外商直接投资的作用十篇

外商直接投资的作用篇1

    关键词:外商直接投资,相对生产率,比较优势,经济发展

    一、现有文献概述与批评

    现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(Chen et al. 1995; Kaiser et al. 1996; Lardy 1995; Whalley and Xin 2006; Zhang and Song 2000)。

    第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如GDP增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使GDP增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(Tseng and Zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(Kueh 1992;Zhan 1993)。

    在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(Berthélemy and Démurger 2000; Mody and Wang 1997; Wei 1994; Wei et al. 2001; Zhang and Felmingham 2002)。

    现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(Li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

    从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

    要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(Lo 1995;UNCTAD 1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

    二、宏观指标的直观判断

    从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在GDP中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对GDP增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进GDP增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。

    概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。

    对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。

外商直接投资的作用篇2

关键词：外商直接投资 农产品 出口贸易

改革开放以来，世界农产品贸易快速增长导致我国农产品所面临的国际市场竞争态势日趋激烈。我国农产品产业的整体竞争实力弱化，部分省份及部分主要农产品的对外贸易出现大规模贸易逆差且呈现逐步扩大态势。我国农产品产业应对上述威胁与挑战的首要手段，是强化农产品产业的内在竞争优势。通过大力引入外商直接投资，可有助于增强我国农产品产业整体竞争实力，促进我国农产品出口贸易水平的提升。

制约我国农产品出口贸易水平提升的关键因素

（一）制约我国农产品出口贸易的比较优势因素

我国农产品的对外贸易的可持续发展能力应当建立在比较优势基础上。其一，我国主要农产品缺乏与其他国家农产品展开国际竞争的比较优势。从近年来我国农产品的进出口贸易状况来看，我国农产品主要品种的比较优势值呈现大幅下滑态势。我国的资源禀赋现状是决定我国农产品主要品种逐步丧失其比较优势地位的根源。根据基姆・安德森和速水佑次郎在《农业保护政治经济学》中提出的观点，耕地资源匮乏且经济增长迅速的国家的农产品比较优势值下滑速度较快（基姆・安德森等，1996）。当前我国宏观经济发展速度较快，城镇化战略的大力实施使得城市管理者通过占用农业用地的方式来实现城市地区的扩张，这使得我国传统的土地密集型农产品的比较竞争优势在逐渐丧失。随着我国农村大量的剩余劳动力向城市地区快速转移，我国农村地区直接从事农业作业的人口锐减，这将进一步使得我国传统的劳动密集型农产品的比较优势也在逐步丧失。由于我国农业产业属于各级政府严密控制的民生型产业，农产品的价格涨跌直接影响区域内城镇居民的生活质量，农业用地流转亦受到诸多制度限制，这导致非农资本缺乏投资我国农业产业的动力。其二，我国农产品企业缺乏在国际生态农产品需求市场展开竞争的比较优势。我国的工业化进程导致各地农业生产环境遭受严重破坏，生态农产品产出总量难以满足国内外市场的需求，加之我国国内农产品生产企业缺乏生态农产品的制造技术，使得我国生态型农产品缺乏有效的市场竞争能力。

（二）制约我国农产品出口贸易的制度

其一，非关税壁垒是制约我国农产品出口贸易健康发展的重要制度。非关税壁垒通常表现为外国政府运用非关税手段来对我国出口到其国家的贸易活动实施调控的政策措施的集合，其目的是限制我国农产品按常规路径向其出口的总量。鉴于非关税壁垒措施是对市场化自由交易精神的背离，世界贸易组织所以反对滥用非关税壁垒措施。在当前美国后金融危机时代，西方发达国家为保护本国农业产业市场而纷纷采取非关税手段制约我国农产品向其出口。为运用技术壁垒手段限制我国农产品出口，欧美诸国为我国的外贸导向型农产品量身定做了一整套内容复杂、程序繁琐的技术性出口障碍，通过以过于严格的技术指标限制和苛刻的产品品质检验等方式打压我外贸型农产品企业。其二，关税壁垒对我国农产品出口贸易的健康发展亦造成显著的制度障碍。当前世界各国纷纷以地缘和意识形态为标准来缔结区域性关税协定。各国间的关税协定在为缔约国之间提供关税减免优惠政策的同时，亦导致非缔约国享受歧视性政策。我国虽然在世界贸易协定和若干双边关税协定缔约领域取得一定进展，但是却未能与欧美日等主要工业化国家和世界贸易核心国家达成高水平的双边关税协定，在与欧美日等国展开农产品贸易时仍然受到不对称的歧视性关税待遇，这严重影响我国农产品出口贸易的稳健发展。

（三）制约我国农产品出口贸易的品牌运营障碍

其一，部分农产品生产者所采取的机会主义策略削弱我国农产品品牌形象（马春林等，2010）。我国农产品的生产者数量庞大，生产者的农产品生产规模相对较小，该问题的根源在于出口贸易中的农产品缺乏明晰的品牌标识，农产品生产者缺乏建立品牌的利益驱动。某农产品生产者的产品品质的降低使得该企业在国际市场竞争中享有低成本优势，可为该企业带来短期销售量增加的切实受益，但单个生产者的农产品品质下滑可导致同类农产品的生产者共同受损。其二，我国高品质的农产品品牌缺乏系统性运营，品牌流失情况严重（马春林等，2010）。鉴于农产品的品牌资产具有多家生产商共享的特点，某一生产商提升农产品品牌价值的行动将使得共享该品牌的其他生产者通过正外部经济渠道而受益。虽然我国传统农业产业孕育了丰富的品牌资产，但由于缺乏专业化农产品品牌资产运作机构的品牌运营策划，农产品供应链各成员企业缺乏动力来维护农产品品牌价值。农产品生产者因此降低对品牌产品的技术投入水平，导致其产品理化品质退化，产品品牌知名度与美誉度下降。其三，我国农产品品牌资产运作缺乏深度。深层品牌资产涉及品牌美誉度和品牌忠诚度，及由此引致的品牌溢价收益能力。我国农产品运营企业在深层品牌资产运营层面的缺失，导致其产品缺乏鲜明个性和卓越溢价能力，使得企业停滞于世界农产品产业链的低端环节而难获突破性发展空间。

外商直接投资对农产品出口贸易的促进路径

（一）外商直接投资的技术溢出促进农产品出口贸易

其一，外商直接投资于我国农业产业有助于先进产业技术向国内农业企业转移，进而提升国内农业企业的研发能力。外商投资企业通过投资我国农产品市场，有助于将其所掌握的世界先进农产品生产技术转移到我国农产品生产领域中。通常而言，跨国型农产品公司以对外直接投资的方式将其所掌握的先进技术转移给其在我国境内的生产企业。跨国公司内部农产品生产技术的转让策略有助于以技术溢出的形式给接受投资的我国农产品产业带来外部经济效益。外商投资农产品企业的外部技术溢出效应水平属于正外部效应，它可有效促进我国国内农业企业提升研发能力，为我国农业产业及农产品消费者带来利益。外商直接投资有利于国际先进农业产业对国内相关企业的转移，以有效提升国内农业企业的技术研发水平增强和生产效率提升，将我国农业科技研发从传统的技术吸收型研究转型为基础型及创新型研究。其二，外商直接投资有助于激发我国农业产业领域的人力资源活力。外商直接投资农业产业项目多为其员工及其供应商和经销商提供人力资源培训，外资企业员工及其供应链上下游企业可以籍此提升其人力资源的技术含量，为我国农业产业技术的自主型研发提供契机。外商直接投资农业产业项目亦可用高薪和良好的工作环境来吸引国外高端人才来华工作和留学生回流，增强我国在高端农业产业科技人才领域与西方发达国家展开竞争的能力，进而增强我国高端农产品出口贸易的国际市场竞争力。

（二）外商直接投资优化我国外贸型农产品品牌形象

其一，品牌持有企业通常制定完备的农产品原产地保护准则来确保农产品企业品牌与产品质量。世界各国消费者多为品牌推断型的消费者，传统的价格推断型消费者数量日渐减少。消费者通过识别农产品原产地标识的方式来辨识该农产品的品质，进而做出相应的消费决策。随着世界经济的稳步增长，消费者对于食品安全的要求日益提升，这要求农产品生产及出口企业需要通过强化原产地标识的方式来为消费者提供有保障的高品质农产品。外商直接投资企业利用消费者的这一心态，通过强化对其所投资的农产品项目的原产地标识保护的方式，来强化其投资项目的市场竞争能力。同时，原产地标识方式有助于隔离不良农产品事件对我国知名农产品品牌形象的侵害，扭转进口国消费者对我国农产品品质低劣的错误定位。其二，外商投资企业通过推行合理的品牌延伸战略来促使农产品品牌形象的改善。跨国外资企业传统品牌具有强大的市场知名度与美誉度，通过恰当的品牌延展策略，跨国公司将其既有品牌向我国农产品生产及销售领域扩张，从而形成门类繁多的产品链。当前我国农产品市场尚处于发育初期，品牌延展战略可以有效地增强我国农产品的品牌形象。借助外资企业成熟的产品品牌营销战略和市场营销渠道，我国农产品可迅速向世界农产品市场扩张。

（三）外商直接投资力促我国农产品突破非关税壁垒

其一，外商直接投资企业通过技术创新来提升农产品品质。外资企业可以依赖其自身的农产品技术优势，以农业科技进步来调整产品出口品类，促进农产品产业升级。外资企业通常在农产品技术研发领域的投入高于国内企业，在新能源、新种植技艺、新化肥配方、新种子品种等方面获得创新型突破，从而提升产品科技含量，推动传统农业产业向高附加值的农业产业方向转型。同时，外资企业通过提升农产品的加工深度的方式来拉长农产品的供应链，从而提升企业的单位产品利润率水平，以规避部分国家对初级产品的非关税壁垒。其二，外商直接投资企业利于我国农产品非关税壁垒预警机制的建立。通过大力引入农产品产业领域的外商直接投资企业，有助于我国农产品出口贸易的非关税壁垒预警机制的建立。外资企业对于其所在国的进出口相关法律法规及政府规章制度较为熟悉，能够及时获取其目标市场的外贸政策措施的最新动态和消费者市场需求的即时变动趋势。外商直接投资企业可将其所获取的农产品出口目标市场相关信息迅速向其国内供应链成员企业扩散，以确保其上游供应商能有效配合其农产品出口战略的实施。这使得我国国内农产品出口导向型企业及时获取国外农产品进口市场动向，并作出及时的出口策略调整，降低国外新设立的非关税壁垒对国内农产品出口型企业的影响。

（四）外商直接投资助力我国农产品开拓新市场

其一，外商投资企业可以通过市场多元化战略来增加我国农产品在国际市场上的竞争实力。我国传统农产品的出口贸易主要面向西方发达国家市场。农产品市场多元化战略对我国农产品外贸导向型企业的要求，是在继续巩固我国农产品外贸的传统市场的同时，大力挖掘发展中国家的农产品外贸市场，力争对发展中国家的农产品外贸市场的出口比重有实质性增加，以避免我国农产品外贸受少数国家市场购买方的控制，保持我国农产品外贸事业的健康可持续发展。外资企业的市场多元化战略可以使得我国农产品在全球市场上的占有率更为均匀，从而有效规避了我国与部分西方发达国家农产品外贸市场的冲突。我国的农产品外贸市场导向型企业可以通过均衡贸易对象国的方式来降低国际间贸易战的损失。其二，外商直接投资企业可以推动农产品出口企业的产业集聚，增强农产品企业出口能力（苏李等，2010）。我国农产品出口企业的实力相对较弱，导致企业出口农产品的附加值相对较低，亦缺乏应对国外进口市场日益升级的农产品进口质量检验和检疫措施。为克服单个企业的国际竞争力不足的问题，有必要通过产业集聚的方式来凝聚农产品企业的生产与销售实力，有效提升我国农产品企业参与国际市场竞争的能力。外商投资企业凭借自身强大的农产品技术研发能力和对农产品终端需求市场渠道的控制力，可作为核心企业来组织国内农产品企业形成农产品产业集聚效应，大力提升农业产业集群在资金、人才与技术等各领域的市场竞争能力，以产业集群的形式合力抢占国际农产品市场。

参考文献：

1.刘林青，周潞. 比较优势、FDI与中国农产品产业国际竞争力―基于全球价值链背景下的思考[J].国际贸易问题，2011（12）

2.基姆・安德森，速水佑次郎.农业保护政治经济学[M].天津出版社，1996

外商直接投资的作用篇3

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

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

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体,微观上两者有分工又有共同的行为目标,宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明,2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中,而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此,传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的,国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题,国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象,出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂,2004)。美国哈佛大学教授vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架,但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论,它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。WWW.133229.coM迄今为止,理论上已经形成了mundell(1957)的替代论、k.kojima(1977)的互补论、patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

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

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

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

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

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

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

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

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

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

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

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

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

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用,本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据,以外商直接投资(fdi)为被解释变量,分别以外贸总额(tr)、出口(ex)、进口(im)为解释变量,分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出,各回归结果的r2值、f检验值和t检验值都比较显著,说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

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

1.研究方法和数据来源。

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

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

2.实证结果分析。

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

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

商直接投资的总量毕竟相对还较小,并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析,本文得出如下结论和建议:

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

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

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

参考文献:

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

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

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

外商直接投资的作用篇4

[关键词]　外商直接投资 就业效应 政府选择

一、外商直接投资企业我国就业人数：统计资料分析

充分就业是世界各国追求的宏观经济政策目标之一，因此，世界各国以及一些国际经济组织特别重视外商直接投资对就业影响的统计，依据统计数据来反映本国和世界外商直接投资企业的就业状况。据联合国贸易发展会议的《2002年世界投资报告》中统计，跨国公司在海外的分支机构的雇员大约有5400万人。这个数量与1985年的2200万人相比有了很大的提高。即便是与1998年的3600万人相比增加幅度也比较大。跨国公司在发达国家的子公司直接创造的就业比较稳定，比如1985年和1995年跨国公司在发达国家子公司直接创造的就业数量均为1500万人，到了1998年才有了一定的提高，达到1700万人；而跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业增长却非常迅速。1985年跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业数量为700万人，到了1995年这一数据变为1500万人，1998年时达到1900万人。

我国外商直接投资企业的中方从业人数，是由国家统计局每年进行统计和公布的。从国家统计局统计的资料来看，随着我国利用外商直接投资数量的不断增加，外商投资企业中的中方就业人数也是随之不断增加的。2003年末外商投资企业就业人数的863万人与1985年末的6万人相比增长了140多倍。从静态角度来看，外商投资企业的就业人数占总就业人数的比重相当低，对就业的直接效应很小，但从动态角度来看，其发展变化的速度是非常迅速的。2003年外商投资企业的就业人数占总就业人数的比例是1985年的90多倍。

联合国贸易发展会议统计的跨国公司对全球就业量的影响，特别是我国国家统计局统计的外商直接投资对我国就业量的影响，首先是统计口径过大和过小。口径过大是指统计数据不仅包括了直接就业创造量，而且还包括了转移就业量，即原有企业转移到外资企业的就业量；口径过小是指统计数据没有包括外商直接投资的间接就业创造量，即外商直接投资拉动国内相关产业发展而产生的就业机会。其次是统计中没有减去就业损失。统计数据中没有剔除由于外商直接投资而产生的就业损失量和挤出量，如外资并购我国企业后的裁员、把我国企业排挤出市场造成的失业量等等。如果从现有统计数据中减去转移就业量、就业损失量以及就业挤出量，那么外商直接投资对我国就业的贡献绝对没有国家统计局统计的数字那样显著。可以说，现有研究成果的不足和统计资料的不完善，使外商直接投资对我国就业的影响不能客观、真实地反应出来。

二、外商直接投资对我国就业的影响：一个综合分析框架

外商直接投资对就业的影响是极其复杂的，因此只有构建一个综合分析框架，才能真实、客观反映外商直接投资对我国的就业影响。

1.外商直接投资的就业创造效应。就业创造效应是指外商直接投资增加新的生产能力，增加就业人数（直接创造效应），或者带动了前后向及相关产业的发展，创造了新的就业岗位（间接创造效应）。

从直接就业创造效应来看，首先，直接就业创造效应与外商直接投资的方式有着一定的联系。一般来讲，外商直接投资主要采取两种方式进入我国：一种方式是并购，即通过收购或兼并的方式进入东道国；另一种方式是新建企业，称之为“绿地投资”，即在东道国新建企业（没有包括合资和合作企业，只指独资经营企业）。由于外商直接投资的方式不同，其对直接就业的创造效应也有所不同。新建企业可以直接增加生产能力，因此可以直接创造就业机会。由于外商直接投资进入我国主要采取了新建企业的方式，2002年外商新建企业投资金额占外商实际直接投资总额的60.15％以上，所以外商投资新建企业对我国的就业贡献较大。外商投资并购我国企业在短期内并不能形成新的生产能力，因而其在短期内不存在直接就业创造效应。其次，直接就业创造效应与外商直接投资来源结构和投资结构有着一定的相关性。有研究结果表明：国际直接投资对第一、二产业的就业起到了负面作用，而对第三产业起到了促进作用，由此可见，发达国家对我国就业的负面影响是很大的。

就外商直接投资的间接就业创造效应而言，无论是新建企业，还是并购企业在理论上来讲都是存在的。但是在实践中，由于外商直接投资企业对我国企业生产的投资品的购买有限，因此外商直接投资对我国与其相关的前后向产业及相关产业的拉动作用也极为有限，因而创造的就业机会也是有限的。由于缺乏这方面的统计数据，因此无法用精确的数据表现出这种外商直接投资的间接就业创造效应的强弱或大小程度。

2.外商直接投资的就业损失效应。就业损失效应主要是指外商直接投资并购我国企业后，在重新整合、重组的过程中，精简人员而导致的就业人员就业机会损失或丧失。从国外企业并购案例来看，这种就业损失效应不仅存在，而且是严重的。1998年，美国参与国内和跨国并购的公司裁员多达73000人，占美国当年失业人数的11％。

我国企业在长期计划经济体制下累积了大量的冗员，这些冗员有的以显性失业状态存在，有的以隐性失业状态存在。外商投资企业都是讲求效率的，所以并购我国企业后，不仅要把大量的冗员释放出来，而且由于外商投资企业对劳动者素质有较高的要求，还要把达不到这种要求的人员释放出来。另外，还由于岗位的压缩，编制的减少，使本来可以就业的人员也被释放出来，从而使他们失去就业岗位。因此外商投资并购我国企业后，就要把大量的闲置人员以及素质较低的人员以及必要的原本可以就业的一部分人员从原有的就业岗位上剔除出来，形成规模较大的就业损失效应。尽管没有这方面的统计数据，但是外商投资并购我国企业的案例并不少。此外，从外商投资并购我国企业投入的资金来看，尽管在2002年占投资总额的比重只有5％，但是它所形成的就业损失效应是不可低估的。因此，外商直接投资并购我国企业将会加剧我国的就业压力。

3.外商直接投资的就业挤出效应。就业挤出效应是指由于外商直接投资的进入，加剧了国内市场的竞争程度，为了和外商投资企业开展竞争，国内企业不得不减少就业人员，以提高效率和竞争力，或者由于外商投资企业的激烈竞争，使国内一些企业倒闭破产，从而导致许多就业者失去就业岗位。

众所周知，自改革开放以来，特别是社会主义市场经济体制目标确立以后，我国绝大多数企业提出了一个响亮的口号“减员增效”。这一口号的提出主要是为了适应不断加剧的市场竞争。我国市场竞争不断加剧，除了国内企业之间的竞争加剧外，更重要的是外商投资，特别是具有资金实力、技术实力的跨国公司的进入，使市场竞争更加激烈。为了应对外商投资进入后的激烈竞争，国内企业不得不以“减员”的方式来提高“效率”和增强竞争力。同时，为了和外商投资企业竞争，我国企业还可能对企业的原有设备和技术进行革新，这样也可能排挤出大量失业人员。同样，我国企业为了与外商投资企业竞争，投资的新项目一开始就采用新设备、新技术，这样的新项目所能吸纳的新增劳动力数量相对减少，所以投资扩张对解决下岗职工再就业的作用是微弱的。此外，那些经受不住外商投资企业竞争的国内企业可能停产、倒闭，也会产生大量的失业人口。

4.外商直接投资的就业转移效应。就业转移效应是指由于外商直接投资和我国企业的合资或合作，使那些停产和濒临倒闭的企业得以挽救，从而转移了从业人员的就业。大家知道，与外商合资或合作的国内企业绝大多数都是有一定“问题”的企业。如果没有外商的合资或合作，这些企业可能被市场淘汰，企业中的就业人员就可能转变为失业人口。正是因为外商的合资或合作没有使这些企业倒闭，从而使就业人员的就业机会得到了挽救。需要指出的是，外商直接投资挽救的就业人数是原有企业就业人员的一种转移，并不是新增加了这么多的就业人口。

三、外商直接投资对我国就业的影响：总体评价

外商直接投资的作用篇5

[关键词]外商直接投资 产业结构 产业结构升级

一、我国产业结构的现状

改革开放以来，尤其是市场经济建立后，我国经济迅速发展，各产业产值增加迅猛，产业结构经历了比较大的变化。从长期来看，三次产业之间的比例关系有了明显的改善，产业结构趋向合理化方向。

（1）产出结构变动

从产业角度看，农业的作用尽管非常巨大，但它的贡献度一直在降低；经济主要靠第二产业的拉动， 而第二产业主要是工业， 包括电力产业、钢铁产业、建材工业等等；第三产业保持一个相对平稳的上升趋势，应运而生各种各样新兴的服务业，其在整个经济中的贡献度会继续上升。

据中国统计年鉴显示，1997年第一、二、三产业的产值分别为14441.9亿美元、37543.0亿美元、26988.1亿美元，到2010年，相应的数据为40533.6亿美元、187581.4亿美元、173087.0亿美元，分别增加了180.6%、399.6%、541.3%，其中第三产业增长最快，第二产业次之，第一产业明显落后。我国三次产业的GDP构成比例一直呈现“二三一”类型。

（2）就业结构变动

三次产业吸纳劳动力的比例关系，与产业结构的变化，是基本趋于一致的。从各产业安置的就业人数来看，从事第一产业的劳动力最多，第三产业次之，第二产业最少。随着城市化进程的加快，第一产业劳动力正逐步流入到第二、三产业。

改革开放后，第一产业吸纳劳动力的比重不断下降，由1979年的69.8%下降到2010年的36.7%；而第二、三产业劳动力数量不断增加，吸纳劳动力比重稳步上升，分别从1979年的17.6%、12.6%上升至2010年的28.7%、34.6%。

二、外商直接投资的现状

（1）外商直接投资的来源结构

我国大部分的外资来源于中国香港，且呈逐年稳步上升态势。截止2010年底，港资占我国累计吸引外资总额的41.18%，占比最大。虽然欧盟是世界上重要的资本输出地区，但对华直接投资比重较低。值得一提的是，在我国的外资来源中，一些自由港国家，如维尔京群岛、毛里求斯、开曼群岛、萨摩亚，占有相当大的比例，这4个国家的投资共占我国吸收外资总额的14.67%。

（2）外商直接投资的区域分布

外商直接投资在我国的区域分布显著不均衡。东部沿海是改革开放的前沿地带，其在经济发展水平、基础设施建设等方面均处于领先地位，外商直接投资比较活跃。据资料显示，2010年我国按省划分吸收外资前四名分别为：江苏、广东、上海、浙江，均属于东部沿海地区。截止2010年底，我国外商直接投资额的83.33%集中在东部沿海地区，中部吸收外资比重为10.68%，而西部仅仅只占5.97%。

（3） 外商直接投资的产业分布

1.外商直接投资三次产业间构成

我国外商直接投资主要集中于第二产业，并逐渐向第三产业倾斜。据2011中国外资统计显示，截止2010年底，外商直接投资在第二产业所占比重为62.08%，在第三产业所占比重为35.87%，在第一产业所占比重仅为2.05%。2010年三次产业间第三产业占比为51.39%，第一次打破了长期以来外商直接投资结构中第二产业占绝对优势的局面。

2.外商直接投资产业内部构成

外商直接投资在第二产业内主要分布在工业部门，在工业中又多数集中于制造业，截止2010年，制造业合同外资金额为14001.41亿美元，占外商直接投资总额的58.30%。外商直接投资在第三产业内主要分布在房地产业，截止2010年，房地产的外资金额为3702.3亿美元，占整个第三产业外资比重的42.9%；租赁和商务服务业也占据了较大的比重，约为13.8%；金融业的比重也大幅上升。

三、外商直接投资对产业结构的影响分析

（1）外商直接投资对产业结构的总体影响分析

1.外商投资的结构性倾斜影响着我国三次产业结构的偏差

在2003年以前，外商直接投资在产业部门的倾斜加深了我国三次产业结构的偏差，但在2003年以后，由于国家政策的改变以及外资的逐利性特征，外商投资开始由第二、三产业转移，我国产业结构的偏差逐渐缩小。

根据中国商务部统计数据及2011中国统计年鉴显示，1997—2003年，外商投资于第二产业的资金额由3256989亿美元上升至8515331亿美元，其在外商直接投资总额中的占比也一直稳定在72%左右的水平，第二产业的产值占比达到了46%；第三产业的外资使用额虽然在逐步上升，但其占比却一路下降，与此同时，第三产业产值的平均比重维持在38%的水平。在此期间，外商直接投资偏重于第二产业，其外资占比及产值占比都达到了一个相当的高度，而第一、三产业的产值占比在远低于第二产业，三次产业之间的差距逐渐拉大。

2003—2010年，第三产业的外商投资额从2004年的1405258亿美元上升至2010年的4996992亿美元，其外资占比由23.2%上升至47.3%，其产值占比已上升到42%的平均水平；第二产业的外商投资额从8515331亿美元下降至5386037亿美元，其外资占比由74.0%下降至50.9%，第二产业产值占比下降至46.8%。在此期间，由于商直接投资逐渐由第二产业向第三产业转移，第三产业的外资占比及产值上升幅度巨大，三次产业间差距逐渐缩小。

2.增强了中国的三次产业在市场上的竞争力，提高了第三产业的发展水平。

长期以来，国际直接投资在带动进出口贸易总额快速增长的同时，通过提升出口商品需求结构，促进了产业结构的优化升级，增强了出口商品的市场竞争力。根据中国商务部统计数据显示，外商投资企业出口金额2010年为8623.06亿美元，预计2011年将达到9718.4美元。外商投资企业占据中国出口的半壁以上江山，约在55%左右。外资的进入不仅有效提升中国出口产品的结构，而且大大提高了中国的三次产业在国际市场上的竞争力。

就欧美等发达国家而言，第三产业在国民经济中的比重大都超过了70%，已经成为一个比较发达的产业，而我国的第三产业比较落后。外商企业的进入，带来了先进的生产和管理经验，促进了我国企业科技进步和管理水平的提高；提高了资金的利用效率；加剧了产业内部的竞争程度， 对产业的技术进步和生产率提高起了有力的促进作用；同时促进了我国开放型经济的发展，有利于我国的第三产业走出国门。

（2）外商直接投资对产业结构的具体影响分析

1.外商直接投资提高了中国工业整体技术水平，是中国工业固定资产投资的重要资金来源，促进了中国工业内部行业结构的优化。

外商直接投资直接促进了中国工业总产值和工业增加值的快速增长。1990—2010年间，外商直接投资的工业产值从448.95亿元人民币上升至191792.80亿人民币，其占全国工业总产值的比重高达35.87%。外资企业的迅速发展，给保持中国工业经济持续、高速、稳定的增长提供了强有力的支持，成为我国固定资产投资的重要资金来源。外商尤其是大型跨国公司前来我国投资，对我国工业包括制造业的产业结构升级起到了举足轻重的带头作用。

2.外商直接投资推动了第三产业内某些行业的扩张。

第三产业即服务业是全球跨国投资数额最大、比重较高的行业。外商直接投资对我国第三产业的投资比重虽然远不及对第二产业的投资，，但仍对第三产业中的某些行业的发展做出了一定贡献。外商对我国房地产行业的投资在整个第三产业的比重均在40%以上；社会服务业次之，比重在20%左右，近几年我国房地产业的扩张和社会服务业的发展，与外商投资的结构性倾斜有很大关系。

3.带动了农产品的出口，优化了农业内部的行业结构，促进了农业技术的进步。

中国农业的产业化程度较低，农业领域吸收外商直接投资受到很多方面的限制，外商对华直接投资中农业所占比重很小，但其还是在一定程度上促进了农业的技术进步，带动了农产品的出口。外商投资农业的项目多是面向国际市场的，因此不仅带来了资金和技术，还积极开拓国外市场，为我国农产品进入世界市场创造了有利条件；外商直接投资把先进种植技术、农副产品深加工技术等引入农业部门，促进了农业生产技术的提高，有利于农业经济的增长。

四、利用外商直接投资促进我国产业结构升级的政策建议

（1）加强对外商直接投资的产业导向，有重点采取政策措施引导外商直接投资，优化外资的产业投向。

1.引导外商增加对我国新型主导产业的投资。所谓主导产业，是指对一个产业结构系统的未来发展具有决定性引导作用的产业，具有明显的增长效应、带动效应、就业效应及可持续发展效应。引导外商投资我国新兴主导产业，不仅能够增强我国经济发展水平，而且对我国经济增长方式的转变有巨大的推动作用。

2.推动我国高新技术产业的引资工作。我们要积极创造条件改善投资环境，积极引进高新技术、新设备和新材料，提高企业技术经济效益；要继续对外资投资高新技术产业项目给予优惠政策，加强知识产权的保护，提供外资企业所需的高层次技术和经营管理人才。

3引导外商对我国劳动密集型产业和农业的投资。通过引进先进技术、设备和管理改造国内传统行业，引进外资发展具有比较优势的劳动密集型产业等；鼓励外资发展现代农业，重点发展生态农业和高技术含量、高附加值的种植业、养殖业及农业废弃物综合利用、农产品深加工业等，引进现代化农业技术和经营管理方式。

（2）利用外商直接投资优化产业结构，促进产业结构升级的措施

1.健全管理体系，建立公平、完善的投资环境

加快国内投、融资体制改革的步伐，特别是加快金融领域的改革和开放，拓展外资企业的融资渠道；加快基础设施建设，做好中西部地区投资硬环境的改善工作；健全投资管理体系，加快建设开放、竞争的市场环境；加大知识产权的立法和执法力度，保障中外知识产权拥有者的合法权益；切实实现政府经济管理职能的转变，营造有利于我国吸收外商直接投资的外部环境。

2.多渠道、多方式、多元化吸收外商直接投资

继续引进发展中国家对我国的直接投资；提高对外资企业的服务，引导外资企业发挥示范作用，带动更多的对华投资；加大引进欧美、日本等发达国家直接投资力度，注重提供与发达国家投资相适应的技术和人才环境；利用对内投资方式多元化，除了继续通过合资、合作和外资独资方式引进直接投资外，还要积极探索和采取新的投资方式；加大国有企业利用外资力度，提高直接投资的质量和效益；建立产业集群，吸收外商直接投资。

参考文献：

[1]冯正强 张雁：中国对外直接投资与产业结构调整关系的实证研究[J].经济研究导刊，2011年第22 期.

[2]聂立志：我国产业结构的现状及问题分析[J].产业经济.2010年第7期.

[3]王燕飞 曾国平：FDI、就业结构及产业结构变迁[J].世界经济研究，2006年第7期.

[4]赵红 张茜：外商直接投资对中国产业结构影响的实证研究[J].国际贸易问题，2006年第8期.

外商直接投资的作用篇6

〔关键词〕外商直接投资；就业效应；挤出效应

中图分类号：F241.2 文献标识码：A 文章编号：1008-4096(2011)06-0031-07

一、引 言

近年来，面对中国严峻的就业形势，政府部门及学术界纷纷尝试通过多种途径解决就业问题。鉴于外资企业在中国经济中的比重不断增加，其在解决就业问题方面的作用也引发了越来越多的关注。很多地方政府在提出从“招商引资”向“招商选资”政策转变的同时，也开始将外商直接投资对就业的影响作为选择引资项目的依据之一。但是，作为政府决策的重要前提，外商直接投资对就业的实际影响还有待论证和确认。

国外学者在外商直接投资对就业的影响方面已经积累了较为丰富的研究成果。Duncan［1］通过大量调查发现外商直接投资对东道国就业的影响表现在就业数量、就业质量和就业区位三个方面。从就业数量上看，外商直接投资有可能使就业机会增加，也可能使就业减少；从就业质量上看，外商直接投资提高了工资与生产率，也会对就业产生影响；从就业区位上看，外商直接投资给高失业区创造了机会，但产生了造成新的失业的可能。联合国贸易和发展会议（UNCTAD）［2］指出，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应，并对东道国的就业质量产生影响。Mickiewicz等［3］对四个中欧国家的研究结果表明，外商直接投资创造了较多的就业机会，并在较大程度上遏制了大量失业可能引起的严重后果。Williams［4］分析了跨国公司投资的进入方式和来源国等因素对东道国劳动力需求的影响，但其并未发现这些因素对劳动力需求有显著的影响。Mariotti等［5］从利用外资对意大利就业增长的带动效果入手，阐明了外商直接投资对就业增长的积极作用。

国内的相关定量研究多见于21世纪初。王振中［6］从净增量变化角度考察了外商直接投资对就业数量的影响，得出外商直接投资对就业产生正向作用。牛勇平［7］认为，在1986―1998年间，外商直接投资对中国就业的增长起到了较强的正作用。袁志刚［8］考察并估计了1978―2000年外商直接投资对中国就业的直接影响及外商直接投资通过前后向联系和乘数效应增加间接就业的情况。田素华［9］研究了外商直接投资对上海市的就业效应，外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海市的劳动就业效应大于零。无论是增量还是存量，外商直接投资对上海市第三产业的劳动就业均有显著的促进作用，外商直接投资增量不利于上海市第一产业和第二产业增加劳动就业机会。王剑和张会清［10］将外商直接投资对就业的效应分为直接效应和间接效应，并用实证方法分析得出外商直接投资对中国就业效应产生了显著的积极影响，外商直接投资每增加1个百分点带动实际就业增加0.008个百分点。牟俊霖［11］研究了外商投资对中国就业的影响，1993年以前外商投资的直接就业效应非常显著，负的间接就业效应也很显著；1993年以后外商投资的直接就业效应减小，负的间接就业效应也减弱。

综合国内外研究，我们发现外商直接投资对就业的影响比较复杂，外商直接投资对不同地区的影响是不同的，因为各个地区的资源禀赋、历史文化以及外资进入的行业和方式等都会对外商直接投资的就业效应产生影响，所以必须综合考虑外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应。也就是说，外商直接投资对东道国的总体就业水平的影响要根据具体情况进行分析，才能得到比较准确的结果。另外，目前国内研究主要以全国样本为研究对象，在一定程度上忽视了省级层次的具体性和差异性，因而不能对地方政府的外商直接投资政策进行有效的指导。辽宁省是东北老工业基地之一，伴随老工业基地改造的不断深入，正面临越来越严峻的就业形势。同时，辽宁省也是招商引资的大省，如何在未来的引进外商直接投资过程中，更好地兼顾经济发展与就业增长两项目标是辽宁省政府面临的重要战略决策。因此，对辽宁省外商直接投资的就业效应进行研究，不仅是对现有研究的补充与完善，而且有助于相关政府部门制定更加有效的政策。

二、理论模型的构建

（一）构建思路

在针对外商直接投资就业效应的实证研究中，早期的一些学者［6-7-10］主要是运用流量投资指标，通过构建联立方程的办法度量外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应，这些研究所采用的方法值得借鉴，其不足在于忽略了存量指标的影响。流量指标属于短期因素，存量指标更能体现外商直接投资的长期过程。近年来，一些学者［9-11］逐步认识到不能单一地运用流量指标，而应该综合运用流量指标和存量指标。本文在借鉴流量度量研究方法的基础上，将存量指标引入理论模型中，进而综合分析外商直接投资的就业效应。具体而言，就是在生产者一般均衡理论中引入流量和存量两个指标，并构建计量模型，从而克服以往研究中或缺乏理论基础或忽略某一指标的不足。

本文用外商直接投资流量度量直接就业效应，影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式和进入的行业等短期因素。直接就业效应系数主要反映外商直接投资额的变动与就业数量变动之间的关系。如果系数为正，说明外商直接投资对就业的影响是积极的，投资额和就业量均稳步增加；如果系数为负，说明外商直接投资对就业的影响并不显著，外商直接投资额的变动并没有引起就业的相应增加。这可能与外资进入的方式和进入的行业有关，比如采用合作和合资经营的方式进入，这时可能会提高资本―劳动比，直接减少就业量。如果进入的行业是劳动密集型行业，那么对就业的正拉动作用很大；如果在劳动密集型行业提高资本―劳动比，那么对就业的负面影响就很大。

本文用外商直接投资存量度量间接就业效应，外商投资存量反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的产业关联度、外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系、外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等，这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关。间接就业效应系数如果为正，说明间接效应的综合作用对就业的影响是积极的。虽然不能具体划分哪些因素起多大作用，但是可以结合定量和定性进行综合分析，比如国外投资与国内投资的“挤进”和“挤出”关系及产业关联度等。

（二）构建过程

根据厂商理论，本文将资本要素按其来源分为国内资本和国外资本，生产函数表示为如下形式：

Q=Af(Kd,Kf,L)(1)

其中，Q为总产出，A为技术进步水平，Kd为国内资本，Kf为国外资本，L为劳动力投入量。其生产成本函数为：

C=wL+r(Kd+Kf)(2)

其中，w为工人的工资水平，r为资本价格水平。假设生产函数为规模报酬不变的Cobb-Douglas形式，厂商以利润最大化为目标，则厂商利润函数为：

π=AKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)

其中，α、β和γ分别代表各要素相对应的产出弹性。(3)式两边对L求导得：

πL=γAKαdKβfLγ－1－w=0(4)

(4)式经对数变换可表示如下：

lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlnA=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lnA(5)

假设不考虑技术进步以及工资率变化，则(5)式可以进一步简化为：

lnL*=C1+C2lnKd+C3lnKf (6)

(6)式中的C1、C2和C3 不同于(5)式中的C1、C2和C3。

(6)式是实证分析的基本计量理论模型。在此模型基础之上进行扩展，分别度量外商直接投资的直接就业效应、外商直接投资的总体就业效应和辽宁省各地区外商直接投资的直接就业效应。

1.外商直接投资直接就业效应计量模型

lnFDILt=C1+C2lnFDIt+μt(7)

其中，FDILt为第t年的外企年底从业人员，FDIt为第t年的外商实际直接投资额，μt为误差修正项，C2即外商直接投资的直接就业效应系数。

2.外商直接投资总体就业效应计量模型

lnLt=C1+C2lnIDt+C3lnTIDt+C4lnIFt+C5lnTIFt+C6lnIFt(－1)+μt(8)

其中，Lt代表第t年年底总体从业人员，IDt表示第t年的国内流量投资，TIDt表示第t年的国内存量投资，IFt表示第t年的外商直接流量投资，TIFt表示第t年的外商直接存量投资，由于投资具有滞后性，因此选取滞后一期。IFt(－1)表示第t年的外商直接流量投资的滞后一期，IDt的滞后一期对模型并不显著，所以省略。C4即外商直接投资总体直接就业效应系数，C5即外商直接投资总体间接就业效应系数，μt为误差修正项。

3.辽宁省各地区外商直接投资直接就业效应模型

lnFDILit=C1+C2lnFDIit+μit(9)

其中，FDILit为第i个地级市第t年的外企从业人员数，FDIit为第i个地级市第t年的外商直接流量投资，C2即各个地区外商直接投资的直接就业效应，μit为误差修正项。

三、实证分析

（一）外商直接投资的直接就业效应

考虑到数据的可得性，外企年底从业人员、外商实际直接投资数据从1990年开始，对1990―2007年的数据进行回归分析。汇率为美元加权平均汇率，数据来源于《中国金融年鉴2008》。

ADF单位根检验结果（如表1所示）表明，所有数据的水平序列均为平稳序列，因此不存在伪回归问题。

表1ADF单位根检验结果

变 量数据生成过程t统计量P值平稳性检验结果

lnFDIL（c，t）-5.6740.003**平 稳lnFDI（c，0）-4.2170.006**平 稳 注：（c，t）表示既含有截距项又含有趋势项，（c，0）表示只含有截距项，不含有趋势项，**和*分别代表显著性水平1%和5%。

运用Eviews5.0对方程（7）进行估计，结果为：

lnFDIL=0.04 + 0.62lnFDI（10）

（0.18）（13.86）

R2=0.93 DW=1.33 F=192.04

括号内的数据为t统计量，以下方程类同。计量结果检验表明方程拟合较好；外商直接投资直接就业效应系数在1%的显著性水平下显著，具有统计意义；方程的DW值小于2，可能存在正序列相关，通过残差序列自相关图和LM检验可知，并不存在序列自相关问题；F统计量在1%的显著性水平下显著，模型拟合很好。

实证结果表明，外商直接投资额每变动1%，拉动外企直接就业人员变动0.62%。外商直接投资直接就业效应系数为0.62，说明外商直接投资的增加对辽宁省的就业直接拉动作用是非常积极的。辽宁省1990年外商直接投资的就业水平仅为4.60万人，到2007年外商直接投资的就业水平达到54.60万人，比1990年增长了10倍，外商直接投资对就业的直接效应越发显著。

（二）外商直接投资的总体就业效应

考虑到数据的可得性，选取1985―2007年共23个数据。外商直接存量投资和国内存量投资是以1985年为基期的各年投资增量的和，在这里忽略折旧。汇率数据为年加权平均汇率。所有数据来自历年《辽宁统计年鉴》和《中国金融年鉴2008》。

运用Eviews5.0对方程（8）进行估计，结果为：

lnL=7.07 － 0.04lnID + 0.11lnTID + 0.03lnIF － 0.08lnTIF + 0.04lnIFt(－1) (11)

（57.08）（-2.88） （3.26） （2.51） （-3.06） （3.36）

R2=0.97 调整后R2=0.96 DW=1.63 F=113.21

对回归方程(11)的残差序列进行ADF单位根检验。其中t统计量为-3.77，表明在5%的显著性水平下拒绝有单位根的原假设，所以残差序列是平稳的，说明所估计的的各个变量之间具有协整关系，不存在伪回归问题。计量分析结果表明，所有参数均在5%的显著性水平下显著，F统计量在1%显著性水平下显著，模型拟合很好。根据DW检验、残差序列自相关图以及LM检验可知，并不存在序列自相关问题。

实证结果表明，国内流量投资对总体就业并没有起到直接的促进作用，不过国内的存量投资对总体就业的间接促进作用较大。外商直接流量投资对总体就业水平起到了直接的促进作用，直接就业效应系数为0.03，这与上面分析得到的外商直接投资流量对外企就业的直接促进作用是一致的，说明外商直接投资流量确实提高了辽宁省的就业水平。但用外商直接存量投资度量的间接就业效应系数为-0.08，说明外商投资存量对总体就业起到了“挤出”的作用，甚至大于外商直接投资的直接促进作用，这可能是由于外商投资对国内投资的挤出以及产业关联不强造成的。通过外商直接投资流量和投资存量前的总体直接就业效应系数与间接就业效应系数相加，可以得到外商直接投资总体就业效应系数为-0.05，说明外商直接投资对总体就业的促进作用并不显著。

进一步分析2007年辽宁省外商直接投资的产业或行业分布可知，第二产业占总投资额的60%，第三产业为35%，第一产业为5%，总体产业分布很不均衡。同时，各产业内部分布也不均衡，第二产业中的制造业占第二产业的比重达90%，占总投资额的比重超过50%；第三产业中的房地产业占第三产业的比重达60%，占总投资的比重超过20%。辽宁省的外商直接投资主要集中在这两个行业，而这些行业恰恰是国内企业竞争相当激烈的行业，所以外资的进入无疑加剧了竞争。而外资在其他领域涉及过少则不利于辽宁省产业结构的调整，只会加剧国内竞争。外商投资的过度集中也从侧面反映出外商直接投资与国内投资的产业联动性不强。

为了判断外商直接投资是否对国内投资产生了挤出效应，下面建立计量模型予以实证分析。根据Teanravisitsagool［12］的绝对挤入和挤出模型，考察外商直接投资对中国国内投资的长期影响。一个地区的总投资主要由国内投资与国外投资两部分构成，影响国内投资的因素还有利率以及国内总产出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影响并不显著，很多研究都证明了这一点，因此建立下面的计量经济模型。

IDt=C1+β1IFt+β2GDPt+μt(12)

IDt表示第t年的国内资产投资总额，近似等于固定资产投资总额减去外商直接投资额，IFt表示第t年的外商直接投资额，GDPt表示第t年的实际国内总产出水平。

通过Eviews5.0对方程（12）进行估计，结果为：

ID=－4119.39 － 1.51IF + 72.17GDP + 1.33t-1+εt(13)

（-6.75）（-2.15） （9.13） （113.20）

R2=0.99 调整后R2=0.99 DW=1.40 F=6777.80

为了避免存在伪回归问题，对方程（13）的残差序列进行ADF单位根检验，发现残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列平稳。说明各变量之间存在长期的协整关系。方程拟合程度、参数显著性和模型拟合程度均通过了检验。由于β1

（三）辽宁省内各地区外商直接投资的直接就业效应

考虑到单个地区的外企从业数据只从1995年开始，因此选取样本数据为1995―2007年间共13年数据。所有数据均来自历年《辽宁统计年鉴》。

面板数据检验方法主要有两大类：一类为相同根情况下的单位根检验，另一类为不同根情况下的单位根检验。本文将对序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情况分别进行检验，检验方法为LLC检验和Im-Pesaran检验。单位根检验结果如表2所示。检验结果表明，在两种情况下序列均在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明lnFDIL和lnFDI序列不存在单位根。

表2lnFDIL和lnFDI序列单位根检验结果

变 量数据生成过程LLC统计量P值Im-Pesaran检验P值lnFDIL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDI（c，t）-5.7460.000-1.9280.027 注：LLC检验和Im-Pesaran检验的原假设是存在单位根，（c，0）表示只存在截距项，（c，t）表示既存在截距项也存在时间趋势。

首先分别计算三种形式的模型，即不变系数模型、变系数模型和变截距模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次计算F统计量，其中N=14，K=1，T=13，得到的两个F统计量分别为：

F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79 F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94

通过查统计分布F表得到在5%显著性水平下的相应临界值为：

Fa2(26,182)=1.69 Fa1(13,182)=2.21

由于F2>1.69，所以拒绝H2；又由于F1>2.21，所以也拒绝H1。因此，模型应采用变系数模型。

运用Eviews5.0对方程（9）进行估计，采用固定效应模型，为了消除截面之间的异方差性，本文对模型进行截面加权处理，结果如表3所示。其中，R2=0.98，调整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的拟合程度很好，模型自身也都通过了检验。不过模型中的一些变量系数的显著性没有通过检验，说明在个别地区外商直接投资与就业之间的关系并不显著。

实证结果表明，在10%的显著性水平下，沈阳、大连、鞍山、本溪、阜新、铁岭和葫芦岛的直接就业效应系数均显著。但外商直接投资与就业量之间关系不同，大连、铁岭和葫芦岛三个地区呈正相关关系,沈阳、鞍山、本溪和阜新四个地区呈负相关关系。需要注意的是，当呈负相关关系时，并不表示外商直接投资没有创造就业机会，而只是这种创造就业岗位的能力相对于总的投资来讲，并没有得到显著的增强。

表3方程（9）面板数据回归分析结果

变 量相关系数t统计量P值

c0.2643.3630.001Log（FDI_SY）――沈阳-0.084-1.1740.089Log（FDI_DL）――大连0.2761.8890.061Log（FDI_AS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDI_FS）――抚顺-0.239-1.5530.123Log（FDI_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDI_DD）――丹东-0.238-1.0050.317Log（FDI_JZ）――锦州-0.035-0.6050.546Log（FDI_YK）――营口-0.192-1.4180.158Log（FDI_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDI_LY）――辽阳-0.477-1.3310.185Log（FDI_PJ）――盘锦0.0030.0320.974Log（FDI_TL）――铁岭0.3141.9530.053Log（FDI_CY）――朝阳-0.072-0.1420.888Log（FDI_HLD）――葫芦岛0.5672.3710.019

辽宁省的外商直接投资主要集中在沈阳市和大连市，但沈阳市和大连市的外商直接投资与就业量之间的关系却截然不同。大连市的外资直接就业效应系数为0.28，而沈阳市为-0.08。出现这种现象不难理解，2003年沈阳市外商直接投资的数量首次超过大连市，并且一直延续至今，但是沈阳市外企的从业人员大约只有大连市的1/3，所以相对于数量较多的投资而言并没有带来就业量的增加。进一步分析沈阳市和大连市的吸引外资领域以及行业从业人员分布同样可以进行解释。辽宁省的外企从业人员大多分布在第二产业，沈阳市外企从业人员2006年底大约为10万人，而工业企业年平均人数达到12万人，说明从业人员分布更加集中。在第二产业内部同样有向制造业集中的趋势，沈阳市和大连市都占到第二产业的98%。同时，沈阳市和大连市制造业内部行业分化比较严重。在外商直接投资额相当的情况下，沈阳市装备制造业就业人数占制造业总就业人数的60%，而大连市占43%。在塑料制造业中，沈阳市外资额是大连市4倍，沈阳市外企从业人员占总制造业的比重为2.10%，大连市为4%，说明其就业量远不及大连市。

四、结论与建议

第一，外商直接投资的直接就业效应明显，控制和引导外资的进入方式与行业选择可以进一步提升直接就业效应。从对辽宁省的实证分析结果来看，1990―2007年外商直接投资每变动1%，直接就业水平增加0.62%，外商直接投资的直接就业效应非常明显。因此，吸引外资能够提升辽宁省的直接就业水平。一直以来，中国乃至辽宁省的招商引资政策主要是吸引外资，弥补国内资本不足。国际金融危机背景下，出现了部分外资撤离的情况。其实，这正是一次调整外资政策的机会，以就业为导向的引资策略必须提倡。除加大引资规模外，还必须注重影响外资直接就业效应的诸多因素。流量投资对就业的影响主要与外资企业进入的方式和进入的行业有关。外资企业的进入主要体现在两个方面：一个是新增的企业投入，这部分会直接拉动就业水平的提升；另一个可能通过合资或合作的形式，如果外资企业提高资本―劳动比，则会降低就业水平。如果外资企业新增投资，则会提高就业水平。外资企业进入的行业如果属于劳动密集型产业，则会对就业起到巨大的作用。如大连市近年来外资的独资经营以及对第三产业的投入均对拉动就业起到重要作用。因此，积极引导外资进入方式和进入的行业是扩大外资直接就业效应的关键。

第二，外商直接投资的间接就业效应为负，选择互补性和辐射性强的外资项目有助于控制挤出效应。负的间接就业效应从一定程度上体现了选资的重要性，要改变先前只注重数量不注重质量的引资观念。从对辽宁省的实证分析结果来看，1985―2007年外商直接投资流量投资对总体就业的直接就业效应系数为0.03，存量投资的间接就业效应系数为-0.08，因此总的就业效应系数为-0.05。进一步的实证分析证明，国外投资确实对国内投资产生了挤出效应，外商直接投资每增加1单位，国内投资减少1.51个单位。因此，扩大外商直接投资正的间接就业效应（如扩大产业关联度，加强外商直接投资产业与国内产业的联系）、减少外商直接投资负的间接就业效应（如减少外资与国内投资的过度竞争）是关键。结合辽宁省实际情况，外资进入的制造业是辽宁省的重点行业，这势必会加剧竞争，所以如何正确处理好引资与就业之间的关系很重要。同时，外资在第一产业和第三产业投资较少，这样既不利于辽宁省产业结构的调整，也减弱了产业关联度；而且对外资的引资优惠政策加大了国内企业的成本，导致了不公平竞争。辽宁省的投资来源主要是香港、日本的中小企业，对周边辐射较小。上述因素均造成了辽宁省外商直接投资负的间接效应大于其正的间接效应，造成总的间接效应为负的局面。因此，相关部门在未来的“招商选资”过程中，应考察外资项目与本地企业的互补性以及外资项目的辐射和产业联动效应。选择互补性和辐射性强的项目，不仅有利于提升就业效应，也有助于辽宁省的产业结构升级与完善。

第三，各地区外商直接投资的直接就业效应差异明显，通过宏观总体筹划引发协同效应，可以大幅提升外商直接投资的就业促进作用。辽宁省各地区的外商直接投资就业效应差异非常明显，尤其是作为经济增长极的沈阳市和大连市的差异较大，这对地方引资方向的确定有重要的参考价值。为保证辽宁省经济更好更快的发展，理应促进省内各地区均衡发展，形成区域优势，加快沈阳市和大连市之外其余城市的经济建设。辽宁省应该积极引导地方经济的发展，为各个地区创造一个公平、开放的投资环境，同时，结合当地的产业结构和就业情况，积极引导外商直接投资的区域布局，促进地区经济均衡发展。在政府从“招商引资”向“招商选资”转变的过程中，各地区外商直接投资就业效应的巨大差异，恰给政府提供了一次难得的统筹规划机会，将沈阳市和大连市两个城市的引资经验扩展到全省，必将极大地提高辽宁省的总体就业水平。

参考文献：

［1］ Duncan，C.Foreign Investment,Labor Immobility and the Quality of Employment ［J］.International Labour Review,1994,133（2）:272-291.

［2］ UNCTAD. World Investment Report 1994：Transnational Corporations, Employment and the Workplace ［M］.New York:United Nations Publications，1994.

［3］ Mickiewicz,T.，Radosevic，S., Varblane，U.The Value of Diversity: Foreign Direct Investment and Employment in Central Europe during Economic Recovery［R］.University of Tartu Faculty of Economics and Business Administration Discussion Paper,2000.561.

［4］ Williams,D. Explaining Employment Changes in Foreign Manufacturing Investment in the UK ［J］.International Business Review，2003,12（4）:479-497.

［5］ Mariotti，S.，Mutinelli，M.,Pisitello,L.（朱宇节）译.本国就业与对外直接投资的关系：对意大利的实证分析 ［J］.经济资料译丛，2003,(4):31-38 .

［6］ 王振中.中国利用外资的理论分析 ［M］.北京：经济管理出版社，2000.

［7］ 牛勇平.国际直接投资与我国就业量之间的关系 ［J］.经济学动态，2001，(11):29-32.

［8］ 袁志刚.中国就业报告：1978―2000 ［M］.北京：经济科学出版社,2002.

［9］ 田素华.外资对上海就业效应的实证分析［J］.财经研究，2004，(3):122 -131.

［10］ 王剑,张会清.外商直接投资对中国就业效应的实证研究 ［J］.世界经济研究，2005，(9):13-19.

外商直接投资的作用篇7

关键词:FDI;对外贸易;相关性

中图分类号:F740.6文献标识码:Adoi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2010.05.021文章编号:1672-3309(2010)05-0054-03

一、理论基础

第一,外商直接投资与国际贸易的互补性。1978年,小岛清提出的比较优势理论认为,失去比较优势的企业可以利用其标准化的技术和雄厚的资金进行对外直接投资。在东道国和母国经济结构互补的前提下,这种来自于母国失去比较优势产业的对外直接投资,将流向东道国具有比较优势的产业,从而增强双方的贸易基础,因此具有“贸易创造”效应。

第二,外商直接投资与国际贸易的替代性。1957年,蒙代尔在《国际贸易与要素流动》一文中,假设在规模报酬不变的生产技术下,通过一个模型,从静态角度考察了贸易和投资相互替代的两种极端情况,即禁止性投资如何刺激贸易,已经禁止性贸易如何刺激投资。分析了国际贸易与要素流动在一定程度上是可以互相替代的。当商品贸易存在障碍时,国际资本流动可以弥补和调节各国间需求与供给的不平衡,达到世界均衡,并导致资本要素价格和商品价格的均等化。而当生产要素由于某些原因不能在国际间发生转移,且不存在任何贸易障碍的情况下,只要资源禀赋有相对差异,两个国家之间就必然会发生贸易,其结果是实现世界均衡和商品及要素价格均等。

第三,外商直接投资与国际贸易间的替代与补充交织性。Markusen&Venable(1998)在解释外商直接投资与对外贸易间的关系时,将投资分为国内投资、垂直型投资和水平型投资3种方式。垂直型投资与国际贸易产生互补效应,水平型投资与国际贸易产生替代效应,而各国知识资本禀赋的差异使外商直接投资与国际贸易的互补性和替代织存在。Patrie(1994)根据投资的动机,将外商直接投资分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型3类,并提出市场导向型的外商直接投资与国际贸易之间存在替代关系,而生产导向型和贸易促进型的外商直接投资与国际贸易之间存在互补效应。

二、外商在华直接投资与中国对外贸易现状

1985―1991年,外商对华直接投资还处于起步阶段,投资规模较小,年均在30亿美元。1992~2001年,我国实际使用外资处于成长阶段,规模大幅提升并呈不断上升趋势。2002年至今,我国实际使用外资达到高速发展时期,其增速大幅提升;中国对外贸易总额1985―2001年一直呈平稳上升趋势,自我国加入WTO以来更是呈快速增长态势,且增速远远高于入世以前。从直观数据来看,中国引进的国外直接投资和对外贸易之间具有相互依赖和相互促进的关系,二者之间偶尔也有替代效应,但总体上表现为显著的互补效应和相互促进关系。

三、计量建模

利用1985―2008年数据进行计量分析。模型中用FDI表示中国实际利用外资额,中国进出口贸易额用Trade表示,FDI企业贸易额用FT表示,扣除FDI企业贸易额后的中国对外贸易用NT表示。

(一)外商对华直接投资与中国对外贸易之间的相关性

1.中国对外贸易对外商对华直接投资的影响系数

(1)通过观察二者的散点图和相关图,建立模型:

LnFDIt=1+2LnTradet+3AR(1)+4MA(1)+t(1)

LnTradet=1+2LnFDIt+3AR(1)+t (2)

(2)采用E-G两步法分析LnFDI与LnTrade之间的长期均衡关系

用ADF单位根方法对其平稳性进行检验。原假设H0:=0(序列非平稳)。

由检验结果可见,在5%的显著性水平上,LnGDPC和LnIMU均为一阶单整序列,两者可以进行协整分析。对式(1)进行协整分析,解释变量难以通过显著性检验,去掉漂移项,重新回归得:

LnFDIt=0.7046LnTradet+0.8535AR(1)+0.9846MA(1) (3)

(11.6451) (8.5969)(31.1635)

R2=0.981173DW=1.714253

方程(3)中的回归系数显著不为零,方程的拟合优度也很高,方程不存在自相关问题。

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

对式(2)进行协整分析,解释变量不能通过显著性检验,即LnFDI的变动不会引起LnTrade的变动,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易的影响因素。

再进行Granger检验。原假设H0:1=2…k=0(不存在Granger因果关系)。

当F统计量大于临界值时,拒绝原假设,即X是Y变化的Granger原因。

由结果可见,对华直接投资与中国对外贸易之间并不存在Granger因果关系。

四、结果分析

第一,中国对外贸易与外商对华直接投资之间存在正向的影响关系,二者之间存在互补性。中国对外贸易每增长1%,外商对华投资增长0.7045%。

第二,虽然中国对外贸易与外商对华直接投资的协整结果显示其影响系数为0.7045,但中国对外贸易并不是影响外商在华直接投资变动的Granger原因。

第三,外商对华直接投资与中国对外贸易的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易变动的影响因素。

五、拓展研究

上述结论从总量上貌似揭示了外商直接投资与中国对外贸易之间的长期影响关系虽然存在,但彼此不互为其变动的Granger原因。但如果在分析中国快速增长的对外贸易背后,强劲的FDI企业拉动原因,或许我们能对FDI与贸易之间的关系梳理得更为清晰。根据商务部数据显示,FDI企业对中国进出口的拉动和贡献度不可小觑,如表1所示。

因此,进一步分析要把FDI企业的进出口单独划分出来,重新建模回归,以观察外商对华直接投资与FDI企业贸易额、剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额之间的关系。

(一)外商对华直接投资与FDI企业的贸易额之间的相关性

1.ADF平稳性检验

对二者取对数后进行ADF检验,结果如下:

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可进行协整分析。

2.协整分析

以LnFT作为解释变量,LnFDI作为被解释变量进行回归得结果:

LnFDIt=0.7717LnFTt+0.7021AR(1)+0.9576MA(1) (4)

(19.99)(3.42) (14.59)

R2=0.981722, DW=1.535725

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

以LnFDI作为解释变量,LnFT作为被解释变量进行回归,结果显示其影响系数不显著。

3.Granger因果性检验

可见,虽然外商对华直接投资与中国对外贸易额之间互不为Granger因果原因,但FDI企业的贸易额是影响FDI长期变化的原因。

(二)外商对华直接投资与剥离出FDI企业贸易额后的中国对外贸易额之间的相关性

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可以进行协整分析,外商对华直接投资LnFDI和剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额LnNT协整结果显示:LnNT对LnFDI的影响系数不显著,也就是说,剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额的变动并不会引起外商对华直接投资的变动。同样,LnFDI对LnNT的影响系数也不显著。也就是说,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间没有相关性。

(三)结果分析

第一,FDI企业的贸易额是外商对华直接投资变动的Granger原因。二者之间存在正向的影响关系,FDI企业的贸易额每增长1%,外商对华之间投资增长0.7717%,具有比较强的互补性。

第二,外商对华直接投资与FDI企业的贸易额的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是FDI企业的贸易额变动的影响因素。

第三,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。

六、结论分析

通过外商在华直接投资与中国对外贸易额的表面数据,可以得出二者之间互补效应更甚。利用计量模型验证出相同结论的同时,更进一步发现,这种影响关系并非双向,只是中国对外贸易的变动对外商在华直接投资有正向促进作用,外商在华直接投资并不是中国对外贸易额变动的影响因素。并且,二者之间并非是彼此变动的Granger原因。这一结论揭示进一步吸引外资的同时,要注重推动对外贸易的发展。

但是,由于外商在华直接投资的不断发展,现在更多的是以外商独资的形式存在,且FDI企业的进、出口贸易额对中国进、出口贸易的贡献率和拉动度也在逐年大幅提升。利用计量模型分析发现,FDI企业的贸易额与外商对华直接投资之间的影响关系同样只是单向的,FDI企业的贸易额对于外商对华投资之间具有比较强的正向促进作用,并且是外商对华直接投资变动的Granger原因。而外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。这就揭示了外商对华直接投资与中国对外贸易之间的一个深层次关系,即在中国对外贸易正向促进外商对华直接投资的作用中有很大一部分是FDI企业的贸易拉动的,而在剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易与外商对华直接投资之间并不存在相关性。通过深度剖析后不难发现,二者之间的影响关系其实是通过外商在华直接投资的企业在中国境内从事的对外贸易影响和拉动的。而中国本土企业的贸易与外商对华直接投资之间其实并不存在相关性。这就很好的揭露了所谓中国对外贸易与外商对华直接投资的互补性更多的是FDI企业贸易与外商对华直接投资的互补性的外在总体表现。(责任编辑:云 馨)

注释

① (C,T,K)分别代表所设定的检验方程含有漂移项、趋势项及滞后阶数。(C,0,1)是指只含有漂移项的一阶差分序列。

② *表示1%显著性水平,**表示5%显著性水平,***表示10%显著性水平。

参考文献:

[1] 梁志成.论国际贸易与国际直接投资的新型关系[J].经济评论,2001,(02).

[2] 朱廷君、朱同.国际贸易与国际直接投资相互关系的演变趋势及启示[J].兰州商学院学报, 1998,(03).

[3] 吴先明.国际贸易与国际直接投资理论的融合发展趋势[J].国际贸易问题, 1999,(07).

[4] 李荣林.国际贸易与直接投资的关系:文献综述[J].世界经济,2002,(04).

[5] 陈继勇、秦臻.外商直接投资对中国商品进出口影响的实证分析[J].国际贸易问题,2006,(05).

[6] 张为付.国际直接投资比较研究[M].北京:人民出版社,2008.

[7] 王珏.贸易与资本流动理论范式与中国的实践[M].北京:中国经济出版社,2008.

外商直接投资的作用篇8

首先,外资银行在我国的经营运作以及对母国客户提供有关来华投资咨询等服务,增强了一些外国企业来华投资的信心,鼓励了外商在华投资的实现;其次,外资银行的发展增加了外部资金进入我国金融市场的渠道,有利于增强我国金融市场的实力,拓宽了外商投资企业的融资渠道,促进了外商直接投资的发展;再次,外资银行的发展可以为外商投资企业提供更为广泛的金融服务,可以便利外资企业的资金与结算等要求,改善了我国的投资环境,为大力吸引外商直接投资提供了进一步的支持。[1]

外资银行资产的增加促进了外商在华直接投资的增加,外商直接投资的增加又促进了我国经济的增长。一国经济增长的源泉,归根到底取决于资本的投入、技术的改进以及制度的创新。[2](1)外商直接投资为我国的经济增长提供了资金支持。如前面所述,外商直接投资的金额从1991年的44亿美元上升到了2005年的724亿美元,这些资金为我国经济的增长做出了巨大的贡献;(2)外商直接投资为我国带来了先进的技术和设备,填补了国内的空白。[3]通过直接的技术转让或“溢出”效应,外商直接投资对国内的技术改造起到了积极作用,为我国经济增长提供了一定的技术和物资基础;[4](3)外商直接投资的增加会促进我国经济结构的调整和产业升级。即外商投资企业通过自身投资促进我国相关产业的发展,提升传统产业,使产业升级。[5]

因此,从理论上来看,外资银行的发展对外商直接投资的增加起到了积极地促进作用。下面将从实证上进一步考察这种促进作用是否存在以及有多大的影响力。为此,本文根据1991年至2005年的外资银行在华总资产和外商直接投资金额的有关数据采用计量经济学的方法通过建立模型来进一步论证外资银行在华总资产的增加对外商直接投资的促进作用。

一、模型的建立

外资银行在中国的发展经历了几个阶段:1979—1982年的萌芽阶段,1982—1991年的起步阶段,1991—1997的持续高速发展阶段和1997年至今的平稳发展阶段。因此,本文进行的分析将选取1991年至2005年15年间外资银行在华总资产和外商直接投资金额作为样本观测值,如下图所示:

二、模型的分析和检验通过采用EVIEWS模型根据最小二乘法OLS对Y和X的数据进行分析,分析的结果如下:根据上图分析的结果可知模型为:Y=168?9045+0?727353X

1?变量经济意义检验:从表中可知A=0?727353,在0到1之间,符合经济学意义,表明外商直接投资额和外资银行在华总资产之间是正相关关系,且外资银行在华总资产每增加一个单位,外商对华投资增加0?727353个单位。

2?拟合优度检验:从表中可以看出样本决定系数R-squared=0?855571,以及修正的样本决定系数AdjustedR-squared=0?844461,表明模型的拟合效果比较好。

3?回归参数的显著性检验:从表中可知t-Statistic的数值分别为5?179419和8?775496,在显著性水平为0?05的情况下,t(13)=2?16,于是可知解释变量对Y的影响很显著,通过回归参数的显著性检验。

4?回归方程的显著性检验:从表中可知,Prob?分别等于0?0002和0?0000,将显著性水平设置在0?05,回归方程通过检验,即回归方程是显著的。

外商直接投资的作用篇9

内容摘要:一国的外资结构与经济增长之间有着密切的关系,本文首先分析了我国总体和天津区域性的外资结构特征,然后以天津市为例,选取天津市的数据用多元线性回归模型对外资结构与经济增长进行相关性研究,在此基础上分析了外资结构对经济增长的利弊,最后给出相关政策建议,以期对我国提高利用外资水平有所启示。

关键词:外资结构 经济增长 相关性天津

我国外资结构的特征

(一)外资的产业分布

外商直接投资在我国的产业分布以制造业为主,服务贸易领域吸收外资增势良好。截止至2009年,第二产业在我国整体外商投资产业中,占绝对主体地位。外商投资的重点从20世纪80年代的劳动密集型行业,转向90年代初资本密集型工业,近年来又转向技术密集型产业。第三产业吸收外资增势良好,但内部投资结构不平衡,表现为投资严重向房地产业倾斜,而直接服务于生产的交通、通讯、金融、保险、商业、信息服务等行业引进外资十分缓慢。

天津作为近年来吸引外资较多的城市之一,在坚持“支柱产业更强,高新技术更大,传统工业更精”的发展原则下,确立了电子信息、化工、汽车、冶金、生物和新能源六大支柱产业,以及电子信息产品、生物医药、新材料、海洋科技等高新技术产业为天津产业发展的重点,并以此为导向吸引了一大批技术资金密集型的外资项目。这些项目的建成不仅在天津工业发展中占据着十分重要的地位,同时也促进了天津产业结构的调整和优化。

天津在产业结构调整中,除了通过吸收外商直接投资实现工业结构优化升级外,还积极引导外资发展第三产业。2009年,全市服务业实现合同外资额近100亿美元,同比增长7%,增幅高于全市平均增速2.6个百分点。服务业占全市合同外资额和实际直接利用外资的比重分别达72%和54.2%。

(二)外资的方式及来源

20世纪90年代中期前,跨国公司大多以合资方式进入我国。但随着我国外资政策的放开和跨国公司在华的经验累积,选择独资或合资控股形式的投资势头正在迅速发展,而新合资浪潮也大多以外方绝对控股为前提。我国外商投资的来源比较集中,近九成的外商实际投入资金来自中国香港、维尔京群岛、美国、日本、中国台湾等十个国家和地区,来自欧盟的外商直接投资也迅速增长。

在天津的外商直接投资主要采取中外合资、中外合作、外商独资三种方式。2000-2009年,中外合资企业和外商独资企业的实际利用外资金额每年基本都占到90%以上,中外合资和外商独资已经成为天津外商直接投资的主要方式。但应注意到,外商独资企业实际利用外资的比重占到一半以上,并且呈上升趋势。

从天津利用外国直接投资的来源来看,来自香港地区的资金所占比重最大,其次是美国和日本在天津的外国直接投资中共占30%。

(三)外资的区域分布

外商直接投资在我国的区域分布仍以东部地区为主。以天津为例,天津市吸引的外商直接投资,主要集中在滨海新区。2009年全年新批外资项目596个,合同外资额138.38亿美元,同比增长4.4%;实际利用外资90.2亿美元,同比增长22%。其中,滨海新区开发开放引擎作用明显,全区合同外资和实际直接利用外资分别为99.39亿美元和53.78亿美元,分别比2008年同期增长8.3%和22.2%,分别占全市合同外资和实际直接利用外资的72%和59.6%。

尽管滨海新区吸引了天津市绝大部分的外商直接投资,但也应看到,近几年其他各区都不同程度的加快了吸引外商直接投资的速度,大多数区县直接利用外资合同金额的年平均增长速度远远高于滨海新区的增长速度。

外资结构与经济增长相关性的实证分析

外商直接投资与经济增长之间有着密切的关系,本文选取天津市的数据通过多元回归模型分别对外资的产业分布、外资方式与天津市经济增长的相关性进行研究。

(一)外资产业分布与经济增长的相关性分析

用时间序列数据建立天津经济增长与外资投资企业在天津第一、第二和第三产业的实际利用外资额之间的回归模型,以找出第一、第二和第三产业各自利用外资的情况对天津经济增长影响的强弱。数据选用1990-2009年天津的有关统计数据。

回归的结果见方程式(1)。

lnGDPt=0.726+1.084*lnGDPt-1-0.026*lnFDI1t-0.174*lnFDI2t-1+0.133*lnFDI3t

(1)

(6.15) (23.16)

(-2.86) (-4.26)(4.85)

其中,t 和t-1分别表示本期和上一期;FDI是外国直接投资,lnGDP为天津国内生产总值的对数值;lnFDI1、lnFDI2和lnFDI3分别为第一产业、第二产业和第三产业在天津的实际利用外国直接投资额的对数值。

括号内数字分别为该系数的t统计值。在式(1)的回归结果中,R2=0.998,ADR2= 0.997。F检验的临界值为F0.05(4,9)=3.63,方程(1)的F值为1026.55654,通过F检验。t检验的临界值,t0.05/2,9=2.26,各解释变量均通过检验。

由此,可以得到以下结论:

其一,在天津的经济增长中,分布在第二产业和第三产业的外国直接投资比在第一产业的外国直接投资对天津的经济增长贡献大。

其二,在外资产业分布中,本期分布在第一产业的外国直接投资,上一期分布在第二产业的外国直接投资,以及本期分布在第三产业的外国直接投资对天津经济增长的影响比较大,说明分布在第二产业的外国直接投资对天津经济增长存在某些滞后影响。

(二)外资方式与经济增长的相关性分析

用时间序列数据建立天津经济增长与外资在天津投资企业方式之间的关系,以找出合资企业、合作企业和独资企业这三种外国直接投资的方式对天津经济增长的影响。数据选用1990-2009年天津的有关统计数据。回归的结果见方程式(2)。

lnGDPt=0.918+0.964*lnGDPt-1-0.046*lnHZt-1-0.037*lnHZUt-0.024*lnHZUt-1 +0.05*lnDZt (2)

(8.93) (44.15)

(-2.79)(-4.30) (-3.29)

(5.29)

lnHZ、lnHZU和lnDZ分别为外国直接投资在天津以合资企业的方式、合作企业的方式和独资企业的方式实际利用外资额的对数值。

括号内数字分别为该系数的t统计值。在式(2)的回归结果中,R2=0.999,。F检验的临界值为F0.05(5,8)=3.69,方程(2)的F值为1597.249,通过F检验。t检验的临界值,t0.05/2,8=2.31,各解释变量均通过检验。

由此,可以得到以下结论:

其一,在天津的经济增长中,外国直接投资在天津以合资企业、合作企业和独资企业的三种方式实际利用外资额对天津经济增长的贡献基本相同,但独资企业贡献稍大些。

其二,在外资投资的三种方式中,合资方式以上一期的利用外资额影响天津本期经济增长,合作方式以本期和上一期的利用外资额影响天津本期经济增长,独资方式以本期利用外资额影响天津本期经济增长。这说明由于可能受到中国政府的政策影响,合资和合作方式比独资方式的灵活性稍差些,因此对天津经济产生的影响要在下一年度才能体现出来。

外资结构对经济增长的利弊分析

上文运用计量经济学工具对外国直接投资的结构与天津经济增长的相关性作了实证分析,从上面的模型可以看出,现有的外资结构对经济增长有利又有弊。

从利用外国直接投资的产业结构来看(式(1)),外国直接投资主要集中在第二产业;从利用外国直接投资的行业结构来看,外国直接投资主要集中在制造业,外资大量流入并投向第二、第三产业是促进产业结构转变的重要因素。同时,与外国直接投资相伴而来的先进生产技术和管理技术及其传播扩散效应和示范效应,促进了利用外资行业的技术进步和劳动生产率的相对提高,也间接促进了产业结构的转变。

从利用外国直接投资的方式来看(式(2)),外国直接投资越来越多地采取独资经营方式,中外合资企业中的外商也积极通过各种方式控制企业的股权。外商千方百计取得企业的控制权主要是因为:一方面,随着国内体制改革不断推进,我国市场经济体制环境正在形成之中,外商在华独资经营的环境明显改善,外商不再依赖中方投资者与其合作以求适应传统计划经济的许多特点;另一方面,为了保守其技术秘密以保持其更加持久的竞争优势,外商采取独资经营方式的更重要企图在于更大程度地控制投资所在地的产业和垄断市场。

政策建议

(一)改善投资软环境,提高引资水平

我国对自身“软环境”改善主要体现在以下几方面:保持经济发展政策的连续性与稳定性;建立和完善既符合世贸组织规则,又符合自己具体情况的涉外经济法律法规体系;加快调整金融业的经营管理理念和发展战略,不断加强金融创新的步伐。

(二)完善投资产业政策,加速制造基地转化

从上面的分析可知,分布在第二产业的外国直接投资比在第一产业的外国直接投资对经济增长贡献大。因此,在制造业吸引外资方面,应积极完善外商投资产业政策,鼓励外商投资企业从单个项目转向全方位的系统化投资,构建新型产业链和产业群,推进产业结构优化升级,促使我国在跨国公司全球生产体系中的地位从低技术加工组装基地向较高技术含量的制造基地转化。

(三)拓宽引资领域,加快服务业对外开放

从上面的分析可知,分布在第三产业的外国直接投资比在第一产业的外国直接投资对经济增长贡献大。因此,应积极引导外资投向商贸、物流、医疗、教育、旅游等现代服务业的重点领域。另外,天津市应紧紧抓住滨海新区新一轮开发开放和滨海新区综合配套改革试验的有利契机,在滨海新区审慎推进金融、保险、证券等敏感领域的对外开放。

(四)拓展引资方式和渠道,推动经济发展

从上面的分析可知,外商独资已经成为外商直接投资的主要方式,并且呈上升趋势。但应注意的是,在世界贸易投资自由化的条件下,跨国公司的并购已成为国际投资的主要方式,因此应重视完善企业的并购环境,为并购式外资进入创造条件,扩大引资规模。

另外,在天津的外国直接投资,来自香港地区的资金比重最大,其次是美国和日本。基于此,天津应积极构建海外招商网络,加快在美国、日本和欧洲设立天津市招商海外工作站,拓展现有引资渠道,推动经济发展。

(五)天津应抓住滨海新区开发开放的战略机遇,更科学地利用外资

从上面的分析可知,一方面滨海新区已成为天津市外商直接投资的主要区域,另一方面,天津市大多数区县直接利用外资合同金额的年平均增长速度远远高于滨海新区的增长速度。因此,天津市在吸引外资时,应整合滨海新区资源,加强区域整体协调,充分发挥滨海新区开发开放的龙头作用,引导外资将对产业发展具有带动作用的重点项目、产业链中的关键环节项目向滨海新区集聚,将中小配套项目向区县及周边地区延伸。

参考文献:

1.2009年天津市实际利用外资90.2亿美元增长22%[EB/OL].北方网,2010

2.刘佳川,黄斐怡,王乐.外商直接投资与中国经济增长关系的实证分析[J].中国科技信息,2009(24)

3.聂扬.外商直接投资状况分析[J].改革与开放,2009(11)

4.邱艳琪,罗成.全球对外直接投资区域和产业的特点分析.经营管理者[J].2009(22)

5.赵晋平.利用外资与中国经济增长[M].人民出版社,2001

外商直接投资的作用篇10

一是实际利用外商直接投资增长上半年起落较大、下半年缓慢回升。一季度增长较快，各月同比分别增长10.7%、5.7%、11.4%，二季度出现明显下滑，各月同比分别下降16%、10.3%、11%；下半年实际利用外商直接投资较为平稳，7、8、9、10、11月同比分别下降4.9%、下降0.3%、增长5%、下降2.2%、增长0.5%。

二是新批项目投资规模扩大，企业增资明显增多。1―11月，全国新批项目合同外商直接投资平均规模从2004年的351.5万美元上升到421.4万美元，增幅为19.9%。

三是制造业利用外商直接投资保持主导地位，结构有所优化。1―11月，制造业实际利用外商直接投资占全国的比重为70.1%。先进制造业项目投资保持较好增长势头，电子及通信设备制造业占制造业实际利用外商直接投资的近20%，汽车等交运设备制造业占9.2%，同比分别增长8.3%和7.8%。外商投资从制造环节进一步向研发环节延伸。据商务部统计，目前外国公司在我国设立的研发机构约750个。1―8月，落户上海的跨国公司研发中心新增18家，累计达159家。

四是服务业对外开放履行承诺，稳步推进。1―11月，服务贸易领域合同利用外商直接投资同比增长45.3%。其中银行业吸引外商直接投资规模扩大。随着国有独资商业银行股份制改革的顺利推进，建行和中行分别引入美国美洲银行、苏格兰皇家银行、新加坡淡马锡公司等多家境外战略投资者，引进外商直接投资超过100亿美元。为制造业配套的生产型服务业引进外商直接投资加大步伐，分销服务实际利用外商直接投资同比增长16%。

五是西部地区实际利用外商直接投资增幅提高。在东部和中部地区实际利用外商直接投资负增长的情况下，西部地区1―10月实际利用外商直接投资同比增长22.6%，占全国实际利用外商直接投资的比重从2004年的2.9%增加到3.1%。其中，内蒙、四川、云南同比分别增长130.7%、67.8%、40%。西部地区吸引外商直接投资的增长除西部大开发改善投资环境效应逐步显现外，主要来自于两个方面：一是特色优势产业的发展，如内蒙和云南的矿产品加工业成为吸引外商直接投资的主要领域；二是中心城市大型龙头项目的带动作用，如2004年英特尔芯片封装项目落户成都后，已有近10家境外配套企业前往投资。