外商投资法论文篇1

通过收购中国现有外商投资企业的股权或资产，现已成为外商在中国投资的另一重要形式。此外，已在中国投资的外商因其生产、经营、管理、资金等方面的需要，对其在中国设立的外商投资企业进行重组，也已成为其达到新的投资计划和目标的惯用方法。本文在此结合实践经验就一些常见的有关法律实务问题进行探讨。 1 、收购资产 外商可通过收购现有外商投资企业的资产并成立另一新的外商投资企业，而现有外商投资企业予以解散。这种收购资产的方式，其有利的一面是，外商作为收购方无需承担现有外商投资企业的任何债务或责任；其不利的一面是，收购资产一般会涉及多种税负，如增值税、营业税、土地增值税、预提所得税等。 2 、收购股权外商也可通过收购现有外商投资企业中方或外方的股权而成为该外商投资企业的投资一方，现有外商投资企业继续经营。这种收购股权的方式，其有利的一面是，相对收购资产的方式，税务要轻得多，一般只涉及预提所得税，所以实践中绝大多数情况下均采用收购股权的方式；其不利的一面是，外商作为现有外商投资企业的新的投资方，要与其他投资方一样按投资比例承担现有外商投资企业的所有债务和责任。所以外商在收购现有外商投资企业中方或外方的股权前，应聘请律师、会计师或审计师、工程师对现有外商投资企业进行全面的谨慎的调查，以免掉入陷阱。收购股权，通常又有下列两种方式：a 、直接收购 直接收购，是指外商在中国境内直接收购外商投资企业中方或外方的股权。这种收购方式有利的一面是，外商可以更有效地参与或控制其所收购的外商投资企业，此外，若该外商用其在中国其他外商投资企业所分得的利润收购或投资于一个新的外商投资企业，还可享受再投资部分已缴纳所得税的 40 ％退税的优惠待遇；不利的一面是，这种收购须经外商投资企业董事会和各股东方的同意以及原审批机构的批准，将来的再转让还须再经批准，有诸多不便。 b 、间接收购 间接收购，是指外商在中国境外通过收购外商投资企业外方在中国境外公司的股权以达到间接拥有外商投资企业的股权。这种收购方式的有利一面是，纯属中国境外交易，无需经中国任何方面的批准，再转让中国境外公司的股权也很方便 , 也不用缴中国有关的税负；不利的一面是，外商不易直接参与或控制外商投资企业的日常经营管理。 3 、产业政策 中国对外商投资企业一直有一个产业导向问题，有的行业不允许设立外商投资企业，有的行业可以设立中外合资、中外合作和外商独资企业，有的行业只允许设立中外合资、中外合作企业，但不允许设立外商独资企业，有的行业的中外合资、中外合作企业须由中方控股，如电影服务、音像制品分销、保险等行业均要求中方的股权须在 51 ％以上；有的则规定外方的股权不能超过一定的比例，如增值电信企业外方的股权不能超过 30 ％，广告公司外方的股权不能超过 49 ％，等等。这些产业政策的规定，对收购或重组外商投资企业都有直接的影响，收购或重组后的外商投资企业均不得违背相关产业政策的规定。 4 、 25 ％的下限问题 作为中外合资或中外合作企业的一个基本特征就是，外方的出资比例至少占中外合资或中外合作企业注册资本的 25 ％，也因此中外合资或中外合作企业可享受一定的税收减免优惠及其他各种优惠待遇。若因收购或重组导致外方的出资比例少过 25 ％，则原有的中外合资或中外合作企业将被视同一个一般的内资企业，将丧失作为中外合资或中外合作企业可享受的一切优惠待遇，并可能包括补缴以往所享受的所有税收优惠待遇。所以，外商一般都不会愿意越过这个底线。 5 、转变为内资企业的税负问题 若外方要完全撤出其投资而将其在中外合资、中外合作或外商独资企业中的全部股权转让给中方或其他中国的公司，则原有的中外合资、中外合作或外商独资企业就变成了一个纯粹的中国内资企业，正如上所说它不能再享受原来所享受的任何优惠待遇，而且，如果是生产性的外商投资企业且经营期在 10 年以下的，则还须补缴以往所享受的所得税“二 免三 减半”的优惠及其他任何税收优惠。这必然使得这种股权转让在经济上很不划算，还不如采取外商投资企业清算解散的方式而撤出。 6 、投资总额与注册资本的比例 每个外商投资企业都有一 个投资总额和注册资本的概念。投资总额是一个外商投资企业生产经营所需的基本建设资金和生产经营流动资金的总和；注册资本是投资各方认缴的出资额之和，也是投资各方对外商投资企业承担责任的限额。注册资本与投资总额的关系简单来说就是：投资总额＝注册资本＋借款。为防止注册资本过少，借款比例过大，风险分担不合理，中国法律规定，注册资本与投资总额的比例须符合下列标准： 投资总额 注册资本 300 万以下 占投资总额 7/10 300 万以上 1000 万以下 占投资总额 1/2 （若在 420 万以下 至少 210 万） 1000 万以上 3000 万以下 占投资总额 2/5 所以当收购或重组使外商投资企业的投资总额或 / 和注册资本发生任何改变时，应始终保持它们之间的比例符合相应的法律规定。 7 、增资审批问题 在对外商投资企业进行收购或重组时，若因扩大生产经营的需要增加外商投资企业的投资总额和 / 或注册资本，则须经原审批机关批准。若新增的投资额与原投资总额之和超过原审批机关的审批权限，则还须报上一级审批机关的审批。一般都知道，对于生产性的外商投资企业，投资总额在 3000 万美元以上的且属于限制类行业的须由中央一级的审批机关审批。通常要获得中央一级的审批比获得地方一级的审批困难得多，所以许多外商投资企业都想尽各种变通办法尽量使投资总额不超过 3000 万美元的界限。实务中还应特别注意的是千万不要轻信一些地方审批机关的越权审批，这种审批在法律上是无效的，即使地方审批机关口口声声作任何保证也没用，最终若要倒霉的还是外商自己。 8 、股权与外债比例问题 外商投资企业向中国境外的金融机构、公司或个人借款在实践中很普遍，但问题是这种借款究竟有没有金额的限制呢？根据中国外汇管理部门的有关规定，有关外汇管理局在为外商投资企业办理借款的外债登记时，会要求其对外借用的中长期外债的累计金额不得超过其投资总额与注册资本的差额。因此本地许多银行在给中国外商投资企业提供贷款时，一般都坚持将贷款的金额限定在这个差额以内，若要超出，通常会要求作为借款人的外商投资企业先办妥增加其投资总额的所有审批手续后，方可提供贷款。 9 、股东贷款问题 外商投资企业投资总额与注册资本的差额，除可向中国境内外的银行贷款外，很多外商投资企业都喜欢采用股东贷款的形式，但却忽视了中方股东贷款的合法性问题。外方股东贷款问题简单，外商投资企业只需办理有关的外债登记手续即可；但中方股东贷款不能直接贷给外商投资企业，因为在中国除银行或其他可从事贷款业务的非银行金融机构外，任何其他企业之间均不能相互借贷。实务中的操作通常是由中方股东将其拟贷出的款项委托给银行，由银行办理委托贷款给外商投资企业，但有关银行要收取一定的管理费，一般为贷款总额的 1-3 ％ / 年。 10 、减资问题 在外商投资企业收购或重组的过程中，为了要缩小生产经营规模，可能不少外商想过要减少外商投资企业的投资总额和 / 或注册资本。根据中国法律规定，外商投资企业如确有正当理由，在不影响企业正常经营，且不侵犯债权人利益的前提下，可以向原审批机关申请减少投资总额和 / 或注册资本。但在下列情况下不得申请： a 、现行法律、法规对注册资本有下限规定，其减少后的注册资本低于法定金额的； b 、企业有经济纠纷 , 且进入司法或仲裁程序的； c 、企业在合同或章程对生产、经营规模有最低规模规定。减少后的投资总额小于该最低规模的； d 、中外合作经营企业合同中规定外方可先行回收投资，且已回收完毕的。 在实际操作上，一个外商投资企业要减少其投资总额和 / 或注册资本，难度较大，还要经过复杂的审批、会计验证及公告债权人等程序，因此实务中这种个案比较少见。 11 、国有资产评估 外商投资企业收购或重组，在很多情况下会涉及以国有资产投资的中方股权分收购、转让或变更，这就引出股权转让价如何确定的问题，能否由有关各方自行约定？按照中国有关法律规定，凡涉及国有资产股权转让的，必须经有资格的国有资产评估机构对需转让的股权进行价值评估，并经国有资产管理部门确认。经确认的 评估结果应作为转让股权的作价依据。在实务中，一般外商对中国的会计师事务所的评估不太信任，宁愿花更多的钱来聘请已在中国设立机构的有资格的国际上知名的几大会计师事务所。 12 、技术出资问题 不少外商投资企业的注册资本中含有技术出资部分，有的在收购或重组过程中计划加入技术投资。但问题是技术投资部分可占注册资本的多少份额呢？对此，中国法律是有限定的。一般上，技术投资部分不得超过注册资本的 20 ％，以高新技术成果 出资入股的可以超出注册资本的 20 ％，但最多不得超过 35 ％。出资入股的技术需经有资格的评估机构评估作价，若作价金额超过注册资本 20 ％的，还需提交有关文件报省级以上科技管理部门认定。以高新技术成果出资的，应按规定的出资期限一次性到位。 13 、出资到位问题 外商投资企业各方的出资应按法律和合同规定及时到位，包括收购或重组所需投入的资金也应及时到位。否则，外商在其实际缴付的出资额未达到其认缴的全部出资额前，只能按其实际缴付的出资额的比例分配收益，而且，若外商已投入的资本金未达到企业投资各方已到位资本金 25 ％的外商投资企业，不予享受外商投资企业的所得税税收优惠待遇。 14 、股权质押问题 外商投资企业的中方或外方在收购或重组过程中，常因融资借贷的需要而将其在外商投资企业中股权质押给贷款人。这里应注意的是： a 、任何一方质押的股权都必须是其已缴付出资部分的股权，而不得质押其未缴付出资部分的股权； b 、股权质押须经企业其他投资方和董事会的同意，并签订股权质押合同； c 、股权质押须经企业原审批机关的批准并经企业原工商登记机关的备案后方可生效。 d 、若是股权质押给国外贷款人，并且是为了第三人的债务而设定，则还须经有关外汇管理部门批准 并办理对外担保登记。 15 、承包经营或委托经营管理 有的外商投资企业经过收购或重组后计划将外商投资企业交给中方或外方或其他第三方经营，或委托给外国企业经营管理。但对具体应怎样做并不清楚。尽管有的外商投资企业声称其已经采用承包经营或委托经营管理的方式，但其实际做法并不符合中国有关的法律规定，甚至完全是无效的。承包经营是指外商投资企业通过与承包者 通过订立承包经营合同，将外商投资企业的全部或部分经营管理权在一定期限内 交给承包者，由承包者对外商投资企业的税后利润进行承包。在承包经营期内，由承包者承担经营风险并获取部分企业的收益。委托经营管理，是指外商投资企业聘用外国管理公司负责本企业全部或部分经营管理，外国管理公司以外商投资企业的名义从事各项经营活动并以定额或按经济效益、管理效益收取一定的管理费。中国有关的法律对承包经营和委托经营管理都有具体的规定，这里暂不赘述，只须强调外商最易忽视的一点，那就是无论是承包经营还是委托经营管理，均须由外商投资企业与承包者或外国管理公司签订承包经营合同或委托经营管理合同，并须经外商投资企业原审批机关的批准和向原登记机关办理登记领取非法人的营业执照后方为有效。否则，有关审批机关和工商行政管理机关可依法对外商投资企业和承包者或外国管理公司予以处罚，包括收缴外商投资企业营业执照，罚款或没收非法所得等。

外商投资法论文篇2

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.01.019

1 引 言

随着时代的变迁，知识产权保护状况已成为跨国企业区位选择所必须考虑的法律环境（Kumar，2003）。研究我国知识产权保护对于我国这样的发展中国家吸引外商直接投资具有重要意义。

邓宁（1977）提出生产折衷理论（OLI），并且在1981年进行了全面而系统的解释。Mansfield（1995）提出发展中国家加强知识产权保护的重要性，即有利于这些国家吸引外国投资和技术转移的观点。Alan S.Gutterman（1990）从跨国公司的道德观念角度对一些跨国公司滥用专利法的现象进行了研究，认为这些跨国公司为达到垄断的目的，而在某些领域通过编织专利网络来限制模仿、复制和竞争。Sherwood（1997）认为，很多国外的高新技术企业因为担心转让的技术知识产权保护无法在知识产权保护程度低的国家实施，而不愿意将最新的研究技术转让给这些国家的企业。郑成思（1995）从法律的角度研究我国知识产权的立法情况。Zigic（2000）在知识产权保护的研究中，从整个市场的不同竞争市场结构的数量角度进行分析，指出知识产权保护效率、技术知识溢出水平是影响两个不同地区的市场相互作用的两个重要因素。郑成思与韩秀成（2002）结合当前的知识产权保护现状和问题分析了我国国内企业的知识产权保护程度。之后，从跨国公司的视角，结合实际案例分析了这些企业在面对我国较低知识产权保护水平的情况下采取的知识产权战略（2006）。对于中国知识产权保护现状对我国经济影响的问题，董雪兵等（2012）测算了1985―2010年中国知识产权保护指担认为我国知识产权现状是较弱的知识产权保护水平，短期内，这种现象有利于我国经济增长。

前人对知识产权的研究中已经指出知识产权对发展中国家的重要性，但是大多集中于实证方面的研究。并且，其一国内外现有研究对于是否与我国经济发展水平相适应并未做出清晰的回答；再者，前人的研究侧重于知识产权保护对国家经济的影响，并没有深入研究知识产权保护对外商直接投资的影响。文章将吸取前人的教训，将理论与实际相结合，更好地为在中国进行直接投资的外商提供建议。

2 我国知识产权保护现状分析

中国知识产权体系建设起步很晚，但是自1978年以来，随着改革的深入，首先国内企业表现出对知识产权保护的强烈需求，其次类似美国的发达国家既迫切希望进入中国市场又担忧其专利技术被剽窃便从经济和政治方面向中国施加了很大的压力。这两方面的压力共同推动中国不断改进一系列法律和法规，以加强知识产权保护的程度，逐步完善知识产权体系。

由于在研发活动中，其创造性以及外溢性的特点常常是其投资者关注的重点，而其最终产品――知识产品的易泄密的缺点又是许多跨国企业担忧的地方。完善知识产权保护机制，吸引跨国公司的研发投资对我国的发展有着重要意义。但是例如伪劣产品法定的赔偿额方面，相比较于欧美国家，中国惩罚力度还不够，使各种侵权、假冒、盗版现象频繁出现，令在我国直接投资的外商常因为知识产权相关权益被侵害而遭受损失。例如在国内电子产品市场，假的电子产品数量常常数十倍、百倍于正品，一些外商的电子产品销售量因此难以提升，对跨国电子技术公司在我国电子产品市场的扩张造成一定影响。从这一现象中不难发现，知识产权的保护程度低，对外商在国内的贸易积极性有一定的抑制作用。

3 知识产权保护对FDI的影响理论分析

知识产权属于无形资产，其无形性决定了其法定性，通过立法对知识产权进行保护，其所有权优势才能体现。本节将基于理论角度，利用OLI理论研究知识产权保护对FDI的影响。

3.1 国际生产折衷理论（OLI理论）

经济理论界对于20世纪50年代以来的国际直接投资的发展十分迅速的现象十分重视，迄今为止在外商直接投资方面最有影响力的理论之一，就是邓宁提出的国际生产折衷理论（OLI）。在分析跨国公司进行对外直接投资的动机方面，生产折衷理论具有一定的优势。生产折衷理论认为，决定跨国企业对一国直接投资的相互紧密联系的三项因素分别为所有权优势（Ownership）、区位优势（Location）、内部化优势（Internalization）。这三种优势常常是跨国公司在进行国际投资活动之前需要进行综合考虑的。这三种优势的多种组合决定了不同的国际经济活动决策，包括投资地点的选择。最理想的情况是跨国公司在同时具备所有权优势、区位优势、内部化优势的时候，其选择是对外直接投资而非对外贸易或对外技术转让的形式。同时邓宁还总结出跨国公司在国际上进行三种方式的经济活动所需考虑的优势，见下表。

3.2 基于OLI理论的知识产权保护对FDI的作用机制分析

所有权优势是企业基于持有某些特殊技术开拓海外市场的动机之一，而知识产权保护通过影响法律因素和制度因素，成为一种区位优势；同时跨国企业较强的内部化优势会抑制海外直接投资，而知识产权保护不再成为跨国企业进行国际商务活动的考虑因素。

但是，当东道国具有较强的知识产权保护水平时，东道国将从法律方面满足国内外商所需的所有权优势并以此扩大本国的区位优势。此外，东道国增强本国知识产权保护程度可以弱化外商的内部化优势。即东道国具有较强的知识产权保护水平时，跨国企业满足生产折衷理论中企业跨国直接投资的三个条件，促进了企业的跨国直接投资。

4 我国知识产权保护对外商直接投资的影响

近年来我国劳动力的成本逐渐升高，淡化了中国过去主要的竞争优势，知识产权的保护显得尤为重要。基于生产折衷理论，本节将具体分析增强我国知识产权保护对外商直接投资行为的影响。

4.1 知识产权保护增强外商所有权优势

根据生产折衷理论（OLI），外商企业对某些创新技术有排他性的使用权和控制权，而由于我国的知识产权保护程度较低，国内企业在认识到这种新技术的需求较大的情况下，认为违法风险大于侵权风险故大胆的非法模仿行为就变得活跃，付出大量代价的创新企业因丧失＠权或其他排他性技术使用权的风险变大。因此，从立法等方面提高知识产权保护水平以保护外商的所有权优势，可以使外商企业在我国市场上其技术优势能被保护，最终促进国内市场吸引外资。知识产权作为外商的所有权优势，一开始可能会抑制国内经济，但这种不利现象由于知识产权保护限制国内企业的模仿，又可以刺激国内企业的创新，有利于国内经济的发展。

4.2 知识产权保护增强外商区位优势

如今的国际投资环境，税收优惠已普遍存在，知识产权保护程度是外商直接投资重要考虑的条件之一。选择合适的投资地点对于外商直接投资而言具有十分重要的意义，而根据生产折衷理论可知，知识产权保护程度则是外商判断该地区是否具有区位优势的重要依据。因此，我国增强知识产权保护程度一方面增加正在选择投资地点的外商在我国直接投资的信心，另一方面增强已经在我国直接投资的外商的区位优势。

同时，跨国公司进入后，也会促进相关的国内本土企业以及其他外商企业进行合法的技术模仿和创新，国内企业在竞争中从生产技术、人才引进、融资能力方面也将有相应的提高，从而带动整个区域的规模化发展，增强外商区位优势。

4.3 知识产权保护增强削弱外商内部化优势

内部化优势产生于某些难以判断成本或需避免泄露风险的产品，而知识产权正满足这一特性，许多跨国企业在转移知识产权时，常采取内部转移。但是，我国知识产权保护增强将较好地阻止知识产权外泄，保证外商的权利，使外商更加合理地分配资源，最大化其利益。在理想的情况下，外商甚至可以在外部市场进行知识产权的交易，有力地削弱外商内部化优势。

总之，我国知识产权保护强度的增加有利于增强外商的所有权优势、区位优势并弱化外商内部化优势。目前，中国的知识产权保护方面的优势较弱。从长远来看，由于中国的老龄化现象，我国难以再依靠低成本的劳动力优势吸引外商的直接投资，为了增强外商吸引力，必须尊重知识产权的保护。

5 结 论

通过上文的研究得到如下结论：中国利用知识产权谋取的竞争优势较弱；知识产权保护对外商直接投资者既有积极影响也有消极影响；知识产权的保护有利于刺激国内企业模仿学习外来技术的能力。根据这些结论，文章提出如下建议：

（1）大力实施国家知识产权战略。知识产权战略已经成为知识经济时代知识管理的主要形式，我国必须从战略的高度充分认识知识产权的重要性，从立法、执法、行政系统各方面完善，使知识产权保护成为促进国内企业学习和创新的有效动力。

（2）优化司法环境。长期以来，我们在知识产权方面的司法环境不断优化，例如知识产权保护在立法方面正逐渐向国际标准靠拢，但仍有很多不足。又如中国的知识产权立法程序不够公开透明。因此，其一，需要提高审判人员的专业素养和行业道德；其二，司法保护程序需要进一步完善，最终在司法方面从执法力度上加强知识产权的保护。

（3）合理规划引导国内外资行业流向。虽然人才、基础设施也影响国内跨国公司在我国投资的产业分布，但同时在一定程度上也受我国知识产权保护水平影响。此外，我国利用外资的规模和水平也受我国较低的知识产权保护程度影响。由于各个行业对知识产权保护的需求程度不同，因而可以利用这一特点合理规划引进外资中环保、技术含量高的行业，调整国内产业结构，以符合我国转变为创新型国家的目标。

参考文献：

[1]Mansfield.E，Intellectural property protection，direct investment and technology transfer：Germany，Japan and United States[J].The World Bank International Finance Discussion Papers，1995（27）.

[2]Zigic，Kresimir.Strategic trade policy，intellectual property rights and North-South Trade[J].Journal of Development Economics，2000（61）.

[3]Chin J.C，Grossman G.M.Intellectual Property Rights and North-South Trade[J].Social Science Electronic Publishing，1991（13）：87-92.

[4]John H.Dunning.Trade location of economic activities and the MNE：a Search for an eclectic approach[J].The International allocation of economic activity，1977：395-418.

[5]邓宁.国际生产与跨国企业[M].北京：中国人民大学出版社，1981.

[6]郑成思.知识产权法教程[M].北京：法律出版社，1993.

[7]林文，余长林，吴瑞君.知识产权保护对我国吸引外商直接投资的影响：东道国特征与行业差异[J].社会科学家，2011（4）：44-47.

[8]杨全发，韩樱.知识产权保护与跨国公司对外直接投资策略[J].经济研究，2006（4）：28-34，89.

[9]唐海燕，程新章.东道国知识产权保护对跨国公司直接投资的影响[J].国际商务研究，2005（4）：1-8.

[10]朱东平.外商直接投资、知识产权保护与发展中国家的社会福利――兼论发展中国家的引资战略[J].经济研究，2004（1）：93-101.

[11]许和连，柒江艺.知识产权保护对我国外商直接投资的影响研究[J].国际贸易问题，2010（1）：93-100.

外商投资法论文篇3

中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）07-0188-03

一、相关文献综述

外商直接投资和进出口贸易都是国际间经济交往的重要方式，它们之间的关系一直是许多学者研究的热点。这些研究主要集中在两个方面：第一方面是外商直接投资与进出口贸易总额的关系。Mundell（1957）最早提出了国际直接投资是可以绕开东道国的贸易壁垒，在当地生产销售产品，从而对贸易产生替代效应。以后陆续出现了小岛清（1987）的互补效应论，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1989）的补偿投资理论以及Patrie（1994）和Neary（1995）的关系不确定论。以后许多国内外学者进行了这方面的大量实证研究，得出的观点比较一致。Gramham（1996）、Hein（1992）、Lucas（1993）、Vasavada（1999）、Li psey和Ramstetter （2000）等国外学者采用各个国家和地区的数据证明了外商直接投资和贸易的存在相互促进的关系。杨迄（2000）、钱晓英、赖明勇和张大奇（2001）、岑永和邱小平（2003）、张谊浩和王胜英（2004）、马婷洁（2009）等国内学者的研究都得出外商直接投资促进对外贸易的结论。

第二方面是外商直接投资与对外贸易结构的关系。目前这方面的研究比较少，得出的结论不太一致。刘恩传（1999）、江小涓（2002）、许和连和赖明勇（2002）、刘舜佳（2004）、龚艳萍和周维（2005）、张为付和武齐（2005）的研究都得出了外商直接投资能够改善中国出口贸易结构的结论。高峰和高越（2006）认为外商直接投资对加工贸易促进作用明显，而对一般贸易促进作用不明显。郑月明、吴青青和程雅思（2009）的研究认为FDI 对于中国初级产品出口的促进作用并不明显，而FDI 对于制成品的出口具有明显的促进作用，并且这个效应因地区和时间不同而有所差异。而周靖祥和曹勤（2007）的研究认为外商直接投资并未引起中国出口贸易结构的优化。

通过对以往研究文献的考察发现，国内外学者对于第一方面的问题已经采用各种方法进行了大量的研究，并得出了较为一致的结论。而对第二方面的研究还不多，并且存在以下问题：1）已有研究结论差别很大，还没有达成一致结论；2）以往的研究大都侧重于外商直接投资与出口贸易结构的关系，缺少对外商直接投资与进口贸易结构关系的分析；3）在研究方法上大都采用简单的相关分析方法，而两个变量之间存在相关性不代表它们真正相互影响。有的研究采用了简单线性回归的分析方法，由于时间序列的不平稳性，直接进行回归分析容易导致“伪回归”[1]，得出的结论也是不正确的。因而，外商直接投资与中国进出口贸易结构的关系有待深入研究。本文将采用协整分析和建立误差修正模型的方法，对中国进出口贸易结构与外商直接投资的关系进行分析。

二、外商直接投资与中国进出口贸易结构关系的实证分析

（一）数据选取和平稳性检验

本文选择1983—2010年的初级产品出口额、初级产品进口额、工业产品出口额和工业产品进口额反映进出口贸易结构情况；由于外商直接投资建立企业后，生产的产品以后各年度都可能出口或销往国内市场，对以后各年度的进出口产生影响，因而本文考察滞后一年的累计外商直接投资额与本年度进出口的关系，之所以滞后一年是因为外商直接投资建立企业后至少需要一年的时间才能生产出产品 [2]。各年度外商直接投资额选用该年实际利用外商直接投资额。所有数据来源于国家统计局网站和《新中国五十年统计资料汇编》。为了消除物价变动的影响，本文对各个变量采用以1978年为基期的消费价格指数进行了调整；同时为了反映各变量之间的弹性关系并消除异方差的影响，对各个变量取对数值。

本文用LNPX、LNIX、LNPM和LNIM分别表示初级产品出口额、工业产品出口额、初级产品进口额和工业产品进口额的对数值，用LNCFDI表示累计外商直接投资额的对数值。为了考察这些变量之间的是否存在稳定的关系，本文采用EG两步法进行协整检验，在此之前需要对各变量进行平稳性检验。常用的数据平稳性检验方法是DF或ADF单位根检验法。本文采用Eviews5.0软件对各变量进行平稳性检验，检验结果（见表1），表中符号 “Δ”表示各变量的一阶差分。从表1中可以看出，各变量的水平值都是不平稳的，而它们的一阶差分都不含单位根，是平稳的，因而各变量都是一阶单整的时间序列。

（二）协整检验

由于各变量都是同阶单整的，所以它们之间可能存在长期均衡关系[3]。下面采用E-G两步法对变量之间的关系进行协整检验。我们首先采用最小二乘法分别对初级产品和工业制成品进出口额与滞后一期的累计外商直接投资额之间的关系进行估计，估计结果（见表2）。表中LNCFDIZ（-1）表示累计直接投资的滞后一期值，括号内的数字是t统计量。

从估计结果可以看出，初级产品进口（LNPM）、工业产品出口（LNIX）和工业产品进口（LNIM）的估计式拟合优度值较大，F统计量也较高，同时解释变量LNCFDIZ的t统计量也较大，说明解释变量具有显著性，暗示变量之间可能存在长期关系。下面根据EG两步法分别对各式的残差序列进行单位根检验，如果发现某个估计式的残差序列是平稳的，则可以得出该估计式反映了变量之间存在协整关系的结论。本文在对残差序列进行单位根检验时仍然使用DF或ADF检验法，判断残差序列是否存在单位根时采用AEG临界值。残差序列的单位根检验采用式（1）的形式进行：

Δet=β0et-1+βiΔet-i+ξt （1）

其中，p为滞后期长度，本文根据AIC信息准则选取。各个估计式残差的单位根检验结果（见表3）。表中的AEG临界值根据Mackinnon的临界值计算公式得到，其中样本T=28，变量N=2，显著性水平a分别取0.05和0.1，不含趋势项。

从表3可以看出，以初级产品进口额的对数值为因变量的估计式的残差序列，在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的零假设，说明该残差序列是平稳的。其他几个残差序列的ADF值都大于10%的临界值，没有拒绝存在单位根的零假设，因而这些残差序列是不平稳的。从而我们可以得出初级产品进口额和累计外商直接投资额之间存在协整关系，而其他变量与累计外商直接投资额之间不存在协整关系。上页表2中对LNPM的估计式反映了初级产品进口和累计外商直接投资之间的长期均衡关系；可以看出，滞后一年的累计外商直接投资额与初级产品进口额呈现出正相关的关系，即累计外商直接投资额每增加1%，初级产品进口额将增加约0.63%，也就是说外商直接投资促进了中国初级产品的进口。上页表2中对其他变量的估计式都是“伪回归”，也就是说累计外商直接投资与这些变量之间不存在长期稳定的关系。

（三）误差修正模型

根据格兰杰表述定理，两个存在协整关系的变量之间一定可以建立起误差修正模型。为了考察累计外商直接投资和初级产品进口之间的短期动态关系，我们用ECM表示长期均衡关系的残差序列，建立两个变量之间的误差修正模型如下：

误差修正模型的F统计量 >F0.1（2，23）=2.55，说明模型在总体上是显著的。LM1

三、结论和政策建议

从实证分析结果可以看出，长期内外商直接投资会促进中国初级产品的进口，这与中国的现实情况是一致的。改革开放以来，在中国设立的外商投资企业大部分从事加工贸易业务[4]，采用来料加工、进料加工和来件装配等方式，大量进口原材料和零部件在中国加工组装，从而引起了中国初级产品进口的增长。初级产品进口的增长是产业结构优化的表现，这说明外商直接投资对中国产业结构优化有促进作用。在短期内，外商直接投资对初级产品进口存在抑制作用，这可能与中国的外商投资的方式有关。中国外商直接投资大都采用与国内企业合资合作的方式进行，合资合作企业的建立往往会涉及到国内原有企业的短期停产和资产评估等环节，从而在短期内影响了企业的生产和生产用初级产品的进口。特别是加入WTO以来，外商直接投资越来越倾向于通过增资扩股控制合资企业，甚至直接兼并收购国内企业[5]，这在短期内必然影响被控制或兼并企业的生产和初级产品的进口。

在实证分析中，没有发现外商直接投资与工业品出口和工业品进口、初级产品出口之间的稳定关系。这说明外商直接投资对中国工业品贸易和初级产品出口的影响不明显，原因可能在于工业品出口中外商投资企业的出口只占一部分，还有很多工业产品的出口是由内资企业完成的。这说明内资企业对中国工业品贸易和初级产品出口发挥了重要作用。因此，在外贸政策制定上，一方面要支持外资进入中国鼓励进出口的行业，发挥外资企业对进出口结构化的作用，另一方面不能过分依赖外资引进，也要注重发挥内资企业的作用。

参考文献：

[1] 张晓彤.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2000：112.

[2] 陈波.FDI与中国对外贸易的实证分析[J].财经论丛，2006，（1）：73-77.

[3] Wart Enders.应用计量经济学时间序列分析[M].北京：高等教育出版社，2006：307.

[4] 吴进红.外商直接投资企业的加工贸易倾向和产业升级[J].南京社会科学，2005，（7）：23-26.

[5] 刘新英.FDI在中国的独资化进程、影响及对策[J].商业时代，2008，（8）：35-37.

Empirical Analysis of the Impact of China’s FDI on the Foreign Trade Structure

ZHAO Bao-shan

外商投资法论文篇4

    一、现有文献概述与批评

    现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(Chen et al. 1995; Kaiser et al. 1996; Lardy 1995; Whalley and Xin 2006; Zhang and Song 2000)。

    第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如GDP增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使GDP增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(Tseng and Zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(Kueh 1992;Zhan 1993)。

外商投资法论文篇5

一、现有文献概述与批评

现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(chen et al. 1995; kaiser et al. 1996; lardy 1995; whalley and xin 2006; zhang and song 2000)。

第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如gdp增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使gdp增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(tseng and zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(kueh 1992;zhan 1993)。

在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(berthélemy and démurger 2000; mody and wang 1997; wei 1994; wei et al. 2001; zhang and felmingham 2002)。

现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有

关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(lo 1995;unctad 1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

二、宏观指标的直观判断

从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在gdp中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对gdp增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进gdp增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。

概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。

对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。

即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期

上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。

现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效

投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。

上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。 首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。

第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业, 1991年也是如此。

第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。

第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2

005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。

我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。

行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。

最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(a)由行业或省区的总规模(由总增加值v表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(vf/v)决定,即:

lna = a + blnv + c(vf/v)

从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将v作为a的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量vf/v反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。 结论

现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。

本文试图超越狭窄的纯粹新古典经济学框架,诉诸于更为宽广的理论文献,以此分析外商直接投资在中国经济发展中的作用。我们的主要分析发现是,中国的外商直接投资,一方面的的确促进了资源配置效率、有利于经济发展;但另一方面却又恶化了生产性效率,而两者

外商投资法论文篇6

    一、现有文献概述与批评

    现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(chen et al. 1995; kaiser et al. 1996; lardy 1995; whalley and xin 2006; zhang and song 2000)。

    第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如gdp增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%,加上外商直接投资通过资本形成使gdp增长0.4个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%,也就是占整体经济增长的近1/3(tseng and zebregs 2002)。另外,其他同类研究还发现,外商直接投资流量与国内总投资增长也是显着的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(kueh 1992;zhan 1993)。

    在较为近期的研究中,上述第二种方法的应用较为普遍,主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析,即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显,吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论,都是表现为显着的正相关,说明外商直接投资透过各种直接或间接影响,包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等,促进了地方经济的发展。由此得出的推论是,外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现,对总体中国经济增长有较强的政策含义(berthélemy and démurger 2000; mody and wang 1997; wei 1994; wei et al. 2001; zhang and felmingham 2002)。

    现存这些文献研究的局限性是很明显的,在它们的分析中,因果关系和相关关系很难区分开来(li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献,但在区域和跨区域回归分析中尤其严重,因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境),使用同一货币。所有这些都意味着,存在着众多的机会,可以透过创造租金来促进地方经济增长,尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此,即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关,也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移,抑或两者兼而有之。极端情形是,租金创造效果如果超过生产率的改进,外商直接投资的净效应,对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

    从上文的讨论可以得出一个普遍论断,即,在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中,有

关外资促进地方经济增长的具体机制,究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题,往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此,问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入,问题是,外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此,关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系,在这个特定路径中,外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

    要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来,逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野,诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中,与新古典传统相对,还有结构主义发展经济学和激进政治经济学,它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源,然而它们更加强调外资的其他特性,这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境,等等,认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素,而且其影响往往是负面的(lo 1995;unctad 1995)。在相关的中国研究文献中,这些因素基本上都被忽略掉,这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

    二、宏观指标的直观判断

    从宏观指标的直接观测结果看,认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点,并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素,外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的,只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年,中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%,从国际背景来看,大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此,由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分,而固定资本形成总额在gdp中所占的份额同样很有限,因此,外商直接投资对gdp增长的贡献就只能更加有限了。可以断言,从1990年至2006年各年,外商直接投资透过资本形成来促进gdp增长,其贡献每年应该不超过一个百分点。

    概念上,上述指标存在着三方面的局限性,从而有可能低估了外商直接投资对中国经济增长的贡献。第一,外商直接投资流入量并不反映资本形成中增加的外商直接投资总量,因为对资本形成的贡献除外商直接投资流入量外,还有来自外商投资企业的净利润再投资。第二,外商直接投资流入量与资本形成的比率这个指标,本身并没有涵盖外商直接投资所带来的投资“挤入效应”。第三,这个比率并没有显示外商直接投资对提升全要素生产率的无法观测的影响。

    对第一点来说,要加以确证必须进行企业层面的调查,但这是不可行的,因为这样的数据根本无法获取。直观判断,在1990年代中期以前的外商直接投资流入量规模有限,例如直至1994年外商投资企业在全部企业工业增加值中的比重仅达11%,因而,净利润再投资即使确实是总投资的重要组成部分,这也只能是近年来的事。同样地,就第二点来说,一个众所周知的事实是,直至1990年代中期,改革以来中国的经济体制和各种微观经济主体的一个典型化特征,是表现出过度冲动的投资倾向,因而,由外商直接投资所带来的任何可能的“挤入效应”也仅在近年内才有意义。就第三点而言,即外商直接投资对全要素生产率增长的贡献,这是现有文献关注的焦点。部分研究是从外商直接投资的进入能够带来外汇的角度来考虑,而外汇的重要性在于它能够为技术进口提供资金来源,这些技术在相当程度上体现在机械设备或工业投入品中。还有部分研究认为外商直接投资是通过改进外商直接投资接受企业、行业或区域的效率来促进全要素生产率的增长,其作用机制包括技术转移、促进经济制度和结构的转变、等等。

    即使将因果关系问题、可出口品的竞争问题搁置一边,从现有数据推断出外资企业为中国外汇收入的增长起主要作用,这仍是颇为夸大失实。事实是,外资企业的出口占中国总出口的比重,1996年超过40%,2001年超过50%;然而,观察各年统计数据可以发现,外资企业的进口份额所占的比重更大。在1985-1997年的13年中,外资企业每一年都存在相当规模的外贸赤字,形成对比的是,1989年以后大部分年份中国贸易表现顺差。尽管外资企业从1998年以来一直享有顺差,但这些顺差仅占国家总顺差很小的一部分。当然,值得注意的是外资企业的部分进口是随同投资一起进来的生产设备,在这一点上,对全要素生产率增长的可能贡献可归结为两种形式:一是对使用进口设备的外商直接投资接受企业的技术转移,另一是,在长期

上促使外资企业成为净出口者,只是,这种前景迄今为止始终还只是潜在可能性。与此相关的话题是,外资企业以什么形式来实现外贸扩展?众所周知,自1990年代以来,中国占主导的外贸出口是加工贸易,这主要是由于外资企业的进出口活动所从事的主要是加工贸易。从加工贸易的生产特性看,加工贸易的增加值率(这里定义为净出口对出口总额的比率)在1998年以前一直保持上升势头,1998年以后则停止上升,基本维持在34%左右的水平。占全国对外贸易主要部分的加工贸易,其增加值率停留在这么低的水平,这与中国追求产业结构的升级是不相符的。

    现在我们来分析外商直接投资透过改进经济效率来提升全要素生产率。主流理论认为外商直接投资以下列几种形式发生作用:向外商直接投资接受企业进行技术转移,对同行业或相关联行业的其它企业产生溢出效应,根据“禀赋”比较优势原则实现经济结构转变,按市场原则实现制度转变,等等。这些理论观点是否有效,全部或部分的利益能否得以实现,这些净效果主要表现在与中国其他行业相关的整个外资企业部门的绩效上。图1标示出外资企业相对于工业企业的生产率表现。可以注意到相对劳动生产率序列在1993-2005年期间表现出长期的下滑趋势。从表面判断,这种趋势与新古典经济学关于中国按要素禀赋比较优势原则进行结构转变的论题是一致的,即,利用中国现有的“廉价劳动力”(充裕的劳动力供给)优势进行产业转变。这种趋势也与激进政治经济学关于资本倾向于使劳动非技能化的理论相一致。换句话说,这种倾向的结果很有可能是改进了资源配置效率而同时削弱了生产效率。这就有必要去考察总的效率指标,这个总效率指标一般用全要素生产率相对比率的演化来表示。在1993-2005年的外商直接投资大量流入和外资企业的大幅度增加这个长时期内,全要素生产率相对值序列也表现出相同的下降倾向。这就意味着,生产效率的损失已超过了资源配置效

投资在中国经济发展中的贡献作一个正面的评价。

    上文的分析自然就产生了另外一个问题:如果外资企业的相对效率确实是在下降,那为什么中国工业中外资企业部门所占的份额却在不断的扩大?为回答这个问题,必须对外商直接投资流入的决策机制作进一步的考察。但这个答案有可能与劳动补偿有关。众所周知,由于进入该部门的产业工人无限的供给,从改革开放至今,中国大部分劳动密集、出口导向的外资企业的工资水平基本维持在一个低水平上不发生变化。图1显示,外资企业相对整个工业企业的相对平均工资率一直表现为下降倾向。这种状况说明,尽管相对劳动生产率和全要素生产率表现为恶化趋势,外资企业仍是有利可图。这种倾向自身就意味着,对整个中国经济来说,与外资企业部门膨胀相关的发展是不能作为效率判断的依据。 首先,我们对1991-2005年期间中国35个工业行业的相对生产率作一比较。观察外资企业所占比例高于全国平均水平的那些行业的数据,有三点值得注意。

    第一点涉及外资企业的行业分布与有关行业的技术特征。理论上,主流经济学的比较优势理论和激进学派的“劳动的新国际分工”理论都认为,外资企业既然是市场导向的,那么它们应倾向于集中在中国的劳动密集工业行业。这与现实基本上是相符的。在贸易分析文献中,通常将劳动生产率低于0.9的行业列为劳动密集行业。按照这个标准,在2005年外资企业所占比重高于平均水平的17个工业行业中,有11个行业可以列为劳动密集行业, 1991年也是如此。

    第二点是外商直接投资对中国工业劳动生产率的影响。主流理论一般倾向认为,外资企业占主导行业的劳动生产率的增长速度要低于平均水平,这反映出它们采用了更多的劳动密集性生产技术。这一点与现实也是基本相符的。所讨论的17个工业部门,在1991-2005年期间,有13个行业的劳动生产率出现了负增长。这种绩效与资源配载效率改进的预期是一致的。然而,这种绩效与激进理论的劳动非技能化假说也是相符的;激进理论认为,外资企业以及由此延伸的外资企业占主导的行业,一般倾向于延缓劳动生产率的改进。

    第三点是关于外商直接投资对中国工业效率的总体影响。这一点主要体现在外资企业占主导的行业的全要素生产率相对数值的表现上。可以观察到,由于全要素生产率相对值这个指标对应的是整个中国工业的水平,它就排除了整体经济因素效应,而强化了行业的特定因素,包括了外资企业所占比重高于平均水平的行业因素的效应。这个指标大体上能捕捉到一些有关技术转移、行业间和行业内的溢出效应、市场制度的改进等等信息。表1的分析结果可以与主流文献形成较好的对照:在外资企业占主导的17个工业行业中,有13个行业在1991-2

005年间全要素生产率相对值出现了负增长。很明显,正如新古典经济学的假说,在一定程度上外商直接投资确实对中国工业效率存在正的影响,但是,现实情况同样符合结构主义和激进理论所判断的负面影响,综合而言,占主导的是负面影响。

    我们还可以对1991-2005年期间30个省区的工业的相关数据进行分析。值得注意的是,外资企业在空间分布上高度集中:2005年仅有6个省市(北京、天津、上海、江苏、广东、福建)外资企业的工业增加值所占比重高于全国的平均水平。在这个背景中,所涉及的这6个省市的绩效与行业分析结果略有不同。从相对劳动率标准判断,1991年这6个省区的工业都不能视作是劳动密集型的。到2005年,6个中有2个(广东和福建)转变成为劳动密集型。因为这两个省的外资企业工业增加值比重确实远比其他省区高,或许可以说,在空间分布上,外资企业在某种程度上确实符合比较优势原则。与此同时,从空间分布看,外资企业也确实表现出有利于促进资源配置效率:六个省市中有4个在1991-2005年间相对劳动生产率都出现负增长,仅有天津和江苏例外。恰恰是这两个省市在1991-2005年期间出现相对全要素生产率为正增长,而其余4个省则出现负增长。显然,这些区域数据分析结果,大致上与行业分析结果相同。

    行业-区域分析结果显示,中国的实际情况,确实在一定程度上符合新古典经济学关于外商直接投资有利于经济增长的理论预期,但是,由此就认为整体而言外商直接投资强烈地促进了中国经济增长,这却是不符合事实。上文的分析结果,一方面固然是符合主流新古典论断,即外商直接投资的流入以及外资企业的运作有助于工业行业和区域的资源配置效率,另一方面,这些结果同样符合激进政治经济学关于外资企业导致劳动生产率进步停滞、以及结构主义发展经济学关于外资企业有可能扭曲行业或区域的经济结构的批判性论断。上文的分析结果,是大部分外资企业占主导的行业和区域的相对全要素生产率出现负增长,这意味着,总体而言外商直接投资对中国经济发展的作用始终还是偏向于负面的。

    最后,作为有关外商直接投资对中国经济发展影响的行业-区域分析的结束部分,下文试图对行业-区域数据进行统计分析。上文的分析仅仅考察了外资企业占主导的行业和区域,而不是全部数据,这对于总体上分析外资企业在中国经济中的表现来说,关注面可能显得过于狭小。从另一个角度看,上文的分析又有可能显得过于一般化,因为分析其实只是考察了有关行业-区域的特有因素对它们的相对生产率表现的影响,却并没有从各种特有因素中特别突出高于平均水平的外资企业增加值比重这个因素。对总体数据的统计分析有可能弥补这两方面的不足。特别地,可以假定一个行业或地区的工业全要素生产率水平(a)由行业或省区的总规模(由总增加值v表示)和行业或省区外资企业增加值所占的比重(vf/v)决定,即:

    lna = a + blnv + c(vf/v)

    从两方面来看,这个分析框架应该是可取的。其一,将v作为a的解释变量,意味着该分析考虑到了行业或省区的特定增长路径,即考虑到可能存在着规模经济或集聚经济;其二,在进行跨区域的比较中,这种分析将有助于检验由外商直接投资所产生的部门内溢出效应、以及外资促进结构和制度变动的效果。这是因为,这种溢出效应和变动一般应该是主要在同一个省区之内发生作用的。最后,值得指出,变量vf/v反映的是外资企业在一个特定行业或省区渗透的累积效应,对2005年一年数据的分析,将能为判断外商直接投资在中国工业中的累积影响提供一个推断依据。 结论

    现有主流研究文献对外商直接投资在中国经济发展中的作用的分析,大部分都是遵循新古典经济学的分析框架。它们倾向于假定,外商直接投资的性质是代表了对接受经济体而言是一种“净增加”的资金、技术或制度资源,相应地,它们对外商直接投资在中国经济发展中的作用评价只能是肯定的。然而,这些纯粹依系于新古典经济学的理论观点显得关注面过于狭小,由此衍生的判断就大有可能有失公允。事实上,相关的理论文献中,同样存在着其他理论传统,它们并不将外商直接投资仅仅视为可以利用的新资源,而是认为外商直接投资还承载着其他特性,有可能对后进经济发展带来负面影响。

外商投资法论文篇7

第一，视角独特，立论新颖。

“弱水三千，只取一瓢饮”。引进外商直接投资会对我国的经济社会发展产生多方面的影响，任何一本书都不可能尽述。该书选取并紧紧围绕“外商直接投资对我国外贸竞争力的影响”这一主线，从理论和实证两个层面作了深入探究。在理论层面上，作者深入研究了外商投资企业对我国外贸竞争力提升、外贸方式转变及其出口增长的作用机理；在实证层面上，分析验证了外商直接投资与我国内资企业出口扩张、我国外贸竞争力和外贸方式优化之间的关联度。

第二，逻辑清晰，表述系统。

首先，作者对国内外的研究文献进行了梳理，在指出以往研究不足的基础上明确该书的研究计划。其次，对改革开放以来外商在华直接投资和我国对外贸易的特征进行了归纳，为后续研究作了铺垫。接着作者重点研究了：（1）外商投资企业对我国内资企业的出口溢出效应。构建了外商投资企业影响我国内资企业出口倾向的计量模型，并进行了实证研究，通过协整检验得出了基本结论，为长短期对策提供理论依据；（2）外商直接投资对我国外贸竞争力的影响。包括我国外贸竞争力的现状分析、外商直接投资对我国外贸竞争力影响的理论分析，以及影响机制的实证检验；（3）外商直接投资对我国外贸方式的影响。通过计量研究，得出外商直接投资与加工贸易存在双向因果关系，并就外商直接投资对不同类型产业内贸易产生的影响进行了研究，得出比较结论。最后，提出利用外商直接投资发展我国对外贸易的政策建议，并指出今后有待研究的问题。

第三，方法多样，科学严谨。

外商投资法论文篇8

一、 引言

利用我国1998年～2010年的省际面板数据，本文估计了外商直接投资（FDI）对我国高端技术创新的影响。其中，我们将地区的“发明”专利授予量作为高端技术水平的变量；与既有研究的不同之处在是，本文采用了动态面板的广义矩（SYS-GMM）估计。通过控制技术创新的滞后项对技术创新的累积影响，我们提高了估计精度；此外，本文进一步考虑了我国2001年入世（WTO）和2004年实施专利执法改革对FDI外溢效应的冲击。

二、 实证模型

1. 实证方法。

不难理解，技术创新具有累积性，技术创新除了受当期其他变量的影响之外，也必然受过去技术创新的持续影响。因此，为了反映并控制这种跨期的持续影响，本文采用了估计动态面板数据的系统广义矩（System GMM）方法（Blundell & Bond，1998）。其中，我们将技术创新的滞后项引入到解释变量中来，以充分反映技术创新的历史信息对当期的影响。

为了确保模型回归的有效性，我们采用检验面板单位根的Fisher-ADF方法。通过实施Fisher-ADF的单位根检验，我们发现，本文的面板数据都具备平稳性特征，因此可以进行回归。

2. 变量选取。

此外，为了反映我国2001年入世（WTO）和2004年实施专利执法改革对外资技术溢出效应的影响，我们设置了是否入世（WTO）与是否实施专利执法改革（LAW）的时间虚拟变量：

wtoit=1 if year>20010 if year≤2001和 lawit=1 if year>20030 if year≤2003 （1）

通过构建虚拟变量与外商直接投资的交乘项，我们进一步分析了入世（WTO）和专利执法改革分别对FDI技术外溢效应的冲击。

3. 样本选择。

本文的样本选自1998年～2010年13年间，我国大陆30个省级地区（含直辖市和自治区）的面板数据，由于自治区的部分数据有所缺失，没有考虑。我们将变量的数据均取自然对数。

三、 实证结果及分析

1. 模型设定。

本文的动态面板模型设定如下：

lninvit=α0+α1lninvit-1+α2lninvit-2+α3lnfdiit+Xit+uit（2）

其中，Xit=ζ1lnRdeit+ζ2lnpgdpit+ζ3EOit+ζ4colit+ζ5wtoit×lnfdiit+ζ6lawit×lnfdiit。

2. 回归结果。

经过Arellano-Bond检验，可知动态模型（1）中的AR（1）和AR（2）对应的P值分别小于5%和大于5%，这表明模型的二阶扰动项已经没有了序列相关性，因此动态模型（1）的估计具有一致性。Sargan检验表明，模型（1）的工具变量能够识别，即将被解释变量的一、二阶滞后项作为解释变量是有效的。

一般而言，受样本数量的限制，在动态面板中选择不同的工具变量可能导致GMM估计结果出现偏倚。其中，与最小二乘法（Pooled OLS）的估计相比，GMM的估计值相对偏低，而相对于固定效应（FE）而言，GMM的估计值相对偏高（Bond，2002）。因此，为了体现本文的估计精度，我们在GMM估计的基础之上，另加考虑了最小二乘法（Pooled OLS）和固定效应方法下的估计方程。

接下来，以模型（1）中的GMM估计为主，我们对估计结果进行说明。首先，滞后一期和滞后两期的高端技术变量所对应系数都比较显著。整体来看，高端技术的滞后项对高端技术创新能力的影响始终为正，即高端技术创新具有明显的累积性，过去的技术创新必然会影响现在和以后的技术创新。其次，我们发现外商直接投资对我国高端技术创新的影响始终为负，且在模型（2）和模型（3）中，外商直接投资对应的系数也显著为负，可见外商直接投资对我国高端技术创新确实产生了明显的抑制效应。事实上，已有研究如，沈坤荣和耿强（2000）、Hu和Jefferson（2002，2004）、Cheung和Lin（2004）、侯润秀和官建成（2006）与薄文广（2007）等，都无一例外地认为外商直接投资对我国存在正向的技术溢出效应；而本文却得出了与上述研究完全相反的结论。可能的原因在于，本文的研究与上述已有研究的分析阶段不同。已有研究主要分析的是2004年以前外资的技术溢出效应，而本文分析的却是较近年份（近10年左右）的外商直接投资对我国技术创新的影响。另外，蒋殿春、夏良科（2005）、蒋殿春、张宇（2008）、陈爱贞和刘志彪（2008）、徐全勇（2007）、陈琳和林珏（2009）以及马林和章凯栋（2008）等都分别从其他角度也证实FDI可能对我国技术创新产生负面影响，而本文的研究也支持了他们的结论。

其次，人均GDP、研发经费投入都显著地提高了我国的高端技术创新；第三，受大专以上教育的人群比重有助于我国的高端技术创新；第四，国内企业的进出口导向有利于我国高端技术创新，但影响不显著；第五，考察入世或专利执法改革与外商直接投资的交乘项系数，不难发现，加入世贸组织（WTO）以来，外商直接投资对我国高端技术的创新产生一定的负面冲击，而2004年实施的专利保护执法改革却明显地提高了外商直接投资对我国高端技术的外溢。

四、 结论与政策建议

利用我国1998年～2010年的省际面板数据，本文估计了外商直接投资对我国高端技术创新的影响。其中，我们将实际授予的“发明专利”数量作为我国高端技术的变量。研究发现：第一，外商直接投资明显抑制了我国高端技术创新。这一结论与沈坤荣和耿强（2000）、和Cheung和Lin（2004）等的结论完全相反，进一步支持了陈爱贞和刘志彪（2008）和陈琳和林珏（2009）等人的判断；第二，入世（WTO）普遍减弱了外商直接投资对我国的技术溢出，而加大专利保护的执法力度有助于外商直接投资对我国高端技术创新形成技术外溢。

我们的政策建议如下。首先，“以市场换技术”的引资政策已经不能作为我国吸引外商直接投资的唯一目标；相反，加大国内的研发经费投入是促进我国技术创新，建设创新性国家的重要手段；同时，我们也发现人均GDP有利于高端技术创新，因此应该重视、利用好本土市场，通过国内市场的需求牵引来促进我国的技术创新；最后，我们需要重视国内高校的教育质量改革，通过加强高等教育来提高我国的科研人员素质，提升我国的高端技术创新能力。

参考文献：

1. Bond， S.， Dynamic panel Data Models： A Guide to Micro Data Methods and Practice . Portuguese Economic Journal，2002， 1（2）：1-34.

2. Cheung， K.Y.， and Lin， P.， Spillover effects of FDI on innovation in China： Evidence from provincial data. China Economic Review， 2004， 15（1）：25-44.

3. Hu， A.， and Jefferson， G.， FDI impact of spill-

over： Evidence from China’s electronic and textile industries . World Economy， 2002， 25（8）：1063-1076.

4. Hu， A.， and Jefferson， G.， Returns to research and development in Chinese industry： Evidence from state-owned enterprises in Beijing . China Economic Review， 2004， 15（1）：86-107.

5. 薄文广.外国直接投资对中国技术创新的影响——基于地区层面的研究. 财经研究， 2007（6）：4-17.

6. 陈爱贞，刘志彪.FDI制约本土设备企业自主创新的分析——基于产业链与价值链的双重视角. 财贸经济，2008（1）：121-126.

7. 陈琳，林珏.外商直接投资对中国制造业企业的溢出效应：基于企业所有制结构的视角. 管理世界2009，（9）：24-33.

8. 蒋殿春，夏良科.外商直接投资对中国高技术产业技术创新作用的经验分析.世界经济，2005（6）：3-10.

9. 蒋殿春，张宇.经济转型与外商直接投资技术溢出效应.经济研究，2008（7）：26-38.

10. 侯润秀，官建成.外商直接投资对我国区域创新能力的影响. 中国软科学，2006（5）：104-110.

11. 马林，章凯栋.外商直接投资对中国技术溢出的分类检验. 世界经济，2008（7）：78-87.

12. 沈坤荣，耿强.外国直接投资的外溢效应分析. 金融研究，2000（3）：103-110.

外商投资法论文篇9

一、研究背景

2008年1月1日起我国正式实施内外一致的《企业所得税法》，实行公平税收待遇， 取消了对外商投资企业特有的所得税优惠政策。该政策会使内资企业的税负降低， 外资企业的税负有所增加。

我国引进外国直接投资额已经连续10年居发展中国家之首，江苏作为中国最富庶的地区之一，综合经济实力在全国一直处于前列，并且江苏历来是利用外商直接投资的大省，到2009年外商直接投资达253亿美元，投资企业数达50241家，税收政策的变动对江苏省引进FDI的影响成为关注的焦点。

二、新企业所得税法对江苏吸引FDI的影响分析

（一）观察实际外商直接投资金额和投资项目数

实际外商直接投资金额在2005年到2008年之间呈直线型增长，上升幅度较之前一年分别为8.61%、32.22%、25.59%、14.74%，在新企业所得税法实施以后，虽然仍旧增长，但上升幅度只有0.81%，预测再今后将趋于平稳。而合同外商直接投资项目呈直线下降，降幅约27.5%。

（二）按产业划分进行分析

表明，第一产业和第三产业的实际外商投资金额所占比例在上升，第二产业所占比例在下降。

（三）为了验证以上分析，另外找寻了1995到2009年江苏省的外商投资金额，考虑外商投资资金投入的产业结构等因素进行实证分析，得出以下结论

1.在新企业所得税法实施当年外商投资额与以前相比，外商投资金额会有一个下降的幅度，这主要显示出了外商按照政策体现的意图进行决策。同时，我们也会发现当政策实施一段时间后外商投资额会有略微上升的趋势，并在可以预见的将来与其政策实行前基本持平。最后，对于资金投入的产业结构的分析则让我们欣喜地发现外商投资方向有了改变，按照政策的意图也就是向环保型和高新技术型的产业投入了更多的资金，进入我省的外资质量将提高。

2.对第一、三产业的投资增加，对第二产业的投资减少。第二产业的投资，主要为了是利用廉价的劳动力生产产品，从而返销到第三国，属于出口导向型投资。这些出口导向型投资因国内税收政策的调整导致其成本的上升，因而退出。但是从提高效率和我国引进外资从注重数量到注重质量的变化上来看，这类外资的减少反而会优化我国外资的结构，有利于提高我国引进外资的质量，提高我国产品的科技含量。

三、针对企业所得税改革后呈现出的外商直接投资的变化，提出如下几点建议

（一）加强宣传

一方面加强对投资环境的宣传，让外商更加了解我省经济发展态势以及日臻完善的投资环境，另一方面加强对重点招商项目领域的宣传，更加突出我省的优势产业招商。

（二）调整重点

研究调整下一步招商引资重点产业，注重高新技术产业、高端制造业和研发中心利用外资；注重金融、物流、连锁商业、文化产业等现代服务业利用外资；注重基础设施、新能源、环保项目利用外资。

（三）优化环境，提升竞争力

两税合并直接限制了通过地方性优惠措施吸引外资的空间。因此，着力优化发展环境，提升综合竞争力和对外吸引力显得越来越重要，成为了当前我省开拓对外开放新局面的重要举措。

参考文献

[1]江苏省统计年鉴.1996-2010[Z].

外商投资法论文篇10

一、现有文献概述与批评

现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上，它们接受这样的假定，认为外商直接投资的经济意义，是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法，将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来，然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断，按照国际标准，中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比，在1980年代相对较小，进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现，在日益扩张的中国外贸出口中，外资企业所占份额也在急剧上升。这两项指标，对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显著(Chen et al. 1995; Kaiser et al. 1996; Lardy 1995; Whalley and Xin 2006; Zhang and Song 2000)。

第二种方法，可以说是第一种方法的补充，主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标，如GDP增长等的间接影响，这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标，如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异，但总体结论是，相关性都表现为正，而且在统计上显著。其中最乐观的发现是，在1990年代，外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达2.5%，加上外商直接投资通过资本形成使GDP增长0.4个百分点，那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平均达3%，也就是占整体经济增长的近1/3(Tseng and Zebregs 2002)。另外，其他同类研究还发现，外商直接投资流量与国内总投资增长也是显著的正相关。他们将这个结果视作是投资“挤入效应”的证据(Kueh 1992；Zhan 1993)。

在较为近期的研究中，上述第二种方法的应用较为普遍，主要应用于对外商直接投资与地方经济发展的关系分析，即进行个别区域分析或跨区域比较。很明显，吸引较多外商直接投资的区域或省份普遍都表现出较快的经济增长。这些分析的典型结论，都是表现为显著的正相关，说明外商直接投资透过各种直接或间接影响，包括地方资本形成、地方投资的“挤入效应”、地方生产技术或知识使用效益的提高等，促进了地方经济的发展。由此得出的推论是，外商直接投资解释了不同地区或省份的不同经济增长表现，对总体中国经济增长有较强的政策含义(Berthélemy and Démurger 2000; Mody and Wang 1997; Wei 1994; Wei et al. 2001; Zhang and Felmingham 2002)。

现存这些文献研究的局限性是很明显的，在它们的分析中，因果关系和相关关系很难区分开来(Li et al. 2002)。这个问题可以说贯穿所有的现存文献，但在区域和跨区域回归分析中尤其严重，因为所分析的这些区域与其他区域毕竟属于同一国家、同一种体制(即相同的制度和政策环境)，使用同一货币。所有这些都意味着，存在着众多的机会，可以透过创造租金来促进地方经济增长，尤其是在各地区间市场化程度差别很大的背景下更是如此。因此，即使外商直接投资与地方经济增长确实存在正相关，也难于判断地方经济增长到底是来自生产率的改进还是来自其他地区的租金转移，抑或两者兼而有之。极端情形是，租金创造效果如果超过生产率的改进，外商直接投资的净效应，对中国总体经济增长的贡献就有可能为负而非正。

从上文的讨论可以得出一个普遍论断，即，在分析外商直接投资与经济发展关系的现有的文献中，有关外资促进地方经济增长的具体机制，究竟主要是透过促进生产率进步抑或是创造租金的问题，往往会在回归分析中被忽略掉。即使那些联立方程模型和格兰杰因果检测也是如此，问题不在于到底是外商直接投资引起了经济增长还是经济增长促成外商直接投资进入，问题是，外商直接投资是通过创造租金还是通过生产率改进来促进地方经济增长。因此，关键是要将有关两者的相关性的分析与中国经济发展的特定路径相联系，在这个特定路径中，外商直接投资对经济影响的机制必须要能够准确地识别和评估。

要将对外商直接投资影响分析与中国特定发展路径联系起来，逻辑上就必须超越纯以新古典经济学为唯一指引的视野，诉诸更宽泛的理论框架。在相关理论文献中，与新古典传统相对，还有结构主义发展经济学和激进政治经济学，它们并不否认外商直接投资可以体现为额外的金融和技术资源，然而它们更加强调外资的其他特性，这包括外商进入国内市场的模式、技术转移的类型、塑造国内市场竞争模式的制度和结构环境，等等，认为这才是外商直接投资影响后进发展的最关键因素，而且其影响往往是负面的(Lo 1995；UNCTAD 1995)。在相关的中国研究文献中，这些因素基本上都被忽略掉，这就使得研究得出的结论不尽全面、合理。

二、宏观指标的直观判断

从宏观指标的直接观测结果看，认为外商直接投资已成为中国总体经济发展一个重要因素的观点，并没有得到经验支持。作为固定资本形成的一个因素，外商直接投资在1979-1991年期间的年流入量与固定资本形成总额相比还是极其微小的，只有从1992年开始才大幅度增加。从1992年至2006年，中国的外商直接投资与固定资本形成总额之比年均约为12%，从国际背景来看，大约是同期所有发展中国家平均值的两倍。尽管如此，由于外商直接投资是固定资本形成总额的一个很小的组成部分，而固定资本形成总额在GDP中所占的份额同样很有限，因此，外商直接投资对GDP增长的贡献就只能更加有限了。可以断言，从1990年至2006年各年，外商直接投资透过资本形成来促进GDP增长，其贡献每年应该不超过一个百分点。

外商投资法论文篇11

一、引言

外商直接投资(FDI)作为第二次世界大战后重要的世界经济现象,历来是学者们关注的焦点。吸收外资是中国实行对外开放基本国策的重要内容之一。外商直接投资在促进国民经济增长、带动产业技术进步、扩大出口和提供就业机会等方面发挥着日益重要的作用。2008年,四川省实际利用外商直接投资额达到30.8842亿美元,与2002年的6.5925亿美元相比,增加了近4.5倍,进出口总额为220.3828亿美元,其中,出口为131.0789亿美元,比2002年的44.6919亿美元和27.1145亿美元提高了近5倍。而对四川的外商直接投资是否在对外贸易中起到了积极作用的实证研究还不多。为此,本文主要采用时间序列分析的方法分析外商直接投资对四川进出口贸易的影响。

二、文献综述

(一)国外文献综述

Mundell(1957)使用要素比例理论解释商品的国际流动,而用资本边际产量的差异解释资本的国际流动,提出了贸易与投资替代模型。由于贸易障碍会对两个国家之间的资本边际收益产生影响,因此,贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动或直接投资。由于这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以便克服贸易障碍对资本效率的抵销作用,因此,一般被称为关税引致的投资,关税引致投资表现为投资对贸易的替代。Belderbos和Sleuwaegen研究了日本在欧洲FDI的影响因素,其结论也支持FDI和出口的替代效应。

日本学者小岛清结合日本的实践经验,提出了外商直接投资与国际贸易互补效应的模型,他认为资本的流动不是由贸易壁垒引致,而且,外商直接投资可以提高东道国产品出口,并会在投资国与东道国之间创造新的贸易机会。Lipsey和Weiss使用了美国14个产业的截面数据发现存在积极的出口效应,并且发现,如果东道国为发展中国家,那么互补效应更为突出。

(二)国内文献综述

梁瑞以1994-2003年中国省际面板数据为例,分析了外商直接投资的出口贸易效应。结果表明FDI对中国东部地区出口贸易的促进效应最大,西部地区次之,中部地区影响不显著。杨小玲和刘用明综合运用了协整理论和Granger因果关系检验等多种方法,利用四川省1990-2007年间的数据,对四川省对外直接投资进行了实证分析,结果表明外商直接投资对四川省经济增长、对外贸易和产业结构都有正向作用,但作用力度不大,并建议从营造外商投资环境和引导外商投资产业两个方面来吸引优质外资。钱明霞运用协整拘束考察了江苏省外商FDI与出口贸易之间的关系,结果显示外商直接投资有力地推动了出口贸易的发展,并从政府和企业两个方面提出了促进外商直接投资出口贸易效应的对策建议。

三、外商直接投资与对外贸易效应关系的理论分析

外商直接投资与国际贸易的联系极为密切,他们两者之间的关系一直是研究和争论的焦点。从理论上讲,国际直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种,即国际直接投资可能减少(替代)贸易,也可能增加(互补)贸易。

Mundell提出了贸易与投资替代模型,Mundell通过研究认为外商直接投资替代国际贸易的直接结果是:外商直接投资将会减少拥有比较优势商品的生产和出口,而吸引外商直接投资的东道国则增加了该种商品的生产,同时,也增加了具有比较劣势商品的生产,使得具有相对劣势商品的进口减少,因此外商直接投资起到了削弱国际贸易的作用。

贸易与投资互补理论认为,一个开放的经济环境是一个相对稳定的发展环境,一个经济自由化的国内经济基础是吸引外商直接投资的必要条件,后者被称为“市场规模假说”。因此,国际贸易的大力发展可以创造更为开放的经济环境,有利于增强对外商直接投资的吸引力。外商直接投资不仅仅是货币资本的流动,还包括技术设备和管理经验及知识产权等相关要素的输出,具有“扩散效应”,使得吸引外商直接投资的国家从中获得利益。投资于东道国优势出口产业的外国资本,会促进东道国出口产业的成长,并可利用外商的销售网络迅速进入国际市场,扩大对外贸易量,促进国际贸易的发展和增长。因此,外商直接投资直接带动了跨国公司内部贸易的发展,并通过技术溢出效应,提高生产率,扩大东道国的对外贸易。

四、外商直接投资与四川省对外贸易之间的实证分析

(一)建立模型

外商直接投资带来的资本多为生产性资本,当期的外商直接投资不一定能对当期的进出口贸易产生影响,存在一定程度的时滞效应。考虑到滞后效应的存在,建立FDI对进出口贸易影响的计量经济回归模型为:

其中,EX表示出口总额,IM表示进口总额,TT表示进出口总额,FDI表示外商直接投资金额,μt 为服从正态分布的随机干扰项,p表示滞后阶数。

(二)数据来源

四川省1985-2008年的实际利用外资和进出口数据来源于《新中国统计资料五十五年汇编》、国泰安信息技术有限公司开发的《中国区域经济数据库》。

(三)平稳性检验

为了避免非平稳时间序列变量可能会产生“伪回归”现象,必须对模型中所使用的每个时间序列变量进行平稳性检验。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验进行平稳性检验,检验结果由表1所示。

从表1可以看出,序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳的,但其1阶差分序列都是平稳的,即序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是1阶单整的。

(四)协整检验

由于序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳序列,但单整的阶数是同阶的,因此,他们之间可能存在长期稳定的均衡关系。本文采用E-G两步法进行协整检验,检验方程(1)、(2)、(3)是否为协整方程,每个方程的滞后期由AIC信息准则以及相应滞后期的显著水平决定。回归方程的估计结果为:

lnEX=7.35 + 0.463lnFDI

(13.10)(8.23)

R2=0.755D.W.=0.359

lnIM=4.90 + 0.487lnFDI

(10.06)(13.34)

R2=0.890D.W.=0.896

lnTT=7.21 + 0.523lnFDI

(14.16)(10.25)

R2=0.827D.W.=0.406

用e1、e2、e3分别表示方程(1)、(2)、(3)的残差,对残差进行平稳性检验,如果残差是平稳的,说明协整关系是成立的,检验结果如表2所示。

由表2可知,ADF统计量都大于10%的临界值,说明残差序列都是非平稳的,说明协整关系并不存在,即lnEX与lnFDI、lnIM与lnFDI、lnTT与lnFDI之间不存在长期稳定的均衡关系。换句话说,外商直接投资不是影响四川地区出口、进口以及进出口总额的因素。

五、结论与对策

通过本文的计量实证分析可知:外商直接投资对四川省对外贸易并没有显著影响。然而,综述中提及的大部分文献都证明外商直接投资对对外贸易具有显著的促进作用,尤其是具有显著的出口效应。究其原因,这可能是四川地区引入外商直接投资量的缘故。虽然近年来四川地区引入外商直接投资的增长率很高,但从引入规模来看,还显得非常不足。正是因为外商直接投资引入规模过小,其对对外贸易所应有的促进作用就无法表现出来。

因此,本文结论所对应的政策导向非但不是对引入外商直接投资持消极态度,反而是主张大力引进外商直接投资,使其对对外贸易所应有的促进作用表现出来。由此,四川要充分认识到外商直接投资对四川省投资的决定因素,制定能够吸引外商直接投资的政策,创造良好的投资环境,通过吸引外商直接投资促进四川省的经济发展,推动出口的增加。

【参考文献】

[1] 杜江.外国直接投资与中国经济发展的经验分析[J].世界经济,2002(8):27-30.

[2] 沈坤荣,耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长――中国数据的计量检验与实证分析[J].中国社会科学,2001(5):82-93.

[3] 四川省统计局,国家统计局四川调查总队.四川统计年鉴―2009[M].北京:中国统计出版社,2009.

[4] Mundell.R.A. International trade and factormobility[J].American Economic Review,1957(3):321-335.

[5] Belderbos.Sleuwaegen, Leo. Tariff Jumping FDI and Export Substitution: Japanese Electronics Firms in Europe[J]. I nternational Journal of Industrial Organizatio n ,1998(5):601-638.

[6] [日]小岛清.对外贸易论[M].周宝廉,译.天津:南开大学出版社,1987.

[7] Lipsey and Weiss,. R. Lipsey and M. Weiss, Foreign production and exports in manufacturing industries[J]. Review of Economics and Statistics,1981(4):488-494.

外商投资法论文篇12

论文摘要：本文利用协整检验（Co-integration）、误差纠正模型、Granger因果关系检验，对山东省1985年至2011年间的经济数据进行分析后表明，无论是长期还是短期，山东省外商直接投资与出口之间存在稳定的均衡关系，外商直接投资与出口之间存在单方向的因果关系，外商直接投资与进口之间不存在明显的协整关系。 论文关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验 一、引言 随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2011年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2011年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2011年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796 亿美元增加到2011年的249.0850 亿美元。 对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。 二、实证分析 （一）数据来源和研究方法 为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2011年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。 表1 1980年至2011年间各样本数据的情况 单位：亿美元 年份FDIEXIMLNFDILNEXLNIM 1985 0.055923.465217.9796-2.883.15552.8892 19860.193919.192619.0914-1.642.95452.9492 19870.238128.99386.5356-1.433.36711.8773 19880.390830.977326.3588 -0.943.43333.2718 19891.313232.701528.94960.27253.48743.3656 19901.508434.17198.68030.413.53142.1611 19911.795037.52310.79700.593.62502.3793 1992 9.733543.375234.43882.283.76993.5392 199318.431942.03630.82262.913.73853.4282 199425.356658.701137.59163.234.07253.6268 199526.071981.610157.89063.26 >4.40204.0586 199625.904191.829869.80963.254.51994.2458 199725.0044108.588866.77433.224.68764.2013 199822.2262103.470562.70353.104.63934.1384 1999 24.6878115.790966.91853.214.75184.2035 200029.7119155.290594.60933.395.04534.5498 200136.2093181.2899108.34143.595.20014.6835 200255.8603211.1511128.26644.02 5.35264.8541 200370.9371265.7285180.84674.265.58255.1976 200487.0064358.7286239.08504.475.88265.5178 （二）平稳性检验 所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spurious regression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2： 表2 变量的ADF单位根检验 检验形式ADF统计量10%临界值结论 LNFDI（C，T，3）-2.237302-3.3086非平稳 LNFDI（C，T，1）-3.370941-3.2964平稳 LNEX（C，T，2）-1.915787-3.2964非平稳 LNEX（C，N，1） -2.851059-2.6672平稳 LNIM（C，T，2）-1.560765-3.2964非平稳 LNIM（C，T，1）-8.162504-3.2964平稳 注：（C，T，K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。 以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。 （三）协整检验 为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年代发展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。 关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI 与LNIM之间的关系进行协整检验。 1、对LNFDI与LNEX的协整检验 首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果如表3： &nbs p; 表3 残差的ADF检验结果 变量检验形式ADF统计量10%临界值结论 残差（N，N，3）-1.729370-1.6277无单位根 根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为： LNEX= 3.607857 + 0.35751LNFDI (1) (30.26889) (7.415309) R^2=0.763846 AD.R^2=0.749954 F=54.98681 DW=0.405013 从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751，说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。 用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为： LNFDI=-8.304089 + 2.419141LNEX (2) (-5.994780) (7.415309) R^2= 0.763846 AD.R^2= 0.749954 F= 54.98681 DW= 0.423218 方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141，即EX每增长1%，FDI将增长2.419141%。 2、LNFDI与LNIM的协整检验 做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如 表4 残差的ADF检验结果 变量检验形式ADF统计量10%临界值结论 残差（N，N，4）-1.152687-1.6227有单位根 根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。 （五）因果关系检验 协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5 0.796220.61678 LNFDI不是LNEX的原因5.691900.09155从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。 三、结论与建议 本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。 2、山东省外商直接投资是出口贸易的Granger原因，但出口不是外商直接投资的Granger原因；外商直接投资与进口之间没有明显的因果关系。外商直接投资充分利用山东省的资源优势，在山东省进行生产，再将产品出口到国际市场，因此山东省的外商直接投资情况直接影响对外贸易出口。同时，外商直接投资在山东省内通过技术溢出效应、 效应等间接影响对外贸易出口。 3、山东省外商直接投资与进出口贸易的关系表明，积极引进外商直接投资能极大地促进山东省出口贸易的增长。应此，我们应采取积极有效的措施促进山东省外商直接投资的流入。如：加强引进外商直接投资的战略研究，制定战略规划；扩大外商直接投资来源地，多吸收欧美等西方发达国家一些具有先进技术和管理经验的大型跨国公司在山东省投资；加强对外商直接投资引进、使用的监督管理。对外商直接投资在山东省的行为和绩效应逐步探索建立起一套可行的跟踪、评估体系，保证流入山东省的外商直接投资的质量。