外商直接投资与东道国绿色技术创新能力
关联测度分析
贾 军
（济南大学经济学院，山东济南２５０
００２）收稿日期：２０１４－１０－
２８基金项目：国家社会科学基金项目（１３ＢＧＬ０３７、１４ＣＪＹ０７２）；济南大学博士基金项目（Ｂ１４２０
）作者简介：贾军（１９８０－）
，男，山东济南人，博士，济南大学经济学院讲师，研究方向为技术创新。摘 要：将知识存量分为绿色技术知识存量和“脏”技术知识存量，采用１９９９－２０１１年中国内地３１个省份面板数据，运用自举面板格兰杰因果关系检验方法，实证分析了外商直接投资（ＦＤＩ）与绿色技术知识存量或“脏”技术知识存量之间的格兰杰因果关系。结果表明，ＦＤＩ是绿色技术知识存量的格兰杰原因在９个省份存在；绿色技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因在１７个省份存在；ＦＤＩ是“脏”技术知识存量的格兰杰原因在４个省份存在；“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因在１４个省份存在。中国各地方政府的外资引进政策并未增强东道国的绿色技术创新能力，引资质量还需进一步提升。加强本土企业绿色技术创新，从“脏”技术研发向绿色技术研发转型，是改善ＦＤＩ绿色质量的关键。关键词：
外商直接投资；知识存量；格兰杰因果关系；自举法ＤＯＩ：１０．６０４９／ｋｊｊｂｙ
ｄｃ．２０１４０５０４４８中图分类号：Ｆ１２４．３ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００１－７３４８（２０１５）０９－０１２１－
０７０引言
外商直接投资（ＦＤＩ
）作为国际资本流动的主要方式和国际技术溢出的重要载体，备受各国青睐［
１］
。中国一直是对ＦＤＩ最具吸引力的经济体，２０１３年中国实际使用外资金额达１ １７５．８６亿美元。然而，随着ＦＤＩ规模的不断扩大，ＦＤＩ在推动中国经济高速增长的同时，也使得环境急剧恶化，大气污染、酸雨等一系列环境问
题日益凸显［２］
。因此，如何利用外商直接投资促进中国
区域绿色增长已成为当今社会关注的重要问题。技术创新是促进经济增长、减轻环境污染的重要方法，绿色技术创新更是缓解环境污染的重要手段。区域技术创新能力与其知识存量密切相关，知识存量是技术创新
能力的重要体现［
３］
。知识存量可分为绿色技术知识存量与“脏”技术知识存量两部分，企业将大部分研发资金投资于“脏”技术创新，使得区域“脏”技术知识存量
远高于绿色技术知识存量［４］
。从东道国角度来看，能够
提升区域绿色技术知识存量的ＦＤＩ对本土经济可持续发展具有重要影响；从外资企业角度来看，本土企业研发活动带来的知识存量增加有助于外商企业在当地形
成稳定的投资收益［５］
。到底是ＦＤＩ促进了本地绿色技
术知识存量增加还是本地绿色技术知识存量吸引了ＦＤＩ进入？是Ｆ
ＤＩ促进了“脏”技术知识存量增加还是本地“脏”技术知识存量更吸引ＦＤＩ进入？对此，深入研究外商直接投资与绿色技术知识存量或“脏”技术知识存量间关系对于中国经济绿色增长具有重要意义。
１ 文献述评
目前，国外文献重点关注ＦＤＩ与技术创新之间的关系，研究多集中于ＦＤＩ与东道国全要素生产率、
技术创新等关系方面［６－
７］。多数学者认为，ＦＤＩ及其技术溢出有利于东道国技术创新［８］
。Ｋｅｌｌｅｒ和Ｙｅａｐ
ｌｅ［９］利用１９８７－１９９６年的面板数据研究发现，ＦＤＩ的知识溢出
可解释美国汽车业生产效率提升的１０％。部分学者认为，ＦＤＩ挤占了东道国的研发创新，
抑制了东道国的技术创新能力［１０］
。Ｄｅ Ｂａｃｋｅｒ和Ｓｌｅｕｗａｅｇ
ｅｎ［１１］研究发现，ＦＤＩ使得国内竞争更加激烈，
从而对国内企业的技术创新产生不利影响。国内学者对ＦＤＩ与创新关系的研究也较为丰富，重点关注ＦＤＩ如何通过促进本区域的技
术进步推动经济增长［１２－
１３］。张中元等［１４］利用中国内地
３０个省市２０００－２００９年数据考查了ＦＤＩ技术溢出对
工业技术进步的影响，结果发现ＦＤＩ溢出效应阻碍了
各地区工业技术进步。李怀建等［１５］通过构建内生增长
模型解释了由于ＦＤＩ带来的产品种类增加和产品质量
提高等技术进步而导致的经济增长，并对ＯＥＣＤ ３４国１９８０－２００９年数据进行了实证分析，结果表明产品种类增加和产品质量提高均对ＯＥＣＤ国家经济增长有促进作用。
近年来，部分学者开始关注ＦＤＩ与绿色技术创新之间的关系。宋马林等［１６］基于省际面板数据对ＦＤＩ绿色创新能力进行了统计分析，提出了综合门槛值，政府可根据不同省份的具体状况制定外资引进策略。毕克新等［１７］通过对２００３－２００９年２７个制造行业面板数据的实证分析，发现ＦＤＩ对中国制造业绿色工艺创新具有负向影响。
总体来看，学者们关注了ＦＤＩ与创新的关系，但尚存在以下不足：①现有文献重点关注ＦＤＩ及其技术溢出与创新之间的关系，对绿色技术创新关注不足。随着现阶段环境污染的不断加剧，绿色技术创新对区域可持续发展越来越重要；②现有研究大多采用面板数据研究ＦＤＩ对技术创新的单向影响，对两者间因果关系关注不足。ＦＤＩ可能导致绿色技术创新增加，本土企业绿色创新能力增强也可能吸引ＦＤＩ进入。因此，研究两者间的因果关系更有价值；③ＦＤＩ可能促进本土企业“脏”技术创新能力，本土“脏”技术创新能力也有可能吸引外资进入，如何遏制ＦＤＩ对“脏”技术研发的影响在现有研究中鲜有涉及。鉴于此，本文选取１９９９－２０１１年中国内地３１个省市自治区为样本，按照地理位置将其划分为７大区域，采用自举面板格兰杰因果关系检验方法分别对７大区域内各省份ＦＤＩ与绿色技术知识存量或“脏”技术知识存量格兰杰因果关系展开研究。
２ 自举面板格兰杰因果关系模型
某个省份经济发展中的一个微小变动可通过交易、经济合作等形式影响其它省份经济的发展，因而在应用自举面板格兰杰因果关系检验之前首先对横截面数据的依赖性和异质性进行检验。
２．１ 横截面依赖性检验
本文按照Ｂｏｕｂｔａｎｅ等［１８］测试横截面依赖性的方法，采用横截面依赖性拉格朗日乘数（ＬＭ）统计法检验。
ｙｉ，ｔ＝αｉ＋β′ｉｘｉｔ＋μｉｔ ｉ＝１，２，…，Ｎ；ｔ＝１，２，…，Ｔ
（１） 在ＬＭ检验中，原假设为横截面不存在依赖性，Ｈ０：Ｃｏｖ（ｕｉｔ，ｕｊｔ）＝０；备择假设为横截面依赖，至少一
个ｉ≠ｊ时Ｈ
１：Ｃｏｖ（ｕ
ｉｔ
，ｕ
ｊｔ
）≠０。
ＣＤＢＰ＝Ｔ∑Ｎ－１
ｉ＝１
∑Ｎ
ｊ＝ｉ＋１
＾ρ２
ｉｊ
（２）
式（２）中，＾ρ２ｉｊ是各自ＯＬＳ回归估计εｋ，ｉ，ｔ与εｋ，ｊ，ｔ之间的协方差系数。在原假设Ｈ
０
下，此统计量有一个以Ｎ（Ｎ－１）／２为自由度的渐进卡方分布。Ｐｅｓａｒａｎ指出，ＣＤＢＰ检验适用于小Ｎ大Ｔ。
在大面板情况下，Ｎ→∞和Ｔ→∞时，Ｐｅｓａｒａｎ提出公式ＣＤ
ＬＭ
。
ＣＤＬＭ＝
１
Ｎ（Ｎ－１
槡）∑Ｎ－１ｉ＝１∑Ｎｊ＝ｉ＋１（Ｔ＾ρ２ｉｊ－１）（３） 当样本是小Ｎ小Ｔ时，Ｐｅｓａｒａｎ提出一种新的按比
例缩小的横截面依赖性检验ＣＤ公式：
ＣＤ＝
２Ｔ
Ｎ（Ｎ－１
槡）（∑Ｎ－１ｉ＝１∑Ｎｊ＝ｉ＋１＾ρ２ｉｊ）（４）２．２ 自举面板格兰杰因果关系模型
本文应用Ｋòｎｙａ［１９］提出的自举面板格兰杰因果关系方法对ＦＤＩ与东道国环境技术创新能力关系进行研究。
Ｋòｎｙａ提出的自举面板格兰杰因果关系方法可直接表示为：
ｙ１，ｔ＝α１，１＋∑
ｌｙ
１
ｌ＝１
β１，１，ｌｙ１，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
１
ｌ＝１
γ１，１，ｌｘ１，ｔ－ｌ＋ξ１，１，ｔ
ｙ２，ｔ＝α１，２＋∑
ｌｙ
１
ｌ＝１
β１，２，ｌｙ２，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
１
ｌ＝１
γ１，２，ｌｘ２，ｔ－ｌ＋ξ１，２，ｔ
ｙｉ，ｔ＝α１，ｉ＋∑
ｌｙ
１
ｌ＝１
β１，ｉ，ｌｙｉ，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
１
ｌ＝１
γ１，ｉ，ｌｘｉ，ｔ－ｌ＋ξ１，ｉ，ｔ ．
．
．
ｙＮ，ｔ＝α１，Ｎ＋∑
ｌｙ
１
ｌ＝１
β１，Ｎ，ｌｙＮ，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
１
ｌ＝１
γ１，Ｎ，ｌｘＮ，ｔ－ｌ＋ξ１，Ｎ，烅
烄
烆ｔ
（５）ｘ１，ｔ＝α２，１＋∑
ｌｙ
２
ｌ＝１
β２，１，ｌｘ１，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
２
ｌ＝１
γ２，１，ｌｙ１，ｔ－ｌ＋ξ２，１，ｔ
ｘ２，ｔ＝α２，２＋∑
ｌｙ
２
ｌ＝１
β２，２，ｌｘ２，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
２
ｌ＝１
γ２，２，ｌｙ２，ｔ－ｌ＋ξ２，２，ｔ
ｘｉ，ｔ＝α２，ｉ＋∑
ｌｙ
２
ｌ＝１
β２，ｉ，ｌｘｉ，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
２
ｌ＝１
γ２，ｉ，ｌｙ２，ｔ－ｌ＋ξ２，ｉ，ｔ ．
．
．
ｘＮ，ｔ＝α２，Ｎ＋∑
ｌｙ
２
ｌ＝１
β２，Ｎ，ｌｘＮ，ｔ－ｌ＋∑
ｌｘ
２
ｌ＝１
γ２，Ｎ，ｌｙ２，ｔ－ｌ＋ξ２，Ｎ，
烅
烄
烆ｔ
（６） 其中，ｉ表示各省市自治区；ｔ表示时间期限（年
度）；ｌｙ
１
，ｌｘ
１
，ｌｙ
２
，ｌｘ
２
为滞后长度；ε
１，ｉ，ｔ
和ε
２，ｉ，ｔ
是误差项，属于白噪声；ｙ表示环境技术创新能力；ｘ表示ＦＤＩ。
根据式（５）和式（６），第ｉ个省份可能存在如下格兰
杰因果关系：①如果式（５）所有γ
１，ｉ
不全为０，式（６）所有β２，ｉ为０，那么ｉ省份从ｘ到ｙ存在单向格兰杰因果关
系；②如果式（５）所有γ
１，ｉ
为０，式（６）所有的β
２，ｉ
不全为０，那么从ｙ到ｘ存在单向格兰杰因果关系；③如果β２，ｉ
·
２
２
１
·科技进步与对策 ２０１５年
和γ１，ｉ不全为０
，那么ｙ与ｘ之间存在双向格兰杰因果关系；④如果所有β２，ｉ和γ１，ｉ都是０，那么ｙ与ｘ之间不存在格兰杰因果关系。
３ 样本选取及数据说明
３．１ 样本选取
本文选取中国内地３１个省市自治区１９９９－２０１１年面板数据进行实证检验。其中，在测度绿色技术知识存量与“脏”技术知识存量的过程中，各区域专利信息来自中国知识产权网中外专利数据库服务平台。其它所有数据来源于２０００－２０１２年《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和《中国商务年鉴》等。３．２ 变量测度
（１）外商直接投资（ＦＤＩ
）。本文采用各省市自治区外资实际利用额对外商直接投资进行测度。所有ＦＤＩ统计数据均依据当年平均汇率转化以为人民币进行核算。
（２
）绿色技术创新能力。本文将技术创新分为绿色技术创新与“脏”技术创新。其中，绿色技术创新能力用绿色技术知识存量（ＧＫＳ）表征，“脏”技术创新能力用“脏”技术知识存量（ＮＧＫ
Ｓ）表征。本文以ＩＰＣ（Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｐａｔｅｎｔ Ｃｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ，国际专利分类）对应的环境技术领域为标准，利用专利授权量对绿色技术领域进行分析。依据ＯＥＣＤ公布的《技术领域与ＩＰＣ分类号对照表》建立绿色技术领域与ＩＰＣ分类的对应关系，采用环境技术领域专利数表示绿色技术领域专利数目，各省市自治区的所有技术专利去除绿色技术创新的专利数目之差表示“脏”技术领域专利数目。
按照Ｐｅｒ
ｉ［２０］
的研究，绿色技术知识存量与“脏”技术知识存量可采用以下公式进行计算：
ＫＰＡＴｉｔ＝（１－δ）ＫＰＡＴｚ，ｉｔ－
１＋ＰＡＴｚ，ｉｔ。（７） 其中，ＰＡＴｉｔ表示ｉ地区在ｔ时间内的专利数目；
ＫＰＡＴｉｔ表示
ｉ地区在ｔ时间内的专利技术知识存量；δ表示折旧率，采用１５％进行计算；ｚ∈｛ＧＫＳ，Ｎ
ＧＫＳ｝。４ 实证结果分析
４．１ 横截面依赖性检验
本文首先对中国内地３１个省市自治区进行横截面数据依赖性检验。由于ＦＤＩ存在显著的集聚效应，为避免地理效应，本文将中国内地３１个省市自治区划分为７大区域进行分析，即华东地区、华北地区、华南地区、华中地区、东北地区、西南地区和西北地区。另外，依据估计结果中ＡＩＣ和ＳＢＩＣ的最小值进行理想的滞后阶数选择。
横截面数据依赖性检验结果如表１、
表２所示。面板格兰杰因果关系检验中横截面数据依赖性检验是挑选正确估计方法的关键步骤，结果显示，ＣＤＢＰ、ＣＤＬＭ和ＣＤ检验结果至少在１０％的水平下，拒绝不存在同期相关性的原假设。其中，ＣＤＬＭ的个别区域检验结果不太理想，原因在于ＣＤＬＭ适合进行大样本检验，而本研究选取的是１３年数据，样本容量偏小，更适合ＣＤ－Ｂ
Ｐ和ＣＤ检验。因此，该样本适合运用自举面板格兰杰因果关系检验方法进行分析。４．２ 自举面板格兰杰因果关系检验
（１）华东地区。表３、表４反映了华东地区７省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表３可看出，安徽、福建等６省份ＦＤＩ和绿色知识存量间不存在任何格兰杰因果关系。仅浙江ＦＤＩ是其绿色技术知识存量增长的格兰杰原因。从绿色技术知识存量对ＦＤＩ的影响来看，江苏、江西和上海的绿色技术知识存量是ＦＤＩ增加的格兰杰原因。从表４可以看出，江苏和浙江的ＦＤＩ是其“脏”技术知识存量增长的格兰杰原因，ＦＤＩ促进了该省“脏”技术知识存量增长。从“脏”技术知识存量对ＦＤＩ的影响来看，福建和上海的“脏”技术知识存量是外商直接投资的格兰杰原因。
表１ 中国７大区域ＦＤＩ与绿色技术知识存量横截面依赖性检验结果
模型ＣＤＢＰ
ＣＤＬＭ
ＣＤ
华东（ＦＤＩ，ＧＫＳ）３２．２９５＊（０．０５５
６）０．８６６（０．３８６）１．７４３＊＊（０．０４１
７）华东（ＧＫＳ，ＦＤＩ）４１．０１８＊＊＊（０．００５ ６）０．２０５（０．８３７）３．０８９＊＊＊（０．００１）华北（ＦＤＩ，ＧＫＳ）２４．７３３＊＊（０．０３２）４．６８９＊＊＊（０．０００
）３．２９４＊＊＊（０．０００ ４９）华北（ＧＫＳ，ＦＤＩ）１７．２７４＊（０．０６８）２．８１＊＊＊（０．００４ ９５）１．６２６＊＊（０．０４１ ９）西南（ＦＤＩ，ＧＫＳ）１８．１０４＊（０．０５３ ２）２．９３４＊＊＊（０．００３ ３４）１．８１２＊＊（０．０３４ ９）西南（ＧＫＳ，ＦＤＩ）４７．６７１＊＊＊（０．０００）６．５５８＊＊＊（０．０００）８．４２４＊＊＊（０．０００）西北（ＦＤＩ，ＧＫＳ）１９．９５２＊＊（０．０２９ ７）１．７０３＊（０．０８８ ６）２．２２５＊＊（０．０１３ ０）西北（ＧＫＳ，ＦＤＩ）５８．５０７＊＊＊（０．０００）７．５４４＊＊＊（０．０００）１０．８４６＊＊＊（０．０００）东北（ＦＤＩ，ＧＫＳ）８．３３５＊＊（０．０３９ ６）１．９４８＊（０．０５１ ５）２．１７８＊＊（０．０１４ ７）东北（ＧＫＳ，ＦＤＩ）５．９４３＊（０．０１０）－１．７２２＊（０．０８５１）１．２０１（０．１１５）华中（ＦＤＩ，ＧＫＳ）９．６７０＊＊（０．０２１
６）３．００５＊＊＊（０．００２
６５）２．７２３＊＊＊（０．００３
２３）华中（ＧＫＳ，ＦＤＩ）９．７０１＊＊（０．０２１ ３）２．９６５＊＊＊（０．００３ ０２）２．７３６＊＊＊（０．００３ １１）华南（ＦＤＩ，ＧＫＳ）６．５５４＊（０．０８７ ６）－１．１３６（０．２５６
）１．４５１＊（０．０７３ ４）华南（ＧＫＳ，ＦＤＩ
）５．７４３＊（０．１００
）１．５７７（０．１１５
）１．１１９＊（０．１０１
）注：＊、＊＊和＊＊＊分别表示在１０％、５％和１％显著水平下拒绝不存在横截面依赖性的原假设
·
３２１·
第９期 贾 军：
外商直接投资与东道国绿色技术创新能力关联测度分析
表２ 中国７大区域ＦＤＩ与“
脏”技术知识存量横截面依赖性检验结果模型
ＣＤＢＰ
ＣＤＬＭ
ＣＤ
华东（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）３４．６１＊＊（０．０３１
１）１．３１８（０．１８７）２．１０＊＊（０．０１７
８）华东（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）１１７．１３７＊＊＊（０．０００）１０．２４４＊＊＊（０．０００
）１４．８３４＊＊＊（０．０００）华北（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）１９．９５４＊＊（０．０２９）２．７６８＊＊＊（０．００５ ６３）２．２２６＊＊（０．０１３）华北（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）６７．７５９＊＊＊（０．０００）８．０６６
４＊＊＊（０．０００）１２．９１６＊＊＊（０．０００）西南（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）１５．０７７＊（０．０９３
）０．２６９（０．７８８）１．１３７＊（０．０８１
）西南（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）３４．５２０＊＊＊（０．０００）５．４７６＊＊＊（０．０００
）５．４８３＊＊＊（０．０００）西北（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）２０．０６５＊＊（０．０２８ ６）２．２９７＊＊（０．０２１ ６）２．２５１＊＊（０．０１２ ２）西北（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）５２．３４２＊＊＊（０．０００）７．０７２＊＊＊（０．０００）９．４６８＊＊＊（０．０００）东北（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）１８．９４７＊＊＊（０．０００）４．３４７＊＊＊（０．０００）６．５１０＊＊＊（０．０００）东北（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）７．７７２＊＊（０．０５０）１．５４９（０．１２１）１．９４８＊＊（０．０２５ ７）华中（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）６．９０６＊（０．０７４ ９）２．２７７＊＊（０．０２２ ８）１．５９５＊（０．０５５ ４）华中（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ）２１．８９８＊＊＊（０．０００）４．６５３＊＊＊（０．０００）７．７１５＊＊＊（０．０００）华南（ＦＤＩ，ＮＧＫＳ）６．６４９＊（０．０８３
９）２．３４３＊＊（０．０１９ １）１．４９０＊（０．０６８
１）华南（ＮＧＫＳ，ＦＤＩ
）１１．４７４＊＊＊（０．００９
４）２．９７８＊＊＊（０．００２
９）３．４５９＊＊＊（０．０００
２７１）注：＊、＊＊和＊＊＊分别表示在１０％、５％和１％显著水平下拒绝不存在横截面依赖性的原假设
表３ 华东地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫ
Ｓ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是Ｆ
ＤＩ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％安徽１２．６６９ ３４．３５３ ５６．００３ １３２．０４９ １０．８５９ ３２．７１３ ５０．０１５ １０２．９１２福建１．４１７ １６．７７７ ２８．０９７ ７２．８１６ ６．９９２ ７．８７９ １２．０４４ ２５．５４９江苏０．９７２ ２７．８８５ ４３．０９８ ９０．２２７ ３１．７８１＊＊１４．８９１ ２３．１５１ ５０．２４７江西２．８４７ １８．５６８ ３１．００８ ７６．１２８ ２４．１３８＊
２１．８３２ ３５．８６５ ８０．１２８山东２．９４８ １２．１１６ １９．３４８ ４４．７１７ ０．２０４
１１．７８２ １８．２６２ ４０．８５２上海９．０７９ １９．８４８ ３３．０８１ ９０．５８４ ６９．３１２
＊＊
２３．８９２ ３８．３４７ ９８．９１４浙江
１１４．８６６＊＊＊
９．２００
１３．９７２
３０．０６８
２．３４８
１１．８５１
１８．１０９
３７．９３
０注：“Ｗａｌｄ统计量”指格兰杰因果关系Ｗａｌｄ检验统计量。１０
０００次重复抽样获得自举临界值。＊、＊＊以及＊＊＊分别表示在１０％、５％和１％显著水平下拒绝原假设，下同
表４ 华东地区ＦＤＩ与“
脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％安徽５．７９３ ２２．２６１ ３４．６１８ ７６．７４３ ０．２２５ １８．１１３ ３０．９４７ ７１．９６８福建３．７６９ ２１．６９３ ３５．７４２ ９９．６０４ １１．２９５＊７．９１８ １２．３２１ ２５．２８１江苏２４．８５５＊＊１４．３７０ ２１．８５５ ４８．６８９ １．６９３ １０．９１９ １６．５８７ ３５．７３７江西１．９３４ １８．４３５ ２９．２４１ ６２．４１６ ５．９１３ １２．１９５ １８．６７１ ３５．０６４山东１．３０７ １４．７１９ ２２．７３０ ５０．０２８ １．０１９ ８．９８７ １３．３３３ ２７．９０６上海２．８６９ １６．９３９ ２７．９０３ ６４．８８４ １４．６６３＊１１．３２０ １７．７５７ ３９．５９３浙江
５１．１５４
＊＊＊
８．８５８
１３．４０７
３０．１８３
０．１６０
９．８１７
１４．７４９
３０．１０８
（
２）华北地区。表５、表６反映了华北地区５省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表５可看出，北京的ＦＤＩ是绿色技术知识存量的格兰杰原因；天津、河北、山西和内蒙古的ＦＤＩ与绿色技术知识存量不存在格兰杰因果关系。从表６可以看出，华北
地区所有省份ＦＤＩ与“脏”技术知识存量之间均不存在格兰杰因果关系。北京、河北、山西的“脏”技术知识存量吸引了ＦＤＩ进入，“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因。天津和内蒙古的“脏”技术知识存量不是ＦＤＩ的格兰杰原因。
表５ 华北地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％北京１０．６５３
＊
８．７１３ １３．３１２ ２６．８６２ １８．３４１＊＊
９．３６９ １４．１２６ ２６．５７０天津０．５０６ ８．４１４ １２．８６９ ２７．１４８ ３．１８４
２１．１５９ ３０．８５８ ６６．３１３河北１．７６８ ８．９４３ １３．９６８ ３１．３７７ ６７．０３６
＊＊＊
１７．７４７ ２６．３３１ ５６．５７９山西０．７７１ ９．３１８ １４．７６７ ３５．０３９ ２５．６０１＊＊＊７．９９４ １２．５１３ ２３．５９０内蒙古
０．１３９
８．９４５
１３．８２９
２９．２３６
０．２３４
８．３２４
１３．４１８
２９．１１９
·４２１·科技进步与对策 ２０１５年
表６ 华北地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％北京３．２２９ ８．９５２ １４．２７２ ２９．７６４ １５．４０２＊＊９．７３２ １４．３０２ ２９．１４３天津１．７９３ ８．９３９ １４．３９８ ３１．３６１ ３．８０７ ２６．８２０ ３７．２３５ ７４．３９８河北１．０４８ ８．４０６ １３．１３４ ３１．３５８ ４３．５４９＊＊＊１２．５８８ １８．６４４ ３５．４８２山西０．８３８ ９．３７６ １５．２１８ ３４．２９８ ２３．５６６
＊＊
８．３６９ １２．７５３ ２４．４６７内蒙古
０．２８２
１５．２６７
２３．９５２
４９．７３０
０．５１１
８．３６１
１２．４１３
２４．５１２
（
３）西南地区。表７、表８反映了西南地区５省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表７可看出，贵州、四川、云南ＦＤＩ是绿色技术知识存量的格兰杰原因。从单向绿色技术知识存量对ＦＤＩ的影响来看，仅重庆存在显著的格兰杰原因，其它省份绿色技术知识存量并不是ＦＤＩ的格兰杰原因。从
表８可以看出，贵州和云南ＦＤＩ是“脏”技术知识存量增长的格兰杰原因。四川、西藏和重庆的ＦＤＩ不是
“脏”技术知识存量增长的格兰杰原因。从单向“脏”技术知识存量对ＦＤＩ的影响来看，西藏、云南和重庆“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因，吸引了ＦＤＩ进入。
表７ 西南地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫ
Ｓ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是Ｆ
ＤＩ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％贵州２０．０３７＊＊９．２７９ １４．４６７ ３３．６５７ ７．３７７ １０．４１３ １６．６７３ ３５．３５９四川１５．８００＊＊
８．４５９ １２．８８６ ２７．１８２ ４．１１６ ２１．２５９ ２９．９６３ ５３．８６９西藏１．８６７
１０．５３０ ４８．８７４ ２４５．１６４ ０．０３８８ ７．０６３ ２１．８７６ ６７１．６０１云南２６．７９８
＊＊
８．２３３ １３．０６２ ２７．８６２ １７．８６５ ２０．６１９ ３１．４２３ ６４．５０２重庆
１．２９９
７．３４５
１１．２０７
２２．７２３
１２．０３６＊
７．８１２
１２．２５１
２４．７０２
表８ 西南地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：
ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％贵州
１２．５６４＊
８．９０３
１３．７９８
３１．９９１
８．８７６
２０．６３２
３２．４７１
７１．１０１
四川２．２６５ ９．６６５ １５．２３６ ３３．０７５ １０．１７２ ２１．２４４
３０．６５２ ５７．６８５西藏０．７５３ ８．１１９ １２．９６１ ３１．７１１ ７．５２９＊５．６４８ ８．４２７ １７．２５３云南２１．０５０＊＊８．９３１ １４．１４９ ３２．２０３ ２２．４０３＊２０．９３５ ３０．５４９ ６０．２４８重庆
０．１０６
８．５７８
１３．５４８
２８．６０６
２５．１３７＊＊
９．７７４
１５．１５９
３３．７２２
（
４）西北地区。表９、表１０反映了西北地区５省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表９可以看出，宁夏和新疆ＦＤＩ是绿色技术知识存量的格兰杰原因。从绿色技术知识存量吸引ＦＤＩ的影响来看，宁夏、青海和陕西ＦＤＩ与绿色技术知识存量之间存在显著
的格兰杰因果关系。从表１０可看出，西南地区所有省份ＦＤＩ都不是“脏”技术知识存量增长的格兰杰原因。这表明西南地区ＦＤＩ并未促进该地区“脏”技术发展；宁夏和新疆“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因，说明宁夏和新疆的“脏”技术状况吸引了ＦＤＩ进入。
表９ 西北地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％甘肃
３．０７７ ８．２１２
１２．８１５
２９．２３８
０．１５４
１２．３３９
１９．０９７
４１．３０６
宁夏１０．００３＊９．３３８ １４．９１５ ３４．０６２ １８．３９５＊＊７．９００ １１．７６１ ２３．８６２青海３．２８２ １１．２３３ １７．５１８ ３９．２８３ ２４．１８７＊＊＊６．５２６ １０．２７９ ２３．９１６陕西２．７５０ １０．５４２ １５．８２１ ３２．８１１ ２２．４４９＊＊１０．０１３ １６．３７３ ３８．３９２
新疆
４
０．４５２＊＊１１．８８９
１８．５５９
４１．２４６
１２．６７２
１７．３７１
２６．２９７
５９．
０６２表１０ 西北地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％甘肃
９．３４３ ９．６９７
１６．４５３
３８．３１３
０．１５３
１０．６７８
１６．９４４
３５．５２８
宁夏０．８８０ １０．４１３ １７．５０７ ４０．３０７ ２３．９０１＊＊＊７．０１２ １０．６５９ ２１．２１７青海２．８２７ ８．８９７ １４．７０２ ３３．３３４ ３．４４７ ６．４２９ ９．６０１ １７．８３９陕西０．５３３ ９．０９９ １４．７７２ ３１．９８６ ７．５３１ ８．１４６ １２．６５３ ２７．３３３新疆
０．６９０
９．９４７
１５．９５６
３６．４２９
３８．５０１＊＊
２１．２９８
３２．０１１
６８．５７４
·
５２１·
第９期 贾 军：
外商直接投资与东道国绿色技术创新能力关联测度分析
（
５）东北地区。表１１、表１２反映了东北３省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表１１可看出，东北地区各省ＦＤＩ都不是其绿色技术知识存量增长的格兰杰原因。黑龙江和辽宁的绿色技术知识存量吸引了ＦＤＩ进入。绿色技术知识存量是该地区
ＦＤＩ增长的格兰杰原因。从表１２可看出，
东北地区ＦＤＩ均都不是“
脏”技术知识存量增长的格兰杰原因。从单向“脏”技术对ＦＤＩ的影响结果来看，仅辽宁省存在格兰杰因果关系。黑龙江和吉林的“脏”技术知识存量并不是ＦＤＩ进入的格兰杰原因。
表１１ 东北地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％黑龙江
０．１２７ ５．７９７
８．９００
１９．４１５
１２．９０２
＊＊
５．１９８
８．１５５
１９．４８５
吉林３．５３４ ５．８４０ ８．７９４ １７．４３５ ３．７０８ ６．４２１ ９．８５９ ２３．６２７辽宁
１．４８５
６．１６９
９．５６４
２０．８５３
９．７８４＊＊
６．４５６
９．０３５
１７．９７４
表１２ 东北地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：
ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％黑龙江
３．１７９ ５．７２１
８．７２９
１７．２３５
６．８６２
７．２４８
１０．９４０
２１．５８
７吉林０．１６１ ５．３７２ ８．９８２ ２２．２５９ １．５３２ ９．４３８
１３．８０９ ２６．８４４辽宁
０．３０９
５．８４４
９．３１７
２０．６０１
４２．０７０＊＊＊
５．６４７
８．１０８
１６．２６４
（
６）华中地区。表１３、表１４反映了华中地区３省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表１３可看出，华中地区各省ＦＤＩ都不是其绿色技术知识存量增长的格兰杰原因，但绿色技术知识存量都是外商直接投资的格兰杰原因。从表１４可以看出，
华中地区ＦＤＩ都不是“
脏”技术知识存量增长的格兰杰原因。从单向“脏”技术影响ＦＤＩ结果来看，仅湖北的“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因。河南与湖南的“脏”技术知识存量并不是ＦＤＩ进入的格兰杰原因。
表１３ 华中地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％河南
２．５５０ ５．８３１
９．０１０
１９．７１８
１１．４０４＊＊
５．８６２
９．３４６
１９．５０８
湖北２．３６３ ６．５６３ １０．４９９ ２３．１１９ ３３．５１２＊＊＊６．２７８ ９．８１２ ２１．７２７湖南
４．１４６
５．０８２
８．００８
１７．８６９
８．０１８＊
５．８９４
９．８８９
１８．２４７
表１４ 华中地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：
ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：
ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％河南
４．２４９ ５．１８７
７．９７３
１６．９４５
２．８７８
５．６８６
８．９４９
１９．５７４
湖北０．１１９ ５．０３９ ７．９８１ １６．８１６ ７．９３５＊６．４３１ ９．７４５ １８．３１６湖南
１．３８９
５．０１９
７．７２７
１６．５２５
０．７４１
６．５９０
９．８６８
２２．０２４
（
７）华南地区。表１５、表１６反映了华南地区３省ＦＤＩ与知识存量之间的格兰杰因果关系检验结果。从表１５中可看出，广东与广西ＦＤＩ是绿色技术知识存量的格兰杰原因。海南ＦＤＩ与绿色技术知识存量之间不存在格兰杰因果关系。从单向绿色技术知识存量对
ＦＤＩ的影响来看，
广西和海南两省存在显著的格兰杰原因。从表１６中可以看出，广东和海南的ＦＤＩ与“脏”技术知识存量之间不存在格兰杰因果关系，广西ＦＤＩ是“脏’技术知识存量增长的格兰杰原因。华南地区各省“脏”技术知识存量都是ＦＤＩ的格兰杰原因。
表１５ 华南地区ＦＤＩ与绿色技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验
省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％广东１４．１１９
＊＊
５．８６２ ８．７２６ １７．４４８ ３．５９８ ６．３９９ １０．１３３ ２３．２３８广西１３．５２２＊＊５．８３２ ８．４７２ １７．６４９ ８．２４６＊７．６２２ １２．０７６ ２５．３８１海南
５．４４５
６．６４１
１０．３７３
２１．３４６
１２．４４０
＊＊
６．４８６
９．６６９
２０．５８３
表１６ 华南地区ＦＤＩ与“脏”技术知识存量关系的格兰杰因果关系检验省份Ｈ０：ＦＤＩ不是ＮＧＫＳ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％Ｈ０：ＮＧＫＳ不是ＦＤＩ原因
Ｗａｌｄ统计量自举临界值
１０％５％１％广东
０．５１４ ６．０３９
９．４３９
２０．７７２
７．０６９
＊
５．５４１
８．０２４
１５．２２８
广西１７．４７６＊＊５．９９７ ９．２２６ １８．０６５ ７．２１０＊５．７７５ ８．５２８ １６．４８６海南
４．１１１
７．１４１
１０．８４５
２３．０８１
３１．６０９＊＊＊
５．５９０
８．３８９
１８．６７８
·６２１·科技进步与对策 ２０１５年
５ 主要结论及政策启示
鉴于区域间经济联系的密切性及ＦＤＩ效应的集聚性，本文将中国内地３１个省市自治区划分为７大区域，运用自举面板格兰杰因果关系检验方法对１９９９－２０１１年ＦＤＩ与绿色技术知识存量或“脏”技术知识存量之间的格兰杰因果关系进行分析，得出了以下结论：①ＦＤＩ是绿色技术知识存量增长的格兰杰原因在浙江、北京、贵州等９个省份存在。绿色技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因在江苏、江西、上海等１７个省份存在；②ＦＤＩ是“脏”技术知识存量增长的格兰杰原因在浙江、贵州、云南、广西等４个省份存在。“脏”技术知识存量是ＦＤＩ的格兰杰原因在上海、北京、河北等１４个省份存在。
根据以上研究结果，尽管ＦＤＩ在增强东道国绿色创新能力方面作用有限，但ＦＤＩ也未能使东道国的“脏”技术知识存量增加。近年来，各地方政府在引进外商投资时开始关注资源节约和环境保护等问题，ＦＤＩ进入审批更加严格，对外商投资项目也通过资源评估标准进行评估，这对遏制ＦＤＩ中“脏”技术研发至关重要。然而，ＦＤＩ在多数省份并未真正考虑区域环境技术创新，引进外资的绿色质量还不够理想。多数ＦＤＩ进入的动机是追求低廉成本、税收优惠或者学习先进技术等。因此，地方政府在引进ＦＤＩ时需进一步评估引进ＦＤＩ的绿色创新能力，真正实现以市场换绿色技术的目的。
值得关注的是，中国多数省份绿色技术创新能力提升吸引了ＦＤＩ进入，半数省份“脏”技术创新能力提升吸引了ＦＤＩ进入，技术创新能力成为吸引ＦＤＩ的关键要素。若东道国不注重绿色技术研发，那么ＦＤＩ进入时也将忽视对当地的环境保护。目前，由于各省份普遍存在“脏”技术知识存量大于绿色技术知识存量的情况，路径依赖效应将锁定经济发展中的污染排放。因此，进一步完善环境及相关政策成为绿色技术转型的关键。应利用税收、金融等政策鼓励本土企业进行绿色技术创新，从“脏”技术研发向绿色技术研发转型。实际上，发达国家ＦＤＩ企业更倾向于使用先进的生产技术和污染排放系统，因而其更希望与技术含量高、绿色创新水平高的企业合作。因此，鼓励本土企业提升绿色技术创新能力，鼓励绿色环保项目、产业升级改造等是提高ＦＤＩ绿色质量的关键。
综上所述，中国的外资引进政策尚未有效促进当地的绿色创新，也未有效实现以市场换绿色技术的目的，引资质量还需进一步提升。东道国技术创新能力，特别是绿色技术创新能力是吸引ＦＤＩ的关键要素。因此，应增强本土企业的绿色技术创新能力，提升区域环境质量，吸引高质量、技术密集型绿色ＦＤＩ进入，充分发挥ＦＤＩ的技术溢出效用，真正实现中国经济的绿色增长。
参考文献：
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ｓｉｓ ｏｎ ＯＥＣＤ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｍｏｄｅｌｉｎｇ，２０１３（３３）：２６１－２６９．
［１９］ Ｋ ＮＹＡ Ｌ．Ｅｘｐｏｒｔｓ ａｎｄ ｇｒｏｗｔｈ：ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ａｎａｌｙｓｉｓｏｎ ＯＥＣＤ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ｗｉｔｈ ａ ｐａｎｅｌ ｄａｔａ ａｐｐｒｏａｃｈ［Ｊ］．Ｅｃｏ－
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（８７）：３０８－３２２．
（责任编辑：张益坚）
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·
第９期 贾 军：外商直接投资与东道国绿色技术创新能力关联测度分析
外商在华直接投资的影响因素及效益分析 第一章外商在华直接投资的现状及特点 伴随经济全球化的加速和国际分工的细化，新一轮产业结构调整在全球范围内展开，我国经济在经历了近20年的持续高增长之后也开始步入以增长方式转变和结构调整为主的转型时期。市场容量的扩大、需求的多层次性、工资差距的变动以及“消费断层”的存在促使在华外商直接投资无论在投资动机、投资方式还是在投资类型方面均呈现出新的特点。 1.1外商在华直接投资的现状 1.1.1投资规模不断扩大 从外商直接投资项目规模看，2002年我国批准外商直接投资项目34171项，是1983年的54倍、1990年的约5倍；其次，从外商直接投资的合同外资金额规模看，2002年外商对华直接投资的合同外资金额达827.68亿美元，分别是1983年和1990年的约43倍和13倍；最后，从外商对华实际投资规模看，2002年我国实际利用外商直接投资金额达527.43亿美元，是1983年的65倍、1990年的15倍。2008年，外商投资企业的工业产值和纳税分别已经占全国的30%和21%，占出口的比重高达55%，直接吸纳的就业人数达到4500万，在全球最大的500家跨国公司中，在中国投资的达到480家。截至2009年5月底，中国累计实际吸收外商直接投资约9000亿美元。外资经济已经成为中国经济的重要组成部分。 1.1.2增长速度持续稳定 改革开放20多年来，外商对华直接投资无论在批准项目数、合同外资额，还是在实际利用外资额上都保持着稳定的增长速度。1984-2002年全国批准外商
直接投资项目平均增长率为24.91%，其中，1984-1998年均增长率更高达59.4% 。合同外资额增长率总体上也保持着增长的态势，1984-2002年均增长率为21.47%。实际利用外资金额1999年出现下降外，其余年份均保持增长，1983-2002 年，我国实际利用外商直接投资年均增速高达33.5%。近几年来，中国的对外开放战略，也从过去以“引进来”为主要特征调整为“引进来”和“走出去”相结合。2007年，中国企业的非金融类对外投资额达到190亿美元，是2004年的3.4倍，2008年又增长到410亿美元。由此可见，外商对华直接投资额仍持续稳定并且保持着快速增长的状态。 1.2外商在华直接投资的特点 1.2.1外商投资产业结构进一步优化 外商在我国的投资过去主要集中于以轻纺为主的传统工业，近年来开始转向重工业方面投资,逐步投向石油化工、冶金、汽车和飞机等工业。另外，设备制造业、电气机械及器材制造业等高技术领域吸收外商投资持续大幅增长，外商投资设立研发中心和地区总部数量也迅速增加，钢铁、水泥、电解铝等行业新增外商投资也得到了有效遏制，使得外商在华投资的产业结构进一步优化。 最近几年外商在我国制造业中的投资发生了重要变化，我国制造业正在从加工组装基地向全球制造基地转变。随着跨国公司投资规模的扩大和投资水平的提高，中国在继续保持劳动密集型产业优势的同时，在高附加值产品和技术研发上的优势也开始形成。以往许多跨国公司不愿意向中国转移最先进的产品和技术，但这种状况最近几年发生了明显变化，大量日本企业正在将最先进的制造技术和产品转移到在华投资企业。例如东芝在华投资已由以往集中于家电、机电、能源领域转向信息技术及软件领域，并将在今后加大IT业方面的投资。阿尔卡特将其全球先进技术和产品向在华合资企业和中国市场全面开放，上海贝尔阿尔卡特有限公司将全面获得阿尔卡特开发的最新技术和产品。柯达公司已经将全球的Easyshare数码相机生产转移到上海。医药行业中的大型跨国公司，开始在中国生产其最新产品，将中国列入全世界其新药上市首批名单等等。 2
中国对外直接投资存在的现状及问题探析 [摘要]当前我国对外直接投资存在的主要问题是地区分布不尽合理,投资规模小,经济效益偏低;投资存在一定的盲目性,缺乏高效统一的宏观管理与协调机构;海外企业缺乏高素质的人才,经营管理水平不高;我国海外投资风险尚缺乏有效的防范制度和措施。 [关键词] 对外直接投资问题 一、我国对外直接投资的现状 1.对外直接投资存量与流量 从我国近几年来对外直接投资的发展情况可以看出, 虽然对外直接投资规模不断扩大, 但从总体规模上我国与部分发达国家或发展中国家还存在一定差距。根据商务部发布的数据,截至2003年底,中国累计对外直接投资净额332亿美元,相当于1990 年的13倍。2004年延续了对外直接投资的上升势头,中国2004年对外直接投资流量为36. 2亿美元,年末存量接近370亿美元。2008年,中国对外直接投资更是增速惊人。在5月举行的第四届东亚投资论坛上,中国商务部副部长陈健在论坛上透露,该年一季度,中国对外直接投资( FDI) 为193. 4 亿美元, 同比增长353%。 2.对外直接投资区域选择 从投资区域结构看, 近年来我国对外直接投资分布区域更为广泛, 2006年我国对外投资合作业务已经遍及世界约200个国家和地区,其中, 在亚洲的直接投资额占我国对外直接投资额的30%,在非洲的直接投资额占我国对外直接投资额的比例约为3%,在拉美国家的直接投资额占我国对外直接投资总额的60%,拉美已经取代亚洲成为我国对外投资的第一大目的地。可以说, 我国90%以上的对外直接投资投向了亚太地区, 相比之下, 欧洲其他地区所占份额极小。 3.对外直接投资主体与投资方式 近年来,随着中国加入世界贸易组织,国家逐渐放宽了对外投资政策,对外直接投资主体逐渐由国有企业主导向投资主体多元化方向发展。国有企业占整个投资主体的比重由2003年的43%降至2006年的26% ,而有限责任公司由2003年的22%上升至2006年的33% ,超过国有企业跃居对外投资主体首位,私营企业则位居对外投资主体的第三位。这表明有限责任公司和民营企业已逐渐发展成为我国对外投资的新生力量,投资主体结构进一步优化。另外, 跨国并购已成为我国对外投资的重要方式。 二、我国对外直接投资发展中遇到的主要问题 1.缺乏清晰的境外发展战略,投资存在一定的盲目性 发达国家的大型跨国公司往往都有一个显著的特点,就是具有完整的全球战略,以世界市场作为角逐的目标,对再生产周期的各个环节实行国际化安排。而我国企业对外直接投资尚处于初级阶段,还未制定对外直接投资总体发展战略。首先,我国有些企业从事对外投资不是生产经营发展到一定程度的结果,而是带有某种试探性、偶然性。其次,我国更多的企业进行对外直接投资的主要目的仍是扩大出口市场,增加出口创汇,而不是依据企业全球化发展战略的实施计划而进行投资的。这样企业海外发展的持续性和全体布局性就较差,也将导致企业在全球市场的长期竞争中缺乏后劲。 2.企业缺乏核心技术 核心技术与核心产品是企业在市场中取胜的主要因素。目前, 我国还处在技术引进阶段, 在关键技术上, 还难以与国外具有高新尖技术和成熟产品的企业抗衡。从总体上看,与发达国家相比,我国企业的技术优势不足。对许多引进的先进技术缺乏消化吸收, 创新能力不强, 特别是一些高端产品的核心技术仍然依靠进口, 甚至某些行业的产业结构、产品结构、技术结构不适应市场经济的要求, 根本没有竞争优势可言, 因而无力参与国际竞争, 甚至连国内的
外商对华直接投资的效应风险述评 内容提要：外商对华直接投资对促进中国经济发展，提高国内企业业绩具有诸多正面效应和积极作用。但随着外资进程的加快，利用外商对华投资的风险问题也随即出现，亟待需要解决和深入研究。本文在问题提出的背景下，就近期相关中外资风险的问题进行文献综述和评价，进而提出规避风险的政策建议，以期我国经济建设的健康持续发展。 关键词：FDI风险政策建议 一、问题背景 我国改革开放，利用外资所取得的成绩令世人瞩目，但伴随引资战略进程的加快，我国在引进和利用外资中存在一些潜在风险，产生了一定的负面效应，许多问题亟待解决。首先，国内被外资垄断的一些行业，排挤了我国民族企业，威胁到我国的产业安全，加大了国内市场风险。其次，外贸依存度虚高，外企出口占总出口的50％以上，反映了出口对GDP增长的拉动作用很大程度上依赖外企实现，我国对外资的依赖性过高，影响到我国的国际收支安全，加大了国际市场风险。第三，外资的技术外溢效果从总体上看不太明显，我国出口中劳动密集型产品占绝对层次的现状并没改变，贸易环境持续恶化的趋势也没扭转，表明利用外资优化出口产品结构的目标未能达到预期效果。第四，外企的技术垄断和限制竞争行为增强了我国对外国技术的依赖性，影响了我国自主技术创新的能力和积极性，技术的相对落后使我国产业和企业的市场竞争力偏低，加大了国际和国内市场风险。第五，外资对总体就业的贡献率很低，与其在我国获取的利益不成比例，同时，外资的区域选择偏好也加剧了我国地区经济差异和个人收入差异。 尽管目前有许多国内外学者对此方面问题进行了有效的理论探讨，但绝大多数国内专家在从总体上论述了外资的正面效应后，只是略带论述了外资的负面效应，还不够深入；或从单个方面探讨外资的负面影响，如国内学者在技术外溢和技术安全方面，运用了大量的计量与实证的分析方法，但分析结果大相径庭，对统计计量标准与方法也存在较大的分歧。作为国外学者则是针对发展中国家整体进行分析，或以中国为例进行局部分析，直接对我国具体情况进行深入客观分析的较少，并且国外专家分析也难免会从自身的角度和立足点出发来看待中国问题，不一定完全符合我国国情。虽然外资对我国经济的负面影响及对策有专门阐述，但缺乏理论系统分析，因此本文研究具有重要的理论意义。我国全面履行人世义务的过渡期即将过去。这意味着中国融入经济全球化进程将加快，外资会以更快的速度进入我国，国际投资的自由化趋势难以逆转。在积极参与了与其他国家（尤其是周边国家）的区域经济一体化和多边投资自由化活动中，全球化和区域经济一体化并存的现象使我国的政策出现了两难
近十年我国利用外商直接投资状况的实证分析 摘要：作为经济全球化进程中的一个极其重要的方面，外商直接投资已超过国际贸易，成为促进全球经济增长最活跃、最重要的因素。特别是进入20世纪90年代之后，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。本文利用理论与实证对外商直接投资在我国的分布进行了分析，并提出了一些结论和建议。 关键词：外商直接投资；经济发展；协调策略 一、引言 外国直接投资作为生产国际化和国际分工进一步深化的一种重要方式,日益成为全球最重要的经济力量之一。外商直接投资（Foreign Direct Investment. FDI）也叫国际直接投资，它是以控制经营管理权为核心，以获取利润为目的一种国际投资基本形式。近年来我国经济迅速发展，GDP指数逐年攀高，外国投资者越来越倾向于来华投资。中国的外商直接投资，不仅决定了近一半的进出口贸易总额，储备资产的增减和国际收支的平衡，也直接影响着中国各个领域的发展。目前，我国实际吸收的FDI存量已突破5000亿美元，远远超过其他国家，成为世界最大的FDI流入国。FDI已经成为影响我国经济增长、就业、技术进步的重要因素。
二、我国利用外资的总体趋势 本表为2000—2011 年的年度数据，相关数据根据近十年《中国统计年鉴》经计算整体所得。
据外资快报统计，2011年1-4月，全国新批设立外商投资企业8152家，同比增长8.61%；实际使用外资金额388.03亿美元，同比增长26.03%。到2011年四月累计外商直接投资逾1445.38亿美元，已连续18年居发展中国家之首； 2011年1-3月份，对华投资前十位国家/地区（以实际投入外资金额计）依次为：香港（196.87亿美元）、台湾省
评价外商直接投资对中国经济发展的作用 内容摘要:近年来,在世界范围上,中国被广泛地认为是引入外商直接投资促进经济发展最为成功的国家之一。主流文献应用新古典经济学分析框架得出结论,认为外商直接投资透过资本形成、出口扩张、技术转移和推动经济结构和制度转变促进了中国经济发展。本文则从涵盖结构主义、激进政治经济学、新古典经济学等学派有关外商直接投资和后进发展研究的一个多方位视角,来评价外商直接投资对中国经济发展的作用。通过比较分析得出,外商直接投资一方面确实促进了资源配置效率,有利于中国的经济发展,另一方面却妨碍了生产性效率的提升、对中国经济发展造成了消极影响,综合而言,总的效应却应该是偏向于负面的。 关键词:外商直接投资,相对生产率,比较优势,经济发展 一、现有文献概述与批评 现有的研究文献绝大多数遵循主流新古典经济学的分析框架——在不同程度上,它们接受这样的假定,认为外商直接投资的经济意义,是代表了接受体的资金和技术资源的一种“净增加”。这种分析主要有两种方法。第一种方法,将外商直接投资与经济总量的主要指标的比率简单标示出来,然后“读出”外商直接投资对中国经济发展的贡献。由此得出判断,按照国际标准,中国的外商直接投资与中国的国内生产总值之比、和外商直接投资与固定资本形成之比,在1980年代相对较小,进入1990年代以后就开始大幅度上升。这些研究同时发现,在日益扩张的中国外贸出口中,外资所占份额也在急剧上升。这两项指标,对于迅猛发展的沿海地区省市表现得尤为显着(Chen et al. 1995; Kaiser et al. 1996; Lardy 1995; Whalley and Xin 20XX; Zhang and Song 20XX)。 第二种方法,可以说是第一种方法的补充,主要专注于外商直接投资与经济发展各项指标之间关系的回归分析。这种分析意在检测外商直接投资对可观测的指标,如GDP增长等的间接影响,这种影响在在第一种分析中不能够显示出来。另外也试图想得出外商直接投资对那些不可观测的指标,如全要素生产率等的影响。这些分析发现对于各种不同的回归模型结果各异,但总体结论是,相关性都表现为正,而且在统计上显着。其中最乐观的发现是,在1990年代,外商直接投资促进中国经济的全要素生产率平均年增长达%,加上外商直接投资通过资本形成使GDP增长个百分点,那么外商直接投资对中国经济增长的总贡献在1990年代年平
外商直接投资间接投资互补性研究论文 [摘要]外商对华直接投资与间接投资是我国经济转轨,产业结构调整与升级和经济增长的两个重要手段。然而学术上对其研究要么局限于直接投资的研究,要么局限于间接投资的研究,而对从两者关系的角度研究的则未见也。本文分析了二者的互补性,发现两者都是促进经济发展的重要手段,因此提出二者并举的政策建议。 [关健词]外商直接投资外商间接投资互补性 对外投资是指资本突破国家界限在国外的投资,按照投资主体是否拥有对投资企业的实际管理权,可以把对外投资分为对外直接投资(ForeignDirectInvestment-FDI)与对外间接投资(FPI)。前者指投资者以控制企业经营管理权为核心,以获取利润为主要目的。后者主要是指购买外国公司的股票和其他有价证券的投资,以及中长期国际信贷。本文所指直接投资是指外商在华注册登记的三资企业,而把股票投资和对外借款及其他外商投资作为外商间接投资。 学术上关于FDI的论著主要集中在解释成因和讨论影响两个方面。早期的FDI理论主要从微观或宏观层面出发,重在解释对外直接投资形成的原因。微观层面如海默(1960)建立在不完全竞争基础上的垄断优势理论,雷蒙德·维农(1966)建立在国际贸易理论基础上的产品周期理论,巴克莱和卡逊(1976)等建立在科斯定理基础之上的内部化理论,以及约翰·邓宁(1977)建立在产业组织理论和国际贸易理论基础上的折衷理论(OLI);宏观层面如日本小岛清(1978)的比较优势理论。近期研究则主要集中在宏观(即国家层面)上,主要讨论直接投资对东道国的影响(包括正面的和负面的影响),以及提出政策建议,多为实证研究。 FPI的理论主要是证券投资理论,大都从微观层面即从投资者层面论述如何规避风险,提高投资效益,如上世纪50年代马柯维茨的“资产组合理论”,60年代夏普的“资本资产定价模型(CapitalAssetPricingModel)”及70年代史提夫·罗斯的“资本资产套价理论(ArbitragePricingTheory)”等。近期也开始有宏观即国家层面的论述。如有学者(于永达,2000)在分析FPI发展趋势的基础上提出“中国及其他新兴市场经济国家、发展中国家应力主FPI的健康发育、有序
外商直接投资的基本形式 我国吸收外商投资，一般分为直接投资方式和其他投资方式。采用最多的直接投资方式是中外合资经营企业、中外合作经营企业、外商独资经营企业和合作开发。其他投资方式包括补偿贸易、加工装配等。 中外合资 中外合资经营企业亦称股权式合营企业。它是外国公司、企业和其他经济组织或个人同中国的公司、企业或其他经济组织在中国境内共同投资举办的企业。其特点是合营各方共同投资、共同经营、按各自的出资比例共担风险、共负盈亏。各方出资折算成一定的出资比例，外国合营者的出资比例一般不低于25%。 中外合资经营企业是中国利用外商直接投资各种方式最早兴办和数量最多的一种。在吸收外资中占有相当比重。 中外合作 中外合作经营企业亦称契约式合营企业。它是由外国公司、企业和其他经济组织或个人同中国的公司、企业或其他经济组织在中国境内共同投资或提供合作条件举办的企业。各方的权利和义务，在各方签订的合同中确定。举办中外合作经营企业一般由外国合作者提供全部或大部分资金，中方提供土地、厂房、可利用的设备、设施，有的也提供一定量的资金。 外商独资 外商独资企业指外国的公司、企业、其他经济组织或者个人，依照中国法律在中国境内设立的全部资本由外国投资者投资的企业。根据外资企业法的规定，设立外资企业必须有利于我国国民经济的发展，并应至少符合下列一项条件，即采用国际先进技术和设备的;产品全部或者大部分出口的。外资企业的组织形式一般为有限责任公司。 合作开发 合作开发是海上和陆上石油合作勘探开发的简称。它是国际上在自然资源领域广泛使用的一种经济合作方式，其最大的特点虽高风险、高投入、高收益。合作开发一般分为三个阶段，即勘探、开发和生产阶段。合作开发比较以上三种方式，所占比重很小。
外商在华直接投资的利弊分析 (2009-04-09 11:29:19) 鲁月峰 一、文献回顾与理论综述 麦克杜格尔（Macdugall,1960）较早对国际资本流动的原因和影响做了理论研究，后经肯普(M.C.Kemp)等人对其分析的发展形成国际资本流动的一般模型。麦克杜格尔和肯普认为国际间的资本流动将使各国的资本边际产出率趋于一致，从而可提高世界的总产量和各国福利。麦克杜格尔以后，随着国际直接投资规模的明显扩大和越来越受到国际社会的重视，西方学者采用宏观结构分析和微观行为分析的方法对国际直接投资进行了深入研究，形成了许多国际直接投资理论。其中有海默（Hymer1960）等人的垄断优势论，哈佛大学教授维弄（R.Vernon1966）的产品生命周期理论,巴克利（P.J.Buckley）等人的市场内部化理论，邓宁（J.H.Dunning1977）的国际生产折衷论，日本一桥大学教授小岛清的比较优势论等等。在国际直接投资对发展中东道国经济增长影响的理论中，具有代表性的是美国经济学家H.钱纳里和A.斯特劳特1969年创立的“两缺口”模型，该模型认为，大多数发展中国家经济发展的历程表明，经济发展主要受三种因素约束：一是储蓄约束，即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张，二是外汇约束，有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口，三是吸收能力约束，即由于缺乏必需的技术和管理，无法有效的使用外资和各种资源，这三种约束都将阻碍经济发展。实质上双缺口模型是在新古 典增长理论的框架下得出的，而以罗默(P.Romer)、卢卡斯(R.Lucas)等人为代表的新增长理论认为，对外开放和参与国际贸易可以产生一种外溢效应（Spillover）,加速世界先进科学技术、知识和人力资本在世界范围内的传递，从而促进发展中国家的经济增长。在实证研究方面，西方学者主要采用两种方法：一种是通过跨国比较分析来研究外国资本流入与经济增长的关系，通常的做法是将经济增长率对外国投资水平和外国资本的积累进行回归分析；另一种做法是通过生产函数导出的增长方程研究外国资本对本国经济增长的贡献。在对国际资本流入与国内经济增长特别是发展中的东道国的各种实证分析中，有的学者认为国际资本流入促进了接受国的经济增长，有的学者对国际资本流入对经济增长的促进作用持否定态度。其中，V.N.Balasubramanyam 和M.Salisu利用46个国家的样本数据检验表明，外国直接投资在一定程度上促进了东道国的经济增长，世界银行学者Husian和Jun应用时间序列和横截面序列相结合的方法对东亚国家（不包括中国）1970-1988年的经济数据进行了回归分析，发现外国直接投资对经济增长有显著的促进作用，另外如Raghuram G.Rajan，Eduardo
对外直接投资论文开题报告范文研究背景及意义 众所周知，外商对华直接投资一直是拉动中国经济增长的主力，中国足吸收fdi的世界大国，占了流向开展屮国家fdi总量的三分之-。但另-方面，巾国也是世界资本的-大供应源，虽然口前巾国流出的对外直接投资(ofdi)相比流入的外商直接投资(ifdi)规模还较小，但其增长速度不容小视。仅20XX年一年，对外直接投资的增幅就到达了 32%，中国的很多跨国大企业在国际商务中开始扮演越来越重要的角色。20XX年，中国的对外直接投资额到达亿美元1，创历史最高纪录，位居全球第五。 在全国各省市中，广东的对外直接投资总量位列第一，到达了亿美元。上海位第二，对外直接投资累计额到达60. 43亿美元。上海和广东作为中_经济的领头羊，许多行业都是处于全w领先地位，尤其是制造业，而且在施行对外直接投资的企业中，也还是以制造业为主。 影响我国对外直接投资的因素很多，有目的国的环境因素、政策因素、中国的市场因素、政策性因素等等。但以上分析都是基于宏观层而的，这些h益增长的对外宵接投资终究是由什么样的企业奉献的?剔除相同的宏观经济环境、不同的行业因素和不同的冃的国的影响，什么样的企业更容易选择对外直接投资?企业的生产效率与企业的对外投资行为乂有什么样的关系?对企业层面的复杂差昇很难由一个笼
统的调查阐释清楚，因此只有通过对企业层面进行严谨的分析，才能答复上面的问习题。 在国际贸易理论研究中，很长一段时间企业在贸易中的作用是被无视的。 传统贸易理论关于企业的描述仅有企业是追求利润最大化的，新贸易理论中虽然将规模报酬递增和不完全竞争引入国际贸易分析中，但企业还是同质的(homogeneous)典型企业，即所有企业都从事出u。然而，近十几年的贸场理论研究表明，企业是异质的(heterogeneous),为什么一辟企业从事出口而另-些企业不从事出口?为什么有些企业选择通过出口进入海外市场，而有些企业选择fdi?对上述两个问习题，异质性企业理论从新的角度给予了解释。 melitz首次通过异质企业模型将上述研究标准化，出现了以企业异质性为特征的新-新贸易理论(new-new trade theory)。 新-新贸易理论是同际贸场理论的前沿，能够很好的解释当前国际贸易和投资活动的现实情况，代表了将来的开展思路和研究方向。该理论主要分为两个研究方向，以melitz (ＸＸ)为主导的方向主要探索企业的国际化途径选择，又称为异质性企业贸易理论(heterogeneous-firms trade，简称hft);以antras (ＸＸ)为主导的方向主要研究企业全球组织生产抉择，又被称为企业内生边界理论(endogenous boundary theory of the firm)。而从现有文献来看，该理论还处于开展初期，无论是理论还是实证方面都还不够成熟和完善，关于异质企业的理论假设需要更加详细的企业面的数据来进行检
中国外商直接投资的空间分布数据 中国外商直接投资的区域分布情况单位：% 1 资评込泄：《申国蜿计年饕2000》；■顒据科們东西部II城划分忖毎计鼠 按省市划分的外国直接投资的空间分布（1990-1999年）单位：% 表2 按宵市划分的外冒克接投蚩的空间分布（*1990-1999年）单位；％ 1995 19S8 1997 1996 1999 199S 1997 1996 r 4；28.33 26.54 27 2& 2S.07 djffi0.94 0.54 o^e 0.33 江苏14 J2 14 64 11 72 12.^ 贲州0.02 0.10.110.07 9.?^9.a y os 9.7b C J7 1.03 】U4 0.72 卜一海6,86 7.$5 & 11 9.41黑龙江 C.77 1.16 ISA 1.35 山务： 5.47 4.86 5.99 6.Z9 M H0.73 0.9 0.87 1.08 北京iJl 1 79 3恥 3.71 C.G3 0.61 Ok V21天津 4.2￡<€75壮 5.14 重庆0.59 0.95 0.90漸订2,98 2 51 3西 3.65 pqjll0.5fi O.Si 。后LOS 辽宁 2.57 4.94 5.1 L15 陕西0.5ft 0.6G 1JS OJB 河」L 2.52 3,15 2 36 1 .98 0.37 0 32 0.36 oje 2.23Z.15 1 A3 1 .63 肉较古0,15 0.?0 lb 0.17 灣南 1.57 1.81 1 Q8 1 7S tt脅0.10 0.9?0.0& 0.21 广四 1.55 1.S6 1 91 1 .58 0.10 0.05 O.0J- 0.15河南 1.24； 1 3G 1 49 1 .25 宁見0 Ot 0 040 010 01 1JS 1.50 1 52 1.89 0,010 0.01 ■：j 资料来筹：（中国統计年餐M91-2000期国家计委对外经济研究所有关统计资料” 各地区外国直接投资增长速度比较
外商在华直接投资与中国对外贸易的相关性研究 摘要:通过综述外商直接投资与国际贸易之间的理论关系,发现大多数研究都以二者的总额作为研究对象从而得出结论。本文选取1985—2008年作为研究时间段,首先定性分析外商在华直接投资与中国对外贸易之间的关系,然后通过建立时间序列模型验证其结论,并利用E-G两步法进一步定量分析二者之间的相关性。最后深度考察外商对华直接投资与FDI企业贸易额、剥离出FDI企业贸易额后的对外贸易额之间的关系,从而对二者的相关性得出比较全面和深入的结论。 关键词:FDI;对外贸易;相关性 一、理论基础 第一,外商直接投资与国际贸易的互补性。1978年,小岛清提出的比较优势理论认为,失去比较优势的企业可以利用其标准化的技术和雄厚的资金进行对外直接投资。在东道国和母国经济结构互补的前提下,这种来自于母国失去比较优势产业的对外直接投资,将流向东道国具有比较优势的产业,从而增强双方的贸易基础,因此具有“贸易创造”效应。 第二,外商直接投资与国际贸易的替代性。1957年,蒙代尔在《国际贸易与要素流动》一文中,假设在规模报酬不变的生产技术下,通过一个模型,从静态角度考察了贸易和投资相互替代的两种极端情况,即禁止性投资如何刺激贸易,已经禁止性贸易如何刺激投资。分析了国际贸易与要素流动在一定程度上是可以互相替代的。当商品贸易存在障碍时,国际资本流动可以弥补和调节各国间需求与供给的不平衡,达到世界均衡,并导致资本要素价格和商品价格的均等化。而当生产要素由于某些原因不能在国际间发生转移,且不存在任何贸易障碍的情况下,只要资源禀赋有相对差异,两个国家之间就必然会发生贸易,其结果是实现世界均衡和商品及要素价格均等。 第三,外商直接投资与国际贸易间的替代与补充交织性。Markusen&Venable(1998)在解释外商直接投资与对外贸易间的关系时,将投资分为国内投资、垂直型投资和水平型投资3种方式。垂直型投资与国际贸易产生互补效应,水平型投资与国际贸易产生替代效应,而各国知识资本禀赋的差异使外商直接投资与国际贸易的互补性和替代性交织存在。Patrie(1994)根据投资的动机,将外商直接投资分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型3类,并提出市场导向型的外商直接投资与国际贸易之间存在替代关系,而生产导向型和贸易促进型的外商直接投资与国际贸易之间存在互补效应。
我国外商直接投资的发展历程及特征分析 摘要：自从1978 年改革开放以来，我国经济每年平均增长速度高达9.7%, 毋庸置疑，外商直接投资在这其中发挥了重要作用。截止2011 年底，我国实际利用外商直接投资1160.11 亿美元，连续21 年成为吸引外资最多的发展中国家。中国高速发展的经济、巨大的市场潜力、廉价的劳动力资源，都令中国成为最具吸引力的投资目的地。本文回顾了改革开放三十年来外商直接投资的发展历程, 然后分别从外资国别结构、行业结构、投资方式结构、地区分布结构等方面分析了我国外商直接投资的基本特征，最后对各阶段我国外国直接投资的特点做了一个概括和总结。 关键字：外商直接投资；FDI；发展历程；特征 上世纪70 年代末的三中全会拉开了我国经济体制改革的序幕。紧接着，1979 年，全国人大颁布的《中华人民共和国中外合资经营企业法》成为我国利用外资的里程碑。之后，随着我国改革开放进程的深入，外资的规模从小到大、进而蓬勃发展。在外商投资规模不断扩大的同时，所使用外资的产业结构也在不断优化。外资企业在促进国民经济增长、带动产业技术进步、扩大出口和提供就业机会等方面发挥着日益重要的作用，为我国经济迅速融入国际经济体系做出了令人瞩目的贡献。 1我国外商直接投资现状 外商直接投资（FDI）指外国企业和经济组织或个人(包括华侨、港澳台胞以及我国在境外注册的企业) 按我国有关政策、法规，用现汇、实物、技术等在我国境内开办外商独资企业、与我国境内的企业或经济组织共同举办中外合资经营企业、合作经营企业或合作开发资源的投资(包括外商投资收益的再投资)，以及经政府有关部门批准的项目投资总额内企业从境外借入的资金[1]。 我国利用外资30 年发展迅速，已经进入利用外资东道国的前列。自1993
关于外商直接投资的定义 外商直接投资与国际直接投资、对外直接投资、外国直接投资等等，尽管提法不同，但它们的基本含义大致是相同的，简单的说都是指为了取得和拥有国外企业的经营控制权并获得利润和其他利益为目的的投资。 根据OECD定义，外商直接投资是一个国家(或地区)的居民和实体(直接投资者或母公司)在投资者所在国之外的另一个国家的企业(国外直接投资企业、分支企业或国外分支机构)建立长期关系、以获得持久利益为目的，并对之进行控制的投资活动。’其中的“持久利益”是指直接投资者和企业之间存在着一长期的关系，并且直接投资者对企业的经营管理存在重大的影响。OECD还建议直接投资企业应被定义为股份有限企业或无限企业，其中外国投资企业者拥有股份有限企业10%或更多普通股，或投票权，或在无限企业拥有与之等价的权力;该定义并不要求外国投资者拥有绝对的“控制权”。 根据IMF的定义，外商直接投资是指由一个居住在一个经济体的企业(外商直接投资者或母公司)对居住在另一个经济体的实体(国外直接投资企业、子公司或国外分支机构)进行管理控制的投资，这种直接外资涉及到一种长期关系，这一关系是对一个投资者在某个外国的持久利益的反映。 在1973年发表的《世界发展中的跨国公司》中跨国公司中心对跨国公司的定义为:“本草案中使用的跨国公司一词，是指由两个或两个以上国家的实体所组成的公营、私营或混营所有制企业，不论这类企业的法律形式和活动领域如何;该企业在一个决策体系下运行，能通过一个或几个决策中心采取一致对策和共同策略;该企业中的各实体通过股权或其他方式形成联系，使其中的一个或几个实体有可能对别的实体施加重大影响，特别是与其他实体分享知识、资源和责任”。通常情况，跨国公司是外商直接投资的主体。同属于同一个主权国家，而不是在不同社会经济制度下的几个相对独立的投资体，也不是外国投资者与我国之间的国家间投资关系。由此可知，我国的“外商直接投资”中的“外商”，既包括外国投资者，又包括香港、澳门和台湾地区的投资者。所以在本文中采用“外商直接投资”这个称谓。 根据国家统计局的规定，如果一个企业全部资本中25%或以上来自外国(包括港澳台)投资者，该企业就被称为外国(商)投资企业。我国一般将外国(商)投资企业划分成中外合资经营企业、中外合作经营企业、外商独资企业和合作开发四类，从1995年开始又增加一个种类:外商投资股份有限公司。前三类企业称为“三资企业”，当然现在有五种形式，但由于习惯在我国的统计中仍然沿用“三资企业”这个名称来代表外资企业。另外，由于政治的因素，在统计中为了将来自“港澳台”地区的直接投资与来自其他国家的投资区别开来，分别称之为“外商投资企业”和“港澳台投资企业”。为了便于数据统计计算和分析，在本文的研究中，我们将其统称为“外商投资企业”。外商直接投资作为经济全球化和资本国际化的产物已经成为世界经济发展的必然趋势。外商直接投资作为企业国际化的高级形式，在突破贸易保护主义和各种贸易壁垒，进行技术交流等方面发挥重要作用，日益受到各国的重视。根据联合国贸易组织的一项研究，外商直接投资具有广泛的正面外部性，可以为东道主国提供资本，扩大东道国的经济规模，产生广泛的新知识和技术的扩散，促进劳动者的技能的提高和流动，同时还会产生放大效应，促使系列产业和企业的跨国私人投资。国际折衷理论也认为，对外投资的企业将其优势与东道主国本国的生产要素结合比本国有利，但同时会为东道国带来先进的生产技术、丰厚的资本、管理技能、销售技巧、研发能力、组织形式及企业文化等，不管企业是自愿或是非自愿。
外商对华直接投资区位选择的分析及启示 一、提出问题 中国已成为世界上吸引外商投资额最大的国家,但是外商在华直接投资的地区性发展很不平衡。主要集中在东部沿海地区,特别是以上海为中心的长江三角洲、以东莞为中心的珠江三角洲和以京津唐地区为中心的环渤海经济圈。据有关数据显示:目前外商对华直接投资中有%分布在东部地区,%分布在中部地区,而西部地区只有%。究竟是什么因素导致对华投资的如此不均衡,跨国公司进行投资区位选择时考虑的因素又有哪些呢?中外学者做了大量的研究。 二、文献回顾 英国学者邓宁在海默的垄断优势理论,巴克利和卡森的内部化理论的基础上提出了国际生产折衷理论,对跨国公司及对外直接投资现象做了全新的解释。他指出:一个进行直接投资是有三个因素决定的,即所有权优势,内部化优势和区位优势。邓宁把区位优势看作国际投资区位选择的关键因素,并把区位因素归纳为市场因素、贸易壁垒、成本因素和投资环境,随后又补充了语言、习惯等非经济因素。 根据邓宁的理论,伍德沃和罗尔夫对影响出口导向制造业国际分配的主要因素进行了实证分析。根据他们的分析,跟投资选址呈正相关关系的因素有:GDP、汇率贬值、免税期限、自由贸易曲的规模、政治稳定因素、制造业的积聚度、土地面积等;而与选址呈负相关关系的因素有:工资、通货膨胀率、运输费用、工会组织等。 朴商天(20XX)以中国市场为研究对象,对外商在华直接投资的地区性差异因素进行了实证分析,得出:对外开放度、集聚化程度、鼓励政策与直接投资之间存在着明显的正相关关系,而工资水平、研发人力则对直接投资起着反作用。基础设施对选址呈正相关关系,但对外商投资经营活动的影响正在减少。 这些理论都在一定程度上解释了FDI区位选择的动因,前两个是以多个国家为研究对象的,对我国具有一定的借鉴性,但不可能完全符合中国的现实情况。朴商天虽然以中国为研究对象,但他只简要的讲述了影响地区性差异的因素,对某些区域存在着哪些具体的问题方面并没有解释。本文根据这些学者提出的因素,结合中国东、中、西部的具体情况,解释对外直接投资在我国分布不均衡的原因和由之得出的一些启示。
①资料来源： 国家统计局2009年国民经济和社会发展统计公报。摘要：20世纪90年代中后期以来， 随着我国从整体性短缺经济向结构性过剩经济的转变，外商直接投资的负面效应开始显现，我国利用外商直接投资面临着产业、行业、区域结构失衡，核心技术含量不高，FDI 利润汇回给国际收支带来潜在风险等新问题。因此，要提高我国利用FDI 的质量和效果，需调整和改进利用外资的政策，均衡引导外商直接投资资金的流入与流出；注重培育自主创新能力，增强我国企业的国际竞争力；积极开拓新的引资途径，优化利用外资结构；加快技术进步与创新，实现从引资到引知的战略转移；规范对外资企业的优惠政策，建立健全市场竞争机制。关键词：外商直接投资；失衡；问题；对策中图分类号：F830.59文献标识码：A 文章编号：1006－3544（2010）03－0028－04 收稿日期：2010－03－24作者简介：毕海霞，女，河北金融学院副教授，研究方向为国际金融。 我国利用外商直接投资存在的问题及对策 毕海霞 （河北金融学院，河北保定070051） 20世纪80年代末以来， 外商直接投资（FDI ）大量流入发展中国家。2009年，我国新批设立外商投资企业23435家，合同外资金额1935.1亿美元，实际使用外资900.3亿美元，同比分别下降14.8%、8.4%和2.6%。2010年1~2月，全国新批设立外商投资企业3163家，同比增长14.56％；实际使用外资金额 140.24亿美元， 同比增长4.86％。中国连续17年成为利用外资最多的发展中国家。改革开放30年来，吸引外资年均增长 20％，是我国国内生产总值增速的2倍多，居发展中国家第一位，世界第二位。近年来，外商直接投资在促进我国外贸出口、引进先进科学技术、弥补国内资本的不足、增加就业机会、稳定人民币汇率等方面产生了重要的影响，为我国经济的发展注入了新的活力。毫无疑问，外商直接投资对推动我国开放型经济的发展和增强综合经济国力发挥了十分重要 的作用，但不容忽视的是，20世纪90年代中后期以来， 随着我国从整体性短缺经济向结构性过剩经济的转变，虽然外商直接投资对我国经济发展的推动作用依然强劲，但在引进外商直接投资中存在的一系列问题逐渐显现，对我国经济发展产生了一定的制约作用，对此我们应给予高度重视。 一、我国利用外商直接投资存在的主要 问题 （一）产业分布极不平衡 外商直接投资在各产业的分布呈现出高度的不平衡性。这种不均衡突出表现为：2009年，我国在外商投资中流入第二产业的外商直接投资比重明显偏高，实际使用金额达到 500.7亿美元， 所占比重高达55.6%；第三产业次之，实际使用金额为385.3亿美元，所占比重为42.8%；第一产业最少，外商投资农、林、牧、渔业新设立外商投资企业896家，实际使用外资金额14.29亿美元，分别占同期全国总量的3.82%和1.59%， 比重最小。 ① 这种投资结构与我国产业结构中第二产业产出偏高是一致的，如果不考虑其他因素，在某种程度上可以说， 外商直接投资加剧了我国产业发展的不均衡。 （二）行业分布结构失衡 外商直接投资不仅在我国三大产业之间的分布结构不均衡，在各行业内部的不均衡也十分明显，主要表现在：外商在第二产业的投资中，过多地集中在制造业，且对劳动密集型产业和技术含量不高的制造业投资比较多，而对高科技行业的投资明显偏少；第三产业则集中于房地产业，而房地产沉淀的资金给经济走出低谷带来困难。 从表1可以看出，我国吸收的外商直接投资约70%集中在制造业，20世纪90年代末期， 我国制造业实际吸收的外商直接投资占总金额的比重约为56%，2000年以来， 该比重呈显著上升趋势，2004年超过70%， 比1997年增加近10个百分点，在2005年以后虽然有所下降， 但2005～2009年间仍然达到50%以上。2009年， 外商投资制造业新设立企业9767家，实际使用外资金额467.71亿美元，分别占同期全国总量的41.68%和 51.95%。 制造业吸收外资主要集中于2009年，外商投资主要集中在通信设备、 计算机及其他电子设备制造业，电气机械及器材制造业，化学原料及化学制品制造业，交通运输设备制造业和通用设备制造业等行业。 制造业是我国较成熟的行业，而外商对该行业的大规模投资，从另一个侧面说明了外资未能充分引导我国新兴行业的开发，在一定程度上更加剧了我国行业结构的失衡。而且，这种投资结构也容易使外商借此转移过时的设备和技术，从而抑制我国自身的自主研发能力。可见外商投资产业过于集中、 低水平重复引进造成资源浪费、效率低下。同时，在第三产业中，外商投资于房地产行业的比重过高，2009年房地产业新设立外商投资企业569家， 同比增长25.88％， 实际使用外资金额167.96亿美元，占第三产业实际投
广东省深圳市外商直接投资基本情况数据分析报告2019版
前言 本报告主要收集权威机构数据如中国国家统计局，行业年报等，通过整理及清洗，从数据出发解读深圳市外商直接投资基本情况现状及趋势。 深圳市外商直接投资基本情况数据分析报告知识产权为发布方即我公司天津旷维所有，其他方引用我方报告均需要注明出处。 深圳市外商直接投资基本情况数据分析报告深度解读深圳市外商直接投资基本情况核心指标从外商直接投资签订项目数量，外商直接投资合同利用金额，外商直接投资实际使用金额等不同角度分析并对深圳市外商直接投资基本情况现状及发展态势梳理，相信能为你全面、客观的呈现深圳市外商直接投资基本情况价值信息，帮助需求者提供重要决策参考及借鉴。
目录 第一节深圳市外商直接投资基本情况现状概况 (1) 第二节深圳市外商直接投资签订项目数量指标分析 (3) 一、深圳市外商直接投资签订项目数量现状统计 (3) 二、全省外商直接投资签订项目数量现状统计 (3) 三、深圳市外商直接投资签订项目数量占全省外商直接投资签订项目数量比重统计 (3) 四、深圳市外商直接投资签订项目数量（2016-2018）统计分析 (4) 五、深圳市外商直接投资签订项目数量（2017-2018）变动分析 (4) 六、全省外商直接投资签订项目数量（2016-2018）统计分析 (5) 七、全省外商直接投资签订项目数量（2017-2018）变动分析 (5) 八、深圳市外商直接投资签订项目数量同全省外商直接投资签订项目数量（2017-2018）变 动对比分析 (6) 第三节深圳市外商直接投资合同利用金额指标分析 (7) 一、深圳市外商直接投资合同利用金额现状统计 (7) 二、全省外商直接投资合同利用金额现状统计分析 (7) 三、深圳市外商直接投资合同利用金额占全省外商直接投资合同利用金额比重统计分析.7 四、深圳市外商直接投资合同利用金额（2016-2018）统计分析 (8) 五、深圳市外商直接投资合同利用金额（2017-2018）变动分析 (8)
外商直接投资质量研究综述 摘要：文章梳理了FDI质量的文献，归纳并评述了国内外学者关于FDI质量的评价体系及FDI在东道国利用质量的“门槛”效应问题，以期对进一步研究FDI质量的学者提供参考。 关键词：FDI 质量综述 外商直接投资在开放型经济体的发展进程中发挥着重 要作用，利用外资是开放型经济体制的重要组成部分。当前，国际产业转移和跨国投资均呈现出新的趋势，对于深度融入全球经济一体化的中国而言，如何在新常态下应对利用外资的新形势、以提升利用外资的质量，将是我国在国际经济领域合作中亟待解决的重大课题。在新的历史发展时期，研究如何提升FDI质量势必要先梳理国内外学者关于FDI质量问题的研究视角、方法、质量评价体系及相关研究结论，以期得到更有价值的参考与借鉴。 FDI质量是引进和利用FDI时对用资方要求的满足程度（朱晓菁、韩福荣，2007），FDI质量应包含FDI的本身质量和东道国FDI的利用质量两个方面，两个方面存在一定的内在逻辑关联，且有相应的评价体系和“门槛”效应。文章即以FDI质量的评价体系和“门槛”效应为主线进行梳理和
述评。 一、FDI质量评价体系 （一）国外学者对FDI质量评价体系的研究 Kumar（2002，2005）较为系统地构建了FDI质量评价体系与评价指标的具体测度方法，Kumar认为FDI项目本身的新知识、新技术、更优的管理水平及其在东道国经济中扩散范围影响着东道国的经济发展，FDI的应用质量也因东道国的影响因素不同而差别较大。Buckley（2004）从FDI的项目规模、产业结构及关联和区域分布等方面考察了中国FDI 利用质量，认为中国利用FDI的质量不高。Kumar和Buckley 对FDI质量评价体系中忽略或简化了FDI本身的引进质量因素，而更测重于对FDI在东道国的利用质量评价，这种评价FDI质量的结果必会有一定的偏差，对东道国进行招商引资时的可借鉴性较低。 （二）国内学者对FDI质量评价体系的研究 国内学者对FDI质量评价体系的研究可分为三类，对FDI本身质量评价体系的研究、FDI应用质量评价体系的研究及对FDI本身质量和应用质量两方面的综合评价体系研究。 1 国内学者关于FDI本身质量评价主要围绕FDI的规模、结构、区域分布及安全四项指标构建FDI的宏观评价体系和引进FDI的技术进步、企业经营效益两项指标构建FDI