外商直接投资的作用
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外商直接投资的作用范文第1篇
[关键词] 外商直接投资 Granger因果检验 自回归分布滞后模型
一、引言
伴随着经济全球化的进一步发展，外商投资越来越成为全球经济的普遍现象。改革开放以来，我国利用外资，吸引外资取得了举世瞩目的成就。对于外商投资对我国经济的影响作用，国内许多专家学者对此做了大量的理论与实证研究。如钟昌标(2000)以综合生产诸要素为理论基础，研究FDI对GDP的贡献，认为FDI与GDP有明显的正相关关系，FDI对GDP增长率的贡献从沿海地区到中西部地区由强转弱。姜东升等人对福建省的外商直接投资与经济增长的关系进行研究得出了FDI与GDP是互为因果的。何晓琦(2005)等认为外资对我国经济增长并没有显著的影响。尽管有学者对中国外商直接投资与经济增长的关系做了实证研究，但由于研究方法或选取的计量工具和所建立的计量模型不同，因此他们得出的结论也不尽一致，有些研究结论是建立在简单的相关分析或回归分析的基础上的，结论难免有些主观。基于此，本文将利用相关分析、Granger 因果关系检验与建立回归模型等方法，对外商直接投资对我国经济增长的影响作用做进一步的探讨。
二、计量模型与实证分析
1.变量及样本选取
研究过程中采用年度实际利用外商直接投资总额FDI（元）与年度国内生产总值GDP（元）两个变量，样本数据范围为1983至2006年，所有样本数据来源于《中国统计年鉴》。为使变量的币制统一，将年度FDI用当年平均汇率换算为以人民币为单位的值。
本文利用时间序列数据建立计量模型，借助Eviews 3.1统计软件, 以期通过对容量为24的样本进行分析，找出外商直接投资与我国经济增长的关系。为了消除数据中可能存在的异方差，对原序列分别进行自然对数变换，生成新序列分别为。
2.模型的建立与检验
用EViews软件包对FDI与GDP进行相关分析，得相关系数，说明FDI与GDP是高度正相关，可以进行回归分析。
首先设LFDI与LGDP的一元线性回归模型:（1）
式中，分别表示时期相应变量的值，为截距，为斜率，和为两个待估参数，表示均值为零的非相关误差。采用OLS法进行回归, 结果为:（2），该模型中各解释变量的系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，表明LFDI对LGDP有显著的影响，而从模型的自相关检验来看：DW统计量为0.2，显然存在显著的正自相关。这可能是由于在回归过程中遗漏了某些影响经济发展水平GDP的重要变量的缘故，这也说明FDI不是影响GDP的单因子。由于模型（1）中没有包含这些变量，所以导致了误差项出现自相关。这表明要完整的表现FDI与GDP的关系还要对模型（1）做进一步完善。
3.模型的完善
本文考虑到外商直接投资FDI对宏观经济发展的影响可能有滞后作用，即经济增长不仅受同期FDI值的影响，还可能依赖于FDI的滞后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同时反映宏观经济增长水平的国内生产总值GDP明显受到上一年GDP值的影响，在动态计量经济模型建立过程中，如果一个回归模型不仅包含解释变量的现期值，而且还包含解释变量的滞后值和被解释变量的滞后变量这个模型就是自回归分布滞后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回归分布滞后（ADL:Auto-regressive Distributed Lag）模型重新建模。
首先建立变量LFDI与LGDP之间的自回归分布滞后模型ADL（1，2），采用OLS法，对模型进行参数估计，回归方程（2）如下：
各解释变量中除LFD(-1)外其余变量的系数均以小于5％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，对数似然值为42.59，AIC、SC的值较小，模型的拟合效果良好。
该模型可作为“一般模型”。根据“一般模型”中各解释变量的系数t检验结果，剔除不显著变量LFDI(-1)，重新建模得到“简化模型”，回归方程如下：
（3）
SE:(0.300) (0.041) (0.019) (0.26)
该模型中各解释变量系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F检验的相伴概率小于1％，AIC和SC值分别为－3.5和-3.3较小，对数似然值较大，简化模型的效果不错。利用参数的Wald检验验证模型约束的有效性，在模型（2）中对的原假设得到检验的相伴概率为0.63，所以不能拒绝该原假设。综上，模型(3)可作为反映我国外商直接投资FDI与国内生产总值GDP的关系的自回归分布滞后模型。
从模型(3)可以看出FDI对同期国内生产总值GDP的影响乘数为0.1092，但延期影响乘数为－0.096，则说明在短期内FDI对我国国内生产总值GDP起到了一定的促进作用，但长期的影响作用并不十分明显，即从长期来看这种作用也是比较微小的。
4.FDI与GDP之间的Granger因果关系检验
本节将进一步探究我国FDI与GDP之间是否存在内在的因果关系。我们采用Granger因果关系检验方法来验证FDI与GDP之间的因果关系。按照常理，如果变量X是变量Y的原因，则变量X的变化应先于Y的变化，基于此Granger（1969)提出了一种因果关系的计量经济学定义：如果用X与Y的过去值对Y进行预测比仅用Y的过去值进行预测有更小的预测误差，则称X是Y的Granger原因。
下表给出了各变量之间的Granger因果关系检验结果(滞后期取3)
在滞后期取3时检验结果表明FDI不是决定宏观经济水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我们拒绝原假设，认为FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率为0.68,不能拒绝原假设。再分别取滞后期为4、5、6时可以得到类似的结果。因此两者的因果关系具有单向性，认为FDI与GDP的因果关系成立，FDI是GDP变化的原因。
三、结论
通过以上分析可知, 针对我国的经济整体情况而言我国实际利用外商投资额FDI与国内生产总值GDP是正相关关系, 且二者之间存在内在的因果关系, 其中实际利用外商投资额FDI是国内生产总值GDP的动因, 但不是惟一动因, 也就是说还有其他重要原因影响着我国国内生产总值GDP的增长。由此可以得出,在我国大力发展经济的步伐中, 要重视外商投资的作用。FDI的进入在短期内对我国的经济发展起到了不可低估的促进作用。在我国资金、技术十分缺乏的情况下，通过吸引FDI，弥补了此方面的不足，对繁荣我国经济是十分必要的。但从长期来看它对我国的经济发展起不了决定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策应该服从于我国的经济结构、产业结构和体制结构，服从我国经济形势的需要，综合考虑多方面因素，将外商直接投资规模控制在维护国家经济安全和基本经济制度所能承受的合理区间。与此同时，我国应着力提高利用外商直接投资的质量和水平，克服片面追求引资数量的错误倾向，才能充分发挥FDI在我国经济发展中的积极作用。
参考文献:
[1]贺铿:《计量经济学教程》，北京,中国统计出版社,2000
[2]胡新文:入世后外商直接投资的新动向及我国的应对策略调整，《世界经济研究》2002年第1期，第19～22页
外商直接投资的作用范文第2篇
关键词：外商直接投资 产业结构升级 固定效应模型
一、引言
近年来，我国利用外商直接投资成果显著。外商直接投资通过资本、技术等生产要素的流入，一方面改变了投资结构，直接促进产业结构优化，另一方面通过提高收入水平，改变消费结构，间接的促进了产业结构优化。本文对辽宁省14个地区的面板数据做出了实证分析，对外商直接投资对辽宁省三大产业发展的影响进行定量分析，为相关政策的制定提供参考。
二、数据描述及方法介绍
（一）指标选取与数据说明
外商直接投资对产业结构的影响体现为实际利用外商直接投资对各个产业构成的贡献。本文模型选取的因变量是产业结构变量。产业结构变量是指国民经济各个产业之间的组织结构情况。衡量产业结构升级有许多评价指标，考虑到数据的可获取性，本文采用三大产业结构比例指标来衡量辽宁省14个地区的产业结构变化。用各地区的第一、二、三产业占GDP的百分比来衡量产业结构变化，分别用符号G1、G2、G3表示，作为被解释变量。模型的自变量为外商直接投资变量，本文采用各地区实际利用的外资额作为解释变量。
本文选取辽宁省2007—2010年14个地区的面板数据作为样本，共56个样本点，数据来源于2008—2011年辽宁省统计年鉴和中经网统计数据库。
（二）方法介绍
本文在对建立的Panel Data模型进行估计时，使用的样本数据包含了截面、时期、变量3个方向上的信息。建立Panel Data模型的第一步就是检验被解释变量的参数是否对所有截面都是一样的，即检验样本数据符合哪种模型形式：无个体影响的不变系数模型、变截距模型、含有个体影响的变系数模型，从而避免模型设定的偏差，改进参数估计的有效性并使用协方差分析检验。
本文主要考虑变截距不变斜率模型，该模型允许存在个体影响，并用截距项的差别来说明，随机误差项反映被忽略的随个体和时间变化因素的影响。确定模型形式后，判断这一形式属于固定效应模型还是随机效应模型，需要通过Hausman检验来判定。
为了消除可能的异方差，我们对所有变量的数据都进行了对数处理，分别记为LnFDI、LnG1、 LnG2和LnG3，这样估计出来的系数就是有关变量对产业结构升级变量的弹性影响。运用Eviews6.0进行回归分析来说明外商直接投资对辽宁省14个地区的产业结构调整效应的大小，以此来说明外商直接投资对其产业结构升级的贡献。根据以上分析，建立如下回归模型：
其中和为待估计回归系数，为随机误差项。本文的期望显著为正，如果为正，就表示辽宁各地区外商直接投资对产业结构升级有显著的和积极的作用；如果为负，则表示外商直接投资对该地区产业结构升级不具有积极作用，甚至出现消极的作用。
三、对辽宁省外商直接投资的描述性分析
为了对辽宁省外商直接投资与产业结构升级关系进行更好的认识，我们先对2007年到2010年辽宁省各地外商直接投资情况进行分析，对各地区外商直接投资与三大产业的相关性进行分析。
（一）2007年到2010年辽宁省各地区外商直接投资情况
图1 2007-2010年辽宁省各地区外商直接投资数额 单位：万美元
图1显示，辽宁省各地区外商直接投资有较大差异。具体来看，沈阳和大连作为辽宁省经济发展的区域中心在吸引外商直接投资方面明显强于其它地区，沈阳市四年间外商直接投资总额为154亿美元，平均额为39亿美元，是全省平均额的7倍；大连市四年间外商直接投资总额107亿美元，平均额为27亿美元，是全省平均值的4.8倍；与此同时，剩余地区的外商直接投资则明显小于沈阳和大连，阜新、葫芦岛、朝阳排名位居全省最后三位，三个地区四年间外商直接投资总额分别为1亿美元、1.1亿美元、1.2亿美元，平均额分别为0.27亿美元、0.28亿美元、0.3亿美元，分别为全省平均值的4.9%、5.1%和5.5%。
总体来看，辽宁省各地区外商直接投资总额逐年增多。辽宁省全省外商直接投资总额由2007年的36亿美元增长到2010年的120亿美元，年均增长35%；就各地区来看，外商直接投资增长较快的地区有朝阳、鞍山、铁岭等地区，年平均增长速度分别为71%、70%、66%；增长速度低于全省平均水平的地区有沈阳、抚顺、本溪、葫芦岛，年均增长速度分别为26%、32%、31%、21%。
（二）外商直接投资与三大产业占GDP比重的相关系数分析
外商直接投资对三大产业的发展具有显著的影响，但是对不同地区和不同产业的影响差异较大，如对有些产业的发展具有显著的带动作用，而对别的产业的带动作用则并不显著，这与某一地区的产业结构密切相关。为了清晰地看到不同地区不同产业与外商直接投资的关系，我们分别计算三大产业占GDP比重与外商直接投资的相关系数，如表1所示。
表1显示，外商直接投资与不同产业的相关关系有较大差别。具体来看，辽宁省14地市中，外商直接投资与第一产业的相关系数大部分为负，说明了第一产业的发展并没有受到外商直接的推动，反而呈反向关系；外商直接投资与第二产业的相关关系大部分为正，说明了第二产业的发展明显受到外商直接投资的带动；外商直接投资与第三产业的相关系数没有呈现一定的规律性，说明了第三产业的发展与外商直接投资的关系在不同地区差异明显。
从各地区来看，锦州、朝阳、葫芦岛的第一产业发展与外商直接投资呈显著正向关系，说明了这三个地区的第一产业受到外商直接投资的带动影响较为显著；除葫芦岛、辽阳、鞍山外，辽宁省绝大部分地区的第二产业与外商直接投资呈显著正向关系，显示了外商直接投资对辽宁省第二产业的发展带动作用显著；鞍山、辽阳的外商直接投资与第三产业的发展呈显著正向关系，说明这两个地区的第三产业受外商直接投资带动作用显著，而沈阳、大连、抚顺、本溪、丹东、阜新、铁岭、朝阳等大部分地区的第三产业发展与外商直接投资则呈显著负向关系，说明了外商直接投资并没有对辽宁省第三产业的发展形成带动作用，反而制约了辽宁省第三产业的发展。
四、模型拟合及结果分析
为了对辽宁省各地区外商直接投资与产业结构升级的相关程度进行定量分析，本文分别以第一、二、三产业产值占其GDP的比重的对数（LnG1、 LnG2和LnG3）为被解释变量，以各地区实际利用外资额的对数（lnFDI）作为解释变量，进行面板数据回归（为便于描述，以下简称第一产业模型、第二产业模型、第三产业模型）。表2、表3给出了固定效应变截距模型回归结果。
注：回归方程结果由Eviews6.0给出；括号内为t统计量对应的P值。
（一）基于第一产业模型的分析
为分析第一产业结构，先建立第一产业模型。首先，对变截距模型进行Hausman检验，检验统计量所对应的 P值为0.0043，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。因此采用固定效应变截距模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDI变量前的系数显著为负，表明第一产业产值占GDP的比重和外商直接投资之间存在负相关关系，即随着外商直接投资的增加，第一产业产值占GDP的比重出现下降趋势。从而说明外商直接投资对产业结构升级不具有积极的作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第一产业产值占GDP中的比重就下降0.071个百分点。由此我们可以推测，外商直接投资并没有流向辽宁省第一产业，而是流向第二产业和第三产业。
从固定效应变截距模型估计结果也可看出，辽宁省各地区模型的截距项存在差异。其中固定效应最高的三个地区分别是锦州、营口、葫芦岛，而固定效应最低的三个地区分别是盘锦、鞍山、辽阳。
（二）基于第二产业模型的分析
为分析第二产业结构的变化，本文先建立第二产业模型。首先，我们对模型进行Hausman检验，第二产业模型的Hausman 检验统计量是5.095540，P值为0.0240，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。为了进一步确认应该采用固定效应模型还是随机效应模型，再对模型进行F统计量检验，结果F值为58.984190，P值为0.0000，说明固定效应模型优于混合模型，因此本文最终采用固定效应变截距不变斜率模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDI变量前的系数显著为正，表明第二产业增加值占GDP的比重和外商直接投资之间存在正相关关系，即外商直接投资对产业结构升级有一定的积极作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第二产业增加值占GDP中的比重就上升0.02个百分点。
从表1看出固定效应模型中辽宁省各地区的变截距差异，说明辽宁省外商直接投资对第二产业结构的固定影响存在着明显的地区差异。其中固定效应最高的三个地区分别为盘锦、辽阳、铁岭，而固定效应最低的三个地区分别为丹东、沈阳、大连。
（三）基于第三产业模型的分析
为分析第三产业结构的变化，先建立第三产业模型。首先进行Hausman检验，我们对模型进行Hausman检验，第三产业模型的Hausman 检验统计量是4.475797，P值为0.03444，拒绝原假设，所以认为固定效应模型优于随机效应模型。为了进一步确认应该采用固定效应模型还是随机效应模型，再对模型进行F统计量检验，结果F值为162.891529，P值为0.0000，说明固定效应模型优于混合模型，因此本文最终采用固定效应变截距不变斜率模型。
表2、表3的固定效应变截距模型回归结果显示，LnFDI变量前的系数显著为负，表明第三产业增加值占GDP的比重和外商直接投资之间存在负相关关系， 即外商直接投资对产业结构升级没有推动作用。从其系数大小可知，辽宁省实际利用外资额每增加1个百分点，第二产业增加值占GDP中的比重就下降0.016个百分点。
从表2可以看出，固定效应模型中辽宁省各地区的变截距，说明辽宁省外商直接投资对第三产业的固定影响存在着明显的地区差异。其中固定效应最高的三个地区分别为沈阳、丹东、大连，而固定效应最低的三个地区分别为盘锦、辽阳、本溪。
参考文献：
[1]Gabor Hunya，“Restructuring through FDI in Romanian manufacturing”，Economic Systems，26.2002.
[2]De Mello.Foreign Direct Investment in Developing Countries and Growth：A Selective Survey[J].The Journal of Development Studies.1997.34（1）：1-34.
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外商直接投资的作用范文第3篇
关键词:外商直接投资;经济增长;计量经济模型;因果检验
一、引言
许多经济学者已经就FDI对东道国(地区)经济带来的影响作过实证的研究分析。许多学者认为,在国内资金充裕、外汇储备较多的条件下,强劲的外商外商直接投资投资可能会导致外资对内资的挤出效应、产生行业垄断、阻碍民族工业发展,对国家经济发展产生负面作用。
具体到外商直接投资与我国经济增长的问题,国内外学者也进行了不少研究,Dayal-Gulatiand and Aasim(2000)认为,中国不同地区导致了技术转移的外商外商直接投资投资类型对经济增长有强烈推动作用,相对富裕的东部、南部地区由于相对繁荣和具有较发达的基础设施更能够吸引外商外商直接投资投资,从而使外商直接投资提高了经济增长收敛的速度。
陈国宏、郑兆镰、桑赓陶(2000)运用因果关系检验法和协整关系检验法对中国1981年以来FDI与技术转移的相互关系进行经验研究,认为中国FDI是技术进步的重要原因。归纳来看,以上分析虽然在分析方法、数据来源和选区时段上各不相同,但结论基本相同,即外商直接投资对中国经济增长有着显著的促进作用。
本文在理论分析的基础之上,试图以上海市1986-2008年外商直接投资和经济增长的数据为基础,对两者的关系进行计量分析,为上海市加大招商引资力度,从而加快发展经济提供实证依据。
二、FDI对上海市经济增长的计量分析
(一)时间序列数据分析
本文方程所依据的数据是1988-2008年的统计数据,根据国民经济核算的支出法,GDP包括三部分:消费C,投资I以及净出口J。在文中我们用社会消费品零售总额来衡量消费C,用全社会固定资产投资来衡量投资I。本文把外商直接投资FDI做为解释变量,分别以社会消费品零售总额C、全社会固定资产投资I和净出口J为被解释变量,建立双对数计量经济模型.
ln(C)=4.3346+0.5427Ln(FDI) (1)
R2=0.8418 AdR2=0.8335 F=101.1228
ln(I)=3.6507+0.6816Ln(FDI) (2)
R2=0.9214 AdR2=0.9173 F=222.7606
ln(J)=3.9522+0.2843Ln(FDI) (3)
R2=0.3066 AdR2=0.2435 F=4.8634
根据回归方程(1)、(2)、(3)可以看出外商直接投资FDI每增加1%,平均而言,上海市的社会消费品零售额C、全社会固定资产投资I、净出口J分别增长0.5427%、0.6816%、0.2843%。外商直接投资是通过促进这三方面的增长而促进GDP的增长,其中对全社会固定资产投资影响最大,这是因为外商直接投本身就是全社会固定资产投资的一部分,对净出口影响非常小,两者之间的统计关系不是很显著,对社会消费品零售总额影响也较大,这是因为外商直接投资主要流向当地一些内销型企业以及服务行业等。若直接对GDP和FDI作双对数回归模型可得:
ln(GDP)=4.9702+0.60041n(FDI)(4)
R2=0.8137 AdR2=0.8039 F=82.9828
由回归方程(4)可知,FDI与GDP增长之间相关性很密切,GDP对FDI的弹性值为0.6004,这说明从1988年到2008年间,FDI每提高1个百分点,平均而言上海市的GDP将增长0.6004%,FDI解释了GDP的81%的变动,
这些数据表明从整体看,外商直接投资对上海市经济增长做出了一定的贡献。
(二)FDI与经济增长之间的Granger因果检验
根据背景数据,我们选择滞后期为1,2,3,4进行外商直接投资与经济增长之间的Granger因果分析,得出检验结果:在5%的显著性水平下,当滞后期为1,2,3,4时,存在FDI到GDP的单向因果关系,但是GDP到FDI的单向因果关系并不显著。但随着滞后期的减少,这种因果关系总体上有增强的趋势。由此可以看出上海市FDI的长期效应要大于短期效应。FDI的大量流入,加速了上海市的资金积累,有利于增加可用于投资的储蓄,对于促进资本的形成和GDP增长有直接的贡献,同时本地的经济发展了,必然会使投资环境有所改善,从而才能够吸引更多的FDI为经济增长做贡献。
三、结束语
以上分析表明,外商直接投资是上海市经济增长的原因之一。因此,加大招商引资力度是加快上海市经济增长的重要手段。要增强外商直接投资对上海市经济增长的影响和促进作用,建议注意以下几个方面:
第一,吸引外资的同时,要注意提高外商的投资质量,把利用外商投资和产业结构升级结合起来。第二,制定一些投资优惠政策,鼓励和引导外资流向我们技术力量薄弱的领域,流向支柱产业。第三,加强和改善投资环境也是吸引外商直接投资的重要条件。第四,外商直接投资政策由出口导向向竞争优势调整。
参考文献:
[1]张晓峒.计量经济分析[M].北京:经济科学出版社,2000.
[2]上海市统计年鉴.2009.
外商直接投资的作用范文第4篇
关键词：外商直接投资；中国经济
外商直接投资简称FDI，它是指是一国的投资者(自然人或法人)跨国境投入资本或其他生产要素，以获取或控制相应的企业经营管理权为核心，以获得利润或稀缺生产要素为目的的投资活动。外商直接投资一直是人们关注的热点问题，因为它无论对本国还是东道国的经济发展都具有显著的影响。它对本国的经济影响主要表现在以下几个方面：第一，引进先进的技术，先进的商业模式和管理模式。第二，给大量闲置的劳动力创造了就业机会，使就业的结构更加完善。第三，使投资增加，资本的流动性增强。第四，增加出口贸易，发展我国的优势产业，进而提高国际竞争力。第五，提高环保意识，注重环境保护问题。
鉴于外商直接投资有着这么积极的作用，以及外商直接投资一直被认为是各国解决资金不足的主要途径，各国对外商直接投资都非常重视，并采取各种激励措施来吸引外商投资者。当然中国也不例外，本文主要想阐述的是FDI对我国经济的影响。中国一直以来实施了很多优惠的政策来吸引外资，比如低价供地，减免税收等，作用是相当显著的。自20世纪80年代以来，中国已逐渐发展成为吸引外商投资最多的国家之一。随着外资的逐渐增加，FDI对我国经济的影响相当显著。目前一些学者对FDI对中国经济影响的分析很多，虽然他们在研究的方法和使用的模型各不相同，他们研究使用的数据也不相同，但是他们所得出的结论没有本质的区别，都认为外商直接投资与中国经济的增长存在着正相关关系。下面分别从宏观经济、技术转移、对外贸易等等角度进行介绍。
从宏观经济的角度，黄华民(2000)重点分析了外商直接投资对我国宏观经济的影响，分别对FDI的经济增长的效应，资本的形成效应，就业效应，贸易与国际收支的效应四个方面进行了论述。王成岐，张建华（2002）运用1990-1998年得数据建立计量模型，分析FDI与中国经济增长之间的关系得出了两个结论：一是国外投资与国内投资都对经济增长有重要的影响。二是东道国的各种状况，尤其是经济政策因素对外商直接投资与中国经济之间的关系有着很深远的影响。
从技术转移的角度，李雪辉，许罗丹（2002）使用深圳地区与珠海，东莞的数据进行了分析，发现外商直接投资的引入与中国工资水平的增加存在着正相关关系，证明了Feenstra and Hanson(1997)的结论即外商直接投资向某个地区集中流入会对该地区的劳动力市场产生很大的影响，会提高当地的熟练劳动力的工资水平，进而提高当地的平均工资水平。金祥荣，李有（2005）利用协整技术对FDI与我国全要素生产率的关系进行了分析，发现它们之间存在着长期稳定的关系，FDI是全要素生产率的原因，FDI的流入带来先进的技术，从而提高本国的技术水平。赵玉娟（2011）使用2002-2008年中国17个省市的面板数据，运用EVIEWS6.0分析了服务业外商直接投资对中国的经济增长的作用。发现服务业外商直接投资对中国的技术进步效应主要是通过提高自身外资企业的要素生产率的相对优势来实现的,没有产生技术外溢。还发现服务业外商直接投资对中国的经济增长有负的综合技术进步效应,没有促进作用。
从对外贸易的角度，李永军(2001)认为传统的衡量对外贸易与经济增长之间的关系时，没有考虑到进出口在经济运作中的作用以及之间的影响，从而低估了进出口对经济的贡献。所以他对传统的衡量方法进行了修正考虑了出口对消费与投资的影响。Wanda and Threas(2002)分析了中国由于具有低廉的劳动成本、庞大的市场机会、完善的基础设施，优惠的政策等优势从而吸引了大量的外商投资者。FDI又使中国生产率提高，就业与出口增加。陈淑芸（2006）通过从东道国与投资国的角度对国内的一些理论进行归纳，利用1983-2005年的时间序列数据从投资的行业，投资的来源，投资的方式以及投资角度的变化等角度来分析外商直接投资的现状以及结构特征。接着又运用了协整检验，Granger因果检验，检验了FDI对中国经济增长和对外贸易产生的影响。分析发现FDI对中国经济的发展有促进的作用，外商直接投资带动了进出口贸易的发展，同时进出口贸易也促进了外商直接投资的增加。
从其他角度来看陈浪南（2002）从总供给的角度出发，利用1991-1998年的数据，对外商直接投资与中国经济增长进行了研究，发现FDI存量的增长率与国民生产总值的增长率存在着相关性，FDI对中国经济增长的贡献在逐年地增加，1991年以前贡献较小，1992年以后贡献较大。沈坤荣，耿强（2001）对1987-1998年中国29个省，市和自治区的相关数据采用Panel Data进行了分析，在处理联立方程组时采用似然不相关回归(Seemingly Unrelated Regression,SUR)方法进行检验,得出FDI在某一区域的比重对人均GDP作用显著，我国某地区的FDI年流量相对于其当年经济规模的比例每增加1%,相应的人均GDP就将增加027%。余永定（2004）比较粗略地分析了FDI对中国经济的影响，主要通过以下途径，即创造了就业的机会，贸易的扩张，引进先进的技术等。王凯（2007）通过对1985-2003年全国28个省、市、自治区以及直辖市的面板数据进行分析和1995年-2006年季度的时间序列数据，运用VAR模型、Johansen协整分析、脉冲响应函数、格兰杰因果检验、对FDI与中国经济增长之间的关系进行了实证研究，得出外商直接投资对中国的经济增长具有促进作用，并且人力资本与外商直接投资共同作用比外商直接投资单独对中国经济作用更显著。外商直接投资对中国经济的增长外溢效应存在一个“门槛”，中国的东部与中部已经跨越了这个门槛，而西部没有。FDI国内的投资与中国的经济增长存在着单向的因果关系等。
参考文献
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外商直接投资的作用范文第5篇
一是实际利用外商直接投资增长上半年起落较大、下半年缓慢回升。一季度增长较快，各月同比分别增长10.7%、5.7%、11.4%，二季度出现明显下滑，各月同比分别下降16%、10.3%、11%；下半年实际利用外商直接投资较为平稳，7、8、9、10、11月同比分别下降4.9%、下降0.3%、增长5%、下降2.2%、增长0.5%。
二是新批项目投资规模扩大，企业增资明显增多。1―11月，全国新批项目合同外商直接投资平均规模从2004年的351.5万美元上升到421.4万美元，增幅为19.9%。
三是制造业利用外商直接投资保持主导地位，结构有所优化。1―11月，制造业实际利用外商直接投资占全国的比重为70.1%。先进制造业项目投资保持较好增长势头，电子及通信设备制造业占制造业实际利用外商直接投资的近20%，汽车等交运设备制造业占9.2%，同比分别增长8.3%和7.8%。外商投资从制造环节进一步向研发环节延伸。据商务部统计，目前外国公司在我国设立的研发机构约750个。1―8月，落户上海的跨国公司研发中心新增18家，累计达159家。
四是服务业对外开放履行承诺，稳步推进。1―11月，服务贸易领域合同利用外商直接投资同比增长45.3%。其中银行业吸引外商直接投资规模扩大。随着国有独资商业银行股份制改革的顺利推进，建行和中行分别引入美国美洲银行、苏格兰皇家银行、新加坡淡马锡公司等多家境外战略投资者，引进外商直接投资超过100亿美元。为制造业配套的生产型服务业引进外商直接投资加大步伐，分销服务实际利用外商直接投资同比增长16%。
五是西部地区实际利用外商直接投资增幅提高。在东部和中部地区实际利用外商直接投资负增长的情况下，西部地区1―10月实际利用外商直接投资同比增长22.6%，占全国实际利用外商直接投资的比重从2004年的2.9%增加到3.1%。其中，内蒙、四川、云南同比分别增长130.7%、67.8%、40%。西部地区吸引外商直接投资的增长除西部大开发改善投资环境效应逐步显现外，主要来自于两个方面：一是特色优势产业的发展，如内蒙和云南的矿产品加工业成为吸引外商直接投资的主要领域；二是中心城市大型龙头项目的带动作用，如2004年英特尔芯片封装项目落户成都后，已有近10家境外配套企业前往投资。
