外商直接投資的作用
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外商直接投資的作用范文第1篇
[關鍵詞] 外商直接投資 Granger因果檢驗 自回歸分布滯后模型
一、引言
伴隨著經濟全球化的進一步發展，外商投資越來越成為全球經濟的普遍現象。改革開放以來，我國利用外資，吸引外資取得了舉世矚目的成就。對于外商投資對我國經濟的影響作用，國內許多專家學者對此做了大量的理論與實證研究。如鐘昌標(2000)以綜合生產諸要素為理論基礎，研究FDI對GDP的貢獻，認為FDI與GDP有明顯的正相關關系，FDI對GDP增長率的貢獻從沿海地區到中西部地區由強轉弱。姜東升等人對福建省的外商直接投資與經濟增長的關系進行研究得出了FDI與GDP是互為因果的。何曉琦(2005)等認為外資對我國經濟增長并沒有顯著的影響。盡管有學者對中國外商直接投資與經濟增長的關系做了實證研究，但由于研究方法或選取的計量工具和所建立的計量模型不同，因此他們得出的結論也不盡一致，有些研究結論是建立在簡單的相關分析或回歸分析的基礎上的，結論難免有些主觀。基于此，本文將利用相關分析、Granger 因果關系檢驗與建立回歸模型等方法，對外商直接投資對我國經濟增長的影響作用做進一步的探討。
二、計量模型與實證分析
1.變量及樣本選取
研究過程中采用年度實際利用外商直接投資總額FDI（元）與年度國內生產總值GDP（元）兩個變量，樣本數據范圍為1983至2006年，所有樣本數據來源于《中國統計年鑒》。為使變量的幣制統一，將年度FDI用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的值。
本文利用時間序列數據建立計量模型，借助Eviews 3.1統計軟件, 以期通過對容量為24的樣本進行分析，找出外商直接投資與我國經濟增長的關系。為了消除數據中可能存在的異方差，對原序列分別進行自然對數變換，生成新序列分別為。
2.模型的建立與檢驗
用EViews軟件包對FDI與GDP進行相關分析，得相關系數，說明FDI與GDP是高度正相關，可以進行回歸分析。
首先設LFDI與LGDP的一元線性回歸模型:（1）
式中，分別表示時期相應變量的值，為截距，為斜率，和為兩個待估參數，表示均值為零的非相關誤差。采用OLS法進行回歸, 結果為:（2），該模型中各解釋變量的系數均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F統計量的相伴概率小于1％，表明LFDI對LGDP有顯著的影響，而從模型的自相關檢驗來看：DW統計量為0.2，顯然存在顯著的正自相關。這可能是由于在回歸過程中遺漏了某些影響經濟發展水平GDP的重要變量的緣故，這也說明FDI不是影響GDP的單因子。由于模型（1）中沒有包含這些變量，所以導致了誤差項出現自相關。這表明要完整的表現FDI與GDP的關系還要對模型（1）做進一步完善。
3.模型的完善
本文考慮到外商直接投資FDI對宏觀經濟發展的影響可能有滯后作用，即經濟增長不僅受同期FDI值的影響，還可能依賴于FDI的滯后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同時反映宏觀經濟增長水平的國內生產總值GDP明顯受到上一年GDP值的影響，在動態計量經濟模型建立過程中，如果一個回歸模型不僅包含解釋變量的現期值，而且還包含解釋變量的滯后值和被解釋變量的滯后變量這個模型就是自回歸分布滯后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回歸分布滯后（ADL:Auto-regressive Distributed Lag）模型重新建模。
首先建立變量LFDI與LGDP之間的自回歸分布滯后模型ADL（1，2），采用OLS法，對模型進行參數估計，回歸方程（2）如下：
各解釋變量中除LFD(-1)外其余變量的系數均以小于5％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F統計量的相伴概率小于1％，對數似然值為42.59，AIC、SC的值較小，模型的擬合效果良好。
該模型可作為“一般模型”。根據“一般模型”中各解釋變量的系數t檢驗結果，剔除不顯著變量LFDI(-1)，重新建模得到“簡化模型”，回歸方程如下：
（3）
SE:(0.300) (0.041) (0.019) (0.26)
該模型中各解釋變量系數均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F檢驗的相伴概率小于1％，AIC和SC值分別為－3.5和-3.3較小，對數似然值較大，簡化模型的效果不錯。利用參數的Wald檢驗驗證模型約束的有效性，在模型（2）中對的原假設得到檢驗的相伴概率為0.63，所以不能拒絕該原假設。綜上，模型(3)可作為反映我國外商直接投資FDI與國內生產總值GDP的關系的自回歸分布滯后模型。
從模型(3)可以看出FDI對同期國內生產總值GDP的影響乘數為0.1092，但延期影響乘數為－0.096，則說明在短期內FDI對我國國內生產總值GDP起到了一定的促進作用，但長期的影響作用并不十分明顯，即從長期來看這種作用也是比較微小的。
4.FDI與GDP之間的Granger因果關系檢驗
本節將進一步探究我國FDI與GDP之間是否存在內在的因果關系。我們采用Granger因果關系檢驗方法來驗證FDI與GDP之間的因果關系。按照常理，如果變量X是變量Y的原因，則變量X的變化應先于Y的變化，基于此Granger（1969)提出了一種因果關系的計量經濟學定義：如果用X與Y的過去值對Y進行預測比僅用Y的過去值進行預測有更小的預測誤差，則稱X是Y的Granger原因。
下表給出了各變量之間的Granger因果關系檢驗結果(滯后期取3)
在滯后期取3時檢驗結果表明FDI不是決定宏觀經濟水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我們拒絕原假設，認為FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率為0.68,不能拒絕原假設。再分別取滯后期為4、5、6時可以得到類似的結果。因此兩者的因果關系具有單向性，認為FDI與GDP的因果關系成立，FDI是GDP變化的原因。
三、結論
通過以上分析可知, 針對我國的經濟整體情況而言我國實際利用外商投資額FDI與國內生產總值GDP是正相關關系, 且二者之間存在內在的因果關系, 其中實際利用外商投資額FDI是國內生產總值GDP的動因, 但不是惟一動因, 也就是說還有其他重要原因影響著我國國內生產總值GDP的增長。由此可以得出,在我國大力發展經濟的步伐中, 要重視外商投資的作用。FDI的進入在短期內對我國的經濟發展起到了不可低估的促進作用。在我國資金、技術十分缺乏的情況下，通過吸引FDI，彌補了此方面的不足，對繁榮我國經濟是十分必要的。但從長期來看它對我國的經濟發展起不了決定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策應該服從于我國的經濟結構、產業結構和體制結構，服從我國經濟形勢的需要，綜合考慮多方面因素，將外商直接投資規模控制在維護國家經濟安全和基本經濟制度所能承受的合理區間。與此同時，我國應著力提高利用外商直接投資的質量和水平，克服片面追求引資數量的錯誤傾向，才能充分發揮FDI在我國經濟發展中的積極作用。
參考文獻:
[1]賀鏗:《計量經濟學教程》，北京,中國統計出版社,2000
[2]胡新文:入世后外商直接投資的新動向及我國的應對策略調整，《世界經濟研究》2002年第1期，第19～22頁
外商直接投資的作用范文第2篇
關鍵詞：外商直接投資 產業結構升級 固定效應模型
一、引言
近年來，我國利用外商直接投資成果顯著。外商直接投資通過資本、技術等生產要素的流入，一方面改變了投資結構，直接促進產業結構優化，另一方面通過提高收入水平，改變消費結構，間接的促進了產業結構優化。本文對遼寧省14個地區的面板數據做出了實證分析，對外商直接投資對遼寧省三大產業發展的影響進行定量分析，為相關政策的制定提供參考。
二、數據描述及方法介紹
（一）指標選取與數據說明
外商直接投資對產業結構的影響體現為實際利用外商直接投資對各個產業構成的貢獻。本文模型選取的因變量是產業結構變量。產業結構變量是指國民經濟各個產業之間的組織結構情況。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，本文采用三大產業結構比例指標來衡量遼寧省14個地區的產業結構變化。用各地區的第一、二、三產業占GDP的百分比來衡量產業結構變化，分別用符號G1、G2、G3表示，作為被解釋變量。模型的自變量為外商直接投資變量，本文采用各地區實際利用的外資額作為解釋變量。
本文選取遼寧省2007—2010年14個地區的面板數據作為樣本，共56個樣本點，數據來源于2008—2011年遼寧省統計年鑒和中經網統計數據庫。
（二）方法介紹
本文在對建立的Panel Data模型進行估計時，使用的樣本數據包含了截面、時期、變量3個方向上的信息。建立Panel Data模型的第一步就是檢驗被解釋變量的參數是否對所有截面都是一樣的，即檢驗樣本數據符合哪種模型形式：無個體影響的不變系數模型、變截距模型、含有個體影響的變系數模型，從而避免模型設定的偏差，改進參數估計的有效性并使用協方差分析檢驗。
本文主要考慮變截距不變斜率模型，該模型允許存在個體影響，并用截距項的差別來說明，隨機誤差項反映被忽略的隨個體和時間變化因素的影響。確定模型形式后，判斷這一形式屬于固定效應模型還是隨機效應模型，需要通過Hausman檢驗來判定。
為了消除可能的異方差，我們對所有變量的數據都進行了對數處理，分別記為LnFDI、LnG1、 LnG2和LnG3，這樣估計出來的系數就是有關變量對產業結構升級變量的彈性影響。運用Eviews6.0進行回歸分析來說明外商直接投資對遼寧省14個地區的產業結構調整效應的大小，以此來說明外商直接投資對其產業結構升級的貢獻。根據以上分析，建立如下回歸模型：
其中和為待估計回歸系數，為隨機誤差項。本文的期望顯著為正，如果為正，就表示遼寧各地區外商直接投資對產業結構升級有顯著的和積極的作用；如果為負，則表示外商直接投資對該地區產業結構升級不具有積極作用，甚至出現消極的作用。
三、對遼寧省外商直接投資的描述性分析
為了對遼寧省外商直接投資與產業結構升級關系進行更好的認識，我們先對2007年到2010年遼寧省各地外商直接投資情況進行分析，對各地區外商直接投資與三大產業的相關性進行分析。
（一）2007年到2010年遼寧省各地區外商直接投資情況
圖1 2007-2010年遼寧省各地區外商直接投資數額 單位：萬美元
圖1顯示，遼寧省各地區外商直接投資有較大差異。具體來看，沈陽和大連作為遼寧省經濟發展的區域中心在吸引外商直接投資方面明顯強于其它地區，沈陽市四年間外商直接投資總額為154億美元，平均額為39億美元，是全省平均額的7倍；大連市四年間外商直接投資總額107億美元，平均額為27億美元，是全省平均值的4.8倍；與此同時，剩余地區的外商直接投資則明顯小于沈陽和大連，阜新、葫蘆島、朝陽排名位居全省最后三位，三個地區四年間外商直接投資總額分別為1億美元、1.1億美元、1.2億美元，平均額分別為0.27億美元、0.28億美元、0.3億美元，分別為全省平均值的4.9%、5.1%和5.5%。
總體來看，遼寧省各地區外商直接投資總額逐年增多。遼寧省全省外商直接投資總額由2007年的36億美元增長到2010年的120億美元，年均增長35%；就各地區來看，外商直接投資增長較快的地區有朝陽、鞍山、鐵嶺等地區，年平均增長速度分別為71%、70%、66%；增長速度低于全省平均水平的地區有沈陽、撫順、本溪、葫蘆島，年均增長速度分別為26%、32%、31%、21%。
（二）外商直接投資與三大產業占GDP比重的相關系數分析
外商直接投資對三大產業的發展具有顯著的影響，但是對不同地區和不同產業的影響差異較大，如對有些產業的發展具有顯著的帶動作用，而對別的產業的帶動作用則并不顯著，這與某一地區的產業結構密切相關。為了清晰地看到不同地區不同產業與外商直接投資的關系，我們分別計算三大產業占GDP比重與外商直接投資的相關系數，如表1所示。
表1顯示，外商直接投資與不同產業的相關關系有較大差別。具體來看，遼寧省14地市中，外商直接投資與第一產業的相關系數大部分為負，說明了第一產業的發展并沒有受到外商直接的推動，反而呈反向關系；外商直接投資與第二產業的相關關系大部分為正，說明了第二產業的發展明顯受到外商直接投資的帶動；外商直接投資與第三產業的相關系數沒有呈現一定的規律性，說明了第三產業的發展與外商直接投資的關系在不同地區差異明顯。
從各地區來看，錦州、朝陽、葫蘆島的第一產業發展與外商直接投資呈顯著正向關系，說明了這三個地區的第一產業受到外商直接投資的帶動影響較為顯著；除葫蘆島、遼陽、鞍山外，遼寧省絕大部分地區的第二產業與外商直接投資呈顯著正向關系，顯示了外商直接投資對遼寧省第二產業的發展帶動作用顯著；鞍山、遼陽的外商直接投資與第三產業的發展呈顯著正向關系，說明這兩個地區的第三產業受外商直接投資帶動作用顯著，而沈陽、大連、撫順、本溪、丹東、阜新、鐵嶺、朝陽等大部分地區的第三產業發展與外商直接投資則呈顯著負向關系，說明了外商直接投資并沒有對遼寧省第三產業的發展形成帶動作用，反而制約了遼寧省第三產業的發展。
四、模型擬合及結果分析
為了對遼寧省各地區外商直接投資與產業結構升級的相關程度進行定量分析，本文分別以第一、二、三產業產值占其GDP的比重的對數（LnG1、 LnG2和LnG3）為被解釋變量，以各地區實際利用外資額的對數（lnFDI）作為解釋變量，進行面板數據回歸（為便于描述，以下簡稱第一產業模型、第二產業模型、第三產業模型）。表2、表3給出了固定效應變截距模型回歸結果。
注：回歸方程結果由Eviews6.0給出；括號內為t統計量對應的P值。
（一）基于第一產業模型的分析
為分析第一產業結構，先建立第一產業模型。首先，對變截距模型進行Hausman檢驗，檢驗統計量所對應的 P值為0.0043，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。因此采用固定效應變截距模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為負，表明第一產業產值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負相關關系，即隨著外商直接投資的增加，第一產業產值占GDP的比重出現下降趨勢。從而說明外商直接投資對產業結構升級不具有積極的作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第一產業產值占GDP中的比重就下降0.071個百分點。由此我們可以推測，外商直接投資并沒有流向遼寧省第一產業，而是流向第二產業和第三產業。
從固定效應變截距模型估計結果也可看出，遼寧省各地區模型的截距項存在差異。其中固定效應最高的三個地區分別是錦州、營口、葫蘆島，而固定效應最低的三個地區分別是盤錦、鞍山、遼陽。
（二）基于第二產業模型的分析
為分析第二產業結構的變化，本文先建立第二產業模型。首先，我們對模型進行Hausman檢驗，第二產業模型的Hausman 檢驗統計量是5.095540，P值為0.0240，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。為了進一步確認應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，再對模型進行F統計量檢驗，結果F值為58.984190，P值為0.0000，說明固定效應模型優于混合模型，因此本文最終采用固定效應變截距不變斜率模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為正，表明第二產業增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在正相關關系，即外商直接投資對產業結構升級有一定的積極作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第二產業增加值占GDP中的比重就上升0.02個百分點。
從表1看出固定效應模型中遼寧省各地區的變截距差異，說明遼寧省外商直接投資對第二產業結構的固定影響存在著明顯的地區差異。其中固定效應最高的三個地區分別為盤錦、遼陽、鐵嶺，而固定效應最低的三個地區分別為丹東、沈陽、大連。
（三）基于第三產業模型的分析
為分析第三產業結構的變化，先建立第三產業模型。首先進行Hausman檢驗，我們對模型進行Hausman檢驗，第三產業模型的Hausman 檢驗統計量是4.475797，P值為0.03444，拒絕原假設，所以認為固定效應模型優于隨機效應模型。為了進一步確認應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，再對模型進行F統計量檢驗，結果F值為162.891529，P值為0.0000，說明固定效應模型優于混合模型，因此本文最終采用固定效應變截距不變斜率模型。
表2、表3的固定效應變截距模型回歸結果顯示，LnFDI變量前的系數顯著為負，表明第三產業增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負相關關系， 即外商直接投資對產業結構升級沒有推動作用。從其系數大小可知，遼寧省實際利用外資額每增加1個百分點，第二產業增加值占GDP中的比重就下降0.016個百分點。
從表2可以看出，固定效應模型中遼寧省各地區的變截距，說明遼寧省外商直接投資對第三產業的固定影響存在著明顯的地區差異。其中固定效應最高的三個地區分別為沈陽、丹東、大連，而固定效應最低的三個地區分別為盤錦、遼陽、本溪。
參考文獻：
[1]Gabor Hunya，“Restructuring through FDI in Romanian manufacturing”，Economic Systems，26.2002.
[2]De Mello.Foreign Direct Investment in Developing Countries and Growth：A Selective Survey[J].The Journal of Development Studies.1997.34（1）：1-34.
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[6]宋泓，柴瑜.三資企業對我國工業結構效益影響的實證研究[J].經濟研究，1998，（1）
外商直接投資的作用范文第3篇
關鍵詞:外商直接投資;經濟增長;計量經濟模型;因果檢驗
一、引言
許多經濟學者已經就FDI對東道國(地區)經濟帶來的影響作過實證的研究分析。許多學者認為,在國內資金充裕、外匯儲備較多的條件下,強勁的外商外商直接投資投資可能會導致外資對內資的擠出效應、產生行業壟斷、阻礙民族工業發展,對國家經濟發展產生負面作用。
具體到外商直接投資與我國經濟增長的問題,國內外學者也進行了不少研究,Dayal-Gulatiand and Aasim(2000)認為,中國不同地區導致了技術轉移的外商外商直接投資投資類型對經濟增長有強烈推動作用,相對富裕的東部、南部地區由于相對繁榮和具有較發達的基礎設施更能夠吸引外商外商直接投資投資,從而使外商直接投資提高了經濟增長收斂的速度。
陳國宏、鄭兆鐮、桑賡陶(2000)運用因果關系檢驗法和協整關系檢驗法對中國1981年以來FDI與技術轉移的相互關系進行經驗研究,認為中國FDI是技術進步的重要原因。歸納來看,以上分析雖然在分析方法、數據來源和選區時段上各不相同,但結論基本相同,即外商直接投資對中國經濟增長有著顯著的促進作用。
本文在理論分析的基礎之上,試圖以上海市1986-2008年外商直接投資和經濟增長的數據為基礎,對兩者的關系進行計量分析,為上海市加大招商引資力度,從而加快發展經濟提供實證依據。
二、FDI對上海市經濟增長的計量分析
(一)時間序列數據分析
本文方程所依據的數據是1988-2008年的統計數據,根據國民經濟核算的支出法,GDP包括三部分:消費C,投資I以及凈出口J。在文中我們用社會消費品零售總額來衡量消費C,用全社會固定資產投資來衡量投資I。本文把外商直接投資FDI做為解釋變量,分別以社會消費品零售總額C、全社會固定資產投資I和凈出口J為被解釋變量,建立雙對數計量經濟模型.
ln(C)=4.3346+0.5427Ln(FDI) (1)
R2=0.8418 AdR2=0.8335 F=101.1228
ln(I)=3.6507+0.6816Ln(FDI) (2)
R2=0.9214 AdR2=0.9173 F=222.7606
ln(J)=3.9522+0.2843Ln(FDI) (3)
R2=0.3066 AdR2=0.2435 F=4.8634
根據回歸方程(1)、(2)、(3)可以看出外商直接投資FDI每增加1%,平均而言,上海市的社會消費品零售額C、全社會固定資產投資I、凈出口J分別增長0.5427%、0.6816%、0.2843%。外商直接投資是通過促進這三方面的增長而促進GDP的增長,其中對全社會固定資產投資影響最大,這是因為外商直接投本身就是全社會固定資產投資的一部分,對凈出口影響非常小,兩者之間的統計關系不是很顯著,對社會消費品零售總額影響也較大,這是因為外商直接投資主要流向當地一些內銷型企業以及服務行業等。若直接對GDP和FDI作雙對數回歸模型可得:
ln(GDP)=4.9702+0.60041n(FDI)(4)
R2=0.8137 AdR2=0.8039 F=82.9828
由回歸方程(4)可知,FDI與GDP增長之間相關性很密切,GDP對FDI的彈性值為0.6004,這說明從1988年到2008年間,FDI每提高1個百分點,平均而言上海市的GDP將增長0.6004%,FDI解釋了GDP的81%的變動,
這些數據表明從整體看,外商直接投資對上海市經濟增長做出了一定的貢獻。
(二)FDI與經濟增長之間的Granger因果檢驗
根據背景數據,我們選擇滯后期為1,2,3,4進行外商直接投資與經濟增長之間的Granger因果分析,得出檢驗結果:在5%的顯著性水平下,當滯后期為1,2,3,4時,存在FDI到GDP的單向因果關系,但是GDP到FDI的單向因果關系并不顯著。但隨著滯后期的減少,這種因果關系總體上有增強的趨勢。由此可以看出上海市FDI的長期效應要大于短期效應。FDI的大量流入,加速了上海市的資金積累,有利于增加可用于投資的儲蓄,對于促進資本的形成和GDP增長有直接的貢獻,同時本地的經濟發展了,必然會使投資環境有所改善,從而才能夠吸引更多的FDI為經濟增長做貢獻。
三、結束語
以上分析表明,外商直接投資是上海市經濟增長的原因之一。因此,加大招商引資力度是加快上海市經濟增長的重要手段。要增強外商直接投資對上海市經濟增長的影響和促進作用,建議注意以下幾個方面:
第一,吸引外資的同時,要注意提高外商的投資質量,把利用外商投資和產業結構升級結合起來。第二,制定一些投資優惠政策,鼓勵和引導外資流向我們技術力量薄弱的領域,流向支柱產業。第三,加強和改善投資環境也是吸引外商直接投資的重要條件。第四,外商直接投資政策由出口導向向競爭優勢調整。
參考文獻:
[1]張曉峒.計量經濟分析[M].北京:經濟科學出版社,2000.
[2]上海市統計年鑒.2009.
外商直接投資的作用范文第4篇
關鍵詞：外商直接投資；中國經濟
外商直接投資簡稱FDI，它是指是一國的投資者(自然人或法人)跨國境投入資本或其他生產要素，以獲取或控制相應的企業經營管理權為核心，以獲得利潤或稀缺生產要素為目的的投資活動。外商直接投資一直是人們關注的熱點問題，因為它無論對本國還是東道國的經濟發展都具有顯著的影響。它對本國的經濟影響主要表現在以下幾個方面：第一，引進先進的技術，先進的商業模式和管理模式。第二，給大量閑置的勞動力創造了就業機會，使就業的結構更加完善。第三，使投資增加，資本的流動性增強。第四，增加出口貿易，發展我國的優勢產業，進而提高國際競爭力。第五，提高環保意識，注重環境保護問題。
鑒于外商直接投資有著這么積極的作用，以及外商直接投資一直被認為是各國解決資金不足的主要途徑，各國對外商直接投資都非常重視，并采取各種激勵措施來吸引外商投資者。當然中國也不例外，本文主要想闡述的是FDI對我國經濟的影響。中國一直以來實施了很多優惠的政策來吸引外資，比如低價供地，減免稅收等，作用是相當顯著的。自20世紀80年代以來，中國已逐漸發展成為吸引外商投資最多的國家之一。隨著外資的逐漸增加，FDI對我國經濟的影響相當顯著。目前一些學者對FDI對中國經濟影響的分析很多，雖然他們在研究的方法和使用的模型各不相同，他們研究使用的數據也不相同，但是他們所得出的結論沒有本質的區別，都認為外商直接投資與中國經濟的增長存在著正相關關系。下面分別從宏觀經濟、技術轉移、對外貿易等等角度進行介紹。
從宏觀經濟的角度，黃華民(2000)重點分析了外商直接投資對我國宏觀經濟的影響，分別對FDI的經濟增長的效應，資本的形成效應，就業效應，貿易與國際收支的效應四個方面進行了論述。王成岐，張建華（2002）運用1990-1998年得數據建立計量模型，分析FDI與中國經濟增長之間的關系得出了兩個結論：一是國外投資與國內投資都對經濟增長有重要的影響。二是東道國的各種狀況，尤其是經濟政策因素對外商直接投資與中國經濟之間的關系有著很深遠的影響。
從技術轉移的角度，李雪輝，許羅丹（2002）使用深圳地區與珠海，東莞的數據進行了分析，發現外商直接投資的引入與中國工資水平的增加存在著正相關關系，證明了Feenstra and Hanson(1997)的結論即外商直接投資向某個地區集中流入會對該地區的勞動力市場產生很大的影響，會提高當地的熟練勞動力的工資水平，進而提高當地的平均工資水平。金祥榮，李有（2005）利用協整技術對FDI與我國全要素生產率的關系進行了分析，發現它們之間存在著長期穩定的關系，FDI是全要素生產率的原因，FDI的流入帶來先進的技術，從而提高本國的技術水平。趙玉娟（2011）使用2002-2008年中國17個省市的面板數據，運用EVIEWS6.0分析了服務業外商直接投資對中國的經濟增長的作用。發現服務業外商直接投資對中國的技術進步效應主要是通過提高自身外資企業的要素生產率的相對優勢來實現的,沒有產生技術外溢。還發現服務業外商直接投資對中國的經濟增長有負的綜合技術進步效應,沒有促進作用。
從對外貿易的角度，李永軍(2001)認為傳統的衡量對外貿易與經濟增長之間的關系時，沒有考慮到進出口在經濟運作中的作用以及之間的影響，從而低估了進出口對經濟的貢獻。所以他對傳統的衡量方法進行了修正考慮了出口對消費與投資的影響。Wanda and Threas(2002)分析了中國由于具有低廉的勞動成本、龐大的市場機會、完善的基礎設施，優惠的政策等優勢從而吸引了大量的外商投資者。FDI又使中國生產率提高，就業與出口增加。陳淑蕓（2006）通過從東道國與投資國的角度對國內的一些理論進行歸納，利用1983-2005年的時間序列數據從投資的行業，投資的來源，投資的方式以及投資角度的變化等角度來分析外商直接投資的現狀以及結構特征。接著又運用了協整檢驗，Granger因果檢驗，檢驗了FDI對中國經濟增長和對外貿易產生的影響。分析發現FDI對中國經濟的發展有促進的作用，外商直接投資帶動了進出口貿易的發展，同時進出口貿易也促進了外商直接投資的增加。
從其他角度來看陳浪南（2002）從總供給的角度出發，利用1991-1998年的數據，對外商直接投資與中國經濟增長進行了研究，發現FDI存量的增長率與國民生產總值的增長率存在著相關性，FDI對中國經濟增長的貢獻在逐年地增加，1991年以前貢獻較小，1992年以后貢獻較大。沈坤榮，耿強（2001）對1987-1998年中國29個省，市和自治區的相關數據采用Panel Data進行了分析，在處理聯立方程組時采用似然不相關回歸(Seemingly Unrelated Regression,SUR)方法進行檢驗,得出FDI在某一區域的比重對人均GDP作用顯著，我國某地區的FDI年流量相對于其當年經濟規模的比例每增加1%,相應的人均GDP就將增加027%。余永定（2004）比較粗略地分析了FDI對中國經濟的影響，主要通過以下途徑，即創造了就業的機會，貿易的擴張，引進先進的技術等。王凱（2007）通過對1985-2003年全國28個省、市、自治區以及直轄市的面板數據進行分析和1995年-2006年季度的時間序列數據，運用VAR模型、Johansen協整分析、脈沖響應函數、格蘭杰因果檢驗、對FDI與中國經濟增長之間的關系進行了實證研究，得出外商直接投資對中國的經濟增長具有促進作用，并且人力資本與外商直接投資共同作用比外商直接投資單獨對中國經濟作用更顯著。外商直接投資對中國經濟的增長外溢效應存在一個“門檻”，中國的東部與中部已經跨越了這個門檻，而西部沒有。FDI國內的投資與中國的經濟增長存在著單向的因果關系等。
參考文獻
［1］魏后凱.外商直接投資對中國區域經濟增長的影響［J］.經濟研究,2002,(4):1925.
［2］王成歧,張建華,安輝.外商直接投資、地區差異與中國經濟增長［J］.世界經濟,2002,(4):1523.
［3］余永定.FDI對中國經濟的影響［J］.國際經貿評論,2004,(3):2933.
［4］黃華民.外商直接投資對我國宏觀經濟影響的實證分析［J］.經濟評論,2000,(6):2932.
外商直接投資的作用范文第5篇
一是實際利用外商直接投資增長上半年起落較大、下半年緩慢回升。一季度增長較快，各月同比分別增長10.7%、5.7%、11.4%，二季度出現明顯下滑，各月同比分別下降16%、10.3%、11%；下半年實際利用外商直接投資較為平穩，7、8、9、10、11月同比分別下降4.9%、下降0.3%、增長5%、下降2.2%、增長0.5%。
二是新批項目投資規模擴大，企業增資明顯增多。1―11月，全國新批項目合同外商直接投資平均規模從2004年的351.5萬美元上升到421.4萬美元，增幅為19.9%。
三是制造業利用外商直接投資保持主導地位，結構有所優化。1―11月，制造業實際利用外商直接投資占全國的比重為70.1%。先進制造業項目投資保持較好增長勢頭，電子及通信設備制造業占制造業實際利用外商直接投資的近20%，汽車等交運設備制造業占9.2%，同比分別增長8.3%和7.8%。外商投資從制造環節進一步向研發環節延伸。據商務部統計，目前外國公司在我國設立的研發機構約750個。1―8月，落戶上海的跨國公司研發中心新增18家，累計達159家。
四是服務業對外開放履行承諾，穩步推進。1―11月，服務貿易領域合同利用外商直接投資同比增長45.3%。其中銀行業吸引外商直接投資規模擴大。隨著國有獨資商業銀行股份制改革的順利推進，建行和中行分別引入美國美洲銀行、蘇格蘭皇家銀行、新加坡淡馬錫公司等多家境外戰略投資者，引進外商直接投資超過100億美元。為制造業配套的生產型服務業引進外商直接投資加大步伐，分銷服務實際利用外商直接投資同比增長16%。
五是西部地區實際利用外商直接投資增幅提高。在東部和中部地區實際利用外商直接投資負增長的情況下，西部地區1―10月實際利用外商直接投資同比增長22.6%，占全國實際利用外商直接投資的比重從2004年的2.9%增加到3.1%。其中，內蒙、四川、云南同比分別增長130.7%、67.8%、40%。西部地區吸引外商直接投資的增長除西部大開發改善投資環境效應逐步顯現外，主要來自于兩個方面：一是特色優勢產業的發展，如內蒙和云南的礦產品加工業成為吸引外商直接投資的主要領域；二是中心城市大型龍頭項目的帶動作用，如2004年英特爾芯片封裝項目落戶成都后，已有近10家境外配套企業前往投資。
