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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇外商直接投資論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
不少學者認識到東道國開放程度會對外商直接投資溢出效應產生重要影響。通常而言，外商直接投資溢出效應的大小是隨著該國開放度的提高而增加的。這是因為外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，較高的開放程度意味著國內企業本身的技術能力達到了一定的程度，可以同跨國公司在海外市場進行競爭（蔣殿春、張宇，2006）。此外，出口的擴大可以使國內企業獲得較多的利潤，從而為國內企業的技術革新和技術設備的引進提供資金來源（何潔、許羅丹，1999）。但蔣殿春和張宇（2006）還指出，如果行業中外商直接投資流入過高，跨國公司就會對行業內的東道國企業形成強有力的沖擊，從而使外商直接投資的技術外溢效果往往不理想。
盡管上述研究從不同側面討論了對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響，但是還沒有人詳細闡述這種影響的具體機制，相關的實證研究也缺乏理論基礎。所以，本文首先對東道國開放度影響外商直接投資溢出效應的具體機制進行了描述，然后又以趙奇偉等人（2007）所建立的一個包含制度因素的內生增長模型為基礎，建立計量模型，就東道國開放度對外商直接投資溢出效應的影響進行實證檢驗。最后，根據計量分析的結果做出結論，并提出政策建議。
一、東道國開放程度影響
外商直接投資溢出效應的機制分析
在進行實證分析之前，我們有必要解釋東道國對外開放度是如何影響外商直接投資溢出效應實現途徑的。
1.外商直接投資溢出效應的實現途徑
外商直接投資的溢出效應包括積極的技術溢出效應和負向的競爭效應。首先，跨國公司在東道國實施外商直接投資可以引起當地技術進步，帶來積極的技術外溢效應。張誠等人（2001）認為積極的技術溢出效應主要通過以下途徑實現：第一，跨國公司采用先進技術對當地企業產生示范作用，或者通過增加競爭壓力，迫使國內競爭對手謀求提高技術水平，并引起當地企業的模仿；第二，通過跨國公司的員工流向本地企業而實現技術溢出；第三，跨國公司子公司會以供應商、顧客、合作伙伴等身份與當地企業建立起業務聯系網絡，從而通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。其次，跨國公司也會擠占當地企業的市場份額，引致負的溢出效應。在進入初期，跨國公司通常會帶來激烈競爭，改變當地市場的供求狀況。在這種情況下，雖然當地企業受益于積極的溢出效應而降低平均成本曲線，但因為跨國公司擴大市場份額或將需求從當地企業轉到其他企業，從而使當地企業維持低成本所需要的生產規模無法實現，結果是企業實際生產點只能沿其平均成本曲線向上移動，其實際生產的單位成本仍很高，甚至高于跨國公司進入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果東道國的勞動力市場低估人才的真實價值，跨國公司的進入就會從當地企業吸引大量人才，造成負向的溢出效應。
可以用一個簡單的模型來描述外商直接投資積極的技術外溢效應和負的競爭效應（Aitken&Harrison,1999）。假定在一個完全競爭的本地市場中存在若干面臨固定生產成本的企業。由于邊際成本較低，跨國公司通常會選擇更大的生產規模，而為本地市場生產時跨國公司就將會擠占當地企業的市場份額，迫使其削減產量。如圖1所示，積極的技術溢出效應使得本地企業的平均成本曲線由AC0下移至AC1，但額外的競爭迫使當地企業的產量從Q0削減至Q1。由于現在當地企業只能在一個更小的產量上平攤固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C點，外商直接投資的凈效應是提高了當地企業的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)?？梢?，如果競爭效應B′C′足夠大，則即使存在積極的技術溢出效應A′B′，外商直接投資的凈溢出效應A′C′也會為負。
2.東道國對外開放程度對外商直接投資溢出效應的影響
東道國對外開放程度可以對外商直接投資溢出效應產生重要影響。東道國對外開放程度的提高使得當地企業可以從全球范圍內進行融資和招募人才，當地企業就更有機會利用新技術，經由示范模仿、人員流動和產業關聯等途徑獲取積極的外商直接投資技術溢出效應。同時，對外開放程度的提高使得當地企業面臨更為廣闊的全球市場，所以當地企業可以在不斷擴大生產規模中獲取規模經濟，降低生產成本，縮小內外資企業的能力差距，使得當地企業在激烈的市場競爭中獲取更為有利的位置。相反，如果東道國對外開放程度很低，當地企業就難以達到最優的生產規模，內外資企業的能力差距就會加大，限制了東道國企業吸收外商直接投資帶來的正溢出效應。
東道國開放程度對外商直接投資溢出效應的影響可以用圖1來說明。如上所述，積極的技術溢出效應和負的競爭效應分別取決于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投資的凈溢出效應則由A′C′表示。東道國的對外開放程度會影響到企業的平均成本。如果東道國的對外開放程度很高，當地企業不僅更容易獲取所需生產要素，還可以面臨更廣闊的市場，從而比封閉國家的企業更容易形成最優生產規模，在圖1中AC1必然是該期內較低的一條平均成本曲線，當地企業充分獲取外商直接投資技術溢出效應。同時，由于內外資企業的競爭能力更為接近，跨國公司就難以大幅度擠占當地企業的市場份額，所以當地企業產量削減不會太多，Q0和Q1比較接近，故而競爭效應B′C′較小。這樣的話，外商直接投資的凈溢出效應就會為正，在圖形上體現為C′落入A′B′線段上。東道國的對外開放程度越高，當地企業獲取所需生產要素就越便利，企業的生產規模越趨于最優規模，正的外商直接投資凈溢出效應就會越大，C′就會越接近于B′點①。相反，在相對封閉的國家，當地企業就很難獲取所需生產要素，技術溢出效應不會使AC0下移到最低的平均成本曲線，而競爭效應則會使產量削減的幅度足夠大，結果使得C′就會落在A′點之上，外商直接投資的凈溢出效應為負。所以，外商直接投資凈溢出效應的大小取決于東道國對外開放的程度。
二、東道國開放度對外商直接投資
溢出效應影響的實證分析
趙奇偉、張誠（2007）建立了一個包含金融制度在內的內生增長模型，在模型中，金融深化程度通過影響國內研發部門的知識積累對外商直接投資技術溢出的途徑產生影響。我們可以把他們的理論模型進一步擴展，可以理解為包含對外開放程度等因素在內的制度變量對溢出效應的影響。所以，在他們理論模型的基礎上，我們可以構建計量模型如下：
γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（設1997年為時刻1）。
其中，被解釋變量γYit為我國1997～2004年31個省市中第i地區第t年的工業總產值增長率。工業總產值用工業品出廠價格指數（1991=100）調整為實際值，單位為億元，數據取自1997～2005年《中國統計年鑒》。
類似地，Hit為i地區第t年的人力資本存量，由各地區受教育年限的加權平均值來刻畫。具體計算時，我們把小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16①。所使用數據來自1998～2005年《中國勞動統計年鑒》。
θit為內外資企業的技術差距，計算方法為外資企業勞動生產率與內資企業勞動生產率之比減去1。其中，勞動生產率表示為工業增加值與就業人員的比值。在這里，外商投資工業企業工業增加值單位為億元，外企就業人數單位為萬人，兩類數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》。內資企業工業增加值缺乏直接數據，由各地區工業增加值扣除掉外商投資工業企業工業增加值得到。其中，各地區工業增加值單位為億元，數據取自國家統計局網站②。
openit是對外開放度。一國的對外開放度可以用外資依存度③來表示。外資比重越大，當地企業與其接觸的機會就越多，示范-模仿效應發生的可能性就越大（Findlay,1978）；開放度還可以用一國的貿易依存度來表示（中國人民大學經濟發展報告課題組，1995），發展對外貿易一方面可以加速世界先進科學技術的知識和人力資本在世界范圍內的傳遞，使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累；另一方面，由于知識傳播與人力資本的外部效應，各國之間開展貿易還可以節約一部分研究與開發費用，避免重復勞動。這些都為東道國獲取外商直接投資溢出效應創造了更多條件；此外，也有人綜合考慮前面兩個因素，用外資依存度和貿易依存度之和來表示對外開放度（蘭宜生，2002）。本文中選取的指標是貿易依存度，即進出口貿易總額與GDP之比來表示open，這主要是為了避免回歸分析中的多重共線性。其中，進出口總額根據各年度匯率中間價調整為人民幣計價,以和GDP單位相統一。進出口貿易總額、匯率中間價和各地區GDP數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。
在把openit和FDIit作為控制變量后，我們就可以用openit×FDIit來衡量受東道國開放程度制約的外商直接投資溢出效應。為了更準確地衡量外資的技術溢出效應，我們分別用兩個指標來刻畫實際利用外商直接投資額在中國經濟中的存在水平。一是用實際利用外商直接投資額GDP和的比值FGDP，另一個是實際利用外商直接投資額和全社會固定資產投資總額之比AFDI。所用數據均來自1998～2005年《中國統計年鑒》。我們約定，使用FGDP時的計量模型為模型1，使用AFDI時為模型2。
根據表1的回歸結果，開放度所決定的外商直接投資溢出效應在1997～2004年期間為負，即開放度相對于外資規模來講相對較低。這個結論可能和很多人的判斷不一致，因為他們覺得中國的對外開放度已經很高了。這需要從兩方面來解釋：第一，為了避免多重共線性，我們采用外貿依存度而不是外資依存度和外貿依存度之和來表示開放度，這顯然會低估開放度的值；第二，蘭宜生（2003）指出，盡管我國目前的名義貿易依存度已達到較高水平，但綜合考慮經濟規模、貿易形式差異、匯率和通貨膨脹率等因素的影響，我國的實際貿易依存度并不高，遠低于主要發達國家及大部分發展中國家，只略高于印度和巴西；第三，國內許多產業雖然貿易依存度很高，但沒有形成較強的前后向聯系，不能起到結構進步的“出口導向”作用。為了觀測我國對外開放度對外商直接投資溢出效應的動態影響，我們分1997～2000，2001～2004年再做計量分析。如表2所示，外商直接投資溢出效應在1997～2000，2001～2004年兩個階段都為負，但是在第二個階段負效應更為明顯。這說明，開放度在第一個階段相對于外資規模已經較低，到了2001年，隨著外資累計規模的進一步增大，開放度相對更低了。
三、結論
根據上述理論模型及實證檢驗結果，可以得出如下結論：
第一，東道國對外開放程度是決定外商直接投資技術溢出效應的重要因素。由于開放度高的國家可以為當地企業提供融資、獲取人才、以及接觸外資企業上的便利，所以開放程度高的國家或地區可以獲取正的外商直接投資技術溢出效應，而開放程度低的國家或地區的外商直接投資溢出效應不明顯甚至為負。
第二，我們所提及的開放程度是個相對的概念，當開放程度相對于外資規模較高時，外商直接投資技術溢出效應就為正；而當開放程度等制度因素的發展比外資規模相對滯后時，外商直接投資技術溢出效應就為負。于是，這就出現了一國或地區的外商直接投資溢出效應在不同時間段上的變化。就我國的情況來看，開放程度相對于現有的外資規模一直是滯后的。因此，外商直接投資技術溢出效應在近兩年已經全部為負。
因此，一方面我們應該有選擇地進一步開放某些產業，特別是增加生產行業的開放度。另一方面，對某些外資比重過高的行業要對引資規模加以限制，保持適度的內外資比例，給內資企業以成長的空間。
[參考文獻]
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關鍵詞：外商直接投資經濟增長政策建議
西安市引進外商直接投資與經濟增長之間存在穩定的正向均衡關系,但由于西安市利用外資的過程中,存在諸如引資結構不合理,引資主體、方式和來源單一,投資成本過高和市場及配套服務體系不健全等問題,削弱了外商直接投資對經濟增長的正向效應。因此,西安市在進一步引進外資時應注意以下幾點:
一、積極改善投資環境
(一)拓寬基礎設施融資渠道
無論國際上還是我國國內,在外資流入多的地方,基礎設施都是較完善的。相應的,結構合理、配套完善的現代化基礎設施,可以吸引更多的外商直接投資?，F代化的大規模生產經營活動對于能源、交通、通訊、醫療等基礎條件的要求越來越高。因此,我市應繼續加強對基礎設施建設的投入力度,同時要加強現有基礎設施的更新改造和維護管理。但是基礎設施建設對資金的需求量大,期限長,回收慢,僅僅依靠中央和地方政府的財政支付是遠遠不夠的,可以考慮讓民間投資參與基礎設施建設。目前國際上常用的BOT,TOT的融資方式,可以進一步緩解基礎設施建設的“瓶頸制約”,減少中央和地方政府的壓力。
(二)注重營造投資軟環境
西安市實行的“一廳式”和“一票式”辦公,以及投資服務中心和投資商及企業投訴服務中心的成立,是西安市整頓投資環境、強化政府服務職能的重要舉措。應增強政策的透明度,保持政策的穩定性和連續性,提高行政效率、規范行政行為,建立結構合理、管理科學、程序嚴密、制約有效的行政審批管理制度。切實保障客商的合法權益,避免“重招商輕管理,重承諾輕兌現,重宣傳輕服務”的現象。
二、優化利用外資結構,拓展引進外資方式
(一)應優化利用外資結構
西安應加強基礎設施、基礎產業、現代農業方面利用外商直接投資的比重。注重由工業領域的利用外資向服務貿易領域的轉變,積極推進商業零售試點、旅游、外貿、金融、保險等領域的利用外資。要以農業產業化、基礎設施、會展旅游等項目為重點,引進一批對全市經濟發展帶動作用大、有利于促進就業的第一產業和第三產業項目。例如果業深加工、畜牧業深加工等現代農業和農產品深加工項目,旅游開發項目等。此外應加強西安市與港澳臺地區優勢互補,香港是世界重要的金融、商貿、物流和信息中心,西安市的科技優勢、旅游資源優勢和人力資源優勢突出。2002年,“西部大開發西安投資發展協調委員會”和2005年國內首家香港西安商會的成立,為西安擴大與外合作搭建了發展平臺。
(二)拓展引資方式
西安應深入實施“以商引商、以外引外”的招商新模式,充分利用港澳臺地區以及外資項目商的各種優勢,擴展平臺。通過實施委托招商,以外引外,實現借力引資。不僅可以降低招商成本,還能提高招商引資的速度和效果,以最低的投入,實現最佳的引資實效?？梢栽诟郯呐_地區設立招商聯絡點,市政府還可以委托港澳臺地區、美國、加拿大、英國等地的外商、華僑以及商會作為招商顧問或者招商代表。著力引進一批關聯度大,帶動性強的旗艦型項目,逐步實現“招商引資”向“招商選資”的轉變。強化產業、園區、企業專題推介,建立健全考核監督機制,提高項目簽約的成功率和外資到賬率。
三、建設引資帶和產業鏈,形成集聚效應
(一)建設引資帶,形成梯度引資網絡
西安市目前有4個國家級開發區,1個國家級出口加工區和諸多產業園區,旅游度假區等,在此基礎上應確立不同層次的引資帶和引資區域,形成點、線、面相互交錯的引資網絡,實行錯位競爭和重點支持戰略相結合的外資政策。
首先,形成南北兩條引資帶。南面以高新技術產業開發區為引資亮點,拓展曲江旅游度假區、交大國家大學科技園、韋曲航天科技產業開發區和郭杜教育科技產業開發區的引資能力。形成以高新技術產業開發區為中心,進而帶動長安區,形成南面的一條引資帶。這里高校眾多,應以高科技和人才為比較優勢吸引技術含量較高的外商直接投資。北面以西安經濟開發區及其內屬的國家級出口加工區為增長亮點,輻射周邊的區縣,擴大引資規模和范圍,使經濟開發區的引資能力得到拓展。向北延伸到未央湖旅游開發區、未央工業園、閻良國家航空技術產業基地和高陵西安涇河工業園。從這五個引資點聯結成北面的引資區域,目前西安市從北郊張家堡到南郊韋曲的二號地鐵線已全面動工,更有助于加強北面與南面的經濟聯系,形成南北的一條引資帶,與東西面形成產業和資源的優勢互補。
其次,從南北引資帶分別逐步向東西實行傳遞機制。西面的工業區僅有戶縣西安灃京工業園,相對于南、北郊較少,應加快“西咸一體化”戰略的實施,打造“大西安”,實現“規劃同籌”“交通同網”“信息同享”“市場同體”“產業同步”“科教同興”“旅游同線”“環境同治”。東面相對比較落后,應該積極發展浐河經濟開發區和灞橋科技產業園,加快打造西安浐灞生態區的進程,應以吸引外資和內資相結合的方式解決其融資不足問題。在政策上應該有所傾斜,除了稅收優惠政策,還應該創造引資“直通車”的方式,在經營管理機制和審批機制上給予優先,通過財政優惠和其他優惠政策并進的方式吸引外資。在此基礎上以引資帶為線,以各經濟開發區為點,在全市形成一個分層次、梯度推進的引資網絡。
(二)建設產業鏈,形成集聚效應
現有的大部分經濟開發區建設沒有形成為外商投資配套的產業鏈,也沒有形成產業集群的集聚效應。而現代工業產業鏈的構成,包括原材料加工、銷售、服務等多個環節,一個企業不可能包攬所有項目,必須依靠整個產業集群來共同完成。產業鏈和集聚效應可以降低信息和原料成本,并且通過增強企業間的優勢互補降低了經營成本,它的穩定性和短期內難以復制的特點有效的鞏固了東道國的區位優勢。當前跨國公司進行投資決策的重要根據之一便是這種由一些相關聯的公司、專業化的供應商、服務提供商等相關機構在某一地域或某一產業相互競爭又相互合作所形成的集聚效應。因此,西安市應當充分發揮各個經濟開發區的作用,根據各自的特點和發展規劃,制定不同的引資戰略,優化產業布局,避免重復建設和重復定位,促進開發區產業集群的形成。同時,以各開發區為中心,以其產業集群定位為目標,制定周邊區縣的產業配套計劃,培養為外商直接投資配套的產業鏈,優化投資環境。
四、鼓勵外資并購改造國有企業
西安市應把吸收外商直接投資作為推動國有企業改組改造的重要舉措之一。況且國有企業自主創新的能力相對較弱,對于外商直接投資的吸收能力也比較弱,合并和被兼并是提升國有企業技術最有效的方式。西安市在鼓勵外資并購改造國有企業的過程中,需要解決一系列的問題:
(一)完善外資并購的法規建設并進行管理
國外對外資并購問題有著一套完備的、能夠對跨國并購進行有效規制的法律體系。國外的外資并購法律以反壟斷為最高準則,并且大多數國家對外資企業和內資企業實行的是同一法律體系。但是我國長期以來對外資企業和內資企業采用的是不同的政策,因此我國的外資并購法律,也可考慮借鑒如加拿大、澳大利亞等國家的經驗,制定單獨的法律體系,加強對外資并購國有企業的規制和管理。該法律體系應包括反壟斷法、跨國并購審查法、公司法、社會保障法、破產法等。
(二)建立公開的信息平臺,使外資并購透明化
外資并購國有企業過程的暗箱操作,是導致國有資產流失的主要原因。現階段我國在國有企業轉讓方面還無法做到信息公開和交易透明,這會直接影響到外資并購國有企業的效率。要建立完全公開的信息平臺,促使國有產權交易透明化,政府應該建立一個完全公開的網絡信息平臺,及時全面的披露國有企業產權轉讓的相關信息,包括國有企業的基本情況(資產負債、經營狀況等)和產權交易信息?？梢允构娂皶r地了解到相關國企產權交易的信息。這不僅為外資并購提供了便利,也使并購過程處于公眾的監督之下,可以有效避免各種不合法、不規范的交易發生,使國有資產增值保值。
(三)完善和發展中介機構
跨國并購涉及的問題很多而且復雜,包括資產、財務、政策、法律等。在西方發達國家,幾乎所有的并購活動都是由中介機構組織參與完成的,而西安市現在缺少高水平的中介機構。因此,應加快培育外資并購的中介機構及高素質的從業人員,提高外資并購的成功率。超級秘書網：
參考文獻
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[2]趙晉平。仍將平穩增長2005年-2006年中國利用外資現狀及走勢[J]國際貿易,2005,12:27～31
1.FDI三次產業間構成特征
FDI主要集中于第二產業特別是工業部門，并開始向第三產業傾斜。無論是項目數還是合同利用外資金額上，第二產業所占FDI的比重都遠大于第一和第三產業。進入20世紀90年代中期以來，FDI在第二產業中所占比例有比較明顯的增長，并基本保持在65%～75%之間。
2.FDI產業內部構成特征
(1)第二產業內部的FDI分布特點。外商直接投資在第二產業內部分布特征是主要集中于工業部門，建筑業分布比較少。并且FDI在工業部門主要集中在制造業，FDI投向制造業的比重較大。2007年，外商投資于制造業的企業數為19193家，占全部企業數的50.7%；實際使用金額為408.6億美元，占總金額的54.6%。在制造業中，FDI的主要分布在加工工業，對原料工業的投資相對較少；對輕加工業的投資比重較高，對重加工業的投資比重較低;對資源性行業和壟斷性行業的投資比重很小。
FDI工業分布的另一個特點是：輕工業的投資比重高于重工業；加工工業的比重高于原材料工業的比重；技術密集型產業的比重大于一般加工工業。
(2)第三產業內部FDI的分布特點。20世紀90年代以來，隨著我國對外開放的領域不斷擴大，外商對第三產業，即服務業的直接投資發展迅速，但在第三產業內部各行業的分布有較大差別。外商對我國第三產業的直接投資主要集中在房地產、租賃和商務服務業。2007年，房地產業的實際使用金額為170.9億美元，占總金額的22.9%，為第三產業之首。
二、FDI對我國產業結構的影響
1.FDI對我國產業結構變動的正面影響
(1)FDI的流入優化了我國的三次產業的的比重，促進了產業結構的調整和升級。FDI的利用對產業結構轉變的影響最終體現為不同行業利用FDI對其增加值的貢獻。如上面的分析所示，投放于不同產業的資金促進了各個產業的發展，從而優化了三次產業結構的比重。同時，我國所具有廣闊的市場、廉價的勞動力和豐富的資源的比較優勢，FDI的流入大大提高了我國國內加工工業水平，促進了加工工業的改組和提高，促進了產業結構的升級。(2)FDI加快工業結構的高加工度化過程。外資工業高度集中于制造業，而在制造業中又主要集中于加工工業，FDI對我國加工工業的影響遠遠高于其他產業，外資工業對我國工業結構的高加工度化進程起了明顯的推動作用，加快了我國工業的高加工度化過程。同時，FDI也促進了我國工業的高附加值化。
(3)FDI的結構性傾斜促進我國產業向高科技產業轉移。近幾年來,大型跨國公司實行“以技術換市場”為戰略導向的產業轉移,紛紛投資于中國市場。外商投資的技術和產品提高了我國加工工業水平，帶動了我國技術密集型產業的發展和產業結構的改組和提高。
2.FDI對我國產業結構變動的負面影響
(1)FDI加大我國產業的結構性偏差。我國吸收利用FDI的產業依然處于不合理的狀況：外商對我國的直接投資集中于第二產業特別是工業部門，對第一產業的投資規模過小，對第三產業的投資比重偏低。FDI對我國三大產業的偏差起了推波助瀾的作用，成為我國工業過度擴張而服務業發展滯后的一個重要影響因素。
(2)FDI過度推動了第三產業中的房地產業和社會服務業的擴張，特別不利于經濟的長期發展。在第三產業的內部結構中，外資過多地流向房地產、金融保險業、商務服務業等利潤較高、回報周期短的產業，雖然我國采取的宏觀經濟政策已見成效，但房地產業的投資仍占較大比重。第三產業內部的結構不合理對我國經濟無論在短期還長期上都會產生不良影響。
(3)FDI的技術溢出阻礙我國產業結構的優化。一方面，跨國公司為保持在世界上的領先地位，對于最先進的技術進行嚴密的保護，這就使我國的產業在技術上過度依賴于跨國公司，而不能進行自主創新，更無法趕超。另一方面，跨國公司生產實行縱向垂直的全球化分工協作，實行一套完整的生產質量體系，但是這樣其在華的子公司就與我國產業的前后關聯度降低，不利于我國各產業的均衡發展。
綜上，外商直接投資對我國的產業結構有較大的影響，我國應采取有效措施，如加大引導外商對第一、第三產業的投資力度，引導投資流向主導和支柱產業，制定合理的產業組織政策等，使我國的三大產業對外資能夠合理地利用，從而促進產業結構的優化和各產業比重的合理發展。
參考文獻:
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關鍵詞：外商直接投資；區域差異；成因
作者簡介：張發民（1978-），男，河南財經學院工商管理系助教，管理學碩士，研究方向：資本運營。
中圖分類號：F125文獻標識碼：A文章編號：1672-3309（2009）05-0033-03
我國外商直接投資(Foreign Direct Investment，簡稱FDI)在數量迅猛增長的同時，并沒有均衡地進入到我國各個地區，從東、中、西三大區域帶來看，東部地區占據絕對優勢；從各個具體省份來看，FDI的區域分布差異也是非常懸殊。外商直接投資在地理空間上的這種非均衡分布狀況對我國區域經濟的不平衡發展產生了很大的影響。
一、外商直接投資區域分布差異的現狀
（一）絕對差異
從表1可以看出，河南明顯落后于山東，在差距較大的2003年達到了20.1倍；和四川相比，差距也較明顯。2004年，河南省利用外商直接投資總量為全國的1.4%，同是中部，卻是江西省的42.7%，湖北省的50%，湖南省的61.6%。這表明，河南利用外資的規模相比于全省的經濟總量和經濟發展需要而言還比較小，這種狀況與其在中部地區的地位是不相稱的，總體上來說還需要大力吸引外資。
（二）增長率差異
從變動速度看（見表2），三地區利用外商直接投資的增長率差異也是比較明顯的，而且波動的幅度較大。2000~2005年，山東省外商直接投資增長率基本上是一直增加的，2003年達到了最高點72.7%，但2004年卻跌到了最低點-12.8%。而河南和四川的增長率都表現得不很穩定，特別是四川。總的來說，近兩年河南出現引資增速較快的趨勢，這對縮小與東部地區差距有一定推動作用。
（三）相對規模差異
從相對規模來看，3個省份的外商直接投資水平的差異更為明顯。如表3所示：
“相對規?！笔呛饬恳粋€地區吸收FDI水平的重要指標，表示的是該地區FDI與當年GDP的比值。2000年，FDI/GDP的全國平均水平為2.41%，3個省份中只有山東超過了平均水平，河南與全國平均水平的差距更大。此外，在全國來看，“相對規?！弊畹偷氖∈校現DI/GDP比例均低于1%，河南就在其中，河南省的外商直接投資與其國內生產總值相比，表現出更大的差距，明顯的表現為引資不足。
（四）利用外商直接投資的業績與潛力差異
FDI的業績指數，是指在一定時期內（一般指一個統計年度），該地區FDI流入量占全國FDI流入量的比例除以該地區GDP占全國GDP總量的比例。根據這種方法，選取2000、2005年作為分析的樣本，計算得出這兩年河南省利用FDI的業績指數分別為0.245和0.166。由于樣本年的業績指數值都小于1，可見河南省吸收的FDI與其GDP規模不相稱，或者說，相對于其GDP規模而言，河南省吸引了較少的FDI。
FDI的潛力指數，是指該地區未來吸引FDI的國際競爭力和潛力。依據UNCTAD所采用的方法，選擇7個主要變量作為評價各省市吸引FDI的潛力指標。7個變量分別是：（1）人均GDP；（2）過去10年實際GDP的增長；（3）出口占GDP的比例；（4）人均基礎設施投入；（5）人均商業能源消耗；（6）R&D支出占GDP的比例；（7）受到高等教育的人數占總人口的比例。通過計算得出，在2000年和2005年，河南省都屬于落后省份，表明這期間，河南省在利用FDI方面業績變化不大，潛力也沒有得到充分的發揮。河南省利用FDI的潛力逐漸增強，而業績卻是趨于下降的。
以上從不同角度反映出，我國外商直接投資在3個省份的區域分布差異是顯著的，不僅反映在外資規模的絕對差距上，同時更多地表現為增長速度、相對規模等方面。外商直接投資在我國地域分布上的差異，在我國對外開放和經濟發展過程中是不可避免的。這種差異的形成有它的客觀原因，是各種經濟因素和非經濟因素共同作用的結果。
二、外商直接投資區域差異的原因分析
（一）政策性因素的差異
從全國各個區域來看，我國利用外商直接投資具有明顯的地域分布差異。簡單地說，中央政府漸進性的對外開放政策導致了外商直接投資的地區差異分布的格局。最早得到這種政策的地區一旦獲得政策上的優勢，對其發揮潛在的區位優勢將是有很大推動作用的，并且還會形成一種非均衡發展模式下的自我強化力量，這些都使外資傾斜政策的影響更加重要而且持久。
在此方面，東部的山東省率先享受到了國家優先開放沿海城市的優惠政策，對其大量引進外資有很大的帶動作用，這也是山東拉大和河南省等內陸省份差距的一個很重要的原因。處于西部的四川省也在國家提出西部大開發戰略后，享受到了一些優惠政策，對該地區經濟的發展也起到了一定的積極作用；目前，中央提出中部崛起戰略，這一戰略的提出對中部地區發展經濟來說有一些政策方面的優惠，具體對于河南省來說，可以利用這一政策上的有利因素，發揮自身的區位優勢，根據自身的特點，更大、更高質量地吸引外資，以彌補吸引外資方面的不足。
（二）區位因素的差異
宏觀意義上的區位因素對我國外商直接投資的區域分布差異具有決定性的影響。就單從狹義的角度來理解區位因素――自然地理位置的差異，我國外商直接投資的區域分布差異問題也和區位因素具有很高的關聯性。比如：山東省的區位優勢可以被具體化為接近港口和對外聯系的便捷運輸條件等。由于我國在吸引利用外商直接投資的初期，主要是發展外向型的直接投資，在這種政策的指引下，投資者的理性選擇是在有利于對外經濟貿易的地區進行投資。而地處中部地區的河南在這方面卻不具有任何的優勢。外商直接投資企業大多是“兩頭在外”的出口加工型企業，正是這種區位因素的作用，使得外商直接投資在注重一般性規律的前提下，表現出自身集聚與擴散的規律，并因此也導致了我國在地區分布上吸引外資的差異狀況。
（三）要素稟賦的差異
地區要素稟賦主要包含自然資源、勞動力、資本和技術等方面的內容。具體來說，我國各地區自然資源呈現由東至西優勢度遞增的特點。如果對能源、礦產資源、耕地和氣候資源進行綜合比較和測算，3個地區自然資源綜合優勢度的排序應該是四川居于前列，其次是河南和山東。但是，從目前我國外商直接投資區域狀況來看，自然資源稟賦的影響作用不是很明顯。
要素稟賦的另一個指標是勞動力資源。從效率工資的角度來看，全國最低的省區都集中在中、西部地區；若從勞動力的絕對數量來考察，基本來說東部地區的人口密度遠遠高于中、西部地區，根據2006年數據，目前高于5000萬人口以上的省區中河南位于第一位，其次是山東，四川居后；若從勞動力的教育水平而論，則山東居于全國的前列，河南和四川都較為落后。相對來說，勞動力資源是山東地區所具有的比較優勢。
反映技術資源優勢度的各地區綜合科技水平居于前列的地區有四川、山東，河南較為落后，可見從這方面來說山東仍然占據優勢。這說明要素稟賦差異和我國外資分布具有一定的相關性。
（四）資源配置效率的差異
要素稟賦反映了各地區經濟發展的初始條件的差別，是反映各地區靜態差異的一個重要的指標。如果從動態的經濟運行效率角度來看，不同地區要素的投入產出效率的差異必定對外商直接投資的形成產生一定的作用。也就是說，各地區資源配置效率的差異與外商直接投資也有著相關性。因為，從任何一個投資者的角度來說，總是希望投資于投資回報率較高的地區。具體就資金這一資源來說，東部地區的山東由于其在吸引投資過程別注重引進產業鏈條長的資金，其吸引的投資企業基本包含有一個行業的上、中、下游企業，因此其投資效率相對較高；而河南省在這方面存在不足，據了解，其產業園區內吸引的投資企業關聯性很小，產業鏈很短，在吸引投資之初，較少考慮投資企業之間的關聯性。這也是造成地區之間引資差異的一個明顯因素。
四、結論
通過分析三省份利用外商直接投資的現狀，我們發現，不管是從絕對量、相對量上還是從增長率、業績與潛力上來說，河南都落后于山東和四川。導致外資在3個省份區域分布差異的原因主要有政策方面的差異、區位差異、要素稟賦差異、資源配置效率的高低等等。
利用外資的差異對區域經濟增長的影響是多方面的，因為FDI不僅僅表現為資本變量，它更多地體現為知識、技術以及經驗的載體。因此，FDI對于一個地區經濟發展的影響就不是單純的某個方面，它可以滲透到經濟發展的各個方面并發揮作用，其中既有直接效應也有間接效應。
當前，正值中央提出中部崛起戰略實施之際，中部地區各省市紛紛出臺各項優惠政策加大吸引外資力度。在中部六省市中，河南具有明顯的資源優勢、區位優勢、市場優勢和后發優勢，基礎條件較好，但是，河南還有人均占有量少、改革滯后、經濟開放度低、高層次人才缺乏、就業壓力大等許多薄弱環節，因此，積極有效地引進FDI對解決上述問題有一定的積極作用。為此，建議河南在今后引進外資的過程中可以考慮從自身優勢出發并為吸引外資構建一個良好的投資環境。（責任編輯：郭金宇）
參考文獻：
［1］ 楊特.論外商直接投資對我國收入差距的影響[D].復旦大學碩士研究生論文,2008.
［2］ 甄文富.外商直接投資對我國產業結構優化的效應分析[D]. 沈陽工業大學碩士研究生論文,2008.
論文關鍵詞：外商直接投資 投資領域 投資環境 投資貢獻
一、寧波利用外商直接投資的現狀及特點
(一)寧波利用外商直接投資現狀
寧波利用外商直接投資從1980年興辦第一家外商投資企業起，目前已進入一個新的發展階段。據統計，截止2004年底，寧波累計批準外商投資項目9153個，總投資371．60億美元，合同利用外資2l1．89億美元，實際利用外資99．6億美元。外商投資成為寧波市經濟發展的重要驅動力之一。
(二)寧波利用外商直接投資的特點
寧波利用外商直接投資對加快經濟發展、促進社會進步，起了很大的作用，并呈現出以下特點：(1)投資規模：外商實際投資穩步增長，尤其是2000年開始，寧波利用外商直接投資呈現新一輪大發展的態勢。大項目投資又有新突破，2004年l—9月份新批投資總額1000萬美元以上的項目117項。(2)投資方式：已由中外合資經營為主轉向以外商獨資經營為主。2003年的統計數據表明，外商直接投資合資項目520個，合作項目14個，外商獨資項目達到674個。(3)資金投向：外商投資行業集中度仍然較高，但產業結構有所優化。第二產業吸引了絕大多數的實際外資。200年寧波外商投資項目共1209個，其中第一、第二產業為1154個，第三產業為45個。與此同時，外商投資可持續發展理念日趨顯現。(4)資金來源：以亞洲國家和地區為主，近兩年，日本和韓國對華投資項目和投資金額增幅明顯。其他國家和地區，如歐洲的德國、英國，北美的美國、加拿大等，增長較快。(5)地區分布：南北差距比較明顯。鄞州、余姚、慈溪、北侖、鎮海等縣(市)、區利用外商直接投資規模要大于南區的奉化、寧海、象山。(6)引資方式：重新整合、利用民企的閑置廠房和土地資源正成為寧波提高土地資源利用率的有效途徑。寧波民營經濟發展快、競爭力強，借助外資引進先進技術、管理經驗、市場機制和高素質國際化人才，可以提升產業層次，打造先進制造業基地而民企的不斷壯大，產品、市場的不斷成熟和穩固，也可以吸引境外企業與民企合資合作，這是“雙贏”。
二、寧波利用外商直接投資與蘇州的比較
(一)總量比較
寧波利用外商直接投資在總量上與蘇州存在著很大的差距。2003年寧波實際利用外商直接投資17．3億美元，雖然在長三角16個城市中排名第五，但與排名第一的蘇州的68．05億美元相比，差距達近51億美元之大。1998年到2003年6年蘇州累計合同外商直接投資總額為1616．99億美元，實際利用外商直接投資總額達232．22億美元，而寧波這兩項指標則分別只有96．5億美元和53．55億美元，不及蘇州2003年一年的合同及實際利用外商直接投資額?？梢钥闯雠c蘇州相比，不管是合同利用外商直接投資還是實際利用外商直接投資，寧波總量偏低。
(二)外商直接投資構成、投向比較
無論是蘇州還是寧波，利用外商直接投資以亞洲國家和地區為主，歐美國家為輔。以2003年為例，在兩地投資處于前十位的國家或地區，有七個國家或地區相同，說明兩地利用外商直接投資的來源地結構單一，外商直接投資來源過度集中。同時寧波和蘇州的外商直接投資投向也較為一致，主要集中在第二產業。
(三)外商直接投資的幅射影響、帶動力比較
從外商直接投資對經濟的貢獻來看，外商直接投資在緩解兩地建設資金短缺、推動產業結構調整、提高經濟管理水平、增強國際經濟的參與能力等方面都發揮了積極作用。但寧波與蘇州相比，利用外商直接投資對寧波市經濟的貢獻度還不高，對國民經濟的拉動作用還不大。一在涉外稅收占財政收入中的比重上，1997年以前，兩地比重差不多，但1997年以后，無論是在絕對值上還是在比重上，蘇州都高于寧波。二在實際外商直接投資占全社會固定資產投資的比重上，寧波實際外商直接投資占全社會固定資產投資的比重一直徘徊在15％左右，2003年也只是17．17％，而蘇州這幾年實際外商直接投資占全社會固定資產投資的比重一直在45％左右，說明寧波投資增長中外商直接投資的作用明顯不如蘇州。三在外商投資企業的出口比鶯上，寧波外商投資企業的出口比重偏低，長期徘徊在30％左右，而蘇州外商投資企業自營出口占全市外商直接投資出口的比重從1996年開始就達到60％以上，2003年更是達到86．3％。這說明寧波利用外商直接投資對發展外貿的拉動作用也明顯不如蘇州。四在三資企業從業人數上，從三資企業從業人員在城鎮從業人數中的比重來看，寧波和蘇州兩地的比重差不多，近幾年都在40％左右，這說明兩地通過利用外商直接投資帶動就業的作用都差不多。
三、寧波利用外商直接投資面臨的困難
寧波市利用外商直接投資相對落后，這有著復雜的歷史背景和錯綜復雜的主、客觀原因，主要有以下幾個方面：
(一)思想認識不夠高
對利用外資在國民經濟發展中的全局地位和作用認識不足，政策措施不力。長期以來，寧波對利用外資的作用的認識主要停留在解決建設資金不足這一點上，而對引進先進技術和管理經驗，促進出口創匯和產業創新等方面的認識不足。不僅領導重視程度明顯偏弱，而且支持、鼓勵利用外資的地方性法規、政策少，與周邊省市相比，往往落后一個節拍。
(二)配套條件不夠強
寧波生產力布局比較分散，生產要素積聚程度較低。外資項目，特別是一些大項目的進入，一般要考慮的首要因素是當地有沒有大量的可用人才，信息是否靈通，企業配套資金能否保證，相關行業是否發達，市場潛力和輻射能力有多大等等生產要素供給方面的問題。而寧波由于歷史的原因，長期以來工業布局呈現“低、小、散”的狀況，產業層次低，企業規模小，地區布局分散。1988年財政體制改革后，浙江實行了“省管縣”的財政體制。這種體制雖可調動各縣的積極性，但也帶來了一些問題，如加劇了生產力布局的分散局面，各縣(市)產業結構雷同、低層次競爭，不利十生產要素集聚。加上全省城市化進程慢，小城鎮數量過多、布局分散、規模偏小。如20萬人口以上的大中城市，廣東有31個，山東有27個，江蘇有22個，浙江僅有8個。這樣，必然造成浙江工業企業布局重復雷同、生產配套半徑過大、生產成本過高，不利于質量的控制和要素的集聚，一些大型外商投資項目難以落戶。
(三)工作體制不夠順
寧波位于長江三角洲的南翼，包含在上海經濟圈范圍內，但是長期以來沒有做好接軌上海的文章。全市的外商直接投資工作機構不夠穩定，專業招商隊伍力量不足；管理體制不夠統一，項目管理、招商工作、外企管理都比較分散；招商水平還不高，招商引資的成本較高，針對性和實效性不強；招商網絡不夠健全，招商方法不夠靈活，大項目批準難，公關手段少，變通方法少。
(四)投資環境不夠優
有關政策的科學性不夠，透明度、穩定性不高，可操作性不強，政策編纂不及時，優惠政策承諾隨意性過大；法律制度還難以滿足外商對投資保障的心理要求，執法不嚴、司法不公、監督不力的現象仍不同程度地存在；對外商的稅外亂收費現象仍時有發生，涉及外商的經濟糾紛發生頻繁，外商投訴案件在一定程度上增多。
在服務機構建設上，除寧波開發區、保稅區外，其他各縣(市)區、各級開發區都沒有建立完整的投資服務機構，市里雖然成立了外商投資服務中心，但服務、協調的制約很大。各地重招商、輕服務，不能為外商提供咨詢、注冊、建設、經營全過程、全方位專家式服務。服務工作不夠深，服務效率不夠高。
(五)輿論宣傳效果不夠明顯
與沿海其它省市相比，廣東的招商重點為港澳，福建為臺灣，上海為歐美大公司，江蘇為新加坡，山東為日本、韓國，目標均比較明確。而寧波始終沒有在招商的重點國別上有明確的定位和采取有針對性的措施。部分招商隊伍走馬觀花，打一槍換個地方，錢花了不少，效果卻寥寥。在招商項目準備方面，宣傳資料十分簡單，引不起外商的注意；項目資料也難以集中。由于體制上的原因和部門協調等方面的原因，符合浙江國民經濟發展規劃和產業導向的重大招商引資項目庫，喊了多年始終沒有建立和完善起來。國家級新聞媒體對寧波的宣傳力度與大連、青島、蘇州等城市比相去甚遠，寧波主要媒體很少有外語節目或宣傳國外先進技術信息的專門欄目
四、寧波擴大利用外商直接投資的對策建議
(一)寬領域有重點地利用國際資本。吸引更多的國際資本投向傳統農業改造、生態農業、綠色食品、農產品加工、水產品養殖加工等特色農業領域；重點吸引外商資金投向電子信息、現代醫藥、石化、紡織、服裝等五大標志性產業，交通運輸設備、先進裝備制造、新型金屬材料及制品、造紙業及紙制品、家用電器及設備、食品arms0造等六大成長性產業；抓住我國開放服務業的契機，加大科研服務、管理咨詢、工業設計、現代物流、金融租賃、教育培訓、文化傳媒等現代生產型服務業和房地產、醫療保健、休閑旅游等新興服務產業領域的引資力度。
(二)做好跨國大公司和高新技術企業的工作。目前寧波的企業建設中，港澳臺中小企業存量投資已經很大，今后引進國際資本的重點應放在跨國大公司和高新技術企業上，爭取更多國家的大公司、大集團來投資設廠，并促進已投資跨國公司積極增資擴股。要制定更為完善合理的激勵政策，促進國外高技術企業來投資，以提升寧波的工業產業結構，增強國際競爭優勢。
(三)加快引進國外先進適用技術。政府應提供優惠政策，加快引進國外先進技術，對能夠提供關鍵技術的外商投資項目實行減稅和利息補貼支持，加速折舊，優先提供政府采購項目合同等，來鼓勵國外大公司、大集團轉讓先進技術。通過實施企業r&d退稅補貼，提高財政科技投資支出比重，優先提供土地、建筑、運輸、電力等政策措施，鼓勵國外大公司、大集團在寧波設立r&d機構或基地。
論文關鍵詞：外商直接投資，環境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區，主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年?。ㄊ校┙y計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個?。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據研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]
若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一省（市）和中部八省的相關數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列?；貧w結果見表1-表8
（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析
表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
2.2587
1.8888
注:括號內為t值，*表示1%的顯著水平項目管理論文，**表示5%的顯著水平，***表示10%顯著水平，表7-表8同。
東部工業廢水與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、上海、北京的FDI對工業廢水排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢水排放量產生負影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點，工業廢水排放量將減少0.0835個百分點。
東部工業廢氣與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，但t統計量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他省（市）的t統計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1504個百分點。
表2 中部地區LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LNFS
LNFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
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
黑龍江--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
中部地區工業廢水與人均地區生產總值呈正U型關系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業廢水排放量產生正影響，山西、安徽在5%的水平下顯著，河南和江西在1%的水平下顯著，吉林的t統計量不顯著，影響最大的河南為0.1444項目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業廢水排放量產生負影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統計量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業廢水排放量將減少0.1025%。
中部地區工業廢氣與人均地區生產總值呈正U型關系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，湖北在5%的水平下顯著，其他省都在1%的水平下顯著。影響最大的河南為0.0819，其次是安徽。吉林、黑龍江的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，且都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.1521，即FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1521個百分點，其次是吉林。
（二）東部和中部地區FDI對工業煙塵、工業粉塵影響差異分析
表3 東部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
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
遼寧--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
廣東--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
江蘇--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
山東--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
東部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、廣東、天津的FDI對工業煙塵排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、上海、浙江、遼寧、北京、江蘇、福建、山東的FDI對工業煙塵排放量產生負影響，上海、山東在1%的水平下顯著項目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2631個百分點。
東部地區工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。河北、北京的FDI對工業粉塵排放量產生正影響，但不顯著。海南、上海、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業粉塵排放量將減少0.2069%。
表4 中部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
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
黑龍江--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
中部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省FDI對工業煙塵排放量產生負影響，湖南、山西和河南的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2609，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2609個百分點，其次是吉林項目管理論文，再其次是湖北。
中部工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省的FDI對工業粉塵排放量都產生負影響，湖南、山西、河南、江西的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統計量在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.3797，即FDI每增加1個百分點，工業粉塵排放量將減少0.3797個百分點，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）東部和中部地區FDI對工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量影響差異分析
表5 東部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
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
遼寧--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
廣東--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
江蘇--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
山東--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
東部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，河北和浙江在5%的水平下顯著，北京和天津在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。影響最大的河北為0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、廣東的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，但都不顯著。
東部地區工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈遞減型關系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，海南在1%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他?。ㄊ校┫啾然貧w結果反差很大，其他省（市）t統計量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響。遼寧在10%的水平下顯著，北京在5%的水平下顯著，山東都在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少-0.7650%。
表6 中部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
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
黑龍江--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
中部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，安徽和江西的t統計量不顯著，山西和河南在1%的水平下顯著，影響最大的山西為0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，湖北的t統計量不顯著，湖南、吉林、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2256項目管理論文，即FDI每增加1個百分點，工業固體廢物產生量將減少0.2256個百分點，其次是吉林。
中部工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈四次曲線關系。湖南、山西的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，山西在10%的水平下顯著。吉林、安徽、黑龍江、河南、江西、湖北的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響，河南、江西在5%的水平下顯著，湖北在10%的水平下顯著，吉林、安徽、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-1.4849，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業固體排放量的影響來說，兩省與其他省形成很大反差。
（四）東部和中部地區FDI對工業二氧化硫排放量影響差異分析
表7 東部地區LNSO2模型參數估計結果
LnSO2
變量
參數
固定效應
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
遼寧--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
廣東--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
江蘇--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山東--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
東部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈遞增型關系。海南、廣東、福建的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統計量不顯著。影響最大的海南為0.3036，其次是廣東。河北、上海、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，河北在5%的水平下顯著，上海、北京、江蘇和山東在1%的水平下顯著，浙江、遼寧、天津和福建的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點，其次是山東，再其次是上海。
表8 中部地區LNSO2模型參數估計結果
LNSO2
變量
參數
固定效應
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
黑龍江--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
中部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、河南的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，但t統計量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，湖南、安徽、江西在5%的水平下顯著，吉林、黑龍江、湖北在1%的水平下顯著。影響最大的湖北為-0.1255，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點項目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。
從以上回歸結果分析顯示，東部十一省（市）的污染指標與人均地區生產總值大多呈現倒N型關系。相對來說，上海、北京、山東、江蘇、天津和遼寧的FDI是“清潔”的。東部多數?。ㄊ校┑腇DI對工業廢水、工業廢氣、工業粉塵、工業煙塵、工業二氧化硫產生負向影響，而多數省（市）的FDI對工業固體廢物的排放量和工業固體廢物產生量產生正向影響。中部八省的污染指標與人均地區生產總值呈現正U型和倒N型關系，工業固體廢物排放量出現四次曲線關系。中部地區FDI相對較“清潔”的是黑龍江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣、工業固體廢物、工業二氧化硫排放量和工業固體廢物產生量產生負向影響，即有利于環境改善，大部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣產生正影響。
四、結論
東部地區的遼寧、山東的FDI對工業廢水排放量產生顯著的負影響；中部地區只有河南的FDI對工業廢水排放量產生顯著的正影響。東部地區江蘇的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的負影響；中部地區安徽的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的正影響。東部地區的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響。上海、天津的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、浙江、北京天津的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響；中部的地區的吉林、黑龍江的FDI對工業固體產生量產生顯著的負影響，山西的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響。東部地區的遼寧、北京、山東的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響，海南和上海的FDI對工業固體排放量產生顯著的正影響；中部地區的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響，海南、廣東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的正影響；中部地區的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響。東部地區FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進一步研究北京的FDI產業分布，借鑒經驗調整中國FDI的區位和產業分布。東部和中部省（市）的FDI對污染指標的影響存在較大差異，總的來說，東部地區的FDI比中部地區的更清潔，這可能是因為中國的FDI主要集中于東部地區，因而存在有結構效應和規模效應。寬松的環境管制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素，具有一定的“污染避難所”效應特征，但中國并未成為一個世界的“污染避難所”。
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關鍵詞： 外商直接投資； 面板數據；區域差異
一、引言
改革開放以來中國經濟高速發展，FDI的規模也逐漸擴大，按不變價格計算，FDI從34.87億美元到2005年的603億美元，增長了17倍，但是這種高速增長是通過不平衡增長來實現的。尤其是東部與中西部經濟增長差異，80%的資金流向了東部，僅有不到20%資金流入中西部。從經濟發展水平來看，東部經濟最發達，增長最快。中國地區增長的不平衡性體現得很明顯，FDI的流入加劇了東西部二元經濟結構的差異以及地區經濟發展的差異。因此，分析FDI地區差異對經濟發展的影響是有必要的，本文基于面板數據模型對此進行分析。
二、模型的建立
新古典主義強調資本積累是經濟增長的源泉，本文應用柯布道格拉斯函數來反映FDI對經濟增長的貢獻，區域總產出用GDP來衡量，投入包括資本和勞動力，投資包括國內固定資產投資和外商直接投資。GDP代表國內生產總值，FDI代表外商直接投資，I代表國內固定資產投資，指國內總投資扣除了外商直接投資，L代表勞動力。區域生產函數可以表示為：
四、經濟計量分析
我們采用的是1990-2004年的數據，共28個省市的數據，由于和青海數據缺失，排除在外，而重慶在1997年才成為直轄市，所以把重慶市數據合并到四川省。我們把中國劃分為東中西三大經濟帶，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省份，中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份，西部包括內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、新疆9個省份。
為建立模型，首先，要確定選用固定影響模型還是隨機影響模型。由于筆者所做的模型僅就各地區自身的資料進行研究，主要比較FDI對東中西部對經濟增長的影響,所以將模型取為固定效應模型。
其次，根據前面的分析，要確定模型是變系數模型、變截距模型以及混合回歸模型中的哪一種。下表是運用Eviews對以上三種模型分別估計后所得的。因此在選取模型時，三大經濟地帶選取了變系數和變截距模型。說明即使是在同一經濟帶內，不同省市的經濟發展水平、投資、勞動力對各自經濟增長的差異有顯著差異。
我們采用各省市的綜合情況來分析，東中西部的經濟增長模型。東中西部的校正R2系數分別是0.989136、0.961466、0.992154，說明模型東中西部GDP99%、96%、99%能由FDI、I、L來解釋，模型的可解釋程度很高。
東部地區共有9個省市的FDI通過了t值檢驗，占到了東部地區的81.9%,中部地區共有西部地區共有6個省市的FDI通過了t值檢驗，占到了中部地區的75%,6個省市的FDI通過了t值檢驗，占到了西部地區的66.7%。除此以外，東中部的FDI的系數普遍比西部要高，說明東中部外商直接投資對經濟增長的貢獻要高于西部。
東部地區所有省市的I系數均通過了t統計值顯著性檢驗，占到東部地區的100%；中部地區所有的省市均通過了t檢驗；西部地區共有8個省市的投資通過了t值檢驗，占到了西部地區的88.9%。東部地區的國內投資的彈性系數明顯高于中西部地區，說明不管是國內投資還是外商直接投資，東部的作用與貢獻都要高于中西部。
東部地區共有10省市的L通過了t值檢驗，但是其中有六個省市的符號為負，未通過經濟意義檢驗，只有福建、山東、廣東、海南的勞動力彈性值符合條件。對于中部地區，五個省市符合條件，分別是山西、吉林、安徽、江西、河南、湖南。西部地區符合條件的是貴州、陜西、寧夏。但是東部地區通過檢驗的系數均大于中部和西部地區。
五、小結
（一）外商直接投資對東部經濟增長的影響明顯大于西部地區，說明外商直接投資是加劇中國二元經濟結構的重要原因之一
東部地區改革開放早，區位條件、基礎設施和經濟技術基礎好，吸引了進入中國的大部分外商直接投資。外商直接投資的大規模進入，通過增加資本形成，擴大出口和創造就業等效應，推動東部地區的快速發展，反過來，東部沿海地區的快速增長又提高了人們的收入水平，改善了外部條件，從而進一步擴大外商直接投資的進入。然而，外商直接投資對中西部地區的影響較弱，實證結果顯示中西部FDI通過t檢驗的省市比例要低于東部，而且彈性系數明顯比東部地區要小。因此積極吸引外商投資流向中西部將具有十分重要的意義。
（二）國內投資方面
比較國內投資與外商直接投資的系數，可以看出國內投資對經濟增長的貢獻明顯大于外商直接投資。國內投資仍是經濟增長的第一位的原因，國內投資的區域差異是地區經濟差異的主要原因，西部地區要充分利用和吸引國內投資，對進入中西部進行投資的企業和項目給予優惠政策。
（三）勞動力方面比較復雜，從比例上看，中部地區的最大
這說明中部地區勞動力還能發揮積極充分的作用，東部的某些經濟較發達地區，勞動力數量多，容易形成勞動力飽和，而且某些產業從勞動密集型向技術密集型發展，勞動力貢獻下降。而西部地區技術教育水平落后，主要是勞動密集型經濟，非熟練勞動力比例大，對經濟貢獻也低。但是就彈性系數來看，東部地區的仍居首位，最高的是廣東，達到了3.503704，在此意義上東部勞動力優勢仍超過中西部。
[參考文獻]
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關鍵詞：FDI；外商直接投資；區位選擇
基金項目：本論文為2013年度上海遠程教育集團學科研究課題（項目編號JF1319）
改革開放以來，外商對華直接投資保持了高增長狀態。并且在我國形成了長三角、珠三角和環渤海為代表的三個外資集中投資區域。近年來，隨著我國政府加大對中西部的開發，外資也不斷向中西部地區遷移。
一、FDI的區位分布特征及變化
（一）FDl分布明顯呈“東高西低”的格局
從地區分布看，在全國累計FDI中地位最重要的省、市，幾乎全部集中于東部沿海地區；中西部地區的地位微不足道。根據《中國統計年鑒》的數據計算，在1980-2004年期間中國所引進的外商直接投資的86.80%都集中在東部沿海地區，其中，長江三角洲、珠江三角洲和環渤海地區共占64.8%。2000年以來中央政府的區域發展政策和各地方政府的引進外資政策使得一部分外商直接投資向中西部內陸地區轉移，但是東部沿海地區還是外商直接投資的集中地區，2004年其比重還為85.93%，而中西部地區18個省區市，所占比例合計不到15%。
（二）FDI的聚集效應突出，擴散速度緩慢
流入中國的FDI不但聚集于東部地區，而且在東、中、西三大區域內也呈現出聚集現象。截至2005年，東部地區實際使用外商直接投資前五名的省（市）是廣東、江蘇、山東、上海和浙江，它們也是全國范圍內實際使用外資金額最多的前五位省份；中部地區利用外資前三名的省份是湖北、湖南和江西；西部地區利用外資前三名的?。▍^）是廣西壯族自治區、四川和陜西。實施西部大開發戰略和加入WTO后，外商在華直接投資并沒有像人們預計的那樣向西部地區迅速推進，反而進一步向沿海地區集中，長江三角洲和環渤海灣地區日益成為理想的投資地區。從長遠看，外商直接投資會逐步向中西部地區推進，但這種“西進”只能是“漸進式”的，而不可能是“大跨越”。
二、FDI在我國區位選擇的決定因素
我國學者把影響外商在華直接投資的地區選擇因素分為成本因素、制度因素、市場因素和集聚經濟等因素，采用經濟計量的方法分析FDI的區位選擇決定因素。
1.勞動力成本作為外商選擇投資地點的成本因素之一，發揮著決定性作用。這里的勞動力成本并不是簡單地指勞動者薪資，外商更愿意投資在人口素質高的地區，人才的聚集效應。
2.運輸條件在吸引外商直接投資中是一個很重要的內容。交通事業的發展程度決定了運輸成本的高低。尤其是在垂直分工的投資中，在資源開發投資、利用低成本生產后再出口的投資、資本密集型項目既需規模經濟又需大量進口零部件和原材料的投資中，運輸成本對投資地點選擇的影響力很大。
3.經濟增長作為投資區域選擇的市場因素之一，站在選擇投資國的角度考慮也是個重要因素。
三、FDI對我國區域經濟的影響分析
已有的大量FDI研究文獻都證明外商直接投資對地區經濟發展的作用，我國三十多年改革開放的實踐也證明了FDI對經濟增長的促進作用。FDI在我國區域分布上的不均衡與我國區域經濟發展的不均衡相一致，很多研究證明這種區域經濟發展的差距在很大程度上可歸為外商直接投資的不平衡分布。
無論是從工業化進程來看，以及FDI對區域貿易的影響，還是從促進區域的科技和制度創新來看，FDI都積極促進了區域經濟的發展。
另一方面，外資對國內民間資本的擠出效應，以及某些外商投資項目技術水平低、環境污染問題突出，也帶來了相應的負面效應
四、評述及相關政策建議
由本文上述分析可見，引資現狀體現出的產業結構問題不容忽視，結合對我國外商投資區域差異制約因素的分析，建議如下：
1.各地區在發展經濟的過程中，應努力擴大區域經濟的開放度，重視利用外資壯大自己，振興當地經濟。這絕不單純是提供“數字化”的政策優惠，更要切實把握市場經濟的運行規律，不斷完善開放有序的市場體系，鞏固加強配套基礎設施，建設健全法制環境等，甚至走在引資的前頭。只有首先給外商創造出了一個有穩定預期回報的社會經濟環境，才能使引資發展政策具有長遠意義。
本文在回顧已有文獻和研究的基礎上，從江蘇省吸引外商直接投資和技術水平的實際情況出發，基于江蘇省1995～2009年的數據，通過建立技術進步效應模型分析了FDI對江蘇省技術進步的影響，在實證分析的基礎上提出相應的政策意見。研究結果表明，FDI是江蘇省技術進步的長期和短期原因，在一定程度上促進了江蘇省經濟的發展。
【關鍵詞】
外商直接投資；技術外溢效應；經濟增長；全要素生產率
0 引言
外商直接投資（以下簡稱FDI）的技術外溢效應，指的是廣義FDI內含的人力資本、R&D投入等因素通過各種非市場渠道導致其先進的生產技術、經營理論、管理經驗等的非自愿擴散，以及由于FDI的進入加劇了當地企業間的競爭，從而促進了當地企業生產率的提高，進而對東道國經濟長期增長作出貢獻，而跨國公司又無法獲得全部收益的情形。從經濟學上而言，這是一種經濟外在性的表現。
外商直接投資在中國分布極不平衡，主要集中在東部沿海地區，其次是中部地區，西部地區最少。江蘇省是長江三角洲經濟快速發展的典型代表，外資集聚，具有可觀的發展前景，在引資規模、質量上具有舉足輕重的經濟地位。FDI是否在中國實現了技術外溢效應，在多大程度上促進了中國本土企業的技術進步？由此帶來了激烈的爭論，因投資環境、引用數據、選取地區等眾多因素并未得到一致的結論。因此，本文在綜合前人研究和現有文獻的基礎上，選取江蘇省作為本次研究的代表，構建計量經濟模型，運用經濟計量學進行分析和檢驗，研究FDI對中國本土企業的技術影響，并在何種程度上促進中國本土企業的技術進步，針對計量結果進行分析并提出相應的對策建議。
1 文獻綜述
從20世紀60年代開始，逐步有國內外學者對FDI的技術外溢效應進行分析和研究。1974年，Caves首次提出了用于檢驗FDI技術外溢效應的模型，計量分析得出本土企業的勞動生產率與外資企業的進入程度存在正相關關系。然而對于FDI技術外溢效應的存在與否，國內外學者進行的實證分析有不同的結論看法。如Barry等（2001）考察愛爾蘭制造業1990～1998年間的企業面板數據，發現大量的負溢出效應，原因歸咎于東道國與跨國公司之間在勞動力市場上的過度競爭。
近年來，國內關于FDI技術外溢效應的研究也逐漸增多。大多數研究結果表明，中國存在FDI技術外溢效應。如何潔、許羅丹（1999）對中國工業部門FDI的技術外溢效應進行了實證分析，結果表明外資企業對內資工業部門存在正向的溢出效應，并存在隨著引資規模的擴大而加強的趨勢。沈坤榮、耿強（2001）利用30個省市自治區的FDI總量與各省的全要素生產率作橫截面的相關分析，得出了FDI與GDP的動態相關關系的結論：FDI占GDP的比重每增加1%，全要素生產率就可以提高0.37%。賴明勇和包群（2003）用1979～2000年的數據進行檢驗，認為FDI的技術外溢效應顯著，但是具有一定的時滯。然而也有部分學者在對一些個別省份的研究中發現FDI存在技術溢出的負效應或者溢出效果不顯著。如潘文卿（2003）對中國西部地區的實證分析表明，該地區外資引進不理想，FDI在西部地區產生了不太明顯的負面效應。代峰（2005）基于廣東省11個城市面板數據的研究，實證分析結果表明，FDI對廣東省11個城市的技術溢出存在負效應。產生這些差異的原因，不可忽略的是實證分析所選取的樣本數據、計量模型、數據處理方法等各種因素，以及所選地區的引資特點、市場環境等差異，因此結果可能不盡相同。
目前，中國關于FDI技術溢出效應的研究仍以全國層面的數據作為研究樣本為主，近年來也相繼出現了一些對具體省份的研究。但是國內關于此類研究涉及范圍廣泛，內容較為單一零散，在具體層面上的分析較為缺乏。如果忽視個體情況的研究，既不能全面深入認識和分析FDI的技術外溢效應，又不能因地制宜采取適宜的外資政策，因此要具體問題具體分析。從總體上，FDI促進了中國本土企業的技術進步，那么對于江蘇這單一省份是否也存在這樣的技術外溢效應？FDI在多大程度上促進了江蘇本土企業的技術進步，本文將圍繞此展開研究分析。
2 FDI對中國本土企業技術溢出的經驗研究
2.1 江蘇省吸引外商直接投資和技術水平概況
1995～2009年，江蘇省的實際外商直接投資總額達到1852.26億美元。從外商直接投資總量上來看，FDI在江蘇省呈現不斷增長的趨勢；但從外商直接投資年增長率來看，FDI在江蘇省總體上呈現正向增長，在部分年份增幅為負，其中2003年引用外資增幅最大，為上年的52.44%，而2004年FDI總量下降，增幅為負。總體而言，江蘇省吸引外商直接投資存在快速發展的趨勢。同時，江蘇省的經濟始終以持續、穩定的趨勢快速增長，綜合實力不斷增強，全省的GDP值呈現穩步提升。2009年，江蘇省全員勞動生產率水平（人均GDP）為44744元，比上年提高12.9%，高于全國平均水平，但與發達國家相比，還是存在很大的差距，僅僅夠得上中等收入國家水平?？傮w上來說，江蘇省的勞動生產率水平有了很大的提高，但是與發達國家相比還是遠遠落后，究其根本還是在于技術水平的落后。因此創新能力提升必須加大力度、加快步伐。近年來，江蘇省取得的技術進步成果顯著。那么呈現快速發展趨勢的FDI與江蘇省技術水平的提高是否存在關聯呢？FDI是否江蘇省技術進步的催化劑呢？本文將通過建立技術進步模型加以驗證。
2.2 技術進步效應模型
1.計量模型設定
（1）索洛—米德模型
假設國民經濟生產部門只有兩種生產要素——勞動和資本，產出只受到這兩種要素的影響，則根據柯布道格拉斯-生產函數，：
（1）
其中，Y表示產出GDP，K表示總資產，包括外商直接投資，L表示勞動人數，A表示全要素生產率，衡量除了K、L兩種要素外的其他要素對經濟增長的影響，反映包括知識、人力資本、管理等在內的技術水平，用此作為衡量技術進步的指標。分別表示資本和勞動對經濟增長的彈性。對式1進行轉換，得到
（2）
用OLS（普通最小二乘法）對式3進行回歸，求得α的估計值。在假定規模報酬不變的條件下，有。求得的參數估計值，即可求得全要素生產率A=。
（2）驗證FDI與技術進步指標—A（全要素生產率）的長期關系
第一，為了避免因為時間序列的不平穩性而出現的“偽回歸”等現象，運用ADF檢驗法對FDI以及A序列數據進行單位根檢驗，檢驗其時間序列數據的平穩性；其次，檢驗FDI以及A時間序列的單整性。
只有在FDI與A時間序列是同階單整變量時，才能進行協整，進一步檢驗FDI與A時間序列的長期關系，否則，協整不能進行。
第二，在滿足協整的條件下采用E-G（恩格爾—格蘭杰）兩步法對FDI以及A序列進行協整分析，考察其長期因果關系。首先假設FDI（為表示簡便，以下用字母Z表示FDI）、A均為d階單整序列，可建立模型：
（3）
其中殘差為。
第三，檢驗的平穩性。如果{}為平穩時間序列，則是協整的，兩者存在長期均衡關系；如果{}是非平穩的，則不是協整的，兩者不存在長期關系。
（3）檢驗FDI以及A兩者的短期因果關系
在存在長期均衡關系的條件下，為彌補長期靜態模型的缺陷，須建立誤差修正模型來檢驗FDI的短期因果關系。對于具有協整關系的時間序列FDI，其誤差修正模型為
（4）
其中，Ecm表示誤差修正項，體現了對即FDI長期均衡關系的控制，一般條件下0
2.數據和變量的選取
本文選取1995～2009年江蘇地區的數據為樣本，其中GDP用江蘇省的地區生產總值表示；FDI為江蘇省的實際外商直接投資金額，對外商直接投資金額用當年的人民幣對美元平均匯價進行轉換；K用江蘇省的全社會固定資產投資表示，L用全省的從業人數表示。數據來源于江蘇省統計年鑒。
3.計量回歸分析
（1）利用統計軟件Eviews5.0對式6進行回歸分析，得到生產函數的估計式為：
（5）
從回歸結果看，江蘇省在1995～2009年期間全社會固定資產的投入的產出彈性為77.61%，從業人數的產出彈性為0.2239=22.39%，回歸結果是顯著的。依據，可求出全要素生產率。
（2）運用ADF檢驗法對FDI（以下用Z表示）以及A時間序列進行單位根檢驗，檢驗其平序列的平穩性，并檢驗其單整階數，檢驗結果見表1所示。
由表1的檢驗結果可知，在ADF檢驗下，{}、{}均為非平穩時間序列；{}為平穩時間序列，則為一階單整序列，記為；也為平穩時間序列，即{}為一階單整序列，記為{}～。
（3）在具備協整的條件下，進一步檢驗FDI與A時間序列的長期關系。對式3進行回歸，得到估計方程為：
（6）
因此，得到殘差為，對殘差的平穩性進行單位根檢驗，得到ADF檢驗值=—3.8045，小于其臨界值—3.1199（顯著性水平為5%），因此拒絕原假設，不存在單位根，則{}為平穩時間序列。
也就是說，全要素生產率A與外商直接投資具有長期均衡關系。FDI每增加1億人民幣的投入，將會帶來4.78*10-6個單位的全要素生產率的提高，即FDI對A的影響是正向的，即FDI存在技術外溢效應。
（4）短期因果關系分析
對式4短期因果關系進行回歸分析，得到
式7說明在每一年，全要素生產率對其長期均衡值的偏離由71.78%得到糾正，全要素生產率在受到短期沖擊后，將會很快回到其長期增長路徑上去。
綜上，在1995～2009年期間，資本投入產出彈性為77.61%。從業人數的產出彈性為22.39%，由此計算得出的全要素生產率A與外商直接投資具有長期均衡關系：FDI對江蘇省的技術水平具有促進作用，即每增加1億人民幣的投入，將會帶來4.78*10-6個單位的全要素生產率的提高，即 FDI存在正的技術外溢效應得到證實。在每一年，全要素生產率對其長期均衡值的偏離由71.78%得到糾正，說明FDI也是技術進步的短期原因。
3 結論和政策建議
實證分析表明，FDI是在一定程度上促進了江蘇省經濟的發展，并且是其技術進步的長期和短期原因，但是技術外溢效果并非十分顯著，這可能有以下幾個方面的原因：
一是數據限制，樣本容量受限和數據處理方式問題；
二是產業分布不均，外商直接投資在江蘇具有產業導向，主要集中在加工貿易上，技術含量較低，仍處于價值鏈的較低端，而且FDI在不同的產業中作用方向可能不一致，總體考察時可能會相互取消，由此也可能導致檢驗數值較?。?/p>
三是FDI在資產投入中的比重越來越小，在內外資企業中形成的正反饋機制中發生的作用減小，在一定程度上阻止和抑制了外商直接投資的技術溢出效應；
四是從FDI技術進步效應模型可知，江蘇省的外商直接投資的確產生了一定的FDI技術溢出效應，但是溢出效果并非十分顯著，效應較弱。加上近年來江蘇省的FDI規模一直持續擴大，但在江蘇省GDP的比重中卻有逐年下降的趨勢，說明在FDI在最近幾年中的利用效率可能存在一定的問題。
目前，創新型江蘇建設正穩步向前推進。但從整體上，全省科技水平還不夠高，科技實力和發達省份相比仍有差距，實現“十二五”規劃發展目標仍需繼續努力。為了進一步提高外商直接投資FDI對中國技術外溢效應，促進江蘇本土企業的技術進步，提高其技術創新能力，結合江蘇省當前的發展現狀，應以下幾個方面進行改善：一是有選擇性的吸引外資，促進區域經濟發展的協調性；二是提高本土企業的技術吸收能力；三是加強內外資企業的合作和交流；四是加強對知識產權的保護，推進自主技術創新；五是政府支持。政府更應該擔任好“中介”這個角色：為內外資企業構建良好的溝通平臺或渠道，實現信息共享，充分調動行業協會發揮其作用，采取一定的激勵措施以促進內外資企業的技術合作或者技術轉移。
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關鍵詞：外商直接投資；FDI；區位因素
中圖分類號：F740文獻標志碼：A文章編號：1673-291X(2008)18-0103-03
近年來，我國成為外商直接投資的一個重要目標國，而外資也成為我國的重要資金來源之一。尤其是近十余年來，我國吸收國際直接投資的數量一直位居發展中國家的前列。截至2005年末，我國累計批準設立外商投資企業59.4萬家，實際使用外資金額達6 854億美元。世界500家最大的跨國公司幾乎都在我國進行了直接投資。FDI對中國經濟的繁榮做出了很大的貢獻。本文希望通過實證分析，深入了解我國吸引FDI流入的關鍵區位因素，從而能更好地有利于我國經濟的發展。
關于影響FDI區位選擇的因素，國內外已經有很多學者對此作了研究和探討。
有些學者從成本最低化角度來探討FDI的區位決策，如Caves（1982）①以及Mariotti和Piscitello（1995）②等從各種成本角度對FDI的區位決策進行了實證研究。依據鄧寧的國際生產折衷理論，Woodward D. 和R. Rolfe（1993）③對影響出口導向制造業國際分配的主要因素進行了實證分析，結果呈現對投資選址產生正影響的因素有：人均國民生產總值、土地面積、匯率貶值、政治穩定因素、制造業的集聚度、免稅期限、自由貿易區的規模等；而產生負影響的因素有：工資、通貨膨脹率、利潤匯回管制、運輸費用、工會組織等。現今隨著信息經濟學的不斷發展，又有研究指出直接投資的區位選擇是外商為了降低信息成本的一種理性選擇。中國也已有很多研究做了相關分析。魏巍賢（1997）在《外商在中國直接投資的決定因素》一文中，將FDI作為系統的內生變量，結果表明：外商直接投資是東道國的市場規模、資本成本決定的；實際GDP增長率作為一個可反映一國的市場規模和潛力的變量是刺激外商在我國直接投資的一個重要因素。沈坤榮、耿強（2001）構建了一個包含外國直接投資和人力資本的內生增長模型，并運用1987―1998年中國29個省、市及自治區的有關數據進行回歸分析，認為外國直接投資的增長導致了經濟增長率的增加，并且發現外國直接投資技術擴散效應的發揮程度與人力資本有著至關重要的關系，沈在他2002年的論文中，進一步采用中國分省分年的Panel Data數據和計量分析方法，研究人力資本存量對外商直接投資區位選擇及投資規模的影響。結果顯示，除了市場容量、勞動成本、市場化水平等因素以外，人力資本存量是影響FDI區域性選擇和投資規模的重要因素。
從以上相關的文獻研究中，可以發現各國學者對于影響FDI的區位因素的研究已經很多，但是針對中國做的研究還比較有限，而隨著外國對華投資規模的飛速提高，而我國加入WTO后面臨新的挑戰，我們有必要再次審視影響外商對華直接投資的區位因素。在借鑒以上文獻成果的基礎上，本文擬從FDI累計投資額、人力資本、市場規模、市場開放度、制度因素這五個方面綜合分析他們對外商直接投資的影響，以豐富現有的文獻。
模型分析
在前述理論分析的基礎上，根據我國具體的國情，本文選擇以下幾個變量作為影響我國吸引外商直接投資的宏觀因素：
累計投資額：一個地區的現有外商直接投資規模對吸引外資有一定的示范作用。賀燦飛（1999）的研究表明,外商在華直接投資存在的“區域性自我加速”機制導致外商直接投資的區域模式呈現一定程度的剛性。一國累計外國直接投資越多，一定程度上說明該國投資軟硬環境較好或該國的外資環境較好、比較容易得到其他外商的了解和認同，從而更多的引致投資流入該國。對于累計投資額這個變量本文采用我國FDI累計額（FDIL）指標來衡量，其系數假設為正。
人力資本：人力資本指標的度量是一個難題。到目前為止，尚無一個行之有效的方法去準確計算一個個體的人力資本存量。像教育和衛生這樣的活動，通過提高人的生產能力，如更高的技能和更好的身體，對社會產品的增長作出貢獻。由于這些活動的支出對經濟增長的作用和有形資本投資一樣，所以，將其稱為人力資本投資是適宜的?？紤]到數據的可得性，本文用中央和地方財政支出文教、科學、衛生事業費作為反映指標。
市場規模：工業區位理論的市場學派認為，市場容量是影響產業地理分布的重要原因，Glickman（1988）①等也認為，外商直接投資進入東道國的主要目標之一是為了占領當地市場。從理論上來說經濟和市場規模越大的地區，將會吸引越多的外資企業。本文選用中國每年的社會消費品零售總額（LSE）作為反映指標，它的系數假定為正，因為一般一國市場規模越大，越易吸引外商投資，特別把東道國當作市場產品或服務的消費國時。
市場開放度：我們用開放度這一指標，因為它可以比較好的代表一個地區的政策導向。衡量特定國家對外開放度的指標通常是國際貿易水平。一般而言，一個地區的政策越開放，其進出口貿易發展就越快，相應的，其開放度就越大。企業通過國際貿易來積累貿易對象國的經濟、文化、政治等領域的各項知識和經驗獲取投資信息。這里用我國每年的進出口額/GDP（KFD）來衡量。
根本制度因素（虛擬變量）：一個地區的對外商直接投資的根本政策制度因素也對FDI流入量有較大的影響。Lall和Siddharthan（1982）②發現外資企業在美國的經營活動與有效保護率呈顯著的正相關關系。有實證研究表明：“制度因素比經濟因素或硬環境更重要”，“一個自由開放的經濟體制和歡迎外資的政策是決定國際直接投資流的最重要的因素”（魯明泓1999）。所以，我們在研究區位因素時除了關注傳統的硬環境和經濟等因素外，還要注重對制度因素的分析和研究，包括東道國是否建立了國際直接投資和貿易運行框架或為跨國企業運行提供便利等。1992年的和十四大的召開為我國外資的優惠政策提供了根本的制度基礎，因此，吸收的外資迅猛增長。故以1992年為分界線，以前的年份取值0，自1992年起取值為1。
此外還有很多因素影響FDI的流入。如基礎設施狀況，但因涉及通訊運輸兩大方面，而技術進步帶來的聯系方式呈現多樣化，所以能夠衡量基礎設施狀況的指標難以確定。
模型構建：
假設：FDI累計投資額、人力資本、市場規模、市場開放度、制度因素均影響著中國外商直接投資流入，并且都起促進作用，即影響系數為正。
另外，前一年的FDI累計投資額對后一年的FDI流入量有影響，故FDI累計投資額取值滯后一年。鑒于時間滯后性等的影響，人力資本取值滯后一年。所以，構造方程為
Ln（FDI）=C（1）+C（2）*Ln（FDIL（-1））+C（3）*HS（-1）+C（4）*Ln（LSE）+C（5）*（KFD）+C（6）*（ZD）③
數據平穩性檢驗及格蘭杰因果檢驗：
Ln（FDI）是一階非平穩時間序列，Ln（FDIL）是二階非平穩時間序列，HS是一階非平穩時間序列，Ln（LSE）是二階非平穩時間序列，KFD是二階非平穩時間序列，ZD是一階非平穩時間序列。
由檢驗結果顯示，原假設“Ln（FDIL（-1））、Zd分別不是Ln（FDI）變化的原因”被拒絕，“Ln（LSE）、HS、KFD不是引起 Ln（FDI）變化的原因”被接受?；谝陨蠙z驗，本文決定暫時采用FDI累計投資額、市場規模、人力資本以及制度因素作為自變量。
回歸結果：
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
結果說明外商直接投資規模、市場規模和制度因素對FDI的流入具有顯著的影響，而市場規模、市場開放度和人力資本對FDI的影響不明顯。
政策建議：
下面我們將詳細的分析統計結果：
1.累計投資額。由分析結果可以看到，外商直接投資規模對FDI的流入具有顯著的積極影響。由此說明累計FDI對外商特別是新來外商的直接投資決策有重要的示范效應。FDI對自身的正的很強的自增長效應已被廣大學者注意到。所以，中央尤其是地方政府在制定和執行針對FDI的相關政策時，不應局限于效果立竿見影的決策，應適當避免一些短期決策，考慮政策的長期影響。而且近年來，外商投資產業呈現出集聚現象。市場機制的作用下區域產業發展的優勢和積累效應為外商直接投資創造了良好的投資條件。因此，政府可以適當地引導形成產業集聚，特別是中西部地區，可以吸引FDI到中西部大開發中，解決資金不充足的瓶頸。
2.根本制度因素。由回歸結果可知，政策制度環境的根本變化對跨國公司直接投資的區位決策具有重大影響。但我們應注意的是這一因素不能成為我們吸引FDI的砝碼。因為現在對FDI的根本制度可以說是“歡迎”外商直接投資，至少近期內是不會有什么變化的。我們更應注重的是其他非“國策”性政策的制定。再者，加入WTO后，我國利用外資政策將從稅收激勵機制為主的優惠政策轉向以公平競爭機制為主的規則政策。在從減少優惠待遇角度走向國民待遇的同時，我國也將減少對外國投資者的市場準入限制（除特定行業外）和非國民待遇，改善綜合投資環境，促進市場公平競爭，從另一個角度走向對外商投資實行國民待遇。在轉變的實施過程中，務必要注意循序漸進；一蹴而就，勢必會給外商投資信心帶來沉重的打擊，導致投資額的下降。
3.市場規模。C4是一個正數，其顯著性也很強，一定程度上說明我國的市場規模促進了FDI的流入。對此，在一定程度上揭示我國現在引進的FDI已經由出口導向型FDI轉向市場尋求型FDI。投于中國的大部分外資除了為了利用中國的資源優勢，或人力或土地等，中國廣大的消費市場也日益受到外商的重視。此外，我們還需注意的是，近年來全球服務業對外直接投資的比重大幅度增加，發達國家和發展中國家服務業利用外資的份額都已經超過制造業。但我國服務業發展相對落后，盡管我國服務業的市場規模很大，對應的FDI流入相對較少，這與我國國內支撐服務業發展的產業基礎和環境相對落后和有關服務業市場開放度有關。因此，隨著加入WTO，服務業將逐步開放，我們應注重服務業支撐產業的發展，吸引輔助服務型的FDI。
4.市場開放度：回歸結果顯示，市場開放度對FDI流入無顯著影響，意味著政策的作用已經減弱。雖然不符合預想，但其實還是有原因的。實際上，這種減弱是因為在我們進行序列分析的這段時間內，優惠的政策已經成為一個相對恒定的因素了，因此，其作用不是那么明顯。而且當今的世界呈現出的是各國間的千絲萬縷的經濟關系，現在的各國都意識到經濟發展是富國民強的強勁手段，不論是揚長避短，還是優勢互補，所以市場開放成為必需。因此，市場開放度未能對FDI的流動體現出明顯的促進作用。但我們決不可忽視市場開放這一因素，因為市場不開放必然會減少FDI流入。
5.人力資本的作用尚不明顯。回歸系數為負數，與預期結果相悖。造成此結果的原因可能是指標的選取不當。盡管國內外不少研究指出較高的勞動力素質可以吸引更多的外商投資，但結果表明，在我國這一因素的影響并不是那么明顯。筆者認為造成這種現象的原因有以下幾個原因：
我國人力資源豐富，而人力資本稀缺。我國人口多，社會勞動力上幾乎是無限供給的，但往往伴隨的是質量上的低素質，豐富的人力資源往往難以“深度開發”成高水平的人力資本，致使傳統保守的文化資源在低素質的勞動大軍中滯存，即使從外來引進現成的知識資本如市場文化、管理方法、高新技術等也很難真正實現“本土化”從而轉化為現實生產力。因此，要變劣勢為優勢，關鍵在于通過適當的機制和途徑實現資源到資本的轉化――把豐富的處于自然狀態的人力資源開發轉化為具有現實生產能力和知識技能的雄厚人力資本。
參考文獻：
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【關鍵詞】跨國公司；轉讓定價；稅務管理
一、在華跨國公司轉讓定價的研究背景和研究意義
目前外資企業在我國利用關聯交易轉讓定價作為規避稅收的主要手段。國家稅務總局和《中國稅務》雜志社公布了2010年度中國納稅500強企業排行榜，其中，外企納稅百強的總納稅額幾乎零增長成了最大的看點。2011年我國批準成立的外商直接投資企業為73萬戶，其中在稅務部門登記的僅占三分之二，年度企業自報虧損額竟達1200億元，60%的在華外商直接投資企業是虧損的。這與企業采用關聯交易轉讓定價進行避稅有很大關系。轉讓定價是造成這一損失最主要的原因。
隨著中國經濟開放進程的加快和加人WTO，將會有越來越多的企業走進國門，在國內投資、享受資源在全球范圍內配置的益處。在國內投資就會涉及到轉讓定價問題.企業只有把轉計定價策略與公司的其它策略有效的結合起來，才能有效的提高其國際競爭力。同時通過對轉讓定價的研究，弄清跨國公司轉讓定價的原理，有利于找準在我國投資的外國跨國公司采用轉讓定價逃避我國稅收和造成國有資產流失的關鍵所在，為完善我國稅制提供理論依據，從而使我國企業經營和國家稅收獲得同步增長。本論文的研究意義在于通過我國跨國企業的轉讓定價行為進行經濟和管理理論分析，探討其轉移利潤的途徑和會產生的經濟效應，實現對跨國公司理論的拓展和對稅收管理理論的拓展。
二、跨國公司在華轉讓定價的分析
（一）跨國公司在華轉讓定價的現狀分析
改革開放以來，外商在我國進行了大量的直接投資，設立了許多外資企業，其中有不少就屬于跨國公司的子公司或分支機構，它們在中國普遍實行轉移定價做法。
外商投資企業偷逃稅、避稅的現象比較嚴重，其表現之一就是外商投資企業的虧損面仍然很高。據國家稅務總局歷年外商投資企業年度所得稅清繳統計表明，1988年度至1993年度虧損面平均達40%，1994年度虧損面平均為63.28%，1995年度虧損面平均為70.29%，1996年度至2000年度虧損面達到65%-70%，2001年度虧損面平均達到60%，以2000年度為例，如果按外商投資企業自報的1200-1500億元虧損，三分之二虛虧實盈的話，以平均24%稅率計算，稅收損失約192-240億元左右，加上未參加匯算清繳的外商投資企業以及外國企業避稅。稅收損失約為300億元左右，大約相當于中央財政收入的三十分之一。
（二）跨國公司在華實施轉讓定價的影響
1、中方合資者、合作者利益被侵吞。對于合資企業來說，中方合資者根據股權比例分享利潤，而對中外合作企業來說，中方的利潤由合同規定，中方占有一定利潤分配比率。然而一旦外方動用轉移價格，就可以使合資、合作企業的利潤減少，甚至出現“零利潤”、“負利潤”，導致中方利潤減少甚至虧損，而外方公司的總體收益變大。
2、減少我國的稅收收入?！叭Y企業”的稅收效果是決定我國利用外國直接投資收益的另一個重要指標。我國正常的所得稅率為33%，但為了吸引外資，規定了“三資企業”在稅收上可以享受“兩免三減半”的優惠，于是許多外資企業通過“高進低出”的轉移價格將在華子公司的利潤轉移，從而逃避我國較高的所得稅。
3、降低了外商直接投資的關聯效應。外商直接投資對中國本地企業的引致需求是衡量我國利用外資實際獲得程度的另一個重要標志。由于我國目前對“三資企業”的轉移定價尚缺乏有效的控制措施，很多外商就利用其對企業的進口控制權，高價從國外關聯企業購入許多國內可生產的、質量完全符合要求的原材料、半成品等，以便更多地利用轉移價格攫取利潤，從而大大降低了外商直接投資的關聯效應。例如，醫藥行業的“三資企業”每年要花大量外匯進口原料藥，即便國內已有生產甚至大量出口的原料藥。
三、我國對在華跨國公司轉讓定價的稅務管理
到目前為止，我國已經基本形成了一套比較完備的轉讓定價稅務管理制度，在實踐中也取得了一定的成績。但是，與發達國家相比，我國的轉讓定價稅務管理還處于初級階段，無論是在法規的制定方面，還是在管理的經驗，都存在較大的差距。
（一）我國轉讓定價稅務管理工作概況
1、反避稅法律制度不斷完善
自1987年11月深圳市人民政府在全國率先了《深圳經濟特區外商投資企業與關聯公司交易業務稅務管理的暫行辦法》以來，國家稅務總局連續印發《關聯企業間業務往來稅務管理規程》（國稅發[1998]59 號），推動我國轉讓定價稅務管理逐步走上法制化、程序化、科學化的軌道。特別是2009年2月出臺的特別納稅法調整實施辦法，明確要求關聯交易各方的成本按照獨立交易原則分攤，賦予企業及其相關方在轉讓定價調查中的協力義務和稅務機關較大的反避稅處置權，強化了反避稅手段，增強了反避稅措施的威懾力。
2、對外商投資企業的征管水平不斷提高
我國涉外稅務管理機構在實施匯算清繳、納稅評估、稅務審計和反避稅等的基礎上，注重整合信息管理資源，優化管理程序，建立起各種征管手段相互協調配合的管理機制，節約了管理成本，形成了管理合力，收到了較好的效果。我國還建立、規范了重點稅源監控報告制度，有力地促進了外資企業稅收收入的增長。
（二）我國轉讓定價稅務管理面臨的主要問題和挑戰
1、強調可比性的轉讓定價方法在實踐中運用困難
中國轉讓定價稅制基本上采納了轉讓定價指南的公平交易原則和可比性方法，但是在實踐中可比性的運用存在很大的困難。
可比性分析是轉讓定價調整中最關鍵也是難度最大的一項工作。它貫穿著轉讓定價調整工作的始終，稅務機關在難于尋求到完全可比公司和可比交易的情況下，只能在初步的職能分析和風險分析的基礎上，比較基本類似公司的類似交易的利潤因素，如直接比較其“銷售毛利潤率”等指標，按同等水平類推處理，這實際上也是不符合正常市場價格原則的。
2、新形式的出現給轉讓定價征管帶來挑戰
無形資產、服務、成本分攤協議等新的轉讓定價形式是各國稅務部門所面臨的征管挑戰。中國雖然在新的企業所得稅法中首次接受了成本分攤協議條款，但是在實踐中對成本分攤協議以及無形資產、服務等存在很多的困難。
3、行業差異增加了轉讓定價調查的難度
由于轉讓定價在不同的行業有不同的表現形式，稅務人員在面臨不同的轉讓定價案件時面臨難題。如何獲取不同行業的信息，如何對不同的行業采取有差別的征管方式也提高效率，如何確定重點監管的行業并進行有效的管理，都是轉讓定價的征管中涉及尚淺的領域。
4、征管人員素質有待提高
審查和調整轉讓定價是一項技術性很強的工作，沒有受過一定專業訓練的人很難勝任，我國各級稅務部門反避稅專業人員一直就較為缺乏。
（三）關于我國對在華跨國企業轉讓價稅務管理的建議
目前，我國對轉移價格的防范主要是利用轉移價格稅制，從表面上看，我國轉移定價管理在理論上和具體做法上似乎已與國際慣例接軌，采用了正常交易原則，并規定了一套轉移定價調整方法，然而面對錯綜復雜的轉移定價問題，我國轉移定價規則顯得過于簡單，可操作性較。因此，完善轉移價格管理，已是迫在眉睫。
1、完善現有法規，增強可操作性
(1)增加對可比性的規定與說明，參照國際慣例，引入正常交易值域的概念，以適應錯綜復雜的國際經濟環境。
(2)增加國際慣例中所認可的交易利潤法，即將利潤分割法和交易凈利潤率法作為現有方法的補充，完善轉讓定價調整方法體系。
2、針對無形資產、服務等新形式的轉讓定價征管建議
（1）明確服務、無形資產轉讓定價同樣適用“正常交易的原則”及轉讓定價調整的方法，優先使用“交易利潤法”，包括可比利潤法、利潤分割法等。
（2）制定服務和無形資產可比性分析具體的內容，包括各種經濟因素、對無形資產的保護、風險的承擔、對合同各方權利義務的評估等。
（3）制定無形資產轉讓定價的事后調整制度，規定調整的比例和時效，使對無形資產轉讓定價的調整盡量準確，這樣既保證了國家的財政利益，又維護了關聯企業與非關聯企業之間的公平競爭。
3、細化轉讓定價的分行業管理
由于不同行業在商品和服務特征、無形資產比重、價值鏈體現等方面呈現不同的特征，針對不同行業進行不同的轉讓定價征管，是轉讓定價向縱深發展的必然要求。具體建議如下：
（1）定期對轉讓定價的重點行業進行調整。目前，應該重點對外商直接投資集中的制造業，尤其是制藥業、汽車業、計算機及軟件制造業、零售業予以關注。
（2）加強對新興轉讓定價敏感行業的研究，如金融業、電子商務等，緊跟國際稅收的最新趨勢，及時制定相應的轉讓定價征管措施。在可能的情況下，在這些尚未形成國際規則的新領域，提出符合中國的“全球治理方案”。
4、建立高素質的稅收隊伍，確保法規執行富有成效
（1）培訓現有人員，提高稅收征管稽查人員的素質和工作水平。
（2）配備國際稅務專家作為顧問人員，增強稅收人員分析新問題和解決新問題的應變能力。
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[關鍵詞] 外商直接投資 出口商品 商品結構 演變
改革開放以來,我國的對外貿易和利用外商直接投資取得了蓬勃發展。 2005年，我國僅次于美國和英國成為世界上第三大FDI流入國，同時我國的工業制成品在出口商品中比重不斷增加，出口商品結構不斷得到優化，但也存在著值得關注的問題。
一、外商直接投資發展現狀
國際經濟體制轉軌過程中，FDI功不可沒，直接投資已經滲入到了工業制成品、機電產品和高新技術產品等領域，對我國出口商品結構的影響起到了巨大的作用。
從表1可知，1985年后我國引入外資，1990年實際使用外資34.87億美元，1995年我國實際利用的外商直接投資額比1979年～1985年FDI總額翻了九翻多，增至375.21億美元。我國利用外資從從數量小、范圍窄、限制多的試點階段逐漸發展到全方位、多層次、寬領域的全面開放格局。
表 利用外資概況項目:個 金額：億美元
二、我國出口商品結構演變
1.FDI未引入前我國出口商品結構
改革開放前，我國是以農業為主導產業的國家，初級產品和工業制成品相對較弱。之后，國家出臺了一系列吸引外資的優惠政策。高新技術產品初見端倪，我國出口商品結構隨之發生變化。1980年～1985年間我國貿易結構初級產品占比重較大，1990年初級產品出口占我國出口總量的25.6%，比1985年降低了近一半，工業制成品和機電產品出口有很大的增長。1995年我國才有高新技術產品出口，占出口總額的6.8%，初級產品出口卻降至出口總額的14.4%。我國在充分利用外商直接投資的經濟發展中，出口商品結構發生了變化。
2.FDI涌入下我國出口商品結構
外商對我國進行投資主要集中在第二產業工業制成品中的加工制造業,主要以機電產品和高新技術產品為主導。我國出口商品模式從以出口初級產品、低技術工業制成品為主演變成以出口低、中、高技術工業制成品為主。從演進趨勢來看，高、中技術工業制成品在我國出口中的地位已經上升，而低技術工業制成品的出口在下降。
三、外商直接投資對我國出口商品結構的影響
1.外商直接投資對我國出口商品結構的影響分析
20世紀90年代中后期，中國出口商品結構有明顯改善,表現為出口商品中的工業制成品比例、機電產品比例和高新技術產品比例上升。
(1)工業制成品出口比例高。20世紀90年代以來，工業制成品占全國出口總額的比重從1990年的74.4%上升到2005年的93.6%。由于外商投資企業出口額增長很快,因此以制成品出口為主的外資企業出口，對我國商品出口增長產生了正相關效應。
(2)機電產品出口比例高。90年代以來,中國出口商品結構變化的另一個重要指標,是機電產品占出口商品的比重持續上升。外商投資企業機電產品的出口比例明顯高于全國平均水平。2001 年，機電產品占全國出口商品總額44.16%，外商投資企業的出口額中，機電產品所占比例已達57.15%，明顯高于全國平均水平。
(3)高新技術產品出口迅速增長。我國高新技術產品出口增長很快。1996年～2001年間，我國年均出口增長速度為12%，同期高新技術產品出口增長速度高達29%。據統計，到2005年我國高新技術產品出口份額占我國出口總額的28.6%，所占比重在出口貿易中顯示了明顯的地位。
2.外商直接投資對我國企業和市場的影響
(1)FDI對我國企業發展的影響。外商直接投資展開的一系列供應、生產、加工和銷售影響著我國企業類型的演變。外商投資企業通過運用先進的技術設備，高效的輔助系統和高水品的生產管理及營銷人員大大降低了生產成本，提高了產品質量和服務，使得我國進入機電及高新技術行業的門檻提高，阻礙了我國企業的發展和影響企業類型的演變。然而,深入的分析還會使我們發現一些問題。到2002 底，外商獨資企業已占據“半壁江山”，僅從數字上看到出口結構的改善，而不注意其后隱藏的我國企業健康發展的深層次問題，后果將是嚴重的。
(2)FDI對我國市場的影響。外商直接投資是以市場控制為目的。由于外商直接投資中的西方跨國公司在資金、技術和營銷管理上表現出極大的競爭優勢，其各種產品的出口份額呈現出逐年遞增的態勢，而我國企業出口份額逐年萎縮，經營狀況日益惡化，造成國內產業蕭條的長期后果只能由自己消化解決。
四、我國出口商品結構存在問題及對策
1.我國出口商品結構存在的問題
(1)商品的要素稟賦沒有實質性改變。我國出口商品結構中，雖然工業制成品比重已經超出了初級產品，但是仍以“雜項制品”和中低技術的“機械運輸設備”為主。同發達國家相比，我國的出口商品結構基本上是“以量取勝”，即通過增加出口商品的數量來擴大出口。
(2)產品技術含量不高，結構不合理。我國目前出口的制成品大多是附加值低、加工程度淺、技術含量低的勞動密集型產品，資本和技術密集型產品仍然很少。具體表現:紡織品出口比重過高，遠遠超出世界平均水平，機電產品出口比重低于世界平均水平，資本和技術密集型產品出口比重大大低于發達國家。
(3)工業制成品層次較低。就機電產品而言，發達國家均以技術與資本密集型的“高、精、尖”機械設備為主，我國機、電、儀設備在機電產品中所占比重雖然也上升到90%左右，但技術含量和知識含量都較國外有較大差距。
(4)高科技含量、高附加值的產品比重處于劣勢。2003年，OEC國家的高新技術產品出口占其出口的比重平均達到40%，而我國僅為25.2%。我國每年高新技術成果的轉化率約為20%，,其中形成規模效益的只占15%，僅占成果總量的3%。
2.合理利用外資，改善出口結構的對策
(1)改善出口結構應從引導外資的流向入手。外商直接投資對我國出口商品結構的改善做出了重要貢獻，但同時也帶來一定的負效應，突出的是外資流入的不均衡，引起了相應產業的不均衡發展，以及出口商品比例的不均衡增長。應該從引導外資的流向，從而改善商品的出口結構。
(2)增強自身出口競爭力是我國利用外資改善出口結構的真正目的。我國在利用外資的時候必須把握一個“度”的問題。依靠外商直接投資來傳遞國際經濟發展的變化，建立我國具有國際競爭力的主導產業，從而輻射帶動國內其他產業的發展，在優良產業結構支撐下使我國出口結構達到持續的優化升級。
(3)優化外商投資軟環境。首先是保持政策環境、法律環境的一致性、連續性,提高其透明度；其次是要完善服務環境，加強政府對國際貿易和國際直接投資的服務功能，提高政府部門的服務效率，完善服務體系，并依法加強管理，使國際貿易與國際直接投資實現良性互動。
(4)加強對外商投資企業進口的監督管理。尤其是對以實物投資方式進口的設備、生產線，要進行嚴格審查。在合作中掌握核心技術，提高合資產品的國產化程度，擴大生產設備和部件的國內生產、采購比例。在經濟協調發展的基礎上促進出口結構的優化，使得我國出口商品結構真正能反映我國經濟的健康發展。
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