外商直接投资理论

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外商直接投资理论范文第1篇

关键词:国际投资;新特征;利用外资

中图分类号:F7

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)09-0025-02

1 引论

利用外资已成为湖北经济活动中不可分割的一部分。从国际投资的新特征中,分析其对湖北利用外商直接投资的影响,可为湖北今后利用外资提供依据。

2 国际投资的新特征

2.1 国际直接投资规模迅速扩大,但势头有所减缓

FDI inflows,global and by group of countries,1980-2005(Billions of dollars)(资料来源:世界投资报告)

国际资本流动是从流通领域逐步深入到国际生产领域的,这一发展规律从根本上决定了国际直接投资规模的扩大趋势。由上图所示,从1993年至1998年底,外商直接投资规模一直成扩张的趋势,外国直接投资企业在全球的投资存量已超过4万亿美元,达到了创纪录的水平。这主要是由于发达国家对外投资步伐加快带来的。虽然从1999年至2003年,国际投资规模有所下降,但2003年后,上升的势头再一次显现。

2.2 发达国家之间的资本双向渗透仍占主流,流向发展中国家的资本很不平衡

90年代中期以来,国际直接投资的重点一直偏向发达国家。无论是从对外直接投资看,还是从吸收外国直接投资看,发达国家都占据主导地位和绝对大的比重。美国是世界上最大的对外直接投资国和吸收外资国家,其对整个国际投资乃至世界经济格局的变动具有举足轻重的影响。

由于国际直接投资重心偏向发达国家,流向发展中国家的资本相对较少,且在区域分布上也不平衡,许多非常贫困的国家得不到跨国公司的青睐和惠顾,在当今这样一个全球化的时代中正日益边缘化。

2.3 国际直接投资的产业结构逐步升级,高新技术产业和服务业受到青睐

从图中可以看出,从1987年到2005年来,FDI对第一产业的直接投资明显萎缩,对第二产业的直接投资亦呈现相对下降趋势,而对第三产业的直接投资大幅度增长。随着科学技术的不断创新和各国产业结构的加速调整,国际直接投资的重心明显向附加值高的技术和知识密集型产业倾斜。

2.4 国际直接投资方式日趋灵活多样,国际战略联盟成为跨国公司发展的新形式

由于科技革命步伐加快和国际市场竞争加剧,世界各国尤其是西方发达国家跨国公司不断变换投资方式,相互缔结国际战略联盟。其中包括合并式联盟,互补式联盟和项目式联盟。战略联盟,为跨国公司增加新的市场机会,提高跨国公司的国际竞争地位。这种战略调整已经被越来越多的跨国公司所使用。

2.5 国际直接投资主体多元化,发展中国家对外直接投资能力增强

随着国际殖民主义体系的瓦解和第三世界民族经济的复兴,一些发展中国家在吸收和利用外资的同时,先后开始发展对外直接投资,从而使现代国际投资具有了新的内涵,成为世界各国之间有效配置资源、加强经济技术合作的一种重要形式。

2.6 国际直接投资政策自由化成为大趋势,双边和多边层次上的投资协调合作取得新进展

在经济全球化的大背景下,各国经济对国际贸易和国际投资的依存度普遍提高,有关外国直接投资流动的政策进一步趋向宽松和自由化,为国际直接投资的规模扩大和领域拓宽创造了更好的政策环境。以国家为主的单边层次上的国际直接投资政策改革不断深入,双边和多边层次上的投资协调合作也不断取得新进展。

2.7 跨国并购投资潮起潮落

跨国并购投资金额巨大,涉及领域广泛,区位分布不平衡,以欧美和亚洲新兴工业化国家并购较多。而且并购动机趋向长期化,方式多样化,善意并购的数量不断上升,“强强”联合逐步取代“强弱”联合。

3 新特征对湖北省利用外商直接投资的影响

国际直接投资不断涌现出新的特征,势必会对我国外商直接投资产生重要影响,进而影响到湖北省对FDI的利用。3.1 有利影响

(1)弥补了湖北省建设资金的不足,促进了湖北经济的快速增长。

长期以来,建设资金的短缺一直是制约湖北省经济发展的重要因素。在新时期里国际投资规模不断扩大,国际资本流动从流通领域逐步深入到国际生产领域的,FDI的数额不断上升。湖北省可以借此机会积极引进外资,弥补建设资金的不足,以基本设施建设来扩大内需,增加就业,促进湖北经济的快速发展。

(2)有利于引进先进的技术设备和管理经验。

跨国企业的不断扩大,最主要是因为其凭借很强的技术优势和先进的管理团队,通过复合式一体化战略及其网络式组织结构将各国经济聚合在一起,开创出一个以高级的公司内分工为基本框架的国际生产一体化体系。如今跨国公司前所未有的扩张,将其先进的技术向发展中国家转移,对促进湖北省各中小企业的技术改造具有重要作用。同时,通过与外国投资者共同参与企业的经营管理,学习国外先进的企业管理经验,并造就一批新型的企业管理人员,这对提升企业的经营管理水平具有十分重要的推动作用。

(3)有利于扩大出口,增强产品国际竞争力。

省内的企业通过各种形式引进外资,吸收国外的先进技术和管理经验,适应国际市场的需求,生产出适销对路、质量高的产品,进而不断提高产品的国际竞争力。据湖北省统计年鉴显示,外商投资企业的出口总额占全省出口总额的比重不断提高,外商投资企业的出口已成为推动湖北省出口增长的关键因素。

(4)有助于优化产业结构。

随着科学技术的不断变化和以信息技术为代表的高新技术及其产业的发展,国际投资的重点已出现了战略性的转移,高新技术产业和第三产业受到青睐。这些特征为湖北省产业结构的调整和优化提供了方向。为了更好地招商引资,湖北省不断地调节和优化产业结构,大力发展服务业。根据已有的统计发现,房地产业已成为吸引外商直接投资的热点。产业结构的优化,更有利地推动了湖北省经济的迅猛发展。

(5)促进了社会主义市场经济体制的建立和完善。

外商直接投资的增加,对湖北省经济体制的转轨具有明显的促进作用。外商直接投资为全省带来了市场机制和竞争机制的观念,这有利于打破垄断,有助于国有企业转换经营机制,推动政府职能转变,不断深入宏观经济管理体制的改革,对于建立和完善社会主义市场经济体制起到了积极的促进作用。

3.2 不利影响

(1)丧失了吸引外资的比较优势。

丰富的自然资源,大量廉价的劳动力(劳动素质比较低) ,潜在的巨大市场一直是湖北吸引外资的最主要优势。但是在以高科技和信息为主的知识经济时代,在经济全球化和世界贸易逐渐自由化的今天,高素质的科技型劳动力、发达的交通通讯设施、高效运转的管理体制、顺畅的市场营销网络,良好的投资软环境、自由的市场准入制度才是吸引外资的最重要因素,而本省恰好在这些方面有很大的欠缺,以至于失去了吸引外资的优势。

(2)引进外资方式落后,脱离了国际惯例轨道。

跨国并购已经成为国际投资的主要形式。并购金额在国际资本流动即国际投资中占了80 %以上的份额,其他传统的国际直接投资形式如合资、合作等已不足20 % ,居于次要地位。

湖北利用外资的方式主要是“三资”,即合资、合作、独资,近年来又有了合作开发、国内企业到境外上市、在沪深股票交易所开设B 股作为补充等。这些方式明显和90 年代后期国际投资的新特征不一致,导致湖北被排除在国际资本投资区域选择的范围之外。

(3)产业结构不合理,使外商失去投资的兴趣。

湖北引进外资过分重视引资的规模,却忽视了利用外资的结构,没有将外资投向和本国产业结构调整结合起来。在行业选择上,外资主要投向第二产业特别是制造业,尤其是一般加工工业和劳动密集型产业。而对于国民经济发展关系重大也是我们发展的薄弱环节的高科技产业、基础产业、能源交通、农业等加工项目投入较少。根据1996 年国家统计局公布的资料显示,外商投资企业中,50 %为加工项目,30 %为饭店、旅游一般服务业,10 %为基础项目,仅仅不到10 %为农牧业及其它项目。而当今社会,外商投资的重点偏向于高新技术产业和第三产业。产业结构的不合理会导致湖北利用外商直接投资的数额下降。

4 对策及建议

根据湖北省利用外商直接投资的存在的问题,笔者认为应采取以下几条措施,使湖北更好地适应国际投资的发展趋势。

(1)增加外商直接投资方式,放宽对外商投资领域的限制。

传统的合资、合作、独资利用外资形式虽然不能放弃,但是和当前国际资本流动的潮流不相符合。要稳定和扩大利用外资规模,必须采取国际通行的方式,即跨国收购和兼并,与国际接轨,拓宽外商直接投资的领域,扩大外商投资的选择权。

(2)完善产业结构,推动产业升级。

作为农业大省和粮食生产区,要加快农业基础设施的建设,大力推进科技兴农,稳步提高农业综合生产能力,实现农业增产和农民增收。一方面培养市场, 另一方面吸引外资投向农业,以工业理念谋划农业,带动经济结构调整。大力发展第三产业, 特别是电信、银行、 保险等增长最快的行业,以吸引外资投入。另外,由于湖北是国家的老工业基地, 有为数众多的大中型国有企业,对这些企业进行产权制度变革,特别是允许外资参与其中,将对外资具有吸引力。积极借鉴东部发达地区新型工业化的经验和措施,把获得的一系列新机遇转化为竞争优势和增长优势,把潜在的可能变为发展的现实,走出一条高速稳定的新型工业化路子, 把湖北建造成中部地区的制造业中心。

(3)改善投资环境和法规。

投资环境和服务质量欠佳是湖北吸引外资的“瓶颈”。为了提升吸引外资的竞争力,可对外资并购国有企业可以给予优惠的政策和措施,建立开放的投资服务环境。改善环境要作为吸引投资的关键环节,从改革体制和机制上下功夫,努力营造公开、公正的法制环境,诚实守信的信用环境和优质高效的服务环境,使外商直接投资政策更加自由化。

参考文献

外商直接投资理论范文第2篇

关键词：外商直接投资；经济增长；干中学；知识外溢；技术进步

世界银行1999年世界发展报告《知识促进发展》认为，知识已超越资本和劳动，是促进经济社会发展的关键要素和本源。发展中国家与发达国家之间发展水平的差距，不是因为资本和劳动，而首先在于“知识差距”。而外商直接投资又是知识、技术和先进管理经验的载体，是知识外溢、干中学和规模经济等多种效应的集中体现，因此，外商直接投资的引入提高了技术进步对经济增长的解释力。本文基于对中国改革开放以来的外商直接投资与经济增长事实的理解与思考，运用经济增长和外商直接投资的关系模型，实际测算并检验了外商直接投资对中国经济增长的贡献。

一、外商直接投资与经济增长的理论分析

诺贝尔经济学奖得主阿罗（Arrow）在1962年发表的《干中学的经济含义》中提出，在生产过程中边干边学积累的经验也是一种要素投入。阿罗用生产经验作为要素投入则旨在说明：只要生产继续，生产经验可以无限增长，资本收益就不会消失，这样经济的无限发展就会得到物质保障。20世纪80年代中期，罗默（Romer，1986）继承了阿罗的研究思想，用技术外部性理论来解释经济增长，把知识作为一个要素引入模型，提出技术变革或创新是知识积累的产物，知识积累才是经济长期增长的原动力。其模型基本结论是：技术进步可以提高投资的收益率，投资又会导致知识的积累；知识的增加加快了技术进步的速度。在这种正反馈中，经济系统中出现了一个良性循环，从而保证了经济长期稳定增长。因此，一国经济要保持长期增长，不断增加资本不仅是必要的而且必须是充分的。罗默的贡献在于从知识天生具有的“外部溢出性”来说明为什么以知识作为要素投入的生产函数会有规模报酬递增的性质。他认为一国知识存量越大，各专业知识之间交流与沟通越便利；而新知识、新技术出现越快，知识的全社会劳动生产率就越高。先发国家所以形成“先发优势”，根本原因就在于此。而后发国家可以从先发国家先进技术“外部扩散”中获取巨大收益，从而形成“后发优势”。

干中学和知识外溢观念的引入为内生增长理论的产生与发展奠定了坚实的基础，形成了内生增长理论的主流。巴格瓦迪（bhagwati，1978）认为，外商直接投资作为国内总资本的一部分对本国经济总量有重要影响。因为外商直接投资的增加在质量上区别于国内资本，它比国内资本有更高的效率，隐含更多的技术。正因为如此，外商直接投资被公认为发展中国家知识和技术增长的主要源泉。由于外商直接投资能够传递生产知识和管理技术，使得其具有一个区别于其他形式的利用外资的显著特点，外部性或外溢效果也被认为是外商直接投资给东道国带来的主要好处。然而技术进步对发展中国家经济增长的贡献只占经济增长的很小部分。这是发展中国家与发达国家存在巨大的初始人力资本差异造成的。发展中国家R＆D投资受发达国家的外部效果限制，因为发达国家出口技术密集型产品，而发展中国家出口非技术密集型产品。差异可以通过外商直接投资消除。发达国家通过R＆D，不断创新并积累知识与技术，不断应用并扩散知识与技术，已形成了以知识为基础的“知识经济”，获得了先发优势和先发利益；而发达国家的新知识可以通过外商直接投资向发展中国家转移。另外，外资企业技术禀赋的优越性，可以迫使本国企业投资于学习和创新，以保持其在竞争中的有利地位。反过来，本国企业竞争力的增强又迫使外资企业带来更先进的技术和知识。因此，外商直接投资隐含的技能和技术提高了本国资本存量的边际生产力，加速了经济增长。

从外商直接投资与经济增长的关系来看，应该承认外商直接投资是带来经济增长的潜在因素，然而，其潜能的发挥需要一个合适的经济环境。发达国家积累的技术知识无疑对发展中国家来说是一笔可供利用的巨大资源。然而，除非发展中国家自己有一定的“消化吸收能力”（包括资本引进、技术消化和管理适应等因素），否则，它们不可能利用这笔财富。因此，缺乏合适的环境可能导致相反的结果，甚至阻碍经济增长。

二、外商直接投资与经济增长的检验模型

内生增长理论是20世纪90年代重要的金融发展理论，即经济增长是经济体系内生因素作用的结果，而不是外力推动的结果。该理论重视对知识外溢、边干边学、人力资本积累、研究与开发等问题的研究，强调知识和人力资本是经济增长的发动机。下面建立的模型是按照传统方式包含劳动力、国内资本和外商直接投资三个要素的生产函数。其中外商直接投资存量以两种身份进入生产函数，一方面作为国内资本总量的一部分，另一方面又是产生内生技术进步的因素。外商直接投资作为发展中国家人力资本和新技术纳入生产函数，在此抓住了与外商直接投资有关的外部性、干中学和外溢效果。将生产函数写成：

Y=f（K，A（FDK），L，t）

其中：Y表示国内生产总值，K表示国内资本存量，L表示劳动投入，FDK表示外商直接投资存量，t表示时间趋势。A（FDK）是扩大劳动的由外商直接投资存量决定的内生技术进步，假设它是外商直接投资的一阶齐次函数。如果A（FDK）和L给定，则一个国家面临资本递增的效益。然而，一旦一国鼓励外资流入，就可以从外资中得到技术外溢的好处，从而提高本国的生产率。

如果生产函数和技术水平指标都是科布———道格拉斯型的，经济增长率的表达式可以写作：

gy/1=a+agk/1+（1-）gf

其中：gy/1，gk/1，gf分别表示人均经济增长率、人均资本增长率和外商直接投资增长率。基于资本存量测度问题的困难，前人在进行实证分析时采用了避免资本存量的替代方法，即用投资在GDP中的份额代替资本存量增长率。这样就可以用国内投资和外国直接投资与GDP的比率分别代替国内资本和外商投资存量的增长率，可以将增长方程简化为：

y=a+bl+c（I/Y）+d（FDI/Y）

其中FDI表示外商直接投资存量，I/Y表示总投资率。

三、外商直接投资与中国经济增长的实证分析

（一）中国利用外资概况

吸引外商投资是中国改革开放的重要内容，中国利用外资大体分为三类，即对外借款、外商直接投资和其他投资等。外资在中国的发展也可大致分为三个阶段：1979年-1985年为起步阶段，每年实际利用外资在20亿-50亿美元之间，其中大部分是借款，外商直接投资所占比重很小。1986年-1991年为稳定发展阶段，这一时期外资流入明显加快，年平均增长速度为9.7%.1992年以后是外资大规模增长阶段，年平均实际利用额达到408.6亿美元，年平均增长速度达30%，其中外商直接投资增长速度迅速，成为中国利用外资的主要形式。开放的中国对外商直接投资产生了巨大的吸引力。

中国加入WTO使中国的对外开放又步入了一个新阶段，在吸引外资上呈现出前所未有的崭新态势，据外经贸部统计，截至2002年9月底，全国累计批准设立的外商投资企业414796个，合同外资金额8136.67亿美元，实际使用外资金额4347.8亿美元，目前，全世界最大的500家跨国公司中已有近400家在中国设立了企业。中国不仅已成为发展中国家中最大的吸引外商投资国，而且在2002年首次超过美国，成为世界第一引资国。外资的大幅度增长已经成为拉动我国经济增长的主要动力之一。

大规模地利用外资从经济发展的各个环节对我国的经济增长产生了重要影响：一是作为重要的投资资金来源促进了生产要素存量的增长，提高了我国经济的潜在供给能力。二是与外商直接投资相伴随的先进生产技术和管理技术及其扩散效应，直接促进了我国的技术进步。三是利用外资在促进技术进步的同时，也带动了我国贸易结构、劳动力结构和产业结构等经济结构的提升，加速了我国经济的工业化进程。四是大型跨国公司投资推动了技术、资金密集型行业内部产品结构的升级。全球500强几乎垄断了全世界大约80%以上的高新技术，是当代科技成果的主要拥有者，吸引大型跨国公司来华投资的积极效应是显而易见的。这不仅符合以市场换技术的引资战略，提高我国技术和装备水平，促进一些技术、资金密集型行业的发展，而且也推动着这些行业内部产品结构的升级。

（二）外商直接投资与内生增长关系实证考察

外商直接投资理论范文第3篇

诺贝尔经济学奖得主阿罗（Arrow）在1962年发表的《干中学的经济含义》中提出，在生产过程中边干边学积累的经验也是一种要素投入。阿罗用生产经验作为要素投入则旨在说明：只要生产继续，生产经验可以无限增长，资本收益就不会消失，这样经济的无限发展就会得到物质保障。20世纪80年代中期，罗默（Romer，1986）继承了阿罗的研究思想，用技术外部性理论来解释经济增长，把知识作为一个要素引入模型，提出技术变革或创新是知识积累的产物，知识积累才是经济长期增长的原动力。其模型基本结论是：技术进步可以提高投资的收益率，投资又会导致知识的积累；知识的增加加快了技术进步的速度。在这种正反馈中，经济系统中出现了一个良性循环，从而保证了经济长期稳定增长。因此，一国经济要保持长期增长，不断增加资本不仅是必要的而且必须是充分的。罗默的贡献在于从知识天生具有的“外部溢出性”来说明为什么以知识作为要素投入的生产函数会有规模报酬递增的性质。他认为一国知识存量越大，各专业知识之间交流与沟通越便利；而新知识、新技术出现越快，知识的全社会劳动生产率就越高。先发国家所以形成“先发优势”，根本原因就在于此。而后发国家可以从先发国家先进技术“外部扩散”中获取巨大收益，从而形成“后发优势”。

干中学和知识外溢观念的引入为内生增长理论的产生与发展奠定了坚实的基础，形成了内生增长理论的主流。巴格瓦迪（bhagwati，1978）认为，外商直接投资作为国内总资本的一部分对本国经济总量有重要影响。因为外商直接投资的增加在质量上区别于国内资本，它比国内资本有更高的效率，隐含更多的技术。正因为如此，外商直接投资被公认为发展中国家知识和技术增长的主要源泉。由于外商直接投资能够传递生产知识和管理技术，使得其具有一个区别于其他形式的利用外资的显著特点，外部性或外溢效果也被认为是外商直接投资给东道国带来的主要好处。然而技术进步对发展中国家经济增长的贡献只占经济增长的很小部分。这是发展中国家与发达国家存在巨大的初始人力资本差异造成的。发展中国家R＆D投资受发达国家的外部效果限制，因为发达国家出口技术密集型产品，而发展中国家出口非技术密集型产品。差异可以通过外商直接投资消除。发达国家通过R＆D，不断创新并积累知识与技术，不断应用并扩散知识与技术，已形成了以知识为基础的“知识经济”，获得了先发优势和先发利益；而发达国家的新知识可以通过外商直接投资向发展中国家转移。另外，外资企业技术禀赋的优越性，可以迫使本国企业投资于学习和创新，以保持其在竞争中的有利地位。反过来，本国企业竞争力的增强又迫使外资企业带来更先进的技术和知识。因此，外商直接投资隐含的技能和技术提高了本国资本存量的边际生产力，加速了经济增长。

从外商直接投资与经济增长的关系来看，应该承认外商直接投资是带来经济增长的潜在因素，然而，其潜能的发挥需要一个合适的经济环境。发达国家积累的技术知识无疑对发展中国家来说是一笔可供利用的巨大资源。然而，除非发展中国家自己有一定的“消化吸收能力”（包括资本引进、技术消化和管理适应等因素），否则，它们不可能利用这笔财富。因此，缺乏合适的环境可能导致相反的结果，甚至阻碍经济增长。

二、外商直接投资与经济增长的检验模型

内生增长理论是20世纪90年代重要的金融发展理论，即经济增长是经济体系内生因素作用的结果，而不是外力推动的结果。该理论重视对知识外溢、边干边学、人力资本积累、研究与开发等问题的研究，强调知识和人力资本是经济增长的发动机。下面建立的模型是按照传统方式包含劳动力、国内资本和外商直接投资三个要素的生产函数。其中外商直接投资存量以两种身份进入生产函数，一方面作为国内资本总量的一部分，另一方面又是产生内生技术进步的因素。外商直接投资作为发展中国家人力资本和新技术纳入生产函数，在此抓住了与外商直接投资有关的外部性、干中学和外溢效果。将生产函数写成：

Y=f（K，A（FDK），L，t）

其中：Y表示国内生产总值，K表示国内资本存量，L表示劳动投入，FDK表示外商直接投资存量，t表示时间趋势。A（FDK）是扩大劳动的由外商直接投资存量决定的内生技术进步，假设它是外商直接投资的一阶齐次函数。如果A（FDK）和L给定，则一个国家面临资本递增的效益。然而，一旦一国鼓励外资流入，就可以从外资中得到技术外溢的好处，从而提高本国的生产率。

如果生产函数和技术水平指标都是科布———道格拉斯型的，经济增长率的表达式可以写作：

gy/1=a+agk/1+（1-）gf

其中：gy/1，gk/1，gf分别表示人均经济增长率、人均资本增长率和外商直接投资增长率。基于资本存量测度问题的困难，前人在进行实证分析时采用了避免资本存量的替代方法，即用投资在GDP中的份额代替资本存量增长率。这样就可以用国内投资和外国直接投资与GDP的比率分别代替国内资本和外商投资存量的增长率，可以将增长方程简化为：

y=a+bl+c（I/Y）+d（FDI/Y）

其中FDI表示外商直接投资存量，I/Y表示总投资率。

三、外商直接投资与中国经济增长的实证分析

（一）中国利用外资概况

吸引外商投资是中国改革开放的重要内容，中国利用外资大体分为三类，即对外借款、外商直接投资和其他投资等。外资在中国的发展也可大致分为三个阶段：1979年-1985年为起步阶段，每年实际利用外资在20亿-50亿美元之间，其中大部分是借款，外商直接投资所占比重很小。1986年-1991年为稳定发展阶段，这一时期外资流入明显加快，年平均增长速度为9.7%.1992年以后是外资大规模增长阶段，年平均实际利用额达到408.6亿美元，年平均增长速度达30%，其中外商直接投资增长速度迅速，成为中国利用外资的主要形式。开放的中国对外商直接投资产生了巨大的吸引力。

中国加入WTO使中国的对外开放又步入了一个新阶段，在吸引外资上呈现出前所未有的崭新态势，据外经贸部统计，截至2002年9月底，全国累计批准设立的外商投资企业414796个，合同外资金额8136.67亿美元，实际使用外资金额4347.8亿美元，目前，全世界最大的500家跨国公司中已有近400家在中国设立了企业。中国不仅已成为发展中国家中最大的吸引外商投资国，而且在2002年首次超过美国，成为世界第一引资国。外资的大幅度增长已经成为拉动我国经济增长的主要动力之一。

大规模地利用外资从经济发展的各个环节对我国的经济增长产生了重要影响：一是作为重要的投资资金来源促进了生产要素存量的增长，提高了我国经济的潜在供给能力。二是与外商直接投资相伴随的先进生产技术和管理技术及其扩散效应，直接促进了我国的技术进步。三是利用外资在促进技术进步的同时，也带动了我国贸易结构、劳动力结构和产业结构等经济结构的提升，加速了我国经济的工业化进程。四是大型跨国公司投资推动了技术、资金密集型行业内部产品结构的升级。全球500强几乎垄断了全世界大约80%以上的高新技术，是当代科技成果的主要拥有者，吸引大型跨国公司来华投资的积极效应是显而易见的。这不仅符合以市场换技术的引资战略，提高我国技术和装备水平，促进一些技术、资金密集型行业的发展，而且也推动着这些行业内部产品结构的升级。

（二）外商直接投资与内生增长关系实证考察

根据上述模型，结合中国（1985年-2001年）相关数据，现就外商直接投资在中国经济增长的作用进行分析。

外商直接投资流入增长率等于净外商直接投资存量增长量加上折旧率，如果采用西方经济学家惯用的假定，按资本折旧率5%计算，则经济增长率可以表示为：

gy/1=-4.6197+0.5716gk/1+0.3051gf

（-1.675）（2.306）（4.246）

R2=0.6993D-W=2.2153

如果不考虑外商直接投资流入对内生技术进步的贡献，仅用劳动力和资本解释经济增长，其解释力将显著下降：

gy/1=1.4837+0.7494gk/1

（0.6249）（2.5878）

R2=0.3187D-W=1.2174

通过上述两式比较可以看出，引进外商直接投资解释经济增长使判定系数R2从0.3187上升至0.6993，D-W统计量也变得更加接近合理值。

四、结论

外商直接投资理论范文第4篇

关键词：经济增长；外商直接投资；浙江

Abstract: This paper based on the theory of foreign direct investment and economic development, through the research of 1994-2011 in Zhejiang Province, using foreign relevant data and information, from GDP growth, capital accumulation, technology spillover and contribution of foreign trade, foreign direct investment to Zhejiang economic impact of the empirical study. Research shows that, the comprehensive effect of foreign direct investment on the economic development of Zhejiang is positive, but the Zhejiang in the use of foreign capital has a deficiency. Based on this, this article on how to better use of foreign capital of Zhejiang Province, and puts forward several policy suggestions.

Key words: economic growth; foreign direct investment; Zhejiang

中图分类号：F文献标识码：A文章编号：

一、引言

浙江省作为中国改革开放中的一个沿海发达省份，是中国民营经济最发达、经济开放程度[]①最高的省份之一，也是中国吸引外资[]②最多、创汇最多的省份之一。它的经济活动已改变了改革开放前的封闭状态，日益与世界经济联系在一起。大规模利用外资是浙江省经济对外开放的重要表现，但也对浙江经济发展产生重大影响。

利用外资是一把“双刃剑”，既能在较短时间内大幅度提升当地经济发展，也能给当地经济发展带来负面影响。美国经济学家钱纳里的“双缺口理论”认为，为维持经济的一定增长速度，储蓄缺口与外汇缺口必须保持平衡，而吸收外资可以同时填补这两个缺口；后来经济学家又将技术要素引进该理论，进而形成“三缺口”理论，即发展中国家对外资需求的原因，除了储蓄不足和外汇储备缺乏，更重要的是技术落后；美国经济学家波特的“全球价值链”理论认为，通过国际资本流动，实现要素和资源的重新组合，不断改组原有的价值链和形成新的全球价值链，提高价值链的竞争力，可增加东道国在国际分工中的利益；这些理论为外商直接投资促进东道国经济发展奠定理论基础。但20世纪90年代以后，一些经济学者根据发达国家与发展中国家的外商直接投资与经济增长关系的区别对促进论提出了许多置疑，认为外商直接投资对经济增长的促进作用是建立在一系列条件基础上的；Leh—man(1999)、Husain(2000) 、Balasubramanyan(1996) 、Dayal—Gulati(2000)、Paul(2004)、Congtruong(2004)、Groppand(2000)、Barro、Martin(1995)、Zhang(2001)等人通过研究认为FDI是否促进经济增长，受东道国人力资本状况、贸易条件、储蓄率、金融自由化程度等条件影响；外商直接投资也会对东道国产生投资挤出、外贸替代、产业升级受阻等负面影响，从而影响东道国经济发展。另外Stoker(1999)认为外商直接投资对经济增长的作用是建立在一些非常严格的假设条件下的，而这些严格的条件在现实中完全不存在，所以，外商直接投资与经济增长之间没有什么联系。

本文利用1994-2011年浙江省利用外资相关数据和资料，从实证角度，对外商直投资对浙江省GDP增长、资本积累、外贸贡献、技术溢出等方面的影响进行了研究，证实了外商直接投资对浙江经济发展的正面影响，也指出了浙江在利用外资上的不足，并提出了相关政策建议，以期为读者朋友提供有益借鉴和启示。

二、外商直接投资对浙江经济发展要素影响的实证分析

随着开放初期浙江第一家外商投资企业——合资西湖藤器企业有限公司的成立，标志着外资开始进入浙江。30多年间，浙江利用外资从无到有，迅速发展。1985-2011年，实际利用外资年均增长23.75%，其中外商直接投资年均增长36.70%，大大高于同期GDP实际年均12.66%的增幅。截止2011年底，全省累计实际利用外资1397.68亿美元；其中，利用外商直接投资累计986.60亿美元，占全省累计实际利用外资的70.6%，是浙江利用外资的主要形式。2011年，浙江省实际利用外商直接投资116.66亿美元，占全国实际利用外商直接投资的10.06%，位列全国各省（区、市）实际利用外商直接投资的第6位。

下面就外商直接投资对浙江经济发展各要素的影响做一实证分析（外商投资企业统计范围包括外商投资和港澳台商投资）。

（一）外商直接投资对浙江经济增长的实证分析

一个地区经济增长往往表现为GDP的增长，而外商直接投资存量与一个地区国内生产总值的比重是衡量一个地区吸收和利用外商直接投资对经济增长重要性的主要指标之一。如表1所示，浙江省累计利用外资占当年GDP的比重正逐年提高，2011年浙江省累计FDI金额占实际GDP（以1994年为基期）比重已达到34.15%，与全国水平相比已从当初不足一半转变成超越。

表1、外商直接投资在浙江省国内生产总值中的比重单位：亿美元/%

数据来源：《浙江统计年鉴2012》、《中国统计年鉴2011》、《国家外汇管理局年报（2011）》，由笔者整理、计算。注：表中浙江省实际FDI金额为80年以来累计额（79年金额很小），全国为79年以来累计额；浙江GDP数据为按可比价计算，基期为1994年，已换算为美元，全国数据相同；“——”表示没有获得统计数据。

对FDI和GDP作一元回归直线方程模型Y=a+b*X做相关性讨论，其中Y代表GDP,其均值为；X代表FDI，其均值为,各期值为Yi,Xi。则根据表1中数据

可得：

由回归方程Y=a+b*X得：GDP=299.9161+2.5682FDI

其中相关系数R=0.9985[① R的计算公式为]①

相关系数R是用来检验选用样本之间的相关性的一个重要指标，其绝对值介于0和1之间，R越接近于1，表明选用样本之间相关性就越强，R>0为正相关，R

（二）外商直接投资对浙江资本积累的实证分析

资本积累是经济增长的基本要素之一。这一原则在哈罗德——多马的增长理论和索罗关于经济增长因素的实证研究中都得到了证实，不仅如此，近年来有关研究还表明，资本与其他增长要素——如技术和人力资源之间也有密切的联系。所以资本的增长往往意味着经济的增长。如表2所示，近20年来，浙江省外商直接投资占全社会固定资产投资比重约在6-10%之间，直接增加了资本积累，2003年后，比重高于全国水平；从对国内投资的影响来看，除2001-2005年，浙江的外商直接投资占全社会固定资产投资比重和全国一样都是呈逐年下降趋势，对国内投资呈挤入效应，间接增加浙江资本积累。

表2、1994-2011年浙江省实际利用外资金额

数据来源:《浙江统计年鉴2012》、《中国统计年鉴2011》，《国家外汇管理局年报（2011）》由笔者整理、计算。注： “——”表示没有获得统计数据。

（三）外商直接投资对浙江外贸的实证分析

外商直接投资对浙江出口贸易的带动作用,主要表现在外商投资企业出口值在浙江省总出口值中的高占比和对浙江总出口贸易的贡献率及拉动作用上。

1.外商投资企业出口值占全省总出口值的比重较高。如表3所示，1994-2011年，FDI企业每年出口值占总出口值20-40%，是浙江外贸出口的重要来源，并且1994-2006年占比基本呈不断上升趋势，但2006年之后，受国际金融危机后贸易保护主义的影响，FDI企业的出口占比不断减少。

2.外商投资企业对浙江外贸出口的贡献率和拉动度均为正。如表3所示， 1999-2007年FDI企业对浙江外贸出口贡献率都在30%以上，近年有所下降，是浙江外贸出口增长的重要动力源，但贡献率每年波动较大；除亚洲金融危机和国际金融危机期间，FDI企业对浙江外贸出口拉动度均保持在10%左右，说明外商直接投资对浙江外贸出口总量的增长有显著贡献。

表3、1994-2011年FDI企业出口量对浙江省总出口量的绩效分析

数据来源：《浙江统计年鉴》（1994--2012），由笔者整理、计算。注：相关的计算公式是（1）FDI企业出口对外贸出口贡献率=（FDI企业当年出口值-FDI企业上年出口值）/（全省当年总出口值-全省上年总出口值）*100%；（2）FDI企业拉动整个外贸出口增长率（拉动度）=FDI企业出口对全省外贸出口的贡献率*全省外贸出口的增长率。

（四）外商直接投资对浙江产业结构升级和技术进步的实证分析

1.外商直接投资对浙江三次产业结构升级具有正效应。经研究表明，投资额和产出额成正相关性，在不考虑其他因素的情况下，投资额越大产出额越大；如图1所示，FDI投资于浙江第二产业的比重不断减少，投资于第三产业的比重不断增加，投资于第一产业的比重基本上在1%以下，这有利于促进浙江三次产业结构的升级。从FDI对浙江三次产业产出值影响的实证角度出发，潘益兴[]利用1985-2008年浙江省利用外资的相关数据得出的FDI每增加1%，三次产业GDP增加的百分比比例，与FDI在浙江三次产业结构中的分布趋同；徐晓虹[]利用1983-2004年数据实证得出FDI对浙江第三产业增长的促进作用远大于第二产业；说明FDI确实促进了浙江的产业结构升级。

2.外商直接投资促进了浙江技术进步。根据产业前向一体化和后向一体化的理论，大型跨国公司的入住往往会带动周边地区产业的配套升级；大型跨国公司及其研发中心（R&D）的入住，将更有助于当地产业结构升级和技术进步。据统计，截至2011年底，已有143家世界500强企业来浙江投资兴办了415家外资企业，有107家跨国公司在浙江设立了研发中心，这些机构促进了外商投资企业的管理外溢和技术外溢，促进了浙江的技术进步。但2001年以后，外商的独资化倾向严重，以独资方式利用外资额每年都保持在实际利用外资总数的50%以上，且呈不断扩大趋势；2011年，浙江省以外商独资形式实际利用外资846474万美元，占总数的72.56%。外商独资既不利于先进管理、技术的引进和吸收，也不利于对其进行控制和监管，甚至有损我国利益。

三、结论与政策建议

根据上文论述可知，外商直接投资总体上对浙江的经济发展呈正效应，外商直接投资促进了浙江经济增长，增加了浙江资本积累，扩大了浙江外贸出口，加快了浙江产业结构升级和技术进步，对浙江的经济发展发挥了积极作用；但也存在占固定资产投资比重下降，对外贸贡献减弱、不稳定，独资化倾向等问题。为更好的利用外资，发挥外资对浙江经济发展的更大作用，笔者提出如下政策建议，供各位读者参考。

（一）创造条件吸引外商直接投资

1.要改善和优化投资环境。加强基础设施建设，完善相关立法，制定优惠政策，加大对外资开放领域，引进专业技术人才，加强创新能力，提高政府工作效率，为吸引外资创造好的软硬件环境。

2.加强资本重组服务和引导。促进外资与国有企业的资本合作，参与国有企业的改组改造，实现共同发展。引导外资参股民营企业，利用浙江块状经济和外资本身优势，对当地产业进行整合，完善产业链，并尽快融入国际产业分工。

（二）引导外资重点投向第三产业

大力引导外资投向第三产业，特别是生产业，为浙江制造和浙江生活质量的改善服务。要结合浙江宁波-舟山港、萧山国际机场、义乌小商品城等基础设施优势，引导外资投向现代物流服务；利用浙江大学及浙江的人力资本优势，引导外资投向产品研发设计、专业技术咨询服务、高新技术等领域；利用浙江发达的专业市场优势，引导外资投向会展服务业；或者投向教育文化服务、房地产服务、信息服务、金融服务、环境服务、健康服务等第三产业。

（三）利用外资提升产业结构

重点引进管理和技术水平先进的大型跨国公司及其研发中心，利用管理外溢和技术外溢效应，提升浙江的企业管理水平和技术水平；并引导各类外资投向第三产业，促进浙江产业结构升级；通过大型外资企业对浙江各生产要素的兼并重组，充分利用其现有的产业链条，进入国际产业链，扩大外贸出口，并提升浙江在国际产业分工中的层次水平，从而提升浙江产业结构水平。

参考文献:

[1]徐晓虹.外商直接投资与浙江产业经济发展的实证分析.浙江大学学报（人文社会科学版）.2007.37(4).

[2]裴长洪,杨志远.实现我国吸收外商直接投资的新跨越.国际贸易.2011.(9).

[3]庞听，戴瑞娇.FDI对浙江出口总量影响实证分析.合作经济与科技.2010.（3）下.

[4]章琳云.外商直接投资与浙江经济的实证分析.统计科学与实践.2010.(03).

[5] [日]小岛清.对外贸易论.中译本.南开大学出版社.1987年版.

[6]潘益兴.FDI对浙江省三次产业发展的实证研究.中国商贸.2010.(08).

[7]章琳云.外商直接投资与浙江经济的实证分析.统计科学与实践.2010.(03).

外商直接投资理论范文第5篇

〔关键词〕外商直接投资；就业效应；挤出效应

中图分类号：F241.2 文献标识码：A 文章编号：1008-4096(2011)06-0031-07

一、引 言

近年来，面对中国严峻的就业形势，政府部门及学术界纷纷尝试通过多种途径解决就业问题。鉴于外资企业在中国经济中的比重不断增加，其在解决就业问题方面的作用也引发了越来越多的关注。很多地方政府在提出从“招商引资”向“招商选资”政策转变的同时，也开始将外商直接投资对就业的影响作为选择引资项目的依据之一。但是，作为政府决策的重要前提，外商直接投资对就业的实际影响还有待论证和确认。

国外学者在外商直接投资对就业的影响方面已经积累了较为丰富的研究成果。Duncan［1］通过大量调查发现外商直接投资对东道国就业的影响表现在就业数量、就业质量和就业区位三个方面。从就业数量上看，外商直接投资有可能使就业机会增加，也可能使就业减少；从就业质量上看，外商直接投资提高了工资与生产率，也会对就业产生影响；从就业区位上看，外商直接投资给高失业区创造了机会，但产生了造成新的失业的可能。联合国贸易和发展会议（UNCTAD）［2］指出，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应，并对东道国的就业质量产生影响。Mickiewicz等［3］对四个中欧国家的研究结果表明，外商直接投资创造了较多的就业机会，并在较大程度上遏制了大量失业可能引起的严重后果。Williams［4］分析了跨国公司投资的进入方式和来源国等因素对东道国劳动力需求的影响，但其并未发现这些因素对劳动力需求有显著的影响。Mariotti等［5］从利用外资对意大利就业增长的带动效果入手，阐明了外商直接投资对就业增长的积极作用。

国内的相关定量研究多见于21世纪初。王振中［6］从净增量变化角度考察了外商直接投资对就业数量的影响，得出外商直接投资对就业产生正向作用。牛勇平［7］认为，在1986―1998年间，外商直接投资对中国就业的增长起到了较强的正作用。袁志刚［8］考察并估计了1978―2000年外商直接投资对中国就业的直接影响及外商直接投资通过前后向联系和乘数效应增加间接就业的情况。田素华［9］研究了外商直接投资对上海市的就业效应，外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海市的劳动就业效应大于零。无论是增量还是存量，外商直接投资对上海市第三产业的劳动就业均有显著的促进作用，外商直接投资增量不利于上海市第一产业和第二产业增加劳动就业机会。王剑和张会清［10］将外商直接投资对就业的效应分为直接效应和间接效应，并用实证方法分析得出外商直接投资对中国就业效应产生了显著的积极影响，外商直接投资每增加1个百分点带动实际就业增加0.008个百分点。牟俊霖［11］研究了外商投资对中国就业的影响，1993年以前外商投资的直接就业效应非常显著，负的间接就业效应也很显著；1993年以后外商投资的直接就业效应减小，负的间接就业效应也减弱。

综合国内外研究，我们发现外商直接投资对就业的影响比较复杂，外商直接投资对不同地区的影响是不同的，因为各个地区的资源禀赋、历史文化以及外资进入的行业和方式等都会对外商直接投资的就业效应产生影响，所以必须综合考虑外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应。也就是说，外商直接投资对东道国的总体就业水平的影响要根据具体情况进行分析，才能得到比较准确的结果。另外，目前国内研究主要以全国样本为研究对象，在一定程度上忽视了省级层次的具体性和差异性，因而不能对地方政府的外商直接投资政策进行有效的指导。辽宁省是东北老工业基地之一，伴随老工业基地改造的不断深入，正面临越来越严峻的就业形势。同时，辽宁省也是招商引资的大省，如何在未来的引进外商直接投资过程中，更好地兼顾经济发展与就业增长两项目标是辽宁省政府面临的重要战略决策。因此，对辽宁省外商直接投资的就业效应进行研究，不仅是对现有研究的补充与完善，而且有助于相关政府部门制定更加有效的政策。

二、理论模型的构建

（一）构建思路

在针对外商直接投资就业效应的实证研究中，早期的一些学者［6-7-10］主要是运用流量投资指标，通过构建联立方程的办法度量外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应，这些研究所采用的方法值得借鉴，其不足在于忽略了存量指标的影响。流量指标属于短期因素，存量指标更能体现外商直接投资的长期过程。近年来，一些学者［9-11］逐步认识到不能单一地运用流量指标，而应该综合运用流量指标和存量指标。本文在借鉴流量度量研究方法的基础上，将存量指标引入理论模型中，进而综合分析外商直接投资的就业效应。具体而言，就是在生产者一般均衡理论中引入流量和存量两个指标，并构建计量模型，从而克服以往研究中或缺乏理论基础或忽略某一指标的不足。

本文用外商直接投资流量度量直接就业效应，影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式和进入的行业等短期因素。直接就业效应系数主要反映外商直接投资额的变动与就业数量变动之间的关系。如果系数为正，说明外商直接投资对就业的影响是积极的，投资额和就业量均稳步增加；如果系数为负，说明外商直接投资对就业的影响并不显著，外商直接投资额的变动并没有引起就业的相应增加。这可能与外资进入的方式和进入的行业有关，比如采用合作和合资经营的方式进入，这时可能会提高资本―劳动比，直接减少就业量。如果进入的行业是劳动密集型行业，那么对就业的正拉动作用很大；如果在劳动密集型行业提高资本―劳动比，那么对就业的负面影响就很大。

本文用外商直接投资存量度量间接就业效应，外商投资存量反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的产业关联度、外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系、外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等，这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关。间接就业效应系数如果为正，说明间接效应的综合作用对就业的影响是积极的。虽然不能具体划分哪些因素起多大作用，但是可以结合定量和定性进行综合分析，比如国外投资与国内投资的“挤进”和“挤出”关系及产业关联度等。

（二）构建过程

根据厂商理论，本文将资本要素按其来源分为国内资本和国外资本，生产函数表示为如下形式：

Q=Af(Kd,Kf,L)(1)

其中，Q为总产出，A为技术进步水平，Kd为国内资本，Kf为国外资本，L为劳动力投入量。其生产成本函数为：

C=wL+r(Kd+Kf)(2)

其中，w为工人的工资水平，r为资本价格水平。假设生产函数为规模报酬不变的Cobb-Douglas形式，厂商以利润最大化为目标，则厂商利润函数为：

π=AKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)

其中，α、β和γ分别代表各要素相对应的产出弹性。(3)式两边对L求导得：

πL=γAKαdKβfLγ－1－w=0(4)

(4)式经对数变换可表示如下：

lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlnA=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lnA(5)

假设不考虑技术进步以及工资率变化，则(5)式可以进一步简化为：

lnL*=C1+C2lnKd+C3lnKf (6)

(6)式中的C1、C2和C3 不同于(5)式中的C1、C2和C3。

(6)式是实证分析的基本计量理论模型。在此模型基础之上进行扩展，分别度量外商直接投资的直接就业效应、外商直接投资的总体就业效应和辽宁省各地区外商直接投资的直接就业效应。

1.外商直接投资直接就业效应计量模型

lnFDILt=C1+C2lnFDIt+μt(7)

其中，FDILt为第t年的外企年底从业人员，FDIt为第t年的外商实际直接投资额，μt为误差修正项，C2即外商直接投资的直接就业效应系数。

2.外商直接投资总体就业效应计量模型

lnLt=C1+C2lnIDt+C3lnTIDt+C4lnIFt+C5lnTIFt+C6lnIFt(－1)+μt(8)

其中，Lt代表第t年年底总体从业人员，IDt表示第t年的国内流量投资，TIDt表示第t年的国内存量投资，IFt表示第t年的外商直接流量投资，TIFt表示第t年的外商直接存量投资，由于投资具有滞后性，因此选取滞后一期。IFt(－1)表示第t年的外商直接流量投资的滞后一期，IDt的滞后一期对模型并不显著，所以省略。C4即外商直接投资总体直接就业效应系数，C5即外商直接投资总体间接就业效应系数，μt为误差修正项。

3.辽宁省各地区外商直接投资直接就业效应模型

lnFDILit=C1+C2lnFDIit+μit(9)

其中，FDILit为第i个地级市第t年的外企从业人员数，FDIit为第i个地级市第t年的外商直接流量投资，C2即各个地区外商直接投资的直接就业效应，μit为误差修正项。

三、实证分析

（一）外商直接投资的直接就业效应

考虑到数据的可得性，外企年底从业人员、外商实际直接投资数据从1990年开始，对1990―2007年的数据进行回归分析。汇率为美元加权平均汇率，数据来源于《中国金融年鉴2008》。

ADF单位根检验结果（如表1所示）表明，所有数据的水平序列均为平稳序列，因此不存在伪回归问题。

表1ADF单位根检验结果

变 量数据生成过程t统计量P值平稳性检验结果

lnFDIL（c，t）-5.6740.003**平 稳lnFDI（c，0）-4.2170.006**平 稳 注：（c，t）表示既含有截距项又含有趋势项，（c，0）表示只含有截距项，不含有趋势项，**和*分别代表显著性水平1%和5%。

运用Eviews5.0对方程（7）进行估计，结果为：

lnFDIL=0.04 + 0.62lnFDI（10）

（0.18）（13.86）

R2=0.93 DW=1.33 F=192.04

括号内的数据为t统计量，以下方程类同。计量结果检验表明方程拟合较好；外商直接投资直接就业效应系数在1%的显著性水平下显著，具有统计意义；方程的DW值小于2，可能存在正序列相关，通过残差序列自相关图和LM检验可知，并不存在序列自相关问题；F统计量在1%的显著性水平下显著，模型拟合很好。

实证结果表明，外商直接投资额每变动1%，拉动外企直接就业人员变动0.62%。外商直接投资直接就业效应系数为0.62，说明外商直接投资的增加对辽宁省的就业直接拉动作用是非常积极的。辽宁省1990年外商直接投资的就业水平仅为4.60万人，到2007年外商直接投资的就业水平达到54.60万人，比1990年增长了10倍，外商直接投资对就业的直接效应越发显著。

（二）外商直接投资的总体就业效应

考虑到数据的可得性，选取1985―2007年共23个数据。外商直接存量投资和国内存量投资是以1985年为基期的各年投资增量的和，在这里忽略折旧。汇率数据为年加权平均汇率。所有数据来自历年《辽宁统计年鉴》和《中国金融年鉴2008》。

运用Eviews5.0对方程（8）进行估计，结果为：

lnL=7.07 － 0.04lnID + 0.11lnTID + 0.03lnIF － 0.08lnTIF + 0.04lnIFt(－1) (11)

（57.08）（-2.88） （3.26） （2.51） （-3.06） （3.36）

R2=0.97 调整后R2=0.96 DW=1.63 F=113.21

对回归方程(11)的残差序列进行ADF单位根检验。其中t统计量为-3.77，表明在5%的显著性水平下拒绝有单位根的原假设，所以残差序列是平稳的，说明所估计的的各个变量之间具有协整关系，不存在伪回归问题。计量分析结果表明，所有参数均在5%的显著性水平下显著，F统计量在1%显著性水平下显著，模型拟合很好。根据DW检验、残差序列自相关图以及LM检验可知，并不存在序列自相关问题。

实证结果表明，国内流量投资对总体就业并没有起到直接的促进作用，不过国内的存量投资对总体就业的间接促进作用较大。外商直接流量投资对总体就业水平起到了直接的促进作用，直接就业效应系数为0.03，这与上面分析得到的外商直接投资流量对外企就业的直接促进作用是一致的，说明外商直接投资流量确实提高了辽宁省的就业水平。但用外商直接存量投资度量的间接就业效应系数为-0.08，说明外商投资存量对总体就业起到了“挤出”的作用，甚至大于外商直接投资的直接促进作用，这可能是由于外商投资对国内投资的挤出以及产业关联不强造成的。通过外商直接投资流量和投资存量前的总体直接就业效应系数与间接就业效应系数相加，可以得到外商直接投资总体就业效应系数为-0.05，说明外商直接投资对总体就业的促进作用并不显著。

进一步分析2007年辽宁省外商直接投资的产业或行业分布可知，第二产业占总投资额的60%，第三产业为35%，第一产业为5%，总体产业分布很不均衡。同时，各产业内部分布也不均衡，第二产业中的制造业占第二产业的比重达90%，占总投资额的比重超过50%；第三产业中的房地产业占第三产业的比重达60%，占总投资的比重超过20%。辽宁省的外商直接投资主要集中在这两个行业，而这些行业恰恰是国内企业竞争相当激烈的行业，所以外资的进入无疑加剧了竞争。而外资在其他领域涉及过少则不利于辽宁省产业结构的调整，只会加剧国内竞争。外商投资的过度集中也从侧面反映出外商直接投资与国内投资的产业联动性不强。

为了判断外商直接投资是否对国内投资产生了挤出效应，下面建立计量模型予以实证分析。根据Teanravisitsagool［12］的绝对挤入和挤出模型，考察外商直接投资对中国国内投资的长期影响。一个地区的总投资主要由国内投资与国外投资两部分构成，影响国内投资的因素还有利率以及国内总产出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影响并不显著，很多研究都证明了这一点，因此建立下面的计量经济模型。

IDt=C1+β1IFt+β2GDPt+μt(12)

IDt表示第t年的国内资产投资总额，近似等于固定资产投资总额减去外商直接投资额，IFt表示第t年的外商直接投资额，GDPt表示第t年的实际国内总产出水平。

通过Eviews5.0对方程（12）进行估计，结果为：

ID=－4119.39 － 1.51IF + 72.17GDP + 1.33t-1+εt(13)

（-6.75）（-2.15） （9.13） （113.20）

R2=0.99 调整后R2=0.99 DW=1.40 F=6777.80

为了避免存在伪回归问题，对方程（13）的残差序列进行ADF单位根检验，发现残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列平稳。说明各变量之间存在长期的协整关系。方程拟合程度、参数显著性和模型拟合程度均通过了检验。由于β1

（三）辽宁省内各地区外商直接投资的直接就业效应

考虑到单个地区的外企从业数据只从1995年开始，因此选取样本数据为1995―2007年间共13年数据。所有数据均来自历年《辽宁统计年鉴》。

面板数据检验方法主要有两大类：一类为相同根情况下的单位根检验，另一类为不同根情况下的单位根检验。本文将对序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情况分别进行检验，检验方法为LLC检验和Im-Pesaran检验。单位根检验结果如表2所示。检验结果表明，在两种情况下序列均在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明lnFDIL和lnFDI序列不存在单位根。

表2lnFDIL和lnFDI序列单位根检验结果

变 量数据生成过程LLC统计量P值Im-Pesaran检验P值lnFDIL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDI（c，t）-5.7460.000-1.9280.027 注：LLC检验和Im-Pesaran检验的原假设是存在单位根，（c，0）表示只存在截距项，（c，t）表示既存在截距项也存在时间趋势。

首先分别计算三种形式的模型，即不变系数模型、变系数模型和变截距模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次计算F统计量，其中N=14，K=1，T=13，得到的两个F统计量分别为：

F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79 F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94

通过查统计分布F表得到在5%显著性水平下的相应临界值为：

Fa2(26,182)=1.69 Fa1(13,182)=2.21

由于F2>1.69，所以拒绝H2；又由于F1>2.21，所以也拒绝H1。因此，模型应采用变系数模型。

运用Eviews5.0对方程（9）进行估计，采用固定效应模型，为了消除截面之间的异方差性，本文对模型进行截面加权处理，结果如表3所示。其中，R2=0.98，调整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的拟合程度很好，模型自身也都通过了检验。不过模型中的一些变量系数的显著性没有通过检验，说明在个别地区外商直接投资与就业之间的关系并不显著。

实证结果表明，在10%的显著性水平下，沈阳、大连、鞍山、本溪、阜新、铁岭和葫芦岛的直接就业效应系数均显著。但外商直接投资与就业量之间关系不同，大连、铁岭和葫芦岛三个地区呈正相关关系,沈阳、鞍山、本溪和阜新四个地区呈负相关关系。需要注意的是，当呈负相关关系时，并不表示外商直接投资没有创造就业机会，而只是这种创造就业岗位的能力相对于总的投资来讲，并没有得到显著的增强。

表3方程（9）面板数据回归分析结果

变 量相关系数t统计量P值

c0.2643.3630.001Log（FDI_SY）――沈阳-0.084-1.1740.089Log（FDI_DL）――大连0.2761.8890.061Log（FDI_AS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDI_FS）――抚顺-0.239-1.5530.123Log（FDI_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDI_DD）――丹东-0.238-1.0050.317Log（FDI_JZ）――锦州-0.035-0.6050.546Log（FDI_YK）――营口-0.192-1.4180.158Log（FDI_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDI_LY）――辽阳-0.477-1.3310.185Log（FDI_PJ）――盘锦0.0030.0320.974Log（FDI_TL）――铁岭0.3141.9530.053Log（FDI_CY）――朝阳-0.072-0.1420.888Log（FDI_HLD）――葫芦岛0.5672.3710.019

辽宁省的外商直接投资主要集中在沈阳市和大连市，但沈阳市和大连市的外商直接投资与就业量之间的关系却截然不同。大连市的外资直接就业效应系数为0.28，而沈阳市为-0.08。出现这种现象不难理解，2003年沈阳市外商直接投资的数量首次超过大连市，并且一直延续至今，但是沈阳市外企的从业人员大约只有大连市的1/3，所以相对于数量较多的投资而言并没有带来就业量的增加。进一步分析沈阳市和大连市的吸引外资领域以及行业从业人员分布同样可以进行解释。辽宁省的外企从业人员大多分布在第二产业，沈阳市外企从业人员2006年底大约为10万人，而工业企业年平均人数达到12万人，说明从业人员分布更加集中。在第二产业内部同样有向制造业集中的趋势，沈阳市和大连市都占到第二产业的98%。同时，沈阳市和大连市制造业内部行业分化比较严重。在外商直接投资额相当的情况下，沈阳市装备制造业就业人数占制造业总就业人数的60%，而大连市占43%。在塑料制造业中，沈阳市外资额是大连市4倍，沈阳市外企从业人员占总制造业的比重为2.10%，大连市为4%，说明其就业量远不及大连市。

四、结论与建议

第一，外商直接投资的直接就业效应明显，控制和引导外资的进入方式与行业选择可以进一步提升直接就业效应。从对辽宁省的实证分析结果来看，1990―2007年外商直接投资每变动1%，直接就业水平增加0.62%，外商直接投资的直接就业效应非常明显。因此，吸引外资能够提升辽宁省的直接就业水平。一直以来，中国乃至辽宁省的招商引资政策主要是吸引外资，弥补国内资本不足。国际金融危机背景下，出现了部分外资撤离的情况。其实，这正是一次调整外资政策的机会，以就业为导向的引资策略必须提倡。除加大引资规模外，还必须注重影响外资直接就业效应的诸多因素。流量投资对就业的影响主要与外资企业进入的方式和进入的行业有关。外资企业的进入主要体现在两个方面：一个是新增的企业投入，这部分会直接拉动就业水平的提升；另一个可能通过合资或合作的形式，如果外资企业提高资本―劳动比，则会降低就业水平。如果外资企业新增投资，则会提高就业水平。外资企业进入的行业如果属于劳动密集型产业，则会对就业起到巨大的作用。如大连市近年来外资的独资经营以及对第三产业的投入均对拉动就业起到重要作用。因此，积极引导外资进入方式和进入的行业是扩大外资直接就业效应的关键。

第二，外商直接投资的间接就业效应为负，选择互补性和辐射性强的外资项目有助于控制挤出效应。负的间接就业效应从一定程度上体现了选资的重要性，要改变先前只注重数量不注重质量的引资观念。从对辽宁省的实证分析结果来看，1985―2007年外商直接投资流量投资对总体就业的直接就业效应系数为0.03，存量投资的间接就业效应系数为-0.08，因此总的就业效应系数为-0.05。进一步的实证分析证明，国外投资确实对国内投资产生了挤出效应，外商直接投资每增加1单位，国内投资减少1.51个单位。因此，扩大外商直接投资正的间接就业效应（如扩大产业关联度，加强外商直接投资产业与国内产业的联系）、减少外商直接投资负的间接就业效应（如减少外资与国内投资的过度竞争）是关键。结合辽宁省实际情况，外资进入的制造业是辽宁省的重点行业，这势必会加剧竞争，所以如何正确处理好引资与就业之间的关系很重要。同时，外资在第一产业和第三产业投资较少，这样既不利于辽宁省产业结构的调整，也减弱了产业关联度；而且对外资的引资优惠政策加大了国内企业的成本，导致了不公平竞争。辽宁省的投资来源主要是香港、日本的中小企业，对周边辐射较小。上述因素均造成了辽宁省外商直接投资负的间接效应大于其正的间接效应，造成总的间接效应为负的局面。因此，相关部门在未来的“招商选资”过程中，应考察外资项目与本地企业的互补性以及外资项目的辐射和产业联动效应。选择互补性和辐射性强的项目，不仅有利于提升就业效应，也有助于辽宁省的产业结构升级与完善。

第三，各地区外商直接投资的直接就业效应差异明显，通过宏观总体筹划引发协同效应，可以大幅提升外商直接投资的就业促进作用。辽宁省各地区的外商直接投资就业效应差异非常明显，尤其是作为经济增长极的沈阳市和大连市的差异较大，这对地方引资方向的确定有重要的参考价值。为保证辽宁省经济更好更快的发展，理应促进省内各地区均衡发展，形成区域优势，加快沈阳市和大连市之外其余城市的经济建设。辽宁省应该积极引导地方经济的发展，为各个地区创造一个公平、开放的投资环境，同时，结合当地的产业结构和就业情况，积极引导外商直接投资的区域布局，促进地区经济均衡发展。在政府从“招商引资”向“招商选资”转变的过程中，各地区外商直接投资就业效应的巨大差异，恰给政府提供了一次难得的统筹规划机会，将沈阳市和大连市两个城市的引资经验扩展到全省，必将极大地提高辽宁省的总体就业水平。

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