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篇（1）

我國政府實行的一系列吸引外資的優惠政策，再加上國內體制改革的不斷推進，中國投資環境日益改善，使得國內外環境有了相似性。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《中外合資企業法》中，不但沒有限制外資的最高比例，反而規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，同時引起了國內企業的不滿；又因為優惠政策的扭曲性，也引起了部分外商投資企業的不滿。進入90年代，我國的外資政策開始向國民待遇靠攏。

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

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稅和非關稅壁壘，逐步開放市場，使涉外經貿法規透明化，實行貿易自由化。被要求開放的不僅僅局限于較有競爭力的成熟行業，同時還包括那些脆弱的開放度小的行業，如金融、保險、零售業、電訊、中介服務等服務業，隨著服務業領域的逐步開放，外商投資的范圍將進一步擴大。入世后雖然外商投資的產業仍然將被分為鼓勵、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《外商投資產業指導目錄》就放寬了外商投資的股比限制。實際上在國家鼓勵的產業中，外商投資業已不受股權比例限制。

外商投資企業技術保密性。從歷史上看，美國的企業在進入東道國市場時，一直偏好建立擁有全部股權的子公司，其目的是為了控制關鍵的決策并保護其技術專利權。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優勢的無形資產時，它們就會選擇獨資新建企業的方式進入東道國。這時以知識資本的形式存在于企業內部的無形資產可以很廉價地轉移至國外的子公司，同時又可阻止東道國的投資者分享由這些無形資產所帶來的壟斷利潤或租金。

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

獨資化的影響

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

獨資化趨勢的加強會使跨國公司擠占國內企業的市場份額，形成對市場壟斷。跨國公司本身就具有技術優勢和內部化優勢，獨資化或者控股可以使跨國公司完全按照自己的經營目標生產。它可以憑借自身優勢，影響東道國市場集中度，在東道國市場競爭中形成壟斷，對國內的產業構成威脅，嚴重的還會危及國家經濟安全。外商獨資化趨勢的增強會影響我國產業結構的合理布局和調整。跨國公司以最大限度占領東道國市場，獲取超額利益為目的來制定全球經營戰略，它的全球經營戰略并不關心對我國的經濟結構和地域結構的影響。跨國公司往往選擇有優勢的產業和區域對東道國投資，這種選擇性投資的結果往往會造成市場的局部集中，形成集聚效應。集聚效應會導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。這種產業或市場的集中，一旦關鍵部門或關鍵的市場資源被外資所壟斷，就會影響我國的經濟安全甚至國家安全。

跨國公司技術更難得，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有所保留，而是將最新技術轉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權的保護，這種技術擴散的渠道被封死，減少了跨國公司先進技術的溢出效應。還有就是跨國公司由于自身優越條件，可以吸引國內高級人才，造成國內人才向跨國公司轉移，不利于國內企業的發展。

外資對國內企業品牌的侵蝕。我國許多企業“國產品牌”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價值，甚至無償地把許可證給外國人使用。外商獨資化后，這些企業便逐漸衰落，品牌也銷聲匿跡了。如無錫海鷹超聲波有限公司曾經是一家在國產B超領域享有聲譽的公司。1996年與GE合資后把所有的技術力量都調到合資公司去了，2000年該合資公司成為GE公司獨資企業后，海鷹品牌也消失了。

應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，我們就應該給予高度的重視，采取各種對策使我國經濟向著穩定、積極向上的方向發展。

在可控制、可監管的范圍內適當擴大外債利用規模。因為我國借外債在規模上尚有潛力。外債規模通常是以償債率為中心指標再加上債務率和負債率來衡量的，償債率在20%左右、債務率在100%以下、負債率在20%-30%之間被認為是不影響國家經濟安全。從1985-2003年的數據看，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%；債務率最高年份為1993年的96.5%，平均債務率為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，所以應考慮挖掘一下外債的潛力。

加強政府對外商投資的引導和監督。政府應對外資流向進行引導，應對一些投資巨大、技術不容易引進，依靠國內力量難以在短期較快發展起來的產業放開股權、規模等方面的限制，允許外商獨資或合資經營；對于涉及國家安全和經濟命脈的產業，在吸引外商投資時，政府要在政策上增強國內企業的控制能力。在法律上運用有關外資企業的法律和“反壟斷法”、“反不正當競爭法”等法律來控制外資企業的壟斷風險。

外資政策上，逐步取消外資的優惠政策，使內資企業享有同外資企業一樣的政策。首先降低對外商投資企業的各種稅收優惠政策，其次逐步擴大內資企業在進出口貿易和外匯管理方面的各種權利和自主空間。最后是使外資企業由“超國民待遇”向“國民待遇”發展，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所實行的優惠政策要逐步淡化，以至最后取消，最終將以中性政策取而代之，營造外資、內資企業公平、公正的競爭環境。

篇（2）

盡管上述研究從不同側面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關的實證研究也缺乏理論基礎。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的具體機制進行了描述，然后又以趙奇偉等人（2007）所建立的一個包含制度因素的內生增長模型為基礎，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應的影響進行實證檢驗。最后，根據計量分析的結果做出結論，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實現途徑的。

1.外商直接投資溢出效應的實現途徑

外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當地技術進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現：第一，跨國公司采用先進技術對當地企業產生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內競爭對手謀求提高技術水平，并引起當地企業的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業而實現技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當地企業建立起業務聯系網絡，從而通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當地企業的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當地市場的供求狀況。在這種情況下，雖然當地企業受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或將需求從當地企業轉到其他企業，從而使當地企業維持低成本所需要的生產規模無法實現，結果是企業實際生產點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產的單位成本仍很高，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地企業吸引大量人才，造成負向的溢出效應。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（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成本的企業。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產規模，而為本地市場生產時跨國公司就將會擠占當地企業的市場份額，迫使其削減產量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當地企業的產量從Q0削減至Q1。由于現在當地企業只能在一個更小的產量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當地企業的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應B′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應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產生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當地企業可以從全球范圍內進行融資和招募人才，當地企業就更有機會利用新技術，經由示范模仿、人員流動和產業關聯等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當地企業面臨更為廣闊的全球市場，所以當地企業可以在不斷擴大生產規模中獲取規模經濟，降低生產成本，縮小內外資企業的能力差距，使得當地企業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，當地企業就難以達到最優的生產規模，內外資企業的能力差距就會加大，限制了東道國企業吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。

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

溢出效應影響的實證分析

趙奇偉、張誠（2007）建立了一個包含金融制度在內的內生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內研發部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產生影響。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的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：

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地區第t年的工業總產值增長率。工業總產值用工業品出廠價格指數（1991=100）調整為實際值，單位為億元，數據取自1997～2005年《中國統計年鑒》。

類似地，Hit為i地區第t年的人力資本存量，由各地區受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、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：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數據來自1998～2005年《中國勞動統計年鑒》。

θit為內外資企業的技術差距，計算方法為外資企業勞動生產率與內資企業勞動生產率之比減去1。其中，勞動生產率表示為工業增加值與就業人員的比值。在這里，外商投資工業企業工業增加值單位為億元，外企就業人數單位為萬人，兩類數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》。內資企業工業增加值缺乏直接數據，由各地區工業增加值扣除掉外商投資工業企業工業增加值得到。其中，各地區工業增加值單位為億元，數據取自國家統計局網站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，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿易依存度來表示（中國人民大學經濟發展報告課題組，1995），發展對外貿易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內的傳遞，使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿易還可以節約一部分研究與開發費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創造了更多條件；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易依存度，即進出口貿易總額與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，進出口總額根據各年度匯率中間價調整為人民幣計價,以和GDP單位相統一。進出口貿易總額、匯率中間價和各地區GDP數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。

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。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，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投資總額之比AFDI。所用數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。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。

根據表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規模來講相對較低。這個結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，我們采用外貿依存度而不是外資依存度和外貿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易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經濟規模、貿易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿易依存度并不高，遠低于主要發達國家及大部分發展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內許多產業雖然貿易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態影響，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在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規模已經較低，到了2001年，隨著外資累計規模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結論

根據上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：

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

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

因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產業，特別是增加生產行業的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業要對引資規模加以限制，保持適度的內外資比例，給內資企業以成長的空間。

[參考文獻]

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[2]蔣殿春,張宇.行業特征與外商直接投資的技術溢出效應：基于高新技術產業的經驗分析[J].世界經濟，2006,(10):21-29.

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[4]蘭宜生.我國實際貿易依存度的評估與國際比較[J].經濟學動態，2003,(8):17-20.

[5]張誠，張艷蕾，張健敏.跨國公司的技術溢出效應及其制約因素[J].南開經濟研究，2001,(3):3-5.

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[7]中國人民大學經濟發展報告課題組（朱立南執筆），中國經濟的對外開放度與適度外債規模[J].中國人民大學學報，1995,(5):1-11.

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一、河北省外商直接投資的產業分布現狀

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

從河北省利用外資的產業分布看,在第二產業即采礦業、制造業、電力、燃氣及水的生產和供應業與建筑業所占比重過大,平均占到總額的80%以上。

但在第二產業中,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,如鋼鐵、食品、化工、醫藥、紡織等行業,而采掘業和電力、燃氣及水部門所占份額很小,如:2007年投入到制造業中的外商直接投資為188582萬美元,占當年外商直接投資總金額的78%,占第二產業的93.6%。在制造業中,勞動密集型產業比技術密集型產業所占比重大得多,隨著經濟結構的不斷調整和改善,電氣機械及器材制造業比重逐步上升,最近幾年成為河北省整個制造業的外商投資熱點。

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

二、外商直接投資對河北省產業結構優化的作用

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規范可以分別從合理化、高效化、高度化三個方面來提升產業結構,使其達到優化的目的。

1.政府對外商直接投資的引導和規范促進產業結構合理化

產業結構的合理化通常只能由政府的規范和引導來完成。因為目前,基礎產業存在投資額大、建設周期較長、投資回報低、投資回收期較長等特點,己成為制約我省產業結構優化的“瓶頸產業”,很多境外投資者不看好我省的基礎產業。

因此,只有通過政府的合理引導,讓適當的外資進入適當的地區,才能夠有效地加強該地區產業結構之間的協調與聯系,使其結構合理化,進而有力的推動我省產業結構的優化。

2.外商直接投資下的市場競爭促進產業結構高效化

外資的進入會集中在我省具有比較優勢的行業和地區,這些產業就能夠得到較快的發展。同時,成熟的外資企業進入后,會通過市場作用加劇國內企業的競爭,將低效率的企業從本行業中淘汰出去,從而優化資源在產業間的配置,促進產業結構的高效化。

3.外商直接投資促進產業結構高度化

一定量的資金直接流入緩減了省內生產建設資金的不足,利用這些資金可以優先購買世界先進的生產設備和進口高等級的生產原料。而且,外商直接投資同時帶來了國外先進技術和研發能力。這樣我們可以通過對新技術的積極消化、吸收、創新和擴散,來提升技術水平,優化技術結構,從而使產業結構系統在技術進步作用下,從較低級形式向較高級形式演變,即完成產業結構的升級或者說是高級化。超級秘書網

三、河北省引進外資促進產業結構調整的對策

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業的拉動作用,促進產業結構的升級和優化,加快河北省經濟發展步伐,應采取有效措施改善河北省外商直接投資的結構效應。

1.進一步改善投資環境

建立良好的、完善的投資環境是吸引外資的基礎條件之一。與珠江三角洲地區和長江三角洲地區等南方城市相比較,河北省無論是投資硬環境還是投資軟環境都相對較差。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境,加大對外資的吸引力度。

2.加強對外商直接投資的產業引導

目前河北省對外資的利用仍然比較注重對外資數量的擴張,而對外資質量的關注較少。對外資的利用應根據經濟發展的變化和趨勢以及區域的資源、勞動力素質、技術水平等因素進行調整和引導,使外資可以投向符合經濟發展和產業結構優化方向的產業或部門,更好的發揮外資在一個地區的所產生的影響效應。政府部門也應該根據發展需求,有重點的、科學的制定經濟政策,采取積極有效的措施引導外資投向,加強對外商直接投資的產業導向。

3.改善河北省各地區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,其他地區吸引外資的金額比重較小。因此為均衡發展河北省各個地區經濟,應在鼓勵各地區結合自身實際發展特色工業,擴大外資投資領域,加快各地區基礎建設,營造良好的投資環境,同時充分借助三大港口優勢,加快港口腹地經濟發展步伐,并整合各地區資源,加強各地區之間的相互支持和配合,加大與環渤海地區各省市的經濟合作,整合資源優勢,促進河北省經濟更快、更好發展。

參考文獻:

[1]石海.論外商直接投資與我國的產業機構調整.碩士學位論文,四川大學經濟學院.2003年

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2.外商直接投資對河南戰略性新興產業可持續發展影響的實證分析

2.1樣本數據與統計方法選擇

戰略性新興產業可持續發展能力可利用產業增長、資源利用、環境保護三個測度指標。根據可持續發展的相關研究，本研究選取戰略性新興產業創造的GDP、GDP萬元能耗和治污投資額作為反映經濟增長、資源利用率和環境保護的指標，選取河南戰略性新興行業利用外商直接投資額作為自變量。本研究根據該產業的界定，從傳統產業和高新技術產業中選擇出與戰略性新興產業較為相關的產業和企業，然后進行匯總，從而計算整理得出需要的樣本數據。首先，根據國家商務部和河南省商務廳提供的歷年合同外商直接投資數據，匯總計算出戰略性新興產業總體及節能環保、新一代信息技術、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，根據高新技術產業統計年鑒，收集和整理了戰略性新興產業及生物制藥、高端裝備制造、新一代信息技術三行業的GDP；最后，根據中國能耗統計年鑒、環境統計年鑒和河南省統計年鑒，從傳統行業中選擇分離符合戰略性新興產業特征的行業進行計算和匯總，整理出1995-2012年戰略性新興產業的萬元GDP能耗和治污總投資額。根據因變量的性質及樣本數據的特征，構建相應的分析模型，利用SPSS16.0和EVIEWS5.0實證分析FDI對戰略性新興產業的經濟增長、能耗和環境治理方面的影響。

2.2FDI對戰略性新興行業經濟增長影響的實證研究

2.2.1FDI對戰略性新興產業經濟增長的總體影響河南戰略性新興產業的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，河南戰略性新興產業吸收的FDI整體也呈現增長趨勢，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，FDI對河南戰略性新興產業的經濟增長是否起到了促進作用？為研究該問題，本研究依據科斯-道格拉斯生產函數，構建了滯后期為2的滯后變量模型：LnGDPt=b0+b1×LnFDIt+b2×LnFDIt-1+b3×LnFDIt-2，其中，GDPt為河南戰略性新興產業的各年創造的GDP，FDIt，FDIt-1，FDIt-2分別為當期、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，分析的結果如表1。由實證結果可以看出，該模型的F值為3.16，Prob為0.086，大于0.05的顯著性水平，說明所構建的滯后分析模型是不顯著的。FDIt、FDIt-1和FDIt-2的系數分別為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。結果表明，FDI對河南戰略性新興產業經濟增長的當期、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對新一代信息技術的影響從表2回歸結果可以看出，該模型的F統計為35.197，sig為0，說明所運用的滯后分析模型是顯著的，當期、第二期和第三期的影響系數分別為0.242、0.04和0.173，sig分別為0.016、0.69和0.19，說明FDI對新一代信息技術的經濟增長具有顯著正向推動作用，對當期的影響最大，每增加一個單位的FDI額，會使新一代信息技術的當期GDP增加0.242；當年吸收的FDI對新一代信息技術的第三年GDP產生顯著的促進作用，當年每吸收一個FDI額，會使新一代信息技術第三年的GDP增加0.173。2.2.3對生物制藥的影響河南生物制藥行業在1995至2012年經濟增長顯著，由當初的60.27億元增加到2012年的287.61億元。FDI對河南生物制藥行業的經濟增長的影響是否顯著呢？本研究仍采用以上構建的滯后分析模型，在對樣本數據進行相應處理后進行回歸分析，分析的結果見表3。從回歸結果可以看出：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看出，三期FDI的系數分別為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對生物制藥行業當期的經濟增長具有促進作用，但其當期顯著性水平0.98大于0.05，說明其當期影響并不顯著；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的滯后效應是顯著的，而且FDI對第三期的影響最大。

2.3FDI對戰略性新興行業能源消耗和環境保護影響的實證研究

為了分析戰略性新興行業吸收的FDI對該產業能耗和治污總投資額的影響，本研究分別對該產業中的FDI額與該產業GDP萬元能耗和治污總投資額之間的關系進行了回歸，回歸的結果見表4和表5。表4顯示，FDI對GDP萬元能耗的影響系數為－0.083，說明兩者呈負相關關系，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和河南戰略性新興行業治污總投資額之間的回歸結果，FDI對治污總投資的彈性系數為0.338，顯著性水平為0.047，小于0.05，說明FDI能夠顯著推進戰略性新興行業的治污總投資額。

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對重慶市經濟增長貢獻的關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境，制定和實施正確的外商投資政策以促進經濟增長有著十分重要的意義。

一、重慶利用外商直接投資發展狀況

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

注：根據重慶市統計年鑒和中國人民銀行數據庫整理

1985年，重慶第一個外商投資項目中外合資企業—慶鈴汽車有限公司成立。從圖一可以看出，1986年～1991年間，由于長期東西部發展不平衡和基礎設施建設滯后等原因，引進FDI進展緩慢，FDI占GDP的比重也在0.01%以下。1992年,重慶被國務院列為沿江開放城市,享受沿海開放城市的政策。1993年，國務院批準重慶建立國家級高新技術產業開發區和經濟技術開發區，重慶迎來了引進外資的高速發展時期。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定發展的新階段。

二、重慶FDI與經濟增長關系的實證分析

外商直接投資是指外來投資者將資金或資產直接投放到東道國的產業部門，在當地創辦企業或與當地資本合營，通過生產要素的直接投入，投資者對生產要素的使用和管理擁有直接控制權。

經濟增長泛指一國生產的產品和勞務的增加。本文將衡量經濟增長最主要的指標GDP作為代表，主要探討FDI與重慶市GDP增長之間的關系。

1.FDI與GDP相關性檢驗。根據重慶市統計年鑒和中國人民銀行數據庫,收集1985年～2006年重慶市GDP和FDI的數據,剔除匯率變化的影響,運用Eviews3.1統計軟件對重慶市GDP和FDI進行相關性分析,相關系數為0.843292,說明兩個變量之間存在較強的正相關性。

2.序列協整分析和因果關系分析。為了說明變量之間的協整關系和因果關系,對FDI和GDP進行協整關系檢驗和因果關系分析。（1）單位根檢驗及實證結果。為了減少數據波動趨勢性,分別對這兩個變量取自然對數。在對兩個變量的二階差分的線性圖形進行分析后,發現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，兩個變量同階單整。二階差分的平穩性特征以及序列的同階單整關系說明兩個序列之間可能存在長期的協整關系。

（2)Granger因果關系分析。取自然對數的二階差分具有平穩性特征,作二組變量之間的Granger(因果關系)檢驗，由檢驗結果可以看出,在長期的發展態勢上,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。上述相關性、協整以及Granger因果關系分析表明,重慶市FDI與GDP增長之間存在長期的均衡協整關系,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兩步法進行協整分析，其擬合優度較好。但是DW值較小,存在一定程度的自相關性。對殘差項進行檢驗,發現ADF為-2.862063,小于5%的臨界值-1.9592,說明從長期發展來看,GDP的增長與FDI的增長是協調的,說明模型基本正確。

通過回歸結果可以得出結論: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，FID對重慶經濟增長的作用是相當顯著的。

篇（6）

從總量變動看,2001年～2008年,上海服務業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.服務業FDI占FDI總量的比重變化與貢獻分析

2001年～2008年,上海服務業實際利用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),服務業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流向服務業的趨勢相符。

為了分析服務業FDI對FDI總量的貢獻,應該計算FDI總量增長速度,服務業FDI貢獻度和服務業FDI貢獻率。

FDI總量增長率=當年FDI總量的增量/上年FDI總量(1)

服務業FDI貢獻度=服務業FDI增量/上年FDI總量=(服務業FDI增量/上年服務業FDI總量)x(上年服務業FDI總量/上年FDI總量)(2)

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

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

服務業FDI的貢獻率=當年服務業FDI增量/FDI總量的增量(3)

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

從數據可以看出,2002年FDI總量增長率14.53%當中有3.73%來自于服務業,相應的增長率為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%,可見上海服務業FDI對FDI總量的貢獻比較的不穩定。

3.上海三次產業利用外資的增長分析。這里主要上海2001年以來三次產業各自利用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)。

從結構比重來看,服務業FDI占FDI總量比重占絕對優勢,高達55.66%,遠遠高于第一產業與第二產業的總和。八年來,服務業利用外資年均額為37.41億美元,超過了第一、第二產業總和。從增長速度看,2001年～2008年上海服務業利用外資年平均增長率為18.79%,高于第二產業FDI平均增長速度,也高于FDI總量平均增長速度。

4.服務業利用FDI的業績分析

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

服務業FDI業績指數=服務業FDI占FDI總量比重/服務業產值占總產值比重(4)

根據(4)式可以計算2001年～2008年上海服務業利用FDI的業績指數(見表5)。

從數據分析可以看出,2001年～2008年上海市服務業FDI業績指數基本保持在1左右,服務業FDI流入量與其GDP規模基本相當。2008年上海FDI總量業績指數為2.4(上海FDI總量業績指數=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),服務業FDI業績指數為1.26,低于同期的FDI總量業績指數1.14個百分點,表明與利用FDI總量的業績相比,服務業引資規模還存在很大的增長空間。

5.上海服務業利用FDI的特征

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

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

二、上海服務業利用FDI的實證檢驗

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

1.ADF單位根檢驗。時間序列數據往往是不平穩的,若直接對它們進行回歸分析可能導致“偽回歸”現象的出現,因此應先進行平穩性檢驗。

本文運用ADF單位根檢驗方法,檢驗結果如表6所示。檢驗結果表明,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,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協整檢驗

協整關系是非平穩的單整變量之間存在的一種長期均衡關系,其經濟意義在于:兩個變量,雖然具有各自的長期波動規律,但如果他們是協整的,則他們之間存在一種長期穩定的比例關系。在ADF單位根檢驗的基礎上,運用Johansen協整檢驗方法對LNF與LNS進行協整關系檢驗。通過估算可以得出,兩個回歸函數的可決系數分別達到了0.464894和0.931553,這說明擬合程度較好。當確定5%的顯著水平時,rk(A)=0時,跡統計值為20.46137大于臨界值15.41,所以拒絕零假設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rk(A)≤1,從而說明LNF和LNS之間存在協整關系。

3.Granger因果關系檢驗

利用Granger因果關系法檢驗LNF與LNS之間,LNF與LNI之間是否存在因果關系。結果如表7所示。

結果表明,在10%的顯著水平下,LNS與LNF存在單向的因果關系,LNSLNF的單向因果關系表明表明上海服務業的經濟發展是引起外商直接投資增加的原因。

三、結語

通過對上海服務業FDI的現狀分析我們得出結論,上海的服務業外商直接投資是近年來外商投資的重中之重,其服務業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現上海服務業的經濟發展是引起外商直接投資增加的重要原因之一。

因此,我們應該制定科學合理的引資政策,并設計有效的制度體系;優化服務業外商投資結構,提高服務業利用外資的數量和質量;積極承接服務業國際轉移,逐步向服務價值鏈的高端提升,進一步提升上海服務經濟的國際競爭力,從而促進上海經濟的進一步發展。

參考文獻:

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[2]戴楓:中國服務業發展與外商直接投資關系的實證研究[J].國際貿易問題,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實現途徑的。

1.外商直接投資溢出效應的實現途徑

外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當地技術進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現：第一，跨國公司采用先進技術對當地企業產生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內競爭對手謀求提高技術水平，并引起當地企業的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業而實現技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當地企業建立起業務聯系網絡，從而通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當地企業的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當地市場的供求狀況。在這種情況下，雖然當地企業受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或將需求從當地企業轉到其他企業，從而使當地企業維持低成本所需要的生產規模無法實現，結果是企業實際生產點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產的單位成本仍很高，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地企業吸引大量人才，造成負向的溢出效應。

可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（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成本的企業。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產規模，而為本地市場生產時跨國公司就將會擠占當地企業的市場份額，迫使其削減產量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當地企業的產量從Q0削減至Q1。由于現在當地企業只能在一個更小的產量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當地企業的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可見，如果競爭效應B′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應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產生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當地企業可以從全球范圍內進行融資和招募人才，當地企業就更有機會利用新技術，經由示范模仿、人員流動和產業關聯等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當地企業面臨更為廣闊的全球市場，所以當地企業可以在不斷擴大生產規模中獲取規模經濟，降低生產成本，縮小內外資企業的能力差距，使得當地企業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，當地企業就難以達到最優的生產規模，內外資企業的能力差距就會加大，限制了東道國企業吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。

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

溢出效應影響的實證分析

趙奇偉、張誠（2007）建立了一個包含金融制度在內的內生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內研發部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產生影響。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的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：

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地區第t年的工業總產值增長率。工業總產值用工業品出廠價格指數（1991=100）調整為實際值，單位為億元，數據取自1997～2005年《中國統計年鑒》。類似地，Hit為i地區第t年的人力資本存量，由各地區受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、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：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數據來自1998～2005年《中國勞動統計年鑒》。

θit為內外資企業的技術差距，計算方法為外資企業勞動生產率與內資企業勞動生產率之比減去1。其中，勞動生產率表示為工業增加值與就業人員的比值。在這里，外商投資工業企業工業增加值單位為億元，外企就業人數單位為萬人，兩類數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》。內資企業工業增加值缺乏直接數據，由各地區工業增加值扣除掉外商投資工業企業工業增加值得到。其中，各地區工業增加值單位為億元，數據取自國家統計局網站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，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿易依存度來表示（中國人民大學經濟發展報告課題組，1995），發展對外貿易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內的傳遞，使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿易還可以節約一部分研究與開發費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創造了更多條件；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易依存度，即進出口貿易總額與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，進出口總額根據各年度匯率中間價調整為人民幣計價,以和GDP單位相統一。進出口貿易總額、匯率中間價和各地區GDP數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。

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。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，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投資總額之比AFDI。所用數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。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。

根據表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規模來講相對較低。這個結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，我們采用外貿依存度而不是外資依存度和外貿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易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經濟規模、貿易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿易依存度并不高，遠低于主要發達國家及大部分發展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內許多產業雖然貿易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態影響，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在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規模已經較低，到了2001年，隨著外資累計規模的進一步增大，開放度相對更低了。

三、結論

根據上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：

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

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

因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產業，特別是增加生產行業的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業要對引資規模加以限制，保持適度的內外資比例，給內資企業以成長的空間。

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[2]林勤躍.金磚四國：經濟轉型與持續增長.經濟學動態，2010（10）.

篇（9）

 

一、引言

隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。

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

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

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

二、變量選取及模型構建

（一）東部和中部的FDI區域分布

改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。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,主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、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區域分布（億美元）

圖2中國東部十一省（市）2003～2008年FDI區域分布（億美元）

圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）

（二）變量選取

考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿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分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年省（市）統計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。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據研究中國東部和中部省（市）FDI的對環境影響的差異。

（三）模型設定形式

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

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

H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。

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

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

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

三、東部和中部模型回歸結果分析

利用東部十一省（市）和中部八省的相關數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環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，回歸后的殘差是平穩序列。回歸結果見表1-表8

（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析

表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果

 

 

  LnFS

LnFQ

變量

參數

固定效應

參數

固定效應

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

李普西、維斯(lipsey，robert，1984)依據美國70年代的統計數據研究發現，美國的對外直接投資對同行業的國際貿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，發現在整個時間跨度中，出口總量和fdi保持著正相關關系。

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，而且實證分析了fdi對cees的出口商品結構的影響，從而得出fdi對全球貿易有影響的結論。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的估計預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研究調查了股市的外國直接投資和地理格局的貿易流量與葡萄牙的經濟的關系。引力模型使用的是葡萄牙經合組織國家加上巴西從1998年到2000年兩國之間的貿易。研究發現，出口對貿易平衡產生積極影響，且大于進口對貿易的影響。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和貿易都經歷了重大的改變。出口的迅速增加在危機爆發有助于改善韓國的外匯儲備，亦有助經濟復蘇。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業投資是較高的，這和fdi流入的財富效應假說相符合。與此同時，日本的外商直接投資下降導致了制造業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，外商直接投資的預期溢出效應值得爭論。

近些年來，我國學者也對這方面展開了深入的研究。趙偉、賈玉平在《產業結構、要素察賦與中日貿易模式—1990年代以來的發展與趨向》一文中以非對稱經濟增長下兩國貿易規模擴張為出發點，就90年代以來中日貿易擴張的特征、基礎、貿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)產業結構差異與產業競爭力差異是中日貿易擴張的基礎;(2)目前的中日貿易模式帶有強烈的“李嘉圖模式”特征，屬于發展層次不同經濟之間的貿易，但以規模經濟為基礎的貿易模式正在抬頭;(3)促使中日貿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)分別使用相關系數檢驗、協整分析技術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易的影響，均指出外商直接投資對我國工業制成品出口的影響顯著大于對初級產品出口的影響，外商直接投資改善了我國的出口商品結構。