導(dǎo)語(yǔ)：如何才能寫(xiě)好一篇外商直接投資相關(guān)理論，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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

改革開(kāi)放以來(lái)，江西對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資取得了較快的發(fā)展。從表面上直觀地來(lái)看，江西對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資呈現(xiàn)著較強(qiáng)的相關(guān)性，但是它們之間是否又存在著因果關(guān)系?本文將利用過(guò)去20多年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)江西貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)狀進(jìn)行實(shí)證分析，并提出相應(yīng)對(duì)策建議。

一、相關(guān)研究回顧

貿(mào)易投資一體化是指對(duì)外貿(mào)易與直接投資同時(shí)存在或融為一體，微觀上兩者有分工又有共同的行為目標(biāo)，宏觀上二者高度融合、相互依賴(lài)、共生發(fā)展(陳陽(yáng)和王延明，2007)。國(guó)內(nèi)外對(duì)貿(mào)易投資一體化的研究主要集中于兩者之間的關(guān)系方面。由于傳統(tǒng)國(guó)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(guó)際直接投資理論則以市場(chǎng)不完全性作為分析問(wèn)題的前提。因此，傳統(tǒng)的國(guó)際貿(mào)易理論與國(guó)際直接投資理論是相互獨(dú)立的，國(guó)際貿(mào)易理論通常不分析國(guó)際直接投資問(wèn)題，國(guó)際直接投資理論也不研究國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題。現(xiàn)代的國(guó)際貿(mào)易理論和國(guó)際直接投資理論都試圖擴(kuò)大自己的研究范圍和對(duì)象，出現(xiàn)了貿(mào)易理論與投資理論的融合與交叉(張?zhí)旃穑?004)。美國(guó)哈佛大學(xué)教授Vernon(1966)的產(chǎn)品周期理論較早地把國(guó)際貿(mào)易和國(guó)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(lái)的是鄧寧的國(guó)際生產(chǎn)折衷理論，它使國(guó)際直接投資理論與國(guó)際貿(mào)易理論得到進(jìn)一步的融合。迄今為止，理論上已經(jīng)形成了Mundell(1957)的替代論、K.Kojima(1977)的互補(bǔ)論、Patrie(1994)的不確定論三種關(guān)于外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的不同觀點(diǎn)。

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

20世紀(jì)90年代以來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，普遍認(rèn)為外商直接投資與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)的進(jìn)出口規(guī)模及結(jié)構(gòu)優(yōu)化有較大的促進(jìn)作用。如江小涓(2002)首次對(duì)FDI與我國(guó)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)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(guó)的出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力。陳繼勇和秦臻(2006)對(duì)1992年至2004年外商對(duì)華直接投資對(duì)中國(guó)商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，外商對(duì)華直接投資對(duì)中國(guó)商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的增長(zhǎng)均存在長(zhǎng)期且顯著的促進(jìn)作用。當(dāng)然，學(xué)者們的研究結(jié)果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)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(zhǎng)期內(nèi)FDI流入對(duì)我國(guó)商品進(jìn)出口都存在顯著的促進(jìn)作用，但短期內(nèi)對(duì)出口的影響不顯著。

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

二、江西貿(mào)易投資一體化的實(shí)證分析

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

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

(1)江西外商直接投資企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模不斷擴(kuò)大，在對(duì)外貿(mào)易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動(dòng)江西對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。從圖1可以看出:第一，近些年來(lái)，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(zhǎng)率為30%;尤其是近幾年發(fā)展較快，從2002年到2007年6年時(shí)間增加了45.6億美元，年均增長(zhǎng)率為62.5%。第二，江西外商投資企業(yè)進(jìn)出口額占全部進(jìn)出口額的比重有所上升。江西外商投資企業(yè)進(jìn)出口額占全部進(jìn)出口額的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7個(gè)百分點(diǎn)。從1999年開(kāi)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(zhǎng)的外資企業(yè)進(jìn)出口總額及其所占比重在一定程度上直接推動(dòng)了對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

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

第一，外商直接投資對(duì)江西對(duì)外貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，且對(duì)進(jìn)口的作用大于對(duì)出口的作用。從1987-2007年，江西外商直接投資與進(jìn)出口、出口、進(jìn)口之間有著密切的線(xiàn)性關(guān)系。外商直接投資的邊際貿(mào)易傾向、邊際出口傾向和邊際進(jìn)口傾向分別為0.34、0.28和0.51，即外商直接投資每增加1%平均導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易、出口和進(jìn)口分別增加0.34%、0.28%和0.51%。可見(jiàn)，外商直接投資對(duì)進(jìn)口的作用大于對(duì)出口的作用。

第二，外商直接投資促進(jìn)江西對(duì)外貿(mào)易的作用有不斷加強(qiáng)的趨勢(shì)。通過(guò)分別對(duì)1987-2007和1987-1999兩個(gè)不同時(shí)期的外商直接投資對(duì)外貿(mào)的回歸可以看出，無(wú)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(shuō)明近幾年(2000-2007)江西外商直接投資對(duì)進(jìn)出口、出口和進(jìn)口的作用有所加強(qiáng)。

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

(1)從出口商品結(jié)構(gòu)來(lái)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(xiàn)性關(guān)系，江西工業(yè)品出口對(duì)外商直接投資的平均彈性為0.29，說(shuō)明外商直接投資每增加1%，平均導(dǎo)致工業(yè)品出口約增加0.29%;而江西的外商直接投資與初級(jí)產(chǎn)品出口(EXP)之間的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明江西外商直接直接投資還不能促進(jìn)初級(jí)產(chǎn)品的出口。因此，江西外商直接投資對(duì)制成品出口的作用明顯大于對(duì)初級(jí)品的作用，有利于優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。

(2)從進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)來(lái)看，江西的外商直接投資(FDI)與初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口(IMP)、工業(yè)制成品進(jìn)口(IMI)之間都有著密切的線(xiàn)性關(guān)系，初級(jí)品進(jìn)口和工業(yè)品進(jìn)口對(duì)外商直接投資的平均彈性分別為0.41和0.49，說(shuō)明外商直接投資每增加1%，平均導(dǎo)致初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口和工業(yè)品進(jìn)口分別增加0.41%和0.49%，兩者相差不大，說(shuō)明江西外商直接投資對(duì)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

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

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

(三)對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資的相互關(guān)系分析

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

1.研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源。

(1)Granger因果檢驗(yàn)是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的一種常用方法。因果檢驗(yàn)認(rèn)為，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，則X的過(guò)去值應(yīng)該能夠幫助預(yù)測(cè)Y的未來(lái)值，但Y的過(guò)去值不應(yīng)該能夠幫助預(yù)測(cè)X的未來(lái)值。因此，Granger因果性檢驗(yàn)一個(gè)變量在多大程度上可由一個(gè)變量自身的過(guò)去值來(lái)解釋以及加入其它解釋變量的過(guò)去值，能否增加解釋力度。根據(jù)Granger因果分析的假設(shè)前提，所分析的數(shù)據(jù)要求是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此在進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)之前先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)即單位根檢驗(yàn)。

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

2.實(shí)證結(jié)果分析。

(1)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采取擴(kuò)充迪基-富勒檢驗(yàn)即ADF檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，原始序列的ADF值均大于臨界值，說(shuō)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(shuō)明序列經(jīng)過(guò)差分后達(dá)到平穩(wěn)，因此，可用其一階差分進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(2)因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提是序列必須是平穩(wěn)的，因此我們用4個(gè)變量的平穩(wěn)序列即一階差分序列通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果看出，江西外商直接投資無(wú)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(shuō)明盡管江西外商直接投資能夠在一定程度上促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易也能夠在一定程度上促進(jìn)外商直接投資的進(jìn)入，但是由于江西的對(duì)外貿(mào)易與外

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

三、結(jié)論與對(duì)策建議

通過(guò)以上實(shí)證分析，本文得出如下結(jié)論和建議:

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

第二，盡管江西對(duì)外貿(mào)易與外商之間有相互促進(jìn)作用，但它們之間不存在因果關(guān)系。因果檢驗(yàn)告訴我們，江西對(duì)外貿(mào)易與外商投資之間沒(méi)有因果關(guān)系。這說(shuō)明:一方面，江西利用外商直接投資總額還太小，而且外商直接投資的進(jìn)出口額占江西進(jìn)出口額的比例也較小，其對(duì)江西對(duì)外貿(mào)易的直接作用并不是很大;同時(shí)由于引進(jìn)外商直接投資的質(zhì)量不高，其外溢效應(yīng)也沒(méi)有充分的顯現(xiàn)出來(lái)。另一方面，江西的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展也相對(duì)落后，外商直接投資進(jìn)入考慮更多的是江西的軟硬環(huán)境、優(yōu)惠政策、市場(chǎng)規(guī)模等等，而不是其對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展程度，因此對(duì)外貿(mào)易也不是江西外商直接投資進(jìn)入的主要?jiǎng)恿?，不能?gòu)成其Granger原因。

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

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篇2

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

改革開(kāi)放以來(lái)，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬(wàn)美元增加到2005年的17000萬(wàn)美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢?jiàn)，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德?tīng)枮榇淼南嗷ヌ娲P(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?tīng)栍?957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德?tīng)栒J(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開(kāi)貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)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(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無(wú)論是芒德?tīng)柕奶娲Ｐ?，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(lái)的，并沒(méi)有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。

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

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

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)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(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

近年來(lái)，不少?lài)?guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線(xiàn)性和自相關(guān)。

對(duì)浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來(lái)說(shuō)總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過(guò)對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來(lái)看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來(lái)看卻對(duì)浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯，市場(chǎng)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(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說(shuō)明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說(shuō)明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷(xiāo)售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來(lái)自本土,從國(guó)外的進(jìn)口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對(duì)各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說(shuō)明浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

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

三、結(jié)論與建議

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

（1）從長(zhǎng)期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來(lái)看是十分明顯的,無(wú)疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實(shí)證分析來(lái)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)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(lài)外省或是從國(guó)外進(jìn)口。因而通過(guò)對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無(wú)疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來(lái)越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對(duì)外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

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

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

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

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門(mén)有必要充分重視對(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對(duì)外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實(shí)可行的對(duì)外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國(guó)際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國(guó)公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)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(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

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篇3

［關(guān)鍵詞］FDI；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)；協(xié)整分析；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

［中圖分類(lèi)號(hào)］F121 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ［文章編號(hào)］1005-6432（2011）22-0086-04

引進(jìn)外商直接投資是中國(guó)的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放最重要的內(nèi)容之一。外商直接投資在廣東省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和發(fā)展中占據(jù)了相當(dāng)重要的位置,有力地促進(jìn)了廣東省經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展。這種貢獻(xiàn)不僅表現(xiàn)在外商直接投資帶來(lái)廣東省經(jīng)濟(jì)建設(shè)所急需的資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),創(chuàng)造了就業(yè)機(jī)會(huì),增加了財(cái)政收入,還表現(xiàn)在外商直接投資的進(jìn)入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、調(diào)整和提升起著重要的作用。綜觀外商直接投資對(duì)廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面通過(guò)新增投資的產(chǎn)業(yè)流向及其變化來(lái)影響廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；另一方面通過(guò)技術(shù)外溢、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等作用改變廣東省的存量資本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),間接推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必然帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),外商直接投資是否引起了經(jīng)濟(jì)意義上的“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)”？本文就將外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)同廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)聯(lián)系起來(lái),實(shí)證分析外商直接投資結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

1 文獻(xiàn)綜述

國(guó)外的研究：錢(qián)納里在20世紀(jì)60年代提出了“雙缺口模型”,指出利用外資有助于解決儲(chǔ)蓄和外匯缺口,進(jìn)而推動(dòng)?xùn)|道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換；20世紀(jì)70年代以后,赫爾希曼從技術(shù)缺口的角度提出了利用FDI對(duì)發(fā)展中國(guó)家調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的意義；日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論,認(rèn)為投資應(yīng)從投資國(guó)已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢(shì)的產(chǎn)業(yè)即邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行,而這些產(chǎn)業(yè)是東道國(guó)具有明顯或潛在比較優(yōu)勢(shì)的部門(mén),如果沒(méi)有外來(lái)資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),東道國(guó)的這些優(yōu)勢(shì)就不能被利用,而通過(guò)邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移雙方可以在擴(kuò)大貿(mào)易的同時(shí)升級(jí)和改善各國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。國(guó)內(nèi)的一些學(xué)者也對(duì)外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面進(jìn)行了研究,郭克莎(2000)通過(guò)對(duì)外商投資結(jié)構(gòu)研究,發(fā)現(xiàn)外商投資對(duì)我國(guó)工業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展具有促進(jìn)作用而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展作用較??；安占然(2007)認(rèn)為外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)最大,對(duì)第一和第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)次之,是引起我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年時(shí)間序列數(shù)據(jù),在柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的框架下,應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)方法實(shí)證研究了外商直接投資對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng),結(jié)果表明,長(zhǎng)期來(lái)看,在這段時(shí)間里外商直接投資對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的影響。唐曼蘭(2009)指出，對(duì)外直接投資是優(yōu)化廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一條重要和有效的途徑。外商直接投資正是通過(guò)各產(chǎn)業(yè)之間不同的分布比例和不同的貢獻(xiàn)度,促進(jìn)了廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和升級(jí)。

但從FDI產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)角度來(lái)研究外商直接投資對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的文獻(xiàn)還很少,本文從這個(gè)角度證明了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性和對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的影響效果。

2 外商直接投資引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

對(duì)于外商直接投資是否引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng),我們可以用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相互解釋作用。如果外國(guó)直接投資是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的一個(gè)重要原因,則可以認(rèn)為外國(guó)直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

2.1 變量設(shè)定

我們用FDI表示每年外商直接投資額,IS表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng),其中IS1表示第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重,IS2表示第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重,IS3表示第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。我們用Eviews5.0對(duì)廣東省1990―2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

2.2 檢驗(yàn)步驟

對(duì)LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1：

檢驗(yàn)結(jié)果得到四個(gè)變量都為一階單整,可以用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立計(jì)量模型為：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,對(duì)計(jì)量方程進(jìn)行回歸,得到殘差序列,對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),回歸后的殘差都是平穩(wěn)的,說(shuō)明FDI同IS1,IS2,IS3都存在協(xié)整關(guān)系,即滿(mǎn)足進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的條件。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2：

2.3 結(jié)論

由上面的計(jì)量分析我們看到,外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系,并且通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),我們從表2看到當(dāng)滯后期為3時(shí),外商直接投資不是引起廣東省第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因的概率只有4.75%,說(shuō)明外商直接投資引起第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化,而第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化不是引起外商直接投資變化原因的概率高達(dá)99.76%,說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化沒(méi)有帶來(lái)外商直接投資量的增加或減少,這可能是由于外商直接投資于第一產(chǎn)業(yè)的比重比較低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即外商直接投資是引起廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因。根據(jù)表2,F值都沒(méi)有10%的顯著性水平,說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化沒(méi)有帶來(lái)外商直接投資的變化。

通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),我們證明了外商直接投資引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性,說(shuō)明外商直接投資會(huì)引起廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng),而外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)又會(huì)對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)怎樣的影響？下面我們來(lái)分析外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

3 外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)：基于增長(zhǎng)模型的分析

在結(jié)構(gòu)主義增長(zhǎng)理論的框架下,結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用可以表現(xiàn)為要素效率的提升和全要素生產(chǎn)率的提升。為描述外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響效果,分別考慮外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)要素效率和全要素生產(chǎn)率的影響。

3.1 模型設(shè)定

沿用結(jié)構(gòu)主義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的一般實(shí)證研究思路,我們?cè)趥鹘y(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型注入外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量,給出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分別代表廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)力投入、資本積累、FDI的投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量(SFDIi表示外商直接投資在第i產(chǎn)業(yè)的投資額占總投資額的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t時(shí)期的全要素生產(chǎn)率,θ反映外商直接投資的間接產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的效果,Bt 度量了技術(shù)進(jìn)步、制度變遷等除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素之外的其他因素。η為外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)資本效率的影響系數(shù),經(jīng)濟(jì)含義是,如果η為0,表明外商直接投資的資本結(jié)構(gòu)變動(dòng)特征并沒(méi)有趨向于向高資本效率的產(chǎn)業(yè)調(diào)整,但η為0并不代表外商直接投資沒(méi)有結(jié)構(gòu)效應(yīng)的可能性:一方面,外資的自身結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能帶來(lái)自身全要素生產(chǎn)率的變化；另一方面,外資的結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能通過(guò)培育新興產(chǎn)業(yè)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新等方面,來(lái)間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此時(shí)，外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)表現(xiàn)為有助于提高全要素生產(chǎn)率來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),即η>0。反之,如果η

由上述理論闡述,我們得到計(jì)量模型為：

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

3.2 協(xié)整分析

對(duì)Y、SFDIi、L、K等變量1990―2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3：

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

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

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

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

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

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

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

分別對(duì)三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),由檢驗(yàn)結(jié)果可知,三個(gè)回歸方程的殘差值都是平穩(wěn)的,即反映了變量之間對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

3.3 結(jié)果分析

從方程式(1)的計(jì)量結(jié)果看，回歸方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1兩項(xiàng)都沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn),其對(duì)LNY的相關(guān)性不顯著。這說(shuō)明,無(wú)論是對(duì)資本投資效率還是全要素生產(chǎn)率,外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用并不明顯。這可能是由于外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的比重相對(duì)較低決定的。從近20年的數(shù)據(jù)我們可以看到,外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波動(dòng)幅度不大。

方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通過(guò)了1%的顯著性水平,說(shuō)明外商直接投資的資本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量不僅通過(guò)資本效率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),還通過(guò)全要素生產(chǎn)率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外,LNSFDI2的系數(shù)為負(fù),說(shuō)明外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變量與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來(lái)全要素生產(chǎn)率的下降。LNK×SFDI2的系數(shù)為正,則說(shuō)明外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高將帶來(lái)資本產(chǎn)出率的提高。

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

從外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率來(lái)看,外商直接投資結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用可能存在兩種途徑：一是外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來(lái)的自身全要素生產(chǎn)率的改變；二是外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)資本帶來(lái)結(jié)構(gòu)外溢效應(yīng),可以從產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平擴(kuò)散、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)深化等方面加以解釋。

對(duì)于第二產(chǎn)業(yè),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高造成全要素生產(chǎn)率下降的主要原因一部分在于進(jìn)入廣東省的FDI質(zhì)量不高,另一部分在于FDI進(jìn)入后對(duì)國(guó)內(nèi)廠商產(chǎn)生的擠出效應(yīng)。具體表現(xiàn)在,第一，從產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平擴(kuò)散的程度上來(lái)看,外商直接投資的進(jìn)入會(huì)將原來(lái)服務(wù)于國(guó)內(nèi)企業(yè)的優(yōu)秀人才吸引過(guò)去，造成國(guó)內(nèi)企業(yè)人力資本減少和積累速度減慢。第二，外商直接投資企業(yè)搶占原本由本國(guó)企業(yè)利用的稀缺資源,導(dǎo)致本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率下降。第三，從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)水平來(lái)看,廣東省外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈集成度并不高,原因在于不少FDI的進(jìn)入是為了利用廉價(jià)勞動(dòng)力,將廣東作為其全球戰(zhàn)略中的加工基地。廣東省的外商直接投資具有加工貿(mào)易傾向,外商提供的技術(shù)屬于裝配組裝技術(shù)和后工序生產(chǎn)技術(shù)的比重較大。

從以上研究知,外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率弊大于利,加之外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中主要集中在第二產(chǎn)業(yè),且主要集中在制造業(yè),在2008年,外商直接投在制造業(yè)的金額占投資在第二產(chǎn)業(yè)的總額的96.2%,導(dǎo)致了第二產(chǎn)業(yè)過(guò)度投資,引起生產(chǎn)率下降。

對(duì)于第三產(chǎn)業(yè),由于第三產(chǎn)業(yè)開(kāi)放較晚,且在很多行業(yè)中廣東省的發(fā)展還很不完善,市場(chǎng)不健全。外商直接投資帶來(lái)的先進(jìn)的技術(shù)彌補(bǔ)了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金不足的問(wèn)題。同時(shí)外商直接投資會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)資本產(chǎn)生擠入或擠出效應(yīng),不同行業(yè)、不同國(guó)家的資本形成效應(yīng)也不同。如果外國(guó)公司進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)使該市場(chǎng)更具有競(jìng)爭(zhēng)性,將會(huì)迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)增加投資。而作為后期發(fā)展起來(lái)的廣東省第三產(chǎn)業(yè),先進(jìn)技術(shù)和資金的流入會(huì)促進(jìn)廣東第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

4 結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用廣東省的數(shù)據(jù),對(duì)外商直接投資引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析,并分析了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。初步檢驗(yàn)了外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性。

首先,通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),證明了外商直接投資會(huì)對(duì)廣東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來(lái)影響,說(shuō)明外商直接投資和廣東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)存在著單向因果關(guān)系。

其次,本文還通過(guò)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)通過(guò)全要素生產(chǎn)率和資本產(chǎn)出率對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。由于外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的投資比例比較小,所以外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系不顯著。外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變量與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來(lái)全要素生產(chǎn)率的下降,而相反，外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高將帶來(lái)資本產(chǎn)出率的提高。對(duì)于第三產(chǎn)業(yè),外商直接投資第三產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來(lái)全要素生產(chǎn)率的提升,但會(huì)使得資本產(chǎn)出率降低。

對(duì)于上述計(jì)量結(jié)果和廣東省外商直接投資在三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的分布不均,以及外商直接投資產(chǎn)業(yè)中的分布不均等問(wèn)題,本文提出以下建議：

第一,進(jìn)一步改進(jìn)廣東省的引資政策,完善外商直接投資的投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。積極鼓勵(lì)外商直接投資于農(nóng)業(yè)新技術(shù)和農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)項(xiàng)目,引進(jìn)好的優(yōu)良品種和新的種植管理技術(shù),促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展；加強(qiáng)引進(jìn)外商直接投資對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)的投入,發(fā)揮外商直接投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的效用。

第二,積極引進(jìn)高產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度的項(xiàng)目,積極培育與外資相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,形成有效的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和聚集效應(yīng),充分發(fā)揮外資的產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)效果,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的目標(biāo)。尤其是一些由跨國(guó)公司主宰的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)群,如汽車(chē)、電子等作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè),這些產(chǎn)業(yè)層次上符合一體化國(guó)際分工體系已經(jīng)形成,產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度極高,且國(guó)際化程度也很高,并正在越來(lái)越大的程度上決定和引導(dǎo)著全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。即要通過(guò)發(fā)展本地的配套產(chǎn)業(yè)來(lái)吸引國(guó)際重要主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的跨國(guó)公司進(jìn)入廣東。

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篇4

在這樣的背景下，挖掘投資與貿(mào)易的關(guān)系顯得更為重要，兩者之間的關(guān)系對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展產(chǎn)生直接影響。中國(guó)對(duì)外直接投資的方式和目的多種多樣，這些投資對(duì)貿(mào)易是產(chǎn)生正向的補(bǔ)充和創(chuàng)造作用還是負(fù)面的擠出和替代效應(yīng)，有待實(shí)證。

一、文獻(xiàn)綜述

1.國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際直接投資的替代關(guān)系理論

在1960年海默首次突破自然稟賦理論解釋了美國(guó)公司對(duì)外直接投資行為后，F(xiàn)DI理論進(jìn)入國(guó)際生產(chǎn)分工的理論階段，經(jīng)眾多學(xué)者發(fā)展成為壟斷優(yōu)勢(shì)理論。在市場(chǎng)不完全的基礎(chǔ)上，企業(yè)特定優(yōu)勢(shì)成為其對(duì)外直接投資的必要條件之一。

弗農(nóng)將跨國(guó)公司對(duì)外投資的行為解釋為對(duì)出口貿(mào)易的替代。該理論分析了跨國(guó)公司在創(chuàng)新期、成熟期和標(biāo)準(zhǔn)化時(shí)期的對(duì)外投資的行為。但該理論局限于跨國(guó)公司制造業(yè)產(chǎn)品，并且不適用于解釋發(fā)達(dá)國(guó)家直接互相投資的行為。

蒙代爾（1957）利用標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際貿(mào)易模型研究證實(shí)投資與貿(mào)易的替代關(guān)系，即當(dāng)OFDI不能發(fā)生時(shí)對(duì)貿(mào)易的影響。證明了對(duì)國(guó)際貿(mào)易的阻礙會(huì)促進(jìn)資本的流動(dòng)，而對(duì)資本流動(dòng)的限制則會(huì)促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易。

2.國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際直接投資的互補(bǔ)關(guān)系理論

小島清的理論基于日本對(duì)美投資，強(qiáng)調(diào)國(guó)際生產(chǎn)分工，并指出國(guó)際資本流動(dòng)還包括技術(shù)、人力資本、管理經(jīng)驗(yàn)等。赫爾普曼和克魯格曼都支持貿(mào)易創(chuàng)造理論，認(rèn)為在規(guī)模報(bào)酬遞增的條件下，跨國(guó)公司在專(zhuān)利技術(shù)、管理方式上具有專(zhuān)有優(yōu)勢(shì)，會(huì)與其海外子公司產(chǎn)生大量的公司內(nèi)貿(mào)易。Lipsey等在80年代的研究證實(shí)了海外生產(chǎn)和母國(guó)出口具有互補(bǔ)關(guān)系，在2000年對(duì)日本、瑞典、美國(guó)的跨國(guó)公司的研究證明了OFDI與貿(mào)易互相補(bǔ)充的觀點(diǎn)。

3.國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際直接投資的權(quán)變關(guān)系理論

權(quán)變關(guān)系理論綜合了以上兩種觀點(diǎn)，認(rèn)為貿(mào)易與投資的關(guān)系存在“門(mén)檻”，而不具有統(tǒng)一解釋。陳立敏（2010）匯總了一些國(guó)外學(xué)者的觀點(diǎn)，例如Bergsten（1980）認(rèn)為，投資與貿(mào)易替代或互補(bǔ)是由國(guó)際化投資程度決定的，而Markuson和Svenson（1985）的觀點(diǎn)是二者關(guān)系取決于貿(mào)易與非貿(mào)易要素之間是否合作。Gray（1998）指出，對(duì)外投資的動(dòng)機(jī)和類(lèi)型直接影響了它與貿(mào)易的關(guān)系，Head與Ries（2001）指出對(duì)外投資的水平或垂直決定了它與貿(mào)易的關(guān)系。Blonigen（2001）的研究認(rèn)為，投資與貿(mào)易的關(guān)系與投資的短期和長(zhǎng)期效應(yīng)有關(guān)。Svenson（2004）指出，這與其涉及的產(chǎn)業(yè)分類(lèi)精細(xì)化程度有關(guān)。

二、實(shí)證分析

1.變量選取

本文研究?jī)?nèi)容是中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與國(guó)際投資行為的關(guān)系，因變量為中國(guó)對(duì)外貿(mào)易金額，自變量為中國(guó)對(duì)外直接投資（ODFI）和外商對(duì)中國(guó)直接投資（FDI）。與貿(mào)易有關(guān)因素還有很多，如一國(guó)GDP和人均GDP，鑒于以往學(xué)者的研究，可以很清晰地認(rèn)識(shí)到這些變量與OFDI和FDI有著顯著的回歸關(guān)系，因而本文只選取OFDI和FDI為自變量。

本文選取我國(guó)2004年～2012年對(duì)北美洲、拉丁美洲、歐洲、非洲、亞洲、大洋洲的貿(mào)易及投資數(shù)據(jù)。其中貿(mào)易指標(biāo)為中國(guó)對(duì)各地區(qū)海關(guān)貨物進(jìn)出口總額（萬(wàn)美元），投資數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

2.實(shí)證檢驗(yàn)

（1）模型建立

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

其中i代表地區(qū)，j代表時(shí)間。TRADEij表示j年中國(guó)對(duì)i地區(qū)的海關(guān)貨物進(jìn)出口總額，OFDIij為j年中國(guó)對(duì)i地區(qū)的對(duì)外直接投資流量，F(xiàn)DIij表示j年i地區(qū)對(duì)中國(guó)的實(shí)際投資額。

此時(shí)R2為0.84，表明中國(guó)對(duì)外直接投資和外商對(duì)華實(shí)際投資對(duì)貿(mào)易額具有較好的解釋作用。模型可表示為：

經(jīng)檢驗(yàn)，模型不存在異方差，具有一階序列相關(guān)性。修正后不再具有序列相關(guān)。此時(shí)模型應(yīng)為：

（2）模型分析

FDI每增長(zhǎng)一萬(wàn)美元，雙邊貿(mào)易額就會(huì)增加十萬(wàn)美元，而OFDI每增長(zhǎng)一萬(wàn)美元，會(huì)使貿(mào)易額增加二萬(wàn)八千美元?？梢钥闯觯袊?guó)對(duì)外直接投資和外商對(duì)華直接投資對(duì)于國(guó)際貿(mào)易具有正向的影響，且外商對(duì)華直接投資對(duì)于貿(mào)易的促進(jìn)作用更大。

根據(jù)新新貿(mào)易理論，投資與貿(mào)易一體化的原因在于公司內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易通過(guò)企業(yè)專(zhuān)業(yè)化和規(guī)?；龠M(jìn)增長(zhǎng)。公司內(nèi)貿(mào)易則說(shuō)明，先有對(duì)外投資才有貿(mào)易產(chǎn)生，因此投資是貿(mào)易的先導(dǎo)。但一般理論認(rèn)為，在中國(guó)是貿(mào)易先行的。中國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，基本遵循貿(mào)易在前為投資積累經(jīng)驗(yàn)、熟悉市場(chǎng)，再進(jìn)行對(duì)外直接投資。根據(jù)實(shí)際情況和理論分析可以看出，外商對(duì)于中國(guó)的投資目的在于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而中國(guó)對(duì)外直接投資尚不具有這樣的性質(zhì)。并且，外商對(duì)華直接投資增加了跨國(guó)公司位于中國(guó)的子公司對(duì)機(jī)械設(shè)備和技術(shù)等方面的需求，從而拉動(dòng)了中國(guó)與投資母國(guó)之間的貿(mào)易。

三、結(jié)論與建議

中國(guó)一直以來(lái)是吸引外商投資的大國(guó)，同時(shí)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)迅速、區(qū)域分布廣泛，在各個(gè)行業(yè)都有所涉及，但集中于資源和初級(jí)產(chǎn)品制造。中國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額持續(xù)大幅上漲，在政策導(dǎo)向下，商品結(jié)構(gòu)也發(fā)生調(diào)整和優(yōu)化。

篇5

關(guān)鍵詞：外商直接投資；投資環(huán)境；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

中圖分類(lèi)號(hào)：F062.9 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2016）24-0053-04

一、陜西省利用外資的現(xiàn)狀

自20世紀(jì)60年代以來(lái)，外商直接投資高速增長(zhǎng)，資本流量與存量急劇擴(kuò)大，逐漸成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)全球化的主導(dǎo)力量。從1993年起，我國(guó)已連續(xù)多年成為僅次于美國(guó)的第二大外商直接投資接受?chē)?guó)。外商直接投資不僅彌補(bǔ)了國(guó)內(nèi)投資資金的不足，而且通過(guò)“技術(shù)外溢效應(yīng)”提升了我國(guó)的知識(shí)技術(shù)水平，促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。陜西，作為西部大開(kāi)發(fā)的橋頭堡，是西部地區(qū)最先接受FDI的省份之一。研究FDI對(duì)陜西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，加快外資的吸引，促進(jìn)FDI在陜西經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演更重要的角色，具有極其重要的理論和實(shí)踐意義。

從圖1可以看出，陜西省利用外商直接投資額從1990年的4 191萬(wàn)美元上升到2009年的151 053萬(wàn)美元，2005年利用外商直接投資是1990年的36倍，增長(zhǎng)比較迅速。2011年、2012年增長(zhǎng)率分別達(dá)到29.4%和24.7%，呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的態(tài)勢(shì)?？梢?jiàn)，外商在陜的投資力度正在逐年加大。

二、相關(guān)研究綜述

索洛（R.M.Solow）所屬的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論學(xué)派突出了資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要影響[1]。Laura Alfaro（2004）使用1975―1998年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，提出了外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效應(yīng)的計(jì)算方法[2]。魏后凱（2002）利用1985―1999年數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)的實(shí)證研究，得出在上述時(shí)段內(nèi)橫亙?cè)跂|西部之間的巨大的GDP增長(zhǎng)率的差異，大約有90%是由外商直接投資造成的[3]。任永菊（2003）對(duì)1998―2002年中國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了計(jì)量模型分析，得出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI之間存在正相關(guān)關(guān)系，在GDP增長(zhǎng)中，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)占10.33%[4]。

西方學(xué)者主要是將國(guó)家整體作為研究對(duì)象，而研究FDI與一國(guó)內(nèi)部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系比較少。中國(guó)學(xué)者主要集中研究FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有相當(dāng)大的促進(jìn)作用，而研究FDI對(duì)陜西經(jīng)濟(jì)影響的較少。本文通過(guò)陜西FDI的數(shù)據(jù)收集并處理、對(duì)比，進(jìn)行計(jì)量分析，計(jì)算出FDI對(duì)陜西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)程度，為陜西經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供實(shí)證支持。

三、FDI對(duì)陜西經(jīng)濟(jì)的影響分析

（一）FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

本文選擇能代表陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“地區(qū)生產(chǎn)總值”（GDP）為被解釋變量（用Y表示），選擇表示外商直接投資的“實(shí)際使用外商直接投資”為解釋變量（用X表示）。同時(shí)，選擇2000―2012年FDI和GDP的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并且為了增加可比性，采用了美元兌人民幣的年平均匯率統(tǒng)一換算。為了減少時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象以及使其趨勢(shì)線(xiàn)性化，建立如下對(duì)數(shù)模型：

LNY=α+β*LNX+u

本文運(yùn)用Eviews3.0軟件對(duì)以上模型進(jìn)行簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸分析，模型估計(jì)的結(jié)果為：

LNY=4.566549 +0.770344*LNX

（0.503929） （0.094109）

t = 9.061885 8.185622

R2=0.837509 F=67.0044 DW=0.384755

根據(jù)回歸結(jié)果，可決系數(shù)為0.837509，說(shuō)明所建模型整體上擬合較好，在顯著水平為0.05時(shí)，計(jì)算出來(lái)的t值為8.185622遠(yuǎn)大于臨界值2.16，t檢驗(yàn)通過(guò)。但是DW值顯示該模型存在正自相關(guān)的問(wèn)題，說(shuō)明以上t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信，需采用科克倫―奧科特迭代法得到最終模型為：

LNY=2.377444+1.148977*LNX

（1.141055） （0.196937）

t=2.083549 5.834229

R2=0.954945 F=116.5735 DW=1.680052

此時(shí)，模型已經(jīng)消除了自相關(guān)問(wèn)題，可決系數(shù)也提高了，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)均通過(guò)，說(shuō)明解釋變量“實(shí)際使用外商直接投資”對(duì)被解釋變量“地區(qū)生產(chǎn)總值”確實(shí)有顯著影響。根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，當(dāng)年FDI每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)GDP會(huì)增長(zhǎng)1.148977%，說(shuō)明FDI確實(shí)對(duì)陜西省的GDP起到促進(jìn)作用。

（二）FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

從外商直接投資分布圖2可以看出，外商直接投資在第二、第三產(chǎn)業(yè)中的投資比較多，而在第一產(chǎn)業(yè)中的投資比較少。陜西省第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)比較薄弱，但外商直接投資對(duì)三次產(chǎn)業(yè)影響的差異導(dǎo)致了陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由原來(lái)的“一二三”轉(zhuǎn)變?yōu)椤岸弧?。第二產(chǎn)業(yè)（特別是制造業(yè)）所吸收的外商直接投資的規(guī)模不斷增大使得陜西省的工業(yè)產(chǎn)值得到了快速的上升，也促進(jìn)了陜西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向資本、技術(shù)密集型轉(zhuǎn)化。不可否認(rèn)的是，外商直接投資加大了三大產(chǎn)業(yè)之間的失衡，在結(jié)構(gòu)上形成偏差。因此，陜西省的外商直接投資沒(méi)有達(dá)到最佳邊際水平，需要進(jìn)一步調(diào)整引資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)外商直接投資加大對(duì)第一和第三產(chǎn)業(yè)的投資力度，使陜西省的產(chǎn)業(yè)差距縮小，減少結(jié)構(gòu)性失衡。

（三）FDI對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響

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

（四）FDI對(duì)就業(yè)的影響

跨國(guó)公司對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)（地區(qū)）就業(yè)具有雙重影響：就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)和擠出效應(yīng)。截至2013年底，陜西省外商投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)達(dá)到536 565人，占社會(huì)就業(yè)人數(shù)的2.07%，占城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員的12.06%，就業(yè)人員平均工資為38 038元/年。根據(jù)相關(guān)分析，F(xiàn)DI的長(zhǎng)期就業(yè)彈性為0.0468，當(dāng)年FDI每增長(zhǎng)1%，會(huì)帶動(dòng)當(dāng)年就業(yè)增長(zhǎng)0.05%，但滯后一年的FDI每增長(zhǎng)1%，就業(yè)人數(shù)將下降0.016%，說(shuō)明了外商直接投資對(duì)陜西省就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)大于擠出效應(yīng)。從圖3中可以了解到，外商投資企業(yè)所吸收的就業(yè)人員占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)的比重一直處于上升的態(tài)勢(shì)，因而通過(guò)外資企業(yè)吸納就業(yè)人員成為實(shí)現(xiàn)增加就業(yè)的途徑之一。

四、陜西省利用外商直接投資的對(duì)策建議

（一）進(jìn)一步改善投資環(huán)境，提高吸收外資的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力

憑借西部開(kāi)發(fā)的優(yōu)勢(shì)，陜西應(yīng)當(dāng)引進(jìn)更多跨國(guó)公司的投資，使他們之間存在足夠的競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，同時(shí)要實(shí)行統(tǒng)一的國(guó)民待遇，為內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)造公平的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，培育具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)，使外資企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)面前不得不向我國(guó)轉(zhuǎn)移更先進(jìn)的技術(shù)，從而產(chǎn)生更多的技術(shù)溢出。在今后的引資工作中，要特別注意發(fā)揮市場(chǎng)調(diào)節(jié)的主導(dǎo)作用，減少壟斷與地方保護(hù)的行為，形成一個(gè)成熟、健康、有序的市場(chǎng)體系。因此，陜西省要利用一切平臺(tái)，努力讓外國(guó)投資者了解到陜西的投資潛力，增強(qiáng)對(duì)陜西投資的信任度。政府應(yīng)以身作則，完善相關(guān)法律法規(guī)，提高辦事效率，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)，以吸引更多的外資。

（二）優(yōu)化引資結(jié)構(gòu)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

引入外商直接投資不僅為陜西省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了大量的資本，更重要的是，在外資流入的同時(shí)帶來(lái)了大量的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)了陜西省技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)水平。但是從數(shù)量上看，陜西省的技術(shù)進(jìn)步因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響非常小，這是由陜西省大多屬于勞動(dòng)密集型經(jīng)濟(jì)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，技術(shù)和知識(shí)要素在生產(chǎn)中的作用并未得到充分展現(xiàn)的結(jié)果。近幾年的外商直接投資在陜西省的投資主要集中于第二產(chǎn)業(yè)里的生產(chǎn)性的行業(yè)，技術(shù)含量相對(duì)較低。因此，陜西省在今后的招商工作中要改變理念，加快由“招商引資”向“招商選資”轉(zhuǎn)變，選擇高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)駐陜西，引導(dǎo)外商投資于新能源、生物和新醫(yī)藥、先進(jìn)裝備制造及電動(dòng)汽車(chē)、文化暨創(chuàng)意、綠色食品等十大戰(zhàn)略性新產(chǎn)業(yè)。鼓勵(lì)外商投資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)合作，加強(qiáng)集成創(chuàng)新，充分利用國(guó)際直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)，提高陜西省的產(chǎn)業(yè)層次，有效推進(jìn)全省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。

（三）提高人力資本投入，創(chuàng)建公平競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制

陜西省地處西北，人力資本投入少，在某種程度上人才流失到發(fā)達(dá)地區(qū)。為此，陜西應(yīng)該采取能夠提高人力資本投入的政策，重視對(duì)人才的吸引與培養(yǎng)，提高教育經(jīng)費(fèi)以及建立人力資源培訓(xùn)體系。提高技術(shù)吸收能力并加強(qiáng)人力資本的建設(shè)，因?yàn)槿肆Y本水平的豐裕程度也是影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)大小的一個(gè)重要因素，人力資本水平的提高可以加快跨國(guó)公司向子公司技術(shù)轉(zhuǎn)移的速度，而且人力資本水平的提高可以使得FDI技術(shù)溢出的渠道更加通暢。政府和企業(yè)應(yīng)樹(shù)立“以人為本”的人才觀，提高薪酬和福利待遇，以減少人才的過(guò)量流失。在利用外資發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，陜西省應(yīng)該注意處理外資與內(nèi)資的關(guān)系，不要過(guò)度依賴(lài)外資從而削弱了內(nèi)資的積極性。政府應(yīng)努力創(chuàng)建一個(gè)雙方公平競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)制，避免外資進(jìn)行行業(yè)壟斷，不要“崇洋”，畢竟外商投資企業(yè)的主要目的還是為了母國(guó)的利益。

參考文獻(xiàn)：

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

篇6

[關(guān)鍵詞]FDI；對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)；實(shí)證研究

[中圖分類(lèi)號(hào)]F752 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1002-736×（2013）03-0041-05

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易得到了飛速發(fā)展。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2011年統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2011年貨物進(jìn)出口總額3.6421萬(wàn)億美元，比上年增長(zhǎng)22，5%。其中，出口1.8986萬(wàn)億美元，增長(zhǎng)20.3%；進(jìn)口1.7435萬(wàn)億美元，增長(zhǎng)24.9%。進(jìn)出口差額（出口減進(jìn)口）1551億美元，比上年減少264億美元。全年非金融領(lǐng)域新批外商直接投資企業(yè)2.7712萬(wàn)家，比上年增長(zhǎng)1.1%。實(shí)際使用外商直接投資金額1160億美元，增長(zhǎng)9.7%。我國(guó)已經(jīng)成為僅次于美國(guó)的世界第二大貿(mào)易國(guó)，第一大貿(mào)易出口國(guó)。我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅猛發(fā)展的一個(gè)重要原因是外商直接投資的大量涌入和外商投資企業(yè)對(duì)外貿(mào)易的快速發(fā)展。我國(guó)已經(jīng)成為吸收外商直接投資最多的國(guó)家，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展起到非常大的促進(jìn)作用。因此，研究FDI對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)的影響，對(duì)進(jìn)一步推進(jìn)對(duì)外貿(mào)易和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都將具有現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外學(xué)者的研究

國(guó)外學(xué)者對(duì)外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。20世紀(jì)70年代初期，Douglas.D.Pwrris和An&aw Schmitz等提出。FDI可以提高東道國(guó)出口產(chǎn)品的效率，可以刺激本國(guó)的進(jìn)口；同時(shí)，F(xiàn)DI可以帶動(dòng)本國(guó)產(chǎn)品出口，國(guó)際投資在很大程度上有促進(jìn)貿(mào)易的作用。20世紀(jì)70年代末期，日本學(xué)者小島清提出了FDI與國(guó)際貿(mào)易具有互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。小島清認(rèn)為，國(guó)際分工既能解釋國(guó)際貿(mào)易，也能解釋國(guó)際直接投資，因此，國(guó)際直接投資和國(guó)際貿(mào)易可以統(tǒng)一在國(guó)際分工原則的基礎(chǔ)上。H.Hill（1990）通過(guò)對(duì)外國(guó)直接投資與東道國(guó)進(jìn)口的相互關(guān)系進(jìn)行研究，研究結(jié)果表明，外國(guó)投資與進(jìn)口的相關(guān)性不如與出口的關(guān)聯(lián)密切，但由于外國(guó)直接投資企業(yè)從母公司進(jìn)口中間產(chǎn)品、資本品及勞務(wù)的傾向較強(qiáng)，外國(guó)直接投資因而可增加?xùn)|道國(guó)進(jìn)口。Grahamt和Krugman（1993）進(jìn)行總量研究和分行業(yè)研究，研究結(jié)果表明，外國(guó)投資對(duì)東道國(guó)出口具有顯著的帶動(dòng)作用，外國(guó)直接投資和東道國(guó)出口存在強(qiáng)相關(guān)性。Lee.Honggue（1995）研究了韓國(guó)對(duì)外直接投資的電器行業(yè)，研究結(jié)果指出，韓國(guó)電器行業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資的動(dòng)因主要表現(xiàn)為維持和擴(kuò)大出口的需要，即通過(guò)對(duì)外直接投資提高出口產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力。

（二）國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究

江小涓（1999）通過(guò)實(shí)證分析，認(rèn)為FDI流入對(duì)擴(kuò)大中國(guó)出口規(guī)模和提升中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)均有突出貢獻(xiàn)。劉恩專(zhuān)（1999）研究了外商直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)，同時(shí)結(jié)合新貿(mào)易效應(yīng)理論分析了外資對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響。黃曉玲（2001）研究了外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的相互關(guān)系及其對(duì)工業(yè)化演進(jìn)的影響，認(rèn)為外商投資客觀上對(duì)提升中國(guó)產(chǎn)業(yè)高度、改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)揮了顯著作用。張小蒂（2001）利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析了1983年以來(lái)外商直接投資對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總量及結(jié)構(gòu)的影響，研究結(jié)果表明，前者對(duì)后者有重要促進(jìn)作用。江小涓（2002）對(duì)FDI與中國(guó)出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系進(jìn)行了定量研究，對(duì)外商直接投資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)的高新技術(shù)產(chǎn)品出口份額進(jìn)行了比較，認(rèn)為FDI有利于優(yōu)化中國(guó)的出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力。李亞（2004）對(duì)FDI與加工貿(mào)易的相關(guān)性進(jìn)行了分析，研究結(jié)果證明了FDI與加工貿(mào)易之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。史小龍等（2004）則采用協(xié)整分析方法得出結(jié)論：從長(zhǎng)期來(lái)看，F(xiàn)DI流入對(duì)我國(guó)商品進(jìn)出口都存在顯著的促進(jìn)作用；從短期來(lái)看，F(xiàn)DI流入的短期波動(dòng)對(duì)進(jìn)口的短期變化影響明顯，而對(duì)出口的短期變化影響不顯著。

結(jié)合上述研究，本文通過(guò)從國(guó)家整體層面綜合運(yùn)用定性和定量相結(jié)合的方法，系統(tǒng)地進(jìn)行了外商直接投資對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)方面的研究。本文主要以我國(guó)1985―2010年的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)FDI和對(duì)外貿(mào)易的概況進(jìn)行總體分析，并運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對(duì)我國(guó)FDI與對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。

二、我國(guó)FDI與對(duì)外貿(mào)易的概況

（一）我國(guó)FDI發(fā)展的總體描述

1.FDI總量。根據(jù)歷年國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資額用折線(xiàn)圖來(lái)表示（見(jiàn)圖-1）。從圖-1的趨勢(shì)圖可以看出，我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資額從1985年的19.56億美元上升到2010年的1057.35億美元，2010年實(shí)際利用外商直接投資是1985年的54倍多，年均增長(zhǎng)16.58%。我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資總體上呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。改革開(kāi)放以來(lái)，即1979―2010年，我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資總額累計(jì)已達(dá)到1.05萬(wàn)億美元。

2.FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文三次產(chǎn)業(yè)的劃分范圍是根據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)》（GB/T4754―2002）。第一產(chǎn)業(yè)是指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)。第二產(chǎn)業(yè)是指采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)是指除第一、二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)包括：交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會(huì)保障和社會(huì)福利業(yè)，文化、體育和娛樂(lè)業(yè)，公共管理和社會(huì)組織，國(guó)際組織。根據(jù)1998―2011年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒，統(tǒng)計(jì)計(jì)算得出外商對(duì)三產(chǎn)的不同投資額及不同比例（見(jiàn)表-1）。從外商投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，外商對(duì)我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)投資比例明顯偏少，不到總投資額的2%；而對(duì)第二產(chǎn)業(yè)投資比重則高達(dá)70%左右；對(duì)第三產(chǎn)業(yè)投資比重也達(dá)到30%左右。近幾年，外商在我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)的投資比例有所下降，從2004年最高的74.98%下降到2010年的50.94%；同時(shí)，外商對(duì)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的投資比例大幅度上升，從2004年最低的23.18%上升到2010年的47.25%，將近占投資總額的一半，外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯得到改善。

（二）我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的總體描述

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放的不斷擴(kuò)大和深入，對(duì)外貿(mào)易得到快速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)舉世矚目。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)將進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)趨勢(shì)制成折線(xiàn)圖（見(jiàn)圖-2）。從折線(xiàn)圖上可以看出，1980年以來(lái)，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易值總體保持增長(zhǎng)的趨勢(shì)。1980―2010年，我國(guó)商品出口額從181.2億美元增長(zhǎng)到1.5779萬(wàn)億美元，年均增長(zhǎng)率達(dá)15.5%；同期，我國(guó)商品進(jìn)口額從200.2億美元增長(zhǎng)到1.3949萬(wàn)億美元，年均增速為14.7%。自從2001年我國(guó)加入WTO以后，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)入了迅猛的增長(zhǎng)期，2001―2010年我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易總量年均增長(zhǎng)達(dá)到19.3%。我國(guó)進(jìn)出口規(guī)模的擴(kuò)大提升了我國(guó)商品進(jìn)出口額占世界商品進(jìn)出口總額的比重，也提高了我國(guó)商品進(jìn)出口在世界商品進(jìn)出口中的排名。1980年，我國(guó)商品出口額僅占世界商品出口總額的0.9%，進(jìn)口額比重為1%，到2010年，我國(guó)商品出口額占世界商品出口總額的比重上升到10.3%，進(jìn)口額比重上升到9.1%（見(jiàn)表-2）。在世界商品出口額的排名也由原來(lái)的第26位躍居到第1位，進(jìn)口額的排名由原來(lái)的第21位上升到第2位，僅次于美國(guó)。

三、FDI對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的處理和各變量相關(guān)系數(shù)分析

本文使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為1985―2010年共26年的我國(guó)進(jìn)出口額（TR）、進(jìn)口額（IM）、出口額（Ex）以及外商直接投資（FDI），其中，進(jìn)出口貿(mào)易值是根據(jù)年鑒上以美元表示的數(shù)據(jù)經(jīng)當(dāng)年平均匯率處理后而得到，進(jìn)出口貿(mào)易和匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)中國(guó)FDI和進(jìn)出口貿(mào)易的影響，利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上以1978年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)FDI和進(jìn)出口貿(mào)易值進(jìn)行縮減求得實(shí)際值以使數(shù)據(jù)更加具有可比性。另外，為了消除樣本數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)變量取對(duì)數(shù)。用InFDI表示外商直接投資的對(duì)數(shù)；lnTR表示進(jìn)出口額的對(duì)數(shù)；lnEX表示出口額的對(duì)數(shù)；lnlM表示進(jìn)口額的對(duì)數(shù)。

首先，進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析。兩個(gè)變量之間線(xiàn)性相關(guān)程度可以用簡(jiǎn)單線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)度量，利用相關(guān)系數(shù)公式，計(jì)算兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)。為進(jìn)一步說(shuō)明它們之間相關(guān)性的強(qiáng)弱。我們借助EViews5.1對(duì)中國(guó)FDI和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)計(jì)算，得結(jié)果見(jiàn)表-3。由表-3可知FDI與TR、EX、Ⅸ之間的相關(guān)系數(shù)均在0.873910以上，表明它們之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性。

（二）模型的設(shè)立及相關(guān)分析

從FDI與對(duì)外貿(mào)易總額趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖-3）中可以看出，我國(guó)FDI與貿(mào)易總額之間存在著增長(zhǎng)的同步性，但這種同步性是否具有穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系呢？

本文根據(jù)凱恩斯消費(fèi)理論，建立FDI與貿(mào)易的模型如下：

其中，TR、EX、IM分別代表我國(guó)1985―2010年的進(jìn)出口總額、出口總額和進(jìn)口總額，單位為“億美元”；FDI表示我國(guó)1985―2010年的外商直接投資存量額（億美元）；代表彈性系數(shù)，即我國(guó)外商直接投資和我國(guó)貿(mào)易總額的彈性系數(shù)，“代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了研究方便，并考慮到各時(shí)間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后不會(huì)改變其性質(zhì)和關(guān)系，且更容易得到平穩(wěn)的時(shí)間序列，所以回歸模型中的變量均采用取對(duì)數(shù)后的變量，分別記為L(zhǎng)NTR、LNEX、LNIM、LNFDI。在建立模型前，還需要對(duì)以上變量的假設(shè)條件進(jìn)行檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)變量間是否通過(guò)單位根檢驗(yàn)，只有在通過(guò)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們才能根據(jù)數(shù)據(jù)建立模型，模型才有意義。

1.單位根檢驗(yàn)。根據(jù)時(shí)間序列的標(biāo)準(zhǔn)建模過(guò)程，首先要對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只有他們都是同階平穩(wěn)的，才能對(duì)他們進(jìn)行估計(jì)測(cè)評(píng)。在此，我們使用Eviews5.1進(jìn)行估計(jì)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表-4。

從表-4中可以看出，各時(shí)間序列變量都是非平穩(wěn)的，而LNTR、LNEX、LNIM的一階差分都是1%平穩(wěn)的；LNFDI的一階差分是5%平穩(wěn)。因此，各時(shí)間序列變量在同階平穩(wěn)的，可以對(duì)它們進(jìn)行估計(jì)測(cè)評(píng)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。為避免偽回歸，我們就要對(duì)所建立的模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。要想保證一些包含單整變量的模型有意義，就需要各變量的單整階數(shù)相同，且單整變量之間存在協(xié)整關(guān)系。本文運(yùn)用Johansen技術(shù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表-5。表-5 JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在5%的顯著性水平下，對(duì)于協(xié)整方程個(gè)數(shù)的原假設(shè)依次.檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量31.56261大于臨界值24.27596，所以拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計(jì)量9.422682小于臨界值12.32090，所以接受原假設(shè)。因此，lnTR、lnEX、lnlM在5%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3.回歸分析。前述的三個(gè)模型所對(duì)應(yīng)的回歸方程為：從方程（4）我們可知，LNFDI前的系數(shù)為0.7787，該數(shù)值反映了外商直接投資與我國(guó)貿(mào)易的彈性關(guān)系，即當(dāng)外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則將促進(jìn)我國(guó)貿(mào)易總額增長(zhǎng)0.7787個(gè)百分點(diǎn)，而且其符號(hào)為正，說(shuō)明外商直接投資與我國(guó)貿(mào)易總額是正向的促進(jìn)關(guān)系，即互補(bǔ)關(guān)系，同時(shí)驗(yàn)證了前面描述中所顯示的外資與貿(mào)易的關(guān)系；從方程（5）中，我們得知LNFDIC前的系數(shù)為0.8283，這說(shuō)明外商直接投資與我國(guó)的出口額之間的彈性關(guān)系為0.8283，即外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將促進(jìn)我國(guó)出口額增長(zhǎng)0.8283個(gè)百分點(diǎn)；同理，方程（6）中，系數(shù)為0.7335，即表明外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，促進(jìn)我國(guó)進(jìn)口額增長(zhǎng)0.7335個(gè)百分點(diǎn)。外商直接投資對(duì)我國(guó)出口額的影響要大于對(duì)進(jìn)口額的影響0，7335）。

四、建議

（一）不斷優(yōu)化外商投資軟環(huán)境

健全的政策法治環(huán)境是吸引外商投資的前提條件，也是增強(qiáng)外商投資信心的重要保障。所以，我們要把優(yōu)化政策法治環(huán)境作為優(yōu)化外商投資軟環(huán)境的首要環(huán)節(jié)，按照世貿(mào)規(guī)則的要求，著力構(gòu)建服務(wù)外商的政策法規(guī)平臺(tái)。要完善服務(wù)環(huán)境，提高政府部門(mén)的服務(wù)效率，樹(shù)立為外企服務(wù)的思想觀念，完善服務(wù)體系，依法加強(qiáng)管理，堅(jiān)決制止亂收費(fèi)。

（二）提高利用外資的規(guī)模與質(zhì)量

加大政策扶持力度，突出抓好產(chǎn)業(yè)招商項(xiàng)目的策劃、包裝，加快推進(jìn)項(xiàng)目落地進(jìn)程。通過(guò)境外重大經(jīng)貿(mào)活動(dòng)，開(kāi)展專(zhuān)項(xiàng)對(duì)接，提高項(xiàng)目簽約率；組織開(kāi)展有針對(duì)性的專(zhuān)業(yè)招商促進(jìn)活動(dòng)；依托國(guó)內(nèi)外知名中介機(jī)構(gòu)、高端媒體等，提升城市知名度，提高招商質(zhì)量水平。

篇7

關(guān)鍵詞：外商直接投資　路徑依賴(lài)　政府選擇　經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷加速，外商直接投資（foreign direct investment）給后進(jìn)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展正在帶來(lái)日益強(qiáng)化的路徑依賴(lài)效應(yīng)，即在技術(shù)創(chuàng)新和制度安排等層面上對(duì)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有支配性的影響。從積極的方面看，如果具備必要的條件，路徑依賴(lài)能讓后進(jìn)國(guó)家的后發(fā)優(yōu)勢(shì)較快地發(fā)揮出來(lái)，有利于后進(jìn)國(guó)家節(jié)約技術(shù)和制度創(chuàng)新的成本；而從消極的方面來(lái)考慮，路徑依賴(lài)則會(huì)使發(fā)展中國(guó)家在日益全球化的經(jīng)濟(jì)體系中長(zhǎng)期地處于依賴(lài)的位置上。當(dāng)前我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入全面建設(shè)小康社會(huì)的新的歷史階段，如何在積極引進(jìn)外商直接投資過(guò)程中避免形成對(duì)外商直接投資的嚴(yán)重依賴(lài)，是現(xiàn)實(shí)中一個(gè)值得高度重視的問(wèn)題。

一、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：前人的相關(guān)研究

在近代社會(huì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，引進(jìn)外部投資的重要性很早就引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的興趣。20世紀(jì)40年代末期，哈羅德在其提出的動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上，指出當(dāng)一國(guó)內(nèi)部的儲(chǔ)蓄不足以支持理想的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率時(shí)，可以通過(guò)引進(jìn)外部的資本來(lái)提高本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。1960年，羅托斯在闡述其經(jīng)濟(jì)“起飛”理論時(shí)指出，一個(gè)國(guó)家需要有足夠的投資（國(guó)內(nèi)凈投資占國(guó)民收入中的比例超過(guò)10%）才能有效地啟動(dòng)現(xiàn)代的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而發(fā)展中國(guó)家由于自身的人均國(guó)民收入水平偏低，往往不能滿(mǎn)足這一條件，引進(jìn)外資則能為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)起飛創(chuàng)造必要的條件。1966年，錢(qián)納利和斯特勞特進(jìn)一步提出了影響廣泛的“兩缺口”理論。其基本的內(nèi)容是，后進(jìn)國(guó)家在啟動(dòng)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)候，既面臨著內(nèi)部?jī)?chǔ)蓄不足帶來(lái)的投資缺口的制約，也面臨外匯供給不足的缺口，后者制約其從國(guó)外輸入投資物品的能力從而影響到資本的形成。引進(jìn)外資是填補(bǔ)這兩大缺口的有效手段。

現(xiàn)實(shí)生活中外商直接投資的作用也大大超過(guò)了對(duì)兩缺口的簡(jiǎn)單填補(bǔ)。比如，外商直接投資可能帶來(lái)廣泛的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，加快技術(shù)進(jìn)步的速度，這一點(diǎn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)理論等給予了高度重視。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的分析，影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不只是資本和勞動(dòng)的增量。在一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，技術(shù)不是一種外生的變量，而是影響資本與勞動(dòng)等要素投入產(chǎn)出關(guān)系的內(nèi)生變量。引進(jìn)外商直接投資，一個(gè)重大的影響是加速技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)程，使發(fā)展中國(guó)家能夠利用發(fā)達(dá)國(guó)家在歷史上長(zhǎng)期積累起來(lái)的科學(xué)技術(shù)進(jìn)步的成果，加快自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐。

1999年發(fā)表的《世界投資報(bào)告》指出，外商直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的影響往往是相當(dāng)廣泛的，集中起來(lái)說(shuō)主要有5個(gè)方面：一是擴(kuò)大投資的來(lái)源，加快資本形成的速度；二是帶來(lái)技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，提高東道國(guó)的技術(shù)水平；三是拉動(dòng)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)，增強(qiáng)出口競(jìng)爭(zhēng)能力；四是增加就業(yè)機(jī)會(huì)，并改變就業(yè)的結(jié)構(gòu)；五是對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)起到一定的示范和促進(jìn)作用（1）?，F(xiàn)實(shí)生活中，外商直接投資在上述幾個(gè)方面的積極效應(yīng)都不難觀察到，當(dāng)然在不同國(guó)家里程度往往不同。

外商直接投資給東道國(guó)帶來(lái)的并不都是積極的影響。20世紀(jì)五六十年代，以普雷維什（RaulPreisch）、繆爾達(dá)爾（Gunnar Myrdal）等為代表著重研究發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)學(xué)家，明確指出了從發(fā)達(dá)國(guó)家輸入的外部投資，對(duì)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)進(jìn)步可能帶來(lái)嚴(yán)重的有害影響，通常的結(jié)果是加深后進(jìn)國(guó)家內(nèi)部的兩極分化，對(duì)內(nèi)部資本積累形成沖擊，甚至形成“飛地”現(xiàn)象?？柖嗨鳎‵ernando H.Cardoso）更加尖銳地指出，跨國(guó)公司在發(fā)展中國(guó)家投資的結(jié)果是導(dǎo)致和強(qiáng)化發(fā)展中國(guó)家對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的依附。一方面，跨國(guó)公司把后進(jìn)國(guó)家內(nèi)部一些先進(jìn)的經(jīng)濟(jì)部門(mén)同國(guó)際資本主義體系聯(lián)系在一起；另一方面，它又使后進(jìn)國(guó)家內(nèi)部的落后經(jīng)濟(jì)部門(mén)依附于先進(jìn)的經(jīng)濟(jì)部門(mén)，總體上形成一種“殖民地內(nèi)在化”的效應(yīng)，無(wú)助于后進(jìn)國(guó)家本身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展而只是服務(wù)于發(fā)達(dá)國(guó)家的需要。

上述經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)外商直接投資的激烈批判，并不只是一種情緒上的發(fā)泄，而與當(dāng)時(shí)歷史條件下跨國(guó)公司在發(fā)展中國(guó)家的實(shí)際表現(xiàn)密切相關(guān)。比如，“飛地”現(xiàn)象在歷史上的確較為廣泛地存在過(guò)，外商直接投資對(duì)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成嚴(yán)重傷害也決非是個(gè)別現(xiàn)象。后來(lái)隨著時(shí)代的進(jìn)步（包括發(fā)展中國(guó)家本身所進(jìn)行的斗爭(zhēng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展），跨國(guó)公司的行為方式有轉(zhuǎn)變，然而，某些方面的消極影響至今仍然存在。今天我們現(xiàn)實(shí)地來(lái)看待外商直接投資，那么它既不是天使，也不是惡魔，而只是追求自身利益最大化的商人。

從市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的角度來(lái)分析，特別是從發(fā)展中國(guó)家的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，外商直接投資可能帶來(lái)的消極影響應(yīng)當(dāng)也是不能忽視的。指出外商直接投資可能帶來(lái)的消極影響，并不是對(duì)其可能產(chǎn)生的積極作用的否定，相反，缺乏對(duì)外商直接投資消極影響的清醒認(rèn)識(shí)，只會(huì)對(duì)發(fā)展中國(guó)家引進(jìn)外商直接投資產(chǎn)生不利的影響。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化日益加速的形勢(shì)下，的確有一些人包括一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家只是片面地談?wù)撏馍讨苯油顿Y的積極影響，忽視甚至有意抹殺外商直接投資的消極影響一面，這不僅在理論是不成熟的，在實(shí)踐中也是十分有害的。

回顧歷史，發(fā)展中國(guó)家對(duì)外商直接投資的態(tài)度經(jīng)歷了3個(gè)階段的轉(zhuǎn)變：一是在殖民主義條件下的無(wú)條件地、無(wú)奈地接受外商直接投資；二是在第二次世界大戰(zhàn)后亞非拉國(guó)家紛紛走上民族獨(dú)立之后，一段時(shí)期內(nèi)對(duì)外商直接投資采取全面排斥的方針；三是隨著世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開(kāi)放程度的擴(kuò)大，總體上對(duì)外商直接投資采取積極鼓勵(lì)的方針。當(dāng)前世界各國(guó)大都是把外商直接投資當(dāng)作貴賓來(lái)邀請(qǐng)。面對(duì)以發(fā)達(dá)國(guó)家為主的龐大的國(guó)際資本體系，發(fā)展中國(guó)家明顯處于弱勢(shì)的地位。為更多地引進(jìn)外商直接投資，發(fā)展中國(guó)家往往在政策上做出更多的讓步，付出更大的成本，進(jìn)而導(dǎo)致東道國(guó)與外商直接投資之間在某些方面的矛盾更加尖銳、更加深刻。因此，如何制定和實(shí)施有效的外資政策是發(fā)展中國(guó)家面臨的一種嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。

二、外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要貢獻(xiàn)

根據(jù)國(guó)家商務(wù)部網(wǎng)站提供的數(shù)據(jù)，2003年全國(guó)新批設(shè)立外商投資企業(yè)41081家，比2002年增長(zhǎng)20.22%；合同外資金額1150.70億美元，同比增長(zhǎng)39.03%；實(shí)際使用外資金額535.05億美元，同比增長(zhǎng)1 44%.我國(guó)引進(jìn)外商直接投資仍然保持著良好的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。截至2003年12月底，全國(guó)累計(jì)批準(zhǔn)設(shè)立外商投資企業(yè)465277個(gè)，合同外資金額9431.30億美元，實(shí)際使用外資金額5014.71億美元（2）。外商直接投資在加速中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所起到的重要推動(dòng)作用得到了廣泛的認(rèn)同。

目前，人們比較多地是沿用古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論來(lái)解釋外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。簡(jiǎn)單地說(shuō)，外商直接投資的流入增加了國(guó)內(nèi)投資的資金來(lái)源，其他方面的條件不變，就能相應(yīng)地提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，許多實(shí)證分析都是圍繞這一思路來(lái)展開(kāi)的。比如，杜江（2002）等人的研究表明，外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)資本的形成具有重要的影響，這一點(diǎn)可以從外商直接投資對(duì)本國(guó)資本形成的感應(yīng)度（I/FDI：本國(guó)資本形成的變動(dòng)量比外國(guó)直接投資變動(dòng)量）上反映出來(lái)，實(shí)證分析的結(jié)果是外商直接投資每增加1美元，可以帶動(dòng)國(guó)內(nèi)資本形成的總量增加24.208元人民幣。投資的增長(zhǎng)則一直是拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要力量。

我們認(rèn)為，集中從要素供給增長(zhǎng)角度來(lái)討論外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，存在著很大的局限性，不能很好地解釋外商直接投資在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。理由之一是，從歷史上看，建國(guó)之后我國(guó)就存在著相當(dāng)高的積累率，這部分地是由于東方文化的影響，部分地是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的強(qiáng)制。參照羅斯托的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，我國(guó)很早就具備了進(jìn)入現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提條件。至少可以說(shuō)，資本供給缺口論不足以有效地說(shuō)明外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)。從今天的現(xiàn)實(shí)中更可以看到，現(xiàn)在的國(guó)民儲(chǔ)蓄總量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)外商直接投資的流入量，但外商直接投資正以前所未有的速度進(jìn)入中國(guó)，資本供給數(shù)量問(wèn)題顯然不是主要的理由。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從引進(jìn)外商直接投資中所獲得的利益，從深層次上來(lái)分析，我們認(rèn)為應(yīng)當(dāng)主要是外商直接投資帶來(lái)的資源配置示范效應(yīng)。也就是說(shuō)，外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的根本性影響不是資源供給總量的增大，而是資源配置方式的轉(zhuǎn)換。誠(chéng)然，外商直接投資的確增加了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素的供給，但它們是在資源配置方式發(fā)生了轉(zhuǎn)變的條件下才發(fā)揮出預(yù)期的效果，并對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)資源的使用效率改進(jìn)起到了明顯的拉動(dòng)作用。外商直接投資最重要和最深刻的影響是把市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行方式輸入到中國(guó)來(lái)，在中國(guó)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過(guò)程中發(fā)揮出特殊的示范促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型則是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最重要的因素。概括起來(lái)說(shuō)，這種示范作用突出地表現(xiàn)在3個(gè)方面：

第一，制度創(chuàng)新的示范。引進(jìn)外商直接投資，首先是把傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制撕開(kāi)了一個(gè)大口子，然后是在競(jìng)爭(zhēng)中讓市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)在社會(huì)上獲得了廣泛的認(rèn)同。今天回顧起來(lái)看，真正讓中國(guó)公眾對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的效率和活力有切身體會(huì)的，是外商直接投資企業(yè)在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的運(yùn)行。如果沒(méi)有在引進(jìn)外商直接投資方面的重大突破，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在整體上從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)程不僅不會(huì)這么快，而且也許還會(huì)是難以想象的。外商直接投資的進(jìn)入在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上直接帶來(lái)了政府與企業(yè)關(guān)系的根本變化，對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)管理體制改革所產(chǎn)生的影響十分深遠(yuǎn)。

第二，企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的示范。外商直接投資企業(yè)在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上的運(yùn)作方式，不僅在改革開(kāi)放初期產(chǎn)生出強(qiáng)烈的市場(chǎng)沖擊效應(yīng)，至今仍然在市場(chǎng)上具有領(lǐng)先的示范效應(yīng)。傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制缺乏效率的最基本的原因，是把作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展主體的企業(yè)作為政府的附屬物，完全使其失去了內(nèi)在的活力。外商直接投資企業(yè)的進(jìn)入，對(duì)我國(guó)企業(yè)制度的改革起到的示范作用非常重要。在一定意義上可以說(shuō)，外商直接投資過(guò)程中引入的現(xiàn)代企業(yè)制度和企業(yè)家精神，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型在微觀層次上起到了重要的奠基作用。

第三，市場(chǎng)開(kāi)拓的示范。從近年的現(xiàn)實(shí)生活中可以看到，外商直接投資企業(yè)在發(fā)現(xiàn)和滿(mǎn)足國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求方面往往起著先行者的作用。改革開(kāi)放初期，外商投資企業(yè)比較搶眼的表現(xiàn)是在輕工業(yè)領(lǐng)域引入新的產(chǎn)品，提高產(chǎn)品的質(zhì)量，如我國(guó)日用消費(fèi)品和家電產(chǎn)品的發(fā)展過(guò)程，受外商直接投資企業(yè)的影響要遠(yuǎn)比進(jìn)口明顯。近年來(lái)，又是外商直接投資大規(guī)模地進(jìn)入轎車(chē)生產(chǎn)領(lǐng)域等，大大地加快了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的步伐，對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生了重要的拉動(dòng)作用。

三、正視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的依賴(lài)

在充分肯定外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了積極貢獻(xiàn)的同時(shí)，當(dāng)前我們特別需要清醒地看到事物的另一方面，即中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)在一定程度上出現(xiàn)了對(duì)外商直接投資的依賴(lài)。近期國(guó)際上有一種評(píng)價(jià)認(rèn)為，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是借來(lái)的。理由是改革開(kāi)放之后中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)基本上是依靠外商直接投資和出口來(lái)拉動(dòng)。我們認(rèn)為，雖然這樣的評(píng)價(jià)明顯過(guò)于夸張，但也的確提出了一個(gè)重要的問(wèn)題，現(xiàn)在是正視中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)外商直接投資依賴(lài)的時(shí)候了。從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的依賴(lài)較為明顯地表現(xiàn)在3個(gè)方面：

第一是出口增長(zhǎng)的依賴(lài)。2003年我國(guó)外貿(mào)總額達(dá)到8500美元，增長(zhǎng)速度之高多年來(lái)罕見(jiàn)，與此同時(shí)，外商直接投資企業(yè)的進(jìn)出口總額在我國(guó)外貿(mào)總額中所占比重也再創(chuàng)新高，接近56%.雖然我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額已經(jīng)在全球排名第4，但與其他貿(mào)易大國(guó)如日本和德國(guó)等相比有兩點(diǎn)明顯的不同：一是外商直接投資企業(yè)的出口所占比重高，二是加工貿(mào)易的比例很大（這也與外商直接投資密切相關(guān)）。改革開(kāi)放以來(lái)，外商直接投資企業(yè)在我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額中的比重持續(xù)地快速增長(zhǎng)，目前已經(jīng)成為外貿(mào)增長(zhǎng)最主要的來(lái)源。出口作為拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素，對(duì)外商直接投資的依賴(lài)程度如此之高已經(jīng)相當(dāng)令人吃驚。

第二是技術(shù)進(jìn)步的依賴(lài)?，F(xiàn)實(shí)生活中的情況是，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要支撐作用的一些主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展往往依賴(lài)于外商直接投資，汽車(chē)工業(yè)和微電子產(chǎn)業(yè)是明顯的例子。前者是多年來(lái)政府一直高度加以保護(hù)的產(chǎn)業(yè)，近年對(duì)外商直接投資開(kāi)放之后，民族品牌已經(jīng)接近消亡，快速增長(zhǎng)的龐大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)只是為外商直接投資企業(yè)的擴(kuò)張?zhí)峁┝肆己玫臋C(jī)遇。目前，后者則基本上控制在外商直接投資企業(yè)的手中，要實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移看來(lái)還只是一種良好的愿望。更重要的是，在新興戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中對(duì)外商直接投資的完全開(kāi)放，直接對(duì)國(guó)內(nèi)的研究開(kāi)發(fā)能力的培育起到了摧殘作用，也對(duì)國(guó)內(nèi)資本的進(jìn)入形成排擠效應(yīng)，整體上明顯地強(qiáng)化了對(duì)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的依賴(lài)。

第三是資本形成的依賴(lài)。一方面，外商直接投資在國(guó)內(nèi)投資總額中所占比重是持續(xù)上升的，近年已經(jīng)達(dá)到相當(dāng)高的水平。同其他發(fā)展中國(guó)家相比之這個(gè)比率明顯地偏高，更不用同發(fā)達(dá)國(guó)家來(lái)進(jìn)行比較。另一方面還要看到，國(guó)內(nèi)我們自己的投資也有很大一部分是與外商直接投資密切地聯(lián)系在一起的，如為外商直接投資項(xiàng)目配套的基礎(chǔ)設(shè)施投入等，在沿海地區(qū)這一比例是相當(dāng)高的。投資推動(dòng)是近年中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速的一個(gè)主要因素，而社會(huì)總投資的增長(zhǎng)與外商直接投資之間的密切關(guān)聯(lián)則不能不令人有些擔(dān)憂(yōu)。

經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中形成對(duì)外商直接投資的依賴(lài)，與積極有效地引進(jìn)外商直接投資的初衷是相違背的。從國(guó)民經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的角度來(lái)考慮，對(duì)外商直接投資的依賴(lài)所具有的潛在危害相當(dāng)嚴(yán)重，盡管有些問(wèn)題在短期內(nèi)還不明顯，甚至短期來(lái)看還是有益的，但隨著時(shí)間的推移矛盾就會(huì)逐步暴露出來(lái)。

首先，國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級(jí)受阻。我國(guó)人均國(guó)民收入突破1000美元之后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)將是推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總量持續(xù)增長(zhǎng)的一個(gè)關(guān)鍵性因素，而目前在引進(jìn)外商直接投資方面形成的出口依賴(lài)和技術(shù)依賴(lài)等，顯然對(duì)加速經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級(jí)很不利。值得注意的是，這種不利影響正隨著時(shí)間的推移而日益顯示出來(lái)。比如，前面已經(jīng)指出加工貿(mào)易在我國(guó)出口總額中所占比重非常之高，而這與外商直接投資密切相關(guān)。出于對(duì)自身投資利益的考慮，外商直接投資企業(yè)會(huì)本能地讓這種格局盡可能長(zhǎng)地維持下去。眾所周知，出口結(jié)構(gòu)直接制約一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。實(shí)際上，到目前為止外商直接投資主要是著眼于利用我國(guó)廉價(jià)的勞動(dòng)力，外商已經(jīng)形成的投資客觀上都難免會(huì)成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步升級(jí)的阻力。

其次，競(jìng)爭(zhēng)擠出效應(yīng)日益明顯。隨著整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，國(guó)內(nèi)資金從短缺走向過(guò)剩，外商直接投資在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上的作用也越來(lái)越多從積極地增加有效供給，轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)民間投資和國(guó)有資本形成擠出效應(yīng)。改革開(kāi)放后的一段時(shí)期內(nèi)，國(guó)內(nèi)資本與外商直接投資之間的競(jìng)爭(zhēng)主要集中在有限的資源方面，如基礎(chǔ)設(shè)施和能源供應(yīng)的競(jìng)爭(zhēng)等，整個(gè)市場(chǎng)的供給則嚴(yán)重不足。近年來(lái)，外商直接投資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)已經(jīng)明顯地轉(zhuǎn)向爭(zhēng)奪相對(duì)飽和的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)方面，憑借政策上的優(yōu)惠和資本技術(shù)上的優(yōu)勢(shì)，對(duì)國(guó)內(nèi)民營(yíng)資本和國(guó)有資本形成擠出效應(yīng)?，F(xiàn)實(shí)生活中不難看到，上海等地區(qū)把重點(diǎn)放在引進(jìn)外商直接投資上，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展就不行；而浙江等地區(qū)在引進(jìn)外商直接投資方面相對(duì)落后一些，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)就蓬勃地發(fā)展起來(lái)了。

再次，與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展目標(biāo)的差距擴(kuò)大。近年來(lái)，我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總量和人均國(guó)民收入都持續(xù)地快速增長(zhǎng)，但有兩個(gè)方面的矛盾卻呈現(xiàn)出日益尖銳的趨勢(shì)，一是就業(yè)緊張，二是收入分配差距擴(kuò)大，這些對(duì)外商直接投資的依賴(lài)密切相關(guān)。比如，從就業(yè)的角度來(lái)看，雖然外商直接投資重點(diǎn)是利用我國(guó)廉價(jià)的勞動(dòng)力資源，但外資項(xiàng)目要么集中在見(jiàn)效快，效益高的一些項(xiàng)目上，如加工貿(mào)易等，在國(guó)內(nèi)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)低，增加就業(yè)有限；要么是投資于高技術(shù)領(lǐng)域，如電子芯片制造等，就業(yè)數(shù)量更加有限。國(guó)內(nèi)資金過(guò)多地用于為外商直接投資配套服務(wù)，也降低了解決社會(huì)就業(yè)問(wèn)題的能力。

四、適時(shí)調(diào)整優(yōu)化引進(jìn)外商直接投資的政策

今后，我國(guó)利用外商直接投資不應(yīng)當(dāng)繼續(xù)停留在簡(jiǎn)單的引進(jìn)上，而應(yīng)當(dāng)把重點(diǎn)放到重新構(gòu)造外資與內(nèi)資之間的相互關(guān)系上來(lái)。過(guò)去的一段時(shí)期內(nèi)，我國(guó)通過(guò)放開(kāi)市場(chǎng)，提供優(yōu)惠政策等把外商直接投資吸引進(jìn)來(lái)，實(shí)際上形成了一個(gè)在封閉經(jīng)濟(jì)體制中所沒(méi)有的新的增長(zhǎng)極，因而提高了國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度。然而，我們應(yīng)當(dāng)看到，這只是一種短期效應(yīng)，相當(dāng)于一種外掛的發(fā)動(dòng)機(jī)。隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入結(jié)構(gòu)變遷為主的階段，這種外掛式動(dòng)力的方式局限性越來(lái)越大，而風(fēng)險(xiǎn)則越來(lái)越高。今后應(yīng)當(dāng)考慮的選擇是把這種外掛式的動(dòng)力內(nèi)部化，在更積極地引進(jìn)外商直接投資的同時(shí)，努力把它與國(guó)民經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的需要更好地協(xié)調(diào)起來(lái)。

進(jìn)一步說(shuō)，未來(lái)我國(guó)引進(jìn)外商直接投資的實(shí)際格局是有效利用還是被動(dòng)依賴(lài)，關(guān)鍵要看國(guó)內(nèi)資本的生長(zhǎng)和發(fā)育。如果國(guó)內(nèi)資本不能有效地加速積累和發(fā)揮出應(yīng)有的功能，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然要繼續(xù)依賴(lài)引進(jìn)外資，即使引進(jìn)外商直接投資的數(shù)量不多也擺脫不了依賴(lài)的地位。反之，引進(jìn)外商直接投資的數(shù)量越多，就越是能積極主動(dòng)地利用外資。因此，促進(jìn)國(guó)內(nèi)資本的積累和功能強(qiáng)化，無(wú)疑是推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的第一選擇。引進(jìn)外商直接投資應(yīng)當(dāng)以促進(jìn)內(nèi)資的發(fā)育為導(dǎo)向，同時(shí)注意發(fā)揮內(nèi)資在引進(jìn)外商直接投資方面的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，這是從整體上徹底擺脫對(duì)外商直接投資依賴(lài)的根本保障。

爭(zhēng)取較早地?cái)[脫對(duì)外商直接投資的依賴(lài)，特別是避免這種依賴(lài)的加深，應(yīng)當(dāng)是我國(guó)今后幾年在擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放的中需要切實(shí)解決好的一個(gè)課題。在這個(gè)方面，政府的選擇具有舉足輕重的意義。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)歷來(lái)是在特定的制度安排下運(yùn)行的，政府的決策直接影響到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的格局和資源配置的效率。及時(shí)對(duì)引進(jìn)外商直接投資的相關(guān)政策進(jìn)行必要的調(diào)整，對(duì)于完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，協(xié)調(diào)好對(duì)外開(kāi)放與國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互關(guān)系具有非常重要的意義。從當(dāng)前的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，我們應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)搞好以下幾個(gè)方面的政策調(diào)整：

第一，集中引資優(yōu)惠政策的授權(quán)。作為發(fā)展中國(guó)家，為引進(jìn)外商直接投資提供一定的優(yōu)惠政策是必要的，但我國(guó)目前在這方面給予各級(jí)地方政府過(guò)大的自，直接導(dǎo)致惡性競(jìng)爭(zhēng)，這是形成對(duì)外資依賴(lài)性的重要機(jī)制。一定意義上可以說(shuō)，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)體制中存在一些弊端現(xiàn)在都明顯地集中到招商引資政策的制定與實(shí)施上來(lái)了。從保障國(guó)民經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定的需要出發(fā)，中央政府從現(xiàn)在應(yīng)當(dāng)對(duì)招商引資的優(yōu)惠政策實(shí)行高度的集中統(tǒng)一，使各地政府把注意力轉(zhuǎn)移到創(chuàng)造公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境上去，從全局上形成協(xié)調(diào)引進(jìn)外商直接投資與國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的氛圍。

第二，真正落實(shí)國(guó)民待遇的原則。盡管我國(guó)的投資環(huán)境還有許多不盡人意之處，但外商直接投資企業(yè)在許多方面享受著超國(guó)民待遇，這種狀況是廣為人知的。我國(guó)應(yīng)當(dāng)根據(jù)WTO等國(guó)際經(jīng)濟(jì)組織的規(guī)則，對(duì)外商直接投資盡快地真正落實(shí)國(guó)民待遇的原則，這樣做將獲得兩個(gè)方面的好處：一是有利于把真正具有科技實(shí)力和管理效率的大型跨國(guó)公司吸引到中國(guó)來(lái)投資，在外商直接投資之間形成公開(kāi)的競(jìng)爭(zhēng)。二是為國(guó)內(nèi)企業(yè)提供公平競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)會(huì)，加速?lài)?guó)內(nèi)資本的形成和積累，從而在擴(kuò)大引進(jìn)外商直接投資規(guī)模的同時(shí)減少對(duì)外資的依賴(lài)。

第三，實(shí)現(xiàn)從引資到引知的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)移。我國(guó)引進(jìn)外商直接投資的方式要作根本性的調(diào)整，把目前偏重于引進(jìn)資金流量轉(zhuǎn)向以技術(shù)創(chuàng)新與制度移植為重點(diǎn)。從現(xiàn)在起，政府對(duì)外商直接投資的政策優(yōu)惠，應(yīng)當(dāng)集中到鼓勵(lì)技術(shù)轉(zhuǎn)移和制度示范等方面來(lái)。比如，對(duì)外商直接投資企業(yè)在華設(shè)立研究與開(kāi)發(fā)中心，應(yīng)當(dāng)給予比一般性投資項(xiàng)目更多的優(yōu)惠，而對(duì)技術(shù)含量低的投資項(xiàng)目取消優(yōu)惠政策。當(dāng)前，應(yīng)當(dāng)及早制定一些必要的政策措施，鼓勵(lì)外資兼并和收購(gòu)國(guó)內(nèi)企業(yè)，使國(guó)際上先進(jìn)的企業(yè)管理方式得到較快的擴(kuò)散，同時(shí)這也會(huì)有利于控制固定資產(chǎn)的投資規(guī)模，提高全社會(huì)的資本使用效率。

第四，強(qiáng)化招商引資的結(jié)構(gòu)導(dǎo)向。結(jié)構(gòu)升級(jí)已經(jīng)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主旋律，今后引進(jìn)外商直接投資項(xiàng)目要以結(jié)構(gòu)優(yōu)化為基本的取舍標(biāo)準(zhǔn)。一方面，要通過(guò)產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向等途徑把外商直接投資項(xiàng)目更多地引向需求增長(zhǎng)快的領(lǐng)域，如適當(dāng)?shù)貙?duì)外商直接投資企業(yè)開(kāi)放基礎(chǔ)設(shè)施市場(chǎng)等，因?yàn)槭袌?chǎng)有效需求增長(zhǎng)快的行業(yè)就不大容易出現(xiàn)壟斷和形成依賴(lài)；另一方面，對(duì)外商直接投資已經(jīng)居于主導(dǎo)地位的一些產(chǎn)業(yè)，要盡早實(shí)施反壟斷措施，同時(shí)嚴(yán)格限制外商直接投資的繼續(xù)投入，包括對(duì)外商直接投資企業(yè)在原領(lǐng)域內(nèi)新增和擴(kuò)充資本?？傊?，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入快速的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時(shí)期后，要特別警惕出現(xiàn)對(duì)外商直接投資的結(jié)構(gòu)性依賴(lài)。

主要參考文獻(xiàn)：

1.江小涓：《跨國(guó)投資、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與外商投資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)行為》，《經(jīng)濟(jì)研究》2002年第9期。

2.陳飛翔：《市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與引進(jìn)外商直接投資》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2002年第2期。

篇8

關(guān) 鍵 詞：外商直接投資；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；中部地區(qū)；實(shí)證檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F830．59 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1005-0892(2007)06－0092－05

一、引言

外商直接投資是否促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。在理論上，眾多研究從發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)（“雙缺口”理論）、內(nèi)生經(jīng)濟(jì)（Romer，1986；Ethier，1982）和外部驅(qū)動(dòng)（Lucas，1988）等視角論證了外商直接投資可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的基礎(chǔ)上，有的研究探究了外商直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑和方式，認(rèn)為外商直接投資主要通過(guò)外資企業(yè)的技術(shù)、管理和營(yíng)銷(xiāo)等方面的知識(shí)溢出效應(yīng)，迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)增加R＆D投入（Chen，1995）、增加資本品種和存量（Mello，1997）以及外商直接投資產(chǎn)生的跨國(guó)間技術(shù)外溢等（Walz，1997）途徑來(lái)促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。進(jìn)一步地，有些研究解釋了外商直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)條件，認(rèn)為外商直接投資對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要受到某些國(guó)際渠道（Barro等，1995），以及東道國(guó)人力資本狀況、貿(mào)易條件、金融自由化程度（Balasubramanyan，1996；Stoker，1999；[1]Husain，2000；Groppand，2000；Zhang，2001）、儲(chǔ)蓄率和人口增長(zhǎng)率（Satya and Paul，2004；[2]Congtruong，2004）等條件的約束。但是，有些理論研究得到相反的結(jié)論，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系（Saltz，1998），[3]理由是利用優(yōu)惠政策吸引外資會(huì)阻礙國(guó)內(nèi)投資，當(dāng)外資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)收益差距很大時(shí)，引進(jìn)外資反而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Easterly，1993）。

許多實(shí)證研究（Blomstron，1994；Stoker，1999；Mina，2004；lute，2004；Smarzynska，2004；[4]Javorcik，2004）試圖用OLS方法考察外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的影響。然而他們的研究受到了一些質(zhì)疑，由于采用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸，只能表明外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有關(guān)系，并不能說(shuō)明兩者是否存在因果關(guān)系（Baliamoune，2004；[5]Elmaubzini等，2005[6]）。面板和跨國(guó)研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不相關(guān)，外商直接投資不能解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Borensztein，1998；Samir，2005；Saddi，2005），甚至?xí)?duì)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生消極的影響（Saltz，1998；Benson等，2004；[7]Durham，2004）；相反，一國(guó)總體的人力資本、技術(shù)能力和發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要的意義（Alfaro等，2004；[8]Chanada，2004；Saddi，2005）。然而也有學(xué)者認(rèn)為，由于選取跨國(guó)截面數(shù)據(jù)沒(méi)有考慮到不同國(guó)家的異質(zhì)性，即各國(guó)具有不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)等，這些國(guó)家層面的面板估計(jì)可能會(huì)導(dǎo)致虛假的結(jié)論（Beata等，2004；[9]Khaled，2005）。針對(duì)發(fā)展中國(guó)家，蕭政等（2002）、Gregorio和Lee（2005）運(yùn)用時(shí)間序列及動(dòng)態(tài)異類(lèi)板面方法估計(jì)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)大多數(shù)樣本國(guó)家的外商直接投資能很好地解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。他們的實(shí)證結(jié)果與外商直接投資無(wú)關(guān)論（Saddi，2005；Samir，2005）以及外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)的研究結(jié)果截然不同。

對(duì)中國(guó)的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究有著不同的結(jié)論。一些研究肯定外商直接投資的作用，認(rèn)為外商直接投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，但其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)要受經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平、政策因素、企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)和市場(chǎng)化改革等因素的影響（王成岐等，2002），[10]并認(rèn)為東部發(fā)達(dá)地區(qū)與西部落后地區(qū)之間GDP增長(zhǎng)率的差異，大約有90%是由外商直接投資引起的（魏后凱，2002），以及外商直接投資較高的省份有著較快的技術(shù)升級(jí)和較快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Xiao wentian等，2004）。[11]也有一些研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資之間存在著雙向的因果關(guān)系，并指出穩(wěn)定可靠的組織機(jī)構(gòu)和城市化的發(fā)展在吸引外資方面也有重要作用，它們是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素（Shan等，1999；蕭政等，2002）。然而，有的研究表明，國(guó)內(nèi)投資仍然是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力，外商直接投資與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系；相反，國(guó)內(nèi)投資的區(qū)域差距，特別是在投資效率上的顯著差別，是造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距長(zhǎng)期存在的主要因素（李靜萍，2001；尹希果等，2003；[12]胡宗義等，2004[13]）。

由此可見(jiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)外商直接投資是否促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并未取得共識(shí)。在當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，促進(jìn)中部崛起是協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展、落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀的重大戰(zhàn)略，而值得關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題是外商直接投資在中部崛起的作用。運(yùn)用主流計(jì)量方法對(duì)中部地區(qū)的外商直接投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，可以考察外商直接投資對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有促進(jìn)效應(yīng)。因此，本文將利用ADF檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，對(duì)中部地區(qū)的FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、數(shù)據(jù)與檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

1．?dāng)?shù)據(jù)說(shuō)明

本文以中部地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來(lái)反映中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其數(shù)據(jù)來(lái)自中部地區(qū)各?。ㄉ轿鳌不?、江西、河南、湖北和湖南）的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值加總；然后用商品零售價(jià)格指數(shù)把GDP換算為以1978年不變價(jià)格計(jì)算的值。本文以中部地區(qū)實(shí)際利用的外商直接投資來(lái)反映中部地區(qū)的外商直接投資（FDI），其數(shù)據(jù)來(lái)自中部地區(qū)各省實(shí)際利用的外商直接投資加總；FDI用當(dāng)年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，然后用商品零售價(jià)格指數(shù)把其換算為以1978年不變價(jià)格計(jì)算的值。為消除異方差，取各變量的自然對(duì)數(shù)消除變化趨勢(shì)，兩變量用LGDP與LFDI表示。

本文選取的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)。其中，1983~2004年的GDP與FDI來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年度，2005年度的GDP與FDI來(lái)自各省的2006年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)；商品零售價(jià)格指數(shù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)；當(dāng)年美元平均匯率來(lái)源于《中國(guó)金融年鑒》相關(guān)年度。我們選取1983年到2005年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間。

2．檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

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

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

?駐yt=c+?籽yt-1+ut-1

其中?籽=?琢-1，若?籽拒絕零假設(shè)，則yt平穩(wěn)，這時(shí)DF檢驗(yàn)值即為yt-1的t值，但它已不服從標(biāo)準(zhǔn)的t分布。將所估計(jì)的?籽的系數(shù)除以它的標(biāo)準(zhǔn)誤差，得到DF的?子的統(tǒng)計(jì)量。如果?籽超過(guò)DF的臨界值，即拒絕所給時(shí)間序列是非平穩(wěn)的假設(shè)；反之，則時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。當(dāng)DF檢驗(yàn)要包含足夠的滯后項(xiàng)以使其誤差項(xiàng)是序列上獨(dú)立的，則稱(chēng)為ADF檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller Test）。如果一個(gè)序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過(guò)d次差分，則該序列被稱(chēng)為d階單整，記為I（d）。

（2）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

如果序列X1t，X2，…，Xkt都是d階單整，存在一個(gè)向量?琢=（?琢1，?琢2，…，?琢k）,使得Zt=?琢Xt’~I（d，b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，…，Xkt），則認(rèn)為序列X1t，X2t，…，Xkt是（d，b）協(xié)整（Cointegration），記為Xt~CI（d，b），?琢為協(xié)整向量。如果兩個(gè)變量都是單整變量，只有當(dāng)他們的單整階數(shù)相同時(shí)才可能協(xié)整；兩個(gè)以上變量如果具有不同的單整階數(shù)，有可能經(jīng)過(guò)線(xiàn)性組合構(gòu)成低階單整變量。協(xié)整的意義在于揭示變量之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。滿(mǎn)足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間不能相互分離太遠(yuǎn)，一次沖擊只能使它們短時(shí)間內(nèi)偏離均衡位置，在長(zhǎng)期中會(huì)自動(dòng)恢復(fù)到均衡位置。

（3）Granger關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類(lèi)問(wèn)題，其基本原理是：在做Y對(duì)其他變量（包括自身的過(guò)去值）的回歸時(shí)，如果把X的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè)，我們就認(rèn)為X是Y的Granger原因，類(lèi)似定義Y是X的Granger原因。檢驗(yàn)X不是引起Y變化的原因?qū)ο铝袃蓚€(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì)：

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

有限制條件回歸 Y＝∑?琢iYt-i+ut（其中 i=1,2,…,n）

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

本文所使用的計(jì)量軟件為Eviews5.0。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與解釋

1．單位根檢驗(yàn)

我們運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)變量LGDP和LFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

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

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

2．協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系對(duì)如何處理協(xié)整空間中的確定項(xiàng)非常敏感。在Eviews 5中, Johansen協(xié)整檢驗(yàn)有五個(gè)選擇可幫助決定任何處理確定項(xiàng)，基于單位根測(cè)試的結(jié)果，我們選擇的是第四個(gè)情形，即協(xié)整方程的有線(xiàn)性趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)，序列均值和線(xiàn)性趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

注：表示在1%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

以檢驗(yàn)水平為1%為判斷，由于跡統(tǒng)計(jì)量37.63821>31.15385，14.10533

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

（1）

（0.01262）（0.00420） 似然比：36.70748

方程（1）所列協(xié)整系數(shù)下面括號(hào)內(nèi)數(shù)字為回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差，@TREND（84）表示時(shí)間趨勢(shì)變量1984年為0。該協(xié)整方程表明中部地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP）與外商直接投資（LFDI）之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關(guān)系。具體地說(shuō)，從長(zhǎng)期來(lái)看外商直接投資每增加1%，會(huì)引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.065563個(gè)百分點(diǎn)。這里需要指出的是，上述結(jié)論是基于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)得出的初步分析結(jié)果，它有待于結(jié)合其他方法進(jìn)行綜合分析。

3．因果關(guān)系檢驗(yàn)

按照AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則以及FPE準(zhǔn)則確定各個(gè)變量的滯后階數(shù)為2；對(duì)各個(gè)變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)如表4所示：

注：本表中的概率值為零假設(shè)成立的概率值；判別標(biāo)準(zhǔn)是當(dāng)確定8%顯著水平后，概率值大于8%的接受零假設(shè)，否則拒絕接受零假設(shè)。

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

4．脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析

Granger檢驗(yàn)從統(tǒng)計(jì)意義的角度探討變量之間因果流在某個(gè)方向的存在性，脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解則可以將向量自回歸（VAR）模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義較為完整而細(xì)膩地表達(dá)出來(lái)，進(jìn)而體現(xiàn)出超越Granger檢驗(yàn)的觀測(cè)。脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function, IRF）描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)來(lái)自另一個(gè)內(nèi)生變量的一個(gè)單位變動(dòng)沖擊所產(chǎn)生的響應(yīng)，可提供受沖擊所產(chǎn)生響應(yīng)的正負(fù)方向、調(diào)整時(shí)滯和穩(wěn)定過(guò)程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析，從而避免了以往研究中經(jīng)常采用的Cholesky分解技術(shù)存在的對(duì)沖擊識(shí)別的任意性和結(jié)果對(duì)變量排序的依賴(lài)（高鐵梅，2006）。[15]方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，可以給出對(duì)系統(tǒng)中變量產(chǎn)生影響的每一個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)相對(duì)重要性的信息。我們首先對(duì)由LGDP與LFDI構(gòu)成的VAR模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果是顯著的，說(shuō)明本文使用的數(shù)據(jù)滿(mǎn)足VAR模型的假設(shè)條件。圖1和圖2為脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果，圖3和圖4為方差分解的分析結(jié)果。圖中縱軸表示響應(yīng)數(shù)值或貢獻(xiàn)度，橫軸為滯后期間數(shù)。

總的來(lái)看，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果是：中部地區(qū)正向的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）沖擊產(chǎn)生的外商直接投資（LFDI）響應(yīng)為正，中部地區(qū)正向的外商直接投資（LFDI）沖擊產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）響應(yīng)也為正。從圖1可以看出，當(dāng)在本期給中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總額（LGDP）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，外商直接投資（LFDI）即刻作出反映，第1期外商直接投資立刻上升11.6%，并在第三期上升到最高點(diǎn)（35.5%）。隨著時(shí)間的推移，沖擊影響力逐步減弱，直至第8期穩(wěn)定在一個(gè)新的均衡水平。這說(shuō)明通過(guò)給中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一個(gè)沖擊后，外商直接投資會(huì)立刻迅速發(fā)生變化，并且沒(méi)有任何時(shí)滯，但在第8期后，沖擊作用會(huì)消失。從圖2可以看出，當(dāng)在本期給中部地區(qū)的外商直接投資（LFDI）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）都呈上升浮動(dòng)，從第1期的0.9%上升到第10期的2.8%。這說(shuō)明通過(guò)給外商直接投資一個(gè)沖擊后，會(huì)導(dǎo)致中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)在長(zhǎng)期內(nèi)的增長(zhǎng)。

方差分解的結(jié)果分析：由圖3和圖4可知，從長(zhǎng)期來(lái)看中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊對(duì)外商直接投資變動(dòng)的解釋度為54%，而外商直接投資的沖擊卻只能解釋中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的0.8%左右。這表明在長(zhǎng)期均衡中，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）變化對(duì)外商直接投資（LFDI）變化的貢獻(xiàn)度顯著大于外商直接投資變化對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度。

四、結(jié)論與建議

本文應(yīng)用協(xié)整分析技術(shù)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，利用1983~2005年的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了中部地區(qū)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）中部地區(qū)的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自增長(zhǎng)是非平穩(wěn)的，但是它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（2）雙變量的Granger因果關(guān)系分析表明: 短期內(nèi)，中部地區(qū)的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是外商直接投資增長(zhǎng)的原因，而外商直接投資卻不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明：長(zhǎng)期內(nèi)，外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有互為正向影響的關(guān)系。也就是說(shuō)，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)外商直接投資流入中部地區(qū)，同時(shí)，外商直接投資的引入又反過(guò)來(lái)促進(jìn)了中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但兩者影響程度不同，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外國(guó)直接投資的影響大于外國(guó)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

由于中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，并且外商直接投資對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，因此，中部崛起離不開(kāi)外商直接投資，吸引外商直接投資是必要的。具體來(lái)說(shuō)，中部地區(qū)應(yīng)該做好以下工作：在引進(jìn)外資的政策上，應(yīng)采用長(zhǎng)期政策而非短期政策，只有這樣才能保證外資對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到持久的促進(jìn)效果；改善投資的硬環(huán)境與軟環(huán)境，并且不斷優(yōu)化引進(jìn)外資的結(jié)構(gòu)；完善市場(chǎng)規(guī)范，創(chuàng)造各類(lèi)企業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境，建立公平競(jìng)爭(zhēng)的高度法制化的市場(chǎng)體系。

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篇9

關(guān)鍵詞：外商直接投資；就業(yè)人數(shù)；協(xié)整分析

中圖分類(lèi)號(hào)：F74文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X（2010）34-0191-02

引言

眾所周知，中國(guó)是世界上人口最多的國(guó)家，而如何安置如此多的勞動(dòng)力就業(yè)卻是一個(gè)棘手的問(wèn)題，為了創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，中國(guó)政府采取了多種手段和措施，其中科學(xué)合理的利用外資，是中國(guó)實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展的重要途徑。從總體上看，外商投資單位就業(yè)人數(shù)逐年增加。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2008年外資企業(yè)年底登記戶(hù)數(shù)434 937戶(hù)，而2007年外資企業(yè)年底登記戶(hù)數(shù)286 232戶(hù)。其中，2008年外商投資單位的就業(yè)人數(shù)為943萬(wàn)。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外的研究成果

1994年，聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議發(fā)表了《1994年世界投資報(bào)告》，專(zhuān)門(mén)對(duì)FDI與東道國(guó)的就業(yè)關(guān)系進(jìn)行了分析。報(bào)告認(rèn)為，跨國(guó)公司對(duì)東道國(guó)的就業(yè)具有積極效應(yīng)和消極效應(yīng)。Nigel Driffield 與Karl Taylor（2000）以英國(guó)作為東道國(guó)分析了1984―2000年期間勞動(dòng)力市場(chǎng)的情況，指出FDI導(dǎo)致的在外國(guó)部門(mén)與本國(guó)部門(mén)之間的生產(chǎn)力外溢加大了工資的不平等性以及對(duì)本國(guó)熟練勞動(dòng)力的更多使用，進(jìn)而由工資的差異性導(dǎo)致了就業(yè)增加與否的不確定性。

（二）國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究

FDI對(duì)中國(guó)就業(yè)數(shù)量影響的研究文獻(xiàn)不多。但中國(guó)的學(xué)者對(duì)此也有很多爭(zhēng)論。主要有兩種觀點(diǎn)：促進(jìn)論、擠出論。

1.促進(jìn)論。桑百川從資本有機(jī)構(gòu)成動(dòng)態(tài)演進(jìn)的角度，分析了外資對(duì)就業(yè)的影響。認(rèn)為外資對(duì)就業(yè)存在就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)和擠出效應(yīng)。資本有機(jī)構(gòu)成的提高與就業(yè)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但由于投資規(guī)模增長(zhǎng)的速度快于資本有機(jī)構(gòu)成提高的速度、及其乘數(shù)效應(yīng)的作用，認(rèn)為FDI對(duì)基業(yè)的影響是分階段的，就業(yè)的整體貢獻(xiàn)為正。曹安定、張慶君（2004）利用協(xié)整理論作了外商投資對(duì)中國(guó)非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證分析。結(jié)果表明外商投資與中國(guó)的非農(nóng)就業(yè)存在因果關(guān)系。

2．?dāng)D出論。江綺萍依據(jù)凱恩斯主義者關(guān)于投資拉動(dòng)就業(yè)的觀點(diǎn)，對(duì)中國(guó)外商投資與就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了相關(guān)性分析，其結(jié)論為：外資目前并不能大量增加中國(guó)的就業(yè)量。竺彩華、胡再勇，把就業(yè)效應(yīng)分為創(chuàng)造效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩部分，構(gòu)建聯(lián)立方程模型全面衡量FDI對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)的貢獻(xiàn)，結(jié)果表明：外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的貢獻(xiàn)并不理想，甚至在一定程度上還惡化了中國(guó)已十分嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)。

二、實(shí)證分析

鑒于FDI對(duì)中國(guó)就業(yè)數(shù)量的復(fù)雜影響，本部分?jǐn)M用計(jì)量的方法來(lái)量化FDI與中國(guó)就業(yè)之間的關(guān)系，從而理清兩者之間的關(guān)系。

（一）變量選取、數(shù)據(jù)描述及確定

1.變量選取。本文的實(shí)證研究主要使用兩個(gè)重要的時(shí)間序列：利用變量FDI表示外商直接投資額，利用變量L表示外商投資單位的就業(yè)人數(shù)。為避免異方差等問(wèn)題的影響，將所有數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化取自然對(duì)數(shù)，分別表示為L(zhǎng)NFDI和LNL，對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分分別用LNFDI和LNL來(lái)表示，二階差分分別用LNFDI和LNL來(lái)表示。

2.數(shù)據(jù)描述。樣本數(shù)據(jù)選取范圍是1991―2008年的外商直接投資額和外商投資單位的就業(yè)人數(shù)的年度數(shù)據(jù)，共18個(gè)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

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

（二）平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)

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

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

（三）協(xié)整分析

利用Eviews5.0軟件，對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，不含常數(shù)和時(shí)間趨勢(shì)，由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，由殘差序列E的ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差序列E的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

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

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

設(shè)回歸方程為：LNL=α+βLNFDI，其中α、β為待定參數(shù)，應(yīng)用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)得α=-4.883021，

β=1.751766。則所得方程為：

LNL=-4.883021+1.751766LNFDI

（-5.492372） （12.28361）

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

從回歸模型的結(jié)果看，方程擬合優(yōu)度為0.920677，說(shuō)明整個(gè)方程解釋性較強(qiáng)，方程的整體顯著性為150.8870，也通過(guò)了檢驗(yàn)。另外，D-W統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值說(shuō)明其不存在一階自相關(guān)。由此我們可以得出結(jié)論：FDI對(duì)L的貢獻(xiàn)率為1.751766，即FDI每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，L就會(huì)增加1.751766個(gè)百分點(diǎn)。外商直接投資對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)的拉動(dòng)作用是積極的、顯著的。

結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文借助Eviews5.0軟件，從計(jì)量的角度利用1994年至2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)外商直接投資額和外商投資單位的就業(yè)人數(shù)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出如下結(jié)論。

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

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

（二）政策建議

近年來(lái)，中國(guó)在吸引外資擴(kuò)大就業(yè)方面取得了可喜的成就，但是我們應(yīng)該看到目前中國(guó)在吸引外資的同時(shí)也面臨著巨大的挑戰(zhàn)。為了進(jìn)一步更好地利用外商直接投資擴(kuò)大中國(guó)的就業(yè)人數(shù)，從而促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展，對(duì)中國(guó)引進(jìn)外商直接投資的政策建議如下：

1.創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，引進(jìn)外資，發(fā)揮外資的積極作用。中國(guó)的人口眾多，勞動(dòng)力資源豐富，單靠國(guó)內(nèi)資本和國(guó)內(nèi)企業(yè)不可能解決勞動(dòng)力的就業(yè)問(wèn)題，而勞動(dòng)力就業(yè)又是關(guān)系國(guó)計(jì)民生，社會(huì)穩(wěn)定的重大問(wèn)題。因此我們要積極吸引外資，并為外商投資創(chuàng)造良好的環(huán)境。

2.調(diào)整利用外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。我們要調(diào)整利用外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步擴(kuò)大就業(yè)人數(shù)。第一，積極吸引外商投資教育、衛(wèi)生等服務(wù)領(lǐng)域，進(jìn)一步提高中國(guó)勞動(dòng)的素質(zhì)和中國(guó)國(guó)內(nèi)服務(wù)行業(yè)的總體水平。第二，通過(guò)稅收、財(cái)政支持等優(yōu)惠政策吸引外商直接投資于第一產(chǎn)業(yè)，帶動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)。

3.積極引導(dǎo)外資的地區(qū)分布，推動(dòng)中西部地區(qū)的勞動(dòng)力就業(yè)。為了促進(jìn)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)人數(shù)的增加，國(guó)家要有意識(shí)的加大對(duì)中西部的傾斜力度，為吸引外資創(chuàng)造條件。第一，加大對(duì)中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、教育及科技的投入，從宏觀上改善中西部地區(qū)的引資條件。第二，出臺(tái)有關(guān)的優(yōu)惠政策和措施，促使外商向中西部投資，帶動(dòng)中西部勞動(dòng)力就業(yè)。

4.充分利用外資的外溢效應(yīng)，帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而帶動(dòng)就業(yè)。一方面，外資的進(jìn)入和存在會(huì)引起與本地企業(yè)之間的業(yè)務(wù)聯(lián)系，從而引發(fā)了前后產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，從而會(huì)增加就業(yè)機(jī)會(huì)帶動(dòng)就業(yè)人數(shù)；另一方面，外資的外溢效應(yīng)會(huì)引起本國(guó)類(lèi)似企業(yè)的產(chǎn)生和發(fā)展，這樣就會(huì)增加對(duì)勞動(dòng)力的需求。

5.加強(qiáng)外商投資管理，防止熱錢(qián)流入。隨著中國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的提高，外商投資環(huán)境的改善，國(guó)際資本進(jìn)入中國(guó)的速度加快，熱錢(qián)的流入非但不能增加就業(yè)人數(shù)，而且還會(huì)對(duì)中國(guó)金融體系的運(yùn)行產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)。因此應(yīng)制定法律法規(guī)加強(qiáng)對(duì)外資的管理，尤其是短期國(guó)際投機(jī)資本的監(jiān)管，從而更好地利用外資。

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篇10

關(guān)鍵詞：外商直接投資；FDI；區(qū)位因素

中圖分類(lèi)號(hào)：F740文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X(2008)18-0103-03

近年來(lái)，我國(guó)成為外商直接投資的一個(gè)重要目標(biāo)國(guó)，而外資也成為我國(guó)的重要資金來(lái)源之一。尤其是近十余年來(lái)，我國(guó)吸收國(guó)際直接投資的數(shù)量一直位居發(fā)展中國(guó)家的前列。截至2005年末，我國(guó)累計(jì)批準(zhǔn)設(shè)立外商投資企業(yè)59.4萬(wàn)家，實(shí)際使用外資金額達(dá)6 854億美元。世界500家最大的跨國(guó)公司幾乎都在我國(guó)進(jìn)行了直接投資。FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的繁榮做出了很大的貢獻(xiàn)。本文希望通過(guò)實(shí)證分析，深入了解我國(guó)吸引FDI流入的關(guān)鍵區(qū)位因素，從而能更好地有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

關(guān)于影響FDI區(qū)位選擇的因素，國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有很多學(xué)者對(duì)此作了研究和探討。

有些學(xué)者從成本最低化角度來(lái)探討FDI的區(qū)位決策，如Caves（1982）①以及Mariotti和Piscitello（1995）②等從各種成本角度對(duì)FDI的區(qū)位決策進(jìn)行了實(shí)證研究。依據(jù)鄧寧的國(guó)際生產(chǎn)折衷理論，Woodward D. 和R. Rolfe（1993）③對(duì)影響出口導(dǎo)向制造業(yè)國(guó)際分配的主要因素進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果呈現(xiàn)對(duì)投資選址產(chǎn)生正影響的因素有：人均國(guó)民生產(chǎn)總值、土地面積、匯率貶值、政治穩(wěn)定因素、制造業(yè)的集聚度、免稅期限、自由貿(mào)易區(qū)的規(guī)模等；而產(chǎn)生負(fù)影響的因素有：工資、通貨膨脹率、利潤(rùn)匯回管制、運(yùn)輸費(fèi)用、工會(huì)組織等?，F(xiàn)今隨著信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷發(fā)展，又有研究指出直接投資的區(qū)位選擇是外商為了降低信息成本的一種理性選擇。中國(guó)也已有很多研究做了相關(guān)分析。魏巍賢（1997）在《外商在中國(guó)直接投資的決定因素》一文中，將FDI作為系統(tǒng)的內(nèi)生變量，結(jié)果表明：外商直接投資是東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模、資本成本決定的；實(shí)際GDP增長(zhǎng)率作為一個(gè)可反映一國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模和潛力的變量是刺激外商在我國(guó)直接投資的一個(gè)重要因素。沈坤榮、耿強(qiáng)（2001）構(gòu)建了一個(gè)包含外國(guó)直接投資和人力資本的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，并運(yùn)用1987―1998年中國(guó)29個(gè)省、市及自治區(qū)的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，認(rèn)為外國(guó)直接投資的增長(zhǎng)導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的增加，并且發(fā)現(xiàn)外國(guó)直接投資技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)的發(fā)揮程度與人力資本有著至關(guān)重要的關(guān)系，沈在他2002年的論文中，進(jìn)一步采用中國(guó)分省分年的Panel Data數(shù)據(jù)和計(jì)量分析方法，研究人力資本存量對(duì)外商直接投資區(qū)位選擇及投資規(guī)模的影響。結(jié)果顯示，除了市場(chǎng)容量、勞動(dòng)成本、市場(chǎng)化水平等因素以外，人力資本存量是影響FDI區(qū)域性選擇和投資規(guī)模的重要因素。

從以上相關(guān)的文獻(xiàn)研究中，可以發(fā)現(xiàn)各國(guó)學(xué)者對(duì)于影響FDI的區(qū)位因素的研究已經(jīng)很多，但是針對(duì)中國(guó)做的研究還比較有限，而隨著外國(guó)對(duì)華投資規(guī)模的飛速提高，而我國(guó)加入WTO后面臨新的挑戰(zhàn)，我們有必要再次審視影響外商對(duì)華直接投資的區(qū)位因素。在借鑒以上文獻(xiàn)成果的基礎(chǔ)上，本文擬從FDI累計(jì)投資額、人力資本、市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)開(kāi)放度、制度因素這五個(gè)方面綜合分析他們對(duì)外商直接投資的影響，以豐富現(xiàn)有的文獻(xiàn)。

模型分析

在前述理論分析的基礎(chǔ)上，根據(jù)我國(guó)具體的國(guó)情，本文選擇以下幾個(gè)變量作為影響我國(guó)吸引外商直接投資的宏觀因素：

累計(jì)投資額：一個(gè)地區(qū)的現(xiàn)有外商直接投資規(guī)模對(duì)吸引外資有一定的示范作用。賀燦飛（1999）的研究表明,外商在華直接投資存在的“區(qū)域性自我加速”機(jī)制導(dǎo)致外商直接投資的區(qū)域模式呈現(xiàn)一定程度的剛性。一國(guó)累計(jì)外國(guó)直接投資越多，一定程度上說(shuō)明該國(guó)投資軟硬環(huán)境較好或該國(guó)的外資環(huán)境較好、比較容易得到其他外商的了解和認(rèn)同，從而更多的引致投資流入該國(guó)。對(duì)于累計(jì)投資額這個(gè)變量本文采用我國(guó)FDI累計(jì)額（FDIL）指標(biāo)來(lái)衡量，其系數(shù)假設(shè)為正。

人力資本：人力資本指標(biāo)的度量是一個(gè)難題。到目前為止，尚無(wú)一個(gè)行之有效的方法去準(zhǔn)確計(jì)算一個(gè)個(gè)體的人力資本存量。像教育和衛(wèi)生這樣的活動(dòng)，通過(guò)提高人的生產(chǎn)能力，如更高的技能和更好的身體，對(duì)社會(huì)產(chǎn)品的增長(zhǎng)作出貢獻(xiàn)。由于這些活動(dòng)的支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用和有形資本投資一樣，所以，將其稱(chēng)為人力資本投資是適宜的?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文用中央和地方財(cái)政支出文教、科學(xué)、衛(wèi)生事業(yè)費(fèi)作為反映指標(biāo)。

市場(chǎng)規(guī)模：工業(yè)區(qū)位理論的市場(chǎng)學(xué)派認(rèn)為，市場(chǎng)容量是影響產(chǎn)業(yè)地理分布的重要原因，Glickman（1988）①等也認(rèn)為，外商直接投資進(jìn)入東道國(guó)的主要目標(biāo)之一是為了占領(lǐng)當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)。從理論上來(lái)說(shuō)經(jīng)濟(jì)和市場(chǎng)規(guī)模越大的地區(qū)，將會(huì)吸引越多的外資企業(yè)。本文選用中國(guó)每年的社會(huì)消費(fèi)品零售總額（LSE）作為反映指標(biāo)，它的系數(shù)假定為正，因?yàn)橐话阋粐?guó)市場(chǎng)規(guī)模越大，越易吸引外商投資，特別把東道國(guó)當(dāng)作市場(chǎng)產(chǎn)品或服務(wù)的消費(fèi)國(guó)時(shí)。

市場(chǎng)開(kāi)放度：我們用開(kāi)放度這一指標(biāo)，因?yàn)樗梢员容^好的代表一個(gè)地區(qū)的政策導(dǎo)向。衡量特定國(guó)家對(duì)外開(kāi)放度的指標(biāo)通常是國(guó)際貿(mào)易水平。一般而言，一個(gè)地區(qū)的政策越開(kāi)放，其進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展就越快，相應(yīng)的，其開(kāi)放度就越大。企業(yè)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易來(lái)積累貿(mào)易對(duì)象國(guó)的經(jīng)濟(jì)、文化、政治等領(lǐng)域的各項(xiàng)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)獲取投資信息。這里用我國(guó)每年的進(jìn)出口額/GDP（KFD）來(lái)衡量。

根本制度因素（虛擬變量）：一個(gè)地區(qū)的對(duì)外商直接投資的根本政策制度因素也對(duì)FDI流入量有較大的影響。Lall和Siddharthan（1982）②發(fā)現(xiàn)外資企業(yè)在美國(guó)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)與有效保護(hù)率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。有實(shí)證研究表明：“制度因素比經(jīng)濟(jì)因素或硬環(huán)境更重要”，“一個(gè)自由開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)體制和歡迎外資的政策是決定國(guó)際直接投資流的最重要的因素”（魯明泓1999）。所以，我們?cè)谘芯繀^(qū)位因素時(shí)除了關(guān)注傳統(tǒng)的硬環(huán)境和經(jīng)濟(jì)等因素外，還要注重對(duì)制度因素的分析和研究，包括東道國(guó)是否建立了國(guó)際直接投資和貿(mào)易運(yùn)行框架或?yàn)榭鐕?guó)企業(yè)運(yùn)行提供便利等。1992年的和十四大的召開(kāi)為我國(guó)外資的優(yōu)惠政策提供了根本的制度基礎(chǔ)，因此，吸收的外資迅猛增長(zhǎng)。故以1992年為分界線(xiàn)，以前的年份取值0，自1992年起取值為1。

此外還有很多因素影響FDI的流入。如基礎(chǔ)設(shè)施狀況，但因涉及通訊運(yùn)輸兩大方面，而技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)的聯(lián)系方式呈現(xiàn)多樣化，所以能夠衡量基礎(chǔ)設(shè)施狀況的指標(biāo)難以確定。

模型構(gòu)建：

假設(shè)：FDI累計(jì)投資額、人力資本、市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)開(kāi)放度、制度因素均影響著中國(guó)外商直接投資流入，并且都起促進(jìn)作用，即影響系數(shù)為正。

另外，前一年的FDI累計(jì)投資額對(duì)后一年的FDI流入量有影響，故FDI累計(jì)投資額取值滯后一年。鑒于時(shí)間滯后性等的影響，人力資本取值滯后一年。所以，構(gòu)造方程為

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

數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)：

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

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

回歸結(jié)果：

LNFDI=-2.957558903+0.4080294192*LNFDIL

（-1）+1.251901851*LNLSE

T=（-1.092958）（2.511906）（2.150531）

P=0.28880.02180.0453

-1.087597697*HS（-1）+1.302540468*ZD

（-2.691124） （8.747027）

0.0149 0.0000

結(jié)果說(shuō)明外商直接投資規(guī)模、市場(chǎng)規(guī)模和制度因素對(duì)FDI的流入具有顯著的影響，而市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)開(kāi)放度和人力資本對(duì)FDI的影響不明顯。

政策建議：

下面我們將詳細(xì)的分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果：

1.累計(jì)投資額。由分析結(jié)果可以看到，外商直接投資規(guī)模對(duì)FDI的流入具有顯著的積極影響。由此說(shuō)明累計(jì)FDI對(duì)外商特別是新來(lái)外商的直接投資決策有重要的示范效應(yīng)。FDI對(duì)自身的正的很強(qiáng)的自增長(zhǎng)效應(yīng)已被廣大學(xué)者注意到。所以，中央尤其是地方政府在制定和執(zhí)行針對(duì)FDI的相關(guān)政策時(shí)，不應(yīng)局限于效果立竿見(jiàn)影的決策，應(yīng)適當(dāng)避免一些短期決策，考慮政策的長(zhǎng)期影響。而且近年來(lái)，外商投資產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出集聚現(xiàn)象。市場(chǎng)機(jī)制的作用下區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)和積累效應(yīng)為外商直接投資創(chuàng)造了良好的投資條件。因此，政府可以適當(dāng)?shù)匾龑?dǎo)形成產(chǎn)業(yè)集聚，特別是中西部地區(qū)，可以吸引FDI到中西部大開(kāi)發(fā)中，解決資金不充足的瓶頸。

2.根本制度因素。由回歸結(jié)果可知，政策制度環(huán)境的根本變化對(duì)跨國(guó)公司直接投資的區(qū)位決策具有重大影響。但我們應(yīng)注意的是這一因素不能成為我們吸引FDI的砝碼。因?yàn)楝F(xiàn)在對(duì)FDI的根本制度可以說(shuō)是“歡迎”外商直接投資，至少近期內(nèi)是不會(huì)有什么變化的。我們更應(yīng)注重的是其他非“國(guó)策”性政策的制定。再者，加入WTO后，我國(guó)利用外資政策將從稅收激勵(lì)機(jī)制為主的優(yōu)惠政策轉(zhuǎn)向以公平競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制為主的規(guī)則政策。在從減少優(yōu)惠待遇角度走向國(guó)民待遇的同時(shí)，我國(guó)也將減少對(duì)外國(guó)投資者的市場(chǎng)準(zhǔn)入限制（除特定行業(yè)外）和非國(guó)民待遇，改善綜合投資環(huán)境，促進(jìn)市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)，從另一個(gè)角度走向?qū)ν馍掏顿Y實(shí)行國(guó)民待遇。在轉(zhuǎn)變的實(shí)施過(guò)程中，務(wù)必要注意循序漸進(jìn)；一蹴而就，勢(shì)必會(huì)給外商投資信心帶來(lái)沉重的打擊，導(dǎo)致投資額的下降。

3.市場(chǎng)規(guī)模。C4是一個(gè)正數(shù)，其顯著性也很強(qiáng)，一定程度上說(shuō)明我國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模促進(jìn)了FDI的流入。對(duì)此，在一定程度上揭示我國(guó)現(xiàn)在引進(jìn)的FDI已經(jīng)由出口導(dǎo)向型FDI轉(zhuǎn)向市場(chǎng)尋求型FDI。投于中國(guó)的大部分外資除了為了利用中國(guó)的資源優(yōu)勢(shì)，或人力或土地等，中國(guó)廣大的消費(fèi)市場(chǎng)也日益受到外商的重視。此外，我們還需注意的是，近年來(lái)全球服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的比重大幅度增加，發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家服務(wù)業(yè)利用外資的份額都已經(jīng)超過(guò)制造業(yè)。但我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后，盡管我國(guó)服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)規(guī)模很大，對(duì)應(yīng)的FDI流入相對(duì)較少，這與我國(guó)國(guó)內(nèi)支撐服務(wù)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和環(huán)境相對(duì)落后和有關(guān)服務(wù)業(yè)市場(chǎng)開(kāi)放度有關(guān)。因此，隨著加入WTO，服務(wù)業(yè)將逐步開(kāi)放，我們應(yīng)注重服務(wù)業(yè)支撐產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，吸引輔助服務(wù)型的FDI。

4.市場(chǎng)開(kāi)放度：回歸結(jié)果顯示，市場(chǎng)開(kāi)放度對(duì)FDI流入無(wú)顯著影響，意味著政策的作用已經(jīng)減弱。雖然不符合預(yù)想，但其實(shí)還是有原因的。實(shí)際上，這種減弱是因?yàn)樵谖覀冞M(jìn)行序列分析的這段時(shí)間內(nèi)，優(yōu)惠的政策已經(jīng)成為一個(gè)相對(duì)恒定的因素了，因此，其作用不是那么明顯。而且當(dāng)今的世界呈現(xiàn)出的是各國(guó)間的千絲萬(wàn)縷的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，現(xiàn)在的各國(guó)都意識(shí)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展是富國(guó)民強(qiáng)的強(qiáng)勁手段，不論是揚(yáng)長(zhǎng)避短，還是優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，所以市場(chǎng)開(kāi)放成為必需。因此，市場(chǎng)開(kāi)放度未能對(duì)FDI的流動(dòng)體現(xiàn)出明顯的促進(jìn)作用。但我們決不可忽視市場(chǎng)開(kāi)放這一因素，因?yàn)槭袌?chǎng)不開(kāi)放必然會(huì)減少FDI流入。

5.人力資本的作用尚不明顯。回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，與預(yù)期結(jié)果相悖。造成此結(jié)果的原因可能是指標(biāo)的選取不當(dāng)。盡管?chē)?guó)內(nèi)外不少研究指出較高的勞動(dòng)力素質(zhì)可以吸引更多的外商投資，但結(jié)果表明，在我國(guó)這一因素的影響并不是那么明顯。筆者認(rèn)為造成這種現(xiàn)象的原因有以下幾個(gè)原因：

我國(guó)人力資源豐富，而人力資本稀缺。我國(guó)人口多，社會(huì)勞動(dòng)力上幾乎是無(wú)限供給的，但往往伴隨的是質(zhì)量上的低素質(zhì)，豐富的人力資源往往難以“深度開(kāi)發(fā)”成高水平的人力資本，致使傳統(tǒng)保守的文化資源在低素質(zhì)的勞動(dòng)大軍中滯存，即使從外來(lái)引進(jìn)現(xiàn)成的知識(shí)資本如市場(chǎng)文化、管理方法、高新技術(shù)等也很難真正實(shí)現(xiàn)“本土化”從而轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力。因此，要變劣勢(shì)為優(yōu)勢(shì)，關(guān)鍵在于通過(guò)適當(dāng)?shù)臋C(jī)制和途徑實(shí)現(xiàn)資源到資本的轉(zhuǎn)化――把豐富的處于自然狀態(tài)的人力資源開(kāi)發(fā)轉(zhuǎn)化為具有現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)能力和知識(shí)技能的雄厚人力資本。

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