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开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇外商直接投资论文，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。
尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。
一、东道国开放程度影响
外商直接投资溢出效应的机制分析
在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。
1.外商直接投资溢出效应的实现途径
外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。
可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。
2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响
东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。
东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。
二、东道国开放度对外商直接投资
溢出效应影响的实证分析
赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：
γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。
其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。
类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。
θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。
openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。
在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。
根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。
三、结论
根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：
第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。
第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。
因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。
[参考文献]
[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.
[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.
[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.
[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.
[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.
[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.
[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.
[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.
关键词：外商直接投资经济增长政策建议
西安市引进外商直接投资与经济增长之间存在稳定的正向均衡关系,但由于西安市利用外资的过程中,存在诸如引资结构不合理,引资主体、方式和来源单一,投资成本过高和市场及配套服务体系不健全等问题,削弱了外商直接投资对经济增长的正向效应。因此,西安市在进一步引进外资时应注意以下几点:
一、积极改善投资环境
(一)拓宽基础设施融资渠道
无论国际上还是我国国内,在外资流入多的地方,基础设施都是较完善的。相应的,结构合理、配套完善的现代化基础设施,可以吸引更多的外商直接投资。现代化的大规模生产经营活动对于能源、交通、通讯、医疗等基础条件的要求越来越高。因此,我市应继续加强对基础设施建设的投入力度,同时要加强现有基础设施的更新改造和维护管理。但是基础设施建设对资金的需求量大,期限长,回收慢,仅仅依靠中央和地方政府的财政支付是远远不够的,可以考虑让民间投资参与基础设施建设。目前国际上常用的BOT,TOT的融资方式,可以进一步缓解基础设施建设的“瓶颈制约”,减少中央和地方政府的压力。
(二)注重营造投资软环境
西安市实行的“一厅式”和“一票式”办公,以及投资服务中心和投资商及企业投诉服务中心的成立,是西安市整顿投资环境、强化政府服务职能的重要举措。应增强政策的透明度,保持政策的稳定性和连续性,提高行政效率、规范行政行为,建立结构合理、管理科学、程序严密、制约有效的行政审批管理制度。切实保障客商的合法权益,避免“重招商轻管理,重承诺轻兑现,重宣传轻服务”的现象。
二、优化利用外资结构,拓展引进外资方式
(一)应优化利用外资结构
西安应加强基础设施、基础产业、现代农业方面利用外商直接投资的比重。注重由工业领域的利用外资向服务贸易领域的转变,积极推进商业零售试点、旅游、外贸、金融、保险等领域的利用外资。要以农业产业化、基础设施、会展旅游等项目为重点,引进一批对全市经济发展带动作用大、有利于促进就业的第一产业和第三产业项目。例如果业深加工、畜牧业深加工等现代农业和农产品深加工项目,旅游开发项目等。此外应加强西安市与港澳台地区优势互补,香港是世界重要的金融、商贸、物流和信息中心,西安市的科技优势、旅游资源优势和人力资源优势突出。2002年,“西部大开发西安投资发展协调委员会”和2005年国内首家香港西安商会的成立,为西安扩大与外合作搭建了发展平台。
(二)拓展引资方式
西安应深入实施“以商引商、以外引外”的招商新模式,充分利用港澳台地区以及外资项目商的各种优势,扩展平台。通过实施委托招商,以外引外,实现借力引资。不仅可以降低招商成本,还能提高招商引资的速度和效果,以最低的投入,实现最佳的引资实效。可以在港澳台地区设立招商联络点,市政府还可以委托港澳台地区、美国、加拿大、英国等地的外商、华侨以及商会作为招商顾问或者招商代表。着力引进一批关联度大,带动性强的旗舰型项目,逐步实现“招商引资”向“招商选资”的转变。强化产业、园区、企业专题推介,建立健全考核监督机制,提高项目签约的成功率和外资到账率。
三、建设引资带和产业链,形成集聚效应
(一)建设引资带,形成梯度引资网络
西安市目前有4个国家级开发区,1个国家级出口加工区和诸多产业园区,旅游度假区等,在此基础上应确立不同层次的引资带和引资区域,形成点、线、面相互交错的引资网络,实行错位竞争和重点支持战略相结合的外资政策。
首先,形成南北两条引资带。南面以高新技术产业开发区为引资亮点,拓展曲江旅游度假区、交大国家大学科技园、韦曲航天科技产业开发区和郭杜教育科技产业开发区的引资能力。形成以高新技术产业开发区为中心,进而带动长安区,形成南面的一条引资带。这里高校众多,应以高科技和人才为比较优势吸引技术含量较高的外商直接投资。北面以西安经济开发区及其内属的国家级出口加工区为增长亮点,辐射周边的区县,扩大引资规模和范围,使经济开发区的引资能力得到拓展。向北延伸到未央湖旅游开发区、未央工业园、阎良国家航空技术产业基地和高陵西安泾河工业园。从这五个引资点联结成北面的引资区域,目前西安市从北郊张家堡到南郊韦曲的二号地铁线已全面动工,更有助于加强北面与南面的经济联系,形成南北的一条引资带,与东西面形成产业和资源的优势互补。
其次,从南北引资带分别逐步向东西实行传递机制。西面的工业区仅有户县西安沣京工业园,相对于南、北郊较少,应加快“西咸一体化”战略的实施,打造“大西安”,实现“规划同筹”“交通同网”“信息同享”“市场同体”“产业同步”“科教同兴”“旅游同线”“环境同治”。东面相对比较落后,应该积极发展浐河经济开发区和灞桥科技产业园,加快打造西安浐灞生态区的进程,应以吸引外资和内资相结合的方式解决其融资不足问题。在政策上应该有所倾斜,除了税收优惠政策,还应该创造引资“直通车”的方式,在经营管理机制和审批机制上给予优先,通过财政优惠和其他优惠政策并进的方式吸引外资。在此基础上以引资带为线,以各经济开发区为点,在全市形成一个分层次、梯度推进的引资网络。
(二)建设产业链,形成集聚效应
现有的大部分经济开发区建设没有形成为外商投资配套的产业链,也没有形成产业集群的集聚效应。而现代工业产业链的构成,包括原材料加工、销售、服务等多个环节,一个企业不可能包揽所有项目,必须依靠整个产业集群来共同完成。产业链和集聚效应可以降低信息和原料成本,并且通过增强企业间的优势互补降低了经营成本,它的稳定性和短期内难以复制的特点有效的巩固了东道国的区位优势。当前跨国公司进行投资决策的重要根据之一便是这种由一些相关联的公司、专业化的供应商、服务提供商等相关机构在某一地域或某一产业相互竞争又相互合作所形成的集聚效应。因此,西安市应当充分发挥各个经济开发区的作用,根据各自的特点和发展规划,制定不同的引资战略,优化产业布局,避免重复建设和重复定位,促进开发区产业集群的形成。同时,以各开发区为中心,以其产业集群定位为目标,制定周边区县的产业配套计划,培养为外商直接投资配套的产业链,优化投资环境。
四、鼓励外资并购改造国有企业
西安市应把吸收外商直接投资作为推动国有企业改组改造的重要举措之一。况且国有企业自主创新的能力相对较弱,对于外商直接投资的吸收能力也比较弱,合并和被兼并是提升国有企业技术最有效的方式。西安市在鼓励外资并购改造国有企业的过程中,需要解决一系列的问题:
(一)完善外资并购的法规建设并进行管理
国外对外资并购问题有着一套完备的、能够对跨国并购进行有效规制的法律体系。国外的外资并购法律以反垄断为最高准则,并且大多数国家对外资企业和内资企业实行的是同一法律体系。但是我国长期以来对外资企业和内资企业采用的是不同的政策,因此我国的外资并购法律,也可考虑借鉴如加拿大、澳大利亚等国家的经验,制定单独的法律体系,加强对外资并购国有企业的规制和管理。该法律体系应包括反垄断法、跨国并购审查法、公司法、社会保障法、破产法等。
(二)建立公开的信息平台,使外资并购透明化
外资并购国有企业过程的暗箱操作,是导致国有资产流失的主要原因。现阶段我国在国有企业转让方面还无法做到信息公开和交易透明,这会直接影响到外资并购国有企业的效率。要建立完全公开的信息平台,促使国有产权交易透明化,政府应该建立一个完全公开的网络信息平台,及时全面的披露国有企业产权转让的相关信息,包括国有企业的基本情况(资产负债、经营状况等)和产权交易信息。可以使公众及时地了解到相关国企产权交易的信息。这不仅为外资并购提供了便利,也使并购过程处于公众的监督之下,可以有效避免各种不合法、不规范的交易发生,使国有资产增值保值。
(三)完善和发展中介机构
跨国并购涉及的问题很多而且复杂,包括资产、财务、政策、法律等。在西方发达国家,几乎所有的并购活动都是由中介机构组织参与完成的,而西安市现在缺少高水平的中介机构。因此,应加快培育外资并购的中介机构及高素质的从业人员,提高外资并购的成功率。超级秘书网：
参考文献
[1]史冬梅。我国吸收外商直接投资的效应及其对策分析[J]理论导刊,2007,01:22～23
[2]赵晋平。仍将平稳增长2005年-2006年中国利用外资现状及走势[J]国际贸易,2005,12:27～31
1.FDI三次产业间构成特征
FDI主要集中于第二产业特别是工业部门，并开始向第三产业倾斜。无论是项目数还是合同利用外资金额上，第二产业所占FDI的比重都远大于第一和第三产业。进入20世纪90年代中期以来，FDI在第二产业中所占比例有比较明显的增长，并基本保持在65%～75%之间。
2.FDI产业内部构成特征
(1)第二产业内部的FDI分布特点。外商直接投资在第二产业内部分布特征是主要集中于工业部门，建筑业分布比较少。并且FDI在工业部门主要集中在制造业，FDI投向制造业的比重较大。2007年，外商投资于制造业的企业数为19193家，占全部企业数的50.7%；实际使用金额为408.6亿美元，占总金额的54.6%。在制造业中，FDI的主要分布在加工工业，对原料工业的投资相对较少；对轻加工业的投资比重较高，对重加工业的投资比重较低;对资源性行业和垄断性行业的投资比重很小。
FDI工业分布的另一个特点是：轻工业的投资比重高于重工业；加工工业的比重高于原材料工业的比重；技术密集型产业的比重大于一般加工工业。
(2)第三产业内部FDI的分布特点。20世纪90年代以来，随着我国对外开放的领域不断扩大，外商对第三产业，即服务业的直接投资发展迅速，但在第三产业内部各行业的分布有较大差别。外商对我国第三产业的直接投资主要集中在房地产、租赁和商务服务业。2007年，房地产业的实际使用金额为170.9亿美元，占总金额的22.9%，为第三产业之首。
二、FDI对我国产业结构的影响
1.FDI对我国产业结构变动的正面影响
(1)FDI的流入优化了我国的三次产业的的比重，促进了产业结构的调整和升级。FDI的利用对产业结构转变的影响最终体现为不同行业利用FDI对其增加值的贡献。如上面的分析所示，投放于不同产业的资金促进了各个产业的发展，从而优化了三次产业结构的比重。同时，我国所具有广阔的市场、廉价的劳动力和丰富的资源的比较优势，FDI的流入大大提高了我国国内加工工业水平，促进了加工工业的改组和提高，促进了产业结构的升级。(2)FDI加快工业结构的高加工度化过程。外资工业高度集中于制造业，而在制造业中又主要集中于加工工业，FDI对我国加工工业的影响远远高于其他产业，外资工业对我国工业结构的高加工度化进程起了明显的推动作用，加快了我国工业的高加工度化过程。同时，FDI也促进了我国工业的高附加值化。
(3)FDI的结构性倾斜促进我国产业向高科技产业转移。近几年来,大型跨国公司实行“以技术换市场”为战略导向的产业转移,纷纷投资于中国市场。外商投资的技术和产品提高了我国加工工业水平，带动了我国技术密集型产业的发展和产业结构的改组和提高。
2.FDI对我国产业结构变动的负面影响
(1)FDI加大我国产业的结构性偏差。我国吸收利用FDI的产业依然处于不合理的状况：外商对我国的直接投资集中于第二产业特别是工业部门，对第一产业的投资规模过小，对第三产业的投资比重偏低。FDI对我国三大产业的偏差起了推波助澜的作用，成为我国工业过度扩张而服务业发展滞后的一个重要影响因素。
(2)FDI过度推动了第三产业中的房地产业和社会服务业的扩张，特别不利于经济的长期发展。在第三产业的内部结构中，外资过多地流向房地产、金融保险业、商务服务业等利润较高、回报周期短的产业，虽然我国采取的宏观经济政策已见成效，但房地产业的投资仍占较大比重。第三产业内部的结构不合理对我国经济无论在短期还长期上都会产生不良影响。
(3)FDI的技术溢出阻碍我国产业结构的优化。一方面，跨国公司为保持在世界上的领先地位，对于最先进的技术进行严密的保护，这就使我国的产业在技术上过度依赖于跨国公司，而不能进行自主创新，更无法赶超。另一方面，跨国公司生产实行纵向垂直的全球化分工协作，实行一套完整的生产质量体系，但是这样其在华的子公司就与我国产业的前后关联度降低，不利于我国各产业的均衡发展。
综上，外商直接投资对我国的产业结构有较大的影响，我国应采取有效措施，如加大引导外商对第一、第三产业的投资力度，引导投资流向主导和支柱产业，制定合理的产业组织政策等，使我国的三大产业对外资能够合理地利用，从而促进产业结构的优化和各产业比重的合理发展。
参考文献:
[1]李俊江:国际贸易.吉林大学出版社,1987年
[2]杜江:FDI与中国经济发展的经验分析.世界经济,2002(8)
关键词：外商直接投资；区域差异；成因
作者简介：张发民（1978-），男，河南财经学院工商管理系助教，管理学硕士，研究方向：资本运营。
中图分类号：F125文献标识码：A文章编号：1672-3309（2009）05-0033-03
我国外商直接投资(Foreign Direct Investment，简称FDI)在数量迅猛增长的同时，并没有均衡地进入到我国各个地区，从东、中、西三大区域带来看，东部地区占据绝对优势；从各个具体省份来看，FDI的区域分布差异也是非常悬殊。外商直接投资在地理空间上的这种非均衡分布状况对我国区域经济的不平衡发展产生了很大的影响。
一、外商直接投资区域分布差异的现状
（一）绝对差异
从表1可以看出，河南明显落后于山东，在差距较大的2003年达到了20.1倍；和四川相比，差距也较明显。2004年，河南省利用外商直接投资总量为全国的1.4%，同是中部，却是江西省的42.7%，湖北省的50%，湖南省的61.6%。这表明，河南利用外资的规模相比于全省的经济总量和经济发展需要而言还比较小，这种状况与其在中部地区的地位是不相称的，总体上来说还需要大力吸引外资。
（二）增长率差异
从变动速度看（见表2），三地区利用外商直接投资的增长率差异也是比较明显的，而且波动的幅度较大。2000~2005年，山东省外商直接投资增长率基本上是一直增加的，2003年达到了最高点72.7%，但2004年却跌到了最低点-12.8%。而河南和四川的增长率都表现得不很稳定，特别是四川。总的来说，近两年河南出现引资增速较快的趋势，这对缩小与东部地区差距有一定推动作用。
（三）相对规模差异
从相对规模来看，3个省份的外商直接投资水平的差异更为明显。如表3所示：
“相对规模”是衡量一个地区吸收FDI水平的重要指标，表示的是该地区FDI与当年GDP的比值。2000年，FDI/GDP的全国平均水平为2.41%，3个省份中只有山东超过了平均水平，河南与全国平均水平的差距更大。此外，在全国来看，“相对规模”最低的省市，FDI/GDP比例均低于1%，河南就在其中，河南省的外商直接投资与其国内生产总值相比，表现出更大的差距，明显的表现为引资不足。
（四）利用外商直接投资的业绩与潜力差异
FDI的业绩指数，是指在一定时期内（一般指一个统计年度），该地区FDI流入量占全国FDI流入量的比例除以该地区GDP占全国GDP总量的比例。根据这种方法，选取2000、2005年作为分析的样本，计算得出这两年河南省利用FDI的业绩指数分别为0.245和0.166。由于样本年的业绩指数值都小于1，可见河南省吸收的FDI与其GDP规模不相称，或者说，相对于其GDP规模而言，河南省吸引了较少的FDI。
FDI的潜力指数，是指该地区未来吸引FDI的国际竞争力和潜力。依据UNCTAD所采用的方法，选择7个主要变量作为评价各省市吸引FDI的潜力指标。7个变量分别是：（1）人均GDP；（2）过去10年实际GDP的增长；（3）出口占GDP的比例；（4）人均基础设施投入；（5）人均商业能源消耗；（6）R&D支出占GDP的比例；（7）受到高等教育的人数占总人口的比例。通过计算得出，在2000年和2005年，河南省都属于落后省份，表明这期间，河南省在利用FDI方面业绩变化不大，潜力也没有得到充分的发挥。河南省利用FDI的潜力逐渐增强，而业绩却是趋于下降的。
以上从不同角度反映出，我国外商直接投资在3个省份的区域分布差异是显著的，不仅反映在外资规模的绝对差距上，同时更多地表现为增长速度、相对规模等方面。外商直接投资在我国地域分布上的差异，在我国对外开放和经济发展过程中是不可避免的。这种差异的形成有它的客观原因，是各种经济因素和非经济因素共同作用的结果。
二、外商直接投资区域差异的原因分析
（一）政策性因素的差异
从全国各个区域来看，我国利用外商直接投资具有明显的地域分布差异。简单地说，中央政府渐进性的对外开放政策导致了外商直接投资的地区差异分布的格局。最早得到这种政策的地区一旦获得政策上的优势，对其发挥潜在的区位优势将是有很大推动作用的，并且还会形成一种非均衡发展模式下的自我强化力量，这些都使外资倾斜政策的影响更加重要而且持久。
在此方面，东部的山东省率先享受到了国家优先开放沿海城市的优惠政策，对其大量引进外资有很大的带动作用，这也是山东拉大和河南省等内陆省份差距的一个很重要的原因。处于西部的四川省也在国家提出西部大开发战略后，享受到了一些优惠政策，对该地区经济的发展也起到了一定的积极作用；目前，中央提出中部崛起战略，这一战略的提出对中部地区发展经济来说有一些政策方面的优惠，具体对于河南省来说，可以利用这一政策上的有利因素，发挥自身的区位优势，根据自身的特点，更大、更高质量地吸引外资，以弥补吸引外资方面的不足。
（二）区位因素的差异
宏观意义上的区位因素对我国外商直接投资的区域分布差异具有决定性的影响。就单从狭义的角度来理解区位因素――自然地理位置的差异，我国外商直接投资的区域分布差异问题也和区位因素具有很高的关联性。比如：山东省的区位优势可以被具体化为接近港口和对外联系的便捷运输条件等。由于我国在吸引利用外商直接投资的初期，主要是发展外向型的直接投资，在这种政策的指引下，投资者的理性选择是在有利于对外经济贸易的地区进行投资。而地处中部地区的河南在这方面却不具有任何的优势。外商直接投资企业大多是“两头在外”的出口加工型企业，正是这种区位因素的作用，使得外商直接投资在注重一般性规律的前提下，表现出自身集聚与扩散的规律，并因此也导致了我国在地区分布上吸引外资的差异状况。
（三）要素禀赋的差异
地区要素禀赋主要包含自然资源、劳动力、资本和技术等方面的内容。具体来说，我国各地区自然资源呈现由东至西优势度递增的特点。如果对能源、矿产资源、耕地和气候资源进行综合比较和测算，3个地区自然资源综合优势度的排序应该是四川居于前列，其次是河南和山东。但是，从目前我国外商直接投资区域状况来看，自然资源禀赋的影响作用不是很明显。
要素禀赋的另一个指标是劳动力资源。从效率工资的角度来看，全国最低的省区都集中在中、西部地区；若从劳动力的绝对数量来考察，基本来说东部地区的人口密度远远高于中、西部地区，根据2006年数据，目前高于5000万人口以上的省区中河南位于第一位，其次是山东，四川居后；若从劳动力的教育水平而论，则山东居于全国的前列，河南和四川都较为落后。相对来说，劳动力资源是山东地区所具有的比较优势。
反映技术资源优势度的各地区综合科技水平居于前列的地区有四川、山东，河南较为落后，可见从这方面来说山东仍然占据优势。这说明要素禀赋差异和我国外资分布具有一定的相关性。
（四）资源配置效率的差异
要素禀赋反映了各地区经济发展的初始条件的差别，是反映各地区静态差异的一个重要的指标。如果从动态的经济运行效率角度来看，不同地区要素的投入产出效率的差异必定对外商直接投资的形成产生一定的作用。也就是说，各地区资源配置效率的差异与外商直接投资也有着相关性。因为，从任何一个投资者的角度来说，总是希望投资于投资回报率较高的地区。具体就资金这一资源来说，东部地区的山东由于其在吸引投资过程别注重引进产业链条长的资金，其吸引的投资企业基本包含有一个行业的上、中、下游企业，因此其投资效率相对较高；而河南省在这方面存在不足，据了解，其产业园区内吸引的投资企业关联性很小，产业链很短，在吸引投资之初，较少考虑投资企业之间的关联性。这也是造成地区之间引资差异的一个明显因素。
四、结论
通过分析三省份利用外商直接投资的现状，我们发现，不管是从绝对量、相对量上还是从增长率、业绩与潜力上来说，河南都落后于山东和四川。导致外资在3个省份区域分布差异的原因主要有政策方面的差异、区位差异、要素禀赋差异、资源配置效率的高低等等。
利用外资的差异对区域经济增长的影响是多方面的，因为FDI不仅仅表现为资本变量，它更多地体现为知识、技术以及经验的载体。因此，FDI对于一个地区经济发展的影响就不是单纯的某个方面，它可以渗透到经济发展的各个方面并发挥作用，其中既有直接效应也有间接效应。
当前，正值中央提出中部崛起战略实施之际，中部地区各省市纷纷出台各项优惠政策加大吸引外资力度。在中部六省市中，河南具有明显的资源优势、区位优势、市场优势和后发优势，基础条件较好，但是，河南还有人均占有量少、改革滞后、经济开放度低、高层次人才缺乏、就业压力大等许多薄弱环节，因此，积极有效地引进FDI对解决上述问题有一定的积极作用。为此，建议河南在今后引进外资的过程中可以考虑从自身优势出发并为吸引外资构建一个良好的投资环境。（责任编辑：郭金宇）
参考文献：
［1］ 杨特.论外商直接投资对我国收入差距的影响[D].复旦大学硕士研究生论文,2008.
［2］ 甄文富.外商直接投资对我国产业结构优化的效应分析[D]. 沈阳工业大学硕士研究生论文,2008.
论文关键词：外商直接投资 投资领域 投资环境 投资贡献
一、宁波利用外商直接投资的现状及特点
(一)宁波利用外商直接投资现状
宁波利用外商直接投资从1980年兴办第一家外商投资企业起，目前已进入一个新的发展阶段。据统计，截止2004年底，宁波累计批准外商投资项目9153个，总投资371．60亿美元，合同利用外资2l1．89亿美元，实际利用外资99．6亿美元。外商投资成为宁波市经济发展的重要驱动力之一。
(二)宁波利用外商直接投资的特点
宁波利用外商直接投资对加快经济发展、促进社会进步，起了很大的作用，并呈现出以下特点：(1)投资规模：外商实际投资稳步增长，尤其是2000年开始，宁波利用外商直接投资呈现新一轮大发展的态势。大项目投资又有新突破，2004年l—9月份新批投资总额1000万美元以上的项目117项。(2)投资方式：已由中外合资经营为主转向以外商独资经营为主。2003年的统计数据表明，外商直接投资合资项目520个，合作项目14个，外商独资项目达到674个。(3)资金投向：外商投资行业集中度仍然较高，但产业结构有所优化。第二产业吸引了绝大多数的实际外资。200年宁波外商投资项目共1209个，其中第一、第二产业为1154个，第三产业为45个。与此同时，外商投资可持续发展理念日趋显现。(4)资金来源：以亚洲国家和地区为主，近两年，日本和韩国对华投资项目和投资金额增幅明显。其他国家和地区，如欧洲的德国、英国，北美的美国、加拿大等，增长较快。(5)地区分布：南北差距比较明显。鄞州、余姚、慈溪、北仑、镇海等县(市)、区利用外商直接投资规模要大于南区的奉化、宁海、象山。(6)引资方式：重新整合、利用民企的闲置厂房和土地资源正成为宁波提高土地资源利用率的有效途径。宁波民营经济发展快、竞争力强，借助外资引进先进技术、管理经验、市场机制和高素质国际化人才，可以提升产业层次，打造先进制造业基地而民企的不断壮大，产品、市场的不断成熟和稳固，也可以吸引境外企业与民企合资合作，这是“双赢”。
二、宁波利用外商直接投资与苏州的比较
(一)总量比较
宁波利用外商直接投资在总量上与苏州存在着很大的差距。2003年宁波实际利用外商直接投资17．3亿美元，虽然在长三角16个城市中排名第五，但与排名第一的苏州的68．05亿美元相比，差距达近51亿美元之大。1998年到2003年6年苏州累计合同外商直接投资总额为1616．99亿美元，实际利用外商直接投资总额达232．22亿美元，而宁波这两项指标则分别只有96．5亿美元和53．55亿美元，不及苏州2003年一年的合同及实际利用外商直接投资额。可以看出与苏州相比，不管是合同利用外商直接投资还是实际利用外商直接投资，宁波总量偏低。
(二)外商直接投资构成、投向比较
无论是苏州还是宁波，利用外商直接投资以亚洲国家和地区为主，欧美国家为辅。以2003年为例，在两地投资处于前十位的国家或地区，有七个国家或地区相同，说明两地利用外商直接投资的来源地结构单一，外商直接投资来源过度集中。同时宁波和苏州的外商直接投资投向也较为一致，主要集中在第二产业。
(三)外商直接投资的幅射影响、带动力比较
从外商直接投资对经济的贡献来看，外商直接投资在缓解两地建设资金短缺、推动产业结构调整、提高经济管理水平、增强国际经济的参与能力等方面都发挥了积极作用。但宁波与苏州相比，利用外商直接投资对宁波市经济的贡献度还不高，对国民经济的拉动作用还不大。一在涉外税收占财政收入中的比重上，1997年以前，两地比重差不多，但1997年以后，无论是在绝对值上还是在比重上，苏州都高于宁波。二在实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重上，宁波实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直徘徊在15％左右，2003年也只是17．17％，而苏州这几年实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重一直在45％左右，说明宁波投资增长中外商直接投资的作用明显不如苏州。三在外商投资企业的出口比莺上，宁波外商投资企业的出口比重偏低，长期徘徊在30％左右，而苏州外商投资企业自营出口占全市外商直接投资出口的比重从1996年开始就达到60％以上，2003年更是达到86．3％。这说明宁波利用外商直接投资对发展外贸的拉动作用也明显不如苏州。四在三资企业从业人数上，从三资企业从业人员在城镇从业人数中的比重来看，宁波和苏州两地的比重差不多，近几年都在40％左右，这说明两地通过利用外商直接投资带动就业的作用都差不多。
三、宁波利用外商直接投资面临的困难
宁波市利用外商直接投资相对落后，这有着复杂的历史背景和错综复杂的主、客观原因，主要有以下几个方面：
(一)思想认识不够高
对利用外资在国民经济发展中的全局地位和作用认识不足，政策措施不力。长期以来，宁波对利用外资的作用的认识主要停留在解决建设资金不足这一点上，而对引进先进技术和管理经验，促进出口创汇和产业创新等方面的认识不足。不仅领导重视程度明显偏弱，而且支持、鼓励利用外资的地方性法规、政策少，与周边省市相比，往往落后一个节拍。
(二)配套条件不够强
宁波生产力布局比较分散，生产要素积聚程度较低。外资项目，特别是一些大项目的进入，一般要考虑的首要因素是当地有没有大量的可用人才，信息是否灵通，企业配套资金能否保证，相关行业是否发达，市场潜力和辐射能力有多大等等生产要素供给方面的问题。而宁波由于历史的原因，长期以来工业布局呈现“低、小、散”的状况，产业层次低，企业规模小，地区布局分散。1988年财政体制改革后，浙江实行了“省管县”的财政体制。这种体制虽可调动各县的积极性，但也带来了一些问题，如加剧了生产力布局的分散局面，各县(市)产业结构雷同、低层次竞争，不利十生产要素集聚。加上全省城市化进程慢，小城镇数量过多、布局分散、规模偏小。如20万人口以上的大中城市，广东有31个，山东有27个，江苏有22个，浙江仅有8个。这样，必然造成浙江工业企业布局重复雷同、生产配套半径过大、生产成本过高，不利于质量的控制和要素的集聚，一些大型外商投资项目难以落户。
(三)工作体制不够顺
宁波位于长江三角洲的南翼，包含在上海经济圈范围内，但是长期以来没有做好接轨上海的文章。全市的外商直接投资工作机构不够稳定，专业招商队伍力量不足；管理体制不够统一，项目管理、招商工作、外企管理都比较分散；招商水平还不高，招商引资的成本较高，针对性和实效性不强；招商网络不够健全，招商方法不够灵活，大项目批准难，公关手段少，变通方法少。
(四)投资环境不够优
有关政策的科学性不够，透明度、稳定性不高，可操作性不强，政策编纂不及时，优惠政策承诺随意性过大；法律制度还难以满足外商对投资保障的心理要求，执法不严、司法不公、监督不力的现象仍不同程度地存在；对外商的税外乱收费现象仍时有发生，涉及外商的经济纠纷发生频繁，外商投诉案件在一定程度上增多。
在服务机构建设上，除宁波开发区、保税区外，其他各县(市)区、各级开发区都没有建立完整的投资服务机构，市里虽然成立了外商投资服务中心，但服务、协调的制约很大。各地重招商、轻服务，不能为外商提供咨询、注册、建设、经营全过程、全方位专家式服务。服务工作不够深，服务效率不够高。
(五)舆论宣传效果不够明显
与沿海其它省市相比，广东的招商重点为港澳，福建为台湾，上海为欧美大公司，江苏为新加坡，山东为日本、韩国，目标均比较明确。而宁波始终没有在招商的重点国别上有明确的定位和采取有针对性的措施。部分招商队伍走马观花，打一枪换个地方，钱花了不少，效果却寥寥。在招商项目准备方面，宣传资料十分简单，引不起外商的注意；项目资料也难以集中。由于体制上的原因和部门协调等方面的原因，符合浙江国民经济发展规划和产业导向的重大招商引资项目库，喊了多年始终没有建立和完善起来。国家级新闻媒体对宁波的宣传力度与大连、青岛、苏州等城市比相去甚远，宁波主要媒体很少有外语节目或宣传国外先进技术信息的专门栏目
四、宁波扩大利用外商直接投资的对策建议
(一)宽领域有重点地利用国际资本。吸引更多的国际资本投向传统农业改造、生态农业、绿色食品、农产品加工、水产品养殖加工等特色农业领域；重点吸引外商资金投向电子信息、现代医药、石化、纺织、服装等五大标志性产业，交通运输设备、先进装备制造、新型金属材料及制品、造纸业及纸制品、家用电器及设备、食品arms0造等六大成长性产业；抓住我国开放服务业的契机，加大科研服务、管理咨询、工业设计、现代物流、金融租赁、教育培训、文化传媒等现代生产型服务业和房地产、医疗保健、休闲旅游等新兴服务产业领域的引资力度。
(二)做好跨国大公司和高新技术企业的工作。目前宁波的企业建设中，港澳台中小企业存量投资已经很大，今后引进国际资本的重点应放在跨国大公司和高新技术企业上，争取更多国家的大公司、大集团来投资设厂，并促进已投资跨国公司积极增资扩股。要制定更为完善合理的激励政策，促进国外高技术企业来投资，以提升宁波的工业产业结构，增强国际竞争优势。
(三)加快引进国外先进适用技术。政府应提供优惠政策，加快引进国外先进技术，对能够提供关键技术的外商投资项目实行减税和利息补贴支持，加速折旧，优先提供政府采购项目合同等，来鼓励国外大公司、大集团转让先进技术。通过实施企业r&d退税补贴，提高财政科技投资支出比重，优先提供土地、建筑、运输、电力等政策措施，鼓励国外大公司、大集团在宁波设立r&d机构或基地。
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
2.2587
1.8888
注:括号内为t值，*表示1%的显著水平项目管理论文，**表示5%的显著水平，***表示10%显著水平，表7-表8同。
东部工业废水与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、上海、北京的FDI对工业废水排放量产生正影响，但t统计量不显著。河北、浙江、辽宁、广东、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废水排放量产生负影响，辽宁在10%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。辽宁的FDI每增加1个百分点，工业废水排放量将减少0.0835个百分点。
东部工业废气与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、河北、浙江、辽宁、山东的FDI对工业废气排放量产生正影响，但t统计量不显著。上海、广东、北京、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废气排放量产生负影响，江苏在5%的水平下显著。其他省（市）的t统计量不显著。江苏的FDI每增加1个百分点，工业废气排放量将减少0.1504个百分点。
表2 中部地区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
16.6018(7.9671*)
11.6524(3.9031*)
-1.1320(-2.3466*)
-1.2244(-1.8624**)
0.0587(2.1385**)
0.0967(2.6877*)
AR(1)
0.7772(15.2270*)
0.8699(24.1079*)
湖南--LNFDI
-0.0333(-1.0065)
0.8689
0.0030(0.0929)
0.0309
山西--LNFDI
5.29E-05(0.0022)
-0.5998
-0.0116(-0.5248)
0.9869
吉林--LNFDI
0.0224(1.3361)
-0.8116
-0.0138(-0.8731)
-0.1019
安徽--LNFDI
0.0068(0.3212)
-0.1071
0.0848(2.0050**)
-0.5360
黑龙江--LNFDI
-0.0691(-1.3522)
0.4276
0.0047(0.1391)
-0.1447
河南--LNFDI
0.0396(1.6098***)
-0.0902
0.0587(1.1488)
-0.1023
江西--LNFDI
0.0148(0.4637)
-0.3718
0.0410(0.9293)
-0.7326
湖北--LNFDI
-0.0348(-0.7651)
0.8336
-0.0194(-0.4111)
0.6340
R2
0.9992
0.9985
F
11085.59
6243.136
D-W
1.6877
1.6591
中部地区工业废水与人均地区生产总值呈正U型关系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI对工业废水排放量产生正影响，山西、安徽在5%的水平下显著，河南和江西在1%的水平下显著，吉林的t统计量不显著，影响最大的河南为0.1444项目管理论文，其次是江西。湖南、黑龙江、湖北的FDI对工业废水排放量产生负影响，黑龙江在1%的水平下显著，湖南和湖北的t统计量不显著。黑龙江的FDI每增加1%，工业废水排放量将减少0.1025%。
中部地区工业废气与人均地区生产总值呈正U型关系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI对工业废气排放量产生正影响，湖南的t统计量不显著，湖北在5%的水平下显著，其他省都在1%的水平下显著。影响最大的河南为0.0819，其次是安徽。吉林、黑龙江的FDI对工业废气排放量产生负影响，且都在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.1521，即FDI每增加1个百分点，工业废气排放量将减少0.1521个百分点，其次是吉林。
（二）东部和中部地区FDI对工业烟尘、工业粉尘影响差异分析
表3 东部地区LNGYYC、LNGYFC模型参数估计结果
LNGYYC
LNGYFC
变量
参数
固定效应
参数
固定效应
α
32.7262(2.8164*)
52.9893(3.8847*)
-10.5024(-2.6944*)
-18.5026(-4.0342*)
1.2657(2.9653*)
2.2848(4.5435*)
-0.0505(-3.2386*)
-0.0927(-5.0305*)
AR(1)
0.4000(6.1657*)
0.3097(4.5813*)
海南--LNFDI
0.0477(0.3532)
-4.19200
-0.2814(-1.2742)
-0.4495
河北--LNFDI
-0.0335(-0.3842)
0.5242
0.0267(0.2515)
-0.0456
上海--LNFDI
-0.1521(-2.7826*)
0.5767
-0.2069(-2.4847*)
0.3125
浙江--LNFDI
-0.0627(-0.8102)
-0.0833
-0.0941(-0.9720)
0.6786
辽宁--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
广东--LNFDI
0.0402(0.4283)
-1.1402
-0.0525(-0.4761)
0.6557
北京--LNFDI
-0.2631(-2.2266**)
1.3044
0.1188(0.2863)
-2.7899
天津--LNFDI
0.0139(0.1345)
-1.7711
-0.2062(-3.3778*)
-0.2964
江苏--LNFDI
-0.1082(-2.3398**)
1.4371
-0.0810(-1.0884)
0.7549
福建--LNFDI
-0.0546(-0.6975)
-0.9522
-0.0017(-0.0179)
-0.8758
山东--LNFDI
-0.1649(-2.4789*)
2.2796
-0.0876(-1.2915)
1.1267
R2
0.9829
0.9773
F
487.359
326.259
D-W
2.0287
2.1269
东部地区工业烟尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、广东、天津的FDI对工业烟尘排放量产生正影响，但t统计量不显著。河北、上海、浙江、辽宁、北京、江苏、福建、山东的FDI对工业烟尘排放量产生负影响，上海、山东在1%的水平下显著项目管理论文，北京和江苏在5%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。影响最大的北京为-0.2631，即FDI每增加1个百分点，工业烟尘排放量将减少0.2631个百分点。
东部地区工业粉尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。河北、北京的FDI对工业粉尘排放量产生正影响，但不显著。海南、上海、浙江、辽宁、广东、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废气排放量产生负影响，上海、天津在1%的水平下显著，其他省（市）t统计量不显著。影响最大的上海为-0.2069，即FDI每增加1%，工业粉尘排放量将减少0.2069%。
表4 中部地区LNGYYC、LNGYFC模型参数估计结果
LNGYYC
LNGYFC
变量
参数
固定效应
参数
固定效应
α
42.0185(1.8447**)
89.1652(3.1244*)
-13.5462(-1.6467***)
-32.1750(-3.1544*)
1.6143(1.6440***)
3.9980(3.3162*)
-0.0636(-1.6339***)
-0.1632(-3.4480*)
AR(1)
0.3172(4.1467*)
0.4488(6.0984*)
湖南--LNFDI
-0.0019(-0.0419)
-0.8825
0.0495(0.6818)
-0.8836
山西--LNFDI
-0.0189(-0.3482)
-0.0711
0.0357(0.7816)
-0.8062
吉林--LNFDI
-0.1284(-3.0416*)
0.3904
-0.1267(-3.4817*)
-0.4546
安徽--LNFDI
-0.0772(-1.4121)
-0.3836
-0.0923(-1.5097)
0.1776
黑龙江--LNFDI
-0.2387(-3.8292*)
2.0898
-0.2454(-3.2349*)
1.0407
河南--LNFDI
0.0198(0.3755)
-0.5630
-0.0493(-0.7333)
0.2108
江西--LNFDI
-0.0365(-0.7702)
-1.0183
-0.0689(-1.2353)
-0.1311
湖北--LNFDI
-0.1321(-2.4864*)
0.3379
-0.1383(-2.3095*)
0.7561
R2
0.9486
0.8592
F
155.442
46.2631
D-W
1.9311
2.1184
中部地区工业烟尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。中部8省FDI对工业烟尘排放量产生负影响，湖南、山西和河南的t统计量不显著，吉林、安徽、黑龙江、江西、湖北都在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.2609，即FDI每增加1个百分点，工业烟尘排放量将减少0.2609个百分点，其次是吉林项目管理论文，再其次是湖北。
中部工业粉尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。中部8省的FDI对工业粉尘排放量都产生负影响，湖南、山西、河南、江西的t统计量不显著，吉林、安徽、黑龙江、湖北的t统计量在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.3797，即FDI每增加1个百分点，工业粉尘排放量将减少0.3797个百分点，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）东部和中部地区FDI对工业固体废物产生量、工业固体废物排放量影响差异分析
表5 东部地区LNGTCS、LNGTPF模型参数估计结果
LNGTCS
LNGTPF
变量
参数
固定效应
参数
固定效应
α
63.4898(5.0320*)
8.7117(5.0309*)
-17.5778(-4.2654*)
-0.8248(-3.5953*)
1.7727(3.9784*)
-0.0581(-3.6181*)
AR(1)
0.8177(27.0287*)
0.5104(8.6360)
海南--LNFDI
0.2352(1.4884)
-4.4831
4.9656(3.7795*)
-49.2073
河北--LNFDI
0.2510(2.1371**)
-0.2996
0.2615(1.1668)
-0.3946
上海--LNFDI
-0.0111(-0.2948)
0.5235
2.3659(2.0572**)
-26.9802
浙江--LNFDI
0.1614(2.5550**)
-1.0426
-0.0413(-0.2534)
0.9621
辽宁--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
广东--LNFDI
-0.0459(-0.3341)
1.7425
0.2184(0.6742)
-0.9511
北京--LNFDI
0.05877(1.4172***)
-0.7293
-0.7027(-2.0111**)
10.3680
天津--LNFDI
0.1134(1.4843***)
-1.7596
0.2503(0.4228)
-2.4523
江苏--LNFDI
0.0285(0.5063)
1.2896
0.3357(0.4981)
-2.2678
福建--LNFDI
0.0139(0.1094)
0.9179
-0.1359(-0.5610)
2.9014
山东--LNFDI
0.0754(0.5823)
1.2289
-0.7350(-3.1354*)
8.6788
R2
0.9988
0.8743
F
7269.704
53.5716
D-W
2.0843
1.8612
东部地区工业固体废物产生量与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、河北、浙江、辽宁、北京、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业固体废物产生量产生正影响，河北和浙江在5%的水平下显著，北京和天津在10%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。影响最大的河北为0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、广东的FDI对工业固体废物产生量产生负影响，但都不显著。
东部地区工业固体废物排放量与人均地区生产总值呈递减型关系。海南、上海、广东、天津、江苏的FDI对工业固体废物排放量产生正影响，海南在1%的水平下显著项目管理论文，上海在5%的水平下显著，与其他省（市）相比回归结果反差很大，其他省（市）t统计量不显著。浙江、辽宁、北京、福建、山东的FDI对工业固体废物排放量产生负影响。辽宁在10%的水平下显著，北京在5%的水平下显著，山东都在1%的水平下显著，其他省（市）t统计量不显著。影响最大的山东为-0.7350，即FDI每增加1%，工业固体废物排放量将减少-0.7650%。
表6 中部地区LNGTCS、LNGTPF模型参数估计结果
LNGTCS
LNGTPF
变量
参数
固定效应
参数
固定效应
α
41.3077(3.8757*)
1991.625(1.8463*)
-11.3227(-2.9668*)
-941.7224(-1.8373**)
1.2302(2.7211*)
166.8861(1.8333**)
-0.0421(-2.3692*)
-13.0867(-1.8269**)
0.3829(1.8173**)
AR(1)
0.4372(6.4688*)
0.5462(7.7679*)
湖南--LNFDI
-0.0192(-0.6301)
-0.1254
0.1453(0.7240)
-3.5711
山西--LNFDI
0.0619(3.2135*)
-0.0267
0.1310(0.7933)
-1.5068
吉林--LNFDI
-0.0386(-2.2811**)
-0.3432
-0.1869(-1.3899)
-2.2181
安徽--LNFDI
0.0208(1.1657)
-0.2012
-1.0940(-3.7083*)
5.2815
黑龙江--LNFDI
-0.1889(-6.3619*)
1.8097
-0.9583(-1.7057***)
4.9852
河南--LNFDI
0.0880(4.0322*)
-0.9111
-0.3186(-1.6994***)
-0.2906
江西--LNFDI
0.0263(1.0920)
0.0630
-0.1247(-0.6319)
-1.8346
湖北--LNFDI
-0.0037(-0.2067)
-0.2943
-0.2196(-0.9938)
-0.5911
R2
0.9988
0.9100
F
7004.577
75.3401
D-W
1.8913
2.1274
中部地区工业固体废物产生量与人均地区生产总值呈倒N型关系。山西、安徽、河南、江西的FDI对工业固体废物产生量产生正影响，安徽和江西的t统计量不显著，山西和河南在1%的水平下显著，影响最大的山西为0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业固体废物产生量产生负影响，湖北的t统计量不显著，湖南、吉林、黑龙江在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.2256项目管理论文，即FDI每增加1个百分点，工业固体废物产生量将减少0.2256个百分点，其次是吉林。
中部工业固体废物排放量与人均地区生产总值呈四次曲线关系。湖南、山西的FDI对工业固体废物排放量产生正影响，湖南的t统计量不显著，山西在10%的水平下显著。吉林、安徽、黑龙江、河南、江西、湖北的FDI对工业固体废物排放量产生负影响，河南、江西在5%的水平下显著，湖北在10%的水平下显著，吉林、安徽、黑龙江在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-1.4849，即FDI每增加1%，工业固体废物排放量将减少1.4849%，其次是安徽，就FDI对工业固体排放量的影响来说，两省与其他省形成很大反差。
（四）东部和中部地区FDI对工业二氧化硫排放量影响差异分析
表7 东部地区LNSO2模型参数估计结果
LnSO2
变量
参数
固定效应
α
1.7784(10.4264*)
0.2475(7.8184*)
AR(1)
0.3621(5.9372*)
海南--LNFDI
0.3036(4.0824*)
-6.565940
河北--LNFDI
-0.0529(-2.2161**)
1.448053
上海--LNFDI
-0.1001(-3.0210*)
0.746609
浙江--LNFDI
-0.0234(-0.8374)
0.436150
辽宁--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
广东--LNFDI
0.1235(2.4580*)
-1.469815
北京--LNFDI
-0.2192(-3.0616*)
1.380896
天津--LNFDI
-0.0549(-0.8785)
-0.400097
江苏--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山东--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
东部地区工业二氧化硫排放量与人均地区生产总值呈递增型关系。海南、广东、福建的FDI对工业二氧化硫的排放量产生正影响，海南和广东在1%的水平下显著项目管理论文，福建的t统计量不显著。影响最大的海南为0.3036，其次是广东。河北、上海、浙江、辽宁、北京、天津、江苏、山东的FDI对工业二氧化硫排放量产生负影响，河北在5%的水平下显著，上海、北京、江苏和山东在1%的水平下显著，浙江、辽宁、天津和福建的t统计量不显著。影响最大的北京为-0.2192，即FDI每增加1个百分点，工业二氧化硫排放量将减少0.2192个百分点，其次是山东，再其次是上海。
表8 中部地区LNSO2模型参数估计结果
LNSO2
变量
参数
固定效应
α
49.7283(2.7411*)
-16.4410(-2.5267*)
1.9236(2.4931*)
-0.0729(-2.3995*)
AR(1)
0.4471(6.3202*)
湖南--LNFDI
-0.0502(-1.6367***)
0.5336
山西--LNFDI
-0.0027(-0.0862)
0.3643
吉林--LNFDI
-0.0347(-1.1924)
-0.6959
安徽--LNFDI
-0.0331(-1.0058)
-0.1321
黑龙江--LNFDI
-0.0817(-1.8392**)
-0.0178
河南--LNFDI
0.0577(1.3970)
-0.4663
江西--LNFDI
-0.0021(-0.0525)
-0.5978
湖北--LNFDI
-0.1256(-3.4697*)
1.1308
R2
0.9859
F
591.498
D-W
2.0540
中部地区工业二氧化硫排放量与人均地区生产总值呈倒N型关系。山西、河南的FDI对工业二氧化硫的排放量产生正影响，但t统计量不显著。湖南、吉林、安徽、黑龙江、江西、湖北的FDI对工业二氧化硫排放量产生负影响，湖南、安徽、江西在5%的水平下显著，吉林、黑龙江、湖北在1%的水平下显著。影响最大的湖北为-0.1255，即FDI每增加1个百分点，工业二氧化硫排放量将减少0.1255个百分点项目管理论文，其次是黑龙江，再其次是吉林。
从以上回归结果分析显示，东部十一省（市）的污染指标与人均地区生产总值大多呈现倒N型关系。相对来说，上海、北京、山东、江苏、天津和辽宁的FDI是“清洁”的。东部多数省（市）的FDI对工业废水、工业废气、工业粉尘、工业烟尘、工业二氧化硫产生负向影响，而多数省（市）的FDI对工业固体废物的排放量和工业固体废物产生量产生正向影响。中部八省的污染指标与人均地区生产总值呈现正U型和倒N型关系，工业固体废物排放量出现四次曲线关系。中部地区FDI相对较“清洁”的是黑龙江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI对工业废水、工业废气、工业固体废物、工业二氧化硫排放量和工业固体废物产生量产生负向影响，即有利于环境改善，大部分省的FDI对工业废水、工业废气产生正影响。
四、结论
东部地区的辽宁、山东的FDI对工业废水排放量产生显著的负影响；中部地区只有河南的FDI对工业废水排放量产生显著的正影响。东部地区江苏的FDI对工业废气排放量产生显著的负影响；中部地区安徽的FDI对工业废气排放量产生显著的正影响。东部地区的上海、北京、江苏、山东的FDI对工业烟尘的排放量产生显著的负影响；中部地区的吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业烟尘的排放量产生显著的负影响。上海、天津的FDI对工业粉尘的排放量产生显著的负影响；中部地区的吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业粉尘的排放量产生显著的负影响。东部地区的河北、浙江、北京天津的FDI对工业固体产生量产生显著的正影响；中部的地区的吉林、黑龙江的FDI对工业固体产生量产生显著的负影响，山西的FDI对工业固体产生量产生显著的正影响。东部地区的辽宁、北京、山东的FDI对工业固体排放量产生显著的负影响，海南和上海的FDI对工业固体排放量产生显著的正影响；中部地区的安徽、黑龙江、河南的FDI对工业固体排放量产生显著的负影响。东部地区的河北、上海、北京、江苏、山东的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的负影响，海南、广东的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的正影响；中部地区的湖南、黑龙江、湖北的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的负影响。东部地区FDI最“清洁”的是北京，其次是上海；中部地区FDI最“清洁”是黑龙江，其次是吉林。需进一步研究北京的FDI产业分布，借鉴经验调整中国FDI的区位和产业分布。东部和中部省（市）的FDI对污染指标的影响存在较大差异，总的来说，东部地区的FDI比中部地区的更清洁，这可能是因为中国的FDI主要集中于东部地区，因而存在有结构效应和规模效应。宽松的环境管制是吸引外商直接投资进入的一个重要因素，具有一定的“污染避难所”效应特征，但中国并未成为一个世界的“污染避难所”。
参考文献
[1]Grossman G，Krueger A.Environment Impactsof The North American Free Trade Agreement.NBER， [R] Working Paper，No3914，1991
[2]Eskeland，G.S.and Harrison，A.E.“Moving to Greener Pasture? Multinationalsand the Pollution Haven Hypothesis，”Journalof Development Economics. 2003，70 (1)：1- 23.
关键词： 外商直接投资； 面板数据；区域差异
一、引言
改革开放以来中国经济高速发展，FDI的规模也逐渐扩大，按不变价格计算，FDI从34.87亿美元到2005年的603亿美元，增长了17倍，但是这种高速增长是通过不平衡增长来实现的。尤其是东部与中西部经济增长差异，80%的资金流向了东部，仅有不到20%资金流入中西部。从经济发展水平来看，东部经济最发达，增长最快。中国地区增长的不平衡性体现得很明显，FDI的流入加剧了东西部二元经济结构的差异以及地区经济发展的差异。因此，分析FDI地区差异对经济发展的影响是有必要的，本文基于面板数据模型对此进行分析。
二、模型的建立
新古典主义强调资本积累是经济增长的源泉，本文应用柯布道格拉斯函数来反映FDI对经济增长的贡献，区域总产出用GDP来衡量，投入包括资本和劳动力，投资包括国内固定资产投资和外商直接投资。GDP代表国内生产总值，FDI代表外商直接投资，I代表国内固定资产投资，指国内总投资扣除了外商直接投资，L代表劳动力。区域生产函数可以表示为：
四、经济计量分析
我们采用的是1990-2004年的数据，共28个省市的数据，由于和青海数据缺失，排除在外，而重庆在1997年才成为直辖市，所以把重庆市数据合并到四川省。我们把中国划分为东中西三大经济带，东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省份，中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省份，西部包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、新疆9个省份。
为建立模型，首先，要确定选用固定影响模型还是随机影响模型。由于笔者所做的模型仅就各地区自身的资料进行研究，主要比较FDI对东中西部对经济增长的影响,所以将模型取为固定效应模型。
其次，根据前面的分析，要确定模型是变系数模型、变截距模型以及混合回归模型中的哪一种。下表是运用Eviews对以上三种模型分别估计后所得的。因此在选取模型时，三大经济地带选取了变系数和变截距模型。说明即使是在同一经济带内，不同省市的经济发展水平、投资、劳动力对各自经济增长的差异有显著差异。
我们采用各省市的综合情况来分析，东中西部的经济增长模型。东中西部的校正R2系数分别是0.989136、0.961466、0.992154，说明模型东中西部GDP99%、96%、99%能由FDI、I、L来解释，模型的可解释程度很高。
东部地区共有9个省市的FDI通过了t值检验，占到了东部地区的81.9%,中部地区共有西部地区共有6个省市的FDI通过了t值检验，占到了中部地区的75%,6个省市的FDI通过了t值检验，占到了西部地区的66.7%。除此以外，东中部的FDI的系数普遍比西部要高，说明东中部外商直接投资对经济增长的贡献要高于西部。
东部地区所有省市的I系数均通过了t统计值显著性检验，占到东部地区的100%；中部地区所有的省市均通过了t检验；西部地区共有8个省市的投资通过了t值检验，占到了西部地区的88.9%。东部地区的国内投资的弹性系数明显高于中西部地区，说明不管是国内投资还是外商直接投资，东部的作用与贡献都要高于中西部。
东部地区共有10省市的L通过了t值检验，但是其中有六个省市的符号为负，未通过经济意义检验，只有福建、山东、广东、海南的劳动力弹性值符合条件。对于中部地区，五个省市符合条件，分别是山西、吉林、安徽、江西、河南、湖南。西部地区符合条件的是贵州、陕西、宁夏。但是东部地区通过检验的系数均大于中部和西部地区。
五、小结
（一）外商直接投资对东部经济增长的影响明显大于西部地区，说明外商直接投资是加剧中国二元经济结构的重要原因之一
东部地区改革开放早，区位条件、基础设施和经济技术基础好，吸引了进入中国的大部分外商直接投资。外商直接投资的大规模进入，通过增加资本形成，扩大出口和创造就业等效应，推动东部地区的快速发展，反过来，东部沿海地区的快速增长又提高了人们的收入水平，改善了外部条件，从而进一步扩大外商直接投资的进入。然而，外商直接投资对中西部地区的影响较弱，实证结果显示中西部FDI通过t检验的省市比例要低于东部，而且弹性系数明显比东部地区要小。因此积极吸引外商投资流向中西部将具有十分重要的意义。
（二）国内投资方面
比较国内投资与外商直接投资的系数，可以看出国内投资对经济增长的贡献明显大于外商直接投资。国内投资仍是经济增长的第一位的原因，国内投资的区域差异是地区经济差异的主要原因，西部地区要充分利用和吸引国内投资，对进入中西部进行投资的企业和项目给予优惠政策。
（三）劳动力方面比较复杂，从比例上看，中部地区的最大
这说明中部地区劳动力还能发挥积极充分的作用，东部的某些经济较发达地区，劳动力数量多，容易形成劳动力饱和，而且某些产业从劳动密集型向技术密集型发展，劳动力贡献下降。而西部地区技术教育水平落后，主要是劳动密集型经济，非熟练劳动力比例大，对经济贡献也低。但是就弹性系数来看，东部地区的仍居首位，最高的是广东，达到了3.503704，在此意义上东部劳动力优势仍超过中西部。
[参考文献]
[1]甘燕鲲.外商直接投资对中国区域经济增长的贡献及其地区分布因素的比较研究[M].中国优秀博硕士学位论文全文数据库.2004.4
关键词：FDI；外商直接投资；区位选择
基金项目：本论文为2013年度上海远程教育集团学科研究课题（项目编号JF1319）
改革开放以来，外商对华直接投资保持了高增长状态。并且在我国形成了长三角、珠三角和环渤海为代表的三个外资集中投资区域。近年来，随着我国政府加大对中西部的开发，外资也不断向中西部地区迁移。
一、FDI的区位分布特征及变化
（一）FDl分布明显呈“东高西低”的格局
从地区分布看，在全国累计FDI中地位最重要的省、市，几乎全部集中于东部沿海地区；中西部地区的地位微不足道。根据《中国统计年鉴》的数据计算，在1980-2004年期间中国所引进的外商直接投资的86.80%都集中在东部沿海地区，其中，长江三角洲、珠江三角洲和环渤海地区共占64.8%。2000年以来中央政府的区域发展政策和各地方政府的引进外资政策使得一部分外商直接投资向中西部内陆地区转移，但是东部沿海地区还是外商直接投资的集中地区，2004年其比重还为85.93%，而中西部地区18个省区市，所占比例合计不到15%。
（二）FDI的聚集效应突出，扩散速度缓慢
流入中国的FDI不但聚集于东部地区，而且在东、中、西三大区域内也呈现出聚集现象。截至2005年，东部地区实际使用外商直接投资前五名的省（市）是广东、江苏、山东、上海和浙江，它们也是全国范围内实际使用外资金额最多的前五位省份；中部地区利用外资前三名的省份是湖北、湖南和江西；西部地区利用外资前三名的省（区）是广西壮族自治区、四川和陕西。实施西部大开发战略和加入WTO后，外商在华直接投资并没有像人们预计的那样向西部地区迅速推进，反而进一步向沿海地区集中，长江三角洲和环渤海湾地区日益成为理想的投资地区。从长远看，外商直接投资会逐步向中西部地区推进，但这种“西进”只能是“渐进式”的，而不可能是“大跨越”。
二、FDI在我国区位选择的决定因素
我国学者把影响外商在华直接投资的地区选择因素分为成本因素、制度因素、市场因素和集聚经济等因素，采用经济计量的方法分析FDI的区位选择决定因素。
1.劳动力成本作为外商选择投资地点的成本因素之一，发挥着决定性作用。这里的劳动力成本并不是简单地指劳动者薪资，外商更愿意投资在人口素质高的地区，人才的聚集效应。
2.运输条件在吸引外商直接投资中是一个很重要的内容。交通事业的发展程度决定了运输成本的高低。尤其是在垂直分工的投资中，在资源开发投资、利用低成本生产后再出口的投资、资本密集型项目既需规模经济又需大量进口零部件和原材料的投资中，运输成本对投资地点选择的影响力很大。
3.经济增长作为投资区域选择的市场因素之一，站在选择投资国的角度考虑也是个重要因素。
三、FDI对我国区域经济的影响分析
已有的大量FDI研究文献都证明外商直接投资对地区经济发展的作用，我国三十多年改革开放的实践也证明了FDI对经济增长的促进作用。FDI在我国区域分布上的不均衡与我国区域经济发展的不均衡相一致，很多研究证明这种区域经济发展的差距在很大程度上可归为外商直接投资的不平衡分布。
无论是从工业化进程来看，以及FDI对区域贸易的影响，还是从促进区域的科技和制度创新来看，FDI都积极促进了区域经济的发展。
另一方面，外资对国内民间资本的挤出效应，以及某些外商投资项目技术水平低、环境污染问题突出，也带来了相应的负面效应
四、评述及相关政策建议
由本文上述分析可见，引资现状体现出的产业结构问题不容忽视，结合对我国外商投资区域差异制约因素的分析，建议如下：
1.各地区在发展经济的过程中，应努力扩大区域经济的开放度，重视利用外资壮大自己，振兴当地经济。这绝不单纯是提供“数字化”的政策优惠，更要切实把握市场经济的运行规律，不断完善开放有序的市场体系，巩固加强配套基础设施，建设健全法制环境等，甚至走在引资的前头。只有首先给外商创造出了一个有稳定预期回报的社会经济环境，才能使引资发展政策具有长远意义。
本文在回顾已有文献和研究的基础上，从江苏省吸引外商直接投资和技术水平的实际情况出发，基于江苏省1995～2009年的数据，通过建立技术进步效应模型分析了FDI对江苏省技术进步的影响，在实证分析的基础上提出相应的政策意见。研究结果表明，FDI是江苏省技术进步的长期和短期原因，在一定程度上促进了江苏省经济的发展。
【关键词】
外商直接投资；技术外溢效应；经济增长；全要素生产率
0 引言
外商直接投资（以下简称FDI）的技术外溢效应，指的是广义FDI内含的人力资本、R&D投入等因素通过各种非市场渠道导致其先进的生产技术、经营理论、管理经验等的非自愿扩散，以及由于FDI的进入加剧了当地企业间的竞争，从而促进了当地企业生产率的提高，进而对东道国经济长期增长作出贡献，而跨国公司又无法获得全部收益的情形。从经济学上而言，这是一种经济外在性的表现。
外商直接投资在中国分布极不平衡，主要集中在东部沿海地区，其次是中部地区，西部地区最少。江苏省是长江三角洲经济快速发展的典型代表，外资集聚，具有可观的发展前景，在引资规模、质量上具有举足轻重的经济地位。FDI是否在中国实现了技术外溢效应，在多大程度上促进了中国本土企业的技术进步？由此带来了激烈的争论，因投资环境、引用数据、选取地区等众多因素并未得到一致的结论。因此，本文在综合前人研究和现有文献的基础上，选取江苏省作为本次研究的代表，构建计量经济模型，运用经济计量学进行分析和检验，研究FDI对中国本土企业的技术影响，并在何种程度上促进中国本土企业的技术进步，针对计量结果进行分析并提出相应的对策建议。
1 文献综述
从20世纪60年代开始，逐步有国内外学者对FDI的技术外溢效应进行分析和研究。1974年，Caves首次提出了用于检验FDI技术外溢效应的模型，计量分析得出本土企业的劳动生产率与外资企业的进入程度存在正相关关系。然而对于FDI技术外溢效应的存在与否，国内外学者进行的实证分析有不同的结论看法。如Barry等（2001）考察爱尔兰制造业1990～1998年间的企业面板数据，发现大量的负溢出效应，原因归咎于东道国与跨国公司之间在劳动力市场上的过度竞争。
近年来，国内关于FDI技术外溢效应的研究也逐渐增多。大多数研究结果表明，中国存在FDI技术外溢效应。如何洁、许罗丹（1999）对中国工业部门FDI的技术外溢效应进行了实证分析，结果表明外资企业对内资工业部门存在正向的溢出效应，并存在随着引资规模的扩大而加强的趋势。沈坤荣、耿强（2001）利用30个省市自治区的FDI总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，得出了FDI与GDP的动态相关关系的结论：FDI占GDP的比重每增加1%，全要素生产率就可以提高0.37%。赖明勇和包群（2003）用1979～2000年的数据进行检验，认为FDI的技术外溢效应显著，但是具有一定的时滞。然而也有部分学者在对一些个别省份的研究中发现FDI存在技术溢出的负效应或者溢出效果不显著。如潘文卿（2003）对中国西部地区的实证分析表明，该地区外资引进不理想，FDI在西部地区产生了不太明显的负面效应。代峰（2005）基于广东省11个城市面板数据的研究，实证分析结果表明，FDI对广东省11个城市的技术溢出存在负效应。产生这些差异的原因，不可忽略的是实证分析所选取的样本数据、计量模型、数据处理方法等各种因素，以及所选地区的引资特点、市场环境等差异，因此结果可能不尽相同。
目前，中国关于FDI技术溢出效应的研究仍以全国层面的数据作为研究样本为主，近年来也相继出现了一些对具体省份的研究。但是国内关于此类研究涉及范围广泛，内容较为单一零散，在具体层面上的分析较为缺乏。如果忽视个体情况的研究，既不能全面深入认识和分析FDI的技术外溢效应，又不能因地制宜采取适宜的外资政策，因此要具体问题具体分析。从总体上，FDI促进了中国本土企业的技术进步，那么对于江苏这单一省份是否也存在这样的技术外溢效应？FDI在多大程度上促进了江苏本土企业的技术进步，本文将围绕此展开研究分析。
2 FDI对中国本土企业技术溢出的经验研究
2.1 江苏省吸引外商直接投资和技术水平概况
1995～2009年，江苏省的实际外商直接投资总额达到1852.26亿美元。从外商直接投资总量上来看，FDI在江苏省呈现不断增长的趋势；但从外商直接投资年增长率来看，FDI在江苏省总体上呈现正向增长，在部分年份增幅为负，其中2003年引用外资增幅最大，为上年的52.44%，而2004年FDI总量下降，增幅为负。总体而言，江苏省吸引外商直接投资存在快速发展的趋势。同时，江苏省的经济始终以持续、稳定的趋势快速增长，综合实力不断增强，全省的GDP值呈现稳步提升。2009年，江苏省全员劳动生产率水平（人均GDP）为44744元，比上年提高12.9%，高于全国平均水平，但与发达国家相比，还是存在很大的差距，仅仅够得上中等收入国家水平。总体上来说，江苏省的劳动生产率水平有了很大的提高，但是与发达国家相比还是远远落后，究其根本还是在于技术水平的落后。因此创新能力提升必须加大力度、加快步伐。近年来，江苏省取得的技术进步成果显著。那么呈现快速发展趋势的FDI与江苏省技术水平的提高是否存在关联呢？FDI是否江苏省技术进步的催化剂呢？本文将通过建立技术进步模型加以验证。
2.2 技术进步效应模型
1.计量模型设定
（1）索洛—米德模型
假设国民经济生产部门只有两种生产要素——劳动和资本，产出只受到这两种要素的影响，则根据柯布道格拉斯-生产函数，：
（1）
其中，Y表示产出GDP，K表示总资产，包括外商直接投资，L表示劳动人数，A表示全要素生产率，衡量除了K、L两种要素外的其他要素对经济增长的影响，反映包括知识、人力资本、管理等在内的技术水平，用此作为衡量技术进步的指标。分别表示资本和劳动对经济增长的弹性。对式1进行转换，得到
（2）
用OLS（普通最小二乘法）对式3进行回归，求得α的估计值。在假定规模报酬不变的条件下，有。求得的参数估计值，即可求得全要素生产率A=。
（2）验证FDI与技术进步指标—A（全要素生产率）的长期关系
第一，为了避免因为时间序列的不平稳性而出现的“伪回归”等现象，运用ADF检验法对FDI以及A序列数据进行单位根检验，检验其时间序列数据的平稳性；其次，检验FDI以及A时间序列的单整性。
只有在FDI与A时间序列是同阶单整变量时，才能进行协整，进一步检验FDI与A时间序列的长期关系，否则，协整不能进行。
第二，在满足协整的条件下采用E-G（恩格尔—格兰杰）两步法对FDI以及A序列进行协整分析，考察其长期因果关系。首先假设FDI（为表示简便，以下用字母Z表示FDI）、A均为d阶单整序列，可建立模型：
（3）
其中残差为。
第三，检验的平稳性。如果{}为平稳时间序列，则是协整的，两者存在长期均衡关系；如果{}是非平稳的，则不是协整的，两者不存在长期关系。
（3）检验FDI以及A两者的短期因果关系
在存在长期均衡关系的条件下，为弥补长期静态模型的缺陷，须建立误差修正模型来检验FDI的短期因果关系。对于具有协整关系的时间序列FDI，其误差修正模型为
（4）
其中，Ecm表示误差修正项，体现了对即FDI长期均衡关系的控制，一般条件下0
2.数据和变量的选取
本文选取1995～2009年江苏地区的数据为样本，其中GDP用江苏省的地区生产总值表示；FDI为江苏省的实际外商直接投资金额，对外商直接投资金额用当年的人民币对美元平均汇价进行转换；K用江苏省的全社会固定资产投资表示，L用全省的从业人数表示。数据来源于江苏省统计年鉴。
3.计量回归分析
（1）利用统计软件Eviews5.0对式6进行回归分析，得到生产函数的估计式为：
（5）
从回归结果看，江苏省在1995～2009年期间全社会固定资产的投入的产出弹性为77.61%，从业人数的产出弹性为0.2239=22.39%，回归结果是显著的。依据，可求出全要素生产率。
（2）运用ADF检验法对FDI（以下用Z表示）以及A时间序列进行单位根检验，检验其平序列的平稳性，并检验其单整阶数，检验结果见表1所示。
由表1的检验结果可知，在ADF检验下，{}、{}均为非平稳时间序列；{}为平稳时间序列，则为一阶单整序列，记为；也为平稳时间序列，即{}为一阶单整序列，记为{}～。
（3）在具备协整的条件下，进一步检验FDI与A时间序列的长期关系。对式3进行回归，得到估计方程为：
（6）
因此，得到残差为，对残差的平稳性进行单位根检验，得到ADF检验值=—3.8045，小于其临界值—3.1199（显著性水平为5%），因此拒绝原假设，不存在单位根，则{}为平稳时间序列。
也就是说，全要素生产率A与外商直接投资具有长期均衡关系。FDI每增加1亿人民币的投入，将会带来4.78*10-6个单位的全要素生产率的提高，即FDI对A的影响是正向的，即FDI存在技术外溢效应。
（4）短期因果关系分析
对式4短期因果关系进行回归分析，得到
式7说明在每一年，全要素生产率对其长期均衡值的偏离由71.78%得到纠正，全要素生产率在受到短期冲击后，将会很快回到其长期增长路径上去。
综上，在1995～2009年期间，资本投入产出弹性为77.61%。从业人数的产出弹性为22.39%，由此计算得出的全要素生产率A与外商直接投资具有长期均衡关系：FDI对江苏省的技术水平具有促进作用，即每增加1亿人民币的投入，将会带来4.78*10-6个单位的全要素生产率的提高，即 FDI存在正的技术外溢效应得到证实。在每一年，全要素生产率对其长期均衡值的偏离由71.78%得到纠正，说明FDI也是技术进步的短期原因。
3 结论和政策建议
实证分析表明，FDI是在一定程度上促进了江苏省经济的发展，并且是其技术进步的长期和短期原因，但是技术外溢效果并非十分显著，这可能有以下几个方面的原因：
一是数据限制，样本容量受限和数据处理方式问题；
二是产业分布不均，外商直接投资在江苏具有产业导向，主要集中在加工贸易上，技术含量较低，仍处于价值链的较低端，而且FDI在不同的产业中作用方向可能不一致，总体考察时可能会相互取消，由此也可能导致检验数值较小；
三是FDI在资产投入中的比重越来越小，在内外资企业中形成的正反馈机制中发生的作用减小，在一定程度上阻止和抑制了外商直接投资的技术溢出效应；
四是从FDI技术进步效应模型可知，江苏省的外商直接投资的确产生了一定的FDI技术溢出效应，但是溢出效果并非十分显著，效应较弱。加上近年来江苏省的FDI规模一直持续扩大，但在江苏省GDP的比重中却有逐年下降的趋势，说明在FDI在最近几年中的利用效率可能存在一定的问题。
目前，创新型江苏建设正稳步向前推进。但从整体上，全省科技水平还不够高，科技实力和发达省份相比仍有差距，实现“十二五”规划发展目标仍需继续努力。为了进一步提高外商直接投资FDI对中国技术外溢效应，促进江苏本土企业的技术进步，提高其技术创新能力，结合江苏省当前的发展现状，应以下几个方面进行改善：一是有选择性的吸引外资，促进区域经济发展的协调性；二是提高本土企业的技术吸收能力；三是加强内外资企业的合作和交流；四是加强对知识产权的保护，推进自主技术创新；五是政府支持。政府更应该担任好“中介”这个角色：为内外资企业构建良好的沟通平台或渠道，实现信息共享，充分调动行业协会发挥其作用，采取一定的激励措施以促进内外资企业的技术合作或者技术转移。
【参考文献】
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关键词：外商直接投资；FDI；区位因素
中图分类号：F740文献标志码：A文章编号：1673-291X(2008)18-0103-03
近年来，我国成为外商直接投资的一个重要目标国，而外资也成为我国的重要资金来源之一。尤其是近十余年来，我国吸收国际直接投资的数量一直位居发展中国家的前列。截至2005年末，我国累计批准设立外商投资企业59.4万家，实际使用外资金额达6 854亿美元。世界500家最大的跨国公司几乎都在我国进行了直接投资。FDI对中国经济的繁荣做出了很大的贡献。本文希望通过实证分析，深入了解我国吸引FDI流入的关键区位因素，从而能更好地有利于我国经济的发展。
关于影响FDI区位选择的因素，国内外已经有很多学者对此作了研究和探讨。
有些学者从成本最低化角度来探讨FDI的区位决策，如Caves（1982）①以及Mariotti和Piscitello（1995）②等从各种成本角度对FDI的区位决策进行了实证研究。依据邓宁的国际生产折衷理论，Woodward D. 和R. Rolfe（1993）③对影响出口导向制造业国际分配的主要因素进行了实证分析，结果呈现对投资选址产生正影响的因素有：人均国民生产总值、土地面积、汇率贬值、政治稳定因素、制造业的集聚度、免税期限、自由贸易区的规模等；而产生负影响的因素有：工资、通货膨胀率、利润汇回管制、运输费用、工会组织等。现今随着信息经济学的不断发展，又有研究指出直接投资的区位选择是外商为了降低信息成本的一种理性选择。中国也已有很多研究做了相关分析。魏巍贤（1997）在《外商在中国直接投资的决定因素》一文中，将FDI作为系统的内生变量，结果表明：外商直接投资是东道国的市场规模、资本成本决定的；实际GDP增长率作为一个可反映一国的市场规模和潜力的变量是刺激外商在我国直接投资的一个重要因素。沈坤荣、耿强（2001）构建了一个包含外国直接投资和人力资本的内生增长模型，并运用1987―1998年中国29个省、市及自治区的有关数据进行回归分析，认为外国直接投资的增长导致了经济增长率的增加，并且发现外国直接投资技术扩散效应的发挥程度与人力资本有着至关重要的关系，沈在他2002年的论文中，进一步采用中国分省分年的Panel Data数据和计量分析方法，研究人力资本存量对外商直接投资区位选择及投资规模的影响。结果显示，除了市场容量、劳动成本、市场化水平等因素以外，人力资本存量是影响FDI区域性选择和投资规模的重要因素。
从以上相关的文献研究中，可以发现各国学者对于影响FDI的区位因素的研究已经很多，但是针对中国做的研究还比较有限，而随着外国对华投资规模的飞速提高，而我国加入WTO后面临新的挑战，我们有必要再次审视影响外商对华直接投资的区位因素。在借鉴以上文献成果的基础上，本文拟从FDI累计投资额、人力资本、市场规模、市场开放度、制度因素这五个方面综合分析他们对外商直接投资的影响，以丰富现有的文献。
模型分析
在前述理论分析的基础上，根据我国具体的国情，本文选择以下几个变量作为影响我国吸引外商直接投资的宏观因素：
累计投资额：一个地区的现有外商直接投资规模对吸引外资有一定的示范作用。贺灿飞（1999）的研究表明,外商在华直接投资存在的“区域性自我加速”机制导致外商直接投资的区域模式呈现一定程度的刚性。一国累计外国直接投资越多，一定程度上说明该国投资软硬环境较好或该国的外资环境较好、比较容易得到其他外商的了解和认同，从而更多的引致投资流入该国。对于累计投资额这个变量本文采用我国FDI累计额（FDIL）指标来衡量，其系数假设为正。
人力资本：人力资本指标的度量是一个难题。到目前为止，尚无一个行之有效的方法去准确计算一个个体的人力资本存量。像教育和卫生这样的活动，通过提高人的生产能力，如更高的技能和更好的身体，对社会产品的增长作出贡献。由于这些活动的支出对经济增长的作用和有形资本投资一样，所以，将其称为人力资本投资是适宜的。考虑到数据的可得性，本文用中央和地方财政支出文教、科学、卫生事业费作为反映指标。
市场规模：工业区位理论的市场学派认为，市场容量是影响产业地理分布的重要原因，Glickman（1988）①等也认为，外商直接投资进入东道国的主要目标之一是为了占领当地市场。从理论上来说经济和市场规模越大的地区，将会吸引越多的外资企业。本文选用中国每年的社会消费品零售总额（LSE）作为反映指标，它的系数假定为正，因为一般一国市场规模越大，越易吸引外商投资，特别把东道国当作市场产品或服务的消费国时。
市场开放度：我们用开放度这一指标，因为它可以比较好的代表一个地区的政策导向。衡量特定国家对外开放度的指标通常是国际贸易水平。一般而言，一个地区的政策越开放，其进出口贸易发展就越快，相应的，其开放度就越大。企业通过国际贸易来积累贸易对象国的经济、文化、政治等领域的各项知识和经验获取投资信息。这里用我国每年的进出口额/GDP（KFD）来衡量。
根本制度因素（虚拟变量）：一个地区的对外商直接投资的根本政策制度因素也对FDI流入量有较大的影响。Lall和Siddharthan（1982）②发现外资企业在美国的经营活动与有效保护率呈显著的正相关关系。有实证研究表明：“制度因素比经济因素或硬环境更重要”，“一个自由开放的经济体制和欢迎外资的政策是决定国际直接投资流的最重要的因素”（鲁明泓1999）。所以，我们在研究区位因素时除了关注传统的硬环境和经济等因素外，还要注重对制度因素的分析和研究，包括东道国是否建立了国际直接投资和贸易运行框架或为跨国企业运行提供便利等。1992年的和十四大的召开为我国外资的优惠政策提供了根本的制度基础，因此，吸收的外资迅猛增长。故以1992年为分界线，以前的年份取值0，自1992年起取值为1。
此外还有很多因素影响FDI的流入。如基础设施状况，但因涉及通讯运输两大方面，而技术进步带来的联系方式呈现多样化，所以能够衡量基础设施状况的指标难以确定。
模型构建：
假设：FDI累计投资额、人力资本、市场规模、市场开放度、制度因素均影响着中国外商直接投资流入，并且都起促进作用，即影响系数为正。
另外，前一年的FDI累计投资额对后一年的FDI流入量有影响，故FDI累计投资额取值滞后一年。鉴于时间滞后性等的影响，人力资本取值滞后一年。所以，构造方程为
Ln（FDI）=C（1）+C（2）*Ln（FDIL（-1））+C（3）*HS（-1）+C（4）*Ln（LSE）+C（5）*（KFD）+C（6）*（ZD）③
数据平稳性检验及格兰杰因果检验：
Ln（FDI）是一阶非平稳时间序列，Ln（FDIL）是二阶非平稳时间序列，HS是一阶非平稳时间序列，Ln（LSE）是二阶非平稳时间序列，KFD是二阶非平稳时间序列，ZD是一阶非平稳时间序列。
由检验结果显示，原假设“Ln（FDIL（-1））、Zd分别不是Ln（FDI）变化的原因”被拒绝，“Ln（LSE）、HS、KFD不是引起 Ln（FDI）变化的原因”被接受。基于以上检验，本文决定暂时采用FDI累计投资额、市场规模、人力资本以及制度因素作为自变量。
回归结果：
LNFDI=-2.957558903+0.4080294192*LNFDIL
（-1）+1.251901851*LNLSE
T=（-1.092958）（2.511906）（2.150531）
P=0.28880.02180.0453
-1.087597697*HS（-1）+1.302540468*ZD
（-2.691124） （8.747027）
0.0149 0.0000
结果说明外商直接投资规模、市场规模和制度因素对FDI的流入具有显著的影响，而市场规模、市场开放度和人力资本对FDI的影响不明显。
政策建议：
下面我们将详细的分析统计结果：
1.累计投资额。由分析结果可以看到，外商直接投资规模对FDI的流入具有显著的积极影响。由此说明累计FDI对外商特别是新来外商的直接投资决策有重要的示范效应。FDI对自身的正的很强的自增长效应已被广大学者注意到。所以，中央尤其是地方政府在制定和执行针对FDI的相关政策时，不应局限于效果立竿见影的决策，应适当避免一些短期决策，考虑政策的长期影响。而且近年来，外商投资产业呈现出集聚现象。市场机制的作用下区域产业发展的优势和积累效应为外商直接投资创造了良好的投资条件。因此，政府可以适当地引导形成产业集聚，特别是中西部地区，可以吸引FDI到中西部大开发中，解决资金不充足的瓶颈。
2.根本制度因素。由回归结果可知，政策制度环境的根本变化对跨国公司直接投资的区位决策具有重大影响。但我们应注意的是这一因素不能成为我们吸引FDI的砝码。因为现在对FDI的根本制度可以说是“欢迎”外商直接投资，至少近期内是不会有什么变化的。我们更应注重的是其他非“国策”性政策的制定。再者，加入WTO后，我国利用外资政策将从税收激励机制为主的优惠政策转向以公平竞争机制为主的规则政策。在从减少优惠待遇角度走向国民待遇的同时，我国也将减少对外国投资者的市场准入限制（除特定行业外）和非国民待遇，改善综合投资环境，促进市场公平竞争，从另一个角度走向对外商投资实行国民待遇。在转变的实施过程中，务必要注意循序渐进；一蹴而就，势必会给外商投资信心带来沉重的打击，导致投资额的下降。
3.市场规模。C4是一个正数，其显著性也很强，一定程度上说明我国的市场规模促进了FDI的流入。对此，在一定程度上揭示我国现在引进的FDI已经由出口导向型FDI转向市场寻求型FDI。投于中国的大部分外资除了为了利用中国的资源优势，或人力或土地等，中国广大的消费市场也日益受到外商的重视。此外，我们还需注意的是，近年来全球服务业对外直接投资的比重大幅度增加，发达国家和发展中国家服务业利用外资的份额都已经超过制造业。但我国服务业发展相对落后，尽管我国服务业的市场规模很大，对应的FDI流入相对较少，这与我国国内支撑服务业发展的产业基础和环境相对落后和有关服务业市场开放度有关。因此，随着加入WTO，服务业将逐步开放，我们应注重服务业支撑产业的发展，吸引辅助服务型的FDI。
4.市场开放度：回归结果显示，市场开放度对FDI流入无显著影响，意味着政策的作用已经减弱。虽然不符合预想，但其实还是有原因的。实际上，这种减弱是因为在我们进行序列分析的这段时间内，优惠的政策已经成为一个相对恒定的因素了，因此，其作用不是那么明显。而且当今的世界呈现出的是各国间的千丝万缕的经济关系，现在的各国都意识到经济发展是富国民强的强劲手段，不论是扬长避短，还是优势互补，所以市场开放成为必需。因此，市场开放度未能对FDI的流动体现出明显的促进作用。但我们决不可忽视市场开放这一因素，因为市场不开放必然会减少FDI流入。
5.人力资本的作用尚不明显。回归系数为负数，与预期结果相悖。造成此结果的原因可能是指标的选取不当。尽管国内外不少研究指出较高的劳动力素质可以吸引更多的外商投资，但结果表明，在我国这一因素的影响并不是那么明显。笔者认为造成这种现象的原因有以下几个原因：
我国人力资源丰富，而人力资本稀缺。我国人口多，社会劳动力上几乎是无限供给的，但往往伴随的是质量上的低素质，丰富的人力资源往往难以“深度开发”成高水平的人力资本，致使传统保守的文化资源在低素质的劳动大军中滞存，即使从外来引进现成的知识资本如市场文化、管理方法、高新技术等也很难真正实现“本土化”从而转化为现实生产力。因此，要变劣势为优势，关键在于通过适当的机制和途径实现资源到资本的转化――把丰富的处于自然状态的人力资源开发转化为具有现实生产能力和知识技能的雄厚人力资本。
参考文献：
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[2]沈坤荣，田源.人力资本与外商直接投资的区位选择[J].管理世界，2002，（11）.
[3]魏巍贤.外商在中国直接投资的决定因素[J].预测，1997，（3）.
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[5]沈坤荣，耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长――中国数据的计量检验与实证分析[J].中国社会科学，2001，（5）.
【关键词】跨国公司；转让定价；税务管理
一、在华跨国公司转让定价的研究背景和研究意义
目前外资企业在我国利用关联交易转让定价作为规避税收的主要手段。国家税务总局和《中国税务》杂志社公布了2010年度中国纳税500强企业排行榜，其中，外企纳税百强的总纳税额几乎零增长成了最大的看点。2011年我国批准成立的外商直接投资企业为73万户，其中在税务部门登记的仅占三分之二，年度企业自报亏损额竟达1200亿元，60%的在华外商直接投资企业是亏损的。这与企业采用关联交易转让定价进行避税有很大关系。转让定价是造成这一损失最主要的原因。
随着中国经济开放进程的加快和加人WTO，将会有越来越多的企业走进国门，在国内投资、享受资源在全球范围内配置的益处。在国内投资就会涉及到转让定价问题.企业只有把转计定价策略与公司的其它策略有效的结合起来，才能有效的提高其国际竞争力。同时通过对转让定价的研究，弄清跨国公司转让定价的原理，有利于找准在我国投资的外国跨国公司采用转让定价逃避我国税收和造成国有资产流失的关键所在，为完善我国税制提供理论依据，从而使我国企业经营和国家税收获得同步增长。本论文的研究意义在于通过我国跨国企业的转让定价行为进行经济和管理理论分析，探讨其转移利润的途径和会产生的经济效应，实现对跨国公司理论的拓展和对税收管理理论的拓展。
二、跨国公司在华转让定价的分析
（一）跨国公司在华转让定价的现状分析
改革开放以来，外商在我国进行了大量的直接投资，设立了许多外资企业，其中有不少就属于跨国公司的子公司或分支机构，它们在中国普遍实行转移定价做法。
外商投资企业偷逃税、避税的现象比较严重，其表现之一就是外商投资企业的亏损面仍然很高。据国家税务总局历年外商投资企业年度所得税清缴统计表明，1988年度至1993年度亏损面平均达40%，1994年度亏损面平均为63.28%，1995年度亏损面平均为70.29%，1996年度至2000年度亏损面达到65%-70%，2001年度亏损面平均达到60%，以2000年度为例，如果按外商投资企业自报的1200-1500亿元亏损，三分之二虚亏实盈的话，以平均24%税率计算，税收损失约192-240亿元左右，加上未参加汇算清缴的外商投资企业以及外国企业避税。税收损失约为300亿元左右，大约相当于中央财政收入的三十分之一。
（二）跨国公司在华实施转让定价的影响
1、中方合资者、合作者利益被侵吞。对于合资企业来说，中方合资者根据股权比例分享利润，而对中外合作企业来说，中方的利润由合同规定，中方占有一定利润分配比率。然而一旦外方动用转移价格，就可以使合资、合作企业的利润减少，甚至出现“零利润”、“负利润”，导致中方利润减少甚至亏损，而外方公司的总体收益变大。
2、减少我国的税收收入。“三资企业”的税收效果是决定我国利用外国直接投资收益的另一个重要指标。我国正常的所得税率为33%，但为了吸引外资，规定了“三资企业”在税收上可以享受“两免三减半”的优惠，于是许多外资企业通过“高进低出”的转移价格将在华子公司的利润转移，从而逃避我国较高的所得税。
3、降低了外商直接投资的关联效应。外商直接投资对中国本地企业的引致需求是衡量我国利用外资实际获得程度的另一个重要标志。由于我国目前对“三资企业”的转移定价尚缺乏有效的控制措施，很多外商就利用其对企业的进口控制权，高价从国外关联企业购入许多国内可生产的、质量完全符合要求的原材料、半成品等，以便更多地利用转移价格攫取利润，从而大大降低了外商直接投资的关联效应。例如，医药行业的“三资企业”每年要花大量外汇进口原料药，即便国内已有生产甚至大量出口的原料药。
三、我国对在华跨国公司转让定价的税务管理
到目前为止，我国已经基本形成了一套比较完备的转让定价税务管理制度，在实践中也取得了一定的成绩。但是，与发达国家相比，我国的转让定价税务管理还处于初级阶段，无论是在法规的制定方面，还是在管理的经验，都存在较大的差距。
（一）我国转让定价税务管理工作概况
1、反避税法律制度不断完善
自1987年11月深圳市人民政府在全国率先了《深圳经济特区外商投资企业与关联公司交易业务税务管理的暂行办法》以来，国家税务总局连续印发《关联企业间业务往来税务管理规程》（国税发[1998]59 号），推动我国转让定价税务管理逐步走上法制化、程序化、科学化的轨道。特别是2009年2月出台的特别纳税法调整实施办法，明确要求关联交易各方的成本按照独立交易原则分摊，赋予企业及其相关方在转让定价调查中的协力义务和税务机关较大的反避税处置权，强化了反避税手段，增强了反避税措施的威慑力。
2、对外商投资企业的征管水平不断提高
我国涉外税务管理机构在实施汇算清缴、纳税评估、税务审计和反避税等的基础上，注重整合信息管理资源，优化管理程序，建立起各种征管手段相互协调配合的管理机制，节约了管理成本，形成了管理合力，收到了较好的效果。我国还建立、规范了重点税源监控报告制度，有力地促进了外资企业税收收入的增长。
（二）我国转让定价税务管理面临的主要问题和挑战
1、强调可比性的转让定价方法在实践中运用困难
中国转让定价税制基本上采纳了转让定价指南的公平交易原则和可比性方法，但是在实践中可比性的运用存在很大的困难。
可比性分析是转让定价调整中最关键也是难度最大的一项工作。它贯穿着转让定价调整工作的始终，税务机关在难于寻求到完全可比公司和可比交易的情况下，只能在初步的职能分析和风险分析的基础上，比较基本类似公司的类似交易的利润因素，如直接比较其“销售毛利润率”等指标，按同等水平类推处理，这实际上也是不符合正常市场价格原则的。
2、新形式的出现给转让定价征管带来挑战
无形资产、服务、成本分摊协议等新的转让定价形式是各国税务部门所面临的征管挑战。中国虽然在新的企业所得税法中首次接受了成本分摊协议条款，但是在实践中对成本分摊协议以及无形资产、服务等存在很多的困难。
3、行业差异增加了转让定价调查的难度
由于转让定价在不同的行业有不同的表现形式，税务人员在面临不同的转让定价案件时面临难题。如何获取不同行业的信息，如何对不同的行业采取有差别的征管方式也提高效率，如何确定重点监管的行业并进行有效的管理，都是转让定价的征管中涉及尚浅的领域。
4、征管人员素质有待提高
审查和调整转让定价是一项技术性很强的工作，没有受过一定专业训练的人很难胜任，我国各级税务部门反避税专业人员一直就较为缺乏。
（三）关于我国对在华跨国企业转让价税务管理的建议
目前，我国对转移价格的防范主要是利用转移价格税制，从表面上看，我国转移定价管理在理论上和具体做法上似乎已与国际惯例接轨，采用了正常交易原则，并规定了一套转移定价调整方法，然而面对错综复杂的转移定价问题，我国转移定价规则显得过于简单，可操作性较。因此，完善转移价格管理，已是迫在眉睫。
1、完善现有法规，增强可操作性
(1)增加对可比性的规定与说明，参照国际惯例，引入正常交易值域的概念，以适应错综复杂的国际经济环境。
(2)增加国际惯例中所认可的交易利润法，即将利润分割法和交易净利润率法作为现有方法的补充，完善转让定价调整方法体系。
2、针对无形资产、服务等新形式的转让定价征管建议
（1）明确服务、无形资产转让定价同样适用“正常交易的原则”及转让定价调整的方法，优先使用“交易利润法”，包括可比利润法、利润分割法等。
（2）制定服务和无形资产可比性分析具体的内容，包括各种经济因素、对无形资产的保护、风险的承担、对合同各方权利义务的评估等。
（3）制定无形资产转让定价的事后调整制度，规定调整的比例和时效，使对无形资产转让定价的调整尽量准确，这样既保证了国家的财政利益，又维护了关联企业与非关联企业之间的公平竞争。
3、细化转让定价的分行业管理
由于不同行业在商品和服务特征、无形资产比重、价值链体现等方面呈现不同的特征，针对不同行业进行不同的转让定价征管，是转让定价向纵深发展的必然要求。具体建议如下：
（1）定期对转让定价的重点行业进行调整。目前，应该重点对外商直接投资集中的制造业，尤其是制药业、汽车业、计算机及软件制造业、零售业予以关注。
（2）加强对新兴转让定价敏感行业的研究，如金融业、电子商务等，紧跟国际税收的最新趋势，及时制定相应的转让定价征管措施。在可能的情况下，在这些尚未形成国际规则的新领域，提出符合中国的“全球治理方案”。
4、建立高素质的税收队伍，确保法规执行富有成效
（1）培训现有人员，提高税收征管稽查人员的素质和工作水平。
（2）配备国际税务专家作为顾问人员，增强税收人员分析新问题和解决新问题的应变能力。
参考文献：
[1]朱青.国际税收[M].北京:中国人民大学出版社,2004.
[2]经济合作与发展组织著·苏晓鲁,姜跃生等编译.跨国企业与税务机关转让定价指南[M].中国税务出版社,2006.
[关键词] 外商直接投资 出口商品 商品结构 演变
改革开放以来,我国的对外贸易和利用外商直接投资取得了蓬勃发展。 2005年，我国仅次于美国和英国成为世界上第三大FDI流入国，同时我国的工业制成品在出口商品中比重不断增加，出口商品结构不断得到优化，但也存在着值得关注的问题。
一、外商直接投资发展现状
国际经济体制转轨过程中，FDI功不可没，直接投资已经渗入到了工业制成品、机电产品和高新技术产品等领域，对我国出口商品结构的影响起到了巨大的作用。
从表1可知，1985年后我国引入外资，1990年实际使用外资34.87亿美元，1995年我国实际利用的外商直接投资额比1979年～1985年FDI总额翻了九翻多，增至375.21亿美元。我国利用外资从从数量小、范围窄、限制多的试点阶段逐渐发展到全方位、多层次、宽领域的全面开放格局。
表 利用外资概况项目:个 金额：亿美元
二、我国出口商品结构演变
1.FDI未引入前我国出口商品结构
改革开放前，我国是以农业为主导产业的国家，初级产品和工业制成品相对较弱。之后，国家出台了一系列吸引外资的优惠政策。高新技术产品初见端倪，我国出口商品结构随之发生变化。1980年～1985年间我国贸易结构初级产品占比重较大，1990年初级产品出口占我国出口总量的25.6%，比1985年降低了近一半，工业制成品和机电产品出口有很大的增长。1995年我国才有高新技术产品出口，占出口总额的6.8%，初级产品出口却降至出口总额的14.4%。我国在充分利用外商直接投资的经济发展中，出口商品结构发生了变化。
2.FDI涌入下我国出口商品结构
外商对我国进行投资主要集中在第二产业工业制成品中的加工制造业,主要以机电产品和高新技术产品为主导。我国出口商品模式从以出口初级产品、低技术工业制成品为主演变成以出口低、中、高技术工业制成品为主。从演进趋势来看，高、中技术工业制成品在我国出口中的地位已经上升，而低技术工业制成品的出口在下降。
三、外商直接投资对我国出口商品结构的影响
1.外商直接投资对我国出口商品结构的影响分析
20世纪90年代中后期，中国出口商品结构有明显改善,表现为出口商品中的工业制成品比例、机电产品比例和高新技术产品比例上升。
(1)工业制成品出口比例高。20世纪90年代以来，工业制成品占全国出口总额的比重从1990年的74.4%上升到2005年的93.6%。由于外商投资企业出口额增长很快,因此以制成品出口为主的外资企业出口，对我国商品出口增长产生了正相关效应。
(2)机电产品出口比例高。90年代以来,中国出口商品结构变化的另一个重要指标,是机电产品占出口商品的比重持续上升。外商投资企业机电产品的出口比例明显高于全国平均水平。2001 年，机电产品占全国出口商品总额44.16%，外商投资企业的出口额中，机电产品所占比例已达57.15%，明显高于全国平均水平。
(3)高新技术产品出口迅速增长。我国高新技术产品出口增长很快。1996年～2001年间，我国年均出口增长速度为12%，同期高新技术产品出口增长速度高达29%。据统计，到2005年我国高新技术产品出口份额占我国出口总额的28.6%，所占比重在出口贸易中显示了明显的地位。
2.外商直接投资对我国企业和市场的影响
(1)FDI对我国企业发展的影响。外商直接投资展开的一系列供应、生产、加工和销售影响着我国企业类型的演变。外商投资企业通过运用先进的技术设备，高效的辅助系统和高水品的生产管理及营销人员大大降低了生产成本，提高了产品质量和服务，使得我国进入机电及高新技术行业的门槛提高，阻碍了我国企业的发展和影响企业类型的演变。然而,深入的分析还会使我们发现一些问题。到2002 底，外商独资企业已占据“半壁江山”，仅从数字上看到出口结构的改善，而不注意其后隐藏的我国企业健康发展的深层次问题，后果将是严重的。
(2)FDI对我国市场的影响。外商直接投资是以市场控制为目的。由于外商直接投资中的西方跨国公司在资金、技术和营销管理上表现出极大的竞争优势，其各种产品的出口份额呈现出逐年递增的态势，而我国企业出口份额逐年萎缩，经营状况日益恶化，造成国内产业萧条的长期后果只能由自己消化解决。
四、我国出口商品结构存在问题及对策
1.我国出口商品结构存在的问题
(1)商品的要素禀赋没有实质性改变。我国出口商品结构中，虽然工业制成品比重已经超出了初级产品，但是仍以“杂项制品”和中低技术的“机械运输设备”为主。同发达国家相比，我国的出口商品结构基本上是“以量取胜”，即通过增加出口商品的数量来扩大出口。
(2)产品技术含量不高，结构不合理。我国目前出口的制成品大多是附加值低、加工程度浅、技术含量低的劳动密集型产品，资本和技术密集型产品仍然很少。具体表现:纺织品出口比重过高，远远超出世界平均水平，机电产品出口比重低于世界平均水平，资本和技术密集型产品出口比重大大低于发达国家。
(3)工业制成品层次较低。就机电产品而言，发达国家均以技术与资本密集型的“高、精、尖”机械设备为主，我国机、电、仪设备在机电产品中所占比重虽然也上升到90%左右，但技术含量和知识含量都较国外有较大差距。
(4)高科技含量、高附加值的产品比重处于劣势。2003年，OEC国家的高新技术产品出口占其出口的比重平均达到40%，而我国仅为25.2%。我国每年高新技术成果的转化率约为20%，,其中形成规模效益的只占15%，仅占成果总量的3%。
2.合理利用外资，改善出口结构的对策
(1)改善出口结构应从引导外资的流向入手。外商直接投资对我国出口商品结构的改善做出了重要贡献，但同时也带来一定的负效应，突出的是外资流入的不均衡，引起了相应产业的不均衡发展，以及出口商品比例的不均衡增长。应该从引导外资的流向，从而改善商品的出口结构。
(2)增强自身出口竞争力是我国利用外资改善出口结构的真正目的。我国在利用外资的时候必须把握一个“度”的问题。依靠外商直接投资来传递国际经济发展的变化，建立我国具有国际竞争力的主导产业，从而辐射带动国内其他产业的发展，在优良产业结构支撑下使我国出口结构达到持续的优化升级。
(3)优化外商投资软环境。首先是保持政策环境、法律环境的一致性、连续性,提高其透明度；其次是要完善服务环境，加强政府对国际贸易和国际直接投资的服务功能，提高政府部门的服务效率，完善服务体系，并依法加强管理，使国际贸易与国际直接投资实现良性互动。
(4)加强对外商投资企业进口的监督管理。尤其是对以实物投资方式进口的设备、生产线，要进行严格审查。在合作中掌握核心技术，提高合资产品的国产化程度，扩大生产设备和部件的国内生产、采购比例。在经济协调发展的基础上促进出口结构的优化，使得我国出口商品结构真正能反映我国经济的健康发展。
参考文献：
[1]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,1996～2005
[2]国家统计局贸易外经统计司.中国对外经济统计年鉴[M].北京: 中国统计出版社,1998～2006.
[3]刘舜佳:FDI对我国出口商品结构优化的实证分析[D].湖南大学硕士论文,2004:9～12
