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外商直接投资范文1
关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
二）平稳性检验
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。
以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。
（三）协整检验
为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验
首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。
用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验在线
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验
协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5在线
从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议
本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，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。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
外商直接投资范文2
关键词：FDI；技术外溢效应；C－D生产函数模型；经验研究
一、文献回顾
自Richard Caves(1974)开创FDI技术外溢效应研究先河以来，Koizumi＆Kopecky(1977)、Findlay(1978)、王建业(Wang，1990)、Romer(1990)分别从不同的角度构造了技术外溢模型。Kokko(1992)在《外国直接投资、东道国特征和溢出》一书中，考察了跨国公司在他国设立子公司引致技术和生产力在当地溢出对当地企业造成影响的情况。他认为，技术溢出效应的发生来自两个方面：一是来自于示范、模仿和传播；二是来自于竞争。前者是技术信息差异的增函数；后者是主要决定于外国公司与当地厂商的市场特征及其相互影响。
对FDI技术外溢效应的经验验证工作已经开展了20多年，研究的东道国不仅涉及发达国家，还涉及发展中国家和转型国家。采集的样本数据年代跨度也比较大。大体说来，国外学者在这个问题上可以分为两派：另一派着重分析技术引进与本地研究开发的相互作用，尤其是技术引进对本地研究开发活动的影响；一派着重研究引进技术通过知识与生产率的溢出效应、企业间垂直联系以及雇员流动在其余经济部门的扩散。Borensztein、Gregorio、Lee(1998)使用过去20年FDI从发达国家流向69个国家的数据集检验了FDI对经济增长的影响。回归结果表明FDI是技术传递的重要工具。结果还表明，只有东道国具备一定的人力资本积累，从而有吸收先进技术的能力，FDI才能促进生产率的较快增长。
我们发现，无论在发达国家还是在发展中国家，技术外溢效应在产业层面上均比较明显，在企业层面上不确定性和负效应明显。这可以解释为FDI直接向合资企业进行新技术转移的不多，外资企业之间或外资企业与内资企业之间的竞争效应使得产业层次上获得的外溢效应比较明显。同时，这里提供的文献大部分是20世纪70、80年代的情况，而近年来跨国公司的研究与开发当地化对东道国技术外溢效应并没有反映出来，从而影响了对FDI技术外溢效应整体水平估计的准确性。
国内研究是在对外资的认识存在分歧的背景下展开的。一些人士或者担心外资的负面影响，或者通过调研否认FDI的技术外溢效应，另外一些学者的研究表明，FDI存在正的外溢效应。本文就是在这样的背景下进行研究的。
牛南洁(1998)考察了利用外资的经济效果，肯定了正面效应的存在。姚洋(1998)利用全国第三次工业普查资料，从中随机抽取了12个行业中的146704家企业作为样本，进行多因素回归分析后得出：与国有企业相比，“外国三资企业”的技术效率要高39％，“港澳台三资企业”要高33％；并且在行业内如果“外国三资企业”数量的比重每增加一个百分点，东道国行业内每个企业的技术效率就会提高1.1个百分点。何洁、许罗丹(1999)借鉴G.Feder、D.T.coe、E.Hlpman(1995)的做法，利用有关外商直接投资工业企业的统计数据，通过计量分析外商直接投资企业对我国内资工业企业以及整个工业部门产生的外溢效应，得出外商直接投资带来的技术每提高1个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用(产量的增加)就提高2.3个百分点。沈坤荣(2000，2001)利用各省的FDI总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，认为，FDI占GDP的比重每增加一个单位，可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长。潘文卿(2003)利用面板数据分析了外商投资对中国工业部门的外溢效应，支持了积极效应的结论。
新加坡国立大学和美国纽约州立大学的LiuZhiqiang(2000)在《FDI和技术溢出――来自中国的一些证据》中，以深圳特区制造业数据研究了FDI的技术外溢效应。结果发现，FDI与外资接受企业的生产率之间存在着不显著有时甚至是负的相关关系。而与此形成对照的是，整个产业层面上的FDI水平与企业的生产率之间有显著和正的相关关系。这说明FDI以技术转移形式产生了外部性。Liu所做的FDI外部效应的点估计表明，制造业中FDI的平均水平每增长1个百分点，能使企业的生产增长率提高0.5个百分点；研究还发现，技术外溢的路径基本上是从外商投资企业到国内企业。
陈涛涛(2004)分别通过以“人均劳动生产率”为被解释变量的经典模型和以道格拉斯生产函数为基础的模型，检验了1998、1999、2000年FDI对我国行业内溢出效应，结果显示FDI具有积极的外溢效应。姚利民(2004)对跨国公司竞争性投资的技术进步效果做了全面的总结，与上述学者的观点一致。吴延兵(2006)，王红岭、李稻葵、冯俊新(2006)，仝月婷、胡又欣(2005)利用企业数据的经验研究表明，FDI对中国制造业有显著的正溢出效应。
许罗丹，谭卫红，刘民权(2004)通过对广东省华资(指来自港澳台的投资)、欧资、日资、美资4组外商投资企业的调查数据，对比分析了4组企业在产品水平、研究与开发投入、上游产品来源、员工素质、培训方面对我国企业的技术外溢效应，结果发现，华资、欧资、日资、美资4组企业在对我国技术外溢途径上存在差异，也就是说，来源不同的外资重视的侧重点不同，技术外溢效果不尽一致。不过总体上看，还是积极作用较为明显。平新乔等(2007)的最新研究表明，港澳台资进入会显著地缩小内资企业与港澳台资企业在技术水平上的差距。
二、FDI技术外溢效应的估计：基于C－D生产函数的数理与计量模型
国外对FDI技术外溢效应的考察主要有两种方法，分别是以Caves(1974)和Blomstrom(1983)创立并改进的“人均劳动生产率模型”，以及“柯布一道格拉斯(C－D)生产函数模型”。“人均劳动生产率模型”因被解释变量为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比而得名。其基本形式是：LP=α0＋α1FDI＋α2K／L＋α3LQ＋e。其中，LP为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比，FDI为外资资产在行业总资产中的比重，K／L为资本劳动比率，LQ为内资企业的劳动力质量。只要能够证明α1>0，就可以认定FDI具有正的技术溢出效应。但是，该模型在我国的应用中遇到了不小的困难，主要表现在采集数据方面，外资资产存量和总的固定资产存量数据目前还难以获得。“柯布一道格拉斯生产函数模型”
是在道格拉斯生产函数的基础上，对道格拉斯方程取对数后建立起来的，基本形式是：LnY=γ＋αLnL＋βLnK＋η FDI＋e。其中Y为采用企业的产出水平，解释变量与“人均劳动生产率模型”中的含义基本相同。可见，“柯布一道格拉斯生产函数模型”在对我国FDI技术溢出效应的检验同样遇到了数据问题。
刘金钵、朱晓明(2004)在柯布一道格拉斯生产函数之上，构建了一个判定FDI技术外溢效应的经济计量模型，形式为：dY／Y=ε×IF／Y＋α×dL／L＋MPK×I／Y。式中IF为FDI流量，ε就表示FDI的技术外溢效应，MPK为资本的边际产出，这里假设它为常数，I为固定资产投资额，Y为国民收入。该计量模型解决了FDI存量与固定资产存量数据无法获得从而模型在我国无法计量的问题，但是也存在一个缺陷，即模型中只考虑了FDI对技术进步的影响，忽视了国内投资对技术进步的作用。
三、FDI对我国技术外溢效应的经验验证
1 变量说明与数据处理
我们构建的计量模型涉及4个变量，分别是总产出Y、FDI、国内投资I和劳动者人数L，这里以GDP代表总产出，以每年的实际利用外资数额(亿美元)乘以当年的平均汇率代表外商直接投资数额(亿元人民币)，国内投资指不包括FDI在内的所有固定资产投资，考虑到我国的固定资产投资主要集中在城镇，所以劳动者人数以城镇就业人数来代替。所有数据均来自历年的《中国统计年鉴》，样本区间为1983年～2003年。
2 单位根检验
根据时间序列的标准建模过程，首先要对各时间序列进行平稳性检验。结果见表1。
由表1可知，dY／Y、FDI／Y和I／Y三个时间序列变量都是非平稳的，它们的一阶差分都是平稳的，它们都是一阶单整的，即都是I(1)序列。但是，就业增长率变量dL／L却是零阶单整的。所以基于c―D生产函数的计量模型就不能包括就业增长率这一变量，这是因为同阶单整是所有时间序列变量之间具有长期稳定关系――协整关系的必要条件。实际上，我们试图将该变量加入模型之中进行回归模拟，但结果显示，就业的增加却导致了GDP的下降，也不得不将它剔除。故之后的协整检验也是在将它剔除之后进行的。
3 协整检验
为避免伪回归，就要对所建立的模型进行协整检验，以确定单整变量之间是否存在长期稳定的关系――协整关系。本文运用Johansen技术进行协整检验。
四、小结
外商直接投资范文3
关键词：外商直接投资；湖北；现状；对策.
近几年来，湖北省积极改善经济环境，大力吸引外商直接投资，成效显著。但与沿海发达地区，尤其是沪、粤、苏、浙等省市相比，仍有很大的差距。研究湖北外商直接投资的现状，分析外商直接投资对湖北产生的利弊，对进一步扩大和加强湖北企业同世界著名公司的合作，提高利用国际直接投资的质量和水平，促进产业结构调整和升级，都具有积极的作用。
1 湖北省利用外商直接投资的现状及特点
截止2006年，共有46个国家和地区来湖北省投资，来湖北省投资的世界500强企业达到58多家，跨国公司在湖北省设立地区性、区域性机构累计达到300多家。2006年湖北实际利用外资30.82亿美元，而加入世界贸易组织的2001年湖北实际利用外资只有15.61亿美元。
（1）外商直接投资来源结构呈现多元化趋势。
近年来湖北省利用外商直接投资来源结构呈现多元化趋势。外资来源仍以亚洲国家（地区）为主。亚洲国家（地区）来投资项目数、合同外资和实际使用外资分别占全省总量的68.67％、76.83%和67.34％。实际使用外资来源前五位国家（地区）为香港、日本、美国、法国和维尔京群岛。
（2）利用外商直接投资的规模较小。
按实际平均项目投资额来衡量投资规模，2002年，来源于亚洲的一般为几百美元，而来自欧盟跨国公司的则高达上千万美元。由于湖北省的外商直接投资主要来源于亚洲国家和地区，而这些外商直接投资企业大多数是中小型企业，项目数虽多，但投资的规模较小。跨国公司来湖北的投资总额只占全国的1/100，数量只占1.6%，可见外商投资的规模非常的小，还有很大的提升空间。
（3）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在武汉市和其周边城市黄石市、宜昌市、孝感市构成的大城市圈内，两者分别占全省总投资的65.1%和81.41%，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。
（4）利用外商直接投资的产业分布不平衡。
近年来制造业是外商投资重点，房地产和基础设施领域为外商所看好。2005年新批外商投资项目中，投资制造业的项目多达353个，占新批项目数的67.9%。在制造业中，外商主要投资在机电、纺织服装、交通运输设备制造、医药、化学原料生产等方面。在外商重点投资制造业的同时，房地产和城市基础设施项目也为外商所看好。
（5）外商投资产业聚集效应明显，技术水平进一步提升。
武汉、襄樊的汽车产业，黄石、鄂州、仙桃的纺织产业，宜昌的化工，武汉、宜昌的电子产业都出现了产业聚集现象。外商投资项目的技术含量也有明显提高。世界柴油发动机巨头-美国康明斯公司与东风公司合资设立柴油机研发中心已落户武汉沌口开发区，项目总投资2000万美元，主要从事柴油发动机及压缩天然气发动机、发电机设备及元件的技术研发。
2 外商直接投资对湖北经济的影响分析
外商直接投资能对湖北的经济产生积极的作用同时也会带来一定的负面效应，具体表现为:
2.1 积极作用
（1）改善了出口产品的科技含量。
外商投资企业的发展推动了湖北高新技术产品的出口, 提高了出口产品的科技含量,改善了湖北出口产品的结构。目前湖北形成了武汉、宜昌、襄樊、孝感四大机电和高新技术产品出口基地, 船舶、显示器、汽车及零部件等技术密集、资本密集的产品比重上升, 扭转了过去出口单纯依靠农产品、纺织品的局面, 改变了出口产品附加值不高的状况。
（2）加快了产业结构升级。
根据要素禀赋结构理论，生产要素的供给结构将改变产业结构。外商直接投资作为一种重要的生产要素投入，势必会对一地区产业结构高级化产生影响。2006年中国实际外商直接投资额为630亿美元，而湖北实际利用外资30.82亿美元，占全国的4.89%，相对2003年占全国2.93%，比重呈现出一种明显的上升的态势。
（3）对技术进步起到了带头作用。
从总体上看, 大多数三资企业都与某种形式的技术转移联系在一起, 基本途径包括: 第一, 引进技术含量较高的资本货物和加工工艺并高效率地使用, 提升了湖北省产业的技术水平。第二, 引进新产品, 使符合需求、高技术含量和高附加值的产品在湖北省制造业产出中的比重增加。第三, 外商投资企业在引进先进技术的同时, 也引进了有效使用这些先进技术的管理能力。第四, 引进研发能力。第五, 通过多种方式产生技术外溢效应, 对湖北省关联产业的技术进步产生积极的推动作用。
（4）优化人才培养和任用的机制。
外资企业的投资主要聚集在资本密集型产业和高新技术产业领域，人才选拔上抛弃了“唯高学历”“唯关系”的任用模式，唯才是用，为专业型、技能型人才提供了很好的发展平台。与此同时，随着利用外资规模的不断扩大,外商投资企业吸收的劳动力数量逐年增加, 说明外商投资企业正逐年创造越来越多的就业岗位,为更多的人才提供机会。
2.2 消极作用
（1）影响产业格局，引发地方的发展不平衡。
外商直接投资的投向以盈利为目的，可能会与我省地区发展政策不符。外商过来办企业，目的就是为了追求最大化的利润，这样他们就不会考虑地方产业发展政策，同时，他们尽可能往最能赚钱的地区去投资，这会使得湖北省不同地区的经济发展更加不平衡。
（2）带来的技术并非核心技术，对技术进步和产业升级作用不大。
以汽车产业发展为例，现在的汽车合资企业虽然股份方面我们占多数，但是核心技术掌握在外国人手里。合资带来的好处就是给外国汽车企业提供了销售自己生产的汽车的渠道，而对自己的民族汽车产业发展并没有多大贡献。
（3）给民族工业带来的冲击。
由于外商凭借其雄厚的资金、技术实力和政府的优惠政策，采取“先占市场再寻求最大利润”的策略，集中力量于流通领域，强力挤占市场，甚至导致对某些产品市场的垄断，严重影响了本地企业的健康发展。
（4）对就业产生溢出效应。
外资企业依靠自身的雄厚实力, 通过占领湖北市场,在饮料、纺织、家化等行业挤垮湖北本地企业, 进而也会使这些企业中的员工失业。与此同时，在现行的社会保障体系尚未完善的情况下，落聘的职工的安置和分流问题如果处理不当，不仅直接影响企业外资的进程，而且给社会稳定也埋下了隐患。
3 湖北利用外商投资的主要对策建议
3.1 着力改善投资软环境，进一步扩大对外开放
继续加强全省重点对外开放口岸基础设施和国家级、省级开发区配套设施建设，进一步完善对外开放体系，增强吸收外商投资的竞争力。加强经济运行调度，提高通关效率，及时缓解外资外贸企业生产经营中的原材料价格上涨，电力、资金供应紧张等问题，努力为外资外贸企业创造良好的生产经营环境。此外，按照国家投融资体制改革的总体要求，积极推进外资项目核准制度改革，尽快出台湖北省《外商投资项目核准暂行管理办法》、《境外投资项目核准暂行管理办法》和《国际金融组织和外国政府贷款投资项目暂行管理办法》等配套管理规范，并抓好新办法在全省范围的实施。
3.2 认真贯彻国家对外商直接投资的相关政策
严格执行国家对外商投资鼓励类产业项目的税收优惠政策，认真贯彻实施新的《外商投资产业指导目录》，鼓励并引导外商投资改造机械制造和纺织服装等传统工业，发展现代农业和汽车及零部件制造业；大力吸引外资发展电子信息、生物医药、新材料等高新技术产业。通过汽车、钢铁、石化、机械等行业的骨干企业招商，引进跨国公司来湖北进行战略性投资；积极推进商贸、物流、科教以及金融、保险、旅游、中介机构等服务业吸引利用外资。
3.3 加大引导县市招商力度
支持农业产业化龙头企业的发展壮大，吸引外商投资农业产业化项目和具有资源优势、劳动力优势的加工型项目，以此带动县域外向型经济的发展，加快县域“一主三化”的进程。注重关联招商和配套引进，逐步推进武汉城市圈城镇群内在比较优势基础上的产业和功能分工，促进产业板块和密切配套的产业链的形成，为整个圈域内的工业化、城市化进程提供更为强劲的动力。
3.4 调整利用外商投资的战略导向
应将利用外资，提高经济的国际竞争力水平作为新形势下湖北省利用外资的战略导向，一是提高外商直接投资的水平，重视外资来源的技术档次、技术构成和管理水平构成。二是提高湖北利用外资的水平，充分利用外资促进经济结构的战略性调整，包括所有制结构、产业和行业结构、企业组织结构、区域经济发展结构、技术结构、出口产品结构等。
3.5 创新利用外资方式，提高利用外资水平
探索项目融资、境外上市和股权融资等新的利用外资方式，积极筹措融资成本较低、条件比较合理的国外资金，重点支持能源、交通、城建、港口码头等重大基础设施项目的建设。引导外资参与国有企业战略性改组，认真研究盘活国有资产的有效形式。在符合国家有关规定和外商投资产业政策的前提下，支持外商进行协议购并、产权交易市场购并、股票市场购并以及股权转让购并，推动现有存量资产与国际资金、技术的融合，创新经营管理机制，实现产权结构多元化，健全法人治理结构，提高企业国际竞争力。
参考文献
［1］凌丹，段凌燕.外商直接投资对湖北经济的影响［J］，当代经济2006，（8）.
外商直接投资范文4
英国学者邓宁在海默的垄断优势理论，巴克利和卡森的内部化理论的基础上提出了国际生产折衷理论，对跨国公司及对外直接投资现象做了全新的解释。他指出：一个企业进行直接投资是有三个因素决定的，即所有权优势，内部化优势和区位优势。邓宁把区位优势看作国际投资区位选择的关键因素，并把区位因素归纳为市场因素、贸易壁垒、成本因素和投资环境，随后又补充了语言、习惯等非经济因素。
根据邓宁的理论，伍德沃和罗尔夫对影响出口导向制造业国际分配的主要因素进行了实证分析。根据他们的分析，跟投资选址呈正相关关系的因素有：GDP、汇率贬值、免税期限、自由贸易曲的规模、政治稳定因素、制造业的积聚度、土地面积等；而与选址呈负相关关系的因素有：工资、通货膨胀率、运输费用、工会组织等。
朴商天（2004）以中国市场为研究对象，对外商在华直接投资的地区性差异因素进行了实证分析，得出：对外开放度、集聚化程度、鼓励政策与直接投资之间存在着明显的正相关关系，而工资水平、研发人力则对直接投资起着反作用。基础设施对选址呈正相关关系，但对外商投资企业经营活动的影响正在减少。
这些理论都在一定程度上解释了FDI区位选择的动因，前两个是以多个国家为研究对象的，对我国具有一定的借鉴性，但不可能完全符合中国的现实情况。朴商天虽然以中国为研究对象，但他只简要的讲述了影响地区性差异的因素，对某些区域存在着哪些具体的问题方面并没有解释。本文根据这些学者提出的因素，结合中国东、中、西部的具体情况，解释对外直接投资在我国分布不均衡的原因和由之得出的一些启示。
二、提出问题
中国已成为世界上吸引外商投资额最大的国家，但是外商在华直接投资的地区性发展很不平衡。主要集中在东部沿海地区，特别是以上海为中心的长江三角洲、以东莞为中心的珠江三角洲和以京津唐地区为中心的环渤海经济圈。据有关数据显示：目前外商对华直接投资中有87.84%分布在东部地区，9.09%分布在中部地区，而西部地区只有3.08%。究竟是什么因素导致对华投资的如此不均衡，跨国公司进行投资区位选择时考虑的因素又有哪些呢？中外学者做了大量的研究。
三、影响外商对华直接投资区位选择的因素
1政策因素
张立（2002）对FDI在我国省际分布的决定因素进行了实证分析，他引入了各省执行FDI优惠政策的时间，结果显示，各省执行优惠政策的时间先后对FDI的流入有着显著的影响。我国的珠江三角洲和长江三角洲作为政策开放较早的地区，利用自己东南沿海的区位优势、政策优势和劳动力成本优势，通过建立开发区和工业园区，最先成为对外直接投资在我国的集中区。1992年中国开放内陆城市并实行也沿海地区相同的鼓励政策，推动了中国中西部地区的对外开放，近几年外商对中西部的投资有所增长，特别是长江中上游地区，如安徽、江西、湖北、云南、贵州等省份。差距不可能在短期内消除，但中西部地区已经开始了引进外资的征程。
2劳动力成本及工资水平因素
劳动力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。Austin(1990)强调发展中国家吸引外资的主要原因在于低工资水平，工资高低与外商投资呈负相关关系。朴商天（2004）通过实证分析，验证了这一关系的正确性。作为人口大国，中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，这就是外资没有因为劳动力成本低而大量流向中西部地区的原因。
但是过高的工资水平也会抑制外资的流入。以长江三角洲职工平均工资衡量的劳动力成本显示，上海、宁波、杭州、南京和苏州等地的工资水平，远高于长江以北地区城市。工资成本对FDI分布的影响就是，未来的长三角地区外资可能会更倾向于投资到工资水平较低的周边地区，甚至转移到区外。工资成本的上升对长三角的外资流入是一个不利因素。
3土地成本因素
珠三角地区开发较早，当外资聚集到一定程度后，可利用的土地越来越少，而成本不断攀升，对FDI起到了明显的抑制作用。按2002年单位土地面积的GDP衡量，深圳、汕头、广州、海口和福州等珠三角城市的土地成本在全国排在前列。自90年代以来，珠江三角洲在引进外资中所占的比重有所下降，而长江三角洲和环渤海地区的比重在持续上升。
4.基础设施质量
基础设施（公路、铁路、港口和信息通讯等）和基础工业的发展状况决定着社会生产的规模和效益，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”。
5集聚效应区域产业基础是吸引对外直接投资的重要因素。一方面，全球80％的FDI集中在发达工业化国家（hakrabarti，2003），外国资本在这些国家的投入也更加集中；另一方面，对外直接投资的分布呈现出比较明显的集聚效应（Figueiredoetal，2000），区域产业基础越强，外资企业越多，外商就越容易在该地区投资。Headetal（1996）对我国931家外资企业进行了研究，发现有“吸引力”的城市——那些具有良好产业基础的城市——获得了更多的投资，而集聚效应则放大了政策的直接影响。
对于集聚现象，Krugman（1991）的研究提供了一个基本的研究视角。他结合城市经济学和区域科学，认为：聚集效应的关键是规模经济，特别是外部规模经济；聚集能导致生产某一种产品的平均成本下降，进而产生递增的规模效应。聚集效应体现出一种路径依赖，进而影响后续FDI的聚集(吴丰，2001)。外商直接投资的聚集效应体现在增量FDI的区位选择受到特定区位的FDI存量的影响，即当某一地区的外商资本控制的厂商越多，新的外商就更倾向于投资该区域国家或区域(许罗丹、谭卫红，2003)。许罗丹、谭卫红(2003)、王剑、徐康宁(2004)、吴丰(2001，2002)对FDI在中国表现出的聚集效应进行了研究阐述，均认为外商投资的聚集效应明显。为了在运输成本最小化的条件下实现规模经济，制造企业倾向于在有巨大需求的市场或潜在市场区域选址，而需求本身的定位取决于制造业的分布。区域产业基础与对外直接投资的进入具有双向促进关系。资本的进入增强了该地区的产业能力，同时也强化了外资的集聚机制。以苏州为例，该地区的IT制造业目前已具备了相当完整的产业链，在开发区周围25公里内可以达到98％的产业配套率。这种配套体系在吸引跨国公司进入的过程中发挥了重要作用。苏州由此成为全球IT制造业最重要的集聚区之一。台湾十大笔记本电脑公司有九家在苏州投资，包括明基、华硕、华宇、台达在内的台湾20家最大的电子信息企业，有16家人驻苏州，随后相关配套企业相继进驻，产品包括线路板、电脑配件、主机板、扫描仪、鼠标器、及电池和笔记本电脑等等，共有1500余家IT企业，形成较为齐全的IT产业配套体系，这种产业链投资方式既使企业具备了较强的竞争优势，又增加了苏州招商引资的吸引力。
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，另一个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台湾地区的计算机和电子设备制造商，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。
6“核心一”体系（CPS）。在对外直接投资比较集中的地区，往往会形成“核心一”体系（CPS），在空间一上的表现即为围绕“核心”区域形成的“核心一”（CP）结构。因此，与核心区域的地理接近性，成为影响对外直接投资的重要因素。我国“核心-”体系的结构可分为两种：第一种是与投资国相邻，易于吸引投资。例如我国广东的东莞、深圳等地区，由于毗邻香港，而成为外资最先进入我国的地区之一。山东的青岛、威海等地则由于与日本、韩国接近，而成为日资和韩资集中的地区。CP结构形成后，会在该地区产生一种引力，企业在选址时将遵循引力模型中所描述的企业关系，形成集聚效应。第二种是对外直接投资在核心区域选址后，吸引了大批跨国配套企业进入，这些企业在核心区域附近选址，形成了以产业配套为特点的区域。1993年，台湾明基公司在苏州新区投资设厂，同时还召集其台湾核心配套厂商，吴江由于具有土地和区位优势成功吸引了一大批配套企业人驻，从而在以苏州为核心，以吴江为的地区形成了以产业配套协作体系为特点的CP结构。
基于对外直接投资影响因素的分析，我们可以得出促进区域经济特别是中西部经济发展的几点启示：
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，包括三方面内容：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、交通、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，应取消对外资企业在税收等方面“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。四是尽量减少本是不必要的，繁琐的政府干预。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
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”问题等。
3.实行跨国公司友好型政策，加快基础设施建设，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。
外商直接投资范文5
2007年全国吸收外商直接投资全口径数据（含银行、证券业）为：全国新设立外商投资企业37888家，同比下降8.69%；实际使用外资金额826.58亿美元，同比增长13.8%。其中：1-12月，全国非金融领域新设立外商投资企业37871家，同比下降8.69%，实际使用外资金额747.68亿美元，同比增长13.59%。
2007：五省一市是我国纺织品服装出口的主力
据海关最新公布的统计数据显示，2007年全年全国纺织品服装进出口贸易总值达1943.53亿美元，占全国总进出口额的8.94%，同比增长17.69%，其中出口贸易额高达1756.16亿美元，同比增长19.40%，累计贸易顺差达到1568.79亿美元，同比增幅更达21.60%。
分省市来看，五省一市依然是我国纺织品服装出口的主力。其中广东省依然是最大的出口来源地，2007年广东省纺服累计出口额高达423.67亿美元，位居各省之首，同比增长18.72%，其中深圳出口贡献44.06亿美元，占全省出口总额的10.40%，同比增长34.28%。
江浙沪地区紧随其后，累计出口贸易总值达796.7亿美元。其中浙江以370.66亿美元的出口总额位居该地区之首，列全国第二，同比增长19.94%；江苏以263.22亿美元的出口总额排在浙江省之后，同比增长16.16%；上海次之，较2006年增长8.89%。山东的纺服出口额依然排在江浙沪之后，2007年山东纺服累计出口额为142.56亿美元，占全国的7.33%。
另外，2007年福建的纺织行业也有快速发展，纺织服装的出口总额快速上升到73.12亿美元，同比增长26.15%，是我国第六大纺服出口省份。
纵观全国，2007年纺织品出口最快的并非上述五省一市，而在新疆、贵州和重庆等中西部省市，上述三省2007年纺织品出口额同比增幅分别在53.28%、51.21%及44.84%。中西部省市纺织服装的发展速度将会越来越快，出口步伐也将不断加快。
2007年汽车商品进出口超660亿美元
据中国汽车工业协会统计整理的由海关总署提供的汽车商品进出口数据显示，2007年，全国汽车商品累计进出口总值为668.78亿美元，其中进口总值259.82亿美元，同比增长24.45%，出口总值408.96亿美元，同比增长45.31%。
“海洋经济”为3151万人提供工作岗位
据国家海洋局统计，2007年全国海洋生产总值24929亿元，比上年增长15.1%，占国内生产总值的10.11%。海洋经济的区位优势不断显现。环渤海经济区、长三角经济区海洋生产总值均超过7500亿元，占到了全国海洋生产总值的近70%。
作为世界海洋大国，海洋经济在中国国民经济建设中的地位显著提升，涉海就业规模持续扩大。2007年，全国涉海就业人员已超过3151万人，新增就业岗位191万个。
2007中国奢侈品消费达80亿美元
世界奢侈品协会近日报告称，2007年中国人在首饰、服装、皮具、香水等奢侈品（不包括私人飞机和游艇）上的消费达80亿美元，奢侈品消费占全球市场份额的18%，消费人群占总人口的13%。成为仅次于日本的全球第二大奢侈品消费国。
相关方面预计，到2010年，中国将有2.5亿消费者有能力购买奢侈品，消费总额将达到2000亿元人民币。预计到2015年，中国奢侈品消费将占全球市场份额的32%，超过日本。
财政部：政府采购五年节约资金1800多亿元
在日前召开的全国政府采购工作会议上，财政部部长助理张通透露，全国政府采购规模由2002年的1009.6亿元增长到2006年的3681亿元，年均增长39.5%，2007年达到4000亿元。五年来财政资金使用效益明显提高，2002年至2007年政府采购资金年节约率达到11%，累计节约财政资金1800多亿元。
外商直接投资范文6
关键词：外商直接投资;柯布――道格拉斯函数;可行广义最小二乘法
中图分类号：F71文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）08-0085-02
1 外商直接投资的主要特征
1.1 数额增幅较快
外商直接投资是辽宁利用外资最主要形式,并且绝对额逐年递增。1998-2003年间实际直接投资额增长率由1998年的6.46%上升到2006年的63.54%,年均增长率为26.08%,比同一时期全国外商实际直接投资年均增长率的3.58%高出22.23个百分点,这充分说明利用外商直接投资是辽宁省利用外资的主要方式,并且在近几年进入快速增长时期。
1.2 以制造业为主
辽宁利用外资产业布局主要在第二产业方面。从投资领域上看,外商直接投资分布在制造业、批发和零售贸易餐饮业、房地产业及社会服务业。而主要流向则是第二产业,尤其是制造业(辽宁制造业基础雄厚,多年来一直是外商直接投资的重点),2006年全省第二产业合同外商直接投资合同金额达89.8亿美元,占当年外商直接投资总额的59%。这与整个中国利用外商直接投资的特征是一致的。
1.3 外企发展迅速
跨国公司发展迅速,为辽宁经济振兴发挥了重要作用。近年来,世界知名跨国公司纷纷在辽宁建立制造业生产基地与技术开发基地、零部件配套基地和地区总部,大力投资石化、化工、建材的基础产业,提升机械、冶金、轻工、纺织等传统产业,促进辽宁省制造业的改造升级。
2 外溢效应检验的模型设定
依据柯布-道格拉斯函数，我们得出：
Q=ALαKβ（1）
Q代表企业产出，K代表投入的资本，L代表投入的劳动。A代表外生的技术因素变量。α代表劳动的弹性，β代表资本的弹性。外商直接投资的外溢效应是通过变量A来实现的。A又可以写为：
A=BFθ（2）
B代表所有行业中的企业所共同拥有的技术因素。F代表由于外商直接投资引起的行业内的技术因素的变化。θ代表这种技术因素的弹性。
我们把公式（2）代入公式（1），则有：
Q=BLαKβFθ
公式两取对数，使其变为线性。
Ln(Q)=Ln(B)+αLn(L)+ βLn(K) +θLn(F)（3）
在公式（3），θ代表外商直接投资对于辽宁企业的外溢效应，如果θ为正，且系数显著，则证明了这种外溢效应的存在。
3 数据与计量方法
根据前文所提及，辽宁外商直接投资的一个特点是投资的重点以工业企业为主，这也是我们国家的外商直接投资的一个主要特点，工业企业的外商直接投资额占总投资额很高的比重（超过50%）。所以本文以2003年辽宁省的39个工业行业数据来进行外溢效应的研究 。
Q表示工业企业的增加值，采用的是行业的增加值数据,单位：万元。K表示投入的总资本，采用的是行业的总资产数据，单位：万元，L表示投入的劳动，采用的是行业的职工人数。变量F用来表示外商直接投资所带来的技术因素的变化，这里用外商直接投资的总资产占整个工业企业的总资产的比例来表示外商直接投资对辽宁整个工业的外溢的效果 。为了证明模型的正确性与强健性，我们另外采用外商直接投资的净资产占整个工业企业的净资产比例来表示上述的外溢效果。
由于采用的是2006年辽宁省工业行业的数据属于横截面数据，在采用最小二乘法的过程中，存在着异方差性的问题，影响我们模型回归的结果。因此本文采用横截面数据常用的可行广义最小二乘法（FGLS）来解决模型回归中存在的异方差性问题。
4 经验分析与结论
表1给出了计量分析的结果。
通过表1我们看到θ为值，表示外商直接投资在行业内产生了正的外溢效应。它所代表的含义为行业内外商直接投资总资产每增加1%，则工业企业的工业增加值增加0.1958%，行业内外商直接投资净资产每增加1%，则工业企业的工业增加值增加0.1636%。
虽然外商直接投资在工业行业内产生了正的外溢效应，但是外商直接投资带来的增加比例却不高，王志鹏、李子奈采用2000年的工业企业数据得出行业内外商直接投资总资产每增加1%，则工业企业的工业增加值增加0.761%的结果 ，二者的值差距较大。由此可见，外商直接投资的外溢效果不显著是由于外商直接投资的数额不多造成的，其原因如下：
（1）缺乏引资主体。国有经济改革进展缓慢，引资动力不足，出口商品国际竞争力不强，技术含量与附加值不高，对外投资与境外生产带动出口的能力较低，缺乏核心竞争力。在某些省区对国民经济发展起重要作用的民营企业在辽宁地区还没有成为经济发展的主要力量。
（2）投资环境较差。在招商引资过程中普遍存在着重“经营环境”轻“法制环境”，重“引资”轻“规矩”、裁判不公、执行难等问题，是困扰招商引资的一个主要障碍。思想观念落后，市场经济意识不强，形式主义严重等等，造成了较坏的影响。
（3）配套产业不全。产业集约化的发展趋势促使产业集群，以求最大限度的降低成本。因此，外国投资者来华投资更往重寻找产业配套环境，使自身融入其产业链中，通过相关产业的横向拓展，继而扩展成关联度高的企业集群。
（4）相关人才缺乏。因为南方沿海城市开放得早，所以吸引了很多高级人才。大有“孔雀东南飞”的现象，而且辽宁省的工资水平在全国处于相对较低的水平，再加上企业中普遍存在的意识，使人才管理处于一个较低的水平上，难以留得住人才。所以辽宁省一方面要完善人才引进制度，同时也要提高内部员工的待遇，减少与发达省区的差距，提高人才的管理水平与管理意识，避免“人才挖角”的现象，对于现有的员工，要提高员工的素质，尤其是提高管理人员的外语水平。
参考文献
