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外商直接投資理論范文1
【關(guān)鍵詞】外商直接投資，實(shí)證分析，結(jié)論
一、序言
現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)絕大多數(shù)遵循主流新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析框架——在不同程度上，它們接受這樣的假定，認(rèn)為外商直接投資的經(jīng)濟(jì)意義，是代表了接受體的資金和技術(shù)資源的一種“凈增加”。這種分析主要方法主要是做外商直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展各項(xiàng)指標(biāo)之間關(guān)系的回歸分析。本文主要采用這種方法研究分析外商直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。
外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的促進(jìn)作用，但中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度本身并不是外商來華投資的主要?jiǎng)右颉榇吮疚脑嚲屯馍掏顿Y對(duì)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究作出探討， 采用理論分析與實(shí)證分析相結(jié)合的方法著重分析改革開放30年來外商直接投資在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。
二、外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響研究的現(xiàn)狀
從國(guó)內(nèi)形勢(shì)看，我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，國(guó)家采取一系列措施加強(qiáng)來改善宏觀調(diào)控，防止經(jīng)濟(jì)大起大落；增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力、節(jié)能環(huán)保、土地等資源的集約利用，維護(hù)勞動(dòng)者權(quán)益，保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)等方面對(duì)吸收外商投資工作提出新的要求。從國(guó)際形勢(shì)看，世界經(jīng)濟(jì)仍保持增長(zhǎng)，但全球經(jīng)濟(jì)增勢(shì)放緩，不確定因素增多。
三、外商直接投資的理論
壟斷優(yōu)勢(shì)理論系統(tǒng)地論證了企業(yè)的壟斷優(yōu)勢(shì)和國(guó)際國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的不完全性是企業(yè)對(duì)外直接投資的決定性因素。認(rèn)為市場(chǎng)不完全是跨國(guó)公司進(jìn)行對(duì)外直接投資的根本原因，而如果產(chǎn)品和生產(chǎn)要素的市場(chǎng)運(yùn)行是完全有效的，則外商直接投資就不能發(fā)生。
投資誘發(fā)要素組合理論認(rèn)為，外商直接投資就是建立在直接誘發(fā)要素和間接誘發(fā)要素的組合之上的。但一個(gè)明顯的趨勢(shì)是：間接誘發(fā)要素在當(dāng)今外商直接投資中起著越來越重要的作用。
兩缺口模型的基本觀點(diǎn)是：發(fā)展中國(guó)家為了維持一定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，必須積累足夠的資本，而發(fā)展中國(guó)家一般都在國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄和外匯有效供給同發(fā)展計(jì)劃目標(biāo)需要的資源數(shù)量之間存在著缺口，即儲(chǔ)蓄缺口和外匯缺口，因此，利用外資就成為填補(bǔ)缺口的一條有效途徑。
四、外商直接投資的實(shí)證分析
數(shù)據(jù)選取年度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及年度外商直接投資實(shí)際使用額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)期間為1985-2009，根據(jù)歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理而成，其中均以現(xiàn)價(jià)形式表示，使用1978年為基礎(chǔ)的商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素的影響。對(duì)GDP與FDI這兩變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)可知GDP與FDI這兩變量存在單位根I（1），是不平穩(wěn)的，需要通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證各變量是否存在協(xié)整關(guān)系看變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡。
FDI 與GDP協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下GDP與FDI存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。由此可見，在95%的概率度下，確信我國(guó)外商直接投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)
檢驗(yàn)結(jié)論：外商直接投資每增加1億元，國(guó)民經(jīng)濟(jì)平均增加0.527966億元，通過分析看出了外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響沒有預(yù)期的大，證明多年來，盡管我國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持較高的增長(zhǎng)速度，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的高速度所產(chǎn)生的吸引外商來華投資的作用還不顯著?；貧w模型：LnEXt=-3.883205+1.424524lnFDICt。
LnEXt代表出口，LnFDICt代表外商直接投資；由回歸結(jié)果顯示，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.898296，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.893874，說明外商直接投資與出口量的解釋程度達(dá)到了89.83%，模型效果較好；F=203.1456表明模型總體線性關(guān)系顯著成立；解釋變量均通過了顯著性檢驗(yàn)，表明外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易有顯著影響。
五、結(jié)論
從以上的分析來看，外商直接投資所產(chǎn)生的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)是比較明顯的，但在外商投資企業(yè)就業(yè)人員的波動(dòng)性增長(zhǎng)說明外商投資企業(yè)的就業(yè)效應(yīng)受到國(guó)際投資環(huán)境、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境及國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策等多方面的影響，反映了其效應(yīng)的復(fù)雜與不穩(wěn)定性。外商直接投資的就業(yè)擠出效應(yīng)也是我們不容忽視的問題，為了和外商投資企業(yè)開展競(jìng)爭(zhēng)，為提高效率和競(jìng)爭(zhēng)力，國(guó)內(nèi)企業(yè)不得不減少就業(yè)人員，或者由于外商投資企業(yè)的激烈競(jìng)爭(zhēng)，是國(guó)內(nèi)一些企業(yè)的就業(yè)者失去就業(yè)崗位，并且外商直接投資的就業(yè)更容易受到金融危機(jī)的影響，對(duì)社會(huì)動(dòng)蕩等方面產(chǎn)生一定的影響。
參考文獻(xiàn)：
[1]孟露露.外商直接投資及與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析[J].中南大學(xué)學(xué)報(bào)，2009，（05）.
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關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；干中學(xué)；知識(shí)外溢；技術(shù)進(jìn)步
世界銀行1999年世界發(fā)展報(bào)告《知識(shí)促進(jìn)發(fā)展》認(rèn)為，知識(shí)已超越資本和勞動(dòng)，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的關(guān)鍵要素和本源。發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家之間發(fā)展水平的差距，不是因?yàn)橘Y本和勞動(dòng)，而首先在于“知識(shí)差距”。而外商直接投資又是知識(shí)、技術(shù)和先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)的載體，是知識(shí)外溢、干中學(xué)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等多種效應(yīng)的集中體現(xiàn)，因此，外商直接投資的引入提高了技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋力。本文基于對(duì)中國(guó)改革開放以來的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)事實(shí)的理解與思考，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外商直接投資的關(guān)系模型，實(shí)際測(cè)算并檢驗(yàn)了外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。
一、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析
諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主阿羅（Arrow）在1962年發(fā)表的《干中學(xué)的經(jīng)濟(jì)含義》中提出，在生產(chǎn)過程中邊干邊學(xué)積累的經(jīng)驗(yàn)也是一種要素投入。阿羅用生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)作為要素投入則旨在說明：只要生產(chǎn)繼續(xù)，生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)可以無限增長(zhǎng)，資本收益就不會(huì)消失，這樣經(jīng)濟(jì)的無限發(fā)展就會(huì)得到物質(zhì)保障。20世紀(jì)80年代中期，羅默（Romer，1986）繼承了阿羅的研究思想，用技術(shù)外部性理論來解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，把知識(shí)作為一個(gè)要素引入模型，提出技術(shù)變革或創(chuàng)新是知識(shí)積累的產(chǎn)物，知識(shí)積累才是經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的原動(dòng)力。其模型基本結(jié)論是：技術(shù)進(jìn)步可以提高投資的收益率，投資又會(huì)導(dǎo)致知識(shí)的積累；知識(shí)的增加加快了技術(shù)進(jìn)步的速度。在這種正反饋中，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中出現(xiàn)了一個(gè)良性循環(huán)，從而保證了經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)。因此，一國(guó)經(jīng)濟(jì)要保持長(zhǎng)期增長(zhǎng)，不斷增加資本不僅是必要的而且必須是充分的。羅默的貢獻(xiàn)在于從知識(shí)天生具有的“外部溢出性”來說明為什么以知識(shí)作為要素投入的生產(chǎn)函數(shù)會(huì)有規(guī)模報(bào)酬遞增的性質(zhì)。他認(rèn)為一國(guó)知識(shí)存量越大，各專業(yè)知識(shí)之間交流與溝通越便利；而新知識(shí)、新技術(shù)出現(xiàn)越快，知識(shí)的全社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率就越高。先發(fā)國(guó)家所以形成“先發(fā)優(yōu)勢(shì)”，根本原因就在于此。而后發(fā)國(guó)家可以從先發(fā)國(guó)家先進(jìn)技術(shù)“外部擴(kuò)散”中獲取巨大收益，從而形成“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”。
干中學(xué)和知識(shí)外溢觀念的引入為內(nèi)生增長(zhǎng)理論的產(chǎn)生與發(fā)展奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，形成了內(nèi)生增長(zhǎng)理論的主流。巴格瓦迪（bhagwati，1978）認(rèn)為，外商直接投資作為國(guó)內(nèi)總資本的一部分對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)總量有重要影響。因?yàn)橥馍讨苯油顿Y的增加在質(zhì)量上區(qū)別于國(guó)內(nèi)資本，它比國(guó)內(nèi)資本有更高的效率，隱含更多的技術(shù)。正因?yàn)槿绱?，外商直接投資被公認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家知識(shí)和技術(shù)增長(zhǎng)的主要源泉。由于外商直接投資能夠傳遞生產(chǎn)知識(shí)和管理技術(shù)，使得其具有一個(gè)區(qū)別于其他形式的利用外資的顯著特點(diǎn)，外部性或外溢效果也被認(rèn)為是外商直接投資給東道國(guó)帶來的主要好處。然而技術(shù)進(jìn)步對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)只占經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的很小部分。這是發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家存在巨大的初始人力資本差異造成的。發(fā)展中國(guó)家R＆D投資受發(fā)達(dá)國(guó)家的外部效果限制，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家出口技術(shù)密集型產(chǎn)品，而發(fā)展中國(guó)家出口非技術(shù)密集型產(chǎn)品。差異可以通過外商直接投資消除。發(fā)達(dá)國(guó)家通過R＆D，不斷創(chuàng)新并積累知識(shí)與技術(shù)，不斷應(yīng)用并擴(kuò)散知識(shí)與技術(shù)，已形成了以知識(shí)為基礎(chǔ)的“知識(shí)經(jīng)濟(jì)”，獲得了先發(fā)優(yōu)勢(shì)和先發(fā)利益；而發(fā)達(dá)國(guó)家的新知識(shí)可以通過外商直接投資向發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)移。另外，外資企業(yè)技術(shù)稟賦的優(yōu)越性，可以迫使本國(guó)企業(yè)投資于學(xué)習(xí)和創(chuàng)新，以保持其在競(jìng)爭(zhēng)中的有利地位。反過來，本國(guó)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的增強(qiáng)又迫使外資企業(yè)帶來更先進(jìn)的技術(shù)和知識(shí)。因此，外商直接投資隱含的技能和技術(shù)提高了本國(guó)資本存量的邊際生產(chǎn)力，加速了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
從外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系來看，應(yīng)該承認(rèn)外商直接投資是帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在因素，然而，其潛能的發(fā)揮需要一個(gè)合適的經(jīng)濟(jì)環(huán)境。發(fā)達(dá)國(guó)家積累的技術(shù)知識(shí)無疑對(duì)發(fā)展中國(guó)家來說是一筆可供利用的巨大資源。然而，除非發(fā)展中國(guó)家自己有一定的“消化吸收能力”（包括資本引進(jìn)、技術(shù)消化和管理適應(yīng)等因素），否則，它們不可能利用這筆財(cái)富。因此，缺乏合適的環(huán)境可能導(dǎo)致相反的結(jié)果，甚至阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
二、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>
內(nèi)生增長(zhǎng)理論是20世紀(jì)90年代重要的金融發(fā)展理論，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)生因素作用的結(jié)果，而不是外力推動(dòng)的結(jié)果。該理論重視對(duì)知識(shí)外溢、邊干邊學(xué)、人力資本積累、研究與開發(fā)等問題的研究，強(qiáng)調(diào)知識(shí)和人力資本是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)。下面建立的模型是按照傳統(tǒng)方式包含勞動(dòng)力、國(guó)內(nèi)資本和外商直接投資三個(gè)要素的生產(chǎn)函數(shù)。其中外商直接投資存量以兩種身份進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，一方面作為國(guó)內(nèi)資本總量的一部分，另一方面又是產(chǎn)生內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的因素。外商直接投資作為發(fā)展中國(guó)家人力資本和新技術(shù)納入生產(chǎn)函數(shù)，在此抓住了與外商直接投資有關(guān)的外部性、干中學(xué)和外溢效果。將生產(chǎn)函數(shù)寫成：
Y=f（K，A（FDK），L，t）
其中：Y表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，K表示國(guó)內(nèi)資本存量，L表示勞動(dòng)投入，F(xiàn)DK表示外商直接投資存量，t表示時(shí)間趨勢(shì)。A（FDK）是擴(kuò)大勞動(dòng)的由外商直接投資存量決定的內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步，假設(shè)它是外商直接投資的一階齊次函數(shù)。如果A（FDK）和L給定，則一個(gè)國(guó)家面臨資本遞增的效益。然而，一旦一國(guó)鼓勵(lì)外資流入，就可以從外資中得到技術(shù)外溢的好處，從而提高本國(guó)的生產(chǎn)率。
如果生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)水平指標(biāo)都是科布———道格拉斯型的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的表達(dá)式可以寫作：
gy/1=a+agk/1+（1-）gf
其中：gy/1，gk/1，gf分別表示人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、人均資本增長(zhǎng)率和外商直接投資增長(zhǎng)率?；谫Y本存量測(cè)度問題的困難，前人在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)采用了避免資本存量的替代方法，即用投資在GDP中的份額代替資本存量增長(zhǎng)率。這樣就可以用國(guó)內(nèi)投資和外國(guó)直接投資與GDP的比率分別代替國(guó)內(nèi)資本和外商投資存量的增長(zhǎng)率，可以將增長(zhǎng)方程簡(jiǎn)化為：
y=a+bl+c（I/Y）+d（FDI/Y）
其中FDI表示外商直接投資存量，I/Y表示總投資率。
三、外商直接投資與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析
（一）中國(guó)利用外資概況
吸引外商投資是中國(guó)改革開放的重要內(nèi)容，中國(guó)利用外資大體分為三類，即對(duì)外借款、外商直接投資和其他投資等。外資在中國(guó)的發(fā)展也可大致分為三個(gè)階段：1979年-1985年為起步階段，每年實(shí)際利用外資在20億-50億美元之間，其中大部分是借款，外商直接投資所占比重很小。1986年-1991年為穩(wěn)定發(fā)展階段，這一時(shí)期外資流入明顯加快，年平均增長(zhǎng)速度為9.7%.1992年以后是外資大規(guī)模增長(zhǎng)階段，年平均實(shí)際利用額達(dá)到408.6億美元，年平均增長(zhǎng)速度達(dá)30%，其中外商直接投資增長(zhǎng)速度迅速，成為中國(guó)利用外資的主要形式。開放的中國(guó)對(duì)外商直接投資產(chǎn)生了巨大的吸引力。
中國(guó)加入WTO使中國(guó)的對(duì)外開放又步入了一個(gè)新階段，在吸引外資上呈現(xiàn)出前所未有的嶄新態(tài)勢(shì)，據(jù)外經(jīng)貿(mào)部統(tǒng)計(jì)，截至2002年9月底，全國(guó)累計(jì)批準(zhǔn)設(shè)立的外商投資企業(yè)414796個(gè)，合同外資金額8136.67億美元，實(shí)際使用外資金額4347.8億美元，目前，全世界最大的500家跨國(guó)公司中已有近400家在中國(guó)設(shè)立了企業(yè)。中國(guó)不僅已成為發(fā)展中國(guó)家中最大的吸引外商投資國(guó)，而且在2002年首次超過美國(guó)，成為世界第一引資國(guó)。外資的大幅度增長(zhǎng)已經(jīng)成為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ弧?/p>
大規(guī)模地利用外資從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)環(huán)節(jié)對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了重要影響：一是作為重要的投資資金來源促進(jìn)了生產(chǎn)要素存量的增長(zhǎng)，提高了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的潛在供給能力。二是與外商直接投資相伴隨的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理技術(shù)及其擴(kuò)散效應(yīng)，直接促進(jìn)了我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。三是利用外資在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，也帶動(dòng)了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的提升，加速了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的工業(yè)化進(jìn)程。四是大型跨國(guó)公司投資推動(dòng)了技術(shù)、資金密集型行業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí)。全球500強(qiáng)幾乎壟斷了全世界大約80%以上的高新技術(shù)，是當(dāng)代科技成果的主要擁有者，吸引大型跨國(guó)公司來華投資的積極效應(yīng)是顯而易見的。這不僅符合以市場(chǎng)換技術(shù)的引資戰(zhàn)略，提高我國(guó)技術(shù)和裝備水平，促進(jìn)一些技術(shù)、資金密集型行業(yè)的發(fā)展，而且也推動(dòng)著這些行業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí)。
外商直接投資理論范文3
［關(guān)鍵詞］FDI；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)；協(xié)整分析；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
［中圖分類號(hào)］F121 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ［文章編號(hào)］1005-6432（2011）22-0086-04
引進(jìn)外商直接投資是中國(guó)的經(jīng)濟(jì)開放最重要的內(nèi)容之一。外商直接投資在廣東省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和發(fā)展中占據(jù)了相當(dāng)重要的位置,有力地促進(jìn)了廣東省經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展。這種貢獻(xiàn)不僅表現(xiàn)在外商直接投資帶來廣東省經(jīng)濟(jì)建設(shè)所急需的資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),創(chuàng)造了就業(yè)機(jī)會(huì),增加了財(cái)政收入,還表現(xiàn)在外商直接投資的進(jìn)入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、調(diào)整和提升起著重要的作用。綜觀外商直接投資對(duì)廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面通過新增投資的產(chǎn)業(yè)流向及其變化來影響廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；另一方面通過技術(shù)外溢、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等作用改變廣東省的存量資本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),間接推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必然帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),外商直接投資是否引起了經(jīng)濟(jì)意義上的“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)”？本文就將外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)同廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)聯(lián)系起來,實(shí)證分析外商直接投資結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。
1 文獻(xiàn)綜述
國(guó)外的研究：錢納里在20世紀(jì)60年代提出了“雙缺口模型”,指出利用外資有助于解決儲(chǔ)蓄和外匯缺口,進(jìn)而推動(dòng)?xùn)|道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換；20世紀(jì)70年代以后,赫爾希曼從技術(shù)缺口的角度提出了利用FDI對(duì)發(fā)展中國(guó)家調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的意義；日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論,認(rèn)為投資應(yīng)從投資國(guó)已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢(shì)的產(chǎn)業(yè)即邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行,而這些產(chǎn)業(yè)是東道國(guó)具有明顯或潛在比較優(yōu)勢(shì)的部門,如果沒有外來資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),東道國(guó)的這些優(yōu)勢(shì)就不能被利用,而通過邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移雙方可以在擴(kuò)大貿(mào)易的同時(shí)升級(jí)和改善各國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。國(guó)內(nèi)的一些學(xué)者也對(duì)外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面進(jìn)行了研究,郭克莎(2000)通過對(duì)外商投資結(jié)構(gòu)研究,發(fā)現(xiàn)外商投資對(duì)我國(guó)工業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展具有促進(jìn)作用而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展作用較??；安占然(2007)認(rèn)為外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)最大,對(duì)第一和第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)次之,是引起我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年時(shí)間序列數(shù)據(jù),在柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的框架下,應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)方法實(shí)證研究了外商直接投資對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng),結(jié)果表明,長(zhǎng)期來看,在這段時(shí)間里外商直接投資對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的影響。唐曼蘭(2009)指出，對(duì)外直接投資是優(yōu)化廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一條重要和有效的途徑。外商直接投資正是通過各產(chǎn)業(yè)之間不同的分布比例和不同的貢獻(xiàn)度,促進(jìn)了廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和升級(jí)。
但從FDI產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)角度來研究外商直接投資對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的文獻(xiàn)還很少,本文從這個(gè)角度證明了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性和對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的影響效果。
2 外商直接投資引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)
對(duì)于外商直接投資是否引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng),我們可以用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來檢驗(yàn)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相互解釋作用。如果外國(guó)直接投資是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的一個(gè)重要原因,則可以認(rèn)為外國(guó)直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。
2.1 變量設(shè)定
我們用FDI表示每年外商直接投資額,IS表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng),其中IS1表示第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重,IS2表示第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重,IS3表示第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。我們用Eviews5.0對(duì)廣東省1990―2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。
2.2 檢驗(yàn)步驟
對(duì)LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表1：
檢驗(yàn)結(jié)果得到四個(gè)變量都為一階單整,可以用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立計(jì)量模型為：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,對(duì)計(jì)量方程進(jìn)行回歸,得到殘差序列,對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),回歸后的殘差都是平穩(wěn)的,說明FDI同IS1,IS2,IS3都存在協(xié)整關(guān)系,即滿足進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的條件。檢驗(yàn)結(jié)果見表2：
2.3 結(jié)論
由上面的計(jì)量分析我們看到,外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系,并且通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),我們從表2看到當(dāng)滯后期為3時(shí),外商直接投資不是引起廣東省第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因的概率只有4.75%,說明外商直接投資引起第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化,而第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化不是引起外商直接投資變化原因的概率高達(dá)99.76%,說明第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化沒有帶來外商直接投資量的增加或減少,這可能是由于外商直接投資于第一產(chǎn)業(yè)的比重比較低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即外商直接投資是引起廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因。根據(jù)表2,F值都沒有10%的顯著性水平,說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化沒有帶來外商直接投資的變化。
通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),我們證明了外商直接投資引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性,說明外商直接投資會(huì)引起廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng),而外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)又會(huì)對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來怎樣的影響？下面我們來分析外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。
3 外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)：基于增長(zhǎng)模型的分析
在結(jié)構(gòu)主義增長(zhǎng)理論的框架下,結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用可以表現(xiàn)為要素效率的提升和全要素生產(chǎn)率的提升。為描述外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響效果,分別考慮外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)要素效率和全要素生產(chǎn)率的影響。
3.1 模型設(shè)定
沿用結(jié)構(gòu)主義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的一般實(shí)證研究思路,我們?cè)趥鹘y(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型注入外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量,給出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分別代表廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)力投入、資本積累、FDI的投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量(SFDIi表示外商直接投資在第i產(chǎn)業(yè)的投資額占總投資額的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t時(shí)期的全要素生產(chǎn)率,θ反映外商直接投資的間接產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的效果,Bt 度量了技術(shù)進(jìn)步、制度變遷等除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素之外的其他因素。η為外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)資本效率的影響系數(shù),經(jīng)濟(jì)含義是,如果η為0,表明外商直接投資的資本結(jié)構(gòu)變動(dòng)特征并沒有趨向于向高資本效率的產(chǎn)業(yè)調(diào)整,但η為0并不代表外商直接投資沒有結(jié)構(gòu)效應(yīng)的可能性:一方面,外資的自身結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能帶來自身全要素生產(chǎn)率的變化；另一方面,外資的結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能通過培育新興產(chǎn)業(yè)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新等方面,來間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此時(shí)，外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)表現(xiàn)為有助于提高全要素生產(chǎn)率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),即η>0。反之,如果η
由上述理論闡述,我們得到計(jì)量模型為：
LNYt=βt+θLNSFDIi+αLNL+γLNK+ηLNK×SFDIi+μi
3.2 協(xié)整分析
對(duì)Y、SFDIi、L、K等變量1990―2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表3：
從表中可以看到,各變量除了SFDI1是平穩(wěn)的,其他都為二階單整,可以用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整分析。首先對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)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)
分別對(duì)三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),由檢驗(yàn)結(jié)果可知,三個(gè)回歸方程的殘差值都是平穩(wěn)的,即反映了變量之間對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。
3.3 結(jié)果分析
從方程式(1)的計(jì)量結(jié)果看，回歸方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1兩項(xiàng)都沒有通過T檢驗(yàn),其對(duì)LNY的相關(guān)性不顯著。這說明,無論是對(duì)資本投資效率還是全要素生產(chǎn)率,外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用并不明顯。這可能是由于外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的比重相對(duì)較低決定的。從近20年的數(shù)據(jù)我們可以看到,外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波動(dòng)幅度不大。
方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通過了1%的顯著性水平,說明外商直接投資的資本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量不僅通過資本效率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),還通過全要素生產(chǎn)率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外,LNSFDI2的系數(shù)為負(fù),說明外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變量與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來全要素生產(chǎn)率的下降。LNK×SFDI2的系數(shù)為正,則說明外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高將帶來資本產(chǎn)出率的提高。
和方程(2)相同,方程(3)中的LNSFDI3和LNK×SFDI3 也同樣通過了T檢驗(yàn),但是相反的是,LNSFDI3的系數(shù)為正而LNK×SFDI3系數(shù)為負(fù)。即表明外商直接投資第三產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來全要素生產(chǎn)率的提升,但會(huì)使得資本產(chǎn)出率降低。
從外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率來看,外商直接投資結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用可能存在兩種途徑：一是外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來的自身全要素生產(chǎn)率的改變；二是外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)資本帶來結(jié)構(gòu)外溢效應(yīng),可以從產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平擴(kuò)散、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)深化等方面加以解釋。
對(duì)于第二產(chǎn)業(yè),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高造成全要素生產(chǎn)率下降的主要原因一部分在于進(jìn)入廣東省的FDI質(zhì)量不高,另一部分在于FDI進(jìn)入后對(duì)國(guó)內(nèi)廠商產(chǎn)生的擠出效應(yīng)。具體表現(xiàn)在,第一，從產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平擴(kuò)散的程度上來看,外商直接投資的進(jìn)入會(huì)將原來服務(wù)于國(guó)內(nèi)企業(yè)的優(yōu)秀人才吸引過去，造成國(guó)內(nèi)企業(yè)人力資本減少和積累速度減慢。第二，外商直接投資企業(yè)搶占原本由本國(guó)企業(yè)利用的稀缺資源,導(dǎo)致本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率下降。第三，從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)水平來看,廣東省外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈集成度并不高,原因在于不少FDI的進(jìn)入是為了利用廉價(jià)勞動(dòng)力,將廣東作為其全球戰(zhàn)略中的加工基地。廣東省的外商直接投資具有加工貿(mào)易傾向,外商提供的技術(shù)屬于裝配組裝技術(shù)和后工序生產(chǎn)技術(shù)的比重較大。
從以上研究知,外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率弊大于利,加之外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中主要集中在第二產(chǎn)業(yè),且主要集中在制造業(yè),在2008年,外商直接投在制造業(yè)的金額占投資在第二產(chǎn)業(yè)的總額的96.2%,導(dǎo)致了第二產(chǎn)業(yè)過度投資,引起生產(chǎn)率下降。
對(duì)于第三產(chǎn)業(yè),由于第三產(chǎn)業(yè)開放較晚,且在很多行業(yè)中廣東省的發(fā)展還很不完善,市場(chǎng)不健全。外商直接投資帶來的先進(jìn)的技術(shù)彌補(bǔ)了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金不足的問題。同時(shí)外商直接投資會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)資本產(chǎn)生擠入或擠出效應(yīng),不同行業(yè)、不同國(guó)家的資本形成效應(yīng)也不同。如果外國(guó)公司進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)使該市場(chǎng)更具有競(jìng)爭(zhēng)性,將會(huì)迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)增加投資。而作為后期發(fā)展起來的廣東省第三產(chǎn)業(yè),先進(jìn)技術(shù)和資金的流入會(huì)促進(jìn)廣東第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
4 結(jié)論與政策建議
本文運(yùn)用廣東省的數(shù)據(jù),對(duì)外商直接投資引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析,并分析了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。初步檢驗(yàn)了外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在性。
首先,通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),證明了外商直接投資會(huì)對(duì)廣東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來影響,說明外商直接投資和廣東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)存在著單向因果關(guān)系。
其次,本文還通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)了外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)通過全要素生產(chǎn)率和資本產(chǎn)出率對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。由于外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的投資比例比較小,所以外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系不顯著。外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變量與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān),外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來全要素生產(chǎn)率的下降,而相反，外商直接投資第二產(chǎn)業(yè)投資比重的提高將帶來資本產(chǎn)出率的提高。對(duì)于第三產(chǎn)業(yè),外商直接投資第三產(chǎn)業(yè)投資比重的提高會(huì)帶來全要素生產(chǎn)率的提升,但會(huì)使得資本產(chǎn)出率降低。
對(duì)于上述計(jì)量結(jié)果和廣東省外商直接投資在三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的分布不均,以及外商直接投資產(chǎn)業(yè)中的分布不均等問題,本文提出以下建議：
第一,進(jìn)一步改進(jìn)廣東省的引資政策,完善外商直接投資的投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。積極鼓勵(lì)外商直接投資于農(nóng)業(yè)新技術(shù)和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)項(xiàng)目,引進(jìn)好的優(yōu)良品種和新的種植管理技術(shù),促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展；加強(qiáng)引進(jìn)外商直接投資對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)的投入,發(fā)揮外商直接投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的效用。
第二,積極引進(jìn)高產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度的項(xiàng)目,積極培育與外資相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,形成有效的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和聚集效應(yīng),充分發(fā)揮外資的產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)效果,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的目標(biāo)。尤其是一些由跨國(guó)公司主宰的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)群,如汽車、電子等作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè),這些產(chǎn)業(yè)層次上符合一體化國(guó)際分工體系已經(jīng)形成,產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度極高,且國(guó)際化程度也很高,并正在越來越大的程度上決定和引導(dǎo)著全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。即要通過發(fā)展本地的配套產(chǎn)業(yè)來吸引國(guó)際重要主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的跨國(guó)公司進(jìn)入廣東。
參考文獻(xiàn):
［1］ 石薇. 外商直接投資引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究［M］.上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2009.
［2］ 楊公仆，廈大慰. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)教程［M］.上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2002.
［3］ 張曉峒. EViews使用指南與案例［M］.北京：機(jī)械工業(yè)出版社,2008.
［4］ 周振華. 現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)［M］.上海：上海三聯(lián)書店出版社,1991.
［5］ 安占然. 外商直接投資流入的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)［J］.開發(fā)研究,2007.
［6］ 尹枚. 廣東省外商直接投資現(xiàn)存問題分析及對(duì)策研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考,2010.
［7］ 郭克莎. 外商直接投資對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研究［J］.管理世界,2000.
［8］ 郭明. 廣東外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響［D］.廣州：暨南大學(xué),2008.
［9］ 江小娟. FDI對(duì)中國(guó)工業(yè)增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2002.
［10］ 李海林. 廣東省外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系研究 ［D］.廣州：廣東外語外貿(mào)大學(xué),2006.
［11］ 唐曼蘭. 外商直接投資對(duì)廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的實(shí)證分析［J］. 大眾科技,2009.
［12］ 袁. 外商直接投資與廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析［J］. 經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2009.
外商直接投資理論范文4
關(guān)鍵詞：技術(shù)創(chuàng)新；外商直接投資
中圖分類號(hào)：F830.59 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2013）08-0-01
一、引言
我國(guó)的外商投資開始于70年代末期，在整個(gè)80年代，外商直接投資數(shù)額較少，90年代初期FDI數(shù)額急劇增長(zhǎng)。近年來，隨著眾多大跨國(guó)公司前來投資，外商直接投資為中國(guó)帶來了大量資金，同時(shí)也加強(qiáng)了技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。
對(duì)于外商投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)的觀點(diǎn)主要分為兩類：主流觀點(diǎn)認(rèn)為外商直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有正影響；也有一小部分學(xué)者認(rèn)為外商直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有負(fù)影響。20世紀(jì)80年代中期由P. Romer &R. Lucas等人為代表提出的新增長(zhǎng)理論明確指出了FDI技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)在加速先進(jìn)技術(shù)，人力資本和知識(shí)在世界范圍內(nèi)傳遞的積極作用。實(shí)證研究中，Caves（1974）最早實(shí)證研究了FDI對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)發(fā)展的影響。Grossman and Helpman[1992]年的論文中提出隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，一國(guó)的科技進(jìn)步將不得不更多地依靠自身的技術(shù)創(chuàng)新，而過度依賴外商直接投資一定會(huì)受到外國(guó)在政治層面和軍事層面的挾制。
本文在已有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，綜合考慮外商直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正影響和負(fù)影響，提出外商直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新存在U型的影響關(guān)系。
二、U型理論分析
（一）FDI基數(shù)較小時(shí)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用
近年來，各國(guó)都致力于技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展速度有較大的差距。發(fā)展中國(guó)家以制造業(yè)為主，大量發(fā)達(dá)國(guó)家向發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行低級(jí)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。外商直接投資在發(fā)展中國(guó)家逐步增加，但由于發(fā)展中國(guó)家自身技術(shù)落后，技術(shù)創(chuàng)新仍處于初始階段，遠(yuǎn)落后與發(fā)達(dá)國(guó)家平均水平。此時(shí)，發(fā)達(dá)國(guó)家在對(duì)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時(shí)，也將部分落后技術(shù)與設(shè)備，轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國(guó)家。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家來說，擁有國(guó)外落后技術(shù)與設(shè)備，已經(jīng)大幅度提高了本國(guó)的生產(chǎn)力，在很大程度上改善了勞動(dòng)者的工作環(huán)境。因此，發(fā)展中國(guó)家往往會(huì)安于現(xiàn)狀，完全接納吸收發(fā)達(dá)國(guó)家淘汰的技術(shù)和設(shè)備，減少科研投入經(jīng)費(fèi)投入，在很大程度上抑制了發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平。近年來，發(fā)展中國(guó)家擁有較大的外商直接投資市場(chǎng)，但很大一部分本國(guó)自身技術(shù)創(chuàng)新并沒有顯著提高，這很大程度上是因?yàn)橹苯右M(jìn)外國(guó)技術(shù)導(dǎo)致的。而相對(duì)與發(fā)達(dá)國(guó)家，本身具有長(zhǎng)期外商直接投資歷史積累，本國(guó)大部分資本用于科研投入，反而相對(duì)于發(fā)展中國(guó)家，科研技術(shù)處于領(lǐng)先水平。
（二）FDI基數(shù)較大時(shí)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用
盡管外商直接投資的加強(qiáng)會(huì)阻礙自主創(chuàng)新，但隨著初始FDI力度的提升，F(xiàn)DI抑制技術(shù)創(chuàng)新的“專屬效應(yīng)”存在邊際遞增性。隨著FDI的增加，國(guó)外技術(shù)和設(shè)備的不斷引進(jìn)，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)對(duì)這些技術(shù)和設(shè)備的依賴達(dá)到飽和程度，在依賴國(guó)外技術(shù)和設(shè)備的同時(shí)，沒有自己的創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)，此時(shí)，內(nèi)部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)逐漸增加，減少了企業(yè)所獲得的利潤(rùn)。企業(yè)面對(duì)日益增大的競(jìng)爭(zhēng)壓力和不斷減少的利潤(rùn)，被迫尋找新的途徑來謀求發(fā)展。此時(shí)，企業(yè)不得不將更多的資本投入技術(shù)創(chuàng)新，希望通過技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率，從而提高企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，獲得更多利潤(rùn)。同時(shí)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)企業(yè)自身的技術(shù)出口，拓寬了企業(yè)獲得額外利潤(rùn)的途徑，推動(dòng)企業(yè)的發(fā)展。
（三）對(duì)U型假說的實(shí)證檢驗(yàn)
本文在王華[2011]的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上，加入FDI二次項(xiàng)以檢驗(yàn)U型假說，檢驗(yàn)方程如下：
研究所有數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)采取了1996年到2008年全球共42個(gè)國(guó)家的宏觀數(shù)據(jù)。外商直接投資（FDI）采用各國(guó)FDI凈流入量占GDP的比重來反映；研發(fā)投入（RD）用國(guó)家研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占GDP比重衡量；科研人員投入（RE）由每萬人中研發(fā)人員來反映；進(jìn)口（IM）采用信息與通信技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口占總進(jìn)口價(jià)值的比重來反映；市場(chǎng)規(guī)模（MS）則用最終產(chǎn)品消費(fèi)占GDP比重來反映；基礎(chǔ)設(shè)施狀況（INF）采用每百人中網(wǎng)絡(luò)使用人數(shù)來反映；金融支持力度（FIN）則采用各國(guó)年均累計(jì)金融貸款占GDP的比重來反映。一個(gè)國(guó)家創(chuàng)新程度（IC）的宏觀變量我們選擇了每百萬人口的專利申請(qǐng)數(shù)。
對(duì)上面的方程進(jìn)行時(shí)間序列的固定效應(yīng)回歸，從結(jié)果來看，F(xiàn)DI一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)為正，且都在百分之五程度上顯著。同時(shí)，540個(gè)樣本數(shù)據(jù)關(guān)于U型曲線的中軸對(duì)稱分布。這無疑為FDI對(duì)科技創(chuàng)新影響的U型假說提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
（四）結(jié)論
從本文的研究結(jié)論來看，有必要加大外商直接投資力度來提高一國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新水平，同時(shí)提升外商直接投資的初始值在很大程度上也有助于一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新。當(dāng)然，這里需要說明的是，各國(guó)傳統(tǒng)技術(shù)產(chǎn)業(yè)或部門正面臨激烈的規(guī)模競(jìng)爭(zhēng)，產(chǎn)品利潤(rùn)微薄，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的附加值被日趨壓縮。長(zhǎng)期來看，只有依賴技術(shù)創(chuàng)新、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)才能幫助發(fā)展中國(guó)家擺脫低增長(zhǎng)率陷阱。而隨著各國(guó)技術(shù)進(jìn)步模式的轉(zhuǎn)變，相應(yīng)的外商直接投資也將提高。因此，不斷完善與技術(shù)相關(guān)的制度安排仍是保持各國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的重要保障。
在將來數(shù)據(jù)可獲取的情況下，本研究至少可以在以下兩方面進(jìn)行擴(kuò)展與完善： 首先是對(duì)未來FDI是否具有門檻效應(yīng)的探究，并對(duì)其門檻效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；其次，企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，如何從微觀層面刻畫企業(yè)面臨的外商直接投資時(shí)的研發(fā)決定，是有待理論和實(shí)證深入考察的問題。
參考文獻(xiàn)：
外商直接投資理論范文5
關(guān)鍵詞綠色發(fā)展；外商直接投資（FDI）；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；污染密集行業(yè)
中圖分類號(hào)X196文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104
20世紀(jì)70年代以來，環(huán)境問題引起國(guó)際社會(huì)的高度重視。2012年，在我國(guó)十報(bào)告首次單篇論述“生態(tài)文明”，全國(guó)黨代會(huì)報(bào)告第一次提出“推進(jìn)綠色發(fā)展、循環(huán)發(fā)展、低碳發(fā)展”“建設(shè)美麗中國(guó)”，將經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展――即發(fā)展仍是首要，不過是要求在發(fā)展的過程中盡量減少環(huán)境污染和生態(tài)破壞，朝著環(huán)境友好和資源節(jié)約的方向前進(jìn)[1]――設(shè)定成實(shí)現(xiàn)我國(guó)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展終極目標(biāo)的過程。然而，隨著在華外商直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，我國(guó)環(huán)境也有惡化的趨勢(shì)。針對(duì)外商直接投資是否是造成東道國(guó)污染主要原因這一問題，目前已有研究尚無定論?，F(xiàn)有的研究多以實(shí)證或案例分析為主，尚缺乏貿(mào)易理論角度的分析。為探究“污染天堂”是否存在于我國(guó)，本文創(chuàng)新的將FDI理論與傳統(tǒng)貿(mào)易理論相結(jié)合，理論分析“污染天堂”存在的可能，進(jìn)而使用我國(guó)第三次工業(yè)普查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，外商直接投資在我國(guó)確實(shí)以污染密集型行業(yè)為主，但其影響的還不嚴(yán)重，即便如此，為實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展，我國(guó)應(yīng)從宏觀戰(zhàn)略層面上引導(dǎo)外商在華直接投資。
在成為世界上最大的外商直接投資引進(jìn)國(guó)的同時(shí)，我國(guó)環(huán)境污染問題呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)。在過去的三十年我國(guó)實(shí)際利用外資（以貨幣度量）年均增長(zhǎng)率約為16.3%，至2011其總量達(dá)到1 160.1億美元；從合同利用外資項(xiàng)目數(shù)分析，1979年至2011年累計(jì)達(dá)65.98萬項(xiàng)，其中，2011年為2.75萬項(xiàng)[2]。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展和FDI 流入的大背景下，不容忽視的一個(gè)現(xiàn)實(shí)是我國(guó)的環(huán)境狀況也呈現(xiàn)逐漸惡化的趨勢(shì)，主要污染物排放指標(biāo)（工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣以及工業(yè)SO2）從1992年至今各項(xiàng)指標(biāo)基本上呈逐年增加的態(tài)勢(shì)（圖1）。其中，工業(yè)廢氣持續(xù)增長(zhǎng)，在1992-2010年間增長(zhǎng)高達(dá)479%；工業(yè)SO2排放在1992-2006年間快速提高，增幅達(dá)到69%，隨后出現(xiàn)緩慢下降，相對(duì)于1992年依然增長(zhǎng)41%；工業(yè)廢水在有效控制之后，排放基本保
持不變，這凸顯了政策選擇對(duì)污染排放的有效性和重要性。
國(guó)內(nèi)外不乏就FDI的流入與環(huán)境污染之間的直接或間接作用機(jī)理的研究，但是相關(guān)研究竟得出了截然相反的結(jié)論?！拔廴咎焯谩奔僬f認(rèn)為FDI的流入會(huì)對(duì)東道國(guó)的環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響，其假說檢驗(yàn)表明，由于發(fā)展中國(guó)家具有較低的減排成本以及松弛的環(huán)境規(guī)制，發(fā)達(dá)國(guó)家往往會(huì)選擇這些國(guó)家進(jìn)行污染密集型產(chǎn)業(yè)的直接投資。當(dāng)環(huán)境政策規(guī)定的環(huán)境邊際成本很低時(shí)，會(huì)由于某些策略性原因出現(xiàn)環(huán)境傾銷現(xiàn)象[3-4]。另外，經(jīng)濟(jì)一體化會(huì)帶來更多的污染避難所，出現(xiàn)所謂“向（環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)）底線賽跑”，經(jīng)濟(jì)一體化會(huì)帶來更多污染避難所的出現(xiàn)[5-6]。然而，基于跨國(guó)公司和本土企業(yè)的環(huán)境業(yè)績(jī)比較研究，現(xiàn)有部分文獻(xiàn)認(rèn)為“污染天堂”假說在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這些研究認(rèn)為東道國(guó)環(huán)境惡化并不是跨國(guó)公司造成的，因?yàn)榭鐕?guó)公司的環(huán)境業(yè)績(jī)一般比本土企業(yè)做得更好。通過對(duì)馬來群島的研究，Jenkins表明外資或是外資控股的企業(yè)會(huì)更多的使用環(huán)保技術(shù)，環(huán)境業(yè)績(jī)比本土企業(yè)要好[7]。利用國(guó)有企業(yè)、私有企業(yè)和跨國(guó)公司的環(huán)境治理水平數(shù)據(jù)，Wang和Jin實(shí)證研究表明在中國(guó)環(huán)境業(yè)績(jī)最好的是國(guó)外的跨國(guó)公司，其環(huán)境治理水平優(yōu)于我國(guó)國(guó)有或私人企業(yè)并在統(tǒng)計(jì)上顯著[8]。上述研究都僅是從實(shí)證角度出發(fā)，尚缺乏從貿(mào)易理論角度進(jìn)行分析。為填補(bǔ)這一空白，本文首先構(gòu)造貿(mào)易理論模型，進(jìn)而將FDI區(qū)位選擇模型引入其中，建立FDI污染轉(zhuǎn)移模型，分析“污染天堂”存在的可能性；其次，運(yùn)用我國(guó)的工業(yè)行業(yè)分布數(shù)據(jù)，我們將實(shí)證檢驗(yàn)FDI是否以及多大程度上集中于我國(guó)污染密集程度較高的工業(yè)行業(yè)。
楊博瓊等：中國(guó)綠色發(fā)展和外商直接投資政策選擇中國(guó)人口?資源與環(huán)境2013年第10期1在華外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布基本情況
本文研究外商直接投資外商直接投資在中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2003年第14 號(hào)文件《關(guān)于印發(fā)〈三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定〉的通知》的標(biāo)準(zhǔn)。其中，第一產(chǎn)業(yè)指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)指工業(yè)和建筑業(yè)；而第三產(chǎn)業(yè)為除第一、二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)，例如：交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)等。圖2FDI在各個(gè)產(chǎn)業(yè)分布圖
Fig.2Distribution of FDI in three sectors圖2表明，從流入中國(guó)的FDI在三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布看，F(xiàn)DI在三大產(chǎn)業(yè)是非均衡分布，第二產(chǎn)業(yè)在實(shí)際利用外商直接投資外商直接投資中占主導(dǎo)地位[9]。在2010年，實(shí)際投向第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資外商直接投資占中國(guó)同期實(shí)際利用外商直接投資外商直接投資總額的66.2%，從投資絕對(duì)值角度看，從1995至2010年，2001年的第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資外商直接投資的絕對(duì)金額是這一時(shí)期最高的，達(dá)534.48億美元；1999年最低，為283.85億美元。與第二產(chǎn)業(yè)占比相比，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資外商直接投資的金額、比重很小。
然而，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的比重在2006年出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性變化。1995-2005年間，我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)中的外資流入平穩(wěn)增長(zhǎng)，從1995年的69.6%增長(zhǎng)到2005年的74%。其中，2001年第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資的比重最高，一度達(dá)到77.2%。從2006年開始，在我國(guó)產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整的多方驅(qū)動(dòng)下，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的比重逐漸降低，2006年降為67.4%，2007一年之間下降了10個(gè)百分點(diǎn)為57.3%。從此，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的份額一直停滯。
盡管從基本的產(chǎn)業(yè)分布來看，F(xiàn)DI還是主要分布于污染較為密集的第二產(chǎn)業(yè)，但是FDI集中于制造業(yè)主要是因?yàn)楫a(chǎn)品更接近國(guó)內(nèi)消費(fèi)市場(chǎng)和追逐低勞動(dòng)力成本，因此簡(jiǎn)單的產(chǎn)業(yè)分布及其趨勢(shì)分析不足以證明我國(guó)存在“污染天堂”現(xiàn)象。
2FDI污染密集程度理論研究
關(guān)于FDI區(qū)位選擇問題，現(xiàn)有文獻(xiàn)表明稅收、市場(chǎng)的其他要素以及政府的功能是影響FDI區(qū)位選擇的重要因素。企業(yè)稅及稅收的高低在很大程度上影響了FDI的流動(dòng)方向和速率[10]。另外，稅收的量能、方式和政策的穩(wěn)定性是影響FDI區(qū)位選擇的重要要素[11]。還有，經(jīng)濟(jì)的集聚作用也會(huì)在一定程度上吸引FDI[12]。對(duì)于在華FDI區(qū)位選擇影響因素論述較為完全的是Leonard和Yum，他們認(rèn)為對(duì)于在中國(guó)的FDI區(qū)位選擇比較有影響的是市場(chǎng)的大小、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、政府政策以及勞動(dòng)力的價(jià)格，也就是預(yù)期收入和成本因素[13]。
針對(duì)環(huán)境污染與環(huán)境稅收即有理論也有實(shí)證分析。Markusen理論推導(dǎo)出稅收對(duì)跨國(guó)公司去留存在負(fù)向作用機(jī)理，即稅收過高跨國(guó)公司則被驅(qū)走，反之亦然[14]。Murat，Emmanuel和Anastasios都認(rèn)為環(huán)境稅對(duì)跨國(guó)公司區(qū)位選擇有影響，與Markusen不同的是，這兩篇文章主要研究的是稅收政策的確定性問題而非程度問題[14-16]。前者分析了在環(huán)境政策不確定的情況下，競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)區(qū)位選擇的最優(yōu)解[15]，后者分析了環(huán)境政策的時(shí)間連續(xù)性與企業(yè)區(qū)位選擇的關(guān)系，例如獲得專利的企業(yè)傾向于環(huán)境政策穩(wěn)定的政府[16]。值得注意的是，環(huán)境稅收問題的研究對(duì)象均為污染企業(yè)，如果從行業(yè)角度來看，這些企業(yè)均屬于工業(yè)行業(yè)。這也暗示非工業(yè)企業(yè)的污染是相對(duì)輕微，對(duì)于污染稅或環(huán)境規(guī)制也不會(huì)特別敏感。
基于貿(mào)易理論，有關(guān)學(xué)者從全球分工的角度就這個(gè)問題作了比較系統(tǒng)地分析[17-18]。前者對(duì)于全球貿(mào)易分工理論分析認(rèn)為，由于發(fā)達(dá)國(guó)家收入水平相對(duì)污染比例較高，所以發(fā)達(dá)國(guó)家的污染稅征收較高，因此會(huì)迫使產(chǎn)業(yè)鏈上污染密集的部分轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家[17]。Dean和Lovely拓展了Copeland和 Taylor的模型，對(duì)于中國(guó)的貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響作了詳盡的研究[18-19]。其理論貢獻(xiàn)是將加工貿(mào)易從普通貿(mào)易中單列出來，對(duì)于以利用東道國(guó)低要素成本為目的FDI生產(chǎn)（即垂直型FDI）生產(chǎn)進(jìn)行了分析[12]。該文也同樣認(rèn)為產(chǎn)業(yè)鏈中的污染密集部分會(huì)被世界分工轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家。盡管這兩篇文章都是以工業(yè)為研究對(duì)象，但是僅考慮了垂直型FDI，缺乏對(duì)以進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)為目的FDI（水平型FDI）區(qū)位選擇的分析。為填補(bǔ)這一真空，本文將綜合考慮水平型和垂直型FDI的區(qū)位選擇，對(duì)工業(yè)部門的FDI區(qū)位選擇進(jìn)行理論和實(shí)證分析。
2.1污染的供給函數(shù)
污染作為公共物品，由社會(huì)上所有的消費(fèi)者提供。假定全社會(huì)有N個(gè)消費(fèi)者，所有消費(fèi)者的偏好是類似的，每個(gè)消費(fèi)者的效用由普通效用和污染損失所組成，且兩種效用是可以分離的，則代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)表示為：
U（x，y，z）=u（x，y）-h（z）（1）
其中，u（x，y）是同階單調(diào)遞增的凹函數(shù)，函數(shù)h是單調(diào)遞增的凸函數(shù)。
于是，當(dāng)產(chǎn)品價(jià)格人均收入和污染量給定時(shí)，消費(fèi)者最大化自己的效用，其間接效用函數(shù)為：
V=u（I）-γZ（2）
其中，I是居民的收入，等于全社會(huì)產(chǎn)出G的人均值，即I=G（P，τ，Z，K，L）5N。
遵從Copeland和Taylor假定產(chǎn)品價(jià)格不會(huì)變化[12]。由此，代表性消費(fèi)者的間接效用函數(shù)由收入所帶來的效用減去污染所帶來的效應(yīng)組成。根據(jù)薩繆爾森公共物品的需求定理：如果全社會(huì)污染總排放為Z，政府的污染稅為τ，為了使其效用最大化，公共物品的稅收等于所有人的邊際成本之和。政府的稅收由代表性消費(fèi)者的利潤(rùn)最大化來決定，其表達(dá)式為：
τ=-NVZ/VI=Nγ5u’（I）（3）
外商直接投資理論范文6
關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國(guó)對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國(guó)、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對(duì)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來說意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。
二、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗(yàn)
近年來，不少國(guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)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）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對(duì)浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來看卻對(duì)浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來越明顯，市場(chǎng)導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國(guó)外的進(jìn)口減少了。（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。
由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對(duì)各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)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）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說明浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)IM的增長(zhǎng)也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對(duì)外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長(zhǎng)、出口增長(zhǎng)之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長(zhǎng)期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。
從前文實(shí)證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國(guó)外進(jìn)口。因而通過對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對(duì)外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對(duì)外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國(guó)出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說經(jīng)歷了一個(gè)從無到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測(cè)（王亞平，2004），“十一五”期間我國(guó)對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。
本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。
