韩国对华直接投资

韩国对华直接投资（共8篇）

韩国对华直接投资 篇1

伴随贸易投资一体化进程的不断加快, 国际资本流动也越发自由, 国际贸易的很大一部分是通过国际投资的形式完成的。作为全球吸收外商直接投资 (FDI) 最多的国家之一, 我国在过去的几十年中吸收大量FDI并从事转口加工贸易, 对外贸易不平衡现象也愈发引人关注, 即在对美国等国实现巨额贸易顺差的同时, 对韩国、台湾等国家和地区却始终维持逆差。自1992年中韩建交后, 我国对韩首次出现2.2亿美元贸易逆差, 到2010年我国对韩贸易逆差高达696.3亿美元, 中韩贸易逆差18年间激增317倍, 累计达3810亿美元。尽管中韩贸易逆差在一定程度上是两国对香港转口贸易的统计口径不一致, 及韩国政府对其国内市场的贸易保护政策所致, 但是韩国对我国直接投资在中韩两国贸易不平衡现象中仍扮演了重要角色。

一、韩资对两国贸易的影响

从进口角度看, 我国从韩国进口的主要因素包括以下几个方面。

首先, 我国国内购买力不断增强。改革开放以来, 我国国内市场以10%的年平均增长率大幅扩张, 经济规模不断扩大。1978年我国国民生产总值 (GDP) 为3645亿美元, 2010年为397983亿美元, 在世界范围内GDP总量的排名从第十五位上升至第二位。我国国内的生产供给不能满足巨大的市场需求, 必然要增加海外进口。尽管我国的产业结构在不断调整, 出口结构也在不断优化, 但目前中韩两国产业互补性仍强于竞争性, 对进口有一定促进作用。

其次, 韩国对华直接投资引致大量进口。我国劳动力价格较为低廉, 韩企为寻求更高的利润率对我国进行投资, 而多数投资企业都把我国作为加工和出口的中转站, 这些企业在我国主要从事加工贸易, 将产品加工组装后再转销至第三国。其中交易量最大的是零部件进口, 中韩两国产品内贸易的开展使得中间产品所占比重大幅上升。当然, 中韩两国出口目的国不同也有市场差别化的原因。韩国在我国投资生产的商品多销售到东欧各国及发展中国家, 而在韩国本土生产的高阶商品的主要出口对象国为美国、欧盟及日本等发达国家。

第三, 两国经贸合作顺利开展, 民间交流更加密切。韩国媒体2007年5月公布的资料显示, 长期在中国居住的韩国人以每年6万人的速度增加, 现已达70万人。目前, 两国人员往来超过500万人次, 每周有近800个航班穿梭于两国之间。中国赴韩留学人数已达到2万多人, 韩国来华留学生也迅速增加, 在华留学生有1/3来自韩国。两国人员的密切来往进一步促进了贸易的发展。随着两国邦交更加深入, 人民交流更加友好、和谐、便利地发展, 由此引致的进口贸易需求正在不断增加。

另一方面, 从出口角度看, 我国对韩出口的主要因素包括以下几个方面。

首先, 我国的出口商品结构不断优化, 与韩国进口结构较为互补。多年来我国对韩出口量最大的几种商品分别是纺织原料及其制品、贱金属及其制品、矿产品、植物类产品、化工类产品和机电类产品。我国农副产品物美价廉, 对韩出口不仅满足其消费者的广泛需求, 且对于稳定韩国国内物价、促进其经济结构调整也起到重要作用。随着我国企业生产的产品质量不断提高, 企业本身的竞争力也在不断上升, 如我国海尔LCD TV等家电产品以极具竞争力的价格迅速占领了广大海外市场。

其次, 我国对韩出口主要是由韩国对我国直接投资, 特别是对制造业直接投资引起的。其中包括两点主要原因, 一是为了充分利用我国优良的投资环境。许多韩企在我国设立生产基地, 再将其生产出来的产品, 主要是一般消费品返销至韩国。如2005年下半年韩国爆发“大白菜危机”就是一个例子。不仅是农产品, 中韩两国一衣带水, 地理位置的优越性也吸引了大量韩国投资者在我国投资设厂, 从事生产经营活动。二是大量中间产品也以逆进口的方式重新出口至韩国国内市场。这主要是因为厂家通过变换原产地的方式提高产品的附加价值, 将中间产品通过逆进口方式输入韩国, 在韩国进行产品最终的加工组装, 以韩国作为最终产地将产品出口至包括美国、欧盟和日本等在内的第三国。

二、实证检验

从以上分析可以看出, 韩国对华直接投资对中韩贸易开展有重要作用。现在我们通过实证检验进一步分析韩国对我国直接投资对中韩两国贸易的影响。

选取的数据包括我国对韩出口额X, 对韩进口额M, 我国国内生产总值GDPC, 韩国国内生产总值GDPK, 实际利用韩国直接投资额FDI, 人民币对韩币实际汇率REER。其中, 韩国国内生产总值数据来源于韩国统计厅, 其他数据均来自历年《中国统计年鉴》。数据选取年份从两国建交元年1992年始至2009年。为消除异方差, 对各统计量取对数, 并设立模型如下:

为避免伪回归, 对各统计量进行单位根检验, 发现各统计量都是非平稳的, 但在一阶差分后都平稳, 且不含有截距项及趋势项。通过Johansen检验, 我们发现 (1) (2) 两个方程的各变量之间存在协整关系。用Eviews6.0对两个方程进行线性回归, 可得出以下结果:

从模型的检验结果可以看出, 模型拟合度较高, 达到99%, F值很大, 且通过了其相伴概率。FDI的系数在两个方程中均通过了t检验, 说明韩国对华直接投资在长期内确实对中韩两国进出口有显著影响, 且与这些变量之间呈同向变动。

三、结论

从中韩两国贸易情况来看, 韩国对华直接投资无疑促进了两国贸易的发展, 贸易量不断增大, 涉及商品的种类和数量也越来越多。由于FDI的技术溢出效应, 我国吸收了许多先进的技术, 产业结构和贸易结构也随之调整, 两国经济上的合作潜力不断得以发挥。尽管我国对韩贸易一直处于逆差, 但这是我国处在社会主义初级阶段经济发展的必经之路, 并未造成结构性贸易失衡, 应予以理性看待。另外, 根据联合国贸发会发布的《2010年世界投资报告》, 我国在吸引韩资的同时, 应注意其投资项目的可持续性, 大力倡导低碳经济, 以谋求中韩两国间经贸合作的更大发展空间。

韩国对华直接投资 篇2

【关键词】 外商直接投资;协整分析;格兰杰因果检验

一、引言

改革开放以来,中国利用外商直接投资的数量不断扩大。国内的许多学者也都对FDI进行了专门的研究。

李平、高峰(2003)在理论上重构东道国的贸易自由化对FDI流入影响的分析框架,并对中国改革开放以来的贸易与FDI流入的关系进行了实证检验。计量分析的结果表明,中国的贸易自由化与FDI的流入存在着一定的因果关系。

冼国明、严兵、张岸元(2003)运用单位根检验、向量误差修正模型(VEC)、格兰杰因果检验等方法,证明了外资与我国的出口贸易之间存在着长期的均衡关系,出口的增加反过来对我国吸收FDI具有很强的促进作用。

张长春(2003)通过对全国31个省市自治区的投资环境进行评估,推断环境分为硬环境和软环境,前者主要指交通设施、通讯设施、城市基础设施等方面,后者则主要从经济发展水平、开放度和科教水平等方面来衡量。

谢正勤(2003)在张长春结论的基础上,考虑到模型的可信度、变量的量化、数据的获得等限制,选取了苏南四市并选取GDP、累计FDI、职工平均水平、固定资产投资和高校在校生占全部人口的比例等指标进行了回归分析。证明了除固定资产投资对FDI的影响不显著外,国内生产总值、累计外商投资水平对FDI的流入具有显著的正面影响,职工平均工资和高校在校生比重对吸引FDI有相反的影响。

本文选取实际汇率、工资水平、交通运输能力、劳动者受教育水平四个解释变量来分析它们对我国吸收外商直接投资的影响。通过建立多元线性回归模型,得到交通运输能力和实际汇率对外商直接投资有促进作用,而劳动者受教育水平和工资水平对外商直接投资具有负的影响。

二、模型建立

我们采用1980～2006年数据选取外商直接投资为被解释变量,汇率、工资水平、交通运输能力、劳动者受教育水平为解释变量。其中,汇率(hl)采用人民币对美元的实际汇率;工资水平(gz)采用的是人均平均工资;交通运输能力(jt)是采用铁路和公路的运输总长;劳动者受教育水平(edu)采用平均每万人中高校大学生数量。

为了验证每个解释变量是否对被解释变量(外商直接投资)有显著影响以及估计的系数是否具有预期的符号,我们先采用OLS对自然对数形式进行估计。估计结果如下表1:

数据显示R2接近1,表明模型的拟合效果很好;但F检验的相伴概率为0,反映变量间呈高度线性,回归方程高度显著。所以,下面我们进行协整分析。

为了检验各变量的时间序列特征,我们采用Augment Dickey Fuller (ADF)的单位根法来检验模型中各变量一阶差分的平稳水平。对于任意变量Yt,检验零假设Yt～I(1)相当于检验 是平稳的。用ADF方法对样本时间序列进行平稳性检验,结果如表2所示:

由上表可以看出五个变量的原始序列都不平稳,而它们的一阶差分变量都是平稳的,即它们都是I(1)序列,因此在此基础上进行协整检验。

接着我们使用Johansen和Juselius等人提出的基于向量自回归(VAR)的多变量系统极大似然估计法对模型进行选择和协整检验。首先必须确定VAR模型的结构即VAR模型的滞后阶数。令Xt表示lgyt、lzyrs、lzc构成的列向量并进行VAR模型设定。为了保持合理的自由度使模型参数具有较强的解释力,同时又要消除误差项的自相关,因此选择最大滞后阶数为四阶,从四阶依次降至一阶来选择VAR模型的最优滞后阶数。使用AIC、SC信息准则和LR统计量作为选择最优滞后阶数的检验标准,并用自相关LM统计量检验残差序列有无自相关,JB检验(Jarque-Bera)检验残差的正态性。检验结果表明滞后阶数为二阶的VAR模型(以下用VAR(3)表示)整体及各子方程拟合较好,残差序列具有平稳性,不存在自相关且服从正态分布,因此确定VAR(3)模型为最优模型。用Johansen方法的得到的结果如表4所示:

方程(2)表明了1980年-2006年间的各变量之间存在长期的均衡关系。

以上结果表现在样本区间内,模型中的外商直接投资(fdi)、工资水平 (gz)、实际汇率(hl)、劳动者受教育水平(edu)和交通运输(jt)之间存在长期的稳定关系,如预期的一样,实际汇率、交通运输程度对外商直接投资有正的相关性,工资,劳动者教育水平对外商投资有负相关性。

三、脉冲响应分析及Grange因果检验

脉冲响应函数(Impulse Response Function)描述的是当某一内生变量的扰动项受到一个单位的冲击而其他变量及其扰动项不变时,对所有内生变量的当前值和将来值的影响。

从上图可以看出:(1)实际汇率的一新息对外商直接投资在前8都产生正的影响。虽在9期产生了负的反应但只是短暂的,从10期开始又发生正向反应。(2)外商直接投资对交通运输能力的一个标准差新息冲击在前7期发生正向反应且第7期达到最大。随后一期发生负反应,紧接着又发生正向反应,整的来说交通运输能力对外商直接投资产生正反应。(3)劳动者受教育水平在前6期对外商投资产生负的影响,但影响不强。随后2期内发生正的冲击.从第8期后开始又发生负的反应.总的来说是发生负反应的。(4)工资水平在前9期对外商直接投资产生正的影响且反应不大,但从9期以后就一直发生强的负反应,说明工资水平与外商直接投资是负相关的。

外商直接投资(fdi)、实际汇率(hl)、劳动都教育程度(edu)、工资水平(gz)、交通运输能力(jt)之间存在长期的均衡关系,这表明他们之间可能存在某种因果关系。Engle & Granger(1978)提出的因果关系检验是解决这类问题的常用方法,Granger因果关系是基于VAR的F检验来实现的,如果要检验序列x是否是序列y产生的原因,先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰成因(Granger Cause),此时x的滞后期系数具有统计显著性。

Granger因果关系检验结果(见文章结尾表格)

说明:H0表示列变量不是行变量的Granger原因,P值是根据Wald系数检验x2统计量计算出的相伴概率,df是自由度,由软件Eviews5.0给出

从上表可以看出:在10%的显著水平下实际汇率、劳动者受教育水平都是外商投资的原因。同时实际汇率、劳动者受教育水平、工资水平、交通运输能力四个变量联合检验更表明在1%显著性水平下,四者都是lfdi的Granger原因。

四、结论和政策

对影响我国吸收FDI的因素分析表明,交通运输能力、实际汇率对外商直接投资有促进作用,而劳动者受教育水平,工资水平对外商直接投资具有负的影响。说明交通运输基础设施越好、实际汇率越高对FDI的吸引力越强,这也是我国改革开放以来所取得的成功经验。这对于我国西部地区的发展可以起到借鉴作用,同时,我们应该加大力度引进技术含量高的外,以改变人力资源状况与FDI不相称的格局,将重点放在基础产业和高新技术产业上。

参考文献

[1]谢正勤.吸引FDI主要因素的实证分析——以苏南地区为例[J].南京财经大学学报.2003

[2]孙晶晶,王林涵.FDI流入影响因素分析——基于对我国30个省、自治区和直辖市的实证研究[J].赤峰学院学报.2007

[3]王端.外商在华直接投资引致因素的实证分析[J] .经济经纬.2007

[4]Laza Kekic.Foreign Direct Investment in the Balkans: recent trends and prospects. Economist Intelligence,2004

[5]Bruno Merlevede, Koen Schoors. Determinants of Foreign Direct Investment in transition economies[J].Journal of International Economics,2004

日本对华直接投资的空间分布 篇3

一、不同时期日本对华直接投资的空间分布

(一) 不同时期日本对华直接投资在东部地区的空间分布

日本对华直接投资从一开始便主要集中于东部地区, 空间经济学理论认为, 经济行为最初的区位选择往往是由偶然事件导致的, 比如中国改革开放政策, 一些拥有较好的区位优势和政策优势的城市会吸引第一批投资者, 如深圳市;也可能是因为城市化经济的影响力[2], 如经济基础良好的上海市。随着时间的推移, 由于示范效应等作用的影响, 当地运作的企业数量逐渐增多, 在一定程度上会形成集聚状态。随着集聚企业的继续增加, 当地的生产成本会上升, 地区会变得拥挤, 当厂商的集聚数量达到一定的临界值, 由集聚带来的正的外部性会大于负的外部性, 这时, 企业将会向拥挤程度较低的外围和其它地区进行迁移, 这就是集聚的倒U型曲线。厂商在其它地区内又开始新一轮的集聚, 并有可能形成相互制衡的多处集聚。

1、1978年—1985年———日本FDI在东部地区零星分布

1978年, 中国开始改革开放。由于历史的偶然性, 深圳、珠海等南部沿海城市被划为改革开放的试点地区, 在优惠政策和廉价资源的双重作用下, 这些地区吸引了中国改革开放后的第一批外资, 这期间, 日本对华直接投资共经历了两个阶段, 第一个阶段是1979年—1983年, 日本开始进行试探性投资, 数量较少, 每年不超过10例, 且主要集中于深圳市。1984年—1985年为第二个阶段, 1984年国务院批准大连、秦皇岛、青岛等14个沿海港口城市为全国首批对外开放城市, 内地广阔的市场和廉价的生产成本使得日本对华直接投资开始迅速地增长, 当年共进行了66个投资项目。除了在东南沿海地区的投资较密集外, 在地域上开始向北京、上海、天津三个直辖市和大连等港口城市转移。1985年, 日本对华直接投资进一步增长, 全年共投资了118个项目。这一时期, 日本对中国的直接投资呈现出沿东部沿海地区零星分散状态。尽管深圳等地汇集了一定数量的日企, 但是由于企业的数量过少, 生产前后关联性不大, 并没有形成很强的集聚效应。

2、1986年—1995年———日本FDI在东部地区迅速增加

空间经济学理论认为, 某些地区由于偶然的区位事件获得微弱的优势, 通过积累的因果关系, 使得这种优势得以逐步放大。当厂商的数量超过最低集中度的限制, 则该地区具有了明显的区位优势, 便开始表现出初步的集聚特征。由于先前具有的微弱优势, 日资在广东省仍占有较大份额, 例如1987年和1988年, 日本对华直接投资总额的一半以上仍然集中在华南地区, 然而到1991年, 日本直接投资最多的省份为辽宁省, 仅大连和沈阳两市就吸引104家日商的进入, 合同金额达到23, 638万美元, 分别占到日本对华直接投资项目总数、合同总额的17.3%和29.1%, 其它城市如北京以及天津、青岛、上海、厦门等东部沿海城市也陆续地吸引了日资的进入。1992年邓小平同志南巡讲话以后, 中国改革开放进一步深入, 形成了全方位对外开放的局面, 投资环境得到巨大的改善, 日本对华直接投资出现飞速的增长。1992年, 日本对华直接投资项目总数、合同总额以及实际投资总额同比分别增长了201%、167%和33.3%, 同时, 日本对华直接投资的地区集聚现象进一步明显, 以大连、北京、天津、青岛为核心的环渤海地区, 以上海和江苏为核心的长三角地区以及以深圳、珠海、广州、福州、厦门为核心的华南地区逐渐成为日资的三大聚集区[1]。

3、1996年—至今———日本FDI在东部地区形成三大集聚区

受人民币升值和东南亚金融危机的影响, 1996年-1999年日本对华FDI出现了阶段性下降, 但在三大投资区内集聚趋势继续上升, 1998年日本在三大区域内的FDI达到总额的87.7%。从三大集聚区内部来看, 长三角的引资优势更加凸显。

(1) 日本FDI在三大区域内的集聚

空间经济学的相关理论表明, 在经历不稳定的动态演变之后, 一个经济空间中会形成多个均衡的集聚区, 这些集聚区彼此之间的距离较远且在经济空间上相互制衡。2000年以来, 随着日本对华FDI快速增加, 三大集聚区吸收日本FDI的速度也在加快。2000年到2006年, 日本在三大集聚区直接投资的合同金额数量均超过总数的90%, 其中2005年高达94.4%。从各大区块来看, 环渤海和长三角地区占了绝对的优势, 两个区域分别以北京和辽宁、上海和江苏为增长极, 每年吸引的日本FDI均占到总数的80%以上。此外, 华南地区吸引的日本FDI尽管在数量方面远远逊色于其它两个地区, 但是由于FDI分布密度较大, 另外近些年很多北上的日资出现了大量回流的现象, 因此华南地区也形成了足以与其它两个地区相互制衡的一极。三大集聚区在我国东部沿海呈北、中、南的地理区位分布, 各自凭自身的经济和社会优势吸引日本FDI的进入, 并且在引资的数量方面形成了相对稳定的比例结构。

(2) 日本FDI在三大区域内部呈现出中心-外围的集聚特征

随着经济活动的进一步集聚, 区域内部会出现拥挤现象, 例如土地和劳动力等生产成本的上升、环境污染等, 并形成促使厂商分散的离心力, 产生一种类似于中心—外围的投资结构, 例如长三角地区以上海为中心, 江苏和浙江地区为外围;华南地区以广东、深圳为中心, 广东省其它地区以及福建、海南省为外围;环渤海地区以北京、大连为中心, 其它省市为外围。这些中心城市是区域内吸引日资的龙头, 但是随FDI流入的增多, 城市内的各种生产要素价格开始上升, 拥挤现象日益严重, 这时向周边城市转移不仅会降低生产成本而且由于距离中心城市较近, 仍然位于中心地带的上下游产业链条之中, 同时也不会对运输成本造成很大的影响, 因此, 拥挤的日本厂商开始向集聚区域内部的外围地带转移, 这一现象在长三角地区表现得最为明显。日本制造业在上海市的投资大量地转移到苏州、无锡、镇江等周边地区, 并且逐渐在这些地区形成了电子电器等产业的集聚。目前, 以上海为中心的城市群和以广东为中心的城市群已经初具规模, 但是环渤海地区由于区域合作欠佳, 城市群并不明显。可以预测, 这些城市群的出现将会对日本FDI形成更强的吸引力, FDI集聚效应会得到强化。

(二) 不同时期日本对华直接投资在中西部地区的空间分布

由于对外开放政策的影响, 直到1992年日本FDI才开始真正地进入我国广大的中西部地区。但是由于东部地区最初获得引资优势并将这种优势锁定, 中西部地区被长期排斥在外围, 因此90年代日本在中西部地区的直接投资数量并不多, 而且主要集中在黑龙江、吉林、湖北、四川、重庆、江西、陕西等部分省市。这些省市或者工业基础良好、或者沿江交通便利、或者城市规模较大市场潜力较好, 因此对日本FDI具有一定的吸引力。其它省份如贵州、云南、甘肃、宁夏、西藏等由于交通不便、运输成本高、人口稀少、市场需求小、产业薄弱等原因导致FDI流入甚少。

为了改变中西部地区经济落后的现状, 国家从1999年开始陆续实施了“西部大开发”、“振兴东北老工业基地”等战略, 但是, 日本对华直接投资并未像人们预计的那样向西部地区迅速推进, 反而进一步向东部沿海地区集中。例如, 1998年日本在中西部的直接投资金额为其对华直接投资总额的12.3%, 然而2000年、2001年、2003年、2004年、2005年这一比重分别6.4%、4%、4.9%、5.6%、7.9%, 远远落后于开发战略实施前的比例。实际上, 优惠政策在不同的历史时期发挥的效用存在很大的差别, 在改革开放初期, 优惠政策很大程度上决定了日本FDI的空间扩散, 进入90年代以后, 一个地区的开放程度和地区产业关联程度越来越成为外资进行区位选择的最重要因素。尽管西部大开发等战略实施以后, 东西部地区的政策已经趋向一致, 但是先行得到沿海开放政策的东部地区已经进入了收获期, 三大集聚区凭借着显著的集聚外部效应不仅每年吸引了大量的新增投资, 而且还导致很多先前投资于中西部地区的日本FDI向东部地区回流, 此外受中心优势的吸引, 西部地区优良的生产要素如原材料、高素质的劳动力向效益好、投资回报率高的东部地区流动的现象严重。

二、中西部地区进一步吸引日本直

(下转第134页) (上接第116页) 接投资的建议

对于东部及中西部地区而言, 日本FDI的这种空间布局并不是一成不变的, 只要空间集聚的影响因素发生变化, 原先的中心外围模式很可能会被打破, 因此广大的中西部地区如何实现突变, 是值得思考的问题。

1、强化东西部地区之间的经济扩散效应

对于广大的中西部地区而言, 目前引资工作中最重要的应该是通过自身的产业结构调整提高吸引力, 产业结构调整的主要内容应该是改变长期以来西部地区主要为东部地区提供原材料的产业结构模式, 加大加工工业的比重, 提高产业技术含量和附加价值, 尤其要重视金融、保险、运输、贸易等服务业的发展, 增强东西部地区产业结构的关联性, 为东部中心地带向广大中西部地区外围地带转移日本FDI创造良好的投资环境。

2、培育区域发展的增长极

中心地带对外围地区经济和社会发展的拉动力是非常大的, 这一点已经在我国东部沿海地区的发展中得到证明。中西部地区幅员辽阔, 各省区经济发展水平和基础设施完善程度差别很大, 因此在国家财政力量有限的情况下, 中西部地区的发展也要在协调发展中注重先后次序, 采取先点后面的引资方式。把那些拥有优势产业和创新产业、基础设施条件相对较好、具有较强辐射力、吸引力和综合服务能力的中心城市作为招商引资的重点地区。这些引资中心发展起来以后, 其外围地区自然会得到辐射, 并有可能会发展成为由核心城市连接的集聚带。

3、发展优势产业集群化

西部地区除了依靠劳动力价格以及资源优势来吸引外资外, 更应考虑到不同企业的市场定位和产品的差异, 通过西部的相对优势和绝对优势, 大力发展优势产业。要充分发展这些优势产业, 延长产业上下游链条, 增强企业生产的前后关联效应, 促进产业集群化的建设。只有区域内产业配套环境得到改善, 才能吸引更多的日资, 从而为区域集群的发展增强外部溢出效应。

参考文献

[1]李国平.日本对华直接投资的空间选择及其特征的初步研究[J].现代日本经济, 2000, (02)

[2]苗泉, James Riedel.日本对华直接投资区域分布决定因素的实证分析[J].现代管理科学, 2005, (07)

[3]李辉, 李淑文.日本对大连直接投资的特点、问题及有关对策[J].现代日本经济, 2001, (03)

[4]薛军.日本对华直接投资的新趋向[J].国际经济评论, 2003, (06)

外商对华直接投资因素的回归分析 篇4

改革开放三十年来, 大量外商直接投资投人中国, 对中国经济的影响是广泛而深远的。不可否认, 外商直接投资在我国经济增长中所起到的作用越来越明显。外商直接投资可以从以下五个方面促进我国的经济增长, 即 (1) 促进我国现有固定资本存量的增长, 使经济建设当中资金短缺的问题得到缓和。 (2) 使我国国内产业的技术含量得到提高, 促进了当地产业的科技水平的提高并促使东道国的产业升级。 (3) 外国直接投资使我国的社会经济制度得到进一步的发展。 (4) 外商直接投资促进了我国对外贸易的增长。 (5) 外商直接投资企业缓解了我国的就业压力。

二、影响外商对华投资的经济因素分析

外商选择投资国时, 主要会考虑如下因素:成本因素、市场因素、投资环境。首先是成本因素。古典区位理论认为成本最小化是外商投资区位选择的重要标准。包括生产成本和运输成本, 其中最重要的是生产成本中的劳动力工资成本。劳动力工资成本与外商投资成负相关的关系。我国具有突出的劳动力工资成本比较优势, 吸引了众多的外国投资者。其次是市场因素。Woodwardard (1992) 研究表明, 一个地区的市场规模以及相对于其他地区的位置, 与该地区的外商投资成正相关。一些相关的研究也表明, 市场容量及人民消费水平是决定我国外商直接投资的第二大经济因素。第三是投资环境。投资环境是一个比较综合的要素, 它包括投资具有影响的某一特定区域内的社会政治、经济、文化、法律和基本物质条件等各方面的内容。对投资环境的选择, 首要条件是要有良好的基础设施结构, 其中包括发达的交通网络, 通讯网络以及水电煤等的供应状况。

针对上述经济因素, 分别选取具有代表性的统计量, 从统计学的角度来分析它们对外商投资中国所起的影响作用。所选择的自变量如下:我国职工年平均工资 (元) 来衡量成本因素;城镇居民年消费总额百万 (元) 来代表市场因素;人均G D P和进口商品总额 (百万元) 来衡量投资环境。因变量:外商直接投资 (百万元) 。

三、实证分析

在本文中采用多元线性回归的方法来对影响外商投资的经济因素进行计量分析。考虑回归模型:Y=Xβ+ε, 其中β为p×1的回归系数向量, X=[x1, …xp]nxp为样本观测矩阵, ε为n×1的随机误差向量, Y为n×1的因变量向量。回归系数β即是回归模型β1, β2等回归系数的估计值。如果公式采用矩阵表示法, 则有:

采用最小二乘法进行求解, 则:

如果因变量Y与自变量X关系密切, 那和n个观测点 (Xn, Yn) 确定后, 总平方和SST则为定值。这时, 回归平方和SSR在总平方和SST中所占的比例越大, 回归模型解释误差的能力就越强。这种能力则称为判定系数, 用R2表示。因此, 判定系数的公式为:

R2=SSR/SST= (SST-SSE) /SST=1- (SSE/SST) (SSE为误差平方和) 因为0<=SSE<=SST, 所以0<=R2<=1。判定系数R2有直观的解释意义。例如, 当R2=0.8时, 表示当知道Y与X有线性关系时, 可以改善预测程度的80%, 换言之, 可用X解释Y的80%误差。若R2越接近1, Y与X的关系程度就越高。

回归结果表明:外商直接投资与我国职工年平均工资, 人均国内生产总值, 进口商品总额存在着比较明显的线性关系。因为从SAS的显示结果中可以看到R-Square=0.7376, 比较接近于1, 说明该模型能够在一定的程度上反映出自变量与因变变量的关系。而X2并没有在模型中出现则是因为X2 (城镇居民消费) 该变量与外商直接投资没有明显的关联, 所以在SAS的运算中被剔除了。

所以我们可以得到线性回归方程:外商直接投资=23.65448人均国民生产总值+0.99943进口商品总额-39.20372平均工资。

从该项方程中可以看出, 外商直接投资是与人均国民生产总值, 进口商品总额成正比关系的, 而与平均工资成反比关系。并且比它们的系数中可以看出当人均国民生产总值变化一个单位时, 外商直接投资将变化23.65448个单位, 进口商品总额变化一个单位时, 外商直接投资将变化0.99943个单位, 平均工资变化一个单位时, 外商直接投资将变化39.20372个单位。

四、结论与建议

1. 改善外资利用现状

中国在全球经济体系中的分工地位决定了外商对我国的直接投资反响一直以劳动密集型制造业为主。但是中国要谋求发展, 谋求在世界经济中的地位, 就必须优化产业结构, 大力发展基础产业和服务业, 加大自主创新力度, 降低对国外企业的技术依赖性。因此必须以政府为主导, 通过相应的产业经济发展政策, 引导外商投资趋于有利于中国经济健康发展的方向。具体的, 政府需要进一步细化产业指导目录, 将优惠政策放在我国急需发展的农业、能源、环保、高科技及中间服务业等行业上来, 对外商投资企业的优惠政策进行差别化的激励, 促使外商投资主动转向这些行业, 完成产业结构的优化。

当前得到外商投资较多的行业多为劳动密集型行业, 这一方面固然是由我国劳动力充足的现状所决定的, 而另一方面, 政府招商引资工作急功近利、追求短期经济增长却忽视长远发展的做法也是导致外资投向出现倾斜的重要因素。技术密集型产业具有较强的外部性, 可以带动其他产业部门的共同发展, 提高一个国家的竞争力。政府应当加强将外资导向技术密集型行业的工作力度, 出台合理有效的引导机制, 推进技术密集型产业的发展。

此外, 政府还应当加强对外资企业的监管力度, 做好对外资利用的导向工作。当前我国比较重视对跨国公司进入条件、投资方向、控股程度进行限定, 但是经过程序复杂的前期审批工作之后最为关键的后期监督工作却往往被忽视, 这一方面造成外商的投资风险, 另一方面是造成外资企业污染破坏环境的最关键因素。因此, 外商对中国的投资多为短期获利行为, 而且对企业造成的对环境的负面效应并不加以控制, 一旦出现问题或经营环境的变化立刻抽出资金。中国的《外资企业法》、《劳动合同法》里早已对企业清算、撤离的方式都做出了明确规定, 中国和其他国家签订了一些民商事司法协助条约、刑事司法协助条约和引渡条约等合作条约, 在此基础上, 我国应当加大对外资利用的监督导向, 提高外资引入与利用的质量2改善投资环境, 引导外商向中西部投资外商直接投资区域不平衡格局的形成, 中国的政策因素起到了主要的作用, 中国在较长时间内实行由东向西、由沿海到内地的梯度开放战略和优惠政策的倾斜, 导致东部地区在经济基础、科技水平、投资环境等方面均优于中西部地区, 外商更倾向于投资东部地区。而西部大开发进行的时间尚短, 不足以扭转已经形成的区域差异, 且不符合外商投资的长期利益, 自然也就无法改变外商直接投资的区位选择性。

因此, 我国应当加强对中西部地区的扶持, 改善其投资环境, 促使外资自然流向这些地区。本文认为, 应当从改善中西部地区投资的硬环境和软环境双管齐下。硬件方面, 一方面要加大对基础设施的投资力度, 为外资企业的进入、开办、运营和发展提供便利;另一方面应当加快建设当地的通讯运输网络, 保障物资与信息的正常流通。软环境方面, 应当完善相关法律法规,

2. 完善相关政策, 维护产业安全

首先, 应当从提高本国企业自主创新的能力和积极性入手, 出台鼓励高新技术发展的产业政策, 为有能力提高生产技术和产品科技附加值的产业部门提供良好的制度环境。其次, 转变招商引资的传统思路, 面对国外资本进入的新形势和新特点, 果断摒弃已经对外资质量和规模产生限制作用的原有外资引入方式, 加强对外资引入模式和内容的创新, 不仅要引进生产设备等硬件设施, 还要加强核心技术、人才培养、管理机制等软知识的引入, 从根本上改善我国产业安全的现状。第三, 建立以有管理的贸易自由化政策为指导的贸易政策创新总思路, 实行有管理的贸易自由化战略, 做到低保护与温和的出口鼓励政策相结合, 强调政府对结构转变的积极干预, 强调进出口政策作用力的适度和彼此均衡, 使总体的贸易制度中性化。

摘要：随着中国加入WTO, 中国的经济正在加速发展, 从而吸引了更多的外国资金流入我国, 外商直接投资也成为中国经济发展的新增长点。本文先论述了外商对华投资对我国经济增长的作用以及我国吸收外商投资的三个阶段, 然后对影响外商对华投资的几个重要因素进行了回归分析, 并由此提出几点更为有效提高外国对华直接投资的对策。

关键词：投资,回归分析

参考文献

[1]杨大楷:中级投资学[M].上海:上海财经大学出版社, 2004.

[2]张平韩复龄:中国投资前景报告[M].北京:中国时代经济出版社, 2005

[3]陈继勇等:国际直接投资的新发展于外商对华直接投资研究[M].北京:人民出版社, 2004

韩国对华直接投资 篇5

一、技术溢出效应概述

FDI溢出效应 (Spillover) 的概念最初可以追溯到20世纪60年代, Macdougall (1960) 在研究外商投资对东道国经济福利影响时, 提出了“溢出效应”概念。Magnus Blomstrom (1996) 将FDI的溢出效应定义为国际企业的进入或参与引起东道国技术进步, 跨国公司无法获取其全部收益时, 对东道国企业产生正的外部效应, 促进东道国劳动生产率的提高。目前, FDI的溢出效应一般可以描述为外商直接投资的进入使得东道国的本土企业或行业获取的劳动生产效率或产出水平的提高。

二、FDI技术溢出途径分析

外商投资企业对东道国产生溢出效应, 遵循一定的途径和机制, 主要包括以下几方面:

1.示范模仿效应, 主要发生在FDI初始进入阶段, 因为此时的内外资企业之间, 技术水平、竞争能力相差太远, 内资企业在产品技术、经营模式等方面往往是直接照搬外国企业的模式。

2.竞争效应, 是FDI行业内溢出效应的重要作用机制, 主要发生在FDI与东道国企业之间的充分竞争阶段, 体现在深层次的、不易模仿的方面, 包括应用现代技术的能力、管理技术和服务能力等。

3.关联效应, 是FDI行业间溢出效应的重要机制, 主要发生在FDI充分竞争阶段和均衡阶段。外资企业进行产业链布局时, 可能把其上游或下游企业放在东道国, 比如与东道国企业建立长期合作关系或收购某东道国供应商。这就要求东道国企业满足其技术、质量和管理等方面的要求, 在跨国企业实施战略的过程中就产生了溢出效应, 带动了东道国企业的技术进步。

4.人才流动效应, 是FDI溢出效应的辅助作用机制, 主要发生在FDI充分竞争阶段或均衡阶段。外资企业对东道国进行人才培训, 把相关技术、管理方法和理念等传授给被聘员工, 然后通过人才流动达到对东道国溢出效应的效果。

三、FDI技术溢出效应影响因素分析

虽然FDI有多种技术溢出的途径, 但能否实现以及能在多大程度上实现FDI技术溢出效应还要受到很多因素的影响。下面我们分别从投资国和东道国的角度, 结合我国的具体情况, 对影响因素进行分析。

(一) 投资国方面

1.投资国别。投资的来源国不同, 技术溢出效应的效果会有差异。总体来讲, 港澳台投资产生了明显的技术溢出效应, 而其他外资的溢出效应则不如港澳台显著。也就是说, 在外资与本地企业的技术差距较小、文化背景接近时, 技术溢出效应更容易发生。不过由于亚洲新兴国家或地区处于承接欧美国际产业转移的地位, 我国引入的FDI就处在更低端的位置。

2.投资方式。投资方式不同, 也会影响到技术溢出效应的效果。我国引进FDI的三种主要形式中, 外商独资企业正是为了垄断对先进技术的控制权而设立, 我方想获取其关键性知识和技术几乎是不可能的。而在中外合作企业的经营中, 多为外方负责一定时期内的投资、技术或产品销售, 也不利于技术溢出和扩散。只有在中外合资企业中, 为了共同利益, 外商和东道国共同致力于技术的开发与改进, 并且出于节约成本的考虑, 合资企业会将产品的零部件交与当地的相关产业来生产, 这样能够带动相关产业技术结构及产品结构的升级换代, 也就带来了比较显著的FDI技术溢出效应。

3.FDI中的“技术锁定”策略。所谓“技术锁定”, 一般指具有先进技术的跨国公司利用其技术垄断优势和内部化优势在技术设计、生产工艺、广告包装等关键部分设置一些障碍, 使东道国企业难以破解其诀窍, 以此达到严密控制尖端技术的扩散, 进而谋取巨额垄断利益的目的。许多跨国公司都会采取技术锁定这一举措来应对国际市场上的激烈竞争。在我国, 汽车、家用电脑、通信设备等产业都可以找到跨国公司技术锁定的踪迹。

4.投资国政府的政策限制。在这方面, 美国的对华技术出口限制表现得淋漓尽致。美国对华技术出口限制政策是美国对华政策的重要组成部分之一。长期以来, 美国实行严格的对华技术出口限制, 限制政策随着中美关系战略态势而变化, 始终以所谓的国家安全和遏制性政策为目的。现任布什政府采用更严厉的对华技术出口限制政策, 主要通过出口许可证来实施, 并采用限制技术货物物品清单和输出国分组限制方式进行限制。

5.跨国公司的成本-收益因素。跨国公司转让先进技术给东道国, 对于跨国公司来说, 其实有利有弊。对于跨国公司而言, 如果它的先进技术被东道国获取, 它将失去对该技术的垄断地位, 进而损失与之相关的垄断利润, 所以才会有上面提到的“技术锁定”策略。

但是, 跨国公司将其先进技术提供给当地厂商也存在着一定的收益。东道国政府为了鼓励跨国公司向当地厂商提供先进技术而给予跨国公司某些优惠和便利, 同时, 跨国公司将技术提供给当地厂商, 对现有技术的应用及更进一步的技术改进与开发提供了便利, 因为技术的应用和研发都存在着规模经济效应。

(二) 东道国方面

1.东道国的技术发展水平。FDI的技术溢出与东道国自身的技术发展水平有着很大的关系。当同一行业的内外资企业在技术发展水平上存在一定差距时, 在示范模仿效应和竞争效应的作用下, 国内企业将改进技术, 学习和模仿外资企业的技术, 由此形成技术溢出效应。但并不是差距越大, 技术溢出效应就越大。因为对东道国来说, 如果东道国企业现有的技术水平跟外资企业所采用的技术水平相差太大时, 可能就是完全不相关的技术, 国内企业根本不具备模仿和学习的能力, 对先进技术无从学起。而对跨国公司来说, 当地相关产业的技术水平与管理水平与它的差距太大时, 很难达到它所需要的配套合作关系, 或者培养当地供应商的成本太高, 跨国公司就会放弃与当地相关产业的企业合作, 转而从国外进口配套产品, 最终形成了“两头在外”的经营模式, 从而很难对东道国的企业产生技术外溢的影响。这也就是为什么发达国家之间的对外直接投资会产生更大的技术溢出效应。

因此, FDI技术溢出效应的大小是建立在东道国一定技术发展基础之上的, 在技术吸收能力强的东道国进行技术转移, 更符合跨国公司的战略目标。

2.东道国自身的吸收能力。Cohen和Levinthal (1989) 首次提出了“吸收能力”的概念, 他们指出知识产品本身具有较强的自我积累性和路径依赖特征, 任何新知识都是建立在已有知识的基础之上的。知识的存量越大, 研发能力越强。这会产生双重效应:一方面, 研发成果直接促进了技术进步;另一方面, 企业增加研发投入, 可以增强企业对外来技术的吸收、学习和模仿能力, 使得企业拥有更强的技术能力去吸收外部技术扩散。Haddad, Harrsion (1993) 和Kokko (1994, 1996) 等人认为东道国的吸收能力决定着溢出效应能否产生或产生的程度, 对东道国吸收能力的研究开创了溢出效应研究的新视角。扩展开来, 东道国的经济发展水平、要素禀赋条件、技术水平以及劳动力状况等决定着对外来技术的吸收能力。

3.当地人力资本水平。东道国获得技术溢出效应的必要条件之一就是东道国拥有经过良好训练的人力资本。在新增长理论中, 人力资本被看作衡量技术的重要指标, 人力资本是技术进步的主要载体。Borensztein等人 (1998) 收集了69个发展中国家1970~1989年的样本数据对其技术外溢情况做实证分析, 得出结论只有东道国的人力资本存量是充裕的, 才能充分吸收FDI的外溢技术。赵江林 (2004) 对中国的外资与人力资源开发进行经验研究, 得出的结论是中国人力资本水平对利用和吸收外资具有重要的影响作用。赖明勇 (2002) 的研究表明, 我国国内所具有的人力资源丰裕程度, 决定了对外资技术溢出效应的吸收程度, 从而最终决定了外资对经济增长的促进作用。这说明人力资本存量增加将导致FDI流入的增多, 更重要的是, 人力资本的质量 (即对技术溢出的吸收能力) 增强, 技术溢出效应就能更好地被吸收和消化。

4.东道国的环境因素。跨国公司会对东道国转移何等水平的技术以及在多大程度上转移, 跟它进入东道国后面临的若干方面因素有关。

(1) 当地的市场需求。当地的经济发展水平、人均消费水平决定了当地的购买力水平, 即需求层次的高低、需求的种类及数量, 这进一步影响到外商直接投资的数量、采用的技术水平和产品的技术含量等。

另外, 市场规模的大小也会影响到跨国公司直接投资的技术溢出效应。已有的研究表明, 跨国公司在国外建立R&D分支机构最初规模都非常小, 而且只是为了使其产品更加适应当地市场的要求。但随着东道国销售市场规模的扩大, 跨国公司的国外R&D机构开始专门为东道国市场设计开发产品, 研发规模在不断扩大。也就是说, 东道国市场规模越大, 跨国公司的R&D规模就越大, 研究开发活动的水平也越高。总之, 需求方面的因素都将影响外商资本的区位选择, 同时有力地促进外商投资的技术溢出效应的产生。

(2) 经济开放度。Wang (1990) 、何洁 (2000) 通过实证研究发现, 对外贸易开放的规模与外国直接投资的技术外溢之间存在正的相关性。对外贸易开放促进外国直接投资技术外溢的主要机理是通过对外贸易开放, 可以从发达国家引进更多的设备、仪器和新产品等, 促使东道国企业投入更多的研发费用, 以提高自身竞争优势。

(3) 东道国的金融市场效率。如果东道国国内拥有一个有效的金融市场, 就会在国内企业向外资企业模仿、消化吸收FDI带来的先进技术时提供融资的便利, 从而有利于本土企业吸收国外先进技术并在此基础上开展创新。

5.东道国的行业特征。反映行业特征的因素主要集中在行业资本密集度、行业集中度、行业内外资技术差距、行业中企业平均规模等方面。不同的行业特征对FDI溢出效应的影响不一样。比如行业集中度, 一个行业越是集中到少数几家企业, 这就意味着垄断程度越高, 行业内竞争程度越低, 跨国公司在当地利用现有的技术、设备就能维持高额的垄断利润, 它就不会把最先进的技术向东道国转移;相反, 行业内的竞争越激烈, 外资企业受到的压力越大, 就会迫使外资企业采用或引进更先进的技术, 从而加强了FDI的技术溢出效应。

四、简要结论及建议

跨国公司对外直接投资的目的是获取利润, 而不是对东道国进行技术转移。此外, 技术溢出效应的实现受到各种因素的影响, 其中的有利因素相互作用并推动着效应的发挥, 不利因素相互交织, 制约着效应的产生。所以, 我国在现阶段应该制定恰当的引资政策, 创造有利于技术溢出效应发挥的引资环境, 吸引高质量的外资来华投资, 同时加大对教育的投资和对专业人才的培养, 提高我国的人力资本水平, 营造良好的企业经营环境, 鼓励和刺激国内企业更积极地吸收和消化先进技术, 实现技术进步和进行技术创新, 使之有利于提高外商直接投资的技术溢出效应和促进我国的技术进步和经济发展。

参考文献

【1】张隽《外商直接投资技术溢出效应分析与利用》《财会通讯》理财版2006年第6期～7期

【2】曲伟《外商对华直接投资溢出效应的影响因素分析》《山东纺织经济》2007年5期

【3】刘志铭申建博《外商直接投资的技术溢出效应影响因素与我国的政策选择》《经济纵横》2006年第12期

【4】杨亚平成达建《外商对华直接投资技术溢出效应及影响因素分析》《科技管理研究》2005年第6期

【5】郭英《外商直接投资技术外溢效应的影响因素》《金融教学与研究》2005年第1期

【6】祝波《外商直接投资溢出机制-基于创新视角的研究》经济管理出版社20072

浅析对华外商直接投资的决定因素 篇6

外国直接投资(FDI)作为一种重要的经济现象已经在全球经济一体化的舞台上扮演着越来越重要的角色。外国直接投资的存在和发展对东道国和母国的经济都产生了重要的影响,成为推动全球经济增长的主要力量。

在2008 年金融危机之前,全球外商直接投资流入量持续增长。2008 年之后,随着金融和经济危机的加剧,全球外商直接投资流入量下降了14%,降至16 970 亿美元,但是发展中国家和转型期经济体的流入量则持续增长。

近年来,流入中国的FDI一直保持增长态势。从历年吸收的外商直接投资额来看,2000 年为407 亿美元,2005 年为724 亿美元,2010 年为1 147 亿美元,2012 年达到1 210 亿美元,呈现出十三年持续增长的趋势。越来越多的FDI流入中国,与一系列的因素有关:良好的宏观经济环境,庞大的市场规模,完善的基础设施,低廉的要素价格和生产成本,投资促进、激励措施等。

之前的学者在研究影响FDI流入中国的决定因素时,大多建立在投资者将选择能够使他们利益最大化的投资点的假设之上。实际上,从东道国的角度来分析外资流入的决定因素对于FDI理论的发展来说非常重要。本文的研究尝试从东道国的角度,从经济因素、自然禀赋、法律法规三个方面来分析流入中国的外商直接投资的决定因素。

二、对华外商直接投资的决定因素分析

(一)经济因素

1.市场变量

市场因素包括两个方面,一个是市场的发展规模,另外一个是市场的需求水平。中国持续保持的经济高速增长同时伴随着国内需求的扩张,这是中国吸引外商直接投资的决定因素之一。商务部研究院外国投资研究部表示,中国巨大而富有潜力的国内市场是吸引外国投资者的主要原因。中国拥有十几亿人口的巨大市场,随着近年来中国经济的稳定增长,居民可支配收入水平逐步提高,消费能力和消费信心都不断增强,中国居民的消费层次和产品的多元化使得中国市场更加丰富,而外商在中国投资获利也更有保障。对于市场导向型的外商直接投资,大规模的市场需求可以使企业更加充分地利用其垄断优势。同泰国和马来西亚相比,中国的不同之处在于,庞大的国内市场有潜力为全球的跨国公司提供巨大的销售市场,这对跨国公司的直接投资更有吸引力。在中国内部,广东、江苏、山东、浙江、福建、上海等东部沿海地区经济发展较快,是消费水平较高的省份和城市,对外商直接投资的吸引力大,西部地区无论是发展水平还是需求水平都比较低,相应的引进外资比较少。例如,来自美国的直接投资偏好东部沿海地区,其重要原因就是中国东部沿海地区的比较高的人均消费水平,比较高的人均消费水平标志着比较大的市场容量,美国的跨国公司在此地区的投资更有可能获得高收益。

2.基础设施

基础产业和基础设施是一个社会赖以生存和发展的基本条件,是一个国家综合实力和现代化程度的重要标志,它主要包括农林牧渔业、原材料工业、交通运输邮电通信业、水利管理业、能源工业以及城市公共服务业。

基础设施的完备是影响外商直接投资的另一决定因素,良好的基础设施建设,能够加速要素的流动与聚集,更好地吸引外资。中国学者魏后凯等(2001)对外商投资企业的调查结果显示,基础设施是外资选址时所考虑的重要因素之一。中国东部沿海地区地势平坦,地理位置优越,交通方便,在吸引外资方面占有明显的优势;中西部地区多为山地地形,交通建设受到限制。在铁路和公路里程上,也依次是东部地区、中部地区,最少的是西部地区;电信网主干线也主要分布在东中部地区,且设备先进,而西部地区分布密度小,设备陈旧。东部沿海地区基础设施建设比较完善,且信息发达,这有助于减少市场搜寻成本和获得市场的信息成本,可以随时根据市场反馈信息尽快调整产品设计,使产品当地化,促进跨国公司在东部地区的直接投资活动。

(二)自然禀赋

1.人力资本

人力资本因素是影响外商直接投资流入的另一决定因素,人力资本因素包括人力资本的成本以及人力资本的素质等方面。大部分外商直接投资选择中国的目的之一就是利用中国国内廉价的劳动力。发达国家在科学技术以及市场规模等方面具有优势,但中国相对廉价且素质较高的劳动力资源是中国吸引外资的一个有力优势。从理论上说,劳动力成本与外商直接投资额呈负相关关系,劳动力价格高,在其他要素不变的情况下,企业的经营利润就会降低,则该地区对外商直接投资的吸引力就会降低;反之劳动力价格低,则降低了企业成本,提高了企业的经营利润,相应地也会吸引更多的外资流入。因此,从成本因素的角度考虑,人力资本成本的高低影响外商直接投资的流向。人力资本的素质,包括其科学文化水平、学习能力、努力程度等因素,对于引进外资也有重要影响。中国学者沈坤荣(2002)研究发现,充足的高素质人才,可以促进跨国公司的技术转移和生产扩张,降低培训成本,加快产品的本土化进程,对外商投资有很强的吸引力。人力资本在企业发展中的地位越来越重要,人力资本水平越高,寻找高效工人的成本就越低。在中国,一般情况下,外商直接投资集中的地区也就是在人才集中的地区。

2.自然资源

自然资源的拥有和分布状况,不仅直接制约着工业结构,而且也决定外商直接投资流入的重要因素。中国是一个自然资源禀赋较好的国家,自然资源丰富,特别时拥有未来高科技工业发展所必需的一些稀有金属资源。如果跨国企业能够直接在自然资源丰富的地区生产,就可以大大降低生产成本。例如,中国与美国的许多跨国公司20 世纪80 年代初签订联合开发石油合同。美国的直接投资在这是主要进入的是能源开发领域,美国企业从这些投资项目中获取很大收益。可见,中国丰富的自然资源对包括美国跨国公司在内的全球跨国公司具有强大的吸引力。

(三)法规政策

跨国公司在中国的外商直接投资受国内外资政策的影响很大,外资政策决定了中国外资的开放程度。中国从1979年起不断修改和完善外资政策,对于中国外商直接投资流入起到了重要的导向作用。中国已经先后颁布了有关外商投资的200 多项法律、条例、规定和办法,其内容范围包括直接投资、海关管理、技术引进、工商行政管理、涉外经济合同、进出口管理、税收、劳动工资制度等各个方面,对合同责任监督、知识产权保护、产品质量控制等立法正不断与国际接轨。另外,外国投资商还会考虑外资政策的连续性和稳定性,政策的稳定可以保证经济的稳定,避免重大变化。自改革开放以来,中国循序渐进地开放国内市场,鼓励外资的政策也保持连续性,这也是中国成为吸引外商直接投资的主要东道国的重要因素。

三、结论

韩国对华直接投资 篇7

日本公司最大的投资目的地是中国。据商务部外资统计，2009年日本对华直接投资总额为41.17亿美元，较2008年增加12.73%。目前，日本对华直接投资呈现出如下新特点：一是投资从简单加工转向深加工和技术开发。随着中国国内生产水平的提高以及日本国内竞争能力的下降，大的日本跨国企业纷纷在中国设立研发基地。二是日本对华投资逐渐从制造业转向服务业。伴随中国入世后商业和金融、保险业的开放，日本对华服务领域投资比重不断加大，服务业跨国公司纷纷投资中国。

二、日本对华直接投资技术溢出效应路径分析

唐绍祥等(2007)总结了国内外学者关于FDI技术溢出效应的研究，对FDI技术溢出效应的研究进一步的细化，指出FDI技术溢出效应包括：行业内溢出效应、行业间溢出效应和由于人员流动而产生的溢出效应。

（一）行业内的溢出效应也被称为竞争和示范效应。

Blomstron指出，跨国企业进入会改变当地的市场结构和竞争格局，从而促进当地公司进行学习和自身改进以提高效率。日本的外商投资企业大量进入我国以后，使我国企业特别是国有企业在生产和经营方面面临着越来越激烈的竞争。面临日益激烈的竞争，我国国内企业为了在竞争中发展，就不得不加快企业改革和技术进步的步伐。

（二）行业间的溢出效应，又被称为关联效应。

产业关联效应指的是一个产业的生产、产值、技术等方面的变化引起它的前向关联关系和后相关联关系对其他产业部门产生直接和间接的影响，从而可以分为前向关联效应和后向关联效应。Lall (1980)总结了可能导致后向关联效应的行为，认为跨国企业可能通过下述方式提高供应商的生产效率：帮助有潜力的供应商建立生产设施;为提高供应商的产品质量和创新能力提高技术协助或相关信息;提供或帮助供应商购买原材料和中间产品;为供应商的关联和组织提供培训和帮助;帮助供应商寻找更多的客户。日本大量企业投资中国，产生了极大的产业关联效应。如：2009年11月，日本最大的液压产品生产企业油研工业株式会社在沈独资设立新工厂，油研株式会社本地建厂与沈阳企业建成上下游产业链，将提升沈阳机床和机械装备产品内在品质从而扩大市场。

（三）人员流动而引起的“劳动力溢出效应”。

日资企业在中国提供了超过900万人的就业机会，中国已成为日本海外投资企业吸收当地就业人数增速最快的国家之一。日资企业一般会派遣经营管理和工程技术人员来华工作，在与中方人员共同工作的过程中，中方经营管理人员能较好掌握技术和经营方法。在这种情况下，一旦这些员工离开这些企业去其他企业就职或开设自己的企业，他们将在日资企业掌握的技术就会使得本土企业受益。如索尼公司对每年新加入的应届毕业生推出“新进毕业生培训计划”。

三、日本对华直接投资技术溢出效应实证分析

本文选取1986-2009年为样本区间，借助Eviews5.0软件对日本对华直接投资的技术溢出效应进行计量分析。

（一）模型构建及变量选取。

根据科布-道格拉斯生产函数，在技术水平一定的情况下，企业的产出由其所投入的资本K、劳动L决定，但考虑到资本投入又可分为国内投资和FDI两个部分，FDI又可以分为日本对华直接投资和日本以外的其他国家对华直接投资两个部分，故对科布-道格拉斯生产函数加以变型得：

GDP=F (FDIJ, FDIO, DK, L) =A×FDIJα×FDIOβ×DKγ×Lθ (1)

为避免变量计量单位差异而引发异方差和伪回归现象，对(1)式取对数得：

LnGDP=C+αLnFDIJ+βLnFDIO+γLnDK+θLnL+ε (2)

其中，C为截距项，α、β、γ、θ分是FDIJ、FDIO、DK、L的弹性系数，ε是误差项。若α为正，表示FDIJ存在正溢出，反之则为负溢出。借鉴已有研究方法，各变量取值如下：

1. GDP表示国内生产总值(万元)。

2. DK代表全社会固定资产投资总额(万元)。

3. FDIJ代表日本对华直接投资金额(万元)。

4. FDIO代表其他国家对华直接投资金额(万元)。

5. L代表国内就业人数(万人)。

（二）计量分析

计量分析结果见表1:

由表1，所估计的模型为：

LnGDP=2.62+0.52*LnDK+0.07*LnFDIJ-0.12*LnFDIO+0.71*LnL

从表1可以看出，日本对华直接投资具有正技术溢出效应(α=0.07)，即日本对华直接投资每增加1%，会带动中国国内生产总值增加0.07%。

四、结论与对策

日本对华直接投资具有正的技术溢出效应。为此，本文提出如下对策建议：一是要构建公平竞争的市场机制。日资企业投资中国会降低内资企业的市场份额，从而可能形成行业垄断, 这不利于国内企业利用日本跨国企业直接投资的技术溢出效应。这就要求有关部门运用市场经济规则引进新的竞争者, 并通过加快反垄断立法, 规范日本跨国企业行为, 抑制其形成垄断, 形成公平而充分的竞争环境, 真正实现以市场换技术的目标。二是要加强企业间关联。企业间关联是促进并吸收外资技术溢出的有效渠道, 在吸引日本外资时, 应注意加强并完善我国企业与日本企业在其价值链上的后向联系, 增强我国国内的配套生产能力, 从而在价值链中占据有利位置, 实现干中学, 促进国内产业结构升级和优化。三是要鼓励企业研发, 加强创新。政府要加大研发投入, 鼓励企业有意识地进行目的明确的技术活动, 给予国内企业在高技术产业和研发领域的投资提供优惠措施, 加强企业自主创新能力, 提高企业对于先进技术的吸收能力, 这有利于国内企业吸收日资企业的技术溢出效应, 并将其进一步转化为技术能力。

参考文献

[1]刘昌黎.日本对外直接投资的新衰退与新动向、新特点[J].现代日本经济, 2005, (3) :1-6.

[2]吴昊.日本对华直接投资对中日贸易的影响[J].现代日本经济, 2005, (5) :21-26.

[3]唐绍祥, 张云华, 周新苗.FDI技术溢出效应研究[M].北京:中国水利水电出版社, 2007.

韩国对华直接投资 篇8

1 文献综述

有关外商直接投资与国际贸易之间的关系, 国内外的研究成果很多, 早期主要的理论观点有蒙代尔的“替代关系”和小岛清的“互补关系”。在计量分析方法的发展下, 外商直接投资与国际贸易的实证研究取得突破性进展。然而, 多数研究侧重于相关分析, 并不能说明变量之间的长期关系和短期关系。另外, 这种方法不能排除非平稳时间序列的“伪回归”现象。

对于美国对华直接投资与中美贸易关系的研究不是很多。田银华、朱文蔚 (2005) 通过协整理论研究了美国对我国的直接投资与中美贸易进出口长期和短期的均衡关系, 但他们采用的中美进出口数据是来自于2005年美国总统报告的美方统计数据[6], 而本文采用的是中方统计的数据;孔舰 (2008) 、黄蔚、彭真善 (2007) 以及王洪庆、张浩、朱荣林 (2005) 研究了美国在华直接投资与中美进出口贸易之间存在长期的均衡关系, 但美国在华直接投资对中国向美国出口贸易总额的长期均衡水平偏离的调整方向或速度与本文研究的结论有所不同。

因此, 本文以1987年~2008年的美国对华直接投资和中国对美国的进出口额的数据为样本来分析美国对华直接投资与中美贸易之间存在的长期和短期关系。

2 计量方法和模型

关于时间序列变量之间协整理论与误差修正模型作为经典单方程计量经济学模型是1980年以来计量经济学模型建模理论的一个重大发展。这一方法构成了本文研究美国对华直接投资和中国对美进出口贸易之间是否存在长期稳定关系以及短期动态调整关系的理论基础。

2.1 计量检验结果

(1) 数据描述

本文主要用了如下几个重要的时间序列:历年中国对美国的出口额 (EX) 、历年中国对美国的进口额 (IM) 、美国对华直接投资 (FDI) 。由于引入对数后将更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系, 所以对上述变量分别取自然对数, 得到新的变量分别为lnEX、lnIM和lnFDI。中国对美国进出口的年度数据来源于联合国商品贸易统计数据库 (UN COMTRADE Database) 的中方统计数据, 美国对华直接投资由历年《中国统计年鉴》整理得到。

(2) ADF单位根检验结果

对中国向美国的出口额 (EX) 、中国对美国的进口额 (IM) 、美国对华直接投资 (FDI) 的自然对数值lnEX、lnIM和lnFDI进行单位根检验, 检验结果表明, lnEX、lnIM和lnFDI在10%的显著水平上都是非平稳的, 但lnFDI和lnIM的一阶差分在1%的显著水平上都是平稳的, lnEX的一阶差分在5%的显著水平上是平稳的。这一结果表明它们是一阶差分平稳的, 可以进一步检验它们之间的协整关系。

(3) 协整检验结果

通过EG两步法进行协整检验。分别列出美国在华直接投资和中国对美进出口的回归方程:

其中, C为常数项, e1t、e2t为残差项, OLS回归结果表明上述方程均存在正的自相关, 需要进行自相关校正, 并对校正后方程的回归残差e1、e2进行ADF检验, 检验结果为:e1、e2在1%的显著水平下都拒绝了存在单位根的假设。因此, 可以认为美国对华直接投资和中国对美的出口、进口之间存在长期稳定的关系, 即协整关系。

2.2 误差修正模型

利用滞后一期的残差e1、e2作为非均衡误差项ECM1、ECM2, 将它们分别代入误差修正模型中, 根据AIC准则确定进入方程的滞后期变量, 并删除那些不显著的滞后期, 以获得最终的模型结果如下:

LnEX和lnFDI的误差修正模型:

LnIM和lnFDI的误差修正模型:

注:***表示在1%水平上显著**表示在5%水平上显著*表示在大于20%水平上显著

两个方程的回归决定系数比较低, 说明模型缺损了一些重要的解释变量, 但并不影响已有的变量之间的关系。方程的回归决定系数除了D (LNFDI) 对D (LNIM) 的回归系数都通过了5%的显著水平检验。AIC和SC值都很小, 所以整体解释力很强。

3 结语

经过上文以1987~2008年的美国对华直接投资和中国对美国的进出口额的数据为基础, 进行分析以上检验, 得出结论如下:

(1) 协整分析结果表明, 美国对华直接投资与中国对美出口和进口之间都存在着长期均衡关系。由协整方程可知, 美国对华直接投资 (FDI) 变动1个百分点, 会带来中国对美国的出口0.287个百分点的同方向变动和进口0.218个百分点的同方向变动。美国对华直接投资的流入推动了中国对美出口和进口的增加。本文的研究表明, 美国对华直接投资与中国对美出口和进口存在互补关系, 但美国对华直接投资的增长对中国向美出口的促进作用略大于对中国向美进口的促进作用, 从长期上看, 也从美国FDI流入的角度解释了中国对美国的贸易顺差增加的问题。

(2) 由误差修正模型得知, 在短期内, 对美国的进出口都可能偏离与美国对华直接投资的长期均衡水平。但由短期偏离向长期均衡调整的速度都很快, 这也从另一角度证明了美国对华直接投资和中国对美国进出口之间的长期均衡关系。

美国对华直接投资的短期波动对出口变化的影响显著, 而对进口变化的影响相对不显著, 这可能与我国的“出口导向”政策、外资企业“两头在外”以及加工贸易的发展规模有关。同时, 理论上外商直接投资与进口应该反方向变动, 然而实证分析显示美国对华直接投资在中国的贸易替代效应相对不显著, 经过一段时期 (约三年) 之后, 美国对华直接投资对中国从美进口才会有替代作用, 但在长期, 美国对华直接投资对我国从美进口仍有促进作用。

参考文献

[1]Mundell R A:International trade and factor mobility[J].American Economic Review, 1957, 47, (3) :321～335.

[2]小岛清, 周宝廉译.对外贸易论[M].南开大学出版社, 1987:121～135.

[3]田银华, 朱文蔚.美国的直接投资对中美贸易影响的协整分析[J].当代财经, 2005, (10) :94～98.

[4]杨来科, 廖春.美国对华直接投资的贸易效应研究[J].财贸经济, 2006, (12) :72～76.

[5]孔舰.中美贸易与美国对华直接投资关系的实证研究[J].福建论坛, 2008, (3) :25～29.