时间：2022-07-08 01:52:12
导语：在外商直接投资论文的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
一、外商投资及产业结构分布状况
中国自改革开放以来，利用外商直接投资（FDI）的规模不断扩大。截止到2005年底，全国累计批准设立外商投资企业超过55万家，合同外资金额约1.2万亿美元，实际利用外商直接投资金额约6000亿美元。我国已连续12年位居发展中国家吸收外商直接投资首位。大量的外商直接对华投资为我们提供了必要的资金，带来了先进的技术和管理经验，很大程度上促进了我国经济的快速发展。总体来看，外商直接投资在我国经济中已经占据了举足轻重的地位。虽然外商直接对华投资金额呈逐年递增趋势，对我国经济发展起到巨大的作用，但是随之而来我国的产业结构出现了一些问题，而外商直接投资在产业间分布的不均衡加重了我国产业结构不合理的状况。外商直接投资主要集中在第二产业，而且投资在各产业内部的分布也是失衡的，主要表现在投入在制造业的比重过大，上述情况使结构偏差变得突出起来，并对经济增长产生了较大影响。
二、产业结构出现问题原因
我国外商直接投资的质量多以小型化、低技术和劳动密集型为主要特征。一般而言，具有先进技术和长期竞争力的投资项目，都必须具有较大的项目投资规模。世界跨国公司海外直接投资的项目平均规模约为600万美元，而外商对华直接投资项目的平均规模与之相差甚远。从20世纪70年代末到90年代中期，外商对华直接投资70%左右的项目均在100万美元以下，而1000万美元以上的大型项目仅占投资项目总数的4%－5%。在投资项目中资金密集与技术密集往往是紧密联系的。外商投资项目规模偏低既不利于规模经济形成，也制约了投资技术含量的提高，严重削弱了外商投资的技术转移效应和技术溢出效应。其突出表现为，外商对华直接投资中劳动密集型项目居多，技术密集型项目较少。在我国第一产业和第三产业中，外商投资企业绝大部分属于劳动密集型企业；而在第二产业中轻纺、加工工业又占很大的比重。从我国三次产业结构的现状看，90年代以来第二产业尤其是工业的比重升幅过大，第三产业的实际比重不合理下降，使结构偏差变得突出起来，并对经济增长产生了较大影响。我国的产业结构偏差的加深，与外商投资过多地向工业部门倾斜有一定关系。我国吸收利用外资直接投资的产业结构的基本特征主要表现在以下几方面：
(1)基础设施发展不足的问题比较突出。
(2)外商投资在第二产业内部结构不合理，外商投资在制造加工业过多。投资于劳动密集型产业多，而资金密集型产业少；投资于一般技术多，甚至存在低层次的重复引进，而高新技术产业少。
(3)第三产业发展相对滞后。第三产业增加值占国民生产总值的比重，世界平均水平是50%左右，发达国家是60%—70%，发展中国家平均水平在40%以上，我国是第三产业比重过低的为数不多的国家之一。
外商直接投资在产业结构上分布不合理的状况主要是由于外商与我国的目标与价值取向存在偏差。外资公司长期投资回报率高的产业，造成我国产业结构新的不合理变化。目前，跨国公司来华主要在制造业领域。由于绝大多数公司不向中国转让先进技术，所以所谓"世界工厂"只是"世界加工厂"。外资的进入并未直接地带动我国自主研发能力。并且，外商投资企业往往严密控制其技术尤其是高新技术的扩散，我国以市场换技术的目的并没有很好的实现。多年以来，我国主动让出市场份额换来的往往是二流、三流的技术，如果我国在技术上特别是具有战略意义产业的技术总是处于落后地位，我国将无法和国外竞争，也将危及到我国的产业安全乃至整个国家的经济安全。最后，外国直接投资很多是将其母国已经淘汰的产品生产或污染严重的企业转移到中国，给我国经济的可持续发展带来了极大的危害。
三、优化产业结构的重要性
调整产业结构发展高新技术是迎接经济全球化挑战、提高国际竞争力的需要。当前，以电子信息技术和生物技术为代表的高新技术及其产业化迅猛发展，经济全球化的进程日益加快，国际竞争日益激烈。这已经使得包括我国在内的发展中国家的工业化内容发生了根本性的变化，我们必须在工业化的同时推进信息化，以信息化带动工业化，用高新技术改造传统产业。在经济全球化带来的激烈国际竞争中，发达国家处于技术和知识供给的有利地位。他们不断加大高新技术产业的研究与开发力度，以保持竞争优势。而发展中国家在国际分工中承担劳动密集度高、资源和能源消耗高、污染高、附加值低的“三高一低”类型产品的生产。这是对我们十分不利的垂直分工。不加速发展有优势的高新技术产业，我们就无法摆脱在国际竞争中的这种不利地位，与发达国家的差距就会不断扩大。
而且我国2000年的人均GDP已达到八百四十美元左右。从发达国家经济发展的历程来看，这样的发展水平已开始进入工业化加速发展和产业结构大变动时期。当前我国经济发展中存在的传统产业生产能力大量过剩而高新技术产业的产品又需要大量进口的问题，必须靠加速产业结构调整和升级来解决。国际经验表明，经济增长的过程是产业结构不断调整与升级的过程。一个国家对任何一种产业的需求都存在一定的极限。当一个产业的市场需求达到饱和以后，增长速度就会随着需求下降而下降，直至零增长，甚至负增长。如果不通过发展新的技术开发新的产业，进行产业结构升级，当现有产业的需求都达到饱和以后，整个经济就会出现停滞，直至萎缩。我国传统产业生产能力巨大，但生产手段和产品质量还较为落后，目前我国的大部分传统产业都基本达到了市场饱和的阶段，增长速度普遍下降，经济效益不高，因而只有加大用高新技术改造传统产业的力度，加速传统产业的升级换代，才能提高经济效益，不断满足市场需求。
有关资料显示：美国第三产业占GDP的比重高达75%，而我国第三产业占GDP的比重仅33%。制造业在美国这个世界最大的经济体中，只占产值的14%，吸收11%的劳动力；而服务业的份额，占美国经济产值的60%，吸收了美国三分之二的劳动力。比起制造业来，服务业属于智能产业，对劳动力的素质要求高，利润丰厚。而我国第三产业占GDP比重远低于发达国家的水平。我们科技资源不足，科技进步不够快，是我国经济发展的最大的瓶颈、制约，也是结构调整必须加以克服的关键因素。发展高新技术，发展第三产业对我国经济的持续快速发展起着决定性的作用。
四、利用外资调整产业结构的建议随着经济全球化趋势增强，科技革命迅猛发展和我国加入世贸组织，评判投资是否成功的标准由单纯的按数量转变为是否增强我国的技术竞争力。我国是否能够保持高速健康的发展，调整产业结构至关重要。而我国面临的一个重要问题就是产业结构层次低、竞争力弱。面对激烈的国际竞争，必须提高产业竞争力。因此要积极调整现行的外资政策，加强外资政策与产业政策的协调，以促进产业结构优化升级，实现外资产业结构的优化。在制造业中促进高科技新型制造业的外资投入，加速外资对传统制造业的改造；鼓励外资向第一产业流动；加速外资向第三产业流动。主要有以下建议：
(1)引导外商直接投资投向基础产业和基础设施。我国农业，能源交通能基础产业发展滞后，严重困扰着我国国民经济的发展。因此，引导外资投向基础产业和设施是产业结构调整的重点。为此，我们可以采取税收减免，适当补贴的方式刺激外商投资。
(2)提高对FDI的要求。根据《指导外商投资方向暂行规定》，可分为鼓励类，限制类，禁止类和允许类外商投资产业项目。对于技术含量高的项目，我们应该鼓励外资进入，而对于技术含量低的对我国经济没有促进作用的项目，我们应该加以限制。一是外资政策和产业政策不再向一般制造业倾斜，如纺织、服装等劳动密集型行业；彩电、空调、洗衣机、电冰箱、电视、手机、电话等家电和一般电信设备行业；二是鼓励外商投资高新技术产业。对于我国现阶段水平与世界差距较大的计算机、电子通信设备、航空航天、生物制药等高科技的新型制造业应鼓励外资进入。对这些行业可以实行幅度较大的税收减免和优惠，同时，政府可给予相应的科研补助，放宽外资政策的限制。三是鼓励外资参与传统产业的改造。对于汽车、机械制造等传统产业应该以促进其核心技术转移为目标，加快对技术的引进和改造。四是对于目前跨国公司向我国转移较快的重化工业则应以注重产品的资源节约和环保为原则，对于生态资源环境形成负面影响的行业，如造纸和一些重化工产品行业应提高外资进入门槛，加大税收征管，限制外资流入。
(3)调整外商直接投资在第三产业内部的结构。加速外资向第三产业流动，尤其是促使外资向知识型现代服务业流动将是现阶段我国吸引外资的首要任务。一是加快对零售、餐饮等传统服务业的全面开放，鼓励大型跨国零售集团的投资；鼓励外资对国有商业企业的并购重组。二是加快对银行、保险、证券等金融服务业的开放，鼓励大型跨国金融财团采用合资和开设分支机构等形式的投资；鼓励跨国公司参与国有商业银行以及保险、证券业的改造。三是逐步加大对文化、教育、影视服务等行业的开放力度。
参考文献
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每个国家的产业结构升级离不开技术支持，只能从劳动密集型或者资源密集型向技术密集型发展，才能有效转变产业结构，那么外商直接投资在注入过程中，通过技术转移和溢出效应促使东道国的生产技术进步，产业结构的转变和优化离不开外商直接投资发挥的作用，产业结构的升级，就能促使全要素生产率的提高，最终实现经济增长方式的有效转变。外商直接投资的利用对东道国在其经济增长上的影响并不全是正面的影响，外商直接投资进入，不但有时候没有实现东道国的经济增长方式的转变，反而有可能造成本国的经济倒退、引发经济泡沫，更加大了东道国与发达国家之间的差距。负面影响具体表现在如下几个方面：(1)不合理布局将导致东道国经济的不平衡发展。通过利用外商直接投资而形成的东道国技术溢出受到许多外部因素的影响。在引入发达国家外商直接投资的时候，需要考虑到产业之间的平衡发展，避免不平衡发展所带来的后果。东道国呈现经济发展不均衡的状态，重要原因在于产业布局的不规范、不合理性导致的。(2)外商直接投资的技术垄断阻碍东道国研发水平的提高。很多跨国企业在进入比其发展水平低的国家时，对生产技术进行行业垄断，会直接影响东道国经济的发展。，外商直接投资投入国家和东道国的经济发展差距会越来越大，技术水平的悬殊会越来越明显。
2外商直接投资影响经济增长方式的形式分析
东道国的经济增长和经济增长方式受跨国公司的外资进入影响越来越深远。外商直接投资主要是通过两种形式影响发展中国家的经济增长方式：直接影响和间接影响。通过上两条思路可以进行如下的概括：一是外商直接投资对经济增长方式的直接影响方式主要体现在外商直接投资作为投资形式本身对全要素生产率的影响。东道国在引入外商直接投资以后，外资企业所具备的技术水平高、管理经验先进的优势，随着对东道国的外资投入，渗透到东道国，缓解东道国优势行业垄断、劣势行业只能淘汰的现状，使得产业结构优化、资源合理整合。二是外商直接投资通过间接的溢出效应影响经济增长方式，外商直接投资从表面上看仅仅有资本的流动功能，但是在资本输出的过程中管理经验、产品技术、销售技巧、网络覆盖等都随之输出。并能大大提高东道国的产业技术水平。而这些也是外商直接投资的技术溢出效应，是一种相对表面和外部性的表现。
3外商直接投资影响经济增长方式的效应分析
3.1技术转移和扩散效应的影响东道国经济增长方式的机制与外商直接投资的技术转移与扩散之间的关系，可以归纳为两个关键问题：第一是外商直接投资企业的技术控制约束着外商直接投资的技术转移与扩散力度；第二是东道国自身的技术吸收能力制约着模仿学习能力。由于外商直接投资跨国公司企业便会对在东道国进行的技术研发实行垄断或技术控制。
3.2竞争效应的影响外商直接投资企业对东道国进行直接投资，其目的都有所不同，在东道国生产本地化的程度也会有所不同，在与其它国家竞争的过程中，在压力之下，东道国的企业就会采用模仿学习手段来提高自身的技术水平，竞争效应和模仿学习效应之间就会逐向趋同，从而竞争效应就能提高东道国经济增长速度的同时，提高了经济增长质量，最终实现经济增长方式的转变。
论文关键词：FDI，新疆地区，产业结构升级
一、FDI促进新疆产业结构升级的机理分析
1、FDI通过资本供给促进新疆产业结构升级。根据新古典经济增长模型，经济增长的源泉是技术进步和资本增加，同样产业结构的升级也需要资金的有效供给。一般地说，新疆在经济发展过程中的主要矛盾是积累能力不足，亦即资本供给不足，特别是在产业结构调整过程中新疆地区，往往需要大量的固定资产投资。新疆地处中国大西北，投资需求和消费需求增长速度较快，区内有效资金供应不足，利用外资可以很大程度上弥补区内资金供给的缺口论文怎么写。通过利用外资，可以增加中国现有的资金存量，加速资本的形成，大大提高新疆的投资水平。
2、FDI通过技术提升促进新疆产业结构升级。国外直接投资促进技术水平的提升主要是通过技术外溢实现。所谓技术外溢又称“外部效应”，是指发达国家对发展中国家或地区进行直接投资，其先进技术、经营哲学、管理经验等能够通过一定途径渗透到东道国或地区的其他企业，从而对该国经济的发展和增长发挥作用。技术外溢主要通过以下方面实现：一是技术波及；二是示范效应作用；三是竞争对技术的刺激作用；四是对人员的培训作用。
Borensztein等人(1998)构建的包含FDI的内生增长模型较好地阐释了FDI通过溢出效应对发展中国家经济增长的促进作用。结果表明：以外资企业生产的产品数量占东道国或地区产品总量的比率来衡量FDI的水平，其比例越高，东道国或地区引入新技术 (新产品)的成本越低，可获得的新产品的数量也就越多。技术水平越落后的国家新疆地区，与先进国家的技术差距越大，即N/N*比例越低，引入新产品的成本越低，从而增长率越快。而且，FDI对经济增长率的影响与人力资本的水平正相关，也就是说，新疆地区的人力资本水平越高，其相应的技术吸收能力越强，从而FDI对其经济增长率的影响也越大论文怎么写。
二、FDI促进新疆产业结构升级的实证分析
1、方法。本文采用新疆自治区1990年――2008年时间数列数据。
运用多元回归的方法，来考察FDI对新疆产业结构升级的影响作用。衡量产业结构升级有许多评价指标，考虑到数据的可获取性，本文采用第二产业产值占总产值的比例来衡量新疆的产业结构变化，用符号PGDP(2)表示。
外资促进产业结构升级的主要途径之一是资本供给新疆地区，本文采用本区FDI占本区国内生产总值的百分比来衡量外资引进的规模，用PFDI表示。
外资促进产业结构升级的另一条主要途径是技术外溢，总量为N的资本品由本地企业和外资企业共同生产，n为本地企业生产的数量，n*为外资企业生产的数量，则有N=n+n*，从博仁斯坦等人的分析可 知，n*/N与技术采用的固定成本成反比，因此，n*/N的值在一定程度上会影响地区的产业结构变化。
由于新疆缺乏外资企业的年产出值，本文用本区工业企业的年工业总产值来代替N，用“三资”企业的年工业总产值来代替n*（本文因数据所限，用“其他类型工业企业”年产值代替“三资企业”年产值）新疆地区，因为外商对本省的直接投资主要集中在制造业，所以这样计算出来的n*/N不失一般性，可以在很大程度上衡量技术外溢过程中的固定成本。
新疆地区的人力资本存量关系到该国的技术吸收能力从而影响外资对新疆地区经济增长进而影响对产业结构的变化作用，本文采用本区每万人中高等院校的在校学生人数来衡量本区的人力资本存量，用HC表示。
不同的投资方式可能产生不同的技术外溢效果，因而会对产业结构产生不同的影响，本文将分别考察合资企业、合作企业及外商独资企业对产业结构的影响，具体用3种投资方式占外商直接投资的百分比来衡量3种方式的投资情况，分别用PJV、PCE和PFE来表示，但是鉴于新疆数据可获得度，本文仅以外商独资企业占外商直接投资比例计算论文怎么写。
另外，由于中国多年来一直实行出口导向型的产业政策，出口对产业结构产生了重要的影响作用新疆地区，在设立模型时，不能忽略出口的作用，本文采用本省的出口额占国内生产总值的百分比作为控制变量加入到模型中来衡量出口对产业结构的影响作用，用PEX表示；本区居民的消费支出结构在一定程度上也反映了FDI与本区产业结构的关系，本文中用居民的储蓄额表出，用DES表示。
出口额用当年的人民币对美元的名义汇率换算成人民币。
需要说明的是，对相关变量采用比例的形式是为了消除通货膨胀对其产生的影响。数据1990年――2008年《新疆统计年鉴》。
2、模型。经分析设定如下形式的计量经济模型：
PGDPt＝β1t+β2PFDI2t +β3 n*/N 3t +β4HC4t +β5PJV5t +β6PCE6t +β7PFE7t +β8DEP8t+μt
其中：PGDPt――第t年的第二产业产值占总产值的比例
n*/N―― 三资企业占本区企业工业年产值比例
PFDI――FDI占本区国内生产总值的千分比
HC――本区每万人中高等院校的在校学生人数
PJV――合资企业占外商直接投资的百分比
PCE――合作企业占外商直接投资的百分比
PFE――外商独资企业占外商直接投资的百分比
PEX――新疆的出口额占本区国内生产总值的百分比
DEP――本区居民年底储蓄额
为估计模型参数，将新疆1990年――2008年的统计数据整理，如表1所示：
表1 1990年――2008年新疆外商直接投资（FDI）的相关数据
年份
第二产业产值占总产值的比例 PGDP
FDI占本区国内生产总值的千分比PFDI
“三资”企业的年工业总产值占外商的直接投资的比例 n/N
本区每万人中高等院校的在校学生人HC
合资企业占外商直接投资的百分比PJV
合作企业占外商直接投资的百分比PCE
外商独资企业外商直接投资的百分比PFE
新疆的出口额占本区国内生产总值的百分比PEX
年底存款DEP
1990
30.6
2.6943084
1.4959985
2.0449789
71.607041
11.584327
8.9775857
128.42
1991
32.1
7.2773302
1.186785
2.0181787
96.203766
7.5680688
162.22
1992
36.6
18.890905
1.3019356
2.141994
59.010526
9.6736842
7.8969451
193.8
1993
41.4
8.5564866
1.6012132
2.4558016
33.228242
89.314706
6.9977385
244.12
1994
37.6
103.23711
2.3606313
2.6757518
81.303381
4.8087048
60.8896
347.71
1995
34.9
9.0765172
4.4942116
2.7037048
61.276366
1.3412655
6.6044057
477.18
1996
34.8
8.9720622
4.7754456
2.6595789
90.785827
2.5633413
4.2714195
575.79
1997
37.1
3.1750733
5.8482565
2.6973133
57.039011
9.9588079
4.4797711
676.13
1998
35.8
9.9928633
15.378425
2.7163419
42.981124
15.093657
5.1088396
759.14
1999
36.2
9.0844846
20.899151
3.0962817
33.849415
14.123481
6.1831117
824.68
2000
39.5
7.7494206
68.744641
3.9400133
33.849415
14.123481
6.1812902
908.55
2001
38.5
6.7524806
80.763129
5.8530852
23.820492
28.832407
0.0079428
31.371883
994
2002
37.4
7.6609308
81.81369
7.0770369
30.790649
30.525157
5.6797383
1137.87
2003
38.1
6.8479338
85.142277
7.8210915
41.140769
31.120332
0.5202205
9.4338113
1371.59
2004
41.4
9.3381438
86.119304
8.5704316
37.865508
30.326534
1.0121772
9.653776
1534.67
2005
44.7
8.3672921
89.254419
9.3890119
32.885413
26.111539
1.310717
13.548304
1816.38
2006
48
9.5726473
90.044492
10.130341
33.848349
35.160131
3.7569637
16.410622
2035.63
2007
46.8
10.372279
89.181365
10.787184
43.402877
2.4540817
0.2517568
22.854985
2054.91
2008
49.7
12.286215
91.307862
11.323769
19.129425
33.452095
6.2923089
[关键词]政府支出；FDI；产出；地方经济
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.24.078
[中图分类号]F224；F812.45；F127 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2016）24-0-02
1 背景介绍
学术界很多关于政府支出对经济增长的影响及外商直接投资对经济增长的影响的研究。Egbetunde & Fasanya用尼日利亚的数据研究发现政府支出与经济增长之间存在负相关的关系。但Quirino & Nunes却发现在欧洲国家，政府投资与经济增长之间存在显著的正相关关系。Ran研究了外商直接投资对中国经济增长的影响，发现外商直接投资对经济增长的影响是正相关的。然而却很少有论文同时研究政府支出与外商直接投资对经济增长的影响。
本文的目的是研究地方政府支出与外商直接投资对地方政府经济增长的影响。本篇论文选取2001年到2013年29个不同省份的面板数据进行统计分析。结论显示出地方政府支出与地方经济增长之间的显著正相关性。除此之外，如果考虑政府支出与外商直接投资的作用时，外商直接投资的作用依然是正相关的。
本文结构如下：第二部分阐述了运用的理论及实证模型；第三部分详细地描述了文章的数据情况；第四部分是实证结果；最后一部分是结论及未来可能的研究方向。
2 财政政策与经济增长率的关系模型
经济学家们对财政政策与经济增长率之间关系的持续研究了几十年的时间。内生增长理论认为财政政策能够影响一个国家的经济增长。Barro将政府支出加入到生产方程中。Ran将外商直接投资加入到了生产方程的影响因素当中。
综合这些理论，可以得出以下生产模型。
Yr=ArKrαLrβGrγ（r=1，2，3，…，29）
这里Y指GDP，K指资本，L指劳动力，G指政府支出，r代表省份，A指的是技术，其具体定义如下。
Ar=A0exp（aFr）
这里F是指外商直接投资占该地区总投资的比重。
为了估计政府支出与外商直接投资的影响，可以建立如下计量模型。
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
在这个方程中，系数β3衡量的是政府支出对产出的影响，可以期望它的值为正。F是当地外商直接投资额与当地总固定资产投资额的比例。因此β4衡量的是外商直接投资对产出的影响。指标SCH是当地高等院校毕业生占当地人口的比例，代表当地的人力资本投资情况。β5的期望值为正。
3 各省份的GDP与劳动力（L）的数据描述
从国家统计局网站上获得各省份的GDP与劳动力（L）的数据。政府支出和SCH的数据来自《中国统计年报》。外商投资的数据来自CEInet statistics database。资本K是根据Zhang Jun的方法计算的。表1显示了数据的统计特征。这里包括29个省份，由于数据缺乏，排除了四川和。
4 实证结果
4.1 面板数据最小二乘法回归结果
这部分结果主要是运用EViews软件得出的。首先，将面板数据整体进行最小二乘法回归，模型如下：
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
实证结果如下：
lnYr，t=3.74+0.27lnKr，t+0.62lnLr，t+0.13lnGr，t+0.15Fr，t-51.63SCHr，t（1）
t=（5.78） （5.77） （12.39） （15.29） （7.43） （-2.60）
R-squared=0.7424 Adjusted R-squared=0.7387 D-W=0.5894
从回归结果中，可以看出除了代表人力资本的变量SCH之外，所有的系数都是显著的且其符号与预期的相同。理论上来讲，产出与人力资本之间的变量应该是正相关的，但是这里的初步回归结果却是负相关的，这有点出乎意料。
然后对SCH这一变量做了一个冗余变量测试（redundant variable test）。结果显示它是一个冗余变量。因此可以将这一变量从回归方程中舍去。新的回归方程如下：
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
再次用新的回归方程做了回归，结果如下：
lnYr，t=3.16+0.19lnKr，t+0.67lnLr，t+0.14lnGr，t+1.13Fr，t（2）
t=（5.16） （5.33） （14.93） （16.60） （7.21）
R-squared=0.737 Adjusted R-squared=0.734 D-W=0.5760
4.2 检验
4.2.1 拉姆齐检验
为了检验回归方程中没有遗漏的变量，可以对数据做Ramsey检验，结果如表2所示。从方程（2）的回归结果中，可以得到RSSr=98.963 80。从表2中，可以得到RSSur=97.512 71。因此：
F3， 340， 5%=2.60，因此不能拒绝原假设，即适应变量的系数为零的假设。这个结论显示回归方程（2）中的变量是足够解释因变量的。
4.2.2 冗余变量检验
接下来可以对每一个变量做冗余变量检验，看这些变量是否是必要的。结果如表3所示。从表3的结果中，可以看出所有使用的自变量都不是冗余变量。
4.3 共线性检验
为了检验变量当中是否存在共线性的问题，可以对变量做一个VIF检验。表4显示了各个变量之间的相关系数。
从表4中可以看出，各个因变量之间的相关系数并不高。但是为了以防万一，还是要做VIF检验。从表4中可以看出有可能存在问题的是Ln（K）。可以做下面的回归：
ln（Kr，t）=C+α1ln（Lr，t）+α2ln（Gr，t）+α3Fr，t+ξr，t（3）
结果如下：
ln（Kr，t）=-4.467+0.812ln（Lr，t）+0.095ln（Gr，t）+1.142Fr，t
t=（-4.9161） （15.0550） （-8.06944） （4.9205）
R-squared=0.440 292 Adjusted R-squared=0.435 411 D-W=0.123 3
这个数字并不高，因此可以认为因变量之间不存在共线性问题。
5 结 语
用2001年到2013年中国29个省份的面板数据，从实证上检验了政府支出、外商直接投资对地方产出的影响。实证结果显示当考虑外商直接投资的影响时，政府支出对地方产出的影响依然是正相关的。同时，外商直接投资对产出的影响也是正相关的。因此可以认为在考虑外商直接投资的影响时，政府消费对经济增长的影响是正相关的。本文的结果表明政府支出与外商直接投资对产出的影响都是正相关的。这意味着外商直接投资依然是技术革新的一个主要源泉。它确实可以给我国带来具有创新性的知识，可以产生溢出效应。除此之外，对比实物资本和劳动力，资本的边际生产力要大于劳动力。同时，考虑资本与劳动力的边际生产力之差，政府支出应该更多地投资于资本。
尽管政府支出作为经济增长的刺激作用在本文中得到了验证，但政府支出的不同构成部分对经济增长的影响也是不同的。进一步的研究可以将政府支出进行详细地分类，如教育、基础设施、健康医疗等，分别检验各个不同的组成部分对经济增长的影响。
主要参考文献
[1]J Ran，J P Voon，G Li.How does FDI Affect China？ Evidence from Industries and Provinces[J].Journal of Comparative Economics，2007，35（4）
【论文摘要】本文总结了国内外关于FDI与东道国经济发展关系的研究，着重分析了FDI对中国的技术进步、自主创新和经济增长等方面影响的理论及实证研究，得出了在新时期引导FDI在中国发展的结论。
中国要成为一个相对独立的经济体系，就要对发展外资进行考虑，在制定吸引外资的总体战略时，要充分考虑外国直接投资(FDI)对中国经济增长的效用。国内外的学者从不同视角就“FDI对中国经济的作用效应”进行了研究。
1 FDI与技术进步
Lall[1]认为在一个日益全球化的世界中，发展中国家通过“自主开发”或“FDI依赖”两种途径中的任何一种来实现本国技术进步都是不可取的，只有在通过FDI引进先进技术的同时、建立起本地的R&D能力才有可能不在动态的工业化进程中被边缘化。
江小娟[3]认为，利用外资与某种形式的技术转移联系在一起，能吸引外资在多方面促进国内企业的技术进步。严兵(2005)将外资作为一个独立的生产要素纳人到内资企业的生产函数中，通过建立一个能测度外资影响的生产函数证明了外资正面溢出效应的存在。
喻世友[5]等人讨论了FDI是否能通过各种溢出渠道提高国内企业生产技术效率。他们的基本结论是FDI技术外溢对提高东道国企业技术效率影响很大;在对内资企业技术效率的影响方面，技术水平始终占据主导地位。
张建刚(2006)指出在不同的阶段FDI的对我国的作用是不同的。从1991~1994年的4年间，FDI对中国技术进步的直接效应和间接效应都是不明显的;从1996~2003年的8年间，FDI对中国经济增长做出了直接贡献，但间接效应是不明显的;外商投资参与度对劳动生产率提高的影响越来越大，FDI在劳动生产率提高中的作用越来越重要。
2 FDI与自主创新
冼国明和严兵[6]利用1998~2003年省际层面的相关数据，对外资在中国创新能力方面的溢出效应进行了初步分析。结果表明，外资对中国的专利申请数量有显著的正面溢出效应，但这种溢出效应主要体现在一些小型的创新项目上，如外观设计专利。
蒋殿春和夏良科[7]运用面板数据模型分析了FDI对国内高技术行业企业技术创新能力的影响及其作用的途径。结果表明，其竞争效应不利于国内企业创新能力的成长，但会通过示范效应和科技人员流动等促进企业的研发活动;在国内企业中，国有企业和其他所有制企业的技术创新模式不同，受FDI的影响也不同;国内企业的科技活动会对外商投资企业产生“挤牙膏”效应，激发其更强的创新动力。
李蕊[8]使用我国1998~2005年30个省(直辖市、自治区)的面板数据，通过计量分析的方法研究外商直接投资对我国不同地区的内资工业企业自主创新能力的影响。
3 FDI与经济增长
Makki和Somwaru[2]分析了66个发展中国家过去30年的数据，验证了FDI对贸易和经济增长的正向关系，并肯定了FDI、贸易、人力资本和国内投资是经济增长的重要来源。
程惠芳[9]应用内生经济增长理论框架，就国际直接投资(FDI)对65个样本国家经济增长的影响进行理论和实证分析，认为FDI能内生技术溢出和技术进步，从而成为内生经济增长的重要源泉。
姚树洁[10]等人建立了研究FDI影响经济增长的理论分析框架，提出了以往经济文献尚未涉及的两个重要假设:第一，FDI是提高东道国生产效率的动力;第二，FDI是东道国生产边界稳定状态的移动器。他们还使用了地区数据，以确定外商直接投资和其它环境变量对不同地区的经济绩效是否产生不同影响。
4 结论
国际直接投资行为是东道国和投资者两个能动的主体共同参与的，任何一方的决策都不仅仅要考虑自身的最大化目标和约束条件，还要考虑对方的决策，这是一个博弈的过程。目前的大多数理论只考虑跨国公司的决策因素，对东道国的行为机制研究的不够。我们引进外资的目的就是为了利用外资带来资本和技术，在该领域进行的各种研究工作也是为了能更好地利用外资。因此，我们需要的是以东道国利益作为价值判断主要标准的理论，引导FDI在我国新时期的发展。 转贴于
参考文献
[1] Lall，Sanjaya.“Industrial Success and Failure in a Globalizing World. International，”Journal of Technology Management and Sustainable Development 3，189-213，2004.
[2]Makki， Shiva S. and Agapi Somwaru.“Impact of Foreign Direct Investment and Trade on Economic Growth: Evidence from Developing Countries，”American Agricultural Economics Association 86，795-801，2004.
[3]江小娟.“吸引外资对中国产业技术进步的研发能力提高的影响”[J] .国际经济评论，2004(3).
[4] 薛求知，罗来军. 技术引入和技术学习——外资企业与内资企业技术空间博弈[J] . 经济研究，2006(9).
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[6]冼国明，严兵. FDI对中国创新能力的溢出效应[J] . 世界经济，2005(10).
[7]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[J] .世界经济，2005(8).
[8]李蕊. FDI与中国工业自主创新:基于地区面板数据的实证分析[J] .世界经济研究，2008(2).
[关键词] 外商直接投资工业部门资本存量比较优势贸易转型
一、问题的提出
从传统的生产要素定义来讲，生产物质产品所需要的各种投入构成了生产要素，通常分为自然资源、劳动力资源、资本资源三种。在这三种基本要素中，只有资本资源的增长在长时间内是没有极限的，而且在各国之间也存在着巨大的差异。而发展中国家普遍面临着资本短缺的问题，这就需要发展中国家通过与国内储蓄相适应的新增投资和外国资本的净流入，提高资本存量，实现资本积累效应。就国内新增投资而言，虽然国内储蓄水平较高，但是很难产生与其相适应的内部投资，这便更需要外商直接投资在其中发挥积累作用。
因此，外商直接投资作为我国资本积累的外国资本流入部分，对于我国工业部门的资本存量的贡献程度，便成为分析我国外商直接投资对出口贸易转型的资本积累效应的主要问题。
二、资本存量分析
1.分析方法
(1)资本存量的估算方法――永续盘存法
该方法是由Goldsmith在1951年提出的，后经Christensen和Jorgenson等经济学者的发展，将永续盘存法计算资本存量的基本公式表示为:
其中，Kt为t时期的资本存量，It为t时期之内的投资量，δ为资本存量的折旧率。
(2)数据说明
本文的数据来源主要是1994年到2005年各年的《中国统计年鉴》。基本数据包括:1994年～2005年工业部门中外商投资企业的固定资本原值;1994年～2005年各年的全社会投资的建筑、设备比例。
(3)基准年K(1994)的确定
根据资本的增加值与产出的增加值之比将近似等于平均的资本产出比重来估算我国同期的资本存量总量。先估计出1994年中国工业部门的外商投资企业的现价基期资本存量。再用同样的方法把1994年基期资本存量分为建筑资产和设备资产两类。
(4)固定资产投资序列
选择利用固定资本原值一次差分获得固定资本的形成序列值，并将其分成建筑、设备两部分，再用固定建筑和设备投资价格指数进行处理得到1994年价格的固定资产投资序列。
(5)折旧率
使用Wu and Xu（2002）计算的工业品折旧率，并假设1991年～2005年的折旧率与1975年～1996年的折旧率相同，即建筑和设备的折旧率分别为2.44%和7.89%。
2.计算并列出结果
根据前文我国外资存量的数据，从1994年到2005年，在我国工业部门中外商投资企业的资本存量增长十分迅速。1994年工业部门中外商资本存量为1768.95亿元和1671.51亿元，到2005年以1994年价格计算为16850.35亿元，增长了852.56%，年平均增长率为22.74%。经计算，我们可得到1995年～2005年我国工业部门总的资本存量（如表所示），其由1994年的24212.02亿元增长到2005年66721.09亿美元，年平均增长率为10.65%，明显低于我国外资存量的积累速度。而总的资本存量由外资存量和内资存量两部分构成，这进一步说明我国外资存量的积累速度大于内资存量的积累速度，即外商直接投资对我国工业部门的资本存量的增长起了很大的推动作用。再结合前文计算结果，在1994年我国外商投资企业的资本存量占工业部门总存量的比重为7.31%，到2005年这一比重达到22.86%，并且呈现逐年上升的态势。说明外商投资企业的资本存量的增长对我工业部门的资本存量的增长起了很大的推动作用。
三、分析结论
总的来讲，外商直接投资对于我国工业部门发展的促进作用，不仅说明了外商投资企业出口份额的增加，而且还体现了我国对外贸易的显性比较优势的变化。上述分析表明，我国对外贸易的显性比较优势的变化，反映出外商直接投资流入的资本积累效应对我国工业制成品比较优势的强化作用。根据外商直接投资资本存量对我国资本积累的贡献来说，外商直接投资的资本存量效应对于加强我国资本生产要素的比较优势起到重要作用，进而加速了我国出口贸易结构向资本密集转型的进程。
参考文献:
[1]沈克华:外商直接投资与我国出口总量及结构、基础设施投入的相关关系分析.国际贸易问题，2003年第7期
[2]爱德华・蒙迪・格瑞姆:利用出口加工区吸引外资及其效益――中国经验.东岳论丛，2004年第2期
[3]龚震:六大方向推进加工贸易转型升级.中国经济时报，省略，2004年5月31日
关键词：资本投资；经济增长；实证分析
一、理论分析
根据投资的加速原理，一定的经济增长依赖一定的资本量，即K=wy，w为加速数，y为产出，K为资本量，资本存量的增加依赖于投资的增长，因此经济对投资的变动具有较大的敏感性，投资对经济的贡献突出。在宏观经济学中，投资对产出增长的贡献可以用投资乘数来反映，乘数越大，投资对经济的促进作用越明显。而且，投资结构对经济也会产生较大的影响，对于政府直接投资的理论分析较多，政府投资除了存在经济乘数作用，还存在挤出效应，即政府投资挤占了社会投资，影响社会投资的增长，对经济的发展产生抑制作用。
二、模型设定
根据投资加速原理，一定的产出依存一定的资本存量，即K=wy，w为加速数，y为产出，K为资本量。而且虑到我国在过去经济增长方式并没有大的调整，也就是说资本形成中各个方面对我国经济增长的影响总体上没有太大的变化，例如：E（外商直接投资/GDP）=a，a为一个固定的常数。基于上述分析，本文进行实证分析，对被解释变量Y（GDP）与X1（外商直接投资）X2（政府固定资产投资）X3（社会资本固定资产投资）进行回归分析，将方程的形式设为对数型：
（二）对变量的协整分析
通过对上述四个变量进行ADF检验，发现lny在10%的置信度下是一阶单整的，lnX1、lnX2、lnX3在5%的置信度下是一阶单整的。利用EG两步法可以看出lny，lnX1、lnX2、lnX3是协整的，说明变量之间存在长期均衡关系。建立误差修正模型，分析其短期波动关系。
DlnYt=a0+ a1Dln X1t+ a 2Dln X2t+ a 3Dln X3t+γet-1+εt
利用OLS计算出估计输出结果为：
DlnYt=0.1054+ 0.0568Dln X1t -0.0175Dln X2t+ 0.1863Dln X4t-0.3549et-1（2）
从上式可以看出，我国经济增长的变动不仅取决于外商直接投资、政府固定资产投资、社会固定资产投资的变动，而且还受到上期经济增长变动对均衡的偏离，系统存在误差修正机制。而且，Dlnx1，Dlnx3的系数为正，说明外商直接投资和社会固定资产投资增速的增加对经济增速的增长起着积极的作用，而Dlnx2的系数为负，说明政府固定资产投资的加速增长，对经济的增长速度起到抑制的作用。
四、本文的结论及政策建议
从最后分析的结果我们可以得出，由（1）式可以看出，外商直接投资可以在很大程度上拉动中国经济的增长，在其他条件不变的情况下外商直接投资每增长1%，中国GDP平均增长0.1776%，其对中国经济拉动能力比较大。同时，从（2）式可以看出，外商直接投资的加速增长对我国GDP的加速增长起到积极的作用，其他条件不变的情况下，外商直接投资增速每增加1%，我国GDP的增速要增加0.0568%。
政府直接投资对我国经济增长也具有比较大的拉动能力，由（1）式可以看出，政府投资每增长1%，GDP平均增长0.1178%。我们也可以从（2）式可以看出，政府固定资产投资增速的增大，对于我国经济增长率起到抑制作用，在其他条件不变的情况下，政府固定资产投资增速每增加1%，我国GDP的增速要下降0.0175%，说明，随着我国政府投资的加速增长，政府投资的挤出效应随之增加，对经济增长的负面影响也逐步显现。
社会固定资产投资对经济的拉动能力较高，由（1）式可以看出，在其他条件不变的情况下，我国社会固定资产投资每增加1%，我国GDP增长0.4937%，其对我国经济的拉动能力高于外商直接投资和政府固定资产投资对经济的拉动能力。而且，由（2）式，我们还可以看出，社会固定资产投资增速的增加对经济增速的增长起到很大的积极作用，社会固定资产投资增速每增加1%，我国GDP增速增加0.1863%，明显高于外商直接投资。
因此，政府要改善投资环境，吸引外资，改善外资结构，利用外资对我国相关产业的推动能力，促进我国经济的发展。我国民间资本投资会对经济增长产生巨大的推动力，因此，我国要改善民间投资环境，促进社会民间投资的增长。金融危机后，政府提出的较大规模的投资方案，确实能够起到稳定经济拉动经济增长的功效，够促进经济的发展。但是，我国政府直接投资过快的增长，政府投资过快增长，其挤出效应也随之显现，会对我国的民间投资产生抑制作用。而且，政府投资具有很大的政策性，而且长期依靠政府投资会导致经济发展的畸形和经济效益的降低，对经济发展的后续推动力不足，确实不是拉动经济增长的持久动力。我国应当继续贯彻“国退民进”的政策，逐步调整政府投资，促进民间投资的增长，投资必须实现由主要依靠政府投资到主要依靠我国民间资本投资的转变。（作者单位：西南财经大学金融学院）
参考文献
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[2]李辉文.国际资本流动与中国经济发展.2007年中国世界经济学年会综述
[3]龙霞.中国固定资产投资与经济增长关系实证分析.华东师范大学硕士论文.2006
[4]孙军.山东省资本流动失衡原因分析及对策.济南金融，第十二期
内容摘要:外商直接投资对一国产业结构升级有导向的作用，引领东道国，尤其是发展中国家的产业结构发生变革。但是，我们必须承认，外商直接投资无法从根本上改变东道国的产业结构，只有当外商直接投资持续、深入地介入各个产业，在某种程度上对东道国需求结构产生作用的情况下，才能成为改变该国产业结构的一个因素。
关键词:外商直接投资，资源优化配置，需求结构提升
经济全球化是世界经济发展不可避免的趋势，从现实情况来看，外商直接投资对东道国经济的影响不仅带来资本存量的变化，还会影响到东道国的投资结构，国内资本会习惯性追随国际产业资本的路径，从而对东道国的影响有进一步扩大作用。本文根据供需理论构建一个外商直接投资对东道国产业结构升级的作用机理模型，如下图所示。
一、外商直接投资促进资源优化配置
市场经济条件下，资源的配置必须符合价值规律的要求，才可以获得最大的经济效益。资源的优化配置不仅要在国内市场进行，同时还需要通过国际市场来是实现。经济落后的国家和地区应该充分利用现有的优势资源，吸引稀缺的资源，达到资源的优化配置以缩小和经济发达地区之间的差距。外商直接投资对东道国资源配置的改变就是改变了东道国的供给结构，从而影响东道国的产业结构。
1、资本供给
根据新古典经济增长模型，经济增长的源泉是技术进步和资本增加，同样产业结构的升级也需要依靠资本的有效供给。大多数的发展中国家在经济发展过程中都会在不同程度上产生资金缺口问题。投资水平不够会影响经济的持续增长，关键产业得不到快速发展，从而影响产业结构的合理化发展，并形成恶性循环。在封闭经济下，由于国内单位劳动所需的资本量大，资本的需求缺口大，国内只适合发展劳动密集型产业。随着外商直接投资的流入，资本供给增加，有利于资本密集型产业的发展。总之，外商直接投资使投资资本供给增加，提高了资本产出比率，促进了东道国产业结构升级，并提高了东道国经济增长速度。
2、劳动力供给
劳动力对产业结构优化的贡献不仅来源于劳动生产率的提高，而且还来源于更好地利用市场机会和更有效地配置资源的企业家管理能力的改进。外商直接投资对东道国的劳动力素质的影响，主要通过外资企业对东道国教育系统和在职培训方面的影响产生。外资企业带来的经济效应使得东道国有更多的资金支持教育投资并能够抑制了东道国人才的外流。外资企业与东道国的在职培训正规教育所产生的广泛利益仅能间接地影响劳动生产率，在很多国家，外资企业所提供的培训费用与母公司相差无几，远远高于发展中东道国的当地同类企业。
外资企业的进入还会影响东道国熟练劳动力的供给和需求。外资企业可以通内部技术转移、技术溢出的方式来影响东道国劳动力的需求。外资企业对劳动力供给方面的影响表现为为雇员接受更高层次的教育提供奖学金和资助，并通过一系列方式向更高层次的教育机构提供资助。
3、技术溢出
外商直接投资对东道国技术水平的影响主要表现为技术溢出效应。外资企业，特别是跨国公司是世界产业技术的主要载体和创新者，他们通过控制核心技术来维持其垄断优势地位。外资企业在对外直接投资时，通过内部化技术转移的方式，即在其拥有绝对或相对股权的海外公司间流动，以防止核心技术的泄漏。但技术溢出是无法避免的，而技术溢出会给东道国的技术水平带来积极影响。一般来讲，外商直接投资通过产业关联效应、示范和模仿效应、技术竞争效应、企业研发的本土化及人力资本的流动等渠道产生技术溢出效应。
二、外商直接投资促进需求结构提升
外商直接投资使东道国的资源配置更加合理化，从而进一步改善东道国的需求结构。
1、提升生活消费需求结构
外商投资企业进入东道国内空白行业，特别是高新科技行业，生产出许多新兴产品，这些产品往往具有较高性价比，容易被消费者所接受，从而扩大了生活消费需求并提升了生活消费需求结构。此外，外资企业的工资水平普遍高于本地企业，加上工资溢出效应，熟练工人的工资收入增加，消费能力增强，促进了生活消费结构的升级。
2、改变生产消费需求结构
外资企业不仅是产品和技术供给者，同时也是市场中的需求者，它们对产品的质量、性能和更新速度都提出了更高的要求，导致许多国外配套企业同时进入东道国，并产生大量本地的前向、后向和侧向企业，扩大了生产消费需求，带动零部件和相关配套产业的发展。例如为了给上海大众汽车公司配套，德国大众在全球的配套企业中，已有100多家前来我国投资，美国通用汽车公司在上海浦东投资的项目就吸引了44个相关的汽车零部件配套项目前来投资，投资总额高达20多亿美元。
三、外商直接投资促进需求结构提升
理论界普遍认为，在其他条件不变情况下，外商直接投资不仅可以直接和间接地带动东道国出口规模的扩大，促进东道国出口额的增加，同时还会对东道国出口结构的优化产生积极影响。
1、直接影响
(1)大量利用当地原材料和零部件加工制造产品。即使存在替代原料进口的情况，也会明显增加东道国工业品的出口。一些发展中东道国自然资源丰富、原材料供应量充足，原材料加工品出口在其出口中占较大比重，当地企业似乎在此方面更具有竞争优势，实则不然。与当地企业相比，外资企业具有覆盖海外的营销网络、高超的营销技巧、先进的生产和加工技术以及丰富的专业知识等优势，比本地企业更具有出口潜力和竞争力，特别是对一些严重缺乏各种技术和设备的最不发达国家而言，引进外商直接投资是扩大原材料加工品出口规模、提高出口品附加值的最佳选择之一。
(2)加速东道国某些进口替代产业向出口产业的转换。许多发展中东道国在引进外国直接投资的初始阶段，外资主要流向资源开发和进口替代型产业。随着本国经济的发展，发展中东道国进口替代型产业逐渐转变为出口加工型产业，在这一转变过程中，外资企业的技术示范效应和溢出效应起到了十分重要的作用。
(3)提高东道国劳动密集型产品的出口机会。外资企业的进入有助于提高发展中东道国新的劳动密集型产品的规模和质量，增加出口机会。发展中国家劳动力资源充裕且成本低廉，劳动密集型产品具有比较优势，但应当看到，发展中国家当地企业在出口劳动密集型产品时，通常会面临一系列难题，如建立营销网络和制定营销策略，适应国外消费品市场偏好的转变，了解国外关于产品检验、包装和安全等方面的标准，宣传和树立产品形象等。在发达的消费品市场中，产品的设计、包装、销售及售后服务等外在差异往往超过产品本身，而这些方面技能的缺乏往往给发展中国家的产品出口构成关键性的市场进入障碍。外商直接投资有利于提高劳动密集型产品的质量，创造此类产品新的出口机会。通过与外资企业的合作并获得其支持，发展中东道国的当地企业可以有效利用外资企业的垄断优势，排除市场进入障碍，迅速扩大出口规模，外商直接投资还可激发当地劳动密集型产品的贸易活力，通过加大技术投入可将其转换为附加值较高的技术型产品出口。
(4)增加东道国高附加值产品出口的机会。外商直接投资与当地资本的结合，使东道国相关产业纳入了外资企业的垂直和水平国际分工网络,增加了东道国高附加值产品出口的机会，对于东道国优化出口结构、改善国际分工地位意义重大。在垂直一体化国际生产中劳动密集型产品及零部件的出口，则更要依赖外资企业的支持，外资企业在垂直一体化国际生产中的对外贸易主要表现为内部贸易，外资企业在实行独立子公司战略时期，内部贸易主要表现为母公司向其国外分支机构提供设备、技术、中间品和原材料等。在简单一体化时期，根据其在公司体系内价值增值链上所处位置，外资企业与母公司保持单向或双向的贸易关系，即处于下游的子公司从母公司进口中间产品、处于上游的子公司向母公司出口中间产品。进入区域一体化和复合一体化时期后，子公司之间的水平贸易联系大大加强。外商投资企业与当地资本的结合，使东道国相关产业纳入到外资企业母公司的国际体系中。
2、间接影响
除直接影响外,外商直接投资还会对东道国的出口绩效产生间接影响：
首先，外商投资企业进入东道国后，凭借其先进的技术和管理优势，打破了原有的市场均衡，加剧了当地市场竞争，迫使当地企业进行模仿、寻找和使用更新的技术和更先进的管理手段与营销策略来提高经营和管理水平，更有效地配置资源来提高市场竞争力，并迫使当地企业努力扩大产品出口。
论文摘要:80年代以来，安徽省国际贸易和利用外商直接投资(FDI)迅猛发展。该文利用协整检验(Co - integra-tion Test)和格兰杰因果关系检验的方法，运用安徽省1985 - 2008年数据检验了国际贸易与FDI之间的长期相互关系。实证结果表明:安徽省国际国际贸易与FDI之间的关系是贸易投资一体化。在此基础上，提出安徽省应该注重国际贸易投资政策的协同关系。
1、引言
贸易投资一体化是跨国公司为主导的国际贸易和FDI之间呈现出双向促进、互为高度融合、合为一体的经济现象，是跨国公司进行全球资源配置的直接结果。安徽省对外开放程度随着经济全球化日益提高，国际贸易和外商直接投资迅猛发展，根据《安徽省统计年鉴》各期资料，安徽省利用外商直接投资(FDI)从1985年的163万美元增加到2008年的34. 9亿美元，同时出口贸易年出口额由1985年的3. 07亿美元增加到2008年的113. 5亿美元，进口贸易年进口额从1985年的1. 23亿美元增加到2008年的90. 8亿美元，(表1)国际贸易与国际直接投资发展具有明显的同步性和关联性(图1)。安徽省FDI与国际贸易之间是否存在一种长期稳定均衡的关系?是否存在长期的互为因果关系，即贸易投资一体化。本报告将通过安徽1985一2008年的样本数据，利用协整检验(C。一integration Test)和格兰杰因果关系检验等方法进行实证分析来进行验证，并在此基础上提出安徽省贸易投资的政策建议。
2、文献综述
西方学者蒙代尔(R. A Mundel1957)最先提出外商直接投资(FDI )与国际贸易之间存在替代关系的理论模型。其研究采用比较静态分析方法，结果表明在存在国际贸易的壁垒会产生生产要素一国际资本的流动，而国际资本流动的障碍会产生国际贸易。当两个国家的资源察赋、技术水平相接近时，这种替代效应尤为明显。马库森(Markuson ,1983 )则认为蒙代尔关于要素流动与商品贸易替代性是在严格假设条件下得出的结论，如果放松假定，则会导致要素贸易和商品贸易之间的互补性。费农(Vernon ,1966)则从动态角度阐述了FDI对贸易的替代效应。认为企业对外直接投资伴随产品生命周期运动而展开，是对企业出口贸易的替代。日本学者小岛清( K. Kojima. 1978)运用比较优势原理，提出了FDI与国际贸易之间存在互补效应的边际产业扩张论，指出由于FDI是从投资国已经或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，可以在投资母国与东道国之间创造出新的贸易机会，从而扩大了国际贸易的规模总量。[2〕对FDI与国际贸易关系的争论引发了大量的实证研究;Pain和1Vakelin (1998 )对11个OECD国家1971一1992年的面板数据作回归分析，发现FDI流出会减少出口，而FDI流人会扩大出口;Zhang(2001)将中国分为高FDI、中FDI和低FDI进行研究表明，在高FDI的沿海地区，FDI与出口有显著的双向因果关系，在中FDI地区显示出口引起了FDI，而在低FDI地区声DI对于出口发展起决定作用。Liu ( 2001)采用中国和19个贸易伙伴1984-1998年贸易和投资的面板数据研究FDI和贸易的关系，进口增加引致了进口国的FDI，而FDI又引致了出口的增加。
3、国际贸易与FDI之间相互促进的内在机理
3. 1国际贸易对外国直接投资的促进机理
3.1.1国际贸易通过国际分工的进一步发展促使以公司“内部需求导向型”的“引致对外直接投资”得以产生。由于公司内贸易额的发展为规模经济的发展提供了重要的前提条件，使得更为细化的国际分工在成本承受能力上成为可能，从而以国际分工为依托和条件、以公司内部需求为导向的对外直接投资得以发展。
3.1.2跨越国界的跨国公司内部贸易所获得的可观收益对后续的外国直接投资活动提供了持续激励。
3. 1. 3产成品贸易所隐含的未来乐观预期和实现的企业利润目标刺激了外国直接投资的产生和增力口。
3. 2外国直接投资对国际贸易的促进机理
3. 2. 1国际分工的细化、深度发展通过扩展企业在地理和空间上的原有边界来利用原本无法利用的资源，以实现其发展贸易的功能。
3.2.2跨国公司的内部贸易对“外国直接投资促进国际贸易”提出了主观要求，即跨国公司要想通过内部贸易的方式降低成本、增加利润必须以对外直接投资为基础和前提。
3.2.3基于东道国市场需求增长趋势的外国直接投资日益增加，并直接导致产品贸易的发展。
4、实证分析
为了从定量角度考察安徽省国际贸易与FDI之间的关系，本文选取了安徽省1985一2008年期间的年度数据，采用协整检验(Co一integration Test)和格兰杰因果关系检验来进行实证分析。FDI是各年度实际利用外商直接投资额,EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。由于取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，本文对各序列进行自然对数变换，变换后各变量分别为LNFDI , LNEX , LNIM 。
4.1单位根检验
在时间序列分析中为避免谬误回归现象而导致结论无效，因此应首先对各变量进行平稳性检验。单位根的存在即为时间序列非平稳的表现形式，所以平稳性检验可以转化为对单位根的检验。进行单位根检验的方法主要包括PP法、DF法和ADF法三种，本文采用ADF(Augm,ented Dickey一Fuller)法检验变量的平稳性，从而对时间序列X，建立如下回归模型:
其中，a为常数，t为趋势项，P为最佳滞后期数，为随机误差项。
现作如下假设检验:
当y=0时，则说明X‘存在单位根，从而该时间序列是非平稳的;当y显著小于0
时，则说明X，不存在单位根，因而该时间序列是平稳的。若时间序列是非平稳的，则必须对其差分进行平稳性检验，直至n阶平稳，此时的时间序列被称为n阶单整，记为，I(n)。采用ADF检验方法对变量LNFDI ,LNEX ,LNIM进行单位根检验，检验结果见表2：
由表2可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNEX , p LNIM ,p LNFDI均为平稳序列。由此可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均为I(1)单整序列。
4. 2协整关系检验
如果若干个服从单位根过程的变量的某一线性组合是平稳的，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。协整关系的检验主要有两种方法:一是最典型的Eagle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法，但它通常只能检验两个变量之间的协整关系;二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系统进行极大似然估计检验，它可用于检验多个变量，同时求出它们之间的若干种协整关系。本文采用第二种方法。
首先，建立VAR模型:Yt=。
其中，Yt为LNEX ,LNIM和LNFDI所构成的列向量、A为系数矩阵、C为截距项、为随机误差矩阵、t表时期、i表滞后期、k表示最大滞后阶数。本文对最优滞后阶数的选取是基于无约束的VAR模型的残差分析来确定的，即根据AIC,SC准则来确定。
其次Johansen协整关系检验。本文使用Eviews6. 1软件进行处理，结果如表3和表4;
4. 3格兰杰因果关系检验
从协整检验的结果，国际贸易与FDI之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验的基本思想是如果X的变化引起Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前。特别地说“X是引起Y变化的原因”则必须满足两个条件:第一X应该有助于预测Y，即在Y关于Y的过去值的回归中，添加X的过去值作为独立变量应当显著地增加回归的解释能力。第二，Y不应当有助于预测X，其原因是如果X有助于预测Y, Y也有助于预测X，则很可能存在一个或几个其他的变量，它们既是引起X变化的原因，也是引起Y变化的原因。
现考虑两个时间序列，要检验是否为的原因，可以构造以下两个回归模型。
有限制条件回归:
其中，P和q分别是Y和X的滞后期，而且是任意的。如果同时显著地不为0，则X是引起Y变化的原因，反之亦然。现作假设=1 ,2，??，q)=0，即“X不是引起Y的原因”，再分别对上两公式进行回归，并得到回归的残差平方和，进而构造F统计量:F＝。F服从第一自由度为q，第二自由度为T一（p＋q）－1的分布，若F的计算值比给定显著性水平的临界值大，则拒绝Ho原假设，即X是引起Y的原因。然后检验"Y不是引起X的原因”的原假设，做同样的回归估计，但是交换X与Y。若两个检验的零假设均被，则表明X与Y之间存在双向因果关系。本文将以安徽省1985一2008年的数据为分析样本，对FDI与进口、出口之间的因果性关系进行格兰杰检验。同样考虑滞后期的问题，并取滞后期为1年。
5、结论与安徽省贸易投资政策建议
5. 1结论
本论文通过运用协整检验和格兰杰因果关系检验实证分析了安徽省FDI与国际贸易之间的关系，结果表明FDI和国际贸易存在长期的互为因果关系，即贸易投资一体化。
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