外商投资企业论文精选(九篇)

第1篇：外商投资企业论文范文

关键词: 外商投资企业/股权转让效力/过失责任 内容提要: 外商投资企业股权转让合同效力与行政审批之间的关系一直是司法处理的难题。笔者以分析案例的形式，探讨了企业章程对股权转让的预设性规定与外商投资企业相关法律规范之间的冲突，并从民法角度探讨合同成立、无效、不生效的区别，合同拘束力与合同法律效力的界限，厘定司法实践中一些不恰当的做法。在此基础上，笔者提出效力过失责任理论以解决股权转让合同当事人之间的权利义务关系。 一、问题的提出 甲、乙、丙、丁、戊五个股东欲投资设立一中外合资经营企业。甲、乙系中国人，丙、丁、戊系外国人。各方通过合同、章程对合资事项进行了约定。章程中明确，甲、乙各占股份30%，丙占20%，丁、戊各占10%；任何一方如将股份转让给股东以外的第三人，必须经其他股东过半数同意。该合同、章程经审批机关审批同意，企业于是得以成立。 甲在企业成立两年后与另一人己（中国人）签订股权转让合同，约定将其在合营企业中的全部股权以10万元的价格转让给己。该合同获得了乙、丁、戊同意。其后，己交付了转让款。但甲因股价上涨，拒绝办理报批手续，己在与甲协商未果情形下向法院提起诉讼，要求甲履行合同。甲提出，因股权转让合同未经行政机关审批，应属无效。己则提出，合同虽未经审批，但外商投资企业章程对股权转让早有规定，且该章程也经过审批，故甲转让股权无须再办理审批变更手续。 本案系外商投资企业股权转让合同纠纷的一个缩影，里面涉及诸多疑难问题需要分析和探讨。 二、企业章程对股权转让的预设性规定与按行政审批的碰撞与冲突 企业章程是股东行为的指针。因此，章程的规定对全体股东具有效力。根据《中外合资经营企业法》第3条之规定，合营各方签订的合营协议、合同、章程，应报国家对外经济贸易主管部门审查批准。《中外合资经营企业法实施条例》（以下简称《实施细则》）第13条、第14条规定，合营企业章程应当包括股权转让的规定，合营企业章程经审批机构批准后生效。显然，外商投资企业章程应当包括股权转让的内容，且必须经行政机构审批后才能生效。然而，《实施细则》第20条规定，合营一方向第三者转让其全部或者部分股权的，须经合营他方同意，并报审批机构批准，向登记管理机构办理变更登记手续。具体到本案，对甲按照企业章程规定转让股权于己是否还需要办理审批手续存在两种观点： 观点一认为，既然章程在企业成立前已通过审批，表明审批机关已同意股东可按照企业章程规定转让股权，而甲的行为完全符合章程规定，故无需再办理审批手续； 观点二认为，既然《实施细则》第20条对此有着明确规定，该章程即使经过了审批，甲与己签订的股权转让合同还是必须经过审批。 笔者认为，外商投资企业章程所涉及的股权转让有三种情形：（1）章程的规定与《实施细则》规定完全一致，即要求股东转让股权时得到其余所有股东的同意；（2）章程的规定与《实施细则》不一致，如本案中章程规定，任何一方如将股份转让给股东以外的第三人，经其他股东过半数同意即可；（3）章程对股权的转让根本未涉及。因此，笔者在探讨上述两种观点时，结合章程规定的具体情形予以分析。 （一）对《实施细则》冲突条款的梳理与把握 《公司法》第218条规定，外商投资的有限责任公司和股份有限公司适用本法；有关外商投资的法律另有规定的，适用其规定。显然，外商投资企业与一般的企业相比，有其特殊性存在。其既可享受税收上的种种优惠，即学界通称的“超国民待遇”；又有着投资范围的限制，即国家出于安全或控制经济命脉的考量，禁止企业涉足某些领域。在外商投资企业成立后，随着股东股权的转让，企业的性质会发生相应的变化，一些本可享受的待遇可能会随之丧失，一些被禁止投资的领域可能又面临开放。由于股权的转让涉及社会公共利益，因此，行政机关对此进行审批和把关就成为必要，而这只能在具体的转让行为发生时才能实现，抽象的企业章程规定不足以体现上述目的，况且当事人是否按章程行事本身就是一个需审查认定的问题。因此，笔者认为上述观点二更符合立法的意图。 （二）章程对股权转让的个性化规定与《实施细则》第20条不一致时的处理原则 事实上，企业章程对股权转让的规定并非皆和《实施细则》第20条完全一致，从《实施细则》第13条规定分析，企业章程可对股权转让作出不同的规定。股权转让行政审批的出发点在于保证外商投资企业的性质、外商投资比例的限制以及外商投资产业 不随之发生变动。因此，只要股权的转让不与上述事项相悖，应当允许章程对此作出个性化的规定。否则，不但导致同一法律规范内部之间的不统一，也易造成实践适用的混乱。本案中甲将股份转让给己，已经获得乙、丁、戊同意，虽丙未同意，但甲的行为已符合章程规定的经其他股东过半数同意，且甲的转让行为对上述事项也不产生影响，故行政审批机构不能以甲的行为未获得其他所有股东的同意为由，否定其效力。进一步分析，《实施细则》第20条的规定本身就存在问题。其在第1款中规定合营一方向第三者转让股权，须经合营他方同意；在第2款中又规定，合营一方转让其股权时，合营他方有优先购买权。既然股东签订股权转让合同需其余所有股东同意，表明其余所有股东皆赞成其将股权转让给第三人，优先购买权的规定岂非毫无意义？ 三、未经审批的外商投资企业股权转让合同效力的认定和解析 外商投资企业股权转让合同签订后，签约一方往往因种种原因，拒绝办理审批手续，另一方在协商未果情形下向法院起诉要求对方履行审批手续，法院在作出判决前必须先行认定该合同的效力，而法院对此的观点并不统一。例如在台湾友邦投资股份有限公司与江苏省常州市河海房地产开发有限公司股权转让案件中，法院内部就存在三种观点： 观点一认为，外商投资企业的股权转让合同，应当报经行政机关审查批准。本案所涉股权转让协议应当认定未生效，对双方当事人不具有法律拘束力，友邦公司无权要求河海公司履行协助义务，其诉请不应予以支持。 观点二认为，本案所涉股权转让协议，因其未经审查机关批准，违反了国家有关股权转让的强制性规定，应属无效。 观点三认为，股权转让协议应认定为未生效，且对当事人具有法律拘束力。因此，友邦公司要求河海公司协助办理股权转让的审批和变更手续的诉讼请求应予支持。 笔者认为，在回答上述三种观点孰是孰非之前，必须先行厘清以下两个法理问题。 （一）合同成立与生效的分离 罗马法中有一条重要的原则：“同时成立原则（prinzip der simultanitot oder Simultan Erreichung）。”即认为法律行为之成立必须与其效力同时为之，故权利发生原因之事实，非要件全部具备，不发生法律之效果。基于该原则，合同不区分成立与生效，合同只要成立，就被认定为有效，具有法律效力。此即为成立与生效的“统一论”。“统一论”与罗马法强调法律行为的方式，忽视当事人的意思密切相关。而自文艺复兴后，个人主义思潮在欧洲勃兴，意思主义在私法中占据主要地位，方式逐渐退居次位，因而区分法律行为的成立与生效自是题中应有之义。合同的成立与生效于是得以分离，合同的成立是指当事人意思表示达成一致，体现了意思自治，属于事实判断问题，回答合同是否已存在这样一个问题；合同的生效是指已经成立的合同因符合法定的生效要件，从而产生法律效力。它意味着双方当事人通过合同欲实现的预期目标获得了国家的承认和保护，是国家干预的体现。一般而言，只要双方当事人意思表示达成一致，合同即成立。而成立的合同可能立刻生效，也可能暂未生效。我国《合同法》第44条规定，依法成立的合同，自成立时生效。法律、行政法规规定应当办理批准、登记等手续生效的，依照其规定。第45条规定，当事人对合同的效力可以约定附条件。附生效条件的合同，自条件成就时生效。第46条规定，当事人对合同的效力可以约定附期限。附生效期限的合同，自期限届至时生效。可见，与附条件及附期限的合同一样，需经审批、登记的合同在成立后并未生效。最高人民法院的《关于适用〈中华人民共和国合同法〉若干问题的解释（一）》的第9条对此也进行了清晰的界定：“依照合同法第四十四条第二款的规定，法律、行政法规规定合同应当办理批准手续，或者办理批准、登记等手续才生效，在一审法庭辩论终结前当事人仍未办理批准手续的，或者仍未办理批准、登记等手续的，人民法院应当认定该合同未生效；法律、行政法规规定合同应当办理登记手续，但未规定登记后生效的，当事人未办理登记手续不影响合同的效力，合同标的物所有权及其他物权不能转移。” 既然外商投资企业股权转让合同的成立与生效予以分离，在未经审批前，该合同就应被认定为未生效。然而，根据《实施细则》第20条之规定，合资企业股东股权转让，如未经审批机构批准，转让无效。《外商投资企业投资者股权变更的若干规定》第3条也规定，企业投资者股权变更应遵守中国有关法律、法规，并按照本规定经审批机关批准和登记机关变更登记，未经审批机关批准的股权变更无效。这里的冲突如何解释，司 法又如何适用？ 笔者认为，首先，《合同法》第44条并未将应审批而未办理审批手续的合同认定为无效，而仅是认定不生效。相对于《实施细则》而言，《合同法》属于法律范畴，而《实施细则》归属于行政法规。显然，从法的位阶分析，位阶低的行政法规如与位阶高的法律发生冲突，应当以法律为准。 其次，《中外合资企业法》对股权转让合同效力问题并未涉及，而《实施细则》作为解释性的规定，仅限于对《中外合资企业法》抽象规定予以细化、说明，并无权力作扩张性规定。因此，《实施细则》关于外商投资企业股权转让无效的规定不具有可适用性。 再次，根据《合同法》第52条第5款之规定，合同违背法律、行政法规的强制性规定无效。《外商投资企业投资者股权变更的若干规定》仅系部门规章，其无权认定股权转让合同的效力。 （二）合同拘束力与合同法律效力之辨 如前所述，既然未经审批的外商投资企业股权转让合同应被认定为未生效，那么法院应如何回应当事人的请求呢？当前比较流行的观点是法院可判决负有报批义务的当事人向审批机关申请办理报批手续。其理由在于股权转让合同虽未生效但依法成立，双方当事人应受合同成立效力的约束，必须“为合同的履行积极准备条件”。如果一方当事人拒不办理批准、登记手续，则不符合当事人的意思自治，同时违背诚信原则，损害了交易安全，浪费了交易成本。对于守约方而言，若无任何救济手段，则不能摆脱合同的束缚，不利于保护其合法权益，维护公平原则。 然而，假如法院判决当事人履行报批义务，相当于又认可合同已生效，因为只有合同生效，当事人才能按照合同行使权利，履行义务，事实上，合同仅为成立并未生效，此处的悖论如何解释？笔者也赞同成立未生效的合同对当事人具有拘束力，但该拘束力不等于合同生效后按合同履行的效力。因此，法院作如上判决显然混淆了合同拘束力与合同法律效力的区别。所谓合同拘束力，是指合同成立后，当事人即受合同拘束，非依当事人协商同意或法律许可的原因，不得变更或解除。而合同效力是有效合同所具有的法律效力。王泽鉴先生曾经对两者进行了精辟的界定：契约经意思合致而成立时，当事人因而受契约之拘束，此为契约之拘束力。即除当事人同意或有解除原因外，不容一造任意反悔请求解约，无故撤销。易言之即当事人一方不能片面废止契约。与上述契约拘束力应严于区别的是契约之效力，即基于契约所生的权利义务。“‘当事人缔结之契约一经合法成立，其在私法上之权利义务，即应受契约之拘束，不能由一造任意撤销。’其所谓‘其在私法上之权利义务，即应受契约之拘束’，系指‘契约之效力’；其所谓‘不能由一造任意撤销’则指‘契约之拘束力’而言。契约效力的发生，以契约有效成立为前提。契约通常于其成立时，即具拘束力。”“契约附停止条件时，其契约亦因成立而具有拘束力，但契约的效力，则自条件成就时，始行发生。”显然，合同成立但未生效前的拘束力仅体现为当事人不能任意撤销或解除合同，尚不足以要求当事人按照合同履行。未经审批的外商投资企业股权转让合同即为此种情形，法院如判令当事人履行报批义务显然有欠妥当。 那么法院是否可以判决替代履行呢？即判令主张办理报批手续的一方当事人依据判决书自行向外商投资企业审批机关申请办理报批手续，并由怠于履行报批义务的一方当事人承担由此产生的费用。笔者认为，法院判决替代履行的理论问题与判决当事人履行报批义务如出一辙，缺乏法理支撑，而且在实践中也不一定能取得理想的效果。就外商投资企业股权转让而言，按照相关行政规章的规定，当事人要求行政机关履行审批职责，必须提交一系列的手续，如合资企业合同、章程、企业原股东的签字等。当事人在未取得上述材料前，仅凭法院一纸判决即要求行政机关进行股权的变更登记，可行性存在疑问。假如行政机关不按照判决办理变更手续，法院判决的公信力就会受到影响。因此，这种既违背法理，又易在实践中碰壁的替代履行判决也并非明智选择。 四、未经审批的股权转让合同法律责任规则——效力过失责任原则的确立 外商投资企业股权转让合同的当事人拒不履行报批义务不构成违约，不等于无需承担任何法律责任，因为其违背了先合同义务。所谓先合同义务，是指契约生效前，契约双方当事人所负的附随义务。[11]本来互不相干的双方当事人为了缔结合同开始接触和磋商，他们便从一般的社会关系进入到一种特殊的社会关系即信赖关系中，各方均以付出自己的信用为代价来换取对方的信用。[12]一旦进入缔约阶段，当事人仅仅停留在不作为状态还不够，而应承担较高的注意义务，即应负互相帮 助、互相照顾、互相告知、保守秘密等义务，这便是先合同义务。先合同义务自要约生效时起，至合同生效时止，在此阶段，当事人若违反先合同义务就应承担相应的法律责任。[13]显然，在合同生效前当事人应承担的皆为先合同义务。然而，基于上述论述，合同生效前阶段还分为合同成立前阶段与合同成立后生效前阶段，当事人在该两个不同阶段违反先合同义务时应承担的法律责任是否同一？有学者提出，既然合同生效前当事人承担的皆为先合同义务，当事人违背先合同义务时也应统一承担缔约过失责任。[14]笔者认为此观点欠妥。所谓缔约过失责任，是指在合同订立过程中，一方因违背其依据诚实信用原则所应产生的义务，而致另一方的信赖利益的损失，并应承担损害赔偿责任。[15]显然，缔约过失责任适用于在合同磋商阶段，一方当事人因过错导致合同不成立或者无效时，对另一方当事人信赖利益的赔偿。然而，合同成立后，磋商阶段即告结束。就信赖关系而言，双方已是特定或定型了的合同双方，负有更高的诚实信用义务。合同成立后，往往当事人为履行合同作充分准备，一方违背这一义务，有可能给对方造成较之合同未成立时更大的损失。[16]因此，合同成立后未生效前过错当事人承担的不应是缔约过失责任，而系比缔约过失责任较重的法律责任，有学者将其命名为“效力过失责任”。[17]显然，效力过失责任的当事人承担的赔偿范围应广于缔约过失责任的当事人承担的信赖利益赔偿。[18]所谓信赖利益，是指当事人相信法律行为有效成立，而因某种事实之发生，该法律行为（尤其是契约）不成立或无效而生之损害，又称为消极利益之损害。于此情形，被害人的请求赔偿者，系赔偿义务人在经济上应使其恢复到未信赖法律行为（尤其是契约）成立或生效时之状态。[19]因此，当事人在合同订立之前的状态与现有状态之间的差距，就是信赖利益损失的范围，具体包括订约费用、准备履行所需费用（积极损害）或丧失订约机会的损害（消极损害）等。合同成立后生效前，过错方之所以不去办理批准、登记手续，往往是因为合同成立后标的市场价格发生较大变动。如外商投资企业股权转让合同出让方往往因股价上涨，或者股权具有较大的收益，为获取这些利益，因而违背诚信原则拒绝办理相关手续。同时，受让方在该阶段也会产生一定的损失。显然，效力过失责任规范的对象应是防止过错方取得上述利益以及恢复受让方丧失的利益，而并非使受让方恢复到合同订立前的状态。因此，负有报批义务的当事人不履行报批义务或迟延履行报批义务，承担的赔偿责任范围应当包括股权转让合同订立时与提起诉讼期间的股权转让款的差价、股权收益以及对方当事人的其他合理损失。[20] 注释: 2002年1月，台湾友邦投资股份有限公司（简称友邦公司）与江苏省常州市河海房地产开发有限公司（简称河海公司）共同出资成立合营公司。2003年3月7日，双方签订股权转让协议书，约定河海公司将其在合营公司中的全部股权以4.5万美元的价格转让给友邦公司。其后，友邦公司交付了转让款，但河海公司却未协助友邦公司办理股权转让合同的批准、登记等手续。友邦公司诉至法院，要求判令股权转让协议有效，河海公司履行协助义务。河海公司辩称，未经审批的股权转让协议应认定为无效，其无需履行协助义务，故请求法院驳回友邦公司的诉讼请求。参见何继祥、姜旭阳：《未经强制性审批的股权转让协议的效力认定》，http：//www.civillaw.com.cn/Article/default.asp？id=37939，中国民商法律网，2010年5月11日。 同注。 沙迪：《合同成立、生效及效力若干问题研究》（上），http：//www.civillaw.com.cn/article/default.asp？id=8449，中国民商法律网，2010年5月11日。 王伯琦：《法律行为之无效与不成立》，载郑玉波主编：《民法总则论文选辑》（下册），五南图书出版公司1985年版，第727～729页。 同注。 何继祥、姜旭阳：《未经强制性审批的股权转让协议的效力认定》，http：//www.civillaw.com.cn/Article/default.asp？id=37939，中国民商法律网，2010年5月11日。 王泽鉴：《债法原理》（第一册），中国政法大学出版社2001年版，第193页。 同注。 同注，第194页。 《最高人民法院关于审理外商投资企业纠纷案件若干问题的规定》（一）（征求意见稿）第4条第二种意见：负有报批义务的一方当事人于判决书确定的期限内不履行报批义务的，人民法院可以根据案件的具体情况以及当事人的请求，判令主张办理报批手续的一方当事人依据判决书自行向外商投资企业审批机关申请办理报批手续，并由怠于履行报批义务的一方当事人承担由此产生的费用。 [11]陈丽苹、黄川：《论先契约义务》，载《中国法学》1997年第1期。 [12]李莲叶：《违反先合同义务的责任》，载《河南社会科学》2003年第11卷第5期。 [13]同注[12]。 [14]沙迪：《合同成立、生效及效力若干问题研究》（下），http：//www.civillaw.com.cn/article/default.asp？id=8450，中国民商法律网，2010年5月11日。 [15]王利民：《违约责任论》，中国政法大学出版社2003年版，第776页。 [16]姜淑明：《先合同义务及违反先合同义务之责任形态研究》，载《法商研究》2000年第2期。 [17]同注[16]。 [18]有学者虽提出效力过失责任理论，但其认为效力过失责任与缔约过失责任皆系对信赖利益的赔偿，且对两者并未进行区分。具体参见姜淑明：《先合同义务及违反先合同义务之责任形态研究》，载《法商研究》2000年第2期。但笔者认为，合同成立后生效前当事人确实存在信赖关系，故以信赖利益来命名当事人的赔偿范围也未尝不可，但应当对这两种信赖利益的赔偿范围进行必要的区分。 [19]王泽鉴：《民法学说与判例研究》（第五册），中国政法大学出版社2005年版，第181～182页。 [20]事实上，效力过失责任与违约责任的赔偿范围已非常接近，受让方虽无权要求转让方履行合同以取得股份，但法律也决不能仅让转让方赔偿受让方信赖利益的损失，否则，法律也将失去对不诚信当事人的制裁作用。转让方如以较小的代价取得更多的利益，其也将丧失积极办理报批义务的动力。因此，设置效力过失责任理论的目的就是为了与违约责任进行衔接，让转让方不仅无法取得不当利益，而且还要赔偿受让方的相关损失。

第2篇：外商投资企业论文范文

现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(Chenetal.1995;Kaiseretal.1996;Lardy1995;WhalleyandXin2006;ZhangandSong2000)。

第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如GDP增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使GDP增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(TsengandZebregs2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(Kueh1992;Zhan1993)。

在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(BerthélemyandDémurger2000;ModyandWang1997;Wei1994;Weietal.2001;ZhangandFelmingham2002)。

现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(Lietal.2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(Lo1995;UNCTAD1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

二、宏观指标的直观判断

从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在GDP中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对GDP增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进GDP增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。

概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。

对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。

即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。

现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效更多精品：3edu文书率的所得,由此,这就很难给外商直接投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。

上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。

第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业,1991年也是如此。

第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。

第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。

我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。

行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。

最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(A)由行业或省区的总规模(由总增加值V表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(Vf/V)决定,即:

lnA=a+blnV+c(Vf/V)

从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将V作为A的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量Vf/V反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。结论

现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。

本文试图超越狭窄的纯粹新古典经济学框架,诉诸于更为宽广的理论文献,以此分析外商直接投资在中国经济发展中的作用。我们的主要分析发现是,中国的外商直接投资,一方面的的确促进了资源配置效率、有利于经济发展;但另一方面却又恶化了生产性效率,而两者综合起来的作用应该是倾向于负面的。

上文谈及外商直接投资以及整个外资企业部门在中国经济发展中的作用,由此可引伸,可以进而分析那些外资企业所占比例高于全国平均水平的工业行业和省份的相对经济绩效表现。在某个行业或省份中外资企业的工业增加值比重这个指标,所显示的,是从起始年度直到考察年度的外商直接投资在该个行业或省份的累积渗透,因此,分析这个指标与这些行业或省份的绩效之间的关系,将有助于测试主流经济学关于外商直接投资通过技术转移、溢出效应、制度和结构变迁等等改进效率论述的假说,也有助于考察结构主义关于外商直接投资通过扭曲或扼杀国内产业发展的假说,以及激进主义的劳动非技能化假说的现实解释力。

内容摘要:近年来,在世界范围上,中国被广泛地认为是引入外商直接投资促进经济发展最为成功的国家之一。主流文献应用新古典经济学分析框架得出结论,认为外商直接投资透过资本形成、出口扩张、技术转移和推动经济结构和制度转变促进了中国经济发展。本文则从涵盖结构主义、激进政治经济学、新古典经济学等学派有关外商直接投资和后进发展研究的一个多方位视角,来评价外商直接投资对中国经济发展的作用。通过比较分析得出,外商直接投资一方面确实促进了资源配置效率,有利于中国的经济发展,另一方面却妨碍了生产性效率的提升、对中国经济发展造成了消极影响,综合而言,总的效应却应该是偏向于负面的。

第3篇：外商投资企业论文范文

关键词:FDI;对外贸易;相关性

中图分类号:F740.6文献标识码:Adoi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2010.05.021文章编号:1672-3309(2010)05-0054-03

一、理论基础

第一,外商直接投资与国际贸易的互补性。1978年,小岛清提出的比较优势理论认为,失去比较优势的企业可以利用其标准化的技术和雄厚的资金进行对外直接投资。在东道国和母国经济结构互补的前提下,这种来自于母国失去比较优势产业的对外直接投资,将流向东道国具有比较优势的产业,从而增强双方的贸易基础,因此具有“贸易创造”效应。

第二,外商直接投资与国际贸易的替代性。1957年,蒙代尔在《国际贸易与要素流动》一文中,假设在规模报酬不变的生产技术下,通过一个模型,从静态角度考察了贸易和投资相互替代的两种极端情况,即禁止性投资如何刺激贸易,已经禁止性贸易如何刺激投资。分析了国际贸易与要素流动在一定程度上是可以互相替代的。当商品贸易存在障碍时,国际资本流动可以弥补和调节各国间需求与供给的不平衡,达到世界均衡,并导致资本要素价格和商品价格的均等化。而当生产要素由于某些原因不能在国际间发生转移,且不存在任何贸易障碍的情况下,只要资源禀赋有相对差异,两个国家之间就必然会发生贸易,其结果是实现世界均衡和商品及要素价格均等。

第三,外商直接投资与国际贸易间的替代与补充交织性。Markusen&Venable(1998)在解释外商直接投资与对外贸易间的关系时,将投资分为国内投资、垂直型投资和水平型投资3种方式。垂直型投资与国际贸易产生互补效应,水平型投资与国际贸易产生替代效应,而各国知识资本禀赋的差异使外商直接投资与国际贸易的互补性和替代织存在。Patrie(1994)根据投资的动机,将外商直接投资分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型3类,并提出市场导向型的外商直接投资与国际贸易之间存在替代关系,而生产导向型和贸易促进型的外商直接投资与国际贸易之间存在互补效应。

二、外商在华直接投资与中国对外贸易现状

1985―1991年,外商对华直接投资还处于起步阶段,投资规模较小,年均在30亿美元。1992~2001年,我国实际使用外资处于成长阶段,规模大幅提升并呈不断上升趋势。2002年至今,我国实际使用外资达到高速发展时期,其增速大幅提升;中国对外贸易总额1985―2001年一直呈平稳上升趋势,自我国加入WTO以来更是呈快速增长态势,且增速远远高于入世以前。从直观数据来看,中国引进的国外直接投资和对外贸易之间具有相互依赖和相互促进的关系,二者之间偶尔也有替代效应,但总体上表现为显著的互补效应和相互促进关系。

三、计量建模

利用1985―2008年数据进行计量分析。模型中用FDI表示中国实际利用外资额,中国进出口贸易额用Trade表示,FDI企业贸易额用FT表示,扣除FDI企业贸易额后的中国对外贸易用NT表示。

(一)外商对华直接投资与中国对外贸易之间的相关性

1.中国对外贸易对外商对华直接投资的影响系数

(1)通过观察二者的散点图和相关图,建立模型:

LnFDIt=1+2LnTradet+3AR(1)+4MA(1)+t(1)

LnTradet=1+2LnFDIt+3AR(1)+t (2)

(2)采用E-G两步法分析LnFDI与LnTrade之间的长期均衡关系

用ADF单位根方法对其平稳性进行检验。原假设H0:=0(序列非平稳)。

由检验结果可见,在5%的显著性水平上,LnGDPC和LnIMU均为一阶单整序列,两者可以进行协整分析。对式(1)进行协整分析,解释变量难以通过显著性检验,去掉漂移项,重新回归得:

LnFDIt=0.7046LnTradet+0.8535AR(1)+0.9846MA(1) (3)

(11.6451) (8.5969)(31.1635)

R2=0.981173DW=1.714253

方程(3)中的回归系数显著不为零,方程的拟合优度也很高,方程不存在自相关问题。

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

对式(2)进行协整分析,解释变量不能通过显著性检验,即LnFDI的变动不会引起LnTrade的变动,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易的影响因素。

再进行Granger检验。原假设H0:1=2…k=0(不存在Granger因果关系)。

当F统计量大于临界值时,拒绝原假设,即X是Y变化的Granger原因。

由结果可见,对华直接投资与中国对外贸易之间并不存在Granger因果关系。

四、结果分析

第一,中国对外贸易与外商对华直接投资之间存在正向的影响关系,二者之间存在互补性。中国对外贸易每增长1%,外商对华投资增长0.7045%。

第二,虽然中国对外贸易与外商对华直接投资的协整结果显示其影响系数为0.7045,但中国对外贸易并不是影响外商在华直接投资变动的Granger原因。

第三,外商对华直接投资与中国对外贸易的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是中国对外贸易变动的影响因素。

五、拓展研究

上述结论从总量上貌似揭示了外商直接投资与中国对外贸易之间的长期影响关系虽然存在,但彼此不互为其变动的Granger原因。但如果在分析中国快速增长的对外贸易背后,强劲的FDI企业拉动原因,或许我们能对FDI与贸易之间的关系梳理得更为清晰。根据商务部数据显示,FDI企业对中国进出口的拉动和贡献度不可小觑,如表1所示。

因此,进一步分析要把FDI企业的进出口单独划分出来,重新建模回归,以观察外商对华直接投资与FDI企业贸易额、剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额之间的关系。

(一)外商对华直接投资与FDI企业的贸易额之间的相关性

1.ADF平稳性检验

对二者取对数后进行ADF检验,结果如下:

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可进行协整分析。

2.协整分析

以LnFT作为解释变量,LnFDI作为被解释变量进行回归得结果:

LnFDIt=0.7717LnFTt+0.7021AR(1)+0.9576MA(1) (4)

(19.99)(3.42) (14.59)

R2=0.981722, DW=1.535725

对回归残差进行单位根检验,结果显示,其残差在1%的显著性水平通过平稳性检验。

以LnFDI作为解释变量,LnFT作为被解释变量进行回归,结果显示其影响系数不显著。

3.Granger因果性检验

可见,虽然外商对华直接投资与中国对外贸易额之间互不为Granger因果原因,但FDI企业的贸易额是影响FDI长期变化的原因。

(二)外商对华直接投资与剥离出FDI企业贸易额后的中国对外贸易额之间的相关性

二者在10%的显著性水平上一阶平稳,可以进行协整分析,外商对华直接投资LnFDI和剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额LnNT协整结果显示:LnNT对LnFDI的影响系数不显著,也就是说,剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额的变动并不会引起外商对华直接投资的变动。同样,LnFDI对LnNT的影响系数也不显著。也就是说,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间没有相关性。

(三)结果分析

第一,FDI企业的贸易额是外商对华直接投资变动的Granger原因。二者之间存在正向的影响关系,FDI企业的贸易额每增长1%,外商对华之间投资增长0.7717%,具有比较强的互补性。

第二,外商对华直接投资与FDI企业的贸易额的协整结果显示其影响系数并不能通过显著性检验,因此外商对华直接投资不是FDI企业的贸易额变动的影响因素。

第三,外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。

六、结论分析

通过外商在华直接投资与中国对外贸易额的表面数据,可以得出二者之间互补效应更甚。利用计量模型验证出相同结论的同时,更进一步发现,这种影响关系并非双向,只是中国对外贸易的变动对外商在华直接投资有正向促进作用,外商在华直接投资并不是中国对外贸易额变动的影响因素。并且,二者之间并非是彼此变动的Granger原因。这一结论揭示进一步吸引外资的同时,要注重推动对外贸易的发展。

但是,由于外商在华直接投资的不断发展,现在更多的是以外商独资的形式存在,且FDI企业的进、出口贸易额对中国进、出口贸易的贡献率和拉动度也在逐年大幅提升。利用计量模型分析发现,FDI企业的贸易额与外商对华直接投资之间的影响关系同样只是单向的,FDI企业的贸易额对于外商对华投资之间具有比较强的正向促进作用,并且是外商对华直接投资变动的Granger原因。而外商对华直接投资与剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易之间互不为彼此的影响因素,二者之间没有相关性。这就揭示了外商对华直接投资与中国对外贸易之间的一个深层次关系,即在中国对外贸易正向促进外商对华直接投资的作用中有很大一部分是FDI企业的贸易拉动的,而在剥离了FDI企业贸易额后的中国对外贸易与外商对华直接投资之间并不存在相关性。通过深度剖析后不难发现,二者之间的影响关系其实是通过外商在华直接投资的企业在中国境内从事的对外贸易影响和拉动的。而中国本土企业的贸易与外商对华直接投资之间其实并不存在相关性。这就很好的揭露了所谓中国对外贸易与外商对华直接投资的互补性更多的是FDI企业贸易与外商对华直接投资的互补性的外在总体表现。(责任编辑:云 馨)

注释

① (C,T,K)分别代表所设定的检验方程含有漂移项、趋势项及滞后阶数。(C,0,1)是指只含有漂移项的一阶差分序列。

② *表示1%显著性水平,**表示5%显著性水平,***表示10%显著性水平。

参考文献:

[1] 梁志成.论国际贸易与国际直接投资的新型关系[J].经济评论,2001,(02).

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[6] 张为付.国际直接投资比较研究[M].北京:人民出版社,2008.

[7] 王珏.贸易与资本流动理论范式与中国的实践[M].北京:中国经济出版社,2008.

第4篇：外商投资企业论文范文

[关键词]上海自贸区；中国民营企业；融资约束；外商直接投资

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.03.177

1 引 言

自1978年改革开放政策实施以来，中国民营企业遍地开花，迅速发展，为推动中国经济的持续快速增长做出了重大贡献。统计资料显示，2014年，中国民营经济占GDP的比重已经超过了60%。在2015年公布的胡润品牌榜中，全国品牌200强中近一半是民营品牌，91个上榜民营品牌的平均品牌价值达到191亿元，较去年94个上榜民营品牌的平均价值上涨超过50%。

随着民营企业的数量不断增加，规模不断扩大，盈利能力不断增强，中国民营企业融资困难的问题越发突出，成为限制民营企业发展的重要阻碍。对中国民营企业不同融资方式在企业融资中的比重的调查显示，企业90.5%的融资来源于企业自我融资，只有4.0%的融资来源于银行贷款，2.6%的融资来源于非金融机构，剩下0.9%的融资来源于其他渠道。根据世界银行对投资环境的调查数据，在80个样本国家中，中国是金融约束最大的国家，而在针对阻碍投资扩张的因素的调查中，融资约束是限制80%的民营企业进行投资扩张的主要因素（Claessens和Tzioumis，2006）。民营企业融资困难严重阻碍了民营企业自身的发展，进一步阻碍了中国经济的发展。

造成中国民营企业融资困难的因素既有企业自身的原因，也有企业外部经济环境的原因。对于民营企业自身，其信用问题是影响企业外部融资的一大重要原因。民营企业内部财务制度和管理制度的不健全导致企业能够提供给银行的信用信息较少且不规范，加之民营企业成立时间普遍较短，历史信用记录匮乏，这些都使得银行难以对企业做出全面有效的信用评估，最终增加了企业向银行贷款的难度。在外部环境方面，国内的不完全金融市场和政府扶持的不足造成了民营企业的融资约束。

在此形势下，民营企业为了突破融资困境，加快自身发展，寻求外商直接投资便成为了一个不错的选择。数据显示，在改革开放之后的26年之中，中国吸收的外商直接投资总量是日本在战后50年之中吸收的外商直接投资总量的10倍。与此同时，和其他发展中国家相比，中国已经连续18年成为吸收外资最多的国家。2014年中国实际使用的外资金额数量达到1195亿美元，同比增长了1.7%。

随着上海自贸区的设立，外资在华投资范围或将扩大，上海自贸区对外商直接投资的影响主要体现在以下几方面。第一，根据“总体方案”的规定，对于航运服务、社会服务、商贸服务、金融服务、文化服务以及专业服务等领域，一些投资准入限制措施将暂停或取消，其中包括对投资者的资质要求、经营范围限制、股比限制等。其中，在金融服务业领域，对于符合条件的外资金融机构将全面开放，在自贸区内鼓励成立外资银行和中外合资银行。第二，对于外商投资项目，由以前的核准制修改为备案制，直接在自贸区内部对外资进行国家安全审查，通过这些措施，外商投资程序得到了简化，从而有效地节省了项目开办的时间，减少了相关的费用。第三，对于生产企业和生产业企业，其在设备、机器等货物上的进口在自贸区内将免除税收。第四，对于外资企业来说，随着自贸区内金融市场的进一步完善，生产要素市场的定价机制更加合理，从而使得企业在生产活动和经营活动中所面临的不确定性减小。第五，随着负面清单管理制度的实施，外资可以享受到国民一般的待遇。

上海自贸区通过影响外商直接投资，进一步影响了企业的融资情况。然而，外商直接投资对企业融资的影响却并不一定是正面的。在信贷市场上，外商直接投资可能造成外商在东道国当地大量融资借贷，对民营企业形成挤出效应，从而对企业融资产生负面的影响。

综上所述，本文希望通过实证分析，研究民营企业是否存在融资约束。如果存在融资约束的话，那么，随着上海自贸区的设立，外商直接投资对缓解民营企业的融资约束能否起到正面的作用。本文的研究对于如何解决民营企业的融资约束问题具有重要的理论意义和实践意义，同时，能够为上海自贸区的设立提供政策建议和理论支持。

本文以2010―2014年五年期间所有的沪深两市A股上市公司中的民营企业为研究对象。研究结果表明，我国的民营企业面临比较严重的融资约束问题。在当前的金融市场环境下，由于存在基于所有制性质的信贷歧视，民营企业难以从国内金融部门持续获得稳定的贷款。因而，充分利用外商直接投资无疑将成为解决民营企业融资约束问题的一大重要手段，从而推动民营企业发展，进而拉动整个中国经济的持续增长。

本文的行文结构如下：第二部分对相关文献进行回顾总结，第三部分对研究设计和样本来源进行说明，第四部分进行实证分析，得出研究结果，第五部分结合研究结论，对上海自贸区改革提出若干建议。

2 文献综述

与本研究相关的文献主要集中在三个方面：理论模型设定、金融体系与企业融资约束的关系以及外商直接投资对企业融资约束的影响。

一是理论模型方面。首先是对于融资约束的衡量问题。在Whited（1992）、Harrison和McMillan（2003）和Hricourt和Poncet（2009）的研究中，均采用了资产负债率（Debt asset ratio）这一变量来衡量企业所面临的融资约束。然后是研究模型的设定问题。在现有的国内外众多文献中，常用的测度企业融资约束的投资模型有托宾Q投资模型与欧拉方程投资模型（Bond等，1994； Hubbard 等，1995）。Fazzari（1988）等，最早提出了关于研究企业融资约束的托宾Q 投资模型。相比于托宾Q投资模型，欧拉方程投资模型在研究中更加地被广泛使用。Abel（1980）最早提出了欧拉方程投资模型以计量企业的最优化投资，其后在Whited（1992），Hubbard和Kashyap（1992），Bond和Meghir（1994），Calomiris和Hubbard（1995）及Laeven（2003）等人的研究中被不断地应用与发展。在这一研究领域里，Harrison和McMillan（2003）的论文是经典文献。在他们的研究中，对于一个以最大化现金流量的贴现值为目的的企业，在面临信贷约束的情况下，在选择最优投资方案的时候，受到以下条件的约束：

（1-δ）βtt+1Et[（1-Ωi，t）（RI）i，t+1]=（RI）i，t+（RK）i，t

式中，K表示企业的资本存量；I表示投资；R表示投资的净现金流；δ表示折旧率；β表示贴现因子；E是期望函数；Ω表示融资约束。以上方程说明，在均衡条件下，对于一个面临信贷约束的企业，当t期和t+1期投资的边际成本相同的时候，企业的投资方案是最优的。在Harrison和McMillan（2003）论文的基础上，Bond和Meghir（1994）加入了企业投资的调整成本函数，从而得到RI和RK的表达式。Hricourt和Poncet（2009）对Bond和Meghir（1994）得到的表达式进行了简化，从而得到以下两个式子：

（RI）t=-α1pt（IK）t+α2pt-pIt

（RK）t=α1pt（IK）2t-α2pt（IK）t+α3pt（YK）t-α3pt（FL・LK）t

其中，L表示劳动投入，Y表示净产出，净产出等于产出F（K，L）减去调整成本G（I，K）；p表示产出品的价格，pI表示投资品的价格。

二是关于金融体系与企业融资约束的关系。早期文献的研究内容多为宏观层面，研究金融发展与经济增长的关系，不同文献得到的结论存在较大的争议。Rajan and Zingales（1998）和Laeven（2003）的研究对这种基于宏观层面的研究提出了质疑，他们认为对于金融发展与经济增长关系的宏观研究可能不是有效的，他们进一步认为，金融发展之所以能够促进经济增长，是由于一个完善的金融市场减小了企业的融资压力，缓解了企业的融资约束，减少了企业的交易成本，提高了资源配置的效率，从而促进了经济的增长。通过他们的研究，金融发展对经济增长的影响并不是基于宏观层面的，而是基于一些微观机理。Park和Sehrt（2001）研究了国有银行的贷款情况，基于他们的研究，国有银行的贷款并非主要出于商业动机，大部分都是由国家政策所主导的。Boyreau―Debray和Wei（2005）对由政府主导的金融体制的有效性进行了研究，发现政府主导的金融体系会造成资本配置的低效率，从而大大降低了资金的流动性。Fan（2007）等对中国民营企业的融资情况进行了研究，发现民营企业在中国受到了不公正的待遇，中国有关法律法规对民营企业的外部融资提出了诸多限制，与此同时，中国的金融机构对于向民营企业提供贷款的意愿很低。Farrell和Lund（2006）发现中国民营企业只得到了27%的贷款，尽管中国民营企业对国内生产总值的贡献超过了50%，除此之外，在股权和债券市场上，民营企业的进入受到很多限制。张军等（2005）对中国金融市场自由化和企业融资约束的关系进行了研究，研究对象为中国上市公司，研究结果说明更加自由的金融市场对于减轻民营企业和中小企业的外部融资约束具有非常重要的作用。吕伟和张纯（2009）研究了证券市场开放性对企业融资约束的影响，研究发现，证券市场信息披露水平的提高对于缓解企业的融资约束具有显著的正向作用。

三是关于外商直接投资与企业融资约束的关系。Huang（2003）认为，由于中国金融市场效率低下，民营企业面临着银行和证券市场的诸多限制，例如信贷限制和上市歧视等，企业为了融资和扩张投资，不得不向外国投资者寻求帮助，以合资的方式获得融资，从而使得大量外资涌入民营企业。通过与外资企业合资经营的方式，民营企业在信贷市场上面临的不对称信息减少，得到银行贷款的可能性增加。同时，通过对大量数据资料的实证分析研究，作者发现外商直接投资在宏观层面推动了中国经济的增长，而在微观层面，外商直接投资有效地缓解了民营企业的融资约束问题。Hricourt和Poncet（2009）的研究结果与Huang（2003）的发现一致，外商直接投资对于减轻中国民营企业的融资约束具有正向作用。Guariglia 和 Poncet（2008）以中国30个省份的公司为研究对象，研究区间为1989―2003年，通过对面板数据进行计量分析，发现外商直接投资对于中国金融市场的不完善能够起到一定的替代作用，直接投资有效减少了由于银行机构的低效率而造成的成本，在金融市场不完善的情况下，外商直接投资的大量涌入为一些由于金融市场扭曲而借贷不足的企业提供了资金，从而有效地刺激了中国经济的发展。对于跨国企业的研究也得到了类似的结论。Harrison（2004）等，以跨国企业为研究对象，发现外商直接投资显著缓解了当地企业的融资约束，为企业提供了资金支持。然而，外商直接投资对企业融资的影响却并不一定是正面的。外商直接投资对民营企业融资的负面影响主要体现在两个方面。其一，在信贷市场上，外商直接投资可能造成外商在东道国当地大量融资借贷，对民营企业形成挤出效应，从而对企业融资产生负面的影响。其二，外商直接投资可能通过产品市场加剧民营企业的融资约束。外商直接投资促进了外资企业的发展，在产品市场上，具有竞争优势的外资企业对民营企业造成威胁，抢占民营企业原有的市场份额，民营企业的盈利空间受到挤压，从而使得民营企业融资难度加大。Harrison 和 McMillan（2003）以非洲象牙海岸国家的企业为研究对象，利用1974―1987年的数据，通过对面板数据进行计量分析的结果表明，与外资企业相比，国内民营企业更容易受到融资约束的影响，外商直接投资的大量流入使得外资企业长期在东道国当地银行机构融资借贷，从而对当地民营企业的融资借贷形成了挤出效应，增强了民营企业的融资约束。Feldstein（2000）的研究结果与此一致，外商直接投资会造成外资企业在东道国当地进行融资，东道国的资本净流入并不包含所有的外商直接投资。Branstetter 和 Foley（2007）通过对美国在华跨国公司子公司的融资结构进行研究发现，债务融资占这些公司资产的50%以上，而在所有的债务融资中，有64.1%的债务是在中国当地进行融资得到的。

3 研究设计与样本选择

第三，剔除当年IPO、配股、增发的样本；

第四，剔除发行B 股或H 股的样本；

第五，剔除样本期间主营业务发生本质变化及发生重大资本运作的样本；

第六，剔除关键指标缺失严重或某些指标明显失真的样本。

经过上述筛选，我们最后得到的民营企业的数量为1139，总计五年的样本数量为5695，本文使用的数据来自于WIND金融终端数据库。主要变量的描述性统计结果见表1。

我们从表1中可以发现，我国民营企业的当期投资支出（I/K）t及上期投资支出（I/K）t-1的均值分别为0.071及0.076，分别高于相应的中位数0.055及0.058，这说明大部分民营企业的投资支出水平分布在0.06 以上。而对于当期净产出的指标（Y/K）t-1，其标准差达到0.552，说明样本数据的波动性较大，进而表示我国民营企业之间在主营业务收入方面差异性较大。经营活动产生的现金流净额（CF/K）t-1的均值0.014与中位数0.021较为接近，但最大值0.534和最小值-0.723之间的波动较大，体现了目前我国民营企业财务状况的多样性现状。

主要变量的Pearson相关系数检验显示见表2。

其中，当期投资（I/K）t与上一期投资（I/K）t-1存在显著的正相关性，这说明企业的投资有一定延续性，这种情况可能是项目投资是分多期完成造成的，因此上一期投资对当期投资的影响比较明显。企业的上期的主营业务收入（Y/K）t-1也与企业的投资支出有正向关系，这表明企业的当期净产出即主营业务收入越高，企业越有动力进行固定资产投资，从而扩大生产规模，取得更多效益。同时，企业的当期投资（I/K）t与对上期的经营活动现金流净额（CF/K）t-1表现出了显著的正相关性，这种正相关性说明公司的投资大小与内部现金流的多少有关，现金流越多则投资越大，投资对于内部现金流有依赖性。企业的投资支出与负债资产比Fint-1的关系显著为负，表明企业不能通过增加负债的方式增加投资，企业面临较强的外部融资约束。而外商直接投资水平与负债资产比的交叉项Fin×（FDI/K）t-1的系数为1.755，呈现显著的正相关关系，外商直接投资的引入缓解了企业的融资约束。

上述实证研究结果表明：我国的民营企业面临比较严重的融资约束问题。在当前的金融市场环境下，由于存在基于所有制性质的信贷歧视，民营企业难以从国内金融部门持续获得稳定的贷款。因而，充分利用外商直接投资无疑将成为解决民营企业融资约束问题的一大重要手段，从而推动民营企业发展，进而拉动整个中国经济的持续增长。

5 关于上海自贸区改革的若干启发

在本次上海自贸区设立过程中，一系列政策的出台为外商直接投资带来了重大利好。

首先，在《中国（上海）自由贸易试验区总体方案》中提出的“准入前国民待遇”及相应的“负面清单”管理模式将从实质上扩大外商的在华投资范围及自由度。“准入前国民待遇”指的是外商投资在发生和建立前即可享受“国民待遇”，也就是说在投资发生和建立前的阶段给予外国投资者及投资的待遇不低于在相似情形下给予本国投资者及投资的待遇。在此之前的“国民待遇”通常仅适用于投资建立之后的阶段。“负面清单”的管理模式则是指凡是针对外资的与国民待遇、最惠国待遇不符的管理措施，或业绩要求、高管要求等方面的管理限制措施，均以清单方式列明，只要没有被列明的便是被允许的。因此，针对原本在《外商投资产业指导目录》及其他相关法律法规中禁止或限制外资准入的行业，有一些是在上海自贸区内特别放开的，外商可在这些领域有更多作为。这些领域以服务业为主，主要涉及金融服务、航运服务、商贸服务、专业服务、文化服务和社会服务等多个领域。这些领域内原本对于境外投资者的相关资质要求、股权比例限制、经营范围限制等准入门槛将得以突破。

其次，原有的外商投资项目审批制度为核准制，而根据全国人大常委会的决定，将在上海自贸区内暂停实施《中华人民共和国外资企业法》《中华人民共和国中外合资经营企业法》和《中华人民共和国中外合作经营企业法》规定的有关行政审批简化为备案管理，包括：外资企业设立、分立、合并或者其他重要事项变更及经营期限审批；中外合资经营企业设立、延长合营期限、解散审批；以及中外合作经营企业设立、协议/合同/章程重大变更审批、转让合作企业合同权利/义务审批、委托他人经营管理审批、延长合作期限审批。涉及外资的国家安全审查将在自贸区内进行，这一点减少了项目的开办时间成本、降低了相关费用及不确定性风险，从投资程序上促进了外商投资的自由化。

第5篇：外商投资企业论文范文

关键词：SFA；产业；技术外溢

中图分类号：F127.41文献标识码：A文章编号：1003-4161(2009)02-0133-04

1.引言

自从1983年陕西省有了第一家外商投资企业以来，陕西省利用外资工作发展迅速，逐渐形成了吸收外商直接投资(FDI)为主，借用国外贷款和在国际市场筹集资金为辅的多元化的引资格局。1985年到2005年陕西省实际利用外资的数量整体呈现上升趋势（见图1），这有力地推动了陕西经济的发展，促进了对外开放水平。仅2006年上半年，陕西省新批外商投资企业就有128家，同比增长13.27%；合同外资10.04亿美元，同比增长54.83%；实际使用外资4.6亿美元，同比增长64.77%，其中，陕西省新批外商独资企业71家，同比增长22.41%，占项目总数的55%；合同外资7.18亿美元，同比增长100.37%，占合同外资总额的71%；实际使用外资3.3亿美元,同比增长103.35%，占全省实际到位外资的70%。

一般认为，FDI是通过市场垄断、竞争和示范――模仿的形式来影响东道国本地企业的，这样FDI就既存在促进东道国本地企业发展的正效应，同时又存在与本地企业抢夺市场和资源并抑制本地企业发展的负效应。面对陕西利用外资数量不断增加的趋势，弄清FDI对陕西本地企业的实际作用具有重要的现实意义。本文根据2002~2005年的《陕西统计年鉴》的相关数据，拟从FDI对陕西内资企业的技术外溢效应的角度来分析FDI对陕西本地企业的实际作用。

2.文献综述

对外商直接投资技术外溢效应的研究开始于20世纪60年代，MacDougall(1960)第一次把技术外溢效应作为外商投资对东道国经济影响的一个重要方面。之后，伴随着FDI在全球经济生活中占据越来越重要的地位，有关技术外溢效应的理论研究和实证分析得到了众多经济工作者的重视，这方面的研究文献也相当丰富。经过Caves、Koizumi&Kopecky、Das等的发展，外商直接投资技术外溢效应的研究已经日渐成熟。

Caves（1974）的研究表明，和东道国本地企业相比，外商投资企业必须面对地理和文化差异两大劣势，但他们拥有先进的技术、组织形式、出口销售网络、声誉等特殊的所有权优势，本文也就是主要借鉴了这一点。

在有关的诸多文献中，绝大多数的外文文献中都使用了产业数据，这些文献以表征本地企业技术进步的变量如全要素生产率作为因变量，以表征资本密度、劳动者素质、外商直接投资（FDI）规模、行业集中度等变量作为自变量，研究表征本地企业技术进步的变量与FDI变量的关系。有实证分析表明存在正技术外溢效应的文献（Blomstrom&Sjholm），也有实证分析表明存在负技术外溢效应的文献（Aitken&Harrison1999），还有一些文献表明不存在明显的技术外溢效应（Haddad&Harrison1993）。截至目前，尚无一致结论。

在研究陕西FDI方面，许多学者也作了积极的尝试，周作斌等(1999)在回顾了陕西外商投资发展历程的基础上，从投资规模、投资伙伴、投资地区、投资门类四个方面总结了外商投资企业在陕西发展的特点，并介绍了陕西有关外商投资的政策，最后分析了外商投资企业在陕西发展的积极意义。

王珏（2001）在列举了大量数据的基础上，建议陕西应以加快企业制度创新、加强基础设施建设和生态环境建设及强化人力资源优势等为契机，充分发挥陕西的资源优势和政策优势，最大限度地减少外商进入的制约因素，使陕西利用外资取得更大成效。

郁德强（2003）在概述改革开放以来，陕西利用外商直接投资的基本情况和特点，并从外商投资对促进陕西的资本吸纳、技术进步、产业升级、税收增加、对外贸易、增加就业、发展外向型经济以及改善投资环境等方面作了分析。

董秘刚（2004）在分析了制约陕西省外商直接投资的因素的基础之上，得出陕西外商直接投资与其经济和贸易的相关关系比较密切，而且外商直接投资对其经贸增长有较大的促进作用。

此外，还有黄赞（2003）、李志军（2005）也对外商直接投资的问题进行了一定的论述。

以上对陕西省外商直接投资的研究主要集中于外商直接投资的现状、制约外商直接投资的因素、外商直接投资的作用等方面。都没有对陕西省外商直接投资效应进行过测定，本文的理论意义就在于将对陕西省FDI的技术外溢效应给出实际的测定，从而使促进陕西外商直接投资的建议更具有实证依据，更具有针对性。

3.模型的选择

在研究外商直接投资外溢效应问题时，一般分为两步：一是需要测定外资企业是否具备向内资企业外溢效应的前提，即外资企业是否具备特殊的所有权优势；二是我们则需要进一步测定外商投资企业是否发生了FDI技术外溢效应。

本文将应用Chow's断点检验（Breakpoint）验证外资公司是否与内资企业具有明显的不同，验证外资企业是否相对于本地企业拥有所有权优势。

三个方程形式如下：

其中，OLit为劳动生产率，OLit=工业总产值/行业中的企业数，w表示样本包括所有中资和外资企业，d表示样本中包括所有中资企业，f表示样本中包括所有外资企业；ACVit反映企业资金占用的经济效益，说明企业运用全部资产的收益能力。用其来表征企业的整体管理能力的变量；AIVit是扣除客观因素后的年末所有者权益除年初所有者权益，表征企业激励机制的变量；LAVit是一项衡量企业利用债权人资金进行经营活动能力的指标，也反映债权人发放贷款的安全程度，用其来表征企业信誉的变量；LARit是销售收入与全部流动资产的平均余额的比值。用其来表征企业销售能力的变量，销售能力中包括商标、营销网络等。i（i=1,2,……,9）为样本编号，t（t=2001,……,2004）为样本时期。

首先，我们把数据分成内资和外资企业两个子样本。对总体样本单独拟和一个方程，对子样本分别拟和方程，Chow's断点检验基于这两组方程的残差平方和的比较。

Chow's断点检验的两个统计量分别是F统计量（F-statistic）以及对数似然比统计量（Loglikelihoodratio）。

F统计量

F=(ε′ε－ε′1ε1－ε′2ε2)／k(ε′1ε1+ε′2ε2)／n-2k

其中ε′ε是受限制的残差平方和，ε′iεi是第i（i=1,2）个子样本的残差平方和，k是方程中的参数个数。由于残差是独立同分布的正态随机变量，F服从于精确的正态分布，其自由度为（k,n-2k）。

接下来本文中选取技术效率作为表征内资企业技术进步的变量。内资企业技术效率的计算应用随机前沿模型（SFA―StochasticFrontierAnalysis）。

在确定生产函数的投入变量选择上，行业中的企业数目和销售成本应该是最主要的也是比较容易量化的投入，分别为x1it、x2it；工业总产值是最为理想的产出项。

非效率函数中本文选取了总资产贡献率、资产保值增值率、资产负债率、流动资产周转率、外资参与程度等变量来描述内资企业的非效率，分别记为ACVit、AIVit、LAVit、LARit、FDI（我们在这里加入这个变量就是要通过对它的研究得出是否存在溢出效应，在这里我们规定FDI=外资企业的工业总产值/全社会的工业总产值）。

参考Battese&Coelli（1996）的模型，我们的SFA模型设定为：

ydit＝β0+β1x1it+β2x2it+εit

其中εit（i=1,2,……，8；t=2001,2002,……2004）为随机误差项，是两个独立随机变量之差：

εit=vit-uit

其中，vit为随机变量，假设vit服从期望值为0，方差为σ2y的独立同分布；uit为i外商直接投资行业的技术非效率，是非负随机变量，假设它服从截去端点的N(Mit,σ2u）分布。

i外商投资企业的技术效率系数用TEi来表征，其计算公式如下：

TEi=yi／exp(xiβ)=exp(-ui)

效率函数如下：

Mit=δ0+δ1ACVit+δ2AIVit+δ3LAVit+δ4LARit+δ5FDIit

4．实证结果和分析

本文中原始数据均来自2002年~2005年的《陕西统计年鉴》。出于数据连续性的考虑，本文选取了9个行业的内外资企业的相关数据作为研究样本，这九个行业包括食品制造业、纺织业、造纸及纸制品业、化学原料及化学制品业、医药制造业、通用设备制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、水的生产与供应。

4.1所有权优势的检验

根据第三部分的Chow's断点检验的模型设定和变量选择，使用最小二乘法（OLS）估计结果如下：

OLwit=－2484.6+576.879ACVit－34.06AIVit－113.39LAVit+15766.27LARit+εit

R2=0.696

R2=0.684ε′ε=5.89E+10

OLdit=－2824.2+70.77ACVit+22.90AIVit+107.66LAVit－201.24LARit+εit

R2=0.659R2=0.632ε′1ε1=1.87E+9

OLfit=73561.94－578.5ACVit+10.813AIVit+32.557LAVit－31815.07LARit+εit

R2=0.762R2=0.746ε′2ε2=3.37E+11

F=［(3.37E+11)-(5.89E+10)-(1.87E+9)］/5［(5.89E+10)+(1.87E+9)］/72-2×5=56.4

在0.1%的显著水平下，临界F5,60=4.76。由于在本研究中的临界F5,62＜F5,60，并且所测F值56.4远远超过F5,60的临界值，故可以拒绝两个子样本拟合的方程无显著差异的零假设。得到结论：外资企业的确拥有所有权优势，具备向内资企业进行溢出效应的前提条件。

4.2FDI外溢效应检验

根据本研究前面SFA模型设定和变量选择，使用Frontier4.1软件进行FDI外溢效应检验，表1分别为生产函数和非效率函数的系数及相关参数。

从表1的实证结果可以看出：

（1）从参数γ来看，γ≠1，且LR统计检验在1%的水平下是显著的。这说明，模型中生产函数的误差项有着十分明显的复合结构，因此对这些数据使用SFA方法是十分必要的。

1=0.43,表明内资企业数目年均增长1%,可促进其工业总产值上升约0.43个百分点；β2=0.77，表明内资企业投入的销售成本增长1%，可促进其工业总产值上升约0.77个百分点。这一点也与陕西省企业现实的情况比较吻合，陕西地处西部，企业规模和投入都很不够，上升的空间比较大，投入拉动的效果应该十分明显。表1有关参数检验的结果

注：*表示在5%水平下显著,**表示在10%水平下显著。LR为似然比检验统计量,此处它符合混合卡方分布(MixedChi-squaredDistribution)

（3）从非效率函数的参数来看，δ5=0.07，这表明外资参与程度对内资企业的技术非效率有正的影响，也就是说外资企业参与市场竞争不利于内资企业技术效率的提高。δ4=-0.32，这表明流动资产周转率的提高对内资企业的技术非效率有负的影响，即流动资产周转率有利于促进内资企业技术效率的提高。这一点与通常的情况也是一致的，因为流动资产周转率越高，企业相对节约流动资产，等于相对扩大资产投入，增强企业盈利能力；而延缓周转速度，需要补充流动资产参加周转，形成资金浪费，降低企业盈利能力。

5.结论

本文利用陕西省九个行业的内外资企业相关数据对外资企业的技术溢出效应进行了研究，得出如下结论：

5.1我们所研究的这九个行业中，陕西省外资企业对内资企业的技术非效率有正的影响，也就是说外资企业的市场竞争不利于内资企业技术效率的提高，即陕西省外资企业对内资企业存在负的技术外溢效应。

5.2陕西省内资企业主要存在的问题就是规模和投入不足。从实证结果来看，加大投入，企业发展的拉动效应应该是明显的。

5.3在吸引外资的问题上，绝不是吸引的越多越好，我们应该关注外资对于陕西省可持续发展的作用和意义，应该关注外资给陕西的企业到底带来了什么，应该理性的吸引外资，促进经济协调持续发展。

基金项目：陕西省哲学社会科学规划项目(04D017Z)。

参考文献：

［1］上半年外商独资在陕投资翻一番［N］.陕西日报，2006，07，24.

［2］Caves.R.E.Multinationalfirms,Competition and productivityinhostcountry markets.Economica［J］.1974,41:279~293.

［3］周作斌.陕西外商投资企业的发展及其积极意义［J］.陕西经贸学院学报.1999，4.

［4］王珏.陕西利用外商直接投资研究［J］.西安邮电学院学报.2001，11.

［5］郁德强.陕西利用外资直接投资现状及绩效分析［J］.科学.经济.社会.2003,1.

［6］董秘刚.外商直接投资对陕西经贸影响的实证研究［J］.西北大学学报.2004，5.

［7］TimCoelli.AGuidetoFRONTIERVersion4.1:AComputer Programfor Stochastic FrontierProduction and Cost FunctionEstimation.CEPA WorkingPaper96/07, University of New Engl and,Australia,1996。

第6篇：外商投资企业论文范文

关键词：经济转型发展；省外浙商；反哺模式

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）30-0130-02

自2003 年开始，浙江省政府从战略高度就已经重视省外浙商反哺浙江经济的现象，并专门成立了浙江省经济技术协作办公室。之后几年，激励省外浙商反哺的正式制度不断规范和实施，在2012年浙商回归开始出现一个热潮，并成为该年浙江省的头号工程。据浙江省经合办统计，2012年浙商回归创1 298亿元，超额完成近100亿元，由此浙江省委省政府也将2013年的目标上调至1 500亿元。于是，深入研究浙商回归反哺现象，已经成为浙江经济转型发展的重要课题。

一、省外浙商及反哺内涵的界定

浙商从学术上讲，并没有一个严格的、统一的界定。吕福新（2008）对浙商的定义采取了三种视野的方法，其中，从浙江的视野界定浙商，具体从“浙江商人”这个方面，可以分为人、商人和群体三个层次，而且这三个层次又都包含和体现历史与现实的关系；从“浙江企业”方面，主要涉及企业的所有者和经营者，可以分为浙江的企业创办者、浙江的企业投资者和控制者、浙江的企业控制者和经营者这三个层次，而且“浙江商人”和“浙江企业”这两个方面又是统一的，即统一于浙江商人转变和成长为浙江的企业所有者和经营者。向荣（2006）则界定的更加通俗，认为从字面上理解，浙代表浙江，商则是商帮之意，既可以指商人，也可以指企业，所以，浙商是指籍贯浙江的商人或者籍贯浙江的商人所办的企业，其中，就企业而言，浙商又包括两种：一是发端于浙江，后来以某种形式外迁到外省的企业；二是自带资金到省外创业，从零开始的浙江籍人士（资本）创办的企业。故浙商一般内涵着两个层面，一是指浙江籍的企业家；二是浙江籍企业家创办的企业，那么，省外浙商主要指与浙江之外地区相关的浙商，也就是说，“省外”是个区域概念，与浙江之外地区相关的浙商，都可以称为省外浙商。具体来看：一是已经外迁到省外的浙商；二是没有外迁到省外，只是与省外有业务关系的浙商。

反哺原是一个生物学概念，应用到经济学领域，主要指通过政府有关政策的引导，促使已经外迁的企业通过整体回迁、开办子公司、输入技术或者资金等方式回到企业创办地或者回到企业创办人家乡。

省外浙商反哺主要是指浙江政府实施的浙商回归工程，即通过实施相关的鼓励政策，引导在省外做大做强、优势明显的浙商回乡投资创业；重点引导资本、资源、人才、信息、技术等优质要素回流，发展高端产业，大力支持省外浙商回归参与社会主义新农村建设、山海协作工程，参与社会公益事业。

二、省外浙商反哺模式

省外浙商反哺模式以资本、人才、文化、项目等形式为主（应焕红，2009），其中，资本、项目反哺主要体现在资本的跨国回流；人才、文化反哺则主要体现为智力投资。此外，还有以资源反哺为主的贸易形式。

（一）省外浙商资本、项目等反哺模式主要涉及资本流动理论、国际投资理论，以及资本流动的衍生理论

1.国际资本流动理论。国际资本流动理论以麦氏模型、利率平价理论、两缺口模型及列宁的帝国主义论为主要代表。比如，在麦氏模型中，美国经济学家麦克杜尔假定作为资本稀缺国的甲国与作为资本富裕国的乙国的存在，且两国国内经济均处于完全竞争状态，资本的边际收益等于资本的边际产出率，且资本受边际生产递减规律支配。麦克杜尔认为，在经济全球化条件下，资本跨国界流动，由于资本稀缺的甲国资本收益率较高，因此，乙国的部分资本将流向甲国，直到两国的资本收益水平均衡为止。这三种资本流动理论虽然分析的视角不同，分别从资本丰裕程度、利率差异和国家发展程度分析了资本流动的成因，但是，基本原理都是一致的，也就是遵循了完全竞争条件下资本的边际成本等于资本的边际报酬的资本收益最大化原则，即新自由主义思想。但是，列宁的帝国主义论也表明资本的跨国流动是资本逐利本质的具体体现，是帝国主义剥削欠发达国家的反映。虽然，列宁从国际剥削关系的视角分析了资本的跨国流动，但是，与新自由主义的三种理论一样，强调了资本逐利的特性。这些理论在一定程度上解释了浙商反哺现象，比如2006年以来，省外浙商回归投资兴办了2 470多家企业，投资总额超过900多亿，主要就是由于浙江地区具有良好的投资环境，特别是杭州连续多年被世界银行评为“中国城市总体投资环境最佳城市”第一名。只是，以上理论不能完全解释浙商回归现象，浙商回归除了资本回流数量，还要求具有资本回流的质量，以及非资本回流的诸多政策导向。

2.国际直接投资理论。国际直接投资理论主要有垄断优势理论与邓宁的折中理论，即OLI范式。海默、金德尔伯格（1960、1969）的垄断优势理论则是打破完全竞争市场假设，将企业自身对外直接投资所凭借的垄断优势分为产品市场不完全的垄断优势、要素市场不完全的垄断优势、规模经济的垄断优势以及政府干预的垄断优势。邓宁（1960、1981）则对之前各种国际直接投资理论加以折中将其概括为企业拥有的特定优势、内部化特定优势与区位特定优势，即所谓OLI范式。在这些理论的基础上，陆妙燕（2012）指出，浙商反哺最为根本的是资本的流动，而资本流动本质上是生产要素在不同区域的再配置过程，与此同时也往往伴随着人力资本、技术等的流动，所以，应该综合相关理论，按照邓宁的分析模式与框架，综合多方面因素对浙商反哺加以分析。具体是将影响浙商“回归”的各类因素分解为企业优势、企业家优势以及区位优势，称为OLE范式。可见，国际直接投资理论，特别是OLE范式较国际资本流动理论更深入地阐释了浙商回归反哺现象，借助OLE范式可以解释应焕红（2009）对资本反哺、人才反哺、文化反哺、项目反哺等多种反哺形式的分类。但是，除了OLE优势之外，对于回归浙商而言，浙江还具有市场优势，也就是说，OLE范式可以进一步完善和发展为OLEM范式。

3.产业转型理论。与“跳出浙江，发展浙江”战略相回应，浙江省提出了“腾笼换鸟”战略，为众多浙商回乡投资和反哺家乡提供了机遇。“腾笼换鸟”就是要腾出空间，利用浙江宝贵的资源培育“吃得少、产蛋多、飞得远”的好鸟，腾出“低、小、散”，换上“高、新、优”，换循环经济之鸟，换服务业之鸟，换自主创新之鸟。向荣（2007）认为“腾笼换鸟”战略从本质上而言，即借助于浙商反哺的行为，实现浙江产业经济结构的良性转换，从劳动密集型的、依赖土地等资源的低附加值产业转向技术资金密集型的、依赖人力资本的高附加值产业。这种理论强调资本回流的质量，也就是说，可以促进浙江产业结构的转型升级，特别是浙江未来发展的主导产业，更需要相应的资本、技术、信息和人才等资源。

（二）人才和文化反哺则主要体现为智力投资

很多省外浙商利用国家开拓新兴市场的战略机遇，积极回归家乡反哺，有效提供智力资源。其中，一种重要形式就是参加政协会议，为国家和地方的经济发展和民生服务，提供建设性意见。可以说，企业家资源是经济创新发展的根基，自从查德·康替龙1755年把“企业家”这一术语引入经济学界，企业家的社会价值就一直受到西方理论界的高度重视，不断形成新的企业家学说。一般认为，企业家资源是市场经济发展过程中能够敏锐地把握市场需求，善于领导、管理、创新经济活动的人力资本，是一个国家或一个地区社会经济发展的核心要素。能够利用好企业家资源是也是浙江经济转型发展的关键。比如旅居南美洲的华侨郭胜华，从1998—2013年，担任浙江省政协委员的十六年里先后提交了近百个提案，被《人民日报》和新华社等诸多媒体誉为“提案大王”。这些提案不仅数量多，而且质量高，很多已经融入了浙江的发展战略中。

（三）以商品贸易形式反哺稀缺资源

以浙拉贸易为典型。由于拉美地区自然资源丰富，但是，工业体系相对落后，劳动密集型产品和资本密集型产品都相对稀缺，这正与浙江经济发展形成互补之势。尤其是，浙江经济在经历了改革开放三十多年的原始资本积累之后，再次面临资源禀赋短缺的瓶颈制约，不仅需要解决为过剩资本开辟新市场的困境，而且，更重要的是，在经济转型过程中能够有效地解决要资源禀赋成本不断上升的态势。拉美浙商的兴起和壮大，适应了经济发展的阶段性需求，可以有效地利用国内市场和拉美市场的相对优势，促进经济的转型升级。自从2004年开始，浙江就成为中国对拉美贸易最大省份之一。虽然，受国际金融危机影响，浙拉出口贸易和进口贸易都出现下降趋势，但是，总额依然表现出持续增加的良好势头。尤其是，在浙江各级地方政府的积极鼓励和支持下，浙拉交易途径呈现多样化、规模化和规范化。

综上分析，传统的理论研究还主要集中在资本流动领域，对于智力投资和商品贸易反哺等模式的专项研究还有待深入。

参考文献：

[1] 鲁统磊.去年浙商回归引进项目到位资金1 298亿[EB/OL].http：///130304/101，1281，14525916，00.shtml，2013-

04-02.

[2] 吕福新，等.浙商的崛起与挑战——改革开放三十年[M].北京：中国发展出版社，2008：147.

[3] 应焕红.浙商反哺发展研究[J].浙江学刊，2009，（2）：206-211.

[4] 陆妙燕.浙商“回归”：现象、原理及对策[J].浙江金融改革与创新研究，2012：27-28.

[5] 向荣.浙商的外迁和反哺：基于从“浙江经济”到“浙江人经济”的实证分析[J].中国工业经济，2006，（10）：59-66.

[6] MacDougall G D A.The benefits and costs of private investment from abroad：a theoretical approach[J].Economic Record，1960（36）.

[7] Duning J H.The eclectic paradigm of international production：a restatement and some possible extensions [J].Journal of international

第7篇：外商投资企业论文范文

[关键词]开放程度外商直接投资溢出效应

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

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[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

第8篇：外商投资企业论文范文

[关键词]开放程度外商直接投资溢出效应

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

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