FDI效应

FDI效应（共10篇）

FDI效应 篇1

摘要：本文通过对武汉市1995～2007年数据的实证研究表明, 武汉市FDI对国内投资的挤出效应明显, 利用外资的业绩上升很明显, 武汉应通过采取大力投资基础设施建设、改善投资环境等有效措施, 提升利用FDI的规模水平, 尽可能引导和鼓励FDI投向第三产业, 发展总部经济, 并积极引进具有较强技术溢出效应的企业。

关键词：FDI,挤入效应,挤出效应

我国从1978年实行改革开放政策以来, FDI成为促进地区经济发展的重要因素。因此, 研究中部地区吸引与利用FDI的状况和经济效应对中部地区经济发展和当前正在实施的中部崛起战略有着重要意义。

一般说来, FDI会对东道国产生五种经济效应, 即经济增长效应、技术外溢效应、资本形成效应、就业效应及进出口贸易效应。在经济学理论当中, 挤入挤出效应被用来描述一种投资主体的投资行为增加时对其他投资主体投资行为的影响。FDI的挤入挤出效应是指FDI流入量的增加 (外商投资企业的投资行为) 对东道国国内投资的影响 (东道国国内企业的投资行为) 。如果这些外资企业通过技术扩散效应和产业关联效应等途径推动了国内企业的投资, 那么可以认为是一种“挤入效应”。挤入效应反映在数据上就是总投资水平的增长率高于利用外资的增长率, 这暗含了跨国公司的技术溢出效应, 也暗含了国内企业有较强的技术吸收能力, 能高效地融入跨国公司的产业链, 从而促进国内企业的投资。

改革开放以来, 武汉利用外资一直呈稳步增长状态。从历年的数据来看, 武汉市外商直接投资占引进外资的绝大多数。例如, 2007年外商直接投资占到了外资引进总量的75.5%;从利用外资的规模和质量来看, 外商投资领域不断拓展, 高附加值、高技术含量项目增加, 在2006年外商直接投资项目中, 1, 000万美元以上的项目共38个, 同比增长9.7%, 进资额达12.62亿美元, 增长24.0%, 占全市直接利用外资总额的83.5%, 支撑作用明显;从利用外资的结构来看, 武汉利用外资仍以二三产业为主, 制造业居首位, 服务业紧随其后。2006年武汉外商直接投资进资项目中制造业项目进资达9.64亿美元, 占全市直接利用外资总额的63.8%, 居所有行业进资之首, 主要集中在光电子制造、汽车零部件、食品及饲料加工等生产制造领域。服务业进资达5.42亿美元, 占全市直接利用外资总额的35.9%, 主要集中在房地产、商务咨询、计算机软件服务等行业, 其中房地产业进资达3.2亿美元, 占服务业进资总额的59%。笔者试图通过建立模型进行分析并提出相应的对策建议。

一、模型与方法

全社会固定资产总投资主要包括国内企业投资部分和国外投资部分, 公式表示如下:

其中, I表示社会总投资水平;Id表示国内企业的投资部分;If表示国外投资部分。

t时期国外投资部分由外商直接投资和国际借贷组成。如前所述, 武汉市的外资利用主要形式是外商直接投资 (FDI) , 而t时期的国外投资部分并不是全部由t期的外商直接投资转化而来, 还要考虑t-1期、t-2期等的外商投资流入, 即得出模型:

其中, DI表示国内固定资产投资。

对模型进行回归后, 如果各个系数有效, 用系数的值来度量外商直接投资的挤入挤出效应, 则:α (系数) >0, 表示FDI的增加可以带来当年国内投资增长, 说明发生了“挤入效应”;α=0表示FDI对国内投资的增长或降低没有影响, 既没有发生“挤入效应”也没有发生“挤出效应”;α<0表示FDI的增加会使得当年国内投资降低, 说明发生“挤出效应”。

二、估算结果及其分析

根据2001年和2008年《武汉市统计年鉴》的数据, 整理得出表1。 (表1) 我们对1995～2007年武汉市的统计数据进行回归分析。为了消除数据序列中的趋势, 保证其平衡性和正态性, 采用对数形式, 即以国内投资lN-DI为因变量, 外商直接投资lNFDI为自变量进行回归分析, 同时作滞后一期的回归分析。 (表2) 回归结果表明, 外商直接投资与国内投资呈高度相关性, 各项统计指标均是显著的, 即说明, FDI每增加1%, 可以带来国内投资当年增长0.7819%, 次年增长0.8276%。由此表明, 武汉FDI存在显著的挤出效应。

在武汉, FDI呈挤出效应, 可结合国家政策和武汉自身发展情况分析:改革开放以来, 国家政策一直偏重于东南部地区, 1999年实行西部大开发, 而武汉位于中部, 经济、技术一直发展缓慢, 处于相对落后的地位, 直到近几年中部崛起战略的提出, 国家才真正开始重视中部的发展, 2007年12月7日国务院正式批准武汉城市圈为“资源节约型和环境友好型社会”建设综合配套改革试验区。这是继上海浦东新区、天津滨海新区和成渝统筹城乡综合配套改革试验区之后, 国家从改革发展全局作出的又一重大决策。武汉像一片等待开辟的沃土, 受到大量外商的关注。而外资的流入也带来了新技术、新产品, 从而带动了国内投资。

三、对策和建议

随着国家政策的倾斜, WTO过渡期的结束, 以前有所限制的领域将对外资开放, 武汉FDI的力度也势必加大, 各领域外资将会进一步涌入。为保持FDI对武汉市国内企业的“挤入效应”, 提出如下政策建议:

(一) 加强基础设施建设, 改善投资环境。

金融危机下, 中国政府为了抵抗危机, 保增长, 于2008年11月推出4万亿计划, 着重于全国范围基础设施建设, 武汉应抓住大搞建设的机遇, 加快铁路、公路和机场等重大基础设施建设, 为发展总部经济打下基础, 从而改善投资环境, 吸引资金流入。

(二) 引导和鼓励FDI投向第三产业。

如果武汉市FDI仍集中在重工业, 则会挤占国内资本的投资机会和市场。我们必须积极调整利用外资的政策, 引进外资时不再向一般第二产业倾斜, 引进优质的服务业FDI, 将有利于弱化目前外资存在于制造业的挤出效应。近年来, 武汉围绕打造中部地区现代服务中心的目标大力发展服务业, 2007年全市完成服务业增加值超过规模以上工业实现的增加值, 达到1, 572亿元, 同比增长14.2%, 占全年完成生产总值的50.1%。武汉应再接再励, 放宽政策, 促进FDI投向第三产业, 从而带动武汉和整个武汉城市圈第三产业的发展。

(三) 大力发展总部经济, 建立总部基地,

从而引进更多高新技术和专业性人才, 加强武汉的辐射带动作用。总部基地是相同或者不同类型、企业的总部或领导机构和重要的分支机构在空间上的集聚地。在当前国际、国内经济形势下, 总部基地是企业谋求更大发展和有利运营的有效平台。武汉只有发展总部经济, 才能长期得到国内外企业的关注, 保持显著的“挤出效应”, 才能发挥其城市圈作用, 带动周边城市共同发展, 从而赶上东南部的发达城市, 实现真正的“崛起”。

(四) 加强引进具有较强技术溢出效应的企业。

要注重对先进技术和管理经验的引进, 更好地促进武汉市国内企业的技术升级, 从而带动整体投资水平。过去由于武汉在发展中缺乏资本, 所以必须大力引进外资, 但在大力提倡自主创新和建设节约型社会的今天, 武汉引进外资必须有所选择, 要从注重引资数量向注重引资质量转变。

参考文献

[1]刘志辉.武汉经济社会发展报告[M].社会科学文献出版社, 2008.4.

[2]赵凌云.中国中部地区发展报告[M].社会科学文献出版社, 2008.4.

[3]朱骥.FDI地区技术溢出效应的实证分析[J].西安工程大学学报, 2008.6.

FDI效应 篇2

FDI对东道国的经济增长效应研究已经得到学者的广泛研究，特别是技术溢出效应的文献十分丰富，而FDI对东道国的资本形成效应研究则相对匮乏。FDI对东道国资本积累的作用，早期研究主要集中在利用外资可以改善发展中国家在经济起飞阶段面临的资金短缺问题(Rostow，1960)，哈罗德－多马模型发展出了“双缺口”模型(Chenery and Strout，1966)，外资既可以弥补国内投资与储蓄之间的资金缺口，也可以弥补进口与出口之间的外汇缺口，后来又扩大到“四缺口”(Hirschman and Todaro，1974)。但也有学者提出了反对意见:Bhagwati(1958)首次提出贫困化增长的模型，在Jonson(1967)的贫困化模型基础上，Brecher et al(1982)又进行了扩展，将贫困化增长归因于FDI，并解析了FDI导致贫困化增长的渠道。

后面学者对FDI的资本形成效应主要集中在资本的间接效应，也就是FDI对国内资本的挤入和挤出效应上。第一种观点认为FDI会把稀缺资源从其他有效率的生产部门转移出来从而对国内投资产生挤出效应，持此观点的学者不在少数(Brecher and Diaz-Alejandro，1977;Brecher，1983;Boyd and Smith，1999)。第二种观点认为FDI会对国内投资产生引致效应。Bosworth and Collions(1999)将投资率(投资除以GDP)作为被解释变量，各类外资(除以GDP)作为解释变量，对58个发展中国家在1979—1995年间的数据进行实证分析发现:1单位的FDI基本上可以对应1单位的总投资的增加，影响是中性的。Brorensztein(1998)在建立FDI技术扩散的内生经济增长模型和实证研究FDI对经济增长的基础上，将检验长期经济增长的决定因素方程的被解释变量换做投资比率，结果认为FDI对国内投资产生了挤入效应。第三种观点认为FDI对国内资本的效应是不确定的。Agosin and Mayer(2000)认为FDI也间接促使全社会投资增加，从而对国内资本产生挤入效应或者引致效应;FDI带来的市场竞争还会加快落后生产工艺的淘汰，部分形成对本国资本的挤出效应。通过建立实证模型对1970—1996年亚非拉世界的国家进行分析，结果发现FDI在亚洲国家有较大的挤入效应，非洲次之，而FDI对拉美国家产生了严重的挤出效应。他们的模型得到了广泛的实证应用，UNCTAD(1999)①UNCTAD．WIR，1999也利用此公式利用1970—1996年数据对来自非洲、欧洲、东南亚等的39个国家和地区进行了实证检验，认为:FDI对中国和巴西的资本形成效应是中性的，既没有产生挤入效应也没有产生挤出效应。Misun(2002)也利用此原理对转型国家在1900—2000的年度和季度数据进行了实证检验，认为捷克和匈牙利产生了挤入效应，波兰产生了挤出效应。Ramirez(2007)利用拉美的数据进行实证，认为FDI通过技术溢出提高了东道国私人投资的边际生产率，带动了国内投资。国内学者也广泛应用Agosin模型进行实证检验，但结论不一致:杨柳勇(2002)利用中国1983—1999的数据认为FDI对中国产生了挤出效应，而李子奈(2004)重新利用1987—2001的省际面板数据对此效应的数学模型进行了修正，对比修正前与修正后的结果是一致的:全国范围内挤入效应不显著，东部地区产生了显著的挤出效应，中部地区产生了挤入效应，西部的挤出效应不显著。

FDI对东道国的资本挤入挤出效应带有明显的国别特征，本文通过考察FDI对“金砖四国”的资本效应，以剖析新兴大国FDI利用的机遇与挑战。与已有的研究成果相比，本文的特色主要表现在以下两个方面:(1)以往研究往往笼统介绍FDI对东道国的资本效应，我们更关注FDI对金砖四国这类有着许多相同点又有着巨大差异的四个新兴大国国内资本的影响。(2)在新的时代背景下，在模型中引入一些具体的控制变量影响因素，可以更深刻地揭示FDI影响国内资本形成的渠道和本质特征。本文结构安排如下:第二部分进行FDI资本效应机理的模型分析;第三部分为分类检验与实证分析部分，包括计量模型、指标和数据对选取;第四部分总结全文。

资本效应机理分析

为了规范研究FDI到底是挤出还是挤入了东道国的国内资本，本文在Agosin(2000)新古典模型的基础上，通过引入其他控制变量来分析FDI的资本配置效应。

新兴经济体不断增长的FDI到底对国内投资主体的投资行为产生了什么样的影响?如果没有影响，那么FDI对总投资的影响就是一比一的关系，如果FDI挤出了国内投资，那么总投资的增加就少于FDI的增长，如果FDI产生的是挤入效应，那么总投资的增长就快于FDI的增加。那么FDI到底是产生了挤入还是挤出效应，最终将取决于FDI的类型、东道国的政策和国内企业的竞争力。

东道国总投资是MNCs带来的真实投资和国内投资的和:

如果直接把东道国当期实际流入的FDI就看作If是不科学的。因为FDI是反应在当期国际收支平衡表资本账户上的一个统计值，而投资是真实国民账户中一个很重要的变量值。许多FDI并不会转化为真实的投资:特别是近年来，购并成为了FDI一种很重要的投资方式，购并只是所有权从国内投资者转移到了国外投资者那里而已。而对于有的国家而言，如果MNCs在东道国市场上融资，那么带来的投资会超过FDI的值。对于新兴经济体而言，发生第一种情况的可能性比较大，因为新兴经济体的资金仍是稀缺要素，再加上金融服务体系功能相对较弱，因此融资成本也高。相反，对于发达国家而言，第二种情况发生的情况比较多。总之，MNCs带来的投资可以看出是一个函数FDI(F)的形式。反应在国际收支平衡表上的FDI的流入并不会在当期全部转化为对东道国的真实投资，而是在FDI与If之间存在一个时滞。而且FDI具有自我增强的属性，现有FDI的存量会显著影响外商投资的当期决策(Wheeler，1992)，选择滞后两期①滞后三期系数往往变得不显著。的FDI来控制其内生性(Broensztein，1998)。所以，If不仅依赖于当期的FDI流入，同样也包含其滞后几期值。

在这里把FDI看作是一个外生变量②Agosin也对FDI进行了内生化处理:将FDI看作自身滞后期与预期经济增长率的函数，但实证表明，FDI作为被解释变量几乎不受预期经济增长率的影响，故仍将FDI看作外生变量处理，本文也依此类处理。，因为对于东道国而言，其所吸引的FDI的数量主要受世界经济环境和MNCs的战略部署的约束。

影响国内投资的因素有很多，此处将国内投资看作是对合意的资本存量与实际资本存量Kd，t的差异进行调整的一个函数。与预期的经济增长率(Ge)和完全生产能力(Y)与实际产出间(Yn)的差异(y)成正比。

实际资本存量的动态调整公式为:

其中，d为资本的折旧率，结合(3)—(5)式:

将各分式代入(1)式，得:

还有一个需要注意的问题是:无论是本国还是外国的投资者都受东道国经济增长率预期的影响。预期如果是理性的，期望的增长率就不会偏离实际的增长。上面的式子中假设Ge=Gt+ut，ut为白噪声。

出于简便，本文期望的经济增长率采取如下形式:

将(8)式代入(7)式，可得①Agosin通过把(7)式只包含滞后期不包括生产差异项(yn)和包含生产差异项的进行比较发现结果没有差别，故为简便，采用了不包含差异项的形式作为实证的基础。:

但是，考虑到FDI对国内投资的效应是受许多因素，包括利率水平、汇率、宏观环境、金融发展程度、配套的劳动力水平、制度因素等综合作用的影响的。

如果不考虑这些因素，上式容易产生多重共线性，故将上式拓展为:

α0为国家的固定影响，α1－αj为调整国家效应的系数，I为总投资/GDP的比率，F为FDI/GDP的比率，G为GDP的增长率①严格意义上，直接把每项都除以GDP是得不到(9)式的，但是李子奈在严格推导的数学基础上重新进行实证研究，结果没有变化，故出于简便，本文也采用(9)式进行实证。，ctrl为影响投资的其他变量，如利率r②考虑到合意的投资是国内企业最优的资本存量水平，而它本身又受资本收益与机会成本的影响，资本收益取决于预期和当期产生的变化，资本成本取决于利率水平的变化。、汇率等。由此得出长期反应系数:

判断是产生了挤入(CI)还是挤出(CO)效应的标准是观察βLT与1的关系:

使用Wald约束检验，如果βLT=1的假设被拒绝且βLT＜1，则表明存在挤出效应。也就是从长期来看，FDI投入增加1个单位，会使得东道国的总投资增加小于1单位;如果βLT=1的假设被拒绝且βLT＞1，则表明存在挤入效应。也就是从长期来看，FDI投入增加1个单位，会使得东道国的总投资增加大于1单位;如果βLT=1的假设被接受，则表明存在中性效应。也就是从长期来看，FDI投入增加1个单位，会使得东道国的总投资增加等于1单位，对国内投资不存在显著的挤入或者挤出效应。

实证分析

1.计量模型构建

因为四个国家的各个影响因素都存在差异，故实证公式被进一步改写为:

其中，α0为国家的固定影响，α1－αj为调整国家效应的系数，I为总投资/GDP的比率，F为FDI/GDP的比率，G为GDP的增长率①严格意义上，直接把每项都除以GDP是得不到(12)式的，但是李子奈在严格推导的数学基础上重新进行实证研究，结果没有变化，故出于简便，本文也采用(12)式进行实证。，ctrl为影响投资的其他变量，包括:实际利率、汇率、开放度、劳动力、制度等因素，ε为误差项。

如前所述，长期反应系数为:

(1)投资率I。也是本文的被解释变量。直接形成生产能力的是固定资产投资，所以用全社会固定资产投资额作为资本总量的替代变量。与大多数研究一样，本文的投资没有考虑存货的变化，采用的是固定资本形成这一指标，能够更好地说明投资者的自主投资。同时，在进行国际比较时，投资的绝对值因为存在通货膨胀与汇率的差异，会随着计算过程的增多带来增加的误差。故采取与GDP的相对比值，该值所需的GFCF和GDP数据均来自IMF的IFS统计数据库。

(2)经济增长率G。一国的经济增长率代表可能给投资者带来的期望收益，增长率越快，资本的回报率也就越高。该解释变量数据直接来自UNCTAD的GDP增长率，是以基年不变价格的计算的。与本文利用IFS数据库以2000年不变价格计算的数值是一样的，故采用该值。

(3)FDI的相对水平F。同投资率一样，FDI与GDP的比值消除了通货膨胀与汇率因素，更能反应FDI与一国经济规模的关系。考虑到联合国贸发组织在FDI总计上的权威性，该变量数据直接取自UNCTAD。

(4)实际利率R。一方面，利率水平代表东道国资本投资的机会成本，会直接影响本土和外国投资者的投资行为。新古典和凯恩斯学派均认为利率和投资呈现反向变动关系:随着企业资本边际生产力的下降，如果利率水平不变，企业对投资资金的需求也会下降。但是，包括Mackinnon(1989)在内的许多经济学家，以发展中国家为对象进行的研究却几乎都得出了提高利率会导致投资规模扩大的结论。另一方面，利率市场化也是衡量东道国金融深化①金融发展程度一般用利率市场化、经济货币化、经济金融化、汇率市场化、资本自由流动等方面来衡量。的一个重要内容:一国金融环境越趋向于自由化和市场化，实际利率则越高，筛选功能②主流经济学都认为，企业的投资决策是建立在预期收益率与利率对比基础之上的，只有那些前者高于后者时，企业才会投资于该项目。利率具有这种对投资项目相对高效率的比较过程，就是其筛选功能。越强，越能促进储蓄和投资效率，进而促进经济增长。

其中，Rn为名义利率水平，为一年期的贷款利率(lending rate)，贷款利率是投资者直接面对的利率，最能满足本文的需要。P为东道国的通货膨胀水平，采用GDP平减指数(GDP deflator)，2005为100。该公式下的变量均取自IFS。

(5)实际汇率水平E。汇率水平就是不同货币之间的兑换比率，本文采取的汇率是直接标价法，也就是一单位美元货币等于东道国货币的数量。汇率的水平和稳定性都会影响一国企业的收益率和投资活动。在开放条件下，实际汇率的变动会导致母国与东道国之间生产要素的重新配置，从而影响东道国的经济增长和经济结构。实际汇率水平的变化主要通过财富分配效应和成本效应影响跨国公司的投资决策:汇率值上升，投资成本下降，投资会增加。汇率水平的稳定性也会影响FDI的流入，跨国公司投资决策的前提是利润可以汇回母国，若汇率稳定性差，会通过财富分配效应影响其投资决策。汇率波动越大，FDI投资的规模就会下降，从而会间接影响国内企业的投资。

其中，N为名义汇率水平，P*为美国的通货膨胀水平，P为东道国的通货膨胀水平，都采用GDP平减指数数据。同样是以2005年为基期③本文如不特别说明，基期均为2005年。，本公式下的变量均取自IFS。

(6)制度因素Inst。正如制度学派分析描述，任何经济活动都是在一定的制度环境约束下进行的，高效率、自由程度比较高的市场制度会优化物质和人力资本的配置，提高所有企业的投资率和生产效率。但是由于成才环境的差异，本土企业与跨国公司对制度的敏感性也可能存在较大差异。制度的改善可能对外商企业投资的边际弹性更大，从而引发可能的国内外企业间资源的重新配置。

本文用政府消费支出占最终消费支出的比例来说明。该比例越大，说明政府的规模越大，市场化程度也就越低。该变量数据均取自IFS数据库。

(7)劳动力水平L。资本必须和一定的劳动力结合在一起才能转化为现实的投资和生产力。四国都是人口大国，且“金砖四国”吸引的FDI大多仍是劳动力密集型行业，因此劳动力这个解释变量就变得非常重要。此变量数据取自世界银行数据库，单位为千人。

(8)开放度O。经济开放度指标体现了一国在对外贸易中的开放程度。开放程度越高，为了规避贸易壁垒而导致的市场导向型FDI应该越少，可能形成的资本形成效应也就越小。相反，在要素分工条件下，为了更好地利用东道国相对有比较优势的生产要素，“两头在外”的出口导向型的FDI的流入应该越多，可能形成的投资也越多。开放程度越高，国内两种资本的配置效率也就越高。本文将东道国在时间t进出口的商品服务除以GDP，得到了开放度指标。该解释变数据取自UNCTAD。

需要说明的是，“金砖四国”是四个既有共同点又有巨大差异的国家，考虑到这一问题，本文在此运用四个国家1992—2009年18年的面板数据来考察FDI对东道国资本形成的影响。

2.检验方法

(1)面板单位根检验。建立计量模型的基本假设条件是所涉及的变量间存在长期均衡关系。按照这一假定，在估计这些长期关系时，计量经济分析假定所涉及的变量的均值和方差都不取决于时刻t，而是常数，满足这样的条件的各个时间序列是平稳的。然而，在大多数情况下，变量往往会随时间变化呈现出一定的趋势，这样直接对模型进行回归，就会产生所谓的“伪回归”。为了解决这一问题，在对模型(12)进行拟合之前，必须先对设计的变量进行单位根检验，判断变量之间是否存在一定的线性组合关系。

表1 面板数据单位根检验结果

我们主要采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法进行单位根检验，最佳滞后期以AIC准则确定;但从实证结果(见表1)中我们可以看到:其他几种单位根检验结果都同ADF检验高度一致。实证结果显示，解释变量中的经济增长率G、利率R是平稳的，而被解释变量I、解释变量F、控制变量汇率、制度变量、劳动力变量均存在单位根，经过一阶差分后都可以变为平稳的变量，因此可以建立面板模型进行回归，则最终用于拟合的计量模型为:

(2)回归分析。在进行面板选择的时候，有固定系数和变系数两类模型，且有固定效应和随机效应两种过程。对于模型，究竟应该选择固定效应还是随机效应方法，在假定特异误差与解释变量在所有时刻t都不相关的条件下，通常利用Hausman检验来判断。但由于在(17)式的实证模型中，截面个数少于设定的回归方程的解释变量的个数，不能实现随机效应模型。

但更重要的是，模型的建立必须以一定的经济机理为前提，因此统计检验的适用性也必须以此为前提。在研究四国总体效应的时候，四个国家是“金砖四国”的全体成员，从理论上就应该选择固定效应模型，而四个国家在经济上又表现出很大的差异性，也就是存在异质性，因此从理论上应该选择变系数的固定效应模型。同时考虑到四个国家的个体间可能存在同期相关性和异方差，故选择似然不相关技术(Cross-section SUR)来估计方程消除上述影响。最终选择了变截距的个体固定的混合模型。也就是认为，四个国家每组变量都满足总体样本特征，不同成员间的差异用不同的截距来说明。

3.计量回归结果

从总体来看，虽然调整过的判定系数的值并不高，但是F统计量都通过了1%的显著性水平。而且D．W统计值都在2附近，表明回归方程不存在序列相关问题，最后模型的残差也是随机过程。

表2给出了“金砖四国”FDI对东道国资本间接效应的总体特征，对控制变量采取了逐个引入的办法，以观察其对FDI的挤出挤入效应的影响，结果如下:

(1)BLT的系数显著小于1，Wald①此处值卡方检验的P值都很小，其经济含义是:从长期来看，FDI非常显著地对四国产生了挤出效应。主要原因有两点:第一，从总体来看，进入四国的FDI越来越多地采取购并方式进入，特别是东道国成熟的产业，而且金额比较大，绿地投资所占比例比较小。以2009年为例，超过1亿美元的108个跨国购并项目中，中国(28)、俄罗斯(16)、巴西(14)、印度(2)，占比接近60%。从产品市场上来看，购并进入方式只是所有权发生了转移，新增投资很少，通过关联效应带动的上下游产业的投资也比较少。特别是在短期内，如果原来中间产品供应商的产品质量不能与所生产产品的质量相匹配，更会从母国选择供应商，这时通过关联渠道产生的资本形成效应完全是挤出的。从资本市场来看，大规模的购并活动是不可能完全靠MNCs的自有资金实现的，很大一部分会在东道国的资本市场上筹集，提高了对资金的需求，提高了利率水平，从而对其他投资主体的投资产生了挤出效应。第二，流入到“金砖四国”的FDI中，主要可以分为两大类:一是发生在商业、金融、通讯等现代服务行业，一是发生在能源、汽车、化工和制造行业。第一类行业对固定资本形成的贡献本来就小，上下游关联关系也比较弱，对投资的拉动也比较小。第二类行业都是东道国本身竞争比较充分的行业，外资进入之后，凭借其资金②跨国公司凭借其资金优势，购并的往往是东道国该行业比较有实力的企业。、技术和管理优势更多地是将本地的竞争企业挤出市场，甚至是形成了行业垄断，从而产生严重的挤出效应。

表2 金砖四国FDI资本形成效应的实证结果(使用SUR个体固定的混合模型，解释变量为DI)

(2)FDI对东道国的资本形成效应当期比较显著，滞后两期值效果均不显著。①但是在回归方程中并不能将滞后两期值去掉，否则方程会变得不显著。也可以认为主要是FDI的流量在发挥作用，存量影响不大。或者可以认为，四国的FDI的经济周期都比较短，后续投入效果不显著。从四国总体看看，流入食品制造、商业的FDI占了一定的比例，这些行业投资的盈利周期比较短，而且后续投入也比较少。这也与东道国的基础设施、制度环境等还不够理想有关，不能形成引致和示范效应。

(3)单独控制变量对投资的影响。汇率与投资水平正相关，也就是本币贬值，投资水平反而会下降。原因在于，四国中的巴西和俄罗斯通货膨胀水平一直比较高，虽然在进行数据处理时，将通货膨胀因素剔除掉了，但是投资者还有一个心理预期作用，毕竟投资的利润是要汇回母国的，如果汇率水平一直上升，会导致利润缩水，反而会降低投资意愿，特别是对于原材料和零部件需要从国际市场或者母国进口的市场导向型企业。开放度对于投资的影响不显著，但是当将开放度与汇率综合考虑时，二者的显著性水平都非常高，而且汇率的负效应增大。这进一步验证了上面的结论:本文的开放度是用进出口商品与GDP的相对值来衡量的，开放程度越高，进出口的商品与服务越多，受汇率的影响也就越大，特别是在要素分工条件下，每个东道国都只是跨国公司价值链上的一个环节，汇率水平的上升会导致利润的大小和方向变得不确定。劳动力的增长对投资也是负向作用，这一点出乎我们的意料，毕竟FDI带来的资本总要与一定的劳动要素相结合才能投入生产，但是一旦考虑到劳动力的质量也就是人力资本的情况时，就变得合理了:如果增加的劳动力都是低水平的劳动力时，对经济增长就未必会产生正的作用了。利率、市场化程度对投资的影响效果不显著，也印证了Agosin(2005)回归方程中不需要纳入利率因素的结论。

(4)加入控制变量之后，FDI的挤出效应大小会发生变化。当引入汇率与开放度因素时，此时FDI的挤出效应最小，而且这时，滞后一期和滞后两期的FDI都开始变得显著(通过了1%的显著性水平检验)，经济意义是:当FDI增加一个单位，仅会挤出0．251个单位的国内投资，滞后一期的FDI对投资有拉动作用，滞后两期的FDI对投资有阻碍作用。原因在于:在开放条件下，跨国公司面临的是整个国际市场，其产品很大一部分用于出口，甚至会返销到母国，这时东道国的国内市场需求仍主要由本土企业满足，甚至会因为示范效应，带动本土企业出口，所以产生的挤出效应最小①整体的效应为挤出效应，并不代表对所有的企业和行业产生的都是挤出效应，而是对有的企业产生的是挤入效应，对有的企业产生的是挤出效应，只是整体而言，挤出效应更大而已。。而且四国中，除俄罗斯外，都是劳动力丰富的国家，这些出口和资源导向型企业的往往在制造业和资源类行业，投入周期相对商业也要长一些，所以滞后期的FDI开始变得显著。当引入劳动力控制变量时，FDI的挤出效应最大。原因在于:相对本土企业，外商投资企业的技术水平一般比较高，必须要有一定的人力资本投入。而相对物质资本，人力资本的流动性比较小，跨国公司需要从当地雇佣员工。凭借其资金优势，也为了维持稳定的员工队伍，其支付的工资水平往往高于本土企业，会把东道国优秀的人才都吸走，这时对国内资本的挤出效应最大。

结 语

本文通过将利率、汇率、劳动力、制度等控制变量引入FDI的资本挤入挤出模型，并进行了实证检验，研究发现:(1)“金砖四国”这样的新兴经济大国吸引的FDI对国内资本产生了显著的挤出效应，FDI进入的方式和行业会直接影响FDI对内资作用的方向。(2)FDI对四国的资本形成效应当期比较显著，滞后效应不显著，四国的FDI的后续引致投入仍不理想;(3)在开放条件下，本币升值、简单劳动力数量的减少都有利于拉动投资，利率和制度因素对投资的作用影响不大;(4)本币贬值、提高开放程度、提高劳动力质量可以弱化FDI对四国的资本挤出效应。

相对的，对于“金砖四国”这样的后起大国，政府应该鼓励外商投资以绿地方式进入且流入新兴行业;同时，作为全球价值链上的一个环节，四国均应进一步提高人力资本水平和开放度来优化投资环境，保持外商投资的连贯性，将外资对国内投资的挤出效应降到最低并努力转向挤入效应。

FDI技术外溢效应的空间特征 篇3

本文将在东道国人力资本水平和内外资企业之间距离的基础上构建内生的博弈模型对FDI技术溢出效应进行定性分析。考虑FDI技术溢出的区域因素有助于理解地方政府的招商引资政策和中央政府的区域扶持政策, 在微观层次上有助于理解企业的选址行为。

1 基本模型

本文在一个三阶段博弈模型的基础上分析距离和东道国人力资本水平对跨国公司技术转移和内资企业技术吸收的影响。假定在博弈开始以前, 跨国公司已经进入东道国, 在东道国投资设立工厂。在博弈的第一阶段, 内资企业进入市场, 内资企业进入市场时需要决定与外资企业之间的地理距离, 在第一阶段外资企业没有行动。第二阶段外资企业选择技术转移水平, 跨国公司所转移的技术可以降低子公司在第三阶段的边际生产成本, 在这一阶段, 内资企业没有行动。第三阶段, 内资企业和跨国公司在产品市场上展开竞争, 双方选择产量, 最大化各自的利润。

在博弈的第一阶段, 在跨国公司已经进入的情况下, 内资企业进入市场就需要决定与跨国公司子公司之间的地理距离, 地理距离用d表示, 并标准化为d≥1。d越大表示内资企业与跨国公司之间的距离越远。

在第二阶段, 跨国公司决定向东道国子公司的技术转移水平, 技术转移水平用x表示, 假设x∈[0, cf], 跨国公司所转移的技术可以降低子公司的边际生产成本。跨国公司向东道国子公司转移技术时需要付出一定的成本, 假定技术转移成本为undefined反映了东道国的人力资本水平状况, 假设θ≥1, θ越大表示人力资本水平越低, 跨国公司转移先进技术需要付出更多的成本。跨国公司向子公司转移的技术一般都是其在母国已经研发成功的成熟技术, 在将这些技术应用于东道国时会产生一些额外费用, 例如跨国公司需要对子公司工人进行培训以使他们可以操作新技术, 或者跨国公司需要根据东道国的实际情况对技术作出一些变动, 这些活动支出的大小就取决于东道国人力资本水平状况。内资企业可以吸收跨国公司所转移的先进技术, 内资企业的技术吸收部分为undefined表示内资企业的技术吸收能力。人力资本水平越低 (θ越大) , 内资企业的吸收能力越低。除了人力资本水平, 距离也会影响内资企业的技术吸收能力, 当双方的距离越远, 内资企业的技术吸收能力也就越低。内资企业对跨国公司的技术吸收主要来自于模仿和人员流动, 当双方距离较远, 内资企业的技术人员接触先进技术的机会较少, 此外国内户籍制度阻碍了熟练工人跨地区的流动, 所有这些都限制了内资企业的吸收能力。

在博弈的最后阶段, 双方在产品市场上展开古诺竞争, 内资企业和跨国公司子公司各自分别选择产量, 最大化自己的利润。市场需求函数为undefined和Qf分别表示内资企业和外资企业的产量, H为内资企业的本土竞争优势, H越大, 内资企业的本土竞争优势越大。内资企业的本土竞争优势来自于两个方面, 一是由于文化的关系对国内消费习惯的掌握, 其次来自于政府对内资企业的保护措施, 如政府采购或政府对外企出口比例的规定。内资企业的本土竞争优势确保内资企业可以获得适当的市场份额, 不至于在同外资企业的竞争中被淘汰。双方之间的地理距离也会影响内外资企业的竞争优势, 当d越大, 内资企业的竞争优势越大, 而外资企业的竞争优势则越小。当内外资企业之间的距离较近时, 这表明双方面临着共同的消费市场, 双方之间的竞争也愈加激烈, 而由于外资企业在产品质量和技术等方面的优势, 竞争的加强不利于内资企业保持自己的本土竞争优势。而当双方之间的距离较远时, 由于运输成本和市场分割的影响, 外资企业难以发挥在产品质量和技术方面的优势, 内资企业受到的压力也就越小。经过第二阶段的技术转移和内资企业的技术吸收, 跨国公司和内资企业的边际生产成本分别降为cf-x和undefined和cf分别表示内资企业和跨国公司的初始边际生产成本。

2 距离和人力资本水平对技术转移和技术吸收的影响

在这一部分, 本文将分析距离和东道国人力资本水平对跨国公司技术转移和内资企业技术吸收的影响。采用递推法求解上述三阶段博弈模型, 在最后阶段, 跨国公司和内资企业分别选择产量以最大化各自在产品市场上的利润, 双方的利润最大化的产量分别为:

undefined

其中undefined。

回到博弈的第二阶段, 跨国公司选择合适的技术转移水平, 最大化自己的净收益, 跨国公司面临的优化问题为:

maxπf= (p-cf+x) Qf- (θx2) /2

将公式1和公式2代入上述优化问题中, 根据净收益最大化的一阶条件undefined, 得出跨国公司最优的技术转移水平为:

undefined

其中bf=b-2cf+ch。

有了上述公式, 我们可以分析外生变量d和θ对技术转移和内资企业技术吸收的影响。首先分析距离变量对跨国公司技术转移的影响, 有如下命题成立:

命题1:存在人力资本水平临界值θ*, 当θ≥θ*时, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而降低;当1≤θ≤θ*, 存在d*, 当1≤d≤d*, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而递增, 当d≥d*时, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而降低。

证明:根据式3,

有undefined, 根据假设df>0, 且分母部分也是大于0的, 则该一阶导数的正负性由分子部分决定。令该一阶导数的分子部分为f (i) =-9θ5d4+9θ4d3+θ3d2-4θ2d+θ, 则f (1) =-9θ5+9θ4+4θ3-4θ2+θ, 可以证明存在1<θ*<2, 当θ≥θ*, f (1) ≤0, 当1≤θ<θ*, f (1) >0。进一步, 容易验证在d≥1和θ≥1的假设下f′ (d) <0。因此当θ≥θ*, f (d) <0。此外, 可以证明在θ≥1的假设下f (2) <0, 根据连续函数的性质, 当1≤θ<θ*, 存在10;当d≥d*, f (d) <0。证毕。

当内资企业与跨国公司子公司之间的距离较远时, 技术转移对内资企业的技术外溢就会减少, 这有利于跨国公司在产品市场上取得竞争优势;但是另一方面, 企业之间距离的增加使得跨国公司无法充分发挥产品质量和技术方面的优势。跨国公司在进行技术转移决策时, 需要对这一两难选择问题进行权衡, 而人力资本水平势必会影响跨国公司的最终权衡结果。由命题1可知, 当东道国人力资本水平较低时, 随着内资企业与跨国公司之间距离的增加, 跨国公司只会转移低水平的技术知识。这是因为距离的增加会降低内资企业的技术吸收能力, 但是如果人力资本水平较低的话, 技术转移产生的技术外溢自然会降低, 因此对于跨国公司来说, 距离降低技术外溢的功能将会弱化, 同时, 较低的人力资本水平还会增加跨国公司的技术转移成本。此外, 企业之间距离的增加会降低跨国公司在产品质量和技术上的优势, 综合上述因素, 跨国公司转移先进技术的激励动机就会降低。当人力资本水平处于较高水平时 (1≤θ<θ*) , 内资企业的吸收能力会增加, 此时尽管距离的增加会降低跨国公司的竞争优势, 但跨国公司需要与内资企业保持一定的距离以降低转移技术所产生的外溢效果, 因此跨国公司的技术转移水平会随着距离的增加而提高。不过, 当双方之间的距离越过某临界值时, 距离增加导致竞争优势进一步降低, 最终其消极的作用大于外溢效应降低的积极作用, 因此跨国公司会降低技术转移水平。

总的说来, 命题1告知我们, 内外资企业之间距离的增加不利于跨国公司转移先进技术, 这主要是由于距离的增加使得市场竞争只发生于较小的区域内, 这降低了跨国公司在产品质量和技术方面的优势, 使得跨国公司转移技术的边际收益降低。如果东道国国内同时存在地方保护主义, 这将会强化距离对于竞争的影响, 跨国公司转移先进技术的动机将会进一步降低。江小涓 (2002) 通过调研发现, 与1997年相比, 在2001年, 跨国公司向中国转移母公司最先进技术和产品的比例大大上升, 江小涓将此归因于中国制造业中竞争性市场结构的形成。竞争性市场结构的培育不仅需要适当数量的竞争者, 还需要打破国内的地方保护主义和市场分割, 形成统一的全国大市场。20世纪90年代末期正是中国社会主义市场经济体制深化的时期, 国内统一的社会主义大市场逐步形成, 同时中国加入WTO已成定局, 对国内产业降低保护前景明确, 所有这些削弱了内外资企业之间的距离对于市场竞争的不利影响, 这使得跨国公司有动机向中国的子公司转移先进技术。

跨国公司向东道国转移先进技术并不必然会产生技术外溢作用, 如果东道国国内企业没有足够的能力吸收这些技术, 那么东道国政府通过引进外商直接投资达到更新技术的目的则难以完成。只有当东道国内资企业吸收这些技术时, 跨国公司的直接投资才会产生技术溢出作用。在本文中, 东道国内资企业的技术吸收部分为x/dθ, 可见, FDI的技术外溢效果取决于三个因素:跨国公司的技术转移水平、东道国人力资本水平和内资企业与跨国公司之间的距离。关于内资企业的技术吸收部分和距离之间的关系, 有如下命题成立:

命题2:东道国内资企业的技术吸收随着与跨国公司之间的距离增加而减小。

证明:令undefined, 则其一阶导数为undefined, 根据假设bf>0, 且该一阶导数中分母部分大于0, 则f′ (d) 的符号完全取决于分子, 容易验证在假设d≥1和θ≥1下, -18θ4d3+21.5θ3d2-8θ2d+2θ总是小于0, 所以东道国内资企业的技术吸收部分总是随着与跨国公司之间距离的增加而减小。证毕。

命题1告诉我们, 跨国公司的技术转移水平与距离之间存在着非线性的关系, 不过由命题2可知, 内资企业对先进技术的吸收总是随着距离的增加而减小。命题2从理论上解释了外商直接投资技术外溢效应的“比邻优势” (Aitken 和Harrison (1999) ) , 也就是说外资企业只对与之相邻的内资企业产生显著的技术外溢效应, 随着内外资企业距离的增加, 技术外溢效应逐渐弱化。技术外溢效应的这种“比邻优势”在我国表现的较为明显, 罗雨泽等 (2008) 利用企业层面的数据通过实证研究发现, 在全国范围内, 外商直接投资对同行业内资企业存在负的技术外溢效应, 而对与之相邻的内资企业则产生显著的技术外溢效应, 并且随着区域范围的缩小, 技术外溢效应存在着增强的趋势。路江涌 (2008) 同样采用企业层面的面板数据实证发现, 在城市范围内, 外商直接投资对内资企业的净溢出效应为正, 而在全国范围内外商直接投资对内资企业的净溢出效应为负。

接下来将分析人力资本水平对外商直接投资技术溢出的影响。从东道国技术进步角度看, 相比于跨国公司的技术转移, 东道国企业的技术吸收意义更为重大。而人力资本水平是影响企业技术吸收能力的重要因素, 从本文模型设定来看, 1/dθ表示内资企业的技术吸收能力, 因此东道国人力资本水平越高 (θ越小) , 内资企业的技术吸收能力也就越强。但是外商投资的技术溢出效应由跨国公司的技术转移和内资企业的技术吸收能力共同决定。东道国人力资本水平对于跨国公司的技术转移有着两方面相互冲突的影响, 人力资本水平较高可以降低跨国公司技术转移成本, 另一方面较高的人力资本水平意味着内资企业较强的吸收能力, 这会降低跨国公司技术转移的动机, 因此技术转移x与人力资本水平θ之间的关系未定。本文接下来分析人力资本水平对内资企业技术吸收的影响, 有如下命题成立:

命题3:东道国内资企业的技术吸收随着人力资本水平的降低 (参数θ增大) 而减小。

证明:令undefined, 则其一阶导数为undefined。接下来的证明过程与命题2的证明相类似, 该一阶导数的符号取决于分子部分, 而-18d4θ3+2.15d3θ2-8d2θ+2d在假设d≥1和θ≥1下总是小于0的, 所以东道国内资企业的技术吸收部分总是随着人力资本水平的降低而减小。证毕。

跨国公司的技术转移并不会自动产生技术外溢效应, 技术外溢的产生与东道国企业的技术吸收能力密切相关, 而人力资本是是吸收能力的一个重要组成部分。由命题3可知, 不管内资企业是否比邻跨国公司, 内资企业的技术吸收部分总是随着人力资本水平的降低而减小。Keller[2]对比分析了南美洲国家和东亚新兴经济体经济增长率的差异, 这两个地区的国家都实行了出口导向的政策以促进本国的技术进步, 但是由于人力资本积累的差距导致了技术吸收效果的不同, 并最终导致了两地区不同的经济增长率。考虑国家内部不同地区之间外商投资技术溢出效应不同, 罗雨泽等 (2008) 发现我国东部地区外商直接投资的正外溢效应大于中西部地区, 顾保国等 (2005) 利用不同省份的外商直接投资和高校在校生比例数据发现, 我国中西部地区外商投资的技术溢出效应尚未完全显现。造成这种地区差异的因素固然有很多, 例如经济发展水平、基础设施, 但人力资本差异方面的影响显然不可忽视。有数据表明我国东部地区人均受教育年限、高校在校生比例都高于中西部地区, 而且东部地区每年吸引了大批的中西部地区的高校毕业生和优秀的人才, 所有这些因素都造成了东部地区的人力资本水平高于中西部地区。

由命题2和命题3可以发现一个有趣的现象, 为了获取一定水平的技术溢出效应, 人力资本水平和距离之间是相互替代的关系, 也就是说为了获得一定水平的技术溢出效应, 当人力资本水平处于较低水平 (θ较高) 时, 内资企业必须与跨国公司保持较近的距离。有如下的引理成立:

推论1:为了获得一定水平的技术溢出效应, 人力资本水平与距离之间存在着相互替代的关系。

证明:由命题2和命题3可知, 内资企业的技术吸收部分x/dθ对于距离变量d和θ都是递减的, 保持x/dθ不变, d必然随着θ的增加而减小。证毕。

该推论有着较强的政策含义, 为了促进技术进步和经济发展, 人力资本水平较为落后的地区有必要大力吸引外商直接投资。因为对于落后地区而言, 短期内难以吸引大量的优秀人才, 对教育的投资也是一项长期工程, 短期内难以收到成效, 为了加快本地区的技术进步和发展步伐, 必须积极利用外部资源。而外商直接投资项目是资金、技术和先进管理经验的集合体, 不仅可以弥补地区发展资金的短缺, 更重要的是可以带来先进的生产技术。我们经常可以观察到世界各国政府为了吸引外商直接投资竞相出台优惠政策, 在一个国家内部不同地区之间为了吸引外资也纷纷出台了相互竞争的地方引资政策。推论1揭示了这种行为背后的合理性。当然从长远的观点看, 各个国家和地方政府更应该增加教育投资增强人力资本积累。

3 总结

在一个三阶段内生博弈模型的基础上, 本文分析了距离和人力资本水平对FDI技术溢出效应的影响, 从理论上证明了Findlay (1978) 所提出的FDI技术溢出效应的“传染原理”, 在人力资本水平较低的情况下, 跨国公司的技术水平转移随着内外资企业距离的增加而递减, 内资企业的技术吸收总是随着双方距离的增加而减小。此外, 本文还发现较低的人力资本水平总是不利于FDI的技术外溢效应的发生。

参考文献

[1]ANDOLFATTO D, MACDONALD G M.Technology Diffusion andAggregate Dynamics[J].Review of Economics Dynamics, 1998, 1 (2) :338-370.

[2]FINDLAY R.Relative Backwardness, Direct Foreign Investment andthe Transfer of Technology:a Simple Dynamic Model[J].QuarterlyJournal of Economics, 1978, 92 (1) :1-16.

[3]江小涓.跨国投资、市场结构与外商投资企业的竞争行为[J].经济研究, 2002 (9) :31-40.

[4]AITKEN B, HARRISONA.Are There Spillovers fromForeign DirectInvestment-Evidence from Panel Data for Venezuela[J].AmericanEconomic Review, 1999, 89 (3) :605-618.

[5]罗雨泽, 朱善利, 陈玉宇, 等.外商直接投资的空间外溢效应:对中国区域企业生产率影响的经验检验[J].经济学 (季刊) , 2008, 7 (2) :587-620.

[6]路江涌.外商直接投资对内资企业效率的影响和渠道[J].经济研究, 2008 (6) :95-106.

FDI效应 篇4

关键词：FDI；对外贸易；经济增长；区域差异；Panel data；豪斯曼检验

中图分类号：F49文献标识码：A文章编号：1672-3198（2007）11-0010-02

1引言

积极引进外国直接投资(FDI)和扩大对外贸易能够促进一国和地区的经济增长，这一观点在学术界已经形成了较为广泛的认识，国内外有很多学者从不同的方面对该问题进行了研究。

我国对外开放以来，对外贸易实现了高速增长，2006年我国进出口总额达到17607亿美元，其中出口额9691亿美元，进口额7916亿美元。同时，FDI在我国也得到了飞速发展，据不完全统计，改革开放20多年来，我国的招商引资工作成效显著，截止到2006年底已累计引进外商直接投资超过4000亿美元，并连续９年成为利用外资最多的发展中国家。在这种现实背景下，我国有很多学者研究FDI和对外贸易与我国经济增长的关系。

从国内研究FDI与对外贸易对我国经济增长效应的现状来看，大都是利用全国总体或某一个省份的时间序列数据，研究FDI或对外贸易对全国总体或者是对我国某一个省份的经济增长的效应。而对我国经济发展水平不同的东部、中部及西部区域，上述研究显然不能够全面地反映FDI与对外贸易对这些区域经济增长的效应及区域之间的差异。

2建立模型

2.1数据说明

本文从《中国统计年鉴》相关年份选取了我国各省、自治区、直辖市1985-2005年国内生产总值(GDP)、进出口总额(JCK)以及实际利用外资额(FDI)的数据，若《中国统计年鉴》相关年份缺失某数据，则查阅了相关各省、自治区、直辖市各年的《统计年鉴》或《统计公报》。

由于西藏和青海数据缺失较多，本文没有选取西藏和青海的数据。而海南省和重庆市成立较晚，为了计量分析的方便，分别将海南省和重庆市的数据归入了广东省和四川省。为了消除价格变动的影响，对各省的GDP数据以1985年为基期用消费价格指数(CPI)进行了调整；为了消除汇率及价格变动的影响，对进出口总额(JCK)和实际利用外资额(FDI)的美元数据用当年的平均汇率转化成为人民币数据，并以1985年为基期用消费价格指数(CPI)进行了调整。

2.2模型说明

首先将全国31个省、自治区、直辖市划分为东、中、西部三大区域，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆。然后将东、中、西部各省、自治区、直辖市的实际利用外资额(FDI)和进出口总额(JCK)作为解释变量，而把国内生产总值(GDP)作为被解释变量，分别建立面板数据模型来分析FDI与对外贸易对我国东、中、西部经济增长效应的差异。所谓面板数据模型，简言之，就是将时间序列数据和横截面数据混合，即将所考察的不同的观测对象（横截面单位）的时间序列数据进行混合，构成的数据即为面板数据。面板数据模型可以克服时间序列分析受多重共线性的困扰，能够提供更多的信息，更多的自由度和更高的估计效率，一般可把面板数据模型分为固定效应模型和随机效应模型。

（1）固定效应模型（Fixed Effects Model）。

所谓固定效应是指面板数据模型中斜率不随横截面和时间变化，截距随个体但不随时间而变化，即把各横截面的差异固定在截距上，模型表述为：

Yit=β1i+β2X1it+β3X2it+uit(1)

其中，i=1、2、3……分别代表东、中、西部地区的各个省、自治区、直辖市；t=1985-2005年；Y表示国内生产总值(GDP)；X1表示实际利用外资额(FDI)；X2表示进出口总额(JCK )；uit~N(0,σ2u)。

（2）随机效应模型（Random Effects Model）。

由前述，固定效应模型是通过截距来刻画各横截面的差异，随机效应模型则是通过误差项来反映这种差异，其基本思想是对于模型(2)：

Yit=α1i +α2X1it+a3X2it+eit(2)

其中，i、t、Y、X1及X2的含义和固定效应模型中代表的含义相同，eit~N(0，σ2e)。随机效应模型是将a1i 作为随机变量，其期望值为a1，即：

a1i=a1+ei(3)

其中，εi~iid(0，σ2ε)。即各横截面的截距有相同的均值，但截距的差异体现在ei中。将(3)代入(2)中，有：

Yit=a1+ ei+a2X1it+a3X2it+eit

=a1+a2X1it+a3X2it+ei+eit(4)

其中，E(εieit)=E(εiεj)=0 (i≠j)，E(eiseit)=E(ejteit)=E(ejseit)=0 (i≠j; t≠s)，E(εi+εit)=0，Var(εi+eit)=σ2εσ2ε

3模型估计及选择

本文利用Eviews4.0软件分别对我国东、中、西部分别估计上述的固定效应模型和随机效应模型，为了消除模型中可能存在的异方差，在实际回归时采用各变量的自然对数，即LNGDP、LNFDI、LNJCK，回归的结果如下。

3.1东部回归结果

（1）东部固定效应模型结果：

LNGDPit=ei+0.0649 LNFDIit+0.4556 LNJCKit(5)

（4.67）①（21.76）调整后的R2=0.951F=4143.37

ei表示东部10个省份的截距值，分别是：北京（3.56）、天津（3.28）、河北（4.70）、辽宁（4.11）、上海（3.58）、江苏（4.38）、浙江（4.30）、福建（3.66）、山东（4.58）、广东（3.70）。

（2）东部随机效应模型结果：

LNGDPit=3.99 + 0.0648LNFDIit+0.4553 LNJCKit +εei(6)

（21.76）（4.69）（21.81）调整后的R2=0.952

3.99表示东部10个省份的截距值的均值，εei表示东部各省份截距与均值3.99的差异，分别是：北京（-0.43）、天津（-0.70）、河北（0.71）、辽宁（0.13）、上海（-0.40）、江苏（0.40）、浙江（0.32）、福建（-0.33）、山东（0.59）、广东（-0.28）。

3.2中部回归结果

（1）中部固定效应模型结果：

LNGDPit=ci+0.044 LNFDIit+0.555 LNJCKit(7)

（3.01）（12.92）调整后的R2=0.882F=1262.60

ci表示中部8个省份的截距值，分别是：山西（4.07）、吉林（3.77）、黑龙江（4.10）、安徽（4.24）、江西（4.08）、河南（4.75）、湖北（4.26）、湖南（4.29）。

（2）中部随机效应模型结果：

LNGDPit= 4.20 + 0.046 LNFDIit+0.552 LNJCKit+eci(8)

（23.54）（3.10）（12.89）调整后的R2 = 0.881

4.20表示中部8个省份的截距值的均值，eci表示中部各省份截距与均值4.20的差异，分别是：山西（-0.12）、吉林（-0.41）、黑龙江（-0.09）、安徽（0.04）、江西（-0.11）、河南（0.54）、湖北（0.06）、湖南（0.09）。

3.3西部回归结果

（1）西部固定效应模型结果：

LNGDPit=wi+ 0.006 LNFDIit+0.577 LNJCKit(9)

（0.355）（15.79）调整后的R2=0.914F=2001.91

（2）西部随机效应模型结果：

LNGDPit=3.85+0.008 LNFDIit+0.581 LNJCKit+εwi(10)

（24.52）（0.492）（15.92）调整后的R2=0.912

从检验结果看，LNFDIit的系数无论是在西部固定效应模型还是在西部随机效应模型中，都不显著。可见，由于1985年至2005年我国西部地区引进的外商直接投资规模较小，对西部地区的经济增长的正效应还没有显著发挥出来。所以，LNFDIit不应该包括在模型中，剔出该变量，重新建立只包括LNGDPit和 LNJCKit 的双变量模型，并进行估计，回归结果如下。

（1）西部双变量固定效应模型结果：

LNGDPit=wi+0.588 LNJCKit(11)

（24.28）调整后的R2 = 0.914

表示西部9个省份的截距值，分别是：广西（3.82）、贵州（4.11）、云南（3.89）、陕西（3.86）、甘肃（3.96）、宁夏（3.07）、新疆（3.57）、内蒙（3.83）、四川（4.45）。

（2）西部双变量随机效应模型结果：

LNGDPit=3.81+0.594 LNJCKit+εwi(12)

（28.72）（24.72）调整后的R2=0.913

3.81表示西部9个省份的截距值的均值，εwi表示中部各省份截距与均值3.81的差异，分别是：广西（-0.02）、贵州（0.27）、云南（0.05）、陕西（0.02）、甘肃（0.09）、宁夏（-0.74）、新疆（-0.26）、内蒙（-0.005）、四川（0.59）。

3.4模型选择

究竟是应该选择固定效应模型还是随机效应模型呢？通常用豪斯曼检验（Hausman test）来选择。豪斯曼检验的零假设是H0：随机效应模型；备择假设是HA：固定效应模型。用于检验的统计量是W=(-)'∑-1(-)~χ2(k)，其中是固定效应模型的斜率系数向量，是随机效应模型的斜率系数向量，∑= Var()-Var()，k是解释变量的个数。经过豪斯曼检验，结果如下：

（1）东部检验结果：

W=0.23p值=0.889

p值很大，不能拒绝零假设，所以应该选择东部随机效应模型，即回归方程（6）：LNGDPit=3.99+0.0648 LNFDIit+0.4553 LNJCKit+eei为东部区域的最终回归结果，且各参数的t统计量及调整后的R2 均表明东部固定效应模型拟合良好。

（2）中部检验结果：

W=0.006p值=0.937

p值很大，不能拒绝零假设，所以应该选择中部随机效应模型，即回归方程（8）：LNGDPit=4.20+0.046 LNFDIit+0.552 LNJCKit+eci为中部区域的最终回归结果，且各参数的t统计量及调整后的R2也表明中部固定效应模型拟合良好。

（3）西部检验结果：

W = 6.94p值= 0.008

p值很小，拒绝零假设，所以应该选择固定效应模型，即回归方程（11）：LNGDPit= + 0.588 LNJCKit为西部区域的最终回归结果，参数的t统计量及调整后的R2表明西部固定效应模型拟合良好。



4模型分析及建议

从以上回归结果可以看出，对外贸易和实际引进的外商直接投资对我国东、中、西部的经济增长有着较为显著的差异。

(1)外商直接投资对我国东部地区经济增长的促进作用相对较大，实际利用外商直接投资每增加1%，东部地区的经济增长就增加0.0648 %；对中部地区经济增长的促进作用相对较弱，实际利用外商直接投资每增加1%，中部地区的经济增长只增加 0.046 %；外商直接投资对西部地区经济增长暂时还没有显著地促进作用。

(2)对外贸易对我国西部地区经济增长的促进作用最大，进出口贸易总额每增加1%，西部地区的经济增长就增加0.588 %；对中部地区经济增长的促进作用其次，进出口贸易总额每增加1%，西部地区的经济增长增加0.552 %；对东部地区经济增长的促进作用相对较弱，进出口贸易总额每增加1%，东部地区的经济增长只增加0.4553 %。

根据以上分析结果，除了外商直接投资对西部地区经济增长暂时还没有显著地促进作用外，对外贸易和外商直接投资对我国的经济增长都有正效应，但对外贸易和外商直接投资对各地区的经济增长的促进作用又有着较为显著的差异。总体而言，从FDI对经济增长的促进作用来看，其对我国东部地区的促进作用最大，对中部的促进作用其次，而对西部没有显著的促进作用。从对外贸易 对经济增长的促进作用来看，其对我国西部地区的促进作用最大，中部其次，对东部地区的促进作用相对中西部较小。而目前我国中西部地区的经济发展水平较东部地区要低，党中央提出了“西部大开发”和“中部崛起”战略来促进中西部的经济发展，鉴于对外贸易和外商直接投资对经济增长有正效应，提出以下建议。

(3)东部地区由于外贸开放度和外资开放度都很高，所以对外贸易和外商直接投资对东部地区的经济增长有较大的促进作用，东部地区应保持对外贸易和外商直接投资的平稳发展，从而继续发挥对外贸易和外商直接投资对东部地区的经济增长的促进作用。但由于东部地区的外资开放度已经很高，可以考虑逐步取消以前给予外商投资企业的超国民待遇，把部分外商直接投资向中西部分流。

(4)中西部地区由于外资开放度较低，从而外商直接投资对中西部地区特别是西部地区的经济增长的促进作用还没有充分地发挥出来。因此，此中西部地区应克服区位弱势，通过优化招商引资的法律环境、拓宽外商投资领域等方式来积极引进外商直接投资，从而使外商直接投资对经济增长的促进作用得到充分发挥。而对外贸易对经济增长的促进作用再中西部地区已经显著地体现出来，所以中西部地区应通过优化进出口商品结构、积极参与区域和全球经济合作等措施，进一步扩大对外贸易的规模，从而提高外贸开放度并进而促进中西部地区经济快速稳健地增长。

参考文献

［1］王涛生,刘宏青.湖南省对外贸易与经济增长关系的实证分析［J］.国际贸易问题，2006,（8）.

［2］翟玲玲,查贵勇.河南省外贸与经济增长的实证分析［J］.国际贸易问题,2006，（9）.

［3］何正霞.经济开放对中国经济增长作用的实证分析［J］.国际贸易问题,2006,(10).

［4］Kavoussi, R. M., (1984)Export Expansion and Economic Growth: Further Empirical Evidence.Journal of Development Economics,14：241250.

［5］Ram, R., (1985)Export and Economic Growth: Some Additional Evidence. Economic Development and Cultural Change, Vol. 33. No. 2.

FDI效应 篇5

中国学者在该问题的研究上主要侧重于在华的外国直接投资对于我国进出口的影响，主要可以归纳为几大类:一类是进行时间序列的实证分析，结果表明FDI促进了我国进口额和出口额，而且FDI对出口的拉动作用主要集中于制成品部门，对于初级产品的影响却不十分显著;另一类是进行横截面的实证分析，使用宏观数据在某一时段的FDI和某两地区的双边贸易额进行回归分析或相关性分析，结果表明FDI对出口有促进作用，如项本武 (2005) 等运用我国不同阶段的贸易和投资数据，进行了一些实证研究。

本文通过对1987年到2006年FDI与出口，进口总量宏观层面上的相关性分析来验证：对华FDI是贸易创造型还是替代型。如果FDI导致东道国更高水平的出口或进口，则FDI是贸易创造型;反之，如果FDI使得东道国的贸易量减少，则FDI是贸易替代型。

一、计量模型的建立和变量的选取

1、变量的选取。

(1)贸易规模量。作为被解释变量的双边贸易，可以选择进口、出口或进出口额。鉴于投资既影响出口又影响进口，本文将分别对进口(IM)，出口(EX)进行分析。(2)直接投资变量。为了分析外商直接投资对贸易的影响，本文在解释变量中加入1987年到2006年各年的外商直接投资额(FDI)。(3)外商投资企业的进出口量。通过引入外商投资企业的进口(FIM)和出口(FEX)来分析跨国公司的进出口活动对东道国进出口量的影响。

由此建立用于分析中国进出口贸易与FDI关系的多元线形回归模型：

2、样本和数据的来源。

本文的样本时期为1987-2006年，共20年，进出口额，GDP, FDI, FIM和FEX的年度统计数据来源于《中国统计年鉴2007》和《中国对外经济贸易年鉴》。

二、实证研究结果

1、1987年到2006年FDI流入对中国商品进出口的总体影响的回归分析

本文对两条回归方程分别进行多元线性回归分析，由EVIEWS5.1计算结果如下表：(见表1)(见表2)

由上述两表的计算结果得知，回归方程调整后的都在0.9以上具有很高的拟和度，并通过了DW检验和P值检验，因而可以断定方程可以较好地说明FDI流入对中国进出口的影响以及中国进出口贸易流量的决定问题。回归结果表明：第一，FDI与中国进口呈负相关，从FDI前的系数可以看出，每增加1亿美元的FDI，进口量就减少0.544亿美元，两者之间存在替代性，然而FDI与出口额呈正相关，从FDI解释变量前的系数可以看出，增加1亿美元的FDI，出口量增加为0.426亿美元，FDI对出口具有很强的促进作用，是互补关系;第二，外商投资企业的出口和进口对中国出口和进口都具有正相关，而且从无论从其变量前的系数或是从T检验值来看，具有非常大的显著性。由此可见，外资企业的产品进出口对我国进出口贸易规模的增长具有显著性作用，我国利用外资的直接效应十分明显。

2、FDI的贸易效应分析。

中国的直接投资与贸易流量存在很强的正相关性, 表明外来直接投资可以促进贸易流量, 说明外来直接投资与双边贸易流量之间存在着互补关系。一般而言, 外来直接投资的对外贸易效应主要体现在四个方面: (1) 贸易替代效应, 一种商品可以通过贸易或投资方式进入一国市场, 选择了直接投资便会替代贸易; (2) 贸易创造效应, 外来直接投资可以在母国和东道国之间创造新的贸易机会, 使贸易在更大规模上进行; (3) 贸易补充效应, 外来直接投资往往会带来维修等后续支持性活动的发展, 从而促进和增加贸易机会; (4) 市场扩展效应, 外来直接投资实现的生产扩大, 既会加深对东道国的市场渗透, 也会进一步扩展第三国市场, 从而使贸易导向的生产带来贸易量的净增。

三、以日本为例出口导向型对华直接投资的贸易效应

日本对华直接投资始于20世纪60年代末，但直到80年代前半期其规模都非常小。80年代中期以后，日本对华直接投资稳步发展，90年代中期达到高峰。受1997年亚洲金融危机的影响，90年代后半期日本对华直接投资出现了大幅度回落。2000年开始，日本对华直接投资再次步入稳步发展的轨道。

值得关注的是，日本对华直接投资，特别是制造业部门的FDI主要是出口导向型，通过生产能力向发展中国家的转移，日本的跨国企业把先进的生产技术，知名的品牌，完善的全球配送体系同东道国低廉的生产成本结合起来，以增强它们的国际竞争力。根据日本财政部 (2002) 的一项调查，2001年日本跨国企业在中国制造业的产品有65%以上销往国际市场。

根据日本对华FDI以及日本跨国公司对外出口的数据，我们得出了以下结论：在中国低成本的生产逐渐替代母国的生产大大地促进了中国的出口，减少了中国对该产品的进口;出口与FDI之间具有显著的双向因果关系。日资企业的外溢效应增强国内企业的出口竞争力，在华日资企业产品大量返销日本的同时, 又会促进中国价廉质优的纺织品与服装、机电类工业品的对日出口, 日资企业的出口具有带动效应;另一方面，日资企业制成品的大量出口, 意味着在中国生产的产品具有较强的国际竞争力。它不仅可以满足日本国内的进口需求, 而且还可以扩大对与其消费偏好、要素禀赋相似的国家的出口, 如北美、欧洲的国家等。因而在预期看好的情况下, 日本厂商就会增加对中国的再投资, 实现出口带动FDI流入的良性循环。

四、结论

以上本文对贸易和投资关系进行了分析，实证结果表明FDI对中国出口具有互补性，对进口具有替代性，由此，本文给出利用FDI促进中国对外贸易发展的对策如下：(1)吸引外商直接投资有利于扩大我国的贸易总额，从而发展了我国的对外贸易。发达国家和我国周边的许多新兴工业化国家为了实现本国的产业结构升级，通过FDI在我国进行加工生产再出口或是直接进行生产，一方面利用了我国廉价劳动力的和资源丰富的比较优势，另一方面加速了本国本来就想淘汰的传统产业的退出进程，从而在资源有限的情况下，发展本国的比较优势产业，最大限度地实现资源转化效应和利益。这么做的结果使得这些国家原本本国生产出口到他国的转变为到中国生产加工出口到他国。这虽有利于增加我国出口贸易总额(由回归方程的FEX的系数可以看出，FEX对EX具有很大的促进作用)，但加工贸易对促进我国产业结构升级的作用有限。从长期看，要继续保持外资企业贸易高速、稳定的增长，关键在于提高其出口质量，即增加技术和资本密集型产品的出口，同时要对其进口实施更为有效的管理，各种旨在提高外商直接投资贸易效应的努力，都应以促进结构化为核心。(2)中国传统的FDI政策是在以比较优势为基础的出口导向战略条件下引进FDI，这客观上起到了提高劳动力资源使用效率、发挥资源禀赋的比较优势、促进出口产品的结构优化等作用，然而发达国家跨国投资的真正目的在于利润、东道国市场以及加强自身的国际竞争力，为此，中国要改变自身在国际竞争中的不利地位，引进FDI及外贸发展的模式选择应以竞争优势为导向，也就是将比较优势与新技术优势发展模式结合起来，在充分发挥现有比较优势的基础上，通过吸收先进国家的技术，制度，管理来支持进行技术创新、制度创新、结构创新从而实现出口产业国际竞争力的迅速提高。

国际资本不断扩大的趋势成为带动国际贸易高速增长的原因, 而国际贸易的高速增长又促使了国际直接投资的进一步扩大, 国际资本和国际贸易的发展呈现不断增强的相互促进, 相互融合, 相互影响的趋势。

摘要：本文通过对1987年到2006年中国进出口额和FDI的多元线性回归分析得出FDI对中国出口具有互补性, 对进口具有替代作用, 既而提出如何利用FDI促进中国贸易发展的对策和建议。

关键词：FDI,出口,进口,实证分析

参考文献

[1]、王英, 刘思峰.对外直接投资贸易效应的实证研究综述[J].对外经贸实务, 2006　年 (, 12) :57-60.

[2]、项本武.中国对外直接投资的贸易效应[J].统计与决策, 2005　年 (, 12) :84-85.

税收优惠对吸引FDI的效应分析 篇6

(一) 相关理论与文献综述

Dunning (1973、1981) 首先提出了一个较为完善和综合的解释外国直接投资的理论, 通常称为“折衷理论”, 根据该理论, 企业对外直接投资必须同时具备三个优势:所有权优势、内部化优势以及在东道国的区位优势。与本文直接相关的是该理论对外商投资区位选择的分析。Bond在东道国政府和外商之间存在信息不对称的前提条件下, 建立了一个税收优惠作为政府信号发出的理论模型, 他们分析认为税收优惠政策可视为东道国政府发出的一种信号, 表明本国的经济发展潜力, 以区别于其他国家, 从而达到有效吸引外资的目的。对于工资水平对FDI的影响, Yeon (1992) 在研究新兴工业化国家资本流向时得出了流向发展中国家的投资大都为获取廉价劳动力的结论, Coughlin等对1981-1983年美国50个州外商直接投资状况进行了研究, 发现人均收入、交通设施等与外资呈现正相关关系, 高工资、高税收则呈负相关关系。

(二) 相应变量假设

我国自1979年起, 随着《中外合资企业法》的出台, 首先在东南沿海建立了经济特区, 实行外资税收优惠政策, 并逐步扩展到整个东部沿海地区以及中西部地区。作为计划经济向市场经济转轨的发展中国家, 外商对我国的政治和经济环境存在较强的信息不对称, 对到中国投资普遍存在信心不足, 在这种情况下, 我国政府提供的一系列税收优惠政策可以起到很强的信号作用, 因而对FDI可以起到较大的激励作用。随着改革的深入, 各地区的市场化程度存在较大的差异。因此, 对于税收政策我们提出假设1:我国的税收优惠政策将促进FDI的引进。而对于收入水平, 这既是衡量一个地区发展水平、市场化程度的一个标准, 同时又是一个地区劳动力成本的体现, 而根据上文的文献综述, 我们可以看到, 这两种效应是呈相反关系的, 所以我们的设想是:外资更倾向于非劳动力密集型的直接对外投资, 在一定范围内, 劳动力成本的影响并不明显。

二、计量回归检验以及相关解释

(一) 数据来源以及变量描述

1、数据的选择

本文选择13个省市作为分析样本, 其中包括:3个最先开放省市 (广东、福建、海南) 、6个沿海开放省市 (浙江省、江苏省、上海、山东省、天津、辽宁省) 和4个内陆省市 (湖南、湖北、四川、陕西) , 利用上述省市1986-2007年的相关数据进行回归分析。本文的数据主要来自各期的《中国城市统计年鉴》。

2、变量描述

(1) 因变量的描述。本文主要研究税收优惠政策对FDI的影响, 因此各地FDI的规模是本文的因变量。考虑到地区的经济规模会影响到外商投资的绝对金额, 因此, 我们用各地区每年吸引的实际外商投资金额除以该地区当年的固定资产投资额得到外商的地区投资倾向。 (2) 解释变量的描述。税收优惠 (Tax Preference, TP) 程度的测量一直是一个很难以量化的指标, 本文设计了一个税收优惠指数来反映一个地区享受税收优惠政策的程度, 即税收优惠指数与享受税收优惠的程度成正比。为了反映税收优惠政策的阶段性和层次性, 本文按照税收优惠政策的调整时间和优惠程度来确定各个城市不同时期的税收优惠指数。我们以1992年作为分界点, 1992年以前, 经济特区的税收优惠指数为2, 沿海港口城市的税收优惠指数为1, 内陆省会城市为0。1991年外资企业所得税合并, 考虑到税收优惠政策激励作用的滞后效应, 从政策调整的下一年, 即1992年起, 经济特区和沿海港口城市的虚拟变量值增加1。1992年进一步开放了内陆省会城市, 因此, 1992年起内陆省会城市的税收优惠指数从0增加到1。2001年配合西部大开发战略, 给予西部地区更优惠的税收待遇, 因此, 2002年起西部省会城市的税收优惠指数增加到2。

通过对文献的回顾我们发现, FDI的区位选择总是受该地区经济发展水平、开放程度、劳动力成本、基础设施状况等因素的影响。在这里, 我们发现经济发展水平、开放程度、基础设施和劳动力成本四个变量之间存在高度的相关性。同时由于FDI大量流入我国与我国低廉的劳动成本也有很大的关系。所以在模型中我们只选取工资作为代表变量, 来替代四者综合因素的影响, 即职工平均工资水平来衡量劳动力成本。

(二) 模型的建构

回归模型如下:为了使FDI和各影响因素之间的关系更接近线性, 我们对取值为绝对值的变量取对数, 由于某些省市在某些年度的税收优惠指数为零, 无法取对数, 因此我们采取对优惠指数统一加1来处理。然后对各省市的面板数据进行回归。模型基本设定如下:

下面我们将采用面板回归的方式对数据进行处理, 以观察在考虑不同界面效应下的回归关系。这里我们仍以全部数据作为样本, 观察税收优惠对FDI流入的促进作用。通过HAUSMAN检验, 我们发现在该样本中, 固定效应模型更为合适, 所以以下回归结果都是基于固定效应模型。回归的结果如下所示:

方程1:

方程2:

方程1是对1986-1991年各变量对FDI影响的估计。其结果表明, 税收优惠对FDI的影响在统计上非常显著, 但回归系数 (1.183) 小于总体样本回归得到的系数值 (1.34) 。可以认为这是我国的投资环境尚不完善等因素造成的。劳动力素质低下、基础设施不完善等不利外部条件阻碍了FDI的大量流入。所以在1986-1991年, 即使政府给予很高的税收优惠, 也无法吸引大量的外商投资。同时考虑到1989年、1990年我国的政治环境很不稳定, 为避免投资风险, 外商也不会在这时对我国贸然投资。方程2是对1992-2006年各变量对FDI影响的估计。税收优惠对FDI的影响更加明显。回归系数 (1.37) 远大于1992年以前的系数 (1.18) 。随着我国市场化进程的逐渐加快, 基础设施和劳动力的质量都大大改善, 为FDI的流入创造了良好的外部环境。同时我国经济20多年保持两位数的增长速度, 不断扩大的市场规模也不断促进中FDI的涌入。这时, 政府的税收优惠就会被这些外部因素放大, 使FDI对税收优惠的弹性较1992年以前更大。

观察上述两个个方程, 可以看出劳动力成本即工资一直与FDI保持着正相关关系。同时我国的工资总体水平与周边国家和地区相比很低, 具有很大的优势, 因此工资一定程度的涨幅对企业成本并没有实质影响, 工资水平的高低更多地是反映了企业的劳动力质量。而对比1992年前后劳动力成本对于FDI量的影响, 我们发现, 劳动力成本的系数明显降低。这说明随着我国劳动力质量总体水平的提高, 以及工资水平大幅上升所导致的我国劳动力成本相对优势的逐渐丧失, 同时随着内地和中西部地区的逐渐开放, 外资也大量流入低工资水平的地区, 使得工资对FDI的正的影响逐渐减弱。同时, 工资的高低很大程度上也和整体发展水平有很大关系, 而根据集聚效应理论, 同类厂商集聚也是一个可能的原因, 大量国际厂商的投资集聚本身就是一个吸引FDI的重要原因。同时还有一种可能性是在税收优惠政策实行的同时, 其他相关的政策措施的出台放大了税收政策的效应。所以, 开放程度以及整体国民经济状况的向好等其他因素对FDI的吸引作用大于其带来的相应人力成本上升的损失。而针对假设二, 我们将上述13省份分成各个区域, 优先开放省市、沿海省份、内陆省份, 并将各个省份中的数据求简单平均值, 并得出以下回归结果 (见表3、表4) :

由以上结果不难看出, lntpa即税收优惠政策的效用为经济特区 (4.13) 〉沿海地区 (1.96) 〉内陆地区 (0.82) , 而且内陆地区的相应变量还没有通过5%置信区间的显著性检验, 可以看出, 内陆地区由于其所处区位问题, 对于FDI的吸引力不强, 最终导致了外商投资者对内陆的税收优惠政策的冷淡, 同时, 由于内陆的发展迟于沿海, 可以预见在聚集效应理论下, 其对外商的吸引显然小于已有相应外资的沿海省份。同时, 人均工资此时出现沿海经济特区对其敏感程度要远小于其他两个区域, 这很可能是经济特区的市场化程度已经比较高, 所以其作用已趋于弱化, 相反, 劳动力成本可能影响并没有减弱, 这就直接导致了其相关系数的减小, 而内陆和沿海地区则反映出对工资水平的反应相对更为敏感。

三、结论和政策建议

第一, 模型回归结果显示, 税收优惠政策是吸引外资的重要动力。除此之外, 经济发展水平和基础设施等因素也对外资的流入有显著的影响。

第二, 本文的研究结果说明:我国以往实施的区域型税收优惠政策对吸引FDI、促进当地经济发展确实起到了明显的作用, 但是这种自西向东的梯度税收优惠政策加大了地区发展的差距, 影响了我国经济的均衡发展。目前我国加大了对西部地区的税收优惠政策倾斜, 相信在不久的将来, 西部地区的外商投资规模必然会有所增长。

摘要：文章主要以1986-2006年的我国13个省、直辖市的税收优惠与职工平均工资以及FDI相关数据进行区域对比以及整体随时间变化趋势的计量分析, 力求论证相应变量对经济开放区域吸引外商直接投资的影响及作用, 同时给出相关政策建议。

关键词：职工平均工资,劳动力成本,税收优惠,FDI

参考文献

[1]、姚文宽.我国税收优惠政策与FDI关系研究[D].武汉理工大学, 2006.

[2]、崔光磊.我国吸引外商直接投资的影响因素分析[J].当代石油石化, 2006 (9) .

[3]、刘丙运, 刘榆琳.我国引进外商直接投资影响因素的实证分析[J].国际贸易问题, 2006 (4) .

[4]、吕晓英, 吕胜利.外商在华直接投资与经济增长关系的实证分析[J].甘肃社会科学, 2003 (6) .

FDI效应 篇7

关键词：外商直接投资,技术溢出,吸收能力

改革开放以来, 我国积极出台鼓励外资政策, 加强国际经济交流与合作, 大力吸引外商投资。经过数十年的积累, 我国外商直接投资规模日益增加。根据中国统计年鉴的数据资料, 截至2013年底, 我国实际使用外商投资额共计13936.95亿美元, 每年实际使用外商投资额从1994年的337.67亿美元增加至2013年1175.86亿美元, 2013年吸引外资数量约占全球总量的8.2%, 位居世界第二位, 总体呈稳定增长态势。然而, 随着现今科学技术的发展, 知识经济迅猛发展, 我们不再满足于引入外资总量的提高, 转而更加注重利用外资溢出效应提高我国管理经验、组织效率、科技水平、创新能力等。本文旨在通过对FDI知识溢出机制及影响因素的归纳研究, 分析如何更好地利用外资, 提高外资利用质量与效率, 并给出相关政策建议。

1 FDI技术溢出文献综述

FDI技术溢出效应是指跨国公司在东道国进行性直接投资, 带动当地技术和生产力的进步, 而跨国公司不能获取其中全部收益的一种外部效应 (Mcdougall, 1960) 。从国别角度看, 部分学者认为FDI对东道国有明显技术溢出效应。如Caves (1974) , Globerman (1979) 和Lee Branstetter (2006) 对澳大利亚、加拿大和日本的研究。也有部分学者认为FDI技术溢出效应并不明显, 甚至为负向。如Haddad & Harrison (1993) , Kokko (1994) , Atiken & Harrison (1999) 对摩洛哥、墨西哥及委内瑞拉的研究。对于对华FDI技术溢出效应同样存在上述两种不同观点。何洁 (2000) , 冼国明与严兵 (2005) , 王欣 (2010) 等均认为FDI会带动国内技术进步。然而, 袁诚&陆挺 (2005) , 蒋殿春&张宇 (2006) , 马野青&林宝玉 (2007) 等人均认为FDI对国内技术进步未产生积极作用。

2 FDI知识溢出效应的影响因素

2.1 吸收能力

一国经济是由无数个个体经济相互关联, 相互交织, 相互影响而构成, 微观的企业发展影响着宏观的社会经济发展, 国家的科技进步依赖于企业的创新能力, 而企业的创新能力主要在于其研发投入:研发成果可直接促进技术进步, 同时间接地提高了企业学习、模仿、吸收外来技术的能力。本文主要从研发和人力资本两方面阐述吸收能力对FDI知识溢出的影响。

2.1.1 基于研发水平的吸收能力

一种理论认为, 知识具有很强的自我积累性和路径依赖, 即新知识的产生是基于已有知识的基础, 较大的现存知识量意味着企业具有较强的研发能力开发更多的新知识产品。因此适当的内外资企业技术差距有利于国内企业吸收外资企业的技术扩散, 但若差距水平过大, 虽提供了更广阔的学习空间, 但可能由于受限于其自身能力水平, 减弱甚至妨碍外资的技术外溢效果 (Cohen& Levinthal, 1989) 。

新增长理论则认为技术存在趋同效应, 后发国家可在外商投资技术溢出过程中利用与发达国家的技术差距不断发展自身科技最终实现赶超发达国家的策略。他们假设知识具有非竞争性, 新知识被生产出来后, 学习、复制和再生产这种新知识的成本很低。随着产业在国家间的转移, 生产产品所应用的技术知识也随之转移。而且由于技术模仿的成本远远低于技术创新的成本, 企业也倾向于学习和模仿国外先进企业的技术。此外, 新增长理论还假设模仿成本与可供模仿的知识产品选择成反比。即承接技术转移的国家模仿选择余地越大, 其模仿成本越低, 回报率越高。基于上述观点, 新增长理论认为引资国企业与外资企业技术差异越大, FDI技术外溢效应越明显。

然而, 我国学者对FDI技术外溢效应的实证研究却不支持上一观点。刘辉煌等 (2009) , 孙江永等 (2011) 和沙文兵 (2013) 的实证分析均支持内外资企业技术差距与FDI知识溢出存在“倒U型”关系, 只有技术差距小于某一门限值时, 企业间会产生相对充分的竞争, 内资企业学习吸收外资企业技术溢出效果较明显。若实力相差悬殊, 可能导致内资企业在竞争中阻力较大, 抑制妨碍企业吸纳技术外溢。

2.1.2 基于人力资本的吸收能力

历经两次工业革命, 人类社会已经步入知识经济时代。“知识”成为促进生产力发展的重要生产要素。人作为知识的生产者、创造者和发展者, 作为知识经济的主导者, 运营者和推动者, 无疑已经成为社会经济发展的关键。科技的进步和生产率的增长依托于人力资本进行的知识创新, 高水平的人力资本推动并完善着经济社会发展。同样, 人力资本是东道国企业吸收外资企业技术外溢的关键因素。东道国良好的人力资本基础是学习外资先进科技的前提。

首先, 人力资本的数量和规模影响引入FDI的数量和规模。较大的人口基数意味着充足的劳动力资源和更加广阔的市场前景, 意味着更多的跨国公司和国际直接投资的进入, 是外资产生溢出效应必不可少的条件。实证研究也表明FDI对一国经济增长的作用受东道国人力资本临界值影响, 即只有东道国人力资本存量足够丰裕时, 东道国才能受益于FDI的技术外溢。

其次, 人力资本的质量和素质影响引进外资企业的能力和水平。第一, 高质量的人力资本会吸引大量技术和资本密集型企业, 相较于劳动和资源密集型企业, 前者拥有更大的技术溢出潜力。第二, 外资多实行本土化战略, 雇佣和培训当地员工, 通过人力资本流动, 这些劳动者本身都会成为技术溢出的载体。第三, 本地企业较高的员工素质和人力资本水平均有益于企业更好地学习消化吸收及运用外资企业的先进科技。

最后, 人力资本结构影响本地企业吸收外资企业技术溢出的效果和程度。M.Lankhuizen (2001) 以研发人员 (工程师, 科学家) 占总人口的比重代表人力衡量的绝对水平, 以直接参与到生产活动中的研发人员占全部研发人员的比重代表人力资本的内部结构, 通过实证对比研究二者对FDI技术溢出效果的影响, 发现后者能更好地衡量一国的吸收能力, 由此其提出企业的研发活动效果更为直接, 为提高本国吸收能力, 应多鼓励研发人员从事具体的企业实际生产和经营活动。

2.2 劳动力市场发展程度

FDI技术溢出效应可通过内外资企业间的人员流动实现, 即受过外资企业培训的原外资企业员工流动到内资企业工作, 带来先进的管理经验和生产技术。高效的劳动力市场允许各类人才跨区域和跨行业充分自由流动, 内资企业容易获得能模仿、使用外资企业技术并加以创新的人才。然而, 当今中国国情为劳动力市场供大于求, 人才价值被低估, 外资以其高工资, 高福利待遇, 高效的管理和完善的培训发展系统吸引了大量高素质人才, 外资企业员工往往不愿离开原企业, 因此我国低效率的劳动力市场往往阻碍了我国内资企业吸收外资企业的技术外溢。

2.3 企业规模

企业作为微观经济主体, 在国家技术进步中发挥着不可替代的作用。而有关企业规模对企业自身创新能力的影响目前存在两种大相径庭的观点。其中一种理论以“熊彼特假说”为代表, 认为二者是正向相关的。他们认为企业规模越大, 其在规模经济, 风险承担和融资便利等方面拥有越大的优势, 技术创新就越有效率。另一种观点则认为企业拥有垄断地位后, 创新积极性会被削弱, 进而阻碍创新能力的提升。我国部分学者分别以省际面板数据 (张海洋, 2010) , 工业行业面板数据 (吴延兵, 2008) , 和高技术产业面板数据 (沙文兵, 2013) 为基准, 就企业规模对企业创新能力做了实证分析, 其结果均支持“熊彼特假说”, 即企业规模越大, 其创新能力越强, 越有利于吸收消化并改进外资带来的先进技术。

2.4 东道国金融市场

外商到东道国进行直接投资运作以及东道国进行技术学习模仿和创新都需要稳定高效且发达的东道国金融市场的支撑。一方面, 当地宽松的贸易环境, 有利的信贷支持和高效透明的金融系统是吸引外资的重要因素, 尤其是一些技术密集型资本密集型的企业, 更加渴望东道国金融市场的支撑。另一方面, 融资方便程度直接影响本地企业利用新技术的能力。企业承接国际间产业转移, 学习外资先进技术, 需要大量的财力、人力、物力, 如购买新设备、新技术, 员工职业技能培训, 或企业兼并重组等, 有些企业内部融资不足, 必须依赖外部投资, 这就需要东道国发达的金融市场为其保驾护航。

如今, 我国金融市场形势不容乐观。金融体系效率低下, 信贷结构严重扭曲。国有企业更加易于从信用垄断的国有商业银行获得商业贷款, 而更具组织灵活性, 投资效率更高的非国有企业却较难从正规金融市场上获得融资 (阳小晓, 赖明勇, 2006) 。随着改革开放的不断深入, 引资规模的不断扩大, 我国低效率的金融市场已很难满足内外资企业融资的需要, 最终FDI竞争效应超过其技术溢出效应, 进而使得FDI净溢出效应为负 (赵奇伟, 张诚, 2007) 。

此外, 经济开放度, 政府政策, 市场竞争环境, 东道国知识产权保护程度, 东道国基础设施等都对FDI技术溢出效应产生或多或少的影响, 本文在此不予详述。

3 FDI知识溢出效应的作用机制

3.1 示范效应

FDI技术溢出示范效应是指内资企业通过模仿和学习外资企业的新技术, 新产品, 生产流程, 管理经验等, 提高自身科技水平。由于企业进行自主创新, 研发新产品等活动具有费用高、风险大、回报率未知等特点, 企业更倾向于模仿和学习其他企业已有的新产品新技术, 节约成本, 控制风险。

然而, 目前我国内资企业通过示范效应吸收的外资技术溢出效果并不很突出, 原因如下:第一, 大部分外资在我国进行直接投资是以利用我国丰富且廉价劳动力资源和自然资源为目的, 因此投资的企业大多为劳动力密集型, 资源密集型或一些加工装配类企业, 该类企业本身并不具备先进的生产技术和管理经验。第二, 为防止商业竞争, 维护公司利益, 跨国公司很少在东道国进行核心技术的研发和转移, 其核心技术往往控制在母公司手中, 并未随资本转移。第三, 能进行直接模仿学习的技术多是低水平的如外包装, 产品设计等简单工艺, 对国家科技创新意义不大。

3.2 竞争效应

FDI技术溢出竞争效应是指外资企业进入东道国市场后, 由于其资金技术等优势, 加剧了东道国市场的竞争程度, 迫使东道国企业加大研发力度, 加速资源设备更新, 加快生产技术革新。跨国公司到我国投资设厂, 多是瞄准我国广阔且潜力巨大的国内消费市场。面对外资企业的威胁, 国内企业必须加快技术开发速度, 提升自身科技管理水平, 以保持其市场竞争力, 以创新寻求新的发展空间, 最终促进我国科技水平的整体提高。

3.3 人力资本流动效应

FDI技术溢出人力资本流动效应是指经外资企业培训的当地员工, 尤其是管理人才和科技人才流入本地企业, 提高了本地企业的人力资本积累。其具体溢出路径如下:

3.3.1 东道国人力资本质量的提高

跨国公司在东道国投资, 往往在管理上实行本土化战略, 雇佣当地员工。为保持其自身的市场竞争力, 通常会组织对东道国企业员工的技术, 技能和管理培训。这直接增加了一国产业内的知识积累和人力资本存量, 为东道国科技创新储备了不可多得的人才。

3.3.2 人力资本流动与转移

曾就职于外资公司并接受过良好技能和管理培训的人才通过向本地企业流动或自主创业, 必然会再去未来的职业生涯中应用到其之前学过的知识经验, 就会间接地带动外资公司先进科学技术和管理经验的转移。

3.3.3 其他溢出路径

除上述两条溢出路径外, 外资企业还可通过与当地科研院校合作研发, 员工在日常生活中包括诸如市场前景, 融资手段, 管理经验, 人才选择等方面的非正式交流, 制定更高的行业标准, 促使本地企业革新生产工艺提高管理手段等途径, 向东道国产生溢出技术知识。

3.4 前后企业关联效应

FDI技术溢出前后企业关联效应是指外资企业通过与内资企业产业链之间的关联带动上下游产业链上的国内企业的技术进步。一方面, 外资企业带来的先进设备和技术产品会无形中提高购买其设备产品或服务的当地企业的产品质量和生产效率, 产生前向链接效应;另一方面, 外资企业在向上游产业中的内资企业购买原材料, 中间产品或服务的过程中, 对其生产及管理提供一定技术援助与支持, 并可对内资企业提供的产品提出一定的生产标准, 迫使当地供应商不断提高自身的科技水平, 产生后向链接效应。

4 结论及政策建议

外资, 作为弥补一国资金缺口、带动市场经济活力、传播先进生产技术和管理经验的重要工具, 对我国改革开放后的经济发展和科技进步均做出了突出贡献。在科技、知识地位愈显珍贵的今天, 如何提高利用外资效率, 提高FDI知识溢出能力成为未来我国引资方向及政策制定的关键问题。针对上述问题, 本文给出下述政策建议:

4.1 加大政府及企业R&D投入, 提升企业自主研发及吸收能力

企业自身的研发水平是企业求得生存发展的基础, 是社会科技进步发展的源泉。本土企业良好的技术水平, 创新能力和竞争实力不仅说明企业拥有更强的模仿吸收外来科技的能力, 而且可以“以竞争求技术”, 促使外资企业不断提升在华技术水平。因此, 企业要加大研发力度, 政府给予适当引导, 建立有效的研发机制和创新激励制度, 提高自主创新能力, 提升企业及社会的整体技术水平。

4.2 提升人力资本水平, 完善人力资本流动机制

人力资本的数量、质量、结构及流动性影响和制约着FDI知识溢出的效果, 只有东道国人力资本超过某一临界值时, 才能顺利承接外资企业的技术转移。因此, 我国应继续加大教育投入, 鼓励企业对员工技能及知识培训, 提高整体国民及劳动者素质, 奠定良好的人才基础。建立人才激励机制, 完善分配政策, 充分调动人才的积极性。畅通人力资本流动, 本地企业通过完善自身, 正确认识人才价值, 改革薪酬及福利待遇等, 提高对人才尤其是外企高素质员工的吸引力。

4.3 积极推进金融体制改革, 为内外资企业发展提供便利

目前, 我国的金融市场尤其是融资结构不合理已不能满足内外资企业谋求科技进步和自身发展的需要。因此, 提高我国金融市场水平, 提高信贷利用效率, 降低企业融资成本对我国吸收FDI知识溢出刻不容缓。

参考文献

[1]赵奇伟, 张诚.金融深化、FDI溢出效应与区域经济增长:基于1997-2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究, 2007 (05) .

[2]阳小晓, 赖明勇.FDI与技术外溢:基于金融发展的理论视角及实证研究[J].数量经济技术经济研究, 2006 (6) .

[3]Mac Dougall G.D.A.1960, “The Benefits and Costs of Private Investment from Abroad:A Theoretical Approach[J].Economic Record 36.

FDI效应 篇8

资本易变性意味着资本流动的不稳定性, 已有的文献主要从两个方面阐述了资本易变性对经济运行造成的负面作用:

1.增加金融体系的风险, 引发货币及国际收支危机, 甚至有可能引发跨国界的金融危机。Calvo和Mendoza (1996) 认为, 墨西哥国际收支危机的根源在于高度的资本易变性以及金融全球化。Kaminsky和Reinhart (1999) 认为, 国际资本流动的易变性会增加金融危机发生的可能。Ozan Sula对38个新兴市场国家1990—2003年的实证分析表明以证券投资为主的短期资本流入激增会增加之后资本急停的可能性, 资本流入激增和其后的资本逆转或急停是新兴市场国家货币危机的特征。Calvo (1998) 的研究认为, 资本急停会导致金融危机与国际收支危机。Calvo和Mendoza (2000) 的分析指出金融全球化有可能弱化投资主体收集信息的动力, 强化羊群行为, 从而推动危机在市场间的相互传染。

2.损害相关经济体的经济稳定, 放大宏观经济变量及经济周期的波动幅度, 增加经济增长的不确定性。Alejandro (1998) 认为短期内国际资本净流入激增会导致总需求的过度膨胀, 推动通货膨胀及实际汇率提高, 增加经常账户赤字。Calvo (1998) 认为资本流入的高度易变性会破坏资本及信贷渠道, 导致相对价格的剧烈变动。Easterly、Islam和Stiglitz (1999) 认为国际资本的剧烈波动有可能带动国内资本随之外逃, 从而严重影响本国的投资和储蓄。Firat Demir (2006) 对阿根廷、墨西哥、土耳其的面板数据进行研究得出短期资本流动易变性对私人部门的新增投资及国内投资率有负向的影响。Michael M.Hutchison和Ilan Noy (2006) 对24个新兴市场国家1975—1997年的面板数据进行分析, 得出资本急停 (sudden stop) 对产出有负向冲击, 且累积效应明显。

二、非FDI资本流动易变性的经济效应分析

学术界对于非FDI资本易变性对东南亚地区宏观经济的影响做出了较多的定性研究, 尤其关注非FDI资本易变性在东南亚金融危机前后对其经济运行的影响, 而这方面的定量研究并不多。本文选取了八个亚洲国家 (中国、印度、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、新加坡、泰国) 1989—2002年的面板数据, 研究东南亚金融危机前后非FDI资本流动的易变性对宏观经济变量GDP的影响, 探讨非FDI资本流动的易变性在扰动宏观经济指标GDP方面的作用。

(一) 模型设置、指标选择和数据来源

根据相关经济理论, 一国的GDP增长呈现一种趋势性, 当期GDP的增长与前一期的GDP增长有较高的相关关系。同时, 影响GDP的经济变量的效应可能存在时滞效应, 当期的GDP变化不仅与当期非FDI资本流动易变性有关, 还有可能受前一期的非FDI资本流动易变性的影响。因此, 本文考虑建立模型:

其中, i代表不同截面 (各个样本国家) , t代表不同时期;ci为截距项;lgdpit为各国每年以1990年不变价格计算的实际GDP的自然对数值, 为模型的被解释变量;lgdpi, t-1、lcvit、lcvi, t-1分别为各国t-1期以1990年不变价格计算的实际GDP的自然对数值、各国t期的非FDI资本流动易变系数的自然对数值、各国t-1期非FDI资本流动易变系数的自然对数值, 为模型的解释变量。其中, lgdpt-1是模型的控制变量, 模型表达的是在剔除了GDP趋势性变动的情况下, 非FDI资本流动的易变性对GDP的扰动。b1、b2、b3为待估计参数, εit为模型误差项。

本文原始数据来源于UNdata (KeyGlobal Indicators) (http://data.un.org/) , 非FDI资本流动易变系数按照本文公式1计算得到, 同时对变量取对数消除异方差的影响。

(二) 面板数据模型的选择

为了使计量估计的效果更加准确, 我们需要选择合适的面板数据模型。我们用Eviews 7.0对模型选择进行统计检验:

1. 混合回归还是固定效应模型。

对面板数据进行Redundant Fixed Effects-Likelihood Ratio检验, 结果 (如表1所示) , 此时拒绝个体效应为0的原假设, 认为个体效应不为0, 即固定效应模型较合适。

2. 固定效应还是随机效应模型。

对面板数据进行Correlated RandomEffects-Hausman Test检验, 结果 (如表2所示) , 此时拒绝原假设 (非观测的个体效应与解释变量无关, 应建立随机效应模型) , 接受备选假设 (非观测的个体效应与解释变量有关) , 建立固定效应模型。

通过Eviews7.0的检验, 我们发现固定效应模型更能说明所研究的经济问题。一般来说, 影响GDP的因素有很多, 该模型中只考虑了前一期GDP、当期及前期非FDI资本易变性因素, 而固定效应模型中不同组别的各自不同的常数项, 较好的度量了模型遗漏的变量, 以解释各个经济水平不同的国家间程度不完全相同的GDP变动。

(三) 面板数据异方差处理、计量结果及分析

面板数据较有可能出现异方差, 如果模型出现异方差, 估计量的分布则会受到影响, 有可能对t检验与F检验产生严重的误导。为了保证模型估计量的准确性, 我们对面板数据异方差进行处理。由于我们选取的面板数据截面较窄, 样本期较长, 因此跨截面SUR方法对面板数据异方差处理的效果较好。跨截面SUR加权处理后模型估计结果 (如表3所示) 。

注:括号内为t统计量, *代表通过5%的显著性检验。

从表3可以看出, 各解释变量前的系数相对稳定, 均通过了5%的显著性检验。前一期的GDP和当期及前一期的非FDI资本流动的易变性能很好的解释GDP的变动, 非FDI资本流动的易变性能显著影响GDP的波动。非FDI资本流动的易变性与宏观经济变量GDP呈现一种负向的关系, 非FDI资本流动的易变性越高, 会对一国GDP的增长造成越严重的负向冲击, 这与我们做计量回归之前的估计是吻合的。

从回归结果中我们还得出一个结论:非FDI资本的易变性对GDP增长造成的负面作用的滞后效应要大于当期非FDI资本的易变性对GDP增长造成的负面效应。由此, 我们可以看出, 非FDI资本流动的易变性导致的对于一国经济增长的冲击不仅是即期的, 其后续冲击效果更是不容忽视, 而且这种滞后冲击的效果大于其当期对经济增长的冲击。在经济体受到即期的非FDI资本流动易变性冲击的一段时间后, 相关经济体系会对这种易变性做出一系列的反应。从相关经济体外汇储备、国际收支及货币供应量的角度来看, 在浮动汇率制度下, 非FDI资本流动的易变性不会对一国的外汇储备和货币供给量造成影响, 但会引起汇率的波动, 进而对经常项目及国际收支产生影响, 继而传导到一国的经济运行;在固定汇率制度下, 非FDI资本流动短时间内的剧烈变动会对经济体的外汇储备和货币供应量产生冲击, 进而影响其经济体系内部的利率、投资, 进而影响其产出, 导致经济的波动。从相关经济体内部经济体系的角度考虑, 投机性资本的大规模涌入有可能推高国内资产价格, 催生房地产、股市泡沫, 一旦这些泡沫破灭, 金融体系及经济将会遭受巨大打击;易变性对相关经济体的金融体系造成的冲击会破坏经济系统中的流动性, 诱发货币危机, 导致债务积聚和实体经济的缩水;经济体系中的流动性不足又会导致银行等金融机构紧缩银根, 影响相关经济体的信贷状况, 减少社会投资;非FDI资本流动的易变性引起的相关经济体相对价格的波动, 会引起总需求的波动;易变性带来本国汇率的波动使其发生贸易渠道的传导效应, 不利于贸易的发展。在影响微观经济主体行为方面, 非FDI资本流动易变性会使微观经济主体产生对经济运行前景的消极预期, 从事生产、消费、投资的积极性降低。总的来说, 非FDI资本的易变性造成的经济系统内部银行体系的非健康运行、货币及流动性危机、相对价格的剧烈变动、汇率及利率水平的波动会对总需求、投资、贸易及消费产生冲击, 阻碍经济增长;同时前期资本剧烈的变动性使得国内外微观主体对于相关经济体的经济前景产生消极预期, 导致投资和消费的不确定性, 从而延长经济从衰退转向复苏的时间。也正是因为非FDI资本流动易变性这种长久的杀伤力, 其无论是对各国的经济运行, 还是对相关受损经济体的经济复苏都会产生负作用。

参考文献

[1]鲁春义.国际资本流入对中国货币体系的冲击[J].世界经济与政治论坛, 2006, (1) .

[2]李泽广, 付飞, 唐伟霞.资本流动易变性及其经济效应分析[J].财经研究, 2003, (12) .

[3]余珊萍, 张文熙.中国非FDI资本流入的易变性测度[J].东南大学学报:哲学社会科版, 2008, (5) .

[4]王维.国际资本流动的易变性:测算、效应及管理[D].厦门:厦门大学硕士学位论文, 2007.

[5]李翀.论短期资本逆转的原因与防范政策选择[J].学术研究, 2003, (5) .

[6]Carmen Broto, Javier Díaz-Cassou, Aitor Erce-Domínguez.Measuring and explaining the volatility of capital flows towards emergingcountries.Electronic copy available at:http://ssrn.com/abstract=1261824.

[7]Ozan Sula, Thomas D Willett.Reversibility of Different Types of Capital Flows to Emerging Markets (2006) .Available at SSRN:http://ssrn.com/abstract=936752.

[8]Michael M.Hutchison, Ilan Noy.Sudden stops and the Mexican wave:Currency crises, capital flow reversals and output loss in emergingmarkets.Journal of Development Economics 79 (2006) 225-248.

FDI效应 篇9

[关键词]FDI；汽车产业；内资企业；竞争性溢出；集聚性溢出

[中图分类号]F832.6

[文献标识码]A

[文章编号]1008—1763(2009)03—0059—05

一导言

当今国际直接投资迅速增加并且成为国际间技术扩散的主要方式，利用跨国公司的先进技术促进本国技术进步已成为发展中国家吸引FDI流人的重要目的。

自Mac Dougall首次明确提出FDI对东道国的技术溢出效应之后，FDI技术溢出效应的存在已经在理论分析上获得了较普遍的认可，技术外溢效应首先来源于技术扩散的观点也得到了经验证据的支持。溢出效应产生的具体过程虽然难以观察。但基本的产生机制是外商投资企业与本土企业之间的关联，主要包含生产与技术产业链的关联。从外商投资企业与本土企业的关联活动看，有两个倾向同时发展，一个是以“本土化”战略为导向的以本地供应链为主要对象的后向联系的加深，另一个则是跨国公司全球战略下研究开发活动的本土化趋势。

对FDI在东道国产生溢出效应的研究研究主要集中于以技术差距为核心的行业特征要素、本地企业的吸收能力以及外资企业的特征等方面。Ethan针对土耳其制造业的研究考察了技术差距的变化率与初始技术差距之间的关系，发现二者是呈显著正相关关系的，初始差距较大时，差距的变化也就较大，这样不利于本地企业的追赶。而当初始差距较小时，差距的变化也比较小，有利于本地企业的追赶㈨。

在我国，FDI溢出效应问题的研究主要集中于技术差距，吸收能力以及外资特征等方面。大多数研究成果表明，FDI在我国产生了积极的行业内溢出效应；但也有少数学者的研究不支持这一结论。在技术差距方面，陈涛涛的研究表明，只有在内外资企业能力差距较小的行业中。FDI行业内的溢出效应才是充分的。

对FDI产业内溢出效应的内在机制的研究各国学者也在一定程度上形成了一致的看法。他们普遍认为，产业内的外溢效应主要是通过示范效应、竞争效应以及跨国公司人员培训和流动等渠道发生作用。外资企业的进入一方面带来了先进的技术，从而使内资企业可以进行模仿学习，即产生了“集聚性行业内溢出效应”；另一方面造成了竞争压力，从而使内资企业努力提高效率以维护原有的市场，即产生了“竞争性行业内溢出效应”。Riedel通过考察香港地区20世纪60年代出口制造业的实际情况，认为来自跨国企业的、同行业间的示范作用是推动行业发展的重要因素。Kokko通过构造联立方程模型考察内外资企业间相互作用，调整样本后发现两类企业间激烈的竞争关系使得劳动生产率得到了相互促进，从而认为来自竞争的溢出效应不一定必须与外资的参与程度相关，实际上由于竞争压力产生的溢出效应可以是相对独立的。Li、Liu和Parker利用我国1995年工业普查的数据考察了由于不同类型企业之间的竞争关系而产生的溢出效应，结论表明国有企业与外资企业之间明显的竞争使得两类企业的劳动生产率均有提高，而其他内资企业与外资企业间的竞争关系对非国有企业的劳动生产率则产生了负面的影响。

近年来汽车产业作为我国的主导产业发展迅速，质量提升较快，与大量外资进入这一行业密切相关，我国汽车产业1998实际利用的外资金额为7.38亿美元，到2005年已经上升到了34.05亿美元，年均增长率达到了32.3％。外资究竟在多大程度上以及以通过何种途径对我国汽车产业内资企业的劳动生产率和技术水平产生影响，这是目前我国汽车产业发展中值得研究的问题。基于这一目的，文章利用我国汽车产业1992～2006年的相关数据对我国汽车产业内FDI的技术溢出效应进行分析，并提出相应建议。

二模型、数据与实证检验

1.模型与数据

由于溢出效应作为一种外部性效应，是在企业正规投入一产出关系之外，因此其测度非常不易。已有的研究一般都选取生产率来衡量溢出效应，因此在模型的选取上对于溢出效应的检验基本上是建立在生产函数模型的思想之上。

本文对于外资溢出效应的检验选取的模型是在Caves所创模型基础上拓展的双机制检验模型。具体形式如下：

InLP_d=C+αln(K/L)_d+γFDI+δlnLP_f(1)

其中被解释变量是内资企业的劳动生产率LP_d；解释变量包括外资参与程度(FDI)和外资企业劳动生产率LP_d这两个与外资直接相关的关键解释变量。其中LP_d的取值为汽车产业中内资企业的人均工业增加值；FDI为外资在行业中的参与程度，采用汽车产业中外资企业的总资产占全行业总资产的比率来表示；相应地，LP_F为产业中外资企业的人均工业增加值。如果数据检验的结果为FDI与LP_d显著正相关，我们就认为产生了“集聚性的FDI行业内溢出效应”。“集聚性的FDI行业内溢出效应”的产生意味着行业内本地企业劳动生产率随着外资企业在行业中参与程度的提高而得到提高，其主要传导机制是示范模仿、学习以及人员在内外资企业间的流动。如果数据检验的结果为LP_F与LP_d显著正相关，我们则认为产生了“竞争性的FDI行业内溢出效应”。“竞争性的FDI行业内溢出效应”的产生意味着行业内本地企业劳动生产率随着外资企业劳动生产率的提高而得到提高，其主要传导机制是内外资企业之间适度而有效的竞争关系。在模型中除了两个关键的溢出效应机制变量以外，本地企业的人均资本密集度(K/L)与生产率可能存在密切关系。作为模型的控制性变量。

由于我国很难找到西方经济学意义上的资本存量，本文采用固定资产净值年平均余额与流动资产年平均余额作为总资本存量的替代变量。外资企业包括所有外商及港澳台商投资的“三资企业”，内资企业数据由汽车行业数据减去外资企业对应的指标数据得到。本文采用1992年～2006年的时间序列数据进行分析，所有数据均来自历年《中国汽车工业年鉴》、《中国工业统计年鉴》以及汽车工业协会统计网站相应指标利用对应的价格指数调整为以1992年为基期的不变价指数值。

2.变量的平稳性检验

人民币升值的FDI波动效应研究 篇10

随着2005年7月盯住“一揽子”货币的有管理的浮动汇率制度在我国的实施, 人民币从此告别了固定汇率的时代, 正式进入“小幅快跑”的升值周期。2007年11月以来, 升值速度更是明显加快, 屡破关口, 累计升幅已超过16%。在全新的汇率制度下, 人民币升值的趋势将伴随更大的波动, 研究汇率升值对我国经济可能产生的影响和后果变得富有现实意义。

人民币汇率与FDI作为重要的宏观变量, 在我国面临越来越突出的内外不平衡压力的背景下引起国内外广泛讨论和关注。一方面, 在人民币外部和内部升值压力的推动下, 人民币升值趋势及预期将在较长时期内存在;另一方面, 长期以来FDI的“双刃剑”的特性已得到普遍的共识, 既推动我国的经济增长, 又存在诸多负面效应。因此如何立足新形势调整利用外资政策成为国内争论的焦点。

FDI不能像金融衍生产品一样通过跨期套期保值, 并且包含着较大的沉没成本, 因此宏观经济变量 (如优惠政策、要素成本、现实和潜在的宏观经济条件、汇率水平等) 成为跨国企业对外投资的重要决策变量。在诸多因素中, 汇率水平及其波动是影响FDI流入的重要宏观经济因素, 它通过多种途径影响着FDI流动规模及方向。人民币升值是否会导致FDI趋势的逆转是本文探讨的核心问题。

二、理论分析

国内外对于汇率波动对FDI影响的理论主要可以分为以下三类:

(一) 本币升值将抑制FDI流入

此类观点的主要代表是“相对成本效应”理论 (Cushman, 1988) 和“相对财富效应”理论 (Froot and Stein, 1991) , 他们认为一国货币贬值会促进FDI的流入, 而升值则对FDI会产生抑制作用。

1、相对成本效应理论。

“相对生产成本效应”强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响, 认为当其他因素相同时, 一国货币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本, 特别是劳动成本, 而这种成本的降低意味着相同数量的外资可以雇用更多的劳动力, 提高包括FDI在内的资本收益率, 从而促进FDI流入。同理, 当一国货币升值时, 以本国货币表示的出口对象国的, 当因汇率升值导致的本国生产成本与在出口对象国本地的生产成本的差额大于在出口对象国直接投资的成本时, 就可能发生对外直接投资, 即本国对外国进行投资, 其他国家对本国的FDI就减少。

2、相对财富效应理论。

Froot和Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”, 并以此解释了20世纪80年代日本跨国公司因日元汇率大幅升值而大幅收购美国企业资产的现象。该理论认为东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富, 从而更有利于他们并购东道国国内企业或者在东道国建厂。

(二) 本币升值将拉动FDI增长

认为货币贬值将会抑制FDI流入额研究者以Campa (1993) 为代表, 他认为可以通过跨国公司的海外投资决策预测其未来收益的期望值, 一国货币越是坚挺, 进入该国市场未来收益的期望值就越高, 也就会吸引越多的FDI流入, 而货币贬值使投资者丧失信心, 将会阻碍FDI的流入, 同时使本国货币流向货币坚挺的国家。

(三) 汇率变动将使FDI在不同部门及地区进行重新分配

1、部门效应理论。

在简单的两部门经济体中 (贸易品和非贸易品部门) , 一国币值变化对该国不同部门吸引FDI的能力产生不同影响。当一国货币贬值导致对贸易品需求上升时, 外国直接投资可能更多地投入贸易品部门, 从而减少非贸易品部门的生产。不仅如此, 由于本币贬值导致贸易品需求上升, 进而导致生产要素需求增加, 从而提高了非贸易品生产要素成本, 降低了非贸易品利润, 故本币贬值还从供给方面对非贸易品部门产生紧缩效应, 引起FDI流入出现行业偏向的可能。Goldberg L.S. (1993) 认为, 汇率调整具有资源重新配置效应。而资源的重新配置依赖于重新分配成本的多少和汇率变化的信号, 这既包括国内资源的重新配置, 也包括国外投资在不同行业间的配置。因此, 从这个层面上看, 一国货币币值变化将导致FDI在不同部门之间资源配置的转移, 从而具有行业偏向特征。汇率变化除了通过需求和供给层面对FDI的部门流向产生影响之外, 还可能通过预期收益和生产成本直接对部门利润产生影响。从理论上看, 币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释。但一个简单的结论是由于企业逐利性, 行业利润高将导致更多的资本流入。因此, 在其他条件不变时, 一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润并导致FDI流入该行业。

2、区位效应理论。

Aizenman (1992) 认为汇率水平通过影响企业竞争力及国外直接投资在不同经济体之间的转移, 即汇率水平对FDI产生区位效应。Goldberg (1993) 认为汇率的区位效应依赖于初始投资成本 (进入壁垒) 、退出的非转换成本、企业风险类型及生产者的风险厌恶程度。同时, 区位效应不能简单地理解为FDI在不同国家分布的调整, 同时也包含不同投资国对汇率水平的不同反应。因此, 汇率水平变化不仅对FDI全球区位分布产生影响, 而且由于不同区位来源的FDI投资动机及风险类型存在差异, 汇率变化对不同区位来源的投资者产生不同程度的冲击。所以, 当东道国货币币值发生变化时, 对不同区位来源的FDI投资行为产生不同程度的影响, 而不同区位来源的FDI对汇率水平调整的反应程度亦存在差异。

在实证研究方面, 绝大部分主要是针对美、日等发达国家, 多数结论为:东道国的货币贬值会吸引国外直接投资流入, 而货币升值会导致本国货币流向货币贬值国。本文持中立态度, 将以实证回归来检验。

三、实证分析

(一) 计量模型的构建

根据以上理论, 初步构建如下的计量模型, 以检验汇率升值对FDI的影响:

其中, FDI代表外商直接投资, E代表实际利率, VE代表汇率波动, G代表GDP增长率。根据上文分析, α1的符号既可能是负号, 也可能是正号, 这取决于实证结果, 而这正是我们所关心的。α2的符号是负号, 汇率波动加大导致风险厌恶的投资人考虑向汇率相对稳定的国家投资, α3的符号无疑是正号, 国内生产总值的稳定提高是经济发展水平提高的表现, 也意味着更多的投资机会和投资利润率高, 因而会吸引外商直接投资流入。

为降低异方差影响, 本模型将FDI采用自然对数形式。为增加模型显著性, 对VE求倒数, 并记作VEDS=1/VE, VE的求法是每个季度3个月汇率的标准差。并对各数据进行季节调整。对修正后的数据进行OLS估计, 经验证, 该模型不存在多重共线性和异方差, 但存在正自相关。采用科克伦-奥克特迭代法进行补救, 最终得到参数如下:

由上式可得, 当实际汇率每增长一个单位, FDI的流入量将增加0.015629%;汇率波动的倒数每增加一个单位, FDI的流入量将增加0.06835% (即汇率波动越小, FDI流入量越大) , 即FDI与汇率波动负相关。外商直接投资的变动有很大部分是内部原因, 即是由原来的自身规模决定的, 实际汇率及其变动以及经济增长率只是影响FDI流入量的宏观经济因素。所以这些因素对于FDI流入的影响并没有其自身的影响大, 但是这些因素也是不可忽视的。

(二) 实证结果分析

通过上述人民币汇率和外商直接投资的实证分析, 可得出以下结论:

1、人民币汇率升值会促进外商直接投资的流入。

这一结论符合我国的实际国情。首先, 结合我国贸易结构来看, 加工贸易仍处于重要位置, 而这些都是由FDI来生产和出口。加工贸易主要就是利用我国劳动力成本优势。汇率升值并不会改变我国劳动力相对价格, 因而加工贸易的劳动力优势仍然存在。其次, 汇率升值同时导致加工贸易在国外采购原材料的成本大幅下降, 由于加工贸易企业成本为国外采购成本, 因而基本上可以抵消汇率升值带来的影响, 这些影响完全可以通过加强企业管理和劳动生产率提高加以弥补, 所以汇率值小幅度升值并不会影响流入。

2、人民币汇率波动提高能够降低流入。

这同理论分析相一致。1997年和1998年, 人民币面临贬值压力, 尽管我国政府公开申明人民币汇率不贬值, 但是外商直接投资还是随着汇率波动增加而下降。而在2005年7月的汇率制度改革前, (见图1) 人民币升值压力相对较大, 在汇改前外商直接投资出现了一次快速增加。在其他时间段, 汇率波动相对比较平稳, 外商直接投资流入也相对比较稳定。

四、结论

结合理论与实证的分析, 本文得出结论:人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用, 汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。尽管本文得出的结论同传统投资理论不一致, 但这恰恰符合我国实际情况。从外商直接投资的流入量不断增长就可以简单地做出这一结论, 而且本文的实证结果也支持汇率升值和外商直接投资负相关这一结论。实际上, 外商直接投资流入取决于我国稳定、持续的经济增长、巨大的国内市场和劳动力成本优势, 只要这一根本前提没有发生实质性改变, 就不会导致外商直接投资的逆转。此外, 外商直接投资有相当大一部分投资在加工贸易上, 汇率升值对加工贸易的影响相对较小, 所以汇率小幅、渐进升值不会对外商直接投资造成太大影响。但是, 汇率波动同外商直接投资呈正相关性表明, 汇率快速升值是有害的, 只可能导致短期资本快速流入, 长期产业资本将推迟投资, 对长期投资形成阻碍最终影响到劳动生产率的提高, 而这是汇率升值背景下企业获得国际竞争力的关键。

摘要：2005年7月汇率改革以来, 人民币从此告别了固定汇率的时代, 其升值的趋势将伴随着更大的波动。人民币升值是否会导致FDI趋势的逆转成为国内争论的焦点。结合国内外相关理论, 文章通过实证分析, 建立FDI与实际有效汇率水平和汇率波动的模型, 得出结论:人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用, 而汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。

关键词：人民币汇率,升值,FDI

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