外商直接投资相关理论篇1
关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策
改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。
一、相关研究回顾
贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。
国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(adlerandStevens，1974;Gopinatheta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.e.Lipseyandm.Y.weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。GokdbergandKlein(1998)、eatonandtamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、narulaandwakelin等分别用发达国家的数据对FDi与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。nakamura等和maryamiti等分别于1998年和2000年对FDi与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。
20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDi对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDi与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDi有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如GoldbergandKlein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDi流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。
综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。
二、江西贸易投资一体化的实证分析
(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析
1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。
(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。
(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(tR)、出口额(eX)、进口额(im)为被解释变量，以外商直接投资(FDi)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:
第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。
第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。
2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(eXp)、工业制成品出口额(eXi)、初级产品进口额(imp)、工业制成品进口额(imi)为被解释变量，以外商直接投资额(FDi)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。
(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDi)与工业制成品出口(eXi)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(eXp)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。
(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDi)与初级产品进口(imp)、工业制成品进口(imi)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。
(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析
为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDi)为被解释变量，分别以外贸总额(tR)、出口(eX)、进口(im)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和t检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。
(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析
从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。
1.研究方法和数据来源。
(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。
(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。
2.实证结果分析。
(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即aDF检验来进行平稳性检验，原始序列的aDF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的aDF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。
(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外
商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。
三、结论与对策建议
通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:
第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。
第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。
第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。
参考文献
[1]陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.
[2]陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.
[3]江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[m].北京:中国人民大学出版社，2002.
外商直接投资相关理论篇2
关键词:外商直接投资,相对生产率,比较优势,经济发展
一、现有文献概述与批评
现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(Chenetal.1995;Kaiseretal.1996;Lardy1995;whalleyandXin2006;ZhangandSong2000)。
第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如GDp增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使GDp增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(tsengandZebregs2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(Kueh1992;Zhan1993)。
在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(BerthélemyandDémurger2000;modyandwang1997;wei1994;weietal.2001;ZhangandFelmingham2002)。
现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(Lietal.2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。
从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。
要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(Lo1995;UnCtaD1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。
二、宏观指标的直观判断
从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在GDp中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对GDp增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进GDp增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。
概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。
对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。
外商直接投资相关理论篇3
文献回顾
早期的外商直接投资理论基本从市场不完全的角度出发，其基本假设为：在市场接近完全竞争条件下，FDi不可能发生，这些不完全可能来自于商品与要素市场以及政府法规，特别是关税与贸易障碍等，以至于资源与生产产品无法做有效的分配。Vernon（1966）的产品周期理论通过将新产品的生命周期分为3个阶段，说明了动态的比较利益，以及随着厂商考虑成本因素时转移生产地点，FDi在其中成为一个相当自然的过程；Knickerbocker（1973）观察到寡占厂商在一地从事外商直接投资时，其他的竞争者也会跟进，因此提出“跟随领导者（followingleader）”理论，他假设这些跟随者之所以会随着领导公司进入东道国设厂，主要是不想让领导厂商取得诸如规模经济等竞争优势，并将外商直接投资按照服务何种市场分成3类：供给当地市场、资源取得与以出口为目的的投资；Dunning（1993）的折中理论（eclectictheory）结合了国际贸易与国外生产观点，包含了各种外商直接投资的形式，并指出外商直接投资必须在所有权、区位与内部化3个条件都得到满足的情况下才会进行。其中，区位因素强调的是东道国自身在投资环境上所存在的政治、经济与社会等各种可吸引FDi流入的要素。他归纳出4类区位影响因素，包括市场因素、贸易障碍、生产成本与投资环境等。一国投资环境如果能满足外国投资者所需条件，在所有权与内部化优势均存在的条件下，跨国公司便会到该国投资生产。以上对外商直接投资相关理论的探讨，已从最初古典的比较利益之机会成本问题，延伸到厂商对其他厂商竞争策略的布局研究，特别是Dunning的折中理论将过去外商直接投资的相关理论加以整合，在实际分析上更具弹性，也即在研究上既可以从厂商、特定产业，也可以从东道国的角度去讨论。在实证研究方面，Lucas（1993）在探讨东亚与东南亚7国外商直接投资决定因素时，基于独占者对于利润最大化的外国资金延伸性需求，发展出包含相对价格与其他禀赋变量的基本模型，以及包括区位、市场规模、政治风险等变量的延伸模型，并分析了政治环境对外商投资的影响；Gastanaga（1998）利用折中理论检验49个低开放度国家在1970年~1995年间各种有关外商直接投资政策的效果，并认为政策与制度因素对外商直接投资具有显著影响；Cassou（1997）利用paneldata分析美国等6个发达国家税率与外商直接投资的关系，实证结果发现，除了企业税如预期般具有显著影响外，所得税也是相当重要的因素；Kerrandpeter（2001）采用市场不完全架构，利用1980年～1998年的时间序列数据，对中国大陆的外商直接投资决定因素进行了实证研究，结果表明，工资水平、开放度与汇率波动均对我国FDi流入具有显著影响。从以上文献可知，关于吸引外商直接投资的实证研究还存在许多分歧，同时，现有相关文献较少涉及转型国家。
分析框架
1.理论分析本文研究主要基于Dunning的折中理论（e鄄clectictheory）。其中，区位优势作为折中理论的重要一环，指东道国拥有一些该国区位环境上的因素来吸引外商直接投资，这些因素用来解释跨国公司在具有所有权与内化优势下，在外国生产的动机。Dunning把驱动跨国公司进行外商直接投资的要素归结为4个方面，包括取得自然资源、服务国外市场、重新建构生产行为或改善整体效率与竞争力以及获取与现有资产互补或竞争的资产以降低风险。比较其他相关理论，折中理论相当具有弹性，它不仅可用在个体的研究，如个别厂商、产业或国家，也可在总体的研究上进行。对东道国而言，区位优势是内生的，东道国并不会被动地等待跨国公司来投资，它能改变国内政治经济环境以吸引外资流入。就一国显示出的FDi数据而言，一个已进入一东道国从事FDi的跨国公司，势必已将所有权优势与区位优势内部化，也即在考虑两优势后，决定在海外生产。同时，必须强调的是，不同的区位因素（优势或是劣势），对于不同性质的跨国公司而言，存在不同的重要程度。尽管如此，对于东道国而言，营建一个良好的投资环境从长期来看仍是最基本、最重要的决定因素，东道国在吸引FDi的政策上也主要集中在对区位优势的影响上，这从Dunning归纳出的4类区位影响因素也可看出。另外，东道国如能通过若干政治经济改革措施以改变并获取区位优势，使得厂商经过内部化过程后投资于该国，则东道国就拥有相对于其他国家的区位优势。因此，本文假设在给定跨国公司具有所有权优势的情况下，跨国公司决定内化，并在一国投资设厂，要视东道国的投资环境而定；本研究对象以个别国家为单，并不考虑流入这些国家的FDi国别与性质。基于以上理论分析，本研究在变量的选择上采用nabende（2002）等人关于外商直接投资流入的区位因素作为依据，同时考虑到区域性经济冲击的影响，将其区位因素主要分为3类，分别为成本相关因素、投资环境因素与总体经济因素。成本相关因素主要是说明那些在投资国与东道国之间存在重要生产成本要素的不均衡，这种不均衡现象对于投资区位的选择上具有相当重要的影响，尤其是，如果这些跨国公司主要是以劳动密集与出口导向为主，并且在海外设厂主要是因为发达国家与发展中国家之间不对称的投入成本，两地之间不均衡现象则更为明显。东道国的关键成本要素包括实际工资率、汇率、土地与财产权、当地投入成本、税率、交通成本以及资本使用成本等；投资环境改善的主要因素包括经济开放程度、投资与贸易体制自由化及政治风险等，其中，外商直接投资政策包括所有权政策、税率与补贴、价格控制等，贸易政策自由化主要是贸易商品关税限制的降低；东道国在考虑总体经济因素时，应注意那些能吸引跨国公司在本国直接投资的重要因素。这些因素主要包括市场规模与潜在市场规模两个变量。基于实际资料数据的缺乏，以及技术上的困难，实际研究中不可能包含上述所有理论变量。本文仅选择可衡量变量，并对某些难以量化的变量进行变量替代。在成本相关因素上，本研究纳入两变量，包括实际工资率与汇率；投资环境改善变量采用人力资本与政府效能；总体经济变量采用经济规模、经济增长与开放度；此外，考虑到区域性经济冲击，还加入亚洲金融风暴变量；最后，本研究加入了前一期的外商直接投资作为变量。2.模型设计根据上述变量说明，同时考虑到时滞效应，本研究将计量模型设计如下：（略）其中，i为国家，FDi为外商直接投资，gdp为人均国内生产总值，GDpGw为实际经济增长率，HC为人均政府教育支出，eR为市场汇率（本国货币/美元），waGe为实际工资率，open为开放程度，Ge为政府收支余额占GDp比重，D97为亚洲金融风暴（虚拟变量）。#p#分页标题#e#
实证结果
本文研究目的主要是探讨转型国家外商直接投资流入的影响因素，本研究以波兰、匈牙利、罗马尼亚及保加利亚等东欧转型国家为样本②，样本区间为1997年～2011年，对于四国的样本数据，尽可能保证数据来源的一致性，除了来自国际货币基金组织、世界银行与联合国有关机构外，还包括欧洲复兴开发银行（eBRD）与各国政府相关网站上的资料。表1显示了回归估计结果。实证结果如上表所示，调整后的R2为0.932，F值达到1%的显著水平，Durbinh值显示出无自相关的结果。此外，本研究尝试利用Carree的近似无偏估计法估计动态pandeldata中滞后一期的FDi系数，结果发现，在进行估计过程中，许多数值并未呈现收敛状态，并且出现负向的数值而无法进一步计算，同时，在能计算的范围下，事实上所观察到的计算结果并未产生与原数值差距太大甚至相反效果的情况。在这些条件下，本研究并不对原始结果做进一步的修改与推估。根据以上对东欧四国外商直接投资流入影响因素的实证估计，结果发现，9个变量中，仅有汇率、人均国内生产总值与开放程度呈现显著；人均国内生产总值如预期地具有正面影响。汇率方面，东欧国家自然资源丰富，因此，如果东道国汇率贬值，意味着投资者可投资相同金额便可获取更多的本地资产或雇佣更多的劳工，尤其各国在转型过程中施行大小规模不等的国有企业私有化政策，旧有国有企业在本国汇率贬值时，外国投资者可以较便宜地购入，因而，汇率对于东欧转型国家具有正面的效果。开放程度的影响方向是负向的，恰好验证了本研究关于开放程度对FDi的另一个可能影响方向，即开放程度降低反而会吸引FDi进入，不过其效果并不很显著。另外，东欧国家的FDi流入受到前一期FDi流入影响并不显著，这可能是因为转型过程中政治经济变化的原因，如东欧国家在1990年前后就开始施行开放政策，允许FDi进入。东欧国家的汇率FDi流入有正面的显著影响。根据世界银行的报告，东欧国家在转型初期对于汇率制度就进行了相当大程度的开放，此四国在现金转换上大抵是相当自由的，而且，在模型设定上，汇率是以自然对数后的数值进行的，其数值相较于FDi而言，并没有明显的波动，因此未能显著呈现。最后，尽管许多文献指出，低廉的工资与较具效率的行政组织是发展中国家吸引FDi的重要因素之一，但是，本研究实证结果显示，两者并不显著，可能原因在于，除了这些国家逐渐发展的同时，人力素质也随之提升，工资因此增加，从而可能产生抵消作用，尤其这些工资基本上为东道国各部门工资的平均，因此未能真实呈现。总之，从实证结果可知，东欧四国国有企业的私有化吸引外国投资进入这些国家，因而对于汇率的波动影响资产价值特别重视，外国投资也能利用开放程度的下降，转而直接进入东欧国家生产来抢占市场。然而，由于这些转型国家虽然已经历了10多年的市场经济改革，但就经济发展而言，它们尚处于初期阶段，许多非经济因素仍干扰着各国，若干的影响因素或许需要再观察一段时间才能显现其效果。
结论
外商直接投资相关理论篇4
［关键词］研发中心国际直接投资区位优势
1994年加拿大北方电讯公司在北京投资设立的合资研发中心――北京邮电大学――北方电讯电信发展研究中心，这是跨国公司在华首家研发机构。此后，研发机构逐渐增多。设立研发中心已经成为现在跨国公司对华投资的重要特征之一。而外商直接投资和外商研发投资往往是相辅相成的：2006年非金融领域设立的外资企业41478家，实际使用外资额630.21亿元，增长4.47％。外商投资设立的研发中心约750余家。随着经济国际化的不断发展，资本国际化和研发国际化已经是一个趋势，研发中心的投资是外商投资中的重要部分。但我国研发中心的分布地区差异大，表现出非均衡的发展的特点。
一、总体上外商直接和间接投资量的不均衡
外商在中国投资地域发展不均衡和地域经济基础的不同以及改革开放的战略以设立沿海特区和发展外向型经济以此带动内地经济的有一定关联。
参照2004年中国区域经济统计年鉴中在2001年和2002年间，外商直接投资和间接投资在各省分布不均。外商投资在湖北，2001年实际投资额总计164，535.00亿元，其中外商直接投资有142，665.00亿元，外商其他投资达21870亿元；2002年外商投资总计179，658.00亿元，其中外商直接投资达156，886.00亿元，外商其他投资22，772.00亿元。直接投资额增长率为9.97%，其他投资增长率为4.12％。而东部区域的上海，2001年外商直接投资额高达427，229.00亿元，2002年外商直接投资又增加到546，849.00元，直接投资增长率为28%。同时期华南的广东，2001年外商直接投资额高达1，133，400.00，外商其他投资达197732.00，总计1，331，132.00，2002年直接额782，294，间接额227，041.00，总计1，009，335.00亿元,总额增长率为－24.18％，直接投资增长率为-30.98%。东北的辽宁，2001年外商直接投资额为341，168.00亿元，2002年外商直接投资额为282，410.00亿元，增长率为－17.22％。只从投资量可以显示反映外资投资在各省的活动。外资对上海的投资是稳步上升的，2001年湖北得到的外商直接投资是广东12.59%。反映出外商在中国各省的直接投资和间接投资的量的不均衡。
从这些数据的比较中，可以看出湖北外商投资与其他各省市之间还存在一定的差距，尤其和广东、上海这样的发达城市相比。这与湖北以往的经济发展和地理位置有着密切的关系，从外商投资数额、外商企业数目、投资总额等等数据看，湖北也落后辽宁一大步。而其他省份包括湖北都没有分到一杯羹，这就需要分析对导致这种非均衡的原因，进一步才能对外商投资以及设立研发中心的动因进行探悉，分析外商投资差异的原因。
二、分析研发中心区域分布的不均衡的原因
外商投资量与外商研发中心的设立应该是息息相关的，目前跨国公司在华40家较大规模R&D机构中,北京有20家,上海有14家,广东占了6家,分别占总数的50%,35%,15%。从供求角度分析：
1.市场的需求是主导因素
研发中心的设立由诸多因素促成，其中有重要作用是市场和研发的互动。以市场为导向的研发活动体现在外商在本地的投资活动、当地居民消费倾向和地域性特点；基础性研发和应用性研发往往会推陈出新推动企业、产业和产业链的升级，促进当地消费和对外贸易因为一些研发中心是从原来的外国直接投资企业，经过多年的自主创新，逐渐发展形成现有的研发中心，如武汉长飞公司是和荷兰菲利普公司在1988年底共同创建、现与荷兰德拉克控股公司共同经营的一家生产和销售通信用光纤光缆德高科技合资企，近年来独立发展一个研发中心。所以研发中心的设立有一部分是通过外商投资设厂然后自然发展形成。
2.研发供给上的条件因素
研发供给上的因素可以国内影响研发力量的分布。
这些年外商在全国范围内加大了投资力度，但研发投资的条件也会对外商产生影响。考虑科技机构的整合等情况，虽然科技机构数不能完全反映供给条件，但机构的总量和结构还是影响研发供给。从科技机构人员（全市各类包括自然科学和技术领域科学家和工程师、社会与人文科学人员）总数看，1999年湖北科技人员2973人；上海科技人员3742人；广东科技人员12883人；辽宁3785人。到2004年，湖北4005人；上海6627人；广东37001人；辽宁3395人。科技活动人员方面湖北处于劣势，而广东处优势。但是人员的自由流动会对分析结果有一定影响。不过这个因素也会对外商研发中心的设立产生相当的影响。
因此，不同地区的研发供给能力有很大差异。
三、用直接投资理论揭示来外商研发中心区位分布的不均衡性
从理论角度看，直接投资理论是外商设立“研发中心”的思想渊源。
国际生产折衷理论是由英国学者邓宁在20世纪70年代首次提出，其后又进行了进步的补充和完善。国际生产折衷理论的主要内容是：一个企业要从事对外直接投资必须具有3个优势，即所有权优势(ownership-specificadvantages)、内部化优势(internalization-specificadvantages)iii区位优势(Location-specificadvantages)。而后，巴特利特和戈夏尔将产品周期理论进行扩展，他们提出了产品创新（包括产品、技术和核心能力在国际间的转移等）、接近市场（本土化战略、产品的差异化和当地改造等）和通过竞争降低成本（全球生产、标准化、合理化等）三位一体的跨国投资模式，与弗农的国际产品生命周期理论中的技术优势、区位优势相符，只是将技术优势、区位优势中的成本因素独立出来。新的三位一体的跨国公司模式较好地将各种能够解释国际直接投资区位流动的因素结合起来也弥补了弗农理论的缺陷。
上述几点思考都归结于这几个理论，对“研发中心”的这种直接投资的新动向被囊括在其中了。外商设立研发中心，能细分市场，采用东道国人力资源、降低产品成本。外商在华投资设立研发中心能够提高外商投资质量。我国的许多高新技术产业都具有广阔的市场前景。在重视强化企业技术创新能力的基础上，鼓励外商在华设立研发中心，进行面向全球的基础研究和面向中国市场的应用技术研究，投资于高新技术产业、技术研究开发项目，参与高新技术产业以及传统产业的技术改造，加深与国内企业的多层次合作，对国内的产业结构升级具有重要意义。
直接投资理论中区位优势和巴特立特和戈夏尔的三位一体的跨国投资模式可以很好地解释了这种研发中心分布不均衡的现象。
四、地区引资中的非均衡发展的弱势省份――湖北的条件分析
用供求关系和直接投资理论来解释研发中心分布的非均衡现象，能指导地区科技政策制定和促进引资的高级化。湖北作为中部崛起的龙头省份，处于长江三角洲三大经济圈之一核心省份，推动产业结构升级，加速经济发展，自然少不了鼓励外商设立研发中心这个有力措施。同时，外商作为理性人，在设立研发中心的时候一定会考虑得失，也就是湖北与其他省份相比有什么优势和劣势。
在湖北设立研发中心的优势主要体现在：第一，湖北的区位优势：对于全国其他各省市而言，湖北的地理位置处于全国中部地区，实际是东部和西部的一个“分水岭”自然具有不可替代的独特的承东启西、接南连北、吸引四面、辐射八方的地理优势，武汉市是全国少有的集铁路、公路、水运、航空、邮政、电信于一体的重要交通、通讯枢纽。便于将湖北及周边省份的资源优势转化为现实生产力。第二，武汉市科技教育综合实力居全国大中城市第3位，仅次于北京、上海，这是中部地区任何一个城市也无法比拟的。武汉市拥有48所高等院校，736个科研设计单位，10个部级重点实验室，45万各类专业技术人员，近50万在校大学生，人才济济，劳动力素质较高。特别值得强调的是，近十几年来，武汉市高科技突飞猛进，武汉东湖地区是仅次于北京东关村的，全国第二大智力密集区，在通讯、生物工程、激光、微电子技术和新材料等五大领域，处于全国领先地位。第三，湖北的商务成本较低：这体现在三个方面:一是房产价格低。武汉的普通住宅价格仅为上海的三分之一，这为从事商业活动降低了成本;二是劳动力价格低。武汉市劳动力成本不到上海的三分之一，比广东沿海也要低。湖北省人均可耕地面积偏少，不愁没有劳动力资源。由于具备了独特的地理交通便利条件，武汉市不仅可以消化湖北省自身的劳动力，而且能够吸收中部地区乃至西部地区的劳动力。三是生活消费水平与服务价格低。第四，研发成本也较低，研发能力较强。与低商务成本形成对比的是，武汉的劳动力受教育程度和掌握技术的水平较高。在不同国家从事R&D活动的成本存在着较大差异，而研发投资往往指向需巨额成本的高新技术产业，节约研发成本就成为影响跨国公司在海外进行R&D投资的重要因素。综合这几个方面，再加上有东湖新技术开发区和沌口开发区这样部级的高技术开发区。这样的条件为武汉提供了不可替代的智力和科研优势，使得武汉的研发能力相对较高，与这样的研发能力相对比的是武汉的低研发成本。
当然，武汉之所以没有和上海、北京、广州一样成为外商设立研发的聚集地，必然存在不可忽视的劣势。主要体现在这几方面：第一，产业的发展状况：武汉是中国老工业基地，是内地六大综合性工业基地之一，现己形成门类齐全、配套能力较强的工业体系。但是改革开放以后武汉的经济发展和产业发展状况却没有发挥其老工业基地的优势，与沿海开放城市相比，武汉的经济发展速度相对滞后，在产业结构大调整中，上海市对一、二、三产业结构的调整力度较大，三次产业比例相对协调；而武汉市的步伐却相对缓慢，三次产业结构的比例没有达到最佳。这就大大影响了武汉的经济的健康快速的发展。第二，消费能力：由于R&D的职责通常是非结构化的，需要研发人员与其他相关利益群体之间不断通过大而频繁的面对面沟通协商，集体解决研发中的问题。因此，决定R&D区位决策的一个重要因素就是与相关利益群体之间的地理距离和时间距离。未来的消费者就是最重要的利益相关全体，消费者就意味着市场。武汉市人均可支配收入增至每年10827元但仍然与上海、广州等大都市有很大的差距。这里的消费者对价格较敏感，那些在他们承受能力内的商品销售要比奢侈品牌好。第三，金融服务业发展不完善。武汉市金融业总体规模小，内部结构发展不平衡，金融业总体水平偏低。银行在金融业中占主导地位，而证券、保险占金融业比重偏低。外资银行引入较少，外资融资能力较弱，而武汉市仅有外资银行营业性机构2户，外资银行代表处4户，金融业总体水平,融资的便利程度,资金的运作的速度等等都会成为外商设立研发中心的一个考虑因素，因此武汉在金融业上的劣势也将影响大大武汉吸引外商设立研发中心。
参考文献:
[1]中国外资网:省略，2007.01
[2]数据来源:中国区域经济统计年鉴.2004年
外商直接投资相关理论篇5
李练军(1974-)，江西高安人，江西农业大学经贸学院副教授、硕士研究生导师、管理学博士，研究方向为国际贸易理论与政策。
摘要：近20多年来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。文章利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法对中部地区对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行了全面的实证分析认为，中部地区对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间基本上并不存在因果关系。最后提出了中部地区贸易投资一体化的对策建议。
关键词：中部地区；贸易投资一体化；实证；对策
中图分类号：F727
文献标识码：a 文章编号：1002-0594(2009)03-0051-05 收稿日期：2008-10-29
一、问题的提出
自改革开放以来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。从1986-2006年，中部地区的对外贸易总额由32亿美元增加到564亿美元，共增加了17倍；而在这20多年中，中部地区的外商直接投资总额由0.5亿美元增加到97.3亿美元，净增96.8亿美元。仅仅从表面上看，中部地区对外贸易和外商直接投资呈现同步增长趋势，存在着较强的相关关系。
国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(adlerandStevens，1974；Gopinathetal，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现正相关关系，FDi对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用(江小涓，2002；陈继勇、秦臻，2006)。
综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对中部地区开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对中部地区的贸易投资一体化的深入研究。因此，本文将利用过去20多年的时间序列数据，对中部地区贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。
二、中部地区贸易投资一体化的实证分析
(一)中部地区外商直接投资促进对外贸易的实证分析
1 中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管中部地区外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势：能够在一定的程度上直接带动中部地区的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。
(1)中部地区外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动中部地区对外贸易的发展。从图1可以看出：第一，近些年来，中部地区外商投资企业进出口规模不断扩大。从1994～2006年，中部地区外商投资企业进出口总额从21.4亿美元增加到160.5亿美元，增加了近6.5倍，年均增长率为18％；尤其是近几年发展较快，从2002年到2006年s年时间增加了114.8亿美元，年均增长率为32％。第二，中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1994年的18.0％增加到2006年的28.5％，13年增加了10.5个百分点。从1999年开始，这一比重一直都维持在1／4左右，1999-2006年年均比重为26.2％。因此，中部地区的不断增长的外资企业对外贸易总额及其所占比重在一定程度上直接推动了中部地区对外贸易的发展。
(2)回归分析显示，中部地区外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察中部地区外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用中部地区1986-2006年的时间序列数据，分别以进出口总额(tR)、出口额(ex)、进口额(m)及其对数为被解释变量，分别以外商直接投资(FDi)及其对数为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。
从回归分析结果表1可以看出：
第一，中部地区外商直接投资对进出口有较大的促进作用，且对出口的作用大于对进口的作用。中部地区的外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向为3.93，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致对外贸易增加3.93亿美元，外商直接投资的边际出口倾向为2.18，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致出口增加2.18亿美元；外商直接投资的边际进口倾向为1.75，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致进口增加1.75亿美元。可见，外商直接投资对出口的作用大于对进口的作用。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，其回归结论也是一致的。
第二，中部地区外商直接投资促进对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1986~2006年和1986-1999年两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1986-2006年的边际倾向都要大于1986～1999年的边际倾向。1986-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向、进口倾向分别为3.04、2.05、1.00，都明显小于1986-2006年的边际倾向，说明近几年(2000-2006年)中部地区外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。
2 中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察中部地区外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据中部地区1986-2006年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(eXp)、工业制成品出口额(eXi)、初级产品进口额(imp)、工业制成品进口额(imi)及其对数为被解释变量，以外商直接投资额(FDi)及其对数为解释变量进行回归分析。
从回归分析结果表2可以看出：
第一，中部地区外商直接投资对制成品的作用大于对初级品的作用，有利于优化进出口商品结构。外商直接投资的边际初级产品出口倾向和工业品出口倾向分别为0.24和1.95，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.24亿美元和1.95亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品出口的作用比初级产品出口的作用要强，这有利于中部地区出口商品结构的优化。外商直接投资的边际初级产品进口倾向和工业品进口倾向分别为0.70和1.05，即外商直接投资每增加l亿美元平均导致初级品进口和工业品进口分别增加0.70亿美元和1.05亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品进口的作用比初级产品进口的作用要强，这有利于中部地区进口商品结构的优化。
第二，由于五个变量大体上都具有指数特征，为
了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，其回归结论也是一致的。中部地区初级产品出口和工业品出口对外商直接投资的平均弹性分别为0.12和0.37，说明外商直接投资每增加1％，平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.12％和0.37％，有利于优化出口商品结构；初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.56和0.57，说明外商直接投资每增加1％，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.56％和0.57％，有利于进口商品结构的优化。
(二)中部地区对外贸易促进外商直接投资的实证分析
为了进一步考察中部地区对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据中部地区1986-2006年的时间序列数据，以外商直接投资(FDi)及其对数为被解释变量，分别以外贸总额(tR)、出口(eX)、进口(im)及其对数为解释变量进行回归分析。
从回归分析结果表3可以看出：
1 中部地区出口贸易对外商直接投资有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和t检验值可以看出，回归方程i和Ⅳ都较为理想。回归方程i表明：出口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.43亿美元；回归方程Ⅳ表明：出口每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.9％。因此，中部地区出口贸易对外商直接投资具有一定的推动作用。
2 中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和t检验值可以看出，回归方程Ⅱ和V都较为理想。回归方程Ⅱ表明：进口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.53亿美元；回归方程V表明：进口每增加1％，平均导致外商直接投资增加1.67％。因此，中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。
3 中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和t检验值可以看出，回归方程Ⅲ和Ⅵ都较为理想。回归方程Ⅲ表明：当进出口共同对FDi起作用时，外贸每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.24亿美元；回归方程Ⅵ表明：当进出口贸易共同对外商直接投资起作用时，对外贸易总额每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.46％。因此，中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的推动作用。
(三)中部地区对外贸易与外商直接投资的相互关系分析
1 研究方法和数据来源。
(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果x是Y的Granger原因，但Y并不是x的Granger原因，则x的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测x的未来值。因此。Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此，在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。
(2)本文的样本区间为1986-2006年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1987-2007年)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。
2 实证结果分析。
(1)变量的平稳性检验。为了判断4个序列的平稳性，采取最常用的单位根检验方法――扩充迪基一富勒检验即aDF(augmentedDickey-Fuller)检验来进行平稳性检验。
表4的检验结果表明，原始序列的aDF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列；而l阶差分以后的aDF值均小于5％、10％显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。
(2)因果关系检验。我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。
从检验结果表5可以看出，它们之间基本上不存在Granger因果关系。只有dLnFDi与dLnlm之间存在单向的格兰杰因果关系，dLnFDi是dLnim的格兰杰原因，但反之并不成立；而dLnFDi与dLntR、dLneX之间没有任何的因果关系。这说明在中部地区尽管外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于中部地区的对外贸易与外商直接投资的总量毕竟相对还较小，因此除了外商直接投资带来了较大的进口成为中部地区进口的主要原因外，并不能在其它方面构成彼此发展的主要原因。
三、结论与对策建议
通过以上实证分析，本文得出如下结论：
第一，中部地区对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，中部地区外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强。同时，中部地区外商直接投资对制成品进出口贸易的作用大于初级品进出口贸易的作用，具有促进对外贸易商品结构优化的间接作用。另一方面，中部地区无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有一定的促进作用。
第二，尽管中部地区对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间基本上不存在因果关系。只有外商直接投资与进口贸易存在单向的因果关系，外商直接投资是进口贸易的格兰杰原因，但进口贸易不是外商直接投资的格兰杰原因；而出口贸易、进出口贸易总额与外商直接投资之间没有任何因果关系。这说明：一方面，中部地区外商直接投资的进出口额占中部地区的进出口额的比例也较小，而且外溢效应也没有充分的显现出来。因此，外商直接投资也就不能构成中部地区出口贸易和进出口贸易的原因，只是在其不大的进口总额中占有较重要的地位，构成其Granger原因。另一方面，外商直接投资进入考虑更多的是中部地区的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此，对外贸易也不是中部地区外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。
根据以上分析可以看出，中部地区贸易投资一体化近些年来有一定的发展，但还处在初级阶段。中部地区贸易投资一体化的发展应该包含两层涵义：一是贸易与投资的一体化；二是中部地区的一体化。因此，应该从以下两个方面来推动中部地区贸易投资一体化：
第一，协调外贸与外资政策，促进中部地区外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，中部地区在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。
外商直接投资相关理论篇6
近年来我国服务业实际使用外资保持增长，2015年上半年服务业实际使用外资434.3亿美元，同比增长23.6%，在全国总量中的比重创新高，达63.5%。自2001年正式加入世界贸易组织以来，我国逐步放宽服务业外商直接投资的市场准入限制，外资进入对处于经济转型时期中国的市场结构和经济绩效的影响越来越大，直接投资进入对本国市场结构效应的分析一直是学者们所关心的问题。
二、外商直接投资影响市场结构的机理分析
Hymer（1960）首先提出了以产业组织理论为基础的国际直接投资理论，并指出跨国公司是“市场不完全性”的产物。市场的不完全让少数企业拥有垄断优势，从而进行企业规模的扩张，形成跨国投资。Dunning（1977）的国际生产折衷理论阐释了跨国企业选择海外投资方式的动因，当企业同时拥有所有权优势、区位优势和内部化优势时，会选择直接投资方式进入海外市场，直接投资方式也可分为绿地投资和并购投资两种。绿地投资又称作新建投资，跨国公司在东道国新建厂房，购置新设备进行生产经营，绿地投资会增加厂商数量，在东道国市场引入竞争效应。并购投资是通过合并收购东道国现有企业获得股权，形成对东道国在位企业的控制，并购投资方式没有直接增加东道国市场厂商数量，初期不会对东道国市场结构产生明显影响，但长久看溢出效应的作用使东道国在位企业效率提高，市场竞争程度加剧，会对东道国市场结构产生影响。
三、基于我国信息服务和软件业的分析
1.信息服务与软件业市场结构现状
通常刻画市场结构特征的一个重要量化指标是市场集中度，它能够比较真实的体现市场中企业相对规模的大小，综合地反映出市场的竞争状况。经常使用的集中计量指标有：CRn、赫芬达尔-赫希曼指数。本文将采用CRn指数反映行业集中度，式（1）是CRn指数的基本计算公式，其中，xi/X表示第i家厂商的市场份额，该指标的数值越大，表明前n位的企业对市场的操控能力越强，本文计算了2005年-2014年软件与信息服务业集中度指标。
2.信息服务与软件业外商直接投资规模现状
外商直接投资FDi是一个存量的概念，准确估算FDi的规模能够如实反映我国外商直接投资状况。本文采用永续盘存法估算FDi存量，根据国家队外资企业的最低残值率10%，折旧年限15年，用固定资产折旧的平均年限法，最终按照年折旧率6%计算得到各年的FDi存量，计算方法如下：
2005年-2014年，我国信息服务与软件业外商直接投资资本存量总体增加，其中，2006、2008年增幅较大，分别由584337624.3万元、1784867185万元增至1401269652万元、2796713019万元，涨幅达139.8%和56.69%。2008年后，除2012年达到最高2823027243万元，其余各年无较大幅度增减。
3.外商直接投资规模与市场结构关系
我国信息服务和软件业行业集中度与外商直接投资规模的现状呈先大幅上升后略微下降的趋势，可以推测两个变量间存在一定的相关性。为了进一步验证两者间的相关关系，本文拟通过简单的回归分析加以验证，将信息服务和软件业行业集中度作为因变量，外商直接投资规模作为自变量，建立二元线性回归方程，运用eviews7.0软件进行回归分析，回归结果如下表3：
模型总体R方达0.504693，整体拟合情况良好；F检验中，模型在5%的水平上通过显著性检验，行业集中度与外商直接投资规模存在回归关系；外商直接投资规模系数为正，t检验p值为0.0213，在5%的水平上显著，说明在信息服务与软件业中外商直接投资与行业集中度存在正向相关关系。由此，可以认为在信息服务与软件业，外商直接投资规模对行业集中度有正向影响，外商直接投资规模的扩大有利于提高行业集中度，提升行业竞争力。
4.影响信息服务与软件业市场结构的其他因素
首先是政策因素，国家对不同行业实施的产业政策的异同也会对行业集中度产生影响。其次是行业因素，市场容量的大小会对行业集中度产生一定影响。
外商直接投资相关理论篇7
〔关键词〕外商直接投资；就业效应；挤出效应
中图分类号：F241.2文献标识码：a文章编号：1008-4096(2011)06-0031-07
一、引言
近年来，面对中国严峻的就业形势，政府部门及学术界纷纷尝试通过多种途径解决就业问题。鉴于外资企业在中国经济中的比重不断增加，其在解决就业问题方面的作用也引发了越来越多的关注。很多地方政府在提出从“招商引资”向“招商选资”政策转变的同时，也开始将外商直接投资对就业的影响作为选择引资项目的依据之一。但是，作为政府决策的重要前提，外商直接投资对就业的实际影响还有待论证和确认。
国外学者在外商直接投资对就业的影响方面已经积累了较为丰富的研究成果。Duncan［1］通过大量调查发现外商直接投资对东道国就业的影响表现在就业数量、就业质量和就业区位三个方面。从就业数量上看，外商直接投资有可能使就业机会增加，也可能使就业减少；从就业质量上看，外商直接投资提高了工资与生产率，也会对就业产生影响；从就业区位上看，外商直接投资给高失业区创造了机会，但产生了造成新的失业的可能。联合国贸易和发展会议（UnCtaD）［2］指出，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应，并对东道国的就业质量产生影响。mickiewicz等［3］对四个中欧国家的研究结果表明，外商直接投资创造了较多的就业机会，并在较大程度上遏制了大量失业可能引起的严重后果。williams［4］分析了跨国公司投资的进入方式和来源国等因素对东道国劳动力需求的影响，但其并未发现这些因素对劳动力需求有显著的影响。mariotti等［5］从利用外资对意大利就业增长的带动效果入手，阐明了外商直接投资对就业增长的积极作用。
国内的相关定量研究多见于21世纪初。王振中［6］从净增量变化角度考察了外商直接投资对就业数量的影响，得出外商直接投资对就业产生正向作用。牛勇平［7］认为，在1986―1998年间，外商直接投资对中国就业的增长起到了较强的正作用。袁志刚［8］考察并估计了1978―2000年外商直接投资对中国就业的直接影响及外商直接投资通过前后向联系和乘数效应增加间接就业的情况。田素华［9］研究了外商直接投资对上海市的就业效应，外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海市的劳动就业效应大于零。无论是增量还是存量，外商直接投资对上海市第三产业的劳动就业均有显著的促进作用，外商直接投资增量不利于上海市第一产业和第二产业增加劳动就业机会。王剑和张会清［10］将外商直接投资对就业的效应分为直接效应和间接效应，并用实证方法分析得出外商直接投资对中国就业效应产生了显著的积极影响，外商直接投资每增加1个百分点带动实际就业增加0.008个百分点。牟俊霖［11］研究了外商投资对中国就业的影响，1993年以前外商投资的直接就业效应非常显著，负的间接就业效应也很显著；1993年以后外商投资的直接就业效应减小，负的间接就业效应也减弱。
综合国内外研究，我们发现外商直接投资对就业的影响比较复杂，外商直接投资对不同地区的影响是不同的，因为各个地区的资源禀赋、历史文化以及外资进入的行业和方式等都会对外商直接投资的就业效应产生影响，所以必须综合考虑外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应。也就是说，外商直接投资对东道国的总体就业水平的影响要根据具体情况进行分析，才能得到比较准确的结果。另外，目前国内研究主要以全国样本为研究对象，在一定程度上忽视了省级层次的具体性和差异性，因而不能对地方政府的外商直接投资政策进行有效的指导。辽宁省是东北老工业基地之一，伴随老工业基地改造的不断深入，正面临越来越严峻的就业形势。同时，辽宁省也是招商引资的大省，如何在未来的引进外商直接投资过程中，更好地兼顾经济发展与就业增长两项目标是辽宁省政府面临的重要战略决策。因此，对辽宁省外商直接投资的就业效应进行研究，不仅是对现有研究的补充与完善，而且有助于相关政府部门制定更加有效的政策。
二、理论模型的构建
（一）构建思路
在针对外商直接投资就业效应的实证研究中，早期的一些学者［6-7-10］主要是运用流量投资指标，通过构建联立方程的办法度量外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应，这些研究所采用的方法值得借鉴，其不足在于忽略了存量指标的影响。流量指标属于短期因素，存量指标更能体现外商直接投资的长期过程。近年来，一些学者［9-11］逐步认识到不能单一地运用流量指标，而应该综合运用流量指标和存量指标。本文在借鉴流量度量研究方法的基础上，将存量指标引入理论模型中，进而综合分析外商直接投资的就业效应。具体而言，就是在生产者一般均衡理论中引入流量和存量两个指标，并构建计量模型，从而克服以往研究中或缺乏理论基础或忽略某一指标的不足。
本文用外商直接投资流量度量直接就业效应，影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式和进入的行业等短期因素。直接就业效应系数主要反映外商直接投资额的变动与就业数量变动之间的关系。如果系数为正，说明外商直接投资对就业的影响是积极的，投资额和就业量均稳步增加；如果系数为负，说明外商直接投资对就业的影响并不显著，外商直接投资额的变动并没有引起就业的相应增加。这可能与外资进入的方式和进入的行业有关，比如采用合作和合资经营的方式进入，这时可能会提高资本―劳动比，直接减少就业量。如果进入的行业是劳动密集型行业，那么对就业的正拉动作用很大；如果在劳动密集型行业提高资本―劳动比，那么对就业的负面影响就很大。
本文用外商直接投资存量度量间接就业效应，外商投资存量反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的产业关联度、外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系、外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等，这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关。间接就业效应系数如果为正，说明间接效应的综合作用对就业的影响是积极的。虽然不能具体划分哪些因素起多大作用，但是可以结合定量和定性进行综合分析，比如国外投资与国内投资的“挤进”和“挤出”关系及产业关联度等。
（二）构建过程
根据厂商理论，本文将资本要素按其来源分为国内资本和国外资本，生产函数表示为如下形式：
Q=af(Kd,Kf,L)(1)
其中，Q为总产出，a为技术进步水平，Kd为国内资本，Kf为国外资本，L为劳动力投入量。其生产成本函数为：
C=wL+r(Kd+Kf)(2)
其中，w为工人的工资水平，r为资本价格水平。假设生产函数为规模报酬不变的Cobb-Douglas形式，厂商以利润最大化为目标，则厂商利润函数为：
π=aKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)
其中，α、β和γ分别代表各要素相对应的产出弹性。(3)式两边对L求导得：
πL=γaKαdKβfLγ－1－w=0(4)
(4)式经对数变换可表示如下：
lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlna=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lna(5)
假设不考虑技术进步以及工资率变化，则(5)式可以进一步简化为：
lnL*=C1+C2lnKd+C3lnKf(6)
(6)式中的C1、C2和C3不同于(5)式中的C1、C2和C3。
(6)式是实证分析的基本计量理论模型。在此模型基础之上进行扩展，分别度量外商直接投资的直接就业效应、外商直接投资的总体就业效应和辽宁省各地区外商直接投资的直接就业效应。
1.外商直接投资直接就业效应计量模型
lnFDiLt=C1+C2lnFDit+μt(7)
其中，FDiLt为第t年的外企年底从业人员，FDit为第t年的外商实际直接投资额，μt为误差修正项，C2即外商直接投资的直接就业效应系数。
2.外商直接投资总体就业效应计量模型
lnLt=C1+C2lniDt+C3lntiDt+C4lniFt+C5lntiFt+C6lniFt(－1)+μt(8)
其中，Lt代表第t年年底总体从业人员，iDt表示第t年的国内流量投资，tiDt表示第t年的国内存量投资，iFt表示第t年的外商直接流量投资，tiFt表示第t年的外商直接存量投资，由于投资具有滞后性，因此选取滞后一期。iFt(－1)表示第t年的外商直接流量投资的滞后一期，iDt的滞后一期对模型并不显著，所以省略。C4即外商直接投资总体直接就业效应系数，C5即外商直接投资总体间接就业效应系数，μt为误差修正项。
3.辽宁省各地区外商直接投资直接就业效应模型
lnFDiLit=C1+C2lnFDiit+μit(9)
其中，FDiLit为第i个地级市第t年的外企从业人员数，FDiit为第i个地级市第t年的外商直接流量投资，C2即各个地区外商直接投资的直接就业效应，μit为误差修正项。
三、实证分析
（一）外商直接投资的直接就业效应
考虑到数据的可得性，外企年底从业人员、外商实际直接投资数据从1990年开始，对1990―2007年的数据进行回归分析。汇率为美元加权平均汇率，数据来源于《中国金融年鉴2008》。
aDF单位根检验结果（如表1所示）表明，所有数据的水平序列均为平稳序列，因此不存在伪回归问题。
表1aDF单位根检验结果
变量数据生成过程t统计量p值平稳性检验结果
lnFDiL（c，t）-5.6740.003**平稳lnFDi（c，0）-4.2170.006**平稳注：（c，t）表示既含有截距项又含有趋势项，（c，0）表示只含有截距项，不含有趋势项，**和*分别代表显著性水平1%和5%。
运用eviews5.0对方程（7）进行估计，结果为：
lnFDiL=0.04+0.62lnFDi（10）
（0.18）（13.86）
R2=0.93Dw=1.33F=192.04
括号内的数据为t统计量，以下方程类同。计量结果检验表明方程拟合较好；外商直接投资直接就业效应系数在1%的显著性水平下显著，具有统计意义；方程的Dw值小于2，可能存在正序列相关，通过残差序列自相关图和Lm检验可知，并不存在序列自相关问题；F统计量在1%的显著性水平下显著，模型拟合很好。
实证结果表明，外商直接投资额每变动1%，拉动外企直接就业人员变动0.62%。外商直接投资直接就业效应系数为0.62，说明外商直接投资的增加对辽宁省的就业直接拉动作用是非常积极的。辽宁省1990年外商直接投资的就业水平仅为4.60万人，到2007年外商直接投资的就业水平达到54.60万人，比1990年增长了10倍，外商直接投资对就业的直接效应越发显著。
（二）外商直接投资的总体就业效应
考虑到数据的可得性，选取1985―2007年共23个数据。外商直接存量投资和国内存量投资是以1985年为基期的各年投资增量的和，在这里忽略折旧。汇率数据为年加权平均汇率。所有数据来自历年《辽宁统计年鉴》和《中国金融年鉴2008》。
运用eviews5.0对方程（8）进行估计，结果为：
lnL=7.07－0.04lniD+0.11lntiD+0.03lniF－0.08lntiF+0.04lniFt(－1)(11)
（57.08）（-2.88）（3.26）（2.51）（-3.06）（3.36）
R2=0.97调整后R2=0.96Dw=1.63F=113.21
对回归方程(11)的残差序列进行aDF单位根检验。其中t统计量为-3.77，表明在5%的显著性水平下拒绝有单位根的原假设，所以残差序列是平稳的，说明所估计的的各个变量之间具有协整关系，不存在伪回归问题。计量分析结果表明，所有参数均在5%的显著性水平下显著，F统计量在1%显著性水平下显著，模型拟合很好。根据Dw检验、残差序列自相关图以及Lm检验可知，并不存在序列自相关问题。
实证结果表明，国内流量投资对总体就业并没有起到直接的促进作用，不过国内的存量投资对总体就业的间接促进作用较大。外商直接流量投资对总体就业水平起到了直接的促进作用，直接就业效应系数为0.03，这与上面分析得到的外商直接投资流量对外企就业的直接促进作用是一致的，说明外商直接投资流量确实提高了辽宁省的就业水平。但用外商直接存量投资度量的间接就业效应系数为-0.08，说明外商投资存量对总体就业起到了“挤出”的作用，甚至大于外商直接投资的直接促进作用，这可能是由于外商投资对国内投资的挤出以及产业关联不强造成的。通过外商直接投资流量和投资存量前的总体直接就业效应系数与间接就业效应系数相加，可以得到外商直接投资总体就业效应系数为-0.05，说明外商直接投资对总体就业的促进作用并不显著。
进一步分析2007年辽宁省外商直接投资的产业或行业分布可知，第二产业占总投资额的60%，第三产业为35%，第一产业为5%，总体产业分布很不均衡。同时，各产业内部分布也不均衡，第二产业中的制造业占第二产业的比重达90%，占总投资额的比重超过50%；第三产业中的房地产业占第三产业的比重达60%，占总投资的比重超过20%。辽宁省的外商直接投资主要集中在这两个行业，而这些行业恰恰是国内企业竞争相当激烈的行业，所以外资的进入无疑加剧了竞争。而外资在其他领域涉及过少则不利于辽宁省产业结构的调整，只会加剧国内竞争。外商投资的过度集中也从侧面反映出外商直接投资与国内投资的产业联动性不强。
为了判断外商直接投资是否对国内投资产生了挤出效应，下面建立计量模型予以实证分析。根据teanravisitsagool［12］的绝对挤入和挤出模型，考察外商直接投资对中国国内投资的长期影响。一个地区的总投资主要由国内投资与国外投资两部分构成，影响国内投资的因素还有利率以及国内总产出水平，即GDp。但是由于利率在模型中的影响并不显著，很多研究都证明了这一点，因此建立下面的计量经济模型。
iDt=C1+β1iFt+β2GDpt+μt(12)
iDt表示第t年的国内资产投资总额，近似等于固定资产投资总额减去外商直接投资额，iFt表示第t年的外商直接投资额，GDpt表示第t年的实际国内总产出水平。
通过eviews5.0对方程（12）进行估计，结果为：
iD=－4119.39－1.51iF+72.17GDp+1.33t-1+εt(13)
（-6.75）（-2.15）（9.13）（113.20）
R2=0.99调整后R2=0.99Dw=1.40F=6777.80
为了避免存在伪回归问题，对方程（13）的残差序列进行aDF单位根检验，发现残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列平稳。说明各变量之间存在长期的协整关系。方程拟合程度、参数显著性和模型拟合程度均通过了检验。由于β1
（三）辽宁省内各地区外商直接投资的直接就业效应
考虑到单个地区的外企从业数据只从1995年开始，因此选取样本数据为1995―2007年间共13年数据。所有数据均来自历年《辽宁统计年鉴》。
面板数据检验方法主要有两大类：一类为相同根情况下的单位根检验，另一类为不同根情况下的单位根检验。本文将对序列lnFDiL和lnFDi在相同根和不同根的情况分别进行检验，检验方法为LLC检验和im-pesaran检验。单位根检验结果如表2所示。检验结果表明，在两种情况下序列均在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明lnFDiL和lnFDi序列不存在单位根。
表2lnFDiL和lnFDi序列单位根检验结果
变量数据生成过程LLC统计量p值im-pesaran检验p值lnFDiL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDi（c，t）-5.7460.000-1.9280.027注：LLC检验和im-pesaran检验的原假设是存在单位根，（c，0）表示只存在截距项，（c，t）表示既存在截距项也存在时间趋势。
首先分别计算三种形式的模型，即不变系数模型、变系数模型和变截距模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次计算F统计量，其中n=14，K=1，t=13，得到的两个F统计量分别为：
F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94
通过查统计分布F表得到在5%显著性水平下的相应临界值为：
Fa2(26,182)=1.69Fa1(13,182)=2.21
由于F2>1.69，所以拒绝H2；又由于F1>2.21，所以也拒绝H1。因此，模型应采用变系数模型。
运用eviews5.0对方程（9）进行估计，采用固定效应模型，为了消除截面之间的异方差性，本文对模型进行截面加权处理，结果如表3所示。其中，R2=0.98，调整后R2=0.97，Dw=1.82，F=245.50。方程的拟合程度很好，模型自身也都通过了检验。不过模型中的一些变量系数的显著性没有通过检验，说明在个别地区外商直接投资与就业之间的关系并不显著。
实证结果表明，在10%的显著性水平下，沈阳、大连、鞍山、本溪、阜新、铁岭和葫芦岛的直接就业效应系数均显著。但外商直接投资与就业量之间关系不同，大连、铁岭和葫芦岛三个地区呈正相关关系,沈阳、鞍山、本溪和阜新四个地区呈负相关关系。需要注意的是，当呈负相关关系时，并不表示外商直接投资没有创造就业机会，而只是这种创造就业岗位的能力相对于总的投资来讲，并没有得到显著的增强。
表3方程（9）面板数据回归分析结果
变量相关系数t统计量p值
c0.2643.3630.001Log（FDi_SY）――沈阳-0.084-1.1740.089Log（FDi_DL）――大连0.2761.8890.061Log（FDi_aS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDi_FS）――抚顺-0.239-1.5530.123Log（FDi_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDi_DD）――丹东-0.238-1.0050.317Log（FDi_JZ）――锦州-0.035-0.6050.546Log（FDi_YK）――营口-0.192-1.4180.158Log（FDi_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDi_LY）――辽阳-0.477-1.3310.185Log（FDi_pJ）――盘锦0.0030.0320.974Log（FDi_tL）――铁岭0.3141.9530.053Log（FDi_CY）――朝阳-0.072-0.1420.888Log（FDi_HLD）――葫芦岛0.5672.3710.019
辽宁省的外商直接投资主要集中在沈阳市和大连市，但沈阳市和大连市的外商直接投资与就业量之间的关系却截然不同。大连市的外资直接就业效应系数为0.28，而沈阳市为-0.08。出现这种现象不难理解，2003年沈阳市外商直接投资的数量首次超过大连市，并且一直延续至今，但是沈阳市外企的从业人员大约只有大连市的1/3，所以相对于数量较多的投资而言并没有带来就业量的增加。进一步分析沈阳市和大连市的吸引外资领域以及行业从业人员分布同样可以进行解释。辽宁省的外企从业人员大多分布在第二产业，沈阳市外企从业人员2006年底大约为10万人，而工业企业年平均人数达到12万人，说明从业人员分布更加集中。在第二产业内部同样有向制造业集中的趋势，沈阳市和大连市都占到第二产业的98%。同时，沈阳市和大连市制造业内部行业分化比较严重。在外商直接投资额相当的情况下，沈阳市装备制造业就业人数占制造业总就业人数的60%，而大连市占43%。在塑料制造业中，沈阳市外资额是大连市4倍，沈阳市外企从业人员占总制造业的比重为2.10%，大连市为4%，说明其就业量远不及大连市。
四、结论与建议
第一，外商直接投资的直接就业效应明显，控制和引导外资的进入方式与行业选择可以进一步提升直接就业效应。从对辽宁省的实证分析结果来看，1990―2007年外商直接投资每变动1%，直接就业水平增加0.62%，外商直接投资的直接就业效应非常明显。因此，吸引外资能够提升辽宁省的直接就业水平。一直以来，中国乃至辽宁省的招商引资政策主要是吸引外资，弥补国内资本不足。国际金融危机背景下，出现了部分外资撤离的情况。其实，这正是一次调整外资政策的机会，以就业为导向的引资策略必须提倡。除加大引资规模外，还必须注重影响外资直接就业效应的诸多因素。流量投资对就业的影响主要与外资企业进入的方式和进入的行业有关。外资企业的进入主要体现在两个方面：一个是新增的企业投入，这部分会直接拉动就业水平的提升；另一个可能通过合资或合作的形式，如果外资企业提高资本―劳动比，则会降低就业水平。如果外资企业新增投资，则会提高就业水平。外资企业进入的行业如果属于劳动密集型产业，则会对就业起到巨大的作用。如大连市近年来外资的独资经营以及对第三产业的投入均对拉动就业起到重要作用。因此，积极引导外资进入方式和进入的行业是扩大外资直接就业效应的关键。
第二，外商直接投资的间接就业效应为负，选择互补性和辐射性强的外资项目有助于控制挤出效应。负的间接就业效应从一定程度上体现了选资的重要性，要改变先前只注重数量不注重质量的引资观念。从对辽宁省的实证分析结果来看，1985―2007年外商直接投资流量投资对总体就业的直接就业效应系数为0.03，存量投资的间接就业效应系数为-0.08，因此总的就业效应系数为-0.05。进一步的实证分析证明，国外投资确实对国内投资产生了挤出效应，外商直接投资每增加1单位，国内投资减少1.51个单位。因此，扩大外商直接投资正的间接就业效应（如扩大产业关联度，加强外商直接投资产业与国内产业的联系）、减少外商直接投资负的间接就业效应（如减少外资与国内投资的过度竞争）是关键。结合辽宁省实际情况，外资进入的制造业是辽宁省的重点行业，这势必会加剧竞争，所以如何正确处理好引资与就业之间的关系很重要。同时，外资在第一产业和第三产业投资较少，这样既不利于辽宁省产业结构的调整，也减弱了产业关联度；而且对外资的引资优惠政策加大了国内企业的成本，导致了不公平竞争。辽宁省的投资来源主要是香港、日本的中小企业，对周边辐射较小。上述因素均造成了辽宁省外商直接投资负的间接效应大于其正的间接效应，造成总的间接效应为负的局面。因此，相关部门在未来的“招商选资”过程中，应考察外资项目与本地企业的互补性以及外资项目的辐射和产业联动效应。选择互补性和辐射性强的项目，不仅有利于提升就业效应，也有助于辽宁省的产业结构升级与完善。
第三，各地区外商直接投资的直接就业效应差异明显，通过宏观总体筹划引发协同效应，可以大幅提升外商直接投资的就业促进作用。辽宁省各地区的外商直接投资就业效应差异非常明显，尤其是作为经济增长极的沈阳市和大连市的差异较大，这对地方引资方向的确定有重要的参考价值。为保证辽宁省经济更好更快的发展，理应促进省内各地区均衡发展，形成区域优势，加快沈阳市和大连市之外其余城市的经济建设。辽宁省应该积极引导地方经济的发展，为各个地区创造一个公平、开放的投资环境，同时，结合当地的产业结构和就业情况，积极引导外商直接投资的区域布局，促进地区经济均衡发展。在政府从“招商引资”向“招商选资”转变的过程中，各地区外商直接投资就业效应的巨大差异，恰给政府提供了一次难得的统筹规划机会，将沈阳市和大连市两个城市的引资经验扩展到全省，必将极大地提高辽宁省的总体就业水平。
参考文献：
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外商直接投资相关理论篇8
关键词：外商直接投资；市场结构；市场集中度
一、引言
近年来我国服务业实际使用外资保持增长，2015年上半年服务业实际使用外资434.3亿美元，同比增长23.6%，在全国总量中的比重创新高，达63.5%。自2001年正式加入世界贸易组织以来，我国逐步放宽服务业外商直接投资的市场准入限制，外资进入对处于经济转型时期中国的市场结构和经济绩效的影响越来越大，直接投资进入对本国市场结构效应的分析一直是学者们所关心的问题。
二、外商直接投资影响市场结构的机理分析
Hymer（1960）首先提出了以产业组织理论为基础的国际直接投资理论，并指出跨国公司是“市场不完全性”的产物。市场的不完全让少数企业拥有垄断优势，从而进行企业规模的扩张，形成跨国投资。Dunning（1977）的国际生产折衷理论阐释了跨国企业选择海外投资方式的动因，当企业同时拥有所有权优势、区位优势和内部化优势时，会选择直接投资方式进入海外市场，直接投资方式也可分为绿地投资和并购投资两种。绿地投资又称作新建投资，跨国公司在东道国新建厂房，购置新设备进行生产经营，绿地投资会增加厂商数量，在东道国市场引入竞争效应。并购投资是通过合并收购东道国现有企业获得股权，形成对东道国在位企业的控制，并购投资方式没有直接增加东道国市场厂商数量，初期不会对东道国市场结构产生明显影响，但长久看溢出效应的作用使东道国在位企业效率提高，市场竞争程度加剧，会对东道国市场结构产生影响。
三、基于我国信息服务和软件业的分析
1.信息服务与软件业市场结构现状
通常刻画市场结构特征的一个重要量化指标是市场集中度，它能够比较真实的体现市场中企业相对规模的大小，综合地反映出市场的竞争状况。经常使用的集中计量指标有：CRn、赫芬达尔-赫希曼指数。本文将采用CRn指数反映行业集中度，式（1）是CRn指数的基本计算公式，其中，xi/X表示第i家厂商的市场份额，该指标的数值越大，表明前n位的企业对市场的操控能力越强，本文计算了2005年-2014年软件与信息服务业集中度指标。
2.信息服务与软件业外商直接投资规模现状
外商直接投资FDi是一个存量的概念，准确估算FDi的规模能够如实反映我国外商直接投资状况。本文采用永续盘存法估算FDi存量，根据国家队外资企业的最低残值率10%，折旧年限15年，用固定资产折旧的平均年限法，最终按照年折旧率6%计算得到各年的FDi存量，计算方法如下：
2005年-2014年，我国信息服务与软件业外商直接投资资本存量总体增加，其中，2006、2008年增幅较大，分别由584337624.3万元、1784867185万元增至1401269652万元、2796713019万元，涨幅达139.8%和56.69%。2008年后，除2012年达到最高2823027243万元，其余各年无较大幅度增减。
3.外商直接投资规模与市场结构关系
我国信息服务和软件业行业集中度与外商直接投资规模的现状呈先大幅上升后略微下降的趋势，可以推测两个变量间存在一定的相关性。为了进一步验证两者间的相关关系，本文拟通过简单的回归分析加以验证，将信息服务和软件业行业集中度作为因变量，外商直接投资规模作为自变量，建立二元线性回归方程，运用eviews7.0软件进行回归分析，回归结果如下表3：
模型总体R方达0.504693，整体拟合情况良好；F检验中，模型在5%的水平上通过显著性检验，行业集中度与外商直接投资规模存在回归关系；外商直接投资规模系数为正，t检验p值为0.0213，在5%的水平上显著，说明在信息服务与软件业中外商直接投资与行业集中度存在正向相关关系。由此，可以认为在信息服务与软件业，外商直接投资规模对行业集中度有正向影响，外商直接投资规模的扩大有利于提高行业集中度，提升行业竞争力。
4.影响信息服务与软件业市场结构的其他因素
首先是政策因素，国家对不同行业实施的产业政策的异同也会对行业集中度产生影响。其次是行业因素，市场容量的大小会对行业集中度产生一定影响。
四、结论与建议
结合以上理论分析、行业分析的结果，外商直接投资与行业集中度之间确实存在着关联，合理利用外资产生的技术溢出效应会使企业生产率得到提高，技术更新升级的速度越快对行业整体水平提高有利，但也要防止过度竞争造成效率损失。本文认为：1.针对不同服务行业的外资进入条件应当有所不同，对于市场化程度低、竞争不充分的一些服务业应当积极引入外资，增加行业竞争程度，以达到市场效率的提高和社会福利的改进；在一些市场竞争程度本身就比较高的行业，如本文分析的信息服务和软件业，要更加注重引进外资的质量，引导优质外资投向技术含量高、关联效应强、前景广的领域。2.鼓励外资进入方式多样化，通过外资企业间的竞争促进我国国内市场的竞争，避免市场只被少数外资企业控制。同时，也要适当鼓励国内有实力的企业通过兼并和收购扩大自身规模，产生规模经济效益。
参考文献：
[1]S.H.Hymer.国内企业的国际经营：关于对外直接投资的研究.麻省理工学院出版，1976.
[2]唐晓鹏.外商直接投资与东道国市场结构研究[D].山东大学，2007.
外商直接投资相关理论篇9
关键词：国际贸易，国际直接投资，市场结构
国际贸易理论与市场结构理论分析框架的产生
国际贸易是商品资本在国际间的流动和交换，国际直接投资则表现为货币资本在国际间的流动和循环。按照蒙代尔的理论，商品资本的国际流动可以完全替代货币资本的国际流动，国际投资就不会发生。按照马克思政治经济学的观点，产业资本的循环依次经过货币资本、生产资本和商品资本的形式，并且3种资本形式还要保持时间上的连续性和空间上的并存性。
单个产业资本循环的特点也体现在社会总资本的循环中，从世界经济的范围分析，产业资本循环经过上述3种形式才能保持经济活动的连续性和稳定性。
市场结构理论来自于产业组织经济学，按照该理论市场可以分为完全竞争和不完全竞争市场两大类型，不完全竞争市场又分为垄断竞争、寡头垄断和完全垄断3种类型。完全竞争市场和不完全竞争市场的差别主要体现为产品差异性、进入和退出壁垒以及卖方集中度。完全竞争市场的特点是产品具有同质性，进入和退出壁垒小以及卖方集中度低，而不完全竞争市场则相反。不完全竞争市场上厂商提供的产品有差异、行业的进入壁垒较大，具有规模经济及由此产生的卖方集中度。古典贸易理论和现代贸易理论都建立在完全竞争市场上，新贸易理论则建立在不完全竞争市场上。而国际直接投资理论产生之初就建立在不完全竞争市场上，随着世界经济活动的发展国际贸易和国际直接投资理论有融合趋势。
从历史上看国际贸易理论的产生先于国际直接投资理论。早期的国际贸易理论从发源于15世纪欧洲原始积累时期的重商主义开始，而国际直接投资理论以产生于20世纪60年代的垄断优势理论为标志。这两种理论有各自的分析框架，国际贸易理论的逻辑起点建立在完全竞争市场上，而国际直接投资理论则建立在不完全竞争市场上。随着经济全球化的发展，世界范围内统1的贸易市场和资本市场逐步结合，商品、资本、技术和服务的流动日益密切，国际贸易和国际直接投资理论呈现相互融合的趋势，但是统1的理论框架还没有建立起来。本文从市场结构的角度分析国际贸易理论和直接投资理论，并指出新贸易理论和国际直接投资理论融合的基础在于不完全竞争市场。不完全竞争市场下的新贸易理论解释了产业内贸易产生的原因和福利影响，不完全竞争和规模报酬递增使得垄断竞争厂商都具有向国外出口产品的动机，加之这些厂商生产的是有差异的同种产品，产业内贸易形成。国际直接投资理论产生于不完全竞争市场，如果具备贸易壁垒和资本自由流动，国际直接投资厂商进行跨国直接投资就能够实现对国际贸易的完全替代。
完全竞争市场与国际贸易理论
国际贸易理论经历了从古典贸易理论、新古典贸易理论、现代贸易理论和新贸易理论的发展过程。按照市场结构划分前3种可以归纳为1类，它们的理论基础都建立在完全竞争市场基础上。古典贸易理论包括斯密的绝对优势理论、李嘉图的相对优势理论，新古典贸易理论包括1般均衡理论、相互需求理论和对偶理论，这些理论都建立在完全竞争的假设下。现代贸易理论则以要素禀赋论为代表，该理论体系阐述国际贸易产生的原因在于产品的价格差异，价格差异源自于成本差异，成本差异产生于生产要素的丰裕度。主要理论包括要素禀赋论、要素价格均等化原理、萨缪尔森—斯托尔帕定理和罗伯津斯基定理等。
古典贸易理论和新古典贸易理论分析都假定市场是完全竞争的，这些前提假定包括：生产要素在各国内部是自由移动的，而在国家间是不能移动的；国家之间实行自由贸易，不存在政府对贸易的干预或管制；生产和交换是在完全竞争的条件下进行的；资源得到充分利用，要素处于“充分就业”状态；贸易双方的出口价值等于进口价值，国际收支平衡；运输费用和其他交易费用为0；没有要素密集度转变的情况，生产同1商品时各国的生产技术1样，生产函数相同；没有规模经济的利益，不存在规模经济递增。从上述的前提条件可以看出该理论体系将国际直接投资排除在外，首先国家之间没有多余的资金可以投资；其次国家之间没有要素流动的可能性。总之古典贸易理论和新古典贸易理论没有给国际直接投资理论留下任何成长空间。
要素禀赋论创立后成为最重要的国际贸易理论，该理论认为如果掌握了1国的资源禀赋情况就可以推断出该国的对外贸易走向。然而里昂惕夫的实证分析却得出了相反的结论。学者们提出了各种解释用于修正要素禀赋论的前提条件，如贸易壁垒说、自然资源稀缺说、生产要素异质说以及人力资本说等等。前提中完全竞争的假设在现实中难以满足，完全竞争市场中企业只能作为产品价格的接受者，他们提供的产品是同质的。国际贸易活动中的许多现象无法用完全竞争的市场来解释，不完全竞争市场中的新贸易理论应运而生。
不完全竞争市场与新贸易理论
新贸易理论始于20世纪70年代末期，它的创建是建立在两个相关学术领域的发展之上：即产业内贸易理论和产业组织理论。该理论认为资源差异和规模经济均是国家进行专业化和贸易的原因，前者是完全竞争和规模报酬不变条件下的产业间贸易，而后者是不完全竞争和规模收益递增的产业内贸易，它更强调的是非比较贸易优势。同时为强调规模经济作为贸易的原因作了3个基本创新：将产业组织引入贸易理论，将贸易理论从完全竞争模式的不现实中解脱出来；摒弃了传统的2维假定和凸性生产可能性曲线，新贸易理论发展了1种“层级结构”的方法来解释贸易和要素流向，即产业间贸易仍由要素禀赋的差异来决定，而某产业内部具有类似要素比例的产品之间却相互分工和贸易，后者在产业间贸易的格局中表现为净贸易量；区分了技术溢出的外部经济和市场规模作用的外部经济。
把新贸易理论看作和古典贸易理论完全对立是不确切的，新贸易理论只是补充了后者在自身假设框架下所难以解释的现象。新贸易理论建立在不完全竞争市场基础上，而古典贸易理论建立在完全竞争市场基础上。
不完全竞争市场与国际直接投资理论
国际直接投资理论产生于20世纪60年代的垄断优势理论，它由美国学者海默于1960年在他的博士论文《国内企业的国际经营：关于对外直接投资的研究》中首次提出。传统的国际投资理论都假定市场是完全竞争的。海默则认为，要解释战后对外直接投资现象，必须摒弃传统理论中关于完全竞争的假定，对不完全竞争进行研究。在完全竞争的市场条件下，企业不具有支配市场的力量，它们生产同类产品，拥有获得所有生产要素的平等权利，这样就不会有对外直接投资发生，因为它不会使企业拥有高于当地对手的优势。只有在不完全竞争的市场条件下，企业才能获取垄断优势，并通过直接投资在国外予以利用。
金德尔伯格将垄断优势分为4类：来自于产品市场不完全的优势；来自生产要素市场不完全的优势；企业拥有的内外部规模经济；由于政府干预，特别是对进入市场以及产量的限制所造成的企业优势。后来学者在海默的理论框架下进1步发展了垄断优势理论，集中表现在两个方面：1是论述跨国公司垄断优势的来源；2是跨国公司在出口、直接投资与许可证交易3种方式中选择直接投资的根据与条件。其中最有代表性的理论就是邓宁的国际生产折中理论。
国际生产折中理论认为，企业的对外直接投资是由企业特定优势、内部化优势和区位特定优势3者共同作用的结果。企业特定优势类似于海默提出的垄断优势，即1国企业拥有的高于其他国家企业的优势，并且这种优势只是企业进行对外直接投资的必要条件非充分条件。内部化优势是指企业为避免市场不完全而通过内部化将企业的优势保持在企业内部。市场不完全的含义近似于不完全竞争，邓宁认为市场不完全可以分为两类：结构性市场不完全和知识性市场不完全。企业利用市场不完全通过内部化建立垄断优势，内部化优势越大，企业进行对外直接投资的倾向性越明显。内部化优势还不能充分解释对外直接投资，利用出口照样可以发挥优势。区位优势可以更充分地解释对外直接投资的原因，因为区位优势属东道国所有，企业无法自行支配，只能予以适应和利用。只有国外区位相对国内区位具有更大优势时企业才可能进行对外直接投资。
不完全竞争市场下国际贸易和国际直接投资的融合
在世界经济活动中，国际贸易与国际直接投资的融合体现在以下方面：在地理区域上呈现高度的1致性，在贸易和投资领域还是以发达国家为主导，发展中国家的规模在逐步扩大；国际直接投资的产业流向与贸易商品结构的变化1致，2战前以发达国家的制成品和发展中国家的初级品为主，2战后传统的工业品贸易下降，高科技含量的工业品贸易量上升，究其原因在资本的跨国界流动，战后国际资本更多地流入制造业和新兴工业部门，加快了发展中国家的工业化进程；国际直接投资改变了国际贸易的模式与格局，最初国际贸易更多表现为产业间贸易，随着跨国公司的发展产业内贸易和企业内贸易在增加。国际直接投资对贸易的促进作用主要是通过跨国公司内部贸易实现的，母公司与子公司、子公司与子公司之间的企业贸易量在不断扩大。第4，国际贸易与国际直接投资的融合协调机制统1在世界贸易组织的框架内实现。
外商直接投资相关理论篇10
关键词：外商直接投资，区域不平衡，区位因素
abstract:FDihasbeendevelopinginahighspeedinChinasinceChina’sopeningtotheworld.Sofar,inFDiinwardstock,Chinaisthenumberoneindevelopingcountries,andonlynexttotheUSaintheworld.ButbecauseofChina’sunevenopeningpolicyandotherenvironmentalfactors,FDiinChinaappearsobviouslyregionaldifferences.thisarticlewillexplainthereasonwhyFDiinChinaisregionallopsidedinqualitativeandquantitativeanalysis.Forthecentralandwesternregion,inordertoincreaseitsratioofFDiinflow,themostimportantthingistoimprovetheinvestmentenvironment.SomepolicysuggestionswillbegivenforcentralandwestregiononhowtoattractFDiinthelastpartofthisarticle.
Keywords:FDi,Regionimbalance,Locationfactors
一、外商直接投资的区位选择理论
外商直接投资的区位决策是一个复杂的多阶段的过程。在大多数情况下，外商首先选择要投资的国家，然后再具体确定国内建厂地区和厂址。因此，外商直接投资区位研究实际上包括两个方面的内容：一是外商直接投资的国别选择；二是外商直接投资的国内区位选择。本文的主要目的是为了说明后者，即外商在华直接投资时的区位选择。
（一）外商直接投资的区位理论
二战以后，随着世界经济全球化进程的不断加快，外商直接投资开始在国际舞台上发挥着不可估量的作用，因此，外商直接投资问题日益成为国际学术界研究的热门话题。近年来，学术界已有大量的理论和实证研究深入地探讨了外商直接投资的区位问题，但迄今为止，还并未形成统一的外商直接投资区位理论。近期,在国际直接投资区位理论中占主流的仍是邓宁(Dunning)于20世纪70年代提出的国际生产折衷理论。邓宁在吸收前人研究的基础上，将国际贸易理论，产业组织理论以及区位理论融合在一起，提出了“国际生产折衷理论”。国际生产折衷理论认为，企业要进行国际投资必须具备三个基本要素，即所有权优势、内部化优势和区位优势。区位优势具体表现为：东道国市场的地理分布状况、生产要素的成本及质量、运输成本、基础设施、政府干预范围与程度、各国的金融制度、国内外市场的差异程度，以及由于历史、文化、风俗偏好、商业惯例而形成的心理距离等。企业从事国际生产必然要受这些因素的影响。它决定着企业从事国际化生产的区位选择。
（二）影响外商直接投资的主要区位因素
1.东道国生产因素
要素成本永远是投资者首要考虑的因素，只有获得相对低廉的生产要素，才能使企业在没有技术改进或突破的情况下扩大利润回报。无论是采取公司调查还是经济计量的方法，外商投资区位研究都十分强调成本因素的重要性。我国的广东、江苏、山东、辽宁、上海、福建、浙江等省区经济结构相对高级、资本效率较高，投资的回报率高，对FDi的吸引力大。而西部地区的省区技术水平低，劳动效率不高，导致投资回报相对较低，因而投资的风险大。
2.东道国市场因素
市场因素包括市场的潜力及其大小。近年来兴起的外商投资区位研究十分强调市场接近性、市场规模及其增长潜力对外商投资区位的影响。接近市场意味着可以降低运输成本及相关的市场搜寻成本，招聘到合适的熟练工人和运营管理人员，听取和反馈消费者的意见。较大的市场规模和快速增长的市场潜力，对外商直接投资也具有较大吸引力。在中国，接近市场的程度也部分解释了外商在华直接投资的城际差异。
3.东道国环境因素
东道国环境因素包括软环境和硬环境，硬环境因素主要是集聚经济的程度，软环境因素主要是指政策法规。各项实证研究表明，集聚经济对外商直接投资的区位选择具有重要的影响。另一方面，为减少投资风险和不确定性，外商投资往往比较看重政府的优惠政策。在我国，自改革开放至90年代中期，外资优惠政策一直向东部倾斜，而且在东部地区率先建立了经济特区、开放城市等，所以外商在华直接投资绝大部分都集中在东部沿海地区。
4.其他因素
除上述因素之外，地理区位条件、社会文化差异性等诸多因素，对外商直接投资的区位选择也有着重要的影响。特别是对于像中国这样一个处于转型时期的发展中大国来说，在对外开放和向市场经济转轨的初级阶段，面对外部不确定性和高额的信息成本，为减少投资风险和不确定性，外商比较看重地理区位和文化联系密切的地区。
二、外商对华直接投资现状与区域分布
结合我国的实际来看，自1978年以来，随着改革开放的不断推进，特别是90年代以来，中国实际利用外资获得了很大的发展。在1979年前，我国几乎没有外商直接投资。目前，外商直接投资已经成为推动中国经济高速增长的重要力量之一。外商直接投资的大规模进入，有力地促进了中国的改革开放，加快了市场化和国际化的进程，并在很大程度上推动了中国经济的持续快速增长。
（一）外商对华直接投资的发展过程
根据外商直接投资在中国的发展，我们可以将整个过程划分为三个阶段：1979-1991年、1992-2000年、2001年至今。
1979-1991年为起步阶段，这时候的投资区域大都集中于广东、福建两省及沿海城市。1992-2000年进入成长阶段，投资区域分布开始由沿海向广大的中西部地区辐射。从2001年开始外商在华直接投资进入了稳固回升阶段。2001年起，由于入世的影响，外商投资明显增加。2002年，中国吸引外商直接投资首次超过美国而跃居世界首位。同时，我们看到，中国入世对于外商对华直接投资带来了深远的影响，尤其是跨国公司。目前，中国已经是许多跨国公司的制造中心，而且也正在成为一些跨国公司的研发中心。入世后，由于金融、批发、零售等服务业开放，中国也有可能成为跨国公司的管理营业中心。
（二）外商在华直接投资的区域特征
中国的外商投资高度集中在东部沿海地区，特别是集中在以京津唐地区为中心的环渤海经济圈，以上海为中心的长江三角洲和以东莞为中心的珠江三角洲地区。特别是自1992年以来，这种集中化趋势在进一步加强。目前，外资87.84%分布在东部地区，9.09%分布在中部地区，西部地区只有3.08%。
（三）加入wto后外商直接投资在中国分布的新趋势
1.外资仍然在向东部沿海地区集中
加入wto后，尽管外商在华投资出现了由东部沿海向中部某些地区转移的趋势，但主要是由南部沿海地区转移扩散到长江流域地区和北部沿海地区，外商在华直接投资仍高度集中在东部沿海地区。西部地区吸收的外商直接投资不但总量规模小，而且增长速度比较缓慢，尽管近年来国家采取多方面措施鼓励外商投向西部地区。
2.在沿海地区内部，长江三角洲的地位日益重要
在沿海地区，加入wto后，外商在华直接投资出现新一轮的“北上”或“北扩”趋势，即由以珠江三角洲为核心的南部沿海地区逐步向以长江三角洲、环渤海湾地区为核心的中部和北部沿海地区转移扩散，由此带来了沿海地区外商投资的较快增长。在环渤海湾地区，除北京和天津外，其他省市实际利用外商直接投资也呈现较快的增长势头。这表明外商在华投资区位的选择正在逐步发生转移，长江三角洲地区正日益成为外商投资的“热点”地区。
三、影响外商对华直接投资区位选择的因素分析
外商直接投资在我国地域上的差异，是各种经济与非经济因素共同作用的结果。邓宁曾把影响外商直接投资的区位因素分为四类：市场因素、贸易壁垒、成本因素以及投资气候，本文根据第一部分有关外商直接投资的区位理论，把影响外商在华直接投资的地区选择因素分为成本因素、政策法规因素、市场因素和集聚经济因素。
（一）成本因素
1.劳动力成本
劳动力工资成本是影响外商直接投资区位决策的成本因素中最为主要的成本。作为人口大国，中国具有丰富而廉价的劳动力资源，这种成本竞争优势对跨国公司具有强大的吸引力。劳动力导向战略是跨国公司对华直接投资重要的区位选择战略。除了成本因素，劳动力素质也直接影响到劳动生产率的高低。特别是在一个东道国内部，低劳动力成本经常意味着低的劳动生产率，只有那些低成本并且具有较高劳动生产率的区位，才能比低成本、低劳动生产率的区位更具有吸引力。
2.交易成本
由于外商对东道国的政策法规及市场等因素不熟悉，外商直接投资会诱发许多交易成本，而这种交易成本在东道国内部空间差异明显。一般来说，经济发展核心区、外资集中区、边界地区以及开放地区的交易成本相对较低。我国作为发展中国家，由于市场开放有限，经济发展水平空间不平衡，信息传输渠道少，因此，交易成本是重要的外商投资区位决定因素。在我国，市场化程度越高的地区越能吸引外商直接投资。
3.信息成本
相对于当地投资者，外国投资者由于缺乏对当地经济和商业环境的知识，从而涉及较高的信息成本。因此，外商的区位选择应该是信息成本的理性反映。在中国，信息成本较低的几类地区主要是：地区经济中心、沿海地区、已经建立大量“三资”企业的区位以及外商可以享受优惠政策的区位。
（二）政策法规因素
政策环境的变化对于跨国公司的区位决策具有重大影响。在中国，外商直接投资的政策允许程度和开放时序是不同的，中央政府的渐进性开放政策深刻地影响外商直接投资及与其相关的外向型经济的地区差异格局，领先得到这种政策的地区一旦获得制度上的优势，对其潜在区位优势的发挥具有极其重大的意义。我国政府在制定“七五”计划时，已经明确了对东、中、西三大经济包带的划分，并针对处于不同地带的地区实行不同的经济发展战略，使沿海地区率先走向国际市场。截至目前，外商直接投资经济在地区间的差异格局仍然与东中西三大地带的划分基本上相一致，各地带间吸收外商直接投资所表现的时间序列上均体现了一种发展政策的差别。
（三）市场因素
市场因素是东道国吸收FDi的最为重要的区位因素之一，市场导向型投资的主要目标是开发利用当地市场。这种类型的外商直接投资通常需要考虑尽量接近市场，因为接近市场一方面可以减少交通运输成本，减少寻找产品市场、要素市场的成本；另一方面，也可以及时得到市场反馈信息，从而及时改变经营策略，生产更适合当地市场需要的产品。
1.市场规模与市场增长潜力
投资于一个大的市场将有机会获得范围经济，从而降低边际生产成本。中国市场具有开发程度低和潜力大的特点，在未来能够产生巨大的需求。据统计，中国市场上的消费品种类仅仅是美国市场的1/3左右，而且竞争有限，外商可以比较容易地进入市场。并且这种市场进入成本低，投资回收期短。
2.对外开放水平
与市场有关的另一个指标是对外开放水平，开放水平的提高会增强该地区对外资的吸引力。中国20年来的开放力度不断加大，对外贸易取得了巨大发展，但由于市场结构和政策倾斜，中国的不同地区在开放程度上有明显的差异，东部地区与中西部地区之间形成了鲜明的对照。
3.市场发育水平
我国东部地区的市场发育程度远远高于中西部地区，与梯度推进的对外开放政策相对应，中国也经历了一个由计划经济逐步向市场经济转型的时期。从经济体制改革开始，中国经济的市场化进程在空间上就出现了不平衡发展。在转型经济中，外商偏向于经济自由化和市场发育程度高的地区，以便他们能够减少外部不确定性以及交易成本和信息成本。
（四）集聚经济因素
聚集经济效应通常是指由于一些特定的经济活动在空间上集中而产生的正面外部经济效益。集聚经济的存在也意味着节约成本，既包括传统成本的节约，也意味着交易和信息成本的节约。集聚经济的存在可以增强区域的外资吸引力，它与基础设施质量、专业化供应商、劳动力市场以及知识外溢等有关。
1.基础设施质量
基础设施和基础工业的发展状况决定着社会生产的规模和效益，特别是具备一定投资规模的大型企业，如果生存在一个基础设施薄弱的经济环境中，将会导致投资收益递减。在我国，各地区的投资硬环境差异非常大，例如东部沿海的广东省和江苏省经过十几年的努力，目前的基础设施建设已经相当完善。根据国家统计局的统计数据显示，截至2001年，东部地区的交通线路综合密度为1597公里/平方公里，同期中部地区为680公里/平方公里，而西部仅为29公里/平方公里，与东中部地区相差甚远，成为外资进入的“瓶颈”。
2.专业化供应商
行业的地区集中可以提供一个足够大的市场使得各种各样的专业化供应商得以生存。在我国，具有说服力的是广东东莞，这里集中了大量的来自海外特别是台湾地区的计算机和电子设备制造商，是公认的全国电子产品配套能力最强的地区，在此设厂，有助于厂商增强其竞争力和建立竞争优势。有了特定产业的聚集，就能吸引相关的FDi进入，而我国西部就非常缺乏这种聚集，是吸引FDi的薄弱环节。
3.劳动力市场
厂商的集中能为拥有高度专业化技术的工人创造出一个完善的劳动力市场。在其他条件相同的条件下，拥有高度熟练的劳动力的地区比其他地区在吸引外商直接投资上更有优势。在我国，自20世纪80年代以来，大量的专业技术人员纷纷“孔雀东南飞”，造成了我国东部沿海地区的劳动力市场不仅从数量还是从质量都优于中西部地区。
4.知识外溢
在现代经济生活中，知识至少和其他生产要素如劳动力、资本和原材料一样重要，尤其是在高度创新的行业中，知识的作用更加明显。当一种行业集中分布在一个较小的区域时，知识的非正式扩散经常非常有效。
四、在华FDi区位决定因素的数理实证分析
为了探讨中国吸引FDi的区位因素的演变过程，根据第二部分对外商在华直接投资的阶段性分析，我们把1992年至今分为两个阶段：1992—2000年和2001年至今，并对两个时期分别建立了统计模型。
在区位解释因素上，由于影响FDi区位选择的因素纷繁复杂，我们仅选取了几个较具代表性的因素进行分析。其中实际外商直接投资额(FDi)为被解释变量，各地区的人均国内生产总值（pGDp）、上一年末外商投资水平（pFDi）、劳动力工资（waGe）、社会消费品零售总额（SaLe）、各地区公路长度（RoaD）、外商投资企业进出口占总进出口的比重（FtR）六个因素为解释变量。由于政策变量不易度量，且其影响作用正在减弱，便不再引入分析。
有关模型的数据来源，对于前一个阶段，我们选择1994年和1995年的数据，共58个样本；第二个阶段采用2001及2002年的数据，共60个样本。以上各变量均来自《中国统计年鉴》和《中国对外经济贸易年鉴》中各省市区的有关数据。
在研究方法上，鉴于外商直接投资与各变量之间不是线性关系，而采用自然对数则可以较好地解释中国外资的空间分布，我们对各变量取对数后进行了回归。
建立的模型如下:
LnFDi=C+a1LnFtR+a2LnpFDi+a3LnpGDp+a4LnwaGe+a5LnSaLe
+a6LnRoaD+a7LnLaB+ε
其中C是常数，ε是误差，ai是偏回归系数。
通过线性回归，我们发现，模型检验系数及调整后的R2，都在0.9以上，Dw值都接近于2，这表明模型能够很好的解释我国外商直接投资在空间上的分布。模型的结果显示：在第一个时期，即90年代中期，决定外商直接投资的区位变量的重要性依次为pFDi,waGe,SaLe,FtR,RoaD,pGDp，其中pGDp的系数不显著。在第二个阶段，即加入wto前后，决定区位的各变量的重要性依次为pGDp,waGe,pFDi,FtR,SaLe,RoaD。
回归结果证实了以下结论：
1．发生变化最大的是pGDp，在两个时期的偏回归系数由负变为正。在第一个时期，该变量的统计结果不显著，说明在90年代中期，pGDp并不是影响FDi的主要因素，但是在第二个时期，pGDp的回归结果非常显著，是各解释变量中影响FDi最大的因素，受资省区的pGDp每增加1%，外商直接投资将增加0.8%左右。这一结果说明由于入世的影响，外商在华直接投资的区位决策中，地区市场规模日益成为主要的因素。
2．pFDi在两个时期的作用都非常显著，表现为在两个时期的系数都较大，这说明外商投资企业有相对集中趋势，即新的外资企业倾向于选择外资企业多的地区。比如，长江三角洲地区吸引外资多主要缘于欧洲一些大型跨国公司的率先进入。不过我们发现两个时期的系数值变化较大——90年代中期，pFDi每增加1%,FDi就会增加1.2%左右，而到了入世前后，pFDi每增加1%,FDi只增加0.7%左右，也就是说，pFDi对FDi的影响正在逐渐减弱。这与我国政府积极推进西部大开发战略，尤其是近几年来，西部地区积极进行招商引资活动、努力改善投资环境、为外商提供良好的服务、给外资大量的优惠政策是分不开的。
3．在两个时间段里，waGe对FDi的影响都比较大，而且都为负值，即劳动力成本高的地区不利于吸引外商直接投资，而且这种不利因素的作用正在加剧，waGe每提高196，在两个时期的FDi分别下降0.4%左右和0.9%左右。
4．SaLe的作用比较显著，不过在两个时期没有大的变化，这说明SaLe作为市场规模变量，对FDi的解释作用比pGDp更有效，在两个时期，SaLe每增加196,FDi就会增长0.4%左右。由此可见，外商直接投资越来越注重对中国国内市场的战略性进入。
5．FtR的作用也很明显，FtR是外商直接投资企业的进出口占该地区的总进出口的比重，能间接说明一个地区的市场化程度。该弹性系数由90年代中期的0.2左右上升到最近的0.4，说明其在吸收外商直接投资中的作用得到不断加强。天津的FtR为0.8，居全国之首，而山西、内蒙、青海、新疆四个省区的FtR都在0.1以下。该数值越大，说明该地区对外商直接投资企业的限制性条款越少，外商的投资积极性越高。在这一过程之中，政府政策仍然起了相当重要的作用。因此，各地要积极发展市场经济、建立完善的要素市场体系和产品市场体系、疏通各种流通渠道、减少市场风险，为外商直接投资提供良好的市场环境。
6．在中国吸收外商直接投资的过程中，基础设施的影响作用得到进一步加强。我们发现RoaD的系数在前后两个时期的变化较大，由负数变为正数，而且在前一时期的统计结果不太显著，这说明在前一个时期交通联系尤其是公路交通联系并不是制约外商直接投资的因素，而到了近几年，交通等基础设施的作用已逐渐显现，完善各种基础设施是将外商直接投资引向中西部地区的重要决定因素。
统计模型的分析结果表明，90年代外商在华直接投资重视信息成本的减少和集聚经济的追求，原有外商投资水平是吸引外资的主要因素，而市场规模对外商投资区位选择的影响较小，外商在华投资表现为空间上的自我累积效应，即新的外商直接投资倾向于原来己经吸引了较多外商投资的区位，这是一种绝对的集中化趋势。在2001年以后，外商投资的区位决定因素发生了变化，现有外资水平的重要性已经下降，外资的空间自我累积效应已经开始减弱，外商直接投资战略开始转向对市场的开拓，转向长期的投资，市场规模发挥了更大的作用，市场发育水平和基础设施也逐渐开始影响外商直接投资的区位选择。这说明外商在中国的投资正逐步走向成熟，外商对中国的市场和投资环境更加有信心。
五、对中西部地区加快吸引FDi的政策建议
（一）促进中西部地区加快吸引外资的政策建议
加快西部开发已经成为中国决策者的强烈共识，将直接影响中国的发展前景，也为世界各国投资者，包括港澳台投资者提供了一个极其明确的信号。目前，西部地区既存在发展的动力不足，缺乏新的投资来源和技术来源，又存在改革的动力不足，缺乏竞争机制和淘汰机制。因此，加快西部招商引资，必须在市场准入等方面实行优先开放，建设开放型的经济，包括对内开放和对外开放，对发达国家开放和对发展中国家开放，对国有经济开放和对非国有经济开放，对物质、技术开放和对观念、思想开放。
1.接受并推行投资自由化
加快西部对外开放的基本方向是投资自由化和贸易自由化。投资自由化主要是指那些有利于促进长期性外国直接投资的自由化政策，包括三方面内容：一是促进市场竞争原则，通过减少或消除特别针对外国投资者所采取的歧视性措施，取消市场准入限制，促进市场竞争。外国直接投资参与西部基础设施建设的潜力也非常巨大，要创造宽松的环境，鼓励外资进入能源、交通、通讯等基础设施优先发展领域，允许外资公平参与国家重大工程项目或公共项目的公开竞争招标。二是享受国民待遇的原则，即外国投资者的待遇等同于本国投资者，一方面，应取消对外资企业在税收等方面“超国民待遇”的优惠政策；另一方面，应取消对外资企业贷款、融资、投资等方面“非国民待遇”的歧视性措施，严禁对各类外资企业乱收费和变相增加非生产性负担。三是提供制度保护原则。按照市场经济原则发挥市场经济机制来促进投资自由化和吸引外资，同时创造良好的投资环境和制定相应的竞争性政策，以抑制某些私人投资和贸易的负面影响对市场竞争的破坏效应。
无论是提高企业经济绩效，还是提高西部地区整个经济的效率，关键是增强市场的竞争性。在此意义上，投资自由化就是经济市场化，竞争游戏规则的公平、公开化以及监督机制的透明化、制度化。
2.积极开发人力资源
国际经验表明，享有基本教育和拥有基本技能、文化的人力资源储备，符合私营部门需要的国民教育计划，适应经济全球化需要而调整的劳动大军的教育计划，会增强一国或地区吸收外国直接投资的能力。就西部而言，开发人力资源具有尤其重要的特殊意义。因为西部地区最大的资源是人力资源，也是中国目前就业压力最大的主要地区之一，由于政府投资本身创造不了多少就业，因此政府的作用主要是通过有效的人力资源开发政策，吸引外国投资创造更多的就业岗位，这对扩大就业、缓解失业压力具有重要作用。这就要求政府不仅要实行直接影响FDi的投资自由化和贸易自由化的政策，更重要的是要将人力资源开发放在极其重要的位置上，包括大力发展教育，积极培育劳动力市场和人才市场，鼓励外资企业对其员工进行人力资源开发以提供更多的培训机会，增加中央对西部地区的转移支付，鼓励少数民族控制人口增长，在逐步解决“收入贫困”的过程中逐步解决“人类贫困”、“知识贫困”和“文化贫困”问题等。
3.实行跨国公司友好型政策，积极吸引跨国公司直接投资
吸引跨国公司是中国和西部获取全球知识与技术的重要来源，也是西部缩小与东部和发达国家知识与技术差距的重要途径。提高西部地区产业竞争力的一个重要途径就是善待跨国公司，把吸引跨国公司的技术、资金与西部和中国相对巨大的消费市场等互补性优势结合起来，吸引世界上规模最大、技术最先进、国际竞争力最强的跨国公司大规模投资于西部，并发展跨国公司和国内企业的后项联系，鼓励与本地区著名的大企业联盟，提高其市场竞争力。这是西部开发最好的吸引外资策略。
4.打造具有扩散效应的中心城市
鉴于中西部地区地域广阔，区内自然资源和经济发展水平也大不相同，特别是各省区中心城市与偏远的山区农村经济基础相差甚远，因此，本文认为，中西部地区利用FDi战略应采取以点带面、逐步推进的策略，即引进外资应着力在具有扩散效应的中心城市，以点带面，带动中西部地区走向繁荣。
改革开放20多年来，中西部地区虽然总体上落后于东部，但在区内已经产生了许多中心城市，其向心作用和扩散作用都是巨大的。因此本文认为中西部地区的发展没有必要再沿用国家在区域发展上推行的板块式推移的梯度发展战略，而是通过多层次的发展极在不同点上带动经济增长。而且中西部地区的地域广阔，经济的内向型特征和资源分布不平衡的特征决定了中西部经济发展更适合采用这种战略。
目前，中西部地区共有国务院批准的各类对在开放城市36座，其中的中心开放城市如重庆、西安、武汉、成都、长沙、郑州等地，与其他地区相比经济基础雄厚且发展较快，基础设施日趋完善、资本供给充足、自我累积能力较强、人力资源丰富、技术实力强，产业结构方面以机械、建材、纺织、食品为支柱产业。在未来的利用FDi的战略中，这些中心城市将是重要的发展支点和辐射点，并通过扩散作用带动周边地区吸引外资和经济发展。在优化中西部地区的投资结构方面，在很大程度上也是继续加快这些开放城市吸引外资的步伐，提高引资质量，重点吸引技术和资金密集型项目，吸引跨国公司的投资，引导外资流向基础设施、支柱产业和高新技术产业。同时，以主导产业和企业群为聚集点和辐射点，向其他产业或更深、更广的层次延伸，从而带动中西部地区全面繁荣。
（二）西部地区吸引外商直接投资的前景展望
如前所述，外商对华直接投资的地区分布极不平衡，为了鼓励外商积极投向中西部地区，1999年以来，中央政府配合西部大开发政策的实施，己经制定了一系列的鼓励西部地区吸引外资的优惠政策，包括税收优惠，扩大西部地区外商投资的领域，拓宽西部地区外商投资的渠道，放宽西部地区利用外资的条件，制定并了《中西部地区外商投资优势产业目录》等。
我们相信，在国家政策的有力推动下，今后一段时间内外商直接投资的区位选择，将会逐步由沿海地区向中西部地区推进。从长远发展来看，随着西部大开发战略的实施，西部地区的投资环境将会逐步得到改善，外商在西部的投资规模将会出现较大的提高。但西部大开发是一项跨世纪的长期发展战略，西部地区投资环境的改善也需要有一个过程。在近中期内，外商在西部地区的投资将会首先集中在那些条件较好的大中城市地区，如西安、兰州、重庆、成都、昆明等。可以预见，率先大规模进入西部的将主要是两类公司：一是以利用政府优惠政策为主的中小企业，尤其是港澳台商投资企业；另一类是以占领和开拓西部市场，开发当地资源等为主要目标，注重长期发展的欧美国等跨国公司。因此，对各级政府来说，今后应着重鼓励第二种类型的公司“西进”，并在政策上给予相应支持。
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