时间：2022-12-18 13:57:58
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇外商直接投资，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
二）平稳性检验
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。
以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。
（三）协整检验
为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验
首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。
用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验在线
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验
协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5在线
从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议
本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
关键词：外国直接投资；挤出效应；挤入效应；中俄
一、引言
外商直接投资可以解决一个国家资金不足问题，近年来很多发展中国家都采取招商引资而不是借外债的策略，大量吸纳国外资金发展本国经济。伴随着国外资金大量涌入可能会对国内投资产生挤出效应或挤入效应，挤出效应会带来负的外部性；挤入效应会带来正的外部性。特别是中国与俄罗斯这样的转型国家，在大量引进外资后是为国内的经济带来了正的投资效应还是负的投资效应值得引起关注与研究。本文分析了外商直接投资对中国及俄罗斯产生的投资效应。
二、模型与方法
本文运用ManuelR.Agosin等人（2000）使用新古典理论模型构建的一个投资方程评价外商直接投资对国内投资的影响。模型建立如下：为评估FDI对国内投资的挤出效应，建立总投资模型。一国的总投资可以归结为两类，一类是国内投资；一类是国外投资通常将其看作为FDI：
I=Id+If（1）
在模型中近似的将国外投资看作FDI忽略国外投资超过FDI的部分。而国外直接投资不仅依赖于当期FDI还依赖于滞后项，所以可以将模型写为：
If，t=?渍0Ft+?渍1Ft-1+?渍2Ft-2（2）
这里我们将国内投资看作合意资本存量与实际资本存量差额的函数：
Id，t=?姿（K*d，t-Kd，t）（3）
K*d，t=?准0+?准1Get+?准2yt其中?准1，?准2>0（4）
根据索罗模型t期与t-1资本存量的变化等于t-1期的投资：
Kd，t=（1-d）Kd，t-1+Id，t-1（5）
其中d为资本折旧率由（3）和（5）式得
Id，t=?准′0+?准′1Ge+?准′2y+?姿Id，t+?姿′Id，t-2（6）
其中?准′0=?准0+?姿2（1-d）2Kd，t-2
?准′1=?姿?准1
?准′2=?姿?准2
?姿′=?姿2（1-d）
将（6）式与（2）式带入（1）式得
It=?准′0+?准′1Get+?准′2yt+?渍0Ft+?渍′1Ft-1+?渍′2Ft-2+?姿It-1+?姿′It-2（7）
?渍′1=?渍1-?姿
?渍′2=[?渍2-?姿2（1-d）]
由于本期的经济增长预期依赖于前几期的经济增长，可以得到：
Get=?浊1Gt-1+?浊2Gt-2（8）
将（8）式带入（7）式，两边同除以Gt得
ii，t=?琢i+?茁1fi，t+?茁2fi，t-1+?茁3fi，t-2+?茁4ii，t-1+?茁5ii，t-2+?茁6gi，t-1+?茁7gi，t-2+?着i，t
其中ii，t表示第i国在第t期国内投资占GDP的比重；fi，t表示第i国在第t期FDI占GDP的比重；gi，t表示第i国在第t期国GDP的增长率；下标i表示俄罗斯与中国。在此基础上采用b来测度FDI对国内投资的挤出效应：
在?茁j（j=1，2）显著的情况下，?茁j值的大小可以衡量外商直接投资在长期中是挤入还是挤出了一国的国内投资：
①?茁j=1，即长期中，FDI/PGDP每提高1个百分点，就变成IP/GDP的1个百分点的提高，说明跨国公司的投资与国内投资是平行的，不存在挤出效应。
②?茁j>1，即长期中FDI对国内投资产生了挤入效应，1个单位的FDI变成了超过1个单位的总投资，存在挤入效应。
③?茁j<1，即长期中FDI对国内投资产生了挤出效应，1个单位的FDI变成了少于1个单位的总投资，也就是说，外商直接投资替代了国内投资。此时，存在挤出效应。
在?茁j≠1的情况下，外商直接投资在东道国产生了宏观经济外部性，如果是挤入效应说明产生了正的外部性，如果是挤出效应则说明产生了负的外部性。
三、中国FDI对国内投资的挤出效应分析
改革开放以来，我国由于外汇和技术的“双缺口”所以采取了吸引外国直接投资而不是借外债的政策，同时也以丰富的资源、劳动力密集型优势和一系列外商投资的“超国民待遇”优惠政策吸引了大批外商来华直接投资。1993年以来我国的外商投资水平一直居于亚洲前列。2002年我国外商直接投资量超过美国成为世界第一。FDI对我国经济向前发展中起到了一定的促进作用，这一点取得了许多经济学家的认同，但是不可否认的是随着经济的不断发展，尤其是近年来在FDI大量进入我国的同时也带了一些负面影响：①FDI一般都会流向边际利润较高的行业，导致中国投资消费关系失衡，也加剧了产业结构失衡的状况。②由于跨国公司相对于国内企业拥有资本、技术优势和所有权资产优势，在市场竞争中往往会挤出国内一些技术创新型新兴企业，从而不利于我国资本产业构成和经济发展方式转变。所以在研究外商直接投资中，FDI对东道国的投资到底是有挤出效应、挤入效应还是中性效应成为我们关注的一个重要问题。如果FDI的流入没有增加一国的总投资，或在一国经济不断发展的过程中挤掉了一部分国内投资，那么总体上会对一国宏观经济负的外部性。目前，FDI占我国固定资本形成的比率已经达到了较高水平，FDI对我国资本是否存在挤出效应也引起了学者的争论。
下面利用宏观数据，实证上检验FDI对我国资本形成的挤出挤入效应。
2006年薄文广对我国的外商直接投资效应进行了分析，得到1992年之前外商直接投资显著的挤入了国内投资，1992年之后国外直接投资对国内投资产生了挤出效应。2008年方友林、冼国明得到的结论是国外直接投资对国内投资的挤出效应呈中性。本文运用1999年~2010年数据的实证分析得出，见表1所示。
我国FDI对国内投资（表1）存在挤出效应?茁i=4.3且显著Chi-square=0.967。随着中国经济的不断发展，FDI对我国的挤出效应越发明显，因此，外商直接投资的局限性逐渐显露。我国挤出效应上升原因为：
（1）FDI后向关联水平降低使得挤出效应上升。外资工业在我国技术密集型不高的一般加工业中比重过高，统计数据显示，目前在华投资的外资中大部分为加工贸易行业，影响技术的扩散和产业链的延伸，使后向关联水平降低，挤出效应上升，外资赚取了中国资本可以获得的利润，同时挤出了国内加工贸易行业投资。并且加工贸易则出现顺差2256.6亿美元，其中大部分由包括欧美企业在内的外资企业获得。
（2）FDI的市场导向为服务国外市场。在产业链条中，外资企业将中国作为自己的海外加工厂，将生产好的产品在国际市场上进行销售，从而中国加工企业只获得少数加工费，而产品设计、运储和营销等环节的大量利润被包括美国企业在内的外国企业获得，使得挤出效应上升，形成产生了生产在国内，污染在国内，利润在国外的负投资效应。
（3）投资市场日益完善使得FDI挤出效应上升。在竞争性强和市场化程度高的产业中，外商直接投资会使国内投资的挤出效应上升，并且外资享受优惠的政策会加剧外商直接投资对国内投资的挤出效应。近年来我国市场化程度不断深化，竞争性市场日益完善，因此也使得FDI的挤出效应有所上升。
可以看出，中国逐渐走出了依赖外资的发展路径，同时我国政府也逐渐认识到了国外直接投资在国内的局限性，2010年四月出台了《关于进一步做好利用外资工作的若干意见》，明确提出要扩大开放领域，鼓励外资投向高端制造业、高新技术产业、现代服务业、新能源和节能环保产业。严格限制“两高一资”和低水平、过剩产能扩张类项目。2010年堪称境外企业在华投资经营的新元年。过去近30年用“市场换技术”而给予外企“超国民待遇”的时代正式终结。外国直接投资也逐步走出“优惠中”与国内投资一同进入激烈的市场竞争中。这正体现了我国经济发展方式转变的大趋势。
四、俄罗斯FDI对国内挤出效应分析
近年来俄罗斯外商直接固定资产投资占国内总固定资产投资的比例逐年递增，从数据（俄罗斯联邦国家统计数据，2010年）可以看出，俄罗斯外商投资比重逐渐挤占了国内的投资比重，同时合资投资所占比重与1995年比有了大幅的增加，外资投资由2000年的1.5%上升到2009年的6.0%，年均增长比重达到了0.5%，2000年~2005年增长最为迅速，年增长率达到1.34%左右。可以看出俄罗斯的国外投资增长迅速，也体现了投资环境与以往相比有了很大程度上的改善。
随着外资所占比重的不断增加，外资边际效用递减效应逐渐体现，俄罗斯国内的挤出效应也日渐明显。Klara与Jan（2005）等人对俄罗斯外商直接投资对国内的影响进行了分析，其认为FDI所占投资比例高的公司较比重低的公司发展步伐缓慢，且溢出效应较不明显，外商投资的局限性逐渐显露。本文运用1999年~2010年俄罗斯的统计数据对俄罗斯国外直接投资对本国投资的挤出效应进行了分析。从表1中数据可以看出，俄罗斯的挤出效应?茁i=1.41说明俄罗斯的外商直接投资存在挤出效应，其值明显小于4.3中国的挤出效应值，且中国的挤出效应显著水平Chi-square=0.967>0.8932也明显显著于俄罗斯Chi-square=0.8932这表明俄罗斯的挤出效应弱于中国同时对外资的相对依赖程度要大于中国。其原因为：
首先对外资依赖程度较中国高是由于俄罗斯自身整体经济不稳定、政治与社会不稳定、基础设施不完善及市场规模小等因素。在俄投资的跨国公司80%认为与中国相比，俄罗斯市场风险较大吸引力较低。在国际资本流动的同时俄罗斯还存在大规模的资本外逃。
第二，对外资的依赖程度较中国高是由俄罗斯私有化程度较高，导致储蓄率低、通货膨胀侵蚀储蓄，同时本国金融机构和资本市场不发达，从而使投资不足的矛盾特别尖锐，这就使得俄罗斯依赖于外商直接投资这种融资方式弥补本国储蓄与投资之间的差距。
第三，对外资依赖程度较中国高是由于俄罗斯国内的投资结构特点所决定。外资的行业分布集中在原材料、资源开发产业占总外商投资的12.6%，原料加工产业中以金属锻造加工为主比例占到5.5%。上述部门具有较高的进入壁垒。对进入壁垒较高的行业的国内投资产生了阻碍作用，提高了对国外直接投资的依赖度。
五、结论与启示
通过本文的实证分析发现，中国与俄罗斯经济同属于转轨时期，国外直接投资对国内的投资都存在一定的挤出效应，但中国的外资对本国投资的挤出效应要高于俄罗斯且较显著，俄罗斯对国外直接投资的依赖水平高于中国，总体来讲，俄罗斯经济的发展依赖于外资的带动，我国国内企业应充分运用本国闲置资本，利用俄罗斯市场来带动国内经济的增长，使中国对外直接投资步入良性对外投资的循环中来。具体说来包括以下几方面：
1.在贸易关系方面，中国外商直接投资的挤出效应日渐明显，外商直接投资的局限性日益突出，国内资本不断累积，就要求我国发展自身对外投资战略，中俄两国只有一江之隔，在贸易投资领域具有得天独厚的优势，长久以来中国对俄罗斯的直接投资一直蹒跚不前，但从2006后我国对俄直接投资有了飞速的发展，特别是在2009年间我国一跃成为俄罗斯第三大投资国，绝对投资额达到97.57亿美元占俄国国内外商总投资额的11.9%，仅次于第一大投资国卢森堡2.4个百分点，中国在俄投资分布在莫斯科、圣彼得堡等大城市及西伯利亚和远东地区，中资公司主要从事进出口贸易、微电子、通讯、服装加工、电器组装、木材加工、农业、餐饮业等，我国对俄直接投资为我国带来巨大效益的同时推进了邻邦俄罗斯的经济发展。
2.在政策方面，通过实证分析俄罗斯较中国相比外商直接投资的挤出水平相对较低，对外资的依赖程度较高。因此俄罗斯越来越重视中国的外资，特别是近年来俄政府出台了一系列著有成效的政策改革如：2009年6月两国元首批准《中俄投资合作规划纲要》，这为双方实现相互直接投资便利化提供重要的政策保障，促进与我国政府的积极合作使得外资投资环境不断趋于良性，市场风险有所降低、对中国的引资效果越发明显。同时俄政府大力推动中俄外资协作，2011年1月1日中俄每年将输入原油1500万吨期限为20年的中俄原油管道输油合同开始履行，俄罗斯科学院远东研究所副所长谢尔盖·卢贾宁表示此次贸易投资对于俄中两国加强合作具有重大意义，中国对俄投资日渐呈现出良好的经济增长趋势。
关键词：西安市；外商直接投资；发展
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1674-4144(2010)01-15(5)
作者简介：王 晶 陕西师范大学旅环学院硕士研究生
陈瑛陕西师范大学旅环学院博士教授硕士生导师
改革开放以来，西安市经济迅速发展，尤其是2000年以来，经济增长率一直保持在10％以上，其中外商直接投资在西安市经济发展中起着不可忽视的促进作用。
1 西安市外商直接投资发展历程
西安市利用外商直接投资(FDI)工作从1983年中美合资金花饭店开始，至今已有26年的历史。根据FDI的数量、规模、方向将其划分为四个发展阶段：
一、起步阶段(1983―1991年)。投资规模都是以中小额投资为主，到1991年底全市FDI总额仅为1364万美元，实际利用FDI为1097万美元，无1000万美元以上规模的企业。投资领域集中在服务性行业(宾馆项目)，生产性项目较少，外商投资是一种探索和适应行为。
二、高速发展阶段(1992―1995年)。1992年由于全面实施开放政策，西安市引进外资出现了前所未有的势头，投资规模增大，投资领域拓宽。具体表现在三个方面：一是外企数量骤增，发展迅猛。二是利用外资的规模不断扩大。三是引资工作注意发挥西安市科技、旅游和加工业的优势，投资重点由宾馆项目转向生产性项目、房地产开发和旅游配套设施建设，对产业结构的调整起到了很大作用。
三、调整阶段(1996-2000年)。由于受金融危机的影响，实际利用FDI出现暂时调整和下降，但投资规模在调整过程中，各年度利用外资额波动不大，并且在2000年又有所恢复和增加。
四、稳步发展阶段(2001年至今)。外商直接投资增多，投资规模明显加大，加速了西安市产业结构调整的步伐，成为新的经济增长点。2009年1月实际利用外资11452万美元，近年来引进的外资项目已从简单加工业的中小型项目向高新技术为主的大型项目转移，投资领域从第二产业向第一、三产业拓展，对城市通讯、供水、道路建设、旧城改造、老企业技术改造等起到了积极作用。2西安市外商直接投资现状分析
自1983年以来，西安市利用FDI持续增长，实际利用FDI金额除了1999年是因为受到1997年亚洲金融危机的影响而有所下降以外，其余年份均呈上升状态(图1)。到2008年西安市实际利用外资额达到11.48亿美元。研究发现，西安市历年实际利用外商直接投资的增长有两个。1992年为大，增长率高达375.32％，比前一年增长5倍；2005年为次，增长率为106.93％。总的来说，西安市运用外资状况良好，外商投资总量逐步上升，并且有进一步扩大的趋势。
3 西安市FDI企业的空间分布
3.1 数据的处理
基础数据处理：研究中采用的基础资料是截至2006年3月1069家在西安市投资的外资企业的数据。数据主要来源于《西安外资企业名录》、网页查询以及西安市黄页，通过多方面的查证，数据真实可用。
数据近似：由于技术上的原因，对于企业点的空间定位研究做了如下近似处理：通过西安市的电子地图搜索相应企业点的位置，然后通过相关软件在地图上提取企业点的空间位置，输入企业点形成模拟图形。
3.2 西安市FDI企业的总体分布特征
为了显示企业的空间分布特征，文章采用数量密度特征图来分析，把西安市分成192个小空间单元，根据各空间单元的数量密度距平均密度的标准差，把密度分为6个级别，分别用不同的色度显示出来。
从图2可以看出外资企业的空间分布情况，数量密度大于0.7759个标准差的区域集中了70.8％以上的企业。外资企业主要集中在高新区、北郊的经济技术开发区以及老城区，企业数分别占调查总数的24.8％、13.75％、20.2％，这种团状集聚块的分布又主要集中在陇海铁路线的两侧，以点成块，以块带面形成了西安市的外资企业分布格局，各区内部也呈现出更明显的集中中心，集聚程度更强烈。
从地区结构看，西安市的外资制造业企业在高新区、经济技术开发区、老城区都有一定量的分布。其中，高新区、经济技术开发区的外资企业在空间上呈现一种密集的群团式布局，而在老城区的分布则相对比较均匀。而服务业则以高新区最具优势。另外，老城区的分布也具有明显的优势，在城区内的外资服务业企业的比重达25.3％，经济技术开发区的外资服务业企业则很少。
4 西安市FDl特点
4.1 投资领域：
西安市外商直接投资大项目增多，投资领域拓宽，涉及高新技术产业、装备制造业、旅游业、现代服务业、文化产业五大主导产业。
2008年6月举行的第十二届西洽会，西安组团在招商引资工作中引进一批创税、创利、创汇型的大项目，外商直接投资项目达15个，占47.4％，涉及到高新技术产业、装备制造业、旅游业、现代服务业、文化产业等五大主导产业。其中，西安高新区与台湾英华达以及与弗兰德科技的合作受到了与会者的瞩目，两个项目投资总额3800万美元，依托高新区通讯产业的发展优势，分别在高新区投资通讯产业配套及研发项目，从而带动西安高新区通信技术、手机设计研发以及通讯类高精度部件加工的整体水平。同时，高新区还与格威石油、美国盛赛尔公司等四家签约，当日签约总额达12亿元。其中内资8亿元人民币，外资5800万美元。
4.2 产业结构：
FDI的产业分布以第二、三产业为主，第一产业比重过轻。
从外商直接投资的产业分布来看，工业领域的投资项目在外商合同投资额中占主要份额。2001年和2006年，第二产业分别占西安市合同外商直接投资额的比重为57.16％、61.62％；第三产业分别占41.85％、37.89％；第一产业分别占0.98％、0.48％(表1)。从中可以看出，外商直接投资在西安市的产业结构表现为以第二、三产业为主；第一产业的比重过轻，其潜力尚未发挥出来。目前，杨凌高新技术产业开发区初步形成了以农林牧良种繁育、生物制药、环保农资、绿色农产品加工为主导的高新技术产业群。2007年，全区共实现招商引资到位资金14.96亿元，其中实际利用外资1993.76万美元，比2006年的1026万美元增长94.32％，发展势头良好，西安市可以充分发挥杨凌开发区的作用，以其为中心，通过辐射示范效应，带动整个城市的农业产业化与现代化，切实提高第一产业的引资能力。
从产业内部看，外商直接投资存在一定的行业偏差。西安市第二产业的FDI全部投入到制造业上；第三产业的FD[投入到房地产业的比重过高，2001年和2006年分别占第三产业合同FDI的比重为47.2％、65％(表1)，房地产产业具有预期效益较好和投资风险较小的特点，成为目前外商投资的热点，但是这些产业链条短，要求配套的能力低，从长期来看，对经济发展的带动作用小。而金融、保险、会计事务所等具有巨大消费需求的现代服务业领域，外商投资微乎其微，这与国际资本流动在20世纪90年代以后越来越多地流向以服务业为主的第三产业的趋势不相符合。今后西安市要多渠道、多形式的吸引外资，使其投资逐渐趋向多元化，投资结构逐渐趋向合理，促进西安市的经济增长。
4.3 投资方式：
20世纪90年代，西安市外商投资主要采取中外合资和中外合作两种方式，且合资占主导地位。这主要有三个方面的原因：一是改革开放不久，中国及西安市政府鼓励发展中外合资经营企业，对某些产业有股权比例方面的限制；二是由于外商对西安市各方面的情况不太熟悉，为便于尽快投入生产和占领市场，采取合资经营：三是采取合资经营的方式，中外双方共同出资、共同经营，并分享利润和共担风险，可以降低投资风险。然而，由于发展目标与利益的不同，合资经营不可避免会导致合作双方之间的利益冲突，产生各种矛盾和摩擦。因此，随着投资环境的不断改善，外商逐渐以独资的方式进行投资，且占总投资额的比重呈线性增长。
中国已成为世界上吸引外商投资额最大的国家，但是外商在华直接投资的地区性发展很不平衡。主要集中在东部沿海地区，特别是以上海为中心的长江三角洲、以东莞为中心的珠江三角洲和以京津唐地区为中心的环渤海经济圈。据有关数据显示：目前外商对华直接投资中有87.84%分布在东部地区，9.09%分布在中部地区，而西部地区只有3.08%。究竟是什么因素导致对华投资的如此不均衡，跨国公司进行投资区位选择时考虑的因素又有哪些呢？中外学者做了大量的研究。
二、文献回顾
英国学者邓宁在海默的垄断优势理论，巴克利和卡森的内部化理论的基础上提出了国际生产折衷理论，对跨国公司及对外直接投资现象做了全新的解释。他指出：一个企业进行直接投资是有三个因素决定的，即所有权优势，内部化优势和区位优势。邓宁把区位优势看作国际投资区位选择的关键因素，并把区位因素归纳为市场因素、贸易壁垒、成本因素和投资环境，随后又补充了语言、习惯等非经济因素。
根据邓宁的理论，伍德沃和罗尔夫对影响出口导向制造业国际分配的主要因素进行了实证分析。根据他们的分析，跟投资选址呈正相关关系的因素有：GDP、汇率贬值、免税期限、自由贸易曲的规模、政治稳定因素、制造业的积聚度、土地面积等；而与选址呈负相关关系的因素有：工资、通货膨胀率、运输费用、工会组织等。
朴商天（2004）以中国市场为研究对象，对外商在华直接投资的地区性差异因素进行了实证分析，得出：对外开放度、集聚化程度、鼓励政策与直接投资之间存在着明显的正相关关系，而工资水平、研发人力则对直接投资起着反作用。基础设施对选址呈正相关关系，但对外商投资企业经营活动的影响正在减少。
这些理论都在一定程度上解释了FDI区位选择的动因，前两个是以多个国家为研究对象的，对我国具有一定的借鉴性，但不可能完全符合中国的现实情况。朴商天虽然以中国为研究对象，但他只简要的讲述了影响地区性差异的因素，对某些区域存在着哪些具体的问题方面并没有解释。本文根据这些学者提出的因素，结合中国东、中、西部的具体情况，解释对外直接投资在我国分布不均衡的原因和由之得出的一些启示。
三、影响外商对华直接投资区位选择的因素
1政策因素
张立（2002）对FDI在我国省际分布的决定因素进行了实证分析，他引入了各省执行FDI优惠政策的时间，结果显示，各省执行优惠政策的时间先后对FDI的流入有着显著的影响。我国的珠江三角洲和长江三角洲作为政策开放较早的地区，利用自己东南沿海的区位优势、政策优势和劳动力成本优势，通过建立开发区和工业园区，最先成为对外直接投资在我国的集中区。1992年中国开放内陆城市并实行也沿海地区相同的鼓励政策，推动了中国中西部地区的对外开放，近几年外商对中西部的投资有所增长，特别是长江中上游地区，如安徽、江西、湖北、云南、贵州等省份。差距不可能在短期内消除，但中西部地区已经开始了引进外资的征程。
2劳动力成本及工资水平因素
劳动力成本是影响外商直接投资区位决策的成本因素中最为主要的成本。Austin(1990)强调发展中国家吸引外资的主要原因在于低工资水平，工资高低与外商投资呈负相关关系。朴商天（2004）通过实证分析，验证了这一关系的正确性。作为人口大国，中国具有丰富而廉价的劳动力资源，这种成本竞争优势对跨国公司具有强大的吸引力。劳动力导向战略是跨国公司对华直接投资重要的区位选择战略。除了成本因素，劳动力素质也直接影响到劳动生产率的高低。特别是在一个东道国内部，低劳动力成本经常意味着低的劳动生产率，只有那些低成本并且具有较高劳动生产率的区位，才能比低成本、低劳动生产率的区位更具有吸引力，这就是外资没有因为劳动力成本低而大量流向中西部地区的原因。
但是过高的工资水平也会抑制外资的流入。以长江三角洲职工平均工资衡量的劳动力成本显示，上海、宁波、杭州、南京和苏州等地的工资水平，远高于长江以北地区城市。工资成本对FDI分布的影响就是，未来的长三角地区外资可能会更倾向于投资到工资水平较低的周边地区，甚至转移到区外。工资成本的上升对长三角的外资流入是一个不利因素。
3土地成本因素
珠三角地区开发较早，当外资聚集到一定程度后，可利用的土地越来越少，而成本不断攀升，对FDI起到了明显的抑制作用。按2002年单位土地面积的GDP衡量，深圳、汕头、广州、海口和福州等珠三角城市的土地成本在全国排在前列。自90年代以来，珠江三角洲在引进外资中所占的比重有所下降，而长江三角洲和环渤海地区的比重在持续上升。
4.基础设施质量
基础设施（公路、铁路、港口和信息通讯等）和基础工业的发展状况决定着社会生产的规模和效益，特别是具备一定投资规模的大型企业，如果生存在一个基础设施薄弱的经济环境中，将会导致投资收益递减。在我国，各地区的投资硬环境差异非常大，例如东部沿海的广东省和江苏省经过十几年的努力，目前的基础设施建设已经相当完善。根据国家统计局的统计数据显示，截至2001年，东部地区的交通线路综合密度为1597公里/平方公里，同期中部地区为680公里/平方公里，而西部仅为29公里/平方公里，与东中部地区相差甚远，成为外资进入的“瓶颈”。
关键词：FDI；技术外溢效应；C－D生产函数模型；经验研究
一、文献回顾
自Richard Caves(1974)开创FDI技术外溢效应研究先河以来，Koizumi＆Kopecky(1977)、Findlay(1978)、王建业(Wang，1990)、Romer(1990)分别从不同的角度构造了技术外溢模型。Kokko(1992)在《外国直接投资、东道国特征和溢出》一书中，考察了跨国公司在他国设立子公司引致技术和生产力在当地溢出对当地企业造成影响的情况。他认为，技术溢出效应的发生来自两个方面：一是来自于示范、模仿和传播；二是来自于竞争。前者是技术信息差异的增函数；后者是主要决定于外国公司与当地厂商的市场特征及其相互影响。
对FDI技术外溢效应的经验验证工作已经开展了20多年，研究的东道国不仅涉及发达国家，还涉及发展中国家和转型国家。采集的样本数据年代跨度也比较大。大体说来，国外学者在这个问题上可以分为两派：另一派着重分析技术引进与本地研究开发的相互作用，尤其是技术引进对本地研究开发活动的影响；一派着重研究引进技术通过知识与生产率的溢出效应、企业间垂直联系以及雇员流动在其余经济部门的扩散。Borensztein、Gregorio、Lee(1998)使用过去20年FDI从发达国家流向69个国家的数据集检验了FDI对经济增长的影响。回归结果表明FDI是技术传递的重要工具。结果还表明，只有东道国具备一定的人力资本积累，从而有吸收先进技术的能力，FDI才能促进生产率的较快增长。
我们发现，无论在发达国家还是在发展中国家，技术外溢效应在产业层面上均比较明显，在企业层面上不确定性和负效应明显。这可以解释为FDI直接向合资企业进行新技术转移的不多，外资企业之间或外资企业与内资企业之间的竞争效应使得产业层次上获得的外溢效应比较明显。同时，这里提供的文献大部分是20世纪70、80年代的情况，而近年来跨国公司的研究与开发当地化对东道国技术外溢效应并没有反映出来，从而影响了对FDI技术外溢效应整体水平估计的准确性。
国内研究是在对外资的认识存在分歧的背景下展开的。一些人士或者担心外资的负面影响，或者通过调研否认FDI的技术外溢效应，另外一些学者的研究表明，FDI存在正的外溢效应。本文就是在这样的背景下进行研究的。
牛南洁(1998)考察了利用外资的经济效果，肯定了正面效应的存在。姚洋(1998)利用全国第三次工业普查资料，从中随机抽取了12个行业中的146704家企业作为样本，进行多因素回归分析后得出：与国有企业相比，“外国三资企业”的技术效率要高39％，“港澳台三资企业”要高33％；并且在行业内如果“外国三资企业”数量的比重每增加一个百分点，东道国行业内每个企业的技术效率就会提高1.1个百分点。何洁、许罗丹(1999)借鉴G.Feder、D.T.coe、E.Hlpman(1995)的做法，利用有关外商直接投资工业企业的统计数据，通过计量分析外商直接投资企业对我国内资工业企业以及整个工业部门产生的外溢效应，得出外商直接投资带来的技术每提高1个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用(产量的增加)就提高2.3个百分点。沈坤荣(2000，2001)利用各省的FDI总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，认为，FDI占GDP的比重每增加一个单位，可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长。潘文卿(2003)利用面板数据分析了外商投资对中国工业部门的外溢效应，支持了积极效应的结论。
新加坡国立大学和美国纽约州立大学的LiuZhiqiang(2000)在《FDI和技术溢出――来自中国的一些证据》中，以深圳特区制造业数据研究了FDI的技术外溢效应。结果发现，FDI与外资接受企业的生产率之间存在着不显著有时甚至是负的相关关系。而与此形成对照的是，整个产业层面上的FDI水平与企业的生产率之间有显著和正的相关关系。这说明FDI以技术转移形式产生了外部性。Liu所做的FDI外部效应的点估计表明，制造业中FDI的平均水平每增长1个百分点，能使企业的生产增长率提高0.5个百分点；研究还发现，技术外溢的路径基本上是从外商投资企业到国内企业。
陈涛涛(2004)分别通过以“人均劳动生产率”为被解释变量的经典模型和以道格拉斯生产函数为基础的模型，检验了1998、1999、2000年FDI对我国行业内溢出效应，结果显示FDI具有积极的外溢效应。姚利民(2004)对跨国公司竞争性投资的技术进步效果做了全面的总结，与上述学者的观点一致。吴延兵(2006)，王红岭、李稻葵、冯俊新(2006)，仝月婷、胡又欣(2005)利用企业数据的经验研究表明，FDI对中国制造业有显著的正溢出效应。
许罗丹，谭卫红，刘民权(2004)通过对广东省华资(指来自港澳台的投资)、欧资、日资、美资4组外商投资企业的调查数据，对比分析了4组企业在产品水平、研究与开发投入、上游产品来源、员工素质、培训方面对我国企业的技术外溢效应，结果发现，华资、欧资、日资、美资4组企业在对我国技术外溢途径上存在差异，也就是说，来源不同的外资重视的侧重点不同，技术外溢效果不尽一致。不过总体上看，还是积极作用较为明显。平新乔等(2007)的最新研究表明，港澳台资进入会显著地缩小内资企业与港澳台资企业在技术水平上的差距。
二、FDI技术外溢效应的估计：基于C－D生产函数的数理与计量模型
国外对FDI技术外溢效应的考察主要有两种方法，分别是以Caves(1974)和Blomstrom(1983)创立并改进的“人均劳动生产率模型”，以及“柯布一道格拉斯(C－D)生产函数模型”。“人均劳动生产率模型”因被解释变量为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比而得名。其基本形式是：LP=α0＋α1FDI＋α2K／L＋α3LQ＋e。其中，LP为采用企业的工业增加值与企业的职工总数之比，FDI为外资资产在行业总资产中的比重，K／L为资本劳动比率，LQ为内资企业的劳动力质量。只要能够证明α1>0，就可以认定FDI具有正的技术溢出效应。但是，该模型在我国的应用中遇到了不小的困难，主要表现在采集数据方面，外资资产存量和总的固定资产存量数据目前还难以获得。“柯布一道格拉斯生产函数模型”
是在道格拉斯生产函数的基础上，对道格拉斯方程取对数后建立起来的，基本形式是：LnY=γ＋αLnL＋βLnK＋η FDI＋e。其中Y为采用企业的产出水平，解释变量与“人均劳动生产率模型”中的含义基本相同。可见，“柯布一道格拉斯生产函数模型”在对我国FDI技术溢出效应的检验同样遇到了数据问题。
刘金钵、朱晓明(2004)在柯布一道格拉斯生产函数之上，构建了一个判定FDI技术外溢效应的经济计量模型，形式为：dY／Y=ε×IF／Y＋α×dL／L＋MPK×I／Y。式中IF为FDI流量，ε就表示FDI的技术外溢效应，MPK为资本的边际产出，这里假设它为常数，I为固定资产投资额，Y为国民收入。该计量模型解决了FDI存量与固定资产存量数据无法获得从而模型在我国无法计量的问题，但是也存在一个缺陷，即模型中只考虑了FDI对技术进步的影响，忽视了国内投资对技术进步的作用。
三、FDI对我国技术外溢效应的经验验证
1 变量说明与数据处理
我们构建的计量模型涉及4个变量，分别是总产出Y、FDI、国内投资I和劳动者人数L，这里以GDP代表总产出，以每年的实际利用外资数额(亿美元)乘以当年的平均汇率代表外商直接投资数额(亿元人民币)，国内投资指不包括FDI在内的所有固定资产投资，考虑到我国的固定资产投资主要集中在城镇，所以劳动者人数以城镇就业人数来代替。所有数据均来自历年的《中国统计年鉴》，样本区间为1983年～2003年。
2 单位根检验
根据时间序列的标准建模过程，首先要对各时间序列进行平稳性检验。结果见表1。
由表1可知，dY／Y、FDI／Y和I／Y三个时间序列变量都是非平稳的，它们的一阶差分都是平稳的，它们都是一阶单整的，即都是I(1)序列。但是，就业增长率变量dL／L却是零阶单整的。所以基于c―D生产函数的计量模型就不能包括就业增长率这一变量，这是因为同阶单整是所有时间序列变量之间具有长期稳定关系――协整关系的必要条件。实际上，我们试图将该变量加入模型之中进行回归模拟，但结果显示，就业的增加却导致了GDP的下降，也不得不将它剔除。故之后的协整检验也是在将它剔除之后进行的。
3 协整检验
为避免伪回归，就要对所建立的模型进行协整检验，以确定单整变量之间是否存在长期稳定的关系――协整关系。本文运用Johansen技术进行协整检验。
四、小结
关键词：外商直接投资；国内投资；挤出效应；金融市场
中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）04-0184-03
引言
中国已经成为国际上吸引外商直接投资（FDI）数量最多的东道国之一。在过去的十年里，中国经济所吸引的FDI数量一直高居发展中国家之首，与发达国家相比也毫不逊色。目前，中国每年吸引的FDI保持在600亿美元～700亿美元左右，约占国内生产总值的3％（李稻葵等，2007）。毫无疑问，FDI对中国经济增长、技术进步、产业升级、就业扩大作出了重大贡献。然而在过去十多年的发展中，中国经济已经逐渐摆脱了资金稀缺的约束。事实上中国现在是世界上最大的资金输出国之一。一方面我们保持了巨大的外贸顺差，又将外汇储备向海外投资。同时，长期以来中国国内储蓄率基本保持在40％以上，① 家庭储蓄率也在35％以上。在这样的背景下，大量流入的FDI很可能对国内投资产生挤出效应（Crowding-out），也即FDI的流入阻碍或抑制了国内投资，从而使国内总投资的增量少于FDI流入量。国内大量的研究基本证实了FDI对国内投资或多或少存在挤出效应（程培罡等，2009；杨新房等，2006；王志鹏等，2004；王永齐，2005；刘洋，2006）。
然而遗憾的是，无论是国际（Lubitz ，1966；Richard Caves，1971；Borensztein，etal，1998；Agosin和Mayer，2000，2005），还是国内（杨新房等，2006；王志鹏等，2004；王永齐，2005；刘洋，2006），现有研究主要侧重于实证研究，很少涉及挤出挤入机制研究。唯一例外是程培罡等（2009）从产业组织视角分析了FDI对国内投资的挤出（入）效应的产生机制。但是仅仅从产业组织视角考察FDI与国内投资的关系显然是不完整的。本文试图从金融市场视角来分析了FDI对国内投资的影响及其发生机制，以弥补国内这方面研究的不足。
一、外商直接投资公司的融资渠道
一般地，外国子公司在东道国的投资总额要超过FDI流入量，因为外国子公司可以从FDI流入流量之外的途径来获得投资支出的资金，也就是说外国子公司在东道国的投资来源包括内部融资和外部融资。外部融资包括东道国的资本市场和国际金融市场。人们可能会预期，在发展中东道国，由于借款成本往往高于发达国家和国际金融市场，因此外部融资往往来自于发达国家或国际金融市场。然而有足够的证据表明（UNCTAD，2000）：尽管在各种渠道筹措的资金中，在发展中东道国金融市场筹集的资金所占的比重一般均低于发达国家，但这种差别并不大，在发展中国家筹措所占的比重都很高——超过了40%。美国的数据（见下页表1）同样表明：当地融资在跨国公司（TNCS）以外渠道的融资总额中占有很大的比重，并且在所有类型的东道国中筹资比重没有显著区别。也就是说，发展中东道国的高借款成本和欠发达的金融市场并没有妨碍TNCS在当地融资，相反，出于汇率风险和国家风险的考虑，TNCS更倾向于在东道国当地融资。有关中国的研究也表明，跨国公司来华投资，实际上并没有带来大量资金，合资企业有时基本上使用中方合资的设备，流动资金主要靠国内融资，因此“是我们被TNCS利用”（江小涓，1999）。新加坡学者Huang Yasheng（1998）所做的一项调查表明：在中国的外国投资企业借贷与自有资本的比率（debt/equity）是相当高的，并且所有外资企业在海外筹资不足负债总额的5%。孙婉洁等（1995）通过对外资与国内银行贷款相互关系所作的实证研究，得出如下结论：外资与国内银行信贷比率为1∶1.01，即每吸收1美元外资，需要从国内银行贷款8.5元。顾卫平、薛求知（1999）根据对54家跨国公司在华投资企业的调研，发现跨国公司在华投资企业的融资渠道主要是内部融资，其次是外部融资。在外部融资中，以在中国境内融资为主。明确外国子公司从FDI流入之外通过东道国金融市场融资非常重要，因为这是外资基于金融市场挤出内资的基础和前提。
二、FDI对国内投资挤出机制分析
在金融市场，FDI对国内投资挤出主要通过三条途径发生：利率途径、信贷供给途径、资金供给途径。
（一）利率途径
假设发展中国家存在初始储蓄缺口I0I3，国内利率为i0（见图1）。此时如果按此缺口I0I3引进FDI，则投资曲线I右移至i′，
图1 挤出效应分析：利率途径
储蓄曲线S向右移到S′（I曲线的位移量大于S曲线的位移量，因为正如上文所述，一般情况下，外商投资总额要大于FDI流入量），新均衡点为E′。从图中可见，此时国内利率上升到i1，总投资为OI2，其中I1I2为外资，内资则由于利率的上升，由OI0减少为OI1。由此可见，引进FDI将产生两种效应，一是资本形成效应，即FDI的流入增加了国内资本存量（见图I0I2）；另一则是挤出效应，即FDI的流入挤出了国内投资（见图I0I1）。换句话，由于引进FDI，尽管国内总投资额增加了，但国内投资减少了。我们可以把利率传导机制表述如下：
FDI国内资金需求国内利率国内投资挤出效应
（二）信贷供给途径
由于许多发展中国家（包括中国）实行利率管制政策，因而FDI流入对国内利率的影响并不明显。而且中国的储蓄率已超过投资率，在此情况下，即使FDI流入使用了中国的储蓄资源，利率也不会明显上升。然而在发展中国家信贷市场上，信贷配给（Credit rationing）是一种普遍现象。与发展中国家的内资企业相比，跨国公司的子公司信誉更好，实力更雄厚，总体经营状况优于内资企业，国内银行倾向于向跨国公司子公司提供信贷。在信贷可得性（Credit availability）一定的前提下，外国子公司获得的信贷配额增加，必然会导致国内企业可获得信贷配额减少。这个途径可以表述如下：
FDI外资企业获得的信贷额在信贷可得性不变的前提下内资企业获得的信贷额内资企业投资挤出效应
（三）资金供给途径
FDI流入的增加使央行外汇储备增加，在实行固定汇率制度或名义上是浮动汇率但实际上实行的是固定汇率制度的情况下，中央银行以外汇占款形式投放的基础货币被迫增加，国内货币供给也被动增加，通货膨胀压力加大。为缓解通胀压力，央行被迫采取“对冲”政策，减少国内信贷总量，对冲政策虽然可以缓解其对货币供应量增长过快的压力，但随之而来会造成两个方面的不利影响：一方面，外汇占款过多可能成为国内资金紧张（信贷可得性减少）的一个重要原因。在紧缩性政策的背景下，对冲政策所造成的资金紧张可能会变得更严重；另一方面，外汇收入的不平衡必然导致资金在外资部门、内资部门分配不平衡，外资部门由于有外汇流入，资金供应相对富裕，内资部门资金则相对短缺，原本有预期利润的投资项目亦无法上马，而不得不拱手让给外资或寻求合资。此机制可直观地表述如下：
FDI央行负债中外汇占款为保持MS不变，央行采取冲销政策国内信贷总量内资部门资金短缺国内投资挤出效应
结论
本文从金融市场视角就FDI对国内投资的挤出效应进行了比较深入的理论分析。研究表明，出于汇率风险和国家风险的考虑，跨国公司的子公司更倾向于在东道国当地融资。跨国公司来华投资，实际上并没有带来大量资金，相反其在华子公司主要依靠国内融资。随着外商投资公司在国内融资需求的增加，一方面驱使国内均衡利率提高，另一方面在信贷可得性不变的前提下内资企业获得的信贷额减少，这两个因素都将导致国内投资减少。除此之外，FDI流入使央行外汇储备增加，央行被迫采取“对冲”政策，减少国内信贷总量，从而进一步导致国内投资下降。
最后值得指出的是，基于金融市场的外商直接投资的挤出效应不仅仅作用于同一产业的国内，而且对整个国内投资均有挤出效应。有研究表明，FDI挤出效应恶化了东道国福利（Bhagwatti，1973；Brecher and Alejandro，1977），并且带来一系列的负面后果，譬如国民收入流失、市场和产业集中风险，甚至危及国家经济安全等（万解秋等，2006）。因此，有必要采取措施调整中国的外资政策以减弱或者消除这种挤出效应。
参考文献：
[1] Agoisn R.Manuel，and Roberto Machado，2000，Foreign Investment in Developing Countries： Does It Crowd in Domestic Investment?UNCTAD Discussion Papers，OSG/DP/146.
[2] Agoisn R.Manuel，and Roberto Machado，2005，Foreign Investment in Developing Countries：Does It Crowd in Domestic Investment?Oxford Development Studies，Vol.33(2)，pp.149-162.
[3] Bhagwati，J.N，1973，The Theory of Immiserising Growth：Further Application，in M.B.Connolly and A.K Swododa eds，International Trade and Money，Toronto University Press，Toronto.
[4] Borensztein E.，J.De Gregorio，and J.W.Lee，1998，How Does Foreign Investment Affect Economic Growth? Journal of International Economics，Vol.45，pp.115-135.
[5] Brecher，R.A and Diaz Alexandro，C.F，1977，Taritts，Foreign Capital，and Immisering Growth，Journal of International Economics，Vol7， pp317-22.
[6] Caves，R.E.，1971，International Corporations：The Industrial Economies of Foreign Investment，Journal of International.Economics， Vol.38，pp.1-27.
[7] Huang Ya sheng，1998，“Foreign Direct Investment in China ： an Asian Perspective”，ISEAS，Singapore.
[8] Lubitz，Raymond，1966，The United States Direct Investment in Canada and Canadian Capital Formation，1950—1962，Unpublished Ph.D dissertation，Harvard University.
[9] 程培罡，周应恒，殷志扬.FDI对国内投资的挤出(入)效应：产业组织视角[J].经济学季刊,2009，(4).
[10] 江小涓.关于外资规模的若干理论思考[G]//中国对外经贸理论前沿Ⅰ.北京：社会科学文献出版社，1999.
[11] 李稻葵，梅松.中国经济为何偏好FDI?[J].国际经济评论，2007，(1-2).
[12] 联合国贸易与发展会议跨国公司与投资司(UNCTAD).世界投资报告(1999)[M].北京：中国财政经济出版社，2000.
[13] 刘洋.中国外商直接投资的挤出(挤入)效应研究[J].特区经济，2006，(8).
[14] 孙婉洁，臧旭恒.试析外资流入对中国通货膨胀的影响[J].经济研究，1995，(9).
[15] 万解秋，徐涛.论FDI与国家经济安全[M].上海：复旦大学出版社,2006.
[16] 王永齐.外商直接投资对国内资本形成的挤出效应分析[J].世界经济文汇，2005，(5).
[17] 王志鹏.外商直接投资“挤入”还是“挤出”了国内投资[J].当代财经，2004，(8).
[18] 杨大楷，刘庆生，刘伟.中级国际投资学[M].上海：上海财经大学出版社，2002.
克鲁格曼指出：经济学在地理上最突出的特征就是集聚。从企业层面上看，产业集聚可以使企业减少交易成本、享受知识外溢带来的好处等；从国家和地区层面上看，产业集聚有助于一国和地区经济的快速增长。随着经济全球化进程加快，跨国公司大量涌入国内，外商直接投资极大影响了地区工业集聚的发展。江苏省就是一个典型的例子。自06年以来江苏外商投资总额一直保持较高水平，同时地区工业集聚现象也很明显。本文将选用2001—2010年江苏省13个地级市的面板数据实证分析FDI对工业集聚的影响，验证外商直接投资促进地区工业集聚这个命题，并根据实证结果提出政策建议。
2.文献回顾
Fujita和Hu（2001）通过测算中国1985年至1994年期间的制造业集聚，发现对外贸易和FDI是促成中国东部沿海地区制造业集聚的重要因素。Krugman和Venables（1995）指出一个初始条件完全对称的地区，由于企业的偶然进驻导致产业在地理上集中。梁琦（2003）从基尼系数来看外商直接投资对制造业集聚水平的影响，结果证明外商直接投资和行业的集聚水平有直接的关联。徐康宁等（2003）认为外商直接投资对我国产业集群的形成起着关键作用。臧新（2004）从动态角度分析指出外商直接投资对产业集群的形成和发展发挥重要作用；随着产业集群自组织的形成，其规模和影响力会吸引外资进入，产生联动效应，进一步扩大产业集群和外商直接投资。钱学峰（2010）基于中国区域工业面板数据实证分析FDI对工业集聚的影响，结果表明FDI促进了区域的工业集聚。
总结以上学者的研究，可知外商直接投资促进了一个国家或地区的产业集聚。但是笔者发现目前从特定省份地级市层面上考察FDI对工业集聚影响的文献并不多。因此本文将在江苏省13个地级市基础上，采用固定效应面板数据模型实证研究FDI对工业集聚的影响。
3.实证研究
3.1 数据选择和变量说明
本文选取的数据是2001-2010年江苏省13个地级市的面板数据。数据均来自于历年《江苏省统计年鉴》。变量有两个：因变量为工业集聚度（SP），自变量为外商直接投资额（FDI）
工业集聚度（SP）：采用地方专业化指数来衡量一个地区的工业集聚水平，即：
其中，SPi表示第i个地级市的工业集聚度；Li表示第i个地级市的工业总产值；GDPi表示第i个地级市的地区生产总值；表示江苏省的工业总产值；表示江苏省的地区生产总值。
外商直接投资（FDI）：采用的是2001-2010年实际外商直接投资额来衡量。
3.2 模型形式设定
面板数据模型的设定很重要，考虑到13个地级市存在个体差异，我们选择考虑个体影响的变截距面板数据模型。变截距模型分为固定影响模型和随机影响模型，运用eviews6.0软件进行霍斯曼检验可确定模型的选择。经过检验我们采用固定影响模型。建立双对数模型，即：
式中：ai表示第i个个体差异造成的固定影响，LNSPit表示工业集聚，LNFDIit表示外商投资水平，uit是随机误差项，C是常数。
3.3 模型估计结果
建立模型之后，运用最小二乘法对模型进行估计。模型的估计形式如下：
要考察模型是否具有有效性，即要验证FDI与工业集聚是否具有长期稳定的均衡关系，就要进行协整检验。首先要进行单位根检验，采用ADF检验方法，结果LNSP和LNFDI的p值分别为：0.0007和0.0041。表明LNSP与LNFDI是平稳时间序列，两者可能存在协整关系。进而采用Kao Residual Cointegration Test，结果p值为0.0064，说明两者之间存在协整关系。
3.4 计量结果分析
根据上面的计量结果，我们可以得出结论：外商直接投资促进了江苏的工业集聚，两者之间是长期均衡的关系，实际外商直接投资提高1个百分点，可以促使工业集聚度提高0.037个百分点。此外，对13个地级市的固定效应进行整理，我们可以得到很有意思的结论，如表1。
由表1可知，苏北地区的固定效应值都为负，苏南苏中（除南京）都为正。说明同等数量实际外商直接投资额存量对苏北的工业集聚的影响弱于苏南和苏中。产生这种现象的原因可能是由于苏北经济基础比较薄弱，硬件和软件还跟不上经济发展的速度，其工业集聚的形成还受制于其他因素，如基础设施水平、地区政府的政策、地理位置等。苏南地区苏州的固定效应最高，极大的原因是其有着完善的基础设施；地理位置靠近上海；建有大量的工业园区。另外，值得注意的是南京属于苏南经济发达地区之一，但是固定效应却为负。钱学峰（2010）曾指出：由于FDI在中国的投资以工业为主，一个地区服务业比重上升就会“挤出”工业份额，促使工业向“迁移”，那么以工业为主的FDI就会迁出该地，而转移到地区发展工业集聚。相比苏南其它地区，南京第三产业占有较高比例，与第二产业占比不相上下。因此南京第三产业可能挤出了一部分工业，导致以工业为主的FDI失去赖以生存的基础，从而流出南京，降低了工业集聚度。
4.政策建议
综上所述我们可知：外商直接投资对江苏省工业集聚的形成和发展有积极的促进作用。但是，不同地区的外商直接投资对工业集聚的影响程度不同，苏北地区FDI对工业集聚的影响要弱于苏南（除南京）、苏中。南京外商直接投资对其工业集聚的影响较低，可能是由于当地政府将重心放在第三产业而产生的政策结果。根据以上结论，本文给出以下几点政策建议：（1）当地政府要通过政策引导积极引进外资，促进地区工业集聚的形成和发展。计量模型结果证明外商直接投资可以有效促进一个地区的工业集聚，而要真正发挥外资的作用，实现区域层面上的工业集聚，那么当地政府的政策引导起着至关重要的作用。例如苏州建有大量的工业园区，主要还是因为地方政府大力招商引资的政策效应。（2）苏北要积极与苏南苏中建立互助合作关系。各地对外资的争夺竞争激烈，外资主要投入到苏南地区，苏北引进外资程度远远不够。地区吸引外资的竞争不是短期行为，应谋求长期和协作式的竞争（臧新，2004），苏北在与江苏其他区域的外资争夺战中处于不利位置，不如化敌为友，与苏南苏中建立既竞争又合作的关系，与经济发达地区共享人力、物力、财力。（3）各地政府应根据地区自身优势和实际情况引进外资。目前苏南（除南京）经济仍主要依赖于工业，现阶段仍需通过引资来巩固已有的工业集聚，这将为以后的产业结构调整和升级提供坚实的经济基础。南京服务业发展比较快，未来若能将外资引到第三产业对促进产业结构升级有推波助澜的作用。苏北囿于经济基础薄弱，仍需提升自身软件和硬件方面的实力，为外商创造良好的投资环境，尽快促进当地工业集聚区的形成和发展。
参考文献
[1]Masahisa Fujita，Dapeng Hu.Regional disparity in China 1985-1994：The effects of globalization and economic liberalization[J].The Annals of Regional Science.2001，3-37.
[2]Paul Krugman，Anthony J.Venables.Integration，specialization，and adjustment.European Economic Review[J].1996，959-967.
[3]梁琦.中国工业的区位基尼系数——兼论外商直接投资对制造业集聚的影响[J].统计研究，2003（9）.
[4]梁琦.产业集聚论[M].北京：商务印书馆，2004.
关键词：外商直接投资 出口贸易 汇率
一、辽宁省外商直接投资和出口贸易现状
（一）外商直接投资现状
辽宁省位于东三省的最南部，南靠渤海，是环渤海经济区和东北经济区的重要节点。自1985年以来，辽宁省外商直接投资得到了快速稳定的发展，特别是2003年国家提出振兴东北老工业基地的战略之后，外商直接投资规模不断扩大，2012年实际利用外资额达到260.7亿美元，同比增长10.4%。从外商直接投资来源地来看，由于地理优势和文化因素等的影响，辽宁省外商直接投资主要来源于香港，台湾，日本，韩国和新加坡等亚洲国家和地区，其次是美国和英国等欧美国家和地区。近年来，随着我国经济的发展以及市场经济体制的不断完善，国内市场与国际市场的联系日益紧密，外商直接投资来源地不断多元化。从各产业实际利用外资规模来看，外商直接投资主要集中在第二产业，第一产业实际利用外资额比重一直相对偏低，第三产业利用外资规模发展迅速，2009年和2010年实际利用外资分别为79和122亿美元，超过了同时期第二产业的74.1和83.7亿美元。
（二）出口贸易现状
2012年，辽宁省出口总额为579.5亿美元，比上年增长13.5%，与1985年的50.4亿美元相比增长了10倍还多，出口贸易规模不断扩大。同年，机电产品出口256.8亿美元，同比增长13.9%，高新技术产品出口50.9亿美元，下降10.2%。机电产品和高新技术产品出口占出口总额的53.1%。从2008年至今，工业制成品出口额一直高于初级产品出口额，出口商品贸易结构得到优化。
二、外商直接投资对辽宁省出口贸易额影响的实证分析
（一）为了获得平稳数据并且不改变时间序列的性质及相关性，本文将采用时间序列取自然对数。分别选用1985-2012年辽宁省出口总额的对数LNEX，初级产品出口额的对数LNEXM，工业制成品出口额的对数LNEXP作为被解释变量，以1985-2012年辽宁省实际利用外商直接投资额的对数LNFDI以及平均汇率的对数LNER作为解释变量用普通最小二乘法来分析FDI与出口贸易的关系。由于政策等因素的影响，1992年之前FDI的规模与1992年之后相差很大，为了更好的体现不同阶段的特征和提高模型精度，将在计量经济学模型中引入虚拟变量DT，1992年之前DT取0，1992年及之后DT取1.。由于汇率的变化会对出口贸易产生直接影响，所以选用汇率作为一个解释变量。本文数据来源于各年份《辽宁统计年鉴》。
变量的平稳性是计量经济学分析的基本要求，研究表明，许多宏观经济时间序列数据是非平稳的。为了避免伪回归的存在，本文采用ADF方法对变量进行平稳性检验。检验结果如下：
变量的ADF单位根检验
注：LNEX，LNFDI，LNER，LNEXM，LNEXP分别表示LNEX，LNFDI，LNER，LNEXM和LNEXP的一阶差分，检验类型c， t， k代表常数项，趋势项和滞后阶数。
以上结果表明，原序列变量都是非平稳的，而经过一阶差分后的序列变量都是平稳序列，即为一阶单整序列，满足协整检验的前提条件。用E-G两步法对各变量之间的协整性进行检验，结果显示相关的各变量之间存在长期的稳定关系。回归结果如下：
LNEX=5.52+0.33LNFDI+0.24LNFDI*DT+1.26LNER
（14.05） （3.01） （2.27） （5.05）
R2=0.92 ADJ R2=0.91 F=98.61
LNEXM=5.79+0.33LNFDI+0.23LNFDI*DT+1.80LNER
（10.65） （2.18） （2.21） （5.18）
R2=0.84 ADJ R2=0.82 F=41.95
LNEXP=3.75+0.43LNFDI+0.16LNFDI*DT+0.73LNER
（14.20） （5.78） （2.24） （4.32）
R2=0.97 ADJ R2=0.96 F=304.78
关键词：人民币升值;汇率;外商直接投资
一、人民币升值的原因
自从我国人民币汇率形成机制进行改革后，人民币升值幅度很大，2012年第一季度人民币升值幅度就达到了4%。图1为从2004年起人民币汇率中间价的走势：
图1人民币汇率中间价走势
注：资料来源于中国人民银行（http：///）
图1显示，在05年7月21日之后我国人民币一直处于升值过程中，其原因主要是：自从人民币汇率进行改革以来，我国对外贸易增长很快，这使我国的对外贸易出现了巨大的顺差，使我国的外汇储备出现了大幅增加。截至到2011年，我国的外汇储备余额超过3万亿美元，位列全球第一。在2011年人民币升值幅度很大的情况影响下，据统计显示，2012年1月至3月，我国批准成立外商投资企业近7000家，比往年同期下降了2526%，但实际使用外商直接投入资金高达280亿美元，比往年同期增长了6126%。在人民币预期的推波助澜下，人民币的升值加速。
二、人民币升值对外商直接投资（FDI）的影响
表1为我国吸收外商直接投资的金额，通过仔细比较2000-2011年1-10月的数据可以发现，从2006年至2009年，我国吸收外商直接投资的项目数从33068个下降为18163个，为负增长，但吸收外商直接投资的金额从48576亿元上升为70871亿元，为正增长，这说明我国外商直接投资个数虽然在减少，但其规模和金额在逐渐增大。
国内专家学者的观点是：当前影响外商直接在中国投资的主要原因并不是人民币一直在升值，而是外商在中国进行投资的行业的市场前景。人民币升值会使中国的投资环境更具有吸引力，外商投资结构更加合理。
我们通过一元回归检验人民币升值与外商直接投资之间的强度，以及人民币升值对外商直接投资的影响程度。
通过一元回归分析可以得出：
Dependent Variable：Y
Method：Least Squares
Date：05/05/12Time：21：24
Sample：2000 2011
Included observations：12
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C2561.993218.691111.715120.0000
X-258.274728.35902-9.1073200.0000
R-squared0.892408Mean dependent var578.3042
Adjusted R-squared0.881648S.D. dependent var197.1825
S.E. of regression67.83529Akaike info criterion11.42305
Sum squared resid46016.27Schwarz criterion11.50387
Log likelihood-66.53832F-statistic82.94328
Durbin-Watson stat1.559839Prob（F-statistic）0.000004
从表1的回归分析中看出，判定系数为0892408，有较好的拟合优度，这表明外商对外投资额变化的8924%可由人民币汇率来解释。方程总体线性的显著性检验，旨在对模型中的解释变量和被解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立做出推断。该检验是通过F统计量进行检验的。对于表1的回归分析结果，F=8294328，给定显著水平为005，查F分布表，得到临界值F005（1，10）=496，显然有F>F005（1，10），表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
方程的总体线性关系显著，并不能说明解释变量对被解释变量的影响是显著的，要对解释变量进行显著性检验。变量显著性检验中最普遍的是t检验。从计量结果看，参数估计值的t检验值大于5%显著性水平下自由度为n-k-1=n-1-1=10的临界值t0025（10）=2228，表明变量以很高的显著性水平通过检验。Y=2561993-2582747X（Y为FDI，X为人民币汇率中间价），表明汇率每波动一个百分点，FDI就波动2582747亿美元。
三、应对人民币升值的相关建议
（一）调整人民币汇率的决定基础。人民币汇率的决定基础应该是以经常专案为主，以资本流动为辅的状态。因此，我国政府应将目前国内企业的结汇制度从强制结汇向自愿结汇过渡，另外我国政府也可以放宽汇率波动幅度，减少中央银行在市场上的宏观调控。
（二）控制外汇储备风险。我国政府可以通过逐步加大外汇管理体制创新来适当控制外汇储备的过度增长，更好地利用储备资源。另外为了逐步改善国际收支状况，我国政府应积极完善贸易投资结构和跨境资金流动均衡管理制度，加强外汇储备的风险管理，维护国家经济金融安全。
（三）增强货币政策调控能力和水平。目前我国政府应积极调整原来的资产结构，努力开发新的完整的央行资产结构调整方案，努力控制基础货币的增长水平，防止商业银行贷款过快增长。另外，我国政府要积极推广汇率风险规避工具保证我国对外贸易持续稳定发展。
（四）积极调整产业结构。我国要想进入发达阶段需要逐渐转变以前的思想，积极推进新的发展战略，逐步将我国经济的发展由外向型经济向内需型经济转变。同时制定一些有利于内需型经济增长的政策，使人民币汇率上升本身就可以刺激内需增长。事实上，我国扩大内需的政策还有很大的空间，比如可以进一步降税、调整个税征收点等。
结束语
人民币升值恰似一把双刃剑，对外商直接投资有利也有弊，因此为了完善社会主义市场经济体制、发挥市场资源配置中的基础性作用应对人民币汇率形成机制进行改革，使其有利于健全我国宏观调控体系。综合来看，我国适时对人民币汇率机制做好重大改革，使人民币升值对外商直接投资是有利的。（作者单位：三亚学院）
参考文献：
[1]罗永昌.浅论人民币升值问题[J].资料通讯，2005，（10）：15-23.
[2]韩燕.人民币升值怎样影响中国外贸[J].世界知识，2008，（2）：50-51.
[关键词] 外商直接投资（FDI） 经济增长 效应
一、外商直接投资与经济增长的研究文献综述
1.国外研究成果。新古典增长理论认为：首先，FDI 作为资本形成的一种来源，可以直接影响经济增长。其次，FDI可以间接影响经济增长，它可以通过影响就业、出口、消费和储蓄等宏观变量来影响经济增长。
内生增长理论认为：FDI产生的许多“外部性”会使国内公司受益。它极有可能充当一种传播新思想，新技术，以及最新工作经验的工具。在外资流入东道国这一过程当中，国内公司可以通过各种渠道获益。内生增长理论的出现，使FDI对东道国经济增长的作用得到了全新的评价。
由美国经济学家钱纳里(H.Chenery)和斯特劳特(A.M. strout)1966年提出了著名的“双缺口”模型。该理论认为，在一个开放的经济社会中，发展中国家的经济增长和发展往往会受到各种因素的制约，其中，储蓄缺口和外汇缺口是两个主要的制约因素。在这种情况下，如果积极利用外资，则可以对两个缺口都产生积极的影响。
Elvis Sinai和Klaus E.Meyer(2004)对爱沙尼亚的国内企业在与外资企业的竞争中所获得FDI技术转移的正效应进行了研究，得出以下的结论：FDI技术外溢的强度取决于FDI和接受FDI的当地企业的特征，FDI的技术转移效应的强度随着接受FDI的当地企业的规模、所有权的结构，以及当地企业的贸易的方向而改变。
2.国内研究成果。桑秀国（2002）提出了一个以新经济增长理论为基础的理论模型，分别利用截面数据和时间序列数据对FDI与中国经济增长的关系进行了计量分析，发现外资与经济增长存在正相关，但不能说明外资是经济增长的原因，与此相反，中国经济增长是外资流入的原因。
赖明勇和包群(2003)对FDI技术外溢效应进行了实际的测算，结果表明FDI对国内的技术进步具有较大的技术外溢效应，而且误差修正模型检验结果表明FDI的技术外溢效应存在着一定的时滞。
张海星(2005)利用1980年～2003年的时间序列数据对中国外商直接投资与国内投资经济增长效应进行了比较研究，结果表明：外商直接投资和国内投资对经济增长都具有明显的正向推动作用，但国内投资的贡献较大，而且两者促进经济增长的路径亦不相同。
罗长远(2006)利用1987年～2001年的省际面板数据分析了FDI、国内投资与经济增长，发现FDI作为“投资”本身对经济增长的直接作用并不明显，但它通过促进全要素生产率的提升和“挤入”国内自身的投资，从而间接地对经济增长产生了积极作用，FDI对中国经济增长的作用具有“催化剂”的性质。
二、外商直接投资对青岛市经济增长的效应分析
1.就业效应。由于在青岛市的外商投资企业大多为劳动密集型企业，因此创造了大量的就业机会，为农村闲置劳动力就业和国企下岗职工再就业做出了积极的贡献。1992年外资企业的从业人数大概为3.5万，占社会总就业人数的0.95%,到2006年这一数字上升为70.96万，占社会总就业人数的15.38；同时，1992～2006年间青岛市新增就业人数88.81万,其中外资企业吸纳62.46万,占新增就业人数的70.33%。
总体来看，随着外资的不断涌入，外资企业吸纳的就业人数逐年递增，外商直接投资对青岛市劳动力的转移和从业人员就业结构的转变起到了重要的促进作用。
2.技术效应。20世纪90年代以来，随着大型跨国公司在青岛市投资的不断增加，外商投资企业的技术水平明显提高，在进入青岛市场后，本地企业在与外资企业直接接触后就有机会学习其先进的技术和管理经验，生产率就会有所提高；同时，原先处于国内领先地位的企业在面临外资企业的竞争时，为了保持市场竞争力也会加快技术开发并提高技术水平。
3.产业效应。通过资本、技术等生产要素的流入，外资对改变青岛市投资结构并促进产业结构优化起到了直接的作用；同时，由于外资的流入而带来的经济增长效应使得当地居民收入水平提高，促进了消费结构的升级，从而间接促进了青岛市产业结构的优化。
三、对策建议
1.提高引进外资质量。通过政策引导，鼓励外资向经济持续发展所需要的技术密集型和资本密集型产业转移，尤其是鼓励外资流入高新技术产业从而形成技术溢出，促进青岛市高新技术产业的发展。
2.注重人力资本积累。吸收和消化外资带来的先进技术必须要有足够多的人力资本存量，只有具备一定的高科技人才，外资企业才会在当地运用一些高新技术，培训当地高级人才以降低人力资源成本。因此，应注重人力资本的积累并不断提高劳动者的素质。
3.保持市场充分竞争力。在充分竞争的市场环境中，外资企业为了保持竞争力，会不断运用新技术开发新产品，同时会降低成本和价格，因此只有竞争才会最大程度促进外资企业转让技术。
参考文献：
[1]青岛市志――对外经济贸易志P128-129[Ml
[2]赵建军:青岛市外资利用的问题及其对策[J].山东师大学报，2001(2)
（征求意见稿）
为努力拓展吸引外资渠道，鼓励外商直接投资，加快我县外向型经济发展速度，特制定本政策。
本政策支持的原则是注册地在我县的外商直接投资企业；支持的产业是符合我县产业定位的新能源、电子信息、物联网、民用航空制造、生物医药等战略性新兴产业；支持的重点是外资项目的引进、重点产业集群培育、大企业扶持、企业自主创新能力建设及上市融资等，着力打造中西部最有竞争力的产业高地，大力吸引外商直接投资，努力开创战略性、基础性和先导性支柱产业外资入驻的新局面。
一、加大对外商直接投资企业的支持。
（一）设立XX元外商直接投资企业专项资金。县财政每年设立XX元外商直接投资企业专项资金，以后根据工业入库税金县级分成增加比例，予以适度追加。
二、加大对外商直接投资企业招商引资的奖励。
（二）外商直接投资企业招商引资“中介人”奖。凡从国外引进符合我县产业定位的项目到我县的中介人或机构，在所引项目完成商务审批、工商注册等手续后，享受外商直接投资企业招商引资“中介人”奖。引进项目注册资本金在XX万美元-XX万美元、XX 万美元-XX万美元、XX万美元以上分别按项目注册资本金的XX%、XX%、XX%给予奖励；单个引进项目最高奖励不超过XX万人民币。
三、加大对外商直接投资企业实际使用外资先进奖励的扶持。
关键词:外商直接投资;购并
1我国经济增长的战略意义
现代经济理论认为，一国的经济增长主要取决于投资需求、消费需求和进出口需求3个要素，通常可用公式表示为GNP=C+I+(X-M)。外商直接投资加大了全社会的固定资产投资，构成我国国内总投资的一部分，增加了社会有效需求，从而实现对我国经济增长的有力推进。外商投资对我国经济增长产生的广泛影响表现在，他通过对生产活动的介入，实现了工业总产值及税收收入的增长、产业结构的优化和劳动就业机会的创造。改革开放的历史经验证明，外商直接投资已经成为我国经济长期快速增长的重要推动力量之一。
2我国吸引外商直接投资面临的新格局
2.1跨国购并成为主导形式
欧美等发达国家之间大规模的跨国购并成为国际直接投资的主要形式，并对流入发展中国家的资本产生了分流的作用。20世纪80年代中期以来，特别是进入20世纪90年代，国际资本流动发生了很大变化。在经济日益全球化背景下，跨国公司以强化市场地位、降低成本、提高效率、优化资源配置为目的的国际购并异常活跃、迭起。跨国购并已成为全球直接投资的主要形式。
世界购并活动不仅在数量上有大幅度增加，而且在购并规模上也创造新高。但是大规模的企业购并活动，将近90%都在欧美发达国家之间进行。如2007年发达国家之间的跨国购并规模达到近2万亿美元。由于发达国家之间的跨国购并已成为全球直接投资的主要方式，流入发展中国家的国际资本将发生相应变化，从而直接影响到这些国家吸引外商直接投资的规模和形式。
2.2服务领域投资比重显著提高
20世纪90年代中期以前，跨国直接投资主要集中在传统的制造业领域，如汽车、电子、医药、化工等行业，其主要目的是利用当地劳动力和资源等生产要素，回避贸易壁垒进入当地市场。但是，近几年内，服务业的跨国投资呈快速增长势头，占投资总额比重已经达到一半以上。其主要原因为:①随着经济的全球化浪潮的推进，各国的服务贸易领域对外开放的步伐加速;②金融、保险、电信、商业流通等服务业的跨国购并成为跨国投资的主要力量，传统制造业的购并主要借助于股权交易和资产重组的形式，对服务贸易的依赖程度显著增强;③信息技术革命和新经济导致与信息服务有关的技术开发和电子商务的快速发展，引发了电信服务、金融保险服务和商业流通的革命，服务业的跨国资产重组与技术交易趋于活跃。服务业跨国投资的比重上升的倾向，不仅在发达国家之间，而且在发达国家对发展中国家的投资也表现明显。
2.3国际引资竞争进一步加剧
亚洲各国从1998年开始大幅度的调整了本国吸引国外直接投资的政策，鼓励外国直接投资。如加大对外开放力度，放宽外商投资领域和项目审批权限;扩大税收优惠政策;进一步开放债券、股票和短期资金市场，鼓励外商兼并国内企业;简化审批程序，完善服务体系等。正是由于上述这些积极的措施，以及亚洲各国经济的逐步复苏，货币贬值后价格、成本等比较优势得到了迅速释放。总体上看，发展中国家为了争取从国际资本流动之中分享更多的份额，在结构调整和适应资本流动政策与制度调整方面采取积极措施，相互之间的竞争日趋激烈。
3进一步引进外商投资的政策建议
本国经济的稳定增长和持续发展，离不开外商直接投资的巨大带动作用。但是，外商直接投资是否能以及能够在多大程度上促进东道国的经济增长，与该国能否制定恰当的外商投资政策，并适时加以调整有着很大关系。我国将继续坚持全方位、宽领域、多层次的对外开放政策，把利用外商直接投资作为一项长期的发展战略。为此，结合国际国内经济形势的可能变化，我们应当充分认识到以下几点的重要性:
3.1完善市场经济制度和投资环境
我们必须坚持把完善市场经济制度和投资环境作为利用外商投资战略的重点。根据实际需要出发，我国应该做到进一步修改贸易与投资制度和政策，如取消非关税贸易壁垒、对外国投资的内耗比例和外汇平衡规定，对国内采购的优先原则等;建立和完善与国内市场开放以及贸易投资活动市场化进程相适应的宏观调控体系，如利率、汇率制度的市场化改革，外经贸行业协调体制、市场规范管理、金融服务体系、中介组织、信息与咨询机构、法律援助和贸易保险制度;充分利用多边框架下能够享有的制度与政策自主安排空间，构筑有效的产业保护和经济安全体系。通过这方面的制度调整将有利于改善投资环境、规范市场行为，对利用外商直接投资的长期发展具有积极的促进作用。
3.2创新引资方式
国际经验表明，制度创新是技术创新和跨越式发展的主要推动力量，而方式创新是制度创新的一个重要内容。再利用外商直接投资领域同样如此，引资制度与方式的多样化已经成为发展中国家从国际资本市场分享更多份额的重要手段。面对国际资本流动的新趋势和日趋激烈的引资竞争，传统的制度方式已经进一步提高利用外商直接投资的规模和质量形成制约作用，有必要从创新入手，为外商直接投资流入提供更多的空间。
首先，创新需要从扩大对外开放的领域开始。目前的紧迫课题是逐步减少服务贸易领域的准入限制，有步骤的开放金融、保险、电信、外贸、商业、旅游以及会计、法律服务等行业。允许在这些领域根据我国有关规定设立中外合资、合作或外商独资企业，并建立和完善相应的法律制度。其次，观念更新是制度与方式创新的基础和内容之一，利用外商直接投资的很多方面都存在观念更新的必要性。
3.3配合结构调整战略
随着贸易和投资自由化的推进，我国贸易和产业结构的优化升级将受到正反两个方面的影响。一方面由于国内以信息技术产业为先导产业机构高度化发展以及高科技领域外商投资的带动，机电等高科技产品的竞争力将继续提高，并成为出口增长的增长点，从而将明显促进产业结构的优化升级。而另一方面由于比较优势的作用，以纺织品为代表劳动密集型商品出口又会大量增加，并带动相关产业的扩张，从而将会重新提升传统产业的比重，与经济结构调整的长期目标相左。
因此，有效的解决方法是充分发挥利用外商直接投资对结构调整战略的配合作用:①改善体制环境，营造适合于高科技创业型企业发展和外商投资的政策、市场空间;②通过利用外商直接投资改造传统产业，提高劳动者的素质和知识水平，提升劳动要素与高技术产业资本的结合能力，激发传统产业对高新技术装备的市场需求;③在多边规则允许的限度内，对不同商品和产业实行有所区别的贸易和外商投资政策，对有利于结构升级的商品出口和外商投资给予一定的政策优惠和扶持;④完善企业走出去的制度和政策环境，鼓励更多的企业与国外跨国公司进行战略联盟和资产结合，直接进入国际市场，在全球范围内进行生产和资源配置，带动国内产品、技术、劳动力与服务的输出，促进跨国企业的对华投资;⑤积极引导外商直接投资“西进”，因为利用外商直接投资的差距造成地区经济差异重要影响因素之一。
参考文献
1 张卓元.中国改革开放经验的经济学分析.经济管理出版社，2000
2 俞 毅.跨国公司对外直接投资的区位理论及其在我国的实证.国际经济合作，2004(9)
