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外商直接投資范文1
關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易；協整檢驗；誤差糾正模型；因果檢驗
一、引言
隨著山東省經濟的快速發展和國際經濟環境的不斷改善，山東省在對外貿易和利用外資方面取得了很大的進步。據山東省統計年鑒資料顯示，截至2004年底，累計已有113家世界500強在山東省興辦企業262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項目5891個，增長11.1%。與此同時，山東省的進出口貿易也得到了迅猛發展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進口額由1985年的17.9796億美元增加到2004年的249.0850億美元。
對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進口或出口的關系表現為二者的互補性、替代性或是相互關系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿易的關系。
二、實證分析
（一）數據來源和研究方法
為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿易的相關性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經濟數據，運用協整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關系，并對變量進行Granger因果關系檢驗。其中，FDI是各年度的實際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿易額，IM代表各年度的進口貿易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數后不會改變變量之間的關系，在這里對各序列進行自然對數變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。
二）平穩性檢驗
所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不隨時間的位移而發生改變，也就是說，生成變量時間序列數據的隨機過程的特征（數學期望、方差及協方差）不隨時間變化而變化。在對時間序列進行計量分析時，首先要對各變量進行平穩性檢驗。在現實經濟中，許多經濟變量的時間序列是非平穩的，對非平穩的時間序列進行回歸可能會出現謬誤回歸（spuriousregression）的現象，導致標準的t和F檢驗無效。本文采用ADF檢驗法對變量LNFDI、LNEX、LNIM進行單位根檢驗，考察序列是否平穩。檢驗結果見表2：
注：（C,T,K）分別代表所設定的檢驗方程含有截距、時間趨勢及滯后階數，N指不含C或T，K的選擇標準是以和值最小為準則。
以上對時間序列LNFDI、LNEX、LNIM的平穩性檢驗表明，在10%的顯著水平下，不能拒絕三個變量存在單位根的假設，LNFDI、LNEX、LNIM均為非平穩序列，而它們的一階差分LNFDI、LNEX、LNIM均為平穩序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均為I(1)序列。
（三）協整檢驗
為了分析外商直接投資于山東省進出口貿易的關系，本文分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM的關系進行協整檢驗。協整分析技術是20世紀80年展起來的一種分析方法。協整分析是由若干服從單位根過程的變量組成的系統，若這些變量的某一線性組合式平穩的，則稱這一穩定線性組合為協整關系。協整分析描述了這些變量之間的長期穩定關系。
關于協整檢驗的方法主要有以下兩種:一是Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗的EG兩步法；二是Johansen提出的基于VAR模型對協整向量系數進行極大似然估計和檢驗。本文采用的世恩格爾——格蘭杰（Engle-Granger）兩步法分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM之間的關系進行協整檢驗。
1、對LNFDI與LNEX的協整檢驗
首先用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。單位根檢驗的方法采用ADF檢驗法，ADF檢驗采用帶有趨勢項帶有常數項的形式，滯后階數選為6。檢驗結果根據殘差的ADF檢驗結果知，殘差不存在單位根，即殘差是平穩序列。這說明LNFDI與LNEX之間存在協整關系。協整方程為：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
從方程(1)可以看出，變量LNFDI的系數為0.35751,說明FDI對EX的彈性系數為0.35751，即FDI每增長1%，EX將增長0.35752%。
用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，得到協整方程為：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)說明，LNEX對LNFEI的彈性系數為2.419141,即EX每增長1%,FDI將增長2.419141%。
2、LNFDI與LNIM的協整檢驗在線
首先用LNIM對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。仍采用ADF檢驗法，檢驗結果如
根據表4的檢驗結果知，殘差存在單位根，使非平穩序列。這說明LNFDI與LNIM之間不存在長期的均衡關系，即二者之間不存在協整關系。
（五）因果關系檢驗
協整檢驗的結果表明，山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證，本文采用Granger因果關系檢驗法驗證。Granger曾指出，因果關系檢驗只有在兩個變量協整的情況下才是有效的。由于前面已經驗證出山東省外商直接投資與出口之間存在顯著的協整關系；而山東省外商直接投資與進口之間不存在協整關系，因此，此處只須進一步對山東省外商直接投資與出口這兩個變量序列進行Granger因果關系檢驗。在Granger因果關系檢驗過程中，滯后階數取5，檢驗結果見表5在線
從表5的檢驗結果中可以看出，山東省外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。
三、結論與建議
本文通過運用協整檢驗和Granger因果關系檢驗來研究山東省外商直接投資與進出口貿易的關系，結果表明：
1、山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩定的均衡關系，與進口之間的長期關系不明顯。即山東省外商直接投資與出口之間存在協整關系，與進口之間不存在協整關系。外商直接投資對山東省出口的影響表現為互補關系，這與小島清的互補理論模型是一致的。按照小島清的理論，投資國的對外投資應當從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行，這樣就可以把東道國的比較優勢挖掘出來，使兩國間的比較成本差距擴大，為更大規模的貿易創造條件。外商直接投資能夠促進山東省出口貿易的上升說明外商直接投資對山東省出口貿易具有創造效應，具體表現為：外商直接投資和山東省出口之間存在著一種長期穩定的均衡關系，外商直接投資流入量的增加對山東省出口貿易有很強的促進作用。其中，外商直接投資流入量增加1個百分點，山東省出口貿易將增加0.35751個百分點。
外商直接投資范文2
關鍵詞：FDI；技術外溢效應；C－D生產函數模型；經驗研究
一、文獻回顧
自Richard Caves(1974)開創FDI技術外溢效應研究先河以來，Koizumi＆Kopecky(1977)、Findlay(1978)、王建業(Wang，1990)、Romer(1990)分別從不同的角度構造了技術外溢模型。Kokko(1992)在《外國直接投資、東道國特征和溢出》一書中，考察了跨國公司在他國設立子公司引致技術和生產力在當地溢出對當地企業造成影響的情況。他認為，技術溢出效應的發生來自兩個方面：一是來自于示范、模仿和傳播；二是來自于競爭。前者是技術信息差異的增函數；后者是主要決定于外國公司與當地廠商的市場特征及其相互影響。
對FDI技術外溢效應的經驗驗證工作已經開展了20多年，研究的東道國不僅涉及發達國家，還涉及發展中國家和轉型國家。采集的樣本數據年代跨度也比較大。大體說來，國外學者在這個問題上可以分為兩派：另一派著重分析技術引進與本地研究開發的相互作用，尤其是技術引進對本地研究開發活動的影響；一派著重研究引進技術通過知識與生產率的溢出效應、企業間垂直聯系以及雇員流動在其余經濟部門的擴散。Borensztein、Gregorio、Lee(1998)使用過去20年FDI從發達國家流向69個國家的數據集檢驗了FDI對經濟增長的影響?；貧w結果表明FDI是技術傳遞的重要工具。結果還表明，只有東道國具備一定的人力資本積累，從而有吸收先進技術的能力，FDI才能促進生產率的較快增長。
我們發現，無論在發達國家還是在發展中國家，技術外溢效應在產業層面上均比較明顯，在企業層面上不確定性和負效應明顯。這可以解釋為FDI直接向合資企業進行新技術轉移的不多，外資企業之間或外資企業與內資企業之間的競爭效應使得產業層次上獲得的外溢效應比較明顯。同時，這里提供的文獻大部分是20世紀70、80年代的情況，而近年來跨國公司的研究與開發當地化對東道國技術外溢效應并沒有反映出來，從而影響了對FDI技術外溢效應整體水平估計的準確性。
國內研究是在對外資的認識存在分歧的背景下展開的。一些人士或者擔心外資的負面影響，或者通過調研否認FDI的技術外溢效應，另外一些學者的研究表明，FDI存在正的外溢效應。本文就是在這樣的背景下進行研究的。
牛南潔(1998)考察了利用外資的經濟效果，肯定了正面效應的存在。姚洋(1998)利用全國第三次工業普查資料，從中隨機抽取了12個行業中的146704家企業作為樣本，進行多因素回歸分析后得出：與國有企業相比，“外國三資企業”的技術效率要高39％，“港澳臺三資企業”要高33％；并且在行業內如果“外國三資企業”數量的比重每增加一個百分點，東道國行業內每個企業的技術效率就會提高1.1個百分點。何潔、許羅丹(1999)借鑒G.Feder、D.T.coe、E.Hlpman(1995)的做法，利用有關外商直接投資工業企業的統計數據，通過計量分析外商直接投資企業對我國內資工業企業以及整個工業部門產生的外溢效應，得出外商直接投資帶來的技術每提高1個百分點，我國內資工業企業的技術外溢作用(產量的增加)就提高2.3個百分點。沈坤榮(2000，2001)利用各省的FDI總量與各省的全要素生產率作橫截面的相關分析，認為，FDI占GDP的比重每增加一個單位，可以帶來0.37個單位的綜合要素生產率增長。潘文卿(2003)利用面板數據分析了外商投資對中國工業部門的外溢效應，支持了積極效應的結論。
新加坡國立大學和美國紐約州立大學的LiuZhiqiang(2000)在《FDI和技術溢出――來自中國的一些證據》中，以深圳特區制造業數據研究了FDI的技術外溢效應。結果發現，FDI與外資接受企業的生產率之間存在著不顯著有時甚至是負的相關關系。而與此形成對照的是，整個產業層面上的FDI水平與企業的生產率之間有顯著和正的相關關系。這說明FDI以技術轉移形式產生了外部性。Liu所做的FDI外部效應的點估計表明，制造業中FDI的平均水平每增長1個百分點，能使企業的生產增長率提高0.5個百分點；研究還發現，技術外溢的路徑基本上是從外商投資企業到國內企業。
陳濤濤(2004)分別通過以“人均勞動生產率”為被解釋變量的經典模型和以道格拉斯生產函數為基礎的模型，檢驗了1998、1999、2000年FDI對我國行業內溢出效應，結果顯示FDI具有積極的外溢效應。姚利民(2004)對跨國公司競爭性投資的技術進步效果做了全面的總結，與上述學者的觀點一致。吳延兵(2006)，王紅嶺、李稻葵、馮俊新(2006)，仝月婷、胡又欣(2005)利用企業數據的經驗研究表明，FDI對中國制造業有顯著的正溢出效應。
許羅丹，譚衛紅，劉民權(2004)通過對廣東省華資(指來自港澳臺的投資)、歐資、日資、美資4組外商投資企業的調查數據，對比分析了4組企業在產品水平、研究與開發投入、上游產品來源、員工素質、培訓方面對我國企業的技術外溢效應，結果發現，華資、歐資、日資、美資4組企業在對我國技術外溢途徑上存在差異，也就是說，來源不同的外資重視的側重點不同，技術外溢效果不盡一致。不過總體上看，還是積極作用較為明顯。平新喬等(2007)的最新研究表明，港澳臺資進入會顯著地縮小內資企業與港澳臺資企業在技術水平上的差距。
二、FDI技術外溢效應的估計：基于C－D生產函數的數理與計量模型
國外對FDI技術外溢效應的考察主要有兩種方法，分別是以Caves(1974)和Blomstrom(1983)創立并改進的“人均勞動生產率模型”，以及“柯布一道格拉斯(C－D)生產函數模型”?！叭司鶆趧由a率模型”因被解釋變量為采用企業的工業增加值與企業的職工總數之比而得名。其基本形式是：LP=α0＋α1FDI＋α2K／L＋α3LQ＋e。其中，LP為采用企業的工業增加值與企業的職工總數之比，FDI為外資資產在行業總資產中的比重，K／L為資本勞動比率，LQ為內資企業的勞動力質量。只要能夠證明α1>0，就可以認定FDI具有正的技術溢出效應。但是，該模型在我國的應用中遇到了不小的困難，主要表現在采集數據方面，外資資產存量和總的固定資產存量數據目前還難以獲得?！翱虏家坏栏窭股a函數模型”
是在道格拉斯生產函數的基礎上，對道格拉斯方程取對數后建立起來的，基本形式是：LnY=γ＋αLnL＋βLnK＋η FDI＋e。其中Y為采用企業的產出水平，解釋變量與“人均勞動生產率模型”中的含義基本相同?？梢?，“柯布一道格拉斯生產函數模型”在對我國FDI技術溢出效應的檢驗同樣遇到了數據問題。
劉金缽、朱曉明(2004)在柯布一道格拉斯生產函數之上，構建了一個判定FDI技術外溢效應的經濟計量模型，形式為：dY／Y=ε×IF／Y＋α×dL／L＋MPK×I／Y。式中IF為FDI流量，ε就表示FDI的技術外溢效應，MPK為資本的邊際產出，這里假設它為常數，I為固定資產投資額，Y為國民收入。該計量模型解決了FDI存量與固定資產存量數據無法獲得從而模型在我國無法計量的問題，但是也存在一個缺陷，即模型中只考慮了FDI對技術進步的影響，忽視了國內投資對技術進步的作用。
三、FDI對我國技術外溢效應的經驗驗證
1 變量說明與數據處理
我們構建的計量模型涉及4個變量，分別是總產出Y、FDI、國內投資I和勞動者人數L，這里以GDP代表總產出，以每年的實際利用外資數額(億美元)乘以當年的平均匯率代表外商直接投資數額(億元人民幣)，國內投資指不包括FDI在內的所有固定資產投資，考慮到我國的固定資產投資主要集中在城鎮，所以勞動者人數以城鎮就業人數來代替。所有數據均來自歷年的《中國統計年鑒》，樣本區間為1983年～2003年。
2 單位根檢驗
根據時間序列的標準建模過程，首先要對各時間序列進行平穩性檢驗。結果見表1。
由表1可知，dY／Y、FDI／Y和I／Y三個時間序列變量都是非平穩的，它們的一階差分都是平穩的，它們都是一階單整的，即都是I(1)序列。但是，就業增長率變量dL／L卻是零階單整的。所以基于c―D生產函數的計量模型就不能包括就業增長率這一變量，這是因為同階單整是所有時間序列變量之間具有長期穩定關系――協整關系的必要條件。實際上，我們試圖將該變量加入模型之中進行回歸模擬，但結果顯示，就業的增加卻導致了GDP的下降，也不得不將它剔除。故之后的協整檢驗也是在將它剔除之后進行的。
3 協整檢驗
為避免偽回歸，就要對所建立的模型進行協整檢驗，以確定單整變量之間是否存在長期穩定的關系――協整關系。本文運用Johansen技術進行協整檢驗。
四、小結
外商直接投資范文3
關鍵詞：外商直接投資；湖北；現狀；對策.
近幾年來，湖北省積極改善經濟環境，大力吸引外商直接投資，成效顯著。但與沿海發達地區，尤其是滬、粵、蘇、浙等省市相比，仍有很大的差距。研究湖北外商直接投資的現狀，分析外商直接投資對湖北產生的利弊，對進一步擴大和加強湖北企業同世界著名公司的合作，提高利用國際直接投資的質量和水平，促進產業結構調整和升級，都具有積極的作用。
1 湖北省利用外商直接投資的現狀及特點
截止2006年，共有46個國家和地區來湖北省投資，來湖北省投資的世界500強企業達到58多家，跨國公司在湖北省設立地區性、區域性機構累計達到300多家。2006年湖北實際利用外資30.82億美元，而加入世界貿易組織的2001年湖北實際利用外資只有15.61億美元。
（1）外商直接投資來源結構呈現多元化趨勢。
近年來湖北省利用外商直接投資來源結構呈現多元化趨勢。外資來源仍以亞洲國家（地區）為主。亞洲國家（地區）來投資項目數、合同外資和實際使用外資分別占全省總量的68.67％、76.83%和67.34％。實際使用外資來源前五位國家（地區）為香港、日本、美國、法國和維爾京群島。
（2）利用外商直接投資的規模較小。
按實際平均項目投資額來衡量投資規模，2002年，來源于亞洲的一般為幾百美元，而來自歐盟跨國公司的則高達上千萬美元。由于湖北省的外商直接投資主要來源于亞洲國家和地區，而這些外商直接投資企業大多數是中小型企業，項目數雖多，但投資的規模較小?？鐕緛砗钡耐顿Y總額只占全國的1/100，數量只占1.6%，可見外商投資的規模非常的小，還有很大的提升空間。
（3）各市州利用外商直接投資的差異較大，地區分布不均衡。
湖北省15個市州利用外商直接投資主要集中在武漢市和其周邊城市黃石市、宜昌市、孝感市構成的大城市圈內，兩者分別占全省總投資的65.1%和81.41%，而其他地區利用外資額與距武漢的距離呈現反向變化趨勢。
（4）利用外商直接投資的產業分布不平衡。
近年來制造業是外商投資重點，房地產和基礎設施領域為外商所看好。2005年新批外商投資項目中，投資制造業的項目多達353個，占新批項目數的67.9%。在制造業中，外商主要投資在機電、紡織服裝、交通運輸設備制造、醫藥、化學原料生產等方面。在外商重點投資制造業的同時，房地產和城市基礎設施項目也為外商所看好。
（5）外商投資產業聚集效應明顯，技術水平進一步提升。
武漢、襄樊的汽車產業，黃石、鄂州、仙桃的紡織產業，宜昌的化工，武漢、宜昌的電子產業都出現了產業聚集現象。外商投資項目的技術含量也有明顯提高。世界柴油發動機巨頭-美國康明斯公司與東風公司合資設立柴油機研發中心已落戶武漢沌口開發區，項目總投資2000萬美元，主要從事柴油發動機及壓縮天然氣發動機、發電機設備及元件的技術研發。
2 外商直接投資對湖北經濟的影響分析
外商直接投資能對湖北的經濟產生積極的作用同時也會帶來一定的負面效應，具體表現為:
2.1 積極作用
（1）改善了出口產品的科技含量。
外商投資企業的發展推動了湖北高新技術產品的出口, 提高了出口產品的科技含量,改善了湖北出口產品的結構。目前湖北形成了武漢、宜昌、襄樊、孝感四大機電和高新技術產品出口基地, 船舶、顯示器、汽車及零部件等技術密集、資本密集的產品比重上升, 扭轉了過去出口單純依靠農產品、紡織品的局面, 改變了出口產品附加值不高的狀況。
（2）加快了產業結構升級。
根據要素稟賦結構理論，生產要素的供給結構將改變產業結構。外商直接投資作為一種重要的生產要素投入，勢必會對一地區產業結構高級化產生影響。2006年中國實際外商直接投資額為630億美元，而湖北實際利用外資30.82億美元，占全國的4.89%，相對2003年占全國2.93%，比重呈現出一種明顯的上升的態勢。
（3）對技術進步起到了帶頭作用。
從總體上看, 大多數三資企業都與某種形式的技術轉移聯系在一起, 基本途徑包括: 第一, 引進技術含量較高的資本貨物和加工工藝并高效率地使用, 提升了湖北省產業的技術水平。第二, 引進新產品, 使符合需求、高技術含量和高附加值的產品在湖北省制造業產出中的比重增加。第三, 外商投資企業在引進先進技術的同時, 也引進了有效使用這些先進技術的管理能力。第四, 引進研發能力。第五, 通過多種方式產生技術外溢效應, 對湖北省關聯產業的技術進步產生積極的推動作用。
（4）優化人才培養和任用的機制。
外資企業的投資主要聚集在資本密集型產業和高新技術產業領域，人才選拔上拋棄了“唯高學歷”“唯關系”的任用模式，唯才是用，為專業型、技能型人才提供了很好的發展平臺。與此同時，隨著利用外資規模的不斷擴大,外商投資企業吸收的勞動力數量逐年增加, 說明外商投資企業正逐年創造越來越多的就業崗位,為更多的人才提供機會。
2.2 消極作用
（1）影響產業格局，引發地方的發展不平衡。
外商直接投資的投向以盈利為目的，可能會與我省地區發展政策不符。外商過來辦企業，目的就是為了追求最大化的利潤，這樣他們就不會考慮地方產業發展政策，同時，他們盡可能往最能賺錢的地區去投資，這會使得湖北省不同地區的經濟發展更加不平衡。
（2）帶來的技術并非核心技術，對技術進步和產業升級作用不大。
以汽車產業發展為例，現在的汽車合資企業雖然股份方面我們占多數，但是核心技術掌握在外國人手里。合資帶來的好處就是給外國汽車企業提供了銷售自己生產的汽車的渠道，而對自己的民族汽車產業發展并沒有多大貢獻。
（3）給民族工業帶來的沖擊。
由于外商憑借其雄厚的資金、技術實力和政府的優惠政策，采取“先占市場再尋求最大利潤”的策略，集中力量于流通領域，強力擠占市場，甚至導致對某些產品市場的壟斷，嚴重影響了本地企業的健康發展。
（4）對就業產生溢出效應。
外資企業依靠自身的雄厚實力, 通過占領湖北市場,在飲料、紡織、家化等行業擠垮湖北本地企業, 進而也會使這些企業中的員工失業。與此同時，在現行的社會保障體系尚未完善的情況下，落聘的職工的安置和分流問題如果處理不當，不僅直接影響企業外資的進程，而且給社會穩定也埋下了隱患。
3 湖北利用外商投資的主要對策建議
3.1 著力改善投資軟環境，進一步擴大對外開放
繼續加強全省重點對外開放口岸基礎設施和國家級、省級開發區配套設施建設，進一步完善對外開放體系，增強吸收外商投資的競爭力。加強經濟運行調度，提高通關效率，及時緩解外資外貿企業生產經營中的原材料價格上漲，電力、資金供應緊張等問題，努力為外資外貿企業創造良好的生產經營環境。此外，按照國家投融資體制改革的總體要求，積極推進外資項目核準制度改革，盡快出臺湖北省《外商投資項目核準暫行管理辦法》、《境外投資項目核準暫行管理辦法》和《國際金融組織和外國政府貸款投資項目暫行管理辦法》等配套管理規范，并抓好新辦法在全省范圍的實施。
3.2 認真貫徹國家對外商直接投資的相關政策
嚴格執行國家對外商投資鼓勵類產業項目的稅收優惠政策，認真貫徹實施新的《外商投資產業指導目錄》，鼓勵并引導外商投資改造機械制造和紡織服裝等傳統工業，發展現代農業和汽車及零部件制造業；大力吸引外資發展電子信息、生物醫藥、新材料等高新技術產業。通過汽車、鋼鐵、石化、機械等行業的骨干企業招商，引進跨國公司來湖北進行戰略性投資；積極推進商貿、物流、科教以及金融、保險、旅游、中介機構等服務業吸引利用外資。
3.3 加大引導縣市招商力度
支持農業產業化龍頭企業的發展壯大，吸引外商投資農業產業化項目和具有資源優勢、勞動力優勢的加工型項目，以此帶動縣域外向型經濟的發展，加快縣域“一主三化”的進程。注重關聯招商和配套引進，逐步推進武漢城市圈城鎮群內在比較優勢基礎上的產業和功能分工，促進產業板塊和密切配套的產業鏈的形成，為整個圈域內的工業化、城市化進程提供更為強勁的動力。
3.4 調整利用外商投資的戰略導向
應將利用外資，提高經濟的國際競爭力水平作為新形勢下湖北省利用外資的戰略導向，一是提高外商直接投資的水平，重視外資來源的技術檔次、技術構成和管理水平構成。二是提高湖北利用外資的水平，充分利用外資促進經濟結構的戰略性調整，包括所有制結構、產業和行業結構、企業組織結構、區域經濟發展結構、技術結構、出口產品結構等。
3.5 創新利用外資方式，提高利用外資水平
探索項目融資、境外上市和股權融資等新的利用外資方式，積極籌措融資成本較低、條件比較合理的國外資金，重點支持能源、交通、城建、港口碼頭等重大基礎設施項目的建設。引導外資參與國有企業戰略性改組，認真研究盤活國有資產的有效形式。在符合國家有關規定和外商投資產業政策的前提下，支持外商進行協議購并、產權交易市場購并、股票市場購并以及股權轉讓購并，推動現有存量資產與國際資金、技術的融合，創新經營管理機制，實現產權結構多元化，健全法人治理結構，提高企業國際競爭力。
參考文獻
［1］凌丹，段凌燕.外商直接投資對湖北經濟的影響［J］，當代經濟2006，（8）.
外商直接投資范文4
英國學者鄧寧在海默的壟斷優勢理論，巴克利和卡森的內部化理論的基礎上提出了國際生產折衷理論，對跨國公司及對外直接投資現象做了全新的解釋。他指出：一個企業進行直接投資是有三個因素決定的，即所有權優勢，內部化優勢和區位優勢。鄧寧把區位優勢看作國際投資區位選擇的關鍵因素，并把區位因素歸納為市場因素、貿易壁壘、成本因素和投資環境，隨后又補充了語言、習慣等非經濟因素。
根據鄧寧的理論，伍德沃和羅爾夫對影響出口導向制造業國際分配的主要因素進行了實證分析。根據他們的分析，跟投資選址呈正相關關系的因素有：GDP、匯率貶值、免稅期限、自由貿易曲的規模、政治穩定因素、制造業的積聚度、土地面積等；而與選址呈負相關關系的因素有：工資、通貨膨脹率、運輸費用、工會組織等。
樸商天（2004）以中國市場為研究對象，對外商在華直接投資的地區性差異因素進行了實證分析，得出：對外開放度、集聚化程度、鼓勵政策與直接投資之間存在著明顯的正相關關系，而工資水平、研發人力則對直接投資起著反作用?；A設施對選址呈正相關關系，但對外商投資企業經營活動的影響正在減少。
這些理論都在一定程度上解釋了FDI區位選擇的動因，前兩個是以多個國家為研究對象的，對我國具有一定的借鑒性，但不可能完全符合中國的現實情況。樸商天雖然以中國為研究對象，但他只簡要的講述了影響地區性差異的因素，對某些區域存在著哪些具體的問題方面并沒有解釋。本文根據這些學者提出的因素，結合中國東、中、西部的具體情況，解釋對外直接投資在我國分布不均衡的原因和由之得出的一些啟示。
二、提出問題
中國已成為世界上吸引外商投資額最大的國家，但是外商在華直接投資的地區性發展很不平衡。主要集中在東部沿海地區，特別是以上海為中心的長江三角洲、以東莞為中心的珠江三角洲和以京津唐地區為中心的環渤海經濟圈。據有關數據顯示：目前外商對華直接投資中有87.84%分布在東部地區，9.09%分布在中部地區，而西部地區只有3.08%。究竟是什么因素導致對華投資的如此不均衡，跨國公司進行投資區位選擇時考慮的因素又有哪些呢？中外學者做了大量的研究。
三、影響外商對華直接投資區位選擇的因素
1政策因素
張立（2002）對FDI在我國省際分布的決定因素進行了實證分析，他引入了各省執行FDI優惠政策的時間，結果顯示，各省執行優惠政策的時間先后對FDI的流入有著顯著的影響。我國的珠江三角洲和長江三角洲作為政策開放較早的地區，利用自己東南沿海的區位優勢、政策優勢和勞動力成本優勢，通過建立開發區和工業園區，最先成為對外直接投資在我國的集中區。1992年中國開放內陸城市并實行也沿海地區相同的鼓勵政策，推動了中國中西部地區的對外開放，近幾年外商對中西部的投資有所增長，特別是長江中上游地區，如安徽、江西、湖北、云南、貴州等省份。差距不可能在短期內消除，但中西部地區已經開始了引進外資的征程。
2勞動力成本及工資水平因素
勞動力成本是影響外商直接投資區位決策的成本因素中最為主要的成本。Austin(1990)強調發展中國家吸引外資的主要原因在于低工資水平，工資高低與外商投資呈負相關關系。樸商天（2004）通過實證分析，驗證了這一關系的正確性。作為人口大國，中國具有豐富而廉價的勞動力資源，這種成本競爭優勢對跨國公司具有強大的吸引力。勞動力導向戰略是跨國公司對華直接投資重要的區位選擇戰略。除了成本因素，勞動力素質也直接影響到勞動生產率的高低。特別是在一個東道國內部，低勞動力成本經常意味著低的勞動生產率，只有那些低成本并且具有較高勞動生產率的區位，才能比低成本、低勞動生產率的區位更具有吸引力，這就是外資沒有因為勞動力成本低而大量流向中西部地區的原因。
但是過高的工資水平也會抑制外資的流入。以長江三角洲職工平均工資衡量的勞動力成本顯示，上海、寧波、杭州、南京和蘇州等地的工資水平，遠高于長江以北地區城市。工資成本對FDI分布的影響就是，未來的長三角地區外資可能會更傾向于投資到工資水平較低的周邊地區，甚至轉移到區外。工資成本的上升對長三角的外資流入是一個不利因素。
3土地成本因素
珠三角地區開發較早，當外資聚集到一定程度后，可利用的土地越來越少，而成本不斷攀升，對FDI起到了明顯的抑制作用。按2002年單位土地面積的GDP衡量，深圳、汕頭、廣州、海口和福州等珠三角城市的土地成本在全國排在前列。自90年代以來，珠江三角洲在引進外資中所占的比重有所下降，而長江三角洲和環渤海地區的比重在持續上升。
4.基礎設施質量
基礎設施（公路、鐵路、港口和信息通訊等）和基礎工業的發展狀況決定著社會生產的規模和效益，特別是具備一定投資規模的大型企業，如果生存在一個基礎設施薄弱的經濟環境中，將會導致投資收益遞減。在我國，各地區的投資硬環境差異非常大，例如東部沿海的廣東省和江蘇省經過十幾年的努力，目前的基礎設施建設已經相當完善。根據國家統計局的統計數據顯示，截至2001年，東部地區的交通線路綜合密度為1597公里/平方公里，同期中部地區為680公里/平方公里，而西部僅為29公里/平方公里，與東中部地區相差甚遠，成為外資進入的“瓶頸”。
5集聚效應區域產業基礎是吸引對外直接投資的重要因素。一方面，全球80％的FDI集中在發達工業化國家（hakrabarti，2003），外國資本在這些國家的投入也更加集中；另一方面，對外直接投資的分布呈現出比較明顯的集聚效應（Figueiredoetal，2000），區域產業基礎越強，外資企業越多，外商就越容易在該地區投資。Headetal（1996）對我國931家外資企業進行了研究，發現有“吸引力”的城市——那些具有良好產業基礎的城市——獲得了更多的投資，而集聚效應則放大了政策的直接影響。
對于集聚現象，Krugman（1991）的研究提供了一個基本的研究視角。他結合城市經濟學和區域科學，認為：聚集效應的關鍵是規模經濟，特別是外部規模經濟；聚集能導致生產某一種產品的平均成本下降，進而產生遞增的規模效應。聚集效應體現出一種路徑依賴，進而影響后續FDI的聚集(吳豐，2001)。外商直接投資的聚集效應體現在增量FDI的區位選擇受到特定區位的FDI存量的影響，即當某一地區的外商資本控制的廠商越多，新的外商就更傾向于投資該區域國家或區域(許羅丹、譚衛紅，2003)。許羅丹、譚衛紅(2003)、王劍、徐康寧(2004)、吳豐(2001，2002)對FDI在中國表現出的聚集效應進行了研究闡述，均認為外商投資的聚集效應明顯。為了在運輸成本最小化的條件下實現規模經濟，制造企業傾向于在有巨大需求的市場或潛在市場區域選址，而需求本身的定位取決于制造業的分布。區域產業基礎與對外直接投資的進入具有雙向促進關系。資本的進入增強了該地區的產業能力，同時也強化了外資的集聚機制。以蘇州為例，該地區的IT制造業目前已具備了相當完整的產業鏈，在開發區周圍25公里內可以達到98％的產業配套率。這種配套體系在吸引跨國公司進入的過程中發揮了重要作用。蘇州由此成為全球IT制造業最重要的集聚區之一。臺灣十大筆記本電腦公司有九家在蘇州投資，包括明基、華碩、華宇、臺達在內的臺灣20家最大的電子信息企業，有16家人駐蘇州，隨后相關配套企業相繼進駐，產品包括線路板、電腦配件、主機板、掃描儀、鼠標器、及電池和筆記本電腦等等，共有1500余家IT企業，形成較為齊全的IT產業配套體系，這種產業鏈投資方式既使企業具備了較強的競爭優勢，又增加了蘇州招商引資的吸引力。
行業的地區集中可以提供一個足夠大的市場使得各種各樣的專業化供應商得以生存。在我國，另一個具有說服力的是廣東東莞，這里集中了大量的來自海外特別是臺灣地區的計算機和電子設備制造商，是公認的全國電子產品配套能力最強的地區，在此設廠，有助于廠商增強其競爭力和建立競爭優勢。有了特定產業的聚集，就能吸引相關的FDI進入，而我國西部就非常缺乏這種聚集，是吸引FDI的薄弱環節。
6“核心一”體系（CPS）。在對外直接投資比較集中的地區，往往會形成“核心一”體系（CPS），在空間一上的表現即為圍繞“核心”區域形成的“核心一”（CP）結構。因此，與核心區域的地理接近性，成為影響對外直接投資的重要因素。我國“核心-”體系的結構可分為兩種：第一種是與投資國相鄰，易于吸引投資。例如我國廣東的東莞、深圳等地區，由于毗鄰香港，而成為外資最先進入我國的地區之一。山東的青島、威海等地則由于與日本、韓國接近，而成為日資和韓資集中的地區。CP結構形成后，會在該地區產生一種引力，企業在選址時將遵循引力模型中所描述的企業關系，形成集聚效應。第二種是對外直接投資在核心區域選址后，吸引了大批跨國配套企業進入，這些企業在核心區域附近選址，形成了以產業配套為特點的區域。1993年，臺灣明基公司在蘇州新區投資設廠，同時還召集其臺灣核心配套廠商，吳江由于具有土地和區位優勢成功吸引了一大批配套企業人駐，從而在以蘇州為核心，以吳江為的地區形成了以產業配套協作體系為特點的CP結構。
基于對外直接投資影響因素的分析，我們可以得出促進區域經濟特別是中西部經濟發展的幾點啟示：
1.接受并推行投資自由化
加快西部對外開放的基本方向是投資自由化和貿易自由化。投資自由化主要是指那些有利于促進長期性外國直接投資的自由化政策，包括三方面內容：一是促進市場競爭原則，通過減少或消除特別針對外國投資者所采取的歧視性措施，取消市場準入限制，促進市場競爭。外國直接投資參與西部基礎設施建設的潛力也非常巨大，要創造寬松的環境，鼓勵外資進入能源、交通、通訊等基礎設施優先發展領域，允許外資公平參與國家重大工程項目或公共項目的公開競爭招標。二是享受國民待遇的原則，即外國投資者的待遇等同于本國投資者，一方面，應取消對外資企業在稅收等方面“超國民待遇”的優惠政策；另一方面，應取消對外資企業貸款、融資、投資等方面“非國民待遇”的歧視性措施，嚴禁對各類外資企業亂收費和變相增加非生產性負擔。三是提供制度保護原則。按照市場經濟原則發揮市場經濟機制來促進投資自由化和吸引外資，同時創造良好的投資環境和制定相應的競爭性政策，以抑制某些私人投資和貿易的負面影響對市場競爭的破壞效應。四是盡量減少本是不必要的，繁瑣的政府干預。無論是提高企業經濟績效，還是提高西部地區整個經濟的效率，關鍵是增強市場的競爭性。在此意義上，投資自由化就是經濟市場化，競爭游戲規則的公平、公開化以及監督機制的透明化、制度化。
2.積極開發人力資源
就西部而言，開發人力資源具有尤其重要的特殊意義。因為西部地區最大的資源是人力資源，也是中國目前就業壓力最大的主要地區之一，由于政府投資本身創造不了多少就業，因此政府的作用主要是通過有效的人力資源開發政策，吸引外國投資創造更多的就業崗位，這對擴大就業、緩解失業壓力具有重要作用。這就要求政府不僅要實行直接影響FDI的投資自由化和貿易自由化的政策，更重要的是要將人力資源開發放在極其重要的位置上，包括大力發展教育，積極培育勞動力市場和人才市場，鼓勵外資企業對其員工進行人力資源開發以提供更多的培訓機會，增加中央對西部地區的轉移支付，鼓勵少數民族控制人口增長，在逐步解決“收入貧困”的過程中逐步解決“人類貧困”、“知識貧困”和“文化貧困”問題等。
3.實行跨國公司友好型政策，加快基礎設施建設，積極吸引跨國公司直接投資
吸引跨國公司是中國和西部獲取全球知識與技術的重要來源，也是西部縮小與東部和發達國家知識與技術差距的重要途徑。提高西部地區產業競爭力的一個重要途徑就是善待跨國公司，把吸引跨國公司的技術、資金與西部和中國相對巨大的消費市場等互補性優勢結合起來，吸引世界上規模最大、技術最先進、國際競爭力最強的跨國公司大規模投資于西部，并發展跨國公司和國內企業的后項聯系，鼓勵與本地區著名的大企業聯盟，提高其市場競爭力。這是西部開發最好的吸引外資策略。
外商直接投資范文5
2007年全國吸收外商直接投資全口徑數據（含銀行、證券業）為：全國新設立外商投資企業37888家，同比下降8.69%；實際使用外資金額826.58億美元，同比增長13.8%。其中：1-12月，全國非金融領域新設立外商投資企業37871家，同比下降8.69%，實際使用外資金額747.68億美元，同比增長13.59%。
2007：五省一市是我國紡織品服裝出口的主力
據海關最新公布的統計數據顯示，2007年全年全國紡織品服裝進出口貿易總值達1943.53億美元，占全國總進出口額的8.94%，同比增長17.69%，其中出口貿易額高達1756.16億美元，同比增長19.40%，累計貿易順差達到1568.79億美元，同比增幅更達21.60%。
分省市來看，五省一市依然是我國紡織品服裝出口的主力。其中廣東省依然是最大的出口來源地，2007年廣東省紡服累計出口額高達423.67億美元，位居各省之首，同比增長18.72%，其中深圳出口貢獻44.06億美元，占全省出口總額的10.40%，同比增長34.28%。
江浙滬地區緊隨其后，累計出口貿易總值達796.7億美元。其中浙江以370.66億美元的出口總額位居該地區之首，列全國第二，同比增長19.94%；江蘇以263.22億美元的出口總額排在浙江省之后，同比增長16.16%；上海次之，較2006年增長8.89%。山東的紡服出口額依然排在江浙滬之后，2007年山東紡服累計出口額為142.56億美元，占全國的7.33%。
另外，2007年福建的紡織行業也有快速發展，紡織服裝的出口總額快速上升到73.12億美元，同比增長26.15%，是我國第六大紡服出口省份。
縱觀全國，2007年紡織品出口最快的并非上述五省一市，而在新疆、貴州和重慶等中西部省市，上述三省2007年紡織品出口額同比增幅分別在53.28%、51.21%及44.84%。中西部省市紡織服裝的發展速度將會越來越快，出口步伐也將不斷加快。
2007年汽車商品進出口超660億美元
據中國汽車工業協會統計整理的由海關總署提供的汽車商品進出口數據顯示，2007年，全國汽車商品累計進出口總值為668.78億美元，其中進口總值259.82億美元，同比增長24.45%，出口總值408.96億美元，同比增長45.31%。
“海洋經濟”為3151萬人提供工作崗位
據國家海洋局統計，2007年全國海洋生產總值24929億元，比上年增長15.1%，占國內生產總值的10.11%。海洋經濟的區位優勢不斷顯現。環渤海經濟區、長三角經濟區海洋生產總值均超過7500億元，占到了全國海洋生產總值的近70%。
作為世界海洋大國，海洋經濟在中國國民經濟建設中的地位顯著提升，涉海就業規模持續擴大。2007年，全國涉海就業人員已超過3151萬人，新增就業崗位191萬個。
2007中國奢侈品消費達80億美元
世界奢侈品協會近日報告稱，2007年中國人在首飾、服裝、皮具、香水等奢侈品（不包括私人飛機和游艇）上的消費達80億美元，奢侈品消費占全球市場份額的18%，消費人群占總人口的13%。成為僅次于日本的全球第二大奢侈品消費國。
相關方面預計，到2010年，中國將有2.5億消費者有能力購買奢侈品，消費總額將達到2000億元人民幣。預計到2015年，中國奢侈品消費將占全球市場份額的32%，超過日本。
財政部：政府采購五年節約資金1800多億元
在日前召開的全國政府采購工作會議上，財政部部長助理張通透露，全國政府采購規模由2002年的1009.6億元增長到2006年的3681億元，年均增長39.5%，2007年達到4000億元。五年來財政資金使用效益明顯提高，2002年至2007年政府采購資金年節約率達到11%，累計節約財政資金1800多億元。
外商直接投資范文6
關鍵詞：外商直接投資;柯布――道格拉斯函數;可行廣義最小二乘法
中圖分類號：F71文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）08-0085-02
1 外商直接投資的主要特征
1.1 數額增幅較快
外商直接投資是遼寧利用外資最主要形式,并且絕對額逐年遞增。1998-2003年間實際直接投資額增長率由1998年的6.46%上升到2006年的63.54%,年均增長率為26.08%,比同一時期全國外商實際直接投資年均增長率的3.58%高出22.23個百分點,這充分說明利用外商直接投資是遼寧省利用外資的主要方式,并且在近幾年進入快速增長時期。
1.2 以制造業為主
遼寧利用外資產業布局主要在第二產業方面。從投資領域上看,外商直接投資分布在制造業、批發和零售貿易餐飲業、房地產業及社會服務業。而主要流向則是第二產業,尤其是制造業(遼寧制造業基礎雄厚,多年來一直是外商直接投資的重點),2006年全省第二產業合同外商直接投資合同金額達89.8億美元,占當年外商直接投資總額的59%。這與整個中國利用外商直接投資的特征是一致的。
1.3 外企發展迅速
跨國公司發展迅速,為遼寧經濟振興發揮了重要作用。近年來,世界知名跨國公司紛紛在遼寧建立制造業生產基地與技術開發基地、零部件配套基地和地區總部,大力投資石化、化工、建材的基礎產業,提升機械、冶金、輕工、紡織等傳統產業,促進遼寧省制造業的改造升級。
2 外溢效應檢驗的模型設定
依據柯布-道格拉斯函數，我們得出：
Q=ALαKβ（1）
Q代表企業產出，K代表投入的資本，L代表投入的勞動。A代表外生的技術因素變量。α代表勞動的彈性，β代表資本的彈性。外商直接投資的外溢效應是通過變量A來實現的。A又可以寫為：
A=BFθ（2）
B代表所有行業中的企業所共同擁有的技術因素。F代表由于外商直接投資引起的行業內的技術因素的變化。θ代表這種技術因素的彈性。
我們把公式（2）代入公式（1），則有：
Q=BLαKβFθ
公式兩取對數，使其變為線性。
Ln(Q)=Ln(B)+αLn(L)+ βLn(K) +θLn(F)（3）
在公式（3），θ代表外商直接投資對于遼寧企業的外溢效應，如果θ為正，且系數顯著，則證明了這種外溢效應的存在。
3 數據與計量方法
根據前文所提及，遼寧外商直接投資的一個特點是投資的重點以工業企業為主，這也是我們國家的外商直接投資的一個主要特點，工業企業的外商直接投資額占總投資額很高的比重（超過50%）。所以本文以2003年遼寧省的39個工業行業數據來進行外溢效應的研究 。
Q表示工業企業的增加值，采用的是行業的增加值數據,單位：萬元。K表示投入的總資本，采用的是行業的總資產數據，單位：萬元，L表示投入的勞動，采用的是行業的職工人數。變量F用來表示外商直接投資所帶來的技術因素的變化，這里用外商直接投資的總資產占整個工業企業的總資產的比例來表示外商直接投資對遼寧整個工業的外溢的效果 。為了證明模型的正確性與強健性，我們另外采用外商直接投資的凈資產占整個工業企業的凈資產比例來表示上述的外溢效果。
由于采用的是2006年遼寧省工業行業的數據屬于橫截面數據，在采用最小二乘法的過程中，存在著異方差性的問題，影響我們模型回歸的結果。因此本文采用橫截面數據常用的可行廣義最小二乘法（FGLS）來解決模型回歸中存在的異方差性問題。
4 經驗分析與結論
表1給出了計量分析的結果。
通過表1我們看到θ為值，表示外商直接投資在行業內產生了正的外溢效應。它所代表的含義為行業內外商直接投資總資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.1958%，行業內外商直接投資凈資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.1636%。
雖然外商直接投資在工業行業內產生了正的外溢效應，但是外商直接投資帶來的增加比例卻不高，王志鵬、李子奈采用2000年的工業企業數據得出行業內外商直接投資總資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.761%的結果 ，二者的值差距較大。由此可見，外商直接投資的外溢效果不顯著是由于外商直接投資的數額不多造成的，其原因如下：
（1）缺乏引資主體。國有經濟改革進展緩慢，引資動力不足，出口商品國際競爭力不強，技術含量與附加值不高，對外投資與境外生產帶動出口的能力較低，缺乏核心競爭力。在某些省區對國民經濟發展起重要作用的民營企業在遼寧地區還沒有成為經濟發展的主要力量。
（2）投資環境較差。在招商引資過程中普遍存在著重“經營環境”輕“法制環境”，重“引資”輕“規矩”、裁判不公、執行難等問題，是困擾招商引資的一個主要障礙。思想觀念落后，市場經濟意識不強，形式主義嚴重等等，造成了較壞的影響。
（3）配套產業不全。產業集約化的發展趨勢促使產業集群，以求最大限度的降低成本。因此，外國投資者來華投資更往重尋找產業配套環境，使自身融入其產業鏈中，通過相關產業的橫向拓展，繼而擴展成關聯度高的企業集群。
（4）相關人才缺乏。因為南方沿海城市開放得早，所以吸引了很多高級人才。大有“孔雀東南飛”的現象，而且遼寧省的工資水平在全國處于相對較低的水平，再加上企業中普遍存在的意識，使人才管理處于一個較低的水平上，難以留得住人才。所以遼寧省一方面要完善人才引進制度，同時也要提高內部員工的待遇，減少與發達省區的差距，提高人才的管理水平與管理意識，避免“人才挖角”的現象，對于現有的員工，要提高員工的素質，尤其是提高管理人員的外語水平。
參考文獻
