外商直接投資理論精選(九篇)

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第1篇：外商直接投資理論范文

關(guān)鍵詞:江西;貿(mào)易投資一體化;實(shí)證;對(duì)策

改革開放以來，江西對(duì)外貿(mào)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(duì)外貿(mào)易和外商直接投資呈現(xiàn)著較強(qiáng)的相關(guān)性，但是它們之間是否又存在著因果關(guān)系?本文將利用過去20多年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)江西貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)狀進(jìn)行實(shí)證分析，并提出相應(yīng)對(duì)策建議。

一、相關(guān)研究回顧

貿(mào)易投資一體化是指對(duì)外貿(mào)易與直接投資同時(shí)存在或融為一體，微觀上兩者有分工又有共同的行為目標(biāo)，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(nèi)外對(duì)貿(mào)易投資一體化的研究主要集中于兩者之間的關(guān)系方面。由于傳統(tǒng)國際貿(mào)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(mào)易理論與國際直接投資理論是相互獨(dú)立的，國際貿(mào)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(mào)易問題?，F(xiàn)代的國際貿(mào)易理論和國際直接投資理論都試圖擴(kuò)大自己的研究范圍和對(duì)象，出現(xiàn)了貿(mào)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(xué)教授Vernon(1966)的產(chǎn)品周期理論較早地把國際貿(mào)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(jī)地聯(lián)系起來的是鄧寧的國際生產(chǎn)折衷理論，它使國際直接投資理論與國際貿(mào)易理論得到進(jìn)一步的融合。迄今為止，理論上已經(jīng)形成了Mundell(1957)的替代論、K.Kojima(1977)的互補(bǔ)論、Patrie(1994)的不確定論三種關(guān)于外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的不同觀點(diǎn)。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了大量的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。除早期的實(shí)證研究和部分行業(yè)研究證明了貿(mào)易和投資的替代關(guān)系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多數(shù)實(shí)證研究都支持投資與貿(mào)易的互補(bǔ)關(guān)系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等學(xué)者分別對(duì)美國上世紀(jì)七、八十年代以來的對(duì)外直接投資總量與出口總量作比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)時(shí)間跨度中，出口總量與對(duì)外直接投資總量一直保持著正相關(guān)關(guān)系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分別采用引力模型、回歸模型進(jìn)行研究，都證實(shí)日本對(duì)外直接投資對(duì)商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分別用發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)對(duì)FDI與東道國對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果都認(rèn)為外商直接投資與東道國的出口競爭力高度相關(guān)。Nakamura等和Maryamiti等分別于1998年和2000年對(duì)FDI與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)，也均認(rèn)為兩者呈互補(bǔ)關(guān)系。

20世紀(jì)90年代以來，國內(nèi)學(xué)者對(duì)中國外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，普遍認(rèn)為外商直接投資與我國對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)我國的進(jìn)出口規(guī)模及結(jié)構(gòu)優(yōu)化有較大的促進(jìn)作用。如江小涓(2002)首次對(duì)FDI與我國產(chǎn)品出口競爭力的關(guān)系進(jìn)行的定量研究認(rèn)為，F(xiàn)DI有利于優(yōu)化我國的出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的競爭力。陳繼勇和秦臻(2006)對(duì)1992年至2004年外商對(duì)華直接投資對(duì)中國商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，外商對(duì)華直接投資對(duì)中國商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的增長均存在長期且顯著的促進(jìn)作用。當(dāng)然，學(xué)者們的研究結(jié)果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一實(shí)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(mào)易額，兩者呈替代關(guān)系;史小農(nóng)(2004)采用協(xié)整分析方法認(rèn)為長期內(nèi)FDI流入對(duì)我國商品進(jìn)出口都存在顯著的促進(jìn)作用，但短期內(nèi)對(duì)出口的影響不顯著。

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

二、江西貿(mào)易投資一體化的實(shí)證分析

(一)外商直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的實(shí)證分析

1.外商直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的直接效應(yīng)。盡管江西外商直接投資企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易占總貿(mào)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(dòng)江西的進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)大，回歸分析也證明了這一點(diǎn)。

(1)江西外商直接投資企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模不斷擴(kuò)大，在對(duì)外貿(mào)易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動(dòng)江西對(duì)外貿(mào)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(jìn)出口規(guī)模不斷擴(kuò)大。從1995-2007年，江西外商投資企業(yè)進(jìn)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(shí)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(jìn)出口額占全部進(jìn)出口額的比重有所上升。江西外商投資企業(yè)進(jìn)出口額占全部進(jìn)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(gè)百分點(diǎn)。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(jìn)出口總額及其所占比重在一定程度上直接推動(dòng)了對(duì)外貿(mào)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(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。為了進(jìn)一步考察江西外商直接投資對(duì)外貿(mào)的直接作用，本文利用江西1987-2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以進(jìn)出口總額(TR)、出口額(EX)、進(jìn)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(gè)階段進(jìn)行回歸分析。為了消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出:

第一，外商直接投資對(duì)江西對(duì)外貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，且對(duì)進(jìn)口的作用大于對(duì)出口的作用。從1987-2007年，江西外商直接投資與進(jìn)出口、出口、進(jìn)口之間有著密切的線性關(guān)系。外商直接投資的邊際貿(mào)易傾向、邊際出口傾向和邊際進(jìn)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(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易、出口和進(jìn)口分別增加0.34%、0.28%和0.51%?？梢?，外商直接投資對(duì)進(jìn)口的作用大于對(duì)出口的作用。

第二，外商直接投資促進(jìn)江西對(duì)外貿(mào)易的作用有不斷加強(qiáng)的趨勢。通過分別對(duì)1987-2007和1987-1999兩個(gè)不同時(shí)期的外商直接投資對(duì)外貿(mào)的回歸可以看出，無論是進(jìn)出口總額，還是單獨(dú)就出口和進(jìn)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(jìn)出口傾向、出口傾向和進(jìn)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(duì)進(jìn)出口、出口和進(jìn)口的作用有所加強(qiáng)。

2.外商直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的間接效應(yīng)。為了考察江西外商直接投資對(duì)外貿(mào)的間接效應(yīng)即對(duì)進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的影響，本文依據(jù)江西1987-2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分別以初級(jí)產(chǎn)品出口額(EXP)、工業(yè)制成品出口額(EXI)、初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口額(IMP)、工業(yè)制成品進(jìn)口額(IMI)為被解釋變量，以外商直接投資額(FDI)為解釋變量進(jìn)行回歸分析。為了消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出:江西外商直接投資有利于優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，對(duì)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

(1)從出口商品結(jié)構(gòu)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(guān)系，江西工業(yè)品出口對(duì)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(dǎo)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(jí)產(chǎn)品出口(EXP)之間的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明江西外商直接直接投資還不能促進(jìn)初級(jí)產(chǎn)品的出口。因此，江西外商直接投資對(duì)制成品出口的作用明顯大于對(duì)初級(jí)品的作用，有利于優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。

(2)從進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)來看，江西的外商直接投資(FDI)與初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口(IMP)、工業(yè)制成品進(jìn)口(IMI)之間都有著密切的線性關(guān)系，初級(jí)品進(jìn)口和工業(yè)品進(jìn)口對(duì)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(dǎo)致初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口和工業(yè)品進(jìn)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(duì)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

(二)對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)外商直接投資的實(shí)證分析

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

(三)對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資的相互關(guān)系分析

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

1.研究方法和數(shù)據(jù)來源。

(1)Granger因果檢驗(yàn)是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的一種常用方法。因果檢驗(yàn)認(rèn)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(yīng)該能夠幫助預(yù)測Y的未來值，但Y的過去值不應(yīng)該能夠幫助預(yù)測X的未來值。因此，Granger因果性檢驗(yàn)一個(gè)變量在多大程度上可由一個(gè)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(jù)Granger因果分析的假設(shè)前提，所分析的數(shù)據(jù)要求是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此在進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)之前先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)即單位根檢驗(yàn)。

(2)本文的樣本區(qū)間為1987年至2007年，所有數(shù)據(jù)來自于《中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》及《國家商務(wù)年鑒定》(1988-2008)。由于4個(gè)變量大體上都具有指數(shù)特征，為了消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。

2.實(shí)證結(jié)果分析。

(1)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采取擴(kuò)充迪基-富勒檢驗(yàn)即ADF檢驗(yàn)來進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(jīng)過差分后達(dá)到平穩(wěn)，因此，可用其一階差分進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(2)因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提是序列必須是平穩(wěn)的，因此我們用4個(gè)變量的平穩(wěn)序列即一階差分序列通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來進(jìn)行檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果看出，江西外商直接投資無論是與進(jìn)出口貿(mào)易總額，還是單獨(dú)與出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易之間都不存在Granger因果關(guān)系。這說明盡管江西外商直接投資能夠在一定程度上促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易也能夠在一定程度上促進(jìn)外商直接投資的進(jìn)入，但是由于江西的對(duì)外貿(mào)易與外

商直接投資的總量畢竟相對(duì)還較小，并不能構(gòu)成彼此發(fā)展的主要原因。

三、結(jié)論與對(duì)策建議

通過以上實(shí)證分析，本文得出如下結(jié)論和建議:

第一，江西對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資之間具有一定的相關(guān)關(guān)系，能夠相互促進(jìn)。一方面，江西外商直接投資不但可以直接促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，而且回歸分析顯示，這種作用正在不斷加強(qiáng);同時(shí)，江西外商直接投資能夠改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，但對(duì)進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響不大。另一方面，江西無論是出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易，還是進(jìn)出口貿(mào)易總額都對(duì)外商直接投資有較大的促進(jìn)作用，但這種作用正在不斷減弱。

第二，盡管江西對(duì)外貿(mào)易與外商之間有相互促進(jìn)作用，但它們之間不存在因果關(guān)系。因果檢驗(yàn)告訴我們，江西對(duì)外貿(mào)易與外商投資之間沒有因果關(guān)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(jìn)出口額占江西進(jìn)出口額的比例也較小，其對(duì)江西對(duì)外貿(mào)易的直接作用并不是很大;同時(shí)由于引進(jìn)外商直接投資的質(zhì)量不高，其外溢效應(yīng)也沒有充分的顯現(xiàn)出來。另一方面，江西的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展也相對(duì)落后，外商直接投資進(jìn)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(duì)外貿(mào)易的發(fā)展程度，因此對(duì)外貿(mào)易也不是江西外商直接投資進(jìn)入的主要?jiǎng)恿?，不能?gòu)成其Granger原因。

第三，要努力協(xié)調(diào)外貿(mào)與外資政策，促進(jìn)江西外貿(mào)外資共同發(fā)展。在目前國際貿(mào)易和國際直接投資的關(guān)系日益密切的形勢下，對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資已經(jīng)成為一個(gè)國家或地區(qū)開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最為重要的兩個(gè)密不可分的組成部分。一個(gè)國家或地區(qū)在實(shí)施對(duì)外開放和發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)時(shí)不可僅僅偏愛于任何一個(gè)方面，而要兩者并舉。要努力克服外貿(mào)與外資發(fā)展過程中的不協(xié)調(diào)因素，使其同步發(fā)展，逐漸實(shí)現(xiàn)一體化。因此，江西在制定經(jīng)貿(mào)政策時(shí)，就必須要使外資政策和外貿(mào)政策協(xié)調(diào)一致，這樣才能發(fā)揮政策的合力，才能實(shí)現(xiàn)外資政策與外貿(mào)政策的高度結(jié)合。目前主要通過外商直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。具體可以包括:第一，由于外資企業(yè)的進(jìn)出口是對(duì)外貿(mào)易的一個(gè)重要組成部分，因此可以通過擴(kuò)大外商直接投資規(guī)模來提高江西外貿(mào)的規(guī)模。第二，由于外商直接投資企業(yè)的加工貿(mào)易所占的比例要大于一般貿(mào)易所占比重，而且要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于內(nèi)資企業(yè)的加工貿(mào)易比重，因此可以通過促進(jìn)外商直接投資的進(jìn)入來提高江西加工貿(mào)易的比重，改善貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。第三，引導(dǎo)外商直接投資更多地進(jìn)入資本和技術(shù)密集型行業(yè)，也將會(huì)提升江西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而提高國內(nèi)企業(yè)的出口競爭力，改善出口商品結(jié)構(gòu)。第四，逐漸實(shí)現(xiàn)外商直接投資來源多元化，可以擴(kuò)大江西的外貿(mào)渠道，有利于推動(dòng)江西的出口市場多元化。

參考文獻(xiàn)

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第2篇：外商直接投資理論范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資 經(jīng)濟(jì)增長 中國

1.引言

近幾十年來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和改革開放的深入，吸引外商投資已成為發(fā)展我國市場經(jīng)濟(jì)的重要內(nèi)容之一，是統(tǒng)籌國內(nèi)國際兩個(gè)大局、兩個(gè)市場的重要體現(xiàn)。吸引外商投資的主要內(nèi)容包括對(duì)外借款、外商直接投資以及其他形式的投資等，其中，外商直接投資又是對(duì)外投資的主要形式，處于更加重要的地位。外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI），亦被稱為對(duì)外直接投資或國際直接投資，主要是指一些國家和地區(qū)為實(shí)現(xiàn)一定的經(jīng)濟(jì)目的而把所有或部分必要的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移到國外，并通過對(duì)國外的生產(chǎn)要素進(jìn)行整合、控制國際交易的一種方式。在外商直接投資的形式中，主要以資本、技術(shù)、管理等形式在他國設(shè)立企業(yè)等。一般來說，跨國公司是外商直接投資的主要組織形式和載體，同時(shí)亦是外商直接投資的重要源泉之一。跨國公司進(jìn)行對(duì)外直接投資的主要?jiǎng)訖C(jī)不僅是出于對(duì)出口市場的保護(hù)，而且還有突破配額限制、尋求更低的成本以及將投資分散化等需要。自從上世紀(jì)起60年代，西方主要大多數(shù)發(fā)達(dá)國家就已經(jīng)開始對(duì)外商直接投資相關(guān)理論進(jìn)行了研究和探索，主要是從微觀角度來探索的。當(dāng)時(shí)研究的主要內(nèi)容和方向是把外商直接投資作為對(duì)國際貿(mào)易的一種替代，由于跨國公司對(duì)外直接投資的目的或是接近市場和原料產(chǎn)地或是充分利用當(dāng)?shù)亓畠r(jià)的土地和勞動(dòng)力來降低生產(chǎn)成本等，所以跨國公司根據(jù)自身實(shí)際情況，并利用東道國經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、勞動(dòng)力、政策法規(guī)等來決定對(duì)外投資的方式，以實(shí)現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)目的。目前，國際上對(duì)外直接投資的主流理論主要包括壟斷優(yōu)勢理論、產(chǎn)品周期理論、比較優(yōu)勢理論、內(nèi)部化理論以及國際生產(chǎn)折中理論等。具體到我國，通過研究利用FDI效果，分析對(duì)FDI 的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，不但能讓我們對(duì)我國利用外商直接投資的發(fā)展進(jìn)程有更為清晰的了解，而且還可以為以后更好地利用外商直接投資、提高利用的外商直接投資水平促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

2.我國利用外商直接投資狀況

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷發(fā)展，外商直接投資（FDI）對(duì)世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有深遠(yuǎn)影響，利用外商直接投資已成為解決發(fā)展資金短缺、形成資本積累的重要手段之一，對(duì)世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也越來越重要。改革開放以來，利用外商直接投資成為我國吸收和利用外資的主要形式。目前我國吸收外商直接投資的總體形勢良好，平均每年的增長幅度約為3.5%。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2010年，中國實(shí)際利用外商直接投資金額突破1000億美元，達(dá)到1057.35億美元，增長了17.44%，總體利用外資已超過1萬億美元；2010年445244家，增長了2.53%，2011年我國實(shí)際利用外資水平為1160.11億美元，比2010年增長9.72%，新批設(shè)立企業(yè)家數(shù)為27712。而2012年新增外商直接投資家數(shù)和實(shí)際利用外資水平則有所下降，新批設(shè)立外商投資企業(yè)為24925家，同比下降10.06%；實(shí)際使用外資金額也下降到1117.16億美元，同比下降了3.7%。目前，我國利用外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布上幾乎遍及第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的各個(gè)行業(yè)。根據(jù)科爾尼（AT Kearney）調(diào)查顯示，截止到2012年底，我國連續(xù)20年成為世界上利用外資最多的發(fā)展中國家，并且仍然是對(duì)外國直接投資者而言最具吸引力的國家。這說明外資對(duì)我國市場投資環(huán)境仍具信心。

隨著我國利用外商直接投資規(guī)模達(dá)到一定規(guī)模，利用外資的質(zhì)量和水平也在提高。以2012年我國利用外商直接投資為例，其特點(diǎn)大體有以下幾點(diǎn)：第一，外商直接投資在我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布進(jìn)一步調(diào)整。2012年服務(wù)業(yè)實(shí)際使用外資538.4億美元，占比48.2%，超過制造業(yè)4.5個(gè)百分點(diǎn)，同比下降2.6%。農(nóng)林牧漁業(yè)實(shí)際利用外資20.6億美元，同比增長2.7%。制造業(yè)實(shí)際利用外資488.7億美元，同比下降6.2%，占全國總量的43.7%。不僅如此，F(xiàn)DI在服務(wù)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)之間的分布也進(jìn)一步優(yōu)化，尤其是零售行業(yè)和金融行業(yè)所占的比重繼續(xù)上升，分別比2011年增加和0.82和0.19個(gè)百分點(diǎn)，房地產(chǎn)業(yè)利用外資同比下降10.25%。如圖1所示。第二，從外商直接投資的流向看，地區(qū)分布格局更為合理。從全國范圍來看，中部地區(qū)引進(jìn)外資規(guī)模達(dá)到92.9億美元，同比增速提高18.5%，明顯高于全國，高于全國水平22.2個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)，東部和西部地區(qū)吸引外資規(guī)模分別為925.1、 99.2億美元，同比增速下降了4.2%、14.3%，分別低于同期全國水平0.5、10.6個(gè)百分點(diǎn)。由此可以看出，2012年中部地區(qū)優(yōu)勢明顯，發(fā)展強(qiáng)勁，吸引外資能力不斷增強(qiáng)，外商直接投資的區(qū)域分布繼續(xù)優(yōu)化。如圖2所示。第三，對(duì)我國投資的主要國家投資份額持續(xù)增長。以美國和日本為例，2012年其對(duì)我國的實(shí)際投資金額分別為31.3億美元、73.8億美元，同比增長4.5%、16.3%。與此同時(shí)，歐盟對(duì)我國投資的整體規(guī)模為61.1億美元，增速同比降低3.8%，歐盟各地區(qū)對(duì)我國投資則發(fā)生了分化，。如圖3所示。

圖1 我國東中西地區(qū)利用FDI金額比重

圖2 我國各產(chǎn)業(yè)利用FDI金額比重

圖3 我國主要FDI來源地投資金額比重

由此可以看出，我國利用外商直接投資的規(guī)模和質(zhì)量都已經(jīng)取得很大進(jìn)步，這與我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長是分不開的。同時(shí)，我國吸收各種形式的大量外商直接投資也對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有相當(dāng)大的推動(dòng)作用，二者相互促進(jìn)、相得益彰。我國FDI與GDP增長趨勢如圖1所示：

圖1：我國利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長趨勢圖

由上圖可直觀地看出，從1985年19.56億元逐步上升，到1992年增長速度大幅上升，利用外商直接投資規(guī)模由1991年的43.66億美元達(dá)到1992年的110.07億美元，增長速度超過了經(jīng)濟(jì)增長速度。這種高速增長一直持續(xù)到1998年，經(jīng)過1999年、2000年的短暫下滑后繼續(xù)保持高速增長，到2010年度利用外商直接投資額超過1000億美元。2011 年，我國實(shí)際使用外資1160. 11 億美元，比2010年增長9. 72%，再創(chuàng)歷史新高，2012年我國實(shí)際利用外資卻出現(xiàn)下降，同比下降3.7%。與此同時(shí)，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值在此期間也不斷保持高速增長。圖1中直觀地表明了FDI增長與GDP增長之間總體趨勢具有一致性，然而FDI與GDP之間具體的相互作用機(jī)制如何？是FDI促進(jìn)了GDP增長呢？還是GDP的增長導(dǎo)致了FDI規(guī)模的不斷擴(kuò)大呢？本文將利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型作進(jìn)一步分析。

3.FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證分析

為了更加明確地驗(yàn)證外商直接投資（FDI）與中國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文選用的指標(biāo)是GDP與FDI，選取1985-2012年間的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒。本文通過利用協(xié)整方法和誤差修正模型來進(jìn)行分析經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資的相互關(guān)系，即GDP與FDI之間的長期均衡關(guān)系、短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及相互影響程度等。本文主要選取FDI與GDP指標(biāo)經(jīng)過了對(duì)數(shù)化處理，以消除序列中可能存在的異方差現(xiàn)象。對(duì)外商直接投資（FDI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后，分別表示為LNGDP和LNFDI，其相應(yīng)的差分序列為LNFDI 和LNFDI。

3.1.ADF檢驗(yàn)

表1：變量值的ADF檢驗(yàn)輸出結(jié)果

變量 ADF統(tǒng)計(jì)值 1%臨界值 5%臨界值 檢驗(yàn)形式 結(jié)論

LNGDP -0.646369 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平穩(wěn)

LNFDI -1.833549 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平穩(wěn)

LNGDP -2.867995 -3.752946 -2.638752 c，0，1 平穩(wěn)

LNFDI -3.403059 -3.752946 -2.998064 c，0，1 平穩(wěn)

由表1輸出的結(jié)果可以看出，LNGDP和LNFDI的ADF統(tǒng)計(jì)值均小于其在1%及5%水平下臨界值，由此可知LNGDP和LNFDI皆是非平穩(wěn)序列，因此，不能對(duì)上述時(shí)間序列直接進(jìn)行回歸分析，而應(yīng)將其先進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)二者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時(shí)，從上表可以看出，經(jīng)過一階差分后，LNGDP和LNFDI序列均是平穩(wěn)的。

3.2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由于序列變量非平穩(wěn)，不能使用經(jīng)典回歸模型，所以要對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)主要有Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和E-G兩步法，一般來說，Johansen檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，而E-G兩步法則多檢驗(yàn)兩變量之間的協(xié)整關(guān)系。因此，對(duì)于LNGDP和LNFDI二者之間的關(guān)系，本文通過使用E-G兩步法進(jìn)行分析。器主要步驟是，首先利用傳統(tǒng)方法對(duì)序列LNGDP 和LNFDI模擬回歸分析，并得到回歸方程，通過對(duì)回歸方程的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（單位根檢驗(yàn)），而后據(jù)此來判斷變量序列之間的是否存在協(xié)整。通過回歸分析，得到LNGDP和LNFDI之間的協(xié)整方程和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，具體如下所示：

LNGDP= 6.766159+0.799396LNFDI

（0.294382）（0.052773）

（15.14782）（22.98429）

R2=0.905309 D.W=2.173

表2：殘差序列的ADF檢驗(yàn)輸出結(jié)果

ADF統(tǒng)計(jì)量 -1.606352 1%臨界值 -2.458329

5%臨界值 -1.742468

10%臨界值 -1.523426

在協(xié)整方程中，括號(hào)內(nèi)分別為標(biāo)準(zhǔn)差和t統(tǒng)計(jì)量。從上述分析中可以明確的看出，在10%水平下，臨界臨界值下-1.523426大于殘差統(tǒng)計(jì)量的值-1.606352，所以，殘差序列可以認(rèn)定為是平穩(wěn)的，同時(shí)也說明LNGDP和LNFDI之間存在著協(xié)整關(guān)系。即當(dāng)FDI變動(dòng)1個(gè)單位時(shí)，GDP增長0.799396個(gè)單位，協(xié)整向量為6.766159，誤差修正項(xiàng)為：

ECM=LNGDP 6.766159-0.799396LNFDI。

由于已經(jīng)確定了協(xié)整向量，下面我們可以建立VECM模型，并對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，具體如下方程 所示：LNGDP = 0.162955*LNFDI - 0.148732*ECM（-1） + 0.123800

（0.040430） （0.028992） （0.011882）

（4.030593） （-4.431029） （10.41886）

方程結(jié)果表明，EC（-1）的系數(shù)表示現(xiàn)在值受過去值的影響程度。由上式可知，系數(shù)為-0.148732，這符合誤差修正模型的反向修正原則，從系數(shù)的t值4.431029可以看出，系數(shù)比較顯著，這說明當(dāng)前的增長受前期的誤差修正項(xiàng)的影響很大。解釋變量LNFDI的系數(shù)表示外商直接投資的短期動(dòng)態(tài)影響，即外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的短期彈性為0.162955。

3.3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

第3篇：外商直接投資理論范文

筆者依據(jù)2005年～2010年中國30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型，從國內(nèi)投資、產(chǎn)出及就業(yè)等視角來判斷外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的影響。研究表明，全國和東部地區(qū)外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)、對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)；中部地區(qū)外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資和產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)、對(duì)就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；西部地區(qū)外商直接對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)、對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生擠入效用。這說明外商直接投資在一定程度上會(huì)對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全構(gòu)成威脅，但不同區(qū)域、不同視角的影響效果不同。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；聯(lián)立方程；擠出效應(yīng)；擠入效應(yīng)

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（10zd&028）；國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（12CJL038）。

作者簡介：王耀中（1953-），男，湖南益陽人，教授、博士研究生導(dǎo)師，主要從事服務(wù)經(jīng)濟(jì)研究；陳潔（1986-），女，湖南長沙人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士研究生，主要從事服務(wù)經(jīng)濟(jì)與國際貿(mào)易研究。

中圖分類號(hào)：F121.25；F724 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-1096（2013）04-0083

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收稿日期：2012-06-12

一、問題的提出及文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)安全是國家安全的重要組成部分之一，商貿(mào)服務(wù)業(yè)作為一個(gè)綜合性行業(yè)，其強(qiáng)勁的發(fā)展勢頭使之成為全球經(jīng)濟(jì)中最具活力的產(chǎn)業(yè)之一。中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)開放的大環(huán)境下，吸引著越來越多的外資企業(yè)來華發(fā)展，外商直接投資帶來的技術(shù)和資本，有利于提高整個(gè)行業(yè)的資本效率，但同時(shí)外資因占據(jù)了優(yōu)質(zhì)商圈資源而擠兌內(nèi)資企業(yè)也會(huì)對(duì)該產(chǎn)業(yè)的安全構(gòu)成威脅。因此，在中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)外商直接投資不斷增加的背景下，研究外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

目前，關(guān)于外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的研究主要集中于零售業(yè)，其觀點(diǎn)主要有三種：第一種觀點(diǎn)是外商直接投資對(duì)中國零售業(yè)的產(chǎn)業(yè)安全構(gòu)成威脅（蘇梅梅，2004；張宏 等，2005），并有學(xué)者通過構(gòu)建指標(biāo)體系測算得出中國零售業(yè)產(chǎn)業(yè)不安全（王水平，2010；朱濤，2010）。第二種觀點(diǎn)是外商直接投資對(duì)中國零售業(yè)的知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)能進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有利于零售業(yè)產(chǎn)業(yè)安全（荊林波，2005；陳濤濤，2007；魏芳蘭，2011）。第三種觀點(diǎn)是外資進(jìn)入是否威脅中國零售業(yè)的產(chǎn)業(yè)安全應(yīng)視具體情況而定（郭崇義 等，2002；李飛，2004；王燁，2010）。

本文試圖從以下三方面進(jìn)行完善。首先，雖然國內(nèi)有不少學(xué)者指出外商直接投資會(huì)影響商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全，但并未從不同視角進(jìn)行深入探討，故本文從國內(nèi)投資、產(chǎn)出及就業(yè)的視角來判斷外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的影響。其次，關(guān)于外商直接投資影響中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的理論機(jī)制探索較少，因此，本文將構(gòu)建理論模型以彌補(bǔ)該方面的不足。最后，不同于大多數(shù)文獻(xiàn)通過構(gòu)建指標(biāo)體系來測算產(chǎn)業(yè)安全狀態(tài)，本文依據(jù)構(gòu)造的理論模型，利用聯(lián)立方程分別估計(jì)全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)國內(nèi)投資、產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)，以判斷外商直接投資是否對(duì)該產(chǎn)業(yè)安全構(gòu)成威脅。

二、理論模型的構(gòu)建

外商直接投資通過多方面影響商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全，其影響包括擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)。若產(chǎn)生擠入效應(yīng)，則能加快一國或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并帶動(dòng)內(nèi)資企業(yè)投資、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、提高就業(yè)水平；反之，則會(huì)增強(qiáng)外資控制力、提高行業(yè)進(jìn)入壁壘、抑制國內(nèi)投資、降低生產(chǎn)能力、減少產(chǎn)出、增加失業(yè)率。

為探討外商直接投資對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的影響，本文基于Samuelson 等、Feder的思路及柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建理論模型。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

商貿(mào)服務(wù)業(yè)是一個(gè)綜合性產(chǎn)業(yè)，按照《世界服務(wù)業(yè)重點(diǎn)行業(yè)發(fā)展動(dòng)態(tài)》的分類，商貿(mào)服務(wù)業(yè)被界定為批發(fā)業(yè)和零售業(yè)。本文依據(jù)此分類方法，選取2005年～2010年中國30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市（不包括、港澳臺(tái)）的省際面板數(shù)據(jù)并將其劃分為東中西三個(gè)區(qū)域。

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

從表1可知，商貿(mào)服務(wù)業(yè)引入外商直接投資給國內(nèi)投資帶來了直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.37和0.17，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)國內(nèi)投資減少0.20%。究其原因，內(nèi)資企業(yè)不僅在管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)、品牌方面無法和外資企業(yè)相比，而且產(chǎn)業(yè)技術(shù)研究能力也較弱。此外，外商直接投資給產(chǎn)出帶來了直接擠入效應(yīng)和間接擠出效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.20和0.06，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將增加0.14%。外商直接投資有利于提高產(chǎn)出，這一方面是由于外資能為商貿(mào)服務(wù)業(yè)提供所需資金，另一方面，中國商貿(mào)服務(wù)企業(yè)從外資企業(yè)中學(xué)到的知識(shí)、技能、管理等，有助于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)，外商直接投資給就業(yè)帶來了直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.09和0.08，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，其就業(yè)將減少0.01%。外商直接投資對(duì)就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)主要是由于外資企業(yè)管理水平高、技術(shù)先進(jìn)，需要知識(shí)密集型人才，而目前中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)以傳統(tǒng)業(yè)態(tài)為主，從業(yè)人員集中于勞動(dòng)密集型，故易導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性失業(yè)。在中國，商貿(mào)服務(wù)業(yè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡（張麗娜 等，2011），并且不同區(qū)域外商直接投資的規(guī)模差異較大，故將中國劃分為東、中、西三大區(qū)域，進(jìn)一步判斷不同區(qū)域外商直接投資對(duì)商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的影響。

從表2可知，在東部地區(qū)，外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.70和0.10，這說明商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，將會(huì)對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生0.60%的總擠出效應(yīng)。對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生直接擠入效應(yīng)和間接擠出效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.19和0.12，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，將給產(chǎn)出帶來0.07%的總擠入效應(yīng)。對(duì)就業(yè)產(chǎn)生直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.21和0.002，故商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，將給就業(yè)帶來0.208%的總擠出效應(yīng)。究其原因，東部地區(qū)雖然商貿(mào)服務(wù)企業(yè)較多，但內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率相對(duì)較低、吸收能力較弱，在與外資競爭過程中，往往容易被外資企業(yè)擠出市場。對(duì)產(chǎn)出帶來擠入效應(yīng)與該區(qū)域經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展、商貿(mào)服務(wù)業(yè)市場不斷擴(kuò)大有關(guān)。對(duì)就業(yè)帶來擠出效應(yīng)是由于東部地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，是高檔次外資商貿(mào)服務(wù)企業(yè)的集聚地，而目前中國東部地區(qū)商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次并不高，人力資本需求與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的矛盾使得該地區(qū)商貿(mào)服務(wù)業(yè)易出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性失業(yè)?？傊?，東部地區(qū)外商直接投資對(duì)商貿(mào)服務(wù)業(yè)的國內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)，該結(jié)論與全國一致。

在中部地區(qū)，商貿(mào)服務(wù)業(yè)外商直接投資每增加1%，對(duì)該產(chǎn)業(yè)國內(nèi)投資產(chǎn)生0.01%的直接擠出效應(yīng)和0.04%的間接擠入效應(yīng)，即0.03%的總擠入效應(yīng)。對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生0.14%的直接擠入效應(yīng)和0.11%的間接擠出效應(yīng)，即0.03%的總擠入效應(yīng)。對(duì)就業(yè)產(chǎn)生0.33%的直接擠出效應(yīng)和0.09%的間接擠入效應(yīng)，即0.24%的總擠出效應(yīng)。這說明，中部地區(qū)外商直接投資對(duì)商貿(mào)服務(wù)業(yè)的國內(nèi)投資和產(chǎn)出帶來擠入效應(yīng)、對(duì)就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。不同于全國、東部和西部地區(qū)，中部地區(qū)外商直接投資有利于國內(nèi)投資。

在西部地區(qū)，外商直接投資給國內(nèi)投資產(chǎn)生直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.35和0.11，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)國內(nèi)投資將會(huì)減少0.24%。對(duì)產(chǎn)出帶來直接擠入效應(yīng)和間接擠出效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.09和0.002，故商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將會(huì)增加0.088%。對(duì)就業(yè)產(chǎn)生直接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)，其系數(shù)分別為0.005和0.032，即商貿(mào)服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)就業(yè)將會(huì)增加0.027%。這表明，西部地區(qū)外商直接對(duì)商貿(mào)服務(wù)業(yè)國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。不同于全國、東部和中部地區(qū)，西部地區(qū)外商直接投資有利于提高該產(chǎn)業(yè)就業(yè)率。

四、結(jié)論及啟示

通過上述研究，本文認(rèn)為，目前外商直接投資在一定程度上會(huì)對(duì)中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全構(gòu)成威脅，但在不同地區(qū)，外資對(duì)不同指標(biāo)的影響效果有差異，這與各地區(qū)所處的地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開放度等有關(guān)。具體來說，在全國和東部地區(qū)，外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)；中部地區(qū)外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資和產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)，而對(duì)就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；西部地區(qū)外商直接對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生擠入效應(yīng)?；谝陨辖Y(jié)論，中國首先應(yīng)合理引進(jìn)外商投資商貿(mào)服務(wù)業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，避免過分的依賴外資而造成產(chǎn)業(yè)的不安全。其次，加強(qiáng)內(nèi)資的自主創(chuàng)新能力，增強(qiáng)競爭力。最后，發(fā)展知識(shí)密集型人才，減少商貿(mào)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)性失業(yè)。

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第4篇：外商直接投資理論范文

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)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(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對(duì)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(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對(duì)各國對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)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(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對(duì)國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對(duì)另一國的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)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(duì)外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)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(jīng)過實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對(duì)外直接投資對(duì)母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對(duì)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)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(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對(duì)發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國家的對(duì)外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時(shí)，中國的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)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(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)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(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)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(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

近年來，不少國內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)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(jìn)口之間的關(guān)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(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

對(duì)浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)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(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)出口總額、進(jìn)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(guān)與異方差。模型估計(jì)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(guān)系，即浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)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(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對(duì)浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動(dòng)機(jī)越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)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(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)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(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)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(huì)通過對(duì)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(dòng)和長期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對(duì)各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)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(guān)系對(duì)EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說明浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過浙江對(duì)外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)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(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實(shí)證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)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(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對(duì)外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對(duì)外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關(guān)系看，浙江省對(duì)外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說經(jīng)歷了一個(gè)從無到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。

本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對(duì)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(shí)可行的對(duì)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)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(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國際競爭意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動(dòng)權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補(bǔ)的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實(shí)證分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(8).

齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

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第5篇：外商直接投資理論范文

[關(guān)鍵詞] 對(duì)外直接投資格蘭杰因果性關(guān)系實(shí)證分析

目前在研究或印證一國對(duì)外直接投資發(fā)展所處階段，使用得較多是由英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家鄧寧（John H. Dunning）于20世紀(jì)80年代初提出的投資發(fā)展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理論?；卩噷幍腎DP理論，本文擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、對(duì)外直接投資、外商直接投資,以及各年中國人民幣兌換美元的匯率等數(shù)據(jù)，首先分析中國凈對(duì)外直接投資的趨勢，其次考察中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對(duì)外直接投資、外商直接投資和中國凈對(duì)外直接投資之間的格蘭杰（Granger）因果性關(guān)系，最后用回歸方法重建中國凈對(duì)外直接投資模型。

一、中國凈對(duì)外直接投資的趨勢分析

1.中國對(duì)外直接投資的趨勢分析

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議網(wǎng)站之中國對(duì)外直接接投資（outflow）的數(shù)據(jù)，對(duì)1982年～2004年間中國對(duì)外直接投資作趨勢分析如下：

其中，Loutflow是中國對(duì)外直接投資額的自然對(duì)數(shù)形式，Time是一個(gè)從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統(tǒng)計(jì)值和F統(tǒng)計(jì)值，以及和60％的R2來看，該回歸方程是比較理想的。式(1)告訴我們在1982年～2004年間，中國的對(duì)外直接投資額(年流量)平均每年以14.1％的速度增長。根據(jù)式(1)的擬合值與中國實(shí)際對(duì)外直接投資額的比較，顯示出中國對(duì)外直接投資的明顯向上趨勢，說明今后中國對(duì)外直接投資將保持繼續(xù)增長的勢頭。

2.中國利用外國直接投資的趨勢分析

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議網(wǎng)站之中國利用國外直接投資（inflow）的數(shù)據(jù)，對(duì)1982年～2004年間中國利用外國直接投資做趨勢分析如下：

其中，Linflow是中國利用外國直接投資額的自然對(duì)數(shù)值，Time是一個(gè)從1到23的趨勢變量。自變量time的t統(tǒng)計(jì)值和F統(tǒng)計(jì)值均非常顯著，R2也很高。根據(jù)式(2)可以推斷在1982年～2004年間，中國每年利用外國直接投資平均每年增長22.4％。根據(jù)式(2)的擬合值與中國實(shí)際利用外國直接投資額的比較，顯示了中國利用外國直接投資的明顯向上的趨勢，說明今后中國利用外國直接投資將繼續(xù)保持增長勢頭。

3.中國凈對(duì)外直接投資趨勢分析

同樣根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議網(wǎng)站之相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)1982年～2004年中國的凈對(duì)外直接投資(netflow)做如下的趨勢分析：

其中，netflow是中國的凈對(duì)外直接投資(其值為：outflow-inflow)。式(9)的t統(tǒng)計(jì)值和F統(tǒng)計(jì)值均顯著，R2也較理想。因此，根據(jù)式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對(duì)外直接投資額的絕對(duì)數(shù)平均每年增長1．8468單位。根據(jù)式(3)的擬合值與中國實(shí)際凈對(duì)外直接投資額的比較，顯示了中國凈對(duì)外直接投資的明顯向下的趨勢，表明中國的凈對(duì)外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。

二、格蘭杰因果性檢驗(yàn)

為了考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對(duì)外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對(duì)外直接投資人均值之間的關(guān)系，本文引入了格蘭杰（Granger）檢驗(yàn)法。筆者首先擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)、人口總數(shù)、對(duì)外直接投資、外商直接投資，以及各年中國人民幣兌換美元的平均匯率、各年美國CPI指數(shù)；其中中國對(duì)外直接投資、外商直接投資的數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議網(wǎng)站，中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒；其次計(jì)算出人均對(duì)外直接投資額、人均外商直接投資額、人均對(duì)外直接投資凈額；再次將各變量統(tǒng)一調(diào)整為1982年價(jià)格，以1元人民幣為單位見附表；最后對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)，從而完成對(duì)數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于做格蘭杰因果性檢驗(yàn)時(shí)必須要求各變量為平穩(wěn)序列，而上述數(shù)據(jù)都屬時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因而有必要考察變量的平穩(wěn)性。此處使用Dickey-Fuller平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

具體檢驗(yàn)時(shí)，首先分別用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不變價(jià)格表示的人均GDP、人均對(duì)外直接投資絕對(duì)值、人均外商對(duì)華直接投資、人均對(duì)外直接投資凈值絕對(duì)值的自然對(duì)數(shù)值。

然后采用ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)時(shí)按一般的經(jīng)驗(yàn)做法選擇ADF 檢驗(yàn)的形式，ADF檢驗(yàn)滯后階由AIC信息準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，LGDP、LODI的對(duì)數(shù)序列為I(0)序列；IDI、NDI的對(duì)數(shù)序列為I(1)序列，其一階差分序列在5%的顯著水平上為 I(0)序列。各變量的一階對(duì)數(shù)差分序列代表的是各個(gè)變量的增長率。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)

此處分別對(duì)LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進(jìn)行了格蘭杰因果性檢驗(yàn)，選取滯后一階至六階。用Eview5.5軟件得到的回歸結(jié)果如表2所示。

結(jié)果表明:①當(dāng)滯后期為1和2時(shí)，在不同的顯著水平上， LGDP與LODI互為格蘭杰原因，其中在10%的顯著性水平上，LODI是LGDP的格蘭杰原因；在5%的顯著性水平上，LGDP是LODI的格蘭杰原因。也就是說在短期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)的增長能極大地中國對(duì)外直接投資的增長；反之，中國對(duì)外直接投資對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用則不如前者明顯。②當(dāng)滯后期為3、4、5時(shí)，在不同的顯著水平上，LIDI與LGDP互為格蘭杰原因。其中，當(dāng)滯后期為2、3、4、5、6時(shí)， LGDP是LIDI的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期為3、4時(shí)， LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內(nèi)，外商對(duì)華直接投資與中國經(jīng)濟(jì)的增長有相互促進(jìn)作用，其中中國經(jīng)濟(jì)的增長對(duì)外商對(duì)華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時(shí)間更長。③僅當(dāng)滯后期為6時(shí)，在接近10%的顯著水平上，LGDP才是LNDI格蘭杰原因。也就是說，一般而言，中國凈對(duì)外直接投資對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經(jīng)濟(jì)增長對(duì)中國凈對(duì)外直接投資起促進(jìn)作用。

三、中國凈對(duì)外直接投資模型的建立

此處采用中國自1982至2004年間的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均凈中國對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，并依GDP指數(shù)和美國CPI指數(shù)將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均中國對(duì)外直接投資凈值換算成2004年美元不變價(jià)格。構(gòu)建如下模型：

ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u

其中，ANDI為人均凈對(duì)外直接投資；AGDP為人均國民生產(chǎn)總值；C1為截距項(xiàng)；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數(shù)，u為誤差項(xiàng)。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對(duì)此模型進(jìn)行估計(jì)， 結(jié)果如下：

其中調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2為0.9584表明擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度都很高。此外同時(shí)通過了F檢驗(yàn)。但是常數(shù)項(xiàng)C、AGDP 的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均明顯不顯著，AGDP平方的系數(shù)也只是呈現(xiàn)弱顯著，表明此模型不甚理想，可考慮調(diào)整。本著先一般后特殊的原則，采用三次方至五次方的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。使用EVIEW5.5軟件進(jìn)行測試，最后使用三次方模型，回歸結(jié)果如下：

其中R2值為0.9716，調(diào)整后的擬合系數(shù)R2為0.9671，均高于采用二次方模型。且此時(shí)各項(xiàng)系數(shù)均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對(duì)應(yīng)的曲線，見圖，在擬合中國數(shù)據(jù)的同時(shí)，較好地符合IDP理論的“U型曲線”假說。

根據(jù)此方程進(jìn)行計(jì)算，可以得到三次型模型曲線的最小值約在AGDP為1315.99美元處（2004年不變價(jià)格），而2005年中國人均GDP為1703美元，對(duì)應(yīng)此模型，可以判定中國現(xiàn)階段應(yīng)處于第二階段末第三階段初。但對(duì)照中國的ANDI數(shù)據(jù)還沒有回升的跡象，結(jié)合格蘭杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中國經(jīng)濟(jì)的增長對(duì)外商對(duì)華直接投資的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于對(duì)中國對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用，二者差距越來越大，由此可以斷定，中國對(duì)外直接投資滯后。

四、結(jié)論

經(jīng)過上文的實(shí)證檢驗(yàn)，可得出的主要結(jié)論有:

1.基于鄧寧的IDP理論，通過對(duì)中國自1982年至2004年間時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)在中國對(duì)外直接投資及外商對(duì)華投資都保持繼續(xù)增長的勢頭的同時(shí)，中國凈對(duì)外直接投資呈現(xiàn)出明顯向下的趨勢，這表明中國的對(duì)外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。

2.通過引入格蘭杰（Granger）檢驗(yàn)法來考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對(duì)外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對(duì)外直接投資人均值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：短期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)的增長能極大地促進(jìn)中國對(duì)外直接投資的增長；反之，中國對(duì)外直接投資對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用則不如前者明顯。在中長期內(nèi)，外商對(duì)華直接投資與中國經(jīng)濟(jì)的增長有相互促進(jìn)作用，其中中國經(jīng)濟(jì)的增長對(duì)外商對(duì)華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時(shí)間更長。

第6篇：外商直接投資理論范文

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)；外商直接投資；區(qū)位分布；中西部地區(qū)

中圖分類號(hào)：F127　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1003-4161(2011)01-0034-04

一、引言

外商直接投資(FDI)的區(qū)位問題一直都是國際經(jīng)濟(jì)學(xué)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)之一，而對(duì)農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位選擇的考察則是一個(gè)較新的研究方向。對(duì)中國農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位問題進(jìn)行系統(tǒng)研究，揭示其區(qū)位特征和動(dòng)態(tài)變化的規(guī)律，在很大程度上有助于解釋農(nóng)業(yè)外商直接投資在中國各區(qū)域間分布和流動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)因，也可以檢驗(yàn)FDI區(qū)位理論在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的適用性，同時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)FDI區(qū)位問題的正確描述也具有很好的政策含義。

跨國公司在中國的主要投資目標(biāo)是水果、蔬菜等經(jīng)濟(jì)作物及農(nóng)產(chǎn)品加工，而在這些有比較優(yōu)勢的地區(qū)，將是外資首選的投資區(qū)域，而且區(qū)域?qū)ｉT化趨勢明顯。從地區(qū)分布來看，與外商在華投資的總體布局一樣，農(nóng)業(yè)外商直接投資也主要分布在沿海地區(qū)，中西部地區(qū)較少。在更小的區(qū)域，如江蘇省，農(nóng)業(yè)外商直接投資的分布也是不均勻的，呈現(xiàn)“南高北低”的發(fā)展態(tài)勢。農(nóng)業(yè)FDI存量、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、在崗職工工資、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、外商直接投資總額、地理因素等影響農(nóng)業(yè)外商直接投資的布局，農(nóng)業(yè)投資環(huán)境對(duì)農(nóng)業(yè)外資的進(jìn)入有顯著影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究了一個(gè)省份內(nèi)部或多個(gè)省份之間的農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布及其影響因素，揭示了農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位分布的獨(dú)特性，得出了一些有意義的結(jié)論。但是，農(nóng)業(yè)外商直接投資在我國各省市區(qū)之間、在三大經(jīng)濟(jì)地帶之間是如何分布的?有什么特征?變動(dòng)趨勢又如何?目前還沒有學(xué)者對(duì)這一全局性問題開展系統(tǒng)研究。

本文根據(jù)資料的可得性及完整性，選取29個(gè)省市區(qū)(吉林和除外)、1999―2008年的農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資額作為基本數(shù)據(jù)，研究農(nóng)業(yè)外商直接投資在我國的區(qū)位變化及中西部地區(qū)吸引外資前景。所有省市區(qū)的數(shù)據(jù)來自各省市區(qū)各年《統(tǒng)計(jì)年鑒》和《年鑒》。本文中的農(nóng)業(yè)指的是農(nóng)、林、牧、漁各業(yè)及其服務(wù)業(yè)，即國家統(tǒng)計(jì)局產(chǎn)業(yè)分類法中第一產(chǎn)業(yè)所包括的全部內(nèi)容。

二、東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布

我國的對(duì)外開放是由沿海地區(qū)逐步向內(nèi)陸地區(qū)推進(jìn)的，再加上經(jīng)濟(jì)地理區(qū)位和軟硬投資環(huán)境的差異，自改革開放以來外商直接投資絕大部分都集中在東部沿海地區(qū)。農(nóng)業(yè)外商直接投資也主要分布在東部沿海地區(qū)，這與中國總體利用外商直接投資的地區(qū)分布基本相同，帶有明顯的地區(qū)集聚效應(yīng)，反映了我國經(jīng)濟(jì)開放的格局與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局。1999―2008年東部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資累計(jì)達(dá)到82.29億美元，占全國各地區(qū)的68.01％，中部地區(qū)累計(jì)為29.95億美元，占24.75％，西部地區(qū)累計(jì)為8.76億美元，占7.24％(見表1)。

我國自1999年提出“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略以來，“中部崛起”、“振興東北”戰(zhàn)略相繼實(shí)施，再加上各地區(qū)稅收等激勵(lì)政策的影響，農(nóng)業(yè)外商直接投資在區(qū)位選擇上出現(xiàn)了從南到北、由東向西逐步推進(jìn)的趨勢。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的比重由1999年68.27％下降到2008年的63.37％，下降近5個(gè)百分點(diǎn)；中部地區(qū)所占的比重由1999年23.39％上升到2008年的30.06％，上升了近7個(gè)百分點(diǎn)；而西部地區(qū)所占的比重則由1999年8.35％下降到2008年的6.57％，下降近2個(gè)百分點(diǎn)。也就是說，1999―2008年三大地帶農(nóng)業(yè)外商直接投資比重呈現(xiàn)出“東西部雙下降”，下降的比重全部轉(zhuǎn)移到中部地區(qū)。但從總量上看，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資仍占較大比重，“東高西低”的地區(qū)分布格局并未發(fā)生根本性的改變(見圖1)。

三、各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布

我們以2004年為界將1999―2008年分為前后兩個(gè)階段，以反映各地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資比重的變化。之所以這樣劃分，一方面是由于各省市區(qū)年度農(nóng)業(yè)利用外商直接投資受大項(xiàng)目的影響較大，以階段來劃分可以消除年際波動(dòng)；另一方面，2004年統(tǒng)計(jì)口徑作了調(diào)整，簽訂項(xiàng)目數(shù)、合同外資額、實(shí)際利用外資不包括對(duì)外借款，這樣劃分階段可比性更強(qiáng)。

(一)各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資占全部外商直接投資的比重

表2反映了1999―2008年各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資占全部外商直接投資的比重。從表中可以看出，各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資占全部外商直接投資的比重，與各省市區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特征比較一致。第二、三產(chǎn)業(yè)比重較高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)外商直接投資占全部外商直接投資的比重較低，如上海、天津、浙江農(nóng)業(yè)外商直接投資所占的比重分別為0.21％、0.21％和0.45％。而第一產(chǎn)業(yè)比重較大的地區(qū)，農(nóng)業(yè)外商直接投資所占的比重也較高，其中新疆最高，為7.36％，其次是云南和江西，均超過6％。超過3％的還有廣西、湖南、青海和山東。

(二)各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的分布

表3反映了1999―2008年各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的分布狀況。

從表3看，在1999―2008年整個(gè)階段，農(nóng)業(yè)外商直接投資比重超過3％的省市區(qū)有8個(gè)，包括山東、廣東、江蘇、江西、福建、遼寧、湖南、湖北，8個(gè)省市區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資合計(jì)占全國各地區(qū)總額的77.37％；其中，山東、廣東、江蘇3省農(nóng)業(yè)外商直接投資的比重均超過10％，合計(jì)占全國各地區(qū)總額的41.12％。處于西部的貴州、甘肅、重慶等和處于東部的上海、天津等，農(nóng)業(yè)外商直接投資的比重均較低。分階段看，1999―2004年，農(nóng)業(yè)外商直接投資比重超過3％的省市區(qū)有10個(gè)，包括廣東、山東、遼寧、福建、江蘇、湖南、湖北、江西、海南和北京，10個(gè)省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資合計(jì)占全國各地區(qū)總額的83.05％；其中，廣東所占的比重最高，為17.03％，其次是山東為16.25％，遼寧為10.61％，3省合計(jì)占全國各地區(qū)總額的43.89％。西部的甘肅、貴州、重慶、新疆、陜西、青海、四川、云南、寧夏，中部的安徽、山西和東部的天津等12個(gè)省市區(qū)，所占比重較低，均不超過1％。2005―2008年，農(nóng)業(yè)外商直接投資比重超過3％的省市區(qū)有8個(gè)，包括山東、江蘇、江西、廣東、湖南、福建、遼寧、浙江，8個(gè)省市吸收的農(nóng)業(yè)外商直接投資，合計(jì)占全國各地區(qū)總額的79.22％；其中，山東所占的比重最高，為18.93％，其次是江蘇，為15.15％，江西，為12.73％，3省合計(jì)占

全國各地區(qū)總額的46.81％。西部各省市區(qū)(除云南外)以及東部的上海、天津，所占比重均不超過1％。從兩階段各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資所占比重的變化來看，比重超過3％的地區(qū)由1999―2004階段的10個(gè)減少為2005―2008階段的8個(gè)；比重最高的前3位地區(qū)(比重超過10％)，合計(jì)占全國各地區(qū)總額，由43.89％增加為46.81％，這些細(xì)微的變化，反映了農(nóng)業(yè)外商直接投資有在某些地區(qū)集中的趨勢(見圖2、3)。

(三)各省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資所占份額排序的變化

從各省市區(qū)兩階段的變化來看，農(nóng)業(yè)外商直接投資占全國各地區(qū)比重下降幅度最大的省份是廣東，下降了7.65％，其次是遼寧，下降了5.45％，湖北、福建、北京下降幅度也較大，分別下降了3.48％、2.74％和1.92％；上海、寧夏、廣西、內(nèi)蒙古和山西也略有下降，降幅均小于1％。上升幅度最大的是江西、江蘇，分別上升了7.86％和7.74％；上升幅度超過1％的省份還有山東、湖南、浙江和安徽，上升幅度依次為2.68％、2.43％、1.92％和1.40％；河北、云南、黑龍江、河南、新疆、四川、青海、天津、重慶、陜西、甘肅、貴州12個(gè)省市區(qū)上升的幅度均較小(見表4)。

四、中西部地區(qū)吸引外資的前景

1999―2008年我國農(nóng)業(yè)外商直接投資的分布呈現(xiàn)出“向中部擴(kuò)散”、“西退”的變動(dòng)特征。“向中部擴(kuò)散”主要表現(xiàn)為：中部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資所占比重大幅增加，特別是長江中游地區(qū)已成為農(nóng)業(yè)外商直接投資所占比重最大的地區(qū)，2008年所占比重已達(dá)24.11％，成為各地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資數(shù)量最多、增幅最大的區(qū)域，其中江西、湖南兩省增幅分別為7.86％和2.43％，是增長幅度最大的省份?！拔魍恕敝饕憩F(xiàn)為：西部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資的比重不增反降，其比重由1999年的8.35％下降到2008年的6.57％，下降了近2個(gè)百分點(diǎn)。

隨著“西部大開發(fā)”、“中部崛起”戰(zhàn)略以及國家投資引導(dǎo)政策的實(shí)施，未來農(nóng)業(yè)外商直接投資將會(huì)逐步由東部地區(qū)向中西部地區(qū)擴(kuò)散。但是，我們也應(yīng)該看到，這種擴(kuò)散是漸進(jìn)式的，而不可能是跨越式的。今后一段時(shí)期，農(nóng)業(yè)外商直接投資會(huì)從東部地區(qū)優(yōu)先轉(zhuǎn)移到中部地區(qū)。首先，中部地區(qū)尤其是長江中游地區(qū)受東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的輻射，經(jīng)濟(jì)增長很快，與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)聯(lián)系密切；在地理位置上臨近沿海，對(duì)外交通比較方便，有利于農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口；投資環(huán)境也得到很大改善，明顯優(yōu)于西部。其次，中部地區(qū)是我國農(nóng)業(yè)的主要生產(chǎn)基地，耕地面積占全國一半以上。大部分省區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占很大比重，種植業(yè)又占到農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的55％以上，種植業(yè)中大宗糧、棉、油占絕對(duì)優(yōu)勢，其比例分別占全國的31％、26.6％和42.8％，而蔬菜、水果等經(jīng)濟(jì)作物比重略為偏低。中國的三大平原，即黃淮平原、東北平原、長江中游平原的主體均在中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)要素稟賦較好，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)集約化程度都較高，適合規(guī)模化經(jīng)營，這對(duì)于追求規(guī)模生產(chǎn)的大中型外商具有很強(qiáng)的吸引力。從1999年到2008年，農(nóng)業(yè)外商直接投資在中部地區(qū)增加了近7％，這種趨勢表明外商在我國投資目標(biāo)物已經(jīng)從經(jīng)濟(jì)作物開始向大宗農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)領(lǐng)域滲透。第三，中部一些省份地理位置居中，人口眾多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展已有一定的基礎(chǔ)，加上近年來的持續(xù)快速增長，正日益表現(xiàn)出巨大的市場潛力。同時(shí)，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源豐富，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本較低，而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率卻高于西部地區(qū)。對(duì)那些立足我國國內(nèi)市場、追求投資效益的外商企業(yè)來說，這一地區(qū)十分具有吸引力。在中部地區(qū)，江西、湖南和黑龍江將是農(nóng)業(yè)外商直接投資增長最快的省份，安徽、湖北、河南三省也將有較快增長。

對(duì)于西部地區(qū)來說，雖有國家政策的支持，但自然環(huán)境、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件，與東部和中部相比，相對(duì)較差，集約化程度低、投入低、產(chǎn)出也低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的制約因素比較多；而且處于我國內(nèi)陸腹地，不僅遠(yuǎn)離東部大市場，也不利于農(nóng)產(chǎn)品的運(yùn)輸與貿(mào)易。特別是，在西部一些落后地區(qū)，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的觀念仍然根深蒂固，地方政府對(duì)企業(yè)隨意干預(yù)的現(xiàn)象還比較嚴(yán)重。此外，由于政府機(jī)構(gòu)臃腫龐大，行政辦事效率較低，手續(xù)復(fù)雜繁瑣，無疑增加了外商投資的交易成本，目前在吸收農(nóng)業(yè)外商直接投資方面尚存在諸多障礙。然而從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，隨著國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略的進(jìn)一步實(shí)施，西部地區(qū)的投資環(huán)境將會(huì)逐步得到改善，西部農(nóng)業(yè)利用外商直接投資會(huì)有所增加，但不會(huì)大幅度增長，而且分布將是非均衡的。一些省市區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品具有一定比較優(yōu)勢，如四川、云南、廣西的谷物，云南、廣西的甘蔗，新疆的棉花，重慶的柑橘，內(nèi)蒙古的玉米和畜牧業(yè)等，再加上這些省市區(qū)近幾年經(jīng)濟(jì)增長和市場需求增長都相對(duì)較快，會(huì)吸引一定的外商直接投資，尤其是云南、廣西、四川、重慶、新疆以及內(nèi)蒙古的農(nóng)業(yè)外商直接投資的增幅會(huì)高于西部其他地區(qū)。

五、結(jié)論

本文的研究結(jié)果表明，我國在加入WTO后，進(jìn)一步開放了各產(chǎn)業(yè)部門，放寬了對(duì)外商投資的限制，農(nóng)業(yè)外商直接投資快速增長，但分布是不平衡的。從三大地帶看，農(nóng)業(yè)外商直接投資主要集中在東部地區(qū)，但相對(duì)比重在下降；中部地區(qū)相對(duì)比重上升較快；西部地區(qū)不升反降；東西部地區(qū)下降的份額幾乎全部轉(zhuǎn)移到了中部地區(qū)，這反映了農(nóng)業(yè)外商直接投資的變動(dòng)趨勢。從更細(xì)小的區(qū)域單元來看，在第一階段，山東、廣東、江蘇是農(nóng)業(yè)外商直接投資比重最高的省份，而在第二階段，山東、江蘇、江西所占比重則是最高的；從兩階段所占比重的變化來看，江西成為升幅最快的省份，其次是江蘇和山東。今后一段時(shí)期，農(nóng)業(yè)外商直接投資仍將集中在東部地區(qū)的山東、江蘇、遼寧、廣東、福建以及中部地區(qū)的江西、湖南、河北、黑龍江和安徽等省份，西部地區(qū)的云南、廣西、四川、重慶、新疆以及內(nèi)蒙古也會(huì)有一定增長。

中國農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)域分布極不平衡，今后的主要任務(wù)是引導(dǎo)農(nóng)業(yè)外商直接投資合理分布，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。特別是，應(yīng)該制定更加有效的投資西部農(nóng)業(yè)的激勵(lì)政策，促進(jìn)農(nóng)業(yè)外商直接投資向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。首先，要積極改善西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件，建立大型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地或具有特色的農(nóng)業(yè)企業(yè)園區(qū)。政府應(yīng)有意識(shí)地引導(dǎo)外資企業(yè)的集聚，幫助核心企業(yè)在當(dāng)?shù)亟Y(jié)網(wǎng)，提供相關(guān)中介機(jī)構(gòu)的支持，以不斷強(qiáng)化集聚效應(yīng)，提升本地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢。其次，在吸引外資的政策上，采取有差別的地區(qū)性激勵(lì)政策，應(yīng)給予西部地區(qū)更加傾斜的稅收、土地使用費(fèi)、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口等優(yōu)惠政策。此外，還可以對(duì)西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商投資企業(yè)實(shí)行獎(jiǎng)勵(lì)制度。第三，可以延長外商對(duì)西部地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資的經(jīng)營期限，放松對(duì)外商進(jìn)入某些相關(guān)行業(yè)和領(lǐng)域的限制，以吸引更多的外商到西部地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資。

基金項(xiàng)目：2010年度教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目：中國農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位選擇研究(10YJA790181)。

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第7篇：外商直接投資理論范文

一、 外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的理論分析

（一）新古典經(jīng)濟(jì)增長理論解釋外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

早期以新古典主義經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)的研究強(qiáng)調(diào),FDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)的影響主要體現(xiàn)在其對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)的資本積累作用,如錢納里（Chenery）和斯勞特（Strout）（1966）的“雙缺口模型”理論是較具代表性理論，他們依據(jù)凱恩斯的國民收入均衡分析和哈羅德――多馬經(jīng)濟(jì)增長模型，認(rèn)為發(fā)展中國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，受儲(chǔ)蓄、投資、出口和進(jìn)口四個(gè)因素的影響，不可避免地面臨著三種形式的約束：儲(chǔ)蓄約束（即國內(nèi)儲(chǔ)蓄不足以支持投資的擴(kuò)大）、外匯約束（即有限的外匯不足支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的進(jìn)口）和吸收能力的約束（即缺乏必要的技術(shù)、企業(yè)家和管理人才而無法有效地利用各種資源）。他們重點(diǎn)考察的是儲(chǔ)蓄約束和外匯約束，并且認(rèn)為只有大力引進(jìn)FDI，才能使儲(chǔ)蓄缺口和外匯缺口在既不削減國內(nèi)投資和進(jìn)口，又能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)迅速增長的情況下實(shí)現(xiàn)平衡。這就是“雙缺口模型”，這一理論是指導(dǎo)中國引進(jìn)FDI的基礎(chǔ)理論。

以索羅（1957）為代表的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型認(rèn)為，從長期來看FDI影響產(chǎn)出增長的程度是有限的。在索羅的模型中，長期的增長只能是技術(shù)與知識(shí)提升的結(jié)果。沒有技術(shù)進(jìn)步，國內(nèi)和外國投資遞減的邊際收益最終將制約經(jīng)濟(jì)增長。經(jīng)濟(jì)全球化和FDI對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的影響并沒有支持這一結(jié)論，主要原因在于新古典增長理論假定技術(shù)進(jìn)步是外生的,所以，F(xiàn)DI就不能通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步來影響東道國經(jīng)濟(jì)增長。

（二）新經(jīng)濟(jì)增長理論解釋外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系

20世紀(jì)80年代中期，由Romer（1986）和Lucas（1988）提出了內(nèi)生增長理論，該理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是內(nèi)生的，它是影響一國經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，一國技術(shù)進(jìn)步來源可分為自主創(chuàng)新和從外部引進(jìn)、模仿及學(xué)習(xí)。巴格瓦迪（bhagwati，1978）認(rèn)為外商直接投資作為國內(nèi)總資本的一部分對(duì)本國經(jīng)濟(jì)總量有重要影響。因?yàn)橥馍讨苯油顿Y的增加在質(zhì)量上區(qū)別于國內(nèi)資本，它比國內(nèi)資本有更高的效率，隱含更多的先進(jìn)技術(shù)成份，外商直接投資成為國際技術(shù)擴(kuò)散的重要渠道。由于外商直接投資能夠傳遞生產(chǎn)知識(shí)和管理技術(shù)，使得其具有一個(gè)區(qū)別于其他形式的利用外資的顯著特點(diǎn)，因此，外商直接投資隱含的技能和技術(shù)提高了東道國資本存量的邊際生產(chǎn)力，加速了經(jīng)濟(jì)增長。

二、 外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

在理論研究的基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)FDI和東道國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，大致有三種結(jié)果：一是FDI是經(jīng)濟(jì)增長的原因之一，而經(jīng)濟(jì)增長不是吸引FDI的原因；二是經(jīng)濟(jì)增長是吸引FDI的原因，F(xiàn)DI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)沒有明顯的正面影響，甚至還對(duì)東道國產(chǎn)生負(fù)面影響；三是FDI與經(jīng)濟(jì)增長互為因果，相互促進(jìn)。

（一）外商直接投資是經(jīng)濟(jì)增長的原因

Kueh（1992）討論了外商直接投資對(duì)中國沿海開放地區(qū)國內(nèi)投資、工業(yè)產(chǎn)出和出口的影響，發(fā)現(xiàn)外商投資對(duì)總資本形成做出了很大貢獻(xiàn)。Jansen（1995）對(duì)泰國的研究中發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)私人投資水平和出口有著顯著正面影響，并通過新技術(shù)的引入提高當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)效率，由此帶來了較高的經(jīng)濟(jì)增長。Chen（1995）等人發(fā)現(xiàn)在中國FDI不僅與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)，還與固定資產(chǎn)總量正相關(guān)。DeMe11o（1997）從三方面對(duì)一國吸收FDI為何能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長作了詳細(xì)的解釋，首先通過吸收FDI可加快東道國的資本積累，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；其次，F(xiàn)DI是促進(jìn)國內(nèi)人力資本積累的一個(gè)重要源泉；三是FDI是技術(shù)知識(shí)外溢的一個(gè)重要渠道。Sun（1998）通過分析了外商直接投資對(duì)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響得出外商直接投資是導(dǎo)致改革開放以來東部和西部地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差異和收入不平等的最重要的因素。DeMello（1999）發(fā)現(xiàn)無論東道國在技術(shù)狀況上處于一個(gè)領(lǐng)先者還是跟隨者的位置，F(xiàn)DI對(duì)于產(chǎn)出的增長率都有積極影響。and Durham (2004)研究發(fā)現(xiàn)只有那些金融發(fā)展很好的國家FDI才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面獲益。Laura Alfaro等人（2004）利用1975-1998年的跨國數(shù)據(jù)，分析得出具有完美金融市場的國家從FDI中獲益更多的結(jié)論，并提出了計(jì)算FDI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效應(yīng)的方法。

鄧海濱、廖進(jìn)中（2004）試圖借鑒Marwahk & Tavaknli.A（2004）的模型，利用我國1982-2003年間的有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，從實(shí)證角度考察進(jìn)口，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。曹秋菊（2005）運(yùn)用FDI和GDP之間的計(jì)量回歸方程來分析FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的作用，她認(rèn)為利用FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)主要是通過以下三個(gè)方面途徑：一是產(chǎn)生資本效應(yīng)；二是通過“技術(shù)溢出效應(yīng)”間接提高了相關(guān)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率；三是產(chǎn)生貿(mào)易效應(yīng)。許小平、孫鐵軍（2005）都以武漢為研究視角采用了協(xié)整分析法和因果關(guān)系分析法探討FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，檢驗(yàn)出前者是后者的單向因果關(guān)系，因此，F(xiàn)DI促進(jìn)了武漢市經(jīng)濟(jì)增長。李志輝（2006）利用1983-2004的實(shí)際GDP和實(shí)際FDI的數(shù)據(jù)研究了我國的經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資的因果關(guān)系，認(rèn)為實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際FDI之間不存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，也不存在共同的增長趨勢，說明從長期來看，并非經(jīng)濟(jì)增長越快，就越能吸引FDI。董樂和何苗（2006）運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型考察了影響湖北省引入FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)投資與外商直接投資對(duì)湖北省的經(jīng)濟(jì)增長都有顯著的影響，其中，F(xiàn)DI主要通過短期需求拉動(dòng)和長期均衡效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。

（二） 經(jīng)濟(jì)增長是吸引外商直接投資的原因

一些學(xué)者認(rèn)為由于技術(shù)差距的存在，使得FDI在東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)幾乎為零，而且，F(xiàn)DI對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生替代效應(yīng)，從而不利于東道國經(jīng)濟(jì)增長。例如，Salz論證發(fā)展中國家FDI與經(jīng)濟(jì)增長存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。Kholdy（1995）通過Granger檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長是導(dǎo)致FDI流入的原因之一，反之則不成立。Easterly認(rèn)為利用優(yōu)惠政策吸引外資會(huì)阻礙國內(nèi)投資。當(dāng)外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)收益差距很大時(shí)，引進(jìn)外資反而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長。Carkovic and Levine（2002）利用GMM估計(jì)模型并沒有發(fā)現(xiàn)可靠的證據(jù)說明FDI能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；Choe（2003）研究發(fā)現(xiàn)FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系是單向的，經(jīng)濟(jì)增長能夠?qū)е翭DI，但很少有證據(jù)證明FDI能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

一些學(xué)者認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)增長是吸引FDI的原因，而FDI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)沒有明顯的正相關(guān)的關(guān)系。陳繼海根據(jù)全國1990～2001的數(shù)據(jù)，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得出實(shí)際GDP增長率是實(shí)際FDI增長的原因，反之則不成立。李占風(fēng)、駱振心（2005）分別采用了主成分分析方法和索羅-斯旺模型對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出外商直接投資額對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不顯著。

（三） 經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資互為因果關(guān)系

Zhang (2001) and Choe (2003)分析FDI和經(jīng)濟(jì)增長間的因果關(guān)系，相互促進(jìn)，Zhang通過協(xié)整分析和格蘭杰檢驗(yàn)對(duì)11個(gè)發(fā)展中國家進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)在五個(gè)東道國里FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有積極的作用，并且，東道國的貿(mào)易和宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定對(duì)FDI有很重要作用。

劉曉廣、楊昊晰（2006）采用了1981～2004年中國實(shí)際GDP和我國實(shí)際利用FDI的數(shù)據(jù)，運(yùn)用GCT和格蘭杰因果檢驗(yàn)計(jì)量等方法，分析了對(duì)中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)所產(chǎn)生的影響得到FDI和經(jīng)濟(jì)增長互為因果關(guān)系，二者在變化趨向上是一致的，但在變化的幅度和變化的節(jié)拍上有一定的差異。董慶生利用1984～2001年我國GDP和外商直接投資的增長率數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，在確認(rèn)兩者存在協(xié)整關(guān)系的前提下，通過Granger因果檢驗(yàn)得到兩者互為因果的結(jié)論。蕭政和沈艷運(yùn)用中國和其他23個(gè)發(fā)展中國家總量時(shí)間序列資料進(jìn)行分析得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與外國直接投資之間存在著相互影響、相互促進(jìn)的互動(dòng)關(guān)系。

第8篇：外商直接投資理論范文

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進(jìn)出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗(yàn)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的逐步實(shí)現(xiàn)，各國之間的經(jīng)濟(jì)往來越來越密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,以及進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨(dú)特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進(jìn)外資、大力發(fā)展對(duì)外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實(shí)證研究的方法，運(yùn)用OLS法和協(xié)整檢驗(yàn)得到FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對(duì)外貿(mào)易的增長獻(xiàn)計(jì)獻(xiàn)策。

一、國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

迄今為止，各國對(duì)外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個(gè):一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。在實(shí)證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補(bǔ)關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對(duì)日本的檢驗(yàn)證明FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用。

二、實(shí)證分析

由于湖北省對(duì)外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對(duì)湖北省直接投資，以出口額(EX）、進(jìn)口額(IM)來衡量對(duì)外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時(shí)，中國吸收能力存在時(shí)滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長迅速對(duì)其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來衡量湖北省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI?？梢宰C明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在回歸分析之前,首先要對(duì)每組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判別序列的平穩(wěn)性。因?yàn)楫?dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時(shí)，有可能存在偽回歸,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時(shí)間序列,而lnFDI則為二階單整?？梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)湖北省外商直接投資及其滯后因素與進(jìn)口、出口額運(yùn)用OLS法，同時(shí)考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)DW值與t值，用后向回歸法進(jìn)一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計(jì)模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時(shí)，對(duì)兩個(gè)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認(rèn)為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對(duì)出口額、進(jìn)總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個(gè)回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結(jié)合起來：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數(shù)的t檢驗(yàn)可知，滯后殘差項(xiàng)的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動(dòng)態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對(duì)EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進(jìn)出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進(jìn)本國進(jìn)、出口貿(mào)易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達(dá)到一定水平時(shí),國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因?yàn)殡S著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動(dòng)機(jī)越來越明顯,外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時(shí),由于生產(chǎn)和銷售本地化的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時(shí)，不能忽視了我們在外貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時(shí)大力推動(dòng)本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進(jìn)程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實(shí)現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟(jì)上的騰飛。

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第9篇：外商直接投資理論范文

【關(guān)鍵詞】外商直接投資;進(jìn)口;出口

一、現(xiàn)狀分析

(一)FDI規(guī)模逐年增長,獨(dú)資經(jīng)營企業(yè)迅速增長

從2000年起,江蘇省利用FDI快速增長。2000-2008年,9年累計(jì)實(shí)際外商直接投資達(dá)1294.77億美元,2006年,利用外商直接投資達(dá)174.31億美元,2007年,利用外商直接投資達(dá)218.92億美元,2008年,利用外商直接投資達(dá)251.2億美元。隨著一系列吸引外資優(yōu)惠政策的出臺(tái),外商在投資中更加注重控股權(quán),以獨(dú)資方式進(jìn)入的外商逐漸增多,且表現(xiàn)在外商直接投資的各個(gè)領(lǐng)域。1985～2008年,獨(dú)資經(jīng)營企業(yè),合資經(jīng)營企業(yè),合作經(jīng)營企業(yè)占實(shí)際外商直接投資的比重分別為:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,獨(dú)資經(jīng)營企業(yè),合資經(jīng)營企業(yè),合作經(jīng)營企業(yè)所占實(shí)際外商直接投資比重分別為:81.54%,17.32%,0.81%。外資投資股份制企業(yè)為0.33%。

(二)FDI行業(yè)分布不均衡

2000年以來,江蘇省的FDI主要集中在制造業(yè),以2008年的數(shù)據(jù)分析,2008年流向制造業(yè)的實(shí)際外商直接投資比重為70.18%。從制造業(yè)行業(yè)分布看,FDI主要投資于通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè);電氣機(jī)械及器材制造業(yè);通用設(shè)備制造業(yè)。

(三)FDI主要投資于蘇南地區(qū)

蘇南地區(qū)包括:南京,蘇州,無錫,常州,鎮(zhèn)江;蘇中地區(qū)包括:南通,揚(yáng)州,泰州;蘇北地區(qū)包括:徐州,連云港,淮安,鹽城,宿遷。由于三大區(qū)域的人口數(shù),地區(qū)生產(chǎn)總值,地理位置等差異,導(dǎo)致FDI主要集中在蘇南地區(qū)。2008年外商直接投資在蘇南,蘇中,蘇北投資額分別為:168.02億美元,54.01億美元,29.17億美元。

(四)FDI來源向多國家或地區(qū)發(fā)展

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

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

小島清提出的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論認(rèn)為,在外商直接投資方面,投資者應(yīng)從處于或即將處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行,從而將東道國因缺少資本和技術(shù)而沒有發(fā)揮的潛在比較優(yōu)勢發(fā)掘出來,使兩國間的比較成本差距擴(kuò)大,為更大規(guī)模的貿(mào)易創(chuàng)造條件;Mundel.R.A.(1957年)采用比較靜態(tài)分析方法,得出一種商品可以通過貿(mào)易或投資的方式進(jìn)入別國市場,認(rèn)為投資對(duì)貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生替代效應(yīng),并且當(dāng)兩個(gè)國家或地區(qū)的資源稟賦、技術(shù)水平比較接近時(shí),替代效應(yīng)特別明顯;Vernon(1966年)認(rèn)為企業(yè)對(duì)外直接投資是隨產(chǎn)品生命周期運(yùn)動(dòng)而進(jìn)行的,這是對(duì)企業(yè)出口方式的替代,從動(dòng)態(tài)角度闡述了FDI對(duì)貿(mào)易的替代效應(yīng)。

FDI究竟產(chǎn)生貿(mào)易替代效應(yīng)還是貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng),這在一定程度上還取決于模型的理論假設(shè)和實(shí)踐數(shù)據(jù)驗(yàn)證。近年來,國內(nèi)較多學(xué)者對(duì)FDI與中國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。學(xué)者楊迤(2000年)、張毓茜(2001年)、洗國明(2003年)、江錦凡(2004年)等認(rèn)為,FDI對(duì)中國對(duì)外貿(mào)易有著顯著的促進(jìn)作用;戴金平和馮蕾(2003年)以1985-2002年的中國各省數(shù)據(jù)為樣本,采用分布滯后模型,從FDI的來源、資金規(guī)模、外資企業(yè)的出口數(shù)量、外商投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技人員數(shù)量和投入研發(fā)比重六個(gè)指標(biāo)分析了FDI與出口貿(mào)易之間的關(guān)系,模型分析結(jié)果表明FDI對(duì)我國出口貿(mào)易的促進(jìn)作用因地區(qū)不同產(chǎn)生差異的原因;馬凌遠(yuǎn)(2008年)采用2003-2006年的面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了我國外向與內(nèi)向FDI存量與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系,通過計(jì)量模型分析的結(jié)果表明:我國的FDI與進(jìn)出口貿(mào)易存在互補(bǔ)關(guān)系,因此FDI具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng),貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)中又以出口創(chuàng)造效應(yīng)為主,這說明我國的外向FDI的出口效應(yīng)大于進(jìn)口效應(yīng),即具有“凈出口”效應(yīng)。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立及結(jié)果分析

(一)外商直接投資與進(jìn)口,出口數(shù)據(jù)分析

根據(jù)江蘇省2009年統(tǒng)計(jì)年鑒及江蘇省2009年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理有關(guān)數(shù)據(jù),見表1。

(二)外商直接投資對(duì)江蘇進(jìn)口的效應(yīng)分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Import的數(shù)據(jù)為樣本,考慮到滯后問題,對(duì)FDI、Import數(shù)據(jù)進(jìn)行交叉相關(guān)分析,得出滯后期應(yīng)選擇兩期。根據(jù)ALMON多項(xiàng)式法消除序列相關(guān)性,利用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結(jié)果可以得出最終模型為:

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

(三)外商直接投資對(duì)江蘇出口的效應(yīng)分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Emport的數(shù)據(jù)為樣本,考慮到滯后問題,對(duì)FDI、Emport數(shù)據(jù)進(jìn)行交叉相關(guān)分析,得出滯后期應(yīng)選擇兩期。根據(jù)ALMON多項(xiàng)式法消除序列相關(guān)性,利用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結(jié)果可以得出最終模型為:

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

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

FDI對(duì)江蘇外貿(mào)的進(jìn)口與出口效應(yīng)十分明顯,FDI對(duì)江蘇進(jìn)口的效應(yīng)大于出口效應(yīng)。江蘇外貿(mào)發(fā)展某種程度上依賴于外商直接投資的發(fā)展,這反映了FDI的“來料加工”特征比較明顯。

(二)政策建議

江蘇應(yīng)改變利用外資的方式,提升外資質(zhì)量,提高利用效率。逐步提高外商投資股份制企業(yè)的比例,積極創(chuàng)造條件,引導(dǎo)FDI向江蘇現(xiàn)代服務(wù)業(yè)流動(dòng),向蘇中和蘇北地區(qū)流動(dòng)。加大引進(jìn)歐美及大洋洲地區(qū)的外商直接投資,促進(jìn)江蘇外貿(mào)持續(xù)均衡和諧發(fā)展。從長期可持續(xù)發(fā)展看,江蘇省不應(yīng)將外貿(mào)發(fā)展建立在FDI的基礎(chǔ)上,要引導(dǎo)外商更多地利用江蘇本地區(qū)的市場資源、人才與技術(shù),以促進(jìn)江蘇省企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí),實(shí)現(xiàn)江蘇企業(yè)的自主創(chuàng)新和自主發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]張毓茜.外國直接投資對(duì)中國對(duì)外貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2001(3).

[2]洗國明.我國出口與外商在華直接投資――1983～2000年數(shù)據(jù)的計(jì)量研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2003(1).