外商直接投资软环境（精选十篇）
外商直接投资软环境 篇1
改革开放30多年来，我国以优越的投资环境和广阔的市场吸引了越来越多的外商直接投资，以市场为导向的经济体制改革使中国逐渐成为世界上最受欢迎的外商直接投资国家。1979年，我国实际吸收外商直接投资额仅有0.86亿美元;到2002年，我国实际利用外商直接投资额达527.43亿美元，首次超过美国，成为当年全球吸收FDI最多的国家;2008年，我国实际利用外商直接投资923.95亿美元。
大规模的外商直接投资为我国经济发展做出了巨大贡献，在促进我国经济增长、产业结构升级等方面发挥了重要作用;但随着外商投资工业污染的影响，我国的环境问题也愈发严重，特别是城市的空气污染迅速恶化。根据总资产核算，2006年中国三资企业39.48%的资金都投向了污染密集型行业(根据2007年《中国城市统计年鉴》计算得出)。目前，有近四分之一的居民缺乏纯净的饮用水，三分之一的城市人口呼吸着被污染的空气。
由此，引发了这样一些问题：外商直接投资的大规模流入对我国的环境特别是空气质量状况是否存在负面影响?这种负面影响是否与外商直接投资的区位和行业选择有关?本文收集的最新数据随机绘制个别省(或直辖市)的环境库兹涅兹曲线，对国外的“污染天堂”假说进行验证，在实证分析的基础上对我国的环境管制政策提出相应的对策建议。
二、库兹涅兹曲线验证模型
（一）环境库兹涅兹曲线的产生
库兹涅兹曲线(KC)是一实证型经济理论。1955年，美国经济学家西蒙.库兹涅兹做出了大量统计分析后，提出了著名的库兹涅兹收入分配倒U型曲线。由此推出，在经济发展的初期，人们的收入差距较小，但随着经济的增长收入差距有扩大的趋势，经济的进一步增长又使这一情况得到改善。收入差距是先扩大再缩小，这表明收入差距与人均GDP之间存在着定量关系。我国作为一个发展中国家，在经济发展过程中同样也出现相似的情况，但同其他国家相比，最大收入差距时的经济发展水平不同。
1992年，格鲁斯曼(Gene Grossman)和克鲁格(Alan Krueger)对66个国家的不同地区内14中空气污染浓度和水污染浓度与人均GDP的关系进行了研究。研究发现：大多数污染物质的变动趋势与人均GDP的变动趋势间呈倒U关系，即污染程度随人均GDP的增长先增加，后下降。污染程度的峰值大约位于中等收入水平阶段。1995年，格鲁斯曼和克鲁格在《北美自由贸易区的环境后果》一书发表了环境库兹涅兹权限(Environmental Kunzites Curve简称EKC)假说。在一国经济发展初期，污染水平会随着经济增长和收入提高而扩大;当收入增长到一定水平后，污染程度或者说环境质量逐渐得到改善。这种现象也表现为倒U型，我们称之为环境库兹涅兹倒U型曲线。
为什么经济增长对环境污染会产生这种效应呢?对于经济关系与环境污染指标所形成的倒U型曲线理论解释，经济学家们主要从经济规模效应、消除效应与结构效应三方面来分析。
经济的发展，需要投入很多资源来提高产量，也就意味着生产活动的副产品：废水、废气等的排放量快速增加，从而使得环境质量迅速下降。随着人均收入的迅速增加，经济规模越来越大，环境污染越来越严重。这就是规模效应。
当一国经济处于发展初期、国民收入较低时，政府财政收入有限，为了使人们脱离贫困，改善生活水平，政府更多的是考虑发展经济，从而忽略了对环境的保护。因此该阶段的工业发展多是一些高能耗、高污染、低附加值的产业。但是随着人们生活水平的提高，产业结构的调整，以及环境污染的加剧，人们的消费观念也开始发生转变，环境也成了一种消费品。为了满足人们生活的需求，也为了经济的可持续发展，政府开始知道各种保护环境的措施，使环境质量得到提高。从政策方面来看，政府对环境污染的治理能力而言，环境污染与收入水平呈现单调递减的关系。即随着人们生活水平的提高，对环境质量的要求相应提高，政府对环境污染治理力度加大，从而使污染物排放量呈逐步下降的趋势。对于政府政策产生的这种效应，有人称之为消除效应。
在发展经济的过程中，产业结构需要不断调整。一些落后的产业会从经济舞台中退出，而一些有活力的新兴产业会产生。开始，多数国家以农业生产为主，经济增长比较缓慢，环境污染较少，环境质量很高。但是，随着从以农业为主转向以工业为主时，资源开采的速度很快，但其利用率不高，一些高耗能高污染的行业占据主导地位，工业生产产生的废弃物大幅度增加，因而导致环境水平急剧下降。而当经济发展到一定水平时，随着人们生活水平的提高对环境质量的要求也提高，产业结构开始得到调整，从能源密集型为主的重工业向能源消耗少、污染低的服务业和技术密集型的产业转移。产业结构的调整，使得环境污染得到改善。从经济发展的总体来看，产业结构效应使得环境与经济发展的关系呈现倒U型。
由于经济规模效应、结构效应与消除效应，使得经济增长与环境污染在图中呈现一种倒U型的关系。
（二）环境库兹涅兹曲线的验证
分析从2000年到2008年整个中国的人均GDP和SO2排放量数据，看二者是否具有倒U的环境库兹涅兹曲线的特征。
在SO2单位排放量与人均GDP关系图中，以人均GDP为横坐标，以SO2/GDP为纵坐标。之所以采取SO2/GDP来定义纵坐标，是为了和前面的计量模型相对应。我们选取的是相对量，而不是SO2排放量的绝对量，来考察二者的关系。
通过作图，可以看出，从我国的总体情况来看，并没有出现倒U的环境库兹涅兹曲线，而是随着人均GDP的增加，SO2的相对排放量在不断减少。2000年到2004年曲线较陡，从2005年开始曲线开始趋于平缓。说明随着人均GDP的增加，SO2的相对排放量下降的速度在放缓。
选取两个具有代表性的城市，来找出人均收入和SO2排放量的关系，看齐是否具有倒U的环境库兹涅兹曲线的特征。
选取的北京市和广东省作为外商直接投资的大省，其利用外资情况和全国利用外资情况差不多相同。仍然是以SO2GDP为纵坐标，以人均GDP为横坐标，从而绘制了两者之间的关系图(如图1和图2)。
两个省市的曲线都不符合环境库兹涅兹曲线的倒U型，都成斜向下的趋势。说明SO2/GDP与人均GDP呈反相关。这和整个国家的情况相同，也就是说SO2的相对排放量随着人均GDP的增加而不断下降。北京市的下降趋势比较明显，开始下降的较快，在2004年之后开始放缓，说明SO2的相对排放量下降的速度在下降。广东省的下降趋势比较平缓。
我们认为，之所以人均GDP和SO2的相对量没有出现倒U的关系，可能与选取的年份和跨度较短有关。
三、结论
通过库兹涅兹曲线图验证，外商直接投资和GDP都与空气中二氧化硫含量呈反比关系，每单位外商直接投资和GDP的增加带来的二氧化硫增量是减少的。近年来，外商直接投资集中在服务部门等第三产业，由此带来的空气污染呈下降趋势，这与之前的一些学者的正相关结论不同，但本文所得结论与预期假设比较一致。而在变量选取方面，由于个别变量不好统计，比如环境管制、国内污染严重的第二产业也会影响空气中的二氧化硫的含量。因此存在由于遗留变量带来的异方差问题。
针对我国目前外商直接投资和空气污染的状况，提出如下建设：
调整引资政策，注重引资结构，提高引资质量。改革开放初期，我国资金严重短缺，国家的引资政策较为优惠，FDI的大规模流入确实为我国经济发展做出了突出贡献。同时由于国家的低环境标准，有大量污染严重的产业转移到我国，对我国的环境造成重大破坏。如今，我国外汇储备居世界第一，资金已不是经济发展的障碍，国家应调整引资政策，应尽可能地引入“清洁”FDI，逐步减少污染严重的项目的引入，对某些危害人体健康的产业应禁止引入。
进一步完善环境保护立法，加大环保执法力度，建立可评估、可衡量的环保标准。尽管我国制定实施了一系列的环境资源法律，但是环保法律仍有很多方面不尽完善。例如，作为我国最重要的环保法律之一的《环境影响评价法》，对公共政策的环境影响评价，决策者的法律责任等问题都没有做出明确的规定。又由于环保标准特别是空气污染标准在某种程度上的不可评估性和衡量性，从而加重了环境污染。
尽快推行并完善绿色GDP核算体系，积极发展循环经济，以构建资源节约型社会。在传统“政绩观”的引导下，一些地方政府迫切希望利用外资发展本地区经济，往往盲目追求外资数量上的扩张，忽视外资质量和地区经济的可持续发展，从而为跨国公司向中国转移污染行业提供了便利。因此，必须尽快推行并完善绿色GDP核算体系，积极发展循环经济，循环经济“资源—产品—废弃物—再生资源”的反馈式循环过程，可以更有效地利用资源和保护生态环境，以尽可能小的资源消耗和生态环境成本，获得尽可能大的经济效益和社会效益，从而使经济系统与自然生态系统的物质循环过程相互和谐，促进资源永续利用，推动经济增长由粗放型向资源集约型转变，以有利于资源节约型的建设。
参考文献
[1]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.管理世界,1993(3).
[2]赵细康.环境保护与产业国际竞争力——理论与实证分析.中国社会科学出版社,2003(1).
[3]潘申彪,于妙志.江浙沪三省市外商直接投资与环境污染的因果关系检验.国际贸易问题,2005(12).
外商直接投资软环境 篇2
外商直接投资对我国环境质量的影响-基于我国1985～2005年数据的协整分析
根据我国1985～2005年实际利用外商直接投资额和工业废气排放量的数据进行协整分析,结果表明:从长期看,外商直接投资加剧了我国环境质量的恶化;而短期来看,本期的`外商直接投资对我国环境质量的影响不显著,滞后二期的外商直接投资加剧了我国环境质量的恶化.文章建议今后我国利用外资不仅要注重量的增加,更要注重质的提升,以缓解日益紧张的环境污染压力.
作 者：刘春光 尹华 LIU Chun-guang YIN Hua 作者单位：中南大学,商学院,湖南,长沙,410083刊 名：企业技术开发(学术版)英文刊名：TECHNOLOGICAL DEVELOPMENT OF ENTERPRISE年，卷(期)：200726(12)分类号：X82关键词：外商直接投资 环境质量 协整检验 误差修正模型
西部应该如何吸引外商直接投资 篇3
西部FDI占全国的比重有走下坡趋势
联合国贸易与发展会议(UNCTAD)“全球投资前景评估机构”2004年发表的专题工作报告中，中国被列为全球对FDI最具吸引力国家。2003年中国吸引外资达570亿美元，创历史性最高，占亚太地区外资流入量的一半以上。然而，大量涌入中国的国际直接投资呈现出极度不平衡分布的特点。
历年来，东部一直都是中国吸引FDI的主要聚集区位，比重大多在85％以上，而中西部的比重仅7％一16％区间，尤其1990年起，西部的比重为最低，大约只占到4％左右。
尽管2000年以来，中央政府给予了西部一系列优惠政策，但不均衡趋势并未得到有效转变，西部FDI占全国的比重有走下坡趋势，从1997年的5．58％到2003的3．25％。
为什么FDI不向西部集聚呢?有的学者认为，外商对华直接投资的“北上”趋势有所加快，而“西进”的趋势则不明显；从长远看，外商对西部地区的转进不可能是“大跨越式”的。其原因是西部改革开放严重滞后，投资环境尤其是投资软环境更令人担忧，此外由于政府机构臃肿庞大，行政办事效率低，手续复杂繁锁，增加了交易成本。
有的学者则认为，外资“西进”趋势并不明显，原因是，西部地区观念落后，配套能力不高，基础设施不完善，专业人才供应不足，东部地区政府不愿意外资从本地转移出去。此外由于信息不对称，外商对西部缺乏了解，害怕上当受骗和安全没有保障。尽管中央对投资西部有优惠政策，但他们有的不敢贸然进入西部投资，有的还没有投资的打算。
优惠政策效应趋弱
对于外商直接投资，国家陆续在东部和中西部等出台了一系列优惠政策。但优惠政策对各地区的影响是不同的，这表现在下述两方面原因：一是东部先于中部、西部实行优惠政策；二是三大区域的第二轮优惠激励政策的时间不同步。
20世纪80年代初期，中国首先赋予东部地区一系列吸引外商投资的优惠政策，1992年起中部、西部地区也开始享受东部地区原先的优惠政策，而这时东部地区因更全面开放及累积效应进入第二轮优惠政策激励。但中国实施开发大西部重大战略，并赋予西部地区更优惠的政策，即西部地区进入第二轮优惠政策激励，却是从2000年起。
优惠政策的激励效果的确比较明显。以中部地區为例，1992年以后，中部地区开始享受先前东部地区FDI优惠政策，吸引外资飞速增长，从1991年的16734万美元到1993年的234273万美元，仅仅两年的时间，增长了13倍。
不过，从长期效应看，这种政策效应已逐渐呈弱化趋势，如2000年起西部大开发优惠政策，在近几年对西部地区吸引FDI影响不显著。这可从2000年至2003年西部的FDI占比4．64％、4．15％、3．82％、3．25％等四个逐步下滑的比值中得到验证。这表明，在新的引资发展阶段中，各区域不应过度开展区域间优惠政策的竞争。
低劳动力成本不再是获得投资的优势
低劳动力成本优势似乎一直是中国各区域引资的主要因素之一，在东部引资的初期阶段，低成本优惠更是吸引外商直接投资最主要的因素，但随着更多的跨国公司及高质量外资进入，在东部其低劳动力成本优势已不存在了，更多的高质量外资倾向于以较高成本留住高素质优秀人才。
通过研究发现，当前东部的低成本优势已逐步消失，而且职工平均工资还有了提高。比如在1986—1991年第一阶段，职工平均工资每降低1个百分点，FDI就增加0．409个百分点。然而，在第二阶段，也就是从1992年到2003年期间，职工平均工资每提高1个百分点，反而促进吸引FDI提高了0．39个百分点。
这一新的变化基于两个方面原因：一是东部地区的职工素质提高了，无法以原来的低成本获取足够的劳动力，这可以从该阶段后期东部地区，特别是沿海发达地区的“缺工”显著现象得到证实。如果不适当提高工资，这一地区的“缺工”现象将持续。二是东部地区FDI已从第一阶段的以低质量外资为主转向以高质量外资为主，即一些大型跨国公司等高质量的外商直接投资陆续进入我国，他们更愿意通过高工资来吸引高素质人才。
而目前进入西部的还是低质量的FDI，对劳动力质量要求不高，更偏好于低成本的劳动力。但随着高质量FDI的进入，低成本劳动力对FDI的弹性影响存在弱化趋势。所以，西部今后若要提高FDI的质量，还需通过进一步优化人才结构，加强人才教育与培训来提高劳动力质量，以吸引高质量外资的流入。
提高第三产业比重
东部吸引外资的初期，正是改革开放初期，当时还实行社会主义计划经济体制，市场经济体制正处于萌芽状态，市场很不成熟，因而外商直接投资更愿意选择GDP大的地区。而且，从东部地区在1986—1991期间的企业结构分析看，大批量的民营企业或乡镇企业为能享受到外资优惠政策，纷纷戴上“洋帽子”、“红帽子”，这部分企业也大多以国内市场为主。
但重要的是，在东部引进外资的初期，FDI主要集中在出口加工型产业，这与打造“中国制造”是吻合的。在东部1992年以前，外商直接投资主要集中于第二产业，第二产业比重的提高，或第三产业比重的下降，均可以吸引更多的外资流入东部。
然而，这个趋势在1992年后有了新的变化。1992年以来，中国的FDI进入一个高速增长期，即随着大量高质量外资的进入，提高东部地区第三产业的比重，降低第二产业的比重，有利于吸引更多的外资进入东部。
不过，在西部，迄今为止第三产业比重变化对外商直接投资流人的反向影响仍然十分显著。统计显示，西部第一二产业的总比重增加1个百分点，FDI流入量会增加2．509个百分点。这说明在西部引资的整个历程里，FDI更倾向于投资其第一或第二产业。
目前中国钢铁、电解铝、铁合金、焦炭、电石、汽车、铜冶炼行业产能过剩问题突出，水泥、电力、煤炭、纺织行业也潜存产能过剩的问题。比如铁合金行业，现有生产能力是2200多万吨，企业的开工率目前仅仅是40％左右；焦炭行业的产能也超过1亿吨，同时还有在建和拟建的各3000万吨。
从对外资的影响来看，一方面，外商对这些行业的投资必然会减少甚至逐渐淡出；另一方面，原本打算投入这些领域的国内资金，会改投其他领域，从而对其他领域的外资产生挤出效应。因此，从长远来看，西部在通过信息化改造来提升第一、二产业的附加值的同时，还应重视研究如何能更好地通过提高第三产业比重，来推动更多外资流入。
外商直接投资对环境影响的实证分析 篇4
国内外学者已经有不少关于FDI对环境影响的研究, 大致可以分成三类:第一类是FDI对东道国的环境存在负面的影响;第二类是存在正面的影响;第三类是以库兹涅茨曲线为切入点, 认为FDI对环境的影响有着倒U型曲线的趋势。杨红, 付淳宇等通过对比历年数据得出了外商直接投资加重了中国环境污染程度[1]。方玲选取皖南地带的城市对外商直接投资的发展和工业环境污染现状进行了分析, 得出外商直接投资的规模效应确实是加剧了环境的污染[2]。洪琴从贸易开放度和FDI角度, 认为FDI流入的增加会导致碳转移的增加, 对环境造成破坏[3]。而张伟、张晓青等运用空间面板模型, 以1997-2009年数据进行分析, 其结果表明FDI对环境有着显著的正面显著影响[4]。张爽选取2001-2010年东北三省各市的面板数据, 通过工业废水、工业废气和工业固体排放量, SO2排放量以及各项经济指标建立环境库兹涅茨曲线模型, 从定性与定量描述的角度, 探讨开放经济下东北三省是否存在倒U型的EKC曲线。结果显示, 东北三省不存在严格意义上的倒U型EKC曲线, 贸易对环境恶化产生了一定的影响[5]。
基于现有国内外的研究文献和分析方法, 本文选取几个典型的环境污染指标, 运用协整理论, 通过Granger因果检验、协整检验等方法, 就外商直接投资对环境污染的影响进行实证分析, 以期发现他们间的规律和影响机制。
1 FDI与环境污染的格兰杰因果检验
衡量环境污染的程度通常可以选用工业“三废”污染数据, 即工业废水排放量 (FS) 、工业废气排放量 (FQ) 和工业固体排放量 (GT) 。考虑数据的代表性和可取性, 样本期选为1995-2014年, 使用统计局公布的当年年均人民币兑美元汇率将FDI换算成以人民币为单位的数据, 所有数据来源于1996-2015年《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》。
由图1可以看出, 1995-2014年间, FDI与工业“三废”排放量整体上都处于一个上升趋势, 工业废水的排放量一直在增加, 而工业废气排放量和固体废物排放量均在2011年达到一个历史最高峰, 之后略有下降。 (这里需要说明的是按美元计算的FDI金额是在逐年递增, 此处会有小幅波动, 是由于对FDI按当年年均汇率进行了换算) 。从图中各个指标的相似增长趋势来看, 这四个指标之间可能存在着某种关联性, 进一步对FDI与环境污染指标进行格兰杰因果检验。
由表1的检验结果可知, 在10%的显著性水平下, 滞后1-4期时, FDI均是废水FS、废气FQ、固体废物GT的Granger原因;在5%显著性水平下, 滞后1、3期时, FDI仍然是废水FS、废气FQ、固体废物GT的Granger原因, 但是, 反过来滞后1-4期时, 废水FS、废气FQ、固体废物GT均不是FDI的Granger原因。由此说明, 外商直接投资FDI确实对中国环境污染有一定的负面影响, 但环境的恶化, 目前并没有影响外商直接投资的流入。
2 FDI与环境污染关系的实证分析
通过格兰杰因果检验, 显示FDI确实对环境污染有一定的负面影响, 接下来, 对它们之间的影响程度进行定量分析。
2.1 ADF平稳性检验
由于数据的自然对数化不改变原始变量之间的协整关系, 同时还可以消除序列中的异方差。因此, 对FDI、工业废水FS、工业废气FQ和固体废物GT分别进行自然对数变换, 记为ln FDI、ln FS、ln FQ和ln GT。本文采用ADF方法检验外商直接投资FDI和三个污染指标的平稳性。结果如下:
由ADF检验结果可以看出, 在5%显著水平下, ln FDI、ln FQ、ln FS、ln GT的ADF检验统计量均大于临界值, 四个变量均为非平稳的序列。而一阶差分后, Δln FDI、Δln FS、Δln FQ和Δln GT的ADF检验值均小于5%的临界值, 说明一阶差分后的序列均是平稳的, ln FDI、ln FQ、ln FS、ln GT均是一阶单整过程, 可以进行下一步协整分析。
2.2 变量的平稳性ADF检验
根据协整理论, 两个协整的变量间存在一个长期稳定的均衡关系, 反之, 不协整的变量间不存在长期稳定的关系。而同阶单整是各变量之间存在协整关系的前提, 由上述ADF检验结果可知, 四个变量均为一阶单整序列, 可能存在着协整关系。为了检验变量之间是否协整, 本文采用E-G两步检验对ln FQ、ln FS、ln GT和ln FDI之间的协整关系分别进行检验。
下面对ln FDI与ln FS进行最小二乘法回归分析, 得到两个变量的协整回归方程如下:
考虑到模型 (1) 调整后的, 且DW=0.597, 说明变量存在自相关问题, 该方程的拟合效果不好。为此, 分别加入因变量和自变量的滞后因素, 对与之间的协整关系进行重新估计。根据AIC准则选择各变量最合适的滞后阶数, 经过反复调整得到如下方程:
方程 (2) 各项都通过了显著性检验和F检验, R2=0.9122, 调整后的R2=0.8934, 说明该方程的拟合度较高, 拟合效果较好。DW=2.224可认为两个变量之间的自相关已经消除。现在对方程残差进行ADF检验, 下表3显示残差序列的ADF检验在5%的水平上显著。
由以上分析可以证明ln FDI和ln FS间存在协整关系。现在将ln FDI和ln FS间的协整方程改写成下面方程的形式:
由 (2) 式可计算出 (3) 式中的回归参数, 得到ln FDI和LNFS的长期协整关系方程为:
根据协整模型 (4) , 我国 (对数) FDI每变动1%, 对数工业废水排放量FS将同方向变动0.455%, 即我国工业废水排放量对FDI的弹性为0.455。同时也说明了我国工业废水排放量与FDI之间具有显著的正相关性。
根据同样的原理, 可以对ln FDI与ln FQ、ln FDI与ln GT间的协整关系进行检验, 限于篇幅原因, 直接给出其长期协整方程如下:
由协整模型 (5) 和 (6) , 我国 (对数) FDI每变动1%, 对数工业废气排放量FQ将同方向变动2.165%, 即我国工业废气排放量对FDI的弹性为2.165;同时对数固体废物排放量GT将同方向变动1.899%, 即我国固体废物排放量对FDI的弹性为1.899, 说明了我国工业废气排放量以及固体废物排放量均与FDI具有显著的正相关性, 且FDI对废气FQ和固体废物GT的影响比对废水FS的影响更大。
4 结论
本文基于计量经济学中的协整理论, 运用ADF检验、协整检验、误差修正模型和Granger因果检验等实证方法, 研究了1995-2015年间我国外商直接投资与环境污染间的影响关系, 得到以下主要结论:
(1) 根据Granger因果关系检验, 1995-2015年, 外商直接投资FDI均是工业废水排放量FS、工业废气排放量FQ、固体废物排放量GT的Granger原因;但废水FS、废气FQ、固体废物GT均不是FDI的Granger原因。由此说明, 外商直接投资FDI确实对中国环境污染有一定的负面影响, 但环境的恶化, 目前并没有影响外商直接投资的流入。
(2) 根据协整检验, 尽管外商直接投资FDI均是工业废水排放量FS、工业废气排放量FQ、固体废物排放量GT都具有非平稳性, 但存在长期均衡的协整关系。从协整方程来看, 我国工业废水排放量对FDI的弹性为0.455;工业废气排放量对FDI的弹性为2.165;固体废物排放量对FDI的弹性为1.899, 即我国 (对数) FDI每变动1%, (对数) 工业废水FS、 (对数) 工业废气FQ和 (对数) 固体废物GT将分别同方向变动0.455%, 2.165%和1.899%。FDI对废气FQ和固体废物GT的影响比对废水FS的影响更大。
摘要：基于1995-2014年我国外商直接投资FDI与工业废水排放量 (FS) 、工业废气排放量 (FQ) 和工业固体废物排放量 (GT) 三个环境污染指标间的格兰杰因果检验与协整检验显示:FDI是FS、FQ和GT的Granger原因;但FS、FQ和GT却均不是FDI的Granger原因。说明外商直接投资FDI确实对中国环境污染有一定的负面影响, 但环境的恶化, 并没有影响外商直接投资的流入。我国工业废水排放量、废气排放量和固体废物排放量对FDI的弹性分别为0.455、2.165和1.899, FDI对废气排放和固体废物排放的影响比对废水排放影响更大一些。
关键词：FDI,环境污染,Granger因果检验
参考文献
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外商直接投资、技术外溢与经济增长 篇5
外商直接投资、技术外溢与经济增长
外商直接投资、技术外溢与经济增长 ――对广东数据的实证分析 摘 要：本文运用计量模型，对广东省到的行业数据和城市数据进行实证分析，考察了外商直接投资(FDI)技术溢出效应与经济增长之间的相关关系。我们区分了FDI的技术外溢效应和通过企业本身较高生产率促进经济增长的效应。实证结果显示：在广东省FDI外溢的过程中，示范-模仿效应和联系效应的效果较为显著，并且形成了一定的聚集效应;FDI在行业中的外溢效应小于在地区内的效应;各城市的经济技术水平和政策因素强烈地影响着FDI的外溢效果。因此，当前相关外资政策的制定不应该一味强调引入外资的数量，重点应在于其对国内企业的技术外溢效应。关键词：外商直接投资 技术外溢效应 经济增长 一、引 言 改革开放以来，中国以其巨大的市场潜力及日益改善的软硬投资环境，吸引了大批外商来华直接投资，世界许多著名跨国公司也纷纷来华抢滩登陆。到19底，中国实际利用外商直接投资已达2700多亿美元，外资企业36万家，连续6年成为全球仅次于美国的第二大外商直接投资(FDI)接受国，外资经济已经成为中国经济发展的一个重要经济增长点。为什么要选择外商直接投资的方式?相较于对外借款、出口信贷或延期付款等其他的外资利用形式而言，FDI在引资数量上并无优势，一些FDI厂商甚至在东道国当地筹措资金。事实上，我国在20世纪70-80年代利用外资的实践中，FDI形式所占的比例很低，平均在20%左右。进入90年代以后，FDI则成为利用外资增长势头中具有决定意义的主角：其在外资利用中的比例由1990年的33.9%猛增到的77.6%。现实中我们也不难看到，各省的对外政策都竞相向外商直接投资企业提供各种优惠，包括更低的所得税率和更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等。这些优惠措施都是合理的吗?这些政策的理论依据何在? 从形式上来说，外商直接投资企业根据外资参与程度以及参与方式的不同，一般分为外商独资企业、中外合资企业和中外合作经营企业三种类型。无论是哪一类企业，FDI从进入时起就展现出其不同于内资的特殊性质：“FDI是资本、专利及相关技术的结合体，因而其对增长的作用是多方面的，对技术先进国和发展中国家的影响大不相同。”(Balasubramanyam等,)FDI带来了“打包的资本、管理技术和生产技术”(Johnson,1972)。也就是说，FDI不仅是指物质资本，而且是涵盖人力资本、技术知识等多种因素的广义资本概念。这一定义表明：外资与内资存在质量差异，国内企业在当地使用本地和外来资金的效率比外商低。所以，在现阶段的外资利用中，应该注重的不是资金的数额，而是该资金引起的带动国内资金使用效率提高的效应。这才是当前我国FDI迅速增长的原因。经济学研究中用FDI技术外溢效应(Spillover Effect)来说明这一点。有关FDI技术外溢效应的研究所做的正是将FDI研究的重点由量的因素扩展到质的因素，考察FDI对生产率增长的贡献，解决FDI与东道国长期经济增长的关系问题。 本文第二部分主要回顾了国内外有关外商直接投资外溢效应的研究情况，阐述了FDI技术外溢的.发生渠道及溢出效果的影响因素，在此基础上构造一个基本计量模型，对经济增长核算方法加以解释，用于实证检验;第三部分是对数据的描述;第四、五部分分别就行业数据和城市数据进行回归分析;第六部分给出本文结论并作简要评论。 二、FDI的技术溢出：文献回顾与模型设立 新古典增长模型不能解释决定长期增长的技术进步是如何产生的，也就不能真正解决一国长期经济增长的问题。80年代新增长理论将外部性纳入到经济增长过程之中,随之有关FDI通过其外溢效应对东道国长期经济增长做出贡献的实证研究也蓬勃发展起来。所谓溢出效应，是指由于广义FDI资本内含的人力资本、R&D投入等因素通过各种渠道导致技术的非自愿扩散，促进了当地生产率增长，进而对东道国长期增长做出贡献，而跨国公司(MNE)子公司又无法获取全部收益的情形。在此意义上，资本将突破新古典理论边际收益递减的经典假设，产生不变甚至递增的收益，从而影响长期增长。事实上，FDI对宏观经济影响是显而易见的。FDI向某一区域的集中往往对当地经济产生极大影响，如增加当地就业，提高劳动力总体素质，优化地区产业结构，促进城镇化水平等等。这些不是简单的资金投入效应，而是生产率提高的结果。 FDI通过什么渠道实现溢出呢?根据相关文献对FDI外溢效应的理论阐述，FDI外溢效应可以归结为以下四种渠道。第一，示范-模仿效应(demonstration-imitation effect)，即Kokko(1990)所说的传染效应(contagion effe
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为何中美间外商直接投资较少 篇6
中美两国作为世界上最大的经济体，是全球范围内外商直接投资（FDI）最大流入国，但是令人惊讶的是，中美之间直接投资却十分的少。据统计，全球约有20%的外商直接投资（FDI）是在美国，10%是在中国。但是，中美两国之间的直接投资额却相对很少。美国数据显示，美国对中国直接投资大约500亿美元，只占美国海外投资的1%多一点。中国占有全球FDI的10%，但是美国只在其中贡献了1/10。经分析发现，中国对外投资情况比较复杂，大约有一半以上的对外投资是在香港地区，中国对美国的投资只占8%。因此，跟美国一样，与全球投资总额相比，中国对美国的投资也是非常小的份额。
作者指出，美国对外投资特别注重投资目的地的产权保护和法治情况，包括知识产权的保护。美国公司往往都是技术主导型产业，因此对于商标和专利的保护尤为重视。全球治理指数（the World Governance indicators）显示，中国的产权和法治情况并不理想。而且，中国鼓励外资投向制造业等领域，而禁止外资投向金融服务、采矿、电信和媒体等领域。根据一个经济合作与发展组织的排行表显示，中国与世界新兴市场经济体——印度和巴西以及美国相比，对外直接投资在交通、媒体、电信、金融服务领域开放程度都较低。
中美两国正在积极开展双边投资协定谈判。如果这次能就关键领域达成合作意向，将大大拓展两国海外投资。对于美国公司来说，能投资更多的领域，以及获得更好的知识产权保护是至关重要的。中国公司则希望自身在美国的投资环境不要太过政治化。中国领导人在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中表明了未来谈判意向，即将对外商投资和竞争开放更多的领域。可以相信，中美双边投资协定将有助于推动两国经济关系的深化。
外商直接投资软环境 篇7
自改革开放以来, 我国国民经济取得了巨大的成绩, 外商直接投资在我国也取得了非凡的成就。2010年, 中国外商直接投资额已达到1057.3亿美元, 仅次于美国, 位居世界第二。 虽然外商直接投资的提高促进了我国国民经的持续发展, 但是值得注意的是, FDI在我国区位分布非常不平衡。截止到2010年, 我国东部沿海地区外商直接投资约占70%, 东北地区约占15%, 中部10%, 西部5%. 然而, 这种地区投资分布失衡主要是由地区之间外商直接投资环境差异造成的。因此, 现阶段建设一个良好的外商投资环境是缩小地区经济发展和居民收入差距的必要条件。
近年来, 随着外商投资企业数量在我国不断地增加, 各地区吸引外商直接投资竞争程度也不断激烈, 合理选择多种指标准确地评价外商直接投资环境成为经济机构和学者们关注的焦点, 如Deng等 (1997) 认为影响中国FDI的决定因素是自然资源、劳动力、政府行政能力、基础设施、法律规章制度及金融服务等。World Bank (2003) 认为国际一体化、国内市场进入与退出障碍、劳动力灵活性、金融服务、技能与技术、私人部门参与程度以及政府效率等是改善中国外商直接投资环境的主要因素。鲁明泓 (2002) 强调良好的运营体系、高效廉洁的政府、完善的法律制度会为国际投资营造优越的环境。
纵观国内外现有文献已从定性和定量两方面考察了外商直接投资环境, 但是大多数定量研究主要采用了静态时点的截面数据, 未考虑到我国外商直接投资空间差异伴随时间的变化而动态调整, 而针对外商投资环境评价指标的选取, 大多集中于经济、市场、经济性基础设施等因素上, 未将社会性基础设施、产业化程度及环境保护作为改善外商直接投资环境的关键因素。基于此, 本文运用因子分析方法对我国28个省市 (海南和西藏的数据缺失较多, 予以剔除, 且将重庆1996年之后数据并入四川) 自治区不同时段的外商直接投资环境进行综合评价, 详细剖析同一时段外商直接投资环境空间分布的差异, 深入研究整个时段外商直接投资环境空间差异的动态演化趋势。
2 我国外商直接投资分析
2.1 我国FDI时间分布的趋势分析
我国累计实际利用外商直接投资额从1984年41亿美元跳跃到2011年底11728亿美元, 增长了约286倍, 但是我国实际利用FDI却存在时空差异 (如图1所示) 。改革开放之后, 我国实际利用FDI开始流入, 并逐年稳步增长, 直到1992年邓小平同志“南巡讲话”以后, 外商直接投资流入步伐加快, 并呈现跳跃式增长态势。再到1999年, 受亚洲金融危机的影响, 我国实际利用FDI流量有所减少。此后亚洲金融危机的影响逐渐减弱, FDI又呈现稳态增长趋势。但是, 2008年全球金融危机导致我国外商直接投资流量再次出现转折, 2010年进入后金融危机时代, 我国FDI又呈现新一轮的增长趋势。因此, 本文将全国各个省市自治区的样本数据分1992～1998年、1999～2008年和2009～2010年等三个时间段。
2.2 我国FDI空间分布的差异分析
为了便于观察我国各地区FDI空间分布的差异, 本文运用ArcMap软件对2009～2010年各省市自治区实际利用外商投资额均值占全国FDI均值的比值作图, 具体如图2所示。
从图2可以看出, 实际利用FDI的均值占比较大的省市, 主要位于东部沿海一带。同时各省市自治区FDI占比超过2%的之和的比重高达90%, 故本文认为我国外商投资空间分布极不均衡, 具有显著的区域集中性。
2.3 我国FDI增长的空间变化
为了考察全国实际利用FDI格局的相对变化趋势, 本文运用ArcMap软件对1992～1998年和2009～2010年各省市自治区实际利用外商直接投资额的平均值占比的差值作图, 具体结果如图3所示。
从全局来看, 东部沿海大多数省份FDI呈现相对减少现象, 且整体相对减少13.31%, 即外商直接投资额呈相对下降趋势;东北未有相对减少省份且其总体相对增加4.23%;中部整体相对增加3.99%;西部呈相对上升态势且增幅最大, 为5.09%. 从空间分布变化来看, 我国FDI由东部沿海向中西部以及由南向北沿长江、黄河流域、陇海——兰新、京广、京九和京哈铁路干线逐步转移。
3 数据来源与指标选取
3.1 数据来源
全国28个省市自治区1992～2010年的样本数据, 均来源于《中国统计年鉴》、中国各省统计年鉴、《中国人口统计年鉴》、各省国民经济和社会发展统计公报以及《新中国60年统计资料汇编》。
3.2 指标选取
由于评估我国外商直接投资环境的指标相对较多, 本文结合前人研究的成果, 选用条件广义方差极小法删除不合理的指标变量, 最后留下以下8个一级评价指标和24个二级评价指标。
(1) 经济基础
一个地区经济基础越雄厚, 该地区经济总量就越大, 社会和政府的经济能力就越强, 从而越有利于优化外商直接投资环境。
本文选取人均国内生产总值 (GP) 、人均固定资产 (RK) 、人均财政支出 (FN) 、劳动生产率 (LC) 、第三产业生产总值占GDP的比重 (TR) 以及非农人口占总人口的比重 (UB) 等指标来衡量一个地区的经济基础。
(2) 人力资本
根据内生增长理论, 人力资本是经济增长的重要源泉。人力资本所有者通过“干中学”不断地提高物质资本利用效率。因此, 一个地区拥有较高人力资本的所有者越多, 其企业生产能力越强, 从而能够吸引更多的外商投资。
本文选用从业人员平均受教育年限 (ED) 和平均货币工资 (WG) 来代表人力资本存量。这里, 从业人员平均受教育年限具体计算过程:将文盲和半文盲、小学、初中、高中和大专及以上受教育程度的年数分别设置为2年、6年、9年、12年以及16年。由于统计数据对人口统计的口径不一致, 很多数据缺失, 本文采用李秀敏 (2007) 的方法进行补算。
(3) 基础设施
一个地区基础设施越完善, 该地区交通运输就越便利, 信息获取速度越快, 科教文卫设施建设越好, 加速社会经济活动运转, 提高企业交易成功率和运作效率, 对FDI的空间分布形态演变也起着更大的推动作用。
本文选用通信基础设施 (TL) 、人均科教文卫支出 (SC) 和交通基础设施 (TR) 来代表基础设施。其中, 交通基础设施用铁路里程、公路里程和内河航道里程之和除以国土面积所得数据来衡量, 通信基础设施用全省每一百人所拥有的固定和移动电话数来衡量。
(4) 政策与地理
政府对一个地区实施的经济政策越优惠, 该地区经济增长的速度就会越快, 经济发展的质量就会越好。同时, 一个地区的地理位置越优越, 其本身更有利于自身的发展, 从而能更好的吸引外商直接投资。
本文选取地理位置 (GE) 和优惠政策综合指数 (PL) 指标代替地理和政策优势。其中, 地理位置设置为虚拟变量, 如东部沿海为3, 东北为2, 中部为1, 西部为0。
优惠政策综合指数采用Demurger (2002) 的方法计算, 具体过程:首先将各地区优惠政策定量化, 如经济特区和浦东新区设为3, 经济技术开发区和边境省区经济合作开放区设为2, 沿海开放城市、沿海经济开放区、沿海开放带、沿长江开放城市、港口城市保税区、内陆省会城市为1, 然后从各区域选取最大优惠数作为权数, 最后从1978年开始将各地区各年最大数相加并除以间隔年数。
数据来源: 1979～1994年中国区域性优惠政策时间表来源于Demurger (2002) , 1995～2010年数据根据http://www.canet.com.cn/tax/ssyh/qyyh/200807/21-50057.html整理得到。
(5) 环境保护能力
目前, 全球环境问题日益严峻, 节能减排、碳交易等字眼不断充斥着人们的眼球, “保护环境”不再只是一种口号。外部性问题促使很多企业开始重视环保问题, 这对外商直接投资也是有利的。本文选取城市污水日处理能力 (PR) 、城市公园绿地面积 (GR) 以及工业废水排放达标量占全国工业废水达标量比重 (WS) 来衡量地区环境保护能力。
(6) 对外开放度
一个地区对外开放程度越高, 对外交流的机会越多, 就能更多地吸收国际上的外商直接投资。本文主要选取经济开放度和对外依存度两个方面来衡量我国对外开放程度。其中, 经济开放度用地区进出口总额占全国进出口总额的比重 (OP) 来衡量, 而对外依存度用地区进口总额占全国进口总额的比重 (DE) 来表示。
(7) 市场规模
一个地区的市场规模越大, 说明该地区市场容量就越大, 政府对经济的干预就越少, 生产的不确定影响因素就越少, 资源配置的效率就越高。
本文选取地区外商直接投资额占全国外商直接投资总额的比重 (FI) 、国有企业总产值占工业企业总产值的比重 (SE) 、地区总人口占全国总人口的比重 (PO) 以及客运周转量 (PA) 来衡量一个地区的市场规模。
(8) 产业化水平
一个地区的产业化水平越高, 表明该地区聚集的具有同一属性的企业数量就越多, 组织规模就越大, 且已达到社会所认可的规模程度, 所以说提高产业化水平有利于改善外商直接投资环境。
本文从地区工业企业数占比 (IC) 和地区工业企业总产值占比 (ID) 两方面来衡量一个地区的产业化程度。其中, IC采用地区工业企业个数占全国工业企业个数的比值来衡量一个地区产业集群发达程度, 而ID选用地区工业企业生产总值占全国工业企业生产总值的比重来度量。
4 我国各省市外商直接投资环境的测度和评估
4.1 原始数据的相关性分析
通过观察SPSS17.0统计软件对1992～1998年、1999～2008年和2009～2010年原始数据计算得出的相关系数矩阵, 可以发现任两个指标变量之间的相关系数均>95%或<5%。为了进一步检测原始变量之间的相关度, 本文还采用KMO和Bartlett检验对选取的样本数据进行适应性检验, 结果显示, 所选取指标变量之间存在高度相关性。因此, 文中选择的指标变量可以用因子分析法对我国外商直接投资环境进行综合评价。
4.2 公共因子的提取
利用SPSS17.0统计软件进行因子分析, 通过计算相关系数矩阵的特征值、方差贡献率和累计方差贡献率, 得到三个期间前四个主成分的累积方差贡献率均超过了80%, 故本文提取4个公共因子描述原始变量。
4.3 外商直接投资环境指标的内部结构分析
使用方差极大正交旋转法对因子载荷矩阵进行旋转, 得到旋转后的因子载荷矩阵 (如表1所示) 。
由于旋转后的因子载荷值反映了公共因子与原始指标之间的相关程度, 所以因子载荷值越大, 其对所代表的指标变量解释度越高。从表1可以看出, 正交旋转后, 具有较高载荷的公共因子有规律地分布在原始变量上, 1992～1998年期间, 公共因子1主要反映了经济基础、基础设施、人力资源和地理位置对我国FDI具有重要的影响。公共因子2主要反映了环境保护、政府政策、市场规模以及产业化程度等变量影响外商直接投资环境。公共因子3主要反映市场容量对我国外商直接投资具有显著的影响。而公共因子4在TR和IC上的载荷较高。
在1999～2008年期间, IC、PO以及GE等指标变量转移到公共因子2上, 而交通基础设施主要包含于公共因子3上, 这说明产业化程度、市场规模以及基础设施对外商直接投资环境的作用越来越大, 而伴随交通基础设施的快速发展, 地理环境对外商直接投资的影响则越来越不显著。在2009～2010年期间, OP、DE、PA主要包含于公共因子2上, 而GE却转移于公共因子3上, 这说明对我国外商直接投资环境来说, 我国对外开放度以及市场规模的发展非常迅速, 地理环境伴随前者的发展而对FDI的影响逐渐减弱。
*代表公共因子对相应指标变量贡献较大。
4.4 我国各省市FDI环境的内部结构分析
通过上述因子分析, 得到28个省市自治区外商直接投资环境指标变量内部结构的原始得分。为了便于比较和分析, 运用EXCEL软件对原始得分进行辟分制评分和排序, 具体结果如表2所示。
从表2可看出, 全国各省市在各个公共因子上的得分变化, 如北京在公共因子1和3上的得分一直都高于平均分数且变化平稳, 在公共因子2上的得分均低于平均分数且有所上升, 在公共因子4上的得分则由高于平均分数降低到低于平均水平, 说明经济基础、人力资本、基础设施、市场规模对北京外商直接投资环境的影响一直都处于决定性地位, 交通基础设施的优势逐年增强, 对外开放程度、环境保护能力、政策以及产业化等方面对FDI的影响有所提高, 地理优势也急剧下降。
4.5 我国各省市外商直接投资环境综合指数分析
本文以公共因子方差贡献率占累积方差贡献率的比重为权重, 计算各省市外商直接投资环境综合指数并进行排序, 具体结果如表3所示。
从表3可以看出, 除了河北以外, 北京、上海、广州等东部沿海地区在整个时间段综合排名一直都位居全国前10名, 基本上处于平稳状态。从综合指标来看, 除福建呈明显下降外, 其它东部沿海各省综合指标均呈微小波动。
辽宁、吉林在1999～2008年综合排名有所下降, 近年增长较快;黑龙江在三个时间段均处于下降状态。此外, 辽宁和吉林综合指数呈现U型曲线特征, 但整体处于下降态势;而黑龙江综合指数在整个时间段都处于下降状态。原因是在21世纪以前, 东北三省主要靠其本身的经济基础等在FDI中处于优势地位, 伴随我国国民经济的发展, 交通基础设施的迅速扩建瓦解了其自身优势的存在, 致使FDI环境综合指数呈现下滑趋势。
江西综合排名呈直线上升, 河南和安徽综合得分呈曲线上升趋势, 而山西、湖北和湖南的综合排名却呈曲线下滑状态。在综合指数上, 湖北、湖南和江西上下波动但整体趋势较平稳;河南和安徽呈现先下降后上升的趋势, 山西则反之。这可能是由于国家实施中部崛起政策, 促使中部地区交通基础设施快速发展, 缩小了中部地区与东部地理位置差异, 但产业化和对外开放的发展速度滞后于交通基础设施的建设速度及地理差异的缩小速度。
除内蒙古之外, 西部地区综合排名变化不大, 但四川、陕西、宁夏、青海和贵州整体上还是呈曲线上升趋势, 广西、新疆、云南和甘肃整体趋势呈下降状态。在综合指数上, 内蒙古、新疆、云南和甘肃一直以来都呈直线下降趋势, 青海和贵州则较平稳, 而四川、陕西、宁夏和广西总体呈U型特征并正处于上升阶段。这可能是因为这些地区经济基础薄弱、基础设施落后、人力资源水平较低及产业化规模程度低等原因造成外商直接投资者难以偏向这些地区进行投资发展。
5 我国各省市外商直接投资环境空间优化政策建议
上述分析表明, 外商直接投资空间分布存在较大差异。其中, 东部沿海地区一直占据着主要投资市场, 这主要是受雄厚的经济基础、优惠的政府政策、良好的地理环境、充实的基础设施配套以及较高的人力资本和对外开放程度等因素的影响, 因此对于东部地区来说, 应继续发挥现有优势, 加速发展。
因东北地区在经济基础、基础设施、经济开放度等方面的优势逐步减弱, 但其市场规模却得到了快速地扩大, 地理位置的优势也开始逐渐突出。因此, 东北地区要想提高开放型经济竞争力, 必须在保持市场规模不断扩大的同时, 加强经济基础的发展, 综合提高人力资本水平, 扩大市场对外开放的程度等。
与东部和东北地区不同, 中、西部外商投资环境一直都处于弱势地位。因此, 改善中、西部地区外商直接投资环境以提高其经济竞争力, 应加强以下几方面的建设:
①加强经济基础发展, 完善基础设施建设。坚实的经济基础可以完善基础设施建设, 而良好的基础设施建设又可以提高企业市场效率, 缩短企业经济活动时间, 促使外商投资者获得外部规模经济。
②优先发展第三产业, 提高产业化水平。由于第三产业对环境造成的负担小, 资金需求量相对于第二产业来讲较低, 而且现代社会对第三产业的需求量正不断超越第二产业, 因此优先发展第三产业是促进外商直接投资的必要条件。而产业化水平的提高就更有利于吸引外商直接投资。同时, 我们要在优先发展第三产业的同时, 重点提高产业化水平。
③加快城市化进程, 夯实人力资本水平。城市化水平是一个地区现代文明的重要标志, 而人力资本水平是改善外商直接投资软环境的一个重要指标。同时, 城市化水平还反映了一个地区居民的消费水平和环保意识。因此, 我们应以提高城镇化水平带动产品需求, 以再培训提高人力资本水平。
④提高环境意识, 扩大市场规模。目前全球都在关注节能减排和碳交易等环境问题, 只有提高企业管理者和消费者的环境保护意识, 才能更有效地进行市场交易, 进而扩大交易的规模以及改善外商投资环境。
外商直接投资软环境 篇8
一、文献综述
根据现有文献来看,关于外商直接投资和环境污染之间的关系有两个观点,一个是“污染天堂”假说,另外一个是“污染晕轮”假说。“污染天堂”假说认为跨国公司为了避免国内严格的环境管制,从而把污染产业转移到发展中国家,导致发展中国家环境质量变差,成为发达国家的“污染天堂”。国外有不少学者对“污染天堂”假说进行了理论和实证研究,这些国外研究包括Mani和Wheeler(1998)、Dean(2000)、Smarzynska和Wei(2001)、Keller和Levinson(2002)、Mathew(2006)等,但是这个假说并没有被完全得到证实。“污染晕轮”假说则认为外商直接投资的进入不仅不会对东道国的环境质量产生负面影响,反而会改善东道国的生态环境,因为外商直接投资会通过提高收入水平的方式来改善区域环境质量。国外学者也对此进行了理论和实证研究,这些研究包括Chudnovsky和Lopez(1999)、Antweiler et al.(2001)、Eskeland和Harrison(2003)、Feng Helen Liang(2005)、Jie He(2006)等,但是这个结论也没有被完全证实。
国内关于外商直接投资的生态环境效应也没有统一定论,有些学者认为外商直接投资的“污染天堂“假说在中国是成立的,比如赵细康(2003)、沙文兵和石涛(2006)、潘申彪和余妙志(2006)、于峰和齐建国(2007)等,这些学者采用不同时间段的样本数据,并利用不同形式的污染物指标来研究外商直接投资对我国生态环境的影响,得到的结论是FDI对我国环境质量有负面影响。其他学者如马丽(2003)、杨海生(2005)也得出类似结论。
本文将在利用熵权法构建环境污染综合指数的基础上来分析外商直接投资对湖北省环境的影响。
二、湖北省外商直接投资和环境污染综合指数
(一)湖北省利用外商直接投资的现状
1.湖北省外商直接投资的总量规模
随着湖北省经济的不断发展,以及”中部崛起战略”的实施,湖北省在吸引外资中拥有了一定的优势。并且湖北省拥有较为完整的现代工业体系、良好的基础设施条件和理想的政策扶持,因此实际利用外商直接投资的金额也不断攀升。从历年湖北省吸引FDI的数据中可以看出,湖北省吸引FDI的金额稳步增加,每年的增长率基本上稳定在一个较高的水平。根据《湖北省2015年国民经济和社会发展统计公报》,2015年湖北省新批外商直接投资项目301个,全年外商直接投资89.48亿美元,较去年增长12.9%。
2.湖北省外商直接投资的产业分布
总的来说,FDI在湖北的三大产业分布是不平衡的。进入第一产业的比例一直以来都很低,投资比重长期都在2%左右。大量的FDI主要是流向了第二产业,特别是制造业,其所占比例一直以来是最高的,即使这些年来有下降趋势,但是在2014年,第二产业吸引的FDI仍然占据58.5%。进入第三产业的FDI则呈现上升趋势,尽管中间有些小波动。自从2012年以来,连续3年保持在30%以上的比例。
资料来源:历年《湖北省国民经济和社会发展统计公报》和《湖北省统计年鉴》整理
资料来源:根据各年度《中国统计年鉴》数据整理而得
(二)环境污染综合指数的构建
基于已有文献,同时考虑到数据的可得性,本文选取工业三废中的工业废水排放量、工业废气排放量、工业二氧化硫排放量、工业烟尘排放量、工业粉尘排放量、工业固体废弃物产生量六类具体环境污染度量指标,并采用熵权法计算环境污染综合指数,以避免主观因素所造成的偏差。
由于2010年之后,工业烟粉尘的排放量是合并统计的,所以计算环境污染综合指数的时候数据就截止到2010年,具体的计算结果见表2。根据计算结果,我们发现湖北省的环境综合指数经历了一个先下降后上升又下降的一个过程,并并且在2007~2010年之间保持相对稳定。
三、外商直接投资对湖北省生态环境影响的实证分析
为了分析外商直接投资对湖北省环境质量的影响,本文建立以下模型:
LNCPIt=C+α1LNFDIt+α2LNGDPt+εt
在模型中,CPIt表示环境污染综合指数,LNFDIt是环境污染综合指数的对数形式,FDIt是湖北省外商直接投资,LNFDIt是外商直接投资的对数形式,GDPt是湖北省国内生产总值,LNGDPt是湖北省国内生产总值的对数形式。α1度量了外商直接投资对湖北省环境污染综合指数的影响,α2度量了国内生产总值对环境污染综合指数的影响。进一步而言,如果我们基于模型估计得到的α1系数为正数,则表明FDI对湖北省环境质量有负面影响;反之,如果我们基于模型估计得到的α1系数为负数,则表明FDI改善了湖北省环境质量。运用Eviews8.0进行估计得到以下结果:
LNCPIt=0.0001LNFDIt+0.043LNGDPt-2.946
(0.0082)(2.4482)
根据以上估计结果,我们可以发现外商直接投资(FDI)每增加1%,环境污染综合指数(CPI)将会增加0.0001%,说明外商直接投资会对湖北省环境质量产生负面影响,但是因为t值不显著,所以这个负面效应不是明显的。
四、结论
基于以上分析,我们认为外商直接投资在湖北省不支持”污染天堂“假说,外商直接投资没有显著的破坏湖北省环境质量。尽管如此,我们还需要从几个方面着手去规范外商直接投资:
1.调整引资政策。在引资的时候,尽量引资技术含量高、对环境破坏小的外商直接投资,从而减少对环境的破坏,同时,对于不同地区和不同技术含量的外商直接投资要制定不同的引资政策,要给与不同的政策倾斜和扶持力度。
2.加强国内环保执法力度。通过制定更加严格的环保标准,提高环境保护的力度,促使进入中国的外资采用更加先进的生产技术和更加严格的环境标准,从而降低对环境的破坏。同时,也可以对国内上下游产业和相关的企业起到示范和引领作用,从而达到改善环境的目的。
参考文献
[1]Smarzynska and Shang Jin Wei,,Pollution Havens and Foreign Direct Investment:Dirty Secret or Popular Myth?[J].World Bank Policy Research Working Paper 2001.
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外商直接投资软环境 篇9
关键词：湖南省,外商直接投资,环境污染,因果关系
一、文献综述
目前外商直接投资对我国环境的影响成为全社会特别是学术界比较关注的课题。许多学者通过对中国数据的分析利用计量经济学对外商直接投资与环境问题的关系进行实证分析得出了FDI与我国工业污染呈正相关关系。潘申彪、余妙志 (2005) 利用1986～2003年江浙沪三省市实际利用外资额和废气排放量的数据进行外商直接投资增长与环境污染加剧的因果关系检验。结果表明:在汇总的三省市数据和上海、江苏两省市的单独检验中, 外商直接投资增长与环境污染加剧之间的因果关系较为明显;但是对于浙江省, 这两者数据间的因果关系并不明显。杨海生等 (2005) 选取1990～2002年中国30个省市贸易、外商直接投资 (FDI) 、经济和环境相关数据, 得出了FDI与污染物排放之间呈现出显著的正相关关系。但是由于我国国内市场是分割的, 各个省份的具体情况是千差万别的, 所以对于湖南省是否也存在这样的关系有待进一步验证。
二、数据的选取
我们选取1987～2004年的相关数据, 原始数据来源于《湖南省统计年鉴》, HNFDI———湖南省实际外商直接投资额 (万美元) ;WG——工业废气排放量 (亿标立方米) 。我们采用EVIEWS3.1软件对相关数据进行分析。选取湖南省实际外商直接投资额是因为实际外商直接投资额更能反映外资的真实情况。为了研究方便, 我们在回归时选择工业废气排放量作为环境污染程度的代表, 这也是其他学者在研究时所用的主要指标。
三、湖南省外商直接投资对环境的影响分析
FDI对湖南省环境的影响是双重的。一方面, 许多FDI项目特别是高新技术行业领域内的项目对生态环境质量的要求非常严格, 湖南省为了吸引和利用诸如此类的FDI项目就必须制定一系列政策措施来保护和改善生态环境, 这些措施无疑有利于生态环境的良性发展;另一方面, 外资输出国为了保护其国内生态环境而将可能造成环境破坏和环境污染的行业转向湖南省, 在追求最大利润欲望的驱动下, 投资者对保护环境等社会公益事业不太关心, 这些都有可能带来环境问题。很多学者对我国的外商直接投资与环境污染关系的实证分析得出了二者存在显著的正相关关系的结论, 也就是外商直接投资导致了我国环境污染的加剧。以此为依据我们假定湖南省外商直接投资与环境污染之间存在正相关关系, 进而采用OLS方法, 对湖南省历年工业废气排放量与外商直接投资进行线性回归, 通过EVIEWS3.1软件计算得到如下的结果:
其中WG表示工业废气排放量 (亿标立方米) ;
HNFDI表示湖南省外商直接投资额 (万美元) ;
系数下方的第一行数据表示t统计量;
第二行数据表示系数的标准差。
从上述结果可以看到, 判定系数为0.88, 表明该方程的拟合优度比较好;各个系数都通过了t值检验, 证明变量的解释程度比较高;DW值也通过检验, 不存在自相关问题。湖南省外商直接投资与环境污染之间存在正相关的关系, 但是弹性系数比较小, 这与其他的研究结果不同。
四、湖南省外商直接投资与环境污染因果关系分析
从上述结果我们可以看到, 与全国的情况相同, 湖南省外商直接投资的增加与环境污染增加存在同方向变动的关系, 但是这只是说明二者之间的变动方向一致, 却没有说明二者之间内在的相关关系。由于经济时间序列常出现伪相关问题, 即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数, 所以为了防止出现伪回归的现象, 我们需要对这两种序列之间的关系进行检验。这就需要利用因果分析进行研究。格兰杰因果检验就是常用的方法。其基本原理是:先估计当前的Y值被其自身滞后期取值所能解释的程度。然后验证通过引入序列X的滞后值是否可以提高Y的被解释程度。如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测, 我们就说X是Y的 (格兰杰) 原因;类似的定义Y是X的 (格兰杰) 原因。而进行格兰杰因果检验首先必须证明随机变量是平稳序列。因此, 一个完整的格兰杰因果检验过程可描述为时间序列的平稳性检验、变量之间的协整和格兰杰因果关系检验。
(一) 序列平稳性检验
检验序列平稳性的一种比较正式的方法是单位根检验。我们利用EVIEWS3.1软件分别对湖南省外商直接投资与废气排放量作序列平稳性检验, 得到如下结果 (见表1) :
说明: (1) 检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项, k表示滞后阶数; (2) 滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则; (3) 荭表示变量序列的一阶差分, *表示5%显著水平, **表示10%显著水平。
从ADF检验的结果可以看到, 序列湖南省外商直接投资和工业废气排放量是非平稳数列, 而一阶差分序列是平稳性序列, 荭HNFDI在5%的显著性水平上为平稳序列, 荭WG在10%的显著性水平上为平稳序列。
(二) 协整检验
通过对HNFDI与WG的单整检验我们得到湖南省外商直接投资和工业废气排放量为一阶单整序列的结论, 说明二者之间可能存在协整关系。我们采用EG法对这两系列进行回归, 对回归残差序列做单位根检验, ADF检验结果如表2所示:
由于检验统计量值-2.999533小于显著性水平0.1时的临界值-2.6672, 因此可以认为εt在10%的显著性水平上是平稳序列, 表明序列HNFDI与WG有协整关系, 也就是说二者之间有着长期稳定的同方向变动的关系, 即随着外商直接投资的增长湖南省环境有恶化趋势。
(三) 因果关系检验
通过对湖南省外商直接投资与工业废气排放量取一阶差分后作格兰杰因果检验, DHNFDI为湖南省外商直接投资的一阶差分, DWG为工业废气排放量的一阶差分, 检验结果如表3表示。
检验结果显示, 在一阶滞后的情况下, 对于湖南省外商直接投资的变化不是环境污染变化的格兰杰原因的原假设, 拒绝它犯第一类错误的概率是0.07696, 表明至少在90%的置信水平下, 可以认为湖南省外商直接投资的变化是环境污染变化的格兰杰原因, 即外商直接投资的增加引起了环境污染的加剧, 而环境污染变化不是引起外商直接投资变化的原因。而在二阶、三阶滞后的情况下, 可以认为环境污染的变化引起了外商直接投资的变化。
五、结论及建议
从模型回归的结果看, 湖南省外商直接投资与环境污染之间存在正相关的关系, 即随着外商直接投资的增加环境污染加剧, 但是相关系数比较小。对二者之间内在关系进行分析后发现, 湖南省外商直接投资与环境污染之间存在一定的因果关系, 在一阶滞后的情况下, 至少在90%的置信水平下, 认为湖南省外商直接投资的变化是环境污染变化的格兰杰原因, 即外商直接投资的增加引起了环境污染的加剧, 而环境污染变化不是引起外商直接投资变化的原因。虽然外资与湖南省污染的加剧有一定的因果关系, 但是由于相关系数很小, 所以外资对湖南省环境的负面影响很小, 这个结论和其他学者所得到的研究结果不同。因此, 对于作为中部崛起的重要工业基地的湖南省来说, 在工业化攻坚阶段迫切需要解决资金短缺问题, 而吸引外商直接投资又是解决这一问题的重要途径。这时制定外资政策时勿需担心引进外资会对环境造成很大的影响, 目前的优惠政策还可以继续实施下去, 但是也要看到外资引进会带来的一些环境恶化的负面影响, 在引资政策上要对外资进入的行业进行必要的引导。
参考文献
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外商直接投资软环境 篇10
关键词：外商直接投资,环境污染,西部地区
1 引言
改革开放以来,我国的经济发展取得了举世瞩目的成就。随着我国对外开放的不断深化,积极参与国际贸易分工和产业转移,使得我国国际化的程度不断加深。截止2008年,我国成为世界第二大外商直接投资接受国。世界500强跨国企业有480家在中国投资建厂。外商直接投资通过其外溢效应使其经营理念、发展模式、品牌战略等逐步被国人接受,其先进的生产技术和管理方法有力地推动了我国经济的高速增长。我国西部地区作为传统意义上我国欠发达地区,自我国提出“西部大开发”战略以来,积极招商引资,外商直接投资和国内生产总值逐年攀升。
然而,在肯定外商直接投资对我国经济发展做出重要贡献的同时,我们也不能忘记其外部性可能对我国产生的负面影响。[1]一部分外国企业通过将落后产能以外商直接投资的名义放入发展中国家钻发展中国家环保相关法律不健全的空子。我国西部地区发展起步较晚,相对于东部和中部有更多的经验可以借鉴,有必要对外商直接投资对西部地区环境以及经济带来的影响进行定量的评价,避免“先污染,后治理”的发生。目前,经济学界主要通过库兹涅兹曲线、污染天堂假说以及环境竞次理论来解释外商直接投资带来的污染。
Grossman和Krueger(1991)最早提出库兹涅兹曲线(EKC)[2],认为经济发展跟环境污染之间存在一种“倒U型”关系。在经济发展的冲突阶段,随着经济发展环境逐渐恶化,而在经济发展的协调阶段,随着经济发展环境逐渐改善,并通过实证分析认为拐点出现在人均收入8000美元。“污染天堂假说”(PHH)认为一国单方提高环境标准,使高环境标准国家的企业将生产转移到低环境标准国家,若这些国家间实行自由贸易,则低环境标准的国家企业所承受的环境成本较低,在该国生产的成本较低,吸引国外企业进入该国。“环境竞次理论”(RBH)认为各国由于害怕本国比外国的环境标准高而失去竞争优势而竞相推出比他国更低的环境标准,使全球环境恶化。
张晓[3](1999)根据中国环境与经济数据发现我国拥有较弱的倒U型EKC,吴玉萍等[4](2002)发现了北京市在经济增长与环境污染之间的EKC关系,苏伟等[5](2007)对吉林省经济增长与环境之间的关系进行分析后亦得出了EKC关系存在的结论。宋涛等[6](2007)对我国各省的面板数据进行环境分析后得到,部分环境污染指标符合库兹涅兹曲线,部分仍然呈线性关系,可能仍处于环境污染的冲突区间。李达等[7](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。Mani.M等[8](1997)研究美国与发展中国家后认为,发达国家的污染行业未向发展中国家转移。Eskeland等[9](2003)研究了4个发展中国家后认为外商企业比国内企业排放污染要少。杨海生等[10](2005)根据1990年到2002年中国30个省的面板数据,认为FDI与污染物排放之间呈正相关。沙文兵等[11](2006)研究了全国30个省级行政区1999年到2004年的面板数据,结果显示FDI对我国生态环境有显著的负向效应,同时负面效应呈现东高西低的特征。
2 变量选取与模型构建
2.1 变量选取
查阅1991年-2009年《中国统计年鉴》,选取西部地区范围包括陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、四川、贵州、云南、广西九省,以九省1990年到2008年的FDI,GDP,工业废气排放总量,工业废水排放总量,固体废弃物排放总量,考察外商直接投资对我国西部地区经济和环境的影响。其中由于从1996年起四川省分为四川省和重庆市,引起统计口径的改变,本文仍将两省(市)数据合并到四川省以利于统计口径的统一。而西藏地区由于90年代数据缺乏且整体开发程度较低,影响较小,也不予以考虑。得到数据如图1到图5所示。
从图1-图5可以看出,随着近年来地方GDP和FDI的增加,工业废气排放量和固体废弃物也呈逐年上升的趋势,而工业废水排放量除广西近年来排放逐渐上升,其它省份的废水排放量整体趋势比较平稳,而经济发展状况与环境污染指标之间的关系还要通过计量检验来进行确定。
2.2 模型构建
在Grossman和Krueger[12](1995)模型的基础上对模型进行变换,扩展后得到
FS=β0+β1FDI+β2GDP+μ1 (1)
FQ=β3+β4FDI+β5GDP+μ2 (2)
GF=β6+β7FDI+β8GDP+μ3 (3)
FDI代表各省外商直接投资,FQ代表各省工业废气排放总量,FS代表各省工业废水排放总量,GF代表各省固体废弃物排放总量,GDP代表各省国内生产总值,β0-β8为系数,μ1,μ2,μ3为随机扰动项。
3 实证研究
3.1 实证方法说明
鉴于本文对多省的时间序列数据进行分析,故采用面板数据(PANEL DATA)加以考虑。由于面板数据模型同时具有截面和时序的二维属性,根据模型中参数在不同截面、时序样本点上是否相同,直接决定模型参数估计的有效性。根据截距向量和系数向量中各分量限制要求不同,将面板数据模型分为无个体影响的不变系数模型、变截距模型和变系数模型三种形式。
3.2 数据平稳性检验
由于面板数据具有时间序列性,故须先进行数据平稳性检验。检验方法包括:Levin, Lin & Chu t检验(LLC),Im, Pesaran and Shin W-stat检验(IPS),ADF - Fisher Chi-square检验(ADF)以及PP - Fisher Chi-square检验(PP),结果如表1所示。
续上表
*表示0.05的显著性水平,**表示0.01的显著性水平,***表示0.001的显著性水平,D表示序列一阶差分。
由表1可知,五个指标均非平稳序列,但经过一阶差分后可以转化为平稳序列,故均为一阶单整序列I(1)。
3.3 协方差分析检验
在面板数据模型估计之前须确定面板数据符合何种类型。设有因变量yit与1*k维解释变量向量xit,满足线性关系:Yit=αit+xitβit+μit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T (4)
其中N表示个体截面成员的个数,T表示每个截面成员的观察时期总数,参数αit表示模型的常数项,βit表示对应于解释变量xit的k*1维系数向量,k表示解释变量个数。随机误差项相互独立,且满足零均值,同方差假设。采用F检验两个假设:
H1∶β1=β2=…=βn
H2∶α1=α2=…=αn β1=β2=…=βn
H1:个体变量系数相等,H2:个体变量系数相等且截距项也相等
如果接受H2检验,则认为是个体影响不变系数混合估计,若H2被拒绝,则检验假设H1,若接受为变截距模型,拒绝则为变系数模型。变系数模型,变截距模型和混合模型的残差平方和分别为S1,S2,S3,面板个体数量为N,面板时间跨度为T,则
由(4)(5)可得,根据F统计量检验得到模型种类的判定,[13]判定结果如表2所示。
***表示在0.001的显著性水平下显著。
对FS,FQ和GF三个被解释变量的协方差检验的得到二者均不拒绝H1假设,且都拒绝H2假设,故认为本文中的模型采用变截距模型较为合适。
3.4 Hausman检验
由协方差检验可知,本文中的模型(1)(2)由变截距模型进行估计,但检验要采用固定效应模型还是才是随机效应模型需要通过Hausman检验进行估计。Hausman检验原假设认为随机效应的系数与固定效应的系数无差别,则,若不拒绝原假设,应选用随机效应模型,若拒绝原假设,应选用固定效应模型。检验结果如表3所示。
***表示0.001的显著性水平
由表3可知,对FS和FQ,GF的检验,均拒绝原假设,故本文在模型估计时采用个体固定效应模型进行估计。
3.5个体固定效应模型估计
个体固定效应模型计算后得到结果如表4所示:
*表示0.05的显著性水平,**表示0.01的显著性水平,***表示0.001的显著性水平
分别对FS,FQ和GF进行回归后,由于时间序列存在序列相关性,进行修正,发现三者均存在一阶序列相关而不存在二阶序列相关,修正后得到上述结果。结果表明:西部地区工业废水,工业废气和固体废弃物均与分省的外商直接投资存在负相关关系,其中工业废水对其负向影响最大,固体废弃物对其负向作用最小,表明FDI的增加1亿元,显著减少了工业废水的排放量0.1万吨,而对固体废弃物而言虽然有减少影响,但影响不是很大。这一过程反映了西部地区虽然相对于东中部地区来说引进外商直接投资较晚,规模较小,但是并不意味着西部地区符合“污染天堂假说”,相反,西部地区在其本身发展的过程中,借鉴了东中部地区曾经造成的“环境避难所”的教训[14],更加重视引进外商直接投资的环保性和技术改造性。FDI带来了清洁的生产技术以及技术的溢出效应都对西部地区的环境产生了正向影响。FDI的流入促使企业改进生产流程,淘汰落后的生产技术,减轻环境污染。实证说明,从90年代以来,西部地区的FDI并非导致环境破坏的主要因素,相反,FDI的逐年增加还对环境的保护起了有益的作用。
同时我们也要看到:西部地区工业废水,工业废气以及固体废弃物均与分省的国内生产总值存在正向关系,其中工业废水对其的正向作用最大,而固体废弃物对其的正向作用最小,表明GDP每提高1亿元废水排放量要增加5.26万吨,废气排放量要增加1.83万立方米,固体废弃物排放量要增加0.77万吨。虽然西部地区重视引进外商投资的质量,但是总体上来说,西部地区的环境保护状况仍然不容乐观。西部地区近年来获得的经济快速增长仍然无法摆脱以牺牲环境为代价的事实,而且从GDP和FDI对环境产生的影响来看,FDI虽然为环境保护作出了努力,但整体贡献仍然偏小,未能弥补GDP增长带来的环境损失。
从分省的角度看,四川(川渝地区),广西等在工业废水,工业废气排放量中排名靠前,而陕西在工业废水,固体废弃物排放中排名靠前,显示西部地区发达省份在整个经济发展的过程中仍然采取的是粗放型的发展方式,依靠大量的环境破坏来换取经济的增长。未能摆脱高环境破坏,高经济增长的不良循环。
4 总结
本文采用1990年到2008年西部9省(区)的面板数据,对FDI以及GDP与环境污染的关系进行了研究,认为从西部地区实证的角度看,主要认为包括以下几点:
(1)基于Hausman检验的个体固定效应模型检验表明,从西部九省总体来看,外商直接投资与环境污染指标FS,FQ,GF之间存在较为显著的负向关系,外商直接投资的增加从一定程度上说反而对环境保护起到了一定的正向作用,故“环境避难所”假说在我们西部地区-而言并不成立。FDI的流入既带来了资金和技术,又有利于工业发展时的环境保护。从总体上来说,国外发达国家的先进的生产技术、工艺水平和管理理念优于国内的普遍水平,同时考虑FDI投资对经济存在的拉动作用,合理利用国外资本、先进技术和管理理念有助于我们在减少自身投资、减少自身环境破坏的前提下又快又好的发展本国的经济,减轻我国经济快速增长下的环境负担。
(2)由于西部地区经济相对于东中部地区来说仍然起步较晚,底子较薄,各省的发展仍然以粗放型发展为主,经济结构尚存在很多改进之处,近20年来,西部地区的发展方式仍然没有出现根本性的改变,这不可避免地将会给环境带来巨大的压力。从库兹涅兹曲线的角度来说,我国西部地区仍然处于经济发展与环境保护的冲突区间,经济的发展仍然要依靠环境破坏作为其代价,环境保护仍然未得到重视和广泛认同。我国西部地区将来面临着经济发展和环境保护双重压力,如何尽早进入库兹涅兹曲线的协调区间,类似于外商直接投资那样可以在经济发展的同时保护环境是西部地区仍要解决的问题。
(3)从省际数据来看,西部地区分省污染差异明显,经济指标差异明显,西部发达的川渝地区、广西、陕西等省区虽然经济位居西部地区前列,但污染情况同样位居西部地区前列,表明西部地区的经济发达省份并不因为其经济发达而在环保程度上有所改进,粗放式的发展无论在西部发达还是欠发达地区均依然存在。从绝对数值来看,西部地区经济环境不均衡性非常显著,以西部地区排名最高的省份和最低的省份绝对数值之比做比较,1990年四川省的FDI是青海省的16倍,GDP是宁夏省的18倍, 2008年川渝地区的FDI是宁夏省的89倍,GDP是青海省的18倍,各省区之间的经济绝对差距仍然悬殊,而且各省区之间的差距有逐渐拉大的趋势。西部大开发并未完全带动西部地区的共同发展,而仍然是西部部分经济发达的省区发展更快而欠发达省区虽然有所发展,但发展程度和力度仍然远不如发达省区,并被逐渐拉远。西部地区的经济,尤其是FDI分布的不均衡问题,将会导致西部地区的经济发展和环境保护的不均衡,仍然是我们需要解决一个重要的问题。
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