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一、外商投資及產業結構分布狀況
中國自改革開放以來，利用外商直接投資（FDI）的規模不斷擴大。截止到2005年底，全國累計批準設立外商投資企業超過55萬家，合同外資金額約1.2萬億美元，實際利用外商直接投資金額約6000億美元。我國已連續12年位居發展中國家吸收外商直接投資首位。大量的外商直接對華投資為我們提供了必要的資金，帶來了先進的技術和管理經驗，很大程度上促進了我國經濟的快速發展?？傮w來看，外商直接投資在我國經濟中已經占據了舉足輕重的地位。雖然外商直接對華投資金額呈逐年遞增趨勢，對我國經濟發展起到巨大的作用，但是隨之而來我國的產業結構出現了一些問題，而外商直接投資在產業間分布的不均衡加重了我國產業結構不合理的狀況。外商直接投資主要集中在第二產業，而且投資在各產業內部的分布也是失衡的，主要表現在投入在制造業的比重過大，上述情況使結構偏差變得突出起來，并對經濟增長產生了較大影響。
二、產業結構出現問題原因
我國外商直接投資的質量多以小型化、低技術和勞動密集型為主要特征。一般而言，具有先進技術和長期競爭力的投資項目，都必須具有較大的項目投資規模。世界跨國公司海外直接投資的項目平均規模約為600萬美元，而外商對華直接投資項目的平均規模與之相差甚遠。從20世紀70年代末到90年代中期，外商對華直接投資70%左右的項目均在100萬美元以下，而1000萬美元以上的大型項目僅占投資項目總數的4%－5%。在投資項目中資金密集與技術密集往往是緊密聯系的。外商投資項目規模偏低既不利于規模經濟形成，也制約了投資技術含量的提高，嚴重削弱了外商投資的技術轉移效應和技術溢出效應。其突出表現為，外商對華直接投資中勞動密集型項目居多，技術密集型項目較少。在我國第一產業和第三產業中，外商投資企業絕大部分屬于勞動密集型企業；而在第二產業中輕紡、加工工業又占很大的比重。從我國三次產業結構的現狀看，90年代以來第二產業尤其是工業的比重升幅過大，第三產業的實際比重不合理下降，使結構偏差變得突出起來，并對經濟增長產生了較大影響。我國的產業結構偏差的加深，與外商投資過多地向工業部門傾斜有一定關系。我國吸收利用外資直接投資的產業結構的基本特征主要表現在以下幾方面：
(1)基礎設施發展不足的問題比較突出。
(2)外商投資在第二產業內部結構不合理，外商投資在制造加工業過多。投資于勞動密集型產業多，而資金密集型產業少；投資于一般技術多，甚至存在低層次的重復引進，而高新技術產業少。
(3)第三產業發展相對滯后。第三產業增加值占國民生產總值的比重，世界平均水平是50%左右，發達國家是60%—70%，發展中國家平均水平在40%以上，我國是第三產業比重過低的為數不多的國家之一。
外商直接投資在產業結構上分布不合理的狀況主要是由于外商與我國的目標與價值取向存在偏差。外資公司長期投資回報率高的產業，造成我國產業結構新的不合理變化。目前，跨國公司來華主要在制造業領域。由于絕大多數公司不向中國轉讓先進技術，所以所謂"世界工廠"只是"世界加工廠"。外資的進入并未直接地帶動我國自主研發能力。并且，外商投資企業往往嚴密控制其技術尤其是高新技術的擴散，我國以市場換技術的目的并沒有很好的實現。多年以來，我國主動讓出市場份額換來的往往是二流、三流的技術，如果我國在技術上特別是具有戰略意義產業的技術總是處于落后地位，我國將無法和國外競爭，也將危及到我國的產業安全乃至整個國家的經濟安全。最后，外國直接投資很多是將其母國已經淘汰的產品生產或污染嚴重的企業轉移到中國，給我國經濟的可持續發展帶來了極大的危害。
三、優化產業結構的重要性
調整產業結構發展高新技術是迎接經濟全球化挑戰、提高國際競爭力的需要。當前，以電子信息技術和生物技術為代表的高新技術及其產業化迅猛發展，經濟全球化的進程日益加快，國際競爭日益激烈。這已經使得包括我國在內的發展中國家的工業化內容發生了根本性的變化，我們必須在工業化的同時推進信息化，以信息化帶動工業化，用高新技術改造傳統產業。在經濟全球化帶來的激烈國際競爭中，發達國家處于技術和知識供給的有利地位。他們不斷加大高新技術產業的研究與開發力度，以保持競爭優勢。而發展中國家在國際分工中承擔勞動密集度高、資源和能源消耗高、污染高、附加值低的“三高一低”類型產品的生產。這是對我們十分不利的垂直分工。不加速發展有優勢的高新技術產業，我們就無法擺脫在國際競爭中的這種不利地位，與發達國家的差距就會不斷擴大。
而且我國2000年的人均GDP已達到八百四十美元左右。從發達國家經濟發展的歷程來看，這樣的發展水平已開始進入工業化加速發展和產業結構大變動時期。當前我國經濟發展中存在的傳統產業生產能力大量過剩而高新技術產業的產品又需要大量進口的問題，必須靠加速產業結構調整和升級來解決。國際經驗表明，經濟增長的過程是產業結構不斷調整與升級的過程。一個國家對任何一種產業的需求都存在一定的極限。當一個產業的市場需求達到飽和以后，增長速度就會隨著需求下降而下降，直至零增長，甚至負增長。如果不通過發展新的技術開發新的產業，進行產業結構升級，當現有產業的需求都達到飽和以后，整個經濟就會出現停滯，直至萎縮。我國傳統產業生產能力巨大，但生產手段和產品質量還較為落后，目前我國的大部分傳統產業都基本達到了市場飽和的階段，增長速度普遍下降，經濟效益不高，因而只有加大用高新技術改造傳統產業的力度，加速傳統產業的升級換代，才能提高經濟效益，不斷滿足市場需求。
有關資料顯示：美國第三產業占GDP的比重高達75%，而我國第三產業占GDP的比重僅33%。制造業在美國這個世界最大的經濟體中，只占產值的14%，吸收11%的勞動力；而服務業的份額，占美國經濟產值的60%，吸收了美國三分之二的勞動力。比起制造業來，服務業屬于智能產業，對勞動力的素質要求高，利潤豐厚。而我國第三產業占GDP比重遠低于發達國家的水平。我們科技資源不足，科技進步不夠快，是我國經濟發展的最大的瓶頸、制約，也是結構調整必須加以克服的關鍵因素。發展高新技術，發展第三產業對我國經濟的持續快速發展起著決定性的作用。
四、利用外資調整產業結構的建議隨著經濟全球化趨勢增強，科技革命迅猛發展和我國加入世貿組織，評判投資是否成功的標準由單純的按數量轉變為是否增強我國的技術競爭力。我國是否能夠保持高速健康的發展，調整產業結構至關重要。而我國面臨的一個重要問題就是產業結構層次低、競爭力弱。面對激烈的國際競爭，必須提高產業競爭力。因此要積極調整現行的外資政策，加強外資政策與產業政策的協調，以促進產業結構優化升級，實現外資產業結構的優化。在制造業中促進高科技新型制造業的外資投入，加速外資對傳統制造業的改造；鼓勵外資向第一產業流動；加速外資向第三產業流動。主要有以下建議：
(1)引導外商直接投資投向基礎產業和基礎設施。我國農業，能源交通能基礎產業發展滯后，嚴重困擾著我國國民經濟的發展。因此，引導外資投向基礎產業和設施是產業結構調整的重點。為此，我們可以采取稅收減免，適當補貼的方式刺激外商投資。
(2)提高對FDI的要求。根據《指導外商投資方向暫行規定》，可分為鼓勵類，限制類，禁止類和允許類外商投資產業項目。對于技術含量高的項目，我們應該鼓勵外資進入，而對于技術含量低的對我國經濟沒有促進作用的項目，我們應該加以限制。一是外資政策和產業政策不再向一般制造業傾斜，如紡織、服裝等勞動密集型行業；彩電、空調、洗衣機、電冰箱、電視、手機、電話等家電和一般電信設備行業；二是鼓勵外商投資高新技術產業。對于我國現階段水平與世界差距較大的計算機、電子通信設備、航空航天、生物制藥等高科技的新型制造業應鼓勵外資進入。對這些行業可以實行幅度較大的稅收減免和優惠，同時，政府可給予相應的科研補助，放寬外資政策的限制。三是鼓勵外資參與傳統產業的改造。對于汽車、機械制造等傳統產業應該以促進其核心技術轉移為目標，加快對技術的引進和改造。四是對于目前跨國公司向我國轉移較快的重化工業則應以注重產品的資源節約和環保為原則，對于生態資源環境形成負面影響的行業，如造紙和一些重化工產品行業應提高外資進入門檻，加大稅收征管，限制外資流入。
(3)調整外商直接投資在第三產業內部的結構。加速外資向第三產業流動，尤其是促使外資向知識型現代服務業流動將是現階段我國吸引外資的首要任務。一是加快對零售、餐飲等傳統服務業的全面開放，鼓勵大型跨國零售集團的投資；鼓勵外資對國有商業企業的并購重組。二是加快對銀行、保險、證券等金融服務業的開放，鼓勵大型跨國金融財團采用合資和開設分支機構等形式的投資；鼓勵跨國公司參與國有商業銀行以及保險、證券業的改造。三是逐步加大對文化、教育、影視服務等行業的開放力度。
參考文獻
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每個國家的產業結構升級離不開技術支持，只能從勞動密集型或者資源密集型向技術密集型發展，才能有效轉變產業結構，那么外商直接投資在注入過程中，通過技術轉移和溢出效應促使東道國的生產技術進步，產業結構的轉變和優化離不開外商直接投資發揮的作用，產業結構的升級，就能促使全要素生產率的提高，最終實現經濟增長方式的有效轉變。外商直接投資的利用對東道國在其經濟增長上的影響并不全是正面的影響，外商直接投資進入，不但有時候沒有實現東道國的經濟增長方式的轉變，反而有可能造成本國的經濟倒退、引發經濟泡沫，更加大了東道國與發達國家之間的差距。負面影響具體表現在如下幾個方面：(1)不合理布局將導致東道國經濟的不平衡發展。通過利用外商直接投資而形成的東道國技術溢出受到許多外部因素的影響。在引入發達國家外商直接投資的時候，需要考慮到產業之間的平衡發展，避免不平衡發展所帶來的后果。東道國呈現經濟發展不均衡的狀態，重要原因在于產業布局的不規范、不合理性導致的。(2)外商直接投資的技術壟斷阻礙東道國研發水平的提高。很多跨國企業在進入比其發展水平低的國家時，對生產技術進行行業壟斷，會直接影響東道國經濟的發展。，外商直接投資投入國家和東道國的經濟發展差距會越來越大，技術水平的懸殊會越來越明顯。
2外商直接投資影響經濟增長方式的形式分析
東道國的經濟增長和經濟增長方式受跨國公司的外資進入影響越來越深遠。外商直接投資主要是通過兩種形式影響發展中國家的經濟增長方式：直接影響和間接影響。通過上兩條思路可以進行如下的概括：一是外商直接投資對經濟增長方式的直接影響方式主要體現在外商直接投資作為投資形式本身對全要素生產率的影響。東道國在引入外商直接投資以后，外資企業所具備的技術水平高、管理經驗先進的優勢，隨著對東道國的外資投入，滲透到東道國，緩解東道國優勢行業壟斷、劣勢行業只能淘汰的現狀，使得產業結構優化、資源合理整合。二是外商直接投資通過間接的溢出效應影響經濟增長方式，外商直接投資從表面上看僅僅有資本的流動功能，但是在資本輸出的過程中管理經驗、產品技術、銷售技巧、網絡覆蓋等都隨之輸出。并能大大提高東道國的產業技術水平。而這些也是外商直接投資的技術溢出效應，是一種相對表面和外部性的表現。
3外商直接投資影響經濟增長方式的效應分析
3.1技術轉移和擴散效應的影響東道國經濟增長方式的機制與外商直接投資的技術轉移與擴散之間的關系，可以歸納為兩個關鍵問題：第一是外商直接投資企業的技術控制約束著外商直接投資的技術轉移與擴散力度；第二是東道國自身的技術吸收能力制約著模仿學習能力。由于外商直接投資跨國公司企業便會對在東道國進行的技術研發實行壟斷或技術控制。
3.2競爭效應的影響外商直接投資企業對東道國進行直接投資，其目的都有所不同，在東道國生產本地化的程度也會有所不同，在與其它國家競爭的過程中，在壓力之下，東道國的企業就會采用模仿學習手段來提高自身的技術水平，競爭效應和模仿學習效應之間就會逐向趨同，從而競爭效應就能提高東道國經濟增長速度的同時，提高了經濟增長質量，最終實現經濟增長方式的轉變。
論文關鍵詞：FDI，新疆地區，產業結構升級
一、FDI促進新疆產業結構升級的機理分析
1、FDI通過資本供給促進新疆產業結構升級。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。一般地說，新疆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新疆地區，往往需要大量的固定資產投資。新疆地處中國大西北，投資需求和消費需求增長速度較快，區內有效資金供應不足，利用外資可以很大程度上彌補區內資金供給的缺口論文怎么寫。通過利用外資，可以增加中國現有的資金存量，加速資本的形成，大大提高新疆的投資水平。
2、FDI通過技術提升促進新疆產業結構升級。國外直接投資促進技術水平的提升主要是通過技術外溢實現。所謂技術外溢又稱“外部效應”，是指發達國家對發展中國家或地區進行直接投資，其先進技術、經營哲學、管理經驗等能夠通過一定途徑滲透到東道國或地區的其他企業，從而對該國經濟的發展和增長發揮作用。技術外溢主要通過以下方面實現：一是技術波及；二是示范效應作用；三是競爭對技術的刺激作用；四是對人員的培訓作用。
Borensztein等人(1998)構建的包含FDI的內生增長模型較好地闡釋了FDI通過溢出效應對發展中國家經濟增長的促進作用。結果表明：以外資企業生產的產品數量占東道國或地區產品總量的比率來衡量FDI的水平，其比例越高，東道國或地區引入新技術 (新產品)的成本越低，可獲得的新產品的數量也就越多。技術水平越落后的國家新疆地區，與先進國家的技術差距越大，即N/N*比例越低，引入新產品的成本越低，從而增長率越快。而且，FDI對經濟增長率的影響與人力資本的水平正相關，也就是說，新疆地區的人力資本水平越高，其相應的技術吸收能力越強，從而FDI對其經濟增長率的影響也越大論文怎么寫。
二、FDI促進新疆產業結構升級的實證分析
1、方法。本文采用新疆自治區1990年――2008年時間數列數據。
運用多元回歸的方法，來考察FDI對新疆產業結構升級的影響作用。衡量產業結構升級有許多評價指標，考慮到數據的可獲取性，本文采用第二產業產值占總產值的比例來衡量新疆的產業結構變化，用符號PGDP(2)表示。
外資促進產業結構升級的主要途徑之一是資本供給新疆地區，本文采用本區FDI占本區國內生產總值的百分比來衡量外資引進的規模，用PFDI表示。
外資促進產業結構升級的另一條主要途徑是技術外溢，總量為N的資本品由本地企業和外資企業共同生產，n為本地企業生產的數量，n*為外資企業生產的數量，則有N=n+n*，從博仁斯坦等人的分析可 知，n*/N與技術采用的固定成本成反比，因此，n*/N的值在一定程度上會影響地區的產業結構變化。
由于新疆缺乏外資企業的年產出值，本文用本區工業企業的年工業總產值來代替N，用“三資”企業的年工業總產值來代替n*（本文因數據所限，用“其他類型工業企業”年產值代替“三資企業”年產值）新疆地區，因為外商對本省的直接投資主要集中在制造業，所以這樣計算出來的n*/N不失一般性，可以在很大程度上衡量技術外溢過程中的固定成本。
新疆地區的人力資本存量關系到該國的技術吸收能力從而影響外資對新疆地區經濟增長進而影響對產業結構的變化作用，本文采用本區每萬人中高等院校的在校學生人數來衡量本區的人力資本存量，用HC表示。
不同的投資方式可能產生不同的技術外溢效果，因而會對產業結構產生不同的影響，本文將分別考察合資企業、合作企業及外商獨資企業對產業結構的影響，具體用3種投資方式占外商直接投資的百分比來衡量3種方式的投資情況，分別用PJV、PCE和PFE來表示，但是鑒于新疆數據可獲得度，本文僅以外商獨資企業占外商直接投資比例計算論文怎么寫。
另外，由于中國多年來一直實行出口導向型的產業政策，出口對產業結構產生了重要的影響作用新疆地區，在設立模型時，不能忽略出口的作用，本文采用本省的出口額占國內生產總值的百分比作為控制變量加入到模型中來衡量出口對產業結構的影響作用，用PEX表示；本區居民的消費支出結構在一定程度上也反映了FDI與本區產業結構的關系，本文中用居民的儲蓄額表出，用DES表示。
出口額用當年的人民幣對美元的名義匯率換算成人民幣。
需要說明的是，對相關變量采用比例的形式是為了消除通貨膨脹對其產生的影響。數據1990年――2008年《新疆統計年鑒》。
2、模型。經分析設定如下形式的計量經濟模型：
PGDPt＝β1t+β2PFDI2t +β3 n*/N 3t +β4HC4t +β5PJV5t +β6PCE6t +β7PFE7t +β8DEP8t+μt
其中：PGDPt――第t年的第二產業產值占總產值的比例
n*/N―― 三資企業占本區企業工業年產值比例
PFDI――FDI占本區國內生產總值的千分比
HC――本區每萬人中高等院校的在校學生人數
PJV――合資企業占外商直接投資的百分比
PCE――合作企業占外商直接投資的百分比
PFE――外商獨資企業占外商直接投資的百分比
PEX――新疆的出口額占本區國內生產總值的百分比
DEP――本區居民年底儲蓄額
為估計模型參數，將新疆1990年――2008年的統計數據整理，如表1所示：
表1 1990年――2008年新疆外商直接投資（FDI）的相關數據
年份
第二產業產值占總產值的比例 PGDP
FDI占本區國內生產總值的千分比PFDI
“三資”企業的年工業總產值占外商的直接投資的比例 n/N
本區每萬人中高等院校的在校學生人HC
合資企業占外商直接投資的百分比PJV
合作企業占外商直接投資的百分比PCE
外商獨資企業外商直接投資的百分比PFE
新疆的出口額占本區國內生產總值的百分比PEX
年底存款DEP
1990
30.6
2.6943084
1.4959985
2.0449789
71.607041
11.584327
8.9775857
128.42
1991
32.1
7.2773302
1.186785
2.0181787
96.203766
7.5680688
162.22
1992
36.6
18.890905
1.3019356
2.141994
59.010526
9.6736842
7.8969451
193.8
1993
41.4
8.5564866
1.6012132
2.4558016
33.228242
89.314706
6.9977385
244.12
1994
37.6
103.23711
2.3606313
2.6757518
81.303381
4.8087048
60.8896
347.71
1995
34.9
9.0765172
4.4942116
2.7037048
61.276366
1.3412655
6.6044057
477.18
1996
34.8
8.9720622
4.7754456
2.6595789
90.785827
2.5633413
4.2714195
575.79
1997
37.1
3.1750733
5.8482565
2.6973133
57.039011
9.9588079
4.4797711
676.13
1998
35.8
9.9928633
15.378425
2.7163419
42.981124
15.093657
5.1088396
759.14
1999
36.2
9.0844846
20.899151
3.0962817
33.849415
14.123481
6.1831117
824.68
2000
39.5
7.7494206
68.744641
3.9400133
33.849415
14.123481
6.1812902
908.55
2001
38.5
6.7524806
80.763129
5.8530852
23.820492
28.832407
0.0079428
31.371883
994
2002
37.4
7.6609308
81.81369
7.0770369
30.790649
30.525157
5.6797383
1137.87
2003
38.1
6.8479338
85.142277
7.8210915
41.140769
31.120332
0.5202205
9.4338113
1371.59
2004
41.4
9.3381438
86.119304
8.5704316
37.865508
30.326534
1.0121772
9.653776
1534.67
2005
44.7
8.3672921
89.254419
9.3890119
32.885413
26.111539
1.310717
13.548304
1816.38
2006
48
9.5726473
90.044492
10.130341
33.848349
35.160131
3.7569637
16.410622
2035.63
2007
46.8
10.372279
89.181365
10.787184
43.402877
2.4540817
0.2517568
22.854985
2054.91
2008
49.7
12.286215
91.307862
11.323769
19.129425
33.452095
6.2923089
[關鍵詞]政府支出；FDI；產出；地方經濟
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.24.078
[中圖分類號]F224；F812.45；F127 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0194（2016）24-0-02
1 背景介紹
學術界很多關于政府支出對經濟增長的影響及外商直接投資對經濟增長的影響的研究。Egbetunde & Fasanya用尼日利亞的數據研究發現政府支出與經濟增長之間存在負相關的關系。但Quirino & Nunes卻發現在歐洲國家，政府投資與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。Ran研究了外商直接投資對中國經濟增長的影響，發現外商直接投資對經濟增長的影響是正相關的。然而卻很少有論文同時研究政府支出與外商直接投資對經濟增長的影響。
本文的目的是研究地方政府支出與外商直接投資對地方政府經濟增長的影響。本篇論文選取2001年到2013年29個不同省份的面板數據進行統計分析。結論顯示出地方政府支出與地方經濟增長之間的顯著正相關性。除此之外，如果考慮政府支出與外商直接投資的作用時，外商直接投資的作用依然是正相關的。
本文結構如下：第二部分闡述了運用的理論及實證模型；第三部分詳細地描述了文章的數據情況；第四部分是實證結果；最后一部分是結論及未來可能的研究方向。
2 財政政策與經濟增長率的關系模型
經濟學家們對財政政策與經濟增長率之間關系的持續研究了幾十年的時間。內生增長理論認為財政政策能夠影響一個國家的經濟增長。Barro將政府支出加入到生產方程中。Ran將外商直接投資加入到了生產方程的影響因素當中。
綜合這些理論，可以得出以下生產模型。
Yr=ArKrαLrβGrγ（r=1，2，3，…，29）
這里Y指GDP，K指資本，L指勞動力，G指政府支出，r代表省份，A指的是技術，其具體定義如下。
Ar=A0exp（aFr）
這里F是指外商直接投資占該地區總投資的比重。
為了估計政府支出與外商直接投資的影響，可以建立如下計量模型。
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
在這個方程中，系數β3衡量的是政府支出對產出的影響，可以期望它的值為正。F是當地外商直接投資額與當地總固定資產投資額的比例。因此β4衡量的是外商直接投資對產出的影響。指標SCH是當地高等院校畢業生占當地人口的比例，代表當地的人力資本投資情況。β5的期望值為正。
3 各省份的GDP與勞動力（L）的數據描述
從國家統計局網站上獲得各省份的GDP與勞動力（L）的數據。政府支出和SCH的數據來自《中國統計年報》。外商投資的數據來自CEInet statistics database。資本K是根據Zhang Jun的方法計算的。表1顯示了數據的統計特征。這里包括29個省份，由于數據缺乏，排除了四川和。
4 實證結果
4.1 面板數據最小二乘法回歸結果
這部分結果主要是運用EViews軟件得出的。首先，將面板數據整體進行最小二乘法回歸，模型如下：
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
實證結果如下：
lnYr，t=3.74+0.27lnKr，t+0.62lnLr，t+0.13lnGr，t+0.15Fr，t-51.63SCHr，t（1）
t=（5.78） （5.77） （12.39） （15.29） （7.43） （-2.60）
R-squared=0.7424 Adjusted R-squared=0.7387 D-W=0.5894
從回歸結果中，可以看出除了代表人力資本的變量SCH之外，所有的系數都是顯著的且其符號與預期的相同。理論上來講，產出與人力資本之間的變量應該是正相關的，但是這里的初步回歸結果卻是負相關的，這有點出乎意料。
然后對SCH這一變量做了一個冗余變量測試（redundant variable test）。結果顯示它是一個冗余變量。因此可以將這一變量從回歸方程中舍去。新的回歸方程如下：
lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t
再次用新的回歸方程做了回歸，結果如下：
lnYr，t=3.16+0.19lnKr，t+0.67lnLr，t+0.14lnGr，t+1.13Fr，t（2）
t=（5.16） （5.33） （14.93） （16.60） （7.21）
R-squared=0.737 Adjusted R-squared=0.734 D-W=0.5760
4.2 檢驗
4.2.1 拉姆齊檢驗
為了檢驗回歸方程中沒有遺漏的變量，可以對數據做Ramsey檢驗，結果如表2所示。從方程（2）的回歸結果中，可以得到RSSr=98.963 80。從表2中，可以得到RSSur=97.512 71。因此：
F3， 340， 5%=2.60，因此不能拒絕原假設，即適應變量的系數為零的假設。這個結論顯示回歸方程（2）中的變量是足夠解釋因變量的。
4.2.2 冗余變量檢驗
接下來可以對每一個變量做冗余變量檢驗，看這些變量是否是必要的。結果如表3所示。從表3的結果中，可以看出所有使用的自變量都不是冗余變量。
4.3 共線性檢驗
為了檢驗變量當中是否存在共線性的問題，可以對變量做一個VIF檢驗。表4顯示了各個變量之間的相關系數。
從表4中可以看出，各個因變量之間的相關系數并不高。但是為了以防萬一，還是要做VIF檢驗。從表4中可以看出有可能存在問題的是Ln（K）。可以做下面的回歸：
ln（Kr，t）=C+α1ln（Lr，t）+α2ln（Gr，t）+α3Fr，t+ξr，t（3）
結果如下：
ln（Kr，t）=-4.467+0.812ln（Lr，t）+0.095ln（Gr，t）+1.142Fr，t
t=（-4.9161） （15.0550） （-8.06944） （4.9205）
R-squared=0.440 292 Adjusted R-squared=0.435 411 D-W=0.123 3
這個數字并不高，因此可以認為因變量之間不存在共線性問題。
5 結 語
用2001年到2013年中國29個省份的面板數據，從實證上檢驗了政府支出、外商直接投資對地方產出的影響。實證結果顯示當考慮外商直接投資的影響時，政府支出對地方產出的影響依然是正相關的。同時，外商直接投資對產出的影響也是正相關的。因此可以認為在考慮外商直接投資的影響時，政府消費對經濟增長的影響是正相關的。本文的結果表明政府支出與外商直接投資對產出的影響都是正相關的。這意味著外商直接投資依然是技術革新的一個主要源泉。它確實可以給我國帶來具有創新性的知識，可以產生溢出效應。除此之外，對比實物資本和勞動力，資本的邊際生產力要大于勞動力。同時，考慮資本與勞動力的邊際生產力之差，政府支出應該更多地投資于資本。
盡管政府支出作為經濟增長的刺激作用在本文中得到了驗證，但政府支出的不同構成部分對經濟增長的影響也是不同的。進一步的研究可以將政府支出進行詳細地分類，如教育、基礎設施、健康醫療等，分別檢驗各個不同的組成部分對經濟增長的影響。
主要參考文獻
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【論文摘要】本文總結了國內外關于FDI與東道國經濟發展關系的研究，著重分析了FDI對中國的技術進步、自主創新和經濟增長等方面影響的理論及實證研究，得出了在新時期引導FDI在中國發展的結論。
中國要成為一個相對獨立的經濟體系，就要對發展外資進行考慮，在制定吸引外資的總體戰略時，要充分考慮外國直接投資(FDI)對中國經濟增長的效用。國內外的學者從不同視角就“FDI對中國經濟的作用效應”進行了研究。
1 FDI與技術進步
Lall[1]認為在一個日益全球化的世界中，發展中國家通過“自主開發”或“FDI依賴”兩種途徑中的任何一種來實現本國技術進步都是不可取的，只有在通過FDI引進先進技術的同時、建立起本地的R&D能力才有可能不在動態的工業化進程中被邊緣化。
江小娟[3]認為，利用外資與某種形式的技術轉移聯系在一起，能吸引外資在多方面促進國內企業的技術進步。嚴兵(2005)將外資作為一個獨立的生產要素納人到內資企業的生產函數中，通過建立一個能測度外資影響的生產函數證明了外資正面溢出效應的存在。
喻世友[5]等人討論了FDI是否能通過各種溢出渠道提高國內企業生產技術效率。他們的基本結論是FDI技術外溢對提高東道國企業技術效率影響很大;在對內資企業技術效率的影響方面，技術水平始終占據主導地位。
張建剛(2006)指出在不同的階段FDI的對我國的作用是不同的。從1991~1994年的4年間，FDI對中國技術進步的直接效應和間接效應都是不明顯的;從1996~2003年的8年間，FDI對中國經濟增長做出了直接貢獻，但間接效應是不明顯的;外商投資參與度對勞動生產率提高的影響越來越大，FDI在勞動生產率提高中的作用越來越重要。
2 FDI與自主創新
冼國明和嚴兵[6]利用1998~2003年省際層面的相關數據，對外資在中國創新能力方面的溢出效應進行了初步分析。結果表明，外資對中國的專利申請數量有顯著的正面溢出效應，但這種溢出效應主要體現在一些小型的創新項目上，如外觀設計專利。
蔣殿春和夏良科[7]運用面板數據模型分析了FDI對國內高技術行業企業技術創新能力的影響及其作用的途徑。結果表明，其競爭效應不利于國內企業創新能力的成長，但會通過示范效應和科技人員流動等促進企業的研發活動;在國內企業中，國有企業和其他所有制企業的技術創新模式不同，受FDI的影響也不同;國內企業的科技活動會對外商投資企業產生“擠牙膏”效應，激發其更強的創新動力。
李蕊[8]使用我國1998~2005年30個省(直轄市、自治區)的面板數據，通過計量分析的方法研究外商直接投資對我國不同地區的內資工業企業自主創新能力的影響。
3 FDI與經濟增長
Makki和Somwaru[2]分析了66個發展中國家過去30年的數據，驗證了FDI對貿易和經濟增長的正向關系，并肯定了FDI、貿易、人力資本和國內投資是經濟增長的重要來源。
程惠芳[9]應用內生經濟增長理論框架，就國際直接投資(FDI)對65個樣本國家經濟增長的影響進行理論和實證分析，認為FDI能內生技術溢出和技術進步，從而成為內生經濟增長的重要源泉。
姚樹潔[10]等人建立了研究FDI影響經濟增長的理論分析框架，提出了以往經濟文獻尚未涉及的兩個重要假設:第一，FDI是提高東道國生產效率的動力;第二，FDI是東道國生產邊界穩定狀態的移動器。他們還使用了地區數據，以確定外商直接投資和其它環境變量對不同地區的經濟績效是否產生不同影響。
4 結論
國際直接投資行為是東道國和投資者兩個能動的主體共同參與的，任何一方的決策都不僅僅要考慮自身的最大化目標和約束條件，還要考慮對方的決策，這是一個博弈的過程。目前的大多數理論只考慮跨國公司的決策因素，對東道國的行為機制研究的不夠。我們引進外資的目的就是為了利用外資帶來資本和技術，在該領域進行的各種研究工作也是為了能更好地利用外資。因此，我們需要的是以東道國利益作為價值判斷主要標準的理論，引導FDI在我國新時期的發展。 轉貼于
參考文獻
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[關鍵詞] 外商直接投資工業部門資本存量比較優勢貿易轉型
一、問題的提出
從傳統的生產要素定義來講，生產物質產品所需要的各種投入構成了生產要素，通常分為自然資源、勞動力資源、資本資源三種。在這三種基本要素中，只有資本資源的增長在長時間內是沒有極限的，而且在各國之間也存在著巨大的差異。而發展中國家普遍面臨著資本短缺的問題，這就需要發展中國家通過與國內儲蓄相適應的新增投資和外國資本的凈流入，提高資本存量，實現資本積累效應。就國內新增投資而言，雖然國內儲蓄水平較高，但是很難產生與其相適應的內部投資，這便更需要外商直接投資在其中發揮積累作用。
因此，外商直接投資作為我國資本積累的外國資本流入部分，對于我國工業部門的資本存量的貢獻程度，便成為分析我國外商直接投資對出口貿易轉型的資本積累效應的主要問題。
二、資本存量分析
1.分析方法
(1)資本存量的估算方法――永續盤存法
該方法是由Goldsmith在1951年提出的，后經Christensen和Jorgenson等經濟學者的發展，將永續盤存法計算資本存量的基本公式表示為:
其中，Kt為t時期的資本存量，It為t時期之內的投資量，δ為資本存量的折舊率。
(2)數據說明
本文的數據來源主要是1994年到2005年各年的《中國統計年鑒》。基本數據包括:1994年～2005年工業部門中外商投資企業的固定資本原值;1994年～2005年各年的全社會投資的建筑、設備比例。
(3)基準年K(1994)的確定
根據資本的增加值與產出的增加值之比將近似等于平均的資本產出比重來估算我國同期的資本存量總量。先估計出1994年中國工業部門的外商投資企業的現價基期資本存量。再用同樣的方法把1994年基期資本存量分為建筑資產和設備資產兩類。
(4)固定資產投資序列
選擇利用固定資本原值一次差分獲得固定資本的形成序列值，并將其分成建筑、設備兩部分，再用固定建筑和設備投資價格指數進行處理得到1994年價格的固定資產投資序列。
(5)折舊率
使用Wu and Xu（2002）計算的工業品折舊率，并假設1991年～2005年的折舊率與1975年～1996年的折舊率相同，即建筑和設備的折舊率分別為2.44%和7.89%。
2.計算并列出結果
根據前文我國外資存量的數據，從1994年到2005年，在我國工業部門中外商投資企業的資本存量增長十分迅速。1994年工業部門中外商資本存量為1768.95億元和1671.51億元，到2005年以1994年價格計算為16850.35億元，增長了852.56%，年平均增長率為22.74%。經計算，我們可得到1995年～2005年我國工業部門總的資本存量（如表所示），其由1994年的24212.02億元增長到2005年66721.09億美元，年平均增長率為10.65%，明顯低于我國外資存量的積累速度。而總的資本存量由外資存量和內資存量兩部分構成，這進一步說明我國外資存量的積累速度大于內資存量的積累速度，即外商直接投資對我國工業部門的資本存量的增長起了很大的推動作用。再結合前文計算結果，在1994年我國外商投資企業的資本存量占工業部門總存量的比重為7.31%，到2005年這一比重達到22.86%，并且呈現逐年上升的態勢。說明外商投資企業的資本存量的增長對我工業部門的資本存量的增長起了很大的推動作用。
三、分析結論
總的來講，外商直接投資對于我國工業部門發展的促進作用，不僅說明了外商投資企業出口份額的增加，而且還體現了我國對外貿易的顯性比較優勢的變化。上述分析表明，我國對外貿易的顯性比較優勢的變化，反映出外商直接投資流入的資本積累效應對我國工業制成品比較優勢的強化作用。根據外商直接投資資本存量對我國資本積累的貢獻來說，外商直接投資的資本存量效應對于加強我國資本生產要素的比較優勢起到重要作用，進而加速了我國出口貿易結構向資本密集轉型的進程。
參考文獻:
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[3]龔震:六大方向推進加工貿易轉型升級.中國經濟時報，省略，2004年5月31日
關鍵詞：資本投資；經濟增長；實證分析
一、理論分析
根據投資的加速原理，一定的經濟增長依賴一定的資本量，即K=wy，w為加速數，y為產出，K為資本量，資本存量的增加依賴于投資的增長，因此經濟對投資的變動具有較大的敏感性，投資對經濟的貢獻突出。在宏觀經濟學中，投資對產出增長的貢獻可以用投資乘數來反映，乘數越大，投資對經濟的促進作用越明顯。而且，投資結構對經濟也會產生較大的影響，對于政府直接投資的理論分析較多，政府投資除了存在經濟乘數作用，還存在擠出效應，即政府投資擠占了社會投資，影響社會投資的增長，對經濟的發展產生抑制作用。
二、模型設定
根據投資加速原理，一定的產出依存一定的資本存量，即K=wy，w為加速數，y為產出，K為資本量。而且慮到我國在過去經濟增長方式并沒有大的調整，也就是說資本形成中各個方面對我國經濟增長的影響總體上沒有太大的變化，例如：E（外商直接投資/GDP）=a，a為一個固定的常數。基于上述分析，本文進行實證分析，對被解釋變量Y（GDP）與X1（外商直接投資）X2（政府固定資產投資）X3（社會資本固定資產投資）進行回歸分析，將方程的形式設為對數型：
（二）對變量的協整分析
通過對上述四個變量進行ADF檢驗，發現lny在10%的置信度下是一階單整的，lnX1、lnX2、lnX3在5%的置信度下是一階單整的。利用EG兩步法可以看出lny，lnX1、lnX2、lnX3是協整的，說明變量之間存在長期均衡關系。建立誤差修正模型，分析其短期波動關系。
DlnYt=a0+ a1Dln X1t+ a 2Dln X2t+ a 3Dln X3t+γet-1+εt
利用OLS計算出估計輸出結果為：
DlnYt=0.1054+ 0.0568Dln X1t -0.0175Dln X2t+ 0.1863Dln X4t-0.3549et-1（2）
從上式可以看出，我國經濟增長的變動不僅取決于外商直接投資、政府固定資產投資、社會固定資產投資的變動，而且還受到上期經濟增長變動對均衡的偏離，系統存在誤差修正機制。而且，Dlnx1，Dlnx3的系數為正，說明外商直接投資和社會固定資產投資增速的增加對經濟增速的增長起著積極的作用，而Dlnx2的系數為負，說明政府固定資產投資的加速增長，對經濟的增長速度起到抑制的作用。
四、本文的結論及政策建議
從最后分析的結果我們可以得出，由（1）式可以看出，外商直接投資可以在很大程度上拉動中國經濟的增長，在其他條件不變的情況下外商直接投資每增長1%，中國GDP平均增長0.1776%，其對中國經濟拉動能力比較大。同時，從（2）式可以看出，外商直接投資的加速增長對我國GDP的加速增長起到積極的作用，其他條件不變的情況下，外商直接投資增速每增加1%，我國GDP的增速要增加0.0568%。
政府直接投資對我國經濟增長也具有比較大的拉動能力，由（1）式可以看出，政府投資每增長1%，GDP平均增長0.1178%。我們也可以從（2）式可以看出，政府固定資產投資增速的增大，對于我國經濟增長率起到抑制作用，在其他條件不變的情況下，政府固定資產投資增速每增加1%，我國GDP的增速要下降0.0175%，說明，隨著我國政府投資的加速增長，政府投資的擠出效應隨之增加，對經濟增長的負面影響也逐步顯現。
社會固定資產投資對經濟的拉動能力較高，由（1）式可以看出，在其他條件不變的情況下，我國社會固定資產投資每增加1%，我國GDP增長0.4937%，其對我國經濟的拉動能力高于外商直接投資和政府固定資產投資對經濟的拉動能力。而且，由（2）式，我們還可以看出，社會固定資產投資增速的增加對經濟增速的增長起到很大的積極作用，社會固定資產投資增速每增加1%，我國GDP增速增加0.1863%，明顯高于外商直接投資。
因此，政府要改善投資環境，吸引外資，改善外資結構，利用外資對我國相關產業的推動能力，促進我國經濟的發展。我國民間資本投資會對經濟增長產生巨大的推動力，因此，我國要改善民間投資環境，促進社會民間投資的增長。金融危機后，政府提出的較大規模的投資方案，確實能夠起到穩定經濟拉動經濟增長的功效，夠促進經濟的發展。但是，我國政府直接投資過快的增長，政府投資過快增長，其擠出效應也隨之顯現，會對我國的民間投資產生抑制作用。而且，政府投資具有很大的政策性，而且長期依靠政府投資會導致經濟發展的畸形和經濟效益的降低，對經濟發展的后續推動力不足，確實不是拉動經濟增長的持久動力。我國應當繼續貫徹“國退民進”的政策，逐步調整政府投資，促進民間投資的增長，投資必須實現由主要依靠政府投資到主要依靠我國民間資本投資的轉變。（作者單位：西南財經大學金融學院）
參考文獻
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內容摘要:外商直接投資對一國產業結構升級有導向的作用，引領東道國，尤其是發展中國家的產業結構發生變革。但是，我們必須承認，外商直接投資無法從根本上改變東道國的產業結構，只有當外商直接投資持續、深入地介入各個產業，在某種程度上對東道國需求結構產生作用的情況下，才能成為改變該國產業結構的一個因素。
關鍵詞:外商直接投資，資源優化配置，需求結構提升
經濟全球化是世界經濟發展不可避免的趨勢，從現實情況來看，外商直接投資對東道國經濟的影響不僅帶來資本存量的變化，還會影響到東道國的投資結構，國內資本會習慣性追隨國際產業資本的路徑，從而對東道國的影響有進一步擴大作用。本文根據供需理論構建一個外商直接投資對東道國產業結構升級的作用機理模型，如下圖所示。
一、外商直接投資促進資源優化配置
市場經濟條件下，資源的配置必須符合價值規律的要求，才可以獲得最大的經濟效益。資源的優化配置不僅要在國內市場進行，同時還需要通過國際市場來是實現。經濟落后的國家和地區應該充分利用現有的優勢資源，吸引稀缺的資源，達到資源的優化配置以縮小和經濟發達地區之間的差距。外商直接投資對東道國資源配置的改變就是改變了東道國的供給結構，從而影響東道國的產業結構。
1、資本供給
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依靠資本的有效供給。大多數的發展中國家在經濟發展過程中都會在不同程度上產生資金缺口問題。投資水平不夠會影響經濟的持續增長，關鍵產業得不到快速發展，從而影響產業結構的合理化發展，并形成惡性循環。在封閉經濟下，由于國內單位勞動所需的資本量大，資本的需求缺口大，國內只適合發展勞動密集型產業。隨著外商直接投資的流入，資本供給增加，有利于資本密集型產業的發展?？傊?，外商直接投資使投資資本供給增加，提高了資本產出比率，促進了東道國產業結構升級，并提高了東道國經濟增長速度。
2、勞動力供給
勞動力對產業結構優化的貢獻不僅來源于勞動生產率的提高，而且還來源于更好地利用市場機會和更有效地配置資源的企業家管理能力的改進。外商直接投資對東道國的勞動力素質的影響，主要通過外資企業對東道國教育系統和在職培訓方面的影響產生。外資企業帶來的經濟效應使得東道國有更多的資金支持教育投資并能夠抑制了東道國人才的外流。外資企業與東道國的在職培訓正規教育所產生的廣泛利益僅能間接地影響勞動生產率，在很多國家，外資企業所提供的培訓費用與母公司相差無幾，遠遠高于發展中東道國的當地同類企業。
外資企業的進入還會影響東道國熟練勞動力的供給和需求。外資企業可以通內部技術轉移、技術溢出的方式來影響東道國勞動力的需求。外資企業對勞動力供給方面的影響表現為為雇員接受更高層次的教育提供獎學金和資助，并通過一系列方式向更高層次的教育機構提供資助。
3、技術溢出
外商直接投資對東道國技術水平的影響主要表現為技術溢出效應。外資企業，特別是跨國公司是世界產業技術的主要載體和創新者，他們通過控制核心技術來維持其壟斷優勢地位。外資企業在對外直接投資時，通過內部化技術轉移的方式，即在其擁有絕對或相對股權的海外公司間流動，以防止核心技術的泄漏。但技術溢出是無法避免的，而技術溢出會給東道國的技術水平帶來積極影響。一般來講，外商直接投資通過產業關聯效應、示范和模仿效應、技術競爭效應、企業研發的本土化及人力資本的流動等渠道產生技術溢出效應。
二、外商直接投資促進需求結構提升
外商直接投資使東道國的資源配置更加合理化，從而進一步改善東道國的需求結構。
1、提升生活消費需求結構
外商投資企業進入東道國內空白行業，特別是高新科技行業，生產出許多新興產品，這些產品往往具有較高性價比，容易被消費者所接受，從而擴大了生活消費需求并提升了生活消費需求結構。此外，外資企業的工資水平普遍高于本地企業，加上工資溢出效應，熟練工人的工資收入增加，消費能力增強，促進了生活消費結構的升級。
2、改變生產消費需求結構
外資企業不僅是產品和技術供給者，同時也是市場中的需求者，它們對產品的質量、性能和更新速度都提出了更高的要求，導致許多國外配套企業同時進入東道國，并產生大量本地的前向、后向和側向企業，擴大了生產消費需求，帶動零部件和相關配套產業的發展。例如為了給上海大眾汽車公司配套，德國大眾在全球的配套企業中，已有100多家前來我國投資，美國通用汽車公司在上海浦東投資的項目就吸引了44個相關的汽車零部件配套項目前來投資，投資總額高達20多億美元。
三、外商直接投資促進需求結構提升
理論界普遍認為，在其他條件不變情況下，外商直接投資不僅可以直接和間接地帶動東道國出口規模的擴大，促進東道國出口額的增加，同時還會對東道國出口結構的優化產生積極影響。
1、直接影響
(1)大量利用當地原材料和零部件加工制造產品。即使存在替代原料進口的情況，也會明顯增加東道國工業品的出口。一些發展中東道國自然資源豐富、原材料供應量充足，原材料加工品出口在其出口中占較大比重，當地企業似乎在此方面更具有競爭優勢，實則不然。與當地企業相比，外資企業具有覆蓋海外的營銷網絡、高超的營銷技巧、先進的生產和加工技術以及豐富的專業知識等優勢，比本地企業更具有出口潛力和競爭力，特別是對一些嚴重缺乏各種技術和設備的最不發達國家而言，引進外商直接投資是擴大原材料加工品出口規模、提高出口品附加值的最佳選擇之一。
(2)加速東道國某些進口替代產業向出口產業的轉換。許多發展中東道國在引進外國直接投資的初始階段，外資主要流向資源開發和進口替代型產業。隨著本國經濟的發展，發展中東道國進口替代型產業逐漸轉變為出口加工型產業，在這一轉變過程中，外資企業的技術示范效應和溢出效應起到了十分重要的作用。
(3)提高東道國勞動密集型產品的出口機會。外資企業的進入有助于提高發展中東道國新的勞動密集型產品的規模和質量，增加出口機會。發展中國家勞動力資源充裕且成本低廉，勞動密集型產品具有比較優勢，但應當看到，發展中國家當地企業在出口勞動密集型產品時，通常會面臨一系列難題，如建立營銷網絡和制定營銷策略，適應國外消費品市場偏好的轉變，了解國外關于產品檢驗、包裝和安全等方面的標準，宣傳和樹立產品形象等。在發達的消費品市場中，產品的設計、包裝、銷售及售后服務等外在差異往往超過產品本身，而這些方面技能的缺乏往往給發展中國家的產品出口構成關鍵性的市場進入障礙。外商直接投資有利于提高勞動密集型產品的質量，創造此類產品新的出口機會。通過與外資企業的合作并獲得其支持，發展中東道國的當地企業可以有效利用外資企業的壟斷優勢，排除市場進入障礙，迅速擴大出口規模，外商直接投資還可激發當地勞動密集型產品的貿易活力，通過加大技術投入可將其轉換為附加值較高的技術型產品出口。
(4)增加東道國高附加值產品出口的機會。外商直接投資與當地資本的結合，使東道國相關產業納入了外資企業的垂直和水平國際分工網絡,增加了東道國高附加值產品出口的機會，對于東道國優化出口結構、改善國際分工地位意義重大。在垂直一體化國際生產中勞動密集型產品及零部件的出口，則更要依賴外資企業的支持，外資企業在垂直一體化國際生產中的對外貿易主要表現為內部貿易，外資企業在實行獨立子公司戰略時期，內部貿易主要表現為母公司向其國外分支機構提供設備、技術、中間品和原材料等。在簡單一體化時期，根據其在公司體系內價值增值鏈上所處位置，外資企業與母公司保持單向或雙向的貿易關系，即處于下游的子公司從母公司進口中間產品、處于上游的子公司向母公司出口中間產品。進入區域一體化和復合一體化時期后，子公司之間的水平貿易聯系大大加強。外商投資企業與當地資本的結合，使東道國相關產業納入到外資企業母公司的國際體系中。
2、間接影響
除直接影響外,外商直接投資還會對東道國的出口績效產生間接影響：
首先，外商投資企業進入東道國后，憑借其先進的技術和管理優勢，打破了原有的市場均衡，加劇了當地市場競爭，迫使當地企業進行模仿、尋找和使用更新的技術和更先進的管理手段與營銷策略來提高經營和管理水平，更有效地配置資源來提高市場競爭力，并迫使當地企業努力擴大產品出口。
論文摘要:80年代以來，安徽省國際貿易和利用外商直接投資(FDI)迅猛發展。該文利用協整檢驗(Co - integra-tion Test)和格蘭杰因果關系檢驗的方法，運用安徽省1985 - 2008年數據檢驗了國際貿易與FDI之間的長期相互關系。實證結果表明:安徽省國際國際貿易與FDI之間的關系是貿易投資一體化。在此基礎上，提出安徽省應該注重國際貿易投資政策的協同關系。
1、引言
貿易投資一體化是跨國公司為主導的國際貿易和FDI之間呈現出雙向促進、互為高度融合、合為一體的經濟現象，是跨國公司進行全球資源配置的直接結果。安徽省對外開放程度隨著經濟全球化日益提高，國際貿易和外商直接投資迅猛發展，根據《安徽省統計年鑒》各期資料，安徽省利用外商直接投資(FDI)從1985年的163萬美元增加到2008年的34. 9億美元，同時出口貿易年出口額由1985年的3. 07億美元增加到2008年的113. 5億美元，進口貿易年進口額從1985年的1. 23億美元增加到2008年的90. 8億美元，(表1)國際貿易與國際直接投資發展具有明顯的同步性和關聯性(圖1)。安徽省FDI與國際貿易之間是否存在一種長期穩定均衡的關系?是否存在長期的互為因果關系，即貿易投資一體化。本報告將通過安徽1985一2008年的樣本數據，利用協整檢驗(C。一integration Test)和格蘭杰因果關系檢驗等方法進行實證分析來進行驗證，并在此基礎上提出安徽省貿易投資的政策建議。
2、文獻綜述
西方學者蒙代爾(R. A Mundel1957)最先提出外商直接投資(FDI )與國際貿易之間存在替代關系的理論模型。其研究采用比較靜態分析方法，結果表明在存在國際貿易的壁壘會產生生產要素一國際資本的流動，而國際資本流動的障礙會產生國際貿易。當兩個國家的資源察賦、技術水平相接近時，這種替代效應尤為明顯。馬庫森(Markuson ,1983 )則認為蒙代爾關于要素流動與商品貿易替代性是在嚴格假設條件下得出的結論，如果放松假定，則會導致要素貿易和商品貿易之間的互補性。費農(Vernon ,1966)則從動態角度闡述了FDI對貿易的替代效應。認為企業對外直接投資伴隨產品生命周期運動而展開，是對企業出口貿易的替代。日本學者小島清( K. Kojima. 1978)運用比較優勢原理，提出了FDI與國際貿易之間存在互補效應的邊際產業擴張論，指出由于FDI是從投資國已經或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行，可以在投資母國與東道國之間創造出新的貿易機會，從而擴大了國際貿易的規?？偭?。[2〕對FDI與國際貿易關系的爭論引發了大量的實證研究;Pain和1Vakelin (1998 )對11個OECD國家1971一1992年的面板數據作回歸分析，發現FDI流出會減少出口，而FDI流人會擴大出口;Zhang(2001)將中國分為高FDI、中FDI和低FDI進行研究表明，在高FDI的沿海地區，FDI與出口有顯著的雙向因果關系，在中FDI地區顯示出口引起了FDI，而在低FDI地區聲DI對于出口發展起決定作用。Liu ( 2001)采用中國和19個貿易伙伴1984-1998年貿易和投資的面板數據研究FDI和貿易的關系，進口增加引致了進口國的FDI，而FDI又引致了出口的增加。
3、國際貿易與FDI之間相互促進的內在機理
3. 1國際貿易對外國直接投資的促進機理
3.1.1國際貿易通過國際分工的進一步發展促使以公司“內部需求導向型”的“引致對外直接投資”得以產生。由于公司內貿易額的發展為規模經濟的發展提供了重要的前提條件，使得更為細化的國際分工在成本承受能力上成為可能，從而以國際分工為依托和條件、以公司內部需求為導向的對外直接投資得以發展。
3.1.2跨越國界的跨國公司內部貿易所獲得的可觀收益對后續的外國直接投資活動提供了持續激勵。
3. 1. 3產成品貿易所隱含的未來樂觀預期和實現的企業利潤目標刺激了外國直接投資的產生和增力口。
3. 2外國直接投資對國際貿易的促進機理
3. 2. 1國際分工的細化、深度發展通過擴展企業在地理和空間上的原有邊界來利用原本無法利用的資源，以實現其發展貿易的功能。
3.2.2跨國公司的內部貿易對“外國直接投資促進國際貿易”提出了主觀要求，即跨國公司要想通過內部貿易的方式降低成本、增加利潤必須以對外直接投資為基礎和前提。
3.2.3基于東道國市場需求增長趨勢的外國直接投資日益增加，并直接導致產品貿易的發展。
4、實證分析
為了從定量角度考察安徽省國際貿易與FDI之間的關系，本文選取了安徽省1985一2008年期間的年度數據，采用協整檢驗(Co一integration Test)和格蘭杰因果關系檢驗來進行實證分析。FDI是各年度實際利用外商直接投資額,EX代表各年度的出口貿易額，IM代表各年度的進口貿易額。由于取各變量的自然對數后不會改變變量之間的關系，本文對各序列進行自然對數變換，變換后各變量分別為LNFDI , LNEX , LNIM 。
4.1單位根檢驗
在時間序列分析中為避免謬誤回歸現象而導致結論無效，因此應首先對各變量進行平穩性檢驗。單位根的存在即為時間序列非平穩的表現形式，所以平穩性檢驗可以轉化為對單位根的檢驗。進行單位根檢驗的方法主要包括PP法、DF法和ADF法三種，本文采用ADF(Augm,ented Dickey一Fuller)法檢驗變量的平穩性，從而對時間序列X，建立如下回歸模型:
其中，a為常數，t為趨勢項，P為最佳滯后期數，為隨機誤差項。
現作如下假設檢驗:
當y=0時，則說明X‘存在單位根，從而該時間序列是非平穩的;當y顯著小于0
時，則說明X，不存在單位根，因而該時間序列是平穩的。若時間序列是非平穩的，則必須對其差分進行平穩性檢驗，直至n階平穩，此時的時間序列被稱為n階單整，記為，I(n)。采用ADF檢驗方法對變量LNFDI ,LNEX ,LNIM進行單位根檢驗，檢驗結果見表2：
由表2可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均為非平穩序列，而它們的一階差分LNEX , p LNIM ,p LNFDI均為平穩序列。由此可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均為I(1)單整序列。
4. 2協整關系檢驗
如果若干個服從單位根過程的變量的某一線性組合是平穩的，則稱這一穩定線性組合為協整關系，協整分析描述了這些變量之間的長期穩定關系。協整關系的檢驗主要有兩種方法:一是最典型的Eagle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗的EG兩步法，但它通常只能檢驗兩個變量之間的協整關系;二是Johansen提出的基于VAR模型對協整向量系統進行極大似然估計檢驗，它可用于檢驗多個變量，同時求出它們之間的若干種協整關系。本文采用第二種方法。
首先，建立VAR模型:Yt=。
其中，Yt為LNEX ,LNIM和LNFDI所構成的列向量、A為系數矩陣、C為截距項、為隨機誤差矩陣、t表時期、i表滯后期、k表示最大滯后階數。本文對最優滯后階數的選取是基于無約束的VAR模型的殘差分析來確定的，即根據AIC,SC準則來確定。
其次Johansen協整關系檢驗。本文使用Eviews6. 1軟件進行處理，結果如表3和表4;
4. 3格蘭杰因果關系檢驗
從協整檢驗的結果，國際貿易與FDI之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系還需進行格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗的基本思想是如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前。特別地說“X是引起Y變化的原因”則必須滿足兩個條件:第一X應該有助于預測Y，即在Y關于Y的過去值的回歸中，添加X的過去值作為獨立變量應當顯著地增加回歸的解釋能力。第二，Y不應當有助于預測X，其原因是如果X有助于預測Y, Y也有助于預測X，則很可能存在一個或幾個其他的變量，它們既是引起X變化的原因，也是引起Y變化的原因。
現考慮兩個時間序列，要檢驗是否為的原因，可以構造以下兩個回歸模型。
有限制條件回歸:
其中，P和q分別是Y和X的滯后期，而且是任意的。如果同時顯著地不為0，則X是引起Y變化的原因，反之亦然?，F作假設=1 ,2，??，q)=0，即“X不是引起Y的原因”，再分別對上兩公式進行回歸，并得到回歸的殘差平方和，進而構造F統計量:F＝。F服從第一自由度為q，第二自由度為T一（p＋q）－1的分布，若F的計算值比給定顯著性水平的臨界值大，則拒絕Ho原假設，即X是引起Y的原因。然后檢驗"Y不是引起X的原因”的原假設，做同樣的回歸估計，但是交換X與Y。若兩個檢驗的零假設均被，則表明X與Y之間存在雙向因果關系。本文將以安徽省1985一2008年的數據為分析樣本，對FDI與進口、出口之間的因果性關系進行格蘭杰檢驗。同樣考慮滯后期的問題，并取滯后期為1年。
5、結論與安徽省貿易投資政策建議
5. 1結論
本論文通過運用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗實證分析了安徽省FDI與國際貿易之間的關系，結果表明FDI和國際貿易存在長期的互為因果關系，即貿易投資一體化。