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外商直接投資論文范文1

不少學者認識到東道國開放程度會對外商直接投資溢出效應產(chǎn)生重要影響。通常而言，外商直接投資溢出效應的大小是隨著該國開放度的提高而增加的。這是因為外資比重越大，當?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發(fā)生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，較高的開放程度意味著國內(nèi)企業(yè)本身的技術能力達到了一定的程度，可以同跨國公司在海外市場進行競爭（蔣殿春、張宇，2006）。此外，出口的擴大可以使國內(nèi)企業(yè)獲得較多的利潤，從而為國內(nèi)企業(yè)的技術革新和技術設備的引進提供資金來源（何潔、許羅丹，1999）。但蔣殿春和張宇（2006）還指出，如果行業(yè)中外商直接投資流入過高，跨國公司就會對行業(yè)內(nèi)的東道國企業(yè)形成強有力的沖擊，從而使外商直接投資的技術外溢效果往往不理想。

盡管上述研究從不同側面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關的實證研究也缺乏理論基礎。所以，本文首先對東道國開放度影響外商直接投資溢出效應的具體機制進行了描述，然后又以趙奇?zhèn)サ热耍?007）所建立的一個包含制度因素的內(nèi)生增長模型為基礎，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應的影響進行實證檢驗。最后，根據(jù)計量分析的結果做出結論，并提出政策建議。

一、東道國開放程度影響

外商直接投資溢出效應的機制分析

在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應實現(xiàn)途徑的。

1.外商直接投資溢出效應的實現(xiàn)途徑

外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當?shù)丶夹g進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現(xiàn)：第一，跨國公司采用先進技術對當?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內(nèi)競爭對手謀求提高技術水平，并引起當?shù)仄髽I(yè)的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業(yè)而實現(xiàn)技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當?shù)仄髽I(yè)建立起業(yè)務聯(lián)系網(wǎng)絡，從而通過前向聯(lián)系與后向聯(lián)系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當?shù)仄髽I(yè)的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當?shù)厥袌龅墓┣鬆顩r。在這種情況下，雖然當?shù)仄髽I(yè)受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或?qū)⑿枨髲漠數(shù)仄髽I(yè)轉到其他企業(yè)，從而使當?shù)仄髽I(yè)維持低成本所需要的生產(chǎn)規(guī)模無法實現(xiàn)，結果是企業(yè)實際生產(chǎn)點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產(chǎn)的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當?shù)仄髽I(yè)吸引大量人才，造成負向的溢出效應。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產(chǎn)成本的企業(yè)。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產(chǎn)規(guī)模，而為本地市場生產(chǎn)時跨國公司就將會擠占當?shù)仄髽I(yè)的市場份額，迫使其削減產(chǎn)量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業(yè)的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)量從Q0削減至Q1。由于現(xiàn)在當?shù)仄髽I(yè)只能在一個更小的產(chǎn)量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當?shù)仄髽I(yè)的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應B′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應A′C′也會為負。

2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響

東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應產(chǎn)生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當?shù)仄髽I(yè)可以從全球范圍內(nèi)進行融資和招募人才，當?shù)仄髽I(yè)就更有機會利用新技術，經(jīng)由示范模仿、人員流動和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當?shù)仄髽I(yè)面臨更為廣闊的全球市場，所以當?shù)仄髽I(yè)可以在不斷擴大生產(chǎn)規(guī)模中獲取規(guī)模經(jīng)濟，降低生產(chǎn)成本，縮小內(nèi)外資企業(yè)的能力差距，使得當?shù)仄髽I(yè)在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當?shù)仄髽I(yè)就難以達到最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模，內(nèi)外資企業(yè)的能力差距就會加大，限制了東道國企業(yè)吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。

東道國開放程度對外商直接投資溢出效應的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術溢出效應和負的競爭效應分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業(yè)的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當?shù)仄髽I(yè)不僅更容易獲取所需生產(chǎn)要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業(yè)更容易形成最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，在圖1中AC1必然是該期內(nèi)較低的一條平均成本曲線，當?shù)仄髽I(yè)充分獲取外商直接投資技術溢出效應。同時，由于內(nèi)外資企業(yè)的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當?shù)仄髽I(yè)的市場份額，所以當?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應就會為正，在圖形上體現(xiàn)為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當?shù)仄髽I(yè)獲取所需生產(chǎn)要素就越便利，企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模越趨于最優(yōu)規(guī)模，正的外商直接投資凈溢出效應就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當?shù)仄髽I(yè)就很難獲取所需生產(chǎn)要素，技術溢出效應不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應則會使產(chǎn)量削減的幅度足夠大，結果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應為負。所以，外商直接投資凈溢出效應的大小取決于東道國對外開放的程度。

二、東道國開放度對外商直接投資

溢出效應影響的實證分析

趙奇?zhèn)ァ堈\（2007）建立了一個包含金融制度在內(nèi)的內(nèi)生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內(nèi)研發(fā)部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產(chǎn)生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內(nèi)的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設1997年為時刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區(qū)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值增長率。工業(yè)總產(chǎn)值用工業(yè)品出廠價格指數(shù)（1991=100）調(diào)整為實際值，單位為億元，數(shù)據(jù)取自1997～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。

類似地，Hit為i地區(qū)第t年的人力資本存量，由各地區(qū)受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數(shù)據(jù)來自1998～2005年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

θit為內(nèi)外資企業(yè)的技術差距，計算方法為外資企業(yè)勞動生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)勞動生產(chǎn)率之比減去1。其中，勞動生產(chǎn)率表示為工業(yè)增加值與就業(yè)人員的比值。在這里，外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值單位為億元，外企就業(yè)人數(shù)單位為萬人，兩類數(shù)據(jù)均來自《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。內(nèi)資企業(yè)工業(yè)增加值缺乏直接數(shù)據(jù)，由各地區(qū)工業(yè)增加值扣除掉外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值得到。其中，各地區(qū)工業(yè)增加值單位為億元，數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站②。

openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿(mào)易依存度來表示（中國人民大學經(jīng)濟發(fā)展報告課題組，1995），發(fā)展對外貿(mào)易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使知識和專業(yè)化人力資本能夠在貿(mào)易伙伴國內(nèi)迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿(mào)易還可以節(jié)約一部分研究與開發(fā)費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創(chuàng)造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿(mào)易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿(mào)易依存度，即進出口貿(mào)易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據(jù)各年度匯率中間價調(diào)整為人民幣計價,以和GDP單位相統(tǒng)一。進出口貿(mào)易總額、匯率中間價和各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經(jīng)濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產(chǎn)投資總額之比AFDI。所用數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。

根據(jù)表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規(guī)模來講相對較低。這個結論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經(jīng)很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿(mào)依存度而不是外資依存度和外貿(mào)依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿(mào)易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿(mào)易依存度并不高，遠低于主要發(fā)達國家及大部分發(fā)展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內(nèi)許多產(chǎn)業(yè)雖然貿(mào)易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯(lián)系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態(tài)影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規(guī)模已經(jīng)較低，到了2001年，隨著外資累計規(guī)模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結論

根據(jù)上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：

第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術溢出效應的重要因素。由于開放度高的國家可以為當?shù)仄髽I(yè)提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業(yè)上的便利，所以開放程度高的國家或地區(qū)可以獲取正的外商直接投資技術溢出效應，而開放程度低的國家或地區(qū)的外商直接投資溢出效應不明顯甚至為負。

第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當開放程度相對于外資規(guī)模較高時，外商直接投資技術溢出效應就為正；而當開放程度等制度因素的發(fā)展比外資規(guī)模相對滯后時，外商直接投資技術溢出效應就為負。于是，這就出現(xiàn)了一國或地區(qū)的外商直接投資溢出效應在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現(xiàn)有的外資規(guī)模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術溢出效應在近兩年已經(jīng)全部為負。

因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產(chǎn)業(yè)，特別是增加生產(chǎn)行業(yè)的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業(yè)要對引資規(guī)模加以限制，保持適度的內(nèi)外資比例，給內(nèi)資企業(yè)以成長的空間。

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外商直接投資論文范文2

[關鍵詞]外商直接投資經(jīng)濟增長協(xié)整

外商直接投資(FDI)是對外開放的重要組成部分，也是衡量一個國家對外開放程度的重要指標作者以重慶市作為東道主，從FDI對重慶市經(jīng)濟增長貢獻的關系進行定性和定量研究，對于重慶市在改革開放三十年后如何改善投資環(huán)境，制定和實施正確的外商投資政策以促進經(jīng)濟增長有著十分重要的意義。

一、重慶利用外商直接投資發(fā)展狀況

重慶外商直接投資大概經(jīng)歷了緩慢發(fā)展的起步階段、高速波動的增長階段和穩(wěn)步發(fā)展階段。重慶市FDI存在著總量少、來源集中、發(fā)達國家份額低以及投向集中、分布不平衡等問題。

注：根據(jù)重慶市統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行數(shù)據(jù)庫整理

1985年，重慶第一個外商投資項目中外合資企業(yè)—慶鈴汽車有限公司成立。從圖一可以看出，1986年～1991年間，由于長期東西部發(fā)展不平衡和基礎設施建設滯后等原因，引進FDI進展緩慢，F(xiàn)DI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重慶被國務院列為沿江開放城市,享受沿海開放城市的政策。1993年，國務院批準重慶建立國家級高新技術產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)和經(jīng)濟技術開發(fā)區(qū)，重慶迎來了引進外資的高速發(fā)展時期。1992年重慶市實際利用外資10247萬美元，是第一階段累計金額的1.40倍。1993年為歷年來重慶引進外商直接投資之最。從圖可以看出,1992年～1999年外商直接投資具有數(shù)量大、波動劇烈的特點。1997年重慶直轄市出臺了61條吸引外資的優(yōu)惠政策，實際利用外資金額達到38466萬美元。重慶引資工作進入穩(wěn)定發(fā)展的新階段。

二、重慶FDI與經(jīng)濟增長關系的實證分析

外商直接投資是指外來投資者將資金或資產(chǎn)直接投放到東道國的產(chǎn)業(yè)部門，在當?shù)貏?chuàng)辦企業(yè)或與當?shù)刭Y本合營，通過生產(chǎn)要素的直接投入，投資者對生產(chǎn)要素的使用和管理擁有直接控制權。

經(jīng)濟增長泛指一國生產(chǎn)的產(chǎn)品和勞務的增加。本文將衡量經(jīng)濟增長最主要的指標GDP作為代表，主要探討FDI與重慶市GDP增長之間的關系。

1.FDI與GDP相關性檢驗。根據(jù)重慶市統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行數(shù)據(jù)庫,收集1985年～2006年重慶市GDP和FDI的數(shù)據(jù),剔除匯率變化的影響,運用Eviews3.1統(tǒng)計軟件對重慶市GDP和FDI進行相關性分析,相關系數(shù)為0.843292,說明兩個變量之間存在較強的正相關性。

2.序列協(xié)整分析和因果關系分析。為了說明變量之間的協(xié)整關系和因果關系,對FDI和GDP進行協(xié)整關系檢驗和因果關系分析。（1）單位根檢驗及實證結果。為了減少數(shù)據(jù)波動趨勢性,分別對這兩個變量取自然對數(shù)。在對兩個變量的二階差分的線性圖形進行分析后,發(fā)現(xiàn)LFDI和LGDP兩個變量沒有明顯的趨勢特征,因此對LFDI和LGDP兩個變量進行ADF檢驗。從分析結果得出,LFDI和LGDP兩個變量的二階差分序列在不含截距項和趨勢項的ADF值都在5%的顯著水平上，駁斥了存在單位根的假設，兩個變量同階單整。二階差分的平穩(wěn)性特征以及序列的同階單整關系說明兩個序列之間可能存在長期的協(xié)整關系。

（2)Granger因果關系分析。取自然對數(shù)的二階差分具有平穩(wěn)性特征,作二組變量之間的Granger(因果關系)檢驗，由檢驗結果可以看出,在長期的發(fā)展態(tài)勢上,FDI的增長是GDP增長的Granger原因,但是GDP增長不是FDI增速不斷擴大的Granger原因。

3.回歸分析及回歸方程的建立。上述相關性、協(xié)整以及Granger因果關系分析表明,重慶市FDI與GDP增長之間存在長期的均衡協(xié)整關系,并且FDI是推動重慶GDP增長的原因之一,因此通過分析可以建立兩者之間的經(jīng)濟計量模型。

LGDP=5.896+0.4296LFDI

t=(46.47440)(9.429685)

R2=0.816377=0.807196F=88.91896DW=0.472310

采用E-G兩步法進行協(xié)整分析，其擬合優(yōu)度較好。但是DW值較小,存在一定程度的自相關性。對殘差項進行檢驗,發(fā)現(xiàn)ADF為-2.862063,小于5%的臨界值-1.9592,說明從長期發(fā)展來看,GDP的增長與FDI的增長是協(xié)調(diào)的,說明模型基本正確。

通過回歸結果可以得出結論:重慶市引入FDI對GDP的平均貢獻率為0.43,即重慶FDI每增加一個百分點,GDP將平均增加約0.43個百分點。可見，F(xiàn)ID對重慶經(jīng)濟增長的作用是相當顯著的。

FDI對重慶經(jīng)濟增長的推動效應十分明顯。采取外向型經(jīng)濟能帶來更高的經(jīng)濟增長率,引入FDI作為外向型經(jīng)濟政策的重要組成部分,對于重慶經(jīng)濟增長的貢獻尤其值得關注。在金融風暴的浪潮下，全球經(jīng)濟將面臨著衰退的景象，我國GDP增速預計由2008年的10.5%左右降至2009年的9.5%左右。重慶市如何在全球經(jīng)濟增速放緩的背景下，繼續(xù)吸引外商直接投資，進一步擴大對外開放？通過Granger因果關系分析看出，F(xiàn)DI促進了重慶經(jīng)濟增長，但是，經(jīng)濟增長卻不是FDI大量涌入重慶的原因。所以從其他方面考慮來吸引FDI。其中，排在首位的就是當?shù)氐闹贫龋顿Y環(huán)境和各項政策法規(guī)。然而地處西部地區(qū)的重慶市相對于東部地區(qū)來講，在市場經(jīng)濟發(fā)育程度、人們的思想觀念、政府效率、法規(guī)政策透明度、高素質(zhì)人才等投資軟環(huán)境方面明顯處于劣勢，阻礙了外商直接投資的力度。因此，加快體制創(chuàng)新、深化外貿(mào)體制改革是重慶市吸引外資的關鍵之所在。

外商直接投資論文范文3

>> 金磚國家對外直接投資特征比較 金磚國家對外直接投資發(fā)展水平比較 外商直接投資對就業(yè)的影響研究綜述 外商直接投資對中國就業(yè)總量的影響 對外直接投資對母國就業(yè)的影響 中國對美直接投資的美國反應 美國對華直接投資對中美貿(mào)易的影響 中國對外直接投資的國內(nèi)就業(yè)效應：基于投資主體和行業(yè)分析 中國對中亞國家直接投資區(qū)位與行業(yè)選擇 國際直接投資理論對中國在發(fā)達國家投資的解釋 主要發(fā)展中國家對美國直接投資現(xiàn)狀分析及此現(xiàn)狀對中國企業(yè)的啟示 外商直接投資對就業(yè)影響研究綜述 中國對美直接投資逆轉考驗美國決策 外商直接投資對湖北的就業(yè)和工資水平的影響 外商直接投資對河北省就業(yè)的影響的綜述 外商直接投資對我國區(qū)域就業(yè)的影響分析 外商直接投資對促進區(qū)域勞動力就業(yè)的貢獻分析 外商直接投資對蘇州就業(yè)和勞動者素質(zhì)的影響研究 外商直接投資對浙江省就業(yè)效應的影響分析 跨國直接投資對東道國就業(yè)的影響 常見問題解答 當前所在位置：

[2]林勤躍.金磚四國：經(jīng)濟轉型與持續(xù)增長.經(jīng)濟學動態(tài)，2010（10）.

作者簡介

外商直接投資論文范文4

關鍵詞：服務業(yè)，外商直接投資，就業(yè)質(zhì)量

 

一、引言

在新一輪產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中，全球國際直接投資的重點逐步由制造業(yè)轉向服務業(yè)。2007年下半年，世界金融和信貸危機開始顯現(xiàn)，但全球外國直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）卻達到創(chuàng)紀錄的18330億美元。2008年全球外商直接投資下降了21%，然而，流向發(fā)展中國家的FDI總額卻增長了4%。另外，從行業(yè)流向上看，F(xiàn)DI加速流入服務業(yè)的趨勢依然明顯。根據(jù)《2008年世界投資報告》，電力、通信、交通和水務部門這類基礎設施行業(yè)將成為外國直接投資增長最快的行業(yè)。2007年，我國服務業(yè)FDI的合同項目達到16736，占我國FDI合同項目總額的44.2%；服務業(yè)FDI實際使用金額為3 098 277萬美元，占我國FDI實際使用金額總數(shù)的41.4%。

外商直接投資不僅彌補了我國服務業(yè)發(fā)展的資金不足、帶來了先進的技術和管理經(jīng)驗，而且還創(chuàng)造了大量的就業(yè)機會。但是服務業(yè)外商直接投資對就業(yè)質(zhì)量的影響是正向的還是負向的呢？又如何量化對就業(yè)質(zhì)量的衡量呢？這些問題的研究對優(yōu)化我國服務業(yè)引進外商直接投資結構、促進服務業(yè)就業(yè)結構的升級具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

關于外商直接投資對就業(yè)質(zhì)量的影響的研究的國外文獻主要有：Rong Chen在全球化背景下外商直接投資對臺灣發(fā)展的影響一文中提到外商直接投資通常比國內(nèi)投資提供更多的就業(yè)機會，同時有利于增加地區(qū)稅收、提高工人的工資、引進新的技術[1]；Haishun Sun指出FDI對中國東部的國內(nèi)投資和出口都做出了重要貢獻，原因是FDI帶來了資本、管理經(jīng)驗、技術和銷售渠道，創(chuàng)造了新的投資機會[2]； DongshengZhou，Shaomin Li，David K.Tse認為外商直接投資影響了中國國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)力，但是在區(qū)域和產(chǎn)業(yè)方面的影響有所不同。吸引在FDI時間較長和數(shù)量越多的地區(qū)，國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)力水平較高。而在吸引FDI時間較長和數(shù)量越多的產(chǎn)業(yè)，國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率水平則較低[3] ；JoshuaAizenman研究得出跨國公司的擴散效應對東道國的就業(yè)和經(jīng)濟增長起著很大的作用，若東道國的勞動力不是同質(zhì)的，有技能的勞動力就會得到技術租金[4]。

國內(nèi)學者側重于研究外商直接投資對就業(yè)數(shù)量的影響，而對就業(yè)質(zhì)量的影響的研究較少，涉及到的相關文獻主要有：歐愷，秦向東對上海服務業(yè)發(fā)展與外商直接投資關系進行了實證分析，結果表明，在金融、房地產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所創(chuàng)造的生產(chǎn)總值遠遠高于其他的產(chǎn)業(yè)部門，勞動生產(chǎn)率水平相對較高[5]；凌海生從就業(yè)數(shù)量、質(zhì)量、產(chǎn)業(yè)和區(qū)位分布四個方面分析了外商直接投資的就業(yè)效應，其研究表明FDI改善了就業(yè)質(zhì)量 [6]；黃蕙萍等就外商直接投資對中國就業(yè)結構的影響做了理論和實證分析，研究結果表明，F(xiàn)DI對中國就業(yè)的地區(qū)結構的影響是明顯的；對中國就業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構有著積極的影響，F(xiàn)DI對于增加中國第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的貢獻比較突出[7]。

三、服務業(yè)外商直接投資對中國就業(yè)質(zhì)量影響的實證分析

勞動者素質(zhì)的提高顯然利于勞動生產(chǎn)率的提高，同時，企業(yè)人力資本制度中聘用制度、報酬制度和培訓制度的完善也會促進勞動生產(chǎn)率的提高，因此本文以勞動生產(chǎn)率作為衡量FDI的就業(yè)質(zhì)量效應的參照指標。下文將采用1974年Caves和1983年Blomstrom創(chuàng)立的以“人均勞動生產(chǎn)率”為被解釋變量、以服務業(yè)外商直接投資參與程度和服務行業(yè)資本密集度為解釋變量的模型量化FDI對我國就業(yè)質(zhì)量的影響[8]。

（一）模型的建立和樣本數(shù)據(jù)的選取

向量自回歸(Vector AutoRegressive，VAR)模型是非結構化的多方程模型。它采用多方程聯(lián)立形式，用模型中所有當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計變量的動態(tài)關系[9]。

本文根據(jù)“人均勞動生產(chǎn)率”所確定的變量建立以下VAR模型:

外商直接投資論文范文5

眾所周知，外商對華直接投資一直是拉動中國經(jīng)濟增長的主力，中國足吸收fdi的世界大國，占了流向發(fā)展屮國家fdi總量的三分之-。但另-方面，巾國也是世界資本的-大供給源，雖然口前巾國流出的對外直接投資(ofdi)相比流入的外商直接投資(ifdi)規(guī)模還較小，但其增長速度不容小視。僅2017年一年，對外直接投資的增幅就達到了 32%，中國的很多跨國大企業(yè)在國際商務中開始扮演越來越重要的角色。2017年，中國的對外直接投資額達到746.5億美元1，創(chuàng)歷史最高紀錄，位居全球第五。

在全國各省市中，廣東的對外直接投資總量位列第一，達到了 116.3億美元。上海位第二，對外直接投資累計額達到60. 43億美元。上海和廣東作為中_經(jīng)濟的領頭羊，許多行業(yè)都是處于全w領先地位，尤其是制造業(yè)，而且在實施對外直接投資的企業(yè)中，也還是以制造業(yè)為主。

影響我國對外直接投資的因素很多，有目的國的環(huán)境因素、政策因素、中國的市場因素、政策性因素等等。但以上分析都是基于宏觀層而的，這些h益增長的對外宵接投資究竟是由什么樣的企業(yè)貢獻的?剔除相同的宏觀經(jīng)濟環(huán)境、不同的行業(yè)因素和不同的冃的國的影響，什么樣的企業(yè)更容易選擇對外直接投資?企業(yè)的生產(chǎn)效率與企業(yè)的對外投資行為乂有什么樣的關系?對企業(yè)層面的復雜差昇很難由一個籠統(tǒng)的調(diào)查闡釋清楚，因此只有通過對企業(yè)層面進行嚴謹?shù)姆治觯拍芑卮鹕厦娴膯栴}。

在國際貿(mào)易理論研究中，很長一段時間企業(yè)在貿(mào)易中的作用是被忽視的。

傳統(tǒng)貿(mào)易理論關于企業(yè)的描述僅有企業(yè)是追求利潤最大化的，新貿(mào)易理論中雖然將規(guī)模報酬遞增和不完全競爭引入國際貿(mào)易分析中，但企業(yè)還是同質(zhì)的(homogeneous)典型企業(yè)，即所有企業(yè)都從事出u。然而，近十幾年的貿(mào)場理論研究表明，企業(yè)是異質(zhì)的(heterogeneous),為什么一辟企業(yè)從事出口而另-些企業(yè)不從事出口?為什么有些企業(yè)選擇通過出口進入海外市場，而有些企業(yè)選擇fdi?對上述兩個問題，異質(zhì)性企業(yè)理論從新的角度給予了解釋。

melitz首次通過異質(zhì)企業(yè)模型將上述研究規(guī)范化，出現(xiàn)了以企業(yè)異質(zhì)性為特征的新-新貿(mào)易理論(new-new trade theory)。

新-新貿(mào)易理論是同際貿(mào)場理論的前沿，能夠很好的解釋當前國際貿(mào)易和投資活動的現(xiàn)實情況，代表了未來的發(fā)展思路和研究方向。該理論主要分為兩個研究方向，以melitz (XX)為主導的方向主要探索企業(yè)的國際化路徑選擇，又稱為異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論(heterogeneous-firms trade，簡稱hft);以antras (XX)為主導的方向主要研究企業(yè)全球組織生產(chǎn)抉擇，又被稱為企業(yè)內(nèi)生邊界理論(endogenous boundary theory of the firm)。而從現(xiàn)有文獻來看，該理論還處于發(fā)展初期，無論是理論還是實證方面都還不夠成熟和完善，關于異質(zhì)企業(yè)的理論假設需要更加詳細的企業(yè)面的數(shù)據(jù)來進行檢驗。

本文將沿著melitz的研究方向，從異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論山發(fā)，就企業(yè)生產(chǎn)率與出口、對外直接投資之問的關系等問題進行分析，通過采用上海和廣東制造業(yè)上市公司的企業(yè)層而數(shù)據(jù)，來重點考察企業(yè)生產(chǎn)率與對外直接投資的關系。本文為我國企業(yè)進行對外直接投資提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)，在一定程度上彌補了這方面研究的空白。

1.2本文的研究內(nèi)容

本文首先闡述了異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的產(chǎn)生及其主要研究內(nèi)容，為本文的研究奠足了理論基礎。接著論文結合上海和廣東企業(yè)對外直接投資的現(xiàn)狀與特點，進一步探討對外直接投資與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關系。本文將通過實證分析給出相對明確的結論，為我國企業(yè)實施走出去戰(zhàn)略提供決策上的支持和指導。

第1章為緒論，主要闡述了研究異質(zhì)性企業(yè)對外直接投資的背景和意義、研究方法、難點及解決辦法，并對本文的框架和結構做出相關的說明。

第2章是文獻綜述部分，是對相關文獻的梳理和總結，首先簡單介紹了不同文獻對異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論研究假設、理論框架等相關內(nèi)容的分析，為本論文提供相應的理論基礎。接著對有關異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率與出口、對外直接投資之間關系的論證，進行相應的回顧和總結，在此基礎上提出本論文的實證假設。

第3章是分別對上海和廣東省的對外直接投資現(xiàn)狀做出了分析，通過對這兩個典型區(qū)域的相關研究，來發(fā)現(xiàn)這兩地實施對外直接投資的優(yōu)劣之處，從而為我國企業(yè)今后對外直接投資的發(fā)展提供一定的借鑒意義。

第4章是本文的實證研究部分，首先通過獨立樣本t檢驗，分別對兩地出口企業(yè)與fdi企業(yè)的生產(chǎn)率進行比較，從而來驗證hmy模型的相關結論，即fdi企業(yè)的生產(chǎn)率要高于出口企業(yè)。然后在此基礎上，重點分析fdi企業(yè)的生產(chǎn)率，即為什么fdi企業(yè)的生產(chǎn)率要高于出口企、ik，是自我選擇效應還是學效應的結果。

第5章根據(jù)實證分析結果，進行相應的分析，對企業(yè)生產(chǎn)率與對外直接投資的關系做出總結，并對我國企業(yè)制定走出去戰(zhàn)略提出針對性的建議。

1.3本文的研究方法及框架

1、文獻研究法第1章的研究動態(tài)和第2章的文獻綜述，對相關文獻進行了梳理和總結。

在前期實證研究的基礎上，對企業(yè)異質(zhì)性在主要貿(mào)易理論中的體現(xiàn)進行了回顧和歸納，為本文的實證分析提供理論支持。

2、定性分析法

第3章主要運用了定性分析法，通過對相應數(shù)據(jù)的整理和分析，來說明上海和廣東對外直接投資的發(fā)展現(xiàn)狀及其存在的一些不同之處。

3、實證分析法

第4章是本文的實證分析部分，從異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論度出發(fā)，在己有的研究基礎上，對企業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)國際化經(jīng)營選擇的關系進行了相關的實證分析。首先通過獨立樣本t檢驗來驗證fdi企業(yè)的生產(chǎn)率要高于出口企業(yè)。

然后通過回歸分析，解釋為什么fdi企業(yè)的生產(chǎn)率要高于出口企業(yè)，是自我選擇效應還是學習效應的結果。

以下是論文的研究框架：

外商直接投資論文范文6

論文關鍵詞：FDI，貿(mào)易結構，協(xié)整檢驗，誤差修正模型

 

一、引言

貿(mào)易結構的決定是國際貿(mào)易理論回答的基本問題之一。從古典比較優(yōu)勢理論誕生以來，經(jīng)濟學家試圖從不同的角度解釋決定貿(mào)易結構的因素，形成了不同的理論流派。一些西方經(jīng)濟理論對外商直接投資和動態(tài)比較優(yōu)勢，貿(mào)易結構的變化進行了闡述，而較為著名的是維農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論和“雁行”理論。維農(nóng)把國際貿(mào)易與FDI產(chǎn)生的原因統(tǒng)一在“產(chǎn)品生命周期”的概念之下，將產(chǎn)品生命周期的不同階段與國際化經(jīng)營區(qū)位選擇，方式選擇聯(lián)系起來，并證明了投資是在貿(mào)易基礎上進行的比較優(yōu)勢轉換的結果。而“雁行”理論認為在一個經(jīng)濟相對落后而且對外開放的國家，某一產(chǎn)業(yè)可以通過吸收國外資本和技術而獲得發(fā)展。近幾年，國內(nèi)學者關于FDI與貿(mào)易結構的關系也做了許多研究，江錦帆（2004）發(fā)現(xiàn)FDI在中國經(jīng)濟增長中存在資本效應和外溢效應兩方面的作用協(xié)整檢驗，外溢效應對出口貿(mào)易有積極影響。江小娟（2002）對FDI與中國出口競爭力的關系進行了定量了研究核心期刊目錄。她對外商直接投資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)的高新技術產(chǎn)品出口份額進行了比較，認為FDI有利于優(yōu)化中國的出口商品結構，提高出口商品的競爭力。劉重力（2000）比較研究了中國出口商品結構與國外出口商品結構，發(fā)現(xiàn)FDI促進了我國機電產(chǎn)品出口的增長。已有的文獻上看，這些研究都是從國家層面上來研究FDI與貿(mào)易結構的關系，而對于浙江省這樣一個出口大省來說，研究FDI對出口貿(mào)易結構的影響具有重要的意義。

二、浙江省貿(mào)易結構的現(xiàn)狀

（一）、外商投資企業(yè)對浙江省出口的貢獻

外商投資企業(yè)作為浙江省FDI流入的典型代表，其對浙江省出口的貢獻可以看出其對浙江省貿(mào)易的影響，我們用外商投資對浙江省出口貿(mào)易貢獻度來衡量其對浙江省出口的影響；“外商投資對浙江省出口貿(mào)易的貢獻度”是指外商投資企業(yè)出口額在整個浙江省出口貿(mào)易總額中所占的份額，表明外商投資企業(yè)出口的作用力大小。

表1 1997-2008年浙江省外商投資對其出口貿(mào)易貢獻度

 

年份

外商投資企業(yè)出口額

(單位：萬美元)

浙江省出口額

(單位：萬美元)

貢獻度（%）

1997

246640

1011113

24.39

1998

268295

1086623

24.69

1999

332783

1287125

25.85

2000

534843

1994279

26.82

2001

709961

2297747

30.90

2002

919969

2941102

31.28

2003

1304773

4159499

31.37

2004

1964667

5814638

33.79

2005

2726282

7680353

35.50

2006

3795210

10089427

37.62

2007

4725567

12827293

36.84

2008

5426543