时间：2022-11-24 13:19:41
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇外商直接投资，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
随着国家宏观调控政策、土地清理整顿等因素引起的利用外资“调整期”的临近结束，外商直接投资摆脱了2005年持续负增长的局面，进入缓慢的增长期。今年1～5月我国实际使用外资金额达到229.89亿美元，同比增长2.78%，预计今年外商直接投资高速增长的可能性不大。
从国际环境来看：
首先，从全球经济形势看，2006年世界经济增长的基本态势不会改变，国际货币基金组织预测，2006年世界经济增长4.3%。在经济保持较高增长水平的大背景下，全球资本市场日趋活跃、投资便利化的政策不断制定和实施等因素，将推动跨国直接投资继续回升。
其次，由于当前全球经济处于扩张期且仍将保持稳定增长，今后国际直接投资的恢复性增长态势仍将继续。尽管从中期来看，可能会受主要工业国家经济增长减速、石油和原材料价格波动、全球恐怖活动等风险因素的影响而转弱，但是，在全球经济一体化的大趋势下，国际直接投资将成为世界经济长期的活跃因素，在世界经济中发挥重要作用。
第三，在经济全球化加速过程中，国际资本流动出现了明显的特征，流入发达国家的资本有所减少，流向发展中国家（包括中国、俄罗斯、印度和越南等）的比例有所上升。面对激烈的全球市场竞争，跨国公司通过产业转移降低成本、提升核心竞争力的动力仍在，空间依然较大。数据显示，2005年流入发展中国家的国际直接投资增长49.0%，比重上升到43.2%。说明新一轮直接投资增长的主要特点是流向发展中国家的投资、尤其是并购投资增长将快于全球平均水平。这些背景对于我国吸收跨国投资无疑会成为利好因素。
第四、国际竞争更加激烈。为了吸引更多的跨国投资，近年来，各国政府不断加大引资的政策和措施力度。不仅仅是发展中国家的对外开放不断加深，发达国家也纷纷出台更具吸引力的措施，特别是周边发展中国家，纷纷出台更为优惠的政策来吸引发达国家的投资，对我国吸引外资构成压力。另一方面，投资领域的保护主义有所抬头，主要表现为一些国家(既包括发达国家，也包括发展中国家)加大了对本国能源产业和重要经济部门的保护，为外资市场准入设置障碍。一些发达国家也开始采取措施减缓本国产业的对外转移，或鼓励跨国公司回到母国投资，以求留住就业和增加本国的就业，尤其是在服务业和高新技术领域。
从国内形势来看：
首先，2006年是我国“十一五”规划的开局之年，我国经济将保持平稳较快发展，市场前景较好，产业基础不断增强，国际竞争力不断提高，劳动力、基础设施等比较优势仍较明显，为我国利用外资继续保持较大规模和质量提高创造了基础条件。据专家预测，2006年国内经济增长总体上仍然会保持8～9%左右的速度；同时在温和的宏观经济调控政策作用下，投资需求虽然可能低于2005年水平，但仍有可能实现15～20%的增长速度。2006年国内经济将保持较快增长，继续为外商投资中国提供良好的条件。
第二，随着我国经济的持续平稳快速发展，对外开放水平正不断提高；国内基础设施建设日趋完善，国民收入水平稳步提升，市场规模不断扩大，市场经济体制不断完善，新的投资机会不断涌现。当前及今后一个相当长时期，我国市场对外资的吸引力实际上是“可持续”的，且有不断提升之势。
第三，随着中国加入WTO后过渡期的临近结束，目前仍然保留着一些市场准入限制的领域，尤其是服务贸易领域的对外开放将会进一步扩大，将为跨国公司，特别是金融保险、商业和运输服务等领域的跨国公司提供更多的投资机会。
第四，我国“十一五”规划已经把区域平衡发展列为重点方针。在长三角、珠三角等沿海地区劳动力和土地成本提高的背景下，西部大开发、振兴东北老工业基地、中部崛起、推进天津滨海新区开发开放的发展态势，以及这些地区所具备的丰富的自然资源与廉价的土地、劳动力等优势，为外商投资中国提供了新的商机。
第五，随着2006年“入世”过渡期临近结束，我国根据“入世”承诺将可能调整利用外资政策，目前外商投资企业所适用的特殊所得税制度等优惠政策随着国民待遇的实施可能会有些变化，一定程度上使外商担心企业成本提高、利润下降，影响外商投资的积极性，人民币升值预期也给吸引外资带来了负面影响。
第六，由于能源价格高位运行和汇率波动等为世界经济增长带来的风险、发达国家资本市场上升产生分流效果、发展中国家之间的引资竞争日趋加剧等因素的影响，中国吸收跨国公司投资的外部环境仍然存在很大的不确定性。一方面，发达国家的资本能流出多少到发展中国家，还是个未知数；另一方面，在流向亚洲的国际资本中，资金投资对象不仅有中国，还有韩国、东盟各国、印度等，流向相当分散；况且，东南亚国家经过金融危机后也在调整吸引外资的政策和改善投资环境，与中国一争高低。现在我们国家的优惠政策与周边国家地区和其他不少国家相比，优势并不明显，仅靠市场规模、劳动力成本等比较优势，难以在吸收外资的竞争中占据有利的地位。尤其现阶段我国相对劳动力成本在上升，资源又短缺，在没有相对稳定的、可靠的替代政策的情况下，应该保持吸收外资政策的连续性和稳定性。
综上述分析以及综合考虑我国经济发展形势及政策变化，以及跨国投资的流向，预计外商直接投资将出现以下趋势：
1、长三角仍是外商投资的首选地区
长江三角洲位于我国东部沿海开放城市带和沿江产业密集带的接合部，具有得天独厚的江海交汇、南北居中的区位条件，是我国最具活力与竞争力的经济区域之一。近年来，以上海为龙头、江浙为两翼的长江三角洲地区，充分利用国际国内两种资源、两个市场，依靠改革和开放两轮驱动，使促进经济发展的基础细胞被激活，推动社会进步的生产力被释放。去年在全国利用外资增幅下降较大的情况下，长三角地区实际利用外资仍然增长了40%以上，说明外商仍然看好这个地区。
2、环渤海和中部地区将成为投资的热点区域
以京津唐为核心的环渤海地区处于东北亚经济圈的中心地带，是欧亚大陆桥的东部起点之一。这一区域经济增长率在中国三大经济圈中连续3年居第一，经济总量目前已占全国GDP的23%，尤其是，京津唐主要城市间在城际高速交通体系建成后将构成30分钟经济圈。这些地区所具备的丰富的自然资源与廉价的土地、劳动力等优势，为外商提供了新的投资机遇。
中部地区经过改革开放20多年的发展已拥有便捷通达的水陆空交通网络，比较雄厚的工业基础、产业门类齐全，可承接东部沿海地区的加工贸易梯度转移、形成了独特的竞争优势。尤其是国务院于今年4月的《关于促进中部地区崛起的若干意见》，这一纲领性文件为促进中部六省的经济发展提出了36条政策措施，为外商投资中部地区提供了政策保障。
3、服务业将成为吸引外资的重要领域
随着加入WTO过渡期的结束，服务业市场将全面开放。国际服务业对华转移“放量增长期”几成定局。由于各国服务贸易领域的市场开放度越来越大，金融、保险、电信、流通等行业的跨国购并成为推动跨国投资的最重要力量。而传统制造业领域，如汽车、电子、医药、化工等的跨国购并，也在更深程度上依赖于服务贸易自由化的发展。目前，中国服务业开放度为62%，发达国家一般是80%左右。中国服务业占GDP比重为30%，发达国家占60%至70%，香港地区接近90%。因此，中国服务业吸引外商投资的潜力很大。
4、外资在金融领域中的地位将不断提升
随着中国“入世”后过渡期临近结束，目前仍保留着一些市场准入限制的领域、尤其是金融服务业的对外开放将会进一步扩大。作为服务业开放中最引人瞩目的银行业，去年12月6日起我国进一步扩大银行业对外开放，外资金融机构经营人民币业务扩大到汕头和宁波，并提前开放哈尔滨、长春、兰州、银川、南宁5个城市。外资银行在华业务近年来发展非常迅速，资产、存款和贷款的年增速均在30%以上。随着对外开放战略重点向金融等服务业的转移，外资入股金融企业的案例将越来越多，外资持股比例将逐渐增加，外资在金融企业中的地位将不断提高。
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2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004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2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004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2004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。
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（spuriousregression）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：
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=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=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=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=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的协整检验在线
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
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在线
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。
[关键词] 外商直接投资国内投资挤入挤出效应面板数据分析
纵观国内外学者对FDI对我国经济影响的研究来看，关于FDI对国内投资的影响文献并不多，关于FDI对某一区域资本形成效应的文献更是少见。为此，本文将重点探讨FDI对我国某一地区国内投资的影响。改革开放以来江苏经济快速增长，也是全国利用外资的主要地区，在实际利用外商直接投资方面取得了不错的成效。本文将对江苏省范围内FDI对国内投资的影响进行实证分析，为政府制定利用外资政策提供理论支持。
一、FDI对国内投资影响的研究理论基础
来自国内外的经验研究表明，FDI对国内投资的影响十分突出，FDI对国内资本形成的影响主要通过以下几种途径：外商新投资建立的企业会直接导致投资规模的扩大，外商并购国内企业盘活资本存量以及并购后的追加投资；外商投资带动产品前后向及相关产业投资；然而外商也会通过上述途径对国内投资产生消极效应，外商投资企业在中间产品投入上转向从国外直接进口，直接导致国内相关企业生产的萎缩；外资企业凭借自身的优势挤占国内企业市场份额，对国内企业造成巨大的竞争压力，打击了国内企业投资的积极性。
从FDI对国内投资的最终影响结果来看，主要表现为三种效应:如果FDI增加1美元，而东道国总投资的增加额大于1美元，那么就存在着挤入效应；如果FDI增加1美元，而东道国总投资的增加额小于1美元，那么就存在着“挤出效应”；如果FDI增加1美元，东道国总投资也增加1美元，那么表明FDI对国内投资的影响是中性的。
关于FDI对国内投资影响的经验研究始于20世纪60年代。Lubiz（1966）研究表明外商直接投资促进了加拿大国内资本的形成；毛新雅、王贵新（2006）认为FDI对长三角的国内资本具有显著的挤入效应;雷辉（2006）研究认为东部和西部地区的FDI对国内投资的影响表现为挤出效应，中部地区则表现为明显的挤入效应;而薄文广（2006）认为在全国范围内FDI对国内投资产生了挤入效应。国内外已有研究由于在模型的设定、变量的选取以及样本区间等方面的不同，得出的结论也是千差万别，本文将运用面板数据分析方法，建立衡量绝对挤入挤出效应的理论模型。
二、FDI对国内投资影响的实证分析
1.模型的设定
一个地区的国内总投资由本国投资者和外商所形成的投资组成，用公式表示就是：（1）
其中，表示t时期内总投资额，，t和，t分别表示国内投资和外商投资。一般来讲，，t受到产出水平、利率水平以及前期投资情况影响，但是许多研究表明在我国利率水平对投资没有显著影响，因而这里仅考虑产出水平及前期投资对t时期国内投资的影响，同时考虑产出水平的滞后效应，用公式表示如下：
=θ+θ1GDPt+θ2GDPt-1+δ1It-1（2）受到国际经济政治形势、汇率的影响，由于我国多年来一直实行的官方管理的有浮动的汇率制度，因此对此我们不予考虑。在大多数情况下，外商投资都用FDI的数量来表示，当然这是一种简单化的处理，同时由于FDI的流入存在时滞效应，用公式表示如下：
=λ1FDt+λ2FDt-1+λ3FDt-2（3）由（1）、（2）、（3）式可以得到：it=β0+β1GDPit+β2GDPit-1+β3+β4FDit+β5FDit-1+β6FDit-2+εt（4）其中，β0表示固定的地区影响，it表示第i地区t时期的总投资，GDPit表示第i地区t时期的国内生产总值，FDit表示第i地区t时期的外商直接投资流入量，εt为残差项。
在式（4）成立，且各系数有效的情况下，则我们可以用的值来衡量FDI对国内投资的影响。如果>1，表示1个单位的FDI可带来多于1个单位的总投资，即FDI产生了挤入效应；如果
2.数据来源
选取1999年～2005年江苏省13个地级市的外商直接投资、全社会固定资产投资和GDP数据，对FDI对国内投资的影响进行实证分析，以上相关数据均来自《江苏统计年鉴》各期。各地区的数据选取如下：
(1)FDI:由于统计资料上FDI数据是以美元标价的外商直接投资额，为了使数据具有可比性，将用美元对人民币的年平均汇率折算成以人民币标价的外商直接投资。然后使用固定资产投资平减指数来消除价格因素。
(2)全社会固定资产投资：采用固定资产投资平减指数对各数据进行平减。
(3)GDP：采用GDP平减指数进行平减。
3.Panel Data计量方法的应用
面板数据分析方法是横截面数据和时序数据分析方法的结合，能够同时反映研究对象在时间和截面单元两个方向上的变化规律及不同时间、不同单元的特性，增加了自由度使得估计结果稳健性增强。采用面板数据分析方法可能产生横截面的异方差性和序列相关性，同时由于本研究的横截面个数大于时序个数，因而本文采用广义最小二乘法。由于本文研究关心的是解释变量FDI对被解释变量国内投资的影响程度，也就说考虑截面单元个体的影响情况，所以在下文的回归模型中采用固定效应模型。
4.实证分析的结果
根据江苏省1999年～2005年的数据，采用Eviews3.1软件，对方程（4）进行计量分析，结果见表1：
表1FDI对国内投资影响的回归结果
表1的估计结果中，只有两个变量是显著的，其余都不显著，建立在此基础上的分析是无效的，因而我们给出了剔除部分不显著变量的估计结果，见表2：
表2剔除不显著变量的回归结果
表2的估计结果，调整后的决定系数达0.9526，说明模型的拟合优度很高，D.W.检验值为2.25，证明残差无序列相关。各变量在1%的水平下显著，从整体上讲，该模型效果不错。由表2我们可以看出，回归方程各系数在1%的水平下通过显著性检验，由于＝0.5142+0.7532＝1.2674>1，即外商直接投资增加1个单位，国内总投资增加1.2674个单位，据此我们认为外商直接投资对江苏国内投资存在挤入效应。
三、结论及政策建议
江苏地处东部沿海地区，有着独特的区位优势，加上江苏从早期就赋予外资企业的各种优惠政策，加剧了FDI向江苏的流动，FDI的进入往往伴随着大规模先进技术的引进和管理水平的提高，促使国内企业进行技术革新和提高生产效率，从而使得国内投资增加。江苏是沿海经济发达地区，国内企业的生产技术水平及其效率较高，同时江苏拥有数量众多的科研院所和庞大的科技人才队伍，因而国内企业消化吸收外资企业的技术外溢能力较强，这也在一定程度上有力地推动了FDI对国内投资的挤入效应。
由于江苏FDI占全国的比重较高，因此今后利用FDI的重点应该放在提高外资质量、促进技术外溢、资本形成和经济增长上来，政府可以通过政策导向，限制FDI进入国内成熟的产业，鼓励进入高风险高技术产业，鼓励技术含量高，对国内企业外溢效应和示范效应大的FDI进入，利用FDI应与地区产业结构调整结合起来。
参考文献：
[1]毛新雅王贵新:长江三角洲地区外商直接投资的资本形成及经济增长效应：基于面板数据的研究[J].世界经济研究，2006，（1）：65～71
关键词：外国直接投资；挤出效应；挤入效应；中俄
一、引言
外商直接投资可以解决一个国家资金不足问题，近年来很多发展中国家都采取招商引资而不是借外债的策略，大量吸纳国外资金发展本国经济。伴随着国外资金大量涌入可能会对国内投资产生挤出效应或挤入效应，挤出效应会带来负的外部性；挤入效应会带来正的外部性。特别是中国与俄罗斯这样的转型国家，在大量引进外资后是为国内的经济带来了正的投资效应还是负的投资效应值得引起关注与研究。本文分析了外商直接投资对中国及俄罗斯产生的投资效应。
二、模型与方法
本文运用ManuelR.Agosin等人（2000）使用新古典理论模型构建的一个投资方程评价外商直接投资对国内投资的影响。模型建立如下：为评估FDI对国内投资的挤出效应，建立总投资模型。一国的总投资可以归结为两类，一类是国内投资；一类是国外投资通常将其看作为FDI：
I=Id+If（1）
在模型中近似的将国外投资看作FDI忽略国外投资超过FDI的部分。而国外直接投资不仅依赖于当期FDI还依赖于滞后项，所以可以将模型写为：
If，t=?渍0Ft+?渍1Ft-1+?渍2Ft-2（2）
这里我们将国内投资看作合意资本存量与实际资本存量差额的函数：
Id，t=?姿（K*d，t-Kd，t）（3）
K*d，t=?准0+?准1Get+?准2yt其中?准1，?准2>0（4）
根据索罗模型t期与t-1资本存量的变化等于t-1期的投资：
Kd，t=（1-d）Kd，t-1+Id，t-1（5）
其中d为资本折旧率由（3）和（5）式得
Id，t=?准′0+?准′1Ge+?准′2y+?姿Id，t+?姿′Id，t-2（6）
其中?准′0=?准0+?姿2（1-d）2Kd，t-2
?准′1=?姿?准1
?准′2=?姿?准2
?姿′=?姿2（1-d）
将（6）式与（2）式带入（1）式得
It=?准′0+?准′1Get+?准′2yt+?渍0Ft+?渍′1Ft-1+?渍′2Ft-2+?姿It-1+?姿′It-2（7）
?渍′1=?渍1-?姿
?渍′2=[?渍2-?姿2（1-d）]
由于本期的经济增长预期依赖于前几期的经济增长，可以得到：
Get=?浊1Gt-1+?浊2Gt-2（8）
将（8）式带入（7）式，两边同除以Gt得
ii，t=?琢i+?茁1fi，t+?茁2fi，t-1+?茁3fi，t-2+?茁4ii，t-1+?茁5ii，t-2+?茁6gi，t-1+?茁7gi，t-2+?着i，t
其中ii，t表示第i国在第t期国内投资占GDP的比重；fi，t表示第i国在第t期FDI占GDP的比重；gi，t表示第i国在第t期国GDP的增长率；下标i表示俄罗斯与中国。在此基础上采用b来测度FDI对国内投资的挤出效应：
在?茁j（j=1，2）显著的情况下，?茁j值的大小可以衡量外商直接投资在长期中是挤入还是挤出了一国的国内投资：
①?茁j=1，即长期中，FDI/PGDP每提高1个百分点，就变成IP/GDP的1个百分点的提高，说明跨国公司的投资与国内投资是平行的，不存在挤出效应。
②?茁j>1，即长期中FDI对国内投资产生了挤入效应，1个单位的FDI变成了超过1个单位的总投资，存在挤入效应。
③?茁j<1，即长期中FDI对国内投资产生了挤出效应，1个单位的FDI变成了少于1个单位的总投资，也就是说，外商直接投资替代了国内投资。此时，存在挤出效应。
在?茁j≠1的情况下，外商直接投资在东道国产生了宏观经济外部性，如果是挤入效应说明产生了正的外部性，如果是挤出效应则说明产生了负的外部性。
三、中国FDI对国内投资的挤出效应分析
改革开放以来，我国由于外汇和技术的“双缺口”所以采取了吸引外国直接投资而不是借外债的政策，同时也以丰富的资源、劳动力密集型优势和一系列外商投资的“超国民待遇”优惠政策吸引了大批外商来华直接投资。1993年以来我国的外商投资水平一直居于亚洲前列。2002年我国外商直接投资量超过美国成为世界第一。FDI对我国经济向前发展中起到了一定的促进作用，这一点取得了许多经济学家的认同，但是不可否认的是随着经济的不断发展，尤其是近年来在FDI大量进入我国的同时也带了一些负面影响：①FDI一般都会流向边际利润较高的行业，导致中国投资消费关系失衡，也加剧了产业结构失衡的状况。②由于跨国公司相对于国内企业拥有资本、技术优势和所有权资产优势，在市场竞争中往往会挤出国内一些技术创新型新兴企业，从而不利于我国资本产业构成和经济发展方式转变。所以在研究外商直接投资中，FDI对东道国的投资到底是有挤出效应、挤入效应还是中性效应成为我们关注的一个重要问题。如果FDI的流入没有增加一国的总投资，或在一国经济不断发展的过程中挤掉了一部分国内投资，那么总体上会对一国宏观经济负的外部性。目前，FDI占我国固定资本形成的比率已经达到了较高水平，FDI对我国资本是否存在挤出效应也引起了学者的争论。
下面利用宏观数据，实证上检验FDI对我国资本形成的挤出挤入效应。
2006年薄文广对我国的外商直接投资效应进行了分析，得到1992年之前外商直接投资显著的挤入了国内投资，1992年之后国外直接投资对国内投资产生了挤出效应。2008年方友林、冼国明得到的结论是国外直接投资对国内投资的挤出效应呈中性。本文运用1999年~2010年数据的实证分析得出，见表1所示。
我国FDI对国内投资（表1）存在挤出效应?茁i=4.3且显著Chi-square=0.967。随着中国经济的不断发展，FDI对我国的挤出效应越发明显，因此，外商直接投资的局限性逐渐显露。我国挤出效应上升原因为：
（1）FDI后向关联水平降低使得挤出效应上升。外资工业在我国技术密集型不高的一般加工业中比重过高，统计数据显示，目前在华投资的外资中大部分为加工贸易行业，影响技术的扩散和产业链的延伸，使后向关联水平降低，挤出效应上升，外资赚取了中国资本可以获得的利润，同时挤出了国内加工贸易行业投资。并且加工贸易则出现顺差2256.6亿美元，其中大部分由包括欧美企业在内的外资企业获得。
（2）FDI的市场导向为服务国外市场。在产业链条中，外资企业将中国作为自己的海外加工厂，将生产好的产品在国际市场上进行销售，从而中国加工企业只获得少数加工费，而产品设计、运储和营销等环节的大量利润被包括美国企业在内的外国企业获得，使得挤出效应上升，形成产生了生产在国内，污染在国内，利润在国外的负投资效应。
（3）投资市场日益完善使得FDI挤出效应上升。在竞争性强和市场化程度高的产业中，外商直接投资会使国内投资的挤出效应上升，并且外资享受优惠的政策会加剧外商直接投资对国内投资的挤出效应。近年来我国市场化程度不断深化，竞争性市场日益完善，因此也使得FDI的挤出效应有所上升。
可以看出，中国逐渐走出了依赖外资的发展路径，同时我国政府也逐渐认识到了国外直接投资在国内的局限性，2010年四月出台了《关于进一步做好利用外资工作的若干意见》，明确提出要扩大开放领域，鼓励外资投向高端制造业、高新技术产业、现代服务业、新能源和节能环保产业。严格限制“两高一资”和低水平、过剩产能扩张类项目。2010年堪称境外企业在华投资经营的新元年。过去近30年用“市场换技术”而给予外企“超国民待遇”的时代正式终结。外国直接投资也逐步走出“优惠中”与国内投资一同进入激烈的市场竞争中。这正体现了我国经济发展方式转变的大趋势。
四、俄罗斯FDI对国内挤出效应分析
近年来俄罗斯外商直接固定资产投资占国内总固定资产投资的比例逐年递增，从数据（俄罗斯联邦国家统计数据，2010年）可以看出，俄罗斯外商投资比重逐渐挤占了国内的投资比重，同时合资投资所占比重与1995年比有了大幅的增加，外资投资由2000年的1.5%上升到2009年的6.0%，年均增长比重达到了0.5%，2000年~2005年增长最为迅速，年增长率达到1.34%左右。可以看出俄罗斯的国外投资增长迅速，也体现了投资环境与以往相比有了很大程度上的改善。
随着外资所占比重的不断增加，外资边际效用递减效应逐渐体现，俄罗斯国内的挤出效应也日渐明显。Klara与Jan（2005）等人对俄罗斯外商直接投资对国内的影响进行了分析，其认为FDI所占投资比例高的公司较比重低的公司发展步伐缓慢，且溢出效应较不明显，外商投资的局限性逐渐显露。本文运用1999年~2010年俄罗斯的统计数据对俄罗斯国外直接投资对本国投资的挤出效应进行了分析。从表1中数据可以看出，俄罗斯的挤出效应?茁i=1.41说明俄罗斯的外商直接投资存在挤出效应，其值明显小于4.3中国的挤出效应值，且中国的挤出效应显著水平Chi-square=0.967>0.8932也明显显著于俄罗斯Chi-square=0.8932这表明俄罗斯的挤出效应弱于中国同时对外资的相对依赖程度要大于中国。其原因为：
首先对外资依赖程度较中国高是由于俄罗斯自身整体经济不稳定、政治与社会不稳定、基础设施不完善及市场规模小等因素。在俄投资的跨国公司80%认为与中国相比，俄罗斯市场风险较大吸引力较低。在国际资本流动的同时俄罗斯还存在大规模的资本外逃。
第二，对外资的依赖程度较中国高是由俄罗斯私有化程度较高，导致储蓄率低、通货膨胀侵蚀储蓄，同时本国金融机构和资本市场不发达，从而使投资不足的矛盾特别尖锐，这就使得俄罗斯依赖于外商直接投资这种融资方式弥补本国储蓄与投资之间的差距。
第三，对外资依赖程度较中国高是由于俄罗斯国内的投资结构特点所决定。外资的行业分布集中在原材料、资源开发产业占总外商投资的12.6%，原料加工产业中以金属锻造加工为主比例占到5.5%。上述部门具有较高的进入壁垒。对进入壁垒较高的行业的国内投资产生了阻碍作用，提高了对国外直接投资的依赖度。
五、结论与启示
通过本文的实证分析发现，中国与俄罗斯经济同属于转轨时期，国外直接投资对国内的投资都存在一定的挤出效应，但中国的外资对本国投资的挤出效应要高于俄罗斯且较显著，俄罗斯对国外直接投资的依赖水平高于中国，总体来讲，俄罗斯经济的发展依赖于外资的带动，我国国内企业应充分运用本国闲置资本，利用俄罗斯市场来带动国内经济的增长，使中国对外直接投资步入良性对外投资的循环中来。具体说来包括以下几方面：
1.在贸易关系方面，中国外商直接投资的挤出效应日渐明显，外商直接投资的局限性日益突出，国内资本不断累积，就要求我国发展自身对外投资战略，中俄两国只有一江之隔，在贸易投资领域具有得天独厚的优势，长久以来中国对俄罗斯的直接投资一直蹒跚不前，但从2006后我国对俄直接投资有了飞速的发展，特别是在2009年间我国一跃成为俄罗斯第三大投资国，绝对投资额达到97.57亿美元占俄国国内外商总投资额的11.9%，仅次于第一大投资国卢森堡2.4个百分点，中国在俄投资分布在莫斯科、圣彼得堡等大城市及西伯利亚和远东地区，中资公司主要从事进出口贸易、微电子、通讯、服装加工、电器组装、木材加工、农业、餐饮业等，我国对俄直接投资为我国带来巨大效益的同时推进了邻邦俄罗斯的经济发展。
2.在政策方面，通过实证分析俄罗斯较中国相比外商直接投资的挤出水平相对较低，对外资的依赖程度较高。因此俄罗斯越来越重视中国的外资，特别是近年来俄政府出台了一系列著有成效的政策改革如：2009年6月两国元首批准《中俄投资合作规划纲要》，这为双方实现相互直接投资便利化提供重要的政策保障，促进与我国政府的积极合作使得外资投资环境不断趋于良性，市场风险有所降低、对中国的引资效果越发明显。同时俄政府大力推动中俄外资协作，2011年1月1日中俄每年将输入原油1500万吨期限为20年的中俄原油管道输油合同开始履行，俄罗斯科学院远东研究所副所长谢尔盖·卢贾宁表示此次贸易投资对于俄中两国加强合作具有重大意义，中国对俄投资日渐呈现出良好的经济增长趋势。
关键词：FDI；技术外溢效应；C－D生产函数模型；经验研究
一、文献回顾
自Richard Caves(1974)开创FDI技术外溢效应研究先河以来，Koizumi＆Kopecky(1977)、Findlay(1978)、王建业(Wang，1990)、Romer(1990)分别从不同的角度构造了技术外溢模型。Kokko(1992)在《外国直接投资、东道国特征和溢出》一书中，考察了跨国公司在他国设立子公司引致技术和生产力在当地溢出对当地企业造成影响的情况。他认为，技术溢出效应的发生来自两个方面：一是来自于示范、模仿和传播；二是来自于竞争。前者是技术信息差异的增函数；后者是主要决定于外国公司与当地厂商的市场特征及其相互影响。
对FDI技术外溢效应的经验验证工作已经开展了20多年，研究的东道国不仅涉及发达国家，还涉及发展中国家和转型国家。采集的样本数据年代跨度也比较大。大体说来，国外学者在这个问题上可以分为两派：另一派着重分析技术引进与本地研究开发的相互作用，尤其是技术引进对本地研究开发活动的影响；一派着重研究引进技术通过知识与生产率的溢出效应、企业间垂直联系以及雇员流动在其余经济部门的扩散。Borensztein、Gregorio、Lee(1998)使用过去20年FDI从发达国家流向69个国家的数据集检验了FDI对经济增长的影响。回归结果表明FDI是技术传递的重要工具。结果还表明，只有东道国具备一定的人力资本积累，从而有吸收先进技术的能力，FDI才能促进生产率的较快增长。
我们发现，无论在发达国家还是在发展中国家，技术外溢效应在产业层面上均比较明显，在企业层面上不确定性和负效应明显。这可以解释为FDI直接向合资企业进行新技术转移的不多，外资企业之间或外资企业与内资企业之间的竞争效应使得产业层次上获得的外溢效应比较明显。同时，这里提供的文献大部分是20世纪70、80年代的情况，而近年来跨国公司的研究与开发当地化对东道国技术外溢效应并没有反映出来，从而影响了对FDI技术外溢效应整体水平估计的准确性。
国内研究是在对外资的认识存在分歧的背景下展开的。一些人士或者担心外资的负面影响，或者通过调研否认FDI的技术外溢效应，另外一些学者的研究表明，FDI存在正的外溢效应。本文就是在这样的背景下进行研究的。
牛南洁(1998)考察了利用外资的经济效果，肯定了正面效应的存在。姚洋(1998)利用全国第三次工业普查资料，从中随机抽取了12个行业中的146704家企业作为样本，进行多因素回归分析后得出：与国有企业相比，“外国三资企业”的技术效率要高39％，“港澳台三资企业”要高33％；并且在行业内如果“外国三资企业”数量的比重每增加一个百分点，东道国行业内每个企业的技术效率就会提高1.1个百分点。何洁、许罗丹(1999)借鉴G.Feder、D.T.coe、E.Hlpman(1995)的做法，利用有关外商直接投资工业企业的统计数据，通过计量分析外商直接投资企业对我国内资工业企业以及整个工业部门产生的外溢效应，得出外商直接投资带来的技术每提高1个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用(产量的增加)就提高2.3个百分点。沈坤荣(2000，2001)利用各省的FDI总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，认为，FDI占GDP的比重每增加一个单位，可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长。潘文卿(2003)利用面板数据分析了外商投资对中国工业部门的外溢效应，支持了积极效应的结论。
新加坡国立大学和美国纽约州立大学的LiuZhiqiang(2000)在《FDI和技术溢出――来自中国的一些证据》中，以深圳特区制造业数据研究了FDI的技术外溢效应。结果发现，FDI与外资接受企业的生产率之间存在着不显著有时甚至是负的相关关系。而与此形成对照的是，整个产业层面上的FDI水平与企业的生产率之间有显著和正的相关关系。这说明FDI以技术转移形式产生了外部性。Liu所做的FDI外部效应的点估计表明，制造业中FDI的平均水平每增长1个百分点，能使企业的生产增长率提高0.5个百分点；研究还发现，技术外溢的路径基本上是从外商投资企业到国内企业。
陈涛涛(2004)分别通过以“人均劳动生产率”为被解释变量的经典模型和以道格拉斯生产函数为基础的模型，检验了1998、1999、2000年FDI对我国行业内溢出效应，结果显示FDI具有积极的外溢效应。姚利民(2004)对跨国公司竞争性投资的技术进步效果做了全面的总结，与上述学者的观点一致。吴延兵(2006)，王红岭、李稻葵、冯俊新(2006)，仝月婷、胡又欣(2005)利用企业数据的经验研究表明，FDI对中国制造业有显著的正溢出效应。
许罗丹，谭卫红，刘民权(2004)通过对广东省华资(指来自港澳台的投资)、欧资、日资、美资4组外商投资企业的调查数据，对比分析了4组企业在产品水平、研究与开发投入、上游产品来源、员工素质、培训方面对我国企业的技术外溢效应，结果发现，华资、欧资、日资、美资4组企业在对我国技术外溢途径上存在差异，也就是说，来源不同的外资重视的侧重点不同，技术外溢效果不尽一致。不过总体上看，还是积极作用较为明显。平新乔等(2007)的最新研究表明，港澳台资进入会显著地缩小内资企业与港澳台资企业在技术水平上的差距。
二、FDI技术外溢效应的估计：基于C－D生产函数的数理与计量模型
国外对FDI技术外溢效应的考察主要有两种方法，分别是以Caves(1974)和Blomstrom(1983)创立并改进的“人均劳动生产率模型”，以及“柯布一道格拉斯(C－D)生产函数模型”。“人均劳动生产率模型”因被解释变量为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比而得名。其基本形式是：LP=α0＋α1FDI＋α2K／L＋α3LQ＋e。其中，LP为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比，FDI为外资资产在行业总资产中的比重，K／L为资本劳动比率，LQ为内资企业的劳动力质量。只要能够证明α1>0，就可以认定FDI具有正的技术溢出效应。但是，该模型在我国的应用中遇到了不小的困难，主要表现在采集数据方面，外资资产存量和总的固定资产存量数据目前还难以获得。“柯布一道格拉斯生产函数模型”
是在道格拉斯生产函数的基础上，对道格拉斯方程取对数后建立起来的，基本形式是：LnY=γ＋αLnL＋βLnK＋η FDI＋e。其中Y为采用企业的产出水平，解释变量与“人均劳动生产率模型”中的含义基本相同。可见，“柯布一道格拉斯生产函数模型”在对我国FDI技术溢出效应的检验同样遇到了数据问题。
刘金钵、朱晓明(2004)在柯布一道格拉斯生产函数之上，构建了一个判定FDI技术外溢效应的经济计量模型，形式为：dY／Y=ε×IF／Y＋α×dL／L＋MPK×I／Y。式中IF为FDI流量，ε就表示FDI的技术外溢效应，MPK为资本的边际产出，这里假设它为常数，I为固定资产投资额，Y为国民收入。该计量模型解决了FDI存量与固定资产存量数据无法获得从而模型在我国无法计量的问题，但是也存在一个缺陷，即模型中只考虑了FDI对技术进步的影响，忽视了国内投资对技术进步的作用。
三、FDI对我国技术外溢效应的经验验证
1 变量说明与数据处理
我们构建的计量模型涉及4个变量，分别是总产出Y、FDI、国内投资I和劳动者人数L，这里以GDP代表总产出，以每年的实际利用外资数额(亿美元)乘以当年的平均汇率代表外商直接投资数额(亿元人民币)，国内投资指不包括FDI在内的所有固定资产投资，考虑到我国的固定资产投资主要集中在城镇，所以劳动者人数以城镇就业人数来代替。所有数据均来自历年的《中国统计年鉴》，样本区间为1983年～2003年。
2 单位根检验
根据时间序列的标准建模过程，首先要对各时间序列进行平稳性检验。结果见表1。
由表1可知，dY／Y、FDI／Y和I／Y三个时间序列变量都是非平稳的，它们的一阶差分都是平稳的，它们都是一阶单整的，即都是I(1)序列。但是，就业增长率变量dL／L却是零阶单整的。所以基于c―D生产函数的计量模型就不能包括就业增长率这一变量，这是因为同阶单整是所有时间序列变量之间具有长期稳定关系――协整关系的必要条件。实际上，我们试图将该变量加入模型之中进行回归模拟，但结果显示，就业的增加却导致了GDP的下降，也不得不将它剔除。故之后的协整检验也是在将它剔除之后进行的。
3 协整检验
为避免伪回归，就要对所建立的模型进行协整检验，以确定单整变量之间是否存在长期稳定的关系――协整关系。本文运用Johansen技术进行协整检验。
四、小结
〔关键词〕外商直接投资；就业效应；挤出效应
中图分类号：F241.2 文献标识码：A 文章编号：1008-4096(2011)06-0031-07
一、引 言
近年来，面对中国严峻的就业形势，政府部门及学术界纷纷尝试通过多种途径解决就业问题。鉴于外资企业在中国经济中的比重不断增加，其在解决就业问题方面的作用也引发了越来越多的关注。很多地方政府在提出从“招商引资”向“招商选资”政策转变的同时，也开始将外商直接投资对就业的影响作为选择引资项目的依据之一。但是，作为政府决策的重要前提，外商直接投资对就业的实际影响还有待论证和确认。
国外学者在外商直接投资对就业的影响方面已经积累了较为丰富的研究成果。Duncan［1］通过大量调查发现外商直接投资对东道国就业的影响表现在就业数量、就业质量和就业区位三个方面。从就业数量上看，外商直接投资有可能使就业机会增加，也可能使就业减少；从就业质量上看，外商直接投资提高了工资与生产率，也会对就业产生影响；从就业区位上看，外商直接投资给高失业区创造了机会，但产生了造成新的失业的可能。联合国贸易和发展会议（UNCTAD）［2］指出，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应，并对东道国的就业质量产生影响。Mickiewicz等［3］对四个中欧国家的研究结果表明，外商直接投资创造了较多的就业机会，并在较大程度上遏制了大量失业可能引起的严重后果。Williams［4］分析了跨国公司投资的进入方式和来源国等因素对东道国劳动力需求的影响，但其并未发现这些因素对劳动力需求有显著的影响。Mariotti等［5］从利用外资对意大利就业增长的带动效果入手，阐明了外商直接投资对就业增长的积极作用。
国内的相关定量研究多见于21世纪初。王振中［6］从净增量变化角度考察了外商直接投资对就业数量的影响，得出外商直接投资对就业产生正向作用。牛勇平［7］认为，在1986―1998年间，外商直接投资对中国就业的增长起到了较强的正作用。袁志刚［8］考察并估计了1978―2000年外商直接投资对中国就业的直接影响及外商直接投资通过前后向联系和乘数效应增加间接就业的情况。田素华［9］研究了外商直接投资对上海市的就业效应，外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海市的劳动就业效应大于零。无论是增量还是存量，外商直接投资对上海市第三产业的劳动就业均有显著的促进作用，外商直接投资增量不利于上海市第一产业和第二产业增加劳动就业机会。王剑和张会清［10］将外商直接投资对就业的效应分为直接效应和间接效应，并用实证方法分析得出外商直接投资对中国就业效应产生了显著的积极影响，外商直接投资每增加1个百分点带动实际就业增加0.008个百分点。牟俊霖［11］研究了外商投资对中国就业的影响，1993年以前外商投资的直接就业效应非常显著，负的间接就业效应也很显著；1993年以后外商投资的直接就业效应减小，负的间接就业效应也减弱。
综合国内外研究，我们发现外商直接投资对就业的影响比较复杂，外商直接投资对不同地区的影响是不同的，因为各个地区的资源禀赋、历史文化以及外资进入的行业和方式等都会对外商直接投资的就业效应产生影响，所以必须综合考虑外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应。也就是说，外商直接投资对东道国的总体就业水平的影响要根据具体情况进行分析，才能得到比较准确的结果。另外，目前国内研究主要以全国样本为研究对象，在一定程度上忽视了省级层次的具体性和差异性，因而不能对地方政府的外商直接投资政策进行有效的指导。辽宁省是东北老工业基地之一，伴随老工业基地改造的不断深入，正面临越来越严峻的就业形势。同时，辽宁省也是招商引资的大省，如何在未来的引进外商直接投资过程中，更好地兼顾经济发展与就业增长两项目标是辽宁省政府面临的重要战略决策。因此，对辽宁省外商直接投资的就业效应进行研究，不仅是对现有研究的补充与完善，而且有助于相关政府部门制定更加有效的政策。
二、理论模型的构建
（一）构建思路
在针对外商直接投资就业效应的实证研究中，早期的一些学者［6-7-10］主要是运用流量投资指标，通过构建联立方程的办法度量外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应，这些研究所采用的方法值得借鉴，其不足在于忽略了存量指标的影响。流量指标属于短期因素，存量指标更能体现外商直接投资的长期过程。近年来，一些学者［9-11］逐步认识到不能单一地运用流量指标，而应该综合运用流量指标和存量指标。本文在借鉴流量度量研究方法的基础上，将存量指标引入理论模型中，进而综合分析外商直接投资的就业效应。具体而言，就是在生产者一般均衡理论中引入流量和存量两个指标，并构建计量模型，从而克服以往研究中或缺乏理论基础或忽略某一指标的不足。
本文用外商直接投资流量度量直接就业效应，影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式和进入的行业等短期因素。直接就业效应系数主要反映外商直接投资额的变动与就业数量变动之间的关系。如果系数为正，说明外商直接投资对就业的影响是积极的，投资额和就业量均稳步增加；如果系数为负，说明外商直接投资对就业的影响并不显著，外商直接投资额的变动并没有引起就业的相应增加。这可能与外资进入的方式和进入的行业有关，比如采用合作和合资经营的方式进入，这时可能会提高资本―劳动比，直接减少就业量。如果进入的行业是劳动密集型行业，那么对就业的正拉动作用很大；如果在劳动密集型行业提高资本―劳动比，那么对就业的负面影响就很大。
本文用外商直接投资存量度量间接就业效应，外商投资存量反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的产业关联度、外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系、外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等，这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关。间接就业效应系数如果为正，说明间接效应的综合作用对就业的影响是积极的。虽然不能具体划分哪些因素起多大作用，但是可以结合定量和定性进行综合分析，比如国外投资与国内投资的“挤进”和“挤出”关系及产业关联度等。
（二）构建过程
根据厂商理论，本文将资本要素按其来源分为国内资本和国外资本，生产函数表示为如下形式：
Q=Af(Kd,Kf,L)(1)
其中，Q为总产出，A为技术进步水平，Kd为国内资本，Kf为国外资本，L为劳动力投入量。其生产成本函数为：
C=wL+r(Kd+Kf)(2)
其中，w为工人的工资水平，r为资本价格水平。假设生产函数为规模报酬不变的Cobb-Douglas形式，厂商以利润最大化为目标，则厂商利润函数为：
π=AKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)
其中，α、β和γ分别代表各要素相对应的产出弹性。(3)式两边对L求导得：
πL=γAKαdKβfLγ－1－w=0(4)
(4)式经对数变换可表示如下：
lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlnA=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lnA(5)
假设不考虑技术进步以及工资率变化，则(5)式可以进一步简化为：
lnL*=C1+C2lnKd+C3lnKf (6)
(6)式中的C1、C2和C3 不同于(5)式中的C1、C2和C3。
(6)式是实证分析的基本计量理论模型。在此模型基础之上进行扩展，分别度量外商直接投资的直接就业效应、外商直接投资的总体就业效应和辽宁省各地区外商直接投资的直接就业效应。
1.外商直接投资直接就业效应计量模型
lnFDILt=C1+C2lnFDIt+μt(7)
其中，FDILt为第t年的外企年底从业人员，FDIt为第t年的外商实际直接投资额，μt为误差修正项，C2即外商直接投资的直接就业效应系数。
2.外商直接投资总体就业效应计量模型
lnLt=C1+C2lnIDt+C3lnTIDt+C4lnIFt+C5lnTIFt+C6lnIFt(－1)+μt(8)
其中，Lt代表第t年年底总体从业人员，IDt表示第t年的国内流量投资，TIDt表示第t年的国内存量投资，IFt表示第t年的外商直接流量投资，TIFt表示第t年的外商直接存量投资，由于投资具有滞后性，因此选取滞后一期。IFt(－1)表示第t年的外商直接流量投资的滞后一期，IDt的滞后一期对模型并不显著，所以省略。C4即外商直接投资总体直接就业效应系数，C5即外商直接投资总体间接就业效应系数，μt为误差修正项。
3.辽宁省各地区外商直接投资直接就业效应模型
lnFDILit=C1+C2lnFDIit+μit(9)
其中，FDILit为第i个地级市第t年的外企从业人员数，FDIit为第i个地级市第t年的外商直接流量投资，C2即各个地区外商直接投资的直接就业效应，μit为误差修正项。
三、实证分析
（一）外商直接投资的直接就业效应
考虑到数据的可得性，外企年底从业人员、外商实际直接投资数据从1990年开始，对1990―2007年的数据进行回归分析。汇率为美元加权平均汇率，数据来源于《中国金融年鉴2008》。
ADF单位根检验结果（如表1所示）表明，所有数据的水平序列均为平稳序列，因此不存在伪回归问题。
表1ADF单位根检验结果
变 量数据生成过程t统计量P值平稳性检验结果
lnFDIL（c，t）-5.6740.003**平 稳lnFDI（c，0）-4.2170.006**平 稳 注：（c，t）表示既含有截距项又含有趋势项，（c，0）表示只含有截距项，不含有趋势项，**和*分别代表显著性水平1%和5%。
运用Eviews5.0对方程（7）进行估计，结果为：
lnFDIL=0.04 + 0.62lnFDI（10）
（0.18）（13.86）
R2=0.93 DW=1.33 F=192.04
括号内的数据为t统计量，以下方程类同。计量结果检验表明方程拟合较好；外商直接投资直接就业效应系数在1%的显著性水平下显著，具有统计意义；方程的DW值小于2，可能存在正序列相关，通过残差序列自相关图和LM检验可知，并不存在序列自相关问题；F统计量在1%的显著性水平下显著，模型拟合很好。
实证结果表明，外商直接投资额每变动1%，拉动外企直接就业人员变动0.62%。外商直接投资直接就业效应系数为0.62，说明外商直接投资的增加对辽宁省的就业直接拉动作用是非常积极的。辽宁省1990年外商直接投资的就业水平仅为4.60万人，到2007年外商直接投资的就业水平达到54.60万人，比1990年增长了10倍，外商直接投资对就业的直接效应越发显著。
（二）外商直接投资的总体就业效应
考虑到数据的可得性，选取1985―2007年共23个数据。外商直接存量投资和国内存量投资是以1985年为基期的各年投资增量的和，在这里忽略折旧。汇率数据为年加权平均汇率。所有数据来自历年《辽宁统计年鉴》和《中国金融年鉴2008》。
运用Eviews5.0对方程（8）进行估计，结果为：
lnL=7.07 － 0.04lnID + 0.11lnTID + 0.03lnIF － 0.08lnTIF + 0.04lnIFt(－1) (11)
（57.08）（-2.88） （3.26） （2.51） （-3.06） （3.36）
R2=0.97 调整后R2=0.96 DW=1.63 F=113.21
对回归方程(11)的残差序列进行ADF单位根检验。其中t统计量为-3.77，表明在5%的显著性水平下拒绝有单位根的原假设，所以残差序列是平稳的，说明所估计的的各个变量之间具有协整关系，不存在伪回归问题。计量分析结果表明，所有参数均在5%的显著性水平下显著，F统计量在1%显著性水平下显著，模型拟合很好。根据DW检验、残差序列自相关图以及LM检验可知，并不存在序列自相关问题。
实证结果表明，国内流量投资对总体就业并没有起到直接的促进作用，不过国内的存量投资对总体就业的间接促进作用较大。外商直接流量投资对总体就业水平起到了直接的促进作用，直接就业效应系数为0.03，这与上面分析得到的外商直接投资流量对外企就业的直接促进作用是一致的，说明外商直接投资流量确实提高了辽宁省的就业水平。但用外商直接存量投资度量的间接就业效应系数为-0.08，说明外商投资存量对总体就业起到了“挤出”的作用，甚至大于外商直接投资的直接促进作用，这可能是由于外商投资对国内投资的挤出以及产业关联不强造成的。通过外商直接投资流量和投资存量前的总体直接就业效应系数与间接就业效应系数相加，可以得到外商直接投资总体就业效应系数为-0.05，说明外商直接投资对总体就业的促进作用并不显著。
进一步分析2007年辽宁省外商直接投资的产业或行业分布可知，第二产业占总投资额的60%，第三产业为35%，第一产业为5%，总体产业分布很不均衡。同时，各产业内部分布也不均衡，第二产业中的制造业占第二产业的比重达90%，占总投资额的比重超过50%；第三产业中的房地产业占第三产业的比重达60%，占总投资的比重超过20%。辽宁省的外商直接投资主要集中在这两个行业，而这些行业恰恰是国内企业竞争相当激烈的行业，所以外资的进入无疑加剧了竞争。而外资在其他领域涉及过少则不利于辽宁省产业结构的调整，只会加剧国内竞争。外商投资的过度集中也从侧面反映出外商直接投资与国内投资的产业联动性不强。
为了判断外商直接投资是否对国内投资产生了挤出效应，下面建立计量模型予以实证分析。根据Teanravisitsagool［12］的绝对挤入和挤出模型，考察外商直接投资对中国国内投资的长期影响。一个地区的总投资主要由国内投资与国外投资两部分构成，影响国内投资的因素还有利率以及国内总产出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影响并不显著，很多研究都证明了这一点，因此建立下面的计量经济模型。
IDt=C1+β1IFt+β2GDPt+μt(12)
IDt表示第t年的国内资产投资总额，近似等于固定资产投资总额减去外商直接投资额，IFt表示第t年的外商直接投资额，GDPt表示第t年的实际国内总产出水平。
通过Eviews5.0对方程（12）进行估计，结果为：
ID=－4119.39 － 1.51IF + 72.17GDP + 1.33t-1+εt(13)
（-6.75）（-2.15） （9.13） （113.20）
R2=0.99 调整后R2=0.99 DW=1.40 F=6777.80
为了避免存在伪回归问题，对方程（13）的残差序列进行ADF单位根检验，发现残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列平稳。说明各变量之间存在长期的协整关系。方程拟合程度、参数显著性和模型拟合程度均通过了检验。由于β1
（三）辽宁省内各地区外商直接投资的直接就业效应
考虑到单个地区的外企从业数据只从1995年开始，因此选取样本数据为1995―2007年间共13年数据。所有数据均来自历年《辽宁统计年鉴》。
面板数据检验方法主要有两大类：一类为相同根情况下的单位根检验，另一类为不同根情况下的单位根检验。本文将对序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情况分别进行检验，检验方法为LLC检验和Im-Pesaran检验。单位根检验结果如表2所示。检验结果表明，在两种情况下序列均在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明lnFDIL和lnFDI序列不存在单位根。
表2lnFDIL和lnFDI序列单位根检验结果
变 量数据生成过程LLC统计量P值Im-Pesaran检验P值lnFDIL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDI（c，t）-5.7460.000-1.9280.027 注：LLC检验和Im-Pesaran检验的原假设是存在单位根，（c，0）表示只存在截距项，（c，t）表示既存在截距项也存在时间趋势。
首先分别计算三种形式的模型，即不变系数模型、变系数模型和变截距模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次计算F统计量，其中N=14，K=1，T=13，得到的两个F统计量分别为：
F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79 F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94
通过查统计分布F表得到在5%显著性水平下的相应临界值为：
Fa2(26,182)=1.69 Fa1(13,182)=2.21
由于F2>1.69，所以拒绝H2；又由于F1>2.21，所以也拒绝H1。因此，模型应采用变系数模型。
运用Eviews5.0对方程（9）进行估计，采用固定效应模型，为了消除截面之间的异方差性，本文对模型进行截面加权处理，结果如表3所示。其中，R2=0.98，调整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的拟合程度很好，模型自身也都通过了检验。不过模型中的一些变量系数的显著性没有通过检验，说明在个别地区外商直接投资与就业之间的关系并不显著。
实证结果表明，在10%的显著性水平下，沈阳、大连、鞍山、本溪、阜新、铁岭和葫芦岛的直接就业效应系数均显著。但外商直接投资与就业量之间关系不同，大连、铁岭和葫芦岛三个地区呈正相关关系,沈阳、鞍山、本溪和阜新四个地区呈负相关关系。需要注意的是，当呈负相关关系时，并不表示外商直接投资没有创造就业机会，而只是这种创造就业岗位的能力相对于总的投资来讲，并没有得到显著的增强。
表3方程（9）面板数据回归分析结果
变 量相关系数t统计量P值
c0.2643.3630.001Log（FDI_SY）――沈阳-0.084-1.1740.089Log（FDI_DL）――大连0.2761.8890.061Log（FDI_AS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDI_FS）――抚顺-0.239-1.5530.123Log（FDI_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDI_DD）――丹东-0.238-1.0050.317Log（FDI_JZ）――锦州-0.035-0.6050.546Log（FDI_YK）――营口-0.192-1.4180.158Log（FDI_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDI_LY）――辽阳-0.477-1.3310.185Log（FDI_PJ）――盘锦0.0030.0320.974Log（FDI_TL）――铁岭0.3141.9530.053Log（FDI_CY）――朝阳-0.072-0.1420.888Log（FDI_HLD）――葫芦岛0.5672.3710.019
辽宁省的外商直接投资主要集中在沈阳市和大连市，但沈阳市和大连市的外商直接投资与就业量之间的关系却截然不同。大连市的外资直接就业效应系数为0.28，而沈阳市为-0.08。出现这种现象不难理解，2003年沈阳市外商直接投资的数量首次超过大连市，并且一直延续至今，但是沈阳市外企的从业人员大约只有大连市的1/3，所以相对于数量较多的投资而言并没有带来就业量的增加。进一步分析沈阳市和大连市的吸引外资领域以及行业从业人员分布同样可以进行解释。辽宁省的外企从业人员大多分布在第二产业，沈阳市外企从业人员2006年底大约为10万人，而工业企业年平均人数达到12万人，说明从业人员分布更加集中。在第二产业内部同样有向制造业集中的趋势，沈阳市和大连市都占到第二产业的98%。同时，沈阳市和大连市制造业内部行业分化比较严重。在外商直接投资额相当的情况下，沈阳市装备制造业就业人数占制造业总就业人数的60%，而大连市占43%。在塑料制造业中，沈阳市外资额是大连市4倍，沈阳市外企从业人员占总制造业的比重为2.10%，大连市为4%，说明其就业量远不及大连市。
四、结论与建议
第一，外商直接投资的直接就业效应明显，控制和引导外资的进入方式与行业选择可以进一步提升直接就业效应。从对辽宁省的实证分析结果来看，1990―2007年外商直接投资每变动1%，直接就业水平增加0.62%，外商直接投资的直接就业效应非常明显。因此，吸引外资能够提升辽宁省的直接就业水平。一直以来，中国乃至辽宁省的招商引资政策主要是吸引外资，弥补国内资本不足。国际金融危机背景下，出现了部分外资撤离的情况。其实，这正是一次调整外资政策的机会，以就业为导向的引资策略必须提倡。除加大引资规模外，还必须注重影响外资直接就业效应的诸多因素。流量投资对就业的影响主要与外资企业进入的方式和进入的行业有关。外资企业的进入主要体现在两个方面：一个是新增的企业投入，这部分会直接拉动就业水平的提升；另一个可能通过合资或合作的形式，如果外资企业提高资本―劳动比，则会降低就业水平。如果外资企业新增投资，则会提高就业水平。外资企业进入的行业如果属于劳动密集型产业，则会对就业起到巨大的作用。如大连市近年来外资的独资经营以及对第三产业的投入均对拉动就业起到重要作用。因此，积极引导外资进入方式和进入的行业是扩大外资直接就业效应的关键。
第二，外商直接投资的间接就业效应为负，选择互补性和辐射性强的外资项目有助于控制挤出效应。负的间接就业效应从一定程度上体现了选资的重要性，要改变先前只注重数量不注重质量的引资观念。从对辽宁省的实证分析结果来看，1985―2007年外商直接投资流量投资对总体就业的直接就业效应系数为0.03，存量投资的间接就业效应系数为-0.08，因此总的就业效应系数为-0.05。进一步的实证分析证明，国外投资确实对国内投资产生了挤出效应，外商直接投资每增加1单位，国内投资减少1.51个单位。因此，扩大外商直接投资正的间接就业效应（如扩大产业关联度，加强外商直接投资产业与国内产业的联系）、减少外商直接投资负的间接就业效应（如减少外资与国内投资的过度竞争）是关键。结合辽宁省实际情况，外资进入的制造业是辽宁省的重点行业，这势必会加剧竞争，所以如何正确处理好引资与就业之间的关系很重要。同时，外资在第一产业和第三产业投资较少，这样既不利于辽宁省产业结构的调整，也减弱了产业关联度；而且对外资的引资优惠政策加大了国内企业的成本，导致了不公平竞争。辽宁省的投资来源主要是香港、日本的中小企业，对周边辐射较小。上述因素均造成了辽宁省外商直接投资负的间接效应大于其正的间接效应，造成总的间接效应为负的局面。因此，相关部门在未来的“招商选资”过程中，应考察外资项目与本地企业的互补性以及外资项目的辐射和产业联动效应。选择互补性和辐射性强的项目，不仅有利于提升就业效应，也有助于辽宁省的产业结构升级与完善。
第三，各地区外商直接投资的直接就业效应差异明显，通过宏观总体筹划引发协同效应，可以大幅提升外商直接投资的就业促进作用。辽宁省各地区的外商直接投资就业效应差异非常明显，尤其是作为经济增长极的沈阳市和大连市的差异较大，这对地方引资方向的确定有重要的参考价值。为保证辽宁省经济更好更快的发展，理应促进省内各地区均衡发展，形成区域优势，加快沈阳市和大连市之外其余城市的经济建设。辽宁省应该积极引导地方经济的发展，为各个地区创造一个公平、开放的投资环境，同时，结合当地的产业结构和就业情况，积极引导外商直接投资的区域布局，促进地区经济均衡发展。在政府从“招商引资”向“招商选资”转变的过程中，各地区外商直接投资就业效应的巨大差异，恰给政府提供了一次难得的统筹规划机会，将沈阳市和大连市两个城市的引资经验扩展到全省，必将极大地提高辽宁省的总体就业水平。
参考文献：
［1］ Duncan，C.Foreign Investment,Labor Immobility and the Quality of Employment ［J］.International Labour Review,1994,133（2）:272-291.
［2］ UNCTAD. World Investment Report 1994：Transnational Corporations, Employment and the Workplace ［M］.New York:United Nations Publications，1994.
［3］ Mickiewicz,T.，Radosevic，S., Varblane，U.The Value of Diversity: Foreign Direct Investment and Employment in Central Europe during Economic Recovery［R］.University of Tartu Faculty of Economics and Business Administration Discussion Paper,2000.561.
［4］ Williams,D. Explaining Employment Changes in Foreign Manufacturing Investment in the UK ［J］.International Business Review，2003,12（4）:479-497.
［5］ Mariotti，S.，Mutinelli，M.,Pisitello,L.（朱宇节）译.本国就业与对外直接投资的关系：对意大利的实证分析 ［J］.经济资料译丛，2003,(4):31-38 .
［6］ 王振中.中国利用外资的理论分析 ［M］.北京：经济管理出版社，2000.
［7］ 牛勇平.国际直接投资与我国就业量之间的关系 ［J］.经济学动态，2001，(11):29-32.
［8］ 袁志刚.中国就业报告：1978―2000 ［M］.北京：经济科学出版社,2002.
［9］ 田素华.外资对上海就业效应的实证分析［J］.财经研究，2004，(3):122 -131.
［10］ 王剑,张会清.外商直接投资对中国就业效应的实证研究 ［J］.世界经济研究，2005，(9):13-19.
不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。
尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。
一、东道国开放程度影响
外商直接投资溢出效应的机制分析
在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。
1.外商直接投资溢出效应的实现途径
外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。
可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。
2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响
东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。
东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。
二、东道国开放度对外商直接投资
溢出效应影响的实证分析
赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：
γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。
其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。
类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。
θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。
openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。
在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。
根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。
三、结论
根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：
第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。
第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。
因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。
[参考文献]
[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.
[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.
[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.
[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.
[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.
[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.
[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.
[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.
关键词：外商直接投资；湖北；现状；对策.
近几年来，湖北省积极改善经济环境，大力吸引外商直接投资，成效显著。但与沿海发达地区，尤其是沪、粤、苏、浙等省市相比，仍有很大的差距。研究湖北外商直接投资的现状，分析外商直接投资对湖北产生的利弊，对进一步扩大和加强湖北企业同世界著名公司的合作，提高利用国际直接投资的质量和水平，促进产业结构调整和升级，都具有积极的作用。
1 湖北省利用外商直接投资的现状及特点
截止2006年，共有46个国家和地区来湖北省投资，来湖北省投资的世界500强企业达到58多家，跨国公司在湖北省设立地区性、区域性机构累计达到300多家。2006年湖北实际利用外资30.82亿美元，而加入世界贸易组织的2001年湖北实际利用外资只有15.61亿美元。
（1）外商直接投资来源结构呈现多元化趋势。
近年来湖北省利用外商直接投资来源结构呈现多元化趋势。外资来源仍以亚洲国家（地区）为主。亚洲国家（地区）来投资项目数、合同外资和实际使用外资分别占全省总量的68.67％、76.83%和67.34％。实际使用外资来源前五位国家（地区）为香港、日本、美国、法国和维尔京群岛。
（2）利用外商直接投资的规模较小。
按实际平均项目投资额来衡量投资规模，2002年，来源于亚洲的一般为几百美元，而来自欧盟跨国公司的则高达上千万美元。由于湖北省的外商直接投资主要来源于亚洲国家和地区，而这些外商直接投资企业大多数是中小型企业，项目数虽多，但投资的规模较小。跨国公司来湖北的投资总额只占全国的1/100，数量只占1.6%，可见外商投资的规模非常的小，还有很大的提升空间。
（3）各市州利用外商直接投资的差异较大，地区分布不均衡。
湖北省15个市州利用外商直接投资主要集中在武汉市和其周边城市黄石市、宜昌市、孝感市构成的大城市圈内，两者分别占全省总投资的65.1%和81.41%，而其他地区利用外资额与距武汉的距离呈现反向变化趋势。
（4）利用外商直接投资的产业分布不平衡。
近年来制造业是外商投资重点，房地产和基础设施领域为外商所看好。2005年新批外商投资项目中，投资制造业的项目多达353个，占新批项目数的67.9%。在制造业中，外商主要投资在机电、纺织服装、交通运输设备制造、医药、化学原料生产等方面。在外商重点投资制造业的同时，房地产和城市基础设施项目也为外商所看好。
（5）外商投资产业聚集效应明显，技术水平进一步提升。
武汉、襄樊的汽车产业，黄石、鄂州、仙桃的纺织产业，宜昌的化工，武汉、宜昌的电子产业都出现了产业聚集现象。外商投资项目的技术含量也有明显提高。世界柴油发动机巨头-美国康明斯公司与东风公司合资设立柴油机研发中心已落户武汉沌口开发区，项目总投资2000万美元，主要从事柴油发动机及压缩天然气发动机、发电机设备及元件的技术研发。
2 外商直接投资对湖北经济的影响分析
外商直接投资能对湖北的经济产生积极的作用同时也会带来一定的负面效应，具体表现为:
2.1 积极作用
（1）改善了出口产品的科技含量。
外商投资企业的发展推动了湖北高新技术产品的出口, 提高了出口产品的科技含量,改善了湖北出口产品的结构。目前湖北形成了武汉、宜昌、襄樊、孝感四大机电和高新技术产品出口基地, 船舶、显示器、汽车及零部件等技术密集、资本密集的产品比重上升, 扭转了过去出口单纯依靠农产品、纺织品的局面, 改变了出口产品附加值不高的状况。
（2）加快了产业结构升级。
根据要素禀赋结构理论，生产要素的供给结构将改变产业结构。外商直接投资作为一种重要的生产要素投入，势必会对一地区产业结构高级化产生影响。2006年中国实际外商直接投资额为630亿美元，而湖北实际利用外资30.82亿美元，占全国的4.89%，相对2003年占全国2.93%，比重呈现出一种明显的上升的态势。
（3）对技术进步起到了带头作用。
从总体上看, 大多数三资企业都与某种形式的技术转移联系在一起, 基本途径包括: 第一, 引进技术含量较高的资本货物和加工工艺并高效率地使用, 提升了湖北省产业的技术水平。第二, 引进新产品, 使符合需求、高技术含量和高附加值的产品在湖北省制造业产出中的比重增加。第三, 外商投资企业在引进先进技术的同时, 也引进了有效使用这些先进技术的管理能力。第四, 引进研发能力。第五, 通过多种方式产生技术外溢效应, 对湖北省关联产业的技术进步产生积极的推动作用。
（4）优化人才培养和任用的机制。
外资企业的投资主要聚集在资本密集型产业和高新技术产业领域，人才选拔上抛弃了“唯高学历”“唯关系”的任用模式，唯才是用，为专业型、技能型人才提供了很好的发展平台。与此同时，随着利用外资规模的不断扩大,外商投资企业吸收的劳动力数量逐年增加, 说明外商投资企业正逐年创造越来越多的就业岗位,为更多的人才提供机会。
2.2 消极作用
（1）影响产业格局，引发地方的发展不平衡。
外商直接投资的投向以盈利为目的，可能会与我省地区发展政策不符。外商过来办企业，目的就是为了追求最大化的利润，这样他们就不会考虑地方产业发展政策，同时，他们尽可能往最能赚钱的地区去投资，这会使得湖北省不同地区的经济发展更加不平衡。
（2）带来的技术并非核心技术，对技术进步和产业升级作用不大。
以汽车产业发展为例，现在的汽车合资企业虽然股份方面我们占多数，但是核心技术掌握在外国人手里。合资带来的好处就是给外国汽车企业提供了销售自己生产的汽车的渠道，而对自己的民族汽车产业发展并没有多大贡献。
（3）给民族工业带来的冲击。
由于外商凭借其雄厚的资金、技术实力和政府的优惠政策，采取“先占市场再寻求最大利润”的策略，集中力量于流通领域，强力挤占市场，甚至导致对某些产品市场的垄断，严重影响了本地企业的健康发展。
（4）对就业产生溢出效应。
外资企业依靠自身的雄厚实力, 通过占领湖北市场,在饮料、纺织、家化等行业挤垮湖北本地企业, 进而也会使这些企业中的员工失业。与此同时，在现行的社会保障体系尚未完善的情况下，落聘的职工的安置和分流问题如果处理不当，不仅直接影响企业外资的进程，而且给社会稳定也埋下了隐患。
3 湖北利用外商投资的主要对策建议
3.1 着力改善投资软环境，进一步扩大对外开放
继续加强全省重点对外开放口岸基础设施和国家级、省级开发区配套设施建设，进一步完善对外开放体系，增强吸收外商投资的竞争力。加强经济运行调度，提高通关效率，及时缓解外资外贸企业生产经营中的原材料价格上涨，电力、资金供应紧张等问题，努力为外资外贸企业创造良好的生产经营环境。此外，按照国家投融资体制改革的总体要求，积极推进外资项目核准制度改革，尽快出台湖北省《外商投资项目核准暂行管理办法》、《境外投资项目核准暂行管理办法》和《国际金融组织和外国政府贷款投资项目暂行管理办法》等配套管理规范，并抓好新办法在全省范围的实施。
3.2 认真贯彻国家对外商直接投资的相关政策
严格执行国家对外商投资鼓励类产业项目的税收优惠政策，认真贯彻实施新的《外商投资产业指导目录》，鼓励并引导外商投资改造机械制造和纺织服装等传统工业，发展现代农业和汽车及零部件制造业；大力吸引外资发展电子信息、生物医药、新材料等高新技术产业。通过汽车、钢铁、石化、机械等行业的骨干企业招商，引进跨国公司来湖北进行战略性投资；积极推进商贸、物流、科教以及金融、保险、旅游、中介机构等服务业吸引利用外资。
3.3 加大引导县市招商力度
支持农业产业化龙头企业的发展壮大，吸引外商投资农业产业化项目和具有资源优势、劳动力优势的加工型项目，以此带动县域外向型经济的发展，加快县域“一主三化”的进程。注重关联招商和配套引进，逐步推进武汉城市圈城镇群内在比较优势基础上的产业和功能分工，促进产业板块和密切配套的产业链的形成，为整个圈域内的工业化、城市化进程提供更为强劲的动力。
3.4 调整利用外商投资的战略导向
应将利用外资，提高经济的国际竞争力水平作为新形势下湖北省利用外资的战略导向，一是提高外商直接投资的水平，重视外资来源的技术档次、技术构成和管理水平构成。二是提高湖北利用外资的水平，充分利用外资促进经济结构的战略性调整，包括所有制结构、产业和行业结构、企业组织结构、区域经济发展结构、技术结构、出口产品结构等。
3.5 创新利用外资方式，提高利用外资水平
探索项目融资、境外上市和股权融资等新的利用外资方式，积极筹措融资成本较低、条件比较合理的国外资金，重点支持能源、交通、城建、港口码头等重大基础设施项目的建设。引导外资参与国有企业战略性改组，认真研究盘活国有资产的有效形式。在符合国家有关规定和外商投资产业政策的前提下，支持外商进行协议购并、产权交易市场购并、股票市场购并以及股权转让购并，推动现有存量资产与国际资金、技术的融合，创新经营管理机制，实现产权结构多元化，健全法人治理结构，提高企业国际竞争力。
参考文献
［1］凌丹，段凌燕.外商直接投资对湖北经济的影响［J］，当代经济2006，（8）.
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