对外直接投资的作用精选(九篇)

第1篇：对外直接投资的作用范文

侯 艺，北京大学经济学院博士研究生，北京 100871。

〔摘要〕2000-2008年是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，外商直接投资对中国出口呈现显著的促进作用，中国加入世贸组织以及与其他国家间建立优惠贸易协定也显著推动了出口增长，尽管其显著程度较其他变量有所降低，但中国国内生产总值对出口的推动作用有待商榷，而进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%，进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离则对中国出口形成显著的阻碍效应，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销是中国利用外资的主要模式。鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，但要拓宽新思路，并对有关政策进行调整。

〔关键词〕引力模型；外商直接投资；中国出口；制造业；全球分销

〔中图分类号〕 F746.12〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769（2011）06－0001－06

一、引言

相当多的研究文献从数量角度证实了吸收外商直接投资（简称FDI）对中国出口的促进作用，这些研究在传统的对数数量模型中，将FDI作为影响中国贸易的重要因素纳入解释变量组，得出了一些有意义的结论。有学者采用贸易引力模型进行研究，例如骆许蓓（2003）在用引力模型研究距离对中国出口的影响时，加入了FDI变量，但估计结果表明其影响并不显著。(1)牛浩（2009）在引力模型中引入FDI变量，估计结果表明FDI对中国的双边贸易正相关，相关系数高达0.75。(2)蒲华林（2010）对行业贸易的研究表明FDI 对于中国的零部件贸易意义重大，证明出口导向型贸易战略对于产品的国际分工具有极大的促进作用。(3)在采用其他模型的研究中，蔡茂森、顾敏芬（2005）的研究表明FDI存量每增加1%，将促进我国出口增长0.2%。(4)张红霞等（2005）通过协整检验和因果检验发现， FDI流量与出口之间存在长期均衡的协整关系，而且吸收外资的波动和出口波动具有因果关系。(5)陈波（2006）对中国1982-2003年的数据分析后指出，FDI与中国出口之间具有一定的正相关关系，但对中国出口的促进作用并不是非常显著，原因在于跨国公司的生产对国内生产和出口产生了挤出效应。(6)王俭、李雪松（2005）的面板数据分析表明，单个国家对中国的投资和中国对其出口的关系并不显著且自相关严重，而包含多个国家的面板数据分析则表明外商直接投资（流量或存量）显著地促进了出口增长，FDI每增长1%，出口将增长0.4%。(7)

较为遗憾的是，尽管许多实证研究将FDI作为研究中国出口的重要解释变量纳入模型，却并没有为此建立适当的理论基础，因而削弱了模型的解释力和说服力。本文以考虑垄断竞争的贸易引力模型理论为基础框架，为FDI与出口的关系建立理论基础，并利用中国FDI和出口的面板数据进行实证检验和分析。

二、理论模型的构建

本文在垄断竞争和H-O贸易理论框架下推导包含FDI变量的引力模型。在由i、j两国构成的框架内，设j国经济由出口部门和非出口部门组成，出口部门nτ个厂商构成完全竞争市场，贸易品τ既对i国出口，也供应本国消费，由H-O贸易理论解释；非出口部门nA个厂商构成垄断竞争市场，非贸易品A只供应j国国内消费；i国自身不生产商品τ，消费完全依靠从j国进口。

考察消费：假设在收入约束Yi=nτpiτxiτ+nApiAxiA下，两国消费者具有完全相同的效用函数Ui=nτ(xiτ)(στ-1)/στ στ/(στ-1) α nA(xiA)(σA-1)/σA σA/(σA-1) 1-α。其中xiτ和xiA分别为i国消费者对出口产品τ和非出口产品A的消费量，α为两类产品之间的替代弹性，στ为出口部门各厂商产品之间的替代弹性，σA为非出口部门各厂商产品之间的替代弹性。进一步假设同一产品实际价格相同，即piτ=φijpτ，piA=φifpA，其中φij =( 1+tij )( 1+d•Dij )• eij 为表征i国自j国进口的贸易阻力因子，包含汇率eji、关税tji、距离Dji、运保费率d等对贸易形成阻碍的因素。 则i、j两国对贸易品τ的总消费量为Xτ=α •(Yi φij+Yj)/nτpτ，其中j国对i国出口量为Xiτ= Yi Yi+φijYj Xτ。

考察生产：假设同一行业的厂商具有完全相同的生产函数。j国出口部门生产贸易品τ的厂商以资本k和劳动l为生产要素，生产函数为xjτ=kβτjτl1-βτjτ。在完全竞争和充分生产的前提下，设每个厂商产量为单位产量1，利润最大化即均衡时出口部门的贸易品总产量为nτ=Xτ=KβττL1-βττ，其中Kτ和Lτ为生产贸易品τ所需的资本和劳动总量。此时出口部门总产值为pτXτ=β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。

j国非出口部门生产非贸易品A的厂商仍以资本k和劳动l为生产要素，存在固定成本ΦjA，生产函数为xjA=kβAjAl1-βAjA-ΦjA由于非出口部门为垄断竞争市场，则边际收益MR=pA(1- 1 μjA )，其中μjA＞1为j国对非贸易品A产品的价格需求弹性。同样根据TR=TC和MR=MC，求得均衡时非贸易品A的价格pjA=μjA μjA-1•β-βAA(1-βA)βA-1•rβAjw1-βAj，每个厂商产量xjA=(μjA-1)ΦjA，每个厂商生产所需资本量KjA=μjAΦjAβA 1-βA • wj rj1-βA。由于非出口部门生产所需资本总量KA=nAKjA，则非出口部门厂商数量nA=KA 1 μjAΦjA βA 1-βA • wj rjβA-1， 非出口部门的非贸易品总产量XA=nAxiA=KA(1- 1 μjA )1-βA βA • rj wj1-βA。此时非出口部门总产值为pAXA=KArj/βA。j国经济由出口部门和非出口部门构成，总收入Yj=pτXτ+pAXA=KArj/βA+β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。

考察均衡：贸易品τ的生产与消费均衡时，j国对i国出口额为Xiτ= Yi Yi+φijYj •KβττL1-βττ。说明在完全竞争的出口部门和垄断竞争的非出口部门构成的贸易框架下存在以下事实：出口国收入对出口额的影响被资本和劳动替代，进口国收入与贸易正相关，关税、运保费率、距离、汇率构成的阻力因子φij对贸易产生负效应。在出口国劳动力相对充裕的条件下，出口国出口部门的资本使用量和劳动力使用量也进入模型，并对出口额产生正面影响。从这个角度来说，出口国的出口部门吸收FDI越多，出口额应当越大。

吸收FDI对出口的作用：对生产的考察表明，均衡时 Yj Kτ ＞0， Yj KA ＞0。由此再经过繁琐的推导可以得到 Xiτ Kτ ＞0， Xiτ KA ＜0。这证明了以下事实：出口国吸收FDI的流向或本国增资的流向对出口额的影响举足轻重，出口部门投资的增加能够促进出口额的增长，而非出口部门投资的增加不但不能促进出口，还会对出口部门形成挤出效应，导致出口部门相对萎缩，从而对出口产生负面影响。

如果吸收FDI或者增资的流向不是只进入出口部门或只进入非出口部门，而是同时进入两个部门，此时考察 Xiτ K = Xiτ Kτ ΔKτ+ Xiτ KA ΔKA，可以发现，当(Yi+φijpAXA)βτ ΔKτ Kτ -φijpAXA ΔKA KA ＞0，即满足βτ ΔKτ Kτ ＞ pAXA Yi/φij+pAXA • ΔKA KA 时， Xiτ K ＞0，吸收FDI对出口额的效应为正，否则为负。等式左侧表示出口部门相对增资对出口商品生产的促进效应；右侧表示非出口部门相对增资对出口商品生产的相对影响，推广到多个国家的扩展形式为βjτ ΔKjτ Kjτ ＞ pjAXjA ∑ n i=1 i≠jYi/φij+pjAXjA • ΔKjA KjA 。这一条件说明以下事实：出口国吸收的FDI往往流向多个部门，流向非出口部门会削减出口，流向出口部门则会促进出口。综合来看，如果出口部门相对增资对出口商品生产的促进作用大于非出口部门相对增资对出口商品生产间接形成的挤出效应，那么吸收FDI从总体上表现为与出口正相关，反之则表现为与出口负相关。如果吸收FDI流向均匀，则对出口部门和非出口部门的影响相差不大，对出口额不会产生显著影响。

三、实证模型的构建

本文借鉴以往成果，并根据上文的分析构建的贸易引力实证模型为：

lnEXijt=αi+γj+λt+β1lnYit+β2lnYjt+β3ln(1+tjt)+β4lnDij+β5FDIit(NFDIit)+β6WTO+β7RTAij+uijt (1)

为集中分析吸收FDI对中国出口的促进作用，模型中只选取了最关键的变量。其中EXijt为t时期中国对j国的出口；αi、γj、λt分别为本国（出口国）效应、目的国（进口国）效应和时间效应；Yit、Yjt分别为中国和进口国的国内生产总值；tjt为进口国平均关税水平；Dij为中国到进口国之间的距离；FDIit为中国FDI金额（流入或净流入）；WTO和RTAij为虚拟变量，前者在中国加入世界贸易组织后取为1，后者当中国与进口国之间存在区域贸易协定时取为1；uijt为随机扰动项。变量的显著性尚有待验证，含义、预期符号及理论说明如表1所示：

RTAij 区域贸易协定，为虚拟变量，当中国和进口国存在区域贸易协定时为1，否则为0 + 反映进口国的贸易壁垒程度，存在区域贸易协定时，进口国针对中国的关税水平越低，贸易壁垒对进口造成的阻碍越小，进口额越大

WTO 世界贸易组织，为虚拟变量，当中国为世界贸易组织成员时为1，否则为0 + 反映中国与世界经济的融合程度，当中国为世界贸易组织的成员时，所遇到的贸易壁垒将降低，出口额越大

本文选取2000-2008年中国对全球30个主要进口国的出口数据进行测算，选取范围为2009年世界贸易组织所列全球前34大进口国 根据世界贸易组织统计，2009年全球前34大进口国（地区）依排名次序分别为美国、中国、德国、法国、日本、英国、荷兰、意大利、香港、比利时、加拿大、韩国、西班牙、印度、新加坡、墨西哥、俄罗斯、台湾、澳大利亚、瑞士、波兰、奥地利、土耳其、阿联酋、泰国、巴西、马来西亚、瑞典、捷克、沙特阿拉伯、印度尼西亚、丹麦、匈牙利和南非。，并从中剔除中国自身以及缺乏计算所需数据的沙特阿拉伯、阿联酋和台湾省。双边进出口贸易数据来自位于日内瓦的世界贸易信息服务股份有限公司（GTIS）；国内生产总值、平均关税税率、FDI净流入规模来自世界银行数据库；FDI流入规模来自中国商务部。地理距离采用两国首都之间的距离，通过网站省略查得 查询与荷兰的距离时选用阿姆斯特丹市，查询与南非的距离时选用开普敦市。。中国于2001年11月加入WTO，故自2002年起变量赋值为1。区域贸易协定来自世界贸易组织对RTA的专门统计，变量作为对关税变量的补充，客观反映中国和协定成员国之间的特定关税关系，以弥补贸易优惠安排下实际关税水平偏离平均关税水平的不足。

四、实证结果及分析

为避免虚假回归，本文将对时间序列数据的平稳性和长期均衡进行检验，此后分别采用混合最小二乘法、固定效应方法和随机效应方法估计面板数据。

1.序列平稳性检验

不平稳的序列将带来“伪回归”的风险，为此，我们将采用莱文-林（LLC）检验方法，对序列进行单位根检验，原假设为存在单位根，即序列不平稳。关税存在缺失数据，属于非平衡数据，无法进行单位根检验，但一般来说关税税率都很少变动，因而较为稳定。此外，除地理距离不因时间而发生变化，WTO和RTA为虚拟变量，其余序列的检验结果如表3所示：

从检验结果可以看出，中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不是一阶平稳序列，中国出口和进口国生产总值通过检验，为平稳序列。

2.协整检验

对非平稳序列进行回归分析会产生“伪回归”问题，但是如果非平稳序列之间存在协整关系，则它们之间也就存在长期均衡，可以避免这一问题。在之前的单位根检验中，虽然中国出口是平稳序列，但由于中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不满足一阶平稳的条件，因此需要进一步对这几个变量进行协整检验，观察他们是否存在长期稳定的关系。采用E-G两步法进行：

第一步：采用最小二乘法分别估计以下两式：

lnEXijt=α+β1lnYit+β2lnFDIit+uijt (2)

lnEXijt=α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit+u ~ ijt (3)

得到残差序列：

u ijt=lnEXijt-α +β 1lnYit+β 2lnFDIit (4)

u ~ ijt=lnEXijt-α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit (5)

第二步：对残差序列u ijt和u ~ ijt进行平稳性检验。如果残差序列具有一阶单整性，则方程协整，估计结果代表长期均衡关系，否则可能为虚假回归。检验结果见表3：

检验结果说明，u ijt一阶平稳，u ~ ijt不能通过平稳性检验，因此可以判定，中国的FDI流入规模和国内生产总值与出口之间存在长期均衡的关系，而FDI净流入与出口之间不存在长期均衡的关系，因此我们选用FDI流入规模进入模型。

3.模型估计

对模型进行混合最小二乘估计，其中中国国内生产总值、FDI以及是否加入WTO三个变量均十分不显著，考虑到我们在推导模型的过程中也发现，FDI与出口国国内生产总值有很高的相关性，经检验，二者之间的相关系数高达0.9720，中国国内生产总值和FDI两个变量若同时进入模型，势必存在序列相关，从而影响模型的解释力。因此，为更好地挖掘中国吸收FDI对出口的促进作用，我们从初始模型中剔除中国国内生产总值变量，保留FDI变量，分别采用混合最小二乘法、固定效应模型以及随机效应模型进行估计得到的结果如表4所示：

地理距离不随时间而变化，无法进入固定效应估计结果。根据有关检验结果，本文采用的面板数据中个体效应比较显著，三种模型的估计结果中，固定效应优于混合最小二乘法，而随机效应逊于固定效应，因此可以判断固定效应的估计结果是最优的，以此作为分析依据，可得以下结果。

4.结果分析

（1）外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用。根据本文的估计，中国年度吸收FDI规模每增加1%，将推动出口额增加1.06%，这一效应远远大于其他学者的研究结果，牛浩（2009）、蔡茂森和顾敏芬（2005）以及王俭、李雪松（2005）得到的结果分别为0.75%、0.2%和0.4%。(8)这一点并不难理解，我们选用的数据是2000-2008年的数据，这一段时期正是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，也是中国出口增长最快的时期，并且随着中国加入WTO，跨国企业纷纷来华投资制造业领域，建立制造中心，越来越多的产品被集中在中国制造，而后以出口的方式销往世界各地。FDI代表了产品在中国集中制造的程度，出口代表了外销的程度，二者显然相关，而关联度之大、显著程度之高则表明中国吸收FDI进入出口部门的比重很高，出口部门吸收FDI远大于非出口部门吸收FDI，因此进入出口部门的FDI对出口商品生产的促进作用远大于进入非出口部门的FDI对出口商品生产间接形成的“挤出效应”。中国所吸收的FDI通过转化为出口部门的生产力，直接推动了出口发展，进而成为拉动中国经济快速增长的引擎。因此我们可以这样认为，在本文所采用的不包含中国国内生产总值的模型中，FDI成为代表中国对国际市场供给能力的变量，对中国出口规模扩张起着重要的促进作用。

（2）中国国内生产总值对中国出口的推动作用有待商榷，这可能存在两个方面的原因。一方面是中国的国内生产总值和吸收FDI存在显著的相关和替代关系，因此不能同时出现在同一个模型中，否则将引起序列相关的问题，从而影响解释变量的显著性和模型的解释力。这从侧面说明，吸收FDI通过增加中国资本存量，缓解产业发展的资金困难，间接提升中国的工业和技术水平，促进了中国的工业化进程，是中国经济增长一个重要的推动力。另一方面，中国国内生产总值的增长由外需和内需两部分构成，随着中国国内经济结构的调整，如果内需逐渐成为中国经济增长的主导因素，那么国内生产总值与出口的相关关系的显著性也可能降低。

（3）进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，根据本文估计，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%。可以看出，进口国国内生产总值一定程度上能够代表进口国对中国出口商品的需求能力，从而对中国出口产生显著的正面影响。并且中国出口额对进口国国内生产总值的弹性，即中国出口的需求弹性要大于1，说明以消费品为主的中国出口商品由于缺乏资源性产品的专属性和稀有性，在国际市场上面临的竞争较为激烈，需求弹性较大，金融危机时中国出口的降幅远大于世界经济的降幅也足以印证这一观点。

（4）进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离对中国出口形成显著的阻碍效应。根据本文估计，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，而地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。这与我们的预期完全相符。进口国关税水平越高，中国商品进入该国市场的难度越大，同样商品的市场价格也会越高，竞争力越低。而由于美国作为中国主要出口市场的存在，令不少人忽视了地理距离对于中国出口的阻碍作用，根据估计结果来看，重视与周边国家的经贸关系的确非常重要。

（5）中国加入世贸组织以及与其他国家建立优惠贸易协定能够显著推动出口增长，但其显著程度却比其他变量有所降低，二者分别在10%和5%的水平上显著，在其他条件相同的前提下，中国加入世贸组织将使出口多增6.5%，而成立自由贸易区等优惠贸易安排则可以促进出口多增14.9%。至于没有体现出高度的显著性，可能由以下三个原因造成：一是与中国已建立区域贸易协定的国家许多是小国，不包含在本文的样本数据中；二是不少区域贸易协定是近年来才建立的，其效应还需长期观察，不大可能马上反映在贸易数据中；三是中国出口商品多为中低端消费品，有时在一定程度上具备必需品的特征，无论是否订立区域贸易协定，进口国的需求量都非常大。

五、结论与建议

本文以垄断竞争模型和H-O模型为基础理论框架，将实证中常用的吸收外商直接投资变量从理论上纳入贸易引力模型，并对该模型运用面板数据处理方法，就外商直接投资对中国出口的促进作用进行实证分析。结果表明，外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用，跨国公司更多地将中国作为集中制造和再次分销的基地，中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销成为中国利用外资的主要模式，相对来说，进入非出口部门的外资较少。

鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，不过，在此过程中也应适当拓宽新思路，对有关政策进行调整。

（1）改革开放以来，大量吸收外商直接投资已经将我国打造成为全球的制造基地，但是，中国吸收外资主要还是围绕出口展开，进入21世纪以来，跨国公司在中国制造后再分销海外的模式并没有发生根本变化，中国经济发展对外资的依赖程度还十分显著，关键零部件和中间产品的进口并未递减，这表明我们对于核心技术和关键装备的引进和吸收状况堪忧，今后应当在引进外资的同时，进一步提升引进质量和水平，不能再仅仅满足于制造业订单的承接，而要加强核心技术和知识产权的引进、消化、吸收，培育具有自主研发能力和自我升级功能的制造业体系。

（2）当前和过去一个时期，中国吸收外商直接投资主要集中在出口部门，非出口部门相对较少。近年来中国制造业产能急剧膨胀，过剩苗头初显，若不作政策调整，继续向出口部门重复引入投向低端制造业的外资，不但不能继续促进出口和经济的增长，还有可能对国内相关产业形成挤出效应，影响内资企业的发展。同时，中国在教育、医疗卫生、交通等外溢程度较高的公共产业引进外资极少，而这些领域正是目前急需资金支持的领域。鉴于外资对中国出口和经济发展影响明显，应当继续保持外资政策的稳定性和连续性，同时积极引导外资从重复的制造业产能投入逐渐转向其他资金缺乏的产业，不断优化外资结构，并使外资真正为我所用。

〔参考文献〕

〔1〕 骆许蓓.论双边贸易研究中重力模型的距离因素〔J〕.世界经济文汇,2003,（2）:45-60.

〔2〕牛浩.新形势下中国双边贸易流量的实证研究――基于引力模型的讨论〔J〕.技术与市场,2009,(1):55-56.

〔3〕蒲华林.产品内国际分工与贸易的决定因素：基于中国零部件贸易数据的实证分析〔J〕.国际贸易问题,2010,（5）:3-11.

〔4〕蔡茂森,顾敏芬.FDI对我国出口贸易贡献的实证分析〔J〕.商业研究,2005,（18）:124-126.

〔5〕张红霞,李平,王金田.FDI流入与东道国出口贸易关系探讨〔J〕.亚太经济,2005,（2）:74-77.

〔6〕陈波.FDI与中国对外贸易的实证分析〔J〕.财经论丛,2006,（1）:73-77.

第2篇：对外直接投资的作用范文

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:

第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。

第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献

[1] 陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.

[2] 陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[M].北京:中国人民大学出版社，2002.

第3篇：对外直接投资的作用范文

关键词:资本形成;外商直接投资;经济增长

中图分类号:F290文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)14-0141-02

外商直接投资在地方经济增长的过程中扮演着十分重要的角色。本文的一个主要研究目的就是从哈尔滨市外商直接投资的变化特征出发,对外商直接投资在经济增长中的作用,以及其对经济增长的贡献程度进行分析。进而希望本研究可以为哈尔滨市更好地利用外资,促进哈尔滨市经济增长做出一定理论和经验贡献。

一、哈尔滨市外商直接投资变化

改革开放以来,哈尔滨市外商直接投资先后经历了一个从无到有,继而蓬勃发展的过程。通过分析可以看出哈尔滨市外商直接投资的基本变化情况,其发展过程大致可划分为四个阶段:

第一阶段:从1978年到1984年,在这一时期,由于我国刚刚开始改革开放,全国对外经济发展正处于试验阶段,对于外商直接投资而言,也主要集中在实行特殊经济政策的地区,如深圳、珠海、汕头、厦门,并且投资数量有限。而哈尔滨市则属于内陆市份,没有享受这种特殊政策的机会,因此在此时期,哈尔滨市整体的对外投资为零。

第二阶段:从1985年到1991年,该阶段为哈尔滨市外商直接投资的初步发展阶段。在该阶段哈尔滨市外商直接投资缓慢发展,平均每年外商直接投资形成规模仅1 973万美元,但按当年人民币汇率中间价计算,仅为0.81亿元人民币。外商直接投资占GDP的比重仍然较低,截至1991年仅占GDP的0.1%,而占资本形成总额的比重为0.4%。但是我们从整个发展趋势上可以看到这一时期,外商直接投资对哈尔滨市经济发展的作用开始显现。

第三阶段:从1992年到1996年,该阶段为哈尔滨市外商直接投资迅速发展阶段。自1991年以后,外商直接投资形成规模以递减的速度增长,但平均增长速度仍然很高,为152.6%,平均每年外商直接投资形成规模为33 363万美元,按当年人民币汇率中间价计算,达到26.25亿元人民币。外商直接投资占GDP的比重虽然仍比较低,但较前一阶段平均提高了1.3个百分点,截至1991年占GDP的1.95%。从这一阶段上可以看出外商直接投资对哈尔滨市经济增长的贡献力量较大,与我国在这一时期经济发展迅速、哈尔滨市投资环境优化有关。

第四阶段:从1997年到当前,该阶段为哈尔滨市外商直接投资稳定发展阶段。除1997年亚洲金融危机影响投资者的信心造成整体外商投资能力下降之外,本阶段外商直接投资以平均13.1%的速度增长,虽然增长速度远低于前一阶段,但是发展趋势平稳,按当年人民币汇率中间价计算,平均每年外商直接投资规模为72.27亿元人民币,特别是在2000年以后,这一平稳的发展趋势非常明显。同时在这一阶段还应注意到,当前哈尔滨市外商直接投资占GDP比重有所下降。

二、外商直接投资对经济增长的作用

对于外商直接投资如何影响经济增长,国内外许多学者都对此做出了详细的论述与分析。但归结起来外商直接投资对经济增长的作用主要可以体现在其对资本形成、进出口贸易变化以及溢出效应三个方面。下面主要就哈尔滨市外商直接投资所具有的这些作用,通过相关分析进行一个考察。

作用一:外商直接投资有利于促进资本形成。促进资本形成是外商直接投资最直接最显著的作用之一。一般来说,一个国家或者地区的发展都离不开资本投入的支持,但是由于地区发展不平衡以及路径依赖等因素的存在,往往导致一个国家或者地区的内部投资形成不了一定规模,无法促进经济起飞。而外商直接投资则起到了弥补资金缺口,促进资本形成的作用。哈尔滨市FDI对资本形成具有明显的促进作用。

作用二:外商直接投资促进外贸进出口发展,进而有利于经济增长。进出口总额的变化是促进经济增长的一大因素,而其增长在很大程度上得益于外商直接投资的发展。外商直接投资能够使得国内各经济部门,因外资流入而产生经济要素的变动和分工的加强,并由此促进出口的增长。哈尔滨市的进出口贸易规模随着外商直接投资的增长而迅速扩大,吸引外商直接投资是促进哈尔滨市进一步扩大贸易的一个手段。

作用三:外商直接投资发挥溢出效应,有利提高知识和技术的扩散与传播,提高要素生产率。所谓溢出效应,主要是指随着外商直接投资的增加,所产生的一系列的正的外部性。这里的外部性主要表现形式是外商直接投资引起的资本聚集和技术变迁的趋势。这主要是因为在发展中国家,一般生产技术比较落后,劳动力素质比较低下。而外商直接投资特别是大型的跨国公司的介入,可以把先进的技术以及管理经验转移到投资接受的地区,从而可以改善这一地区的生产效率和要素生产率。哈尔滨市要素生产率变化与对外直接投资变化有着明显的正向相关关系,外商直接投资对哈尔滨市经济增长外溢效果比较突出。

外商直接投资变化的基本特点:

特点一:外商直接投资总量不断增加,占资本形成总额比重逐年增大。

长期以来,投资一直是推动我国经济增长的重要因素。外商直接投资作为国外资本流入,直接参与国内资本形成,通过投资拉动促进经济增长。特别是90年代以来,外商直接投资己成为哈尔滨市日益重要的资本来源。例如,1991年哈尔滨市的外商直接投资净流入仅占资本形成的0.4% ,但到了1996年就增至5.3%,1997年至2004年,外商直接投资占资本形成6.2%的平均水平。外商直接投资已成为哈尔滨市资本形成的重要组成部分。

特点二:外商直接投资已成为哈尔滨市外部资金的主要组成部分。

外部资金包括三个部分:对外借款(外国政府、国际金融组织贷款以及外国商业银行贷款等)、外商直接投资和国外其他投资(国际租赁、补偿贸易等),从1985年到2004年,三部分所占哈尔滨市外部资金的比重平均为33.4%、57.4%、9.2%,其中外商直接投资占外部资金的一半以上。20世纪80年代,哈尔滨市引进外资主要靠国外贷款的形式,其他两种形式所占比例较低,而1992年以后,哈尔滨市引进外资的形式发生根本性的改变,外商直接投资成为主体,国外贷款的比重较80年代大幅度降低,国外其他投资也几乎全身而退。1997年以后,哈尔滨市外部资金的形成只剩下国外贷款和外商直接投资两种形式,国外贷款延续90年代的水平稳中递减,而外商直接投资一直保持着绝对高的份额。

特点三:外商直接投资的产业分布不均衡,第二产业成为主要投资方向。

从项目个数来看,按三产划分,第一产业占6.79%,第二产业63.93%,其中制造业表现突出,占第二产业的90.5%,第三产业则占总投资项目个数的29.29%。从外商直接投资额来看,第一产业占1.21%,第二产业比重最大,为90.13%,第三产业为8.66%。从产业分布状况来看,外商直接投资集中于风险较小,资本回报率较高的第二产业,外商投资企业在工业产出中占据了重要的地位,成为哈尔滨市重要的产出来源。在各产业的投入中,第二产业以制造业比重最大,第三产业中,以房地产业、租赁和商务服务业等资本密集型产业居多。

三、对策建议

第4篇：对外直接投资的作用范文

论文关键词：外商直接投资　投资领域　投资环境　投资贡献

一、宁波利用外商直接投资的现状及特点

(一)宁波利用外商直接投资现状

宁波利用外商直接投资从1980年兴办第一家外商投资企业起，目前已进入一个新的发展阶段。据统计，截止2004年底，宁波累计批准外商投资项目9153个，总投资371．60亿美元，合同利用外资2l1．89亿美元，实际利用外资99．6亿美元。外商投资成为宁波市经济发展的重要驱动力之一。

(二)宁波利用外商直接投资的特点

宁波利用外商直接投资对加快经济发展、促进社会进步，起了很大的作用，并呈现出以下特点：(1)投资规模：外商实际投资稳步增长，尤其是2000年开始，宁波利用外商直接投资呈现新一轮大发展的态势。大项目投资又有新突破，2004年l—9月份新批投资总额1000万美元以上的项目117项。(2)投资方式：已由中外合资经营为主转向以外商独资经营为主。2003年的统计数据表明，外商直接投资合资项目520个，合作项目14个，外商独资项目达到674个。(3)资金投向：外商投资行业集中度仍然较高，但产业结构有所优化。第二产业吸引了绝大多数的实际外资。200年宁波外商投资项目共1209个，其中第一、第二产业为1154个，第三产业为45个。与此同时，外商投资可持续发展理念日趋显现。(4)资金来源：以亚洲国家和地区为主，近两年，日本和韩国对华投资项目和投资金额增幅明显。其他国家和地区，如欧洲的德国、英国，北美的美国、加拿大等，增长较快。(5)地区分布：南北差距比较明显。鄞州、余姚、慈溪、北仑、镇海等县(市)、区利用外商直接投资规模要大于南区的奉化、宁海、象山。(6)引资方式：重新整合、利用民企的闲置厂房和土地资源正成为宁波提高土地资源利用率的有效途径。宁波民营经济发展快、竞争力强，借助外资引进先进技术、管理经验、市场机制和高素质国际化人才，可以提升产业层次，打造先进制造业基地而民企的不断壮大，产品、市场的不断成熟和稳固，也可以吸引境外企业与民企合资合作，这是“双赢”。

二、宁波利用外商直接投资与苏州的比较

(一)总量比较

宁波利用外商直接投资在总量上与苏州存在着很大的差距。2003年宁波实际利用外商直接投资17．3亿美元，虽然在长三角16个城市中排名第五，但与排名第一的苏州的68．05亿美元相比，差距达近51亿美元之大。1998年到2003年6年苏州累计合同外商直接投资总额为1616．99亿美元，实际利用外商直接投资总额达232．22亿美元，而宁波这两项指标则分别只有96．5亿美元和53．55亿美元，不及苏州2003年一年的合同及实际利用外商直接投资额。可以看出与苏州相比，不管是合同利用外商直接投资还是实际利用外商直接投资，宁波总量偏低。

(二)外商直接投资构成、投向比较

无论是苏州还是宁波，利用外商直接投资以亚洲国家和地区为主，欧美国家为辅。以2003年为例，在两地投资处于前十位的国家或地区，有七个国家或地区相同，说明两地利用外商直接投资的来源地结构单一，外商直接投资来源过度集中。同时宁波和苏州的外商直接投资投向也较为一致，主要集中在第二产业。

(三)外商直接投资的幅射影响、带动力比较

从外商直接投资对经济的贡献来看，外商直接投资在缓解两地建设资金短缺、推动产业结构调整、提高经济管理水平、增强国际经济的参与能力等方面都发挥了积极作用。但宁波与苏州相比，利用外商直接投资对宁波市经济的贡献度还不高，对国民经济的拉动作用还不大。一在涉外税收占财政收入中的比重上，1997年以前，两地比重差不多，但1997年以后，无论是在绝对值上还是在比重上，苏州都高于宁波。二在实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重上，宁波实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直徘徊在15％左右，2003年也只是17．17％，而苏州这几年实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直在45％左右，说明宁波投资增长中外商直接投资的作用明显不如苏州。三在外商投资企业的出口比莺上，宁波外商投资企业的出口比重偏低，长期徘徊在30％左右，而苏州外商投资企业自营出口占全市外商直接投资出口的比重从1996年开始就达到60％以上，2003年更是达到86．3％。这说明宁波利用外商直接投资对发展外贸的拉动作用也明显不如苏州。四在三资企业从业人数上，从三资企业从业人员在城镇从业人数中的比重来看，宁波和苏州两地的比重差不多，近几年都在40％左右，这说明两地通过利用外商直接投资带动就业的作用都差不多。

三、宁波利用外商直接投资面临的困难

宁波市利用外商直接投资相对落后，这有着复杂的历史背景和错综复杂的主、客观原因，主要有以下几个方面：

(一)思想认识不够高

对利用外资在国民经济发展中的全局地位和作用认识不足，政策措施不力。长期以来，宁波对利用外资的作用的认识主要停留在解决建设资金不足这一点上，而对引进先进技术和管理经验，促进出口创汇和产业创新等方面的认识不足。不仅领导重视程度明显偏弱，而且支持、鼓励利用外资的地方性法规、政策少，与周边省市相比，往往落后一个节拍。

(二)配套条件不够强

宁波生产力布局比较分散，生产要素积聚程度较低。外资项目，特别是一些大项目的进入，一般要考虑的首要因素是当地有没有大量的可用人才，信息是否灵通，企业配套资金能否保证，相关行业是否发达，市场潜力和辐射能力有多大等等生产要素供给方面的问题。而宁波由于历史的原因，长期以来工业布局呈现“低、小、散”的状况，产业层次低，企业规模小，地区布局分散。1988年财政体制改革后，浙江实行了“省管县”的财政体制。这种体制虽可调动各县的积极性，但也带来了一些问题，如加剧了生产力布局的分散局面，各县(市)产业结构雷同、低层次竞争，不利十生产要素集聚。加上全省城市化进程慢，小城镇数量过多、布局分散、规模偏小。如20万人口以上的大中城市，广东有31个，山东有27个，江苏有22个，浙江仅有8个。这样，必然造成浙江工业企业布局重复雷同、生产配套半径过大、生产成本过高，不利于质量的控制和要素的集聚，一些大型外商投资项目难以落户。

(三)工作体制不够顺

宁波位于长江三角洲的南翼，包含在上海经济圈范围内，但是长期以来没有做好接轨上海的文章。全市的外商直接投资工作机构不够稳定，专业招商队伍力量不足；管理体制不够统一，项目管理、招商工作、外企管理都比较分散；招商水平还不高，招商引资的成本较高，针对性和实效性不强；招商网络不够健全，招商方法不够灵活，大项目批准难，公关手段少，变通方法少。

(四)投资环境不够优

有关政策的科学性不够，透明度、稳定性不高，可操作性不强，政策编纂不及时，优惠政策承诺随意性过大；法律制度还难以满足外商对投资保障的心理要求，执法不严、司法不公、监督不力的现象仍不同程度地存在；对外商的税外乱收费现象仍时有发生，涉及外商的经济纠纷发生频繁，外商投诉案件在一定程度上增多。

在服务机构建设上，除宁波开发区、保税区外，其他各县(市)区、各级开发区都没有建立完整的投资服务机构，市里虽然成立了外商投资服务中心，但服务、协调的制约很大。各地重招商、轻服务，不能为外商提供咨询、注册、建设、经营全过程、全方位专家式服务。服务工作不够深，服务效率不够高。

(五)舆论宣传效果不够明显

与沿海其它省市相比，广东的招商重点为港澳，福建为台湾，上海为欧美大公司，江苏为新加坡，山东为日本、韩国，目标均比较明确。而宁波始终没有在招商的重点国别上有明确的定位和采取有针对性的措施。部分招商队伍走马观花，打一枪换个地方，钱花了不少，效果却寥寥。在招商项目准备方面，宣传资料十分简单，引不起外商的注意；项目资料也难以集中。由于体制上的原因和部门协调等方面的原因，符合浙江国民经济发展规划和产业导向的重大招商引资项目库，喊了多年始终没有建立和完善起来。部级新闻媒体对宁波的宣传力度与大连、青岛、苏州等城市比相去甚远，宁波主要媒体很少有外语节目或宣传国外先进技术信息的专门栏目

四、宁波扩大利用外商直接投资的对策建议

(一)宽领域有重点地利用国际资本。吸引更多的国际资本投向传统农业改造、生态农业、绿色食品、农产品加工、水产品养殖加工等特色农业领域；重点吸引外商资金投向电子信息、现代医药、石化、纺织、服装等五大标志性产业，交通运输设备、先进装备制造、新型金属材料及制品、造纸业及纸制品、家用电器及设备、食品arms0造等六大成长性产业；抓住我国开放服务业的契机，加大科研服务、管理咨询、工业设计、现代物流、金融租赁、教育培训、文化传媒等现代生产型服务业和房地产、医疗保健、休闲旅游等新兴服务产业领域的引资力度。

(二)做好跨国大公司和高新技术企业的工作。目前宁波的企业建设中，港澳台中小企业存量投资已经很大，今后引进国际资本的重点应放在跨国大公司和高新技术企业上，争取更多国家的大公司、大集团来投资设厂，并促进已投资跨国公司积极增资扩股。要制定更为完善合理的激励政策，促进国外高技术企业来投资，以提升宁波的工业产业结构，增强国际竞争优势。

(三)加快引进国外先进适用技术。政府应提供优惠政策，加快引进国外先进技术，对能够提供关键技术的外商投资项目实行减税和利息补贴支持，加速折旧，优先提供政府采购项目合同等，来鼓励国外大公司、大集团转让先进技术。通过实施企业r&d退税补贴，提高财政科技投资支出比重，优先提供土地、建筑、运输、电力等政策措施，鼓励国外大公司、大集团在宁波设立r&d机构或基地。

第5篇：对外直接投资的作用范文

论文关键词：外商直接投资；投资领域；投资环境；投资贡献

一、宁波利用外商直接投资的现状及特点

(一)宁波利用外商直接投资现状

宁波利用外商直接投资从1980年兴办第一家外商投资企业起，目前已进入一个新的发展阶段。据统计，截止2004年底，宁波累计批准外商投资项目9153个，总投资371．60亿美元，合同利用外资2l1．89亿美元，实际利用外资99．6亿美元。外商投资成为宁波市经济发展的重要驱动力之一。

(二)宁波利用外商直接投资的特点

宁波利用外商直接投资对加快经济发展、促进社会进步，起了很大的作用，并呈现出以下特点：(1)投资规模：外商实际投资稳步增长，尤其是2000年开始，宁波利用外商直接投资呈现新一轮大发展的态势。大项目投资又有新突破，2004年l—9月份新批投资总额1000万美元以上的项目117项。(2)投资方式：已由中外合资经营为主转向以外商独资经营为主。2003年的统计数据表明，外商直接投资合资项目520个，合作项目14个，外商独资项目达到674个。(3)资金投向：外商投资行业集中度仍然较高，但产业结构有所优化。第二产业吸引了绝大多数的实际外资。200年宁波外商投资项目共1209个，其中第一、第二产业为1154个，第三产业为45个。与此同时，外商投资可持续发展理念日趋显现。(4)资金来源：以亚洲国家和地区为主，近两年，日本和韩国对华投资项目和投资金额增幅明显。其他国家和地区，如欧洲的德国、英国，北美的美国、加拿大等，增长较快。(5)地区分布：南北差距比较明显。鄞州、余姚、慈溪、北仑、镇海等县(市)、区利用外商直接投资规模要大于南区的奉化、宁海、象山。(6)引资方式：重新整合、利用民企的闲置厂房和土地资源正成为宁波提高土地资源利用率的有效途径。宁波民营经济发展快、竞争力强，借助外资引进先进技术、管理经验、市场机制和高素质国际化人才，可以提升产业层次，打造先进制造业基地而民企的不断壮大，产品、市场的不断成熟和稳固，也可以吸引境外企业与民企合资合作，这是“双赢”。

二、宁波利用外商直接投资与苏州的比较

(一)总量比较

宁波利用外商直接投资在总量上与苏州存在着很大的差距。2003年宁波实际利用外商直接投资17．3亿美元，虽然在长三角16个城市中排名第五，但与排名第一的苏州的68．05亿美元相比，差距达近51亿美元之大。1998年到2003年6年苏州累计合同外商直接投资总额为1616．99亿美元，实际利用外商直接投资总额达232．22亿美元，而宁波这两项指标则分别只有96．5亿美元和53．55亿美元，不及苏州2003年一年的合同及实际利用外商直接投资额。可以看出与苏州相比，不管是合同利用外商直接投资还是实际利用外商直接投资，宁波总量偏低。

(二)外商直接投资构成、投向比较

无论是苏州还是宁波，利用外商直接投资以亚洲国家和地区为主，欧美国家为辅。以2003年为例，在两地投资处于前十位的国家或地区，有七个国家或地区相同，说明两地利用外商直接投资的来源地结构单一，外商直接投资来源过度集中。同时宁波和苏州的外商直接投资投向也较为一致，主要集中在第二产业。

(三)外商直接投资的幅射影响、带动力比较

从外商直接投资对经济的贡献来看，外商直接投资在缓解两地建设资金短缺、推动产业结构调整、提高经济管理水平、增强国际经济的参与能力等方面都发挥了积极作用。但宁波与苏州相比，利用外商直接投资对宁波市经济的贡献度还不高，对国民经济的拉动作用还不大。一在涉外税收占财政收入中的比重上，1997年以前，两地比重差不多，但1997年以后，无论是在绝对值上还是在比重上，苏州都高于宁波。二在实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重上，宁波实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直徘徊在15％左右，2003年也只是17．17％，而苏州这几年实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直在45％左右，说明宁波投资增长中外商直接投资的作用明显不如苏州。三在外商投资企业的出口比莺上，宁波外商投资企业的出口比重偏低，长期徘徊在30％左右，而苏州外商投资企业自营出口占全市外商直接投资出口的比重从1996年开始就达到60％以上，2003年更是达到86．3％。这说明宁波利用外商直接投资对发展外贸的拉动作用也明显不如苏州。四在三资企业从业人数上，从三资企业从业人员在城镇从业人数中的比重来看，宁波和苏州两地的比重差不多，近几年都在40％左右，这说明两地通过利用外商直接投资带动就业的作用都差不多。

三、宁波利用外商直接投资面临的困难

宁波市利用外商直接投资相对落后，这有着复杂的历史背景和错综复杂的主、客观原因，主要有以下几个方面：

(一)思想认识不够高

对利用外资在国民经济发展中的全局地位和作用认识不足，政策措施不力。长期以来，宁波对利用外资的作用的认识主要停留在解决建设资金不足这一点上，而对引进先进技术和管理经验，促进出口创汇和产业创新等方面的认识不足。不仅领导重视程度明显偏弱，而且支持、鼓励利用外资的地方性法规、政策少，与周边省市相比，往往落后一个节拍。

(二)配套条件不够强

宁波生产力布局比较分散，生产要素积聚程度较低。外资项目，特别是一些大项目的进入，一般要考虑的首要因素是当地有没有大量的可用人才，信息是否灵通，企业配套资金能否保证，相关行业是否发达，市场潜力和辐射能力有多大等等生产要素供给方面的问题。而宁波由于历史的原因，长期以来工业布局呈现“低、小、散”的状况，产业层次低，企业规模小，地区布局分散。1988年财政体制改革后，浙江实行了“省管县”的财政体制。这种体制虽可调动各县的积极性，但也带来了一些问题，如加剧了生产力布局的分散局面，各县(市)产业结构雷同、低层次竞争，不利十生产要素集聚。加上全省城市化进程慢，小城镇数量过多、布局分散、规模偏小。如20万人口以上的大中城市，广东有31个，山东有27个，江苏有22个，浙江仅有8个。这样，必然造成浙江工业企业布局重复雷同、生产配套半径过大、生产成本过高，不利于质量的控制和要素的集聚，一些大型外商投资项目难以落户。

(三)工作体制不够顺

宁波位于长江三角洲的南翼，包含在上海经济圈范围内，但是长期以来没有做好接轨上海的文章。全市的外商直接投资工作机构不够稳定，专业招商队伍力量不足；管理体制不够统一，项目管理、招商工作、外企管理都比较分散；招商水平还不高，招商引资的成本较高，针对性和实效性不强；招商网络不够健全，招商方法不够灵活，大项目批准难，公关手段少，变通方法少。

(四)投资环境不够优

有关政策的科学性不够，透明度、稳定性不高，可操作性不强，政策编纂不及时，优惠政策承诺随意性过大；法律制度还难以满足外商对投资保障的心理要求，执法不严、司法不公、监督不力的现象仍不同程度地存在；对外商的税外乱收费现象仍时有发生，涉及外商的经济纠纷发生频繁，外商投诉案件在一定程度上增多。

在服务机构建设上，除宁波开发区、保税区外，其他各县(市)区、各级开发区都没有建立完整的投资服务机构，市里虽然成立了外商投资服务中心，但服务、协调的制约很大。各地重招商、轻服务，不能为外商提供咨询、注册、建设、经营全过程、全方位专家式服务。服务工作不够深，服务效率不够高。

(五)舆论宣传效果不够明显

与沿海其它省市相比，广东的招商重点为港澳，福建为台湾，上海为欧美大公司，江苏为新加坡，山东为日本、韩国，目标均比较明确。而宁波始终没有在招商的重点国别上有明确的定位和采取有针对性的措施。部分招商队伍走马观花，打一枪换个地方，钱花了不少，效果却寥寥。在招商项目准备方面，宣传资料十分简单，引不起外商的注意；项目资料也难以集中。由于体制上的原因和部门协调等方面的原因，符合浙江国民经济发展规划和产业导向的重大招商引资项目库，喊了多年始终没有建立和完善起来。部级新闻媒体对宁波的宣传力度与大连、青岛、苏州等城市比相去甚远，宁波主要媒体很少有外语节目或宣传国外先进技术信息的专门栏目。

四、宁波扩大利用外商直接投资的对策建议

(一)宽领域有重点地利用国际资本。吸引更多的国际资本投向传统农业改造、生态农业、绿色食品、农产品加工、水产品养殖加工等特色农业领域；重点吸引外商资金投向电子信息、现代医药、石化、纺织、服装等五大标志性产业，交通运输设备、先进装备制造、新型金属材料及制品、造纸业及纸制品、家用电器及设备、食品arms0造等六大成长性产业；抓住我国开放服务业的契机，加大科研服务、管理咨询、工业设计、现代物流、金融租赁、教育培训、文化传媒等现代生产型服务业和房地产、医疗保健、休闲旅游等新兴服务产业领域的引资力度。

(二)做好跨国大公司和高新技术企业的工作。目前宁波的企业建设中，港澳台中小企业存量投资已经很大，今后引进国际资本的重点应放在跨国大公司和高新技术企业上，争取更多国家的大公司、大集团来投资设厂，并促进已投资跨国公司积极增资扩股。要制定更为完善合理的激励政策，促进国外高技术企业来投资，以提升宁波的工业产业结构，增强国际竞争优势。

(三)加快引进国外先进适用技术。政府应提供优惠政策，加快引进国外先进技术，对能够提供关键技术的外商投资项目实行减税和利息补贴支持，加速折旧，优先提供政府采购项目合同等，来鼓励国外大公司、大集团转让先进技术。通过实施企业R&D退税补贴，提高财政科技投资支出比重，优先提供土地、建筑、运输、电力等政策措施，鼓励国外大公司、大集团在宁波设立R&D机构或基地。

第6篇：对外直接投资的作用范文

Abstract： China is implementing the "going-out" strategy. Although Chinese FDI is growing fast， there still have a lot of problems to solve. We'd better learn experience from advanced countries in order to achieve better development. As one of the major developed countries， Japan's experience in FDI is worth learning. This paper reviews the evolutionary process of Japanese FDI， summarizes the characteristics of Japanese FDI， and then put forwards some instructive suggestions on the development of Chinese FDI.

关键词： 日本；中国；对外直接投资

Key words： Japan；China；FDI

中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）19-0011-03

0 引言

改革开放以来，我国经济持续高速发展，中国企业“走出去”的步伐随之加快，但是由于我国对外直接投资起步晚、规模小，不可避免地存在一些问题，需要进一步借鉴先进国家的经验，对未来进行大规模的全球战略布局进行科学、有效的指导。

与我国隔海相望的日本，既是经济强国，又是对外直接投资大国。日本对外直接投资在发展与壮大中探索出了一条独具特色的“日本式”对外直接投资道路，积累了宝贵的经验和教训。同时，日本对外直接投资一直是学术界关注的热点问题，我国学者曾对日本对外直接投资理论、动机、产业选择等方面进行了研究，普遍认为当前中国对外直接投资发展情况与80年代中后期的日本有相似之处。由此，本文借鉴以往学者的研究成果，归纳和提炼出日本对外直接投资的特点，以期对我国对外直接投资的良性发展提出管窥之见。

1 日本对外直接投资历程回顾

随着日本经济的阶段性发展与世界经济格局的变迁，日本对外直接投资的背景、规模、动机、行业和区域选择以及投资载体都发生了阶段性地演化。综合其发展过程，可以将日本对外直接投资的历程大致划分为起步、发展、扩张、调整四个阶段。半个多世纪的历程中，日本对外直接投资动机由获取资源和低劳动力成本指向，升级为开拓和巩固海外市场、建立国际性生产流通网络和获取专利与信息；投资主体由中小企业为主到大型跨国集团与中小企业结合、互补；投资方式由“绿地投资”到独资、合资、合作、并购等多种形式广泛发展；投资的行业和区域则受到国内外经济发展形势、国内产业结构升级和投资东道国在世界经济发展格局中比较优势的变化而不断调整。

2 日本对外直接投资的特点

2.1 以“边际产业扩张论”为理论基础 日本和欧美国家关于对外直接投资决定因素的认识是大不相同的。西方国际投资理论普遍认为垄断优势和市场不完全是对外直接投资产生的主要原因，其中较有代表性的国际生产折衷理论认为，从事对外直接投资活动的企业，必须具备所有权优势、内部化优势和区位优势。

20世纪70年代，日本经济学家小岛清教授结合日本国情，在比较优势理论的基础上提出了“日本式对外直接投资理论”，即“边际产业扩张论”，其核心是“对外直接投资应该从母国（投资国）已经处于或即将处于比较劣势的产业（即边际产业）依次进行”。他认为比较优势是对外直接投资的决定因素，并指出日本对外直接投资的成功，一是充分利用了国际分工，大大提高了资源配置的效益，从而把劣势变成了优势；二是在国内集中发展那些具有比较优势的产业，从而使本国产业结构更趋合理。

“边际产业扩张论”对日本的对外直接投资起到了积极的指导和推动作用，能够解释一定时期内日本对外直接投资的一些特点，但是有其特定的时代背景与局限。随着日本经济实力及产业结构的变化，日本出现了与美国企业的对外直接投资模式趋同的趋势。

2.2 投资动机不断调整 日本的资源禀赋、经济和科技发展水平决定了日本对外直接投资的动机与欧美国家的差别。欧美跨国企业在资本和技术上具有明显的优势，之所以进行对外直接投资，一是为了绕过关税壁垒占领东道国市场，二是由于技术等资产不能像其他商品那样通过销售获得全部收益，而直接投资可以保证企业对国外经营及技术运用的控制，因而获得所有权带来的最大优势[1]。日本的对外直接投资最初的动机则是获取资源、降低成本。

战后至今，日本对外直接投资的动机经历了以保障国内原燃料资源供应为目的的资源型投资、利用东道国廉价劳动力为目的的成本型投资，发展到目前以开拓与巩固海外市场、建立国际性生产流通网络、获取专利与信息为目的的综合型投资。

日本对外直接投资的动机在行业间在与区域间存在规律性的差异。在行业间差异表现为，农林水产业为资源型，建筑业、商业与服务业为市场型，制造业则为复合（市场+生产+成本）型。在地域间的差异表现为，对北美和欧洲直接投资动机主要在于市场、技术、信息以及规避贸易摩擦；对于亚洲这样的发展中地区，日本对外直接投资动机已经明显表现出了从追求低劳动力成本的成本型向追求开拓东道国的市场、建立国际性生产与流通网络这样的市场主导的复合型（市场+生产）转换。

2.3 投资载体灵活变化 20世纪80年代以前，日本的对外直接投资以中小企业为投资主体，以合资为主要投资方式，80年代中期以后才出现了规模较大的跨国公司，并购逐渐成为对外直接投资的主要方式。用边际扩张理论来解释，就是中小企业竞争力较弱，更容易成为“边际部门”，为了获利不得不向海外转移；同时中小企业的技术水平更符合东道国的生产要素结构和水平，容易被东道国所接受。由于中小企业经济实力有限，也为了规避风险，因此投资多采用合资的方式进行。

而欧美国家的对外直接投资一般是由大型跨国公司完成的。用国际生产折衷理论来解释就是，大型跨国公司规模大、实力强，拥有更多的垄断资源，即所有权优势；同时，大型跨国公司把所有权优势内部化的能力强，因此大型跨国公司是对外直接投资的主力军。由于欧美大型跨国公司投资是以所有权优势和内部化优势为基础的，为了维持垄断优势、防止泄密，其必然倾向于采取独资方式。

2.4 投资行业与地域指向明确 在对外直接投资的产业选择上，日本以非制造业为重心。1971-2011年，日本对非制造业的对外直接投资比例大部分超过历年总投资的50%，1986年达到最高值，超过总投资金额的82%；在三次产业间的投资，呈现出由“二、三、一”向“三、二、一”转变的结构，但2005年以后的投资又将投资重点回归到二产，跟世界金融市场形势不稳定有关；具体的行业选择，对金融保险业的累计投资额最大。

在对外直接投资的地域选择上，日本以发达地区为重点。70年代初期以前，日本对外直接在地域分布上波动较大，70年代中期至90年代初，对发达地区的投资比重呈上升趋势，在1990年比重最高，超过总投资额的80%，之后对发达地区的投资比重在波动中缓慢下降；具体而言，对北美洲的累计投资金额最高。

2.5 受汇率影响巨大 虽然货币汇率的变动对不同行业的对外直接投资的影响存在差异，但整体上看日元汇率的变动的确是日本对外直接投资变化的重要影响因素。从汇率与对外直接投资变化关系图（图2）中可以看出，1971-1973②年和1985-1988年两个阶段日元大幅升值后，日本对外直接投资在后几年内迅速增加。周展、陈作章（2009）通过实证模型验证了1971-2007年间日元汇率的波动与日本对外直接投资存在显著的正相关关系，日元升值对劳动成本指向性投资影响最大，市场指向性投资次之，对资源指向性投资也有一定影响，对污染产业移转性投资很微弱[2]。

3 日本对外直接投资历程对中国的启示

改革开放以来，我国经济持续高速发展，综合国力不断增强，在世界政治、经济活动中的地位逐步提高。在这样的背景下，国内不少学者认为目前中国对外直接投资的背景与日本80年代十分相似，主要体现在：

第一，两国在对外贸易中都面临日益尖锐的贸易摩擦；第二，两国货币都面临巨大的升值压力。但是将我国的对外直接投资与日本同期加以比较后发现，从对外直接投资的规模上看我国投资规模低于日本同期水平[3]。目前，中国企业的海外发展尚处于初级阶段，对外投资规模有限，成长空间巨大。由此，日本对外直接投资在投资动机、投资行业和地域选择等诸多方面的经验值得我国借鉴，给我国的对外直接投资发展带来了一些启发。

3.1 政府引导至关重要 日本对外直接投资经验表明，海外投资初期要获得成功往往与政府完善的促进体系密不可分[4]。我国对外直接投资仍处于起步阶段，大部分企业海外经营管理经验不足、对投资风险认识不足、对全球经济动向把握不足，视野具有一定的局限性。因此，在复杂多变的国际环境中，我国政府有必要对进行海外投资的企业在投资动机、行业与地域选择方面进行科学的、具有预判性的引导，避免投资行为的盲目性和偶然性，提升我国企业的整体竞争力。

3.2 行业与地域需要科学选择 从全球范围来看，我国的技术与资本并不具有绝对优势，因此在行业与地域选择上，可以借鉴日本经验，认清目前哪些是我国的“边际产业”，这些“边际产业”对哪些地区具有比较优势，在对东道国的社会、经济、文化等各个方面充分了解的情况下，对不同的行业和地区采取不同的投资策略，最终实现科学、高效投资。

3.3 对外直接投资以科技领先作为动力来源 当前世界经济竞争的本质是科技的竞争。科技的进步使日本不断产生新的“边际产业”，获得比较优势，由此可见，科技领先对日本企业向海外的扩张起到了巨大的推动作用。目前我国企业在国际市场中的状况是，生产世界级的产品，却少有世界领先的核心技术和世界级的品牌，因此在对外直接投资中难以获得较高的垄断利润，未来中国的对外直接投资的快速发展急需技术领先作为助力。

3.4 将对外直接投资与国内产业结构调整紧密结合

日本对外直接投资与国内产业结构的升级关系密切。战后日本的经历了三次产业升级，每一次产业结构的蜕变都是伴随着阶段性的产业外移，对外直接投资对国内产业结构的日趋合理起到了积极的推动作用。借鉴日本经验，我们可以将对外直接投资当作推动国内产业结构升级的一个契机，向海外转移边际产业的同时不断培育新的优势产业，实现产业结构的循环提升。

注释：

①The Japan External Trade Organization，日本贸易振兴机构.积极致力于促进日本与海外之间的贸易与投资、加强企业之间的商务合作为目的的工作，其中尤其以加强东亚地区的商务合作为重点.

②日本银行日元兑美元汇率数据中无法查到1971、1972年汇率.

参考文献：

[1]马海.日本与欧美对外直接投资理论之比较[J].日本问题研究，2004（1）：9-11.

[2]周展，陈作章.日元汇率波动对日本对外投资影响的实证分析——基于日本19个行业1971—2007年的面板数据[J].日本问题研究，2009（004）：6-12.

第7篇：对外直接投资的作用范文

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

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）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(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8篇：对外直接投资的作用范文

对外直接投资美国区位选择行业选择政府作用

21世纪初中国经济“走出去”战略的提出，使中国对外直接投资的发展取得了显著的成绩。据中国商务部统计，从2001到2007年，中国最外直接投资从25亿美元上升到187.6亿美元，增长了近七倍，从世界第二十六位上升到第十七位，居发展中国家首位。可见，中国成为对外直接投资大国正是经济发展实现阶段性跨越的体现，但相对美国而言，我们的距离还很远，美国是世界对外投资最多的国家，据联合国贸发委统计，在过去的十年中，美国FDI流出总额为1.58万亿美元，所以我们应借鉴美国的成功经验，从而使我国FDI取得合理快速的发展。

一 美国FDI的成功经验

（1）近年来美国FDI的结构变化

1.美国FDI区位结构的变化

20世纪90年代至今，美国FDI在全球的分布比较的均匀，没有出现大的变化，他们的主要是对于欧洲市场的投资，他们对于非洲等国家的投入是相对比较少的，但是近几年随着亚太地区经济的崛起，美国的FDI逐步的增加了对于亚太地区的投入，而且美国对于亚太地区投入力度逐渐的增大。

2.美国FDI行业结构的变化

从对美国对外直接投资累计总额的分析来看，美国对外直接投资的行业结构发生了较大的变化，投资结构轻型化﹑高级化的趋势非常明显，制造业所占比重开始下降，服务业的比重迅速提高，其行业结构基本上从制造业和传统行业逐步转向服务业，特别是金融﹑房产以及保险产业。

（2）美国政府在对外直接投资中发挥的作用

美国对外直接投资迅速增长，与美国政府在资本输出方面的作用的加强是密不可分的，促进和保护私人海外投资的安全与利益是美国政府的一贯政策。美国政府采取的鼓励对外直接投资的政策与措施有：首先，海外投资保障制度，美国海外投资保障制度是从1948年实施的“马歇尔计划”，以后随同外援体制的演进和对外援助的不断扩大而发展起来的，直至1969年，为适应国际投资市场的新变化，美国成立“海外私人投资公司”直属美国国务院领导，主管美国私人海外投资保障和保险事务。

二 中国FDI的发展趋势

（1）我国应该在区位结构和行业结构上进一步优化

1.根据美国FDI行业结构变化的经验对我国FDI行业结构进行优化

我们应重视资源寻求型对外直接投资。资源寻求型对外直接投资仍将在我国对外投资中占有较大的比重。首先我国应通过对外直接投资建立稳定的资源供应基地。其次，我国的纺织，电子，家电等产业生产能力过剩，产品的国内市场饱和，可采用独自新建工厂的方式，我国企业可在境外生产或加工基地，自带设备，技术，原材料和零配件。

2.根据美国FDI区位结构变化的经验对我国FDI区位结构进行优化

首先，借鉴美国根据地缘优势进行对外直接投资这一经验，对有利于发挥我国地缘优势的亚洲地区进行投资，东南亚的森林资源，亚洲和中东的石油和铁等对我国有极大的吸引力，并且可利用地缘政治﹑经济和文化等有利因素。

其次，对于一些技术比较成熟的产业美国选择了和它地理位置临近、文化相似的加拿大等国进行投资，借鉴美国经验我国可以选择亚洲﹑美洲﹑中东欧以及非洲等地区进行投资，这是由于亚洲国家和地区与我国地理位置临近，文化相似，而且经济活跃，市场潜力大。

三、 中国政府发挥作用使我国FDI合理快速发展

1.融资支持

拓宽融资渠道，鼓励银行与大企业合作；争取金融机构海外分支机构的支持，设立海外直接投资基金，设立专门的海外投资金融公司。同时适当放松对企业金融得控制和外汇管制，并提供必要的担保，尽快发展和完善我国投资市场和投资银行。

2.加快对外直接投资的立法进度

企业对外投资需要法律的保障与支持，可以采取立法手段保护和支持他们得境外投资的。

总之，中国对外投资还有很大的发展空间，成为世界对外投资大国已是必然趋势，这就要我们必须做到：依据自己的国情、经济发展趋势及世界政治经济发展趋势在区位选择和行业选择上做出正确合理的判断和决策，再加上中国政府发挥出积极的作用。

参考文献：

杨小川 中国企业海外投资的几个问题 广东商学院 对外经贸实务 2006年 04期

第9篇：对外直接投资的作用范文

关键词：对外直接投资；互补关系；出口市场预期

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673－291X（2008）02－0136－04

一、引言

随着比较优势的充分实现，中国成为全球制造业的中心，而广东省是这个制造中心的一个重要组成部分。值得注意的是，自2000年中国加入世贸组织以来，颇具市场活力的民营企业开始了国际化经营的进程。一个突出的表现就是对外投资的快速上升。广东省在中国对外直接投资中占据领先地位。而对外直接投资对广东省的经济整体水平影响如何，这方面仍缺乏较为正式的实证研究。

理论上，对外投资对于母国整体经济水平的影响莫衷一是。关键的问题是，对于一个在劳动密集型行业具有比较优势的地区，却出现了对外投资快速增长的现象。这对于整体经济水平有何影响？如果对外投资是企业自发的行为，而不是政府行为，则意味着这种与静态国际贸易理论不一致的现象需要有效的经济学解释。一方面，一个地区的企业自发选择对外直接投资，可能会更有效率地调动生产资源和带动本国中间产品的出口，这有利于发挥比较优势，进而改善本国整体福利水平和经济实力（Markusen，2002；J．Peter Neary， 2007）。但前提是存在不完全竞争的市场结构，并且母国的企业要在世界市场上拥有一定的市场势力。而广东省的企业对世界市场的影响力有限，因此难以满足上述条件。另一方面，对外直接投资也可能降低母国的整体经济水平。生产效率较高的企业投资于海外，可能会降低母国企业的平均生产效率（E． Helpman等，2004）。此外，可能存在降低母国国内生产总值的其他两个机制：其一，在海外设厂可能会对投资输出地区相关行业的产品出口形成冲击，进而降低出口对本地区生产总值的拉动作用；其二，对外投资可能会降低母国相关出口行业的就业水平，进而影响整体经济水平。

对应于广东省，上述理论争论的焦点是，广东省的对外直接投资是否有利于该省的经济总体水平？由于广东省的外向型经济特征明显，因此分析这个问题的关键在于，广东省对外直接投资与该地区的出口之间的关系（具有替代性质或是互补性质）。本文拟通过建立实证模型来考察该省对外投资与出口之间的关系，进而分析广东省对外直接投资与该地区人均GDP水平之间的定量关系。

二、相关文献评述

针对广东省对外直接投资与该省整体经济水平之间的关系，目前仍缺乏较为正式的实证研究。近期与本文命题相关的实证研究主要集中在两个方面：

第一个方面是从国家层面分析我国对外投资对整体经济的影响。其中，刘志伟等（2006）以1983―2004年数据作为样本，通过利用国际收支平衡表的借方项目作为对外直接投资量，对国际收支进行回归分析，发现对外投资对经常项目影响不大。张广剑等（2006）以1982―2004年数据，通过对外直接投资与国内生产总值水平的简单回归，得到二者间有互动的促进关系的结论。此外，李杏等（2006）通过对国内生产总值和对外投资的跨国数据作简单的对数回归，得出对二者间的正相关关系，因此给出促进对外直接投资的政策建议。

第二个方面是考察对外直接投资的主要决定因素。其中，刘凯敏、朱钟棣（2007）通过格兰杰因果关系检验表明，全要素生产率是我国对外直接投资的原因之一。张新乐等（2007）的研究表明，出口与本币汇率是决定我国对外投资的重要因素。但该研究忽略了财政、金融等方面的政策性支持对海外直接投资的影响。

须强调的是，从整体上看，中国对外投资的主体是国有大型企业（Agata Antkiewicz和 John Whalley， 2007），因此，应该把政策因素（例如，低息贷款支持、财政支持等）纳入到控制变量中，否则估计结果可能有所偏差。而上述实证文献均未报告考虑财政支出在对外投资决定中的作用。如果财政政策等政策性因素支持影响了对外投资，同时，由于乘数作用拉动了国内生产总值（GDP），那么对外投资对GDP增长的促进作用这一结论就值得怀疑。而在技术层面上，有必要考虑到异方差和序列相关的因素。而大多相关研究却忽视了这个问题。例如，李杏等（2006）对各国家的回归结果中，DW值均较低：最低为新加坡（0．56），最高为美国（1．46），显示可能存在序列相关的特征。而该研究没有报告其他的对序列相关检验的结果。如果没有采取措施解决可能存在的异方差和序列相关问题，就会影响回归估计量的有效性。此外，根据邓宁（Dunning，1981）的国际投资发展理论，对外投资本身也可能是经济发展水平的结果。因此，应考虑到对外投资可能是内生变量这一可能，这样做有利于提高估计参数的有效性，而由此得出的政策结论也会更具说服力。

三、实证模型

本文以广东省作为样本的主要原因在于，首先，与其他地区相比，该省外向型经济特征较为明显，因此，在分析对外投资对本地区经济的影响的实证结论较强。其次，与其他地区相比，广东省对外投资的主体是颇具市场活力的民营经济，因此，对外投资行为主要反映了客观市场条件，而相对较少地受到政策层面的影响。

本文以广东省1990―2005年的相关数据①作为样本。鉴于广东省较明显的外向型经济特征，为分析对外直接投资对广东省经济的影响，我们需要考察对外直接投资是否会通过国际贸易这一渠道来促进广东省经济的发展。亦即对外投资是否对净出口有促进作用。目前，能够获得的广东省对外直接投资的正式统计数据是从2003年开始，这提高了实证研究的难度。出于本文的研究目的，我们引进一个对外直接投资的二值变量。因为广东省民营企业对外直接投资主要集中在2000年中国加入世界贸易组织之后，所以当时间处于1990―2000年时，对外直接投资二值变量(FDIDUMMY)取值为0;而当时间处于1990―2000年时,该变量取值为1｡在此基础上,可以考察对外直接投资(FDIDUMMY)与该地区人均国内生产总值(GDPPERCAPITA)之间的关系｡为了避免异方差,我们采用对数模型｡考虑到上述的政府行为对对外直接投资可能造成的影响,把财政预算支出(BUDGEYPAYMENT)作为政府行为的一个控制变量分离出来｡此外,控制变量还包括:固定资产投资(FIXEDI)､人均消费水平(CONSUPCAPITA)和上一期的人均GDP[GDPPERCAPITA(-1)]｡这样,我们以净出口(NXM)对人均生产总值的回归作为基础类别,考察引入对外直接投资后,对基础类别中净出口效果的影响｡实证模型如下:

Ln(GDPPERCAPITA)=β0+β1Ln(NXM)+β2FDIDUMMY*Ln(NXM)+β3Ln(FIXEDI)+β4Ln(BUDGETPAYMENT)+β5Ln(CONSUPCAPITA)+β6Ln(GDPPERCAPITA(-1))+μ(1)

通过对上述模型作最小二乘法（OLS）估计，可以分析相关系数。为了能与基础类别相比较，我们在模型中引入对外直接投资虚拟变量与净出口的交互项。这样，我们就可以集中分析回归系数β2：当β2＞0时，对外直接投资对广东省净出口就是互补的关系，因此对当地经济有促进作用；相反，如果β2＜0，对外投资就会对净出口形成替代，进而降低整体经济水平。

为进一步确定模型设定问题，需要考虑到可能出现的对外直接投资的内生性问题。作为比较，本文用另外两种方法与最小二乘法的回归结果作比较。第一种方法是两阶段最小二乘法（2SLS），第二种方法是联立方程模型（SEM）。

对于两阶段最小二乘法（2SLS),我们引进对外直接投资的工具变量Ln(EX(-1)),对(1)式用两阶段最小二乘法(2SLS)重新估计｡本文选取前期的出口数据作为对外投资的工具变量｡这样做是因为,对于外向型特征较强的广东省来说,对外投资可能在很大程度上反映了对海外市场前景的预期｡在技术上,对该工具变量的要求是,Ln(EX(-1))与对外直接投资相关,而与(1)式中的μ无关｡我们将对外直接投资对Ln(EX(-1))作简单回归,发现二者间的相关系数为0.64,而且统计结果显著(t=4.43)｡相应的拟合值(R2=0.60)表明,上一期的出口数据可以解释约60%的对外直接投资变动｡另一方面,将(1)式作最小二乘法估计所得出的残差,对Ln(EX(-1))作简单回归,发现二者间的相关系数近乎为零(该系数为0.0016),且统计上不显著(t=0.25)｡因此,Ln(EX(-1))可以作为对外直接投资的工具变量｡

对于联立方程模型(SEM),我们设定对外直接投资方程为:

FDIDUMMY=C+α1Ln(NXM)+α2Ln(FIXEDI)+α3Ln(BUDGETPAYMENT)+α4Ln(GDPPERCAPITA)+μ(2)

在将（1）式与（2）式联立构成的联立方程模型（SEM）中，仍将Ln（EX（－1））作为工具变量。其他控制变量与最小二乘法的控制变量相同。这样，如果上述三种估计结果没有明显的差距，则说明本文回归结果的有效性较高，因此也更为可信。

四、实证结论

根据三种计量模型中主要回归系数的估计结果，（1）式中的财政政策支持参数（β5）系数均较低（接近于0），且在统计上不显著（t值接近等于零），而β1、β2、β3、β4均在5％水平上是统计显著的（见表一）。每种估计方法更为详细的回归结果见附录。拟合值与整体回归显著性检验均较为理想。考虑到观测值较低，可以确信上述估计结果是有效的。此外，对模型的B－G序列相关LM检验结果表明，本文的回归模型中没有发现序列相关的情况②。

由于三种计量模型中的交互项系数估计值均为0．02。这意味着，广东省对外直接投资对于出口拉动当地经济水平起到了积极的作用。它意味着，由于对外直接投资存在，净出口与地区人均产出之间的弹性提高了约40％～50％（在OLS和SEM中，这个数字是41．6％，在2SLS模型中，这个数字约为50％）。从这个角度上，对外直接投资在净出口促进人均生产总值提升的机制中起到了重要的作用。如果净出口提高一个百分点使得2005年人均GDP提高了18元，而其中8元是来自于对外直接投资对净出口的促进作用。

此外，本文的计量分析说明广东省产品出口与对外直接投资间存在着互补关系。目前，没有证据表明对外直接投资替代了出口，或对出口起到了阻碍作用；也没有证据表明，政策性支持因素是构成对外直接投资的主要因素。这揭示了广东省企业基于市场竞争机制而自发的对外投资行为可能是出于拓展出口产品市场和销售网络、获得关键技术和相关知识产权等动机。这与中国整体的海外投资有所不同。从近年来中国整体情况看，规模较大的海外投资多为国有大型企业所主导，因此与国家的财政金融等方面的政策性支持密不可分。而广东省海外投资以民企为主体，这种自发的海外直接投资反映了市场中的个体（企业）对未来市场竞争形势，特别是对出口产品市场的预期。

五、结语

本文通过对不同的计量模型进行分析，估计结果表明，广东省对外直接投资对于净出口拉动当地经济水平起到了积极的作用。而该地区的对外直接投资与出口间存在着明显的相关性，说明二者间可能存在互补关系。此外，本文的分析表明，目前在广东省没有证据表明政策性支持因素是构成对外直接投资的主要因素。这与已有的研究结果（例如，刘志伟等，2006）不尽相同。原因主要在于广东省的对外投资的主体是民营企业，而不是国有大型企业。而民营企业的海外投资行为反映了市场个体的利润最大化行为。从这一角度看，本文的实证研究结果支持了Markusen（2002）的理论结论，即个体的海外投资行为可能与地区整体经济利益相一致。这说明在市场化进程不断加快的地区，企业自发的对外直接投资对母国的整体经济水平提升会起到积极作用。特别是当企业积极寻求海外渠道提升自身竞争实力时，企业自发的对外直接投资会对本地区的出口贡献率带来重要的影响。

参考文献:

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[5] 李杏,李小娟.外商直接投资对经济增长的影响――基于母国的分析[J].国际贸易问题,2006,(4):84-89.

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