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篇1

截至2015年上半年，我國外商直接投資的存量超過日本，成為全球第二大跨國企業(yè)投資存量最多的國家。近些年來，大量的跨國企業(yè)的直接投資和其他方式的投資參與對我國的資本建設(shè)和對外貿(mào)易起到了很大促進的作用，同時也成為中國經(jīng)濟快速增長的主要動力。

中國目前對于相關(guān)匯率制度的規(guī)定正處在探究的時期，2005年7月，中國實行了新的匯率政策，使得人民幣相對美元實現(xiàn)了升值。其次匯率的變化影響跨國公司的區(qū)位優(yōu)勢，因其要根據(jù)所處國家對產(chǎn)品的需求和貨幣政策來確定投資規(guī)模；然后匯率的變化增加了投資國的直接投資的風險性，由于對于投資國貨幣衡量收益的不確定性，也提升了跨國公司的投資風險。

二、文獻綜述

在歐美國家對投資經(jīng)濟的研究分析中認為，東道國的貨幣升值對外商的投資會產(chǎn)生不利的因素。美國投資學家富路特和史戴恩對美國對個工業(yè)行業(yè)對外資的投資利用和匯率水平的變化進行了研究和分析，發(fā)現(xiàn)美元的貶值降低了投資方貨幣衡量的美國產(chǎn)品的價格，從而增加了其在美國進行生產(chǎn)活動的能力和水平；但也有研究認為，東道國貨幣的升值不僅對直接的投資影響較小，反而會增加外商直接投資的流入。

對于匯率變化和外商直接投資的關(guān)系也有兩種持相互對立的觀點。其中一個觀點認為：匯率的變化不適合外商的直接投資，與間接投資和對外貿(mào)易相比，外商的直接投資具有很強的風險厭惡趨向；而且市場供需的波動也會導致市場收益的變化，在直接投資收益不能確定的情況下金融手段不能覆蓋所有匯率風險。

三、匯率的簡單模型

根據(jù)經(jīng)典的投資決策分析法，例如凈現(xiàn)值法，表示在對一件投資項目和機會時，很多投資者都面臨著僅有一次的選擇，但這種方法忽略了投資者具有延遲投資的選擇權(quán)利。

探究匯率變化對直接投資的影響，狂熱以深入研究跨國公司在追求利益最大化的同時。也要考慮直接投資或者初始投資的沉沒成本，同時跨國公司的決策機構(gòu)也會將匯率水平和匯率的波動性計入投資決策中，以完善公司取得利益最大化的盈利方式；除此之外，投資模型的建立和深入研究經(jīng)濟在預期時間內(nèi)的增長率，也對投資規(guī)模也具有一定的影響。

四、對外資直接投資的影響分析

大多數(shù)的跨國企業(yè)的產(chǎn)品具有可貿(mào)易性，其投資的產(chǎn)品可以在東道國生產(chǎn)，加工并進行一定范圍內(nèi)的貿(mào)易。各個國家的市場可以通過衡量貨幣的產(chǎn)品價格，使其產(chǎn)品價格可以和國際市場價格相等。同時有些產(chǎn)品在生產(chǎn)國會產(chǎn)生一定的交通運輸費用，跨國公司可以通過直接投資的方法將貿(mào)易產(chǎn)品有效的推到生產(chǎn)國的市場上進行銷售，從而一定程度上能夠避免較強的貿(mào)易壁壘。

除了匯率水平的變化外，影響外資企業(yè)直接投資規(guī)模的另外兩個重要的原因，就是東道國的經(jīng)濟增長率和工資增長率。經(jīng)濟增長率的變化和波動不僅會影響跨國企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的大小，也會導致外資投資過程中與生產(chǎn)國形成工資和投資項目種類的分歧，從而影響外資直接投資的效率。

五、結(jié)論和啟示

本文通過對外資企業(yè)的投資行為分析可以得出以下幾個結(jié)論：

首先，匯率水平的變化會對外資直接投資規(guī)模產(chǎn)生影響。然而在匯率水平維持在穩(wěn)定不變的情況下，匯率水平的波動不會影響到外資的投資規(guī)模。例如，人民幣的升值能夠有效的促進我國生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化和升級的作用。

篇2

關(guān)鍵詞：外商直接投資；就業(yè)效應(yīng)；就業(yè)結(jié)構(gòu)；工資水平

中圖分類號：F832．6 文獻標識碼：A

近年來，湖北省對外經(jīng)濟發(fā)展迅速，外商直接投資的規(guī)模不斷擴大。外資的流入不僅帶來了先進的科學技術(shù)、組織形式和管理模式，促進了經(jīng)濟增長，還創(chuàng)造了大量的就業(yè)機會，對減緩我省的就業(yè)壓力起著不容忽視的作用。本文擬就外商直接投資對湖北省的就業(yè)及工資水平的影響作具體分析。

一、湖北外商直接投資的狀況及特點

隨著“中部崛起”的提出，湖北作為中部地區(qū)的重要省份，對外開放的步伐加快，外商直接投資的流入也隨之增加，規(guī)模不斷擴大。目前，湖北省利用外資呈現(xiàn)如下特點；

（一）外商直接投資的規(guī)模擴張迅速

據(jù)有關(guān)資料顯示，2006年湖北省實際外商直接投資額占全省利用外資總值的71．7%，實際吸收外商投資30．8億美元，比上年增長16．3%；外商直接投資項目460個，合同外資金額26．60億美元；新批增資項目120個，增資額占全省合同外資額的32%，實際到資5．3億美元；世界500強企業(yè)在湖北新增投資項目8個，歷年累計投資項目達到66項；新批并購項目19個，主要涉及汽車零部件、化工、裝備制造、醫(yī)療器械等領(lǐng)域。

（二）外商直接投資的行業(yè)分布呈“二三一”格局

湖北省利用外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布呈不平衡狀況。外商直接投資主要集中在二次產(chǎn)業(yè)，三次尤其是一次產(chǎn)業(yè)的投資比重一直偏低，呈現(xiàn)出“二三一”的格局。雖然近年來這種格局有所改變，但外商直接投資的大頭還是集中在二次產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)。2006年全省新批制造業(yè)項目個數(shù)和合同外資額占總量的比重分別達到64．2%和59．3%。新批制造業(yè)項目主要涉及冶金、電子信息、汽車零部件、食品加工、發(fā)電設(shè)備等領(lǐng)域。第三產(chǎn)業(yè)項目個數(shù)和合同外資額占總量的比重明顯提高，分別達到29．3%和25．9%，主要集中在酒店、商業(yè)零售、物流、房地產(chǎn)等領(lǐng)域。

（三）外商直接投資主要集中在武漢及周邊城市

湖北省各市州利用外商直接投資的差異較大，地區(qū)分布不均衡。湖北省15個市州利用外商直接投資主要集中分布在武漢、黃石、宜昌等開放程度較高的大中城市，尤其是武漢利用外資的總額多年來一直居于絕對優(yōu)勢。2006年武漢市吸收外商投資19．1億美元，占全省的比重達到64．9%，而其他地區(qū)利用外資額與距武漢的距離呈現(xiàn)反向變化趨勢，即距離武漢中心城市越遠，則利用外資越少。在武漢市大城市圈內(nèi)，由于交通、通訊、能源供應(yīng)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善，又有充裕的素質(zhì)較好、成本較低的勞動力供給，投資環(huán)境優(yōu)于邊遠地區(qū)，因而對外資的吸引力較大。

二、外商直接投資對湖北就業(yè)的影響

我國吸引外商直接投資的因素很多，但豐富而廉價的勞動力是主要原因之一。一些學者對外商直接投資對東道國的就業(yè)效應(yīng)進行了研究，一般認為外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，其影響表現(xiàn)在就業(yè)數(shù)量、就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)區(qū)位等幾個方面。

（一）對就業(yè)增長的影響

一般而言，跨國公司對外直接投資給東道國提供的直接就業(yè)機會是隨著外商投資的增加而增加的。從湖北來看，隨著外商直接投資規(guī)模的迅速增長，外商直接投資帶來的就業(yè)崗位也隨之增加，有數(shù)據(jù)顯示，截至2006年底，湖北省外商投資企業(yè)吸納城鎮(zhèn)在崗就業(yè)人員超過25多萬人，約占全省城鎮(zhèn)職工人數(shù)的4．5%左右。

同時，跨國公司外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)還表現(xiàn)在關(guān)聯(lián)就業(yè)上?！?994年世界投資報告》指出：每一個直接就業(yè)會帶動1-2個關(guān)聯(lián)就業(yè)。據(jù)估計，僅富士康將投資建設(shè)的數(shù)碼相機、電腦、半導體照明、軟件基地、研發(fā)中心等20多個項目，將帶動100多家配套企業(yè)集聚，可吸納20萬人就業(yè)。

（二）對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

大型跨國公司在湖北投資最密集的是微電子、汽車制造、通訊設(shè)備、化工等行業(yè)，這些都是科技含量較高的行業(yè)。截至2005年底，世界500強企業(yè)共有61家在湖北落戶。并帶來大量研發(fā)中心入駐。這些大型企業(yè)均為資本和技術(shù)密集型企業(yè)，組織和管理水平較高，對員工的技術(shù)素質(zhì)要求較高，所要求的配套服務(wù)較高。由此可以認為，隨著開放力度進一步加強，外商直接投資對我省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會帶來很大影響，對第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的投資會減少，對第三產(chǎn)業(yè)的投資將會加大。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化會使就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)的變化。雖然目前在整體上利用廉價勞動力、發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)的情況下，外商直接投資制造業(yè)仍然占絕大部分，服務(wù)業(yè)比重較低，但隨著跨國公司對服務(wù)業(yè)投資的加大，特別是對知識含量較高的專業(yè) （如金融、保險、中介、會計、科技服務(wù)等）的投資擴大，會對高學歷、高技能、高職稱人員的就業(yè)機會貢獻加大，這使得城市中的白領(lǐng)階層會擴大。不過，由于這些行業(yè)單位投資額吸收的就業(yè)數(shù)量較少，因此提供的有效就業(yè)機會不會很多，對總的就業(yè)量影響不會太大。但由于跨國公司海外分支機構(gòu)通常為東道國雇員提供培訓，提供獲得新知識、新技術(shù)的機會，這對就業(yè)結(jié)構(gòu)的改善和就業(yè)質(zhì)量的提高具有促進作用，也對勞動力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移起到了催化的作用。

（三）外商直接投資的工資效應(yīng)

自改革開放以來，中國整體勞動力報酬逐年增加，工資水平不斷提高，毫無疑問，這是與我國勞動生產(chǎn)效率的提高、國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長等因素密切相關(guān)的。同時，外商直接投資增加對工資水平的提高也有著重要的影響。對此，國內(nèi)不少學者進行了實證研究，結(jié)論是：外商投資與各經(jīng)濟類型單位平均工資之間存在很強的正相關(guān)關(guān)系。外資每增加1個百分點，可以促使平均工資水平提高0．105個百分點，國有企業(yè)平均工資水平提高約0．107個百分點，城鎮(zhèn)集體單位職工平均工資提高約0．08個百分點。因此，外商直接投資不僅對外資企業(yè)工資水平起到了積極的提升作用，而且對我國其他類型企業(yè)工資水平產(chǎn)生了正面溢出效應(yīng)。表現(xiàn)為：

1．湖北省外商直接投資的重點是第二產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)，利用的人力資源很大一部分是熟練勞動者。而熟練勞動者在短期內(nèi)的供給是一定的，其供給曲線向右上方傾斜。于是跨國公司在人員需求上勢必與國內(nèi)企業(yè)形成競爭，為了吸引和留住人才，他們不得不支付高工資。內(nèi)資企業(yè)為了進行競爭，增強對人才的吸引力，也相應(yīng)提高各自的工資水平。

2．外商直接投資企業(yè)在雇傭了本地人員之后，為了使其達到自己的標準，會對本地人員進行培訓，提高本地勞動者的素質(zhì)。這些勞動者在自身的素質(zhì)得到提升之后，轉(zhuǎn)換工作時就會要求更高的工資，從而也促使國內(nèi)公司不得不跟隨外商投資企業(yè)支付高水平工資。

不過，由于外商直接投資主要雇傭的是熟練勞動，它加大了對技術(shù)人才的需求，而對非技術(shù)人才數(shù)量的增加所起到的作用偏小，收人的增加也主要是在熟練勞動力這一塊。因而它加大了收入的不平等，拉大了技術(shù)與非技術(shù)工人之間的工資差異。由于湖北省外商直接投資主要集中在武漢及周邊城市，因而外商直接投資還拉大了城鄉(xiāng)就業(yè)人員之間的收入差距。

三、提升湖北外商直接投資在就業(yè)上產(chǎn)生積極效應(yīng)的建議

外商直接投資帶來了先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，其示范作用和競爭壓力促使中國企業(yè)迅速成熟起來，增加外商直接投資有助于擴大就業(yè)，提高勞動力素質(zhì)。在當前我國就業(yè)壓力不斷增大的背景下，大力引進外商直接投資，對宏觀經(jīng)濟的正常運行和社會的穩(wěn)定具有重要的現(xiàn)實意義。但是，我們也必須正視，外商直接投資對就業(yè)的促進作用在逐漸減弱，隨著外商投資企業(yè)的規(guī)?；蛪艛嗷募訌?，其帶來的危機隱患日趨顯現(xiàn)，我們必須審時度勢，對外商直接投資的流入量和流入方向進行適當?shù)卣{(diào)節(jié)和正確地引導。

（一）做好外商直接投資的引導和規(guī)劃工作

在外商直接投資流入的時候，充分發(fā)揮其產(chǎn)業(yè)帶動效用，將外商直接投資引導至高技術(shù)產(chǎn)業(yè)以及高關(guān)聯(lián)度和有著較大影響的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。在以產(chǎn)業(yè)為導向的前提下，再進行地區(qū)定位，通過較優(yōu)惠的政策有重點地吸引外資開發(fā)西部較不發(fā)達地區(qū)，促進經(jīng)濟均衡發(fā)展。同時對外商直接投資的投入狀態(tài)進行有效控制，消除或減緩其帶來的危機。推進外商直接投資對于其他相關(guān)行業(yè)的推動力度，創(chuàng)造出更多新的就業(yè)崗位。

（二）重視發(fā)揮市場合理配置資源的作用

在政策導向上重視發(fā)揮市場合理配置資源的作用。（1）發(fā)揮勞動力成本優(yōu)勢，吸引勞動密集型外商直接投資。有研究表明：與全國其他省市相比較，湖北省的勞動力工資偏低，即湖北省在勞動力成本方面具有比較優(yōu)勢。加之湖北省是人口大省，勞動力資源豐富，在未來幾年之內(nèi)，湖北省的勞動力成本優(yōu)勢對勞動密集型的外商直接投資會具有相當大的吸引力。（2）發(fā)揮不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，吸納農(nóng)村剩余勞動力。在考慮城市經(jīng)濟發(fā)展需求的同時，應(yīng)兼顧農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的需求，并制定相關(guān)的政策，大力吸引外商對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的投資，擴大農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)，緩解社會的就業(yè)壓力。（3）發(fā)揮人力資本優(yōu)勢，吸引技術(shù)密集型外商直接投資。湖北省擁有雄厚的科技與教育實力，全省共有多類研究與開發(fā)機構(gòu)1700多個，擁有研究開發(fā)人員約8萬人，全省各類科技人員124萬人，居全國第五位。湖北省是教育大省，省內(nèi)高校林立，在全國僅次于北京和上海，大中專以上學歷人口總數(shù)在全國也名列前茅，人力資本優(yōu)勢十分明顯，這一優(yōu)勢無疑有助于吸引技術(shù)密集型的外商直接投資。

（三）促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)與大型跨國公司的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系

雖然跨國公司直接投資的就業(yè)效應(yīng)在逐步減小，但是跨國公司的前后向聯(lián)系在不斷增強。因而大力發(fā)展當?shù)氐呐涮灼髽I(yè)，促進本地產(chǎn)業(yè)與大型跨國公司的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，可以創(chuàng)造間接就業(yè)。

參考文獻

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篇3

關(guān)鍵詞：外商直接投資 產(chǎn)業(yè)集聚 杭州

一、引言

改革開放以來，杭州經(jīng)濟社會持續(xù)快速健康發(fā)展，2010年全市實現(xiàn)生產(chǎn)總值5945.82億元，比上年增長12.0%，連續(xù)20年保持兩位數(shù)增長。近年來，杭州地區(qū)的標志性產(chǎn)業(yè)集聚不斷崛起，如電子信息、現(xiàn)代醫(yī)藥、服裝業(yè)、食品飲料等。同時，杭州吸引外資的規(guī)模也在不斷擴大，2010年批準外商直接投資545項，合同利用外資77.09億美元，比上年增長10.7%；實際到位外資43.56億美元，增長8.5%。在長三角經(jīng)濟圈內(nèi)，大量的FDI主要集聚于上海和蘇州、南京、無錫等城市，而流向杭州的外資卻相形見絀。同樣在杭州內(nèi)部，F(xiàn)DI在其各地區(qū)的分布亦是極不均衡。在這樣的背景下，本文主要從理論和實證兩個層面來研究杭州產(chǎn)業(yè)集群與FDI之間的關(guān)系，進而對杭州政府制定吸引FDI的政策以及產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展策略提出建議。

二、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

上世紀80年代以來，F(xiàn)DI成為主要的資本流動方式，是促進經(jīng)濟增長的主要動力之一。同時，F(xiàn)DI區(qū)位流向的決定因素越來越受到眾多因素的綜合影響。

（一）產(chǎn)業(yè)集聚對外商直接投資區(qū)位選擇具有重要影響

關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對FDI區(qū)位影響的研究文獻眾多。Guimaraer（2000）對1982-1992年葡萄牙FDI的數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果表明集聚經(jīng)濟是影響FDI在葡萄牙區(qū)位選擇的決定性因素。Frank Barry(2001)通過對美國跨國公司在愛爾蘭的FDI區(qū)位選擇的實證考察，結(jié)果表明集聚效應(yīng)是影響美國廠商進入愛爾蘭市場的重要決定因素。肖文、林高榜（2008）通過理論推演了FDI和產(chǎn)業(yè)集聚的互動機制，并計算了長三角地區(qū)12個城市的外國直接投資和34個兩位數(shù)工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值之間的相關(guān)系數(shù)，論證了產(chǎn)業(yè)集聚水平對FDI 區(qū)位選擇有著顯著的影響作用，外商更傾向于在集聚水平高的地區(qū)進行投資。

上述文獻都是側(cè)重于從集聚經(jīng)濟或產(chǎn)業(yè)集群作為FDI區(qū)位決定因素之一所起作用的角度來論述的。這些研究一般認為，產(chǎn)業(yè)集群是東道國吸引FDI的重要因素之一。

(二)外商直接投資對產(chǎn)業(yè)集聚的形成及發(fā)展具有重要作用

在FDI對產(chǎn)業(yè)集群的影響論證中，Enright（2000）利用香港金融案例，提出FDI可以與當?shù)丶盒纬上嗷ヒ蕾囮P(guān)系，并創(chuàng)造工作機會，貢獻先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進集群中的知識外溢，完善了當?shù)禺a(chǎn)業(yè)鏈。Hood（2001）通過實證也說明跨國公司對產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展有著顯著的促進作用。王煥祥、陸妙燕(2005)提出并論證了東道國憑借基礎(chǔ)性優(yōu)勢和集聚性優(yōu)勢吸引FDI。隨著競爭的日趨激烈，相比基礎(chǔ)性優(yōu)勢，集聚性優(yōu)勢吸引FDI的競爭力日益強化，同時集聚性優(yōu)勢是基礎(chǔ)性優(yōu)勢的顯化和強化。東道國吸引FDI最優(yōu)的狀態(tài)是兩種優(yōu)勢較好的結(jié)合。在積極發(fā)展基礎(chǔ)性區(qū)位優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，東道國更要注重促進集聚性區(qū)位優(yōu)勢增長。

可見，引進外資可以促進當?shù)禺a(chǎn)業(yè)集群形成，而該地區(qū)的集聚經(jīng)濟也會進一步吸引外資進入，共同推進產(chǎn)業(yè)集群的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、創(chuàng)新系統(tǒng)的完善，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

（三）浙江產(chǎn)業(yè)集聚和外商直接投資區(qū)位選擇的研究

國內(nèi)外眾多學者也關(guān)注了FDI對浙江經(jīng)濟的發(fā)展的影響。張志綱、徐維祥（2009）指出，產(chǎn)業(yè)集聚與FDI已成為浙江促進地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展與升級、拉動經(jīng)濟增長的兩個重要因素。潘天芹、白莉莉（2007）通過實證研究證明了FDI對浙江產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展產(chǎn)生了重大影響，其促進作用主要是通過資本集聚、技術(shù)外溢和市場需求三個影響途徑來實現(xiàn)，由此產(chǎn)生了產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)。駱燁等（2004）用主成分回歸分析方法對浙江FDI的區(qū)位選擇進行了實證分析，得出浙江各地區(qū)的集聚經(jīng)濟和信息成本是影響外商投資區(qū)位選擇的關(guān)鍵性因素。唐根年（2003）采用地理信息系統(tǒng)技術(shù)結(jié)構(gòu)數(shù)量分析方法研究浙江省FDI區(qū)位選擇特征，說明了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式影響FDI區(qū)位選擇。因此，產(chǎn)業(yè)集聚有利于浙江省進一步吸引FDI，從而有利于增強浙江經(jīng)濟增長的后勁。

總體上，大多數(shù)研究都是從我國的整體層面出發(fā)分析產(chǎn)業(yè)集聚的形成發(fā)展及集聚經(jīng)濟優(yōu)勢對吸引FDI的重要影響，對于省市等區(qū)域性的產(chǎn)業(yè)集聚和FDI之間的研究較少，特別是針對杭州的研究。

三、外商直接投資對杭州產(chǎn)業(yè)集聚形成作用的實證研究

（一）衡量指標的選取

在研究杭州市產(chǎn)業(yè)集聚與外商直接投資關(guān)系之前，首先要選取衡量產(chǎn)業(yè)集聚的指標。產(chǎn)業(yè)集聚是指在一個適當大的區(qū)域范圍內(nèi)，生產(chǎn)某種產(chǎn)品的若干個不同類企業(yè)，以及為這些企業(yè)配套的上下游企業(yè)、相關(guān)服務(wù)業(yè)，高度密集地聚集在一起，其最主要的特征是在一定區(qū)域內(nèi)工業(yè)產(chǎn)值巨大。由此，我們用單位面積上的工業(yè)總產(chǎn)值(單位：萬元/平方公里)來度量地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度，即：Ki=Yi/S，其中，Yi表示i年的工業(yè)總產(chǎn)值，S表示地區(qū)的區(qū)域面積。顯然，Ki指標值越大，表示產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。本文進一步計算了產(chǎn)業(yè)集聚的相對水平指數(shù)，將地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平除以浙江省的平均水平，并記作KKi。若KK的數(shù)值大于1，則表示地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度高于全省的平均水平。KKi的值越大，表示產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。

（二）解釋變量

為了解釋產(chǎn)業(yè)集聚的形成與發(fā)展，本文選擇了以下兩個變量：

PFDI――單位面積實際利用FDI(單位：萬美元/平方公里)。本文選擇該指標來衡量地區(qū)實際利用FDI的情況，主要是為了增強各地區(qū)間的可比性，消除各地區(qū)行政區(qū)域面積大小不同對分析的影響。

PGDP――人均地區(qū)生產(chǎn)總值(單位：元/人)。本文選擇該指標來反映地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位條件和市場潛力。一般而言，產(chǎn)業(yè)集聚形成的重要因素包含了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，區(qū)位條件以及市場潛力。

計量模型初步選擇取各個變量的對數(shù)來進行回歸分析：

LnKi=λ0+λ1PFDIi+λ2PGDDPi+εi(1)

LnKKi=θ0+θ1PFDIi+θ2PGDDPi+εi (2)

其中，回歸系數(shù)λ1和θ1為外商直接投資對產(chǎn)業(yè)集聚的彈性系數(shù)，如果系數(shù)為正，則表明外資的進入的確促進了特定地域的產(chǎn)業(yè)集聚的形成。同樣，λ2和θ2為地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位條件和市場潛力對產(chǎn)業(yè)集聚的彈性系數(shù)，如果系數(shù)為正，則表明地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位條件和市場潛力也能夠促進特定地域的產(chǎn)業(yè)集聚的形成。

（三）回歸結(jié)果及分析

本文對杭州地區(qū)1996-2010的數(shù)據(jù)采用加權(quán)最小二乘法進行了分析，得出以下結(jié)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

從上述兩式可以看出：兩個模型的擬合效果都非常好，各變量前的系數(shù)都非常顯著并且系數(shù)均為正，符合預期。這說明，外商直接投資以及經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位條件和市場潛力確實是促成產(chǎn)業(yè)集聚的主要因素。

四、產(chǎn)業(yè)集聚對杭州外商直接投資區(qū)位選擇作用的實證研究

（一）指標選取

根據(jù)FDI區(qū)域投資環(huán)境領(lǐng)域研究的現(xiàn)有成果，除了產(chǎn)業(yè)集聚的指標Ki外，本文還選擇了6個指標來衡量產(chǎn)業(yè)集聚對杭州外商直接投資區(qū)位選擇作用。

國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP：各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值代表了該地區(qū)的綜合經(jīng)濟實力，體現(xiàn)該地區(qū)市場規(guī)模的大小。市場規(guī)模對國際直接投資的流入有極大影響，以往投資環(huán)境研究中的多項實證分析都顯示了它是決定直接投資流向與分布的最顯著的因素之一。本文利用了人均GDP的數(shù)值來衡量該指標。

平均工資WAG：勞動成本應(yīng)該是外企考慮的重要因素之一。本文利用各地區(qū)非公有制經(jīng)濟職工的平均工資，表示外資企業(yè)的勞動力成本。

第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重TER：表明了該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度，也標志著金融、信息、交通等服務(wù)行業(yè)的發(fā)展水平。而相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度與外資企業(yè)的投資盈利程度是息息相關(guān)的。沒有好的金融環(huán)境，良好的通訊設(shè)施，便捷的運輸業(yè)，是不可能有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的良好的環(huán)境。

基礎(chǔ)設(shè)施INF：反映該地區(qū)與生產(chǎn)相配套的基礎(chǔ)設(shè)施水平的高低。發(fā)達的基礎(chǔ)系統(tǒng)是實現(xiàn)投資過程中人、財、物順利、高效流動的基本前提。我們選用固定資產(chǎn)投資余額來衡量這個指標。

在業(yè)人員中大專以上人員比率HUC：反映各地人力資源的豐富程度和存量。很多文獻指出外商投資企業(yè)在區(qū)位選擇上受人才素質(zhì)的影響，甚至將一定的就業(yè)人員素質(zhì)、同一定的基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟發(fā)展水平列為外資投資的前提條件。只有實現(xiàn)了這些前提，外企到此投資才有可能實現(xiàn)經(jīng)濟效益。它不但為外商投資辦廠提供可靠的技術(shù)保證，也為跨國公司提供了充裕的低成本、高素質(zhì)的人才資源。

外資存量PFDI：反映是否存在外企聚集效應(yīng)。當代區(qū)位理論發(fā)現(xiàn)聚集效應(yīng)的重要影響，該地外資存量的多少對于新進入的外商可以提供很多信息，并會產(chǎn)生正的外部性。

（二）模型分析及結(jié)果

實證模型設(shè)計為：

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

其中，i表示年份， ，λ1，λ2，λ3，λ4，λ5，λ6，λ7表示回歸參數(shù)，εi是隨機項。采用EVIEW5.0對變量進行回歸，得到的回歸結(jié)果為：

回歸結(jié)果表明，外商存量，產(chǎn)業(yè)集聚，基礎(chǔ)設(shè)施，在業(yè)人員大專以上人員比率，平均工資，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重以及國內(nèi)生產(chǎn)總值均在1%或5%水平上顯著。其中，外商存量，產(chǎn)業(yè)集聚，基礎(chǔ)設(shè)施以及在業(yè)人員大專以上人員比率對外商直接投資區(qū)位選擇的影響顯著，且影響為正。平均工資，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重以及國內(nèi)生產(chǎn)總值雖然對外商直接投資區(qū)位選擇的影響也為正，但是影響不顯著。

五、結(jié)論和政策建議

通過上述研究，本文得出以下結(jié)論：第一，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)集聚是良性循環(huán)的，地區(qū)吸引外資的增加會促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的形成，從而吸引更多的外資，兩者相輔相成。第二，外商直接投資的區(qū)位選擇以及產(chǎn)業(yè)集聚的形成都受到了多種因素的影響。

在杭州市進一步吸引外資，加快產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展時，應(yīng)注意：第一，提高引入外資的質(zhì)量，吸引大型跨國公司及其分支機構(gòu)或者在行業(yè)具有較強競爭力的企業(yè)入駐，加大外資對產(chǎn)業(yè)集群形成的促進作用：第二，對于已有的產(chǎn)業(yè)集群，政府應(yīng)出臺相關(guān)政策來促進本土企業(yè)提高自身技術(shù)創(chuàng)新的能力，增強國際競爭力，從而提升產(chǎn)業(yè)集群的對外資的吸引力；第三，對勞動密集型行業(yè)，政府應(yīng)加強引入全球性的領(lǐng)導企業(yè)，以此來帶動初級產(chǎn)業(yè)集群的良性升級。

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篇4

關(guān)鍵詞:經(jīng)濟增長;外商直接投資;VAR模型; Granger因果關(guān)系

中圖分類號:F8

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)04-0150-02

1 引言

改革開放至今,各地經(jīng)濟增長形勢不一。截至2007年,長三角、珠三角和京津冀三大經(jīng)濟圈以占全國25.5%的人口,實現(xiàn)了全國GDP的46.5%,工業(yè)增加值的49.9%,服務(wù)業(yè)增加值的51.3%,出口的77.9%,利用外資的93.7%和科技研發(fā)投入的57.5%。三大城市群在我國社會經(jīng)濟中具有舉足輕重的地位。本文為分析長三角地區(qū)及環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)的GDP與FDI之間的增長關(guān)系,選取上海和天津兩城市分別作為長三角經(jīng)濟區(qū)和環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)的代表。之所以如此,是考慮到它們雖同屬于沿海東部城市,且為直轄市,且在各自所在經(jīng)濟區(qū)內(nèi)起著龍頭作用,但在過去二十年中,兩地區(qū)無論在經(jīng)濟發(fā)展程度,還是吸收外商直接投資方面相差較遠。在這兩個地區(qū),其經(jīng)濟增長與實際使用外商直接投資額關(guān)系是否一致?是否都存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系?以下采用計量模型進行相關(guān)分析。選取上海和天津兩城市從1987年到2004年18年GDP 與FDI 數(shù)據(jù)作為樣本進行相關(guān)分析?？紤]到對歷年數(shù)據(jù)的波動性程度對模型分析減小異方差性,對各時間序列都取自然對數(shù)值。同時外商直接投資折換成人民幣,本文采用國家數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局,地區(qū)數(shù)據(jù)來源于中宏統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,人民幣匯率源于中國銀行網(wǎng)。其中人民幣匯率是據(jù)中國銀行網(wǎng)取當年人民幣對美元的中間價。計量分析采用Eviews軟件。

2 實證分析

2.1 時間數(shù)據(jù)和計量模型

采取1987年到2004年18年的GDP 與FDI 時間序列數(shù)據(jù)作為樣本。這是考慮到在1995年前天津的實際使用外商直接投資額與上海相比非常小,難以進行有效的比較。為對模型進行簡便且有效地解釋,統(tǒng)一采用1987至2004年的數(shù)據(jù)作為橫向和縱向分析。從總需求考慮,本期GDP受本期FDI、上期GDP和FDI的影響;而外商投資通?；陂L期考慮,受本期GDP、上期GDP和FDI的影響,故采用如下的雙變量回歸模型:

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

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

其中l(wèi)nGDPt是本期GDP的對數(shù)值,lnGDPt-1是上期GDP的對數(shù)值;lnFDIt是本期FDI的對數(shù)值lnFDIt-1是上期FDI的對數(shù)值。α0,β0是常數(shù)項。α1,α2,α3,β1,β2,β3為系數(shù)。μ1,v1為誤差項。

2.2 計量結(jié)果和分析

(1)FDI對GDP影響以及GDP對FDI影響的計量結(jié)果和分析。對上海和天津GDP、FDI分別做線性回歸并剔除不顯著變量后的結(jié)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)

以上兩個線性回歸的R2和相伴概率分別為: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)

以上兩個線性回歸的R2和相伴概率分別為:0.9928,0.0000;0.8533,0.0000。

括號內(nèi)的是估計參數(shù)的t統(tǒng)計檢驗值?？芍?

①天津的FDI值與其上期引進的FDI值并無直接聯(lián)系,同樣1989年至2004年間,天津的FDI與GDP的相關(guān)關(guān)系并不強。這表明天津的外商投資相對數(shù)量較少,需經(jīng)一段時間才能對經(jīng)濟發(fā)展起促進作用。

②上海的GDP與FDI之間的相關(guān)關(guān)系顯著性高于天津,上海的FDI對經(jīng)濟增長有更大的促進作用。說明相比較天津,上海的經(jīng)濟發(fā)展部分更多地受惠于外企投資。

③兩地的上一期的lnGDPt-1回歸系數(shù)都較大,說明該地的經(jīng)濟增長受上期的GDP的影響較大,這可由經(jīng)濟增長具有一慣性來解釋。而上期的FDI回歸系數(shù)都較小,說明兩地上期的FDI對本期的GDP和FDI影響都不明顯。(2)上海與天津GDP與FDI因果關(guān)系檢驗與分析。

使用以上數(shù)據(jù)對天津和上海建立VAR模型。在對時間序列數(shù)據(jù)進行以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型分析時隱含著這些數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的假設(shè),否則t,F等檢驗不可信。涉及時間序列數(shù)據(jù)的另一問題是虛假回歸,即如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢(非平穩(wěn)),即使它們間沒有任何經(jīng)濟關(guān)系,但進行回歸也可能表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。因此在運用回歸方法研究時間序列之間關(guān)系的時候,首先考察原序列是否平穩(wěn)。單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應(yīng)用的一種檢驗方法,如存在單位根,則說明序列是非平穩(wěn)的。本文采用ADF方法對上海和天津的時間序列LNFDI、LNGDP做單位根檢驗,結(jié)論如下:

①上海和天津的LNGDP均為平穩(wěn)時間序列,其中上海LNFDI的一階差分平穩(wěn)時間序列,天津LNFD的I二階差分為平穩(wěn)時間序列。

②針對上海LNGDP與LNFDI以及天津LNGDP與LNFDI各自的平穩(wěn)時間序列,通過使用Eviews5.0建立VAR模型,取不同滯后階數(shù)相比較,分別得到上海和天津LNGDP與LNFDI差分平穩(wěn)序列的滯后階數(shù),由結(jié)果知滯后三階的AIC與SC值最小。對VAR模型整體檢驗結(jié)果如下表。并且VAR模型參數(shù)估計的結(jié)果與上面的分析都是一致的。雖然GDP對FDI的VAR模型中擬合度的整體性還可以,但FDI與GDP的VAR模型卻效果并不好,關(guān)鍵變量的回歸系數(shù)在給定的α=0.01上并不顯著;上海的GDP與其前期的GDP,FDI具有較強的相關(guān)關(guān)系;而相對地FDI所受的影響不夠明顯。天津無論GDP還是FDI所受對方的影響均不如上海明顯。

表1 上海VAR模型整體檢驗結(jié)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模型整體檢驗結(jié)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進一步做Granger因果關(guān)系檢驗。由結(jié)果可知:對上海LNGDP不是LNFDI的格蘭杰成因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.04996,表明至少在95%的置信水平下,可以認為LNGDP是LNFDI的格蘭杰成因。同時,對上海LNFDI不是LNGDP的格蘭杰成因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.00918,表明至少在99%的置信水平下,可以認為LNGDP是LNFDI的格蘭杰成因。同樣進行分析,天津的LNGDP是LNFDI的格蘭杰成因。但是LNFDI不是LNGDP的格蘭杰成因。

3 結(jié)論

(1)從對天津和上海1987-2004年的時間序列數(shù)據(jù)的計量結(jié)果來看,兩地的本期外商直接投資對經(jīng)濟增長影響并不十分顯著。但是上海FDI對經(jīng)濟增長的促進作用高于天津。兩地經(jīng)濟增長更多的是受上期的GDP的影響。而本期的FDI對兩地的經(jīng)濟增長影響不如上期的顯著。

(2) 兩地的上期FDI值對本期FDI值影響高于該地區(qū)本期GDP對其的影響。但是相比較而言,無論是本期GDP還是上期的FDI對本期的FDI的影響,上海都明顯高于天津。

(3) 對兩地的數(shù)據(jù)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果表明,上海LNGDP與LNFDI互為格蘭杰成因,但對天津,LNGDP是LNFDI的格蘭杰成因;但是LNFDI不是LNGDP的格蘭杰成因。這表明上海經(jīng)濟增長與外商直接投資存在格蘭杰因果關(guān)系,天津經(jīng)濟增長的強勢對于引進外商直接投資具有拉動作用,而外商投資對本地區(qū)的拉動經(jīng)濟增長需過一段時間才能體現(xiàn)出來。

4 結(jié)束語

上述實證分析結(jié)果表明,上海、天津兩地的外商直接投資額的變化都能夠影響到該地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化。但是上海的影響性比天津能更快地顯現(xiàn)出來,FDI對天津的經(jīng)濟增長的促進作用明顯低于經(jīng)濟增長對外商直接投資的促進作用,同時FDI對其經(jīng)濟增長具有一定的時滯。這方面可能跟1987年至2004年的天津FDI規(guī)模較小、行業(yè)分布不夠合理等經(jīng)濟布局有關(guān)。因此,對上海和天津,應(yīng)更加充分地利用外商直接投資,合理引導外資投向,進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,全面提升外商投資對經(jīng)濟增長的促進作用。

參考文獻

篇5

關(guān)鍵詞綠色發(fā)展；外商直接投資（FDI）；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；污染密集行業(yè)

中圖分類號X196文獻標識碼A文章編號1002-2104

20世紀70年代以來，環(huán)境問題引起國際社會的高度重視。2012年，在我國十報告首次單篇論述“生態(tài)文明”，全國黨代會報告第一次提出“推進綠色發(fā)展、循環(huán)發(fā)展、低碳發(fā)展”“建設(shè)美麗中國”，將經(jīng)濟綠色發(fā)展――即發(fā)展仍是首要，不過是要求在發(fā)展的過程中盡量減少環(huán)境污染和生態(tài)破壞，朝著環(huán)境友好和資源節(jié)約的方向前進[1]――設(shè)定成實現(xiàn)我國未來經(jīng)濟發(fā)展終極目標的過程。然而，隨著在華外商直接投資規(guī)模不斷擴大，我國環(huán)境也有惡化的趨勢。針對外商直接投資是否是造成東道國污染主要原因這一問題，目前已有研究尚無定論。現(xiàn)有的研究多以實證或案例分析為主，尚缺乏貿(mào)易理論角度的分析。為探究“污染天堂”是否存在于我國，本文創(chuàng)新的將FDI理論與傳統(tǒng)貿(mào)易理論相結(jié)合，理論分析“污染天堂”存在的可能，進而使用我國第三次工業(yè)普查數(shù)據(jù)進行實證檢驗。結(jié)果表明，外商直接投資在我國確實以污染密集型行業(yè)為主，但其影響的還不嚴重，即便如此，為實現(xiàn)綠色發(fā)展，我國應(yīng)從宏觀戰(zhàn)略層面上引導外商在華直接投資。

在成為世界上最大的外商直接投資引進國的同時，我國環(huán)境污染問題呈現(xiàn)惡化趨勢。在過去的三十年我國實際利用外資（以貨幣度量）年均增長率約為16.3%，至2011其總量達到1 160.1億美元；從合同利用外資項目數(shù)分析，1979年至2011年累計達65.98萬項，其中，2011年為2.75萬項[2]。在我國經(jīng)濟高速發(fā)展和FDI 流入的大背景下，不容忽視的一個現(xiàn)實是我國的環(huán)境狀況也呈現(xiàn)逐漸惡化的趨勢，主要污染物排放指標（工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣以及工業(yè)SO2）從1992年至今各項指標基本上呈逐年增加的態(tài)勢（圖1）。其中，工業(yè)廢氣持續(xù)增長，在1992-2010年間增長高達479%；工業(yè)SO2排放在1992-2006年間快速提高，增幅達到69%，隨后出現(xiàn)緩慢下降，相對于1992年依然增長41%；工業(yè)廢水在有效控制之后，排放基本保

持不變，這凸顯了政策選擇對污染排放的有效性和重要性。

國內(nèi)外不乏就FDI的流入與環(huán)境污染之間的直接或間接作用機理的研究，但是相關(guān)研究竟得出了截然相反的結(jié)論。“污染天堂”假說認為FDI的流入會對東道國的環(huán)境產(chǎn)生負面影響，其假說檢驗表明，由于發(fā)展中國家具有較低的減排成本以及松弛的環(huán)境規(guī)制，發(fā)達國家往往會選擇這些國家進行污染密集型產(chǎn)業(yè)的直接投資。當環(huán)境政策規(guī)定的環(huán)境邊際成本很低時，會由于某些策略性原因出現(xiàn)環(huán)境傾銷現(xiàn)象[3-4]。另外，經(jīng)濟一體化會帶來更多的污染避難所，出現(xiàn)所謂“向（環(huán)境標準）底線賽跑”，經(jīng)濟一體化會帶來更多污染避難所的出現(xiàn)[5-6]。然而，基于跨國公司和本土企業(yè)的環(huán)境業(yè)績比較研究，現(xiàn)有部分文獻認為“污染天堂”假說在統(tǒng)計上并不顯著。這些研究認為東道國環(huán)境惡化并不是跨國公司造成的，因為跨國公司的環(huán)境業(yè)績一般比本土企業(yè)做得更好。通過對馬來群島的研究，Jenkins表明外資或是外資控股的企業(yè)會更多的使用環(huán)保技術(shù)，環(huán)境業(yè)績比本土企業(yè)要好[7]。利用國有企業(yè)、私有企業(yè)和跨國公司的環(huán)境治理水平數(shù)據(jù)，Wang和Jin實證研究表明在中國環(huán)境業(yè)績最好的是國外的跨國公司，其環(huán)境治理水平優(yōu)于我國國有或私人企業(yè)并在統(tǒng)計上顯著[8]。上述研究都僅是從實證角度出發(fā)，尚缺乏從貿(mào)易理論角度進行分析。為填補這一空白，本文首先構(gòu)造貿(mào)易理論模型，進而將FDI區(qū)位選擇模型引入其中，建立FDI污染轉(zhuǎn)移模型，分析“污染天堂”存在的可能性；其次，運用我國的工業(yè)行業(yè)分布數(shù)據(jù)，我們將實證檢驗FDI是否以及多大程度上集中于我國污染密集程度較高的工業(yè)行業(yè)。

楊博瓊等：中國綠色發(fā)展和外商直接投資政策選擇中國人口?資源與環(huán)境2013年第10期1在華外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布基本情況

本文研究外商直接投資外商直接投資在中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)依據(jù)國家統(tǒng)計局2003年第14 號文件《關(guān)于印發(fā)〈三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定〉的通知》的標準。其中，第一產(chǎn)業(yè)指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)指工業(yè)和建筑業(yè)；而第三產(chǎn)業(yè)為除第一、二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)，例如：交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)等。圖2FDI在各個產(chǎn)業(yè)分布圖

Fig.2Distribution of FDI in three sectors圖2表明，從流入中國的FDI在三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布看，F(xiàn)DI在三大產(chǎn)業(yè)是非均衡分布，第二產(chǎn)業(yè)在實際利用外商直接投資外商直接投資中占主導地位[9]。在2010年，實際投向第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資外商直接投資占中國同期實際利用外商直接投資外商直接投資總額的66.2%，從投資絕對值角度看，從1995至2010年，2001年的第二產(chǎn)業(yè)實際利用外商直接投資外商直接投資的絕對金額是這一時期最高的，達534.48億美元；1999年最低，為283.85億美元。與第二產(chǎn)業(yè)占比相比，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)實際利用外商直接投資外商直接投資的金額、比重很小。

然而，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的比重在2006年出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性變化。1995-2005年間，我國第二產(chǎn)業(yè)中的外資流入平穩(wěn)增長，從1995年的69.6%增長到2005年的74%。其中，2001年第二產(chǎn)業(yè)實際利用外商直接投資的比重最高，一度達到77.2%。從2006年開始，在我國產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整的多方驅(qū)動下，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的比重逐漸降低，2006年降為67.4%，2007一年之間下降了10個百分點為57.3%。從此，F(xiàn)DI在第二產(chǎn)業(yè)中的份額一直停滯。

盡管從基本的產(chǎn)業(yè)分布來看，F(xiàn)DI還是主要分布于污染較為密集的第二產(chǎn)業(yè)，但是FDI集中于制造業(yè)主要是因為產(chǎn)品更接近國內(nèi)消費市場和追逐低勞動力成本，因此簡單的產(chǎn)業(yè)分布及其趨勢分析不足以證明我國存在“污染天堂”現(xiàn)象。

2FDI污染密集程度理論研究

關(guān)于FDI區(qū)位選擇問題，現(xiàn)有文獻表明稅收、市場的其他要素以及政府的功能是影響FDI區(qū)位選擇的重要因素。企業(yè)稅及稅收的高低在很大程度上影響了FDI的流動方向和速率[10]。另外，稅收的量能、方式和政策的穩(wěn)定性是影響FDI區(qū)位選擇的重要要素[11]。還有，經(jīng)濟的集聚作用也會在一定程度上吸引FDI[12]。對于在華FDI區(qū)位選擇影響因素論述較為完全的是Leonard和Yum，他們認為對于在中國的FDI區(qū)位選擇比較有影響的是市場的大小、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、政府政策以及勞動力的價格，也就是預期收入和成本因素[13]。

針對環(huán)境污染與環(huán)境稅收即有理論也有實證分析。Markusen理論推導出稅收對跨國公司去留存在負向作用機理，即稅收過高跨國公司則被驅(qū)走，反之亦然[14]。Murat，Emmanuel和Anastasios都認為環(huán)境稅對跨國公司區(qū)位選擇有影響，與Markusen不同的是，這兩篇文章主要研究的是稅收政策的確定性問題而非程度問題[14-16]。前者分析了在環(huán)境政策不確定的情況下，競爭性企業(yè)區(qū)位選擇的最優(yōu)解[15]，后者分析了環(huán)境政策的時間連續(xù)性與企業(yè)區(qū)位選擇的關(guān)系，例如獲得專利的企業(yè)傾向于環(huán)境政策穩(wěn)定的政府[16]。值得注意的是，環(huán)境稅收問題的研究對象均為污染企業(yè)，如果從行業(yè)角度來看，這些企業(yè)均屬于工業(yè)行業(yè)。這也暗示非工業(yè)企業(yè)的污染是相對輕微，對于污染稅或環(huán)境規(guī)制也不會特別敏感。

基于貿(mào)易理論，有關(guān)學者從全球分工的角度就這個問題作了比較系統(tǒng)地分析[17-18]。前者對于全球貿(mào)易分工理論分析認為，由于發(fā)達國家收入水平相對污染比例較高，所以發(fā)達國家的污染稅征收較高，因此會迫使產(chǎn)業(yè)鏈上污染密集的部分轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家[17]。Dean和Lovely拓展了Copeland和 Taylor的模型，對于中國的貿(mào)易對環(huán)境的影響作了詳盡的研究[18-19]。其理論貢獻是將加工貿(mào)易從普通貿(mào)易中單列出來，對于以利用東道國低要素成本為目的FDI生產(chǎn)（即垂直型FDI）生產(chǎn)進行了分析[12]。該文也同樣認為產(chǎn)業(yè)鏈中的污染密集部分會被世界分工轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家。盡管這兩篇文章都是以工業(yè)為研究對象，但是僅考慮了垂直型FDI，缺乏對以進入東道國市場為目的FDI（水平型FDI）區(qū)位選擇的分析。為填補這一真空，本文將綜合考慮水平型和垂直型FDI的區(qū)位選擇，對工業(yè)部門的FDI區(qū)位選擇進行理論和實證分析。

2.1污染的供給函數(shù)

污染作為公共物品，由社會上所有的消費者提供。假定全社會有N個消費者，所有消費者的偏好是類似的，每個消費者的效用由普通效用和污染損失所組成，且兩種效用是可以分離的，則代表性消費者的效用函數(shù)表示為：

U（x，y，z）=u（x，y）-h（z）（1）

其中，u（x，y）是同階單調(diào)遞增的凹函數(shù)，函數(shù)h是單調(diào)遞增的凸函數(shù)。

于是，當產(chǎn)品價格人均收入和污染量給定時，消費者最大化自己的效用，其間接效用函數(shù)為：

V=u（I）-γZ（2）

其中，I是居民的收入，等于全社會產(chǎn)出G的人均值，即I=G（P，τ，Z，K，L）5N。

遵從Copeland和Taylor假定產(chǎn)品價格不會變化[12]。由此，代表性消費者的間接效用函數(shù)由收入所帶來的效用減去污染所帶來的效應(yīng)組成。根據(jù)薩繆爾森公共物品的需求定理：如果全社會污染總排放為Z，政府的污染稅為τ，為了使其效用最大化，公共物品的稅收等于所有人的邊際成本之和。政府的稅收由代表性消費者的利潤最大化來決定，其表達式為：

τ=-NVZ/VI=Nγ5u’（I）（3）

篇6

論文關(guān)鍵詞：外商直接投資，環(huán)境庫茲涅茨假說，污染天堂假說

 

一、引言

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

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

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

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

二、變量選取及模型構(gòu)建

（一）東部和中部的FDI區(qū)域分布

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

圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

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

圖3中國中部八省2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

（二）變量選取

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

（三）模型設(shè)定形式

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

，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T

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

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

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

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

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

三、東部和中部模型回歸結(jié)果分析

利用東部十一?。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)模型對七個環(huán)境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關(guān)，回歸后的殘差是平穩(wěn)序列。回歸結(jié)果見表1-表8

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

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

 

 

  LnFS

LnFQ

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

α

24.7998(1.8722***)

  49.3840(4.0923*)

 

-3.6806(-1.4613***)

  -13.1905(-3.2263*)

 

0.4188(1.4567***)

  1.3574 (2.9634*)

 

-0.0158(-1.4541***)

  -0.0440 (-2.5825*)

  AR(1)

0.9958(42.3684*)

  0.8089 (24.7612*)

  海南--LNFDI

0.1027(1.2365)

-8.0449

0.1302 (0.9513)

-3.7321

河北--LNFDI

-0.0088(-0.1280)

3.8736

0.0835 (1.1098)

0.0014

上海--LNFDI

0.0259(1.0531)

-15.5458

-0.1318(-0.9580)

1.1533

浙江--LNFDI

-0.0384(-0.5847)

10.5687

0.0745 (1.3692)

-0.4913

遼寧--LNFDI

-0.0835(-1.6476***)

-5.4319

0.0426(0.3272)

0.1718

廣東--LNFDI

-0.0392(-0.3555)

6.3472

-0.0459 (-0.3756)

0.9825

北京--LNFDI

0.0135(0.3381)

-21.1233

-0.0295(-0.4951)

-0.8745

天津--LNFDI

-0.0078(-0.1072)

-5.6961

-0.0204(-0.1636)

-1.0105

江蘇--LNFDI

-0.0415(-0.7790)

7.6127

-0.1504(-2.2292**)

2.7120

福建--LNFDI

-0.0955(-0.7093)

12.4942

-0.0186 (-0.2712)

-0.2444

山東--LNFDI

-0.0727(-2.1787*)

11.0165

0.0366 (0.7316)

0.3737

R2

0.9996

0.9985

F

21721.19

5607.094

D-W

篇7

關(guān)鍵詞：外商投資；經(jīng)濟增長；影響研究；對策探討

眾所周知，改革開放以來外商投資有效彌補了我國資本要素不足的經(jīng)濟發(fā)展短板，是促進我國經(jīng)濟有序、高效、可持續(xù)發(fā)展的重要力量。蘇州作為我國東部發(fā)達地區(qū)的工業(yè)城市，其對外商投資的運用規(guī)模與效率已達到較高水平，在全球產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的大背景下蘇州經(jīng)驗很值得我國許多工業(yè)城市借鑒。2015年，蘇州市全年實際使用外資70.2億美元，其中服務(wù)業(yè)實際使用外資26.7億美元，占實際使用外資的38.1%；戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)項目實際使用外資33.8億美元，占實際使用外資的48.2%。在經(jīng)濟全球化進程加速和我國對外開放全面深化的雙重背景下，為實現(xiàn)經(jīng)濟增速平穩(wěn)換檔、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)順利轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟驅(qū)動高效轉(zhuǎn)變，蘇州市應(yīng)該進一步的擴大外商投資的規(guī)模，優(yōu)化外商投資的質(zhì)量，提升外商投資的利用效率。因此，本文首先對蘇州的外商投資基本情況進行分析，繼而構(gòu)建時間序列計量模型，分析蘇州外商投資對經(jīng)濟增長的影響研究，這對研究發(fā)達地區(qū)城市實現(xiàn)外商投資規(guī)模與質(zhì)量有重要的理論價值和較強的現(xiàn)實意義。

1主要變量說明與計量模型構(gòu)建

1.1主要變量說明

為對蘇州市外商投資對經(jīng)濟增長的定量影響進行深入考察，文章利用1997～2014年蘇州外商投資與經(jīng)濟增長等相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建時間序列計量模型，進行定量分析，使用的計量軟件為Stata12.0，數(shù)據(jù)來源主要是《中國統(tǒng)計年鑒》、《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、《蘇州統(tǒng)計年鑒》等。

1.2計量模型構(gòu)建

基于數(shù)據(jù)的可得性，通過建立時間序列模型，分析蘇州市1997～2014年以來外商投資對經(jīng)濟增長的影響,.蘇州的實際利用外商直接投資與經(jīng)濟增長在1%的顯著性水平下呈正相關(guān)，并且蘇州實際外商直接投資每增長1%，帶動經(jīng)濟增長1.75%，這說明外商投資對蘇州經(jīng)濟增長具有較強的拉動作用，蘇州市應(yīng)該進一步挖掘外商直接投資對經(jīng)濟增長的內(nèi)在潛力。

2研究結(jié)論及對策

綜上所述，外商投資對蘇州經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用明顯，因此在新常態(tài)背景下蘇州市應(yīng)該進一步深化對外開放、擴大外資利用規(guī)模、提升外資利用效率，具體來說有以下三個方面：（1）建立健全的法律法規(guī)與外資政策，給外商直接投資營造一個良好的環(huán)境。雖然近年來我國在外商投資方面給予了不少的優(yōu)惠政策，但是總的來講，還是處于一個帶有地方政府主觀色彩的臨時性政策，缺乏一個合理、穩(wěn)健、共贏、可持續(xù)的常態(tài)化外資政策，這其實不利于我國對外資的吸引，因此我們必須建立健全的法律法規(guī)與外資政策，給外商直接投資營造一個穩(wěn)定、良好、可持續(xù)的投資環(huán)境。（2）要加快優(yōu)化外商直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的政策設(shè)計，通過合理引導外資流向，切實提升外資的效率。首先，要對地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行一次完整的規(guī)劃，外資的引入要完全符合地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)規(guī)劃，真正提升外資的使用效率；其次，對于外資引入的優(yōu)惠政策，不應(yīng)該對本地民族企業(yè)造成不公平競爭，不能一味追求外資而忽略本地企業(yè)的發(fā)展，這其實是對外資效率的隱性減弱。（3）要注重創(chuàng)新利用外資的方式，進而快速的提升江蘇企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。毫無疑義，隨著我國土地與勞動力成本的上升，加之對生態(tài)環(huán)境保護的要求增多，許多低盈利水平、技術(shù)水平的外資很難繼續(xù)留在我國，且我國對此類外資也有一定的限制，因此在利用外資的形式上，要多注重高科技、低污染、高盈利性質(zhì)外資的引進，全面促進江蘇企業(yè)的創(chuàng)新能力水平提高。

3結(jié)束語

總而言之，蘇州應(yīng)該抓住“一帶一路”的歷史發(fā)展機遇，充當改革開放的攻堅者，不斷深化對外開放，全面提升開放經(jīng)濟下的競爭力，率先建成全面小康社會，實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展。

作者:張錦匯 單位:河南大學歐亞國際學院

參考文獻：

[1]汪發(fā)元,常春華.外商直接投資對湖北經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].武漢大學學報(哲學社會科學版),2010,(1).

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[3]夏杰長,姚戰(zhàn)琪.服務(wù)業(yè)外商投資與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整:基于中國的實證研究[J].南京大學學報(哲學.人文科學.社會科學版),2013,(3).

篇8

關(guān)鍵詞：FDI；就業(yè)增長；結(jié)構(gòu)優(yōu)化

中圖分類號：F01 文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2013）01-0080-03

我國是一個人口大國，就業(yè)問題一直是重大的民生問題。解決就業(yè)難的問題、促進就業(yè)的持續(xù)增加是構(gòu)建和諧社會的重要目標和任務(wù)。隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展，發(fā)展中國家把引進和利用外資作為一種重要的經(jīng)濟政策。自改革開放以來，我國實行優(yōu)惠的外商政策，積極地吸引外資，外資的大量流入不僅帶來了經(jīng)濟發(fā)展所需要的資金而且?guī)砹讼冗M的科學技術(shù)、管理經(jīng)驗、企業(yè)家才能等資源，對我國的經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的促進作用，這些資源與我國充足勞動力相結(jié)合的同時也提高了我國的就業(yè)數(shù)量和質(zhì)量。在提倡發(fā)展綠色經(jīng)濟、循環(huán)經(jīng)濟的背景下，既要看到外商直接投資帶來的正面效應(yīng)也要看到所帶來的負面效應(yīng)。我國要調(diào)整對外商的政策，繼續(xù)擴大正面效應(yīng)，減小負面效應(yīng)。

一、外商直接投資對我國就業(yè)影響的理論分析

本文主要研究外商直接投資對我國就業(yè)的影響，主要有以下三個代表的理論：

（一）凱恩斯的投資就業(yè)理論

凱恩斯認為就業(yè)量取決于有效需求，短期內(nèi)當有效需求不足會造成不充分就業(yè)，有效需求包括消費需求和投資需求。在經(jīng)濟大蕭條中出現(xiàn)了嚴重的失業(yè)現(xiàn)象，通過工資來調(diào)節(jié)就業(yè)量的經(jīng)濟理論已經(jīng)行不通，于是凱恩斯提出了就業(yè)理論，即有效需求不足理論。外商直接投資也是一種投資，外商投資的增加會彌補投資需求的不足，刺激經(jīng)濟的發(fā)展。

（二）錢納里和斯特勞特的“雙缺口”模型

美國經(jīng)濟學家錢納里（H.Chenery）和斯特勞特（A.Strout）在1969年創(chuàng)立了雙缺口模型，該模型是建立在國民經(jīng)濟核算理論之上，其主要論點是發(fā)展中國家發(fā)展經(jīng)濟所需要的資源數(shù)量與其國內(nèi)的有效需求之間存在著缺口，大多數(shù)的發(fā)展中國家發(fā)展經(jīng)濟受到儲蓄、技術(shù)、投資三個因素的制約。而發(fā)展中國家有充足的勞動力，豐富的資源卻缺乏先進的技術(shù)、充足的資金，如果發(fā)展中國家能有效地利用外資，克服儲蓄、外匯和技術(shù)的約束，增加國民總儲蓄和總投資，就能促進經(jīng)濟的發(fā)展，進而提高了就業(yè)率。

（三）克里斯托弗·M·科斯的理論

克里斯托弗·M·科斯認為，外商直接投資主要從三個方面對就業(yè)產(chǎn)生影響：第一，直接影響，外商投資額的增加，會直接創(chuàng)造新的就業(yè)機會；第二，間接影響，F(xiàn)DI帶動了與其前后相互關(guān)聯(lián)企業(yè)的就業(yè)數(shù)量；第三，乘數(shù)影響，被某些受益人與收入乘數(shù)作用的公司所雇傭，從而增加了就業(yè)數(shù)量。

第一階段（1985-1991）：緩慢發(fā)展階段。1985年利用外商直接投資為19.56億美元，1991年利用外商直接投資為43.66億美元，這七年的時間，F(xiàn)DI僅增長了3倍左右。

第二階段（1992-1999）：加快發(fā)展階段。我國吸引外商直接投資從1992年呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。這主要由于我國投資環(huán)境的改善和國家對外商投資政策的完善，外商投資步伐明顯加快。外商直接投資規(guī)模與前一階段相比明顯擴大，實際引資額在世界已排名第二位，僅次于美國。累計實際利用外商直接投資達2 825.76億美元，年均為353.22億美元，比1992年以前所有累計總額（250.58億美元）的還多。

第三階段（2000年至今）：調(diào)整和持續(xù)快速發(fā)展階段。這一階段，我國開始注重引資進入不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，對外商投資項目進行控制和引導，限制對我國環(huán)境產(chǎn)生負面影響的投資，注重發(fā)展綠色經(jīng)濟；同時我國法規(guī)、政策更加透明，投資審批的程序更加完善，投資環(huán)境也進一步改善和優(yōu)化。

二、外商直接投資的就業(yè)實證分析

隨著外商直接投資規(guī)模和結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，外商直接投資對我國就業(yè)的影響程度不斷提高。從圖2可以看出外商投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)一直處于增長的趨勢，外商企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國就業(yè)人數(shù)從1985年的0.012%提高到了2010年的2.395%。雖然每年外商企業(yè)就業(yè)人數(shù)的增長速率不同，且有時候差距比較大，這是取決于全球經(jīng)濟的發(fā)展情況和我國政府對外資的政策等。當處于外商引進的起步階段，對勞動力的需求量很大，勞動力就業(yè)增長速率就非常的快；2008年的金融危機發(fā)生后，各國的經(jīng)濟發(fā)展都遇到了一定的困難，來我國的投資也會隨之減少，隨之對我國勞動力的就業(yè)也會產(chǎn)生影響；在歐債危機、美國財政赤字、日本經(jīng)濟低靡等全球經(jīng)濟不景氣的大背景下，我國又提出發(fā)展綠色經(jīng)濟循環(huán)經(jīng)濟的政策，注重招商引資的質(zhì)量，對招商引資的數(shù)量和質(zhì)量加以限制和引導，這也對我國的就業(yè)產(chǎn)生影響。

外商投資企業(yè)就業(yè)人員的波動增長說明在一定的程度上外商投資的就業(yè)效應(yīng)具有一定的復雜性和不穩(wěn)定性。同時也說明了外商投資企業(yè)成為促進我國就業(yè)的重要力量，對緩解我國的就業(yè)壓力產(chǎn)生了積極的作用。

（一）外商直接投資對總就業(yè)量的實證分析

外商投資與就業(yè)存在著一定的關(guān)系，為了探討外商投資對就業(yè)增長的貢獻。選取我國1985-2010年的外商直接投資企業(yè)的就業(yè)人數(shù)為被解釋變量，以外商直接投資為解釋變量。防止偽回歸的出現(xiàn)，首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采取ADF方法檢驗變量的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如下：

從表1可以看出，原變量是非平穩(wěn)，經(jīng)過對數(shù)處理后，變量LNL和LNK在5%的顯著水平下其ADF檢驗統(tǒng)計量的絕對值都大于臨界值的絕對值，這說明變量LNL和LNK通過了單位根檢驗，序列都是平穩(wěn)的，所以可以對兩個變量之間的長期關(guān)系進行下一步檢驗。

對數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗后，要進一步對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的前提是兩個變量都是單整變量，且它們的單整階相同。LNL和LNK都是平穩(wěn)序列，便可對LNL和LNK是否存在長期的穩(wěn)定的關(guān)系進行協(xié)整檢驗，若兩者協(xié)整表明它們之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，若不協(xié)整則不能證明它們之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表2的第一列是特征值，第二列是似然比檢驗統(tǒng)計量的值，接下來兩列是5%和1%的顯著性水平下的臨界值，最后一列是結(jié)論部分，依次列出了2個檢驗的原假設(shè)，并對能夠拒絕原假設(shè)的檢驗用“*”標記。由結(jié)果可知，LNL和LNK存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

根據(jù)外商投資額和外資企業(yè)就業(yè)情況的相關(guān)數(shù)據(jù)用最小二乘法做回歸分析模型，其回歸模型結(jié)果如下：

上述方程中，判斷系數(shù)為R2=0.94，說明該回歸方程擬合程度比較理想，F(xiàn)的值為397，DW的值為0.49，沒有通過檢驗，說明存在自相關(guān)，因此，參數(shù)估計值，預測值盡管是無偏的，但卻不是有效的，顯著性檢驗失效。這說明（1）式不能代表就業(yè)與FDI之間的長期均衡關(guān)系。為消除序列相關(guān)性，以獲得LNL與LNK之間的長期均衡關(guān)系，對建立的模型進行修正，通過試算建立模型如下：

LnL=6.78+0.09LnK+[MA（1）]+[AR（1）]（2）

從調(diào)整后的方程來看，R2=0.99，說明該方程的擬合度非常的好，DW為1.98，通過了檢驗?？梢钥闯觯馍讨苯油顿Y的直接就業(yè)效應(yīng)十分明顯，外商直接投資增長1%，將會引起就業(yè)量增長0.09，說明FDI增加，將有效地引起就業(yè)的擴大。外商直接投資與就業(yè)之間存在著長期的穩(wěn)定的關(guān)系。

（二）FDI對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的實證分析

我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)典型二元結(jié)構(gòu)特征，這一現(xiàn)象主要是由我國的國情決定的。相對于西部地區(qū)，東部地區(qū)有良好的基礎(chǔ)設(shè)施和較強的經(jīng)濟實力以及優(yōu)越的地理位置，改革開放初，首先開放沿海東部地區(qū)，為吸引外商投資加大對外開放的力度。例如，稅收減免，簡化審批程序等。隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展和我國改革開放深度的加大，大量的外商投資者來我國東部投資，主要投資于第二產(chǎn)業(yè)，為我國制造業(yè)帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗。FDI在工業(yè)部門的集聚促進了第二產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，增加了第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)量，同時也吸引了大量中西部閑置的勞動力向東部遷移。

為了準確衡量三次產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對我國勞動力就業(yè)的影響，我們就利用不同三次產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對就業(yè)的貢獻進行計量分析。用L1、L2和L3，分別表示三次產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員，K表示外商直接投資額，建立如下回歸模型：

從上述回歸結(jié)果可以看到，對于（3）式R2=0.83，說明其擬合度比較好，F(xiàn)DI作為解釋變量的系數(shù)為負數(shù)，說明FDI與我國第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在負相關(guān)的關(guān)系。隨著我國社會主義市場經(jīng)濟的發(fā)展，外商對第一產(chǎn)業(yè)的投資放慢了速度，這也符合我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整政策。對于（4）式R2=0.93，說明其擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)值和DW值都通過檢驗，說明FDI作為解釋變量是顯著的，F(xiàn)DI同我國第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在著較強的正相關(guān)的關(guān)系，外商直接投資在第二產(chǎn)業(yè)分布比較廣。對于（5）式，R2=0.9946，說明其擬合優(yōu)度非常高，F(xiàn)值和DW值也都通過檢驗，說明FDI作為解釋變量是很顯著的，F(xiàn)DI同我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在著較強的正相關(guān)的關(guān)系，符合我國產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

外商直接投資的規(guī)模和結(jié)構(gòu)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響就業(yè)的數(shù)量和結(jié)構(gòu)。一方面，F(xiàn)DI較多集中在國內(nèi)缺乏技術(shù)資金開發(fā)的新興產(chǎn)業(yè)，促進了這些朝陽產(chǎn)業(yè)的崛起；另一方面，F(xiàn)DI也推動了技術(shù)、資金密集型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。在就業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上，由于FDI集中于我國的第二產(chǎn)業(yè)（特別是制造業(yè)），在一定程度上促使了我國的就業(yè)人員向第二產(chǎn)業(yè)集聚，進入20世紀90年代以來，隨著外商投資企業(yè)逐漸注重第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這導致我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重的逐漸上升。

三、總結(jié)

（一）結(jié)論

外商直接投資首先直接增加了我國的就業(yè)機會。隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展的深入，資金在全球流動的空間加大，再加上我國具有吸引外資的有利條件，來我國投資的國家會越來越多。其次，外商直接投資促進了我國就業(yè)質(zhì)量的提高。由于外商投資的公司擁有較先進的技術(shù)設(shè)備和管理經(jīng)驗，會產(chǎn)生技術(shù)外溢行為，這就會提高勞動生產(chǎn)率。外商為了提高在我國的競爭實力，他們會投入大量的資金和人力為員工提供技能和素質(zhì)的培訓，并大力進行人力資源的開發(fā)，這樣外資企業(yè)的員工在軟件和硬件上都享有比較優(yōu)越的條件。而內(nèi)資企業(yè)為了爭奪人才和維持發(fā)展也會提高勞動者的待遇，這樣也提升了我國勞動者的素質(zhì)和能力，促進了我國整體就業(yè)質(zhì)量的提高。第三，外商直接投資促進了我國中西部大量的剩余勞動力向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移。我國FDI的一個特點就是主要集中于我國東部地區(qū)，我國東部地區(qū)吸引的外資遠遠多于中西部地區(qū)，由此吸引了大量中西部的剩余勞動力向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移，提高了中西部就業(yè)量。

FDI在推動我國就業(yè)總量增長的同時，其進入的方式、產(chǎn)業(yè)分布、區(qū)域分布等對我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了重大的影響。它促使了我國的就業(yè)人員向第二、三產(chǎn)業(yè)聚集，優(yōu)化了我國就業(yè)人員在三大產(chǎn)業(yè)的分布。

（二）問題

當外商投資企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品銷售集中于我國國內(nèi)市場時，將使我國國內(nèi)民族工業(yè)面臨強大的競爭，導致一些國內(nèi)企業(yè)倒閉，使內(nèi)資企業(yè)的就業(yè)減少。此外，F(xiàn)DI資本有機構(gòu)成的提高，也導致對我國勞動力需求的數(shù)量的減少，對就業(yè)的拉動作用減弱。

FDI在我國東西部的不均衡分布，會使勞動力就業(yè)的地區(qū)結(jié)構(gòu)差異增大。目前，我國設(shè)立的外商投資企業(yè)80%以上集中在東部沿海地區(qū)，使得企業(yè)的勞動就業(yè)也都集中在沿海地區(qū)，一方面沿海地區(qū)的勞動力相對不足，另一方面內(nèi)陸地區(qū)的勞動力又嚴重過剩，從而加劇了年復一年的民工潮等社會問題；其次，中部農(nóng)村勞動力特別是素質(zhì)較高的勞動力的大量外流使得在我國具有重要地位的中部農(nóng)業(yè)發(fā)展阻滯；再者，由于沿海地區(qū)對內(nèi)地的產(chǎn)業(yè)替代，內(nèi)地企業(yè)特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展遇到嚴峻挑戰(zhàn)，內(nèi)地農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機會減少，農(nóng)村勞動力大量外流，造成內(nèi)地城市勞動力市場就業(yè)供給增加，就業(yè)矛盾加劇。

FDI主要分布在勞動密集型的第二產(chǎn)業(yè)特別是制造業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的比重相對較小。盡管制造業(yè)可以吸收較多的勞動力，但是隨著科技的進步，資本有機構(gòu)成的提高，制造業(yè)從長遠來看吸收就業(yè)的潛力不如第三產(chǎn)業(yè)。

四、政策建議

（一）加強民族企業(yè)創(chuàng)新

在充分吸收外商投資企業(yè)帶來的先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗時，要注重民族企業(yè)的自主創(chuàng)新，提高我國國內(nèi)企業(yè)的競爭力，促進國內(nèi)企業(yè)和國內(nèi)投資對我國就業(yè)的貢獻。

（二）提高內(nèi)陸地區(qū)對外資的吸引

我國的外商直接投資主要集中有沿海地區(qū)，內(nèi)陸的外商直接投資較少，這是由我國的國情決定的，隨著外商投資于我國東部地區(qū)，這就間接地增大了我國東西部地區(qū)工資水平的差距性。應(yīng)采取措施，優(yōu)化內(nèi)陸的投資環(huán)境，提高內(nèi)陸吸引外商直接投資的能力。例如，加大我國西部的教育投入，提高我國的教育質(zhì)量，加強勞動力的職業(yè)培訓和指導，特別是高等教育要注意與市場需求相結(jié)合。進一步提高和擴大吸引外商直接投資的規(guī)模，平衡東西部吸引外資的差距。內(nèi)陸地區(qū)通過提高吸引外商直接投資，來帶動內(nèi)陸地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，為內(nèi)陸地區(qū)增加就業(yè)機會，緩解內(nèi)陸地區(qū)的結(jié)業(yè)壓力。

（三）引導外商直接投資的分布

外資產(chǎn)業(yè)政策法規(guī)是影響外商直接投資流向不同產(chǎn)業(yè)重要因素之一。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，各個國家越來越重視第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。外商直接投資主要分布在我國第二產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)，我國要進一步開放服務(wù)業(yè)市場，引導外資投向第三產(chǎn)業(yè)。要采用鼓勵和限制性的產(chǎn)業(yè)政策，有意識地消除外商直接投資在產(chǎn)業(yè)間的不完全分布，通過直接和間接作用影響外商直接投資的抉擇，引導外商直接投資流向。

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[5]盧荻，黎貴.外商直接投資在中國經(jīng)濟發(fā)展中的作用評價[J].當代經(jīng)濟研究，2007 ，（7）.

篇9

    一、我國利用外商直接投資現(xiàn)狀

    外商直接投資(FDI)指外國企業(yè)和經(jīng)濟組織或個人(包括華僑、港澳臺胞以及我國在境外注冊的企業(yè))按我國有關(guān)政策、法規(guī),用現(xiàn)匯、實物、技術(shù)等在我國境內(nèi)開辦外商獨資企業(yè)、與我國境內(nèi)的企業(yè)或經(jīng)濟組織共同舉辦中外合資經(jīng)營企業(yè)、合作經(jīng)營企業(yè)或合作開發(fā)資源的投資(包括外商投資收益的再投資),以及經(jīng)政府有關(guān)部門批準的項目投資總額內(nèi)企業(yè)從境外借入的資金。2011年我國實際利用外商直接投資1160.11億美元,同比增長9.72%;2012年1—4月,實際使用外資金額378.81億美元,同比下降2.38%。

    1.利用外商直接投資國別(地區(qū))結(jié)構(gòu)。剔除英屬維爾京、開曼群島、薩摩亞、毛里求斯和巴巴多斯等自由港對我國進行的投資,我國外商直接投資的來源地主要為亞洲,前10位國家/地區(qū)實際投入外資金額占全國實際使用外資金額的91.61%。

    2.利用外商直接投資行業(yè)結(jié)構(gòu)。2010年我國利用外商直接投資大部分集中在制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè),兩者占比近70%;其次是租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)(6.74%)及批發(fā)和零售業(yè)(6.24%);其他行業(yè)所占比重很小。

    3.利用外商直接投資方式結(jié)構(gòu)。外商直接投資主要采取外商獨資的方式,近幾年來占比均超過75%;外商合資經(jīng)營的方式占比約為20%;兩者占比為97%左右。合作經(jīng)營企業(yè)和外商投資股份制企業(yè)所占比重很小,約為3%左右。

    4.利用外商直接投資的地區(qū)結(jié)構(gòu)。以2010年外商投資企業(yè)注冊資本外商出資額計算,利用外商直接投資最多的地區(qū)依次為江蘇(19.2%)、廣東(17.3%)和上海(13.5%)。該三省合計占我國利用外商直接投資總額的50%,東部地區(qū)10省市(指北京市、天津市、上海市、遼寧省、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省)占我國利用外商直接投資總額的83.2%,而西藏、青海、寧夏、貴州、甘肅和新疆六省/自治區(qū)合計不到1%。

    二、當前我國利用外資直接投資的主要問題

    外商直接投資對我國經(jīng)濟增長、技術(shù)引進、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化、就業(yè)和稅收等方面起到了極大的促進作用,但目前我國在引進外資直接投資方面也存在著一些問題:表面上的問題有資金來源國不盡合理,歐美發(fā)達國家投資偏少;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,第二產(chǎn)業(yè)特別是制造業(yè)相對較高,而第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)偏低;投資的方式結(jié)構(gòu)不合理,國際上流行的參股并購偏少;投向的區(qū)域結(jié)構(gòu)不合理,中西部地區(qū)投資太少。同時,也存在如下一些深層次的問題值得我們探討。

    1.外商直接投資與環(huán)境污染問題。目前FDI對我國環(huán)境的影響主要有兩種截然相反的觀點:一種是支持“污染光環(huán)”說,認為進入的外商直接投資企業(yè)在必須遵守我國環(huán)境保護方面的法律法規(guī)的同時,還帶來了先進的環(huán)境污染防治技術(shù)、環(huán)境管理思想和方法,沒有加劇我國的環(huán)境壓力、甚至在環(huán)境保護方面起了模范帶頭作用。如黃菁(2001)、郭紅燕,韓立巖(2008)、張彥博,郭亞軍(2009)、包群,呂越(2010)等。另一種是支持“污染和治理的資金”,一方面提高了東道國人們的收入水平,使人們對環(huán)境健康的要求也上升,環(huán)境改善投資也加大。另一方面先進的技術(shù)使得東道國治理污染的技術(shù)有所提高,處理污染的標準也上升。第二類是支持“污染避難所”假說,認為由于發(fā)展中國家的環(huán)境管制比發(fā)達國家要松得多,因此發(fā)達國家常把淘汰的高污染行業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家,進而加劇了發(fā)展中國家的環(huán)境污染。持這一觀點的包括吳玉鳴(2006)、陳凌佳(2008)、沙文兵、石濤(2006)、蘇振東、周瑋慶(2010)、王冬梅、何青松(2010)等。

    外商投資企業(yè)對我國環(huán)境的影響應(yīng)一分為二。客觀上的確有些外資企業(yè)投資于低污染甚至于無污染行業(yè),或引進先進技術(shù)、新產(chǎn)品、環(huán)境管理制度從而降低了污染。但是,如果據(jù)此否認外商投資企業(yè)對我國環(huán)境的負面影響則顯然是不全面的。

    今麥郎等三家外資企業(yè)2008年因污染環(huán)境遭環(huán)保總局點名批評;江蘇鹽城東風悅達起亞汽車有限公司噴涂車間排放出的油漆廢氣的污染,給附近居民的生活和身體均造成了嚴重影響,導致當?shù)鼐用駥ζ溥M行了長達5年的污染投訴;康菲蓬萊19—3號油田溢油事件造成了渤海灣高達5500平方公里污染面積,使渤海海洋生態(tài)遭到嚴重破壞,造成大量養(yǎng)殖戶及海洋漁業(yè)損失,而且從長期來看,在海底的油積泥會在較長時間里影響海洋生態(tài)環(huán)境,存在油積泥中的有毒物質(zhì)會影響海洋生物的生存。從這些典型的案例中我們可以看出:由于一些外商投資企業(yè)不遵守我國的環(huán)保法規(guī)以及意外事故的發(fā)生,客觀上對我國環(huán)境造成了污染。但外商直接投資對環(huán)境污染最主要的影響表現(xiàn)在投資領(lǐng)域主要集中在污染排放水平較高的制造業(yè)。外資直接投資于主要嚴重污染密集型行業(yè)(MPIIs)的比重較高,如造紙業(yè)、化學纖維制造業(yè)和飲料制造業(yè)等,2010年其資產(chǎn)份額占該行業(yè)資產(chǎn)總額的比重分別高達45.47%、34.97%和33.56%。

    2.外商直接投資與國家經(jīng)濟安全。國家經(jīng)濟安全,是指經(jīng)濟全球化時代一國的國民經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟實力處于不受根本威脅的狀態(tài)。一般認為國家經(jīng)濟安全內(nèi)涵方面主要包括金融安全、資源(如石油、糧食和人才)安全、產(chǎn)業(yè)安全、財政安全、信息安全等。

    (1)對產(chǎn)業(yè)安全的影響。外商獨資企業(yè)和外商股份制企業(yè)占外資企業(yè)的比重由1990年的25.3%上升到2010年的80.8%,這說明外商取得企業(yè)控制權(quán)的傾向明顯。外商在取得企業(yè)控制權(quán)的同時,對市場的控制權(quán)明顯加強。目前外資對我國第二產(chǎn)業(yè)即工業(yè)的市場平均控制率已接近1/3(ccnews.people.com.cn/GB/10975596.html),超過國際通行的外資市場控制率警戒線標準(通常為20%,一般行業(yè)為30%,少數(shù)競爭性行業(yè)為50%)。通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)達到76.63%,遠遠超過50%的警戒線。同時,目前我國評價產(chǎn)業(yè)安全的指標體系中的技術(shù)依存度和資本對外依存度這兩個重要指標較高。技術(shù)依存度過高反映出我國某些行業(yè)的核心技術(shù)仍然被國外所掌握,存在著較大的不安全風險。而資本對外依存度高,一旦外資撤離而又沒有足夠的資本及時注入,將危及產(chǎn)業(yè)的生存安全。

    外商投資企業(yè)在逐步壟斷我國市場的同時,還通過并購控股中資企業(yè)后減少中方品牌宣傳費、減少或中止技術(shù)開發(fā)投入、降低產(chǎn)量等手段,使國有品牌漸衰落甚至消失。這一點在洗滌用品、移動通訊、飲料等行業(yè)尤為突出,例如我們曾經(jīng)耳熟能詳?shù)摹爸腥A”牌牙膏、“美加凈”化妝品、“熊貓”彩電等。

    (2)導致國有資產(chǎn)流失。外商投資企業(yè)的進入導致國有資產(chǎn)流失主要體現(xiàn)在以下幾個方面:一是導致稅收的流失。外商投資企業(yè)通過關(guān)聯(lián)交易,高價從國外關(guān)聯(lián)公司購入原材料和設(shè)備,低價出售其產(chǎn)品,從而轉(zhuǎn)移利潤,造成我國稅收的流失。二是我國一些國有企業(yè)因為企業(yè)做大做強急需資金或是出于管理者持股的目的,引入外商“戰(zhàn)略投資”。在此過程中為了能夠引進外資,不惜降低引資條件、低估國有資產(chǎn)價值、高估外商技術(shù)、商標等無形資產(chǎn)價格,從而造成國有資產(chǎn)流失。如原大連電機廠曾是我國最大的電機企業(yè),生產(chǎn)規(guī)模、質(zhì)量和技術(shù)國內(nèi)領(lǐng)先,Y系列、Y2及派生系列產(chǎn)品在國內(nèi)的機床、通用機械、冶金、輕工、紡織等行業(yè)有良好的信譽,市場占有率很高,20%多的產(chǎn)品出口。上世紀90年代,由于行業(yè)不景氣,加上內(nèi)部管理出現(xiàn)漏洞,大連電機廠陷入困境,1996年與新加坡威斯特合資,大電機資產(chǎn)作價1億元,中外各占50%股權(quán)。企業(yè)有人認為國有資產(chǎn)嚴重低估,至少應(yīng)該是2~3倍。由于外商控制了經(jīng)營權(quán)和購銷渠道,合資企業(yè)連年虧損,導致一半以上職工失業(yè),地方政府貼錢承擔職工分流、銀行債務(wù)減免利息,稅收大量流失。

    此外,外商直接投資企業(yè)的進入一定程度上削弱了我國企業(yè)的技術(shù)研發(fā)和競爭能力,造成人才和技術(shù)的流失,使我國人民幣面臨升值壓力并引起通貨膨脹,增強了國家對產(chǎn)業(yè)宏觀調(diào)控的難度和不確定性等等,這些方面都將導致我國的經(jīng)濟安全面臨威脅。

    三、政策建議

    我國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年(2011—2015年)規(guī)劃綱要指出:“優(yōu)化結(jié)構(gòu),引導外資更多投向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、高新技術(shù)、先進制造、節(jié)能環(huán)保、新能源、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域,鼓勵投向中西部地區(qū)。豐富方式,鼓勵外資以參股、并購等方式參與境內(nèi)企業(yè)兼并重組,促進外資股權(quán)投資和創(chuàng)業(yè)投資發(fā)展。引進海外高層次人才和先進技術(shù),鼓勵外資企業(yè)在華設(shè)立研發(fā)中心,借鑒國際先進管理理念、制度、經(jīng)驗,積極融入全球創(chuàng)新體系。優(yōu)化投資軟環(huán)境,保護投資者合法權(quán)益。做好外資并購安全審查?！本V要的這一重要論述為我國今后利用外商直接投資指明了方向,也為我們提高利用外商直接投資水平提出了要求。

    1.完善外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄?！锻馍掏顿Y產(chǎn)業(yè)指導目錄》自1995年頒布實施至今到2011年第五次修訂,17年間使用了5個版本,平均三年多修訂一次。暴露出來的問題是《目錄》不能很好地適應(yīng)經(jīng)濟形勢、市場環(huán)境和技術(shù)水平的變化,導致該限制的沒有限制,該鼓勵的沒有鼓勵。所以有關(guān)部門應(yīng)在平時采取類似于海關(guān)公告形式隨時對目錄進行調(diào)整和完善,制定以保護環(huán)境為主的外資進入產(chǎn)業(yè)目錄,以適時調(diào)整外資產(chǎn)業(yè)政策,有利于積極引導外商投資方向,促進我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。為促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展,目前應(yīng)及時修訂《中西部地區(qū)外商投資優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)目錄》。

篇10

三次產(chǎn)業(yè)引資結(jié)構(gòu)的變化及效應(yīng)：外商對第三產(chǎn)業(yè)的投資將大幅增加，對第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的投資比重將逐步下降。

改革開放以來，外商對我國的直接投資主要集中在第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)部門，對第一產(chǎn)業(yè)的投資比重很低，對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重也相對偏低。在外商協(xié)議投資中，1979一1990年，第二產(chǎn)業(yè)的比重為60．3%，第一產(chǎn)業(yè)的比重只有2．9%，第三產(chǎn)業(yè)的比重為36．8％；1991一1998年，外商對第二產(chǎn)業(yè)的投資比重上升為65．4%，其中工業(yè)的比重高達62．4%，而第一產(chǎn)業(yè)的比重下降為1.7%，第三產(chǎn)業(yè)的投資比重也降低為32．9％。在外商實際投資中，1997-1998年第二產(chǎn)業(yè)的比重高達70．4%，其中工業(yè)的投資比重高達66．6%，而第一產(chǎn)業(yè)的比重只有1．4％，第三產(chǎn)業(yè)的比重也只有28．2%。在1998年底注冊登記的外商投資企業(yè)中，外方注冊資本，第二產(chǎn)業(yè)的比重為64.1％，其中工業(yè)的比重為61．3％，而第一產(chǎn)業(yè)的比重只為1．5%，第三產(chǎn)業(yè)的比重為34．4％。顯然，外商投資結(jié)構(gòu)向第二產(chǎn)業(yè)特別是工業(yè)傾斜的特征很突出。

外商直接投資的結(jié)構(gòu)性傾斜，與我國產(chǎn)業(yè)的對外開放度有關(guān)。隨著我國加入WTO之后第三產(chǎn)業(yè)開放領(lǐng)域的擴大，外商對第三產(chǎn)業(yè)的直接投資將增長較快，投資比重將逐步上升，而對第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的投資比重將相應(yīng)下降，從而引起三次產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變化。這種變化在“十五”期間將明顯地表現(xiàn)出來。

從國際直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢看，對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重自80年代以來迅速上升，第三產(chǎn)業(yè)的投資在國際直接投資的存量和流量中的比重由70年代的不足30％提高到90年代以來的50%～60％。在發(fā)展中國家和地區(qū)，第一產(chǎn)業(yè)的投資比重大體穩(wěn)定在20％，第二產(chǎn)業(yè)的投資比重由70年代的55％以上下降為90年代以來的不夠50%，而第三產(chǎn)業(yè)的比重則由低于25％上升到高于30％。也就是說，與全球性國際直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢一樣，發(fā)展中國家和地區(qū)中第三產(chǎn)業(yè)的外國直接投資增長率大幅度高于第二產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)的外資增長率也高于第二產(chǎn)業(yè)，其中工業(yè)或制造業(yè)的外資比重和相對增長率都明顯降低。可見，我國第三產(chǎn)業(yè)外商投資比重上升而第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)外商投資比重下降的發(fā)展態(tài)勢，也是符合國際直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢的。

從我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀看，90年代以來第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的比重升幅過大，第三產(chǎn)業(yè)的實際比重不合理下降，使結(jié)構(gòu)偏差變得突出起來，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了較大影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差的加深，與外商投資過多地向工業(yè)部門傾斜有一定關(guān)系。“十五”時期我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的基本要求，是加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并提高其比重，相應(yīng)地降低第二產(chǎn)業(yè)特別是工業(yè)的比重。從這個角度看，外商投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動態(tài)勢與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要求是一致的，有利于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進程的推進。

工業(yè)引資結(jié)構(gòu)的變化及效應(yīng)：采掘業(yè)和電氣水部門引資上升，制造業(yè)引資比重相應(yīng)下降；原料工業(yè)引資上升，加工業(yè)引資比重下降；技術(shù)密集的加工業(yè)引資上升，一般加工業(yè)引資比重下降

至今為止，外商對我國工業(yè)的直接投資主要集中在制造業(yè)，對采掘業(yè)和電氣水部門（電力、煤氣和自來水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)）的投資比重很低。1996-1998年，在外商對工業(yè)的協(xié)議投資中，制造業(yè)的平均比重為88．9％，采掘業(yè)和電氣水部門的平均比重分別為1．9％和9．1％；在外商對工業(yè)的實際投資中，1997-1998年，制造業(yè)的比重也為88．9%，采掘業(yè)和電氣水部門的比重分別為2．5%和8．7%；在1998年末登記注冊的外商投資工業(yè)企業(yè)中，外方注冊資本，制造業(yè)的比重為93．3％，采掘業(yè)和電氣水部門的比重只有0．9％和5．9％。隨著加入WTO之后我國對外開放的擴大，在“十五”期間，外商將較大幅度增加對采掘業(yè)的電氣水部門的直接投資，對這兩個領(lǐng)域的投資比重將逐步上升，相應(yīng)地，對制造業(yè)的投資比重將有所下降。

在制造業(yè)中，外商投資企業(yè)至今主要分布在加工工業(yè)，對原料工業(yè)的投資至今相對較少。從獨立核算工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)看，從1993年到1998年，外資工業(yè)占輕加工業(yè)的增加值比重和產(chǎn)品銷售收入比重分別由13．3％和13．0%，上升到29．0%和33．1％，占重加工業(yè)的比重分別由9．9%和9.7%上升到27．0％和29．2％；而占原料工業(yè)的同樣比重只由0．3%和3．1%上升為10．2％和9．6%?？梢?，外資工業(yè)對我國加工工業(yè)的投資和影響遠遠大于原料工業(yè)。加入WTO之后，外商對原料工業(yè)的投資比重會較快上升，影響將明顯增大，從而引起對加工工業(yè)與原料工業(yè)的投資結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化。

外商企業(yè)在制造業(yè)的投資中，技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和深加工行業(yè)占有較高比重，但同時在一些一般性加工工業(yè)的比重也較高。一般來說，外資工業(yè)中的技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)多數(shù)為國外跨國公司或大型企業(yè)的投資，而一般加工工業(yè)則大部分為港澳臺的中小企業(yè)所投資。加入WTO之后，大型跨國公司的直接投資將較快增長，其投資比重將持續(xù)上升，同時外商對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投資也將獲得較好的條件，因而會導致外商對技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資的迅速增長及其比重的較大幅度提高，相應(yīng)地，外商對一般加工工業(yè)的投資比重會逐步下降。

外商對采掘業(yè)、電氣水部門、原料工業(yè)、以及技術(shù)密集型加工工業(yè)投資比重的上升，將對這些技術(shù)水平、經(jīng)營效率和國際競爭力較低的產(chǎn)業(yè)以及其中的民族工業(yè)帶來較大的沖擊。同時有利于促進包括多數(shù)民族工業(yè)在內(nèi)的整個行業(yè)較快提高技術(shù)水平和經(jīng)營效率，較快增強國際競爭力。另一方面，外商對技術(shù)密集型加工工業(yè)投資比重的上升和對一般性加工工業(yè)投資比重的下降，符合我國工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級的要求，將對我國工業(yè)結(jié)構(gòu)升級的進程起明顯的推動作用。

第三產(chǎn)業(yè)引資結(jié)構(gòu)的變化及效應(yīng)：房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的引資比重下降，其他許多亟待發(fā)展的服務(wù)業(yè)引資上升

目前外商對我國第三產(chǎn)業(yè)的直接投資主要集中在房地產(chǎn)業(yè)和社會服務(wù)業(yè)，其次是批發(fā)和零售貿(mào)易、交通運輸和郵電通信業(yè)，而對其他大多數(shù)第三產(chǎn)業(yè)部門的投資比重很低，投資的結(jié)構(gòu)性傾斜十分突出。在外商對第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)議投資中，房地產(chǎn)業(yè)和社會服務(wù)業(yè)的比重80年代為60％左右，90年代以來上升到約70％；從外商對第三產(chǎn)業(yè)的實際投資看，1998年房地產(chǎn)業(yè)占47．4%，社會服務(wù)業(yè)占21．9％。在1998年底登記注冊的第三產(chǎn)業(yè)外商投資企業(yè)中，外方注冊資本中房地產(chǎn)業(yè)占了53.6％，社會服務(wù)業(yè)占了18．9%。

外商對第三產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的高度傾斜，與我國第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部對外開放度的差別有很大關(guān)系，除了房地產(chǎn)業(yè)和社會服務(wù)業(yè)，以及商業(yè)、交通運輸和郵電通信之外，其他的大多數(shù)第三產(chǎn)業(yè)部門目前的對外開放度仍較低。隨著加入WTO之后我國大多數(shù)第三產(chǎn)業(yè)部門對外開放度的提高和利用外商直接投資政策的調(diào)整，外商將較大幅度增加對目前投資比重很低的多數(shù)第三產(chǎn)業(yè)部門的直接投資；一些重要的服務(wù)業(yè)部門的外商投資比重在“十五”期間將明顯上升，相應(yīng)地，外商對房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的投資比重會逐步下降。也就是說，在加入WTO之后的5年左右時間內(nèi)，外商對我國第三產(chǎn)業(yè)直接投資的結(jié)構(gòu)過度傾斜的狀況會明顯改變。

外商對第三產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變化，將產(chǎn)生以下效應(yīng)：

第一，改變外商對第三產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)的過度傾斜，可以減少由此帶來的外商投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的周期性波動。外商直接投資過度集中于房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)，導致了外商對第三產(chǎn)業(yè)投資比重的較大波動。在我國經(jīng)濟擴張時期，外商對房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的直接投資高度擴張，往往導致整個第三產(chǎn)業(yè)的外商投資比重大幅度上升；而在我國經(jīng)濟緊縮時期，外商對房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的直接投資迅速收縮，則導致第三產(chǎn)業(yè)的外商投資比重大幅度降低。例如，在外商協(xié)議投資中，房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的比重由1991年（治理整頓時期）的12．6％上升為1993年（經(jīng)濟高速擴張時期）的39．3%，就使外商對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重由16．7％提高到49．5％，而到1996年（經(jīng)濟緊縮之后），房地產(chǎn)業(yè)和一般服務(wù)業(yè)的比重降低為17．5%，則使外商對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重下降到26．8%。而在第三產(chǎn)業(yè)外商投資結(jié)構(gòu)的過度傾斜逐步改變之后，外商對第三產(chǎn)業(yè)投資的周期性波動會明顯減小，由此帶來的對整個外商直接投資以及我國經(jīng)濟增長的影響也會相應(yīng)下降。