（国际贸易学专业论文）外商直接投资与湖南经济增长实证研究.pdf

硕i j 学化论文 摘要 经济全球化是当代世界经济发展的大趋势，这j 趋势在很大程度上是由国际 直接投资推动的。国际直接投资作为经济全球化进程的一个极其重要的方面，己 经超过国际贸易而成为促进全球经济增长的最活跃、最重要的因素。研究国际直 接投资与地方经济增长之间的关系，对于探索区域经济发展具有重要的意义。 湖南自上个世纪8 0 年代以来，利用外商直接投资( 简称f d i ，下同) 取得了一 定的成绩。外资的流入弥补了湖南建设资金的不足，引进了一大批先进、适用技 术，促进产业结构调整和优化升级。那么，外商直接投资对湖南省经济增长到底 有多大的作用? 外商直接投资与湖南省的经济增长之间是否存在因果关系等一些 问题，如果能通过实证分析阐述这些问题，这将对湖南省的外资政策起到积极的 支持作用，同时也是对过去2 0 多年来利用外资经验的总结。 本文在综述了发展中国家利用外资与经济增长关系理论的基础上，结合湖南 利用外商直接投资的发展过程，总结了湖南利用外商直接投资的特征，系统地剖 析了吸收和利用外商直接投资对湖南经济增长的效应，用实证分析了外商直接投 资对湖南经济增长的作用，最后针对实证分析的结果提出了湖南利用外商直接投 资的政策建议。 关键词：外商直接投资；经济增长；资本效应；就业效应；产业结构效益； 技术外溢效应 外商卣接投资。j 湖南绎济增 岭、二7y 一 穴、= 芦| = 7 一一一7 ，一，7 一 、一，一，7、一 擎擎妒窜挚爹擎p 妒擎梦擎梦妒 图3 i湖南省三大产业在国民经济中的比重演变过程 数据来源：1 9 7 8 2 0 0 7 年各年i ：湖南统计年鉴数据整理、简单计算得出 3 4 外商直接投资的技术外溢效应 所谓外资技术外溢，即指一国在吸收外商直接投资的过程中，国内企业通过 向外资学习逐步积累丰富的知识和创新技术以及先进的管理经验，在国内国际市 场上竞争力增强而产生的效应【4 2 1 。 发展中国家利用外资的目标之一就是获取外国的先进技术、促进产业技术水 平提高。因为f d i 不仅是资本的转移，还伴随着技术的转移和先进管理经验、方 法的转移。国内外很多研究表明，发展中国家通过吸收和利用外商直接投资，使 该国的管理水平和劳动生产率有了大幅的提高，从而增强了企业的竞争能力，并 对东道国技术进步做出贡献。外商直接投资东道国技术外溢的影响主要表现在以 下几个方面： 1 前后向关联效应 很多外商直接投资带来的技术外溢效应是通过跨国公司在东道国的分支机构 ( 从东道国角度来看，即为外资企业) 与当地供应商和客户间的前后向关联关系 表现出来的。外资企业在产品或加工工艺以及营销等方面具有丰富的知识，当东 道国公司从中获得利益而又不需支付有关费用时，会形成技术溢出效应。在这里， 后向关联是指外资企业与东道国当地供应商( 上游公司) 之间的关系；前向关联 是指外资企业与东道国当地客户( 下游公司) 间的关系。 2 外资企业培训当地雇员 跨国公司总公司向其国外分支机构转移的技术不仅包括设备、无形资产、技 翡筋加坫加0 o 硕i j 学位论文 术和管理专家，还包括对分支机构所雇佣的当地雇员的培训。此类培训涉及各个 层次的雇员，既包括简单的生产操作员、较复杂的质量监督员，也包括高级技术 专家和高级管理专家。培训的形式灵活多样，包括现场传授、举办讲座、外派强 化培训，甚至到投资国接受系统教育等。尽管高层职务最初一般由来自投资国的 专家担任，但当地人员的比重会不断提高。当地雇员在外资企业工作期间积累的 各种技能，随着这些雇员的“跳槽”或创办自己的公司而产生技术溢出效应。 3 示范效应与竞争效应 跨国公司进入后所带来的技术溢出效应不仅在于先进技术在东道国的扩散， 更在于强化了国际交流的渠道，使得跨国界的示范效应成为可能。外资企业一般 采用比国内企业更为先进的技术和管理经验，对国内同类企业产生了显著的示范 效应。如平和堂、沃尔玛、家乐福等大型外资超市落户湖南后，湖南的零售业逐 步进入了超市时代，为湖南零售企业经营提供了新的经营理念、先进的管理经验 和营销技术，提高了湖南零售业经营水平和服务质量，尤其是使省会长沙商贸流 通业快速发展并稳居全国省会城市前列。 尽管示范效应是导致溢出的一个重要因素，但纯粹由示范效益所带来的技术 溢出效应可能并不重要，原因是实践中示范效应通常与竞争效应结合在一起。外 资企业的加入加剧了中国市场的竞争程度，对国内同类企业产生了显著的竞争效 应。增强了国内企业技术进步、提高劳动生产率的外部压力。从长期来看，当外 国公司与当地公司以同等规模在同一个市场上相互竞争时，当地公司有一种逐步 采取与外国公司相似的生产技术的趋势。如以l g 曙光为代表的外资企业带动了 湖南本地电子信息企业发展，博世、日立、日本三菱、岩井等推动本地汽车制造 企业的发展；另外，外资企业与湖南当地企业进行技术竞争，加速了技术开发的 速度和提升了技术水平，如湖南内资企业的机电产品、高新技术产品在制造业及 其出口中的比重不断提高，在一定程度上就是与外资竞争的结果。 4 外资企业在投资地设立研发机构 2 0 世纪9 0 年代中后期以来，为了更好的满足国内消费者的偏好、提高产品 差异能力和充分利用国内的智力资源，大型跨国公司纷纷来中国设立研发中心与 制造中心。伊莱克斯是第一个将其在中国的研发中心和制造中心落户湖南的世界 5 0 0 强企业。这些研发机构通过对中国员工的培训、对当地的示范和模仿效应产 生了技术外溢效应，提高了相应产业技术的研究与开发能力和技术水平。 外商直接投资j 湖南绛济增k 实i j 下研究 i 第4 章外商直接投资与湖南经济增长的实证分析 4 1 外商直接投资与湖南经济增长的相关性分析 矗 表4 1 湖南省历年g d p 与实际利用外商直接投资额比较 g d p ( 亿f d l ( 亿 年平均 消除通胀消除通胀的 年份元)美元) 汇率f d i ( 亿元) c p i 的g d p ( 亿f d i ( 亿元) ( 人民币( 4 ) = ( 2 ) ( 3 ) 元)( 7 ) = ( 4 ) ( 5 ) ( 1 ) ( 2 ) ( 5 ) ( 6 ) = ( 1 ) ( 5 ) 美元) ( 3 ) 1 9 8 32 5 7 4 30 0 0 2 61 9 7 5 70 0 0 5 l1 0 6 0 0 0 02 4 2 8 5 8 50 0 0 4 8 l l 1 9 8 42 8 7 2 90 0 3 4 2 2 3 2 7 0 0 0 7 9 61 0 2 4 0 0 02 8 0 5 5 6 60 0 7 7 7 3 4 1 9 8 53 4 9 9 5 0 1 7 6 l2 9 3 6 7o 5 1 7 21 0 1 9 0 0 03 4 3 4 2 4 90 5 0 7 5 5 6 1 9 8 63 9 7 6 80 0 9 4 83 4 5 2 80 3 2 7 31 0 1 5 0 0 03 9 1 8 0 3 00 3 2 2 4 6 3 1 9 8 74 6 9 4 40 0 2 3 53 7 2 2 l0 0 8 7 51 0 2 8 0 0 04 5 6 6 5 3 70 0 8 5 1 1 7 1 9 8 85 8 4 0 70 0 7 7 l3 7 2 2 l0 2 8 7 01 0 9 3 0 0 05 3 4 3 7 3 30 2 6 2 5 8 0 1 9 8 96 4 0 8 00 0 6 4 33 7 6 5 90 2 4 2 l1 0 6 5 0 0 06 0 1 6 9 0 l0 2 2 7 3 2 4 1 9 9 07 4 4 4 40 1 1 6 04 7 8 3 80 5 5 4 91 0 7 3 0 0 06 9 3 7 9 3l0 5 1 7 1 4 8 1 9 9 l8 3 3 3 00 2 2 7 65 3 2 2 71 2 1 1 41 1 8 8 0 0 07 0 1 4 3 l o1 0 1 9 6 9 7 1 9 9 29 8 6 9 81 2 8 5 35 5 1 4 97 0 8 8 31 1 8 0 0 0 08 3 6 4 2 3 76 0 0 7 0 3 4 1 9 9 31 2 5 9 5 54 3 2 6 75 7 6 1 92 4 9 3 0 01 0 3 1 0 0 01 2 2 1 6 7 82 4 1 8 0 4 l 1 9 9 41 6 6 6 6 43 2 5 1 28 6 1 8 72 8 0 2 l l i 0 3 4 0 0 0 1 6 1 1 8 3 8 2 7 0 9 9 7l 1 9 9 52 1 5 4 4 34 8 8 0 28 3 5 0 74 0 7 5 3 l1 0 6 4 0 0 02 0 2 4 8 4 03 8 3 0 1 7 9 1 9 9 6 2 5 8 4 9 8 7 0 3 4 48 3 1 4 25 8 4 8 5 41 1 4 7 0 0 02 2 5 3 6 8 85 0 9 8 9 8 9 1 9 9 72 9 1 8 8 39 1 7 0 28 2 8 9 87 6 0 1 9 l1 2 4 1 0 0 02 3 5 1 9 9 86 1 2 5 6 3 3 1 9 9 83 1 1 8 0 98 1 8 1 68 2 7 9 l6 7 7 3 6 31 1 7 l o o o2 6 6 2 7 5 85 7 8 4 4 8 3 1 9 9 93 3 2 6 7 56 5 3 7 48 2 7 9 65 4 1 2 7 11 0 8 3 0 0 03 0 7 1 7 9 14 9 9 7 8 8 6 2 0 0 03 6 9 1 8 86 8 1 8 28 2 7 8 45 6 4 4 3 81 0 2 8 0 0 03 5 9 1 3 2 35 4 9 0 6 4 2 2 0 0 l3 9 8 3 0 08 1 0 l l8 2 7 7 06 7 0 5 2 80 9 9 2 伽1 04 0 1 5 1 2 l6 7 5 9 3 5 5 2 0 0 24 3 4 0 9 41 0 3 0 8 98 。2 7 7 08 5 3 2 6 80 9 8 6 0 0 04 4 0 2 5 7 68 6 5 3 8 3 4 2 0 0 34 6 3 8 7 31 4 8 9 0 78 2 7 7 01 2 3 2 5 0 31 0 0 4 0 0 04 6 2 0 2 4 912 2 7 5 9 3 2 0 0 45 6 1 2 2 61 4 1 8 0 68 2 7 6 811 7 3 7 0 01 0 0 7 0 0 05 5 7 3 2 4 71 1 6 5 5 4 1 2 0 0 5 6 4 7 3 6 1 2 0 7 2 3 58 1 9 1 7l6 9 7 6 0 70 9 9 2 0 0 06 5 2 5 8 1 71 7 1 1 2 9 7 2 0 0 6 7 4 9 3 1 7 2 5 9 3 3 58 0 0 0 32 0 7 4 7 5 81 0 1 2 0 0 07 4 0 4 3 1 82 0 5 0 1 5 6 2 0 0 79 1 4 53 2 7 1 0 07 6 0 4 02 4 8 7 2 6 81 0 3 9 0 0 08 8 0 1 7 3 22 3 9 3 9 0 6 数据来源：根据湖南统计年鉴计算所得，汇率采用各年汇率的平均价。 2 4 硕i “学位论丈 表4 1 后的g d p 与f d i 消除了通货膨胀的影响，将各项指标除以当年的消费 者物价指数。以下的数据分析都是利用e v i e w s 3 1 统计软件进行的。 一 为了考察湖南省实际利用外资对其经济增长的影响需进行如下分析【4 3 】： ( 一) 平稳性检验( a d f 检验) 由于单位根检验严重地依赖于滞后项的选择，因此，我们通常采用拇指法则 来确定滞后项的数目，检验结果如表4 2 所示： 表4 2a d f 检验结果 变量 a d f 检验值 检验类型临界值( 1 、5 、) d w 结论 g d p - 4 6 0 5 6 8 5( 0 、0 、o ) 2 6 7 5 61 9 5 7 41 7 9 1 4 2 6 i ( 2 ) - 4 9 2 9 5 8 2( c 、0 、0 ) 3 7 6 6 73 0 0 3 81 8 9 9 6 2 9 i ( 2 ) 5 2 0 9 5 5 9( c 、t 、0 )4 4 4 1 53 6 3 3 02 0 5 2 5 2 4 5 i ( 2 ) f d i 9 6 4 5 9 3 2( o 、o 、o ) 2 6 7 5 61 9 5 7 42 3 0 6 8 5 7 l ( 2 ) 9 6 0 4 6 3 8( c 、0 、0 )3 7 6 6 73 0 0 3 82 3 6 5 4 3 4 l ( 2 ) 9 4 8 4 6 0 3 ( c 、t 、o ) - 4 4 4 1 53 6 3 3 02 3 0 6 8 5 7 i ( 2 ) 检验结果表明，在1 与5 的显著性水平下，拒绝g d p 和f d i 具有单位根 p = l 的原假设，说明g d p 与f d i 均是平稳时间序列，且都是二阶单整的，符合 协整分析的条件。 ( 二) g r a n g e r 因果关系的检验 根据以上检验，在二者均为平稳的条件下进行g r a n g e r 因果关系的检验，检 验结果如表4 3 所示： 表4 3g r a n g e r 因果关系的检验结果 p a i r w i s eg r a n g e rc a u s a l i t yt e s t s d a t e ：0 4 13 ，0 8t i m e ：0 0 ：0 0 s a m p l e ：1 9 8 32 0 0 7 l a g s ：2 n u l lh y p o t h e s i s ：o b sf - s t a t i s t i c p r o b a b i l i t y f d id o e sn o tg r a n g e rc a u s eg d p2 3 4 4 16 5 6 0 0 2 7 5 1 g d pd o e sn o tg r a n g e rc a u s ef d i 7 14 9 2 40 0 0 5 19 由检验结果可知，在5 的原假设条件下，拒绝原假设，且g d p 与f d i 是双 向g r a n g e r 原因。说明它们之间不存在伪回归现象，可以建立回归模型，还可利 用模型进行经济预测，但不能说明g d p 与f d i 之间是直接的因果关系，即g d p 是f d i 的直接结果或者f d i 是g d p 的直接结果。作者要考虑是的是外商直接投 外商直接投资与湖南经济增长实讦研究 资对湖南省经济增长的影响，从检验结果看出，外商直接投资对湖南省的经济增 长有一定的影响，比较显著，滞后期是2 期。 ( 三) 协整检验 ， 为了进行协整检验，先利用最小二乘法对g d p 与f d i 进行回归分析，回归 分析结果如下( 小括号内为对应回归系数的标准差) ： 回归方程为：g d p = 6 5 1 2 7 0 2 + 3 5 3 9 3 6 5 f d i 。 ( 11 9 8 6 6 8 ) ( 1 3 8 4 5 7 5 ) r 2 - - 0 9 6 5 9 9 9 ，r 2 = o 9 6 4 5 2 1 ，f = 4 4 1 0 5 9 ，d w = 0 9 7 3 0 8 2 对回归方程的残差进行a d f 检验，结果如表4 4 。 。 表4 4 对回归方程残差的a d f 检验结果 变量a d f 检验值检验类型临界值( 1 、5 、) d w 结论 g d p2 8 0 7 0 9 7( o 、0 、o )2 6 6 4 91 9 5 5 92 0 6 3 0 3l i ( 0 ) 检验结果说明，在1 与5 的显著性水平下，拒绝最小二乘法残差是非平稳 的原假设，并且判定它们是平稳的。从而，我们判定湖南省经济增长g d p 与外商 直接投资f d i 之间是协整的，表明这些变量之间存在长期的均衡关系，进行回归 分析是正确的 从上述回归方程可以看出，回归系数的t = 3 5 3 9 3 6 5 1 3 8 4 5 7 5 = 2 5 5 6 2 8 2 ，通过 了t 检验：拟合度是0 9 6 5 9 9 9 ，从整体说明回归效果好，每单位外商直接投资使 总产出平均增加3 5 3 9 3 6 5 单位，说明外商直接投资对湖南省的经济增长有一定的 促进作用。 4 2 外商直接投资与湖南就业的相关性分析 要准确衡量外资流入对湖南省就业的影响，有必要对外商直接投资对劳动力 就业的贡献进行计量分析。为此，建立如下回归分析模型【州： l n ( y ) = 1 b o + 1 3 1l n ( x ) 其中： y ：1 9 9 3 年- - 2 0 0 6 年湖南省外商投资单位( 包括港、澳、台) 就业人数( 单位： 万人) x ：1 9 9 3 年- - 2 0 0 6 年湖南省实际利用外商直接投资额( 包括港、澳、台) ( 单 位：万美元) 对1 9 9 3 年- - 2 0 0 6 年的有关数据进行回归统计分析( 数据见表3 3 ) ，回归后 的数学模型为：， l n ( y ) = 0 4 1 10 8 1 + 0 6 9 10 9 6 x l n ( x ) ( 2 2 7 6 8 4 6 )( 8 5 7 9 0 0 6 ) 2 6 硕1 j 学f 节论文 曼a l l 鬲 1 一 = 鼍曼曼皇曼鼍曼曼 r 2 = o 8 5 9 8 1 2调整后r 2 = o 8 4 8 1 3 0d w = i 1 7 1 6 9 2f = 7 3 5 9 9 3 5 根据以上结果可知，由于r 2 = 0 8 5 9 8 1 2 ，表明回归的效果较好，另外，无论 是参数的显著性检验还是方程的显著性检验都在5 的显著性水平上通过了检验。 由回归方程可知，外商直接投资对从业人员的贡献为0 6 9 1 ，即外商直接投资每 增长1 ，将会使外商投资单位从业人员增长o 6 9 1 。 4 3 外商直接投资与湖南产业结构的相关性分析 ( 一) 模型建立与计算 设y 1 ，y 2 ，y 3 分别为1 9 8 3 2 0 0 7 年第一、二、三产业g d p 的比重序列，x 为1 9 8 3 2 0 0 7 年年外商直接投资数额( 亿美元) 序列( 见表3 4 ) 。为消除时间序 列中存在的异方差现象，我们对被解释变量和解释变量取自然对数，以l o g ( y 1 ) ， l o g ( y 2 ) ，l o g ( y 3 ) 分别作为被解释变量，l o g ( x ) 作为解释变量建立模型l o g ( 姐) ( i = l ，2 ，3 ) = a + b l o g ( x ) 4 5 】。根据数据进行回归分析结果如下： 1 1 0 9 ( y 1 ) = 5 6 4 6 8 4 7 + 0 2 4 9 7 4 0l o g ( x ) ( 9 8 0 8 1 0 0 )( 1 5 9 6 7 4 5 ) r 2 = 0 9 1 7 2 5 4调整后= 0 9 1 3 6 5 6 d w = 0 8 8 7 7 4 0 f = 2 5 4 9 5 9 5 p r o b = o 0 0 0 0 0 0 2 l o g ( y 2 ) = 5 7 0 0 5 3 8 + 0 3 5 1 2 6 7l o g ( x ) ( 6 0 5 4 6 6 2 )( 1 3 7 3 3 4 9 ) r 2 = 0 8 9 1 3 0 9 调整后r 2 = o 8 8 6 5 8 3 d w = o 5 7 3 9 9 1 f = 18 8 6 0 8 6 p r o b = 0 0 0 0 0 0 0 3 1 0 9 ( y 3 ) = 5 3 8 1 9 2 5 + 0 4 1 6 8 1 6l o g ( x ) ( 5 4 6 5 6 2 6 ) ( 1 5 5 8 1 7 3 ) r 2 = o 9 1 3 4 6 6调整后r 2 = 0 9 0 9 7 0 3 d w = 0 6 6 7 9 5 0 f = 2 4 2 7 9 0 4 p r o b = 0 0 0 0 0 0 0 从以上分析结果可以看出三次回归分析的d w 值都很小，在样本数据n = 2 5 ， 自变量个数b = l 显著性水平为l 查d w 检验上下界表得d l = 1 2 9 ，d u = 1 4 5 。 以上三次回归分析均满足0 d w d l ，可以判断出随机项之间存在着序列正自 相关。我们根据c o c h r a n e o r c u t t 方法消除自相关，分析结果如下： 4 1 0 9 ( y 1 ) = 5 5 9 5 4 9 7 - - 0 2 6 1 0 4 4l o g ( x ) ( i ) ( 5 5 6 6 0 1 9 ) ( 9 7 7 1 6 6 4 ) r 2 = o 9 3 9 2 3 2调整后r 2 = 0 9 3 3 4 4 5 d w = 1 0 2 0 0 8 4 f = 16 2 2 8 8 2 p r o b = 0 0 0 0 0 0 0 5 1 0 9 ( y 2 ) = 一1 5 6 7 0 9 6 + 0 0 1 4 9 0 8l o g ( x ) ( i i ) 外商直接投资。j 湖南绎济增k 实i i f j f 究 ( - 0 0 5 4 9 1 3 )( 0 7 1 7 9 5 7 ) r 2 = 0 9 9 5 4 8 1 调整后r 2 = o 9 9 5 0 5 1d w = 1 1 3 3 9 0 7 f = 2 313 0 7 7 p r o b = 0 0 0 0 0 0 0 6 1 0 9 ( y 3 ) = 5 3 3 4 0 8 9 + 0 4 3 0 6 9 1l o g ( x ) ( i i i ) ( 3 7 6 4 8 7 1 )( 11 3 1 7 4 3 ) r 2 = o 9 0 2 5 4 2 调整后r 2 = 0 8 9 2 7 9 6d w = 0 5 3 9 5 9 5 f - - 9 2 6 0 8 01 p r o b = 0 0 0 0 0 0 0 ( 二) 模型检验 在样本数据n = 2 5 自变量个数b = l 显著性水平为1 时，查d w 检验上下界 表得d l - - 1 2 9 ，d u = i 4 5 。三次回归分析d w 值均满足d 未能u m p k = d y d k( 4 4 ) 由( 4 3 ) 可知， d y d k f = a f ( k f ) l 口( k f + k d ) 叶p a f ( k f ) l a ( k k d ) p 1 ( 4 5 ) d y d k f = j j a r ( k f ) l ( k f + k d ) p - i ( 4 6 ) 如果存在技术溢出效应，则应满足： ( 4 5 ) ( 4 6 ) 即证明a f ( k f ) r ( k f + k d ) p 0 ，如果令其为，则本文所需证明的是 o 。 对( 4 1 ) 式两边取对数，并求微分得： d y 厂y = d a a + a x d l l + p x d k k = a fd k f a + a x d l l + p x d k k ( 4 7 ) 对a fd k f a 、p x d k k 进行变形，得：一 a fd k f a = ( a f y a ) d k f y = c x d k f y = g x l f y ( 4 8 ) ： b d 量乙】 ( = ( p y k ) d 量：。y = m p k i y ( 4 9 ) 则( 4 7 ) 式可表示为： d y y = e x l f y + a d u l + m p k x i y ( 4 10 ) 从表现形式看，( 4 1 0 ) 式为多元线形回归方程，并表现为自变量的系数，这 说明如果能够构建上述回归方程，且自变量的回归系数大于零，则表示外商投资 对技术进步产生溢出效应【矧。 ( 二) 变量选择与数据分析 本文从湖南统计年鉴( 1 9 8 3 2 0 0 6 各年) 选取了1 9 8 3 2 0 0 6 年共2 4 年的 数据进行回归分析。在变量选择上，同样遵循数据可获得性原则和基于事实原则。 全部经济产出y 用各年实际g d p 表示；资本投资总量k 用全社会固定资产投资 总量表示；外资部门投资k f 用外商投资企业投资和港澳台投资企业投资综合表 示；内资企业投资k d 则是k 与k f 之差；l 用湖南省历年就业人数表示，整理数 据如表4 5 ： 外商直接投资j 湖南绎济增k 实证研究 表4 5 湖南资本投资总量与就业情况 y ( g d p k 固定资产投 k f ( f d i 年份 k d l ( 万人) ( 亿元)资( 亿元)( 亿元) 1 9 8 3 2 5 7 4 35 5 6 6 0 0 0 55 5 ，6 5 5 2 5 9 4 3 7 1 9 8 42 8 7 。2 96 0 5 40 0 8 06 0 ，4 6 02 6 7 2 8 6 1 9 8 53 4 9 9 58 3 5 20 5 1 78 3 0 0 32 7 2 8 7 l 1 9 8 63 9 7 6 89 9 2 60 3 2 79 8 9 3 32 8 0 8 8 7 1 9 8 74 6 9 4 41 1 6 3 90 0 8 71 1 6 3 0 32 9 0 4 1 1 9 8 85 8 4 。0 71 4 0 0 40 2 8 71 3 9 7 5 32 9 9 8 6 4 1 9 8 96 4 0 8 01 1 4 4 l0 2 4 21 1 4 1 6 83 0 9 1 3 7 1 9 9 07 4 4 4 41 2 4 1 70 5 5 51 2 3 6 1 53 1 5 8 4 2 1 9 9 18 3 3 3 01 5 7 0 7 1 2 1 11 5 5 8 5 9 3 2 2 2 4 3 】9 9 29 8 6 9 82 3 3 3 97 0 8 82 2 6 3 0 23 2 7 8 8 3 1 9 9 31 2 5 9 5 53 2 0 2 42 4 。9 3 02 9 5 3 1 03 3 4 5 6 l 1 9 9 41 6 6 6 6 44 2 0 8 92 8 0 2 13 9 2 8 6 93 4 0 0 2 9 1 9 9 52 1 5 4 4 35 2 4 o l4 0 7 5 34 8 3 2 5 73 4 6 7 3 l 1 9 9 6 2 5 8 4 9 86 7 8 3 35 8 4 8 5 6 1 9 8 4 5 3 5 1 4 1 6 1 9 9 72 9 1 8 8 孓6 8 8 3 67 6 0 1 96 1 2 3 4 13 5 6 0 2 9 1 9 9 83 1 1 8 0 98 4 8 5 96 7 7 3 67 8 0 8 5 43 6 0 3 1 7 1 9 9 9 3 3 2 6 7 59 5 3 35 4 1 2 78 9 9 1 7 33 6 0 1 3 9 2 0 0 03 6 9 1 8 8 1 0 6 6 2 75 6 4 4 41 0 0 9 8 2 6 3 5 7 7 5 8 2 0 0 l3 9 8 3 0 01 2 l o 6 36 7 0 5 3l1 4 3 5 7 73 6 0 7 9 6 2 0 0 24 3 4 0 9 41 3 5 5 8 78 5 3 2 712 7 0 5 4 33 6 4 4 5 2 2 0 0 34 6 3 8 7 31 5 5 71 2 3 2 5 01 4 3 3 7 5 03 6 9 4 7 8 2 0 0 4 5 6 1 2 。2 6 1 9 8 1 2 91 1 7 3 7 018 6 3 9 2 0 3 7 4 7 1 2 0 0 56 4 7 3 6 l2 5 6 3 9 61 6 9 7 6 12 3 9 4 1 9 93 8 0 1 4 8 2 0 0 67 4 9 3 1 73 2 4 2 3 92 0 7 4 7 63 0 3 4 9 1 43 8 4 2 1 7 数据来源：1 9 8 3 2 0 0 6 年各年湖南统计年鉴数据整理、简单计算得出 ( 三) 模型建立 我们运用以上变量选择方法结合湖南数据计算出湖南产出增长( d y ) 、实 际利用跨国直接投资占国内生产总值比重( i f ) 、就业增长( d l l ) 、投资占国 内生产总值比重( i ) 等变量，并i 以、d u l 、i 仃为自变量，以d y y 为因变 量进行多元线形回归，结果如下： 硕i j 学化论丈 d y y = 1 7 5 3x ( i f f y ) + 4 0 4 9 ( d l l ) + 0 151 ( i y ) ( 0 9 4 3 2 9 4 )( 3 1 8 1 2 5 2 )( 0 9 3 6 2 6 2 ) r 2 = 0 0 9 2131d w = i 4 9 7 9 3 3 从回归结果看，模型总体拟合效果并不好，且i f 、i 都未能通过5 的t 检 验，这表明，还有其他对国内产出影响较大的因素未能纳入方程中，导致方程的 总体解释能力相对有限。将i f 用d ( i f ) 代替，再一次进行回归，结果如下： d y y = 3 9 7 2 x ( d l v y ) + 3 2 5 7 x ( d l l ) + o 2 4 6 x ( i y ) ( 1 4 6 2 3 3 3 )( 3 5 3 7 4 6 4 )( 3 4 7 0 1 4 3 ) l p = o 14 3 3 3 5d w = 1 6 3 7 0 4 4 发现回归的结果有所好转，表明外商直接投资的增量占国内生产总值比重比 外商直接投资总量占国内生产总值的比重对产出增长的影响要大。但拟合优度仍 然不高，回归效果并不理想，这主要由于方程包括了一、二、三产业的所有数据， 但湖南吸引外资主要集中在第二产业的制造业，所以拟合效果不是十分理想。从 自变量i “和d i 以的系数来看，均大于0 ，表明外商直接投资对湖南技术进步 产生了技术溢出效应。 外商直接投资。j 湖南绛济增长实i i f 研究 第5 章结论与政策建议 5 1 结论 5 1 1 投资规模较小，对经济增长促进作用有限 外商直接投资对东道国经济增长是以一定的规模为前提的，外资的规模是其 对东道国经济增长效应的源头，对经济增长效应的大小起着关键的作用。然而， 目前湖南的f d i 尽快增速较快但规模仍然比较小，湖南省利用的外资，2 0 0 5 年占 全国的份额仅为3 4 4 ，2 0 0 6 年仅占3 7 3 ，2 0 0 7 年占3 9 1 ，较小的外资规模， 导致湖南的外资没有形成聚集效益。 从外商直接投资与湖南经济增长关系的实证分析可以看出，剔除了通货膨胀 因素的影响以后，f d i 与g d p 是双向g r a n e g r 原因，在滞后2 期的条件下，外商 直接投资对湖南省的经济增长有一定的影响。通过协整检验，发现f d i 与g d p 存在长期的均衡关系，每单位f d i 的投入使g d p 平均增加3 5 3 9 3 6 5 个单位，外 商直接投资对湖南省的经济增长有一定的促进作用。 5 1 2 引进的外资质量不高，技术外溢效益不显著 湖南的外资来自大型跨国公司的资本并不多，且主要来自亚洲。2 0 0 7 年，来 自亚洲的资本占全省利用外资的7 5 5 6 。亚洲资本是轻型资本，投资者以中小企 业为主，他们本身不是全球分工体系的核心，其加工工业大多为国际大企业配套， 因而他们连续投资的实力不强、后劲不足，缺少大型跨国公司的投资，使湖南省 引进外资缺乏主导力量，难以形成系统的产业链，外资的外溢效应较小。 从外商直接投资对湖南产业结构的实证分析，可以看到外商直接投资优化了 湖南的产业结构。外商直接投资每增加l ，湖南省第一产业占g d p 的比重将下 降0 2 6 1 0 4 4 ，第二产业占g d p 的比重将会增加0 3 5 1 ，第三产业占g d p 的比 重将上升0 4 3 0 6 9 1 ，可见外商直接投资有利于湖南第一产业的转移，对湖南第 二产业的发展起到了积极的推动作用，对湖南第三产业的发展作用较大。但是还 未达到发达国家的“三、二、一阶段”。 通过外商直接投资对湖南技术外溢的实证分析，发现外商直接投资对湖南技 术进步产生了技术溢出效应，但拟合优度仍然不高，回归效果并不理想，技术溢 出效益并不明显。外商直接投资对湖南的技术外溢效益不大，这主要是因为湖南 主要是粗放型的出口结构，技术附加值较低，挤占了大量的优势生产资源、研发 资本。 3 2 硕l 学位论文 5 2 政策建议 5 2 1 优化投资环境，扩大湖南利用外商直接投资规模 市场经济条件下，地区之间在投资发展上的竞争，很大程度上是投资发展环 境的竞争。投资环境的优劣很大程度上决定了外来投资的走向。经济环境相当于 “磁场”，投资环境好，磁引力就强。来湖南的投资多了，湖南就能够有选择地 选择优质的资本，从而提高招商引资水平。湖南作为一个经济基础相对薄弱的地 区，要想大规模地增加投资，提高招商引资的质量，必须要坚持改善投资硬环境 与软环境相结合。 ( 1 ) 加强基础设施建设，优化引资硬环境 基础设施建设水平对利用外商直接投资具有重要影响。无论吸引投资还是改 善人民生活，基础设施必须先行。提高能源、通讯、设备、基本生活设施等的综 合配套能力，交通要通畅、通讯要快捷、供水要充足、供电要及时等。目前湖南 省在基础设施建设方面居全国各省市区中下水平，特别是公路建设严重滞后，基 础设施目前已成为制约湖南省经济发展和利用外商直接投资的瓶颈。 ：每 今后一段时期在基础设施建设方面，一是要重视跨省市区的交通干线建设， 扩大湖南的市场腹地，增强对市场寻求型外商直接投资的吸引力，尤其要重点打 造连接粤、港、澳和出海快捷通道，提高与粤、港、澳和出海港口之间的人流、 物流速度，为商品进出口和粤、港、澳地区出口导向和劳动密集型产业转移创造 条件。目前，湖南境内有1 0 6 、1 0 7 、3 1 9 、3 2 0 等七条公路国道贯通全省腹地，公 路里程8 7 8 7 7 多公里，已建成的高等级公路有京珠高速湖南段、长沙一益阳一常 德、湘潭一邵阳、衡阳一枣木铺、长沙一浏阳、易家湾一株洲、常德一张家界， 还有邵阳一怀化等高等级公路正在修建，将于今年竣工通车。2 0 1 0 年沪瑞高速投 入使用后，长沙到广州只需三个小时、到香港只需四个小时，连接粤、港、澳和 出海快捷通道的建成无疑将在吸引外商直接投资、尤其是出口导向型外商直接投 资方面发挥重要作用。二是与推进城镇化进程相配合，进一步提高交通基础设施 密度和档次，特别是公路设施的密度和档次。城镇是各种资源和第二、第三产业 活动的高度集中地，也是外商直接投资的集中地，通过基础设施建设促进城镇化 水平提高有利于提高湖南省对外商直接投资的吸引力。三是要加快电力基础设施 建设，优化水、火电比例结构，改变目前水电比例过高“靠天吃饭 的局面，加 快推进地区性电网与省网相连促进区域间电力互补，尽快解决电力不足的问题 【4 7 】 o ( 2 ) 转变政府职能，优化引资软环境 完善政策，改善环境，招商引资上水平。要进一步建立和完善涉外经济法规， 努力创造一个高水准、符合国际惯例、适应高水平外资进入的、比较完美的投资 3 3 外商直接投资j 湖南经济增长实i i f 研究 环境。在投资“软环境”方面，要努力实现从优惠性、支持性政策为主向体制性、 功能性政策为主的转变，为外商营造良好的体制和市场环境、良好的配套和服务 环境、良好的生态和人居环境。 第一，营造高效、公开、公正的行政环境。提高政府部门的办事效率，强化 政府服务意识，减少管理层次，做到制度公开、政策透明，要以体制创新、机制 创新和管理创新为重点，进一步简化行政审批事项，提高行政效率、规范行政行 为，建立结构合理、管理科学、程序严密、制约有效的行政审批管理制度。凡是 可以用市场机制代替的行政审批事项，都要通过市场机制运作，对保留的审批事 项，要建立监督制约，同时要完善三个服务体系：项目申办的一条龙服务体系、 项目建设的全方位跟踪体系和企业生产经营的经常性服务体系。把政府部门、执 法单位和服务窗口作为环境建设的重点，突出抓好社会公德和职业道德的建设。 目前，湖南的“绿色审批机制 实行“一项一策 、“一企一策 为重大项目的洽 谈到审批提供了方便和快捷；行政效能监督制度规定项目审批人如未能在规定时 间内完成审批手续将受到处罚正是有了这一系列措施的实施，湖南的投资环 境日益提升。 第二，打造开放、公平、透明的政策环境。吸引外来资金，优惠政策很重要， 但是政策优惠总是有限度的，投资者最怕的是政策不透明，要采取有力措施解决 政策法规透明度不高的问题，将现行使用的政策法规上网公布，确保外商、外资 企业对现行利用外资政策法规的理解与支持，同时要确保各项政策在执行过程中 的统一性和公正性。 在利用外商直接投资政策上，由鼓励、优惠政策向公平、透明政策转变，特 别是从依靠优惠措施向逐步实行对外商投资者国民待遇的转变，在从减少优惠待 遇角度走向国民待遇的同时，也减少对外国投资者的市场准入限制( 除特定行业外) 和非国民待遇，从而改善综合投资环境，促进市场公平竞争。 第三，完善法律规范，实行“法律环境优先 策略。近几年，外商对中国的 投资环境的关注重点已逐步从优惠政策转到法律执行、产业导向、技术标准等方 面，对中国进一步健全法律制度，增强执法能力和水平，提高监管制度的透明度， 改革行政管理体制，加快各项体制创新和机制创新等提出了更高的要求。在面临 国际资本流动更趋理性的趋势下，我们一方面应进一步完善吸收外商投资的法律 体系，保持外商投资政策法律的稳定性、连续性、可预期性和可操作性，努力为 外商投资创造统一、稳定、透明、可预见的法律环境和政策环境。另一方面，要 增强法制观念，做到公开、公正、透明，努力建设廉洁、勤政、务实、高效的政 府，为外商创造良好的法律环境。要完善有关市场监管法律、法规体系，健全利 用外资的法律法规体系，坚决制止对外商投资企业一切形式的乱检查、乱收费、 乱摊派、乱罚款，在全面清理现行各项收费的基础上，制定有关法规，明确合理 硕i j 学位论义 的收费项目和收费标准，对有权收费的部门和单位实施规范化的申报监管，既保 证依法收费，又保护企业依法拒付不合理收费，切实保障外商投资企业经营管理 自主权，维护投资各方的合法权益不受侵犯，依法保护劳动者的正当权益；建立 健全社会信用制度，加快建立个人和企业的信用体系，从体制上维护、强化社会 信用。 第四，培养招商中介机构，完善海外招商网络。在招商引资中，政府应从第 一线退出，把主要精力放在改善投资环境方面。按照国际通行的做法，充分发挥 中介机构在招商引资中的作用。当今美国、欧洲、新加坡等吸收外资较好的国别 地区，其商会、商贸交流促进中心和各类中介机构发挥了重要作用。目前，湖北、 北京、上海等省市在利用中介机构招商引资方面军迈出了实质性的步伐。鉴于目 前湖南高素质的中介机构还较少，由政府部门牵头抽调政策水平高、熟谙市场规 则和客观经济规律的人员建立独立的外商投资中介机构很有必要。同时，要大力 发展各类行业协会，引进国外中介服务的先进理念，手段和技术，扩大服务品种， 提高服务水平，随着c e p a 的实施，高素质的中介机构将会逐渐增多，将大大推 进湖南招商引资效率的提高。 5 2 2 积极引导投资方向，提升湖南利用外商直接投资质量 ( 1 ) 扩大外商直接投资领域，促进产业结构调整和优化升级 第一，加快服务业和农业领域的开放，培养外资新的增长点。按照我国加入 w t o 做出的承诺和湖南经济发展的实际需要，应继续扩大对外开放领域，特别是 进一步扩大金融、保险、教育、科研、医疗、体育、电信、外贸、内贸、旅游及 会计、法律服务等服务行业开放的数量和范围，以提高湖南的产业层次。要将服 务业作为新一轮对外开放的重点。现在全球每年服务业利用外资约占全部外国直 接投资的2 3 ，项目外包市场每年以2 0 的速度递增。而目前流入湖南服务业的 外资比重还比较低，利用外资有很大潜力，增长空间大。湖南应抓住国际f d i 新 一轮增长转向服务领域，特别是跨国公司服务外包的机遇，积极承接国际现代服 务业转移，加快服务业特别是高端服务业引资步伐，通过利用外资来提高服务业 的整体水平和竞争力，提升服务业在g d p 的比重，促进产业结构升级。对此，应 制定相关政策，完善效应制度，健全市场机制，规范市场竞争