外商直接投资论文十篇

外商直接投资论文篇1

[关健词]外商直接投资外商间接投资互补性

对外投资是指资本突破国家界限在国外的投资,按照投资主体是否拥有对投资企业的实际管理权,可以把对外投资分为对外直接投资(ForeignDirectInvestment-FDI)与对外间接投资(FPI)。前者指投资者以控制企业经营管理权为核心,以获取利润为主要目的。后者主要是指购买外国公司的股票和其他有价证券的投资,以及中长期国际信贷。本文所指直接投资是指外商在华注册登记的三资企业,而把股票投资和对外借款及其他外商投资作为外商间接投资。

学术上关于FDI的论著主要集中在解释成因和讨论影响两个方面。早期的FDI理论主要从微观或宏观层面出发,重在解释对外直接投资形成的原因。微观层面如海默(1960)建立在不完全竞争基础上的垄断优势理论,雷蒙德·维农(1966)建立在国际贸易理论基础上的产品周期理论,巴克莱和卡逊(1976)等建立在科斯定理基础之上的内部化理论,以及约翰·邓宁(1977)建立在产业组织理论和国际贸易理论基础上的折衷理论(OLI);宏观层面如日本小岛清(1978)的比较优势理论。近期研究则主要集中在宏观(即国家层面)上,主要讨论直接投资对东道国的影响(包括正面的和负面的影响),以及提出政策建议,多为实证研究。

FPI的理论主要是证券投资理论,大都从微观层面即从投资者层面论述如何规避风险,提高投资效益,如上世纪50年代马柯维茨的“资产组合理论”,60年代夏普的“资本资产定价模型(CapitalAssetPricingModel)”及70年代史提夫·罗斯的“资本资产套价理论(ArbitragePricingTheory)”等。近期也开始有宏观即国家层面的论述。如有学者(于永达,2000)在分析FPI发展趋势的基础上提出“中国及其他新兴市场经济国家、发展中国家应力主FPI的健康发育、有序流动及相关法规的严密健全,趋利避弊。”也有人(马全军1996)考查FPI对东道国的影响。

关于国际投资的文献尽管很多,但基本上都是要么从直接投资的角度,要么从间接投资的角度去论述,而对于FDI与FPI二者关系角度去论述的则鲜有也。本文拟就FDI与FPI的互补性作一论述,并在此基础上提出一些政策建议。

一、FDI与FPI的互补性

1.从其作用来看,FDI和FPI各有所长,具有互补性。FDI对东道国的正面作用一般认为有以下几个方面:引进资金,弥补建设资金的不足;引进先进技术(即技术溢出效应);借鉴先进的管理经验;提高劳动生产率,带动产业发展(主要是通过竞争及企业间的纵向或横向联系来带动;提高东道国的国际竞争力。其负面的影响是外商直接投资往往会背离东道国的产业及战略规划。以1997年～2002年外商在华实际直接投资数据看,外商投资主要集中在第二产业,占到了70%左右,且呈上升趋势,其中制造业接近70%,而且大都投资在劳动密集型和资金密集型产业。而对国家扶持的第一产业,则不到2%,对大力发展的第三产业,则仅占22%多一点,且呈下降趋势,从投资地域来说,主要集中在东部沿海地区。其中,2001年和2002年东部六省市(注:上海、江苏、浙江、山东、福建、广东)外商直接投资份额为70.72%和71.36%。而西部十省市(注:重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆)外商直接投资份额分别为3.09%和2.69%。可见外商投资也不考虑中国的西部大开发战略。另一方面,外商直接投资还容易造成垄断及技术依赖性等缺点。

FPI包含对外借款和证券投资,前者作用主要在于可以利用国外资金,弥补建设资金的不足,其优点是资金可以自由使用,有利于国家产业结构调整和经济战略的实施。其缺点是造成一定的债务负担,且其使用成本一般也比国内资金高,对国际收支平衡也有较大的影响。后者的发展则不仅有利于利用外资,而且有助于完善我国的证券市场和公司治理制度,促进经济增长如Summers(2000)认为,证券市场的对外开放有助于降低资本成本、增加投资和提高产出。另一方面,作为发展中国家,证券市场若开放不当,又会增加其金融脆弱性,容易造成一国金融危机。

2.FDI和FPI二者互相促进。FDI对FPI的促进作用主要在于:FDI需要基础设施等方面的大量配套设施,客观上刺激东道国对FPI的需求;FDI有助于提高东道国的竞争力,促进东道国制度的不完善和与国际接轨的程度,使外商投资更加安全,有利于大量FPI的流入;跨国公司等FDI本身需要在国际货币市场上筹集大量的资金,这从实质上来说增加了国间接投资的流量。而FPI对FDI的拉动作用则在于:大量FPI的流入,有助于受资国筹集大量资金,改善本国的投资环境(如完善基础设施建设等),提高吸引FDI的竞争力。

二、对利用外资的政策建议

1.政府要加深对国际投资的认识,转变观念。国际投资既有积极的作用,也有消极的作用,许多政府官员只看到其积极作用的一面,而忽视其消极作用的一面,认为吸引外资多多益善,盲目吸引,更有甚者把吸引外资的数量当作自己的政绩来看待。政府应该从根本上转变观念,首先必须认识到引进外资只是我们发展的经济的一种手段,而不是根本目的。因此,外资的引进必须有利于中国经济的发展,有利于中国产业结构的调整与升级,有利于民族工业的发展和科学技术创新。同样,对政府官员吸引外资的考核也应该以此为标准,重在引资质量,而不是单纯地看其引资数量。

2.吸引FDI与FPI并举,重点在吸引直接投资。FDI和FPI二者各有优点,也各有缺点,二者存在一定的互补性,因此,应该把二者结合起来使用。一方面,西部大开发战略提高基础设施,需要大量的资金,振兴东北老工业基地,也需要巨额资金,另一方面,我国外汇储备充足,目前的负债率并不高,有较大的引资空间。因此,可吸收FPI来弥补建设资金的不足。

3.转变引资措施,从税赋减免等优惠措施向改善投资环境转移。我国利用外资的成本是世界上最高的,主要以对外资实行税赋减免等优惠措施来吸引外资的,使外资税赋很低。而中国内资企业所得税率为33%,税赋极不平等。这造成了国内企业和外资企业的不公平竞争,使本来就弱小的国内企业在竞争上处于更加不利的地位,同时也剌激了假外资的盛行,这实质上和引进外资的根本目标(发展中国经济的一种手段)是背道而驰的。一国吸引外资的因素很多,主要在于投资环境,包括基础设施、人力资源、政策法规、经济运行状况和社会及政治状况等软硬环境。我国吸引外资的竞争力并不强,我国作为亚洲外商直接投资最多的东道国,主要是由于地缘、文化、和民族关系,即许多外商直接投资来源于华人。据统计,截至2003年底,我国实际利用港澳台华商直接投资份额占52.7%;合同金额占全国的52.7%。从地域来看,我国的外商直接投资来源主要在亚洲,而在亚洲的投资来源中,中国港澳台地区在大陆的投资占较大比重。而港澳台的投资中,近一半投资在广东和福建两省,这很大程度上是由于这两个省与港澳台有较近的地缘及文化习俗等密不可分(其商喜欢在广东投资,而台商则更愿意在福建投资),而并非仅仅因为优惠政策。

4.由对外资优惠转向对产业、地域优惠,并对某些行业的外资进行必要的限制,以维护国家经济安全和保护民族工业的发展。由于对外资的税赋优惠,给予外资的超国民待遇使国内企业处于不平等的竞争地位,同时也刺激了假外资的盛行。另一方面,这本身也不合理,也不利于中国产业结构的调整和民族工业的发展。因此,应把对外资的优惠转移到对产业、对地区的优惠,给予内外资同等待遇,把引资的优惠政策同国家的产业政策和宏观发展战略联系起来,真正达到利用外资增强国力,发展本国经济的目的。同时,对有关国家安全的产业,也禁止外资的涉入,如航空、通讯、军事等。对民族工业冲击应适当限制,对一些高能耗、高污染、低技术含量、或者本国已经发展得很成熟的产业要限制。

参考文献:

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[2]马全军:国际间接投资:对东道国的影响[J].世界贸易,1996(7),pp31

外商直接投资论文篇2

关键词：外商直接投资经济增长政策建议

西安市引进外商直接投资与经济增长之间存在稳定的正向均衡关系,但由于西安市利用外资的过程中,存在诸如引资结构不合理,引资主体、方式和来源单一,投资成本过高和市场及配套服务体系不健全等问题,削弱了外商直接投资对经济增长的正向效应。因此,西安市在进一步引进外资时应注意以下几点:

一、积极改善投资环境

(一)拓宽基础设施融资渠道

无论国际上还是我国国内,在外资流入多的地方,基础设施都是较完善的。相应的,结构合理、配套完善的现代化基础设施,可以吸引更多的外商直接投资。现代化的大规模生产经营活动对于能源、交通、通讯、医疗等基础条件的要求越来越高。因此,我市应继续加强对基础设施建设的投入力度,同时要加强现有基础设施的更新改造和维护管理。但是基础设施建设对资金的需求量大,期限长,回收慢,仅仅依靠中央和地方政府的财政支付是远远不够的,可以考虑让民间投资参与基础设施建设。目前国际上常用的BOT,TOT的融资方式,可以进一步缓解基础设施建设的“瓶颈制约”,减少中央和地方政府的压力。

(二)注重营造投资软环境

西安市实行的“一厅式”和“一票式”办公,以及投资服务中心和投资商及企业投诉服务中心的成立,是西安市整顿投资环境、强化政府服务职能的重要举措。应增强政策的透明度,保持政策的稳定性和连续性,提高行政效率、规范行政行为,建立结构合理、管理科学、程序严密、制约有效的行政审批管理制度。切实保障客商的合法权益,避免“重招商轻管理,重承诺轻兑现,重宣传轻服务”的现象。

二、优化利用外资结构,拓展引进外资方式

(一)应优化利用外资结构

西安应加强基础设施、基础产业、现代农业方面利用外商直接投资的比重。注重由工业领域的利用外资向服务贸易领域的转变,积极推进商业零售试点、旅游、外贸、金融、保险等领域的利用外资。要以农业产业化、基础设施、会展旅游等项目为重点,引进一批对全市经济发展带动作用大、有利于促进就业的第一产业和第三产业项目。例如果业深加工、畜牧业深加工等现代农业和农产品深加工项目,旅游开发项目等。此外应加强西安市与港澳台地区优势互补,香港是世界重要的金融、商贸、物流和信息中心,西安市的科技优势、旅游资源优势和人力资源优势突出。2002年,“西部大开发西安投资发展协调委员会”和2005年国内首家香港西安商会的成立,为西安扩大与外合作搭建了发展平台。

(二)拓展引资方式

西安应深入实施“以商引商、以外引外”的招商新模式,充分利用港澳台地区以及外资项目商的各种优势,扩展平台。通过实施委托招商,以外引外,实现借力引资。不仅可以降低招商成本,还能提高招商引资的速度和效果,以最低的投入,实现最佳的引资实效。可以在港澳台地区设立招商联络点,市政府还可以委托港澳台地区、美国、加拿大、英国等地的外商、华侨以及商会作为招商顾问或者招商代表。着力引进一批关联度大,带动性强的旗舰型项目,逐步实现“招商引资”向“招商选资”的转变。强化产业、园区、企业专题推介,建立健全考核监督机制,提高项目签约的成功率和外资到账率。

三、建设引资带和产业链,形成集聚效应

(一)建设引资带,形成梯度引资网络

西安市目前有4个部级开发区,1个部级出口加工区和诸多产业园区,旅游度假区等,在此基础上应确立不同层次的引资带和引资区域,形成点、线、面相互交错的引资网络,实行错位竞争和重点支持战略相结合的外资政策。

首先,形成南北两条引资带。南面以高新技术产业开发区为引资亮点,拓展曲江旅游度假区、交大国家大学科技园、韦曲航天科技产业开发区和郭杜教育科技产业开发区的引资能力。形成以高新技术产业开发区为中心,进而带动长安区,形成南面的一条引资带。这里高校众多,应以高科技和人才为比较优势吸引技术含量较高的外商直接投资。北面以西安经济开发区及其内属的部级出口加工区为增长亮点,辐射周边的区县,扩大引资规模和范围,使经济开发区的引资能力得到拓展。向北延伸到未央湖旅游开发区、未央工业园、阎良国家航空技术产业基地和高陵西安泾河工业园。从这五个引资点联结成北面的引资区域,目前西安市从北郊张家堡到南郊韦曲的二号地铁线已全面动工,更有助于加强北面与南面的经济联系,形成南北的一条引资带,与东西面形成产业和资源的优势互补。

其次,从南北引资带分别逐步向东西实行传递机制。西面的工业区仅有户县西安沣京工业园,相对于南、北郊较少,应加快“西咸一体化”战略的实施,打造“大西安”,实现“规划同筹”“交通同网”“信息同享”“市场同体”“产业同步”“科教同兴”“旅游同线”“环境同治”。东面相对比较落后,应该积极发展浐河经济开发区和灞桥科技产业园,加快打造西安浐灞生态区的进程,应以吸引外资和内资相结合的方式解决其融资不足问题。在政策上应该有所倾斜,除了税收优惠政策,还应该创造引资“直通车”的方式,在经营管理机制和审批机制上给予优先,通过财政优惠和其他优惠政策并进的方式吸引外资。在此基础上以引资带为线,以各经济开发区为点,在全市形成一个分层次、梯度推进的引资网络。

(二)建设产业链,形成集聚效应

现有的大部分经济开发区建设没有形成为外商投资配套的产业链,也没有形成产业集群的集聚效应。而现代工业产业链的构成,包括原材料加工、销售、服务等多个环节,一个企业不可能包揽所有项目,必须依靠整个产业集群来共同完成。产业链和集聚效应可以降低信息和原料成本,并且通过增强企业间的优势互补降低了经营成本,它的稳定性和短期内难以复制的特点有效的巩固了东道国的区位优势。当前跨国公司进行投资决策的重要根据之一便是这种由一些相关联的公司、专业化的供应商、服务提供商等相关机构在某一地域或某一产业相互竞争又相互合作所形成的集聚效应。因此,西安市应当充分发挥各个经济开发区的作用,根据各自的特点和发展规划,制定不同的引资战略,优化产业布局,避免重复建设和重复定位,促进开发区产业集群的形成。同时,以各开发区为中心,以其产业集群定位为目标,制定周边区县的产业配套计划,培养为外商直接投资配套的产业链,优化投资环境。

四、鼓励外资并购改造国有企业

西安市应把吸收外商直接投资作为推动国有企业改组改造的重要举措之一。况且国有企业自主创新的能力相对较弱,对于外商直接投资的吸收能力也比较弱,合并和被兼并是提升国有企业技术最有效的方式。西安市在鼓励外资并购改造国有企业的过程中,需要解决一系列的问题:

(一)完善外资并购的法规建设并进行管理

国外对外资并购问题有着一套完备的、能够对跨国并购进行有效规制的法律体系。国外的外资并购法律以反垄断为最高准则,并且大多数国家对外资企业和内资企业实行的是同一法律体系。但是我国长期以来对外资企业和内资企业采用的是不同的政策,因此我国的外资并购法律,也可考虑借鉴如加拿大、澳大利亚等国家的经验,制定单独的法律体系,加强对外资并购国有企业的规制和管理。该法律体系应包括反垄断法、跨国并购审查法、公司法、社会保障法、破产法等。

(二)建立公开的信息平台,使外资并购透明化

外资并购国有企业过程的暗箱操作,是导致国有资产流失的主要原因。现阶段我国在国有企业转让方面还无法做到信息公开和交易透明,这会直接影响到外资并购国有企业的效率。要建立完全公开的信息平台,促使国有产权交易透明化,政府应该建立一个完全公开的网络信息平台,及时全面的披露国有企业产权转让的相关信息,包括国有企业的基本情况(资产负债、经营状况等)和产权交易信息。可以使公众及时地了解到相关国企产权交易的信息。这不仅为外资并购提供了便利,也使并购过程处于公众的监督之下,可以有效避免各种不合法、不规范的交易发生,使国有资产增值保值。

(三)完善和发展中介机构

跨国并购涉及的问题很多而且复杂,包括资产、财务、政策、法律等。在西方发达国家,几乎所有的并购活动都是由中介机构组织参与完成的,而西安市现在缺少高水平的中介机构。因此,应加快培育外资并购的中介机构及高素质的从业人员,提高外资并购的成功率。超级秘书网：

参考文献

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[2]赵晋平。仍将平稳增长2005年-2006年中国利用外资现状及走势[J]国际贸易,2005,12:27～31

外商直接投资论文篇3

因此，我们认为，有必要从外商直接投资与我国外贸发展的角度对此问题做进一步考察。 自1992年以来，无论国际经济环境如何变化，全球FDI总流量发生怎样的波动，我国吸收的外商直接投资(以下缩写为FDI)一直位居发展中国家首位和世界第2位(仅次于美国)。从1983年的9.2亿美元，迅速增长到1992年的110.1亿美元。2002年，实际利用的FDI达到527.43亿美元，首次跃居全球第一位。同年，中国的进出口总额突破6 000亿美元，中国作为贸易大国的地位已经确立。

2011年，我国实际利用的FDI达到606.3亿美元，进出口总额首次突破10 000亿美元，而2005年进出口总额则达到14 221.2亿美元。这些数据表明，从20世纪90年代以来，我国吸收的FDI及对外贸易额增长迅速，对外经济交流和合作进一步深化。同时，外商投资和对外贸易都对中国经济的高速增长发挥了重要作用，因此，研究外资额和外贸额这两个经济变量之间的关系显得很有必要。 二、我国利用外资的总体趋势 10多年来，我国所吸引的FDI一直保持了增长的态势。在全球外商直接投资额大幅度下降的2001、2002年，中国的FDI流入分别比上年增长了11.5%和12.6%。

2003年，在全球FDI总流量与上年基本持平的情况下，中国利用外资的水平达到了新高，为535.05亿美元，超过了美国的400亿美元，继2002年后再次位居全球第一。2011年我国利用外资保持了持续增长的趋势，2005年批准外商投资企业44 001家，同比增长0.77%，实际使用外商直接投资略有下降，为603.25亿美元，同比下降0.5%。而2006年1—3月份，全国新批设立外商投资企业8 909家，同比下降4.26%;实际使用外资金额142.46亿美元，同比增长6.40%。而2000年的第一季度，我国实际使用的FDI只有71.4亿美元，截止到2003年该数据已经上升到130.86亿美元。

三、我国利用FDI的主要特征

(一)来源比较集中

自我国开始吸收 外资以来，100多个国家在中国投资，但FDI在世界各国或地区的分布相对比较集中。2003年、2011年度位居对华投资前五位的国家或地区分别为中国香港、维尔京群岛、日本、韩国、美国，中国香港、维尔京群岛、韩国、日本、美国。 2005年，我国主要贸易伙伴的排序发生了变化，出现了6个超千亿美元的贸易伙伴。欧盟连续两年成为我国最大的贸易伙伴，双边贸易额2 173亿美元，增长22.6%。美国上升为第二位，双边贸易达2 116亿美元，增长24.8%。日本长期以来是我国最大的贸易伙伴，而2011年降为第二位，2005年降为第三位，当年双边贸易额1 844.5亿美元，增长9.9%。其余依次是香港特区，韩国和东盟。特别是我国与韩国的贸易首次超千亿美元，其中，进口增长23.4%，我国对韩贸易逆差超过300亿美元。在与东盟贸易中，进口增长很快，其已成为我国第三大进口来源地。这和我国引进的FDI的国家或地区分布是相一致的。

(二)主要集中在制造业

FDI主要集中在制造业，这是因为制造业FDI的流入和东道国对外贸易之间存在着相互促进、相辅相成的互动关系(张红霞等，2005)。但由表3可知，2005年制造业FDI的流入虽然仍占有绝对优势，但比2011年已经有所减少。而租赁和商务服务业，交通运输业、仓储和邮政业及电力、燃气及水的生产和供应业的FDI流入却有了不同程度的增长。说明FDI流入的产品结构也在发生着变化。 同时，通过比较外资企业与国内企业进出口的产品构成发现，外资企业资本品的进口平均高于国内的10%~15%。也就是说，外资企业的进口主要是资本品，而不是以原材料为主的中间品，能够形成未来的生产能力。

(三)FDI的地区分布

2003年以前绝大部分的FDI主要集中在东部沿海地区，如表2所示： 2002年中国的东、中、西部地区累计实际使用外资金额占全国累计实际吸收外资总量的比重分别为86.6%、9.5%、3.8%。这种分布于2003年有所改变，中部和西部所占比重比2002年有了大幅度的提高，特别是中部为61.4%，而东部则下降为30.5%。由于西部大开发的推动，FDI从东部地区转移到中西部，这在一定程度上影响了我国进出口贸易的地区分布。中西部地区许多省区如河南、甘肃、青海、宁夏的进出口总额在较低的基数上实现了较快增长，尤其是进口增长比较明显。而外贸大省如广东、上海、北京等地的出口却大幅下降。

四、外商直接投资与我国对外贸易相关性的实证研究

自20世纪80年代以来，我国产品的出口规模不断增长，年均增幅15.4%。突出表现在一是外商投资企业的出口总额及其占全国出口总额的比重都在不断增长。二是初级产品出口减少，工业制成品出口增加。三是FDI企业对外贸易依存度的增加。很明显外国直接投资有利于我国国际贸易的发展。衡量外资对我国贸易增长作用最直接的方法即检验外资企业的贸易表现。

(一)外商直接投资与我国的进出口增长 外资企业1993年出口金额为917.4亿美元，2011年为3 386.1亿美元，随之，外资企业出口占中国总出口的比例也从1993年的27.5%增加到2011年的57.1%。2005年全国出口总额达到7 620亿美元，其中外企出口额为4 442亿美元，占总出口额的58.3%。数据显示，外商投资企业的进出口额在我国总的进出口额中的比重越来越大，对我国进出口额的贡献已超过了50%。表3显示了1985—2005年外资企业在我国的贸易业绩。如表3所示，按贸易总额计算，外商投资企业贸易总额从1985年的23.6亿美元迅速增长到2005年的8 317亿美元。

其余数据来源于2005年 中国统计年鉴，并经计算整体所得。 表3中数据表明，外商投资企业的进出口额对全国企业进出口额的贡献率在不断上升。实证分析证明了FDI在我国商品对外贸易中起着举足轻重的作用。

(二)外商直接投资与我国进出口产品的结构 1.FDI与初级产品进出口占全国进出口比的相关性 1980年，初级产品进出口额160.73亿美元，占进出口总额的比重为42.15%。其中，初级产品出口91.14亿美元，占出口总额的比重为50%;1980年初级产品进口69.59亿美元，占进口总额的比重为35%。1989年之后，初级产品的进出口结构发生了很大的变化。初级产品的出口额占当年出口总额的比重下降至29%，同时进口的初级产品占进口总额的比例也有所降低，为20%。截止到2011年，我国初级产品进出口总额达到1 578.16亿美元，比上年增加了502.41亿美元，占进出口总额的比例为13.67%，比2003年增加了1个百分点。其中，初级产品出口405.49亿美元，占出口总额的比重为7%，和1980年相比出口的初级产品有了大幅度的减少。同年进口的初级产品为1 172.67亿美元，比2003年增加了445.04亿美元，占进口总额的比重也从2003年的18%上升至21%。 选取1989—2011年的数据，通过SPSS软件的相关性分析，得到如下结果：FDI与TPCR(即初级产品进出口额占进出口总额的比重)高度负相关，相关系数为-0.904(见表3)。表明我国吸收的FDI在一定程度上制约了我国初级产品的对外贸易。这也说明外商投资企业对初级产品的进出口需求下降，特别是初级产品的出口处于迅速减少的趋势。

2.FDI对工业制成品的净出口贡献率 1980年工业制成品进出口额220.63亿美元，占进出口总额的比重为57.85%。其中，出口90.05亿美元，占出口总额的比重为50%，进口130.58亿美元，占进口总额的比重为65%。2011年工业制成品进出口额已经增加到9 967.39亿美元，占进出口总额的比重为86.33%，较2003年下降1个百分点。其中，出口5 527.77亿美元，同比增长27.02%，占出口总额的比重为93%，较上年增长1个百分点，进口4 439.62亿美元，同比23.42%，占进口总额的比重为79%，较上年下降3个百分点。2005年，我国进口初级产品1 477亿美元，增长26%，占进口总值的19.4%，增势回落了1.5个百分点。其中，铁矿砂进口2.8亿吨，增长32.9%;原油进口1.3亿吨，增长3.3%;原木和锯材进口增长9.3%;大豆进口2 659万吨，增长31.4%。

1990年以来，我国的贸易结构发生了很大的变化。初级产品进出口额占进出口总额的比重一直处于下降的趋势，与其相反，工业制成品的进出口额占进出口总额的比重处于不断上升的趋势。其中不论是初级产品还是工业制成品，其出口占出口总额的比重与其进出口占进出口总额的比重同方向变动，而进口的情况却与此相反。初级产品进口占进口总额的比重缓慢上升，工业制成品进口占进口总额的比重缓慢下降。 用SPSS软件包对1989年以来FDI与TIFPR(即工业制成品进出口占进出口总额的比重)的相关性进行分析，得到如表4所示的结果。可见，FDI和TIFPR高度正相关，相关系数为0.905。得出结论：FDI对我国工业制成品的进出口做出了很大的贡献。 (三)我国利用外商直接投资的合理规模 我国利用外资的主要形式是直接投资，而证券投资在全球资本跨境流动中占有较大的比重，发达国家主要以证券投资为利用外资的形式。确切地说，我国是吸引外国直接投资最多的国家之一，但不是利用外资最多的国家。

衡量一个国家利用FDI的多少以及合理规模，不仅要看绝对数量，还要看相对规模。因为，仅仅从绝对规模评价，规模偏小的国家永远无法与大国相提并论。虽然我国吸引FDI从绝对金额来说非常可观，但如果用GDP矫正后，我国吸引的FDI相对于其经济规模而言，并非特别突出。外国直接投资占GDP的比例比较 客观反映了一个国家的对外依存度和开放度。1985年FDI占我国GDP的比重仅为0.64%，1991达到1.08%，之后一直处于增长的趋势，到1994年达到最高为6.22%，1995年以来，该比值不断缩减，到2011年为3.67%，可见我国对外依存度不断增长的结论并不是我国对外贸易的真实反映。图1反映了1985年以来，用FDI占国内生产总值的比重表示的我国对外依存度的趋势。 图1 历年FDI对我国GDP的贡献 五、结论 通过外商直接投资与我国的对外进出口增长以及进出口产品结构等的实证分析，可得出以下结论：一是FDI对我国进出口贸易有着巨大的推动作用，外商投资企业的进出口占全国的比重不断增大。

二是FDI增强了我国产品出口竞争能力，改善了我国出口产品的结构。 出口贸易结构由初级产品升级为工业制成品，产业结构有所升级，从而提升了我国的贸易结构，而贸易结构的变化又会对我国产业结构调整产生重要的作用，促进国内产业结构、产品结构跟随国际市场的变化而变化。当出口贸易结构又以初级产品为主升级为以工业制成品为主时，必将极大地鼓励工业制成品部门的生产，促进其参与国际竞争，加快对传统劳动密集型产业的技术改造。中西部地区可以利用FDI开展以加工贸易方式的劳动密集型产品制造业为主、而东部地区则要以利用FDI开展一般贸易方式的高新技术产品制造业和服务业为主的生产及贸易活动，这样不仅有利于不同地区发挥自身比较优势，实现区域经济协调发展，而且也避免了地区间在利用外商直接投资上的恶性竞争。

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朱玉杰，于懂.外商直接投资对中国对外贸易影响的实证分析[J].财经问题研究，2004(10). [14]

外商直接投资论文篇4

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。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.

外商直接投资论文篇5

关键词：浙江省;外商直接投资;经济增长

改革开放以来，在外商直接投资的利用方面，浙江省已经取得了较为显著的成绩。外商直接投资在浙江省的利用情况呈现出：从1985年的1634万美元，发展至1993年的10.3亿美元，再跳跃到2006年的88.9亿美元，在2012年浙江省利用外商投资的情况突破至一个新的高度，高达130.7亿美元。于前述背景之下，人们的关注点开始聚焦于外商直接投资与浙江省经济发展之间的关系。普遍存在这种观点，即浙江省的经济快速发展，外商直接投资在当中发挥了较大的促进作用。本文利用ADF检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等方法，对浙江省外商直接投资与经济增长的关系进行实证分析。

一、浙江省引进外商直接投资的概况

来自全球的多个国家和地区也陆续在浙江省进行了投资。2004-2012年，香港在浙江省累计外商投资达456.1亿美元，占总量的一半以上;英属维尔京群岛累计投资126.9亿美元，构成了浙江省的外商直接投资的主要部分。

在浙江省利用外商直接投资的情况中，第二产业一直处于较高的利用水平。2012年，在浙江省第一、第二、第三产业里，实际利用外商直接投资的占比分别为：0.64%、49.90%、49.46%。究其原因，由于投放到第一产业的农业基础设施的外商直接投资偏少，主要集中于第二产业，特别在制造业方面。第三产业中，则偏向于房地产业，占40.62%。根据统计资料归纳整理得出：从各产业外商直接投资的实际利用数据来看，相对于2011年，2012年的第三产业增长速度较快，增长率为19.72%;第二产业的增长速度较为缓慢，仅为7.16%;而对于第一产业来说，外商直接投资的实际利用不容乐观，呈现出急速下降的态势。

二、浙江省外商直接投资与经济增长关系的实证分析

（一）变量与数据。本文研究所涉及的变量为浙江省地区生产总值（GDP）和外商直接投资（FDI），主要利用这两个变量来进行实证分析。根据统计资料对本文研究所涉及变量的记载情况，选取1984―2012年的样本区间。为了减少数据的波动性和异方差，分别取浙江省地区生产总值（GDP）和浙江省外商直接投资（FDI）的自然对数，得到两变量的自然对数序列，分别表示为L（GDP）和L（FDI）。本文所涉及的原始数据均来自各年的《中国统计年鉴》和《浙江省统计年鉴》。

（二）模型的检验。（1）平稳性检验。在实际的研究所涉及的宏观经济变量中，大部分的时间序列数据都是非平稳的，然而对于此类不平稳的变量，如果直接运用传统的方法来处理数据，就比较容易出现伪回归现象，因此，首要任务就是要先检验变量的序列平稳性，分别取两个变量的对数，这样能使其数据间距变小。现有的方法中，检验时间序列平稳性的检验方法有很多种，在本文中，主要利用ADF检验法对所涉及的时间序列进行平稳性检验，整理由计量经济软件Eviews7.2运行得出的结果，检验结果见表1。

表1 各变量平稳性检验结果

（2）浙江省外商直接投资与经济增长的协整检验。为说明浙江省GDP和FDI是否存在长期稳定关系，以及是否存在共同增长趋势，应对其进行协整检验。首先，利用最小二乘法（OLS）进行L（GDP）关于L（FDI）的回归估计，得出如下结果：L（GDP）= 0.491758L（FDI）+6.377680;接着，对上式进行协整检验，检验残差序列ei 的平稳性，如果残差序列ei平稳，则两变量是协整的，反之同理。用Eiews7.2进行ADF检验，得出残差序列的ADF值为-5.255722，在1%的置信区间内，其绝对值大于临界值表中的绝对值3.699871，得到了残差序列ei平稳的结论，故通过了协整性检验。

（3）浙江省外商直接投资与经济增长的格兰杰因果检验。

由以上分析结果可以得出，浙江省L（GDP）和L（FDI）两变量之间存在着长期稳定的关系，但就两个变量之间因果关系的存在与否，并没有给出相应的结论，因此，本文有必要继续对浙江省外商直接投资与经济增长进行格兰杰因果关系检验。

由表2可以得出两个变量的因果关系检验结果，滞后系数为2。由格兰杰因果关系检验结果不难看出，拒绝原假设“L

（FDI）不是L（GDP）的原因”犯第一类错的错误的概率很小，F统计值是2.72，概率为0.0113。而拒绝原假设“L（GDP）不是L（FDI）的原因”概率很大，概率高达0.918，F统计值为0.01071。可以得出结论，L（FDI）是L（GDP）的原因，而L（GDP）不是L（FDI）的原因，即外商直接投资是促进浙江省经济增长的原因，而浙江省经济增长并不是外商直接投资的原因。

表2 格兰杰因果关系检验结果

三、研究结论与建议

（一）研究结论。本文选取浙江省1984―2012年间，外商直接投资（FDI）和经济增长（GDP）的时间序列数据进行协整检验，并以此为基础来进行格兰杰因果关系检验，研究结论如下：

通过协整关系检验，可以得出：外商直接投资与浙江省的经济增长之间存在长期稳定的均衡关系;从协整回归方程可以得到：当外商直接投资每变动一个百分点，将会带来浙江省

GDP0.49个百分点的增长;通过格兰杰因果关系检验的结果可以得出：外商直接投资与浙江省经济增长之间存在着单向促进的关系，即外商直接投资是浙江省经济增长的原因，而经济增长不是外商直接投资增长的原因。本文的结论与预期的结论基本上一致，即外商直接投资对浙江省经济增长产生了较大的促进作用。

（二）研究建议。（1）扩大外商直接投资规模，带动经济发展。浙江省应有针对性地改进招商方式，扩大外资来源渠道，从而达到利用外商直接投资规模化的效应，进而更好的存进区域经济的发展。（2）引导外商直接投资投向，促进产业升级。完善外商直接投资投放结构，继续支持第二产业的发展，引导外商直接投资向技术密集型产业，加大第一产业、第三产业对外商直接投资的引进力度，特别是第三产业。（3）完善投资环境，加强政府监督。以制度建设作为切入点，注重软硬环境的改善，对国内外企业采取一视同仁的态度，严格按照相关法律制度要求进行管理;政府应注重基础设施的建设，促进相关配套产业的发展。同时，应该遵循自然规律，在发展经济的同时，注重生态可持续发展，完善破换环境惩罚机制，为吸引外商投资创造一个有序、法制、良好的投资环境。

参考文献：

外商直接投资论文篇6

关键词 河南省；环境规制；外商直接投资；协整关系检验

中图分类号 F061.5

文献标识码 A

文章编号 （2014）13-0107-01

一、国内外相关研究

目前，环境问题引起了全球广泛关注，环境规制对外商直接投资的影响也成为了研究的热点问题。国外Jeppesen （2002） 和List and Co（2000） 研究表明外商直接投资对“污染天堂”有强烈偏好。 List（2003） 在对纽约州投资的资本进行研究证明，环境规制对其作用巨大，正是这些投资造就了纽约州不同地区的产业构成。国内杨涛（2003）研究表明环境规制对外商直接投资流入量的影响是负面的。吴献金 、 孙林霞 （ 2006 ） 关于1988年―2004年湖南省环境规制与外商直接投资的协整分析中认为湖南省外商直接投资对环境规制变化的敏感性不强 ， 在制定相关的环境规制措施时可以采取环境优先的策略。

二、变量的选取

通过对国内外研究的学习，现考虑影响外商直接投资的因素：经济发展水平、地理区位、文化差异、市场化程度等，但基于研究目的的考虑，本文选取外商直接投资FDI（万美元） 为被解释变量，代表环境规制程度的工业污染治理投资完成额SFZC （万元） 和代表经济发展水平的GDP（亿元）为解释变量。时间跨度选择2004―2012年。

三、模型的建立

六、结论分析及政策建议

本文通过对河南省2004―2012年外商直接投资FDI、工业污染治理投资完成额SFZC、全省生产总值GDP的时间序列数据进行实证分析，得出结论河南省的环境规制与外商直接投资FDI之间存在长期稳定的均衡关系。

基于以上分析，笔者提出以下建议：（1）河南在加快吸引外商投资的同时要加大环境的保护力度，增加环境保护的投资，实现生态环境的可持续发展。（2）河南地处中部，地理位置优势相对于东部地区较弱，不过河南可以充分发挥自身优势，加大宣传力度，增加对外资的利用。但在利用外资时要把环境保护考虑在内，选择对环境污染程度较低的行业，不可牺牲环境利益换取经济的发展。

参考文献：

[1] 吴献金，孙林霞.湖南省环境规划与外商直接投资的协整分析[J].郑州航空工业管理学院学报，2006 （6）

[2] 杨涛.环境规制对中国FDI影响的实证分析[J].世界经济研究，2003（5）

[3] 吴玉鸣.外商直接投资对环境规制的影响[J].国际贸易问题，2006（4）

外商直接投资论文篇7

李练军(1974-)，江西高安人，江西农业大学经贸学院副教授、硕士研究生导师、管理学博士，研究方向为国际贸易理论与政策。

摘要：近20多年来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。文章利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法对中部地区对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行了全面的实证分析认为，中部地区对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间基本上并不存在因果关系。最后提出了中部地区贸易投资一体化的对策建议。

关键词：中部地区；贸易投资一体化；实证；对策

中图分类号：F727

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2009)03-0051-05　收稿日期：2008-10-29

一、问题的提出

自改革开放以来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。从1986-2006年，中部地区的对外贸易总额由32亿美元增加到564亿美元，共增加了17倍；而在这20多年中，中部地区的外商直接投资总额由0.5亿美元增加到97.3亿美元，净增96.8亿美元。仅仅从表面上看，中部地区对外贸易和外商直接投资呈现同步增长趋势，存在着较强的相关关系。

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 andStevens，1974；Gopinath etal，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。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正相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用(江小涓，2002；陈继勇、秦臻，2006)。

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，虽然有部分学者对中部地区开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对中部地区的贸易投资一体化的深入研究。因此，本文将利用过去20多年的时间序列数据，对中部地区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。

二、中部地区贸易投资一体化的实证分析

(一)中部地区外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1　中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管中部地区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中部地区的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)中部地区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，将直接带动中部地区对外贸易的发展。从图1可以看出：第一，近些年来，中部地区外商投资企业进出口规模不断扩大。从1994～2006年，中部地区外商投资企业进出口总额从21.4亿美元增加到160.5亿美元，增加了近6.5倍，年均增长率为18％；尤其是近几年发展较快，从2002年到2006年s年时间增加了114.8亿美元，年均增长率为32％。第二，中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1994年的18.0％增加到2006年的28.5％，13年增加了10.5个百分点。从1999年开始，这一比重一直都维持在1／4左右，1999-2006年年均比重为26.2％。因此，中部地区的不断增长的外资企业对外贸易总额及其所占比重在一定程度上直接推动了中部地区对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，中部地区外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察中部地区外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用中部地区1986-2006年的时间序列数据，分别以进出口总额(TR)、出口额(Ex)、进口额(M)及其对数为被解释变量，分别以外商直接投资(FDI)及其对数为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。

从回归分析结果表1可以看出：

第一，中部地区外商直接投资对进出口有较大的促进作用，且对出口的作用大于对进口的作用。中部地区的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为3.93，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致对外贸易增加3.93亿美元，外商直接投资的边际出口倾向为2.18，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致出口增加2.18亿美元；外商直接投资的边际进口倾向为1.75，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致进口增加1.75亿美元。可见，外商直接投资对出口的作用大于对进口的作用。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，其回归结论也是一致的。

第二，中部地区外商直接投资促进对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1986~2006年和1986-1999年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，1986-2006年的边际倾向都要大于1986～1999年的边际倾向。1986-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向、进口倾向分别为3.04、2.05、1.00，都明显小于1986-2006年的边际倾向，说明近几年(2000-2006年)中部地区外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2　中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察中部地区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，本文依据中部地区1986-2006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)及其对数为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)及其对数为解释变量进行回归分析。

从回归分析结果表2可以看出：

第一，中部地区外商直接投资对制成品的作用大于对初级品的作用，有利于优化进出口商品结构。外商直接投资的边际初级产品出口倾向和工业品出口倾向分别为0.24和1.95，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.24亿美元和1.95亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品出口的作用比初级产品出口的作用要强，这有利于中部地区出口商品结构的优化。外商直接投资的边际初级产品进口倾向和工业品进口倾向分别为0.70和1.05，即外商直接投资每增加l亿美元平均导致初级品进口和工业品进口分别增加0.70亿美元和1.05亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品进口的作用比初级产品进口的作用要强，这有利于中部地区进口商品结构的优化。

第二，由于五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，其回归结论也是一致的。中部地区初级产品出口和工业品出口对外商直接投资的平均弹性分别为0.12和0.37，说明外商直接投资每增加1％，平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.12％和0.37％，有利于优化出口商品结构；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0.56和0.57，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0.56％和0.57％，有利于进口商品结构的优化。

(二)中部地区对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察中部地区对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据中部地区1986-2006年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)及其对数为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)及其对数为解释变量进行回归分析。

从回归分析结果表3可以看出：

1　中部地区出口贸易对外商直接投资有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程I和Ⅳ都较为理想。回归方程I表明：出口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.43亿美元；回归方程Ⅳ表明：出口每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.9％。因此，中部地区出口贸易对外商直接投资具有一定的推动作用。

2　中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程Ⅱ和V都较为理想。回归方程Ⅱ表明：进口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.53亿美元；回归方程V表明：进口每增加1％，平均导致外商直接投资增加1.67％。因此，中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。

3　中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程Ⅲ和Ⅵ都较为理想。回归方程Ⅲ表明：当进出口共同对FDI起作用时，外贸每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.24亿美元；回归方程Ⅵ表明：当进出口贸易共同对外商直接投资起作用时，对外贸易总额每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.46％。因此，中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的推动作用。

(三)中部地区对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

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1986-2006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》(1987-2007年)。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。为了判断4个序列的平稳性，采取最常用的单位根检验方法――扩充迪基一富勒检验即ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验来进行平稳性检验。

表4的检验结果表明，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l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。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。

从检验结果表5可以看出，它们之间基本上不存在Granger因果关系。只有d LnFDI与dLnlM之间存在单向的格兰杰因果关系，d LnFDI是d LnIM的格兰杰原因，但反之并不成立；而d LnFDI与d LnTR、d LnEX之间没有任何的因果关系。这说明在中部地区尽管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，但是由于中部地区的对外贸易与外商直接投资的总量毕竟相对还较小，因此除了外商直接投资带来了较大的进口成为中部地区进口的主要原因外，并不能在其它方面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：

第一，中部地区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，中部地区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，中部地区外商直接投资对制成品进出口贸易的作用大于初级品进出口贸易的作用，具有促进对外贸易商品结构优化的间接作用。另一方面，中部地区无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有一定的促进作用。

第二，尽管中部地区对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间基本上不存在因果关系。只有外商直接投资与进口贸易存在单向的因果关系，外商直接投资是进口贸易的格兰杰原因，但进口贸易不是外商直接投资的格兰杰原因；而出口贸易、进出口贸易总额与外商直接投资之间没有任何因果关系。这说明：一方面，中部地区外商直接投资的进出口额占中部地区的进出口额的比例也较小，而且外溢效应也没有充分的显现出来。因此，外商直接投资也就不能构成中部地区出口贸易和进出口贸易的原因，只是在其不大的进口总额中占有较重要的地位，构成其Granger原因。另一方面，外商直接投资进入考虑更多的是中部地区的软硬环境、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，对外贸易也不是中部地区外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

根据以上分析可以看出，中部地区贸易投资一体化近些年来有一定的发展，但还处在初级阶段。中部地区贸易投资一体化的发展应该包含两层涵义：一是贸易与投资的一体化；二是中部地区的一体化。因此，应该从以下两个方面来推动中部地区贸易投资一体化：

第一，协调外贸与外资政策，促进中部地区外贸外资共同发展。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，中部地区在制定经贸政策时，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。

外商直接投资论文篇8

摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。 投资，贸易-[飞诺网FENO.CN] 论文关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型  改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。 一、文献回顾 迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell，1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。 从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析， 指出它们之间表现为替代性还是互补性， 依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的， 那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的， 那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析，而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析，最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。 > 上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。 二、实证分析 （一）数据选取 由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为， FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题，同理，浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快，其影响不容忽视，于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。 （二）时间序列的平稳性检验 在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。 综上所述，序列lnEX、lnIM、 lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。 （三）协整检验 近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆，2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型： lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1） lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t  综合考察这些变量之间的协整关系，并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。 对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。 回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论： 浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。 由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。 由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长，说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化，需要进口的原料更多地来自本土，从国外的进口减少了。（四）误差修正模型 误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。 由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下： lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1 t :(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397) (-3.837613)（3） lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1 t ： (1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4） 在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与 出口贸易之间短期比较稳定。 在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。 三、结论与建议 通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论： （1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内，对外直接投资在浙江省已经逐渐转型，从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的，无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。 从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GD P与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成，1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易威胁论（张如庆，2005），从而进一步促进对外贸易的发展。 纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比，比重还很小，2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2011年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的， 也是可行的。 从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著，证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成，1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华，2004)。由于其规模太小，对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。 本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。 从浙江省当前贸易战略出发， 政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易 互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠，从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施，而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策，使浙江省企业步入国际化发展阶段，逐步建立自己的跨国公司，提升产业结构。 对企业界而言，加入WT0 后，国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈，如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场，那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识，积极“走出去”，进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

外商直接投资论文篇9

关键词：技术创新；外商直接投资

中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）08-0-01

一、引言

我国的外商投资开始于70年代末期，在整个80年代，外商直接投资数额较少，90年代初期FDI数额急剧增长。近年来，随着众多大跨国公司前来投资，外商直接投资为中国带来了大量资金，同时也加强了技术进步和产业升级。

对于外商投资对技术创新的影响，现有文献的观点主要分为两类：主流观点认为外商直接投资对技术创新有正影响；也有一小部分学者认为外商直接投资对技术创新有负影响。20世纪80年代中期由P. Romer &R. Lucas等人为代表提出的新增长理论明确指出了FDI技术进步效应在加速先进技术，人力资本和知识在世界范围内传递的积极作用。实证研究中，Caves（1974）最早实证研究了FDI对东道国内资企业发展的影响。Grossman and Helpman[1992]年的论文中提出随着经济发展，一国的科技进步将不得不更多地依靠自身的技术创新，而过度依赖外商直接投资一定会受到外国在政治层面和军事层面的挟制。

本文在已有研究文献的基础上，综合考虑外商直接投资对技术创新的正影响和负影响，提出外商直接投资对技术创新存在U型的影响关系。

二、U型理论分析

（一）FDI基数较小时对技术创新的抑制作用

近年来，各国都致力于技术创新的发展，发展中国家与发达国家技术创新发展速度有较大的差距。发展中国家以制造业为主，大量发达国家向发展中国家进行低级产业转移。外商直接投资在发展中国家逐步增加，但由于发展中国家自身技术落后，技术创新仍处于初始阶段，远落后与发达国家平均水平。此时，发达国家在对发展中国家进行产业转移的同时，也将部分落后技术与设备，转移至发展中国家。对于发展中国家来说，拥有国外落后技术与设备，已经大幅度提高了本国的生产力，在很大程度上改善了劳动者的工作环境。因此，发展中国家往往会安于现状，完全接纳吸收发达国家淘汰的技术和设备，减少科研投入经费投入，在很大程度上抑制了发展中国家的技术创新水平。近年来，发展中国家拥有较大的外商直接投资市场，但很大一部分本国自身技术创新并没有显著提高，这很大程度上是因为直接引进外国技术导致的。而相对与发达国家，本身具有长期外商直接投资历史积累，本国大部分资本用于科研投入，反而相对于发展中国家，科研技术处于领先水平。

（二）FDI基数较大时对技术创新的促进作用

尽管外商直接投资的加强会阻碍自主创新，但随着初始FDI力度的提升，FDI抑制技术创新的“专属效应”存在边际递增性。随着FDI的增加，国外技术和设备的不断引进，国内产业对这些技术和设备的依赖达到饱和程度，在依赖国外技术和设备的同时，没有自己的创新优势，此时，内部市场竞争逐渐增加，减少了企业所获得的利润。企业面对日益增大的竞争压力和不断减少的利润，被迫寻找新的途径来谋求发展。此时，企业不得不将更多的资本投入技术创新，希望通过技术创新，提高生产效率，从而提高企业的核心竞争力，获得更多利润。同时技术创新促进企业自身的技术出口，拓宽了企业获得额外利润的途径，推动企业的发展。

（三）对U型假说的实证检验

本文在王华[2011]的实证检验模型基础上，加入FDI二次项以检验U型假说，检验方程如下：

研究所有数据均来源于世界银行数据库。数据采取了1996年到2008年全球共42个国家的宏观数据。外商直接投资（FDI）采用各国FDI净流入量占GDP的比重来反映；研发投入（RD）用国家研发经费投入占GDP比重衡量；科研人员投入（RE）由每万人中研发人员来反映；进口（IM）采用信息与通信技术产品进口占总进口价值的比重来反映；市场规模（MS）则用最终产品消费占GDP比重来反映；基础设施状况（INF）采用每百人中网络使用人数来反映；金融支持力度（FIN）则采用各国年均累计金融贷款占GDP的比重来反映。一个国家创新程度（IC）的宏观变量我们选择了每百万人口的专利申请数。

对上面的方程进行时间序列的固定效应回归，从结果来看，FDI一次项系数为负，二次项系数为正，且都在百分之五程度上显著。同时，540个样本数据关于U型曲线的中轴对称分布。这无疑为FDI对科技创新影响的U型假说提供了经验证据。

（四）结论

从本文的研究结论来看，有必要加大外商直接投资力度来提高一国的技术创新水平，同时提升外商直接投资的初始值在很大程度上也有助于一国技术创新。当然，这里需要说明的是，各国传统技术产业或部门正面临激烈的规模竞争，产品利润微薄，劳动密集型产业的附加值被日趋压缩。长期来看，只有依赖技术创新、实现产业升级才能帮助发展中国家摆脱低增长率陷阱。而随着各国技术进步模式的转变，相应的外商直接投资也将提高。因此，不断完善与技术相关的制度安排仍是保持各国经济持续发展的重要保障。

在将来数据可获取的情况下，本研究至少可以在以下两方面进行扩展与完善： 首先是对未来FDI是否具有门槛效应的探究，并对其门槛效应进行稳健性检验；其次，企业作为技术创新的主体，如何从微观层面刻画企业面临的外商直接投资时的研发决定，是有待理论和实证深入考察的问题。

参考文献：

外商直接投资论文篇10

关键词：人民币汇率；升值；FDI

一、引言

随着2005年7月盯住“一揽子”货币的有管理的浮动汇率制度在我国的实施，人民币从此告别了固定汇率的时代，正式进入“小幅快跑”的升值周期。2007年11月以来，升值速度更是明显加快，屡破关口，累计升幅已超过16%。在全新的汇率制度下，人民币升值的趋势将伴随更大的波动，研究汇率升值对我国经济可能产生的影响和后果变得富有现实意义。

人民币汇率与FDI作为重要的宏观变量，在我国面临越来越突出的内外不平衡压力的背景下引起国内外广泛讨论和关注。一方面，在人民币外部和内部升值压力的推动下，人民币升值趋势及预期将在较长时期内存在；另一方面，长期以来FDI的“双刃剑”的特性已得到普遍的共识，既推动我国的经济增长，又存在诸多负面效应。因此如何立足新形势调整利用外资政策成为国内争论的焦点。

FDI不能像金融衍生产品一样通过跨期套期保值，并且包含着较大的沉没成本，因此宏观经济变量（如优惠政策、要素成本、现实和潜在的宏观经济条件、汇率水平等）成为跨国企业对外投资的重要决策变量。在诸多因素中，汇率水平及其波动是影响FDI 流入的重要宏观经济因素，它通过多种途径影响着FDI流动规模及方向。人民币升值是否会导致FDI趋势的逆转是本文探讨的核心问题。

二、理论分析

国内外对于汇率波动对FDI影响的理论主要可以分为以下三类：

（一）本币升值将抑制FDI流入

此类观点的主要代表是“相对成本效应”理论（Cushman，1988）和“相对财富效应”理论（Froot and Stein，1991），他们认为一国货币贬值会促进FDI的流入，而升值则对FDI会产生抑制作用。

1、相对成本效应理论。“相对生产成本效应”强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响，认为当其他因素相同时，一国货币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低意味着相同数量的外资可以雇用更多的劳动力，提高包括FDI在内的资本收益率，从而促进FDI流入。同理，当一国货币升值时，以本国货币表示的出口对象国的，当因汇率升值导致的本国生产成本与在出口对象国本地的生产成本的差额大于在出口对象国直接投资的成本时，就可能发生对外直接投资，即本国对外国进行投资，其他国家对本国的FDI就减少。

2、相对财富效应理论。Froot和Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”，并以此解释了20世纪80年代日本跨国公司因日元汇率大幅升值而大幅收购美国企业资产的现象。该理论认为东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，从而更有利于他们并购东道国国内企业或者在东道国建厂。

（二）本币升值将拉动FDI增长

认为货币贬值将会抑制FDI流入额研究者以Campa（1993）为代表，他认为可以通过跨国公司的海外投资决策预测其未来收益的期望值，一国货币越是坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越多的FDI流入，而货币贬值使投资者丧失信心，将会阻碍FDI的流入，同时使本国货币流向货币坚挺的国家。

（三）汇率变动将使FDI在不同部门及地区进行重新分配

1、部门效应理论。在简单的两部门经济体中（贸易品和非贸易品部门），一国币值变化对该国不同部门吸引FDI的能力产生不同影响。当一国货币贬值导致对贸易品需求上升时，外国直接投资可能更多地投入贸易品部门，从而减少非贸易品部门的生产。不仅如此，由于本币贬值导致贸易品需求上升，进而导致生产要素需求增加，从而提高了非贸易品生产要素成本，降低了非贸易品利润，故本币贬值还从供给方面对非贸易品部门产生紧缩效应，引起FDI流入出现行业偏向的可能。GoldbergL.S.（1993）认为，汇率调整具有资源重新配置效应。而资源的重新配置依赖于重新分配成本的多少和汇率变化的信号，这既包括国内资源的重新配置，也包括国外投资在不同行业间的配置。因此，从这个层面上看，一国货币币值变化将导致FDI在不同部门之间资源配置的转移，从而具有行业偏向特征。汇率变化除了通过需求和供给层面对FDI的部门流向产生影响之外，还可能通过预期收益和生产成本直接对部门利润产生影响。从理论上看，币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释。但一个简单的结论是由于企业逐利性，行业利润高将导致更多的资本流入。因此，在其他条件不变时，一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润并导致FDI流入该行业。

2、区位效应理论。Aizenman（1992）认为汇率水平通过影响企业竞争力及国外直接投资在不同经济体之间的转移，即汇率水平对FDI产生区位效应。Goldberg（1993）认为汇率的区位效应依赖于初始投资成本（进入壁垒）、退出的非转换成本、企业风险类型及生产者的风险厌恶程度。同时，区位效应不能简单地理解为FDI在不同国家分布的调整，同时也包含不同投资国对汇率水平的不同反应。因此，汇率水平变化不仅对FDI全球区位分布产生影响，而且由于不同区位来源的FDI投资动机及风险类型存在差异，汇率变化对不同区位来源的投资者产生不同程度的冲击。所以，当东道国货币币值发生变化时，对不同区位来源的FDI投资行为产生不同程度的影响，而不同区位来源的FDI对汇率水平调整的反应程度亦存在差异。

在实证研究方面，绝大部分主要是针对美、日等发达国家，多数结论为：东道国的货币贬值会吸引国外直接投资流入，而货币升值会导致本国货币流向货币贬值国。本文持中立态度，将以实证回归来检验。

三、实证分析

（一）计量模型的构建

根据以上理论，初步构建如下的计量模型，以检验汇率升值对FDI的影响：

lnFDI=α0+α1E+α2VE+α3G+ε

其中，FDI代表外商直接投资，E代表实际利率，VE代表汇率波动，G代表GDP增长率。根据上文分析，α1的符号既可能是负号，也可能是正号，这取决于实证结果，而这正是我们所关心的。α2的符号是负号，汇率波动加大导致风险厌恶的投资人考虑向汇率相对稳定的国家投资，α3的符号无疑是正号，国内生产总值的稳定提高是经济发展水平提高的表现，也意味着更多的投资机会和投资利润率高，因而会吸引外商直接投资流入。

为降低异方差影响，本模型将FDI采用自然对数形式。为增加模型显著性，对VE求倒数，并记作VEDS=1/VE，VE的求法是每个季度3个月汇率的标准差。并对各数据进行季节调整。对修正后的数据进行OLS估计，经验证，该模型不存在多重共线性和异方差，但存在正自相关。采用科克伦-奥克特迭代法进行补救，最终得到参数如下：

由上式可得，当实际汇率每增长一个单位，FDI的流入量将增加0.015629%；汇率波动的倒数每增加一个单位，FDI的流入量将增加0.06835%（即汇率波动越小，FDI流入量越大），即FDI与汇率波动负相关。外商直接投资的变动有很大部分是内部原因，即是由原来的自身规模决定的，实际汇率及其变动以及经济增长率只是影响FDI流入量的宏观经济因素。所以这些因素对于FDI流入的影响并没有其自身的影响大，但是这些因素也是不可忽视的。

（二）实证结果分析

通过上述人民币汇率和外商直接投资的实证分析，可得出以下结论：

1、人民币汇率升值会促进外商直接投资的流入。这一结论符合我国的实际国情。首先，结合我国贸易结构来看，加工贸易仍处于重要位置，而这些都是由FDI来生产和出口。加工贸易主要就是利用我国劳动力成本优势。汇率升值并不会改变我国劳动力相对价格，因而加工贸易的劳动力优势仍然存在。其次，汇率升值同时导致加工贸易在国外采购原材料的成本大幅下降，由于加工贸易企业成本为国外采购成本，因而基本上可以抵消汇率升值带来的影响，这些影响完全可以通过加强企业管理和劳动生产率提高加以弥补，所以汇率值小幅度升值并不会影响流入。

2、人民币汇率波动提高能够降低流入。这同理论分析相一致。1997年和1998年，人民币面临贬值压力，尽管我国政府公开申明人民币汇率不贬值，但是外商直接投资还是随着汇率波动增加而下降。而在2005年7月的汇率制度改革前，（见图1）人民币升值压力相对较大，在汇改前外商直接投资出现了一次快速增加。在其他时间段，汇率波动相对比较平稳，外商直接投资流入也相对比较稳定。

四、结论

结合理论与实证的分析，本文得出结论：人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用，汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。尽管本文得出的结论同传统投资理论不一致，但这恰恰符合我国实际情况。从外商直接投资的流入量不断增长就可以简单地做出这一结论，而且本文的实证结果也支持汇率升值和外商直接投资负相关这一结论。实际上，外商直接投资流入取决于我国稳定、持续的经济增长、巨大的国内市场和劳动力成本优势，只要这一根本前提没有发生实质性改变，就不会导致外商直接投资的逆转。此外，外商直接投资有相当大一部分投资在加工贸易上，汇率升值对加工贸易的影响相对较小，所以汇率小幅、渐进升值不会对外商直接投资造成太大影响。但是，汇率波动同外商直接投资呈正相关性表明，汇率快速升值是有害的，只可能导致短期资本快速流入，长期产业资本将推迟投资，对长期投资形成阻碍最终影响到劳动生产率的提高，而这是汇率升值背景下企业获得国际竞争力的关键。

参考文献：

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