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制造業外商直接投資范文第1篇

［關鍵詞］外商直接投資；制造業；結構升級

［中圖分類號］F403.2 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）2-0174-02

1 我國制造業利用外資現狀

近年來,我國制造業的發展非常迅速,總規模已經位居全球前幾位,在國際市場上的比較優勢非常明顯。目前,作為我國國民經濟的支柱產業,制造業是我國經濟增長的主導部門和經濟轉型的基礎；作為過去30年我國綜合國力提高的主要標志,制造業的全面發展和優化升級使得我國已經初步確立了“制造大國”的地位,并為實現向“制造強國”的轉變奠定了堅實的基礎。

在利用外資方面,我國制造業一直都居于主導地位。截至2008年,我國已累計實際利用外商直接投資達8101.14億美元,吸收FDI最多的部門則是制造業。從1997―2008年,我國制造業利用外商直接投資從454.63億美元到923.95億美元,而制造業FDI則從255.82億美元到498.95億美元。從整體來看,除1998年由于受到東南亞金融危機的影響我國制造業利用外資額有所下降外,總體上呈現穩步增長狀態。

從外商直接投資在制造業的分布來看,外商投資結構不斷優化升級,外商投資的資本、技術密集型項目明顯增加。2007年,通信設備、計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業中,外商投資企業的產值占全行業的產值分別達到了75.09%和54.31%。外商對先進制造業項目投資的加大,使我國利用外資的質量得到了較大的提高,產業結構得到了優化升級。

2 制造業結構升級的表現形式及測度

隨著工業化的發展,生產要素稟賦和需求結構會發生變化,同理,伴隨著工業結構的升級,生產要素密集度也會呈現出升級的變化趨勢。所謂制造業結構升級就是加速改變現有的制造業結構,由以勞動密集型制造業為主的體系轉變為技術密集型制造業體系,或者是不斷提高技術密集型制造業的比重,促進傳統制造業的自動化和推動新興制造業的發展來帶動制造業的升級。

根據王岳平對工業部門要素密集程度的分類,制造業可分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三種。根據此分類方法,本文通過對我國1997―2008年制造業相關數據進行整理計算,得出不同要素密集度行業生產總值在制造業生產總值中所占的比重,并運用回歸分析得出外資對不同要素密集度行業的貢獻差異,來測度1997―2008年我國制造業結構升級的效果。

3 外商直接投資促進制造業結構升級的機理分析

3.1 FDI 通過資本供給促進制造業結構升級

根據新古典經濟增長模型,經濟增長的源泉是技術進步和資本增加,同樣產業結構的升級也需要資金的有效供給。一般來說,發展中國家在經濟發展過程中的主要矛盾是積累能力不足,亦即資本供給不足,特別是在產業結構調整過程中,往往需要大量的固定資產投資。中國是一個發展中國家,投資需求和消費需求增長速度較快,國內有效資金供應不足,利用外資可以很大程度上彌補國內資金供給的缺口。通過利用外資,可以增加我國現有的資金存量,加速資本的形成,大大提高我國的投資水平,進而提高經濟增長率,促進產業結構升級。

3.2 FDI通過技術提升促進制造業結構升級

外商直接投資促進技術水平的提升主要是通過技術外溢來實現。所謂技術外溢,又稱“外部效應”,是指外商直接投資通過影響除資本和勞動力以外的其他影響經濟增長的因素,從而使全要素生產率提高,實現促進經濟增長的效應。

4 外商直接投資促進制造業結構升級的實證分析

4.1 方法、模型

本文采用我國1998―2007年的時間序列數據,運用多元回歸的方法,考察FDI對我國制造業結構升級的影響。

根據上文中制造業結構升級的測度方法,本文分別用符號PGDPL、PGDPC和PGDPT來表示勞動密集型、資本密集型、技術密集型行業在制造業生產總值中所占的比重。

根據上文的機理分析,外資促進制造業結構升級的主要途徑之一是資本供給,本文將直接以制造業實際利用外商直接投資總額為指標來衡量外資引進的規模,用FDI表示。外資促進制造業結構升級的另一條途徑是技術外溢,不同的投資方式會產生不同的技術外溢效果,因而會對制造業結構產生不同的影響,本文將分別考察合資企業、合作企業、外商獨資企業對產業結構的影響,以三種投資方式的投資額為指標來反映投資情況,分別用JV、CE和FE來表示。

綜合以上分析,本文分別以各產業占制造業總產值的比重為被解釋變量,以制造業FDI、制造業出口額以及投資方式為解釋變量,構造回歸方程：

PGDPL=μ+β1FDI+β2JV

PGDPC=μ+β1FDI+β2JV

PGDPT=μ+β1FDI+β2JV

其中,μ為隨機干擾項。在模型回歸中,為了考察不同的外資投資方式對產業結構的影響,將分別用變量CE和FE替代變量JV做不同的回歸。

4.2 實證分析

表1方程1中,LNFDI的系數為負且通過了1%的顯著水平,說明FDI的增加降低了勞動密集型產業在制造業中的比重；合資企業為正且通過了1%的顯著水平,說明合資企業促進了勞動密集型產業的發展,且作用非常明顯。方程2中,LNCE的系數很小,且極不顯著,說明合作企業對勞動密集型產業沒有明顯的作用。方程3中,LNFE通過了10%的顯著水平,說明獨資企業對勞動密集型產業有負面影響。

表2方程1中,LNFDI的t值在統計上不顯著,說明FDI對資本密集型產業的作用不明顯；LNJV通過了10%的顯著檢驗,說明合資企業對資本密集型產業產生了負影響。方程2中,LNCE的t值在統計上不顯著,說明合作企業對資本密集型產業的發展沒有太大的作用。方程3中,LNFE通過了5%的顯著水平,說明獨資企業促進了資本密集型產業的發展,且作用很明顯。

表3方程1中,LNFDI的系數為正,且通過了1%的顯著水平,說明了FDI促進了技術密集型產業的發展；LNJV通過了5%的顯著水平,說明合資企業對技術密集型產業有明顯的負面影響。方程2中,LNCE對技術密集型產業的影響不明顯。方程3中,LNFE通過了1%的顯著水平,說明獨資企業促進了技術密集型產業的發展,且與合資企業相比,獨資企業的作用更明顯。

通過對以上回歸結果的縱向比較,我們可以看出：

(1)外商直接投資促進了制造業結構的升級。外商直接投資的增加使得勞動密集型產業的產值在制造業總產值中所占比重減少,技術密集型產業所占比重增加。外資的不斷引入必將帶動技術密集型產業的發展,從而促進傳統制造業結構的升級。

(2)三種外商投資方式中,合作企業對制造業結構升級的影響不明顯,合資和獨資企業促進了制造業結構的升級。從橫向來看,方程中FE的系數大于JV的系數,說明獨資企業對制造業結構升級的影響更大。

參考文獻：

［1］劉亞娟.外商直接投資與我國產業結構演進［D］.大連：東北財經大學,2005.

［2］王岳平.開放條件下的工業結構升級［M］.北京：經濟管理出版社,2004.

制造業外商直接投資范文第2篇

關鍵詞：外商直接投資 制造業 產業集聚 江蘇省

一、引言

近30年來，江蘇省制造業發展迅速，且表現出一個顯著的特征，即部分行業集聚程度越來越高。從全國范圍看，江蘇省部分制造業行業產出占全國總產量的比重大，行業集中度較高，表現出明顯的產業集聚的特征（范劍勇、謝強強，2010）。但江蘇省另一些行業發展較慢，其集中度也比較低。從江蘇省制造業的發展狀況看，外商投資較多，外資對制造業的發展起到了重要作用。外商直接投資怎樣影響了江蘇省制造業產業集聚呢？ 部分學者（葛順奇、李圓圓，2010）分析了外商直接投資對我國制造業市場集中度的影響，但他們采用全國樣本為研究對象，沒有考慮地區差異問題。因此，本文以江蘇省為研究對象，估算江蘇省制造業區位指數，并運用固定效應面板數據模型分析外商投資對江蘇省制造業產業集聚的影響。

二、方法與數據

首先，本文將利用江蘇省和全國制造業的產出指標估算制造業區位指數，衡量江蘇省制造業集聚程度。區位指數運用產值或者就業等指標比較了某一地區產業結構與全國的差異，可以反映特定行業在特定地區集聚情況（Blair, 1995; Stimson等,2006）。一般來說，就某一行業而言，區位指數大于1的地區的專業化程度更高，產業集聚也更加明顯 (Miller等，2001) 。

其次，本文再利用面板數據模型分析外商直接投資對江蘇省制造業產業集聚的影響。考慮到影響產業集聚的潛在因素較多，我們的模型無法將這些因素一一羅列。為了避免因素遺漏可能造成的影響，我們在模型的自變量中包含區位指數的滯后變量。模型的形式為：

其中，為第t時期江蘇省第n 個制造業行業的區位指數，FDIn,t為在第t時期第n行業中外商直接投資指標， εt為回歸殘差。由于不同行業具有不同的特征，我們運用固定效應模型估算。同時，為了全面考慮外商直接投資不同方面對產業集聚的影響，我們分別以外資資產總值、外資勞動數量和外資企業數量作為外商直接投資的指標。如果c1>0，說明外商直接投資有助于江蘇省制造業產業的集聚。

本文將利用江蘇省以及全國制造業行業的工業總產值，測算江蘇省各制造業行業區位指數。本文還將利用江蘇省28個制造業行業外資企業資產總值、勞動總數和外資企業數量等指標，工業總產值和資產總量的單位為億元人民幣，勞動的單位為萬人，企業數量單位為個。全部數據來自2001-2010年《江蘇省統計年鑒》。

三、實證分析

本文先估算了江蘇省制造業2001―2009年的區位指數，區位指數的描述性統計檢驗結果見表1。從2001-2009年，各行業區位指數也具有明顯差異，江蘇省制造業區位指數存在明顯的行業差異。

我們再運用固定效應面板數據分析方法估算（1）式，分別以外資企業資產、勞動和企業數量的對數作為外資指標，得到三個模型的估算結果見表2。由表2可見，三個模型調整后R2均大于97%，說明外資指標和上年區位指數可以解釋區位指數變化中大約97%的部分，模型的解釋力很強。F值均能在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明模型所反映的線性關系成立。D.W.值說明三個模型的回歸殘差都不存在序列相關性，模型擬合效果較好。

在模型一中，外資資產對數的回歸系數為0.014136，且能夠在5%的水平上通過系數顯著性檢驗，說明外資資產對數對江蘇省制造業產業集聚具有顯著的正向影響。外資資產對數提高1個百分點，江蘇省制造業的區位指數就會提高0.014136個百分點。模型二和模型三中，外資勞動對數和外資企業數量對數的回歸系數都能夠在1%水平上通過顯著性檢驗，說明外資勞動和外資企業數量的提高也能夠促進江蘇省制造業產業集聚。這兩個回歸系數分別為0.030665和0.021757，說明外資勞動和外資企業數量的增長對江蘇省制造業產業集聚的積極影響更大。此外，上一年度區位指數的回歸系數都大于0，而且能夠在1%的水平上通過檢驗，說明江蘇省制造業產業集聚具有相對穩定性。

綜上所述，我們通過實證分析發現，江蘇省制造業產業集聚具有明顯的行業差異，部分行業集聚程度高，另一些行業集聚程度偏低；外商直接投資是影響江蘇省制造業產業集聚的顯著因素，外商直接投資的增長能夠促進江蘇省制造業產業集聚。

四、結論與政策建議

江蘇省是我國利用外資的大省，多數外資涌入了制造業行業，同時江蘇省制造業也表現了明顯的產業集聚的趨勢。本文利用區位指數衡量江蘇省制造業集中度，以反映制造業的集聚程度，并利用固定效應面板數據模型分析了外商直接投資對江蘇省制造業產業集中度的影響。結果顯示，江蘇省制造業產業集聚程度在不同行業中具有顯著的差異，外商直接投資能夠顯著影響產業集聚，外商直接投資越多，江蘇省產業集聚程度就越高。在當前情況下，要促進制造業產業的集聚效應，推動制造業產業升級，要重視利用外資，更要提升本土企業的吸收能力。第一，必須優化利用外資戰略，提升外資技術含量，促進外資企業的技術外溢效應。第二，必須提升本土企業的吸收能力，增強本土企業接受外資企業技術外溢的能力。第三，地方政府必須創造良好的外部環境，改善對企業的服務，為制造業產業集聚的形成、發展和壯大創造條件。

參考文獻：

[1]范劍勇，謝強強. 地區間產業分布的本地市場效應及其對區域協調發展的啟示[J]. 經濟研究, 2010(4).

[2]葛順奇，李圓圓. 外商直接投資對我國制造業市場集中度的影響 [J]. 國際經濟合作, 2010(9).

[3]Blair J. Local economic development; analysis and practice[M]. Sage, London, 1995

制造業外商直接投資范文第3篇

1979～2007年，我國實際利用外資金額累計達9610.12億美元，其中，外商直接投資達7666.65億美元，占79.78％。

外商直接投資對我國經濟發展發揮了重要作用：

彌補了我國發展建設的資金不足。特別是在1992年我國開始確立社會主義市場經濟體制后的10年間，年平均外商直接投資額占全國固定資產投資額比重達到12.7％，為我國經濟的持續發展提供了重要資金來源。

提高我國的就業水平。據測算，截至2006年，我國注冊外商投資企業32萬家，約占注冊企業總數的3％，在外商投資企業中直接就業人數約2800萬人，并通過外資企業帶動的其它相關企業發展解決了更多人數的就業問題。

增加了國家的財政收入。截至2006年，我國外商投資企業稅收(不含關稅和土地稅費)達到7976.94億元，占全國稅收總額的21.19％，同比增長24.81％，高于同期全國稅收增幅(21.93％)2.88個百分點。

促進了我國對外貿易的發展。近幾年來，無論是在我國外貿總額，還是在進口總額、出口總額上，外資企業所占比重都超過了50％，成為我國對外貿易發展的重要動力。

引進先進技術。通過承接國際制造業轉移，我國的產業結構實現了向以汽車、化工為代表的重化工業的升級發展。近年來，技術密集型產業的外商投資逐步增加，特別是在電子及通信設備制造業以及集成電路制造業的增幅顯著加快，反映了國際產業向我國的轉移正向高技術含量、高附加值的加工工業方向發展。此外，有研究指出，外商投資企業中，有45％使用跨國公司母公司比較先進的技術，42％使用母公司先進技術，僅13％采用母公司的一般技術，表明外商直接投資已經成為提高我國產業技術水平的重要方式。

同時，外商直接投資也存在著不容忽視的問題。主要表現在：

外商直接投資的產業結構不合理。外資投向第二產業的比重過大，而流入非房地產服務業的比重則偏小。根據聯合國貿易發展會議統計，全球流入制造業的外資比重從1990年的41％下降到了2005年的30％，全球流入服務業的外資由1990年的49％上升到2005年的61％。越來越多的發展中國家調整政策，鼓勵外商在其服務業部門開展投資。

區域發展不均衡。地理位置的優勢與率先實施對外開放帶來的先發優勢使得東部沿海長期以來都是我國外商直接投資的集中地，而中西部地區的招商引資進展仍然有限。

外資企業加快搶占我國市場。隨著外商獨資企業與外商控股份額的增加，目前在某些領域開始出現外資壟斷的跡象，制約了我國民族產業的發展。

二、建議

(一)保持競爭意識、繼續優化投資環境

據測算，我國占發展中國家外商投資總額的比重從2002年的30％下降到了2007年的18％，而巴西、土耳其等國的比重則大有增加。我們既要從全局考慮，堅定兩稅合一以及反壟斷法的實施(從一定意義上使得外商享有的優惠政策減少了而且在中國市場的擴張也受到了監管)，也要發揮我國穩定的宏觀經濟和政治環境、較為完備的基礎設施等優勢，加大招商引資力度，并繼續優化投資環境、提高人力資源素質，改進行政效率，維持我國利用外商直接投資的水平。

(二)把握國際服務業轉移機遇，改善我國的外商直接投資結構

全球跨國投資向服務業部門集中已經是大勢所趨。我國具有人工成本低、電信基礎設施比較完善等有利因素，具有承接諸如國外呼叫中心服務外包、技術研發外包等產業轉移的潛力。我們應當抓緊強化人才培訓體系，提升語言能力與專業技能，并進一步降低電信資費，降低呼叫中心、數據處理和傳輸等綜合運營成本，盡快開展對發達國家服務業的外包轉移的承接。此外，我們應當繼續加強對外商投資行業的引導，結合金融、保險等服務業部門的開放，推動外資進入這些非制造業行業，提升我國利用外資的層次與質量。

(三)繼續引導外資進入中西部地區

內陸地區應當著力改善其投資環境，特別是建設高質量的交通基礎設施，發展多式聯運服務，降低其到港口的物流成本，以有效地承接東部沿海的制造業轉移。中西部有一定產業、科研基礎的地區，應當充分利用其勞動力成本低的優勢，積極參與到承接國際服務外包當中，與沿海城市一道推動服務業外商直接　投資的發展。

(四)完善政策法規體系，發展跨國并購外商直接投資方式

近些年外資對我國跨國并購額有所增加，但我國以跨國并購方式吸引的外資占外商直接投資總額的比重還很小，比重最大的2005年也才達到13.68％。2006年又下降到10％以下。

另一方面，跨國并購已經成為全球直接投資的主要方式。據聯合國有關統計資料顯示，近幾年，全球跨國并購占全球外國直接投資比重保持在50％以上，2003、2004和2005年分別達到53.06％、53.08％和83％。

制造業外商直接投資范文第4篇

關鍵詞：外商直接投資;柯布――道格拉斯函數;可行廣義最小二乘法

中圖分類號：F71文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）08-0085-02

1 外商直接投資的主要特征

1.1 數額增幅較快

外商直接投資是遼寧利用外資最主要形式,并且絕對額逐年遞增。1998-2003年間實際直接投資額增長率由1998年的6.46%上升到2006年的63.54%,年均增長率為26.08%,比同一時期全國外商實際直接投資年均增長率的3.58%高出22.23個百分點,這充分說明利用外商直接投資是遼寧省利用外資的主要方式,并且在近幾年進入快速增長時期。

1.2 以制造業為主

遼寧利用外資產業布局主要在第二產業方面。從投資領域上看,外商直接投資分布在制造業、批發和零售貿易餐飲業、房地產業及社會服務業。而主要流向則是第二產業,尤其是制造業(遼寧制造業基礎雄厚,多年來一直是外商直接投資的重點),2006年全省第二產業合同外商直接投資合同金額達89.8億美元,占當年外商直接投資總額的59%。這與整個中國利用外商直接投資的特征是一致的。

1.3 外企發展迅速

跨國公司發展迅速,為遼寧經濟振興發揮了重要作用。近年來,世界知名跨國公司紛紛在遼寧建立制造業生產基地與技術開發基地、零部件配套基地和地區總部,大力投資石化、化工、建材的基礎產業,提升機械、冶金、輕工、紡織等傳統產業,促進遼寧省制造業的改造升級。

2 外溢效應檢驗的模型設定

依據柯布-道格拉斯函數，我們得出：

Q=ALαKβ（1）

Q代表企業產出，K代表投入的資本，L代表投入的勞動。A代表外生的技術因素變量。α代表勞動的彈性，β代表資本的彈性。外商直接投資的外溢效應是通過變量A來實現的。A又可以寫為：

A=BFθ（2）

B代表所有行業中的企業所共同擁有的技術因素。F代表由于外商直接投資引起的行業內的技術因素的變化。θ代表這種技術因素的彈性。

我們把公式（2）代入公式（1），則有：

Q=BLαKβFθ

公式兩取對數，使其變為線性。

Ln(Q)=Ln(B)+αLn(L)+ βLn(K) +θLn(F)（3）

在公式（3），θ代表外商直接投資對于遼寧企業的外溢效應，如果θ為正，且系數顯著，則證明了這種外溢效應的存在。

3 數據與計量方法

根據前文所提及，遼寧外商直接投資的一個特點是投資的重點以工業企業為主，這也是我們國家的外商直接投資的一個主要特點，工業企業的外商直接投資額占總投資額很高的比重（超過50%）。所以本文以2003年遼寧省的39個工業行業數據來進行外溢效應的研究 。

Q表示工業企業的增加值，采用的是行業的增加值數據,單位：萬元。K表示投入的總資本，采用的是行業的總資產數據，單位：萬元，L表示投入的勞動，采用的是行業的職工人數。變量F用來表示外商直接投資所帶來的技術因素的變化，這里用外商直接投資的總資產占整個工業企業的總資產的比例來表示外商直接投資對遼寧整個工業的外溢的效果 。為了證明模型的正確性與強健性，我們另外采用外商直接投資的凈資產占整個工業企業的凈資產比例來表示上述的外溢效果。

由于采用的是2006年遼寧省工業行業的數據屬于橫截面數據，在采用最小二乘法的過程中，存在著異方差性的問題，影響我們模型回歸的結果。因此本文采用橫截面數據常用的可行廣義最小二乘法（FGLS）來解決模型回歸中存在的異方差性問題。

4 經驗分析與結論

表1給出了計量分析的結果。

通過表1我們看到θ為值，表示外商直接投資在行業內產生了正的外溢效應。它所代表的含義為行業內外商直接投資總資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.1958%，行業內外商直接投資凈資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.1636%。

雖然外商直接投資在工業行業內產生了正的外溢效應，但是外商直接投資帶來的增加比例卻不高，王志鵬、李子奈采用2000年的工業企業數據得出行業內外商直接投資總資產每增加1%，則工業企業的工業增加值增加0.761%的結果 ，二者的值差距較大。由此可見，外商直接投資的外溢效果不顯著是由于外商直接投資的數額不多造成的，其原因如下：

（1）缺乏引資主體。國有經濟改革進展緩慢，引資動力不足，出口商品國際競爭力不強，技術含量與附加值不高，對外投資與境外生產帶動出口的能力較低，缺乏核心競爭力。在某些省區對國民經濟發展起重要作用的民營企業在遼寧地區還沒有成為經濟發展的主要力量。

（2）投資環境較差。在招商引資過程中普遍存在著重“經營環境”輕“法制環境”，重“引資”輕“規矩”、裁判不公、執行難等問題，是困擾招商引資的一個主要障礙。思想觀念落后，市場經濟意識不強，形式主義嚴重等等，造成了較壞的影響。

（3）配套產業不全。產業集約化的發展趨勢促使產業集群，以求最大限度的降低成本。因此，外國投資者來華投資更往重尋找產業配套環境，使自身融入其產業鏈中，通過相關產業的橫向拓展，繼而擴展成關聯度高的企業集群。

（4）相關人才缺乏。因為南方沿海城市開放得早，所以吸引了很多高級人才。大有“孔雀東南飛”的現象，而且遼寧省的工資水平在全國處于相對較低的水平，再加上企業中普遍存在的意識，使人才管理處于一個較低的水平上，難以留得住人才。所以遼寧省一方面要完善人才引進制度，同時也要提高內部員工的待遇，減少與發達省區的差距，提高人才的管理水平與管理意識，避免“人才挖角”的現象，對于現有的員工，要提高員工的素質，尤其是提高管理人員的外語水平。

參考文獻

制造業外商直接投資范文第5篇

【關鍵詞】外商直接投資;進口;出口

一、現狀分析

(一)FDI規模逐年增長,獨資經營企業迅速增長

從2000年起,江蘇省利用FDI快速增長。2000-2008年,9年累計實際外商直接投資達1294.77億美元,2006年,利用外商直接投資達174.31億美元,2007年,利用外商直接投資達218.92億美元,2008年,利用外商直接投資達251.2億美元。隨著一系列吸引外資優惠政策的出臺,外商在投資中更加注重控股權,以獨資方式進入的外商逐漸增多,且表現在外商直接投資的各個領域。1985～2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業占實際外商直接投資的比重分別為:66.94%,29.55%,3.19%;2008年,獨資經營企業,合資經營企業,合作經營企業所占實際外商直接投資比重分別為:81.54%,17.32%,0.81%。外資投資股份制企業為0.33%。

(二)FDI行業分布不均衡

2000年以來,江蘇省的FDI主要集中在制造業,以2008年的數據分析,2008年流向制造業的實際外商直接投資比重為70.18%。從制造業行業分布看,FDI主要投資于通信設備、計算機及其他電子設備制造業;電氣機械及器材制造業;通用設備制造業。

(三)FDI主要投資于蘇南地區

蘇南地區包括:南京,蘇州,無錫,常州,鎮江;蘇中地區包括:南通,揚州,泰州;蘇北地區包括:徐州,連云港,淮安,鹽城,宿遷。由于三大區域的人口數,地區生產總值,地理位置等差異,導致FDI主要集中在蘇南地區。2008年外商直接投資在蘇南,蘇中,蘇北投資額分別為:168.02億美元,54.01億美元,29.17億美元。

(四)FDI來源向多國家或地區發展

FDI來源由以香港為主向多國家和地區發展。2007年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,為67.40億美元;第二位是韓國,為15.08億美元;第三位是新加坡,為14.87億美元;第四位是日本,為11.20億美元,2008年,江蘇省實際利用外資第一位是香港,99.51億美元;第二位是新加坡,達16.41億美元;第三位是日本,實際外資額13.55億美元;第四位是中國臺灣,實際投資8.99億美元,此外,美國、德國等國家和地區的投資也占有很大比重。

二、相關文獻綜述

小島清提出的邊際產業擴張論認為,在外商直接投資方面,投資者應從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行,從而將東道國因缺少資本和技術而沒有發揮的潛在比較優勢發掘出來,使兩國間的比較成本差距擴大,為更大規模的貿易創造條件;Mundel.R.A.(1957年)采用比較靜態分析方法,得出一種商品可以通過貿易或投資的方式進入別國市場,認為投資對貿易會產生替代效應,并且當兩個國家或地區的資源稟賦、技術水平比較接近時,替代效應特別明顯;Vernon(1966年)認為企業對外直接投資是隨產品生命周期運動而進行的,這是對企業出口方式的替代,從動態角度闡述了FDI對貿易的替代效應。

FDI究竟產生貿易替代效應還是貿易創造效應,這在一定程度上還取決于模型的理論假設和實踐數據驗證。近年來,國內較多學者對FDI與中國進出口貿易的關系進行了實證研究。學者楊迤(2000年)、張毓茜(2001年)、洗國明(2003年)、江錦凡(2004年)等認為,FDI對中國對外貿易有著顯著的促進作用;戴金平和馮蕾(2003年)以1985-2002年的中國各省數據為樣本,采用分布滯后模型,從FDI的來源、資金規模、外資企業的出口數量、外商投資的產業結構、科技人員數量和投入研發比重六個指標分析了FDI與出口貿易之間的關系,模型分析結果表明FDI對我國出口貿易的促進作用因地區不同產生差異的原因;馬凌遠(2008年)采用2003-2006年的面板數據驗證了我國外向與內向FDI存量與進出口貿易之間的關系,通過計量模型分析的結果表明:我國的FDI與進出口貿易存在互補關系,因此FDI具有貿易創造效應,貿易創造效應中又以出口創造效應為主,這說明我國的外向FDI的出口效應大于進口效應,即具有“凈出口”效應。

三、計量經濟模型的建立及結果分析

(一)外商直接投資與進口,出口數據分析

根據江蘇省2009年統計年鑒及江蘇省2009年國民經濟和社會發展統計公報整理有關數據,見表1。

(二)外商直接投資對江蘇進口的效應分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Import的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Import數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:

從模型(Ⅰ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Import增長2.301%,即當期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.91%;上期外商直接投資增長1%使當期進口增長0.491%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期進口增長0.9%。分析表明,江蘇省FDI對Import的拉動作用較為明顯。

(三)外商直接投資對江蘇出口的效應分析

選取1995～2009年江蘇省FDI和Emport的數據為樣本,考慮到滯后問題,對FDI、Emport數據進行交叉相關分析,得出滯后期應選擇兩期。根據ALMON多項式法消除序列相關性,利用Eviews軟件進行回歸分析,得到回歸模型。從模型的回歸結果可以得出最終模型為:

從模型(Ⅱ)的回歸結果可以得出:FDI變動1%會引起Emport增長2.17%,即當期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.95%;上期外商直接投資增長1%使當期出口增長0.3%;滯后二期的外商直接投資增長1%使當期出口增長0.92%。分析表明,江蘇省FDI對Emport的促進作用較為明顯。

四、結論與政策建議

(一)結論

FDI對江蘇外貿的進口與出口效應十分明顯,FDI對江蘇進口的效應大于出口效應。江蘇外貿發展某種程度上依賴于外商直接投資的發展,這反映了FDI的“來料加工”特征比較明顯。

(二)政策建議

江蘇應改變利用外資的方式,提升外資質量,提高利用效率。逐步提高外商投資股份制企業的比例,積極創造條件,引導FDI向江蘇現代服務業流動,向蘇中和蘇北地區流動。加大引進歐美及大洋洲地區的外商直接投資,促進江蘇外貿持續均衡和諧發展。從長期可持續發展看,江蘇省不應將外貿發展建立在FDI的基礎上,要引導外商更多地利用江蘇本地區的市場資源、人才與技術,以促進江蘇省企業的產業結構調整和升級,實現江蘇企業的自主創新和自主發展。

參考文獻

[1]張毓茜.外國直接投資對中國對外貿易影響的實證分析[J].世界經濟文匯,2001(3).

[2]洗國明.我國出口與外商在華直接投資――1983～2000年數據的計量研究[J].南開經濟研究,2003(1).