外商直接投资理论篇1
[关键词]FDi；技术创新；技术溢出；空间面板模型
[中图分类号]F713584
[文献标识码]a
[文章编号]1673-5595（2015）03-0021-07
一、引言
20世纪80年代以来，随着中国对外开放程度的不断扩大，中国以优惠的外资政策、巨大的市场潜力以及日益改善的投资环境，特别是实施以“市场换技术”、“市场换管理”等引资战略以后，吸引了大量外资的流入并且呈逐年快速增加的趋势，FDi在外资中占有很大的比重，成为中国引进外资的主要来源。从1993年开始，中国FDi流入量就在发展中国家位居第一，2002年首次超过美国成为世界第一，截至2014年第三个季度，中国实际利用FDi额为87348亿美元，处于世界领先地位。虽然FDi在中国经济增长中发挥了巨大促进作用并得到了经济学家们的广泛认同，但是目前就有关FDi对中国技术创新的影响效应的研究，学者们还存在分歧。在当今充满挑战与机遇的经济全球化背景下，FDi是否促进了中国技术创新水平的提高？还是仅仅促进了经济的增长而没有技术方面的进步？如果存在影响，那么影响技术创新的途径和机理是什么？为了使FDi在中国更有效地发挥技术溢出效应，政府应该制定怎样的政策？基于以上背景，本文希望通过对FDi与中国技术创新之间相互关系的研究，为上述问题提供理论和实践的指导。
二、文献综述
自从1960年macdougall分析外商直接投资的一般福利效应第一次明确提出FDi对东道国存在技术溢出效应之后[1]，许多学者对此进行了大量的理论和实证研究。从国外学者的研究结论来看，主要存在三种观点：第一种观点认为，FDi会促进东道国的技术创新。Blomstrm等认为FDi通过给东道国带来先进的技术和管理经验而产生正向的技术溢出效应[2]；Feinberg等通过实证研究发现，外商在印度制药业的研发投资活动促进了其相关行业的技术创新水平的提高[3]；Gorg等认为东道国通过对外商企业研发创新活动的研究分析和模仿，能使其企业技术创新水平得到提高[4]；Lee通过计量研究发现从日本流入美国的FDi促进了美国本土的自主创新能力的提高。[5]第二种观点认为FDi会抑制东道国的技术创新。Young通过对新加坡的研究后发现，FDi的流入使得该国人力资本从研发部门转移到了最终产品部门，从而抑制了该国的技术创新水平的提高[6]；Koings选用波兰1993―1997年的面板数据，研究发现FDi对当地企业的外溢效应为负[7]；Bevan等对欧洲处于经济转型时期的国家实证研究发现，FDi的流入量与国内的技术创新存在负相关关系[8]；Jonathan等选用英国1973―1992年的制造业面板数据进行分析后发现，由于外商的进入加剧了行业内的竞争，使得FDi溢出效应为负[9]。第三种观点认为，FDi与东道国的技术创新之间的关系不明显。Kathuria对印度的制造业企业进行研究后认为，FDi对其国内的技术进步效应并不明显[10]；Damijan等选取8个处于经济转型时期的国家1994―1998年的制造业面板数据研究后发现，FDi对上述国家的溢出效应不明显[11]；Harris等利用面板计量模型对英国制造业进行实证分析后发现，由于外资流入所导致的行业内溢出效应、集聚导致的溢出效应以及行业间的溢出效应均不显著[12]。
近年来，国内外学者就FDi对中国技术创新的影响也进行了大量的研究，研究结论大致包括上述的三类：何洁选取中国28个省市的面板数据实证研究后发现，FDi对中国各省市工业部门存在明显的正的技术溢出效应[13]；Hu等以广东省大中型企业为对象，研究了FDi对制造业技术创新的影响，发现FDi对国内企业具有正的外溢效应[14]；王红领等选取中国1998―2003年工业数据进行实证分析后认为，FDi对中国民族企业的技术创新具有显著的促进作用[15]；谢光亚和李洋基于C-D生产函数理论模型，并选取中国工业部门的面板数据进行研究后发现，FDi有效地促进了中国工业部门的技术进步[16]；王滨选取中国1999―2007年的制造业面板数据进行计量研究后发现，FDi在中国存在显著的正向外溢效应[17]。Fan等选取中国998个企业面板数据对FDi和内资企业技术创新的关系进行回归分析，结果表明FDi在总体上抑制了中国内资企业的研发投入[18]；范成泽等选取世界银行的相关调查数据并运用计量模型进行研究，发现FDi对中国国内的研发投入的效应为负[19]；蒋殿春等针对FDi在市场化改革过程中对中国内资企业技术创新的影响进行了微观分析，结果表明FDi对内资企业的技术溢出效应是负的[20]；徐亚静等选取中国1999―2008年30个省市的面板数据并通过引入制度因素研究FDi对中国技术创新的影响，结果表明FDi对中国西部地区存在明显的负外溢效应[21]。黄静波等对FDi与广东技术进步之间的关系进行了实证分析，认为FDi对技术进步并没有明显的作用[22]；平新乔等选用中国第一次全国经济普查数据检验FDi对中国制造业是否存在技术外溢效应，结果发现FDi投资额并没有明显地缩小中国企业与国际先进技术水平之间的差距[23]；王文治对中国1996―2005年制造业面板数据计量分析后发现FDi不存在显著的技术溢出效应[24]；许和连等选用中国2001―2006年35个工业行业的面板数据计量研究发现FDi对中国内资企业技术创新能力的影响不显著。[25]
通过对已有文献的回顾可以发现，目前国内外就有关FDi与技术创新之间关系的研究极大地促进了相关理论的发展，但这些研究一方面缺乏对FDi与技术创新之间相关关系理论模型的研究，另一方面忽略了中国各区域之间的技术创新有可能存在空间相关性。本文在现有研究基础上基于Romer提出的内生经济增长模型[26]，对FDi与技术创新关系进行理论分析，并通过引入人力资本与FDi等交互变量，选取中国31个省、市、自治区2000―2012年的面板数据，运用空间面板计量模型实证研究FDi对中国技术创新的影响。
三、理论模型
类似于Romer提出的内生经济增长模型，本文对由最终产品部门、中间产品部门和研发（R&D）部门组成的经济系统进行了考察。假设只有一种最终产品，由最终产品部门提供；人力资本既可以投入到最终产品部门，也可以投入到研发部门从事技术研发活动，且总量保持不变。
（一）模型描述
1.最终产品生产部门
根据Romer提出的把不同类型的最终产品i看作一个连续变量的情况下，将其产出水平写成如下扩展的D-S形式：
式中，Y为产出水平；HY、L分别为投入到该部门的人力资本与劳动投入量；x（i）表示最终产品部门生产产品i时对中间产品的使用量；a为中间产品的种类数，其衡量国内自有技术知识存量水平的高低。
2.中间产品生产部门
该部门通过购买设计方案，并利用物质资本进行生产。假设生产任何一单位的中间产品所需要的资本量为η，该部门的生产函数为：
3.研发部门
借鉴Romer的研究思路，研发部门发明新专利、设计新方案、产出水平等取决于该部门的人力资本投入量和具有的总知识存量。总知识存量由两部分组成：国内已有的技术知识存量，通过对外资企业先进技术进行消化、吸收所获得的技术知识。因此，该部门的生产函数可以表示为：
式中，为知识增量，是各种专利受理数量；δ、HR分别为该部门的生产率参数和人力资本的投入量；a为国内已有的技术知识存量；γ为技术外溢系数。由式（3）可以得出：首先，研发部门投入越多的人力资本，将会拥有越高的技术研发水平；其次，国内本身已有的技术知识存量越多，研发部门的研发人员将会具有越高的生产率，因此国内自身的自主创新对其技术创新水平的提高有着非常重要的作用；最后，国内的技术研发产出水平由于FDi的技术外溢作用而提高，其中，技术外溢系数γ的大小主要取决于FDi技术外溢程度以及国内企业对FDi技术外溢的吸收能力，国内企业要想有效地利用FDi技术外溢，必须要有较高水平的技术吸收能力。
（二）竞争性均衡分析
1.最终产品生产部门
最终产品生产部门中的生产企业通过选择式（1）中的x（i）、HY和L来实现利润最大化的目的。
根据式（21），在经济对外开放的条件下，我们可以提出以下推论：
推论一：国内的技术创新水平取决于人力资本总量（H）、国内已有的技术知识存量（a）、FDi流入量、技术外溢系数γ以及其他参数（δ、α、β、η、r）等因素。
推论二：国内的技术创新水平与FDi技术外溢效应存在正相关关系。
推论三：国内的技术创新水平与人力资本存量存在正相关关系。
四、变量选取和数据说明
技术创新（patent）：已有的实证研究中通常将专利申请受理数量或者专利授权数量作为对技术创新水平的度量，但是本文考虑到专利授权受专利局认定等人为因素的影响以及存在较长的时间滞后，因此本文选取各地区的专利申请受理数量来表示其技术创新水平。
外商直接投资（FDi）：本文采用外商直接投资实际利用外资金额来对其进行度量，以检验其对中国各省域技术创新是否具有正向的影响。
科研活动人员数（l）：用研究与试验发展（R&D）人员全时当量来对其进行度量。
科研投入经费（k）：用研究与试验发展（R&D）经费内部支出来对各地区的技术创新投入经费进行衡量。
经济发展水平（pgdp）：考虑到各地区的不同经济发展水平可能会影响其技术创新水平，本文在模型中的经济发展水平用各地区的人均实际国民生产总值表示。
人力资本（hc）：国内外学者普遍认为人力资本是影响FDi技术溢出效应的重要因素。本文借鉴李谐、齐绍洲的做法，用地区平均教育年限来衡量人力资本水平[27]。平均教育年限公式为：
人力资本与FDi的交叉项（lnhc×lnFDi）：参考马章良的观点[28]，本文认为FDi技术创新外溢作用的发挥需要与人力资本相结合，因此在实证模型中引入这两者的交互作用。
此外，为了进一步分析中国在2001年加入wto以及在2004年实施专利法后是否对FDi的技术外溢效应产生了影响，本文设置了虚拟变量wto（是否加入wto）和law（是否实施专利法），并将其定义为：
wto=0，year≤20011，year≥2002，law=0，year≤20031，year≥2004
并分别构建了虚拟变量与FDi的乘积wto×lnFDi和law×lnFDi。
本文选取的样本为2000―2012年中国31个省市、自治区的面板数据，数据主要来源于国泰安数据库、国家统计局网站和《中国科技统计年鉴》。为了消除价格因素对数据的影响，本文采用Cpi指数对相关数据进行了平减处理。本文的实证研究主要借助于matLaB2012a软件完成。
五、计量检验与结果分析
（一）空间相关性检验与计量模型选择
由表1可见，moRani值虽然在2000―2006年间介于005～01之间，但其基本上呈现上升的趋势，2009年以后一直在02以上波动，各年份的moRani值均通过了1%显著水平的检验，这反映出中国邻近省市自治区的技术创新存在正向的空间相关性。由此可知，运用空间计量模型对本文进行研究较之传统计量方法更为适宜。
空间计量模型一般包含空间滞后模型（SaR）和空间误差模型（Sem），本文通过拉格朗日乘数检验（LmLaG、LmeRR）和稳健的拉格朗日乘数检验（R-LmLaG、R-LmeRR）来判定SaR、Sem的适用性，检验结果见表2。
由表2可知，LmeRR大于LeLaG的检验统计量值，而且R-LmeRR大于R-LmLaG的检验统计量值，这表明本文采用Sem模型更为合理。通过Hausman检验可知，其统计值为-253693，且在1%的显著水平上拒绝“随机效应有效”的原假设，接受“固定效应模型有效”的备择假设，因此，我们选择固定效应面板模型。综上所述，下面采用空间误差固定效应面板模型对本文进行实证分析。
（二）空间面板模型的估计结果与讨论
为了比较空间计量模型与一般线性回归的优劣，本文将分别采用普通固定效应模型（oLS）和空间误差固定效应面板模型（同时包含地区固定、时间固定以及地区和时间双固定三种形式）对本文所采用的样本数据进行回归和检验，并对其结果（见表3）进行比较。
根据空间相关性检验的结果以及表3中空间误差回归系数λ在1%的显著性水平上为正的结果，可得到中国各地区的技术创新具有正的外部性，说明中国技术创新存在显著的空间溢出效应，在以往研究中常常被忽略的区域间外部性也是决定技术创新的一个重要因素。因此，对中国技术创新进行研究时，不能忽略地理因素和空间效应的影响。
空间计量回归模型中由于自变量存在内生性，因此若采用oLS对模型的系数进行估计会有偏差或无效，利用基于残差平方和分解的拟合优度R2作为对模型优劣的判断标准可能会得到不理想的结果，因此本文采用自然对数似然函数值（Loglikelihood，Log-L）来判断模型的拟合程度效果，其绝对值越大，则模型的拟合程度越好。由表3可知，Sem地区固定效应模型对应的Log-L绝对值最大，表明本文选择Sem地区固定效应模型的估计结果进行分析是比较合理的。估计结果显示：FDi强度在1%的显著水平上对中国的技术创新具有显著的正向作用，FDi的流入量每增加1%就会促进129%技术创新水平的提高，这不仅验证了本文在理论模型中提出的推论2，也验证了王滨、谢光亚、王红领、Hu等人的观点。科研投入经费、科技活动人员数和各地区经济发展水平对技术创新都呈现显著的促进作用，并且都通过了1%水平的显著性检验，这说明，在中国当前阶段，这三者仍是影响中国各地区技术创新水平的主要因素。人力资本对技术创新也具有显著的促进作用（这验证了本文在理论模型中提出的推论3），相对于其他因素而言，它对技术创新的作用最大，弹性系数为386。自2001年中国加入wto以来，FDi对中国技术创新的外溢水平有了显著提高，但2004年开始实施的专利法对FDi技术溢出的发挥效应带来了一定程度的负面冲击。这一结论与刘政等的研究结果相反，[29]这可能是刘政等的研究与本文的研究相比，没有考虑技术创新的空间效应的原因所致。FDi与中国的人力资本相结合可以更好地发挥FDi的技术创新外溢作用，这一结论与马章良得到的结果较为接近。
六、结论与政策建议
本文基于Romer提出的内生经济增长模型，通过理论研究推导出FDi对东道国存在正向技术溢出效应的结论，阐述了FDi发挥技术溢出效应的作用机理，并利用中国2000―2012年31个省市自治区的数据，运用空间面板计量模型实证研究了FDi对中国技术创新的影响，结果发现：第一，中国邻近省市自治区的技术创新存在显著的正向空间相关性；第二，FDi显著地促进了中国技术创新，支持了本文在理论研究中得到的结论，说明中国为引进外资和技术而推行的“以市场换技术”的战略是正确的；第三，FDi借助于人力资本能提高技术外溢的水平；第四，中国加入wto对FDi在中国发挥技术外溢起到了促进作用，而实施专利法则减弱了FDi在中国的技术外溢水平。
为了提高中国的技术创新水平，根据以上结论，笔者提出以下政策建议：（1）由于技术创新在中国相邻省域之间具有显著的空间溢出效应，因此中国各省市自治区、各企业之间应该积极地进行科研信息的交流和科研成果的传播，使各省市自治区的技术创新协同发展，从整体上提升中国的技术创新水平。（2）FDi是资金、技术和管理经验的载体，中央政府一方面应该提升改革开放水平，制定FDi引进的优惠政策，加大吸引力度，创造有利于FDi在中国充分发挥正向技术溢出效应的外部环境；另一方面，要进一步提高利用FDi的质量，建立科学的招商引资质量考评体系，注重引进技术创新型、生态环保型和资源节约型的项目，加强先进技术和管理经验的引进。（3）人力资本水平的高低是一个国家对外资先进技术进行消化、吸收以及本身进行自主创新的决定性因素，政府要加大教育投入，重视高等教育对人才的培养，合理规划高技术人才的培养机制，制定相应的优惠政策、创造良好的科研环境吸引外资企业优秀人才的流入，减少高科技人才的流失，加快人才市场的建设步伐，提高中国整体人力资本水平，保障人力资本的合理配置，为FDi进入中国充分发挥技术外溢效应提供高水平的人力资本。
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外商直接投资理论篇2
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。
即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。
现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效更多精品：3edu文书率的所得,由此,这就很难给外商直接投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。
上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。
第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业,1991年也是如此。
第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。
第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。
我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。
行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。
最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(a)由行业或省区的总规模(由总增加值V表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(Vf/V)决定,即:
lna=a+blnV+c(Vf/V)
从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将V作为a的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量Vf/V反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。结论
现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。
本文试图超越狭窄的纯粹新古典经济学框架,诉诸于更为宽广的理论文献,以此分析外商直接投资在中国经济发展中的作用。我们的主要分析发现是,中国的外商直接投资,一方面的的确促进了资源配置效率、有利于经济发展;但另一方面却又恶化了生产性效率,而两者综合起来的作用应该是倾向于负面的。
上文谈及外商直接投资以及整个外资企业部门在中国经济发展中的作用,由此可引伸,可以进而分析那些外资企业所占比例高于全国平均水平的工业行业和省份的相对经济绩效表现。在某个行业或省份中外资企业的工业增加值比重这个指标,所显示的,是从起始年度直到考察年度的外商直接投资在该个行业或省份的累积渗透,因此,分析这个指标与这些行业或省份的绩效之间的关系,将有助于测试主流经济学关于外商直接投资通过技术转移、溢出效应、制度和结构变迁等等改进效率论述的假说,也有助于考察结构主义关于外商直接投资通过扭曲或扼杀国内产业发展的假说,以及激进主义的劳动非技能化假说的现实解释力。
内容摘要:近年来,在世界范围上,中国被广泛地认为是引入外商直接投资促进经济发展最为成功的国家之一。主流文献应用新古典经济学分析框架得出结论,认为外商直接投资透过资本形成、出口扩张、技术转移和推动经济结构和制度转变促进了中国经济发展。本文则从涵盖结构主义、激进政治经济学、新古典经济学等学派有关外商直接投资和后进发展研究的一个多方位视角,来评价外商直接投资对中国经济发展的作用。通过比较分析得出,外商直接投资一方面确实促进了资源配置效率,有利于中国的经济发展,另一方面却妨碍了生产性效率的提升、对中国经济发展造成了消极影响,综合而言,总的效应却应该是偏向于负面的。
外商直接投资理论篇3
关键词：浙江省;外商直接投资;经济增长
改革开放以来，在外商直接投资的利用方面，浙江省已经取得了较为显著的成绩。外商直接投资在浙江省的利用情况呈现出：从1985年的1634万美元，发展至1993年的10.3亿美元，再跳跃到2006年的88.9亿美元，在2012年浙江省利用外商投资的情况突破至一个新的高度，高达130.7亿美元。于前述背景之下，人们的关注点开始聚焦于外商直接投资与浙江省经济发展之间的关系。普遍存在这种观点，即浙江省的经济快速发展，外商直接投资在当中发挥了较大的促进作用。本文利用aDF检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等方法，对浙江省外商直接投资与经济增长的关系进行实证分析。
一、浙江省引进外商直接投资的概况
来自全球的多个国家和地区也陆续在浙江省进行了投资。2004-2012年，香港在浙江省累计外商投资达456.1亿美元，占总量的一半以上;英属维尔京群岛累计投资126.9亿美元，构成了浙江省的外商直接投资的主要部分。
在浙江省利用外商直接投资的情况中，第二产业一直处于较高的利用水平。2012年，在浙江省第一、第二、第三产业里，实际利用外商直接投资的占比分别为：0.64%、49.90%、49.46%。究其原因，由于投放到第一产业的农业基础设施的外商直接投资偏少，主要集中于第二产业，特别在制造业方面。第三产业中，则偏向于房地产业，占40.62%。根据统计资料归纳整理得出：从各产业外商直接投资的实际利用数据来看，相对于2011年，2012年的第三产业增长速度较快，增长率为19.72%;第二产业的增长速度较为缓慢，仅为7.16%;而对于第一产业来说，外商直接投资的实际利用不容乐观，呈现出急速下降的态势。
二、浙江省外商直接投资与经济增长关系的实证分析
（一）变量与数据。本文研究所涉及的变量为浙江省地区生产总值（GDp）和外商直接投资（FDi），主要利用这两个变量来进行实证分析。根据统计资料对本文研究所涉及变量的记载情况，选取1984―2012年的样本区间。为了减少数据的波动性和异方差，分别取浙江省地区生产总值（GDp）和浙江省外商直接投资（FDi）的自然对数，得到两变量的自然对数序列，分别表示为L（GDp）和L（FDi）。本文所涉及的原始数据均来自各年的《中国统计年鉴》和《浙江省统计年鉴》。
（二）模型的检验。（1）平稳性检验。在实际的研究所涉及的宏观经济变量中，大部分的时间序列数据都是非平稳的，然而对于此类不平稳的变量，如果直接运用传统的方法来处理数据，就比较容易出现伪回归现象，因此，首要任务就是要先检验变量的序列平稳性，分别取两个变量的对数，这样能使其数据间距变小。现有的方法中，检验时间序列平稳性的检验方法有很多种，在本文中，主要利用aDF检验法对所涉及的时间序列进行平稳性检验，整理由计量经济软件eviews7.2运行得出的结果，检验结果见表1。
表1各变量平稳性检验结果
（2）浙江省外商直接投资与经济增长的协整检验。为说明浙江省GDp和FDi是否存在长期稳定关系，以及是否存在共同增长趋势，应对其进行协整检验。首先，利用最小二乘法（oLS）进行L（GDp）关于L（FDi）的回归估计，得出如下结果：L（GDp）=0.491758L（FDi）+6.377680;接着，对上式进行协整检验，检验残差序列ei的平稳性，如果残差序列ei平稳，则两变量是协整的，反之同理。用eiews7.2进行aDF检验，得出残差序列的aDF值为-5.255722，在1%的置信区间内，其绝对值大于临界值表中的绝对值3.699871，得到了残差序列ei平稳的结论，故通过了协整性检验。
（3）浙江省外商直接投资与经济增长的格兰杰因果检验。
由以上分析结果可以得出，浙江省L（GDp）和L（FDi）两变量之间存在着长期稳定的关系，但就两个变量之间因果关系的存在与否，并没有给出相应的结论，因此，本文有必要继续对浙江省外商直接投资与经济增长进行格兰杰因果关系检验。
由表2可以得出两个变量的因果关系检验结果，滞后系数为2。由格兰杰因果关系检验结果不难看出，拒绝原假设“L
（FDi）不是L（GDp）的原因”犯第一类错的错误的概率很小，F统计值是2.72，概率为0.0113。而拒绝原假设“L（GDp）不是L（FDi）的原因”概率很大，概率高达0.918，F统计值为0.01071。可以得出结论，L（FDi）是L（GDp）的原因，而L（GDp）不是L（FDi）的原因，即外商直接投资是促进浙江省经济增长的原因，而浙江省经济增长并不是外商直接投资的原因。
表2格兰杰因果关系检验结果
三、研究结论与建议
（一）研究结论。本文选取浙江省1984―2012年间，外商直接投资（FDi）和经济增长（GDp）的时间序列数据进行协整检验，并以此为基础来进行格兰杰因果关系检验，研究结论如下：
通过协整关系检验，可以得出：外商直接投资与浙江省的经济增长之间存在长期稳定的均衡关系;从协整回归方程可以得到：当外商直接投资每变动一个百分点，将会带来浙江省
GDp0.49个百分点的增长;通过格兰杰因果关系检验的结果可以得出：外商直接投资与浙江省经济增长之间存在着单向促进的关系，即外商直接投资是浙江省经济增长的原因，而经济增长不是外商直接投资增长的原因。本文的结论与预期的结论基本上一致，即外商直接投资对浙江省经济增长产生了较大的促进作用。
（二）研究建议。（1）扩大外商直接投资规模，带动经济发展。浙江省应有针对性地改进招商方式，扩大外资来源渠道，从而达到利用外商直接投资规模化的效应，进而更好的存进区域经济的发展。（2）引导外商直接投资投向，促进产业升级。完善外商直接投资投放结构，继续支持第二产业的发展，引导外商直接投资向技术密集型产业，加大第一产业、第三产业对外商直接投资的引进力度，特别是第三产业。（3）完善投资环境，加强政府监督。以制度建设作为切入点，注重软硬环境的改善，对国内外企业采取一视同仁的态度，严格按照相关法律制度要求进行管理;政府应注重基础设施的建设，促进相关配套产业的发展。同时，应该遵循自然规律，在发展经济的同时，注重生态可持续发展，完善破换环境惩罚机制，为吸引外商投资创造一个有序、法制、良好的投资环境。
参考文献：
外商直接投资理论篇4
关键词河南省；环境规制；外商直接投资；协整关系检验
中图分类号F061.5
文献标识码a
文章编号（2014）13-0107-01
一、国内外相关研究
目前，环境问题引起了全球广泛关注，环境规制对外商直接投资的影响也成为了研究的热点问题。国外Jeppesen（2002）和ListandCo（2000）研究表明外商直接投资对“污染天堂”有强烈偏好。List（2003）在对纽约州投资的资本进行研究证明，环境规制对其作用巨大，正是这些投资造就了纽约州不同地区的产业构成。国内杨涛（2003）研究表明环境规制对外商直接投资流入量的影响是负面的。吴献金、孙林霞（2006）关于1988年―2004年湖南省环境规制与外商直接投资的协整分析中认为湖南省外商直接投资对环境规制变化的敏感性不强，在制定相关的环境规制措施时可以采取环境优先的策略。
二、变量的选取
通过对国内外研究的学习，现考虑影响外商直接投资的因素：经济发展水平、地理区位、文化差异、市场化程度等，但基于研究目的的考虑，本文选取外商直接投资FDi（万美元）为被解释变量，代表环境规制程度的工业污染治理投资完成额SFZC（万元）和代表经济发展水平的GDp（亿元）为解释变量。时间跨度选择2004―2012年。
三、模型的建立
六、结论分析及政策建议
本文通过对河南省2004―2012年外商直接投资FDi、工业污染治理投资完成额SFZC、全省生产总值GDp的时间序列数据进行实证分析，得出结论河南省的环境规制与外商直接投资FDi之间存在长期稳定的均衡关系。
基于以上分析，笔者提出以下建议：（1）河南在加快吸引外商投资的同时要加大环境的保护力度，增加环境保护的投资，实现生态环境的可持续发展。（2）河南地处中部，地理位置优势相对于东部地区较弱，不过河南可以充分发挥自身优势，加大宣传力度，增加对外资的利用。但在利用外资时要把环境保护考虑在内，选择对环境污染程度较低的行业，不可牺牲环境利益换取经济的发展。
参考文献：
[1]吴献金，孙林霞.湖南省环境规划与外商直接投资的协整分析[J].郑州航空工业管理学院学报，2006（6）
[2]杨涛.环境规制对中国FDi影响的实证分析[J].世界经济研究，2003（5）
[3]吴玉鸣.外商直接投资对环境规制的影响[J].国际贸易问题，2006（4）
外商直接投资理论篇5
关键词：产业集聚外商直接投资区位商
一、引言
现如今，集聚经济逐渐成为引人瞩目的区域经济理论，同时作为区域经济增长的发动机，它也受到学术界乃至政府部门的广泛关注。发达国家和先进地区获得的竞争优势很大一部分来源于此，而欠发达地区若有效利用这个发动机就有可能实现跨越式发展，追赶先进国家和地区。河南省作为中原大省，正处于经济增长的徘徊期，在国家中部崛起的政策的支持下，其经济发展正稳步前进，集聚经济理论的引入能更好的促进中部崛起，实现河南省更好的经济发展。研究集聚经济，对于提升区域经济竞争力，解决中部地区经济发展转型问题，逐步解决发展不平衡问题，促进中部地区继续崛起具有重要的指导意义。
二、文献综述
（一）国外文献
在理论上以FDi为研究对象的研究领域始于海默（1960），自此FDi的区位选择成为经济学界的热点问题之一。弗农（1966）提出的产品周期理论中指出由于生产条件、竞争条件等因素的变动，跨国公司选择对外直接投资；Buckley和Casson（1976）在《跨国公司的未来》一书中提出内部化理论，即对外直接投资的动因是外部市场的不完全以及其与企业内部资源配置的关系；Dun-ning（1977）提出了折衷理论，对FDi区位选择的解释则是通过结合所有权优势、内部化优势和区位优势来阐明。
另外，marshall早在19世纪90年代就提出集聚经济效应对工业区位选择的重要性，之后的经济学家也认识到这种“集聚效应”对厂商区位选择的重要性。Head（1999）通过日本厂商1980到1992年对美国直接投资的研究，发现同特定国家相关的聚集效应作用较为强烈。Cheng和Kwan（1999）通过分析我国29个省1986-1995年间的FDi与产业集聚数据，从实证研究的角度了解了两者之间的关系。Guimaraes（2000）通过对欧洲厂商在葡萄牙的直接投资的研究，也证实了聚集效应的显著影响。
（二）国内文献
在国内的研究中，有的认为FDi区位选择本质上仍然是一个厂商选址问题（吴丰，2001）。而目前，越来越多的学者对FDi区位选择进行研究时选用诸如多元回归模型的计量经济学方法来观察影响效果，比如考察外商在华直接投资的区位选择。梁琦（2003）运用1999-2001年的相关数据，从实证角度证明政府实施的优惠政策所带来的影响已不是那么重要，相反，地区开放程度以及产业关联度对吸引外国直接投资的影响越来越重要。通过研究改革开放以来FDi在我国不同省区的总量分布，不少实证分析已经揭示了FDi在我国各地区之间区位选择的主要影响因素。
集聚经济是主要表现在产业层面的经济现象，即同类产业或上下游关联产业在产业高度集中时形成的集聚现象（王剑、徐康宁，2005）。贺灿飞、魏后凯（2004）运用外商直接投资数据和二项式逻辑模型以中国34775个外商投资制造企业为研究对象，实证检验结果表明集聚经济在促进企业出口中的作用不可忽视。
三、河南省产业集聚状况测度
四、中部地区产业集聚与外商直接投资关系的实证研究
（一）数据来源及变量选择
文章研究的重点是产业集聚对FDi区位选择的影响，因此除了区位商外，还另外选取了和产业集聚相关的三个指标：城市工业企业数（qys）、城市第三产业产值占地区生产总值的比重（dscy）和城市基础设施指数（jcss）。由于我国在2001年末加入wto，而在此之前河南省的各项指标也不明显，故分析从2002年的数据开始。另外由于2013年统计年鉴数据的不完整性，数据选取到2011年，从而整个数据期间为2002-2011年。根据国民经济行业分类将36个行业纳入到分析范畴，由于某些年份数据不全，其他行业、工艺品及其他制造业、废弃资源及废旧材料回收加工业这三个行业没有计算在内。行业集聚的数据来自2003-2012年《中国统计年鉴》和《河南统计年鉴》，选取的产值数据来自全部国有规模及规模以上工业企业。
（1）河南省的外国直接投资（fdi）。这里采用的是2002-2011年河南省实际外商直接投资额数据。
（2）区位商（q）。通过对所选取的36个行业的区位商和外国直接投资的相关性分析，发现集聚效应明显的产业，外国直接投资也比较多。另外从上式中，可以明显看出变量中的第三产业占河南省总产值（dscy）的t检验值为-1.16，其负数的性质与模型最初估计的正效应不一致，且小于5%显著水平下的临界值，说明该变量对外商直接投资的区位选择基本没有影响。并且按照一般的对外商直接投资的影响来假设，第三产业中很多的细分行业，比如交通运输仓储、金融保险等，它们对外商直接投资的区位选择应该有很大的影响作用，可以为其区位选择带来正效应，但从模型回归的结果来看第三产业对外商直接投资区位选择的影响并没有预期的显著性，除了统计口径因素外，也有可能是河南省的第三产业发展不够完善，对外商直接投资的效应并未完全显示出来。
五、结论与政策
本文选取了河南省外商直接投资额、区位商指数、第三产业占河南省总产值的比重，河南省基础设施建设这四个变量，通过多元线性回归模型分析发现，除了第三产业占河南省生产总值的比重这一变量，其他三个都对外商直接投资区位选择有不同程度的影响，结论与预计基本一致。具体到某一行业来说，可能产业集聚度和外商直接投资的关系不太明显，这有其客观原因：河南省地处内陆，与国际市场很难对接，与沿海城市相比运输费用也相对较高，同时产业集聚水平还比较弱，相应的服务配套机构也不完善。
根据上述结论，本文提出以下建议：第一，加大对外商直接投资的吸引力度。产业集聚区的发展需要较为充足的资金，而外商直接投资带来的资金可以弥补产业集聚区的资金不足，进而推动集聚区的发展和扩张。第二，提高产业集聚区集聚水平。选定核心产业，培育好集群的龙头企业，努力打造完整完善的产业体系。集聚区在利用外资技术溢出效应同时，要注重自身技术的创新，使产业由专业化向精细化和高端化发展，与此同时也要注重政府的政策引导。第三，注重河南省内基础设施的建设。相对完善的基础设施可以使生产过程和经济发展中的各个环节都能有效运转。虽然河南省拥有水运、铁路、公路和航空等多种交通运输方式，但是与东部沿海地区相比，交通等基础设施仍然比较落后，应该合理统筹安排，进一步促进河南省产业集聚区的形成发展。
参考文献：
[1]HeadK，Jries&DSwenson.amactingForeignmanufacturinginvestmentpromotionandagglomeration[J].RegionalScienceandUrbaneconomics，1999（23）：197-218
[2]贺灿飞、魏后凯，（2001）“信息成本、集群经济与中国外商投资区位”，[J]《中国工业经济》第9期
[3]吴丰，（2001）“外商直接投资与集聚效应”，[J]《经济学动态》第6期
[4]王缉慈，（2001）《创新的空间―企业集群与区域发展》，[m]北京大学出版社
外商直接投资理论篇6
论文关键词：外商直接投资 投资领域 投资环境 投资贡献
一、宁波利用外商直接投资的现状及特点
(一)宁波利用外商直接投资现状
宁波利用外商直接投资从1980年兴办第一家外商投资企业起，目前已进入一个新的发展阶段。据统计，截止2004年底，宁波累计批准外商投资项目9153个，总投资371．60亿美元，合同利用外资2l1．89亿美元，实际利用外资99．6亿美元。外商投资成为宁波市经济发展的重要驱动力之一。
(二)宁波利用外商直接投资的特点
宁波利用外商直接投资对加快经济发展、促进社会进步，起了很大的作用，并呈现出以下特点：(1)投资规模：外商实际投资稳步增长，尤其是2000年开始，宁波利用外商直接投资呈现新一轮大发展的态势。大项目投资又有新突破，2004年l—9月份新批投资总额1000万美元以上的项目117项。(2)投资方式：已由中外合资经营为主转向以外商独资经营为主。2003年的统计数据表明，外商直接投资合资项目520个，合作项目14个，外商独资项目达到674个。(3)资金投向：外商投资行业集中度仍然较高，但产业结构有所优化。第二产业吸引了绝大多数的实际外资。200年宁波外商投资项目共1209个，其中第一、第二产业为1154个，第三产业为45个。与此同时，外商投资可持续发展理念日趋显现。(4)资金来源：以亚洲国家和地区为主，近两年，日本和韩国对华投资项目和投资金额增幅明显。其他国家和地区，如欧洲的德国、英国，北美的美国、加拿大等，增长较快。(5)地区分布：南北差距比较明显。鄞州、余姚、慈溪、北仑、镇海等县(市)、区利用外商直接投资规模要大于南区的奉化、宁海、象山。(6)引资方式：重新整合、利用民企的闲置厂房和土地资源正成为宁波提高土地资源利用率的有效途径。宁波民营经济发展快、竞争力强，借助外资引进先进技术、管理经验、市场机制和高素质国际化人才，可以提升产业层次，打造先进制造业基地而民企的不断壮大，产品、市场的不断成熟和稳固，也可以吸引境外企业与民企合资合作，这是“双赢”。
二、宁波利用外商直接投资与苏州的比较
(一)总量比较
宁波利用外商直接投资在总量上与苏州存在着很大的差距。2003年宁波实际利用外商直接投资17．3亿美元，虽然在长三角16个城市中排名第五，但与排名第一的苏州的68．05亿美元相比，差距达近51亿美元之大。1998年到2003年6年苏州累计合同外商直接投资总额为1616．99亿美元，实际利用外商直接投资总额达232．22亿美元，而宁波这两项指标则分别只有96．5亿美元和53．55亿美元，不及苏州2003年一年的合同及实际利用外商直接投资额。可以看出与苏州相比，不管是合同利用外商直接投资还是实际利用外商直接投资，宁波总量偏低。
(二)外商直接投资构成、投向比较
无论是苏州还是宁波，利用外商直接投资以亚洲国家和地区为主，欧美国家为辅。以2003年为例，在两地投资处于前十位的国家或地区，有七个国家或地区相同，说明两地利用外商直接投资的来源地结构单一，外商直接投资来源过度集中。同时宁波和苏州的外商直接投资投向也较为一致，主要集中在第二产业。
(三)外商直接投资的幅射影响、带动力比较
从外商直接投资对经济的贡献来看，外商直接投资在缓解两地建设资金短缺、推动产业结构调整、提高经济管理水平、增强国际经济的参与能力等方面都发挥了积极作用。但宁波与苏州相比，利用外商直接投资对宁波市经济的贡献度还不高，对国民经济的拉动作用还不大。一在涉外税收占财政收入中的比重上，1997年以前，两地比重差不多，但1997年以后，无论是在绝对值上还是在比重上，苏州都高于宁波。二在实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重上，宁波实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直徘徊在15％左右，2003年也只是17．17％，而苏州这几年实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直在45％左右，说明宁波投资增长中外商直接投资的作用明显不如苏州。三在外商投资企业的出口比莺上，宁波外商投资企业的出口比重偏低，长期徘徊在30％左右，而苏州外商投资企业自营出口占全市外商直接投资出口的比重从1996年开始就达到60％以上，2003年更是达到86．3％。这说明宁波利用外商直接投资对发展外贸的拉动作用也明显不如苏州。四在三资企业从业人数上，从三资企业从业人员在城镇从业人数中的比重来看，宁波和苏州两地的比重差不多，近几年都在40％左右，这说明两地通过利用外商直接投资带动就业的作用都差不多。
三、宁波利用外商直接投资面临的困难
宁波市利用外商直接投资相对落后，这有着复杂的历史背景和错综复杂的主、客观原因，主要有以下几个方面：
(一)思想认识不够高
对利用外资在国民经济发展中的全局地位和作用认识不足，政策措施不力。长期以来，宁波对利用外资的作用的认识主要停留在解决建设资金不足这一点上，而对引进先进技术和管理经验，促进出口创汇和产业创新等方面的认识不足。不仅领导重视程度明显偏弱，而且支持、鼓励利用外资的地方性法规、政策少，与周边省市相比，往往落后一个节拍。
(二)配套条件不够强
宁波生产力布局比较分散，生产要素积聚程度较低。外资项目，特别是一些大项目的进入，一般要考虑的首要因素是当地有没有大量的可用人才，信息是否灵通，企业配套资金能否保证，相关行业是否发达，市场潜力和辐射能力有多大等等生产要素供给方面的问题。而宁波由于历史的原因，长期以来工业布局呈现“低、小、散”的状况，产业层次低，企业规模小，地区布局分散。1988年财政体制改革后，浙江实行了“省管县”的财政体制。这种体制虽可调动各县的积极性，但也带来了一些问题，如加剧了生产力布局的分散局面，各县(市)产业结构雷同、低层次竞争，不利十生产要素集聚。加上全省城市化进程慢，小城镇数量过多、布局分散、规模偏小。如20万人口以上的大中城市，广东有31个，山东有27个，江苏有22个，浙江仅有8个。这样，必然造成浙江工业企业布局重复雷同、生产配套半径过大、生产成本过高，不利于质量的控制和要素的集聚，一些大型外商投资项目难以落户。
(三)工作体制不够顺
宁波位于长江三角洲的南翼，包含在上海经济圈范围内，但是长期以来没有做好接轨上海的文章。全市的外商直接投资工作机构不够稳定，专业招商队伍力量不足；管理体制不够统一，项目管理、招商工作、外企管理都比较分散；招商水平还不高，招商引资的成本较高，针对性和实效性不强；招商网络不够健全，招商方法不够灵活，大项目批准难，公关手段少，变通方法少。
(四)投资环境不够优
有关政策的科学性不够，透明度、稳定性不高，可操作性不强，政策编纂不及时，优惠政策承诺随意性过大；法律制度还难以满足外商对投资保障的心理要求，执法不严、司法不公、监督不力的现象仍不同程度地存在；对外商的税外乱收费现象仍时有发生，涉及外商的经济纠纷发生频繁，外商投诉案件在一定程度上增多。
在服务机构建设上，除宁波开发区、保税区外，其他各县(市)区、各级开发区都没有建立完整的投资服务机构，市里虽然成立了外商投资服务中心，但服务、协调的制约很大。各地重招商、轻服务，不能为外商提供咨询、注册、建设、经营全过程、全方位专家式服务。服务工作不够深，服务效率不够高。
(五)舆论宣传效果不够明显
与沿海其它省市相比，广东的招商重点为港澳，福建为台湾，上海为欧美大公司，江苏为新加坡，山东为日本、韩国，目标均比较明确。而宁波始终没有在招商的重点国别上有明确的定位和采取有针对性的措施。部分招商队伍走马观花，打一枪换个地方，钱花了不少，效果却寥寥。在招商项目准备方面，宣传资料十分简单，引不起外商的注意；项目资料也难以集中。由于体制上的原因和部门协调等方面的原因，符合浙江国民经济发展规划和产业导向的重大招商引资项目库，喊了多年始终没有建立和完善起来。部级新闻媒体对宁波的宣传力度与大连、青岛、苏州等城市比相去甚远，宁波主要媒体很少有外语节目或宣传国外先进技术信息的专门栏目
四、宁波扩大利用外商直接投资的对策建议
(一)宽领域有重点地利用国际资本。吸引更多的国际资本投向传统农业改造、生态农业、绿色食品、农产品加工、水产品养殖加工等特色农业领域；重点吸引外商资金投向电子信息、现代医药、石化、纺织、服装等五大标志性产业，交通运输设备、先进装备制造、新型金属材料及制品、造纸业及纸制品、家用电器及设备、食品arms0造等六大成长性产业；抓住我国开放服务业的契机，加大科研服务、管理咨询、工业设计、现代物流、金融租赁、教育培训、文化传媒等现代生产型服务业和房地产、医疗保健、休闲旅游等新兴服务产业领域的引资力度。
(二)做好跨国大公司和高新技术企业的工作。目前宁波的企业建设中，港澳台中小企业存量投资已经很大，今后引进国际资本的重点应放在跨国大公司和高新技术企业上，争取更多国家的大公司、大集团来投资设厂，并促进已投资跨国公司积极增资扩股。要制定更为完善合理的激励政策，促进国外高技术企业来投资，以提升宁波的工业产业结构，增强国际竞争优势。
(三)加快引进国外先进适用技术。政府应提供优惠政策，加快引进国外先进技术，对能够提供关键技术的外商投资项目实行减税和利息补贴支持，加速折旧，优先提供政府采购项目合同等，来鼓励国外大公司、大集团转让先进技术。通过实施企业r&d退税补贴，提高财政科技投资支出比重，优先提供土地、建筑、运输、电力等政策措施，鼓励国外大公司、大集团在宁波设立r&d机构或基地。
外商直接投资理论篇7
关键词:外商直接投资;经济增长;计量经济模型;因果检验
一、引言
许多经济学者已经就FDi对东道国(地区)经济带来的影响作过实证的研究分析。许多学者认为,在国内资金充裕、外汇储备较多的条件下,强劲的外商外商直接投资投资可能会导致外资对内资的挤出效应、产生行业垄断、阻碍民族工业发展,对国家经济发展产生负面作用。
具体到外商直接投资与我国经济增长的问题,国内外学者也进行了不少研究,Dayal-Gulatiandandaasim(2000)认为,中国不同地区导致了技术转移的外商外商直接投资投资类型对经济增长有强烈推动作用,相对富裕的东部、南部地区由于相对繁荣和具有较发达的基础设施更能够吸引外商外商直接投资投资,从而使外商直接投资提高了经济增长收敛的速度。
陈国宏、郑兆镰、桑赓陶(2000)运用因果关系检验法和协整关系检验法对中国1981年以来FDi与技术转移的相互关系进行经验研究,认为中国FDi是技术进步的重要原因。归纳来看,以上分析虽然在分析方法、数据来源和选区时段上各不相同,但结论基本相同,即外商直接投资对中国经济增长有着显著的促进作用。
本文在理论分析的基础之上,试图以上海市1986-2008年外商直接投资和经济增长的数据为基础,对两者的关系进行计量分析,为上海市加大招商引资力度,从而加快发展经济提供实证依据。
二、FDi对上海市经济增长的计量分析
(一)时间序列数据分析
本文方程所依据的数据是1988-2008年的统计数据,根据国民经济核算的支出法,GDp包括三部分:消费C,投资i以及净出口J。在文中我们用社会消费品零售总额来衡量消费C,用全社会固定资产投资来衡量投资i。本文把外商直接投资FDi做为解释变量,分别以社会消费品零售总额C、全社会固定资产投资i和净出口J为被解释变量,建立双对数计量经济模型.
ln(C)=4.3346+0.5427Ln(FDi)(1)
R2=0.8418adR2=0.8335F=101.1228
ln(i)=3.6507+0.6816Ln(FDi)(2)
R2=0.9214adR2=0.9173F=222.7606
ln(J)=3.9522+0.2843Ln(FDi)(3)
R2=0.3066adR2=0.2435F=4.8634
根据回归方程(1)、(2)、(3)可以看出外商直接投资FDi每增加1%,平均而言,上海市的社会消费品零售额C、全社会固定资产投资i、净出口J分别增长0.5427%、0.6816%、0.2843%。外商直接投资是通过促进这三方面的增长而促进GDp的增长,其中对全社会固定资产投资影响最大,这是因为外商直接投本身就是全社会固定资产投资的一部分,对净出口影响非常小,两者之间的统计关系不是很显著,对社会消费品零售总额影响也较大,这是因为外商直接投资主要流向当地一些内销型企业以及服务行业等。若直接对GDp和FDi作双对数回归模型可得:
ln(GDp)=4.9702+0.60041n(FDi)(4)
R2=0.8137adR2=0.8039F=82.9828
由回归方程(4)可知,FDi与GDp增长之间相关性很密切,GDp对FDi的弹性值为0.6004,这说明从1988年到2008年间,FDi每提高1个百分点,平均而言上海市的GDp将增长0.6004%,FDi解释了GDp的81%的变动,
这些数据表明从整体看,外商直接投资对上海市经济增长做出了一定的贡献。
(二)FDi与经济增长之间的Granger因果检验
根据背景数据,我们选择滞后期为1,2,3,4进行外商直接投资与经济增长之间的Granger因果分析,得出检验结果:在5%的显著性水平下,当滞后期为1,2,3,4时,存在FDi到GDp的单向因果关系,但是GDp到FDi的单向因果关系并不显著。但随着滞后期的减少,这种因果关系总体上有增强的趋势。由此可以看出上海市FDi的长期效应要大于短期效应。FDi的大量流入,加速了上海市的资金积累,有利于增加可用于投资的储蓄,对于促进资本的形成和GDp增长有直接的贡献,同时本地的经济发展了,必然会使投资环境有所改善,从而才能够吸引更多的FDi为经济增长做贡献。
三、结束语
以上分析表明,外商直接投资是上海市经济增长的原因之一。因此,加大招商引资力度是加快上海市经济增长的重要手段。要增强外商直接投资对上海市经济增长的影响和促进作用,建议注意以下几个方面:
第一,吸引外资的同时,要注意提高外商的投资质量,把利用外商投资和产业结构升级结合起来。第二,制定一些投资优惠政策,鼓励和引导外资流向我们技术力量薄弱的领域,流向支柱产业。第三,加强和改善投资环境也是吸引外商直接投资的重要条件。第四,外商直接投资政策由出口导向向竞争优势调整。
参考文献:
[1]张晓峒.计量经济分析[m].北京:经济科学出版社,2000.
[2]上海市统计年鉴.2009.
外商直接投资理论篇8
关键词：人民币汇率；升值；FDi
一、引言
随着2005年7月盯住“一揽子”货币的有管理的浮动汇率制度在我国的实施，人民币从此告别了固定汇率的时代，正式进入“小幅快跑”的升值周期。2007年11月以来，升值速度更是明显加快，屡破关口，累计升幅已超过16%。在全新的汇率制度下，人民币升值的趋势将伴随更大的波动，研究汇率升值对我国经济可能产生的影响和后果变得富有现实意义。
人民币汇率与FDi作为重要的宏观变量，在我国面临越来越突出的内外不平衡压力的背景下引起国内外广泛讨论和关注。一方面，在人民币外部和内部升值压力的推动下，人民币升值趋势及预期将在较长时期内存在；另一方面，长期以来FDi的“双刃剑”的特性已得到普遍的共识，既推动我国的经济增长，又存在诸多负面效应。因此如何立足新形势调整利用外资政策成为国内争论的焦点。
FDi不能像金融衍生产品一样通过跨期套期保值，并且包含着较大的沉没成本，因此宏观经济变量（如优惠政策、要素成本、现实和潜在的宏观经济条件、汇率水平等）成为跨国企业对外投资的重要决策变量。在诸多因素中，汇率水平及其波动是影响FDi流入的重要宏观经济因素，它通过多种途径影响着FDi流动规模及方向。人民币升值是否会导致FDi趋势的逆转是本文探讨的核心问题。
二、理论分析
国内外对于汇率波动对FDi影响的理论主要可以分为以下三类：
（一）本币升值将抑制FDi流入
此类观点的主要代表是“相对成本效应”理论（Cushman，1988）和“相对财富效应”理论（FrootandStein，1991），他们认为一国货币贬值会促进FDi的流入，而升值则对FDi会产生抑制作用。
1、相对成本效应理论。“相对生产成本效应”强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响，认为当其他因素相同时，一国货币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低意味着相同数量的外资可以雇用更多的劳动力，提高包括FDi在内的资本收益率，从而促进FDi流入。同理，当一国货币升值时，以本国货币表示的出口对象国的，当因汇率升值导致的本国生产成本与在出口对象国本地的生产成本的差额大于在出口对象国直接投资的成本时，就可能发生对外直接投资，即本国对外国进行投资，其他国家对本国的FDi就减少。
2、相对财富效应理论。Froot和Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”，并以此解释了20世纪80年代日本跨国公司因日元汇率大幅升值而大幅收购美国企业资产的现象。该理论认为东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，从而更有利于他们并购东道国国内企业或者在东道国建厂。
（二）本币升值将拉动FDi增长
认为货币贬值将会抑制FDi流入额研究者以Campa（1993）为代表，他认为可以通过跨国公司的海外投资决策预测其未来收益的期望值，一国货币越是坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越多的FDi流入，而货币贬值使投资者丧失信心，将会阻碍FDi的流入，同时使本国货币流向货币坚挺的国家。
（三）汇率变动将使FDi在不同部门及地区进行重新分配
1、部门效应理论。在简单的两部门经济体中（贸易品和非贸易品部门），一国币值变化对该国不同部门吸引FDi的能力产生不同影响。当一国货币贬值导致对贸易品需求上升时，外国直接投资可能更多地投入贸易品部门，从而减少非贸易品部门的生产。不仅如此，由于本币贬值导致贸易品需求上升，进而导致生产要素需求增加，从而提高了非贸易品生产要素成本，降低了非贸易品利润，故本币贬值还从供给方面对非贸易品部门产生紧缩效应，引起FDi流入出现行业偏向的可能。GoldbergL.S.（1993）认为，汇率调整具有资源重新配置效应。而资源的重新配置依赖于重新分配成本的多少和汇率变化的信号，这既包括国内资源的重新配置，也包括国外投资在不同行业间的配置。因此，从这个层面上看，一国货币币值变化将导致FDi在不同部门之间资源配置的转移，从而具有行业偏向特征。汇率变化除了通过需求和供给层面对FDi的部门流向产生影响之外，还可能通过预期收益和生产成本直接对部门利润产生影响。从理论上看，币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释。但一个简单的结论是由于企业逐利性，行业利润高将导致更多的资本流入。因此，在其他条件不变时，一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润并导致FDi流入该行业。
2、区位效应理论。aizenman（1992）认为汇率水平通过影响企业竞争力及国外直接投资在不同经济体之间的转移，即汇率水平对FDi产生区位效应。Goldberg（1993）认为汇率的区位效应依赖于初始投资成本（进入壁垒）、退出的非转换成本、企业风险类型及生产者的风险厌恶程度。同时，区位效应不能简单地理解为FDi在不同国家分布的调整，同时也包含不同投资国对汇率水平的不同反应。因此，汇率水平变化不仅对FDi全球区位分布产生影响，而且由于不同区位来源的FDi投资动机及风险类型存在差异，汇率变化对不同区位来源的投资者产生不同程度的冲击。所以，当东道国货币币值发生变化时，对不同区位来源的FDi投资行为产生不同程度的影响，而不同区位来源的FDi对汇率水平调整的反应程度亦存在差异。
在实证研究方面，绝大部分主要是针对美、日等发达国家，多数结论为：东道国的货币贬值会吸引国外直接投资流入，而货币升值会导致本国货币流向货币贬值国。本文持中立态度，将以实证回归来检验。
三、实证分析
（一）计量模型的构建
根据以上理论，初步构建如下的计量模型，以检验汇率升值对FDi的影响：
lnFDi=α0+α1e+α2Ve+α3G+ε
其中，FDi代表外商直接投资，e代表实际利率，Ve代表汇率波动，G代表GDp增长率。根据上文分析，α1的符号既可能是负号，也可能是正号，这取决于实证结果，而这正是我们所关心的。α2的符号是负号，汇率波动加大导致风险厌恶的投资人考虑向汇率相对稳定的国家投资，α3的符号无疑是正号，国内生产总值的稳定提高是经济发展水平提高的表现，也意味着更多的投资机会和投资利润率高，因而会吸引外商直接投资流入。
为降低异方差影响，本模型将FDi采用自然对数形式。为增加模型显著性，对Ve求倒数，并记作VeDS=1/Ve，Ve的求法是每个季度3个月汇率的标准差。并对各数据进行季节调整。对修正后的数据进行oLS估计，经验证，该模型不存在多重共线性和异方差，但存在正自相关。采用科克伦-奥克特迭代法进行补救，最终得到参数如下：
由上式可得，当实际汇率每增长一个单位，FDi的流入量将增加0.015629%；汇率波动的倒数每增加一个单位，FDi的流入量将增加0.06835%（即汇率波动越小，FDi流入量越大），即FDi与汇率波动负相关。外商直接投资的变动有很大部分是内部原因，即是由原来的自身规模决定的，实际汇率及其变动以及经济增长率只是影响FDi流入量的宏观经济因素。所以这些因素对于FDi流入的影响并没有其自身的影响大，但是这些因素也是不可忽视的。
（二）实证结果分析
通过上述人民币汇率和外商直接投资的实证分析，可得出以下结论：
1、人民币汇率升值会促进外商直接投资的流入。这一结论符合我国的实际国情。首先，结合我国贸易结构来看，加工贸易仍处于重要位置，而这些都是由FDi来生产和出口。加工贸易主要就是利用我国劳动力成本优势。汇率升值并不会改变我国劳动力相对价格，因而加工贸易的劳动力优势仍然存在。其次，汇率升值同时导致加工贸易在国外采购原材料的成本大幅下降，由于加工贸易企业成本为国外采购成本，因而基本上可以抵消汇率升值带来的影响，这些影响完全可以通过加强企业管理和劳动生产率提高加以弥补，所以汇率值小幅度升值并不会影响流入。
2、人民币汇率波动提高能够降低流入。这同理论分析相一致。1997年和1998年，人民币面临贬值压力，尽管我国政府公开申明人民币汇率不贬值，但是外商直接投资还是随着汇率波动增加而下降。而在2005年7月的汇率制度改革前，（见图1）人民币升值压力相对较大，在汇改前外商直接投资出现了一次快速增加。在其他时间段，汇率波动相对比较平稳，外商直接投资流入也相对比较稳定。
四、结论
结合理论与实证的分析，本文得出结论：人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用，汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。尽管本文得出的结论同传统投资理论不一致，但这恰恰符合我国实际情况。从外商直接投资的流入量不断增长就可以简单地做出这一结论，而且本文的实证结果也支持汇率升值和外商直接投资负相关这一结论。实际上，外商直接投资流入取决于我国稳定、持续的经济增长、巨大的国内市场和劳动力成本优势，只要这一根本前提没有发生实质性改变，就不会导致外商直接投资的逆转。此外，外商直接投资有相当大一部分投资在加工贸易上，汇率升值对加工贸易的影响相对较小，所以汇率小幅、渐进升值不会对外商直接投资造成太大影响。但是，汇率波动同外商直接投资呈正相关性表明，汇率快速升值是有害的，只可能导致短期资本快速流入，长期产业资本将推迟投资，对长期投资形成阻碍最终影响到劳动生产率的提高，而这是汇率升值背景下企业获得国际竞争力的关键。
参考文献：
1、朱华.人民币汇率问题研究[m].人民出版社,2007.
2、王文武.人民币升值对我国利用外商直接投资的影响分析[D].兰州大学,2007.
3、陈杰.对外贸易、FDi与人民币实际汇率关系研究[D].重庆大学,2007.
4、张庆君.人民币汇率变动对外商直接投资影响的实证分析[J].工业技术经济,2006(10).
5、光.人民币汇率问题:升值成本-收益分析[J].经济研究,2005(5).
外商直接投资理论篇9
[关健词]外商直接投资；外商间接投资；互补性
对外投资是指资本突破国家界限在国外的投资,按照投资主体是否拥有对投资企业的实际管理权,可以把对外投资分为对外直接投资(ForeignDirectinvestment-FDi)与对外间接投资(Fpi)。前者指投资者以控制企业经营管理权为核心,以获取利润为主要目的。后者主要是指购买外国公司的股票和其他有价证券的投资,以及中长期国际信贷。本文所指直接投资是指外商在华注册登记的三资企业,而把股票投资和对外借款及其他外商投资作为外商间接投资。
学术上关于FDi的论著主要集中在解释成因和讨论影响两个方面。早期的FDi理论主要从微观或宏观层面出发,重在解释对外直接投资形成的原因。微观层面如海默(1960)建立在不完全竞争基础上的垄断优势理论,雷蒙德·维农(1966)建立在国际贸易理论基础上的产品周期理论,巴克莱和卡逊(1976)等建立在科斯定理基础之上的内部化理论,以及约翰·邓宁(1977)建立在产业组织理论和国际贸易理论基础上的折衷理论(oLi);宏观层面如日本小岛清(1978)的比较优势理论。近期研究则主要集中在宏观(即国家层面)上,主要讨论直接投资对东道国的影响(包括正面的和负面的影响),以及提出政策建议,多为实证研究。
Fpi的理论主要是证券投资理论,大都从微观层面即从投资者层面论述如何规避风险,提高投资效益,如上世纪50年代马柯维茨的“资产组合理论”,60年代夏普的“资本资产定价模型(Capitalassetpricingmodel)”及70年代史提夫·罗斯的“资本资产套价理论(arbitragepricingtheory)”等。近期也开始有宏观即国家层面的论述。如有学者(于永达,2000)在分析Fpi发展趋势的基础上提出“中国及其他新兴市场经济国家、发展中国家应力主Fpi的健康发育、有序流动及相关法规的严密健全,趋利避弊。”也有人(马全军1996)考查Fpi对东道国的影响。
关于国际投资的文献尽管很多,但基本上都是要么从直接投资的角度,要么从间接投资的角度去论述,而对于FDi与Fpi二者关系角度去论述的则鲜有也。本文拟就FDi与Fpi的互补性作一论述,并在此基础上提出一些政策建议。
一、FDi与Fpi的互补性
1.从其作用来看,FDi和Fpi各有所长,具有互补性。FDi对东道国的正面作用一般认为有以下几个方面:引进资金,弥补建设资金的不足;引进先进技术(即技术溢出效应);借鉴先进的管理经验;提高劳动生产率,带动产业发展(主要是通过竞争及企业间的纵向或横向联系来带动;提高东道国的国际竞争力。其负面的影响是外商直接投资往往会背离东道国的产业及战略规划。以1997年～2002年外商在华实际直接投资数据看,外商投资主要集中在第二产业,占到了70%左右,且呈上升趋势,其中制造业接近70%,而且大都投资在劳动密集型和资金密集型产业。而对国家扶持的第一产业,则不到2%,对大力发展的第三产业,则仅占22%多一点,且呈下降趋势,从投资地域来说,主要集中在东部沿海地区。其中,2001年和2002年东部六省市(注:上海、江苏、浙江、山东、福建、广东)外商直接投资份额为70.72%和71.36%。而西部十省市(注:重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆)外商直接投资份额分别为3.09%和2.69%。可见外商投资也不考虑中国的西部大开发战略。另一方面,外商直接投资还容易造成垄断及技术依赖性等缺点。
Fpi包含对外借款和证券投资,前者作用主要在于可以利用国外资金,弥补建设资金的不足,其优点是资金可以自由使用,有利于国家产业结构调整和经济战略的实施。其缺点是造成一定的债务负担,且其使用成本一般也比国内资金高,对国际收支平衡也有较大的影响。后者的发展则不仅有利于利用外资,而且有助于完善我国的证券市场和公司治理制度,促进经济增长如Summers(2000)认为,证券市场的对外开放有助于降低资本成本、增加投资和提高产出。另一方面,作为发展中国家,证券市场若开放不当,又会增加其金融脆弱性,容易造成一国金融危机。
2.FDi和Fpi二者互相促进。FDi对Fpi的促进作用主要在于:FDi需要基础设施等方面的大量配套设施,客观上刺激东道国对Fpi的需求;FDi有助于提高东道国的竞争力,促进东道国制度的不完善和与国际接轨的程度,使外商投资更加安全,有利于大量Fpi的流入;跨国公司等FDi本身需要在国际货币市场上筹集大量的资金,这从实质上来说增加了国间接投资的流量。而Fpi对FDi的拉动作用则在于:大量Fpi的流入,有助于受资国筹集大量资金,改善本国的投资环境(如完善基础设施建设等),提高吸引FDi的竞争力。
二、对利用外资的政策建议
1.政府要加深对国际投资的认识,转变观念。国际投资既有积极的作用,也有消极的作用,许多政府官员只看到其积极作用的一面,而忽视其消极作用的一面,认为吸引外资多多益善,盲目吸引,更有甚者把吸引外资的数量当作自己的政绩来看待。政府应该从根本上转变观念,首先必须认识到引进外资只是我们发展的经济的一种手段,而不是根本目的。因此,外资的引进必须有利于中国经济的发展,有利于中国产业结构的调整与升级,有利于民族工业的发展和科学技术创新。同样,对政府官员吸引外资的考核也应该以此为标准,重在引资质量,而不是单纯地看其引资数量。超级秘书网
2.吸引FDi与Fpi并举,重点在吸引直接投资。FDi和Fpi二者各有优点,也各有缺点,二者存在一定的互补性,因此,应该把二者结合起来使用。一方面,西部大开发战略提高基础设施,需要大量的资金,振兴东北老工业基地,也需要巨额资金,另一方面,我国外汇储备充足,目前的负债率并不高,有较大的引资空间。因此,可吸收Fpi来弥补建设资金的不足。
3.转变引资措施,从税赋减免等优惠措施向改善投资环境转移。我国利用外资的成本是世界上最高的,主要以对外资实行税赋减免等优惠措施来吸引外资的,使外资税赋很低。而中国内资企业所得税率为33%,税赋极不平等。这造成了国内企业和外资企业的不公平竞争,使本来就弱小的国内企业在竞争上处于更加不利的地位,同时也剌激了假外资的盛行,这实质上和引进外资的根本目标(发展中国经济的一种手段)是背道而驰的。一国吸引外资的因素很多,主要在于投资环境,包括基础设施、人力资源、政策法规、经济运行状况和社会及政治状况等软硬环境。我国吸引外资的竞争力并不强,我国作为亚洲外商直接投资最多的东道国,主要是由于地缘、文化、和民族关系,即许多外商直接投资来源于华人。据统计,截至2003年底,我国实际利用港澳台华商直接投资份额占52.7%;合同金额占全国的52.7%。从地域来看,我国的外商直接投资来源主要在亚洲,而在亚洲的投资来源中,中国港澳台地区在大陆的投资占较大比重。而港澳台的投资中,近一半投资在广东和福建两省,这很大程度上是由于这两个省与港澳台有较近的地缘及文化习俗等密不可分(其商喜欢在广东投资,而台商则更愿意在福建投资),而并非仅仅因为优惠政策。新晨
4.由对外资优惠转向对产业、地域优惠,并对某些行业的外资进行必要的限制,以维护国家经济安全和保护民族工业的发展。由于对外资的税赋优惠,给予外资的超国民待遇使国内企业处于不平等的竞争地位,同时也刺激了假外资的盛行。另一方面,这本身也不合理,也不利于中国产业结构的调整和民族工业的发展。因此,应把对外资的优惠转移到对产业、对地区的优惠,给予内外资同等待遇,把引资的优惠政策同国家的产业政策和宏观发展战略联系起来,真正达到利用外资增强国力,发展本国经济的目的。同时,对有关国家安全的产业,也禁止外资的涉入,如航空、通讯、军事等。对民族工业冲击应适当限制,对一些高能耗、高污染、低技术含量、或者本国已经发展得很成熟的产业要限制。
参考文献:
[1]于永达:国际间接投资超前发展论析[J].世界经济,2000(6),pp57
[2]马全军:国际间接投资:对东道国的影响[J].世界贸易,1996(7),pp31
外商直接投资理论篇10
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[2]林勤跃.金砖四国：经济转型与持续增长.经济学动态，2010（10）.
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