吸收外商直接投資情況

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吸收外商直接投資情況范文第1篇

[關鍵詞] 貴州省 外商直接投資 對策

改革開放以來，貴州省與100多個國家和地區建立了經貿關系，基本形成全方位、多層次、寬領域的對外開放的格局，貴州省利用外商直接投資的規模也呈不斷增長的趨勢，在一定程度上促進了貴州省經濟的發展。

一、貴州省利用外商直接投資的基本情況

1.1996年～2005年貴州省實際利用FDI的情況

表1顯示了1996年～2005年間貴州省FDI的變動情況。在“九五”期間，經歷了1997年的高峰后，貴州省的外商直接投資一直呈下降的態勢，2000年外商直接投資比最高峰時期的1997年下降了近50個百分點；而在“十五”期間，貴州省的外商直接投資呈迅速上升趨勢，到2005年外商直接投資總額達到10768萬美元，比“十五”元年的2001年的2829萬美元增加2.8倍多。但是從全國范圍來看，地處西部地區的貴州省所吸引的外商直接占全國的比重是非常小的，如2003年貴州省吸收的FDI僅占同年全國吸收外商直接投資總數的1.1‰。

表1 1996年～2005年貴州省利用FDI情況

資料來源：《貴州省統計年鑒》（2001年～2005年），貴州省商務廳電子政務網，gzcom.省略/zhengwu/info/guiz-wjm.

2.外商直接投資在貴州省的行業分布

從實際利用外商直接投資的流向來看，一般來說，利用外資的產業結構是由外資投向所決定的。近5年來貴州省利用外商FDI的行業分布情況如表2。

表22001年～2005年貴州省FDI行業分布

資料來源：同表1。

表2可以看出，近五年外商投資的產業特點是：(1)制造業是外商投資密集的行業。從2001年～2005年，投資于制造業的企業依次為41、21、41、35、23家，新增投資額也由2001年的2401萬美元，增加到5542萬美元，增長了1.31倍，占當年外商投資總額的50%以上。(2)采掘業、農業(農林牧漁)、房地產業三個行業是利用外資的重要行業，以2005年為例，這三個行業所占外商投資的比例分別為：32.31%、2.22%、1.41%。(3)交通運輸、倉儲及通訊郵電業、衛生體育和社會福利事業、教育、文藝及廣播電影電視業、科學研究和綜合技術服務業、地質勘查業、水利管理業等行業是外商投資很少或很少投資的行業，主要原因是這些行業投資回報率比較低、利潤空間小、收益風險大、周期較長等。(4) 貴州省國民經濟的各個領域都有外商投資，但在各行業中，外商投資資金的集中度也不一樣。如2005年投資的60家企業總金額為10768萬美元，平均每家企業投資179.47萬美元，其中最高的是社會服務業，平均236萬美元，最低的是電力、煤氣及水的生產供應，平均0.75萬美元。（5）在許多現代服務業領域中如現代物流、金融服務等生產型服務業利用外資嚴重不足。

二、外商直接投資對貴州省經濟增長影響的實證分析

“十五” 期間貴州省的GDP一直保持著較強進的增長勢頭，年均增長率保持在9%左右。我們選取1992年～2004年的數據，以國內生產總值（GDP）為因變量，外商直接投資（FDI）和社會固定總投資（FI，選取社會固定總投資中除去港澳臺和外商投資部分）為解釋變量，建立如下經濟模型：

其中，方程式括號內的數字表示回歸系數t檢驗值?？梢钥吹剑鲜龇匠淌降臄M合性較好，但其中FDI的t檢驗值并不明顯，所以還不能過分夸大FDI在貴州省經濟增長中的作用。為了更好地研究外商直接投資和貴州省經濟增長的統計關聯，我們以FDI作為解釋變量，GDP為因變量，取雙對數模型，建立回歸方程。

這個方程式的擬合性并不是很好，R2偏小，說明解釋性不高。在（1）式中雖然有較好的解釋性，但可以理解是社會固定總投資對GDP的貢獻顯著。所以，可以初步認定FDI對貴州省的經濟增長雖然有一定的拉動作用，但并不明顯。

三、西部欠發達地區進一步利用FDI的對策

作為西部欠發達地區的貴州省要有效地吸引外資，必須不斷的改革創新，用新的思路和新的辦法，走出一條適宜于自身吸收利用外資加快發展的道路。筆者認為，從貴州的現實情況及其FDI的發展趨勢出發，可以從外商投資環境、投資產業和投資方式三個方面來吸引和利用外資。

1.打造完善的軟硬件，創造良好的引資環境

政府應營造培育一個良好的投資環境。一是深化政府體制改革，提高政府辦事效率，創建高效、廉潔、規范的行政管理和服務體系，及時幫助外商和企業解決困難;二是加大對外政策的宣傳力度，保證政策公開化、透明化，健全和完善與外商投資相關的法律和法規，加強對知識產權的保護，真正做到外商投資有法可依、有法必依，降低外商直接投資的風險，增加其投資收益，以吸納更多的外資;三是加快微觀主體的培養，整頓和規范市場經濟秩序，消除地方和行業壁壘，樹立起良好的信用道德觀念;四是加強基礎設施和生活設施建設，這是吸引外資的先決條件，也是促使投資成果轉化的必要條件。

2.進一步擴大吸收外商直接投資的領域，促進產業結構調整

貴州省擁有豐富的資源，尤其是能源、礦山和旅游等資源在全國具有顯著地位，但由于資金、技術等因素的限制，這些資源遠未得到充分利用，把外資引入這些領域進行開發利用的前景極為廣闊。積極鼓勵外商進入這些領域，可以形成能源、交通、生態農業、生態林業、特色旅游業、資源綜合利用產業、環保產業、高新技術產業等多層次、全方位的投資格局。同時，積極利用第一產業優化，主要對出口商品進行深加工，并注重提高其技術含量和附加值。

3.拓展引資方式，多渠道、多方式吸引外商直接投資

吸收外商直接投資情況范文第2篇

關鍵詞:貨幣政策外資經濟效應

近年來，我國貨幣政策的調整更加靈活主動，貨幣政策在應對國際金融危機、適應發展環境變化、保持經濟平穩較快發展中發揮了重要作用。但同時也必須看到，貨幣政策的變化所帶來的影響是廣泛和深刻的,其所“附帶”影響也需要引起關注。引進外資――主要是外商直接投資（FDI）,是改革開放以來我國促進經濟發展的一項重要發展戰略，目前我國已經成為發展中國家中最大的外商直接投資引進國，1979年到2010年末累計引進外商直接投資為10548億美元，其中2010年實際利用外資額達到1057億美元，外商直接投資在我國經濟發展中發揮著不可忽視的影響。但實證研究發現，外商直接投資并不必然促進東道國經濟增長，其對東道國經濟增長的促進作用還受到一些外部條件的影響，金融市場是其中顯著的影響因素之一。那么，貨幣政策的調整變化，會不會對外商直接投資的經濟增長促進作用產生影響，產生何種影響，在這種影響下如何更好地利用外資，對于引資規模巨大的我國來講，是當前需要面對和回答的問題。

一、外資經濟效應及作用機理

外商直接投資和外商直接投資的載體――跨國公司日益受到各國的重視，特別是發展中國家，將其作為促進經濟增長的動力大力引進。其原因在于外商直接投資不同于單純的資本流動,它是包含資本、技術、管理經驗、人才、國際市場網絡資源在內的一攬子資源。外商直接投資不但可以彌補東道國資金缺口,而且可以產生技術溢出效應、投資擠入效應等間接影響，促進東道國技術進步和產業成長,產生正的外部效應。外商直接投資對東道國所產生的影響是廣泛的,在此重點關注外商直接投資的技術效應、資本效應以及產業帶動效應。

(一)外商直接投資的技術效應

跨國公司在東道國采用先進的技術和管理從事生產和經營活動，會產生技術溢出效應，有利于促進東道國的技術進步，這是外商直接投資受到重視的重要原因之一。一是競爭途徑。跨國公司進入東道國后,采用先進的生產技術、管理經驗進行生產并參與競爭,會加劇東道國的市場競爭,加大東道國企業的競爭壓力,也為東道國企業帶來加大研發和創新力度的動力,激勵東道國企業進行技術研發和進步。二是示范途徑。在加劇東道國市場競爭的同時,跨國公司的生產活動也會產生示范效應，所采用的生產技術、管理方法成為東道國企業學習和模仿的對象,有利于東道國企業取得技術進步。三是關聯途徑。出于降低成本和本地化的發展需要,跨國公司會在東道國當地進行采購,與東道國企業建立起關聯,為了保障所采購原材料和零部件的質量，跨國公司會為當地供應商提供技術援助、信息支持和管理幫助,從而產生技術擴散,有助于提高當地企業的生產效率。四是人員流動。技術溢出產生的另一個重要途徑就是人員流動,跨國公司的員工在掌握了技術和管理技能后,通過跳槽到當地企業或創辦公司也可以促進技術的傳播,有益于東道國的技術進步。

(二)外商直接投資的資本效應

資本效應是指外商直接投資對東道國資本形成產生的影響，目前在理論上存在兩種觀點,一種觀點認為跨國公司具有更強的競爭力，會擠出東道國投資,存在投資擠出效應,即外商直接投資增加1個單位而東道國總投資的增加額小于1個單位；另一種觀點認為外商直接投資會帶來新的技術,提高東道國企業的利潤率,從而促進東道國投資，存在投資擠入效應，即外商直接投資增加1個單位而東道國總投資的增加額大于1個單位。外商直接投資對東道國投資產生影響的途徑主要有兩個,一個是金融市場,另一個是產品市場。在金融市場,如果跨國公司在的東道國進行融資，會提高東道國的國內利率,提高國內投資的融資成本。融資成本提高可能會使東道國企業放棄一些投資項目,外商直接投資擠出國內投資。但外商直接投資對東道國總投資的影響還取決于被釋放出資金的用途，如果這些資源轉移到東道國具有競爭優勢的部門中去，那么投資擠出就不會發生。在產品市場,對于同行業,外商直接投資加劇了市場競爭,從而會擠出投資；而對于上游和下游行業,通過關聯效應，外商直接投資會引起產業連鎖效應，促進上游和下游行業的生產和投資，從而擠入投資。在產品市場上的凈效應取決于競爭效應和關聯效應的強弱。

(三)外商直接投資的產業帶動效應

產業帶動效應是指外商直接投資進入東道國后，對東道國產業發展所產生的影響。外商直接投資通過開拓東道國市場或與當地經濟產生關聯兩個途徑可以帶動東道國產業發展。當跨國公司進入一個東道國所沒有的產業,或者發展滯后的產業時,跨國公司的進入和發展會建立、拓展和擴大相關市場,從而為東道國相關行業的成長創造市場條件,有利于帶動東道國產業的發展。當跨國公司進行當地采購時,會與當地經濟建立后向關聯，促進相關上游行業的發展,上游行業的發展又會進一步產生反饋效應，帶動下游行業的發展；當跨國公司在當地進行銷售時，會與當地經濟建立前向關聯，為下游行業提供優質的零部件和產品，從而帶動下游行業的發展,同樣下游行業的發展也會產生反饋效應,進一步帶動上游行業的發展。

二、貨幣政策對外資經濟效應的影響

理論上的研究表明，外商直接投資將會對東道國經濟增長產生有利影響，但采用國別數據的相關經驗研究并未得出一致性結論。外商直接投資并不必然促進東道國經濟增長,外資經濟效應會受到外部條件的影響。Hermes和Lensink（2003）、Alfaroa等（2004），李建偉（2007）等實證研究發現，金融市場發展也是外資經濟效應的一個顯著影響因素。那么，貨幣政策的變化是否會對外資經濟效應產生影響，如何影響？

貨幣政策主要通過數量型工具和價格型工具對金融市場進行調控，進而對宏觀經濟產生影響。通過調節存款準備金率和進行公開市場操作,可以對流動性產生影響，達到貨幣擴張或緊縮的效果。通過調節利率可以對資金的價格產生影響，以利率杠桿調節投資。在相對寬松的貨幣政策下,流動性增加,利率降低,實體經濟獲得資金的難度和成本會降低；相反,在相對緊縮的貨幣政策下，實體經濟獲得資金的難度和成本會增加。

(一)貨幣政策對技術效應的影響

外商直接投資可以對東道國的技術進步產生正的技術溢出效應，但東道國吸收技術溢出并不是完全“免費”的?？鐕镜倪M入，加劇了市場競爭,增加了東道國企業技術研發和創新的壓力,同時又提供了學習和模仿的榜樣,但技術模仿、研發和創新具有較大的風險,并且需要大量的資金投入；吸引跨國公司中掌握技術和管理經驗的優秀人才,需要支付更高的薪酬；這些優秀人才自己創辦公司同樣需要籌集創業資金；東道國企業要充分利用關聯效應所帶來技術支持和管理幫助,需要籌集資金購買新的設備、培訓員工等，也需要資金支持。在難以獲得資金支持或資金成本高昂的情況下,東道國企業吸收技術溢出能力將受到影響。由此,外商直接投資的技術溢出效應受到東道國金融市場的影響,在相對寬松的貨幣政策環境下,更容易產生技術溢出；而在相對緊縮的貨幣政策環境下,技術溢出效應會受到負面影響。

(二)貨幣政策對資本效應的影響

在產品市場上,外商直接投資的資本效應取決于競爭效應和關聯效應的強弱。在競爭效應方面,與東道國企業相比,跨國公司具有更廣的融資途徑，可以通過轉移支付和延遲支付等手段,取得境外母公司或其他子公司的資金支持，從而可以較少地受到東道國貨幣政策對企業資金所產生的影響。在相對緊縮的貨幣政策下,東道國企業融資難度增加，融資成本提高,外商直接投資更容易通過競爭效應擠出國內投資。在關聯效應方面,融資難度增加將會限制東道國企業與跨國公司建立更廣泛和深入的關聯,融資成本的增加將會提高東道國企業的生產成本,造成利潤減少或產品價格提高,影響企業改善生產降低成本以滿足跨國公司需求的能力,有可能致使跨國公司轉向國際采購,從而削弱關聯效應。

在資本市場上,跨國公司可以更多利用國際資源和市場,因而受到東道國貨幣政策和宏觀經濟的影響與東道國的中小企業相比較小。在資金收緊的情況下，跨國公司獲得資金的優勢更加明顯，信貸收縮對東道國中小企業所造成的壓力更大，從而有可能增強資本市場上的投資擠出效應。

相比較而言,在相對緊縮的貨幣政策下,外商直接投資在產品市場更易于通過競爭效應擠出投資,同時通過關聯效應擠入投資受到削弱,資本市場上的擠出效應增強,因而在相對緊縮的貨幣政策下,外商直接投資的投資擠出效應將會增強。

(三)貨幣政策對產業帶動效應的影響

貨幣政策對產業帶動效應的影響主要是作用于產業關聯途徑。跨國公司可以在國際范圍內配置資源,當東道國上游行業發展滯后、生產成本上升而不能滿足跨國公司需要時,跨國公司可以轉向利用其他國際資源,其結果是外商直接投資對東道國上游行業的帶動效應減弱，技術溢出效應受到限制,進一步減弱對同行業和下游行業的反饋效應,發生產業連鎖效應。在投資擠入效應減弱之外,由此產生的一個更深刻的影響是外商直接投資產業發展的帶動效應削弱。在相對寬松的貨幣政策環境下,有利于增強外商直接投資的產業關聯效應和反饋效應,從而增強產業帶動效應;而在相對緊縮的貨幣政策環境下,外商直接投資的產業關聯效應和反饋效應可能會受到影響,產業帶動效應也有可能會被削弱。

綜上所述,貨幣政策的調整變化會對外資經濟效應產生影響。與相對寬松的政策環境相比,在相對緊縮的貨幣政策下,外商直接投資的技術溢出效應將會被削弱，投資擠出效應將會增強，產業帶動效應將會減弱,外商直接投資對東道國經濟增長的正的外部性將受到影響。但這并不是說在相對緊縮的貨幣政策下外商直接投資有益的經濟效應就會消失,而是說,與相對寬松的政策環境相比，外商直接投資的經濟效應將會受到一定程度的影響,在這種情況下,應該更加注重創造和保持有利于形成積極的外資經濟效應的外部條件，更加注重對外商直接投資正的外部性的吸收和利用。

三、政策建議

近年來,貨幣政策在我國宏觀調控中發揮的作用在不斷增強。我國作為外資引進大國,必須深刻認識貨幣政策對外資經濟效應所產生的影響,通過優化貨幣調控政策,調整利用外資的發展戰略,有效增強外資對經濟發展的促進作用。一方面,要關注貨幣政策所附帶產生的影響。從利用外資的角度來看,在貨幣政策的調中變化中,要注重優化信貸結構,確保對實體經濟特別是中小企業的金融支持力度，保障技術進步、產業升級的資金需求，為發揮積極的外資經濟效應創造有利外部環境。另一方面，要更加注重開發和吸收引進外資的潛在經濟效應。目前我國的引資規模已經比較龐大,并且外商直接投資仍然保持快速增長的趨勢。如何運用好規模龐大的外商直接投資是擺在眼前的一個重要問題。隨著宏觀經濟環境的變化,外商直接投資所帶來的不利影響和風險正在逐步顯現,必須從“重數量”的粗放的引資策略轉向“重吸收”的外資利用策略,正確認識宏觀環境變化對外資經濟效應的影響,著重開發和利用引進外資的潛在經濟效應,充分發揮外資對經濟發展的促進作用。

參考文獻：

[1]Hermes, Lensink. Foreign Direct Investment, Financial Development and Economic Growth[J]. The Journal of Development Studies, 2003, 40: 142-163

吸收外商直接投資情況范文第3篇

關鍵詞：外商直接投資；遼寧省產業結構；實證研究

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）12-0-01

一、數據選取和模型選擇

1.數據選取

本研究樣本空間為1995-2008年，以反映自改革開放以來遼寧省吸收外商直接投資的狀況以及遼寧省產業結構的整體變化情況。實際利用FDI金額比合同金額更能反映我國吸收FDI的實際規模，可以更好地說明FDI的變化對遼寧省產業結構變化的影響。其中FDI的選取時間為三次產業值的前一年，也就是t-1。原始數據使用美元為計價單位并取自然對數。

2.模型選擇和介紹

二、實證分析

1.單位根檢驗

為避免研究出現偽回歸現象，保證模型所選的變量的平穩性，本文通過Eviews3.1軟件對Y1、Y2、Y3、F各個序列分別進行單位根檢驗――PP檢驗。

表1 各個序列分別進行的PP檢驗結果

第二步：對殘差序列做單位根檢驗，結果表明殘差序列的單位根檢驗值為-2.26，其絕對值大于顯著性水平為1%的臨界值，說明外商直接投資對遼寧省第一產業的貢獻較小。

（2）序列F和序列Y3的協整檢驗

第一步：經過與上述同樣的方法得到：殘差序列

第二步：對殘差序列做單位根檢驗，ADF檢驗結果表明，殘差序列的單位根檢驗值為-4.5，其絕對值大于顯著性水平為1%的臨界值-4.1，可知殘差序列為平穩序列，表明F和Y3之間存在協整關系。

吸收外商直接投資情況范文第4篇

【關鍵詞】服務業FDI 影響因素 政策建議

中國經濟增長速度之快舉世矚目。2000到2007年年均增長率達到了10.65%。兩位數以上的經濟增長率是十分罕見的。同時服務業也取得了較大的發展，2000到2010年達到了10.3%。服務業占GDP的比重也由1995年的32.9%上升到2000年的39%，并在2001年之后穩定在40%左右。相應地，服務業吸收的FDI水平也得到了較大的提高。從2000年的1125.66億元上升到2007年的2443.21億元。其發展迅速很快。

影響中國服務業吸收FDI的因素有很多，大致有以下幾點：市場規模、市場發展的潛力、服務業所占的國民經濟的比重、服務業的對外開放程度、人力資本的水平、人民可支配收入水平以及基礎設施建設水平等。以下筆者將對這幾個影響因素展開分析，并對其結合中國的實際情況進行回歸檢驗。

因變量我們選用中國吸收的外商直接投資額，回歸中以FDI來表示。自變量主要有：市場規模，用GDP來表示中國的市場規模的變化；市場發展潛力（INCRE），用歷年GDP增長率來表示，預計兩者之間是正相關；服務業所占的國民經濟的比重（SPEC），該變量反映了服務業的發展水平和已有的基礎。一國已有的產業基礎越好，越容易吸引外商進行投資；服務業對外開放程度（OPEN），一國的服務業對外開放程度越高，其能吸收的外商直接投資就越多。本文用服務貿易進出口總值占國內生產總值的比重加以反映；人力資本水平（HC），服務業對人才素質的要求相對于制造業要高很多，本文用每萬人在校大學生數量來反映；人均可支配收入水平（INCOME），一般而言，人均可支配水平越高，服務業發展潛力就會比較高，外商直接投資水平也會比較高；基礎設施建設水平（INFRA），完善的基礎設施對于吸引外資具有積極的作用，用每萬公里的交通線長度來反映。2001年中國入世前后對于服務業的開放水平和開放進程具有不同的影響，本文加入一個虛擬變量（DUM）來反映差異。研究區間為1990年到2010年，本文運用EVIEWS5.0雙對數模型進行回歸結果如下：

LnFDI=-7.850145+7.507940lnGDP+1.943789lnINCRE-2.033866lnSPEC+2.693085lnOPEN-1.208238lnHC-8.220495lnINCOME+0.601656lnINFRA+0.301854du

1．市場發展潛力和服務業對外開放程度與服務業外商對外直接投資呈現明顯的正相關關系。市場潛力擴展1%，吸引的外商投資增加1.94%。當然市場潛力的大小不僅與我國市場的大小 有關，也與我國經濟持續的高增長相關。預計今后中國良好的經濟形勢對于外商直接投資的拉動作用也會更高。服務業的對外開放程度對于服務業外商直接投資規模的貢獻很大。服務業開放程度提高1%，服務業FDI將增加2.69%。但是，我國服務業的開放進程和速度還相當低，這也是限制我國服務貿易發展的重要因素之一。

2．市場規模和基礎設施建設水平與服務業外商直接投資呈現低度相關。

回歸結果表明：我國GDP水平提高1%，服務業外商直接投資可以提高約7.5%?；A設施建設水平提高1%，服務業外商直接投資會提高0.6%。這一結果說明基礎設施對外商直接投資的區位選擇有非常重要的影響。回歸模型中的虛擬變量DUM也與服務業外商直接投資呈現低度相關，回歸系數為0.3，表明中國入世前后的確存在區別，但是區別不強。這也表明我國服務業開放程度實際上在入世前后并沒有發生本質的變化，我國服務業開放水平仍有待于提高。

3．服務業占GDP比重、人力資本水平和人均收入水平與服務業外商直接投資呈現較低程度的負相關關系，這也與我們的預期不一致。

三者的參數估計值在回歸方程中所占的權重分別為2.033、1.2和8.22。對于這種在選擇的樣本區間內的扭曲的負相關關系，除了選擇的樣本區間可能較小，不夠全面以外，本文認為主要是中國服務行業一直以來存在較為嚴格的行業準入限制，特別是對金融、電信以及鐵路運輸等行業。盡管服務業的對外開放力度不斷加強，但總體而言，相當多的服務行業并沒有對外資實行積極有效的開放，行業壟斷的特點依然十分明顯。服務業外商直接投資絕對數值盡管有了相對增長，但是增長的幅度和速度都遠遠低于經濟發展水平，因此服務業FDI 和服務業在國民經濟中比重存在的反向相關關系程度較低。人力資本存量水平與服務業外商直接投資水平呈負相關關系，這也與我國目前的服務業開放水平有關。我國對人力資本要求較高的服務行業嚴格的準入限制，流人服務業的有限外資大多進入了房地產、社會服務業與批零貿易餐飲業, 而這些行業對人力資本的要求并不高。這在一定程度上扭曲了兩者之間的關系。人均收入水平與服務業外商直接投資水平低度相關，這可能與我國居民的消費理念和消費習慣有關系。

參考文獻

[1]殷鳳.中國服務業利用外商直接投資現狀、問題與影響因素分析[J].世界經濟研究,2006（1）．

吸收外商直接投資情況范文第5篇

關鍵詞：外商直接投資；知識產權保護；出口產業結構；VAR模型

中圖分類號：F740

文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）11-0040-05

Foreign Direct Investment， Intellectual

Property Protection and Industrial Restructure of Export

――The Empirical Research Based on Simultaneous Equations and Vector

Auto Regression Models

ZHOU You

（School of Economics and Trade， Hunan University，Changsha 410079；

School of Business，Hunan International Economics University， Changsha 410205）

Abstract：

By constructing simultaneous equations and taking advantage of vector auto regression models， this paper makes empirical research on the interrelation among Chinese foreign direct investment， intellectual property protection and export industrial structure from 1990 to 2011.The result shows that： structural optimization of export industry is not conducive to attract foreign direct investment， but foreign direct investment is conducive to structural optimization of export industry； It is beneficial to the structural optimization of Chinese export industry and inflow of foreign direct investment by strengthening of intellectual property protection， simultaneously， the structural optimization of Chinese export industry and inflow of foreign direct investment promote the improvement of the level of protection of intellectual property rights.

Key words： foreign direct investment； intellectual property protection； export industry structure； vector auto regression model

1引言

隨著我國對外開放的深入，出口和外商直接投資在我國經濟發展中影響日益彰顯，但與此同時，如何克服和緩解我國出口和外商直接投資帶來的一系列問題？如何使我國出口和外商直接投資在保持優勢基礎上更好發展？如何更好利用外商直接投資優化我國出口產業結構？這些都是當前急需解決的問題。然而不管是吸引高質量外商直接投資還是優化出口產業結構，都與我國知識產權保護息息相關，因為加強知識產權保護一方面可以提高外商直接投資技術含量，另一方面能夠阻礙技術擴散和本土模仿。因此，如何在調整出口結構和外資結構過程中依靠并促進知識產權保護備受經濟學家廣泛關注。

在外商直接投資與出口產業結構關系研究中，現有文獻主要局限在研究外商直接投資對出口產業結構單向影響，如Hejazi等認為外商直接投資進入東道國，在東道國建廠生產，會為東道國帶來資本和技術，進而影響出口產業結構[1]。而且隨著外資不斷流入，東道國進出口貿易顯著擴張，在推動經濟增長的同時也促進了產業結構升級，實現了出口商品結構轉變[2]，但外資企業在華投資在提升一國出口產業結構的同時也會削弱本土多數行業和產品出口的競爭能力[3]。外商直接投資（FDI）影響出口產品競爭力具有多樣性特征，與我國出口貿易發展和相關制度變遷存在顯著關系[4]，尤其是對我國資本密集型產品國際競爭力具有較大推動作用[5]。近年來也有文獻專門檢驗FDI流入對中國出口品技術結構變化的影響，結果發現FDI對出口品技術結構優化作用并不理想[6]，其原因是FDI的主要目的是追逐中國市場和利潤，而不是改善我國出口貿易結構[7]。

對于中國出口和外商直接投資規模迅速擴張，Rodrik、張杰等均認為某些制度層面的因素可以提供一定合理成分解釋[8，9]。而一國知識產權保護制度可以決定技術擴散程度，從而影響到FDI和本國貿易比較優勢。因此，研究FDI和出口產業結構相互影響必須考慮到知識產權保護強度變化的重要作用。但現有研究更多停留在FDI與出口規模層面，且以一國知識產權保護強度變化對FDI與出口單向影響為主。如Mankusen和Maskus認為加強知識產權保護可以改善本國投資環境從而吸引更多FDI并增加出口[10，11]。國內學者通過構建包含FDI、技術許可和出口貿易的策略模型分析了知識產權保護強度對吸引FDI和出口貿易的影響，得出提供適當知識產權保護政策可以吸引更多FDI并刺激相應出口貿易[12]，但目前南方國家知識產權保護力度處于吸引FDI的合理水平上，任何加強知識產權的措施都將提高南方國家國內企業生產成本并犧牲消費者福利[13] 。

綜上所述，現有研究雖然對FDI、知識產權保護和出口產業結構單向關系展開了較為系統的研究，但缺乏對三者相互關系的分析。事實上，FDI、知識產權保護和出口產業結構調整之間不僅僅具有單向關系，而且具有雙向關系，它們之間相互影響構成一個循環系統。為此，本文通過構建聯立方程和VAR模型，對FDI、知識產權保護和出口產業結構調整之間相互影響效應、過程及程度進行研究。

2模型構建及變量說明

為將FDI、知識產權保護力度和出口產業結構三者之間關系分析納入統一框架，本文構建了以三者相互影響效應聯立方程。同時，考慮到模型穩定性和解釋力情況，本文還加入了以往研究中被廣泛使用的經濟變量作為工具變量，主要有技術吸收能力、RD存量、進口產業結構、人均GDP等相關指標。

本文模型設定如下：

EX_STRt=α0+α1IPRt+α2FDIt+γ1xt+e1t（1）

IPRt=β0+β1FDIt+β2EX_STRt+γ2xt+e2t（2）

FDIt=η0+η1IPRt+η2EX_STRt+η3xt+e3t（3）

其中，xt為控制變量（即技術吸收能力、RD存量、進口產業結構、人均GDP四個變量），各變量定義及說明如下：

（1）FDI表示外商直接投資對數值

該值以1990年價格進行折算，用來度量外商直接投資變化是否會引致我國知識產權保護力度加強和出口產業結構調整。

（2）IPR表示知識產權保護指數

加入世界貿易組織以來，我國知識產權保護力度不斷加強，但國內外學者對知識產權保護是否會增加外商直接投資以及優化我國出口產業結構一直存在爭議，因此本文引入該變量來檢驗知識產權保護對吸引FDI和出口產業結構調整的影響。

（3）EX_STR表示資本密集型產品出口額占總出口額比重

本文借鑒賈杉和甘子夏的研究方法，將SITC1，35，5，62，67，68，7，87，88編碼下出口產品作為資本密集型產品，用資本密集型產品出口額占總出口額比重作為衡量一國出口產品的優劣指標，該比重低說明出口產品結構較劣，反之則較優[14]。

（4）TE表示大專以上學歷人數占總人口比例

該比例用來衡量一個國家技術吸收能力，加入該變量是因為技術吸收能力是一國技術提高的主要源泉之一，同時也會導致資源使用效率變化，從而引致出口產業結構變化。

（5）P表示研發資本存量對數值

該值用來衡量技術研發投入及技術轉移吸引力。對于研發投入資本存量，可借用永續盤存法來計算，公式為：

Pt=（1-σ）Pt-1+St （4）

Pt和Pt-1為當期和上一期研發存量，St 為不變價格研發支出。資本存量初始值和平均資本折舊率σ這兩個值需進行合理假設：第一，研發資本存量以1980 年我國研發支出水平的兩倍為初始值代入式（4）計算得到，對這一比例假設解釋是，這一份額近似于資本產出系數，由于中國經濟并非資本密集型，資本產出系數為0.5并非不合理； 第二，平均資本存量折舊率取值9.6%。引入該指標用于考察研發投入對出口產業結構變化的作用[15]。

（6）IM_STR表示進口產業結構

該指標用資本密集型產品進口額占總進口比例衡量。加入該變量是因為進口是一國技術進步的主要源泉之一，同時會使東道國知識產權保護水平產生變化，從而導致東道國出口產業結構的改變。

（7）P_GDP為人均GDP對數值

該值以1990年價格進行折算，用以考察一國經濟增長是否會吸引更多外商直接投資，改變東道國知識產權保護力度以及優化出口產業結構。

此外，為了研究FDI、知識產權保護力度和出口產業結構三者之間相互影響過程和程度，本文引入VAR模型脈沖響應函數和預測方差分解方法進行深入分析。

本文樣本選取1990～2011年期間時間序列數據，各變量數據均由歷年《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》整理而得統計原始數據如有需要可以向作者索取。 。

3計量分析與檢驗

3.1聯立方程模型分析

為檢驗聯立方程獨立性，需進行Hausman檢驗。通過檢驗，三個模型之間存在聯立性，因此可以對上述方程組采用二階段最小二乘法（TSLS）。

運用二階段最小二乘法，本文對影響我國出口產業結構因素進行分析，由于外商直接投資FDI和知識產權保護力度IPR之間存在高度相關性，因此需要獨立回歸，結果見表1。

從表1可看出，在模型1和模型2中，我國知識產權保護力度和外商直接投資對出口產業結構影響顯著為正。其他條件不變情況下，我國知識產權保護力度和外商直接投資每增加1個單位，資本密集型產品出口占我國總出口比例將分別提高674和015個單位。這表明：①提高知識產權保護力度有利于優化我國出口產業結構，其原因是加強

知識產權保護力度會促進企業加強技術研發，從而提高具有自主知識產權產品生產量和出口量。②我國外商直接投資也有利于出口產業結構優化。產生該結果原因主要是：近年來我國調整了引進外資結構，不再是單單追求數量增長，而且更加注重外商直接投資質量，從而改變了以往外資過度集中在我國簡單依靠廉價勞動力的加工貿易領域的狀況，在制造業內部產生結構調整，增加了資本密集型產品出口比重。

在模型1和模型2中分別加入控制變量回歸，剔除不顯著變量，結果

（見模型3、模型4）顯示，整個模型具有顯著性，而且自變量對因變量仍具有顯著作用，這驗證了模型穩定性，但是外商直接投資和知識產權保護對出口產業結構的促進效應都減弱了。這表明：技術吸收能力、研發存量、進口產業結構以及人均GDP這些控制變量與外商直接投資和知識產權保護力度存在一定相關性；另外，技術吸收能力和進口產業結構對出口產業結構影響系數顯著為正，說明技術吸收能力的提高有利于出口結構優化，并且提高進口產品技術含量也可以間接促進我國出口產業結構優化。

表2為其他因變量對知識產權保護力度的影響結果，由于外商直接投資和出口產業結構高度相關，因此也需要單獨回歸，從模型1和模型2回歸結果可看出，外商直接投資和出口產業結構對知識產權保護力度影響均顯著為正。隨著我國對外開放深化，一些低技術制造業外商直接投資項目轉向了勞動力更為低廉的發展中國家，我國外資質量不斷提高。由于知識產權保護對技術密集度較高企業敏感度較高，因而我國要鼓勵高科技外資流入就必須提高知識產權保護力度。隨著我國出口產業結構優化，本土企業自主研發和自主創新能力不斷加強，促進我國不斷提高知識產權保護力度以保護企業創新成果。

加入控制變量后我國出口產業結構變量對知識產權保護力度影響仍然顯著為正，但外商直接投資變量對知識產權保護力度影響不顯著，這說明外商直接投資和其他控制變量之間存在較大相關性。在控制變量中，只有研發存量對知識產權保護力度影響顯著為正，其他變量均不顯著，說明研發投入可以通過提高我國自主創新能力來促進我國政府提高知識產權保護力度。

表3為其他變量對外商直接投資回歸結果，從表中可看出，在不受其他變量影響下，知識產權保護力度的提高顯著促進了我國吸引外商直接投資，但出口產業結構優化卻不利于我國吸引外商直接投資。這主要是由于知識產權保護力度的提高將吸引更多跨國公司到我國投資，尤其是高技術外資，而出口結構優化表明依靠廉價勞動力加工貿易比例不斷下降，從而使得很多加工貿易型外資流向勞動力更為低廉的發展中國家，這也和我國當前現實情況相符。加入控制變量后，出口產業結構變量對我國外商直接投資影響仍顯著為負，但知識產權保護力度的影響不顯著，這說明知識產權保護力度與其他自變量存在高度相關性?？刂谱兞恐?，技術吸收能力增強不利于我國吸引外商直接投資，其原因可能是大部分外商投資企業不愿意自身技術被模仿，從而減少對東道國投入；進口產業結構優化也不利于我國吸引外商直接投資，進口高技術產品會取代部分外資企業在東道國生產，從而抑制外商直接投資；而經濟增長會促進我國外商直接投資，提高居民收入水平，從而增加對高質量產品的需求，進而促進跨國企業在我國直接投資。

3.2向量自回歸模型（VAR）分析

上述聯立方程只能反映各變量相互影響效應，不能反映各變量相互影響過程及影響程度，為此本文引進VAR模型進行深入分析。

由于VAR模型要求時間序列數據平穩，因此首先對各變量數據進行平穩性檢驗。經檢驗，各變量水平數據都不平穩，但一階差分在5%顯著性水平下都平穩。脈沖響應函數要求選擇合適滯后階數，本文使用的LR統計量、AIC信息準則、SC信息準則、最終預測誤差FPE和HQ信息準則等最終選定最佳滯后階數為2階（見表4）。

圖1是滯后2階脈沖響應函數反應圖，通過反應圖可以看出各變量相互影響過程：

①FDI對出口產業結構沖擊影響開始逐漸增大，但在滯后第4期開始下降，隨后從滯后第7期開始上升，從第9期開始沖擊又緩慢減小，這種沖擊帶有一定起伏性；而出口產業結構對外商直接投資沖擊起伏較大，剛開始沖擊逐漸減小并在滯后第3期時沖擊降到最低，隨后轉為正向沖擊并迅速增大，但在滯后第8期開始沖擊逐漸減??；②外商直接投資對知識產權保護剛開始為正向沖擊，但在滯后第3期轉為負向沖擊，第6期又轉為正向沖擊，隨后沖擊逐漸加大，并在滯后第8期后趨于平穩，第12期后沖擊開始緩慢下降。知識產權保護對外商直接投資剛開始為負向沖擊，在滯后第4期后轉為正向沖擊并且此后沖擊不斷增強，直到滯后第6期后沖擊開始減小。③知識產權保護力度對出口產業結構沖擊先增后降，但始終表現為正向沖擊，滯后前3期時沖擊增速較快，第4期后沖擊開始逐漸減小；出口產業結構對知識產權保護力度沖擊同樣始終為正，沖擊在前3期逐漸增強后開始轉為下降，并從第11期開始保持平穩，16期開始沖擊又緩慢下降。

為了研究各變量相互影響程度，需要對各因素進行方差分解（見表5）。

（1）知識產權保護力度對出口產業結構影響從滯后第2期開始有顯著影響，隨后影響逐漸增強，在滯后第5期達到峰值，從滯后第6期開始知識產權保護力度對出口產業結構影響開始遞減。出口產業結構對知識產權保護力度影響剛開始就呈現強正向效應，但從滯后第2期開始減弱，隨后從滯后第4期開始逐漸增強?？傮w來講，出口產業結構對知識產權保護力度效應大于知識產權保護力度對出口產業結構效應。

（2）外商直接投資對出口產業結構影響剛開始就具有

效應，并隨著時間變化一直增強，但總體看影響效應偏弱。出口產業結構對外商直接投資影響具有滯后性，從滯后第4期開始產生影響，隨后一直增強。總體看出口產業結構對外商直接投資效應大于外商直接投資對出口產業結構效應。

（3）外商直接投資對知識產權保護力度影響剛開始就具有較強效應，但這種效應隨后緩慢遞減。知識產權保護力度對外商直接投資影響具有滯后性，大約從滯后第4期開始有顯著影響，隨后一直增強，但知識產權保護力度對外商直接投資效應大于外商直接投資對知識產權保護力度效應。

4政策建議

基于以上實證研究提出如下政策建議：

第一，我國在吸引外資流入時應注重質量和布局有機結合，按中國產業結構發展戰略，結合出口產業結構優化的現實需要，制定合理的引資政策并引導外資流入目標產業。在出口產業結構調整政策方面，應避免過度干預對外資引進的不利影響，我國欠發達地區仍需要勞動密集型FDI來促進經濟發展和剩余勞動力轉移，而發達地區則可選擇高質量FDI來實現結構升級。

第二，著眼于國家經濟可持續發展戰略大局來制定合理的知識產權保護法。知識產權保護水平已成為國際貿易談判焦點問題，在TRIPS協定約束下，中國不斷完善立法，已達到較高知識產權名義保護水平，但實際保護強度并不理想，為此，中國要明確加強知識產權實際保護力度的根本目的是促進產業結構升級，鼓勵創新，并大力開展知識產權法制宣傳教育，加強對知識產權執法人員的培訓和培養。

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