外商直接投资相关理论精选(九篇)
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第1篇：外商直接投资相关理论范文
文献回顾
早期的外商直接投资理论基本从市场不完全的角度出发，其基本假设为：在市场接近完全竞争条件下，FDI不可能发生，这些不完全可能来自于商品与要素市场以及政府法规，特别是关税与贸易障碍等，以至于资源与生产产品无法做有效的分配。Vernon（1966）的产品周期理论通过将新产品的生命周期分为3个阶段，说明了动态的比较利益，以及随着厂商考虑成本因素时转移生产地点，FDI在其中成为一个相当自然的过程；Knickerbocker（1973）观察到寡占厂商在一地从事外商直接投资时，其他的竞争者也会跟进，因此提出“跟随领导者（followingleader）”理论，他假设这些跟随者之所以会随着领导公司进入东道国设厂，主要是不想让领导厂商取得诸如规模经济等竞争优势，并将外商直接投资按照服务何种市场分成3类：供给当地市场、资源取得与以出口为目的的投资；Dunning（1993）的折中理论（eclectictheory）结合了国际贸易与国外生产观点，包含了各种外商直接投资的形式，并指出外商直接投资必须在所有权、区位与内部化3个条件都得到满足的情况下才会进行。其中，区位因素强调的是东道国自身在投资环境上所存在的政治、经济与社会等各种可吸引FDI流入的要素。他归纳出4类区位影响因素，包括市场因素、贸易障碍、生产成本与投资环境等。一国投资环境如果能满足外国投资者所需条件，在所有权与内部化优势均存在的条件下，跨国公司便会到该国投资生产。以上对外商直接投资相关理论的探讨，已从最初古典的比较利益之机会成本问题，延伸到厂商对其他厂商竞争策略的布局研究，特别是Dunning的折中理论将过去外商直接投资的相关理论加以整合，在实际分析上更具弹性，也即在研究上既可以从厂商、特定产业，也可以从东道国的角度去讨论。在实证研究方面，Lucas（1993）在探讨东亚与东南亚7国外商直接投资决定因素时，基于独占者对于利润最大化的外国资金延伸性需求，发展出包含相对价格与其他禀赋变量的基本模型，以及包括区位、市场规模、政治风险等变量的延伸模型，并分析了政治环境对外商投资的影响；Gastanaga（1998）利用折中理论检验49个低开放度国家在1970年~1995年间各种有关外商直接投资政策的效果，并认为政策与制度因素对外商直接投资具有显著影响；Cassou（1997）利用paneldata分析美国等6个发达国家税率与外商直接投资的关系，实证结果发现，除了企业税如预期般具有显著影响外，所得税也是相当重要的因素；KerrandPeter（2001）采用市场不完全架构，利用1980年～1998年的时间序列数据，对中国大陆的外商直接投资决定因素进行了实证研究，结果表明，工资水平、开放度与汇率波动均对我国FDI流入具有显著影响。从以上文献可知，关于吸引外商直接投资的实证研究还存在许多分歧，同时，现有相关文献较少涉及转型国家。
分析框架
1.理论分析本文研究主要基于Dunning的折中理论（e鄄clectictheory）。其中，区位优势作为折中理论的重要一环，指东道国拥有一些该国区位环境上的因素来吸引外商直接投资，这些因素用来解释跨国公司在具有所有权与内化优势下，在外国生产的动机。Dunning把驱动跨国公司进行外商直接投资的要素归结为4个方面，包括取得自然资源、服务国外市场、重新建构生产行为或改善整体效率与竞争力以及获取与现有资产互补或竞争的资产以降低风险。比较其他相关理论，折中理论相当具有弹性，它不仅可用在个体的研究，如个别厂商、产业或国家，也可在总体的研究上进行。对东道国而言，区位优势是内生的，东道国并不会被动地等待跨国公司来投资，它能改变国内政治经济环境以吸引外资流入。就一国显示出的FDI数据而言，一个已进入一东道国从事FDI的跨国公司，势必已将所有权优势与区位优势内部化，也即在考虑两优势后，决定在海外生产。同时，必须强调的是，不同的区位因素（优势或是劣势），对于不同性质的跨国公司而言，存在不同的重要程度。尽管如此，对于东道国而言，营建一个良好的投资环境从长期来看仍是最基本、最重要的决定因素，东道国在吸引FDI的政策上也主要集中在对区位优势的影响上，这从Dunning归纳出的4类区位影响因素也可看出。另外，东道国如能通过若干政治经济改革措施以改变并获取区位优势，使得厂商经过内部化过程后投资于该国，则东道国就拥有相对于其他国家的区位优势。因此，本文假设在给定跨国公司具有所有权优势的情况下，跨国公司决定内化，并在一国投资设厂，要视东道国的投资环境而定；本研究对象以个别国家为单，并不考虑流入这些国家的FDI国别与性质。基于以上理论分析，本研究在变量的选择上采用Nabende（2002）等人关于外商直接投资流入的区位因素作为依据，同时考虑到区域性经济冲击的影响，将其区位因素主要分为3类，分别为成本相关因素、投资环境因素与总体经济因素。成本相关因素主要是说明那些在投资国与东道国之间存在重要生产成本要素的不均衡，这种不均衡现象对于投资区位的选择上具有相当重要的影响，尤其是，如果这些跨国公司主要是以劳动密集与出口导向为主，并且在海外设厂主要是因为发达国家与发展中国家之间不对称的投入成本，两地之间不均衡现象则更为明显。东道国的关键成本要素包括实际工资率、汇率、土地与财产权、当地投入成本、税率、交通成本以及资本使用成本等；投资环境改善的主要因素包括经济开放程度、投资与贸易体制自由化及政治风险等，其中，外商直接投资政策包括所有权政策、税率与补贴、价格控制等，贸易政策自由化主要是贸易商品关税限制的降低；东道国在考虑总体经济因素时，应注意那些能吸引跨国公司在本国直接投资的重要因素。这些因素主要包括市场规模与潜在市场规模两个变量。基于实际资料数据的缺乏，以及技术上的困难，实际研究中不可能包含上述所有理论变量。本文仅选择可衡量变量，并对某些难以量化的变量进行变量替代。在成本相关因素上，本研究纳入两变量，包括实际工资率与汇率；投资环境改善变量采用人力资本与政府效能；总体经济变量采用经济规模、经济增长与开放度；此外，考虑到区域性经济冲击，还加入亚洲金融风暴变量；最后，本研究加入了前一期的外商直接投资作为变量。2.模型设计根据上述变量说明，同时考虑到时滞效应，本研究将计量模型设计如下：（略）其中，i为国家，FDI为外商直接投资，gdp为人均国内生产总值，GDPGW为实际经济增长率，HC为人均政府教育支出，ER为市场汇率（本国货币/美元），WAGE为实际工资率，OPEN为开放程度，GE为政府收支余额占GDP比重，D97为亚洲金融风暴（虚拟变量）。#p#分页标题#e#
实证结果
本文研究目的主要是探讨转型国家外商直接投资流入的影响因素，本研究以波兰、匈牙利、罗马尼亚及保加利亚等东欧转型国家为样本②，样本区间为1997年～2011年，对于四国的样本数据，尽可能保证数据来源的一致性，除了来自国际货币基金组织、世界银行与联合国有关机构外，还包括欧洲复兴开发银行（EBRD）与各国政府相关网站上的资料。表1显示了回归估计结果。实证结果如上表所示，调整后的R2为0.932，F值达到1%的显著水平，Durbinh值显示出无自相关的结果。此外，本研究尝试利用Carree的近似无偏估计法估计动态pandeldata中滞后一期的FDI系数，结果发现，在进行估计过程中，许多数值并未呈现收敛状态，并且出现负向的数值而无法进一步计算，同时，在能计算的范围下，事实上所观察到的计算结果并未产生与原数值差距太大甚至相反效果的情况。在这些条件下，本研究并不对原始结果做进一步的修改与推估。根据以上对东欧四国外商直接投资流入影响因素的实证估计，结果发现，9个变量中，仅有汇率、人均国内生产总值与开放程度呈现显著；人均国内生产总值如预期地具有正面影响。汇率方面，东欧国家自然资源丰富，因此，如果东道国汇率贬值，意味着投资者可投资相同金额便可获取更多的本地资产或雇佣更多的劳工，尤其各国在转型过程中施行大小规模不等的国有企业私有化政策，旧有国有企业在本国汇率贬值时，外国投资者可以较便宜地购入，因而，汇率对于东欧转型国家具有正面的效果。开放程度的影响方向是负向的，恰好验证了本研究关于开放程度对FDI的另一个可能影响方向，即开放程度降低反而会吸引FDI进入，不过其效果并不很显著。另外，东欧国家的FDI流入受到前一期FDI流入影响并不显著，这可能是因为转型过程中政治经济变化的原因，如东欧国家在1990年前后就开始施行开放政策，允许FDI进入。东欧国家的汇率FDI流入有正面的显著影响。根据世界银行的报告，东欧国家在转型初期对于汇率制度就进行了相当大程度的开放，此四国在现金转换上大抵是相当自由的，而且，在模型设定上，汇率是以自然对数后的数值进行的，其数值相较于FDI而言，并没有明显的波动，因此未能显著呈现。最后，尽管许多文献指出，低廉的工资与较具效率的行政组织是发展中国家吸引FDI的重要因素之一，但是，本研究实证结果显示，两者并不显著，可能原因在于，除了这些国家逐渐发展的同时，人力素质也随之提升，工资因此增加，从而可能产生抵消作用，尤其这些工资基本上为东道国各部门工资的平均，因此未能真实呈现。总之，从实证结果可知，东欧四国国有企业的私有化吸引外国投资进入这些国家，因而对于汇率的波动影响资产价值特别重视，外国投资也能利用开放程度的下降，转而直接进入东欧国家生产来抢占市场。然而，由于这些转型国家虽然已经历了10多年的市场经济改革，但就经济发展而言，它们尚处于初期阶段，许多非经济因素仍干扰着各国，若干的影响因素或许需要再观察一段时间才能显现其效果。
结论
第2篇：外商直接投资相关理论范文
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
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第3篇：外商直接投资相关理论范文
【关键词】外商直接投资;进口;出口
一、现状分析
(一)FDI规模逐年增长,独资经营企业迅速增长
从2000年起,江苏省利用FDI快速增长。2000-2008年,9年累计实际外商直接投资达1294.77亿美元,2006年,利用外商直接投资达174.31亿美元,2007年,利用外商直接投资达218.92亿美元,2008年,利用外商直接投资达251.2亿美元。随着一系列吸引外资优惠政策的出台,外商在投资中更加注重控股权,以独资方式进入的外商逐渐增多,且表现在外商直接投资的各个领域。1985～2008年,独资经营企业,合资经营企业,合作经营企业占实际外商直接投资的比重分别为:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,独资经营企业,合资经营企业,合作经营企业所占实际外商直接投资比重分别为:81.54%,17.32%,0.81%。外资投资股份制企业为0.33%。
(二)FDI行业分布不均衡
2000年以来,江苏省的FDI主要集中在制造业,以2008年的数据分析,2008年流向制造业的实际外商直接投资比重为70.18%。从制造业行业分布看,FDI主要投资于通信设备、计算机及其他电子设备制造业;电气机械及器材制造业;通用设备制造业。
(三)FDI主要投资于苏南地区
苏南地区包括:南京,苏州,无锡,常州,镇江;苏中地区包括:南通,扬州,泰州;苏北地区包括:徐州,连云港,淮安,盐城,宿迁。由于三大区域的人口数,地区生产总值,地理位置等差异,导致FDI主要集中在苏南地区。2008年外商直接投资在苏南,苏中,苏北投资额分别为:168.02亿美元,54.01亿美元,29.17亿美元。
(四)FDI来源向多国家或地区发展
FDI来源由以香港为主向多国家和地区发展。2007年,江苏省实际利用外资第一位是香港,为67.40亿美元;第二位是韩国,为15.08亿美元;第三位是新加坡,为14.87亿美元;第四位是日本,为11.20亿美元,2008年,江苏省实际利用外资第一位是香港,99.51亿美元;第二位是新加坡,达16.41亿美元;第三位是日本,实际外资额13.55亿美元;第四位是中国台湾,实际投资8.99亿美元,此外,美国、德国等国家和地区的投资也占有很大比重。
二、相关文献综述
小岛清提出的边际产业扩张论认为,在外商直接投资方面,投资者应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行,从而将东道国因缺少资本和技术而没有发挥的潜在比较优势发掘出来,使两国间的比较成本差距扩大,为更大规模的贸易创造条件;Mundel.R.A.(1957年)采用比较静态分析方法,得出一种商品可以通过贸易或投资的方式进入别国市场,认为投资对贸易会产生替代效应,并且当两个国家或地区的资源禀赋、技术水平比较接近时,替代效应特别明显;Vernon(1966年)认为企业对外直接投资是随产品生命周期运动而进行的,这是对企业出口方式的替代,从动态角度阐述了FDI对贸易的替代效应。
FDI究竟产生贸易替代效应还是贸易创造效应,这在一定程度上还取决于模型的理论假设和实践数据验证。近年来,国内较多学者对FDI与中国进出口贸易的关系进行了实证研究。学者杨迤(2000年)、张毓茜(2001年)、洗国明(2003年)、江锦凡(2004年)等认为,FDI对中国对外贸易有着显著的促进作用;戴金平和冯蕾(2003年)以1985-2002年的中国各省数据为样本,采用分布滞后模型,从FDI的来源、资金规模、外资企业的出口数量、外商投资的产业结构、科技人员数量和投入研发比重六个指标分析了FDI与出口贸易之间的关系,模型分析结果表明FDI对我国出口贸易的促进作用因地区不同产生差异的原因;马凌远(2008年)采用2003-2006年的面板数据验证了我国外向与内向FDI存量与进出口贸易之间的关系,通过计量模型分析的结果表明:我国的FDI与进出口贸易存在互补关系,因此FDI具有贸易创造效应,贸易创造效应中又以出口创造效应为主,这说明我国的外向FDI的出口效应大于进口效应,即具有“净出口”效应。
三、计量经济模型的建立及结果分析
(一)外商直接投资与进口,出口数据分析
根据江苏省2009年统计年鉴及江苏省2009年国民经济和社会发展统计公报整理有关数据,见表1。
(二)外商直接投资对江苏进口的效应分析
选取1995～2009年江苏省FDI和Import的数据为样本,考虑到滞后问题,对FDI、Import数据进行交叉相关分析,得出滞后期应选择两期。根据ALMON多项式法消除序列相关性,利用Eviews软件进行回归分析,得到回归模型。从模型的回归结果可以得出最终模型为:
从模型(Ⅰ)的回归结果可以得出:FDI变动1%会引起Import增长2.301%,即当期外商直接投资增长1%使当期进口增长0.91%;上期外商直接投资增长1%使当期进口增长0.491%;滞后二期的外商直接投资增长1%使当期进口增长0.9%。分析表明,江苏省FDI对Import的拉动作用较为明显。
(三)外商直接投资对江苏出口的效应分析
选取1995～2009年江苏省FDI和Emport的数据为样本,考虑到滞后问题,对FDI、Emport数据进行交叉相关分析,得出滞后期应选择两期。根据ALMON多项式法消除序列相关性,利用Eviews软件进行回归分析,得到回归模型。从模型的回归结果可以得出最终模型为:
从模型(Ⅱ)的回归结果可以得出:FDI变动1%会引起Emport增长2.17%,即当期外商直接投资增长1%使当期出口增长0.95%;上期外商直接投资增长1%使当期出口增长0.3%;滞后二期的外商直接投资增长1%使当期出口增长0.92%。分析表明,江苏省FDI对Emport的促进作用较为明显。
四、结论与政策建议
(一)结论
FDI对江苏外贸的进口与出口效应十分明显,FDI对江苏进口的效应大于出口效应。江苏外贸发展某种程度上依赖于外商直接投资的发展,这反映了FDI的“来料加工”特征比较明显。
(二)政策建议
江苏应改变利用外资的方式,提升外资质量,提高利用效率。逐步提高外商投资股份制企业的比例,积极创造条件,引导FDI向江苏现代服务业流动,向苏中和苏北地区流动。加大引进欧美及大洋洲地区的外商直接投资,促进江苏外贸持续均衡和谐发展。从长期可持续发展看,江苏省不应将外贸发展建立在FDI的基础上,要引导外商更多地利用江苏本地区的市场资源、人才与技术,以促进江苏省企业的产业结构调整和升级,实现江苏企业的自主创新和自主发展。
参考文献
[1]张毓茜.外国直接投资对中国对外贸易影响的实证分析[J].世界经济文汇,2001(3).
[2]洗国明.我国出口与外商在华直接投资――1983～2000年数据的计量研究[J].南开经济研究,2003(1).
第4篇：外商直接投资相关理论范文
摘 要 外商直接投资对产业结构具有明显的正负影响效应。一方面,外商直接投资通过资本质量改善效应、技术溢出效应、带动与示范效应和产业聚集效应有力促进东道国的产业结构升级;另一方面,外商直接投资通过挤出效应、产业结构滞后效应和区域发展差距效应对东道国产业结构造成负面影响。
关键词 外商直接投资 产业结构 影响机理
一、理论回顾及评述
经济学家一直在对外商直接投资与产业结构之间的关系进行深入的研究,并取得了丰富的理论成果。当两国之间产生了要素跨国流动,产生了经济联系,就会引起内部资源配置效率和产业结构发生变化。探讨外商直接投资与东道国产业结构关系的理论中,影响较大的主要有“缺口”理论、“增长阶段模型”和“边际产业转移理论”等。
“缺口”理论主要包括“两缺口”模型和“四缺口”模型。钱纳里(H.Chenery,美国经济学家),20世纪60年代年创立了“两缺口”模型,该模型认为,发展中国家通过利用外部资源弥补“外汇缺口”和“储蓄缺口”,在发挥政府的作用的同时,调整国内的经济结构以适应引进外部资源。它反映出发展中国家引进外部资源对于缓和国内资源稀缺性的重要意义。托达罗(Todaro,美国经济学家),1969-1970年在“两缺口”模型的基础上,分别增加“政府税收缺口”和“生产要素缺口”形成了“四缺口”模型,并从这个角度论述了利用外商直接投资对于发展中国家调整产业结构和实现经济增长的意义。“缺口”理论模型仅能从宏观上探讨利用外资的可能性、重要性和必要性。
小泽辉智(Teretomo Ozawa,日本经济学家),20世纪90年代提出了“增长阶段模型”。在赤松要(KanameA kamatsu,日本经济学家) “雁行模式”的基础上,小泽辉智引入了跨国公司和直接投资因素,使得这一模型对东道国利用外商直接投资优化产业结构有重要意义。根据“增长阶段模型”,跨国公司的直接投资缩短了东道国向技术密集型产业升级换代的时间,加速了东道国建立本土具有竞争力产业的进程,从而成为东道国产业结构调整升级的助推器。
小岛清(Kojima,日本经济学家),20世纪70年代中期提出了“边际产业转移理论”。该理论认为,发达国家应将本国己经处于或即将处于比较劣势的产业向发展中国家转移,发达国家可集中发展其具有比较优势的产业,这样一方面促进了东道国劳动密集行业的发展,一方面推动了本国及东道国的产业结构调整。但按这一理论,发展中国家永远只是跟随者,无法解释发展中国家取得后发优势的情况。
按西方经济学届的分类,上述理论同属于国际直接投资理论的“产业说”范畴,都认为外商直接投资对东道国产业结构演变具有积极作用,即在开放的经济环境下,可以通过要素的国际流动和转移实现产业结构升级。具体表现为:第一,外商直接投资转移的产业迅速填补了东道国产业结构的空白;第二,外商直接投资带来的优质资本、领先技术和现代化管理经验促进来源国与东道国产业间结构的转移,并推动产业内结构向高级化发展。
但是,上述理论都存在着理论极限,外商直接投资并非总是有利于东道国产业结构的提升,它对东道国的产业结构会产生负面效应。外商直接投资对产业结构的影响效应主要取决于两个要素,一是外商直接投资的资本质量和技术含量,二是当地利用外资的产业政策。若外商直接投资质量不高,或外资企业与当地企业以同等生产效率的生产,或外资企业在竞争中挤出本地企业,则外商直接投资就会对当地产业结构造成负面影响;若政府没有对外资进行有效地引导,外商直接投资的利益目标和东道国产业结构调整目标偏差较大,则会在很大程度上降低外商直接投资对东道国产业结构升级的作用效果。
二、外商直接投资对产业结构的影响机理
通过对相关理论的分析与总结,文章的理论研究基础框架将围绕外商直接投资对产业结构的影响机理展开。外商直接投资对产业结构直接和间接的作用效果主要体现在两个方面,即正面效应和负面效应。
(一)外商直接投资对产业结构的正面效应
1.资本质量改善效应
外商直接投资的资本质量改善效应是最直接的正面效应。在资源全球化背景下,各国竞相吸引外商直接投资的一个决定性原因是:外商直接投资的流入能够在很大程度上弥补东道国的外汇缺口和储蓄缺口,增加东道国的资本存量,改善资本质量,对经济增长和产业结构调整做出积极贡献。
更深层次,产业结构的转换和调整有两种方式,增量调整和存量调整。增量调整的实质是,改变资本增量在各产业之间的分配比例,是动态产业结构的形成和转换。各产业部门的增量资本流向和增量资本结构,决定着现有产业结构的基本变化格局,所以,东道国产业结构调整变动的主要因素之一便是每年的外商直接投资流量的增量。存量调整的实质是将存量资源进行再次配置或优化重组,借此突破稀缺资源的瓶颈约束。目前在全球范围内,跨国并购已成为存量调整的重要形式,其操作模式往往是,以市场为导向,经过调研分析与研判,选中未来成长预期明确的、自身含有优质或稀缺资源的行业或企业进行直接投资或技术改造;通过所有权转让盘活闲置资源,或将股份变现处理,又可以资金形式继续投向新兴产业或新产品部门。借助多方一系列的退出以及进入的调整活动,使得各种资源在产业或产品之间不断优化配置,提升产业结构。
2.技术溢出效应
技术溢出效应是一个运动着的系统,外商设立的跨国公司在东道国设立子公司,先进的技术通过一定的途径从外资企业运动到本土企业,从而引起当地技术进步或生产力升级。外资通过技术溢出促进国外分支机构进行研究与开发,提高要素生产率,改变产品结构特别是出口产品结构,引起组织创新,提高管理水平,来直接促进东道国技术进步;通过与当地研究与开发机构合作、向当地后向与前向合作者转移技术,来间接地促进东道国技术进步①。
外商直接投资的溢出效应可以分为行业内溢出和行业间溢出。行业内溢出,又称为水平溢出,是在同一行业内,外资企业向本地企业的技术溢出,其产生途径包括示范――模仿效应、竞争效应以及人员培训和流动效应;行业间溢出,又称为垂直溢出,是外商直接投资通过产业链向上游企业的后向溢出和向下游企业的前向溢出,其产生途径主要是产业关联效应,产业关联效应又分为前向关联和后向关联两种,前者指东道国本土企业从外商投资企业采购中间投入品,后者指外商投资企业从东道国本土企业采购中间投入品,两者分别对应前向溢出效应和后向溢出效应。
示范――模仿效应。本土企业通过对跨国公司的先进技术、生产流程、新产品工艺等的学习和模仿来提高的自身技术水平,分为单纯的技术复制和吸收创新。本土企业对跨国公司的先进技术、产品工艺以及管理经验等进行单纯照搬和简单复制,获得的都是质量水平不高的技术,而跨国公司真正的先进技术、核心技术则难以获得;本土企业对跨国公司生产的产品、技术加以细致研究、消化吸收并加以改善融入到自身产品及生产工艺中的方式可以绕开跨国公司的技术壁垒获得较为先进的技术,但这也对本土企业的技术水平和人力资本水平提出了更高的要求。
竞争效应。从外资公司角度看,东道国市场上的竞争促使跨国公司持续吸收母公司高新技术,创造了东道国企业学习先进技术的条件;从本土企业角度看,跨国公司的竞争压力转化为动力,刺激本土企业提高资源配置效率,使本土企业加强自主研发、积极学习和吸收同行业先进技术,提高技术应用效率。
人力资本培训和流动。科技以人为本,技术先进的跨国公司往往注重给予当地雇员多方面、多层次的培训,以提高低层管理或技术人才的基本管理技能、服务文化与技能、基本操作技能;提高中层管理或技术人才的部门运营能力、专业技术技能、服务能力;提高高层管理或技术人才的经营理念、管理运营能力、现代技术应用能力等②。而当这些雇员由外资公司流向东道国本土企业时,他们积累的知识和技能随之外流,从而对东道国本土企业产生技术溢出。
产业关联效应。当内外资企业建立起产业关联,外资企业的因产业部门间的供求关系会对技术相对落后的本土企业产生溢出效应。前向关联效应下,外资公司通过提供高质量的产品、售后服务、先进宣传和销售方式等途径推动下游企业的技术进步,产生技术溢出效应;后向关联效应下,外资企业为了确保自身利益,往往会通过技术支持、人员培训和辅导等方式提高上游供应商的技术水平,产生技术溢出效应。
3.带动与示范效应
外商直接投资的根本目的是追求利润。外商直接投资企业对东道国投资后,获得了大量资本收益,在企业前期利润较高的条件下,有可能带动母公司对该企业追加投资,或向上下游产业投资以完善整条产业链,这就是外商直接投资的带动效应。与此同时,国内与国外的其他外资会被获利效应吸引进而开始投资,或投资该行业,或投资相关行业,从而促进产业链的发展,这就是外商直接投资的示范效应。
4.产业聚集效应
产业聚集效应,即在某特定区域内,一定数量的具有密切产业联系的企业以及相关机构聚集,并形成强劲、持续的竞争优势。产业聚集会给聚集区内的企业创造良好的获利环境,带来较高的投资回报,形成聚合力较强的竞争优势,包括企业生产成本优势、经营绩效优势、产品的质量优势、差异化优势、区域品牌优势和产业集聚的创新优势等。反过来,产业集聚效应的产生又进一步吸引外商直接投资,形成外商直接投资与产业集聚相互促进、共同发展的良性循环。
(二)外商直接投资对产业结构的负面效应
1.挤出效应
外商直接投资的技术挤出效应,是指因为外商直接投资的流入而替代国内投资、引起非公平竞争、阻碍当地技术进步和扩散、抑制生产率增长等因素引起的负面效应。随着外资公司在东道国的扩张,凭借其各方面的比较优势,外资企业会给东道国企业带来较大的竞争压力,可能会使得本地因长期处于竞争劣势而最终被挤出市场。
从现实的情况来看,外商直接投资对内资企业挤出效应的有以下三种作用机理:第一,在内资企业较多、已发展成一定规模的行业,外商直接投资凭借其技术、营销和品牌等方面的优势打入市场,逐步树立在当地的地位,替代内资企业,并在竞争中渐进式地将内资企业挤出市场;第二,在内资企业投资不足的行业,外商直接投资闪电式地进入,填补市场空白,占领市场,并凭借其先入为主的市场优势地位为其他投资进入设置障碍,尤其是内资企业;第三,随着一些东道国企业的技术进步,内资企业的某些技术可能已领先外资企业,这时,外资企业通过向先进的内资企业学习技术,享受内资的技术溢出,从而形成一种新的相对挤出效应。
2.产业结构滞后效应
外商直接投资流向发展中东道国时,若发达国家转移的是劳动密集型产业,则可能加强发展中国家的劳动密集型产业的比较优势。此时,就会形成以发达国家为资本密集型和技术密集型产品生产国,以发展中国家为劳动密集型产品生产国的国际分工格局。如果发展中国家按照发达国家产业转移的模式,一味被动地接受,则意味着发展中国家的产业结构将固化在较低层次,使得发展中国家的产业结构存在严重滞后,非常不利于发展中国家的产业结构升级。
第5篇：外商直接投资相关理论范文
关键词：FDI；产业结构；面板数据
中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）27-0278-02
引言
近年来，中国政府做出了很大努力通过吸引外商直接投资来刺激经济。与此同时，随着外商投资的注入，产业结构也相应地在不断调整。
很多国外学者探讨了外商直接投资与产业结构调整之间的关系。他们中的一些人通过考察FDI对出口的促进作用，探究外商直接投资对产业结构调整的影响。Camilla（2002）以波兰的出口数据为例，发现外商直接投资大大刺激了波兰技术密集型产品的出口。Hunya（2002）在罗马尼亚出口和FDI的研究中发现，外商直接投资主要集中于劳动密集型、技术含量低的产业，从而能促进该国的传统产业。另外，一些学者研究FDI的技术溢出效应在产业结构调整中的作用。Caves（1974）发现，在加拿大，地区制造业的利润与外商投资比例呈正相关。他总结，是外商直接投资的技术溢出效应，促进了这些国家产业结构的调整。国内学者也对外商投资与产业结构调整的关系进行了研究。通过进行协整检验和格兰杰检验，李雪（2005）发现，外商直接投资可以促进产业结构升级，但不存在长期的固定的关系。魏作磊（2006）选择扩展的柯布―道格拉斯生产函数建立计量模型。回归结果表明，FDI对工业增长的平均贡献远超过在农业和服务业的贡献，这是由中国工业化的要求决定的。刘宇（2007）使用面板数据建立计量模型，并证明了三个领域中外商直接投资和经济增长之间的正相关关系。
然而，当前对外商直接投资对产业结构调整影响的实证研究，仍有一些方面需要改进。许多研究人员关注FDI对三个行业的产出的增长作用，而忽视了产业结构调整的变化。此外，大多数研究论文采用时间序列数据，并仅使用外商投资作为唯一的解释变量。本文就产业结构调整与外商投资进行面板数据的回归分析，创新地探究了服务业产出相对于工业产出的变化与外商直接投资的关系，此外，证明了外国直接投资对产业结构的调整存在边际递减效应。
一、理论，数据与方法
（一）理论分析
外商直接投资究竟如何影响产业结构调整？以下我们将定义四个外商投资的四个效应：资本供给效应、溢出效应、集中效应和依赖效应。
1.正面影响
外商直接投资促进产业升级的两种主要方式是资本供给效应和溢出效应。传统的两缺口理论（Chenery and Bruno，1962）认为，外资的引入可以帮助发展中国家弥补储蓄缺口和外汇缺口，从而可以加快经济增长和产业结构调整。然而，近年来溢出效应收到了更多的关注。首先，外商投资将导致当地市场的竞争加剧，从而淘汰那些表现不佳的企业。另一方面，外商直接投资带来了国际人才、管理经验和先进的技术知识，大大提高了生产力和运营效率。
2.负面影响
外国投资可能集中于三个行业中的（农业、工业和服务业）一个行业。对于许多发展中国家，外商直接投资主要集中在制造业，这加剧了产业结构的偏斜（集中效应）。此外，外商投资可能导致本国对外国技术的依赖。目前，中国的许多核心技术来自海外，这种依赖会严重抑制中国自主创新能力的提高（依赖效应）。
（二）变量选择
1.被解释变量
产业结构调整的调整用以下指标来衡量：ser_indit体现第t年省份i工业产出与服务业产出的比值。该指标体现了服务业产出相对于工业的变化，这衡量了的服务业对工业的替代效应。
2.其他解释变量
本文选择如下指标作为被解释变量capfor：固定资本形成总值占GDP的比重；govexp：政府开支占GDP的比重；numstu：受高等教育的学生人数；urb：城市化率；tra：地区进出口总额；tec：技术进步。其中，numstu，tra，和tec采用对数形式。同时，增加FDI的平方作为解释变量来探讨外商直接投资的边际影响的变化。
（三）数据来源
本文选取的数据从2006―2011年，覆盖30个省，不包括香港、澳门、台湾和（技术市场成交额数据缺失）。数据来自国家统计局数据库以及中国经济信息网数据库。
二、实证检验与分析
通过Hausman检验，固定效应模型被支持。同时，通过残差uit和残差滞后项uit-1的回归证明没有序列相关性。采用异方差稳健的标准误用来纠正异方差性。
通常情况下，越发达的城市，服务业对经济增长的贡献越大。随着时间的推移，服务业在GDP增长中的作用往往变得越来越重要。为了探索服务业对工业的替代效应，我们用服务业产出与工业产出的比作为被解释变量，衡量产业结构的升级过程。回归结果如下：
n=180，R2=0.3124，F=391.57
（一）实证结果分析
capfor 和 govexp都不显著，但是固定资本形成无疑与工业和服务业的发展存在相关。然而，这两者可能没有调整效应，因为产业结构调整更多是关于一个经济部门（如服务）对另一个（如工业）替代。政府支出的不显著性表明，政府支出可能不是一个很好的对政策指导的替代变量。ln（numstu） 和 ln（tec）的系数不显著，这可能是由于服务行业在中国并不发达，对高等教育的学生数量和技术进步的要求不是特别大。贸易在模型中显著为负，表明中国的出口和进口主要集中在制造业商品，从而促进工业发展，抑制了服务业发展。城市化率的系数为正，解释了服务业在城市中的作用，但出于环保的考虑，城市化抑制了工业发展。
（二）FDI的影响分析
在此模型中，fdi的系数为+ 0.0153，表明相对于工业，百分之一的外国直接投资将增加服务业的比重0.0153%。此外，fdi2的系数为负。这表明，随着外国直接投资的增加，服务业的发展速度快于工业，但外国直接投资的边际报酬减少。2006年以前，外商直接投资主要集中在工业，然而，自2006年以来，政府更加关注产业结构的调整。服务业的外国直接投资比重已从2005年的不到1/3增加到2011年的超过1/2。这导致的结果是，集中效应减少，正向的资本供给效应和溢出效应起主要作用。但随着服务行业的外国投资增加，投资的边际报酬递减，这符合基本的经济理论。用四个效应的理论来解释，一直以来，工业的发展较为充分而服务业的发展仍处于初期阶段，资本供给效应和溢出效应对服务业的影响更为显著，而依赖效应则主要存在于工业。然而，可以预期，在未来，当服务充分发展的时候，资本供给效应和溢出效应的积极影响会逐渐减弱。
结论
本文就外商直接投资对产业结构调整的影响进行实证分析。结果表明，FDI能增加服务业在GDP的比重减少工业在GDP的比重，但它的边际效应在两个行业中都降低。值得注意的是，随着外商直接投资的增加，服务业发展快于工业。一些早期的研究，特别是那些使用时间序列数据实证分析的研究指出外商直接投资和产业结构调整之间不存在显著的相关性或仅存在正相关关系，而本文的研究结果发现了另一种可能性。
如今，许多国家都希望加快转变经济发展方式，走可持续的发展道路，这意味着服务业的发展变得越来越重要。在这种情况下，政府可以引入更多外商直接投资促进产业结构升级。
参考文献：
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[2] Hunya G.Restructuring through FDI in Romanian manufacturing[J].Economic Systems，2002，26（4）：387-394.
[3] Caves R E.Multinational firms，competition，and productivity in host-country markets[J].Economica，1974，41（162）：176-193.
[4] 李雪.外商直接投资的产业结构效应[J].经济与管理研究，2005，（1）：15-18.
第6篇：外商直接投资相关理论范文
关键词：外国投资 中国经济发展
中国利用外国直接投资现状概述
我国自从90年代以来，外资已从过去的以中小企业为主转变为国际大财团全面进入的格局。初期投资于房地产业的外资增加较快，个别年份占到外商实际投资额的1/3以上，近十年这一比例有所下降。累计看，投资于工业的外资仍然占最大的份额，约占60％。2000年我国利用外商直接投资项目数的72.75%,合同外资的73.72%集中在第二产业;截至2000年我国利用外国直接投资项目数的72.99%,合同外资的60.87%集中在第二产业。
中国吸收的外商直接投资，主要集中在沿海少数地区。90年代以后，这一比重略有下降，但总的趋势没有明显改变 ，在沿海地区的投资，累计仍占全部投资额的88％。外经贸部的统计资料显示1999年外国直接投资于东部地区占87.88%, 中部地区9.29%, 西部地区仅占2.82%。截至1999年，东部地区累计使用外国直接投资占全国的87.84%,中部地区占8.94%,而西部地区仅占3.22%。
我国利用外资的来源与方式
从我国利用外国直接投资的来源来看，中国外商直接投资中，来自港澳台的资金一直占较大比重，在90年代以前，港澳台投资约占80％左右。90年代初期以来，其他发达国家大跨国公司在华投资明显增加，港澳台资金比例逐年下降，但累计仍占近60％。
在吸收外商直接投资的初期，在华投资的外商主要采取中外合资和中外合作两种方式。90年代以来，外商独资企业的比例有较快上升，自1997年起，新设立项目中，外商独资经营的项目数超过中外合资经营的项目数，自1998年起，外商独资经营企业的合同金额超过了中外合资经营项目的合同金额。但以累计数计，中外合资经营仍然是占最大份额的投资方式，占实际投资额的近一半，外商独资经营所占比例不到1/3。
外国直接投资与中国经济增长实证分析
新古典经济增长理论认为，一国的产出是资本、劳动、综合要素生产率的函数。外国直接投资通过作用于上述变量来影响经济增长。以下本文将从外国直接投资与东道国国内投资、就业、技术进步等方面的关系入手，在此框架下探讨外国直接投资作用于中国经济增长的机制。
4.1 外国直接投资与中国GDP
下图给出我国1983-2001年经济增长率与外国直接投资依赖度的变动情况。FDI作为对东道国的投资，由于其购买各种原材料以及支付工人工资都必然按照当年价格核算，因此以FDI与以当年价格计算并换算成美元的GDP相比的比值作为衡量外国直接投资依赖度的指标更具科学性。1990年以前，由于我国利用FDI在国内生产总值中的比重不到1%，因而它与经济增长的关系不是十分明显，1991年以后，我国利用外国直接投资获得了快速的发展，尤其是1992、1993年，外国直接投资占GDP的比重几乎成直线上升态势，1994年FDI/GDP达到了6.22%，外资对我国经济增长的作用渐趋明显。
图1经济增长率与外国直接投资依赖度曲线
数据来源：《中国统计年鉴》1984-2000年各卷，2000、2001年数据取自《宏观经济研究》2001、2002年第3期。
注： 左方坐标表示GGDP ，右方坐标表表示 FDI/GDP
4.2 外国直接投资与中国国内投资
理论上，一国的国内投资(Domestic Investment)由本国投资（National Ivestment）和外国投资(ForeignInvestment)两部分构成。外国直接投资作为国内投资总额的一个部分，其不同的投资形式对投资总量的影响是不同的。一般而言，用于并购现有企业的FDI实际上并不增加国内总投资,只是用外资企业或合资企业代替了内资企业,把内资企业从国内市场上“挤出”。
IY=a+b*YG(-1)+c*IY(-1)+d*FDIY+e*REXL+f*IR+g*IF+ε，其中,IY表示投资占GDP的比重,YG(-1)表示前一期的经济增长率,IY(-1)表示前一期的投资占GDP的比重,FDIY表示外国直接投资占GDP的比重,REXL表示人民币对美元的实际汇率, IR表示国内金融市场一年期贷款利率,IF表示国内通货膨胀率, ε为随机项。
根据分位数的向量自回归模型回归模型，得到回归方程I。考虑到前一年的经济增长率YG(-1)的显著性不高，不能通过检验，因而将这一解释变量舍去，得到回归方程II。从回归方程II不难看出,方程的拟合优度较高,各参数能够通过t检验,其中IY(-1)、REXL、IR、IF在5%水平上显著，FDIY在1%水平上显著，回归方程式结论被证明有效 。
从回归分析的结果来看,中国国内投资与国内利率呈负相关关系、与上年投资正相关，这与理论上国内投资应与国内利率负相关、与上年投资正相关相吻合。不过理论上国内投资与实际汇率和通货膨胀率的相关系数不定，而对于中国来说，国内投资与实际汇率、通货膨胀率呈负相关关系。可见，我国利用FDI有助于当年国内投资的增加，没有将本国的投资“挤出”，这主要得益于中国利用的外国直接投资主要是以新设企业形式出现，而很少通过并够实现。
4.3 外国直接投资与中国国内就业
我国是典型的劳动力过剩经济，且大量剩余劳动力沉淀于农村。加快第二产业和第三产业的发展，扩大非农产业对剩余劳动力的吸纳能力，是加速农村剩余劳动力由农业向非农产业的转移，解决农村劳动力过剩问题的根本途径，也是保持我国经济长期持续稳定发展和社会稳定的核心问题之一。外资流入在促进我国经济发展的同时，也创造了大量的就业机会，直接或间接的促进了农村剩余劳动力向非农产业的转移。从不同时期各经济类型吸纳的新增从业人员的数量来看，外商投资企业吸纳的就业人数也是相当可观的。
5． FDI对我国经济增长利弊的深入探讨
5.1 外国直接投资之利
外国直接投资对我国经济增长的积极影响主要包括以下六个方面，
一、增加国内投资和促进资本形成；
二、吸纳劳动力就业；
三、提高综合要素生产率TFP；
四、促进我国的产业结构升级；
五、扩大我国的外贸规模，改善我国的外贸结构，促进对外贸易的发展；
六、是我国一项重要的税收来源。
5.2 外国直接投资之弊
5.2.1 明显削弱了中国内资企业的自主创新能力
改革开放以来，我国大力吸收和利用外商直接投资，对我国某些内资企业提升自主创新能力具有积极作用。其主要表现是：在外资进入、外企林立、国际竞争和国内竞争融为一体且显著加强的态势下，海尔、华为、奇瑞等一批内资企业“奋袂而起”，自主创新，打造出一批具有自主知识产权并在国内外市场占有一定份额的名牌产品。另一方面，在大规模吸收和利用外商直接投资的同时，我国许多内资企业的自主创新能力则明显削弱。
外商直接投资与我国内资企业增强自主创新能力具有利益上的矛盾。外商直接投资的根本目的是获取长期稳定的高额利润。为此，外商要最大限度地垄断技术和市场，打败竞争对手；而绝不是要培植竞争对手，增强我国内资企业的自主创新能力，陷自身于不利或败北的境地。
5.2.2 对中国民族经济形成强烈冲击
外商直接投资长时期大规模地进入我国，必然加剧外资经济与我国民族经济的激烈竞争和反复较量。外商直接投资凭借其资金、技术、管理、品牌、规模等垄断优势，通过“绿地投资”和并购我国内资企业，控制了我国的某些行业和市场，大量“消灭”我国民族品牌产品，通过合法或不正当手段吞食我国内资企业特别是国有资产，已经对我国民族经济发展产生了显著的负面影响。
一、控制了我国某些行业和市场；
二、大量民族品牌产品相继被挤出市场；
三、导致国有资产大量流失；
四、加剧资源短缺，恶化生态环境；
五、加剧了我国地区经济发展的不平衡。
5.2.3 对中国经济安全和基本经济制度构成较大威胁
近年来，在扩大对外开放的过程中如何维护国家经济安全的问题愈益引起党和政府的高度重视。国家经济安全是国家安全的经济基础，具体表现为一个国家具有较强的经济竞争力和及时消除与化解潜在或现实的内部和外来经济风险的能力，国民经济长期保持较快和健康发展的态势。国家经济安全的核心内容是国家的经济不受分割，经济自主性得以实现，基本经济利益得到保障。
6、结论
通过上文的实证分析我们知道FDI在促进我国资本形成、吸纳就业和提高我国综合要素生产率方面贡献都是比较显著的，同时在我们对经济增长率与FDI的回归分析中也可以清楚的看到FDI在总体上比较显著地促进了我国的经济增长。从我们对FDI的积极影响的进一步剖析中也可看到FDI通过提升我国的产业结构、扩大对外贸易和优化进出口商品的结构、上缴税收等途径也直接或间接的促进了我国的经济增长。
不过也正如上文所提，随着我国加入世贸组织和逐步放开对外商行为的限制，出现了FDI企业出于利润最大化的动机有目的、有计划地控制我国产业、垄断市场和封锁先进技术的新动向。因此，我国在积极吸引外资，为外商创造良好的投资环境的同时，应该对外国投资的负面影响给予足够重视，以最大程度达到对经济增长扬长弊短的理想效果。
参考文献
[1] 刘乃亚. 中国对非投资格局的形成――中国对非洲投资50年回顾[J]. 商洛学院学报, 2008(2): 1-12.
第7篇：外商直接投资相关理论范文
关键词：外商直接投资 产业集聚 杭州
一、引言
改革开放以来，杭州经济社会持续快速健康发展，2010年全市实现生产总值5945.82亿元，比上年增长12.0%，连续20年保持两位数增长。近年来，杭州地区的标志性产业集聚不断崛起，如电子信息、现代医药、服装业、食品饮料等。同时，杭州吸引外资的规模也在不断扩大，2010年批准外商直接投资545项，合同利用外资77.09亿美元，比上年增长10.7%；实际到位外资43.56亿美元，增长8.5%。在长三角经济圈内，大量的FDI主要集聚于上海和苏州、南京、无锡等城市，而流向杭州的外资却相形见绌。同样在杭州内部，FDI在其各地区的分布亦是极不均衡。在这样的背景下，本文主要从理论和实证两个层面来研究杭州产业集群与FDI之间的关系，进而对杭州政府制定吸引FDI的政策以及产业集群发展策略提出建议。
二、国内外研究现状
上世纪80年代以来，FDI成为主要的资本流动方式，是促进经济增长的主要动力之一。同时，FDI区位流向的决定因素越来越受到众多因素的综合影响。
（一）产业集聚对外商直接投资区位选择具有重要影响
关于产业集聚对FDI区位影响的研究众多。Guimaraer（2000）对1982-1992年葡萄牙FDI的数据进行了实证研究，结果表明集聚经济是影响FDI在葡萄牙区位选择的决定性因素。Frank Barry(2001)通过对美国跨国公司在爱尔兰的FDI区位选择的实证考察，结果表明集聚效应是影响美国厂商进入爱尔兰市场的重要决定因素。肖文、林高榜（2008）通过理论推演了FDI和产业集聚的互动机制，并计算了长三角地区12个城市的外国直接投资和34个两位数工业行业总产值之间的相关系数，论证了产业集聚水平对FDI 区位选择有着显着的影响作用，外商更倾向于在集聚水平高的地区进行投资。
上述文献都是侧重于从集聚经济或产业集群作为FDI区位决定因素之一所起作用的角度来论述的。这些研究一般认为，产业集群是东道国吸引FDI的重要因素之一。
(二)外商直接投资对产业集聚的形成 及发展具有重要作用
在FDI对产业集群的影响论证中，Enright（2000）利用香港金融案例，提出FDI可以与当地集群形成相互依赖关系，并创造工作机会，贡献先进的技术和管理经验，促进集群中的知识外溢，完善了当地产业链。Hood（2001）通过实证也说明跨国公司对产业集聚的发展有着显着的促进作用。王焕祥、陆妙燕(2005)提出并论证了东道国凭借基础性优势和集聚性优势吸引FDI。随着竞争的日趋激烈，相比基础性优势，集聚性优势吸引FDI的竞争力日益强化，同时集聚性优势是基础性优势的显化和强化。东道国吸引FDI最优的状态是两种优势较好的结合。在积极发展基础性区位优势的基础上，东道国更要注重促进集聚性区位优势增长。
可见，引进外资可以促进当地产业集群形成，而该地区的集聚经济也会进一步吸引外资进入，共同推进产业集群的规模经济效应、创新系统的完善，从而促进产业结构升级和区域经济发展。
（三）浙江产业集聚和外商直接投资区位选择的研究
国内外众多学者也关注了FDI对浙江经济的发展的影响。张志纲、徐维祥（2009）指出，产业集聚与FDI已成为浙江促进地方产业发展与升级、拉动经济增长的两个重要因素。潘天芹、白莉莉（2007）通过实证研究证明了FDI对浙江产业集群的发展产生了重大影响，其促进作用主要是通过资本集聚、技术外溢和市场需求三个影响途径来实现，由此产生了产业集群效应。骆烨等（2004）用主成分回归分析方法对浙江FDI的区位选择进行了实证分析，得出浙江各地区的集聚经济和信息成本是影响外商投资区位选择的关键性因素。唐根年（2003）采用地理信息系统技术结构数量分析方法研究浙江省FDI区位选择特征，说明了区域经济发展模式影响FDI区位选择。因此，产业集聚有利于浙江省进一步吸引FDI，从而有利于增强浙江经济增长的后劲。
总体上，大多数研究都是从我国的整体层面出发分析产业集聚的形成发展及集聚经济优势对吸引FDI的重要影响，对于省市等区域性的产业集聚和FDI之间的研究较少，特别是针对杭州的研究。
三、外商直接投资对杭州产业集聚形成作用的实证研究
（一）衡量指标的选取
在研究杭州市产业集聚与外商直接投资关系之前，首先要选取衡量产业集聚的指标。产业集聚是指在一个适当大的区域范围内，生产某种产品的若干个不同类企业，以及为这些企业配套的上下游企业、相关服务业，高度密集地聚集在一起，其最主要的特征是在一定区域内工业产值巨大。由此，我们用单位面积上的工业总产值(单位：万元/平方公里)来度量地区产业集聚程度，即：Ki=Yi/S，其中，Yi表示i年的工业总产值，S表示地区的区域面积。显然，Ki指标值越大，表示产业集聚程度越高。本文进一步计算了产业集聚的相对水平指数，将地区的产业集聚水平除以浙江省的平均水平，并记作KKi。若KK的数值大于1，则表示地区的产业集聚程度高于全省的平均水平。KKi的值越大，表示产业集聚程度越高。
（二）解释变量
为了解释产业集聚的形成与发展，本文选择了以下两个变量：
PFDI——单位面积实际利用FDI(单位：万美元/平方公里)。本文选择该指标来衡量地区实际利用FDI的情况，主要是为了增强各地区间的可比性，消除各地区行政区域面积大小不同对分析的影响。
PGDP——人均地区生产总值(单位：元/人)。本文选择该指标来反映地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力。一般而言，产业集聚形成的重要因素包含了地区经济发展水平，区位条件以及市场潜力。
计量模型初步选择取各个变量的对数来进行回归分析：
LnKi=λ0+λ1PFDIi+λ2PGDDPi+εi(1)
LnKKi=θ0+θ1PFDIi+θ2PGDDPi+εi (2)
其中，回归系数λ1和θ1为外商直接投资对产业集聚的弹性系数，如果系数为正，则表明外资的进入的确促进了特定地域的产业集聚的形成。同样，λ2和θ2为地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力对产业集聚的弹性系数，如果系数为正，则表明地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力也能够促进特定地域的产业集聚的形成。
（三）回归结果及分析 转贴于 本文对杭州地区1996-2010的数据采用加权最小二乘法进行了分析，得出以下结果：
LnKi=2.310015+0.58414PFDIi+0.477412PGDDPi (3)
(5.074846)(40.45121)(9.87332)
R2=0.999999F=685521.8DW=1.611620
LnKKi=-5.265543+0.584143PFDIi+0.477411PGDDPi (4)
(-12.81495)(40.45261)(9.87366)
R2=O.999998F=685520.5DW=1.611631
从上述两式可以看出：两个模型的拟合效果都非常好，各变量前的系数都非常显着并且系数均为正，符合预期。这说明，外商直接投资以及经济发展水平、区位条件和市场潜力确实是促成产业集聚的主要因素。
四、产业集聚对杭州外商直接投资区位选择作用的实证研究
（一）指标选取
根据FDI区域投资环境领域研究的现有成果，除了产业集聚的指标Ki外，本文还选择了6个指标来衡量产业集聚对杭州外商直接投资区位选择作用。
国内生产总值GDP：各地区的国内生产总值代表了该地区的综合经济实力，体现该地区市场规模的大小。市场规模对国际直接投资的流入有极大影响，以往投资环境研究中的多项实证分析都显示了它是决定直接投资流向与分布的最显着的因素之一。本文利用了人均GDP的数值来衡量该指标。
平均工资WAG：劳动成本应该是外企考虑的重要因素之一。本文利用各地区非公有制经济职工的平均工资，表示外资企业的劳动力成本。
第三产业占GDP的比重TER：表明了该地区的产业结构的高度，也标志着金融、信息、交通等服务行业的发展水平。而相关产业的发展程度与外资企业的投资盈利程度是息息相关的。没有好的金融环境，良好的通讯设施，便捷的运输业，是不可能有企业生产经营的良好的环境。
基础设施INF：反映该地区与生产相配套的基础设施水平的高低。发达的基础系统是实现投资过程中人、财、物顺利、高效流动的基本前提。我们选用固定资产投资余额来衡量这个指标。
在业人员中大专以上人员比率HUC：反映各地人力资源的丰富程度和存量。很多指出外商投资企业在区位选择上受人才素质的影响，甚至将一定的就业人员素质、同一定的基础设施和经济发展水平列为外资投资的前提条件。只有实现了这些前提，外企到此投资才有可能实现经济效益。它不但为外商投资办厂提供可靠的技术保证，也为跨国公司提供了充裕的低成本、高素质的人才资源。
外资存量PFDI：反映是否存在外企聚集效应。当代区位理论发现聚集效应的重要影响，该地外资存量的多少对于新进入的外商可以提供很多信息，并会产生正的外部性。
（二）模型分析及结果
实证模型设计为：
LnFDIi=θ+λ1lnGDPi+λ2lnWAGi+λ3lnTERi+λ4lnINFi+λ5lnHUCi+λ6lnPFDIi+λ7lnKi+εi
其中，i表示年份， ，λ1，λ2，λ3，λ4，λ5，λ6，λ7表示回归参数，εi是随机项。采用EVIEW5.0对变量进行回归，得到的回归结果为：
回归结果表明，外商存量，产业集聚，基础设施，在业人员大专以上人员比率，平均工资，第三产业占GDP的比重以及国内生产总值均在1%或5%水平上显着。其中，外商存量，产业集聚，基础设施以及在业人员大专以上人员比率对外商直接投资区位选择的影响显着，且影响为正。平均工资，第三产业占GDP的比重以及国内生产总值虽然对外商直接投资区位选择的影响也为正，但是影响不显着。
五、结论和政策建议
通过上述研究，本文得出以下结论：第一，外商直接投资与产业集聚是良性循环的，地区吸引外资的增加会促进区域产业集聚的形成，从而吸引更多的外资，两者相辅相成。第二，外商直接投资的区位选择以及产业集聚的形成都受到了多种因素的影响。
在杭州市进一步吸引外资，加快产业集群发展时，应注意：第一，提高引入外资的质量，吸引大型跨国公司及其分支机构或者在行业具有较强竞争力的企业入驻，加大外资对产业集群形成的促进作用：第二，对于已有的产业集群，政府应出台相关政策来促进本土企业提高自身技术创新的能力，增强国际竞争力，从而提升产业集群的对外资的吸引力；第三，对劳动密集型行业，政府应加强引入全球性的领导企业，以此来带动初级产业集群的良性升级。
文献：
[1]Paulo Guimaraes.Agglomeration and the Location of ForEign Direct Ivestment in Portugal[J].Journal of Urban Economic， 2000(47)．
Frank Barry.ForEIgn Direct Investment Agglomerations and Demonstration Effects An Empirical Investigation[J].Review of World Economics， 2003， 139(4)．
肖文，林高榜.产业集聚和外国直接投资区位选择——基 于长三角地区经济发展的视角[J].国际贸易问题，2008(7)．
刘文秀、刘丽琴.产业集聚和中国FDI分布的地区差异研
Girma， S.， Gong Y. and H. G．Can You Teach Old Dragons New Tricks? FDI and Innovation Activity in Chinese State-owned Enterprises[J].GEP Research Paper， 2005(3)．
陈羽、邝国良.FDI、技术差距与本土企业的研发投入—— 理论及中国的经验研究[J].国际贸易问题，2009(7)．
唐根年.浙江省外商直接投资地理区位选择特征及其启示 [J].经济师，2003(3)．
第8篇：外商直接投资相关理论范文
关键词：外商直接投资；中国经济
外商直接投资简称FDI，它是指是一国的投资者(自然人或法人)跨国境投入资本或其他生产要素，以获取或控制相应的企业经营管理权为核心，以获得利润或稀缺生产要素为目的的投资活动。外商直接投资一直是人们关注的热点问题，因为它无论对本国还是东道国的经济发展都具有显著的影响。它对本国的经济影响主要表现在以下几个方面：第一，引进先进的技术，先进的商业模式和管理模式。第二，给大量闲置的劳动力创造了就业机会，使就业的结构更加完善。第三，使投资增加，资本的流动性增强。第四，增加出口贸易，发展我国的优势产业，进而提高国际竞争力。第五，提高环保意识，注重环境保护问题。
鉴于外商直接投资有着这么积极的作用，以及外商直接投资一直被认为是各国解决资金不足的主要途径，各国对外商直接投资都非常重视，并采取各种激励措施来吸引外商投资者。当然中国也不例外，本文主要想阐述的是FDI对我国经济的影响。中国一直以来实施了很多优惠的政策来吸引外资，比如低价供地，减免税收等，作用是相当显著的。自20世纪80年代以来，中国已逐渐发展成为吸引外商投资最多的国家之一。随着外资的逐渐增加，FDI对我国经济的影响相当显著。目前一些学者对FDI对中国经济影响的分析很多，虽然他们在研究的方法和使用的模型各不相同，他们研究使用的数据也不相同，但是他们所得出的结论没有本质的区别，都认为外商直接投资与中国经济的增长存在着正相关关系。下面分别从宏观经济、技术转移、对外贸易等等角度进行介绍。
从宏观经济的角度，黄华民(2000)重点分析了外商直接投资对我国宏观经济的影响，分别对FDI的经济增长的效应，资本的形成效应，就业效应，贸易与国际收支的效应四个方面进行了论述。王成岐，张建华（2002）运用1990-1998年得数据建立计量模型，分析FDI与中国经济增长之间的关系得出了两个结论：一是国外投资与国内投资都对经济增长有重要的影响。二是东道国的各种状况，尤其是经济政策因素对外商直接投资与中国经济之间的关系有着很深远的影响。
从技术转移的角度，李雪辉，许罗丹（2002）使用深圳地区与珠海，东莞的数据进行了分析，发现外商直接投资的引入与中国工资水平的增加存在着正相关关系，证明了Feenstra and Hanson(1997)的结论即外商直接投资向某个地区集中流入会对该地区的劳动力市场产生很大的影响，会提高当地的熟练劳动力的工资水平，进而提高当地的平均工资水平。金祥荣，李有（2005）利用协整技术对FDI与我国全要素生产率的关系进行了分析，发现它们之间存在着长期稳定的关系，FDI是全要素生产率的原因，FDI的流入带来先进的技术，从而提高本国的技术水平。赵玉娟（2011）使用2002-2008年中国17个省市的面板数据，运用EVIEWS6.0分析了服务业外商直接投资对中国的经济增长的作用。发现服务业外商直接投资对中国的技术进步效应主要是通过提高自身外资企业的要素生产率的相对优势来实现的,没有产生技术外溢。还发现服务业外商直接投资对中国的经济增长有负的综合技术进步效应,没有促进作用。
从对外贸易的角度，李永军(2001)认为传统的衡量对外贸易与经济增长之间的关系时，没有考虑到进出口在经济运作中的作用以及之间的影响，从而低估了进出口对经济的贡献。所以他对传统的衡量方法进行了修正考虑了出口对消费与投资的影响。Wanda and Threas(2002)分析了中国由于具有低廉的劳动成本、庞大的市场机会、完善的基础设施，优惠的政策等优势从而吸引了大量的外商投资者。FDI又使中国生产率提高，就业与出口增加。陈淑芸（2006）通过从东道国与投资国的角度对国内的一些理论进行归纳，利用1983-2005年的时间序列数据从投资的行业，投资的来源，投资的方式以及投资角度的变化等角度来分析外商直接投资的现状以及结构特征。接着又运用了协整检验，Granger因果检验，检验了FDI对中国经济增长和对外贸易产生的影响。分析发现FDI对中国经济的发展有促进的作用，外商直接投资带动了进出口贸易的发展，同时进出口贸易也促进了外商直接投资的增加。
从其他角度来看陈浪南（2002）从总供给的角度出发，利用1991-1998年的数据，对外商直接投资与中国经济增长进行了研究，发现FDI存量的增长率与国民生产总值的增长率存在着相关性，FDI对中国经济增长的贡献在逐年地增加，1991年以前贡献较小，1992年以后贡献较大。沈坤荣，耿强（2001）对1987-1998年中国29个省，市和自治区的相关数据采用Panel Data进行了分析，在处理联立方程组时采用似然不相关回归(Seemingly Unrelated Regression,SUR)方法进行检验,得出FDI在某一区域的比重对人均GDP作用显著，我国某地区的FDI年流量相对于其当年经济规模的比例每增加1%,相应的人均GDP就将增加027%。余永定（2004）比较粗略地分析了FDI对中国经济的影响，主要通过以下途径，即创造了就业的机会，贸易的扩张，引进先进的技术等。王凯（2007）通过对1985-2003年全国28个省、市、自治区以及直辖市的面板数据进行分析和1995年-2006年季度的时间序列数据，运用VAR模型、Johansen协整分析、脉冲响应函数、格兰杰因果检验、对FDI与中国经济增长之间的关系进行了实证研究，得出外商直接投资对中国的经济增长具有促进作用，并且人力资本与外商直接投资共同作用比外商直接投资单独对中国经济作用更显著。外商直接投资对中国经济的增长外溢效应存在一个“门槛”，中国的东部与中部已经跨越了这个门槛，而西部没有。FDI国内的投资与中国的经济增长存在着单向的因果关系等。
参考文献
［1］魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响［J］.经济研究,2002,(4):1925.
［2］王成歧,张建华,安辉.外商直接投资、地区差异与中国经济增长［J］.世界经济,2002,(4):1523.
［3］余永定.FDI对中国经济的影响［J］.国际经贸评论,2004,(3):2933.
［4］黄华民.外商直接投资对我国宏观经济影响的实证分析［J］.经济评论,2000,(6):2932.
第9篇：外商直接投资相关理论范文
关键词:汇率;人民币升值;FDI
近年来,大量外商直接投资流入我国,数据表明从1991年到2001年的十年间,我国实际利用外商直接投资增长了十倍,2002年实际利用外资金额更是达到527.43亿美元,首次超过美国成为全球外国直接投资的最大流入国。而近年来,人民币升值的压力大,其对我国利用外商直接投资产生影响为本文主要研究内容。
一、文献综述
传统的观点认为,在资本市场完全的情况下,国内融资和国外融资是无差异的。汇率水平波动将不会对国际直接投资产生影响, 国际直接投资只是企业从其自身角度出发的一种战略考虑。Froot&Stein(1991)对传统理论的这个完全市场假设作出了修正,他们认为本币币价的变化与FDI之间存在着逆向因果关系。Blonigen(1997)通过对日本在美国的进行实证研究,跨国资本具有专业化的优势,升值以后,外国投资者用外币在只能在东道国购买较少的专业化资产,明显降低了投资利润,则FDI的流入就会减少。Goldberg和Kolstad(1994)对于美国等发达国家的实证分析则发现汇率升值对于没有任何大的或显著的影响。国内方面, 陈浪南(1999)对我国和日本、美国三个国家汇率与FDI之间的关系进行了实证分析,指出人民币的升值将引起我国FDI的减少。王志鹏(2002)的实证分析认为,FDI在一定程度上引起了我国实际汇率的升值。
从以上的文献综述可以看出,国内外的大部分研究都认为货币汇率变动与FDI的流入是成反方向变动的,按照这个原理, 人民币升值就应该使得FDI的流入减少,进而使得中国使用FDI减少,实际情况是否和以上论点一致,本文通过以下实证分析来得出最终结论。
二、实证分析
为了确定人民币升值对我国实际利用FDI造成的影响,下面采用协整理论分析方法,通过建立误差修正模型进行实证分析和检验,并对结果进行分析。
(一)模型构建
外商直接投资的数量主要取决于外商对投资收益和风险的判断与权衡,而影响外商决策的因素主要是东道国的外资优惠政策、生产成本、市场规模、汇率变动以及国际投资形势。在优惠政策、生产成本、和国际投资形势一定的情况下,外商投资主要取决于汇率变动和市场规模。一个国家的GDP增长速度对外商投资的预期收益有重大影响,GDP增长速度意味着市场规模扩展前景和收益水平变动情况。构造模型如下:
其中,FDI表示我国实际利用外资的规模(单位:亿美元),EChina表示人民币对美元的名义汇率,GDPChina表示我国的名义GDP的规模(亿元)。
(二)数据选取
选取1986年到2008年我国实际利用外商直接投资额,作为本文FDI的参考书据。选取1986年到2008年每年的人民币市场汇率平均值,作为本文人民币汇率的参考数据。选取1986年到2008年我国的GDP作作为本文GDP的参考数据。以上数据均来自09年中国统计年鉴,分析软件采用Eviews5.0。
(三)实证检验
对各组数据取对数,以消除自相关。用Y代表lnFDI,用X1代表lnEChina,用X2代表lnGDP,根据上表的数据可以得到如下回归分析结果:
1nFDI=-5.636772+1.8126571nEChina+0.6917821nGDPChina
(0.709253)(0.334049)(0.104864)
t=(-7.947473)(5.426322)(6.596923)
R2=0.959419R=0.955360F=236.4184 df=21
(四)结果分析
1.分析结果:模型通过了t检验和F检验,各参数估计都相当显著,拟合优度比较好。
2.模拟运算结果表明:人民币汇率每下降(或上升)1%,我国实际利用外资将减少(或增加)1.812675%;我国GDP每增加1%,我国实际利用外资将增加0.691782%。
3.实证结果表明:汇率变动是影响国际对华直接投资的重要因素,人民币升值(汇率下降)将导致外来国际直接投资的减少。
三、对策与建议
从上述的分析,我们可以看出人民币升值对中国利用FDI具有一定的影响。而未来一段时间,预计人民币仍然会持续升值,为顺应这一形势,我国吸收外商投资的策略和措施可进行一定程度的调整与改进。
(一)加快我国资本市场的建立和完善
这样即使人民币升值,对于流入我国的FDI也不会存在巨大的影响。
(二)继续保持相对稳定的汇率水平
这样就减少了外资企业生产经营中所面临的汇率风险,保证其在华直接投资的利润。因此要继续探索更为有效的、适合中国国情的人民币汇率形成机制,从根本上解决外汇市场供求不平衡状况,真正释放人民币升值的压力。
(三)保持宏观经济增长,促进FDI的流入
经济增长使外商投资的软硬环境得到改善,提高了投资的利润率水平,可在一定程度上抵消人民币升值造成的外资企业财富的相对缩水,保证大量FDI流入我国。因此要大力推动宏观经济的增长,改善投资环境,继续吸引外商投资。
参考文献:
