FDI流入

FDI流入（精选8篇）

FDI流入 篇1

随着FDI持续地流入内蒙古, 为其产业结构演进、技术进步以及经济总量扩大作出了重要贡献。但与此同时, FDI流入也会给内蒙古环境产生一定的影响。本文将影响环境的各类因素引入经济计量模型中, 对FDI流入对内蒙古环境的影响进行实证分析。

1 FDI流入文献综述

1.1 FDI流入对环境发展不利

关于FDI与环境污染间的关系研究以“污染避难所”假说 (Pollution Haven Hypothesis, PHH) 为代表, 其暗含着FDI与污染之间的双向关系:较弱的环境管制吸引了污染密集型产业, 而污染密集型外资的进入又加剧了东道国环境的恶化。

1.2 FDI流入对环境发展有利

Zarsky认为由于跨国投资提高了世界范围内的专业化分工程度, 使得生产活动和污染治理活动都具有规模效益递增的特征, 因此有利于全球整体环境质量的提高。Birdsall和Wheeler认为跨国公司在对外进行投资的同时带去了先进的治理污染技术, 从而有利于东道国环境污染的减少。

1.3 FDI对环境的影响随着经济发展的阶段而变化

关于FDI和环境污染方面的研究重要结论是两者随时间推移表现为EKC (环境库兹涅兹曲线) 趋势, 即形成一个“倒U”形曲线, 因此也形象的称为环境库兹涅兹曲线。Grossman和Krueger研究发现:当一个国家经济发展水平较低的时候, 环境污染的程度较轻, 但是随着经济的增长其环境恶化的程度加剧;当该国的经济发展达到一定水平后, 随着经济的进一步增长其环境污染的程度逐渐减缓, 环境质量逐渐得到改善。

2 模型构建

为分析FDI流入对内蒙古环境的影响, 需要建立一个污染强度与FDI以及其他控制变量之间关系的函数。以SO2表示污染强度变量, FDI表示外国直接投资变量, PERGDP表示经济发展水平变量, IND表示产业结构变量。本文对各变量采取对数处理, 具体的线性回归模型设定为:

若FDI的系数大于0, 则意味着外国投资额与污染强度之间呈正相关关系, 即FDI流入对环境有负面效应;反之, 则说明FDI对内蒙古的环境改善有正面效应。其他的变量也是同样的分析方法。各项指标数据均根据历年《内蒙古统计年鉴》整理得出。

3 实证检验

3.1 单位根检验

采用ADF检验方法对Ln SO2、Ln FDI、Ln PERGDP和Ln IND四个变量进行单位根检验, 估计结果显示, FDI与人均GDP原序列不存在单位根, 而SO2和第二产业增加值的原序列存在单位根, 一阶差分序列都不存在单位根, 这一结果至少通过了显著性水平5%的t检验。因此, 可以对Ln SO2、Ln FDI、Ln PERGDP和Ln IND相关变量之间的关系进行协整检验。

3.2 协整检验与结果分析

运用OLS法进行相关变量的协整回归, 回归结果见表1所示。从中可以看出, 变量系数具有较高的显著性, 调整R2为0.98, 具有很好的拟合度, 说明该模型具有较强的解释能力。其中, FDI在1%的显著性水平上显著, 且系数为正, 这说明FDI流入增加了内蒙古SO2排放量, 对内蒙古的环境产生负面影响。人均GDP的系数为负, 说明人均GDP与环境污染强度呈反向关系, 这表明随着人均GDP增加, 人们在满足自身的物质文化需求之后, 对环境改善的意愿和能力也在增强, 因此降低了环境污染强度。

注:***、**、*、分别表示1%、5%和10%的显著性水平

4 结语

第一, FDI流入对内蒙古环境具有负面影响。内蒙古吸引FDI较多流向制造业, 而制造业是对内蒙古环境污染有负面影响的, 这就间接导致FDI流入同内蒙古环境之间呈负相关关系。

第二, 人均GDP对内蒙古环境具有正面影响。根据环境库兹涅兹曲线, 说明内蒙古的经济发展阶段已度过了随着经济规模增长而使环境恶化的初始阶段, 已处于随人均GDP增长而使环境得到改善的阶段。随着人均GDP不断增长, 内蒙古地区改善环境的能力和民众对环境的需求都在提高, 环境将会向更有利的方向发展。

摘要：本文通过模型构建, 实证检验FDI、第二产业增加值、人均GDP对内蒙古环境的影响, 结论表明, FDI流入对内蒙古环境具有负面影响;人均GDP对内蒙古环境具有正面影响。随着人均GDP的增长, 内蒙古地区改善环境的能力和民众对环境的需求都在提高。

关键词：FDI,内蒙古,环境

参考文献

[1]PJ Buckley, LJ Clegg, A Cross.et al.The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment[J].Erratuum Journal of International Business Studies, 2009 (2) .

[2]N Birdsall, D Wheeler.Trade Policy and Industrial Pollution in Latin America:Where Are the Pollution Havens[J].Journal of Environment and Development, 1993 (1) .

FDI流入 篇2

摘要：FDI(外商直接投资)促进了我国汽车企业的技术进步和产品结构的升级。一方面，外资进入通过R&D;质量加强、产品质量提高和人才流动加快促进了产业整体技术水平的提高；另一方面，通过带动零部件产业发展、改变产品结构、优化产品进出口结构，促进了汽车产业结构的升级。这些影响主要是通过竞争和示范效应、前后向联系效应和人才效应来实现的。

关键词：隐性知识；FDI；技术能力

一、引言

FDI(外商直接投资)在进入东道国后必然会与当地企业产生合作与交流，在这一过程中，除了生产技术、工艺方法等显性知识流动以外，那些原本隐藏于FDI企业员工脑海中的经验、心得以及暗含于组织惯例、组织信仰中的企业价值观，都将通过外资的流动传递到东道国企业，形成隐性知识流动。

作为隐性知识的拥有着，外资企业通常对知识的外溢具有一定的防范意识，而且对知识接受者信任程度，隐性知识接受者接受知识的意识与能力以及外界给予隐性知识拥有者的知识认同度等影响因素的不同，决定了FDI企业的隐性知识流动既具有一般企业的特点。又具有其自身的特性。本文旨在理清FDI企业隐性知识的存在方式及流动路径，进而辨析影响FDI企业隐性知识流动的主要因素，分析这些因素如何作用于隐性知识的流动，从而为促进我国内外资企业之间的隐性知识流动提供智力支持。

二、企业隐性知识流入途径

1员工层面的隐性知识流入。在一个与母国有着巨大差异的复杂的环境中，为了顺利地进行生产经营，跨国汽车公司往往会选择人才本土化战略作为提高运营效率、降低运营成本的重要策略。跨国汽车公司在实施人才本土化战略的同时，也为东道国专业人才的培养和人力资本质量的提升提供了新的发展契机。其一。通过在培训过程中对生产方法、操作规程的学习。企业员工实现了对显性知识的理解，在此基础上，通过在实际生产中对经验教训的总结以及操作技巧的挖掘，又进一步实现了对隐性知识的掌握；其二，对难以显性化的群体隐性知识。如群体所掌握的隐性技能、群体成员的默契、协作能力等。可通过群体对员工个体的影响和员工自己的感悟。以社会化方式流动和转化为个体隐性知识；其三，对难以显性化的企业层次隐性知识，主要是企业文化、价值体系、心智模式等整体层次的认识类隐性知识，通过影响和渗透等社会化方式传播给众多员工，并转化为个体隐性知识，最终形成共同的企业文化、价值观和心智模式等。

人才本身就是知识的携带者，带有专业技能、经验和创新意识的人员的有效流动，可以为企业的发展增添活力。外资企业的人员流动到东道国企业时，他们必然将认为先进的、可取的、来自外资企业的技术和管理方式带到本地企业，并且这种知识和技能会很快转化为现实生产力，通过新产品和新的制造工艺反映出来，另外，从某种意义上来讲，企业所取得的明显的经济效益也可以反映这一点。

2企业层面的隐性知识流入。对新技术、新设备的投入和使用是合资汽车竞争优势的重要表现。由于与国外母公司之间的特殊关系，FDI企业在引进技术和设备的过程中具有一定的便利条件，有利于隐性知识的流动。外资进入国内以后，首先需要对技术工艺和设备说明进行翻译、单位的转化等程序，企业内部工艺设计部门在研究、消化和吸收的基础上，设计工艺工装图、制定具体的加工工艺流程，随后。企业的生产制造部门根据最终的图纸进行生产，这期间可能含有对工人的培训。整个过程都是企业内部显性知识到隐性知识、隐性知识到隐性知识、隐性知识到显性知识的流动过程。与单纯的技术引进和设备购置不同。伴随着外资的进入，外方作为企业投资方始终参与企业的生产管理和生产决策，并针对随时可能出现的技术问题提出具体的解决方案，技术或管理等专家可以通过当众演示、指导群体工作等方式把自己的技能、技巧和管理经验等逐渐地传递给相关群体，使之转化为该群体的隐性知识。在此基础上，东道国企业通过长期观察和摸索，对某些可显性化的个体隐性知识尽量显性化和编码化，通过外部化模式高效交流使其转化为群体显性知识。通过合作双方员工之间的交流与沟通，来自外部的显性知识才转化为企业实际可用的知识，并成为存储于企业员工头脑中的隐性知识或者物化在企业生产的产品里，从而增加企业的知识存量。

3产业层面的隐性知识流入。技术合作本身就是一种知识的流动，企业之间通过各自知识、技术的交流，在相互学习、共同创新中，一个企业的知识扩散到另外一个企业，这种知识的流动是在某种合作的基础上完成的。合作带来了丰富的技术源泉，形成了规模经济，获得了由人力资源和技术财富互补而构成的协同效应。而技术合作的成果，或称为知识流动的效果，则可以通过创新的产品来反映，还可以通过企业所取得的经济效益来度量。因此，技术合作是企业间知识流动的最常用、最直接的方式。对难以显性化的群体隐性知识，一般通过各群体之间的合作和协作等。形成一种伙伴关系影响对方。这样，外资企业的经验、诀窍、默契等隐性知识能被参与合作开发的本地企业学习；而外资企业的心智模式、价值体系、组织文化也可以影响当地的合作者。双方之间可以通过观察、切磋、模仿和不断实践等逐渐领悟和掌握对方的隐性知识，进而转化成为自己的群体隐性知识。

外商直接投资企业在进入东道国之后必然会与当地的上下游企业(或顾客)发生联系，这种企业之间产品与服务的关系在本质上是企业之间技术联系的市场反映，而这种技术联系必然以知识的交流与共享为主要内容。

三、FDI对我国汽车企业技术能力提升的作用

1竞争和示范效应。由于我国汽车产业原有的技术、管理水平相对较低，跨国汽车公司进入后，打破了原有的市场均衡。加剧了当地的市场竞争，迫使本地企业对跨国公司子公司实施模仿，促使它们采用更有效的技术和资源来提高市场竞争力。

由于跨国公司拥有先进的技术和生产工艺。而且母公司转移给子公司的技术一般要比对外转让的技术更加先进，所以跨国公司的合资子公司在与国内的竞争对手相比有强大的技术比较优势，能获得更多的市场份额和利润。这种技术示范使国内企业利用各种方法。如通过对产品进行“逆向工程”的研究和开发。或雇用在跨国公司工作过、接受过培训的员工，间接获取生产该产品的技术和工艺。提高本企业的生产技术水平，并通过“边干边学”进行能力和经验的积累，以增强企业吸收技术转移和技术溢出的能力。

另一方面，跨国汽车公司的进入和发展，为国内汽车企业提供了模仿的机会和可能。跨国公司子公司具有强大的技术比较优势，它的进入给东道国企业带来了巨大的竞争压力，促使它们加强研发投入，改进生产工艺，从而一定程度上增强自身的竞争力。另外，跨国公司子公司的先进技术也给当地企业带来了模仿的对象。东道国企业可以对其产品进行“逆向工程”的研究与开发，通过“干中学”达到

经验与能力的积累。从而获得技术溢出的效应。

2前后向联系效应。所谓后向联系(Backward Link－age)是指东道国企业向跨国公司子公司提供生产所需的原材料、零部件或半成品、零部件、原材料的再加工，以及市场营销等服务。通过后向联系，一方面使发展中国家的资源得到有效配置，从而使其上下游产业的生产能力得到加强。进而提高生产效率：另一方面由于跨国公司子公司为了保证其产品的质量和竞争能力，通常会为供应商建立生产性设施。提供技术援助、信息咨询服务和管理上的培训等服务，从而促进了发展中国家企业生产能力的改进和经营管理能力的提高。总之。当跨国公司子公司与发展中国家的厂商、科研院所、合作伙伴等发生前后向联系时。后者有可能从跨国公司子公司的产品创新、先进的工艺技术和市场知识中“免费搭车”，从而产生技术溢出效应。前向关联是指由东道国当地厂商为跨国公司提供的成品市场营销服务，半成品、零部件、原材料的再加工和各种服务。前向关联有助于形成当地的生产体系，开发其制成品市场，促进当地研发的发展。

3人才效应。合资或外资汽车企业与内资企业之间的人员流动，是FDI技术溢出的重要机制。

企业之间的竞争实际上是人力资源的竞争，人员流动规模通常是与竞争激烈程度呈正相关。而人员流动规模越大，可能的溢出效应也越大。从我国轿车制造业的具体情况来看，这种竞争程度一人员流动规模一溢出效应之间的关系非常明显。由于发展中国家人力资本的水平较低，跨国公司需要花费大量的精力对东道国的当地雇员进行培训，培训的对象包括生产性操作人员、技术人员和管理人员，培训的开支要高于当地企业，当这些雇员由跨国公司的子公司流向当地其他企业或自创企业时，其在跨国公司工作时所学的专业技术和经营管理技术也随之扩散出去，从而产生溢出效应。此外合资公司与国内企业之间还可以通过培训内容交流和示范作用等各个方面，对中国汽车产业人力资源的整体水平产生重要影响。另外。跨国公司在中国R&D;大量使用的是中国本土人员，这些研发人员通过学习已经具有很高的能力，这些人员对中国汽车业今后的发展将具有不可低估的作用。

四、结束语

FDI流入 篇3

一、改革开放以来FDI在我国的发展情况

不同的文献期刊在对FDI具体释义的存在不同, 有的把FDI定义为“居民 (含自然人和法人) 以一定生产要素投入到另一国并相互获取管理权的一种跨国投资活动。”而在本文中的FDI所指的是外资企业和经济组织或个人 (包括华侨、港澳台胞以及我国在境外注册的企业) 按我国有关政策、法规, 用现汇、实物、技术等在我国境内开办外商独资企业、与我国境内的企业或经济组织共同举办中外合资经营企业、合作经营企业或合作开发资源的投资 (包括外商投资收益的再投资) , 以及经政府有关部门批准的项目投资总额内企业从境外借入的资金。

从总体来说, 中国自20世纪70年代末开始吸引FDI, 到90年代后期吸引总量一直名列前茅, 近些年在全球FDI发生较大波动的背景下, 中国利用FDI基本保持了稳定的增长趋势。从FDI项目数量看, 2003年-2006年保持在4万个以上, 2008年-2011年约2.7万个, 2012年为2.5万个, 同比下降10.1%。2002年-2012年, 中国利用FDI项目数总计37万个。实际使用外资金额从2002年的550.1亿美元增至2012年的1117.2亿美元, 相比2011年下降3.7%, 总体呈现10年稳定增长的态势。2002年-2012年, 实际使用外资金额总计8859.5亿美元;截至2012年12月底, 中国累计使用外资金额为8859亿美元。

从地区分布来看, 东部地区一直是中国吸收外商投资的主要地区, 外商投资中西部地区较少。根据数据2013年中国外商投资报告, 截至2012年底, 东部地区外商投资项目、实际使用金额占全国累计外商投资项目和实际使用金额的比重分别为83.5%、85.9%, 中部地区为10.6%、8.0%, 西部地区为5.9%、6.1%。从产业分布来看, 根据2008年的统计数据显示, FDI进入中国, 主要是进入第二产业和第三产业。FDI合同金额投向第一产业的比重只占全部外资金额的1.9%, 第二产业和第三产业则分别达到64.52%和33.57%。

二、FDI进入中国的影响因素分析

从上述情况可以发现中国FDI的分布不仅产业存在差异, 也存在地区间的不平衡现象, 本文从成本、市场和政策的角度分析造成这种状况的原因。

1. FDI进入中国的成本因素

企业经营根本是为获得高额利润, 而低廉成本能使企业在激烈的市场竞争中获得绝对优势, 追逐低成本成为企业对外投资的主要动力。首先, 中国是一个人口大国, 劳动力资源丰富且廉价, 对跨国投资企业具有很强的吸引力, 东部地区的高校和科研机构等密集因而拥有许多较高素质的科研人才和产业工人, 这才使得许多外资企业在东部聚集。其次, 由于改革之初中国东部沿海地带特别是长三角和珠三角开发较早, 土地价格较今日比较便宜, 也使外企在东部拥有低廉的土地成本。再次, 相对于中西部地区的地形条件等东部地区平原较多且临海, 地理位置优越配上便利的海陆空交通以及完善的基础设施也让东部地区在吸引外资上拥有得天独厚的条件。

2. FDI进入中国的政策因素

十一届三中全会的召开标志中国正式步入改革开放新阶段, 中国对外商投资政策也有一个变化历程。从开放之初, 中国经济发展水平比较低, 对待外商也存在较多疑虑, 因而对外开放采取渐进模式。但为了进一步融入全球化进程, 中国积极加入世贸组织。在2001年前, 中国重新发布了《指导外商投资方向暂行规定》并同时发布《外商投资产业指导目录》, 将鼓励类、限制类和禁止类项目具体化, 除此之外, 皆为允许对外开放的领域。中国成功加入世贸组织后, 严格按照世贸法律、遵守入世承诺, 扩大服务业对外开放, 在商业、外贸、医疗、教育、金融、电信等各类中介服务贸易领域进一步放宽对外商投资的限制, 这使外商能在更宽领域进行投资。在2007年新版的《外商投资产业指导目录》颁布后中国服务业进入对外资企业全面开放阶段, 这些政策都提高了我国对外资的吸引力。

3. FDI进入中国的市场因素

企业接近于市场能够进一步降低自己的运输和交易成本, 可以更快地根据市场需求生产更新商品, 因而市场也是FDI进入中国的一个重要因素。从市场的规模和接近度来看, 规模越大对企业销售越有利, 接近市场能及时获取市场信息反馈较快调整经营战略和产品;从市场的开放水平来看, 开放程度越高与国际市场接轨联系越紧密, 吸引外商的能力也就越强。

三、资源约束、政策变化对进一步吸引外资的不利影响

1. 资源能源的约束

(1) 煤电油运紧张。从2003年始特别是在沿海地区煤电油运供应紧张, 对外资企业的生产和交运货产生直接影响, 对外企扩大规模和引进新的投资商也产生负面影响, 这样一些外企就开始考虑在国内重新布局其他产业以及扩大在其他国家投资与生产。

(2) 土地政策的调整。近年来, 许多地区出现开发热区和滥占耕地的情况, 国务院对此现象多次下发文件加强土地管理。这种暂停土地使用权审批及各省市分配指标的具体做法, 可能会对一些新的外资项目产生制约。而且分配指标会存在各地指标不均的情况, 有的外资项目通过政府部门审批但是土地的供给却难以保障, 对于外资会有实质性的影响。

2. 政策及其他因素变化

(1) 热门行业的调控。水泥、钢铁以及房地产等行业出现过热现象, 国家的有关部门在审批项目、土地供给、贷款等方面采取了一些调控措施以便控制这些行业的加剧扩张, 维持相对平衡。但这些举措会提高外资进入这些行业的准入门槛, 从而不利于外资增长。

(2) 出口环境方面。在进行投资决策时出口政策环境和商务环境的变化是外商们会着重考虑的因素, 影响我国出口环境的短期因素今年也出现增加, 比如出口退税政策的调整和我国与贸易伙伴之间的贸易摩擦的不断增加。

四、总结分析

1. 针对制约FDI流入因素分析

(1) 能源资源角度。在煤电油运方面, 随着科技日益进步一些新能源被不断的开发利用会降低传统能源的使用率, 缓解煤电油运的紧张状况;在土地使用方面, 由于我国中西部地区开发程度和水平相对于东部地区来说仍较低, 有广阔地带适合外资的投资建设, 这样不仅能缓解东部地区的压力而且有利于促进中西部经济的发展, 缩小地区间的差距。

(2) 政策及其他方面。首先, 近三年我国与其他贸易伙伴国签署《双边贸易保护协定》和《避免双重征税协定》, 这为双向投资提供了法律保护而且也会促进中国与他国的贸易往来。其次, 十八大报告中要求全面提高开放性经济水平, 为适应全球化新趋势, 实行更加积极主动地开放战略, 完善互利共赢、多元平衡、安全高效的开放型经济体系。[5]再次, 政府加大中西部地区的政策倾斜力度, 在西部大开发、中部崛起进程中, 国务院批复同意《西部大开发“十二五”规划》和《关于大力实施促进中部地区崛起战略的若干意见》, 成为了约束规范区域发展、深化对外开放、加强区域经济合作的纲领性文件。最后, 我国经济总体水平的不断提升, 人民收入也在不断增加随之购买力增强, 我国拥有的市场成为在全球经济波动下FDI流入的最大吸引因素。此外, 政府对中西部地区的扶持力度加大, 这些地区的基础设施建设不断完善, 人才的流动也为这些地区吸引外资增加筹码。总之, 外商直接投资在相当长的一段时期内依然会保持一定的增长尤其是市场导向型的外资。

2. 对中国在吸引外资上的建议

(1) 创新引进外资环境和政策, 进一步提高利用外资的质量和效益。第一, 树立新的吸引外资理念, 创新招商引资方式, 在新形势下, 中国引资理念和战略应从以政策为主导向以市场为主导转变, 从注重数量粗放型向注重质量效益型转变。第二, 进一步完善投资环境, 提高对外资吸引力, 营造公平、公正、高效的行政环境;开放、透明、公平的政策环境;统一、信用、一流的市场环境。第三, 加强对外资的产业投向引导, 提高利用水平。

(2) 发挥FDI的技术外溢效应。从国家角度讲, 构建一个竞争性的市场结构、加速培养高层次的人才、完善知识产权保护法规;从国内企业角度讲, 积极参与国际分工和协作、结合本企业的配套设施能力和技术水平有选择的引进外资、创造条件吸引外资人才向本企业流进。

(3) 提高FDI的就业效应。提高利用外资总量以便创造更多的就业机会, 适度引进劳动密集型产业以更加有效吸纳适龄劳动力, 重视第三产业的引资发掘就业潜力。

(4) 利用FDI促进区域经济发展和产业结构升级。引导外资加大对第一、第三产业的投资力度和技术密集型产业的投资, 在具体引进外资时要体现国内的产业政策如必须走新型工业化道路, 资金投向高附加值、低资源消耗、对环境友好的产业。在区域投资上, 中西部地区除了政府的政策支持外, 利用外资改善基础设施, 要突出自身优势, 抓住机遇新的历史机遇, 实现经济保质保量的提升。

摘要：改革开放之初, 由于中国在经济发展过程中的储蓄缺口, 政府出台了大量的优惠政策和措施吸引外资, 使得外商在我国的投资规模迅速增加, 在一定程度上推动了我国经济的增长。随着我国市场化进程的加快, 经济发展方式的转变, 在建设环境友好型、资源节约型的浪潮推动下, 政府对外商投资的优惠政策和引导方向发生改变加之本国资源的约束都日益影响着FDI的流入, 但中国强大的消费市场和中西部的崛起建设却成为吸引外商投资的积极因素。

关键词：资源约束,政策变化,市场,中西部,FDI流入

参考文献

[1]褚敏, 路世昌.FDI对辽宁省房地产业的溢出效应的实证分析[J].产业与科技论坛, 2009.

[2]李春辉.外商直接投资对中国经济的影响——基于经济稳定性的考量[J].中国市场, 2014.

[3]数据来源:2013中国统计年鉴, 2013中国外商投资报告.

[4]胡景岩.中国吸收外商投资的情况及有关政策[J].中国饲料, 2000.

[5]张建刚.外商直接投资增长趋势减缓成因分析[J].经济问题, 2006.

FDI流入 篇4

一、文献综述

大量的研究工作已经研究东道国的经济基础因素对FDI的影响。张纪 (2006) 通过实证研究1985—2002年美国对华直接投资情况得出中国吸引FDI的主要因素为巨大的市场潜力、快速的经济增长、市场开放程度、较低的劳动成本以及社会稳定性。

对于汇率对FDI流入的影响是长期还是短期的一直都是存在争议的。邓宁 (1970) 认为国际投资从相对强势货币的国家流入到相对弱势货币国家, 主要是因为升值货币的价值和购买力的增加。Ang (2008) 的面板数据实证分析得到一国的汇率与该国的FDI存在负相关。Edwards (1990) 和Hansan (2007) 却得到相反的结论。

就贸易与FDI之间的关系大体持两种。小岛清认为国际投资在一定程度上对国际贸易有促进作用。而巴克利与卡森则认为企业选择国际贸易还是选择对外直接投资, 关键在于比较通过世界市场进行贸易的费用与企业将外部市场内部化所增加的管理费用孰大孰小。

二、实证分析

(一) 变量选取与数据来源

本文将构建如下模型对中国外商直接投资FDI流入量决定因素进行检验:

FDI=f (T, E, PERGDP, I, ) , 即FDI=β+β1*T+β2*E+β3*PERGDP+β4*I

其中, FDI表示中国的外商直接投资 (单位:亿美元) , T表示进出口总额 (单位:亿元) , E表示人民币兑美元汇率 (用直接标价法表示) , PERGDP表示人均GDP (以现价计算, 单位:元) , I表示全社会固定资产投资总额 (单位:亿元) 。本文对各变量均采取1983—2010年的年度数据。FDI、进出口总额、人均GDP、全社会固定资产投资总额数据来自CCER经济金融研究数据库, 人民币兑美元汇率数据来自中国人民银行数据库网站。

(二) OLS模型处理

本文将运用SPSS18.0软件进行模型处理分析。先进行最小二乘法和多元线性回归方程, 通过模型分析, 结果如下: (1) 发现R2=0.983, 调整后的R2=0.979, 可见多元线性回归模型拟合效果较为理想。并且整体回归模型通过显著性检验。说明线性关系明显, FDI流入量与这四个变量总体上相关。 (2) 拟合方程R2高达98%, 可是四个变量中有两个未通过5%的显著性检验, 说明回归方程变量间可能存在多重共线性的问题。 (3) 输出的VIF (方差膨胀因子) , 其中有三个变量的VIF值均远远大于10, 这同样反映多重共线性的存在。输出的特征值中0.002趋于0, 也加大了多重共线性问题。 (4) 全社会固定资产投资总额的系数为负数, 与预期有悖。这一反常现象也恰恰说明正是由于多重共线性问题的存在, 我们仅仅用多元线性回归建模不太合适, 多重共线性的存在使得某些变量的回归系数的经济意义与实际是有所出入的。

(三) 岭回归模型

针对出现多重共线性时, OLS明显实效的问题, 我们采用岭回归来建立FDI流入与其影响因素的模型。

首先我们令k从0到1, 步长为0.01, 做出岭迹图, 通过岭迹图发现k在0.6左右的时候, 岭迹相对稳定, 而且由于此时k相对不大, 对于β的估计影响不会太大。我们令k=0.6, 做岭回归, 通过岭回归我们得到最终的岭回归模型如下:

分析如下: (1) 岭回归拟合效果明显, 并且X的4个因素的系数均大于0, 与常识相符。 (2) 不过岭回归的负面效果也存在, 对比多元线性回归模型, 岭回归的调整的R方由0.975降到0.935, 整体方程的F值也有不同程度的下降。 (3) 虽然调整的R2下降了一些, 但是0.935仍可接受。至此, 通过岭回归我们已经消除了多重共线性的影响, 所得因素的系数的估计值也均通过显著性水平为5%的t检验。接下来我们可以通过岭回归方程的分析来得到影响中国FDI流入量的重要因素。

三、结果分析与政策性建议

比较拟合方程的系数大小, 发现四个因素对中国FDI流入量的影响程度大体在0.2～0.3之间。其中汇率与人均GDP的影响程度相近, 进出口总额与固定资产投资的影响程度相近。进出口总额的系数为正, 说明实证得到的结果是国际投资与国际贸易具有相互补充的关系。汇率的系数为正, 说明适当的本币贬值有利于引进外资。至于全社会固定资产投资总额的系数最小, 可能与其影响作用的时滞有关, 并非主要作用于当期。或者可能是政府投资的挤出效应在发挥作用, 同样属于私人投资的FDI由于政府投资的增加而被挤出了, 因而使得固定投资对于FDI的刺激作用减弱。

FDI流入 篇5

国内学者近年来主要是从经验研究的角度进行分析。谭新生、彭芳 (2001) 指出从理论角度来看外商直接投资对发展中的东道国的外贸竞争力有积极或正面的影响, 但实践中要根据东道国采取的战略模式或政策, 在中国并没有促使两者发生积极的关联效应。具体到汽车产业国际竞争力与外商直接投资的关系, 国内具有代表性的研究主要有:滕永平、张姣 (2010) 运用波特六要素构建了中国汽车产业竞争力的评价指标, 包括汽车工业全员劳动生产率、国际市场占有率、研究与发展经费支出力度等10个指标, 并采用因子分析法对中国汽车产业FDI与汽车产业国际竞争力的关系进行了实证研究, 得出汽车FDI对中国汽车产业竞争力存在积极的影响作用。通过建立中国汽车产业竞争力指标, 张宏、孟秀惠、刘珊 (2008) 运用因子分析方法确定其指数, 并结合汽车FDI的相关指标建立了多元线性回归模型、进行了系统的实证研究。王争、黄永和 (2005) 在多层次、多角度的评价指标体系的基础上, 结合单项指标以及综合指数的方法对中国汽车产业竞争力建立指标并进行客观评价。本文主要侧重于分析国际竞争力的影响因素, 着重汽车FDI与国际竞争力影响机理的理论分析以及经验研究。

一、FDI流入与汽车产业国际竞争力

影响中国汽车产业国际竞争力的因素包括企业规模、产业集中度、研发能力、技术水平、外商直接投资等 (吴文辉, 2006;佘雪锋, 2011;滕永平、张姣, 2010) , 本文从“钻石模型”的角度出发, 总结影响中国汽车产业国际竞争力的因素。

(一) 汽车产业外商直接投资的投资动机

从投资动机的角度来看, 中国汽车产业的外商直接投资主要包括生产成本导向性、市场导向性以及全球生产专业化投资。首先, 我国劳动力、生产资源丰富, 工资水平相对较低, 而且加入WTO以来市场开放度越来越高, 很多发达国家基于成本差异因素的考虑, 对我国汽车产业进行成本导向性的外商直接投资。但随着我国经济的迅速发展, 工资水平提高以及人民币不断升值的压力, 导致成本差异的优势减弱。此外, 我国国民收入的提高, 内资与外资的竞争越来越激烈, 从而外商直接投资只能从“生产成本导向性”向“市场导向性”转移。其次, 市场导向性投资是指基于东道国的国内市场的需求, 尽量避开贸易壁垒的向东道国投资的方式, 而我国是典型的发展迅速, 国内需求逐步旺盛的国家, 所以完全具备市场导向性投资的条件。最后, 全球生产专业化投资是随着我国加入WT0, 对外开放水平的提高, 全球各大汽车制造集团开始实施在中国本地生产并销售的战略。很多外资企业加大在我国境内的研发投入, 由此使得外资企业在国内的生产、销售以及汽车配套产业链逐步完善。

(二) 汽车FDI流入对我国汽车产业国际竞争力的影响机理

汽车产业的FDI大量流入势必对中国的技术、资本、产业结构发挥作用, 进而对我国汽车产业国际竞争力产生一定的影响。关于所产生的效应, 学术界有很多理论, 其中包括小规模技术理论 (Louis T.Wells, 1983) 、国际化阶段理论 (Johanson J, 1990) 、垄断优势理论 (Hymer, 1960;Kindleberger, 1976;Caves, 1974) 等, 大致分两类: (1) 外商直接投资对中国汽车行业越来越倾向于全球生产专业化投资, 对中国内资汽车企业会产生挤入效应和挤出效应。 (2) 遵循一般货物贸易的规律, 外商直接投资对在中国汽车产业出口贸易既具有促进效应, 也存在替代效应, 进而影响汽车产业国际竞争力。

首先, 汽车FDI所产生的挤入效应是一种积极影响。作为发展中国家, 近年来我国汽车产业出口贸易的发展、贸易结构的改善与外商直接投资有极大关系, 主要体现在:一是通过跨国公司或外资企业的技术转移或者技术外溢, 进而提高内资企业在技术、研发以及相关产业等方面的发展, 并且通过与中国汽车内资企业建立销售竞争、生产、研发合作关系, 为中国内资汽车企业提供进入国际市场的机会, 最终提高中国汽车外贸竞争力。二是外商直接投资企业通过为中国内资企业提供大量的国际市场发展行情或销售途径, 使得中国汽车企业融入到全球生产和国际分工的大体系中, 进而拓展中国汽车企业的海外市场。

其次, 挤出效应是中国汽车外资企业对内资企业出口贸易产生的消极反应, 主要体现在因为我国汽车产业的先进技术和重要原材料主要是采取海外引进, 也就是进料加工。所以, 对国外先进技术等产生越来越强的依赖, 与内资企业的关联度会逐步降低, 对内资企业贸易发展产生阻碍。此外也会使得贸易的流向发生改变, 使得贸易摩擦加剧, 同时与国外相关产业的连接减少, 从而导致中国汽车出口贸易发展受阻、国际竞争力下降。

再次, 外商直接投资对汽车产业的出口贸易具有促进效应, 主要体现在: (1) 加入WTO以来, 我国汽车产业的外商直接投资大多属于市场导向型海外投资, 并且很多外商直接投资企业在技术和能源方面一般都超过我国的总体水平, 通过示范效应、竞争效应、关联效应以及扩散效应等一系列长期效应后, 就会促使我国汽车产业的竞争实力增强。 (2) 汽车产业外商直接投资企业具有市场进入外溢效应和技术外溢效应, 进而实现技术、资本、管理以及经营的转移和扩散, 我国汽车产业通过与外商直接投资企业的关联, 更好地与国外销售市场融合, 享受贸易自由化的待遇, 更加有效的利用销售渠道和分销服务的便利条件, 减少贸易壁垒, 并且我国生产要素成本相对较低, 通过向汽车产业外商直接投资国家或其他国家的出口, 最终提高我国汽车产业的国际竞争力。

最后, 汽车产业外商直接投资企业对我国汽车国际贸易也会产生替代效应, 主要表现在: (1) 某些国家的汽车产业FDI属于学习或模仿性, 在汽车产业的技术和管理方面低于我国水平, 对我国汽车产业进行直接投资目的在于学习和模仿我国的技术和管理, 这样就会提高投资国的汽车发展水平和国际竞争力, 而逐渐减少对我国汽车产业的进口, 使得我国汽车产业国际竞争力下降。 (2) 因为我国人力资本相对较低, 很多外商直接投资在我国设立工厂或分支机构, 并且利用我国的便利或优势, 通过企业内贸易节省本国投资成本, 就逐渐取代了原本跨境提供汽车产业进口的模式, 导致我国汽车产业出口贸易减少, 国际竞争力降低。

可见, 挤入效应和挤出效应的大小以及促进效应和替代效应的大小直接决定了汽车产业的出口是否增加或者减少, 并且存在正相关的趋势, 随着大小而增加或减少。从而影响汽车产业国际竞争力的增强或减弱。

(三) 汽车FDI流入与中国汽车产业国际竞争力提升

FDI流入对中国汽车产业国际竞争力的影响或促进路径, 主要可以分为直接路径和间接路径。

1.直接路径主要是通过汽车FDI企业承接离岸服务外包的途径促进我国汽车产业的出口, 进而增强国际竞争力。企业将非核心、辅助性的生产制造环节外包给具备专业化水平的企业来完成, 促使核心竞争力的提高。通过建立离岸服务中心和一些海外分公司不仅为本国汽车产业服务, 还可以促使有外资参与生产的第三国返销到母国, 提高我国汽车产业在外包市场的竞争力。

注:在回归分析中, 凡是有百分比或比重 (%) 的变量只取其分子部分。

2.间接路径:根据波特 (1990) 的“钻石模型”, 汽车产业FDI对国际竞争力具有促进作用, 主要表现在:一是I提高产品竞争力, 汽车FDI企业流入我国市场有利于我国汽车产业竞争意识的提高, 品牌价值的增强;汽车产业FDI促使我国高级生产要素的积累, 提高我国产品质量水平和价格水准合理化。二是增强企业竞争力, 汽车产业FDI产生的“技术外溢效应”为中国汽车产业的汽车产业技术和管理带来积极效应, 促使中国汽车企业研发能力、生产制造能力、劳动生产率的提高。此外, 通过对中国教育的投资或“人才本土化”的措施, 以及中国汽车产业需求条件改善, 外商企业促使人力资本水平不断提高, 营销水平、成本水平也相应提升。三是提升环境竞争力, 汽车是相对关联度很高的产业, 其相关产业会随着汽车产业的发展而发展。

二、模型、变量与数据

从以上的分析可以看出FDI流入对我国汽车产业出口产生了促进效应、替代效应、挤入效应、挤出效应, 直接对汽车产业国际竞争力产生了影响。本文采用中国汽车产业的相关数据, 建立计量经济模型对其实证分析。

(一) 计量模型构建与变量定义

为了最大程度消除异方差的可能性, 本文对所有变量取自然对数, 初步构建如下计量经济模型:

其中t代表时间, ut表示随机扰动项, 其他所有因素的影响, 服从正态分布:E (ut) =0, var (ut) =σ2。汽车产业FDI以外变量的加入目的是为了防止重要变量的遗漏会导致回归估计偏向问题的发生, 以下是变量的说明和含义 (见表1) 。

(二) 数据来源和处理说明

在我国汽车产业实际使用FDI的数据中, 1995-2009年间的FDI数据来自中国商务部外资统计信息 (因该网站还没有更新到2010年份) 。为了尽可能延长时间跨度, 在不影响数据真实性的基础上, 根据2011年《中国汽车工业年鉴》公布的汽车行业外商直接投资信息估算出2010年汽车产业FDI, 显示性比较优势、技术水平、劳动生产率、企业规模、产业集中度以及研发水平的原数据来自1996-2011年《中国汽车工业年鉴》。人均国内生产总值来自1995-2011年《中国统计年鉴》。此外, 劳动生产率、人均国内生产总值的单位, 通过人民币汇率平均价换算成美元, 实证分析采用计量经济软件Eviews6.0来完成。

三、实证过程和结果分析

(一) 模型诊断与协整分析

传统的古典线性回归模型认为回归结果出现“伪回归”的主要原因, 是各变量数据出现不平稳并且明显存在时间变化趋势, 变量数据的平稳性是回归分析的先决条件;依据现代计量经济学的理论知识, 如果时间序列数据出现不平稳性时, 非平稳变量必须存在协整关系, 模型的回归结果才有意义, 而存在协整关系的首要条件是存在同阶单整 (高铁梅, 2006) 。所以, 在进行协整回归分析之前, 一定要对各大变量数据进行平稳性检验。

1. 平稳性检验。

时间序列的平稳性检验主要包括ADF检验、DF检验以及PP检验, 本文采用最常用的ADF检验进行平稳性检验, 采用赤池信息准则来确定差分滞后阶数。表2是所有变量的ADF单位根检验的结果, 表2结果说明所有变量属于二阶单整序列。所以, 对所有变量做平稳性检验是防止出现“伪回归”的重要环节。

2. 模型诊断。

从以上分析中得出所有变量都属于二阶单整序列, 符合协整检验的先决条件。各变量的选取是否具备合理性, 要通过对模型 (1) 进行诊断, 才能得到协整回归方程, 本文运用OLS (普通最小二乘法) 对所有的变量进行回归和逐步筛选。

(1) 对RCA与FDI、EI、LP、AGDP、AS、IC、RD进行OLS回归, 其结果如下:

决定系数R2=0.983, 修正决定系数R2=0.968, D.W.值=2.557, F值=65.365

回归方程的决定系数达到0.983, 说明线性关系十分显著, D.W.值也排除了存在扰动项一阶自相关的可能性。但是EI、AS和IC的变量系数出现了负值, 可能因为受其他变量的影响。不仅与预期符号相反, 也违背了经济意义, 实证说明我国汽车产业国际竞争力还没有完全发挥国内汽车产业的基础作用。此外, 三大变量的t值也很小, 不能通过显著性检验, 所以将EI、AS和IC三大变量在模型中剔除。

(2) 对RCA与FDI、LP、AGDP和RD进行OLS回归, 其结果为:

决定系数R2=0.97, 修正决定系数R2=0.959, D.W.值=2.35, F值=88.04

回归方程中决定系数为0.97, 表明线性关系相当显著。运用LM检验方法也排除存在一阶或者高阶自相关的可能性, 但是LP和AGDP的t值太小且不显著, 说明劳动生产率和人均生产总值对我国汽车产业国际竞争力的影响还不够显著。所以, 可以把两变量剔除。

(3) 对RCA与FDI、RD进行OLS回归, 其结果为:

决定系数R2=0.901, 修正决定系数R2=0.89, D.W.值=1.75, F值=59.3回归方程的修正决定系数为0.901, 说明所选自变量可以解释因变量RCA变化的90.1%, 可见拟合度较高;F值为59.3, 说明方程的线性关系是显著成立的;查DW统计量表 (n=16, k=2) 得dL=1.10, dU=1.37, 可见D.W.值=1.75落在dU与2之间, 可以排除回归方程存在扰动项一阶自相关的可能性 (此外运用LM检验方法也排除高阶自相关的可能性) , 自变量FDI与RD的t值也通过了1%的显著性检验。所以用FDI和RD对我国汽车产业国际竞争力进行解释有一定的合理性。

注:表中 (c, t, k) 的检验形式含义分别为进行ADF单位根检验的常数项、时间趋势项以及滞后阶数, 滞后阶数的选择由AIC最小化原则决定, 此外, n代表不存在常数项以及时间趋势项, “△”表示变量的一阶差分;“△△”表示二阶差分, *、**、***依次代表在10%、5%和1%显著水平下拒绝不平稳原假设。

3. 协整分析。

仅仅对自变量进行回归, 并不能说明各变量符合协整关系, 必须确保协整回归方程的残差序列也是平稳的, 才可以确定协整关系。以下采用ADF对残差序列进行平稳性检验 (见表3) , 所得结果说明残差序列是平稳的, 因为在1%的显著水平下不存在单位根。所以, 方程 (4) 说明我国汽车产业国际竞争力与汽车产业FDI、RD存在协整关系。换言之, 长期稳定的均衡关系是存在的, 回归方程 (4) 也就是最终的协整方程。

方程 (4) 说明了我国汽车产业实际使用FDI、研发水平能够解释汽车产业国际竞争力变化的90.1%, 解释能力较强, 汽车产业实际FDI每增加1亿美元, 我国汽车产业国际竞争力增加1亿美元, 显示性比较优势指数增加约0.61个点;汽车产业研发水平每增加一个百分点, 显示性比较优势指数增加1.52个点。此外, 我国汽车产业FDI的系数为正值, 说明我国汽车产业FDI对汽车产业国际竞争力的挤入效应大于挤出效应, 促进效应大于替代效应。所以, 总体表现为正面效应。

(二) Granger因果关系检验

以上的协整回归说明了各变量之间的长期稳定关系是存在的, 但是它们之间是否存在因果关系还需要进一步的探讨, 一般采用格兰杰 (Grange) 因果检验平稳性时间序列进行检验。鉴于很多经济学领域的时间序列存在时滞效应, 笔者把所有Eviews6.0存在的滞后期数列举出来, 对RCA与FDI、RD的因果关系的检验结果 (见表4) 。通过以上进行格兰杰检验之后, 可见RCA与FDI的检验结果中, RCA始终不是汽车产业FDI的Granger原因。这说明我国汽车产业国际竞争力对汽车产业FDI的影响还不够显著, 而汽车产业FDI是RCA的Granger原因 (除滞后1期外) , 这符合协整回归的结果, 说明汽车产业FDI的增加能够引起RCA的增加。在RCA与RD的因果检验结果中, RCA始终不是RD的Granger原因, 而RD也始终不是RCA的Granger原因。所以, 两者之间不存在因果关系, 与协整回归的结果不相符合, 可能是在因果关系中只有RD与RCA两个解释变量的滞后项而没有FDI所导致的。因此, 如果用1年作为长期与短期的划分界限。在短期时间内, 汽车产业FDI与汽车产业国际竞争力之间存在FDI到国际竞争力的单向因果关系。从长期来看, 也有可能维持这种显著的因果关系。

注:以上结论是在10%的显著性水平下获得。

(三) 基于ECM模型的长期均衡与短期变动关系

误差修正模型 (ECM) 常用于减少原模型的多重共线性和序列相关性的可能性, 可以进行短期变动和长期均衡关系的分析, 因为传统的经济模型多用于表现变量间长期的均衡关系, 误差修正模型的估计方法通常采用E-G (1981) 两步法。为了表明我国汽车产业国际竞争力与汽车产业FDI、汽车产业研发水平之间短期的偏离修正机制, 以下是误差修正模型:

其中误差修正项ECMt-1=△LnRCAt-0.37*Ln FDIt-1-0.53*LnRDt-1+3.84, 回归中使用的残差序列来表示, △代表一阶差分, 对上式进行OLS回归:

决定系数R2=0.902, 修正决定系数R2=0.88, D.W.值=1.87, F值=33.7

以上决定系数R2=0.902说明修正方程的拟合优度高。解释变量对因变量的解释程度达到90.2%, 但是RD的系数勉强可以通过10%显著水平的检验, FDI的t值完全可以通过显著性检验。此外, DW值统计表 (n=15, k=2) 得dL=1.08, dU=1.36, 以上回归中D.W.值=1.648落在dU与2之间, 排除回归方程中存在扰动项一阶自相关的可能性。另外, 采用LM检验方法也排除了扰动项高阶自相关的可能性。所以, 以上误差修正模型的回归结果可以采纳。误差修正模型的结果表明了我国汽车产业国际竞争力的短期变动情况可以分为两大部分: (1) 长期均衡偏离的影响; (2) 短期汽车产业FDI与研发水平波动的影响。从ECM系数值为-0.815, 可见当短期的波动出现偏离长期均衡的情况下, 将会以-0.815的调整力度把不均衡的状态调整到均衡状态, 可见调整速度很快, ECM系数为负值也与反响修正机制相吻合。此外, 两大解释变量的系数都为正值, 说明中国汽车产业FDI和汽车产业研发水平的短期波动对中国汽车产业国际竞争力短期的影响是正向的。FDI的系数明显大于研发水平, 说明汽车产业FDI对中国汽车产业国际竞争力的影响要大于汽车产业研发水平。

四、结论和启示

本文在借鉴以往研究成果的基础上, 采用1995-2010年的中国相关数据, 旨在研究汽车产业FDI与汽车产业国际竞争力的关系, 深层分析了汽车产业FDI对中国汽车产业国际竞争力的影响路径和机理, 对汽车产业国际竞争力与FDI之间的关系运用了经验检验的方法, 最终得到如下结论:

1.运用钻石体系, 阐述汽车产业国际竞争力的影响因素, 并分析了FDI是汽车产业国际竞争力的重要影响因素之一, 探讨了汽车产业FDI的投资动机以及投资产生的效应类型。此外, 汽车FDI存在直接和间接的路径, 直接路径是通过汽车外商投资企业的承接外包, 而间接路径是通过产品竞争力、企业竞争力和环境竞争力达到最终影响汽车产业国际竞争力的目的。

2.通过实证研究得出我国汽车产业中劳动生产率, 人均国内生产总值、企业规模、产业集中度, 以及技术水平对汽车产业国际竞争力的影响不够显著, 可能因为受其他变量的影响导致不显著。运用协整回归得出我国汽车FDI、研发水平以及汽车产业国际竞争力之间存在长期均衡稳定的关系。从变量系数来看, 汽车产业FDI对汽车产业国际竞争力的影响要大于汽车研发水平;汽车产业FDI的系数为正值, 说明产业FDI对汽车产业国际竞争力的影响属于挤入效应和促进效应。

3.从Granger (格兰杰) 因果检验结果可以得出:汽车产业FDI与汽车产业国际竞争力之间存在单向因果关系, 即汽车FDI是汽车产业国际竞争力的Granger原因, 但汽车产业国际竞争力不是汽车FDI的Granger原因。

4.从误差修正模型的结果得出我国汽车产业FDI与研发水平从短期来看也许会偏离与汽车产业国际竞争力长期稳定、均衡的水平;但当短期波动出现偏离长期均衡时, 将会以-0.815的调整速度将不均衡状态引向均衡状态, 调整力度很大。此外, 从变量系数和大小来看, 汽车产业FDI与汽车研发水平对汽车产业国际竞争力都表现为正面影响, 汽车产业FDI的影响要偏大一些意味着短期内我国要注重汽车产业FDI的有效引进和吸收。

为了提高我国汽车产业国际竞争力的影响, 改善我国汽车产业的国际环境, 笔者有以下建议: (1) 有效引进和吸收汽车产业FDI以及加强我国汽车产业研发水平, 提高我国汽车产业发展水平, 进而提高我国汽车产业出口和国际竞争力。 (2) 劳动生产率、人均国内生产总值、企业规模、产业集中度, 以及技术水平虽然在实证分析中不显著, 但是它们可以间接影响汽车产业FDI的质量和研发水平的提高。所以, 改善它们的发展水平才能从总体上提高我国汽车产业的水平。 (3) 从企业角度, 汽车企业应引进国外先进的竞争机制、兼并重组机制, 提高整体汽车产业的国际化水平。从政府角度, 应提倡以市场为导向, 给汽车企业充分的发展空间, 转变政府职能, 实现汽车产业的市场良性发展, 最终提高我国汽车产业国际竞争力。

摘要：在FDI与产业国际竞争力的理论基础上, 本文采用中国汽车产业1995-2010年的相关数据, 运用Eviews6.0进行协整回归、格兰杰检验以及误差修正模型等计量方法, 运用钻石模型研究了汽车产业国际竞争力的影响因素, 探讨了汽车产业FDI流入对汽车产业国际竞争力的影响机理以及促进路径。结果说明我国汽车产业国际竞争力与FDI流入、研发水平之间存在长期并稳定的均衡关系, 汽车产业FDI对我国汽车产业国际竞争力的挤入效应高于挤出效应, 促进效应高于替代效应。

关键词：汽车产业FDI,汽车产业国际竞争力,钻石模型,影响机理

参考文献

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[5]佘雪锋.对中国汽车产业的国际竞争力分析[J].哈尔滨商业大学学报:社会科学版, 2011 (4) :39-45.

[6]BEGIS BONELLI, A Note on Foreign Direct Investment and Industrial Competitiveness in Brazil[C].1999.

FDI流入 篇6

随着经济全球化程度的日益提高, 我国的经济运行的开放度越来越高, 我国引进外商直接投资也逐年增加, 通过国内投资增加促进GDP迅速增长。但是, FDI对经济增长产生积极作用的同时也带来了通货膨胀率上升等负面影响。通货膨胀率是宏观经济运行情况的重要指标, 直接关系国计民生。目前, 我国通货膨胀的压力不断增加, 2011年以来, CPI增长率不断高企, 数月超过6%。除了国内的因素之外, 外部经济因素对中国通货膨胀的影响越发重要, 深入研究FDI对我国通货膨胀影响的传导机制和效应, 对于预防通货膨胀、推进相关政策的出台和实施、改善民生有着重大的现实意义。

改革开放后, 我国利用外资开始蓬勃发展。从我国的发展情况和实际数据可以看出, 我国经济开放、利用外资的高峰期, 大致与通货膨胀发生的时间吻合或者滞后1-2期, 从表面上来看, 二者有可能存在一定的关系。

►►二、FDI引发通货膨胀的传导机制与理论分析

分析FDI与通货膨胀的传导机制, , 应以经济学原理为基础。FDI对通货膨胀的影响主要通过外汇储备、国内投资、国际贸易、汇率、总需求总供给以及技术进步等渠道。

(一) 传导机制

一方面, 目前进入我国的外资都是以资金的形式或以设备的形式注入, 而机器设备通常以作价入股的方式流入, 因此, 需要有相应的人民币配套资金和投资, 直接增加了总需求, 刺激相关领域投资。当利用外资超过了本国的适应能力时, 势必会影响国内的货币流通和信贷平衡。FDI的引入会引起生产资料市场供应紧张, 带动行业及国家物价的上涨, 对我国企业总体工资水平也具有积极显著的拉动作用。当一定时期内价格水平上涨超过一定幅度会演变成成本推动型通货膨胀。

另一方面, 通过外汇储备渠道引起国内通胀的发生, 其传导渠道为:FDI流入增加→国际收支顺差→国家外汇储备增加→以外汇占款形式投放的基础货币增加→国内货币供给总量增加→通货膨胀率上升。货币供给量的增加必将导致本币贬值, 出口商品的国际竞争力增强, 出口增加, 贸易顺差将带来国际收支顺差愈发扩大, 加剧通胀压力。对于实施固定汇率制的发展中国家, FDI的流入还会引起输入型通货膨胀。

此外, 外资的流入带来了较为先进的生产技术, 生产率提高和产业结构改善导致出口能力增强, 易引起通货膨胀。同时, 单位劳动力结合的资本变少, 成本降低, 产品价格下降, , 通货膨胀率也将下降。先进生产技术的引入带来的效应具有时滞性, 技术效应长期比短期显著。

(二) 文献综述

当前国内外研究者主要的研究集中在FDI对通货膨胀率的影响效果和程度上。闫先东和冯克然 ( 1997) 研究发现, FDI每增加1亿美元, 对物价指数上升的贡献分别是0.11、1.17和0.11。前两期对本期物价指数的贡献均高于本期的贡献度。张明玉 (l998) 定义了反映因果关系强弱的指标一因果关系强度系数CE。通过实证分析得出实际利用外资与通货膨胀之间的CE值为1.063>1, 说明变量之间存在因果关系, 利用外资增长对我国通货膨胀具有加剧作用。黄新飞和舒元 (2007) 选取多个变量构造多变量VAR模型, 认为初期FDI对通货膨胀率的正向效应递增, 在第三期达到最大, 此后呈下降趋势, 到第七期转为负向效应。长期内FDI每增长1%会使得通货膨胀上涨0.24%, 并且正效应在考察期内持续递增。耿强和杨进 (2007) 认为, 外资流入对CPI增量方差的解释度在8.9%左右。王凯和庞震 (2008) 认为短期内外商直接投资对通货膨胀基本不起作用, 因为FDI对通货膨胀的影响通常在滞后几期内才表现出来。

►►三、实证分析

(一) 数据说明

根据前面对FDI与通货膨胀关系的理论分析以及数据的可得性, 选择居民消费物价指数 (CPI) 、外商直接投资 (FDI流入量) 、广义货币供应量 (M1) 1、相对生产率或人均GDP (GDP/人口总量) 和当年固定资产投资 (FI) 作为本文的研究变量。选取1983年至2009年年度时间序列数据。实证分析采用计量经济分析软件Eviews5.0。

分析思路:首先采用单位根检验来判断数据的平稳性, 其次通过协整分析法和ECM模型研究各变量之间的长期稳定和短期动态变化的关系, 最后通过脉冲响应来比较通货膨胀对各变量一个单位正向冲击的反应结果, 以及各变量对通货膨胀率的冲击效应。

(二) 序列平稳性检验

下面运用计量方法对上面模型进行分析。首先对各组数据进行平稳性检验。

根据数据趋势分析, 数据随时间的走势对各个变量均数据取Ln值后呈线性, 因此采用Ln FDI、LnCPI、LnM1、LnFI、Y/L作为分析数据。分别做ADF检验后结果, 各变量的ADF值都大于置信水平10%临界值, 本身是不平稳的, 但它们的一阶差分序列均在10%的显著性水平下拒绝原假设, 因此它们都是一阶单整的。

(三) Johansen协整检验

ADF检验告诉我们, 各对数变量都是一阶单整的, 各变量可能存在长期的线性关系, 因此进行协整检验。根据检验结果, 在5%的显著性水平上拒绝了不存在协整方程的假设, 存在两个协整关系。即LnCPI、Ln FDI、LnM1、Y/L、LnFI在5%的显著性水平上长期至少存在一个协整方程, J检验结果数学表达式为:

LnCPI= -0.0692Ln FDI + 0.3234 LnM1- 0.236LnFI- 0.390YL

t统计量 (6.64) (-12.08) (7.39) (12.85)

可以看出, 在长期, FDI对CPI的影响是负相关的, FDI增加1%, 会引起CPI下降0.06%;货币供给量增加1%, 会使得CPI上升0.32%, 这说明在长期, 货币供给量仍然是通货膨胀的主要因素;固定资产投资对CPI的影响是每增加1%CPI下降0.24%, 也就是说FDI引起的固定资产投资在长期有降低对物价水平的作用。相对生产率每上升1%, CPI会降低0.39%, 这与长期中技术流入对物价的影响相符。

(四) ECM模型及格兰杰因果检验

根据前面的分析, 研究变量之间是一阶单整的, 且存在协整的长期均衡关系。在协整检验的基础上进一步对其进行ECM即误差修正模型模型检验, 通过建模考察变量之间的短期关系。观察CPI与FDI、FI、M1、Y/L之间的短期关系。ECM模型为:

DlnCPIt=-0.438εt+0.392DlnCPI t-1+ 0.190DLNFDI t-1 +0.663DlnM1t-1+ 0.127DlnFI t-1t统计量 (1.60) (2.18) (2.95) (2.76)

可以看出, FDI和CPI之间的短期关系成立, 系数为0.19, FDI滞后一期的流入会使CPI水平上升;滞后一期的CPI对当期CPI的影响系数为0.39, 说明惯性是促进通货膨胀的因素;此外, 在短期货币供给量、固定资产投资的滞后一期都对通货膨胀有正向促进作用;另外, 相对生产率Y/L在短期对通货膨胀的影响不显著, 因为技术的引入和效果具有时滞作用, 需要多期才能显示出来。

为了进一步验证变量的相互关系, 我们进行格兰杰因果检验, 我们选择滞后期为2, 根据检验结果得出, FDI、技术进步、FI和M1与通货膨胀 (CPI) 具有显著的单向Granger关系, 也就是说, FDI、技术进步、固定资产投资FI和M1都是引起CPI变化的原因。

(五) 脉冲响应函数检验与方差分解分析

脉冲响应函数衡量的是来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击对模型中所有内生变量当前值和未来取值的影响, 因此, 我们对各个检测变量施加一个的标准差信息冲击, 做出脉冲分析图如下:

(1) 当给FDI一单位正冲击后, 对通货膨胀率的影响是先扬后抑。前3期影响程度提高较慢, 第四期开始加速上升, 但从第5期开始转为负向。这表明当FDI受到某一冲击后, 在相当长一段时间内会对通货膨胀产生同向的冲击, 随着考察期数的增加冲击作用逐渐减弱, 甚至出现反向的冲击。对此的合理解释是FDI流入直接增加了生产资料市场的需求, 价格上涨。一段时间后, 之前的投资形成产出, 补充了市场上产品的供给, 从而使得价格水平回落。

(2) 货币供应量对通货膨胀的冲击效应十分迅速, 基本保持正向作用并且后期影响作用较大。如果在长期内保持货币供应量的较快的增长, 通货膨胀的压力会逐渐增大。这很好的解释了我国通货膨胀与我国货币供应量的关系。

(3) 当给固定资产投资一个单位的正冲击后, 开始阶段影响作用较小, 从第三期开始, 表现为显著的正向作用, 但从第六期开始, 影响转为负向效用, 此时外资的流入带来了对本国投资的挤出效应。总体上看, 固定资产投资存在滞后效应, 需要一段时间才能转化为有效需求, 进而带动价格水平的上涨。

(4) 通货膨胀对相对生产率的脉冲响应。当给相对生产率一个单位的正冲击后, 引进外资后前几期首先会出现通货膨胀现象, 但长期来看影响是负向的, 这与我们之前的分析一致。

►►四、政策建议

针对当前中国引进外资的具体情况, 提出以下政策建议:

1.要根据我国社会总供求的平衡状况, 考虑利用外资的吸收、消化及配套能力, 确定一个适当的引资规模, 避免出现过高的投资和过快的投资增长。用产业政策合理引导外商投资的规模和方向, 利用外资的重点应转移至已有外资项目的挖掘改造上, 这样可以在一定程度上减少对外资的需求, 进而减缓对通货膨胀的压力。

2.中国以应综合平衡外汇资金与人民币资金, 同时在贸易顺差扩大、外汇储备激增的情况下, 有限度地刺激进口, 用经常项目的逆差来弥补资本项目的顺差, 并且也可以适度进行对外直接投资, 以遏制外汇储备增加并缓解通货膨胀的压力。

3.进行宏观调控时, 有必要对影响通货膨胀的因素进行全面的考量, 充分认识通货膨胀波动的规律和趋势, 了解各因素对通货膨胀作用的程度, 有区别、有重点地施以对策, 以提高政策的针对性和有效性。

通货膨胀不仅可以起因于国内, 来自国外的资本流入同样可以产生通货膨胀压力。因此, 我们在看到引进外资补足国内经济建设资金缺口、引进国外先进技术设备以及管理经验等正面效应的同时, 也应看到其对国内价格水平造成的负面效应。中国经济要实现平稳高速增长以及物价水平的稳定, 要在坚持现有的吸引外商投资政策的情况下, 正确把握外商投资与通货膨胀的作用机理及其内在规律, 制定一个长期、明确的引进和利用外商投资的政策, 最终促进中国经济又好又快发展。

参考文献

[1]吴惠娟.进出口贸易对当前国内通货膨胀的影响及对策[J].企业技术开发, 2008 (8)

[2]李维正.我国引进FDI与通货膨胀率的关系分析[J].经济师, 2007 (2)

[3]袁宇彤, 袁博.外资流入对通货膨胀的影响及对策研究[J].当代经济研究, 1997 (3)

FDI流入 篇7

本文通过研究外商投资优惠政策对FDI流入总量的影响和外商投资产业政策对FDI流入行业的影响, 探讨中国外商投资优惠政策是否有力的吸收了FDI的流入, 中国制定的导向性产业政策是否起到了引导FDI的流入的作用。

一、文献述评

早期的研究大多表明政策优惠不是FDI选址的先决条件, 代表性的有Barlow和Wender (1955) 、Aharoni (1966) 、Fors yth (1972) , 其中Aharoni的研究表明东道国政府的外商投资优惠政策中, 所得税减免对外商投资的激励作用很微弱, 税收优惠对于FDI流动没有发生非常重要的作用。Forsyth提出税收减免和税收优惠对投资者的国别选择通常不起关键性作用。这个结论在Devereux和Griffith (1998) 的研究中再一次得到验证。Oman (2000) 认为, 不同国家各个行业对FDI的敏感性是完全不同的, 因此国家实行税收激励政策, 是否会引入新的FDI的流入并不确定。

马栓友用税收优惠指标代替税式支出考察税收优惠与投资的关系, 结果得出投资与税收呈负相关, 税收优惠预期与投资正相关。鲁明泓 (1997) 通过运用计量模型、因子分析筛选出对外资区位分布有较大影响的所有因素, 建立了分析中国诸多变量与FDI关系的整体框架。李宗卉和鲁明泓 (2004) 他们运用Pane l Data模型, 实证检验税收优惠政策在吸引外资方面的有效性, 分析表明税收优惠政策是引导FDI的主要因素, 这些政策基本实现了在特定的时期将外资引向特定地区的政策目标, 税收优惠变量显著地影响了外资的流入, 外资倾向于流向具备如下条件的城市, 例如较低企业所得税率、更多所得税减免、地方政府有权自行决定所得税征免、实行再投资退税、更优惠的关税减免。这是近年来对FDI和税收优惠相关性分析中, 理论和实证研究较为深入和全面的论文。

二、中国外商投资优惠政策现状分析

外商投资优惠政策, 是指一个国家 (地区) 根据本地情况, 对外国直接投资给予一定政策上的优惠。具体而言, 我国优惠政策主要有: (1) 产业政策, 主要指我国制定的产业指导目录; (2) 税收优惠政策, 主要有企业所得税率的优惠、企业所得税的减免、再投资退税、进出口关税和工商统一税的减免、外商利润汇回免征所得税等; (3) 地方性附加政策。地方性政策并不是一个种类, 而是由地方根据情况, 在前两者的基础上, 给予外资进一步优惠的税收、财政类的政策, 在本文中不再详细分析不同地区政策的发展变化。

在我国, 影响外资流入的产业政策主要包括“指导外资方向的暂行规定 (规定) ”和“外商投资产业指导目录”。包括两次“规定”和六次“指导目录”, 其中都将外商投资项目分为鼓励、允许、限制和禁止四类, 其中允许类不在投资目录中列出:即不属于鼓励, 限制和禁止类的就属于允许类 (鉴于篇幅, 文中没有具体列出各次“规定”和“目录”) 。

我国的税收政策自中国实行改革开放以来也发生了几次变化, 从第一部中外合资经营企业所得税法到2007年的企业所得税法。之后又陆续出台了一些对外商投资的鼓励法规。

三、计量模型的设定与方法

(一) 变量选取和模型设定

为考察外商投资优惠政策对FDI流入总量的影响、外商投资优惠政策对FDI流入到各次产业的影响, 选取FDI为因变量, 产业政策变量IP和税收政策变量INDEXTAX为待检验变量。在此需要说明的是, 以往研究把行政审批看成一个独立的政策类型或者说政策变量是不恰当的, 我国政府并非全部通过行政审批来对外商投资企业的产业流向进行控制, 它应该从属于产业政策 (或者说包括在产业政策变量之中) , 本文把审批权限放在产业政策变量之中综合考虑。

同时, 考虑到FDI流入还受很多因素的影响, 因此需要设置控制变量。结合前人研究的成果和我国现实经济情况, 本文主要选取两个控制变量:第一个是国内生产总值 (GDP) , 大量研究表明, 一国经济总量是吸引FDI流入的重要经济因素, 它不但反应该国经济实力、经济状况, 还反应了一国市场规模和市场容量;第二个是货运总量 (HY) , 用来反应一国的基础设施条件大小。

考察外商投资优惠政策对FDI流入量影响的基本方程设置如下:

(二) 产业政策变量的处理

殷华方、潘镇、鲁明泓 (2006) 用虚拟变量的方法对产业政策进行定量化处理, 对于鼓励类、限制 (甲) 类、限制 (乙) 类、禁止类分别赋予权重3、2、1、0。而由于有些年份没有区分限制 (甲) (乙) 两类, 只划分为限制类, 此时赋予限制类为1.5。该方法值得借鉴, 但是, 他把投资目录按照产业分类标准进行归类后, 以一个产业的各种政策类别的项目数量分别乘以其权重, 得到该产业的政策指数。这样虽然可以反映出不同产业的政策指数, 但是不够真实。比如1995年设定的指导目录, 在1995年和1996年由于进入我国的FDI项目不同, 则政策指数不同, 所以该方法有待改进。

本文认为, 应当按照每次制定的指导目录中划分的不同的鼓励类、限制类和禁止类的条目来计算政策指数。对5次产业指导目录之后的数据进行指数计算, 就可以得到所有年份的政策指数。

(三) 税收优惠政策变量的处理

具体而言, 我国的税收优惠政策包括企业所得税率优惠、企业所得税的减免、企业所得税地方附加税、再投资退税、外商利润汇回免征所得税、进出口关税和工商统一税减免。同产业政策一样, 税收政策同样也要进行虚拟。李宗卉、鲁明泓 (2004) 设计了一个虚拟变量:税收优惠指数 (INDEXTAX) 来综合代替税收政策。具体而言, 就是:若该地区同时享受以上六个优惠, 则INDEXTAX为6;若该地区同时享受五个优惠, 则为5;以此类推, 若都没有享受, 则为0。

但是, 该方法存在一定的缺陷, 他把同时享受所有变量的城市设为6, 那么对于经济特区和14个沿海开放城市, 他们的税收优惠指数都是6。但实际上我们都知道, 经济特区是中国最早开放的地区, 经济特区吸收的FDI较沿海开放城市更多, 实行的外商投资优惠政策也是最多的, 沿海开放城市的优惠稍微弱一点, 内陆地区则更次之, 所以本文认为经济特区的INDEXTAX可以设定比6更为高级别的指数。

(四) 数据说明

本文选择1990~2007年的数据, 分行业和总量来对FDI流入量进行统计, 主要包括各年FDI流入总量、FDI流入各产业总量、各年GDP总量、各年固定投资额总量等, 在我国实行不同程度的外商投资优惠政策的地区选取15个省份以及四个经济特区为研究对象。之所以没有取所有的省份, 是因为西部内陆地区由于存在着地理位置、经济环境的差距过大以及其他各种因素的影响, 会对外商投资政策与FDI之间相互关系的分析产生很大的负面效果。在进行FDI流入总量和外商投资政策回归时, 选取1995~1999、2002~2005年共八年的数据。其中:FDI都是换算成人民币, 并且是根据每年不同的汇率换算而成, 同时以1995年物价指数进行调整;GDP以1995年物价指数进行调整;对调整后的FDI、GDP以及HY取对数。

四、实证分析

本文主要分析FDI流入与税收政策和产业政策的相关性大小, 用经验分析方法, 对中国外资税收优惠政策和产业政策在吸引外资方面的有效性大小进行检验。本文拟对以下三个假设进行验证:

假设1, 税收优惠政策 (INDEXTAX) 对FDI起促进作用, 税收优惠政策力度越大, FDI的流入越多。假设2, 产业政策 (IP) 对FDI流入总量有影响, 而且是正相关性。假设3, 产业政策 (IP) 对FDI流入有导向作用。国家通过设定不同行业的鼓励、限制和禁止科目, 通过审批和其他配套政策来引导FDI的产业流入。

实证结果表明, 变量GDP和INDEXTAX无论是对于全国性的FDI, 还是单独沿海或者内陆地区的FDI都能够在显著性水平下通过检验, 这说明GDP和税收优惠政策是能够很明显的影响到FDI的流入的, 则假设1成立。这与李宗卉和鲁明泓 (2004) 的结论基本一致。

产业政策变量IP, 效果很不显著。而且无论是全国的, 还是沿海、内陆地区的FDI流入都不能通过显著性水平检验, 即产业政策不能明显的影响FDI的流入。由于本文采用了新的产业政策变量, 得出了与殷华方、潘镇、鲁明泓 (2006) 不同的观点。

HY变量只是在沿海FDI流入中比较显著, 而在内陆地区不是很显著, 全国范围内的效果更差。而在鲁明泓 (1997) 发表在经济研究上的“外国直接投资区域分布与中国投资环境评估”中, 作者的实证结果表明货运变量是影响FDI的主要原因。笔者认为, 产生不同的主要原因可能是在于随着时间的变化, 20世纪90年代影响FDI的主要因素———货运总量 (代表基础设施) , 进入21世纪之后, 就不再是影响FDI的主要变量了, 或者说即使基础设施同样能够明显的影响FDI的流入, 但是已经不能由单纯的货运总量来代替了, 可以考虑通讯、交通、尤其是空中运输 (以前的货运总量不包括空运量) 等。

五、政策建议与不足

基于本文的研究结果, 作者认为为更好地吸引FDI的流入, 首先可以改进优惠方式, 加强间接优惠的调节力度, 丰富调节手段, 在保留并完善减免税这种直接优惠的基础上, 逐步增加间接优惠, 从而使优惠形式多样化。

其次, 在优惠结构上实现三个“统一”。一是统一内外资企业所得税优惠政策, 给外商以国民待遇。二是统一各地优惠政策。三是统一各类外商的优惠政策, 对待港、澳、台商和其他外商一视同仁, 消除地域歧视与国别歧视。

最后, 将优惠的目标, 统一贯彻到产业政策上来。根据当前形势的发展, 将涉外税收优惠政策的目标转到产业导向上来, 即实行以贯彻产业结构优化为目标的税收优惠制度, 将产业结构调整置于区域政策之前, 确保国家经济结构调整到位, 既可以促进国家东西部经济合理发展, 区域经济不平衡现象逐渐减小, 国家发展更能稳定。

FDI流入 篇8

有关汇率变动与FDI关系的研究在国内外学术界由来已久。美国金融学家ALiber于上世纪70年代指出汇率与FDI之间存在一定的关系, 认为在市场不完全开放的前提下, 由于区域差异, 形成外商直接投资地理分布上的差异[1]。而在汇率变动对FDI的影响的研究中, 大致可以概括为两大派观点:一种观点认为, 本国货币汇率下降会引起外资流入。Cushman提出了相对成本效应理论, 认为汇率的变化将引起相对生产成本的变化, 东道国货币贬值相当于降低生产成本, 由此可获得更大的利润[2,3]。Froot和Stein提出的相对财富假说理论则认为:东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富, 从而在东道国并购企业上有更大的优势, 最终也会吸引外资流入[4]。有学者从国别角度验证了本国货币升值有利于海外投资的扩张, 他们分别验证了日元的升值和英镑的升值在进行海外资产扩张中发挥着极大的作用, 这些结论都从反面验证了东道国货币贬值有利于FDI流入的理论假设[5,6]。Mac.Dermott运用面板数据分析, 研究了55个国家的FDI流入的情况, 得出东道国货币贬值会引起FDI流入的结论[7]。Chen和Lin在前人研究的基础上, 继续支持东道国货币贬值对成本导向型FDI有促进作用, 而对市场导向型有阻碍作用这种观点[8]。我国学者张亮[9]、胡邦勇[10]、黄静波和曾昭志等[11]利用我国的年度数据进行了实证分析, 得出结论认为人民币实际有效汇率与FDI存在显著的负相关的关系。另一种观点认为汇率变动对FDI的影响是不确定的。Edwards等利用高频数据和新的经济计量方法来评估FDI流入控制的有效性。结果发现在不同的竞争环境中, 汇率的变动对FDI的影响也是相当的复杂的, 他指出, 要想真正弄清楚汇率与FDI之间的关系, 需要按照投资国和生产商品的行业不同将FDI细分化[12]。于津平等运用中美双边实际汇率进行了实证研究, 认为人民币汇率变动对FDI流入的长期和短期的效应是不同的[13]。叶欣和周华[14]、胡泽俊和赵昊[15]深入探讨了人民币升值预期对我国外商直接投资之间的关系, 通过实证分析得出结论认为人民币汇率预期与FDI流入呈正相关。总的来说, 国内的研究大多从实证的角度分析, 而且大部分得出了本币贬值有利于外资流入的结论。而且, 现有的研究中, 考虑我国FDI流入结构变化的还很少。基于此, 本文对FDI的类型结合我国实际进行了重新划分, 并在此基础上构建了不同类型的FDI与汇率的关系的理论模型。进一步地, 结合2005年汇改以来的月度数据, 进行了实证的分析, 最后得出相关的结论。

1 理论模型

1.1 FDI类型的重新划分

近20年来, 服务业在整体经济中所占比重大大提升, 并日益成为一国经济新的增长点。自20世纪90年代以来, 外商直接投资中的服务业FDI不断增长, 在总量上逐步实现了对制造业FDI的超越。我国长期以来, 制造业在外商直接投资占绝对优势。到2011年11月, 服务业实际使用外资金额487.68亿美元, 首次超过制造业 (473.15亿美元) , 而到2013年12月, 全年服务业FDI同比增长14.15%, 在全国总量中首次占比超过50%, 增至52.3%, 而制造业FDI同比下降6.78%, 在全国总量中的比重为38.7%。服务业在整个外商直接投资的地位可见一斑。根据制造业和服务业FDI的结构变化和它们自身的特点。本文将我国的FDI划分为贸易型与非贸易型。

1.1.1 贸易型FDI流入的特征

本文认为, 贸易型FDI, 生产过程一般在东道国完成, 产品一般销售回本国或者第三方国家, 它的发展过程中呈现一定的阶段性。在发展的初期或称成长期, 投资商主要看中的是东道国丰富而低价的劳动力、自然资源等。以降低产品的生产成本, 获取高额的利润为目的;随着其发展进入成熟期, 在东道国投资的成本优势趋于下降, 投资国为了实现投资利润最大化, 对东道国的投资将更注重产业和市场, 这时的贸易型FDI也在向市场导向型转化, 针对这种投资形式, 其面对的汇率风险也更复杂化。第一, 在进行投资生产时, 两国货币汇率这种相对价格的变化直接影响到生产产品的成本, 而当产品在进行海外销售时, 汇率波动会第二次对产品价格造成冲击, 相对价格的波动会直接影响到产品的销售。第二, 从汇率变动的风险看, 生产初期投入的固定资产的成本和工资水平会随着时间的推移出现差异性变化, 进而使汇率变动对FDI影响呈现方向性变化。

1.1.2 非贸易型FDI流入的特征

本文认为, 非贸易型FDI由于其大部分生产和销售均在东道国进行。投资商主要看重的是东道国的市场前景, 企图利用在技术及服务方面的优势与东道国国内的企业竞争, 逐步淘汰其他企业并获得较多的投资利益。首先, 服务业生产的是“服务”, 是一种无形的商品, 其生产和销售存在地域性的限制, 但其供给和需求却是同时存在的[16];其二, 服务业FDI面对较高的汇率波动风险。其产品和服务大部分都是以东道国的货币进行计价的, 所以对汇率的波动更为敏感[17]。当东道国货币贬值时, 投资商的未来收益受到的冲击将是可想而知的。而当东道国货币升值时, 投资商的未来收益又会有不同程度的提升, 这将更加有利于其进行投资。

1.2 理论模型构建

1.2.1 假设条件

考虑理论分析的严密性, 特进行如下假设: (1) 投资的时机具有可选择性。 (2) 固定投资具有不可逆性。生产初期的固定资产投资, 如特定的生产设备、办公楼等在合同期内或期满很难收回, 只能通过折旧方式间接折现[18]。 (3) 在整个投资期内, 固定资产的折旧率将会由投资初期的高于工资增长率逐渐转变为低于工资增长率, 只有这样, 才能保证投资的利润率。 (4) 生产的商品都是可以在当期销售完全的, 不存在产品的挤压等问题。 (5) 跨国公司在生产过程中, 投入的固定资产和流动资产比率一般具有稳定性, 本文假定它是确定不变的。

1.2.2 汇率变动与贸易型FDI流入关系的理论模型建立

用K表示期初跨国公司直接投资的资本量, 这里以投资母国的货币来衡量。假设每期的折旧率为δ, 于是, 第t期期初跨国公司直接投资的剩余资本量Kt可表示为:

根据假设 (5) , 流动资本用雇佣工人的平均工资来代替。用参数k表示生产中资本和劳动之比 (是个常量) 。于是可以得到第t期跨国公司需要投入的劳动量Lt为:

用ωt表示以东道国货币衡量的工人的劳动工资率, 进而, 以投资国货币衡量的第t期发给工人的总工资额为

其中eet+1为预期汇率水平, 本文认为, 对汇率的预期一般发生在投资决策之前, 预期的汇率水平由当期的汇率水平决定。所以设定预期汇率水平等于当期汇率水平 (1) , 即eet+1=et。

假设东道国劳动工资率ωt, 初期简记为ω0, 每期增长率为i的稳步递增序列, 即

进一步, 跨国公司在第t期的产量用道格拉斯生产函数表示为:

本文关注的重点在于跨国公司在长期投资中总的收益, 可以考虑该公司在发展中已经处于规模报酬递减的阶段, 即有α+β<1。对于贸易型产品, 跨国公司在东道国完成生产以后, 其产品销售回本国或者是第三方国家, 投资的目的是为了利用东道国廉价的劳动力成本等资源, 所以其销售价格可以用不变的国际价格P (用投资母国的货币标价) 来表示。同样, 以投资母国的货币表示, 第t期资产的折旧为K (1-δ) t-2δ;第t期工人的总工资为etLtωt, 则第t期公司获得的利润为:

于是跨国公司前n期的总的投资收益Πn为:

将式 (1) 、 (2) 、 (4) 、 (5) 带入式 (8) 得到:

令可以得到跨国公司在整个投资过程中的总收益, 即

由于δ和i为一些变量变化的百分比, 所以对于δ×i来说是一个很小的数, 可以忽略不计, 总收益可以简化为:

为了推导的方便, 这里简记将X, Y带入式 (10) 得,

进一步将式 (12) 对K求导, 以求得该公司最大利润, 可以表示为:

进一步计算可以得到投资额为

显然, 必须大于零, 才能保证投资有存在意义 (2) 。另外, 可知利润效用函数对资本的二阶偏导数小于0, 利润效用函数为一个凹函数, 极值点即为最大值点。所以, 当时利润效用函数取得最大值。就是最优直接投资额。

从利润效用函数取得最大值得到的投资额的表达式可以看出, 投资额是一个关于汇率e的函数。对e求偏导数得到

可见, 式 (14) 的正负取决于Y的正负。

当Y>0, 即δ>i时, 最优投资额与汇率呈现反向的变动关系, 即汇率上升, 外商直接投资减少;汇率下降, 外商直接投资增加。

当Y<0, 即δ

命题1:在不考虑未来市场需求、价格和竞争状况的情况下, 当东道国的固定资产折旧率高于工资增长率时, 汇率与FDI呈现负相关的关系, 即如果东道国货币升值 (间接标价法的e增大) , 贸易型的外商直接投资将减少;相反, 如果东道国货币贬值 (间接标价法的e减小) , 贸易型的外商直接投资将增加。当东道国的固定资产折旧率低于工资增长率时, 汇率与FDI呈现正相关的关系, 即如果东道国货币升值 (间接标价法的e增大) , 贸易型的外商直接投资将增加;相反, 如果东道国货币贬值 (间接标价法的e减小) , 贸易型的外商直接投资将减少。

1.2.3 汇率变动与非贸易型FDI流入关系的理论模型建立

对于非贸易型外商直接投资模型, 建模的思路和前提条件基本一致。唯一的区别在于非贸易型的外商直接投资主要还是在东道国当地进行销售, 其面对的只是东道国内部的一个相对较小的国内市场。厂商对汇率水平的预期也只局限于考察东道国的实际汇率的变动。因而, 跨国公司可以按照当期汇率将所得净收益兑换成东道国货币进行表示。假设产品在东道国的销售价格为p, 以东道国货币计价。则跨国公司以投资国货币衡量的总的销售额为:

根据假设, 由式 (7) 可知, 此时第t期的利润可以表示为:

跨国公司前n期的总的投资收益Πn为:

将式 (1) 、 (2) 、 (4) 、 (5) 带入式 (18) 得到

当时, 得到

δ×i忽略不计, 得到总收益为:

为了推导的方便, 我们依然简记同上文对贸易型FDI的推导过程一样, 可以得到投资额

进一步对et求偏导数得到

由式 (23) , 可以得到命题2。

命题2:在不考虑未来市场需求、价格和竞争状况的情况下, 如果东道国货币升值 (间接标价法的e增大) , 非贸易型的外商直接投资将增加;相反, 如果东道国货币贬值 (间接标价法的e减小) , 非贸易型的外商直接投资将减少。

继续上面的分析, 我们可以对命题1和命题2做进一步的经济学解释。

对命题1的解释。 (1) 折旧率高于工资增长率, 一般发生在外商直接投资的开始阶段或成长期, 固定资产投资比较大, 而劳动力成本比较低, 根据相对成本-收益效应, 本币汇率下降可以增大外商投资的利益, 所以汇率与FDI呈现负相关。 (2) 随着FDI进入成熟期, 固定资产的投入减少, 劳动力成本却呈上升趋势, 表现为折旧率会低于工资的增长率。同时伴随着东道国经济实力的增强, 本币升值是大势所趋。在这种情况下, 传统贸易型FDI以成本导向的投资模式的优势已不再明显, 在利润最大化追求驱动下, 贸易型FDI的投资模式也将转向市场导向, 投资会转向合适的、并有市场发展前景的产业。这体现为本国货币汇率上升, 与FDI流入呈正相关。

对命题2的解释。非贸易型FDI最关注的市场, 属于市场导向型的投资模式。投资国的优势在于技术与服务, 而东道国的优势在于市场。这类FDI的发展表明FDI已进入成熟期, 东道国的经济实力和投资环境都有较大幅度的改善。所以FDI投资的预期收益空间加大。另外, 本币升值及对升值的预期也将使投资国返回利润增大。由此体现为本国货币汇率上升, 与FDI流入正相关。

2 实证过程与结果分析

2.1 指标的选取与数据说明

2.1.1 贸易型与非贸易型FDI行业的选取

鉴于前文得到的理论模型结论, 需要将我国外商直接投资进行行业分类, 划分的标准在于生产的商品 (包括有形商品和无形商品) 是否打入国际市场。把制造业、农林牧副渔业和运输业归到可贸易品部门, 批发零售业、餐饮业、交通、金融房地产等服务性质部门归为非贸易品部门。我们不难发现, 制造业的可贸易性最强, 服务业的可贸易性最弱, 为了更加直观的反应出我国汇率变化对贸易型FDI和非贸易型FDI的影响, 我们选用制造业外商直接投资作为贸易型FDI的代表, 服务业外商直接投资作为非贸易型FDI的代表, 进而揭示人民币汇率变动对不同类型FDI的影响。

2.1.2 实证指标的设定说明

为了全面综合反映汇率变动对FDI的影响, 在本文的研究中, 除了考虑实际汇率因素, 还要针对贸易型和非贸易型FDI的特点以及外商投资的目的引入其它变量。从以占领东道国市场为目的的FDI看, 跨国公司主要考虑到东道国的经济状况, 我们引入国内生产总值GDP作为对东道国经济实力的衡量。从看好东道国廉价的劳动力, 自然资源及其他资源, 以降低产品的生产成本为目的的FDI看, 跨国公司更关心的是一个国家的投资环境以及该国的对外贸易状况, 本文将引入一国的对外开放程度来反映一国的总体对外环境。另外, 考虑在加入WTO后, 我国关税大幅度下调, 而关税的变化, 对一国的贸易型FDI流入也将产生较大的影响。所以本文还将引入关税率这一变量来对FDI流入的影响因素进行综合考察。这样, 本文实证中使用的变量有制造业 (服务业) FDI总量, 实际有效汇率, GDP, 对外开放程度以及关税率。

2.1.3 样本及数据说明

本文重要考察FDI流入结构的变化。所以实证分析主要是选择2005年7月21日汇改以来的数据。为避免年度数据掩盖变量在一年内发生的波动, 本文选取2006年1月到2011年12月的月度数据作为样本。由于GDP只有年度数据和季度数据, 如果将GDP的季度数据拟合出月度数据, 将会使结果产生一定的偏差, 于是考虑用工业增加值的月度数据来进行替换。对对外开放程度这一变量的衡量指标都有所不同, 本文选用对外进出口差额与我国GDP的比值作为衡量标准, 为了保证时间序列的时间统一性, 依然引用上文提到的工业增加值来替换GDP。此外, 由于国家统计局没有公布关税率的月度数据, 所以本文则以关税/进口总额的比率近似替代。上述指标的数据来源于国家统计局, 国际清算银行。原始数据均进行了对数处理。

2.2 汇率不同类型FDI流入影响的实证分析

2.2.1 汇率变动与不同类型FDI流入的协整关系分析

1) 对前面所选的变量进行平稳性检验 (单位根检验) 。根据制造业外商直接投资 (MFDI) 、实际汇率 (REER) 、工业增加值 (Y) 、对外开放度 (OPEN) 曲线的走势, 可以看出制造业外商直接投资 (MFDI) 、实际汇率 (REER) 的均值不为零, 且有时间趋势, 所以单位根检验模型应该包含常数项和时间趋势项;工业增加值 (Y) 、对外开放度 (OPEN) 、关税率 (TAX) 的均值也不为零且没有时间趋势, 故检验模型应该只包含常数项。而从这五个变量差分后的均值近似为0且无时间趋势项。在0.05的显著性水平下, 上述五个变量接受原假设, 均为非平稳的时间序列, 在经过一阶差分以后, P值均小于0.05, 拒绝原假设, 说明序列中含有一个单位根, 是一阶单整序列。同样, 服务业外商直接投资 (SFDI) 是一个非平稳的时间序列, 经过一阶差分以后序列变为平稳序列。所以SF-DI也是I (1) 过程。

2) 协整方程的建立。我们分别将制造业FDI与服务业FDI与人民币实际汇率 (REER) 、工业增加值 (Y) 、对外开放度 (OPEN) 以及关税率 (TAX) 进行协整检验, 得到协整方程见表1所示。

注:圆括号内为估计系数的标准差, 方括号内为估计系数的t统计量

进一步对上述回归方程的残差进行平稳性检验 (ADF检验) 。残差进行平稳性检验表明, 上述协整方程是有效的。检验结果为如下表所示。

注:残差平稳性检验与协整变量单位根检验一致, 检验模型中只包含常数项

3) 对协整方程的分析。协整方程1:从协整检验的结果中可以看出, 制造业FDI、人民币实际汇率、工业增加值和对外开放程度之间存在长期的协整关系, 制造业FDI与人民币实际汇率是正相关的关系, 即汇率上升, 人民币升值, 制造业外商直接投资会增加。而制造业FDI与关税率则呈现出负相关的关系, 即随着关税率的下降, 制造业FDI流入会增加。

在考察制造业FDI时, 还需要进一步深入探讨一下制造业工人的工资增长率与固定资产折旧率之间的关系。根据《中华人民共和国企业所得税法实施条例》的相关规定, 我国制造业的折旧年限应按照最短期限10年来进行计算, 同时在固定资产折旧率基础上应减掉5%的残值, 故制造业的实际固定资产折旧率计算为: (1-5%) /10=9.5%。另一方面, 我国制造业工人的平均工资在不断地增加。从2001年以来, 工资增长率总体水平达到了12%以上 (根据国家统计局相关数据计算而得) , 相比固定资产折旧率要高出很多。从上面的协整方程中可以看出制造业FDI与人民币实际汇率呈现正相关的关系, 而在前面的理论模型分析中我们得到对于贸易型FDI, 当固定资产的折旧率低于工人平均工资增长率时, 汇率与FDI呈现正向的变动关系。由此可以看出, 本文的实证分析与理论模型的结论是吻合的。

协整方程2:明确给出了二者是正相关的关系。即汇率上升, 人民币升值, 服务业外商直接投资会增加。这与我们前文的数理模型结果相一致。且相关系数相当大, 说明从长期来看, 服务业FDI与汇率波动的关系比较敏感的。同时, 协整方程显示, 服务业FDI与对外开放度是正相关的关系, 原因在于, 开放程度越高, 经济发展水平越高, 引资环境越好, 行业发展空间巨大。预期利润率越高。所以吸引外资就越多。与工业增加值呈现正相关的关系也恰好说明了非贸易型外商直接投资的投资目的, 他们更看重的是一国的经济发展状况、人民的生活水平, 而非一国的对外开放水平, 发展国际贸易的能力。此外, 从对外开放度与工业增加值的系数中可以发现, 相对而言, 对外开放度与服务业FDI之间的相关系数较小, 外商更加关心的是东道国的经济发展水平。

2.2.2 汇率变动与FDI流入的短期调整分析

在协整分析的基础上, 进一步建立上述内生变量的误差修正模型, 以考察人民币汇率与FDI流入的短期调整。主要讨论D (LZZFDI) 和D (LFWFDI) 为被解释变量的方程的性质。误差修正模型可见表3所示。

制造业FDI的误差修正模型的系数。制造业FDI的短期波动可以分为两部分, 一部分是短期制造业外商直接投资波动的影响, 一部分是偏离长期均衡的影响。D (LRER (-1) ) 的系数表明, 当短期波动偏离长期均衡时, 向均衡水平调整力度很大, 调整速度相当快, 说明汇率的短期波动与制造业FDI的关系是敏感的。这样的情况同样也可以在服务业FDI的误差修正模型中看出。

注:表中***, **, *分别表示检验结果在1%, 5%, 10%水平下显著。

2.2.3 格兰杰因果检验

在新的经济形势下, 应该从双方面考察汇率与FDI的动态关系。为了使分析结果更全面, 本文结合其它变量, 综合分析二者的相互关系。通过格兰杰因果检验 (见表4) , 可以看出。

注:表中***, **, *分别表示检验结果在1%, 5%, 10%水平下显著。

从表4的检验结果可以看出, 二个行业的FDI与人民币汇率变动存在双向因果关系, 但是, 也可以看出, 汇率对FDI的影响明显弱于FDI对于汇率的影响。与现有实证研究成果有所不同。本文运用2005年以后的数据检验, 发现变量之间的关系呈现新的特点, 即FDI总量和结构的变化成为人民币实际汇率波动的重要的格兰杰原因。即, FDI流入与人民币实际汇率之间呈现弱双向因果关系, 可以说FDI流入的新特征对人民币实际汇率的形成和变化有重要影响。

3 结论与建议

第一, 从实证分析中, 我们发现以制造业为代表的贸易型外商直接投资, 与我国人民币实际汇率之间存在显著的正相关关系, 改革开放以来, 我国的FDI发展速度和规模都是空前的, 近年来引资结构开始向服务业倾斜。可以说, 我国的FDI流入已进入一个新的发展阶段, 即成熟期。从制造业来看, 劳动力成本上升的速度大于固定资产折旧, 这些都使得传统的低附加值和低技术含量的行业的投资利润率下降, 成本导向型的FDI投资模式已不能满足投资国的投资需求。制造业中一些技术、资本含量高的行业受到青睐。一是这些行业随着整体经济水平和能力的提高, 具有较大的发展前景, 因而投资的预期利润率很高, 二是令外商看好的是人民币的升值预期和良好的经济环境, 返回的投资收益无疑也是上升的。

第二, 以服务业为代表的非贸易型外商直接投资与我国的人民币实际汇率呈现十分显著的正相关关系, 且相关系数较大, 这说明对汇率的变动造成的影响是相当敏感的。服务业已经成为了一个极具代表性的行业, 在我国的FDI行业中占据了更加重要的位置。短期内, 汇率的波动性加大会给FDI的稳定带来不确定性影响。随着人民币汇率渐渐地走向市场化, 其波动性的加大不可避免, 所以对于引资企业而言, 应利用各种工具来防范汇率风险。

第三, 制造业与服务业FDI流入相互融合并且与汇变动的关系方向趋同。近年来我国服务业FDI的快速增长, 是以生产性服务业的快速增长为重要特征的, 生产性服务业FDI总量占到服务业FDI总量的60%以上。从我国改革开放以来FDI流入的总体情况可以看出, 制造业FDI大量流入带动了生产性服务业FDI的大量流入, 而生产性服务业FDI流入反过来又推动制造业FDI的产业结构升级换代。二类FDI流入互相融合并且与汇率的关系方向趋同, 日益呈现同向变动的关系。针对这样的变化特征, 决策部门应在提高制造业FDI引入质量的同时, 鼓励服务业FDI, 特别是高端服务业FDI的引入。而高端服务业FDI的流入, 对进一步提高我国制造业的水平也会有一个极大地推进。

第四, 2005年以后引资结构的新特征体现了FDI对人民币汇率的水平和变动有重要影响。甚至这种影响大于后者对前者的影响。所以引资政策的制定也要考虑这一新的情况。

总之, 针对我国FDI流入的新的特征的出现, 在引资政策方面, 应更关注汇率变动与FDI流入之间的复杂关系, 以发挥服务业FDI流入对我国经济增长的带动作用, 同时, 注重提高制造业产业升级换代, 加快设备的更新速度。继续保持制造业FDI流入对我国经济的促进作用。

摘要：随着FDI流入我国规模的扩大, 引资结构也发生了很大的变化。同时, 伴随着我国经济实力的增强, FDI流入已从高速成长期进入成熟期, 因此, 人民币汇率变动对FDI的影响也表现出一定的复杂性。将FDI流入我国的类型划分为贸易型与非贸易型, 从投资商谋求利润最大化的微观视角, 建立人民币汇率变动与不同类型的FDI之间关系的理论模型。进一步地, 利用2006-2011年的月度数据对理论模型的观点进行了验证。研究结果显示, 我国制造业FDI与服务业FDI均与人民币汇率呈现正相关关系, 但是短期还表现为一定的负相关性。两行业FDI流入成为人民币汇率变动的重要因素。