外商直接投资理论精选(九篇)

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第1篇：外商直接投资理论范文

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:

第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。

第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献

[1] 陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.

[2] 陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[M].北京:中国人民大学出版社，2002.

第2篇：外商直接投资理论范文

关键词：外商直接投资 经济增长 中国

1.引言

近几十年来，随着经济的发展和改革开放的深入，吸引外商投资已成为发展我国市场经济的重要内容之一，是统筹国内国际两个大局、两个市场的重要体现。吸引外商投资的主要内容包括对外借款、外商直接投资以及其他形式的投资等，其中，外商直接投资又是对外投资的主要形式，处于更加重要的地位。外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI），亦被称为对外直接投资或国际直接投资，主要是指一些国家和地区为实现一定的经济目的而把所有或部分必要的生产要素转移到国外，并通过对国外的生产要素进行整合、控制国际交易的一种方式。在外商直接投资的形式中，主要以资本、技术、管理等形式在他国设立企业等。一般来说，跨国公司是外商直接投资的主要组织形式和载体，同时亦是外商直接投资的重要源泉之一。跨国公司进行对外直接投资的主要动机不仅是出于对出口市场的保护，而且还有突破配额限制、寻求更低的成本以及将投资分散化等需要。自从上世纪起60年代，西方主要大多数发达国家就已经开始对外商直接投资相关理论进行了研究和探索，主要是从微观角度来探索的。当时研究的主要内容和方向是把外商直接投资作为对国际贸易的一种替代，由于跨国公司对外直接投资的目的或是接近市场和原料产地或是充分利用当地廉价的土地和劳动力来降低生产成本等，所以跨国公司根据自身实际情况，并利用东道国经济、技术、劳动力、政策法规等来决定对外投资的方式，以实现其经济目的。目前，国际上对外直接投资的主流理论主要包括垄断优势理论、产品周期理论、比较优势理论、内部化理论以及国际生产折中理论等。具体到我国，通过研究利用FDI效果，分析对FDI 的经济效应，不但能让我们对我国利用外商直接投资的发展进程有更为清晰的了解，而且还可以为以后更好地利用外商直接投资、提高利用的外商直接投资水平促进我国经济发展转型具有一定的现实意义。

2.我国利用外商直接投资状况

随着经济全球化的不断发展，外商直接投资（FDI）对世界各国经济发展具有深远影响，利用外商直接投资已成为解决发展资金短缺、形成资本积累的重要手段之一，对世界各国经济发展的影响也越来越重要。改革开放以来，利用外商直接投资成为我国吸收和利用外资的主要形式。目前我国吸收外商直接投资的总体形势良好，平均每年的增长幅度约为3.5%。据统计，2010年，中国实际利用外商直接投资金额突破1000亿美元，达到1057.35亿美元，增长了17.44%，总体利用外资已超过1万亿美元；2010年445244家，增长了2.53%，2011年我国实际利用外资水平为1160.11亿美元，比2010年增长9.72%，新批设立企业家数为27712。而2012年新增外商直接投资家数和实际利用外资水平则有所下降，新批设立外商投资企业为24925家，同比下降10.06%；实际使用外资金额也下降到1117.16亿美元，同比下降了3.7%。目前，我国利用外商直接投资的产业分布上几乎遍及第一、第二、第三产业的各个行业。根据科尔尼（AT Kearney）调查显示，截止到2012年底，我国连续20年成为世界上利用外资最多的发展中国家，并且仍然是对外国直接投资者而言最具吸引力的国家。这说明外资对我国市场投资环境仍具信心。

随着我国利用外商直接投资规模达到一定规模，利用外资的质量和水平也在提高。以2012年我国利用外商直接投资为例，其特点大体有以下几点：第一，外商直接投资在我国的产业结构分布进一步调整。2012年服务业实际使用外资538.4亿美元，占比48.2%，超过制造业4.5个百分点，同比下降2.6%。农林牧渔业实际利用外资20.6亿美元，同比增长2.7%。制造业实际利用外资488.7亿美元，同比下降6.2%，占全国总量的43.7%。不仅如此，FDI在服务业内部各行业之间的分布也进一步优化，尤其是零售行业和金融行业所占的比重继续上升，分别比2011年增加和0.82和0.19个百分点，房地产业利用外资同比下降10.25%。如图1所示。第二，从外商直接投资的流向看，地区分布格局更为合理。从全国范围来看，中部地区引进外资规模达到92.9亿美元，同比增速提高18.5%，明显高于全国，高于全国水平22.2个百分点。与此同时，东部和西部地区吸引外资规模分别为925.1、 99.2亿美元，同比增速下降了4.2%、14.3%，分别低于同期全国水平0.5、10.6个百分点。由此可以看出，2012年中部地区优势明显，发展强劲，吸引外资能力不断增强，外商直接投资的区域分布继续优化。如图2所示。第三，对我国投资的主要国家投资份额持续增长。以美国和日本为例，2012年其对我国的实际投资金额分别为31.3亿美元、73.8亿美元，同比增长4.5%、16.3%。与此同时，欧盟对我国投资的整体规模为61.1亿美元，增速同比降低3.8%，欧盟各地区对我国投资则发生了分化，。如图3所示。

图1 我国东中西地区利用FDI金额比重

图2 我国各产业利用FDI金额比重

图3 我国主要FDI来源地投资金额比重

由此可以看出，我国利用外商直接投资的规模和质量都已经取得很大进步，这与我国经济的持续快速增长是分不开的。同时，我国吸收各种形式的大量外商直接投资也对我国经济增长具有相当大的推动作用，二者相互促进、相得益彰。我国FDI与GDP增长趋势如图1所示：

图1：我国利用外商直接投资与经济增长趋势图

由上图可直观地看出，从1985年19.56亿元逐步上升，到1992年增长速度大幅上升，利用外商直接投资规模由1991年的43.66亿美元达到1992年的110.07亿美元，增长速度超过了经济增长速度。这种高速增长一直持续到1998年，经过1999年、2000年的短暂下滑后继续保持高速增长，到2010年度利用外商直接投资额超过1000亿美元。2011 年，我国实际使用外资1160. 11 亿美元，比2010年增长9. 72%，再创历史新高，2012年我国实际利用外资却出现下降，同比下降3.7%。与此同时，我国国内生产总值在此期间也不断保持高速增长。图1中直观地表明了FDI增长与GDP增长之间总体趋势具有一致性，然而FDI与GDP之间具体的相互作用机制如何？是FDI促进了GDP增长呢？还是GDP的增长导致了FDI规模的不断扩大呢？本文将利用计量经济学模型作进一步分析。

3.FDI对中国经济增长实证分析

为了更加明确地验证外商直接投资（FDI）与中国经济增长之间的关系，本文选用的指标是GDP与FDI，选取1985-2012年间的年度数据，数据来源于各年的中国统计年鉴。本文通过利用协整方法和误差修正模型来进行分析经济增长与外商直接投资的相互关系，即GDP与FDI之间的长期均衡关系、短期动态关系以及相互影响程度等。本文主要选取FDI与GDP指标经过了对数化处理，以消除序列中可能存在的异方差现象。对外商直接投资（FDI）和国内生产总值（GDP）进行对数化处理后，分别表示为LNGDP和LNFDI，其相应的差分序列为LNFDI 和LNFDI。

3.1.ADF检验

表1：变量值的ADF检验输出结果

变量 ADF统计值 1%临界值 5%临界值 检验形式 结论

LNGDP -0.646369 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNFDI -1.833549 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNGDP -2.867995 -3.752946 -2.638752 c，0，1 平稳

LNFDI -3.403059 -3.752946 -2.998064 c，0，1 平稳

由表1输出的结果可以看出，LNGDP和LNFDI的ADF统计值均小于其在1%及5%水平下临界值，由此可知LNGDP和LNFDI皆是非平稳序列，因此，不能对上述时间序列直接进行回归分析，而应将其先进行协整检验，以检验二者之间是否存在长期稳定的均衡关系。同时，从上表可以看出，经过一阶差分后，LNGDP和LNFDI序列均是平稳的。

3.2.协整关系检验

由于序列变量非平稳，不能使用经典回归模型，所以要对序列进行协整关系检验。协整关系检验主要有Johansen协整检验和E-G两步法，一般来说，Johansen检验主要检验多个变量之间的协整关系，而E-G两步法则多检验两变量之间的协整关系。因此，对于LNGDP和LNFDI二者之间的关系，本文通过使用E-G两步法进行分析。器主要步骤是，首先利用传统方法对序列LNGDP 和LNFDI模拟回归分析，并得到回归方程，通过对回归方程的残差序列进行平稳性检验（单位根检验），而后据此来判断变量序列之间的是否存在协整。通过回归分析，得到LNGDP和LNFDI之间的协整方程和残差平稳性检验结果，具体如下所示：

LNGDP= 6.766159+0.799396LNFDI

（0.294382）（0.052773）

（15.14782）（22.98429）

R2=0.905309 D.W=2.173

表2：残差序列的ADF检验输出结果

ADF统计量 -1.606352 1%临界值 -2.458329

5%临界值 -1.742468

10%临界值 -1.523426

在协整方程中，括号内分别为标准差和t统计量。从上述分析中可以明确的看出，在10%水平下，临界临界值下-1.523426大于残差统计量的值-1.606352，所以，残差序列可以认定为是平稳的，同时也说明LNGDP和LNFDI之间存在着协整关系。即当FDI变动1个单位时，GDP增长0.799396个单位，协整向量为6.766159，误差修正项为：

ECM=LNGDP 6.766159-0.799396LNFDI。

由于已经确定了协整向量，下面我们可以建立VECM模型，并对其进行估计，具体如下方程 所示：LNGDP = 0.162955*LNFDI - 0.148732*ECM（-1） + 0.123800

（0.040430） （0.028992） （0.011882）

（4.030593） （-4.431029） （10.41886）

方程结果表明，EC（-1）的系数表示现在值受过去值的影响程度。由上式可知，系数为-0.148732，这符合误差修正模型的反向修正原则，从系数的t值4.431029可以看出，系数比较显著，这说明当前的增长受前期的误差修正项的影响很大。解释变量LNFDI的系数表示外商直接投资的短期动态影响，即外商直接投资对经济增长的短期弹性为0.162955。

3.3.Granger因果关系检验

第3篇：外商直接投资理论范文

笔者依据2005年～2010年中国30个省、自治区和直辖市的省际面板数据，通过构建联立方程模型，从国内投资、产出及就业等视角来判断外商直接投资对中国商贸服务业产业安全的影响。研究表明，全国和东部地区外商直接投资对国内投资和就业产生挤出效应、对产出产生挤入效应；中部地区外商直接投资对国内投资和产出产生挤入效应、对就业产生挤出效应；西部地区外商直接对国内投资产生挤出效应、对产出和就业产生挤入效用。这说明外商直接投资在一定程度上会对中国商贸服务业产业安全构成威胁，但不同区域、不同视角的影响效果不同。

关键词：外商直接投资；联立方程；挤出效应；挤入效应

基金项目：国家社会科学基金重大项目（10zd&028）；国家社会科学基金项目（12CJL038）。

作者简介：王耀中（1953-），男，湖南益阳人，教授、博士研究生导师，主要从事服务经济研究；陈洁（1986-），女，湖南长沙人，湖南大学经济与贸易学院博士研究生，主要从事服务经济与国际贸易研究。

中图分类号：F121.25；F724 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2013）04-0083

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收稿日期：2012-06-12

一、问题的提出及文献综述

经济安全是国家安全的重要组成部分之一，商贸服务业作为一个综合性行业，其强劲的发展势头使之成为全球经济中最具活力的产业之一。中国商贸服务业在经济开放的大环境下，吸引着越来越多的外资企业来华发展，外商直接投资带来的技术和资本，有利于提高整个行业的资本效率，但同时外资因占据了优质商圈资源而挤兑内资企业也会对该产业的安全构成威胁。因此，在中国商贸服务业外商直接投资不断增加的背景下，研究外商直接投资对中国商贸服务业产业安全具有重要的理论和现实意义。

目前，关于外商直接投资对中国商贸服务业产业安全的研究主要集中于零售业，其观点主要有三种：第一种观点是外商直接投资对中国零售业的产业安全构成威胁（苏梅梅，2004；张宏 等，2005），并有学者通过构建指标体系测算得出中国零售业产业不安全（王水平，2010；朱涛，2010）。第二种观点是外商直接投资对中国零售业的知识技术溢出效应能进一步促进产业发展，有利于零售业产业安全（荆林波，2005；陈涛涛，2007；魏芳兰，2011）。第三种观点是外资进入是否威胁中国零售业的产业安全应视具体情况而定（郭崇义 等，2002；李飞，2004；王烨，2010）。

本文试图从以下三方面进行完善。首先，虽然国内有不少学者指出外商直接投资会影响商贸服务业产业安全，但并未从不同视角进行深入探讨，故本文从国内投资、产出及就业的视角来判断外商直接投资对中国商贸服务业产业安全的影响。其次，关于外商直接投资影响中国商贸服务业产业安全的理论机制探索较少，因此，本文将构建理论模型以弥补该方面的不足。最后，不同于大多数文献通过构建指标体系来测算产业安全状态，本文依据构造的理论模型，利用联立方程分别估计全国、东部地区、中部地区和西部地区实际利用外商直接投资对中国商贸服务业国内投资、产出和就业产生的直接效应、间接效应及总效应，以判断外商直接投资是否对该产业安全构成威胁。

二、理论模型的构建

外商直接投资通过多方面影响商贸服务业产业安全，其影响包括挤入效应和挤出效应。若产生挤入效应，则能加快一国或地区的产业技术进步、优化产业结构并带动内资企业投资、促进经济增长、提高就业水平；反之，则会增强外资控制力、提高行业进入壁垒、抑制国内投资、降低生产能力、减少产出、增加失业率。

为探讨外商直接投资对中国商贸服务业产业安全的影响，本文基于Samuelson 等、Feder的思路及柯布-道格拉斯生产函数构建理论模型。

三、实证分析

（一）数据来源与处理

商贸服务业是一个综合性产业，按照《世界服务业重点行业发展动态》的分类，商贸服务业被界定为批发业和零售业。本文依据此分类方法，选取2005年～2010年中国30个省、自治区和直辖市（不包括、港澳台）的省际面板数据并将其划分为东中西三个区域。

（二）实证结果与分析

从表1可知，商贸服务业引入外商直接投资给国内投资带来了直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.37和0.17，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，该产业国内投资减少0.20%。究其原因，内资企业不仅在管理经验、技术、品牌方面无法和外资企业相比，而且产业技术研究能力也较弱。此外，外商直接投资给产出带来了直接挤入效应和间接挤出效应，其系数分别为0.20和0.06，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，该产业产出将增加0.14%。外商直接投资有利于提高产出，这一方面是由于外资能为商贸服务业提供所需资金，另一方面，中国商贸服务企业从外资企业中学到的知识、技能、管理等，有助于推动产业技术进步，从而促进经济增长。同时，外商直接投资给就业带来了直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.09和0.08，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，其就业将减少0.01%。外商直接投资对就业产生挤出效应主要是由于外资企业管理水平高、技术先进，需要知识密集型人才，而目前中国商贸服务业以传统业态为主，从业人员集中于劳动密集型，故易导致结构性失业。在中国，商贸服务业区域经济发展不平衡（张丽娜 等，2011），并且不同区域外商直接投资的规模差异较大，故将中国划分为东、中、西三大区域，进一步判断不同区域外商直接投资对商贸服务业产业安全的影响。

从表2可知，在东部地区，外商直接投资对国内投资产生直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.70和0.10，这说明商贸服务业实际利用外资额每增加1%，将会对国内投资产生0.60%的总挤出效应。对产出产生直接挤入效应和间接挤出效应，其系数分别为0.19和0.12，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，将给产出带来0.07%的总挤入效应。对就业产生直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.21和0.002，故商贸服务业实际利用外资额每增加1%，将给就业带来0.208%的总挤出效应。究其原因，东部地区虽然商贸服务企业较多，但内资企业生产率相对较低、吸收能力较弱，在与外资竞争过程中，往往容易被外资企业挤出市场。对产出带来挤入效应与该区域经济不断发展、商贸服务业市场不断扩大有关。对就业带来挤出效应是由于东部地区是我国经济发达的地区，是高档次外资商贸服务企业的集聚地，而目前中国东部地区商贸服务业产业结构层次并不高，人力资本需求与产业结构之间的矛盾使得该地区商贸服务业易出现结构性失业。总之，东部地区外商直接投资对商贸服务业的国内投资和就业产生挤出效应，而对产出产生挤入效应，该结论与全国一致。

在中部地区，商贸服务业外商直接投资每增加1%，对该产业国内投资产生0.01%的直接挤出效应和0.04%的间接挤入效应，即0.03%的总挤入效应。对产出产生0.14%的直接挤入效应和0.11%的间接挤出效应，即0.03%的总挤入效应。对就业产生0.33%的直接挤出效应和0.09%的间接挤入效应，即0.24%的总挤出效应。这说明，中部地区外商直接投资对商贸服务业的国内投资和产出带来挤入效应、对就业产生挤出效应。不同于全国、东部和西部地区，中部地区外商直接投资有利于国内投资。

在西部地区，外商直接投资给国内投资产生直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.35和0.11，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，该产业国内投资将会减少0.24%。对产出带来直接挤入效应和间接挤出效应，其系数分别为0.09和0.002，故商贸服务业实际利用外资额每增加1%，该产业产出将会增加0.088%。对就业产生直接挤出效应和间接挤入效应，其系数分别为0.005和0.032，即商贸服务业实际利用外资额每增加1%，该产业就业将会增加0.027%。这表明，西部地区外商直接对商贸服务业国内投资产生挤出效应，而对产出和就业产生挤入效应。不同于全国、东部和中部地区，西部地区外商直接投资有利于提高该产业就业率。

四、结论及启示

通过上述研究，本文认为，目前外商直接投资在一定程度上会对中国商贸服务业产业安全构成威胁，但在不同地区，外资对不同指标的影响效果有差异，这与各地区所处的地理位置、经济发展水平、对外开放度等有关。具体来说，在全国和东部地区，外商直接投资对国内投资和就业产生挤出效应，而对产出产生挤入效应；中部地区外商直接投资对国内投资和产出产生挤入效应，而对就业产生挤出效应；西部地区外商直接对国内投资产生挤出效应，而对产出和就业产生挤入效应。基于以上结论，中国首先应合理引进外商投资商贸服务业，促进经济发展的同时，避免过分的依赖外资而造成产业的不安全。其次，加强内资的自主创新能力，增强竞争力。最后，发展知识密集型人才，减少商贸服务业结构性失业。

参考文献：

陈涛涛. 2007. 我国超市大卖场业态：FDI持续溢出还是挤出？[J]. 国际经济合作（9）：33-41.

郭崇义，戴学珍. 2002. 北京市外商投资零售企业区位选择研究[J]. 经济地理（6）：687-696.

荆林波. 2005. 外资进入零售业的三个问题[N].人民日报01-14.

李飞. 2004. 零售业对外开放是否危及国家经济安全？[N]. 经济日报04-30.

苏梅梅. 2004. 中国零售业外资进入与过度竞争的实证分析[J]. 社会科学辑刊（3）：180-181.

王水平. 2010. 基于产业控制力视角的中国零售业安全评估[J].财贸研究（6）：32-38.

王烨. 2010. 外资零售业对华直接投资的资本形成效应研究[D]. 大连：东北财经大学士学位论文.

魏芳兰. 2011. 在华外资零售业的知识溢出分析[D]. 北京：北京交通大学士学位论文.

张宏，封肖云. 2005. 跨国公司进入与我国零售业市场竞争分析[J]. 亚太经济（5）：38-41.

张丽娜，李琪.2011.我国服务业发展的制约因素及对策建议[J]. 经济纵横（12）：62-65.

第4篇：外商直接投资理论范文

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：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

第5篇：外商直接投资理论范文

[关键词] 对外直接投资格兰杰因果性关系实证分析

目前在研究或印证一国对外直接投资发展所处阶段，使用得较多是由英国经济学家邓宁（John H. Dunning）于20世纪80年代初提出的投资发展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理论。基于邓宁的IDP理论，本文择取了自1982年至2004年间的中国国内生产总值、人口总数、对外直接投资、外商直接投资,以及各年中国人民币兑换美元的汇率等数据，首先分析中国净对外直接投资的趋势，其次考察中国国内生产总值与中国对外直接投资、外商直接投资和中国净对外直接投资之间的格兰杰（Granger）因果性关系，最后用回归方法重建中国净对外直接投资模型。

一、中国净对外直接投资的趋势分析

1.中国对外直接投资的趋势分析

根据联合国贸易与发展会议网站之中国对外直接接投资（outflow）的数据，对1982年～2004年间中国对外直接投资作趋势分析如下：

其中，Loutflow是中国对外直接投资额的自然对数形式，Time是一个从1到23的趋势变量。从非常显著的t统计值和F统计值，以及和60％的R2来看，该回归方程是比较理想的。式(1)告诉我们在1982年～2004年间，中国的对外直接投资额(年流量)平均每年以14.1％的速度增长。根据式(1)的拟合值与中国实际对外直接投资额的比较，显示出中国对外直接投资的明显向上趋势，说明今后中国对外直接投资将保持继续增长的势头。

2.中国利用外国直接投资的趋势分析

根据联合国贸易与发展会议网站之中国利用国外直接投资（inflow）的数据，对1982年～2004年间中国利用外国直接投资做趋势分析如下：

其中，Linflow是中国利用外国直接投资额的自然对数值，Time是一个从1到23的趋势变量。自变量time的t统计值和F统计值均非常显著，R2也很高。根据式(2)可以推断在1982年～2004年间，中国每年利用外国直接投资平均每年增长22.4％。根据式(2)的拟合值与中国实际利用外国直接投资额的比较，显示了中国利用外国直接投资的明显向上的趋势，说明今后中国利用外国直接投资将继续保持增长势头。

3.中国净对外直接投资趋势分析

同样根据联合国贸易与发展会议网站之相关数据，对1982年～2004年中国的净对外直接投资(netflow)做如下的趋势分析：

其中，netflow是中国的净对外直接投资(其值为：outflow-inflow)。式(9)的t统计值和F统计值均显著，R2也较理想。因此，根据式(3)，在1982年～2004年间中国的净对外直接投资额的绝对数平均每年增长1．8468单位。根据式(3)的拟合值与中国实际净对外直接投资额的比较，显示了中国净对外直接投资的明显向下的趋势，表明中国的净对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。

二、格兰杰因果性检验

为了考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，本文引入了格兰杰（Granger）检验法。笔者首先择取了自1982年至2004年间的中国国内人均生产总值及其指数、人口总数、对外直接投资、外商直接投资，以及各年中国人民币兑换美元的平均汇率、各年美国CPI指数；其中中国对外直接投资、外商直接投资的数据均来自联合国贸发会议网站，中国国内人均生产总值及其指数来自中国统计年鉴；其次计算出人均对外直接投资额、人均外商直接投资额、人均对外直接投资净额；再次将各变量统一调整为1982年价格，以1元人民币为单位见附表；最后对各变量取自然对数，从而完成对数据的预处理工作。

1.变量的平稳性检验

由于做格兰杰因果性检验时必须要求各变量为平稳序列，而上述数据都属时间序列数据，因而有必要考察变量的平稳性。此处使用Dickey-Fuller平稳性检验。

具体检验时，首先分别用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不变价格表示的人均GDP、人均对外直接投资绝对值、人均外商对华直接投资、人均对外直接投资净值绝对值的自然对数值。

然后采用ADF法进行单位根检验，检验时按一般的经验做法选择ADF 检验的形式，ADF检验滞后阶由AIC信息准则确定。检验结果如表1所示。

结果表明，LGDP、LODI的对数序列为I(0)序列；IDI、NDI的对数序列为I(1)序列，其一阶差分序列在5%的显著水平上为 I(0)序列。各变量的一阶对数差分序列代表的是各个变量的增长率。

2.格兰杰因果检验

此处分别对LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列进行了格兰杰因果性检验，选取滞后一阶至六阶。用Eview5.5软件得到的回归结果如表2所示。

结果表明:①当滞后期为1和2时，在不同的显著水平上， LGDP与LODI互为格兰杰原因，其中在10%的显著性水平上，LODI是LGDP的格兰杰原因；在5%的显著性水平上，LGDP是LODI的格兰杰原因。也就是说在短期内，中国经济的增长能极大地中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。②当滞后期为3、4、5时，在不同的显著水平上，LIDI与LGDP互为格兰杰原因。其中，当滞后期为2、3、4、5、6时， LGDP是LIDI的格兰杰原因；当滞后期为3、4时， LIDI才是LGDP的格兰杰原因。也就是说在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。③仅当滞后期为6时，在接近10%的显著水平上，LGDP才是LNDI格兰杰原因。也就是说，一般而言，中国净对外直接投资对中国经济增长的作用很不明显；从长期角度，中国经济增长对中国净对外直接投资起促进作用。

三、中国净对外直接投资模型的建立

此处采用中国自1982至2004年间的人均国内生产总值、人均净中国对外直接投资数据，并依GDP指数和美国CPI指数将人均国内生产总值和人均中国对外直接投资净值换算成2004年美元不变价格。构建如下模型：

ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u

其中，ANDI为人均净对外直接投资；AGDP为人均国民生产总值；C1为截距项；C2、C3分别为AGDP、AGDP2的系数，u为误差项。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5软件对此模型进行估计， 结果如下：

其中调整后的拟合优度R2为0.9584表明拟合优度和调整后的拟合优度都很高。此外同时通过了F检验。但是常数项C、AGDP 的回归系数的t统计量均明显不显著，AGDP平方的系数也只是呈现弱显著，表明此模型不甚理想，可考虑调整。本着先一般后特殊的原则，采用三次方至五次方的模型进行检验。使用EVIEW5.5软件进行测试，最后使用三次方模型，回归结果如下：

其中R2值为0.9716，调整后的拟合系数R2为0.9671，均高于采用二次方模型。且此时各项系数均显著或弱显著。并用matlab软件得到对应的曲线，见图，在拟合中国数据的同时，较好地符合IDP理论的“U型曲线”假说。

根据此方程进行计算，可以得到三次型模型曲线的最小值约在AGDP为1315.99美元处（2004年不变价格），而2005年中国人均GDP为1703美元，对应此模型，可以判定中国现阶段应处于第二阶段末第三阶段初。但对照中国的ANDI数据还没有回升的迹象，结合格兰杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中国经济的增长对外商对华直接投资的促进作用远大于对中国对外直接投资的促进作用，二者差距越来越大，由此可以断定，中国对外直接投资滞后。

四、结论

经过上文的实证检验，可得出的主要结论有:

1.基于邓宁的IDP理论，通过对中国自1982年至2004年间时间序列数据分析，发现在中国对外直接投资及外商对华投资都保持继续增长的势头的同时，中国净对外直接投资呈现出明显向下的趋势，这表明中国的对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。

2.通过引入格兰杰（Granger）检验法来考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，发现：短期内，中国经济的增长能极大地促进中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。

第6篇：外商直接投资理论范文

关键词：农业；外商直接投资；区位分布；中西部地区

中图分类号：F127　文献标识码：A　文章编号：1003-4161(2011)01-0034-04

一、引言

外商直接投资(FDI)的区位问题一直都是国际经济学和区域经济学研究的热点之一，而对农业外商直接投资区位选择的考察则是一个较新的研究方向。对中国农业外商直接投资区位问题进行系统研究，揭示其区位特征和动态变化的规律，在很大程度上有助于解释农业外商直接投资在中国各区域间分布和流动的内在动因，也可以检验FDI区位理论在农业领域的适用性，同时对农业FDI区位问题的正确描述也具有很好的政策含义。

跨国公司在中国的主要投资目标是水果、蔬菜等经济作物及农产品加工，而在这些有比较优势的地区，将是外资首选的投资区域，而且区域专门化趋势明显。从地区分布来看，与外商在华投资的总体布局一样，农业外商直接投资也主要分布在沿海地区，中西部地区较少。在更小的区域，如江苏省，农业外商直接投资的分布也是不均匀的，呈现“南高北低”的发展态势。农业FDI存量、农业产值、在岗职工工资、农业机械总动力、外商直接投资总额、地理因素等影响农业外商直接投资的布局，农业投资环境对农业外资的进入有显著影响。现有文献主要研究了一个省份内部或多个省份之间的农业外商直接投资的区位分布及其影响因素，揭示了农业外商直接投资区位分布的独特性，得出了一些有意义的结论。但是，农业外商直接投资在我国各省市区之间、在三大经济地带之间是如何分布的?有什么特征?变动趋势又如何?目前还没有学者对这一全局性问题开展系统研究。

本文根据资料的可得性及完整性，选取29个省市区(吉林和除外)、1999―2008年的农业实际利用外商直接投资额作为基本数据，研究农业外商直接投资在我国的区位变化及中西部地区吸引外资前景。所有省市区的数据来自各省市区各年《统计年鉴》和《年鉴》。本文中的农业指的是农、林、牧、渔各业及其服务业，即国家统计局产业分类法中第一产业所包括的全部内容。

二、东中西部地区农业外商直接投资的区位分布

我国的对外开放是由沿海地区逐步向内陆地区推进的，再加上经济地理区位和软硬投资环境的差异，自改革开放以来外商直接投资绝大部分都集中在东部沿海地区。农业外商直接投资也主要分布在东部沿海地区，这与中国总体利用外商直接投资的地区分布基本相同，带有明显的地区集聚效应，反映了我国经济开放的格局与地区经济发展格局。1999―2008年东部地区农业外商直接投资累计达到82.29亿美元，占全国各地区的68.01％，中部地区累计为29.95亿美元，占24.75％，西部地区累计为8.76亿美元，占7.24％(见表1)。

我国自1999年提出“西部大开发”战略以来，“中部崛起”、“振兴东北”战略相继实施，再加上各地区税收等激励政策的影响，农业外商直接投资在区位选择上出现了从南到北、由东向西逐步推进的趋势。东部地区农业外商直接投资的比重由1999年68.27％下降到2008年的63.37％，下降近5个百分点；中部地区所占的比重由1999年23.39％上升到2008年的30.06％，上升了近7个百分点；而西部地区所占的比重则由1999年8.35％下降到2008年的6.57％，下降近2个百分点。也就是说，1999―2008年三大地带农业外商直接投资比重呈现出“东西部双下降”，下降的比重全部转移到中部地区。但从总量上看，东部地区的农业外商直接投资仍占较大比重，“东高西低”的地区分布格局并未发生根本性的改变(见图1)。

三、各省市区农业外商直接投资的区位分布

我们以2004年为界将1999―2008年分为前后两个阶段，以反映各地区农业外商直接投资比重的变化。之所以这样划分，一方面是由于各省市区年度农业利用外商直接投资受大项目的影响较大，以阶段来划分可以消除年际波动；另一方面，2004年统计口径作了调整，签订项目数、合同外资额、实际利用外资不包括对外借款，这样划分阶段可比性更强。

(一)各省市区农业外商直接投资占全部外商直接投资的比重

表2反映了1999―2008年各省市区农业外商直接投资占全部外商直接投资的比重。从表中可以看出，各省市区农业外商直接投资占全部外商直接投资的比重，与各省市区产业结构的特征比较一致。第二、三产业比重较高的地区，农业外商直接投资占全部外商直接投资的比重较低，如上海、天津、浙江农业外商直接投资所占的比重分别为0.21％、0.21％和0.45％。而第一产业比重较大的地区，农业外商直接投资所占的比重也较高，其中新疆最高，为7.36％，其次是云南和江西，均超过6％。超过3％的还有广西、湖南、青海和山东。

(二)各省市区农业外商直接投资的分布

表3反映了1999―2008年各省市区农业外商直接投资的分布状况。

从表3看，在1999―2008年整个阶段，农业外商直接投资比重超过3％的省市区有8个，包括山东、广东、江苏、江西、福建、辽宁、湖南、湖北，8个省市区的农业外商直接投资合计占全国各地区总额的77.37％；其中，山东、广东、江苏3省农业外商直接投资的比重均超过10％，合计占全国各地区总额的41.12％。处于西部的贵州、甘肃、重庆等和处于东部的上海、天津等，农业外商直接投资的比重均较低。分阶段看，1999―2004年，农业外商直接投资比重超过3％的省市区有10个，包括广东、山东、辽宁、福建、江苏、湖南、湖北、江西、海南和北京，10个省市区农业外商直接投资合计占全国各地区总额的83.05％；其中，广东所占的比重最高，为17.03％，其次是山东为16.25％，辽宁为10.61％，3省合计占全国各地区总额的43.89％。西部的甘肃、贵州、重庆、新疆、陕西、青海、四川、云南、宁夏，中部的安徽、山西和东部的天津等12个省市区，所占比重较低，均不超过1％。2005―2008年，农业外商直接投资比重超过3％的省市区有8个，包括山东、江苏、江西、广东、湖南、福建、辽宁、浙江，8个省市吸收的农业外商直接投资，合计占全国各地区总额的79.22％；其中，山东所占的比重最高，为18.93％，其次是江苏，为15.15％，江西，为12.73％，3省合计占

全国各地区总额的46.81％。西部各省市区(除云南外)以及东部的上海、天津，所占比重均不超过1％。从两阶段各省市区农业外商直接投资所占比重的变化来看，比重超过3％的地区由1999―2004阶段的10个减少为2005―2008阶段的8个；比重最高的前3位地区(比重超过10％)，合计占全国各地区总额，由43.89％增加为46.81％，这些细微的变化，反映了农业外商直接投资有在某些地区集中的趋势(见图2、3)。

(三)各省市区农业外商直接投资所占份额排序的变化

从各省市区两阶段的变化来看，农业外商直接投资占全国各地区比重下降幅度最大的省份是广东，下降了7.65％，其次是辽宁，下降了5.45％，湖北、福建、北京下降幅度也较大，分别下降了3.48％、2.74％和1.92％；上海、宁夏、广西、内蒙古和山西也略有下降，降幅均小于1％。上升幅度最大的是江西、江苏，分别上升了7.86％和7.74％；上升幅度超过1％的省份还有山东、湖南、浙江和安徽，上升幅度依次为2.68％、2.43％、1.92％和1.40％；河北、云南、黑龙江、河南、新疆、四川、青海、天津、重庆、陕西、甘肃、贵州12个省市区上升的幅度均较小(见表4)。

四、中西部地区吸引外资的前景

1999―2008年我国农业外商直接投资的分布呈现出“向中部扩散”、“西退”的变动特征。“向中部扩散”主要表现为：中部地区农业外商直接投资所占比重大幅增加，特别是长江中游地区已成为农业外商直接投资所占比重最大的地区，2008年所占比重已达24.11％，成为各地区农业外商直接投资数量最多、增幅最大的区域，其中江西、湖南两省增幅分别为7.86％和2.43％，是增长幅度最大的省份。“西退”主要表现为：西部地区农业外商直接投资的比重不增反降，其比重由1999年的8.35％下降到2008年的6.57％，下降了近2个百分点。

随着“西部大开发”、“中部崛起”战略以及国家投资引导政策的实施，未来农业外商直接投资将会逐步由东部地区向中西部地区扩散。但是，我们也应该看到，这种扩散是渐进式的，而不可能是跨越式的。今后一段时期，农业外商直接投资会从东部地区优先转移到中部地区。首先，中部地区尤其是长江中游地区受东部地区经济快速发展的辐射，经济增长很快，与东部地区经济社会联系密切；在地理位置上临近沿海，对外交通比较方便，有利于农产品进出口；投资环境也得到很大改善，明显优于西部。其次，中部地区是我国农业的主要生产基地，耕地面积占全国一半以上。大部分省区农业总产值占很大比重，种植业又占到农业总产值的55％以上，种植业中大宗粮、棉、油占绝对优势，其比例分别占全国的31％、26.6％和42.8％，而蔬菜、水果等经济作物比重略为偏低。中国的三大平原，即黄淮平原、东北平原、长江中游平原的主体均在中部地区，农业要素禀赋较好，农产品产出、农业集约化程度都较高，适合规模化经营，这对于追求规模生产的大中型外商具有很强的吸引力。从1999年到2008年，农业外商直接投资在中部地区增加了近7％，这种趋势表明外商在我国投资目标物已经从经济作物开始向大宗农产品生产领域渗透。第三，中部一些省份地理位置居中，人口众多，经济发展已有一定的基础，加上近年来的持续快速增长，正日益表现出巨大的市场潜力。同时，中部地区农业劳动力资源丰富，农业劳动力成本较低，而农业劳动生产率却高于西部地区。对那些立足我国国内市场、追求投资效益的外商企业来说，这一地区十分具有吸引力。在中部地区，江西、湖南和黑龙江将是农业外商直接投资增长最快的省份，安徽、湖北、河南三省也将有较快增长。

对于西部地区来说，虽有国家政策的支持，但自然环境、农业生产条件和社会经济条件，与东部和中部相比，相对较差，集约化程度低、投入低、产出也低，农业生产的制约因素比较多；而且处于我国内陆腹地，不仅远离东部大市场，也不利于农产品的运输与贸易。特别是，在西部一些落后地区，计划经济的观念仍然根深蒂固，地方政府对企业随意干预的现象还比较严重。此外，由于政府机构臃肿庞大，行政办事效率较低，手续复杂繁琐，无疑增加了外商投资的交易成本，目前在吸收农业外商直接投资方面尚存在诸多障碍。然而从长远发展来看，随着国家西部大开发战略的进一步实施，西部地区的投资环境将会逐步得到改善，西部农业利用外商直接投资会有所增加，但不会大幅度增长，而且分布将是非均衡的。一些省市区的农产品具有一定比较优势，如四川、云南、广西的谷物，云南、广西的甘蔗，新疆的棉花，重庆的柑橘，内蒙古的玉米和畜牧业等，再加上这些省市区近几年经济增长和市场需求增长都相对较快，会吸引一定的外商直接投资，尤其是云南、广西、四川、重庆、新疆以及内蒙古的农业外商直接投资的增幅会高于西部其他地区。

五、结论

本文的研究结果表明，我国在加入WTO后，进一步开放了各产业部门，放宽了对外商投资的限制，农业外商直接投资快速增长，但分布是不平衡的。从三大地带看，农业外商直接投资主要集中在东部地区，但相对比重在下降；中部地区相对比重上升较快；西部地区不升反降；东西部地区下降的份额几乎全部转移到了中部地区，这反映了农业外商直接投资的变动趋势。从更细小的区域单元来看，在第一阶段，山东、广东、江苏是农业外商直接投资比重最高的省份，而在第二阶段，山东、江苏、江西所占比重则是最高的；从两阶段所占比重的变化来看，江西成为升幅最快的省份，其次是江苏和山东。今后一段时期，农业外商直接投资仍将集中在东部地区的山东、江苏、辽宁、广东、福建以及中部地区的江西、湖南、河北、黑龙江和安徽等省份，西部地区的云南、广西、四川、重庆、新疆以及内蒙古也会有一定增长。

中国农业外商直接投资的区域分布极不平衡，今后的主要任务是引导农业外商直接投资合理分布，促进区域协调发展。特别是，应该制定更加有效的投资西部农业的激励政策，促进农业外商直接投资向西部地区转移。首先，要积极改善西部地区的农业基础设施条件，建立大型农业生产基地或具有特色的农业企业园区。政府应有意识地引导外资企业的集聚，帮助核心企业在当地结网，提供相关中介机构的支持，以不断强化集聚效应，提升本地区的区位优势。其次，在吸引外资的政策上，采取有差别的地区性激励政策，应给予西部地区更加倾斜的税收、土地使用费、农产品进出口等优惠政策。此外，还可以对西部地区的农业外商投资企业实行奖励制度。第三，可以延长外商对西部地区进行农业投资的经营期限，放松对外商进入某些相关行业和领域的限制，以吸引更多的外商到西部地区进行农业投资。

基金项目：2010年度教育部人文社会科学项目：中国农业外商直接投资区位选择研究(10YJA790181)。

参考文献：

[1]UNCTAD.TransnationaI Corporations，Agricultural Production and Devel.opmentER].New York alld Geneva：united Nations，2009

[2]臧新，李菡，农业外资区位分布影响因素的实证研究[J]，国际贸易问题2009，(10)：42―48

[3]周芳，贺艳，中国农业利用外商直接投资的环境评析[J]，科技创业，2010，(04)：89―91

第7篇：外商直接投资理论范文

一、 外商直接投资与经济增长的理论分析

（一）新古典经济增长理论解释外商直接投资与经济增长的关系

早期以新古典主义经济增长理论为基础的研究强调,FDI对东道国经济的影响主要体现在其对东道国经济的资本积累作用,如钱纳里（Chenery）和斯劳特（Strout）（1966）的“双缺口模型”理论是较具代表性理论，他们依据凯恩斯的国民收入均衡分析和哈罗德――多马经济增长模型，认为发展中国家在经济发展的过程中，受储蓄、投资、出口和进口四个因素的影响，不可避免地面临着三种形式的约束：储蓄约束（即国内储蓄不足以支持投资的扩大）、外汇约束（即有限的外汇不足支持经济发展所需要的进口）和吸收能力的约束（即缺乏必要的技术、企业家和管理人才而无法有效地利用各种资源）。他们重点考察的是储蓄约束和外汇约束，并且认为只有大力引进FDI，才能使储蓄缺口和外汇缺口在既不削减国内投资和进口，又能促进经济迅速增长的情况下实现平衡。这就是“双缺口模型”，这一理论是指导中国引进FDI的基础理论。

以索罗（1957）为代表的新古典经济增长模型认为，从长期来看FDI影响产出增长的程度是有限的。在索罗的模型中，长期的增长只能是技术与知识提升的结果。没有技术进步，国内和外国投资递减的边际收益最终将制约经济增长。经济全球化和FDI对全球经济的影响并没有支持这一结论，主要原因在于新古典增长理论假定技术进步是外生的,所以，FDI就不能通过促进技术进步来影响东道国经济增长。

（二）新经济增长理论解释外商直接投资与经济增长关系

20世纪80年代中期，由Romer（1986）和Lucas（1988）提出了内生增长理论，该理论认为技术进步是内生的，它是影响一国经济增长的主要因素，一国技术进步来源可分为自主创新和从外部引进、模仿及学习。巴格瓦迪（bhagwati，1978）认为外商直接投资作为国内总资本的一部分对本国经济总量有重要影响。因为外商直接投资的增加在质量上区别于国内资本，它比国内资本有更高的效率，隐含更多的先进技术成份，外商直接投资成为国际技术扩散的重要渠道。由于外商直接投资能够传递生产知识和管理技术，使得其具有一个区别于其他形式的利用外资的显著特点，因此，外商直接投资隐含的技能和技术提高了东道国资本存量的边际生产力，加速了经济增长。

二、 外商直接投资与经济增长关系的实证分析

在理论研究的基础上，国内外学者对FDI和东道国经济增长关系进行了实证分析，大致有三种结果：一是FDI是经济增长的原因之一，而经济增长不是吸引FDI的原因；二是经济增长是吸引FDI的原因，FDI对一国经济没有明显的正面影响，甚至还对东道国产生负面影响；三是FDI与经济增长互为因果，相互促进。

（一）外商直接投资是经济增长的原因

Kueh（1992）讨论了外商直接投资对中国沿海开放地区国内投资、工业产出和出口的影响，发现外商投资对总资本形成做出了很大贡献。Jansen（1995）对泰国的研究中发现外商直接投资对私人投资水平和出口有着显著正面影响，并通过新技术的引入提高当地经济效率，由此带来了较高的经济增长。Chen（1995）等人发现在中国FDI不仅与经济增长正相关，还与固定资产总量正相关。DeMe11o（1997）从三方面对一国吸收FDI为何能促进经济增长作了详细的解释，首先通过吸收FDI可加快东道国的资本积累，从而促进经济增长；其次，FDI是促进国内人力资本积累的一个重要源泉；三是FDI是技术知识外溢的一个重要渠道。Sun（1998）通过分析了外商直接投资对中国区域经济增长的影响得出外商直接投资是导致改革开放以来东部和西部地区间经济增长差异和收入不平等的最重要的因素。DeMello（1999）发现无论东道国在技术状况上处于一个领先者还是跟随者的位置，FDI对于产出的增长率都有积极影响。and Durham (2004)研究发现只有那些金融发展很好的国家FDI才能促进经济增长方面获益。Laura Alfaro等人（2004）利用1975-1998年的跨国数据，分析得出具有完美金融市场的国家从FDI中获益更多的结论，并提出了计算FDI对一国经济发展的净效应的方法。

邓海滨、廖进中（2004）试图借鉴Marwahk & Tavaknli.A（2004）的模型，利用我国1982-2003年间的有关经济数据，运用新古典经济增长模型，从实证角度考察进口，FDI对我国经济增长的贡献。曹秋菊（2005）运用FDI和GDP之间的计量回归方程来分析FDI对中国经济增长的作用，她认为利用FDI对中国经济增长贡献主要是通过以下三个方面途径：一是产生资本效应；二是通过“技术溢出效应”间接提高了相关企业的劳动生产率；三是产生贸易效应。许小平、孙铁军（2005）都以武汉为研究视角采用了协整分析法和因果关系分析法探讨FDI与经济增长之间的关系，检验出前者是后者的单向因果关系，因此，FDI促进了武汉市经济增长。李志辉（2006）利用1983-2004的实际GDP和实际FDI的数据研究了我国的经济增长和外商直接投资的因果关系，认为实际国内生产总值和实际FDI之间不存在协整关系，即两者之间不存在长期稳定的关系，也不存在共同的增长趋势，说明从长期来看，并非经济增长越快，就越能吸引FDI。董乐和何苗（2006）运用计量经济模型考察了影响湖北省引入FDI与经济增长之间的相关关系，研究发现国内投资与外商直接投资对湖北省的经济增长都有显著的影响，其中，FDI主要通过短期需求拉动和长期均衡效应对经济增长产生影响。

（二） 经济增长是吸引外商直接投资的原因

一些学者认为由于技术差距的存在，使得FDI在东道国的技术溢出效应几乎为零，而且，FDI对国内投资产生替代效应，从而不利于东道国经济增长。例如，Salz论证发展中国家FDI与经济增长存在着负相关关系。Kholdy（1995）通过Granger检验发现经济增长是导致FDI流入的原因之一，反之则不成立。Easterly认为利用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资。当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长。Carkovic and Levine（2002）利用GMM估计模型并没有发现可靠的证据说明FDI能促进经济增长；Choe（2003）研究发现FDI和经济增长之间关系是单向的，经济增长能够导致FDI，但很少有证据证明FDI能够促进经济增长。

一些学者认为我国经济增长是吸引FDI的原因，而FDI对一国经济没有明显的正相关的关系。陈继海根据全国1990～2001的数据，利用Granger因果关系检验得出实际GDP增长率是实际FDI增长的原因，反之则不成立。李占风、骆振心（2005）分别采用了主成分分析方法和索罗-斯旺模型对湖北省经济数据进行分析得出外商直接投资额对湖北经济增长的促进作用并不显著。

（三） 经济增长和外商直接投资互为因果关系

Zhang (2001) and Choe (2003)分析FDI和经济增长间的因果关系，相互促进，Zhang通过协整分析和格兰杰检验对11个发展中国家进行研究发现在五个东道国里FDI对经济增长有积极的作用，并且，东道国的贸易和宏观经济稳定对FDI有很重要作用。

刘晓广、杨昊晰（2006）采用了1981～2004年中国实际GDP和我国实际利用FDI的数据，运用GCT和格兰杰因果检验计量等方法，分析了对中国经济波动所产生的影响得到FDI和经济增长互为因果关系，二者在变化趋向上是一致的，但在变化的幅度和变化的节拍上有一定的差异。董庆生利用1984～2001年我国GDP和外商直接投资的增长率数据，运用协整检验和误差修正模型，在确认两者存在协整关系的前提下，通过Granger因果检验得到两者互为因果的结论。萧政和沈艳运用中国和其他23个发展中国家总量时间序列资料进行分析得出国内生产总值与外国直接投资之间存在着相互影响、相互促进的互动关系。

第8篇：外商直接投资理论范文

[关键词] 外商直接投资 进出口贸易 协整检验

随着经济全球化程度的逐步实现，各国之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模不断扩大。FDI与经济增长的关系,以及进出口贸易与经济增长的关系成为了20世纪70年代以来国内外学者研究的热点问题。湖北省作为国家“中部崛起”战略重镇，有着独特的历史传统、地理位置和自然资源。改革开放，特别是近年来，湖北省积极引进外资、大力发展对外贸易。然而，虽然其近几年的贸易额一直居于中部六省的前列，与东部沿海省市相比，仍存在着较大的差距。本文拟采用实证研究的方法，运用OLS法和协整检验得到FDI与进出口贸易之间的关系，以期得出正确结论，为湖北对外贸易的增长献计献策。

一、国内外文献综述

迄今为止，各国对外贸易与FDI关系的研究为数众多。理论分析所得出的代表性结论有二个:一是以Mundell为代表的相互替代关系理论;二是以小岛清为代表的相互补充关系理论。在实证研究方面则主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明两者呈互补关系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein对日本的检验证明FDI对进出口贸易有促进作用。

二、实证分析

由于湖北省对外贸易起步较晚，加之统计数据并不完整，样本设定在1986年～2006年之间。本文选取湖北省统计年鉴中的外商直接投资(FDI)衡量外商对湖北省直接投资，以出口额(EX）、进口额(IM)来衡量对外贸易。由于FDI在中国发挥作用时，中国吸收能力存在时滞问题，所以本文在模型中加入了到上一年为止累积的湖北省内外商直接投资总和（AFDI）。同时经济增长迅速对其影响也不容忽视。于是引入变量“湖北省生产总值指数（GDP）”来衡量湖北省经济规模和经济增长。

1.数据处理。单位根检验模型建立在正态分布假设上的，但检验却发现变量不显著具有正态性，所以取各数据的自然对数，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以证明变换后的数据均满足正态分布。

2.时间序列的平稳性检验。在回归分析之前,首先要对每组数据进行单位根检验,以判别序列的平稳性。因为当数据非平稳时，有可能存在伪回归,需要进行协整检验。对序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD进行ADF检验，发现以在95%的显著性水平上，ln EX、ln IM都为一阶单整的时间序列,而lnFDI则为二阶单整。可见,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平稳的。

3.协整检验。对湖北省外商直接投资及其滞后因素与进口、出口额运用OLS法，同时考虑考察变量之间的协整关系，根据DW值与t值，用后向回归法进一步筛选变量，删除t值不显著的变量，得出估计模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此时，对两个残差序列进行单位根检验，发现它们是平稳的置信度为95%，可以认为模型变量间有协整关系。湖北省外商直接投资额对出口额、进总额的作用显著，模型拟合优度较高，两个回归方程的残差序列都是平稳的，由协整定理可知数据之间存在协整关系，即湖北省外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

4.误差修正模型。上述模型描述了变量间的长期稳定关系，是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此可以建立误差修正模型，将长期和短期结合起来：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由参数的t检验可知，滞后残差项的系数都显著不为0，说明模型的动态调整具有稳定性。协整关系对EX和IM的增长起到了反向修正作用，弹性系数为-1.3559和-1.42937。

三、结论

FDI、GDP与进出口贸易额IM，EX之间存在稳定显著的均衡关系,外商直接投资额的增长能够促进本国进、出口贸易额的增长。然而AFD的反向作用提示我们,在长期过程中,若保持现有的贸易模式和结构不变,当外资积累达到一定水平时,国际贸易额将不再增加,甚至有可能减少。因为随着外商从跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显,外商直接投资与对外贸易的替代作用将逐步显现。同时,由于生产和销售本地化的实现，进口额将大大减少。

“中部崛起”，最关键的是实现经济的崛起，因此发展外贸易事业的重要性不容忽视。在追求FDI额增加的同时，不能忽视了我们在外贸易模式和结构上存在的问题；要积极制定各种相关政策，提高政府部门办事效率，完善服务体系吸引外资；同时大力推动本土企业的技术化，创新化进程，提高企业的综合竞争能力，实现湖北省在经济上的腾飞。

参考文献:

[1]高 峰 高 越:外国直接投资与我国进出口贸易的关系――基于不同贸易方式的实证分析国际贸易问题[J].2006

[2]冼国明 严 兵 张岸元:中国出口与外商在华直接投资――1983年～2000年数据的计量研究南开经济研究[J].2003

第9篇：外商直接投资理论范文

【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).