序論：好文章的創(chuàng)作是一個(gè)不斷探索和完善的過(guò)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(lái)更深刻的閱讀感受。

篇（1）

我國(guó)政府實(shí)行的一系列吸引外資的優(yōu)惠政策，再加上國(guó)內(nèi)體制改革的不斷推進(jìn)，中國(guó)投資環(huán)境日益改善，使得國(guó)內(nèi)外環(huán)境有了相似性。在吸引外資方面，很多國(guó)家對(duì)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(guó)則不然。在1979年的《中外合資企業(yè)法》中，不但沒(méi)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(shí)引起了國(guó)內(nèi)企業(yè)的不滿；又因?yàn)閮?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(jìn)入90年代，我國(guó)的外資政策開(kāi)始向國(guó)民待遇靠攏。

國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)體制改革，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的過(guò)渡，國(guó)內(nèi)的投資環(huán)境日益呈現(xiàn)出與國(guó)外的相似性，外商由剛開(kāi)始對(duì)中國(guó)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(dú)資發(fā)展有了可能。

我國(guó)加入WTO后的全面開(kāi)放，增強(qiáng)了外商投資的信心。入世后，WTO下的市場(chǎng)開(kāi)放原則要求成員國(guó)通過(guò)談判不斷降低關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，逐步開(kāi)放市場(chǎng)，使涉外經(jīng)貿(mào)法規(guī)透明化，實(shí)行貿(mào)易自由化。被要求開(kāi)放的不僅僅局限于較有競(jìng)爭(zhēng)力的成熟行業(yè)，同時(shí)還包括那些脆弱的開(kāi)放度小的行業(yè)，如金融、保險(xiǎn)、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(kāi)放，外商投資的范圍將進(jìn)一步擴(kuò)大。入世后雖然外商投資的產(chǎn)業(yè)仍然將被分為鼓勵(lì)、允許、限制和禁止四類，但是將明顯加大對(duì)外商投資的開(kāi)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(shí)際上在國(guó)家鼓勵(lì)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(guó)的企業(yè)在進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)時(shí)，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(hù)其技術(shù)專利權(quán)。由美國(guó)的例子可見(jiàn)，只要跨國(guó)公司擁有各種各樣可以帶來(lái)企業(yè)優(yōu)勢(shì)的無(wú)形資產(chǎn)時(shí)，它們就會(huì)選擇獨(dú)資新建企業(yè)的方式進(jìn)入東道國(guó)。這時(shí)以知識(shí)資本的形式存在于企業(yè)內(nèi)部的無(wú)形資產(chǎn)可以很廉價(jià)地轉(zhuǎn)移至國(guó)外的子公司，同時(shí)又可阻止東道國(guó)的投資者分享由這些無(wú)形資產(chǎn)所帶來(lái)的壟斷利潤(rùn)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(xiǎn)。這樣可以降低風(fēng)險(xiǎn)。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(yíng)過(guò)程中由于發(fā)展目標(biāo)和利益的不同，不可避免的會(huì)產(chǎn)生矛盾和摩擦。這也是造成外資企業(yè)獨(dú)資化的一個(gè)重要的原因。

獨(dú)資化的影響

外資企業(yè)獨(dú)資化趨勢(shì)的增強(qiáng)可以削弱本地企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，避免本地企業(yè)壟斷某一市場(chǎng)；可以為國(guó)內(nèi)消費(fèi)者提供更好的產(chǎn)品和服務(wù)。但是該趨勢(shì)也會(huì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一些負(fù)面影響。

獨(dú)資化趨勢(shì)的加強(qiáng)會(huì)使跨國(guó)公司擠占國(guó)內(nèi)企業(yè)的市場(chǎng)份額，形成對(duì)市場(chǎng)壟斷?？鐕?guó)公司本身就具有技術(shù)優(yōu)勢(shì)和內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)，獨(dú)資化或者控股可以使跨國(guó)公司完全按照自己的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)生產(chǎn)。它可以憑借自身優(yōu)勢(shì)，影響東道國(guó)市場(chǎng)集中度，在東道國(guó)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中形成壟斷，對(duì)國(guó)內(nèi)的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成威脅，嚴(yán)重的還會(huì)危及國(guó)家經(jīng)濟(jì)安全。外商獨(dú)資化趨勢(shì)的增強(qiáng)會(huì)影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理布局和調(diào)整。跨國(guó)公司以最大限度占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)，獲取超額利益為目的來(lái)制定全球經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略，它的全球經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略并不關(guān)心對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和地域結(jié)構(gòu)的影響。跨國(guó)公司往往選擇有優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)和區(qū)域?qū)|道國(guó)投資，這種選擇性投資的結(jié)果往往會(huì)造成市場(chǎng)的局部集中，形成集聚效應(yīng)。集聚效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致外商獨(dú)資化趨勢(shì)的增強(qiáng)，獨(dú)資化又進(jìn)一步加劇了集聚效應(yīng)。這種產(chǎn)業(yè)或市場(chǎng)的集中，一旦關(guān)鍵部門或關(guān)鍵的市場(chǎng)資源被外資所壟斷，就會(huì)影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全甚至國(guó)家安全。

跨國(guó)公司技術(shù)更難得，人才流失嚴(yán)重。在合資過(guò)程中，跨國(guó)公司往往對(duì)其最先進(jìn)的技術(shù)有所保留，而是將最新技術(shù)轉(zhuǎn)移給他們的獨(dú)資公司。隨著獨(dú)資化趨勢(shì)的加強(qiáng)和自有知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，這種技術(shù)擴(kuò)散的渠道被封死，減少了跨國(guó)公司先進(jìn)技術(shù)的溢出效應(yīng)。還有就是跨國(guó)公司由于自身優(yōu)越條件，可以吸引國(guó)內(nèi)高級(jí)人才，造成國(guó)內(nèi)人才向跨國(guó)公司轉(zhuǎn)移，不利于國(guó)內(nèi)企業(yè)的發(fā)展。

外資對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)品牌的侵蝕。我國(guó)許多企業(yè)“國(guó)產(chǎn)品牌”意識(shí)淡漠，在合資時(shí)甘愿使用外方商標(biāo)，或低估了自己品牌的無(wú)形資產(chǎn)價(jià)值，甚至無(wú)償?shù)匕言S可證給外國(guó)人使用。外商獨(dú)資化后，這些企業(yè)便逐漸衰落，品牌也銷聲匿跡了。如無(wú)錫海鷹超聲波有限公司曾經(jīng)是一家在國(guó)產(chǎn)B超領(lǐng)域享有聲譽(yù)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(dú)資企業(yè)后，海鷹品牌也消失了。

應(yīng)對(duì)外商獨(dú)資化的對(duì)策

外商直接投資獨(dú)資化趨勢(shì)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(duì)策使我國(guó)經(jīng)濟(jì)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(kuò)大外債利用規(guī)模。因?yàn)槲覈?guó)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(biāo)再加上債務(wù)率和負(fù)債率來(lái)衡量的，償債率在20%左右、債務(wù)率在100%以下、負(fù)債率在20%-30%之間被認(rèn)為是不影響國(guó)家經(jīng)濟(jì)安全。從1985-2003年的數(shù)據(jù)看，我國(guó)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(fù)債率最高年份為1994年的17.1%，平均負(fù)債率為12.88%。這些都大大在我國(guó)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(qiáng)政府對(duì)外商投資的引導(dǎo)和監(jiān)督。政府應(yīng)對(duì)外資流向進(jìn)行引導(dǎo)，應(yīng)對(duì)一些投資巨大、技術(shù)不容易引進(jìn)，依靠國(guó)內(nèi)力量難以在短期較快發(fā)展起來(lái)的產(chǎn)業(yè)放開(kāi)股權(quán)、規(guī)模等方面的限制，允許外商獨(dú)資或合資經(jīng)營(yíng)；對(duì)于涉及國(guó)家安全和經(jīng)濟(jì)命脈的產(chǎn)業(yè)，在吸引外商投資時(shí)，政府要在政策上增強(qiáng)國(guó)內(nèi)企業(yè)的控制能力。在法律上運(yùn)用有關(guān)外資企業(yè)的法律和“反壟斷法”、“反不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)法”等法律來(lái)控制外資企業(yè)的壟斷風(fēng)險(xiǎn)。

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(duì)外商投資企業(yè)的各種稅收優(yōu)惠政策，其次逐步擴(kuò)大內(nèi)資企業(yè)在進(jìn)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(guó)民待遇”向“國(guó)民待遇”發(fā)展，特別是加入WTO以后隨著國(guó)民待遇原則的全面實(shí)施，我國(guó)對(duì)外商投資企業(yè)所實(shí)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(yíng)造外資、內(nèi)資企業(yè)公平、公正的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。

篇（2）

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

一、東道國(guó)開(kāi)放程度影響

外商直接投資溢出效應(yīng)的機(jī)制分析

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，我們有必要解釋東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放度是如何影響外商直接投資溢出效應(yīng)實(shí)現(xiàn)途徑的。

1.外商直接投資溢出效應(yīng)的實(shí)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(fù)向的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。首先，跨國(guó)公司在東道國(guó)實(shí)施外商直接投資可以引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步，帶來(lái)積極的技術(shù)外溢效應(yīng)。張誠(chéng)等人（2001）認(rèn)為積極的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過(guò)以下途徑實(shí)現(xiàn)：第一，跨國(guó)公司采用先進(jìn)技術(shù)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生示范作用，或者通過(guò)增加競(jìng)爭(zhēng)壓力，迫使國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(guò)跨國(guó)公司的員工流向本地企業(yè)而實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出；第三，跨國(guó)公司子公司會(huì)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(guò)前向聯(lián)系與后向聯(lián)系帶來(lái)技術(shù)溢出。其次，跨國(guó)公司也會(huì)擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)份額，引致負(fù)的溢出效應(yīng)。在進(jìn)入初期，跨國(guó)公司通常會(huì)帶來(lái)激烈競(jìng)爭(zhēng)，改變當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)的供求狀況。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?yàn)榭鐕?guó)公司擴(kuò)大市場(chǎng)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(wú)法實(shí)現(xiàn)，結(jié)果是企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)點(diǎn)只能沿其平均成本曲線向上移動(dòng)，其實(shí)際生產(chǎn)的單位成本仍很高，甚至高于跨國(guó)公司進(jìn)入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)低估人才的真實(shí)價(jià)值，跨國(guó)公司的進(jìn)入就會(huì)從當(dāng)?shù)仄髽I(yè)吸引大量人才，造成負(fù)向的溢出效應(yīng)。

可以用一個(gè)簡(jiǎn)單的模型來(lái)描述外商直接投資積極的技術(shù)外溢效應(yīng)和負(fù)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個(gè)完全競(jìng)爭(zhēng)的本地市場(chǎng)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(guó)公司通常會(huì)選擇更大的生產(chǎn)規(guī)模，而為本地市場(chǎng)生產(chǎn)時(shí)跨國(guó)公司就將會(huì)擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)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(jìng)爭(zhēng)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(gè)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(diǎn)，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(jiàn)，如果競(jìng)爭(zhēng)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(huì)為負(fù)。

2.東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的影響

東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度可以對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。東道國(guó)對(duì)外開(kāi)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(jìn)行融資和招募人才，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就更有機(jī)會(huì)利用新技術(shù)，經(jīng)由示范模仿、人員流動(dòng)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(shí)，對(duì)外開(kāi)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(chǎng)，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以在不斷擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模中獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)，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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度很低，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就難以達(dá)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(huì)加大，限制了東道國(guó)企業(yè)吸收外商直接投資帶來(lái)的正溢出效應(yīng)。

東道國(guó)開(kāi)放程度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的影響可以用圖1來(lái)說(shuō)明。如上所述，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負(fù)的競(jìng)爭(zhēng)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(guó)的對(duì)外開(kāi)放程度會(huì)影響到企業(yè)的平均成本。如果東道國(guó)的對(duì)外開(kāi)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(chǎng)，從而比封閉國(guó)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(shí)，由于內(nèi)外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力更為接近，跨國(guó)公司就難以大幅度擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)份額，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)量削減不會(huì)太多，Q0和Q1比較接近，故而競(jìng)爭(zhēng)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(huì)為正，在圖形上體現(xiàn)為C′落入A′B′線段上。東道國(guó)的對(duì)外開(kāi)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(huì)越大，C′就會(huì)越接近于B′點(diǎn)①。相反，在相對(duì)封閉的國(guó)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(huì)使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)則會(huì)使產(chǎn)量削減的幅度足夠大，結(jié)果使得C′就會(huì)落在A′點(diǎn)之上，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)為負(fù)。所以，外商直接投資凈溢出效應(yīng)的大小取決于東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放的程度。

二、東道國(guó)開(kāi)放度對(duì)外商直接投資

溢出效應(yīng)影響的實(shí)證分析

趙奇?zhèn)?、張誠(chéng)（2007）建立了一個(gè)包含金融制度在內(nèi)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，在模型中，金融深化程度通過(guò)影響國(guó)內(nèi)研發(fā)部門的知識(shí)積累對(duì)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(jìn)一步擴(kuò)展，可以理解為包含對(duì)外開(kāi)放程度等因素在內(nèi)的制度變量對(duì)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(jì)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(shí)刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國(guó)1997～2004年31個(gè)省市中第i地區(qū)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率。工業(yè)總產(chǎn)值用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（1991=100）調(diào)整為實(shí)際值，單位為億元，數(shù)據(jù)取自1997～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(lái)刻畫。具體計(jì)算時(shí)，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(jì)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(lái)自1998～2005年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

θit為內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距，計(jì)算方法為外資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率之比減去1。其中，勞動(dòng)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(wàn)人，兩類數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站②。

openit是對(duì)外開(kāi)放度。一國(guó)的對(duì)外開(kāi)放度可以用外資依存度③來(lái)表示。外資比重越大，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機(jī)會(huì)就越多，示范-模仿效應(yīng)發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）；開(kāi)放度還可以用一國(guó)的貿(mào)易依存度來(lái)表示（中國(guó)人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告課題組，1995），發(fā)展對(duì)外貿(mào)易一方面可以加速世界先進(jìn)科學(xué)技術(shù)的知識(shí)和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使知識(shí)和專業(yè)化人力資本能夠在貿(mào)易伙伴國(guó)內(nèi)迅速積累；另一方面，由于知識(shí)傳播與人力資本的外部效應(yīng)，各國(guó)之間開(kāi)展貿(mào)易還可以節(jié)約一部分研究與開(kāi)發(fā)費(fèi)用，避免重復(fù)勞動(dòng)。這些都為東道國(guó)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(gè)因素，用外資依存度和貿(mào)易依存度之和來(lái)表示對(duì)外開(kāi)放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標(biāo)是貿(mào)易依存度，即進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP之比來(lái)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(jìn)出口總額根據(jù)各年度匯率中間價(jià)調(diào)整為人民幣計(jì)價(jià),以和GDP單位相統(tǒng)一。進(jìn)出口貿(mào)易總額、匯率中間價(jià)和各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)均來(lái)自1998～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來(lái)衡量受東道國(guó)開(kāi)放程度制約的外商直接投資溢出效應(yīng)。為了更準(zhǔn)確地衡量外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，我們分別用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)刻畫實(shí)際利用外商直接投資額在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的存在水平。一是用實(shí)際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個(gè)是實(shí)際利用外商直接投資額和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額之比AFDI。所用數(shù)據(jù)均來(lái)自1998～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。我們約定，使用FGDP時(shí)的計(jì)量模型為模型1，使用AFDI時(shí)為模型2。

根據(jù)表1的回歸結(jié)果，開(kāi)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(fù)，即開(kāi)放度相對(duì)于外資規(guī)模來(lái)講相對(duì)較低。這個(gè)結(jié)論可能和很多人的判斷不一致，因?yàn)樗麄冇X(jué)得中國(guó)的對(duì)外開(kāi)放度已經(jīng)很高了。這需要從兩方面來(lái)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(lái)表示開(kāi)放度，這顯然會(huì)低估開(kāi)放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國(guó)目前的名義貿(mào)易依存度已達(dá)到較高水平，但綜合考慮經(jīng)濟(jì)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(guó)的實(shí)際貿(mào)易依存度并不高，遠(yuǎn)低于主要發(fā)達(dá)國(guó)家及大部分發(fā)展中國(guó)家，只略高于印度和巴西；第三，國(guó)內(nèi)許多產(chǎn)業(yè)雖然貿(mào)易依存度很高，但沒(méi)有形成較強(qiáng)的前后向聯(lián)系，不能起到結(jié)構(gòu)進(jìn)步的“出口導(dǎo)向”作用。為了觀測(cè)我國(guó)對(duì)外開(kāi)放度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計(jì)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(gè)階段都為負(fù)，但是在第二個(gè)階段負(fù)效應(yīng)更為明顯。這說(shuō)明，開(kāi)放度在第一個(gè)階段相對(duì)于外資規(guī)模已經(jīng)較低，到了2001年，隨著外資累計(jì)規(guī)模的進(jìn)一步增大，開(kāi)放度相對(duì)更低了。

三、結(jié)論

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

第一，東道國(guó)對(duì)外開(kāi)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(kāi)放度高的國(guó)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(kāi)放程度高的國(guó)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(kāi)放程度低的國(guó)家或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)不明顯甚至為負(fù)。

第二，我們所提及的開(kāi)放程度是個(gè)相對(duì)的概念，當(dāng)開(kāi)放程度相對(duì)于外資規(guī)模較高時(shí)，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為正；而當(dāng)開(kāi)放程度等制度因素的發(fā)展比外資規(guī)模相對(duì)滯后時(shí)，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為負(fù)。于是，這就出現(xiàn)了一國(guó)或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)在不同時(shí)間段上的變化。就我國(guó)的情況來(lái)看，開(kāi)放程度相對(duì)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(fù)。

因此，一方面我們應(yīng)該有選擇地進(jìn)一步開(kāi)放某些產(chǎn)業(yè)，特別是增加生產(chǎn)行業(yè)的開(kāi)放度。另一方面，對(duì)某些外資比重過(guò)高的行業(yè)要對(duì)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(zhǎng)的空間。

[參考文獻(xiàn)]

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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(jìn)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(guò)4%。如2007年第一產(chǎn)業(yè)的外商直接投資金額為4138萬(wàn)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?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)與建筑業(yè)所占比重過(guò)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?xì)饧八块T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(wàn)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(dòng)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(jì)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和改善,電氣機(jī)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(gè)制造業(yè)的外商投資熱點(diǎn)。

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(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)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(lè)業(yè)等5個(gè)行業(yè)領(lǐng)域,教育業(yè)、金融業(yè)、衛(wèi)生和社會(huì)福利業(yè)等其他8個(gè)行業(yè)所占比例較低。隨著入世承諾的不斷實(shí)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(yùn)輸業(yè)所占比例不斷下降,文化體育和娛樂(lè)業(yè)所占比例出現(xiàn)大幅上揚(yáng),2007年達(dá)到2435萬(wàn)美元,但主要分布格局沒(méi)有發(fā)生重大改變。

二、外商直接投資對(duì)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(dòng)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)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(gè)方面來(lái)提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),使其達(dá)到優(yōu)化的目的。

1.政府對(duì)外商直接投資的引導(dǎo)和規(guī)范促進(jìn)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(lái)完成。因?yàn)槟壳?基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)存在投資額大、建設(shè)周期較長(zhǎng)、投資回報(bào)低、投資回收期較長(zhǎng)等特點(diǎn),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(guò)政府的合理引導(dǎo),讓適當(dāng)?shù)耐赓Y進(jìn)入適當(dāng)?shù)牡貐^(qū),才能夠有效地加強(qiáng)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(jìn)而有力的推動(dòng)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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高效化

外資的進(jìn)入會(huì)集中在我省具有比較優(yōu)勢(shì)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(shí),成熟的外資企業(yè)進(jìn)入后,會(huì)通過(guò)市場(chǎng)作用加劇國(guó)內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng),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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高效化。

3.外商直接投資促進(jìn)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(gòu)買世界先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備和進(jìn)口高等級(jí)的生產(chǎn)原料。而且,外商直接投資同時(shí)帶來(lái)了國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和研發(fā)能力。這樣我們可以通過(guò)對(duì)新技術(shù)的積極消化、吸收、創(chuàng)新和擴(kuò)散,來(lái)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(jìn)步作用下,從較低級(jí)形式向較高級(jí)形式演變,即完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)或者說(shuō)是高級(jí)化。超級(jí)秘書網(wǎng)

三、河北省引進(jìn)外資促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的對(duì)策

為了提高河北省利用外資的實(shí)效,加強(qiáng)外商直接投資對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)作用,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和優(yōu)化,加快河北省經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(zhǎng)江三角洲地區(qū)等南方城市相比較,河北省無(wú)論是投資硬環(huán)境還是投資軟環(huán)境都相對(duì)較差。且每年所吸引的外商直接投資金額也相對(duì)較低。因此,河北省要進(jìn)一步改善投資環(huán)境,加大對(duì)外資的吸引力度。

2.加強(qiáng)對(duì)外商直接投資的產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)

目前河北省對(duì)外資的利用仍然比較注重對(duì)外資數(shù)量的擴(kuò)張,而對(duì)外資質(zhì)量的關(guān)注較少。對(duì)外資的利用應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化和趨勢(shì)以及區(qū)域的資源、勞動(dòng)力素質(zhì)、技術(shù)水平等因素進(jìn)行調(diào)整和引導(dǎo),使外資可以投向符合經(jīng)濟(jì)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(gè)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(diǎn)的、科學(xué)的制定經(jīng)濟(jì)政策,采取積極有效的措施引導(dǎo)外資投向,加強(qiáng)對(duì)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(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì),應(yīng)在鼓勵(lì)各地區(qū)結(jié)合自身實(shí)際發(fā)展特色工業(yè),擴(kuò)大外資投資領(lǐng)域,加快各地區(qū)基礎(chǔ)建設(shè),營(yíng)造良好的投資環(huán)境,同時(shí)充分借助三大港口優(yōu)勢(shì),加快港口腹地經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐,并整合各地區(qū)資源,加強(qiáng)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(jì)合作,整合資源優(yōu)勢(shì),促進(jìn)河北省經(jīng)濟(jì)更快、更好發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

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篇（4）

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

2.1樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)、資源利用、環(huán)境保護(hù)三個(gè)測(cè)度指標(biāo)。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(wàn)元能耗和治污投資額作為反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資源利用率和環(huán)境保護(hù)的指標(biāo)，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(jìn)行匯總，從而計(jì)算整理得出需要的樣本數(shù)據(jù)。首先，根據(jù)國(guó)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(jì)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(jì)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(guó)能耗統(tǒng)計(jì)年鑒、環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒和河南省統(tǒng)計(jì)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(jìn)行計(jì)算和匯總，整理出1995-2012年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的萬(wàn)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(shí)證分析FDI對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能耗和環(huán)境治理方面的影響。

2.2FDI對(duì)戰(zhàn)略性新興行業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究

2.2.1FDI對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)趨勢(shì)，由1995年的93.5億元增長(zhǎng)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(zhǎng)趨勢(shì)，由1995年的4768.9萬(wàn)美元增長(zhǎng)到2012年的86292萬(wàn)美元。那么，在此期間，F(xiàn)DI對(duì)河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否起到了促進(jìn)作用？為研究該問(wèn)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(jìn)行滯后回歸分析，分析的結(jié)果如表1。由實(shí)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(shuō)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(duì)河南戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的當(dāng)期、后期和第三期均具有正向的促進(jìn)作用，但效果也不顯著。2.2.2對(duì)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(jì)為35.197，sig為0，說(shuō)明所運(yùn)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(shuō)明FDI對(duì)新一代信息技術(shù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正向推動(dòng)作用，對(duì)當(dāng)期的影響最大，每增加一個(gè)單位的FDI額，會(huì)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(duì)新一代信息技術(shù)的第三年GDP產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，當(dāng)年每吸收一個(gè)FDI額，會(huì)使新一代信息技術(shù)第三年的GDP增加0.173。2.2.3對(duì)生物制藥的影響河南生物制藥行業(yè)在1995至2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著，由當(dāng)初的60.27億元增加到2012年的287.61億元。FDI對(duì)河南生物制藥行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)處理后進(jìn)行回歸分析，分析的結(jié)果見(jiàn)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(shuō)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(shuō)明FDI對(duì)生物制藥行業(yè)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但其當(dāng)期顯著性水平0.98大于0.05，說(shuō)明其當(dāng)期影響并不顯著；但FDI對(duì)后期的影響不僅為正值，而且顯著性水平也小于0.05，說(shuō)明FDI的滯后效應(yīng)是顯著的，而且FDI對(duì)第三期的影響最大。

2.3FDI對(duì)戰(zhàn)略性新興行業(yè)能源消耗和環(huán)境保護(hù)影響的實(shí)證研究

為了分析戰(zhàn)略性新興行業(yè)吸收的FDI對(duì)該產(chǎn)業(yè)能耗和治污總投資額的影響，本研究分別對(duì)該產(chǎn)業(yè)中的FDI額與該產(chǎn)業(yè)GDP萬(wàn)元能耗和治污總投資額之間的關(guān)系進(jìn)行了回歸，回歸的結(jié)果見(jiàn)表4和表5。表4顯示，F(xiàn)DI對(duì)GDP萬(wàn)元能耗的影響系數(shù)為－0.083，說(shuō)明兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但其顯著性水平為0.798，說(shuō)明FDI對(duì)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(duì)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(shuō)明FDI能夠顯著推進(jìn)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(duì)外開(kāi)放的重要組成部分，也是衡量一個(gè)國(guó)家對(duì)外開(kāi)放程度的重要指標(biāo)作者以重慶市作為東道主，從FDI對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的關(guān)系進(jìn)行定性和定量研究，對(duì)于重慶市在改革開(kāi)放三十年后如何改善投資環(huán)境，制定和實(shí)施正確的外商投資政策以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著十分重要的意義。

一、重慶利用外商直接投資發(fā)展?fàn)顩r

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(dòng)的增長(zhǎng)階段和穩(wěn)步發(fā)展階段。重慶市FDI存在著總量少、來(lái)源集中、發(fā)達(dá)國(guó)家份額低以及投向集中、分布不平衡等問(wèn)題。

注：根據(jù)重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)人民銀行數(shù)據(jù)庫(kù)整理

1985年，重慶第一個(gè)外商投資項(xiàng)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(zhǎng)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(jìn)FDI進(jìn)展緩慢，F(xiàn)DI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重慶被國(guó)務(wù)院列為沿江開(kāi)放城市,享受沿海開(kāi)放城市的政策。1993年，國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)重慶建立國(guó)家級(jí)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)，重慶迎來(lái)了引進(jìn)外資的高速發(fā)展時(shí)期。1992年重慶市實(shí)際利用外資10247萬(wàn)美元，是第一階段累計(jì)金額的1.40倍。1993年為歷年來(lái)重慶引進(jìn)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(dòng)劇烈的特點(diǎn)。1997年重慶直轄市出臺(tái)了61條吸引外資的優(yōu)惠政策，實(shí)際利用外資金額達(dá)到38466萬(wàn)美元。重慶引資工作進(jìn)入穩(wěn)定發(fā)展的新階段。

二、重慶FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

外商直接投資是指外來(lái)投資者將資金或資產(chǎn)直接投放到東道國(guó)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(yíng)，通過(guò)生產(chǎn)要素的直接投入，投資者對(duì)生產(chǎn)要素的使用和管理?yè)碛兄苯涌刂茩?quán)。

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

1.FDI與GDP相關(guān)性檢驗(yàn)。根據(jù)重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)人民銀行數(shù)據(jù)庫(kù),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(yùn)用Eviews3.1統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)重慶市GDP和FDI進(jìn)行相關(guān)性分析,相關(guān)系數(shù)為0.843292,說(shuō)明兩個(gè)變量之間存在較強(qiáng)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(shuō)明變量之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系,對(duì)FDI和GDP進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和因果關(guān)系分析。（1）單位根檢驗(yàn)及實(shí)證結(jié)果。為了減少數(shù)據(jù)波動(dòng)趨勢(shì)性,分別對(duì)這兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)。在對(duì)兩個(gè)變量的二階差分的線性圖形進(jìn)行分析后,發(fā)現(xiàn)LFDI和LGDP兩個(gè)變量沒(méi)有明顯的趨勢(shì)特征,因此對(duì)LFDI和LGDP兩個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。從分析結(jié)果得出,LFDI和LGDP兩個(gè)變量的二階差分序列在不含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)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(gè)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(shuō)明兩個(gè)序列之間可能存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

（2)Granger因果關(guān)系分析。取自然對(duì)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(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,在長(zhǎng)期的發(fā)展態(tài)勢(shì)上,FDI的增長(zhǎng)是GDP增長(zhǎng)的Granger原因,但是GDP增長(zhǎng)不是FDI增速不斷擴(kuò)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(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡協(xié)整關(guān)系,并且FDI是推動(dòng)重慶GDP增長(zhǎng)的原因之一,因此通過(guò)分析可以建立兩者之間的經(jīng)濟(jì)計(jì)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(jìn)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(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)ADF為-2.862063,小于5%的臨界值-1.9592,說(shuō)明從長(zhǎng)期發(fā)展來(lái)看,GDP的增長(zhǎng)與FDI的增長(zhǎng)是協(xié)調(diào)的,說(shuō)明模型基本正確。

通過(guò)回歸結(jié)果可以得出結(jié)論:重慶市引入FDI對(duì)GDP的平均貢獻(xiàn)率為0.43,即重慶FDI每增加一個(gè)百分點(diǎn),GDP將平均增加約0.43個(gè)百分點(diǎn)?？梢?jiàn)，F(xiàn)ID對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是相當(dāng)顯著的。

篇（6）

從總量變動(dòng)看,2001年～2008年,上海服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資總額呈逐年上升之勢(shì),2001年為17.24億美元,2008年為68.35億美元,年均增長(zhǎng)率為18.79%(見(jiàn)表1)。

2.服務(wù)業(yè)FDI占FDI總量的比重變化與貢獻(xiàn)分析

2001年～2008年,上海服務(wù)業(yè)實(shí)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(jiàn)表2),服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資占利用外資的比例總體上為55.67%。進(jìn)入2003年以來(lái),這一比例大幅提升,尤其是2007和2008年,比重達(dá)到了60%以上,這與全球性的FDI流向服務(wù)業(yè)的趨勢(shì)相符。

為了分析服務(wù)業(yè)FDI對(duì)FDI總量的貢獻(xiàn),應(yīng)該計(jì)算FDI總量增長(zhǎng)速度,服務(wù)業(yè)FDI貢獻(xiàn)度和服務(wù)業(yè)FDI貢獻(xiàn)率。

FDI總量增長(zhǎng)率=當(dāng)年FDI總量的增量/上年FDI總量(1)

服務(wù)業(yè)FDI貢獻(xiàn)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(jiàn),服務(wù)業(yè)FDI對(duì)FDI總量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度受兩方面的影響:一是服務(wù)業(yè)FDI的增長(zhǎng)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(duì)FDI總量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。計(jì)算公式可表示為:

服務(wù)業(yè)FDI的貢獻(xiàn)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(jì)算上海服務(wù)業(yè)FDI對(duì)FDI總量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和貢獻(xiàn)率(見(jiàn)表3)。

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

3.上海三次產(chǎn)業(yè)利用外資的增長(zhǎng)分析。這里主要上海2001年以來(lái)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(zhǎng)率等方面進(jìn)行比較研究(見(jiàn)表4)。

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

4.服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績(jī)分析

服務(wù)業(yè)利用外資的業(yè)績(jī)指數(shù),是指在一定時(shí)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(jì)算公式可表示為:

服務(wù)業(yè)FDI業(yè)績(jī)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(jì)算2001年～2008年上海服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績(jī)指數(shù)(見(jiàn)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(jī)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)?；鞠喈?dāng)。2008年上海FDI總量業(yè)績(jī)指數(shù)為2.4(上海FDI總量業(yè)績(jī)指數(shù)=上海FDI總量占全國(guó)FDI總量比重/上海市GDP總量占全國(guó)GDP總量比重),服務(wù)業(yè)FDI業(yè)績(jī)指數(shù)為1.26,低于同期的FDI總量業(yè)績(jī)指數(shù)1.14個(gè)百分點(diǎn),表明與利用FDI總量的業(yè)績(jī)相比,服務(wù)業(yè)引資規(guī)模還存在很大的增長(zhǎng)空間。

5.上海服務(wù)業(yè)利用FDI的特征

通過(guò)上述實(shí)證分析對(duì)2001年以來(lái)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(dòng)情況看,上海市服務(wù)業(yè)實(shí)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(lái)服務(wù)業(yè)實(shí)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(guò)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(duì)FDI總量的貢獻(xiàn)率極不穩(wěn)定,2008年服務(wù)業(yè)FDI對(duì)總量FDI的貢獻(xiàn)率達(dá)到70.24%,遠(yuǎn)超過(guò)第一、第二產(chǎn)業(yè)FDI對(duì)總量FDI的貢獻(xiàn),上海市服務(wù)業(yè)FDI對(duì)第一、第二產(chǎn)業(yè)FDI存在擠出效應(yīng)。同時(shí),從服務(wù)業(yè)利用FDI的業(yè)績(jī)和FDI總量的業(yè)績(jī)比較來(lái)看,上海服務(wù)業(yè)引資規(guī)模還存在較大的增長(zhǎng)空間。

二、上海服務(wù)業(yè)利用FDI的實(shí)證檢驗(yàn)

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(wèn)題,本文考察了1989年～2008年的數(shù)據(jù),采用格蘭杰因果檢驗(yàn)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(biāo)采用歷年服務(wù)業(yè)實(shí)際利用FDI占上海利用FDI的總額的比重來(lái)表示(以下簡(jiǎn)稱F),衡量服務(wù)業(yè)增加值的指標(biāo)采用服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)表示(以下簡(jiǎn)稱S).在檢驗(yàn)過(guò)程中,分別對(duì)F、S取對(duì)數(shù)(LNF,LNS),以消除可能存在的異方差問(wèn)題。

1.ADF單位根檢驗(yàn)。時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是不平穩(wěn)的,若直接對(duì)它們進(jìn)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(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法,檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明,LNS,LNF均為一階單整的時(shí)間序列變量。三者的原值在10%的顯著性水平下均無(wú)法通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn),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(shuō)明三個(gè)變量都為一階單整的時(shí)間序列。

注:*表示變量在10%的顯著水平通過(guò)檢驗(yàn),**表示變量在1%顯著水平通過(guò)檢驗(yàn)。

2.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系是非平穩(wěn)的單整變量之間存在的一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系,其經(jīng)濟(jì)意義在于:兩個(gè)變量,雖然具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律,但如果他們是協(xié)整的,則他們之間存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。在ADF單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上,運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)LNF與LNS進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。通過(guò)估算可以得出,兩個(gè)回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達(dá)到了0.464894和0.931553,這說(shuō)明擬合程度較好。當(dāng)確定5%的顯著水平時(shí),rk(A)=0時(shí),跡統(tǒng)計(jì)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(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn),因?yàn)?.013747小于臨界值3.76,所以接受零假設(shè)rk(A)≤1,從而說(shuō)明LNF和LNS之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

利用Granger因果關(guān)系法檢驗(yàn)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(jì)發(fā)展是引起外商直接投資增加的原因。

三、結(jié)語(yǔ)

通過(guò)對(duì)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(lái)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(zhǎng)空間。同時(shí),我們通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)上海服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟(jì)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(jì)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(guó)際轉(zhuǎn)移,逐步向服務(wù)價(jià)值鏈的高端提升,進(jìn)一步提升上海服務(wù)經(jīng)濟(jì)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,從而促進(jìn)上海經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

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[2]戴楓:中國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與外商直接投資關(guān)系的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2005(3)

篇（7）

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，我們有必要解釋東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放度是如何影響外商直接投資溢出效應(yīng)實(shí)現(xiàn)途徑的。

1.外商直接投資溢出效應(yīng)的實(shí)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(fù)向的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。首先，跨國(guó)公司在東道國(guó)實(shí)施外商直接投資可以引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步，帶來(lái)積極的技術(shù)外溢效應(yīng)。張誠(chéng)等人（2001）認(rèn)為積極的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過(guò)以下途徑實(shí)現(xiàn)：第一，跨國(guó)公司采用先進(jìn)技術(shù)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生示范作用，或者通過(guò)增加競(jìng)爭(zhēng)壓力，迫使國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(guò)跨國(guó)公司的員工流向本地企業(yè)而實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出；第三，跨國(guó)公司子公司會(huì)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(guò)前向聯(lián)系與后向聯(lián)系帶來(lái)技術(shù)溢出。其次，跨國(guó)公司也會(huì)擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)份額，引致負(fù)的溢出效應(yīng)。在進(jìn)入初期，跨國(guó)公司通常會(huì)帶來(lái)激烈競(jìng)爭(zhēng)，改變當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)的供求狀況。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?yàn)榭鐕?guó)公司擴(kuò)大市場(chǎng)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(wú)法實(shí)現(xiàn)，結(jié)果是企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)點(diǎn)只能沿其平均成本曲線向上移動(dòng)，其實(shí)際生產(chǎn)的單位成本仍很高，甚至高于跨國(guó)公司進(jìn)入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)低估人才的真實(shí)價(jià)值，跨國(guó)公司的進(jìn)入就會(huì)從當(dāng)?shù)仄髽I(yè)吸引大量人才，造成負(fù)向的溢出效應(yīng)。

可以用一個(gè)簡(jiǎn)單的模型來(lái)描述外商直接投資積極的技術(shù)外溢效應(yīng)和負(fù)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個(gè)完全競(jìng)爭(zhēng)的本地市場(chǎng)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(guó)公司通常會(huì)選擇更大的生產(chǎn)規(guī)模，而為本地市場(chǎng)生產(chǎn)時(shí)跨國(guó)公司就將會(huì)擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)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(jìng)爭(zhēng)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(gè)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(diǎn)，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(jiàn)，如果競(jìng)爭(zhēng)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(huì)為負(fù)。

2.東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的影響

東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度可以對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。東道國(guó)對(duì)外開(kāi)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(jìn)行融資和招募人才，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就更有機(jī)會(huì)利用新技術(shù)，經(jīng)由示范模仿、人員流動(dòng)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(shí)，對(duì)外開(kāi)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(chǎng)，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以在不斷擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模中獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)，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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度很低，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)就難以達(dá)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(huì)加大，限制了東道國(guó)企業(yè)吸收外商直接投資帶來(lái)的正溢出效應(yīng)。

東道國(guó)開(kāi)放程度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的影響可以用圖1來(lái)說(shuō)明。如上所述，積極的技術(shù)溢出效應(yīng)和負(fù)的競(jìng)爭(zhēng)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(guó)的對(duì)外開(kāi)放程度會(huì)影響到企業(yè)的平均成本。如果東道國(guó)的對(duì)外開(kāi)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(chǎng)，從而比封閉國(guó)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(shí)，由于內(nèi)外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力更為接近，跨國(guó)公司就難以大幅度擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場(chǎng)份額，所以當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)量削減不會(huì)太多，Q0和Q1比較接近，故而競(jìng)爭(zhēng)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(huì)為正，在圖形上體現(xiàn)為C′落入A′B′線段上。東道國(guó)的對(duì)外開(kāi)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(huì)越大，C′就會(huì)越接近于B′點(diǎn)①。相反，在相對(duì)封閉的國(guó)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(huì)使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)則會(huì)使產(chǎn)量削減的幅度足夠大，結(jié)果使得C′就會(huì)落在A′點(diǎn)之上，外商直接投資的凈溢出效應(yīng)為負(fù)。所以，外商直接投資凈溢出效應(yīng)的大小取決于東道國(guó)對(duì)外開(kāi)放的程度。

二、東道國(guó)開(kāi)放度對(duì)外商直接投資

溢出效應(yīng)影響的實(shí)證分析

趙奇?zhèn)?、張誠(chéng)（2007）建立了一個(gè)包含金融制度在內(nèi)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，在模型中，金融深化程度通過(guò)影響國(guó)內(nèi)研發(fā)部門的知識(shí)積累對(duì)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(jìn)一步擴(kuò)展，可以理解為包含對(duì)外開(kāi)放程度等因素在內(nèi)的制度變量對(duì)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(jì)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(shí)刻1）。

其中，被解釋變量γYit為我國(guó)1997～2004年31個(gè)省市中第i地區(qū)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率。工業(yè)總產(chǎn)值用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（1991=100）調(diào)整為實(shí)際值，單位為億元，數(shù)據(jù)取自1997～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(lái)刻畫。具體計(jì)算時(shí)，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(jì)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(lái)自1998～2005年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

θit為內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距，計(jì)算方法為外資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率之比減去1。其中，勞動(dòng)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(wàn)人，兩類數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站②。

openit是對(duì)外開(kāi)放度。一國(guó)的對(duì)外開(kāi)放度可以用外資依存度③來(lái)表示。外資比重越大，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機(jī)會(huì)就越多，示范-模仿效應(yīng)發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）；開(kāi)放度還可以用一國(guó)的貿(mào)易依存度來(lái)表示（中國(guó)人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告課題組，1995），發(fā)展對(duì)外貿(mào)易一方面可以加速世界先進(jìn)科學(xué)技術(shù)的知識(shí)和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使知識(shí)和專業(yè)化人力資本能夠在貿(mào)易伙伴國(guó)內(nèi)迅速積累；另一方面，由于知識(shí)傳播與人力資本的外部效應(yīng)，各國(guó)之間開(kāi)展貿(mào)易還可以節(jié)約一部分研究與開(kāi)發(fā)費(fèi)用，避免重復(fù)勞動(dòng)。這些都為東道國(guó)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(gè)因素，用外資依存度和貿(mào)易依存度之和來(lái)表示對(duì)外開(kāi)放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標(biāo)是貿(mào)易依存度，即進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP之比來(lái)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(jìn)出口總額根據(jù)各年度匯率中間價(jià)調(diào)整為人民幣計(jì)價(jià),以和GDP單位相統(tǒng)一。進(jìn)出口貿(mào)易總額、匯率中間價(jià)和各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)均來(lái)自1998～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來(lái)衡量受東道國(guó)開(kāi)放程度制約的外商直接投資溢出效應(yīng)。為了更準(zhǔn)確地衡量外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，我們分別用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)刻畫實(shí)際利用外商直接投資額在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的存在水平。一是用實(shí)際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個(gè)是實(shí)際利用外商直接投資額和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額之比AFDI。所用數(shù)據(jù)均來(lái)自1998～2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。我們約定，使用FGDP時(shí)的計(jì)量模型為模型1，使用AFDI時(shí)為模型2。

根據(jù)表1的回歸結(jié)果，開(kāi)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(fù)，即開(kāi)放度相對(duì)于外資規(guī)模來(lái)講相對(duì)較低。這個(gè)結(jié)論可能和很多人的判斷不一致，因?yàn)樗麄冇X(jué)得中國(guó)的對(duì)外開(kāi)放度已經(jīng)很高了。這需要從兩方面來(lái)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(lái)表示開(kāi)放度，這顯然會(huì)低估開(kāi)放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國(guó)目前的名義貿(mào)易依存度已達(dá)到較高水平，但綜合考慮經(jīng)濟(jì)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(guó)的實(shí)際貿(mào)易依存度并不高，遠(yuǎn)低于主要發(fā)達(dá)國(guó)家及大部分發(fā)展中國(guó)家，只略高于印度和巴西；第三，國(guó)內(nèi)許多產(chǎn)業(yè)雖然貿(mào)易依存度很高，但沒(méi)有形成較強(qiáng)的前后向聯(lián)系，不能起到結(jié)構(gòu)進(jìn)步的“出口導(dǎo)向”作用。為了觀測(cè)我國(guó)對(duì)外開(kāi)放度對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計(jì)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(gè)階段都為負(fù)，但是在第二個(gè)階段負(fù)效應(yīng)更為明顯。這說(shuō)明，開(kāi)放度在第一個(gè)階段相對(duì)于外資規(guī)模已經(jīng)較低，到了2001年，隨著外資累計(jì)規(guī)模的進(jìn)一步增大，開(kāi)放度相對(duì)更低了。

三、結(jié)論

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

第一，東道國(guó)對(duì)外開(kāi)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(kāi)放度高的國(guó)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(kāi)放程度高的國(guó)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(kāi)放程度低的國(guó)家或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)不明顯甚至為負(fù)。

第二，我們所提及的開(kāi)放程度是個(gè)相對(duì)的概念，當(dāng)開(kāi)放程度相對(duì)于外資規(guī)模較高時(shí)，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為正；而當(dāng)開(kāi)放程度等制度因素的發(fā)展比外資規(guī)模相對(duì)滯后時(shí)，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)就為負(fù)。于是，這就出現(xiàn)了一國(guó)或地區(qū)的外商直接投資溢出效應(yīng)在不同時(shí)間段上的變化。就我國(guó)的情況來(lái)看，開(kāi)放程度相對(duì)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(fù)。

因此，一方面我們應(yīng)該有選擇地進(jìn)一步開(kāi)放某些產(chǎn)業(yè)，特別是增加生產(chǎn)行業(yè)的開(kāi)放度。另一方面，對(duì)某些外資比重過(guò)高的行業(yè)要對(duì)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(zhǎng)的空間。

[參考文獻(xiàn)]

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篇（8）

[2]林勤躍.金磚四國(guó)：經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與持續(xù)增長(zhǎng).經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2010（10）.

篇（9）

 

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，全球環(huán)境的承載壓力越來(lái)越大。經(jīng)濟(jì)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(shuō)，即環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)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(guó)家或地區(qū)間對(duì)待環(huán)境政策強(qiáng)度和實(shí)施環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過(guò)程，每個(gè)國(guó)家都擔(dān)心他國(guó)采取比本國(guó)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)而使本國(guó)的工業(yè)失去競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因而，國(guó)家之間會(huì)竟相采取比他國(guó)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)和次優(yōu)的環(huán)境政策項(xiàng)目管理論文，結(jié)果是每個(gè)國(guó)家都會(huì)采取比沒(méi)有國(guó)際經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)時(shí)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，從而加劇全球環(huán)境惡化。

“污染天堂假說(shuō)”認(rèn)為在一國(guó)單方提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的情況下，國(guó)內(nèi)企業(yè)和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)低的外國(guó)企業(yè)相比失去其競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而使高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國(guó)家的企業(yè)將生產(chǎn)轉(zhuǎn)向低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國(guó)家。若在實(shí)行不同環(huán)境政策強(qiáng)度和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的國(guó)家間存在自由貿(mào)易，實(shí)行低環(huán)境政策強(qiáng)度和低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的國(guó)家，因外部性內(nèi)部化的差異而使該國(guó)企業(yè)所承受的環(huán)境成本相對(duì)要低。在該國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)時(shí)，其產(chǎn)品價(jià)格就會(huì)比在母國(guó)生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價(jià)格相應(yīng)要低。因此，該國(guó)在投資和生產(chǎn)方面具有更大的優(yōu)勢(shì)。這種由成本差異所產(chǎn)生的“拉力”會(huì)吸引國(guó)外的企業(yè)到該國(guó)安家落戶。

Eskeland 和 Harrison (2003)認(rèn)為污染密集型的外資企業(yè)運(yùn)用的生產(chǎn)和污染消除技術(shù)通常比東道國(guó)本地的企業(yè)更先進(jìn)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(guó)同行業(yè)低效生產(chǎn)的企業(yè), 則東道國(guó)的整個(gè)污染狀況將有可能好轉(zhuǎn)[2]。郭紅燕和韓立巖實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)的FDI存量與環(huán)境管制變量呈正相關(guān)，表明中國(guó)寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資的一個(gè)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(kāi)放以來(lái)，中國(guó)吸收外商直接投資數(shù)量增長(zhǎng)迅速。1979-1984年總計(jì)41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長(zhǎng)到2008年923.95億美元，1979-2008年累計(jì)達(dá)8526.13億美元。2007年?yáng)|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(guó)引進(jìn)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(xiàng)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(jìn)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(jiàn)圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國(guó)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(lái)，安徽和河南的外商直接投資增長(zhǎng)迅速。2008年中部引進(jìn)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(guó)2008年外商直接投資的19.89%。

圖1中國(guó)東部和中部2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

圖2中國(guó)東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

圖3中國(guó)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(jì)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(biāo)立方米）、工業(yè)廢水排放總量（萬(wàn)噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬(wàn)噸）、工業(yè)固體廢物排放量（萬(wàn)噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬(wàn)噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬(wàn)噸）和工業(yè)二氧化硫排放量（萬(wàn)噸）為環(huán)境污染指標(biāo)；人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，此外，考慮國(guó)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(biāo)（萬(wàn)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(wàn)美元）。環(huán)境污染指標(biāo)數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理項(xiàng)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(jì)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(biāo)的自然對(duì)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(duì)數(shù)。本文中東部十一個(gè)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(guò)東部和中部的數(shù)據(jù)研究中國(guó)東部和中部?。ㄊ校〧DI的對(duì)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(shí)具有截面、時(shí)序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時(shí)序樣本點(diǎn)上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計(jì)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(wú)個(gè)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(jì)之前，需要檢驗(yàn)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(jì)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(xiàng)目管理論文，2，…，T

其中N表示個(gè)體截面成員的個(gè)數(shù)，T表示每個(gè)截面成員的觀察時(shí)期總數(shù)，參數(shù)表示模型的常數(shù)項(xiàng)，表示對(duì)應(yīng)于解釋變量的k×1維系數(shù)向量，k表示解釋變量個(gè)數(shù)。隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立，且滿足零均值、同方差假設(shè)。采用F-test檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

H1:個(gè)體變量系數(shù)相等；H2:截距項(xiàng)和個(gè)體變量系數(shù)都相等。

如果H2被接受，則屬于個(gè)體影響的不變系數(shù)混合估計(jì)；如果H2被拒絕,則檢驗(yàn)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(jì)的殘差平方和分別為S1、S2、S3,面板個(gè)體數(shù)量為N，面板時(shí)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(jì)量F2項(xiàng)目管理論文，在H1假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

若計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)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(yàn)假設(shè)H1。反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合無(wú)個(gè)體影響的不變系數(shù)模型。若計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)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?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P(guān)數(shù)據(jù)，借助Eviews6.0，采用固定效應(yīng)模型對(duì)七個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)分別進(jìn)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?；貧w結(jié)果見(jiàn)表1-表8

（一）東部和中部地區(qū)FDI對(duì)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(jì)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(jì)80年代后，fdi和貿(mào)易的實(shí)證研究與此前相比有了突破性的進(jìn)展。大量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，這兩者是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的關(guān)系。日本學(xué)者小島清(20世紀(jì)70年代末)根據(jù)日本的對(duì)外直接投資活動(dòng)提出邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，以此說(shuō)明fdi與國(guó)際貿(mào)易之間存在著互補(bǔ)效應(yīng)。他認(rèn)為:fdi可以在東道國(guó)和投資國(guó)之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，使貿(mào)易在更大規(guī)模上進(jìn)行。

李普西、維斯(lipsey，robert，1984)依據(jù)美國(guó)70年代的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)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(diǎn)研究了美國(guó)80年代以來(lái)的情況。他們將美國(guó)1980、1985和1990年的對(duì)外直接投資總量和出口總量作比較，發(fā)現(xiàn)在整個(gè)時(shí)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(yùn)用實(shí)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(shí)證分析了fdi對(duì)cees的出口商品結(jié)構(gòu)的影響，從而得出fdi對(duì)全球貿(mào)易有影響的結(jié)論。他利用“引力模型”以評(píng)估歐盟與東歐國(guó)家的一體化的深化，提供了中東歐國(guó)家系統(tǒng)的估計(jì)預(yù)期的長(zhǎng)期外國(guó)直接投資的水平。

費(fèi)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(guó)直接投資和地理格局的貿(mào)易流量與葡萄牙的經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。引力模型使用的是葡萄牙經(jīng)合組織國(guó)家加上巴西從1998年到2000年兩國(guó)之間的貿(mào)易。研究發(fā)現(xiàn)，出口對(duì)貿(mào)易平衡產(chǎn)生積極影響，且大于進(jìn)口對(duì)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(guó)到歐盟低于“正?！钡倪M(jìn)口的原因。

炳民(byungs.min，2004)指出韓國(guó)在1997年亞洲金融危機(jī)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(jī)爆發(fā)有助于改善韓國(guó)的外匯儲(chǔ)備，亦有助經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。盡管存在著危機(jī)，中國(guó)市場(chǎng)的重要性己逐漸上升。危機(jī)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(guó)和歐盟服務(wù)業(yè)投資是較高的，這和fdi流入的財(cái)富效應(yīng)假說(shuō)相符合。與此同時(shí)，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(gòu)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(zhēng)論。

近些年來(lái)，我國(guó)學(xué)者也對(duì)這方面展開(kāi)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(lái)的發(fā)展與趨向》一文中以非對(duì)稱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下兩國(guó)貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)張為出發(fā)點(diǎn)，就90年代以來(lái)中日貿(mào)易擴(kuò)張的特征、基礎(chǔ)、貿(mào)易模式及其變化趨向等問(wèn)題，進(jìn)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(jìng)爭(zhēng)力差異是中日貿(mào)易擴(kuò)張的基礎(chǔ);(2)目前的中日貿(mào)易模式帶有強(qiáng)烈的“李嘉圖模式”特征，屬于發(fā)展層次不同經(jīng)濟(jì)之間的貿(mào)易，但以規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(guó)相對(duì)要素察賦的變化中，要素流動(dòng)尤其是直接投資流動(dòng)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(yàn)、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(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響，均指出外商直接投資對(duì)我國(guó)工業(yè)制成品出口的影響顯著大于對(duì)初級(jí)產(chǎn)品出口的影響，外商直接投資改善了我國(guó)的出口商品結(jié)構(gòu)。