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外商直接投資相關理論范文1

【關鍵詞】 外商直接投資 國內生產總值 經濟增長

一、外商直接投資對中國經濟增長實證研究的文獻回顧

FDI與經濟增長之間的關系在傳統的觀念里，FDI被認為是最受歡迎的外來資本流動方式，通常認為通過先進技術和管理知識的傳播，FDI會給東道國經濟帶來正的外部性，比如高額的研發支出、規模經濟、更好的公司治理、增強競爭、基于知識的資產轉移以及促進國內儲蓄等（英國經濟學家梅爾，1995）。 世界銀行（1998）認為FDI可以通過技術轉移、擠入國內投資等方式來促進東道國經濟的增長，并且如果伴隨著以良好的國內政策和更大的對外開放度的話，這些誘導經濟增長的因素給東道國所帶來的好處會更多。與此同時，經濟增長也有利于吸引FDI，美國經濟學家德斯卡特和瑞特（2000）認為流入發展中國家的FDI是為了在全球范圍內擴張市場以及尋求比在工業化國家投資更高的長期收益率，因此，發展中國家的經濟增長率對流入該國的FDI具有顯著正向影響。英國經濟學家愛德華茲（1991）的研究也表明國內經濟基本面與FDI存在很強的相關性，同樣資本外逃也與國內經濟基本面密切相關（美國經濟學家克魯格曼，1988）。

二、外國直接投資對中國經濟增長的實證分析

1、數據的選取

本文選取中國1985―2009年國內生產總值（GDP）和外商直接投資（FDI）的數據《中國統計年鑒》（2010年版）。外商直接投資額以實際利用外資額為準，并以當年的匯率（匯率選取當年匯率的加權平均數）折算成人民幣計算。

2、外商直接投資與經濟增長的相關關系檢驗

新古典經濟增長模型中，經濟的長期增長來源于技術進步和勞動增長，這兩個因素都被認為是外生的，外商直接投資對促進產出增長僅僅具有短期效果。隨著內生經濟增長理論的誕生，經濟學家開始研究外商直接投資促進經濟長期增長的傳導機制。英國經濟學家鄧寧通過對國際投資分布的研究指出：一個國家吸引外商直接投資量的大小與他的經濟發展水平呈正相關。一個地區能否持續吸引外商直接投資，關鍵在于該地區的經濟發展水平、經濟發展活力等因素，其中東道國經濟增長速度是影響外商直接投資流入的決定性因素。外商直接投資相關的產出外溢，將導致東道國產出收益的增加，有利于東道國國內技術水平的提高和生產力的發展。

上述理論分析表明，理論學派對外商直接投資的增加能夠促進經濟增長有著共識，而對于經濟增長能否引起更多的外商直接投資流入卻說法不一。下面從實證角度來分析FDI與GDP是否存在相關關系。

本文選取1985―2009年的FDI和GDP的數據，運用Eviews進行了相關系數分析。從表1中可以得到變量GDP和變量FDI之間的相關系數為0.9345>0.8，故變量GDP與FDI之間高度正相關相關。

3、外商直接投資與經濟增長之間的因果關系檢驗

相關系數說明FDI與GDP之間存在著高度相關關系，但是相關關系不能說明外商直接投資與經濟增長兩者到底是誰引起誰增長，或者兩者互相影響，為了進一步了解兩者之間的關系，本文進行了因果關系檢驗。本文采用Granger的因果關系檢驗方法。采用1985―2009年數據對GDP與FDI之間的因果關系進行檢驗，并使用Eviews軟件進行統計分析。因果關系模型中的滯后期數取2、3、4。表2給出了Granger因果關系的檢驗結果。

從表2我們可以觀察到：滯后期數取2時，P＝0.17958＞0.05，滯后期數取3時，P＝0.10329＞0.05，接受原假設，因此FDI與GDP不存在著雙向的因果關系；而當滯后期數取4時，P＝0.03382＜0.05，拒絕原假設，FDI是GDP的Granger原因，也就是說FDI流入量的增加能引起GDP的增長。但滯后期取2、3、4時，其對應的P值均大于0.05，也就是說GDP不是FDI的Granger原因，GDP的增長不能吸引更多的FDI流入，所以我們可以在相當大的概率程度上認為FDI流入量的增加引起GDP的增長的因果性較強。

結合中國當前實際情況分析，從1982年開始吸收外商直接投資，中國的經濟增長經歷了一段迅猛發展的時期，1992年GDP增長率甚至達到了141.2%，可以說外商直接投資對中國的經濟增長起到了相當大的作用。外商直接投資的主體大多是規模很大的跨國公司，他們在中國進行投資的同時也帶來了先進的技術、管理經驗，既帶動了國內民族工業的發展，也極大地促進了出口。綜上可以認為外商直接投資的流入促進了中國的經濟增長。當然影響外商直接投資的流入的因素除了經濟增長外，政策性因素也是相當重要的。

4、外商直接投資與經濟增長的回歸分析

上面已經詳細地分析了外商直接投資與我國經濟增長有著相互推動的作用，它們之間不但存在高度相關關系，而且還存在著因果關系。對1985―2009年外商直接投資和經濟增長的數據運用Eviews進行回歸分析，假設FDI為X（自變量）；GDP為Y（因變量）。表3就是分析計算結果。

結果說明：其一，顯示決定系數R2=0.8733，調整決定系數=0.8666。決定系數代表了回歸模型的擬合優度，模型的決定系數很高，擬合了86.66%的原始數據，說明這個模型具有比較好的現實使用效果。其二，檢驗統計量F=130.9011，檢驗P=0.0000

可得一元線性回歸方程:Y=5501.315+26.1437X，方程的意義：沒有外商直接投資時，GDP有5501.315億元，這說明影響經濟增長的因素有很多，外商直接投資對經濟增長的作用并不是唯一，還有其他許多因素共同影響我國經濟增長。外商直接投資每增加1億元，我國的GDP就增加26.1437億元，可以看出外商直接投資對我國經濟增長的拉動作用非常巨大，這也是我國政府長期來鼓勵外商直接投資、甚至給予很大的政策和稅收優惠的原因。

三、結論及政策建議

上面的實證分析表明，外商直接投資對我國經濟增長的影響是顯著的。兩者存在高度相關關系，Granger因果關系檢驗也驗證了外商直接投資與經濟增長之間正向的因果關系，即隨著外商直接投資流入量的增加，國內生產總值也相應增長。線性回歸方程的建立，更好地說明了這一點。FDI的大量涌入，在一定程度上地促進了中國經濟諸多方面的發展。從現有情況看，FDI在中國還有很大的發展空間。隨著中國市場化程度的提高和經濟環境的改善，外商直接投資必然還會在今后較長時間里對中國經濟增長繼續發揮強大的促進作用。針對此情況，我們可以采取以下措施。

1、把握機遇，大力引進跨國公司地區總部

跨國并購是20世紀90年代以來國際資本流動的主要方式和跨國公司發展壯大、實施全球擴張的重要途徑。統計數據顯示，自1995年至今，跨國并購的比重逐年提高，已經成為外商直接投資的主要方式。2000年全球直接投資10000億美元，其中以并購方式進行的有8000億美元，占總額的80%。然而1999年我國吸引外資總額中跨國并購只有22億美元，僅占5%。因此我國應積極改進引資方式，以適應跨國公司的全球并購浪潮。我國應充分利用全球產業結構調整機遇，認真學習新加坡的發展經驗，提升我國在亞洲產業布局中的地位，利用好中國―東盟自由貿易區的投資轉移效應，積極吸引跨國公司地區總部、研究中心向中國轉移，使北京或上海等有條件的城市成為世界級跨國公司在亞洲的管理與研發中心。

2、轉換政府職能，建立與世界接軌的規范市場及法律體系

首先，要加快政府機構的改革，盡快轉換政府職能。轉變政府干預經濟的方式，清理具有計劃經濟特征的行政審批制度，清除妨礙市場效率的行政壟斷和地方保護主義，為發揮市場機制在資源配置中的基礎作用掃清體制。其次，在未來各國引資競爭日趨激烈的國際環境下，我國應建立和完善與市場開放及貿易投資活動市場化相適應的宏觀調控體系，要加大對市場經濟秩序的整治力度，優化投資環境，健全法律法規，努力實現公開、公平、公正的市場競爭，推動全國統一市場的形成，以及監督機制的透明化、制度化。形成一套符合國際慣例的市場管理體系，以增強外國投資者的信心。外商投資成本和投資風險將大幅下降，我國對外商投資的吸引力就會增強。

3、培育吸引外商直接投資的配套產業群

波特的國家競爭優勢理論認為，一個國家要取得競爭優勢的必要條件之一是要有完善的相關和支持產業。同樣地，一國要取得FDI的區位優勢，也要有配套的相關和支持產業為FDI提供上、下游服務。跨國公司的全球戰略要求其在世界范圍內選擇生產成本最低的生產地點，這就需要東道國有配套產業滿足其質量、時間需求。同時我國建立自己的FDI配套產業，可以使國內眾多中小企業加入跨國公司的全球生產鏈，從而更好地融入世界市場，提高競爭能力。

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外商直接投資相關理論范文2

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

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外商直接投資相關理論范文3

[關鍵詞]層次分析法;區位優勢;政治環境;商務環境;經濟環境

[中圖分類號]F831.6 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432(2010)45-0152-03

1 引 言

隨著跨國公司的對外直接投資活動的日益頻繁,跨國公司在當今世界經濟中發揮著巨大的作用。FDI成為了解經濟增長的重要變量,它除在彌補資本缺口、提高投資質量之外,還通過產業結構升級和技術進步、就業創造和貿易擴展等多種渠道作用于經濟增長。然而,并不是所有的對外直接投資活動都是成功的,對外直接投資獲得成功的條件又有哪些呢?本文將從區位優勢出發,使用AHP分析法,例證跨國公司如何進行投資區位決策。

2 區位優勢簡介及相關研究

學者們在實證和理論方面對外商直接投資進行了諸多的研究。在關于國際直接投資的眾多理論中,鄧寧的國際生產折中理論獨樹一幟,是各種理論的集大成者。鄧寧綜合其他學者提出的壟斷優勢理論、內部化理論和區位理論,把跨國公司在國外直接投資進行國際生產的決定因素概括為所有權優勢、內部化優勢、區位優勢三種優勢。企業跨國經營的決定因素就是這三種優勢,只有同時具備這三種優勢時,企業才會選擇對外直接投資。這三種優勢是跨國公司進行跨國經營方式選擇的依據和條件。

其中區位優勢指的是,如果在某個國家存在這樣一種情況,即直接投資生產比出口更有利或更節省,如當地的資源成本低、接近市場、稅收優惠等,或者出口會受到關稅壁壘和非關稅壁壘的限制,而當地生產則不受此限制等,這就是區位優勢。區位優勢是對外直接投資的充分條件。其中區位優勢包括的因素有:在東道國的勞動力成本、市場需求、關稅壁壘和非關稅壁壘以及政府政策。

不同地區的區位優勢是不同的,跨國公司在進行直接投資時所選擇的投資區位在某種程度上決定了投資的成敗。在既定的投資國內,應該怎樣選擇合適的投資地點是本文試圖解決的問題。因此下文將運用AHP分析法,聯系我國的實際情況,研究怎樣決定投資區位。

3 基于AHP的分析

美國運籌學家A.L.Saaty于20世紀70年代提出的層次分析法(Analytical Hierar-chy Process,AHP),是一種定性與定量相結合的決策分析方法。它是一種將決策者對復雜系統的決策思維過程模型化、數量化的過程。應用這種方法,決策者通過將復雜問題分解為若干層次和若干因素,在各因素之間進行簡單的比較和計算,就可以得出不同方案的權重,為最佳方案的選擇提供依據。

3.1 設計影響外商直接投資區位優勢的因素的層級結構

外商在進行直接投資的區位決定時,要綜合考慮很多因素,參照AHP的原理,我們首先設計出各因素的層級結構。

上述的評價指標中的各項有各自的經濟內涵。

(1)政治環境:主要指經濟、政治和社會穩定,有關外資進入的相關法律規定、政府對外商直接投資的政策方針及政府機關的效率。穩定的政治、經濟環境是外商直接投資的必要條件,政府的高效能給FDI的進入提供很多便利,也能在一定程度上降低尋租成本。

政治環境包括投資鼓勵措施和政府效率。

(2)商務環境:集聚經濟因素對FDI決策的重要性已越來越受到關注。集聚經濟是指因經濟活動和相關生產設施的區域集中而形成的正外部性以及規模和范圍經濟。產業的空間集聚不僅會帶來產業的自然優勢,而且會帶來技術溢出等外在優勢,對跨國公司的直接投資具有較強的吸引力。

外商在進行直接投資的區位決定時,還會把交通運輸、通信等基礎設施和配套服務納入考慮范圍。

商務環境包括FDI存量和基礎設施及配套服務。

(3)經濟環境:這是進行FDI最著重考慮的因素。投資地當地的市場潛力、購買力水平、工資水平和低成本投入品等都會對投資決定產生一定的影響。

經濟環境可以概括為市場增長率、市場規模、勞動力成本、規模經濟、低成本投入品5項。

(4)自然環境:有的投資者喜歡在毗鄰本國或離本國較近的國家進行投資,因此地理是否臨近對有些投資者來說是比較重要的影響因素。

自然環境可以簡單的抽象為地理臨近性。

(5)社會環境:投資地當地的文化對投資的成功與否存在一定的影響,如果投資地當地文化與跨國企業文化相差太多,可能會導致投資的失敗,因此文化融合性也是參考因素之一。

社會環境可以概況為文化融合性。

3.2 外商直接投資的類型不同,對各個因素的評價不同

(1)資源尋求型:在這類外商直接投資中,跨國公司看中的是東道國的自然資源,包括無技術和低技術的勞動的可獲得性和低廉的成本。為了實現規模經濟或者降低成本這些跨國公司往往設立在這些資源的聚集地,故資源尋求型的外商直接投資看重的是勞動力成本和低投入品的可獲性。

(2)市場尋求型:此類FDI更加注重東道國巨大的市場容量,消費者的購買能力,以及該市場今后的發展潛力。市場尋求型的FDI往往是作為母國的出口的替代形式出現的,其所生產的產品是母國相對于東道國具有比較優勢的產品。對于作為東道國的發展中國家而言,這些產品無論是在技術含量還是在質量上要更為高級。當跨國公司在東道國進行市場尋求型投資時,往往更關注市場增長率和市場規模。

4 AHP模型的設計

4.1 采用層次分析法,確定各項指標的權重

首先,根據專家評分可以得到包含P1、P2、P3、P4、P5的判斷矩陣B:

從得分情況來看,丙地是最佳的投資地點。

6 結 論

在競爭日益激烈的現今,跨國公司想要生存壯大,實現自己的全球化戰略面臨更多的挑戰。跨國公司的對外直接投資需要綜合考慮多方面的因素,在其中的區位因素中,東道國政治、經濟、自然環境、文化等各項條件都會對跨國公司的投資決策產生影響,但其影響效果不盡相同。本文從定量和定性分析相結合的分析法出發,運用AHP分析法分析各地區位的優劣,經過運算匯總,各地得分的高低能一定程度為跨國公司的選址提供建議,使得跨國公司的對外投資選址有定量的標準,提高跨國公司對外投資的成功率。

參考文獻:

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[7]魯慧玲.跨國公司FDI與區位優勢[J].中國科技產業.

外商直接投資相關理論范文4

關鍵詞:外商直接投資(FDI) 面板數據模型

一、研究背景和意義

引資環境不同是影響外商直接投資(Foreign Direct Investment)分布差異的重要原因,弄清各種投資環境與FDI的關系,有利于政府有的放矢地改善投資環境。我國目前從地方政府角度，從地級市的層次來探討政府引資環境對FDI的影響的文獻非常少，使用全國283個地級市十年的數據來進行相關問題的研究尚無。所以本文的研究試圖在一定程度上填補這方面研究的空白。

二、文獻綜述

國外和我國許多學者采用各種實證方法對外商直接投資進行分析，探討在具體的同家、地區或行業中外商直接投資的影響因素。主要有： Qu、Green(1997)認為城市規模及其中心優勢、集聚因素、基礎設施、經濟增長和政策工具對外商投資區位正相關；Coughlin(2000)研究發現職工平均工資、文盲率與FDI呈負相關，而GDP、工業勞動生產率、沿海區位與FDI呈正相關； Cheng， Kwan（2000）發現FDI具有很強的聚集效應，并且巨大的市場、良好的基礎設施、經濟特區政策對吸引FDI有很大的影響。許羅丹、譚衛紅(2003)發現外商直接投資集聚效應明顯，我國的經濟水平、居民消費水平、基礎設施建設水平、市場容量對FDI的影響顯著。張健（2006）分析表明，東道國的市場規模、經濟發展水平、勞動力成本、資本回報率、區域開放程度等因素是影響外商直接投資區位變遷的主要因素。

三、面板數據模型與分析

Panel Data分析與傳統的橫截面數據或時間序列數據分析方法相比，能夠有效地減少解釋變量出現多重共線性的可能性，從而使得參數估計結果更為可信。故我們選擇面板數據模型進行分析。本文將各個影響因素進行了量化，采用了1998年到2008年的樣本數據，數據均來源于《中國城市年鑒》。數據模型為：

Yit=αi+βX1it+βX2it+……+βX8it+dummy+ε

其中，Yit：fdi stock(外商直接投資存量) and fdi (外商直接投資流量); X1：averagewage（平均工資）; X2：pregdp（人均GDP）; X3 ：hospital（醫療水平）; X4：edu (教育水平) ; X5 ：telesevice（電信水平）; X6：transports（交通水平）; X7：greening（綠地覆蓋率）; X8：investment（固定資產投資）; Dummy : 兩稅合一的虛擬變量。

在Panel Data分析中，與有效使用數據密切相關的問題是固定效應模型（Fixed Effects Model）還是隨機效應模型（Random Effects Model）的判斷問題。分別對面板數據進行了固定效應和隨機效應的回歸分析，并對該結果進行了Hausman檢驗，從STATA分析結果可以看出，chi2(9)分別為76.54、47.92，故我們應該拒絕原假設，即應該利用固定效應模型。

大部分解釋變量的t-value都比較顯著，首先，不論fdi還是fdi stock做為因變量，平均工資、人均國內生產總值、人均醫院床位數、固定資產投資總額都對外商直接投資有顯著影響，但是教育的影響都不顯著。一些解釋變量對fdi stock的影響顯著，但卻對fdi的影響不顯著。這樣的因素分別為：電信水平，交通水平，綠化水平，政策因素。大部分基礎設施相關的變量對當年外商直接投資的影響都不顯著，但是卻對累計外商直接投資有顯著影響。從而，我們可以得出結論：電信、交通、綠化設施與兩稅合一的政策只對外商直接的長期投入產生影響，對短期吸引外商投資并無很大影響。

通過對上述結果的分析，為了為政策建議提供清晰的理論支持，我們可以把所有的解釋變量歸納為三類：對外商直接投資有顯著影響的變量。主要包括：平均工資、人均國內生產總值、人均醫院床位數、固定資產投資總額。僅對累計外商直接投資有顯著影響，但對當年外商直接投資無顯著影響的變量。主要包括：電信水平，交通水平，綠化水平，兩稅合一政策因素。對外商直接投資無顯著影響的變量。主要指教育水平。

對于第一類變量，是所有地方政府都需要關注的變量，它是促進外商直接投資的最重要的因素；對于第二類變量，對那些已有很多外資并關注這些已有外資持續長期投資的地方政府很重要，對于那些比較落后，本來就很少外資的地方借鑒意義不大；對于第三類變量，是地方政府在考慮影響外商直接投資對策時，可以不需重視的因素。

參考文獻:

[1]T.Qu&M.B.Green，Chinese Foreign Direct Investment :A Sub-national Perspective on Location[J]，Ashgate Brookfield，1997

[2] C.Coughlin& E.Segev，Foreign Investment in China: A Spatial Econometric Study，The World Economy[J]，2000(23):l-23

[3]Cheng, L. K. and Kwan, Y.K. What Are the Determinants of the Location of Foreign Direct Investment The Chinese Experience [J]. Journal of International Economics, 2000 (51), 379-400

外商直接投資相關理論范文5

關鍵詞：外商直接投資；就業效應；實證分析

中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2013）07-0064-02

我國作為一個發展中人口大國，實現充分就業一直是政府宏觀經濟政策的重要目標。利用外商直接投資增加就業也是我國政府外資政策的直接目標之一。改革開放以來，外國直接投資大量涌入中國，截止2010年，我國已累計吸引外商直接投資10483.81億美元。外商直接投資的流入增加了國內資本供給，為促進經濟增長，彌補了資本要素的不足起到重要作用。

山東省作為沿海省份，憑借自身良好的區位條件和經濟環境，在吸引外商投資方面一直處于全國前列。2010年山東省新批外商直接投資項目1632個，比2009年增長11.2%；新批世界500強企業投資項目36個，增長9.1%；新批總投資3000萬美元以上大項目242個，增長65.8%，2010年山東省實際使用外商直接投資額為916833萬美元。同時，外商投資企業創造了大量的就業崗位，1990年在外商投資企業中的從業人員僅2.5萬人，在就業人員中所占比例較低，2004年增加到77萬人，隨著山東省招商引資力度加大，外商投資企業中的從業人員也逐年增加。山東省作為我國利用FDI的重要省份，分析該地區FDI變化對就業的影響，有助于對FDI的就業效應形成較為客觀全面的認識。

1數據來源與處理

本文選取1985—2010年時序數據，數據來源山東省統計信息網歷年《山東省統計年鑒》以及中華人民共和國國家統計局相關數據整理而得。

就業人數（EMP，萬人）代表第二、三產業的總社會就業量，因為相對而言，山東省外商直接投資進入的領域多集中在第二、第三產業。

外商直接投資金額（FDI，萬元），利用國家統計局公布的歷年人民幣對美元的年均匯價統一換算為人民幣。同時考慮到價格因素，本文采用GDP平減指數對FDI人民幣值進行縮減。其中，GDP平減指數計算方式如下：參照2011年中國統計年鑒中按可比價格計算的GDP指數，折算出以1985年為基期的歷年可比GDP值，歷年GDP現值計算除以歷年可比GDP得到歷年GDP平減指數。

為了在回歸分析中消除異方差和便于分析變量間的彈性關系，對就業人數（EMP，萬人）和外商直接投資金額（FDI，萬元）進行對數處理，同時對數處理并不會影響數據的平穩性分析。

2實證分析及結果

2.1變量平穩性檢驗

對時間序列數據進行分析的前提是保證序列的平穩性，而非平穩的時間序列數據參與回歸建模分析會出現偽回歸的問題。因此，通過對各變量進行ADF檢驗，驗證其平穩性。本文利用計量學軟件EVIWES5.0進行檢驗。檢驗結果見表1。

第二步：對殘差序列進行平穩性檢驗，如果殘差序列是平穩的，那么就說明LNEMP和LNFDI之間具有協整關系，本文仍然采用ADF單位根檢驗方法，不含常數項和時間趨勢項，檢驗結果顯示。ADF絕對值都大于1%的臨界值的絕對值，說明不存在單位根，是平穩序列。因此，說明LNEMP和LNFDI之間具有協整關系，山東省第二、三就業人數和外商直接投資之間存在長期的均衡關系。

2.3就業人數與外商直接投資的長期均衡關系

從以上分析可以得出，山東省第二、三就業人數和外商直接投資之間存在長期的均衡關系。但是協整方程（2）中D.W.=0.2307，表明回歸殘差存在序列自相關。這時，最小估計統計量仍是線性和無偏的，但卻是無效的。

為了消除殘差自相關，本文建立自回歸分布滯后模型，試圖得到就業人數與外商直接投資的長期均衡關系。

LNEMPt=3.9878+1.0878LNEMP（-1）+0.182LNEMP（-2）+0.0409LNFDI（-1）-0.0291LNFDI（-2）（3）

R2=0.9867F=352.38

采用序列相關的LM檢驗方法對（3）式的殘差項進行檢驗，檢驗結果顯示，F值的P值為0.068586，說明殘差序列不存在自相關。

為得到就業人數與FDI之間的長期均衡關系，令：

LNEMPt=LNEMP（-1）=LNEMP（-2）

LNFDIt=LNFDI（-1）=LNFDI（-2）

代入方程（3）中，整理得到：

LNEMPt=14.7805+0.0437LNEMPt（4）

從方程（4）可知，長期來看，山東省FDI每增加1%，將拉動第二、三產業增加0.0437%。

2.4建立誤差修正模型

山東省第二、三就業人數和外商直接投資之間存在長期的均衡關系。但為了得知它們在短期偏離長期均衡狀態時的調整速度和短期彈性，本文建立誤差修正模型，并得到如下估計：

ΔLNEMPt=5.5236+0.00458ΔLNFDIt+0.0218 ΔLNFDIt-2-0.06763ecmt-1（5）

從誤差修正模型（5）可以得出，短期情況下，FDI的變動在當期引起就業量相同方向的變化，FDI增長1%，就能引起當期就業量0.00458%增加，滯后兩期FDI增長1%，能夠導致就業量0.0218%的增加。誤差修正項的系數為-0.6763，符合方向修正機制，當短期波動偏離長期均衡時，將以67.63%的調整力度將非均衡狀態拉加到均衡狀態。

3結論及政策建議

外商直接投資與山東省第二、三產業就業人數之間表現為長期均衡關系。實證分析得知：長期來看，山東省FDI每增加1%，將拉動第二、三產業就業人數增加0.0437%。所以，外商直接投資對山東省就業有著重要的作用，應積極的鼓勵引進外資。從短期來看，FDI對山東省的就業效應有滯后性，滯后兩期FDI的增長能夠增加的就業量大于當期增加就業量。這與理論是相符，投資增加所產生的邊際收益的生命曲線是呈現U型的。

基于以上實證分析結果和山東省吸引外商直接投資的現狀，本文提出了山東省提高外商直接投資就業效應的政策建議：

3.1優化環境引導外資合理布局

外商直接投資在山東省投資主要分布在沿海城市，而魯中、魯西地區相對較少，政府應該制定相應的傾斜政策，引導外商直接投資走向內陸城市，利用外資解決當地的就業。同時，政府應該加大投資內陸城市與沿海城市之間的基礎設施，加強原材料和商品的外運能力，以吸引外資的流入。

3.2引導外資加強與本土企業的關聯

外商直接投資企業內部購買投資品的原則，大大降低了外商直接投資的利用率，對本地上下游產業的帶動作用極為有限，未能提供相當的就業機會。應大力扶持當地配套企業的發展，鼓勵外商直接投資企業采購本地企業生產的產品，提高外商直接投資企業在本地的零部件采購率和配套率，從而創造間接就業，擴大就業規模。

參考文獻

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外商直接投資相關理論范文6

[關鍵詞]外商直接投資就業效應政府選擇

一、外商直接投資企業我國就業人數：統計資料分析

充分就業是世界各國追求的宏觀經濟政策目標之一，因此，世界各國以及一些國際經濟組織特別重視外商直接投資對就業影響的統計，依據統計數據來反映本國和世界外商直接投資企業的就業狀況。據聯合國貿易發展會議的《2002年世界投資報告》中統計，跨國公司在海外的分支機構的雇員大約有5400萬人。這個數量與1985年的2200萬人相比有了很大的提高。即便是與1998年的3600萬人相比增加幅度也比較大。跨國公司在發達國家的子公司直接創造的就業比較穩定，比如1985年和1995年跨國公司在發達國家子公司直接創造的就業數量均為1500萬人，到了1998年才有了一定的提高，達到1700萬人；而跨國公司在發展中東道國的子公司直接創造的就業增長卻非常迅速。1985年跨國公司在發展中東道國的子公司直接創造的就業數量為700萬人，到了1995年這一數據變為1500萬人，1998年時達到1900萬人。

我國外商直接投資企業的中方從業人數，是由國家統計局每年進行統計和公布的。從國家統計局統計的資料來看，隨著我國利用外商直接投資數量的不斷增加，外商投資企業中的中方就業人數也是隨之不斷增加的。2003年末外商投資企業就業人數的863萬人與1985年末的6萬人相比增長了140多倍。從靜態角度來看，外商投資企業的就業人數占總就業人數的比重相當低，對就業的直接效應很小，但從動態角度來看，其發展變化的速度是非常迅速的。2003年外商投資企業的就業人數占總就業人數的比例是1985年的90多倍。

聯合國貿易發展會議統計的跨國公司對全球就業量的影響，特別是我國國家統計局統計的外商直接投資對我國就業量的影響，首先是統計口徑過大和過小。口徑過大是指統計數據不僅包括了直接就業創造量，而且還包括了轉移就業量，即原有企業轉移到外資企業的就業量；口徑過小是指統計數據沒有包括外商直接投資的間接就業創造量，即外商直接投資拉動國內相關產業發展而產生的就業機會。其次是統計中沒有減去就業損失。統計數據中沒有剔除由于外商直接投資而產生的就業損失量和擠出量，如外資并購我國企業后的裁員、把我國企業排擠出市場造成的失業量等等。如果從現有統計數據中減去轉移就業量、就業損失量以及就業擠出量，那么外商直接投資對我國就業的貢獻絕對沒有國家統計局統計的數字那樣顯著。可以說，現有研究成果的不足和統計資料的不完善，使外商直接投資對我國就業的影響不能客觀、真實地反應出來。

二、外商直接投資對我國就業的影響：一個綜合分析框架

外商直接投資對就業的影響是極其復雜的，因此只有構建一個綜合分析框架，才能真實、客觀反映外商直接投資對我國的就業影響。1.外商直接投資的就業創造效應。就業創造效應是指外商直接投資增加新的生產能力，增加就業人數（直接創造效應），或者帶動了前后向及相關產業的發展，創造了新的就業崗位（間接創造效應）。

從直接就業創造效應來看，首先，直接就業創造效應與外商直接投資的方式有著一定的聯系。一般來講，外商直接投資主要采取兩種方式進入我國：一種方式是并購，即通過收購或兼并的方式進入東道國；另一種方式是新建企業，稱之為“綠地投資”，即在東道國新建企業（沒有包括合資和合作企業，只指獨資經營企業）。由于外商直接投資的方式不同，其對直接就業的創造效應也有所不同。新建企業可以直接增加生產能力，因此可以直接創造就業機會。由于外商直接投資進入我國主要采取了新建企業的方式，2002年外商新建企業投資金額占外商實際直接投資總額的60.15％以上，所以外商投資新建企業對我國的就業貢獻較大。外商投資并購我國企業在短期內并不能形成新的生產能力，因而其在短期內不存在直接就業創造效應。其次，直接就業創造效應與外商直接投資來源結構和投資結構有著一定的相關性。有研究結果表明：國際直接投資對第一、二產業的就業起到了負面作用，而對第三產業起到了促進作用，由此可見，發達國家對我國就業的負面影響是很大的。

就外商直接投資的間接就業創造效應而言，無論是新建企業，還是并購企業在理論上來講都是存在的。但是在實踐中，由于外商直接投資企業對我國企業生產的投資品的購買有限，因此外商直接投資對我國與其相關的前后向產業及相關產業的拉動作用也極為有限，因而創造的就業機會也是有限的。由于缺乏這方面的統計數據，因此無法用精確的數據表現出這種外商直接投資的間接就業創造效應的強弱或大小程度。

2.外商直接投資的就業損失效應。就業損失效應主要是指外商直接投資并購我國企業后，在重新整合、重組的過程中，精簡人員而導致的就業人員就業機會損失或喪失。從國外企業并購案例來看，這種就業損失效應不僅存在，而且是嚴重的。1998年，美國參與國內和跨國并購的公司裁員多達73000人，占美國當年失業人數的11％。

我國企業在長期計劃經濟體制下累積了大量的冗員，這些冗員有的以顯性失業狀態存在，有的以隱性失業狀態存在。外商投資企業都是講求效率的，所以并購我國企業后，不僅要把大量的冗員釋放出來，而且由于外商投資企業對勞動者素質有較高的要求，還要把達不到這種要求的人員釋放出來。另外，還由于崗位的壓縮，編制的減少，使本來可以就業的人員也被釋放出來，從而使他們失去就業崗位。因此外商投資并購我國企業后，就要把大量的閑置人員以及素質較低的人員以及必要的原本可以就業的一部分人員從原有的就業崗位上剔除出來，形成規模較大的就業損失效應。盡管沒有這方面的統計數據，但是外商投資并購我國企業的案例并不少。此外，從外商投資并購我國企業投入的資金來看，盡管在2002年占投資總額的比重只有5％，但是它所形成的就業損失效應是不可低估的。因此，外商直接投資并購我國企業將會加劇我國的就業壓力。

3.外商直接投資的就業擠出效應。就業擠出效應是指由于外商直接投資的進入，加劇了國內市場的競爭程度，為了和外商投資企業開展競爭，國內企業不得不減少就業人員，以提高效率和競爭力，或者由于外商投資企業的激烈競爭，使國內一些企業倒閉破產，從而導致許多就業者失去就業崗位。

眾所周知，自改革開放以來，特別是社會主義市場經濟體制目標確立以后，我國絕大多數企業提出了一個響亮的口號“減員增效”。這一口號的提出主要是為了適應不斷加劇的市場競爭。我國市場競爭不斷加劇，除了國內企業之間的競爭加劇外，更重要的是外商投資，特別是具有資金實力、技術實力的跨國公司的進入，使市場競爭更加激烈。為了應對外商投資進入后的激烈競爭，國內企業不得不以“減員”的方式來提高“效率”和增強競爭力。同時，為了和外商投資企業競爭，我國企業還可能對企業的原有設備和技術進行革新，這樣也可能排擠出大量失業人員。同樣，我國企業為了與外商投資企業競爭，投資的新項目一開始就采用新設備、新技術，這樣的新項目所能吸納的新增勞動力數量相對減少，所以投資擴張對解決下崗職工再就業的作用是微弱的。此外，那些經受不住外商投資企業競爭的國內企業可能停產、倒閉，也會產生大量的失業人口。

4.外商直接投資的就業轉移效應。就業轉移效應是指由于外商直接投資和我國企業的合資或合作，使那些停產和瀕臨倒閉的企業得以挽救，從而轉移了從業人員的就業。大家知道，與外商合資或合作的國內企業絕大多數都是有一定“問題”的企業。如果沒有外商的合資或合作，這些企業可能被市場淘汰，企業中的就業人員就可能轉變為失業人口。正是因為外商的合資或合作沒有使這些企業倒閉，從而使就業人員的就業機會得到了挽救。需要指出的是，外商直接投資挽救的就業人數是原有企業就業人員的一種轉移，并不是新增加了這么多的就業人口。

三、外商直接投資對我國就業的影響：總體評價

綜上所述可以看出，外商直接投資對我國就業的影響不僅具有積極的作用，而且也有破壞性作用。但長期以來，人們有意或無意地忽視了這種破壞性作用，以致于過高地估計了外商直接投資對我國就業的貢獻，甚至出現了要把外商直接投資作為解決我國就業問題的主渠道的設想。那么應如何看待外商直接投資對我國就業的影響呢？

首先要肯定外商直接投資對我國就業的創造效應。改革開放20多年來，外商直接投資對我國的就業產生了一定的積極影響，特別是外商投資的勞動密集型產業對我國就業做出了更大的貢獻，這是不可否認的。我們在肯定這種積極作用的同時，要正確看待其就業創造效應的積極影響，不能高估，否則必然會形成誤導，并產生嚴重的后果。第一，正確看待官方公布的在外商投資企業的我國從業人數。從外商直接投資企業的我國從業人數的就業存量（總量）來看，據商務部有關官員稱，到2003年在中國運營的外資企業達22萬家，就業人員超過2350萬人。但又有官員稱，中國的外商直接投資存量被大大高估，因為我國利用外商直接投資存量中沒有剔除外商投資企業終止運營和撤資等情況。那么終止運營和撤資的外商投資企業的我國從業人數依然包括在就業存量之中，因此在外商投資企業的我國從業人數存量就有可能被高估。另外，在這個就業存量中，包不包括上面我們提到的合資和合作企業的從業人數，如果包括，那么這個就業存量就更被大大高估了。如果這種高估存在的話，那么把外商直接投資作為解決我國就業問題的主渠道（因為從目前的情況來看，國有經濟單位和城鎮集體經濟單位不僅沒有吸納就業的能力，反而不斷向外排放失業人員，同時私營企業、個體經濟單位由于發展中所面臨的困難，如融資困難，限制了其生產能力的提高，因而所能提供的就業機會有限，但有潛力；而外商直接投資企業似乎略好一些）是非常危險的。第二，正確看待外商直接投資的間接就業創造效應。從理論上講，間接就業創造效應是存在的，但在實踐中并不一定是必然的。在我國的外商投資項目，一是集中在見效快、效益高的一些項目上，二是集中在高技術領域。無論是投資在哪個項目上，這些投資在國內的產業關聯度都較低。因為外商投資，特別是跨國公司的投資，由于處于全球戰略和利潤共享的考慮，機器設備及原材料的采購、服務提供等絕大多數是在跨國公司內部進行的，因此對我國的相關產業的拉動作用是有限的，所創造的間接就業機會也是極其有限的。外商直接投資的間接就業創造效應并沒有我們想象的那么大。

其次要正視外商直接投資對我國就業產生的負面影響。在充分肯定外商直接投資對我國就業做出了積極貢獻的同時，我們還必須清醒地認識到外商直接投資對我國就業所產生的負面影響。指出這種負面影響，并不是對其積極影響的否定，相反，缺乏外商直接投資對我國就業的負面影響的深刻認識，只會對我國引進利用外商直接投資產生不利的影響。

盡管由于我國統計上的缺陷，無法通過一定的數據來說明外商直接投資并購我國企業釋放出了多少失業人口，也無法通過一定的數據來說明由于外商直接投資的競爭，國內企業減少了多少就業人員以及國內企業停產或倒閉排擠出了多少失業人口，但是這種釋放和排擠一定是存在的，而且其數量也是較大的。根據官方統計，到2001年底國有單位的職工人數從2000年底的8100萬人減少到7640萬人，2002年上半年又減少了120萬人。2001年城鎮集體企業的職工人數減少了210萬，2002年上半年又減少了30萬。到目前為止，國有經濟單位和城鎮集體經濟單位的從業人員減少了6000多萬。盡管這6000多萬從業人口的減少不能完全說是由外商并購我國企業以及外商對我國企業的擠壓所造成的，但是我們至少可以說其中有一半可能是由外商并購我國企業以及外商對我國企業的擠壓所造成的。如果這種說法成立的話，它也遠遠大于目前在外資企業從業人數的2350萬人（這個數字還可能存在被高估的情況）。因此我們不能低估外商直接投資對我國就業產生的這種負面影響，必須正視這種情況。

從外商直接投資對我國就業的總體影響來講，究竟是積極效應大，還是負面效應大，在統計數據不健全的情況下，我們難以從理論上做出一個定性的判斷。但有學者對這一問題進行了嘗試性的實證分析，得出了一個總體結論，即對國際直接投資和我國就業量之間關系作了回歸分析，結果發現：國際直接投資對第一、二產業的就業起到了負面作用，而對第三產業起到了促進作用，而綜合影響為負。也就是說，歐、美、日等發達地區和發達國家的直接投資對我國就業的影響是負面影響大于積極影響。也許這種分析具有某種缺陷，但也的確提出了一個重要問題：現在應該是我們正視和研究外商直接投資對我國就業所產生的負面影響的時候了。

四、調整優化外商直接投資政策：政府的選擇

從國家有關統計資料來看，在改革開放初期，外商直接投資所產生的就業創造效應是比較明顯的，但是隨著經濟結構的調整，外商直接投資所吸納的我國從業人數的增幅卻大體呈下降的態勢。所以，外商直接投資對我國就業增加的影響只是一種短期效應。從長期來講，今后在增加和擴大就業方面，最為重要的是重塑外商直接投資與內資之間的關系，確立外商直接投資與內資在增加和擴大就業中的地位與作用。要充分發揮外商直接投資促進內資積累、強化內資增加就業的功能，建立以外商直接投資帶動就業為輔助，以內資拉動就業為主渠道的就業模式。這應該是政府的第一選擇。政府的選擇對我國今后幾年緩解就業壓力具有舉足輕重和非常現實的意義。依據外商直接投資對我國就業的影響以及我國目前面臨的巨大就業壓力，建議搞好以下幾點政策調整。

1.堅持以勞動密集型產業、技術密集型產業利用外資并重，以勞動密集型擴大就業，以資本、技術密集型優化就業結構的政策。近一段時期以來我國引資政策似乎出現了一個明顯的變化，就是大力倡導引進西方發達國家的外商直接投資，特別是跨國公司的投資。在這一政策的支持下，盡管勞動密集型產業的外商直接投資仍然占較大比重，但是資本、技術密集型產業的外商直接投資快速增加。據統計，截至目前，世界500家最大的跨國公司中已有400家登陸中國。這些跨國公司的投資大多分布于資本、技術密集型行業。雖然跨國公司的資本和技術密集型產業的投資有利于我國經濟結構的改善，但它所創造的就業崗位是有限的，而且對勞動者素質具有較高的要求。但這對于優化我國就業結構具有重要意義。從擴大就業角度來講，今后我國應繼續把勞動密集型產業以及第三產業作為利用外商直接投資的重要領域以及今后政府政策的重點。

2.鼓勵和支持外商直接投資企業采購和使用國內企業生產的投資品，提高外商直接投資的利用率，擴大外商直接投資的間接就業創造效應，從而擴大就業規模。由于外商直接投資企業、特別是跨國公司企業的內部購買投資品的原則，大大降低了外商直接投資的利用率，對國內與之相關的產業的帶動作用極為有限，未能提供相當的就業機會。針對此種情況，我國政府應采取相應措施鼓勵和支持外商投資企業采購和使用國內企業生產的投資品，進而拉動國內相關產業的發展，擴大就業規模。

3.限制外商直接投資進入飽和市場，減輕對國內企業的競爭，以減少國內企業的失業排放量。限制外商直接投資進入國內已經飽和的市場及與國內企業具有明顯競爭關系的領域，可以減輕對內資企業的競爭擠壓，降低對內資企業增加就業的負面影響。一般而言，外商直接投資企業與國內企業相比具有明顯的資本和技術優勢，而且也具有較強的競爭優勢。為了和外商投資企業相抗衡，國內企業不得不在資本和技術上進行追趕，從而不斷使國內企業資本和技術深化的步伐加快。國內企業資本和技術的不斷深化的必然結果就是不斷向外釋放失業人口。更為嚴重的是，在飽和的市場中，無力與外商直接投資企業競爭的國內企業不得不被迫退出市場，從而造成更多的失業人口。

4.真正落實國民待遇原則，充分發揮國內企業就業的主渠道作用。由于外商直接投資和內資所享有的不平等待遇，阻礙了外商直接投資企業與國內企業的公平競爭，使得國內企業只能采取不斷減少就業人口的方式提高自己的競爭能力，這對于緩解我國就業壓力有百害而無一利。因此我國應依據WTO等國際經濟組織的有關規則，對外商直接投資盡快落實國民待遇原則，這樣做的最大好處就是為國內企業提供公平的競爭機會，加速國內企業，特別是中小企業的資本形成和積累能力，從而發揮國內企業就業的主渠道作用，擴大對失業人口的吸納能力。

參考文獻：

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