外商直接投资相关理论范文
时间：2023-10-23 11:16:31
外商直接投资相关理论篇1
关键词:外商直接投资,相对生产率,比较优势,经济发展
一、现有文献概述与批评
现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(chen et al. 1995; kaiser et al. 1996; lardy 1995; whalley and xin 2006; zhang and song 2000)。
第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如gdp增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使gdp增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(tseng and zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(kueh 1992;zhan 1993)。
在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(berthélemy and démurger 2000; mody and wang 1997; wei 1994; wei et al. 2001; zhang and felmingham 2002)。
现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。
从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有
关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。
要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(lo 1995;unctad 1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。
二、宏观指标的直观判断
从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在gdp中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对gdp增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进gdp增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。
概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。
对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。
即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期
上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出口活动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。
现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效
投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。
上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。 首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。
第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业, 1991年也是如此。
第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。
第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2
005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。
我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。
行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。
最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素中特别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(a)由行业或省区的总规模(由总增加值v表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(vf/v)决定,即:
lna = a + blnv + c(vf/v)
从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将v作为a的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量vf/v反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。 结论
现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。
本文试图超越狭窄的纯粹新古典经济学框架,诉诸于更为宽广的理论文献,以此分析外商直接投资在中国经济发展中的作用。我们的主要分析发现是,中国的外商直接投资,一方面的的确促进了资源配置效率、有利于经济发展;但另一方面却又恶化了生产性效率,而两者
综合起来的作用应该是倾向于负面的。
外商直接投资相关理论篇2
关键词：外商直接投资；工资水平；集聚效应
中图分类号：F83059 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2013）10004807
一、引 言
外商直接投资在我国的快速发展引起了国内外学者对外商直接投资决定因素的广泛研究，也取得了丰硕的研究成果。如Kang和Lee[1]分析了韩国企业在我国进行投资区位选择的决定因素。冯涛等[2]运用空间统计学理论分析了外商直接投资的聚集特征及影响因素。Chen[3]分析了集聚效应对外商直接投资区位选择的影响。朱平芳等[4]从地方分权视角，分析了环境规制对外商直接投资的影响。田素华和杨烨超[5]基于1980—2008年的省际面板数据，对外商直接投资进入我国的区位变动决定因素进行了分时期和分地区的考察。从现有研究来看，虽然大都把工资水平作为影响外商直接投资区位变动的重要因素进行考察，但所得出的结论却存在较大差异。
对外商直接投资在我国发展历程的分析表明，外商直接投资在我国具有鲜明的阶段性和非均衡性特征。在加入WTO以后，我国进入了一个全面开放的时期，外商直接投资无论是在行业和区域分布上都进入了一个全面深化的阶段。与此同时，伴随我国人口结构的转变，刘易斯拐点开始出现[6]，劳动力成本快速上升，廉价劳动力优势在我国大部分地区开始消逝。然而，相关数据表明当前外商直接投资在我国依然保持着快速增长的态势，且行业和区域分布也日趋合理。
显然，随着我国外商直接投资发展阶段的变化，外商直接投资的区位选择也存在着一个动态调整的过程。对于不同行业和类型的外商投资企业来说，进行投资布局的决定因素也必然有所不同。正确理解这种演变规律，对于各地区优化外商直接投资政策、合理利用外商直接投资具有重要意义。特别是关于新时期工资水平对外商直接投资区位变动影响的研究，对应对当前我国面临的人口结构与经济结构转变的挑战，具有重要实际意义。
本文基于2002—2011年我国31个省区的面板数据对影响外商直接投资区位变动的因素进行实证研究，深入分析我国加入WTO以后工资水平对外商直接投资区位变动的影响特征。希望通过对这一问题的分析，为各地区优化外商直接投资政策、推动地区经济协调发展提供有益的政策参考。
二、工资水平与外商直接投资
目前关于地区工资水平与外商直接投资关系的研究，主要可分为两部分。关于外商直接投资对工资水平影响的研究结论较为一致，大都认为外商直接投资通过影响劳动力供求和技术及工资溢出效应有效促进了地区工资水平的提高。但关于工资水平对外商直接投资的影响的研究结论却存在着较大的差异。
传统外商直接投资理论认为东道国所具有的资源优势、市场优势和技术优势是决定外商直接投资区位选择的主要因素，而劳动力被视为一种重要的资源优势。区位理论的成本学派认为，成本最小化是外商直接投资进行区位选择的重要标准，在各成本因素中，劳动力（工资）被认为是首要的考量因素之一。通常认为为了节约成本，外商直接投资会偏向于选择工资成本更低的地区。但实证研究却得出了并不一致的结论，如Wang和Swain[7]以及Cheng和Kwan[8]的研究得出工资成本与各国外商直接投资负相关，而Chan和Mason[9]的研究则得出了完全相反的结论。同时，也有学者研究表明，工资成本与外商直接投资的区位变动并不存在显著的相关性。
关于中国工资水平对外商直接投区位变动资影响的研究也得出了不一致的结论。Na和Lightfoot[10]、Kang 和Lee以及田素华和杨烨超[5]的研究发现工资水平与外商直接投资流入规模负相关。黄肖琦和柴敏[11]在新经济地理学的框架下进行的实证研究表明工资水平对外商直接投资的影响并不显著。陈平和欧燕[12]研究发现工资水平对外商直接投资的影响随时间、地区和行业特征的差异会有所不同。赵祥[13]运用省际面板数据的实证研究表明工资水平高的地区吸引了更多的外商直接投资。朱平芳等以及冯伟等[14] 的研究也得出了类似的结论。对于现有研究进行深入分析，我们发现产生这样显著不同的结论也并不足为奇。一方面，通常工资与劳动力素质和效率成正比，外商直接投资向高工资地区流动是对高素质劳动力的合理反应。随着知识在生产过程中重要性的提高，外商直接投资对劳动力素质的要求也越来越高。外商直接投资趋向于选择拥有更多高素质人才、能增强其核心竞争力的国家或地区。Lucas[15]认为人力资本（劳动力素质）差异是外商直接投资没有从发达国家大量向发展中国家流动的重要原因之一。Deichmann等[16]通过对转型经济体的研究也认为，劳动力成本的提高反映了人力资本的上升，这有利于吸引外商直接投资。另一方面，高工资水平往往代表着较高的市场规模和消费水平，意味着对市场导向型的外商直接投资吸引力的增加。根据投资动机、技术与生产结构，可以将外商直接投资分为出口型和市场型两类。出口型外商直接投资通常是为了利用东道国的廉价的生产要素，而市场型外商直接投资则主要是为了便于开拓东道国市场。高工资水平地区往往是市场型外商直接投资区位选择所考虑的重点。
对于不同类型和行业的外商直接投资来说，工资成本的影响会有所不同。工资水平较高地区一般是资本和技术密集型行业较为集中的地区，外商直接投资对这一地区的选择看重的更多的可能是其在资本和技术方面的优势。而以劳动密集型产品生产为主的外商直接投资，则会选择工资水平较低、劳动力更为充裕的地区。
根据外商直接投资在行业、数量和区域分布等方面表现出的阶段性特征，可以将外商直接投资在我国的发展历程分为三个阶段。第一阶段为探索、试点阶段（1979—1991年）。改革开放初期，我国与外商投资相关的法律法规还不健全。外商直接投资主要集中于经济特区和东部沿海开放城市对于东、中、西部地区的划分，东部地区包括广东、福建、海南、浙江、上海、江苏、山东、河北、天津、北京、辽宁等11个省区，中部地区包括江西、安徽、河南、吉林、黑龙江、内蒙古、湖南、湖北、山西等9 个省区，西部地区包括贵州、云南、四川、重庆、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、广西、等11个省区。，行业主要为劳动密集型加工业，投资总额达25057亿美元。第二阶段为高速发展阶段（1992—2001年）。以邓小平“南巡”讲话为标志，外商直接投资增速明显加快，总投资额达3 70169亿美元，较第一阶段增长了1377倍。在区域分布方面，除了在东部地区快速集聚外，中西部地区的外商直接投资也开始有所增长。在行业分布方面，技术和资金密集型行业外商直接投资大幅增加，如通用设备、专用设备、交通运输设备、电气机械及器材、仪器仪表和通信设备、计算机及其他电子设备的制造等。第三阶段为全面推进阶段（2002年至今）。自加入WTO以后，我国外商直接投资发展进入新阶段，外商直接投资额增长的同时，外商直接投资行业分布出现了明显的由劳动密集型产业向技术和资本密集型行业的转变，高端产业引进外资明显增加。与资金和技术密集型行业相关的高端服务业投资也快速增加。此外，中、西部地区外商直接投资增长加快，占全国实际利用外商直接投资的比重不断上升。但与东部地区相比仍然存在较大差距。
表1分行业外商直接投资占当年外商投资总额比重变化
注：数据根据各年《中国统计年鉴》相关数据计算所得。
图2 我国东、中、西部地区FDI分布比重变化
作为世界上人口最多的国家，我国具有突出的劳动力成本优势，这也是改革开放初期我国外商直接投资快速增长的主要驱动因素。但随着外商直接投资在我国的快速发展，工资水平在外商直接投资区位选择中的影响作用也在发生显著的变化。这种变化由于我国外商直接投资发展的阶段性和非均衡性特征，在不同地区有所差异。
三、影响外商直接投资区位选择的主要因素
外商直接投资区位选择通常首先选择投资国家，然后再进行具体投资区域选择。在进行具体投资区域选择时的影响因素必然与进行投资国家选择时的影响因素有所不同。基于此，并综合已有研究成果可以将影响外商直接投资区位选择的因素概括为集聚、市场、制度和成本等四个方面。
外商直接投资的集聚效应近年来受到了学者的广泛关注。集聚效应是经济活动或相关设施在某一区域的集中所产生的正外部性。除知识溢出和市场联系外，由于外商直接投资面临着更多的不确定性和风险，因而也会选择更为熟悉的地区进行投资。大量的实证研究也表明，集聚效应对外商直接投资的区位选择的确存在重要影响。如冯涛等[2]通过对1987—2005年我国各省区外商直接投资数据的考察研究发现，我国省区外商直接投资存在明显的空间集聚，影响外商直接投资的因素在空间上的非均衡集聚是导致外商直接投资非均衡分布的重要原因。曾贤刚[17]运用1998—2008年我国30个省区数据的研究结果也表明集聚效应对外商直接投资有显著影响。田素华[18]运用1979—2008年省际面板数据的分阶段、分地区研究也表明外商直接投资具有明显的集聚效应，特别是在2002—2008年这段期间。
市场因素通常包括市场规模、市场增长潜力和市场接近性。市场因素是影响外商直接投资区位选择的重要因素。尤其是对于市场型外商直接投资，市场规模的大小是其能否实现盈利的关键。接近消费者或要素市场以便于及时掌握市场信息、减少运输成本是其首要考虑因素。因此，较大的市场规模以及持续快速的市场增长对外商直接投资具有更大的吸引力。外商直接投资偏向于市场规模和增长潜力大的地区大多数实证研究也都支持这一结论，如杨海生等[19]基于1994—2006年我国空间面板数据的研究，田素华[18]对外商直接投资占我国年度固定资产投资比重变化的研究等。也有学者研究得出市场规模对外商直接投资的影响并不显著的结论，如朱平芳等运用2003—2008年我国277个地级市实际利用外商直接投资情况的研究。
制度因素涵盖的内容较为广泛，不仅包括东道国的语言文化、商业惯例和政治体制等，还包括东道国的经济体制和政策、发展规划及政府战略等。Dunning[20]认为合理的制度会增加一个地区对外商直接投资的吸引力。关于制度因素对外商直接投资区位选择的影响，部分学者还从东道国环境保护政策[17]、知识产权保护力度和经济政策等角度进行了实证研究。相对来说，政府行为可以较为全面地反映一个地区的制度环境。它不仅可以反映政府的干预能力和程度，也反映了这一地区的市场开放程度。对于转轨经济体来说，由于市场机制仍在逐步健全，政府行为对外商直接投资的区位选择尤为重要。我国仍处于由计划经济向市场经济转轨的进程中，政府在经济发展中的作用较西方市场经济国家仍然非常突出。经济环境的市场化程度对外商直接投资区位选择有重要的影响，外商直接投资通常更偏向于市场经济体制更为完善、政府干预较少的地区。
降低成本通常是跨国公司进行海外直接投资的主要动因之一，因而必然是外商直接投资区位选择的主要考量因素。除劳动力成本外，外商直接投资的成本还包括运输成本、信息成本和交易成本等。完善的基础设施不仅可以有效降低外商直接投资的运输成本和交易成本，还可以增强地区的集聚效应。Cheng和Kwan[8]以及Kumar[21]的实证研究也表明，外商直接投资趋向于进入基础设施更为完备的国家和地区。加强基础设施建设已成为近年来我国各地政府吸引外商直接投资的主要手段。国内学者也对此进行了实证研究，赵祥[13]的研究发现各地区在交通、通讯和能源等硬件基础设施上的投资差异对外商直接投资的区域流动具有重要影响。曾贤刚[17]的研究也表明基础设施状况对外商直接投资具有显著的正向影响。而田素华和杨烨超[5]对外商直接投资分时期和分地区的考察并没有得出有关基础设施影响的显著一致的结论。
四、模型设定与估计
根据上述对外商直接投资区位变动影响因素的分析，外商直接投资不仅受到工资水平变动的影响，还会受到集聚因素、市场因素、制度因素和成本因素的影响。集聚效应的存在意味着前期的外商直接投资规模会对当期外商直接投资的区位选择产生显著影响。鉴于此，结合面板数据的特征，本文计量模型具体设定如下：
为了考察模型估计结果的稳健性，主要加入了以下控制变量：国内生产总值增长率（ggdp），作为市场因素对外商直接投资区位变动影响的变量，反映地区市场增长潜力；人均受教育年限（edu），反映可观测的地区劳动力素质（人力资本），由各地区每十万人拥有的各种受教育程度人口数计算加权所得；政府支出规模（gov），作为制度因素的变量，为当年预算内支出占当年国内生产总值的比重；城市人均拥有的铺装道路面积（road）和单位国土面积长途光缆线路长度（com），反映地区基础设施状况；产业结构（str3），为第三产业产值占当年GDP的比重，反映地区的产业集聚效应。此外，模型中还加入了2008年、2009年和2010年三年作为时间控制变量，来考察金融危机可能带来的冲击。
本文采用的数据为我国31个省区的面板数据，时间跨度为我国加入WTO后，即外商直接投资进入全面推进阶段之后的2002—2011年，样本数为300个。所用数据分别来自中经网统计数据库、《新中国六十年统计资料汇编》和相关年度的《中国统计年鉴》及《中国教育统计年鉴》等，由作者整理计算所得，并且对各组数据分别进行了对数化处理。主要变量的统计描述如表1所示。
表1主要变量的统计描述
对于模型的估计，GMM估计无疑是进行动态面板估计最合适的方法。本文采用了动态面板GMM估计中的一阶系统GMM估计方法（one-SYSGMM）。主要基于以下考虑：（1）相对于差分GMM，系统GMM方法对差分方程和水平方程都进行了估计，并分别使用水平变量的滞后项和差分变量的滞后项作为工具变量，充分利用了全部的样本信息，因而估计更为有效。（2）相对于两阶段估计，一阶段估计不会因有限样本而出现标准差向下偏倚和估计量近似渐进分布的不可靠。在模型估计过程中，考虑到控制变量的内
生性问题和弱外生变量问题，将国内生产总值增长率（ggdp）和产业结构（str3）确定为模型的内生变量，而将工资水平（wage）、人均受教育年限（edu）和政府支出规模（gov）的滞后值作为工具变量。为防止工具变量过多产生自由度损失问题，用collapse技术对GMM类工具变量数量进行控制。根据Arellano和 Bover以及Blundell和Bond的建议，在模型估计时进行了工具变量有效性的Sargan检验，检验结果如表2所示。同时还对模型进行了是否序列相关的一阶和二阶序列相关检验AR（1）和AR（2），结果显示各模型在10%显著水平上均存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关。检验结果（如表2所示）表明模型设定和估计方法选择是合理的。在对全国数据进行估计时我们还给出了混合OLS估计和固定面板估计的结果作为对照。
表2工资水平对外商直接投资区位变动的影响估计
五、实证分析
表2列示了模型的估计结果，模型（1）—模型（3）为运用全国数据进行的估计，模型（4）—模型（6）分别为对东、中、西部地区数据进行的估计。
从模型估计的结果来看，工资水平的上升在全国范围内和中、西部地区，并没有对外商直接投资的流入产生抑制作用。相反，工资水平高的地区反而吸引了更多的外商直接投资。这与赵祥[13]、朱平芳等[4]以及冯伟等[14]的研究结论相一致。这表明在我国进入外商直接投资全面推进阶段之后，一方面，我国吸引的外商直接投资的特点与前两个阶段已有所不同，从原来以垂直型外商直接投资为主逐步转变为以水平型外商直接投资为主。相对于工资水平上升导致的生产成本的提高，外商直接投资更加看重由工资水平上升所带来的消费能力和市场规模的增加。另一方面，随着我国劳动力市场的逐步完善，工资水平已基本能够反映劳动力素质的高低，而外商投资企业通常比内资企业对员工知识水平和技术能力等综合素质有更高的要求，这也是外商直接投资向高工资水平地区聚集的重要原因。
工资水平对外商直接投资区位变动的影响，在东、中、西部地区表现出了明显的差异。这反映了在这三大区域内部外商直接投资存在着显著的非均衡性。外商直接投资在西部地区对于工资高的地区比中部地区具有更强的偏好，在西部地区外商直接投资主要集中在工资水平较高的重庆、成都、西安和广西等。相对来说，中部地区外商直接投资虽然也很不均衡，但其差异相对较小。而对于东部地区来说，外商直接投资已经较为成熟，一方面，就从业人员的综合素质来说已不存在较大差异。另一方面，东部地区由于外商直接投资进入较早，其聚集了较多的以劳动密集型行业为主的外商直接投资，而劳动密集型行业外商直接投资在工资水平上升时，为降低劳动成本进行区域转移成为其最佳选择。这正是在东部地区工资水平与外商直接投资负相关的主要原因。
对全国数据以及分地区数据的模型估计结果均表明上一年度实际利用外商直接投资占全国实际利用外商直接投资之和的比重可显著提高本年度实际利用外商直接投资的比重。这与如冯涛等[2]、曾贤刚[17]和田素华[18]的研究结论一致。现阶段集聚效应已成为外商直接投资区位选择最主要的影响因素。特别是在东部地区，集聚效应是外商直接投资稳步增长的主要原因。
同样地，模型估计结果表明地区国内生产总值增长率也是影响外商直接投资区位变动的主要因素，这与杨海生等[19]和田素华[18]的研究结论相一致。这也佐证了我国外商直接投资类型正从成本导向型向市场导向型转变。分地区来看，经济增长率是中部地区各省区外商直接投资区位变动的主要因素，而对西部地区的估计结果并不显著。结合工资水平对外商直接投资区位变动的影响，可以得出这样的结论：中部地区外商直接投资区位选择偏向于市场增长快的地区，而西部地区外商直接投资更偏向于劳动力素质高的地区。
实证结果表明政府支出规模与外商直接投资区位变动显著负相关，政府支出规模越大对外商直接投资的吸引力越小，这与田素华[18]的研究结果有所不同。张军等也认为地方政府会通过增加对地方基础设施的投资来吸引并留住外商直接投资。但我们认为政府支出规模的大小反映了其提供公共服务规模的多少，另外也反映了政府对市场的干预程度，而对市场的过多干预也正是外商直接投资所不乐见的。
此外，我们的实证结果还表明，在中部地区平均受教育年限与外商直接投资区位变动显著负相关，而在其他地区的估计结果并不显著，这与我们所采用的数据为各省区人口的平均受教育年限而非就业人口的受教育年限有关，由于中、西部地区存在严重的人才流失，这一指标不能有效反映地区劳动力素质。研究结果还表明，在东部地区单位国土面积长途光缆线路长度对吸引外商直接投资具有显著正向影响，而在其他地区并不显著。
六、结论与政策建议
1结论
本文利用2002—2011年我国的省际面板数据和动态面板系统GMM方法，考察了工资水平与我国外商直接投资区位变动的关系。通过对这一问题的实证分析，我们可以得出以下主要结论：一是外商直接投资偏向于工资水平高的地区，这并不是因为外商直接投资对劳动力成本高的偏好，而是外商直接投资对劳动力素质的要求日益提高，从而倾向于流入劳动力素质相对较高、人力资源相对丰富的地区。二是外商直接投资已经由利用我国廉价劳动力逐步转向占领我国国内市场，外商直接投资类型有从垂直型向水平型、成本导向型向市场导向型转变的趋势。三是影响外商直接投资区位变动的主要因素包括集聚效应、市场规模、市场潜力和政府行为等，外商直接投资在我国的东、中、西部地区表现出不同特征，且存在较大差异。
2政策建议
外商直接投资在我国的发展具有鲜明的阶段性和非均衡性特征。自加入WTO以后，我国进入了外商直接投资全面推进阶段，外商直接投资稳步增长。我国已成为吸引外商直接投资最多的发展中国家，外商直接投资对于我国实现经济持续快速增长发挥了至关重要的作用。然而，随着我国人口结构的转变和“刘易斯拐点”的出现，如何进一步扩大外商直接投资、优化外商直接投资结构面临着新的挑战。结合本文的具体分析，我们提出如下政策建议：一是加大对人才培养和技术创新的投入，不断扩大外商直接投资在技术和资金密集型行业的投资比重。二是重视内需培养，不断扩大内需，强化经济增长的内在动力。三是根据具体地区和行业特征制定针对性的政策，从而打破外商直接投资现有的路径依赖。东部地区应着重于优化外商直接投资的行业结构，根据当地外商直接投资企业聚集的行业与来源国别特征，充分利用聚集优势，鼓励外商直接投资对战略性新兴产业的投资。中、西部地区应形成政策合力，根据特定资源优势（包括人力资源）重点引进一批外商直接投资项目，突破关键门槛，逐步培养自身的聚集优势。
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外商直接投资相关理论篇3
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。
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外商直接投资相关理论篇4
关键词：人民币汇率；升值；FDI
一、引言
随着2005年7月盯住“一揽子”货币的有管理的浮动汇率制度在我国的实施，人民币从此告别了固定汇率的时代，正式进入“小幅快跑”的升值周期。2007年11月以来，升值速度更是明显加快，屡破关口，累计升幅已超过16%。在全新的汇率制度下，人民币升值的趋势将伴随更大的波动，研究汇率升值对我国经济可能产生的影响和后果变得富有现实意义。
人民币汇率与FDI作为重要的宏观变量，在我国面临越来越突出的内外不平衡压力的背景下引起国内外广泛讨论和关注。一方面，在人民币外部和内部升值压力的推动下，人民币升值趋势及预期将在较长时期内存在；另一方面，长期以来FDI的“双刃剑”的特性已得到普遍的共识，既推动我国的经济增长，又存在诸多负面效应。因此如何立足新形势调整利用外资政策成为国内争论的焦点。
FDI不能像金融衍生产品一样通过跨期套期保值，并且包含着较大的沉没成本，因此宏观经济变量（如优惠政策、要素成本、现实和潜在的宏观经济条件、汇率水平等）成为跨国企业对外投资的重要决策变量。在诸多因素中，汇率水平及其波动是影响FDI 流入的重要宏观经济因素，它通过多种途径影响着FDI流动规模及方向。人民币升值是否会导致FDI趋势的逆转是本文探讨的核心问题。
二、理论分析
国内外对于汇率波动对FDI影响的理论主要可以分为以下三类：
（一）本币升值将抑制FDI流入
此类观点的主要代表是“相对成本效应”理论（Cushman，1988）和“相对财富效应”理论（Froot and Stein，1991），他们认为一国货币贬值会促进FDI的流入，而升值则对FDI会产生抑制作用。
1、相对成本效应理论。“相对生产成本效应”强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响，认为当其他因素相同时，一国货币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低意味着相同数量的外资可以雇用更多的劳动力，提高包括FDI在内的资本收益率，从而促进FDI流入。同理，当一国货币升值时，以本国货币表示的出口对象国的，当因汇率升值导致的本国生产成本与在出口对象国本地的生产成本的差额大于在出口对象国直接投资的成本时，就可能发生对外直接投资，即本国对外国进行投资，其他国家对本国的FDI就减少。
2、相对财富效应理论。Froot和Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”，并以此解释了20世纪80年代日本跨国公司因日元汇率大幅升值而大幅收购美国企业资产的现象。该理论认为东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，从而更有利于他们并购东道国国内企业或者在东道国建厂。
（二）本币升值将拉动FDI增长
认为货币贬值将会抑制FDI流入额研究者以Campa（1993）为代表，他认为可以通过跨国公司的海外投资决策预测其未来收益的期望值，一国货币越是坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越多的FDI流入，而货币贬值使投资者丧失信心，将会阻碍FDI的流入，同时使本国货币流向货币坚挺的国家。
（三）汇率变动将使FDI在不同部门及地区进行重新分配
1、部门效应理论。在简单的两部门经济体中（贸易品和非贸易品部门），一国币值变化对该国不同部门吸引FDI的能力产生不同影响。当一国货币贬值导致对贸易品需求上升时，外国直接投资可能更多地投入贸易品部门，从而减少非贸易品部门的生产。不仅如此，由于本币贬值导致贸易品需求上升，进而导致生产要素需求增加，从而提高了非贸易品生产要素成本，降低了非贸易品利润，故本币贬值还从供给方面对非贸易品部门产生紧缩效应，引起FDI流入出现行业偏向的可能。GoldbergL.S.（1993）认为，汇率调整具有资源重新配置效应。而资源的重新配置依赖于重新分配成本的多少和汇率变化的信号，这既包括国内资源的重新配置，也包括国外投资在不同行业间的配置。因此，从这个层面上看，一国货币币值变化将导致FDI在不同部门之间资源配置的转移，从而具有行业偏向特征。汇率变化除了通过需求和供给层面对FDI的部门流向产生影响之外，还可能通过预期收益和生产成本直接对部门利润产生影响。从理论上看，币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释。但一个简单的结论是由于企业逐利性，行业利润高将导致更多的资本流入。因此，在其他条件不变时，一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润并导致FDI流入该行业。
2、区位效应理论。Aizenman（1992）认为汇率水平通过影响企业竞争力及国外直接投资在不同经济体之间的转移，即汇率水平对FDI产生区位效应。Goldberg（1993）认为汇率的区位效应依赖于初始投资成本（进入壁垒）、退出的非转换成本、企业风险类型及生产者的风险厌恶程度。同时，区位效应不能简单地理解为FDI在不同国家分布的调整，同时也包含不同投资国对汇率水平的不同反应。因此，汇率水平变化不仅对FDI全球区位分布产生影响，而且由于不同区位来源的FDI投资动机及风险类型存在差异，汇率变化对不同区位来源的投资者产生不同程度的冲击。所以，当东道国货币币值发生变化时，对不同区位来源的FDI投资行为产生不同程度的影响，而不同区位来源的FDI对汇率水平调整的反应程度亦存在差异。
在实证研究方面，绝大部分主要是针对美、日等发达国家，多数结论为：东道国的货币贬值会吸引国外直接投资流入，而货币升值会导致本国货币流向货币贬值国。本文持中立态度，将以实证回归来检验。
三、实证分析
（一）计量模型的构建
根据以上理论，初步构建如下的计量模型，以检验汇率升值对FDI的影响：
lnFDI=α0+α1E+α2VE+α3G+ε
其中，FDI代表外商直接投资，E代表实际利率，VE代表汇率波动，G代表GDP增长率。根据上文分析，α1的符号既可能是负号，也可能是正号，这取决于实证结果，而这正是我们所关心的。α2的符号是负号，汇率波动加大导致风险厌恶的投资人考虑向汇率相对稳定的国家投资，α3的符号无疑是正号，国内生产总值的稳定提高是经济发展水平提高的表现，也意味着更多的投资机会和投资利润率高，因而会吸引外商直接投资流入。
为降低异方差影响，本模型将FDI采用自然对数形式。为增加模型显著性，对VE求倒数，并记作VEDS=1/VE，VE的求法是每个季度3个月汇率的标准差。并对各数据进行季节调整。对修正后的数据进行OLS估计，经验证，该模型不存在多重共线性和异方差，但存在正自相关。采用科克伦-奥克特迭代法进行补救，最终得到参数如下：
由上式可得，当实际汇率每增长一个单位，FDI的流入量将增加0.015629%；汇率波动的倒数每增加一个单位，FDI的流入量将增加0.06835%（即汇率波动越小，FDI流入量越大），即FDI与汇率波动负相关。外商直接投资的变动有很大部分是内部原因，即是由原来的自身规模决定的，实际汇率及其变动以及经济增长率只是影响FDI流入量的宏观经济因素。所以这些因素对于FDI流入的影响并没有其自身的影响大，但是这些因素也是不可忽视的。
（二）实证结果分析
通过上述人民币汇率和外商直接投资的实证分析，可得出以下结论：
1、人民币汇率升值会促进外商直接投资的流入。这一结论符合我国的实际国情。首先，结合我国贸易结构来看，加工贸易仍处于重要位置，而这些都是由FDI来生产和出口。加工贸易主要就是利用我国劳动力成本优势。汇率升值并不会改变我国劳动力相对价格，因而加工贸易的劳动力优势仍然存在。其次，汇率升值同时导致加工贸易在国外采购原材料的成本大幅下降，由于加工贸易企业成本为国外采购成本，因而基本上可以抵消汇率升值带来的影响，这些影响完全可以通过加强企业管理和劳动生产率提高加以弥补，所以汇率值小幅度升值并不会影响流入。
2、人民币汇率波动提高能够降低流入。这同理论分析相一致。1997年和1998年，人民币面临贬值压力，尽管我国政府公开申明人民币汇率不贬值，但是外商直接投资还是随着汇率波动增加而下降。而在2005年7月的汇率制度改革前，（见图1）人民币升值压力相对较大，在汇改前外商直接投资出现了一次快速增加。在其他时间段，汇率波动相对比较平稳，外商直接投资流入也相对比较稳定。
四、结论
结合理论与实证的分析，本文得出结论：人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用，汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。尽管本文得出的结论同传统投资理论不一致，但这恰恰符合我国实际情况。从外商直接投资的流入量不断增长就可以简单地做出这一结论，而且本文的实证结果也支持汇率升值和外商直接投资负相关这一结论。实际上，外商直接投资流入取决于我国稳定、持续的经济增长、巨大的国内市场和劳动力成本优势，只要这一根本前提没有发生实质性改变，就不会导致外商直接投资的逆转。此外，外商直接投资有相当大一部分投资在加工贸易上，汇率升值对加工贸易的影响相对较小，所以汇率小幅、渐进升值不会对外商直接投资造成太大影响。但是，汇率波动同外商直接投资呈正相关性表明，汇率快速升值是有害的，只可能导致短期资本快速流入，长期产业资本将推迟投资，对长期投资形成阻碍最终影响到劳动生产率的提高，而这是汇率升值背景下企业获得国际竞争力的关键。
参考文献：
1、朱华.人民币汇率问题研究[M].人民出版社,2007.
2、王文武.人民币升值对我国利用外商直接投资的影响分析[D].兰州大学,2007.
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5、光.人民币汇率问题:升值成本-收益分析[J].经济研究,2005(5).
(作者单位：东南大学经济管理学院)
外商直接投资相关理论篇5
张 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大学经济学院硕士生，主要研究方向为国际贸易理论与政策。
基金项目：浙江省哲学社会科学规划重点课题（Z05LJ03），教育部省属高校人文社科重点研究基地――浙江工商大学现代商贸研究中心重点资助课题。
摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。
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（Error Correction Model）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：
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AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.
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外商直接投资相关理论篇6
（安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230601）
摘 要：关于贸易与投资的关系，国内实证研究大多集中在外商对华直接投资与对外贸易关系的探讨上，而对我国对外直接投资的贸易效应研究则相对较少.本文对1982-2013年间我国对外直接投资的贸易效应进行了回归分析，最后得出结论：我国对外直接投资对进口能产生较显著的创造效应，对出口的促进效应不太显著.
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关键词 ：对外直接投资；贸易效应；中国；实证分析
中图分类号：F125.4 文献标识码：A 文章编号：1673-260X（2015）05-0027-03
国际直接投资有外国直接投资（IFDI）和对外直接投资（OFDI）之分，前者研究外资的流入，后者研究外资的流出[1].国际直接投资与国际贸易是一国参与国际分工的两种基本形式，国际直接投资又会对国际贸易产生一定的作用与影响[2].自改革开放以来，我国的对外贸易发展迅猛，2013年跃居全球第一货物贸易大国地位.我国的对外直接投资与外商直接投资相比虽然仍有较大差距，但随着我国国际贸易领域的拓展，不仅IFDI增长迅速，我国的OFDI规模也逐渐壮大，对我国的经济发展产生不可忽视的作用，我国学者也加强了对中国对外直接投资的研究.本文通过分析上世纪八十年代以来我国对外直接投资与对外贸易的相关数据，运用计量方法探究两者的关系，以便分析我国对外直接投资的贸易效应，并根据现阶段我国OFDI存在的问题提出政策建议，希望更好地发展我国的国际贸易和国际直接投资[3].
1 文献回顾及问题提出
国际直接投资与国际贸易到底存在怎样的关系？这一问题一直都是国际投资领域关注的焦点.由于学者们的理论体系不同，继而阐述的角度不同，就会产生不同的看法[4].目前国际上存在以下三种比较重要的理论观点：
1.1 替代关系理论
蒙代尔（1957）提出了贸易与投资的替代模型.他认为在遇到国际贸易壁垒的时候，跨国公司可以利用国际直接投资来替代商品贸易，尤其是在两国的生产函数极为相似的情况下[5]；弗农（1968）在《产品周期中的国际贸易》提出了产品生命周期理论并进一步论述了这种替代关系，他指出，随着各国跨国公司的国际化进程加快，新产品的生命周期不断缩短，如果投资及时则会替代母国的出口[6].替代关系理论的提出在上世纪60年代以前很好地解释了国际贸易与国际投资的关系，但随着国际形势的变化这一理论越来越缺乏现实基础.
1.2 互补关系理论
小岛清（1978）对日本的对外直接投资做了大量研究，提出了著名的边际产业扩张理论.他认为，一国应将OFDI投资于他国处于相对劣势的“边际产业”，而大力发展本国的相对优势产业，这样两国的比较成本差距逐渐拉大，从而扩大两国的贸易规模[7]，大量的实证研究有力地证实了对外投资与贸易存在的互补关系；我国学者谢冰（2000）基于小岛清的边际产业扩张理论，对中国IFDI与中国进出口之间进行实证分析，得出两者存在正相关关系的结论，从而支持互补关系的理论.互补关系理论的提出对日本经济产生了巨大影响，在学术界引起强烈关注，但随着经济的发展，它的理论背景已经不适应当今经济形势的需要，还有待进一步完善.
1.3 不确定关系理论
相对于替代关系理论和互补关系理论，学术界还存在一种介于两者之间的不确定关系理论.张如庆（2005）综合运用各种计量方法对1982～2002年中国对外直接投资的贸易效应进行研究，结果表明OFDI不是进出口变化的原因，即对外直接投资的贸易效应不明显；陈石清（2006）对美国、日本、德国等国的对外直接投资数据进行分析，也得出相似结论.
可以看出，我国学者开始关注中国作为母国的对外直接投资问题，但国内的实证分析仍集中在我国外商直接投资与对外贸易的关系上[8].
2 中国对外直接投资的发展状况
近年来，我国在坚持对外开放基本国策的同时，积极转变观念，把引进来和走出去更好地结合起来，扩大对外直接投资领域，我国OFDI的快速增长引起世界广泛关注[9].中国对外直接投资的迅速发展始于2003年，当时中国的OFDI只有29亿美元，此后迅速扩张，到2008年达到559亿美元，增长了近20倍[10].根据商务部2013年的投资公报，中国对外直接投资流量首次突破千亿美元，达到1078.4亿美元，连续两年稳坐全球第三大对外投资国.
然而中国对外直接投资在世界投资市场上的地位偏低，尤其表现在中国跨国公司的发展方面，全球100个最大的非金融跨国公司中大部分来自发达国家.中国对外直接投资的地区分布和行业结构不合理，根据商务部2013年的投资公报表明，中国企业对外直接投资最多的是香港地区（占58%），其次是拉丁美洲（13%），第三是亚洲（12%），而对发展中国家、地区投资明显偏少.行业分布方面，租赁服务业、金融业、制造业、采矿业、批发零售业累计投资存量达5486亿美元，占中国对外直接投资存量总额的83%.可以看出，我国对外直接投资的行业分布不均匀.
3 中国对外直接投资的贸易效应实证分析
3.1 构建模型
为分析我国对外直接投资对国际贸易的影响，现分别用国际贸易出口额和进口额作为因变量建立如下回归模型：
EXt：我国当年国际贸易出口总额；
IMt：我国当年国际贸易进口总额；
OFDIt：我国当年对外直接投资流量；
IFDIt：我国当年外商直接投资流量；
GDPt：我国当年国内生产总值；
α0、β0是截距项；
α1、α2、α3分别测度当年对外直接投资额、外商直接投资额、国内经济增长对我国出口的影响；
β1、β2、β3分别测度当年对外直接投资额、外商直接投资额、国内经济增长对我国进口的影响；
εt是误差扰动项，测度的是其他干扰因素.
3.2 数据说明
本文选取联合国贸易与发展会议网站公布的中国OFDI作为FDI流出量，IFDI作为FDI流入量.出口额和进口额来源于中国统计局网站.中国GDP数据来源于国际货币基金组织（IMF）.模型以中国1982—2013年的数据为样本，计量全部运用eviews3.1完成.
3.3 测算结果
3.3.1 对出口额的回归分析
用eviews3.1软件进行回归分析得到以下结果：
可以看出，模型拟合优度很高：调整后的R2为0.983244，表明自变量可以解释InIMt变化中的98.3244%；每个回归系数的t值都是显著的；F值也是显著的.
4 结论及政策建议
通过上文的实证检验，可以得出以下结论：
第一，1982—2013年间我国OFDI同EX之间存在正相关关系，即对外直接投资促进了出口，但并不是很显著.从模型的估计参数中还可以看出，外资的流入对出口也有着较强的促进作用，且很显著.我国出口的增长主要得益于国内经济的增长.
第二，1982—2013年间我国ODFI同IM之间存在正相关关系，即对外直接投资促进了进口，且较为显著.说明我国对外直接投资能产生进口创造效应.从模型的估计参数中还可以看出，外资的流入、国内经济的增长对进口也有着较强的促进作用，且很显著.
然而，现阶段我国在对外直接投资领域还存在许多不足.首先，我国跨国公司忽视了DFDI的重要性，这从根本上限制了我国对外直接投资的发展.其次，目前我国对外投资规模较少，投资主体单调，且企业规模普遍较小，技术研发能力薄弱以及管理水平偏低.最后，我国政府在对外直接投资方面的管理和服务功能欠缺，宏观规划和管理不够完善.
鉴于上述提出的我国对外直接投资存在的问题，本文提出以下几点政策建议：
第一，首先要明确对外直接投资的目的，解放思想，增强对外直接投资的责任感和紧迫感，积极开展、扩大对外投资.我们应正确认识中国实施“走出去”战略是我国经济发展阶段的必然选择，也是适应经济全球化的客观需要.我们要从思想上重视对外投资的重要性，抓住机遇，积极发展对外直接投资.
第二，针对对外投资主体单一问题，我国要加快现代企业制度建设，借鉴世界著名跨国公司的经验，培育多元化的对外直接投资主体.同时我国企业要加大研发和创新力度，不断提高自主创新力，从根本上解决对外投资中的技术问题.我国企业应提高管理经营能力，结合自身优势，整体布局，使对外直接投资的地区和行业流向均衡发展.
第三，我国政府应加大在对外投资中的管理和服务力度.首先要加强政府宏观规划和管理，为企业对外投资营造良好的环境.注重政府的办事效率，做到以企业为主体，鼓励和促进企业的积极性.政府要建立和完善促进企业对外投资发展的法律法规和政策措施，为企业对外投资风险提供保障，从而鼓励企业对外投资.
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参考文献：
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外商直接投资相关理论篇7
关键词 外商直接投资 中国对外贸易 贸易商品结构
1 FDI与国际贸易关系的国际经济学观点
1.1 替代论:贸易替代
俄林(Ohlin,B.G)等认为,在开放经济中,区际间因生产要素禀赋的差异而引起的生产要素价格差异,将通过生产要素和商品的国际流动两条途径来缩小,直至生产要素价格均等。前者称为直接均等,后者称为间接均等。自由贸易代替要素流动,间接促进国际间生产要素价格趋于一致。当国际自由贸易出现阻碍时,国际贸易量就会减少,从而扩大了生产要素价格在国际间的差别,进而会促使要素的国际流动。这时资本流动将会替代商品流动,由此达到要素价格的直接均等。
蒙代尔(R.Mundell)认为,在自由贸易条件下,两国的生产要素的绝对和相对量完全一致,资源实现了最合理的利用和最大限度的福利,并不存在引起要素流动的原因。如果满足要素均等化及两国有相同生产函数的条件,贸易与资本的流动有完全替代的关系。且资本流动越自由,替代国际贸易的作用就越大。资本跨国流动较之商品流动更能自由,更合理地利用世界资本资源,并直接起着使各国生产要素价格均等化的作用。以蒙代尔等为代表的关于FDI对国际贸易的替论有效地解释了第二次世界大战前各个国家之间发生的直接投资。
1.2 互补论:贸易创造
迪克西特(Dixit)、克鲁格曼(Krug?鄄man)等人认为,由于不完全竞争和规模经济的存在,资本交易和对外贸易都是不可能完全自由的,因而存在不完全的替代。不论是国际间生产要素的流动,还是国际间商品,都不能消除各国间要素和商品相对稀少的状态。
邓宁的OIL理论认为,企业可以根据所拥有的优势(垄断优势、内部化优势和区位优势),在商品出口、技术许可和对外直接投资三种方式中进行相应选择。因而根据这一理论,国际直接投资与对外贸易在一定程度上是能够并存的。
小岛清(Kiyoshi Koiiman)认为,生产要素移动虽然减少了商品的稀缺性,从而减少了国际贸易的机会,但另外一方面,生产场所的开辟与建立,会创造新的贸易园地。他提出,国际贸易是按照比较优势进行的,而国际直接投资也应按比较优势的原则进行。通过对外直接投资可以扩大两国间比较成本的差距,创造出一种新的比较成本格局,从而使得投资母国与东道国之间的贸易在更大规模上进行,扩大了国际贸易的规模总量。
玛库森(Markusen,1984)在蒙代尔研究的基础上,假定企业可以拥有与使用不同国家的生产要素,即假定存在不同的生产技术、不完全竞争和规模经济,证明了生产要素流动会增加贸易。
美国经济学家帕特瑞(P.Patrie)对国际直接投资的动机差异进行研究的结论认为,跨国公司的对外直接投资的动机不同,使贸易和投资的关系也不同。帕特瑞将国际直接投资分成了三大类:市场导向型直接投资、生产导向型直接投资和贸易促进型直接投资。市场导向型直接投资是指跨国公司为了绕过东道国严厉的贸易壁垒或者是为了占领当地市场的需要,而对东道国进行直接投资,适应当地文化、风俗的要求,以实现在当地生产、销售。生产导向型直接投资是指跨国公司出于降低生产成本的需要,通过在那些拥有一种或多种廉价生产要素、特别是劳动力与土地这些流动性比较差的生产要素的国家进行的直接投资。贸易促进型直接投资是指跨国公司为了更好地配合母公司或总公司的出口贸易活动,提供各种服务而进行的直接投资。进一步的研究表明,只有市场导向型直接投资容易成为贸易的替代。因此贸易替代的投资只是直接投资的一个重要部分。高水平的贸易保护壁垒最有可能导致以逃避关税或占领本地市场为目标的直接投资的涌入。生产导向型和贸易促进型直接投资则会增加投资国和东道国之间的国际贸易。
因此,外商直接投资与对外贸易之间的关系可分两种,即替代关系和互补关系。现代国际经济学研究大多认为FDI与国际贸易之间更多是互补的关系。
2 FDI与中国对外贸易关系的实证研究
2.1 FDI与中国对外贸易总量变化关系的实证分析
外商直接投资相关理论篇8
关键词：人民币汇率；外商直接投资；误差修正模型；格兰杰检验
中图分类号：F832.63 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）02-0059-05
一、引言
传统的外商直接投资（FDI）理论都把汇率当成既定的外生变量，忽略了汇率变化对外商直接投资的影响。直到1973年世界各主要大国都采取浮动汇率制以后，汇率波动对外商直接投资的影响才逐步引起学术界的广泛关注。
国外关于汇率对外商直接投资影响的研究文献主要分为两类：一类认为汇率通过影响相对生产成本和财富效应来影响外商直接投资。理论上，外商直接投资获得国的货币贬值使得以外国货币表示的本国生产成本下降，并且外国投资者相对本国投资者的财富也由于本币的贬值而增加。Aliber首先研究了汇率对外商直接投资的影响，他认为正是由于不同货币区域和不完全市场的存在，才导致了外商直接投资在地理分布上的差异，当汇率变化时，处于硬通货区域的企业获得有利地位，并且倾向于向软通货地区投资。Crushman（1985）建立了一个两期动态模型，模型不仅考虑了汇率的水平，而且考虑了预期汇率变动的影响，通过分析生产地和销售地不同的四个外商直接投资模型，并考虑到跨国企业利润的最大化是以本国货币来衡量的真实利润，Cushman推断预期外国货币升值将会降低外国投资者在东道国的生产成本从而认为外国货币升值会刺激外商直接投资流入东道国。Floot和Stein（1991）建立了一个不完全资本市场模型，通过研究发现，美国1970―1980年大量外商直接投资流入的主要原因在于美元相对于其他货币的贬值，他们认为，国内货币的贬值为外国企业并购本国企业创造了机会。Klein和Rosenger（1994）利用1979―1991年7个主要工业国家对美国外商直接投资的数据，通过对财富渠道和劳动力渠道对外商直接投资影响的比较分析，认为财富渠道比成本渠道更加重要。Globerg和Klein（1997）提供了一个广泛的研究，分析汇率在决定日本向东南亚和拉丁美洲直接投资中所起的作用，研究表明，日元的升值确实提高了日本向这些地区的投资。Kawai和Urata（1998）的研究也证实了日元的升值刺激了日本对东南亚国家的大量投资。Gorg等（2001）在研究汇率变动对外商直接投资的影响时发现，美国对外投资与美元升值正相关，而美国引进的外商直接投资与美元的升值负相关。
另一类文献的主要观点认为：汇率的波动带来了不确定性，投资风险加大，从而汇率的频繁变动抑制了外商直接投资或者对外商直接投资的影响不确定。George Zis和国际货币基金组织认为，汇率的波动增加了交易的风险，降低了生产者长期内扩大生产能力的积极性。另外，汇率的波动引起相对价格的不确定性会影响生产安排决策。Benassy和Quere（2001）检验汇率贬值对FDI流动的影响，研究结果显示，汇率过度波动的负面影响会抵消由于货币贬值带来的对FDI的吸引力。Agnes和Lionel（2001）针对发展中国家的实证研究认为汇率的波动不利吸引FDI的流入。Micha Brzozowski（2003）对19个新兴市场化国家和13个转型国家的研究表明，东道国汇率的不确定性与多变性对FDI的流入有阻碍作用。
国内学者魏巍贤（1997）研究外商在中国投资的决定因素时认为，人民币的贬值对外商直接投资流入有积极影响。龚绣国（2003）认为，人民币的贬值对外商直接投资的影响不显著。邢予青（2003）以日本对中国的投资为背景分析了汇率和外商直接投资之间的关系，他认为，日元对人民币的升值与日本对中国的直接投资正相关。黄志勇（2005）认为，人民币汇率的贬值对FDI的影响短期效应不明显，但从长期来看，人民币的贬值对FDI的流入有促进作用。国内学者基本上都是从名义汇率的角度来研究人民币贬值对外商直接投资的影响。
笔者拟研究中国1985―2009年人民币实际汇率发生波动是否对中国外商直接投资造成影响。笔者利用协整、误差修正模型以及Granger因果检验，研究实际汇率波动期间，中国外商直接投资与实际汇率之间是否存在着长期稳定的静态均衡关系和短期的动态关系？人民币实际汇率贬值是否由于财富效应而使外商直接投资增加或由于汇率波动引起不确定性增加而抑制了外商直接投资的流入？实际汇率对外商直接投资在短期内和长期内的弹性是多大？
二、模型的建立与说明
（一）单位根检验
协整是指两个一阶单整序列存在某种线性组合关系，它们的这种线性组合是平稳序列，反映了这两个时间序列的长期均衡关系。在进行协整分析以前，先要对时间序列进行平稳性检验，即单位根检验（ADF检验）。
1. 单位根过程。随机过程｛Rt，t=1，2，…｝，如果Rt=Rt-1+t中，=1，t为一稳定过程，Rt表示人民币实际汇率，并且E（t）=0，cov（t，t-s）=t＜∞，s=0，1，2，…则称该过程为单位根过程。单位根过程经过一阶差分变为平稳过程，即Rt-Rt-1=（1-B）Rt=t，此时Rt为一阶单整序列，记为I（1）。
2. 单位根检验。为了检验实际汇率和外商直接投资时间序列的平稳性，建立如下模型：
LnRt=0+0T+0LnRt-1+iLnRt-i+t
2LnRt=1+1T+1LnRt-1+j2LnRt-i+t
其中R、FDI分别表示实际汇率和外商直接投资，、2分别表示一阶差分和二阶差分运算，0、1为常数项，m、n表示滞后阶数，T表示趋势项。如果根据样本计算出的T的系数不能通过t检验，则接受时间项系数为0的原假设，即表明不存在趋势项，否则表明时间序列存在趋势变化。以检验时间序列LnRt为例，如果根据样本计算的单位根统计值0大于ADF的临界值，则接受H0∶0=0原假设，表明LnRt服从随机游走，为非平稳序列，否则，拒绝非平稳序列的原假设，表明LnRt为平稳序列。对于时间序列LnFDIt的检验方式类似。
（二）协整与误差修正模型的建立
1. 协整检验。为了检验时间序列LnRt与LnFDIt是否协整，笔者采用Engle和Granger提出的两步检验法，对于同是d阶单整的时间序列LnRt与LnFDIt，用一个变量对另一个变量回归，即LnFDIt=+LnRt+t，用、分别表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为=LnFDIt--LnRt，若~I（0），则LnRt与LnFDIt具有协整关系，且（1，-）为协整向量。
2. 误差修正模型。笔者以Davidson和Hendry等人提出的误差修正模型为基础，建立实际汇率与外商直接投资之间的误差修正模型如下：
LnFDIt=+1LnRt+2LnFDIt-1+3LnRt-1+t
移项整理可得：
LnFDIt=+1LnRt-（1-2）（LnFDIt-1-
LnRt-1）+t
其中，LnFDIt-1-LnRt-1是误差修正项ecm，该误差修正模型解释了因变量LnFDIt如何受其短期波动LnFDIt的影响。一方面，外商直接投资受到自变量短期波动LnRt的影响；另一方面，则取决于误差修正项ecm，误差修正项反映了变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。
（三）格兰杰检验模型
格兰杰因果检验是一种用于考察两个序列之间因果关系的检验方法。为了检验外商直接投资与人民币贬值之间的因果关系，建立以下模型：
FDIt=0+iRt-i+jFDIt-j+1t
Rt=1+jFDIt-j+iRt-i+2t
其中，p、q表示滞后阶数，1t、2t为白噪声且不相关。以检验人民币贬值是否是外商直接投资变化的格兰杰原因为例，其检验过程为，首先提出原假设H0∶1=2=…q=0，然后估计无约束条件约束回归模型，得出无约束条件回归方程的残差平方和ESSUR，最后估计约束条件下的回归方程LnFDIt=0+jLnRt-j，得出其残差ESSU，利用约束条件和无约束条件的残差平方和构造F统计量：
F=~F（q，n-p-q-1）
其中n表示样本容量。如果根据样本计算出的F值大于F分布的临界值，则拒绝H0∶1=2=…q=0的原假设，表明人民币汇率贬值是外商直接投资变化的格兰杰原因，反之，则不能说明实际汇率变化是引起FDI变化的格兰杰原因。
三、数据的来源与处理
本文的外商直接投资数据以中国每年实际利用外商直接投资数量为准，其数据来源于历年《中国统计年鉴》。从图1可以看出，中国实际利用外商直接投资数量呈历年递增趋势，其变化趋势大致可以分为三个过程。1985―1992年中国实际利用外商直接投资数量缓慢增长；1993―1998年，由于亚洲金融危机的原因，中国利用外商直接投资呈现增速先快后慢的格局；1998年以后，中国实际利用外商直接投资数量的增速进一步加快。
本文所采用的汇率是人民币的的实际汇率，实际汇率是指在名义汇率基础上剔除了通货膨胀因素后的汇率。由于实际汇率考虑了国内外的物价因素，它相对名义汇率而言更加准确地反映了真实情况。实际汇率的计算公式为：R=E×（Pf/Pd），其中R表示实际汇率，E表示直接标价法下的名义汇率，即100美元的人民币价格，Pf表示美国的价格水平，Pd表示中国价格水平。由于采用直接标价法，所以R上升表示本币贬值，通常意味着该国国内贸易品生产成本下降和国际竞争力的上升，反之，表明国内贸易品生产成本上升和国际竞争力的下降。笔者分别用中美两国的CPI指数来替代国内外价格水平，国内CPI指数来源于历年《中国统计年鉴》，美国的物价指数来源于IMF的《国际金融统计》。从图2可以看出名义汇率和实际汇率的波动趋势，人民币的名义汇率和实际汇率虽然都大致保持了贬值趋势，但是波动的周期和幅度不一致，比如，从1996―2004年，人民币的名义汇率基本保持不变，但是实际汇率是先升值后贬值。
为了减缓模型的异方差和处理的方便，笔者将对外商直接投资和人民币的实际汇率也进行对数处理。对数并不改变原时间序列的平稳性。用Eviews5.0作出对数处理后的外商直接投资与人民币实际汇率的变化趋势如图3和图4所示。
四、计量分析
（一）单位根检验
从图3和图4可以初步判断，LnFDI和LnR为非平稳的时间序列。为了得到更准确的结果，用Eviews5.0软件分别对LnFDI、LnR、LnFDI、LnR进行单位根检验，得到结果如表1所示。
其中，C、T、Q分别代表常数项、趋势项、滞后阶数，滞后阶数Q的判断准则是AIC最小原则。从检验结果来看，LnFDI与LnR均为非平稳时间序列。但是经过一阶差分以后，LnFDI和LnR均为平稳序列，因此LnFDI与LnR为一阶单整序列，满足协整检验的前提。这说明人民币汇率与外商直接投资之间可能存在协整关系。
（二）协整检验与误差修正模型的建立
笔者采用Engel-Granger两步法来进行协整分析和建立误差修正模型。首先建立LnFDI与LnR的一元回归模型如下：
LnFDIt=17.53+0.045LnRt-1（1）
t （-9.90） （12.92）
R2=0.114 DW=0.896
该模型回归效果差，模型残差项存在严重的自相关。考虑加入适当的滞后项，LnFDI和LnR的分布滞后模型如下：
LnFDIt=-9.27+4.113LnRt+0.986LnFDIt-1（2）
t （-1.17） （4.78）（11.28）
R2=0.986 DW=1.79
从分布滞后模型可以看出，模型拟合度高，回归效果好，残差自相关消除，要验证LnFDI与LnR之间是否存在协整关系，只需对方程（2）的残差进行ADF检验。用EViews生成一个新的序列，即模型（2）的残差序列，命名为E序列。对序列E作单位根检验，结果如表2所示。由于检验统计量为-3.377 8，小于显著性水平为1%的临界值-2.675 6，可以认为残差序列E为平稳序列，进而说明序列LnFDI与LnR之间存在协整关系。建立LnFDI与LnR的误差修正模型为：
LnFDI=-2.337+1.123LnRt+0.956LnFDIt-1-0.657et-1（3）
t（-1.12） （2.998） （3.789）（3.007）
R2=0.093 DW=1.998
从模型（2）和（3）可以分别计算出实际汇率对外商直接投资的长期弹性和短期弹性，即实际汇率变动1%对外商直接投资长期影响和短期影响的程度。从模型（2）可以计算出长期弹性为：1=（1-0.986）/4.113=0.003，汇率对外商直接投资的长期弹性表明，汇率贬值1%，长期内（超过一年）只使外商直接投资增加0.003%，这说明长期内人民币的贬值效应是很微弱的，基本可以忽略不计。从模型（3）可以计算出短期弹性为1.123，这表明在短期内（一年期内），实际汇率贬值1%将使得外商直接投资的数量增加1.123%，这说明短期内汇率贬值是富有弹性的，贬值效应明显。
模型（3）表明，实际汇率贬值短期内对外商直接投资有明显的正效应，其短期调整系数为负，与调整机制相符合，系数的大小反映了向长期均衡的调整力度。由于短期调整系数显著，表明每年外商直接投资与其长期均衡值的偏差中的65.7%被修正。
（三）Granger因果关系检验
对变量R和FDI用Eviews5.0软件进行Granger检验得到结果如表3所示。从表3可以看出，在1阶滞后的情况下，实际汇率和外商直接投资互为格兰杰原因；在2阶和3阶滞后的情况下，实际汇率与外商直接投资相互之间不存在因果关系；这说明在短期内，外商直接投资受汇率波动的影响较大，但是长期内，外商直接投资受汇率波动的影响很小。
五、结论
通过建立误差修正模型，笔者分析了实际汇率波动与外商直接投资之间长期稳定的静态关系和短期动态关系。笔者可以得出如下结论：中国实际汇率的贬值，在短期内由于财富效应的作用将对外商直接投资产生积极作用，实际汇率贬值1个百分点，将使得外商直接投资增加1.123个百分点，汇率贬值在短期内是富有弹性的；但是从长期来看，实际汇率贬值1个百分点，仅仅使外商直接投资增加0.003个百分点，说明人民币贬值的长期效应是很微小的，基本可以忽略不计。实际汇率贬值在长期内是缺乏弹性的；通过格兰杰因果关系检验，得出了与误差修正模型类似的结论：实际汇率在1阶滞后的情况下是外商直接投资变化的格兰杰原因，但在滞后2期、3期的情况下却没有通过格兰杰检验，这说明它们在长期的情况下因果关系不显著。
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On the Influence of the RMB Exchange Rate Fluctuation on the FDI in China
Hu Bangyong
（School of Economics and Management, Chongqing Three Gorges University, Chongqing 404000, China）
Abstract: Based on the China's FDI and effective exchange rate datas between 1985 and 2008, this paper give an empirical analysis on the effect of RMB exchange rate fluctuation on FDI. The conclusions show that the depreciation of the RMB is obvious in the short-term. But in the long-term, the depreciation of effective exchange rate has no obvious promotion function to the FDI in China.