外商直接投資論文匯總十篇

序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇外商直接投資論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

我國政府實行的一系列吸引外資的優(yōu)惠政策，再加上國內(nèi)體制改革的不斷推進，中國投資環(huán)境日益改善，使得國內(nèi)外環(huán)境有了相似性。在吸引外資方面，很多國家對外資或合資企業(yè)中外商的最高投資比例都作出了明確的限制，我國則不然。在1979年的《中外合資企業(yè)法》中，不但沒有限制外資的最高比例，反而規(guī)定外商投資的比例不得低于25%。這大大提高了外商投資的積極性，同時引起了國內(nèi)企業(yè)的不滿；又因為優(yōu)惠政策的扭曲性，也引起了部分外商投資企業(yè)的不滿。進入90年代，我國的外資政策開始向國民待遇靠攏。

國內(nèi)的經(jīng)濟體制改革，計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的過渡，國內(nèi)的投資環(huán)境日益呈現(xiàn)出與國外的相似性，外商由剛開始對中國的不熟悉到日益了解，使得他們當(dāng)初借助合資謀求發(fā)展到獨資發(fā)展有了可能。

我國加入WTO后的全面開放，增強了外商投資的信心。入世后，WTO下的市場開放原則要求成員國通過談判不斷降低關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，逐步開放市場，使涉外經(jīng)貿(mào)法規(guī)透明化，實行貿(mào)易自由化。被要求開放的不僅僅局限于較有競爭力的成熟行業(yè)，同時還包括那些脆弱的開放度小的行業(yè)，如金融、保險、零售業(yè)、電訊、中介服務(wù)等服務(wù)業(yè)，隨著服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的逐步開放，外商投資的范圍將進一步擴大。入世后雖然外商投資的產(chǎn)業(yè)仍然將被分為鼓勵、允許、限制和禁止四類，但是將明顯加大對外商投資的開放程度，如修訂后的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》就放寬了外商投資的股比限制。實際上在國家鼓勵的產(chǎn)業(yè)中，外商投資業(yè)已不受股權(quán)比例限制。

外商投資企業(yè)技術(shù)保密性。從歷史上看，美國的企業(yè)在進入東道國市場時，一直偏好建立擁有全部股權(quán)的子公司，其目的是為了控制關(guān)鍵的決策并保護其技術(shù)專利權(quán)。由美國的例子可見，只要跨國公司擁有各種各樣可以帶來企業(yè)優(yōu)勢的無形資產(chǎn)時，它們就會選擇獨資新建企業(yè)的方式進入東道國。這時以知識資本的形式存在于企業(yè)內(nèi)部的無形資產(chǎn)可以很廉價地轉(zhuǎn)移至國外的子公司，同時又可阻止東道國的投資者分享由這些無形資產(chǎn)所帶來的壟斷利潤或租金。

合資企業(yè)的矛盾。采取中外合資方式，中外雙方共同出資、共擔(dān)風(fēng)險。這樣可以降低風(fēng)險。但由于合資企業(yè)本身在文化觀念和管理理念上就存在比較大的差距，再加上在經(jīng)營過程中由于發(fā)展目標和利益的不同，不可避免的會產(chǎn)生矛盾和摩擦。這也是造成外資企業(yè)獨資化的一個重要的原因。

獨資化的影響

外資企業(yè)獨資化趨勢的增強可以削弱本地企業(yè)的競爭力，避免本地企業(yè)壟斷某一市場；可以為國內(nèi)消費者提供更好的產(chǎn)品和服務(wù)。但是該趨勢也會對我國經(jīng)濟產(chǎn)生一些負面影響。

獨資化趨勢的加強會使跨國公司擠占國內(nèi)企業(yè)的市場份額，形成對市場壟斷。跨國公司本身就具有技術(shù)優(yōu)勢和內(nèi)部化優(yōu)勢，獨資化或者控股可以使跨國公司完全按照自己的經(jīng)營目標生產(chǎn)。它可以憑借自身優(yōu)勢，影響東道國市場集中度，在東道國市場競爭中形成壟斷，對國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成威脅，嚴重的還會危及國家經(jīng)濟安全。外商獨資化趨勢的增強會影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理布局和調(diào)整。跨國公司以最大限度占領(lǐng)東道國市場，獲取超額利益為目的來制定全球經(jīng)營戰(zhàn)略，它的全球經(jīng)營戰(zhàn)略并不關(guān)心對我國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和地域結(jié)構(gòu)的影響。跨國公司往往選擇有優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)和區(qū)域?qū)|道國投資，這種選擇性投資的結(jié)果往往會造成市場的局部集中，形成集聚效應(yīng)。集聚效應(yīng)會導(dǎo)致外商獨資化趨勢的增強，獨資化又進一步加劇了集聚效應(yīng)。這種產(chǎn)業(yè)或市場的集中，一旦關(guān)鍵部門或關(guān)鍵的市場資源被外資所壟斷，就會影響我國的經(jīng)濟安全甚至國家安全。

跨國公司技術(shù)更難得，人才流失嚴重。在合資過程中，跨國公司往往對其最先進的技術(shù)有所保留，而是將最新技術(shù)轉(zhuǎn)移給他們的獨資公司。隨著獨資化趨勢的加強和自有知識產(chǎn)權(quán)的保護，這種技術(shù)擴散的渠道被封死，減少了跨國公司先進技術(shù)的溢出效應(yīng)。還有就是跨國公司由于自身優(yōu)越條件，可以吸引國內(nèi)高級人才，造成國內(nèi)人才向跨國公司轉(zhuǎn)移，不利于國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展。

外資對國內(nèi)企業(yè)品牌的侵蝕。我國許多企業(yè)“國產(chǎn)品牌”意識淡漠，在合資時甘愿使用外方商標，或低估了自己品牌的無形資產(chǎn)價值，甚至無償?shù)匕言S可證給外國人使用。外商獨資化后，這些企業(yè)便逐漸衰落，品牌也銷聲匿跡了。如無錫海鷹超聲波有限公司曾經(jīng)是一家在國產(chǎn)B超領(lǐng)域享有聲譽的公司。1996年與GE合資后把所有的技術(shù)力量都調(diào)到合資公司去了，2000年該合資公司成為GE公司獨資企業(yè)后，海鷹品牌也消失了。

應(yīng)對外商獨資化的對策

外商直接投資獨資化趨勢既然難以扭轉(zhuǎn)，我們就應(yīng)該給予高度的重視，采取各種對策使我國經(jīng)濟向著穩(wěn)定、積極向上的方向發(fā)展。

在可控制、可監(jiān)管的范圍內(nèi)適當(dāng)擴大外債利用規(guī)模。因為我國借外債在規(guī)模上尚有潛力。外債規(guī)模通常是以償債率為中心指標再加上債務(wù)率和負債率來衡量的，償債率在20%左右、債務(wù)率在100%以下、負債率在20%-30%之間被認為是不影響國家經(jīng)濟安全。從1985-2003年的數(shù)據(jù)看，我國償債率最高年份為1986年的15.4%，其他的幾乎都在10%以下，平均償債率為8.43%；債務(wù)率最高年份為1993年的96.5%，平均債務(wù)率為71.72%；負債率最高年份為1994年的17.1%，平均負債率為12.88%。這些都大大在我國的安全線范圍之內(nèi)，所以應(yīng)考慮挖掘一下外債的潛力。

加強政府對外商投資的引導(dǎo)和監(jiān)督。政府應(yīng)對外資流向進行引導(dǎo)，應(yīng)對一些投資巨大、技術(shù)不容易引進，依靠國內(nèi)力量難以在短期較快發(fā)展起來的產(chǎn)業(yè)放開股權(quán)、規(guī)模等方面的限制，允許外商獨資或合資經(jīng)營；對于涉及國家安全和經(jīng)濟命脈的產(chǎn)業(yè)，在吸引外商投資時，政府要在政策上增強國內(nèi)企業(yè)的控制能力。在法律上運用有關(guān)外資企業(yè)的法律和“反壟斷法”、“反不正當(dāng)競爭法”等法律來控制外資企業(yè)的壟斷風(fēng)險。

外資政策上，逐步取消外資的優(yōu)惠政策，使內(nèi)資企業(yè)享有同外資企業(yè)一樣的政策。首先降低對外商投資企業(yè)的各種稅收優(yōu)惠政策，其次逐步擴大內(nèi)資企業(yè)在進出口貿(mào)易和外匯管理方面的各種權(quán)利和自主空間。最后是使外資企業(yè)由“超國民待遇”向“國民待遇”發(fā)展，特別是加入WTO以后隨著國民待遇原則的全面實施，我國對外商投資企業(yè)所實行的優(yōu)惠政策要逐步淡化，以至最后取消，最終將以中性政策取而代之，營造外資、內(nèi)資企業(yè)公平、公正的競爭環(huán)境。

篇（2）

盡管上述研究從不同側(cè)面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關(guān)的實證研究也缺乏理論基礎(chǔ)。所以，本文首先對東道國開放度影響外商直接投資溢出效應(yīng)的具體機制進行了描述，然后又以趙奇?zhèn)サ热耍?007）所建立的一個包含制度因素的內(nèi)生增長模型為基礎(chǔ)，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響進行實證檢驗。最后，根據(jù)計量分析的結(jié)果做出結(jié)論，并提出政策建議。

一、東道國開放程度影響

外商直接投資溢出效應(yīng)的機制分析

在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應(yīng)實現(xiàn)途徑的。

1.外商直接投資溢出效應(yīng)的實現(xiàn)途徑

外商直接投資的溢出效應(yīng)包括積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負向的競爭效應(yīng)。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進步，帶來積極的技術(shù)外溢效應(yīng)。張誠等人（2001）認為積極的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過以下途徑實現(xiàn)：第一，跨國公司采用先進技術(shù)對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內(nèi)競爭對手謀求提高技術(shù)水平，并引起當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業(yè)而實現(xiàn)技術(shù)溢出；第三，跨國公司子公司會以供應(yīng)商、顧客、合作伙伴等身份與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)建立起業(yè)務(wù)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)，從而通過前向聯(lián)系與后向聯(lián)系帶來技術(shù)溢出。其次，跨國公司也會擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，引致負的溢出效應(yīng)。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當(dāng)?shù)厥袌龅墓┣鬆顩r。在這種情況下，雖然當(dāng)?shù)仄髽I(yè)受益于積極的溢出效應(yīng)而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或?qū)⑿枨髲漠?dāng)?shù)仄髽I(yè)轉(zhuǎn)到其他企業(yè)，從而使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)維持低成本所需要的生產(chǎn)規(guī)模無法實現(xiàn)，結(jié)果是企業(yè)實際生產(chǎn)點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產(chǎn)的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當(dāng)?shù)仄髽I(yè)吸引大量人才，造成負向的溢出效應(yīng)。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術(shù)外溢效應(yīng)和負的競爭效應(yīng)（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產(chǎn)成本的企業(yè)。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產(chǎn)規(guī)模，而為本地市場生產(chǎn)時跨國公司就將會擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，迫使其削減產(chǎn)量。如圖1所示，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)使得本地企業(yè)的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)量從Q0削減至Q1。由于現(xiàn)在當(dāng)?shù)仄髽I(yè)只能在一個更小的產(chǎn)量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應(yīng)是提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應(yīng)B′C′足夠大，則即使存在積極的技術(shù)溢出效應(yīng)A′B′，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)A′C′也會為負。

2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響

東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以從全球范圍內(nèi)進行融資和招募人才，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就更有機會利用新技術(shù)，經(jīng)由示范模仿、人員流動和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等途徑獲取積極的外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)。同時，對外開放程度的提高使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)面臨更為廣闊的全球市場，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以在不斷擴大生產(chǎn)規(guī)模中獲取規(guī)模經(jīng)濟，降低生產(chǎn)成本，縮小內(nèi)外資企業(yè)的能力差距，使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就難以達到最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模，內(nèi)外資企業(yè)的能力差距就會加大，限制了東道國企業(yè)吸收外商直接投資帶來的正溢出效應(yīng)。

東道國開放程度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負的競爭效應(yīng)分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應(yīng)則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業(yè)的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)不僅更容易獲取所需生產(chǎn)要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業(yè)更容易形成最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，在圖1中AC1必然是該期內(nèi)較低的一條平均成本曲線，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)充分獲取外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)。同時，由于內(nèi)外資企業(yè)的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應(yīng)B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)就會為正，在圖形上體現(xiàn)為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)獲取所需生產(chǎn)要素就越便利，企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模越趨于最優(yōu)規(guī)模，正的外商直接投資凈溢出效應(yīng)就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就很難獲取所需生產(chǎn)要素，技術(shù)溢出效應(yīng)不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應(yīng)則會使產(chǎn)量削減的幅度足夠大，結(jié)果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)為負。所以，外商直接投資凈溢出效應(yīng)的大小取決于東道國對外開放的程度。

二、東道國開放度對外商直接投資

溢出效應(yīng)影響的實證分析

趙奇?zhèn)ァ堈\（2007）建立了一個包含金融制度在內(nèi)的內(nèi)生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內(nèi)研發(fā)部門的知識積累對外商直接投資技術(shù)溢出的途徑產(chǎn)生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內(nèi)的制度變量對溢出效應(yīng)的影響。所以，在他們理論模型的基礎(chǔ)上，我們可以構(gòu)建計量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設(shè)1997年為時刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區(qū)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值增長率。工業(yè)總產(chǎn)值用工業(yè)品出廠價格指數(shù)（1991=100）調(diào)整為實際值，單位為億元，數(shù)據(jù)取自1997～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。

類似地，Hit為i地區(qū)第t年的人力資本存量，由各地區(qū)受教育年限的加權(quán)平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學(xué)、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16①。所使用數(shù)據(jù)來自1998～2005年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

θit為內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距，計算方法為外資企業(yè)勞動生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)勞動生產(chǎn)率之比減去1。其中，勞動生產(chǎn)率表示為工業(yè)增加值與就業(yè)人員的比值。在這里，外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值單位為億元，外企就業(yè)人數(shù)單位為萬人，兩類數(shù)據(jù)均來自《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。內(nèi)資企業(yè)工業(yè)增加值缺乏直接數(shù)據(jù)，由各地區(qū)工業(yè)增加值扣除掉外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值得到。其中，各地區(qū)工業(yè)增加值單位為億元，數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站②。

openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應(yīng)發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿(mào)易依存度來表示（中國人民大學(xué)經(jīng)濟發(fā)展報告課題組，1995），發(fā)展對外貿(mào)易一方面可以加速世界先進科學(xué)技術(shù)的知識和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使知識和專業(yè)化人力資本能夠在貿(mào)易伙伴國內(nèi)迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應(yīng)，各國之間開展貿(mào)易還可以節(jié)約一部分研究與開發(fā)費用，避免重復(fù)勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應(yīng)創(chuàng)造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿(mào)易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿(mào)易依存度，即進出口貿(mào)易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據(jù)各年度匯率中間價調(diào)整為人民幣計價,以和GDP單位相統(tǒng)一。進出口貿(mào)易總額、匯率中間價和各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應(yīng)。為了更準確地衡量外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經(jīng)濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產(chǎn)投資總額之比AFDI。所用數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。

根據(jù)表1的回歸結(jié)果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應(yīng)在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規(guī)模來講相對較低。這個結(jié)論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經(jīng)很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿(mào)依存度而不是外資依存度和外貿(mào)依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿(mào)易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿(mào)易依存度并不高，遠低于主要發(fā)達國家及大部分發(fā)展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內(nèi)許多產(chǎn)業(yè)雖然貿(mào)易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯(lián)系，不能起到結(jié)構(gòu)進步的“出口導(dǎo)向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應(yīng)的動態(tài)影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應(yīng)在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應(yīng)更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規(guī)模已經(jīng)較低，到了2001年，隨著外資累計規(guī)模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結(jié)論

根據(jù)上述理論模型及實證檢驗結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素。由于開放度高的國家可以為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業(yè)上的便利，所以開放程度高的國家或地區(qū)可以獲取正的外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)，而開放程度低的國家或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)不明顯甚至為負。

第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當(dāng)開放程度相對于外資規(guī)模較高時，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為正；而當(dāng)開放程度等制度因素的發(fā)展比外資規(guī)模相對滯后時，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為負。于是，這就出現(xiàn)了一國或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現(xiàn)有的外資規(guī)模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)在近兩年已經(jīng)全部為負。

因此，一方面我們應(yīng)該有選擇地進一步開放某些產(chǎn)業(yè)，特別是增加生產(chǎn)行業(yè)的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業(yè)要對引資規(guī)模加以限制，保持適度的內(nèi)外資比例，給內(nèi)資企業(yè)以成長的空間。

[參考文獻]

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篇（3）

一、河北省外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布現(xiàn)狀

河北省引進外資中,第一產(chǎn)業(yè)即農(nóng)、林、牧、漁業(yè)外商直接投資金額一直較小,其金額與當(dāng)年外商直接投資總值的比例均未超過4%。如2007年第一產(chǎn)業(yè)的外商直接投資金額為4138萬美元,占當(dāng)年外商直接投資總額的2%,其利用外資規(guī)模與河北省是農(nóng)業(yè)大省的情況很不相稱。

從河北省利用外資的產(chǎn)業(yè)分布看,在第二產(chǎn)業(yè)即采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)與建筑業(yè)所占比重過大,平均占到總額的80%以上。

但在第二產(chǎn)業(yè)中,河北省的外商直接投資分布并不均衡,外資主要投向制造業(yè),如鋼鐵、食品、化工、醫(yī)藥、紡織等行業(yè),而采掘業(yè)和電力、燃氣及水部門所占份額很小,如:2007年投入到制造業(yè)中的外商直接投資為188582萬美元,占當(dāng)年外商直接投資總金額的78%,占第二產(chǎn)業(yè)的93.6%。在制造業(yè)中,勞動密集型產(chǎn)業(yè)比技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)所占比重大得多,隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和改善,電氣機械及器材制造業(yè)比重逐步上升,最近幾年成為河北省整個制造業(yè)的外商投資熱點。

第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)相比較,占外商直接投資總值的比例有所提高,平均保持在13%左右。在第三產(chǎn)業(yè)中外商直接投資主要投在交通運輸、倉儲和郵政業(yè),住宿和餐飲業(yè),房地產(chǎn)業(yè),水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè),文化、體育和娛樂業(yè)等5個行業(yè)領(lǐng)域,教育業(yè)、金融業(yè)、衛(wèi)生和社會福利業(yè)等其他8個行業(yè)所占比例較低。隨著入世承諾的不斷實現(xiàn),我省服務(wù)業(yè)的門檻不斷下降,允許外商投資的領(lǐng)域不斷拓寬,除房地產(chǎn)行業(yè)外,其他行業(yè)領(lǐng)域投資金額變化劇烈,交通運輸業(yè)所占比例不斷下降,文化體育和娛樂業(yè)所占比例出現(xiàn)大幅上揚,2007年達到2435萬美元,但主要分布格局沒有發(fā)生重大改變。

二、外商直接投資對河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用

外商直接投資的引入,以及隨之而帶動的市場競爭和政府引導(dǎo)規(guī)范可以分別從合理化、高效化、高度化三個方面來提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),使其達到優(yōu)化的目的。

1.政府對外商直接投資的引導(dǎo)和規(guī)范促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化通常只能由政府的規(guī)范和引導(dǎo)來完成。因為目前,基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)存在投資額大、建設(shè)周期較長、投資回報低、投資回收期較長等特點,己成為制約我省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的“瓶頸產(chǎn)業(yè)”,很多境外投資者不看好我省的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。

因此,只有通過政府的合理引導(dǎo),讓適當(dāng)?shù)耐赓Y進入適當(dāng)?shù)牡貐^(qū),才能夠有效地加強該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的協(xié)調(diào)與聯(lián)系,使其結(jié)構(gòu)合理化,進而有力的推動我省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

2.外商直接投資下的市場競爭促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高效化

外資的進入會集中在我省具有比較優(yōu)勢的行業(yè)和地區(qū),這些產(chǎn)業(yè)就能夠得到較快的發(fā)展。同時,成熟的外資企業(yè)進入后,會通過市場作用加劇國內(nèi)企業(yè)的競爭,將低效率的企業(yè)從本行業(yè)中淘汰出去,從而優(yōu)化資源在產(chǎn)業(yè)間的配置,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高效化。

3.外商直接投資促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化

一定量的資金直接流入緩減了省內(nèi)生產(chǎn)建設(shè)資金的不足,利用這些資金可以優(yōu)先購買世界先進的生產(chǎn)設(shè)備和進口高等級的生產(chǎn)原料。而且,外商直接投資同時帶來了國外先進技術(shù)和研發(fā)能力。這樣我們可以通過對新技術(shù)的積極消化、吸收、創(chuàng)新和擴散,來提升技術(shù)水平,優(yōu)化技術(shù)結(jié)構(gòu),從而使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)在技術(shù)進步作用下,從較低級形式向較高級形式演變,即完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級或者說是高級化。超級秘書網(wǎng)

三、河北省引進外資促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的對策

為了提高河北省利用外資的實效,加強外商直接投資對三次產(chǎn)業(yè)的拉動作用,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和優(yōu)化,加快河北省經(jīng)濟發(fā)展步伐,應(yīng)采取有效措施改善河北省外商直接投資的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

1.進一步改善投資環(huán)境

建立良好的、完善的投資環(huán)境是吸引外資的基礎(chǔ)條件之一。與珠江三角洲地區(qū)和長江三角洲地區(qū)等南方城市相比較,河北省無論是投資硬環(huán)境還是投資軟環(huán)境都相對較差。且每年所吸引的外商直接投資金額也相對較低。因此,河北省要進一步改善投資環(huán)境,加大對外資的吸引力度。

2.加強對外商直接投資的產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)

目前河北省對外資的利用仍然比較注重對外資數(shù)量的擴張,而對外資質(zhì)量的關(guān)注較少。對外資的利用應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的變化和趨勢以及區(qū)域的資源、勞動力素質(zhì)、技術(shù)水平等因素進行調(diào)整和引導(dǎo),使外資可以投向符合經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化方向的產(chǎn)業(yè)或部門,更好的發(fā)揮外資在一個地區(qū)的所產(chǎn)生的影響效應(yīng)。政府部門也應(yīng)該根據(jù)發(fā)展需求,有重點的、科學(xué)的制定經(jīng)濟政策,采取積極有效的措施引導(dǎo)外資投向,加強對外商直接投資的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向。

3.改善河北省各地區(qū)外商投資的不均衡性

投向河北省的外商直接投資主要集中在11所屬市中石家莊、唐山、廊坊、秦皇島等地區(qū),其他地區(qū)吸引外資的金額比重較小。因此為均衡發(fā)展河北省各個地區(qū)經(jīng)濟,應(yīng)在鼓勵各地區(qū)結(jié)合自身實際發(fā)展特色工業(yè),擴大外資投資領(lǐng)域,加快各地區(qū)基礎(chǔ)建設(shè),營造良好的投資環(huán)境,同時充分借助三大港口優(yōu)勢,加快港口腹地經(jīng)濟發(fā)展步伐,并整合各地區(qū)資源,加強各地區(qū)之間的相互支持和配合,加大與環(huán)渤海地區(qū)各省市的經(jīng)濟合作,整合資源優(yōu)勢,促進河北省經(jīng)濟更快、更好發(fā)展。

參考文獻:

[1]石海.論外商直接投資與我國的產(chǎn)業(yè)機構(gòu)調(diào)整.碩士學(xué)位論文,四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院.2003年

篇（4）

2.外商直接投資對河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展影響的實證分析

2.1樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計方法選擇

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力可利用產(chǎn)業(yè)增長、資源利用、環(huán)境保護三個測度指標。根據(jù)可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)研究，本研究選取戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造的GDP、GDP萬元能耗和治污投資額作為反映經(jīng)濟增長、資源利用率和環(huán)境保護的指標，選取河南戰(zhàn)略性新興行業(yè)利用外商直接投資額作為自變量。本研究根據(jù)該產(chǎn)業(yè)的界定，從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中選擇出與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)較為相關(guān)的產(chǎn)業(yè)和企業(yè)，然后進行匯總，從而計算整理得出需要的樣本數(shù)據(jù)。首先，根據(jù)國家商務(wù)部和河南省商務(wù)廳提供的歷年合同外商直接投資數(shù)據(jù)，匯總計算出戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)總體及節(jié)能環(huán)保、新一代信息技術(shù)、生物、高端裝備制造、新能源、新材料和新能源的合同外商直接投資額。然后，根據(jù)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒，收集和整理了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)及生物制藥、高端裝備制造、新一代信息技術(shù)三行業(yè)的GDP；最后，根據(jù)中國能耗統(tǒng)計年鑒、環(huán)境統(tǒng)計年鑒和河南省統(tǒng)計年鑒，從傳統(tǒng)行業(yè)中選擇分離符合戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)特征的行業(yè)進行計算和匯總，整理出1995-2012年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的萬元GDP能耗和治污總投資額。根據(jù)因變量的性質(zhì)及樣本數(shù)據(jù)的特征，構(gòu)建相應(yīng)的分析模型，利用SPSS16.0和EVIEWS5.0實證分析FDI對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長、能耗和環(huán)境治理方面的影響。

2.2FDI對戰(zhàn)略性新興行業(yè)經(jīng)濟增長影響的實證研究

2.2.1FDI對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的總體影響河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的GDP在樣本年間呈快速增長趨勢，由1995年的93.5億元增長到2012年的412.72億元，河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)吸收的FDI整體也呈現(xiàn)增長趨勢，由1995年的4768.9萬美元增長到2012年的86292萬美元。那么，在此期間，F(xiàn)DI對河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長是否起到了促進作用？為研究該問題，本研究依據(jù)科斯-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建了滯后期為2的滯后變量模型：LnGDPt=b0+b1×LnFDIt+b2×LnFDIt-1+b3×LnFDIt-2，其中，GDPt為河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的各年創(chuàng)造的GDP，F(xiàn)DIt，F(xiàn)DIt-1，F(xiàn)DIt-2分別為當(dāng)期、后期和第三期外商直接投資額。利用EVIEWS6.0，采用阿爾蒙（Almon）法進行滯后回歸分析，分析的結(jié)果如表1。由實證結(jié)果可以看出，該模型的F值為3.16，Prob為0.086，大于0.05的顯著性水平，說明所構(gòu)建的滯后分析模型是不顯著的。FDIt、FDIt-1和FDIt-2的系數(shù)分別為0.133、0.127和0.108,其顯著性水平分別為0.248、0.158和0.138也均大于0.05。結(jié)果表明，F(xiàn)DI對河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的當(dāng)期、后期和第三期均具有正向的促進作用，但效果也不顯著。2.2.2對新一代信息技術(shù)的影響從表2回歸結(jié)果可以看出，該模型的F統(tǒng)計為35.197，sig為0，說明所運用的滯后分析模型是顯著的，當(dāng)期、第二期和第三期的影響系數(shù)分別為0.242、0.04和0.173，sig分別為0.016、0.69和0.19，說明FDI對新一代信息技術(shù)的經(jīng)濟增長具有顯著正向推動作用，對當(dāng)期的影響最大，每增加一個單位的FDI額，會使新一代信息技術(shù)的當(dāng)期GDP增加0.242；當(dāng)年吸收的FDI對新一代信息技術(shù)的第三年GDP產(chǎn)生顯著的促進作用，當(dāng)年每吸收一個FDI額，會使新一代信息技術(shù)第三年的GDP增加0.173。2.2.3對生物制藥的影響河南生物制藥行業(yè)在1995至2012年經(jīng)濟增長顯著，由當(dāng)初的60.27億元增加到2012年的287.61億元。FDI對河南生物制藥行業(yè)的經(jīng)濟增長的影響是否顯著呢？本研究仍采用以上構(gòu)建的滯后分析模型，在對樣本數(shù)據(jù)進行相應(yīng)處理后進行回歸分析，分析的結(jié)果見表3。從回歸結(jié)果可以看出：該滯后回歸模型的F值為41.083，sig為0，說明該模型是顯著有效的。從各自變量回歸系數(shù)看出，三期FDI的系數(shù)分別為0.003、0.235和0.319，顯著性水平sig分別為0.98、0.011和0.033，說明FDI對生物制藥行業(yè)當(dāng)期的經(jīng)濟增長具有促進作用，但其當(dāng)期顯著性水平0.98大于0.05，說明其當(dāng)期影響并不顯著；但FDI對后期的影響不僅為正值，而且顯著性水平也小于0.05，說明FDI的滯后效應(yīng)是顯著的，而且FDI對第三期的影響最大。

2.3FDI對戰(zhàn)略性新興行業(yè)能源消耗和環(huán)境保護影響的實證研究

為了分析戰(zhàn)略性新興行業(yè)吸收的FDI對該產(chǎn)業(yè)能耗和治污總投資額的影響，本研究分別對該產(chǎn)業(yè)中的FDI額與該產(chǎn)業(yè)GDP萬元能耗和治污總投資額之間的關(guān)系進行了回歸，回歸的結(jié)果見表4和表5。表4顯示，F(xiàn)DI對GDP萬元能耗的影響系數(shù)為－0.083，說明兩者呈負相關(guān)關(guān)系，但其顯著性水平為0.798，說明FDI對能耗的降低作用很不顯著。表5顯示了FDI和河南戰(zhàn)略性新興行業(yè)治污總投資額之間的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI對治污總投資的彈性系數(shù)為0.338，顯著性水平為0.047，小于0.05，說明FDI能夠顯著推進戰(zhàn)略性新興行業(yè)的治污總投資額。

篇（5）

外商直接投資(FDI)是對外開放的重要組成部分，也是衡量一個國家對外開放程度的重要指標作者以重慶市作為東道主，從FDI對重慶市經(jīng)濟增長貢獻的關(guān)系進行定性和定量研究，對于重慶市在改革開放三十年后如何改善投資環(huán)境，制定和實施正確的外商投資政策以促進經(jīng)濟增長有著十分重要的意義。

一、重慶利用外商直接投資發(fā)展狀況

重慶外商直接投資大概經(jīng)歷了緩慢發(fā)展的起步階段、高速波動的增長階段和穩(wěn)步發(fā)展階段。重慶市FDI存在著總量少、來源集中、發(fā)達國家份額低以及投向集中、分布不平衡等問題。

注：根據(jù)重慶市統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行數(shù)據(jù)庫整理

1985年，重慶第一個外商投資項目中外合資企業(yè)—慶鈴汽車有限公司成立。從圖一可以看出，1986年～1991年間，由于長期東西部發(fā)展不平衡和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后等原因，引進FDI進展緩慢，F(xiàn)DI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重慶被國務(wù)院列為沿江開放城市,享受沿海開放城市的政策。1993年，國務(wù)院批準重慶建立國家級高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)和經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)，重慶迎來了引進外資的高速發(fā)展時期。1992年重慶市實際利用外資10247萬美元，是第一階段累計金額的1.40倍。1993年為歷年來重慶引進外商直接投資之最。從圖可以看出,1992年～1999年外商直接投資具有數(shù)量大、波動劇烈的特點。1997年重慶直轄市出臺了61條吸引外資的優(yōu)惠政策，實際利用外資金額達到38466萬美元。重慶引資工作進入穩(wěn)定發(fā)展的新階段。

二、重慶FDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

外商直接投資是指外來投資者將資金或資產(chǎn)直接投放到東道國的產(chǎn)業(yè)部門，在當(dāng)?shù)貏?chuàng)辦企業(yè)或與當(dāng)?shù)刭Y本合營，通過生產(chǎn)要素的直接投入，投資者對生產(chǎn)要素的使用和管理擁有直接控制權(quán)。

經(jīng)濟增長泛指一國生產(chǎn)的產(chǎn)品和勞務(wù)的增加。本文將衡量經(jīng)濟增長最主要的指標GDP作為代表，主要探討FDI與重慶市GDP增長之間的關(guān)系。

1.FDI與GDP相關(guān)性檢驗。根據(jù)重慶市統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行數(shù)據(jù)庫,收集1985年～2006年重慶市GDP和FDI的數(shù)據(jù),剔除匯率變化的影響,運用Eviews3.1統(tǒng)計軟件對重慶市GDP和FDI進行相關(guān)性分析,相關(guān)系數(shù)為0.843292,說明兩個變量之間存在較強的正相關(guān)性。

2.序列協(xié)整分析和因果關(guān)系分析。為了說明變量之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系,對FDI和GDP進行協(xié)整關(guān)系檢驗和因果關(guān)系分析。（1）單位根檢驗及實證結(jié)果。為了減少數(shù)據(jù)波動趨勢性,分別對這兩個變量取自然對數(shù)。在對兩個變量的二階差分的線性圖形進行分析后,發(fā)現(xiàn)LFDI和LGDP兩個變量沒有明顯的趨勢特征,因此對LFDI和LGDP兩個變量進行ADF檢驗。從分析結(jié)果得出,LFDI和LGDP兩個變量的二階差分序列在不含截距項和趨勢項的ADF值都在5%的顯著水平上，駁斥了存在單位根的假設(shè)，兩個變量同階單整。二階差分的平穩(wěn)性特征以及序列的同階單整關(guān)系說明兩個序列之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系。

（2)Granger因果關(guān)系分析。取自然對數(shù)的二階差分具有平穩(wěn)性特征,作二組變量之間的Granger(因果關(guān)系)檢驗，由檢驗結(jié)果可以看出,在長期的發(fā)展態(tài)勢上,FDI的增長是GDP增長的Granger原因,但是GDP增長不是FDI增速不斷擴大的Granger原因。

3.回歸分析及回歸方程的建立。上述相關(guān)性、協(xié)整以及Granger因果關(guān)系分析表明,重慶市FDI與GDP增長之間存在長期的均衡協(xié)整關(guān)系,并且FDI是推動重慶GDP增長的原因之一,因此通過分析可以建立兩者之間的經(jīng)濟計量模型。

LGDP=5.896+0.4296LFDI

t=(46.47440)(9.429685)

R2=0.816377=0.807196F=88.91896DW=0.472310

采用E-G兩步法進行協(xié)整分析，其擬合優(yōu)度較好。但是DW值較小,存在一定程度的自相關(guān)性。對殘差項進行檢驗,發(fā)現(xiàn)ADF為-2.862063,小于5%的臨界值-1.9592,說明從長期發(fā)展來看,GDP的增長與FDI的增長是協(xié)調(diào)的,說明模型基本正確。

通過回歸結(jié)果可以得出結(jié)論:重慶市引入FDI對GDP的平均貢獻率為0.43,即重慶FDI每增加一個百分點,GDP將平均增加約0.43個百分點。可見，F(xiàn)ID對重慶經(jīng)濟增長的作用是相當(dāng)顯著的。

篇（6）

從總量變動看,2001年～2008年,上海服務(wù)業(yè)實際利用外資總額呈逐年上升之勢,2001年為17.24億美元,2008年為68.35億美元,年均增長率為18.79%(見表1)。

2.服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量的比重變化與貢獻分析

2001年～2008年,上海服務(wù)業(yè)實際利用FDI占FDI總額的比重,由2001年的39.25%上升到2008年的67.78%(見表2),服務(wù)業(yè)實際利用外資占利用外資的比例總體上為55.67%。進入2003年以來,這一比例大幅提升,尤其是2007和2008年,比重達到了60%以上,這與全球性的FDI流向服務(wù)業(yè)的趨勢相符。

為了分析服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量的貢獻,應(yīng)該計算FDI總量增長速度,服務(wù)業(yè)FDI貢獻度和服務(wù)業(yè)FDI貢獻率。

FDI總量增長率=當(dāng)年FDI總量的增量/上年FDI總量(1)

服務(wù)業(yè)FDI貢獻度=服務(wù)業(yè)FDI增量/上年FDI總量=(服務(wù)業(yè)FDI增量/上年服務(wù)業(yè)FDI總量)x(上年服務(wù)業(yè)FDI總量/上年FDI總量)(2)

由(2)式可見,服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量增長的貢獻度受兩方面的影響:一是服務(wù)業(yè)FDI的增長速度,二是服務(wù)業(yè)FDI在FDI總量中所占的比重。

由(1)式和(2)式可推導(dǎo)出服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量增長的貢獻率。計算公式可表示為:

服務(wù)業(yè)FDI的貢獻率=當(dāng)年服務(wù)業(yè)FDI增量/FDI總量的增量(3)

根據(jù)(2)式和(3)式可以計算上海服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量增長的貢獻度和貢獻率(見表3)。

從數(shù)據(jù)可以看出,2002年FDI總量增長率14.53%當(dāng)中有3.73%來自于服務(wù)業(yè),相應(yīng)的增長率為25.71%,而到了2004年貢獻率則跌至了-60.64%,2006貢獻率年又上升到了357.20%,2008貢獻率又降到了70.24%,可見上海服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量的貢獻比較的不穩(wěn)定。

3.上海三次產(chǎn)業(yè)利用外資的增長分析。這里主要上海2001年以來三次產(chǎn)業(yè)各自利用FDI總額、占FDI總量的比例、年度平均額、年均增長率等方面進行比較研究(見表4)。

從結(jié)構(gòu)比重來看,服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量比重占絕對優(yōu)勢,高達55.66%,遠遠高于第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的總和。八年來,服務(wù)業(yè)利用外資年均額為37.41億美元,超過了第一、第二產(chǎn)業(yè)總和。從增長速度看,2001年～2008年上海服務(wù)業(yè)利用外資年平均增長率為18.79%,高于第二產(chǎn)業(yè)FDI平均增長速度,也高于FDI總量平均增長速度。

4.服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績分析

服務(wù)業(yè)利用外資的業(yè)績指數(shù),是指在一定時期內(nèi),服務(wù)業(yè)FDI的流入量占FDI流入總量的比重除以服務(wù)業(yè)GDP占GDP總量的比重。計算公式可表示為:

服務(wù)業(yè)FDI業(yè)績指數(shù)=服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量比重/服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(4)

根據(jù)(4)式可以計算2001年～2008年上海服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績指數(shù)(見表5)。

從數(shù)據(jù)分析可以看出,2001年～2008年上海市服務(wù)業(yè)FDI業(yè)績指數(shù)基本保持在1左右,服務(wù)業(yè)FDI流入量與其GDP規(guī)模基本相當(dāng)。2008年上海FDI總量業(yè)績指數(shù)為2.4(上海FDI總量業(yè)績指數(shù)=上海FDI總量占全國FDI總量比重/上海市GDP總量占全國GDP總量比重),服務(wù)業(yè)FDI業(yè)績指數(shù)為1.26,低于同期的FDI總量業(yè)績指數(shù)1.14個百分點,表明與利用FDI總量的業(yè)績相比,服務(wù)業(yè)引資規(guī)模還存在很大的增長空間。

5.上海服務(wù)業(yè)利用FDI的特征

通過上述實證分析對2001年以來上海市服務(wù)業(yè)利用外資的特征總結(jié)如下:從總量變動情況看,上海市服務(wù)業(yè)實際利用外資總額呈上升—下降—再上升的“N”型變化特征,2005年以來服務(wù)業(yè)實際利用外資上升速度加快。

2001年～2008年服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量的比重,超過55.67%。服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量比重的變化與世界FDI的流向相一致;服務(wù)業(yè)FDI對FDI總量的貢獻率極不穩(wěn)定,2008年服務(wù)業(yè)FDI對總量FDI的貢獻率達到70.24%,遠超過第一、第二產(chǎn)業(yè)FDI對總量FDI的貢獻,上海市服務(wù)業(yè)FDI對第一、第二產(chǎn)業(yè)FDI存在擠出效應(yīng)。同時,從服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績和FDI總量的業(yè)績比較來看,上海服務(wù)業(yè)引資規(guī)模還存在較大的增長空間。

二、上海服務(wù)業(yè)利用FDI的實證檢驗

為了從定量的角度研究上海服務(wù)業(yè)利用外商直接投資的問題,本文考察了1989年～2008年的數(shù)據(jù),采用格蘭杰因果檢驗法,以服務(wù)業(yè)FDI為解釋變量,服務(wù)業(yè)增加值為被解釋變量。其中衡量服務(wù)業(yè)FDI的指標采用歷年服務(wù)業(yè)實際利用FDI占上海利用FDI的總額的比重來表示(以下簡稱F),衡量服務(wù)業(yè)增加值的指標采用服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重來表示(以下簡稱S).在檢驗過程中,分別對F、S取對數(shù)(LNF,LNS),以消除可能存在的異方差問題。

1.ADF單位根檢驗。時間序列數(shù)據(jù)往往是不平穩(wěn)的,若直接對它們進行回歸分析可能導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn),因此應(yīng)先進行平穩(wěn)性檢驗。

本文運用ADF單位根檢驗方法,檢驗結(jié)果如表6所示。檢驗結(jié)果表明,LNS,LNF均為一階單整的時間序列變量。三者的原值在10%的顯著性水平下均無法通過平穩(wěn)性檢驗,一階差分后在不同的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè),說明三個變量都為一階單整的時間序列。

注:*表示變量在10%的顯著水平通過檢驗,**表示變量在1%顯著水平通過檢驗。

2.Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系是非平穩(wěn)的單整變量之間存在的一種長期均衡關(guān)系,其經(jīng)濟意義在于:兩個變量,雖然具有各自的長期波動規(guī)律,但如果他們是協(xié)整的,則他們之間存在一種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。在ADF單位根檢驗的基礎(chǔ)上,運用Johansen協(xié)整檢驗方法對LNF與LNS進行協(xié)整關(guān)系檢驗。通過估算可以得出,兩個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到了0.464894和0.931553,這說明擬合程度較好。當(dāng)確定5%的顯著水平時,rk(A)=0時,跡統(tǒng)計值為20.46137大于臨界值15.41,所以拒絕零假設(shè)rk(A)=0;接下來進一步檢驗,因為2.013747小于臨界值3.76,所以接受零假設(shè)rk(A)≤1,從而說明LNF和LNS之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.Granger因果關(guān)系檢驗

利用Granger因果關(guān)系法檢驗LNF與LNS之間,LNF與LNI之間是否存在因果關(guān)系。結(jié)果如表7所示。

結(jié)果表明,在10%的顯著水平下,LNS與LNF存在單向的因果關(guān)系,LNSLNF的單向因果關(guān)系表明表明上海服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展是引起外商直接投資增加的原因。

三、結(jié)語

通過對上海服務(wù)業(yè)FDI的現(xiàn)狀分析我們得出結(jié)論,上海的服務(wù)業(yè)外商直接投資是近年來外商投資的重中之重,其服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量比重的變化與世界FDI的流向相一致,但是仍然有很大的增長空間。同時,我們通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)上海服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展是引起外商直接投資增加的重要原因之一。

因此,我們應(yīng)該制定科學(xué)合理的引資政策,并設(shè)計有效的制度體系;優(yōu)化服務(wù)業(yè)外商投資結(jié)構(gòu),提高服務(wù)業(yè)利用外資的數(shù)量和質(zhì)量;積極承接服務(wù)業(yè)國際轉(zhuǎn)移,逐步向服務(wù)價值鏈的高端提升,進一步提升上海服務(wù)經(jīng)濟的國際競爭力,從而促進上海經(jīng)濟的進一步發(fā)展。

參考文獻:

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[2]戴楓:中國服務(wù)業(yè)發(fā)展與外商直接投資關(guān)系的實證研究[J].國際貿(mào)易問題,2005(3)

篇（7）

在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應(yīng)實現(xiàn)途徑的。

1.外商直接投資溢出效應(yīng)的實現(xiàn)途徑

外商直接投資的溢出效應(yīng)包括積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負向的競爭效應(yīng)。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進步，帶來積極的技術(shù)外溢效應(yīng)。張誠等人（2001）認為積極的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過以下途徑實現(xiàn)：第一，跨國公司采用先進技術(shù)對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內(nèi)競爭對手謀求提高技術(shù)水平，并引起當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業(yè)而實現(xiàn)技術(shù)溢出；第三，跨國公司子公司會以供應(yīng)商、顧客、合作伙伴等身份與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)建立起業(yè)務(wù)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)，從而通過前向聯(lián)系與后向聯(lián)系帶來技術(shù)溢出。其次，跨國公司也會擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，引致負的溢出效應(yīng)。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當(dāng)?shù)厥袌龅墓┣鬆顩r。在這種情況下，雖然當(dāng)?shù)仄髽I(yè)受益于積極的溢出效應(yīng)而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或?qū)⑿枨髲漠?dāng)?shù)仄髽I(yè)轉(zhuǎn)到其他企業(yè)，從而使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)維持低成本所需要的生產(chǎn)規(guī)模無法實現(xiàn)，結(jié)果是企業(yè)實際生產(chǎn)點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產(chǎn)的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當(dāng)?shù)仄髽I(yè)吸引大量人才，造成負向的溢出效應(yīng)。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術(shù)外溢效應(yīng)和負的競爭效應(yīng)（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產(chǎn)成本的企業(yè)。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產(chǎn)規(guī)模，而為本地市場生產(chǎn)時跨國公司就將會擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，迫使其削減產(chǎn)量。如圖1所示，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)使得本地企業(yè)的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)量從Q0削減至Q1。由于現(xiàn)在當(dāng)?shù)仄髽I(yè)只能在一個更小的產(chǎn)量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應(yīng)是提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應(yīng)B′C′足夠大，則即使存在積極的技術(shù)溢出效應(yīng)A′B′，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)A′C′也會為負。

2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響

東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以從全球范圍內(nèi)進行融資和招募人才，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就更有機會利用新技術(shù)，經(jīng)由示范模仿、人員流動和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等途徑獲取積極的外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)。同時，對外開放程度的提高使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)面臨更為廣闊的全球市場，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以在不斷擴大生產(chǎn)規(guī)模中獲取規(guī)模經(jīng)濟，降低生產(chǎn)成本，縮小內(nèi)外資企業(yè)的能力差距，使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就難以達到最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模，內(nèi)外資企業(yè)的能力差距就會加大，限制了東道國企業(yè)吸收外商直接投資帶來的正溢出效應(yīng)。

東道國開放程度對外商直接投資溢出效應(yīng)的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負的競爭效應(yīng)分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應(yīng)則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業(yè)的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)不僅更容易獲取所需生產(chǎn)要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業(yè)更容易形成最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，在圖1中AC1必然是該期內(nèi)較低的一條平均成本曲線，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)充分獲取外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)。同時，由于內(nèi)外資企業(yè)的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應(yīng)B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)就會為正，在圖形上體現(xiàn)為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)獲取所需生產(chǎn)要素就越便利，企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模越趨于最優(yōu)規(guī)模，正的外商直接投資凈溢出效應(yīng)就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就很難獲取所需生產(chǎn)要素，技術(shù)溢出效應(yīng)不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應(yīng)則會使產(chǎn)量削減的幅度足夠大，結(jié)果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)為負。所以，外商直接投資凈溢出效應(yīng)的大小取決于東道國對外開放的程度。

二、東道國開放度對外商直接投資

溢出效應(yīng)影響的實證分析

趙奇?zhèn)ァ堈\（2007）建立了一個包含金融制度在內(nèi)的內(nèi)生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內(nèi)研發(fā)部門的知識積累對外商直接投資技術(shù)溢出的途徑產(chǎn)生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內(nèi)的制度變量對溢出效應(yīng)的影響。所以，在他們理論模型的基礎(chǔ)上，我們可以構(gòu)建計量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設(shè)1997年為時刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區(qū)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值增長率。工業(yè)總產(chǎn)值用工業(yè)品出廠價格指數(shù)（1991=100）調(diào)整為實際值，單位為億元，數(shù)據(jù)取自1997～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。類似地，Hit為i地區(qū)第t年的人力資本存量，由各地區(qū)受教育年限的加權(quán)平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學(xué)、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16①。所使用數(shù)據(jù)來自1998～2005年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

θit為內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距，計算方法為外資企業(yè)勞動生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)勞動生產(chǎn)率之比減去1。其中，勞動生產(chǎn)率表示為工業(yè)增加值與就業(yè)人員的比值。在這里，外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值單位為億元，外企就業(yè)人數(shù)單位為萬人，兩類數(shù)據(jù)均來自《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。內(nèi)資企業(yè)工業(yè)增加值缺乏直接數(shù)據(jù)，由各地區(qū)工業(yè)增加值扣除掉外商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值得到。其中，各地區(qū)工業(yè)增加值單位為億元，數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站②。

openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應(yīng)發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿(mào)易依存度來表示（中國人民大學(xué)經(jīng)濟發(fā)展報告課題組，1995），發(fā)展對外貿(mào)易一方面可以加速世界先進科學(xué)技術(shù)的知識和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使知識和專業(yè)化人力資本能夠在貿(mào)易伙伴國內(nèi)迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應(yīng)，各國之間開展貿(mào)易還可以節(jié)約一部分研究與開發(fā)費用，避免重復(fù)勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應(yīng)創(chuàng)造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿(mào)易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿(mào)易依存度，即進出口貿(mào)易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據(jù)各年度匯率中間價調(diào)整為人民幣計價,以和GDP單位相統(tǒng)一。進出口貿(mào)易總額、匯率中間價和各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應(yīng)。為了更準確地衡量外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經(jīng)濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產(chǎn)投資總額之比AFDI。所用數(shù)據(jù)均來自1998～2005年《中國統(tǒng)計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。

根據(jù)表1的回歸結(jié)果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應(yīng)在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規(guī)模來講相對較低。這個結(jié)論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經(jīng)很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿(mào)依存度而不是外資依存度和外貿(mào)依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿(mào)易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿(mào)易依存度并不高，遠低于主要發(fā)達國家及大部分發(fā)展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內(nèi)許多產(chǎn)業(yè)雖然貿(mào)易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯(lián)系，不能起到結(jié)構(gòu)進步的“出口導(dǎo)向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應(yīng)的動態(tài)影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應(yīng)在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應(yīng)更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規(guī)模已經(jīng)較低，到了2001年，隨著外資累計規(guī)模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結(jié)論

根據(jù)上述理論模型及實證檢驗結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素。由于開放度高的國家可以為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業(yè)上的便利，所以開放程度高的國家或地區(qū)可以獲取正的外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)，而開放程度低的國家或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)不明顯甚至為負。

第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當(dāng)開放程度相對于外資規(guī)模較高時，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為正；而當(dāng)開放程度等制度因素的發(fā)展比外資規(guī)模相對滯后時，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為負。于是，這就出現(xiàn)了一國或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現(xiàn)有的外資規(guī)模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)在近兩年已經(jīng)全部為負。

因此，一方面我們應(yīng)該有選擇地進一步開放某些產(chǎn)業(yè)，特別是增加生產(chǎn)行業(yè)的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業(yè)要對引資規(guī)模加以限制，保持適度的內(nèi)外資比例，給內(nèi)資企業(yè)以成長的空間。

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篇（9）

 

一、引言

隨著經(jīng)濟發(fā)展，全球環(huán)境的承載壓力越來越大。經(jīng)濟學(xué)家也密切關(guān)注環(huán)境質(zhì)量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)出先增大后縮小的關(guān)系，即呈倒U型曲線關(guān)系，[1]。

環(huán)境竟次理論是指不同國家或地區(qū)間對待環(huán)境政策強度和實施環(huán)境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過程，每個國家都擔(dān)心他國采取比本國更低的環(huán)境標準而使本國的工業(yè)失去競爭優(yōu)勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環(huán)境標準和次優(yōu)的環(huán)境政策項目管理論文，結(jié)果是每個國家都會采取比沒有國際經(jīng)濟競爭時更低的環(huán)境標準，從而加劇全球環(huán)境惡化。

“污染天堂假說”認為在一國單方提高環(huán)境標準的情況下，國內(nèi)企業(yè)和環(huán)境標準低的外國企業(yè)相比失去其競爭優(yōu)勢，從而使高環(huán)境標準國家的企業(yè)將生產(chǎn)轉(zhuǎn)向低環(huán)境標準國家。若在實行不同環(huán)境政策強度和環(huán)境標準的國家間存在自由貿(mào)易，實行低環(huán)境政策強度和低環(huán)境標準的國家，因外部性內(nèi)部化的差異而使該國企業(yè)所承受的環(huán)境成本相對要低。在該國進行生產(chǎn)時，其產(chǎn)品價格就會比在母國生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價格相應(yīng)要低。因此，該國在投資和生產(chǎn)方面具有更大的優(yōu)勢。這種由成本差異所產(chǎn)生的“拉力”會吸引國外的企業(yè)到該國安家落戶。

Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業(yè)運用的生產(chǎn)和污染消除技術(shù)通常比東道國本地的企業(yè)更先進和更有利于改善環(huán)境。如果這些企業(yè)能夠替代部分東道國同行業(yè)低效生產(chǎn)的企業(yè), 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉(zhuǎn)[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發(fā)現(xiàn)中國的FDI存量與環(huán)境管制變量呈正相關(guān)，表明中國寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現(xiàn)出 “污染避難所”效應(yīng) [3]。

二、變量選取及模型構(gòu)建

（一）東部和中部的FDI區(qū)域分布

改革開放以來，中國吸收外商直接投資數(shù)量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區(qū)利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區(qū),主要集中于東部地區(qū)項目管理論文，東部地區(qū)主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區(qū)引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區(qū)主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。

圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

圖2中國東部十一省（市）2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

圖3中國中部八省2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

（二）變量選取

考慮統(tǒng)計口徑一致和數(shù)據(jù)的連續(xù)性，選取工業(yè)廢氣排放總量（億標立方米）、工業(yè)廢水排放總量（萬噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬噸）、工業(yè)固體廢物排放量（萬噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)二氧化硫排放量（萬噸）為環(huán)境污染指標；人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）作為經(jīng)濟增長指標，此外，考慮國際貿(mào)易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量，Y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元），F(xiàn)DI表示外商直接投資（萬美元）。環(huán)境污染指標數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年中國統(tǒng)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理項目管理論文，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年省（市）統(tǒng)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數(shù)，LNY、LNFDI分別表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資的自然對數(shù)。本文中東部十一個省（市）為廣東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數(shù)據(jù)研究中國東部和中部省（市）FDI的對環(huán)境影響的差異。

（三）模型設(shè)定形式

由于面板數(shù)據(jù)模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計的有效性。根據(jù)截距向量和系數(shù)向量中各分量限制要求的不同，面板數(shù)據(jù)模型可分為無個體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種形式。在面板數(shù)據(jù)模型估計之前，需要檢驗樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式，避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性。設(shè)有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關(guān)系：

，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T

其中N表示個體截面成員的個數(shù)，T表示每個截面成員的觀察時期總數(shù)，參數(shù)表示模型的常數(shù)項，表示對應(yīng)于解釋變量的k×1維系數(shù)向量，k表示解釋變量個數(shù)。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設(shè)。采用F-test檢驗如下兩個假設(shè)：

H1:個體變量系數(shù)相等；H2:截距項和個體變量系數(shù)都相等。

如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數(shù)混合估計；如果H2被拒絕,則檢驗假設(shè)H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數(shù)。變系數(shù)、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3,面板個體數(shù)量為N，面板時間跨度為T，根據(jù)Wald定理在H2假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計量F2項目管理論文，在H1假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

若計算得到的統(tǒng)計量F2的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗假設(shè)H1。反之，則認為樣本數(shù)據(jù)符合無個體影響的不變系數(shù)模型。若計算得到的統(tǒng)計量F1的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H1，用變系數(shù)模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。

三、東部和中部模型回歸結(jié)果分析

利用東部十一省（市）和中部八省的相關(guān)數(shù)據(jù)，借助Eviews6.0，采用固定效應(yīng)模型對七個環(huán)境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關(guān)，回歸后的殘差是平穩(wěn)序列。回歸結(jié)果見表1-表8

（一）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣影響差異分析

表1 東部地區(qū) LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計結(jié)果

 

 

  LnFS

LnFQ

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

α

24.7998(1.8722***)

  49.3840(4.0923*)

 

-3.6806(-1.4613***)

  -13.1905(-3.2263*)

 

0.4188(1.4567***)

  1.3574 (2.9634*)

 

-0.0158(-1.4541***)

  -0.0440 (-2.5825*)

  AR(1)

0.9958(42.3684*)

  0.8089 (24.7612*)

  海南--LNFDI

0.1027(1.2365)

-8.0449

0.1302 (0.9513)

-3.7321

河北--LNFDI

-0.0088(-0.1280)

3.8736

0.0835 (1.1098)

0.0014

上海--LNFDI

0.0259(1.0531)

-15.5458

-0.1318(-0.9580)

1.1533

浙江--LNFDI

-0.0384(-0.5847)

10.5687

0.0745 (1.3692)

-0.4913

遼寧--LNFDI

-0.0835(-1.6476***)

-5.4319

0.0426(0.3272)

0.1718

廣東--LNFDI

-0.0392(-0.3555)

6.3472

-0.0459 (-0.3756)

0.9825

北京--LNFDI

0.0135(0.3381)

-21.1233

-0.0295(-0.4951)

-0.8745

天津--LNFDI

-0.0078(-0.1072)

-5.6961

-0.0204(-0.1636)

-1.0105

江蘇--LNFDI

-0.0415(-0.7790)

7.6127

-0.1504(-2.2292**)

2.7120

福建--LNFDI

-0.0955(-0.7093)

12.4942

-0.0186 (-0.2712)

-0.2444

山東--LNFDI

-0.0727(-2.1787*)

11.0165

0.0366 (0.7316)

0.3737

R2

0.9996

0.9985

F

21721.19

5607.094

篇（10）

上世紀80年代后，fdi和貿(mào)易的實證研究與此前相比有了突破性的進展。大量的統(tǒng)計檢驗結(jié)果表明，這兩者是相互促進、相互補充的關(guān)系。日本學(xué)者小島清(20世紀70年代末)根據(jù)日本的對外直接投資活動提出邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論，以此說明fdi與國際貿(mào)易之間存在著互補效應(yīng)。他認為:fdi可以在東道國和投資國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機會，使貿(mào)易在更大規(guī)模上進行。

李普西、維斯(lipsey，robert，1984)依據(jù)美國70年代的統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，美國的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多的顯示的是正面的積極影響。

胡弗鮑爾等人(hufbauer.g.c，1994)重點研究了美國80年代以來的情況。他們將美國1980、1985和1990年的對外直接投資總量和出口總量作比較，發(fā)現(xiàn)在整個時間跨度中，出口總量和fdi保持著正相關(guān)關(guān)系。

馬提亞(matthiaslucke，1999)運用實證分析的方法不僅比較了eu和cees之間的fdi的外溢效應(yīng)，而且實證分析了fdi對cees的出口商品結(jié)構(gòu)的影響，從而得出fdi對全球貿(mào)易有影響的結(jié)論。他利用“引力模型”以評估歐盟與東歐國家的一體化的深化，提供了中東歐國家系統(tǒng)的估計預(yù)期的長期外國直接投資的水平。

費雷拉、安娜保拉  (manuelaferreirama卿h助s，八刀  apaulaafrieano，2007研究調(diào)查了股市的外國直接投資和地理格局的貿(mào)易流量與葡萄牙的經(jīng)濟的關(guān)系。引力模型使用的是葡萄牙經(jīng)合組織國家加上巴西從1998年到2000年兩國之間的貿(mào)易。研究發(fā)現(xiàn)，出口對貿(mào)易平衡產(chǎn)生積極影響，且大于進口對貿(mào)易的影響。外商直接投資有助于解釋上述的“正常”出口從候選國到歐盟低于“正常”的進口的原因。

炳民(byungs.min，2004)指出韓國在1997年亞洲金融危機后fdi和貿(mào)易都經(jīng)歷了重大的改變。出口的迅速增加在危機爆發(fā)有助于改善韓國的外匯儲備，亦有助經(jīng)濟復(fù)蘇。盡管存在著危機，中國市場的重要性己逐漸上升。危機后外商直接投資急劇上升，這種快速增加的主要原因是美國和歐盟服務(wù)業(yè)投資是較高的，這和fdi流入的財富效應(yīng)假說相符合。與此同時，日本的外商直接投資下降導(dǎo)致了制造業(yè)中的外商直接投資的減少。但是，由于大幅增加并購和外商直接投資的干涸，外商直接投資的預(yù)期溢出效應(yīng)值得爭論。

近些年來，我國學(xué)者也對這方面展開了深入的研究。趙偉、賈玉平在《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素察賦與中日貿(mào)易模式—1990年代以來的發(fā)展與趨向》一文中以非對稱經(jīng)濟增長下兩國貿(mào)易規(guī)模擴張為出發(fā)點，就90年代以來中日貿(mào)易擴張的特征、基礎(chǔ)、貿(mào)易模式及其變化趨向等問題，進行了廣泛的探討，提出如下看法:(l)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異與產(chǎn)業(yè)競爭力差異是中日貿(mào)易擴張的基礎(chǔ);(2)目前的中日貿(mào)易模式帶有強烈的“李嘉圖模式”特征，屬于發(fā)展層次不同經(jīng)濟之間的貿(mào)易，但以規(guī)模經(jīng)濟為基礎(chǔ)的貿(mào)易模式正在抬頭;(3)促使中日貿(mào)易模式變化的基本因素是要素察賦變化，而在兩國相對要素察賦的變化中，要素流動尤其是直接投資流動起了重要作用。

楊逸(2000)、賴明勇(加01)、丁文麗(加01)分別使用相關(guān)系數(shù)檢驗、協(xié)整分析技術(shù)和誤差修正模型的回歸分析方法分析了外商直接投資對我國出口貿(mào)易的影響，均指出外商直接投資對我國工業(yè)制成品出口的影響顯著大于對初級產(chǎn)品出口的影響，外商直接投資改善了我國的出口商品結(jié)構(gòu)。