毕业设计（论文）-外商直接投资与江苏外贸出口竞争力分析.docVIP

南京工业大学本科生毕业设计（论文）外商直接投资与江苏外贸出口竞争力分析摘要在经济全球化不断发展的背景下，外商直接投资日益受到人们的关注。随着经济全球化的不断推进，外商直接投资在我国国民经济中，尤其是外贸出口方面，地位和作用日渐增强。如何充分利用外商直接投资来提高一个国家或地区的外贸出口竞争力，以更加合理的方式参与国际分工，具有至关重要的意义。本文首先对外商直接投资理论进行了回顾。然后以江苏为研究对象，分别从出口总量增长、出口贸易结构优化、出口竞争力指数等方面分析外商直接投资对江苏外贸出口竞争力的影响，利用相关年份统计数据，建立计量模型，对上述关系进行实证分析，得出结论：外商直接投资对江苏外贸出口竞争力的提升起着较强的作用。最后依据理论分析和实证分析的结果，提出相关对策与建议。关键词：外商直接投资 出口竞争力 江苏the analysis on foreign direct investment and jiangsus export competitiveness abstractagainst the backdrop of growing world economic globalization, the foreign direct investment (fdi) has captured increasing attention. with the world economy globalization has strengthened further, fdi is playing an important role and influencing more to chinas domestic economy, especially in the field of export. now, it is very essential to research how to promote a countrys or a regions export competitiveness by using fdi in order to more rationally joining the international division of labor.firstly, we look back to the fdi theories. then, the thesis takes the jiangsu as the target, puts the jiangsus statistical data in the past several years into the empirical analysis on the relationship between fdi and the promotion of jiangsus export competitiveness, and analyzes the effect that fdi may have the increase of jiangsus total export volume, the promotion of export structure and the increase of the index of jiangsus export competitiveness. we get the conclusion: fdi does play an important role in promoting jiangsus export competitiveness. finally, we put forward some suggestion and opinions on the basis of theoretical analysis and empirical methodology.key words: foreign direct investment (fdi); export competitiveness; jiangsu目 录摘要iabstractii第一章 引言11.1 江苏吸收外商直接投资和外贸出口现状11.2 文献综述2第二章 计量模型的建立与分析52.1外商直接投资与江苏出口总量增长的计量分析5 2.1.1外商投资企业出口额占江苏出口总额比重的变化5 2.1.2建立模型及选择数据6 2.1.3 回归分析62.2外商直接投资与江苏出口贸易结构优化的计量分析8 2.2.1江苏出口贸易结构的变化8 2.2.2外商直接投资与江苏出口贸易结构升级的计量分析9 2.2.3外商直接投资与江苏出口内部结构改善的计量分析112.3外商直接投资与江苏出口竞争力指数的计量分析122.3.1国际市场占有率指数的含义122.3.2回归分析12第三章 利用外商直接投资提升江苏出口竞争力的政策建议143.1 努力改善自身的投资环境，保持外商直接投资持续增长143.2 引导外商直接投资的产业投向143.3 引导外商直接投资的区域投向153.4 努力增强外商直接投资的技术外溢效应15结语17参考文献19致谢21- 21 -第一章 引言在经济全球化不断发展的背景下，外商直接投资日益受到人们的关注。外商直接投资对于国际分工深化和区域经济一体化、集团化，以及促进世界经济发展所发挥的作用是其他国际经济交往方式所无法代替的。随着经济全球化的不断推进，外商直接投资在我国国民经济中，尤其是外贸出口方面，地位和作用日渐增强。江苏作为中国对外贸易的大省，是中国走向国际市场的先锋队。如何充分利用外商直接投资来提升江苏外贸出口竞争力，以更加合理的方式参与国际分工，具有至关重要的意义。1.1江苏省吸收外商直接投资和外贸出口现状外商直接投资（foreign direct investment）是指一国的自然人、法人或其他经济组织单独或共同出资，在其他国家的境内创立新企业，或增加资本扩展原有企业，或收购现有企业，并且拥有有效控制权的投资行为1。1979-2008年，我国实际使用外商直接投资总额为8526.19亿美元。出口竞争力是用来评价出口状况的一个概念。它是指一个国家或地区可贸易的本国产品、产业以及从事贸易的企业在向本国开放的外国市场上所具有的开拓、占据其它市场并获得利润的能力。它反映了本国产品在国际市场上的竞争力。一个国家或地区只有具备持久的、较强的出口竞争力，才能保证对外贸易持续、健康、快速地增长2。改革开放30年来，我国吸引外商直接投资的规模不断扩大，外商直接投资的影响日趋增强。江苏作为全国的经济大省之一，在招商引资方面的工作成效显著。从20世纪80年代开始，江苏逐渐成为吸引外资的热点地区，2003年首次超过广东，成为中国第一大接受外资省份。1985-2008年，江苏累计吸收外商直接投资为1674.18亿美元。2008年全省实际外商直接投资总量继续位居全国第一，已连续六年保持全国第一。与此同时,江苏外贸也获得了飞速发展,尤其是出口贸易方面。2008年江苏省进出口总值为3922.70亿美元，占全国进出口总值的15.3%，继续列全国各省市第2位。1985-2008年江苏出口总额从15.86亿美元增加到2380.36亿美元。不仅出口总量保持了强劲的增长,江苏出口商品结构也得到了明显的优化。低附加值低技术含量的初级产品出口比重不断下降,从1990 年的20.40%下降到2007年的1.24%,而高附加值高技术含量的工业制成品比重却是节节上升, 出口比重从1990年的79.60%上升到2007年的98.76%。工业制成品出口内部结构也发生了较大的变化。劳动资源密集型工业制成品出口比重明显下降，而资本技术密集型工业制成品出口比重稳步上升。1.2 文献综述20世纪60年代以来的外商直接投资理论学派较多，按其分析方法或理论依据的不同，现行的外商直接投资理论一般分为四类：以产业组织理论为基础形成的理论，如垄断优势理论。美国学者斯蒂芬海默（s. h. hymer，1960）首先提出了垄断优势理论。这一理论最早出现在他的博士论文“国内企业的国际经营：关于对外直接投资的研究”中。70年代中期，海默的理论得到了他的导师查尔斯金德尔伯格（c. p. kindleb-berger）的支持3。他研究的核心是：市场的不完全竞争是跨国公司进行国际直接投资的根本原因，其所拥有的垄断优势是其实现对外直接投资利益的条件。以贸易理论与工业区位理论为基础形成的理论，如产品生命周期理论和边际产业扩张理论。雷蒙弗农（raymond vernnon，1966）提出了产品生命周期理论，他认为产品从进入市场开始，就开始了生命周期运动，其过程可分为“创新”、“成熟”和“标准化”三个阶段3。其理论核心是：外商直接投资企业拥有非发达国家厂商所没有的产品和工艺上的特有优势。日本国际经济学家小岛清（kiyoshi，1978）提出了边际产业扩张理论和fdi与国际贸易互补效应的小岛清模型。他认为对外直接投资应从本国已处于或即将陷于比较劣势的产业（边际产业）依次进行4。市场内部化理论，以市场失效理论、交易成本理论为基础。英国学者巴克利（peter. j. buckley，1978）和卡森（m. casson，1978）提出了内部化理论，加拿大学者拉格曼（m. ragman，1981）扩大了内部化理论的研究范围，其理论核心是：通过对外直接投资形成一个内部市场，部分地取代外部市场，以获得更大的贸易利益3。综合理论，典型的是国际生产折衷理论。英国经济学家邓宁（j. h. dunning，1977）提出了国际生产折衷理论。他认为：跨国公司的国际经营决策是由企业优势、内部化优势和区位优势这三组变量决定的。这三组变量的不同组合决定跨国公司在出口贸易、对外直接投资与许可证交易之间的选择3。综上所述，尽管各学派、各学者都侧重探讨自己所熟悉的领域，但都以对外直接投资为研究对象，强调垄断优势和市场不完全的影响。它们之间的区别主要表现在垄断优势的类别、利用方式、决定因素等的解释不同。不仅在理论层面上，学者们各抒己见，在实证方面，国内外学者也进行了一定的研究。国外的学者lipsey & weiss (1981)依据美国20 世纪70 年代的统计数据，研究美国跨国公司在发展中国家所设立的子公司的生产和出口行为。他们选取了一系列样本商品作为研究对象，结论是美国的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极的影响5。bhagwati 等人(1987)的研究结果是，东道国严格的投资和贸易保护政策，会导致直接投资对于贸易的替代效应，而东道国较为宽松自由的投资贸易政策，则会促进贸易与投资之间的积极关系6。国内的学者张毓茜(2001)对1983-1999年中国利用fdi和贸易关系实证分析结果显示，fdi对我国外贸增长贡献较大，她认为提高fdi贸易效应应该以促进结构优化为核心7。江小涓(2002)对fdi与中国出口竞争力的关系进行了定量研究，她对外商直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额进行了比较，认为fdi有利于优化中国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力8。吴进红（2003）从外贸规模、出口商品结构、对世界主要市场的出口和贸易顺差等方面分析江苏外贸竞争力，还着重分析了江苏利用外资的现状和现实中存在的问题，得出了有效利用外资提升江苏出口竞争力的结论9。朱袆（2003）认为外资企业的出口改善了江苏出口商品结构10。黎峰（2005）认为在考虑外资对我国出口竞争力的影响时,必须同时考虑外资对进口规模的影响。他首先对外资对我国出口规模、进口规模的影响进行实证研究,在此基础上通过贸易竞争力指数分析外资对我国出口竞争力的影响11。王进、刘璐（2006）对中国改革开放以来的出口贸易与外国直接投资流入的关系进行了分析。结果表明中国的出口贸易额和外国直接投资之间存在着长期稳定的正相关关系，同时出口贸易结构在外国直接投资的促进下不断优化升级12。李文（2007）通过实证分析得出结论一国的出口竞争力有明显的路径依赖特征，即上一期的出口份额对当期的出口份额有显著性的影响13。张春霞（2007）通过研究得出结论fdi对长江三角洲地区经济增长的影响存在不平衡现象,江苏的乘数效应在总体上远远高于其他两地14。郑东方、陈海波、陆慧（2008）认为外资的引入，通过投资办厂基本建设，引进设备安装到员工培训，再到生产产品的出口需要一个投资建设的全过程。fdi对出口的滞后影响很明显。滞后三年的效果是最好的15。韩笑（2008）对江苏省各区域经济增长以及各自利用fdi的现状进行了对比研究,然后就fdi对江苏区域经济增长的贡献率进行实证分析。在分析的基础上,就如何纠正fdi在江苏省地域分布的非均衡性特征,缩小苏南、苏中、苏北之间的经济差距提出了一些建议16。从上述文献中可以看出，外商直接投资对提升出口竞争力起到了一定的促进作用。国内外学者对外商直接投资和出口竞争力的研究大多集中于理论方面或以国家为单位。本文将从江苏实际情况出发，分别从出口总量增长、出口贸易结构优化、出口竞争力指数三方面具体分析外商直接投资对江苏出口竞争力的影响，利用相关年份统计数据，建立计量模型，对上述关系进行实证分析。依据实证分析的结果，提出相关对策与建议，使江苏在今后能够有效的利用外商直接投资进一步促进出口竞争力的提升。第二章 计量模型的建立与分析改革开放30年来，越来越多的外商投资企业选择到江苏投资建厂，组织新的机构。不少企业已经进入成熟阶段。这给江苏外贸的发展提供了有利的条件。从文献中可以看出，外商直接投资的增长与江苏外贸的发展在时间上具有同步性。因此笔者预测外商直接投资能起到提升江苏外贸出口竞争力的作用。反映出口竞争力的指标常用的有出口额、贸易盈余、出口结构、国际市场占有率、贸易专业化指数、显示性比较优势指数等17。本文在运用eviews软件分析外商直接投资对江苏出口竞争力的作用中，共分为三个步骤：首先分析外商直接投资与江苏出口总量的关系，考察外商直接投资的增长与江苏出口总量增长的相关性；然后分析外商直接投资与江苏出口贸易结构优化的关系,分析外商直接投资在优化江苏出口贸易结构中所起的作用；最后，以出口竞争力指数作为研究对象，具体分析江苏产品国际市场占有率与外商直接投资之间的关系。2.1 外商直接投资与江苏出口总量增长的计量分析2.1.1外商投资企业出口额占江苏出口总额比重的变化表2.1：外商投资企业出口额占江苏出口总额的比重 单位：%年份1995199619971998199920002001200220032004200520062007比重30.0043.7147.6151.4853.8556.0957.6463.0469.5674.5476.6177.0676.39资料来源：江苏统计年鉴（2000-2008年）整理所得表2.1显示了外商投资企业出口在江苏出口中的重要地位，外商投资企业出口额逐年增加，其占江苏出口总额的比重也越来越大。1995年外商投资企业出口额仅为29.35亿美元，到2007年已达到1556.25亿美元，占出口总额的比重也从1995年的30.00%一路上升到2007年的76.39%。因此我们说江苏出口总量的增长很大程度上得益于外商投资企业出口的增长。外商投资企业在江苏出口的地位得到了很快的提升，原因有以下三点：长期以来，外商投资企业所执行的政策都是出口为主和进口替代，具有较强的外向性；外商投资企业拥有广泛的销售渠道和很强的市场适应能力，技术先进，企业形象良好，与国有企业相比，进入国外市场的机会要大的多；早期的江苏外商投资企业中，很大一部分是来自于港澳台的中小投资者,他们利用江苏优惠的政策、廉价的劳动力和良好的基础设施等进行低成本加工，生产完产品后再出口。随着江苏投资环境的不断改善，发达国家的跨国公司也来到江苏投资建厂，使江苏外商直接投资的项目规模逐渐扩大，项目质量明显提高。2.1.2 建立模型及选择数据下面我们通过建立计量模型来分析外商直接投资与江苏出口总量之间的关系，来验证外商直接投资对江苏出口总量增长的贡献。在选择模型方面，一般认为随着外商直接投资的增加，出口总量也随之增加，因此本文选择一元回归模型。经验告诉我们，外资的引入，通过投资办厂基本建设，引进设备安装到员工培训，再到生产产品的出口需要一个投资建设的全过程。当年外商直接投资的流入量并不会立即引起当年外贸出口的增长，这期间存在着一个滞后效应。因此本文研究的是上一年度外商直接投资流入量对当年出口总量的影响。由于外商直接投资还具有累积效应，本文分别研究了上一年度累计外商直接投资总量和当年累计外商直接投资总量对当年出口总量的影响。为了消除物价的影响，设定1990年的江苏省居民消费价格指数（cpi）为100%，对选择的数据进行平减。平减的方法：选择的数据/居民消费价格指数。同时为了尽量消除异方差，再对平减的数据取对数。表2.2：江苏外商直接投资与出口总量年份fdi-1 fdi-1为上一年度外商直接投资流入量，tfdi-1为上一年度累计外商直接投资总量，tfdi为当年累计外商直接投资总量，ex为当年江苏出口总量，单位都是：亿美元，下同。tfdi-1tfdiexcpi cpi的单位是：%，下同。1990/4.2529.44100.0019911.414.256.5834.25104.9019922.336.5820.6140.02111.82199314.0320.6150.6346.52132.18199430.0250.6392.4466.86162.84199541.8192.44140.2497.82188.57199647.80140.24190.96116.01206.11199750.72190.96248.89140.89209.61199857.93248.89315.41156.51208.35199966.52315.41379.40183.09205.64200063.99379.40443.64257.70205.85200164.24443.64514.86288.78207.50200271.22514.86618.52384.80205.842003103.66618.52776.54591.40207.892004158.02776.54897.92874.97216.422005121.38897.921029.751229.82220.962006131.831029.751204.061604.19224.502007174.311204.061422.982037.33234.15资料来源：江苏统计年鉴（1991-2008年）2.1.3 回归分析 因为是时间序列，首先要对数据进行平稳性检验。检验时间序列的平稳性常用的方法有df检验法、adf检验法、pp检验法。本文采用adf检验法来检验时间序列数据的平稳性，其中最优滞后期数由aic准则来确定。经过检验，三组数据的六个变量都是原序列不平稳，而二阶平稳。结果如下表：表2.3：lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi的adf检验变量adf检验值检验类型（c,t,k） 检验类型(c, t, k) 分别表示单位根检验方程常数项, 时间趋势和差分滞后阶数, n 指不包括t。1%临界值结果lnex lnex为lnex经过2阶差分后的数值，ln(fdi-1)为ln(fdi-1)经过2阶差分后的数值，ln(tfdi-1)为ln(tfdi-1)经过2阶差分后的数值，lntfdi为tfdi经过2阶差分后的数值。-5.6301（c,n,0）-2.7406平稳ln(fdi-1)-6.2408（c,n,0）-2.7406平稳ex-5.6301（c,n,0）-2.7406平稳ln(tfdi-1)-6.6555（c,n,0）-2.7406平稳lnex-5.6301（c,n,0）-2.7406平稳lntfdi-6.9099（c,n,0）-2.7283平稳通过表2.3可以看出，变量经过二阶差分后的t统计量是显著的，因此，lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi均为i（2）型，满足协整检验的前提条件。然后分别对三组数据进行协整检验。通过建立无约束的var，确定最优滞后阶数。结果显示三组数据都属于var(1)型，表明var最优滞后阶数是1，所以协整检验的最优滞后阶数是0。协整检验的结果是三组数据各有一个协整方程。说明变量lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi存在着唯一的协整关系。接着再对三组数据分别建立误差修正模型，得出了协整方程和误差修正方程。协整方程如下： lnex = -14.5419 + 6.1463ln(fdi-1) （1）t: (5.4262)lnex = -11.0815 + 3.4821ln(tfdi-1) （2）t: (7.0925)lnex = -12.9272 + 3.7865lntfdi （3）t: (7.1821)从协整方程的结果来看，外商直接投资确实能够解释江苏省外贸出口总量的增长，推动了江苏外贸的发展，两者之间的确存在着线性关系。协整方程（1）说明外商直接投资具有滞后效应。但协整方程（2）的系数比协整方程（3）大，说明滞后效应不是很明显。从协整方程（3）中可以看出，累计外商直接投资每增加1%，出口总量将增加3.7865%，说明fdi对出口总量的影响还是相当大的。每一组数据都产生了两个误差修正模型，因为是以出口为被解释变量，所以选择其中的一个以出口为被解释变量的模型。结果如下：dlnex = 0.2052 - 0.0123ecm（-1） （4）t： （8.5509） （-2.9777）dlnex = 0.2052 - 0.0193ecm（-1） （5）t： （9.0879） （-3.4392）dlnex = 0.1992 - 0.0162ecm（-1） （6）t： （8.8403） （-3.2454）由误差修正模型，得出结论：以fdi-1为解释变量时，每年ex实际值与均衡值的偏差大约有1.23%被修正；以tfdi-1为解释变量时，每年ex实际值与均衡值的偏差大约有1.93%被修正；以tfdi为解释变量时，每年ex实际值与均衡值的偏差大约有1.62%被修正。通过以上研究，得出结论：外商直接投资对江苏出口总量增长起到了促进作用，两者之间存在动态的长期均衡关系。2.2 外商直接投资与江苏出口贸易结构优化的计量分析2.2.1 江苏出口贸易结构的变化在科技迅猛发展的时代，江苏想要提升出口竞争力，不仅要实现出口总量的增长，还要不断地优化其出口贸易结构。优化出口贸易结构主要分两个层次:第一层次是指以农产品和矿产品等初级产品为主的出口贸易结构向以工业制成品为主的出口贸易结构转变，通常称为出口贸易结构的升级；第二层次是指在出口的工业制成品中，以劳动资源密集型工业制成品出口为主的贸易结构向以资本技术密集型工业制成品出口为主的贸易结构转变，通常称为出口内部结构的改善。出口商品结构演变和转换态势在一定程度上是出口商品潜在竞争优势和未来竞争力的反映。因此，增加出口产品的科技含量、提高出口产品质量和档次，对出口结构适时转换和升级是提高出口竞争力的有效途径18。改革开放以来，随着开放政策的实行和经济发展战略的调整，江苏出口贸易结构发生了很大变化，表现为初级产品出口比重逐渐下降，工业制成品出口占主导地位。20世纪90年代开始，江苏工业制成品出口总量迅速增长，从1990年的23.43亿美元迅速上升到2007年的2012.05亿美元，并且其在出口总额中的比重稳步攀升，从1990年的79.60%上升到2007年的98.76%。相反，初级产品出口所占比重一直呈下降趋势，从1990年的20.40%下降到2007年的1.24%。可见，工业制成品出口所占比重迅速超过初级产品，在江苏出口商品中占据了绝对主导地位。 表2.4：江苏初级产品出口和工业制成品出口占出口总额比重 单位：%年份1998199920002001200220032004200520062007初级产品4.534.133.263.262.511.921.581.281.311.24工业制成品95.4795.8796.7496.7497.5098.0898.4298.7298.7098.76资料来源：江苏统计年鉴（1999-2008年）整理所得与此同时，工业制成品出口内部结构也发生了较大的变化。劳动资源密集型工业制成品出口比重明显下降，而资本技术密集型工业制成品出口比重稳步上升。劳动资源密集型工业制成品是指工业制成品中的按原料分类的制成品和杂项制品，资本技术密集型工业制成品是指工业制成品中的化学成品及有关产品和机械及运输设备19。劳动资源密集型工业制成品占工业制成品出口的比重从1998年的57.58%下降到了2007年的35.18%，而资本技术密集型工业制成品占工业制成品的比重从1998年的41.61%上升到了2007年的64.77%。因此，江苏工业制成品出口已经由劳动资源密集型工业制成品为主转化为以资本技术密集型工业制成品为主，出口内部结构得到了一定的改善。表2.5：两种工业制成品出口占工业制成品出口比重 单位：%年份1998199920002001200220032004200520062007劳动资源密集型57.5856.4553.3550.0544.4339.6238.5936.7934.8835.18资本技术密集型41.6143.5546.6549.9555.5760.3864.4163.1965.0864.77资料来源：江苏统计年鉴（1999-2008年）整理所得本文分两个层次来研究江苏出口贸易结构的优化，先研究出口贸易结构的升级，再研究出口内部结构的改善。2.2.2 外商直接投资与江苏出口贸易结构升级的计量分析本小节要研究的是外商直接投资与江苏初级产品出口额、工业制成品出口额的关系，以此来解释外商直接投资对升级江苏出口商品结构的作用。考虑到投资建厂到真正有产出和出口需要时日，即当年外商直接投资的流入不一定能引起当年产出和出口的增加，它具有滞后效应和累积效应，本文选用上一年度累计外商直接投资总量(tfdi-1)来反映fdi对出口结构的影响。在其它条件不变的情况下，外商直接投资额与贸易产品出口额之间的关系可以看成是单调线性的，可以用线性回归模型建立起变量之间的关系。因此，本文以上一年度累计外商直接投资总量(tfdi-1)作为解释变量，以江苏初级产品出口exm和工业制成品出口exp作为被解释变量，选用线性回归模型，对1998-2007年江苏省初级产品出口量(exm)、工业制成品出口量(exp)与上年度累计外商直接投资总量(tfdi-1)之间的关系进行回归分析，揭示外商直接投资对江苏出口贸易结构升级的具体影响。为了消除物价的影响，设定1990年的江苏省居民消费价格指数（cpi）为100，对选择的数据进行平减。平减的方法：选择的数据/居民消费价格指数。同时为了尽量消除异方差，再对平减的数据取对数。表2.6：江苏外商直接投资与初级产品出口额、工业制成品出口额年份fditfdi-1exm exm为初级产品出口，exp为工业制成品出口，单位都是：亿美元。expcpi199866.52248.897.09149.62208.35199963.99315.417.57175.53205.64200064.24379.408.40249.30205.85200171.22443.649.41279.36207.502002103.66514.869.65375.16205.842003158.02618.5211.36580.04207.892004121.38776.5413.86861.11216.422005131.83897.9215.771214.05220.962006174.311029.7521.051583.31224.502007218.921204.0625.282012.05234.15资料来源：江苏统计年鉴(1999-2008年)由于资料的可得性，样本容量较小，本文仅进行类似截面回归分析。ols方程如下：ols方程 f值 拟合优度系数lnexm = -2.4859 + 0.7500ln(tfdi-1) f=114.7821* 上标*表示通过显著性水平为1%的显著性检验，下同。 r2=0.9348 (7) t: (-6.3200*) (10.7136*)lnexp = -4.3307 + 1.7535ln(tfdi-1) f=414.6764* r2=0.9811 (8) t: (-8.9504*) (20.3636*)从回归结果可以看出，两个方程都在1%的显著性水平下通过方程的显著性检验，说明解释变量tfdi-1与被解释变量exm、exp之间的确存在着真实的关系。两个方程的变量也都在1%的显著性水平下通过显著性检验，说明变量tfdi-1对exm、exp的出口影响显著。从方程的回归系数来看，tfdi-1每增加1%，初级产品出口增加0.7500%，而工业制成品出口额增加1.7535%，表明外商直接投资对初级产品出口的推动作用不大，而对工业制成品出口的推动作用明显。从拟合优度系数来看，两个方程的拟合优度系数都比较高，exp与tfdi-1的系数更高一些，这进一步说明外商直接投资对工业制成品出口的推动作用明显，与回归系数研究结果相吻合。2.2.3 外商直接投资与江苏出口内部结构改善的计量分析本小节要研究的是外商直接投资与江苏劳动资源密集型工业制成品出口额、资本技术密集型工业制成品出口额的关系，以此来解释外商直接投资对江苏出口内部结构改善的作用。本文以上一年度累计外商直接投资总量(tfdi-1)作为解释变量，以江苏省劳动资源密集型工业制成品出口额(rlm)和资本技术密集型工业制成品额(ecm)作为被解释变量，选用线性回归模型，对1998-2007年江苏省劳动资源密集型工业制成品出口额(rlm)、资本技术密集型工业制成品出口额(ecm)与上一年度累计外商直接投资总量(tfdi-1)之间的关系进行回归分析，揭示外商直接投资对江苏出口内部结构改善的具体影响。同前文一样，先对数据进行平减，然后取对数。表2.7 江苏外商直接投资与两种工业制成品出口额年份fditfdi-1rlm rlm为劳动资源密集型工业制成品出口额，ecm为资本技术密集型工业制成品出口额。单位都是：亿美元。ecmcpi199866.52248.8986.1562.26208.35199963.99315.4199.0876.44205.64200064.24379.40132.99116.31205.85200171.22443.64139.83139.53207.502002103.66514.86166.70208.46205.842003158.02618.52229.84350.20207.892004121.38776.54332.31528.80216.422005131.83897.92446.62767.15220.962006174.311029.75552.311030.40224.502007218.921204.06707.851303.24234.15资料来源：江苏统计年鉴(1999-2008年)由于资料的可得性，样本容量较小，本文仅进行类似截面回归分析。ols方程如下：ols方程 f值 拟合优度系数lnrlm = -2.9975 + 1.3684ln(tfdi-1) f=287.3003* r2=0.9729 (9) t: (-6.6080*) (16.9499*)lnecm = -6.3749 + 2.0678ln(tfdi-1) f=601.7009* r2=0.9885 (10) t: (-13.6498*) (24.5300*)从回归结果可以看出，两个方程都在1%的显著性水平下通过方程的显著性检验，说明解释变量tfdi-1与被解释变量rlm、ecm之间的确存在着真实的关系。两个方程的变量也都在1%的显著性水平下通过显著性检验，说明变量tfdi-1对rlm、ecm的出口影响显著。从方程的回归系数来看，tfdi-1每增加1%，劳动资源密集型工业制成品出口增加1.3684%，而资本技术密集型工业制成品出口增加2.0678%，表明外商直接投资对资本技术密集型工业制成品出口的推动作用明显。从拟合优度系数来看，两个方程的拟合优度系数都比较高，这与外商直接投资与工业制成品线性相关的研究结果吻合。同时，方程（10）的拟合优度系数高于方程（9）的拟合优度系数，这进一步说明外商直接投资对资本技术密集型工业制成品出口的推动作用明显，与回归系数研究结果相吻合。通过以上研究，得出结论：随着外商直接投资流入量的扩大，江苏出口贸易结构已经由以初级产品出口为主转变为以工业制成品出口为主，出口商品结构在不断地升级。与此同时，工业制成品出口已经由劳动资源密集型工业制成品为主转化为以资本技术密集型工业制成品为主，出口内部结构得到了一定的改善。2.3 外商直接投资与江苏出口竞争力指数的计量分析2.3.1 国际市场占有率指数的含义从上面的分析中我们可以清楚地看到外商直接投资对江苏出口总量的扩大和出口贸易结构的优化起着重要的作用，从总体上提升了江苏出口竞争力。下面将更具体地结合国际竞争力评价指数的变化来分析外商直接投资对江苏出口竞争力的提升作用。国际市场占有率指数是一国(或地区) 出口总额占世界出口总额的比例，反映一国或一地出口的整体竞争力。市场份额的动态增长表明一个国家(或地区)出口优势不断变化,竞争优势趋于增强。国际市场占有率计算公式为：国际市场占有率= 出口总额/世界出口总额。2.3.2 回归分析经过整理数据，笔者发现江苏产品国际市场占有率在逐年增加，与外商直接投资的增长具有同步性。本文结合国际市场占有率指数来分析外商直接投资对江苏出口竞争优势的影响。因此仍然选择一元回归来构造模型。分别以上一年度累计外商直接投资总量tfdi-1和上一年度外商直接投资流入量fdi-1为解释变量，江苏产品国际市场占有率mr为被解释变量，构造回归方程。对数据的处理和前文一样，为了消除物价的影响，以1990的cpi为100，先对tfdi-1、fdi-1进行平减，然后为了尽量消除异方差，对tfdi-1、fdi-1、mr分别取对数。表2.8： 江苏产品国际市场占有率年份mr mr为江苏产品国际市场占有率。fdi-1tfdi-1cpi19910.0010019891.414.25104.9019920.0010948792.336.58111.8219930.00127823314.0320.61132.1819940.00161283330.0250.63162.8419950.00196848741.8192.44188.5719960.00223427047.80140.24206.1119970.00261726550.72190.96209.6119980.00293128357.93248.89208.3519990.00325175466.52315.41205.6420000.00399287363.99379.40205.8520010.00467584264.24443.64207.5020020.00593717271.22514.86205.8420030.007810354103.66618.52207.8920040.009499186158.02776.54216.4220050.011748376121.38897.92220.9620060.013299536131.831029.75224.50资料来源：根据中国统计年鉴和江苏统计年鉴整理所得由于资料的可得性，样本容量较小，本文仅进行类似截面回归分析。ols方程如下：ols方程 f值 拟合优度系数lnmr= -8.2355 + 0.5259ln(tfdi-1) f=85.3807* r2=0.8591 (11) t: (-30.5539*) (9.2402*)lnmr = -7.7443 + 0.6041ln(fdi-1) f=26.2810* r2=0.6524 (12) t: (-19.9089*) (5.1265*)两个方程都通过了显著水平为1%的显著性检验，在总体上线性关系显著成立。tfdi-1、fdi-1作为解释变量，也都通过了显著水平为1%的显著性检验，因而对被解释变量mr的影响是显著的。相对而言,tfdi-1作为解释变量的方程拟合得更好一些,并且它同时考虑了外商直接投资的累积效应和滞后效应,所以我们以它作为分析工具。由方程可知, tfdi-1每增加1%，江苏产品国际市场占有率就能提高0.5259%,也就是说伴随着外商直接投资规模的扩大,江苏产品的出口竞争力在不断增强,市场占有份额在不断提高。这一点与前面的总量分析结构分析的结论是一致的。产生这一结果的原因是外商直接投资企业广泛的国际销售渠道、出口倾向较高以及江苏各种鼓励出口政策等。以上的研究表明：外商直接投资规模的不断扩大使得江苏产品的出口竞争力增强，国际市场占有率不断提高。第三章 利用外商直接投资提升江苏出口竞争力的政策建议在第二章中，笔者分别研究了外商直接投资对江苏出口总量增长、江苏出口贸易结构优化、江苏出口竞争力指数的影响。通过实证分析的结果，可以得出结论：外商直接投资对提升江苏出口竞争力起着较强的促进作用，利用外商直接投资是江苏提升出口竞争力的重要途径。随着经济全球化趋势的进一步加强，外商直接投资在江苏的发展必将越来越快。为了继续发挥外商直接投资对江苏出口竞争力的提升作用，带动经济尤其是外贸出口的持续发展，在今后的招商引资工作中，我们不仅要努力改善软硬环境，还必须结合新形势对外资政策进行相应的调整和完善。3.1 努力改善自身的投资环境，保持外商直接投资持续增长保持外商直接投资持续增长有两层含义。第一层含义是保持外商直接投资总量的增长。通过各种政策导向及投资环境的改善，扩大吸收外资的渠道，尽可能的吸收各个国家和各个地区的外商直接投资，实现总量的增长。第二层含义是扩大利用跨国公司的投资。在经济全球化的时代，跨国公司的优势越来越明显。它们资本雄厚，技术实力强，企业形象良好，是世界经济的重要载体，在国际贸易领域，投资领域和生产领域发挥着重要的甚至是决定性的作用。尤其是在一些技术资本密集型行业，如通讯、汽车、生物制药等，如果不参加跨国公司在这些行业的全球体系，就很难加入这些产业发展的世界主流。因此江苏在引进外资中，应该注重创造各种优惠条件来吸引跨国公司的投资。目前跨国公司为了应对激烈的市场竞争，抢占市场份额，正在进行全球性的战略调整。它们逐渐将