外商直接投资的作用
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外商直接投资的作用范文第1篇
[论文关键词]外商直接投资;资本形成;经济增长;东盟;PVAR模型
一、引言
2010年1月1日，中国-东盟自由贸易区正式成立，对双方进一步加深合作提供契机。中国和东盟多数国家同属发展中国家，经济具有相似性，都在通过扩大开放程度，吸引外资促进经济发展。外商直接投资对一国资本形成和经济增长的作用如何，成为研究的热点问题。本文通过研究最早的5个东盟成员国——新加坡、马来西亚、印度尼西亚、菲律宾、泰国的资本形成和经济增长情况，分析东盟国家外商直接投资、资本形成额、经济增长三者的关系，为我国经济发展提供参考，促使国内企业更好地依靠中国-东盟自贸区，参与东盟国家的建设开发。
二、东盟五国外商直接投资、资本形成、经济增长关系的现实描述
自20世纪90年代后东盟国家加快开放进程，外商直接投资大量流入东盟五国，在1998年亚洲金融危机和2008年金融危机时期，外商直接投资减少。危机影响消减后，外商直接投资数额上升，东盟五国依旧是外商直接投资吸引较大的地区。从投资数额上看，新加坡作为经济较发达的地区对外商直接投资吸引力最大，人力资源丰富的印度尼西亚、马来西亚对外商直接投资吸引力也较强，相对来说，菲律宾对外商直接投资的吸引力较弱。目前，对上述东盟五国最主要的外商直接投资来源地分别是美国、欧盟、日本。目前，外商对东盟国家的直接投资涉及农林渔业、矿产采掘业、制造业、建筑业、贸易业、金融保险业、房地产业和服务业，制造业、采掘业仍是外商直接投资的重点，而从长期来看，与贸易相关的服务业是外商直接投资所青睐的热点。以外商独资、合资、收购兼并等形式进入东盟国家外商直接投资，拓宽了东盟国家的资金来源。外商直接投资为东盟国家创造了巨大的就业岗位，为东盟国家经济增长作出贡献。
三、实证分析
（一）变量选择
本文重点研究的是外商直接投资与资本形成的关系。选取最早的5个东盟成员国——新加坡、马来西亚、菲律宾、印度尼西亚、泰国的数据，主要变量如下：资本形成额占GDP比重（k）：体现一国资本形成状况。外商直接投资净流入占GDP比重（fdi）：体现外商直接投资的指标。国内生产总值增幅（GDP）：反映一国GDP的指标。由于非平稳时间序列式在基于传统的计量经济分析方法估计和检验时将失去通常的性质，故需要对变量进行平稳性检验。综合面板数据特征，选取滞后期二期，运用stata 11.2软件，采用PP检验、IPS检验、fisher检验、Levinlin检验分别检验数据的平稳性，初始面板数据不平稳，但对其进行一阶差分后，面板数据均平稳，面板数据的平稳性为PVAR模型可靠性提供了保障。
（二）数据来源
本文出于数据完整性和代表性等原因，选取1981-2011年新加坡、马来西亚、菲律宾、印度尼西亚、泰国资本形成额占GDP比重、外商直接投资净流入占GDP比重、国内生产总值增幅等指标，分析上述地区外商直接投资、资本形成、经济增长之间的关系。数据均来源世界银行数据库，为本文的模型研究分析增加可靠性。
（三）模型构建
本文采用面板数据向量自回归计量方法对东盟五国数据进行分析，所用程序为采用stata11.2中连玉君所编程序。
其中为系数，i表示国家，t表示年份，为随机扰动项。面板VAR模型包括以下步骤：（1）利用System-GMM方法对东盟五国数据进行估计，研究变量之间的回归关系;（2）生成脉冲响应函数，通过脉冲动态反应图来观察各变量对冲击的反映情况。
1.System-GMM估计结果。外商直接投资的变动对资本形成额作用显著，对第一期的资本形成额呈负相关，说明短期内外商直接投资对东盟国家的资本形成有挤出效应。这主要因为东盟国家企业与外资企业相比实力较弱，短期内外商直接投资会减少其发展机会。外商直接投资的变动与第二期资本形成额呈正相关，长期条件下，外商直接投资促进东盟经济增长，带来崭新的投资机遇，拉动其国内资本增长，促进东盟国家形成新的资本投入再生产。外商直接投资的变动对后两期外商直接投资呈负相关，表明一定时间内流入东盟国家的外商直接投资有限，主要原因是东盟国家开放程度有限，阻碍了外商直接投资的流入。外商直接投资对第一期GDP有正的效应，说明外商直接投资促进东盟国家经济增长。由于外商直接投资对第二期GDP反映结果不显著，无法判断其对第二期GDP的影响。
GDP的变动对第一期的资本形成额和第二期的外商直接投资作用显著，均呈现负相关关系，从经济学角度，体现了要素的边际作用递减规律。另一方面也说明东盟国家的开放程度有限，外商直接投资可以进入的范围较窄，对外商直接投资的流入形成障碍。
2.脉冲响应分析。为进一步检验外商直接投资、资本形成额、经济增长之间的动态关系，使用脉冲响应函数进行分析。
（1）外商直接投资对资本形成额的直接影响。从分析中可以看出，最初外商直接投资的进入会减少东盟国家的资本形成，即发生挤出效应。但第一期后迅速回升，并在第二期时外商直接投资对资本形成额的促进作用达到最高，之后影响逐步降低。原因在于外资企业进入东盟国家后，会相应的拉动配套设施的建设，带动当地发展，形成集聚效应，为资本形成创造有利条件。但是从另外一个角度，外商直接投资对东盟国家资本形成的作用时间较短，说明当前东盟国家实际利用外商直接投资效率不高，投资结构局限，外商直接投资主要流向投资周期短、利润回报快的行业。在此类行业中，外商直接投资迅速转化为生产要素进行生产，促进经济增长。但随着外商投资企业利润的汇出，对资本形成额造成负面影响。此外，面对资本形成额的变动，外商直接投资长期内变化不大，表明东盟国家资本形成额对外商直接投资基本无影响。当前东盟国家资本远未达到饱和状态，其国内发展仍需要大量资金扶持。
（2）外商直接投资对资本形成额的间接影响。外商直接投资对资本形成额的间接影响主要体现在一定时期内外商直接投资有限。外商直接投资的变动对下一期外商直接投资的变动呈负相关，东盟国家目前的开放度有限，在行业准入和项目审批上，对外商直接投资造成限制。而从长期看，上期外商直接投资的变动对下期无影响，表明外商直接投资东盟国家的局面不会改变，因此外商直接投资对资本形成额的直接影响仍将持续。此外，外商直接投资变动促进第一期GDP增长，第二期后影响逐步趋于零;而在分析中，GDP变动对第一期资本形成额影响为负，第二期后影响逐步趋于零，综上从另一个侧面表明，东盟国家的外商直接投资流入了投资周期短、利润回报快的行业，不利于东盟国家长期资本形成。GDP对外商直接投资的影响呈负相关，表面上看违背市场规模与外商直接投资正相关的规律，实际是由于GDP统计口径中包含外资企业汇出本国的生产额，致使GDP统计指标未能正常反映其国内生产状况，此类状况在分析中也有体现。
四、结论及政策建议
通过System-GMM估计和脉冲响应函数分析，笔者发现东盟国家外商直接投资、资本形成与经济增长存在以下关系：第一，短期内外商投资对东盟国家资本形成存在挤出效应，长期内存在挤入效应。第二，东盟国家资本形成额短期内促进其经济增长、长期内对经济增长作用有限。第三，外商直接投资短期内促进东盟国家经济增长，长期对东盟国家经济增长贡献有限。造成此类现象的主要原因一方面是流入东盟国家的外商直接投资大多投资于投资回报高、回报快的产业，外商直接投资结构不合理，未能全方位调动国内生产要素，造成资源错配。因此，东盟国家利用外商直接投资应采取以下策略：
首先，扩大开放程度，加快对外商直接投资项目的审批，保证外商直接投资长期的长期流入，形成生产资本，拉动经济增长。东盟国家经济要发展，对外开放、引进外资的政策非常必要。国外资本实力较强，资金雄厚，技术先进，可以给本土的企业带来危机意识和竞争意识。
其次，引导外商直接投资流入行业，调整外商直接投资产业结构、对外商直接投资进行甄别，对与国内产业具有较大关联性的外商直接投资实施优惠政策，从而鼓励其进入。同时减少外商直接投资对国内资本的挤出，出台相关政策完善外商直接投资配套措施，使外商直接投资更多用于其国内生产。
再次，完善外商直接投资法律法规，保障外商企业利益，同时完善吸引外商直接投资政策，利用中国-东盟自贸区等平台，更多让外资企业了解自己，吸引更多外资。此外，建立动态评估体系，及时反馈外商直接投资状况，以便适时采取相应措施，调整外商直接投资的规模、资金性质，促进外商直接投资推动区域经济发展。
最后，东盟国家需加强对其国内私人资本的扶持力度，东盟国家市场经济起步晚的国情决定其国内私人资本并不发达的现状。本土私人资本和国外大型企业相比，还是显得非常弱小的。东盟国家发展自身经济时需要练好内功，强大的私人资本能充分发挥外商直接投资对其的促进效应。
外商直接投资的作用范文第2篇
关键词：外商直接投资；就业效应；就业结构；工资水平
中图分类号：F832．6 文献标识码：A
近年来，湖北省对外经济发展迅速，外商直接投资的规模不断扩大。外资的流入不仅带来了先进的科学技术、组织形式和管理模式，促进了经济增长，还创造了大量的就业机会，对减缓我省的就业压力起着不容忽视的作用。本文拟就外商直接投资对湖北省的就业及工资水平的影响作具体分析。
一、湖北外商直接投资的状况及特点
随着“中部崛起”的提出，湖北作为中部地区的重要省份，对外开放的步伐加快，外商直接投资的流入也随之增加，规模不断扩大。目前，湖北省利用外资呈现如下特点；
（一）外商直接投资的规模扩张迅速
据有关资料显示，2006年湖北省实际外商直接投资额占全省利用外资总值的71．7%，实际吸收外商投资30．8亿美元，比上年增长16．3%；外商直接投资项目460个，合同外资金额26．60亿美元；新批增资项目120个，增资额占全省合同外资额的32%，实际到资5．3亿美元；世界500强企业在湖北新增投资项目8个，历年累计投资项目达到66项；新批并购项目19个，主要涉及汽车零部件、化工、装备制造、医疗器械等领域。
（二）外商直接投资的行业分布呈“二三一”格局
湖北省利用外商直接投资的产业分布呈不平衡状况。外商直接投资主要集中在二次产业，三次尤其是一次产业的投资比重一直偏低，呈现出“二三一”的格局。虽然近年来这种格局有所改变，但外商直接投资的大头还是集中在二次产业中的制造业。2006年全省新批制造业项目个数和合同外资额占总量的比重分别达到64．2%和59．3%。新批制造业项目主要涉及冶金、电子信息、汽车零部件、食品加工、发电设备等领域。第三产业项目个数和合同外资额占总量的比重明显提高，分别达到29．3%和25．9%，主要集中在酒店、商业零售、物流、房地产等领域。
（三）外商直接投资主要集中在武汉及周边城市
湖北省各市州利用外商直接投资的差异较大，地区分布不均衡。湖北省15个市州利用外商直接投资主要集中分布在武汉、黄石、宜昌等开放程度较高的大中城市，尤其是武汉利用外资的总额多年来一直居于绝对优势。2006年武汉市吸收外商投资19．1亿美元，占全省的比重达到64．9%，而其他地区利用外资额与距武汉的距离呈现反向变化趋势，即距离武汉中心城市越远，则利用外资越少。在武汉市大城市圈内，由于交通、通讯、能源供应等基础设施建设较为完善，又有充裕的素质较好、成本较低的劳动力供给，投资环境优于边远地区，因而对外资的吸引力较大。
二、外商直接投资对湖北就业的影响
我国吸引外商直接投资的因素很多，但丰富而廉价的劳动力是主要原因之一。一些学者对外商直接投资对东道国的就业效应进行了研究，一般认为外商直接投资的就业效应分为直接效应和间接效应，其影响表现在就业数量、就业质量和就业区位等几个方面。
（一）对就业增长的影响
一般而言，跨国公司对外直接投资给东道国提供的直接就业机会是随着外商投资的增加而增加的。从湖北来看，随着外商直接投资规模的迅速增长，外商直接投资带来的就业岗位也随之增加，有数据显示，截至2006年底，湖北省外商投资企业吸纳城镇在岗就业人员超过25多万人，约占全省城镇职工人数的4．5%左右。
同时，跨国公司外商直接投资的就业效应还表现在关联就业上。《1994年世界投资报告》指出：每一个直接就业会带动1-2个关联就业。据估计，仅富士康将投资建设的数码相机、电脑、半导体照明、软件基地、研发中心等20多个项目，将带动100多家配套企业集聚，可吸纳20万人就业。
（二）对就业结构的影响
大型跨国公司在湖北投资最密集的是微电子、汽车制造、通讯设备、化工等行业，这些都是科技含量较高的行业。截至2005年底，世界500强企业共有61家在湖北落户。并带来大量研发中心入驻。这些大型企业均为资本和技术密集型企业，组织和管理水平较高，对员工的技术素质要求较高，所要求的配套服务较高。由此可以认为，随着开放力度进一步加强，外商直接投资对我省产业结构会带来很大影响，对第一产业和第二产业的投资会减少，对第三产业的投资将会加大。而产业结构的变化会使就业结构发生相应的变化。虽然目前在整体上利用廉价劳动力、发展劳动密集型产业的情况下，外商直接投资制造业仍然占绝大部分，服务业比重较低，但随着跨国公司对服务业投资的加大，特别是对知识含量较高的专业 （如金融、保险、中介、会计、科技服务等）的投资扩大，会对高学历、高技能、高职称人员的就业机会贡献加大，这使得城市中的白领阶层会扩大。不过，由于这些行业单位投资额吸收的就业数量较少，因此提供的有效就业机会不会很多，对总的就业量影响不会太大。但由于跨国公司海外分支机构通常为东道国雇员提供培训，提供获得新知识、新技术的机会，这对就业结构的改善和就业质量的提高具有促进作用，也对劳动力从第一产业向第二、三产业的转移起到了催化的作用。
（三）外商直接投资的工资效应
自改革开放以来，中国整体劳动力报酬逐年增加，工资水平不断提高，毫无疑问，这是与我国劳动生产效率的提高、国内生产总值的增长等因素密切相关的。同时，外商直接投资增加对工资水平的提高也有着重要的影响。对此，国内不少学者进行了实证研究，结论是：外商投资与各经济类型单位平均工资之间存在很强的正相关关系。外资每增加1个百分点，可以促使平均工资水平提高0．105个百分点，国有企业平均工资水平提高约0．107个百分点，城镇集体单位职工平均工资提高约0．08个百分点。因此，外商直接投资不仅对外资企业工资水平起到了积极的提升作用，而且对我国其他类型企业工资水平产生了正面溢出效应。表现为：
1．湖北省外商直接投资的重点是第二产业的制造业，利用的人力资源很大一部分是熟练劳动者。而熟练劳动者在短期内的供给是一定的，其供给曲线向右上方倾斜。于是跨国公司在人员需求上势必与国内企业形成竞争，为了吸引和留住人才，他们不得不支付高工资。内资企业为了进行竞争，增强对人才的吸引力，也相应提高各自的工资水平。
2．外商直接投资企业在雇佣了本地人员之后，为了使其达到自己的标准，会对本地人员进行培训，提高本地劳动者的素质。这些劳动者在自身的素质得到提升之后，转换工作时就会要求更高的工资，从而也促使国内公司不得不跟随外商投资企业支付高水平工资。
不过，由于外商直接投资主要雇佣的是熟练劳动，它加大了对技术人才的需求，而对非技术人才数量的增加所起到的作用偏小，收人的增加也主要是在熟练劳动力这一块。因而它加大了收入的不平等，拉大了技术与非技术工人之间的工资差异。由于湖北省外商直接投资主要集中在武汉及周边城市，因而外商直接投资还拉大了城乡就业人员之间的收入差距。
三、提升湖北外商直接投资在就业上产生积极效应的建议
外商直接投资带来了先进的生产技术和管理经验，其示范作用和竞争压力促使中国企业迅速成熟起来，增加外商直接投资有助于扩大就业，提高劳动力素质。在当前我国就业压力不断增大的背景下，大力引进外商直接投资，对宏观经济的正常运行和社会的稳定具有重要的现实意义。但是，我们也必须正视，外商直接投资对就业的促进作用在逐渐减弱，随着外商投资企业的规模化和垄断化的加强，其带来的危机隐患日趋显现，我们必须审时度势，对外商直接投资的流入量和流入方向进行适当地调节和正确地引导。
（一）做好外商直接投资的引导和规划工作
在外商直接投资流入的时候，充分发挥其产业带动效用，将外商直接投资引导至高技术产业以及高关联度和有着较大影响的基础产业。在以产业为导向的前提下，再进行地区定位，通过较优惠的政策有重点地吸引外资开发西部较不发达地区，促进经济均衡发展。同时对外商直接投资的投入状态进行有效控制，消除或减缓其带来的危机。推进外商直接投资对于其他相关行业的推动力度，创造出更多新的就业岗位。
（二）重视发挥市场合理配置资源的作用
在政策导向上重视发挥市场合理配置资源的作用。（1）发挥劳动力成本优势，吸引劳动密集型外商直接投资。有研究表明：与全国其他省市相比较，湖北省的劳动力工资偏低，即湖北省在劳动力成本方面具有比较优势。加之湖北省是人口大省，劳动力资源丰富，在未来几年之内，湖北省的劳动力成本优势对劳动密集型的外商直接投资会具有相当大的吸引力。（2）发挥不同地区的比较优势，吸纳农村剩余劳动力。在考虑城市经济发展需求的同时，应兼顾农村经济发展的需求，并制定相关的政策，大力吸引外商对农产品加工业的投资，扩大农村剩余劳动力的就业，缓解社会的就业压力。（3）发挥人力资本优势，吸引技术密集型外商直接投资。湖北省拥有雄厚的科技与教育实力，全省共有多类研究与开发机构1700多个，拥有研究开发人员约8万人，全省各类科技人员124万人，居全国第五位。湖北省是教育大省，省内高校林立，在全国仅次于北京和上海，大中专以上学历人口总数在全国也名列前茅，人力资本优势十分明显，这一优势无疑有助于吸引技术密集型的外商直接投资。
（三）促进国内产业与大型跨国公司的产业联系
虽然跨国公司直接投资的就业效应在逐步减小，但是跨国公司的前后向联系在不断增强。因而大力发展当地的配套企业，促进本地产业与大型跨国公司的产业关联，可以创造间接就业。
参考文献
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[3]周杰文.湖北省外商投资企业投资环境研究[J].理论月刊，2002，（10）.
[4]蔡肪，王德文.外商直接投资与就业――一个人力资本分析框架[J].财经论丛，2004，（1）.
[5]罗鹏.国际直接投资对东道国工资效应的研究[J].现代管理科学，2005，（2）.
外商直接投资的作用范文第3篇
大陆西部地区包括广西、内蒙古、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省(区、市)，是中国未来经济发展最具潜力的地区。改革开放以来，西部地区的外商直接投资(FDI)逐年增加，并有力促进了西部经济增长。近年来，对外商投资和经济增长关系的研究不断增多，但这些研究针对全国和东部的比较多，对外商直接投资与西部经济增长的研究尚有待完善。本文在理论分析的基础之上，试图以1993～2003年外商直接投资和经济增长的数据为基础，对两者的关系进行计量分析，以便为我国西部地区加大招商引资力度，从而加快发展经济提供实证依据。
一、文献综述
在国际上，对于国际投资是否促进了经济增长这一问题并未取得共识。传统的新古典增长理论认为，长期经济增长只源于技术进步与劳动力自然增长等外生变量，而外国直接投资仅增加了资本积累，因而只能对短期经济增长产生影响。许多学者认为，在国内资金充裕、外汇储备较多的条件下，强劲的外商直接投资可能会导致外资对内资的挤出效应、产生行业垄断、阻碍民族工业发展，对国家经济安全产生负面作用。Gupta和Islam(1983)通过采用对发展中国家时间序列与横截面序列相结合进行研究的方法，考察了1950～1973年发展中国家的外商直接投资对经济增长的影响，发现外商直接投资对经济增长没有明显的作用。Salz，I．S(1992)从理论与实证两方面论证了发展中国家外商直接投资与经济增长存在负相关关系。Eastedy(1993)认为采用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资，当内外资企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长。Borensztein等人(1998)的分析表明，先进技术的引进和吸收能力是外商直接投资促进经济增长的前提条件，只有当引资国达到某种最低人力资本存量的条件之后，外商直接投资才能比国内投资有更高的生产率。然而，自巴罗和萨拉伊马丁(Robert J．Barro & X．Sala－I－Martin，1995)提出内生经济增长理论以来，越来越多的学者认为，外商直接投资同样可以推动经济的长期增长。Romer(1987)认为，外国直接投资能够促进一国国民经济存量的增加。R．Barro(1995，1997)作为新经济增长理论实证分析的先驱之一，对技术进步、技术差距、技术外溢、人力资本等影响经济增长的诸要素进行了分析，提出了确定各因素之间关系的模型，并对经济增长与技术进步、人力资本及趋向性关系进行了开拓性研究，为研究外商直接投资与经济增长的关系提供了基础。
具体到外商直接投资与中国经济增长的问题，国内外学者也进行了不少研究。Chen(1995)认为，外商直接投资不仅与中国的经济增长正相关，而且还与固定资产总量正相关。Dayal－Gulatiand Aasim(2000)认为，中国不同地区导致了技术转移的外商直接投资类型对经济增长有强烈推动作用，相对富裕的东部、南部地区由于相对繁荣和具有较发达的基础设施更能够吸引外商直接投资，从而使外商直接投资提高了经济增长收敛的速度。Ja．hangir and Duenwald(2001)认为，1978-1997年中国各省的经济增长出现了两极分化，加入WTO之后会加速这种分化的速度，沿海地区可能会从外商直接投资和国际贸易中获得更大利益，从而使经济增长更快；而以农业为支柱产业的相对穷省人均收入增长会进一步下降。赵晋平(2001)在定性和定量分析外资流入的直接经济效果基础上，认为外资流入促进了我国经济增长。萧政和沈艳(2002)利用中国和其他23个发展中国家总量时间序列资料来分析中国的实际GDP与FDI之间的互动关系，通过循环式结构进行了实证分析，认为国内生产总值与外商直接投资之间存在相互影响、相互促进的关系。王成岐等(2002)采用增长率研究外商直接投资、地区差异与中国经济增长问题，认为FDI引起GDP的增长，而GDP的增长不是FDI增长的原因。Francose Lemoine(2002)的研究表明，中国开放程度提高、国际贸易迅速增长和外商直接投资的增长三者之间紧密相关。任永菊(2003)根据中国1983～2002年的有关数据，对FDI和GDP进行了协整检验和格兰杰因果检验，研究结果表明，两者存在协整关系和因果关系。叶莉等(2004)利用1985～2001年的相关数据，对外商直接投资与中国经济增长的关系进行了实证分析，认为外商直接投资对中国经济效率的提高和经济增长所起的作用是至关重要的。张卫东等(2005)通过分析中部地区1992～2003年的相关数据，认为经济增长率同主要生产要素投入增长率之间存在明显的正相关关系；外商直接投资对中部地区经济增长具有显著影响，且这种影响程度受政策左右。以上分析，虽然在分析方法、数据来源和选区时段上各不相同，但结论基本相同，即外商直接投资对中国经济增长的促进作用毋庸置疑。
二、外商直接投资促进西部经济增长的理论分析
(一)外商直接投资有利于西部资本积累
罗斯托的经济成长阶段论认为，一个国家或地区要顺利实现经济起飞，其前提和先决条件是投资率(资本积累率)达到10％以上。外商直接投资不仅增加了西部地区总资本的供给，从而提高了资本形成水平，而且通过竞争环境的改善、技术的引进、外部经济和溢出效应的加速，提高了西部地区资本的边际产出和资本的生产效率，从而为西部经济起飞创造了条件。
(二)积极利用外商直接投资可以弥补西部地区经济发展的储蓄缺口
西部地区自然资源和劳动力资源丰富，但是缺少经济发展所必须的资本，且因经济的发展储蓄缺口呈扩大趋势。钱纳里等人提出的“两缺口”模型表明，当发展中国家出现国内资源供给不足，不能满足经济发展所需要的资源数量时，利用外部资源是主要途径。吸引外商直接投资可以为西部地区带来金融资本，弥补经济发展的储蓄缺口，有助于资本形成和经济增长。
(三)外商直接投资可以增加西部地区就业机会
外商直接投资对促进东部地区就业立过汗马功劳，尤其是在珠江三角洲与长江三角洲，成千上万的三资企业创造了数以千万计的工作岗位，为大量农村闲置劳动力进入制造业及下岗职工重新就业做了积极贡献。外商直接投资的流入不仅可以通过外资企业直接为西部地区提供就业机会，还可以通过刺激前后关联产业发展间接创造就业机会，从而缓解西部地区就业压力。
(四)外商直接投资带来了先进的经验与管理模式
外商直接投资企业在西部地区投资设厂过程中，必然会带来新的管理理念、组织形式。通过辐射效应、示范效应、溢出效应以及人才在各个企业间的流动，可以培养一批高级管理人才，使西部地区企业从中受益。
三、外商直接投资促进西部经济增长的数理推导
假设经济是开放的，存在国内和国外两类投资部门，经济结构不变，技术进步是中性的，资源自由流动，并且资本与其它生产要素的结合总是处于最优配置状态，则在资源约束一定的条件下，实际产出取决于社会总资本在国内和国外两类投资部门之间的分配。即存在生产函数：
Y=F(K1，K2) (1)
s．t．：KI+K2=K (2)
其中Y为实际产出，K1为国内投资部门投资总量，K2为国外投资部门投资总量，K为社会总资本。
进一步假定实际产出函数是一次齐次函数，且资本是同质的，则实际产出变换如下：
y=Y／K1=f(K2／KI)=f(k) (3)
上述函数具备索洛新古典经济增长理论模型的形式和性质，必定具备如下特征：f’(k)>0，即实际产出函数是国外投资部门投资总量的增函数；f’(O)=+∞，即当国外投资部门投资总量和国内投资部门投资总量之比很小时，国外投资的边际产出非常大。
西部大开发以来，我国政府加大了对西部地区的投资力度，并出台了一系列优惠措施，鼓励东部企业到西部进行投资。我国国内投资部门投资于西部的资本总量逐年递增，相比之下，西部地区外商投资仍处于低水平起步状态，实际吸收外资数额在全国比重低，与东部地区差距较大。因此，就目前而言，我国西部地区外商投资总量与国内投资部门投资总量之比仍然很小。根据上述分析，此时采取各种优惠措施吸引外资流入，将对加快我国西部地区经济增长起到非常大的促进作用。
四、外商投资与西部经济增长关系的实证分析一以为例
(一)模型的基本形式
本文以FDI为自变量(X)，以GDP为因变量(Y)，建立外商直接投资与经济增长关系的线性模型，并进行回归分析。模型的基本形式如下：
GDP=a+bFDI
(二)数据来源
本文以1994～2004年《中国统计年鉴》公布的1993～2003年外商直接投资和地区生产总值统计数据为数据来源(见下表)，其中实际利用外商投资额(美元)按照当年人民币兑美元的平均汇率折算成人民币数额。
(三)模型分析
用Eviews3．1软件包对模型进行回归，其结果为R2＝0．447，F=7．272，b=0．6690。由此可见，FDI和GDP有一定的线性相关关系，FDI的增长对GDP的增长有较大的推动作用。即FDI每增长1亿元人民币，内蒙古的地区生产总值就会增长0．669亿元人民币，也就是说FDI的流入对内蒙古经济的发展产生了较大正面作用。
五、结论
以上分析表明，西部地区经济增长与外商直接投资增长的相关性显著，外商直接投资是西部经济增长的原因之一。因此，加大招商引资力度是加快西部地区经济增长的重要手段。
外商直接投资的作用范文第4篇
关键词：人民币汇率；外商直接投资；误差修正模型；格兰杰检验
中图分类号：F832.63 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）02-0059-05
一、引言
传统的外商直接投资（FDI）理论都把汇率当成既定的外生变量，忽略了汇率变化对外商直接投资的影响。直到1973年世界各主要大国都采取浮动汇率制以后，汇率波动对外商直接投资的影响才逐步引起学术界的广泛关注。
国外关于汇率对外商直接投资影响的研究文献主要分为两类：一类认为汇率通过影响相对生产成本和财富效应来影响外商直接投资。理论上，外商直接投资获得国的货币贬值使得以外国货币表示的本国生产成本下降，并且外国投资者相对本国投资者的财富也由于本币的贬值而增加。Aliber首先研究了汇率对外商直接投资的影响，他认为正是由于不同货币区域和不完全市场的存在，才导致了外商直接投资在地理分布上的差异，当汇率变化时，处于硬通货区域的企业获得有利地位，并且倾向于向软通货地区投资。Crushman（1985）建立了一个两期动态模型，模型不仅考虑了汇率的水平，而且考虑了预期汇率变动的影响，通过分析生产地和销售地不同的四个外商直接投资模型，并考虑到跨国企业利润的最大化是以本国货币来衡量的真实利润，Cushman推断预期外国货币升值将会降低外国投资者在东道国的生产成本从而认为外国货币升值会刺激外商直接投资流入东道国。Floot和Stein（1991）建立了一个不完全资本市场模型，通过研究发现，美国1970―1980年大量外商直接投资流入的主要原因在于美元相对于其他货币的贬值，他们认为，国内货币的贬值为外国企业并购本国企业创造了机会。Klein和Rosenger（1994）利用1979―1991年7个主要工业国家对美国外商直接投资的数据，通过对财富渠道和劳动力渠道对外商直接投资影响的比较分析，认为财富渠道比成本渠道更加重要。Globerg和Klein（1997）提供了一个广泛的研究，分析汇率在决定日本向东南亚和拉丁美洲直接投资中所起的作用，研究表明，日元的升值确实提高了日本向这些地区的投资。Kawai和Urata（1998）的研究也证实了日元的升值刺激了日本对东南亚国家的大量投资。Gorg等（2001）在研究汇率变动对外商直接投资的影响时发现，美国对外投资与美元升值正相关，而美国引进的外商直接投资与美元的升值负相关。
另一类文献的主要观点认为：汇率的波动带来了不确定性，投资风险加大，从而汇率的频繁变动抑制了外商直接投资或者对外商直接投资的影响不确定。George Zis和国际货币基金组织认为，汇率的波动增加了交易的风险，降低了生产者长期内扩大生产能力的积极性。另外，汇率的波动引起相对价格的不确定性会影响生产安排决策。Benassy和Quere（2001）检验汇率贬值对FDI流动的影响，研究结果显示，汇率过度波动的负面影响会抵消由于货币贬值带来的对FDI的吸引力。Agnes和Lionel（2001）针对发展中国家的实证研究认为汇率的波动不利吸引FDI的流入。Micha Brzozowski（2003）对19个新兴市场化国家和13个转型国家的研究表明，东道国汇率的不确定性与多变性对FDI的流入有阻碍作用。
国内学者魏巍贤（1997）研究外商在中国投资的决定因素时认为，人民币的贬值对外商直接投资流入有积极影响。龚绣国（2003）认为，人民币的贬值对外商直接投资的影响不显著。邢予青（2003）以日本对中国的投资为背景分析了汇率和外商直接投资之间的关系，他认为，日元对人民币的升值与日本对中国的直接投资正相关。黄志勇（2005）认为，人民币汇率的贬值对FDI的影响短期效应不明显，但从长期来看，人民币的贬值对FDI的流入有促进作用。国内学者基本上都是从名义汇率的角度来研究人民币贬值对外商直接投资的影响。
笔者拟研究中国1985―2009年人民币实际汇率发生波动是否对中国外商直接投资造成影响。笔者利用协整、误差修正模型以及Granger因果检验，研究实际汇率波动期间，中国外商直接投资与实际汇率之间是否存在着长期稳定的静态均衡关系和短期的动态关系？人民币实际汇率贬值是否由于财富效应而使外商直接投资增加或由于汇率波动引起不确定性增加而抑制了外商直接投资的流入？实际汇率对外商直接投资在短期内和长期内的弹性是多大？
二、模型的建立与说明
（一）单位根检验
协整是指两个一阶单整序列存在某种线性组合关系，它们的这种线性组合是平稳序列，反映了这两个时间序列的长期均衡关系。在进行协整分析以前，先要对时间序列进行平稳性检验，即单位根检验（ADF检验）。
1. 单位根过程。随机过程｛Rt，t=1，2，…｝，如果Rt=Rt-1+t中，=1，t为一稳定过程，Rt表示人民币实际汇率，并且E（t）=0，cov（t，t-s）=t＜∞，s=0，1，2，…则称该过程为单位根过程。单位根过程经过一阶差分变为平稳过程，即Rt-Rt-1=（1-B）Rt=t，此时Rt为一阶单整序列，记为I（1）。
2. 单位根检验。为了检验实际汇率和外商直接投资时间序列的平稳性，建立如下模型：
LnRt=0+0T+0LnRt-1+iLnRt-i+t
2LnRt=1+1T+1LnRt-1+j2LnRt-i+t
其中R、FDI分别表示实际汇率和外商直接投资，、2分别表示一阶差分和二阶差分运算，0、1为常数项，m、n表示滞后阶数，T表示趋势项。如果根据样本计算出的T的系数不能通过t检验，则接受时间项系数为0的原假设，即表明不存在趋势项，否则表明时间序列存在趋势变化。以检验时间序列LnRt为例，如果根据样本计算的单位根统计值0大于ADF的临界值，则接受H0∶0=0原假设，表明LnRt服从随机游走，为非平稳序列，否则，拒绝非平稳序列的原假设，表明LnRt为平稳序列。对于时间序列LnFDIt的检验方式类似。
（二）协整与误差修正模型的建立
1. 协整检验。为了检验时间序列LnRt与LnFDIt是否协整，笔者采用Engle和Granger提出的两步检验法，对于同是d阶单整的时间序列LnRt与LnFDIt，用一个变量对另一个变量回归，即LnFDIt=+LnRt+t，用、分别表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为=LnFDIt--LnRt，若~I（0），则LnRt与LnFDIt具有协整关系，且（1，-）为协整向量。
2. 误差修正模型。笔者以Davidson和Hendry等人提出的误差修正模型为基础，建立实际汇率与外商直接投资之间的误差修正模型如下：
LnFDIt=+1LnRt+2LnFDIt-1+3LnRt-1+t
移项整理可得：
LnFDIt=+1LnRt-（1-2）（LnFDIt-1-
LnRt-1）+t
其中，LnFDIt-1-LnRt-1是误差修正项ecm，该误差修正模型解释了因变量LnFDIt如何受其短期波动LnFDIt的影响。一方面，外商直接投资受到自变量短期波动LnRt的影响；另一方面，则取决于误差修正项ecm，误差修正项反映了变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。
（三）格兰杰检验模型
格兰杰因果检验是一种用于考察两个序列之间因果关系的检验方法。为了检验外商直接投资与人民币贬值之间的因果关系，建立以下模型：
FDIt=0+iRt-i+jFDIt-j+1t
Rt=1+jFDIt-j+iRt-i+2t
其中，p、q表示滞后阶数，1t、2t为白噪声且不相关。以检验人民币贬值是否是外商直接投资变化的格兰杰原因为例，其检验过程为，首先提出原假设H0∶1=2=…q=0，然后估计无约束条件约束回归模型，得出无约束条件回归方程的残差平方和ESSUR，最后估计约束条件下的回归方程LnFDIt=0+jLnRt-j，得出其残差ESSU，利用约束条件和无约束条件的残差平方和构造F统计量：
F=~F（q，n-p-q-1）
其中n表示样本容量。如果根据样本计算出的F值大于F分布的临界值，则拒绝H0∶1=2=…q=0的原假设，表明人民币汇率贬值是外商直接投资变化的格兰杰原因，反之，则不能说明实际汇率变化是引起FDI变化的格兰杰原因。
三、数据的来源与处理
本文的外商直接投资数据以中国每年实际利用外商直接投资数量为准，其数据来源于历年《中国统计年鉴》。从图1可以看出，中国实际利用外商直接投资数量呈历年递增趋势，其变化趋势大致可以分为三个过程。1985―1992年中国实际利用外商直接投资数量缓慢增长；1993―1998年，由于亚洲金融危机的原因，中国利用外商直接投资呈现增速先快后慢的格局；1998年以后，中国实际利用外商直接投资数量的增速进一步加快。
本文所采用的汇率是人民币的的实际汇率，实际汇率是指在名义汇率基础上剔除了通货膨胀因素后的汇率。由于实际汇率考虑了国内外的物价因素，它相对名义汇率而言更加准确地反映了真实情况。实际汇率的计算公式为：R=E×（Pf/Pd），其中R表示实际汇率，E表示直接标价法下的名义汇率，即100美元的人民币价格，Pf表示美国的价格水平，Pd表示中国价格水平。由于采用直接标价法，所以R上升表示本币贬值，通常意味着该国国内贸易品生产成本下降和国际竞争力的上升，反之，表明国内贸易品生产成本上升和国际竞争力的下降。笔者分别用中美两国的CPI指数来替代国内外价格水平，国内CPI指数来源于历年《中国统计年鉴》，美国的物价指数来源于IMF的《国际金融统计》。从图2可以看出名义汇率和实际汇率的波动趋势，人民币的名义汇率和实际汇率虽然都大致保持了贬值趋势，但是波动的周期和幅度不一致，比如，从1996―2004年，人民币的名义汇率基本保持不变，但是实际汇率是先升值后贬值。
为了减缓模型的异方差和处理的方便，笔者将对外商直接投资和人民币的实际汇率也进行对数处理。对数并不改变原时间序列的平稳性。用Eviews5.0作出对数处理后的外商直接投资与人民币实际汇率的变化趋势如图3和图4所示。
四、计量分析
（一）单位根检验
从图3和图4可以初步判断，LnFDI和LnR为非平稳的时间序列。为了得到更准确的结果，用Eviews5.0软件分别对LnFDI、LnR、LnFDI、LnR进行单位根检验，得到结果如表1所示。
其中，C、T、Q分别代表常数项、趋势项、滞后阶数，滞后阶数Q的判断准则是AIC最小原则。从检验结果来看，LnFDI与LnR均为非平稳时间序列。但是经过一阶差分以后，LnFDI和LnR均为平稳序列，因此LnFDI与LnR为一阶单整序列，满足协整检验的前提。这说明人民币汇率与外商直接投资之间可能存在协整关系。
（二）协整检验与误差修正模型的建立
笔者采用Engel-Granger两步法来进行协整分析和建立误差修正模型。首先建立LnFDI与LnR的一元回归模型如下：
LnFDIt=17.53+0.045LnRt-1（1）
t （-9.90） （12.92）
R2=0.114 DW=0.896
该模型回归效果差，模型残差项存在严重的自相关。考虑加入适当的滞后项，LnFDI和LnR的分布滞后模型如下：
LnFDIt=-9.27+4.113LnRt+0.986LnFDIt-1（2）
t （-1.17） （4.78）（11.28）
R2=0.986 DW=1.79
从分布滞后模型可以看出，模型拟合度高，回归效果好，残差自相关消除，要验证LnFDI与LnR之间是否存在协整关系，只需对方程（2）的残差进行ADF检验。用EViews生成一个新的序列，即模型（2）的残差序列，命名为E序列。对序列E作单位根检验，结果如表2所示。由于检验统计量为-3.377 8，小于显著性水平为1%的临界值-2.675 6，可以认为残差序列E为平稳序列，进而说明序列LnFDI与LnR之间存在协整关系。建立LnFDI与LnR的误差修正模型为：
LnFDI=-2.337+1.123LnRt+0.956LnFDIt-1-0.657et-1（3）
t（-1.12） （2.998） （3.789）（3.007）
R2=0.093 DW=1.998
从模型（2）和（3）可以分别计算出实际汇率对外商直接投资的长期弹性和短期弹性，即实际汇率变动1%对外商直接投资长期影响和短期影响的程度。从模型（2）可以计算出长期弹性为：1=（1-0.986）/4.113=0.003，汇率对外商直接投资的长期弹性表明，汇率贬值1%，长期内（超过一年）只使外商直接投资增加0.003%，这说明长期内人民币的贬值效应是很微弱的，基本可以忽略不计。从模型（3）可以计算出短期弹性为1.123，这表明在短期内（一年期内），实际汇率贬值1%将使得外商直接投资的数量增加1.123%，这说明短期内汇率贬值是富有弹性的，贬值效应明显。
模型（3）表明，实际汇率贬值短期内对外商直接投资有明显的正效应，其短期调整系数为负，与调整机制相符合，系数的大小反映了向长期均衡的调整力度。由于短期调整系数显著，表明每年外商直接投资与其长期均衡值的偏差中的65.7%被修正。
（三）Granger因果关系检验
对变量R和FDI用Eviews5.0软件进行Granger检验得到结果如表3所示。从表3可以看出，在1阶滞后的情况下，实际汇率和外商直接投资互为格兰杰原因；在2阶和3阶滞后的情况下，实际汇率与外商直接投资相互之间不存在因果关系；这说明在短期内，外商直接投资受汇率波动的影响较大，但是长期内，外商直接投资受汇率波动的影响很小。
五、结论
通过建立误差修正模型，笔者分析了实际汇率波动与外商直接投资之间长期稳定的静态关系和短期动态关系。笔者可以得出如下结论：中国实际汇率的贬值，在短期内由于财富效应的作用将对外商直接投资产生积极作用，实际汇率贬值1个百分点，将使得外商直接投资增加1.123个百分点，汇率贬值在短期内是富有弹性的；但是从长期来看，实际汇率贬值1个百分点，仅仅使外商直接投资增加0.003个百分点，说明人民币贬值的长期效应是很微小的，基本可以忽略不计。实际汇率贬值在长期内是缺乏弹性的；通过格兰杰因果关系检验，得出了与误差修正模型类似的结论：实际汇率在1阶滞后的情况下是外商直接投资变化的格兰杰原因，但在滞后2期、3期的情况下却没有通过格兰杰检验，这说明它们在长期的情况下因果关系不显著。
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On the Influence of the RMB Exchange Rate Fluctuation on the FDI in China
Hu Bangyong
（School of Economics and Management, Chongqing Three Gorges University, Chongqing 404000, China）
外商直接投资的作用范文第5篇
关键词：外商直接投资，区域不平衡，区位因素
Abstract: FDI has been developing in a high speed in China since China’s opening to the world. So far， in FDI inward stock， China is the number one in developing countries， and only next to the USA in the world. But because of China’s uneven opening policy and other environmental factors， FDI in China appears obviously regional differences. This article will explain the reason why FDI in China is regional lopsided in qualitative and quantitative analysis. For the central and western region， in order to increase its ratio of FDI inflow， the most important thing is to improve the investment environment. Some policy suggestions will be given for central and west region on how to attract FDI in the last part of this article.
Keywords: FDI， Region Imbalance， Location factors
一、外商直接投资的区位选择
外商直接投资的区位决策是一个复杂的多阶段的过程。在大多数情况下，外商首先选择要投资的国家，然后再具体确定国内建厂地区和厂址。因此，外商直接投资区位研究实际上包括两个方面的：一是外商直接投资的国别选择；二是外商直接投资的国内区位选择。本文的主要目的是为了说明后者，即外商在华直接投资时的区位选择。
（一）外商直接投资的区位理论
二战以后，随着世界全球化进程的不断加快，外商直接投资开始在国际舞台上发挥着不可估量的作用，因此，外商直接投资日益成为国际学术界研究的热门话题。近年来，学术界已有大量的理论和实证研究深入地探讨了外商直接投资的区位问题，但迄今为止，还并未形成统一的外商直接投资区位理论。近期，在国际直接投资区位理论中占主流的仍是邓宁(Dunning)于20世纪70年代提出的国际生产折衷理论。邓宁在吸收前人研究的基础上，将国际贸易理论，产业组织理论以及区位理论融合在一起，提出了“国际生产折衷理论”。国际生产折衷理论认为，要进行国际投资必须具备三个基本要素，即所有权优势 、 内部化优势和区位优势。区位优势具体表现为：东道国市场的地理分布状况、生产要素的成本及质量、运输成本、基础设施、政府干预范围与程度、各国的制度、国内外市场的差异程度，以及由于、文化、风俗偏好、商业惯例而形成的心理距离等。企业从事国际生产必然要受这些因素的影响。它决定着企业从事国际化生产的区位选择。
（二）影响外商直接投资的主要区位因素
1.东道国生产因素
要素成本永远是投资者首要考虑的因素，只有获得相对低廉的生产要素，才能使企业在没有技术改进或突破的情况下扩大利润回报。无论是采取公司调查还是经济计量的，外商投资区位研究都十分强调成本因素的重要性。我国的广东、江苏、山东、辽宁、上海、福建、浙江等省区经济结构相对高级、资本效率较高，投资的回报率高，对FDI的吸引力大。而西部地区的省区技术水平低，劳动效率不高，导致投资回报相对较低，因而投资的风险大。
2.东道国市场因素
市场因素包括市场的潜力及其大小。近年来兴起的外商投资区位研究十分强调市场接近性、市场规模及其增长潜力对外商投资区位的影响。接近市场意味着可以降低运输成本及相关的市场搜寻成本，招聘到合适的熟练工人和运营管理人员，听取和反馈消费者的意见。较大的市场规模和快速增长的市场潜力，对外商直接投资也具有较大吸引力。在中国，接近市场的程度也部分解释了外商在华直接投资的城际差异。
3.东道国环境因素
东道国环境因素包括软环境和硬环境，硬环境因素主要是集聚经济的程度，软环境因素主要是指政策法规。各项实证研究表明，集聚经济对外商直接投资的区位选择具有重要的影响。另一方面，为减少投资风险和不确定性，外商投资往往比较看重政府的优惠政策。在我国，自改革开放至90年代中期，外资优惠政策一直向东部倾斜，而且在东部地区率先建立了经济特区、开放城市等，所以外商在华直接投资绝大部分都集中在东部沿海地区。
4.其他因素
除上述因素之外，地理区位条件、文化差异性等诸多因素，对外商直接投资的区位选择也有着重要的影响。特别是对于像中国这样一个处于转型时期的发展中大国来说，在对外开放和向市场经济转轨的初级阶段，面对外部不确定性和高额的信息成本，为减少投资风险和不确定性，外商比较看重地理区位和文化联系密切的地区。
二、外商对华直接投资现状与区域分布
结合我国的实际来看，自1978年以来，随着改革开放的不断推进，特别是90年代以来，中国实际利用外资获得了很大的发展。在1979年前，我国几乎没有外商直接投资。 ，外商直接投资已经成为推动中国经济高速增长的重要力量之一。外商直接投资的大规模进入，有力地促进了中国的改革开放，加快了市场化和国际化的进程，并在很大程度上推动了中国经济的持续快速增长。
（一）外商对华直接投资的发展过程
根据外商直接投资在中国的发展，我们可以将整个过程划分为三个阶段：1979-1991年、1992-2000年、2001年至今。
1979 -1991年为起步阶段，这时候的投资区域大都集中于广东、福建两省及沿海城市。1992-2000年进入成长阶段，投资区域分布开始由沿海向广大的中西部地区辐射。从2001年开始外商在华直接投资进入了稳固回升阶段。2001年起，由于入世的影响，外商投资明显增加。2002年，中国吸引外商直接投资首次超过美国而跃居世界首位。同时，我们看到，中国入世对于外商对华直接投资带来了深远的影响，尤其是跨国公司。目前，中国已经是许多跨国公司的制造中心，而且也正在成为一些跨国公司的研发中心。入世后，由于金融、批发、零售等服务业开放，中国也有可能成为跨国公司的管理营业中心。
（二）外商在华直接投资的区域特征
中国的外商投资高度集中在东部沿海地区，特别是集中在以京津唐地区为中心的环渤海经济圈，以上海为中心的长江三角洲和以东莞为中心的珠江三角洲地区。特别是自1992年以来，这种集中化趋势在进一步加强。目前，外资87.84%分布在东部地区，9.09%分布在中部地区，西部地区只有3.08%。
（三）加入WTO后外商直接投资在中国分布的新趋势
1.外资仍然在向东部沿海地区集中
加入WTO后，尽管外商在华投资出现了由东部沿海向中部某些地区转移的趋势，但主要是由南部沿海地区转移扩散到长江流域地区和北部沿海地区，外商在华直接投资仍高度集中在东部沿海地区。西部地区吸收的外商直接投资不但总量规模小，而且增长速度比较缓慢，尽管近年来国家采取多方面措施鼓励外商投向西部地区。
2.在沿海地区内部，长江三角洲的地位日益重要
在沿海地区，加入WTO后，外商在华直接投资出现新一轮的“北上”或“北扩”趋势，即由以珠江三角洲为核心的南部沿海地区逐步向以长江三角洲、环渤海湾地区为核心的中部和北部沿海地区转移扩散，由此带来了沿海地区外商投资的较快增长。在环渤海湾地区，除北京和天津外，其他省市实际利用外商直接投资也呈现较快的增长势头。这表明外商在华投资区位的选择正在逐步发生转移，长江三角洲地区正日益成为外商投资的“热点”地区。三、外商对华直接投资区位选择的因素
外商直接投资在我国地域上的差异，是各种与非经济因素共同作用的结果。邓宁曾把影响外商直接投资的区位因素分为四类：市场因素、贸易壁垒、成本因素以及投资气候，本文根据第一部分有关外商直接投资的区位，把影响外商在华直接投资的地区选择因素分为成本因素、政策法规因素、市场因素和集聚经济因素。
（一）成本因素
1.劳动力成本
劳动力工资成本是影响外商直接投资区位决策的成本因素中最为主要的成本。作为人口大国，具有丰富而廉价的劳动力资源，这种成本竞争优势对跨国公司具有强大的吸引力。劳动力导向战略是跨国公司对华直接投资重要的区位选择战略。除了成本因素，劳动力素质也直接影响到劳动生产率的高低。特别是在一个东道国内部，低劳动力成本经常意味着低的劳动生产率，只有那些低成本并且具有较高劳动生产率的区位，才能比低成本、低劳动生产率的区位更具有吸引力。
2.交易成本
由于外商对东道国的政策法规及市场等因素不熟悉，外商直接投资会诱发许多交易成本，而这种交易成本在东道国内部空间差异明显。一般来说，经济核心区、外资集中区、边界地区以及开放地区的交易成本相对较低。我国作为发展中国家，由于市场开放有限，经济发展水平空间不平衡，信息传输渠道少，因此，交易成本是重要的外商投资区位决定因素。在我国，市场化程度越高的地区越能吸引外商直接投资。
3.信息成本
相对于当地投资者，外国投资者由于缺乏对当地经济和商业环境的知识，从而涉及较高的信息成本。因此，外商的区位选择应该是信息成本的理性反映。在中国，信息成本较低的几类地区主要是：地区经济中心、沿海地区、已经建立大量“三资”的区位以及外商可以享受优惠政策的区位。
（二）政策法规因素
政策环境的变化对于跨国公司的区位决策具有重大影响。在中国，外商直接投资的政策允许程度和开放时序是不同的，中央政府的渐进性开放政策深刻地影响外商直接投资及与其相关的外向型经济的地区差异格局，领先得到这种政策的地区一旦获得制度上的优势，对其潜在区位优势的发挥具有极其重大的意义。我国政府在制定“七五”计划时，已经明确了对东、中、西三大经济包带的划分，并针对处于不同地带的地区实行不同的经济发展战略，使沿海地区率先走向国际市场。截至，外商直接投资经济在地区间的差异格局仍然与东中西三大地带的划分基本上相一致，各地带间吸收外商直接投资所表现的时间序列上均体现了一种发展政策的差别。
（三）市场因素
市场因素是东道国吸收FDI的最为重要的区位因素之一，市场导向型投资的主要目标是开发利用当地市场。这种类型的外商直接投资通常需要考虑尽量接近市场，因为接近市场一方面可以减少运输成本，减少寻找产品市场、要素市场的成本；另一方面，也可以及时得到市场反馈信息，从而及时改变经营策略，生产更适合当地市场需要的产品。
1.市场规模与市场增长潜力
投资于一个大的市场将有机会获得范围经济，从而降低边际生产成本。中国市场具有开发程度低和潜力大的特点，在未来能够产生巨大的需求。据统计，中国市场上的消费品种类仅仅是美国市场的1/3左右，而且竞争有限，外商可以比较容易地进入市场。并且这种市场进入成本低，投资回收期短。
2.对外开放水平
与市场有关的另一个指标是对外开放水平，开放水平的提高会增强该地区对外资的吸引力。中国20年来的开放力度不断加大，对外贸易取得了巨大发展，但由于市场结构和政策倾斜，中国的不同地区在开放程度上有明显的差异，东部地区与中西部地区之间形成了鲜明的对照。
3.市场发育水平
我国东部地区的市场发育程度远远高于中西部地区，与梯度推进的对外开放政策相对应，中国也经历了一个由计划经济逐步向市场经济转型的时期。从经济体制改革开始，中国经济的市场化进程在空间上就出现了不平衡发展。在转型经济中，外商偏向于经济自由化和市场发育程度高的地区，以便他们能够减少外部不确定性以及交易成本和信息成本。
（四）集聚经济因素
聚集经济效应通常是指由于一些特定的经济活动在空间上集中而产生的正面外部经济效益。集聚经济的存在也意味着节约成本，既包括传统成本的节约，也意味着交易和信息成本的节约。集聚经济的存在可以增强区域的外资吸引力，它与基础设施质量、专业化供应商、劳动力市场以及知识外溢等有关。
1.基础设施质量
基础设施和基础的发展状况决定着生产的规模和效益，特别是具备一定投资规模的大型企业，如果生存在一个基础设施薄弱的经济环境中，将会导致投资收益递减。在我国，各地区的投资硬环境差异非常大，例如东部沿海的广东省和江苏省经过十几年的努力，目前的基础设施建设已经相当完善。根据国家统计局的统计数据显示，截至2001年，东部地区的交通线路综合密度为1597公里/平方公里，同期中部地区为680公里/平方公里，而西部仅为29公里/平方公里，与东中部地区相差甚远，成为外资进入的“瓶颈”。
2.专业化供应商
行业的地区集中可以提供一个足够大的市场使得各种各样的专业化供应商得以生存。在我国，具有说服力的是广东东莞，这里集中了大量的来自海外特别是地区的机和设备制造商，是公认的全国电子产品配套能力最强的地区，在此设厂，有助于厂商增强其竞争力和建立竞争优势。有了特定产业的聚集，就能吸引相关的FDI进入，而我国西部就非常缺乏这种聚集，是吸引FDI的薄弱环节。
3.劳动力市场
厂商的集中能为拥有高度专业化技术的工人创造出一个完善的劳动力市场。在其他条件相同的条件下，拥有高度熟练的劳动力的地区比其他地区在吸引外商直接投资上更有优势。在我国，自20世纪80年代以来，大量的专业技术人员纷纷“孔雀东南飞”，造成了我国东部沿海地区的劳动力市场不仅从数量还是从质量都优于中西部地区。
4.知识外溢
在经济生活中，知识至少和其他生产要素如劳动力、资本和原材料一样重要，尤其是在高度创新的行业中，知识的作用更加明显。当一种行业集中分布在一个较小的区域时，知识的非正式扩散经常非常有效。四、在华FDI区位决定因素的数理实证
为了探讨吸引FDI的区位因素的演变过程，根据第二部分对外商在华直接投资的阶段性分析，我们把1992年至今分为两个阶段：1992—2000年和2001年至今，并对两个时期分别建立了统计模型。
在区位解释因素上，由于FDI区位选择的因素纷繁复杂，我们仅选取了几个较具代表性的因素进行分析。其中实际外商直接投资额(FDI)为被解释变量，各地区的人均国内生产总值（PGDP）、上一年末外商投资水平（PFDI）、劳动力工资（WAGE）、消费品零售总额（SALE）、各地区公路长度（ROAD）、外商投资进出口占总进出口的比重（FTR）六个因素为解释变量。由于政策变量不易度量，且其影响作用正在减弱，便不再引入分析。
有关模型的数据来源，对于前一个阶段，我们选择1994年和1995年的数据，共58个样本；第二个阶段采用2001及2002年的数据，共60个样本。以上各变量均来自《中国统计年鉴》和《中国对外贸易年鉴》中各省市区的有关数据。
在上，鉴于外商直接投资与各变量之间不是线性关系，而采用对数则可以较好地解释中国外资的空间分布，我们对各变量取对数后进行了回归。
建立的模型如下:
LnFDI = C +a1 LnFTR + a2 LnPFDI+ a3LnPGDP + a4LnWAGE + a5LnSALE
+a6LnROAD + a7LnLAB +ε
其中C是常数，ε是误差，ai是偏回归系数。
通过线性回归，我们发现，模型检验系数及调整后的R2，都在0.9以上，DW值都接近于2，这表明模型能够很好的解释我国外商直接投资在空间上的分布。模型的结果显示：在第一个时期，即90年代中期，决定外商直接投资的区位变量的重要性依次为PFDI， WAGE， SALE， FTR， ROAD， PGDP，其中PGDP的系数不显著。在第二个阶段，即加入WTO前后，决定区位的各变量的重要性依次为PGDP， WAGE， PFDI， FTR， SALE， ROAD。
回归结果证实了以下结论：
1．发生变化最大的是PGDP，在两个时期的偏回归系数由负变为正。在第一个时期，该变量的统计结果不显著，说明在90年代中期，PGDP并不是影响FDI的主要因素，但是在第二个时期，PGDP的回归结果非常显著，是各解释变量中影响FDI最大的因素，受资省区的PGDP每增加1%，外商直接投资将增加0.8%左右。这一结果说明由于入世的影响，外商在华直接投资的区位决策中，地区市场规模日益成为主要的因素。
2．PFDI在两个时期的作用都非常显著，表现为在两个时期的系数都较大，这说明外商投资企业有相对集中趋势，即新的外资企业倾向于选择外资企业多的地区。比如，长江三角洲地区吸引外资多主要缘于欧洲一些大型跨国公司的率先进入。不过我们发现两个时期的系数值变化较大——90年代中期，PFDI每增加1%， FDI就会增加1.2%左右，而到了入世前后，PFDI每增加1%， FDI只增加0.7%左右，也就是说，PFDI对FDI的影响正在逐渐减弱。这与我国政府积极推进西部大开发战略，尤其是近几年来，西部地区积极进行招商引资活动、努力改善投资环境、为外商提供良好的服务、给外资大量的优惠政策是分不开的。
3．在两个时间段里，WAGE对FDI的影响都比较大，而且都为负值，即劳动力成本高的地区不利于吸引外商直接投资，而且这种不利因素的作用正在加剧，WAGE每提高196，在两个时期的FDI分别下降0.4%左右和0.9%左右。
4．SALE的作用比较显著，不过在两个时期没有大的变化，这说明SALE作为市场规模变量，对FDI的解释作用比PGDP更有效，在两个时期，SALE每增加196， FDI就会增长0.4%左右。由此可见，外商直接投资越来越注重对中国国内市场的战略性进入。
5．FTR的作用也很明显，FTR是外商直接投资企业的进出口占该地区的总进出口的比重，能间接说明一个地区的市场化程度。该弹性系数由90年代中期的0.2左右上升到最近的0.4，说明其在吸收外商直接投资中的作用得到不断加强。天津的FTR为0.8，居全国之首，而山西、内蒙、青海、新疆四个省区的FTR都在0. 1以下。该数值越大，说明该地区对外商直接投资企业的限制性条款越少，外商的投资积极性越高。在这一过程之中，政府政策仍然起了相当重要的作用。因此，各地要积极市场经济、建立完善的要素市场体系和产品市场体系、疏通各种流通渠道、减少市场风险，为外商直接投资提供良好的市场环境。
6．在中国吸收外商直接投资的过程中，基础设施的影响作用得到进一步加强。我们发现ROAD的系数在前后两个时期的变化较大，由负数变为正数，而且在前一时期的统计结果不太显著，这说明在前一个时期联系尤其是公路交通联系并不是制约外商直接投资的因素，而到了近几年，交通等基础设施的作用已逐渐显现，完善各种基础设施是将外商直接投资引向中西部地区的重要决定因素。
统计模型的分析结果表明，90年代外商在华直接投资重视信息成本的减少和集聚经济的追求，原有外商投资水平是吸引外资的主要因素，而市场规模对外商投资区位选择的影响较小，外商在华投资表现为空间上的自我累积效应，即新的外商直接投资倾向于原来己经吸引了较多外商投资的区位，这是一种绝对的集中化趋势。在2001年以后，外商投资的区位决定因素发生了变化，现有外资水平的重要性已经下降，外资的空间自我累积效应已经开始减弱，外商直接投资战略开始转向对市场的开拓，转向长期的投资，市场规模发挥了更大的作用，市场发育水平和基础设施也逐渐开始影响外商直接投资的区位选择。这说明外商在中国的投资正逐步走向成熟，外商对中国的市场和投资环境更加有信心。五、对中西部地区加快吸引FDI的政策建议
（一）促进中西部地区加快吸引外资的政策建议
加快西部开发已经成为决策者的强烈共识，将直接中国的前景，也为世界各国投资者，包括港澳台投资者提供了一个极其明确的信号。，西部地区既存在发展的动力不足，缺乏新的投资来源和技术来源，又存在改革的动力不足，缺乏竞争机制和淘汰机制。因此，加快西部招商引资，必须在市场准入等方面实行优先开放，建设开放型的，包括对内开放和对外开放，对发达国家开放和对发展中国家开放，对国有经济开放和对非国有经济开放，对物质、技术开放和对观念、思想开放。
1.接受并推行投资自由化
加快西部对外开放的基本方向是投资自由化和贸易自由化。投资自由化主要是指那些有利于促进长期性外国直接投资的自由化政策，包括三方面：一是促进市场竞争原则，通过减少或消除特别针对外国投资者所采取的歧视性措施，取消市场准入限制，促进市场竞争。外国直接投资参与西部基础设施建设的潜力也非常巨大，要创造宽松的环境，鼓励外资进入能源、、通讯等基础设施优先发展领域，允许外资公平参与国家重大工程项目或公共项目的公开竞争招标。二是享受国民待遇的原则，即外国投资者的待遇等同于本国投资者，一方面，应取消对外资在税收等方面“超国民待遇”的优惠政策；另一方面，应取消对外资企业贷款、融资、投资等方面“非国民待遇”的歧视性措施，严禁对各类外资企业乱收费和变相增加非生产性负担。三是提供制度保护原则。按照市场经济原则发挥市场经济机制来促进投资自由化和吸引外资，同时创造良好的投资环境和制定相应的竞争性政策，以抑制某些私人投资和贸易的负面影响对市场竞争的破坏效应。
无论是提高企业经济绩效，还是提高西部地区整个经济的效率，关键是增强市场的竞争性。在此意义上，投资自由化就是经济市场化，竞争游戏规则的公平、公开化以及监督机制的透明化、制度化。
2.积极开发人力资源
国际经验表明，享有基本和拥有基本技能、文化的人力资源储备，符合私营部门需要的国民教育计划，适应经济全球化需要而调整的劳动大军的教育计划，会增强一国或地区吸收外国直接投资的能力。就西部而言，开发人力资源具有尤其重要的特殊意义。因为西部地区最大的资源是人力资源，也是中国目前就业压力最大的主要地区之一，由于政府投资本身创造不了多少就业，因此政府的作用主要是通过有效的人力资源开发政策，吸引外国投资创造更多的就业岗位，这对扩大就业、缓解失业压力具有重要作用。这就要求政府不仅要实行直接影响FDI的投资自由化和贸易自由化的政策，更重要的是要将人力资源开发放在极其重要的位置上，包括大力发展教育，积极培育劳动力市场和人才市场，鼓励外资企业对其员工进行人力资源开发以提供更多的培训机会，增加中央对西部地区的转移支付，鼓励少数民族控制人口增长，在逐步解决“收入贫困”的过程中逐步解决“人类贫困”、“知识贫困”和“文化贫困”等。
3.实行跨国公司友好型政策，积极吸引跨国公司直接投资
吸引跨国公司是中国和西部获取全球知识与技术的重要来源，也是西部缩小与东部和发达国家知识与技术差距的重要途径。提高西部地区产业竞争力的一个重要途径就是善待跨国公司，把吸引跨国公司的技术、资金与西部和中国相对巨大的消费市场等互补性优势结合起来，吸引世界上规模最大、技术最先进、国际竞争力最强的跨国公司大规模投资于西部，并发展跨国公司和国内企业的后项联系，鼓励与本地区著名的大企业联盟，提高其市场竞争力。这是西部开发最好的吸引外资策略。
4.打造具有扩散效应的中心城市
鉴于中西部地区地域广阔，区内资源和经济发展水平也大不相同，特别是各省区中心城市与偏远的山区经济基础相差甚远，因此，本文认为，中西部地区利用FDI战略应采取以点带面、逐步推进的策略，即引进外资应着力在具有扩散效应的中心城市，以点带面，带动中西部地区走向繁荣。
改革开放20多年来，中西部地区虽然总体上落后于东部，但在区内已经产生了许多中心城市，其向心作用和扩散作用都是巨大的。因此本文认为中西部地区的发展没有必要再沿用国家在区域发展上推行的板块式推移的梯度发展战略，而是通过多层次的发展极在不同点上带动经济增长。而且中西部地区的地域广阔，经济的内向型特征和资源分布不平衡的特征决定了中西部经济发展更适合采用这种战略。
目前，中西部地区共有国务院批准的各类对在开放城市36座，其中的中心开放城市如重庆、西安、武汉、成都、长沙、郑州等地，与其他地区相比经济基础雄厚且发展较快，基础设施日趋完善、资本供给充足、自我累积能力较强、人力资源丰富、技术实力强，产业结构方面以机械、建材、纺织、食品为支柱产业。在未来的利用FDI的战略中，这些中心城市将是重要的发展支点和辐射点，并通过扩散作用带动周边地区吸引外资和经济发展。在优化中西部地区的投资结构方面，在很大程度上也是继续加快这些开放城市吸引外资的步伐，提高引资质量，重点吸引技术和资金密集型项目，吸引跨国公司的投资，引导外资流向基础设施、支柱产业和高新技术产业。同时，以主导产业和企业群为聚集点和辐射点，向其他产业或更深、更广的层次延伸，从而带动中西部地区全面繁荣。
（二）西部地区吸引外商直接投资的前景展望
如前所述，外商对华直接投资的地区分布极不平衡，为了鼓励外商积极投向中西部地区， 1999年以来，中央政府配合西部大开发政策的实施，己经制定了一系列的鼓励西部地区吸引外资的优惠政策，包括税收优惠，扩大西部地区外商投资的领域，拓宽西部地区外商投资的渠道，放宽西部地区利用外资的条件，制定并了《中西部地区外商投资优势产业目录》等。
我们相信，在国家政策的有力推动下，今后一段时间内外商直接投资的区位选择，将会逐步由沿海地区向中西部地区推进。从长远发展来看，随着西部大开发战略的实施，西部地区的投资环境将会逐步得到改善，外商在西部的投资规模将会出现较大的提高。但西部大开发是一项跨世纪的长期发展战略，西部地区投资环境的改善也需要有一个过程。在近中期内，外商在西部地区的投资将会首先集中在那些条件较好的大中城市地区，如西安、兰州、重庆、成都、昆明等。可以预见，率先大规模进入西部的将主要是两类公司：一是以利用政府优惠政策为主的中小企业，尤其是港澳台商投资企业；另一类是以占领和开拓西部市场，开发当地资源等为主要目标，注重长期发展的欧美国等跨国公司。因此，对各级政府来说，今后应着重鼓励第二种类型的公司“西进”，并在政策上给予相应支持。：
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外商直接投资的作用范文第6篇
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
外商直接投资的作用范文第7篇
关键词：外商直接投资产业结构优化
一、河北省外商直接投资的产业分布现状
河北省引进外资中,第一产业即农、林、牧、渔业外商直接投资金额一直较小,其金额与当年外商直接投资总值的比例均未超过4%。如2007年第一产业的外商直接投资金额为4138万美元,占当年外商直接投资总额的2%,其利用外资规模与河北省是农业大省的情况很不相称。
从河北省利用外资的产业分布看,在第二产业即采矿业、制造业、电力、燃气及水的生产和供应业与建筑业所占比重过大,平均占到总额的80%以上。
但在第二产业中,河北省的外商直接投资分布并不均衡,外资主要投向制造业,如钢铁、食品、化工、医药、纺织等行业,而采掘业和电力、燃气及水部门所占份额很小,如:2007年投入到制造业中的外商直接投资为188582万美元,占当年外商直接投资总金额的78%,占第二产业的93.6%。在制造业中,劳动密集型产业比技术密集型产业所占比重大得多,随着经济结构的不断调整和改善,电气机械及器材制造业比重逐步上升,最近几年成为河北省整个制造业的外商投资热点。
第三产业与第一产业相比较,占外商直接投资总值的比例有所提高,平均保持在13%左右。在第三产业中外商直接投资主要投在交通运输、仓储和邮政业,住宿和餐饮业,房地产业,水利、环境和公共设施管理业,文化、体育和娱乐业等5个行业领域,教育业、金融业、卫生和社会福利业等其他8个行业所占比例较低。随着入世承诺的不断实现,我省服务业的门槛不断下降,允许外商投资的领域不断拓宽,除房地产行业外,其他行业领域投资金额变化剧烈,交通运输业所占比例不断下降,文化体育和娱乐业所占比例出现大幅上扬,2007年达到2435万美元,但主要分布格局没有发生重大改变。
二、外商直接投资对河北省产业结构优化的作用
外商直接投资的引入,以及随之而带动的市场竞争和政府引导规范可以分别从合理化、高效化、高度化三个方面来提升产业结构,使其达到优化的目的。
1.政府对外商直接投资的引导和规范促进产业结构合理化
产业结构的合理化通常只能由政府的规范和引导来完成。因为目前,基础产业存在投资额大、建设周期较长、投资回报低、投资回收期较长等特点,己成为制约我省产业结构优化的“瓶颈产业”,很多境外投资者不看好我省的基础产业。
因此,只有通过政府的合理引导,让适当的外资进入适当的地区,才能够有效地加强该地区产业结构之间的协调与联系,使其结构合理化,进而有力的推动我省产业结构的优化。
2.外商直接投资下的市场竞争促进产业结构高效化
外资的进入会集中在我省具有比较优势的行业和地区,这些产业就能够得到较快的发展。同时,成熟的外资企业进入后,会通过市场作用加剧国内企业的竞争,将低效率的企业从本行业中淘汰出去,从而优化资源在产业间的配置,促进产业结构的高效化。
3.外商直接投资促进产业结构高度化
一定量的资金直接流入缓减了省内生产建设资金的不足,利用这些资金可以优先购买世界先进的生产设备和进口高等级的生产原料。而且,外商直接投资同时带来了国外先进技术和研发能力。这样我们可以通过对新技术的积极消化、吸收、创新和扩散,来提升技术水平,优化技术结构,从而使产业结构系统在技术进步作用下,从较低级形式向较高级形式演变,即完成产业结构的升级或者说是高级化。
三、河北省引进外资促进产业结构调整的对策
为了提高河北省利用外资的实效,加强外商直接投资对三次产业的拉动作用,促进产业结构的升级和优化,加快河北省经济发展步伐,应采取有效措施改善河北省外商直接投资的结构效应。
1.进一步改善投资环境
建立良好的、完善的投资环境是吸引外资的基础条件之一。与珠江三角洲地区和长江三角洲地区等南方城市相比较,河北省无论是投资硬环境还是投资软环境都相对较差。且每年所吸引的外商直接投资金额也相对较低。因此,河北省要进一步改善投资环境,加大对外资的吸引力度。
2.加强对外商直接投资的产业引导
目前河北省对外资的利用仍然比较注重对外资数量的扩张,而对外资质量的关注较少。对外资的利用应根据经济发展的变化和趋势以及区域的资源、劳动力素质、技术水平等因素进行调整和引导,使外资可以投向符合经济发展和产业结构优化方向的产业或部门,更好的发挥外资在一个地区的所产生的影响效应。政府部门也应该根据发展需求,有重点的、科学的制定经济政策,采取积极有效的措施引导外资投向,加强对外商直接投资的产业导向。
3.改善河北省各地区外商投资的不均衡性
投向河北省的外商直接投资主要集中在11所属市中石家庄、唐山、廊坊、秦皇岛等地区,其他地区吸引外资的金额比重较小。因此为均衡发展河北省各个地区经济,应在鼓励各地区结合自身实际发展特色工业,扩大外资投资领域,加快各地区基础建设,营造良好的投资环境,同时充分借助三大港口优势,加快港口腹地经济发展步伐,并整合各地区资源,加强各地区之间的相互支持和配合,加大与环渤海地区各省市的经济合作,整合资源优势,促进河北省经济更快、更好发展。
参考文献:
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外商直接投资的作用范文第8篇
关键词：外商直接投资；就业；安徽省
中图分类号：F125 ；F832.6 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.04.59 文章编号：1672-3309（2012）04-129-02
一、引言
就业是关系国计民生的一个大问题，随着外资不断进入国内市场，积极有效的利用外资成为了促进经济增长、增加就业的一个很有效的途径。近年来，安徽省外商直接投资发展迅速，外商直接投资的规模不断扩大。外商直接投资不仅带来了先进的管理经验、技术水平，促进了当地的经济增长，同时也缓解了当地的就业压力。据《安徽省统计年鉴》显示，2010年外商直接投资额达到501446万美元，同比增长29%，远高于国家17%的平均增长速度。本文拟根据1987-2010年间相关数据，运用协整检验对安徽省外商直接投资对就业的影响进行实证分析。
二、文献综述
国内外对外商直接投资与就业关系的研究集中在两个方面：正向的促进作用和负向的“挤出效应”。在国外，E.Boren 和 J.W.Lee（1998）等对69个发展中国家研究发现，外商直接投资对东道国的就业有着促进作用[1]。M.Salisu（2002）通过对1990-2000年波兰外商直接投资和国内投资进行研究，发现外商直接投资对波兰的国内投资会有“挤出”效应，不利于东道国的就业[2]。
在国内，外商直接投资对就业的影响因产业、区域、技术水平、作用渠道不同而不同。王燕飞、曾国平（2006）运用1985-2004年的数据对不同产业的外商直接投资和就业两个变量进行计量分析，结果显示：FDI有利于促进第二产业就业及促进就业人口非农化， 对第三产业影响不足，不利于我国农村剩余劳动力的转移及产业结构的进一步优化和升级[3]。刘志雄、梁冬梅（2011)对就业增长的因素进行实证研究，发现外商直接投资对就业的影响因地区不同而不同，外商直接投资对东部有挤出效应，对中西部有就业创造效应[4]。田素华(2004)则针对上海的外商直接投资进行存量和增量区分，认为外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海的劳动就业效应均大于零，然而外商直接投增量则不利于上海第一产业和第二产业增加劳动就业机会[5]。王成岐、张建华(2002)考察了影响中国引入外商直接投资于经济增长之间相关关系的诸多因素，发现在经济发达区域以及竞争激烈的企业间，FDI的外溢效应也会促进劳动力和人力资本的增长[6]。孙江永、于晓燕(2012)对中国纺织业外商直接投资从直接渠道和间接渠道对就业产生的效应进行研究，认为其直接渠道对就业的影响是正向的；其间接影响，对就业产生的影响则是负向的[7]。本文是在前人的基础之上，针对安徽省外商直接投资的现状，运用协整检验、格兰因果检验的计量方法对外商直接投资和就业之间的关系进行实证研究。
三、实证研究
本文采用外商直接投资的历年数据来代表我国对国外资本的使用状况，用FDI来表示，单位为万美元；以每年的从业人数来表示就业人数，用RS来表示，单位为万人。基于数据的可得性，本文设定样本区间为1987-2010年，数据来源于历年的《安徽省统计年鉴》、《中国统计年鉴》等。为了剔除价格变动的影响，本文以1987年为基期的商品零售价格指数对国内外资本投资进行平减。另外，由于在统计年鉴中外商直接投资的数据的单位是万美元，本文根据当年的平均汇率水平进行调整。此外，为了减少数据可能存在的异方差，本文对时间序列数据采用对数的形式，分别用LRS、LFDI来反映我国的就业状况、FDI的状况，其相应的一阶差分形式用?驻LRS、?驻LFDI表示。
（一）平稳性检验
实际中的很多数据是非平稳的，对非平稳的数据变量建立回归分析模型很容易产生“伪回归”的问题。为了避免这种情况的出现，本文利用ADF法对时间序列进行平稳性检验，检验结果（见表1）。可以看出，各变量的原始序列均不能在5%的置信水平拒绝原假设，因而为非平稳时间序列；相对应的一阶差分序列的ADF值均小于5%显著水平下的临界值，是平稳的序列。因此，原始的时间序列均为一阶单整的时间序列。
表1 ADF单位根检验
注：（1）本表中的ADF检验结果是采用Eviews6.0 获得的；（2）检验形式中的C,T,Q分别表示常数项、趋势项、滞后阶数；（3）滞后阶数Q的判断标准是AIC和SC最小原则。
（二）协整检验
同为一阶单整的两个变量之间肯能存在着一个稳定的线性组合。计量经济上对两变量的协整关系的检验主要是运用E-G检验法。该方法首先对两变量进行协整回归计算出非均衡误差，然后对非均衡误差进行单位根检验，确定其单整性，以判断变量之间的关系。本文采用E-G检验法运用Eviews6.0对相关数据进行检验。
首先运用Eviews6.0对LNRS、LNFDI用普通最小二乘法做协整回归方程如下：
通过对该式计算的残差序列et序列进行ADF检验，结果显示（如表2）
表2 ADF单位根检验