前言：中文期刊網精心挑選了外商直接投資理論范文供你參考和學習，希望我們的參考范文能激發你的文章創作靈感，歡迎閱讀。
外商直接投資理論范文1
一、序言
現有的研究文獻絕大多數遵循主流新古典經濟學的分析框架——在不同程度上，它們接受這樣的假定，認為外商直接投資的經濟意義，是代表了接受體的資金和技術資源的一種“凈增加”。這種分析主要方法主要是做外商直接投資與經濟發展各項指標之間關系的回歸分析。本文主要采用這種方法研究分析外商直接投資與經濟發展的關系。
外商直接投資對我國經濟發展具有明顯的促進作用，但中國經濟發展速度本身并不是外商來華投資的主要動因。為此本文試就外商投資對我國國民經濟發展研究作出探討， 采用理論分析與實證分析相結合的方法著重分析改革開放30年來外商直接投資在我國經濟發展中的作用。
二、外商直接投資對我國經濟發展影響研究的現狀
從國內形勢看，我國國民經濟持續穩定發展，國家采取一系列措施加強來改善宏觀調控，防止經濟大起大落；增強自主創新能力、節能環保、土地等資源的集約利用，維護勞動者權益，保護知識產權等方面對吸收外商投資工作提出新的要求。從國際形勢看，世界經濟仍保持增長，但全球經濟增勢放緩，不確定因素增多。
三、外商直接投資的理論
壟斷優勢理論系統地論證了企業的壟斷優勢和國際國內市場的不完全性是企業對外直接投資的決定性因素。認為市場不完全是跨國公司進行對外直接投資的根本原因，而如果產品和生產要素的市場運行是完全有效的，則外商直接投資就不能發生。
投資誘發要素組合理論認為，外商直接投資就是建立在直接誘發要素和間接誘發要素的組合之上的。但一個明顯的趨勢是：間接誘發要素在當今外商直接投資中起著越來越重要的作用。
兩缺口模型的基本觀點是：發展中國家為了維持一定的經濟增長速度，必須積累足夠的資本，而發展中國家一般都在國內儲蓄和外匯有效供給同發展計劃目標需要的資源數量之間存在著缺口，即儲蓄缺口和外匯缺口，因此，利用外資就成為填補缺口的一條有效途徑。
四、外商直接投資的實證分析
數據選取年度國內生產總值及年度外商直接投資實際使用額的時間序列數據進行分析，數據期間為1985-2009，根據歷年《中國統計年鑒》整理而成，其中均以現價形式表示，使用1978年為基礎的商品零售價格指數對兩個變量進行縮減，以消除物價因素的影響。對GDP與FDI這兩變量進行單位根檢驗可知GDP與FDI這兩變量存在單位根I（1），是不平穩的，需要通過協整檢驗來驗證各變量是否存在協整關系看變量之間是否存在長期均衡。
FDI 與GDP協整檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下GDP與FDI存在1個協整關系。由此可見，在95%的概率度下，確信我國外商直接投資與國內生產總值之間存在長期均衡關
檢驗結論：外商直接投資每增加1億元，國民經濟平均增加0.527966億元，通過分析看出了外商直接投資對我國經濟的影響沒有預期的大，證明多年來，盡管我國經濟一直保持較高的增長速度，但經濟增長的高速度所產生的吸引外商來華投資的作用還不顯著。回歸模型：LnEXt=-3.883205+1.424524lnFDICt。
LnEXt代表出口，LnFDICt代表外商直接投資；由回歸結果顯示，模型的擬合優度達到0.898296，調整后的擬合優度為0.893874，說明外商直接投資與出口量的解釋程度達到了89.83%，模型效果較好；F=203.1456表明模型總體線性關系顯著成立；解釋變量均通過了顯著性檢驗，表明外商直接投資對出口貿易有顯著影響。
五、結論
從以上的分析來看，外商直接投資所產生的就業創造效應是比較明顯的，但在外商投資企業就業人員的波動性增長說明外商投資企業的就業效應受到國際投資環境、國內經濟環境及國家經濟政策等多方面的影響，反映了其效應的復雜與不穩定性。外商直接投資的就業擠出效應也是我們不容忽視的問題，為了和外商投資企業開展競爭，為提高效率和競爭力，國內企業不得不減少就業人員，或者由于外商投資企業的激烈競爭，是國內一些企業的就業者失去就業崗位，并且外商直接投資的就業更容易受到金融危機的影響，對社會動蕩等方面產生一定的影響。
參考文獻：
[1]孟露露.外商直接投資及與經濟增長的關系分析[J].中南大學學報，2009，（05）.
外商直接投資理論范文2
關鍵詞：外商直接投資；經濟增長；干中學；知識外溢；技術進步
世界銀行1999年世界發展報告《知識促進發展》認為，知識已超越資本和勞動，是促進經濟社會發展的關鍵要素和本源。發展中國家與發達國家之間發展水平的差距，不是因為資本和勞動，而首先在于“知識差距”。而外商直接投資又是知識、技術和先進管理經驗的載體，是知識外溢、干中學和規模經濟等多種效應的集中體現，因此，外商直接投資的引入提高了技術進步對經濟增長的解釋力。本文基于對中國改革開放以來的外商直接投資與經濟增長事實的理解與思考，運用經濟增長和外商直接投資的關系模型，實際測算并檢驗了外商直接投資對中國經濟增長的貢獻。
一、外商直接投資與經濟增長的理論分析
諾貝爾經濟學獎得主阿羅（Arrow）在1962年發表的《干中學的經濟含義》中提出，在生產過程中邊干邊學積累的經驗也是一種要素投入。阿羅用生產經驗作為要素投入則旨在說明：只要生產繼續，生產經驗可以無限增長，資本收益就不會消失，這樣經濟的無限發展就會得到物質保障。20世紀80年代中期，羅默（Romer，1986）繼承了阿羅的研究思想，用技術外部性理論來解釋經濟增長，把知識作為一個要素引入模型，提出技術變革或創新是知識積累的產物，知識積累才是經濟長期增長的原動力。其模型基本結論是：技術進步可以提高投資的收益率，投資又會導致知識的積累；知識的增加加快了技術進步的速度。在這種正反饋中，經濟系統中出現了一個良性循環，從而保證了經濟長期穩定增長。因此，一國經濟要保持長期增長，不斷增加資本不僅是必要的而且必須是充分的。羅默的貢獻在于從知識天生具有的“外部溢出性”來說明為什么以知識作為要素投入的生產函數會有規模報酬遞增的性質。他認為一國知識存量越大，各專業知識之間交流與溝通越便利；而新知識、新技術出現越快，知識的全社會勞動生產率就越高。先發國家所以形成“先發優勢”，根本原因就在于此。而后發國家可以從先發國家先進技術“外部擴散”中獲取巨大收益，從而形成“后發優勢”。
干中學和知識外溢觀念的引入為內生增長理論的產生與發展奠定了堅實的基礎，形成了內生增長理論的主流。巴格瓦迪（bhagwati，1978）認為，外商直接投資作為國內總資本的一部分對本國經濟總量有重要影響。因為外商直接投資的增加在質量上區別于國內資本，它比國內資本有更高的效率，隱含更多的技術。正因為如此，外商直接投資被公認為發展中國家知識和技術增長的主要源泉。由于外商直接投資能夠傳遞生產知識和管理技術，使得其具有一個區別于其他形式的利用外資的顯著特點，外部性或外溢效果也被認為是外商直接投資給東道國帶來的主要好處。然而技術進步對發展中國家經濟增長的貢獻只占經濟增長的很小部分。這是發展中國家與發達國家存在巨大的初始人力資本差異造成的。發展中國家R＆D投資受發達國家的外部效果限制，因為發達國家出口技術密集型產品，而發展中國家出口非技術密集型產品。差異可以通過外商直接投資消除。發達國家通過R＆D，不斷創新并積累知識與技術，不斷應用并擴散知識與技術，已形成了以知識為基礎的“知識經濟”，獲得了先發優勢和先發利益；而發達國家的新知識可以通過外商直接投資向發展中國家轉移。另外，外資企業技術稟賦的優越性，可以迫使本國企業投資于學習和創新，以保持其在競爭中的有利地位。反過來，本國企業競爭力的增強又迫使外資企業帶來更先進的技術和知識。因此，外商直接投資隱含的技能和技術提高了本國資本存量的邊際生產力，加速了經濟增長。
從外商直接投資與經濟增長的關系來看，應該承認外商直接投資是帶來經濟增長的潛在因素，然而，其潛能的發揮需要一個合適的經濟環境。發達國家積累的技術知識無疑對發展中國家來說是一筆可供利用的巨大資源。然而，除非發展中國家自己有一定的“消化吸收能力”（包括資本引進、技術消化和管理適應等因素），否則，它們不可能利用這筆財富。因此，缺乏合適的環境可能導致相反的結果，甚至阻礙經濟增長。
二、外商直接投資與經濟增長的檢驗模型
內生增長理論是20世紀90年代重要的金融發展理論，即經濟增長是經濟體系內生因素作用的結果，而不是外力推動的結果。該理論重視對知識外溢、邊干邊學、人力資本積累、研究與開發等問題的研究，強調知識和人力資本是經濟增長的發動機。下面建立的模型是按照傳統方式包含勞動力、國內資本和外商直接投資三個要素的生產函數。其中外商直接投資存量以兩種身份進入生產函數，一方面作為國內資本總量的一部分，另一方面又是產生內生技術進步的因素。外商直接投資作為發展中國家人力資本和新技術納入生產函數，在此抓住了與外商直接投資有關的外部性、干中學和外溢效果。將生產函數寫成：
Y=f（K，A（FDK），L，t）
其中：Y表示國內生產總值，K表示國內資本存量，L表示勞動投入，FDK表示外商直接投資存量，t表示時間趨勢。A（FDK）是擴大勞動的由外商直接投資存量決定的內生技術進步，假設它是外商直接投資的一階齊次函數。如果A（FDK）和L給定，則一個國家面臨資本遞增的效益。然而，一旦一國鼓勵外資流入，就可以從外資中得到技術外溢的好處，從而提高本國的生產率。
如果生產函數和技術水平指標都是科布———道格拉斯型的，經濟增長率的表達式可以寫作：
gy/1=a+agk/1+（1-）gf
其中：gy/1，gk/1，gf分別表示人均經濟增長率、人均資本增長率和外商直接投資增長率。基于資本存量測度問題的困難，前人在進行實證分析時采用了避免資本存量的替代方法，即用投資在GDP中的份額代替資本存量增長率。這樣就可以用國內投資和外國直接投資與GDP的比率分別代替國內資本和外商投資存量的增長率，可以將增長方程簡化為：
y=a+bl+c（I/Y）+d（FDI/Y）
其中FDI表示外商直接投資存量，I/Y表示總投資率。
三、外商直接投資與中國經濟增長的實證分析
（一）中國利用外資概況
吸引外商投資是中國改革開放的重要內容，中國利用外資大體分為三類，即對外借款、外商直接投資和其他投資等。外資在中國的發展也可大致分為三個階段：1979年-1985年為起步階段，每年實際利用外資在20億-50億美元之間，其中大部分是借款，外商直接投資所占比重很小。1986年-1991年為穩定發展階段，這一時期外資流入明顯加快，年平均增長速度為9.7%.1992年以后是外資大規模增長階段，年平均實際利用額達到408.6億美元，年平均增長速度達30%，其中外商直接投資增長速度迅速，成為中國利用外資的主要形式。開放的中國對外商直接投資產生了巨大的吸引力。
中國加入WTO使中國的對外開放又步入了一個新階段，在吸引外資上呈現出前所未有的嶄新態勢，據外經貿部統計，截至2002年9月底，全國累計批準設立的外商投資企業414796個，合同外資金額8136.67億美元，實際使用外資金額4347.8億美元，目前，全世界最大的500家跨國公司中已有近400家在中國設立了企業。中國不僅已成為發展中國家中最大的吸引外商投資國，而且在2002年首次超過美國，成為世界第一引資國。外資的大幅度增長已經成為拉動我國經濟增長的主要動力之一。
大規模地利用外資從經濟發展的各個環節對我國的經濟增長產生了重要影響：一是作為重要的投資資金來源促進了生產要素存量的增長，提高了我國經濟的潛在供給能力。二是與外商直接投資相伴隨的先進生產技術和管理技術及其擴散效應，直接促進了我國的技術進步。三是利用外資在促進技術進步的同時，也帶動了我國貿易結構、勞動力結構和產業結構等經濟結構的提升，加速了我國經濟的工業化進程。四是大型跨國公司投資推動了技術、資金密集型行業內部產品結構的升級。全球500強幾乎壟斷了全世界大約80%以上的高新技術，是當代科技成果的主要擁有者，吸引大型跨國公司來華投資的積極效應是顯而易見的。這不僅符合以市場換技術的引資戰略，提高我國技術和裝備水平，促進一些技術、資金密集型行業的發展，而且也推動著這些行業內部產品結構的升級。
外商直接投資理論范文3
［關鍵詞］FDI；格蘭杰因果關系檢驗；協整分析；產業結構
［中圖分類號］F121 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）22-0086-04
引進外商直接投資是中國的經濟開放最重要的內容之一。外商直接投資在廣東省經濟運行和發展中占據了相當重要的位置,有力地促進了廣東省經濟和社會的發展。這種貢獻不僅表現在外商直接投資帶來廣東省經濟建設所急需的資金、技術和管理經驗,創造了就業機會,增加了財政收入,還表現在外商直接投資的進入對產業結構的優化、調整和提升起著重要的作用。綜觀外商直接投資對廣東產業結構調整表現在以下兩個方面：一方面通過新增投資的產業流向及其變化來影響廣東產業結構；另一方面通過技術外溢、產業關聯等作用改變廣東省的存量資本產業結構,間接推動產業結構調整。優化的產業結構必然帶來經濟增長,外商直接投資是否引起了經濟意義上的“產業結構效應”？本文就將外商直接投資的產業結構數據同廣東經濟增長數據聯系起來,實證分析外商直接投資結構變動對經濟增長的作用。
1 文獻綜述
國外的研究：錢納里在20世紀60年代提出了“雙缺口模型”,指出利用外資有助于解決儲蓄和外匯缺口,進而推動東道國經濟增長和產業結構轉換；20世紀70年代以后,赫爾希曼從技術缺口的角度提出了利用FDI對發展中國家調整產業結構和實現經濟增長的意義；日本經濟學家小島清提出了邊際產業擴張理論,認為投資應從投資國已經處于或即將處于比較劣勢的產業即邊際產業依次進行,而這些產業是東道國具有明顯或潛在比較優勢的部門,如果沒有外來資金、技術和管理經驗,東道國的這些優勢就不能被利用,而通過邊際產業轉移雙方可以在擴大貿易的同時升級和改善各國的產業結構。國內的一些學者也對外商直接投資的產業結構調整方面進行了研究,郭克莎(2000)通過對外商投資結構研究,發現外商投資對我國工業結構發展具有促進作用而對第三產業發展作用較小；安占然(2007)認為外商直接投資對第二產業的貢獻最大,對第一和第三產業的貢獻次之,是引起我國產業結構變動的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年時間序列數據,在柯布―道格拉斯生產函數的框架下,應用經濟計量檢驗方法實證研究了外商直接投資對廣東經濟增長的效應,結果表明,長期來看,在這段時間里外商直接投資對廣東經濟發展有顯著的影響。唐曼蘭(2009)指出，對外直接投資是優化廣東省產業結構的一條重要和有效的途徑。外商直接投資正是通過各產業之間不同的分布比例和不同的貢獻度,促進了廣東產業結構的轉變和升級。
但從FDI產業結構變動角度來研究外商直接投資對廣東省經濟增長效應的文獻還很少,本文從這個角度證明了外商直接投資產業結構效應的存在性和對廣東省經濟的影響效果。
2 外商直接投資引起產業結構效應的存在性檢驗
對于外商直接投資是否引起產業結構效應,我們可以用Granger因果關系檢驗來檢驗外商直接投資與產業結構之間的相互解釋作用。如果外國直接投資是產業結構變動的一個重要原因,則可以認為外國直接投資存在著產業結構效應。
2.1 變量設定
我們用FDI表示每年外商直接投資額,IS表示產業結構效應,其中IS1表示第一產業增加值占GDP的比重,IS2表示第二產業增加值占GDP的比重,IS3表示第三產業增加值占GDP的比重。我們用Eviews5.0對廣東省1990―2008年的數據進行Granger因果檢驗。
2.2 檢驗步驟
對LNFDI,LNIS1,LNIS2,LNIS3 進行單位根檢驗,檢驗結果見表1：
檢驗結果得到四個變量都為一階單整,可以用E-G兩步法進行協整檢驗。建立計量模型為：LNFDI=β1+β2LNISi+μi,對計量方程進行回歸,得到殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,回歸后的殘差都是平穩的,說明FDI同IS1,IS2,IS3都存在協整關系,即滿足進行Granger因果關系檢驗的條件。檢驗結果見表2：
2.3 結論
由上面的計量分析我們看到,外商直接投資和產業結構效應存在著長期的協整關系,并且通過Granger因果關系檢驗,我們從表2看到當滯后期為3時,外商直接投資不是引起廣東省第一產業結構變化的原因的概率只有4.75%,說明外商直接投資引起第一產業產業結構的變化,而第一產業結構的變化不是引起外商直接投資變化原因的概率高達99.76%,說明第一產業結構的變化沒有帶來外商直接投資量的增加或減少,這可能是由于外商直接投資于第一產業的比重比較低的原因造成的。同理,FDI同IS2,IS3存在單向的格蘭杰因果關系,即外商直接投資是引起廣東省產業結構變化的原因。根據表2,F值都沒有10%的顯著性水平,說明產業結構的變化沒有帶來外商直接投資的變化。
通過Granger因果關系檢驗,我們證明了外商直接投資引起產業結構效應的存在性,說明外商直接投資會引起廣東省產業結構的變動,而外商直接投資的產業結構變動又會對廣東省的經濟發展帶來怎樣的影響？下面我們來分析外商直接投資的產業結構效應。
3 外商直接投資產業結構效應：基于增長模型的分析
在結構主義增長理論的框架下,結構變動對經濟增長的促進作用可以表現為要素效率的提升和全要素生產率的提升。為描述外商直接投資產業結構效應的影響效果,分別考慮外商直接投資產業結構變量對要素效率和全要素生產率的影響。
3.1 模型設定
沿用結構主義經濟增長理論的一般實證研究思路,我們在傳統的經濟增長模型注入外商直接投資產業結構變量,給出以下模型：Yt=BtSFDIθLαtKγ+ηSFDIt，其中Y、L、K、SFDI分別代表廣東省地區生產總值、勞動力投入、資本積累、FDI的投資產業結構變量(SFDIi表示外商直接投資在第i產業的投資額占總投資額的比重,i=1、2、3)。BtSFDIθ 代表t時期的全要素生產率,θ反映外商直接投資的間接產業結構效應的效果,Bt 度量了技術進步、制度變遷等除了產業結構因素之外的其他因素。η為外商直接投資產業結構變量對資本效率的影響系數,經濟含義是,如果η為0,表明外商直接投資的資本結構變動特征并沒有趨向于向高資本效率的產業調整,但η為0并不代表外商直接投資沒有結構效應的可能性:一方面,外資的自身結構變動可能帶來自身全要素生產率的變化；另一方面,外資的結構變動可能通過培育新興產業、促進產業成長、促進產業技術創新等方面,來間接促進經濟增長。此時，外商直接投資的產業結構效應表現為有助于提高全要素生產率來促進經濟增長,即η>0。反之,如果η
由上述理論闡述,我們得到計量模型為：
LNYt=βt+θLNSFDIi+αLNL+γLNK+ηLNK×SFDIi+μi
3.2 協整分析
對Y、SFDIi、L、K等變量1990―2008年的數據進行ADF檢驗,檢驗結果見表3：
從表中可以看到,各變量除了SFDI1是平穩的,其他都為二階單整,可以用E-G兩步法進行協整分析。首先對計量模型進行回歸分析,回歸結果如下：
LNY=-0.8183+1.0068LNK-0.0641LNL-0.0429LNSFDI1+0.2445LNK×SFDI1
(-2.7458)(140.0530) (-1.8888) (-0.8376)( 0.5120)(1)
LNY=-1.5756+0.8705LNK+0.0276LNL-1.2715LNSFDI2+0.1621LNK×SFDI2
(-8.4937)( 36.6034)( 1.2145) (-5.8307)( 5.6353)(2)
LNY=-1.0380+1.0006LNK+0.0255LNL+0.1096LNSFDI3-0.0336LNK×SFDI3
(-5.1981)(185.0733)( 0.7387) ( 3.0851)(-2.5786)(3)
分別對三個回歸方程的殘差進行ADF檢驗,由檢驗結果可知,三個回歸方程的殘差值都是平穩的,即反映了變量之間對應的長期穩定關系。
3.3 結果分析
從方程式(1)的計量結果看，回歸方程的LNSFDI1 和LNK×SFDI1兩項都沒有通過T檢驗,其對LNY的相關性不顯著。這說明,無論是對資本投資效率還是全要素生產率,外商直接投資在第一產業的結構變動對經濟增長的影響作用并不明顯。這可能是由于外商直接投資在第一產業的比重相對較低決定的。從近20年的數據我們可以看到,外商直接投資在第一產業的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波動幅度不大。
方程式(2)中,LNSFDI2和LNK×SFDI2都通過了1%的顯著性水平,說明外商直接投資的資本產業結構變量不僅通過資本效率影響經濟增長,還通過全要素生產率影響經濟增長。此外,LNSFDI2的系數為負,說明外商直接投資第二產業投資結構的變量與全要素生產率負相關,外商直接投資第二產業投資比重的提高會帶來全要素生產率的下降。LNK×SFDI2的系數為正,則說明外商直接投資第二產業投資比重的提高將帶來資本產出率的提高。
和方程(2)相同,方程(3)中的LNSFDI3和LNK×SFDI3 也同樣通過了T檢驗,但是相反的是,LNSFDI3的系數為正而LNK×SFDI3系數為負。即表明外商直接投資第三產業投資比重的提高會帶來全要素生產率的提升,但會使得資本產出率降低。
從外商直接投資的產業結構與全要素生產率來看,外商直接投資結構變動對全要素生產率的影響作用可能存在兩種途徑：一是外商直接投資的產業結構變動帶來的自身全要素生產率的改變；二是外商直接投資產業結構變動對國內資本帶來結構外溢效應,可以從產業技術水平擴散、產業關聯深化等方面加以解釋。
對于第二產業,外商直接投資第二產業投資比重的提高造成全要素生產率下降的主要原因一部分在于進入廣東省的FDI質量不高,另一部分在于FDI進入后對國內廠商產生的擠出效應。具體表現在,第一，從產業技術水平擴散的程度上來看,外商直接投資的進入會將原來服務于國內企業的優秀人才吸引過去，造成國內企業人力資本減少和積累速度減慢。第二，外商直接投資企業搶占原本由本國企業利用的稀缺資源,導致本國企業生產率下降。第三，從產業關聯水平來看,廣東省外資企業的產業鏈集成度并不高,原因在于不少FDI的進入是為了利用廉價勞動力,將廣東作為其全球戰略中的加工基地。廣東省的外商直接投資具有加工貿易傾向,外商提供的技術屬于裝配組裝技術和后工序生產技術的比重較大。
從以上研究知,外商直接投資對第二產業的全要素生產率弊大于利,加之外商直接投資產業結構中主要集中在第二產業,且主要集中在制造業,在2008年,外商直接投在制造業的金額占投資在第二產業的總額的96.2%,導致了第二產業過度投資,引起生產率下降。
對于第三產業,由于第三產業開放較晚,且在很多行業中廣東省的發展還很不完善,市場不健全。外商直接投資帶來的先進的技術彌補了第三產業發展資金不足的問題。同時外商直接投資會對國內資本產生擠入或擠出效應,不同行業、不同國家的資本形成效應也不同。如果外國公司進入東道國市場使該市場更具有競爭性,將會迫使國內企業增加投資。而作為后期發展起來的廣東省第三產業,先進技術和資金的流入會促進廣東第三產業的發展。
4 結論與政策建議
本文運用廣東省的數據,對外商直接投資引起的產業結構效應進行實證分析,并分析了外商直接投資產業結構變動對廣東省經濟增長的影響。初步檢驗了外商直接投資的產業結構效應的存在性。
首先,通過格蘭杰因果關系檢驗,證明了外商直接投資會對廣東省的產業結構帶來影響,說明外商直接投資和廣東省的產業結構變動存在著單向因果關系。
其次,本文還通過協整關系檢驗了外商直接投資產業結構變動會通過全要素生產率和資本產出率對廣東省的經濟增長產生影響。由于外商直接投資在第一產業的投資比例比較小,所以外商直接投資在第一產業的產業結構變動對經濟增長的相關關系不顯著。外商直接投資第二產業投資結構的變量與全要素生產率負相關,外商直接投資第二產業投資比重的提高會帶來全要素生產率的下降,而相反，外商直接投資第二產業投資比重的提高將帶來資本產出率的提高。對于第三產業,外商直接投資第三產業投資比重的提高會帶來全要素生產率的提升,但會使得資本產出率降低。
對于上述計量結果和廣東省外商直接投資在三次產業結構中的分布不均,以及外商直接投資產業中的分布不均等問題,本文提出以下建議：
第一,進一步改進廣東省的引資政策,完善外商直接投資的投資產業結構。積極鼓勵外商直接投資于農業新技術和農業綜合開發項目,引進好的優良品種和新的種植管理技術,促進農業產業化發展；加強引進外商直接投資對于第三產業的投入,發揮外商直接投資對第三產業提高全要素生產率的效用。
第二,積極引進高產業關聯度的項目,積極培育與外資相關產業的發展,形成有效的產業關聯和聚集效應,充分發揮外資的產業帶動效果,實現產業結構高度化的目標。尤其是一些由跨國公司主宰的主導產業群,如汽車、電子等作為主導產業,這些產業層次上符合一體化國際分工體系已經形成,產業關聯度極高,且國際化程度也很高,并正在越來越大的程度上決定和引導著全球產業結構的變化。即要通過發展本地的配套產業來吸引國際重要主導產業的跨國公司進入廣東。
參考文獻:
［1］ 石薇. 外商直接投資引起的產業結構效應研究［M］.上海：上海財經大學出版社,2009.
［2］ 楊公仆，廈大慰. 產業經濟學教程［M］.上海：上海財經大學出版社,2002.
［3］ 張曉峒. EViews使用指南與案例［M］.北京：機械工業出版社,2008.
［4］ 周振華. 現代經濟增長中的結構效應［M］.上海：上海三聯書店出版社,1991.
［5］ 安占然. 外商直接投資流入的產業結構效應［J］.開發研究,2007.
［6］ 尹枚. 廣東省外商直接投資現存問題分析及對策研究［J］.經濟研究參考,2010.
［7］ 郭克莎. 外商直接投資對我國產業結構的影響研究［J］.管理世界,2000.
［8］ 郭明. 廣東外商直接投資對經濟增長的影響［D］.廣州：暨南大學,2008.
［9］ 江小娟. FDI對中國工業增長和技術進步的貢獻［J］.中國工業經濟,2002.
［10］ 李海林. 廣東省外商直接投資與產業結構的關系研究 ［D］.廣州：廣東外語外貿大學,2006.
［11］ 唐曼蘭. 外商直接投資對廣東產業結構升級影響的實證分析［J］. 大眾科技,2009.
［12］ 袁. 外商直接投資與廣東省經濟增長的實證分析［J］. 經濟研究導刊,2009.
外商直接投資理論范文4
關鍵詞：技術創新；外商直接投資
中圖分類號：F830.59 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）08-0-01
一、引言
我國的外商投資開始于70年代末期，在整個80年代，外商直接投資數額較少，90年代初期FDI數額急劇增長。近年來，隨著眾多大跨國公司前來投資，外商直接投資為中國帶來了大量資金，同時也加強了技術進步和產業升級。
對于外商投資對技術創新的影響，現有文獻的觀點主要分為兩類：主流觀點認為外商直接投資對技術創新有正影響；也有一小部分學者認為外商直接投資對技術創新有負影響。20世紀80年代中期由P. Romer &R. Lucas等人為代表提出的新增長理論明確指出了FDI技術進步效應在加速先進技術，人力資本和知識在世界范圍內傳遞的積極作用。實證研究中，Caves（1974）最早實證研究了FDI對東道國內資企業發展的影響。Grossman and Helpman[1992]年的論文中提出隨著經濟發展，一國的科技進步將不得不更多地依靠自身的技術創新，而過度依賴外商直接投資一定會受到外國在政治層面和軍事層面的挾制。
本文在已有研究文獻的基礎上，綜合考慮外商直接投資對技術創新的正影響和負影響，提出外商直接投資對技術創新存在U型的影響關系。
二、U型理論分析
（一）FDI基數較小時對技術創新的抑制作用
近年來，各國都致力于技術創新的發展，發展中國家與發達國家技術創新發展速度有較大的差距。發展中國家以制造業為主，大量發達國家向發展中國家進行低級產業轉移。外商直接投資在發展中國家逐步增加，但由于發展中國家自身技術落后，技術創新仍處于初始階段，遠落后與發達國家平均水平。此時，發達國家在對發展中國家進行產業轉移的同時，也將部分落后技術與設備，轉移至發展中國家。對于發展中國家來說，擁有國外落后技術與設備，已經大幅度提高了本國的生產力，在很大程度上改善了勞動者的工作環境。因此，發展中國家往往會安于現狀，完全接納吸收發達國家淘汰的技術和設備，減少科研投入經費投入，在很大程度上抑制了發展中國家的技術創新水平。近年來，發展中國家擁有較大的外商直接投資市場，但很大一部分本國自身技術創新并沒有顯著提高，這很大程度上是因為直接引進外國技術導致的。而相對與發達國家，本身具有長期外商直接投資歷史積累，本國大部分資本用于科研投入，反而相對于發展中國家，科研技術處于領先水平。
（二）FDI基數較大時對技術創新的促進作用
盡管外商直接投資的加強會阻礙自主創新，但隨著初始FDI力度的提升，FDI抑制技術創新的“專屬效應”存在邊際遞增性。隨著FDI的增加，國外技術和設備的不斷引進，國內產業對這些技術和設備的依賴達到飽和程度，在依賴國外技術和設備的同時，沒有自己的創新優勢，此時，內部市場競爭逐漸增加，減少了企業所獲得的利潤。企業面對日益增大的競爭壓力和不斷減少的利潤，被迫尋找新的途徑來謀求發展。此時，企業不得不將更多的資本投入技術創新，希望通過技術創新，提高生產效率，從而提高企業的核心競爭力，獲得更多利潤。同時技術創新促進企業自身的技術出口，拓寬了企業獲得額外利潤的途徑，推動企業的發展。
（三）對U型假說的實證檢驗
本文在王華[2011]的實證檢驗模型基礎上，加入FDI二次項以檢驗U型假說，檢驗方程如下：
研究所有數據均來源于世界銀行數據庫。數據采取了1996年到2008年全球共42個國家的宏觀數據。外商直接投資（FDI）采用各國FDI凈流入量占GDP的比重來反映；研發投入（RD）用國家研發經費投入占GDP比重衡量；科研人員投入（RE）由每萬人中研發人員來反映；進口（IM）采用信息與通信技術產品進口占總進口價值的比重來反映；市場規模（MS）則用最終產品消費占GDP比重來反映；基礎設施狀況（INF）采用每百人中網絡使用人數來反映；金融支持力度（FIN）則采用各國年均累計金融貸款占GDP的比重來反映。一個國家創新程度（IC）的宏觀變量我們選擇了每百萬人口的專利申請數。
對上面的方程進行時間序列的固定效應回歸，從結果來看，FDI一次項系數為負，二次項系數為正，且都在百分之五程度上顯著。同時，540個樣本數據關于U型曲線的中軸對稱分布。這無疑為FDI對科技創新影響的U型假說提供了經驗證據。
（四）結論
從本文的研究結論來看，有必要加大外商直接投資力度來提高一國的技術創新水平，同時提升外商直接投資的初始值在很大程度上也有助于一國技術創新。當然，這里需要說明的是，各國傳統技術產業或部門正面臨激烈的規模競爭，產品利潤微薄，勞動密集型產業的附加值被日趨壓縮。長期來看，只有依賴技術創新、實現產業升級才能幫助發展中國家擺脫低增長率陷阱。而隨著各國技術進步模式的轉變，相應的外商直接投資也將提高。因此，不斷完善與技術相關的制度安排仍是保持各國經濟持續發展的重要保障。
在將來數據可獲取的情況下，本研究至少可以在以下兩方面進行擴展與完善： 首先是對未來FDI是否具有門檻效應的探究，并對其門檻效應進行穩健性檢驗；其次，企業作為技術創新的主體，如何從微觀層面刻畫企業面臨的外商直接投資時的研發決定，是有待理論和實證深入考察的問題。
參考文獻：
外商直接投資理論范文5
關鍵詞綠色發展；外商直接投資（FDI）；產業結構；污染密集行業
中圖分類號X196文獻標識碼A文章編號1002-2104
20世紀70年代以來，環境問題引起國際社會的高度重視。2012年，在我國十報告首次單篇論述“生態文明”，全國黨代會報告第一次提出“推進綠色發展、循環發展、低碳發展”“建設美麗中國”，將經濟綠色發展――即發展仍是首要，不過是要求在發展的過程中盡量減少環境污染和生態破壞，朝著環境友好和資源節約的方向前進[1]――設定成實現我國未來經濟發展終極目標的過程。然而，隨著在華外商直接投資規模不斷擴大，我國環境也有惡化的趨勢。針對外商直接投資是否是造成東道國污染主要原因這一問題，目前已有研究尚無定論。現有的研究多以實證或案例分析為主，尚缺乏貿易理論角度的分析。為探究“污染天堂”是否存在于我國，本文創新的將FDI理論與傳統貿易理論相結合，理論分析“污染天堂”存在的可能，進而使用我國第三次工業普查數據進行實證檢驗。結果表明，外商直接投資在我國確實以污染密集型行業為主，但其影響的還不嚴重，即便如此，為實現綠色發展，我國應從宏觀戰略層面上引導外商在華直接投資。
在成為世界上最大的外商直接投資引進國的同時，我國環境污染問題呈現惡化趨勢。在過去的三十年我國實際利用外資（以貨幣度量）年均增長率約為16.3%，至2011其總量達到1 160.1億美元；從合同利用外資項目數分析，1979年至2011年累計達65.98萬項，其中，2011年為2.75萬項[2]。在我國經濟高速發展和FDI 流入的大背景下，不容忽視的一個現實是我國的環境狀況也呈現逐漸惡化的趨勢，主要污染物排放指標（工業廢水、工業廢氣以及工業SO2）從1992年至今各項指標基本上呈逐年增加的態勢（圖1）。其中，工業廢氣持續增長，在1992-2010年間增長高達479%；工業SO2排放在1992-2006年間快速提高，增幅達到69%，隨后出現緩慢下降，相對于1992年依然增長41%；工業廢水在有效控制之后，排放基本保
持不變，這凸顯了政策選擇對污染排放的有效性和重要性。
國內外不乏就FDI的流入與環境污染之間的直接或間接作用機理的研究，但是相關研究竟得出了截然相反的結論。“污染天堂”假說認為FDI的流入會對東道國的環境產生負面影響，其假說檢驗表明，由于發展中國家具有較低的減排成本以及松弛的環境規制，發達國家往往會選擇這些國家進行污染密集型產業的直接投資。當環境政策規定的環境邊際成本很低時，會由于某些策略性原因出現環境傾銷現象[3-4]。另外，經濟一體化會帶來更多的污染避難所，出現所謂“向（環境標準）底線賽跑”，經濟一體化會帶來更多污染避難所的出現[5-6]。然而，基于跨國公司和本土企業的環境業績比較研究，現有部分文獻認為“污染天堂”假說在統計上并不顯著。這些研究認為東道國環境惡化并不是跨國公司造成的，因為跨國公司的環境業績一般比本土企業做得更好。通過對馬來群島的研究，Jenkins表明外資或是外資控股的企業會更多的使用環保技術，環境業績比本土企業要好[7]。利用國有企業、私有企業和跨國公司的環境治理水平數據，Wang和Jin實證研究表明在中國環境業績最好的是國外的跨國公司，其環境治理水平優于我國國有或私人企業并在統計上顯著[8]。上述研究都僅是從實證角度出發，尚缺乏從貿易理論角度進行分析。為填補這一空白，本文首先構造貿易理論模型，進而將FDI區位選擇模型引入其中，建立FDI污染轉移模型，分析“污染天堂”存在的可能性；其次，運用我國的工業行業分布數據，我們將實證檢驗FDI是否以及多大程度上集中于我國污染密集程度較高的工業行業。
楊博瓊等：中國綠色發展和外商直接投資政策選擇中國人口?資源與環境2013年第10期1在華外商直接投資產業分布基本情況
本文研究外商直接投資外商直接投資在中國的產業結構依據國家統計局2003年第14 號文件《關于印發〈三次產業劃分規定〉的通知》的標準。其中，第一產業指農、林、牧、漁業；第二產業指工業和建筑業；而第三產業為除第一、二產業以外的其他行業，例如：交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，批發和零售業，住宿和餐飲業，金融業，房地產業等。圖2FDI在各個產業分布圖
Fig.2Distribution of FDI in three sectors圖2表明，從流入中國的FDI在三大產業內的分布看，FDI在三大產業是非均衡分布，第二產業在實際利用外商直接投資外商直接投資中占主導地位[9]。在2010年，實際投向第二產業的外商直接投資外商直接投資占中國同期實際利用外商直接投資外商直接投資總額的66.2%，從投資絕對值角度看，從1995至2010年，2001年的第二產業實際利用外商直接投資外商直接投資的絕對金額是這一時期最高的，達534.48億美元；1999年最低，為283.85億美元。與第二產業占比相比，第一產業和第三產業實際利用外商直接投資外商直接投資的金額、比重很小。
然而，FDI在第二產業中的比重在2006年出現了結構性變化。1995-2005年間，我國第二產業中的外資流入平穩增長，從1995年的69.6%增長到2005年的74%。其中，2001年第二產業實際利用外商直接投資的比重最高，一度達到77.2%。從2006年開始，在我國產業政策調整的多方驅動下，FDI在第二產業中的比重逐漸降低，2006年降為67.4%，2007一年之間下降了10個百分點為57.3%。從此，FDI在第二產業中的份額一直停滯。
盡管從基本的產業分布來看，FDI還是主要分布于污染較為密集的第二產業，但是FDI集中于制造業主要是因為產品更接近國內消費市場和追逐低勞動力成本，因此簡單的產業分布及其趨勢分析不足以證明我國存在“污染天堂”現象。
2FDI污染密集程度理論研究
關于FDI區位選擇問題，現有文獻表明稅收、市場的其他要素以及政府的功能是影響FDI區位選擇的重要因素。企業稅及稅收的高低在很大程度上影響了FDI的流動方向和速率[10]。另外，稅收的量能、方式和政策的穩定性是影響FDI區位選擇的重要要素[11]。還有，經濟的集聚作用也會在一定程度上吸引FDI[12]。對于在華FDI區位選擇影響因素論述較為完全的是Leonard和Yum，他們認為對于在中國的FDI區位選擇比較有影響的是市場的大小、基礎設施完善程度、政府政策以及勞動力的價格，也就是預期收入和成本因素[13]。
針對環境污染與環境稅收即有理論也有實證分析。Markusen理論推導出稅收對跨國公司去留存在負向作用機理，即稅收過高跨國公司則被驅走，反之亦然[14]。Murat，Emmanuel和Anastasios都認為環境稅對跨國公司區位選擇有影響，與Markusen不同的是，這兩篇文章主要研究的是稅收政策的確定性問題而非程度問題[14-16]。前者分析了在環境政策不確定的情況下，競爭性企業區位選擇的最優解[15]，后者分析了環境政策的時間連續性與企業區位選擇的關系，例如獲得專利的企業傾向于環境政策穩定的政府[16]。值得注意的是，環境稅收問題的研究對象均為污染企業，如果從行業角度來看，這些企業均屬于工業行業。這也暗示非工業企業的污染是相對輕微，對于污染稅或環境規制也不會特別敏感。
基于貿易理論，有關學者從全球分工的角度就這個問題作了比較系統地分析[17-18]。前者對于全球貿易分工理論分析認為，由于發達國家收入水平相對污染比例較高，所以發達國家的污染稅征收較高，因此會迫使產業鏈上污染密集的部分轉移到發展中國家[17]。Dean和Lovely拓展了Copeland和 Taylor的模型，對于中國的貿易對環境的影響作了詳盡的研究[18-19]。其理論貢獻是將加工貿易從普通貿易中單列出來，對于以利用東道國低要素成本為目的FDI生產（即垂直型FDI）生產進行了分析[12]。該文也同樣認為產業鏈中的污染密集部分會被世界分工轉移到發展中國家。盡管這兩篇文章都是以工業為研究對象，但是僅考慮了垂直型FDI，缺乏對以進入東道國市場為目的FDI（水平型FDI）區位選擇的分析。為填補這一真空，本文將綜合考慮水平型和垂直型FDI的區位選擇，對工業部門的FDI區位選擇進行理論和實證分析。
2.1污染的供給函數
污染作為公共物品，由社會上所有的消費者提供。假定全社會有N個消費者，所有消費者的偏好是類似的，每個消費者的效用由普通效用和污染損失所組成，且兩種效用是可以分離的，則代表性消費者的效用函數表示為：
U（x，y，z）=u（x，y）-h（z）（1）
其中，u（x，y）是同階單調遞增的凹函數，函數h是單調遞增的凸函數。
于是，當產品價格人均收入和污染量給定時，消費者最大化自己的效用，其間接效用函數為：
V=u（I）-γZ（2）
其中，I是居民的收入，等于全社會產出G的人均值，即I=G（P，τ，Z，K，L）5N。
遵從Copeland和Taylor假定產品價格不會變化[12]。由此，代表性消費者的間接效用函數由收入所帶來的效用減去污染所帶來的效應組成。根據薩繆爾森公共物品的需求定理：如果全社會污染總排放為Z，政府的污染稅為τ，為了使其效用最大化，公共物品的稅收等于所有人的邊際成本之和。政府的稅收由代表性消費者的利潤最大化來決定，其表達式為：
τ=-NVZ/VI=Nγ5u’（I）（3）
外商直接投資理論范文6
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。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。
