時間：2022-11-24 13:19:41
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇外商直接投資，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
隨著國家宏觀調控政策、土地清理整頓等因素引起的利用外資“調整期”的臨近結束，外商直接投資擺脫了2005年持續負增長的局面，進入緩慢的增長期。今年1～5月我國實際使用外資金額達到229.89億美元，同比增長2.78%，預計今年外商直接投資高速增長的可能性不大。
從國際環境來看：
首先，從全球經濟形勢看，2006年世界經濟增長的基本態勢不會改變，國際貨幣基金組織預測，2006年世界經濟增長4.3%。在經濟保持較高增長水平的大背景下，全球資本市場日趨活躍、投資便利化的政策不斷制定和實施等因素，將推動跨國直接投資繼續回升。
其次，由于當前全球經濟處于擴張期且仍將保持穩定增長，今后國際直接投資的恢復性增長態勢仍將繼續。盡管從中期來看，可能會受主要工業國家經濟增長減速、石油和原材料價格波動、全球恐怖活動等風險因素的影響而轉弱，但是，在全球經濟一體化的大趨勢下，國際直接投資將成為世界經濟長期的活躍因素，在世界經濟中發揮重要作用。
第三，在經濟全球化加速過程中，國際資本流動出現了明顯的特征，流入發達國家的資本有所減少，流向發展中國家（包括中國、俄羅斯、印度和越南等）的比例有所上升。面對激烈的全球市場競爭，跨國公司通過產業轉移降低成本、提升核心競爭力的動力仍在，空間依然較大。數據顯示，2005年流入發展中國家的國際直接投資增長49.0%，比重上升到43.2%。說明新一輪直接投資增長的主要特點是流向發展中國家的投資、尤其是并購投資增長將快于全球平均水平。這些背景對于我國吸收跨國投資無疑會成為利好因素。
第四、國際競爭更加激烈。為了吸引更多的跨國投資，近年來，各國政府不斷加大引資的政策和措施力度。不僅僅是發展中國家的對外開放不斷加深，發達國家也紛紛出臺更具吸引力的措施，特別是周邊發展中國家，紛紛出臺更為優惠的政策來吸引發達國家的投資，對我國吸引外資構成壓力。另一方面，投資領域的保護主義有所抬頭，主要表現為一些國家(既包括發達國家，也包括發展中國家)加大了對本國能源產業和重要經濟部門的保護，為外資市場準入設置障礙。一些發達國家也開始采取措施減緩本國產業的對外轉移，或鼓勵跨國公司回到母國投資，以求留住就業和增加本國的就業，尤其是在服務業和高新技術領域。
從國內形勢來看：
首先，2006年是我國“十一五”規劃的開局之年，我國經濟將保持平穩較快發展，市場前景較好，產業基礎不斷增強，國際競爭力不斷提高，勞動力、基礎設施等比較優勢仍較明顯，為我國利用外資繼續保持較大規模和質量提高創造了基礎條件。據專家預測，2006年國內經濟增長總體上仍然會保持8～9%左右的速度；同時在溫和的宏觀經濟調控政策作用下，投資需求雖然可能低于2005年水平，但仍有可能實現15～20%的增長速度。2006年國內經濟將保持較快增長，繼續為外商投資中國提供良好的條件。
第二，隨著我國經濟的持續平穩快速發展，對外開放水平正不斷提高；國內基礎設施建設日趨完善，國民收入水平穩步提升，市場規模不斷擴大，市場經濟體制不斷完善，新的投資機會不斷涌現。當前及今后一個相當長時期，我國市場對外資的吸引力實際上是“可持續”的，且有不斷提升之勢。
第三，隨著中國加入WTO后過渡期的臨近結束，目前仍然保留著一些市場準入限制的領域，尤其是服務貿易領域的對外開放將會進一步擴大，將為跨國公司，特別是金融保險、商業和運輸服務等領域的跨國公司提供更多的投資機會。
第四，我國“十一五”規劃已經把區域平衡發展列為重點方針。在長三角、珠三角等沿海地區勞動力和土地成本提高的背景下，西部大開發、振興東北老工業基地、中部崛起、推進天津濱海新區開發開放的發展態勢，以及這些地區所具備的豐富的自然資源與廉價的土地、勞動力等優勢，為外商投資中國提供了新的商機。
第五，隨著2006年“入世”過渡期臨近結束，我國根據“入世”承諾將可能調整利用外資政策，目前外商投資企業所適用的特殊所得稅制度等優惠政策隨著國民待遇的實施可能會有些變化，一定程度上使外商擔心企業成本提高、利潤下降，影響外商投資的積極性，人民幣升值預期也給吸引外資帶來了負面影響。
第六，由于能源價格高位運行和匯率波動等為世界經濟增長帶來的風險、發達國家資本市場上升產生分流效果、發展中國家之間的引資競爭日趨加劇等因素的影響，中國吸收跨國公司投資的外部環境仍然存在很大的不確定性。一方面，發達國家的資本能流出多少到發展中國家，還是個未知數；另一方面，在流向亞洲的國際資本中，資金投資對象不僅有中國，還有韓國、東盟各國、印度等，流向相當分散；況且，東南亞國家經過金融危機后也在調整吸引外資的政策和改善投資環境，與中國一爭高低?，F在我們國家的優惠政策與周邊國家地區和其他不少國家相比，優勢并不明顯，僅靠市場規模、勞動力成本等比較優勢，難以在吸收外資的競爭中占據有利的地位。尤其現階段我國相對勞動力成本在上升，資源又短缺，在沒有相對穩定的、可靠的替代政策的情況下，應該保持吸收外資政策的連續性和穩定性。
綜上述分析以及綜合考慮我國經濟發展形勢及政策變化，以及跨國投資的流向，預計外商直接投資將出現以下趨勢：
1、長三角仍是外商投資的首選地區
長江三角洲位于我國東部沿海開放城市帶和沿江產業密集帶的接合部，具有得天獨厚的江海交匯、南北居中的區位條件，是我國最具活力與競爭力的經濟區域之一。近年來，以上海為龍頭、江浙為兩翼的長江三角洲地區，充分利用國際國內兩種資源、兩個市場，依靠改革和開放兩輪驅動，使促進經濟發展的基礎細胞被激活，推動社會進步的生產力被釋放。去年在全國利用外資增幅下降較大的情況下，長三角地區實際利用外資仍然增長了40%以上，說明外商仍然看好這個地區。
2、環渤海和中部地區將成為投資的熱點區域
以京津唐為核心的環渤海地區處于東北亞經濟圈的中心地帶，是歐亞大陸橋的東部起點之一。這一區域經濟增長率在中國三大經濟圈中連續3年居第一，經濟總量目前已占全國GDP的23%，尤其是，京津唐主要城市間在城際高速交通體系建成后將構成30分鐘經濟圈。這些地區所具備的豐富的自然資源與廉價的土地、勞動力等優勢，為外商提供了新的投資機遇。
中部地區經過改革開放20多年的發展已擁有便捷通達的水陸空交通網絡，比較雄厚的工業基礎、產業門類齊全，可承接東部沿海地區的加工貿易梯度轉移、形成了獨特的競爭優勢。尤其是國務院于今年4月的《關于促進中部地區崛起的若干意見》，這一綱領性文件為促進中部六省的經濟發展提出了36條政策措施，為外商投資中部地區提供了政策保障。
3、服務業將成為吸引外資的重要領域
隨著加入WTO過渡期的結束，服務業市場將全面開放。國際服務業對華轉移“放量增長期”幾成定局。由于各國服務貿易領域的市場開放度越來越大，金融、保險、電信、流通等行業的跨國購并成為推動跨國投資的最重要力量。而傳統制造業領域，如汽車、電子、醫藥、化工等的跨國購并，也在更深程度上依賴于服務貿易自由化的發展。目前，中國服務業開放度為62%，發達國家一般是80%左右。中國服務業占GDP比重為30%，發達國家占60%至70%，香港地區接近90%。因此，中國服務業吸引外商投資的潛力很大。
4、外資在金融領域中的地位將不斷提升
隨著中國“入世”后過渡期臨近結束，目前仍保留著一些市場準入限制的領域、尤其是金融服務業的對外開放將會進一步擴大。作為服務業開放中最引人矚目的銀行業，去年12月6日起我國進一步擴大銀行業對外開放，外資金融機構經營人民幣業務擴大到汕頭和寧波，并提前開放哈爾濱、長春、蘭州、銀川、南寧5個城市。外資銀行在華業務近年來發展非常迅速，資產、存款和貸款的年增速均在30%以上。隨著對外開放戰略重點向金融等服務業的轉移，外資入股金融企業的案例將越來越多，外資持股比例將逐漸增加，外資在金融企業中的地位將不斷提高。
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。
[關鍵詞] 外商直接投資國內投資擠入擠出效應面板數據分析
縱觀國內外學者對FDI對我國經濟影響的研究來看，關于FDI對國內投資的影響文獻并不多，關于FDI對某一區域資本形成效應的文獻更是少見。為此，本文將重點探討FDI對我國某一地區國內投資的影響。改革開放以來江蘇經濟快速增長，也是全國利用外資的主要地區，在實際利用外商直接投資方面取得了不錯的成效。本文將對江蘇省范圍內FDI對國內投資的影響進行實證分析，為政府制定利用外資政策提供理論支持。
一、FDI對國內投資影響的研究理論基礎
來自國內外的經驗研究表明，FDI對國內投資的影響十分突出，FDI對國內資本形成的影響主要通過以下幾種途徑：外商新投資建立的企業會直接導致投資規模的擴大，外商并購國內企業盤活資本存量以及并購后的追加投資；外商投資帶動產品前后向及相關產業投資；然而外商也會通過上述途徑對國內投資產生消極效應，外商投資企業在中間產品投入上轉向從國外直接進口，直接導致國內相關企業生產的萎縮；外資企業憑借自身的優勢擠占國內企業市場份額，對國內企業造成巨大的競爭壓力，打擊了國內企業投資的積極性。
從FDI對國內投資的最終影響結果來看，主要表現為三種效應:如果FDI增加1美元，而東道國總投資的增加額大于1美元，那么就存在著擠入效應；如果FDI增加1美元，而東道國總投資的增加額小于1美元，那么就存在著“擠出效應”；如果FDI增加1美元，東道國總投資也增加1美元，那么表明FDI對國內投資的影響是中性的。
關于FDI對國內投資影響的經驗研究始于20世紀60年代。Lubiz（1966）研究表明外商直接投資促進了加拿大國內資本的形成；毛新雅、王貴新（2006）認為FDI對長三角的國內資本具有顯著的擠入效應;雷輝（2006）研究認為東部和西部地區的FDI對國內投資的影響表現為擠出效應，中部地區則表現為明顯的擠入效應;而薄文廣（2006）認為在全國范圍內FDI對國內投資產生了擠入效應。國內外已有研究由于在模型的設定、變量的選取以及樣本區間等方面的不同，得出的結論也是千差萬別，本文將運用面板數據分析方法，建立衡量絕對擠入擠出效應的理論模型。
二、FDI對國內投資影響的實證分析
1.模型的設定
一個地區的國內總投資由本國投資者和外商所形成的投資組成，用公式表示就是：（1）
其中，表示t時期內總投資額，，t和，t分別表示國內投資和外商投資。一般來講，，t受到產出水平、利率水平以及前期投資情況影響，但是許多研究表明在我國利率水平對投資沒有顯著影響，因而這里僅考慮產出水平及前期投資對t時期國內投資的影響，同時考慮產出水平的滯后效應，用公式表示如下：
=θ+θ1GDPt+θ2GDPt-1+δ1It-1（2）受到國際經濟政治形勢、匯率的影響，由于我國多年來一直實行的官方管理的有浮動的匯率制度，因此對此我們不予考慮。在大多數情況下，外商投資都用FDI的數量來表示，當然這是一種簡單化的處理，同時由于FDI的流入存在時滯效應，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表示固定的地區影響，it表示第i地區t時期的總投資，GDPit表示第i地區t時期的國內生產總值，FDit表示第i地區t時期的外商直接投資流入量，εt為殘差項。
在式（4）成立，且各系數有效的情況下，則我們可以用的值來衡量FDI對國內投資的影響。如果>1，表示1個單位的FDI可帶來多于1個單位的總投資，即FDI產生了擠入效應；如果
2.數據來源
選取1999年～2005年江蘇省13個地級市的外商直接投資、全社會固定資產投資和GDP數據，對FDI對國內投資的影響進行實證分析，以上相關數據均來自《江蘇統計年鑒》各期。各地區的數據選取如下：
(1)FDI:由于統計資料上FDI數據是以美元標價的外商直接投資額，為了使數據具有可比性，將用美元對人民幣的年平均匯率折算成以人民幣標價的外商直接投資。然后使用固定資產投資平減指數來消除價格因素。
(2)全社會固定資產投資：采用固定資產投資平減指數對各數據進行平減。
(3)GDP：采用GDP平減指數進行平減。
3.Panel Data計量方法的應用
面板數據分析方法是橫截面數據和時序數據分析方法的結合，能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規律及不同時間、不同單元的特性，增加了自由度使得估計結果穩健性增強。采用面板數據分析方法可能產生橫截面的異方差性和序列相關性，同時由于本研究的橫截面個數大于時序個數，因而本文采用廣義最小二乘法。由于本文研究關心的是解釋變量FDI對被解釋變量國內投資的影響程度，也就說考慮截面單元個體的影響情況，所以在下文的回歸模型中采用固定效應模型。
4.實證分析的結果
根據江蘇省1999年～2005年的數據，采用Eviews3.1軟件，對方程（4）進行計量分析，結果見表1：
表1FDI對國內投資影響的回歸結果
表1的估計結果中，只有兩個變量是顯著的，其余都不顯著，建立在此基礎上的分析是無效的，因而我們給出了剔除部分不顯著變量的估計結果，見表2：
表2剔除不顯著變量的回歸結果
表2的估計結果，調整后的決定系數達0.9526，說明模型的擬合優度很高，D.W.檢驗值為2.25，證明殘差無序列相關。各變量在1%的水平下顯著，從整體上講，該模型效果不錯。由表2我們可以看出，回歸方程各系數在1%的水平下通過顯著性檢驗，由于＝0.5142+0.7532＝1.2674>1，即外商直接投資增加1個單位，國內總投資增加1.2674個單位，據此我們認為外商直接投資對江蘇國內投資存在擠入效應。
三、結論及政策建議
江蘇地處東部沿海地區，有著獨特的區位優勢，加上江蘇從早期就賦予外資企業的各種優惠政策，加劇了FDI向江蘇的流動，FDI的進入往往伴隨著大規模先進技術的引進和管理水平的提高，促使國內企業進行技術革新和提高生產效率，從而使得國內投資增加。江蘇是沿海經濟發達地區，國內企業的生產技術水平及其效率較高，同時江蘇擁有數量眾多的科研院所和龐大的科技人才隊伍，因而國內企業消化吸收外資企業的技術外溢能力較強，這也在一定程度上有力地推動了FDI對國內投資的擠入效應。
由于江蘇FDI占全國的比重較高，因此今后利用FDI的重點應該放在提高外資質量、促進技術外溢、資本形成和經濟增長上來，政府可以通過政策導向，限制FDI進入國內成熟的產業，鼓勵進入高風險高技術產業，鼓勵技術含量高，對國內企業外溢效應和示范效應大的FDI進入，利用FDI應與地區產業結構調整結合起來。
參考文獻：
[1]毛新雅王貴新:長江三角洲地區外商直接投資的資本形成及經濟增長效應：基于面板數據的研究[J].世界經濟研究，2006，（1）：65～71
關鍵詞：外國直接投資；擠出效應；擠入效應；中俄
一、引言
外商直接投資可以解決一個國家資金不足問題，近年來很多發展中國家都采取招商引資而不是借外債的策略，大量吸納國外資金發展本國經濟。伴隨著國外資金大量涌入可能會對國內投資產生擠出效應或擠入效應，擠出效應會帶來負的外部性；擠入效應會帶來正的外部性。特別是中國與俄羅斯這樣的轉型國家，在大量引進外資后是為國內的經濟帶來了正的投資效應還是負的投資效應值得引起關注與研究。本文分析了外商直接投資對中國及俄羅斯產生的投資效應。
二、模型與方法
本文運用ManuelR.Agosin等人（2000）使用新古典理論模型構建的一個投資方程評價外商直接投資對國內投資的影響。模型建立如下：為評估FDI對國內投資的擠出效應，建立總投資模型。一國的總投資可以歸結為兩類，一類是國內投資；一類是國外投資通常將其看作為FDI：
I=Id+If（1）
在模型中近似的將國外投資看作FDI忽略國外投資超過FDI的部分。而國外直接投資不僅依賴于當期FDI還依賴于滯后項，所以可以將模型寫為：
If，t=?漬0Ft+?漬1Ft-1+?漬2Ft-2（2）
這里我們將國內投資看作合意資本存量與實際資本存量差額的函數：
Id，t=?姿（K*d，t-Kd，t）（3）
K*d，t=?準0+?準1Get+?準2yt其中?準1，?準2>0（4）
根據索羅模型t期與t-1資本存量的變化等于t-1期的投資：
Kd，t=（1-d）Kd，t-1+Id，t-1（5）
其中d為資本折舊率由（3）和（5）式得
Id，t=?準′0+?準′1Ge+?準′2y+?姿Id，t+?姿′Id，t-2（6）
其中?準′0=?準0+?姿2（1-d）2Kd，t-2
?準′1=?姿?準1
?準′2=?姿?準2
?姿′=?姿2（1-d）
將（6）式與（2）式帶入（1）式得
It=?準′0+?準′1Get+?準′2yt+?漬0Ft+?漬′1Ft-1+?漬′2Ft-2+?姿It-1+?姿′It-2（7）
?漬′1=?漬1-?姿
?漬′2=[?漬2-?姿2（1-d）]
由于本期的經濟增長預期依賴于前幾期的經濟增長，可以得到：
Get=?濁1Gt-1+?濁2Gt-2（8）
將（8）式帶入（7）式，兩邊同除以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+?著i，t
其中ii，t表示第i國在第t期國內投資占GDP的比重；fi，t表示第i國在第t期FDI占GDP的比重；gi，t表示第i國在第t期國GDP的增長率；下標i表示俄羅斯與中國。在此基礎上采用b來測度FDI對國內投資的擠出效應：
在?茁j（j=1，2）顯著的情況下，?茁j值的大小可以衡量外商直接投資在長期中是擠入還是擠出了一國的國內投資：
①?茁j=1，即長期中，FDI/PGDP每提高1個百分點，就變成IP/GDP的1個百分點的提高，說明跨國公司的投資與國內投資是平行的，不存在擠出效應。
②?茁j>1，即長期中FDI對國內投資產生了擠入效應，1個單位的FDI變成了超過1個單位的總投資，存在擠入效應。
③?茁j<1，即長期中FDI對國內投資產生了擠出效應，1個單位的FDI變成了少于1個單位的總投資，也就是說，外商直接投資替代了國內投資。此時，存在擠出效應。
在?茁j≠1的情況下，外商直接投資在東道國產生了宏觀經濟外部性，如果是擠入效應說明產生了正的外部性，如果是擠出效應則說明產生了負的外部性。
三、中國FDI對國內投資的擠出效應分析
改革開放以來，我國由于外匯和技術的“雙缺口”所以采取了吸引外國直接投資而不是借外債的政策，同時也以豐富的資源、勞動力密集型優勢和一系列外商投資的“超國民待遇”優惠政策吸引了大批外商來華直接投資。1993年以來我國的外商投資水平一直居于亞洲前列。2002年我國外商直接投資量超過美國成為世界第一。FDI對我國經濟向前發展中起到了一定的促進作用，這一點取得了許多經濟學家的認同，但是不可否認的是隨著經濟的不斷發展，尤其是近年來在FDI大量進入我國的同時也帶了一些負面影響：①FDI一般都會流向邊際利潤較高的行業，導致中國投資消費關系失衡，也加劇了產業結構失衡的狀況。②由于跨國公司相對于國內企業擁有資本、技術優勢和所有權資產優勢，在市場競爭中往往會擠出國內一些技術創新型新興企業，從而不利于我國資本產業構成和經濟發展方式轉變。所以在研究外商直接投資中，FDI對東道國的投資到底是有擠出效應、擠入效應還是中性效應成為我們關注的一個重要問題。如果FDI的流入沒有增加一國的總投資，或在一國經濟不斷發展的過程中擠掉了一部分國內投資，那么總體上會對一國宏觀經濟負的外部性。目前，FDI占我國固定資本形成的比率已經達到了較高水平，FDI對我國資本是否存在擠出效應也引起了學者的爭論。
下面利用宏觀數據，實證上檢驗FDI對我國資本形成的擠出擠入效應。
2006年薄文廣對我國的外商直接投資效應進行了分析，得到1992年之前外商直接投資顯著的擠入了國內投資，1992年之后國外直接投資對國內投資產生了擠出效應。2008年方友林、冼國明得到的結論是國外直接投資對國內投資的擠出效應呈中性。本文運用1999年~2010年數據的實證分析得出，見表1所示。
我國FDI對國內投資（表1）存在擠出效應?茁i=4.3且顯著Chi-square=0.967。隨著中國經濟的不斷發展，FDI對我國的擠出效應越發明顯，因此，外商直接投資的局限性逐漸顯露。我國擠出效應上升原因為：
（1）FDI后向關聯水平降低使得擠出效應上升。外資工業在我國技術密集型不高的一般加工業中比重過高，統計數據顯示，目前在華投資的外資中大部分為加工貿易行業，影響技術的擴散和產業鏈的延伸，使后向關聯水平降低，擠出效應上升，外資賺取了中國資本可以獲得的利潤，同時擠出了國內加工貿易行業投資。并且加工貿易則出現順差2256.6億美元，其中大部分由包括歐美企業在內的外資企業獲得。
（2）FDI的市場導向為服務國外市場。在產業鏈條中，外資企業將中國作為自己的海外加工廠，將生產好的產品在國際市場上進行銷售，從而中國加工企業只獲得少數加工費，而產品設計、運儲和營銷等環節的大量利潤被包括美國企業在內的外國企業獲得，使得擠出效應上升，形成產生了生產在國內，污染在國內，利潤在國外的負投資效應。
（3）投資市場日益完善使得FDI擠出效應上升。在競爭性強和市場化程度高的產業中，外商直接投資會使國內投資的擠出效應上升，并且外資享受優惠的政策會加劇外商直接投資對國內投資的擠出效應。近年來我國市場化程度不斷深化，競爭性市場日益完善，因此也使得FDI的擠出效應有所上升。
可以看出，中國逐漸走出了依賴外資的發展路徑，同時我國政府也逐漸認識到了國外直接投資在國內的局限性，2010年四月出臺了《關于進一步做好利用外資工作的若干意見》，明確提出要擴大開放領域，鼓勵外資投向高端制造業、高新技術產業、現代服務業、新能源和節能環保產業。嚴格限制“兩高一資”和低水平、過剩產能擴張類項目。2010年堪稱境外企業在華投資經營的新元年。過去近30年用“市場換技術”而給予外企“超國民待遇”的時代正式終結。外國直接投資也逐步走出“優惠中”與國內投資一同進入激烈的市場競爭中。這正體現了我國經濟發展方式轉變的大趨勢。
四、俄羅斯FDI對國內擠出效應分析
近年來俄羅斯外商直接固定資產投資占國內總固定資產投資的比例逐年遞增，從數據（俄羅斯聯邦國家統計數據，2010年）可以看出，俄羅斯外商投資比重逐漸擠占了國內的投資比重，同時合資投資所占比重與1995年比有了大幅的增加，外資投資由2000年的1.5%上升到2009年的6.0%，年均增長比重達到了0.5%，2000年~2005年增長最為迅速，年增長率達到1.34%左右。可以看出俄羅斯的國外投資增長迅速，也體現了投資環境與以往相比有了很大程度上的改善。
隨著外資所占比重的不斷增加，外資邊際效用遞減效應逐漸體現，俄羅斯國內的擠出效應也日漸明顯。Klara與Jan（2005）等人對俄羅斯外商直接投資對國內的影響進行了分析，其認為FDI所占投資比例高的公司較比重低的公司發展步伐緩慢，且溢出效應較不明顯，外商投資的局限性逐漸顯露。本文運用1999年~2010年俄羅斯的統計數據對俄羅斯國外直接投資對本國投資的擠出效應進行了分析。從表1中數據可以看出，俄羅斯的擠出效應?茁i=1.41說明俄羅斯的外商直接投資存在擠出效應，其值明顯小于4.3中國的擠出效應值，且中國的擠出效應顯著水平Chi-square=0.967>0.8932也明顯顯著于俄羅斯Chi-square=0.8932這表明俄羅斯的擠出效應弱于中國同時對外資的相對依賴程度要大于中國。其原因為：
首先對外資依賴程度較中國高是由于俄羅斯自身整體經濟不穩定、政治與社會不穩定、基礎設施不完善及市場規模小等因素。在俄投資的跨國公司80%認為與中國相比，俄羅斯市場風險較大吸引力較低。在國際資本流動的同時俄羅斯還存在大規模的資本外逃。
第二，對外資的依賴程度較中國高是由俄羅斯私有化程度較高，導致儲蓄率低、通貨膨脹侵蝕儲蓄，同時本國金融機構和資本市場不發達，從而使投資不足的矛盾特別尖銳，這就使得俄羅斯依賴于外商直接投資這種融資方式彌補本國儲蓄與投資之間的差距。
第三，對外資依賴程度較中國高是由于俄羅斯國內的投資結構特點所決定。外資的行業分布集中在原材料、資源開發產業占總外商投資的12.6%，原料加工產業中以金屬鍛造加工為主比例占到5.5%。上述部門具有較高的進入壁壘。對進入壁壘較高的行業的國內投資產生了阻礙作用，提高了對國外直接投資的依賴度。
五、結論與啟示
通過本文的實證分析發現，中國與俄羅斯經濟同屬于轉軌時期，國外直接投資對國內的投資都存在一定的擠出效應，但中國的外資對本國投資的擠出效應要高于俄羅斯且較顯著，俄羅斯對國外直接投資的依賴水平高于中國，總體來講，俄羅斯經濟的發展依賴于外資的帶動，我國國內企業應充分運用本國閑置資本，利用俄羅斯市場來帶動國內經濟的增長，使中國對外直接投資步入良性對外投資的循環中來。具體說來包括以下幾方面：
1.在貿易關系方面，中國外商直接投資的擠出效應日漸明顯，外商直接投資的局限性日益突出，國內資本不斷累積，就要求我國發展自身對外投資戰略，中俄兩國只有一江之隔，在貿易投資領域具有得天獨厚的優勢，長久以來中國對俄羅斯的直接投資一直蹣跚不前，但從2006后我國對俄直接投資有了飛速的發展，特別是在2009年間我國一躍成為俄羅斯第三大投資國，絕對投資額達到97.57億美元占俄國國內外商總投資額的11.9%，僅次于第一大投資國盧森堡2.4個百分點，中國在俄投資分布在莫斯科、圣彼得堡等大城市及西伯利亞和遠東地區，中資公司主要從事進出口貿易、微電子、通訊、服裝加工、電器組裝、木材加工、農業、餐飲業等，我國對俄直接投資為我國帶來巨大效益的同時推進了鄰邦俄羅斯的經濟發展。
2.在政策方面，通過實證分析俄羅斯較中國相比外商直接投資的擠出水平相對較低，對外資的依賴程度較高。因此俄羅斯越來越重視中國的外資，特別是近年來俄政府出臺了一系列著有成效的政策改革如：2009年6月兩國元首批準《中俄投資合作規劃綱要》，這為雙方實現相互直接投資便利化提供重要的政策保障，促進與我國政府的積極合作使得外資投資環境不斷趨于良性，市場風險有所降低、對中國的引資效果越發明顯。同時俄政府大力推動中俄外資協作，2011年1月1日中俄每年將輸入原油1500萬噸期限為20年的中俄原油管道輸油合同開始履行，俄羅斯科學院遠東研究所副所長謝爾蓋·盧賈寧表示此次貿易投資對于俄中兩國加強合作具有重大意義，中國對俄投資日漸呈現出良好的經濟增長趨勢。
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”。“人均勞動生產率模型”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。“柯布一道格拉斯生產函數模型”
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。可見，“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
〔關鍵詞〕外商直接投資；就業效應；擠出效應
中圖分類號：F241.2 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4096(2011)06-0031-07
一、引 言
近年來，面對中國嚴峻的就業形勢，政府部門及學術界紛紛嘗試通過多種途徑解決就業問題。鑒于外資企業在中國經濟中的比重不斷增加，其在解決就業問題方面的作用也引發了越來越多的關注。很多地方政府在提出從“招商引資”向“招商選資”政策轉變的同時，也開始將外商直接投資對就業的影響作為選擇引資項目的依據之一。但是，作為政府決策的重要前提，外商直接投資對就業的實際影響還有待論證和確認。
國外學者在外商直接投資對就業的影響方面已經積累了較為豐富的研究成果。Duncan［1］通過大量調查發現外商直接投資對東道國就業的影響表現在就業數量、就業質量和就業區位三個方面。從就業數量上看，外商直接投資有可能使就業機會增加，也可能使就業減少；從就業質量上看，外商直接投資提高了工資與生產率，也會對就業產生影響；從就業區位上看，外商直接投資給高失業區創造了機會，但產生了造成新的失業的可能。聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）［2］指出，外商直接投資在東道國的生產經營活動對創造就業有直接就業效應和間接就業效應，并對東道國的就業質量產生影響。Mickiewicz等［3］對四個中歐國家的研究結果表明，外商直接投資創造了較多的就業機會，并在較大程度上遏制了大量失業可能引起的嚴重后果。Williams［4］分析了跨國公司投資的進入方式和來源國等因素對東道國勞動力需求的影響，但其并未發現這些因素對勞動力需求有顯著的影響。Mariotti等［5］從利用外資對意大利就業增長的帶動效果入手，闡明了外商直接投資對就業增長的積極作用。
國內的相關定量研究多見于21世紀初。王振中［6］從凈增量變化角度考察了外商直接投資對就業數量的影響，得出外商直接投資對就業產生正向作用。牛勇平［7］認為，在1986―1998年間，外商直接投資對中國就業的增長起到了較強的正作用。袁志剛［8］考察并估計了1978―2000年外商直接投資對中國就業的直接影響及外商直接投資通過前后向聯系和乘數效應增加間接就業的情況。田素華［9］研究了外商直接投資對上海市的就業效應，外商直接投資增量對上海市的勞動就業效應小于零，外商直接投資存量對上海市的勞動就業效應大于零。無論是增量還是存量，外商直接投資對上海市第三產業的勞動就業均有顯著的促進作用，外商直接投資增量不利于上海市第一產業和第二產業增加勞動就業機會。王劍和張會清［10］將外商直接投資對就業的效應分為直接效應和間接效應，并用實證方法分析得出外商直接投資對中國就業效應產生了顯著的積極影響，外商直接投資每增加1個百分點帶動實際就業增加0.008個百分點。牟俊霖［11］研究了外商投資對中國就業的影響，1993年以前外商投資的直接就業效應非常顯著，負的間接就業效應也很顯著；1993年以后外商投資的直接就業效應減小，負的間接就業效應也減弱。
綜合國內外研究，我們發現外商直接投資對就業的影響比較復雜，外商直接投資對不同地區的影響是不同的，因為各個地區的資源稟賦、歷史文化以及外資進入的行業和方式等都會對外商直接投資的就業效應產生影響，所以必須綜合考慮外商直接投資的直接就業效應和間接就業效應。也就是說，外商直接投資對東道國的總體就業水平的影響要根據具體情況進行分析，才能得到比較準確的結果。另外，目前國內研究主要以全國樣本為研究對象，在一定程度上忽視了省級層次的具體性和差異性，因而不能對地方政府的外商直接投資政策進行有效的指導。遼寧省是東北老工業基地之一，伴隨老工業基地改造的不斷深入，正面臨越來越嚴峻的就業形勢。同時，遼寧省也是招商引資的大省，如何在未來的引進外商直接投資過程中，更好地兼顧經濟發展與就業增長兩項目標是遼寧省政府面臨的重要戰略決策。因此，對遼寧省外商直接投資的就業效應進行研究，不僅是對現有研究的補充與完善，而且有助于相關政府部門制定更加有效的政策。
二、理論模型的構建
（一）構建思路
在針對外商直接投資就業效應的實證研究中，早期的一些學者［6-7-10］主要是運用流量投資指標，通過構建聯立方程的辦法度量外商直接投資的直接就業效應和間接就業效應，這些研究所采用的方法值得借鑒，其不足在于忽略了存量指標的影響。流量指標屬于短期因素，存量指標更能體現外商直接投資的長期過程。近年來，一些學者［9-11］逐步認識到不能單一地運用流量指標，而應該綜合運用流量指標和存量指標。本文在借鑒流量度量研究方法的基礎上，將存量指標引入理論模型中，進而綜合分析外商直接投資的就業效應。具體而言，就是在生產者一般均衡理論中引入流量和存量兩個指標，并構建計量模型，從而克服以往研究中或缺乏理論基礎或忽略某一指標的不足。
本文用外商直接投資流量度量直接就業效應，影響外商投資流量就業效應的因素主要是外商投資進入的方式和進入的行業等短期因素。直接就業效應系數主要反映外商直接投資額的變動與就業數量變動之間的關系。如果系數為正，說明外商直接投資對就業的影響是積極的，投資額和就業量均穩步增加；如果系數為負，說明外商直接投資對就業的影響并不顯著，外商直接投資額的變動并沒有引起就業的相應增加。這可能與外資進入的方式和進入的行業有關，比如采用合作和合資經營的方式進入，這時可能會提高資本―勞動比，直接減少就業量。如果進入的行業是勞動密集型行業，那么對就業的正拉動作用很大；如果在勞動密集型行業提高資本―勞動比，那么對就業的負面影響就很大。
本文用外商直接投資存量度量間接就業效應，外商投資存量反映了東道國外商投資企業的總體生產規模與技術水平。影響外商投資存量就業效應的因素有：外商投資企業與東道國國內企業的產業關聯度、外商投資企業與東道國國內企業的競爭關系、外商投資企業對東道國產業經濟發展的促進作用等，這些因素都與東道國外商投資企業的總體實力密切相關。間接就業效應系數如果為正，說明間接效應的綜合作用對就業的影響是積極的。雖然不能具體劃分哪些因素起多大作用，但是可以結合定量和定性進行綜合分析，比如國外投資與國內投資的“擠進”和“擠出”關系及產業關聯度等。
（二）構建過程
根據廠商理論，本文將資本要素按其來源分為國內資本和國外資本，生產函數表示為如下形式：
Q=Af(Kd,Kf,L)(1)
其中，Q為總產出，A為技術進步水平，Kd為國內資本，Kf為國外資本，L為勞動力投入量。其生產成本函數為：
C=wL+r(Kd+Kf)(2)
其中，w為工人的工資水平，r為資本價格水平。假設生產函數為規模報酬不變的Cobb-Douglas形式，廠商以利潤最大化為目標，則廠商利潤函數為：
π=AKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)
其中，α、β和γ分別代表各要素相對應的產出彈性。(3)式兩邊對L求導得：
πL=γAKαdKβfLγ－1－w=0(4)
(4)式經對數變換可表示如下：
lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlnA=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lnA(5)
假設不考慮技術進步以及工資率變化，則(5)式可以進一步簡化為：
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)式是實證分析的基本計量理論模型。在此模型基礎之上進行擴展，分別度量外商直接投資的直接就業效應、外商直接投資的總體就業效應和遼寧省各地區外商直接投資的直接就業效應。
1.外商直接投資直接就業效應計量模型
lnFDILt=C1+C2lnFDIt+μt(7)
其中，FDILt為第t年的外企年底從業人員，FDIt為第t年的外商實際直接投資額，μt為誤差修正項，C2即外商直接投資的直接就業效應系數。
2.外商直接投資總體就業效應計量模型
lnLt=C1+C2lnIDt+C3lnTIDt+C4lnIFt+C5lnTIFt+C6lnIFt(－1)+μt(8)
其中，Lt代表第t年年底總體從業人員，IDt表示第t年的國內流量投資，TIDt表示第t年的國內存量投資，IFt表示第t年的外商直接流量投資，TIFt表示第t年的外商直接存量投資，由于投資具有滯后性，因此選取滯后一期。IFt(－1)表示第t年的外商直接流量投資的滯后一期，IDt的滯后一期對模型并不顯著，所以省略。C4即外商直接投資總體直接就業效應系數，C5即外商直接投資總體間接就業效應系數，μt為誤差修正項。
3.遼寧省各地區外商直接投資直接就業效應模型
lnFDILit=C1+C2lnFDIit+μit(9)
其中，FDILit為第i個地級市第t年的外企從業人員數，FDIit為第i個地級市第t年的外商直接流量投資，C2即各個地區外商直接投資的直接就業效應，μit為誤差修正項。
三、實證分析
（一）外商直接投資的直接就業效應
考慮到數據的可得性，外企年底從業人員、外商實際直接投資數據從1990年開始，對1990―2007年的數據進行回歸分析。匯率為美元加權平均匯率，數據來源于《中國金融年鑒2008》。
ADF單位根檢驗結果（如表1所示）表明，所有數據的水平序列均為平穩序列，因此不存在偽回歸問題。
表1ADF單位根檢驗結果
變 量數據生成過程t統計量P值平穩性檢驗結果
lnFDIL（c，t）-5.6740.003**平 穩lnFDI（c，0）-4.2170.006**平 穩 注：（c，t）表示既含有截距項又含有趨勢項，（c，0）表示只含有截距項，不含有趨勢項，**和*分別代表顯著性水平1%和5%。
運用Eviews5.0對方程（7）進行估計，結果為：
lnFDIL=0.04 + 0.62lnFDI（10）
（0.18）（13.86）
R2=0.93 DW=1.33 F=192.04
括號內的數據為t統計量，以下方程類同。計量結果檢驗表明方程擬合較好；外商直接投資直接就業效應系數在1%的顯著性水平下顯著，具有統計意義；方程的DW值小于2，可能存在正序列相關，通過殘差序列自相關圖和LM檢驗可知，并不存在序列自相關問題；F統計量在1%的顯著性水平下顯著，模型擬合很好。
實證結果表明，外商直接投資額每變動1%，拉動外企直接就業人員變動0.62%。外商直接投資直接就業效應系數為0.62，說明外商直接投資的增加對遼寧省的就業直接拉動作用是非常積極的。遼寧省1990年外商直接投資的就業水平僅為4.60萬人，到2007年外商直接投資的就業水平達到54.60萬人，比1990年增長了10倍，外商直接投資對就業的直接效應越發顯著。
（二）外商直接投資的總體就業效應
考慮到數據的可得性，選取1985―2007年共23個數據。外商直接存量投資和國內存量投資是以1985年為基期的各年投資增量的和，在這里忽略折舊。匯率數據為年加權平均匯率。所有數據來自歷年《遼寧統計年鑒》和《中國金融年鑒2008》。
運用Eviews5.0對方程（8）進行估計，結果為：
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 調整后R2=0.96 DW=1.63 F=113.21
對回歸方程(11)的殘差序列進行ADF單位根檢驗。其中t統計量為-3.77，表明在5%的顯著性水平下拒絕有單位根的原假設，所以殘差序列是平穩的，說明所估計的的各個變量之間具有協整關系，不存在偽回歸問題。計量分析結果表明，所有參數均在5%的顯著性水平下顯著，F統計量在1%顯著性水平下顯著，模型擬合很好。根據DW檢驗、殘差序列自相關圖以及LM檢驗可知，并不存在序列自相關問題。
實證結果表明，國內流量投資對總體就業并沒有起到直接的促進作用，不過國內的存量投資對總體就業的間接促進作用較大。外商直接流量投資對總體就業水平起到了直接的促進作用，直接就業效應系數為0.03，這與上面分析得到的外商直接投資流量對外企就業的直接促進作用是一致的，說明外商直接投資流量確實提高了遼寧省的就業水平。但用外商直接存量投資度量的間接就業效應系數為-0.08，說明外商投資存量對總體就業起到了“擠出”的作用，甚至大于外商直接投資的直接促進作用，這可能是由于外商投資對國內投資的擠出以及產業關聯不強造成的。通過外商直接投資流量和投資存量前的總體直接就業效應系數與間接就業效應系數相加，可以得到外商直接投資總體就業效應系數為-0.05，說明外商直接投資對總體就業的促進作用并不顯著。
進一步分析2007年遼寧省外商直接投資的產業或行業分布可知，第二產業占總投資額的60%，第三產業為35%，第一產業為5%，總體產業分布很不均衡。同時，各產業內部分布也不均衡，第二產業中的制造業占第二產業的比重達90%，占總投資額的比重超過50%；第三產業中的房地產業占第三產業的比重達60%，占總投資的比重超過20%。遼寧省的外商直接投資主要集中在這兩個行業，而這些行業恰恰是國內企業競爭相當激烈的行業，所以外資的進入無疑加劇了競爭。而外資在其他領域涉及過少則不利于遼寧省產業結構的調整，只會加劇國內競爭。外商投資的過度集中也從側面反映出外商直接投資與國內投資的產業聯動性不強。
為了判斷外商直接投資是否對國內投資產生了擠出效應，下面建立計量模型予以實證分析。根據Teanravisitsagool［12］的絕對擠入和擠出模型，考察外商直接投資對中國國內投資的長期影響。一個地區的總投資主要由國內投資與國外投資兩部分構成，影響國內投資的因素還有利率以及國內總產出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影響并不顯著，很多研究都證明了這一點，因此建立下面的計量經濟模型。
IDt=C1+β1IFt+β2GDPt+μt(12)
IDt表示第t年的國內資產投資總額，近似等于固定資產投資總額減去外商直接投資額，IFt表示第t年的外商直接投資額，GDPt表示第t年的實際國內總產出水平。
通過Eviews5.0對方程（12）進行估計，結果為：
ID=－4119.39 － 1.51IF + 72.17GDP + 1.33t-1+εt(13)
（-6.75）（-2.15） （9.13） （113.20）
R2=0.99 調整后R2=0.99 DW=1.40 F=6777.80
為了避免存在偽回歸問題，對方程（13）的殘差序列進行ADF單位根檢驗，發現殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，殘差序列平穩。說明各變量之間存在長期的協整關系。方程擬合程度、參數顯著性和模型擬合程度均通過了檢驗。由于β1
（三）遼寧省內各地區外商直接投資的直接就業效應
考慮到單個地區的外企從業數據只從1995年開始，因此選取樣本數據為1995―2007年間共13年數據。所有數據均來自歷年《遼寧統計年鑒》。
面板數據檢驗方法主要有兩大類：一類為相同根情況下的單位根檢驗，另一類為不同根情況下的單位根檢驗。本文將對序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情況分別進行檢驗，檢驗方法為LLC檢驗和Im-Pesaran檢驗。單位根檢驗結果如表2所示。檢驗結果表明，在兩種情況下序列均在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明lnFDIL和lnFDI序列不存在單位根。
表2lnFDIL和lnFDI序列單位根檢驗結果
變 量數據生成過程LLC統計量P值Im-Pesaran檢驗P值lnFDIL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDI（c，t）-5.7460.000-1.9280.027 注：LLC檢驗和Im-Pesaran檢驗的原假設是存在單位根，（c，0）表示只存在截距項，（c，t）表示既存在截距項也存在時間趨勢。
首先分別計算三種形式的模型，即不變系數模型、變系數模型和變截距模型，在每個模型的回歸統計量里可以得到相應的殘差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次計算F統計量，其中N=14，K=1，T=13，得到的兩個F統計量分別為：
F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79 F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94
通過查統計分布F表得到在5%顯著性水平下的相應臨界值為：
Fa2(26,182)=1.69 Fa1(13,182)=2.21
由于F2>1.69，所以拒絕H2；又由于F1>2.21，所以也拒絕H1。因此，模型應采用變系數模型。
運用Eviews5.0對方程（9）進行估計，采用固定效應模型，為了消除截面之間的異方差性，本文對模型進行截面加權處理，結果如表3所示。其中，R2=0.98，調整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的擬合程度很好，模型自身也都通過了檢驗。不過模型中的一些變量系數的顯著性沒有通過檢驗，說明在個別地區外商直接投資與就業之間的關系并不顯著。
實證結果表明，在10%的顯著性水平下，沈陽、大連、鞍山、本溪、阜新、鐵嶺和葫蘆島的直接就業效應系數均顯著。但外商直接投資與就業量之間關系不同，大連、鐵嶺和葫蘆島三個地區呈正相關關系,沈陽、鞍山、本溪和阜新四個地區呈負相關關系。需要注意的是，當呈負相關關系時，并不表示外商直接投資沒有創造就業機會，而只是這種創造就業崗位的能力相對于總的投資來講，并沒有得到顯著的增強。
表3方程（9）面板數據回歸分析結果
變 量相關系數t統計量P值
c0.2643.3630.001Log（FDI_SY）――沈陽-0.084-1.1740.089Log（FDI_DL）――大連0.2761.8890.061Log（FDI_AS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDI_FS）――撫順-0.239-1.5530.123Log（FDI_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDI_DD）――丹東-0.238-1.0050.317Log（FDI_JZ）――錦州-0.035-0.6050.546Log（FDI_YK）――營口-0.192-1.4180.158Log（FDI_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDI_LY）――遼陽-0.477-1.3310.185Log（FDI_PJ）――盤錦0.0030.0320.974Log（FDI_TL）――鐵嶺0.3141.9530.053Log（FDI_CY）――朝陽-0.072-0.1420.888Log（FDI_HLD）――葫蘆島0.5672.3710.019
遼寧省的外商直接投資主要集中在沈陽市和大連市，但沈陽市和大連市的外商直接投資與就業量之間的關系卻截然不同。大連市的外資直接就業效應系數為0.28，而沈陽市為-0.08。出現這種現象不難理解，2003年沈陽市外商直接投資的數量首次超過大連市，并且一直延續至今，但是沈陽市外企的從業人員大約只有大連市的1/3，所以相對于數量較多的投資而言并沒有帶來就業量的增加。進一步分析沈陽市和大連市的吸引外資領域以及行業從業人員分布同樣可以進行解釋。遼寧省的外企從業人員大多分布在第二產業，沈陽市外企從業人員2006年底大約為10萬人，而工業企業年平均人數達到12萬人，說明從業人員分布更加集中。在第二產業內部同樣有向制造業集中的趨勢，沈陽市和大連市都占到第二產業的98%。同時，沈陽市和大連市制造業內部行業分化比較嚴重。在外商直接投資額相當的情況下，沈陽市裝備制造業就業人數占制造業總就業人數的60%，而大連市占43%。在塑料制造業中，沈陽市外資額是大連市4倍，沈陽市外企從業人員占總制造業的比重為2.10%，大連市為4%，說明其就業量遠不及大連市。
四、結論與建議
第一，外商直接投資的直接就業效應明顯，控制和引導外資的進入方式與行業選擇可以進一步提升直接就業效應。從對遼寧省的實證分析結果來看，1990―2007年外商直接投資每變動1%，直接就業水平增加0.62%，外商直接投資的直接就業效應非常明顯。因此，吸引外資能夠提升遼寧省的直接就業水平。一直以來，中國乃至遼寧省的招商引資政策主要是吸引外資，彌補國內資本不足。國際金融危機背景下，出現了部分外資撤離的情況。其實，這正是一次調整外資政策的機會，以就業為導向的引資策略必須提倡。除加大引資規模外，還必須注重影響外資直接就業效應的諸多因素。流量投資對就業的影響主要與外資企業進入的方式和進入的行業有關。外資企業的進入主要體現在兩個方面：一個是新增的企業投入，這部分會直接拉動就業水平的提升；另一個可能通過合資或合作的形式，如果外資企業提高資本―勞動比，則會降低就業水平。如果外資企業新增投資，則會提高就業水平。外資企業進入的行業如果屬于勞動密集型產業，則會對就業起到巨大的作用。如大連市近年來外資的獨資經營以及對第三產業的投入均對拉動就業起到重要作用。因此，積極引導外資進入方式和進入的行業是擴大外資直接就業效應的關鍵。
第二，外商直接投資的間接就業效應為負，選擇互補性和輻射性強的外資項目有助于控制擠出效應。負的間接就業效應從一定程度上體現了選資的重要性，要改變先前只注重數量不注重質量的引資觀念。從對遼寧省的實證分析結果來看，1985―2007年外商直接投資流量投資對總體就業的直接就業效應系數為0.03，存量投資的間接就業效應系數為-0.08，因此總的就業效應系數為-0.05。進一步的實證分析證明，國外投資確實對國內投資產生了擠出效應，外商直接投資每增加1單位，國內投資減少1.51個單位。因此，擴大外商直接投資正的間接就業效應（如擴大產業關聯度，加強外商直接投資產業與國內產業的聯系）、減少外商直接投資負的間接就業效應（如減少外資與國內投資的過度競爭）是關鍵。結合遼寧省實際情況，外資進入的制造業是遼寧省的重點行業，這勢必會加劇競爭，所以如何正確處理好引資與就業之間的關系很重要。同時，外資在第一產業和第三產業投資較少，這樣既不利于遼寧省產業結構的調整，也減弱了產業關聯度；而且對外資的引資優惠政策加大了國內企業的成本，導致了不公平競爭。遼寧省的投資來源主要是香港、日本的中小企業，對周邊輻射較小。上述因素均造成了遼寧省外商直接投資負的間接效應大于其正的間接效應，造成總的間接效應為負的局面。因此，相關部門在未來的“招商選資”過程中，應考察外資項目與本地企業的互補性以及外資項目的輻射和產業聯動效應。選擇互補性和輻射性強的項目，不僅有利于提升就業效應，也有助于遼寧省的產業結構升級與完善。
第三，各地區外商直接投資的直接就業效應差異明顯，通過宏觀總體籌劃引發協同效應，可以大幅提升外商直接投資的就業促進作用。遼寧省各地區的外商直接投資就業效應差異非常明顯，尤其是作為經濟增長極的沈陽市和大連市的差異較大，這對地方引資方向的確定有重要的參考價值。為保證遼寧省經濟更好更快的發展，理應促進省內各地區均衡發展，形成區域優勢，加快沈陽市和大連市之外其余城市的經濟建設。遼寧省應該積極引導地方經濟的發展，為各個地區創造一個公平、開放的投資環境，同時，結合當地的產業結構和就業情況，積極引導外商直接投資的區域布局，促進地區經濟均衡發展。在政府從“招商引資”向“招商選資”轉變的過程中，各地區外商直接投資就業效應的巨大差異，恰給政府提供了一次難得的統籌規劃機會，將沈陽市和大連市兩個城市的引資經驗擴展到全省，必將極大地提高遼寧省的總體就業水平。
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不少學者認識到東道國開放程度會對外商直接投資溢出效應產生重要影響。通常而言，外商直接投資溢出效應的大小是隨著該國開放度的提高而增加的。這是因為外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，較高的開放程度意味著國內企業本身的技術能力達到了一定的程度，可以同跨國公司在海外市場進行競爭（蔣殿春、張宇，2006）。此外，出口的擴大可以使國內企業獲得較多的利潤，從而為國內企業的技術革新和技術設備的引進提供資金來源（何潔、許羅丹，1999）。但蔣殿春和張宇（2006）還指出，如果行業中外商直接投資流入過高，跨國公司就會對行業內的東道國企業形成強有力的沖擊，從而使外商直接投資的技術外溢效果往往不理想。
盡管上述研究從不同側面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關的實證研究也缺乏理論基礎。所以，本文首先對東道國開放度影響外商直接投資溢出效應的具體機制進行了描述，然后又以趙奇偉等人（2007）所建立的一個包含制度因素的內生增長模型為基礎，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應的影響進行實證檢驗。最后，根據計量分析的結果做出結論，并提出政策建議。
一、東道國開放程度影響
外商直接投資溢出效應的機制分析
在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應實現途徑的。
1.外商直接投資溢出效應的實現途徑
外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當地技術進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現：第一，跨國公司采用先進技術對當地企業產生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內競爭對手謀求提高技術水平，并引起當地企業的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業而實現技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當地企業建立起業務聯系網絡，從而通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當地企業的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當地市場的供求狀況。在這種情況下，雖然當地企業受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或將需求從當地企業轉到其他企業，從而使當地企業維持低成本所需要的生產規模無法實現，結果是企業實際生產點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當地企業吸引大量人才，造成負向的溢出效應。
可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產成本的企業。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產規模，而為本地市場生產時跨國公司就將會擠占當地企業的市場份額，迫使其削減產量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當地企業的產量從Q0削減至Q1。由于現在當地企業只能在一個更小的產量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當地企業的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)?？梢姡绻偁幮狟′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應A′C′也會為負。
2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響
東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應產生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當地企業可以從全球范圍內進行融資和招募人才，當地企業就更有機會利用新技術，經由示范模仿、人員流動和產業關聯等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當地企業面臨更為廣闊的全球市場，所以當地企業可以在不斷擴大生產規模中獲取規模經濟，降低生產成本，縮小內外資企業的能力差距，使得當地企業在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當地企業就難以達到最優的生產規模，內外資企業的能力差距就會加大，限制了東道國企業吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。
東道國開放程度對外商直接投資溢出效應的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術溢出效應和負的競爭效應分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當地企業不僅更容易獲取所需生產要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業更容易形成最優生產規模，在圖1中AC1必然是該期內較低的一條平均成本曲線，當地企業充分獲取外商直接投資技術溢出效應。同時，由于內外資企業的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當地企業的市場份額，所以當地企業產量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應就會為正，在圖形上體現為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當地企業獲取所需生產要素就越便利，企業的生產規模越趨于最優規模，正的外商直接投資凈溢出效應就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當地企業就很難獲取所需生產要素，技術溢出效應不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應則會使產量削減的幅度足夠大，結果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應為負。所以，外商直接投資凈溢出效應的大小取決于東道國對外開放的程度。
二、東道國開放度對外商直接投資
溢出效應影響的實證分析
趙奇偉、張誠（2007）建立了一個包含金融制度在內的內生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內研發部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：
γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設1997年為時刻1）。
其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區第t年的工業總產值增長率。工業總產值用工業品出廠價格指數（1991=100）調整為實際值，單位為億元，數據取自1997～2005年《中國統計年鑒》。
類似地，Hit為i地區第t年的人力資本存量，由各地區受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數據來自1998～2005年《中國勞動統計年鑒》。
θit為內外資企業的技術差距，計算方法為外資企業勞動生產率與內資企業勞動生產率之比減去1。其中，勞動生產率表示為工業增加值與就業人員的比值。在這里，外商投資工業企業工業增加值單位為億元，外企就業人數單位為萬人，兩類數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》。內資企業工業增加值缺乏直接數據，由各地區工業增加值扣除掉外商投資工業企業工業增加值得到。其中，各地區工業增加值單位為億元，數據取自國家統計局網站②。
openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿易依存度來表示（中國人民大學經濟發展報告課題組，1995），發展對外貿易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內的傳遞，使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿易還可以節約一部分研究與開發費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿易依存度，即進出口貿易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據各年度匯率中間價調整為人民幣計價,以和GDP單位相統一。進出口貿易總額、匯率中間價和各地區GDP數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。
在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產投資總額之比AFDI。所用數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。
根據表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規模來講相對較低。這個結論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿依存度而不是外資依存度和外貿依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經濟規模、貿易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿易依存度并不高，遠低于主要發達國家及大部分發展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內許多產業雖然貿易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規模已經較低，到了2001年，隨著外資累計規模的進一步增大，開放度相對更低了。
三、結論
根據上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：
第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術溢出效應的重要因素。由于開放度高的國家可以為當地企業提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業上的便利，所以開放程度高的國家或地區可以獲取正的外商直接投資技術溢出效應，而開放程度低的國家或地區的外商直接投資溢出效應不明顯甚至為負。
第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當開放程度相對于外資規模較高時，外商直接投資技術溢出效應就為正；而當開放程度等制度因素的發展比外資規模相對滯后時，外商直接投資技術溢出效應就為負。于是，這就出現了一國或地區的外商直接投資溢出效應在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現有的外資規模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術溢出效應在近兩年已經全部為負。
因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產業，特別是增加生產行業的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業要對引資規模加以限制，保持適度的內外資比例，給內資企業以成長的空間。
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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）.
