應大于進口效應,即具有“凈出口”效應。

三、計量經濟模型的建立及結果分析

(一)外商直接投資與進口,出口數據分析

根據江蘇省2009年統計年鑒及江蘇省2009年國民經濟和社會發展統計公報整理有關數據,見表1。

(二)外商直接投資對江蘇進口的效應分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Import的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Import數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:

從模型(Ⅰ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Import增長2.301%,即當期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.91%;上期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.491%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期進口增長0.9%。分析表明,江蘇省FDI對Import的拉動作用較為明顯。

(三)外商直接投資對江蘇出口的效應分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Emport的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Emport數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:

從模型(Ⅱ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Emport增長2.17%,即當期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.95%;上期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.3%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期出口增長0.92%。分析表明,江蘇省FDI對Emport的促進作用較為明顯。

四、結論與政策建議

(一)結論

FDI對江蘇外貿的進口與出口效應十分明顯,FDI對江蘇進口的效應大于出口效應。江蘇外貿發展某種程度上依賴于外商直接投資的發展,這反映了FDI的“來料加工”特征比較明顯。

(二)政策建議

江蘇應改變利用外資的方式,提升外資質量,提高利用效率。逐步提高外商投資股份制企業的比例,積極創造條件,引導FDI向江蘇現代服務業流動,向蘇中和蘇北地區流動。加大引進歐美及大洋洲地區的外商直接投資,促進江蘇外貿持續均衡和諧發展。從長期可持續發展看,江蘇省不應將外貿發展建立在FDI的基礎上,要引導外商更多地利用江蘇本地區的市場資源、人才與技術,以促進江蘇省企業的產業結構調整和升級,實現江蘇企業的自主創新和自主發展。

參考文獻

[1]張毓茜.外國直接投資對中國對外貿易影響的實證分析[J].世界經濟文匯,2001(3).

[2]洗國明.我國出口與外商在華直接投資――1983～2000年數據的計量研究[J].南開經濟研究,2003(1).

篇10

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。