外商投资和外商直接投资范文

导语：如何才能写好一篇外商投资和外商直接投资，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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截至2015年上半年，我国外商直接投资的存量超过日本，成为全球第二大跨国企业投资存量最多的国家。近些年来，大量的跨国企业的直接投资和其他方式的投资参与对我国的资本建设和对外贸易起到了很大促进的作用，同时也成为中国经济快速增长的主要动力。

中国目前对于相关汇率制度的规定正处在探究的时期，2005年7月，中国实行了新的汇率政策，使得人民币相对美元实现了升值。其次汇率的变化影响跨国公司的区位优势，因其要根据所处国家对产品的需求和货币政策来确定投资规模；然后汇率的变化增加了投资国的直接投资的风险性，由于对于投资国货币衡量收益的不确定性，也提升了跨国公司的投资风险。

二、文献综述

在欧美国家对投资经济的研究分析中认为，东道国的货币升值对外商的投资会产生不利的因素。美国投资学家富路特和史戴恩对美国对个工业行业对外资的投资利用和汇率水平的变化进行了研究和分析，发现美元的贬值降低了投资方货币衡量的美国产品的价格，从而增加了其在美国进行生产活动的能力和水平；但也有研究认为，东道国货币的升值不仅对直接的投资影响较小，反而会增加外商直接投资的流入。

对于汇率变化和外商直接投资的关系也有两种持相互对立的观点。其中一个观点认为：汇率的变化不适合外商的直接投资，与间接投资和对外贸易相比，外商的直接投资具有很强的风险厌恶趋向；而且市场供需的波动也会导致市场收益的变化，在直接投资收益不能确定的情况下金融手段不能覆盖所有汇率风险。

三、汇率的简单模型

根据经典的投资决策分析法，例如净现值法，表示在对一件投资项目和机会时，很多投资者都面临着仅有一次的选择，但这种方法忽略了投资者具有延迟投资的选择权利。

探究汇率变化对直接投资的影响，狂热以深入研究跨国公司在追求利益最大化的同时。也要考虑直接投资或者初始投资的沉没成本，同时跨国公司的决策机构也会将汇率水平和汇率的波动性计入投资决策中，以完善公司取得利益最大化的盈利方式；除此之外，投资模型的建立和深入研究经济在预期时间内的增长率，也对投资规模也具有一定的影响。

四、对外资直接投资的影响分析

大多数的跨国企业的产品具有可贸易性，其投资的产品可以在东道国生产，加工并进行一定范围内的贸易。各个国家的市场可以通过衡量货币的产品价格，使其产品价格可以和国际市场价格相等。同时有些产品在生产国会产生一定的交通运输费用，跨国公司可以通过直接投资的方法将贸易产品有效的推到生产国的市场上进行销售，从而一定程度上能够避免较强的贸易壁垒。

除了汇率水平的变化外，影响外资企业直接投资规模的另外两个重要的原因，就是东道国的经济增长率和工资增长率。经济增长率的变化和波动不仅会影响跨国企业生产规模的大小，也会导致外资投资过程中与生产国形成工资和投资项目种类的分歧，从而影响外资直接投资的效率。

五、结论和启示

本文通过对外资企业的投资行为分析可以得出以下几个结论：

首先，汇率水平的变化会对外资直接投资规模产生影响。然而在汇率水平维持在稳定不变的情况下，汇率水平的波动不会影响到外资的投资规模。例如，人民币的升值能够有效的促进我国生产结构的变化和升级的作用。

篇2

关键词：外商直接投资；就业效应；就业结构；工资水平

中图分类号：F832．6 文献标识码：A

近年来，湖北省对外经济发展迅速，外商直接投资的规模不断扩大。外资的流入不仅带来了先进的科学技术、组织形式和管理模式，促进了经济增长，还创造了大量的就业机会，对减缓我省的就业压力起着不容忽视的作用。本文拟就外商直接投资对湖北省的就业及工资水平的影响作具体分析。

一、湖北外商直接投资的状况及特点

随着“中部崛起”的提出，湖北作为中部地区的重要省份，对外开放的步伐加快，外商直接投资的流入也随之增加，规模不断扩大。目前，湖北省利用外资呈现如下特点；

（一）外商直接投资的规模扩张迅速

据有关资料显示，2006年湖北省实际外商直接投资额占全省利用外资总值的71．7%，实际吸收外商投资30．8亿美元，比上年增长16．3%；外商直接投资项目460个，合同外资金额26．60亿美元；新批增资项目120个，增资额占全省合同外资额的32%，实际到资5．3亿美元；世界500强企业在湖北新增投资项目8个，历年累计投资项目达到66项；新批并购项目19个，主要涉及汽车零部件、化工、装备制造、医疗器械等领域。

（二）外商直接投资的行业分布呈“二三一”格局

湖北省利用外商直接投资的产业分布呈不平衡状况。外商直接投资主要集中在二次产业，三次尤其是一次产业的投资比重一直偏低，呈现出“二三一”的格局。虽然近年来这种格局有所改变，但外商直接投资的大头还是集中在二次产业中的制造业。2006年全省新批制造业项目个数和合同外资额占总量的比重分别达到64．2%和59．3%。新批制造业项目主要涉及冶金、电子信息、汽车零部件、食品加工、发电设备等领域。第三产业项目个数和合同外资额占总量的比重明显提高，分别达到29．3%和25．9%，主要集中在酒店、商业零售、物流、房地产等领域。

（三）外商直接投资主要集中在武汉及周边城市

湖北省各市州利用外商直接投资的差异较大，地区分布不均衡。湖北省15个市州利用外商直接投资主要集中分布在武汉、黄石、宜昌等开放程度较高的大中城市，尤其是武汉利用外资的总额多年来一直居于绝对优势。2006年武汉市吸收外商投资19．1亿美元，占全省的比重达到64．9%，而其他地区利用外资额与距武汉的距离呈现反向变化趋势，即距离武汉中心城市越远，则利用外资越少。在武汉市大城市圈内，由于交通、通讯、能源供应等基础设施建设较为完善，又有充裕的素质较好、成本较低的劳动力供给，投资环境优于边远地区，因而对外资的吸引力较大。

二、外商直接投资对湖北就业的影响

我国吸引外商直接投资的因素很多，但丰富而廉价的劳动力是主要原因之一。一些学者对外商直接投资对东道国的就业效应进行了研究，一般认为外商直接投资的就业效应分为直接效应和间接效应，其影响表现在就业数量、就业质量和就业区位等几个方面。

（一）对就业增长的影响

一般而言，跨国公司对外直接投资给东道国提供的直接就业机会是随着外商投资的增加而增加的。从湖北来看，随着外商直接投资规模的迅速增长，外商直接投资带来的就业岗位也随之增加，有数据显示，截至2006年底，湖北省外商投资企业吸纳城镇在岗就业人员超过25多万人，约占全省城镇职工人数的4．5%左右。

同时，跨国公司外商直接投资的就业效应还表现在关联就业上。《1994年世界投资报告》指出：每一个直接就业会带动1-2个关联就业。据估计，仅富士康将投资建设的数码相机、电脑、半导体照明、软件基地、研发中心等20多个项目，将带动100多家配套企业集聚，可吸纳20万人就业。

（二）对就业结构的影响

大型跨国公司在湖北投资最密集的是微电子、汽车制造、通讯设备、化工等行业，这些都是科技含量较高的行业。截至2005年底，世界500强企业共有61家在湖北落户。并带来大量研发中心入驻。这些大型企业均为资本和技术密集型企业，组织和管理水平较高，对员工的技术素质要求较高，所要求的配套服务较高。由此可以认为，随着开放力度进一步加强，外商直接投资对我省产业结构会带来很大影响，对第一产业和第二产业的投资会减少，对第三产业的投资将会加大。而产业结构的变化会使就业结构发生相应的变化。虽然目前在整体上利用廉价劳动力、发展劳动密集型产业的情况下，外商直接投资制造业仍然占绝大部分，服务业比重较低，但随着跨国公司对服务业投资的加大，特别是对知识含量较高的专业 （如金融、保险、中介、会计、科技服务等）的投资扩大，会对高学历、高技能、高职称人员的就业机会贡献加大，这使得城市中的白领阶层会扩大。不过，由于这些行业单位投资额吸收的就业数量较少，因此提供的有效就业机会不会很多，对总的就业量影响不会太大。但由于跨国公司海外分支机构通常为东道国雇员提供培训，提供获得新知识、新技术的机会，这对就业结构的改善和就业质量的提高具有促进作用，也对劳动力从第一产业向第二、三产业的转移起到了催化的作用。

（三）外商直接投资的工资效应

自改革开放以来，中国整体劳动力报酬逐年增加，工资水平不断提高，毫无疑问，这是与我国劳动生产效率的提高、国内生产总值的增长等因素密切相关的。同时，外商直接投资增加对工资水平的提高也有着重要的影响。对此，国内不少学者进行了实证研究，结论是：外商投资与各经济类型单位平均工资之间存在很强的正相关关系。外资每增加1个百分点，可以促使平均工资水平提高0．105个百分点，国有企业平均工资水平提高约0．107个百分点，城镇集体单位职工平均工资提高约0．08个百分点。因此，外商直接投资不仅对外资企业工资水平起到了积极的提升作用，而且对我国其他类型企业工资水平产生了正面溢出效应。表现为：

1．湖北省外商直接投资的重点是第二产业的制造业，利用的人力资源很大一部分是熟练劳动者。而熟练劳动者在短期内的供给是一定的，其供给曲线向右上方倾斜。于是跨国公司在人员需求上势必与国内企业形成竞争，为了吸引和留住人才，他们不得不支付高工资。内资企业为了进行竞争，增强对人才的吸引力，也相应提高各自的工资水平。

2．外商直接投资企业在雇佣了本地人员之后，为了使其达到自己的标准，会对本地人员进行培训，提高本地劳动者的素质。这些劳动者在自身的素质得到提升之后，转换工作时就会要求更高的工资，从而也促使国内公司不得不跟随外商投资企业支付高水平工资。

不过，由于外商直接投资主要雇佣的是熟练劳动，它加大了对技术人才的需求，而对非技术人才数量的增加所起到的作用偏小，收人的增加也主要是在熟练劳动力这一块。因而它加大了收入的不平等，拉大了技术与非技术工人之间的工资差异。由于湖北省外商直接投资主要集中在武汉及周边城市，因而外商直接投资还拉大了城乡就业人员之间的收入差距。

三、提升湖北外商直接投资在就业上产生积极效应的建议

外商直接投资带来了先进的生产技术和管理经验，其示范作用和竞争压力促使中国企业迅速成熟起来，增加外商直接投资有助于扩大就业，提高劳动力素质。在当前我国就业压力不断增大的背景下，大力引进外商直接投资，对宏观经济的正常运行和社会的稳定具有重要的现实意义。但是，我们也必须正视，外商直接投资对就业的促进作用在逐渐减弱，随着外商投资企业的规模化和垄断化的加强，其带来的危机隐患日趋显现，我们必须审时度势，对外商直接投资的流入量和流入方向进行适当地调节和正确地引导。

（一）做好外商直接投资的引导和规划工作

在外商直接投资流入的时候，充分发挥其产业带动效用，将外商直接投资引导至高技术产业以及高关联度和有着较大影响的基础产业。在以产业为导向的前提下，再进行地区定位，通过较优惠的政策有重点地吸引外资开发西部较不发达地区，促进经济均衡发展。同时对外商直接投资的投入状态进行有效控制，消除或减缓其带来的危机。推进外商直接投资对于其他相关行业的推动力度，创造出更多新的就业岗位。

（二）重视发挥市场合理配置资源的作用

在政策导向上重视发挥市场合理配置资源的作用。（1）发挥劳动力成本优势，吸引劳动密集型外商直接投资。有研究表明：与全国其他省市相比较，湖北省的劳动力工资偏低，即湖北省在劳动力成本方面具有比较优势。加之湖北省是人口大省，劳动力资源丰富，在未来几年之内，湖北省的劳动力成本优势对劳动密集型的外商直接投资会具有相当大的吸引力。（2）发挥不同地区的比较优势，吸纳农村剩余劳动力。在考虑城市经济发展需求的同时，应兼顾农村经济发展的需求，并制定相关的政策，大力吸引外商对农产品加工业的投资，扩大农村剩余劳动力的就业，缓解社会的就业压力。（3）发挥人力资本优势，吸引技术密集型外商直接投资。湖北省拥有雄厚的科技与教育实力，全省共有多类研究与开发机构1700多个，拥有研究开发人员约8万人，全省各类科技人员124万人，居全国第五位。湖北省是教育大省，省内高校林立，在全国仅次于北京和上海，大中专以上学历人口总数在全国也名列前茅，人力资本优势十分明显，这一优势无疑有助于吸引技术密集型的外商直接投资。

（三）促进国内产业与大型跨国公司的产业联系

虽然跨国公司直接投资的就业效应在逐步减小，但是跨国公司的前后向联系在不断增强。因而大力发展当地的配套企业，促进本地产业与大型跨国公司的产业关联，可以创造间接就业。

参考文献

[1]李雪辉，许罗丹.外商直接投资对外资集中地区工资水平影响的实证研究[J].南开经济研究，2002，（2）.

[2]江绮萍.试论我国外商投资的就业效应[J].广州市财贸管理干部学院学报，2002，（4）.

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[5]罗鹏.国际直接投资对东道国工资效应的研究[J].现代管理科学，2005，（2）.

篇3

关键词：外商直接投资 产业集聚 杭州

一、引言

改革开放以来，杭州经济社会持续快速健康发展，2010年全市实现生产总值5945.82亿元，比上年增长12.0%，连续20年保持两位数增长。近年来，杭州地区的标志性产业集聚不断崛起，如电子信息、现代医药、服装业、食品饮料等。同时，杭州吸引外资的规模也在不断扩大，2010年批准外商直接投资545项，合同利用外资77.09亿美元，比上年增长10.7%；实际到位外资43.56亿美元，增长8.5%。在长三角经济圈内，大量的FDI主要集聚于上海和苏州、南京、无锡等城市，而流向杭州的外资却相形见绌。同样在杭州内部，FDI在其各地区的分布亦是极不均衡。在这样的背景下，本文主要从理论和实证两个层面来研究杭州产业集群与FDI之间的关系，进而对杭州政府制定吸引FDI的政策以及产业集群发展策略提出建议。

二、国内外研究现状

上世纪80年代以来，FDI成为主要的资本流动方式，是促进经济增长的主要动力之一。同时，FDI区位流向的决定因素越来越受到众多因素的综合影响。

（一）产业集聚对外商直接投资区位选择具有重要影响

关于产业集聚对FDI区位影响的研究文献众多。Guimaraer（2000）对1982-1992年葡萄牙FDI的数据进行了实证研究，结果表明集聚经济是影响FDI在葡萄牙区位选择的决定性因素。Frank Barry(2001)通过对美国跨国公司在爱尔兰的FDI区位选择的实证考察，结果表明集聚效应是影响美国厂商进入爱尔兰市场的重要决定因素。肖文、林高榜（2008）通过理论推演了FDI和产业集聚的互动机制，并计算了长三角地区12个城市的外国直接投资和34个两位数工业行业总产值之间的相关系数，论证了产业集聚水平对FDI 区位选择有着显著的影响作用，外商更倾向于在集聚水平高的地区进行投资。

上述文献都是侧重于从集聚经济或产业集群作为FDI区位决定因素之一所起作用的角度来论述的。这些研究一般认为，产业集群是东道国吸引FDI的重要因素之一。

(二)外商直接投资对产业集聚的形成及发展具有重要作用

在FDI对产业集群的影响论证中，Enright（2000）利用香港金融案例，提出FDI可以与当地集群形成相互依赖关系，并创造工作机会，贡献先进的技术和管理经验，促进集群中的知识外溢，完善了当地产业链。Hood（2001）通过实证也说明跨国公司对产业集聚的发展有着显著的促进作用。王焕祥、陆妙燕(2005)提出并论证了东道国凭借基础性优势和集聚性优势吸引FDI。随着竞争的日趋激烈，相比基础性优势，集聚性优势吸引FDI的竞争力日益强化，同时集聚性优势是基础性优势的显化和强化。东道国吸引FDI最优的状态是两种优势较好的结合。在积极发展基础性区位优势的基础上，东道国更要注重促进集聚性区位优势增长。

可见，引进外资可以促进当地产业集群形成，而该地区的集聚经济也会进一步吸引外资进入，共同推进产业集群的规模经济效应、创新系统的完善，从而促进产业结构升级和区域经济发展。

（三）浙江产业集聚和外商直接投资区位选择的研究

国内外众多学者也关注了FDI对浙江经济的发展的影响。张志纲、徐维祥（2009）指出，产业集聚与FDI已成为浙江促进地方产业发展与升级、拉动经济增长的两个重要因素。潘天芹、白莉莉（2007）通过实证研究证明了FDI对浙江产业集群的发展产生了重大影响，其促进作用主要是通过资本集聚、技术外溢和市场需求三个影响途径来实现，由此产生了产业集群效应。骆烨等（2004）用主成分回归分析方法对浙江FDI的区位选择进行了实证分析，得出浙江各地区的集聚经济和信息成本是影响外商投资区位选择的关键性因素。唐根年（2003）采用地理信息系统技术结构数量分析方法研究浙江省FDI区位选择特征，说明了区域经济发展模式影响FDI区位选择。因此，产业集聚有利于浙江省进一步吸引FDI，从而有利于增强浙江经济增长的后劲。

总体上，大多数研究都是从我国的整体层面出发分析产业集聚的形成发展及集聚经济优势对吸引FDI的重要影响，对于省市等区域性的产业集聚和FDI之间的研究较少，特别是针对杭州的研究。

三、外商直接投资对杭州产业集聚形成作用的实证研究

（一）衡量指标的选取

在研究杭州市产业集聚与外商直接投资关系之前，首先要选取衡量产业集聚的指标。产业集聚是指在一个适当大的区域范围内，生产某种产品的若干个不同类企业，以及为这些企业配套的上下游企业、相关服务业，高度密集地聚集在一起，其最主要的特征是在一定区域内工业产值巨大。由此，我们用单位面积上的工业总产值(单位：万元/平方公里)来度量地区产业集聚程度，即：Ki=Yi/S，其中，Yi表示i年的工业总产值，S表示地区的区域面积。显然，Ki指标值越大，表示产业集聚程度越高。本文进一步计算了产业集聚的相对水平指数，将地区的产业集聚水平除以浙江省的平均水平，并记作KKi。若KK的数值大于1，则表示地区的产业集聚程度高于全省的平均水平。KKi的值越大，表示产业集聚程度越高。

（二）解释变量

为了解释产业集聚的形成与发展，本文选择了以下两个变量：

PFDI――单位面积实际利用FDI(单位：万美元/平方公里)。本文选择该指标来衡量地区实际利用FDI的情况，主要是为了增强各地区间的可比性，消除各地区行政区域面积大小不同对分析的影响。

PGDP――人均地区生产总值(单位：元/人)。本文选择该指标来反映地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力。一般而言，产业集聚形成的重要因素包含了地区经济发展水平，区位条件以及市场潜力。

计量模型初步选择取各个变量的对数来进行回归分析：

LnKi=λ0+λ1PFDIi+λ2PGDDPi+εi(1)

LnKKi=θ0+θ1PFDIi+θ2PGDDPi+εi (2)

其中，回归系数λ1和θ1为外商直接投资对产业集聚的弹性系数，如果系数为正，则表明外资的进入的确促进了特定地域的产业集聚的形成。同样，λ2和θ2为地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力对产业集聚的弹性系数，如果系数为正，则表明地区的经济发展水平、区位条件和市场潜力也能够促进特定地域的产业集聚的形成。

（三）回归结果及分析

本文对杭州地区1996-2010的数据采用加权最小二乘法进行了分析，得出以下结果：

LnKi=2.310015+0.58414PFDIi+0.477412PGDDPi (3)

(5.074846)(40.45121)(9.87332)

R2=0.999999F=685521.8DW=1.611620

LnKKi=-5.265543+0.584143PFDIi+0.477411PGDDPi (4)

(-12.81495)(40.45261)(9.87366)

R2=O.999998F=685520.5DW=1.611631

从上述两式可以看出：两个模型的拟合效果都非常好，各变量前的系数都非常显著并且系数均为正，符合预期。这说明，外商直接投资以及经济发展水平、区位条件和市场潜力确实是促成产业集聚的主要因素。

四、产业集聚对杭州外商直接投资区位选择作用的实证研究

（一）指标选取

根据FDI区域投资环境领域研究的现有成果，除了产业集聚的指标Ki外，本文还选择了6个指标来衡量产业集聚对杭州外商直接投资区位选择作用。

国内生产总值GDP：各地区的国内生产总值代表了该地区的综合经济实力，体现该地区市场规模的大小。市场规模对国际直接投资的流入有极大影响，以往投资环境研究中的多项实证分析都显示了它是决定直接投资流向与分布的最显著的因素之一。本文利用了人均GDP的数值来衡量该指标。

平均工资WAG：劳动成本应该是外企考虑的重要因素之一。本文利用各地区非公有制经济职工的平均工资，表示外资企业的劳动力成本。

第三产业占GDP的比重TER：表明了该地区的产业结构的高度，也标志着金融、信息、交通等服务行业的发展水平。而相关产业的发展程度与外资企业的投资盈利程度是息息相关的。没有好的金融环境，良好的通讯设施，便捷的运输业，是不可能有企业生产经营的良好的环境。

基础设施INF：反映该地区与生产相配套的基础设施水平的高低。发达的基础系统是实现投资过程中人、财、物顺利、高效流动的基本前提。我们选用固定资产投资余额来衡量这个指标。

在业人员中大专以上人员比率HUC：反映各地人力资源的丰富程度和存量。很多文献指出外商投资企业在区位选择上受人才素质的影响，甚至将一定的就业人员素质、同一定的基础设施和经济发展水平列为外资投资的前提条件。只有实现了这些前提，外企到此投资才有可能实现经济效益。它不但为外商投资办厂提供可靠的技术保证，也为跨国公司提供了充裕的低成本、高素质的人才资源。

外资存量PFDI：反映是否存在外企聚集效应。当代区位理论发现聚集效应的重要影响，该地外资存量的多少对于新进入的外商可以提供很多信息，并会产生正的外部性。

（二）模型分析及结果

实证模型设计为：

LnFDIi=θ+λ1lnGDPi+λ2lnWAGi+λ3lnTERi+λ4lnINFi+λ5lnHUCi+λ6lnPFDIi+λ7lnKi+εi

其中，i表示年份， ，λ1，λ2，λ3，λ4，λ5，λ6，λ7表示回归参数，εi是随机项。采用EVIEW5.0对变量进行回归，得到的回归结果为：

回归结果表明，外商存量，产业集聚，基础设施，在业人员大专以上人员比率，平均工资，第三产业占GDP的比重以及国内生产总值均在1%或5%水平上显著。其中，外商存量，产业集聚，基础设施以及在业人员大专以上人员比率对外商直接投资区位选择的影响显著，且影响为正。平均工资，第三产业占GDP的比重以及国内生产总值虽然对外商直接投资区位选择的影响也为正，但是影响不显著。

五、结论和政策建议

通过上述研究，本文得出以下结论：第一，外商直接投资与产业集聚是良性循环的，地区吸引外资的增加会促进区域产业集聚的形成，从而吸引更多的外资，两者相辅相成。第二，外商直接投资的区位选择以及产业集聚的形成都受到了多种因素的影响。

在杭州市进一步吸引外资，加快产业集群发展时，应注意：第一，提高引入外资的质量，吸引大型跨国公司及其分支机构或者在行业具有较强竞争力的企业入驻，加大外资对产业集群形成的促进作用：第二，对于已有的产业集群，政府应出台相关政策来促进本土企业提高自身技术创新的能力，增强国际竞争力，从而提升产业集群的对外资的吸引力；第三，对劳动密集型行业，政府应加强引入全球性的领导企业，以此来带动初级产业集群的良性升级。

参考文献：

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Direct Ivestment in Portugal[J].Journal of Urban Economic,

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[3]肖文，林高榜.产业集聚和外国直接投资区位选择――基

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[8]潘天芹，白莉莉.FDI对浙江产业集聚影响的实证分析[J].

浙江金融，2007(8)．

篇4

关键词:经济增长;外商直接投资;VAR模型; Granger因果关系

中图分类号:F8

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)04-0150-02

1 引言

改革开放至今,各地经济增长形势不一。截至2007年,长三角、珠三角和京津冀三大经济圈以占全国25.5%的人口,实现了全国GDP的46.5%,工业增加值的49.9%,服务业增加值的51.3%,出口的77.9%,利用外资的93.7%和科技研发投入的57.5%。三大城市群在我国社会经济中具有举足轻重的地位。本文为分析长三角地区及环渤海经济区的GDP与FDI之间的增长关系,选取上海和天津两城市分别作为长三角经济区和环渤海经济区的代表。之所以如此,是考虑到它们虽同属于沿海东部城市,且为直辖市,且在各自所在经济区内起着龙头作用,但在过去二十年中,两地区无论在经济发展程度,还是吸收外商直接投资方面相差较远。在这两个地区,其经济增长与实际使用外商直接投资额关系是否一致?是否都存在格兰杰意义上的因果关系?以下采用计量模型进行相关分析。选取上海和天津两城市从1987年到2004年18年GDP 与FDI 数据作为样本进行相关分析。考虑到对历年数据的波动性程度对模型分析减小异方差性,对各时间序列都取自然对数值。同时外商直接投资折换成人民币,本文采用国家数据来源于国家统计局,地区数据来源于中宏统计数据库,人民币汇率源于中国银行网。其中人民币汇率是据中国银行网取当年人民币对美元的中间价。计量分析采用Eviews软件。

2 实证分析

2.1 时间数据和计量模型

采取1987年到2004年18年的GDP 与FDI 时间序列数据作为样本。这是考虑到在1995年前天津的实际使用外商直接投资额与上海相比非常小,难以进行有效的比较。为对模型进行简便且有效地解释,统一采用1987至2004年的数据作为横向和纵向分析。从总需求考虑,本期GDP受本期FDI、上期GDP和FDI的影响;而外商投资通常基于长期考虑,受本期GDP、上期GDP和FDI的影响,故采用如下的双变量回归模型:

lnGDPt=α0+α1-lnGDPt-1+α2*lnFDIt+α3*lnFDIt-1+μt

lnFDIt=β0+β1*lnFDIt-1+β2*lnGDPt+β3*lnGDPt-1+vt

其中lnGDPt是本期GDP的对数值,lnGDPt-1是上期GDP的对数值;lnFDIt是本期FDI的对数值lnFDIt-1是上期FDI的对数值。α0,β0是常数项。α1,α2,α3,β1,β2,β3为系数。μ1,v1为误差项。

2.2 计量结果和分析

(1)FDI对GDP影响以及GDP对FDI影响的计量结果和分析。对上海和天津GDP、FDI分别做线性回归并剔除不显著变量后的结果如下所示。上海:

lnGDPt=0.6763+1.0997*lnGDPt-1-0.0664*lnFDIt-1

(-2.5046) (27.2127) (-2.4504)

lnFDIt=-1.0513+0.9275*lnFDIt-1

(0.4548) (7.5718)

以上两个线性回归的R2和相伴概率分别为:0.9956,0.0000;0.7788,0.0000。

天津:lnGDPt=-0.1614+1.0004*lnGDPt-1

(-0.4715) (46.8666)

lnFDIt=0.0011+0.9806*lnGDFt-1

(0.0008) (9.6971)

以上两个线性回归的R2和相伴概率分别为:0.9928,0.0000;0.8533,0.0000。

括号内的是估计参数的t统计检验值。可知:

①天津的FDI值与其上期引进的FDI值并无直接联系,同样1989年至2004年间,天津的FDI与GDP的相关关系并不强。这表明天津的外商投资相对数量较少,需经一段时间才能对经济发展起促进作用。

②上海的GDP与FDI之间的相关关系显著性高于天津,上海的FDI对经济增长有更大的促进作用。说明相比较天津,上海的经济发展部分更多地受惠于外企投资。

③两地的上一期的lnGDPt-1回归系数都较大,说明该地的经济增长受上期的GDP的影响较大,这可由经济增长具有一惯性来解释。而上期的FDI回归系数都较小,说明两地上期的FDI对本期的GDP和FDI影响都不明显。(2)上海与天津GDP与FDI因果关系检验与分析。

使用以上数据对天津和上海建立VAR模型。在对时间序列数据进行以因果关系为基础的结构模型分析时隐含着这些数据是平稳的假设,否则t,F等检验不可信。涉及时间序列数据的另一问题是虚假回归,即如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势(非平稳),即使它们间没有任何经济关系,但进行回归也可能表现出较高的可决系数。因此在运用回归方法研究时间序列之间关系的时候,首先考察原序列是否平稳。单位根检验是统计检验中普遍应用的一种检验方法,如存在单位根,则说明序列是非平稳的。本文采用ADF方法对上海和天津的时间序列LNFDI、LNGDP做单位根检验,结论如下:

①上海和天津的LNGDP均为平稳时间序列,其中上海LNFDI的一阶差分平稳时间序列,天津LNFD的I二阶差分为平稳时间序列。

②针对上海LNGDP与LNFDI以及天津LNGDP与LNFDI各自的平稳时间序列,通过使用Eviews5.0建立VAR模型,取不同滞后阶数相比较,分别得到上海和天津LNGDP与LNFDI差分平稳序列的滞后阶数,由结果知滞后三阶的AIC与SC值最小。对VAR模型整体检验结果如下表。并且VAR模型参数估计的结果与上面的分析都是一致的。虽然GDP对FDI的VAR模型中拟合度的整体性还可以,但FDI与GDP的VAR模型却效果并不好,关键变量的回归系数在给定的α=0.01上并不显著;上海的GDP与其前期的GDP,FDI具有较强的相关关系;而相对地FDI所受的影响不够明显。天津无论GDP还是FDI所受对方的影响均不如上海明显。

表1 上海VAR模型整体检验结果

Determinant resid covariance (dof adj.)0.000163

Determinant resid covariance6.43E-05

Log likelihood8.536718

Akaike information criterion0.461771

Schwarz criterion1.028211

表2 天津VAR模型整体检验结果天津:

Determinant resid covariance (dof adj.)0.000353

Determinant resid covariance0.000149

Log likelihood2.392614

Akaike information criterion1.200923

Schwarz criterion1.780365

③进一步做Granger因果关系检验。由结果可知:对上海LNGDP不是LNFDI的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.04996,表明至少在95%的置信水平下,可以认为LNGDP是LNFDI的格兰杰成因。同时,对上海LNFDI不是LNGDP的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.00918,表明至少在99%的置信水平下,可以认为LNGDP是LNFDI的格兰杰成因。同样进行分析,天津的LNGDP是LNFDI的格兰杰成因。但是LNFDI不是LNGDP的格兰杰成因。

3 结论

(1)从对天津和上海1987-2004年的时间序列数据的计量结果来看,两地的本期外商直接投资对经济增长影响并不十分显著。但是上海FDI对经济增长的促进作用高于天津。两地经济增长更多的是受上期的GDP的影响。而本期的FDI对两地的经济增长影响不如上期的显著。

(2) 两地的上期FDI值对本期FDI值影响高于该地区本期GDP对其的影响。但是相比较而言,无论是本期GDP还是上期的FDI对本期的FDI的影响,上海都明显高于天津。

(3) 对两地的数据做格兰杰因果关系检验的结果表明,上海LNGDP与LNFDI互为格兰杰成因,但对天津,LNGDP是LNFDI的格兰杰成因;但是LNFDI不是LNGDP的格兰杰成因。这表明上海经济增长与外商直接投资存在格兰杰因果关系,天津经济增长的强势对于引进外商直接投资具有拉动作用,而外商投资对本地区的拉动经济增长需过一段时间才能体现出来。

4 结束语

上述实证分析结果表明,上海、天津两地的外商直接投资额的变化都能够影响到该地区国内生产总值的变化。但是上海的影响性比天津能更快地显现出来,FDI对天津的经济增长的促进作用明显低于经济增长对外商直接投资的促进作用,同时FDI对其经济增长具有一定的时滞。这方面可能跟1987年至2004年的天津FDI规模较小、行业分布不够合理等经济布局有关。因此,对上海和天津,应更加充分地利用外商直接投资,合理引导外资投向,进行产业结构优化升级,全面提升外商投资对经济增长的促进作用。

参考文献

篇5

关键词绿色发展；外商直接投资（FDI）；产业结构；污染密集行业

中图分类号X196文献标识码A文章编号1002-2104

20世纪70年代以来，环境问题引起国际社会的高度重视。2012年，在我国十报告首次单篇论述“生态文明”，全国党代会报告第一次提出“推进绿色发展、循环发展、低碳发展”“建设美丽中国”，将经济绿色发展――即发展仍是首要，不过是要求在发展的过程中尽量减少环境污染和生态破坏，朝着环境友好和资源节约的方向前进[1]――设定成实现我国未来经济发展终极目标的过程。然而，随着在华外商直接投资规模不断扩大，我国环境也有恶化的趋势。针对外商直接投资是否是造成东道国污染主要原因这一问题，目前已有研究尚无定论。现有的研究多以实证或案例分析为主，尚缺乏贸易理论角度的分析。为探究“污染天堂”是否存在于我国，本文创新的将FDI理论与传统贸易理论相结合，理论分析“污染天堂”存在的可能，进而使用我国第三次工业普查数据进行实证检验。结果表明，外商直接投资在我国确实以污染密集型行业为主，但其影响的还不严重，即便如此，为实现绿色发展，我国应从宏观战略层面上引导外商在华直接投资。

在成为世界上最大的外商直接投资引进国的同时，我国环境污染问题呈现恶化趋势。在过去的三十年我国实际利用外资（以货币度量）年均增长率约为16.3%，至2011其总量达到1 160.1亿美元；从合同利用外资项目数分析，1979年至2011年累计达65.98万项，其中，2011年为2.75万项[2]。在我国经济高速发展和FDI 流入的大背景下，不容忽视的一个现实是我国的环境状况也呈现逐渐恶化的趋势，主要污染物排放指标（工业废水、工业废气以及工业SO2）从1992年至今各项指标基本上呈逐年增加的态势（图1）。其中，工业废气持续增长，在1992-2010年间增长高达479%；工业SO2排放在1992-2006年间快速提高，增幅达到69%，随后出现缓慢下降，相对于1992年依然增长41%；工业废水在有效控制之后，排放基本保

持不变，这凸显了政策选择对污染排放的有效性和重要性。

国内外不乏就FDI的流入与环境污染之间的直接或间接作用机理的研究，但是相关研究竟得出了截然相反的结论。“污染天堂”假说认为FDI的流入会对东道国的环境产生负面影响，其假说检验表明，由于发展中国家具有较低的减排成本以及松弛的环境规制，发达国家往往会选择这些国家进行污染密集型产业的直接投资。当环境政策规定的环境边际成本很低时，会由于某些策略性原因出现环境倾销现象[3-4]。另外，经济一体化会带来更多的污染避难所，出现所谓“向（环境标准）底线赛跑”，经济一体化会带来更多污染避难所的出现[5-6]。然而，基于跨国公司和本土企业的环境业绩比较研究，现有部分文献认为“污染天堂”假说在统计上并不显著。这些研究认为东道国环境恶化并不是跨国公司造成的，因为跨国公司的环境业绩一般比本土企业做得更好。通过对马来群岛的研究，Jenkins表明外资或是外资控股的企业会更多的使用环保技术，环境业绩比本土企业要好[7]。利用国有企业、私有企业和跨国公司的环境治理水平数据，Wang和Jin实证研究表明在中国环境业绩最好的是国外的跨国公司，其环境治理水平优于我国国有或私人企业并在统计上显著[8]。上述研究都仅是从实证角度出发，尚缺乏从贸易理论角度进行分析。为填补这一空白，本文首先构造贸易理论模型，进而将FDI区位选择模型引入其中，建立FDI污染转移模型，分析“污染天堂”存在的可能性；其次，运用我国的工业行业分布数据，我们将实证检验FDI是否以及多大程度上集中于我国污染密集程度较高的工业行业。

杨博琼等：中国绿色发展和外商直接投资政策选择中国人口・资源与环境2013年第10期1在华外商直接投资产业分布基本情况

本文研究外商直接投资外商直接投资在中国的产业结构依据国家统计局2003年第14 号文件《关于印发〈三次产业划分规定〉的通知》的标准。其中，第一产业指农、林、牧、渔业；第二产业指工业和建筑业；而第三产业为除第一、二产业以外的其他行业，例如：交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业等。图2FDI在各个产业分布图

Fig.2Distribution of FDI in three sectors图2表明，从流入中国的FDI在三大产业内的分布看，FDI在三大产业是非均衡分布，第二产业在实际利用外商直接投资外商直接投资中占主导地位[9]。在2010年，实际投向第二产业的外商直接投资外商直接投资占中国同期实际利用外商直接投资外商直接投资总额的66.2%，从投资绝对值角度看，从1995至2010年，2001年的第二产业实际利用外商直接投资外商直接投资的绝对金额是这一时期最高的，达534.48亿美元；1999年最低，为283.85亿美元。与第二产业占比相比，第一产业和第三产业实际利用外商直接投资外商直接投资的金额、比重很小。

然而，FDI在第二产业中的比重在2006年出现了结构性变化。1995-2005年间，我国第二产业中的外资流入平稳增长，从1995年的69.6%增长到2005年的74%。其中，2001年第二产业实际利用外商直接投资的比重最高，一度达到77.2%。从2006年开始，在我国产业政策调整的多方驱动下，FDI在第二产业中的比重逐渐降低，2006年降为67.4%，2007一年之间下降了10个百分点为57.3%。从此，FDI在第二产业中的份额一直停滞。

尽管从基本的产业分布来看，FDI还是主要分布于污染较为密集的第二产业，但是FDI集中于制造业主要是因为产品更接近国内消费市场和追逐低劳动力成本，因此简单的产业分布及其趋势分析不足以证明我国存在“污染天堂”现象。

2FDI污染密集程度理论研究

关于FDI区位选择问题，现有文献表明税收、市场的其他要素以及政府的功能是影响FDI区位选择的重要因素。企业税及税收的高低在很大程度上影响了FDI的流动方向和速率[10]。另外，税收的量能、方式和政策的稳定性是影响FDI区位选择的重要要素[11]。还有，经济的集聚作用也会在一定程度上吸引FDI[12]。对于在华FDI区位选择影响因素论述较为完全的是Leonard和Yum，他们认为对于在中国的FDI区位选择比较有影响的是市场的大小、基础设施完善程度、政府政策以及劳动力的价格，也就是预期收入和成本因素[13]。

针对环境污染与环境税收即有理论也有实证分析。Markusen理论推导出税收对跨国公司去留存在负向作用机理，即税收过高跨国公司则被驱走，反之亦然[14]。Murat，Emmanuel和Anastasios都认为环境税对跨国公司区位选择有影响，与Markusen不同的是，这两篇文章主要研究的是税收政策的确定性问题而非程度问题[14-16]。前者分析了在环境政策不确定的情况下，竞争性企业区位选择的最优解[15]，后者分析了环境政策的时间连续性与企业区位选择的关系，例如获得专利的企业倾向于环境政策稳定的政府[16]。值得注意的是，环境税收问题的研究对象均为污染企业，如果从行业角度来看，这些企业均属于工业行业。这也暗示非工业企业的污染是相对轻微，对于污染税或环境规制也不会特别敏感。

基于贸易理论，有关学者从全球分工的角度就这个问题作了比较系统地分析[17-18]。前者对于全球贸易分工理论分析认为，由于发达国家收入水平相对污染比例较高，所以发达国家的污染税征收较高，因此会迫使产业链上污染密集的部分转移到发展中国家[17]。Dean和Lovely拓展了Copeland和 Taylor的模型，对于中国的贸易对环境的影响作了详尽的研究[18-19]。其理论贡献是将加工贸易从普通贸易中单列出来，对于以利用东道国低要素成本为目的FDI生产（即垂直型FDI）生产进行了分析[12]。该文也同样认为产业链中的污染密集部分会被世界分工转移到发展中国家。尽管这两篇文章都是以工业为研究对象，但是仅考虑了垂直型FDI，缺乏对以进入东道国市场为目的FDI（水平型FDI）区位选择的分析。为填补这一真空，本文将综合考虑水平型和垂直型FDI的区位选择，对工业部门的FDI区位选择进行理论和实证分析。

2.1污染的供给函数

污染作为公共物品，由社会上所有的消费者提供。假定全社会有N个消费者，所有消费者的偏好是类似的，每个消费者的效用由普通效用和污染损失所组成，且两种效用是可以分离的，则代表性消费者的效用函数表示为：

U（x，y，z）=u（x，y）-h（z）（1）

其中，u（x，y）是同阶单调递增的凹函数，函数h是单调递增的凸函数。

于是，当产品价格人均收入和污染量给定时，消费者最大化自己的效用，其间接效用函数为：

V=u（I）-γZ（2）

其中，I是居民的收入，等于全社会产出G的人均值，即I=G（P，τ，Z，K，L）5N。

遵从Copeland和Taylor假定产品价格不会变化[12]。由此，代表性消费者的间接效用函数由收入所带来的效用减去污染所带来的效应组成。根据萨缪尔森公共物品的需求定理：如果全社会污染总排放为Z，政府的污染税为τ，为了使其效用最大化，公共物品的税收等于所有人的边际成本之和。政府的税收由代表性消费者的利润最大化来决定，其表达式为：

τ=-NVZ/VI=Nγ5u’（I）（3）

篇6

论文关键词：外商直接投资，环境库兹涅茨假说，污染天堂假说

 

一、引言

随着经济发展，全球环境的承载压力越来越大。经济学家也密切关注环境质量变化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假说，即环境质量随着经济的增长呈现出先增大后缩小的关系，即呈倒U型曲线关系，[1]。

环境竟次理论是指不同国家或地区间对待环境政策强度和实施环境标准的行为类似于“公共地悲剧”的发生过程，每个国家都担心他国采取比本国更低的环境标准而使本国的工业失去竞争优势。因而，国家之间会竟相采取比他国更低的环境标准和次优的环境政策项目管理论文，结果是每个国家都会采取比没有国际经济竞争时更低的环境标准，从而加剧全球环境恶化。

“污染天堂假说”认为在一国单方提高环境标准的情况下，国内企业和环境标准低的外国企业相比失去其竞争优势，从而使高环境标准国家的企业将生产转向低环境标准国家。若在实行不同环境政策强度和环境标准的国家间存在自由贸易，实行低环境政策强度和低环境标准的国家，因外部性内部化的差异而使该国企业所承受的环境成本相对要低。在该国进行生产时，其产品价格就会比在母国生产出同样产品的价格相应要低。因此，该国在投资和生产方面具有更大的优势。这种由成本差异所产生的“拉力”会吸引国外的企业到该国安家落户。

Eskeland 和 Harrison (2003)认为污染密集型的外资企业运用的生产和污染消除技术通常比东道国本地的企业更先进和更有利于改善环境。如果这些企业能够替代部分东道国同行业低效生产的企业, 则东道国的整个污染状况将有可能好转[2]。郭红燕和韩立岩实证研究发现中国的FDI存量与环境管制变量呈正相关，表明中国宽松的环境管制是吸引外商直接投资的一个重要因素，显现出 “污染避难所”效应 [3]。

二、变量选取及模型构建

（一）东部和中部的FDI区域分布

改革开放以来，中国吸收外商直接投资数量增长迅速。1979-1984年总计41.04亿美元，而后从1985年的19.56亿美元快速增长到2008年923.95亿美元，1979-2008年累计达8526.13亿美元。2007年东部和中部地区利用FDI所占比重分别为78.27%、15.30%。[4] 2008年中国引进的外商直接投资为923.95亿美元， FDI主要集中于东部地区,主要集中于东部地区项目管理论文，东部地区主要集中于江苏、广东、山东、浙江、上海、福建和辽宁，2008年广东、江苏、浙江、上海的FDI的总额为543.7104亿美元。东部地区引进的外商直接投资中，江苏为251.2亿美元、广东为191.27亿美元、辽宁为120.2亿美元，上海、浙江、福建分别为100.84亿美元、100.729亿美元、100.256亿美元（见图1-图3），江苏和广东占2008年中国外商直接投资的47.93%。中部地区主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以来，安徽和河南的外商直接投资增长迅速。2008年中部引进的外商直接投资中，河南为40.327亿美元、湖南为40.052亿美元、江西为36.037亿美元、安徽为34.9亿美元、湖北为32.45亿美元，中部五省占中国2008年外商直接投资的19.89%。

图1中国东部和中部2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

图2中国东部十一省（市）2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

图3中国中部八省2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

（二）变量选取

考虑统计口径一致和数据的连续性，选取工业废气排放总量（亿标立方米）、工业废水排放总量（万吨）、工业固体废物产生量（万吨）、工业固体废物排放量（万吨）、工业烟尘排放量（万吨）、工业粉尘排放量（万吨）和工业二氧化硫排放量（万吨）为环境污染指标；人均地区生产总值（元）作为经济增长指标，此外，考虑国际贸易因素中污染的可输出性，用FDI作为污染的输出指标（万美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分别表示工业二氧化硫排放量、工业废水排放量、工业废气排放量、工业烟尘排放量、工业粉尘排放量、工业固体废物产生量、工业固体废物排放量，Y表示人均地区生产总值（元），FDI表示外商直接投资（万美元）。环境污染指标数据根据1986至2009年中国统计年鉴相关数据整理项目管理论文，地区人均生产总值和外商直接投资数据根据1986至2009年省（市）统计年鉴相关数据整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分别表示污染指标的自然对数，LNY、LNFDI分别表示人均地区生产总值和外商直接投资的自然对数。本文中东部十一个省（市）为广东、上海、浙江、江苏、北京、辽宁、海南、山东、福建、河北、天津；中部八省为湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龙江、吉林、河南。通过东部和中部的数据研究中国东部和中部省（市）FDI的对环境影响的差异。

（三）模型设定形式

由于面板数据模型同时具有截面、时序的两维特性，模型中参数在不同截面、时序样本点上是否相同，直接决定模型参数估计的有效性。根据截距向量和系数向量中各分量限制要求的不同，面板数据模型可分为无个体影响的不变系数模型、变截距模型和变系数模型三种形式。在面板数据模型估计之前，需要检验样本数据适合上述哪种形式，避免模型设定的偏差，提高参数估计的有效性。设有因变量与1×k维解释变量向量，满足线性关系：

，=1，2，…，N，=1项目管理论文，2，…，T

其中N表示个体截面成员的个数，T表示每个截面成员的观察时期总数，参数表示模型的常数项，表示对应于解释变量的k×1维系数向量，k表示解释变量个数。随机误差项相互独立，且满足零均值、同方差假设。采用F-test检验如下两个假设：

H1:个体变量系数相等；H2:截距项和个体变量系数都相等。

如果H2被接受，则属于个体影响的不变系数混合估计；如果H2被拒绝,则检验假设H1，如果H1被接受，则属于变截距，否则属于变系数。变系数、变截距和混合估计的残差平方和分别为S1、S2、S3,面板个体数量为N，面板时间跨度为T，根据Wald定理在H2假设条件下构建统计量F2项目管理论文，在H1假设条件下构建统计量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

若计算得到的统计量F2的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H2，继续检验假设H1。反之，则认为样本数据符合无个体影响的不变系数模型。若计算得到的统计量F1的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H1，用变系数模型拟合，反之，则用变截距模型拟合。

三、东部和中部模型回归结果分析

利用东部十一省（市）和中部八省的相关数据，借助Eviews6.0，采用固定效应模型对七个环境污染指标分别进行回归。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除异方差，采用广义差分法消除自相关，回归后的残差是平稳序列。回归结果见表1-表8

（一）东部和中部地区FDI对工业废水、工业废气影响差异分析

表1 东部地区 LNFS、LNFQ模型参数估计结果

 

 

  LnFS

LnFQ

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

辽宁--LNFDI

-0.0835(-1.6476***)

-5.4319

0.0426(0.3272)

0.1718

广东--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

江苏--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

山东--LNFDI

-0.0727(-2.1787*)

11.0165

0.0366 (0.7316)

0.3737

R2

0.9996

0.9985

F

21721.19

5607.094

D-W

篇7

关键词：外商投资；经济增长；影响研究；对策探讨

众所周知，改革开放以来外商投资有效弥补了我国资本要素不足的经济发展短板，是促进我国经济有序、高效、可持续发展的重要力量。苏州作为我国东部发达地区的工业城市，其对外商投资的运用规模与效率已达到较高水平，在全球产业转移的大背景下苏州经验很值得我国许多工业城市借鉴。2015年，苏州市全年实际使用外资70.2亿美元，其中服务业实际使用外资26.7亿美元，占实际使用外资的38.1%；战略性新兴产业和高技术项目实际使用外资33.8亿美元，占实际使用外资的48.2%。在经济全球化进程加速和我国对外开放全面深化的双重背景下，为实现经济增速平稳换档、产业结构顺利转型、经济驱动高效转变，苏州市应该进一步的扩大外商投资的规模，优化外商投资的质量，提升外商投资的利用效率。因此，本文首先对苏州的外商投资基本情况进行分析，继而构建时间序列计量模型，分析苏州外商投资对经济增长的影响研究，这对研究发达地区城市实现外商投资规模与质量有重要的理论价值和较强的现实意义。

1主要变量说明与计量模型构建

1.1主要变量说明

为对苏州市外商投资对经济增长的定量影响进行深入考察，文章利用1997～2014年苏州外商投资与经济增长等相关数据，构建时间序列计量模型，进行定量分析，使用的计量软件为Stata12.0，数据来源主要是《中国统计年鉴》、《江苏省统计年鉴》、《苏州统计年鉴》等。

1.2计量模型构建

基于数据的可得性，通过建立时间序列模型，分析苏州市1997～2014年以来外商投资对经济增长的影响,.苏州的实际利用外商直接投资与经济增长在1%的显著性水平下呈正相关，并且苏州实际外商直接投资每增长1%，带动经济增长1.75%，这说明外商投资对苏州经济增长具有较强的拉动作用，苏州市应该进一步挖掘外商直接投资对经济增长的内在潜力。

2研究结论及对策

综上所述，外商投资对苏州经济发展的拉动作用明显，因此在新常态背景下苏州市应该进一步深化对外开放、扩大外资利用规模、提升外资利用效率，具体来说有以下三个方面：（1）建立健全的法律法规与外资政策，给外商直接投资营造一个良好的环境。虽然近年来我国在外商投资方面给予了不少的优惠政策，但是总的来讲，还是处于一个带有地方政府主观色彩的临时性政策，缺乏一个合理、稳健、共赢、可持续的常态化外资政策，这其实不利于我国对外资的吸引，因此我们必须建立健全的法律法规与外资政策，给外商直接投资营造一个稳定、良好、可持续的投资环境。（2）要加快优化外商直接投资产业结构的政策设计，通过合理引导外资流向，切实提升外资的效率。首先，要对地区的产业结构进行一次完整的规划，外资的引入要完全符合地区产业结构规划，真正提升外资的使用效率；其次，对于外资引入的优惠政策，不应该对本地民族企业造成不公平竞争，不能一味追求外资而忽略本地企业的发展，这其实是对外资效率的隐性减弱。（3）要注重创新利用外资的方式，进而快速的提升江苏企业的技术创新能力。毫无疑义，随着我国土地与劳动力成本的上升，加之对生态环境保护的要求增多，许多低盈利水平、技术水平的外资很难继续留在我国，且我国对此类外资也有一定的限制，因此在利用外资的形式上，要多注重高科技、低污染、高盈利性质外资的引进，全面促进江苏企业的创新能力水平提高。

3结束语

总而言之，苏州应该抓住“一带一路”的历史发展机遇，充当改革开放的攻坚者，不断深化对外开放，全面提升开放经济下的竞争力，率先建成全面小康社会，实现国民经济又好又快发展。

作者:张锦汇 单位:河南大学欧亚国际学院

参考文献：

[1]汪发元,常春华.外商直接投资对湖北经济增长影响的实证分析[J].武汉大学学报(哲学社会科学版),2010,(1).

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篇8

关键词：FDI；就业增长；结构优化

中图分类号：F01 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2013）01-0080-03

我国是一个人口大国，就业问题一直是重大的民生问题。解决就业难的问题、促进就业的持续增加是构建和谐社会的重要目标和任务。随着全球经济的发展，发展中国家把引进和利用外资作为一种重要的经济政策。自改革开放以来，我国实行优惠的外商政策，积极地吸引外资，外资的大量流入不仅带来了经济发展所需要的资金而且带来了先进的科学技术、管理经验、企业家才能等资源，对我国的经济发展起到了重要的促进作用，这些资源与我国充足劳动力相结合的同时也提高了我国的就业数量和质量。在提倡发展绿色经济、循环经济的背景下，既要看到外商直接投资带来的正面效应也要看到所带来的负面效应。我国要调整对外商的政策，继续扩大正面效应，减小负面效应。

一、外商直接投资对我国就业影响的理论分析

本文主要研究外商直接投资对我国就业的影响，主要有以下三个代表的理论：

（一）凯恩斯的投资就业理论

凯恩斯认为就业量取决于有效需求，短期内当有效需求不足会造成不充分就业，有效需求包括消费需求和投资需求。在经济大萧条中出现了严重的失业现象，通过工资来调节就业量的经济理论已经行不通，于是凯恩斯提出了就业理论，即有效需求不足理论。外商直接投资也是一种投资，外商投资的增加会弥补投资需求的不足，刺激经济的发展。

（二）钱纳里和斯特劳特的“双缺口”模型

美国经济学家钱纳里（H.Chenery）和斯特劳特（A.Strout）在1969年创立了双缺口模型，该模型是建立在国民经济核算理论之上，其主要论点是发展中国家发展经济所需要的资源数量与其国内的有效需求之间存在着缺口，大多数的发展中国家发展经济受到储蓄、技术、投资三个因素的制约。而发展中国家有充足的劳动力，丰富的资源却缺乏先进的技术、充足的资金，如果发展中国家能有效地利用外资，克服储蓄、外汇和技术的约束，增加国民总储蓄和总投资，就能促进经济的发展，进而提高了就业率。

（三）克里斯托弗·M·科斯的理论

克里斯托弗·M·科斯认为，外商直接投资主要从三个方面对就业产生影响：第一，直接影响，外商投资额的增加，会直接创造新的就业机会；第二，间接影响，FDI带动了与其前后相互关联企业的就业数量；第三，乘数影响，被某些受益人与收入乘数作用的公司所雇佣，从而增加了就业数量。

第一阶段（1985-1991）：缓慢发展阶段。1985年利用外商直接投资为19.56亿美元，1991年利用外商直接投资为43.66亿美元，这七年的时间，FDI仅增长了3倍左右。

第二阶段（1992-1999）：加快发展阶段。我国吸引外商直接投资从1992年呈现明显的上升趋势。这主要由于我国投资环境的改善和国家对外商投资政策的完善，外商投资步伐明显加快。外商直接投资规模与前一阶段相比明显扩大，实际引资额在世界已排名第二位，仅次于美国。累计实际利用外商直接投资达2 825.76亿美元，年均为353.22亿美元，比1992年以前所有累计总额（250.58亿美元）的还多。

第三阶段（2000年至今）：调整和持续快速发展阶段。这一阶段，我国开始注重引资进入不同产业发展中，对外商投资项目进行控制和引导，限制对我国环境产生负面影响的投资，注重发展绿色经济；同时我国法规、政策更加透明，投资审批的程序更加完善，投资环境也进一步改善和优化。

二、外商直接投资的就业实证分析

随着外商直接投资规模和结构的不断优化，外商直接投资对我国就业的影响程度不断提高。从图2可以看出外商投资企业就业人数一直处于增长的趋势，外商企业就业人数占全国就业人数从1985年的0.012%提高到了2010年的2.395%。虽然每年外商企业就业人数的增长速率不同，且有时候差距比较大，这是取决于全球经济的发展情况和我国政府对外资的政策等。当处于外商引进的起步阶段，对劳动力的需求量很大，劳动力就业增长速率就非常的快；2008年的金融危机发生后，各国的经济发展都遇到了一定的困难，来我国的投资也会随之减少，随之对我国劳动力的就业也会产生影响；在欧债危机、美国财政赤字、日本经济低靡等全球经济不景气的大背景下，我国又提出发展绿色经济循环经济的政策，注重招商引资的质量，对招商引资的数量和质量加以限制和引导，这也对我国的就业产生影响。

外商投资企业就业人员的波动增长说明在一定的程度上外商投资的就业效应具有一定的复杂性和不稳定性。同时也说明了外商投资企业成为促进我国就业的重要力量，对缓解我国的就业压力产生了积极的作用。

（一）外商直接投资对总就业量的实证分析

外商投资与就业存在着一定的关系，为了探讨外商投资对就业增长的贡献。选取我国1985-2010年的外商直接投资企业的就业人数为被解释变量，以外商直接投资为解释变量。防止伪回归的出现，首先对变量进行平稳性检验，本文采取ADF方法检验变量的平稳性。检验结果如下：

从表1可以看出，原变量是非平稳，经过对数处理后，变量LNL和LNK在5%的显著水平下其ADF检验统计量的绝对值都大于临界值的绝对值，这说明变量LNL和LNK通过了单位根检验，序列都是平稳的，所以可以对两个变量之间的长期关系进行下一步检验。

对数据进行了单位根检验后，要进一步对数据进行协整检验。协整检验的前提是两个变量都是单整变量，且它们的单整阶相同。LNL和LNK都是平稳序列，便可对LNL和LNK是否存在长期的稳定的关系进行协整检验，若两者协整表明它们之间存在着长期稳定的关系，若不协整则不能证明它们之间存在长期稳定的关系。

表2的第一列是特征值，第二列是似然比检验统计量的值，接下来两列是5%和1%的显著性水平下的临界值，最后一列是结论部分，依次列出了2个检验的原假设，并对能够拒绝原假设的检验用“*”标记。由结果可知，LNL和LNK存在长期稳定关系。

根据外商投资额和外资企业就业情况的相关数据用最小二乘法做回归分析模型，其回归模型结果如下：

上述方程中，判断系数为R2=0.94，说明该回归方程拟合程度比较理想，F的值为397，DW的值为0.49，没有通过检验，说明存在自相关，因此，参数估计值，预测值尽管是无偏的，但却不是有效的，显著性检验失效。这说明（1）式不能代表就业与FDI之间的长期均衡关系。为消除序列相关性，以获得LNL与LNK之间的长期均衡关系，对建立的模型进行修正，通过试算建立模型如下：

LnL=6.78+0.09LnK+[MA（1）]+[AR（1）]（2）

从调整后的方程来看，R2=0.99，说明该方程的拟合度非常的好，DW为1.98，通过了检验。可以看出，外商直接投资的直接就业效应十分明显，外商直接投资增长1%，将会引起就业量增长0.09，说明FDI增加，将有效地引起就业的扩大。外商直接投资与就业之间存在着长期的稳定的关系。

（二）FDI对三次产业就业的实证分析

我国的就业结构呈现典型二元结构特征，这一现象主要是由我国的国情决定的。相对于西部地区，东部地区有良好的基础设施和较强的经济实力以及优越的地理位置，改革开放初，首先开放沿海东部地区，为吸引外商投资加大对外开放的力度。例如，税收减免，简化审批程序等。随着经济全球化的发展和我国改革开放深度的加大，大量的外商投资者来我国东部投资，主要投资于第二产业，为我国制造业带来先进的技术和管理经验。FDI在工业部门的集聚促进了第二产业的快速发展，增加了第二产业的就业量，同时也吸引了大量中西部闲置的劳动力向东部迁移。

为了准确衡量三次产业的外商直接投资对我国劳动力就业的影响，我们就利用不同三次产业的外商直接投资对就业的贡献进行计量分析。用L1、L2和L3，分别表示三次产业的从业人员，K表示外商直接投资额，建立如下回归模型：

从上述回归结果可以看到，对于（3）式R2=0.83，说明其拟合度比较好，FDI作为解释变量的系数为负数，说明FDI与我国第一产业就业人数之间存在负相关的关系。随着我国社会主义市场经济的发展，外商对第一产业的投资放慢了速度，这也符合我国产业结构的调整政策。对于（4）式R2=0.93，说明其拟合优度很高，F值和DW值都通过检验，说明FDI作为解释变量是显著的，FDI同我国第二产业就业人数之间存在着较强的正相关的关系，外商直接投资在第二产业分布比较广。对于（5）式，R2=0.9946，说明其拟合优度非常高，F值和DW值也都通过检验，说明FDI作为解释变量是很显著的，FDI同我国第三产业就业人数之间存在着较强的正相关的关系，符合我国产业政策的调整，大力发展第三产业。

外商直接投资的规模和结构通过产业结构调整影响就业的数量和结构。一方面，FDI较多集中在国内缺乏技术资金开发的新兴产业，促进了这些朝阳产业的崛起；另一方面，FDI也推动了技术、资金密集型产业内部产业结构的升级。在就业的产业结构上，由于FDI集中于我国的第二产业（特别是制造业），在一定程度上促使了我国的就业人员向第二产业集聚，进入20世纪90年代以来，随着外商投资企业逐渐注重第三产业的发展，这导致我国第三产业就业人员比重的逐渐上升。

三、总结

（一）结论

外商直接投资首先直接增加了我国的就业机会。随着经济全球化发展的深入，资金在全球流动的空间加大，再加上我国具有吸引外资的有利条件，来我国投资的国家会越来越多。其次，外商直接投资促进了我国就业质量的提高。由于外商投资的公司拥有较先进的技术设备和管理经验，会产生技术外溢行为，这就会提高劳动生产率。外商为了提高在我国的竞争实力，他们会投入大量的资金和人力为员工提供技能和素质的培训，并大力进行人力资源的开发，这样外资企业的员工在软件和硬件上都享有比较优越的条件。而内资企业为了争夺人才和维持发展也会提高劳动者的待遇，这样也提升了我国劳动者的素质和能力，促进了我国整体就业质量的提高。第三，外商直接投资促进了我国中西部大量的剩余劳动力向东部地区转移。我国FDI的一个特点就是主要集中于我国东部地区，我国东部地区吸引的外资远远多于中西部地区，由此吸引了大量中西部的剩余劳动力向东部地区转移，提高了中西部就业量。

FDI在推动我国就业总量增长的同时，其进入的方式、产业分布、区域分布等对我国的就业结构也产生了重大的影响。它促使了我国的就业人员向第二、三产业聚集，优化了我国就业人员在三大产业的分布。

（二）问题

当外商投资企业生产的产品销售集中于我国国内市场时，将使我国国内民族工业面临强大的竞争，导致一些国内企业倒闭，使内资企业的就业减少。此外，FDI资本有机构成的提高，也导致对我国劳动力需求的数量的减少，对就业的拉动作用减弱。

FDI在我国东西部的不均衡分布，会使劳动力就业的地区结构差异增大。目前，我国设立的外商投资企业80%以上集中在东部沿海地区，使得企业的劳动就业也都集中在沿海地区，一方面沿海地区的劳动力相对不足，另一方面内陆地区的劳动力又严重过剩，从而加剧了年复一年的民工潮等社会问题；其次，中部农村劳动力特别是素质较高的劳动力的大量外流使得在我国具有重要地位的中部农业发展阻滞；再者，由于沿海地区对内地的产业替代，内地企业特别是乡镇企业的发展遇到严峻挑战，内地农村非农就业机会减少，农村劳动力大量外流，造成内地城市劳动力市场就业供给增加，就业矛盾加剧。

FDI主要分布在劳动密集型的第二产业特别是制造业，第三产业的比重相对较小。尽管制造业可以吸收较多的劳动力，但是随着科技的进步，资本有机构成的提高，制造业从长远来看吸收就业的潜力不如第三产业。

四、政策建议

（一）加强民族企业创新

在充分吸收外商投资企业带来的先进的技术和管理经验时，要注重民族企业的自主创新，提高我国国内企业的竞争力，促进国内企业和国内投资对我国就业的贡献。

（二）提高内陆地区对外资的吸引

我国的外商直接投资主要集中有沿海地区，内陆的外商直接投资较少，这是由我国的国情决定的，随着外商投资于我国东部地区，这就间接地增大了我国东西部地区工资水平的差距性。应采取措施，优化内陆的投资环境，提高内陆吸引外商直接投资的能力。例如，加大我国西部的教育投入，提高我国的教育质量，加强劳动力的职业培训和指导，特别是高等教育要注意与市场需求相结合。进一步提高和扩大吸引外商直接投资的规模，平衡东西部吸引外资的差距。内陆地区通过提高吸引外商直接投资，来带动内陆地区的经济发展，为内陆地区增加就业机会，缓解内陆地区的结业压力。

（三）引导外商直接投资的分布

外资产业政策法规是影响外商直接投资流向不同产业重要因素之一。随着经济的发展，各个国家越来越重视第三产业的发展。外商直接投资主要分布在我国第二产业的制造业，我国要进一步开放服务业市场，引导外资投向第三产业。要采用鼓励和限制性的产业政策，有意识地消除外商直接投资在产业间的不完全分布，通过直接和间接作用影响外商直接投资的抉择，引导外商直接投资流向。

参考文献：

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篇9

    一、我国利用外商直接投资现状

    外商直接投资(FDI)指外国企业和经济组织或个人(包括华侨、港澳台胞以及我国在境外注册的企业)按我国有关政策、法规,用现汇、实物、技术等在我国境内开办外商独资企业、与我国境内的企业或经济组织共同举办中外合资经营企业、合作经营企业或合作开发资源的投资(包括外商投资收益的再投资),以及经政府有关部门批准的项目投资总额内企业从境外借入的资金。2011年我国实际利用外商直接投资1160.11亿美元,同比增长9.72%;2012年1—4月,实际使用外资金额378.81亿美元,同比下降2.38%。

    1.利用外商直接投资国别(地区)结构。剔除英属维尔京、开曼群岛、萨摩亚、毛里求斯和巴巴多斯等自由港对我国进行的投资,我国外商直接投资的来源地主要为亚洲,前10位国家/地区实际投入外资金额占全国实际使用外资金额的91.61%。

    2.利用外商直接投资行业结构。2010年我国利用外商直接投资大部分集中在制造业和房地产业,两者占比近70%;其次是租赁和商务服务业(6.74%)及批发和零售业(6.24%);其他行业所占比重很小。

    3.利用外商直接投资方式结构。外商直接投资主要采取外商独资的方式,近几年来占比均超过75%;外商合资经营的方式占比约为20%;两者占比为97%左右。合作经营企业和外商投资股份制企业所占比重很小,约为3%左右。

    4.利用外商直接投资的地区结构。以2010年外商投资企业注册资本外商出资额计算,利用外商直接投资最多的地区依次为江苏(19.2%)、广东(17.3%)和上海(13.5%)。该三省合计占我国利用外商直接投资总额的50%,东部地区10省市(指北京市、天津市、上海市、辽宁省、河北省、山东省、江苏省、浙江省、福建省、广东省)占我国利用外商直接投资总额的83.2%,而西藏、青海、宁夏、贵州、甘肃和新疆六省/自治区合计不到1%。

    二、当前我国利用外资直接投资的主要问题

    外商直接投资对我国经济增长、技术引进、产业结构演化、就业和税收等方面起到了极大的促进作用,但目前我国在引进外资直接投资方面也存在着一些问题:表面上的问题有资金来源国不尽合理,欧美发达国家投资偏少;产业结构不合理,第二产业特别是制造业相对较高,而第一产业和第三产业偏低;投资的方式结构不合理,国际上流行的参股并购偏少;投向的区域结构不合理,中西部地区投资太少。同时,也存在如下一些深层次的问题值得我们探讨。

    1.外商直接投资与环境污染问题。目前FDI对我国环境的影响主要有两种截然相反的观点:一种是支持“污染光环”说,认为进入的外商直接投资企业在必须遵守我国环境保护方面的法律法规的同时,还带来了先进的环境污染防治技术、环境管理思想和方法,没有加剧我国的环境压力、甚至在环境保护方面起了模范带头作用。如黄菁(2001)、郭红燕,韩立岩(2008)、张彦博,郭亚军(2009)、包群,吕越(2010)等。另一种是支持“污染和治理的资金”,一方面提高了东道国人们的收入水平,使人们对环境健康的要求也上升,环境改善投资也加大。另一方面先进的技术使得东道国治理污染的技术有所提高,处理污染的标准也上升。第二类是支持“污染避难所”假说,认为由于发展中国家的环境管制比发达国家要松得多,因此发达国家常把淘汰的高污染行业转移到发展中国家,进而加剧了发展中国家的环境污染。持这一观点的包括吴玉鸣(2006)、陈凌佳(2008)、沙文兵、石涛(2006)、苏振东、周玮庆(2010)、王冬梅、何青松(2010)等。

    外商投资企业对我国环境的影响应一分为二。客观上的确有些外资企业投资于低污染甚至于无污染行业,或引进先进技术、新产品、环境管理制度从而降低了污染。但是,如果据此否认外商投资企业对我国环境的负面影响则显然是不全面的。

    今麦郎等三家外资企业2008年因污染环境遭环保总局点名批评;江苏盐城东风悦达起亚汽车有限公司喷涂车间排放出的油漆废气的污染,给附近居民的生活和身体均造成了严重影响,导致当地居民对其进行了长达5年的污染投诉;康菲蓬莱19—3号油田溢油事件造成了渤海湾高达5500平方公里污染面积,使渤海海洋生态遭到严重破坏,造成大量养殖户及海洋渔业损失,而且从长期来看,在海底的油积泥会在较长时间里影响海洋生态环境,存在油积泥中的有毒物质会影响海洋生物的生存。从这些典型的案例中我们可以看出:由于一些外商投资企业不遵守我国的环保法规以及意外事故的发生,客观上对我国环境造成了污染。但外商直接投资对环境污染最主要的影响表现在投资领域主要集中在污染排放水平较高的制造业。外资直接投资于主要严重污染密集型行业(MPIIs)的比重较高,如造纸业、化学纤维制造业和饮料制造业等,2010年其资产份额占该行业资产总额的比重分别高达45.47%、34.97%和33.56%。

    2.外商直接投资与国家经济安全。国家经济安全,是指经济全球化时代一国的国民经济发展和经济实力处于不受根本威胁的状态。一般认为国家经济安全内涵方面主要包括金融安全、资源(如石油、粮食和人才)安全、产业安全、财政安全、信息安全等。

    (1)对产业安全的影响。外商独资企业和外商股份制企业占外资企业的比重由1990年的25.3%上升到2010年的80.8%,这说明外商取得企业控制权的倾向明显。外商在取得企业控制权的同时,对市场的控制权明显加强。目前外资对我国第二产业即工业的市场平均控制率已接近1/3(ccnews.people.com.cn/GB/10975596.html),超过国际通行的外资市场控制率警戒线标准(通常为20%,一般行业为30%,少数竞争性行业为50%)。通信设备、计算机及其他电子设备制造业达到76.63%,远远超过50%的警戒线。同时,目前我国评价产业安全的指标体系中的技术依存度和资本对外依存度这两个重要指标较高。技术依存度过高反映出我国某些行业的核心技术仍然被国外所掌握,存在着较大的不安全风险。而资本对外依存度高,一旦外资撤离而又没有足够的资本及时注入,将危及产业的生存安全。

    外商投资企业在逐步垄断我国市场的同时,还通过并购控股中资企业后减少中方品牌宣传费、减少或中止技术开发投入、降低产量等手段,使国有品牌渐衰落甚至消失。这一点在洗涤用品、移动通讯、饮料等行业尤为突出,例如我们曾经耳熟能详的“中华”牌牙膏、“美加净”化妆品、“熊猫”彩电等。

    (2)导致国有资产流失。外商投资企业的进入导致国有资产流失主要体现在以下几个方面:一是导致税收的流失。外商投资企业通过关联交易,高价从国外关联公司购入原材料和设备,低价出售其产品,从而转移利润,造成我国税收的流失。二是我国一些国有企业因为企业做大做强急需资金或是出于管理者持股的目的,引入外商“战略投资”。在此过程中为了能够引进外资,不惜降低引资条件、低估国有资产价值、高估外商技术、商标等无形资产价格,从而造成国有资产流失。如原大连电机厂曾是我国最大的电机企业,生产规模、质量和技术国内领先,Y系列、Y2及派生系列产品在国内的机床、通用机械、冶金、轻工、纺织等行业有良好的信誉,市场占有率很高,20%多的产品出口。上世纪90年代,由于行业不景气,加上内部管理出现漏洞,大连电机厂陷入困境,1996年与新加坡威斯特合资,大电机资产作价1亿元,中外各占50%股权。企业有人认为国有资产严重低估,至少应该是2~3倍。由于外商控制了经营权和购销渠道,合资企业连年亏损,导致一半以上职工失业,地方政府贴钱承担职工分流、银行债务减免利息,税收大量流失。

    此外,外商直接投资企业的进入一定程度上削弱了我国企业的技术研发和竞争能力,造成人才和技术的流失,使我国人民币面临升值压力并引起通货膨胀,增强了国家对产业宏观调控的难度和不确定性等等,这些方面都将导致我国的经济安全面临威胁。

    三、政策建议

    我国国民经济和社会发展第十二个五年(2011—2015年)规划纲要指出:“优化结构,引导外资更多投向现代农业、高新技术、先进制造、节能环保、新能源、现代服务业等领域,鼓励投向中西部地区。丰富方式,鼓励外资以参股、并购等方式参与境内企业兼并重组,促进外资股权投资和创业投资发展。引进海外高层次人才和先进技术,鼓励外资企业在华设立研发中心,借鉴国际先进管理理念、制度、经验,积极融入全球创新体系。优化投资软环境,保护投资者合法权益。做好外资并购安全审查。”纲要的这一重要论述为我国今后利用外商直接投资指明了方向,也为我们提高利用外商直接投资水平提出了要求。

    1.完善外商投资产业指导目录。《外商投资产业指导目录》自1995年颁布实施至今到2011年第五次修订,17年间使用了5个版本,平均三年多修订一次。暴露出来的问题是《目录》不能很好地适应经济形势、市场环境和技术水平的变化,导致该限制的没有限制,该鼓励的没有鼓励。所以有关部门应在平时采取类似于海关公告形式随时对目录进行调整和完善,制定以保护环境为主的外资进入产业目录,以适时调整外资产业政策,有利于积极引导外商投资方向,促进我国经济结构调整优化和经济发展方式转变。为促进区域经济协调发展,目前应及时修订《中西部地区外商投资优势产业目录》。

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三次产业引资结构的变化及效应：外商对第三产业的投资将大幅增加，对第二产业尤其是工业的投资比重将逐步下降。

改革开放以来，外商对我国的直接投资主要集中在第二产业尤其是工业部门，对第一产业的投资比重很低，对第三产业的投资比重也相对偏低。在外商协议投资中，1979一1990年，第二产业的比重为60．3%，第一产业的比重只有2．9%，第三产业的比重为36．8％；1991一1998年，外商对第二产业的投资比重上升为65．4%，其中工业的比重高达62．4%，而第一产业的比重下降为1.7%，第三产业的投资比重也降低为32．9％。在外商实际投资中，1997-1998年第二产业的比重高达70．4%，其中工业的投资比重高达66．6%，而第一产业的比重只有1．4％，第三产业的比重也只有28．2%。在1998年底注册登记的外商投资企业中，外方注册资本，第二产业的比重为64.1％，其中工业的比重为61．3％，而第一产业的比重只为1．5%，第三产业的比重为34．4％。显然，外商投资结构向第二产业特别是工业倾斜的特征很突出。

外商直接投资的结构性倾斜，与我国产业的对外开放度有关。随着我国加入WTO之后第三产业开放领域的扩大，外商对第三产业的直接投资将增长较快，投资比重将逐步上升，而对第二产业尤其是工业的投资比重将相应下降，从而引起三次产业投资结构的变化。这种变化在“十五”期间将明显地表现出来。

从国际直接投资的产业结构变动趋势看，对第三产业的投资比重自80年代以来迅速上升，第三产业的投资在国际直接投资的存量和流量中的比重由70年代的不足30％提高到90年代以来的50%～60％。在发展中国家和地区，第一产业的投资比重大体稳定在20％，第二产业的投资比重由70年代的55％以上下降为90年代以来的不够50%，而第三产业的比重则由低于25％上升到高于30％。也就是说，与全球性国际直接投资的产业结构变动趋势一样，发展中国家和地区中第三产业的外国直接投资增长率大幅度高于第二产业，第一产业的外资增长率也高于第二产业，其中工业或制造业的外资比重和相对增长率都明显降低。可见，我国第三产业外商投资比重上升而第二产业尤其是工业外商投资比重下降的发展态势，也是符合国际直接投资的产业结构变动趋势的。

从我国三次产业结构的现状看，90年代以来第二产业尤其是工业的比重升幅过大，第三产业的实际比重不合理下降，使结构偏差变得突出起来，并对经济增长产生了较大影响。产业结构偏差的加深，与外商投资过多地向工业部门倾斜有一定关系。“十五”时期我国产业结构调整的基本要求，是加快第三产业的发展并提高其比重，相应地降低第二产业特别是工业的比重。从这个角度看，外商投资产业结构的变动态势与我国产业结构调整的要求是一致的，有利于我国产业结构调整进程的推进。

工业引资结构的变化及效应：采掘业和电气水部门引资上升，制造业引资比重相应下降；原料工业引资上升，加工业引资比重下降；技术密集的加工业引资上升，一般加工业引资比重下降

至今为止，外商对我国工业的直接投资主要集中在制造业，对采掘业和电气水部门（电力、煤气和自来水的生产和供应业）的投资比重很低。1996-1998年，在外商对工业的协议投资中，制造业的平均比重为88．9％，采掘业和电气水部门的平均比重分别为1．9％和9．1％；在外商对工业的实际投资中，1997-1998年，制造业的比重也为88．9%，采掘业和电气水部门的比重分别为2．5%和8．7%；在1998年末登记注册的外商投资工业企业中，外方注册资本，制造业的比重为93．3％，采掘业和电气水部门的比重只有0．9％和5．9％。随着加入WTO之后我国对外开放的扩大，在“十五”期间，外商将较大幅度增加对采掘业的电气水部门的直接投资，对这两个领域的投资比重将逐步上升，相应地，对制造业的投资比重将有所下降。

在制造业中，外商投资企业至今主要分布在加工工业，对原料工业的投资至今相对较少。从独立核算工业企业的数据看，从1993年到1998年，外资工业占轻加工业的增加值比重和产品销售收入比重分别由13．3％和13．0%，上升到29．0%和33．1％，占重加工业的比重分别由9．9%和9.7%上升到27．0％和29．2％；而占原料工业的同样比重只由0．3%和3．1%上升为10．2％和9．6%。可见，外资工业对我国加工工业的投资和影响远远大于原料工业。加入WTO之后，外商对原料工业的投资比重会较快上升，影响将明显增大，从而引起对加工工业与原料工业的投资结构和生产结构的变化。

外商企业在制造业的投资中，技术密集型产业和深加工行业占有较高比重，但同时在一些一般性加工工业的比重也较高。一般来说，外资工业中的技术密集型产业多数为国外跨国公司或大型企业的投资，而一般加工工业则大部分为港澳台的中小企业所投资。加入WTO之后，大型跨国公司的直接投资将较快增长，其投资比重将持续上升，同时外商对我国高新技术产业的投资也将获得较好的条件，因而会导致外商对技术密集型产业投资的迅速增长及其比重的较大幅度提高，相应地，外商对一般加工工业的投资比重会逐步下降。

外商对采掘业、电气水部门、原料工业、以及技术密集型加工工业投资比重的上升，将对这些技术水平、经营效率和国际竞争力较低的产业以及其中的民族工业带来较大的冲击。同时有利于促进包括多数民族工业在内的整个行业较快提高技术水平和经营效率，较快增强国际竞争力。另一方面，外商对技术密集型加工工业投资比重的上升和对一般性加工工业投资比重的下降，符合我国工业结构调整与升级的要求，将对我国工业结构升级的进程起明显的推动作用。

第三产业引资结构的变化及效应：房地产业和一般服务业的引资比重下降，其他许多亟待发展的服务业引资上升

目前外商对我国第三产业的直接投资主要集中在房地产业和社会服务业，其次是批发和零售贸易、交通运输和邮电通信业，而对其他大多数第三产业部门的投资比重很低，投资的结构性倾斜十分突出。在外商对第三产业的协议投资中，房地产业和社会服务业的比重80年代为60％左右，90年代以来上升到约70％；从外商对第三产业的实际投资看，1998年房地产业占47．4%，社会服务业占21．9％。在1998年底登记注册的第三产业外商投资企业中，外方注册资本中房地产业占了53.6％，社会服务业占了18．9%。

外商对第三产业投资结构的高度倾斜，与我国第三产业内部对外开放度的差别有很大关系，除了房地产业和社会服务业，以及商业、交通运输和邮电通信之外，其他的大多数第三产业部门目前的对外开放度仍较低。随着加入WTO之后我国大多数第三产业部门对外开放度的提高和利用外商直接投资政策的调整，外商将较大幅度增加对目前投资比重很低的多数第三产业部门的直接投资；一些重要的服务业部门的外商投资比重在“十五”期间将明显上升，相应地，外商对房地产业和一般服务业的投资比重会逐步下降。也就是说，在加入WTO之后的5年左右时间内，外商对我国第三产业直接投资的结构过度倾斜的状况会明显改变。

外商对第三产业投资结构的变化，将产生以下效应：

第一，改变外商对第三产业投资结构的过度倾斜，可以减少由此带来的外商投资产业结构的周期性波动。外商直接投资过度集中于房地产业和一般服务业，导致了外商对第三产业投资比重的较大波动。在我国经济扩张时期，外商对房地产业和一般服务业的直接投资高度扩张，往往导致整个第三产业的外商投资比重大幅度上升；而在我国经济紧缩时期，外商对房地产业和一般服务业的直接投资迅速收缩，则导致第三产业的外商投资比重大幅度降低。例如，在外商协议投资中，房地产业和一般服务业的比重由1991年（治理整顿时期）的12．6％上升为1993年（经济高速扩张时期）的39．3%，就使外商对第三产业的投资比重由16．7％提高到49．5％，而到1996年（经济紧缩之后），房地产业和一般服务业的比重降低为17．5%，则使外商对第三产业的投资比重下降到26．8%。而在第三产业外商投资结构的过度倾斜逐步改变之后，外商对第三产业投资的周期性波动会明显减小，由此带来的对整个外商直接投资以及我国经济增长的影响也会相应下降。