外商直接投資精選(九篇)
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第1篇：外商直接投資范文
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
第2篇：外商直接投資范文
〔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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第3篇：外商直接投資范文
關鍵詞：服務業；外商直接投資；動因；決定因素
中圖分類號：F719
文獻標識碼：A文章編號：1002-0594(2009)02-0055-06 收稿日期：2008-09-11
隨著經濟全球化向縱深發展，技術革命引致全球產業結構向服務業偏移、服務業管制放松、服務貿易自由化的制度安排以及服務業的特殊性質，使得全球外商直接投資(FDI)的重點已轉向服務業(聯合國貿易和發展會議UNCTAD，2004)。然而，服務業外商直接投資的研究卻長期滯后于實踐發展。目前。國外關于服務業外商直接投資的理論研究主要是以傳統的制造業外商直接投資理論和國際貿易理論為分析框架來解釋其動因，實證研究則主要考察其決定因素。
一、服務業外商直接投資的動因
(一)基于制造業外商直接投資理論的研究 國際直接投資理論作為獨立的經濟理論產生于20世紀60年代，二戰后跨國公司的空前發展及其帶來的投資浪潮，成為當時國際經濟理論界探討的焦點，各具特色的國際直接投資理論應運而生。這些理論包括壟斷優勢理論、產品生命周期理論、內部化理論以及國際生產折衷理論等。然而，上述理論大都以制造業FDI為研究對象，其中為數很少的對服務業FDI的研究也是以制造業外商直接投資理論為分析框架的。Boddewyn(1986)就認為，對服務型跨國公司沒有必要建立專門的理論，通過簡單的限定和詳盡的闡述，現有的FDI理論可以很容易地適應服務企業。
Dunning(1981)借鑒了海默以來的產業組織理論研究的新成果，將俄林的要素稟賦理論、巴克利和卡森的內部化理論結合起來，并引入區位理論，采用折衷的方法和體系加以綜合，提出了獨特的國際生產折衷理論。根據該理論，一個公司進行對外直接投資的意愿取決于以下三個因素的綜合或者其中之一。第一，公司具有核心競爭力或者能夠提高其競爭力的壟斷優勢；第二，通過將生產轉移到一個新的地方所具有的區位優勢；第三，公司所具有的內部化優勢。Dunning(1989)又進一步討論了服務業的跨國公司對外投資中三種優勢的具體表現形式和特點。首先，在壟斷優勢方面，信息、管理、組織與營銷技術是服務企業成功的關鍵。比如，對于咨詢業和信息服務業的跨國企業來說，其競爭優勢的關鍵在于獲得與處理信息的能力。由于新興服務業的知識化和信息化特征，服務部門跨國公司比制造業跨國公司的資本密集度更高，技術優勢更強，也更易形成世界市場的壟斷局面，形成其全球范圍網絡優勢。其次，在區位優勢方面，主要表現為東道國具有良好的信息和通信設施、健全的制度和受過訓練的人力資源，還表現為東道國不可移動的要素稟賦所產生的優勢，如地理位置方便、人口眾多等。最后，在內部化優勢方面，由于服務產品的無形性，信息不對稱較為明顯。另外，服務技術的復制較為容易，即使有專利保護，濫用和擴散的可能性也比較大。克服此類不確定性是許多服務企業選擇對外直接投資的重要理由。
還有一些學者對服務業中某個具體行業進行了專門的研究，得出了類似的結論，即服務業外商直接投資可以用傳統的國際生產折衷理論框架來解釋。Dunning和Norman(1983)在對商業服務進行研究后指出，如果擁有產品和原材料的生產工藝是制造業所有權優勢的一個源泉，那么管理和營銷技巧就是商業服務公司的所有權優勢。因此，服務業跨國公司具有不同的所有權、區位和內部化優勢。Rugman和Verbeke(1992)認為，一個公司如果要進行海外直接投資，那么它必須具有一些區域約束或者非區域約束優勢。對于服務業跨國公司，這些優勢包括，管理的所有權優勢、營銷優勢、產品創新優勢、獲得新技術和信息渠道優勢等。
(二)基于國際貿易理論的研究 世貿組織在“服務貿易總協定”(GATS)將國際服務貿易劃分為四種形式：過境交付、境外消費、商業存在和自然人流動。其中第三種商業存在即生產者跨境在服務消費國設立企業提供服務，從而將服務業國際直接投資作為服務貿易的一種形式。西方一些學者試圖用傳統貨物貿易理論如比較優勢理論解釋服務貿易，得出了不同的結論。
一種觀點認為，國際貿易原理完全適用于服務貿易。Sapir(1981，1982，1985，1986)根據國家間要素稟賦和技術的差異，對貨運、客運和其它民間服務作了一系列的實證研究，發現傳統的貿易理論不僅適用于貨物貿易，也適用于服務貿易，要素稟賦在貨物貿易和服務貿易模式的決定上都具有重要作用。Sapir還提出服務貿易比較優勢的動態性觀點，為發展中國家開展服務貿易的動因提供解釋。Hindley和Smith(1984)則指出，將標準的比較成本理論用于服務業貿易和投資的任何潛在的困難都不足以對該理論的適用性產生懷疑，Kumpe同樣認為，作為一個簡單明了的思想，比較優勢普遍有效。
第二種觀點則認為，國際貿易原理并不適用于服務貿易。最早嘗試運用國際貿易原理來解釋服務貿易模式的學者R.Dick和H.Dicke(1979)以要素稟賦為基礎，對各種顯示比較優勢指標進行回歸分析，發現沒有證據表明比較優勢決定服務貿易模式。Feketekuty(1989)認為，服務同商品相比具有許多不同的特點，這些特點決定了國際貿易原理不適用于服務貿易。Sampson和Snape(1984)則是從大部分服務貿易中生產要素在國際間流動的特性出發，認為這與比較優勢的基本假設“兩國生產要素不能流動”相悖，H-O理論不足以解釋服務貿易。
第三種觀點介于前兩種觀點之間，它既肯定國際貿易的基本原理對于服務貿易的適用性，同時也承認具體理論在解釋服務貿易上的缺陷，主張在利用國際貿易理論來解釋服務貿易時，必須對傳統理論進行若干修正。Deardorf(1984)先是分析了國際貿易理論用于服務貿易的局限性，然后他運用標準的H-O模型，通過改變其中的個別約束條件，解釋了國際服務貿易是如何遵循比較優勢原則的。
Banga(2005)指出，同貨物貿易一樣，服務業存在兩種不同類型的外商直接投資，一種是“垂直型”或者說是產業內的外商直接投資，指的是發達國家的企業利用其在某個產業所具有的比較優勢，向發展中國家進行直接投資。統計證明，發達國家以兩類高端產品進入發展中國家服務市場，一是傳統的勞動密集性的消費服務中品質特別優秀的產品，二是更具現代意義的技術和人力資本密集的生產者服
務。另一種是“水平型”或者說是產業間的外商直接投資，指的是發達國家之間的企業利用產業間相對的優勢進行國際直接投資。像國際貿易一樣，世界上多數外商直接投資屬于后一種類型。
還有一些學者探討了不完全競爭和規模經濟條件下服務貿易模式是如何決定的。Markusen(1989，1996)認為，生產者服務業的兩個主要特點是以知識為基礎和差異性。以知識為基礎意味著需要大量的初始投入以獲取知識來生產某一服務，但是當這一服務被生產出來后，它的供給邊際成本是相當低的。因此，生產者服務業的規模經濟十分重要。差異性意味著生產者服務業是有水平差異和垂直差異的。Jones和Kierzkowski(1988)提出和運用“服務鏈”的觀念來解釋規模經濟條件下服務貿易。他們認為，在規模經濟的作用下，生產過程更加復雜，需要更多的“服務鏈”。由于比較優勢的存在，服務鏈可以促進生產的國際化，從而服務貿易可以大大促進貨物貿易。Francois(1990)強調了服務在協調和連接各專業化中間生產過程中的外部集聚作用，他建立了一個具有張伯倫壟斷競爭特征的產品差異模型，討論了生產者服務與由于專業化而實現的報酬遞增之間的關系，以及生產者服務貿易對貨物生產的影響。
以上兩種服務業外商直接投資理論在解釋服務業外商直接投資的動因有它們的理論意義，也有各自的優點。制造業的外商直接投資理論直接反映了服務業FDI的一些決定因素，更容易做實證檢驗：貿易理論中關于相對要素稟賦差異、規模經濟差異和競爭優勢差異。則在一定程度上解釋了服務業FDI發生的本質。然而，由于服務區別于貨物的一些基本特性，包括無形性、生產與消費同時性、品質差異性等，使得服務業外商直接投資有其獨特之處，有時是制造業外商直接投資理論和貿易理論無法解釋的：第一，在制造業中，外商直接投資能夠通過把技術密集型和勞動密集型的生產活動分散在不同的國家，創建出全球的生產價值鏈，從而將整個生產過程進行分割。但是，由于許多服務產品生產與消費同時性，服務產品生產過程的分割就變得十分困難。加上服務產品的高度差異化、難以標準化，服務企業很難形成規模經濟，限制了其國際化擴展；第二，同樣由于許多服務產品生產與消費同時性，并且由于服務產品的生產更加密集地使用知識和資本要素，如果想有效地在國外市場提供服務，就必須依靠到國外市場進行投資，設立分公司或分支機構，如國際電信、國際金融、咨詢等服務許多是在跨國公司范圍內運作的。此外，許多服務部門直接關系國家與經濟安全，與貨物貿易和外商直接投資相比，政府規制在服務貿易和外商直接投資中起著更為重要的作用。Erramilli和Rao(1993)認為應結合服務的特性對傳統理論進行修正，才能更好地解釋服務業外商直接投資的動因。他們考察了美國多個服務企業的對外直接投資行為，所涉及行業包括廣告和會計服務、計算機服務、工程和建筑服務、管理咨詢和研發服務、消費者服務、銀行等等，研究結果發現，廣告、會計、計算機服務主要投向發達國家，工程和建筑服務則主要投向發展中國家：而且受到不同服務行業特性的影響，如消費者服務，多采用特許經營的方式投資，難以標準化的廣告、工程等服務則一般是母公司有相當多的控制權。
二、服務業外商直接投資的決定因素
國外關于外商直接投資決定因素的研究主要集中在制造業，對服務業外商直接投資決定因素的實證研究較少，主要表現在以下幾方面：
(一)東道國的市場規模 在絕大多數研究中，制造業外商直接投資最重要的決定因素就是市場規模。UNCTAD(2004)在服務業跨國公司投資的實證研究中發現，東道國的市場規模及其增長速度與服務業外商直接投資存在正相關關系。
但是，UNCTC(1993)做了一個關于市場規模對美國、加拿大、日本以及歐洲等發達國家服務業外商直接投資和拉丁美洲、非洲、亞洲等發展中國家服務業外商直接投資影響的研究。結果表明，市場規模并不是服務業內所有行業外商直接投資的最主要決定因素；即使市場規模是服務業內某個行業外商直接投資的重要決定因素，它的重要性也要比對制造業外商直接投資的影響要小。
(二)母國的經濟規模 一些研究表明，母國的經濟規模是服務業外商直接投資最重要的決定因素之一，因為它增加了東道國被告知的消費者數量，這些消費者了解這些服務，因此，更有可能購買這些服務產品，給服務提供者帶來規模效益。也就是說，生產者服務公司一般位于具有廣大消費者群體的地方(Raft和Ruhr，2001)。滯后一期的制造業FDI存量通常被用來代表母國的經濟規模，Kolstad和Villanger(2008)認為，生產業將分工價值鏈的各個環節串聯起來，制造業企業為了整合資源、發揮專長、提高效率，越來越多地出現“服務外包”行為，傳統上由企業內部在產前、產中或產后所進行的一些生產、經營甚至管理服務活動(如產品設計、技術研發、物流銷售、員工招聘、信息管理等等)均轉而由生產業完成，因此，制造業FDI與生產業FDI呈正相關關系。
(三)東道國政府的政策 與制造業的外商直接投資類似，法律規制或者政府干預是服務業外商直接投資的一個主要壁壘。在后GATS時代，許多國家(主要是發展中國家)開始容許外商直接投資進入一些服務行業，但是，對進入金融、電信以及公共事業等在國民經濟中占有重要戰略地位的行業。外資的持股比例有嚴格的限制。服務業跨國公司在進行投資決策時要考慮東道國的政策取向和政策環境的穩定性。根據OECD(1982，1987)、Walter(1985)和UNCTC(1988)的研究，東道國政府的政策與規制是當地服務業外商直接投資最重要的決定因素之一。Kolstad和Villanger(2008)的研究表明，制度質量和民主對于服務業中的FDI來說比一般的投資風險或政治穩定性更為重要。并且，不同的政治經濟變量對不同的國家會產生不同的影響。制度質量對于高收入國家服務業FDI來說非常重要，而民主程度對于發展中國家服務業FDI來說比較重要。
至于東道國的開放度，UNCTC(1992)設計了一個開放系數來對政府控制與阻止(例如，控制外商直接投資的進入、開業權和所有權)的程度進行主觀評價，并且用來估計對流人國內服務業的外商直接投資的影響。結果發現，這一系數對流入國內服務業的外商直接投資有顯著的影響。Chanda(1997)的研究表明，當一國的出口行業比進口競爭行業更加密集地使用生產者服務的時候，如果出口產業的規模隨著貿易自由化的推進不斷擴大，那么就會產生對服務業特殊投入的持續需求。因此，在國內對這一投入供給有限的情況下，最終產品貿易規模的擴大將導致對中間服務投資的增多。因此，由一國政府政策所
決定的開放度是外商直接投資流向服務業的一個重要決定因素。Kolstad和Villanger(2008)則認為，由于許多服務是不可貿易的，東道國的開放度對這些行業FDI的流入影響較小。
(四)競爭優勢 服務業跨國公司的競爭優勢被Dunning(1989)以所有權優勢、區位優勢和內部化優勢來表示。隨著世界各國服務業的快速發展，服務業領域的競爭亦日趨激烈，競爭優勢已經成為服務業外商直接投資的一個越來越重要的決定變量。然而，服務業的競爭優勢很難度量且易于轉移，尤其是進入文化領域和慈善領域的外商直接投資更是如此。一個國家某一特定產業的競爭優勢通常表現為這個產業的高出口或者向外的直接投資。既然服務業的特點是位置的不固定性和可貿易程度的差異性，研究中通常用服務業的FDI來估計競爭優勢的影響。UNCTC(1993)綜合了顯性比較優勢(RCA)與產業內FDI，提出了國際競爭力指數(internationalcompetitiveness index，ICI)，其計算方法如下：
ICIij=(Qij-Iij)/(Qij+Iij)
式中，Qij代表母公司位于國家j的跨國公司在國家j的產業i中擁有的子公司的數量；Iij代表母公司位于國家j以外的跨國公司在產業i中擁有的子公司的數量。
研究表明，母國服務業的國際競爭力對該國服務業外商直接投資具有積極的影響。然而，當用ICI指數來衡量服務業中不同行業的國際競爭力時，可以發現，在與貿易相關的服務業和商業服務業中，競爭優勢不是一個主要的決定因素，而在金融服務業中，競爭優勢起到一定作用。
(五)服務產品的可貿易性 服務的特點決定了服務產品通常是無形的和無法儲存的，這也就意味著服務產品的國際交易只能通過流入一國的外商直接投資或者當地公司在外國跨國公司的特許經營下進行生產來提供。然而，隨著信息技術的快速發展，服務產品的可貿易性得到了很大的提高(Sauvant，1986、1990)。服務產品可貿易性的提高降低了以外商直接投資方式提供服務產品的機會。UNCTC(1993)通過以某一服務業中服務產品的出口值占總出口的比重來度量服務產品的可貿易性，發現服務產品的可貿易性對服務業外商直接投資有消極影響。
(六)全球寡占反應 當幾個規模較大的公司相互依賴時，壟斷效應就會發生。Knickerbocker(1973)研究發現，從事制造業外商直接投資的跨國公司在面對其國內、國際競爭者的時候，采用跟隨戰略來決定其在東道國投資的市場份額。Trepstra和Yu(1988)為了證實上面的結論，對美國的廣告業外商直接投資進行了考察，發現那樣一個跟隨競爭者的全球壟斷戰略確實存在于美國的廣告業中。
(七)文化差異 不同的國家具有不同的文化，不同國家的人們也具有不同的生活習慣和需求偏好。服務業的外商直接投資要考慮各國的文化差異，其所生產的服務產品要適當融入當地的文化特色，盡可能多地與當地消費者進行互動和交流，以使企業生產的服務產品適應當地人們的特殊偏好。在這方面，一些研究發現，文化差異是服務業外商直接投資的一個重要決定變量，考慮文化差異因素是服務業外商直接投資成功進行的重要保障。
(八)公司的規模 國際化擴張是公司發展壯大的一個重要戰略。與小公司相比，大公司更傾向于跨國發展，與制造業中的情況一樣，公司的規模是服務業(如銀行業與廣告業)公司國際化進程中的一個重要決定因素。Ball和Tschoegl(1982)利用20世紀70年代的數據，對在美國加利福尼亞和日本東京的外國銀行進行了研究。他們認為，進入這兩個地區的外國銀行都是資金雄厚、具有強大經營能力的跨國銀行，這些跨國銀行在母國發展到一定規模后，就有了國際化的動機。
(九)其他決定因素 國外學者還考察了其他影響服務業FDI的因素，包括東道國人力資本、服務業勞動力成本、服務業發展水平、匯率變動等。
UNCTC(1993)的研究結果表明，幾乎所有服務行業外商直接投資的重要決定因素是相同的，而這些決定因素在發達國家和發展中國家的差異也不大。行業競爭結構、政府鼓勵開放的政策，被發現對服務業外商直接投資具有重要影響。Banga(2005、在對服務業FDI決定因素實證研究的綜述中指出，那些對制造業FDI有重要影響的因素對于服務業FDI同樣也是重要的。不過，這些決定因素的重要性有所不同。對于服務業FDI最重要的決定因素是東道國政府的政策、文化差異、服務產品的可貿易性：而對于制造業FDI最重要的決定因素是市場規模，貿易障礙和生產成本差異。然而，進入21世紀，許多條件已經改變。因此，需要對新的政治經濟形式下的決定因素作進一步分析。
三、服務業外商直接投資對發展中國家的影響
最早研究服務貿易自由化對發展中國家影響的學者是Goldsmith(1969)，他強調金融服務業在促進資本投入到一國最具生產力的行業，進而創造更多產出過程中的作用。他后來的多數研究得出類似的結論，即一國經濟增長狀況和本國服務業的開放程度與發展水平是正相關的。西方經濟學家大多傾向于對服務業放松管制，認為政府應當提供一個有效、綜合的政策保證，從而促進服務業發展。Dee和Hanslow(2000)把服務看作產品，并且把生產者服務看做中間產品，從而建立了一些理論模型。這些研究顯示，服務貿易自由化將提高全球的產出水平和福利水平。Nicoletti和Scarpetta(2003)通過模擬研究和跨國比較指出政府規制對于服務業的影響巨大。特別是對于ICT服務部門如批發、金融、保險和商業服務的規制可能損害新經濟的外部性，對生產力的增長造成負的外部性。Brant(2003)認為不合適的限制性規制損害了企業的動力，特別是限制服務部門的增長。而Taylor和Christopbcr(2000)卻認為，經濟全球化導致的開放程度的加大與外商直接投資的正相關關系僅限于制造業部門，在美國對外直接投資的服務業部門中這種關系并不明顯。由于發展中國家增加的外商直接投資越來越集中在服務業領域，因此，發展中國家開放程度與外商直接投資流入之間的相關性是下降的。此外，Winters(2002)研究了在WTO下自然人移動的服務提供方式對服務要素流動的影響。還有一些模型對WTO下商業存在的服務提供方式進行了研究，結果表明涉及商業存在的自由化是服務貿易自由化的主要方式。其他一些模型度量了服務貿易自由化對全球或者單個國家產出
增長的影響。這些模型中的絕大多數是基于傳統產品貿易自由化模型下的一般均衡分析。在這些模型中，貿易壁壘被視為與關稅和稅收是相同的。
對發展中國家的實證研究(Dee和Hanslow，2000)表明，一些發展中國家從烏拉圭回合服務貿易自由化中獲得了巨大的利益；而就全球而言，超過一半的來自開放的收益也是由服務貿易自由化引起的。Mattoo，et al(2001)用CGE模型計算得出，發展中國家通過開放電信和金融服務業使其經濟增長了1.5％。Banga和Goldar(2004)對20世紀90年代印度服務業利用外商直接投資情況以及服務業開放對印度其他產業的影響進行了實證研究。他們發現，服務貿易自由化對服務業的發展有積極影響，并且促進了工業產出的增長和生產率的提高。然而，Verkios和zhang(2000)指出，馬來西亞電信服務業的開放和印度尼西亞金融服務業的開放都是不成功的。Brown，et al(2002)研究表明，全球在多哈回合中每年從服務貿易自由化中獲益4130億美元，但是，其中絕大部分收益為發達國家所取得。
就已有的理論描述和實證檢驗研究文獻來看，對于發展中國家而言，服務貿易自由化是利大于弊還是弊大于利，沒有一個定論。有許多研究的結果都是互相矛盾的，這給決策者制定政策帶來極大的不便。
四、結語
國外學者對于服務業外商直接投資問題進行了卓有成效的研究。但是，與迅猛發展的世界服務業FDI的現實相比，對這一問題的研究仍顯薄弱，還有許多方面有待進一步研究。
首先，一個基本的問題是對服務業范疇界定目前尚無統一標準，這給理論和實證研究帶來很大的難度，因此首先需要清楚界定服務業范疇。
其次，服務業外商直接投資的理論分析主要是以傳統的制造業外商直接投資理論和國際貿易理論為分析框架的，這兩種理論都具有借鑒意義。但由于服務業區別于制造業的特性，有時是制造業外商直接投資理論和貿易理論無法解釋的，因此，有必要結合服務業自身特點提出一套新的理論來分析指導服務業的外商直接投資。
再次，在實證研究方面，同樣由于服務業區別于制造業的特性，服務業外商直接投資的決定因素與制造業外商直接投資的決定因素是否相同有待進一步研究。特別是服務業涉及部門多，牽涉面廣，需要具體問題具體分析。
第4篇：外商直接投資范文
一引進外資的背景、過程和狀況
七十年代末開始，中國將國家的工作重點轉向經濟建設。由于建設資金和技術引進所需的外匯極度短缺，政府提出在保持公有制為主體的前提下，引進外資彌補國內資金的不足，增強出口能力，增加國家的外匯收入[2]；同時國外先進的技術和經營管理經驗，作為社會主義經濟必要的補充。這一政策與六十年代末流行于西方國家的關于引進外資的“雙缺口模型”恰相吻合。這一理論認為發展中國家由于儲蓄不足和貿易逆差，必須通過引進外資來解決投資和國際收支平衡。
為確保引進外資，中國制定了諸多優惠政策，例如對外商作為投資進口的設備減免關稅、對三資企業所得稅實行免二減三，以及提供人員和技術支持等。同時，為防止外資對國內企業構成沖擊、保持對外資的控制，中國又頒布和行政法規，限制獨資企業，堅持中方在合資企業里的控股地位，外資企業產品應達到較高的出口比例等。這些政策措施首先吸引了大批從事加工貿易的勞動密集型的港澳臺資本，迅速擴大了國內的就業和國民收入，改善了中國的國際收支狀況，緩解了西方國家對華投資以內銷為主而產生的外匯平衡壓力。1992年以前，港澳臺資本占全部外商直接投資總額的70％左右。
來自西方的外商直接投資中，美日兩國占到約20％，產品銷售以中國國內市場為主，以彌補國內短缺。中方堅持在這類合資企業中的控股地位，力圖學習西方先進的技術和管理。日資在西方國家的對華投資中比重最大，投資的領域最廣，但日資企業限制技術轉讓的意圖十分明顯。美資企業由于技術創新能力強，技術轉讓相對積極。為了引進先進技術，1992年中國政府正式提出了“以市場換技術”的戰略，為此修改了《合資企業法》，允許外方控股并出任董事長。在中美市場準入談判中，中國承諾將大幅度降低關稅和加強知識產權保護。中國市場的巨大吸引力和市場準入條件的放寬，激發了外商投資中國的熱潮，1992－1997年，中國實際利用外資的金額增長了3倍多。這段時期為抑制通貨膨脹，中國實行了財政和貨幣的緊縮政策，外商直接投資的大量進入，對中國經濟繼續保持高速增長起到了重要的作用（見表1）。
但在過去的20年，中國固定資產投資增長過快，生產能力的增長遠遠超過最終需求的增長，造成全社會生產能力大量閑置和產品的嚴重過剩。1997年10月以來，中國經濟開始受到通貨緊縮的困擾，幾乎與此同時爆發的東南亞危機更加劇了中國經濟的困境。1998和1999年來自港澳臺和日本的投資加速下滑，美國和歐盟（歐盟1998年除外）的投資乘勢擴張。但是受危機滯后的作用，1999年外商來華投資比1998下降了11.3％。為阻止經濟下滑，中國采取積極財政政策，國內投資增加較快，因而外商直接投資占社會總投資比重降至1998年的13.11％和1999年的10.47％。由于社會投資和消費增長乏力，出口因貿易依存度較高深受外部環境的容易大起大落，政府投資成為拉動經濟增長的主動力，但在宏觀決策機制和投資體制改革不到位的情況下，政府投資的效率十分低下，勢必削弱經濟長期增長的潛力。因此，加入世貿、進一步擴大引資規模，以推動改革（國有部門和官僚體制）開放（保持經濟增長）的深入，似乎是唯一的途徑和邏輯依據。
二外商直接投資的地區分布及產業投向
按照國際法中的“屬地管轄權”原則，外商投資企業必須登記注冊為東道國的企業法人，接受東道國的行政和法律管轄。一般來說，東道國為了改善產業結構、促進工業布局的合理化，都努力將外資引導到經濟落后的地區或部門。東道國的民族企業因其經營環境深受當地資源條件、生產要素投入、技術水平和消費需求結構的影響，經營目標往往與政府的經濟發展目標趨向一致；而外商投資企業不會自覺服從東道國政府的產業指導和宏觀調控，它執行的是母公司的全球戰略，以實現母公司市場控制和全球利潤最大化為目標，因此經常與東道國的引資意圖南轅北轍。包括中國在內的不少發展中國家在開放市場之前，都長期推行過進口替代政策，運用政府力量和市場保護扶持了一批產業關聯度高的支柱產業，如中國的汽車工業和工業。這些產業往往集中了國內一流的設備和人才，占有的市場份額高，有穩定的利潤以支持擴大再生產，在不具備很強的國際競爭力之前，并不輕易允許外商直接投資大規模介入。而對這類企業背后的廣闊市場，外商往往抱有極大的投資興趣和熱情[3]。
在“趨利”動機的推動下，外商往往優先選擇在、通訊等基礎設施條件好、靠近消費市場和投資收益高的地區進行投資。自1978年以來，中國對外開放的戰略是“先東后西”，讓沿海等基礎條件好的地區享有各種優惠政策，迅速實現經濟增長，使“一部分人先富起來”，于是東部地區吸引了絕大部分的外來投資。政府寄希望于財富效應的西移，最終促進全國經濟的均衡發展。但地區差距的縮小絕非自動可以實現，中國在經濟發展上的地區差距，從1983年以來呈現不斷擴大之勢，90年代以后，這一差距更表現出加速發展的趨勢。到1997年，東西部地區無論在人均GDP，還是在人類發展指標上的差距都相當巨大，中國最發達地區和最不發達地區相比，幾乎相當于西方工業化國家和最貧窮國家之間的差距。這種差距的擴大更促使外商投資企業將資金投向收入水平高、消費能力強的東部發達地區（見表2），而基礎條件差、資金嚴重匱乏的西部地區無力改善投資環境，更加難以吸引外資，經濟發展的步伐也就愈加遲緩，從而形成中國在經濟發展水平地區差上的“馬太效應”。這一巨大的地區差已經并將繼續制約國民經濟持續、穩定的增長。
外商直接投資在中國的產業投向上，結構失衡問題比較突出。截至1999年，在外商直接投資的行業中，工業占到59.56％，房地產公用事業投資占24.44％，而農林牧漁業僅占1.76％，交通運輸及科研、技術服務業合計僅為2.75％。在重點投資的第二產業中，加工工業的數量又占了較大比重。這類企業大多是港澳臺的中小資本，在各種優惠政策的刺激下大量使用國內廉價的土地、勞動力、能源和原材料，在某種程度上加劇了國內能源、原材料供應的緊張。而且，相當一批企業在珠江三角洲和長江三角洲一帶從事原料藥、化工和塑膠制品的生產，對環境的污染十分嚴重。但這類中小型加工企業主要是出口導向的勞動密集型企業，較少參與爭奪國內市場。日資企業和少量歐美資本、以及1992年后大舉進入中國的美國、西歐跨國公司，主要是瞄準了中國國內市場。它們大量投資中國機電、日用化工、輕紡等高利潤的傳統行業，產品銷售額占全國同行業的比重增長迅猛，占領了很大的國內市場，一些外資企業在市場競爭中已處于絕對優勢地位。例如，早在1996年電子及通訊設備類的外資企業銷售收入，已占到全行業的62.3％。
1999年外商直接投資首次出現下降，除了由于東南亞金融危機的影響外，另一個重要原因是，相應于國內的消費結構變化，原先集中在制造業和第三產業的外來投資已接近增長極限，中國利用外資的結構將面臨較大的調整。由于中國制造業的開放程度已經較高，加之1997年以來通貨緊縮的影響，外資對制造業的投資出現下降趨勢，但與高技術相關的制造業，外商直接投資可能有較大的增長，這與外商直接投資的股權結構越來越傾向獨資、以及放棄對其技術轉讓要求和更大程度地開放市場有著直接的關系。金融、電信等服務領域的外商直接投資將會隨著市場準入程度的提高而大幅度增加。
三外商直接投資對的
1.進出口和國際收支
外商投資多數從事加工貿易，擁有現成的海外市場營銷，加上中國對其實行的一系列優惠政策，如：所得稅上的優惠、可以保留現匯帳戶、在從事加工貿易時增值稅可以自動抵免，而毋須像一般貿易那樣對出口環節增值稅實現“先征后退”等，這都極大地刺激了外資企業進出口的增長。1996年國有企業一般貿易出口因退稅滯后出現下降時，外資企業的出口則增長了31.2％，確保了全年出口總額的增長。外商投資企業進出口總額占全國進出口的比重從1986年的4.04％上升到1992年的26.43％和1999年的50.78％。其中出口占全國出口的比重上升到45.47％，進口比重則高達51.83％。
外資企業的進出口增加了中國貿易總量，改進了中國出口商品的結構，全國制成品出口比例由1978年的不到5％增長至的85％以上。1991－1999年，外商投資企業出口中，制成品平均達到90.67％，中國出口商品的整體結構得到優化。但是，外資企業的進出口大多屬加工貿易，1999年外資企業加工貿易額占其全部進出口的近70％。“兩頭在外”的加工貿易與中國國內產業關聯度低，中國除了從中獲得少量的工繳費收入，國內產業得不到帶動，因此加工貿易遠不如一般貿易對中國經濟的意義重大。另外，這類外資企業大多為港澳臺的勞動密集型企業，享受關稅、所得稅和土地使用等優惠，與同類的國內企業相比，具有明顯的競爭優勢。特別是在紡織品等進口國設限的主動配額分配上，由于其出口銷路廣，對國內非外資類企業的出口配額擠占嚴重。
1992—1993年因投資過旺、總需求急劇膨脹，進口增長迅猛，出現外貿逆差，中國外匯儲備僅維持在200億美元左右。鼓勵出口，增加國家外匯收入成為當時的重要經濟任務。從1991年以來，國家陸續擴大了出口退稅覆蓋的商品范圍，并逐步提高出口退稅率，將出口創匯額列入對各級政府和國有出口企業的業績考核。1994年，實行匯率并軌和人民幣貶值，同時執行嚴格的結售匯制度，將企業的外匯所得和結余以自動結匯的方式向國有商業銀行集中。國家財政貨幣的緊縮政策也有效地抑制了進口，其結果是，除了1993年外，中國自1992年以來，出口每年以幾乎兩倍于GDP的速度增長。貿易順差從1994年起開始連年增長，即便是在出口環境十分嚴峻的1998年，仍實現了0.5％的出口增長和436億美元的順差。同期，外資每年的流入額也位居世界前列，資本項目順差不斷擴大，出現經常項目和資本項目“雙順差”的現象[4]。出口收匯和以現匯形式流入的外資，均通過銀行結匯渠道進入國家外匯儲備，使中國的外匯儲備迅速增長。
外商直接投資可以增加國家外匯儲備，同時也帶來風險，這就是利潤匯出對國際收支平衡產生的潛在壓力，亦即每年新增外資和原有外資企業的再投資所產生的匯出利潤不斷增長，使經常項目的順差收窄，甚至轉為逆差，從而使國家的國際收支情況惡化。經濟學家卡萊斯基1966年曾作出模型[5]，對此進行（見表3），他假定某國每年需100單位的外商直接投資，投資的利潤率為15％，其中10％匯出境外，另5％用作再投資。那么，6年后總投資必須翻一番，才能緩解利潤匯出不斷增長的壓力，維持100單位的凈外商直接投資量。
從中國引進外資的實際情況看，今后繼續保持兩位數的引資增率是很難做到的。若今后幾年引資總額不變，九年后，凈投資量將為負數。繼續用卡萊斯基模型顯示如表5。
表5顯示，到第8年末，當年流入的外資僅能抵補利潤的匯出，而到了第9年末，利潤匯出已超過外資流入。利潤匯出是在歷年外資累積和當年新增外資的基礎上形成的，一般來說，必然保持不斷上升的趨勢。當若干年后利潤匯出額超過貿易順差額時，經常項目將產生逆差。如果外資流入凈額再低于每年償付外債本金額，中國的外匯儲備將會下降。
從九十年代中國的國際收支來看，由于外資企業投資收益的支出越來越大，部分抵銷了貿易順差的增量，故經常項目的增加量很小。1999年，中國貿易順差大幅度減少，實際引進外資也開始回落，投資收益支出則繼續上升，經常項目順差降至156.7億美元，而當年償還外債本息達309.9億美元；考慮到資本外逃的因素，中國雖然繼續保持了經常項目和資本項目的雙順差，但外匯儲備僅增加了97億美元。因此，在中國加入世貿后進口激增、出口因部分國內企業破產及放棄對外資企業的出口比例和外匯平衡要求而增長放慢，以及外資大量涌入的情況下，經常項目轉為逆差很可能會成為現實，那時只能用資本項目的順差、甚至外匯儲備來加以彌補。
2.宏觀調控
1992年中國經濟因投資擴張過度，引發了嚴重的通貨膨脹。1993－1998年，國家實施財政和貨幣的緊縮政策，嚴格控制貨幣發行量和信貸規模，為實現“軟著陸”進行宏觀調控。經濟增速開始回落，但由于出口和外商直接投資增長迅猛，GDP仍保持了10％以上的增長率。
當時來華的外商直接投資中絕大多數是合資、合作經營企業，必須解決中方的人民幣資金配套才能形成實際生產能力，因此加大了國內貨幣供給的壓力。而外資企業的人民幣資金要求在熱衷于引進外資的各地政府的支持下，是得到優先保證的。這樣國內企業就面臨兩種選擇：或坐視它們的信貸份額被擠占掉，或繞開國家控制，變相突破信貸規模，例如，一些國內企業千方百計地引進國外資金，然后將外匯賣給當地政府，以取得人民幣。但無此特殊途徑的企業只好望洋興嘆，包括一些潛質不錯的企業，從而降低了資源配置效率。
這段時期國家采取“適度從緊”的經濟政策抑制通貨膨脹，外資流入和出口增長有利于“軟著陸”的實現，但外資大量流入使外匯相對于人民幣供過于求，導致名義匯率不斷下跌，而1992—1996年間物價指數的高企，使實際匯率進一步下跌，人民幣對美元等主要國際幣種升值近50％。加上出口退稅的放慢，嚴重削弱了非外資類企業的出口競爭力，使得以一般貿易為主的國有企業出口十分困難，導致1996年出口暴跌，全國出口增長在外資企業出口增長率仍高達31.2％的情況下大幅回落至1.5％。
然而國家外匯儲備卻凈增了42.7％，即314億美元。原因在于為抑制人民幣持續升值，在國有銀行對新增外資和出口結匯的同時，央行又大量購入外匯、拋售人民幣，使外匯儲備的規模超常增長。在結售匯制度下，外匯儲備增長過快必然引起外匯占款量的相應增加，造成1994年基礎貨幣和廣義貨幣（M2）的供給分別增長了34.4％和29.47％，使得當年通貨膨脹進一步發展，達到21.7％的高位，中央政府抑制通脹的努力被抵銷殆盡。
1993以來，連年收購巨額外匯導致了大量的貨幣投放。1997年，基礎貨幣發行的增加額中87％源于“外匯占款”的增加；在中央銀行的資產負債表中，以往40年里“外匯占款”項目的比重從未超過5％，而到1997年時，這一比重卻一下躍升至40％[6]。為保證“適度從緊”的貨幣政策的有效性，1995年中央銀行面對進一步上升的外匯占款，被迫采取“對沖”方式，削減或回收對商業銀行的再貸款，以穩定信貸總規模，這就造成企業資金的普遍緊張；同時國家又采取了一系列政策、措施推進國有銀行的商業化改革，改變了以往地方政府隨意干涉銀行信貸的局面，實行業務和人事的垂直管理體制，使國有商業銀行真正受到商業目標的約束。國內房地產等經濟泡沫的崩潰，迫使商業銀行開始規避壞帳風險。國內投資受到貨幣緊縮和銀行“惜貸”的雙重遏制而日漸萎縮，加上國內消費需求增長放緩，國民經濟增長速度不斷下降。
結售匯制度使得外匯占款成為基礎貨幣投放的主要形式，而用大量的外匯占款換取的國家外匯儲備，往往用于持有國外低息政府債券；過高的外匯儲備必然抑制國內投資，國內投資不振則又不得不以更高的代價引進外資。一旦外資流入的速度下降，政府又將轉向擴張性的財政、貨幣政策，從而為通貨膨脹的再起埋下隱患。因此，過高的外匯儲備所帶來的機會成本相當高昂。中央政府于1997年7月規定有外貿經營權的國有企業可以保留一定比例的現匯收入，居民個人因公、因私出境可以向商業銀行按當日牌價購買一定數量的外匯。這些措施是央行以商業銀行零售業務的方式“再對沖”外匯占款，以降低過高外匯儲備對經濟發展帶來的代價。
3.對中國產業成長的影響：市場控制和產業控制問題
(1)市場控制：從整體來看，中國通過外商直接投資引進了相對于中國技術水平而言比較先進的技術，這些技術主要分布在勞動密集型的輕工業上。在外商投資企業的競爭壓力和示范作用下，中國國內企業的管理水平和勞動生產率均得到了不同程度的提高。部分行業、例如家用電器行業，通過合資引進先進技術后縮小了與西方國家的技術差距。
但以市場控制為目的的外商直接投資，對國內產業的發展既有帶動和示范的一面，又對其自身和國內產業的成長構成抑制。表現在：國有企業因機制障礙越來越難以適應競爭加劇的形勢，國有部門的萎縮引起城市市場的相對蕭條，最終又限制了外資的發展。這是一種“雙輸”的格局，說明如果引進外資的綜合結果是壓制了國內企業的成長，對東道國和外商直接投資均不利。當然，受到傷害最大的還是東道國自身，國內產業蕭條的長期后果只能由自己消化解決，外商直接投資通過“轉移價格”等方式早已收回全部投資，盡可移情別戀。
生產的過程是價值增值的過程，全球化生產是價值增值在國家間的分配。不同產品的價值增值，因產品本身的技術差異和加工深度而異；而同一產品在生產過程中的增值，則因各個生產環節的要素要求（特別是技術投入）和加工條件不同而形成差異。世界各國在要素稟賦上的差異，為實現跨國生產奠定了條件。技術依附于生產設備，、通訊業的大發展，以及跨國公司對生產營銷高度的計劃性和內部組織的嚴密性，使跨國生產成為可能。跨國公司通過控制產品的開發和設備、零部件的生產，掌握了加工增值鏈中的絕大部分，發展中國家處于國際分工的最低層，僅享有極低的生產附加值比例。
此外，設備、零部件作為實物投入的外商直接投資的一部分又被作為進口，列入東道國海關統計，往往使人產生東道國大量引進先進技術設備的錯覺。外商投資者慣用的手法是“高進低出”，向中國輸出高作價的二流設備和后續供應的零部件，在設備投入運行形成生產能力后，以低價（轉移價格）將有價格競爭力的出口產品納入其全球營銷網絡，暗中轉移利潤，逃避國家稅收，同時用內銷產品的高價彌補外銷的利潤損失。這就部分說明了為什么外商投資企業生產率普遍高于國內其他類型企業，但對國家稅收的貢獻卻遠遠低于其工業產出的比重。外方按其投資比例又享有分配企業凈利潤的權利，投資收益的一部分則以利潤匯出的形式從中國的經常項目中流出。因此，外商投資企業“高進低出”的做法相當于從東道國進一步榨取了部分附加值。
根據宋泓和柴瑜的研究，近20年來，中國引進的外商直接投資降低了中國工業結構的整體效益。外商直接投資大多只是將其生產過程最終的組裝工序移至中國，因此對中國產業的前后關聯度低，對當地價值增值的貢獻也就不大。外商投資企業趨之若鶩的工業部門是投資量較少、價值增值率和利稅率較低的下游加工行業，如、運輸工具業、電器業以及服裝、皮革、塑料、金屬制品、食品制造、飲料、文體用具等；而竭力回避的是投資量較大、價值增值率和利稅率較高，屬于中國工業中瓶頸的上游能源、原材料等基礎工業部門。這樣，外商投資企業基本上是處于與國內企業相競爭的“替代”狀態，而非分工合作的“互補”狀態，因此降低了中國工業的整體資源配置效率[7]。而通過給予外商投資企業稅收優惠的方式，將外資企業的邊際生產力強拉至國際市場資本利息率之上，卻造成中國對外資的不真實需求。一方面使得外資毋需使用先進技術即可加強市場競爭力，從而削弱了外資采用先進技術的動力；另一方面，促使內資外逃，變換成“外資”身份流回國內，享受稅收優惠。其結果不利于國內產業的發展，降低了經濟整體效率，有損于中國的經濟利益[8]。
在這一“替代性”競爭中，外商直接投資中的西方跨國公司在資金、技術和營銷管理上表現出極大的競爭優勢。首先，他們專門找行業內的知名企業談合作，爭取控股，然后展開對中國合資方企業的品牌收購。許多歷經數十年辛苦經營創下的國內品牌，紛紛被外資企業的品牌所取代，隨之外資品牌通過原國產品牌的信譽和渠道不費吹灰之力大舉進入了中國市場。有些國內企業甚至主動出賣自己的品牌，將全部市場拱手讓與外資。
這種后果的出現，既有在對外開放中經驗不足的一面，例如忽視無形資產的重要性，也有民族自卑心理作祟、崇洋媚外的原因。在中國企業尋求合資的過程中，國有資產由于腐敗等諸多原因流失十分嚴重，這更強化了外資對企業的實際控制。由于外商投資企業控股趨勢的增強，外資在中國部分行業中的壟斷地位開始形成，比如，外資在橡膠、啤酒、洗滌用品、制藥等行業已完全取得壟斷地位。在一些大型合資項目中，外方利用中方在資金上的短缺，通過不斷追加投資取得了控股地位。
外資控制力的加強源于這樣一個基本事實：在中國擴大外商投資自由化的進程中，內外資企業的競爭實力過分懸殊。中國的企業和國有銀行體制改革十分緩慢，后者尤其帶有濃厚的官商色彩，不是商業化改革前不負責任的“亂貸”，就是改革后缺乏有效的風險控制機制下的過度謹慎的“惜貸”，銀企之間形不成相互支持的合力，而西方大銀行則普遍追隨跨國公司到處擴張，例如摩托羅拉公司將生產基地設在天津，它的后盾－美國大通曼哈頓銀行，隨即向中國中央銀行申請在天津成立分行，在當地為其提供融資和貿易結算等服務。
（2）技術控制與產業控制：1992年中國實施“以市場換技術”的戰略后，外商直接投資中的外資控股和獨資企業數目迅速上升。美歐跨國公司對華投資速度明顯加快，實際投資額占到中國實際利用外資的20％以上，獨資和控股經營已成為外商直接投資的主要形式。在一些新興工業領域，外商獨資的比例越來越高，超過一億美元的大型投資項目數量增加較多。[9]這說明在傳統領域的產業競爭外，外商直接投資力圖通過大規模投資取得在新興產業和高技術領域的領先地位，這種依靠巨額資金、技術投入形成的競爭優勢必然導致市場壟斷，對中國民族工業構成難以克服的進入障礙。外商直接投資已在中國部分行業實現了市場控制，究竟會不會出現外資通過產業控制實現對中國經濟的控制，關鍵在于國內企業和中方居控股地位的合資企業中能否實現從技術依賴到自主開發的飛躍。
中國恰恰在這方面存在十分突出的問題。中國對外開放和引進外資是在行政分權的改革背景下展開的，行政分權打亂了原計劃經濟條件下部門間的聯系，使資源配置的主要權力從中央轉移到了地方，造成地方實力膨脹和市場的分割，形成改革中的“諸侯經濟”。追求經濟快速增長的需要與地方官員顯示政績的實際利益相結合，刺激了“投資饑渴癥”以及與此相關的、對國外技術的盲目重復引進和經濟的粗放式增長，造成嚴重的政府行為和企業行為的短期化。
在中國以合資方式引進的技術中，屬于硬件技術的成套設備的進口占了絕大部分，技術許可和技術咨詢服務等軟件技術引進的合同數量和金額很小，所占比例均不超過20％，反映出中國企業普遍存在技術依賴心理。這就難免被掌握著核心技術的跨國公司利用，將合資企業改造成它們最終產品的裝配線。而且，引資工作多在政府的干預下進行，政府和企業行為的短期化在引資中就表現為“重表面而輕實質”，對技術引進有余而消化、吸收嚴重不足，后者的資金投入只有前者的大約三分之一（日本與韓國的情況正好反過來，用于消化吸收的資金三倍于引進的資金）。引進外資的目標日益模糊，甚至引資本身就是目的，從而形成為開放而開放、為引資而引資的局面。這種心態指導下的引進外資不可能從國家全局利益出發，對引資工作進行認真的運籌和有效的指導，提高引資的效率，推動民族工業的技術進步。
就總體而言，中國不少企業未能通過合資消化、吸收先進技術，逐步形成自主研制開發能力。造成這一狀況的外因是，外資方采取的一系列技術保護措施與上述國內因素相互作用，遏制了中國產業技術的進步和實現技術超越的潛力。首先，由于技術是重要的無形資產，跨國公司為保持競爭力，往往將技術通過內部市場轉讓給其子公司，對轉讓的技術、尤其是核心技術采取嚴格的保密措施。被轉讓技術的先進性與跨國公司占子公司股權的比例呈正相關，就是說跨國公司在中國的合資企業中取得控股地位以后，才會真正轉讓先進技術；在跨國公司不具有股權優勢時，往往僅轉讓二三流技術，這樣不僅得以延長其產品生命周期和技術專利期，適應了引資國對適宜技術的需求，又通過技術壟斷和品牌控制等掌握著對企業的實際支配權。
例如，在中國的汽車合資企業中，上海大眾、北京切諾基和廣州標致均系中方控股，中方也確曾希望通過合資提高自身的研制開發能力，但在合資企業內部的管理分工上，外方掌握著最關鍵的技術和營銷，而且外方的技術經理拒絕配備中方副手（如上海大眾），中方則分管人事、法律等事項，根本無緣接觸到技術的內核，在這樣的技術控制和管理體制下，合資企業很難避免淪為跨國公司裝配廠的命運。
跨國公司向其全球的子公司轉移技術，是出于加強其全球競爭力的戰略考慮，并無意于向東道國的相同產業“外溢”技術，甚至在轉讓技術的同時，還附以限制再轉讓等合同條款，令東道國實現產業技術進步和促進產業聯動的愿望落空。
其次，技術開發基本上在跨國公司的母公司或其部分重要的區域中心進行，而且是在跨國公司內部嚴格的技術保密制度下開展的，技術的開發和轉讓完全服從于母公司的全球戰略。在華的絕大部分跨國公司的子公司并不設立研究開發部門，個別設立的也是出于子公司所在市場的特殊需要，例如，微軟（中國）有限公司設立開發部門的目的，是便利其就近挖掘人才從事中文漢字系統的研究，與中國其他的民族企業爭奪市場和人才。不僅母公司緊緊控制著技術的開發和轉讓，在子公司內部還竭力弱化中方原有的技術開發部門，將其職能從“研究與開發”（R＆D）削弱為“技術支持”（Technical Support），即解決現場技術問題。
開發與技術支持是完全不同的兩個層次，前者從事核心技術的基礎性研究和產品的更新換代，例如汽車的發動機、底盤和外形設計等；而后者主要從事排除生產線的臨時故障，以維持生產的正常運轉。這種弱化使合資中的中方逐步喪失獨立設計開發的能力，在技術開發上完全依賴于外方。在中德合資的上海大眾汽車公司，中方與德方合作近20年仍未形成自己獨立的研制開發能力，遂只好尋求新的合作伙伴，與美國通用汽車公司合作生產新型汽車。
第三，在華跨國公司嚴格控制核心技術，能與中方共享的大多是一般操作技術（如設備使用技術）和組織技術（如工藝流程、銷售的組織），合資中的中方主要從事勞動密集型的最后裝配工作，既掌握不了核心技術，更與技術開發無涉。即便是在外商獨資，也輕易不允許員工接近核心技術，甚至對中國員工采取了比在其母國更嚴厲的防范措施。例如占據中國無線尋呼機60％以上市場、生產基地設在天津的美國摩托羅拉公司，其產品的核心部分（集成電路板）和主要部件來自母公司和其他海外生產基地，中方只負責完成最后的裝配。近幾年，摩托羅拉終于許可天津的一家軍工企業為其生產無線尋呼機上的鏈條，作為其生產供應鏈中微不足道的一員。
第四，在缺乏股權控制的情況下，跨國公司在保持技術優勢的基礎上，從市場預期（由此控制生產規模）、品牌和知識產權到生產、質量體系的審核認證對企業進行實際控制。與港澳臺投資的“兩頭在外”的企業不同，跨國公司投資的動機是占領中國市場，而不是幫助中國擴大出口，進入國際市場。而開放初期中國外匯短缺，因此普遍要求產品出口。但外方靠對生產標準的控制和對所供零部件的高作價，使產品的技術缺口和高成本無法支持出口，上海大眾和北京吉普是最典型的例子。而且中方國產化的努力受到生產規模和質量不穩定（包括難以緊隨外方產品更新對零部件同步更新的技術要求）以及外方把持對中方部分零部件的質量認證的制約，令國產化的成本、難度加大，替代能力被削弱，從而使國產化始終滯后于跨國公司產品更新換代的周期，產品因而也只能主要面向國內市場。跨國公司從零部件供應就足以攫取比正常分紅高得多的收益，同時控制投資額，故意使生產規模遠遠達不到合理水平，這既能延滯國產化進程，迫使合資企業遠離國際競爭水平，又能利用中國政府對國內市場的保護，確保占有一定的市場份額，甚至同時與國內多家行業內企業合資，用相同手法占據國內市場，實現寡頭壟斷。
綜上所述：一方面，跨國公司為保持技術領先地位，一般不轉讓最先進技術。除非在東道國取得絕對控股權，并且市場需求和競爭迫切要求子公司立即采用最先進技術，以奪取先行優勢（First Mover Advantage），跨國公司轉讓的多為落后于發達國家的非高的、勞動密集的二三流“適宜性”技術，并通過在中國申請專利保護，延長其產品生命周期。跨國公司對核心技術采取嚴格的保密措施，防止技術在中國相關企業或行業間擴散，培植未來的競爭者，同時削弱中方原有的研究與開發部門，使中方無力實施技術趕超，不斷保持對外方的技術依賴。
另一方面，跨國公司生產實行縱向垂直的全球化分工協作，根據其全球戰略在世界范圍內統一調配產品價值鏈的地區分布，并形成相應的一整套生產質量體系。這樣其在華子公司與中國產業的前后關聯度低，不利于中國各產業的均衡。尤其是當跨國公司在華子公司在競爭中擊敗了同一產業中的中國民族企業時，這些民族企業的上下游關聯產業亦同樣遭受打擊。
由上可見，無論從中國在開放初期提出的引進外資作為主義的必要補充，到1992年提出以“市場換技術”的戰略中國，并未取得通過外商直接投資引進國外先進技術，促進中國產業技術進步的顯著成效。事實證明：無論有無控股權，外資方均能夠有效地保持對合資企業實際上的控制。跨國公司生產經營的全球化更無助于和中國關聯產業的聯動，從而使中國經濟在對外資的技術依賴上越陷越深，陷入“落后－引進－再落后－再引進”的怪圈，走上依附型發展道路。很顯然，依附式發展將使處于國際分工的底層、獲取價值增值最少的中國，永遠也無法成為世界一流的強國。
引進國外先進技術，發展出自己獨立自主的研究與開發體系是開放政策成功的標志，是國家真正具有國際競爭能力，躋身于世界經濟強國的基礎。與相鄰的日本、韓國相比，中國在改革開放二十年來，通過外商直接投資方式引進國外先進技術的嘗試并不成功。這涉及到長期以來中國對“開放”認識上的一個“悖論”：落后是由于封閉，只有開放才能實現經濟的增長和繁榮。的確，迄今為止世界上鮮有在封閉的環境下實現經濟成功的例子。但是，開放政策并不必然導致經濟增長，二者之間不存在顯著相關（Francisco Rodriguez ＆ Dani Rodrik，2000）。對一國經濟增長起決定作用的是該國所實施的發展戰略，開放政策是支持發展戰略的，即開放政策是經濟增長的一個必要而非充分條件。 既然開放政策是必不可少的，而中國又是個落后的發展中國家，那么在開放過程中的“利益博弈”上，就不僅要竭力避免單方面被外方所控制或利用，而且要努力避免在“雙贏”中的“相對收益”（Relative Gain）上成為受損方。因為僅僅是雙贏，假若中方在收益分配上比例過小，中國在國際競爭中仍將處于下風，與發達國家產業實力上的差距將進一步拉大，甚至可能威脅到國家安全等重大利益。一個非常典型的例子就是中國的航空。
中國航空工業的案例：首先，航空航天技術是適用于軍民兩用的最尖端的技術，西方國家向來對這方面的技術轉讓實行十分嚴厲的出口管制，甚至成立跨國機構，如“巴黎統籌委員會”協調西方盟國對于東方國家的高技術出口管制，對于民用飛機的生產制造技術是絕不會轉讓給中國的。其次，由于須投入巨額的研究與開發費用，沒有政府足夠的財政補貼，和政府支持下形成的、足以保證達到生產盈虧平衡點的市場需求，民機的發展必然夭折。空中客車就是在歐洲四國政府持續了20多年的財政支持下成長起來的，而中國在七十年代末，已初步具備了生產干線飛機（運10）的技術，卻出于對國外技術的崇拜和技術轉讓的奢望，不但終止了自主開發，甚至不愿意采購國產機；更糟糕的是，八十年代航空工業實行“軍轉民”，國防定單削減，資源被大量轉向低技術的家電等多種耐用消費品的生產，造成從事高技術開發的科研人才大量流失。這一轉向與發達國家航空業實行“軍民合一、強強聯合、國家扶持”競爭戰略的發展潮流完全相悖，不僅使中國制造生產大型干線飛機的機遇從此喪失，拉大了本已縮小的中國與世界航空業的差距，而且使相關的軍事裝備工業在急劇惡化的國際安全形勢面前處境尷尬。第三，與外資合作生產整機（麥道－82）實則是完成在中國最后的組裝，合作過程中美方對技術和生產的控制，與中國汽車工業合資過程中的情況如出一轍。麥道飛機的生產虧損累累，中方難以為繼。其后中國航空工業又遭受了空中客車毀約（合作生產支線飛機）的打擊，從此只能生產波音公司轉包的部件，如飛機艙門和垂直尾翼，中國得到的轉包量僅及日本的1％，韓國大宇航空公司一家轉包量的1/6。日韓尚且無力問津整機生產，中國更是遙不可及。
值得我們借鑒的是，日本、韓國從二戰后的落后國家迅速躋身于世界發達國家的行列，最根本的原因是在政府支持下培植本國企業的國際競爭力，實現自主發展，最終實現經濟崛起。日本的策略是竭力保護并促進本國產業的發展，通過激勵企業積極參加國際競爭，來抵銷保護所產生的惰性，以趕超世界強國的精神使企業始終保持不斷創新的動力，投資的自由化必須在國內企業成長起來以后才準予實行。日本奉行技術“拿來主義”，是世界軟件技術引進大國，其引進方式十分、高效。規定同類技術只能引進一家，由有意引進該技術的日本企業參加投標，最后由政府權衡投標方的總體實力，來確定最有潛力者作為引進主體，同時投入數倍于引進技術的資金，精心組織實施對引進技術的消化、吸收、改進和創新，從而迅速發展起了自主研究與開發體系，實現了技術超越，成為世界經濟強國。
在國家扶持方面，中國對民族工業、甚至像航空工業這樣重要戰略產業的扶持非常不到位。表面看是官僚機構的短視、低效和麻木不仁，實則反映出中國缺乏有遠見的、堅定的國家產業發展及競爭戰略、具體的政策指導和相關的制度支持，其結果是中國各產業的國際競爭力在過去的近20年中，與主導新一輪全球工商業革命和技術革命的西方跨國公司相比，差距驚人地擴大了[10]。
因此，對于吸引外資應具體，分別對待，而不能想當然地認為引進外資多多益善。引進外商直接投資的“度”應當把握在國內企業承受國際競爭的能力上。因此必須下大力氣扶植關聯度高的尚處弱勢的支柱產業和新興產業，確立中國經濟成長的堅實基礎。在全球化，在各國經濟相互依存的同時，還有經濟技術實力不對等導致的相對收益上的差異、和因此決定的國家實力上的強弱變化以及國家權力上的競爭和沖突。
四結論
吸引外商直接投資的根本目的是促進中國民族工業的發展壯大，是為了更加自信地實行經濟開放，參加國際競爭，實現國家富強。這就要求國家在發展戰略、產業方針和制度保障上相互協調，彼此促進，為民族工業的成長提供強有力的支持。然而，由于急功近利的“發展主義”指導思想的，吸引外資的目的和手段本末倒置。在國內儲蓄節節攀升、銀行存貸差不斷擴大，以及貿易保持長期順差的情況下，仍竭盡全力引進外資，不僅從“雙缺口模型”中找不到支持，而且也沒有達到通過參加國際分工、引進外資獲取國際先進技術，從而增強中國產業國際競爭力的目的。在弊端叢生的體制障礙抑制下，國內投資極度低效，投資、消費增長乏力，極大地制約著國內經濟發展的潛力。在維持經濟持續增長的政治考慮、和解決眼前面臨的諸多困難的巨大現實壓力下，大幅度開放市場，引進外商直接投資已成為維持中國經濟發展至關重要的組成部分。同時，通過全面加入經濟全球化，與國際慣例接軌也成為以外力倒逼國內改革的一種政治策略。不在于倒逼策略本身，而在于這一策略是建立在國內民族工業尚未具備相當實力基礎上的過高期望，招致發達國家乘機大大提高中國加入全球化的門檻，把國際競爭和嚴重削弱中國經濟主權的相關規則全面帶入國內市場，使中國在加入全球化的利益和代價上產生嚴重失衡，并使期望“置之死地而后生”的中國民族工業，在全面“接軌”后的激烈的競爭環境下，有全軍覆沒的危險[11]。而這種“倒逼”如果沒有本國產業實力的強有力支持，必將使中國對全球化主導者的經濟、乃至政治依賴不斷加深，從而喪失改革的自主權和主動權，中國的經濟就有重蹈拉美國家的覆轍，被西方跨國公司控制的危險。
主要：
王小強：“航空向何處去”，《戰略與管理》1999年第5期。
周濟生：“高處不勝寒，Y10升空20周年祭”，打印稿，2000年4月。
吳法成：“中國汽車工業應如何利用外資”，《中國外資》1997年第1期。
胡春力：“外資主導下的垂直分工：東南亞危機的深層原因”，《戰略與管理》1998年第3期。
Dani Rodrik:“Can Integration into the World Economy Substitute for a Development Strategy?” June 2000，見哈佛大學Rodrik的個人網頁。
Dani Rodrik: “Development Strategy for the Next Century”， February 2000，見哈佛大學Rodrik的個人網頁。
Dani Rodrik，with Francisco Rodriguez: “Trade Policy and Global Economy—— A Skeptic's Guide to the Cross－National Evidence， newly revised， May 2000. A re－examination of the relationship between trade policy and the economic growth，見哈佛大學Rodrik的個人網頁。
注釋：
[1]經合組織最新，新華社2000年10月9日（chian.org.cn）。
[2]1976—80年中國外匯儲備分別為美元5.81億、9.52億、1.67億、8.40億和－12.96億（見國家外匯管理局網站資料）。
[3]但外資并無意于促進中國的產業聯動，而是通過垂直分工體系為跨國公司獲取最大的價值增值，有關這方面的論述可見本文第三部分之（3）。
[4]一般來說，一個國家同時出現“雙順差”或“雙逆差”的情況是很少見的。外資的大量流入增加了外匯供給和本幣升值的壓力，從而產生貿易逆差，經常項目的赤字即由資本項目的順差來彌補。但九十年代以來，大量外資的涌入不僅使中國國際收支平衡表中資本項目順差大幅度提高，還增加了中國的進出口總額。考慮到外商直接投資中的設備進口被計入海關統計（列入經常項目中的“借方”，而在資本項目上記錄為“貸方”－長期資本流入），而實際上毋須為此支付外匯，1998年以前的外商投資企業總體為逆差的情況有所夸大，1998年和1999年外商投資企業實現了貿易順差。因此外商直接投資的大量流入增加了中國的外匯儲備，使其從1992年的194.4億美元迅速增加至2000年的1656億美元
[5]崔之元：《擴大內需是一場深刻的革命》，1999年。見崔之元個人網頁。
[6]楊帆：“人民幣匯率研究”，打印稿。
[7]宋泓、柴瑜：“三資企業對中國工業效益的實證研究”，《研究》1998年第1期。
[8]左大培：“外資企業稅收優惠的非效率性”，《經濟研究》2000年第5期。
第5篇：外商直接投資范文
【關鍵詞】外商 投資 獨資
外商在華投資已有30余年的時間，隨著我國改革開放的日益深入，在外商投資數額增長的同時，投資方式也發生了變化，呈現出獨資化趨勢。具體說來，外商投資獨資化趨勢主要表現在：新設外資企業中外商獨資全面超過中外合資和合作；原有的合資、合作企業紛紛轉化外商獨資或控股企業。毋庸置疑，外商獨資經營已成為外商進入我國市場的主流方式。
一、外商在華直接投資獨資化的動因
（一）為“協調成本”松綁
合資企業在三十幾年的發展中，盡管有不少成功的案例，但是由于文化差異或管理理念不合等原因以失敗告終的更占多數。如果是一家獨資公司，可以完全按照母公司的策略來進行生產經營，但有了合資方后，由于來自不同國家的企業管理者在工作方式、思維方法等方面均有很大差異，需要花費更多的精力進行協調。為了降低協調成本，合資企業中的外方通常會采取措施實現獨資或者控股經營。
（二）避免核心技術外溢
先進的核心技術是跨國公司最重要的壟斷優勢。而東道國企業可以通過“干中學”獲得這些先進技術，成為跨國公司的競爭對手，這是跨國公司極不情愿見到的事。為了保護核心技術，鞏固其壟斷優勢，跨國公司勢必會對掌握的先進技術采取嚴格的保密措施。當取得的收益不足以彌補企業為防范其“技術外溢”所花費的成本時，跨國公司寧愿選擇具有較高控制程度的形式――外資控股或者獨資企業。
（三） 跨國公司母公司實現全球化戰略的需要
跨國公司是一個自成體系的獨立經濟實體，具有全球擴張的內在沖動，有著自己明確的全球戰略。跨國公司全球戰略有效實施的前提，就是要保證對其所有分支機構或子公司、特別是合資企業子公司的絕對控制權。跨國公司剛進入我國市場時，資源獲取與控制權相比，顯得更為重要，因此選擇合資是理性的選擇。隨著我國投資環境的改善，跨國公司為追求全球經營戰略以及控制權的占有，傾向于通過增資擴股或收購股權，將海外合資企業轉變為獨資企業；或者通過收購或兼并國內其它企業，直接成立獨資企業。
二、 獨資化趨勢對我國的影響
（一）加劇外資對我國市場的壟斷
在華外商獨資企業的數量日益增多，不可避免地會與國內企業爭奪產品市場。它們憑借其先進的技術、高超的營銷戰略和優質的服務，進一步擴大國內產品與其產品的差距，擠占了我國許多產品的市場。在某些行業中，外資控股企業所生產的產品占據了絕大部分的市場份額，加劇了外資對我國市場的壟斷。以物流業為例，目前在我國物流業三個領域中的國際快遞領域已經被我們熟知的國際四大快遞巨頭FedEx、UPS、DHI、TNT控制了我國國際快遞市場8O%的份額。
（二）加大我國對外商的監管難度
轉移價格是跨國公司建立內部市場的主要手段和內部貿易的有力支撐點，跨國公司在華企業實現控股或獨資后，出于全球競爭戰略的需要，就會強化對內部貿易和轉移價格手段的應用。在我國目前的監管力度下，這方面的問題可能會更加突出，使我國承受著稅收損失、國有資產外流等問題，對我國政府相關部門尤其是稅務部門提出新的挑戰。來自國家稅務總局的數據顯示，在華外企通過轉嫁成本來轉移利潤每年在賬面上的虧損額達到1200億元， 通過這種方式跨國公司每年避稅超過300億元，造成我國巨額稅收流失。
（三） 弱化跨國公司的技術外溢效應
隨著獨資化趨勢加劇，中外合資、合作的機會減少，中方學習模仿外方先進技術的途徑也被大大地限制。盡管外商獨資企業會在我國使用更先進的技術，但因其相對獨立性及其對技術的嚴格保密，使得技術擴散渠道被堵塞，弱化了跨國公司先進技術的溢出效應，限制了我國先進技術的獲得。
（四）導致國有品牌流失速度加快
在華跨國公司非常重視品牌策略，所以其合資對象通常來說都是該行業中較為有實力的國內生產商。跨國公司在取得合資企業控制權后，通常利用國內企業品牌意識薄弱的特點， 逐漸將中方品牌“冷凍”起來，然后充分利用中方原有的營銷渠道，將其品牌產品打人我國市場，逐步擠出中方競爭對手，直至占領市場。眾多國內知名品牌因此被侵蝕，甚至消失。
（五）導致我國高級人才的流失
跨國獨資公司憑借優厚的薪水待遇、完善的培訓體系、規范的管理制度，吸引了我國大批科研人才，加劇了國內人才市場的競爭。我國大多數內資企業在激勵機制上存在誤區，往往更注重物質激勵，并且由于各種因素的制約這種激勵有失公平。美國社會心理學家亞當斯的公平理論認為，當人將自己對工作的投入與獲得的獎酬與他人進行比較而感到不公平時，他就要尋求心理平衡，一是設法增加獎酬，二是降低工作投入；而當他在內資企業中增加獎酬無望時，就會跳槽另謀高就。因此，我國的優秀人才從地域上流出國門的“明流”變為在國內流入外商獨資企業的“暗流”。
參考文獻：
[1]譚紅旭.在華跨國公司股權安排的獨資化成因影響及對策[J].中央財經大學學報， 2006，11.
[2]羅漢春.跨國公司獨資化的成因[J].中國外資，2005，5.
[3]丁勇，朱彤.跨國公司在華FDI的獨資趨勢和我國利用外資對策[J].現代財經，2006，（9）.
第6篇：外商直接投資范文
近年來我國服務業實際使用外資保持增長，2015年上半年服務業實際使用外資434.3億美元，同比增長23.6%，在全國總量中的比重創新高，達63.5%。自2001年正式加入世界貿易組織以來，我國逐步放寬服務業外商直接投資的市場準入限制，外資進入對處于經濟轉型時期中國的市場結構和經濟績效的影響越來越大，直接投資進入對本國市場結構效應的分析一直是學者們所關心的問題。
二、外商直接投資影響市場結構的機理分析
Hymer（1960）首先提出了以產業組織理論為基礎的國際直接投資理論，并指出跨國公司是“市場不完全性”的產物。市場的不完全讓少數企業擁有壟斷優勢，從而進行企業規模的擴張，形成跨國投資。Dunning（1977）的國際生產折衷理論闡釋了跨國企業選擇海外投資方式的動因，當企業同時擁有所有權優勢、區位優勢和內部化優勢時，會選擇直接投資方式進入海外市場，直接投資方式也可分為綠地投資和并購投資兩種。綠地投資又稱作新建投資，跨國公司在東道國新建廠房，購置新設備進行生產經營，綠地投資會增加廠商數量，在東道國市場引入競爭效應。并購投資是通過合并收購東道國現有企業獲得股權，形成對東道國在位企業的控制，并購投資方式沒有直接增加東道國市場廠商數量，初期不會對東道國市場結構產生明顯影響，但長久看溢出效應的作用使東道國在位企業效率提高，市場競爭程度加劇，會對東道國市場結構產生影響。
三、基于我國信息服務和軟件業的分析
1.信息服務與軟件業市場結構現狀
通常刻畫市場結構特征的一個重要量化指標是市場集中度，它能夠比較真實的體現市場中企業相對規模的大小，綜合地反映出市場的競爭狀況。經常使用的集中計量指標有：CRn、赫芬達爾-赫希曼指數。本文將采用CRn指數反映行業集中度，式（1）是CRn指數的基本計算公式，其中，xi/X表示第i家廠商的市場份額，該指標的數值越大，表明前n位的企業對市場的操控能力越強，本文計算了2005年-2014年軟件與信息服務業集中度指標。
2.信息服務與軟件業外商直接投資規模現狀
外商直接投資FDI是一個存量的概念，準確估算FDI的規模能夠如實反映我國外商直接投資狀況。本文采用永續盤存法估算FDI存量，根據國家隊外資企業的最低殘值率10%，折舊年限15年，用固定資產折舊的平均年限法，最終按照年折舊率6%計算得到各年的FDI存量，計算方法如下：
2005年-2014年，我國信息服務與軟件業外商直接投資資本存量總體增加，其中，2006、2008年增幅較大，分別由584337624.3萬元、1784867185萬元增至1401269652萬元、2796713019萬元，漲幅達139.8%和56.69%。2008年后，除2012年達到最高2823027243萬元，其余各年無較大幅度增減。
3.外商直接投資規模與市場結構關系
我國信息服務和軟件業行業集中度與外商直接投資規模的現狀呈先大幅上升后略微下降的趨勢，可以推測兩個變量間存在一定的相關性。為了進一步驗證兩者間的相關關系，本文擬通過簡單的回歸分析加以驗證，將信息服務和軟件業行業集中度作為因變量，外商直接投資規模作為自變量，建立二元線性回歸方程，運用Eviews7.0軟件進行回歸分析，回歸結果如下表3：
模型總體R方達0.504693，整體擬合情況良好；F檢驗中，模型在5%的水平上通過顯著性檢驗，行業集中度與外商直接投資規模存在回歸關系；外商直接投資規模系數為正，T檢驗P值為0.0213，在5%的水平上顯著，說明在信息服務與軟件業中外商直接投資與行業集中度存在正向相關關系。由此，可以認為在信息服務與軟件業，外商直接投資規模對行業集中度有正向影響，外商直接投資規模的擴大有利于提高行業集中度，提升行業競爭力。
4.影響信息服務與軟件業市場結構的其他因素
首先是政策因素，國家對不同行業實施的產業政策的異同也會對行業集中度產生影響。其次是行業因素，市場容量的大小會對行業集中度產生一定影響。
第7篇：外商直接投資范文
關鍵詞：外商直接投資 產業結構升級 固定效應模型
一、引言
近年來，我國利用外商直接投資成果顯著。外商直接投資通過資本、技術等生產要素的流入，一方面改變了投資結構，直接促進產業結構優化，另一方面通過提高收入水平，改變消費結構，間接的促進了產業結構優化。本文對遼寧省14個地區的面板數據做出了實證分析，對外商直接投資對遼寧省三大產業發展的影響進行定量分析，為相關政策的制定提供參考。
二、數據描述及方法介紹
（一）指標選取與數據說明
外商直接投資對產業結構的影響體現為實際利用外商直接投資對各個產業構成的貢獻。本文模型選取的因變量是產業結構變量。產業結構變量是指國民經濟各個產業之間的組織結構情況。衡量產業結構升級有許多評價指標，考慮到數據的可獲取性，本文采用三大產業結構比例指標來衡量遼寧省14個地區的產業結構變化。用各地區的第一、二、三產業占GDP的百分比來衡量產業結構變化，分別用符號G1、G2、G3表示，作為被解釋變量。模型的自變量為外商直接投資變量，本文采用各地區實際利用的外資額作為解釋變量。
本文選取遼寧省2007—2010年14個地區的面板數據作為樣本，共56個樣本點，數據來源于2008—2011年遼寧省統計年鑒和中經網統計數據庫。
（二）方法介紹
本文在對建立的Panel Data模型進行估計時，使用的樣本數據包含了截面、時期、變量3個方向上的信息。建立Panel Data模型的第一步就是檢驗被解釋變量的參數是否對所有截面都是一樣的，即檢驗樣本數據符合哪種模型形式：無個體影響的不變系數模型、變截距模型、含有個體影響的變系數模型，從而避免模型設定的偏差，改進參數估計的有效性并使用協方差分析檢驗。
本文主要考慮變截距不變斜率模型，該模型允許存在個體影響，并用截距項的差別來說明，隨機誤差項反映被忽略的隨個體和時間變化因素的影響。確定模型形式后，判斷這一形式屬于固定效應模型還是隨機效應模型，需要通過Hausman檢驗來判定。
為了消除可能的異方差，我們對所有變量的數據都進行了對數處理，分別記為LnFDI、LnG1、 LnG2和LnG3，這樣估計出來的系數就是有關變量對產業結構升級變量的彈性影響。運用Eviews6.0進行回歸分析來說明外商直接投資對遼寧省14個地區的產業結構調整效應的大小，以此來說明外商直接投資對其產業結構升級的貢獻。根據以上分析，建立如下回歸模型：
其中和為待估計回歸系數，為隨機誤差項。本文的期望顯著為正，如果為正，就表示遼寧各地區外商直接投資對產業結構升級有顯著的和積極的作用；如果為負，則表示外商直接投資對該地區產業結構升級不具有積極作用，甚至出現消極的作用。
三、對遼寧省外商直接投資的描述性分析
為了對遼寧省外商直接投資與產業結構升級關系進行更好的認識，我們先對2007年到2010年遼寧省各地外商直接投資情況進行分析，對各地區外商直接投資與三大產業的相關性進行分析。
（一）2007年到2010年遼寧省各地區外商直接投資情況
圖1 2007-2010年遼寧省各地區外商直接投資數額 單位：萬美元
圖1顯示，遼寧省各地區外商直接投資有較大差異。具體來看，沈陽和大連作為遼寧省經濟發展的區域中心在吸引外商直接投資方面明顯強于其它地區，沈陽市四年間外商直接投資總額為154億美元，平均額為39億美元，是全省平均額的7倍；大連市四年間外商直接投資總額107億美元，平均額為27億美元，是全省平均值的4.8倍；與此同時，剩余地區的外商直接投資則明顯小于沈陽和大連，阜新、葫蘆島、朝陽排名位居全省最后三位，三個地區四年間外商直接投資總額分別為1億美元、1.1億美元、1.2億美元，平均額分別為0.27億美元、0.28億美元、0.3億美元，分別為全省平均值的4.9%、5.1%和5.5%。
總體來看，遼寧省各地區外商直接投資總額逐年增多。遼寧省全省外商直接投資總額由2007年的36億美元增長到2010年的120億美元，年均增長35%；就各地區來看，外商直接投資增長較快的地區有朝陽、鞍山、鐵嶺等地區，年平均增長速度分別為71%、70%、66%；增長速度低于全省平均水平的地區有沈陽、撫順、本溪、葫蘆島，年均增長速度分別為26%、32%、31%、21%。
（二）外商直接投資與三大產業占GDP比重的相關系數分析
外商直接投資對三大產業的發展具有顯著的影響，但是對不同地區和不同產業的影響差異較大，如對有些產業的發展具有顯著的帶動作用，而對別的產業的帶動作用則并不顯著，這與某一地區的產業結構密切相關。為了清晰地看到不同地區不同產業與外商直接投資的關系，我們分別計算三大產業占GDP比重與外商直接投資的相關系數，如表1所示。
表1顯示，外商直接投資與不同產業的相關關系有較大差別。具體來看，遼寧省14地市中，外商直接投資與第一產業的相關系數大部分為負，說明了第一產業的發展并沒有受到外商直接的推動，反而呈反向關系；外商直接投資與第二產業的相關關系大部分為正，說明了第二產業的發展明顯受到外商直接投資的帶動；外商直接投資與第三產業的相關系數沒有呈現一定的規律性，說明了第三產業的發展與外商直接投資的關系在不同地區差異明顯。
從各地區來看，錦州、朝陽、葫蘆島的第一產業發展與外商直接投資呈顯著正向關系，說明了這三個地區的第一產業受到外商直接投資的帶動影響較為顯著；除葫蘆島、遼陽、鞍山外，遼寧省絕大部分地區的第二產業與外商直接投資呈顯著正向關系，顯示了外商直接投資對遼寧省第二產業的發展帶動作用顯著；鞍山、遼陽的外商直接投資與第三產業的發展呈顯著正向關系，說明這兩個地區的第三產業受外商直接投資帶動作用顯著，而沈陽、大連、撫順、本溪、丹東、阜新、鐵嶺、朝陽等大部分地區的第三產業發展與外商直接投資則呈顯著負向關系，說明了外商直接投資并沒有對遼寧省第三產業的發展形成帶動作用，反而制約了遼寧省第三產業的發展。
四、模型擬合及結果分析
為了對遼寧省各地區外商直接投資與產業結構升級的相關程度進行定量分析，本文分別以第一、二、三產業產值占其GDP的比重的對數（LnG1、 LnG2和LnG3）為被解釋變量，以各地區實際利用外資額的對數（lnFDI）作為解釋變量，進行面板數據回歸（為便于描述，以下簡稱第一產業模型、第二產業模型、第三產業模型）。表2、表3給出了固定效應變截距模型回歸結果。
注：回歸方程結果由Eviews6.0給出；括號內為t統計量對應的P值。
（一）基于第一產業模型的分析
為分析第一產業結構，先建立第一產業模型。首先，對變截距模型進行Hausman檢驗，檢驗統計量所對應的 P值為0.0043，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。因此采用固定效應變截距模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為負，表明第一產業產值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負相關關系，即隨著外商直接投資的增加，第一產業產值占GDP的比重出現下降趨勢。從而說明外商直接投資對產業結構升級不具有積極的作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第一產業產值占GDP中的比重就下降0.071個百分點。由此我們可以推測，外商直接投資并沒有流向遼寧省第一產業，而是流向第二產業和第三產業。
從固定效應變截距模型估計結果也可看出，遼寧省各地區模型的截距項存在差異。其中固定效應最高的三個地區分別是錦州、營口、葫蘆島，而固定效應最低的三個地區分別是盤錦、鞍山、遼陽。
（二）基于第二產業模型的分析
為分析第二產業結構的變化，本文先建立第二產業模型。首先，我們對模型進行Hausman檢驗，第二產業模型的Hausman 檢驗統計量是5.095540，P值為0.0240，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。為了進一步確認應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，再對模型進行F統計量檢驗，結果F值為58.984190，P值為0.0000，說明固定效應模型優于混合模型，因此本文最終采用固定效應變截距不變斜率模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為正，表明第二產業增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在正相關關系，即外商直接投資對產業結構升級有一定的積極作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第二產業增加值占GDP中的比重就上升0.02個百分點。
從表1看出固定效應模型中遼寧省各地區的變截距差異，說明遼寧省外商直接投資對第二產業結構的固定影響存在著明顯的地區差異。其中固定效應最高的三個地區分別為盤錦、遼陽、鐵嶺，而固定效應最低的三個地區分別為丹東、沈陽、大連。
（三）基于第三產業模型的分析
為分析第三產業結構的變化，先建立第三產業模型。首先進行Hausman檢驗，我們對模型進行Hausman檢驗，第三產業模型的Hausman 檢驗統計量是4.475797，P值為0.03444，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。為了進一步確認應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，再對模型進行F統計量檢驗，結果F值為162.891529，P值為0.0000，說明固定效應模型優于混合模型，因此本文最終采用固定效應變截距不變斜率模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為負，表明第三產業增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負相關關系， 即外商直接投資對產業結構升級沒有推動作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第二產業增加值占GDP中的比重就下降0.016個百分點。
從表2可以看出，固定效應模型中遼寧省各地區的變截距，說明遼寧省外商直接投資對第三產業的固定影響存在著明顯的地區差異。其中固定效應最高的三個地區分別為沈陽、丹東、大連，而固定效應最低的三個地區分別為盤錦、遼陽、本溪。
參考文獻：
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第8篇：外商直接投資范文
[關鍵詞]外商直接投資；經濟；穩定性；影響
[中圖分類號]F832.6；F124 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）16-0014-02
1 外商直接投資概述
1.1 外商直接投資的概念
所謂外商直接投資（Foreign Direct Investment，FDI），也叫國際直接投資（International Direct Investment），它以控制經營管理權為核心，以獲取利潤為目的，是與國際間接投資相對應的一種國際投資基本形式。在我國，外商直接投資主要是指外國企業和經濟組織或個人（包括華僑、港澳臺同胞以及我國在境外注冊的企業）按我國有關政策、法規，用現匯、實物、技術等在我國境內開辦外商獨資企業，與我國境內的企業或經濟組織共同舉辦中外合資經營企業、合作經營企業或合作開發資源的投資（包括外商投資收益的再投資），以及經政府有關部門批準的項目投資總額內企業從境外借入的資金。
1.2 直接投資的方式
我國吸收外商投資，一般分為直接投資方式和其他投資方式。采用最多的直接投資方式是中外合資經營企業、中外合作經營企業、外商獨資經營企業和合作開發。其他投資方式包括補償貿易、加工裝配等。
1.2.1 中外合資
中外合資經營企業亦稱股權式合營企業。它是外國公司、企業和其他經濟組織或個人同中國的公司、企業或其他經濟組織在中國境內共同投資舉辦的企業。其特點是合營各方共同投資、共同經營、按各自的出資比例共擔風險、共負盈虧。各方出資折算成一定的出資比例，外國合營者的出資比例一般不低于25%。
中外合資經營企業是中國利用外商直接投資各種方式最早興辦和數量最多的一種。在吸收外資中占有相當比重。
1.2.2 中外合作
中外合作經營企業亦稱契約式合營企業。它是由外國公司、企業和其他經濟組織或個人同中國的公司、企業或其他經濟組織在中國境內共同投資或提供合作條件舉辦的企業。各方的權利和義務，在各方簽訂的合同中確定。舉辦中外合作經營企業一般由外國合作者提供全部或大部分資金，中方提供土地、廠房、可利用的設備、設施，有的也提供一定量的資金。
1.2.3 外商獨資
外商獨資企業指外國的公司、企業、其他經濟組織或者個人，依照中國法律在中國境內設立的全部資本由外國投資者投資的企業。根據外資企業法的規定，設立外資企業必須有利于我國國民經濟的發展，并應至少符合下列一項條件，即采用國際先進技術和設備的；產品全部或者大部分出口的。外資企業的組織形式一般為有限責任公司。
1.2.4 合作開發
合作開發是海上和陸上石油合作勘探開發的簡稱。它是國際上在自然資源領域廣泛使用的一種經濟合作方式，其最大的特點是高風險、高投入、高收益。合作開發一般分為三個階段，即勘探、開發和生產階段。合作開發比較以上三種方式，所占比重很小。
我們目前還有一些新的利用外資的方式。如①BOT。在基礎設施領域的BOT項目已開始嘗試。②投資性公司。1995年4月，外經貿部了《關于外商投資舉辦投資性公司的暫行規定》，以鼓勵境外大公司開展其系列投資計劃。③外商投資股份公司。股份公司可以發起方式或募集方式設立，現有的外商投資有限責任公司也可申請改制為股份有限公司。④購并。跨國購并已成為國際直接投資的主要方式之一。外國投資者并購境內企業，系指外國投資者協議購買境內非外商投資企業的股東的股權或認購境內公司增資，使該境內公司變更設立為外商投資企業；或者，外國投資者設立外商投資企業，并通過該企業協議購買境內企業資產且運營該資產，或，外國投資者協議購買境內企業資產，并以該資產投資設立外商投資企業運營該資產。
直接投資項目，最大的困難就是缺資金，充分利用外資既可以學習外國的先進技術和管理方法，又是解決資金困難的有效途徑。我國利用外資分為兩種形式，即：吸收外商直接投資和借用國外貸款。
2 經濟穩定性的內涵
經濟穩定的含義通常是指要實現充分就業，物價穩定和國際收支平衡。經濟穩定還包括有經濟增長的內容，就是指保持經濟的持續、穩定、協調的發展。世界銀行于1990年定義一個穩定的經濟框架時，從通貨膨脹、實際利率、財政政策、實際匯率和國際收支等幾個方面進行。但在這五個標準中，只有通貨膨脹是可以定量分析的，財政政策僅僅通過財政赤字這一個變量并不能完全衡量。這是由不同國家在不同時期根據貨幣調控政策和經濟發展程度等所制定的。理論上講，一個穩定的宏觀經濟環境通常意味著其宏觀經濟政策制定有效且穩定，但實際上很難有一項宏觀政策可以控制一個單一的變量。所有宏觀經濟變量之間都會存在著聯動性。因此，上述變量的定量測度在實際操作當中很難完成，即使采用某種單一變量近似代替，所得出的結論也很難具有說服力。在此基礎上，一種簡單化的分析方法應運而生，即采用衡量宏觀經濟政策的特定指標。宏觀經濟政策的基礎指標是通貨膨脹率、預算赤字（或盈余）以及外匯黑市的溢價。
3 外商直接投資對中國經濟穩定性的影響
面對外商直接投資在發展中國家如此迅猛的增長速度以及外商直接投資大量流入對中國經濟穩定性的影響機制主要體現在：
（1）外商直接投資大量流入，東道國投資增加。在帶動就業量增加的同時，也引起了各產業間勞動力分布的不平衡，從而引起產業結構的變化。并最終會引起經濟發展在各產業及各地區之間發展的不平衡，導致經濟不穩定狀況的出現。
（2）增加貨幣升值的壓力，導致出口受阻。在固定匯率制下，由國內通貨膨脹引起貨幣升值；在浮動匯率制下，則會由名義匯率的波動引起貨幣升值的壓力。同時由于貨幣升值壓力過大，進口會增長很快，出口則會出現受阻的局面。從而很容易導致經常項目赤字的情況，并最終引起國際收支經常項目的失衡。
（3）外商直接投資通過影響經濟增長的基礎要素來間接影響潛在產出的增長。技術、資本和勞動力是傳統經濟學中決定經濟增長的三大要素。而其中產業資本存量、人力資本積累和技術進步均為對其投資的結果。因此，社會可支配資金的規模及其配置方式和配置效率是潛在產出增長的基礎。對于發展中國家而言，外商直接投資的大量流入在很大程度上緩解了其發展過程中對資金的需求壓力，彌補了資本要素的稀缺，但也引起了一些不良的后果。主要表現為：首先，過快的投資刺激了國內的總需求大量增加，導致經濟過熱發展；其次，發展中國家在還不具備完善金融機制和健全金融體制的情況下大量引進外商直接投資，勢必會造成金融體系脆弱性的加劇。
（4）外商直接投資的大量流入會引起經濟過熱。外商直接投資在發展中國家的過快增長，勢必會引起東道國國內外匯儲備的增加，外匯占款也會隨之增加。外匯占款的增加隨之會引起基礎貨幣增加，從而M2增加，國內需求增加。并最終引起通貨膨脹和經濟過熱現象。外商直接投資大量流入發展中國家是從20世紀80年代初開始出現的，之后一直處于穩定的態勢。直到90年代中期由于東南亞金融危機的影響，全球經濟出現低迷，大部分發展中國家的外資流入額也受其影響，出現下滑。比如印尼、智利、巴西和阿根廷都出現了不同程度的下降。
外匯儲備增加引起基礎貨幣增加理論界一致認為外商直接投資的流入對東道國外匯儲備和基礎貨幣的供給存在影響。具體來說，外商直接投資的大量流入會帶來外匯收入和外匯儲備的迅速增加。相應地，中央銀行不得不投放大量的基礎貨幣來補充相應的外匯占款。一旦貨幣的大量供給超過實際需求，必然會給通貨膨脹帶來直接的壓力。通貨膨脹從根本上講是總需求和總供給之間的矛盾產生的。進口商品和服務是國內總供給的構成部分，出口構成總需求的一部分。在短期內，國內總供給和總需求是一定的，外資的大量流入勢必會引起國內總供給的上升，從而改變東道國的供需平衡狀態，導致東道國通貨膨脹水平發生變化。一方面，外商直接投資通過拉動一國投資水平的上升，從而構成對配套設施及物資的超預期需求，影響一國的物價水平狀況。外商直接投資造成金融體系脆弱性上升。外商直接投資的大量流入從金融層面來講，可能會引起信貸風險、市場風險和流動性風險的上升，對宏觀穩定產生負面沖擊。
（5）外商直接投資降低國際收支平衡能力。外商直接投資的過度引入會對發展中國家國際收支平衡能力造成影響。一個國家的國際收支平衡能力通常用其擁有的外匯儲備額來衡量。外匯儲備越多，理論上其償還國際債務及干預本幣匯率的能力越強；反之，則平衡國際收支的能力會越弱。外商直接投資的引入對發展中國家宏觀經濟的調控以及外匯儲備的影響是突出存在的，特別是國際收支平衡的調控方面確實起到了一定的有利作用。但是，經常項目赤字不應過高，一般認為不應超過全國GDP的5%。如果超過這個警戒線，則很容易造成市場運行的失靈。
（6）外商直接投資加大發展中國家勞動力市場的擠出效應。對于大多數發展中國家而言，生產要素中的資本要素普遍短缺，而勞動力生產要素較為充裕。這種狀況的弊端在發展中國家的經濟發展當中也不斷地暴露出來，成為抑制其發展的一種“瓶頸”。外商直接投資在給發展中國家帶來資本的同時，也可以解決勞動力剩余的問題，并且在生產過程中通過技術外溢效應提高東道國的整體勞動力生產水平。外商直接投資對東道國就業方面的負面效應也是存在的。由于技術水平的差異導致國外企業的資本勞動比總體上要高于國內投資企業，更多的是一些資本要素密集型企業，因此高資本投入必然會降低對勞動力的需求量。另外，擠出效應也是影響東道國就業下降的一個主要方面，外商直接投資通過擠占國內投資，從而占領更多的市場份額，給就業帶來負面影響。
參考文獻：
[1]褚敏，張建輝，靳濤.外商直接投資溢出、市場化轉型與經濟增長[J].投資研究，2013（1）.
第9篇：外商直接投資范文
關鍵詞：外商直接投資 路徑依賴 政府選擇 經濟增長
隨著經濟全球化進程的不斷加速，外商直接投資（foreign direct investment）給后進國家的經濟發展正在帶來日益強化的路徑依賴效應，即在技術創新和制度安排等層面上對發展中國家的經濟增長具有支配性的影響。從積極的方面看，如果具備必要的條件，路徑依賴能讓后進國家的后發優勢較快地發揮出來，有利于后進國家節約技術和制度創新的成本；而從消極的方面來考慮，路徑依賴則會使發展中國家在日益全球化的經濟體系中長期地處于依賴的位置上。當前我國已經進入全面建設小康社會的新的歷史階段，如何在積極引進外商直接投資過程中避免形成對外商直接投資的嚴重依賴，是現實中一個值得高度重視的問題。
一、外商直接投資與經濟增長：前人的相關研究
在近代社會的經濟增長過程中，引進外部投資的重要性很早就引起了經濟學理論的興趣。20世紀40年代末期，哈羅德在其提出的動態經濟增長模型的基礎上，指出當一國內部的儲蓄不足以支持理想的經濟增長率時，可以通過引進外部的資本來提高本國的經濟增長率。1960年，羅托斯在闡述其經濟“起飛”理論時指出，一個國家需要有足夠的投資（國內凈投資占國民收入中的比例超過10%）才能有效地啟動現代的經濟增長，而發展中國家由于自身的人均國民收入水平偏低，往往不能滿足這一條件，引進外資則能為實現經濟起飛創造必要的條件。1966年，錢納利和斯特勞特進一步提出了影響廣泛的“兩缺口”理論。其基本的內容是，后進國家在啟動現代經濟增長的時候，既面臨著內部儲蓄不足帶來的投資缺口的制約，也面臨外匯供給不足的缺口，后者制約其從國外輸入投資物品的能力從而影響到資本的形成。引進外資是填補這兩大缺口的有效手段。
現實生活中外商直接投資的作用也大大超過了對兩缺口的簡單填補。比如，外商直接投資可能帶來廣泛的技術轉移效應，加快技術進步的速度，這一點內生經濟理論等給予了高度重視。根據內生經濟增長理論的分析，影響一國經濟增長的不只是資本和勞動的增量。在一國經濟增長過程中，技術不是一種外生的變量，而是影響資本與勞動等要素投入產出關系的內生變量。引進外商直接投資，一個重大的影響是加速技術創新的進程，使發展中國家能夠利用發達國家在歷史上長期積累起來的科學技術進步的成果，加快自身的經濟發展步伐。
1999年發表的《世界投資報告》指出，外商直接投資對東道國經濟發展所產生的影響往往是相當廣泛的，集中起來說主要有5個方面：一是擴大投資的來源，加快資本形成的速度；二是帶來技術轉移效應，提高東道國的技術水平；三是拉動出口貿易的增長，增強出口競爭能力；四是增加就業機會，并改變就業的結構；五是對生態環境保護起到一定的示范和促進作用（1）。現實生活中，外商直接投資在上述幾個方面的積極效應都不難觀察到，當然在不同國家里程度往往不同。
外商直接投資給東道國帶來的并不都是積極的影響。20世紀五六十年代，以普雷維什（RaulPreisch）、繆爾達爾（Gunnar Myrdal）等為代表著重研究發展中國家經濟發展問題的經濟學家，明確指出了從發達國家輸入的外部投資，對發展中國家的經濟進步可能帶來嚴重的有害影響，通常的結果是加深后進國家內部的兩極分化，對內部資本積累形成沖擊，甚至形成“飛地”現象。卡爾多索（Fernando H.Cardoso）更加尖銳地指出，跨國公司在發展中國家投資的結果是導致和強化發展中國家對發達國家的依附。一方面，跨國公司把后進國家內部一些先進的經濟部門同國際資本主義體系聯系在一起；另一方面，它又使后進國家內部的落后經濟部門依附于先進的經濟部門，總體上形成一種“殖民地內在化”的效應，無助于后進國家本身的經濟發展而只是服務于發達國家的需要。
上述經濟學家對外商直接投資的激烈批判，并不只是一種情緒上的發泄，而與當時歷史條件下跨國公司在發展中國家的實際表現密切相關。比如，“飛地”現象在歷史上的確較為廣泛地存在過，外商直接投資對發展中國家的經濟發展造成嚴重傷害也決非是個別現象。后來隨著時代的進步（包括發展中國家本身所進行的斗爭和經濟發展），跨國公司的行為方式有轉變，然而，某些方面的消極影響至今仍然存在。今天我們現實地來看待外商直接投資，那么它既不是天使，也不是惡魔，而只是追求自身利益最大化的商人。
從市場經濟運行的角度來分析，特別是從發展中國家的現實情況來看，外商直接投資可能帶來的消極影響應當也是不能忽視的。指出外商直接投資可能帶來的消極影響，并不是對其可能產生的積極作用的否定，相反，缺乏對外商直接投資消極影響的清醒認識，只會對發展中國家引進外商直接投資產生不利的影響。在當前經濟全球化日益加速的形勢下，的確有一些人包括一些經濟學家只是片面地談論外商直接投資的積極影響，忽視甚至有意抹殺外商直接投資的消極影響一面，這不僅在理論是不成熟的，在實踐中也是十分有害的。
回顧歷史，發展中國家對外商直接投資的態度經歷了3個階段的轉變：一是在殖民主義條件下的無條件地、無奈地接受外商直接投資；二是在第二次世界大戰后亞非拉國家紛紛走上民族獨立之后，一段時期內對外商直接投資采取全面排斥的方針；三是隨著世界各國經濟對外開放程度的擴大，總體上對外商直接投資采取積極鼓勵的方針。當前世界各國大都是把外商直接投資當作貴賓來邀請。面對以發達國家為主的龐大的國際資本體系，發展中國家明顯處于弱勢的地位。為更多地引進外商直接投資，發展中國家往往在政策上做出更多的讓步，付出更大的成本，進而導致東道國與外商直接投資之間在某些方面的矛盾更加尖銳、更加深刻。因此，如何制定和實施有效的外資政策是發展中國家面臨的一種嚴峻挑戰。
二、外商直接投資對中國經濟發展的主要貢獻
根據國家商務部網站提供的數據，2003年全國新批設立外商投資企業41081家，比2002年增長20.22%；合同外資金額1150.70億美元，同比增長39.03%；實際使用外資金額535.05億美元，同比增長1 44%.我國引進外商直接投資仍然保持著良好的增長態勢。截至2003年12月底，全國累計批準設立外商投資企業465277個，合同外資金額9431.30億美元，實際使用外資金額5014.71億美元（2）。外商直接投資在加速中國經濟增長中所起到的重要推動作用得到了廣泛的認同。
目前，人們比較多地是沿用古典經濟增長理論來解釋外商直接投資對中國經濟發展的影響。簡單地說，外商直接投資的流入增加了國內投資的資金來源，其他方面的條件不變，就能相應地提高經濟增長的速度，許多實證分析都是圍繞這一思路來展開的。比如，杜江（2002）等人的研究表明，外商直接投資對國內資本的形成具有重要的影響，這一點可以從外商直接投資對本國資本形成的感應度（I/FDI：本國資本形成的變動量比外國直接投資變動量）上反映出來，實證分析的結果是外商直接投資每增加1美元，可以帶動國內資本形成的總量增加24.208元人民幣。投資的增長則一直是拉動中國經濟增長的主要力量。
我們認為，集中從要素供給增長角度來討論外商直接投資對中國經濟增長的貢獻，存在著很大的局限性，不能很好地解釋外商直接投資在中國經濟發展的作用。理由之一是，從歷史上看，建國之后我國就存在著相當高的積累率，這部分地是由于東方文化的影響，部分地是計劃經濟體制的強制。參照羅斯托的經濟增長理論，我國很早就具備了進入現代經濟增長的前提條件。至少可以說，資本供給缺口論不足以有效地說明外商直接投資對中國經濟發展的貢獻。從今天的現實中更可以看到，現在的國民儲蓄總量遠遠超過外商直接投資的流入量，但外商直接投資正以前所未有的速度進入中國，資本供給數量問題顯然不是主要的理由。
中國經濟發展從引進外商直接投資中所獲得的利益，從深層次上來分析，我們認為應當主要是外商直接投資帶來的資源配置示范效應。也就是說，外商直接投資對中國經濟運行的根本性影響不是資源供給總量的增大，而是資源配置方式的轉換。誠然，外商直接投資的確增加了國內市場資本和技術等生產要素的供給，但它們是在資源配置方式發生了轉變的條件下才發揮出預期的效果，并對國內生產資源的使用效率改進起到了明顯的拉動作用。外商直接投資最重要和最深刻的影響是把市場經濟的運行方式輸入到中國來，在中國向市場經濟轉型的過程中發揮出特殊的示范促進作用，而經濟體制的轉型則是推動中國經濟增長的最重要的因素。概括起來說，這種示范作用突出地表現在3個方面：
第一，制度創新的示范。引進外商直接投資，首先是把傳統計劃經濟體制撕開了一個大口子，然后是在競爭中讓市場經濟在社會上獲得了廣泛的認同。今天回顧起來看，真正讓中國公眾對市場經濟的效率和活力有切身體會的，是外商直接投資企業在現實經濟中的運行。如果沒有在引進外商直接投資方面的重大突破，中國經濟在整體上從計劃經濟轉向市場經濟進程不僅不會這么快，而且也許還會是難以想象的。外商直接投資的進入在國內市場上直接帶來了政府與企業關系的根本變化，對整個宏觀經濟管理體制改革所產生的影響十分深遠。
第二，企業競爭的示范。外商直接投資企業在國內市場上的運作方式，不僅在改革開放初期產生出強烈的市場沖擊效應，至今仍然在市場上具有領先的示范效應。傳統計劃經濟體制缺乏效率的最基本的原因，是把作為經濟發展主體的企業作為政府的附屬物，完全使其失去了內在的活力。外商直接投資企業的進入，對我國企業制度的改革起到的示范作用非常重要。在一定意義上可以說，外商直接投資過程中引入的現代企業制度和企業家精神，對我國經濟體制的轉型在微觀層次上起到了重要的奠基作用。
第三，市場開拓的示范。從近年的現實生活中可以看到，外商直接投資企業在發現和滿足國內市場需求方面往往起著先行者的作用。改革開放初期，外商投資企業比較搶眼的表現是在輕工業領域引入新的產品，提高產品的質量，如我國日用消費品和家電產品的發展過程，受外商直接投資企業的影響要遠比進口明顯。近年來，又是外商直接投資大規模地進入轎車生產領域等，大大地加快了居民消費結構升級的步伐，對整個國民經濟的結構升級產生了重要的拉動作用。
三、正視經濟增長對外商直接投資的依賴
在充分肯定外商直接投資對中國經濟發展做出了積極貢獻的同時，當前我們特別需要清醒地看到事物的另一方面，即中國經濟已經在一定程度上出現了對外商直接投資的依賴。近期國際上有一種評價認為，中國的經濟增長是借來的。理由是改革開放之后中國經濟的快速增長基本上是依靠外商直接投資和出口來拉動。我們認為，雖然這樣的評價明顯過于夸張，但也的確提出了一個重要的問題，現在是正視中國經濟發展對外商直接投資依賴的時候了。從現實情況來看，國民經濟增長對外商直接投資的依賴較為明顯地表現在3個方面：
第一是出口增長的依賴。2003年我國外貿總額達到8500美元，增長速度之高多年來罕見，與此同時，外商直接投資企業的進出口總額在我國外貿總額中所占比重也再創新高，接近56%.雖然我國對外貿易總額已經在全球排名第4，但與其他貿易大國如日本和德國等相比有兩點明顯的不同：一是外商直接投資企業的出口所占比重高，二是加工貿易的比例很大（這也與外商直接投資密切相關）。改革開放以來，外商直接投資企業在我國對外貿易總額中的比重持續地快速增長，目前已經成為外貿增長最主要的來源。出口作為拉動國民經濟增長的一個重要因素，對外商直接投資的依賴程度如此之高已經相當令人吃驚。
第二是技術進步的依賴。現實生活中的情況是，對國民經濟發展具有重要支撐作用的一些主導產業的發展往往依賴于外商直接投資，汽車工業和微電子產業是明顯的例子。前者是多年來政府一直高度加以保護的產業，近年對外商直接投資開放之后，民族品牌已經接近消亡，快速增長的龐大國內市場只是為外商直接投資企業的擴張提供了良好的機遇。目前，后者則基本上控制在外商直接投資企業的手中，要實現技術轉移看來還只是一種良好的愿望。更重要的是，在新興戰略性產業中對外商直接投資的完全開放，直接對國內的研究開發能力的培育起到了摧殘作用，也對國內資本的進入形成排擠效應，整體上明顯地強化了對國外先進技術的依賴。
第三是資本形成的依賴。一方面，外商直接投資在國內投資總額中所占比重是持續上升的，近年已經達到相當高的水平。同其他發展中國家相比之這個比率明顯地偏高，更不用同發達國家來進行比較。另一方面還要看到，國內我們自己的投資也有很大一部分是與外商直接投資密切地聯系在一起的，如為外商直接投資項目配套的基礎設施投入等，在沿海地區這一比例是相當高的。投資推動是近年中國經濟快速的一個主要因素，而社會總投資的增長與外商直接投資之間的密切關聯則不能不令人有些擔憂。
經濟運行過程中形成對外商直接投資的依賴，與積極有效地引進外商直接投資的初衷是相違背的。從國民經濟長遠發展的角度來考慮，對外商直接投資的依賴所具有的潛在危害相當嚴重，盡管有些問題在短期內還不明顯，甚至短期來看還是有益的，但隨著時間的推移矛盾就會逐步暴露出來。
首先，國民經濟結構升級受阻。我國人均國民收入突破1000美元之后，產業結構升級將是推動國民經濟總量持續增長的一個關鍵性因素，而目前在引進外商直接投資方面形成的出口依賴和技術依賴等，顯然對加速經濟結構升級很不利。值得注意的是，這種不利影響正隨著時間的推移而日益顯示出來。比如，前面已經指出加工貿易在我國出口總額中所占比重非常之高，而這與外商直接投資密切相關。出于對自身投資利益的考慮，外商直接投資企業會本能地讓這種格局盡可能長地維持下去。眾所周知，出口結構直接制約一國產業結構的升級。實際上，到目前為止外商直接投資主要是著眼于利用我國廉價的勞動力，外商已經形成的投資客觀上都難免會成為產業結構進一步升級的阻力。
其次，競爭擠出效應日益明顯。隨著整個國民經濟的運行，國內資金從短缺走向過剩，外商直接投資在國內市場上的作用也越來越多從積極地增加有效供給，轉變為對民間投資和國有資本形成擠出效應。改革開放后的一段時期內，國內資本與外商直接投資之間的競爭主要集中在有限的資源方面，如基礎設施和能源供應的競爭等，整個市場的供給則嚴重不足。近年來，外商直接投資企業與國內企業的競爭已經明顯地轉向爭奪相對飽和的國內市場方面，憑借政策上的優惠和資本技術上的優勢，對國內民營資本和國有資本形成擠出效應。現實生活中不難看到，上海等地區把重點放在引進外商直接投資上，民營經濟的發展就不行；而浙江等地區在引進外商直接投資方面相對落后一些，民營經濟就蓬勃地發展起來了。
再次，與長遠發展目標的差距擴大。近年來，我國國民經濟總量和人均國民收入都持續地快速增長，但有兩個方面的矛盾卻呈現出日益尖銳的趨勢，一是就業緊張，二是收入分配差距擴大，這些對外商直接投資的依賴密切相關。比如，從就業的角度來看，雖然外商直接投資重點是利用我國廉價的勞動力資源，但外資項目要么集中在見效快，效益高的一些項目上，如加工貿易等，在國內的產業關聯低，增加就業有限；要么是投資于高技術領域，如電子芯片制造等，就業數量更加有限。國內資金過多地用于為外商直接投資配套服務，也降低了解決社會就業問題的能力。
四、適時調整優化引進外商直接投資的政策
今后，我國利用外商直接投資不應當繼續停留在簡單的引進上，而應當把重點放到重新構造外資與內資之間的相互關系上來。過去的一段時期內，我國通過放開市場，提供優惠政策等把外商直接投資吸引進來，實際上形成了一個在封閉經濟體制中所沒有的新的增長極，因而提高了國民經濟發展的速度。然而，我們應當看到，這只是一種短期效應，相當于一種外掛的發動機。隨著國民經濟發展進入結構變遷為主的階段，這種外掛式動力的方式局限性越來越大，而風險則越來越高。今后應當考慮的選擇是把這種外掛式的動力內部化，在更積極地引進外商直接投資的同時，努力把它與國民經濟長遠發展的需要更好地協調起來。
進一步說，未來我國引進外商直接投資的實際格局是有效利用還是被動依賴，關鍵要看國內資本的生長和發育。如果國內資本不能有效地加速積累和發揮出應有的功能，則經濟增長必然要繼續依賴引進外資，即使引進外商直接投資的數量不多也擺脫不了依賴的地位。反之，引進外商直接投資的數量越多，就越是能積極主動地利用外資。因此，促進國內資本的積累和功能強化，無疑是推動國民經濟持續發展的第一選擇。引進外商直接投資應當以促進內資的發育為導向，同時注意發揮內資在引進外商直接投資方面的競爭效應，這是從整體上徹底擺脫對外商直接投資依賴的根本保障。
爭取較早地擺脫對外商直接投資的依賴，特別是避免這種依賴的加深，應當是我國今后幾年在擴大對外開放的中需要切實解決好的一個課題。在這個方面，政府的選擇具有舉足輕重的意義。市場經濟歷來是在特定的制度安排下運行的，政府的決策直接影響到市場競爭的格局和資源配置的效率。及時對引進外商直接投資的相關政策進行必要的調整，對于完善市場經濟體制，協調好對外開放與國內經濟發展相互關系具有非常重要的意義。從當前的現實情況來看，我們應當重點搞好以下幾個方面的政策調整：
第一，集中引資優惠政策的授權。作為發展中國家，為引進外商直接投資提供一定的優惠政策是必要的，但我國目前在這方面給予各級地方政府過大的自，直接導致惡性競爭，這是形成對外資依賴性的重要機制。一定意義上可以說，傳統經濟體制中存在一些弊端現在都明顯地集中到招商引資政策的制定與實施上來了。從保障國民經濟長期穩定的需要出發，中央政府從現在應當對招商引資的優惠政策實行高度的集中統一，使各地政府把注意力轉移到創造公平競爭的市場環境上去，從全局上形成協調引進外商直接投資與國內經濟發展關系的氛圍。
第二，真正落實國民待遇的原則。盡管我國的投資環境還有許多不盡人意之處，但外商直接投資企業在許多方面享受著超國民待遇，這種狀況是廣為人知的。我國應當根據WTO等國際經濟組織的規則，對外商直接投資盡快地真正落實國民待遇的原則，這樣做將獲得兩個方面的好處：一是有利于把真正具有科技實力和管理效率的大型跨國公司吸引到中國來投資，在外商直接投資之間形成公開的競爭。二是為國內企業提供公平競爭的機會，加速國內資本的形成和積累，從而在擴大引進外商直接投資規模的同時減少對外資的依賴。
第三，實現從引資到引知的戰略轉移。我國引進外商直接投資的方式要作根本性的調整，把目前偏重于引進資金流量轉向以技術創新與制度移植為重點。從現在起，政府對外商直接投資的政策優惠，應當集中到鼓勵技術轉移和制度示范等方面來。比如，對外商直接投資企業在華設立研究與開發中心，應當給予比一般性投資項目更多的優惠，而對技術含量低的投資項目取消優惠政策。當前，應當及早制定一些必要的政策措施，鼓勵外資兼并和收購國內企業，使國際上先進的企業管理方式得到較快的擴散，同時這也會有利于控制固定資產的投資規模，提高全社會的資本使用效率。
第四，強化招商引資的結構導向。結構升級已經成為國民經濟發展的主旋律，今后引進外商直接投資項目要以結構優化為基本的取舍標準。一方面，要通過產業導向等途徑把外商直接投資項目更多地引向需求增長快的領域，如適當地對外商直接投資企業開放基礎設施市場等，因為市場有效需求增長快的行業就不大容易出現壟斷和形成依賴；另一方面，對外商直接投資已經居于主導地位的一些產業，要盡早實施反壟斷措施，同時嚴格限制外商直接投資的繼續投入，包括對外商直接投資企業在原領域內新增和擴充資本。總之，在中國經濟進入快速的結構轉型時期后，要特別警惕出現對外商直接投資的結構性依賴。
主要參考文獻：
1.江小涓：《跨國投資、市場結構與外商投資企業的競爭行為》，《經濟研究》2002年第9期。
2.陳飛翔：《市場結構與引進外商直接投資》，《財貿經濟》2002年第2期。
