畢業(yè)設(shè)計（論文）外商直接投資與江蘇外貿(mào)出口競爭力分析

1、外商直接投資與江蘇外貿(mào)出口競爭力分析摘要在經(jīng)濟(jì)全球化不斷發(fā)展的背景下，外商直接投資日益受到人們的關(guān)注。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷推進(jìn)，外商直接投資在我國國民經(jīng)濟(jì)中，尤其是外貿(mào)出口方面，地位和作用日漸增強(qiáng)。如何充分利用外商直接投資來提高一個國家或地區(qū)的外貿(mào)出口競爭力，以更加合理的方式參與國際分工，具有至關(guān)重要的意義。本文首先對外商直接投資理論進(jìn)行了回顧。然后以江蘇為研究對象，分別從出口總量增長、出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化、出口競爭力指數(shù)等方面分析外商直接投資對江蘇外貿(mào)出口競爭力的影響，利用相關(guān)年份統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立計量模型，對上述關(guān)系進(jìn)行實證分析，得出結(jié)論：外商直接投資對江蘇外貿(mào)出口競爭力的提升起著較強(qiáng)的作用。最后

2、依據(jù)理論分析和實證分析的結(jié)果，提出相關(guān)對策與建議。關(guān)鍵詞：外商直接投資 出口競爭力 江蘇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

3、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 inte

4、rnational 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

5、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

6、 forward some suggestion and opinions on the basis of theoretical analysis and empirical methodology.key words: foreign direct investment (fdi); export competitiveness; jiangsu目 錄摘要iabstractii第一章 引言11.1 江蘇吸收外商直接投資和外貿(mào)出口現(xiàn)狀11.2 文獻(xiàn)綜述2第二章 計量模型的建立與分析52.1外商直接投資與江蘇出口總量增長的計量分析5 2.1.1外商投資企業(yè)出口額占江蘇出口總額比重的變化5 2.

7、1.2建立模型及選擇數(shù)據(jù)6 2.1.3 回歸分析62.2外商直接投資與江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的計量分析8 2.2.1江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化8 2.2.2外商直接投資與江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的計量分析9 2.2.3外商直接投資與江蘇出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)改善的計量分析112.3外商直接投資與江蘇出口競爭力指數(shù)的計量分析122.3.1國際市場占有率指數(shù)的含義122.3.2回歸分析12第三章 利用外商直接投資提升江蘇出口競爭力的政策建議143.1 努力改善自身的投資環(huán)境，保持外商直接投資持續(xù)增長143.2 引導(dǎo)外商直接投資的產(chǎn)業(yè)投向143.3 引導(dǎo)外商直接投資的區(qū)域投向153.4 努力增強(qiáng)外商直接投資的技術(shù)外溢效

8、應(yīng)15結(jié)語17參考文獻(xiàn)19致謝21第一章 引言在經(jīng)濟(jì)全球化不斷發(fā)展的背景下，外商直接投資日益受到人們的關(guān)注。外商直接投資對于國際分工深化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化、集團(tuán)化，以及促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展所發(fā)揮的作用是其他國際經(jīng)濟(jì)交往方式所無法代替的。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷推進(jìn)，外商直接投資在我國國民經(jīng)濟(jì)中，尤其是外貿(mào)出口方面，地位和作用日漸增強(qiáng)。江蘇作為中國對外貿(mào)易的大省，是中國走向國際市場的先鋒隊。如何充分利用外商直接投資來提升江蘇外貿(mào)出口競爭力，以更加合理的方式參與國際分工，具有至關(guān)重要的意義。1.1江蘇省吸收外商直接投資和外貿(mào)出口現(xiàn)狀外商直接投資（foreign direct investment）是指一國的

9、自然人、法人或其他經(jīng)濟(jì)組織單獨(dú)或共同出資，在其他國家的境內(nèi)創(chuàng)立新企業(yè)，或增加資本擴(kuò)展原有企業(yè)，或收購現(xiàn)有企業(yè)，并且擁有有效控制權(quán)的投資行為1。1979-2008年，我國實際使用外商直接投資總額為8526.19億美元。出口競爭力是用來評價出口狀況的一個概念。它是指一個國家或地區(qū)可貿(mào)易的本國產(chǎn)品、產(chǎn)業(yè)以及從事貿(mào)易的企業(yè)在向本國開放的外國市場上所具有的開拓、占據(jù)其它市場并獲得利潤的能力。它反映了本國產(chǎn)品在國際市場上的競爭力。一個國家或地區(qū)只有具備持久的、較強(qiáng)的出口競爭力，才能保證對外貿(mào)易持續(xù)、健康、快速地增長2。改革開放30年來，我國吸引外商直接投資的規(guī)模不斷擴(kuò)大，外商直接投資的影響日趨增強(qiáng)。江蘇作

10、為全國的經(jīng)濟(jì)大省之一，在招商引資方面的工作成效顯著。從20世紀(jì)80年代開始，江蘇逐漸成為吸引外資的熱點(diǎn)地區(qū)，2003年首次超過廣東，成為中國第一大接受外資省份。1985-2008年，江蘇累計吸收外商直接投資為1674.18億美元。2008年全省實際外商直接投資總量繼續(xù)位居全國第一，已連續(xù)六年保持全國第一。與此同時,江蘇外貿(mào)也獲得了飛速發(fā)展,尤其是出口貿(mào)易方面。2008年江蘇省進(jìn)出口總值為3922.70億美元，占全國進(jìn)出口總值的15.3%，繼續(xù)列全國各省市第2位。1985-2008年江蘇出口總額從15.86億美元增加到2380.36億美元。不僅出口總量保持了強(qiáng)勁的增長,江蘇出口商品結(jié)構(gòu)也得到了明

11、顯的優(yōu)化。低附加值低技術(shù)含量的初級產(chǎn)品出口比重不斷下降,從1990 年的20.40%下降到2007年的1.24%,而高附加值高技術(shù)含量的工業(yè)制成品比重卻是節(jié)節(jié)上升, 出口比重從1990年的79.60%上升到2007年的98.76%。工業(yè)制成品出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)也發(fā)生了較大的變化。勞動資源密集型工業(yè)制成品出口比重明顯下降，而資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口比重穩(wěn)步上升。1.2 文獻(xiàn)綜述20世紀(jì)60年代以來的外商直接投資理論學(xué)派較多，按其分析方法或理論依據(jù)的不同，現(xiàn)行的外商直接投資理論一般分為四類：以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)形成的理論，如壟斷優(yōu)勢理論。美國學(xué)者斯蒂芬海默（s. h. hymer，1960）首先提出

12、了壟斷優(yōu)勢理論。這一理論最早出現(xiàn)在他的博士論文“國內(nèi)企業(yè)的國際經(jīng)營：關(guān)于對外直接投資的研究”中。70年代中期，海默的理論得到了他的導(dǎo)師查爾斯金德爾伯格（c. p. kindleb-berger）的支持3。他研究的核心是：市場的不完全競爭是跨國公司進(jìn)行國際直接投資的根本原因，其所擁有的壟斷優(yōu)勢是其實現(xiàn)對外直接投資利益的條件。以貿(mào)易理論與工業(yè)區(qū)位理論為基礎(chǔ)形成的理論，如產(chǎn)品生命周期理論和邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論。雷蒙弗農(nóng)（raymond vernnon，1966）提出了產(chǎn)品生命周期理論，他認(rèn)為產(chǎn)品從進(jìn)入市場開始，就開始了生命周期運(yùn)動，其過程可分為“創(chuàng)新”、“成熟”和“標(biāo)準(zhǔn)化”三個階段3。其理論核心是：外商

13、直接投資企業(yè)擁有非發(fā)達(dá)國家廠商所沒有的產(chǎn)品和工藝上的特有優(yōu)勢。日本國際經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清（kiyoshi，1978）提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論和fdi與國際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。他認(rèn)為對外直接投資應(yīng)從本國已處于或即將陷于比較劣勢的產(chǎn)業(yè)（邊際產(chǎn)業(yè)）依次進(jìn)行4。市場內(nèi)部化理論，以市場失效理論、交易成本理論為基礎(chǔ)。英國學(xué)者巴克利（peter. j. buckley，1978）和卡森（m. casson，1978）提出了內(nèi)部化理論，加拿大學(xué)者拉格曼（m. ragman，1981）擴(kuò)大了內(nèi)部化理論的研究范圍，其理論核心是：通過對外直接投資形成一個內(nèi)部市場，部分地取代外部市場，以獲得更大的貿(mào)易利益3。綜合理論

14、，典型的是國際生產(chǎn)折衷理論。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家鄧寧（j. h. dunning，1977）提出了國際生產(chǎn)折衷理論。他認(rèn)為：跨國公司的國際經(jīng)營決策是由企業(yè)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢這三組變量決定的。這三組變量的不同組合決定跨國公司在出口貿(mào)易、對外直接投資與許可證交易之間的選擇3。綜上所述，盡管各學(xué)派、各學(xué)者都側(cè)重探討自己所熟悉的領(lǐng)域，但都以對外直接投資為研究對象，強(qiáng)調(diào)壟斷優(yōu)勢和市場不完全的影響。它們之間的區(qū)別主要表現(xiàn)在壟斷優(yōu)勢的類別、利用方式、決定因素等的解釋不同。不僅在理論層面上，學(xué)者們各抒己見，在實證方面，國內(nèi)外學(xué)者也進(jìn)行了一定的研究。國外的學(xué)者lipsey & weiss (1981)依據(jù)美國2

15、0 世紀(jì)70 年代的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究美國跨國公司在發(fā)展中國家所設(shè)立的子公司的生產(chǎn)和出口行為。他們選取了一系列樣本商品作為研究對象，結(jié)論是美國的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極的影響5。bhagwati 等人(1987)的研究結(jié)果是，東道國嚴(yán)格的投資和貿(mào)易保護(hù)政策，會導(dǎo)致直接投資對于貿(mào)易的替代效應(yīng)，而東道國較為寬松自由的投資貿(mào)易政策，則會促進(jìn)貿(mào)易與投資之間的積極關(guān)系6。國內(nèi)的學(xué)者張毓茜(2001)對1983-1999年中國利用fdi和貿(mào)易關(guān)系實證分析結(jié)果顯示，fdi對我國外貿(mào)增長貢獻(xiàn)較大，她認(rèn)為提高fdi貿(mào)易效應(yīng)應(yīng)該以促進(jìn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為核心7。江小涓(2002)對fdi與中國出口

16、競爭力的關(guān)系進(jìn)行了定量研究，她對外商直接投資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)的高新技術(shù)產(chǎn)品出口份額進(jìn)行了比較，認(rèn)為fdi有利于優(yōu)化中國的出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的競爭力8。吳進(jìn)紅（2003）從外貿(mào)規(guī)模、出口商品結(jié)構(gòu)、對世界主要市場的出口和貿(mào)易順差等方面分析江蘇外貿(mào)競爭力，還著重分析了江蘇利用外資的現(xiàn)狀和現(xiàn)實中存在的問題，得出了有效利用外資提升江蘇出口競爭力的結(jié)論9。朱袆（2003）認(rèn)為外資企業(yè)的出口改善了江蘇出口商品結(jié)構(gòu)10。黎峰（2005）認(rèn)為在考慮外資對我國出口競爭力的影響時,必須同時考慮外資對進(jìn)口規(guī)模的影響。他首先對外資對我國出口規(guī)模、進(jìn)口規(guī)模的影響進(jìn)行實證研究,在此基礎(chǔ)上通過貿(mào)易競爭力指數(shù)分析外資對我

17、國出口競爭力的影響11。王進(jìn)、劉璐（2006）對中國改革開放以來的出口貿(mào)易與外國直接投資流入的關(guān)系進(jìn)行了分析。結(jié)果表明中國的出口貿(mào)易額和外國直接投資之間存在著長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，同時出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)在外國直接投資的促進(jìn)下不斷優(yōu)化升級12。李文（2007）通過實證分析得出結(jié)論一國的出口競爭力有明顯的路徑依賴特征，即上一期的出口份額對當(dāng)期的出口份額有顯著性的影響13。張春霞（2007）通過研究得出結(jié)論fdi對長江三角洲地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在不平衡現(xiàn)象,江蘇的乘數(shù)效應(yīng)在總體上遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他兩地14。鄭東方、陳海波、陸慧（2008）認(rèn)為外資的引入，通過投資辦廠基本建設(shè)，引進(jìn)設(shè)備安裝到員工培訓(xùn)，再到生產(chǎn)產(chǎn)品

18、的出口需要一個投資建設(shè)的全過程。fdi對出口的滯后影響很明顯。滯后三年的效果是最好的15。韓笑（2008）對江蘇省各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長以及各自利用fdi的現(xiàn)狀進(jìn)行了對比研究,然后就fdi對江蘇區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率進(jìn)行實證分析。在分析的基礎(chǔ)上,就如何糾正fdi在江蘇省地域分布的非均衡性特征,縮小蘇南、蘇中、蘇北之間的經(jīng)濟(jì)差距提出了一些建議16。從上述文獻(xiàn)中可以看出，外商直接投資對提升出口競爭力起到了一定的促進(jìn)作用。國內(nèi)外學(xué)者對外商直接投資和出口競爭力的研究大多集中于理論方面或以國家為單位。本文將從江蘇實際情況出發(fā)，分別從出口總量增長、出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化、出口競爭力指數(shù)三方面具體分析外商直接投資對江蘇出口

19、競爭力的影響，利用相關(guān)年份統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立計量模型，對上述關(guān)系進(jìn)行實證分析。依據(jù)實證分析的結(jié)果，提出相關(guān)對策與建議，使江蘇在今后能夠有效的利用外商直接投資進(jìn)一步促進(jìn)出口競爭力的提升。第二章 計量模型的建立與分析改革開放30年來，越來越多的外商投資企業(yè)選擇到江蘇投資建廠，組織新的機(jī)構(gòu)。不少企業(yè)已經(jīng)進(jìn)入成熟階段。這給江蘇外貿(mào)的發(fā)展提供了有利的條件。從文獻(xiàn)中可以看出，外商直接投資的增長與江蘇外貿(mào)的發(fā)展在時間上具有同步性。因此筆者預(yù)測外商直接投資能起到提升江蘇外貿(mào)出口競爭力的作用。反映出口競爭力的指標(biāo)常用的有出口額、貿(mào)易盈余、出口結(jié)構(gòu)、國際市場占有率、貿(mào)易專業(yè)化指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)等17。本文在運(yùn)用

20、eviews軟件分析外商直接投資對江蘇出口競爭力的作用中，共分為三個步驟：首先分析外商直接投資與江蘇出口總量的關(guān)系，考察外商直接投資的增長與江蘇出口總量增長的相關(guān)性；然后分析外商直接投資與江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系,分析外商直接投資在優(yōu)化江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)中所起的作用；最后，以出口競爭力指數(shù)作為研究對象，具體分析江蘇產(chǎn)品國際市場占有率與外商直接投資之間的關(guān)系。2.1 外商直接投資與江蘇出口總量增長的計量分析2.1.1外商投資企業(yè)出口額占江蘇出口總額比重的變化表2.1：外商投資企業(yè)出口額占江蘇出口總額的比重 單位：%年份199519961997199819992000200120022003200

21、4200520062007比重30.0043.7147.6151.4853.8556.0957.6463.0469.5674.5476.6177.0676.39資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒（2000-2008年）整理所得表2.1顯示了外商投資企業(yè)出口在江蘇出口中的重要地位，外商投資企業(yè)出口額逐年增加，其占江蘇出口總額的比重也越來越大。1995年外商投資企業(yè)出口額僅為29.35億美元，到2007年已達(dá)到1556.25億美元，占出口總額的比重也從1995年的30.00%一路上升到2007年的76.39%。因此我們說江蘇出口總量的增長很大程度上得益于外商投資企業(yè)出口的增長。外商投資企業(yè)在江蘇出口的地位得到

22、了很快的提升，原因有以下三點(diǎn)：長期以來，外商投資企業(yè)所執(zhí)行的政策都是出口為主和進(jìn)口替代，具有較強(qiáng)的外向性；外商投資企業(yè)擁有廣泛的銷售渠道和很強(qiáng)的市場適應(yīng)能力，技術(shù)先進(jìn)，企業(yè)形象良好，與國有企業(yè)相比，進(jìn)入國外市場的機(jī)會要大的多；早期的江蘇外商投資企業(yè)中，很大一部分是來自于港澳臺的中小投資者,他們利用江蘇優(yōu)惠的政策、廉價的勞動力和良好的基礎(chǔ)設(shè)施等進(jìn)行低成本加工，生產(chǎn)完產(chǎn)品后再出口。隨著江蘇投資環(huán)境的不斷改善，發(fā)達(dá)國家的跨國公司也來到江蘇投資建廠，使江蘇外商直接投資的項目規(guī)模逐漸擴(kuò)大，項目質(zhì)量明顯提高。2.1.2 建立模型及選擇數(shù)據(jù)下面我們通過建立計量模型來分析外商直接投資與江蘇出口總量之間的關(guān)系，

23、來驗證外商直接投資對江蘇出口總量增長的貢獻(xiàn)。在選擇模型方面，一般認(rèn)為隨著外商直接投資的增加，出口總量也隨之增加，因此本文選擇一元回歸模型。經(jīng)驗告訴我們，外資的引入，通過投資辦廠基本建設(shè)，引進(jìn)設(shè)備安裝到員工培訓(xùn)，再到生產(chǎn)產(chǎn)品的出口需要一個投資建設(shè)的全過程。當(dāng)年外商直接投資的流入量并不會立即引起當(dāng)年外貿(mào)出口的增長，這期間存在著一個滯后效應(yīng)。因此本文研究的是上一年度外商直接投資流入量對當(dāng)年出口總量的影響。由于外商直接投資還具有累積效應(yīng)，本文分別研究了上一年度累計外商直接投資總量和當(dāng)年累計外商直接投資總量對當(dāng)年出口總量的影響。為了消除物價的影響，設(shè)定1990年的江蘇省居民消費(fèi)價格指數(shù)（cpi）為100

24、%，對選擇的數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。平減的方法：選擇的數(shù)據(jù)/居民消費(fèi)價格指數(shù)。同時為了盡量消除異方差，再對平減的數(shù)據(jù)取對數(shù)。表2.2：江蘇外商直接投資與出口總量年份fdi-1 fdi-1為上一年度外商直接投資流入量，tfdi-1為上一年度累計外商直接投資總量，tfdi為當(dāng)年累計外商直接投資總量，ex為當(dāng)年江蘇出口總量，單位都是：億美元，下同。tfdi-1tfdiexcpi cpi的單位是：%，下同。1990/4.2529.44100.0019911.414.256.5834.25104.9019922.336.5820.6140.02111.82199314.0320.6150.6346.52132.1

25、8199430.0250.6392.4466.86162.84199541.8192.44140.2497.82188.57199647.80140.24190.96116.01206.11199750.72190.96248.89140.89209.61199857.93248.89315.41156.51208.35199966.52315.41379.40183.09205.64200063.99379.40443.64257.70205.85200164.24443.64514.86288.78207.50200271.22514.86618.52384.80205.842003103

26、.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資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒（1991-2008年）2.1.3 回歸分析 因為是時間序列，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢驗時間序列的平穩(wěn)性常用的方法有df檢驗法、adf檢驗法、pp檢驗法。本文采用adf檢驗法來檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，其中最優(yōu)滯后期數(shù)由aic準(zhǔn)則

27、來確定。經(jīng)過檢驗，三組數(shù)據(jù)的六個變量都是原序列不平穩(wěn)，而二階平穩(wěn)。結(jié)果如下表：表2.3：lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi的adf檢驗變量adf檢驗值檢驗類型（c,t,k） 檢驗類型(c, t, k) 分別表示單位根檢驗方程常數(shù)項, 時間趨勢和差分滯后階數(shù), n 指不包括t。1%臨界值結(jié)果lnex lnex為lnex經(jīng)過2階差分后的數(shù)值，ln(fdi-1)為ln(fdi-1)經(jīng)過2階差分后的數(shù)值，ln(tfdi-1)為ln(tfdi-1)經(jīng)過2階差分后的數(shù)值，lntfdi為tfdi經(jīng)過2階差分后的數(shù)值。-5.6301（c,n,0）-2.7406

28、平穩(wěn)ln(fdi-1)-6.2408（c,n,0）-2.7406平穩(wěn)ex-5.6301（c,n,0）-2.7406平穩(wěn)ln(tfdi-1)-6.6555（c,n,0）-2.7406平穩(wěn)lnex-5.6301（c,n,0）-2.7406平穩(wěn)lntfdi-6.9099（c,n,0）-2.7283平穩(wěn)通過表2.3可以看出，變量經(jīng)過二階差分后的t統(tǒng)計量是顯著的，因此，lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi均為i（2）型，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。然后分別對三組數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。通過建立無約束的var，確定最優(yōu)滯后階數(shù)。結(jié)果顯示三組數(shù)據(jù)都屬于var(1)型，表

29、明var最優(yōu)滯后階數(shù)是1，所以協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)是0。協(xié)整檢驗的結(jié)果是三組數(shù)據(jù)各有一個協(xié)整方程。說明變量lnex和ln(fdi-1)、lnex和ln(tfdi-1)、lnex和lntfdi存在著唯一的協(xié)整關(guān)系。接著再對三組數(shù)據(jù)分別建立誤差修正模型，得出了協(xié)整方程和誤差修正方程。協(xié)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)從協(xié)整方程的結(jié)果來

30、看，外商直接投資確實能夠解釋江蘇省外貿(mào)出口總量的增長，推動了江蘇外貿(mào)的發(fā)展，兩者之間的確存在著線性關(guān)系。協(xié)整方程（1）說明外商直接投資具有滯后效應(yīng)。但協(xié)整方程（2）的系數(shù)比協(xié)整方程（3）大，說明滯后效應(yīng)不是很明顯。從協(xié)整方程（3）中可以看出，累計外商直接投資每增加1%，出口總量將增加3.7865%，說明fdi對出口總量的影響還是相當(dāng)大的。每一組數(shù)據(jù)都產(chǎn)生了兩個誤差修正模型，因為是以出口為被解釋變量，所以選擇其中的一個以出口為被解釋變量的模型。結(jié)果如下：dlnex = 0.2052 - 0.0123ecm（-1） （4）t： （8.5509） （-2.9777）dlnex = 0.2052 -

31、0.0193ecm（-1） （5）t： （9.0879） （-3.4392）dlnex = 0.1992 - 0.0162ecm（-1） （6）t： （8.8403） （-3.2454）由誤差修正模型，得出結(jié)論：以fdi-1為解釋變量時，每年ex實際值與均衡值的偏差大約有1.23%被修正；以tfdi-1為解釋變量時，每年ex實際值與均衡值的偏差大約有1.93%被修正；以tfdi為解釋變量時，每年ex實際值與均衡值的偏差大約有1.62%被修正。通過以上研究，得出結(jié)論：外商直接投資對江蘇出口總量增長起到了促進(jìn)作用，兩者之間存在動態(tài)的長期均衡關(guān)系。2.2 外商直接投資與江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的計量分析

32、2.2.1 江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在科技迅猛發(fā)展的時代，江蘇想要提升出口競爭力，不僅要實現(xiàn)出口總量的增長，還要不斷地優(yōu)化其出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)主要分兩個層次:第一層次是指以農(nóng)產(chǎn)品和礦產(chǎn)品等初級產(chǎn)品為主的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)向以工業(yè)制成品為主的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，通常稱為出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的升級；第二層次是指在出口的工業(yè)制成品中，以勞動資源密集型工業(yè)制成品出口為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)向以資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，通常稱為出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)的改善。出口商品結(jié)構(gòu)演變和轉(zhuǎn)換態(tài)勢在一定程度上是出口商品潛在競爭優(yōu)勢和未來競爭力的反映。因此，增加出口產(chǎn)品的科技含量、提高出口產(chǎn)品質(zhì)量和檔次，對出口結(jié)構(gòu)適時轉(zhuǎn)換

33、和升級是提高出口競爭力的有效途徑18。改革開放以來，隨著開放政策的實行和經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整，江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大變化，表現(xiàn)為初級產(chǎn)品出口比重逐漸下降，工業(yè)制成品出口占主導(dǎo)地位。20世紀(jì)90年代開始，江蘇工業(yè)制成品出口總量迅速增長，從1990年的23.43億美元迅速上升到2007年的2012.05億美元，并且其在出口總額中的比重穩(wěn)步攀升，從1990年的79.60%上升到2007年的98.76%。相反，初級產(chǎn)品出口所占比重一直呈下降趨勢，從1990年的20.40%下降到2007年的1.24%?？梢?，工業(yè)制成品出口所占比重迅速超過初級產(chǎn)品，在江蘇出口商品中占據(jù)了絕對主導(dǎo)地位。 表2.4：江蘇初

34、級產(chǎn)品出口和工業(yè)制成品出口占出口總額比重 單位：%年份1998199920002001200220032004200520062007初級產(chǎn)品4.534.133.263.262.511.921.581.281.311.24工業(yè)制成品95.4795.8796.7496.7497.5098.0898.4298.7298.7098.76資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒（1999-2008年）整理所得與此同時，工業(yè)制成品出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)也發(fā)生了較大的變化。勞動資源密集型工業(yè)制成品出口比重明顯下降，而資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口比重穩(wěn)步上升。勞動資源密集型工業(yè)制成品是指工業(yè)制成品中的按原料分類的制成品和雜項制品，資本

35、技術(shù)密集型工業(yè)制成品是指工業(yè)制成品中的化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品和機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備19。勞動資源密集型工業(yè)制成品占工業(yè)制成品出口的比重從1998年的57.58%下降到了2007年的35.18%，而資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品占工業(yè)制成品的比重從1998年的41.61%上升到了2007年的64.77%。因此，江蘇工業(yè)制成品出口已經(jīng)由勞動資源密集型工業(yè)制成品為主轉(zhuǎn)化為以資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品為主，出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到了一定的改善。表2.5：兩種工業(yè)制成品出口占工業(yè)制成品出口比重 單位：%年份1998199920002001200220032004200520062007勞動資源密集型57.5856.4553.35

36、50.0544.4339.6238.5936.7934.8835.18資本技術(shù)密集型41.6143.5546.6549.9555.5760.3864.4163.1965.0864.77資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒（1999-2008年）整理所得本文分兩個層次來研究江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，先研究出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的升級，再研究出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)的改善。2.2.2 外商直接投資與江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的計量分析本小節(jié)要研究的是外商直接投資與江蘇初級產(chǎn)品出口額、工業(yè)制成品出口額的關(guān)系，以此來解釋外商直接投資對升級江蘇出口商品結(jié)構(gòu)的作用。考慮到投資建廠到真正有產(chǎn)出和出口需要時日，即當(dāng)年外商直接投資的流入不一定能引起當(dāng)年產(chǎn)

37、出和出口的增加，它具有滯后效應(yīng)和累積效應(yīng)，本文選用上一年度累計外商直接投資總量(tfdi-1)來反映fdi對出口結(jié)構(gòu)的影響。在其它條件不變的情況下，外商直接投資額與貿(mào)易產(chǎn)品出口額之間的關(guān)系可以看成是單調(diào)線性的，可以用線性回歸模型建立起變量之間的關(guān)系。因此，本文以上一年度累計外商直接投資總量(tfdi-1)作為解釋變量，以江蘇初級產(chǎn)品出口exm和工業(yè)制成品出口exp作為被解釋變量，選用線性回歸模型，對1998-2007年江蘇省初級產(chǎn)品出口量(exm)、工業(yè)制成品出口量(exp)與上年度累計外商直接投資總量(tfdi-1)之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，揭示外商直接投資對江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的具體影響。為

38、了消除物價的影響，設(shè)定1990年的江蘇省居民消費(fèi)價格指數(shù)（cpi）為100，對選擇的數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。平減的方法：選擇的數(shù)據(jù)/居民消費(fèi)價格指數(shù)。同時為了盡量消除異方差，再對平減的數(shù)據(jù)取對數(shù)。表2.6：江蘇外商直接投資與初級產(chǎn)品出口額、工業(yè)制成品出口額年份fditfdi-1exm exm為初級產(chǎn)品出口，exp為工業(yè)制成品出口，單位都是：億美元。expcpi199866.52248.897.09149.62208.35199963.99315.417.57175.53205.64200064.24379.408.40249.30205.85200171.22443.649.41279.36207.50

39、2002103.66514.869.65375.16205.842003158.02618.5211.36580.04207.892004121.38776.5413.86861.11216.422005131.83897.9215.771214.05220.962006174.311029.7521.051583.31224.502007218.921204.0625.282012.05234.15資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒(1999-2008年)由于資料的可得性，樣本容量較小，本文僅進(jìn)行類似截面回歸分析。ols方程如下：ols方程 f值 擬合優(yōu)度系數(shù)lnexm = -2.4859 + 0.75

40、00ln(tfdi-1) f=114.7821* 上標(biāo)*表示通過顯著性水平為1%的顯著性檢驗，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*)從回歸結(jié)果可以看出，兩個方程都在1%的顯著性水平下通過方程的顯著性檢驗，說明解釋變量tfdi-1與被解釋變量exm、exp之間的確存在著真實的關(guān)系。兩個方程的變量也都在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，說明變量tfdi-1對exm、exp的出口影響顯著

41、。從方程的回歸系數(shù)來看，tfdi-1每增加1%，初級產(chǎn)品出口增加0.7500%，而工業(yè)制成品出口額增加1.7535%，表明外商直接投資對初級產(chǎn)品出口的推動作用不大，而對工業(yè)制成品出口的推動作用明顯。從擬合優(yōu)度系數(shù)來看，兩個方程的擬合優(yōu)度系數(shù)都比較高，exp與tfdi-1的系數(shù)更高一些，這進(jìn)一步說明外商直接投資對工業(yè)制成品出口的推動作用明顯，與回歸系數(shù)研究結(jié)果相吻合。2.2.3 外商直接投資與江蘇出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)改善的計量分析本小節(jié)要研究的是外商直接投資與江蘇勞動資源密集型工業(yè)制成品出口額、資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口額的關(guān)系，以此來解釋外商直接投資對江蘇出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)改善的作用。本文以上一年度累計外

42、商直接投資總量(tfdi-1)作為解釋變量，以江蘇省勞動資源密集型工業(yè)制成品出口額(rlm)和資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品額(ecm)作為被解釋變量，選用線性回歸模型，對1998-2007年江蘇省勞動資源密集型工業(yè)制成品出口額(rlm)、資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口額(ecm)與上一年度累計外商直接投資總量(tfdi-1)之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，揭示外商直接投資對江蘇出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)改善的具體影響。同前文一樣，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，然后取對數(shù)。表2.7 江蘇外商直接投資與兩種工業(yè)制成品出口額年份fditfdi-1rlm rlm為勞動資源密集型工業(yè)制成品出口額，ecm為資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口額。單位都

43、是：億美元。ecmcpi199866.52248.8986.1562.26208.35199963.99315.4199.0876.44205.64200064.24379.40132.99116.31205.85200171.22443.64139.83139.53207.502002103.66514.86166.70208.46205.842003158.02618.52229.84350.20207.892004121.38776.54332.31528.80216.422005131.83897.92446.62767.15220.962006174.311029.75552.311

44、030.40224.502007218.921204.06707.851303.24234.15資料來源：江蘇統(tǒng)計年鑒(1999-2008年)由于資料的可得性，樣本容量較小，本文僅進(jìn)行類似截面回歸分析。ols方程如下：ols方程 f值 擬合優(yōu)度系數(shù)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*)從回歸結(jié)

45、果可以看出，兩個方程都在1%的顯著性水平下通過方程的顯著性檢驗，說明解釋變量tfdi-1與被解釋變量rlm、ecm之間的確存在著真實的關(guān)系。兩個方程的變量也都在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，說明變量tfdi-1對rlm、ecm的出口影響顯著。從方程的回歸系數(shù)來看，tfdi-1每增加1%，勞動資源密集型工業(yè)制成品出口增加1.3684%，而資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口增加2.0678%，表明外商直接投資對資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口的推動作用明顯。從擬合優(yōu)度系數(shù)來看，兩個方程的擬合優(yōu)度系數(shù)都比較高，這與外商直接投資與工業(yè)制成品線性相關(guān)的研究結(jié)果吻合。同時，方程（10）的擬合優(yōu)度系數(shù)高于方程（9

46、）的擬合優(yōu)度系數(shù)，這進(jìn)一步說明外商直接投資對資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品出口的推動作用明顯，與回歸系數(shù)研究結(jié)果相吻合。通過以上研究，得出結(jié)論：隨著外商直接投資流入量的擴(kuò)大，江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)已經(jīng)由以初級產(chǎn)品出口為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐怨I(yè)制成品出口為主，出口商品結(jié)構(gòu)在不斷地升級。與此同時，工業(yè)制成品出口已經(jīng)由勞動資源密集型工業(yè)制成品為主轉(zhuǎn)化為以資本技術(shù)密集型工業(yè)制成品為主，出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到了一定的改善。2.3 外商直接投資與江蘇出口競爭力指數(shù)的計量分析2.3.1 國際市場占有率指數(shù)的含義從上面的分析中我們可以清楚地看到外商直接投資對江蘇出口總量的擴(kuò)大和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化起著重要的作用，從總體上提升了江蘇出口競爭

47、力。下面將更具體地結(jié)合國際競爭力評價指數(shù)的變化來分析外商直接投資對江蘇出口競爭力的提升作用。國際市場占有率指數(shù)是一國(或地區(qū)) 出口總額占世界出口總額的比例，反映一國或一地出口的整體競爭力。市場份額的動態(tài)增長表明一個國家(或地區(qū))出口優(yōu)勢不斷變化,競爭優(yōu)勢趨于增強(qiáng)。國際市場占有率計算公式為：國際市場占有率= 出口總額/世界出口總額。2.3.2 回歸分析經(jīng)過整理數(shù)據(jù)，筆者發(fā)現(xiàn)江蘇產(chǎn)品國際市場占有率在逐年增加，與外商直接投資的增長具有同步性。本文結(jié)合國際市場占有率指數(shù)來分析外商直接投資對江蘇出口競爭優(yōu)勢的影響。因此仍然選擇一元回歸來構(gòu)造模型。分別以上一年度累計外商直接投資總量tfdi-1和上一年度

48、外商直接投資流入量fdi-1為解釋變量，江蘇產(chǎn)品國際市場占有率mr為被解釋變量，構(gòu)造回歸方程。對數(shù)據(jù)的處理和前文一樣，為了消除物價的影響，以1990的cpi為100，先對tfdi-1、fdi-1進(jìn)行平減，然后為了盡量消除異方差，對tfdi-1、fdi-1、mr分別取對數(shù)。表2.8： 江蘇產(chǎn)品國際市場占有率年份mr mr為江蘇產(chǎn)品國際市場占有率。fdi-1tfdi-1cpi19910.0010019891.414.25104.9019920.0010948792.336.58111.8219930.00127823314.0320.61132.1819940.00161283330.0250.6

49、3162.8419950.00196848741.8192.44188.5719960.00223427047.80140.24206.1119970.00261726550.72190.96209.6119980.00293128357.93248.89208.3519990.00325175466.52315.41205.6420000.00399287363.99379.40205.8520010.00467584264.24443.64207.5020020.00593717271.22514.86205.8420030.007810354103.66618.52207.8920040

50、.009499186158.02776.54216.4220050.011748376121.38897.92220.9620060.013299536131.831029.75224.50資料來源：根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒和江蘇統(tǒng)計年鑒整理所得由于資料的可得性，樣本容量較小，本文僅進(jìn)行類似截面回歸分析。ols方程如下：ols方程 f值 擬合優(yōu)度系數(shù)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* r

51、2=0.6524 (12) t: (-19.9089*) (5.1265*)兩個方程都通過了顯著水平為1%的顯著性檢驗，在總體上線性關(guān)系顯著成立。tfdi-1、fdi-1作為解釋變量，也都通過了顯著水平為1%的顯著性檢驗，因而對被解釋變量mr的影響是顯著的。相對而言,tfdi-1作為解釋變量的方程擬合得更好一些,并且它同時考慮了外商直接投資的累積效應(yīng)和滯后效應(yīng),所以我們以它作為分析工具。由方程可知, tfdi-1每增加1%，江蘇產(chǎn)品國際市場占有率就能提高0.5259%,也就是說伴隨著外商直接投資規(guī)模的擴(kuò)大,江蘇產(chǎn)品的出口競爭力在不斷增強(qiáng),市場占有份額在不斷提高。這一點(diǎn)與前面的總量分析結(jié)構(gòu)分析的

52、結(jié)論是一致的。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因是外商直接投資企業(yè)廣泛的國際銷售渠道、出口傾向較高以及江蘇各種鼓勵出口政策等。以上的研究表明：外商直接投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大使得江蘇產(chǎn)品的出口競爭力增強(qiáng)，國際市場占有率不斷提高。第三章 利用外商直接投資提升江蘇出口競爭力的政策建議在第二章中，筆者分別研究了外商直接投資對江蘇出口總量增長、江蘇出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化、江蘇出口競爭力指數(shù)的影響。通過實證分析的結(jié)果，可以得出結(jié)論：外商直接投資對提升江蘇出口競爭力起著較強(qiáng)的促進(jìn)作用，利用外商直接投資是江蘇提升出口競爭力的重要途徑。隨著經(jīng)濟(jì)全球化趨勢的進(jìn)一步加強(qiáng)，外商直接投資在江蘇的發(fā)展必將越來越快。為了繼續(xù)發(fā)揮外商直接投資對江蘇出

53、口競爭力的提升作用，帶動經(jīng)濟(jì)尤其是外貿(mào)出口的持續(xù)發(fā)展，在今后的招商引資工作中，我們不僅要努力改善軟硬環(huán)境，還必須結(jié)合新形勢對外資政策進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整和完善。3.1 努力改善自身的投資環(huán)境，保持外商直接投資持續(xù)增長保持外商直接投資持續(xù)增長有兩層含義。第一層含義是保持外商直接投資總量的增長。通過各種政策導(dǎo)向及投資環(huán)境的改善，擴(kuò)大吸收外資的渠道，盡可能的吸收各個國家和各個地區(qū)的外商直接投資，實現(xiàn)總量的增長。第二層含義是擴(kuò)大利用跨國公司的投資。在經(jīng)濟(jì)全球化的時代，跨國公司的優(yōu)勢越來越明顯。它們資本雄厚，技術(shù)實力強(qiáng)，企業(yè)形象良好，是世界經(jīng)濟(jì)的重要載體，在國際貿(mào)易領(lǐng)域，投資領(lǐng)域和生產(chǎn)領(lǐng)域發(fā)揮著重要的甚至是決定性的作用。尤其是在一些技術(shù)資本密集型行業(yè)，如通訊、汽車、生物制藥等，如果不參加跨國公司在這些行業(yè)的全球體系，就很難加入這些產(chǎn)業(yè)發(fā)展的世界主流。因此江蘇在引進(jìn)外資中，應(yīng)該注重創(chuàng)造各種優(yōu)惠條件來吸引跨國公司的投資。目前跨國公司為了應(yīng)對激烈的市場競爭，搶占市場份額，正在進(jìn)行全球性的戰(zhàn)略調(diào)整。它們逐漸將立足點(diǎn)放在了增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力上，而把許多利潤率低的