外商投资论文

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外商投资论文范文第1篇

[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.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

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

外商投资论文范文第2篇

[关键词]外商直接投资；问题；原因；对策

一、外商直接投资存在的问题

1.地区结构失衡。外商直接投资集中于东部地区，新批企业数量、合同外资、实际利用外资在总量中所占比重均超过80%；中部和西部所占的比例很低，合同外资和实际利用外资的比例均不超过9%.这说明外商直接投资过于集中在我国东部沿海和经济发达地区，直接投资的地区结构明显失衡。

2.产业结构失衡。外商直接投资高度集中于第二产业尤其是制造业，投资于其他产业的比重较低。截至2000年底，外商直接投资于第二产业的项目数量、合同外资金额所占的比重分别为73%、60.87%，外商直接投资于第三产业的项目数量、合同外资金额所占的比重分别为24.15%、37.31%，外商直接投资于第一产业的项目数量、合同外资金额所占的比重分别为2.85%、1.82%.这说明，外商投资的产业结构并未得到优化，对国内产业结构的调整没有起到重要作用。

3.存在重复引进现象，且未能有效地消化、吸收。在我国以合资方式引进的外资中，属于硬件技术的成套设备进口占了绝大部分，技术许可和技术咨询服务等软件技术引进的合同数量及金额较少，中方企业对外方存在技术依赖。

4.部分外商投资企业有偷逃避税问题。一些外商投资企业存在避税问题，其最常见的避税方式是转让定价，手法主要有：在企业建立初期，对进口成套设备高定价，可多提折旧尽早收回投资，若是合资企业，又可增加其在合资企业中所占份额，以后可多分利润；企业投入运营后，高价从境外关联企业购买原材料和半成品，再将生产出来的产品以低价销售给境外关联公司，然后由境外关联公司将产品以正常价格销售给无关联企业，获取高额利润。当国外所得税税率低于我国时，上述转让定价的运用使跨国企业整体税负降低。在合资企业中，还存在着逆向避税的现象，即境外税负高于我国时，合资企业仍向境外转移利润，这样做的原因在于外商可独占转移出去的利润，而不用与中方合资者按比例分配。外商投资企业还存在滥用税收优惠的问题，它们通常实施“金蝉脱壳”之计，即在享受完优惠后，将原企业资金撤走，再在异地投资另成立一家外商投资企业，重新享受优惠。有的外商投资企业存在偷税问题。

二、原因分析

1.未能正确认识税收优惠在吸引外资中的作用。有些地方政府高估税收优惠的作用，以为税收优惠越多，吸引外资越多，在中央统一规定的优惠之外乱开口子。这样做的危害是：（1）破坏了税法的严肃性，给外商留下一种投资环境不好的印象。他们认为，地方政府现在越权减税，将来有可能越权增税，吓跑了一部分欲来投资的外商。（2）各地方政府在税收优惠上恶性竞争，造成地区间的不均衡。（3）造成我国税收流失。

2.税收优惠政策有不妥之处。（1）地区优惠明显。在优先发展东部的政策指导下，针对东部地区设计了很多税收优惠。比如在东部沿海地区划出部分区域为经济特区，规定凡在经济特区内投资开办的外商投资企业，不论投资于什么行业，均减按15%的企业所得税税率计算纳税。（2）产业优惠不明显。我国税法规定，如外商投资于生产性企业，自获利年度起，可享受“免二减三”的待遇，但未对生产性企业再作进一步的区分。即使其投资于一般制造业，仍可享受此项优惠。很显然，有些不该享受优惠的行业也享受了优惠。另一方面，有些行业优惠不足，比如我国对投资于能源、交通的外资企业给予“免五减五”的企业所得税优惠，但由于这些行业所需资金多，投资回收期长，优惠对外商缺乏吸引力。从实际执行效果看，这些行业吸引外资的效果不理想。（3）税收优惠方式太过初级、简单。税收优惠方式有多种，如减免税、投资抵扣、提取投资准备金、加速折旧、亏损结转等，但我国所选用的仅有减免税、亏损结转等形式。

3.税收政策欠透明。当前我国税收执法过程中依据的有法律、暂行条例、实施细则，这些资料纳税人都能通过一定的途径得到。但除此以外，还有大量的通知、答复、说明，这些资料仅在税务机关内部运转，纳税人不易得到。故外商在生产经营过程中不了解具体税法规定，感到很不适应，在执行中无所适从。

4.反避税措施不完善。我国《外商投资企业和外国企业所得税法》中的反避税条款规定，企业与关联企业之间的业务往来，应当按照独立企业之间的业务往来收取或支付价款。对于不按独立企业业务往来收取或交付价款、费用而减少其应纳税所得额的，税务机关有权进行调整。比如在商品交易价格方面，税务机关可按下列顺序所确定的方法进行调整：（1）按照独立企业之间进行相同或类似业务活动的价格进行调整。（2）按照再销售给无关联关系的第三者价格所应取得的利润水平进行调整。（3）按照成本加合理的费用和利润的方法进行调整。（4）在不能使用上述方法的情况下，可以采用其他合理的方法进行调整，例如限定最低限度利润率的方法等。税法中规定“按下列顺序所确定的方法进行调整”，意即进行价格调整时必须依次采用这些方法，而不能任意采用。这给有的企业以可乘之机，其往往采用下面的手法避税：A以转让定价（低于市场价格）的方式将货物销售给关联企业B，B再以较低价格将该货物的一小部分销售给无关联企业C.我国税务机关在调整转让定价时，如果不能采用第一种方法，即没有“独立企业间相同或类似业务活动的价格”可供比照的话，必须按第二种方法进行调整，于是B销售给C的价格成了调整时的依据。由于B销售给C时故意定低价格，这样就使得按其应实现利润水平调整后仍达不到公开市场价格水平。而B仅将一小部分货物销售给C，故关联企业所获利益足以弥补其低价销售给无关联企业C所造成的损失。结果是我国税收流失，利益受损。如果没有“按下列顺序”的规定，税务机关运用第三种方法，即“成本加合理的费用和利润”的方法进行调整的话，效果可能会更好一些。

三、有效利用外资应采取的对策

1.以西部大开发为契机，实现利用外资的地区均衡。我国已经实施西部大开发战略，并为此颁布了一系列针对西部的优惠措施，包括进一步开放金融、保险、电讯等投资领域，放宽外商设立代表机构和营业分支机构的限制，对投资于该地区的外资给予税收优惠等。这一政策已取得了一些效果。但是2000年与1999年相比，在全国吸收外资总量中，西部地区所占比重有所下降，新设立企业数、合同外资金额、实际使用外资金额所占比重依次降低了0.53、1.87、0.01个百分点。这就要求我们必须进一步加大优惠力度并认真贯彻落实，使外商在西部的投资真正有较大幅度的增长。

2.正确认识税收优惠对吸引外资的作用。经合组织于2001年初以调查问卷的形式对在华外资企业进行调查，当问及“在中国投资的主要优势”时，结果如下：（1）回答“低生产成本”的，占答卷企业总数的50%.（2）回答“中国的市场大及潜在市场”的，占38.75%.（3）回答“良好的中外合作关系，同样的文化背景”的，占17.5%.（4）回答“鼓励外商投资的税收优惠政策”的，占16.25%.（5）回答“中国有优秀的管理和技术力量”的，占11.25%.（6）回答“当地政府的支持”的，占10%.（7）回答“稳定的经济环境”的，占2.5%.可见，外商选择我国投资最看中的是我国成本低、市场大的优势，税收优惠仅是诸多影响因素中的一个，排在第4位。故此，我们对税收优惠的作用要有清醒的认识，在执行中各地要严格按中央政府的规定执行，不可擅自出台税收优惠政策。

3.重新设计我国的税收优惠政策。（1）借鉴APEC的做法，突出行业优惠。APEC国家大多数实行有选择的税收优惠，选择的条件有所不同。如印尼实行的是区别不同行业给予减免税，规定在国家指定的行业投资新建的外资企业可免税10年，如这些企业建在特定的地区还可以增加2年免税。新加坡规定，对外资企业符合政府经济发展需要的，其固定资本支出经批准可给子50%的投资抵扣。今后我国需大力发展的行业有农业、水利、能源、交通、通讯等。在税制设计时，应在WTO规则允许的范围内，给予这些行业以更多的税收优惠；而对于一般制造业，与国内企业一视同仁即可。（2）采取灵活多样的税收优惠形式。我国的税收优惠方式属直接优惠。但当国外税率高于我国或国外不予饶让抵免时，税收优惠被外国政府得到，外资企业并未得到，达不到吸引外资的目的。今后可考虑增加间接优惠，以更好地实现预期目标。

4.打击骗取出口退税行为，严惩偷税。1994年税制改革以来，我国发生了多起较为严重的利用增值税专用发票骗取出口退税案，涉税金额数十亿元，严重影响了国内市场经济秩序，影响了外商投资的积极性。今后要继续严厉打击骗取出口退税行为，为外资企业的生产经营创造一个良好的市场秩序。在日常税收工作中，应加强税收征管，建立联席制，对发现的内外资企业的偷税行为严格依照税法处理，使之能够公平竞争。

5.积极进行反避税工作，防止税收流失。（1）在调整转让定价时取消“按下列顺序”进行调整的规定，使税务机关能根据具体情况运用合适的方法进行调整。（2）对关联企业间商誉、商标的定价作出具体规定，反避税过程中可考虑要求关联企业提供境外会计师事务所出具的验证报告。（3）提高征管水平，运用网络技术，掌握动态价格信息，并实现与其他国家的税收情报交换。

6.做到税法公开透明。税收具有强制性、无偿性、固定性特征，对征纳双方均有约束力。这就要求税法公开透明，使纳税人充分知晓。应将外商投资企业适用的税收法规汇编成册，发放到企业，便于外资企业遵照执行。

参考文献：

[1]黄晓霞，王欢。我国税收优惠政策对吸引外资的影响分析[J].国际贸易问题，2003，（5）

外商投资论文范文第3篇

论文关键词：外资并购 商标 评估 

 

外资并购是引进外资的重要形式。所谓并购是企业合并与收购的总称,企业并购最先在英美国家实践和提出，它泛指以取得企业的财产权和经营权为目的的合并、股票买入和经营权控制等活动。在我国，外资并购指的是外国投资者购买境内非外商投资企业股东的股权或认购境内公司增资，使该境内公司变更设立为外商投资企业，或者外国投资者设立外商投资企业，并通过该企业协议购买境内企业资产且运营该资产，或外国投资者协议购买境内企业资产，并以该资产投资设立外商投资企业运营该资产。自上世纪90年代初开始，外资进入中国的方式有了重大改变，那就是与中国的知名品牌企业合资。外资的进入虽然给中国经济发展注入了资金、带来了先进的技术和科学的管理方法，但外资进入中国时所采取的所谓商标战略给中国企业带来的品牌损失和对国家经济安全的威胁越来越引起人们的关注。 

一、外资并购中商标价值评估状况 

商标是商品的生产者、经营者或者服务的提供者为了表明自己、区别他人在自己的商品或者服务上使用的可视性标志，即由文字、图形、字母、数字、三维标志和颜色组合，以及上述要素的组合所构成的标志。外资企业愿意并购中方企业，更多看重的是中方企业的商标价值，因为对于现代企业而言，商标已经不仅仅是一个企业产品的标识，更多意义上是代表一个企业产品的质量、企业文化和在所属行业中的影响力，更多的是在标识一个企业的商誉。特别是驰名商标的价值更是不容小觑。在外资并购中必须要对商标价值进行评估，以便交易双方明晰商标价值，尤其是让被并购企业清楚知道自身商标的价值。然而由于商标评估存在种种问题，以至于中方企业的商标的价值被低估甚至不作价拱手让与合资企业。如1994年，“金鸡”品牌的持有人——天津日化四厂，为了引进外资，与美国莎莉集团所属奇伟日化公司合资组建了中美合资奇伟日用化学（天津）有限公司，当时金鸡鞋油已占据中国鞋油市场的半壁江山，而合资时金鸡品牌却只折价1000万元。又如广州饼干厂与香港一家公司合资时，将其在50年代注册并享有盛誉的“岭南”商标无偿转让给合资企业使用，这都造成了中方的巨大损失。

二、商标评估存在的主要问题 

外资并购的前提和难点是清产核资、界定产权和评估资产。科学准确评估商标的价值，合法公正地处置商标，有利于在并购过程中维护双方企业的利益，推动和保障外资并购的顺利实现。目前在商标价值评估中出现的突出问题表现在： 

（一）缺乏有关商标评估的法律 

国家工商管理局曾在1995年颁布《企业商标管理若干规定》，该规定明确规定企业转让商标或以商标权投资，应当委托商标评估机构进行商标评估。接着1996年又颁布了《商标评估机构管理暂行办法》，但该办法只对商标评估机构的条件、业务范围及评估原则和法律责任等方面做了规定，而对商标价值的构成、评估的具体方法等商标评估的实质内容为予明确，操作性不强。然而这两个规章在2001年我国加入世贸组织后被废止。目前我国没有一部关于商标评估的法律法规。 

（二）评估机构不规范 

商标等指知识产权的评估技术含量高、程序要求严格，从业人员必须具备相应的知识和技能。然而，在现实中，由于对资产评估机构的设置把关不严，对从业人员缺乏严格的培训与考核，常常出现评估结果与实际状况差距极大的问题。 

（三）评估方法不科学 

按照国际惯例，知识产权等无形资产的评估方法有三种，即成本法、市场法和收益法。评估对象和评估目的不同，评估方法也不同。有些单位却是不分对象和目的，只用一种方法或用错了方法。由于缺乏科学的评估方法，导致在知识产权等无形资产的评估中，标准不统一，高估低估现象严重。 

（四）不重视对商标权等知识产权的评估 

有的中国企业在重视引进外资和国外先进技术的同时，却忽略了通过自己长期经营形成的商标等知识产权，在评估时将这一部分资产价值低估甚至没有将这一部分资产作价，造成商标流失。尤其是造成驰名商标、著名商标流失时，其损失更为巨大。 

三、完善外资并购中商标评估 

（一）加强商标评估理论的研究 

商标评估是按照一定的估价标准，采用适当的评估方法，通过分析各种因素的影响，计算确定商标资产在某一评估基准日时现时价值的工作。商标价值构成比较复杂，受许多因素的影响，具有较大不确定性。比如，商标的设计、注册、广告宣传等费用，商标的使用期限、侵权状况、法律保护程度，商标的显著性以及商标带来的市场占有率、企业知名度和信誉，商标资产依附于有形资产发挥的作用，包括所使用产品所处的不同生命周期阶段，行业的平均利润率与行业发展前景，企业管理人员素质和管理水平等。④加之我国开展商标评估的时间较短，积累经验还不够。为了促进并实现商标评估的科学化和规范化，应当在借鉴国外商标评估经验的基础上，结合我国企业商标价值的现状和具体实际，加强理论研究，探索影响商标价值的定性因素及定量计算方式，逐步发展一套更加科学合理和规则的评估标准和评估方法以及技术规则，通过有关政策法规的颁布与实施，建立科学合理的商标价值评估标准和评估方法。 

（二）完善商标评估的相关法律法规 

针对当前商标评估无法可依的状况，应加强商标评估立法，制定商标评估的统一法律规范，详细规定商标评估的形式、时间、表现、机构及工作人员，建立和完善商标价值评估制度。 

1．关于商标评估标准和方法。在商标评估理论研究的基础上，建立科学的商标评估标准和评估方法，并通过法律法规将其确定下来。 

2．关于商标等知识产权评估机构的法律责任。国家工商管理局曾于1996年颁布了《商标评估机构管理暂行办法》，该办法规定“玩忽职守，使评估结果严重失实的，所在地省级工商行政管理局或者国家工商行政管理局除依据有关法律、法规处理外，视其情节予以警告，处以违法所得额三倍以下的罚款，但最高不超过三万元，没有违法所得的，处以一万元以下的罚款。”实际上让商标评估机构在对商标价值评估失实时仅承担警告、罚款的法律责任并不能起到处罚作用，也不能有效遏止此类事件的频繁发生，并且该规章在2001年被废止。虽然随后国家出台了《资产评估准则——基本准则》和《资产评估职业道德准则——基本准则》，但是这两个规范性法律文件并没有规定评估机构承担的法律责任。目前我国没有相关法律对商标等知识产权评估机构应承担的责任做出任何规定。由于评估机构和评估人员对我国商标评估价值失实几乎不承担任何责任，如经济责任、道德责任、社会责任、法律责任，尤其是法律责任，导致背离商标实际价值的评估现象屡见不鲜。针对这一情况，在商标评估立法时要明确评估机构和评估人员的法律责任。 

3．关于外资并购时的商标价值评估。外资并购涉及外方企业，与企业并购时双方都是中方企业不同，外资并购时企业商标等无形资产被低估甚至是没有估价，会造成商标流失，造成损失，尤其是造成驰名商标、著名商标流失时损失更大。因此法律要对外资并购时商标等知识产权的评估做出严格的规定维护国家的经济安全。 

（三）强化企业商标保护意识，重视自身商标价值评估 

按照我国现行会计制度的要求，企业资产的计价是遵循历史成本原则。由于包括知识产权在内无形资产价值具有不确定性和取得成本的不可分性，使得大量无形资产不能确认和计量，即使确认入帐，但计量的成本也往往是不完整的。导致专利、商标、技术秘密、计算机软件在研制、开发过程中投入的费用并没有计入无形资产成本，使帐面上反映的无形资产价值与其真实价值相差甚远，这样当企业发生产权变动或产权交易时，帐面无形资产价值并不能成为交易的价值基础。所以当企业涉及资产拍卖、转让、企业兼并、出资、出售、联营、股份制改造、合资、合作时，对无形资产的评估就成为必要，以反映无形资产的真实价值。⑤商标是企业的无形资产，本身具有巨大的价值。中方企业作为外资并购的目标企业，要增强商标价值评估意识，要认识到商标价值评估是必要的，以商标使用权作价出资时要同并购企业商定商标评估办法确定商标价格，避免企业自身商标价值被低估甚至是无偿转让。中方企业与外方企业应当商定评估机构选择办法，比如双方共同选择、委托第三方选择等，应当选择有资质且资质比较高的评估机构进行评估。评估机构做出报告后，应当聘请无利害关系的独立专家对评估报告进行审查和评估，判断评估报告依据的资料是否充分、真实，评估方法是否科学、评估程序是否公正、合法，调整参数是否科学、合理，最终得出评估结论是否真实、可靠。 

外商投资论文范文第4篇

1.服务业利用FDI的总量变动分析

从总量变动看,2001年～2008年,上海服务业实际利用外资总额呈逐年上升之势,2001年为17.24亿美元,2008年为68.35亿美元,年均增长率为18.79%(见表1)。

2.服务业FDI占FDI总量的比重变化与贡献分析

2001年～2008年,上海服务业实际利用FDI占FDI总额的比重,由2001年的39.25%上升到2008年的67.78%(见表2),服务业实际利用外资占利用外资的比例总体上为55.67%。进入2003年以来,这一比例大幅提升,尤其是2007和2008年,比重达到了60%以上,这与全球性的FDI流向服务业的趋势相符。

为了分析服务业FDI对FDI总量的贡献,应该计算FDI总量增长速度,服务业FDI贡献度和服务业FDI贡献率。

FDI总量增长率=当年FDI总量的增量/上年FDI总量(1)

服务业FDI贡献度=服务业FDI增量/上年FDI总量=(服务业FDI增量/上年服务业FDI总量)x(上年服务业FDI总量/上年FDI总量)(2)

由(2)式可见,服务业FDI对FDI总量增长的贡献度受两方面的影响:一是服务业FDI的增长速度,二是服务业FDI在FDI总量中所占的比重。

由(1)式和(2)式可推导出服务业FDI对FDI总量增长的贡献率。计算公式可表示为:

服务业FDI的贡献率=当年服务业FDI增量/FDI总量的增量(3)

根据(2)式和(3)式可以计算上海服务业FDI对FDI总量增长的贡献度和贡献率(见表3)。

从数据可以看出,2002年FDI总量增长率14.53%当中有3.73%来自于服务业,相应的增长率为25.71%,而到了2004年贡献率则跌至了-60.64%,2006贡献率年又上升到了357.20%,2008贡献率又降到了70.24%,可见上海服务业FDI对FDI总量的贡献比较的不稳定。

3.上海三次产业利用外资的增长分析。这里主要上海2001年以来三次产业各自利用FDI总额、占FDI总量的比例、年度平均额、年均增长率等方面进行比较研究(见表4)。

从结构比重来看,服务业FDI占FDI总量比重占绝对优势,高达55.66%,远远高于第一产业与第二产业的总和。八年来,服务业利用外资年均额为37.41亿美元,超过了第一、第二产业总和。从增长速度看,2001年～2008年上海服务业利用外资年平均增长率为18.79%,高于第二产业FDI平均增长速度,也高于FDI总量平均增长速度。

4.服务业利用FDI的业绩分析

服务业利用外资的业绩指数,是指在一定时期内,服务业FDI的流入量占FDI流入总量的比重除以服务业GDP占GDP总量的比重。计算公式可表示为:

服务业FDI业绩指数=服务业FDI占FDI总量比重/服务业产值占总产值比重(4)

根据(4)式可以计算2001年～2008年上海服务业利用FDI的业绩指数(见表5)。

从数据分析可以看出,2001年～2008年上海市服务业FDI业绩指数基本保持在1左右,服务业FDI流入量与其GDP规模基本相当。2008年上海FDI总量业绩指数为2.4(上海FDI总量业绩指数=上海FDI总量占全国FDI总量比重/上海市GDP总量占全国GDP总量比重),服务业FDI业绩指数为1.26,低于同期的FDI总量业绩指数1.14个百分点,表明与利用FDI总量的业绩相比,服务业引资规模还存在很大的增长空间。

5.上海服务业利用FDI的特征

通过上述实证分析对2001年以来上海市服务业利用外资的特征总结如下:从总量变动情况看,上海市服务业实际利用外资总额呈上升—下降—再上升的“N”型变化特征,2005年以来服务业实际利用外资上升速度加快。

2001年～2008年服务业FDI占FDI总量的比重,超过55.67%。服务业FDI占FDI总量比重的变化与世界FDI的流向相一致;服务业FDI对FDI总量的贡献率极不稳定,2008年服务业FDI对总量FDI的贡献率达到70.24%,远超过第一、第二产业FDI对总量FDI的贡献,上海市服务业FDI对第一、第二产业FDI存在挤出效应。同时,从服务业利用FDI的业绩和FDI总量的业绩比较来看,上海服务业引资规模还存在较大的增长空间。

二、上海服务业利用FDI的实证检验

为了从定量的角度研究上海服务业利用外商直接投资的问题,本文考察了1989年～2008年的数据,采用格兰杰因果检验法,以服务业FDI为解释变量,服务业增加值为被解释变量。其中衡量服务业FDI的指标采用历年服务业实际利用FDI占上海利用FDI的总额的比重来表示(以下简称F),衡量服务业增加值的指标采用服务业增加值占GDP的比重来表示(以下简称S).在检验过程中,分别对F、S取对数(LNF,LNS),以消除可能存在的异方差问题。

1.ADF单位根检验。时间序列数据往往是不平稳的,若直接对它们进行回归分析可能导致“伪回归”现象的出现,因此应先进行平稳性检验。

本文运用ADF单位根检验方法,检验结果如表6所示。检验结果表明,LNS,LNF均为一阶单整的时间序列变量。三者的原值在10%的显著性水平下均无法通过平稳性检验,一阶差分后在不同的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设,说明三个变量都为一阶单整的时间序列。

注:*表示变量在10%的显著水平通过检验,**表示变量在1%显著水平通过检验。

2.Johansen协整检验

协整关系是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系,其经济意义在于:两个变量,虽然具有各自的长期波动规律,但如果他们是协整的,则他们之间存在一种长期稳定的比例关系。在ADF单位根检验的基础上,运用Johansen协整检验方法对LNF与LNS进行协整关系检验。通过估算可以得出,两个回归函数的可决系数分别达到了0.464894和0.931553,这说明拟合程度较好。当确定5%的显著水平时,rk(A)=0时,迹统计值为20.46137大于临界值15.41,所以拒绝零假设rk(A)=0;接下来进一步检验,因为2.013747小于临界值3.76,所以接受零假设rk(A)≤1,从而说明LNF和LNS之间存在协整关系。

3.Granger因果关系检验

利用Granger因果关系法检验LNF与LNS之间,LNF与LNI之间是否存在因果关系。结果如表7所示。

结果表明,在10%的显著水平下,LNS与LNF存在单向的因果关系,LNSLNF的单向因果关系表明表明上海服务业的经济发展是引起外商直接投资增加的原因。

三、结语

通过对上海服务业FDI的现状分析我们得出结论,上海的服务业外商直接投资是近年来外商投资的重中之重,其服务业FDI占FDI总量比重的变化与世界FDI的流向相一致,但是仍然有很大的增长空间。同时,我们通过实证检验发现上海服务业的经济发展是引起外商直接投资增加的重要原因之一。

因此,我们应该制定科学合理的引资政策,并设计有效的制度体系;优化服务业外商投资结构,提高服务业利用外资的数量和质量;积极承接服务业国际转移,逐步向服务价值链的高端提升,进一步提升上海服务经济的国际竞争力,从而促进上海经济的进一步发展。

参考文献:

[1]庄丽娟陈翠兰:FDI对广州服务业结构效应的实证分析[J].国际经贸探索,2008(3)

[2]戴枫:中国服务业发展与外商直接投资关系的实证研究[J].国际贸易问题,2005(3)

[3]王小平:中国利用外资的实证分析[J].财贸经济,2005(9)

外商投资论文范文第5篇

[关键词]外商直接投资经济增长协整

外商直接投资(FDI)是对外开放的重要组成部分，也是衡量一个国家对外开放程度的重要指标作者以重庆市作为东道主，从FDI对重庆市经济增长贡献的关系进行定性和定量研究，对于重庆市在改革开放三十年后如何改善投资环境，制定和实施正确的外商投资政策以促进经济增长有着十分重要的意义。

一、重庆利用外商直接投资发展状况

重庆外商直接投资大概经历了缓慢发展的起步阶段、高速波动的增长阶段和稳步发展阶段。重庆市FDI存在着总量少、来源集中、发达国家份额低以及投向集中、分布不平衡等问题。

注：根据重庆市统计年鉴和中国人民银行数据库整理

1985年，重庆第一个外商投资项目中外合资企业—庆铃汽车有限公司成立。从图一可以看出，1986年～1991年间，由于长期东西部发展不平衡和基础设施建设滞后等原因，引进FDI进展缓慢，FDI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重庆被国务院列为沿江开放城市,享受沿海开放城市的政策。1993年，国务院批准重庆建立国家级高新技术产业开发区和经济技术开发区，重庆迎来了引进外资的高速发展时期。1992年重庆市实际利用外资10247万美元，是第一阶段累计金额的1.40倍。1993年为历年来重庆引进外商直接投资之最。从图可以看出,1992年～1999年外商直接投资具有数量大、波动剧烈的特点。1997年重庆直辖市出台了61条吸引外资的优惠政策，实际利用外资金额达到38466万美元。重庆引资工作进入稳定发展的新阶段。

二、重庆FDI与经济增长关系的实证分析

外商直接投资是指外来投资者将资金或资产直接投放到东道国的产业部门，在当地创办企业或与当地资本合营，通过生产要素的直接投入，投资者对生产要素的使用和管理拥有直接控制权。

经济增长泛指一国生产的产品和劳务的增加。本文将衡量经济增长最主要的指标GDP作为代表，主要探讨FDI与重庆市GDP增长之间的关系。

1.FDI与GDP相关性检验。根据重庆市统计年鉴和中国人民银行数据库,收集1985年～2006年重庆市GDP和FDI的数据,剔除汇率变化的影响,运用Eviews3.1统计软件对重庆市GDP和FDI进行相关性分析,相关系数为0.843292,说明两个变量之间存在较强的正相关性。

2.序列协整分析和因果关系分析。为了说明变量之间的协整关系和因果关系,对FDI和GDP进行协整关系检验和因果关系分析。（1）单位根检验及实证结果。为了减少数据波动趋势性,分别对这两个变量取自然对数。在对两个变量的二阶差分的线性图形进行分析后,发现LFDI和LGDP两个变量没有明显的趋势特征,因此对LFDI和LGDP两个变量进行ADF检验。从分析结果得出,LFDI和LGDP两个变量的二阶差分序列在不含截距项和趋势项的ADF值都在5%的显著水平上，驳斥了存在单位根的假设，两个变量同阶单整。二阶差分的平稳性特征以及序列的同阶单整关系说明两个序列之间可能存在长期的协整关系。

（2)Granger因果关系分析。取自然对数的二阶差分具有平稳性特征,作二组变量之间的Granger(因果关系)检验，由检验结果可以看出,在长期的发展态势上,FDI的增长是GDP增长的Granger原因,但是GDP增长不是FDI增速不断扩大的Granger原因。

3.回归分析及回归方程的建立。上述相关性、协整以及Granger因果关系分析表明,重庆市FDI与GDP增长之间存在长期的均衡协整关系,并且FDI是推动重庆GDP增长的原因之一,因此通过分析可以建立两者之间的经济计量模型。

LGDP=5.896+0.4296LFDI

t=(46.47440)(9.429685)

R2=0.816377=0.807196F=88.91896DW=0.472310

采用E-G两步法进行协整分析，其拟合优度较好。但是DW值较小,存在一定程度的自相关性。对残差项进行检验,发现ADF为-2.862063,小于5%的临界值-1.9592,说明从长期发展来看,GDP的增长与FDI的增长是协调的,说明模型基本正确。

通过回归结果可以得出结论:重庆市引入FDI对GDP的平均贡献率为0.43,即重庆FDI每增加一个百分点,GDP将平均增加约0.43个百分点。可见，FID对重庆经济增长的作用是相当显著的。

FDI对重庆经济增长的推动效应十分明显。采取外向型经济能带来更高的经济增长率,引入FDI作为外向型经济政策的重要组成部分,对于重庆经济增长的贡献尤其值得关注。在金融风暴的浪潮下，全球经济将面临着衰退的景象，我国GDP增速预计由2008年的10.5%左右降至2009年的9.5%左右。重庆市如何在全球经济增速放缓的背景下，继续吸引外商直接投资，进一步扩大对外开放？通过Granger因果关系分析看出，FDI促进了重庆经济增长，但是，经济增长却不是FDI大量涌入重庆的原因。所以从其他方面考虑来吸引FDI。其中，排在首位的就是当地的制度，投资环境和各项政策法规。然而地处西部地区的重庆市相对于东部地区来讲，在市场经济发育程度、人们的思想观念、政府效率、法规政策透明度、高素质人才等投资软环境方面明显处于劣势，阻碍了外商直接投资的力度。因此，加快体制创新、深化外贸体制改革是重庆市吸引外资的关键之所在。