前言：中文期刊网精心挑选了外商直接投资理论范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
外商直接投资理论范文1
一、序言
现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上，它们接受这样的假定，认为外商直接投资的经济意义，是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要方法主要是做外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。本文主要采用这种方法研究分析外商直接投资与经济发展的关系。
外商直接投资对我国经济发展具有明显的促进作用，但中国经济发展速度本身并不是外商来华投资的主要动因。为此本文试就外商投资对我国国民经济发展研究作出探讨， 采用理论分析与实证分析相结合的方法着重分析改革开放30年来外商直接投资在我国经济发展中的作用。
二、外商直接投资对我国经济发展影响研究的现状
从国内形势看，我国国民经济持续稳定发展，国家采取一系列措施加强来改善宏观调控，防止经济大起大落；增强自主创新能力、节能环保、土地等资源的集约利用，维护劳动者权益，保护知识产权等方面对吸收外商投资工作提出新的要求。从国际形势看，世界经济仍保持增长，但全球经济增势放缓，不确定因素增多。
三、外商直接投资的理论
垄断优势理论系统地论证了企业的垄断优势和国际国内市场的不完全性是企业对外直接投资的决定性因素。认为市场不完全是跨国公司进行对外直接投资的根本原因，而如果产品和生产要素的市场运行是完全有效的，则外商直接投资就不能发生。
投资诱发要素组合理论认为，外商直接投资就是建立在直接诱发要素和间接诱发要素的组合之上的。但一个明显的趋势是：间接诱发要素在当今外商直接投资中起着越来越重要的作用。
两缺口模型的基本观点是：发展中国家为了维持一定的经济增长速度，必须积累足够的资本，而发展中国家一般都在国内储蓄和外汇有效供给同发展计划目标需要的资源数量之间存在着缺口，即储蓄缺口和外汇缺口，因此，利用外资就成为填补缺口的一条有效途径。
四、外商直接投资的实证分析
数据选取年度国内生产总值及年度外商直接投资实际使用额的时间序列数据进行分析，数据期间为1985-2009，根据历年《中国统计年鉴》整理而成，其中均以现价形式表示，使用1978年为基础的商品零售价格指数对两个变量进行缩减，以消除物价因素的影响。对GDP与FDI这两变量进行单位根检验可知GDP与FDI这两变量存在单位根I（1），是不平稳的，需要通过协整检验来验证各变量是否存在协整关系看变量之间是否存在长期均衡。
FDI 与GDP协整检验结果可以看出，在5%的显著性水平下GDP与FDI存在1个协整关系。由此可见，在95%的概率度下，确信我国外商直接投资与国内生产总值之间存在长期均衡关
检验结论：外商直接投资每增加1亿元，国民经济平均增加0.527966亿元，通过分析看出了外商直接投资对我国经济的影响没有预期的大，证明多年来，尽管我国经济一直保持较高的增长速度，但经济增长的高速度所产生的吸引外商来华投资的作用还不显著。回归模型：LnEXt=-3.883205+1.424524lnFDICt。
LnEXt代表出口，LnFDICt代表外商直接投资；由回归结果显示，模型的拟合优度达到0.898296，调整后的拟合优度为0.893874，说明外商直接投资与出口量的解释程度达到了89.83%，模型效果较好；F=203.1456表明模型总体线性关系显著成立；解释变量均通过了显著性检验，表明外商直接投资对出口贸易有显著影响。
五、结论
从以上的分析来看，外商直接投资所产生的就业创造效应是比较明显的，但在外商投资企业就业人员的波动性增长说明外商投资企业的就业效应受到国际投资环境、国内经济环境及国家经济政策等多方面的影响，反映了其效应的复杂与不稳定性。外商直接投资的就业挤出效应也是我们不容忽视的问题，为了和外商投资企业开展竞争，为提高效率和竞争力，国内企业不得不减少就业人员，或者由于外商投资企业的激烈竞争，是国内一些企业的就业者失去就业岗位，并且外商直接投资的就业更容易受到金融危机的影响，对社会动荡等方面产生一定的影响。
参考文献：
[1]孟露露.外商直接投资及与经济增长的关系分析[J].中南大学学报，2009，（05）.
外商直接投资理论范文2
关键词：外商直接投资；经济增长；干中学；知识外溢；技术进步
世界银行1999年世界发展报告《知识促进发展》认为，知识已超越资本和劳动，是促进经济社会发展的关键要素和本源。发展中国家与发达国家之间发展水平的差距，不是因为资本和劳动，而首先在于“知识差距”。而外商直接投资又是知识、技术和先进管理经验的载体，是知识外溢、干中学和规模经济等多种效应的集中体现，因此，外商直接投资的引入提高了技术进步对经济增长的解释力。本文基于对中国改革开放以来的外商直接投资与经济增长事实的理解与思考，运用经济增长和外商直接投资的关系模型，实际测算并检验了外商直接投资对中国经济增长的贡献。
一、外商直接投资与经济增长的理论分析
诺贝尔经济学奖得主阿罗（Arrow）在1962年发表的《干中学的经济含义》中提出，在生产过程中边干边学积累的经验也是一种要素投入。阿罗用生产经验作为要素投入则旨在说明：只要生产继续，生产经验可以无限增长，资本收益就不会消失，这样经济的无限发展就会得到物质保障。20世纪80年代中期，罗默（Romer，1986）继承了阿罗的研究思想，用技术外部性理论来解释经济增长，把知识作为一个要素引入模型，提出技术变革或创新是知识积累的产物，知识积累才是经济长期增长的原动力。其模型基本结论是：技术进步可以提高投资的收益率，投资又会导致知识的积累；知识的增加加快了技术进步的速度。在这种正反馈中，经济系统中出现了一个良性循环，从而保证了经济长期稳定增长。因此，一国经济要保持长期增长，不断增加资本不仅是必要的而且必须是充分的。罗默的贡献在于从知识天生具有的“外部溢出性”来说明为什么以知识作为要素投入的生产函数会有规模报酬递增的性质。他认为一国知识存量越大，各专业知识之间交流与沟通越便利；而新知识、新技术出现越快，知识的全社会劳动生产率就越高。先发国家所以形成“先发优势”，根本原因就在于此。而后发国家可以从先发国家先进技术“外部扩散”中获取巨大收益，从而形成“后发优势”。
干中学和知识外溢观念的引入为内生增长理论的产生与发展奠定了坚实的基础，形成了内生增长理论的主流。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，隐含更多的技术。正因为如此，外商直接投资被公认为发展中国家知识和技术增长的主要源泉。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，外部性或外溢效果也被认为是外商直接投资给东道国带来的主要好处。然而技术进步对发展中国家经济增长的贡献只占经济增长的很小部分。这是发展中国家与发达国家存在巨大的初始人力资本差异造成的。发展中国家R＆D投资受发达国家的外部效果限制，因为发达国家出口技术密集型产品，而发展中国家出口非技术密集型产品。差异可以通过外商直接投资消除。发达国家通过R＆D，不断创新并积累知识与技术，不断应用并扩散知识与技术，已形成了以知识为基础的“知识经济”，获得了先发优势和先发利益；而发达国家的新知识可以通过外商直接投资向发展中国家转移。另外，外资企业技术禀赋的优越性，可以迫使本国企业投资于学习和创新，以保持其在竞争中的有利地位。反过来，本国企业竞争力的增强又迫使外资企业带来更先进的技术和知识。因此，外商直接投资隐含的技能和技术提高了本国资本存量的边际生产力，加速了经济增长。
从外商直接投资与经济增长的关系来看，应该承认外商直接投资是带来经济增长的潜在因素，然而，其潜能的发挥需要一个合适的经济环境。发达国家积累的技术知识无疑对发展中国家来说是一笔可供利用的巨大资源。然而，除非发展中国家自己有一定的“消化吸收能力”（包括资本引进、技术消化和管理适应等因素），否则，它们不可能利用这笔财富。因此，缺乏合适的环境可能导致相反的结果，甚至阻碍经济增长。
二、外商直接投资与经济增长的检验模型
内生增长理论是20世纪90年代重要的金融发展理论，即经济增长是经济体系内生因素作用的结果，而不是外力推动的结果。该理论重视对知识外溢、边干边学、人力资本积累、研究与开发等问题的研究，强调知识和人力资本是经济增长的发动机。下面建立的模型是按照传统方式包含劳动力、国内资本和外商直接投资三个要素的生产函数。其中外商直接投资存量以两种身份进入生产函数，一方面作为国内资本总量的一部分，另一方面又是产生内生技术进步的因素。外商直接投资作为发展中国家人力资本和新技术纳入生产函数，在此抓住了与外商直接投资有关的外部性、干中学和外溢效果。将生产函数写成：
Y=f（K，A（FDK），L，t）
其中：Y表示国内生产总值，K表示国内资本存量，L表示劳动投入，FDK表示外商直接投资存量，t表示时间趋势。A（FDK）是扩大劳动的由外商直接投资存量决定的内生技术进步，假设它是外商直接投资的一阶齐次函数。如果A（FDK）和L给定，则一个国家面临资本递增的效益。然而，一旦一国鼓励外资流入，就可以从外资中得到技术外溢的好处，从而提高本国的生产率。
如果生产函数和技术水平指标都是科布———道格拉斯型的，经济增长率的表达式可以写作：
gy/1=a+agk/1+（1-）gf
其中：gy/1，gk/1，gf分别表示人均经济增长率、人均资本增长率和外商直接投资增长率。基于资本存量测度问题的困难，前人在进行实证分析时采用了避免资本存量的替代方法，即用投资在GDP中的份额代替资本存量增长率。这样就可以用国内投资和外国直接投资与GDP的比率分别代替国内资本和外商投资存量的增长率，可以将增长方程简化为：
y=a+bl+c（I/Y）+d（FDI/Y）
其中FDI表示外商直接投资存量，I/Y表示总投资率。
三、外商直接投资与中国经济增长的实证分析
（一）中国利用外资概况
吸引外商投资是中国改革开放的重要内容，中国利用外资大体分为三类，即对外借款、外商直接投资和其他投资等。外资在中国的发展也可大致分为三个阶段：1979年-1985年为起步阶段，每年实际利用外资在20亿-50亿美元之间，其中大部分是借款，外商直接投资所占比重很小。1986年-1991年为稳定发展阶段，这一时期外资流入明显加快，年平均增长速度为9.7%.1992年以后是外资大规模增长阶段，年平均实际利用额达到408.6亿美元，年平均增长速度达30%，其中外商直接投资增长速度迅速，成为中国利用外资的主要形式。开放的中国对外商直接投资产生了巨大的吸引力。
中国加入WTO使中国的对外开放又步入了一个新阶段，在吸引外资上呈现出前所未有的崭新态势，据外经贸部统计，截至2002年9月底，全国累计批准设立的外商投资企业414796个，合同外资金额8136.67亿美元，实际使用外资金额4347.8亿美元，目前，全世界最大的500家跨国公司中已有近400家在中国设立了企业。中国不仅已成为发展中国家中最大的吸引外商投资国，而且在2002年首次超过美国，成为世界第一引资国。外资的大幅度增长已经成为拉动我国经济增长的主要动力之一。
大规模地利用外资从经济发展的各个环节对我国的经济增长产生了重要影响：一是作为重要的投资资金来源促进了生产要素存量的增长，提高了我国经济的潜在供给能力。二是与外商直接投资相伴随的先进生产技术和管理技术及其扩散效应，直接促进了我国的技术进步。三是利用外资在促进技术进步的同时，也带动了我国贸易结构、劳动力结构和产业结构等经济结构的提升，加速了我国经济的工业化进程。四是大型跨国公司投资推动了技术、资金密集型行业内部产品结构的升级。全球500强几乎垄断了全世界大约80%以上的高新技术，是当代科技成果的主要拥有者，吸引大型跨国公司来华投资的积极效应是显而易见的。这不仅符合以市场换技术的引资战略，提高我国技术和装备水平，促进一些技术、资金密集型行业的发展，而且也推动着这些行业内部产品结构的升级。
外商直接投资理论范文3
［关键词］FDI；格兰杰因果关系检验；协整分析；产业结构
［中图分类号］F121 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）22-0086-04
引进外商直接投资是中国的经济开放最重要的内容之一。外商直接投资在广东省经济运行和发展中占据了相当重要的位置,有力地促进了广东省经济和社会的发展。这种贡献不仅表现在外商直接投资带来广东省经济建设所急需的资金、技术和管理经验,创造了就业机会,增加了财政收入,还表现在外商直接投资的进入对产业结构的优化、调整和提升起着重要的作用。综观外商直接投资对广东产业结构调整表现在以下两个方面：一方面通过新增投资的产业流向及其变化来影响广东产业结构；另一方面通过技术外溢、产业关联等作用改变广东省的存量资本产业结构,间接推动产业结构调整。优化的产业结构必然带来经济增长,外商直接投资是否引起了经济意义上的“产业结构效应”？本文就将外商直接投资的产业结构数据同广东经济增长数据联系起来,实证分析外商直接投资结构变动对经济增长的作用。
1 文献综述
国外的研究：钱纳里在20世纪60年代提出了“双缺口模型”,指出利用外资有助于解决储蓄和外汇缺口,进而推动东道国经济增长和产业结构转换；20世纪70年代以后,赫尔希曼从技术缺口的角度提出了利用FDI对发展中国家调整产业结构和实现经济增长的意义；日本经济学家小岛清提出了边际产业扩张理论,认为投资应从投资国已经处于或即将处于比较劣势的产业即边际产业依次进行,而这些产业是东道国具有明显或潜在比较优势的部门,如果没有外来资金、技术和管理经验,东道国的这些优势就不能被利用,而通过边际产业转移双方可以在扩大贸易的同时升级和改善各国的产业结构。国内的一些学者也对外商直接投资的产业结构调整方面进行了研究,郭克莎(2000)通过对外商投资结构研究,发现外商投资对我国工业结构发展具有促进作用而对第三产业发展作用较小；安占然(2007)认为外商直接投资对第二产业的贡献最大,对第一和第三产业的贡献次之,是引起我国产业结构变动的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年时间序列数据,在柯布―道格拉斯生产函数的框架下,应用经济计量检验方法实证研究了外商直接投资对广东经济增长的效应,结果表明,长期来看,在这段时间里外商直接投资对广东经济发展有显著的影响。唐曼兰(2009)指出，对外直接投资是优化广东省产业结构的一条重要和有效的途径。外商直接投资正是通过各产业之间不同的分布比例和不同的贡献度,促进了广东产业结构的转变和升级。
但从FDI产业结构变动角度来研究外商直接投资对广东省经济增长效应的文献还很少,本文从这个角度证明了外商直接投资产业结构效应的存在性和对广东省经济的影响效果。
2 外商直接投资引起产业结构效应的存在性检验
对于外商直接投资是否引起产业结构效应,我们可以用Granger因果关系检验来检验外商直接投资与产业结构之间的相互解释作用。如果外国直接投资是产业结构变动的一个重要原因,则可以认为外国直接投资存在着产业结构效应。
2.1 变量设定
我们用FDI表示每年外商直接投资额,IS表示产业结构效应,其中IS1表示第一产业增加值占GDP的比重,IS2表示第二产业增加值占GDP的比重,IS3表示第三产业增加值占GDP的比重。我们用Eviews5.0对广东省1990―2008年的数据进行Granger因果检验。
2.2 检验步骤
对LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 进行单位根检验,检验结果见表1：
检验结果得到四个变量都为一阶单整,可以用E-G两步法进行协整检验。建立计量模型为：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,对计量方程进行回归,得到残差序列,对残差进行ADF检验,回归后的残差都是平稳的,说明FDI同IS1,IS2,IS3都存在协整关系,即满足进行Granger因果关系检验的条件。检验结果见表2：
2.3 结论
由上面的计量分析我们看到,外商直接投资和产业结构效应存在着长期的协整关系,并且通过Granger因果关系检验,我们从表2看到当滞后期为3时,外商直接投资不是引起广东省第一产业结构变化的原因的概率只有4.75%,说明外商直接投资引起第一产业产业结构的变化,而第一产业结构的变化不是引起外商直接投资变化原因的概率高达99.76%,说明第一产业结构的变化没有带来外商直接投资量的增加或减少,这可能是由于外商直接投资于第一产业的比重比较低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在单向的格兰杰因果关系,即外商直接投资是引起广东省产业结构变化的原因。根据表2,F值都没有10%的显著性水平,说明产业结构的变化没有带来外商直接投资的变化。
通过Granger因果关系检验,我们证明了外商直接投资引起产业结构效应的存在性,说明外商直接投资会引起广东省产业结构的变动,而外商直接投资的产业结构变动又会对广东省的经济发展带来怎样的影响？下面我们来分析外商直接投资的产业结构效应。
3 外商直接投资产业结构效应：基于增长模型的分析
在结构主义增长理论的框架下,结构变动对经济增长的促进作用可以表现为要素效率的提升和全要素生产率的提升。为描述外商直接投资产业结构效应的影响效果,分别考虑外商直接投资产业结构变量对要素效率和全要素生产率的影响。
3.1 模型设定
沿用结构主义经济增长理论的一般实证研究思路,我们在传统的经济增长模型注入外商直接投资产业结构变量,给出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分别代表广东省地区生产总值、劳动力投入、资本积累、FDI的投资产业结构变量(SFDIi表示外商直接投资在第i产业的投资额占总投资额的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t时期的全要素生产率,θ反映外商直接投资的间接产业结构效应的效果,Bt 度量了技术进步、制度变迁等除了产业结构因素之外的其他因素。η为外商直接投资产业结构变量对资本效率的影响系数,经济含义是,如果η为0,表明外商直接投资的资本结构变动特征并没有趋向于向高资本效率的产业调整,但η为0并不代表外商直接投资没有结构效应的可能性:一方面,外资的自身结构变动可能带来自身全要素生产率的变化；另一方面,外资的结构变动可能通过培育新兴产业、促进产业成长、促进产业技术创新等方面,来间接促进经济增长。此时，外商直接投资的产业结构效应表现为有助于提高全要素生产率来促进经济增长,即η>0。反之,如果η
由上述理论阐述,我们得到计量模型为：
LNYt=βt+θLNSFDIi+αLNL+γLNK+ηLNK×SFDIi+μi
3.2 协整分析
对Y、SFDIi、L、K等变量1990―2008年的数据进行ADF检验,检验结果见表3：
从表中可以看到,各变量除了SFDI1是平稳的,其他都为二阶单整,可以用E-G两步法进行协整分析。首先对计量模型进行回归分析,回归结果如下：
LNY=-0.8183+1.0068LNK-0.0641LNL-0.0429LNSFDI1+0.2445LNK×SFDI1
(-2.7458)(140.0530) (-1.8888) (-0.8376)( 0.5120)(1)
LNY=-1.5756+0.8705LNK+0.0276LNL-1.2715LNSFDI2+0.1621LNK×SFDI2
(-8.4937)( 36.6034)( 1.2145) (-5.8307)( 5.6353)(2)
LNY=-1.0380+1.0006LNK+0.0255LNL+0.1096LNSFDI3-0.0336LNK×SFDI3
(-5.1981)(185.0733)( 0.7387) ( 3.0851)(-2.5786)(3)
分别对三个回归方程的残差进行ADF检验,由检验结果可知,三个回归方程的残差值都是平稳的,即反映了变量之间对应的长期稳定关系。
3.3 结果分析
从方程式(1)的计量结果看，回归方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1两项都没有通过T检验,其对LNY的相关性不显著。这说明,无论是对资本投资效率还是全要素生产率,外商直接投资在第一产业的结构变动对经济增长的影响作用并不明显。这可能是由于外商直接投资在第一产业的比重相对较低决定的。从近20年的数据我们可以看到,外商直接投资在第一产业的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波动幅度不大。
方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通过了1%的显著性水平,说明外商直接投资的资本产业结构变量不仅通过资本效率影响经济增长,还通过全要素生产率影响经济增长。此外,LNSFDI2的系数为负,说明外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降。LNK×SFDI2的系数为正,则说明外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。
和方程(2)相同,方程(3)中的LNSFDI3和LNK×SFDI3 也同样通过了T检验,但是相反的是,LNSFDI3的系数为正而LNK×SFDI3系数为负。即表明外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。
从外商直接投资的产业结构与全要素生产率来看,外商直接投资结构变动对全要素生产率的影响作用可能存在两种途径：一是外商直接投资的产业结构变动带来的自身全要素生产率的改变；二是外商直接投资产业结构变动对国内资本带来结构外溢效应,可以从产业技术水平扩散、产业关联深化等方面加以解释。
对于第二产业,外商直接投资第二产业投资比重的提高造成全要素生产率下降的主要原因一部分在于进入广东省的FDI质量不高,另一部分在于FDI进入后对国内厂商产生的挤出效应。具体表现在,第一，从产业技术水平扩散的程度上来看,外商直接投资的进入会将原来服务于国内企业的优秀人才吸引过去，造成国内企业人力资本减少和积累速度减慢。第二，外商直接投资企业抢占原本由本国企业利用的稀缺资源,导致本国企业生产率下降。第三，从产业关联水平来看,广东省外资企业的产业链集成度并不高,原因在于不少FDI的进入是为了利用廉价劳动力,将广东作为其全球战略中的加工基地。广东省的外商直接投资具有加工贸易倾向,外商提供的技术属于装配组装技术和后工序生产技术的比重较大。
从以上研究知,外商直接投资对第二产业的全要素生产率弊大于利,加之外商直接投资产业结构中主要集中在第二产业,且主要集中在制造业,在2008年,外商直接投在制造业的金额占投资在第二产业的总额的96.2%,导致了第二产业过度投资,引起生产率下降。
对于第三产业,由于第三产业开放较晚,且在很多行业中广东省的发展还很不完善,市场不健全。外商直接投资带来的先进的技术弥补了第三产业发展资金不足的问题。同时外商直接投资会对国内资本产生挤入或挤出效应,不同行业、不同国家的资本形成效应也不同。如果外国公司进入东道国市场使该市场更具有竞争性,将会迫使国内企业增加投资。而作为后期发展起来的广东省第三产业,先进技术和资金的流入会促进广东第三产业的发展。
4 结论与政策建议
本文运用广东省的数据,对外商直接投资引起的产业结构效应进行实证分析,并分析了外商直接投资产业结构变动对广东省经济增长的影响。初步检验了外商直接投资的产业结构效应的存在性。
首先,通过格兰杰因果关系检验,证明了外商直接投资会对广东省的产业结构带来影响,说明外商直接投资和广东省的产业结构变动存在着单向因果关系。
其次,本文还通过协整关系检验了外商直接投资产业结构变动会通过全要素生产率和资本产出率对广东省的经济增长产生影响。由于外商直接投资在第一产业的投资比例比较小,所以外商直接投资在第一产业的产业结构变动对经济增长的相关关系不显著。外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降,而相反，外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。对于第三产业,外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。
对于上述计量结果和广东省外商直接投资在三次产业结构中的分布不均,以及外商直接投资产业中的分布不均等问题,本文提出以下建议：
第一,进一步改进广东省的引资政策,完善外商直接投资的投资产业结构。积极鼓励外商直接投资于农业新技术和农业综合开发项目,引进好的优良品种和新的种植管理技术,促进农业产业化发展；加强引进外商直接投资对于第三产业的投入,发挥外商直接投资对第三产业提高全要素生产率的效用。
第二,积极引进高产业关联度的项目,积极培育与外资相关产业的发展,形成有效的产业关联和聚集效应,充分发挥外资的产业带动效果,实现产业结构高度化的目标。尤其是一些由跨国公司主宰的主导产业群,如汽车、电子等作为主导产业,这些产业层次上符合一体化国际分工体系已经形成,产业关联度极高,且国际化程度也很高,并正在越来越大的程度上决定和引导着全球产业结构的变化。即要通过发展本地的配套产业来吸引国际重要主导产业的跨国公司进入广东。
参考文献:
［1］ 石薇. 外商直接投资引起的产业结构效应研究［M］.上海：上海财经大学出版社,2009.
［2］ 杨公仆，厦大慰. 产业经济学教程［M］.上海：上海财经大学出版社,2002.
［3］ 张晓峒. EViews使用指南与案例［M］.北京：机械工业出版社,2008.
［4］ 周振华. 现代经济增长中的结构效应［M］.上海：上海三联书店出版社,1991.
［5］ 安占然. 外商直接投资流入的产业结构效应［J］.开发研究,2007.
［6］ 尹枚. 广东省外商直接投资现存问题分析及对策研究［J］.经济研究参考,2010.
［7］ 郭克莎. 外商直接投资对我国产业结构的影响研究［J］.管理世界,2000.
［8］ 郭明. 广东外商直接投资对经济增长的影响［D］.广州：暨南大学,2008.
［9］ 江小娟. FDI对中国工业增长和技术进步的贡献［J］.中国工业经济,2002.
［10］ 李海林. 广东省外商直接投资与产业结构的关系研究 ［D］.广州：广东外语外贸大学,2006.
［11］ 唐曼兰. 外商直接投资对广东产业结构升级影响的实证分析［J］. 大众科技,2009.
［12］ 袁. 外商直接投资与广东省经济增长的实证分析［J］. 经济研究导刊,2009.
外商直接投资理论范文4
关键词：技术创新；外商直接投资
中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）08-0-01
一、引言
我国的外商投资开始于70年代末期，在整个80年代，外商直接投资数额较少，90年代初期FDI数额急剧增长。近年来，随着众多大跨国公司前来投资，外商直接投资为中国带来了大量资金，同时也加强了技术进步和产业升级。
对于外商投资对技术创新的影响，现有文献的观点主要分为两类：主流观点认为外商直接投资对技术创新有正影响；也有一小部分学者认为外商直接投资对技术创新有负影响。20世纪80年代中期由P. Romer &R. Lucas等人为代表提出的新增长理论明确指出了FDI技术进步效应在加速先进技术，人力资本和知识在世界范围内传递的积极作用。实证研究中，Caves（1974）最早实证研究了FDI对东道国内资企业发展的影响。Grossman and Helpman[1992]年的论文中提出随着经济发展，一国的科技进步将不得不更多地依靠自身的技术创新，而过度依赖外商直接投资一定会受到外国在政治层面和军事层面的挟制。
本文在已有研究文献的基础上，综合考虑外商直接投资对技术创新的正影响和负影响，提出外商直接投资对技术创新存在U型的影响关系。
二、U型理论分析
（一）FDI基数较小时对技术创新的抑制作用
近年来，各国都致力于技术创新的发展，发展中国家与发达国家技术创新发展速度有较大的差距。发展中国家以制造业为主，大量发达国家向发展中国家进行低级产业转移。外商直接投资在发展中国家逐步增加，但由于发展中国家自身技术落后，技术创新仍处于初始阶段，远落后与发达国家平均水平。此时，发达国家在对发展中国家进行产业转移的同时，也将部分落后技术与设备，转移至发展中国家。对于发展中国家来说，拥有国外落后技术与设备，已经大幅度提高了本国的生产力，在很大程度上改善了劳动者的工作环境。因此，发展中国家往往会安于现状，完全接纳吸收发达国家淘汰的技术和设备，减少科研投入经费投入，在很大程度上抑制了发展中国家的技术创新水平。近年来，发展中国家拥有较大的外商直接投资市场，但很大一部分本国自身技术创新并没有显著提高，这很大程度上是因为直接引进外国技术导致的。而相对与发达国家，本身具有长期外商直接投资历史积累，本国大部分资本用于科研投入，反而相对于发展中国家，科研技术处于领先水平。
（二）FDI基数较大时对技术创新的促进作用
尽管外商直接投资的加强会阻碍自主创新，但随着初始FDI力度的提升，FDI抑制技术创新的“专属效应”存在边际递增性。随着FDI的增加，国外技术和设备的不断引进，国内产业对这些技术和设备的依赖达到饱和程度，在依赖国外技术和设备的同时，没有自己的创新优势，此时，内部市场竞争逐渐增加，减少了企业所获得的利润。企业面对日益增大的竞争压力和不断减少的利润，被迫寻找新的途径来谋求发展。此时，企业不得不将更多的资本投入技术创新，希望通过技术创新，提高生产效率，从而提高企业的核心竞争力，获得更多利润。同时技术创新促进企业自身的技术出口，拓宽了企业获得额外利润的途径，推动企业的发展。
（三）对U型假说的实证检验
本文在王华[2011]的实证检验模型基础上，加入FDI二次项以检验U型假说，检验方程如下：
研究所有数据均来源于世界银行数据库。数据采取了1996年到2008年全球共42个国家的宏观数据。外商直接投资（FDI）采用各国FDI净流入量占GDP的比重来反映；研发投入（RD）用国家研发经费投入占GDP比重衡量；科研人员投入（RE）由每万人中研发人员来反映；进口（IM）采用信息与通信技术产品进口占总进口价值的比重来反映；市场规模（MS）则用最终产品消费占GDP比重来反映；基础设施状况（INF）采用每百人中网络使用人数来反映；金融支持力度（FIN）则采用各国年均累计金融贷款占GDP的比重来反映。一个国家创新程度（IC）的宏观变量我们选择了每百万人口的专利申请数。
对上面的方程进行时间序列的固定效应回归，从结果来看，FDI一次项系数为负，二次项系数为正，且都在百分之五程度上显著。同时，540个样本数据关于U型曲线的中轴对称分布。这无疑为FDI对科技创新影响的U型假说提供了经验证据。
（四）结论
从本文的研究结论来看，有必要加大外商直接投资力度来提高一国的技术创新水平，同时提升外商直接投资的初始值在很大程度上也有助于一国技术创新。当然，这里需要说明的是，各国传统技术产业或部门正面临激烈的规模竞争，产品利润微薄，劳动密集型产业的附加值被日趋压缩。长期来看，只有依赖技术创新、实现产业升级才能帮助发展中国家摆脱低增长率陷阱。而随着各国技术进步模式的转变，相应的外商直接投资也将提高。因此，不断完善与技术相关的制度安排仍是保持各国经济持续发展的重要保障。
在将来数据可获取的情况下，本研究至少可以在以下两方面进行扩展与完善： 首先是对未来FDI是否具有门槛效应的探究，并对其门槛效应进行稳健性检验；其次，企业作为技术创新的主体，如何从微观层面刻画企业面临的外商直接投资时的研发决定，是有待理论和实证深入考察的问题。
参考文献：
外商直接投资理论范文5
关键词绿色发展；外商直接投资（FDI）；产业结构；污染密集行业
中图分类号X196文献标识码A文章编号1002-2104
20世纪70年代以来，环境问题引起国际社会的高度重视。2012年，在我国十报告首次单篇论述“生态文明”，全国党代会报告第一次提出“推进绿色发展、循环发展、低碳发展”“建设美丽中国”，将经济绿色发展――即发展仍是首要，不过是要求在发展的过程中尽量减少环境污染和生态破坏，朝着环境友好和资源节约的方向前进[1]――设定成实现我国未来经济发展终极目标的过程。然而，随着在华外商直接投资规模不断扩大，我国环境也有恶化的趋势。针对外商直接投资是否是造成东道国污染主要原因这一问题，目前已有研究尚无定论。现有的研究多以实证或案例分析为主，尚缺乏贸易理论角度的分析。为探究“污染天堂”是否存在于我国，本文创新的将FDI理论与传统贸易理论相结合，理论分析“污染天堂”存在的可能，进而使用我国第三次工业普查数据进行实证检验。结果表明，外商直接投资在我国确实以污染密集型行业为主，但其影响的还不严重，即便如此，为实现绿色发展，我国应从宏观战略层面上引导外商在华直接投资。
在成为世界上最大的外商直接投资引进国的同时，我国环境污染问题呈现恶化趋势。在过去的三十年我国实际利用外资（以货币度量）年均增长率约为16.3%，至2011其总量达到1 160.1亿美元；从合同利用外资项目数分析，1979年至2011年累计达65.98万项，其中，2011年为2.75万项[2]。在我国经济高速发展和FDI 流入的大背景下，不容忽视的一个现实是我国的环境状况也呈现逐渐恶化的趋势，主要污染物排放指标（工业废水、工业废气以及工业SO2）从1992年至今各项指标基本上呈逐年增加的态势（图1）。其中，工业废气持续增长，在1992-2010年间增长高达479%；工业SO2排放在1992-2006年间快速提高，增幅达到69%，随后出现缓慢下降，相对于1992年依然增长41%；工业废水在有效控制之后，排放基本保
持不变，这凸显了政策选择对污染排放的有效性和重要性。
国内外不乏就FDI的流入与环境污染之间的直接或间接作用机理的研究，但是相关研究竟得出了截然相反的结论。“污染天堂”假说认为FDI的流入会对东道国的环境产生负面影响，其假说检验表明，由于发展中国家具有较低的减排成本以及松弛的环境规制，发达国家往往会选择这些国家进行污染密集型产业的直接投资。当环境政策规定的环境边际成本很低时，会由于某些策略性原因出现环境倾销现象[3-4]。另外，经济一体化会带来更多的污染避难所，出现所谓“向（环境标准）底线赛跑”，经济一体化会带来更多污染避难所的出现[5-6]。然而，基于跨国公司和本土企业的环境业绩比较研究，现有部分文献认为“污染天堂”假说在统计上并不显著。这些研究认为东道国环境恶化并不是跨国公司造成的，因为跨国公司的环境业绩一般比本土企业做得更好。通过对马来群岛的研究，Jenkins表明外资或是外资控股的企业会更多的使用环保技术，环境业绩比本土企业要好[7]。利用国有企业、私有企业和跨国公司的环境治理水平数据，Wang和Jin实证研究表明在中国环境业绩最好的是国外的跨国公司，其环境治理水平优于我国国有或私人企业并在统计上显著[8]。上述研究都仅是从实证角度出发，尚缺乏从贸易理论角度进行分析。为填补这一空白，本文首先构造贸易理论模型，进而将FDI区位选择模型引入其中，建立FDI污染转移模型，分析“污染天堂”存在的可能性；其次，运用我国的工业行业分布数据，我们将实证检验FDI是否以及多大程度上集中于我国污染密集程度较高的工业行业。
杨博琼等：中国绿色发展和外商直接投资政策选择中国人口・资源与环境2013年第10期1在华外商直接投资产业分布基本情况
本文研究外商直接投资外商直接投资在中国的产业结构依据国家统计局2003年第14 号文件《关于印发〈三次产业划分规定〉的通知》的标准。其中，第一产业指农、林、牧、渔业；第二产业指工业和建筑业；而第三产业为除第一、二产业以外的其他行业，例如：交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业等。图2FDI在各个产业分布图
Fig.2Distribution of FDI in three sectors图2表明，从流入中国的FDI在三大产业内的分布看，FDI在三大产业是非均衡分布，第二产业在实际利用外商直接投资外商直接投资中占主导地位[9]。在2010年，实际投向第二产业的外商直接投资外商直接投资占中国同期实际利用外商直接投资外商直接投资总额的66.2%，从投资绝对值角度看，从1995至2010年，2001年的第二产业实际利用外商直接投资外商直接投资的绝对金额是这一时期最高的，达534.48亿美元；1999年最低，为283.85亿美元。与第二产业占比相比，第一产业和第三产业实际利用外商直接投资外商直接投资的金额、比重很小。
然而，FDI在第二产业中的比重在2006年出现了结构性变化。1995-2005年间，我国第二产业中的外资流入平稳增长，从1995年的69.6%增长到2005年的74%。其中，2001年第二产业实际利用外商直接投资的比重最高，一度达到77.2%。从2006年开始，在我国产业政策调整的多方驱动下，FDI在第二产业中的比重逐渐降低，2006年降为67.4%，2007一年之间下降了10个百分点为57.3%。从此，FDI在第二产业中的份额一直停滞。
尽管从基本的产业分布来看，FDI还是主要分布于污染较为密集的第二产业，但是FDI集中于制造业主要是因为产品更接近国内消费市场和追逐低劳动力成本，因此简单的产业分布及其趋势分析不足以证明我国存在“污染天堂”现象。
2FDI污染密集程度理论研究
关于FDI区位选择问题，现有文献表明税收、市场的其他要素以及政府的功能是影响FDI区位选择的重要因素。企业税及税收的高低在很大程度上影响了FDI的流动方向和速率[10]。另外，税收的量能、方式和政策的稳定性是影响FDI区位选择的重要要素[11]。还有，经济的集聚作用也会在一定程度上吸引FDI[12]。对于在华FDI区位选择影响因素论述较为完全的是Leonard和Yum，他们认为对于在中国的FDI区位选择比较有影响的是市场的大小、基础设施完善程度、政府政策以及劳动力的价格，也就是预期收入和成本因素[13]。
针对环境污染与环境税收即有理论也有实证分析。Markusen理论推导出税收对跨国公司去留存在负向作用机理，即税收过高跨国公司则被驱走，反之亦然[14]。Murat，Emmanuel和Anastasios都认为环境税对跨国公司区位选择有影响，与Markusen不同的是，这两篇文章主要研究的是税收政策的确定性问题而非程度问题[14-16]。前者分析了在环境政策不确定的情况下，竞争性企业区位选择的最优解[15]，后者分析了环境政策的时间连续性与企业区位选择的关系，例如获得专利的企业倾向于环境政策稳定的政府[16]。值得注意的是，环境税收问题的研究对象均为污染企业，如果从行业角度来看，这些企业均属于工业行业。这也暗示非工业企业的污染是相对轻微，对于污染税或环境规制也不会特别敏感。
基于贸易理论，有关学者从全球分工的角度就这个问题作了比较系统地分析[17-18]。前者对于全球贸易分工理论分析认为，由于发达国家收入水平相对污染比例较高，所以发达国家的污染税征收较高，因此会迫使产业链上污染密集的部分转移到发展中国家[17]。Dean和Lovely拓展了Copeland和 Taylor的模型，对于中国的贸易对环境的影响作了详尽的研究[18-19]。其理论贡献是将加工贸易从普通贸易中单列出来，对于以利用东道国低要素成本为目的FDI生产（即垂直型FDI）生产进行了分析[12]。该文也同样认为产业链中的污染密集部分会被世界分工转移到发展中国家。尽管这两篇文章都是以工业为研究对象，但是仅考虑了垂直型FDI，缺乏对以进入东道国市场为目的FDI（水平型FDI）区位选择的分析。为填补这一真空，本文将综合考虑水平型和垂直型FDI的区位选择，对工业部门的FDI区位选择进行理论和实证分析。
2.1污染的供给函数
污染作为公共物品，由社会上所有的消费者提供。假定全社会有N个消费者，所有消费者的偏好是类似的，每个消费者的效用由普通效用和污染损失所组成，且两种效用是可以分离的，则代表性消费者的效用函数表示为：
U（x，y，z）=u（x，y）-h（z）（1）
其中，u（x，y）是同阶单调递增的凹函数，函数h是单调递增的凸函数。
于是，当产品价格人均收入和污染量给定时，消费者最大化自己的效用，其间接效用函数为：
V=u（I）-γZ（2）
其中，I是居民的收入，等于全社会产出G的人均值，即I=G（P，τ，Z，K，L）5N。
遵从Copeland和Taylor假定产品价格不会变化[12]。由此，代表性消费者的间接效用函数由收入所带来的效用减去污染所带来的效应组成。根据萨缪尔森公共物品的需求定理：如果全社会污染总排放为Z，政府的污染税为τ，为了使其效用最大化，公共物品的税收等于所有人的边际成本之和。政府的税收由代表性消费者的利润最大化来决定，其表达式为：
τ=-NVZ/VI=Nγ5u’（I）（3）
外商直接投资理论范文6
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。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。
