外商直接投資相關理論精選(九篇)
前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的外商直接投資相關理論主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。
第1篇：外商直接投資相關理論范文
文獻回顧
早期的外商直接投資理論基本從市場不完全的角度出發，其基本假設為：在市場接近完全競爭條件下，FDI不可能發生，這些不完全可能來自于商品與要素市場以及政府法規，特別是關稅與貿易障礙等，以至于資源與生產產品無法做有效的分配。Vernon（1966）的產品周期理論通過將新產品的生命周期分為3個階段，說明了動態的比較利益，以及隨著廠商考慮成本因素時轉移生產地點，FDI在其中成為一個相當自然的過程；Knickerbocker（1973）觀察到寡占廠商在一地從事外商直接投資時，其他的競爭者也會跟進，因此提出“跟隨領導者（followingleader）”理論，他假設這些跟隨者之所以會隨著領導公司進入東道國設廠，主要是不想讓領導廠商取得諸如規模經濟等競爭優勢，并將外商直接投資按照服務何種市場分成3類：供給當地市場、資源取得與以出口為目的的投資；Dunning（1993）的折中理論（eclectictheory）結合了國際貿易與國外生產觀點，包含了各種外商直接投資的形式，并指出外商直接投資必須在所有權、區位與內部化3個條件都得到滿足的情況下才會進行。其中，區位因素強調的是東道國自身在投資環境上所存在的政治、經濟與社會等各種可吸引FDI流入的要素。他歸納出4類區位影響因素，包括市場因素、貿易障礙、生產成本與投資環境等。一國投資環境如果能滿足外國投資者所需條件，在所有權與內部化優勢均存在的條件下，跨國公司便會到該國投資生產。以上對外商直接投資相關理論的探討，已從最初古典的比較利益之機會成本問題，延伸到廠商對其他廠商競爭策略的布局研究，特別是Dunning的折中理論將過去外商直接投資的相關理論加以整合，在實際分析上更具彈性，也即在研究上既可以從廠商、特定產業，也可以從東道國的角度去討論。在實證研究方面，Lucas（1993）在探討東亞與東南亞7國外商直接投資決定因素時，基于獨占者對于利潤最大化的外國資金延伸性需求，發展出包含相對價格與其他稟賦變量的基本模型，以及包括區位、市場規模、政治風險等變量的延伸模型，并分析了政治環境對外商投資的影響；Gastanaga（1998）利用折中理論檢驗49個低開放度國家在1970年~1995年間各種有關外商直接投資政策的效果，并認為政策與制度因素對外商直接投資具有顯著影響；Cassou（1997）利用paneldata分析美國等6個發達國家稅率與外商直接投資的關系，實證結果發現，除了企業稅如預期般具有顯著影響外，所得稅也是相當重要的因素；KerrandPeter（2001）采用市場不完全架構，利用1980年～1998年的時間序列數據，對中國大陸的外商直接投資決定因素進行了實證研究，結果表明，工資水平、開放度與匯率波動均對我國FDI流入具有顯著影響。從以上文獻可知，關于吸引外商直接投資的實證研究還存在許多分歧，同時，現有相關文獻較少涉及轉型國家。
分析框架
1.理論分析本文研究主要基于Dunning的折中理論（e鄄clectictheory）。其中，區位優勢作為折中理論的重要一環，指東道國擁有一些該國區位環境上的因素來吸引外商直接投資，這些因素用來解釋跨國公司在具有所有權與內化優勢下，在外國生產的動機。Dunning把驅動跨國公司進行外商直接投資的要素歸結為4個方面，包括取得自然資源、服務國外市場、重新建構生產行為或改善整體效率與競爭力以及獲取與現有資產互補或競爭的資產以降低風險。比較其他相關理論，折中理論相當具有彈性，它不僅可用在個體的研究，如個別廠商、產業或國家，也可在總體的研究上進行。對東道國而言，區位優勢是內生的，東道國并不會被動地等待跨國公司來投資，它能改變國內政治經濟環境以吸引外資流入。就一國顯示出的FDI數據而言，一個已進入一東道國從事FDI的跨國公司，勢必已將所有權優勢與區位優勢內部化，也即在考慮兩優勢后，決定在海外生產。同時，必須強調的是，不同的區位因素（優勢或是劣勢），對于不同性質的跨國公司而言，存在不同的重要程度。盡管如此，對于東道國而言，營建一個良好的投資環境從長期來看仍是最基本、最重要的決定因素，東道國在吸引FDI的政策上也主要集中在對區位優勢的影響上，這從Dunning歸納出的4類區位影響因素也可看出。另外，東道國如能通過若干政治經濟改革措施以改變并獲取區位優勢，使得廠商經過內部化過程后投資于該國，則東道國就擁有相對于其他國家的區位優勢。因此，本文假設在給定跨國公司具有所有權優勢的情況下，跨國公司決定內化，并在一國投資設廠，要視東道國的投資環境而定；本研究對象以個別國家為單，并不考慮流入這些國家的FDI國別與性質。基于以上理論分析，本研究在變量的選擇上采用Nabende（2002）等人關于外商直接投資流入的區位因素作為依據，同時考慮到區域性經濟沖擊的影響，將其區位因素主要分為3類，分別為成本相關因素、投資環境因素與總體經濟因素。成本相關因素主要是說明那些在投資國與東道國之間存在重要生產成本要素的不均衡，這種不均衡現象對于投資區位的選擇上具有相當重要的影響，尤其是，如果這些跨國公司主要是以勞動密集與出口導向為主，并且在海外設廠主要是因為發達國家與發展中國家之間不對稱的投入成本，兩地之間不均衡現象則更為明顯。東道國的關鍵成本要素包括實際工資率、匯率、土地與財產權、當地投入成本、稅率、交通成本以及資本使用成本等；投資環境改善的主要因素包括經濟開放程度、投資與貿易體制自由化及政治風險等，其中，外商直接投資政策包括所有權政策、稅率與補貼、價格控制等，貿易政策自由化主要是貿易商品關稅限制的降低；東道國在考慮總體經濟因素時，應注意那些能吸引跨國公司在本國直接投資的重要因素。這些因素主要包括市場規模與潛在市場規模兩個變量。基于實際資料數據的缺乏，以及技術上的困難，實際研究中不可能包含上述所有理論變量。本文僅選擇可衡量變量，并對某些難以量化的變量進行變量替代。在成本相關因素上，本研究納入兩變量，包括實際工資率與匯率；投資環境改善變量采用人力資本與政府效能；總體經濟變量采用經濟規模、經濟增長與開放度；此外，考慮到區域性經濟沖擊，還加入亞洲金融風暴變量；最后，本研究加入了前一期的外商直接投資作為變量。2.模型設計根據上述變量說明，同時考慮到時滯效應，本研究將計量模型設計如下：（略）其中，i為國家，FDI為外商直接投資，gdp為人均國內生產總值，GDPGW為實際經濟增長率，HC為人均政府教育支出，ER為市場匯率（本國貨幣/美元），WAGE為實際工資率，OPEN為開放程度，GE為政府收支余額占GDP比重，D97為亞洲金融風暴（虛擬變量）。#p#分頁標題#e#
實證結果
本文研究目的主要是探討轉型國家外商直接投資流入的影響因素，本研究以波蘭、匈牙利、羅馬尼亞及保加利亞等東歐轉型國家為樣本②，樣本區間為1997年～2011年，對于四國的樣本數據，盡可能保證數據來源的一致性，除了來自國際貨幣基金組織、世界銀行與聯合國有關機構外，還包括歐洲復興開發銀行（EBRD）與各國政府相關網站上的資料。表1顯示了回歸估計結果。實證結果如上表所示，調整后的R2為0.932，F值達到1%的顯著水平，Durbinh值顯示出無自相關的結果。此外，本研究嘗試利用Carree的近似無偏估計法估計動態pandeldata中滯后一期的FDI系數，結果發現，在進行估計過程中，許多數值并未呈現收斂狀態，并且出現負向的數值而無法進一步計算，同時，在能計算的范圍下，事實上所觀察到的計算結果并未產生與原數值差距太大甚至相反效果的情況。在這些條件下，本研究并不對原始結果做進一步的修改與推估。根據以上對東歐四國外商直接投資流入影響因素的實證估計，結果發現，9個變量中，僅有匯率、人均國內生產總值與開放程度呈現顯著；人均國內生產總值如預期地具有正面影響。匯率方面，東歐國家自然資源豐富，因此，如果東道國匯率貶值，意味著投資者可投資相同金額便可獲取更多的本地資產或雇傭更多的勞工，尤其各國在轉型過程中施行大小規模不等的國有企業私有化政策，舊有國有企業在本國匯率貶值時，外國投資者可以較便宜地購入，因而，匯率對于東歐轉型國家具有正面的效果。開放程度的影響方向是負向的，恰好驗證了本研究關于開放程度對FDI的另一個可能影響方向，即開放程度降低反而會吸引FDI進入，不過其效果并不很顯著。另外，東歐國家的FDI流入受到前一期FDI流入影響并不顯著，這可能是因為轉型過程中政治經濟變化的原因，如東歐國家在1990年前后就開始施行開放政策，允許FDI進入。東歐國家的匯率FDI流入有正面的顯著影響。根據世界銀行的報告，東歐國家在轉型初期對于匯率制度就進行了相當大程度的開放，此四國在現金轉換上大抵是相當自由的，而且，在模型設定上，匯率是以自然對數后的數值進行的，其數值相較于FDI而言，并沒有明顯的波動，因此未能顯著呈現。最后，盡管許多文獻指出，低廉的工資與較具效率的行政組織是發展中國家吸引FDI的重要因素之一，但是，本研究實證結果顯示，兩者并不顯著，可能原因在于，除了這些國家逐漸發展的同時，人力素質也隨之提升，工資因此增加，從而可能產生抵消作用，尤其這些工資基本上為東道國各部門工資的平均，因此未能真實呈現。總之，從實證結果可知，東歐四國國有企業的私有化吸引外國投資進入這些國家，因而對于匯率的波動影響資產價值特別重視，外國投資也能利用開放程度的下降，轉而直接進入東歐國家生產來搶占市場。然而，由于這些轉型國家雖然已經歷了10多年的市場經濟改革，但就經濟發展而言，它們尚處于初期階段，許多非經濟因素仍干擾著各國，若干的影響因素或許需要再觀察一段時間才能顯現其效果。
結論
第2篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表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性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，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，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對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、進口之間的關系，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整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（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量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
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，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，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資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
參考文獻：
蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］.世界經濟研究(8).
齊曉華.2004.當代國際直接投資現狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).
邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).
小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).
張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］.世界經濟研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.
第3篇：外商直接投資相關理論范文
【關鍵詞】外商直接投資;進口;出口
一、現狀分析
(一)FDI規模逐年增長,獨資經營企業迅速增長
從2000年起,江蘇省利用FDI快速增長。2000-2008年,9年累計實際外商直接投資達1294.77億美元,2006年,利用外商直接投資達174.31億美元,2007年,利用外商直接投資達218.92億美元,2008年,利用外商直接投資達251.2億美元。隨著一系列吸引外資優惠政策的出臺,外商在投資中更加注重控股權,以獨資方式進入的外商逐漸增多,且表現在外商直接投資的各個領域。1985～2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業占實際外商直接投資的比重分別為:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業所占實際外商直接投資比重分別為:81.54%,17.32%,0.81%。外資投資股份制企業為0.33%。
(二)FDI行業分布不均衡
2000年以來,江蘇省的FDI主要集中在制造業,以2008年的數據分析,2008年流向制造業的實際外商直接投資比重為70.18%。從制造業行業分布看,FDI主要投資于通信設備、計算機及其他電子設備制造業;電氣機械及器材制造業;通用設備制造業。
(三)FDI主要投資于蘇南地區
蘇南地區包括:南京,蘇州,無錫,常州,鎮江;蘇中地區包括:南通,揚州,泰州;蘇北地區包括:徐州,連云港,淮安,鹽城,宿遷。由于三大區域的人口數,地區生產總值,地理位置等差異,導致FDI主要集中在蘇南地區。2008年外商直接投資在蘇南,蘇中,蘇北投資額分別為:168.02億美元,54.01億美元,29.17億美元。
(四)FDI來源向多國家或地區發展
FDI來源由以香港為主向多國家和地區發展。2007年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,為67.40億美元;第二位是韓國,為15.08億美元;第三位是新加坡,為14.87億美元;第四位是日本,為11.20億美元,2008年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,99.51億美元;第二位是新加坡,達16.41億美元;第三位是日本,實際外資額13.55億美元;第四位是中國臺灣,實際投資8.99億美元,此外,美國、德國等國家和地區的投資也占有很大比重。
二、相關文獻綜述
小島清提出的邊際產業擴張論認為,在外商直接投資方面,投資者應從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行,從而將東道國因缺少資本和技術而沒有發揮的潛在比較優勢發掘出來,使兩國間的比較成本差距擴大,為更大規模的貿易創造條件;Mundel.R.A.(1957年)采用比較靜態分析方法,得出一種商品可以通過貿易或投資的方式進入別國市場,認為投資對貿易會產生替代效應,并且當兩個國家或地區的資源稟賦、技術水平比較接近時,替代效應特別明顯;Vernon(1966年)認為企業對外直接投資是隨產品生命周期運動而進行的,這是對企業出口方式的替代,從動態角度闡述了FDI對貿易的替代效應。
FDI究竟產生貿易替代效應還是貿易創造效應,這在一定程度上還取決于模型的理論假設和實踐數據驗證。近年來,國內較多學者對FDI與中國進出口貿易的關系進行了實證研究。學者楊迤(2000年)、張毓茜(2001年)、洗國明(2003年)、江錦凡(2004年)等認為,FDI對中國對外貿易有著顯著的促進作用;戴金平和馮蕾(2003年)以1985-2002年的中國各省數據為樣本,采用分布滯后模型,從FDI的來源、資金規模、外資企業的出口數量、外商投資的產業結構、科技人員數量和投入研發比重六個指標分析了FDI與出口貿易之間的關系,模型分析結果表明FDI對我國出口貿易的促進作用因地區不同產生差異的原因;馬凌遠(2008年)采用2003-2006年的面板數據驗證了我國外向與內向FDI存量與進出口貿易之間的關系,通過計量模型分析的結果表明:我國的FDI與進出口貿易存在互補關系,因此FDI具有貿易創造效應,貿易創造效應中又以出口創造效應為主,這說明我國的外向FDI的出口效應大于進口效應,即具有“凈出口”效應。
三、計量經濟模型的建立及結果分析
(一)外商直接投資與進口,出口數據分析
根據江蘇省2009年統計年鑒及江蘇省2009年國民經濟和社會發展統計公報整理有關數據,見表1。
(二)外商直接投資對江蘇進口的效應分析
選取1995～2009年江蘇省FDI和Import的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Import數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:
從模型(Ⅰ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Import增長2.301%,即當期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.91%;上期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.491%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期進口增長0.9%。分析表明,江蘇省FDI對Import的拉動作用較為明顯。
(三)外商直接投資對江蘇出口的效應分析
選取1995～2009年江蘇省FDI和Emport的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Emport數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:
從模型(Ⅱ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Emport增長2.17%,即當期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.95%;上期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.3%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期出口增長0.92%。分析表明,江蘇省FDI對Emport的促進作用較為明顯。
四、結論與政策建議
(一)結論
FDI對江蘇外貿的進口與出口效應十分明顯,FDI對江蘇進口的效應大于出口效應。江蘇外貿發展某種程度上依賴于外商直接投資的發展,這反映了FDI的“來料加工”特征比較明顯。
(二)政策建議
江蘇應改變利用外資的方式,提升外資質量,提高利用效率。逐步提高外商投資股份制企業的比例,積極創造條件,引導FDI向江蘇現代服務業流動,向蘇中和蘇北地區流動。加大引進歐美及大洋洲地區的外商直接投資,促進江蘇外貿持續均衡和諧發展。從長期可持續發展看,江蘇省不應將外貿發展建立在FDI的基礎上,要引導外商更多地利用江蘇本地區的市場資源、人才與技術,以促進江蘇省企業的產業結構調整和升級,實現江蘇企業的自主創新和自主發展。
參考文獻
[1]張毓茜.外國直接投資對中國對外貿易影響的實證分析[J].世界經濟文匯,2001(3).
[2]洗國明.我國出口與外商在華直接投資――1983～2000年數據的計量研究[J].南開經濟研究,2003(1).
第4篇：外商直接投資相關理論范文
摘 要 外商直接投資對產業結構具有明顯的正負影響效應。一方面,外商直接投資通過資本質量改善效應、技術溢出效應、帶動與示范效應和產業聚集效應有力促進東道國的產業結構升級;另一方面,外商直接投資通過擠出效應、產業結構滯后效應和區域發展差距效應對東道國產業結構造成負面影響。
關鍵詞 外商直接投資 產業結構 影響機理
一、理論回顧及評述
經濟學家一直在對外商直接投資與產業結構之間的關系進行深入的研究,并取得了豐富的理論成果。當兩國之間產生了要素跨國流動,產生了經濟聯系,就會引起內部資源配置效率和產業結構發生變化。探討外商直接投資與東道國產業結構關系的理論中,影響較大的主要有“缺口”理論、“增長階段模型”和“邊際產業轉移理論”等。
“缺口”理論主要包括“兩缺口”模型和“四缺口”模型。錢納里(H.Chenery,美國經濟學家),20世紀60年代年創立了“兩缺口”模型,該模型認為,發展中國家通過利用外部資源彌補“外匯缺口”和“儲蓄缺口”,在發揮政府的作用的同時,調整國內的經濟結構以適應引進外部資源。它反映出發展中國家引進外部資源對于緩和國內資源稀缺性的重要意義。托達羅(Todaro,美國經濟學家),1969-1970年在“兩缺口”模型的基礎上,分別增加“政府稅收缺口”和“生產要素缺口”形成了“四缺口”模型,并從這個角度論述了利用外商直接投資對于發展中國家調整產業結構和實現經濟增長的意義。“缺口”理論模型僅能從宏觀上探討利用外資的可能性、重要性和必要性。
小澤輝智(Teretomo Ozawa,日本經濟學家),20世紀90年代提出了“增長階段模型”。在赤松要(KanameA kamatsu,日本經濟學家) “雁行模式”的基礎上,小澤輝智引入了跨國公司和直接投資因素,使得這一模型對東道國利用外商直接投資優化產業結構有重要意義。根據“增長階段模型”,跨國公司的直接投資縮短了東道國向技術密集型產業升級換代的時間,加速了東道國建立本土具有競爭力產業的進程,從而成為東道國產業結構調整升級的助推器。
小島清(Kojima,日本經濟學家),20世紀70年代中期提出了“邊際產業轉移理論”。該理論認為,發達國家應將本國己經處于或即將處于比較劣勢的產業向發展中國家轉移,發達國家可集中發展其具有比較優勢的產業,這樣一方面促進了東道國勞動密集行業的發展,一方面推動了本國及東道國的產業結構調整。但按這一理論,發展中國家永遠只是跟隨者,無法解釋發展中國家取得后發優勢的情況。
按西方經濟學屆的分類,上述理論同屬于國際直接投資理論的“產業說”范疇,都認為外商直接投資對東道國產業結構演變具有積極作用,即在開放的經濟環境下,可以通過要素的國際流動和轉移實現產業結構升級。具體表現為:第一,外商直接投資轉移的產業迅速填補了東道國產業結構的空白;第二,外商直接投資帶來的優質資本、領先技術和現代化管理經驗促進來源國與東道國產業間結構的轉移,并推動產業內結構向高級化發展。
但是,上述理論都存在著理論極限,外商直接投資并非總是有利于東道國產業結構的提升,它對東道國的產業結構會產生負面效應。外商直接投資對產業結構的影響效應主要取決于兩個要素,一是外商直接投資的資本質量和技術含量,二是當地利用外資的產業政策。若外商直接投資質量不高,或外資企業與當地企業以同等生產效率的生產,或外資企業在競爭中擠出本地企業,則外商直接投資就會對當地產業結構造成負面影響;若政府沒有對外資進行有效地引導,外商直接投資的利益目標和東道國產業結構調整目標偏差較大,則會在很大程度上降低外商直接投資對東道國產業結構升級的作用效果。
二、外商直接投資對產業結構的影響機理
通過對相關理論的分析與總結,文章的理論研究基礎框架將圍繞外商直接投資對產業結構的影響機理展開。外商直接投資對產業結構直接和間接的作用效果主要體現在兩個方面,即正面效應和負面效應。
(一)外商直接投資對產業結構的正面效應
1.資本質量改善效應
外商直接投資的資本質量改善效應是最直接的正面效應。在資源全球化背景下,各國競相吸引外商直接投資的一個決定性原因是:外商直接投資的流入能夠在很大程度上彌補東道國的外匯缺口和儲蓄缺口,增加東道國的資本存量,改善資本質量,對經濟增長和產業結構調整做出積極貢獻。
更深層次,產業結構的轉換和調整有兩種方式,增量調整和存量調整。增量調整的實質是,改變資本增量在各產業之間的分配比例,是動態產業結構的形成和轉換。各產業部門的增量資本流向和增量資本結構,決定著現有產業結構的基本變化格局,所以,東道國產業結構調整變動的主要因素之一便是每年的外商直接投資流量的增量。存量調整的實質是將存量資源進行再次配置或優化重組,借此突破稀缺資源的瓶頸約束。目前在全球范圍內,跨國并購已成為存量調整的重要形式,其操作模式往往是,以市場為導向,經過調研分析與研判,選中未來成長預期明確的、自身含有優質或稀缺資源的行業或企業進行直接投資或技術改造;通過所有權轉讓盤活閑置資源,或將股份變現處理,又可以資金形式繼續投向新興產業或新產品部門。借助多方一系列的退出以及進入的調整活動,使得各種資源在產業或產品之間不斷優化配置,提升產業結構。
2.技術溢出效應
技術溢出效應是一個運動著的系統,外商設立的跨國公司在東道國設立子公司,先進的技術通過一定的途徑從外資企業運動到本土企業,從而引起當地技術進步或生產力升級。外資通過技術溢出促進國外分支機構進行研究與開發,提高要素生產率,改變產品結構特別是出口產品結構,引起組織創新,提高管理水平,來直接促進東道國技術進步;通過與當地研究與開發機構合作、向當地后向與前向合作者轉移技術,來間接地促進東道國技術進步①。
外商直接投資的溢出效應可以分為行業內溢出和行業間溢出。行業內溢出,又稱為水平溢出,是在同一行業內,外資企業向本地企業的技術溢出,其產生途徑包括示范――模仿效應、競爭效應以及人員培訓和流動效應;行業間溢出,又稱為垂直溢出,是外商直接投資通過產業鏈向上游企業的后向溢出和向下游企業的前向溢出,其產生途徑主要是產業關聯效應,產業關聯效應又分為前向關聯和后向關聯兩種,前者指東道國本土企業從外商投資企業采購中間投入品,后者指外商投資企業從東道國本土企業采購中間投入品,兩者分別對應前向溢出效應和后向溢出效應。
示范――模仿效應。本土企業通過對跨國公司的先進技術、生產流程、新產品工藝等的學習和模仿來提高的自身技術水平,分為單純的技術復制和吸收創新。本土企業對跨國公司的先進技術、產品工藝以及管理經驗等進行單純照搬和簡單復制,獲得的都是質量水平不高的技術,而跨國公司真正的先進技術、核心技術則難以獲得;本土企業對跨國公司生產的產品、技術加以細致研究、消化吸收并加以改善融入到自身產品及生產工藝中的方式可以繞開跨國公司的技術壁壘獲得較為先進的技術,但這也對本土企業的技術水平和人力資本水平提出了更高的要求。
競爭效應。從外資公司角度看,東道國市場上的競爭促使跨國公司持續吸收母公司高新技術,創造了東道國企業學習先進技術的條件;從本土企業角度看,跨國公司的競爭壓力轉化為動力,刺激本土企業提高資源配置效率,使本土企業加強自主研發、積極學習和吸收同行業先進技術,提高技術應用效率。
人力資本培訓和流動。科技以人為本,技術先進的跨國公司往往注重給予當地雇員多方面、多層次的培訓,以提高低層管理或技術人才的基本管理技能、服務文化與技能、基本操作技能;提高中層管理或技術人才的部門運營能力、專業技術技能、服務能力;提高高層管理或技術人才的經營理念、管理運營能力、現代技術應用能力等②。而當這些雇員由外資公司流向東道國本土企業時,他們積累的知識和技能隨之外流,從而對東道國本土企業產生技術溢出。
產業關聯效應。當內外資企業建立起產業關聯,外資企業的因產業部門間的供求關系會對技術相對落后的本土企業產生溢出效應。前向關聯效應下,外資公司通過提供高質量的產品、售后服務、先進宣傳和銷售方式等途徑推動下游企業的技術進步,產生技術溢出效應;后向關聯效應下,外資企業為了確保自身利益,往往會通過技術支持、人員培訓和輔導等方式提高上游供應商的技術水平,產生技術溢出效應。
3.帶動與示范效應
外商直接投資的根本目的是追求利潤。外商直接投資企業對東道國投資后,獲得了大量資本收益,在企業前期利潤較高的條件下,有可能帶動母公司對該企業追加投資,或向上下游產業投資以完善整條產業鏈,這就是外商直接投資的帶動效應。與此同時,國內與國外的其他外資會被獲利效應吸引進而開始投資,或投資該行業,或投資相關行業,從而促進產業鏈的發展,這就是外商直接投資的示范效應。
4.產業聚集效應
產業聚集效應,即在某特定區域內,一定數量的具有密切產業聯系的企業以及相關機構聚集,并形成強勁、持續的競爭優勢。產業聚集會給聚集區內的企業創造良好的獲利環境,帶來較高的投資回報,形成聚合力較強的競爭優勢,包括企業生產成本優勢、經營績效優勢、產品的質量優勢、差異化優勢、區域品牌優勢和產業集聚的創新優勢等。反過來,產業集聚效應的產生又進一步吸引外商直接投資,形成外商直接投資與產業集聚相互促進、共同發展的良性循環。
(二)外商直接投資對產業結構的負面效應
1.擠出效應
外商直接投資的技術擠出效應,是指因為外商直接投資的流入而替代國內投資、引起非公平競爭、阻礙當地技術進步和擴散、抑制生產率增長等因素引起的負面效應。隨著外資公司在東道國的擴張,憑借其各方面的比較優勢,外資企業會給東道國企業帶來較大的競爭壓力,可能會使得本地因長期處于競爭劣勢而最終被擠出市場。
從現實的情況來看,外商直接投資對內資企業擠出效應的有以下三種作用機理:第一,在內資企業較多、已發展成一定規模的行業,外商直接投資憑借其技術、營銷和品牌等方面的優勢打入市場,逐步樹立在當地的地位,替代內資企業,并在競爭中漸進式地將內資企業擠出市場;第二,在內資企業投資不足的行業,外商直接投資閃電式地進入,填補市場空白,占領市場,并憑借其先入為主的市場優勢地位為其他投資進入設置障礙,尤其是內資企業;第三,隨著一些東道國企業的技術進步,內資企業的某些技術可能已領先外資企業,這時,外資企業通過向先進的內資企業學習技術,享受內資的技術溢出,從而形成一種新的相對擠出效應。
2.產業結構滯后效應
外商直接投資流向發展中東道國時,若發達國家轉移的是勞動密集型產業,則可能加強發展中國家的勞動密集型產業的比較優勢。此時,就會形成以發達國家為資本密集型和技術密集型產品生產國,以發展中國家為勞動密集型產品生產國的國際分工格局。如果發展中國家按照發達國家產業轉移的模式,一味被動地接受,則意味著發展中國家的產業結構將固化在較低層次,使得發展中國家的產業結構存在嚴重滯后,非常不利于發展中國家的產業結構升級。
第5篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞：FDI；產業結構；面板數據
中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）27-0278-02
引言
近年來，中國政府做出了很大努力通過吸引外商直接投資來刺激經濟。與此同時，隨著外商投資的注入，產業結構也相應地在不斷調整。
很多國外學者探討了外商直接投資與產業結構調整之間的關系。他們中的一些人通過考察FDI對出口的促進作用，探究外商直接投資對產業結構調整的影響。Camilla（2002）以波蘭的出口數據為例，發現外商直接投資大大刺激了波蘭技術密集型產品的出口。Hunya（2002）在羅馬尼亞出口和FDI的研究中發現，外商直接投資主要集中于勞動密集型、技術含量低的產業，從而能促進該國的傳統產業。另外，一些學者研究FDI的技術溢出效應在產業結構調整中的作用。Caves（1974）發現，在加拿大，地區制造業的利潤與外商投資比例呈正相關。他總結，是外商直接投資的技術溢出效應，促進了這些國家產業結構的調整。國內學者也對外商投資與產業結構調整的關系進行了研究。通過進行協整檢驗和格蘭杰檢驗，李雪（2005）發現，外商直接投資可以促進產業結構升級，但不存在長期的固定的關系。魏作磊（2006）選擇擴展的柯布―道格拉斯生產函數建立計量模型。回歸結果表明，FDI對工業增長的平均貢獻遠超過在農業和服務業的貢獻，這是由中國工業化的要求決定的。劉宇（2007）使用面板數據建立計量模型，并證明了三個領域中外商直接投資和經濟增長之間的正相關關系。
然而，當前對外商直接投資對產業結構調整影響的實證研究，仍有一些方面需要改進。許多研究人員關注FDI對三個行業的產出的增長作用，而忽視了產業結構調整的變化。此外，大多數研究論文采用時間序列數據，并僅使用外商投資作為唯一的解釋變量。本文就產業結構調整與外商投資進行面板數據的回歸分析，創新地探究了服務業產出相對于工業產出的變化與外商直接投資的關系，此外，證明了外國直接投資對產業結構的調整存在邊際遞減效應。
一、理論，數據與方法
（一）理論分析
外商直接投資究竟如何影響產業結構調整？以下我們將定義四個外商投資的四個效應：資本供給效應、溢出效應、集中效應和依賴效應。
1.正面影響
外商直接投資促進產業升級的兩種主要方式是資本供給效應和溢出效應。傳統的兩缺口理論（Chenery and Bruno，1962）認為，外資的引入可以幫助發展中國家彌補儲蓄缺口和外匯缺口，從而可以加快經濟增長和產業結構調整。然而，近年來溢出效應收到了更多的關注。首先，外商投資將導致當地市場的競爭加劇，從而淘汰那些表現不佳的企業。另一方面，外商直接投資帶來了國際人才、管理經驗和先進的技術知識，大大提高了生產力和運營效率。
2.負面影響
外國投資可能集中于三個行業中的（農業、工業和服務業）一個行業。對于許多發展中國家，外商直接投資主要集中在制造業，這加劇了產業結構的偏斜（集中效應）。此外，外商投資可能導致本國對外國技術的依賴。目前，中國的許多核心技術來自海外，這種依賴會嚴重抑制中國自主創新能力的提高（依賴效應）。
（二）變量選擇
1.被解釋變量
產業結構調整的調整用以下指標來衡量：ser_indit體現第t年省份i工業產出與服務業產出的比值。該指標體現了服務業產出相對于工業的變化，這衡量了的服務業對工業的替代效應。
2.其他解釋變量
本文選擇如下指標作為被解釋變量capfor：固定資本形成總值占GDP的比重；govexp：政府開支占GDP的比重；numstu：受高等教育的學生人數；urb：城市化率；tra：地區進出口總額；tec：技術進步。其中，numstu，tra，和tec采用對數形式。同時，增加FDI的平方作為解釋變量來探討外商直接投資的邊際影響的變化。
（三）數據來源
本文選取的數據從2006―2011年，覆蓋30個省，不包括香港、澳門、臺灣和（技術市場成交額數據缺失）。數據來自國家統計局數據庫以及中國經濟信息網數據庫。
二、實證檢驗與分析
通過Hausman檢驗，固定效應模型被支持。同時，通過殘差uit和殘差滯后項uit-1的回歸證明沒有序列相關性。采用異方差穩健的標準誤用來糾正異方差性。
通常情況下，越發達的城市，服務業對經濟增長的貢獻越大。隨著時間的推移，服務業在GDP增長中的作用往往變得越來越重要。為了探索服務業對工業的替代效應，我們用服務業產出與工業產出的比作為被解釋變量，衡量產業結構的升級過程。回歸結果如下：
n=180，R2=0.3124，F=391.57
（一）實證結果分析
capfor 和 govexp都不顯著，但是固定資本形成無疑與工業和服務業的發展存在相關。然而，這兩者可能沒有調整效應，因為產業結構調整更多是關于一個經濟部門（如服務）對另一個（如工業）替代。政府支出的不顯著性表明，政府支出可能不是一個很好的對政策指導的替代變量。ln（numstu） 和 ln（tec）的系數不顯著，這可能是由于服務行業在中國并不發達，對高等教育的學生數量和技術進步的要求不是特別大。貿易在模型中顯著為負，表明中國的出口和進口主要集中在制造業商品，從而促進工業發展，抑制了服務業發展。城市化率的系數為正，解釋了服務業在城市中的作用，但出于環保的考慮，城市化抑制了工業發展。
（二）FDI的影響分析
在此模型中，fdi的系數為+ 0.0153，表明相對于工業，百分之一的外國直接投資將增加服務業的比重0.0153%。此外，fdi2的系數為負。這表明，隨著外國直接投資的增加，服務業的發展速度快于工業，但外國直接投資的邊際報酬減少。2006年以前，外商直接投資主要集中在工業，然而，自2006年以來，政府更加關注產業結構的調整。服務業的外國直接投資比重已從2005年的不到1/3增加到2011年的超過1/2。這導致的結果是，集中效應減少，正向的資本供給效應和溢出效應起主要作用。但隨著服務行業的外國投資增加，投資的邊際報酬遞減，這符合基本的經濟理論。用四個效應的理論來解釋，一直以來，工業的發展較為充分而服務業的發展仍處于初期階段，資本供給效應和溢出效應對服務業的影響更為顯著，而依賴效應則主要存在于工業。然而，可以預期，在未來，當服務充分發展的時候，資本供給效應和溢出效應的積極影響會逐漸減弱。
結論
本文就外商直接投資對產業結構調整的影響進行實證分析。結果表明，FDI能增加服務業在GDP的比重減少工業在GDP的比重，但它的邊際效應在兩個行業中都降低。值得注意的是，隨著外商直接投資的增加，服務業發展快于工業。一些早期的研究，特別是那些使用時間序列數據實證分析的研究指出外商直接投資和產業結構調整之間不存在顯著的相關性或僅存在正相關關系，而本文的研究結果發現了另一種可能性。
如今，許多國家都希望加快轉變經濟發展方式，走可持續的發展道路，這意味著服務業的發展變得越來越重要。在這種情況下，政府可以引入更多外商直接投資促進產業結構升級。
參考文獻：
[1] Jensen C.Foreign direct investment，industrial restructuring and the upgrading of Polish exports[J].Applied Economics，2002，34（2）：
207-217.
[2] Hunya G.Restructuring through FDI in Romanian manufacturing[J].Economic Systems，2002，26（4）：387-394.
[3] Caves R E.Multinational firms，competition，and productivity in host-country markets[J].Economica，1974，41（162）：176-193.
[4] 李雪.外商直接投資的產業結構效應[J].經濟與管理研究，2005，（1）：15-18.
第6篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞：外國投資 中國經濟發展
中國利用外國直接投資現狀概述
我國自從90年代以來，外資已從過去的以中小企業為主轉變為國際大財團全面進入的格局。初期投資于房地產業的外資增加較快，個別年份占到外商實際投資額的1/3以上，近十年這一比例有所下降。累計看，投資于工業的外資仍然占最大的份額，約占60％。2000年我國利用外商直接投資項目數的72.75%,合同外資的73.72%集中在第二產業;截至2000年我國利用外國直接投資項目數的72.99%,合同外資的60.87%集中在第二產業。
中國吸收的外商直接投資，主要集中在沿海少數地區。90年代以后，這一比重略有下降，但總的趨勢沒有明顯改變 ，在沿海地區的投資，累計仍占全部投資額的88％。外經貿部的統計資料顯示1999年外國直接投資于東部地區占87.88%, 中部地區9.29%, 西部地區僅占2.82%。截至1999年，東部地區累計使用外國直接投資占全國的87.84%,中部地區占8.94%,而西部地區僅占3.22%。
我國利用外資的來源與方式
從我國利用外國直接投資的來源來看，中國外商直接投資中，來自港澳臺的資金一直占較大比重，在90年代以前，港澳臺投資約占80％左右。90年代初期以來，其他發達國家大跨國公司在華投資明顯增加，港澳臺資金比例逐年下降，但累計仍占近60％。
在吸收外商直接投資的初期，在華投資的外商主要采取中外合資和中外合作兩種方式。90年代以來，外商獨資企業的比例有較快上升，自1997年起，新設立項目中，外商獨資經營的項目數超過中外合資經營的項目數，自1998年起，外商獨資經營企業的合同金額超過了中外合資經營項目的合同金額。但以累計數計，中外合資經營仍然是占最大份額的投資方式，占實際投資額的近一半，外商獨資經營所占比例不到1/3。
外國直接投資與中國經濟增長實證分析
新古典經濟增長理論認為，一國的產出是資本、勞動、綜合要素生產率的函數。外國直接投資通過作用于上述變量來影響經濟增長。以下本文將從外國直接投資與東道國國內投資、就業、技術進步等方面的關系入手，在此框架下探討外國直接投資作用于中國經濟增長的機制。
4.1 外國直接投資與中國GDP
下圖給出我國1983-2001年經濟增長率與外國直接投資依賴度的變動情況。FDI作為對東道國的投資，由于其購買各種原材料以及支付工人工資都必然按照當年價格核算，因此以FDI與以當年價格計算并換算成美元的GDP相比的比值作為衡量外國直接投資依賴度的指標更具科學性。1990年以前，由于我國利用FDI在國內生產總值中的比重不到1%，因而它與經濟增長的關系不是十分明顯，1991年以后，我國利用外國直接投資獲得了快速的發展，尤其是1992、1993年，外國直接投資占GDP的比重幾乎成直線上升態勢，1994年FDI/GDP達到了6.22%，外資對我國經濟增長的作用漸趨明顯。
圖1經濟增長率與外國直接投資依賴度曲線
數據來源：《中國統計年鑒》1984-2000年各卷，2000、2001年數據取自《宏觀經濟研究》2001、2002年第3期。
注： 左方坐標表示GGDP ，右方坐標表表示 FDI/GDP
4.2 外國直接投資與中國國內投資
理論上，一國的國內投資(Domestic Investment)由本國投資（National Ivestment）和外國投資(ForeignInvestment)兩部分構成。外國直接投資作為國內投資總額的一個部分，其不同的投資形式對投資總量的影響是不同的。一般而言，用于并購現有企業的FDI實際上并不增加國內總投資,只是用外資企業或合資企業代替了內資企業,把內資企業從國內市場上“擠出”。
IY=a+b*YG(-1)+c*IY(-1)+d*FDIY+e*REXL+f*IR+g*IF+ε，其中,IY表示投資占GDP的比重,YG(-1)表示前一期的經濟增長率,IY(-1)表示前一期的投資占GDP的比重,FDIY表示外國直接投資占GDP的比重,REXL表示人民幣對美元的實際匯率, IR表示國內金融市場一年期貸款利率,IF表示國內通貨膨脹率, ε為隨機項。
根據分位數的向量自回歸模型回歸模型，得到回歸方程I。考慮到前一年的經濟增長率YG(-1)的顯著性不高，不能通過檢驗，因而將這一解釋變量舍去，得到回歸方程II。從回歸方程II不難看出,方程的擬合優度較高,各參數能夠通過t檢驗,其中IY(-1)、REXL、IR、IF在5%水平上顯著，FDIY在1%水平上顯著，回歸方程式結論被證明有效 。
從回歸分析的結果來看,中國國內投資與國內利率呈負相關關系、與上年投資正相關，這與理論上國內投資應與國內利率負相關、與上年投資正相關相吻合。不過理論上國內投資與實際匯率和通貨膨脹率的相關系數不定，而對于中國來說，國內投資與實際匯率、通貨膨脹率呈負相關關系。可見，我國利用FDI有助于當年國內投資的增加，沒有將本國的投資“擠出”，這主要得益于中國利用的外國直接投資主要是以新設企業形式出現，而很少通過并夠實現。
4.3 外國直接投資與中國國內就業
我國是典型的勞動力過剩經濟，且大量剩余勞動力沉淀于農村。加快第二產業和第三產業的發展，擴大非農產業對剩余勞動力的吸納能力，是加速農村剩余勞動力由農業向非農產業的轉移，解決農村勞動力過剩問題的根本途徑，也是保持我國經濟長期持續穩定發展和社會穩定的核心問題之一。外資流入在促進我國經濟發展的同時，也創造了大量的就業機會，直接或間接的促進了農村剩余勞動力向非農產業的轉移。從不同時期各經濟類型吸納的新增從業人員的數量來看，外商投資企業吸納的就業人數也是相當可觀的。
5． FDI對我國經濟增長利弊的深入探討
5.1 外國直接投資之利
外國直接投資對我國經濟增長的積極影響主要包括以下六個方面，
一、增加國內投資和促進資本形成；
二、吸納勞動力就業；
三、提高綜合要素生產率TFP；
四、促進我國的產業結構升級；
五、擴大我國的外貿規模，改善我國的外貿結構，促進對外貿易的發展；
六、是我國一項重要的稅收來源。
5.2 外國直接投資之弊
5.2.1 明顯削弱了中國內資企業的自主創新能力
改革開放以來，我國大力吸收和利用外商直接投資，對我國某些內資企業提升自主創新能力具有積極作用。其主要表現是：在外資進入、外企林立、國際競爭和國內競爭融為一體且顯著加強的態勢下，海爾、華為、奇瑞等一批內資企業“奮袂而起”，自主創新，打造出一批具有自主知識產權并在國內外市場占有一定份額的名牌產品。另一方面，在大規模吸收和利用外商直接投資的同時，我國許多內資企業的自主創新能力則明顯削弱。
外商直接投資與我國內資企業增強自主創新能力具有利益上的矛盾。外商直接投資的根本目的是獲取長期穩定的高額利潤。為此，外商要最大限度地壟斷技術和市場，打敗競爭對手；而絕不是要培植競爭對手，增強我國內資企業的自主創新能力，陷自身于不利或敗北的境地。
5.2.2 對中國民族經濟形成強烈沖擊
外商直接投資長時期大規模地進入我國，必然加劇外資經濟與我國民族經濟的激烈競爭和反復較量。外商直接投資憑借其資金、技術、管理、品牌、規模等壟斷優勢，通過“綠地投資”和并購我國內資企業，控制了我國的某些行業和市場，大量“消滅”我國民族品牌產品，通過合法或不正當手段吞食我國內資企業特別是國有資產，已經對我國民族經濟發展產生了顯著的負面影響。
一、控制了我國某些行業和市場；
二、大量民族品牌產品相繼被擠出市場；
三、導致國有資產大量流失；
四、加劇資源短缺，惡化生態環境；
五、加劇了我國地區經濟發展的不平衡。
5.2.3 對中國經濟安全和基本經濟制度構成較大威脅
近年來，在擴大對外開放的過程中如何維護國家經濟安全的問題愈益引起黨和政府的高度重視。國家經濟安全是國家安全的經濟基礎，具體表現為一個國家具有較強的經濟競爭力和及時消除與化解潛在或現實的內部和外來經濟風險的能力，國民經濟長期保持較快和健康發展的態勢。國家經濟安全的核心內容是國家的經濟不受分割，經濟自主性得以實現，基本經濟利益得到保障。
6、結論
通過上文的實證分析我們知道FDI在促進我國資本形成、吸納就業和提高我國綜合要素生產率方面貢獻都是比較顯著的，同時在我們對經濟增長率與FDI的回歸分析中也可以清楚的看到FDI在總體上比較顯著地促進了我國的經濟增長。從我們對FDI的積極影響的進一步剖析中也可看到FDI通過提升我國的產業結構、擴大對外貿易和優化進出口商品的結構、上繳稅收等途徑也直接或間接的促進了我國的經濟增長。
不過也正如上文所提，隨著我國加入世貿組織和逐步放開對外商行為的限制，出現了FDI企業出于利潤最大化的動機有目的、有計劃地控制我國產業、壟斷市場和封鎖先進技術的新動向。因此，我國在積極吸引外資，為外商創造良好的投資環境的同時，應該對外國投資的負面影響給予足夠重視，以最大程度達到對經濟增長揚長弊短的理想效果。
參考文獻
[1] 劉乃亞. 中國對非投資格局的形成――中國對非洲投資50年回顧[J]. 商洛學院學報, 2008(2): 1-12.
第7篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞：外商直接投資 產業集聚 杭州
一、引言
改革開放以來，杭州經濟社會持續快速健康發展，2010年全市實現生產總值5945.82億元，比上年增長12.0%，連續20年保持兩位數增長。近年來，杭州地區的標志性產業集聚不斷崛起，如電子信息、現代醫藥、服裝業、食品飲料等。同時，杭州吸引外資的規模也在不斷擴大，2010年批準外商直接投資545項，合同利用外資77.09億美元，比上年增長10.7%；實際到位外資43.56億美元，增長8.5%。在長三角經濟圈內，大量的FDI主要集聚于上海和蘇州、南京、無錫等城市，而流向杭州的外資卻相形見絀。同樣在杭州內部，FDI在其各地區的分布亦是極不均衡。在這樣的背景下，本文主要從理論和實證兩個層面來研究杭州產業集群與FDI之間的關系，進而對杭州政府制定吸引FDI的政策以及產業集群發展策略提出建議。
二、國內外研究現狀
上世紀80年代以來，FDI成為主要的資本流動方式，是促進經濟增長的主要動力之一。同時，FDI區位流向的決定因素越來越受到眾多因素的綜合影響。
（一）產業集聚對外商直接投資區位選擇具有重要影響
關于產業集聚對FDI區位影響的研究眾多。Guimaraer（2000）對1982-1992年葡萄牙FDI的數據進行了實證研究，結果表明集聚經濟是影響FDI在葡萄牙區位選擇的決定性因素。Frank Barry(2001)通過對美國跨國公司在愛爾蘭的FDI區位選擇的實證考察，結果表明集聚效應是影響美國廠商進入愛爾蘭市場的重要決定因素。肖文、林高榜（2008）通過理論推演了FDI和產業集聚的互動機制，并計算了長三角地區12個城市的外國直接投資和34個兩位數工業行業總產值之間的相關系數，論證了產業集聚水平對FDI 區位選擇有著顯著的影響作用，外商更傾向于在集聚水平高的地區進行投資。
上述文獻都是側重于從集聚經濟或產業集群作為FDI區位決定因素之一所起作用的角度來論述的。這些研究一般認為，產業集群是東道國吸引FDI的重要因素之一。
(二)外商直接投資對產業集聚的形成 及發展具有重要作用
在FDI對產業集群的影響論證中，Enright（2000）利用香港金融案例，提出FDI可以與當地集群形成相互依賴關系，并創造工作機會，貢獻先進的技術和管理經驗，促進集群中的知識外溢，完善了當地產業鏈。Hood（2001）通過實證也說明跨國公司對產業集聚的發展有著顯著的促進作用。王煥祥、陸妙燕(2005)提出并論證了東道國憑借基礎性優勢和集聚性優勢吸引FDI。隨著競爭的日趨激烈，相比基礎性優勢，集聚性優勢吸引FDI的競爭力日益強化，同時集聚性優勢是基礎性優勢的顯化和強化。東道國吸引FDI最優的狀態是兩種優勢較好的結合。在積極發展基礎性區位優勢的基礎上，東道國更要注重促進集聚性區位優勢增長。
可見，引進外資可以促進當地產業集群形成，而該地區的集聚經濟也會進一步吸引外資進入，共同推進產業集群的規模經濟效應、創新系統的完善，從而促進產業結構升級和區域經濟發展。
（三）浙江產業集聚和外商直接投資區位選擇的研究
國內外眾多學者也關注了FDI對浙江經濟的發展的影響。張志綱、徐維祥（2009）指出，產業集聚與FDI已成為浙江促進地方產業發展與升級、拉動經濟增長的兩個重要因素。潘天芹、白莉莉（2007）通過實證研究證明了FDI對浙江產業集群的發展產生了重大影響，其促進作用主要是通過資本集聚、技術外溢和市場需求三個影響途徑來實現，由此產生了產業集群效應。駱燁等（2004）用主成分回歸分析方法對浙江FDI的區位選擇進行了實證分析，得出浙江各地區的集聚經濟和信息成本是影響外商投資區位選擇的關鍵性因素。唐根年（2003）采用地理信息系統技術結構數量分析方法研究浙江省FDI區位選擇特征，說明了區域經濟發展模式影響FDI區位選擇。因此，產業集聚有利于浙江省進一步吸引FDI，從而有利于增強浙江經濟增長的后勁。
總體上，大多數研究都是從我國的整體層面出發分析產業集聚的形成發展及集聚經濟優勢對吸引FDI的重要影響，對于省市等區域性的產業集聚和FDI之間的研究較少，特別是針對杭州的研究。
三、外商直接投資對杭州產業集聚形成作用的實證研究
（一）衡量指標的選取
在研究杭州市產業集聚與外商直接投資關系之前，首先要選取衡量產業集聚的指標。產業集聚是指在一個適當大的區域范圍內，生產某種產品的若干個不同類企業，以及為這些企業配套的上下游企業、相關服務業，高度密集地聚集在一起，其最主要的特征是在一定區域內工業產值巨大。由此，我們用單位面積上的工業總產值(單位：萬元/平方公里)來度量地區產業集聚程度，即：Ki=Yi/S，其中，Yi表示i年的工業總產值，S表示地區的區域面積。顯然，Ki指標值越大，表示產業集聚程度越高。本文進一步計算了產業集聚的相對水平指數，將地區的產業集聚水平除以浙江省的平均水平，并記作KKi。若KK的數值大于1，則表示地區的產業集聚程度高于全省的平均水平。KKi的值越大，表示產業集聚程度越高。
（二）解釋變量
為了解釋產業集聚的形成與發展，本文選擇了以下兩個變量：
PFDI——單位面積實際利用FDI(單位：萬美元/平方公里)。本文選擇該指標來衡量地區實際利用FDI的情況，主要是為了增強各地區間的可比性，消除各地區行政區域面積大小不同對分析的影響。
PGDP——人均地區生產總值(單位：元/人)。本文選擇該指標來反映地區的經濟發展水平、區位條件和市場潛力。一般而言，產業集聚形成的重要因素包含了地區經濟發展水平，區位條件以及市場潛力。
計量模型初步選擇取各個變量的對數來進行回歸分析：
LnKi=λ0+λ1PFDIi+λ2PGDDPi+εi(1)
LnKKi=θ0+θ1PFDIi+θ2PGDDPi+εi (2)
其中，回歸系數λ1和θ1為外商直接投資對產業集聚的彈性系數，如果系數為正，則表明外資的進入的確促進了特定地域的產業集聚的形成。同樣，λ2和θ2為地區的經濟發展水平、區位條件和市場潛力對產業集聚的彈性系數，如果系數為正，則表明地區的經濟發展水平、區位條件和市場潛力也能夠促進特定地域的產業集聚的形成。
（三）回歸結果及分析 轉貼于 本文對杭州地區1996-2010的數據采用加權最小二乘法進行了分析，得出以下結果：
LnKi=2.310015+0.58414PFDIi+0.477412PGDDPi (3)
(5.074846)(40.45121)(9.87332)
R2=0.999999F=685521.8DW=1.611620
LnKKi=-5.265543+0.584143PFDIi+0.477411PGDDPi (4)
(-12.81495)(40.45261)(9.87366)
R2=O.999998F=685520.5DW=1.611631
從上述兩式可以看出：兩個模型的擬合效果都非常好，各變量前的系數都非常顯著并且系數均為正，符合預期。這說明，外商直接投資以及經濟發展水平、區位條件和市場潛力確實是促成產業集聚的主要因素。
四、產業集聚對杭州外商直接投資區位選擇作用的實證研究
（一）指標選取
根據FDI區域投資環境領域研究的現有成果，除了產業集聚的指標Ki外，本文還選擇了6個指標來衡量產業集聚對杭州外商直接投資區位選擇作用。
國內生產總值GDP：各地區的國內生產總值代表了該地區的綜合經濟實力，體現該地區市場規模的大小。市場規模對國際直接投資的流入有極大影響，以往投資環境研究中的多項實證分析都顯示了它是決定直接投資流向與分布的最顯著的因素之一。本文利用了人均GDP的數值來衡量該指標。
平均工資WAG：勞動成本應該是外企考慮的重要因素之一。本文利用各地區非公有制經濟職工的平均工資，表示外資企業的勞動力成本。
第三產業占GDP的比重TER：表明了該地區的產業結構的高度，也標志著金融、信息、交通等服務行業的發展水平。而相關產業的發展程度與外資企業的投資盈利程度是息息相關的。沒有好的金融環境，良好的通訊設施，便捷的運輸業，是不可能有企業生產經營的良好的環境。
基礎設施INF：反映該地區與生產相配套的基礎設施水平的高低。發達的基礎系統是實現投資過程中人、財、物順利、高效流動的基本前提。我們選用固定資產投資余額來衡量這個指標。
在業人員中大專以上人員比率HUC：反映各地人力資源的豐富程度和存量。很多指出外商投資企業在區位選擇上受人才素質的影響，甚至將一定的就業人員素質、同一定的基礎設施和經濟發展水平列為外資投資的前提條件。只有實現了這些前提，外企到此投資才有可能實現經濟效益。它不但為外商投資辦廠提供可靠的技術保證，也為跨國公司提供了充裕的低成本、高素質的人才資源。
外資存量PFDI：反映是否存在外企聚集效應。當代區位理論發現聚集效應的重要影響，該地外資存量的多少對于新進入的外商可以提供很多信息，并會產生正的外部性。
（二）模型分析及結果
實證模型設計為：
LnFDIi=θ+λ1lnGDPi+λ2lnWAGi+λ3lnTERi+λ4lnINFi+λ5lnHUCi+λ6lnPFDIi+λ7lnKi+εi
其中，i表示年份， ，λ1，λ2，λ3，λ4，λ5，λ6，λ7表示回歸參數，εi是隨機項。采用EVIEW5.0對變量進行回歸，得到的回歸結果為：
回歸結果表明，外商存量，產業集聚，基礎設施，在業人員大專以上人員比率，平均工資，第三產業占GDP的比重以及國內生產總值均在1%或5%水平上顯著。其中，外商存量，產業集聚，基礎設施以及在業人員大專以上人員比率對外商直接投資區位選擇的影響顯著，且影響為正。平均工資，第三產業占GDP的比重以及國內生產總值雖然對外商直接投資區位選擇的影響也為正，但是影響不顯著。
五、結論和政策建議
通過上述研究，本文得出以下結論：第一，外商直接投資與產業集聚是良性循環的，地區吸引外資的增加會促進區域產業集聚的形成，從而吸引更多的外資，兩者相輔相成。第二，外商直接投資的區位選擇以及產業集聚的形成都受到了多種因素的影響。
在杭州市進一步吸引外資，加快產業集群發展時，應注意：第一，提高引入外資的質量，吸引大型跨國公司及其分支機構或者在行業具有較強競爭力的企業入駐，加大外資對產業集群形成的促進作用：第二，對于已有的產業集群，政府應出臺相關政策來促進本土企業提高自身技術創新的能力，增強國際競爭力，從而提升產業集群的對外資的吸引力；第三，對勞動密集型行業，政府應加強引入全球性的領導企業，以此來帶動初級產業集群的良性升級。
文獻：
[1]Paulo Guimaraes.Agglomeration and the Location of ForEign Direct Ivestment in Portugal[J].Journal of Urban Economic， 2000(47)．
Frank Barry.ForEIgn Direct Investment Agglomerations and Demonstration Effects An Empirical Investigation[J].Review of World Economics， 2003， 139(4)．
肖文，林高榜.產業集聚和外國直接投資區位選擇——基 于長三角地區經濟發展的視角[J].國際貿易問題，2008(7)．
劉文秀、劉麗琴.產業集聚和中國FDI分布的地區差異研
Girma， S.， Gong Y. and H. G．Can You Teach Old Dragons New Tricks? FDI and Innovation Activity in Chinese State-owned Enterprises[J].GEP Research Paper， 2005(3)．
陳羽、鄺國良.FDI、技術差距與本土企業的研發投入—— 理論及中國的經驗研究[J].國際貿易問題，2009(7)．
唐根年.浙江省外商直接投資地理區位選擇特征及其啟示 [J].經濟師，2003(3)．
第8篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞：外商直接投資；中國經濟
外商直接投資簡稱FDI，它是指是一國的投資者(自然人或法人)跨國境投入資本或其他生產要素，以獲取或控制相應的企業經營管理權為核心，以獲得利潤或稀缺生產要素為目的的投資活動。外商直接投資一直是人們關注的熱點問題，因為它無論對本國還是東道國的經濟發展都具有顯著的影響。它對本國的經濟影響主要表現在以下幾個方面：第一，引進先進的技術，先進的商業模式和管理模式。第二，給大量閑置的勞動力創造了就業機會，使就業的結構更加完善。第三，使投資增加，資本的流動性增強。第四，增加出口貿易，發展我國的優勢產業，進而提高國際競爭力。第五，提高環保意識，注重環境保護問題。
鑒于外商直接投資有著這么積極的作用，以及外商直接投資一直被認為是各國解決資金不足的主要途徑，各國對外商直接投資都非常重視，并采取各種激勵措施來吸引外商投資者。當然中國也不例外，本文主要想闡述的是FDI對我國經濟的影響。中國一直以來實施了很多優惠的政策來吸引外資，比如低價供地，減免稅收等，作用是相當顯著的。自20世紀80年代以來，中國已逐漸發展成為吸引外商投資最多的國家之一。隨著外資的逐漸增加，FDI對我國經濟的影響相當顯著。目前一些學者對FDI對中國經濟影響的分析很多，雖然他們在研究的方法和使用的模型各不相同，他們研究使用的數據也不相同，但是他們所得出的結論沒有本質的區別，都認為外商直接投資與中國經濟的增長存在著正相關關系。下面分別從宏觀經濟、技術轉移、對外貿易等等角度進行介紹。
從宏觀經濟的角度，黃華民(2000)重點分析了外商直接投資對我國宏觀經濟的影響，分別對FDI的經濟增長的效應，資本的形成效應，就業效應，貿易與國際收支的效應四個方面進行了論述。王成岐，張建華（2002）運用1990-1998年得數據建立計量模型，分析FDI與中國經濟增長之間的關系得出了兩個結論：一是國外投資與國內投資都對經濟增長有重要的影響。二是東道國的各種狀況，尤其是經濟政策因素對外商直接投資與中國經濟之間的關系有著很深遠的影響。
從技術轉移的角度，李雪輝，許羅丹（2002）使用深圳地區與珠海，東莞的數據進行了分析，發現外商直接投資的引入與中國工資水平的增加存在著正相關關系，證明了Feenstra and Hanson(1997)的結論即外商直接投資向某個地區集中流入會對該地區的勞動力市場產生很大的影響，會提高當地的熟練勞動力的工資水平，進而提高當地的平均工資水平。金祥榮，李有（2005）利用協整技術對FDI與我國全要素生產率的關系進行了分析，發現它們之間存在著長期穩定的關系，FDI是全要素生產率的原因，FDI的流入帶來先進的技術，從而提高本國的技術水平。趙玉娟（2011）使用2002-2008年中國17個省市的面板數據，運用EVIEWS6.0分析了服務業外商直接投資對中國的經濟增長的作用。發現服務業外商直接投資對中國的技術進步效應主要是通過提高自身外資企業的要素生產率的相對優勢來實現的,沒有產生技術外溢。還發現服務業外商直接投資對中國的經濟增長有負的綜合技術進步效應,沒有促進作用。
從對外貿易的角度，李永軍(2001)認為傳統的衡量對外貿易與經濟增長之間的關系時，沒有考慮到進出口在經濟運作中的作用以及之間的影響，從而低估了進出口對經濟的貢獻。所以他對傳統的衡量方法進行了修正考慮了出口對消費與投資的影響。Wanda and Threas(2002)分析了中國由于具有低廉的勞動成本、龐大的市場機會、完善的基礎設施，優惠的政策等優勢從而吸引了大量的外商投資者。FDI又使中國生產率提高，就業與出口增加。陳淑蕓（2006）通過從東道國與投資國的角度對國內的一些理論進行歸納，利用1983-2005年的時間序列數據從投資的行業，投資的來源，投資的方式以及投資角度的變化等角度來分析外商直接投資的現狀以及結構特征。接著又運用了協整檢驗，Granger因果檢驗，檢驗了FDI對中國經濟增長和對外貿易產生的影響。分析發現FDI對中國經濟的發展有促進的作用，外商直接投資帶動了進出口貿易的發展，同時進出口貿易也促進了外商直接投資的增加。
從其他角度來看陳浪南（2002）從總供給的角度出發，利用1991-1998年的數據，對外商直接投資與中國經濟增長進行了研究，發現FDI存量的增長率與國民生產總值的增長率存在著相關性，FDI對中國經濟增長的貢獻在逐年地增加，1991年以前貢獻較小，1992年以后貢獻較大。沈坤榮，耿強（2001）對1987-1998年中國29個省，市和自治區的相關數據采用Panel Data進行了分析，在處理聯立方程組時采用似然不相關回歸(Seemingly Unrelated Regression,SUR)方法進行檢驗,得出FDI在某一區域的比重對人均GDP作用顯著，我國某地區的FDI年流量相對于其當年經濟規模的比例每增加1%,相應的人均GDP就將增加027%。余永定（2004）比較粗略地分析了FDI對中國經濟的影響，主要通過以下途徑，即創造了就業的機會，貿易的擴張，引進先進的技術等。王凱（2007）通過對1985-2003年全國28個省、市、自治區以及直轄市的面板數據進行分析和1995年-2006年季度的時間序列數據，運用VAR模型、Johansen協整分析、脈沖響應函數、格蘭杰因果檢驗、對FDI與中國經濟增長之間的關系進行了實證研究，得出外商直接投資對中國的經濟增長具有促進作用，并且人力資本與外商直接投資共同作用比外商直接投資單獨對中國經濟作用更顯著。外商直接投資對中國經濟的增長外溢效應存在一個“門檻”，中國的東部與中部已經跨越了這個門檻，而西部沒有。FDI國內的投資與中國的經濟增長存在著單向的因果關系等。
參考文獻
［1］魏后凱.外商直接投資對中國區域經濟增長的影響［J］.經濟研究,2002,(4):1925.
［2］王成歧,張建華,安輝.外商直接投資、地區差異與中國經濟增長［J］.世界經濟,2002,(4):1523.
［3］余永定.FDI對中國經濟的影響［J］.國際經貿評論,2004,(3):2933.
［4］黃華民.外商直接投資對我國宏觀經濟影響的實證分析［J］.經濟評論,2000,(6):2932.
第9篇：外商直接投資相關理論范文
關鍵詞:匯率;人民幣升值;FDI
近年來,大量外商直接投資流入我國,數據表明從1991年到2001年的十年間,我國實際利用外商直接投資增長了十倍,2002年實際利用外資金額更是達到527.43億美元,首次超過美國成為全球外國直接投資的最大流入國。而近年來,人民幣升值的壓力大,其對我國利用外商直接投資產生影響為本文主要研究內容。
一、文獻綜述
傳統的觀點認為,在資本市場完全的情況下,國內融資和國外融資是無差異的。匯率水平波動將不會對國際直接投資產生影響, 國際直接投資只是企業從其自身角度出發的一種戰略考慮。Froot&Stein(1991)對傳統理論的這個完全市場假設作出了修正,他們認為本幣幣價的變化與FDI之間存在著逆向因果關系。Blonigen(1997)通過對日本在美國的進行實證研究,跨國資本具有專業化的優勢,升值以后,外國投資者用外幣在只能在東道國購買較少的專業化資產,明顯降低了投資利潤,則FDI的流入就會減少。Goldberg和Kolstad(1994)對于美國等發達國家的實證分析則發現匯率升值對于沒有任何大的或顯著的影響。國內方面, 陳浪南(1999)對我國和日本、美國三個國家匯率與FDI之間的關系進行了實證分析,指出人民幣的升值將引起我國FDI的減少。王志鵬(2002)的實證分析認為,FDI在一定程度上引起了我國實際匯率的升值。
從以上的文獻綜述可以看出,國內外的大部分研究都認為貨幣匯率變動與FDI的流入是成反方向變動的,按照這個原理, 人民幣升值就應該使得FDI的流入減少,進而使得中國使用FDI減少,實際情況是否和以上論點一致,本文通過以下實證分析來得出最終結論。
二、實證分析
為了確定人民幣升值對我國實際利用FDI造成的影響,下面采用協整理論分析方法,通過建立誤差修正模型進行實證分析和檢驗,并對結果進行分析。
(一)模型構建
外商直接投資的數量主要取決于外商對投資收益和風險的判斷與權衡,而影響外商決策的因素主要是東道國的外資優惠政策、生產成本、市場規模、匯率變動以及國際投資形勢。在優惠政策、生產成本、和國際投資形勢一定的情況下,外商投資主要取決于匯率變動和市場規模。一個國家的GDP增長速度對外商投資的預期收益有重大影響,GDP增長速度意味著市場規模擴展前景和收益水平變動情況。構造模型如下:
其中,FDI表示我國實際利用外資的規模(單位:億美元),EChina表示人民幣對美元的名義匯率,GDPChina表示我國的名義GDP的規模(億元)。
(二)數據選取
選取1986年到2008年我國實際利用外商直接投資額,作為本文FDI的參考書據。選取1986年到2008年每年的人民幣市場匯率平均值,作為本文人民幣匯率的參考數據。選取1986年到2008年我國的GDP作作為本文GDP的參考數據。以上數據均來自09年中國統計年鑒,分析軟件采用Eviews5.0。
(三)實證檢驗
對各組數據取對數,以消除自相關。用Y代表lnFDI,用X1代表lnEChina,用X2代表lnGDP,根據上表的數據可以得到如下回歸分析結果:
1nFDI=-5.636772+1.8126571nEChina+0.6917821nGDPChina
(0.709253)(0.334049)(0.104864)
t=(-7.947473)(5.426322)(6.596923)
R2=0.959419R=0.955360F=236.4184 df=21
(四)結果分析
1.分析結果:模型通過了t檢驗和F檢驗,各參數估計都相當顯著,擬合優度比較好。
2.模擬運算結果表明:人民幣匯率每下降(或上升)1%,我國實際利用外資將減少(或增加)1.812675%;我國GDP每增加1%,我國實際利用外資將增加0.691782%。
3.實證結果表明:匯率變動是影響國際對華直接投資的重要因素,人民幣升值(匯率下降)將導致外來國際直接投資的減少。
三、對策與建議
從上述的分析,我們可以看出人民幣升值對中國利用FDI具有一定的影響。而未來一段時間,預計人民幣仍然會持續升值,為順應這一形勢,我國吸收外商投資的策略和措施可進行一定程度的調整與改進。
(一)加快我國資本市場的建立和完善
這樣即使人民幣升值,對于流入我國的FDI也不會存在巨大的影響。
(二)繼續保持相對穩定的匯率水平
這樣就減少了外資企業生產經營中所面臨的匯率風險,保證其在華直接投資的利潤。因此要繼續探索更為有效的、適合中國國情的人民幣匯率形成機制,從根本上解決外匯市場供求不平衡狀況,真正釋放人民幣升值的壓力。
(三)保持宏觀經濟增長,促進FDI的流入
經濟增長使外商投資的軟硬環境得到改善,提高了投資的利潤率水平,可在一定程度上抵消人民幣升值造成的外資企業財富的相對縮水,保證大量FDI流入我國。因此要大力推動宏觀經濟的增長,改善投資環境,繼續吸引外商投資。
參考文獻:
