外商直接投资论文(6篇)

外商直接投资论文篇1

因此，我们认为，有必要从外商直接投资与我国外贸发展的角度对此问题做进一步考察。自1992年以来，无论国际经济环境如何变化，全球FDI总流量发生怎样的波动，我国吸收的外商直接投资(以下缩写为FDI)一直位居发展中国家首位和世界第2位(仅次于美国)。从1983年的9.2亿美元，迅速增长到1992年的110.1亿美元。2002年，实际利用的FDI达到527.43亿美元，首次跃居全球第一位。同年，中国的进出口总额突破6000亿美元，中国作为贸易大国的地位已经确立。

2011年，我国实际利用的FDI达到606.3亿美元，进出口总额首次突破10000亿美元，而2005年进出口总额则达到14221.2亿美元。这些数据表明，从20世纪90年代以来，我国吸收的FDI及对外贸易额增长迅速，对外经济交流和合作进一步深化。同时，外商投资和对外贸易都对中国经济的高速增长发挥了重要作用，因此，研究外资额和外贸额这两个经济变量之间的关系显得很有必要。二、我国利用外资的总体趋势10多年来，我国所吸引的FDI一直保持了增长的态势。在全球外商直接投资额大幅度下降的2001、2002年，中国的FDI流入分别比上年增长了11.5%和12.6%。

2003年，在全球FDI总流量与上年基本持平的情况下，中国利用外资的水平达到了新高，为535.05亿美元，超过了美国的400亿美元，继2002年后再次位居全球第一。2011年我国利用外资保持了持续增长的趋势，2005年批准外商投资企业44001家，同比增长0.77%，实际使用外商直接投资略有下降，为603.25亿美元，同比下降0.5%。而2006年1—3月份，全国新批设立外商投资企业8909家，同比下降4.26%;实际使用外资金额142.46亿美元，同比增长6.40%。而2000年的第一季度，我国实际使用的FDI只有71.4亿美元，截止到2003年该数据已经上升到130.86亿美元。

三、我国利用FDI的主要特征

(一)来源比较集中

自我国开始吸收外资以来，100多个国家在中国投资，但FDI在世界各国或地区的分布相对比较集中。2003年、2011年度位居对华投资前五位的国家或地区分别为中国香港、维尔京群岛、日本、韩国、美国，中国香港、维尔京群岛、韩国、日本、美国。2005年，我国主要贸易伙伴的排序发生了变化，出现了6个超千亿美元的贸易伙伴。欧盟连续两年成为我国最大的贸易伙伴，双边贸易额2173亿美元，增长22.6%。美国上升为第二位，双边贸易达2116亿美元，增长24.8%。日本长期以来是我国最大的贸易伙伴，而2011年降为第二位，2005年降为第三位，当年双边贸易额1844.5亿美元，增长9.9%。其余依次是香港特区，韩国和东盟。特别是我国与韩国的贸易首次超千亿美元，其中，进口增长23.4%，我国对韩贸易逆差超过300亿美元。在与东盟贸易中，进口增长很快，其已成为我国第三大进口来源地。这和我国引进的FDI的国家或地区分布是相一致的。

(二)主要集中在制造业

FDI主要集中在制造业，这是因为制造业FDI的流入和东道国对外贸易之间存在着相互促进、相辅相成的互动关系(张红霞等，2005)。但由表3可知，2005年制造业FDI的流入虽然仍占有绝对优势，但比2011年已经有所减少。而租赁和商务服务业，交通运输业、仓储和邮政业及电力、燃气及水的生产和供应业的FDI流入却有了不同程度的增长。说明FDI流入的产品结构也在发生着变化。同时，通过比较外资企业与国内企业进出口的产品构成发现，外资企业资本品的进口平均高于国内的10%~15%。也就是说，外资企业的进口主要是资本品，而不是以原材料为主的中间品，能够形成未来的生产能力。

(三)FDI的地区分布

2003年以前绝大部分的FDI主要集中在东部沿海地区，如表2所示：2002年中国的东、中、西部地区累计实际使用外资金额占全国累计实际吸收外资总量的比重分别为86.6%、9.5%、3.8%。这种分布于2003年有所改变，中部和西部所占比重比2002年有了大幅度的提高，特别是中部为61.4%，而东部则下降为30.5%。由于西部大开发的推动，FDI从东部地区转移到中西部，这在一定程度上影响了我国进出口贸易的地区分布。中西部地区许多省区如河南、甘肃、青海、宁夏的进出口总额在较低的基数上实现了较快增长，尤其是进口增长比较明显。而外贸大省如广东、上海、北京等地的出口却大幅下降。

四、外商直接投资与我国对外贸易相关性的实证研究

自20世纪80年代以来，我国产品的出口规模不断增长，年均增幅15.4%。突出表现在一是外商投资企业的出口总额及其占全国出口总额的比重都在不断增长。二是初级产品出口减少，工业制成品出口增加。三是FDI企业对外贸易依存度的增加。很明显外国直接投资有利于我国国际贸易的发展。衡量外资对我国贸易增长作用最直接的方法即检验外资企业的贸易表现。

(一)外商直接投资与我国的进出口增长外资企业1993年出口金额为917.4亿美元，2011年为3386.1亿美元，随之，外资企业出口占中国总出口的比例也从1993年的27.5%增加到2011年的57.1%。2005年全国出口总额达到7620亿美元，其中外企出口额为4442亿美元，占总出口额的58.3%。数据显示，外商投资企业的进出口额在我国总的进出口额中的比重越来越大，对我国进出口额的贡献已超过了50%。表3显示了1985—2005年外资企业在我国的贸易业绩。如表3所示，按贸易总额计算，外商投资企业贸易总额从1985年的23.6亿美元迅速增长到2005年的8317亿美元。

其余数据来源于2005年中国统计年鉴，并经计算整体所得。表3中数据表明，外商投资企业的进出口额对全国企业进出口额的贡献率在不断上升。实证分析证明了FDI在我国商品对外贸易中起着举足轻重的作用。

(二)外商直接投资与我国进出口产品的结构1.FDI与初级产品进出口占全国进出口比的相关性1980年，初级产品进出口额160.73亿美元，占进出口总额的比重为42.15%。其中，初级产品出口91.14亿美元，占出口总额的比重为50%;1980年初级产品进口69.59亿美元，占进口总额的比重为35%。1989年之后，初级产品的进出口结构发生了很大的变化。初级产品的出口额占当年出口总额的比重下降至29%，同时进口的初级产品占进口总额的比例也有所降低，为20%。截止到2011年，我国初级产品进出口总额达到1578.16亿美元，比上年增加了502.41亿美元，占进出口总额的比例为13.67%，比2003年增加了1个百分点。其中，初级产品出口405.49亿美元，占出口总额的比重为7%，和1980年相比出口的初级产品有了大幅度的减少。同年进口的初级产品为1172.67亿美元，比2003年增加了445.04亿美元，占进口总额的比重也从2003年的18%上升至21%。选取1989—2011年的数据，通过SPSS软件的相关性分析，得到如下结果：FDI与TPCR(即初级产品进出口额占进出口总额的比重)高度负相关，相关系数为-0.904(见表3)。表明我国吸收的FDI在一定程度上制约了我国初级产品的对外贸易。这也说明外商投资企业对初级产品的进出口需求下降，特别是初级产品的出口处于迅速减少的趋势。

2.FDI对工业制成品的净出口贡献率1980年工业制成品进出口额220.63亿美元，占进出口总额的比重为57.85%。其中，出口90.05亿美元，占出口总额的比重为50%，进口130.58亿美元，占进口总额的比重为65%。2011年工业制成品进出口额已经增加到9967.39亿美元，占进出口总额的比重为86.33%，较2003年下降1个百分点。其中，出口5527.77亿美元，同比增长27.02%，占出口总额的比重为93%，较上年增长1个百分点，进口4439.62亿美元，同比23.42%，占进口总额的比重为79%，较上年下降3个百分点。2005年，我国进口初级产品1477亿美元，增长26%，占进口总值的19.4%，增势回落了1.5个百分点。其中，铁矿砂进口2.8亿吨，增长32.9%;原油进口1.3亿吨，增长3.3%;原木和锯材进口增长9.3%;大豆进口2659万吨，增长31.4%。

1990年以来，我国的贸易结构发生了很大的变化。初级产品进出口额占进出口总额的比重一直处于下降的趋势，与其相反，工业制成品的进出口额占进出口总额的比重处于不断上升的趋势。其中不论是初级产品还是工业制成品，其出口占出口总额的比重与其进出口占进出口总额的比重同方向变动，而进口的情况却与此相反。初级产品进口占进口总额的比重缓慢上升，工业制成品进口占进口总额的比重缓慢下降。用SPSS软件包对1989年以来FDI与TIFPR(即工业制成品进出口占进出口总额的比重)的相关性进行分析，得到如表4所示的结果。可见，FDI和TIFPR高度正相关，相关系数为0.905。得出结论：FDI对我国工业制成品的进出口做出了很大的贡献。(三)我国利用外商直接投资的合理规模我国利用外资的主要形式是直接投资，而证券投资在全球资本跨境流动中占有较大的比重，发达国家主要以证券投资为利用外资的形式。确切地说，我国是吸引外国直接投资最多的国家之一，但不是利用外资最多的国家。

衡量一个国家利用FDI的多少以及合理规模，不仅要看绝对数量，还要看相对规模。因为，仅仅从绝对规模评价，规模偏小的国家永远无法与大国相提并论。虽然我国吸引FDI从绝对金额来说非常可观，但如果用GDP矫正后，我国吸引的FDI相对于其经济规模而言，并非特别突出。外国直接投资占GDP的比例比较客观反映了一个国家的对外依存度和开放度。1985年FDI占我国GDP的比重仅为0.64%，1991达到1.08%，之后一直处于增长的趋势，到1994年达到最高为6.22%，1995年以来，该比值不断缩减，到2011年为3.67%，可见我国对外依存度不断增长的结论并不是我国对外贸易的真实反映。图1反映了1985年以来，用FDI占国内生产总值的比重表示的我国对外依存度的趋势。图1历年FDI对我国GDP的贡献五、结论通过外商直接投资与我国的对外进出口增长以及进出口产品结构等的实证分析，可得出以下结论：一是FDI对我国进出口贸易有着巨大的推动作用，外商投资企业的进出口占全国的比重不断增大。

二是FDI增强了我国产品出口竞争能力，改善了我国出口产品的结构。出口贸易结构由初级产品升级为工业制成品，产业结构有所升级，从而提升了我国的贸易结构，而贸易结构的变化又会对我国产业结构调整产生重要的作用，促进国内产业结构、产品结构跟随国际市场的变化而变化。当出口贸易结构又以初级产品为主升级为以工业制成品为主时，必将极大地鼓励工业制成品部门的生产，促进其参与国际竞争，加快对传统劳动密集型产业的技术改造。中西部地区可以利用FDI开展以加工贸易方式的劳动密集型产品制造业为主、而东部地区则要以利用FDI开展一般贸易方式的高新技术产品制造业和服务业为主的生产及贸易活动，这样不仅有利于不同地区发挥自身比较优势，实现区域经济协调发展，而且也避免了地区间在利用外商直接投资上的恶性竞争。

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外商直接投资论文篇2

关键词：人民币汇率；升值；FDI

一、引言

随着2005年7月盯住“一揽子”货币的有管理的浮动汇率制度在我国的实施，人民币从此告别了固定汇率的时代，正式进入“小幅快跑”的升值周期。2007年11月以来，升值速度更是明显加快，屡破关口，累计升幅已超过16%。在全新的汇率制度下，人民币升值的趋势将伴随更大的波动，研究汇率升值对我国经济可能产生的影响和后果变得富有现实意义。

人民币汇率与FDI作为重要的宏观变量，在我国面临越来越突出的内外不平衡压力的背景下引起国内外广泛讨论和关注。一方面，在人民币外部和内部升值压力的推动下，人民币升值趋势及预期将在较长时期内存在；另一方面，长期以来FDI的“双刃剑”的特性已得到普遍的共识，既推动我国的经济增长，又存在诸多负面效应。因此如何立足新形势调整利用外资政策成为国内争论的焦点。

FDI不能像金融衍生产品一样通过跨期套期保值，并且包含着较大的沉没成本，因此宏观经济变量（如优惠政策、要素成本、现实和潜在的宏观经济条件、汇率水平等）成为跨国企业对外投资的重要决策变量。在诸多因素中，汇率水平及其波动是影响FDI流入的重要宏观经济因素，它通过多种途径影响着FDI流动规模及方向。人民币升值是否会导致FDI趋势的逆转是本文探讨的核心问题。

二、理论分析

国内外对于汇率波动对FDI影响的理论主要可以分为以下三类：

（一）本币升值将抑制FDI流入

此类观点的主要代表是“相对成本效应”理论（Cushman，1988）和“相对财富效应”理论（FrootandStein，1991），他们认为一国货币贬值会促进FDI的流入，而升值则对FDI会产生抑制作用。

1、相对成本效应理论。“相对生产成本效应”强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响，认为当其他因素相同时，一国货币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低意味着相同数量的外资可以雇用更多的劳动力，提高包括FDI在内的资本收益率，从而促进FDI流入。同理，当一国货币升值时，以本国货币表示的出口对象国的，当因汇率升值导致的本国生产成本与在出口对象国本地的生产成本的差额大于在出口对象国直接投资的成本时，就可能发生对外直接投资，即本国对外国进行投资，其他国家对本国的FDI就减少。

2、相对财富效应理论。Froot和Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”，并以此解释了20世纪80年代日本跨国公司因日元汇率大幅升值而大幅收购美国企业资产的现象。该理论认为东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，从而更有利于他们并购东道国国内企业或者在东道国建厂。

（二）本币升值将拉动FDI增长

认为货币贬值将会抑制FDI流入额研究者以Campa（1993）为代表，他认为可以通过跨国公司的海外投资决策预测其未来收益的期望值，一国货币越是坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越多的FDI流入，而货币贬值使投资者丧失信心，将会阻碍FDI的流入，同时使本国货币流向货币坚挺的国家。

（三）汇率变动将使FDI在不同部门及地区进行重新分配

1、部门效应理论。在简单的两部门经济体中（贸易品和非贸易品部门），一国币值变化对该国不同部门吸引FDI的能力产生不同影响。当一国货币贬值导致对贸易品需求上升时，外国直接投资可能更多地投入贸易品部门，从而减少非贸易品部门的生产。不仅如此，由于本币贬值导致贸易品需求上升，进而导致生产要素需求增加，从而提高了非贸易品生产要素成本，降低了非贸易品利润，故本币贬值还从供给方面对非贸易品部门产生紧缩效应，引起FDI流入出现行业偏向的可能。GoldbergL.S.（1993）认为，汇率调整具有资源重新配置效应。而资源的重新配置依赖于重新分配成本的多少和汇率变化的信号，这既包括国内资源的重新配置，也包括国外投资在不同行业间的配置。因此，从这个层面上看，一国货币币值变化将导致FDI在不同部门之间资源配置的转移，从而具有行业偏向特征。汇率变化除了通过需求和供给层面对FDI的部门流向产生影响之外，还可能通过预期收益和生产成本直接对部门利润产生影响。从理论上看，币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释。但一个简单的结论是由于企业逐利性，行业利润高将导致更多的资本流入。因此，在其他条件不变时，一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润并导致FDI流入该行业。

2、区位效应理论。Aizenman（1992）认为汇率水平通过影响企业竞争力及国外直接投资在不同经济体之间的转移，即汇率水平对FDI产生区位效应。Goldberg（1993）认为汇率的区位效应依赖于初始投资成本（进入壁垒）、退出的非转换成本、企业风险类型及生产者的风险厌恶程度。同时，区位效应不能简单地理解为FDI在不同国家分布的调整，同时也包含不同投资国对汇率水平的不同反应。因此，汇率水平变化不仅对FDI全球区位分布产生影响，而且由于不同区位来源的FDI投资动机及风险类型存在差异，汇率变化对不同区位来源的投资者产生不同程度的冲击。所以，当东道国货币币值发生变化时，对不同区位来源的FDI投资行为产生不同程度的影响，而不同区位来源的FDI对汇率水平调整的反应程度亦存在差异。

在实证研究方面，绝大部分主要是针对美、日等发达国家，多数结论为：东道国的货币贬值会吸引国外直接投资流入，而货币升值会导致本国货币流向货币贬值国。本文持中立态度，将以实证回归来检验。

三、实证分析

（一）计量模型的构建

根据以上理论，初步构建如下的计量模型，以检验汇率升值对FDI的影响：

lnFDI=α0+α1E+α2VE+α3G+ε

其中，FDI代表外商直接投资，E代表实际利率，VE代表汇率波动，G代表GDP增长率。根据上文分析，α1的符号既可能是负号，也可能是正号，这取决于实证结果，而这正是我们所关心的。α2的符号是负号，汇率波动加大导致风险厌恶的投资人考虑向汇率相对稳定的国家投资，α3的符号无疑是正号，国内生产总值的稳定提高是经济发展水平提高的表现，也意味着更多的投资机会和投资利润率高，因而会吸引外商直接投资流入。

为降低异方差影响，本模型将FDI采用自然对数形式。为增加模型显著性，对VE求倒数，并记作VEDS=1/VE，VE的求法是每个季度3个月汇率的标准差。并对各数据进行季节调整。对修正后的数据进行OLS估计，经验证，该模型不存在多重共线性和异方差，但存在正自相关。采用科克伦-奥克特迭代法进行补救，最终得到参数如下：

由上式可得，当实际汇率每增长一个单位，FDI的流入量将增加0.015629%；汇率波动的倒数每增加一个单位，FDI的流入量将增加0.06835%（即汇率波动越小，FDI流入量越大），即FDI与汇率波动负相关。外商直接投资的变动有很大部分是内部原因，即是由原来的自身规模决定的，实际汇率及其变动以及经济增长率只是影响FDI流入量的宏观经济因素。所以这些因素对于FDI流入的影响并没有其自身的影响大，但是这些因素也是不可忽视的。

（二）实证结果分析

通过上述人民币汇率和外商直接投资的实证分析，可得出以下结论：

1、人民币汇率升值会促进外商直接投资的流入。这一结论符合我国的实际国情。首先，结合我国贸易结构来看，加工贸易仍处于重要位置，而这些都是由FDI来生产和出口。加工贸易主要就是利用我国劳动力成本优势。汇率升值并不会改变我国劳动力相对价格，因而加工贸易的劳动力优势仍然存在。其次，汇率升值同时导致加工贸易在国外采购原材料的成本大幅下降，由于加工贸易企业成本为国外采购成本，因而基本上可以抵消汇率升值带来的影响，这些影响完全可以通过加强企业管理和劳动生产率提高加以弥补，所以汇率值小幅度升值并不会影响流入。

2、人民币汇率波动提高能够降低流入。这同理论分析相一致。1997年和1998年，人民币面临贬值压力，尽管我国政府公开申明人民币汇率不贬值，但是外商直接投资还是随着汇率波动增加而下降。而在2005年7月的汇率制度改革前，（见图1）人民币升值压力相对较大，在汇改前外商直接投资出现了一次快速增加。在其他时间段，汇率波动相对比较平稳，外商直接投资流入也相对比较稳定。

四、结论

结合理论与实证的分析，本文得出结论：人民币汇率升值对外商直接投资具有促进作用，汇率波动对外商直接投资具有抑制作用。尽管本文得出的结论同传统投资理论不一致，但这恰恰符合我国实际情况。从外商直接投资的流入量不断增长就可以简单地做出这一结论，而且本文的实证结果也支持汇率升值和外商直接投资负相关这一结论。实际上，外商直接投资流入取决于我国稳定、持续的经济增长、巨大的国内市场和劳动力成本优势，只要这一根本前提没有发生实质性改变，就不会导致外商直接投资的逆转。此外，外商直接投资有相当大一部分投资在加工贸易上，汇率升值对加工贸易的影响相对较小，所以汇率小幅、渐进升值不会对外商直接投资造成太大影响。但是，汇率波动同外商直接投资呈正相关性表明，汇率快速升值是有害的，只可能导致短期资本快速流入，长期产业资本将推迟投资，对长期投资形成阻碍最终影响到劳动生产率的提高，而这是汇率升值背景下企业获得国际竞争力的关键。

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外商直接投资论文篇3

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(AdlerandStevens，1974;Gopinatheta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.LipseyandM.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。GokdbergandKlein(1998)、EatonandTamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、NarulaandWakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如GoldbergandKlein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%，两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议:

第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。

第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献

[1]陈阳，王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[J].国际贸易问题，2007(12):24-29.

[2]陈继勇，秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[J].国际贸易问题，2006(5):62-68.

[3]江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[M].北京:中国人民大学出版社，2002.

外商直接投资论文篇4

关键词河南省；环境规制；外商直接投资；协整关系检验

中图分类号F061.5

文献标识码A

文章编号（2014）13-0107-01

一、国内外相关研究

目前，环境问题引起了全球广泛关注，环境规制对外商直接投资的影响也成为了研究的热点问题。国外Jeppesen（2002）和ListandCo（2000）研究表明外商直接投资对“污染天堂”有强烈偏好。List（2003）在对纽约州投资的资本进行研究证明，环境规制对其作用巨大，正是这些投资造就了纽约州不同地区的产业构成。国内杨涛（2003）研究表明环境规制对外商直接投资流入量的影响是负面的。吴献金、孙林霞（2006）关于1988年―2004年湖南省环境规制与外商直接投资的协整分析中认为湖南省外商直接投资对环境规制变化的敏感性不强，在制定相关的环境规制措施时可以采取环境优先的策略。

二、变量的选取

通过对国内外研究的学习，现考虑影响外商直接投资的因素：经济发展水平、地理区位、文化差异、市场化程度等，但基于研究目的的考虑，本文选取外商直接投资FDI（万美元）为被解释变量，代表环境规制程度的工业污染治理投资完成额SFZC（万元）和代表经济发展水平的GDP（亿元）为解释变量。时间跨度选择2004―2012年。

三、模型的建立

六、结论分析及政策建议

本文通过对河南省2004―2012年外商直接投资FDI、工业污染治理投资完成额SFZC、全省生产总值GDP的时间序列数据进行实证分析，得出结论河南省的环境规制与外商直接投资FDI之间存在长期稳定的均衡关系。

基于以上分析，笔者提出以下建议：（1）河南在加快吸引外商投资的同时要加大环境的保护力度，增加环境保护的投资，实现生态环境的可持续发展。（2）河南地处中部，地理位置优势相对于东部地区较弱，不过河南可以充分发挥自身优势，加大宣传力度，增加对外资的利用。但在利用外资时要把环境保护考虑在内，选择对环境污染程度较低的行业，不可牺牲环境利益换取经济的发展。

参考文献：

[1]吴献金，孙林霞.湖南省环境规划与外商直接投资的协整分析[J].郑州航空工业管理学院学报，2006（6）

[2]杨涛.环境规制对中国FDI影响的实证分析[J].世界经济研究，2003（5）

[3]吴玉鸣.外商直接投资对环境规制的影响[J].国际贸易问题，2006（4）

外商直接投资论文篇5

李练军(1974-)，江西高安人，江西农业大学经贸学院副教授、硕士研究生导师、管理学博士，研究方向为国际贸易理论与政策。

摘要：近20多年来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。文章利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法对中部地区对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行了全面的实证分析认为，中部地区对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间基本上并不存在因果关系。最后提出了中部地区贸易投资一体化的对策建议。

关键词：中部地区；贸易投资一体化；实证；对策

中图分类号：F727

文献标识码：A文章编号：1002-0594(2009)03-0051-05收稿日期：2008-10-29

一、问题的提出

自改革开放以来，中部地区的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。从1986-2006年，中部地区的对外贸易总额由32亿美元增加到564亿美元，共增加了17倍；而在这20多年中，中部地区的外商直接投资总额由0.5亿美元增加到97.3亿美元，净增96.8亿美元。仅仅从表面上看，中部地区对外贸易和外商直接投资呈现同步增长趋势，存在着较强的相关关系。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(AdlerandStevens，1974；Gopinathetal，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现正相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用(江小涓，2002；陈继勇、秦臻，2006)。

综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对中部地区开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对中部地区的贸易投资一体化的深入研究。因此，本文将利用过去20多年的时间序列数据，对中部地区贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。

二、中部地区贸易投资一体化的实证分析

(一)中部地区外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管中部地区外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势：能够在一定的程度上直接带动中部地区的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。

(1)中部地区外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动中部地区对外贸易的发展。从图1可以看出：第一，近些年来，中部地区外商投资企业进出口规模不断扩大。从1994～2006年，中部地区外商投资企业进出口总额从21.4亿美元增加到160.5亿美元，增加了近6.5倍，年均增长率为18％；尤其是近几年发展较快，从2002年到2006年s年时间增加了114.8亿美元，年均增长率为32％。第二，中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。中部地区外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1994年的18.0％增加到2006年的28.5％，13年增加了10.5个百分点。从1999年开始，这一比重一直都维持在1／4左右，1999-2006年年均比重为26.2％。因此，中部地区的不断增长的外资企业对外贸易总额及其所占比重在一定程度上直接推动了中部地区对外贸易的发展。

(2)回归分析显示，中部地区外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察中部地区外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用中部地区1986-2006年的时间序列数据，分别以进出口总额(TR)、出口额(Ex)、进口额(M)及其对数为被解释变量，分别以外商直接投资(FDI)及其对数为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。

从回归分析结果表1可以看出：

第一，中部地区外商直接投资对进出口有较大的促进作用，且对出口的作用大于对进口的作用。中部地区的外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向为3.93，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致对外贸易增加3.93亿美元，外商直接投资的边际出口倾向为2.18，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致出口增加2.18亿美元；外商直接投资的边际进口倾向为1.75，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致进口增加1.75亿美元。可见，外商直接投资对出口的作用大于对进口的作用。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，其回归结论也是一致的。

第二，中部地区外商直接投资促进对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1986~2006年和1986-1999年两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1986-2006年的边际倾向都要大于1986～1999年的边际倾向。1986-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向、进口倾向分别为3.04、2.05、1.00，都明显小于1986-2006年的边际倾向，说明近几年(2000-2006年)中部地区外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2中部地区外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察中部地区外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据中部地区1986-2006年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)及其对数为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)及其对数为解释变量进行回归分析。

从回归分析结果表2可以看出：

第一，中部地区外商直接投资对制成品的作用大于对初级品的作用，有利于优化进出口商品结构。外商直接投资的边际初级产品出口倾向和工业品出口倾向分别为0.24和1.95，即外商直接投资每增加1亿美元平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.24亿美元和1.95亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品出口的作用比初级产品出口的作用要强，这有利于中部地区出口商品结构的优化。外商直接投资的边际初级产品进口倾向和工业品进口倾向分别为0.70和1.05，即外商直接投资每增加l亿美元平均导致初级品进口和工业品进口分别增加0.70亿美元和1.05亿美元。可见，外商直接投资对工业制成品进口的作用比初级产品进口的作用要强，这有利于中部地区进口商品结构的优化。

第二，由于五个变量大体上都具有指数特征，为

了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，其回归结论也是一致的。中部地区初级产品出口和工业品出口对外商直接投资的平均弹性分别为0.12和0.37，说明外商直接投资每增加1％，平均导致初级产品出口和工业品出口分别增加0.12％和0.37％，有利于优化出口商品结构；初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.56和0.57，说明外商直接投资每增加1％，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.56％和0.57％，有利于进口商品结构的优化。

(二)中部地区对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察中部地区对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据中部地区1986-2006年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)及其对数为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)及其对数为解释变量进行回归分析。

从回归分析结果表3可以看出：

1中部地区出口贸易对外商直接投资有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程I和Ⅳ都较为理想。回归方程I表明：出口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.43亿美元；回归方程Ⅳ表明：出口每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.9％。因此，中部地区出口贸易对外商直接投资具有一定的推动作用。

2中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程Ⅱ和V都较为理想。回归方程Ⅱ表明：进口每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.53亿美元；回归方程V表明：进口每增加1％，平均导致外商直接投资增加1.67％。因此，中部地区进口贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。

3中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的促进作用。从表3中的R2值、F检验值和T检验值可以看出，回归方程Ⅲ和Ⅵ都较为理想。回归方程Ⅲ表明：当进出口共同对FDI起作用时，外贸每增加1亿美元平均导致外商直接投资增加0.24亿美元；回归方程Ⅵ表明：当进出口贸易共同对外商直接投资起作用时，对外贸易总额每增加1％，平均导致外商直接投资增加2.46％。因此，中部地区对外贸易总额对外商直接投资具有一定的推动作用。

(三)中部地区对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

1研究方法和数据来源。

(1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果x是Y的Granger原因，但Y并不是x的Granger原因，则x的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测x的未来值。因此。Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此，在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1986-2006年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1987-2007年)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。

2实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。为了判断4个序列的平稳性，采取最常用的单位根检验方法――扩充迪基一富勒检验即ADF(AugmentedDickey-Fuller)检验来进行平稳性检验。

表4的检验结果表明，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列；而l阶差分以后的ADF值均小于5％、10％显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。

从检验结果表5可以看出，它们之间基本上不存在Granger因果关系。只有dLnFDI与dLnlM之间存在单向的格兰杰因果关系，dLnFDI是dLnIM的格兰杰原因，但反之并不成立；而dLnFDI与dLnTR、dLnEX之间没有任何的因果关系。这说明在中部地区尽管外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于中部地区的对外贸易与外商直接投资的总量毕竟相对还较小，因此除了外商直接投资带来了较大的进口成为中部地区进口的主要原因外，并不能在其它方面构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析，本文得出如下结论：

第一，中部地区对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，中部地区外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强。同时，中部地区外商直接投资对制成品进出口贸易的作用大于初级品进出口贸易的作用，具有促进对外贸易商品结构优化的间接作用。另一方面，中部地区无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有一定的促进作用。

第二，尽管中部地区对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间基本上不存在因果关系。只有外商直接投资与进口贸易存在单向的因果关系，外商直接投资是进口贸易的格兰杰原因，但进口贸易不是外商直接投资的格兰杰原因；而出口贸易、进出口贸易总额与外商直接投资之间没有任何因果关系。这说明：一方面，中部地区外商直接投资的进出口额占中部地区的进出口额的比例也较小，而且外溢效应也没有充分的显现出来。因此，外商直接投资也就不能构成中部地区出口贸易和进出口贸易的原因，只是在其不大的进口总额中占有较重要的地位，构成其Granger原因。另一方面，外商直接投资进入考虑更多的是中部地区的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此，对外贸易也不是中部地区外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。

根据以上分析可以看出，中部地区贸易投资一体化近些年来有一定的发展，但还处在初级阶段。中部地区贸易投资一体化的发展应该包含两层涵义：一是贸易与投资的一体化；二是中部地区的一体化。因此，应该从以下两个方面来推动中部地区贸易投资一体化：

第一，协调外贸与外资政策，促进中部地区外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，中部地区在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。

外商直接投资论文篇6

关键词：人民币汇率；外商直接投资；实证检验

一、外商直接投资和汇率变动的相关理论

1.汇率变化的相关理论

两种钱之间的兑换比率就是汇率，货币价值的相对提高和降低主要通过汇率变化体现，汇率变化幅度大小和变化范围取决于汇率制度的变化，同时经济交流和政治交往有时也会体现在汇率变化上。汇率变化主要是通过汇率传导机制的价格对经济影响，并由汇率变动预期两个方面来体现。

（1）汇率变动引起的价格的连锁变化

对一国经济的影响，汇率变化主要体现在价格升值的货币或贬值，汇率传导机制会导致贸易品和非贸易品的价格变化，从而影响外贸在全国的收支状况。以货币升值为例：如果一种货币价值增长，假设商品本国的出口价格不变，此商品价格在国外上升，这种情况最终会导致商品的国际竞争力下降，这种商品出口数量减少。在这种情况下，该国的进口商品数量增加，出口放缓，国内收入下降，就业减少，进口增加也将会产生一定影响，国内消费者可能会因为大量国外产品的进入和价格下跌加大对进口商品的购买，降低产品消费，抑制国内产量扩张。改变国内生产规模，尤其是国内生产收入减少将影响该国的投资收益。此外，由于该国劳动力成本和原材料成本的相对价格会提升，会增加投资者对国内投资成本。收入和成本增加，引发投资者可以获利下降，从而影响投资者投资于该国的积极性，外国资本流入。同样，一个国家的货币贬值理论上将抑制进口，促进出口，相对于外国投资者，该国国内生产规模增大，增加收入，利润率也有所提高。因为该国货币价值的增大，使外币在国内拥有更多购买力，并有了吸引更多外国资本流入的比较优势。

（2）汇率变动对心理期望值的影响

汇率变动对进出口的影响通常会有一些“时间延迟”，一段时间后才能真正反映国际收支及其对国内经济的影响，这样一个改变汇率的轨道称为“j曲线效应”，经常汇率对经济的影响将取决于人们心理预期的汇率变化。当一个国家的货币开始升值，投资者将首先确定这个升值是否持续，这样的判断或投资者的心理预期往往会影响下一个投资计划。如果只是短期或一次性的心理预期升值，基本不会影响投资者的决策。但是，如果预期货币长期可持续性升值，投机性投资者将借机进入国家市场，伺机牟利。如果投资者预期货币贬值，以避免该国货币持有的可能损失，投资者往往会选择从国内转移资金。

2.国外商人直接投资的相关概念简述

外商直接投资是国际资本流动的重要方式，比较经典的理论分析主要包括：垄断优势理论和国际资本流动理论。

（1）垄断优势理论

垄断优势理论认为，跨国公司想在东道国成功的进行经济活动，就要具有本地企业无法比拟的垄断优势。这些优势主要体现在以产品性能为代表的市场垄断优势、以专有技术为代表的生产垄断优势、以一体化生产为代表的规模经济优势。东道国市场不完全的条件下，跨国公司可利用这样的垄断优势排斥自由竞争，维持垄断高价以获得超额利润。

（2）国际资本流动理论

国际资本流动理论将各国的利率和利润率差异作为国际资本流动的主要原因，该理论的基本假定是：世界上只有两个国家，分别为资本充裕国和资本稀缺国，且两国的投资效益分别遵循边际收益递减规律，则在开放经济系统中，资本会从资本充裕国流入资本稀缺国，使两国的效益都增大，资本配置达到最优。将该理论进行扩展，可以理解为各国的产品和生产要素市场是一个完全竞争的市场，资本可以自由地从资本充裕国向资本稀缺国流动。投资国资本流出是为了寻找更好的市场、谋求更高收益，而东道国也会因为接受资本流入可以更好发展本国经济，从国际资本流动中获益。所以，很多国家在吸引大量外商直接投资的同时也会大量进行对外投资，每个国家和市场都希望可以在资本流动中获利。

二、人民币汇率与国外商人投资的特点分析

1.人民币汇率改变的特点

人民币汇率制度改革分为三个阶段：1979年改革开放至1994年中国汇率改革间，人民币兑美元贬值剧烈且明显，与之相对应的人民币实际有效汇率也在不断下降。在1994年至2005年，作为一个单一结果，有管理的浮动汇率制度实际上是显示钉住美元，1998年亚洲金融后，以支持东亚国家渡过难关危机，中国政府承诺不贬值，人民币兑美元稳定在“8”时代。所以，在这个阶段的名义汇率和实际有效汇率一直保持着长期稳定的。2005年后不再钉住美元，人民币兑美元加快，实际有效汇率也明显提高。由于实际有效汇率除有关期间通货膨胀的影响，能够更好地反映经济形势和国家竞争力，所以，实际有效汇率比名义汇率的波动更为明显。

2.国外商人投资的主要特性

（1）投资总规模增加，增速变缓

合同总金额可能出现我国投资者对投资的需求，但实际数量更多的反映了实际经济形势。对比实际合同金额，合同价值政策变化对东道国的性能更为敏锐。外国直接投资合同总金额的快速增长不同于实际数量的外国直接投资，虽然总体表现出日益增长的趋势，但稳步增长，增长率也显示出明显波动。

（2）钱的来源宽广，特别具有依赖性

亚洲一直是最重要的在中国的外国直接投资来源，一年两个季度的投资来自香港，其他主要投资者日本、新加坡、韩国、台湾和澳门。此外，北美、欧洲、英国、法国、德国、荷兰是我国重要的外国直接投资来源，拉丁美洲维尔京群岛和开曼群岛和大量流入我国，但由于它的特殊性，其也是我国企业海外直接投资目的地。

三、人民币汇率变化引起的外商直接投资的变化

1.实际有效汇率引起的外商直接投资总额的变化

人民币实际有效汇率与外商直接投资之间的关系更为明显，大多数情况下，实际有效汇率下降同时，人民币实际通用价值和外国直接投资增加，满足货币价格传导机制的视角下汇率影响。汇率制度改革作为一种重要指南，一个国家的汇率政策和外国直接投资以及国际贸易指数有明显影响。

2.人民币汇率引起的外商直接投资项目数的变化

虽然外商直接投资项目数没有直接说明外资利用率，但改变投资项目数量可以反映出外国投资者的热情。以前文来看，政策变化和突发事件也体现在改变投资项目的数量，从汇率变动和外商直接投资的项目数来看，显著经济活动通过投资项目数量反映的灵敏度比外商直接投资的实际合同金额高，因此会出现在投资改革汇率制度对关键年份的项目数量有较为明显的改变，本身对汇率的变化不敏感，显示出外国直接投资数量可以通过汇率变动对投资者的投资行为产生影响。

四、人民币汇率变动与外商直接投资总额的实证分析

1.模型设定

本文借鉴魏尚进建立的外商直接投资基础基础模型和黄亚钧建立的外商直接投资扩展模型，将我国GDP和世界GDP引入模型用以衡量国内外的经济形势，引入国内人均工资水平用以衡量劳动力成本，引入工业生产者出厂价格指数衡量我国的生产投资状况，除此之外，汇率及其变动情况也作为模型的主要自变量，用以衡量汇率变动对外商直接投资产生的可能影响。依据引力模型扩展的线性方程如下：

Ft=β0+βiRt+β2Vt+β3Gt+β4Wt+β5Gt+β6Pt+εt

2.时序平稳性检验

本文Stata软件测试过程中，通过dfuller为实现ADF检查过程。ADF检验变量，lnv，lnrr，lnf和lnwg在非平稳变量的10%显著的水平可以拒绝假设。通过对每个案件进行lng检查，发现其测试表（1，1，1）性能显著，在有时间趋势和滞后一个阶段的情况下，也符合10%的显着性水平上线拒绝原假设，序列稳定。同样地，在每一种情况下lnw和lnp被测试，lnw与时间时的趋势是在10%的显着性水平，以满足拒绝非平稳序列假设，lnp在任何时间趋势，当滞后期还可以平稳试验。因此，在10%的显着性水平，所有变量都可以通过单位根检验，表明所选择的变量是平稳时间序列，可以返回，情况不存在虚假回归。

3.多元回归分析

由于各变量在10%的显著性水平下都可以通过ADF检验，所以直接通过多元回归来分析汇率及其变动情况和GDP对外商直接投资的影响情况。在用人民币实际有效汇率进行回归分析前，首先通过做双变量的散点图来初步分析所选变量是否会对外商直接投资产生影响。

图1的六个小图分别展示了Inf和另外五个自变量之间的变动趋势情况。由这些图像初步判断Inf与Inrr，Ing和Inw存在较为明显的相关关系，但与Inv、Inwg和Inp的相关关系并不明显，需要进一步分析、检验。

对所选变量进行多元回归，回归结果整理并制成表2，从表2反映的初步回归结果来看，除了实际有效汇率可以满足在1%的置信区间显著之外，其他变量都不显著。这说明可能遗漏了重要的变量或者模型设定有问题，对Inf做变动趋势图，并寻找可能的失效原因。

由图2Inf的时序图可见，在1992年之后Inf出现了短期急速上升的情况，这说明1992年的对外开放新政策对我国的外商直接投资有重要影响，所以在模型建立过程中需要加入虚拟变量dl用来表示政策变动对外商直接投资的影响。所以设虚拟变量dl在1992年之前为0，1992年之后为1，加入模型之后重新进行回归检验。

表3示出了加入伪变量后回归结果。F检验值393.71，在99%置信水平显著，整体回归方程可以进行测试。在每一个解释变量，实际有效汇率回到在1%的水平显着性显著的系数为负，表明外商直接投资的实际有效汇率确实有一定的影响。在1%的显着性水平显著系数GDP的回报为正，表明国内生产总值将吸引外国直接投资的增加，起到了积极促进的作用。在1%显著性水平的全国平均工资回归的意义，系数是负的，这说明增加国内劳动力成本的确对外商直接投资产生负面影响。分析结果显示外商直接投资的汇率波动范围的增长之间没有显著的相关性，吸引了世界的GDP和中国，中国的工业生产价格指数也对外国直接投资没有显著的效果。汇率波动是不是所选数据显著和年度数据，每年的统计数据在一定程度上影响了汇率波动对原外国直接投资的影响。GDP整体增长在世界上不会有我们的外国资本流入有显著影响。回归结果不显著PPI可能与有关外国投资流入近几年中国的变化有关。此外，虚拟变量和常数项，但也能满足在1%的水平显着性显著回报，系数为正，对外国直接投资政策变化的影响是非常显著，而除了这个模型解释涉及的变量，还有一些会影响外国直接投资等因素。

为了对比分析实际有效汇率与名义汇率对外商直接投资的影响，用名义汇率做汇率变量，再次进行多元回归，所得结论整理为表4。

从回归结果在表4的角度来看，F检验值593.56，在99%置信水平显著，整体回归方程可以进行测试。国内生产总值，占世界生产总值，表示政策变化的虚拟变量，结果用名义汇率和结果的真实有效汇率的分析分析是相似的。PH回归分析只有在使用实际有效汇率时的系数为负，但分析结果系数后，名义汇率为正，由于两次回归INP在1%的显着性水平都无法通过测试，外国直接投资的影响是对结果不是很明显，所以影响不大。因此，用名义汇率进行外国直接投资和其他因素的分析，得出的结论结论与实际有效汇率保持一致。专注于名义利率和外国直接投资之间的相关性可以从表中的数据可以看出，名义有效汇率的回报率在1%的置信水平显著，贬值是8.45，系数为1.04，这表明增加了外国直接投资的流入，因为名义汇率的数据有一定的作用，名义汇率排除使用人在直接标价法杂志兑美元，因此，代表名义汇率的人民币名义值增加PE，得出结论：基本一致的实际有效汇率对人民币的外商直接投资价值有积极作用。

参考文献：

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