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;實證;對策

改革開放以來，江西對外貿(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多年的時間序列數(shù)據(jù)，對江西貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)狀進(jìn)行實證分析，并提出相應(yīng)對策建議。

一、相關(guān)研究回顧

貿(mào)易投資一體化是指對外貿(mào)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(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外貿(mào)易關(guān)系的不同觀點。

國內(nèi)外學(xué)者對外商直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了大量的經(jīng)驗檢驗。除早期的實證研究和部分行業(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)者分別對美國上世紀(jì)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(jié)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(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，都證實日本對外直接投資對商品進(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FDI與東道國對外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，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FDI與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計量檢驗，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)者對中國外商直接投資與對外貿(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外貿(mào)易呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對我國的進(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1992年至2004年外商對華直接投資對中國商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的影響進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明，外商對華直接投資對中國商品進(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江西貿(mào)易投資一體化的深入研究。因此，本文希望通過對江西貿(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)易投資一體化的實證分析

(一)外商直接投資促進(jìn)對外貿(mào)易的實證分析

1.外商直接投資促進(jìn)對外貿(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。

(1)江西外商直接投資企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模不斷擴(kuò)大，在對外貿(mào)易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動江西對外貿(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(jìn)出口總額及其所占比重在一定程度上直接推動了對外貿(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外貿(mào)的直接作用，本文利用江西1987-2007年的時間序列數(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，分不同的二個階段進(jìn)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(jìn)行對數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出:

第一，外商直接投資對江西對外貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，且對進(jìn)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(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)致對外貿(mào)易、出口和進(jìn)口分別增加0.34%、0.28%和0.51%?？梢姡馍讨苯油顿Y對進(jìn)口的作用大于對出口的作用。

第二，外商直接投資促進(jìn)江西對外貿(mào)易的作用有不斷加強(qiáng)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(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外貿(mào)的間接效應(yīng)即對進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的影響，本文依據(jù)江西1987-2007年的時間序列數(shù)據(jù)，分別以初級產(chǎn)品出口額(EXP)、工業(yè)制成品出口額(EXI)、初級產(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。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進(jìn)行對數(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產(chǎn)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(jìn)初級產(chǎn)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(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，初級品進(jìn)口和工業(yè)品進(jìn)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(dǎo)致初級產(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進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

(二)對外貿(mào)易促進(jìn)外商直接投資的實證分析

為了進(jìn)一步考察江西對外貿(mào)易對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，分不同的二個階段進(jìn)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(jìn)行對數(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(jié)論:(1)江西對外貿(mào)易對外商直接投資有較大的促進(jìn)作用。(2)江西對外貿(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)了對外貿(mào)易的發(fā)展，而對外貿(mào)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(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因果檢驗是檢驗經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的一種常用方法。因果檢驗認(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(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)的時間序列，因此在進(jìn)行因果關(guān)系檢驗之前先要進(jìn)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(jù)來自于《中國對外經(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(jìn)行對數(shù)變換。

2.實證結(jié)果分析。

(1)變量的平穩(wěn)性檢驗。本文采取擴(kuò)充迪基-富勒檢驗即ADF檢驗來進(jìn)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(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。

(2)因果關(guān)系檢驗。由于進(jìn)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(guān)系檢驗法來進(jìn)行檢驗。從檢驗結(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)對外貿(mào)易的發(fā)展，對外貿(mào)易也能夠在一定程度上促進(jìn)外商直接投資的進(jìn)入，但是由于江西的對外貿(mào)易與外

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

三、結(jié)論與對策建議

通過以上實證分析，本文得出如下結(jié)論和建議:

第一，江西對外貿(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，江西外商直接投資能夠改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，但對進(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。因果檢驗告訴我們，江西對外貿(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，其對江西對外貿(mào)易的直接作用并不是很大;同時由于引進(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，江西的對外貿(mào)易發(fā)展也相對落后，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，而不是其對外貿(mào)易的發(fā)展程度，因此對外貿(mào)易也不是江西外商直接投資進(jìn)入的主要動力，不能構(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，對外貿(mào)易與外商直接投資已經(jīng)成為一個國家或地區(qū)開放型經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)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(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，逐漸實現(xiàn)一體化。因此，江西在制定經(jīng)貿(mào)政策時，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)出口是對外貿(mào)易的一個重要組成部分，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，有利于推動江西的出口市場多元化。

參考文獻(xiàn)

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[3] 江小涓.中國的外資經(jīng)濟(jì)——對增長、結(jié)構(gòu)升級和競爭力的貢獻(xiàn)[M].北京:中國人民大學(xué)出版社，2002.

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)國際兩個大局、兩個市場的重要體現(xiàn)。吸引外商投資的主要內(nèi)容包括對外借款、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，同時亦是外商直接投資的重要源泉之一?？鐕具M(jìn)行對外直接投資的主要動機(jī)不僅是出于對出口市場的保護(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)時研究的主要內(nèi)容和方向是把外商直接投資作為對國際貿(mào)易的一種替代，由于跨國公司對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的土地和勞動力來降低生產(chǎn)成本等，所以跨國公司根據(jù)自身實際情況，并利用東道國經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、勞動力、政策法規(guī)等來決定對外投資的方式，以實現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)目的。目前，國際上對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FDI 的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，不但能讓我們對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，2010年，中國實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，并且仍然是對外國直接投資者而言最具吸引力的國家。這說明外資對我國市場投資環(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，其特點大體有以下幾點：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)實際使用外資538.4億美元，占比48.2%，超過制造業(yè)4.5個百分點，同比下降2.6%。農(nóng)林牧漁業(yè)實際利用外資20.6億美元，同比增長2.7%。制造業(yè)實際利用外資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個百分點，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個百分點。與此同時，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個百分點。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年其對我國的實際投資金額分別為31.3億美元、73.8億美元，同比增長4.5%、16.3%。與此同時，歐盟對我國投資的整體規(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，我國吸收各種形式的大量外商直接投資也對我國經(jīng)濟(jì)增長具有相當(dāng)大的推動作用，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年我國實際利用外資卻出現(xiàn)下降，同比下降3.7%。與此同時，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？本文將利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型作進(jìn)一步分析。

3.FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長實證分析

為了更加明確地驗證外商直接投資（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)過了對數(shù)化處理，以消除序列中可能存在的異方差現(xiàn)象。對外商直接投資（FDI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）進(jìn)行對數(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

表1：變量值的ADF檢驗輸出結(jié)果

變量 ADF統(tǒng)計值 1%臨界值 5%臨界值 檢驗形式 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，不能對上述時間序列直接進(jìn)行回歸分析，而應(yīng)將其先進(jìn)行協(xié)整檢驗，以檢驗二者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時，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

由于序列變量非平穩(wěn)，不能使用經(jīng)典回歸模型，所以要對序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。協(xié)整關(guān)系檢驗主要有Johansen協(xié)整檢驗和E-G兩步法，一般來說，Johansen檢驗主要檢驗多個變量之間的協(xié)整關(guān)系，而E-G兩步法則多檢驗兩變量之間的協(xié)整關(guān)系。因此，對于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)方法對序列LNGDP 和LNFDI模擬回歸分析，并得到回歸方程，通過對回歸方程的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗（單位根檢驗），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檢驗輸出結(jié)果

ADF統(tǒng)計量 -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，括號內(nèi)分別為標(biāo)準(zhǔn)差和t統(tǒng)計量。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)計量的值-1.606352，所以，殘差序列可以認(rèn)定為是平穩(wěn)的，同時也說明LNGDP和LNFDI之間存在著協(xié)整關(guān)系。即當(dāng)FDI變動1個單位時，GDP增長0.799396個單位，協(xié)整向量為6.766159，誤差修正項為：

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，并對其進(jìn)行估計，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態(tài)影響，即外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的短期彈性為0.162955。

3.3.Granger因果關(guān)系檢驗

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)外商直接投資對國內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)、對產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)；中部地區(qū)外商直接投資對國內(nèi)投資和產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)、對就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；西部地區(qū)外商直接對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)、對產(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對中國商貿(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)

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目（10zd&028）；國家社會科學(xué)基金項目（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：F121.25；F724 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：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，有利于提高整個行業(yè)的資本效率，但同時外資因占據(jù)了優(yōu)質(zhì)商圈資源而擠兌內(nèi)資企業(yè)也會對該產(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)實意義。

目前，關(guān)于外商直接投資對中國商貿(mào)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的研究主要集中于零售業(yè)，其觀點主要有三種：第一種觀點是外商直接投資對中國零售業(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）。第二種觀點是外商直接投資對中國零售業(yè)的知識技術(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)立方程分別估計全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)實際利用外商直接投資對中國商貿(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、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

商貿(mào)服務(wù)業(yè)是一個綜合性產(chǎn)業(yè)，按照《世界服務(wù)業(yè)重點行業(yè)發(fā)展動態(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個省、自治區(qū)和直轄市（不包括、港澳臺）的省際面板數(shù)據(jù)并將其劃分為東中西三個區(qū)域。

（二）實證結(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、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、技能、管理等，有助于推動產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時，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)實際利用外資額每增加1%，將會對國內(nèi)投資產(chǎn)生0.60%的總擠出效應(yīng)。對產(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)。總之，東部地區(qū)外商直接投資對商貿(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)實際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)國內(nèi)投資將會減少0.24%。對產(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)實際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將會增加0.088%。對就業(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)實際利用外資額每增加1%，該產(chǎn)業(yè)就業(yè)將會增加0.027%。這表明，西部地區(qū)外商直接對商貿(mào)服務(wù)業(yè)國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對產(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對中國商貿(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)，外商直接投資對國內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)；中部地區(qū)外商直接投資對國內(nèi)投資和產(chǎn)出產(chǎn)生擠入效應(yīng)，而對就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；西部地區(qū)外商直接對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而對產(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，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(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個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)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(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)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(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實力的增強(qiáng)，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(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)實意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：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，一國的對外貿(mào)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(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。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)大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴(kuò)大對方的生產(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)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，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)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(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)對要素流動和商品貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)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(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(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)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(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)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(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、實證分析

（一）數(shù)據(jù)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(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(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)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(yīng)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(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(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）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，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，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(shè)，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(shè)，表明該變量也是一階單整。對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，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，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)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(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

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(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：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(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(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(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，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(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，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(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量經(jīng)濟(jì)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(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(jié)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(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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)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(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)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(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(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。浙江省對外直接投資對出口貿(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，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(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。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)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(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)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(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，而它們對進(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)對外貿(mào)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(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)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(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)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(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(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，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對進(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外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)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(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對企業(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,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，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權(quán)。

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第5篇：外商直接投資理論范文

[關(guān)鍵詞] 對外直接投資格蘭杰因果性關(guān)系實證分析

目前在研究或印證一國對外直接投資發(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)總值與中國對外直接投資、外商直接投資和中國凈對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外直接投資模型。

一、中國凈對外直接投資的趨勢分析

1.中國對外直接投資的趨勢分析

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

其中，Loutflow是中國對外直接投資額的自然對數(shù)形式，Time是一個從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值，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)的擬合值與中國實際對外直接投資額的比較，顯示出中國對外直接投資的明顯向上趨勢，說明今后中國對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)展會議網(wǎng)站之中國利用國外直接投資（inflow）的數(shù)據(jù)，對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數(shù)值，Time是一個從1到23的趨勢變量。自變量time的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均非常顯著，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)展會議網(wǎng)站之相關(guān)數(shù)據(jù)，對1982年～2004年中國的凈對外直接投資(netflow)做如下的趨勢分析：

其中，netflow是中國的凈對外直接投資(其值為：outflow-inflow)。式(9)的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均顯著，R2也較理想。因此，根據(jù)式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對外直接投資額的絕對數(shù)平均每年增長1．8468單位。根據(jù)式(3)的擬合值與中國實際凈對外直接投資額的比較，顯示了中國凈對外直接投資的明顯向下的趨勢，表明中國的凈對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

為了考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對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)計年鑒；其次計算出人均對外直接投資額、人均外商直接投資額、人均對外直接投資凈額；再次將各變量統(tǒng)一調(diào)整為1982年價格，以1元人民幣為單位見附表；最后對各變量取自然對數(shù)，從而完成對數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

由于做格蘭杰因果性檢驗時必須要求各變量為平穩(wěn)序列，而上述數(shù)據(jù)都屬時間序列數(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。

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

然后采用ADF法進(jìn)行單位根檢驗，檢驗時按一般的經(jīng)驗做法選擇ADF 檢驗的形式，ADF檢驗滯后階由AIC信息準(zhǔn)則確定。檢驗結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，LGDP、LODI的對數(shù)序列為I(0)序列；IDI、NDI的對數(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。各變量的一階對數(shù)差分序列代表的是各個變量的增長率。

2.格蘭杰因果檢驗

此處分別對LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進(jìn)行了格蘭杰因果性檢驗，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，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外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(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，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， LGDP是LIDI的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期為3、4時， LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內(nèi)，外商對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)的增長對外商對華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時間更長。③僅當(dāng)滯后期為6時，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，中國凈對外直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經(jīng)濟(jì)增長對中國凈對外直接投資起促進(jìn)作用。

三、中國凈對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)總值和人均中國對外直接投資凈值換算成2004年美元不變價格。構(gòu)建如下模型：

ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u

其中，ANDI為人均凈對外直接投資；AGDP為人均國民生產(chǎn)總值；C1為截距項；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數(shù)，u為誤差項。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對此模型進(jìn)行估計， 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。此外同時通過了F檢驗。但是常數(shù)項C、AGDP 的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量均明顯不顯著，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。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。且此時各項系數(shù)均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對應(yīng)的曲線，見圖，在擬合中國數(shù)據(jù)的同時，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年不變價格），而2005年中國人均GDP為1703美元，對應(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)的增長對外商對華直接投資的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于對中國對外直接投資的促進(jìn)作用，二者差距越來越大，由此可以斷定，中國對外直接投資滯后。

四、結(jié)論

經(jīng)過上文的實證檢驗，可得出的主要結(jié)論有:

1.基于鄧寧的IDP理論，通過對中國自1982年至2004年間時間序列數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)在中國對外直接投資及外商對華投資都保持繼續(xù)增長的勢頭的同時，中國凈對外直接投資呈現(xiàn)出明顯向下的趨勢，這表明中國的對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）檢驗法來考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對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)中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(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)的增長對外商對華直接投資促進(jìn)作用持續(xù)時間更長。

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：F127　文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A　文章編號：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)研究的熱點之一，而對農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位選擇的考察則是一個較新的研究方向。對中國農(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)域間分布和流動的內(nèi)在動因，也可以檢驗FDI區(qū)位理論在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的適用性，同時對農(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)境對農(nóng)業(yè)外資的進(jìn)入有顯著影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究了一個省份內(nèi)部或多個省份之間的農(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?變動趨勢又如何?目前還沒有學(xué)者對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個省市區(qū)(吉林和除外)、1999―2008年的農(nóng)業(yè)實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)累計為29.95億美元，占24.75％，西部地區(qū)累計為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)略相繼實施，再加上各地區(qū)稅收等激勵政策的影響，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個百分點；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個百分點；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個百分點。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目的影響較大，以階段來劃分可以消除年際波動；另一方面，2004年統(tǒng)計口徑作了調(diào)整，簽訂項目數(shù)、合同外資額、實際利用外資不包括對外借款，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，包括山東、廣東、江蘇、江西、福建、遼寧、湖南、湖北，8個省市區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資合計占全國各地區(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，包括廣東、山東、遼寧、福建、江蘇、湖南、湖北、江西、海南和北京，10個省市區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資合計占全國各地區(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，包括山東、江蘇、江西、廣東、湖南、福建、遼寧、浙江，8個省市吸收的農(nóng)業(yè)外商直接投資，合計占全國各地區(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個減少為2005―2008階段的8個；比重最高的前3位地區(qū)(比重超過10％)，合計占全國各地區(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個百分點。

隨著“西部大開發(fā)”、“中部崛起”戰(zhàn)略以及國家投資引導(dǎo)政策的實施，未來農(nóng)業(yè)外商直接投資將會逐步由東部地區(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。今后一段時期，農(nóng)業(yè)外商直接投資會從東部地區(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)社會聯(lián)系密切；在地理位置上臨近沿海，對外交通比較方便，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)?；?jīng)營，這對于追求規(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，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動力資源豐富，農(nóng)業(yè)勞動力成本較低，而農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率卻高于西部地區(qū)。對那些立足我國國內(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)條件和社會經(jīng)濟(jì)條件，與東部和中部相比，相對較差，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)，計劃經(jīng)濟(jì)的觀念仍然根深蒂固，地方政府對企業(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)一步實施，西部地區(qū)的投資環(huán)境將會逐步得到改善，西部農(nóng)業(yè)利用外商直接投資會有所增加，但不會大幅度增長，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較快，會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)，但相對比重在下降；中部地區(qū)相對比重上升較快；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，還可以對西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商投資企業(yè)實行獎勵制度。第三，可以延長外商對西部地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資的經(jīng)營期限，放松對外商進(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。

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

參考文獻(xiàn)：

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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對東道國經(jīng)濟(jì)的影響主要體現(xiàn)在其對東道國經(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，受儲蓄、投資、出口和進(jìn)口四個因素的影響，不可避免地面臨著三種形式的約束：儲蓄約束（即國內(nèi)儲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）。他們重點考察的是儲蓄約束和外匯約束，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)總資本的一部分對本國經(jīng)濟(jì)總量有重要影響。因為外商直接投資的增加在質(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)知識和管理技術(shù)，使得其具有一個區(qū)別于其他形式的利用外資的顯著特點，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)系的實證分析

在理論研究的基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者對FDI和東道國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實證分析，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對一國經(jīng)濟(jì)沒有明顯的正面影響，甚至還對東道國產(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)外商投資對總資本形成做出了很大貢獻(xiàn)。Jansen（1995）對泰國的研究中發(fā)現(xiàn)外商直接投資對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重要源泉；三是FDI是技術(shù)知識外溢的一個重要渠道。Sun（1998）通過分析了外商直接投資對中國區(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)狀況上處于一個領(lǐng)先者還是跟隨者的位置，F(xiàn)DI對于產(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，并提出了計算FDI對一國經(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，從實證角度考察進(jìn)口，F(xiàn)DI對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。曹秋菊（2005）運(yùn)用FDI和GDP之間的計量回歸方程來分析FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用，她認(rèn)為利用FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)主要是通過以下三個方面途徑：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的實際GDP和實際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)為實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際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和長期均衡效應(yīng)對經(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，引進(jìn)外資反而會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。Carkovic and Levine（2002）利用GMM估計模型并沒有發(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)系檢驗得出實際GDP增長率是實際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對11個發(fā)展中國家進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)在五個東道國里FDI對經(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FDI有很重要作用。

劉曉廣、楊昊晰（2006）采用了1981～2004年中國實際GDP和我國實際利用FDI的數(shù)據(jù)，運(yùn)用GCT和格蘭杰因果檢驗計量等方法，分析了對中國經(jīng)濟(jì)波動所產(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個發(fā)展中國家總量時間序列資料進(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

隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的逐步實現(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。本文擬采用實證研究的方法，運(yùn)用OLS法和協(xié)整檢驗得到FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對外貿(mào)易的增長獻(xiàn)計獻(xiàn)策。

一、國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

迄今為止，各國對外貿(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: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對日本的檢驗證明FDI對進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計數(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)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進(jìn)口額(IM)來衡量對外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，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）。同時經(jīng)濟(jì)增長迅速對其影響也不容忽視。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?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當(dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進(jìn)行ADF檢驗，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。對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，對兩個殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，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出口額、進(jìn)總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個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檢驗可知，滯后殘差項的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對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,國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機(jī)越來越明顯,外商直接投資與對外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實現(xiàn)，進(jìn)口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實現(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，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；同時大力推動本土企業(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，實現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟(jì)上的騰飛。

參考文獻(xiàn):

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[2]冼國明 嚴(yán) 兵 張岸元:中國出口與外商在華直接投資――1983年～2000年數(shù)據(jù)的計量研究南開經(jīng)濟(jì)研究[J].2003

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年累計實際外商直接投資達(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,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,江蘇省實際利用外資第一位是香港,為67.40億美元;第二位是韓國,為15.08億美元;第三位是新加坡,為14.87億美元;第四位是日本,為11.20億美元,2008年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,99.51億美元;第二位是新加坡,達(dá)16.41億美元;第三位是日本,實際外資額13.55億美元;第四位是中國臺灣,實際投資8.99億美元,此外,美國、德國等國家和地區(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)為投資對貿(mào)易會產(chǎn)生替代效應(yīng),并且當(dāng)兩個國家或地區(qū)的資源稟賦、技術(shù)水平比較接近時,替代效應(yīng)特別明顯;Vernon(1966年)認(rèn)為企業(yè)對外直接投資是隨產(chǎn)品生命周期運(yùn)動而進(jìn)行的,這是對企業(yè)出口方式的替代,從動態(tài)角度闡述了FDI對貿(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)和實踐數(shù)據(jù)驗證。近年來,國內(nèi)較多學(xué)者對FDI與中國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。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對中國對外貿(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)計年鑒及江蘇省2009年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報整理有關(guān)數(shù)據(jù),見表1。

(二)外商直接投資對江蘇進(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1%會引起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Import的拉動作用較為明顯。

(三)外商直接投資對江蘇出口的效應(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1%會引起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對江蘇外貿(mào)的進(jìn)口與出口效應(yīng)十分明顯,FDI對江蘇進(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,向蘇中和蘇北地區(qū)流動。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,實現(xiàn)江蘇企業(yè)的自主創(chuàng)新和自主發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

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