外商直接投资软环境

2024-08-01

外商直接投资软环境（共12篇）

外商直接投资软环境篇1

一、外商直接投资与环境污染

关于外商直接投资对发展中国家的环境影响问题, 国外理论界有个备受争议的“污染天堂”假说。其主要观点是:发达国家非常严格的环境标准使得跨国公司生产成本上升, 为了追求利润最大化, 跨国公司就把这些污染环境严重的产品转移到发展中国家生产, 从而使得资本从发达国家流向发展中国家, 而发展中国家为了吸引更多的FDI会降低环境标准。这个观点暗含了FDI与环境污染之间的双向关系:较弱的环境管制吸引了污染密集型产业, 而污染密集产业的进入又加剧了东道国环境污染的恶化。

Gtossman和Kruege (1991) 提出了FDI改变东道国环境的三种效应的影响机制:规模效应、结构效应、技术效应。Anayotou (2000) 进一步补充为四种效应方式:规模效应、结构效应、技术效应以及管制效应。本文从这四个方面对FDI对我国的环境影响进行简析, 并提出相应的对策。

二、我国外商直接投资的现状

外资进入我国是从1979年开始的, 在三十多年的时间内迅猛发展。1979—1982年我国实际使用外资额仅有17.69亿美元, 2002年达到527.43亿美元, 2010年实际使用外资额首次突破千亿美元, 达到1057.4亿美元。

在地区分布上从少数沿海城市和特区扩展到国内大部分地区, 并呈“东高西低”的格局。20世纪90年代初, 这种地区差异表现得十分突出。当时东部地区吸引FDI为29.7亿美元, 占比高达93.9%, 中西部的比重分别为3.87%和2.26%。随着改革开放和经济的进一步发展, 中央政府提出了“西部大开发”和中部崛起战略, 采取多项优惠政策鼓励外商去西部和中部投资。这些措施在一定程度上促进了中西部经济的发展, 也进一步提高了这些地区吸收FDI的比重。截至2008年底东部地区FDI占全国比重为83.28%, 而中部地区和西部地区FDI比重分别为10.64%和6.06%。

在产业领域, 允许FDI进入的行业不断扩大, 形成了一个从数量小、范围窄、限制多的试点阶段到全方位、多层次、宽领域全面开放的格局。外商投资企业遍及第一、二、三产业的几乎所有行业。

到目前为止, 我国吸收外商直接投资产业结构的基本格局是:第一产业所占比重很小, 第二产业占主导地位, 第三产业的投资呈迅速上升的趋势。由表1可知第一产业吸收的外商直接投资很少, 且生产技术和效益都不高, 与此同时, 在第二产业中, 外商直接投资主要集中在工业部门, 尤其是制造业。在2008年外商投资项目的产业中, 制造业所占的项目为11568亿美元, 占总项目比重42.01%, 实际使用外资金额498.95亿美元, 比重为46.07%。由此可见制造业已成为我国吸收外商直接投资的第一大产业。在第三产业中, 外商投资主要集中在房地产行业和社会服务业, 其次是交通运输、仓储及邮电业和金融保险业等。

数据来源:中国投资指南网。

三、外商直接投资的环境效应分析

(一) 技术效应

FDI的技术溢出效应是指FDI的技术扩散对环境的影响。FDI为那些解决特定的生态问题的环境技术和服务在全球的扩散提供了机会。当使用环境友好技术和有效率的管理技术时, 技术效应对环境就表现为正效应, 反之就表现为负效应。

Blaekman &Wu (1998) 对中国电力工业的外商直接投资企业环境绩效的研究发现, 由于先进的发电技术和环境管理以及中国本土企业和FDI企业的竞争, FDI提高了中国电力企业的能源利用效率, 降低了废物利用量。

由于历史的原因, 我国近代工业发展较为缓慢, 技术非常落后。改革开放以来, 引进外资的同时, 也引入了国外先进的技术和设备。这些技术在一定程度上弥补了我国落后技术自身的缺陷。以工业污染物排放量/工业增加值表征工业污染的密集度, 历年工业增加值按照1992年不变价格计算。图1显示了1991—2007年我国工业污染密集度的变化情况, 可以看出工业污染各个指标都呈现了大幅度的下降。说明这些先进和环境友好型技术的应用降低了我国工业污染物的排放量, 也降低了我国工业的污染排放水平。因此, 在这方面, FDI对我国环境的影响是正面的。

数据来源:1992—2008年《中国统计年鉴》及《中国工业经济统计年鉴》。

(二) 规模效应

规模效应是指FDI导致的经济规模变化所造成的环境影响。通常认为, FDI会促进经济的增长, 带来经济规模的扩大, 生产和消费规模的扩大意味着需要投入更多的自然资源和能源, 排放更多的污染物, 对环境产生负效应。其次, FDI会促进当地GDP的增长, 提高人们生活水平, 增强人们环境保护的意识和努力程度, 从而有利于当地生态环境的保护, 对环境产生正效应。

众多学者的研究表明, 我国还处于环境库兹涅茨曲线的左侧, 未跨越拐点, FDI的规模增加只会加重环境的污染。而FDI的二元特征决定了FDI无论在区域上还是产业上都比较集中, 区域上主要集中在我国东部沿海地区, 产业上主要集中在第二产业的制造业。这种分布特征加剧了我国环境库兹涅茨曲线的陡峭程度, 使得每个单位的国民生产总值排出的污染量远远大于其他同等国民收入的国家。由此, FDI在这方面对我国环境的影响表现还是负效应, 尚未显现出积极的环境效应。

(三) 结构效应

结构效应是指外商直接投资的地区分布和行业组成对投资所在地环境的影响。经济结构升级的环境影响可正可负:如果一国经济处于工业化阶段时, 自然资源开发、重化工工业是FDI的主要投资产业, 将带来不可持续资源的加速耗竭, 结构效应是消极的;若一国经济处于后工业化、信息化和知识化阶段时, 如制造业向服务业的转移将带来更小的环境压力, 结构效应是积极的。

从行业结构来看, 我国的FDI目前主要集中在第二产业的制造业。工业各行业污染排放强度差别较大, 约有88%的FDI工业增加值集中在污染密集型产业, 其中有30%是重度污染密集型产业。这样的引资结构无疑对我国的环境产生更多的损害, 会加剧污染的排放。不过随着经济的进一步发展, 我国的经济结构也渐进合理化。自2006年以来, 我国吸引的工业制造业FDI份额和污染密集型行业FDI产值份额都有所下降。这在一定程度上减少了整个工业的污染排放。而且, 从长期来看, 第二产业的FDI会逐渐饱和, 逐渐转移到第一、第三产业, 国家也会对这些重污染的行业采取措施进行限制, 减少其负效应。

从区域结构来看, 我国的FDI区域分布非常不均衡。2006年, 东部实际使用外资金额为569.22亿美元, 比重为81.94%, 而中西部分别只占了5.65%和3.13%。截至2008年底东部地区FDI比重下降到83.28%, 而中部地区上升为10.64%, 同时西部地区FDI比重上升到6.06%。FDI区域分布的非均衡性, 使得FDI对我国环境的负面效应也呈现出明显的东高西低的特征。

(四) 管制效应

管制效应是指东道国政府的“引资”行为产生的影响。当一国采取严厉的环境管制时, 污染产业的比重降低, 管制效应对环境产生正面的影响;若环境管制宽松, 污染产业FDI的流入增加时, 管制效应倾向于提高一国的污染水平。即符合“污染避难所”假说, 该假说是指污染密集型产业的企业倾向于设立在环境标准相对较低的国家。

在环境管制和环境标准方面, FDI企业遵循我国现有的环境法规和标准要求, 但是很多地方政府为了政绩, 盲目地对FDI企业提供各种优惠政策, 包括执行环境政策不严格, 人为造成了对环境影响的负效应。另外, 为了提高国际竞争力, 各国会竞相降低其环境标准, 从而陷入国家间制定环境标准的“囚徒困境”。当然FDI企业的存在也对地方的环境标准的制定起到了一定的指导作用, 使得其所在产业的生产水平大幅度提高, 从而产生更严格的地方标准出台。近些年来, 随着环境污染问题的日益严重, 我国政府已经开始采取一些措施, 加大了环境管制力度, 逐渐严厉的环境管制也阻止了部分污染严重的企业进入, 对污染排放起到了某种程度的抑制作用。不过由于我国各地区采取的环境标准和管制有所差异, 一定程度上造成了我国工业污染的区际转移。从长期来看, 我国应继续提高环境标准, 这样会有利于环境的质量改善。

四、对策和建议

(一) 转变经济增长方式, 提高技术溢出的正效应

在继续扩大引进外资规模的同时, 要不断提高外资质量, 积极引进国外先进的技术, 特别是环保友好型技术, 在财政、税收等方面给予鼓励;扶持绿色产品和环保产业, 尽快形成支撑可持续发展的技术平台。鼓励公司承担环境责任, 帮助其合资经营的伙伴等提高环境管理水平, 充分发挥外资在提高技术溢出方面的正效应。

(二) 制定可持续发展规划, 发挥规模的正效应

吸收外商直接投资应建立在可持续发展战略的基础上。我国在使用外资与环境保护发生矛盾时, 不应为追求经济上短期、局部的“增长”而以牺牲环境为代价。同时, 重视环境制度的改革、创新, 以尽可能小的环境保护成本实现尽可能好的环境效果, 促进外商直接投资与环境保护的协调发展。

(三) 调整优化产业引资结构

进一步完善体制政策环境与产业准入政策。制定不同行业的新型工业化评价指标体系, 强化招商引资的结构导向作用, 采用倾斜的产业政策鼓励外商去投资生态农业、林业、旅游业、服务业和基础设施等传统产业的同时, 积极投资战略性新兴产业, 改变“两头在外, 污染在内”的产业结构。随着入世承诺的完成, 我国第三产业对外资的开放度大为提升, 而进入第三产业的外资的清洁度也将更高, 有利于我国经济与环境的协调发展。

(四) 进行环境管制的创新

为了最大限度地减少FDI对我国生态环境的负面效应, 除了运用法律手段建立惩罚机制之外, 还要运用经济和政策手段建立适当的环保激励机制。比如对于资源节约、环境友好型的FDI项目的引进, 地方政府应给予其一定的政策优惠;对于企业用于治理污染控制和治理的投资, 实行税收抵免等。这些基于业绩的激励措施能影响引资地区整体行为, 引导引资活动的良性发展。

摘要：外商直接投资对我国国民经济的发展做出了积极的贡献, 但随着外资的大量引入和经济的快速增长, 我国生态环境也呈现出不断恶化的趋势, 其中外资对我国环境的负面影响不可忽视。通过对外商直接投资的技术效应、结构效应、规模效应、管制效应对我国环境产生的影响进行分析, 提出了转变经济增长方式, 提高技术溢出的正效应;制定可持续发展规划, 发挥规模的正效应;调整优化产业引资结构, 进行环境管制创新的对策建议。

关键词：外商直接投资,环境污染,环境效应

参考文献

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[2]张彦博, 郭亚军.FDI的环境效应与我国引进外资的环境保护政策[J].中国人口资源与环境, 2009, 19 (4) .

[3]沙文兵, 石涛.外商投资的环境效应分析——基于中国省级面板数据的实证分析[J].世界经济研究, 2006 (6) .

[4]巫雪芬, 新华.外商直接投资对我国的环境效应分析[J].改革与战略, 2005, 187 (3) .

[5]李国柱.外商直接投资与环境污染的因果关系检验[J].国际贸易问题, 2007 (6) .

[6]陈凌佳.FDI环境效应的新检验——基于中国112座重点城市的面板数据研究[J].世界经济研究, 2008 (9) .

[7]张德强.外商直接投资与环境保护的冲突与融合——兼论我国如何平衡FDI与环境保护的关系[J].国家贸易问题, 2007 (9) .

外商直接投资软环境篇2

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外商直接投资趋势渐缓

现阶段我国相对劳动力成本上升，资源呈现短缺，在没有相对稳定的、可靠的替代政策的情况下，应该保持吸收外资政策的连续性和稳定性。

随着国家宏观调控政策、土地清理整顿等因素引起的利用外资调整期”的临近结束，外商直接投资摆脱了2005年持续负增长的局面，进入缓慢的增长期。今年1～5月我国实际使用外资金额达到229.89亿美元，同比增长2.78%，预计今年外商直接投资高速增长的可能性不大。

从国际环境来看：

首先，从全球经济形势看，2006年世界经济增长的基本态势不会改变，国际

货币基金组织预测，2006年世界经济增长4.3%。在经济保持较高增长水平的大背景下，全球资本市场日趋活跃、投资便利化的政策

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不断制定和实施等因素，将推动跨国直接投资继续回升。

其次，由于当前全球经济处于扩张期且仍将保持稳定增长，今后国际直接投资的恢复性增长态势仍将继续。尽管从中期来看，可能会受主要工业国家经济增长减速、石油和原材料价格波动、全球恐怖活动等风险因素的影响而转弱，但是，在全球经济一体化的大趋势下，国际直接投资将成为世界经济长期的活跃因素，在世界经济中发挥重要作用。

第三，在经济全球化加速过程中，国际资本流动出现了明显的特征，流入发达国家的资本有所减少，流向发展中国家(包括中国、俄罗斯、印度和越南等)的比例有所上升。面对激烈的全球市场竞争，跨国公司通过产业转移降低成本、提升核心竞争力的动力仍在，空间依然较大。数据显示，2005年流入发展中国家的国际直接投资增长49.0%，比重上升到43.2%。说明新一轮直接投资增长的主要特点是流向发展中国家的投资、尤其是并购投资增长将快于全球平均水平。这些背景对于我国吸收跨国投资无疑会成为利好因素。

第四、国际竞争更加激烈。为了吸引更多的跨国投资，近年来，各国政府不断加大引资的政策和措施力度。不仅仅是发展中国家的对外开放不断加深，发达国家也纷纷出台更具吸引力的措施，特别是周边发展中国家，纷纷出台更为优惠的政策来吸引发达国家的投资，对

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我国吸引外资构成压力。另一方面，投资领域的保护主义有所抬头，主要表现为一些国家(既包括发达国家，也包括发展中国家)加大了对本国能源产业和重要经济部门的保护，为外资市场准入设置障碍。一些发达国家也开始采取措施减缓本国产业的对外转移，或鼓励跨国公司回到母国投资，以求留住就业和增加本国的就业，尤其是在服务业和高新技术领域。

从国内形势来看：

首先，2006年是我国十一五”规划的开局之年，我国经济将保持平稳较快发展，市场前景较好，产业基础不断增强，国际竞争力不断提高，劳动力、基础设施等比较优势仍较明显，为我国利用外资继续保持较大规模和质量提高创造了基础条件。据专家预测，2006年国内经济增长总体上仍然会保持8～9%左右的速度;同时在温和的宏观经济调控政策作用下，投资需求虽然可能低于2005年水平，但仍有可能实现15～20%的增长速度。2006年国内经济将保持较快增长，继续为外商投资中国提供良好的条件。

第二，随着我国经济的持续平稳快速发展，对外开放水平正不断提高;国内基础设施建设日趋完善，国民收入水平稳步提升，市场规模不断扩大，市场经济体制不断完善，新的投资机会不断涌现。当前及今后一个相当长时期，我国市场对外资的吸引力实际上是可持续”

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赢了网s.yingle.com 的，且有不断提升之势。

第三，随着中国加入WTO后过渡期的临近结束，目前仍然保留着一些市场准入限制的领域，尤其是服务贸易领域的对外开放将会进一步扩大，将为跨国公司，特别是金融保险、商业和运输服务等领域的跨国公司提供更多的投资机会。

第四，我国十一五”规划已经把区域平衡发展列为重点方针。在长三角、珠三角等沿海地区劳动力和土地成本提高的背景下，西部大开发、振兴东北老工业基地、中部崛起、推进天津滨海新区开发开放的发展态势，以及这些地区所具备的丰富的自然资源与廉价的土地、劳动力等优势，为外商投资中国提供了新的商机。

第五，随着2006年入世”过渡期临近结束，我国根据入世”承诺将可能调整利用外资政策，目前外商投资企业所适用的特殊所得税制度等优惠政策随着国民待遇的实施可能会有些变化，一定程度上使外商担心企业成本提高、利润下降，影响外商投资的积极性，人民币升值预期也给吸引外资带来了负面影响。

第六，由于能源价格高位运行和汇率波动等为世界经济增长带来的风险、发达国家资本市场上升产生分流效果、发展中国家之间的引资竞争日趋加剧等因素的影响，中国吸收跨国公司投资的外部环境仍

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然存在很大的不确定性。一方面，发达国家的资本能流出多少到发展中国家，还是个未知数;另一方面，在流向亚洲的国际资本中，资金投资对象不仅有中国，还有韩国、东盟各国、印度等，流向相当分散;况且，东南亚国家经过金融危机后也在调整吸引外资的政策和改善投资环境，与中国一争高低。现在我们国家的优惠政策与周边国家地区和其他不少国家相比，优势并不明显，仅靠市场规模、劳动力成本等比较优势，难以在吸收外资的竞争中占据有利的地位。尤其现阶段我国相对劳动力成本在上升，资源又短缺，在没有相对稳定的、可靠的替代政策的情况下，应该保持吸收外资政策的连续性和稳定性。

综上述分析以及综合考虑我国经济发展形势及政策变化，以及跨国投资的流向，预计外商直接投资将出现以下趋势：

1、长三角仍是外商投资的首选地区

长江三角洲位于我国东部沿海开放城市带和沿江产业密集带的接合部，具有得天独厚的江海交汇、南北居中的区位条件，是我国最具活力与竞争力的经济区域之一。近年来，以上海为龙头、江浙为两翼的长江三角洲地区，充分利用国际国内两种资源、两个市场，依靠改革和开放两轮驱动，使促进经济发展的基础细胞被激活，推动社会进步的生产力被释放。去年在全国利用外资增幅下降较大的情况下，长三角地区实际利用外资仍然增长了40%以上，说明外商仍然看好这

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个地区。

2、环渤海和中部地区将成为投资的热点区域

以京津唐为核心的环渤海地区处于东北亚经济圈的中心地带，是欧亚大陆桥的东部起点之一。这一区域经济增长率在中国三大经济圈中连续3年居第一，经济总量目前已占全国GDp的23%，尤其是，京津唐主要城市间在城际高速交通体系建成后将构成30分钟经济圈。这些地区所具备的丰富的自然资源与廉价的土地、劳动力等优势，为外商提供了新的投资机遇。

中部地区经过改革开放20多年的发展已拥有便捷通达的水陆空交通网络，比较雄厚的工业基础、产业门类齐全，可承接东部沿海地区的加工贸易梯度转移、形成了独特的竞争优势。尤其是国务院于今年4月发布的《关于促进中部地区崛起的若干意见》，这一纲领性文件为促进中部六省的经济发展提出了36条政策措施，为外商投资中部地区提供了政策保障。

3、服务业将成为吸引外资的重要领域

随着加入WTO过渡期的结束，服务业市场将全面开放。国际服务业对华转移放量增长期”几成定局。由于各国服务贸易领域的市场开

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放度越来越大，金融、保险、电信、流通等行业的跨国购并成为推动跨国投资的最重要力量。而传统制造业领域，如汽车、电子、医药、化工等的跨国购并，也在更深程度上依赖于服务贸易自由化的发展。目前，中国服务业开放度为62%，发达国家一般是80%左右。中国服务业占GDp比重为30%，发达国家占60%至70%，香港地区接近90%。因此，中国服务业吸引外商投资的潜力很大。

4、外资在金融领域中的地位将不断提升

随着中国入世”后过渡期临近结束，目前仍保留着一些市场准入限制的领域、尤其是金融服务业的对外开放将会进一步扩大。作为服务业开放中最引人瞩目的银行业，去年12月6日起我国进一步扩大银行业对外开放，外资金融机构经营人民币业务扩大到汕头和宁波，并提前开放哈尔滨、长春、兰州、银川、南宁5个城市。外资银行在华业务近年来发展非常迅速，资产、存款和贷款的年增速均在30%以上。随着对外开放战略重点向金融等服务业的转移，外资入股金融企业的案例将越来越多，外资持股比例将逐渐增加，外资在金融企业中的地位将不断提高。

纵观上述分析，我国利用外商直接投资的前景广阔，外商在中国的投资仍具有一定的增长空间。一些先进制造业和现代服务业将继续

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成为外商投资的重点领域，跨国并购会日益成为利用外资的重要方式，外商直接投资的地域格局也将由东部地区向内陆地区逐步推进。

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汇率变化如何影响外商直接投资篇3

【关键词】汇率；跨国公司；外商；直接投资

一、前言

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

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

二、文献综述

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

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

三、汇率的简单模型

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

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

四、对外资直接投资的影响分析

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

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

五、结论和启示

本文通过对外资企业的投资行为分析可以得出以下几个结论：

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

其次，对于宏观的经济指标，比如生产国投资的预期经济增长率对投资规模的也具有一定的影响。货币升值的空间随着本国的经济增长和工资增长而得到提升，对于相对资源选择型的企业也有一定的促进作用。因而，在经济处于快速增长的阶段，通过进行汇率制度的改革，来减少货币升值的负面作用。

最后，对于资源选择型的跨国企业对于汇率水平的波动的敏感度低于劳动密集型的反应，生产国的货币升值会使本国的投资企业由劳动密集型转向市场消费型，从而增加外资企业对本国市场的重视，并积极探索东道国存在的市场潜力。但由于汇率水平的变化不仅会影响跨国企业投资资源型和市场型的比例，而且还会影响外商投资项目的选择。因此，汇率水平的变化对外商投资的领域也产生一定的影响。

参考文献：

[1]朱亚莉.汇率变动的不完全传递、FDI和货币政策效应计量研究[D].吉林大学，2013.

[2]张瑜.人民币汇率、外商直接投资与中国经济结构特征[D].南开大学，2012.

[3]陈默.实际有效汇率变动对就业的影响[D].吉林大学，2014.

[4]刘英.我国外向型产业空心化现象研究[D].对外经济贸易大学，2013.

[5]董蕾.汇率对我国产业结构调整的影响研究[D].安徽财经大学，2014.

[6]岳路路.人民币汇率对我国外商直接投资影响及传导机制的实证研究[D].华东理工大学，2014.

[7]董相男.实际汇率变动对我国FDI影响效应的实证研究[D].南京农业大学，2010.

[8]张瑜，杨丽.汇率调整对外商直接投资的影响——来自制造业内部结构的经验证据[J].现代财经（天津财经大学学报），2013，04：48-59.

[9]孙霄翀，刘士余，宋逢明. 汇率调整对外商直接投资的影响——基于理论和实证的研究[J]. 数量经济技术经济研究，2006，08：68-77.

[10]李苏博.人民币汇率变动对我国外商直接投资影响分析[D].辽宁大学，2011.

外商直接投资软环境篇4

一、文献回顾

从Grossman和Krueger ( 1991) 提出污染物( SO2和烟尘) 和人均收入存在“倒U”型关系,到Panayotou ( 1993) 将其命名为环境库茨涅茨曲线 ( EKC) ,EKC为中外学者研究经济增长、贸易以及FDI与环境污染关系提供了重要的思想基础,相关假说也随之产生。首先,经济增长与环境的关系经历了从罗马俱乐部提出的“增长极限说”到EKC假说,再到对EKC假说质疑这三个阶段 ( 陆旸,2012) ,EKC的存在性引起了众多学者的关注。Lopez ( 1994) 较早地对单一国家或地区的EKC进行了描述,Selden和Song ( 1994 ) 、Coondoo和Dinda ( 2002 ) 对EKC进行了理论上的证明,还有学者从经验研究上对EKC进行检验并测算出相应的转折点 ( Stern,2004; Dinda,2004) 。此外,Shafik ( 1994) 等的研究确认了污染与收入之间存在N型关系,还有学者从统计方法、指标选取、技术的双向影响、转折点出现时间以及污染转移等方面,分析了EKC存在的问题 ( Stern等,1996;Dinda等,2000; Suri和Chapman,1998; 等) 。

关于贸易对环境影响的分析可从Grossman和Krueger ( 1991) 提出的规模效应、结构效应以及技术效应入手,主要可分为“贸易有益论”、“贸易有害论”及“贸易中性论”三种观点1。“贸易有益论”认为贸易自由化并非是导致环境恶化的根本原因,从动态上对环境将产生长期的积极影响 ( Birdsall和Wheeler,1992; Wheeler和Martin,1992) ; “贸易有害论”认为自由贸易并没有考虑社会和环境成本,其直接导致了发展中国家的环境恶化 ( Chichilnisky,1994; Copeland和Taylor,1995) ; Antweiler等 ( 2001) 认为贸易自由化与污染排放量之间并非单一的线性关系,具体结果取决于国家类型及其比较优势,这是“贸易中性论”的观点。

FDI被纳入到影响环境污染的研究,主要围绕“污染天堂”假说展开。一些学者认为发展中国家为吸引外资会放松环境管制标准,出口污染密集型和资源消耗性产品,成为发达国家的“污染天堂”,且环境标准“向底线竞赛”会加剧其对国内的环境污染 ( Chichilnisky,1994; Copeland和Taylor,1994) ; 另一些学者则认为通过提高收入、污染晕轮效应、技术进步等方面的积极影响,FDI有利于改善东道国的环境状况 ( Birdsall和Wheeler,1993; Mani和Wheeler,1998; Eskeland和Harrison,2003; Jie He,2006) 。

此外,不同学者对于环境污染影响因素的选择有所不同。Dinda ( 2004) 在讨论影响EKC形态因素时已进行了较为全面的综述,包括环境质量需求的收入弹性、贸易开放度、FDI、技术扩散、市场机制、政策规制等多个方面。Stern ( 2004)也在对比不同学者有关EKC变量选择内容的基础上对影响因素进行了归纳整理。

在经济增长与环境污染的相关性研究方面,我国学者符淼和黄灼明 ( 2008) 引入非参数估计方法以确定污染曲线形态,韩玉军和陆旸 ( 2009)考察了收入与环境污染的不同关系形态。在贸易对环境污染影响的研究方面,张连众等 ( 2003)建立了贸易与环境关系的一般均衡理论模型,并进行了实证分析; 彭水军和刘安平 ( 2010) 引入了环境投入 - 产出模型进行经验分析,牛海霞和罗希晨 ( 2009) 、刘婧 ( 2009) 考察了不同贸易类型对环境污染的影响,贸易开放结构效应也同样受到了关注 ( 彭水军等,2013) 。另外,还有学者考察了FDI对我国环境污染的影响,包括工业行业、省级和市级数据等方面 ( 盛斌和吕越,2012;许和连和邓玉萍,2012) 。总体来看,现有研究对于环境污染影响因素的选择主要集中于人均收入、贸易开放度、FDI、研发强度、环境规制等,比最初EKC研究有了一定扩展。根据我国现实经济发展现状,国内学者将环境污染治理投资 ( 黄菁和陈霜华,2011) 、人力资本 ( 温怀德等,2008; 余官胜,2010 ) 、产业结构 ( 许和连和邓玉萍,2012) 、人口密度 ( 彭水军等,2013 ) 、地区腐败( 李子豪和刘辉煌,2013) 等因素,纳入到有关环境污染的实证研究。

目前,中外学者已经对经济增长、对外贸易以及FDI与环境污染的关系进行了较为系统、深入的研究,但三方面的内容并非相互独立,存在着较为密切的联系。针对资源行业而言,除陆建明和王文治 ( 2012) 从理论层面考察了资源贸易与环境污染问题外,鲜有学者涉及资源贸易、FDI对环境污染影响的实证研究,而这正是本文进行拓展研究的重要内容。

二、模型建立、变量选择与数据来源

( 一) 模型建立

为考察资源贸易、FDI对于环境污染的影响,本文借鉴Grossman和Krueger ( 1991) 规模效应、结构效应及技术效应,考察我国采矿业分行业规模、出口贸易、FDI等因素对环境的影响,具体研究框架如下:

其中P为行业内污染物排放水平,Y为行业规模效应,S为结构效应,T为技术效应。行业规模效应可通过收入水平 ( y ) 得到直观反映,即规模效应函数可表示为:

Grossman和Krueger ( 1991 ) 认为结构效应主要在于由于贸易政策变化所引起的效应,其中还包括环境规制因素,故将结构效应函数表示为:

S = g( trade,regulation)( 3)

其中trade表示贸易规模,regulation表示环境规制。在开放经济条件下,技术效应可归结为本国研发投入和国外技术溢出两方面,即技术效应函数可表示为:

其中r&d为行业内研发投入水平,fdit为国外技术溢出。可将规模效应函数 ( 2) 、结构效应函数 ( 3) 及技术效应函数 ( 4) 代入到式 ( 1) ,得到基本理论框架如下:

P = F( y,trade,regulation,r&d,fdit)( 5)

本文借鉴Antweiler等 ( 2001) 、盛斌和吕越( 2012) 的研究,基于采矿业资源密集的行业特征,加入环境治理成本 ( 黄菁和陈霜华,2011)和人力资本 ( 温怀德等,2008; 余官胜,2010)变量,建立如下基本模型:

其中因变量为污染排放量 ( pollit) ,自变量包括人均收入 ( pincomeit) 、出口水平 ( exit) 、FDI水平 ( fdiit) 、人力资本 ( eduit) 、环境治理成本 ( costit) 、研发投入 ( rdit) 、政策规制强度 ( regit) ,i和t分别表示行业和时间,εit为随机扰动项。

( 二) 变量选择与数据来源

本文研究的样本为我国采矿业五大分行业22001 - 2011年面板数据,为保证原始数据统计口径相一致,而选取规模以上工业企业数据。现对基本模型中各变量选择、数据来源及预期符号作如下具体说明:

1. 污染排放量 ( poll ) 选取采矿业各分行业工业废水排放量来表示该变量。由于采矿业污染排放包括水污染、大气污染、固体废物污染等多个方面,每一类污染下均有更为具体的污染物。我国对于水污染物、大气固定源污染物、大气移动源污染物等均有标准规定,与采矿业相关的包括铁矿采选工业污染物排放标准 ( GB 28661 - 2012) 、稀土工业污染物排放标准 ( GB 26451 - 2011) 等,上述标准制定突显出我国在这些行业环境污染问题的严重性与紧迫性。考虑到数据获得的完整性,本文仅选取工业废水排放量作为采矿业污染排放量的典型代表。该数据来源于《中国环境统计年鉴》,其中2001和2002年数据来源于中经网统计数据库。

2. 人均收入 ( pincome ) 选取各行业主营业务收入与全部从业人员平均人数的比值来衡量该指标,两者数据均来源于《中国工业经济统计年鉴》,其中2001 - 2003年及2006年数据为国有及规模以上数据。随着人均收入的增加,行业的产出规模也将随之扩大,在其他变量不变的条件下将导致污染排放量的增加,从而对于人均收入变量而言其预期影响符号为正。

3. 出口水平 ( ex ) 采用规模以上工业企业出口交货值来表示该指标,该指标数据来源于《中国工业经济统计年鉴》。由于出口水平的上升在一定程度上将导致产出规模的扩大,也将引起污染排放量的增加。因此,出口水平变量的预期影响符号为正。

4. FDI水平 ( fdi ) 。由于缺乏采矿业分行业实际使用FDI数据,本文使用采矿业整体使用FDI来替代表示各分行业FDI水平。FDI对于东道国环境污染的影响,一方面将扩大行业规模并增加生产,进而增加污染排放量; 另一方面,FDI将可能引入先进技术等,从而减少污染物的排放。所以,FDI水平对我国采矿业污染排放的预期影响并不确定,需要通过具体实证检验加以得到。

5. 人力资本 ( edu ) 。借鉴Chi ( 2008 ) 和余官胜 ( 2010) 的度量方法,本文采用采矿业全国就业人员受教育程度构成中大专及以上所占比重来衡量该指标,采矿业全国就业人员受教育程度数据来源于《中国劳动统计年鉴》,包括研究生、大学本科、大学专科、高中等多个级别。人力资本的提升将有利于优化产业结构,并提高生产效率,增强行业环保意识,进而减少污染物的排放量,故该变量的预期影响符号为负。

6. 环境治理成本 ( cost ) 选取工业废水治理设施本年运行费用来表示该指标,数据来源于《中国环境统计年鉴》。由于缺失2001 - 2002年数据,按照可行方法,本文通过后两年的平均值进行替代。环境治理成本的上升表明环境污染物排放的负面影响逐渐增加,表现出环境污染可能逐渐加重的趋势,加之我国采矿业工业总产值逐年上升的态势,污染物排放量可能也随之增加,故该指标的预期影响符号为正。

7. 研发投入 ( rd ) 采用规模以上工业企业R&D项目经费支出与规模以上工业总产值 ( 当年价格) 的比值来衡量该指标,规模以上工业企业R&D项目经费支出数据来源于《中国科技统计年鉴》,其中2001 - 2002年数据为科技活动经费内部支出总额; 规模以上工业总产值来源于《中国工业经济统计年鉴》。一般而言,研发投入的增加在一定程度上意味着技术水平的上升,这将有利于减少生产环节中污染物的排放,即该变量影响预期符号为负。

8. 政策规制强度 ( reg ) 采用工业废水排放达标量占该行业工业废水排放量的比重来衡量该指标,两者数据均来源于《中国环境统计年鉴》。由于统计口径的调整,2011年数据为工业废水处理量。政策规制强度的加强表明政府对于环境污染物排放的监管和管制进一步加强,从而能够产生控制污染排放的积极效应。因此,政策规制变量对于污染物排放影响的预期符号为负。

表1为各变量的统计性描述,在样本期内各行业的环境规制强度、研发投入、出口水平变量的差异均较为明显,离散系数分别为1. 516、0. 904及0. 489。需要说明的是政策规制强度变量离散系数较高的原因,在于2011年数据为工业废水处理量,导致2011年的数据可能大于100。因此,为避免离群值对于估计结果可能造成的不利影响,本文最终选取各行业政策规制强度变量2001 2010年的平均值来近似替代2011年的数值。

三、估计结果及稳健性检验

由于本文所建实证模型为长面板模型,即n相对于T较小,所以广义矩估计 ( GMM) 方法并不适用于估计基本模型; 同时,长面板模型估计的重点将在于扰动项的相关设定,故本文对于模型的估计将主要关注异方差、自相关及截面相关三方面问题,以期提高估计效率。本文利用Stata12. 0软件对面板模型进行回归估计,先得到基本模型的估计结果,再对我国采矿业人均收入与环境污染是否存在库兹涅茨关系进行检验,最后进行稳健性检验。

( 一) 基本模型估计结果

对于基本模型而言,固定效应模型下的Wald检验及随机效应模型下的LR检验均拒绝使用混合回归,Hausman检验结果表明应选择固定效应模型3。在固定效应模型基础上,本文对其进行组间异方差检验、序列相关检验及截面相关检验,结果表明在1% 显著性水平下存在组间异方差和截面相关、在10% 显著性水平下存在序列相关 ( 检验方法及结果见表2) 。

基于上述检验结果,本文采用FGLS估计方法4对基本模型进行估计,其中加入个体虚拟变量以表示选择固定效应模型。为了更好地对比各估计方法,本文将各估计结果进行对比,具体结果见表3中的 ( 1)- ( 4) 列。从估计结果来看,除环境规制强度变量对污染排放量的影响作用并不显著外,环境治理成本变量的影响作用在5% 水平上显著,其余变量的影响作用均在1% 水平上显著,具体估计结果的分析如下:

首先,人均收入水平对工业废水排放量的影响显著为正,与预期相符合,这表明随着采矿业人均收入水平的上升将导致污染排放量的上升,即规模效应为正。可见,我国采矿业规模的扩大对于环境质量的维护与提升起到较为明显的负效应,这也体现出资源行业规模扩大对于经济可持续发展所带来不可忽视的环境成本。

其次,出口水平和FDI水平两个变量对于工业废水排放量的影响也显著为正。对于出口水平变量而言,其影响作用与预期相符,这表明采矿业产品出口规模的扩大将导致污染排放量的上升,与行业规模扩大的影响相一致,从而在一定程度上支持了“贸易有害论”的观点。对于FDI水平而言,其对于污染排放所产生影响效应为正,这表明引进外资而导致扩大行业规模对环境保护所产生的负效应,大于引进技术而产生的正效应,反映出“污染天堂”假说在我国采矿业中得到了支持。上述两方面结论与我国现阶段仍为发展中国家以及采矿业作为资源密集型行业的现实特点密切关系,这也正与“贸易有害论”及“污染天堂”假说论述中有关发展中国家出口污染密集型和资源消耗性产品的研究背景相一致。

再次,人力资本对于工业废水排放量的影响显著为负,与预期相符合,表明随着我国采矿业就业人员受教育程度的上升有利于减少污染排放量。然而研发投入变量的影响却显著为正,与预期并不相符,出现了与包群等 ( 2010) 有关我国工业行业整体工业粉尘排放经验研究相类似的结论。加之FDI水平的正效应,这表明技术效应为正。上述现象的出现可能与我国采矿业R&D投入主要集中于提高开采及生产效率有关,而对于如何降低污染排放等相关技术的研发较为缺乏。因此,R&D项目经费投入比例的增加主要作用于生产规模的扩大,并未充分考虑污染减排,从而得到研发投入变量影响为正的结论。

注: 1Pooled 表示混合回归估计,FE 表示固定效应估计,RE 表示随机效应估计,FGLS 表示为可行广义最小二乘估计,FGLS2 表示利用可行广义最小二乘估计检验平方项是否显著; 2括号内数字为 t 统计量,***、**、*分别表示在 1% 、5% 、10% 水平上显著; 3 限于篇幅,( 4) 和( 5) 中行业个体虚拟变量的估计结果未给出( 下文同) ,结果显示个体虚拟变量均在1% 水平上显著。

最后,环境治理成本的影响作用显著为正,与预期相符合,表明相关机构有关环境污染所承担治理成本的上升的确强化了污染排放增加的趋势,表现出环境污染所带来损失的延续性。对于政策规制强度变量,其表现出并不显著的正效应,一方面反映行业内企业由于排放达标水平提升而可能进行更多的污染排放; 另一方面反映出现阶段有关政府监管对我国采矿业污染减排未产生较为有力的作用,这与环境监管有待完善的现状相符。

( 二) 库兹涅茨关系检验

中外学者对于EKC的检验已有了较为丰富的研究,对于检验收入水平与环境污染间是否存在“倒U”型的库兹涅茨关系,主要方法为加入收入水平的平方项。当加入三次项并显著为正时,则将产生“N”型关系或“~ ”关系 ( 韩玉军,陆旸,2009) 。因此,本文将在基本模型中加入收入水平的平方项 ( lnpincome)2,得到扩展模型如下:

其中γit为随机扰动项,其他变量与基本模型一致。与前述估计方法相同,通过相关检验发现扩展模型也存在组间异方差、序列相关及截面相关问题,故对扩展后的模型进行FGLS方法估计,估计结果见表3中的 ( 5) 列。可以发现人均收入变量系数仍显著为正,而其平方项系数为负,但并未通过显著性检验。因此,可以认为我国采矿业收入水平与环境污染间并不存在较为显著的库兹涅茨关系,两者呈现出较为显著的正相关。

( 三) 稳健性检验

为考察人均收入、出口水平及FDI水平的不同度量指标对估计结果的影响,本文将从三个方面进行稳健性检验。稳健性检验将在其他变量不变的条件下,分别替换其中某个变量。第一,将收入水平指标由原始的人均收入 ( pincome ) 指标替换成人均产值 ( pproduction ) 指标; 第二,选取出口交货值与工业总产值比值作为贸易开放度( open ) 指标,以此替换出口水平 ( ex ) 指标;第三,选取实际使用FDI占固定资产总值的比重衡量外资比重 ( pfdi ) 替换FDI水平 ( fdi ) 指标。上述替换指标数据来源于《中国工业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》,第一个替代指标的单位为“亿元/人”,后两者均为“% ”。由于数据缺失,本文未能对其他污染物进行稳健性检验。上述三方面稳健性检验方法与基本模型相同,在此不再赘述,具体估计结果见表4。稳健性检验结果表明上述结论并没有因核心解释变量的测度指标变化而产生实质性变化,可以认为估计结果是稳定和可信的。

注: ( 1) 上述估计结果均使用 FGLS 方法估计; ( 2) 括号内数字为 t 统计量,***、**、*分别表示在 1% 、5% 、10% 水平上显著。

四、主要结论与政策启示

( 一) 主要结论

基于2001 - 2011年我国采矿业面板数据,本文主要考察我国资源贸易以及资源行业FDI对于国内环境污染的影响,得到如下结论:

1. 资源贸易与污染排放正相关,即随着资源贸易规模的扩大,资源行业所产生的污染也将随之增加,我国资源贸易与环境污染数据支持了“贸易有害论”。如果我国资源贸易呈现出自由贸易的局面,其在短期和长期均将造成国内环境的逐渐恶化,从而背离经济可持续发展的目标。

2. 资源行业FDI与污染排放同样正相关。结果表明我国在资源行业所使用的外资,主要作用于生产规模的扩大而非提高技术水平,导致环境污染进一步加剧,进而支持了“污染天堂”假说。国外资本积极进入我国资源行业,不仅源于“污染天堂”假说所考察的较低污染排放标准,更重要的在于其对我国重要资源直接或间接地开采掠夺,以稀土资源为典型。

3. 我国资源行业并不存在人均收入与环境污染显著的“倒U”型库兹涅茨关系,两者呈显著的正相关关系,即人均收入的上升将导致污染排放量的上升。可见,近年来资源行业生产规模及人均收入水平的逐年提升,其对于环境所带来的负面影响也在逐渐增加,上述结论对现阶段我国对于稀土等战略性资源采取出口限制贸易政策的合理性提供了理论支撑。因此,对于生产规模及出口规模的有效控制,将是我国控制资源行业环境污染的较为直接和有效的方法途径,这是我国为实现资源可持续开发与利用、经济可持续发展的必然诉求。

( 二) 政策启示

基于上述主要结论,并结合实证模型中其他变量的影响分析,本文对我国资源行业如何有效地进行环境污染减排具有三方面的政策建议: 第一,合理、有效地控制资源开采及相应的出口规模,尤其针对稀土等战略性资源,并对于直接用于资源开采与生产的外商投资进行限制,转而鼓励相关应用和环保技术的引进; 第二,从政策制定及资金补贴等方面,积极鼓励资源企业进行环境保护相关技术研发,提高生产工艺促进污染减排,最大限度地降低资源开采与生产对于环境的负面影响; 第三,进一步加强环境规制及监管力度,改变现有环境规制强度不显著影响污染减排的现状,包括环境污染排放标准、污染超额排放惩罚机制、环境污染治理与补偿机制等方面的逐渐完善。

摘要：本文以我国采矿业五大分行业为研究对象,在Grossman和Krueger(1991)研究框架基础上,考察我国资源贸易及资源行业外商直接投资(FDI)对于环境污染的影响,并对我国采矿业收入水平与环境污染是否存在“倒U”型库兹涅茨关系进行检验。研究发现资源贸易及FDI对于污染排放均产生正效应,收入水平与环境污染呈现显著的正相关关系,而非“倒U”型的库兹涅茨关系。因此,我国对稀土等战略性资源采取出口限制政策具有合理性。

外商直接投资软环境篇5

优化我国外商直接投资结构的对策探析

进入21世纪以来,我国利用外商直接投资飞速发展,现已跃升为世界第一.然而,形成已久的`外商直接投资结构问题,诸如技术结构、市场结构、产业结构、地区结构、来源结构等,却未因引资规模的扩大而有所消减.事实上,随着内外引资环境的变化,还会有进一步变化的趋势.应通过完善外商直接投资政策、大力扶持民族产业、提高中西部地区引资力度、扩大引资来源等途径措施,合理解决我国外商直接投资中存在的问题,推动国民经济健康发展.

作者：徐燕作者单位：浙江师范大学,经济研究所,浙江,金华,321004刊名：丽水师范专科学校学报英文刊名：JOURNAL OF LISHUI TEACHERS COLLEGE年，卷(期)：26(1)分类号：F120.2关键词：技术结构市场结构产业结构地区结构

外商直接投资的就业挤出效应分析篇6

【关键词】外商直接投资;区域就业;就业挤出

引言

就业挤出效应是指由于外商直接投资的进入,加剧了国内市场的竞争程度,为了和外商投资企业开展竞争,国内企业不得不减少就业人员,以提高效率和竞争力,或者由于外商投资企业的激烈竞争,使国内一些企业倒闭破产,从而导致许多就业者失去就业岗位。尽管由于我国统计上的缺陷,无法通过确切的数据来说明外商直接投资并购国内企业释放出了多少失业人口,也无法通过一定的数据来说明由于外商直接投资的竞争,国内企业减少了多少就业人员以及国内企业停产或倒闭排挤出了多少失业人口,但是这种释放和排挤一定是存在的,而且其数量也是较大的。

一、我国区域城镇就业类型变化统计分析

下面我们通过对1993-2007年《中国统计年鉴》中四大地区的就业相关数据进行整理分析,看是否能近似地描述和说明FDI对中国各地区就业的挤出效应。

注:根据国家统计局数据库数据计算整理。按登记注册类型的职工人数与按城乡分就业人数统计的城镇就业人数不一致,在统计年鉴中是按不同标准统计的。本文采用按登记注册类型统计的职工人数来分析,根据国家统计局数据库计算。

1.东部地区按登记注册类型分职工人数变化

为了清晰地描述15年来东部地区就业的变化,根据表1、图1,可以得出以下几点结论:

(1)1993-1997年间,按登记注册类型分的东部地区城镇职工人数是增加的,由1993年的5986万人增加到1997年的6572万人,增长了9.79%;1998-2002年则是下降的,2002年较1997年减少了267万人;2003年之后则呈现上升趋势,2007年比1997年增加了2744.4万人,增长了41.76%,比1993年增加了3330.4万人,增长了55.64%,职工人数的这种变化是与东部这一时期的经济增长速度变化相一致的,1993-1997年和2003-2007年这两个时期是中国经济增长最快的时期,也是东部地区经济增长最快的时期。

(2)分登记注册类型来看,国有单位的职工人数总体呈下降态势,分阶段看,1997年之前国有单位的职工人数变化不大,1994、1995、1996年比1993年还略有增加,这说明20世纪90年代中期前,国有单位还是东部地区主要吸納劳动力的单位形式。1998年后东部地区国有单位的职工人数不断减少,尤其是1998年较1997年减少了607万人,减少了15.66%,这可能与中国1996年后在城市国有企业中全面推行劳动人事制度市场化的改革有关,1996年后国有企业职工大量下岗分流,FDI大量流入与国有企业竞争的行业,再加上1997年的东南亚金融危机的影响,国有出口企业大量倒闭,使得国有单位的职工人数不断减少。到2007年东部国有单位的职工人数较1993年减少了1713.2万人,减少了 44.68%。这其中不乏外商投资企业对国有企业的就业挤出因素。

(3)城镇集体单位职工人数1993-2007年间减少了1075.1万人,减少了79.76%,这可能与城镇集体企业绝大多数都是中小型企业,在激烈的市场竞争中不敌民营企业及外商投资企业。而同期外商投资企业的职工人数则由1993年的229.24万人增加到2007年的1283.2万人,增长了4.60倍;其他形式的单位(包括股份合作单位、联营单位、有限责任公司、股份有限公司、私营企业和个体)同期职工人数也是不断增加的,由1993年的574.8万人增加到2007年的5639.5万人,增长了8.81倍;同期国有单位和城镇集体单位职工人数合计减少了2788.3万人。2788.3万职工人数的减少不能完全说是由外商并购东部地区的企业以及FDI企业对东部企业的挤压所造成的,但是我们至少可以说其中一部分可能是由外商并购以及外商对东部企业的挤压所造成的。这可能是20世纪90年代后期以来,进入我国的大型跨国公司增多,这些高技术水平跨国公司的投资主要集中在东部地区。与之相比,国内企业的生产技术、管理经验、市场营销能力等都比较低。在与跨国公司的竞争中,国内企业处于劣势,导致FDI我国国内投资产生挤出效应,导致一些国内企业倒闭,职工失业。由于FDI集聚在东部,造成FDI存量对我国就业的负面效应在东部地区表现尤为明显。因此不能低估外商直接投资对我国就业产生的这种负面影响,必须正视这种情况。

2.中西部和东北地区按登记注册类型分职工人数变化

现在来分析中西部和东北地区1993-2007年城镇按注册登记类型划分的职工人数变化情况,这里选择有代表性的年份来分析,具体数据如表2所示:

(1)中部地区1993-2007年间国有单位职工人数由2659万人减为1502.2万人,减少了1156.8万人,减少了43.51%;城镇集体单位的职工人数由761.9万人减少至202.7万人,减少了559.2万人,2007年较1993年合计减少了73.40%,国有单位职工人数和城镇集体人数合计减少了1716万人;而外资单位职工人数在中部地区城镇职工人数所占比例偏低,尽管从1993年的22.6万人增加到2007年的101.27万人,增长了3.48倍,所占中部地区按登记注册类型职工人数1993年的比例0.60%,2007年这个比例上升为2.52%,但从全国来看中部地区1993-2007年之间,在FDI企业的就业总人数1993年占当年全国FDI企业就业人数的7.84%,2007年,占全国FDI企业就业的6.76%,下降了1.08%。1993-2007年间,在其他形式单位就业的人数从1993年的298.5万人增加到2007年的2210.6万人,增加了6.41倍。

(2)西部地区国有单位职工人数由1993年的2720万人减少为2007年的1737.7万人,减少了982.3万人,减少了36.11%;城镇集体单位职工人数由1993年的609万人减为2007年的131.6万人,减少了477.4万人,较少了17.55%,西部地区这两项合计职工人数减少了1459.7万人。与东部地区相比,西部地区国有单位和城镇集体单位职工人数减少的绝对量和相对量都少,与中部地区相差不大,这和西部地区的以国有经济为主体的特点有关。而西部地区外资单位的职工人数1993年为17.8万人,占当年西部地区城镇职工人数的0.49%,2007年为44.6万人,增长了1.51倍,占当年的1.06%,就全国总体来看,1993年西部地区外资单位的人数占全国的6.18%, 2007年占全国比重的3%,下降了3.18%。

(3)东北地区在1993年-2007年间,国有单位职工人数从1993年的1706.1万人下降到2007年的786.9万人,减少了919.2万人,减少了53.88%;城镇集体单位职工人数由1993年的万人减少到2007年的84.4万人,减少了589.9万人,减少了87.48%,国有和城镇集体职工人数合计减少了1509.1万人。而外资单位职工人数在地区城镇职工人数所占比例偏低,尽管从1993年的18.6万人增加到2007年的67.3万人,增长了2.62倍,所占东北地区按登记注册类型职工人数1993年的比例0.71%,2007年这个比例上升为3.33%,但从全国来看中部地区1993-2007年之间,在FDI企业的就业总人数1993年占当年全国FDI企业就业人数的6.45%,2007年,占全国FDI企业就业的4.50%,下降了1.95%。1993-2007年间,在其他形式单位就业的人数从1993年的218.9万人增加到2007年的1084.8万人,增加了3.96倍。

二、小结

改革开放30多年来,外商直接投资对我国的就业产生了一定的积极影响,特别是外商投资的劳动密集型产业对我国就业做出了更大的贡献。由于85%以上的FDI聚集在东部沿海地区,使得FDI就业创造效应主要也是在东部地区有所体现,FDI对中西部和东北地区的就业创造效应微乎其微。对东部地区来说,FDI在拉动就业增长中作用明显,在国有资本对就业拉动逐渐削弱的情况下,FDI和民间资本日益成为拉动地区就业增长的主要力量;而对中西部地区和东北来讲,在FDI和民间资本对就业拉动作用有限的情况下,国有资本仍发挥着重要作用。从长期来讲,今后在增加和扩大就业方面,最为重要的是重塑外商直接投资与内资之间的关系,确立外商直接投资与内资在增加和扩大就业中的地位与作用,要充分发挥外商直接投资促进内资积累、强化内资增加就业的功能,建立以外商直接投资带动就业为辅,以国内投资拉动就业为主渠道的就业模式。

外商直接投资软环境篇7

关键词：外商直接投资,环境污染,环境污染治理,计量分析方法

上海是国际化大都市, 外向型经济特征显著, 外商直接投资是推动上海经济增长的一大动力。改革开放30年来上海吸收外商直接投资规模迅速扩大, 据最新统计资料显示上海外商直接投资实际到位金额已突破百亿美元。然而, 当前既要关注外商直接投资数量增加, 又要重视外商直接投资质量提高。目前上海正处于经济发展转型的关键时期, 面临经济发展和环境保护双重压力, 定性和定量分析外商直接投资与上海环境污染、环境污染治理与外商直接投资的关系, 结合当前形势, 探寻合理的环境治理方法, 不仅对于上海可持续发展具有重要意义, 而且对于东部地区乃至全国的可持续发展具有示范作用。

1 国内外研究现状

关于FDI与环境问题, 国外学者近几年的一些研究成果:Beata Smarzynska Javorcik、Shang-Jin Wei提出东道国环境规制中官僚腐败是阻碍FDI流入的原因之一[1];Aliyu、Mohammed Aminu运用经合组织 (OECD) 中11个成员国1990—2000年的面板数据进行回归分析, 发现污染型FDI流出确实与一国的环境规制有关, 投资国倾向于投资环境规制不严的地区[2];Madina Kukenova、Jose-Antonio Monteiro应用空间引力模型, 以1981—2005年OECD数据库中的数据进行实证研究, 发现FDI与环境规制负相关, 说明各个国家环境标准竞争是吸引FDI重要因素[3]。

国内学者近几年的主要研究成果:张梅认为中小型外商投资企业比大型外商投资企业对我国环境造成更大污染[4];吴玉鸣对我国环境规制与FDI进行实证研究, 发现FDI与我国环境规制有因果关系, FDI是我国环境规制的原因, 而环境规制在滞后三期影响FDI流入[5];郭红燕、韩立岩以FDI、环境污染、环境规制三个变量联立方程模型, 运用计量分析方法, 研究结果表明中国显现出“污染避难所”效应, 但并未成为FDI的“污染避难所”[6]。

然而, 国内学者集中研究中国FDI与环境问题, 以某一省市的FDI与环境问题却甚少, 以上海为例的FDI与环境问题的实证研究没有。因而以上海为例, 采集1981—2007年的相关数据, 运用计量分析法中的ADF检验法、协整检验法、Granger因果关系检验法和线性回归法对FDI与上海环境污染的关系、FDI与上海环境污染治理的关系进行实证分析, 并针对如何治理FDI环境污染提出对策建议。

2 外商直接投资与上海环境污染的关系

改革开放初期, 上海吸收FDI规模很有限, 1981年全市FDI实际金额仅为0.03亿美元, 1992年上海FDI实际金额激增为12.59亿美元, 之后一直保持着稳中有升态势, 2006年、2007年上海FDI实际金额分别为71.07亿美元、79.2亿美元。到了2008年, 上海FDI实际金额已突破百亿美元, 达到100.84亿美元。上海成为全国吸收利用FDI最多的城市之一。

从产业结构来看, FDI集中投资于上海第二产业, 第二产业利用FDI占三次产业比重约为50%, 从行业结构来看, FDI集中投资于制造业, 制造业利用FDI占第二产业比重约为90%, 而制造业通常是污染最严重的行业, 大多属于污染密集型产业, 少数属于严重污染密集型产业, 这些污染密集型产业会排放出工业废水、工业废气和固体废物, 对城市的水环境、空气环境造成影响, 甚至危及人的健康。

(1) 变量和数据选取为分析FDI对上海的环境是否造成污染以及产生怎样影响, 用本市的工业废水排放量、工业废气排放量和工业固体废物产生量作为环境污染指标[7]。1981—2007年实际利用FDI金额和三项环境污染物的数据均来源于《上海市国民经济和社会发展历史统计资料 (1949—2000) 贸易外经分册》、2001—2008年历年《上海统计年鉴》。由于每个指标数据计量单位不同, 实际利用FDI金额是亿美元为计量单位、工业废水排放量和工业固体废物产生量是亿吨为计量单位, 工业废气排放量是以亿标立方米为计量单位, 为了统一单位和消除异方差, 给各个变量取自然对数, 即外商直接投资 (ln FDI) 、工业废水排放量 (ln W) 、工业废气排放量 (ln G) 和工业固体废物产生量 (ln S) 。

(2) ADF检验用ADF检验ln FDIt、ln Wt、ln Gt、ln St时间序列平稳性, 经多次检验观察, 最大滞后期选择1, 且四个序列有时间趋势, 因此带有趋势项, 检验结果, 如表1所示。

在5%显著水平下, ln FDIt序列的ADF统计值-2.902 1大于麦金农临界值-3.602 7, ln Wt序列的ADF统计值-2.600 4大于麦金农临界值-3.602 7, ln Gt序列的ADF统计值-2.000 1大于麦金农临界值-3.602 7, ln St序列的ADF统计值-2.659 4大于麦金农临界值-3.602 7。ln FDIt、ln Wt、ln Gt、ln St序列均存在单位根, 因此4个序列都不平稳。

将4个序列做一阶差分后进行ADF检验。在5%显著水平下, △ln FDIt序列的ADF统计值-3.581 35小于麦金农临界值-2.985 0, △ln Wt序列的ADF统计值-3.255 35小于麦金农临界值-2.985 0, △ln Gt序列的ADF统计值-5.314 83小于麦金农临界值-2.990 7, △ln St序列的ADF统计值-4.009 42小于麦金农临界值-2.985 0, 拒绝原假设, 接受不存在单位根的结论, 因而他们的一阶差分序列都是平稳的, 即ln FDIt~I (1) 、ln Wt~I (1) 、ln Gt~I (1) 、ln St~I (1) , 满足协整检验的条件。

(3) 协整检验ln FDI和ln W、ln FDI和ln G、ln FDI和ln S之间是否存在协整关系, 采用EG两步法来检验他们的关系。

第一步列出他们的残差项, 即μ1=ln Wt-ln FDIt, μ2=ln Gt-ln FDIt, μ3=ln St-ln FDIt;

第二步用ADF方法对残差序列进行检验, 最大滞后期选择1。残差序列的ADF检验结果, 如表2所示。

残差序列ADF检验结果显示, 在10%显著水平下, μ2序列的ADF统计值-3.691 2小于麦金农临界值-1.622 8, μ3序列的ADF统计值-1.655 5小于麦金农临界值-1.622 8, μ2序列和μ3序列均接受不存在单位根的结论, 因此可以确定μ2序列和μ3序列是平稳序列, 即μ2~I (0) , μ3~I (0) , 这说明ln FDI与ln G、ln FDI与ln S是协整的, 两者之间存在长期的稳定关系。

然而, 在10%显著水平下, μ1残差序列的ADF统计值-1.293 3大于麦金农临界值-1.622 8, μ1序列存在单位根, 说明ln FDI与ln W是非协整的, 也就是说, 两者之间长期内不存在均衡关系。

(4) Granger因果关系检验ln FDI与ln G、ln FDI与ln S、ln FDI与ln W之间是否存在因果关系还需进行格兰杰因果检验, 经过多次检验观察, 最大滞后期选择1, 检验结果, 如表3所示。

由格兰杰因果检验可以观察到:FDI和各污染物之间存在单项因果关系, 即FDI增长分别是工业废水、工业废气和工业固体废物产生的原因, 而“三废”不是促使FDI增长的原因, 符合预测结论FDI是上海环境污染产生的原因。近年来在沪外商投资企业违规污染现象屡见不鲜, 2006年上海市环保系统查处的违法企业名单中就有好几家知名外商投资企业。

3 外商直接投资与上海环境污染治理的关系

市场规模、劳动力成本、人力资本、环境污染治理、运输距离、城市化等都是FDI区位选址考虑因素。环境污染治理作为FDI区位选址考虑因素之一, 一般而言, 某一地区环境污染治理严格可能会减少FDI流入该区域。那么, 环境污染治理是否会导致外商减少对上海的直接投资?通常用政府环保污染治理投入来衡量政府对环境保护重视程度或环境污染治理严格程度, 通过上海FDI与环保污染治理投入线性回归分析来回答这个问题。

(1) 变量和数据选取选取环境污染治理投入 (PR) 和全市生产总值 (GDP) 作为解释变量, 外商直接投资 (FDI) 作为被解释变量。环境污染治理投入 (PR) 的数据是全市企事业单位环境污染治理资金额, 外商直接投资 (FDI) 的数据是实际利用外商直接投资金额。数据均来源于《上海市国民经济和社会发展历史统计资料 (1949—2000) 贸易外经分册》, 2001—2008历年《中国统计年鉴》和《上海统计年鉴》。

(2) 建立线性回归方程为了消除异方差, 先对所有变量取自然对数, 然后建立线性回归方程, 最后用EVIEW3.1软件进行最小二乘法估计, 结果如下

ln FDI=a+b*ln PR+c*ln GDP, a是截距项, b、c是回归系数。

估计结果显示, R2=0.847, 说明线性回归方程拟合度较高;回归系数b=0.890, 且T统计值为2.092, P统计值为0.047, 统计显著一般 (一般而言, T值越大, P值越小, 统计上显著) , 环境污染治理资金投入每增加1%, FDI增加0.89%, 环境污染治理未使FDI减少。

这个结论与大多数国内学者认为较多的环境污染治理会阻碍FDI流入量减少观点相反, 这是因为这些学者是基于中国来研究环境污染治理与FDI的关系, 由于地域特殊性, 则环境污染治理与FDI两者关系在每个省市也会不同。

4 实证结果分析

实证研究结果表明改革开放30年来FDI已对上海城市环境造成污染, 但是环境污染治理并未使FDI数量减少, 产生此结果有以下几个原因。

(1) 污染密集型产业转移根据国际贸易中的比较优势理论, 每个国家愿意出口本国丰裕的生产要素, 进口本国稀缺的生产要素。发达国家通过产业直接投资和国际贸易两种方式实现其污染转移。中国是发展中国家, 处于全球产业链的中游, 而且中国以经济利益为重, 环境规制相对宽松, 在承接发达国家资金和技术转移同时也承接污染密集型产业的转移。上海正在城市化和工业化过程中, 不仅是全国工业制造基地, 而且是全国FDI最集中的城市之一, 不可避免有很多污染型FDI流入上海[8]。

(2) 利益驱动明显从微观角度看, 所有企业主都是以成本最小化和利润最大化为目标。虽然近年来上海对外商投资企业高能耗、高污染、资源性产品进出口加以控制, 但仍有些外商投资企业为获得高额利润而降低生产成本, 原材料就用国外“洋垃圾”代替, 还有一些外资企业甚至引进过时、污染的技术和产品。2007年上海外商投资企业对“两高一资”产品进口环比增长26.38%。

此外, 有些跨国巨头为了节约成本将生产制造外包给上海本地企业, 或者是上海本土企业成为跨国公司的OEM, 跨国公司在获得利益的同时却忽视下游供应商的污染。有些大型外国广告公司将灯箱广告业务发包给上海本地广告公司, 由于上海市区环境规制比郊区严格, 这些小规模的本土广告公司通常选址在上海郊区, 在灯箱广告制作过程中排放污染物。

(3) 环境污染治理投入不足与近10年北京“三废”排放量和环境污染治理资金投入相比较, 如图1~图4所示。上海工业废水排放量约为北京的3倍、工业废气排放量约为北京的2倍、上海工业固体废物产生量约为北京的2倍, 上海“三废”排放量均超过北京“三废”排放量, 然而, 上海环境污染治理投入却是北京的5/7, 与北京环境污染治理投入有一定的差距, 可见上海环境污染治理投入仍不足。

(4) 我国环境管制宽松我国环境管制 (环境标准、法律法规) 与FDI来源地有很大差异, 环境标准与发达国家不一致, 环保法律法规也有待健全。上海FDI主要来源地是香港、日本和美国, 这些国家或地区的环境规制十分严格, 对污染处罚也相当严厉, 处罚金额动辄上亿元, 而在我国处罚金额只有几万元或几十万元, 外资企业获得的经济效益远远大于为遵守环境规制所付出污染治理成本, 使得外资企业无视污染受到的处罚, 继续投资污染密集型产业的动因。

5 对策建议

(1) 调整FDI投资领域加强项目审批由于目前我国《外商投资产业指导目录》中允许外商投资项目少数涉及污染密集型产业, 因此, 上海要从实际情况出发修改《上海外商投资产业指导目录》, 根据“发展先进制造业和现代服务业”的产业导向来调整FDI投资领域, 改变U字形产业污染状态, 即中间第二产业污染严重。政府相关部门要改变先污染后治理的方式, 加强FDI项目审批, 强制淘汰污染密集型产业的外商投资项目, 禁止高污染、高能耗FDI流入, 提高FDI市场准入门槛, 对环保型FDI项目采取金融和财政优惠措施, 进一步提高利用FDI质量。

(2) 抓住世博的重大契机“低碳世博”是2010年中国上海世博会的重要目标之一, 环保产业是本次世博会上的热点。世博会的召开将给上海“低碳经济”发展带来很多投资机会, 涉及高效能的电力、绿色交通、生态建筑、基础设施建设、绿色工业和清洁能源等方面的投资。我们要关注世博会上“亮相”新型节能环保产品、节能技术、污染治理方法, 通过国外参展商技术转让, 将其应用在上海环境污染治理上。

此外, 上海世博会场馆的建设加快上海老城区的改造。上海世博会场馆沿着黄浦江沿岸布局, 江南造船厂、南市发电厂、上钢三厂等老厂房将改造成为上海世博会的场馆和景点, 有些老城区曾经是上海工业污染严重的地区被迫迁移, 减少工业废气排放, 为市民提供生态居住环境。

(3) 加大环境污染治理资金投入环境污染治理成本太大和环境污染治理投入不足给做好污染治理工作带来双重压力。加大环境污染治理投入一方面要依靠政府财政补贴, 尤其是全市各区财政局对环境污染治理项目予以财政支持;另一方面要依靠市场这只“无形的手”, 在环境污染治理投入上, 大型跨国公司拥有雄厚资金的优势, 而小型外资企业则“相形见绌”, 建议全市所有外商投资企业联合投资公司成立外资企业环保基金, 将这个基金投资收益用于外商投资企业环境污染治理工程。此外, 市郊污染减排的基础设施建设 (如污水处理配套工程) 还可以引进大量社会资本。

(4) 健全环境保护管理体制一是加强环境污染处罚力度。上海环保部门应提高对外商投资企业环境污染处罚金额, 如排污费, 实现责任机制, 将污染治理工作层层落实, 要实现“谁污染, 谁治理”目标, 将环境成本内部化[9]。二是研究制定地方法规和实施细则。国内涉及FDI污染转移的法律法规有《固体废物污染环境防治法》、《中外合资经营企业法》、《关于加强外商投资建设项目环境保护管理的通知》、《进出口商品检验法实施条例》。但是上海涉及FDI与环境保护的法规、实施细则很少, 需要政府相关部门及专家学者研究, 基于FDI国民待遇原则, 借鉴其他国际化大都市的相关法律法规, 结合上海实际情况, 制定地方法规和实施细则[10]。

总之, 上海要正确处理FDI与环境的关系, 既要严格控制外商投资企业污染, 又能让外商愿意来上海投资, 注重环保产业吸引FDI, 有利于上海经济发展方式转变, 有利于上海“资源节约型、环境友好型”城市的建设, 促进上海全面协调可持续发展。

参考文献

[1]BEATA S J, WEI Shangjin.Pollution havens and foreign directinvestment:dirty secret or popular myth[J].The Berkeley Electronic Journal of Economic Analysis and Policy, 2005, 3 (2) :1244.

[2]ALIYU, M A.Foreign direct Investment and the environment pollution haven hypothesis revisited[DB/OL].[2005-6-11].https://www.gtap.agecon.purdue.edu/resources/download/2131.pdf.

[3]MADINA K, Jose-Antonio M.Does lax environmental regulation attract foreign direct investment when accounting for third country effect[DB/OL].[2008-10-31].http://mpra.ub.uni-muenchen.de/11321/1/MPRA_paper_11321.pdf.

[4]张梅.外商投资与我国环境保护问题初探[J].生态经济, 2006 (3) :66-70.

[5]吴玉鸣.环境规制与FDI因果关系的实证分析[J].华东师范大学学报:哲学社会科学版, 2006 (1) :107-111.

[6]郭红燕, 韩立岩.外商直接投资环境规制与环境污染[J].国际贸易问题, 2008 (8) :111-118.

[7]姚娜, 姜月舟.外商直接投资与资源环境污染研究[J].合作经济与科技, 2008 (11) :64-65.

[8]刘小明.跨国公司在华环境污染问题探析[J].理论学习, 2008 (2) :42-43.

[9]张彦博, 郭亚军.FDI的环境效应与我国引进外资的环境保护政策[J].中国人口资源与环境, 2009 (4) :10-11.

外商直接投资软环境篇8

关键词：外商直接投资,污染排放协整性检验,格兰杰因果检验

►►一、问题的提出

随着世界经济全球化进程的加快, 以跨国公司为主体的外商直接投资 (FDI) 不断扩张。然而, 环境污染可能会通过外商直接投资的形式从一个国家或地区转移到另一个国家或地区。各国学者对外商直接投资与东道国环境污染关系问题存在以下三种不同的观点:一是FDI加剧环境污染, 二是FDI并未加剧环境污染, 三是FDI改善环境质量。作为目前世界上第一大引进外商投资的发展中国家, 当前中国政府部门以如何吸引更多外资以促进经济增长为重, 学术界的分析重点在外资对经济增长的正效应及其作用机制上;且FDI对一国环境安全的影响具有一定的隐蔽性、“合法性”以及长期性, 所以, FDI对环境福利影响的研究近些年才逐渐展开。本文拟利用1994-2008年相关数据, 采用平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验的方法, 对中国外商直接投资与环境污染的内在机理进行研究。

►►二、变量、数据与检验方法

(一) 变量与数据

因为FDI最终会形成资产, 并对环境污染做出直接贡献, 所以本文选择三资工业企业总资产 (FTAS, 单位:亿元) 代替投资额, 环境污染则选择污染排放数据, 包括工业废水排放量 (WPOEM, 单位:万吨) 、工业二氧化硫排放量 (GPOEM, 单位:万吨) 和工业固体废物排放量 (SPOEM, 单位:万吨) 。

数据来源以1995—2009年《中国统计年鉴》和1995—2009年《中国环境年鉴》为主, 部分数据来源于2003年《中国工业经济统计年鉴》。三资工业企业总资产利用CPI进行调整, 按1994年不变价格计算, 以保证经济数据的可比较性。同时, 考虑到消除异方差的影响和对时序数据取对数后不会改变时间序列的性质和关系, 在实际检验中对各序列都采用了取对数的处理。

(二) 检验方法

在经济研究中要确定一个变量的变化是否是另一个变量的原因, 一般用格兰杰因果检验。面板数据格兰杰因果关系检验由Hurlin和Venet于2001年 (简称HV) 提出, 它可以解决常规格兰杰因果关系检验时间序列数据长度不足的问题。利用该项技术, 不仅可以检验三资工业企业总资产和污染排放之间是否存在因果关系, 还可检验因果关系的方向 (如果存在因果关系的话) 。检验过程为:时间序列的单位根检验、两变量之间的协整检验和格兰杰检验。

►►三、实证结果

(一) ADF检验

本文采用扩展的迪克—福勒检验 (ADF检验) 对数据进行平稳性检验, 利用Eviews 5.1软件分析。序列LnFTASt、LnWPOEMt、LnGPOEMt、LnSPOEMt在10%的显著性水平下的ADF检验结果为非平稳序列;进而采用一阶差分的方法处理, 得到了新的序列△LnFTASt、△LnWPOEMt、△LnGPOEMt、△SPOEMt, 其ADF检验结果表现为平稳序列, 所以原序列同为一阶单整, 见表1。

a:滞后期的选择以施瓦茨信息准则为 (Schwarz criterion) 依据。

(二) 协整性检验

a:“*”表示在10%显著性水平下拒绝原假设。

表2的检验结果表明, 三资工业企业总资产与工业废水排放量、工业二氧化硫排放量及工业固体废物排放量三组指标之间都存在某种协整关系, 而且三组变量的调整的协整系数均为负值, 说明存在线性的负向相关关系。但还需要作进一步因果检验以明确因果方向。

(三) 格兰杰因果检验

a:滞后阶数的选取以赤池信息准则 (AIC) 最小值为标准。

从表3的检验结果来看, 在滞后二阶的情况下, 三资工业企业总资产是工业废水排放量的格兰杰原因, 却不存在反向的因果关系;而在滞后四阶的情况下, 三资工业企业总资产是工业固体废物排放量的格兰杰原因, 同样也不存在反向因果关系。而对于三资工业企业总资产与工业二氧化硫排放量, 在滞后二阶、三阶和四阶的情况下, 两者之间都不存在因果关系。

(四) 结果分析

为什么三资工业企业总资产与工业二氧化硫排放量的格兰杰因果关系不明显呢?第一种可能是由于小样本的缘故。根据周建、李子奈 (2004) 的研究, 变量的不平稳性是造成虚假因果关系最主要的原因, 小样本会犯真实因果关系检验不出的错误。在样本数小于20的情况下, 如果检验结果为不存在因果关系, 则不能判定变量之间不存在真实的因果关系。第二种可能是三资工业企业对工业二氧化硫的处理较好, 其排放量在总体的排放量中所占比例较小, 因而在统计数据上两者之间的因果关系并不明显, 或者说是非外资因素在工业二氧化硫排放量中作用更明显些。

为什么污染排放不是外商直接投资的格兰杰因呢?笔者认为主要原因在于外商直接投资对“污染天堂”并不存在偏好, 环境规制水平高低并不是影响外商直接投资的主要因素, 发达国家并不存在向发展中国家转移污染密集型产业的倾向, 且发达国家似乎在相互输出污染密集型产业, 其他因素如市场容量、劳动力成本、市场化水平、产业集聚程度、基础设施状况等因素对外商直接投资有显著作用;其次, 中国目前的环境保护立法只有6部, 环境保护法规及法规性文件亦仅有40份, 而且立法时充分考虑到本国经济和技术支撑能力, 所以说中国目前的环境法律法规总体上是比较宽松的, 工业企业和有关方面是有能力做到的, 外商投资企业更是可以完成的。

►►四、结论及启示

上文利用1994-2008年的有关数据检验了中国外商直接投资与环境污染的内在机理, ADF检验表明LnFTASt、LnWPOEMt、LnGPOEMt、LnSPOEMt这四个序列同为一阶单整;协整性检验表明三资工业企业总资产与工业废水排放量、工业二氧化硫排放量及工业固体废物排放量三组指标之间都存在某种协整关系, 而且三组变量的调整的协整系数均为负值, 说明存在线性的负向相关关系;格兰杰因果检验结果表明在一阶差分、二阶滞后的情况下, 三资工业企业总资产与工业废水排放量的因果关系显著;在一阶差分、四阶滞后的情况下, 三资工业企业总资产与工业固体废物排放量的因果关系检验结果也显著。因此, 从总体来看, 外商直接投资增长有利于改善中国环境质量。

外商直接投资为中国经济增长做出了重要贡献, 同时改善了中国环境质量, 因此, 中国首先应该进一步加大招商引资力度, 充分发挥外资对中国经济发展的积极促进作用, 切忌“因噎废食”;其次, 落实同步发展方针、贯彻三大政策与八项制度及严格执行相关环境法律法规, 为做好环境保护提供制度保障, 正确协调发展与环境的关系;再次, 依法监管, 进行有效管理, 同时督促国内企业向外商投资企业学习更加先进的生产技术与清洁技术, 降低污染排放;最后, 国内后发地区要尽可能实施可持续发展战略, 倡导绿色投资, 实行选择性引资。

参考文献

[1]李国柱.外商直接投资与环境污染的因果关系检验[J].国际贸易问题, 2007, (6) :105-109

[2]邓柏盛, 宋德勇.我国对外贸易、FDI与环境污染之间关系的研究:1995-2005[J].国际贸易问题, 2008, (4) :101-108

外商直接投资软环境篇9

SWOT分析思想是安索夫于1956年提出来的, 此分析法虽然最早被用于企业战略研究中, 但现在已在分析产业发展和区域经济发展等方面使用。SWOT中S代表优势和长处;W代表劣势和弱点;O代表外部环境中存在的机会;T代表外部环境所构成的威胁。广西北部湾经济区成立于2006年, 地处我国沿海西南端, 由南宁、北海、钦州、防城港四市和玉林、崇左两个市物流中心“4+2”所辖行政区域组成。对广西北部湾经济区软、硬投资环境进行SWOT分析是制定该经济区吸引外资战略体系的基础, 使制定的战略更具有实际可操作性。

1.1 内部条件优势分析

(1) 硬环境。

①区位优势明显。广西北部湾经济区地处我国沿海西南端, 位于我国华南经济圈、西南经济圈和东盟经济圈接合地带, 是中国-东盟自由贸易区、泛北部湾经济合作区、大湄公河次区域合作、中越“两廊一圈”、泛珠三角经济区等多层次、多区域合作的交汇位置, 战略地位突出。②自然资源丰富。北部湾地区港口资源丰富, 拥有大小港口21个, 形成“天然港群海岸”, 其中适合建设泊靠能力万吨以上的有防城、钦州、北海、珍珠、铁山等5个港口;全境矿藏品位高, 工业价值高, 主要有锰、钦、锡等30多种。③基础设施改善。广西北部湾三港口共有生产性泊位166个, 万吨深水泊位29个, 沿海港口群基本形成; 2008年, 在国家开发银行的大力支持下, 北部湾银行和广西北部湾投资产业投资基金设立, 为北部湾经济区提供了良好的投资融资平台, 加速了北部湾经济区的建设进程。

(2) 软环境。

①经济发展势态良好。自2006年成立以来, 广西北部湾经济区生产总值、财政收入、规模以上工业增加值、全社会固定资产投资、外贸进出口总额等多项指标, 5年翻了一番以上, 其中生产总值从2005年1180亿元增加到2010年3022亿元, 创造了年均增长16.3%的高速度; 2010年南宁、北海、钦州、防城港四个市工业增加值同比增长23.6%, 对广西工业生产的贡献率超过四分之一, 达到25.1%。2010年广西北部湾经济区财政收入完成441.46亿元, 增长32.8%, 高于全区平均增幅5.7个百分点, 比上年同期提高1.5个百分点, 聚集效应进一步显现。②市场潜在规模巨大。潜在的市场规模, 主要取决于人口的规模。在中国—东盟自由贸易区的推进过程中及建成以后, 作为大西南的出海通道及物流枢纽的广西将面临巨大的商机, 大西南和东盟10国共8亿人口的大市场, 以及巨大的人流、物流、信息流, 必将为中外投资者提供无限商机。

1.2 劣势因素分析

(1) 硬环境。

①缺乏必要的金融支撑体系。区内的金融机构以国有为主, 股份制、地方性集体性金融机构所占比重不大, 外资、合资金融机构落户不多。受金融机构数量和资产规模限制, 区域金融合作不够紧密, 市场分割现象依然存在, 造成金融业辐射带动能力不强, 区域性市场难以形成聚集和辐射效用。②公路运输设施不够健全。现连接钦州、防城港、北海三市的是桂海高速, 缺乏一条连接三个港口间的沿北部湾滨海公路, 以及三港的高等级疏港公路。

(2) 软环境。

①城市竞争力弱, 难以形成核心城市。广西经济总体较落后, 2010年人均GDP在全国31省市中排27位, 处在城市化的初期 (全国在中后期) , 仍有大半数人口生活在农村, 消费能力低。据2010年统计数据显示, 防城港、北海、钦州3市的GDP之和为2112.3亿元, 仅相当于南宁的67.8%, 广州的19.9%、上海的12.5%。②对外开放程度低, 市场化程度不高。如表2所示, 南宁市进出口额和实际利用外资额, 虽然2009年较2008年提升较大, 但与发达城市的差距较为明显。广西北部湾经济区外向型经济起步较晚, 基础比较薄弱和该地区工业集中区少, 是造成北部湾沿海城市群充分吸收利用外商投资和进出口贸易的重要瓶颈。③人才整体素质不高, 高等教育发展不平衡。目前广西北部湾经济区高素质的复合型人才缺乏。预计到2015年, 广西北部湾经济区人才需求总量将达168万, 而目前人才总量为115万人, 缺口超过50万。此外, 经济区高等教育发展不平衡。目前南宁市高等院校27所, 占广西高校总数的45.8%。北海市有高等院校3所, 钦州市1所, 而防城港市是广西唯一没有高等院校的地级市。④产业整体水平低下, 产业结构趋同。广西北部湾经济区以特色资源和临海型工业为主, 但是资本、技术密集型产业相对规模较小, 不具有较强的市场竞争力, 其中重工业所占比重相对较高, 具有竞争力的大型企业所占比重相对偏低, 难以形成产业的规模经济。

资料来源:各省市年度政府工作报告整理。

1.3 外部机遇分析

(1) 有交流合作的坚实平台。作为中国—东盟博览会永久举办地, 广西已承办了七届中国—东盟博览会。博览会在推动CAFTA建设进程中发挥了不可替代作用。东盟已连续7年成为广西最大贸易伙伴。中国—东盟自由贸易区建设的推进为北部湾经济区发挥面向东盟合作前沿作用奠定了基础。 (2) 有国家政策的扶持。2008年1月, 国务院批准实施《广西北部湾经济区发展规划》, 意味着广西北部湾经济区的开发已上升为国家级发展战略, 预示着国家将在项目、资金、技术、交通运输等方面为北部湾经济区提供良好的投资环境。在《全国沿海港口布局规划》中, 广西北部湾沿海港口已被列入西南沿海地区港口群, 防城港是我国沿海12个主枢纽港之一, 西南沿海地区的3个全国主要港口之一;北海港、钦州港被列为全国25个地区性重要港口。广西三大港口经济优势凸现, 在港口建设、临港工业、港口城市等方面都有相当大的发展。 (3) 有发展规划作的指导。2011年6月17日, 广西壮族自治区召开十一届人民政府第八十四次常务会议, 审议并原则通过《广西北部湾经济区“十二五”时期 (2011—2015年) 国民经济和社会发展规划》, 这标志着广西北部湾经济区“十二五”规划布局正式落子。《规划》提出了“十二五”发展目标、发展重点和主要任务:到2015年, 实现地区生产总值比2010年翻一番以上, 力争翻1.5番 (按现价计算) , 年均增长13%左右;南北钦防四市城镇化率提高到55%, 比全区高5个百分点, 新增城镇人口约200万;自治区重点支持的11个重点产业园区工业产值超过6000亿元。“十二五”期间, 广西北部湾经济区划建设项目2375项, 总投资约2.6万亿元。 (4) 各种次经济区域合作契机。泛珠三角、一轴两翼、两廊一圈、泛北部湾、大湄公河等各种次区域合作给广西沿海三港提供了丰富的商机, 无论是国内还是国外都会积聚各种资源, 进行贸易、投资和旅游等领域的合作。

1.4 外部威胁因素分析

(1) 经济区内外竞争激烈。广西北部湾沿海3个港口城市在港口建设、产业结构、城市发展等方面恶性竞争、无序发展愈演愈烈。广西港口主要面临广东湛江港的竞争。由于货源地雷同, 两地常想方设法争抢货源。且钦州港和湛江港同为临港工业基地, 两港存在竞争。越南盖林深水港的发展, 成为云南、四川等省份货物对外进出口的又一便捷港口。而随着澜沧江—湄公河次区域经济合作不断开展, 澜沧江—湄公河已经成为中泰贸易重要通道之一。 (2) 南海问题愈演愈烈。2011年6月13日, 越南在南海相关海域举行实弹军事演习, 此举不仅损害了中国主权和海洋权益, 且使南海争议扩大化、复杂化。同时, 菲律宾方面计划将南海更名为“西菲律宾海”。南海问题上菲律宾“获得了美国支持”。由于国际政治环境的不稳定, 严重影响了北部湾地区的经济稳定发展, 北部湾地区石油勘探合作以及渔业开发受到影响, 也使外商对扩大北部湾投资持谨慎态度。

2 改善北部湾投资环境的总体战略

(1) 既要不断强化“硬环境”, 又要不断优化“软坏境”。一方面, 更多地依靠市场和开放的办法筹措资力吸引多元投资主体参与基础设施建设。另一方面, 积极引进生产性服务业, 建立健全物流、信息、保险等服务体系, 建立一个完全满足于战略投资者需求的发展载体与平台。

(2) 加强国际间的交流与合作, 促进招商引资工作。北部湾经济区要利用区位优势, 积极融入区域合作战略等国际大潮流中, 打好中国—东盟独特品牌, 广开渠道, 拓展招商引资的深度与广度。

(3) 重点和优先发展协调度高、专业化、主导性强和高级化程度较好的产业, 促进经济区产业整体实力提升。广西北部湾地区要在短时间内发展具有强大竞争力的高新技术产业群既困难也不符合实际, 应通过保护各城市的优势产业, 以此发展成具有强大竞争力的产业。玉林的农业产业化水平较高, 崇左的产业都具有资源优势, 钦州、北海、防城港具有港口优势, 交通便利, 能有效降低综合物流成本, 应大力发展临海先进制造业和现代物流。

(4) 以南宁为核心, 进行点轴开发, 南宁要充分发挥首府城市的辐射、吸纳作用和强大的集散功能, 连结北钦防, 连结崇左、玉林, 使每个城市全面融入北部湾广西经济区, 大大促进广西的经济发展。

摘要：将SWOT分析运用到区域经济的研究中, 分析了北部湾经济区投资环境的优势、劣势、潜在机会和威胁, 在此基础上构建改善经济区投资环境的战略选择体系。

关键词：广西北部湾地区,SWOT分析,战略选择

参考文献

[1]唐琮沅, 刘庆龙, 景宝峰.对北部湾经济区战略体系的探索[J].物流技术, 2007, (11) .

[2]曾梅芳.广西北部湾经济区发展循环经济的SWOT分析及其战略选择[J].东南亚纵横, 2009, (6) .

[3]李志.广西北部湾经济区投资软环境分析[D].南宁:广西大学, 2008, (6) .

[4]晏彦.广西北部湾经济区沿海港口协调发展研究[D].南宁:广西大学, 2008, (6) .

外商直接投资软环境篇10

截至2013 年京津冀地区利用外商直接投资总额达到3590.7亿美元, 占全国利用外资总额的10.21%, 显而易见, 京津冀地区是我国吸引外资的重要经济区域, 为国家经济建设做出了巨大的贡献。

据数据 (中经网统计数据库) 显示, 1998 年外商投资占全国规模的10.7%, 但是1999年到2004年之间, 外商投资明显下滑, 有所转移;但是这种趋势并没有持续下去, 2004 年到2013年, 外商投资呈现攀升的态势。

二、京津冀利用外商直接投资的生态环境效应分析

1.外商直接投资的理论因素

在改革开放初期, 各地区为了推动当地经济的发展, 在国家的政策鼓励下, 因地制宜地制定各种吸引外资的优惠政策来引进外资, 但是当外资规模达到一定程度后, 人们追求的不再仅仅是最本的物质需要, 而是上升到了对精神、健康、清洁的环境的追求与享受, 与此同时, 生态环境恶化却越来越严重, 与人民的需求是背道而驰的, 所以当外资达到一定规模, 经济发展到一定程度的基础上, 国家开始关注由引进外资带来的生态环境效应问题。当然, 要讨论外商直接投资的生态环境效应, 不得不先讨论外商到京津冀地区进行投资的因素有哪些。关于这一问题有两个理论可以解释:国际生产折中理论、国际贸易学比较优势理论。

(1) 国际生产折中理论

国际生产折中理论的主要观点是外商进行对外直接投资必须满足三个条件:所有权优势、区位优势以及内部化优势, 将其称之为OLI理论;具体来讲, 就是外商来京津冀地区进行投资, 仅仅依靠京津冀地区廉价的劳动力、广阔的市场、丰富的资源、优惠的政策还不足以让外商来此投资, 外商投资还需要有自己独特的所有权优势, 技术方面的也好、管理方面的也好;那是不是具备上述两个条件之后就可以进行投资了呢?答案是否定的, 进行跨国生产会遇到一系列诸如利率、市场信息的不完全等问题而给企业带来不可避免的损失, 所以如果外商具有全球统一生产的内部化能力时, 才会进行对外直接投资只有这样跨国企业才能活得长久, 获得高额利润。

(2) 国际贸易学比较优势理论

该理论源于解释国际贸易的比较优势理论, 该理论认为环境要素禀赋是决定外商是否来进行投资的主要原因;所谓环境要素禀赋就是一国自然对污染的吸纳能力以及民众及政客对污染的容忍度, 一国的环境要素禀赋越高, 说明该国对污染的容忍度越强, 越有利于吸引外商来投资, 正是由于这个理论, 很多学者认为外商来京津冀地区进行直接投资有逃避本国更高环保标准的可能, 即把我国京津冀地区当成了“污染庇护所”。

2.京津冀地区利用外商直接投资的生态环境效应

关于京津冀地区利用外商直接投资的生态环境效应有多种说法, 总的来说是有利有弊;一方面, 京津冀地区的外商直接投资改善了整个区域人民的生活质量、提高了人民的生活水平, 拉动了当地经济的快速高效稳定有序的发展, 给当地的企业带来了先进的技术、管理经验, 为当地经济的发展注入了新鲜血液;此外随着时间的推移外商带来的先进污染处理设备以及更高标准的环保措施发挥作用, 这都有利于京津冀地区环境的优化, 为建立“生态经济”“资源节约型, 环境友好型”社会奠定了坚实的基础, 这也就是著名的“环境库兹涅茨曲线”所论述的内容。

但有学者认为京津冀地区的外商直接投资主要是为了避免本国高标准的环保要求, 一切以自身利益最大化为目标, 无视京津冀地区的环保要求;采取低于当地的环保标准甚至是“双重标准”将污染最大限度地转移至我国京津冀地区, 学者认为外商直接投资严重破坏了我国京津冀地区的生态环境, 不利于和谐友好型社会的建立以及京津冀地区的协同发展。

当然, 关于外商直接投资对我国京津冀地区生态环境的影响还需要进一步的研究与考证, 近年来京津冀地区生态环境的恶化是否由于引进外资所致这个问题不能做绝对性的评论与答复, 但是也不能否认外商直接投资对我国京津冀地区生态环境的破坏, 所以改善生态环境需要在京津冀地区内部抓的同时, 在引进外资时要提高准入标准尤其是环保标准, 健全法律法规, 禁止外商使用“双重标准”, 切实保障生态环境得到优化, 建设一个在经济高速发展下的环保、健康、清洁的京津冀协同发展区域。

摘要：随着经济金融全球化的深入发展, 在促使国家之间的经济联系越来越紧密、国家之间的依存度越来越高的同时, 也使生态经济、生态环境问题成为了国际性热议的话题;自改革开放以来, 我国对外招商引资的规模不断扩大, 一方面促进了我国经济的高速发展、改善了人民的生活质量, 为我国中小企业的发展奠定了坚实的基础;但不得不承认, 随着外商直接投资的不断扩大, 我国生态环境遭受了严重的破坏, 当然原因是多角度的, 还需要进一步研究与考证。而京津冀地区作为拉动北方经济发展的重要驱动力, 生态环境不可避免地日趋呈现下降的态势。为了促进经济的协调可持续发展, 国家多次在重大会议上提出坚持“可持续发展”和走“生态经济”之路, 尽快建立起京津冀协同发展机制, 建设一个和谐、清洁、健康的美丽家园。在这样的背景下, 探讨京津冀地区外商直接投资与生态环境之间的关系意义重大, 有利于找到京津冀生态环境恶化的真正的原因, 突破当前环保政策的瓶颈, 为我国京津冀地区生态环境的建设提出积极有效的政策建议。

关键词：外商直接投资,生态环境,京津冀

参考文献

[1]李慧茹.《外商直接投资的生态环境效应研究》[M].北京人民出版社, 2009.

外商直接投资软环境篇11

[关键词] FDI污染产业转移

一、问题的提出

自1978年改革开放以来，我国在引进外资方面取得长足的进展。据统计，2006年我国新设立外商直接投资企业41485家，实际使用外商直接投资金额694.7亿美元。中国通过积极吸收外国投资，有力地促进了国内产业结构升级，弥补了国内资本、技术、管理机制及人力资源等方面的不足，推动了国内经济体制改革，增强了综合国力。但我们也要看到在获得经济高速发展的同时，生态环境也在急剧恶化。

江苏省作为较早引入外资的地区，其引进的外商直接投资量逐年增长。但是在引资过程中是否存在着污染转移。本文将就这一问题进行相关的研究。

二、文献综述

外商投资作为一个引起环境污染的因素，引起很多学者关注。在此基础上理论界提出了“污染避难所假说”。他是指为了吸引外商投资而导致国家间或地区间“恶性”竞争，有可能出现降低环境保护的标准，导致出现“污染避难所”(pollution havens)。

“污染避难所假说”最早由Walter和Ugelow(1979)提出。国内关于这方面的研究比较有代表性的一个是夏友富（1999）根据1995年工业普查数据，对“污染避难所”是否在我国存在进行了检验，得出的结论是：外商通过直接投资渠道污染转移是客观存在的。另外一个是赵细康（2003）他的分析包括了理论分析和实证研究，得出外商在中国的投资未呈现大规模的污染产业转移倾向，中国并未成为世界污染产业的“避难所”。

三、外商投资污染密集产业现状分析

1.污染密集产业的定义与分类。污染密集产业（Pollution-intensive industries—— PIIs）是指在生产过程中若不加以治理则会直接或间接产生大量污染物的那些产业，这些污染物对人类、动植物生命或健康有害，促使环境恶化，影响生态质量，另外，在生产过程中，工人的安全和健康受到威胁或明显受到影响。

国际上比较有代表的是Main和Wheeler(1997)的分类方法，其按单位产出的污染排放水平进行划分，将钢铁、有色金属、化学化工、造纸和纸浆、非金属矿物制品业划分为污染密集产业。

在国内比较有代表性的是夏友富的分类方法。其在参考国际通常分类并结合我国实际情况的基础上认为：煤炭采选业；有色金属矿采选、冶炼；纺织印染业；火力发电业；化学原料及化学制品制造业等22个产业为污染密集产业。

2.外商投资污染密集产业的总体情况。据近几年江苏统计年鉴统计，2005年江苏省外商直接投资项目7126个，合同外资4643882万美元，实际投资1318339万美元。占全国相应指标的16.2%、24.56%和21.85%。在2004、2005年投资于严重污染密集行业的项目分别为2760、2844个，占总投资项目数的38.7%和39.6%。

截至2005年江苏的“三资”企业共7576家，资产总计10409.61亿元，利润总额589.66亿元，其中投资于污染密集行业占总量的74.4%和78.6%。综上分析，污染密集行业是外商在江苏省投资的重要领域。

3.内外资分布情况比较。本文截取2001、2003、2005年中7个严重污染密集行业的相关数据来讨论，对内外资分布情况进行比较，得出外商投资的主要污染行业占省内同行业的比例。（见表1）。

表1 2001、2003、2005年外商投资的主要污染行业占省内同行业比例表（单位：%）

资料来源：同表1

注：由公式ρij= FFij / FCij计算得出，其中FFij表示外商投资i类产业的j项指标占“三资”企业中j项指标的比重。FCij表示省内外商投资i类产业的j项指标占省内企业中j项指标的比重。

从表1可以得出除了橡胶制品业、食品制造业外，外资结构要优于同类的省内行业，也就是说外商的直接投资并没有出现明显的污染转移倾向。

从国内横向数据来比较：在江苏省，外商投资的污染密集产业的比例要高于国内同类水平。也就是说与国内其他地区相比，江苏省吸引的外商投资多是投资在污染密集型产业。

注：由公式θ=ρ1/ρ2得出，ρ1和ρ2分别为江苏省和我国外商投资的主要污染行业占省内同行业比例。

四、结论

1.我国环境标准要低于外商母国的标准，因此在我国境内生产污染密集产业的成本要低于其在母国生产同类产品。所以在江苏省内，外商直接投资的产业一半以上都是在污染密集型领域。

2.从整体上看，江苏的外商直接投资并没有出现明显的污染转移倾向。外资污染产业投资的构成与江苏省的产业构成基本一致。但从每个具体的产业、行业来看，外资在某些特定行业中，的确存在外资加剧污染的情况。

3.外商直接投资在江苏污染密集型行业的总体情况要差于全国平均水平。分析其原因笔者认为：江苏省的外商直接投资主要集中在制造业，近7年内始终保持在80%的比例以上。而污染密集产业也大部分集中在制造业中。

五、建议对策

1.要结合本地的经济发展水平，产业状况，有选择的引进适合自己需要的行业、产业。完善外资企业引进及生产过程中环境保护方面的制度，提高其的准入门槛。鼓励其引入并使用母国相关环境标准，对于具有示范作用的外资企业给与适当奖励，对于污染严重的外资企业无论其创税多少都要予以定期整改或是取缔。

2.制定与完善相关法律法规，增强人们的环保意识。发挥政府职能部门的作用，制定更加细致的环境标准和环境政策。

总之，作为经济较为发达的江苏省，在利用外资过程中注意避免或减少环境的污染，避免污染密集型产业的转移，这对其走经济与环境相协调的可持续发展道路具有重要的现实意义。

参考文献：

[1]Main, M and D Wheeler . In Search of Pollution Havens ? Dirty Industry in the World Economy 1960-1995 [D] United State: World Band Discussion Paper 1997

[2]夏友富:外商投资中国污染密集型产业现状、后果及其对策研究[J].管理世界，1999年第3期

[3]赵细康李建民．中国环境保护与产业国际竞争力关系的展望[J].广东社会科学，2004年第1期

[4]赵细康．环境保护与产业国际竞争力:理论与实证分析[M].北京:中国社会科学出版社,2003.5

外商直接投资软环境篇12

改革开放以来, 随着经济全球化进程的进一步加快, 中国已连续多年成为吸引外资最多的发展中国家, FDI也被认为是中国经济增长背后的基础性驱动因素。在中国利用外商直接投资额迅速增加的同时, 中国的环境质量也在急剧恶化, 大部分进出口行业的工业废水排放量、废气排放量和固体废物产生量不断增加。FDI和环境污染之间究竟存在何种联系, FDI是否是导致我国环境状况恶化的主要原因等问题, 引起了众多学者的广泛关注。

在已有文献中, 存在大量关于经济增长与环境关系的研究。Grossman和Krueger (1995) 借助全球环境监测系统所采集到的城市大气质量数据, 通过构建四类环境污染指数, 在此基础上经验分析了环境质量与经济发展的关系, 被称之为“环境库兹涅茨曲线” (EKC) [1]。何禹霆、王岭 (2012) 利用省际面板数据分析城市化和外商直接投资对环境污染的影响, 结果表明城市化与工业废水排放量之间存在显著的正U型关系, 且拐点为62.05%[2]。谢申祥 (2012) 以2003—2009年我国省际面板数据, 分析了我国经济增长、FDI投资方式与二氧化硫排放之间的关系。研究表明, 经济增长的“环境库兹涅茨曲线”在我国的确存在, 同时FDI的“污染避难所”假说在样本期内不成立[3]。

也有学者研究否定了库兹涅茨曲线的存在。李达等 (2007) 研究了大气污染物与经济增长的关系, 认为它们不符合EKC关系[4]。易艳春、宋德勇 (2011) 研究经济发展与二氧化碳排放量的关系, 检验环境库兹涅茨曲线是否适用于中国。线性和倒U模型的系数没有通过显著性检验, 我国EKC模型是倒U型的假设被拒绝了[5]。

现有文献中关于外商直接投资对环境污染影响盛行的一个观点是“污染避难所”假说。其中一些学者的研究为“污染避难所”假说提供了有力的证据, 认为FDI恶化了区域环境质量 (Zarsky, 1999) [6]。Wang (2002) 认为由于FDI具有从高规制向低规制国家流动的利益驱动, 因此对于欠发达国家或地区而言, FDI的流入会恶化当地环境, 使之成为发达国家的“污染避难所”[7]。Wagner and Timmins (2004) 运用OECD和部分非OECD成员国1995—2002年的数据, 证实了“污染避难所”假说在大多数污染密集型行业成立[8]。苏振东、周玮庆 (2010) 采用动态面板数据模型, 实证分析了外商直接投资对我国环境的影响及其区域差异, 结果表明, 外商直接投资流入确实对我国环境具有明显的负面作用, “污染避难所”假说在我国成立[9]。

另一些学者的研究则认为FDI的进驻不但没有恶化东道国的环境质量, 反而有利于改善区域环境污染。Prakash和Potoski (2007) 认为从环境保护效率高国家流出的FDI更能提高东道国环境保护效率, 增强东道国环境管制标准[10]。方鸣等 (2010) 以中国大陆27个省市的面板数据为基础, 研究结果表明:“污染避难所”假说在中国的经验验证中可能并不成立, FDI的流入不仅带来了资金, 同样也带来了技术, FDI的技术效应对于中国环境产生了积极的影响[11]。包群、陈媛媛 (2012) 研究发现外资进入带来了更为先进的治污技术, 内资企业的治污技术学习效应都有利于抑制东道国污染排放[12]。

总体来看, 由于研究的对象、思路和方法的差异, 各国学者关于FDI对环境污染的影响研究没有得到一致的结论。关于经济增长、FDI与污染物排放之间的关系仍然值得作深入而细致的探讨。本文尝试采用较新的数据, 考虑环境管制水平因素, 进一步讨论我国经济增长、外商投资与环境污染之间的关系。

二、基本模型构建

(一) 研究假设

为了系统分析外资、环境污染及经济增长三者之间的关系, 建构了一个3SLS模型, 然后引入环境管制水平观察三者之间的关系。为此提出以下假设:

研究假设1:外商直接投资对东道国环境污染有显著影响。

1-1:工业总产值对东道国环境污染有显著影响。

1-2:环境管制保护对东道国环境有显著影响。

研究假设2:人均地区生产总值对其污染存在倒U情形有显著影响。

2-1:外商直接投资进入对东道国会带给更高的国内生产总值有显著影响。

2-2:工业总产值对东道国会带给更高的国内生产总值有显著影响。

2-3:污染源对东道国国内生产总值有显著影响。

2-4:人口密度对东道国国内生产总值有显著影响。

2-5:土地对东道国国内生产总值有显著的影响。

研究假设3:产业结构对东道国污染有显著影响。

研究假设4:工业总产值加重是否会对外商直接投资转移别的地方有显著的效果。

4-1:国内生产总值对外商直接投资会有显著的影响。

4-2:土地对外商直接投资有显著影响。

4-3:内资企业对外商直接投资排挤效果有显著影响。

研究假设5:环境管制水平介入对外商直接投资有显著抑制效果。

(二) 研究对象及数据源

本文采用2001—2010年中国大陆城市, 扣除资料不齐和缺陷的, 十年共969个城市作为研究对象。以两大污染源, 废气污染排放量以及废水污染排放量作为本研究的数据源。为了更深入分析, 本文将中国划分为二大地带, 即:东部、中西部, 另细分以东部、中西部为界线, 又分高低GDP四大类, 即东部高GDP、中部与西部高GDP、东部低GDP以及中部与西部低GDP。

东部地带包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省市, 包括510个相关城市。中部地带包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省。西部地带包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古12个省、市、自治区, 包括459相关城市。

国内生产总值、人均地区生产总值、外商直接投资、土地 (行政区域) 面积、人口密度、产业结构 (第二产业占GDP) 、内资企业数据来自中国城市年鉴 (2001—2010年) 。

工业废水排放量、工业废气排放量、工业总产值数据来自中国环境年鉴 (2001—2010年) 。

环境管制水平 (废气+废水为治理设施运行费用) 数据来自中国环境年鉴 (2006—2010年) 。

(三) 研究模型

本研究以STATA10软件进行实证分析。首先以叙述统计分析对样本研究变量做叙述性统计, 然后再进行共线性检定, 以避免自变量间产生高度线性重合, 最后再以3SLS验证研究假设。

本文从环境管制的角度, 建构一个同时包含经济增增长、环境污染以及外商直接投资的联立方程模型, 分别探讨2001—2010年及2006—2010年由环境管制下中国外商直接投资、经济增长与环境污染之间的相互作用关系, 其回归模型如下:

其中Yit代表污染排放量;FSit代表工业废水排放量;FQit代表工业废气排放量;FDIit代表外商直接投资;PDPit代表人均地区生产总值;GDPit代表国内生产总值;ENPVCit代表环境管制水平;INDOVit代表工业总产值;DOMENit代表内资企业;INDSTit代表产业结构 (第二产业GDP占GDP比例) ;POPit代表人口密度;LANDit代表土地 (行政区域) 面积;下标i代表第i个地区;下标t代表第t的年份。

三、实证分析

(一) 叙述统计分析

针对所搜集的样本数据, 进行叙述统计分析如下 (见表1、表2) :

(二) 共线性检定

共线性是两个以上的自变量间具有高度相关性。当共线性存在时, 会降低解释变量能力, 而影响回归模式的有效性。在进行回归分析前, 应先注意自变量间是否存在共线性。本研究以VIF值来检定是否存在共线性问题。由表3中可知, 各项自变数的VIF值均小于10及TOL都大于0.1, 表示本研究中的三阶段最小平方法模式无共线性的问题存在, 因此不会影响到回归模型中母数估计值的正确性及稳定性。

(三) 研究假设验证

见表4~11。

(四) 实证分析

本研究主要探讨五个假说:污染避难所假说、环境库兹涅茨曲线、环境竞次假说、污染转移效应, 环境管制保护等变量与污染、经济增长、外商直接投资间的关系。通过叙述统计、共线性假定与三阶段最小平方法回归分析等统计方法进行假说验证。研究结论汇总于表12。

本研究共有5个最主要假说, 10个附属假说。其中3个主要假说成立, 5个附属假说成立, 另2个主要假说和5个附属假说, 因探讨的方式不同亦有不同的看法。

1.环境污染三个方程式估计结果显示: (1) FDI在1%显著水平下, 对废水排放量及废气排放都有促进作用, 因此假说1外商直接投资进入会加剧东道国的环境污染, 验证了“污染避难所假说”成立 (如表4) 。

(2) 在不同的污染排放下, 人均地区生产总值对其污染存在倒U情形有显著影响, 假说2成立, 即存在环境库兹涅茨曲线 (如表4) 。

(3) 在产业结构1%显著水平下, 使得环境污染显得更严重 (如表4) , 为了加快经济结构的转变, 导致产业结构成为影响污染的主要原因之一。实证结果发现, 东部、中西部只要是较高的GDP, 产业结构都会恶化, 西部较低GDP区, 废水污染没有这类情况。不同的结果取决不同的地理环境, 因此“环境竞次理论”在中西部较低GDP区有发挥空间 (如表11) 。

(4) 较高的GDP区, 当工业总产值过高时, FDI是不会想来投资的 (见表8) 。

2.经济增长三个方程式估计结果显示: (1) “外商直接投资”在1%的显著水平下, 对中国的经济增长有很明显的促进作用 (如表4~11) 。

(2) “两种污染源”, 废水污染排放量以及废气污染排放量均在1%的显著水平下, 对中国经济增长影响显著, 所以不能一味追求经济利益而盲目牺牲环境利益。

(3) “人口”在1%的显著水平下, 对中国的GDP是会减少的可能 (表4) , 反而在1%东部较低GDP的人口, 会使GDP上升 (见表8) , 说明中国面临地区和城乡巨大差异。地区经济发展不均衡以及资源环境瓶颈将成为中国经济发展面临的重要矛盾。

注:***表p<0.01, **表p<0.05, *表p<0.1。

(4) “土地面积”在1%的显著水平下, 对中国的GDP有促进作用 (见表4) 。

3.FDI三个方程式估计结果显示: (1) “国内生产总值”在1%的显著水平下, FDI更乐于投资, 良好的经济基础、投资环境、开放政策及发达的交通运输条件, 有利于外资进入 (见表4~11) 。

(2) “土地”在10%显著水平下, FDI较不易进来投资, 有可能考虑的原因是运输距离, 土地越大, 距离市区越远, 成本越高, 因此外商直接投资会选择土地面积较小的城市或乡村的地带 (见表4~11) 。

(3) “内资企业”在10%显著的水平下, 与FDI具有挤出效应 (见表4) , 当一个市场开始饱和时, 就会有人转移到别的地方投资, 我们可以从表8看出, 在低GDP的东部区, 外资内资就不具有排挤效果, 落后之地竞争压力较小, 会产生合作效应。

(4) “环境管制水平”在1%显著水平下, 对外商直接投资会有抑制的效果 (见表5) , 对于FDI而言, 当成本高过于利益, 这时FDI是会打退堂鼓的。

(5) 环境管制水平对于中国的污染排放量依旧无法改善, 甚至 (见表5) 在环境管制水平1%显著水平下, 产生正向的显著性, 意指中国正处于发展中的阶段, 政府并未通过降低环境管制标准来吸引FDI。

四、结论

本文通过环境管制对外商投资、环境污染的影响, 剖析了环境污染、经济增长与外商投资间的相互关系, 发现外商直接投资确实能促进中国经济增长, 但“污染避难所假说”存在的事实无可否认, 检定证明存在环境库兹涅茨曲线呈现倒U情形。环境管制对污染有了出入性的差异, 但是对外商却起了很大的抑制作用, 使得往后会看到“污染转移效应”产生。

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