对外投资经济效应研究

关键词： 互补 贸易 关系 研究

对外投资经济效应研究（精选九篇）

对外投资经济效应研究 篇1

自二十世纪六十年代以来, 对外直接投资与母国贸易关系的研究日益广泛起来。在整个对外直接投资 (ODI) 与贸易关系的研究领域里面, 形成了三个比较重要的观点:ODI与贸易的替代关系、互补关系、或者互补与替代相互交替关系。

目前在研究对外直接投资领域里面, 最早开始研究对外直接投资与贸易关系的是Mundell (1957) , 他认为投资与贸易具有相互替代的关系。进而Plain和Wakelin (1998) 利用11 个OECD国家1971~1992年的数据, 发现了FDI不单在特定产业而且在总体上也是出口替代的。对于贸易壁垒问题, 杜凯、周勤 (2010) 利用1995 年至2006 年中国与40 个国家 (地区) 的双边数据, 认为由于中国的对外直接投资主要是一种贸易壁垒诱发式的投资, 故研究结果表现出对外直接投资替代出口。考虑到贸易结构问题, 俞毅、万炼 (2009) 的研究结果则显示对外直接投资分别对初级产品出口和工业制成品进口有替代效应。还有如Helpman (2004) , Chang (2006) 等人也都得出了类似的结论。

而认为是互补关系的相关研究中, Lipsey和Weiss (1981, 1984) , 分别用产业对某个市场的出口和个别美国公司对单个市场的总出口数据推论出, 美国公司的出口和海外投资大部分为互补关系。Mariam和Cecilio (2004) 则从工业品贸易角度, 运用面板数据模型分析了欧盟和日本、美国的贸易, 证实了贸易与投资之间存在互补的关系。在国内的相关研究中, 柴庆春, 胡添雨 (2012) 以中国对欧盟十国和对东盟十国的贸易对比分析, 发现中国对欧盟和东盟的对外直接投资与出口量之间表现为互补关系。张春萍 (2012) 则以1996-2010 年中国对18 个国家 (地区) 直接投资与进出口贸易的面板数据为研究对象, 结果表明对外直接投资和我国进出口之间为互补关系;其他得出类似结论的研究还有Makki (2004) , Aizenman (2006) , 项本武 (2007) , 李季、赵放 (2011) 等。

而其他一些研究表现出一种互补与替代交织交替的现象, 如:王洪亮、徐霞 (2003) 以1983-2001 日本对华直接投资贸易数据为研究对象, 研究结果显示对外直接投资与贸易之间的关系短期是替代, 长期则表现为互补;杨湘玉 (2012) 的研究则显示纵向FDI互补、横向FDI替代, 国家层面互补、企业层面替代。

目前国内对于ODI贸易效应的研究集中在对东道国的投资与对东道国的贸易关系方面的影响, 虽然有省别贸易方面的研究如:吕计跃 (2012) 是以我国25 个省市为研究对象, 分析省与省之间的贸易效应对比分析, 但是对于中国ODI与本国的区域贸易效应差异这方面的研究还是比较缺乏。

改革开放后, 将中国经济区按纵向划分为东、中、西三部分的做法, 或许能促进短期的发展与协调, 但从长远来看, 各个经济区内部反应更多的是同质的竞争性, 而非互补合作性, 不利于长期的发展与合作。因此, 本文试图以孙红玲、刘长庚 (2005) 文中对中国经济区的划分方法, 将中国划分为大环渤海经济区、泛长三角经济区和泛珠三角经济区三大更具内部互补合作性的经济区, 采用面板数据模型, 进行单位根检验、协整检验、Hausman检验和F检验, 最终根据回归结果分析国内不同区域之间的对外直接投资出口效应的差异。

二、数据来源及说明

本文选用2003 年-2011 年共9 年中国29 个省、直辖市、自治区的出口量 (由于贵州和西藏的数据缺乏较多, 故本文排除这两个地区) , 以及中国的对外直接投资流量和各省的对外直接投资流量。各省、直辖市、自治区的出口数据来自2004-2012 年《中国统计年鉴》, 国家的ODI流量和各省ODI流量来自《2011 年度中国对外直接投资统计公报》。

三、实证模型

本文实证模型设计如下:为检验中国对外直接投资国家层面总体投资量和省投资量分别对出口的影响, 故以出口为因变量、以ODIG和ODIP为自变量设定基本回归模型, 所有变量均取对数形式, 分别为Ln EX、Ln ODIG和Ln ODIP, 则有:

其中a为模型的常数项, e为随机扰动项, b1表示出口的ODIG弹性, b2表示出口的ODIP弹性。如果系数b1 (b2) 为正, 表示ODIG (ODIP) 是出口创造型的, 系数绝对值越大, 贸易创造效应越强;如果系数b1 (b2) 为负, 表示ODIG (ODIP) 是出口替代型的, 系数绝对值越大, 贸易替代效应就越强。

四、实证研究

(一) 面板数据的单位根检验

本文运用Eviews6.0 软件, 对大环渤海区域、泛长三角区域和泛珠三角区域的出口、整体ODI流量和省别的ODI流量组成的三个区域的序列数据进行了单位根平稳性检验, 以检验其序列的平稳性, 检验结果如下:

注: 上表中标有"*"的是LNODIP和△ (Ln ODIP) 两个序列的平稳性检验值, 零阶和一阶序列均显示为平稳。

从上面数据, 我们可以知道, 除了大环渤海区域的LNODIP原序列和它的一阶差分序列都通过了平稳性检验, 三个区域其他的的LNEX、LNODIG和LNODIP序列都是原序列不平稳, 一阶差分序列通过了平稳性检验, 综合可知, 三个区域的LNEX、LN-ODIG和LNODIP的一阶差分序列都属于平稳序列, 故而可以进行协整检验。

(二) 面板数据的协整检验

本文运用Eviews6.0 软件, 对三个区域的检验数据进行协整检验, 以确定序列数据之间是否存在长期稳定的关系, 结果如下:

从上面表格中数据, 我们可以看到环渤海区域的面板检验数据中, 七个检验量中有三个检验量Panelv、Panel r和Group r的结果显示接受原假设外, 其余四个检验结果均显示是拒绝原假设, 认为序列之间具有长期的协整关系。综合而言, 认为大环渤海区域的面板数据存在协整关系。

同理从泛长三角区域和泛珠三角区域的Pedroni检验检验结果, 我们可以得出相同的结论, 即泛长三角区域和泛珠三角区域的面板数据均存在协整关系。

(三) Hausman检验

本文运用Eviews6.0 软件, 对序列进行Hausman检验, 以确定是采用随机效应模型还是固定效应模型。表3 中环渤海区域的Hausman检验的概率值为1, 说明检验结果接受原假设, 拒绝备择假设, 故认为随机效应估计量和固定效应估计量没有显著差异, 考虑到在接下来的F检验中, 截面成员个数未达到随机效应模型估计的要求, 不能采用随机效应对变系数模型进行估计, 因而在此我们采用固定效应模型。

泛长三角区域和泛珠三角区域的检验概率值均小于0.05, 故而直接拒绝原假设, 接受备择假设, 采用固定效应模型。

综上可知, 这三个区域都采用固定效应模型。

(四) F检验

本文运用Eviews6.0 软件, 进行F检验, 以最终确定采用的回归模型, 检验结果如表4 所示:

由表中大环渤海区域的数据可以看出F2>F20.95 (24, 54) , F1>F10.95 (16, 54) , F1、F2 都大于其在1%水平下的临界值, 故而先拒绝H2 原假设, 继而又拒绝H1 的原假设, 所以应采用变系数模型, 综合Hausman检验的结果, 最终采用固定效应变系数模型。

同理, 泛长三角区域和泛珠三角区域由F检验的结果可知也应采用固定效用变系数模型。

(五) 模型回归结果

本文运用Eviews6.0 软件, 采用的固定效应变系数模型, 对三个区域的数据进行了回归检验, 回归结果如表5 所示:

五、实证结果分析

(一) 大环渤海经济区回归结果分析

由表5 可看出, 调整后的R2=0.99, 说明模型的拟合优度非常好, DW值为2.14, 因而可以认为该模型的残差序列中将不存在自相关关系。大部分参数b1的p值都小于1%, 表示解释变量国家整体的对外直接投资对于出口的影响显著, 而大部分参数b2的p值都大于10%, 所以说明本区域内各省、市、自治区层面的对外直接投资对于出口的影响不显著。

从表中, 再看ODIG的系数b1值, 虽然大环渤海经济区内部各个省、市、自治区之间有个体的差异, 但是所有的b1值都大于0.3, 可知该区域的所有省、市、自治区的ODIG的出口效应是非常显著的, 且出口效应促进效果由高到低依次为内蒙古、黑龙江、吉林、河北、天津、北京、山东、辽宁、山西。

结果表明:大泛渤海经济区的ODIP对该区域的出口效应影响不显著, 而ODIG对该区域的出口效应影响很显著, 属于出口创造型的。

(二) 泛长三角经济区回归结果分析

由泛长三角经济区的回归结果可以看出, 调整后的R2=0.99, 说明模型的拟合优度非常好, DW值为2.13, 因而可以认为该模型的残差序列中将不存在自相关关系。回归结果中大部分ODIG的p值都小于5%, 表示解释变量国家整体的对外直接投资对于出口的影响显著, 而ODIP估计结果中的p值都大于10%, 所以说明本区域各省、市、自治区层面的对外直接投资对于出口的影响不显著。

表5 中由ODIG的系数b1值可看出, 虽然环渤海经济区内部各个省、市、自治区之间有个体的差异, 但是大部分的b1值都大于0.3, 可知该区域的所有省、市、自治区的ODIG的出口效应是非常显著的, 其中甘肃的参数b1值是小于0 的, 所以甘肃的ODIG出口效应是替代型的。总体上泛长三角经济区ODIG出口效应促进效应由高到低依次为新疆、河南、上海、陕西、江苏、浙江、安徽、青海、宁夏、甘肃。

结果表明:泛长三角经济区的ODIP对该区域的出口效应影响不显著, 而ODIG对该区域的出口效应影响很显著, 属于出口创造型。

(三) 泛珠三角经济区回归结果分析

由泛长三角经济区的回归结果可以看出, 调整后的R2=0.99, 说明模型的拟合优度非常好, DW值为1.79, 故而认为该模型的残差序列中将不存在自相关关系。在此区域的回归结果中, 10 个省市自治区中有6 个地区的ODIG估计结果的p值小于10%, 其余四个地区ODIG估计结果p值均明显大于10%, 因而从整体上说明泛珠三角经济区的ODIG的估计结果不是很显著。对于ODIP的估计结果中, 绝大部分的p值都大于10%, 所以, 此区域的各省、市、自治区层面对外直接投资对于该区域的出口效应促进作用并不显著。

表5 中, 由ODIG的系数b1值可看出, 虽然环渤海经济区内部各个省、市、自治区之间有个体的差异, 但是所有的b1值都大于0.1, 且大部分的都大于0.3, 可知该区域的所有省、市、自治区的ODIG的出口效应还是非常显著的, 总体上泛珠三角经济区ODIG出口效应促进效应由高到低依次为湖南、江西、四川、湖北、云南、福建、广西、海南、重庆、广东。

由此观之, 环渤海经济区的ODIP对该区域的出口效应影响不显著, 而ODIG对该区域的出口效应属于出口创造型的, 但是结果并不是很显著。

六、三大经济区出口效应的差异性分析

从上面的实证数据分析我们至少可以得出以下结论:

第一、三大经济区ODIG对出口都具有显著的创造效应

本文得出的三大经济区ODIG对出口是有创造效应的结论和项本武 (2007) 、吕计跃 (2012) 等人的结论是相似的, 但是区别在于我和他们研究的对象和范围不同。三大经济区ODIG的出口创造效应的原因可能是我国经济起步较晚, 经济还是落后于发达国家, 海外市场还未充分开发, 技术上落后, 资源上相对匮乏, 所以我国对外直接投资中, 资源导向型ODIG会促使开发所需设备与相关产品出口量增加, 市场导向型ODIG会促进出口相关服务以构建国际营销网络, 而技术导向型ODIG会导致反向技术溢出, 提高母国产品技术含量以促进出口。

第二、三大区域的ODIG创造效应程度有差异

从表5 中三大区域各自的b1参数值可以明显地看出, 大环渤海经济区和泛长三角经济区的b1参数值都比较平稳, 分别在0.4 和0.35 左右徘徊, 而泛珠三角经济区的b1参数值各地区波动比较大, 且一部分地区的b1参数值低于0.3, 可知大环渤海经济区和泛长三角经济区的ODIG出口创造效应总体上比泛珠三角经济区的ODIG出口创造效应要明显一些。其原因可能是由于大部分的大型企业特别是国有企业都集中在大环渤海经济区和泛长三角经济区, 在泛珠江三角洲区域集中的以中小型创新企业居多, 而由对外直接投资引起的出口创造连带效应大多以大型企业为主。

第三、三个经济区总体上ODIP对相应区域的出口效应均不显著

从表5 中各自的b2参数值折线图可以看出, 三个区域的b2参数值都比较小, 绝大部分都小于0.2, 可知三个经济区总体上ODIP对相应区域的出口效应均不显著。其原因可能是由于省、市、自治区层面的对外直接投资量还是比较小, 对相应地区出口的促进效应有限。

第四、三个经济区总体上ODIP对相应区域的出口效应有差异

对外投资经济效应研究 篇2

金融学专业（资产管理与量化投资方向）

在职研究生招生简章

（可申请硕士学位）

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对外经贸大学自身国际化、前沿化特征显著，金融专业一直是对外经贸大学的优势学科，所设课程同样与国际金融市场接轨密切，如量化投资、统计套利、高频交易等。·课程将资产管理和量化投资技术紧密结合课程讲授金融各行业资产管理业务的发展模式及运用，尤其是运用量化投资技术和程序交易进行资产管理：套利策略设计、投资方案实施、风险分析、市场预测等，旨在培养复合型的金融高级人才。

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【收费标准】

1、报名费：200元 报名时缴纳；

2、学费：22000元/2年，一次性交齐；

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4、学习期间每门结业考试均不另收取考试费。

【教学方法】

进修期间采取理论与实践相结合的方式。

学制两年，不脱产学习，隔周周末（六、日）上课。

注：为学员指定教材，规定必读及参考书目，以利于自学。每门课程进行考试或考核。【证书】

1、研究生课程进修班的学员，完成“课程设置”中所规定的课程并考试（考核）成绩合格者即可结业。

2、结业学员获加盖校长签名章、学校钢印和红章的 《对外经济贸易大学研究生课程进修班结业证书》。

3、符合申请硕士学位条件的学员（取得国家承认学士学位）可按我校有关规定申请对外经贸大学金融学专业经济学硕士学位。

【申请经济学硕士学位及方法】

1、申请学位按照对外经济贸易大学研究生部学位办公室关于以研究生毕业同等学力申请硕士学位的规定办理。所交学费不包括进入论文阶段后的费用。

2、报名参加研究生课程进修班学习的人员，可在报名时提出以研究生毕业同等学力申请硕士学位。

3、国家统一组织的英语和经济学学科综合水平考试，由我院协助学员到研究生部办理手续，费用按规定由学员交纳。

4、我院将为学员安排教师进行学位论文的指导。

【报名办法】

1、填写在职人员研究生课程进修班报名登记表；

2、提交本人身份证复印件、最高学历证书和学位证书复印件； 3、1寸和2寸免冠照片各三张（背景色为白色或者蓝色）；

4、缴纳报名费200元。

★联系方式及汇款信息

报名地点：北京市朝阳区惠新东街10号对外经济贸易大学科研楼1112室 报名电话：***5魏老师 开 户 行：北京银行和平里支行 户名：对外经济贸易大学

中国对外直接投资的贸易效应研究 篇3

【关键词】投资；对外贸易

一、对外直接投资理论

20世纪60年代后，各国对于对外直接投资进行了大量研究，西方经济学界主要理论有以下几条：

1.垄断优势理论

垄断优势理论是1960年由美国学者斯蒂芬·海默首次提出的理论，又称所有权优势理论或公司特有优势理论，海默认为，跨国公司进行直接投资的动机源于市场缺陷。垄断优势理论把跨国公司垄断优势归纳为：来自产品市场不完全的垄断优势；来自要素市场不完全的垄断优势；来自规模经济的垄断优势；来自政府干预的垄断优势。

2.内部化理论

该理论主要指企业用内部市场替换外部市场，以解决市场不完整带来的交换问题。其核心观点为，由于市场不完全，如果企业建立完善的内部市场，可以利用管理手段协调内部资源配置，避免市场不完全对于经营效率的影响。而企业对外直接投资的实质并不在于资本转移，而是利用企业内部管理机制降低成本，拥有内部化优势。

3.比较优势理论

比较优势理论认为劳动生产率不同的两个国家都应当集中生产并出口具有比较优势的产品，同时进口具有比较劣势的产品，从而节约资源，使得利益最大化。该理论由日本小岛清提出，他认为对外投资可以拉大两国比较成本的差距，创造新的格局。

4.国际生产折衷理论

该理论又被称为国际生产综合理论，认为企业具有所有权优势、内部化优势和区位优势三种优势时候才能进行国际直接投资。

二、直接投资与对外贸易关系的理论分析

1.贸易替代论

贸易替代论认为，一个国家的对外直接投资只有在严格的H-O假设条件下才能完全替代对外贸易，此时，对外直接投资在全球化的阻力障碍较小，对外直接投资成为理想的替代品，并且能够克服贸易保护下阻碍国际贸易往来的种种阻碍。企业在产品发展的不同时期可做不同战略结构调整以取得更大利益。

2.贸易相互融合论

目前，世界主要经济体对外直接投资已经与对外贸易往来变成了融合的两个部分。高度经济融合和细化的分工成为了经济全球化的具体体现，这使得企业在经营选择上变得更为多元，区位优势的重要性逐渐被技术优势取代。

随着国家“一带一路”政策的全面铺展，更多优势产业和过剩产能将向沿线国家转移，我国可以在投资的国家采用对外出口与对外投资相结合的办法，在适当的条件下采用兼并重组的方式进行海外投资，推动二者的融合发展。

三、中国对外贸易与直接对外投资现存问题

1.战略弊端

在我国，对外贸易与对外投资普遍存在着战略不足：企业大多认为，我国作为劳动力密集、原材料较为丰富的国家，到发展中国家投资没有必要，而更愿意投资占领发达国家高端市场，而我国作为技术相对较为落后、资本较为薄弱的发展中国家，通常在发达国家贸易中不占优势，这样一种贸易战略使得企业难以获得最大收益。

2.忽视贸易壁垒

贸易壁垒指的是对国外商品设置的人为限制，目的在于合法合理地保护人类健康和生态环境，但一些发达国家会凭借技术、经济优势指定比国际标准更为苛刻的法规标准，实行贸易保护，给发展中国家带来经济伤害。我国企业对外直接投资由于发展时间较短，对于贸易壁垒规则知之甚少。同时，由于我国出口产品技术比较一般，普遍没有自主知识产权，因而容易受到贸易壁垒阻拦。

四、建议与对策

1.推动跨国公司的建设

跨国公司作为在国内外拥有较多分支的机构，其战略目标以国际市场为导向，通过控股的方式对国外的企业实行控制，在世界范围内进行全面的资本、商品、人才、管理等交易活动，并进行高度统一的管理。

我国应当首先建立起一批大型跨国公司以提升国际竞争力，并加强拥有独立专利技术企业的对外扩张，从而使得对外投资与对外贸易同步发展，提升改善我国的贸易组成，以达到推动经济发展的最终目的。

2.关税优惠及财政补贴

我国应对本国在外国投资建厂生产的产品进行进口关税优惠，一方面可以鼓励本国企业利用生产要素成本差异在国外生产取得更大的利润；另一方面也能增加进口利于抵消经常项目国际收支顺差。

同时，我国可以不仅应当鼓励大型企业进入欧美市场，也应当通过投资补贴的方式鼓励资金实力尚不雄厚的中小企业进行对外直接投资，通过关税优惠及财政补贴降低企业直接对外投资的风险，从而进一步推进二者共同发展。

五、总结

我国进行对外直接投资和对外贸易长期处于低水平运行的状态，贸易战略弊端、忽视贸易壁垒、文化差异进一步加剧了这一问题，利用部分替代推动我国对外贸易与对外直接投资融合发展，并使用一系列措施改变现状对于我国增加国家经济的全国竞争力有着极为重要的意义。

参考文献：

[1]期刊——王胜、田涛、谢润德.中国对外直接投资的贸易效应研究[J].世界经济研究，2014，第10期：80-86.

中国对外直接投资的贸易效应研究 篇4

一、文献回顾

最早对国际直接投资和贸易进行分析的是蒙代尔 (Mundell, 1957) , 提出贸易与投资的替代模型, 他认为当存在贸易壁垒, 对外贸易遇到障碍时, 投资可以避开壁垒成为贸易的替代物, 从而对外贸易与投资之间完全替代。小岛清 (Kojima, 1977) 将对外贸易与对外投资统一于国际分工, 他认为对外直接投资从母国比较劣势产业依次进行, 发现东道国潜在的比较优势, 而母国集中开发新产业, 会使两国的比较成本差距变大, 贸易额就会增加, 贸易和投资间存在互补关系。在实证研究方面, 赫斯特 (Host, 1972) 运用回归分析的方法发现跨国公司海外子公司销售额的增长与出口增长负相关, Lipsey和Weiss (1981) 则研究美国跨国公司海外子公司的生产和出口行为, 发现原材料、中间品的海外生产和美国同年向发展中国家出口的同一商品的出口量显著正相关, 由此得出美国的对外投资对同行业的对外贸易更多的是正面的积极影响。

二、实证分析

1. 数据的选取

为避免不同统计方法和来源造成的误差, 尽可能使所用的数据指标来自同一数据源。选取中国1982年-2013年共计32年的数据, 对外直接投资数据 (ODI) 来自联合国贸易与发展委员会 (UNCTAD) , 对外贸易出口额 (EX) 来自中国统计年鉴。为简化模型便于分析, 对两变量进行对数化处理。

2. 时间序列的平稳性ADF检验和协整检验

单位根检验得到的结果显示LNODI的ADF检验统计值大于临界值, 不能拒绝存在单位根的原假设, LNODI是非平稳的, 一阶差分DLNODI的ADF检验统计值小于1%的临界值, DLNODI是平稳的。同样, LNEX是非平稳序列, 而一阶差分序列DLNEX平稳, 即变量是一阶单整的, 可以进一步来检验协整关系。

建立起两变量的长期均衡方程, 进行两变量协整关系的EG检验, 由LNEX与LNODI两变量是一阶单整的, 为I (1) , 使用OLS法通过运用Eviews7.2软件, 对模型进行估计, 得到结果:

从模型来看, 我国对外投资额每增加一个单位, 出口贸易额平均会增加0.502291个单位。残差的ADF统计值也小于1%的临界值, 显著拒绝存在单位根的原假设, 残差序列数据是平稳的, 变量LNEX, LNODI为 (1, 1) 阶协整。这一结果也表明, 我国的对外直接投资和出口是有着长期稳定关系。

3. 格兰杰因果关系检验

前面验证了对外直接投资和出口的相关关系, 但相关并不意味着存在因果关系, 而只能说明两者依存性很高。在因果检验时候选取3个滞后期, 检验结果显示出口推动对外投资, 而投资并不是出口发生变化的原因。

三、结论与建议

第一, 从实证研究中可以看到对外投资和出口之间是互补的关系, 但对外直接投资存在局限性, 对外直接投资主要是用来维护已有的市场, 一般说来出口可以增加对东道国市场的认识, 进而会促进对东道国的投资, 从这个角度看, 中国的对外直接投资会促进出口, 这也说明继续推进企业走出去的合理性。

第二, 要加强对外直接投资的宏观管理, 营造良好的国际氛围, 加快多边谈判和投资协定签署过程, 为企业投资做担保, 为进一步促进投资提供便利;企业要想投资海外首先要有明确的战略规划, 学会规避和驾驭风险, 拥有一定经济实力的企业可以通过并购获取行业核心技术, 或设立研发中心, 整合当地科技资源, 提高企业的产业链地位。

摘要：国内研究大多集中于外商直接投资与对外贸易的分析, 而对于我国的对外直接投资与对外贸易关系的研究相对较少。本文利用协整理论、格兰杰因果检验实证考察1982年-2013年我国对外投资与出口之间的关系。结果表明, 我国的对外直接投资具有贸易促进作用, 出口是对外直接投资变化的原因。

关键词：对外直接投资,贸易效应,启示

参考文献

[1]江小涓.中国对外开放进入新阶段:更均衡合理地融入全球经济[J].经济研究, 2006 (3) :4-14.

[2]James R.Markusen and Lars E.O.Svensson.Trade in Goods and Factors with International Differences in Technology[R].London:National Bureau of Economic Research, 1983.

对外投资经济效应研究 篇5

为了响应国家“走出去”政策, 中国各行各业也都试图走出国门, UNCTAD的数据显示:2012年中国的对外直接投资 (OFDI) 持续增长, 已经达到840亿美元, 成为世界第三大对外投资国, 被列为最有前途的对外投资国, 一国的对外直接投资, 一般是生产率达到一定阶段的结果, 由于中国对外直接投资的动因主要是为了寻求资源和寻求技术, 其中对技术寻求的动因表现得更加明显, 那么, 为了深入了解我国不断在国内的并购或绿地投资是否存在一种技术的逆向外溢, 探索技术寻求性的对外直接投资的效果则非常必要。本文试图在前人的研究基础上, 以我国的行业面板数据为基础, 构建行业的全要素生产率, 技术进步和技术效率, 用实证的方法来探究中国对外直接投资的逆向技术溢出的效应。

1 相关文献回顾

Kogut和Chang (1991) [1]最早检验了对外直接投资的技术寻求动机, 他们将日本进入美国的297个企业作为研究对象, 建立负二项回归模型, 发现日本企业在美国的对外直接投资集中在研发密集型产业, 而且当美国对日本自愿限定出口的程度提高后便会刺激日本的对外直接投资, 且常采用合资的方式, 由此, 他们大胆提出了日本对美国的直接投资导致了美国的技术外溢的猜想, 由此引发了后人对技术溢出的更深层的研究。Coe和Helpman (1995) [2]提出:一国的全要素生产率不仅取决于国内研发资本, 也取决于国外的研发资本, 而且, 一国的对外贸易越开放, 这种资本效应就会越强。他们运用国际R&D溢出回归模型, 采用1971~1990年的数据, 包含OECD中的21个国家和一个以色列, 验证了一个国家能够通过进口渠道获得其贸易伙伴国的逆向技术溢出, 从而提升该国的技术水平。Lichtenberg和Pottelsberghe (2001) [3]按照Coe和Helpman (1995) 的国际R&D溢出回归模型的思路并进行了改进, 实证出对内FDI和对外FDI在国际技术的扩散中是否有效, 他们得出向内的FDI更倾向于获得东道国的技术而不是扩散技术, 而对外的FDI和通过进口渠道可以获得其他国家的技术外溢。Driffield和Love (2003) [4]提出:大型跨国企业进行跨国投资可能并不是因为其拥有“所有权优势”, 而是为了获得东道国先进的技术, 而这种以技术为目的的对外直接投资的成功往往与东道国到母国的技术溢出相挂钩。于是他们通过实证检验, 对英国的制造业面板数据的检验来验证是否有这样的技术溢出, 结果证明确实存在着这样的溢出, 但是仅仅限于研发密集型部门, 而且也发现这种溢出受到空间集聚度的影响, 干中学的效应也仅仅局限于那些不会将技术需求作为刺激因素的部门。Coe和Helpman (2009) [5]重新检验了C-H (1995) 模型, 并研究了人力资本因素对国际技术溢出的影响, 同样也验证出人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。

由于我国对外直接投资的快速发展, 国内不少学者也开始对它进行了研究。欧阳艳艳 (2010) [6]通过对世界银行《2008全球经济展望》的解读, 归纳出中国对外直接投资逆向溢出的10个影响因素, 建立了偏最小二乘的回归模型得出了东道国的研发资本水平, 人均国民收入和中国的GDP是影响中国对外直接投资逆向技术溢出的三大因素, 真实汇率水平影响为负, 政府支持力度的影响很小。欧阳艳艳, 喻美辞 (2011) [8]在国内以行业分类的对外直接投资逆向技术溢出基本属于空白的情况下, 率先运用灰色关联的方法, 将行业的平均生产率 (Malmquist指数) 以及分解出的技术效率和技术进步, 并与各行业对外直接投资所产生的外国研发溢出进行灰色关联分析, 得出了第二产业产生的逆向技术溢出作用较强, 第三产业OFDI产生的逆向技术溢出效益显著, 而形成的原因与我国的国情有关。李梅, 柳士昌 (2012) [9]以2003~2009年中国的省际面板数据作为研究对象, 采用了广义矩估计方法, 得出了对外直接投资逆向技术溢出存在地区差异, 东部地区比较积极, 而且, 他们还对影响技术溢出的因素进行了门槛回归模型分析并计算出了其门槛水平。郭飞, 李冉 (2012) [10]通过修正的LP模型, 以行业面板数据为对象, 建立了用非参数数据包络分析Malmquist指数法计算出的全要素生产率与国外研发溢出和国内研发溢出的回归模型, 得出结论:对外直接投资对全要素生产率不仅产生了正效应, 而且在不同的产业中有明显的差异, 第二产业的效果最强。

作者在借鉴FDI技术溢出渠道的基础上, 采取R&D溢出模型, 选取正确的变量, 计算Malmquist指数, 采用动态面板数据GMM的方法, 对行业对外直接投资的逆向技术溢出进行实证。相比之前的文献, 本文将在以下几个方面进行扩展: (1) 采用行业的面板数据研究对外直接投资的逆向技术溢出和其吸收能力的影响; (2) 将行业的全要素生产率进行分解并都构成GMM实证模型, 更全面探讨对外直接投资通过什么途径才能有效的促进生产率的提高。

2 实证分析

2.1 行业选择和时间跨度说明

按照目前最流行的行业分类, 以及各行业对外直接投资的流量和存量的情况, 考虑到数据的可得性, 选取8个最有代表性的行业作为截面数据的研究对象, 包括第二产业的采矿业;制造业;电力, 热力, 燃气及水的生产和供应业;建筑业。第三产业的交通运输, 仓储和邮政业;信息运输, 软件和信息技术服务业;租赁和商务服务业;科学研究和技术服务业。因为我国的对外直接投资的流量和存量的行业统计是从2003年开始的, 而行业的增加值2003年缺失, 因此我们选取的时间跨度为2004~2011年。

2.2 计量模型

沿用LP (2001) [3]的思路, 一国的技术进步来源于国内的研发投入和国外的研发投入逆向溢出。借鉴国内学者李梅 (2012) [8]用人力资本和逆向技术溢出的交互项表示人力资本的吸收能力, 作者用国外的技术溢出Sfit与Sdit的交互项 (用Sitdf表示) 来衡量国内技术对国外技术的消化能力, 因为国内的研发投入实质上有很大部分是对人力资本的投入, 用国内的研发投入代替人力资本构造出与国际逆向技术溢出的交互项, 更能全面的判定国内吸收能力对逆向技术溢出的影响, 以此本文建立如下模型。

而全要素生产率又可以分解为技术进步变化 (TC) 和技术效率变化 (EC) , 因此, 为了更加清楚的看出技术的传导机制, 构造以下模型:

其中, i为行业, t为时间, TFPit表示各行业的全要素生产率, Sdit表示的是国内7个行业的R&D资本存量, Sfit表示通过对外直接投资途径获得的国外的各行业的R&D溢出。

2.3 方法说明

由于惯性或者部分调整, 个体的当前行为取决于过去行为, 解释变量包含了被解释变量的滞后值, 因此本文采用动态面板数据GMM方法进行估计。

对于动态面板数据的估计, 需要寻求合适的工具变量才能估计, 本文借鉴Blundell和Bond (1998) 的系统GMM方法, 并按照Arellano和Bond (1991) 使用尽可能多的滞后变量作为工具变量的方法以及他们检验扰动性的自相关性检验方法, 因为扰动性一阶差分之间都存在自相关, 因此, 只需要检验是否存在二阶自相关, 用AR (2) 表示, 对于工具变量的加入, 需要进行过度识别的检验, 本文采用Sargan检验方法进行判断。

2.4 变量说明和计算方法

2.4.1 国内各行业研发投入Sdit

国内各行业研发投入存量, 按照永续存盘法计算, 公式如下:

其中, δ是折旧率, 每年都设定为固定的5%, RDit为t年行业R&D经费内部支出, 折算成2004年不变价格的实际研发支出, 各行业名义R&D支出从历年《中国科技统计年鉴》获得, 而2004年基年的R&D存量按照如下公式计算出:

其中, Sdi2004为各行业2004年的研发存量, RDdi2004为各行业2004年的实际研发支出, g为各行业2004~2011年R&D支出的对数增长率的平均, δ按照5%计算。

2.4.2 国外研发逆向技术溢出Sfit

国外的R&D分行业逆向技术溢出Sfit的计算, 考虑到国外分行业的研发和产出的不可得性, 我们先按照L-P (2001) [3]给出的方法算出我国总的境外R&D逆向技术溢出Stf:

其中Stf是我国t时期对外投资R&D逆向技术溢出总和, OFDImt是我国t时期的对m国的投资存量, GDPmt是我国t时期的对外投资m国家的GDP, Smt是我国t时期的对外投资m国家的研发存量。考虑到我国的投资去向, 以技术寻求性的投资都发生在发达国家, 根据历年来中国对发达国家的投资额大小, 本文选取的m国分别是北美的美国, 加拿大, 欧洲的德国, 法国, 英国, 意大利, 丹麦, 卢森堡, 荷兰, 瑞典, 亚洲的韩国, 日本, 新加坡, 大洋洲的澳大利亚等14个OECD的国家。得出了我国总的境外R&D逆向技术溢出后, 根据各行业的OFDI存量占全国OFDI存量的权重, 得出各行业的国外R&D溢出, 公式为:

其中, OFDIt是我国t时期的对外直接投资存量之和。

而各国实际R&D的计算:首先从OECD factbook 2011中先得到各国R&D占GDP比重, 然后从历年《国际统计年鉴》中得到各国GDP, 从而算出各国历年的R&D, 用消费指数 (来源于历年国际统计年鉴) 折算为2004年不变价格的实际研发支出。得出各国实际R&D后, 按照计算国内R&D存量的方法计算出各国R&D存量。

2.4.3 全要素生产率TFPit

本文用基于DEA (数据包络分析) 的Malmquist指数法计算全要素生产率, 这种方法的优点是:它并不需要知道生产函数的具体形式, 只需要知道投入与产出便可以计算出, 本文的产出为行业增加值Y, 投入为资本K和劳动L。

(1) 行业增加值Yit:行业增值Yit的数据直接来源于历年的《中国统计年鉴》, 以2004年为基期进行平减, 平减指数为商品的零售价格指数。

(2) 资本存量Kit:资本存量K的算法, 本文采取的是永续盘存法来进行的, 公式如下:

其中, δ为资本的折旧率, 假设为5%, Ki (t-1) 是各行业t-1期的固定资本存量, Iit为各行业t期的固定资产形成总额, Pit为各行业的固定资产投资价格指数。其中, Iit来源于历年的《中国统计年鉴》, 为了减少误差, 本文将基期的固定资本存量定为2003年的。其中K2003的计算方法是:

其中, g为资本的对数增长率平均值。

(3) 劳动力Lit:劳动力Lit是各行业每年的就业人员, 来源于历年的《中国统计年鉴》。

3 实证结果分析

3.1 全要素生产率 (TFP) 和其分解的技术效率 (EC) 和技术进步 (TC) 的Malmquist平均指数分析

通过DEA2.1软件, 我们得出表1的结果, 从第一栏的全要素生产率中可以看出, 不同的行业生产率的增长率是不同的, 其中, 采矿业增长最快, 达到了1.148, 其次为信息运输, 软件和信息技术服务业, 为1.104, 而建筑业和科学研究和技术服务业则相比之前生产率的增长率下降了, 分别为0.984和0.990, 但是从第二产业和第三产业的整体角度上看, 全要素生产率都增加了, 再来看技术效率的增长, 第二产业下降了, 为0.993, 第三产业则还是保持着增长的趋势。达到1.015, 最后是技术进步的变化, 这个时候的第二产业和第三产业的技术进步都表现的是增长, 分别为1.083和1.030。

注:I (1) 为采矿业;I (2) 为制造业;I (3) 电力, 热力, 燃气及水的生产和供应业;I (4) 为建筑业;I (5) 为交通运输, 仓储和邮政业;I (6) 为信息运输, 软件和信息技术服务业;I (7) 为科学研究和技术服务业;I (8) 为租赁和商务服务业。第二产业是I (1) 到I (4) , 第三产业是I (5) 到I (8) 。

3.2 各变量的单位跟检验和协整检验

由表2可以看出, ln TFP, ln Sd, ln Sf, ln Sdf以及经过一阶差分后的P指都是小于5%的, 即拒接单位跟的原假设, 说明所有的序列都是平稳的, 可以进行协整检验。本文采取Kao检验来检验面板数据的协整关系, 该检验假设不同截面外生变量的系数相同, 基于ADF检验的原理, 对第一阶段的残差进行平稳性检验, 该检验的原假设是不存在协整关系。表3给出了Kao检验的统计值, 式子 (1) , (2) , (3) 的检验统计值在1%的显著性水平下都拒绝不存在协整的原假设, 说明都存在协整关系, 可以进行下一步的回归。

注:表中列出的均为检验统计值所对应的显著性P值。

注:p值小于0.01, 说明在1%显著水平下, 拒绝不存在协整的原假设。

3.3 GMM计量结果分析

利用2004~2011年这8年的行业面板数据, 对模型进行估计。面板数据的计量分析, 首先需要确定是固定效应还是随机效应, 本文采用hausman (1978) 的方法, 从表4可以看出拒绝原假设 (原假设是固定效应是多余的) , 因此, 本文选择的是固定效应模型。本文通过Stata10.0软件, 通过比较得出系统GMM更有效, 经过调整, 发现列入被解释变量的三阶滞后到解释变量中, 对内生变量使用其二阶滞后作为工具变量, 且模型最多使用被解释变量的5个滞后值作为工具变量时得出的结果最有效。结果如表5。

由表5我们可以看出ln Sdit, ln Sfit以及ln Sitdf在模型 (1) 和 (3) 的系数在1%的水平上显著为正, 但是在模型 (2) 中系数并不显著, 表明了国内R&D投入, 国外R&D存量在加入了国内研发对国外研发的交互项的情况下, 对我国行业全要素生产率和技术效率的提升有一定的促进作用, 但对技术进步的促进作用并不显著。模型的Sargan值都大于0.01, 说明接受“所列工具变量都有效”的原假设, AR (2) >0.01, 表示接受扰动项无自相关的的原假设。通常情况下, 对外直接投资若要反过来促进一国的技术进步, 需要到发达国家学习知识, 然后通过产业之间的关联效应将技术溢出到国内, 但若一国和发达国家的技术差距过大, 那么技术的传递就会相当有限。本文的数据可以看出, 其中通过对外直接投资传导的国外R&D对行业的整体产出弹性小于4%, 说明其促进作用不是很大, 还有很大的进步空间, 而国内研发与国内研发对国内研发的交互项系数并不显著, 说明国内R&D对我国的逆向技术溢出的效应并没有起到太大的帮助作用, 可能原因是因为我国的研发投入主要是通过学习和模仿, 与外国的技术溢出并不匹配, 国内的技术人员素质不够高, 并不能完全消化国外的技术从而便不会促进技术的逆向溢出, 这就证实了技术溢出存在着门槛, 国内研发和其他方面的投入需要跨越过这道门槛, 才能有效的促进技术的有效逆向溢出。

注:***、**、*分别表示为在1%, 5%, 10%的显著性水平上显著, 括号内为t统计值。AR (2) 为对一阶差分后的残差进行的Arellano-Bond二阶序列相关检验得到的, Sargan值是对过度识别做出的检验。

4 结论和政策建议

4.1 结论

(1) 各行业的全要素生产率增长率各年表现出很大的差异, 平均来说都是增长的, 说明近几年, 我国各行业的效率都得到了一定的提升。

(2) 分行业的实证分析表明:现阶段国内各行业通过对外直接投资途径传导的国外逆向技术有一定的溢出效应, 但影响不是很大, 而且显著性只发生在对全要素生产率和技术效率的变化的影响上, 在技术进步的变化影响上, 并未发生很显著的逆向技术溢出效应。

(3) 目前我国的研发水平有限, 和国际上发达国家的技术水平还有很大差异, 但如果我国的研发投入超过一定的门槛值, 则会对对外直接投资的逆向技术溢出的效应产生正面影响。

4.2 政策建议

(1) 我国目前的对外直接投资, 以资源获取性和技术获取性为主, 目前以技术获取性的投资在全国范围内起到一定的生产促进作用, 但是影响不大, 建议我国在政策上应加大对研发资本存量丰富的国家进行对外直接投资, 更多的分享科技进步的成果。

(2) 加大行业的R&D投入的力度, 提高国内研发对国外技术溢出的贡献作用, 因地制宜, 建立良好的市场竞争机制, 政策上照顾有利于技术不断进步的行业, 减少夕阳产业的R&D投入。

(3) 影响对外直接投资逆向技术溢出的因素很多, 在国外获取的对外直接投资技术, 怎样有效的传递到国内需要一定的基础条件, 这涉及到技术的吸收能力, 我国应加大技术的吸收能力建设, 例如, 派遣国内人才进行国外学习, 交流, 鼓励留学生回国, 加大人力资本的国际流动等。

(4) 在国内不断鼓励“走出去”的浪潮声中, 我们应该注意到风险与收益同时存在着, 企业之间的并购, 以技术获取的不在少数, 但是需要注意到是否有一定的能力来吸取并购而来的技术。即需要先做好充足准备来迎接国际大舞台的挑战, 从而提升自己的技术以及管理能力, 提高全要素生产率。

参考文献

对外投资经济效应研究 篇6

1979年8月, 国务院明确提出了“允许出国办企业”的经济改革措施, 我国真正意义上的对外直接投资拉开了序幕。从1979年至今, 我国的对外直接投资大致经历了四个阶段。第一阶段:初步发展 (1979～1985年) , 我国企业最初的对外投资活动以国有企业对外投资合作为主, 并多数集中在港澳和中东等地区。这些活动为探索新的经济领域和合作方式奠定了坚实的基础, 标志着我国对外直接投资的正式建立。第二阶段:较快发展 (1986～1992年) , 在这段时间里, 我国的对外直接投资的发展速度加快, 集中反映在对外投资企业类型、投资领域和海外企业数量都得到了一定程度的增加。第三阶段:调整发展 (1993～1998年) , 1993年起, 我国调整了经济政策, 紧缩银根, 改变经济过热、投资结构不合理的现象。海外投资业务受其影响, 进入了整顿时期, 投资速度放缓。第四阶段:“走出去”战略 (1999年至今) , 为了适应经济全球化的需要, 我国推出“走出去”战略, 国内企业的对外投资和跨国经营得到了空前发展。

改革开放以来, 我国对外直接投资在经历了30年的发展后初具规模。分析对外直接投资对于国内经济发展的作用, 对探讨我国对外直接投资存在的问题和对策以及实施“走出去”战略均具有重要的理论指导意义与现实借鉴意义。本文基于发展中国家的角度分析了FDI流出对我国国际收支、国际贸易、技术进步、就业的影响。

二、对外直接投资对国际收支的影响

对外直接投资对母国国际收支的影响主要反映在该国的国际收支账户中, 国际收支表中的账户包括经常项目、资本和金融账户等。影响是多方面的, 既可能因为促进该国的出口贸易而对母国国际收支造成积极效应, 也可能因为投资资金与利润的汇出而对该国的国际收支造成消极效应。在经济全球化的背景下, 我国国际收支经常项目、资本和金融项目呈现“双顺差”现象。由国家外汇管理局公布的国际收支平衡表显示:2007年, 我国的国际收支经常项目顺差3718亿美元。其中, 按照国际收支统计口径计算, 货物项目顺差3154亿美元, 服务项目逆差79亿美元, 收益项目顺差257亿美元, 经常转移顺差387亿美元;资本和金融项目顺差735亿美元。其中, 直接投资净流入1214亿美元, 证券投资净流入187亿美元, 其他投资净流出697亿美元。此外, 2007年我国国际储备资产继续增长, 截至2007年末, 外汇储备资产较上年末增加了4619亿美元, 达到15282亿美元。在国际收支“双顺差”和外汇储备数额庞大的局面下, 人民币升值压力很大, 国际热钱涌入, 不利于维持金融市场的稳定和经济健康有序发展。对外直接投资和国际收支平衡表中的经常项目、资本和金融项目都有密切的联系, 可以有效地调节国际收支波动。因此, 在目前外汇储备充裕、资金供给充足的背景下, 利用我国的比较优势, 鼓励、扶持国内企业“走出去”, 加大对外直接投资力度, 可以减少国内高额外汇储备, 提高资金收益, 缓解我国经常性项目账户中投资收益项逆差的压力, 适当减少资本项目的顺差, 积极促进我国国际收支的动态平衡。

三、对外直接投资对国际贸易的影响

国际直接投资与国际贸易是最重要的国际经济关系, 关于投资和贸易之间关系的理论成果很多, 最著名的就是蒙代尔的投资贸易替代理论和小岛清的投资贸易互补理论。美国经济学家蒙代尔根据国际直接投资与国际贸易的关系提出了系统的理论模型, 创立了投资与贸易替代论。蒙代尔认为:在国际经济交往中, “贸易障碍的增加会刺激要素的流动, 要素流动障碍的增加会刺激贸易的发展”。投资国会减少拥有比较优势商品的生产和出口, 与之相反, 东道国则增加该种商品的生产;投资国增加拥有比较劣势商品的生产, 该种商品的进口减少。这两种情况都会减少两国之间的贸易往来, 即投资和贸易之间存在替代关系。与蒙代尔等学者不同, 日本学者小岛清认为投资与贸易之间存在互补关系。如果对外直接投资应该从母国已经处于或即将处于比较劣势的产业依次进行, 可以扩大两国间的比较成本差距, 为双方进行更大规模的进出口贸易创造条件。本文将根据1979～2007年《中国统计年鉴》中的数据 (见表1) , 从进口额和出口额两方面对我国的对外直接投资和国际贸易之间的关系进行实证分析, 建立如下计量经济模型:

1971～1990年的数据得到与邓宁的假设近似的结论, 即外国到本国的直接投资并没有产生大量的技术转让, 本国对外国的直接投资和进口是技术外溢, 通过投资海外能使跨国公司获取技术, 使本国的研究与开发基础得到加强。近年来, 外商对华投资的独资化倾向越来越严重, 采取各种措施维持其技术垄断优势, 我们“以市场换技术”的目标难以实现。而许多发展中国家通过对外直接投资

单位:亿美元

(1) 首先考虑中国对外直接投资的流出量与国际贸易出口额的关系, 设模型为:

EXt=β0+β1FDIt

其中, EXt为t年我国国际贸易出口额, FDIt为我国对外直接投资的流出量。通过Eviews5.1进行回归统计分析, 得出结果如下:

EXt=1159.363+49.92FDIt R2=0.846

(4.81) (12.86)

从分析结果看, 常数项和FDIt项的T统计值均比较显著, 拟合优度R2也比较高, 说明我国对外贸易的出口额与我国对外直接投资的流出量存在一定的正的线性关系。

(2) 再考虑中国对外直接投资的流出量与国际贸易进口额的关系, 设模型为:

IMt=β0+β1FDIt

其中, IMt为t年中国国际贸易进口额, FDIt为中国对外直接投资的流出量。通过Eviews5.1进行回归统计分析, 得出结果如下:

IMt=1106.839+39.6FDIt R2=0.794

(4.86) (10.2)

从分析结果看, 常数项和FDIt项的T统计值均比较显著, 拟合优度R2也比较高, 说明我国对外贸易的进口额与我国对外直接投资的流出量存在一定的正的线性关系。

上述统计模型的分析结果表明:我国对外贸易出口和进口的增长额都与对外直接投资的流出量有正的相关关系, 对外直接投资流出量增加的同时会导致对外贸易进出口额的增加, 且出口额的增加幅度将大于进口数额的增加幅度。

四、对外直接投资对技术进步的影响

英国学者邓宁 (1991) 认为, 本国对外国的直接投资可能会提高国内生产率, 但外国对本国的直接投资将内在地减少国内创新能力, 因此将对生产效率不起作用甚至是负作用。Frank.R. (2001) 通过考察13个工业化国家

的方式可以在一定程度上打破西方发达国家的技术垄断, 实现技术由东道国向投资国转移, 即逆向技术转移, 并通过传导机制促进母国产业的整体进步与发展。改革开放以来, 华为、联想、格兰仕等一批优秀中国企业在海外市场取得巨大成功, 它们通过对外直接投资的途径在发达国家设立研究与开发机构, 并购当地高新技术产业, 不仅可以提高自身的研发水平, 学习和引进国外先进技术, 还可以将从当地获得的技术信息高效地传递到国内公司总部, 有助于整个企业掌握世界领先技术和国际市场动态。从这些知名企业的成功案例中不难发现, 在当今世界全球技术一体化的趋势下, 在全球范围内寻找先进技术的源头, 并实现国外向国内的转移, 将对我国的技术进步产生巨大的推动作用, 发展对外直接投资对我国的技术进步和经济发展具有重要的现实意义。

五、对外直接投资对就业的影响

国外学者关于对外直接投资对母国就业影响的研究主要有以下理论:就业替代理论 (Jasay, 1992) 、就业补充理论 (Hawkins, 1972) 、就业组合效果论 (Blomstrom, 1994) 、就业结构优化论 (Campbell, 1994) , 这些理论认为, 跨国公司海外直接投资对投资在就业数量、质量及区位均具有直接的以及间接的积极效应和消极效应。

对外直接投资对于短期就业的影响既包括“替代效应”又包括“刺激效应”, 二者之间的差额反映了对外直接投资对就业的真实影响。“替代效应”是指因从事海外生产而使本土进行的生产活动减少所导致的就业机会的丧失, “刺激效应”是指对外直接投资造成的国内就业机会的增加, 如向海外子公司出口货物、中间产品形成的额外的就业机会。当替代效应大于刺激效应时, 海外直接投资将导致投资国就业机会的减少, 反之, 则会导致就业机会的增加。邓宁认为“内引和外流直接投资对就业的最基本影响似乎都不在于就业数量, 而在于就业的产业构成、技术组合及其生产力”。因此, 探讨对外直接投资对我国就业的影响时, 可以从就业数量、就业质量以及就业结构等多个角度来衡量。从就业数量看, 目前, 国内的一些产业趋于饱和, 生产能力过剩, 竞争加剧。同时, 我国的资本市场不发达, 国内的居民储蓄没有较好的投资途径。在巨额外汇储备和人民币升值压力下, 大力发展对外直接投资不会挤压国内投资和消费, 因此对外直接投资对短期就业的刺激效应大于替代效应。从就业质量看, 对外直接投资通过调整产业结构, 带动出口等方式, 增加了国内相关高附加值工作的就业机会, 扩大了对熟练劳动力的需求并提高其相对工资水平, 刺激熟练劳动力供给的增加, 最终促进各个产业吸收熟练劳动力的比重增加, 国内劳动力素质得到整体提高。从就业结构看, 对外直接投资在导致就业机会向国外转移的同时, 也会创造更高技能的工作机会, 此外, 国际经营业务的不断增多, 会加大对服务业人员的需求, 提高服务业在就业总人口中所占比例, 最终促进就业结构升级,

五、结论

如前文所述, 在我国目前的经济发展阶段, 积极发展对外直接投资总体来说是利大于弊的。2007年, 流入我国的外商直接投资是747.7亿美元, 流出为248.4亿美元, 与庞大的外商直接投资相比, 我国对外直接投资规模还很小, 对我国国际收支、国际贸易、技术进步、就业的影响有限。因此, 有必要坚定“走出去”战略, 辅以配套的政策措施, 大力发展对外直接投资, 促进我国经济持续健康发展。

参考文献

[1]Dunning.John.Locations and Multinational Enterprises aNeglected Factor[J].Journal of International Business Studies, 1991 (1) .

[2]Mundell.R.A..International Trade and Facto Mobility[M].The American Economic Review, 1957.

[3]李东阳.国际直接投资与经济发展[M].经济科学出版社, 2002.

对外投资经济效应研究 篇7

随着经济全球化的日益深入,技术创新能力不仅取决于国内资金、人才等资源,还会受到国际资本、人才流动等因素影响。特别是发展中国家,受资金、技术、人才等因素的制约,难以从发达国家直接获得技术转移,而往往通过国际贸易或吸引外商直接投资来吸收国际技术溢出的成果,以降低技术创新的风险,减少本国技术创新的成本,以此来提高自身技术创新水平。外资可以通过模仿、关联、竞争、人才流动等途径引发技术溢出。近年来,IFDI的技术溢出效应也成为国内外学者研究的热点。徐康宁、郑义利用1997年至2009年中国15个省的面板数据,探讨不同国家的外资、不同规模的FDI对中国不同省份技术创新的影响,其研究结果表明,来自欧美国家的FDI对发明专利、外观专利呈显著的正向效应;相反,来自亚洲国家的FDI对发明专利、外观专利存在显著的负向效应[1]。温丽琴、卢进勇、马锦忠基于行业面板数据对FDI对中国高技术产业技术创新能力的影响进行实证研究,得出FDI对我国高技术产业的技术创新能力有显著的促进作用的结论[2]。Yoo Jung Ha,Axele Giroud调查了FDI的技术溢出效应是否会随着创新活动类型不同而不同,其研究结果显示,competence-creating机构的FDI技术溢出效应与competence-exploiting机构的FDI技术溢出效应有较大的差别,此外,FDI的技术溢出效应受到了中小企业创新网络中技术和创新战略的影响[3]。

1 东湖高新区吸引外资的现状

自1991年被国务院批准为中国首批国家级高新技术产业开发区以来,东湖新技术开发区积极响应国家政策,充分利用区内外的资源环境优势。到目前为止,在全国高新区排名中,东湖高新区综合排名已跃至第三位,技术创新能力上升至第二位。

除取得的上述成就以外,东湖高新区在招商引资上同样取得了显著成效。根据东湖高新区统计报告,2012年东湖高新区围绕五大产业,重点招进大型外商,并在欧洲、美国、日本、韩国、台湾、国内环渤海地区等地成功策划15场大型专题招商推介活动。同年,东湖高新区新批外资企业35家,增资项目12个,其中千万美元以上项目16个,世界500强项目10个,50亿元以上的项目3个,30~49亿元项目4个,20~29亿元项目4个,10~19亿元项目11个,均超额完成年度目标。这一年,东湖高新区招商项目完成协议投资总额586.3亿元;招商引资总额162.76亿元,其中实际利用外资9.49亿美元,同比增长12.42%。[4]

2013年,东湖高新区强力推进招商引资工作,制定实施《关于进一步加强投资促进体系建设的实施意见》,进一步完善招商体系。高新区全年签约项目239个,其中100亿元以上项目1个,50亿元以上项目2个,10亿元以上项目18个,世界500强项目6个;高新区实际利用内外资总额为264.5亿元,其中,实际利用外资11.1亿美元[5]。根据上述数据不难得出,近几年,东湖高新区吸引外商投资突飞猛进,引进项目逐年增大,吸引资金量逐年增多。

2 模型设定与数据说明

2.1 模型设定

本文构造了一个包含IFDI变量的技术创新模型,以具体说明IFDI的技术溢出对东湖高新区技术创新能力的影响,并将影响IFDI对技术创新溢出效应的其它因素引入计量模型中,设定出以下三个经济计量模型:

其中,P表示技术创新能力,RDE表示研发经费支出,AI表示经济发展水平,IFDI表示吸引外商直接投资变量,RP表示研发人员比重,TRD表示外贸开放度。RP与IFDI的乘积项以及TRD与IFDI的乘积项分别表示研发人员比重和外贸开放度对IF-DI技术溢出效应的影响。C为常数项,表示影响东湖高新区技术创新能力的其他因素,β1、β2、β3为解释变量系数,分别表示研发经费支出、经济发展水平以及吸引外商直接投资对东湖高新区技术创新能力的影响程度的大小,β4为交互项系数,μ为随机扰动项,t为不同年份。本文设定的模型将除比例变量之外的所有变量取自然对数。

2.2 数据说明

技术创新能力上,本文利用东湖高新区专利申请量(P)来衡量技术创新能力水平。

研发经费支出,用东湖高新区研发经费投入(RDE)来表示。由于现有统计中数据不足,本文利用东湖高新区科技活动经费投入替代研发经费支出变量。

吸引外商直接投资上,本文使用各年东湖高新区吸引外资的实际利用额(IFDI)来衡量。

经济发展水平上,本文认为,经济发展水平是影响IFDI技术吸收能力的主要因素之一,因此,利用东湖高新区各年实现的总收入(AI)作为经济发展水平的衡量指标。

研发人员比重,参照国内外文献,很多学者在实证研究中采用人力资本来衡量本国的技术吸收能力,因而,本文用从事科技活动的人员占高新区从业人员总数之比(RP)来表示人力资本。

关于外贸开放度,本文认为,贸易开放度(TRD)也会影响IFDI技术溢出效应。根据现有统计,近十年,东湖高新区的出口远大于进口,但由于没有进口具体数据,只能选取东湖高新区的出口贸易额作为替代指标,因此本文用东湖高新区出口额占高新区工业总产值的比重作为外贸开发度的衡量指标。

本文所有的数据来源于东湖新技术开发区政务网—东湖高新区统计报告(http://www.wehdz.gov.cn/info/nIndex.jsp?isSd=false&node_id=GKwehdz&cat_id=3857),由于报告中的外资实际利用额和出口额的单位是美元,本文用各年人民币兑美元的平均汇率将美元单位转换成元单位。

3 实证分析

本文利用软件Eviews7.2,并运用最小二乘法对以上模型进行估计,检验结果如下表1。

模型1研究IFDI对东湖高新区技术创新能力的溢出效应,模型1中的解释变量RDE、AI、IFDI分别在5%、1%、10%上显著,且IFDI的系数为-0.569。结果表明,吸引外商直接投资对东湖高新区的技术创新存在负的溢出效应,可能由于外资的进入,排挤了区内企业,占用了区内资源,从而降低了高新区企业的创新能力;RDE与AI的系数分别为1.757、2.88,说明经济发展水平对东湖高新区的技术创新的贡献较大,但区内研发经费支出与之相比则贡献较小。

模型2考察的是东湖高新区人力资本与IFDI的技术溢出效应之间的关系。由表1可知,研发人员比重与IFDI的交叉项系数不显著,说明东湖高新区人力资本与IFDI的技术溢出效应没有显著的相关关系,亦没有对东湖高新区的技术创新能力产生影响,可能是因为东湖高新区的人才流失较严重,从而导致对IFDI的技术溢出效应吸收能力不足。

注:括号内为各解释变量系数的t值,*、**、***分别表示10%、5%、1%水平上显著。

模型3探讨的是东湖高新区贸易开放度与IF-DI的技术溢出效应之间的关系。由表1的回归结果可知,贸易开放度与IFDI的交叉项系数为1.43,大于0,且在5%的水平上显著,说明贸易开放度与IF-DI形成了良性互动,显著提高了高新区的技术创新能力,还表明了贸易开放度是提高IFDI对高新区技术创新溢出效应的一个重要的影响因素。因此,高新区应继续实施“走出去”的战略,从而促进IFDI对区内技术创新的溢出效应。

4 结论及建议

4.1 结论

综上所述,武汉东湖新技术开发区IFDI对区内的技术创新存在显著地负向溢出效应,也就是说,尽管近年来东湖高新区吸引外资取得了显著成果,但由于区内吸收能力不足,导致IFDI的技术溢出不仅没有提高高新区的技术创新能力,反而对区内的技术创新能力的提高起到了抑制作用。

本文检验了人力资本和贸易开放度对IFDI对东湖高新区技术创新的溢出效应所产生的影响。实证结果表明,东湖高新区研发人员比重与IFDI的技术溢出效应没有呈现出显著的关联性,表明东湖高新区的人力资本对IFDI的技术外溢吸收能力不足;而贸易开放度对IFDI对区内的技术创新的溢出效应起到了显著的促进作用。

4.2 建议

针对以上研究结论,本文以东湖新技术开发区为例,为提高外商直接投资对我国高新区技术创新的溢出效应提出以下建议:

4.2.1 提高外资利用效率

从武汉东湖高新区的招商引资现状分析,其吸收的外资规模持续扩大,但IFDI对区内技术创新产生了抑制作用,这表明高新区对外资利用效率有待进一步提高。有鉴于此,高新区首先应设定引资标准,明晰引资流程,完善引资方式,通过参股控股、并购、合资、技术研发等多种方式开展境外投资,以提高外资质量,并重视一些关联性较强的产业的招商引资,并不断向其他产业拓展;其次,加强国际合作,尤其要重视与跨国公司研发中心的合作与交流,从而带动区内技术创新能力的提升;再次,优化市场环境,促进企业间的良性竞争,为发挥较好的IFDI技术溢出效应创造条件。

4.2.2 增强高新区内的技术吸收能力

高新区内的技术消化吸收能力对发挥IFDI的技术溢出效应具有至关重要的作用,但从研究结果来看,武汉东湖高新区的吸收能力严重不足。为此,高新区应重视高端人才的培养,不仅要重视区内人才的培养,完善人才激励机制,而且还要抓住机遇引进国际优秀人才和研发队伍,从而提高技术溢出效应;此外,要坚持实施“走出去”战略,研究结果表明,东湖高新区的贸易开放度是提高IFDI技术溢出效应的重要的影响因素,所以要不断提高高新区对外开放水平,从而提高吸收外资的技术溢出水平。

4.2.3 提高高新区的自主创新能力

由于发达国家具有较强的技术保护意识,发展中国家很难通过引进外资获得关键技术与核心技术,因而,要提高高新区的技术创新能力及更好地发挥IF-DI技术溢出效应的作用,最根本的还需增强高新区自身的自主创新能力,提高核心竞争力。首先应该充分利用科教和人才优势,实施“科教兴区”和“创新驱动”战略,鼓励自主创新,突破关键和核心技术;其次,加大研发投入,上述研究结果表明,研发经费支出对高新区的技术创新能力的贡献亟待提高,因此,高新区应拓宽融资渠道,积极与银行等金融、投资机构合作;再次,高科技园应加强企业与高校等机构之间的联系,重视科研机构的建立,促进产学研合作,充分发挥企业技术创新主体作用和高校、科研院所创新源头作用,提升科技产品转化率。

参考文献

[1]张智林.FDI的技术溢出效应对天津经济影响的实证分析[J].环渤海经济瞭望,2007(4):25-27.

[2]温丽琴,卢进勇,马锦忠.FDI对中国高技术产业技术创新能力的影响研究——基于行业面板数据的实证[J].经济问题,2012(8):33-36.

[3]YOO JUNG HA,AXELE GIROUD.Competence-creating subsidiaries and FDI technology spillovers[J].International Business Review,2015,24(4):605-614.

[4]东湖新技术开发区政务网.2012年东湖高新区统计报告[EB/OL].[2015-01-15].http://www.wehdz.gov.cn/gk/tjxx/ndtj/59752.htm.

对外投资经济效应研究 篇8

关键词：台湾地区,教育投资,经济增长,计量经济分析

1研究背景

目前,台湾地区的教育普及已是名列世界前茅。 至于教育质量,台湾地区中小学生在TIMSS(Trends in International Mathematics and Science Study)、 PISA(The Program for International student As- sessment)与国际奥林匹亚竞赛上,一直高居世界排行前五名,数学与科学能力的表现一向深受国际肯定,名列世界五百大的大学也愈来愈多[1]。因此,以质量上的客观指标而言,台湾地区的教育质量可以说是整体表现优异。当然,上述优异表现与政府和民间的教育投资密不可分。

教育投资是现代国家核心的工作之一[2]。通过不断加强教育投资和动态调整教育投资的层级结构和地区结构,从而促进经济结构的调整,可为各个国家(或地区)的经济发展提供持续不竭的发展动力。 充足的教育资源与经费的投资,提供给人民良好的受教育机会与学习环境。依照人力资本论的观点,教育有助于人力资源的形成,提升工作人员的生产力,进而促进经济成长的效果[3]。舒尔茨的人力资本理论和丹尼森对反映劳动质量变化的要素进行细分,均表明教育投资是形成人力资本的主要途径,对经济发展的影响愈益显著。因此,充足的教育经费与投资,是经济发展和社会进步不可或缺的基础。

就文献资料看,学者们在研究教育投资对经济增长的影响这一课题时,形成了以时间序列分析法和生产函数法为主要分析工具的较为成熟的理论方法体系,同时结合统计资料,对一个国家(或地区)的教育投资行为绩效进行分析和评价。其中,中国大陆的文献多数集中于分析中国大陆及其部分省(市、区)的分析,如参考文献[4]-[6];对台湾地区的文献大多集中于探讨台湾教育经费的现况、台湾教育改革及台湾教育资源分配等问题[7-9],而对台湾地区教育投资现状进行比较分析,以及对台湾地区教育投资对经济增长影响效应进行较为全面评价的文献并不多见。本文在已有文献的基础上,利用1981-2011年台湾地区的统计数据,从财政性教育投资占GDP的比重、教育投资的层级结构分析和政府教育经费占政府支出比率等角度考察了台湾地区教育经费投资的现状,并与经济合作与发展组织(OECD)等进行比较分析。 同时,根据时间序列动态均衡关系分析方法,运用协整理论、误差修正模型等计量分析工具,对台湾地区教育投资与经济增长的有关数据变量进行实证研究。

2台湾地区教育经费投资的现状

2.1财政性教育投资占GDP的比重

20世纪80年代以来,台湾地区教育投资占GDP的比例较高,特别是进入20世纪90年代以后,这一比例维持在5.31%以上。从图1可以看出,台湾地区的教育投资占GDP的比例呈上升,而后基本逐渐稳定在一定水平上。具体来说,这一比例在从1981年的4.44%逐步增加到1990年的5.64%;随后这一比例继续上升,从1991年的6.27% 上升到1993年的6.73%最高点,之后虽然该比重有所下降,但仍旧维持在90年代平均6.36%的水平。进入新世纪后, 教育投资占比虽有下降,但仍旧维持在平均5.69% 水平。

从国际比较看,2007年在OECD的30个国家中,教育投资占GDP的比重的平均值是5.7%,这一指标在金砖四国分别为:俄罗斯为6.1%,中国大陆为3.3%,巴西为5.2%,印度为3.3%[10]。因此,台湾地区比较高水平的教育投资强度为促进经济增长与科技进步发挥了重要的作用。

2.2教育投资的层级结构分析

教育投资的层级结构是指在教育投资总量既定的前提下,教育投资在各级学校之间的配置比例。这一配置比例是世界各国宏观教育决策中的重要问题, 是各级学校间协调发展的关键。舒尔茨认为,在基础教育尚未普及时,政府通常是将基础教育(或义务教育)放在优先保证的地位[12]。

台湾地区教育投资的层级结构如表1所示。从表1可以看出,自20世纪90年代以来普通小学在三级教育投资中的比重略有下降,从1990年的29.07%下降到2010年的26.53%,下降了2.54%; 中等教育(包括普通初中、普通高中和职业学校)在三级教育投资中的比重亦呈下降趋势,从1990年的37.53%下降到2010年的30.67%,下降了6.85%; 而高等教育(专科、大学及独立学院)在三级教育投资中的比重却呈上升趋势,从1990年的29.34%下降到2010年的38.72%,上升了9.38%。但总的来看, 三级教育投资的层级结构比重大致保持在1∶1.25 ∶1.17的水平,基础教育(或义务教育)的投资比重仍旧占据绝对优势地位。

%

其次,从各级学校平均每生分摊经费来看,如表2所示,台湾地区三级生均经费从2006年1∶1.21∶ 1.89降低到2009年的1∶1.01∶1.66,说明该地区对基础教育(或义务教育)的投资和重视程度在不断增强。从国际比较看,2007年在OECD的30个国家中,生均经费的三级占比是1∶1.23∶1.91,而这一指标在金砖四国中的中国大陆为1∶1.48∶5.63,巴西为1∶0.94∶5.88[10]。可以看出,中国大陆和巴西的生均经费的三级占比则严重失衡,教育经费分配不公;而台湾地区生均经费的三级占比与OECD的国家比较接近,也较为合理,为其经济发展提供了较好的人才来源和智力支持。

美元

说明:本表以购买力平价指数换算美元(IMF估算);平均汇率数据为2011年5月19日台湾地区“ 行政院主计处”发布数。 注:1仅含公立学校。

2.3政府教育经费占政府支出比率

政府教育经费占政府支出比率反映在政府支出既定的情况下,政府对教育部门的经费投资。这一比重高低可以在一定程度上反映政府对教育的重视程度。表3列出了台湾地区政府教育经费占政府支出的比率。

注:1各级教育经费系采各级政府教育经费并依会计年度预算数据(不含自筹经费)计算;国小、中等及中等以上非高等教育、高等教育经费系为公立学校学年度支出面资料;2仅含公立学校。

从表3可以看出,台湾地区在基础教育占政府支出的比率从2006年的14.39下降到2009年的12.30;与此同时,高等教育占政府支出的比率从2006年的4.43下降到2009年的4.26。同时,各级教育的政府教育经费占政府支出比率从2006年的21.20下降到2009年的19.93。因此,从总体上看, 台湾地区各级教育经费占政府支出比率有下降的趋势,但我们仍可看出:一是台湾地区约有1/5的政府支出用于教育经费投资;二是政府教育经费的投资仍倾向于基础教育,其比率超过高等教育大约十个百分点。

从国际比较看,OECD国家平均在基础教育与高等教育的政府支出比率为8.8∶3.0,巴西为12.2∶ 2.6,俄罗斯为10.5∶2.9。从各级教育的政府教育经费占政府支出比率来看,中国大陆为16.3%,巴西为16.1%,俄罗斯为18.8%。[10]可以看出,台湾地区无论是在基础教育与高等教育的政府支出教育经费上的支出比率,还是各级教育的政府教育经费占政府支出比率来看,不仅远超OECD国家平均水平,而且均高于中国大陆、巴西和俄罗斯。因此,台湾地区各级政府对教育的重视程度非常之高,从而为其依靠人力资本和科学技术的内涵式发展模式提供了坚实的基础。

3模型构建与实证分析

3.1数据来源与处理

考虑到资料的可得性与完整性,本文采用1981—2011年台湾地区地区教育经费总投资以及国内生产总值的时间序列数据,对台湾地区地区教育投资与经济增长的关系进行协整分析。数据均来源于台湾地区主计总处统计咨询网站的总体统计数据库, 并以2006年为不变价格对1981-2011年的数据进行缩减,以消除价格因素的影响,变换后的变量分别用EDU和GDP表示。由于数据的自然对数变换不仅不会变量间的长期关系,并能使其趋势线性化,而且还能够消除时间序列数据存在的波动异方差现象[14],所以本文对经过不变价格处理的EDU和GDP进行自然对数变换,分别表示为LNEDU与LNGDP。数据处理工具方面,使用Eviews7.0对所选取的数据进行处理。

3.2单位根检验

对不平稳序列进行统计分析,易造成虚假回归和伪因果关系。因此,在进行协整分析以前,必须对所有的时间序列进行单位根检验,以确定该序列是否是平稳的。检验单位根最常用的方法是采用Dickey- Fuller的ADF检验方法。本文基于赤池信息准则(AIC准则)来确定最优滞后阶数。 对LNGDP与LNEDU进行平稳性检验的结果如表4所示。

从表4可以看出,ADF的统计量小于5%显着水平上的临界值,拒绝有单位根的假设,可以认为LNGDP和LNEDU都是平稳序列,从而可以对二者进行Granger因果检验。

3.3 Granger Causality因果检验

Granger Causality因果检验法的基本思想是:如果X的变化引起Y的变化,则X应该有助于预测Y, 即在Y关于X的过去值的回归中,增加X的过去值作为独立变量,应当显着地增加回归的解释能力。此时,称X为Y的原因。否则,称X不是Y的原因。 一般地,Granger因果检验总是进行双向的检验,即同时检验X为Y的原因,还是Y为X的原因[15]。 LGDP与LEDU之间的Granger Causality因果关系检验运行结果如表5所示。

从表5可以看出,在1%的显着性水平下,有理由拒绝“LEDU变化不是引起LGDP变化的原因”的这个原假设,而接受“LGDP变化不是引起LEDU变化的原因”的原假设。因此,可以得出结论:台湾地区的教育投资具有显着的经济增长效应。

3.4协整关系检验

由于本文仅涉及两个变量,因此选择简单的E-G两步法进行协整关系检验。

LGDP和LEDU的协整回归方程如下:

回归模型的拟合系数R2为0.992 4,拟合程度很高;回归模型中的常数项、解释变量和AR(1)的t统计值都一致地通过了显著性检验,回归系数显著地不为零。上述检验结果表明,在1981-2011年间,台湾地区教育投资的经济增长弹性为1.242 6,即教育投资每增长1%,经济将平均增长1.242 6%。可见,台湾地区教育投资对经济总量的增长具有明显的促进作用。

利用Eviews对残差序列进行ADF检验,结果如表6所示。从表6可以看出,残差序列是平稳序列,这说明台湾地区教育投资与国内生产总值之间存在协整关系,两者之间存在长期均衡关系。

3.5误差修正模型

戈兰杰定理表明,对于一组存在协整关系的变量,一定存在误差修正模型。根据误差修正模型,被解释变量的短期波动可分解为两个部分:一部分是解释变量的短期波动影响,另一部分是长期均衡的调节效应。因此,我们采用通过误差修正模型来描述短期内教育投资以及各组成部分对经济发展的影响,通过短期分析揭示这种影响的各种效应,从而弥补长期分析的不足。

利用上面的协整方程,可以建立如下的误差修正模型:

其中,ECM是误差修正项,反映了被解释变量对均衡偏离的修正速度。这里误差修正项的系数为- 0.295 0,并且显着小于0,符合反向修正机制,说明当期国内生产总值低于长期均衡值时,误差修正项将以29.50%的比率对下期国内生产总值做出反向修正, 使其上升;反之,当期国内生产总值高于长期均衡值时,误差修正项将以29.50%的比率对下期国内生产总值做出反向修正,使其下降。同时,29.50%左右的偏离长期均衡部分会在一年内得以调整,调整幅度较大。因此,误差修正模型说明了长期均衡关系在短期动态调整中的重要性:一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在能够纠正这种偏离,并最终使教育投资与国内生产总值之间的关系回到长期均衡关系的轨道。

4结束语

对外投资经济效应研究 篇9

1河南省利用FDI的经济效应分析

改革开放以来, 河南省利用FDI的数量快速增加。1985-2010年, 河南省签订FDI协议 (合同) 个数、协议利用FDI金额与实际利用FDI金额都呈现显著增长, 尤其是1994年以来, 利用外资数量呈现单边增长态势:签订协议 (合同) 个数由1985年的29个增加到2009年的362个, 增长了11.5倍;协议利用FDI金额由6870万美元增加到578385万美元, 增长了83.2倍;实际利用FDI金额由565万美元增加到624640万美元, 增长了1104.6倍。河南省利用FDI呈现以下三个方面的特点: (1) FDI以独资经营为主要投资方式, 2010年外商独资企业所占比重达到58.7%, 合资经营所占比重为30.6%, 合作经营所占比重为9.7%。 (2) FDI主要来源于我国香港地区, 2010年来自香港的外资占全省实际利用FDI的比重分别达到52.7%, 2008年高达64.6%。 (3) 第二产业尤其是制造业是利用FDI最多的产业, 2005-2010年期间第二产业实际利用FDI的比重分别达到74.6%、74%、72%、73.3%、68.2%和72.4%, 其中制造业实际利用外资占全省的比重分别达到48.8%、52.8%、46.5%、45.6%、51.1%和52.5%。

1.1FDI对河南省经济发展的总体效应分析

对位于中部地区的河南省来说, 在发展的过程中必须解决的两大根本性问题是经济总量的扩张和市场主体的成长。这两个问题的背后, 都回避不了一个最重要的支撑因素——资金投入, 而这恰恰是中部地区最为稀缺的要素。对中部地区而言, 解决投入问题, 一个最现实的选择是招商引资。资本稀缺的中部地区可以通过引入国外、境外的资金, 培植市场主体, 实现经济总量的扩张, 对河南省尤其如此。

为更好研究FDI和河南省经济增长的统计关联, 以每年的FDI对GDP回归 (取双对数计量模型) , 建立回归方程LNGDP=c+αLNFDI+μ, 选取1985-2010年的河南省GDP与实际利用FDI金额 (其中GDP单位是亿美元, FDI的数据单位是万美元, 数据都是以1985年为基期的不变价格得出的实际值, 数据来源于河南省统计年鉴) , 采用Eviews.6.0数据分析软件对时序数据进行了线性回归分析, 得到分析结果如下:LNGDP=1656.515+0.047LNFDI。方程表明, 当FDI每增长1%, GDP增长0.047%。这说明引进FDI对GDP有扩张效应, 引进外资的经济效果很明显。

1.2FDI对河南省经济发展的直接效应分析

(1) 资本形成效应。

利用外商直接投资对河南省资本形成的带动效应主要表现为两个方面:首先, FDI弥补了河南的资金缺口, 增加了该地区的资本存量, 促进了地区经济增长。与“双缺口”理论相反的是, 河南省不存在资金缺口和外汇缺口, 反而存在“双溢出"现象, 即省内储蓄超过省内投资并且一直存在对外贸易顺差和外汇盈余。

其次, 弥补了河南省的技术缺口, 提高了河南省投资质量。外资企业同省内企业相比, 具有更高的资本密集性和技术密集性, 较高的劳动生产率和全要素生产率, 提高了河南省投资效率。

(2) 贸易促进效应。

一般来说, 外国直接投资的贸易促进效应主要体现在四个方面:贸易替代效应、贸易创造效应、贸易补充效应和市场扩张效应, 衡量的最直接方法是考察外商直接投资企业的进出口情况。自1992年以来, 外商直接投资企业进出口额大幅增加, 特别是2003年随着进口额和出口额的跳跃性增长, 进出口总额也上了一个新台阶, FDI为河南省发展外向型经济做出了贡献。

1.3FDI对河南省经济发展的间接效应分析

(1) 技术进步效应。

根据资本外溢效应的作用机制, FDI对河南省的技术进步效应主要体现在两个方面:①内外资企业的联系效应。按照现代产业价值链理论, 企业是其产品价值链中的一环, 它要向其上游的企业购买原材料、中间产品、生产要素或服务。事实上, 许多外商投资企业产品价值链的上游企业大多是国内企业, 外资企业为了保证产品的质量, 必然会将其质量标准、技术标准向国内的供应商灌输。通过这种方式帮助这些企业改进生产工艺、改善产品质量。例如, 郑州日产汽车有限公司, 黄河租赁有限公司, 新乡汤川精密机械金属有限公司, 平顶山中南小汽车修理有限公司和爱迪生电力系统有限公司等;②外资企业带来的竞争效应。外资企业的进入加剧了当地市场的竞争程度, 会对国内同类企业产生显着的竞争效应。同时, 内资企业的技术进步也会对外资企业带来竞争压力, 反过来迫使其提高技术, 从而达到一种技术的螺旋型进步趋势。这类企业主要有洛阳哈斯曼制冷有限公司, 平项山双鹰联合电力有限公司, 中原桑巴投资发展有限公司和郑州中法原 (供) 水有限公司等。

(2) 产业结构调整效应。

要素禀赋结构理论表明, 生产要素供给结构的变化将影响产业结构的演进。外商直接投资是一种重要的生产要素投入, 作为资本对区域产业结构的演变必然产生影响。经济发展的历程表明, 伴随着经济增长, 必然要实现产业结构的演进。改革开放以来, 河南省的产业结构演进主要呈现出以下特点:第一产业所占的比重不断下降:第二产业所占比重基本上平稳上升;第三产业所占比重有小幅上升但是不稳定, 具有阶段性。

2提升河南省利用FDI经济效应的对策建议

目前河南省的发展既存在动力不足, 缺乏新的投资来源和技术支撑, 又存在缺乏竞争意识、竞争机制和淘汰机制的问题。在深入分析河南省经济发展和对外开放所面临的机遇和挑战的基础上, 其利用外资的速度和水平将在很大程度上决定今后的发展速度和质量。因此, 大力改善投资环境, 全面加快利用外资步伐, 切实改善包括基础设施与重点工程建设、努力解放思想, 更新观念, 造就开放型的社会文化环境、改善融资环境等内容的综合环境, 努力营造公开、平等、自由竞争的良好发展环境是河南省提高利用FDI水平的关键。

2.1解放思想, 更新观念, 造就开放型的社会文化环境

打破内陆封闭意识和传统思想束缚, 扩大开放程度。要摒弃陈腐的观念, 学习吸收国外尖端技术和先进的管理经验, 增加收入与就业, 提高国民经济的整体素质, 最大程度地缩小与发达国家的差距。要提高对外商和外资的认识, 一切按照国际惯例办事, 积极主动地吸引外商来河南省投资办企业, 敢于推出骨干企业与外资合营和合作。

2.2切实抓好基础设施与重点工程建设, 加速改善投资硬环境

(1) 大规模开展能源、交通、通讯、旅游等基础设施建设。

除少数城市外, 河南省大部分地区基础设施较差, 为满足改革开放、扩大引进外资的需要, 增加河南省投资环境吸引力, 必须加强基础设施的建设, 特别是交通、邮电能源等。同时还要努力改善涉外服务条件, 通过独资、合资等多种形式, 在主要城市建成符合国际标准的星级宾馆。

(2) 加强商业和市场服务设施建设。

加强商业和市场服务设施建设, 加快发展生产资料市场和金融、技术、信息、劳务、房地产、产权交易市场。要采取灵活政策, 和邻省搞活边贸, 严格执行《中央人民政府关于进一步搞活流通, 加快市场建设若干问题的决定》, 树立社会主义大市场的观念, 破除“肥水不流外人田”的陈旧概念, 彻底解决在商品紧俏时限制本地商品外销、产品积压时又制止外地商品流入、人为造成自我封闭状态的问题。

(3) 加快郑州和洛阳的铁路、公路、航空口岸和保税区建设。

远离海岸线和缺乏直接对外联系口岸, 是内陆省份扩大对外开放、加强和世界经济联系最大的障碍因素。因此, 利用河南省四通八达的内陆交通优势, 特别是第二条欧亚大陆桥开通的有利条件, 在河南省交通枢纽地区建设内陆口岸, 将海岸线引伸入内地, 建立和世界经济联系的直接通道是十分必要的, 这将大大提高河南省和国际市场与经济的联通能力, 改善河南省投资环境状况, 增加吸引力。同时, 加快保税区与保税仓的建设, 也是进一步改善河南省投资环境的重要措施。

2.3改善投资的金融环境

(1) 培育和发展金融市场。

吸引外商投资必须有相应的配套资金, 解决资金问题的重点是在发挥金融部门职能作用和优势的同时, 培育和发展金融市场。首先要加快金融改革步伐。金融体制可仿照经济特区实行金融业务交叉, 打破各专业的业务分割, 另外还要创造条件引进外资银行, 一方面可引进竞争机制, 推动地区金融业的发展;同时也有利于吸引更多的外资, 减轻河南省银行贷款资金不足的压力。开放外汇调剂市场, 外汇管理部门应放宽对兑换范围的限制, 不仅允许外商投资企业参加, 也允许内资企业参加, 保障外资企业资金的合理流出的自由。

(2) 健全外商投资的服务体系。

软环境的改善除了观念的转变、素质的提高、形象的改变以外, 还要具体搞好外商投资一系列的服务体系和建设, 它包括进出口海关服务体系、政策咨询服务体系、法律服务体系、项目审批的一条龙服务体系、生活物资保障服务体系、生产资料供应服务体系等。

(3) 优化外资产业结构。

制定引进外资的合理产业政策, 加快河南省外向型经济和高新技术产业的发展。主要表现在:①由加工型向基础型转变;②由劳动密集型向资本、技术密集型转变;③由粗加工向深加工系列化配套化方向转变。

摘要：外商直接投资与经济增长的回归分析表明, 河南省利用外商直接投资的总体经济效应较为明显。外商直接投资通过资本形成效应与贸易促进效应直接推动河南省经济发展, 通过技术进步效应和产业结构调整效应间接推动河南经济发展。因此, 在建立中原经济区和推进中原崛起的伟大进程中, 要通过更新观念、改善投资软硬件环境等措施来切实提升利用外商直接投资的经济效应。

关键词：外商直接投资,经济效应,利用外资

参考文献

[1]袁伟, 贾建华.我国吸收FDI的特点及趋势分析[J].江苏商论, 2011, (10) :71-73.

[2]周文娟, 张坚.经济转型时期江苏省吸引FDI的现状与建议[J].江苏商论, 2011, (10) :74-76.

[3]魏后凯, 王新.外商直接投资动机与区位因素分析—对秦皇岛市外商直接投资的实证研究[J].经济研究, 2001, (2) :30-39.