時間：2022-12-18 13:57:58
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇外商直接投資，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易；協整檢驗；誤差糾正模型；因果檢驗
一、引言
隨著山東省經濟的快速發展和國際經濟環境的不斷改善，山東省在對外貿易和利用外資方面取得了很大的進步。據山東省統計年鑒資料顯示，截至2004年底，累計已有113家世界500強在山東省興辦企業262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項目5891個，增長11.1%。與此同時，山東省的進出口貿易也得到了迅猛發展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進口額由1985年的17.9796億美元增加到2004年的249.0850億美元。
對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進口或出口的關系表現為二者的互補性、替代性或是相互關系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿易的關系。
二、實證分析
（一）數據來源和研究方法
為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿易的相關性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經濟數據，運用協整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關系，并對變量進行Granger因果關系檢驗。其中，FDI是各年度的實際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿易額，IM代表各年度的進口貿易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數后不會改變變量之間的關系，在這里對各序列進行自然對數變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。
二）平穩性檢驗
所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不隨時間的位移而發生改變，也就是說，生成變量時間序列數據的隨機過程的特征（數學期望、方差及協方差）不隨時間變化而變化。在對時間序列進行計量分析時，首先要對各變量進行平穩性檢驗。在現實經濟中，許多經濟變量的時間序列是非平穩的，對非平穩的時間序列進行回歸可能會出現謬誤回歸（spuriousregression）的現象，導致標準的t和F檢驗無效。本文采用ADF檢驗法對變量LNFDI、LNEX、LNIM進行單位根檢驗，考察序列是否平穩。檢驗結果見表2：
注：（C,T,K）分別代表所設定的檢驗方程含有截距、時間趨勢及滯后階數，N指不含C或T，K的選擇標準是以和值最小為準則。
以上對時間序列LNFDI、LNEX、LNIM的平穩性檢驗表明，在10%的顯著水平下，不能拒絕三個變量存在單位根的假設，LNFDI、LNEX、LNIM均為非平穩序列，而它們的一階差分LNFDI、LNEX、LNIM均為平穩序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均為I(1)序列。
（三）協整檢驗
為了分析外商直接投資于山東省進出口貿易的關系，本文分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM的關系進行協整檢驗。協整分析技術是20世紀80年展起來的一種分析方法。協整分析是由若干服從單位根過程的變量組成的系統，若這些變量的某一線性組合式平穩的，則稱這一穩定線性組合為協整關系。協整分析描述了這些變量之間的長期穩定關系。
關于協整檢驗的方法主要有以下兩種:一是Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗的EG兩步法；二是Johansen提出的基于VAR模型對協整向量系數進行極大似然估計和檢驗。本文采用的世恩格爾——格蘭杰（Engle-Granger）兩步法分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM之間的關系進行協整檢驗。
1、對LNFDI與LNEX的協整檢驗
首先用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。單位根檢驗的方法采用ADF檢驗法，ADF檢驗采用帶有趨勢項帶有常數項的形式，滯后階數選為6。檢驗結果根據殘差的ADF檢驗結果知，殘差不存在單位根，即殘差是平穩序列。這說明LNFDI與LNEX之間存在協整關系。協整方程為：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
從方程(1)可以看出，變量LNFDI的系數為0.35751,說明FDI對EX的彈性系數為0.35751，即FDI每增長1%，EX將增長0.35752%。
用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，得到協整方程為：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)說明，LNEX對LNFEI的彈性系數為2.419141,即EX每增長1%,FDI將增長2.419141%。
2、LNFDI與LNIM的協整檢驗在線
首先用LNIM對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。仍采用ADF檢驗法，檢驗結果如
根據表4的檢驗結果知，殘差存在單位根，使非平穩序列。這說明LNFDI與LNIM之間不存在長期的均衡關系，即二者之間不存在協整關系。
（五）因果關系檢驗
協整檢驗的結果表明，山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證，本文采用Granger因果關系檢驗法驗證。Granger曾指出，因果關系檢驗只有在兩個變量協整的情況下才是有效的。由于前面已經驗證出山東省外商直接投資與出口之間存在顯著的協整關系；而山東省外商直接投資與進口之間不存在協整關系，因此，此處只須進一步對山東省外商直接投資與出口這兩個變量序列進行Granger因果關系檢驗。在Granger因果關系檢驗過程中，滯后階數取5，檢驗結果見表5在線
從表5的檢驗結果中可以看出，山東省外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。
三、結論與建議
本文通過運用協整檢驗和Granger因果關系檢驗來研究山東省外商直接投資與進出口貿易的關系，結果表明：
1、山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩定的均衡關系，與進口之間的長期關系不明顯。即山東省外商直接投資與出口之間存在協整關系，與進口之間不存在協整關系。外商直接投資對山東省出口的影響表現為互補關系，這與小島清的互補理論模型是一致的。按照小島清的理論，投資國的對外投資應當從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行，這樣就可以把東道國的比較優勢挖掘出來，使兩國間的比較成本差距擴大，為更大規模的貿易創造條件。外商直接投資能夠促進山東省出口貿易的上升說明外商直接投資對山東省出口貿易具有創造效應，具體表現為：外商直接投資和山東省出口之間存在著一種長期穩定的均衡關系，外商直接投資流入量的增加對山東省出口貿易有很強的促進作用。其中，外商直接投資流入量增加1個百分點，山東省出口貿易將增加0.35751個百分點。
關鍵詞：外國直接投資；擠出效應；擠入效應；中俄
一、引言
外商直接投資可以解決一個國家資金不足問題，近年來很多發展中國家都采取招商引資而不是借外債的策略，大量吸納國外資金發展本國經濟。伴隨著國外資金大量涌入可能會對國內投資產生擠出效應或擠入效應，擠出效應會帶來負的外部性；擠入效應會帶來正的外部性。特別是中國與俄羅斯這樣的轉型國家，在大量引進外資后是為國內的經濟帶來了正的投資效應還是負的投資效應值得引起關注與研究。本文分析了外商直接投資對中國及俄羅斯產生的投資效應。
二、模型與方法
本文運用ManuelR.Agosin等人（2000）使用新古典理論模型構建的一個投資方程評價外商直接投資對國內投資的影響。模型建立如下：為評估FDI對國內投資的擠出效應，建立總投資模型。一國的總投資可以歸結為兩類，一類是國內投資；一類是國外投資通常將其看作為FDI：
I=Id+If（1）
在模型中近似的將國外投資看作FDI忽略國外投資超過FDI的部分。而國外直接投資不僅依賴于當期FDI還依賴于滯后項，所以可以將模型寫為：
If，t=?漬0Ft+?漬1Ft-1+?漬2Ft-2（2）
這里我們將國內投資看作合意資本存量與實際資本存量差額的函數：
Id，t=?姿（K*d，t-Kd，t）（3）
K*d，t=?準0+?準1Get+?準2yt其中?準1，?準2>0（4）
根據索羅模型t期與t-1資本存量的變化等于t-1期的投資：
Kd，t=（1-d）Kd，t-1+Id，t-1（5）
其中d為資本折舊率由（3）和（5）式得
Id，t=?準′0+?準′1Ge+?準′2y+?姿Id，t+?姿′Id，t-2（6）
其中?準′0=?準0+?姿2（1-d）2Kd，t-2
?準′1=?姿?準1
?準′2=?姿?準2
?姿′=?姿2（1-d）
將（6）式與（2）式帶入（1）式得
It=?準′0+?準′1Get+?準′2yt+?漬0Ft+?漬′1Ft-1+?漬′2Ft-2+?姿It-1+?姿′It-2（7）
?漬′1=?漬1-?姿
?漬′2=[?漬2-?姿2（1-d）]
由于本期的經濟增長預期依賴于前幾期的經濟增長，可以得到：
Get=?濁1Gt-1+?濁2Gt-2（8）
將（8）式帶入（7）式，兩邊同除以Gt得
ii，t=?琢i+?茁1fi，t+?茁2fi，t-1+?茁3fi，t-2+?茁4ii，t-1+?茁5ii，t-2+?茁6gi，t-1+?茁7gi，t-2+?著i，t
其中ii，t表示第i國在第t期國內投資占GDP的比重；fi，t表示第i國在第t期FDI占GDP的比重；gi，t表示第i國在第t期國GDP的增長率；下標i表示俄羅斯與中國。在此基礎上采用b來測度FDI對國內投資的擠出效應：
在?茁j（j=1，2）顯著的情況下，?茁j值的大小可以衡量外商直接投資在長期中是擠入還是擠出了一國的國內投資：
①?茁j=1，即長期中，FDI/PGDP每提高1個百分點，就變成IP/GDP的1個百分點的提高，說明跨國公司的投資與國內投資是平行的，不存在擠出效應。
②?茁j>1，即長期中FDI對國內投資產生了擠入效應，1個單位的FDI變成了超過1個單位的總投資，存在擠入效應。
③?茁j<1，即長期中FDI對國內投資產生了擠出效應，1個單位的FDI變成了少于1個單位的總投資，也就是說，外商直接投資替代了國內投資。此時，存在擠出效應。
在?茁j≠1的情況下，外商直接投資在東道國產生了宏觀經濟外部性，如果是擠入效應說明產生了正的外部性，如果是擠出效應則說明產生了負的外部性。
三、中國FDI對國內投資的擠出效應分析
改革開放以來，我國由于外匯和技術的“雙缺口”所以采取了吸引外國直接投資而不是借外債的政策，同時也以豐富的資源、勞動力密集型優勢和一系列外商投資的“超國民待遇”優惠政策吸引了大批外商來華直接投資。1993年以來我國的外商投資水平一直居于亞洲前列。2002年我國外商直接投資量超過美國成為世界第一。FDI對我國經濟向前發展中起到了一定的促進作用，這一點取得了許多經濟學家的認同，但是不可否認的是隨著經濟的不斷發展，尤其是近年來在FDI大量進入我國的同時也帶了一些負面影響：①FDI一般都會流向邊際利潤較高的行業，導致中國投資消費關系失衡，也加劇了產業結構失衡的狀況。②由于跨國公司相對于國內企業擁有資本、技術優勢和所有權資產優勢，在市場競爭中往往會擠出國內一些技術創新型新興企業，從而不利于我國資本產業構成和經濟發展方式轉變。所以在研究外商直接投資中，FDI對東道國的投資到底是有擠出效應、擠入效應還是中性效應成為我們關注的一個重要問題。如果FDI的流入沒有增加一國的總投資，或在一國經濟不斷發展的過程中擠掉了一部分國內投資，那么總體上會對一國宏觀經濟負的外部性。目前，FDI占我國固定資本形成的比率已經達到了較高水平，FDI對我國資本是否存在擠出效應也引起了學者的爭論。
下面利用宏觀數據，實證上檢驗FDI對我國資本形成的擠出擠入效應。
2006年薄文廣對我國的外商直接投資效應進行了分析，得到1992年之前外商直接投資顯著的擠入了國內投資，1992年之后國外直接投資對國內投資產生了擠出效應。2008年方友林、冼國明得到的結論是國外直接投資對國內投資的擠出效應呈中性。本文運用1999年~2010年數據的實證分析得出，見表1所示。
我國FDI對國內投資（表1）存在擠出效應?茁i=4.3且顯著Chi-square=0.967。隨著中國經濟的不斷發展，FDI對我國的擠出效應越發明顯，因此，外商直接投資的局限性逐漸顯露。我國擠出效應上升原因為：
（1）FDI后向關聯水平降低使得擠出效應上升。外資工業在我國技術密集型不高的一般加工業中比重過高，統計數據顯示，目前在華投資的外資中大部分為加工貿易行業，影響技術的擴散和產業鏈的延伸，使后向關聯水平降低，擠出效應上升，外資賺取了中國資本可以獲得的利潤，同時擠出了國內加工貿易行業投資。并且加工貿易則出現順差2256.6億美元，其中大部分由包括歐美企業在內的外資企業獲得。
（2）FDI的市場導向為服務國外市場。在產業鏈條中，外資企業將中國作為自己的海外加工廠，將生產好的產品在國際市場上進行銷售，從而中國加工企業只獲得少數加工費，而產品設計、運儲和營銷等環節的大量利潤被包括美國企業在內的外國企業獲得，使得擠出效應上升，形成產生了生產在國內，污染在國內，利潤在國外的負投資效應。
（3）投資市場日益完善使得FDI擠出效應上升。在競爭性強和市場化程度高的產業中，外商直接投資會使國內投資的擠出效應上升，并且外資享受優惠的政策會加劇外商直接投資對國內投資的擠出效應。近年來我國市場化程度不斷深化，競爭性市場日益完善，因此也使得FDI的擠出效應有所上升。
可以看出，中國逐漸走出了依賴外資的發展路徑，同時我國政府也逐漸認識到了國外直接投資在國內的局限性，2010年四月出臺了《關于進一步做好利用外資工作的若干意見》，明確提出要擴大開放領域，鼓勵外資投向高端制造業、高新技術產業、現代服務業、新能源和節能環保產業。嚴格限制“兩高一資”和低水平、過剩產能擴張類項目。2010年堪稱境外企業在華投資經營的新元年。過去近30年用“市場換技術”而給予外企“超國民待遇”的時代正式終結。外國直接投資也逐步走出“優惠中”與國內投資一同進入激烈的市場競爭中。這正體現了我國經濟發展方式轉變的大趨勢。
四、俄羅斯FDI對國內擠出效應分析
近年來俄羅斯外商直接固定資產投資占國內總固定資產投資的比例逐年遞增，從數據（俄羅斯聯邦國家統計數據，2010年）可以看出，俄羅斯外商投資比重逐漸擠占了國內的投資比重，同時合資投資所占比重與1995年比有了大幅的增加，外資投資由2000年的1.5%上升到2009年的6.0%，年均增長比重達到了0.5%，2000年~2005年增長最為迅速，年增長率達到1.34%左右。可以看出俄羅斯的國外投資增長迅速，也體現了投資環境與以往相比有了很大程度上的改善。
隨著外資所占比重的不斷增加，外資邊際效用遞減效應逐漸體現，俄羅斯國內的擠出效應也日漸明顯。Klara與Jan（2005）等人對俄羅斯外商直接投資對國內的影響進行了分析，其認為FDI所占投資比例高的公司較比重低的公司發展步伐緩慢，且溢出效應較不明顯，外商投資的局限性逐漸顯露。本文運用1999年~2010年俄羅斯的統計數據對俄羅斯國外直接投資對本國投資的擠出效應進行了分析。從表1中數據可以看出，俄羅斯的擠出效應?茁i=1.41說明俄羅斯的外商直接投資存在擠出效應，其值明顯小于4.3中國的擠出效應值，且中國的擠出效應顯著水平Chi-square=0.967>0.8932也明顯顯著于俄羅斯Chi-square=0.8932這表明俄羅斯的擠出效應弱于中國同時對外資的相對依賴程度要大于中國。其原因為：
首先對外資依賴程度較中國高是由于俄羅斯自身整體經濟不穩定、政治與社會不穩定、基礎設施不完善及市場規模小等因素。在俄投資的跨國公司80%認為與中國相比，俄羅斯市場風險較大吸引力較低。在國際資本流動的同時俄羅斯還存在大規模的資本外逃。
第二，對外資的依賴程度較中國高是由俄羅斯私有化程度較高，導致儲蓄率低、通貨膨脹侵蝕儲蓄，同時本國金融機構和資本市場不發達，從而使投資不足的矛盾特別尖銳，這就使得俄羅斯依賴于外商直接投資這種融資方式彌補本國儲蓄與投資之間的差距。
第三，對外資依賴程度較中國高是由于俄羅斯國內的投資結構特點所決定。外資的行業分布集中在原材料、資源開發產業占總外商投資的12.6%，原料加工產業中以金屬鍛造加工為主比例占到5.5%。上述部門具有較高的進入壁壘。對進入壁壘較高的行業的國內投資產生了阻礙作用，提高了對國外直接投資的依賴度。
五、結論與啟示
通過本文的實證分析發現，中國與俄羅斯經濟同屬于轉軌時期，國外直接投資對國內的投資都存在一定的擠出效應，但中國的外資對本國投資的擠出效應要高于俄羅斯且較顯著，俄羅斯對國外直接投資的依賴水平高于中國，總體來講，俄羅斯經濟的發展依賴于外資的帶動，我國國內企業應充分運用本國閑置資本，利用俄羅斯市場來帶動國內經濟的增長，使中國對外直接投資步入良性對外投資的循環中來。具體說來包括以下幾方面：
1.在貿易關系方面，中國外商直接投資的擠出效應日漸明顯，外商直接投資的局限性日益突出，國內資本不斷累積，就要求我國發展自身對外投資戰略，中俄兩國只有一江之隔，在貿易投資領域具有得天獨厚的優勢，長久以來中國對俄羅斯的直接投資一直蹣跚不前，但從2006后我國對俄直接投資有了飛速的發展，特別是在2009年間我國一躍成為俄羅斯第三大投資國，絕對投資額達到97.57億美元占俄國國內外商總投資額的11.9%，僅次于第一大投資國盧森堡2.4個百分點，中國在俄投資分布在莫斯科、圣彼得堡等大城市及西伯利亞和遠東地區，中資公司主要從事進出口貿易、微電子、通訊、服裝加工、電器組裝、木材加工、農業、餐飲業等，我國對俄直接投資為我國帶來巨大效益的同時推進了鄰邦俄羅斯的經濟發展。
2.在政策方面，通過實證分析俄羅斯較中國相比外商直接投資的擠出水平相對較低，對外資的依賴程度較高。因此俄羅斯越來越重視中國的外資，特別是近年來俄政府出臺了一系列著有成效的政策改革如：2009年6月兩國元首批準《中俄投資合作規劃綱要》，這為雙方實現相互直接投資便利化提供重要的政策保障，促進與我國政府的積極合作使得外資投資環境不斷趨于良性，市場風險有所降低、對中國的引資效果越發明顯。同時俄政府大力推動中俄外資協作，2011年1月1日中俄每年將輸入原油1500萬噸期限為20年的中俄原油管道輸油合同開始履行，俄羅斯科學院遠東研究所副所長謝爾蓋·盧賈寧表示此次貿易投資對于俄中兩國加強合作具有重大意義，中國對俄投資日漸呈現出良好的經濟增長趨勢。
關鍵詞：西安市；外商直接投資；發展
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1674-4144(2010)01-15(5)
作者簡介：王 晶 陜西師范大學旅環學院碩士研究生
陳瑛陜西師范大學旅環學院博士教授碩士生導師
改革開放以來，西安市經濟迅速發展，尤其是2000年以來，經濟增長率一直保持在10％以上，其中外商直接投資在西安市經濟發展中起著不可忽視的促進作用。
1 西安市外商直接投資發展歷程
西安市利用外商直接投資(FDI)工作從1983年中美合資金花飯店開始，至今已有26年的歷史。根據FDI的數量、規模、方向將其劃分為四個發展階段：
一、起步階段(1983―1991年)。投資規模都是以中小額投資為主，到1991年底全市FDI總額僅為1364萬美元，實際利用FDI為1097萬美元，無1000萬美元以上規模的企業。投資領域集中在服務性行業(賓館項目)，生產性項目較少，外商投資是一種探索和適應行為。
二、高速發展階段(1992―1995年)。1992年由于全面實施開放政策，西安市引進外資出現了前所未有的勢頭，投資規模增大，投資領域拓寬。具體表現在三個方面：一是外企數量驟增，發展迅猛。二是利用外資的規模不斷擴大。三是引資工作注意發揮西安市科技、旅游和加工業的優勢，投資重點由賓館項目轉向生產性項目、房地產開發和旅游配套設施建設，對產業結構的調整起到了很大作用。
三、調整階段(1996-2000年)。由于受金融危機的影響，實際利用FDI出現暫時調整和下降，但投資規模在調整過程中，各年度利用外資額波動不大，并且在2000年又有所恢復和增加。
四、穩步發展階段(2001年至今)。外商直接投資增多，投資規模明顯加大，加速了西安市產業結構調整的步伐，成為新的經濟增長點。2009年1月實際利用外資11452萬美元，近年來引進的外資項目已從簡單加工業的中小型項目向高新技術為主的大型項目轉移，投資領域從第二產業向第一、三產業拓展，對城市通訊、供水、道路建設、舊城改造、老企業技術改造等起到了積極作用。2西安市外商直接投資現狀分析
自1983年以來，西安市利用FDI持續增長，實際利用FDI金額除了1999年是因為受到1997年亞洲金融危機的影響而有所下降以外，其余年份均呈上升狀態(圖1)。到2008年西安市實際利用外資額達到11.48億美元。研究發現，西安市歷年實際利用外商直接投資的增長有兩個。1992年為大，增長率高達375.32％，比前一年增長5倍；2005年為次，增長率為106.93％。總的來說，西安市運用外資狀況良好，外商投資總量逐步上升，并且有進一步擴大的趨勢。
3 西安市FDI企業的空間分布
3.1 數據的處理
基礎數據處理：研究中采用的基礎資料是截至2006年3月1069家在西安市投資的外資企業的數據。數據主要來源于《西安外資企業名錄》、網頁查詢以及西安市黃頁，通過多方面的查證，數據真實可用。
數據近似：由于技術上的原因，對于企業點的空間定位研究做了如下近似處理：通過西安市的電子地圖搜索相應企業點的位置，然后通過相關軟件在地圖上提取企業點的空間位置，輸入企業點形成模擬圖形。
3.2 西安市FDI企業的總體分布特征
為了顯示企業的空間分布特征，文章采用數量密度特征圖來分析，把西安市分成192個小空間單元，根據各空間單元的數量密度距平均密度的標準差，把密度分為6個級別，分別用不同的色度顯示出來。
從圖2可以看出外資企業的空間分布情況，數量密度大于0.7759個標準差的區域集中了70.8％以上的企業。外資企業主要集中在高新區、北郊的經濟技術開發區以及老城區，企業數分別占調查總數的24.8％、13.75％、20.2％，這種團狀集聚塊的分布又主要集中在隴海鐵路線的兩側，以點成塊，以塊帶面形成了西安市的外資企業分布格局，各區內部也呈現出更明顯的集中中心，集聚程度更強烈。
從地區結構看，西安市的外資制造業企業在高新區、經濟技術開發區、老城區都有一定量的分布。其中，高新區、經濟技術開發區的外資企業在空間上呈現一種密集的群團式布局，而在老城區的分布則相對比較均勻。而服務業則以高新區最具優勢。另外，老城區的分布也具有明顯的優勢，在城區內的外資服務業企業的比重達25.3％，經濟技術開發區的外資服務業企業則很少。
4 西安市FDl特點
4.1 投資領域：
西安市外商直接投資大項目增多，投資領域拓寬，涉及高新技術產業、裝備制造業、旅游業、現代服務業、文化產業五大主導產業。
2008年6月舉行的第十二屆西洽會，西安組團在招商引資工作中引進一批創稅、創利、創匯型的大項目，外商直接投資項目達15個，占47.4％，涉及到高新技術產業、裝備制造業、旅游業、現代服務業、文化產業等五大主導產業。其中，西安高新區與臺灣英華達以及與弗蘭德科技的合作受到了與會者的矚目，兩個項目投資總額3800萬美元，依托高新區通訊產業的發展優勢，分別在高新區投資通訊產業配套及研發項目，從而帶動西安高新區通信技術、手機設計研發以及通訊類高精度部件加工的整體水平。同時，高新區還與格威石油、美國盛賽爾公司等四家簽約，當日簽約總額達12億元。其中內資8億元人民幣，外資5800萬美元。
4.2 產業結構：
FDI的產業分布以第二、三產業為主，第一產業比重過輕。
從外商直接投資的產業分布來看，工業領域的投資項目在外商合同投資額中占主要份額。2001年和2006年，第二產業分別占西安市合同外商直接投資額的比重為57.16％、61.62％；第三產業分別占41.85％、37.89％；第一產業分別占0.98％、0.48％(表1)。從中可以看出，外商直接投資在西安市的產業結構表現為以第二、三產業為主；第一產業的比重過輕，其潛力尚未發揮出來。目前，楊凌高新技術產業開發區初步形成了以農林牧良種繁育、生物制藥、環保農資、綠色農產品加工為主導的高新技術產業群。2007年，全區共實現招商引資到位資金14.96億元，其中實際利用外資1993.76萬美元，比2006年的1026萬美元增長94.32％，發展勢頭良好，西安市可以充分發揮楊凌開發區的作用，以其為中心，通過輻射示范效應，帶動整個城市的農業產業化與現代化，切實提高第一產業的引資能力。
從產業內部看，外商直接投資存在一定的行業偏差。西安市第二產業的FDI全部投入到制造業上；第三產業的FD[投入到房地產業的比重過高，2001年和2006年分別占第三產業合同FDI的比重為47.2％、65％(表1)，房地產產業具有預期效益較好和投資風險較小的特點，成為目前外商投資的熱點，但是這些產業鏈條短，要求配套的能力低，從長期來看，對經濟發展的帶動作用小。而金融、保險、會計事務所等具有巨大消費需求的現代服務業領域，外商投資微乎其微，這與國際資本流動在20世紀90年代以后越來越多地流向以服務業為主的第三產業的趨勢不相符合。今后西安市要多渠道、多形式的吸引外資，使其投資逐漸趨向多元化，投資結構逐漸趨向合理，促進西安市的經濟增長。
4.3 投資方式：
20世紀90年代，西安市外商投資主要采取中外合資和中外合作兩種方式，且合資占主導地位。這主要有三個方面的原因：一是改革開放不久，中國及西安市政府鼓勵發展中外合資經營企業，對某些產業有股權比例方面的限制；二是由于外商對西安市各方面的情況不太熟悉，為便于盡快投入生產和占領市場，采取合資經營：三是采取合資經營的方式，中外雙方共同出資、共同經營，并分享利潤和共擔風險，可以降低投資風險。然而，由于發展目標與利益的不同，合資經營不可避免會導致合作雙方之間的利益沖突，產生各種矛盾和摩擦。因此，隨著投資環境的不斷改善，外商逐漸以獨資的方式進行投資，且占總投資額的比重呈線性增長。
中國已成為世界上吸引外商投資額最大的國家，但是外商在華直接投資的地區性發展很不平衡。主要集中在東部沿海地區，特別是以上海為中心的長江三角洲、以東莞為中心的珠江三角洲和以京津唐地區為中心的環渤海經濟圈。據有關數據顯示：目前外商對華直接投資中有87.84%分布在東部地區，9.09%分布在中部地區，而西部地區只有3.08%。究竟是什么因素導致對華投資的如此不均衡，跨國公司進行投資區位選擇時考慮的因素又有哪些呢？中外學者做了大量的研究。
二、文獻回顧
英國學者鄧寧在海默的壟斷優勢理論，巴克利和卡森的內部化理論的基礎上提出了國際生產折衷理論，對跨國公司及對外直接投資現象做了全新的解釋。他指出：一個企業進行直接投資是有三個因素決定的，即所有權優勢，內部化優勢和區位優勢。鄧寧把區位優勢看作國際投資區位選擇的關鍵因素，并把區位因素歸納為市場因素、貿易壁壘、成本因素和投資環境，隨后又補充了語言、習慣等非經濟因素。
根據鄧寧的理論，伍德沃和羅爾夫對影響出口導向制造業國際分配的主要因素進行了實證分析。根據他們的分析，跟投資選址呈正相關關系的因素有：GDP、匯率貶值、免稅期限、自由貿易曲的規模、政治穩定因素、制造業的積聚度、土地面積等；而與選址呈負相關關系的因素有：工資、通貨膨脹率、運輸費用、工會組織等。
樸商天（2004）以中國市場為研究對象，對外商在華直接投資的地區性差異因素進行了實證分析，得出：對外開放度、集聚化程度、鼓勵政策與直接投資之間存在著明顯的正相關關系，而工資水平、研發人力則對直接投資起著反作用。基礎設施對選址呈正相關關系，但對外商投資企業經營活動的影響正在減少。
這些理論都在一定程度上解釋了FDI區位選擇的動因，前兩個是以多個國家為研究對象的，對我國具有一定的借鑒性，但不可能完全符合中國的現實情況。樸商天雖然以中國為研究對象，但他只簡要的講述了影響地區性差異的因素，對某些區域存在著哪些具體的問題方面并沒有解釋。本文根據這些學者提出的因素，結合中國東、中、西部的具體情況，解釋對外直接投資在我國分布不均衡的原因和由之得出的一些啟示。
三、影響外商對華直接投資區位選擇的因素
1政策因素
張立（2002）對FDI在我國省際分布的決定因素進行了實證分析，他引入了各省執行FDI優惠政策的時間，結果顯示，各省執行優惠政策的時間先后對FDI的流入有著顯著的影響。我國的珠江三角洲和長江三角洲作為政策開放較早的地區，利用自己東南沿海的區位優勢、政策優勢和勞動力成本優勢，通過建立開發區和工業園區，最先成為對外直接投資在我國的集中區。1992年中國開放內陸城市并實行也沿海地區相同的鼓勵政策，推動了中國中西部地區的對外開放，近幾年外商對中西部的投資有所增長，特別是長江中上游地區，如安徽、江西、湖北、云南、貴州等省份。差距不可能在短期內消除，但中西部地區已經開始了引進外資的征程。
2勞動力成本及工資水平因素
勞動力成本是影響外商直接投資區位決策的成本因素中最為主要的成本。Austin(1990)強調發展中國家吸引外資的主要原因在于低工資水平，工資高低與外商投資呈負相關關系。樸商天（2004）通過實證分析，驗證了這一關系的正確性。作為人口大國，中國具有豐富而廉價的勞動力資源，這種成本競爭優勢對跨國公司具有強大的吸引力。勞動力導向戰略是跨國公司對華直接投資重要的區位選擇戰略。除了成本因素，勞動力素質也直接影響到勞動生產率的高低。特別是在一個東道國內部，低勞動力成本經常意味著低的勞動生產率，只有那些低成本并且具有較高勞動生產率的區位，才能比低成本、低勞動生產率的區位更具有吸引力，這就是外資沒有因為勞動力成本低而大量流向中西部地區的原因。
但是過高的工資水平也會抑制外資的流入。以長江三角洲職工平均工資衡量的勞動力成本顯示，上海、寧波、杭州、南京和蘇州等地的工資水平，遠高于長江以北地區城市。工資成本對FDI分布的影響就是，未來的長三角地區外資可能會更傾向于投資到工資水平較低的周邊地區，甚至轉移到區外。工資成本的上升對長三角的外資流入是一個不利因素。
3土地成本因素
珠三角地區開發較早，當外資聚集到一定程度后，可利用的土地越來越少，而成本不斷攀升，對FDI起到了明顯的抑制作用。按2002年單位土地面積的GDP衡量，深圳、汕頭、廣州、海口和福州等珠三角城市的土地成本在全國排在前列。自90年代以來，珠江三角洲在引進外資中所占的比重有所下降，而長江三角洲和環渤海地區的比重在持續上升。
4.基礎設施質量
基礎設施（公路、鐵路、港口和信息通訊等）和基礎工業的發展狀況決定著社會生產的規模和效益，特別是具備一定投資規模的大型企業，如果生存在一個基礎設施薄弱的經濟環境中，將會導致投資收益遞減。在我國，各地區的投資硬環境差異非常大，例如東部沿海的廣東省和江蘇省經過十幾年的努力，目前的基礎設施建設已經相當完善。根據國家統計局的統計數據顯示，截至2001年，東部地區的交通線路綜合密度為1597公里/平方公里，同期中部地區為680公里/平方公里，而西部僅為29公里/平方公里，與東中部地區相差甚遠，成為外資進入的“瓶頸”。
關鍵詞：FDI；技術外溢效應；C－D生產函數模型；經驗研究
一、文獻回顧
自Richard Caves(1974)開創FDI技術外溢效應研究先河以來，Koizumi＆Kopecky(1977)、Findlay(1978)、王建業(Wang，1990)、Romer(1990)分別從不同的角度構造了技術外溢模型。Kokko(1992)在《外國直接投資、東道國特征和溢出》一書中，考察了跨國公司在他國設立子公司引致技術和生產力在當地溢出對當地企業造成影響的情況。他認為，技術溢出效應的發生來自兩個方面：一是來自于示范、模仿和傳播；二是來自于競爭。前者是技術信息差異的增函數；后者是主要決定于外國公司與當地廠商的市場特征及其相互影響。
對FDI技術外溢效應的經驗驗證工作已經開展了20多年，研究的東道國不僅涉及發達國家，還涉及發展中國家和轉型國家。采集的樣本數據年代跨度也比較大。大體說來，國外學者在這個問題上可以分為兩派：另一派著重分析技術引進與本地研究開發的相互作用，尤其是技術引進對本地研究開發活動的影響；一派著重研究引進技術通過知識與生產率的溢出效應、企業間垂直聯系以及雇員流動在其余經濟部門的擴散。Borensztein、Gregorio、Lee(1998)使用過去20年FDI從發達國家流向69個國家的數據集檢驗了FDI對經濟增長的影響。回歸結果表明FDI是技術傳遞的重要工具。結果還表明，只有東道國具備一定的人力資本積累，從而有吸收先進技術的能力，FDI才能促進生產率的較快增長。
我們發現，無論在發達國家還是在發展中國家，技術外溢效應在產業層面上均比較明顯，在企業層面上不確定性和負效應明顯。這可以解釋為FDI直接向合資企業進行新技術轉移的不多，外資企業之間或外資企業與內資企業之間的競爭效應使得產業層次上獲得的外溢效應比較明顯。同時，這里提供的文獻大部分是20世紀70、80年代的情況，而近年來跨國公司的研究與開發當地化對東道國技術外溢效應并沒有反映出來，從而影響了對FDI技術外溢效應整體水平估計的準確性。
國內研究是在對外資的認識存在分歧的背景下展開的。一些人士或者擔心外資的負面影響，或者通過調研否認FDI的技術外溢效應，另外一些學者的研究表明，FDI存在正的外溢效應。本文就是在這樣的背景下進行研究的。
牛南潔(1998)考察了利用外資的經濟效果，肯定了正面效應的存在。姚洋(1998)利用全國第三次工業普查資料，從中隨機抽取了12個行業中的146704家企業作為樣本，進行多因素回歸分析后得出：與國有企業相比，“外國三資企業”的技術效率要高39％，“港澳臺三資企業”要高33％；并且在行業內如果“外國三資企業”數量的比重每增加一個百分點，東道國行業內每個企業的技術效率就會提高1.1個百分點。何潔、許羅丹(1999)借鑒G.Feder、D.T.coe、E.Hlpman(1995)的做法，利用有關外商直接投資工業企業的統計數據，通過計量分析外商直接投資企業對我國內資工業企業以及整個工業部門產生的外溢效應，得出外商直接投資帶來的技術每提高1個百分點，我國內資工業企業的技術外溢作用(產量的增加)就提高2.3個百分點。沈坤榮(2000，2001)利用各省的FDI總量與各省的全要素生產率作橫截面的相關分析，認為，FDI占GDP的比重每增加一個單位，可以帶來0.37個單位的綜合要素生產率增長。潘文卿(2003)利用面板數據分析了外商投資對中國工業部門的外溢效應，支持了積極效應的結論。
新加坡國立大學和美國紐約州立大學的LiuZhiqiang(2000)在《FDI和技術溢出――來自中國的一些證據》中，以深圳特區制造業數據研究了FDI的技術外溢效應。結果發現，FDI與外資接受企業的生產率之間存在著不顯著有時甚至是負的相關關系。而與此形成對照的是，整個產業層面上的FDI水平與企業的生產率之間有顯著和正的相關關系。這說明FDI以技術轉移形式產生了外部性。Liu所做的FDI外部效應的點估計表明，制造業中FDI的平均水平每增長1個百分點，能使企業的生產增長率提高0.5個百分點；研究還發現，技術外溢的路徑基本上是從外商投資企業到國內企業。
陳濤濤(2004)分別通過以“人均勞動生產率”為被解釋變量的經典模型和以道格拉斯生產函數為基礎的模型，檢驗了1998、1999、2000年FDI對我國行業內溢出效應，結果顯示FDI具有積極的外溢效應。姚利民(2004)對跨國公司競爭性投資的技術進步效果做了全面的總結，與上述學者的觀點一致。吳延兵(2006)，王紅嶺、李稻葵、馮俊新(2006)，仝月婷、胡又欣(2005)利用企業數據的經驗研究表明，FDI對中國制造業有顯著的正溢出效應。
許羅丹，譚衛紅，劉民權(2004)通過對廣東省華資(指來自港澳臺的投資)、歐資、日資、美資4組外商投資企業的調查數據，對比分析了4組企業在產品水平、研究與開發投入、上游產品來源、員工素質、培訓方面對我國企業的技術外溢效應，結果發現，華資、歐資、日資、美資4組企業在對我國技術外溢途徑上存在差異，也就是說，來源不同的外資重視的側重點不同，技術外溢效果不盡一致。不過總體上看，還是積極作用較為明顯。平新喬等(2007)的最新研究表明，港澳臺資進入會顯著地縮小內資企業與港澳臺資企業在技術水平上的差距。
二、FDI技術外溢效應的估計：基于C－D生產函數的數理與計量模型
國外對FDI技術外溢效應的考察主要有兩種方法，分別是以Caves(1974)和Blomstrom(1983)創立并改進的“人均勞動生產率模型”，以及“柯布一道格拉斯(C－D)生產函數模型”。“人均勞動生產率模型”因被解釋變量為采用企業的工業增加值與企業的職工總數之比而得名。其基本形式是：LP=α0＋α1FDI＋α2K／L＋α3LQ＋e。其中，LP為采用企業的工業增加值與企業的職工總數之比，FDI為外資資產在行業總資產中的比重，K／L為資本勞動比率，LQ為內資企業的勞動力質量。只要能夠證明α1>0，就可以認定FDI具有正的技術溢出效應。但是，該模型在我國的應用中遇到了不小的困難，主要表現在采集數據方面，外資資產存量和總的固定資產存量數據目前還難以獲得。“柯布一道格拉斯生產函數模型”
是在道格拉斯生產函數的基礎上，對道格拉斯方程取對數后建立起來的，基本形式是：LnY=γ＋αLnL＋βLnK＋η FDI＋e。其中Y為采用企業的產出水平，解釋變量與“人均勞動生產率模型”中的含義基本相同。可見，“柯布一道格拉斯生產函數模型”在對我國FDI技術溢出效應的檢驗同樣遇到了數據問題。
劉金缽、朱曉明(2004)在柯布一道格拉斯生產函數之上，構建了一個判定FDI技術外溢效應的經濟計量模型，形式為：dY／Y=ε×IF／Y＋α×dL／L＋MPK×I／Y。式中IF為FDI流量，ε就表示FDI的技術外溢效應，MPK為資本的邊際產出，這里假設它為常數，I為固定資產投資額，Y為國民收入。該計量模型解決了FDI存量與固定資產存量數據無法獲得從而模型在我國無法計量的問題，但是也存在一個缺陷，即模型中只考慮了FDI對技術進步的影響，忽視了國內投資對技術進步的作用。
三、FDI對我國技術外溢效應的經驗驗證
1 變量說明與數據處理
我們構建的計量模型涉及4個變量，分別是總產出Y、FDI、國內投資I和勞動者人數L，這里以GDP代表總產出，以每年的實際利用外資數額(億美元)乘以當年的平均匯率代表外商直接投資數額(億元人民幣)，國內投資指不包括FDI在內的所有固定資產投資，考慮到我國的固定資產投資主要集中在城鎮，所以勞動者人數以城鎮就業人數來代替。所有數據均來自歷年的《中國統計年鑒》，樣本區間為1983年～2003年。
2 單位根檢驗
根據時間序列的標準建模過程，首先要對各時間序列進行平穩性檢驗。結果見表1。
由表1可知，dY／Y、FDI／Y和I／Y三個時間序列變量都是非平穩的，它們的一階差分都是平穩的，它們都是一階單整的，即都是I(1)序列。但是，就業增長率變量dL／L卻是零階單整的。所以基于c―D生產函數的計量模型就不能包括就業增長率這一變量，這是因為同階單整是所有時間序列變量之間具有長期穩定關系――協整關系的必要條件。實際上，我們試圖將該變量加入模型之中進行回歸模擬，但結果顯示，就業的增加卻導致了GDP的下降，也不得不將它剔除。故之后的協整檢驗也是在將它剔除之后進行的。
3 協整檢驗
為避免偽回歸，就要對所建立的模型進行協整檢驗，以確定單整變量之間是否存在長期穩定的關系――協整關系。本文運用Johansen技術進行協整檢驗。
四、小結
關鍵詞：外商直接投資；國內投資；擠出效應；金融市場
中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）04-0184-03
引言
中國已經成為國際上吸引外商直接投資（FDI）數量最多的東道國之一。在過去的十年里，中國經濟所吸引的FDI數量一直高居發展中國家之首，與發達國家相比也毫不遜色。目前，中國每年吸引的FDI保持在600億美元～700億美元左右，約占國內生產總值的3％（李稻葵等，2007）。毫無疑問，FDI對中國經濟增長、技術進步、產業升級、就業擴大作出了重大貢獻。然而在過去十多年的發展中，中國經濟已經逐漸擺脫了資金稀缺的約束。事實上中國現在是世界上最大的資金輸出國之一。一方面我們保持了巨大的外貿順差，又將外匯儲備向海外投資。同時，長期以來中國國內儲蓄率基本保持在40％以上，① 家庭儲蓄率也在35％以上。在這樣的背景下，大量流入的FDI很可能對國內投資產生擠出效應（Crowding-out），也即FDI的流入阻礙或抑制了國內投資，從而使國內總投資的增量少于FDI流入量。國內大量的研究基本證實了FDI對國內投資或多或少存在擠出效應（程培罡等，2009；楊新房等，2006；王志鵬等，2004；王永齊，2005；劉洋，2006）。
然而遺憾的是，無論是國際（Lubitz ，1966；Richard Caves，1971；Borensztein，etal，1998；Agosin和Mayer，2000，2005），還是國內（楊新房等，2006；王志鵬等，2004；王永齊，2005；劉洋，2006），現有研究主要側重于實證研究，很少涉及擠出擠入機制研究。唯一例外是程培罡等（2009）從產業組織視角分析了FDI對國內投資的擠出（入）效應的產生機制。但是僅僅從產業組織視角考察FDI與國內投資的關系顯然是不完整的。本文試圖從金融市場視角來分析了FDI對國內投資的影響及其發生機制，以彌補國內這方面研究的不足。
一、外商直接投資公司的融資渠道
一般地，外國子公司在東道國的投資總額要超過FDI流入量，因為外國子公司可以從FDI流入流量之外的途徑來獲得投資支出的資金，也就是說外國子公司在東道國的投資來源包括內部融資和外部融資。外部融資包括東道國的資本市場和國際金融市場。人們可能會預期，在發展中東道國，由于借款成本往往高于發達國家和國際金融市場，因此外部融資往往來自于發達國家或國際金融市場。然而有足夠的證據表明（UNCTAD，2000）：盡管在各種渠道籌措的資金中，在發展中東道國金融市場籌集的資金所占的比重一般均低于發達國家，但這種差別并不大，在發展中國家籌措所占的比重都很高——超過了40%。美國的數據（見下頁表1）同樣表明：當地融資在跨國公司（TNCS）以外渠道的融資總額中占有很大的比重，并且在所有類型的東道國中籌資比重沒有顯著區別。也就是說，發展中東道國的高借款成本和欠發達的金融市場并沒有妨礙TNCS在當地融資，相反，出于匯率風險和國家風險的考慮，TNCS更傾向于在東道國當地融資。有關中國的研究也表明，跨國公司來華投資，實際上并沒有帶來大量資金，合資企業有時基本上使用中方合資的設備，流動資金主要靠國內融資，因此“是我們被TNCS利用”（江小涓，1999）。新加坡學者Huang Yasheng（1998）所做的一項調查表明：在中國的外國投資企業借貸與自有資本的比率（debt/equity）是相當高的，并且所有外資企業在海外籌資不足負債總額的5%。孫婉潔等（1995）通過對外資與國內銀行貸款相互關系所作的實證研究，得出如下結論：外資與國內銀行信貸比率為1∶1.01，即每吸收1美元外資，需要從國內銀行貸款8.5元。顧衛平、薛求知（1999）根據對54家跨國公司在華投資企業的調研，發現跨國公司在華投資企業的融資渠道主要是內部融資，其次是外部融資。在外部融資中，以在中國境內融資為主。明確外國子公司從FDI流入之外通過東道國金融市場融資非常重要，因為這是外資基于金融市場擠出內資的基礎和前提。
二、FDI對國內投資擠出機制分析
在金融市場，FDI對國內投資擠出主要通過三條途徑發生：利率途徑、信貸供給途徑、資金供給途徑。
（一）利率途徑
假設發展中國家存在初始儲蓄缺口I0I3，國內利率為i0（見圖1）。此時如果按此缺口I0I3引進FDI，則投資曲線I右移至i′，
圖1 擠出效應分析：利率途徑
儲蓄曲線S向右移到S′（I曲線的位移量大于S曲線的位移量，因為正如上文所述，一般情況下，外商投資總額要大于FDI流入量），新均衡點為E′。從圖中可見，此時國內利率上升到i1，總投資為OI2，其中I1I2為外資，內資則由于利率的上升，由OI0減少為OI1。由此可見，引進FDI將產生兩種效應，一是資本形成效應，即FDI的流入增加了國內資本存量（見圖I0I2）；另一則是擠出效應，即FDI的流入擠出了國內投資（見圖I0I1）。換句話，由于引進FDI，盡管國內總投資額增加了，但國內投資減少了。我們可以把利率傳導機制表述如下：
FDI國內資金需求國內利率國內投資擠出效應
（二）信貸供給途徑
由于許多發展中國家（包括中國）實行利率管制政策，因而FDI流入對國內利率的影響并不明顯。而且中國的儲蓄率已超過投資率，在此情況下，即使FDI流入使用了中國的儲蓄資源，利率也不會明顯上升。然而在發展中國家信貸市場上，信貸配給（Credit rationing）是一種普遍現象。與發展中國家的內資企業相比，跨國公司的子公司信譽更好，實力更雄厚，總體經營狀況優于內資企業，國內銀行傾向于向跨國公司子公司提供信貸。在信貸可得性（Credit availability）一定的前提下，外國子公司獲得的信貸配額增加，必然會導致國內企業可獲得信貸配額減少。這個途徑可以表述如下：
FDI外資企業獲得的信貸額在信貸可得性不變的前提下內資企業獲得的信貸額內資企業投資擠出效應
（三）資金供給途徑
FDI流入的增加使央行外匯儲備增加，在實行固定匯率制度或名義上是浮動匯率但實際上實行的是固定匯率制度的情況下，中央銀行以外匯占款形式投放的基礎貨幣被迫增加，國內貨幣供給也被動增加，通貨膨脹壓力加大。為緩解通脹壓力，央行被迫采取“對沖”政策，減少國內信貸總量，對沖政策雖然可以緩解其對貨幣供應量增長過快的壓力，但隨之而來會造成兩個方面的不利影響：一方面，外匯占款過多可能成為國內資金緊張（信貸可得性減少）的一個重要原因。在緊縮性政策的背景下，對沖政策所造成的資金緊張可能會變得更嚴重；另一方面，外匯收入的不平衡必然導致資金在外資部門、內資部門分配不平衡，外資部門由于有外匯流入，資金供應相對富裕，內資部門資金則相對短缺，原本有預期利潤的投資項目亦無法上馬，而不得不拱手讓給外資或尋求合資。此機制可直觀地表述如下：
FDI央行負債中外匯占款為保持MS不變，央行采取沖銷政策國內信貸總量內資部門資金短缺國內投資擠出效應
結論
本文從金融市場視角就FDI對國內投資的擠出效應進行了比較深入的理論分析。研究表明，出于匯率風險和國家風險的考慮，跨國公司的子公司更傾向于在東道國當地融資。跨國公司來華投資，實際上并沒有帶來大量資金，相反其在華子公司主要依靠國內融資。隨著外商投資公司在國內融資需求的增加，一方面驅使國內均衡利率提高，另一方面在信貸可得性不變的前提下內資企業獲得的信貸額減少，這兩個因素都將導致國內投資減少。除此之外，FDI流入使央行外匯儲備增加，央行被迫采取“對沖”政策，減少國內信貸總量，從而進一步導致國內投資下降。
最后值得指出的是，基于金融市場的外商直接投資的擠出效應不僅僅作用于同一產業的國內，而且對整個國內投資均有擠出效應。有研究表明，FDI擠出效應惡化了東道國福利（Bhagwatti，1973；Brecher and Alejandro，1977），并且帶來一系列的負面后果，譬如國民收入流失、市場和產業集中風險，甚至危及國家經濟安全等（萬解秋等，2006）。因此，有必要采取措施調整中國的外資政策以減弱或者消除這種擠出效應。
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[18] 楊大楷，劉慶生，劉偉.中級國際投資學[M].上海：上海財經大學出版社，2002.
克魯格曼指出：經濟學在地理上最突出的特征就是集聚。從企業層面上看，產業集聚可以使企業減少交易成本、享受知識外溢帶來的好處等；從國家和地區層面上看，產業集聚有助于一國和地區經濟的快速增長。隨著經濟全球化進程加快，跨國公司大量涌入國內，外商直接投資極大影響了地區工業集聚的發展。江蘇省就是一個典型的例子。自06年以來江蘇外商投資總額一直保持較高水平，同時地區工業集聚現象也很明顯。本文將選用2001—2010年江蘇省13個地級市的面板數據實證分析FDI對工業集聚的影響，驗證外商直接投資促進地區工業集聚這個命題，并根據實證結果提出政策建議。
2.文獻回顧
Fujita和Hu（2001）通過測算中國1985年至1994年期間的制造業集聚，發現對外貿易和FDI是促成中國東部沿海地區制造業集聚的重要因素。Krugman和Venables（1995）指出一個初始條件完全對稱的地區，由于企業的偶然進駐導致產業在地理上集中。梁琦（2003）從基尼系數來看外商直接投資對制造業集聚水平的影響，結果證明外商直接投資和行業的集聚水平有直接的關聯。徐康寧等（2003）認為外商直接投資對我國產業集群的形成起著關鍵作用。臧新（2004）從動態角度分析指出外商直接投資對產業集群的形成和發展發揮重要作用；隨著產業集群自組織的形成，其規模和影響力會吸引外資進入，產生聯動效應，進一步擴大產業集群和外商直接投資。錢學峰（2010）基于中國區域工業面板數據實證分析FDI對工業集聚的影響，結果表明FDI促進了區域的工業集聚。
總結以上學者的研究，可知外商直接投資促進了一個國家或地區的產業集聚。但是筆者發現目前從特定省份地級市層面上考察FDI對工業集聚影響的文獻并不多。因此本文將在江蘇省13個地級市基礎上，采用固定效應面板數據模型實證研究FDI對工業集聚的影響。
3.實證研究
3.1 數據選擇和變量說明
本文選取的數據是2001-2010年江蘇省13個地級市的面板數據。數據均來自于歷年《江蘇省統計年鑒》。變量有兩個：因變量為工業集聚度（SP），自變量為外商直接投資額（FDI）
工業集聚度（SP）：采用地方專業化指數來衡量一個地區的工業集聚水平，即：
其中，SPi表示第i個地級市的工業集聚度；Li表示第i個地級市的工業總產值；GDPi表示第i個地級市的地區生產總值；表示江蘇省的工業總產值；表示江蘇省的地區生產總值。
外商直接投資（FDI）：采用的是2001-2010年實際外商直接投資額來衡量。
3.2 模型形式設定
面板數據模型的設定很重要，考慮到13個地級市存在個體差異，我們選擇考慮個體影響的變截距面板數據模型。變截距模型分為固定影響模型和隨機影響模型，運用eviews6.0軟件進行霍斯曼檢驗可確定模型的選擇。經過檢驗我們采用固定影響模型。建立雙對數模型，即：
式中：ai表示第i個個體差異造成的固定影響，LNSPit表示工業集聚，LNFDIit表示外商投資水平，uit是隨機誤差項，C是常數。
3.3 模型估計結果
建立模型之后，運用最小二乘法對模型進行估計。模型的估計形式如下：
要考察模型是否具有有效性，即要驗證FDI與工業集聚是否具有長期穩定的均衡關系，就要進行協整檢驗。首先要進行單位根檢驗，采用ADF檢驗方法，結果LNSP和LNFDI的p值分別為：0.0007和0.0041。表明LNSP與LNFDI是平穩時間序列，兩者可能存在協整關系。進而采用Kao Residual Cointegration Test，結果p值為0.0064，說明兩者之間存在協整關系。
3.4 計量結果分析
根據上面的計量結果，我們可以得出結論：外商直接投資促進了江蘇的工業集聚，兩者之間是長期均衡的關系，實際外商直接投資提高1個百分點，可以促使工業集聚度提高0.037個百分點。此外，對13個地級市的固定效應進行整理，我們可以得到很有意思的結論，如表1。
由表1可知，蘇北地區的固定效應值都為負，蘇南蘇中（除南京）都為正。說明同等數量實際外商直接投資額存量對蘇北的工業集聚的影響弱于蘇南和蘇中。產生這種現象的原因可能是由于蘇北經濟基礎比較薄弱，硬件和軟件還跟不上經濟發展的速度，其工業集聚的形成還受制于其他因素，如基礎設施水平、地區政府的政策、地理位置等。蘇南地區蘇州的固定效應最高，極大的原因是其有著完善的基礎設施；地理位置靠近上海；建有大量的工業園區。另外，值得注意的是南京屬于蘇南經濟發達地區之一，但是固定效應卻為負。錢學峰（2010）曾指出：由于FDI在中國的投資以工業為主，一個地區服務業比重上升就會“擠出”工業份額，促使工業向“遷移”，那么以工業為主的FDI就會遷出該地，而轉移到地區發展工業集聚。相比蘇南其它地區，南京第三產業占有較高比例，與第二產業占比不相上下。因此南京第三產業可能擠出了一部分工業，導致以工業為主的FDI失去賴以生存的基礎，從而流出南京，降低了工業集聚度。
4.政策建議
綜上所述我們可知：外商直接投資對江蘇省工業集聚的形成和發展有積極的促進作用。但是，不同地區的外商直接投資對工業集聚的影響程度不同，蘇北地區FDI對工業集聚的影響要弱于蘇南（除南京）、蘇中。南京外商直接投資對其工業集聚的影響較低，可能是由于當地政府將重心放在第三產業而產生的政策結果。根據以上結論，本文給出以下幾點政策建議：（1）當地政府要通過政策引導積極引進外資，促進地區工業集聚的形成和發展。計量模型結果證明外商直接投資可以有效促進一個地區的工業集聚，而要真正發揮外資的作用，實現區域層面上的工業集聚，那么當地政府的政策引導起著至關重要的作用。例如蘇州建有大量的工業園區，主要還是因為地方政府大力招商引資的政策效應。（2）蘇北要積極與蘇南蘇中建立互助合作關系。各地對外資的爭奪競爭激烈，外資主要投入到蘇南地區，蘇北引進外資程度遠遠不夠。地區吸引外資的競爭不是短期行為，應謀求長期和協作式的競爭（臧新，2004），蘇北在與江蘇其他區域的外資爭奪戰中處于不利位置，不如化敵為友，與蘇南蘇中建立既競爭又合作的關系，與經濟發達地區共享人力、物力、財力。（3）各地政府應根據地區自身優勢和實際情況引進外資。目前蘇南（除南京）經濟仍主要依賴于工業，現階段仍需通過引資來鞏固已有的工業集聚，這將為以后的產業結構調整和升級提供堅實的經濟基礎。南京服務業發展比較快，未來若能將外資引到第三產業對促進產業結構升級有推波助瀾的作用。蘇北囿于經濟基礎薄弱，仍需提升自身軟件和硬件方面的實力，為外商創造良好的投資環境，盡快促進當地工業集聚區的形成和發展。
參考文獻
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關鍵詞：外商直接投資 出口貿易 匯率
一、遼寧省外商直接投資和出口貿易現狀
（一）外商直接投資現狀
遼寧省位于東三省的最南部，南靠渤海，是環渤海經濟區和東北經濟區的重要節點。自1985年以來，遼寧省外商直接投資得到了快速穩定的發展，特別是2003年國家提出振興東北老工業基地的戰略之后，外商直接投資規模不斷擴大，2012年實際利用外資額達到260.7億美元，同比增長10.4%。從外商直接投資來源地來看，由于地理優勢和文化因素等的影響，遼寧省外商直接投資主要來源于香港，臺灣，日本，韓國和新加坡等亞洲國家和地區，其次是美國和英國等歐美國家和地區。近年來，隨著我國經濟的發展以及市場經濟體制的不斷完善，國內市場與國際市場的聯系日益緊密，外商直接投資來源地不斷多元化。從各產業實際利用外資規模來看，外商直接投資主要集中在第二產業，第一產業實際利用外資額比重一直相對偏低，第三產業利用外資規模發展迅速，2009年和2010年實際利用外資分別為79和122億美元，超過了同時期第二產業的74.1和83.7億美元。
（二）出口貿易現狀
2012年，遼寧省出口總額為579.5億美元，比上年增長13.5%，與1985年的50.4億美元相比增長了10倍還多，出口貿易規模不斷擴大。同年，機電產品出口256.8億美元，同比增長13.9%，高新技術產品出口50.9億美元，下降10.2%。機電產品和高新技術產品出口占出口總額的53.1%。從2008年至今，工業制成品出口額一直高于初級產品出口額，出口商品貿易結構得到優化。
二、外商直接投資對遼寧省出口貿易額影響的實證分析
（一）為了獲得平穩數據并且不改變時間序列的性質及相關性，本文將采用時間序列取自然對數。分別選用1985-2012年遼寧省出口總額的對數LNEX，初級產品出口額的對數LNEXM，工業制成品出口額的對數LNEXP作為被解釋變量，以1985-2012年遼寧省實際利用外商直接投資額的對數LNFDI以及平均匯率的對數LNER作為解釋變量用普通最小二乘法來分析FDI與出口貿易的關系。由于政策等因素的影響，1992年之前FDI的規模與1992年之后相差很大，為了更好的體現不同階段的特征和提高模型精度，將在計量經濟學模型中引入虛擬變量DT，1992年之前DT取0，1992年及之后DT取1.。由于匯率的變化會對出口貿易產生直接影響，所以選用匯率作為一個解釋變量。本文數據來源于各年份《遼寧統計年鑒》。
變量的平穩性是計量經濟學分析的基本要求，研究表明，許多宏觀經濟時間序列數據是非平穩的。為了避免偽回歸的存在，本文采用ADF方法對變量進行平穩性檢驗。檢驗結果如下：
變量的ADF單位根檢驗
注：LNEX，LNFDI，LNER，LNEXM，LNEXP分別表示LNEX，LNFDI，LNER，LNEXM和LNEXP的一階差分，檢驗類型c， t， k代表常數項，趨勢項和滯后階數。
以上結果表明，原序列變量都是非平穩的，而經過一階差分后的序列變量都是平穩序列，即為一階單整序列，滿足協整檢驗的前提條件。用E-G兩步法對各變量之間的協整性進行檢驗，結果顯示相關的各變量之間存在長期的穩定關系。回歸結果如下：
LNEX=5.52+0.33LNFDI+0.24LNFDI*DT+1.26LNER
（14.05） （3.01） （2.27） （5.05）
R2=0.92 ADJ R2=0.91 F=98.61
LNEXM=5.79+0.33LNFDI+0.23LNFDI*DT+1.80LNER
（10.65） （2.18） （2.21） （5.18）
R2=0.84 ADJ R2=0.82 F=41.95
LNEXP=3.75+0.43LNFDI+0.16LNFDI*DT+0.73LNER
（14.20） （5.78） （2.24） （4.32）
R2=0.97 ADJ R2=0.96 F=304.78
關鍵詞：人民幣升值;匯率;外商直接投資
一、人民幣升值的原因
自從我國人民幣匯率形成機制進行改革后，人民幣升值幅度很大，2012年第一季度人民幣升值幅度就達到了4%。圖1為從2004年起人民幣匯率中間價的走勢：
圖1人民幣匯率中間價走勢
注：資料來源于中國人民銀行（http：///）
圖1顯示，在05年7月21日之后我國人民幣一直處于升值過程中，其原因主要是：自從人民幣匯率進行改革以來，我國對外貿易增長很快，這使我國的對外貿易出現了巨大的順差，使我國的外匯儲備出現了大幅增加。截至到2011年，我國的外匯儲備余額超過3萬億美元，位列全球第一。在2011年人民幣升值幅度很大的情況影響下，據統計顯示，2012年1月至3月，我國批準成立外商投資企業近7000家，比往年同期下降了2526%，但實際使用外商直接投入資金高達280億美元，比往年同期增長了6126%。在人民幣預期的推波助瀾下，人民幣的升值加速。
二、人民幣升值對外商直接投資（FDI）的影響
表1為我國吸收外商直接投資的金額，通過仔細比較2000-2011年1-10月的數據可以發現，從2006年至2009年，我國吸收外商直接投資的項目數從33068個下降為18163個，為負增長，但吸收外商直接投資的金額從48576億元上升為70871億元，為正增長，這說明我國外商直接投資個數雖然在減少，但其規模和金額在逐漸增大。
國內專家學者的觀點是：當前影響外商直接在中國投資的主要原因并不是人民幣一直在升值，而是外商在中國進行投資的行業的市場前景。人民幣升值會使中國的投資環境更具有吸引力，外商投資結構更加合理。
我們通過一元回歸檢驗人民幣升值與外商直接投資之間的強度，以及人民幣升值對外商直接投資的影響程度。
通過一元回歸分析可以得出：
Dependent Variable：Y
Method：Least Squares
Date：05/05/12Time：21：24
Sample：2000 2011
Included observations：12
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C2561.993218.691111.715120.0000
X-258.274728.35902-9.1073200.0000
R-squared0.892408Mean dependent var578.3042
Adjusted R-squared0.881648S.D. dependent var197.1825
S.E. of regression67.83529Akaike info criterion11.42305
Sum squared resid46016.27Schwarz criterion11.50387
Log likelihood-66.53832F-statistic82.94328
Durbin-Watson stat1.559839Prob（F-statistic）0.000004
從表1的回歸分析中看出，判定系數為0892408，有較好的擬合優度，這表明外商對外投資額變化的8924%可由人民幣匯率來解釋。方程總體線性的顯著性檢驗，旨在對模型中的解釋變量和被解釋變量之間的線性關系在總體上是否顯著成立做出推斷。該檢驗是通過F統計量進行檢驗的。對于表1的回歸分析結果，F=8294328，給定顯著水平為005，查F分布表，得到臨界值F005（1，10）=496，顯然有F>F005（1，10），表明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。
方程的總體線性關系顯著，并不能說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的，要對解釋變量進行顯著性檢驗。變量顯著性檢驗中最普遍的是t檢驗。從計量結果看，參數估計值的t檢驗值大于5%顯著性水平下自由度為n-k-1=n-1-1=10的臨界值t0025（10）=2228，表明變量以很高的顯著性水平通過檢驗。Y=2561993-2582747X（Y為FDI，X為人民幣匯率中間價），表明匯率每波動一個百分點，FDI就波動2582747億美元。
三、應對人民幣升值的相關建議
（一）調整人民幣匯率的決定基礎。人民幣匯率的決定基礎應該是以經常專案為主，以資本流動為輔的狀態。因此，我國政府應將目前國內企業的結匯制度從強制結匯向自愿結匯過渡，另外我國政府也可以放寬匯率波動幅度，減少中央銀行在市場上的宏觀調控。
（二）控制外匯儲備風險。我國政府可以通過逐步加大外匯管理體制創新來適當控制外匯儲備的過度增長，更好地利用儲備資源。另外為了逐步改善國際收支狀況，我國政府應積極完善貿易投資結構和跨境資金流動均衡管理制度，加強外匯儲備的風險管理，維護國家經濟金融安全。
（三）增強貨幣政策調控能力和水平。目前我國政府應積極調整原來的資產結構，努力開發新的完整的央行資產結構調整方案，努力控制基礎貨幣的增長水平，防止商業銀行貸款過快增長。另外，我國政府要積極推廣匯率風險規避工具保證我國對外貿易持續穩定發展。
（四）積極調整產業結構。我國要想進入發達階段需要逐漸轉變以前的思想，積極推進新的發展戰略，逐步將我國經濟的發展由外向型經濟向內需型經濟轉變。同時制定一些有利于內需型經濟增長的政策，使人民幣匯率上升本身就可以刺激內需增長。事實上，我國擴大內需的政策還有很大的空間，比如可以進一步降稅、調整個稅征收點等。
結束語
人民幣升值恰似一把雙刃劍，對外商直接投資有利也有弊，因此為了完善社會主義市場經濟體制、發揮市場資源配置中的基礎性作用應對人民幣匯率形成機制進行改革，使其有利于健全我國宏觀調控體系。綜合來看，我國適時對人民幣匯率機制做好重大改革，使人民幣升值對外商直接投資是有利的。（作者單位：三亞學院）
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[關鍵詞] 外商直接投資（FDI） 經濟增長 效應
一、外商直接投資與經濟增長的研究文獻綜述
1.國外研究成果。新古典增長理論認為：首先，FDI 作為資本形成的一種來源，可以直接影響經濟增長。其次，FDI可以間接影響經濟增長，它可以通過影響就業、出口、消費和儲蓄等宏觀變量來影響經濟增長。
內生增長理論認為：FDI產生的許多“外部性”會使國內公司受益。它極有可能充當一種傳播新思想，新技術，以及最新工作經驗的工具。在外資流入東道國這一過程當中，國內公司可以通過各種渠道獲益。內生增長理論的出現，使FDI對東道國經濟增長的作用得到了全新的評價。
由美國經濟學家錢納里(H.Chenery)和斯特勞特(A.M. strout)1966年提出了著名的“雙缺口”模型。該理論認為，在一個開放的經濟社會中，發展中國家的經濟增長和發展往往會受到各種因素的制約，其中，儲蓄缺口和外匯缺口是兩個主要的制約因素。在這種情況下，如果積極利用外資，則可以對兩個缺口都產生積極的影響。
Elvis Sinai和Klaus E.Meyer(2004)對愛沙尼亞的國內企業在與外資企業的競爭中所獲得FDI技術轉移的正效應進行了研究，得出以下的結論：FDI技術外溢的強度取決于FDI和接受FDI的當地企業的特征，FDI的技術轉移效應的強度隨著接受FDI的當地企業的規模、所有權的結構，以及當地企業的貿易的方向而改變。
2.國內研究成果。桑秀國（2002）提出了一個以新經濟增長理論為基礎的理論模型，分別利用截面數據和時間序列數據對FDI與中國經濟增長的關系進行了計量分析，發現外資與經濟增長存在正相關，但不能說明外資是經濟增長的原因，與此相反，中國經濟增長是外資流入的原因。
賴明勇和包群(2003)對FDI技術外溢效應進行了實際的測算，結果表明FDI對國內的技術進步具有較大的技術外溢效應，而且誤差修正模型檢驗結果表明FDI的技術外溢效應存在著一定的時滯。
張海星(2005)利用1980年～2003年的時間序列數據對中國外商直接投資與國內投資經濟增長效應進行了比較研究，結果表明：外商直接投資和國內投資對經濟增長都具有明顯的正向推動作用，但國內投資的貢獻較大，而且兩者促進經濟增長的路徑亦不相同。
羅長遠(2006)利用1987年～2001年的省際面板數據分析了FDI、國內投資與經濟增長，發現FDI作為“投資”本身對經濟增長的直接作用并不明顯，但它通過促進全要素生產率的提升和“擠入”國內自身的投資，從而間接地對經濟增長產生了積極作用，FDI對中國經濟增長的作用具有“催化劑”的性質。
二、外商直接投資對青島市經濟增長的效應分析
1.就業效應。由于在青島市的外商投資企業大多為勞動密集型企業，因此創造了大量的就業機會，為農村閑置勞動力就業和國企下崗職工再就業做出了積極的貢獻。1992年外資企業的從業人數大概為3.5萬，占社會總就業人數的0.95%,到2006年這一數字上升為70.96萬，占社會總就業人數的15.38；同時，1992～2006年間青島市新增就業人數88.81萬,其中外資企業吸納62.46萬,占新增就業人數的70.33%。
總體來看，隨著外資的不斷涌入，外資企業吸納的就業人數逐年遞增，外商直接投資對青島市勞動力的轉移和從業人員就業結構的轉變起到了重要的促進作用。
2.技術效應。20世紀90年代以來，隨著大型跨國公司在青島市投資的不斷增加，外商投資企業的技術水平明顯提高，在進入青島市場后，本地企業在與外資企業直接接觸后就有機會學習其先進的技術和管理經驗，生產率就會有所提高；同時，原先處于國內領先地位的企業在面臨外資企業的競爭時，為了保持市場競爭力也會加快技術開發并提高技術水平。
3.產業效應。通過資本、技術等生產要素的流入，外資對改變青島市投資結構并促進產業結構優化起到了直接的作用；同時，由于外資的流入而帶來的經濟增長效應使得當地居民收入水平提高，促進了消費結構的升級，從而間接促進了青島市產業結構的優化。
三、對策建議
1.提高引進外資質量。通過政策引導，鼓勵外資向經濟持續發展所需要的技術密集型和資本密集型產業轉移，尤其是鼓勵外資流入高新技術產業從而形成技術溢出，促進青島市高新技術產業的發展。
2.注重人力資本積累。吸收和消化外資帶來的先進技術必須要有足夠多的人力資本存量，只有具備一定的高科技人才，外資企業才會在當地運用一些高新技術，培訓當地高級人才以降低人力資源成本。因此，應注重人力資本的積累并不斷提高勞動者的素質。
3.保持市場充分競爭力。在充分競爭的市場環境中，外資企業為了保持競爭力，會不斷運用新技術開發新產品，同時會降低成本和價格，因此只有競爭才會最大程度促進外資企業轉讓技術。
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（征求意見稿）
為努力拓展吸引外資渠道，鼓勵外商直接投資，加快我縣外向型經濟發展速度，特制定本政策。
本政策支持的原則是注冊地在我縣的外商直接投資企業；支持的產業是符合我縣產業定位的新能源、電子信息、物聯網、民用航空制造、生物醫藥等戰略性新興產業；支持的重點是外資項目的引進、重點產業集群培育、大企業扶持、企業自主創新能力建設及上市融資等，著力打造中西部最有競爭力的產業高地，大力吸引外商直接投資，努力開創戰略性、基礎性和先導性支柱產業外資入駐的新局面。
一、加大對外商直接投資企業的支持。
（一）設立XX元外商直接投資企業專項資金。縣財政每年設立XX元外商直接投資企業專項資金，以后根據工業入庫稅金縣級分成增加比例，予以適度追加。
二、加大對外商直接投資企業招商引資的獎勵。
（二）外商直接投資企業招商引資“中介人”獎。凡從國外引進符合我縣產業定位的項目到我縣的中介人或機構，在所引項目完成商務審批、工商注冊等手續后，享受外商直接投資企業招商引資“中介人”獎。引進項目注冊資本金在XX萬美元-XX萬美元、XX 萬美元-XX萬美元、XX萬美元以上分別按項目注冊資本金的XX%、XX%、XX%給予獎勵；單個引進項目最高獎勵不超過XX萬人民幣。
三、加大對外商直接投資企業實際使用外資先進獎勵的扶持。
關鍵詞:外商直接投資;購并
1我國經濟增長的戰略意義
現代經濟理論認為，一國的經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和進出口需求3個要素，通常可用公式表示為GNP=C+I+(X-M)。外商直接投資加大了全社會的固定資產投資，構成我國國內總投資的一部分，增加了社會有效需求，從而實現對我國經濟增長的有力推進。外商投資對我國經濟增長產生的廣泛影響表現在，他通過對生產活動的介入，實現了工業總產值及稅收收入的增長、產業結構的優化和勞動就業機會的創造。改革開放的歷史經驗證明，外商直接投資已經成為我國經濟長期快速增長的重要推動力量之一。
2我國吸引外商直接投資面臨的新格局
2.1跨國購并成為主導形式
歐美等發達國家之間大規模的跨國購并成為國際直接投資的主要形式，并對流入發展中國家的資本產生了分流的作用。20世紀80年代中期以來，特別是進入20世紀90年代，國際資本流動發生了很大變化。在經濟日益全球化背景下，跨國公司以強化市場地位、降低成本、提高效率、優化資源配置為目的的國際購并異常活躍、迭起。跨國購并已成為全球直接投資的主要形式。
世界購并活動不僅在數量上有大幅度增加，而且在購并規模上也創造新高。但是大規模的企業購并活動，將近90%都在歐美發達國家之間進行。如2007年發達國家之間的跨國購并規模達到近2萬億美元。由于發達國家之間的跨國購并已成為全球直接投資的主要方式，流入發展中國家的國際資本將發生相應變化，從而直接影響到這些國家吸引外商直接投資的規模和形式。
2.2服務領域投資比重顯著提高
20世紀90年代中期以前，跨國直接投資主要集中在傳統的制造業領域，如汽車、電子、醫藥、化工等行業，其主要目的是利用當地勞動力和資源等生產要素，回避貿易壁壘進入當地市場。但是，近幾年內，服務業的跨國投資呈快速增長勢頭，占投資總額比重已經達到一半以上。其主要原因為:①隨著經濟的全球化浪潮的推進，各國的服務貿易領域對外開放的步伐加速;②金融、保險、電信、商業流通等服務業的跨國購并成為跨國投資的主要力量，傳統制造業的購并主要借助于股權交易和資產重組的形式，對服務貿易的依賴程度顯著增強;③信息技術革命和新經濟導致與信息服務有關的技術開發和電子商務的快速發展，引發了電信服務、金融保險服務和商業流通的革命，服務業的跨國資產重組與技術交易趨于活躍。服務業跨國投資的比重上升的傾向，不僅在發達國家之間，而且在發達國家對發展中國家的投資也表現明顯。
2.3國際引資競爭進一步加劇
亞洲各國從1998年開始大幅度的調整了本國吸引國外直接投資的政策，鼓勵外國直接投資。如加大對外開放力度，放寬外商投資領域和項目審批權限;擴大稅收優惠政策;進一步開放債券、股票和短期資金市場，鼓勵外商兼并國內企業;簡化審批程序，完善服務體系等。正是由于上述這些積極的措施，以及亞洲各國經濟的逐步復蘇，貨幣貶值后價格、成本等比較優勢得到了迅速釋放。總體上看，發展中國家為了爭取從國際資本流動之中分享更多的份額，在結構調整和適應資本流動政策與制度調整方面采取積極措施，相互之間的競爭日趨激烈。
3進一步引進外商投資的政策建議
本國經濟的穩定增長和持續發展，離不開外商直接投資的巨大帶動作用。但是，外商直接投資是否能以及能夠在多大程度上促進東道國的經濟增長，與該國能否制定恰當的外商投資政策，并適時加以調整有著很大關系。我國將繼續堅持全方位、寬領域、多層次的對外開放政策，把利用外商直接投資作為一項長期的發展戰略。為此，結合國際國內經濟形勢的可能變化，我們應當充分認識到以下幾點的重要性:
3.1完善市場經濟制度和投資環境
我們必須堅持把完善市場經濟制度和投資環境作為利用外商投資戰略的重點。根據實際需要出發，我國應該做到進一步修改貿易與投資制度和政策，如取消非關稅貿易壁壘、對外國投資的內耗比例和外匯平衡規定，對國內采購的優先原則等;建立和完善與國內市場開放以及貿易投資活動市場化進程相適應的宏觀調控體系，如利率、匯率制度的市場化改革，外經貿行業協調體制、市場規范管理、金融服務體系、中介組織、信息與咨詢機構、法律援助和貿易保險制度;充分利用多邊框架下能夠享有的制度與政策自主安排空間，構筑有效的產業保護和經濟安全體系。通過這方面的制度調整將有利于改善投資環境、規范市場行為，對利用外商直接投資的長期發展具有積極的促進作用。
3.2創新引資方式
國際經驗表明，制度創新是技術創新和跨越式發展的主要推動力量，而方式創新是制度創新的一個重要內容。再利用外商直接投資領域同樣如此，引資制度與方式的多樣化已經成為發展中國家從國際資本市場分享更多份額的重要手段。面對國際資本流動的新趨勢和日趨激烈的引資競爭，傳統的制度方式已經進一步提高利用外商直接投資的規模和質量形成制約作用，有必要從創新入手，為外商直接投資流入提供更多的空間。
首先，創新需要從擴大對外開放的領域開始。目前的緊迫課題是逐步減少服務貿易領域的準入限制，有步驟的開放金融、保險、電信、外貿、商業、旅游以及會計、法律服務等行業。允許在這些領域根據我國有關規定設立中外合資、合作或外商獨資企業，并建立和完善相應的法律制度。其次，觀念更新是制度與方式創新的基礎和內容之一，利用外商直接投資的很多方面都存在觀念更新的必要性。
3.3配合結構調整戰略
隨著貿易和投資自由化的推進，我國貿易和產業結構的優化升級將受到正反兩個方面的影響。一方面由于國內以信息技術產業為先導產業機構高度化發展以及高科技領域外商投資的帶動，機電等高科技產品的競爭力將繼續提高，并成為出口增長的增長點，從而將明顯促進產業結構的優化升級。而另一方面由于比較優勢的作用，以紡織品為代表勞動密集型商品出口又會大量增加，并帶動相關產業的擴張，從而將會重新提升傳統產業的比重，與經濟結構調整的長期目標相左。
因此，有效的解決方法是充分發揮利用外商直接投資對結構調整戰略的配合作用:①改善體制環境，營造適合于高科技創業型企業發展和外商投資的政策、市場空間;②通過利用外商直接投資改造傳統產業，提高勞動者的素質和知識水平，提升勞動要素與高技術產業資本的結合能力，激發傳統產業對高新技術裝備的市場需求;③在多邊規則允許的限度內，對不同商品和產業實行有所區別的貿易和外商投資政策，對有利于結構升級的商品出口和外商投資給予一定的政策優惠和扶持;④完善企業走出去的制度和政策環境，鼓勵更多的企業與國外跨國公司進行戰略聯盟和資產結合，直接進入國際市場，在全球范圍內進行生產和資源配置，帶動國內產品、技術、勞動力與服務的輸出，促進跨國企業的對華投資;⑤積極引導外商直接投資“西進”，因為利用外商直接投資的差距造成地區經濟差異重要影響因素之一。
參考文獻
1 張卓元.中國改革開放經驗的經濟學分析.經濟管理出版社，2000
2 俞 毅.跨國公司對外直接投資的區位理論及其在我國的實證.國際經濟合作，2004(9)
