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外商直接投资论文范文1
不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。
尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。
一、东道国开放程度影响
外商直接投资溢出效应的机制分析
在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。
1.外商直接投资溢出效应的实现途径
外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。
可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。
2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响
东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。
东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。
二、东道国开放度对外商直接投资
溢出效应影响的实证分析
赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：
γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。
其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。
类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。
θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。
openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。
在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。
根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。
三、结论
根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：
第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。
第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。
因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。
[参考文献]
[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.
[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.
[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.
[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.
[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.
[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.
[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.
[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.
外商直接投资论文范文2
[关键词]外商直接投资经济增长协整
外商直接投资(FDI)是对外开放的重要组成部分，也是衡量一个国家对外开放程度的重要指标作者以重庆市作为东道主，从FDI对重庆市经济增长贡献的关系进行定性和定量研究，对于重庆市在改革开放三十年后如何改善投资环境，制定和实施正确的外商投资政策以促进经济增长有着十分重要的意义。
一、重庆利用外商直接投资发展状况
重庆外商直接投资大概经历了缓慢发展的起步阶段、高速波动的增长阶段和稳步发展阶段。重庆市FDI存在着总量少、来源集中、发达国家份额低以及投向集中、分布不平衡等问题。
注：根据重庆市统计年鉴和中国人民银行数据库整理
1985年，重庆第一个外商投资项目中外合资企业—庆铃汽车有限公司成立。从图一可以看出，1986年～1991年间，由于长期东西部发展不平衡和基础设施建设滞后等原因，引进FDI进展缓慢，FDI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重庆被国务院列为沿江开放城市,享受沿海开放城市的政策。1993年，国务院批准重庆建立国家级高新技术产业开发区和经济技术开发区，重庆迎来了引进外资的高速发展时期。1992年重庆市实际利用外资10247万美元，是第一阶段累计金额的1.40倍。1993年为历年来重庆引进外商直接投资之最。从图可以看出,1992年～1999年外商直接投资具有数量大、波动剧烈的特点。1997年重庆直辖市出台了61条吸引外资的优惠政策，实际利用外资金额达到38466万美元。重庆引资工作进入稳定发展的新阶段。
二、重庆FDI与经济增长关系的实证分析
外商直接投资是指外来投资者将资金或资产直接投放到东道国的产业部门，在当地创办企业或与当地资本合营，通过生产要素的直接投入，投资者对生产要素的使用和管理拥有直接控制权。
经济增长泛指一国生产的产品和劳务的增加。本文将衡量经济增长最主要的指标GDP作为代表，主要探讨FDI与重庆市GDP增长之间的关系。
1.FDI与GDP相关性检验。根据重庆市统计年鉴和中国人民银行数据库,收集1985年～2006年重庆市GDP和FDI的数据,剔除汇率变化的影响,运用Eviews3.1统计软件对重庆市GDP和FDI进行相关性分析,相关系数为0.843292,说明两个变量之间存在较强的正相关性。
2.序列协整分析和因果关系分析。为了说明变量之间的协整关系和因果关系,对FDI和GDP进行协整关系检验和因果关系分析。（1）单位根检验及实证结果。为了减少数据波动趋势性,分别对这两个变量取自然对数。在对两个变量的二阶差分的线性图形进行分析后,发现LFDI和LGDP两个变量没有明显的趋势特征,因此对LFDI和LGDP两个变量进行ADF检验。从分析结果得出,LFDI和LGDP两个变量的二阶差分序列在不含截距项和趋势项的ADF值都在5%的显著水平上，驳斥了存在单位根的假设，两个变量同阶单整。二阶差分的平稳性特征以及序列的同阶单整关系说明两个序列之间可能存在长期的协整关系。
（2)Granger因果关系分析。取自然对数的二阶差分具有平稳性特征,作二组变量之间的Granger(因果关系)检验，由检验结果可以看出,在长期的发展态势上,FDI的增长是GDP增长的Granger原因,但是GDP增长不是FDI增速不断扩大的Granger原因。
3.回归分析及回归方程的建立。上述相关性、协整以及Granger因果关系分析表明,重庆市FDI与GDP增长之间存在长期的均衡协整关系,并且FDI是推动重庆GDP增长的原因之一,因此通过分析可以建立两者之间的经济计量模型。
LGDP=5.896+0.4296LFDI
t=(46.47440)(9.429685)
R2=0.816377=0.807196F=88.91896DW=0.472310
采用E-G两步法进行协整分析，其拟合优度较好。但是DW值较小,存在一定程度的自相关性。对残差项进行检验,发现ADF为-2.862063,小于5%的临界值-1.9592,说明从长期发展来看,GDP的增长与FDI的增长是协调的,说明模型基本正确。
通过回归结果可以得出结论:重庆市引入FDI对GDP的平均贡献率为0.43,即重庆FDI每增加一个百分点,GDP将平均增加约0.43个百分点。可见，FID对重庆经济增长的作用是相当显著的。
FDI对重庆经济增长的推动效应十分明显。采取外向型经济能带来更高的经济增长率,引入FDI作为外向型经济政策的重要组成部分,对于重庆经济增长的贡献尤其值得关注。在金融风暴的浪潮下，全球经济将面临着衰退的景象，我国GDP增速预计由2008年的10.5%左右降至2009年的9.5%左右。重庆市如何在全球经济增速放缓的背景下，继续吸引外商直接投资，进一步扩大对外开放？通过Granger因果关系分析看出，FDI促进了重庆经济增长，但是，经济增长却不是FDI大量涌入重庆的原因。所以从其他方面考虑来吸引FDI。其中，排在首位的就是当地的制度，投资环境和各项政策法规。然而地处西部地区的重庆市相对于东部地区来讲，在市场经济发育程度、人们的思想观念、政府效率、法规政策透明度、高素质人才等投资软环境方面明显处于劣势，阻碍了外商直接投资的力度。因此，加快体制创新、深化外贸体制改革是重庆市吸引外资的关键之所在。
外商直接投资论文范文3
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[2]林勤跃.金砖四国：经济转型与持续增长.经济学动态，2010（10）.
作者简介
外商直接投资论文范文4
关键词：服务业，外商直接投资，就业质量
一、引言
在新一轮产业结构调整中，全球国际直接投资的重点逐步由制造业转向服务业。2007年下半年，世界金融和信贷危机开始显现，但全球外国直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）却达到创纪录的18330亿美元。2008年全球外商直接投资下降了21%，然而，流向发展中国家的FDI总额却增长了4%。另外，从行业流向上看，FDI加速流入服务业的趋势依然明显。根据《2008年世界投资报告》，电力、通信、交通和水务部门这类基础设施行业将成为外国直接投资增长最快的行业。2007年，我国服务业FDI的合同项目达到16736，占我国FDI合同项目总额的44.2%；服务业FDI实际使用金额为3 098 277万美元，占我国FDI实际使用金额总数的41.4%。
外商直接投资不仅弥补了我国服务业发展的资金不足、带来了先进的技术和管理经验，而且还创造了大量的就业机会。但是服务业外商直接投资对就业质量的影响是正向的还是负向的呢？又如何量化对就业质量的衡量呢？这些问题的研究对优化我国服务业引进外商直接投资结构、促进服务业就业结构的升级具有重要的理论和现实意义。
二、文献综述
关于外商直接投资对就业质量的影响的研究的国外文献主要有：Rong Chen在全球化背景下外商直接投资对台湾发展的影响一文中提到外商直接投资通常比国内投资提供更多的就业机会，同时有利于增加地区税收、提高工人的工资、引进新的技术[1]；Haishun Sun指出FDI对中国东部的国内投资和出口都做出了重要贡献，原因是FDI带来了资本、管理经验、技术和销售渠道，创造了新的投资机会[2]； DongshengZhou，Shaomin Li，David K.Tse认为外商直接投资影响了中国国内企业的生产力，但是在区域和产业方面的影响有所不同。吸引在FDI时间较长和数量越多的地区，国内企业的生产力水平较高。而在吸引FDI时间较长和数量越多的产业，国内企业的生产率水平则较低[3] ；JoshuaAizenman研究得出跨国公司的扩散效应对东道国的就业和经济增长起着很大的作用，若东道国的劳动力不是同质的，有技能的劳动力就会得到技术租金[4]。
国内学者侧重于研究外商直接投资对就业数量的影响，而对就业质量的影响的研究较少，涉及到的相关文献主要有：欧恺，秦向东对上海服务业发展与外商直接投资关系进行了实证分析，结果表明，在金融、房地产业就业人员所创造的生产总值远远高于其他的产业部门，劳动生产率水平相对较高[5]；凌海生从就业数量、质量、产业和区位分布四个方面分析了外商直接投资的就业效应，其研究表明FDI改善了就业质量 [6]；黄蕙萍等就外商直接投资对中国就业结构的影响做了理论和实证分析，研究结果表明，FDI对中国就业的地区结构的影响是明显的；对中国就业的产业结构有着积极的影响，FDI对于增加中国第二产业和第三产业就业人数的贡献比较突出[7]。
三、服务业外商直接投资对中国就业质量影响的实证分析
劳动者素质的提高显然利于劳动生产率的提高，同时，企业人力资本制度中聘用制度、报酬制度和培训制度的完善也会促进劳动生产率的提高，因此本文以劳动生产率作为衡量FDI的就业质量效应的参照指标。下文将采用1974年Caves和1983年Blomstrom创立的以“人均劳动生产率”为被解释变量、以服务业外商直接投资参与程度和服务行业资本密集度为解释变量的模型量化FDI对我国就业质量的影响[8]。
（一）模型的建立和样本数据的选取
向量自回归(Vector AutoRegressive，VAR)模型是非结构化的多方程模型。它采用多方程联立形式，用模型中所有当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计变量的动态关系[9]。
本文根据“人均劳动生产率”所确定的变量建立以下VAR模型:
外商直接投资论文范文5
众所周知，外商对华直接投资一直是拉动中国经济增长的主力，中国足吸收fdi的世界大国，占了流向发展屮国家fdi总量的三分之-。但另-方面，巾国也是世界资本的-大供给源，虽然口前巾国流出的对外直接投资(ofdi)相比流入的外商直接投资(ifdi)规模还较小，但其增长速度不容小视。仅2017年一年，对外直接投资的增幅就达到了 32%，中国的很多跨国大企业在国际商务中开始扮演越来越重要的角色。2017年，中国的对外直接投资额达到746.5亿美元1，创历史最高纪录，位居全球第五。
在全国各省市中，广东的对外直接投资总量位列第一，达到了 116.3亿美元。上海位第二，对外直接投资累计额达到60. 43亿美元。上海和广东作为中_经济的领头羊，许多行业都是处于全w领先地位，尤其是制造业，而且在实施对外直接投资的企业中，也还是以制造业为主。
影响我国对外直接投资的因素很多，有目的国的环境因素、政策因素、中国的市场因素、政策性因素等等。但以上分析都是基于宏观层而的，这些h益增长的对外宵接投资究竟是由什么样的企业贡献的?剔除相同的宏观经济环境、不同的行业因素和不同的冃的国的影响，什么样的企业更容易选择对外直接投资?企业的生产效率与企业的对外投资行为乂有什么样的关系?对企业层面的复杂差昇很难由一个笼统的调查阐释清楚，因此只有通过对企业层面进行严谨的分析，才能回答上面的问题。
在国际贸易理论研究中，很长一段时间企业在贸易中的作用是被忽视的。
传统贸易理论关于企业的描述仅有企业是追求利润最大化的，新贸易理论中虽然将规模报酬递增和不完全竞争引入国际贸易分析中，但企业还是同质的(homogeneous)典型企业，即所有企业都从事出u。然而，近十几年的贸场理论研究表明，企业是异质的(heterogeneous),为什么一辟企业从事出口而另-些企业不从事出口?为什么有些企业选择通过出口进入海外市场，而有些企业选择fdi?对上述两个问题，异质性企业理论从新的角度给予了解释。
melitz首次通过异质企业模型将上述研究规范化，出现了以企业异质性为特征的新-新贸易理论(new-new trade theory)。
新-新贸易理论是同际贸场理论的前沿，能够很好的解释当前国际贸易和投资活动的现实情况，代表了未来的发展思路和研究方向。该理论主要分为两个研究方向，以melitz (XX)为主导的方向主要探索企业的国际化路径选择，又称为异质性企业贸易理论(heterogeneous-firms trade，简称hft);以antras (XX)为主导的方向主要研究企业全球组织生产抉择，又被称为企业内生边界理论(endogenous boundary theory of the firm)。而从现有文献来看，该理论还处于发展初期，无论是理论还是实证方面都还不够成熟和完善，关于异质企业的理论假设需要更加详细的企业面的数据来进行检验。
本文将沿着melitz的研究方向，从异质性企业贸易理论山发，就企业生产率与出口、对外直接投资之问的关系等问题进行分析，通过采用上海和广东制造业上市公司的企业层而数据，来重点考察企业生产率与对外直接投资的关系。本文为我国企业进行对外直接投资提供了微观层面的经验证据，在一定程度上弥补了这方面研究的空白。
1.2本文的研究内容
本文首先阐述了异质性企业贸易理论的产生及其主要研究内容，为本文的研究奠足了理论基础。接着论文结合上海和广东企业对外直接投资的现状与特点，进一步探讨对外直接投资与企业生产率之间的关系。本文将通过实证分析给出相对明确的结论，为我国企业实施走出去战略提供决策上的支持和指导。
第1章为绪论，主要阐述了研究异质性企业对外直接投资的背景和意义、研究方法、难点及解决办法，并对本文的框架和结构做出相关的说明。
第2章是文献综述部分，是对相关文献的梳理和总结，首先简单介绍了不同文献对异质性企业贸易理论研究假设、理论框架等相关内容的分析，为本论文提供相应的理论基础。接着对有关异质性企业生产率与出口、对外直接投资之间关系的论证，进行相应的回顾和总结，在此基础上提出本论文的实证假设。
第3章是分别对上海和广东省的对外直接投资现状做出了分析，通过对这两个典型区域的相关研究，来发现这两地实施对外直接投资的优劣之处，从而为我国企业今后对外直接投资的发展提供一定的借鉴意义。
第4章是本文的实证研究部分，首先通过独立样本t检验，分别对两地出口企业与fdi企业的生产率进行比较，从而来验证hmy模型的相关结论，即fdi企业的生产率要高于出口企业。然后在此基础上，重点分析fdi企业的生产率，即为什么fdi企业的生产率要高于出口企、ik，是自我选择效应还是学效应的结果。
第5章根据实证分析结果，进行相应的分析，对企业生产率与对外直接投资的关系做出总结，并对我国企业制定走出去战略提出针对性的建议。
1.3本文的研究方法及框架
1、文献研究法第1章的研究动态和第2章的文献综述，对相关文献进行了梳理和总结。
在前期实证研究的基础上，对企业异质性在主要贸易理论中的体现进行了回顾和归纳，为本文的实证分析提供理论支持。
2、定性分析法
第3章主要运用了定性分析法，通过对相应数据的整理和分析，来说明上海和广东对外直接投资的发展现状及其存在的一些不同之处。
3、实证分析法
第4章是本文的实证分析部分，从异质性企业贸易理论度出发，在己有的研究基础上，对企业异质性与企业国际化经营选择的关系进行了相关的实证分析。首先通过独立样本t检验来验证fdi企业的生产率要高于出口企业。
然后通过回归分析，解释为什么fdi企业的生产率要高于出口企业，是自我选择效应还是学习效应的结果。
以下是论文的研究框架：
外商直接投资论文范文6
论文关键词：FDI，贸易结构，协整检验，误差修正模型
一、引言
贸易结构的决定是国际贸易理论回答的基本问题之一。从古典比较优势理论诞生以来，经济学家试图从不同的角度解释决定贸易结构的因素，形成了不同的理论流派。一些西方经济理论对外商直接投资和动态比较优势，贸易结构的变化进行了阐述，而较为著名的是维农的产品生命周期理论和“雁行”理论。维农把国际贸易与FDI产生的原因统一在“产品生命周期”的概念之下，将产品生命周期的不同阶段与国际化经营区位选择，方式选择联系起来，并证明了投资是在贸易基础上进行的比较优势转换的结果。而“雁行”理论认为在一个经济相对落后而且对外开放的国家，某一产业可以通过吸收国外资本和技术而获得发展。近几年，国内学者关于FDI与贸易结构的关系也做了许多研究，江锦帆（2004）发现FDI在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应两方面的作用协整检验，外溢效应对出口贸易有积极影响。江小娟（2002）对FDI与中国出口竞争力的关系进行了定量了研究核心期刊目录。她对外商直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额进行了比较，认为FDI有利于优化中国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。刘重力（2000）比较研究了中国出口商品结构与国外出口商品结构，发现FDI促进了我国机电产品出口的增长。已有的文献上看，这些研究都是从国家层面上来研究FDI与贸易结构的关系，而对于浙江省这样一个出口大省来说，研究FDI对出口贸易结构的影响具有重要的意义。
二、浙江省贸易结构的现状
（一）、外商投资企业对浙江省出口的贡献
外商投资企业作为浙江省FDI流入的典型代表，其对浙江省出口的贡献可以看出其对浙江省贸易的影响，我们用外商投资对浙江省出口贸易贡献度来衡量其对浙江省出口的影响；“外商投资对浙江省出口贸易的贡献度”是指外商投资企业出口额在整个浙江省出口贸易总额中所占的份额，表明外商投资企业出口的作用力大小。
表1 1997-2008年浙江省外商投资对其出口贸易贡献度
年份
外商投资企业出口额
(单位：万美元)
浙江省出口额
(单位：万美元)
贡献度（%）
1997
246640
1011113
24.39
1998
268295
1086623
24.69
1999
332783
1287125
25.85
2000
534843
1994279
26.82
2001
709961
2297747
30.90
2002
919969
2941102
31.28
2003
1304773
4159499
31.37
2004
1964667
5814638
33.79
2005
2726282
7680353
35.50
2006
3795210
10089427
37.62
2007
4725567
12827293
36.84
2008
5426543
