外国直接投资与我国经济开放发展战略

外国直接投资与我国经济开放发展战略（共7篇）

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇1

外国直接投资与我国经济开放发展战略

回顾了五十、六十年代至八十年代外国直接投资(FDI)对经济发展影响的理论.改革开放以来,FDI已成为我国利用外资的主要形式.从FDI对中国经济影响的`绩效分析入手,结合我国经济开放发展战略选择,探讨了在国际经济一体化的趋势下,现阶段我国引入FDI的对策.

作 者：胡庆华 喻世友 作者单位：中山大学岭南学院,广东,广州,510275刊 名：商业研究 PKU CSSCI英文刊名：COMMERCIAL RESEARCH EDITORIAL DEPARTMENT年，卷(期)：“”(4)分类号：F120.4关键词：外国直接投资 发展战略 对策

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇2

外国直接投资 (FDI) 作为国际经济与贸易中最重要的一部分，在世界范围内，尤其是在处于经济体制改革与对外开放探索阶段的中国，引起了广泛关注。2007年6月9日，国务院正式批准成都市和重庆市设立全国统筹城乡综合配套改革试验区，这是中国在新的历史时期加快中西部发展，推动区域协调发展的重大战略部署, 同时也是成都在新时期面临的历史性的机遇与挑战。本文旨在此新的历史发展大背景下, 通过分析FDI对中国与成都地区经济增长的影响及其未来发展潜力，提出对中国以及成都地区引进F D I有用的意见与建议。

二、文献综述

关于外国直接投资对经济增长的影响，近年来国内外学者进行了大量的研究和探索，提出了一些有代表性的观点并获得了许多有价值的成果。

国外大多数经济学家都认为FDI对东道国产业经济产生积极影响。跨国直接投资通过提供就业、资本流入以及对本土企业产生溢出效应，能够促进东道国经济增长这一观点，已达成广泛共识 (Acs et al., 2006;Blomstrom&Kokko, 1998) 。尤其是在发展中国家与转型国家，外国直接投资是经济增长的发动机 (Blomstrom&Kokko, 1998;Haddad&Harrison, 1993;Nevin&Siotis, 1996) 。但同时外国直接投资也会对东道国产生消积影响。外国分司可能会通过生产差异性产品与能够带来价格下降的技术创新而侵占当地企业的一部份市场份额即产生“挤出效应” (Aitken and Harrison, 1999) 。另外最近许多研究已经证实了消极溢出效应的存在 (Haddad and Harrison, 1991;Singh, 1992;Aitken and Harrison, 1999) 。尽管如此，大多数国外经济学家还是认为FDI的利大于弊。

国内关于FDI对中国经济增长的影响的研究还有形成一定的学术系统，各学者观点冲突，争鸣性较强。在定性分析方面，江小涓(2002)通过论证外资对经济增长、技术进步、产业结构升级等方面的贡献，得出外资的进入不仅推动了我国经济的持续增长，而且提高了经济增长的质量。而罗长远(2005)通过定性与定量相结合的分析方法，提出FDI对经济增长的主要贡献不在于它对于经济增长的直接作用，而在于它对中国生产效率的提升;FDI对中国经济增长的另一个作用渠道是，带动了中国国内的自身投资，但是这种作用主要是通过促进国有部门的投资来实现的。周春应、王波(2006)应用实证分析证明FDI与中国经济增长之间存在较强的相关关系，FDI直接推动了中国的资本积累，促进了国内资本的形成，并对我国对外贸易有显著的促进作用。但同时也指出FDI对我国人力资本、产业结构升级的促进作用较小，并对我国就业产生了负效应。杜江(2002)通过建立联立方程模型，发现FDI对资本形成和积累具有积极的作用, 推动了中国的对外经济活动, 带动了消费需求的增长, 促进了中国经济的发展。

三、研究方法及“外国直接投资潜力指数”的引入

从现有文献来看，大部分研究者都是从外商对华投资的总体情况出发，分析其对我国整体经济增长的影响，较少有人研究FDI对中国单个地区的贡献度以及未来吸纳外国直接投资的发展潜力。本文采用实证分析的方法，并创造性地构建“外国直接投资潜力指数”，分析外国直接投资对中国与成都地区的影响及其未来的发展潜力。

“外国直接投资潜力指数”是基于分析一国或一个地区吸纳外国直接投资的未来发展潜力的需要而提出的，其基本假设是GDP对F D I的短期弹性会逐渐趋于长期弹性;测算方法是：(长期弹性-短期弹性)/长期弹性。从实际情况分析可得出：虽然外国直接投资对中国经济增长有显著的促进作用，但其促进作用是随着FDI进入而逐步显现出来的。

所以，在引入外国直接投资初期，FDI对经济增长的短期弹性较小，外国直接投资潜力指数较大。随着外国直接投资的引进，FDI对GDP增长的贡献度即短期弹性逐渐增大，FDI投资潜力指数相应会随之减小。当短期弹性等于该国家或地区的长期弹性时，FDI的投资潜力指数在数值上则表现为为0，此时增加FDI投资额对GDP增长的贡献很小，政府此时应该特别注重FDI的提升及其对本国企业发展和产业结构优化的促进作用。

四、实证分析

1、外国直接投资对中国经济增长的影响的实证分析

主要变量说明：GDP是以人民币计的当年国内生产总值，FDI是实际利用外国直接投资金额。为消除异方差，该模型采用上述变量的对数进行具体模型的建立。由Eviws软件得出FDI与GDP两变量都是非平稳的，所以本文采用误差修正模型进行改进与补充。基于Granger定理建立如下模型：

(1)首先检验变量的平稳性。表1是使用计量经济分析软件Eviews对各变量的时间序列进行ADF单位根检验的结果，表1的检验结果表明，时间序列△2lnGDP与△2 lnFDI在1%显著性水平下都是平稳的，因此lnGDP与lnFDI都是2阶单整的。(见表1)各变量单位根检验

适合的检验模型：

注：(C, T, K)分析表示有无截距项、有无时间趋势以及滞后几阶。其中N表示无截距项或无趋势项，Y表示有截距项或无趋势项，数字0表示无滞后变量，1表示滞后一阶。本模型采用数据都是由中华人民共和国国家统计局数据整理得到。

(2)表1表示变量符合进行协整检验的条件，于是根据Engle-Granger两步法对变量进行协整检验。

由于两变量存在较强的一阶相关性，考虑加入适当的滞后项，得:

自相关性消除，因此可初步认为是lnGDP与lnFDI的长期稳定关系。对残差项作A D F检验，检验模型为：

ADF=-3.9926，而5%的临界值为-1.9614, 1%的临界值为-2.7057，由于ADF小于1%的临界值，所以残差序列是平稳的，即et～I (0) ，因此lnGDP与lnFDI之间存在协整关系。

(3)将et作为非均衡误差项进入误差修正模型，利用Eviews软件建立如下误差修正模型：

误差修正系数为负，调整方向符合误差修正机制。lnGDP关于lnFDI的弹性可分为长期弹性与短期弹性。由2.1式可知lnGDP关于lnFDI的长期弹性： (0.0849-0.0871) / (1+0.3234-1.3307) =0.3014，由3.1式可知lnGDP关于lnFDI的短期弹性：0.115。

(4)检验与预测

由2.1式给出的长期均衡点的偏差:

由中华人民共和国国家统计局数据知2006年实际GDP (GDP2006) 为210665亿元, 相对误差为 (210665-206081.4) /210665=2.s176%

(5)由上述结果可得外国直接投资潜力指数=(0.3014-0.115) /0.3014=61.8%。

2、成都地区外国直接投资对成都经济增长的影响的实证分析

(1)由于成都地区数据不完全，只有1998-2005年数据，且采用简单回归模型得出的结果相当不错，所以先对成都地区lnGDP与lnFDI的关系作简单回归模型：

初步认为是lnGDP与lnFDI的长期稳定关系

(2)为求出其短期弹性，建立一个差分模型，由于存在一阶相关，加入适当的滞后变量后，得出：

于是也可由以上两式得出成都地区lnGDP关于lnFDI的长期弹性：0.594;lnGDP关于lnFDI的短期弹性：0.0786

(3)由上述结果可得出成都地区的外国直接投资潜力指数=(0.594-0.0786)/0.594=86.77%

五、结论

FDI作为经济增长的动力，能很好地解释跨区域经济运行的显著差异，这也为中国整体经济提供了一个重要的政策依据 (Berthélemy and Démurger, 2000;Zhang and Felmingham, 2002) 。通过本文的实证分析，结合中国整体经济与成都市区域经济实际发展状况，可以得出如下结论：

1、FDI与GDP存在着长期稳定关系，无论是在中国整体经济与成都区域经济中，FDI与GDP之间均呈现正相关关系，GDP增长对FDI的增长有显著依赖性。

2、由lnGDP关于lnFDI的长期弹性与短期弹性来看，中国整体经济增长与成都地区区域经济增长对外国直接投资的的依赖性都是显著的。说明目前外国直接投资对中国整体经济与区域经济增长仍旧起着十分重要作用。

3、从长期来看，FDI对成都地区经济比对中国整体经济有更大的促进作用。同中国整体经济发展对FDI的长期弹性的比较得出，成都地区lnGDP关于lnFDI的长期弹性大于中国整体经济的l n G D P关于lnFDI的长期弹性。这一结果是符合实际情况的，1987年以来，我国东部沿海地区得到了国家大部分投资，这部分投资成为东部沿海地区经济增长的主要影响因素;相对而言西部地区资金较为短缺，对资金引入的需求较大(花俊，顾朝林，庄林德，2001)，所以外国直接投资对成都地区经济的促时作用就会大于国内平均水平，表现在该模型中就是其长期弹性大于中国整体经济的lnGDP关于lnFDI的长期弹性。

4、从“外国直接投资潜力指数”分析来看，成都地区该指数为86.77%>61.8%，说明外国直接投资在成都地区的发展潜力是很大的，所以成都市政府应该创造更加开放与公平竞争的市场环境，大力引进外国直接投资，一方面可以填补成都经济快速发展对资金、技术以及管理经验等的需求，一方面尽可能引进更多拥有高新技术、经营管理经验丰富的技术转让型外国直接投资，充分重视外国直接投资的经济利益，尤其是长远经济利益，要加大制度“供给”，加强与外国直接投资交易成本相关的基础设施建设，改变政府观念和提高运行效率(杜江，蒋瑛，董天伟，2004)，尤其是要注重提高本土企业的国际竞争力，从而实现成都地区经济的跨越式发展。

摘要：本文采用实证分析的方法, 通过建立误差修正模型和差分模型, 并创造性地构建“外国直接投资潜力指数”, 分析外国直接投资对中国与成都地区的影响及其未来的发展潜力。

关键词：FDI,经济增长,FDI发展潜力指数

参考文献

[1]、马明申.美国对华直接投资的经济增长效应分析.国际贸易问题, 2007 (4) :92-99

[2]、花俊, 顾朝林, 庄林德.外资对我国区域经济增长的影响.经济地理, 2001 (11) :696-698

[3]、周春应, 王波.外商直接投资与中国经济增长的长期均衡和动态分析.世界经济与政治论坛, 2006 (3) :8-16

[4]、张洪峰.我国对外贸易对经济增长作用的实证分析.统计与咨询, 2006 (5) :30-31

[5]、杜江.外国直接投资与中国经济发展的经验分析.世界经济, 2002 (8) :27-30

[6]、杜江, 蒋瑛, 董天伟.外国直接投资与区域经济发展的经验分析.四川大学学报, 2004 (2) :27-31

[7]、Aitken, B.J.and A.E.Harrison (1999) ‘, Do Domestic Firms Benefit from Direct Investment?Evidence from Venezuela’, American Economic Review, 89, 605-18

[8]、Singh, R.Government Introduced Price Distortion and Growth, Evidence from Twenty Nine Developing Countries[J].Public Choice, 1992. (73) :83-99.

[9]、Haddad, M and Harrison, A.1991.Are There Dynamic Externalities from Direct Foreign Investment?Evidence for Morocco, Industry and Energy Department Working Paper No.48, Washington, D.C., The World Bank, pp.1-28.

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇3

一、近几年我国对外直接投资走势分析

近几年，我国对外直接投资实现较快发展，规模不断扩大、区域分布更为广泛、行业分布有所扩展、地方投资规模及所占比重均有所增加、投资主体和投资方式日趋多样化，

1.投资规模不断扩大

加入WTO之后，随着我国与世界各国经济联系更为密切和企业“走出去”战略实施步伐的加快，对外直接投资实现较快增长，规模不断扩大。从存量看，底，我国对外直接投资达到572亿美元(见图1)，比底增加了342.8亿美元，增长了1.5倍。从流量看，入世以后我国对外直接投资增长更为明显。20我国对外直接投资为122.6亿美元(见图2)，比1990年和20分别增加了95.6和113.5亿美元，分别增长了12.5倍和3.5倍。我国对外直接投资开始进入较快发展期。

联合国贸发会议《世界投资报告》显示，年全球外国直接投资(流出)流量为7790亿美元，存量为106720亿美元。据此计算，2005年我国对外直接投资流量、存量分别占全球外国直接投资(流出)流量、存量的1.57%和0.54%。

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇4

关键词：FDI外商直接投资,福建,全要素生产率,技术进步,经济增长

1 福建省引进FDI的历史与现状

改革开放30多年以来, 得益于国家的特殊政策福建省在吸引外商直接投资 (以下简称FDI) 方面名列前茅。从1979-2007年福建省实际利用FDI金额如表1, 从曲线走势可以把福建省FDI情况大体可以分成三个阶段:第一个阶段1979年到1991年, 由于当时我国刚对外开放, 外商对福建的直接投资很少, 增长缓慢, 到1991年达到64449万美元。第二阶段1992年到2001年, 1992年邓小平南巡讲话, 中国对外开放的政策得到进一步明确, 福建FDI也得到高速增长并趋于稳定, 1992首次突破10亿美元, 到2001年达到39亿美元;第三个阶段2002年2007, 进一步高速稳定增长。受1998东南亚金融危机的滞后影响, 1999到2001年间福建省FDI略有下降, 不过得益于2001年中国加入世贸的影响, 从2002开始又得到恢复增长, 2007年为81.3亿美元, 是2001年的1.91倍。 (数据来源:福建省统计年鉴2008)

单位:万美元

2 FDI与溢出效应

FDI 的溢出效应是指当跨国公司进入东道国时, 跨国公司并不能得到其进入所带来的全部收益而给东道国所带来的那部分收益 (Kokko, 1997) 。对于FDI与溢出效应的讨论一直是个热门话题, 从国内外学者所做的大量实证研究结果表明 FDI 技术外溢效果既有正向的溢出效应也有负向的溢出效应。Yuko Kinoshita ( 1998) 认为, FDI对东道国的正向溢出效应主要通过如下四种渠道:

(1) 示范- 模仿效应: 跨国公司在技术和管理方面存在先进性, 当地企业通过与外国公司的研发机构或在当地的分支机构进行合作过程中观察并模仿跨国公司的做法从而提高生产效率。

(2) 竞争效应: 跨国公司的进入导致该行业竞争的加剧, 当地企业为了市场被迫自行研究和开发新技术。

(3) 前向和后向联系效应: 外国公司通常会从当地生产商购买中间产品, 他们会对当地企业进行技术帮助或培训以保证中间产品的质量, 而国内中间产品供应商为了满足外国公司对中间产品质量要求而主动学习所带来的效率的提高, 这是前向联系效应, 而下游企业通过利用由外资企业制造的质量更好或成本更低的中间产品进一步加工和制造从而获得的效率提高是后向联系效应。

(4) 培训效应: 经过外资企业培训的本地管理人员和技术人员流入本地企业, 从而提高本地企业的人力资本的积累。

另外, 外商直接投资对国内企业的溢出效应还有一个途径, 就是提高一国的产业密集度。

当然, 外商直接投资也会带来负向的溢出效应, Aitken & Harrison (1994) 和 Kokko (1992) 指出如果本国企业没有足够的能力同外国进入者竞争时, FDI 的进入也有一种对东道国经济产生有害的竞争效应的可能性。Glass和 Saggi ( 1998) 也指出, FDI所带来的先进技术的转移不是绝对的, 它取决于南北方之间技术水平的差距: 如果南方国家与北方国家的技术水平相差不大, 则北方国家的 FDI 会给南方国家带来先进的技术; 如果南方国家与北方国家的技术水平相差太大, 则北方国家的 FDI 只会给南方国家带来落后和过时的技术。综观有关 FDI 溢出效应的文献, 我们可以看出: 国际上有关FDI 的溢出效应到底是正的还是负的没有一个明确的定论。这就要求我们根据不同地区 FDI 对于技术进步的实际影响做定量的实证分析来得出结论。

3 FDI与福建经济及技术进步关系方面的相关文献

在解释外国直接投资与福建经济以及技术进步的关系方面, 王奕霖、林宜宝等 ( 1996) 对改革开放以来福建省利用外国直接投资的态势和特点进行了分析, 同时提出了外资在福建经济增长中的四大作用。吴伟明等 ( 2000) 在肯定外国直接投资对福建经济的促进作用的同时也提出了其存在的问题和负面影响。林春回 ( 2002) 利用统计数据建立了外国直接投资与福建 GDP 之间的回归模型, 分析了外国直接投资对福建经济增长的影响。吴德进 (2003) 利用时间序列数据建立计量模型分析了福建省外商工业直接投资与溢出效应的关系, 得出FDI 对福建工业企业的溢出效应是显著的。姜东升等 ( 2005) 用协整检验和因果分析的方法研究了外国直接投资对于福建经济增长的影响, 得出了外国直接投资和福建经济增长之间存在着长期稳定的互动关系的结论。上海财经大学国际工商管理学院的孔群喜教授在2008年在《国际贸易问题》第4期发表的《外国直接投资对福建省技术进步影响的实证研究》一文计算了福建省 28 个二位数制造业行业 2001- 2006 年的全要素生产率, 并在此基础上利用相关年份的面板数据进行了总体回归以及分年份的横截面数据的回归, 实证结果表明福建省外国直接投资技术溢出效应总体水平较低, 增长趋势缓慢, 劳动密集型行业技术溢出效应相对较为明显。

4 FDI溢出效应的内生增长模型

经济学家一般用 TFP (全要素生产率) 来衡量一个国家或地区技术进步情况。全要素生产率是在总量的柯布- 道格拉斯生产函数中剔除掉资本和劳动后的其它因素对经济增长的影响。借鉴唐勇、温晓红 (2007) “FDI对北京地区技术进步的影响”一文中提到的3个其他因素, 剔除掉影响不显著的市场化改革的制度变革因素, 本文考虑其他2个因素:

第一, 工业化进程的加速发展。工业化进程伴随着城市化进程, 大量劳动力从农村转移到城市, 从农业转移到工业和服务业, 从而某种程度上推动了经济的快速增长。本文采用福建省城市从业人口占总从业人口的比重 (USHARE) 来定量研究这种因素的影响。

第二, 改革开放过程中 FDI 的技术溢出效应。FDI 的技术溢出效应又可以分为直接效应和间接效应。直接效应体现在外资企业相对国内企业的要素生产率优势的提高, 间接效应是指外资企业对国内企业的技术外溢。显然, 外商直接投资占我国总投资的比重 (FSHARE) 将直接影响技术外溢效应的大小, 如果 FDI存在正向的技术外溢效应, 则这一比重越大, 外资企业的技术外溢效应也越明显 (包群、赖明勇2002) 。

本文借鉴包群、赖明勇 ( 2002) 的模型lnYt= lnBt + αlnL t+ βlnKt + θlnFDIt+ηFSHAREt, 并考虑工业化进程对TFP的影响, 建立模型如下:

lnYt= lnBt + αlnL t+ βlnKt + θlnFDIt+ηFSHAREt + ФUSHAREt

考虑到1979-1992年间福建省FDI增长缓慢和福建省城市从业人口占总从业人口比重数据的可获取性, 本文采用 1993-2007 年的时间序列数据, 主要数据来源于《福建省统计年鉴2008》, 产出Yt采用福建地区GDP (单位:亿元) , 劳动L t采用每年年底的福建地区全社会从业人员数 (单位:万人) , 资本Kt采用福建地区全社会固定资产投资额, 大部分研究文章FDIt的数据采用的是FDI实际利用金额, 由于统计年鉴中实际利用FDI金额以美元计算, 而美元对人民币汇率的中间价每天都不一样, 要计算或查找历年平均汇率数据可行性很差, 而从统计概念上来看, 实际利用外资指的是只要资金到了银行帐户即可作为实际利用外资进行统计, 而外商固定资产投资的统计仅包括已经投入建造和购置固定资产的部分, 大部分情况下这两个变量数值差别不大, 且统计年鉴中外商固定资产投资额直接是用亿元为单位, 避免了汇率的换算和误差, 因此本文采用港澳台及外商固定资产投资额来表示变量FDIt (单位:亿元) 。考虑到对时间序列数据取对数之后不会改变其时序性质, 且对数化后的数据容易得到平稳序列, 因此对数据进行对数处理, 将福建省总产值、资本、劳动力、外商直接投资分别记为 Log (Y) 、Log (K) 、Log (L) 、Log ( FDI) 。计算外商直接投资金额占我国总投资比重用FSHARE 表示。福建省城市从业人口占总从业人口的比重用USHARE表示。

由于Log (FDI) 未通过显著性检验, 予以剔除, 其余变量在5%置信区间的水平上显著。用EVIEWS软件得出最终回归结果如下:

LOG (Y) = -13.4644 + 0.7261*LOG (K) + 2.3917*LOG (L) - 0.0607*USHARE + 0.0163*FSHARE

(0.0021) (0.0000) (0.0007) (0.0000) (0.0004)

(括号内的数值为回归系数的标准差)

模型的回归结果表明, 在福建省外资企业自身要素生产率没有改变的情况下, 福建省外资企业占福建省总投资的比重每提高1个百分点, 可带动福建省技术进步率0.0163个百分点, 进而间接拉动福建省的GDP增长1.63个百分点, 这个结果和包群、赖明勇 (2002) 得出的结果0.014很接近。

5 结论及建议

本文实证结果表明:福建省的经济增长主要还是取决于资本积累和劳动投而不是FDI, FDI 对于福建省的技术溢出效应虽然起到了正向的作用, 然而这种正向溢出效应非常小。原因是多方面, 我认为最重要的有两点:

(1) 从客观因素看, 据调查大多数跨国企业都不会把其核心技术转移给中国, 在华跨国公司通过技术封锁、知识产权保护、当地研发及独资化等手段来控制核心技术, 阻碍了我国企业对国际先进技术的获得、吸收和再创新, 从而降低了 FDI 的溢出水平。因此寄希望于通过引进外资来提高我国企业的技术水平是不现实的。现实做法是本地企业应该加大研发投入加强自主创新能力从而提高企业的技术水平, 政府应该完善本国创新体系、积极完善健全的市场体系和良好的竞争环境, 才能利用外资企业的技术外溢作用带动本国技术进步, 只有在企业与政府的共同努力下才能真正促进我国经济的长期稳定发展。

(2) 从主观因素看, 很长时期以来福建省 FDI 引入主要集中在技术水平较低的劳动密集型行业, 这种类型产业技术含量低, 溢出效应小, 从而对福建省的技术进步作用相对较小。另外劳动密集型行业会使更多劳动力人口从农村转移到城市, 加速工业化进程, 而本文实证研究结果表明工业化进程对TFP (全要素生产率) 的影响是负面的。要解决这个问题, 可以在今后的引资过程中增加对技术密集型产业的投资比重, 相应减少一般加工工业的投资, 在生产经营层面保证 FDI 的技术含量水平及溢出效应, 不仅要通过外商投资的产业导向来调整外资投资方向, 而且还要通过政策导向来促进外资的技术外溢效应。促进外资企业与国内企业的产业关联度将是我国今后制订引资政策的核心目标, 而且产业关联不仅仅局限于原材料、 零部件采购等后向关联, 而且要加强国内企业与外资企业在技术研发、产品创新方面的前向关联。如通过政策优惠、研发环境的改善鼓励跨国公司不仅将其生产基地, 还要将其研发机构、甚至研发中心向我国转移。

参考文献

[1]包群, 赖明勇.中国外商直接投资与技术进步的实证研究[J].经济评论, 2002, (6) .

[2]吴德进.福建省外商工业直接投资溢出效应分析[J].福建论坛, 2003, (1) .

[3]吴德进.福建省FDI对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].国际贸易问题, 2007.

[4]孔群喜.外国直接投资对福建省技术进步影响的实证研究[J].国际贸易问题, 2008, (4) .

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇5

1 理论基础分析

就经济增长对外商直接投资的作用效果, 可以从以下四个方面来分析。首先, 随着经济的不断增长, 我国的基础设施、经济和金融环境不断优化, 为外商来我国进行直接投资提供了很好的基础;另外, 随着我国经济的不断发展, 我国的法律制度也在不断的完善, 这将为外商在我国投资时的相关权益提供较好的法律保障;再次, 随着我国经济发展的需要, 我国的资金和技术显得较为短缺, 于是相关政策机构采取了一系列的政策鼓励外商直接投资, 这将使得我国的外商直接投资较快增长;同时, 我们也需要意识到, 为了保持我国经济增长的持续性, 我国还是比较倾向于依赖本国的企业和资金来发展我国的经济, 于是在有些领域和产业对外商直接投资的限制也是存在的。

就外商直接投资对我国经济发展的促进作用来讲, 主要体现在以下两个方面:一方面, 外商直接投资进入时会同时为我国带来较为先进的技术和经验, 利用我国的后发优势, 可以促进经济的较快和较好发展;但是这种促进作用是有限的, 外商为了保护自身的竞争优势, 引入的技术都不是最新和最先进的, 同时它们也会采取一定的措施限制我国企业的模仿;另一方面, 外商直接投资的进入也会对我国本土企业带来一定的冲击, 主要体现在对我国资金、技术以及国内企业的挤占效应, 使得我国企业面临的竞争较为激烈, 从而对我国经济的持续发展带来一定的影响。

2 实证分析

由于2005年7月我国实行了人民币汇率制度改革, 使得我国的汇率制度发生了较大的变化, 从而对经济的增长也产生了很大的影响。考虑到汇率制度改革的影响, 本文的样本期将从汇率改革后开始, 具体为2005年8月至2010年12月。

实证分析中所使用的数据均为月度数据, 且使用国内生产总值来衡量经济增长水平, 由于没有相应的月度数据, 于是, 使用我国的工业增加值月度数据来替代国内生产总值来衡量经济增长的月度发展水平。这些数据均来自CSMAR数据库。

本文实证分析中用到的数据与外商直接投资fdi和国内生产总值y均代表对应序列的对数增长率。通过ADF检验得到fdi和y序列均为平稳序列, 同时进行VAR滞后期的选则检验, 得到当建立VAR (1) 时, 模型的拟合效果较好。

通过建立VAR (1) 模型, 得到的回归结果如下所示:

其中:,

由回归结果可以看出:短期来看, 前一期的经济增长水平和外商直接投资增长率水平会对当期的经济增长起到促进的作用, 即当前一期的经济水平增长时或者是外商直接投资增长率增加时, 当期的经济增长水平会随着增长;就影响程度而言, 前一期的外商直接投资增长率增加对当期经济增长的促进作用要比前一期的经济增长水平增长所带来的效果更加明显。同时, 误差修正项的系数为负值, 表面当出现短期偏离时, 误差修正机制会促进其向均衡水平回复。同样, 前一期的经济增长水平和外商直接投资增长率水平均与当期的外商直接投资增长率呈现正相关的关系, 即当前一期的经济水平增长时或者是外商直接投资增长率增加时, 当期的外商直接投资增长率会随着增长。误差修正项的系数也为负值, 表面当出现短期偏离时, 误差修正机制会促进其向均衡水平回复。以上分析结构表明:短期来看, 外商直接投资对我国经济增长的正面影响大于其所带来的负面影响, 从而对我国的净影响是正向的;同时, 我国经济增长为外商直接投资提供的良好投资环境要比我国在一些领域和产业的限制影响, 从而使得外商投资会随着经济的发展呈现出上升趋势。

长期来看, 外商直接投资增长率与我国经济增长率呈现出正相关关系。这表明, 经济增长在长期时会促进外商直接投资的增长, 外商投资的进一步增长又会使得我国经济长期内处于增长趋势。

接下来, 本文将利用脉冲响应分析和误差分解分析来对外商直接投资和我国经济增长进行形象的描述。

通过脉冲响应分析 (见图1) 可以得到以下结论:

就对经济增长的影响效果来看, 经济增长对其本身的影响最初是正向的, 且影响效果较大, 但是影响效果会随着时间首先呈现下降趋势, 接着又会上升, 大约5期之后这种影响趋于平稳, 同时这种影响一直是正向的;与经济增长本身的影响相比, 外商直接投资对经济增长的作用起初也是正向的, 但是比较小的, 随着时间的推移这种影响效果在不断地增强, 达到最高点后会出现一定的下降, 大约在5期之后这种影响效果趋于平稳, 和经济增长本身产生的影响一样, 这种影响始终是正向的;而且当达到平稳时, 外商直接投资对经济增长的作用对经济增长本身对其产生的影响要更加明显。

对以上现象的原因解释如下:由于外商直接投资对经济增长具有一定的时滞性, 于是起初的影响效果较小, 随着其对我国经济的推动作用的逐渐发挥, 对经济增长的影响效果逐渐增强;就外商直接投资对经济增长的作用对经济增长本身对其产生的影响要更加明显主要是由于外商直接投资在一定程度上会带来技术的进步和经验的借鉴, 为我国的经济结构等方面带来改善和优化, 从而对经济增长的影响效果要更加明显、效果更好。

就对外商直接投资的影响效果来看, 经济增长对其的影响起初是负向的, 但是会随着时间这种负向影响效果逐渐减弱直至变成正向的影响, 同时这种正向影响会不断增强, 直至7期之后这种影响趋于平稳, 并且在平稳时的影响是正向的;就外商直接投资本身对其影响来看, 这种影响起初是正的, 而且影响效果较大, 但是随着时间这种影响呈现出下降的趋势, 最终在7期之后呈现出稳定的趋势, 并且在平稳时的影响是正向的;在平稳阶段, 外商直接投资自身对其的影响效果要比我国经济增长的影响效果大些。

对以上现象的原因解释如下:随着我国经济的增长, 我国的本土企业发展会较快, 对外商直接投资的依赖性便会降低, 于是面对我国经济的增长, 外商直接投资起初会表现为负向的影响;外商企业会根据我国的经济发展需要对自身进行适当的调节, 从而我国经济的增长而带来了投资环境改善成为了外商投资的有利因素, 于是经济增长会逐渐表现为一种正向的推动作用;就外商直接投资对其自身的促进影响要比经济增长的推动作用更加明显, 主要是由于经济增长的影响逐渐被在我国进行直接投资的外商企业所内化, 从而其自身的直接投资情况会对其增长构成主要的影响。

通过脉方差分解分析 (见图2) 可以得到以下结论:

就经济增长自身以及外商直接投资两个因素对经济增长的推动作用而言, 开始时经济增长造成的影响会比外商直接投资带来的影响要大些, 但是随着时间的推移, 最终对经济增长起到主导影响的变量变成了外商直接投资。就经济增长和外商直接投资自身对外商直接投资的影响效果来看, 与经济增长对外商直接投资的推动作用而言, 外商直接投资对其自身的推动作用一直是处于主导地位。这与脉冲响应分析得到的结果是相同的。

3 政策建议

由上文的实证分析可以看出, 经济增长同外商直接投资无论在短期内还是长期内都是相互促进增长的。为了更好的发挥外商直接投资对我国经济的增长效应, 同时在我国更加合理有效的引入外商直接投资, 提出以下的政策措施:

3.1 进一步完善我国的经济金融环境, 更好地吸引外商直接投资

外商进行直接投资时会对东道国的经济和金融环境进行考察, 决定是否对该国进行直接投资。为了吸引外商, 特别是较为知名的外商企业到我国进行直接投资, 我国的政府和政策当局应当做好各项基础工作, 完善我国的经济环境。除此, 也应当完善我国的法律制度体系, 使得外商直接投资者的权益得到较好的保护。

3.2 加强向外商直接投资企业学习和借鉴其技术和经验, 推动我国经济的较好较快发展

这些年来, 为了推动我国经济的发展, 大量的外商直接投资企业被引入到我国, 同时也带来很多的技术和经验。我国的企业应当积极的学习和借鉴这些较为优秀的外商企业的先进的管理理念、营销手段、生产模式以及人员激励措施, 通过与我国的具体国情和自身企业的结合, 创造出适合自身发展的模式, 从而更好地适应经济发展需要, 具有较强的竞争力优势。

3.3 国内企业应当增强自身的核心竞争力, 从而更好地面对压力

我国进行直接投资的外商企业的竞争压力来自发达国家的外商企业, 特别是一些较为有名望的外商企业来我国进行直接投资, 不可避免地与本国的企业形成竞争局面。为了避免国内企业的破产和业务等受到挤占, 我国的企业自身应当积极地进行改革和创新, 树立自身的品牌, 建立企业文化, 提高生产优势和管理理念, 从而更好地参与市场竞争, 为我国经济的增长发挥重要和持续的推动作用。

摘要：随着我国经济的增长, 外商对我国的直接投资不断增加, 同时外商对我国的直接投资也对我国经济的增长起到了不可忽视的影响。本文将对外商直接投资与我国经济增长相互作用进行系统的分析, 通过理论分析和实证分析两个方面对这一影响进行阐述, 并提出相应的政策措施。

关键词：外商直接投资,经济增长,VAR,脉冲响应分析

参考文献

[1]包群, 赖明勇, 阳小晓.外商直接投资、吸收能力与经济增长[M].上海三联书店, 2006.

[2]沈坤荣, 耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长——中国数据的计量检验与实证分析[J].中国社会科学, 2001 (05) .

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇6

一、我国利用外资战略转变与深化的主要阶段

1、1978-1991年:起步探索阶段

随着1978年我国对外开放战略的实施, 利用外商直接投资进入起步探索阶段。1979年颁布了《中华人民共和国中外合资经营企业法》, 《关于鼓励外商投资的规定》 (《二十二条》) 等一系列的法律法规, 明确规定了外商直接投资企业可以享受到的优惠政策, 成为我国发展外商直接投资企业的纲领性文件。与此同时, 通过对经济特区、沿海开放地区实行特殊政策, 不断扩大地方外商投资审批权限等措施, 发挥了东部沿海地区利用外资的优势和积极性。1979-1991年共批准设立外资企业42503家;协议利用外资额525.92亿美元;实际利用外资额250.58亿美元。外资来源以港资为主, 以劳动密集型的加工制造、服务业为主, 主要集中在广东、福建和其他沿海省市。

2、1992-2001年:加速发展阶段

1992年邓小平同志南巡讲话澄清了国内对外资的模糊认识, 指出“三资“企业是社会主义的有益补充, 进一步明确了利用外资战略, 我国吸收外资步伐大大加快。1992年新批合同外资金额超过前13年的总和, 1993年实际吸收外资比1992增长1.5倍。这一时期, 我国开始积极承接国际制造业转移。中央确定了积极合理有效利用外资的方针, 1995年制定了《外商投资产业指导目录》和《指导外商投资方向暂行规定》。逐步开放了商业、金融、民用航空、技术服务等以前外资禁止进入的领域。同时, 在沿海开放的基础上, 继续推进沿江、沿边开放战略。1991-2001年我国实际利用外商直接投资年均增长15.7%, 2001年达469亿美元, 相当于1991年的10.7倍。1992-2001年共批准设立外资企业347522家;协议利用外资额6927亿美元;实际利用外资额3701.7亿美元。我国外资企业的数量、规模、技术含量、行业分布等都发生了显著变化。一些著名跨国公司开始大量在华投资, 据2001年美国《财富》的调查, 92%以上的跨国公司考虑在我国设立地区总部。自1995年1月微软中国研究开发中心成立以来, 诺基亚、摩托罗拉、甲骨文、夏普、NEC、IBM、爱立信等纷纷在华成立全球研发总部或地区研发总部。尤其是外资并购作为新的投资形式在我国逐步展开, 出现了阿尔卡特并购上海贝尔、爱默生并购华为等重大的国际并购案。

外资对我国经济增长的贡献大幅度提高。2001年外资企业工业增加值达到6622亿元, 是1991年的6倍。1992-2001年外资企业就业年均增长16.9%, 2001年就业人数达671万人, 相当于1993年的2.3倍。1992-2001年占我国进出口总额的比重年均增长7.6%, 2001年外资企业进出口额达2591亿美元, 占我国企业进出口总额的比重为50.8%, 比1991年提高近30个百分点。2001年外资企业税收总额2883亿元, 相当于1992年的23.6倍, 占我国企业税收总额的比重从1992年的4.3%提高到19%。外资作为重要的资金来源, 在国内固定资产投资总额中已经占据重要份额, 90年代FDI占我国固定资产投资总额比重平均为12.5%, 明显高于同期发展中国家7.2%的水平。

3、2002年以后:全面发展阶段, 全球吸收FDI大国地位形成

2001年入世以后, 我国全面融入国际分工体系, 同时新一轮国际产业转移已经从制造业逐步转向服务业, 2002年党的十六大提出提高利用外资质量和水平, 我国利用外资进入全面、持续、稳定发展阶段。2002年我国实际利用外商直接投资额527亿美元, 成为世界吸收外资第一大国;2006年达695亿美元, 是2001年的1.5倍, 是1991年的4.6倍。2002-2006年期间, 共设立外资企业204402家, 协议利用外资额7405.6亿美元, 实际利用外资额2966.7亿美元。世界500强中已有480多家来华投资。

二、我国外商直接投资的主要特点及贡献

1、现阶段我国外商直接投资的主要特点

第一, 外资规模持续扩大, 进入平稳增长期。从图1可以看出, 我国利用外资增长曲线在2002年以后高位平滑, 稳步增长。

第二, 外资产业结构明显优化。表1、图2可以看出, 现阶段外资制造业比重持续下降, 服务业比重逐步上升。1997年外商投资第一、二、三次产业比重依次为1.39%、71.97%、26.65%, 2002年依次为1.98%、76.15%、21.86%;2006年分别调整为0.75%、67.45%、31.6%。制造业外资结构高级化趋势明显, 外商投资重点已经从纺织、轻工等劳动密集型产业发展到资本和技术密集型产业, 主要集中在通信设备、计算机及其他电子设备、交通运输设备、电器机械及其器材、化学原料及化学制品、专业设备、通用设备等制造业。2006年上述行业占外资总量比重约30%。入世以后, 服务业外资增速明显加快。2003年服务业新设立外资企业超过1万家, 比2001年提高了8个百分点。2000-2006年服务业利用外资额增长了1.93倍, 主要生产性服务业增长了3.36倍, 2006年服务业实际利用外资占总量比重为30%左右, 生产性服务业约占总量16%。商贸物流、电信、金融、保险等服务业成为外商新一轮投资的重点领域。截止2006年, 有74家外资银行在华设立了200家分行和14家法人机构, 186家外资银行设立了242家代表处, 47家外资保险机构在华设立了121个营业机构。目前跨国公司在华设立研发中心达1000家左右, 地区总部近500家。

第三, 跨国并购成为利用外资的重要形式。随着利用外资参与国有企业改造的不断深化发展, 外资并购得到迅速发展。1998-2001年海外企业并购国内企业66起, 金额66亿元。仅2003年1-9个月间, 中国企业作为收购目标的交易额已经达到240亿美元。外资并购由制造业向服务业发展。2002-2003年石油、天然气、金融服务业方面的并购占据了主导地位。上市公司成为外资并购的热点。

2、外商直接投资对我国经济增长的主要贡献

第一, 对GDP增长的贡献。图3可以看出, 外资企业工业增加值呈明显上升趋势。2002-2006年占我国工业增加值比重年均达到29.14%。2006年外资企业工业增加值达到22502亿元, 占全国比重24.1%, 比2001年提高9.4个百分点, 比1992年提高9.5个百分点。

资料来源:1992-2007年《国民经济和社会发展公报》

第二, 对固定资产投资的贡献。图4可以看出, 我国外商直接投资在固定资产投资中的比重从1991-1995年一直呈现上升态势, 1995年最高达到15.6%。90年代中期后虽然呈现持续下降趋势, 但2006年仍然达到5%的水平。

数据来源:2005年比重数据根据《中国统计年鉴》2006计算得到, 其余根据商务部网站及历年中国外商投资报告整理

第三, 对国际贸易的贡献。图5反映了外资企业占国际贸易比重的增长趋势。2002-2006年外资企业进出口额年均占我国进出口总额的56%, 是30年来最高的时期;其中出口额年均占总量的56.1%, 进口额年均占总量的57.2%。2007年外资企业进出口额12549.28亿美元, 同比增长21%, 占全国进出口总额的57.73%, 其中出口6955.2亿美元, 占全国出口的57.1%;高新技术产品出口2874.32亿美元, 占全国高新技术产品出口的86.67%;机电产品出口5084亿美元, 占全国机电产品出口的72.5%。

资料来源:《中国商务年鉴》2006;《中国统计摘要》2007, 1986、2007年数据来自中国商务部外资司网站。

第四, 对就业增长的贡献。表2可以看出, 外资企业就业呈快速增长态势。2 0 0 6年外资企业直接吸纳就业人数1340万人, 相当于2001年的2倍, 相当于1993年的4.7倍。2007年超过4200万人。

资料来源:《中国统计年鉴》2007

第五, 对财政税收的贡献。表3可以看出, 2002-2006年外资企业税收占我国税收总额比重年均达到20%以上。2006年达7976.94亿元, 占我国税收总额的21.19%, 比2001年提高2.2个百分点。2007年超过了9900亿元。

注:来源于外商投资企业的税收占涉外税收的9 8%以上资料来源:根据2004-2006年《中国外商投资报告》以及商务部网站整理

第六, 对产业结构升级的贡献。由于外资的示范带动、竞争激发等技术外溢效应, 增强了国内企业的学习能力, 提高了技术和管理水平, 推动了产业整体竞争力。在外资进入较早和较为密集的行业, 如家电、食品饮料、洗涤用品、汽车、工程机械、通讯设备、手机、计算机等, 国产化水平迅速提高, 汽车、彩电、洗衣机、电冰箱、DVD等已跃居世界生产大国行列, 已经有一批国内企业成长为具有较强全球竞争力的企业。通讯设备、计算机及其他电子设备、仪器仪表及文化办公用品机械、交通运输设备分别为制造业影响力最大的第一、第二和第四位产业, 这三个产业分别是外商投资集中的产业, 在通讯、计算机及其他电子设备制造业和交通运输设备制造业中, 外资企业增加值分别占整个产业增加值的2/3和1/3。商贸服务业通过吸引跨国零售企业, 发展仓储式商场、大型综合超市、专业店、便利店等新型业态, 带动了国内流通现代化发展和商业服务水平提高。

三、坚持数量与质量并重原则优化创新利用外资, 促进外资战略与国民经济协调发展

党的十七大报告指出, 要创新利用外资方式, 优化利用外资结构, 发挥利用外资在推动自主创新、产业升级、区域协调发展等方面的积极作用。这标志着我国利用外资进入了优化创新发展阶段。2006年我国FDI流入量仅相当于全球FDI流入量的5.3%, 列全球第5位, 分别相当于美国的39.6%和英国的49.6%。我国第一、二、三次产业外资比重存在严重不平衡问题, 2007年是外资产业结构最优化的一年分别是1.24%、57.33%、41.44%, 仍然与全球FDI结构 (第一、二、三产业比重为6%、34%、60%) 相差巨大。因此, 未来时期仍然需要坚持外资数量和质量并重的原则。

1、优化外资产业结构, 加快外资向服务业流动, 提高制造业外资质量, 加大吸引农业外资力度

第一, 进一步放宽服务业外资准入。目前, 跨国公司离岸外包正在由以加工生产为主的制造业转向研发设计、金融、物流等生产性服务业, 这为提升我国服务业质量和规模带来机遇。外资准入较多的限制导致我国服务业开放程度低, 是我国服务业发展滞后的一个重要原因。因此, 除个别涉及国家安全和必须由国家垄断经营的领域外, 都应加大吸引外资力度, 尤其要鼓励外商投资信息服务、研发设计、金融、现代物流、科技服务、咨询服务等生产性服务业领域。鼓励外商投资城市公共设施建设、文化教育等公共服务领域。鼓励跨国公司在华设立地区总部、研发中心、物流中心、采购中心、营运中心、培训中心等机构。

第二, 加快制造业外资结构升级。积极鼓励外资进入汽车、电子通信、航空航天、生物医药、精细化工等先进制造业, 提高国内零部件配套能力。尤其要注重在引进加工制造的同时引进相关服务业配套。要支持能源、交通、重要原材料的重点建设项目, 拥有先进技术、能够改进产品性能、节能降耗的技术改造项目。

第三, 鼓励外商投资现代农业。我国农业开放程度一直较低。2006年农业实际利用外商直接投资仅占总量的0.9%。为此, 要加快农业先进技术和项目的引进, 着重发展绿色农业、生态农业, 优良品种培育等。加大政策对外资农业的倾斜力度, 对于高新技术的农业外资可实行较长时间的减免税优惠。

第四, 严格限制外商投资高能耗、高污染、高排放产业。目前, 发达国家陆续向发展中国家转移污染密集型产业。据统计, 日本将60%以上高污染产业转移到了东南亚和拉美;而美国则将39%的高污染产业转往发展中国家。我国外资中也存在高污染产业比重提高问题, 2006年造纸及纸制品、化学原料及化学制品制造、纺织、非金属矿物制品四大行业的工业总产值分别占全国工业总产值比重达到66.82%、48.74%、47.46%和44.42%。

2、利用差异化政策促进东部沿海地区外资优化升级, 加速外资向中西部地区流动, 实现外资区域结构协调发展

改革开放以来, 我国实行差异化区域外资政策 (经济特区所得税为15%, 沿海开放地带、省会城市为24%, 中部地区为33%) , 加快了东部地区的外资集中 (表4) 。这一结构不仅扩大了我国地区发展的不平衡, 而且加剧了东部地区的土地资源约束。我国东部沿海地区已经具备较强的经济实力、较好的基础设施环境和产业结构升级条件。一些国家级开发区和高新技术园区具备了良好的产业配套能力和集群化发展态势, 形成了较强的国际竞争力强, 应着力吸引智力资本密集的高新技术产业和服务业外资。中西部地区应加大基础设施建设投资力度, 改善外商投资服务环境, 积极承接劳动密集型加工制造业边际转移, 与外资合作进行资源开发, 鼓励外资投资现代农业等。国家应适当放宽外资参与西部开发、老工业基地振兴等重大战略的资金支持和财税优惠。此外, 要引导地方官员把利用外资与当地生态环境保护、就业水平增长、人民生活提高等社会发展指标结合起来。

3、继续扩大国际并购投资, 尤其要鼓励外资参与国有企业改革

多年来, 跨国并购一直占全球FDI的60%以上, 成为国际直接投资的主要形式, 而我国外资进入仍然以绿地投资为主。实践证明, 外资并购在国有企业战略性重组中发挥了积极作用。许多国有企业通过外资并购解决了资金、技术不足问题, 提高了经济效益, 提升了技术创新能力和管理创新能力, 增加了就业, 改善了公司治理结构, 加快了国际化发展, 提升了品牌的国际影响力, 因此要积极引导和鼓励。

4、处理好利用外资与国家产业安全的关系

外国直接投资与我国经济开放发展战略 篇7

改革开放以来,作为国际资本流动的主要方式,外商直接投资在世界经济中扮演者越来越重要的角色,对东道国的经济发展的影响日益显著。外商直接投资已逐渐成为发展中国家资本渗入的主要形式,我国也在近几年超过美国成为外商直接投资的最大接收国。

2 实证分析

2. 1 变量的选取与数据来源

2. 1. 1 模型变量

( 1) 因变量为GDP;

( 2) 自变量为外商直接投资和固定资本。

2. 1. 2 数据来源

各个省市的外商直接投资数据来源于商务部,固定资本和GDP的数据来源于中国统计年鉴。数据均为1999—2010年的年度省级面板数据。

2. 2 面板数据模型类型的选取与估计

为了消除数据的波动,GDP、外商直接投资 ( FDI)和固定资本 ( GDZB) 均取对数,模型所数据为Ln GDP,LnF DI和Ln GDZB。

2. 2. 1 模型检验

首先,对面板数据进行F - 检验,得到结果如表1所示。

注: “**”表示在 5% 水平上显著。

由表1可以看出全国及东、中、西部地区的P值均小于0. 05,由F - 检验的基本理论,在5% 水平上应拒绝原假设,全国及中、东、西部地区应建立非混合模型。

其次,对面板数据进行Hausman检验,得到结果如表2所示。

注: “**”表示在 5% 水平上显著。

由表2可以看出全国及东、西部地区的P值均小于0. 05,由H - 检验的基本原理,在5% 水平上应拒绝原假设,全国及东、西部地区P值大于0. 05,在5% 水平上应接受原假设,所以应建立个体固定效应模型。中部地区的P值大于0. 05,因此选择个体随机效应模型。

2. 2. 2 模型估计

分别对全国及东、中、西部所建立的模型进行最小二乘估计,分别得到回归结果如表3所示。

由表3可以看出,全国及东、中、西部地区模型的拟合优度均很高,由T统计量的值可以看出解释变量的系数均显著,而回归系数在全国及各地区各不相同可以得出教育投入对经济增长的影响不同的结论。

3 结论分析及政策建议

3. 1 结论分析

由实证分析部分可以看出,全国范围、东部地区、中部地区、西部地区的外商直接投资对我国的经济增长的回归模型中回归系数均为正数,这说明外商直接投资对经济的增长起正的拉动作用。

从全国范围来看,外商直接投资增加1% ,GDP增加0. 19% ; 固定资产增加1% ,GDP增加0. 29% 。东部地区为: 外商直接投资增加1% ,GDP增加0. 22% ; 固定资产增加1% ,GDP增加0. 29% 。中部地区为: 外商直接投资增加1% ,GDP增加0. 18% ; 固定资产增加1% ,GDP增加0. 32% 。西部地区为: 外商直接投资增加1% ,GDP增加0. 18% ; 固定资产增加1% ,GDP增加0. 26% 。可以看出,外商直接投资对GDP的影响在不同的区域不尽相同。出现这种情况的原因是各个地区的外商直接投资额不同,东部地区本来就处于经济较发达地区,流入的外商直接投资相伴而行的国际技术转移比较多。而中西部地区相对于东部地区来说,经济比较落后,其流入的外商直接投资有一部分是为弥补资金短缺,而对相伴而行的技术相对来说比较少,因此,造成了这种差异。

3. 2 政策建议

实证分析表明,我国经济增长与外商直接投资呈正相关,因此,我们要实施具体的政策来促进外商直接投资的增长。而仅仅是为弥补资金缺口的外商直接投资对经济的增长的影响比较小,因此,我们应把目光放在相伴有高国际技术的资金流入上。我国的外商直接投资流入现状在我过去与分布上存在不平衡,因此应该在保证外商直接投资流入质量的同时,一方面要使外商直接投资流入相关政策对中、西部地区有所倾斜,加大中、西部地区利用外商直接投资的支持力度。另一方面要进一步改善中、西部地区的引资环境,继续加大中西部地区的经济基础设施建设。引进先进技术,特别是适用的高端技术。对于一些高科技项目的投资,我们应保持积极的态度,而对那些技术含量较低或是发达国家国际产业升级导致的陈旧设备和过时技术转移时要慎重考虑。

摘要：通过对1999—2010年的面板数据分析,利用面板模型,研究了我国不同地区的外商直接投资对我国经济增长的影响。结果表明外商直接投资对经济的增长起到了促进作用,且在不同地区,外商直接投资对经济增长的影响程度不同,并根据这些结果提出了一些政策性的建议和意见。