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篇1

關鍵詞:江西;貿易投資一體化;實證;對策

改革開放以來，江西對外貿易和外商直接投資取得了較快的發(fā)展。從表面上直觀地來看，江西對外貿易和外商直接投資呈現(xiàn)著較強的相關性，但是它們之間是否又存在著因果關系?本文將利用過去20多年的時間序列數(shù)據，對江西貿易投資一體化的現(xiàn)狀進行實證分析，并提出相應對策建議。

一、相關研究回顧

貿易投資一體化是指對外貿易與直接投資同時存在或融為一體，微觀上兩者有分工又有共同的行為目標，宏觀上二者高度融合、相互依賴、共生發(fā)展(陳陽和王延明，2007)。國內外對貿易投資一體化的研究主要集中于兩者之間的關系方面。由于傳統(tǒng)國際貿易理論是建立在新古典主義的分析框架之中，而早期的國際直接投資理論則以市場不完全性作為分析問題的前提。因此，傳統(tǒng)的國際貿易理論與國際直接投資理論是相互獨立的，國際貿易理論通常不分析國際直接投資問題，國際直接投資理論也不研究國際貿易問題?，F(xiàn)代的國際貿易理論和國際直接投資理論都試圖擴大自己的研究范圍和對象，出現(xiàn)了貿易理論與投資理論的融合與交叉(張?zhí)旃穑?004)。美國哈佛大學教授Vernon(1966)的產品周期理論較早地把國際貿易和國際直接投資納入同一分析框架，但真正嘗試建立一種將二者有機地聯(lián)系起來的是鄧寧的國際生產折衷理論，它使國際直接投資理論與國際貿易理論得到進一步的融合。迄今為止，理論上已經形成了Mundell(1957)的替代論、K.Kojima(1977)的互補論、Patrie(1994)的不確定論三種關于外商直接投資與對外貿易關系的不同觀點。

國內外學者對外商直接投資與對外貿易的關系進行了大量的經驗檢驗。除早期的實證研究和部分行業(yè)研究證明了貿易和投資的替代關系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多數(shù)實證研究都支持投資與貿易的互補關系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等學者分別對美國上世紀七、八十年代以來的對外直接投資總量與出口總量作比較，結果發(fā)現(xiàn)，在整個時間跨度中，出口總量與對外直接投資總量一直保持著正相關關系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分別采用引力模型、回歸模型進行研究，都證實日本對外直接投資對商品進出口起到了促進作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分別用發(fā)達國家的數(shù)據對FDI與東道國對外貿易的關系進行了實證研究，結果都認為外商直接投資與東道國的出口競爭力高度相關。Nakamura等和Maryamiti等分別于1998年和2000年對FDI與國際商品貿易間的關系進行了經濟計量檢驗，也均認為兩者呈互補關系。

20世紀90年代以來，國內學者對中國外商直接投資與對外貿易的關系進行了大量的研究，普遍認為外商直接投資與我國對外貿易呈現(xiàn)出相關關系，F(xiàn)DI對我國的進出口規(guī)模及結構優(yōu)化有較大的促進作用。如江小涓(2002)首次對FDI與我國產品出口競爭力的關系進行的定量研究認為，F(xiàn)DI有利于優(yōu)化我國的出口商品結構，提高出口商品的競爭力。陳繼勇和秦臻(2006)對1992年至2004年外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的影響進行了實證分析，結果表明，外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的增長均存在長期且顯著的促進作用。當然，學者們的研究結果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一實證研究發(fā)現(xiàn)，美國在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿易額，兩者呈替代關系;史小農(2004)采用協(xié)整分析方法認為長期內FDI流入對我國商品進出口都存在顯著的促進作用，但短期內對出口的影響不顯著。

綜觀國內外的相關研究成果，大多數(shù)學者都是從國家宏觀層面來對貿易與投資關系進行研究，而就我國各地區(qū)的相關研究較少，雖然有部分學者對江西開放型經濟發(fā)展進行了一些探討，但迄今為止還沒有對江西貿易投資一體化的深入研究。因此，本文希望通過對江西貿易投資一體化的相關研究能給學者們一些有益的啟示。

二、江西貿易投資一體化的實證分析

(一)外商直接投資促進對外貿易的實證分析

1.外商直接投資促進對外貿易發(fā)展的直接效應。盡管江西外商直接投資企業(yè)的進出口貿易占總貿易的比重還較小，但是這一比重呈現(xiàn)上升趨勢，能夠在一定的程度上直接帶動江西的進出口貿易的擴大，回歸分析也證明了這一點。

(1)江西外商直接投資企業(yè)進出口規(guī)模不斷擴大，在對外貿易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動江西對外貿易的發(fā)展。從圖1可以看出:第一，近些年來，江西外商投資企業(yè)進出口規(guī)模不斷擴大。從1995-2007年，江西外商投資企業(yè)進出口總額從2.0億美元增加到49.7億美元，增加了24倍，年均增長率為30%;尤其是近幾年發(fā)展較快，從2002年到2007年6年時間增加了45.6億美元，年均增長率為62.5%。第二，江西外商投資企業(yè)進出口額占全部進出口額的比重有所上升。江西外商投資企業(yè)進出口額占全部進出口額的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7個百分點。從1999年開始，這一比重大多維持在1/5以上，1999-2007年年均比重為25.5%。因此，江西不斷增長的外資企業(yè)進出口總額及其所占比重在一定程度上直接推動了對外貿易的發(fā)展。

(2)回歸分析顯示，江西外商直接投資能夠直接促進對外貿易的發(fā)展。為了進一步考察江西外商直接投資對外貿的直接作用，本文利用江西1987-2007年的時間序列數(shù)據，以進出口總額(TR)、出口額(EX)、進口額(IM)為被解釋變量，以外商直接投資(FDI)為解釋變量，分不同的二個階段進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結果可以看出:

第一，外商直接投資對江西對外貿易有一定的促進作用，且對進口的作用大于對出口的作用。從1987-2007年，江西外商直接投資與進出口、出口、進口之間有著密切的線性關系。外商直接投資的邊際貿易傾向、邊際出口傾向和邊際進口傾向分別為0.34、0.28和0.51，即外商直接投資每增加1%平均導致對外貿易、出口和進口分別增加0.34%、0.28%和0.51%?？梢?，外商直接投資對進口的作用大于對出口的作用。

第二，外商直接投資促進江西對外貿易的作用有不斷加強的趨勢。通過分別對1987-2007和1987-1999兩個不同時期的外商直接投資對外貿的回歸可以看出，無論是進出口總額，還是單獨就出口和進口而言，1987-2007年的邊際傾向都要大于1987-1999年的邊際傾向。1987-1999年外商直接投資邊際進出口傾向、出口傾向和進口傾向分別為0.25、0.24和0.30，都明顯小于1987-2007的邊際傾向，說明近幾年(2000-2007)江西外商直接投資對進出口、出口和進口的作用有所加強。

2.外商直接投資促進對外貿易發(fā)展的間接效應。為了考察江西外商直接投資對外貿的間接效應即對進出口商品結構的影響，本文依據江西1987-2007年的時間序列數(shù)據，分別以初級產品出口額(EXP)、工業(yè)制成品出口額(EXI)、初級產品進口額(IMP)、工業(yè)制成品進口額(IMI)為被解釋變量，以外商直接投資額(FDI)為解釋變量進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結果可以看出:江西外商直接投資有利于優(yōu)化出口商品結構，對進口商品結構影響不大。

(1)從出口商品結構來看，江西的外商直接投資(FDI)與工業(yè)制成品出口(EXI)之間有著密切的線性關系，江西工業(yè)品出口對外商直接投資的平均彈性為0.29，說明外商直接投資每增加1%，平均導致工業(yè)品出口約增加0.29%;而江西的外商直接投資與初級產品出口(EXP)之間的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明江西外商直接直接投資還不能促進初級產品的出口。因此，江西外商直接投資對制成品出口的作用明顯大于對初級品的作用，有利于優(yōu)化出口商品結構。

(2)從進口商品結構來看，江西的外商直接投資(FDI)與初級產品進口(IMP)、工業(yè)制成品進口(IMI)之間都有著密切的線性關系，初級品進口和工業(yè)品進口對外商直接投資的平均彈性分別為0.41和0.49，說明外商直接投資每增加1%，平均導致初級產品進口和工業(yè)品進口分別增加0.41%和0.49%，兩者相差不大，說明江西外商直接投資對進口商品結構影響不大。

(二)對外貿易促進外商直接投資的實證分析

為了進一步考察江西對外貿易對外商直接投資的促進作用，本文同樣依據江西1987-2007年的時間序列數(shù)據，以外商直接投資(FDI)為被解釋變量，分別以外貿總額(TR)、出口(EX)、進口(IM)為解釋變量，分不同的二個階段進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結果可以看出，各回歸結果的R2值、F檢驗值和T檢驗值都比較顯著，說明回歸效果較好。我們可以得到如下結論:(1)江西對外貿易對外商直接投資有較大的促進作用。(2)江西對外貿易促進外商直接投資的作用有不斷下降的趨勢。

(三)對外貿易與外商直接投資的相互關系分析

從以上分析可以看出，江西外商直接投資促進了對外貿易的發(fā)展，而對外貿易對外商直接投資也有一定的推動作用。但是，它們之間能夠相互促進是不是就意味著兩者具有因果關系呢?本節(jié)將通過格蘭杰因果檢驗來考察兩者之間的因果關系。

1.研究方法和數(shù)據來源。

(1)Granger因果檢驗是檢驗經濟變量之間因果關系的一種常用方法。因果檢驗認為，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，則X的過去值應該能夠幫助預測Y的未來值，但Y的過去值不應該能夠幫助預測X的未來值。因此，Granger因果性檢驗一個變量在多大程度上可由一個變量自身的過去值來解釋以及加入其它解釋變量的過去值，能否增加解釋力度。根據Granger因果分析的假設前提，所分析的數(shù)據要求是平穩(wěn)的時間序列，因此在進行因果關系檢驗之前先要進行平穩(wěn)性檢驗即單位根檢驗。

(2)本文的樣本區(qū)間為1987年至2007年，所有數(shù)據來自于《中國對外經濟貿易年鑒》及《國家商務年鑒定》(1988-2008)。由于4個變量大體上都具有指數(shù)特征，為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。

2.實證結果分析。

(1)變量的平穩(wěn)性檢驗。本文采取擴充迪基-富勒檢驗即ADF檢驗來進行平穩(wěn)性檢驗，原始序列的ADF值均大于臨界值，說明原始序列都是非平穩(wěn)序列;而一階差分以后的ADF值均小于5%、10%顯著水平的臨界值，說明序列經過差分后達到平穩(wěn)，因此，可用其一階差分進行因果關系檢驗。

(2)因果關系檢驗。由于進行格蘭杰因果檢驗的前提是序列必須是平穩(wěn)的，因此我們用4個變量的平穩(wěn)序列即一階差分序列通過Granger因果關系檢驗法來進行檢驗。從檢驗結果看出，江西外商直接投資無論是與進出口貿易總額，還是單獨與出口貿易和進口貿易之間都不存在Granger因果關系。這說明盡管江西外商直接投資能夠在一定程度上促進對外貿易的發(fā)展，對外貿易也能夠在一定程度上促進外商直接投資的進入，但是由于江西的對外貿易與外

商直接投資的總量畢竟相對還較小，并不能構成彼此發(fā)展的主要原因。

三、結論與對策建議

通過以上實證分析，本文得出如下結論和建議:

第一，江西對外貿易與外商直接投資之間具有一定的相關關系，能夠相互促進。一方面，江西外商直接投資不但可以直接促進對外貿易的發(fā)展，而且回歸分析顯示，這種作用正在不斷加強;同時，江西外商直接投資能夠改善出口貿易結構，但對進口貿易結構影響不大。另一方面，江西無論是出口貿易、進口貿易，還是進出口貿易總額都對外商直接投資有較大的促進作用，但這種作用正在不斷減弱。

第二，盡管江西對外貿易與外商之間有相互促進作用，但它們之間不存在因果關系。因果檢驗告訴我們，江西對外貿易與外商投資之間沒有因果關系。這說明:一方面，江西利用外商直接投資總額還太小，而且外商直接投資的進出口額占江西進出口額的比例也較小，其對江西對外貿易的直接作用并不是很大;同時由于引進外商直接投資的質量不高，其外溢效應也沒有充分的顯現(xiàn)出來。另一方面，江西的對外貿易發(fā)展也相對落后，外商直接投資進入考慮更多的是江西的軟硬環(huán)境、優(yōu)惠政策、市場規(guī)模等等，而不是其對外貿易的發(fā)展程度，因此對外貿易也不是江西外商直接投資進入的主要動力，不能構成其Granger原因。

第三，要努力協(xié)調外貿與外資政策，促進江西外貿外資共同發(fā)展。在目前國際貿易和國際直接投資的關系日益密切的形勢下，對外貿易與外商直接投資已經成為一個國家或地區(qū)開放型經濟發(fā)展的最為重要的兩個密不可分的組成部分。一個國家或地區(qū)在實施對外開放和發(fā)展開放型經濟時不可僅僅偏愛于任何一個方面，而要兩者并舉。要努力克服外貿與外資發(fā)展過程中的不協(xié)調因素，使其同步發(fā)展，逐漸實現(xiàn)一體化。因此，江西在制定經貿政策時，就必須要使外資政策和外貿政策協(xié)調一致，這樣才能發(fā)揮政策的合力，才能實現(xiàn)外資政策與外貿政策的高度結合。目前主要通過外商直接投資促進對外貿易的發(fā)展。具體可以包括:第一，由于外資企業(yè)的進出口是對外貿易的一個重要組成部分，因此可以通過擴大外商直接投資規(guī)模來提高江西外貿的規(guī)模。第二，由于外商直接投資企業(yè)的加工貿易所占的比例要大于一般貿易所占比重，而且要遠遠高于內資企業(yè)的加工貿易比重，因此可以通過促進外商直接投資的進入來提高江西加工貿易的比重，改善貿易方式結構。第三，引導外商直接投資更多地進入資本和技術密集型行業(yè)，也將會提升江西產業(yè)結構，從而提高國內企業(yè)的出口競爭力，改善出口商品結構。第四，逐漸實現(xiàn)外商直接投資來源多元化，可以擴大江西的外貿渠道，有利于推動江西的出口市場多元化。

參考文獻

[1] 陳陽，王延明.我國貿易投資一體化的實證研究[J].國際貿易問題，2007(12):24-29.

[2] 陳繼勇，秦臻.2006.外商直接投資對中國商品進出口影響實證分析[J].國際貿易問題，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中國的外資經濟——對增長、結構升級和競爭力的貢獻[M].北京:中國人民大學出版社，2002.

篇2

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)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(zhàn)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?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)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(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)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(xiàn)，研究這一經濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)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(shù)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(xiàn)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(chuàng)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(shù)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(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)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(tǒng)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(tǒng)計數(shù)據殘缺不全的限制，也有統(tǒng)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(shù)不少的經驗統(tǒng)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(tǒng)計數(shù)據，研究了這些發(fā)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(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)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(xiàn)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(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)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(fā)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(shù)是針對發(fā)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(tǒng)計數(shù)據，采用協(xié)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(shù)據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)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(fā)展統(tǒng)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(fā)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(shù)（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)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(wěn)性。只有平穩(wěn)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(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)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(wěn)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(wěn)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(wěn)性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。

（三）協(xié)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(wěn)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(xié)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(wěn)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(yōu)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(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)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(wěn)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(fā)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(tǒng)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(xiàn)。

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(fā)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(xiàn)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(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)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(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，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(xié)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(shù)與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)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(xié)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(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)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(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)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(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)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(wěn)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(shù)GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)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(xié)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(guī)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(yōu)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(guī)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(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)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(guī)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(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)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(tǒng)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(shù)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(fā)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(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)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。

從浙江省當前貿易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業(yè)結構。

對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

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篇3

［關鍵詞］FDI；格蘭杰因果關系檢驗；協(xié)整分析；產業(yè)結構

［中圖分類號］F121 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）22-0086-04

引進外商直接投資是中國的經濟開放最重要的內容之一。外商直接投資在廣東省經濟運行和發(fā)展中占據了相當重要的位置,有力地促進了廣東省經濟和社會的發(fā)展。這種貢獻不僅表現(xiàn)在外商直接投資帶來廣東省經濟建設所急需的資金、技術和管理經驗,創(chuàng)造了就業(yè)機會,增加了財政收入,還表現(xiàn)在外商直接投資的進入對產業(yè)結構的優(yōu)化、調整和提升起著重要的作用。綜觀外商直接投資對廣東產業(yè)結構調整表現(xiàn)在以下兩個方面：一方面通過新增投資的產業(yè)流向及其變化來影響廣東產業(yè)結構；另一方面通過技術外溢、產業(yè)關聯(lián)等作用改變廣東省的存量資本產業(yè)結構,間接推動產業(yè)結構調整。優(yōu)化的產業(yè)結構必然帶來經濟增長,外商直接投資是否引起了經濟意義上的“產業(yè)結構效應”？本文就將外商直接投資的產業(yè)結構數(shù)據同廣東經濟增長數(shù)據聯(lián)系起來,實證分析外商直接投資結構變動對經濟增長的作用。

1 文獻綜述

國外的研究：錢納里在20世紀60年代提出了“雙缺口模型”,指出利用外資有助于解決儲蓄和外匯缺口,進而推動東道國經濟增長和產業(yè)結構轉換；20世紀70年代以后,赫爾希曼從技術缺口的角度提出了利用FDI對發(fā)展中國家調整產業(yè)結構和實現(xiàn)經濟增長的意義；日本經濟學家小島清提出了邊際產業(yè)擴張理論,認為投資應從投資國已經處于或即將處于比較劣勢的產業(yè)即邊際產業(yè)依次進行,而這些產業(yè)是東道國具有明顯或潛在比較優(yōu)勢的部門,如果沒有外來資金、技術和管理經驗,東道國的這些優(yōu)勢就不能被利用,而通過邊際產業(yè)轉移雙方可以在擴大貿易的同時升級和改善各國的產業(yè)結構。國內的一些學者也對外商直接投資的產業(yè)結構調整方面進行了研究,郭克莎(2000)通過對外商投資結構研究,發(fā)現(xiàn)外商投資對我國工業(yè)結構發(fā)展具有促進作用而對第三產業(yè)發(fā)展作用較??；安占然(2007)認為外商直接投資對第二產業(yè)的貢獻最大,對第一和第三產業(yè)的貢獻次之,是引起我國產業(yè)結構變動的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年時間序列數(shù)據,在柯布―道格拉斯生產函數(shù)的框架下,應用經濟計量檢驗方法實證研究了外商直接投資對廣東經濟增長的效應,結果表明,長期來看,在這段時間里外商直接投資對廣東經濟發(fā)展有顯著的影響。唐曼蘭(2009)指出，對外直接投資是優(yōu)化廣東省產業(yè)結構的一條重要和有效的途徑。外商直接投資正是通過各產業(yè)之間不同的分布比例和不同的貢獻度,促進了廣東產業(yè)結構的轉變和升級。

但從FDI產業(yè)結構變動角度來研究外商直接投資對廣東省經濟增長效應的文獻還很少,本文從這個角度證明了外商直接投資產業(yè)結構效應的存在性和對廣東省經濟的影響效果。

2 外商直接投資引起產業(yè)結構效應的存在性檢驗

對于外商直接投資是否引起產業(yè)結構效應,我們可以用Granger因果關系檢驗來檢驗外商直接投資與產業(yè)結構之間的相互解釋作用。如果外國直接投資是產業(yè)結構變動的一個重要原因,則可以認為外國直接投資存在著產業(yè)結構效應。

2.1 變量設定

我們用FDI表示每年外商直接投資額,IS表示產業(yè)結構效應,其中IS1表示第一產業(yè)增加值占GDP的比重,IS2表示第二產業(yè)增加值占GDP的比重,IS3表示第三產業(yè)增加值占GDP的比重。我們用Eviews5.0對廣東省1990―2008年的數(shù)據進行Granger因果檢驗。

2.2 檢驗步驟

對LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 進行單位根檢驗,檢驗結果見表1：

檢驗結果得到四個變量都為一階單整,可以用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。建立計量模型為：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,對計量方程進行回歸,得到殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,回歸后的殘差都是平穩(wěn)的,說明FDI同IS1,IS2,IS3都存在協(xié)整關系,即滿足進行Granger因果關系檢驗的條件。檢驗結果見表2：

2.3 結論

由上面的計量分析我們看到,外商直接投資和產業(yè)結構效應存在著長期的協(xié)整關系,并且通過Granger因果關系檢驗,我們從表2看到當滯后期為3時,外商直接投資不是引起廣東省第一產業(yè)結構變化的原因的概率只有4.75%,說明外商直接投資引起第一產業(yè)產業(yè)結構的變化,而第一產業(yè)結構的變化不是引起外商直接投資變化原因的概率高達99.76%,說明第一產業(yè)結構的變化沒有帶來外商直接投資量的增加或減少,這可能是由于外商直接投資于第一產業(yè)的比重比較低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在單向的格蘭杰因果關系,即外商直接投資是引起廣東省產業(yè)結構變化的原因。根據表2,F值都沒有10%的顯著性水平,說明產業(yè)結構的變化沒有帶來外商直接投資的變化。

通過Granger因果關系檢驗,我們證明了外商直接投資引起產業(yè)結構效應的存在性,說明外商直接投資會引起廣東省產業(yè)結構的變動,而外商直接投資的產業(yè)結構變動又會對廣東省的經濟發(fā)展帶來怎樣的影響？下面我們來分析外商直接投資的產業(yè)結構效應。

3 外商直接投資產業(yè)結構效應：基于增長模型的分析

在結構主義增長理論的框架下,結構變動對經濟增長的促進作用可以表現(xiàn)為要素效率的提升和全要素生產率的提升。為描述外商直接投資產業(yè)結構效應的影響效果,分別考慮外商直接投資產業(yè)結構變量對要素效率和全要素生產率的影響。

3.1 模型設定

沿用結構主義經濟增長理論的一般實證研究思路,我們在傳統(tǒng)的經濟增長模型注入外商直接投資產業(yè)結構變量,給出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分別代表廣東省地區(qū)生產總值、勞動力投入、資本積累、FDI的投資產業(yè)結構變量(SFDIi表示外商直接投資在第i產業(yè)的投資額占總投資額的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t時期的全要素生產率,θ反映外商直接投資的間接產業(yè)結構效應的效果,Bt 度量了技術進步、制度變遷等除了產業(yè)結構因素之外的其他因素。η為外商直接投資產業(yè)結構變量對資本效率的影響系數(shù),經濟含義是,如果η為0,表明外商直接投資的資本結構變動特征并沒有趨向于向高資本效率的產業(yè)調整,但η為0并不代表外商直接投資沒有結構效應的可能性:一方面,外資的自身結構變動可能帶來自身全要素生產率的變化；另一方面,外資的結構變動可能通過培育新興產業(yè)、促進產業(yè)成長、促進產業(yè)技術創(chuàng)新等方面,來間接促進經濟增長。此時，外商直接投資的產業(yè)結構效應表現(xiàn)為有助于提高全要素生產率來促進經濟增長,即η>0。反之,如果η

由上述理論闡述,我們得到計量模型為：

LNYt=βt+θLNSFDIi+αLNL+γLNK+ηLNK×SFDIi+μi

3.2 協(xié)整分析

對Y、SFDIi、L、K等變量1990―2008年的數(shù)據進行ADF檢驗,檢驗結果見表3：

從表中可以看到,各變量除了SFDI1是平穩(wěn)的,其他都為二階單整,可以用E-G兩步法進行協(xié)整分析。首先對計量模型進行回歸分析,回歸結果如下：

LNY=-0.8183+1.0068LNK-0.0641LNL-0.0429LNSFDI1+0.2445LNK×SFDI1

(-2.7458)(140.0530) (-1.8888) (-0.8376)( 0.5120)(1)

LNY=-1.5756+0.8705LNK+0.0276LNL-1.2715LNSFDI2+0.1621LNK×SFDI2

(-8.4937)( 36.6034)( 1.2145) (-5.8307)( 5.6353)(2)

LNY=-1.0380+1.0006LNK+0.0255LNL+0.1096LNSFDI3-0.0336LNK×SFDI3

(-5.1981)(185.0733)( 0.7387) ( 3.0851)(-2.5786)(3)

分別對三個回歸方程的殘差進行ADF檢驗,由檢驗結果可知,三個回歸方程的殘差值都是平穩(wěn)的,即反映了變量之間對應的長期穩(wěn)定關系。

3.3 結果分析

從方程式(1)的計量結果看，回歸方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1兩項都沒有通過T檢驗,其對LNY的相關性不顯著。這說明,無論是對資本投資效率還是全要素生產率,外商直接投資在第一產業(yè)的結構變動對經濟增長的影響作用并不明顯。這可能是由于外商直接投資在第一產業(yè)的比重相對較低決定的。從近20年的數(shù)據我們可以看到,外商直接投資在第一產業(yè)的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波動幅度不大。

方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通過了1%的顯著性水平,說明外商直接投資的資本產業(yè)結構變量不僅通過資本效率影響經濟增長,還通過全要素生產率影響經濟增長。此外,LNSFDI2的系數(shù)為負,說明外商直接投資第二產業(yè)投資結構的變量與全要素生產率負相關,外商直接投資第二產業(yè)投資比重的提高會帶來全要素生產率的下降。LNK×SFDI2的系數(shù)為正,則說明外商直接投資第二產業(yè)投資比重的提高將帶來資本產出率的提高。

和方程(2)相同,方程(3)中的LNSFDI3和LNK×SFDI3 也同樣通過了T檢驗,但是相反的是,LNSFDI3的系數(shù)為正而LNK×SFDI3系數(shù)為負。即表明外商直接投資第三產業(yè)投資比重的提高會帶來全要素生產率的提升,但會使得資本產出率降低。

從外商直接投資的產業(yè)結構與全要素生產率來看,外商直接投資結構變動對全要素生產率的影響作用可能存在兩種途徑：一是外商直接投資的產業(yè)結構變動帶來的自身全要素生產率的改變；二是外商直接投資產業(yè)結構變動對國內資本帶來結構外溢效應,可以從產業(yè)技術水平擴散、產業(yè)關聯(lián)深化等方面加以解釋。

對于第二產業(yè),外商直接投資第二產業(yè)投資比重的提高造成全要素生產率下降的主要原因一部分在于進入廣東省的FDI質量不高,另一部分在于FDI進入后對國內廠商產生的擠出效應。具體表現(xiàn)在,第一，從產業(yè)技術水平擴散的程度上來看,外商直接投資的進入會將原來服務于國內企業(yè)的優(yōu)秀人才吸引過去，造成國內企業(yè)人力資本減少和積累速度減慢。第二，外商直接投資企業(yè)搶占原本由本國企業(yè)利用的稀缺資源,導致本國企業(yè)生產率下降。第三，從產業(yè)關聯(lián)水平來看,廣東省外資企業(yè)的產業(yè)鏈集成度并不高,原因在于不少FDI的進入是為了利用廉價勞動力,將廣東作為其全球戰(zhàn)略中的加工基地。廣東省的外商直接投資具有加工貿易傾向,外商提供的技術屬于裝配組裝技術和后工序生產技術的比重較大。

從以上研究知,外商直接投資對第二產業(yè)的全要素生產率弊大于利,加之外商直接投資產業(yè)結構中主要集中在第二產業(yè),且主要集中在制造業(yè),在2008年,外商直接投在制造業(yè)的金額占投資在第二產業(yè)的總額的96.2%,導致了第二產業(yè)過度投資,引起生產率下降。

對于第三產業(yè),由于第三產業(yè)開放較晚,且在很多行業(yè)中廣東省的發(fā)展還很不完善,市場不健全。外商直接投資帶來的先進的技術彌補了第三產業(yè)發(fā)展資金不足的問題。同時外商直接投資會對國內資本產生擠入或擠出效應,不同行業(yè)、不同國家的資本形成效應也不同。如果外國公司進入東道國市場使該市場更具有競爭性,將會迫使國內企業(yè)增加投資。而作為后期發(fā)展起來的廣東省第三產業(yè),先進技術和資金的流入會促進廣東第三產業(yè)的發(fā)展。

4 結論與政策建議

本文運用廣東省的數(shù)據,對外商直接投資引起的產業(yè)結構效應進行實證分析,并分析了外商直接投資產業(yè)結構變動對廣東省經濟增長的影響。初步檢驗了外商直接投資的產業(yè)結構效應的存在性。

首先,通過格蘭杰因果關系檢驗,證明了外商直接投資會對廣東省的產業(yè)結構帶來影響,說明外商直接投資和廣東省的產業(yè)結構變動存在著單向因果關系。

其次,本文還通過協(xié)整關系檢驗了外商直接投資產業(yè)結構變動會通過全要素生產率和資本產出率對廣東省的經濟增長產生影響。由于外商直接投資在第一產業(yè)的投資比例比較小,所以外商直接投資在第一產業(yè)的產業(yè)結構變動對經濟增長的相關關系不顯著。外商直接投資第二產業(yè)投資結構的變量與全要素生產率負相關,外商直接投資第二產業(yè)投資比重的提高會帶來全要素生產率的下降,而相反，外商直接投資第二產業(yè)投資比重的提高將帶來資本產出率的提高。對于第三產業(yè),外商直接投資第三產業(yè)投資比重的提高會帶來全要素生產率的提升,但會使得資本產出率降低。

對于上述計量結果和廣東省外商直接投資在三次產業(yè)結構中的分布不均,以及外商直接投資產業(yè)中的分布不均等問題,本文提出以下建議：

第一,進一步改進廣東省的引資政策,完善外商直接投資的投資產業(yè)結構。積極鼓勵外商直接投資于農業(yè)新技術和農業(yè)綜合開發(fā)項目,引進好的優(yōu)良品種和新的種植管理技術,促進農業(yè)產業(yè)化發(fā)展；加強引進外商直接投資對于第三產業(yè)的投入,發(fā)揮外商直接投資對第三產業(yè)提高全要素生產率的效用。

第二,積極引進高產業(yè)關聯(lián)度的項目,積極培育與外資相關產業(yè)的發(fā)展,形成有效的產業(yè)關聯(lián)和聚集效應,充分發(fā)揮外資的產業(yè)帶動效果,實現(xiàn)產業(yè)結構高度化的目標。尤其是一些由跨國公司主宰的主導產業(yè)群,如汽車、電子等作為主導產業(yè),這些產業(yè)層次上符合一體化國際分工體系已經形成,產業(yè)關聯(lián)度極高,且國際化程度也很高,并正在越來越大的程度上決定和引導著全球產業(yè)結構的變化。即要通過發(fā)展本地的配套產業(yè)來吸引國際重要主導產業(yè)的跨國公司進入廣東。

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篇4

在這樣的背景下，挖掘投資與貿易的關系顯得更為重要，兩者之間的關系對中國的經濟增長和發(fā)展產生直接影響。中國對外直接投資的方式和目的多種多樣，這些投資對貿易是產生正向的補充和創(chuàng)造作用還是負面的擠出和替代效應，有待實證。

一、文獻綜述

1.國際貿易與國際直接投資的替代關系理論

在1960年海默首次突破自然稟賦理論解釋了美國公司對外直接投資行為后，F(xiàn)DI理論進入國際生產分工的理論階段，經眾多學者發(fā)展成為壟斷優(yōu)勢理論。在市場不完全的基礎上，企業(yè)特定優(yōu)勢成為其對外直接投資的必要條件之一。

弗農將跨國公司對外投資的行為解釋為對出口貿易的替代。該理論分析了跨國公司在創(chuàng)新期、成熟期和標準化時期的對外投資的行為。但該理論局限于跨國公司制造業(yè)產品，并且不適用于解釋發(fā)達國家直接互相投資的行為。

蒙代爾（1957）利用標準國際貿易模型研究證實投資與貿易的替代關系，即當OFDI不能發(fā)生時對貿易的影響。證明了對國際貿易的阻礙會促進資本的流動，而對資本流動的限制則會促進國際貿易。

2.國際貿易與國際直接投資的互補關系理論

小島清的理論基于日本對美投資，強調國際生產分工，并指出國際資本流動還包括技術、人力資本、管理經驗等。赫爾普曼和克魯格曼都支持貿易創(chuàng)造理論，認為在規(guī)模報酬遞增的條件下，跨國公司在專利技術、管理方式上具有專有優(yōu)勢，會與其海外子公司產生大量的公司內貿易。Lipsey等在80年代的研究證實了海外生產和母國出口具有互補關系，在2000年對日本、瑞典、美國的跨國公司的研究證明了OFDI與貿易互相補充的觀點。

3.國際貿易與國際直接投資的權變關系理論

權變關系理論綜合了以上兩種觀點，認為貿易與投資的關系存在“門檻”，而不具有統(tǒng)一解釋。陳立敏（2010）匯總了一些國外學者的觀點，例如Bergsten（1980）認為，投資與貿易替代或互補是由國際化投資程度決定的，而Markuson和Svenson（1985）的觀點是二者關系取決于貿易與非貿易要素之間是否合作。Gray（1998）指出，對外投資的動機和類型直接影響了它與貿易的關系，Head與Ries（2001）指出對外投資的水平或垂直決定了它與貿易的關系。Blonigen（2001）的研究認為，投資與貿易的關系與投資的短期和長期效應有關。Svenson（2004）指出，這與其涉及的產業(yè)分類精細化程度有關。

二、實證分析

1.變量選取

本文研究內容是中國對外貿易與國際投資行為的關系，因變量為中國對外貿易金額，自變量為中國對外直接投資（ODFI）和外商對中國直接投資（FDI）。與貿易有關因素還有很多，如一國GDP和人均GDP，鑒于以往學者的研究，可以很清晰地認識到這些變量與OFDI和FDI有著顯著的回歸關系，因而本文只選取OFDI和FDI為自變量。

本文選取我國2004年～2012年對北美洲、拉丁美洲、歐洲、非洲、亞洲、大洋洲的貿易及投資數(shù)據。其中貿易指標為中國對各地區(qū)海關貨物進出口總額（萬美元），投資數(shù)據來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

2.實證檢驗

（1）模型建立

由于本研究使用面板數(shù)據，本文采用ADF檢驗法對進行單位根檢驗，最優(yōu)滯后期由SIC原則自動判斷。得出結論：序列在10%的顯著性水平下均為一階單整。

其中i代表地區(qū)，j代表時間。TRADEij表示j年中國對i地區(qū)的海關貨物進出口總額，OFDIij為j年中國對i地區(qū)的對外直接投資流量，F(xiàn)DIij表示j年i地區(qū)對中國的實際投資額。

此時R2為0.84，表明中國對外直接投資和外商對華實際投資對貿易額具有較好的解釋作用。模型可表示為：

經檢驗，模型不存在異方差，具有一階序列相關性。修正后不再具有序列相關。此時模型應為：

（2）模型分析

FDI每增長一萬美元，雙邊貿易額就會增加十萬美元，而OFDI每增長一萬美元，會使貿易額增加二萬八千美元?？梢钥闯觯袊鴮ν庵苯油顿Y和外商對華直接投資對于國際貿易具有正向的影響，且外商對華直接投資對于貿易的促進作用更大。

根據新新貿易理論，投資與貿易一體化的原因在于公司內貿易和產業(yè)內貿易。產業(yè)內貿易通過企業(yè)專業(yè)化和規(guī)?；龠M增長。公司內貿易則說明，先有對外投資才有貿易產生，因此投資是貿易的先導。但一般理論認為，在中國是貿易先行的。中國對外直接投資起步較晚，基本遵循貿易在前為投資積累經驗、熟悉市場，再進行對外直接投資。根據實際情況和理論分析可以看出，外商對于中國的投資目的在于產業(yè)轉移，而中國對外直接投資尚不具有這樣的性質。并且，外商對華直接投資增加了跨國公司位于中國的子公司對機械設備和技術等方面的需求，從而拉動了中國與投資母國之間的貿易。

三、結論與建議

中國一直以來是吸引外商投資的大國，同時對外直接投資增長迅速、區(qū)域分布廣泛，在各個行業(yè)都有所涉及，但集中于資源和初級產品制造。中國對外貿易總額持續(xù)大幅上漲，在政策導向下，商品結構也發(fā)生調整和優(yōu)化。

篇5

關鍵詞：外商直接投資；投資環(huán)境；經濟發(fā)展

中圖分類號：F062.9 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）24-0053-04

一、陜西省利用外資的現(xiàn)狀

自20世紀60年代以來，外商直接投資高速增長，資本流量與存量急劇擴大，逐漸成為推動經濟全球化的主導力量。從1993年起，我國已連續(xù)多年成為僅次于美國的第二大外商直接投資接受國。外商直接投資不僅彌補了國內投資資金的不足，而且通過“技術外溢效應”提升了我國的知識技術水平，促進了我國的經濟發(fā)展。陜西，作為西部大開發(fā)的橋頭堡，是西部地區(qū)最先接受FDI的省份之一。研究FDI對陜西經濟增長的貢獻，加快外資的吸引，促進FDI在陜西經濟發(fā)展中扮演更重要的角色，具有極其重要的理論和實踐意義。

從圖1可以看出，陜西省利用外商直接投資額從1990年的4 191萬美元上升到2009年的151 053萬美元，2005年利用外商直接投資是1990年的36倍，增長比較迅速。2011年、2012年增長率分別達到29.4%和24.7%，呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的態(tài)勢。可見，外商在陜的投資力度正在逐年加大。

二、相關研究綜述

索洛（R.M.Solow）所屬的新古典經濟增長理論學派突出了資本形成對經濟增長的重要影響[1]。Laura Alfaro（2004）使用1975―1998年的相關數(shù)據進行分析，提出了外商直接投資對經濟發(fā)展的凈效應的計算方法[2]。魏后凱（2002）利用1985―1999年數(shù)據進行了相關的實證研究，得出在上述時段內橫亙在東西部之間的巨大的GDP增長率的差異，大約有90%是由外商直接投資造成的[3]。任永菊（2003）對1998―2002年中國的數(shù)據進行了計量模型分析，得出我國經濟增長與FDI之間存在正相關關系，在GDP增長中，F(xiàn)DI的貢獻占10.33%[4]。

西方學者主要是將國家整體作為研究對象，而研究FDI與一國內部區(qū)域經濟發(fā)展的關系比較少。中國學者主要集中研究FDI對中國經濟的增長有相當大的促進作用，而研究FDI對陜西經濟影響的較少。本文通過陜西FDI的數(shù)據收集并處理、對比，進行計量分析，計算出FDI對陜西經濟發(fā)展的貢獻程度，為陜西經濟可持續(xù)發(fā)展提供實證支持。

三、FDI對陜西經濟的影響分析

（一）FDI對經濟增長的影響

本文選擇能代表陜西省經濟增長的“地區(qū)生產總值”（GDP）為被解釋變量（用Y表示），選擇表示外商直接投資的“實際使用外商直接投資”為解釋變量（用X表示）。同時，選擇2000―2012年FDI和GDP的數(shù)據進行分析，并且為了增加可比性，采用了美元兌人民幣的年平均匯率統(tǒng)一換算。為了減少時間序列中存在的異方差現(xiàn)象以及使其趨勢線性化，建立如下對數(shù)模型：

LNY=α+β*LNX+u

本文運用Eviews3.0軟件對以上模型進行簡單線性回歸分析，模型估計的結果為：

LNY=4.566549 +0.770344*LNX

（0.503929） （0.094109）

t = 9.061885 8.185622

R2=0.837509 F=67.0044 DW=0.384755

根據回歸結果，可決系數(shù)為0.837509，說明所建模型整體上擬合較好，在顯著水平為0.05時，計算出來的t值為8.185622遠大于臨界值2.16，t檢驗通過。但是DW值顯示該模型存在正自相關的問題，說明以上t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結論不可信，需采用科克倫―奧科特迭代法得到最終模型為：

LNY=2.377444+1.148977*LNX

（1.141055） （0.196937）

t=2.083549 5.834229

R2=0.954945 F=116.5735 DW=1.680052

此時，模型已經消除了自相關問題，可決系數(shù)也提高了，t檢驗和F檢驗均通過，說明解釋變量“實際使用外商直接投資”對被解釋變量“地區(qū)生產總值”確實有顯著影響。根據模型估計結果，當年FDI每增長1%，平均來說GDP會增長1.148977%，說明FDI確實對陜西省的GDP起到促進作用。

（二）FDI對產業(yè)結構的影響

從外商直接投資分布圖2可以看出，外商直接投資在第二、第三產業(yè)中的投資比較多，而在第一產業(yè)中的投資比較少。陜西省第二產業(yè)和第三產業(yè)相對比較薄弱，但外商直接投資對三次產業(yè)影響的差異導致了陜西省產業(yè)結構由原來的“一二三”轉變?yōu)椤岸弧?。第二產業(yè)（特別是制造業(yè)）所吸收的外商直接投資的規(guī)模不斷增大使得陜西省的工業(yè)產值得到了快速的上升，也促進了陜西產業(yè)結構向資本、技術密集型轉化。不可否認的是，外商直接投資加大了三大產業(yè)之間的失衡，在結構上形成偏差。因此，陜西省的外商直接投資沒有達到最佳邊際水平，需要進一步調整引資結構，引導外商直接投資加大對第一和第三產業(yè)的投資力度，使陜西省的產業(yè)差距縮小，減少結構性失衡。

（三）FDI對對外貿易的影響

用外商投資企業(yè)貿易貢獻率作為衡量指標，即計算出外商投資企業(yè)的出口額占陜西省的出口貿易總額的比重。下頁表中顯示了近幾年的外商投資企業(yè)貿易貢獻率，可以看出，外商投資企業(yè)的出口額占全省出口總額的比重比較高，尤其是2008年和2009年比重增加至40%以上。這說明了外商投資企業(yè)是陜西省出口貿易的主體，并且可以預見，隨著未來陜西出口貿易量增多，這一比率將會有所提高。

（四）FDI對就業(yè)的影響

跨國公司對外直接投資對東道國（地區(qū)）就業(yè)具有雙重影響：就業(yè)創(chuàng)造效應和擠出效應。截至2013年底，陜西省外商投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)達到536 565人，占社會就業(yè)人數(shù)的2.07%，占城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員的12.06%，就業(yè)人員平均工資為38 038元/年。根據相關分析，F(xiàn)DI的長期就業(yè)彈性為0.0468，當年FDI每增長1%，會帶動當年就業(yè)增長0.05%，但滯后一年的FDI每增長1%，就業(yè)人數(shù)將下降0.016%，說明了外商直接投資對陜西省就業(yè)的創(chuàng)造效應大于擠出效應。從圖3中可以了解到，外商投資企業(yè)所吸收的就業(yè)人員占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)的比重一直處于上升的態(tài)勢，因而通過外資企業(yè)吸納就業(yè)人員成為實現(xiàn)增加就業(yè)的途徑之一。

四、陜西省利用外商直接投資的對策建議

（一）進一步改善投資環(huán)境，提高吸收外資的國際競爭力

憑借西部開發(fā)的優(yōu)勢，陜西應當引進更多跨國公司的投資，使他們之間存在足夠的競爭強度，同時要實行統(tǒng)一的國民待遇，為內資企業(yè)創(chuàng)造公平的市場競爭環(huán)境，培育具有較強競爭力的企業(yè)，使外資企業(yè)在競爭面前不得不向我國轉移更先進的技術，從而產生更多的技術溢出。在今后的引資工作中，要特別注意發(fā)揮市場調節(jié)的主導作用，減少壟斷與地方保護的行為，形成一個成熟、健康、有序的市場體系。因此，陜西省要利用一切平臺，努力讓外國投資者了解到陜西的投資潛力，增強對陜西投資的信任度。政府應以身作則，完善相關法律法規(guī)，提高辦事效率，加強基礎設施建設，保護知識產權，以吸引更多的外資。

（二）優(yōu)化引資結構，推動產業(yè)結構升級

引入外商直接投資不僅為陜西省的經濟發(fā)展注入了大量的資本，更重要的是，在外資流入的同時帶來了大量的先進技術和管理經驗，促進了陜西省技術進步的增長水平。但是從數(shù)量上看，陜西省的技術進步因素對經濟發(fā)展的影響非常小，這是由陜西省大多屬于勞動密集型經濟，高新技術產業(yè)發(fā)展相對滯后，技術和知識要素在生產中的作用并未得到充分展現(xiàn)的結果。近幾年的外商直接投資在陜西省的投資主要集中于第二產業(yè)里的生產性的行業(yè)，技術含量相對較低。因此，陜西省在今后的招商工作中要改變理念，加快由“招商引資”向“招商選資”轉變，選擇高新技術產業(yè)進駐陜西，引導外商投資于新能源、生物和新醫(yī)藥、先進裝備制造及電動汽車、文化暨創(chuàng)意、綠色食品等十大戰(zhàn)略性新產業(yè)。鼓勵外商投資企業(yè)與國內企業(yè)合作，加強集成創(chuàng)新，充分利用國際直接投資的技術溢出效應，提高陜西省的產業(yè)層次，有效推進全省產業(yè)結構優(yōu)化升級、發(fā)展方式轉變。

（三）提高人力資本投入，創(chuàng)建公平競爭機制

陜西省地處西北，人力資本投入少，在某種程度上人才流失到發(fā)達地區(qū)。為此，陜西應該采取能夠提高人力資本投入的政策，重視對人才的吸引與培養(yǎng)，提高教育經費以及建立人力資源培訓體系。提高技術吸收能力并加強人力資本的建設，因為人力資本水平的豐裕程度也是影響FDI技術溢出效應大小的一個重要因素，人力資本水平的提高可以加快跨國公司向子公司技術轉移的速度，而且人力資本水平的提高可以使得FDI技術溢出的渠道更加通暢。政府和企業(yè)應樹立“以人為本”的人才觀，提高薪酬和福利待遇，以減少人才的過量流失。在利用外資發(fā)展經濟的同時，陜西省應該注意處理外資與內資的關系，不要過度依賴外資從而削弱了內資的積極性。政府應努力創(chuàng)建一個雙方公平競爭的機制，避免外資進行行業(yè)壟斷，不要“崇洋”，畢竟外商投資企業(yè)的主要目的還是為了母國的利益。

參考文獻：

[1] Robert M.Solow. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，（39）：12-20.

[2] Laura Alfaro，Areendam Chanda，Sebnem Kalemli-ozcan，Selin sayek.FDI and Economic growth：The Role of Local Financial Markets[J].Journal of International Economics，2004，（64）：89-112.

篇6

[關鍵詞]FDI；對外貿易效應；實證研究

[中圖分類號]F752 [文獻標識碼]A [文章編號]1002-736×（2013）03-0041-05

改革開放以來，我國對外貿易得到了飛速發(fā)展。根據國家統(tǒng)計局2011年統(tǒng)計公報顯示，2011年貨物進出口總額3.6421萬億美元，比上年增長22，5%。其中，出口1.8986萬億美元，增長20.3%；進口1.7435萬億美元，增長24.9%。進出口差額（出口減進口）1551億美元，比上年減少264億美元。全年非金融領域新批外商直接投資企業(yè)2.7712萬家，比上年增長1.1%。實際使用外商直接投資金額1160億美元，增長9.7%。我國已經成為僅次于美國的世界第二大貿易國，第一大貿易出口國。我國對外貿易迅猛發(fā)展的一個重要原因是外商直接投資的大量涌入和外商投資企業(yè)對外貿易的快速發(fā)展。我國已經成為吸收外商直接投資最多的國家，這對我國經濟社會的快速發(fā)展起到非常大的促進作用。因此，研究FDI對我國對外貿易效應的影響，對進一步推進對外貿易和社會經濟的發(fā)展都將具有現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

（一）國外學者的研究

國外學者對外商直接投資與對外貿易效應的關系進行了大量的實證研究。20世紀70年代初期，Douglas.D.Pwrris和An&aw Schmitz等提出。FDI可以提高東道國出口產品的效率，可以刺激本國的進口；同時，F(xiàn)DI可以帶動本國產品出口，國際投資在很大程度上有促進貿易的作用。20世紀70年代末期，日本學者小島清提出了FDI與國際貿易具有互補效應的小島清模型。小島清認為，國際分工既能解釋國際貿易，也能解釋國際直接投資，因此，國際直接投資和國際貿易可以統(tǒng)一在國際分工原則的基礎上。H.Hill（1990）通過對外國直接投資與東道國進口的相互關系進行研究，研究結果表明，外國投資與進口的相關性不如與出口的關聯(lián)密切，但由于外國直接投資企業(yè)從母公司進口中間產品、資本品及勞務的傾向較強，外國直接投資因而可增加東道國進口。Grahamt和Krugman（1993）進行總量研究和分行業(yè)研究，研究結果表明，外國投資對東道國出口具有顯著的帶動作用，外國直接投資和東道國出口存在強相關性。Lee.Honggue（1995）研究了韓國對外直接投資的電器行業(yè)，研究結果指出，韓國電器行業(yè)企業(yè)對外直接投資的動因主要表現(xiàn)為維持和擴大出口的需要，即通過對外直接投資提高出口產品的競爭力。

（二）國內學者的研究

江小涓（1999）通過實證分析，認為FDI流入對擴大中國出口規(guī)模和提升中國出口商品結構均有突出貢獻。劉恩專（1999）研究了外商直接投資的出口貿易效應，同時結合新貿易效應理論分析了外資對我國出口貿易的影響。黃曉玲（2001）研究了外商直接投資與對外貿易的相互關系及其對工業(yè)化演進的影響，認為外商投資客觀上對提升中國產業(yè)高度、改善貿易結構發(fā)揮了顯著作用。張小蒂（2001）利用統(tǒng)計數(shù)據分析了1983年以來外商直接投資對我國進出口貿易總量及結構的影響，研究結果表明，前者對后者有重要促進作用。江小涓（2002）對FDI與中國出口競爭力的關系進行了定量研究，對外商直接投資企業(yè)與國內企業(yè)的高新技術產品出口份額進行了比較，認為FDI有利于優(yōu)化中國的出口商品結構，提高出口商品的競爭力。李亞（2004）對FDI與加工貿易的相關性進行了分析，研究結果證明了FDI與加工貿易之間存在著顯著的正相關關系。史小龍等（2004）則采用協(xié)整分析方法得出結論：從長期來看，F(xiàn)DI流入對我國商品進出口都存在顯著的促進作用；從短期來看，F(xiàn)DI流入的短期波動對進口的短期變化影響明顯，而對出口的短期變化影響不顯著。

結合上述研究，本文通過從國家整體層面綜合運用定性和定量相結合的方法，系統(tǒng)地進行了外商直接投資對我國對外貿易效應方面的研究。本文主要以我國1985―2010年的樣本數(shù)據，對我國FDI和對外貿易的概況進行總體分析，并運用協(xié)整理論和格蘭杰因果關系檢驗方法對我國FDI與對外貿易效應的相關性進行實證分析和檢驗。

二、我國FDI與對外貿易的概況

（一）我國FDI發(fā)展的總體描述

1.FDI總量。根據歷年國家統(tǒng)計年鑒的數(shù)據，對我國實際利用外商直接投資額用折線圖來表示（見圖-1）。從圖-1的趨勢圖可以看出，我國實際利用外商直接投資額從1985年的19.56億美元上升到2010年的1057.35億美元，2010年實際利用外商直接投資是1985年的54倍多，年均增長16.58%。我國實際利用外商直接投資總體上呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的態(tài)勢。改革開放以來，即1979―2010年，我國實際利用外商直接投資總額累計已達到1.05萬億美元。

2.FDI的產業(yè)結構。本文三次產業(yè)的劃分范圍是根據《國民經濟行業(yè)分類》（GB/T4754―2002）。第一產業(yè)是指農、林、牧、漁業(yè)。第二產業(yè)是指采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃氣及水的生產和供應業(yè)，建筑業(yè)。第三產業(yè)是指除第一、二產業(yè)以外的其他行業(yè)。第三產業(yè)包括：交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，居民服務和其他服務業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理和社會組織，國際組織。根據1998―2011年國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒，統(tǒng)計計算得出外商對三產的不同投資額及不同比例（見表-1）。從外商投資的產業(yè)結構看，外商對我國第一產業(yè)投資比例明顯偏少，不到總投資額的2%；而對第二產業(yè)投資比重則高達70%左右；對第三產業(yè)投資比重也達到30%左右。近幾年，外商在我國第二產業(yè)的投資比例有所下降，從2004年最高的74.98%下降到2010年的50.94%；同時，外商對我國第三產業(yè)的投資比例大幅度上升，從2004年最低的23.18%上升到2010年的47.25%，將近占投資總額的一半，外商直接投資的產業(yè)結構明顯得到改善。

（二）我國對外貿易發(fā)展的總體描述

改革開放以來，隨著我國對外開放的不斷擴大和深入，對外貿易得到快速增長，經濟增長舉世矚目。根據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據將進出口貿易增長趨勢制成折線圖（見圖-2）。從折線圖上可以看出，1980年以來，我國的進出口貿易值總體保持增長的趨勢。1980―2010年，我國商品出口額從181.2億美元增長到1.5779萬億美元，年均增長率達15.5%；同期，我國商品進口額從200.2億美元增長到1.3949萬億美元，年均增速為14.7%。自從2001年我國加入WTO以后，我國的進出口貿易進入了迅猛的增長期，2001―2010年我國的進出口貿易總量年均增長達到19.3%。我國進出口規(guī)模的擴大提升了我國商品進出口額占世界商品進出口總額的比重，也提高了我國商品進出口在世界商品進出口中的排名。1980年，我國商品出口額僅占世界商品出口總額的0.9%，進口額比重為1%，到2010年，我國商品出口額占世界商品出口總額的比重上升到10.3%，進口額比重上升到9.1%（見表-2）。在世界商品出口額的排名也由原來的第26位躍居到第1位，進口額的排名由原來的第21位上升到第2位，僅次于美國。

三、FDI對我國對外貿易效應的實證分析

（一）數(shù)據的處理和各變量相關系數(shù)分析

本文使用時間序列數(shù)據，為1985―2010年共26年的我國進出口額（TR）、進口額（IM）、出口額（Ex）以及外商直接投資（FDI），其中，進出口貿易值是根據年鑒上以美元表示的數(shù)據經當年平均匯率處理后而得到，進出口貿易和匯率數(shù)據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為了消除價格變動因素對中國FDI和進出口貿易的影響，利用《中國統(tǒng)計年鑒》上以1978年為基期的居民消費價格指數(shù)對FDI和進出口貿易值進行縮減求得實際值以使數(shù)據更加具有可比性。另外，為了消除樣本數(shù)據中存在的異方差，對變量取對數(shù)。用InFDI表示外商直接投資的對數(shù)；lnTR表示進出口額的對數(shù)；lnEX表示出口額的對數(shù)；lnlM表示進口額的對數(shù)。

首先，進行相關系數(shù)分析。兩個變量之間線性相關程度可以用簡單線性相關系數(shù)度量，利用相關系數(shù)公式，計算兩個變量之間的相關系數(shù)。為進一步說明它們之間相關性的強弱。我們借助EViews5.1對中國FDI和進出口貿易數(shù)據進行相關系數(shù)計算，得結果見表-3。由表-3可知FDI與TR、EX、Ⅸ之間的相關系數(shù)均在0.873910以上，表明它們之間存在很強的相關性。

（二）模型的設立及相關分析

從FDI與對外貿易總額趨勢圖（見圖-3）中可以看出，我國FDI與貿易總額之間存在著增長的同步性，但這種同步性是否具有穩(wěn)定的長期均衡關系呢？

本文根據凱恩斯消費理論，建立FDI與貿易的模型如下：

其中，TR、EX、IM分別代表我國1985―2010年的進出口總額、出口總額和進口總額，單位為“億美元”；FDI表示我國1985―2010年的外商直接投資存量額（億美元）；代表彈性系數(shù)，即我國外商直接投資和我國貿易總額的彈性系數(shù)，“代表隨機誤差項。為了研究方便，并考慮到各時間序列數(shù)據經過對數(shù)處理后不會改變其性質和關系，且更容易得到平穩(wěn)的時間序列，所以回歸模型中的變量均采用取對數(shù)后的變量，分別記為LNTR、LNEX、LNIM、LNFDI。在建立模型前，還需要對以上變量的假設條件進行檢驗，即檢驗變量間是否通過單位根檢驗，只有在通過檢驗的基礎上，我們才能根據數(shù)據建立模型，模型才有意義。

1.單位根檢驗。根據時間序列的標準建模過程，首先要對各時間序列進行單位根檢驗，只有他們都是同階平穩(wěn)的，才能對他們進行估計測評。在此，我們使用Eviews5.1進行估計，單位根檢驗結果見表-4。

從表-4中可以看出，各時間序列變量都是非平穩(wěn)的，而LNTR、LNEX、LNIM的一階差分都是1%平穩(wěn)的；LNFDI的一階差分是5%平穩(wěn)。因此，各時間序列變量在同階平穩(wěn)的，可以對它們進行估計測評。

2.協(xié)整檢驗。為避免偽回歸，我們就要對所建立的模型進行協(xié)整檢驗。要想保證一些包含單整變量的模型有意義，就需要各變量的單整階數(shù)相同，且單整變量之間存在協(xié)整關系。本文運用Johansen技術進行協(xié)整檢驗。檢驗結果見表-5。表-5 JJ協(xié)整檢驗結果

在5%的顯著性水平下，對于協(xié)整方程個數(shù)的原假設依次.檢驗，跡統(tǒng)計量31.56261大于臨界值24.27596，所以拒絕原假設，即認為三個變量存在協(xié)整關系；跡統(tǒng)計量9.422682小于臨界值12.32090，所以接受原假設。因此，lnTR、lnEX、lnlM在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關系。

3.回歸分析。前述的三個模型所對應的回歸方程為：從方程（4）我們可知，LNFDI前的系數(shù)為0.7787，該數(shù)值反映了外商直接投資與我國貿易的彈性關系，即當外商直接投資每增加1個百分點，則將促進我國貿易總額增長0.7787個百分點，而且其符號為正，說明外商直接投資與我國貿易總額是正向的促進關系，即互補關系，同時驗證了前面描述中所顯示的外資與貿易的關系；從方程（5）中，我們得知LNFDIC前的系數(shù)為0.8283，這說明外商直接投資與我國的出口額之間的彈性關系為0.8283，即外商直接投資每增加1個百分點，將促進我國出口額增長0.8283個百分點；同理，方程（6）中，系數(shù)為0.7335，即表明外商直接投資每增加1個百分點，促進我國進口額增長0.7335個百分點。外商直接投資對我國出口額的影響要大于對進口額的影響0，7335）。

四、建議

（一）不斷優(yōu)化外商投資軟環(huán)境

健全的政策法治環(huán)境是吸引外商投資的前提條件，也是增強外商投資信心的重要保障。所以，我們要把優(yōu)化政策法治環(huán)境作為優(yōu)化外商投資軟環(huán)境的首要環(huán)節(jié)，按照世貿規(guī)則的要求，著力構建服務外商的政策法規(guī)平臺。要完善服務環(huán)境，提高政府部門的服務效率，樹立為外企服務的思想觀念，完善服務體系，依法加強管理，堅決制止亂收費。

（二）提高利用外資的規(guī)模與質量

加大政策扶持力度，突出抓好產業(yè)招商項目的策劃、包裝，加快推進項目落地進程。通過境外重大經貿活動，開展專項對接，提高項目簽約率；組織開展有針對性的專業(yè)招商促進活動；依托國內外知名中介機構、高端媒體等，提升城市知名度，提高招商質量水平。

篇7

關鍵詞：外商直接投資　路徑依賴　政府選擇　經濟增長

隨著經濟全球化進程的不斷加速，外商直接投資（foreign direct investment）給后進國家的經濟發(fā)展正在帶來日益強化的路徑依賴效應，即在技術創(chuàng)新和制度安排等層面上對發(fā)展中國家的經濟增長具有支配性的影響。從積極的方面看，如果具備必要的條件，路徑依賴能讓后進國家的后發(fā)優(yōu)勢較快地發(fā)揮出來，有利于后進國家節(jié)約技術和制度創(chuàng)新的成本；而從消極的方面來考慮，路徑依賴則會使發(fā)展中國家在日益全球化的經濟體系中長期地處于依賴的位置上。當前我國已經進入全面建設小康社會的新的歷史階段，如何在積極引進外商直接投資過程中避免形成對外商直接投資的嚴重依賴，是現(xiàn)實中一個值得高度重視的問題。

一、外商直接投資與經濟增長：前人的相關研究

在近代社會的經濟增長過程中，引進外部投資的重要性很早就引起了經濟學理論的興趣。20世紀40年代末期，哈羅德在其提出的動態(tài)經濟增長模型的基礎上，指出當一國內部的儲蓄不足以支持理想的經濟增長率時，可以通過引進外部的資本來提高本國的經濟增長率。1960年，羅托斯在闡述其經濟“起飛”理論時指出，一個國家需要有足夠的投資（國內凈投資占國民收入中的比例超過10%）才能有效地啟動現(xiàn)代的經濟增長，而發(fā)展中國家由于自身的人均國民收入水平偏低，往往不能滿足這一條件，引進外資則能為實現(xiàn)經濟起飛創(chuàng)造必要的條件。1966年，錢納利和斯特勞特進一步提出了影響廣泛的“兩缺口”理論。其基本的內容是，后進國家在啟動現(xiàn)代經濟增長的時候，既面臨著內部儲蓄不足帶來的投資缺口的制約，也面臨外匯供給不足的缺口，后者制約其從國外輸入投資物品的能力從而影響到資本的形成。引進外資是填補這兩大缺口的有效手段。

現(xiàn)實生活中外商直接投資的作用也大大超過了對兩缺口的簡單填補。比如，外商直接投資可能帶來廣泛的技術轉移效應，加快技術進步的速度，這一點內生經濟理論等給予了高度重視。根據內生經濟增長理論的分析，影響一國經濟增長的不只是資本和勞動的增量。在一國經濟增長過程中，技術不是一種外生的變量，而是影響資本與勞動等要素投入產出關系的內生變量。引進外商直接投資，一個重大的影響是加速技術創(chuàng)新的進程，使發(fā)展中國家能夠利用發(fā)達國家在歷史上長期積累起來的科學技術進步的成果，加快自身的經濟發(fā)展步伐。

1999年發(fā)表的《世界投資報告》指出，外商直接投資對東道國經濟發(fā)展所產生的影響往往是相當廣泛的，集中起來說主要有5個方面：一是擴大投資的來源，加快資本形成的速度；二是帶來技術轉移效應，提高東道國的技術水平；三是拉動出口貿易的增長，增強出口競爭能力；四是增加就業(yè)機會，并改變就業(yè)的結構；五是對生態(tài)環(huán)境保護起到一定的示范和促進作用（1）?，F(xiàn)實生活中，外商直接投資在上述幾個方面的積極效應都不難觀察到，當然在不同國家里程度往往不同。

外商直接投資給東道國帶來的并不都是積極的影響。20世紀五六十年代，以普雷維什（RaulPreisch）、繆爾達爾（Gunnar Myrdal）等為代表著重研究發(fā)展中國家經濟發(fā)展問題的經濟學家，明確指出了從發(fā)達國家輸入的外部投資，對發(fā)展中國家的經濟進步可能帶來嚴重的有害影響，通常的結果是加深后進國家內部的兩極分化，對內部資本積累形成沖擊，甚至形成“飛地”現(xiàn)象?？柖嗨鳎‵ernando H.Cardoso）更加尖銳地指出，跨國公司在發(fā)展中國家投資的結果是導致和強化發(fā)展中國家對發(fā)達國家的依附。一方面，跨國公司把后進國家內部一些先進的經濟部門同國際資本主義體系聯(lián)系在一起；另一方面，它又使后進國家內部的落后經濟部門依附于先進的經濟部門，總體上形成一種“殖民地內在化”的效應，無助于后進國家本身的經濟發(fā)展而只是服務于發(fā)達國家的需要。

上述經濟學家對外商直接投資的激烈批判，并不只是一種情緒上的發(fā)泄，而與當時歷史條件下跨國公司在發(fā)展中國家的實際表現(xiàn)密切相關。比如，“飛地”現(xiàn)象在歷史上的確較為廣泛地存在過，外商直接投資對發(fā)展中國家的經濟發(fā)展造成嚴重傷害也決非是個別現(xiàn)象。后來隨著時代的進步（包括發(fā)展中國家本身所進行的斗爭和經濟發(fā)展），跨國公司的行為方式有轉變，然而，某些方面的消極影響至今仍然存在。今天我們現(xiàn)實地來看待外商直接投資，那么它既不是天使，也不是惡魔，而只是追求自身利益最大化的商人。

從市場經濟運行的角度來分析，特別是從發(fā)展中國家的現(xiàn)實情況來看，外商直接投資可能帶來的消極影響應當也是不能忽視的。指出外商直接投資可能帶來的消極影響，并不是對其可能產生的積極作用的否定，相反，缺乏對外商直接投資消極影響的清醒認識，只會對發(fā)展中國家引進外商直接投資產生不利的影響。在當前經濟全球化日益加速的形勢下，的確有一些人包括一些經濟學家只是片面地談論外商直接投資的積極影響，忽視甚至有意抹殺外商直接投資的消極影響一面，這不僅在理論是不成熟的，在實踐中也是十分有害的。

回顧歷史，發(fā)展中國家對外商直接投資的態(tài)度經歷了3個階段的轉變：一是在殖民主義條件下的無條件地、無奈地接受外商直接投資；二是在第二次世界大戰(zhàn)后亞非拉國家紛紛走上民族獨立之后，一段時期內對外商直接投資采取全面排斥的方針；三是隨著世界各國經濟對外開放程度的擴大，總體上對外商直接投資采取積極鼓勵的方針。當前世界各國大都是把外商直接投資當作貴賓來邀請。面對以發(fā)達國家為主的龐大的國際資本體系，發(fā)展中國家明顯處于弱勢的地位。為更多地引進外商直接投資，發(fā)展中國家往往在政策上做出更多的讓步，付出更大的成本，進而導致東道國與外商直接投資之間在某些方面的矛盾更加尖銳、更加深刻。因此，如何制定和實施有效的外資政策是發(fā)展中國家面臨的一種嚴峻挑戰(zhàn)。

二、外商直接投資對中國經濟發(fā)展的主要貢獻

根據國家商務部網站提供的數(shù)據，2003年全國新批設立外商投資企業(yè)41081家，比2002年增長20.22%；合同外資金額1150.70億美元，同比增長39.03%；實際使用外資金額535.05億美元，同比增長1 44%.我國引進外商直接投資仍然保持著良好的增長態(tài)勢。截至2003年12月底，全國累計批準設立外商投資企業(yè)465277個，合同外資金額9431.30億美元，實際使用外資金額5014.71億美元（2）。外商直接投資在加速中國經濟增長中所起到的重要推動作用得到了廣泛的認同。

目前，人們比較多地是沿用古典經濟增長理論來解釋外商直接投資對中國經濟發(fā)展的影響。簡單地說，外商直接投資的流入增加了國內投資的資金來源，其他方面的條件不變，就能相應地提高經濟增長的速度，許多實證分析都是圍繞這一思路來展開的。比如，杜江（2002）等人的研究表明，外商直接投資對國內資本的形成具有重要的影響，這一點可以從外商直接投資對本國資本形成的感應度（I/FDI：本國資本形成的變動量比外國直接投資變動量）上反映出來，實證分析的結果是外商直接投資每增加1美元，可以帶動國內資本形成的總量增加24.208元人民幣。投資的增長則一直是拉動中國經濟增長的主要力量。

我們認為，集中從要素供給增長角度來討論外商直接投資對中國經濟增長的貢獻，存在著很大的局限性，不能很好地解釋外商直接投資在中國經濟發(fā)展的作用。理由之一是，從歷史上看，建國之后我國就存在著相當高的積累率，這部分地是由于東方文化的影響，部分地是計劃經濟體制的強制。參照羅斯托的經濟增長理論，我國很早就具備了進入現(xiàn)代經濟增長的前提條件。至少可以說，資本供給缺口論不足以有效地說明外商直接投資對中國經濟發(fā)展的貢獻。從今天的現(xiàn)實中更可以看到，現(xiàn)在的國民儲蓄總量遠遠超過外商直接投資的流入量，但外商直接投資正以前所未有的速度進入中國，資本供給數(shù)量問題顯然不是主要的理由。

中國經濟發(fā)展從引進外商直接投資中所獲得的利益，從深層次上來分析，我們認為應當主要是外商直接投資帶來的資源配置示范效應。也就是說，外商直接投資對中國經濟運行的根本性影響不是資源供給總量的增大，而是資源配置方式的轉換。誠然，外商直接投資的確增加了國內市場資本和技術等生產要素的供給，但它們是在資源配置方式發(fā)生了轉變的條件下才發(fā)揮出預期的效果，并對國內生產資源的使用效率改進起到了明顯的拉動作用。外商直接投資最重要和最深刻的影響是把市場經濟的運行方式輸入到中國來，在中國向市場經濟轉型的過程中發(fā)揮出特殊的示范促進作用，而經濟體制的轉型則是推動中國經濟增長的最重要的因素。概括起來說，這種示范作用突出地表現(xiàn)在3個方面：

第一，制度創(chuàng)新的示范。引進外商直接投資，首先是把傳統(tǒng)計劃經濟體制撕開了一個大口子，然后是在競爭中讓市場經濟在社會上獲得了廣泛的認同。今天回顧起來看，真正讓中國公眾對市場經濟的效率和活力有切身體會的，是外商直接投資企業(yè)在現(xiàn)實經濟中的運行。如果沒有在引進外商直接投資方面的重大突破，中國經濟在整體上從計劃經濟轉向市場經濟進程不僅不會這么快，而且也許還會是難以想象的。外商直接投資的進入在國內市場上直接帶來了政府與企業(yè)關系的根本變化，對整個宏觀經濟管理體制改革所產生的影響十分深遠。

第二，企業(yè)競爭的示范。外商直接投資企業(yè)在國內市場上的運作方式，不僅在改革開放初期產生出強烈的市場沖擊效應，至今仍然在市場上具有領先的示范效應。傳統(tǒng)計劃經濟體制缺乏效率的最基本的原因，是把作為經濟發(fā)展主體的企業(yè)作為政府的附屬物，完全使其失去了內在的活力。外商直接投資企業(yè)的進入，對我國企業(yè)制度的改革起到的示范作用非常重要。在一定意義上可以說，外商直接投資過程中引入的現(xiàn)代企業(yè)制度和企業(yè)家精神，對我國經濟體制的轉型在微觀層次上起到了重要的奠基作用。

第三，市場開拓的示范。從近年的現(xiàn)實生活中可以看到，外商直接投資企業(yè)在發(fā)現(xiàn)和滿足國內市場需求方面往往起著先行者的作用。改革開放初期，外商投資企業(yè)比較搶眼的表現(xiàn)是在輕工業(yè)領域引入新的產品，提高產品的質量，如我國日用消費品和家電產品的發(fā)展過程，受外商直接投資企業(yè)的影響要遠比進口明顯。近年來，又是外商直接投資大規(guī)模地進入轎車生產領域等，大大地加快了居民消費結構升級的步伐，對整個國民經濟的結構升級產生了重要的拉動作用。

三、正視經濟增長對外商直接投資的依賴

在充分肯定外商直接投資對中國經濟發(fā)展做出了積極貢獻的同時，當前我們特別需要清醒地看到事物的另一方面，即中國經濟已經在一定程度上出現(xiàn)了對外商直接投資的依賴。近期國際上有一種評價認為，中國的經濟增長是借來的。理由是改革開放之后中國經濟的快速增長基本上是依靠外商直接投資和出口來拉動。我們認為，雖然這樣的評價明顯過于夸張，但也的確提出了一個重要的問題，現(xiàn)在是正視中國經濟發(fā)展對外商直接投資依賴的時候了。從現(xiàn)實情況來看，國民經濟增長對外商直接投資的依賴較為明顯地表現(xiàn)在3個方面：

第一是出口增長的依賴。2003年我國外貿總額達到8500美元，增長速度之高多年來罕見，與此同時，外商直接投資企業(yè)的進出口總額在我國外貿總額中所占比重也再創(chuàng)新高，接近56%.雖然我國對外貿易總額已經在全球排名第4，但與其他貿易大國如日本和德國等相比有兩點明顯的不同：一是外商直接投資企業(yè)的出口所占比重高，二是加工貿易的比例很大（這也與外商直接投資密切相關）。改革開放以來，外商直接投資企業(yè)在我國對外貿易總額中的比重持續(xù)地快速增長，目前已經成為外貿增長最主要的來源。出口作為拉動國民經濟增長的一個重要因素，對外商直接投資的依賴程度如此之高已經相當令人吃驚。

第二是技術進步的依賴?，F(xiàn)實生活中的情況是，對國民經濟發(fā)展具有重要支撐作用的一些主導產業(yè)的發(fā)展往往依賴于外商直接投資，汽車工業(yè)和微電子產業(yè)是明顯的例子。前者是多年來政府一直高度加以保護的產業(yè)，近年對外商直接投資開放之后，民族品牌已經接近消亡，快速增長的龐大國內市場只是為外商直接投資企業(yè)的擴張?zhí)峁┝肆己玫臋C遇。目前，后者則基本上控制在外商直接投資企業(yè)的手中，要實現(xiàn)技術轉移看來還只是一種良好的愿望。更重要的是，在新興戰(zhàn)略性產業(yè)中對外商直接投資的完全開放，直接對國內的研究開發(fā)能力的培育起到了摧殘作用，也對國內資本的進入形成排擠效應，整體上明顯地強化了對國外先進技術的依賴。

第三是資本形成的依賴。一方面，外商直接投資在國內投資總額中所占比重是持續(xù)上升的，近年已經達到相當高的水平。同其他發(fā)展中國家相比之這個比率明顯地偏高，更不用同發(fā)達國家來進行比較。另一方面還要看到，國內我們自己的投資也有很大一部分是與外商直接投資密切地聯(lián)系在一起的，如為外商直接投資項目配套的基礎設施投入等，在沿海地區(qū)這一比例是相當高的。投資推動是近年中國經濟快速的一個主要因素，而社會總投資的增長與外商直接投資之間的密切關聯(lián)則不能不令人有些擔憂。

經濟運行過程中形成對外商直接投資的依賴，與積極有效地引進外商直接投資的初衷是相違背的。從國民經濟長遠發(fā)展的角度來考慮，對外商直接投資的依賴所具有的潛在危害相當嚴重，盡管有些問題在短期內還不明顯，甚至短期來看還是有益的，但隨著時間的推移矛盾就會逐步暴露出來。

首先，國民經濟結構升級受阻。我國人均國民收入突破1000美元之后，產業(yè)結構升級將是推動國民經濟總量持續(xù)增長的一個關鍵性因素，而目前在引進外商直接投資方面形成的出口依賴和技術依賴等，顯然對加速經濟結構升級很不利。值得注意的是，這種不利影響正隨著時間的推移而日益顯示出來。比如，前面已經指出加工貿易在我國出口總額中所占比重非常之高，而這與外商直接投資密切相關。出于對自身投資利益的考慮，外商直接投資企業(yè)會本能地讓這種格局盡可能長地維持下去。眾所周知，出口結構直接制約一國產業(yè)結構的升級。實際上，到目前為止外商直接投資主要是著眼于利用我國廉價的勞動力，外商已經形成的投資客觀上都難免會成為產業(yè)結構進一步升級的阻力。

其次，競爭擠出效應日益明顯。隨著整個國民經濟的運行，國內資金從短缺走向過剩，外商直接投資在國內市場上的作用也越來越多從積極地增加有效供給，轉變?yōu)閷γ耖g投資和國有資本形成擠出效應。改革開放后的一段時期內，國內資本與外商直接投資之間的競爭主要集中在有限的資源方面，如基礎設施和能源供應的競爭等，整個市場的供給則嚴重不足。近年來，外商直接投資企業(yè)與國內企業(yè)的競爭已經明顯地轉向爭奪相對飽和的國內市場方面，憑借政策上的優(yōu)惠和資本技術上的優(yōu)勢，對國內民營資本和國有資本形成擠出效應?，F(xiàn)實生活中不難看到，上海等地區(qū)把重點放在引進外商直接投資上，民營經濟的發(fā)展就不行；而浙江等地區(qū)在引進外商直接投資方面相對落后一些，民營經濟就蓬勃地發(fā)展起來了。

再次，與長遠發(fā)展目標的差距擴大。近年來，我國國民經濟總量和人均國民收入都持續(xù)地快速增長，但有兩個方面的矛盾卻呈現(xiàn)出日益尖銳的趨勢，一是就業(yè)緊張，二是收入分配差距擴大，這些對外商直接投資的依賴密切相關。比如，從就業(yè)的角度來看，雖然外商直接投資重點是利用我國廉價的勞動力資源，但外資項目要么集中在見效快，效益高的一些項目上，如加工貿易等，在國內的產業(yè)關聯(lián)低，增加就業(yè)有限；要么是投資于高技術領域，如電子芯片制造等，就業(yè)數(shù)量更加有限。國內資金過多地用于為外商直接投資配套服務，也降低了解決社會就業(yè)問題的能力。

四、適時調整優(yōu)化引進外商直接投資的政策

今后，我國利用外商直接投資不應當繼續(xù)停留在簡單的引進上，而應當把重點放到重新構造外資與內資之間的相互關系上來。過去的一段時期內，我國通過放開市場，提供優(yōu)惠政策等把外商直接投資吸引進來，實際上形成了一個在封閉經濟體制中所沒有的新的增長極，因而提高了國民經濟發(fā)展的速度。然而，我們應當看到，這只是一種短期效應，相當于一種外掛的發(fā)動機。隨著國民經濟發(fā)展進入結構變遷為主的階段，這種外掛式動力的方式局限性越來越大，而風險則越來越高。今后應當考慮的選擇是把這種外掛式的動力內部化，在更積極地引進外商直接投資的同時，努力把它與國民經濟長遠發(fā)展的需要更好地協(xié)調起來。

進一步說，未來我國引進外商直接投資的實際格局是有效利用還是被動依賴，關鍵要看國內資本的生長和發(fā)育。如果國內資本不能有效地加速積累和發(fā)揮出應有的功能，則經濟增長必然要繼續(xù)依賴引進外資，即使引進外商直接投資的數(shù)量不多也擺脫不了依賴的地位。反之，引進外商直接投資的數(shù)量越多，就越是能積極主動地利用外資。因此，促進國內資本的積累和功能強化，無疑是推動國民經濟持續(xù)發(fā)展的第一選擇。引進外商直接投資應當以促進內資的發(fā)育為導向，同時注意發(fā)揮內資在引進外商直接投資方面的競爭效應，這是從整體上徹底擺脫對外商直接投資依賴的根本保障。

爭取較早地擺脫對外商直接投資的依賴，特別是避免這種依賴的加深，應當是我國今后幾年在擴大對外開放的中需要切實解決好的一個課題。在這個方面，政府的選擇具有舉足輕重的意義。市場經濟歷來是在特定的制度安排下運行的，政府的決策直接影響到市場競爭的格局和資源配置的效率。及時對引進外商直接投資的相關政策進行必要的調整，對于完善市場經濟體制，協(xié)調好對外開放與國內經濟發(fā)展相互關系具有非常重要的意義。從當前的現(xiàn)實情況來看，我們應當重點搞好以下幾個方面的政策調整：

第一，集中引資優(yōu)惠政策的授權。作為發(fā)展中國家，為引進外商直接投資提供一定的優(yōu)惠政策是必要的，但我國目前在這方面給予各級地方政府過大的自，直接導致惡性競爭，這是形成對外資依賴性的重要機制。一定意義上可以說，傳統(tǒng)經濟體制中存在一些弊端現(xiàn)在都明顯地集中到招商引資政策的制定與實施上來了。從保障國民經濟長期穩(wěn)定的需要出發(fā)，中央政府從現(xiàn)在應當對招商引資的優(yōu)惠政策實行高度的集中統(tǒng)一，使各地政府把注意力轉移到創(chuàng)造公平競爭的市場環(huán)境上去，從全局上形成協(xié)調引進外商直接投資與國內經濟發(fā)展關系的氛圍。

第二，真正落實國民待遇的原則。盡管我國的投資環(huán)境還有許多不盡人意之處，但外商直接投資企業(yè)在許多方面享受著超國民待遇，這種狀況是廣為人知的。我國應當根據WTO等國際經濟組織的規(guī)則，對外商直接投資盡快地真正落實國民待遇的原則，這樣做將獲得兩個方面的好處：一是有利于把真正具有科技實力和管理效率的大型跨國公司吸引到中國來投資，在外商直接投資之間形成公開的競爭。二是為國內企業(yè)提供公平競爭的機會，加速國內資本的形成和積累，從而在擴大引進外商直接投資規(guī)模的同時減少對外資的依賴。

第三，實現(xiàn)從引資到引知的戰(zhàn)略轉移。我國引進外商直接投資的方式要作根本性的調整，把目前偏重于引進資金流量轉向以技術創(chuàng)新與制度移植為重點。從現(xiàn)在起，政府對外商直接投資的政策優(yōu)惠，應當集中到鼓勵技術轉移和制度示范等方面來。比如，對外商直接投資企業(yè)在華設立研究與開發(fā)中心，應當給予比一般性投資項目更多的優(yōu)惠，而對技術含量低的投資項目取消優(yōu)惠政策。當前，應當及早制定一些必要的政策措施，鼓勵外資兼并和收購國內企業(yè)，使國際上先進的企業(yè)管理方式得到較快的擴散，同時這也會有利于控制固定資產的投資規(guī)模，提高全社會的資本使用效率。

第四，強化招商引資的結構導向。結構升級已經成為國民經濟發(fā)展的主旋律，今后引進外商直接投資項目要以結構優(yōu)化為基本的取舍標準。一方面，要通過產業(yè)導向等途徑把外商直接投資項目更多地引向需求增長快的領域，如適當?shù)貙ν馍讨苯油顿Y企業(yè)開放基礎設施市場等，因為市場有效需求增長快的行業(yè)就不大容易出現(xiàn)壟斷和形成依賴；另一方面，對外商直接投資已經居于主導地位的一些產業(yè)，要盡早實施反壟斷措施，同時嚴格限制外商直接投資的繼續(xù)投入，包括對外商直接投資企業(yè)在原領域內新增和擴充資本。總之，在中國經濟進入快速的結構轉型時期后，要特別警惕出現(xiàn)對外商直接投資的結構性依賴。

主要參考文獻：

1.江小涓：《跨國投資、市場結構與外商投資企業(yè)的競爭行為》，《經濟研究》2002年第9期。

2.陳飛翔：《市場結構與引進外商直接投資》，《財貿經濟》2002年第2期。

篇8

關 鍵 詞：外商直接投資；區(qū)域經濟增長；中部地區(qū)；實證檢驗

中圖分類號：F830．59 文獻標識碼：A 文章編號：1005-0892(2007)06－0092－05

一、引言

外商直接投資是否促進區(qū)域經濟增長一直是經濟學界爭論的焦點。在理論上，眾多研究從發(fā)展經濟學（“雙缺口”理論）、內生經濟（Romer，1986；Ethier，1982）和外部驅動（Lucas，1988）等視角論證了外商直接投資可以促進經濟增長。在內生經濟增長理論的基礎上，有的研究探究了外商直接投資影響經濟增長的途徑和方式，認為外商直接投資主要通過外資企業(yè)的技術、管理和營銷等方面的知識溢出效應，迫使國內企業(yè)增加R＆D投入（Chen，1995）、增加資本品種和存量（Mello，1997）以及外商直接投資產生的跨國間技術外溢等（Walz，1997）途徑來促進東道國的經濟增長。進一步地，有些研究解釋了外商直接投資促進經濟增長的實現(xiàn)條件，認為外商直接投資對東道國的經濟增長要受到某些國際渠道（Barro等，1995），以及東道國人力資本狀況、貿易條件、金融自由化程度（Balasubramanyan，1996；Stoker，1999；[1]Husain，2000；Groppand，2000；Zhang，2001）、儲蓄率和人口增長率（Satya and Paul，2004；[2]Congtruong，2004）等條件的約束。但是，有些理論研究得到相反的結論，認為發(fā)展中國家外商直接投資與經濟增長存在著負相關關系（Saltz，1998），[3]理由是利用優(yōu)惠政策吸引外資會阻礙國內投資，當外資企業(yè)與國內企業(yè)收益差距很大時，引進外資反而會阻礙經濟增長（Easterly，1993）。

許多實證研究（Blomstron，1994；Stoker，1999；Mina，2004；lute，2004；Smarzynska，2004；[4]Javorcik，2004）試圖用OLS方法考察外商直接投資與經濟增長之間的關系，研究結果表明外商直接投資對經濟增長有較大的影響。然而他們的研究受到了一些質疑，由于采用橫截面數(shù)據進行OLS回歸，只能表明外商直接投資與經濟增長有關系，并不能說明兩者是否存在因果關系（Baliamoune，2004；[5]Elmaubzini等，2005[6]）。面板和跨國研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資與經濟增長不相關，外商直接投資不能解釋經濟增長（Borensztein，1998；Samir，2005；Saddi，2005），甚至會對發(fā)展中國家的經濟增長產生消極的影響（Saltz，1998；Benson等，2004；[7]Durham，2004）；相反，一國總體的人力資本、技術能力和發(fā)達的金融市場對經濟增長有重要的意義（Alfaro等，2004；[8]Chanada，2004；Saddi，2005）。然而也有學者認為，由于選取跨國截面數(shù)據沒有考慮到不同國家的異質性，即各國具有不同的經濟結構和生產技術等，這些國家層面的面板估計可能會導致虛假的結論（Beata等，2004；[9]Khaled，2005）。針對發(fā)展中國家，蕭政等（2002）、Gregorio和Lee（2005）運用時間序列及動態(tài)異類板面方法估計外商直接投資與經濟增長的長期關系，結果發(fā)現(xiàn)大多數(shù)樣本國家的外商直接投資能很好地解釋經濟增長。他們的實證結果與外商直接投資無關論（Saddi，2005；Samir，2005）以及外商直接投資與經濟增長負相關的研究結果截然不同。

對中國的外商直接投資與經濟增長關系的實證研究有著不同的結論。一些研究肯定外商直接投資的作用，認為外商直接投資是經濟增長的原因，但其經濟效應要受經濟技術水平、政策因素、企業(yè)間競爭和市場化改革等因素的影響（王成岐等，2002），[10]并認為東部發(fā)達地區(qū)與西部落后地區(qū)之間GDP增長率的差異，大約有90%是由外商直接投資引起的（魏后凱，2002），以及外商直接投資較高的省份有著較快的技術升級和較快的經濟增長（Xiao wentian等，2004）。[11]也有一些研究認為經濟增長與外商直接投資之間存在著雙向的因果關系，并指出穩(wěn)定可靠的組織機構和城市化的發(fā)展在吸引外資方面也有重要作用，它們是促進經濟增長的重要因素（Shan等，1999；蕭政等，2002）。然而，有的研究表明，國內投資仍然是中國經濟增長的主要推動力，外商直接投資與中國經濟增長之間不存在長期穩(wěn)定關系；相反，國內投資的區(qū)域差距，特別是在投資效率上的顯著差別，是造成區(qū)域經濟差距長期存在的主要因素（李靜萍，2001；尹希果等，2003；[12]胡宗義等，2004[13]）。

由此可見，學術界對外商直接投資是否促進了區(qū)域經濟增長并未取得共識。在當前中國經濟發(fā)展中，促進中部崛起是協(xié)調區(qū)域發(fā)展、落實科學發(fā)展觀的重大戰(zhàn)略，而值得關注的一個重要問題是外商直接投資在中部崛起的作用。運用主流計量方法對中部地區(qū)的外商直接投資與區(qū)域經濟增長關系進行實證檢驗，可以考察外商直接投資對中部地區(qū)經濟增長是否具有促進效應。因此，本文將利用ADF檢驗、Johansen檢驗、Granger檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解分析，對中部地區(qū)的FDI與經濟增長關系進行實證研究。

二、數(shù)據與檢驗模型

1．數(shù)據說明

本文以中部地區(qū)的國內生產總值（GDP）來反映中部地區(qū)的經濟增長，其數(shù)據來自中部地區(qū)各?。ㄉ轿?、安徽、江西、河南、湖北和湖南）的國內生產總值加總；然后用商品零售價格指數(shù)把GDP換算為以1978年不變價格計算的值。本文以中部地區(qū)實際利用的外商直接投資來反映中部地區(qū)的外商直接投資（FDI），其數(shù)據來自中部地區(qū)各省實際利用的外商直接投資加總；FDI用當年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，然后用商品零售價格指數(shù)把其換算為以1978年不變價格計算的值。為消除異方差，取各變量的自然對數(shù)消除變化趨勢，兩變量用LGDP與LFDI表示。

本文選取的數(shù)據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中經網。其中，1983~2004年的GDP與FDI來自《中國統(tǒng)計年鑒》相關年度，2005年度的GDP與FDI來自各省的2006年度統(tǒng)計公報；商品零售價格指數(shù)來源于中經網；當年美元平均匯率來源于《中國金融年鑒》相關年度。我們選取1983年到2005年的年度數(shù)據為樣本區(qū)間。

2．檢驗模型

由于本文各變量的時間序列具有非平穩(wěn)性，因此我們先對各變量進行單位根平穩(wěn)性檢驗，若為非平穩(wěn)，就采用協(xié)整檢驗分析各變量之間的關系。在協(xié)整檢驗的基礎上，我們可以進行Granger因果關系檢驗。Granger指出：如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無效的（張曉峒，2000）。[14]

（1）平穩(wěn)性檢驗

若時間序列yt存在如下現(xiàn)實：yt=c+?琢yt-1+ut，其中c為常數(shù)，ut為零均值非自相關隨機誤差項。如?琢

?駐yt=c+?籽yt-1+ut-1

其中?籽=?琢-1，若?籽拒絕零假設，則yt平穩(wěn)，這時DF檢驗值即為yt-1的t值，但它已不服從標準的t分布。將所估計的?籽的系數(shù)除以它的標準誤差，得到DF的?子的統(tǒng)計量。如果?籽超過DF的臨界值，即拒絕所給時間序列是非平穩(wěn)的假設；反之，則時間序列是非平穩(wěn)的。當DF檢驗要包含足夠的滯后項以使其誤差項是序列上獨立的，則稱為ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）。如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I（d）。

（2）協(xié)整關系檢驗

如果序列X1t，X2，…，Xkt都是d階單整，存在一個向量?琢=（?琢1，?琢2，…，?琢k）,使得Zt=?琢Xt’~I（d，b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，…，Xkt），則認為序列X1t，X2t，…，Xkt是（d，b）協(xié)整（Cointegration），記為Xt~CI（d，b），?琢為協(xié)整向量。如果兩個變量都是單整變量，只有當他們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整；兩個以上變量如果具有不同的單整階數(shù)，有可能經過線性組合構成低階單整變量。協(xié)整的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。滿足協(xié)整的經濟變量之間不能相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時間內偏離均衡位置，在長期中會自動恢復到均衡位置。

（3）Granger關系檢驗

協(xié)整檢驗結果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。Granger提出的因果關系檢驗可以解決此類問題，其基本原理是：在做Y對其他變量（包括自身的過去值）的回歸時，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預測，我們就認為X是Y的Granger原因，類似定義Y是X的Granger原因。檢驗X不是引起Y變化的原因對下列兩個回歸模型進行估計：

無限制條件回歸 Y＝∑?琢iYt-i+?茁iXt-i+ut （其中 i=1,2,…,n）

有限制條件回歸 Y＝∑?琢iYt-i+ut（其中 i=1,2,…,n）

然后用各回歸的殘差平方和計算F統(tǒng)計值，檢驗系數(shù)?茁1，?茁2，...，?茁n是否同時顯著地不為零。如果是這樣，我們就拒絕“X不是引起Y變化的原因”原假設。

本文所使用的計量軟件為Eviews5.0。

三、實證檢驗與解釋

1．單位根檢驗

我們運用ADF檢驗法，分別對變量LGDP和LFDI進行單位根檢驗，檢驗結果如表1。

注：①檢驗形式是否保留截距和趨勢項是根據從一般模型中得到的截距和趨勢項的t統(tǒng)計值是否顯著而確定的；其中c表示含截距和趨勢項，t表示含趨勢項，p為滯后階數(shù)；滯后階數(shù)根據AIC信息準則確定。②ADF采用麥金農（Mackinnon）值。③?駐、?駐2分別表示變量序列的一階、二階差分。

由上表的單位根檢驗結果中可以看出，在5%的顯著水平下，LGDP和LFDI原序列的ADF絕對值均小于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的原序列均存在著單位根，這些序列都是非平穩(wěn)的。同樣，對于它們的一階差分而言，ADF絕對值均小于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的一階差分序列均存在著單位根，這些序列也都是非平穩(wěn)的。但是對于它們的二階差分而言，ADF絕對值均大于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的二階差分序列不存在著單位根。因此時間序列LGDP和LFDI都是單整的I（2）過程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關系。

2．協(xié)整關系檢驗

協(xié)整關系對如何處理協(xié)整空間中的確定項非常敏感。在Eviews 5中, Johansen協(xié)整檢驗有五個選擇可幫助決定任何處理確定項，基于單位根測試的結果，我們選擇的是第四個情形，即協(xié)整方程的有線性趨勢項和截距項，序列均值和線性趨勢項。檢驗結果見表2。

注：表示在1%顯著水平下拒絕零假設。

以檢驗水平為1%為判斷，由于跡統(tǒng)計量37.63821>31.15385，14.10533

LGDP=-7.048795+0.065563LFDI-0.094875@TREND(84)+u

（1）

（0.01262）（0.00420） 似然比：36.70748

方程（1）所列協(xié)整系數(shù)下面括號內數(shù)字為回歸系數(shù)標準差，@TREND（84）表示時間趨勢變量1984年為0。該協(xié)整方程表明中部地區(qū)的國內生產總值（LGDP）與外商直接投資（LFDI）之間存在著長期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關系。具體地說，從長期來看外商直接投資每增加1%，會引起國內生產總值增加0.065563個百分點。這里需要指出的是，上述結論是基于協(xié)整關系檢驗得出的初步分析結果，它有待于結合其他方法進行綜合分析。

3．因果關系檢驗

按照AIC準則、SC準則以及FPE準則確定各個變量的滯后階數(shù)為2；對各個變量的Granger因果關系檢驗如表4所示：

注：本表中的概率值為零假設成立的概率值；判別標準是當確定8%顯著水平后，概率值大于8%的接受零假設，否則拒絕接受零假設。

從表4可以看出，在8%的顯著水平下，LFDI不是LGDP的Granger原因，但LGDP是LFDI的Granger原因，即中部地區(qū)的經濟增長是外商直接投資的原因，而中部地區(qū)的外商直接投資不是經濟增長的原因。

4．脈沖響應函數(shù)和方差分解分析

Granger檢驗從統(tǒng)計意義的角度探討變量之間因果流在某個方向的存在性，脈沖響應函數(shù)和方差分解則可以將向量自回歸（VAR）模型所包含的經濟意義較為完整而細膩地表達出來，進而體現(xiàn)出超越Granger檢驗的觀測。脈沖響應函數(shù)（Impulse Response Function, IRF）描述一個內生變量對來自另一個內生變量的一個單位變動沖擊所產生的響應，可提供受沖擊所產生響應的正負方向、調整時滯和穩(wěn)定過程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的廣義脈沖響應函數(shù)進行分析，從而避免了以往研究中經常采用的Cholesky分解技術存在的對沖擊識別的任意性和結果對變量排序的依賴（高鐵梅，2006）。[15]方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，可以給出對系統(tǒng)中變量產生影響的每一個隨機擾動相對重要性的信息。我們首先對由LGDP與LFDI構成的VAR模型的參數(shù)進行估計。經過檢驗，相關結果是顯著的，說明本文使用的數(shù)據滿足VAR模型的假設條件。圖1和圖2為脈沖響應函數(shù)的分析結果，圖3和圖4為方差分解的分析結果。圖中縱軸表示響應數(shù)值或貢獻度，橫軸為滯后期間數(shù)。

總的來看，脈沖響應函數(shù)分析的結果是：中部地區(qū)正向的經濟增長（LGDP）沖擊產生的外商直接投資（LFDI）響應為正，中部地區(qū)正向的外商直接投資（LFDI）沖擊產生的經濟增長（LGDP）響應也為正。從圖1可以看出，當在本期給中部地區(qū)經濟增長總額（LGDP）一個標準差沖擊后，外商直接投資（LFDI）即刻作出反映，第1期外商直接投資立刻上升11.6%，并在第三期上升到最高點（35.5%）。隨著時間的推移，沖擊影響力逐步減弱，直至第8期穩(wěn)定在一個新的均衡水平。這說明通過給中部地區(qū)經濟增長一個沖擊后，外商直接投資會立刻迅速發(fā)生變化，并且沒有任何時滯，但在第8期后，沖擊作用會消失。從圖2可以看出，當在本期給中部地區(qū)的外商直接投資（LFDI）一個標準差沖擊后，中部地區(qū)的經濟增長（LGDP）都呈上升浮動，從第1期的0.9%上升到第10期的2.8%。這說明通過給外商直接投資一個沖擊后，會導致中部地區(qū)經濟在長期內的增長。

方差分解的結果分析：由圖3和圖4可知，從長期來看中部地區(qū)經濟增長的沖擊對外商直接投資變動的解釋度為54%，而外商直接投資的沖擊卻只能解釋中部地區(qū)經濟增長變動的0.8%左右。這表明在長期均衡中，中部地區(qū)經濟增長（LGDP）變化對外商直接投資（LFDI）變化的貢獻度顯著大于外商直接投資變化對中部地區(qū)經濟增長變動的貢獻度。

四、結論與建議

本文應用協(xié)整分析技術、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解分析，利用1983~2005年的數(shù)據實證研究了中部地區(qū)外商直接投資與經濟增長的關系，得到以下幾點結論：（1）中部地區(qū)的外商直接投資與經濟增長之間具有較強的相關關系，盡管各自增長是非平穩(wěn)的，但是它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。（2）雙變量的Granger因果關系分析表明: 短期內，中部地區(qū)的外商直接投資與經濟增長存在單向的關系；經濟增長是外商直接投資增長的原因，而外商直接投資卻不是經濟增長的原因?；赩AR模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解分析表明：長期內，外商直接投資與經濟增長具有互為正向影響的關系。也就是說，中部地區(qū)經濟增長促進外商直接投資流入中部地區(qū)，同時，外商直接投資的引入又反過來促進了中部地區(qū)經濟增長。但兩者影響程度不同，中部地區(qū)經濟增長對外國直接投資的影響大于外國直接投資對經濟增長的影響。

由于中部地區(qū)的經濟增長與外商直接投資存在長期穩(wěn)定的關系，并且外商直接投資對中部地區(qū)經濟增長具有促進作用，因此，中部崛起離不開外商直接投資，吸引外商直接投資是必要的。具體來說，中部地區(qū)應該做好以下工作：在引進外資的政策上，應采用長期政策而非短期政策，只有這樣才能保證外資對中部地區(qū)經濟增長起到持久的促進效果；改善投資的硬環(huán)境與軟環(huán)境，并且不斷優(yōu)化引進外資的結構；完善市場規(guī)范，創(chuàng)造各類企業(yè)公平競爭的市場環(huán)境，建立公平競爭的高度法制化的市場體系。

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參考文獻：

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篇9

關鍵詞：外商直接投資；就業(yè)人數(shù)；協(xié)整分析

中圖分類號：F74文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2010）34-0191-02

引言

眾所周知，中國是世界上人口最多的國家，而如何安置如此多的勞動力就業(yè)卻是一個棘手的問題，為了創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，中國政府采取了多種手段和措施，其中科學合理的利用外資，是中國實現(xiàn)快速發(fā)展的重要途徑。從總體上看，外商投資單位就業(yè)人數(shù)逐年增加。據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計公報顯示，2008年外資企業(yè)年底登記戶數(shù)434 937戶，而2007年外資企業(yè)年底登記戶數(shù)286 232戶。其中，2008年外商投資單位的就業(yè)人數(shù)為943萬。

一、文獻綜述

（一）國外的研究成果

1994年，聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議發(fā)表了《1994年世界投資報告》，專門對FDI與東道國的就業(yè)關系進行了分析。報告認為，跨國公司對東道國的就業(yè)具有積極效應和消極效應。Nigel Driffield 與Karl Taylor（2000）以英國作為東道國分析了1984―2000年期間勞動力市場的情況，指出FDI導致的在外國部門與本國部門之間的生產力外溢加大了工資的不平等性以及對本國熟練勞動力的更多使用，進而由工資的差異性導致了就業(yè)增加與否的不確定性。

（二）國內的相關研究

FDI對中國就業(yè)數(shù)量影響的研究文獻不多。但中國的學者對此也有很多爭論。主要有兩種觀點：促進論、擠出論。

1.促進論。桑百川從資本有機構成動態(tài)演進的角度，分析了外資對就業(yè)的影響。認為外資對就業(yè)存在就業(yè)創(chuàng)造效應和擠出效應。資本有機構成的提高與就業(yè)呈負相關關系，但由于投資規(guī)模增長的速度快于資本有機構成提高的速度、及其乘數(shù)效應的作用，認為FDI對基業(yè)的影響是分階段的，就業(yè)的整體貢獻為正。曹安定、張慶君（2004）利用協(xié)整理論作了外商投資對中國非農就業(yè)影響的實證分析。結果表明外商投資與中國的非農就業(yè)存在因果關系。

2．擠出論。江綺萍依據凱恩斯主義者關于投資拉動就業(yè)的觀點，對中國外商投資與就業(yè)效應進行了相關性分析，其結論為：外資目前并不能大量增加中國的就業(yè)量。竺彩華、胡再勇，把就業(yè)效應分為創(chuàng)造效應和擠出效應兩部分，構建聯(lián)立方程模型全面衡量FDI對中國勞動力就業(yè)的貢獻，結果表明：外資進入對就業(yè)的貢獻并不理想，甚至在一定程度上還惡化了中國已十分嚴峻的就業(yè)形勢。

二、實證分析

鑒于FDI對中國就業(yè)數(shù)量的復雜影響，本部分擬用計量的方法來量化FDI與中國就業(yè)之間的關系，從而理清兩者之間的關系。

（一）變量選取、數(shù)據描述及確定

1.變量選取。本文的實證研究主要使用兩個重要的時間序列：利用變量FDI表示外商直接投資額，利用變量L表示外商投資單位的就業(yè)人數(shù)。為避免異方差等問題的影響，將所有數(shù)據對數(shù)化取自然對數(shù)，分別表示為LNFDI和LNL，對數(shù)進行一階差分分別用LNFDI和LNL來表示，二階差分分別用LNFDI和LNL來表示。

2.數(shù)據描述。樣本數(shù)據選取范圍是1991―2008年的外商直接投資額和外商投資單位的就業(yè)人數(shù)的年度數(shù)據，共18個。數(shù)據來源于國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.數(shù)據確定。為了更好地進行研究，使研究顯現(xiàn)較優(yōu)效果，我們將選取1994―2008年的數(shù)據進行研究。

（二）平穩(wěn)性的單位根檢驗

外商直接投資額與外商投資單位就業(yè)人數(shù)之間存在一定關系，由于時間序列數(shù)據往往具有非平穩(wěn)性，如果直接建立回歸模型會引起虛假回歸，因此先對上述各變量進行平穩(wěn)性檢驗。

對LNFDI和LNL及他們的差分序列進行單位根檢驗。檢驗表明：LNFDI、LNL在臨界值α分別為1%，5%，10%的顯著性水平下是非平穩(wěn)序列；一階差分后的序列LNFDI、LNL在臨界值α分別為1%，5%，10%的顯著性水平下也是非平穩(wěn)序列；二階差分后的序列LNFDI、LNL在臨界值α=1%的顯著性水平下是平穩(wěn)序列，即為二階單整序列。所以，可以對兩個變量之間的長期關系進行協(xié)整。

（三）協(xié)整分析

利用Eviews5.0軟件，對殘差進行單位根檢驗，不含常數(shù)和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數(shù)，由殘差序列E的ADF檢驗結果可知，殘差序列E的ADF檢驗統(tǒng)計量為

-3.745326，小于1%顯著水平的臨界值-3.109582，因此可認為估計殘差序列E為平穩(wěn)序列，這表明變量LNFDI和LNL為二階協(xié)整，存在長期穩(wěn)定關系。

下面利用Eviews5.0對LNFDI與LNL用最小二乘法（OLS）做回歸：

設回歸方程為：LNL=α+βLNFDI，其中α、β為待定參數(shù)，應用普通最小二乘法（OLS）估計得α=-4.883021，

β=1.751766。則所得方程為：

LNL=-4.883021+1.751766LNFDI

（-5.492372） （12.28361）

R^2=0.920677 ADR^2=0.914575 DW=1.180019 F=150.8870

從回歸模型的結果看，方程擬合優(yōu)度為0.920677，說明整個方程解釋性較強，方程的整體顯著性為150.8870，也通過了檢驗。另外，D-W統(tǒng)計量的數(shù)值說明其不存在一階自相關。由此我們可以得出結論：FDI對L的貢獻率為1.751766，即FDI每增長1個百分點，L就會增加1.751766個百分點。外商直接投資對中國勞動力就業(yè)人數(shù)的拉動作用是積極的、顯著的。

結論與政策建議

（一）結論

本文借助Eviews5.0軟件，從計量的角度利用1994年至2008年的統(tǒng)計數(shù)據，對外商直接投資額和外商投資單位的就業(yè)人數(shù)的關系進行了實證分析，并得出如下結論。

1.從協(xié)整關系上看，外商直接投資額與外商投資單位的就業(yè)人數(shù)兩者之間存在著協(xié)整關系，即二者存在長期的動態(tài)均衡關系。

2.從回歸模型上看，外商直接投資額每增長1%，外商投資單位的就業(yè)人數(shù)會增加1.751766%。

（二）政策建議

近年來，中國在吸引外資擴大就業(yè)方面取得了可喜的成就，但是我們應該看到目前中國在吸引外資的同時也面臨著巨大的挑戰(zhàn)。為了進一步更好地利用外商直接投資擴大中國的就業(yè)人數(shù)，從而促進中國經濟健康穩(wěn)定發(fā)展，對中國引進外商直接投資的政策建議如下：

1.創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，引進外資，發(fā)揮外資的積極作用。中國的人口眾多，勞動力資源豐富，單靠國內資本和國內企業(yè)不可能解決勞動力的就業(yè)問題，而勞動力就業(yè)又是關系國計民生，社會穩(wěn)定的重大問題。因此我們要積極吸引外資，并為外商投資創(chuàng)造良好的環(huán)境。

2.調整利用外商直接投資的產業(yè)結構。我們要調整利用外商直接投資的產業(yè)結構，進一步擴大就業(yè)人數(shù)。第一，積極吸引外商投資教育、衛(wèi)生等服務領域，進一步提高中國勞動的素質和中國國內服務行業(yè)的總體水平。第二，通過稅收、財政支持等優(yōu)惠政策吸引外商直接投資于第一產業(yè)，帶動農村勞動力就業(yè)。

3.積極引導外資的地區(qū)分布，推動中西部地區(qū)的勞動力就業(yè)。為了促進中西部地區(qū)的經濟發(fā)展和就業(yè)人數(shù)的增加，國家要有意識的加大對中西部的傾斜力度，為吸引外資創(chuàng)造條件。第一，加大對中西部地區(qū)的基礎設施、教育及科技的投入，從宏觀上改善中西部地區(qū)的引資條件。第二，出臺有關的優(yōu)惠政策和措施，促使外商向中西部投資，帶動中西部勞動力就業(yè)。

4.充分利用外資的外溢效應，帶動相關產業(yè)發(fā)展，從而帶動就業(yè)。一方面，外資的進入和存在會引起與本地企業(yè)之間的業(yè)務聯(lián)系，從而引發(fā)了前后產業(yè)聯(lián)動效應，從而會增加就業(yè)機會帶動就業(yè)人數(shù)；另一方面，外資的外溢效應會引起本國類似企業(yè)的產生和發(fā)展，這樣就會增加對勞動力的需求。

5.加強外商投資管理，防止熱錢流入。隨著中國對外開放程度的提高，外商投資環(huán)境的改善，國際資本進入中國的速度加快，熱錢的流入非但不能增加就業(yè)人數(shù)，而且還會對中國金融體系的運行產生風險。因此應制定法律法規(guī)加強對外資的管理，尤其是短期國際投機資本的監(jiān)管，從而更好地利用外資。

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篇10

關鍵詞：外商直接投資；FDI；區(qū)位因素

中圖分類號：F740文獻標志碼：A文章編號：1673-291X(2008)18-0103-03

近年來，我國成為外商直接投資的一個重要目標國，而外資也成為我國的重要資金來源之一。尤其是近十余年來，我國吸收國際直接投資的數(shù)量一直位居發(fā)展中國家的前列。截至2005年末，我國累計批準設立外商投資企業(yè)59.4萬家，實際使用外資金額達6 854億美元。世界500家最大的跨國公司幾乎都在我國進行了直接投資。FDI對中國經濟的繁榮做出了很大的貢獻。本文希望通過實證分析，深入了解我國吸引FDI流入的關鍵區(qū)位因素，從而能更好地有利于我國經濟的發(fā)展。

關于影響FDI區(qū)位選擇的因素，國內外已經有很多學者對此作了研究和探討。

有些學者從成本最低化角度來探討FDI的區(qū)位決策，如Caves（1982）①以及Mariotti和Piscitello（1995）②等從各種成本角度對FDI的區(qū)位決策進行了實證研究。依據鄧寧的國際生產折衷理論，Woodward D. 和R. Rolfe（1993）③對影響出口導向制造業(yè)國際分配的主要因素進行了實證分析，結果呈現(xiàn)對投資選址產生正影響的因素有：人均國民生產總值、土地面積、匯率貶值、政治穩(wěn)定因素、制造業(yè)的集聚度、免稅期限、自由貿易區(qū)的規(guī)模等；而產生負影響的因素有：工資、通貨膨脹率、利潤匯回管制、運輸費用、工會組織等。現(xiàn)今隨著信息經濟學的不斷發(fā)展，又有研究指出直接投資的區(qū)位選擇是外商為了降低信息成本的一種理性選擇。中國也已有很多研究做了相關分析。魏巍賢（1997）在《外商在中國直接投資的決定因素》一文中，將FDI作為系統(tǒng)的內生變量，結果表明：外商直接投資是東道國的市場規(guī)模、資本成本決定的；實際GDP增長率作為一個可反映一國的市場規(guī)模和潛力的變量是刺激外商在我國直接投資的一個重要因素。沈坤榮、耿強（2001）構建了一個包含外國直接投資和人力資本的內生增長模型，并運用1987―1998年中國29個省、市及自治區(qū)的有關數(shù)據進行回歸分析，認為外國直接投資的增長導致了經濟增長率的增加，并且發(fā)現(xiàn)外國直接投資技術擴散效應的發(fā)揮程度與人力資本有著至關重要的關系，沈在他2002年的論文中，進一步采用中國分省分年的Panel Data數(shù)據和計量分析方法，研究人力資本存量對外商直接投資區(qū)位選擇及投資規(guī)模的影響。結果顯示，除了市場容量、勞動成本、市場化水平等因素以外，人力資本存量是影響FDI區(qū)域性選擇和投資規(guī)模的重要因素。

從以上相關的文獻研究中，可以發(fā)現(xiàn)各國學者對于影響FDI的區(qū)位因素的研究已經很多，但是針對中國做的研究還比較有限，而隨著外國對華投資規(guī)模的飛速提高，而我國加入WTO后面臨新的挑戰(zhàn)，我們有必要再次審視影響外商對華直接投資的區(qū)位因素。在借鑒以上文獻成果的基礎上，本文擬從FDI累計投資額、人力資本、市場規(guī)模、市場開放度、制度因素這五個方面綜合分析他們對外商直接投資的影響，以豐富現(xiàn)有的文獻。

模型分析

在前述理論分析的基礎上，根據我國具體的國情，本文選擇以下幾個變量作為影響我國吸引外商直接投資的宏觀因素：

累計投資額：一個地區(qū)的現(xiàn)有外商直接投資規(guī)模對吸引外資有一定的示范作用。賀燦飛（1999）的研究表明,外商在華直接投資存在的“區(qū)域性自我加速”機制導致外商直接投資的區(qū)域模式呈現(xiàn)一定程度的剛性。一國累計外國直接投資越多，一定程度上說明該國投資軟硬環(huán)境較好或該國的外資環(huán)境較好、比較容易得到其他外商的了解和認同，從而更多的引致投資流入該國。對于累計投資額這個變量本文采用我國FDI累計額（FDIL）指標來衡量，其系數(shù)假設為正。

人力資本：人力資本指標的度量是一個難題。到目前為止，尚無一個行之有效的方法去準確計算一個個體的人力資本存量。像教育和衛(wèi)生這樣的活動，通過提高人的生產能力，如更高的技能和更好的身體，對社會產品的增長作出貢獻。由于這些活動的支出對經濟增長的作用和有形資本投資一樣，所以，將其稱為人力資本投資是適宜的?？紤]到數(shù)據的可得性，本文用中央和地方財政支出文教、科學、衛(wèi)生事業(yè)費作為反映指標。

市場規(guī)模：工業(yè)區(qū)位理論的市場學派認為，市場容量是影響產業(yè)地理分布的重要原因，Glickman（1988）①等也認為，外商直接投資進入東道國的主要目標之一是為了占領當?shù)厥袌?。從理論上來說經濟和市場規(guī)模越大的地區(qū)，將會吸引越多的外資企業(yè)。本文選用中國每年的社會消費品零售總額（LSE）作為反映指標，它的系數(shù)假定為正，因為一般一國市場規(guī)模越大，越易吸引外商投資，特別把東道國當作市場產品或服務的消費國時。

市場開放度：我們用開放度這一指標，因為它可以比較好的代表一個地區(qū)的政策導向。衡量特定國家對外開放度的指標通常是國際貿易水平。一般而言，一個地區(qū)的政策越開放，其進出口貿易發(fā)展就越快，相應的，其開放度就越大。企業(yè)通過國際貿易來積累貿易對象國的經濟、文化、政治等領域的各項知識和經驗獲取投資信息。這里用我國每年的進出口額/GDP（KFD）來衡量。

根本制度因素（虛擬變量）：一個地區(qū)的對外商直接投資的根本政策制度因素也對FDI流入量有較大的影響。Lall和Siddharthan（1982）②發(fā)現(xiàn)外資企業(yè)在美國的經營活動與有效保護率呈顯著的正相關關系。有實證研究表明：“制度因素比經濟因素或硬環(huán)境更重要”，“一個自由開放的經濟體制和歡迎外資的政策是決定國際直接投資流的最重要的因素”（魯明泓1999）。所以，我們在研究區(qū)位因素時除了關注傳統(tǒng)的硬環(huán)境和經濟等因素外，還要注重對制度因素的分析和研究，包括東道國是否建立了國際直接投資和貿易運行框架或為跨國企業(yè)運行提供便利等。1992年的和十四大的召開為我國外資的優(yōu)惠政策提供了根本的制度基礎，因此，吸收的外資迅猛增長。故以1992年為分界線，以前的年份取值0，自1992年起取值為1。

此外還有很多因素影響FDI的流入。如基礎設施狀況，但因涉及通訊運輸兩大方面，而技術進步帶來的聯(lián)系方式呈現(xiàn)多樣化，所以能夠衡量基礎設施狀況的指標難以確定。

模型構建：

假設：FDI累計投資額、人力資本、市場規(guī)模、市場開放度、制度因素均影響著中國外商直接投資流入，并且都起促進作用，即影響系數(shù)為正。

另外，前一年的FDI累計投資額對后一年的FDI流入量有影響，故FDI累計投資額取值滯后一年。鑒于時間滯后性等的影響，人力資本取值滯后一年。所以，構造方程為

Ln（FDI）=C（1）+C（2）*Ln（FDIL（-1））+C（3）*HS（-1）+C（4）*Ln（LSE）+C（5）*（KFD）+C（6）*（ZD）③

數(shù)據平穩(wěn)性檢驗及格蘭杰因果檢驗：

Ln（FDI）是一階非平穩(wěn)時間序列，Ln（FDIL）是二階非平穩(wěn)時間序列，HS是一階非平穩(wěn)時間序列，Ln（LSE）是二階非平穩(wěn)時間序列，KFD是二階非平穩(wěn)時間序列，ZD是一階非平穩(wěn)時間序列。

由檢驗結果顯示，原假設“Ln（FDIL（-1））、Zd分別不是Ln（FDI）變化的原因”被拒絕，“Ln（LSE）、HS、KFD不是引起 Ln（FDI）變化的原因”被接受?；谝陨蠙z驗，本文決定暫時采用FDI累計投資額、市場規(guī)模、人力資本以及制度因素作為自變量。

回歸結果：

LNFDI=-2.957558903+0.4080294192*LNFDIL

（-1）+1.251901851*LNLSE

T=（-1.092958）（2.511906）（2.150531）

P=0.28880.02180.0453

-1.087597697*HS（-1）+1.302540468*ZD

（-2.691124） （8.747027）

0.0149 0.0000

結果說明外商直接投資規(guī)模、市場規(guī)模和制度因素對FDI的流入具有顯著的影響，而市場規(guī)模、市場開放度和人力資本對FDI的影響不明顯。

政策建議：

下面我們將詳細的分析統(tǒng)計結果：

1.累計投資額。由分析結果可以看到，外商直接投資規(guī)模對FDI的流入具有顯著的積極影響。由此說明累計FDI對外商特別是新來外商的直接投資決策有重要的示范效應。FDI對自身的正的很強的自增長效應已被廣大學者注意到。所以，中央尤其是地方政府在制定和執(zhí)行針對FDI的相關政策時，不應局限于效果立竿見影的決策，應適當避免一些短期決策，考慮政策的長期影響。而且近年來，外商投資產業(yè)呈現(xiàn)出集聚現(xiàn)象。市場機制的作用下區(qū)域產業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢和積累效應為外商直接投資創(chuàng)造了良好的投資條件。因此，政府可以適當?shù)匾龑纬僧a業(yè)集聚，特別是中西部地區(qū)，可以吸引FDI到中西部大開發(fā)中，解決資金不充足的瓶頸。

2.根本制度因素。由回歸結果可知，政策制度環(huán)境的根本變化對跨國公司直接投資的區(qū)位決策具有重大影響。但我們應注意的是這一因素不能成為我們吸引FDI的砝碼。因為現(xiàn)在對FDI的根本制度可以說是“歡迎”外商直接投資，至少近期內是不會有什么變化的。我們更應注重的是其他非“國策”性政策的制定。再者，加入WTO后，我國利用外資政策將從稅收激勵機制為主的優(yōu)惠政策轉向以公平競爭機制為主的規(guī)則政策。在從減少優(yōu)惠待遇角度走向國民待遇的同時，我國也將減少對外國投資者的市場準入限制（除特定行業(yè)外）和非國民待遇，改善綜合投資環(huán)境，促進市場公平競爭，從另一個角度走向對外商投資實行國民待遇。在轉變的實施過程中，務必要注意循序漸進；一蹴而就，勢必會給外商投資信心帶來沉重的打擊，導致投資額的下降。

3.市場規(guī)模。C4是一個正數(shù)，其顯著性也很強，一定程度上說明我國的市場規(guī)模促進了FDI的流入。對此，在一定程度上揭示我國現(xiàn)在引進的FDI已經由出口導向型FDI轉向市場尋求型FDI。投于中國的大部分外資除了為了利用中國的資源優(yōu)勢，或人力或土地等，中國廣大的消費市場也日益受到外商的重視。此外，我們還需注意的是，近年來全球服務業(yè)對外直接投資的比重大幅度增加，發(fā)達國家和發(fā)展中國家服務業(yè)利用外資的份額都已經超過制造業(yè)。但我國服務業(yè)發(fā)展相對落后，盡管我國服務業(yè)的市場規(guī)模很大，對應的FDI流入相對較少，這與我國國內支撐服務業(yè)發(fā)展的產業(yè)基礎和環(huán)境相對落后和有關服務業(yè)市場開放度有關。因此，隨著加入WTO，服務業(yè)將逐步開放，我們應注重服務業(yè)支撐產業(yè)的發(fā)展，吸引輔助服務型的FDI。

4.市場開放度：回歸結果顯示，市場開放度對FDI流入無顯著影響，意味著政策的作用已經減弱。雖然不符合預想，但其實還是有原因的。實際上，這種減弱是因為在我們進行序列分析的這段時間內，優(yōu)惠的政策已經成為一個相對恒定的因素了，因此，其作用不是那么明顯。而且當今的世界呈現(xiàn)出的是各國間的千絲萬縷的經濟關系，現(xiàn)在的各國都意識到經濟發(fā)展是富國民強的強勁手段，不論是揚長避短，還是優(yōu)勢互補，所以市場開放成為必需。因此，市場開放度未能對FDI的流動體現(xiàn)出明顯的促進作用。但我們決不可忽視市場開放這一因素，因為市場不開放必然會減少FDI流入。

5.人力資本的作用尚不明顯。回歸系數(shù)為負數(shù)，與預期結果相悖。造成此結果的原因可能是指標的選取不當。盡管國內外不少研究指出較高的勞動力素質可以吸引更多的外商投資，但結果表明，在我國這一因素的影響并不是那么明顯。筆者認為造成這種現(xiàn)象的原因有以下幾個原因：

我國人力資源豐富，而人力資本稀缺。我國人口多，社會勞動力上幾乎是無限供給的，但往往伴隨的是質量上的低素質，豐富的人力資源往往難以“深度開發(fā)”成高水平的人力資本，致使傳統(tǒng)保守的文化資源在低素質的勞動大軍中滯存，即使從外來引進現(xiàn)成的知識資本如市場文化、管理方法、高新技術等也很難真正實現(xiàn)“本土化”從而轉化為現(xiàn)實生產力。因此，要變劣勢為優(yōu)勢，關鍵在于通過適當?shù)臋C制和途徑實現(xiàn)資源到資本的轉化――把豐富的處于自然狀態(tài)的人力資源開發(fā)轉化為具有現(xiàn)實生產能力和知識技能的雄厚人力資本。

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