时间：2022-11-03 03:57:18
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2014年我国对外投资首次超过利用外资，我国将形成高水平“引进来”，大规模“走出去”的对外开放格局，有利于进一步推进实施“走出去”战略，加快国内企业对外直接投资进程。我国对外投资起步晚发展慢，2003年对外直接投资的流量仅有29亿美元，占全球对外直接投资流量的0．45％，之后的对外直接投资以年均约45％的速度增长，到2013年我国对外直接投资规模为1078．4亿美元，是2003年的37．2倍，2013年我国对外直接投资与利用外商直接投资之比为1∶0．92，基本呈现进出持平格局。这一比例虽然低于发达国家1∶1．4，但已经高于发展中国家1∶0．5的平均水平，可见近年来实施“走出去”战略的步伐不断加快，成效显著，我国也由此首次跻身世界三大对外直接投资国之一。2014年对外投资约1200亿美元，超过利用外资水平，未来10年我国对外直接投资将达到1．25万亿美元。今后将向着对外开放的“大进大出”格局转变，这将意味着我国今后应继续促进“引进来”与“走出去”相结合，通过对外直接投资更大程度上参与到全球经济竞争之中。我国对外直接投资规模的不断扩大有利于促进我国经济发展，研究对外直接投资给我国带来的影响作用，不仅可以进一步丰富和实践对外直接投资理论，还可以带动推进更多的企业“走出去”。目前伴随着对外直接投资规模不断扩大，发展水平不断提高，对外直接投资的影响作用也在不断显现。具体而言，其主要的影响作用表现为：一是对外直接投资对经济增长的影响。对外直接投资给投资国经济带来的最直接效应就是，伴随着对外直接投资规模的增加而形成经济增长效应。二是对外直接投资对技术进步影响。我国进行对外直接投资的主要动因就是直接学习国外先进技术和管理经验，提高投资主体的技术水平，形成逆向技术溢出效应。三是对外直接投资对产业结构升级的影响。对外直接投资通过转移国内剩余生产能力，延长产业生命周期，一方面获取更多收益，另一方面有利于腾出发展新产业的空间，促进新型产业和第三产业的发展，促进产业结构的优化与升级。四是对外直接投资的贸易促进效应。对外直接投资可以规避贸易壁垒，使企业更方便的进行产品出口贸易，带来正的出口贸易效应。可以预期随着我国对外开放的进一步扩大，对外直接投资规模的不断扩大，对外直接投资会不断发挥其加快经济增长、技术水平的提高、产业结构升级以及扩大出口贸易的影响作用。因此不断扩大对外直接投资，鼓励更多企业走出国门已经成为一个不可逆转的趋势。所以要想使我国经济更广泛深入融入世界经济，最大程度的享受经济全球化带来的好处，获取更高的国际地位，就必须积极推动我国企业对外直接投资，推进“走出去”进程，提高我国企业的国际竞争力。那么，伴随着我国对外直接投资的不断发展，其对外直接投资到底对我国带来怎样的影响，其影响作用程度如何，近年来成为关注的热点问题。而跟踪研究的目的在于进一步加快我国对外直接投资进程，提高“走出去”的质量，为提升我国对外直接投资企业的国际竞争力提供科学的决策依据。
二、中国对外直接投资经济效应的研究状况
关于我国对外直接投资的经济效应研究，主要还是从对外直接投资对经济增长、产业结构、技术进步等方面的影响状况进行跟踪分析。
（一）对外直接投资的经济增长效应探讨
对外直接投资的经济增长效应，国内外大部分研究持肯定态度，比如国外学者通过实证研究认为一国对外直接投资会同时增加投资国和东道国的国民收入，是一个双赢的投资行为。因为发达国家向高度工业化国家迈进时期，对外直接投资为发达国家的资本和产品过剩提供进一步获取高额利益的途径，并且同时也有利于促进东道国的经济发展，因此，旺盛的投资供需形成了当时的双赢发展态势。而关于我国对外直接投资的经济增长效应探讨，是伴随着我国对外直接投资不断增加而开始被跟踪研究的。国内研究认为，对外直接投资不仅推动了中国经济的持续增长，而且改变着中国经济增长的方式，提高了中国经济增长的质量。对外直接投资通过技术溢出效应带动了我国国内经济的产出增长。由于我国区域差异较大，进一步分析各区域对外投资的效应也具有现实意义，比如认为我国东、中和西部经济发展水平直接影响其对外直接投资对经济增长的效应，同时东、西部地区的GDP增长差异也由对外直接投资的差异引起。可见从不同层面说明对外直接投资与经济增长具有互相促进关系，一方面对外直接投资能够促进本国经济增长，另一方面经济增长又能为企业对外直接投资提供资金支持，但这种增长效应由于我国对外投资规模较小而处于较低水平。也有认为对外直接投资的经济增长效应主要体现在资源配置效应、资本积累效应、技术进步效应三个方面。肖怡楠认为对外直接投资对经济的贡献体现在平衡国际收支上，对外直接投资能够加快资金流出，从而适当平衡国际收支顺差。吴建军等认为对外直接投资的技术溢出效应能够促进我国全要素生产率的提高。但也有研究认为对外直接投资给投资国带来的增长效应不明显，表现为对外投资不是GDP增长的Granger原因，并且从短期来看对外直接投资对GDP的影响并不显著，但长期则呈稳定的正相关关系。可见，多数国内学者认为对外直接投资对经济增长有影响，但是影响不显著，这一方面说明我国当前对外直接投资的规模较小，影响力较弱；另一方面我国当前对外投资流向主要是资源类行业，可能对我国当期经济增长存在一定的时滞。所以，持续跟踪研究我国对外直接投资对经济增长的影响，具有一定现实意义。
（二）对外直接投资的技术效应研究
目前关于对外直接投资的技术效应主要从两方面展开：一方面是通过衡量生产率的变动，体现技术溢出效应的大小；另一方面是关于对外直接投资对国内技术创新活动的影响分析。从对生产率影响看，国内学者主要是通过实证研究检验我国对外直接投资对于技术溢出效应的存在性。研究发现对外直接投资对中国全要素生产率（TFP）的提升存在显著的正向促进作用，并且生产率的提升在我国存在明显的地域差异，资本存量较高的东部地区的逆向技术溢出效果明显高于中部和西部。但也有认为这种促进作用小于国内研发资金存量对技术进步的促进作用，所以，自主研发才是提高技术水平促进经济增长的重要源泉。同时，还有得出我国对外直接投资对生产率的促进作用并不显著的观点。从对技术创新活动的影响看，研究普遍认为我国对外直接投资对国内的技术创新活动具有正的影响作用。白洁实证检验了1985年到2006年间我国对外直接投资对于我国R＆D投入和技术创新能力的影响，发现我国对外直接投资对发明专利和外观设计表征的技术创新能力有显著的促进作用，对研发投入作用不显著。也有学者加入技术吸收能力与国外研发资本存量溢出等指标，得出2003－2010年间的对外直接投资对我国技术创新具有显著提升作用。并说明对外直接投资的逆向技术溢出对国内创新能力的影响呈现出显著的地区差异，但是持续对外投资会获得更高的生产率及技术溢价。多数成果也论证了对外直接投资正技术溢出效应，而持不同观点的认为目前我国对外直接投资总量还较小，产业和地区分布不够均衡，导致我国对外直接投资对技术进步的推动作用未能充分体现出来。可见，学者对于对外直接投资技术溢出效应的研究，多集中于以技术创新能力作为被解释变量，对外直接投资规模作为解释变量，没有考虑到国外研发资本存量对提升母国技术创新能力的关键影响。在验证逆向溢出效应存在性时，忽略了之后效应。而且，多数实证研究忽视了技术吸收能力的作用，而吸收能力对于能否消化吸收外来技术至关重要。因此，继续探究对外直接投资的技术获取能力，具有重要的现实意义。
（三）对外直接投资的产业结构效应分析
有关对外直接投资的母国产业调整效应也存在观点不同的研究，关于我国对外直接投资的产业调整效应的验证，认为我国对外直接投资未能明显提升我国产业结构，并分析我国对外直接投资比例变化，仅与第二产业有正相关性。对我国对外直接投资进行宏观绩效分析，发现2009年以来的对外投资并未发挥出应有的效应，主要是由于2009年以后我国自身产业结构优化的进程也在加快。多数文献的实证结果表明对外直接投资对我国产业结构调整具有升级效应，实际上随着我国对外直接投资规模的不断扩大，其优化效应影响会不断增加。有的研究从分产业角度研究对外投资对产业结构的影响，得出的相似结论是我国对外直接投资对第二产业具有明显的升级效应，但对第一产业和第三产业的实证结果有差异，也有认为我国第二、第三产业与对外直接投资呈正相关，第一产业与对外直接投资呈负相关［。但普遍认为对外投资与产业结构优化存在长期的稳定关系。可见，实证研究表明对外直接投资对我国产业结构有影响，但其影响大小、方向（正相关还是负相关）有不同。多数研究表明我国对外直接投资的产业升级效应存在，但由于数据的可获得性不佳，影响了对实证分析产业升级效果的全面认识。相信随着研究方法的不断规范，逐渐引入长期和短期影响，会使研究结果更客观。
（四）对外直接投资的贸易效应研究
关于对外直接投资的国际贸易效应研究观点主要表现为，对外直接投资具有替代作用、互补作用，或同时存在替代效应和互补效应，也有认为不存在替代作用和互补作用，可见其研究结果的不确定。认为对外直接投资具有替代效应的最早始于蒙代尔，认为资本越自由流动，替代国际贸易的作用就越明显。随后国内外学者对这一观点进行了延伸拓展，并不断进行论证。实践检验表明发达国家的对外直接投资具有显著的替代作用，我国对外直接投资的贸易替代效应则相对较小。进一步表明我国对外直接投资规模的大小决定其贸易替代的影响作用程度。比如，项本武认为我国对外直接投资促进了我国出口贸易规模的扩大，但对外直接投资对从东道国的进口也形成了替代效应。也有从长期关系来看，我国的对外直接投资对初级产品出口和制成品进口产生替代，对初级产品进口和制成品出口产生补充。可见，在研究替代效应上并没有得出明确结论，多数观点认为在短期内存在替代效应，但长期则是互补效应，或者局部是替代效应，但整体不是替代效应。总之，得出具有替代效应的研究成果不多。支持对外直接投资存在贸易互补效应的分析认为，多数对外直接投资具有创造和扩大对外贸易的作用。以发达国家为研究对象的成果支持对外直接投资对投资国出口具有补充和促进作用。国外学者一般认为对外投资和贸易在发展中国家为互补关系，在工业化国家则不明显。大量的实证结果也证实了上述结论，通过不同的计量模型得出的相似结论是我国的对外直接投资与出口贸易之间存在长期的协整关系，对出口贸易存在显著的促进作用。但也有认为我国对外直接投资尽管对出口贸易产生一定程度的刺激效应，但由于对外直接投资规模仍处于较低阶段，这种刺激效应还较为有限。而柴庆春引入时间因素后发现，我国对外直接投资的贸易效应在短期和长期中的表现不同，短期内直接投资的流量对出口贸易的影响不显著，从长期来看，对外直接投资能够促进出口贸易的发展。可见，目前研究对外直接投资的贸易互补效应有着相似的研究结果。关于对外直接投资过程中产生的替代效应和互补效应。从实证研究结果来看，多数认为互补效应处于主要地位，对外直接投资对出口贸易起到创造作用，对进口贸易起到抑制作用。周昕通过引力模型对投资与贸易的关系研究，表明我国对外直接投资与贸易既存在互补关系也存在替代关系，并且对零部件贸易的影响非常明显。但总体而言，中国企业对外直接投资与进出口贸易均表现明显的互补关系。也有认为对外直接投资对我国的替代效应和互补效应都不明显。显然是否存在贸易效应与对外投资规模密切相关，实际上到2010年之后我国对外直接投资规模开始大幅增长，今后对外投资的贸易效应会日益显著。可见，以后的研究会以更长远、更全面、更系统的视角探究对外直接投资的贸易效应。
（五）对外直接投资的就业效应
我国对外直接投资的就业效应研究成果不多而且观点各异。有的认为我国对外直接投资对我国就业存在替代关系，并且资本替代劳动的现象较明显，但同时认为对外直接投资有利于促进高新技术行业的就业，一定程度上可以优化就业结构。与此相反，也有认为总体上对外直接投资的就业刺激效应大于替代效应，对就业具有一定的促进作用，但其效果较小。比较包括中国在内的东亚国的对外直接投资就业效应发现，我国对外直接投资的总体就业效应不明显，但增加了我国建筑业的就业岗位。从对外投资对我国三次产业的就业影响程度看我国对外直接投资对第二、三产业的就业具有一定的推动作用，但效应程度较小，随着投资规模的扩大会提高相应的影响程度。也有研究发现在短期内，我国对外投资对就业的替代效应大于刺激效应，表现出在当期对外投资会减少就业，从长期看对外投资与就业表现出长期正相关，有利于增加就业。
三、中国对外直接投资效应研究的展望
1．农村基础设施性质
（1）公共性与社会性。公共性是指基础设施的非竞争性，为公众共同享有，任何人都无权阻止他人使用基础设施；社会性是指基础设施面向整个社会几乎所有的部门，而非单独向个体提供服务。（2）长期性。相对于短期经济增长而言，基础设施投资对长期经济增长的推动作用更加明显。根据索罗经济增长模型可知，长期经济的增长取决于技术进步、储蓄率的提高与人口增长率，而对于基础设施投资的增加取决于储蓄率的提高。因此，从农村基础设施投资对经济增长发挥作用的期限而言，基础设施投资具有长期性。（3）间接性。基础设施投资对经济的增长具有间接性，基础设施投资并不像原材料那样一次性投入进去直接生产出产品，而是在每一批次产品的生产过程中一次次折旧进去。
2．农村基础设施投资对农村经济增长的作用
正如林毅夫在其发展论坛中所言，农业基础设施建设将使农村经济和社会事业长期受益，农村经济的发展进而可以扩大全国的市场规模，不断为全国经济增长提供新的空间，提升经济发展水平［4］。（1）农村基础设施投资对经济增长具有明显的推动作用农村基础设施投资对于农村经济的增长起着明显的推动作用，根据乘数理论，基础设施投资对经济增长具有乘数效应，基础设施投资的增加可以带动经济的数倍增加。（2）农村基础实施投资的增加促使国内总需求增加农村基础设施投资增加会使国内总需求增加，国内需求的增加促使产出水平增加，从而使国民收入水平提高。国民收入水平的提高会进一步刺激消费，提高投资水平，使经济得到新一轮的增长。（3）农村基础设施有利于改善农村环境，促进经济增长我国十六届三中全会就提出可持续发展的战略，其核心是强调社会、经济、生态、环境的可持续。农村基础设施条件的改善，就是农村生产和生活环境的改善。农村基础设施水平的提高可以使农村生产环境得以优化，基础设施条件的加强增加了农村抵御自然灾害的能力，给安全提供了更好的保障。环境的改善不仅可以体现出农村生产发展支撑力的提高，还能体现出农民生活质量的提高。
二、我国农村基础设施建设中存在的问题
1．农业基础设施投资水平比较落后
相对于城市基础设施投资而言，我国农村基础设施投资远低于城市的投资水平。部分地区不够重视农村的发展，造成了城乡基础设施建设上的巨大差距，形成了城乡有别的投资机制。不仅如此，一些地方政府的税收政策也明显偏向于城市建设，导致了农村基础设施投资水平的相对落后。由图1可见，我国近年来对于第一产业的固定资产投资呈持续增长的趋势，从2004年的投资额不到2000亿元，到2011年投资额接近9000亿。显然，我国政府已经意识到了问题的严重性，对于第一产业的投资额不断增加，投资总量不足的问题在未来有望得到缓解。从图2可以看出，2000年我国政府财政支出为1231．5亿元，其中农业支出占7．8％，到了2011年，我国政府财政支出已经达到10497．7亿元时，投资于农业的财政支出为9．6％。显然，“十五”以来，国家已经认识到投资在农业方面的资金不足，并且已经在很大程度上改善了农村基础设施的投。
2．我国农村基础设施融资渠道单一
由于农村基础设施具有建设周期长、投资金额巨大、资金周转慢、风险大且收益低等特点，使得基础设施建设在吸引农村社会闲散资金和民间资本上存在着一定难度，这也是农村基础设施建设多由政府主要投资的重要原因。同时，政府缺少对农村基础实施投资的激励措施，对于企业、居民投资于农村基础设施缺少相应的法律与政策，从而导致基础设施产权不明晰，从而降低了企业、居民对农村基础设施投资的意愿与倾向。
3．基础设施内部结构不合理
长期以来，农村基础设施投资主要投资于一些投资回收期短、投资回报率高、容易体现政绩的一些公共设施项目。而对于农村可持续发展的基础设施，如医疗、教育、环保等方面基础设施投资供给严重不足。由于政府、企业、居民对投资项目的不同偏好导致了农村地区的医疗设备、教育设施、卫生基础设施出现供给短缺的局面。基础设施内部结构的不合理体现在两方面：一方面，全国性和地方性的农村基础设施之间结构不合理。全国性的农村基础实施投资往往会受到重视，而对于地方性农村基础设施建设却得不到应有的重视，造成全国性与地方性农村基础设施建设投资不均衡。另一方面，农村基础设施内部各成分之间的结构也存在着不合理性。一些地区非常注重交通、农田水利等方面的建设，这当然是出于推动地方经济增长的动机，但同时却忽略了文化娱乐、环境保护、医疗卫生保健等设施的建设。在今天，更高更快的经济增长速度已经不再是这个社会的唯一追求，我们同时也需要建设一个令广大农村群众更具有幸福感的社会。无疑，这对农村社会性基础设施的建设提出了更高层次的要求。
4．建设资金使用效率低下
目前我国农村基础设施投资效率较低，基础设施建设资金管理混乱，部分地区还出现了严重的滥用、挪用现象，如国家合疗资金、支农资金经常被挪作他用，导致资金使用效率低下，严重影响了农村基础设施建设的正常有序进行，农村基础设施建设资金使用效率的低下阻碍了农村经济进一步发展。
三、我国农村基础设施投资对农村经济增长作用实证分析
农村基础实施投资对农村的经济增长具有明显推动作用，本文对农村基础实施投资各项投入与农村经济产出进行回归分析，得出各项基础设施投资对农村经济产出的贡献程度。1．变量定义及数据来源经筛选，我们选取的基础设施投资指标有：农村电力设施投资、水利设施投资、农村机械设备投资、道路交通基础设施投资，通讯基础设施投资。农村生产总值用农村经济产出指标表示。各项投入指标与产出指标见下表。以上数据选自于《中国统计年鉴》及《中国农村统计年鉴》中2000－2011年度的时间序列统计数据。我们对各项指标采取对数的形式对数据进行平滑处理以便进行分析。2．农村基础设施投资与农村经济产出回归分析本文采用Cobb－Douglas生产函数模型对我国农村基础设施建设对农村经济增长之间的关系进行实证分析。模型如下：LnY＝β0＋β1LnX1＋β2LnX2＋β3LnX3＋β4LnX4＋β5LnX5＋μ模型中，被解释变量Y表示农村经济产出；解释变量X1表示农村用电量，X2表示有效灌溉面积，X3表示农业机械总动力，X4表示农村公路总里程，X5农村电话用户数；β0、β1、β2、β3、β4、β5表示各项基础设施投资对农村经济产出的影响程度，μ是随机误差项。3．计量结果与分析通过运用Eviews6．0统计软件对上述模型数据进行实证检验，得到回归式如下：Y＝31．87＋0．17X1＋0．087X2＋0．31X3＋0．011X4＋0．015X5（1）线性回归方程（1）估计了农村基础设施各项投入对农村经济的贡献程度。从回归结果看，F值较大，说明方程通过了显著性检验。方程的拟合优度较高，R2＝0．998，调整后的R＝0．997，说明模型的整体解释能力较强。从方程可以看出，农村电力设施、农村机械设备投入对农村经济的产出影响较大。因此，如果国家在这两方面基础设施的投入力度能够持续加大，将更加有利于农村经济的进一步增长。
四、结论和建议
谋求农村经济的发展，其基础性条件就是基础设施的建设，这对于促进农村经济的正常运行至关重要。通过农村基础设施投资对农村经济产出影响的实证分析，我们得出，基础设施投资是促进农村经济增长的重要推动力。应在以下诸方面加以完善：
1．加大我国农村基础设施建设的投资力度
农村的基础设施建设，尤其是水利、电力、机械设备、道路等基础性设施，这些基础性设施对农村经济的增长具有明显的推动作用，应加大对以上各项的投资力度，以促进农村经济的持续稳定发展。
2．明确农村基础设施建设的投资重点
突出农村基础设施建设的重点领域，在农村的教育基础设施、农田水利设施、农业科技进步、农村卫生设施、文化设施及农村社会设施等方面加大投资力度，明确建设重点及优先建设领域，正如我们实证分析中提到的，尤其要加大对农村电力设施、农村机械设备的投入。在不为财政增加压力的前提下，合理推动农村经济增长。
3．建立健全农村基础设施建设的投融资机制
农村的基础设施建设投资，大多数以政府投资为主导，在地方财力有限的情况下，应逐步形成政府投资引导的多渠道、多元化投资体系。首先，应充分发挥居民、企业对基础设施建设的支持作用；其次，应开办以农村基础设施项目收益权或收费权为质押获取贷款的金融工具；最后，如许多学者所提出的那样，实施PPP融资方式［7］。
4．因地制宜，分步建设，整体规划，全面地推进农村基础设施的建设
农业产出的统计指标通常是农林牧渔业总产值，包括了农业、林业、牧业、渔业和农林牧副渔业5个方面。吴玉鸣和吴丽萍等在对中国农业经济的相关研究中均采用大农业口径的农、林、牧、副、渔总产值表示农业总产出。陕西省农业生产主要以种植业为主，2004年之前渔业产值很小，副业没有，水利建设投资除了防洪、发电、水保及生态建设等公共服务外，其余主要用于农业灌溉。因此，本研究借鉴Lin经典的中国农业经济增长研究，用农业总产值表示农业产出水平。对于农业劳动投入的衡量，应采用从事于农业生产的劳动者实际的工作时间，但是，农业劳动力的实际劳动时间没有准确数据，只从事农业生产的人数也没有详细的统计。为便于计算，本研究用第一产业从业人员人数乘以农业总产值占第一产业总产值比重之后得到的劳动力人数代替农业劳动投入。对于土地要素投入通常采用播种面积和耕地面积2个指标衡量，常用耕地指经常进行耕种并能正常收获的土地，不包括坡度在25°以上的陡坡地和临时开发的零星土地；而农作物播种面积指实际播种或移植有农作物的面积，不仅包括种植在耕地上的，还包括种植在非耕地上的播种面积。张元红和石慧等在其有关中国农业经济增长的研究中使用农作物播种面积衡量土地要素投入。然而，农业上的水利建设投资主要用于常用耕地灌溉，选用年末常用耕地面积衡量土地要素投入更为合适。农业固定资本用农用机械总动力衡量。另外，由于客观上数据缺失问题，本研究没有加入畜力和农用化肥使用量等固定资本。水利建设投资数据完整且易得，并且在水利投资中占据主导地位，因此用水利建设投资完成额来替代水利投资。
2水利投资与农业经济增长关系检验
陕西省农业总产值与水利建设投资大体上呈现相同的变化趋势。对于时间序列样本数据，直接使用OLS进行估计容易产生虚假回归现象，因此，“伪回归”问题不得不考虑。通过对时间序列数据分析，可以看出，陕西省水利建设投资在一定程度上影响着农业经济增长，但具体影响程度和水利投资的实际作用还需要运用实证模型进一步量化研究。
3结论
本研究建立了含有劳动、土地、固定资本和水利资本及其滞后期变量的多项式分布滞后模型，对陕西省1982—2011年连续29年的时间序列数据进行实证检验和分析，得到以下主要结论：
1）陕西省农业总产值、农业劳动力人数、年末常用耕地面积、农业机械总动力和水利建设投资之间存在长期的均衡关系。
2）水利投资对农业经济增长的作用在资金投入后第3年体现出来，第5年达到最大，第6年开始下降。由于农田水利基本建设见效慢，大型水利投资工程项目建设工期长，所占总投资的比重大，用于见效快的配套和小型水利设施项目投资所占比重较小，以及资金审批程序复杂等原因，使得水利投资表现出较强的滞后效应。
（一）假设前提（1）FC模型是2×2×2模型，即两区域、两部门、两种生产要素。假设世界上只有两个国家——A国和B国，两国的消费者偏好、生产技术和市场开放度是对称的，但是要素禀赋分为对称和不对称两种情况，而相对应地为对称FC模型和非对称FC模型。相关变量上标“*”代表B国的变量，用上标“w”表示世界水平的变量。（2）两种生产要素是资本K和劳动L，并且假定资本是可以跨区域流动的，而劳动力是不可流动的。资本收益必须在资本所有者原所在地进行消费。设定sL=L/LW，s*L=L*/LW，sK=K/KW，s*K=K*/KW，即sL和s*L表示A国和B国的劳动力禀赋占世界总劳动力禀赋的比例，sK和s*K表示两国资本禀赋占比。另外，由于资本的可流动性，用sN和s*N代表两国生产过程中使用的资本份额。（3）两个部门为工业部门M和农业部门A。其中，假定农业部门是完全竞争市场、规模报酬不变，每生产一单位农业产品只投入aA单位的劳动力；而工业部门是垄断竞争市场、规模报酬递增，使用两种生产要素K和L。企业成本函数写为c=π+aMwx，其中x为产出。另外，假设两个地区的企业个数分别为n和n*，则nW=n+n*。在D-S框架下，每个企业只生产一种产品，每个企业生产一种产品只使用一单位资本投入，因此有sN=n/nW，s*N=n*/nW，nW=KW。（4）假设工业部门国内交易不存在交易成本，但存在跨国界的交易成本，并采用“冰山运输成本”的形式。即如果从A国运输τ（τ³1）单位工业产品到B国，到达B国并进行销售的产品为1单位，τ-1单位的产品在运输过程中“融化”掉了，也就是运输成本。
（二）消费者行为以A国为例，国内消费者的效用函数可以表示为。
（三）生产者行为由前面的假设条件，农业部门不存在交易成本，因此两国农产品的价格是相等的，即aAw=PA=P*A=aAw*，因此两国的工资水平是相等的。两国的劳动力不能流动，那么两国都会生产农产品，即农业产品的生产是非专业化分工形式。
（四）长期均衡根据假设条件，资本是可以自由流动的，但资本收益必须在资本所有者原所在地进行消费，那么资本的流动取决于两个国家的资本收益率。因此，将资本流动方程表示为DsN=(π-π*)sN(1-sN)。当π=π*时，两国资本收益率相等，不存在新的资本流动，达到长期均衡；另外，当sN=0或sN=1时，资本都集聚在一个国家，也不存在资本流动，达到长期均衡。由以上的推导可知，当满足（14）式或者（20）式时，经济达到长期均衡，即没有资本流动。这两个式子说明企业（资本）的空间分布是由支出的空间分布决定的，也是由国家的资本和劳动力要素禀赋决定的。另外，如果两国的要素禀赋是对称的，即sL=1/2，sK=1/2，那么，sE=1/2，sN=1/2，此时企业的空间分布已经形成，并且不会发生变动，没有资本流动，经济达到长期均衡。即使受到外来的冲击，受到要素禀赋的影响也会恢复到这种均衡状态。
（五）资本流动和参数变动基于本文讨论的对外直接投资区位问题，笔者将重点讨论非均衡模型，即两国的市场规模、要素禀赋不对称情形。首先，笔者将考察资本流动和企业空间分布、支出分布之间的关系。由前面的分析可知，资本的流动取决于两个国家的资本收益率，设Dπ=π-π*，利用（12）式、（13）式考察Dπ和sN之间的关系。从（22）式可以看出，其偏导数符号的正负取决于sE的大小，当sE<12时，企业的投资收益会随着企业（资本）在本国的集聚而增加，当sE>12时，企业的投资收益会随着企业（资本）在本国的集聚而减少。从经济学意义上说，如果本国市场规模不是很大，企业在本国的集聚可以实现外部规模经济、减少信息成本等使得企业投资收益增加，进而吸引更多的企业进入，这也是Krugman（1991）本地市场效应的体现；相反，如果市场规模很大，太多的企业集中在本国市场，竞争的加剧、资源的争夺会使得企业的投资收益下降，进而使企业向国外转移，即出现市场拥挤效应。同时，式（23）说明，在企业（资本）分布给定的情形下，本国的市场规模越大，企业在两国的资本收益率的差异就越大。
（六）结论（1）上述理论模型中，当东道国市场规模没有非常大时，前期分布于该国的我国对外直接投资越多，企业的资本收益就越大，进而吸引更多的外资企业进入。实际上，每个国家的市场规模都是相对有限的，我国在某东道国的先期投资会吸引更多的直接投资流入。（2）当考察非均衡模型的情形，如果假定当前已经发生资本的集聚，即本国使用的资本比例超过1/2，此时本地劳动力要素禀赋越丰裕、资本要素越丰裕、市场规模越大、贸易自由度越大，则分布于本国的企业（资本）比例越大，即越多的企业（或资本）集聚于本国市场。
二、实证模型
（一）假说的提出将上面的A国看作是我国对外直接投资的东道国，B国看作是我国，通过以上理论模型的结论分析，可以提出以下几个假说。假说1：我国企业对外直接投资的区位分布倾向于市场规模较大的国家。假说2：我国企业的对外直接投资空间分布倾向于劳动力要素禀赋丰裕的国家。假说3：我国企业的对外直接投资空间分布倾向于资本要素禀赋丰裕的国家。假说4：我国企业对外直接投资倾向于分布在双边贸易自由度较大的国家。假说5：对于需求结构差异较大的国家或地区，其丰裕的资本要素禀赋会吸引更多的我国直接投资；而在需求结构类似的国家或地区，其丰裕的劳动力要素禀赋会吸引更多的我国直接投资。
（二）基准模型的设定众所周知，对外直接投资区位理论并没有形成一个系统框架，各个理论都可以在一定程度上对对外直接投资区位分布作出解释。因此，本文在讨论我国对外直接投资区位分布的影响因素时，将新经济地理因素作为核心变量，并且纳入一些传统国际直接投资区位因素和影响直接投资区位的双边因素作为控制变量。建立的计量经济模型如下：根据对外直接投资影响因素的相关理论分析以及本文第三部分（一）提出的相关假说，新经济地理因素包括市场规模、资本丰裕度、劳动丰裕度、贸易自由度、技术水平①；传统对外直接投资区位理论因素包括自然资源禀赋、基础设施、宏观经济稳定性、商业环境、政治风险；影响对外直接投资区位分布的双边因素包括双边汇率、双边投资协定、双边贸易、双边地理距离和双边文化距离。计量经济模型的形式设定为：
（三）计量模型的估计结果和分析本文使用计量软件stata作为分析工具，应用静态面板模型进行估计。首先，Hausman检验结果显示适用于随机效应模型；其次，通过对各个解释变量容忍度和方差膨胀因子的检验，发现变量之间不存在严重的多重共线性；最后，经查验该模型解释变量间存在序列自相关。表2中的m1表示固定效应模型的估计结果，m2表示随机效应模型的估计结果，m3给出的是纠偏后得到的估计结果。由回归结果可以看出，模型的设定是比较好的，笔者选定的解释变量能够解释我国对外直接投资近80%的区位分布变化。在新经济地理因素中，东道国的市场规模和技术水平可以用来解释我国对外直接投资的区位分布。其中，市场规模的系数为0.00256，说明东道国的市场规模每扩大一个百分点会使我国在该地投资存量比重上升0.00256个百分点；类似地，东道国的技术水平每扩大一个百分点就可以使我国在该地投资存量比重上升0.00447个百分点。而劳动力要素禀赋、资本要素禀赋和贸易自由度对我国对外直接投资区位分布的影响不显著。以上的分析表明，我国对外直接投资从整体上体现出了市场寻求和技术寻求的特征。市场寻求型ODI的出现主要是因为一些国家或地区增加了贸易壁垒作为进口替代的一部分，为了绕过这些贸易壁垒，其他国家或地区便通过对其直接投资的形式进入这些市场，进而市场寻求型ODI也就发展起来了。我国作为制造大国，相当一部分产品在国内市场已经接近饱和，很多企业转向国外市场。然而在贸易规模不断扩大的同时，我国出口商品遭遇的技术贸易壁垒、反倾销诉讼等贸易壁垒的情况越来越多，仅靠出口带动增长的空间又很有限。较大的市场规模意味着较大的市场需求，因此，在对外直接投资区位选择时，我国企业会倾向于进入市场规模大的目标市场进行直接投资，规避东道国或地区贸易壁垒的同时，拓展和占领更大规模的海外销售市场。另外，我国的技术水平、技术转化和研发创新等方面的能力与发达国家还有一定的差距。事实上，我国拥有自主知识产权并且有较强市场竞争力的核心技术不多，这也是我国高新技术类对外直接投资企业数量少、比例低的原因。现阶段我国对外直接投资企业更多地是寻求技术而不是输出技术。同时，很多发达国家具有雄厚的科技实力和管理经验，但是一些国家对先进技术保护严格，限制高新技术的出口，我国对外直接投资企业通过跨国并购的形式可以绕过这些壁垒而拥有先进技术。因此，我国企业对外直接投资倾向于选择技术水平较高的国家或地区。贸促会《中国企业对外投资现状及意向调查报告》数据显示，高达81.7%的企业认为东道国比国内市场规模大。同时，参与调查的企业中有超过一半的企业均认同“在东道国获取创新所需要的技术比国内难度低”的观点。这也从微观角度佐证了估计结果。此外，东道国的劳动力要素、资本要素丰裕度以及贸易自由度并不是我国对外直接投资区位分布的决定因素。以东道国工资水平（劳动力要素价格）的倒数衡量的劳动力要素丰裕度对我国对外直接投资区位分布的影响不显著，即我国对外直接投资效率寻求特征不明显，这似乎和一般的理论预期不符。同时，一些研究和调查也表明东道国获取资金比国内难度低，贸易开放度的增加可以吸引外来投资，但是估计结果也没有支持这些结论。笔者认为，这和我国对外直接投资的特点是密切相关的。我国对外直接投资越来越多地表现出多元化，包括目标的多元化和区位的多元化等。效率寻求型的对外直接投资企业主要以垂直型为主，多是遵循“雁形模式”将产业链下端或者附加值较低的劳动密集型工作和环节以对外直接投资的方式转移到国外。因此，他们会较多地将具有廉价的原材料和生产要素的国家作为投资对象，具体到我国，会投资于蒙古、赞比亚、尼日利亚等国家，但毕竟我国对这些国家的投资占比不是很大，因此相应地效率寻求特征表现得就不明显。
三、结论和政策建议
（一）结论首先，本文的理论基础起源于新经济地理学。新经济地理理论以及同它具有相同基础的新贸易理论强调了不完全竞争和规模经济，新经济地理理论的兴起和发展弥补和丰富了传统国际直接投资区位理论。通过对新经济地理理论的归纳总结和梳理，发现自由资本模型（FCModel）可以用来解释国际直接投资的区位分布问题。因此，笔者对FC模型进行推导，加之自身的理解和对模型参数的进一步分析，得出了有关我国对外直接投资区位分布的五个假说。在理论模型和相关假说的基础上，笔者对我国对外直接投资区位分布的影响因素进行了实证检验。通过静态面板模型的估计，发现我国对外直接投资区位分布受到新经济地理因素、传统对外直接投资区位因素和影响对外直接投资区位分布的双边因素的共同影响。具体而言，东道国的市场规模、技术水平、自然资源禀赋、良好的商业环境、对东道国的出口、较近的地理距离对我国对外直接投资区位分布具有显著的正向影响。这也表明，总体上我国对外直接投资表现出明显的市场寻求、技术寻求、资源寻求和出口拉动的特征。
笔者采用的数据由收集2005～2011年中国31个省、自治区、直辖市的电信业发展水平和经济发展水平的数据组成。主要变量包括:国内生产总值(GDP)，通过GDP平减指数进行价格调整换算出以2005年不变价格为基础的实际GDP;劳动者人数采用各地区就业人数;资本存量的估算采用Goldsmith提出的永续盘存法，参照张军等对中国各省物质资本存量的估算方法获得;电信投资用投资价格指数进行调整，换算成以2005年为基期的投资量;电信普及率为每百人拥有的电话数;电信服务收入运用CPI进行平减消除价格因素影响;电信价格水平没有具体统计数据，难以直接衡量，笔者参照孙巍等关于电信价格指数的构建方法，用固定费用、语音通话各业务通话量分摊的收入度量电信业务的相对价格水平，再通过加权得到电信综合价格指数衡量电信服务的价格。
2实证分析
笔者采用的面板数据时间跨度较短，时间维度远小于横截面维度时，单位根过程的影响很小，而且又对数据进行了对数变换，因而基本上可不用考虑时间序列的单位根问题。另外，在使用面板数据模型时，模型设定需要进行两方面的检验。第1个检验是通过构建F统计量，检验模型形式选用混合模型还是变截距模型，第2个检验是通过Hausman设定性检验，以判定是固定效应模型还是随机效应模型。是模型设定检验结果。，F值括号中的1．46为显著性水平为5%的F分布临界值，可以看出，F统计量的值远大于临界值，说明模型应采用变截距模型，与大多数学者设定的模型一致。H值括号中的0．082是对应的P值，由检验结果可以得到，在10%的显著性水平下，引入截面固定效应是合适的。经过上述检验后，选择变截距的截面固定效应模型并利用广义矩估计式(4)～式(8)进行回归。由于不同省市间存在截面异方差，因而进行了截面加权(Cross-sectionWeights)，同时发现模型残差只存在个体间的异方差，为了消除个体间的异方差性，采用Cross-sectionweights稳健标准差得到系数t统计值。从式(5)看，电信普及率对经济增长有显著的正效应，其产出弹性为0．124，该估计值经济含义为电信普及率每上升10%，GDP将增加1．24%，由于控制了资本和劳动的影响，因而相当于全要素生产率增长了1．24%。时间趋势项对经济增长的影响为负，表明经济增长效应主要有电信基础设施建设、劳动力和固定资本决定。
从电信需求方程看，人均GDP的增长对电信需求的增长具有显著的促进作用，弹性系数为0．058，即人均GDP每增加10%，电信需求平均增长0．58%，并且罗雨泽等的研究比较可以看出，收入增加对电信需求的促进作用存在逐年加大趋势。电信服务的价格水平对电信的需求有着负向影响，且弹性系数超过1，表明价格的下降会大幅度提高对电信服务的需求，这也正是近几年电信价格战愈演愈烈的原因。从式(3)看，电信服务价格水平对电信投资供给有较大的正向促进作用，但这种影响正在弱化。地理面积对电信投资供给有着负向影响，这与Roller和Waverman的研究结论正好相反，原因在于中国仍为发展中国家，电信投资目前还是偏向于经济发达的东部地区，而西部地区虽然面积大，电信投资却较少。式(4)看，电信投资对电信普及率有显著的正向影响，即电信投资的转化率较高，电信投资每增加10%，电信普及率增加6．1%。此外，中国存在区域差距较大的问题，东、中、西三大地带在经济增长和电信投资、电信普及率方面差距都十分明显。中条形图代表各区域人均GDP，折线图代表各区域历年电信投资变化。可以看出，东部、中部、西部三大区域在人均国内生产总值上存在较大差距，东部地区的经济发展水平远高于中西部地区。在电信投资方面阶梯差距也很大，东部地区电信投资超过中西部地区之和。总体来说，电信投资分布差异与中国当前区域经济发展的空间分布差异基本一致。
电信普及率方面表明，3个区域都存在着固定电话普及率下降，移动电话普及率上升趋势，且区位差异较大，东部地区电信普及率仍旧远远高于中西部地区，中西部地区电信普及率差距不大，且有进一步缩小的差距。为消除区域差距带来的估计结果误差，明确区域电信投资与区域经济发展之间的关系，笔者在产出方程和供求平衡方程中引入地区虚拟变量，加入虚拟变量后式(5)和式(9)分别变为ln(GGDPi，t)=α'0，i+α'1ln(Ki，t)+α'2ln(Li，t)+α'3ln(PPENi，t)+α'4lnt+α'5D1+α'6D2+α'7D1*ln(PPENi，t)+α'8D2*ln(PPENi，t)+ξ1'i，tln(PPENi，t/PPENi，t－1)=φ'0，i+φ'1ln(TTTIi，t)+φ'2ln(GGAi，t)+φ'3D1+φ'4D2+φ'5D1*ln(TTTIi，t)+φ'6D2*ln(TTTIi，t)+ξ4'i，t(11)对引入虚拟变量后的模型再次进行回归得到结果如表3中的模型2所示。从回归结果看，引入虚拟变量后模型的可决系数变大，达到97%，各变量均通过了显著性检验。从式(1)看，西部地区电信普及率的产出弹性最大，达到0．165，即西部地区的电信普及率增加1%，区域产出增加0．165%，东部地区电信普及率的产出弹性最低，仅为0．085，远远低于中西部地区。中部地区电信普及率的产出弹性位于西部和东部之间，其值为0．142。东部地区电信投资对区域经济的促进作用较弱，这可能是由于一直偏向于东部发达地区的电信投资使该地区电信基础设施较为完善，扩展电信投资对经济发展的促进作用逐步接近极致。对于中西部地区，较高的产出弹性意味着通过电信投资在拉动区域经济增长方面有较大的潜力。长期以来，国家区域经济不平衡发展战略使中西部地区电信投资远低于东部地区，电信基础设施有待进一步完善。因而，增加电信投资可进一步带动中、西部经济发展。在电信平衡方程中，东部地区电信投资转化为电信普及率的效率最高，估计参数值为0．139，即电信投资每增加10%，电信普及率提高13．9%，西部地区的电信投资转化为普及率的效率很低，转化率仅为0．024，中部地区电信投资增加反而带来电信普及率的下降。原因有:
1)地区的经济发展水平决定电信业的发展与需求。电信投资转化为电信普及率需要一定的经济条件，东部地区经济，商贸活动活跃，信息沟通频繁，对基础通信等信息化设施有较高的需求。而西部情况正好相反，地广人稀，经济欠发达，对电信通信能力要求较低，显示地区人均GDP区位分布差异与电信投资分布区位差异相似。
2)人口规模影响电信投资转化率。东部地区人口流入比较频繁，而且文化素质较高，收入高，生活质量高，对电信有更大需求，增加了此地区的电信需求增加的投资能够促进普及率的提高。中部地区人口基数大，即使电信用户绝对数量增加较多，其普及率提升水平也会较慢。
3结语
笔者利用中国31个省市2005～2011年的面板数据，构建和估计了电信投资与经济增长之间关系的系统结构方程，克服了电信行业投资贡献估算面临的伪相关和双向因果关系问题，并就电信投资对中国整体及分区域的经济增长的贡献进行了研究，得出下面的主要结论，并对这些结论进行必要的探讨。中国电信投资与国民经济增长具有双向促进作用，电信普及率增加10%，国民经济增长1．24%，人均GDP增加10%，电信需求增加0．58%。电信投资存在较大的经济增长效应。目前，电信行业发展迅速，新业务不断产生，具有很大的发展潜能，应该增加对电信行业的投资。就分区域研究而言，中国电信投资及其贡献存在明显的区域非均衡。与人们直觉相反的是:经济发达的东部地区电信普及率的产出弹性低于西部地区，表明东部电信业与当地经济发展节奏失调。但东部电信投资转化率较高，说明东部电信基础设施的使用状况已经进入良性轨道。东部的电信已跨过扩急需增加投资、扩建基础设施的阶段，转向多元化消费、提高利用水平的阶段。对于东部，未来的电信投资应当适当偏向于生产性电信服务的提供，加大电信技术升级与业务创新。
本文作者：周小琳吴翔工作单位：东北电力大学经济管理学院
序列平稳性检验经济时间序列通常是不平稳的，根据不平稳的时间序列直接建立回归模型有可能出现伪回归现象，虽然模型的拟合优度很高，但方程并不能够反映经济变量之间的真实关系。所以在具体建模前首先要进行序列是否平稳的单位根检验。如果变量序列是平稳的，可以直接建模。如果序列不平稳，则需对序列进行差分，直到序列平稳为止。本文采用eviews6.0软件来实现对变量序列LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的单位根检验。检验结果如表1。由表1可知，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的ADF检验值在各个显著性水平下均接受了原假设，这三个时间序列都是非平稳的；一阶差分后，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV在各显著性水平上均拒绝了原假设，说明LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的一阶差分序列为平稳序列，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV均是一阶单整过程，可进一步进行协整分析。协整检验尽管变量序列LnRGDP、LnRCONS和LnRINV都是非平稳的，但通过时间趋势图可以看出三个序列有共同的增长趋势，且三个序列的一阶差分序列都是平稳的，初步判断它们之间可能存在协整关系。协整检验方法主要包括E-G两步法和Johansen检验法，由于E-G两步法只适用于对两个变量序列进行协整分析，本文采用了基于多元模型的Johansen检验法，具体检验结果如表2。迹检验在5%的显著性水平下拒绝了没有协整关系的原假设，并在5%的显著性水平下接受最多有一个协整关系的原假设，证明吉林省经济增长与投资和居民消费水平之间有一个协整关系，它们之间的长期均衡关系如下：(1)协整方程(1)的残差序列在1%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，说明残差序列是平稳的；方程的DW值为1.76，接近于2，说明方程序列相关性不显著；拟合优度为0.99，说明投资和消费对经济增长的解释能力很强，方程拟合效果良好。从长期来看，每提高1单位居民消费水平，能使我省GDP增加0.89个单位；每增加一单位投资，能使我省GDP增加0.25个单位。可见，消费对经济增长的促进作用远大于投资对经济增长的促进作用。格兰杰因果关系分析吉林省经济增长与投资和居民消费水平之间具有协整关系，但它们之间是否具有因果关系，如果有因果关系，究竟是投资和居民消费需求的增加带来了经济增长，还是经济增长带来了投资和居民消费需求的增加，需要进一步进行验证。本文采用格兰杰因果检验方法进行分析，具体检验结果如表3。由表3可知，最优滞后期为1年，LnRGDP和LnRCONS之间互相没有格兰杰因果关系，LnRGDP和LnRCONS均是LnRINV的格兰杰原因，而LnRINV不是LnRGDP和LnRCONS的格兰杰原因。这说明居民消费水平的提高对经济增长的影响不显著，经济增长也没有显著的促进消费水平的提升。经济增长、居民消费水平提高都能显著的促使投资规模的扩大，而投资规模的扩大并没有显著的带来经济增长和促进消费水平的提高。
从以上分析可以看出，吉林省经济增长和投资、居民消费水平之间存在长期稳定的关系，并且从长期来看消费对经济增长的促进作用远大于投资对经济增长的促进作用。然而，近年来吉林省盲目地扩大投资规模，仅2010年一年，固定资产投资总额高达9621.77亿元，而当年的GDP总额仅为8577.06亿元，投资规模高出GDP12个百分点。投资的高速增长带动了原材料价格的大幅上扬，但由于需求率远低于投资率，下游消费品价格增长速度小于原材料价格的增长速度。这一方面导致下游产业和部门生产经营利润大幅下滑，另一方面导致上游产业产品无法转移价格而经营不顺，造成整个产业链系统的恶性循环。可见，近年来吉林省有限的GDP大部分都用来进行修桥、铺路、房地产开发等投资，过度的投资不但没有促进经济的增长和消费水平的提高，高投资还导致通货膨胀和居民实际可支配收入水平的降低，抑制了居民消费水平的提高和居民消费对经济增长的带动作用。只有采取积极的政策措施促使投资和消费回归合理的比例，才能促进吉林省经济持续、健康发展。
消费率的下降使得吉林省居民消费水平对经济增长的贡献偏离了长期均衡的状态，可采取如下政策措施改善投资和消费的比率，使得经济重新恢复到长期均衡状态。提高居民可支配收入水平可支配收入水平偏低是制约吉林省消费水平提高的首要和主要因素，扩大消费就必须提高居民可支配收入。要建立健全稳定的工资增长机制，工资增长速度要赶超GDP和财政收入增长速度，并抑制通货膨胀，以确保工资增幅超过物价增幅。同时，扩大财政转移支付的力度，提高企业退休人员基本养老金和城镇低保、城镇居民基本医疗保险的补助水平，普及保障性安居工程建设，缩减住房、医疗和教育支出占居民总收入的比重。完善市场机制，缩小收入差距水平由于吉林省劳动力报酬远远低于资本的报酬，劳动和资本的收入差距迅速扩大，而低收入者的边际消费倾向远大于高收入者的边际消费倾向，收入差距的扩大严重抑制了居民消费水平的提高。为从根本上缩小收入差距水平，应全面深化经济体制改革，剔除过多的非市场性因素，减少这些因素给中小企业带来的各种成本，使得中小企业在提高自身盈利的情况下有足够的利润来为劳动者提高收入水平，进而缩小贫富差距，提高居民边际消费倾向。发展信贷消费目前，大部分居民的消费观念已经从传统的无债消费、滞后消费转变为适度的负债消费和适当的超前消费，适时完善信贷市场，优化信贷结构，加大信贷对住房消费、汽车消费、家电消费等领域的金融扶持力度，有助于推动消费增长，提升消费结构。降低投资规模，优化投资结构适度的投资是推动经济增长最为直接、有效的力量，然而把当年全部的GDP都用来重新投资，必将遭遇巨大的产能过剩，并在固定资产投资增长无法继续扩大的情况下加剧未来的经济放缓。缩减投资规模，优化投资结构已经刻不容缓。政府应该淘汰落后和过剩的产能，提高对高新技术产品的投资；降低对基础设施领域的投资，提高对教育，医疗、体育文化等领域的投资；降低对国有大、中型企业的投资，提高对中小企业和服务行业等领域的投资。
关键词：煤炭 经济 发展前景
论文正文：
煤炭经济投资发展前景
1.概述
煤炭作为不可再生资源，为国家经济腾飞做出了巨大贡献。在市场经济竞争激烈的情况下，抓住经济发展机遇就等于占领了市场地位，2011年是我国十二五规划的开局之年，煤炭企业抓住当前发展机遇，实现经济快速发展。煤炭企业合理的规划布局：一方面控制了当前煤炭企业的数量，另一方面又保护了国有大中型煤炭企业的可持续发展。煤炭是确保中国未来20年经济可持续增长的战略资源，其经济价值将在未来稳步提高。兖矿集团顺应当前经济形势，对国际国内形势进行了科学的分析和判断，总体方向把握正确，战略定位明确，发展目标明确，在产业、产品结构调整、企业发展模式转变、战略性新兴产业培育和风险预控等方面都作了周密谋划，总体规划项目前期调研和论证充分，具有科学性、前瞻性和可操作性。
该规划立足于国内外两个市场和资源，具有行业领先水平，在规划实施过程中，根据国家政策和国际国内市场环境的变化，适时作好规划的调整和优化。兖矿着力做强做大煤炭、煤化工、煤电铝及机电成套装备制造三大主业，加快建设并形成省内鲁南、邹城、兖州三个园区，兖矿本着资源有偿使用，合作共赢的原则，加大对外开发力度，积极与国内资源大省新疆、陕西、贵州、山西、内蒙古等省联合，共谋发展，取得良好效果。
2.煤炭企业产业转型的发展规划
煤炭资源是不可再生性资源之一，国家一方面通过宏观调控来限制当前煤炭的产量，另一方面也通过一些政策倾斜，鼓励煤炭企业拓展产业结构调整，创造多元化发展，开发新的经济增长点，为煤炭企业能够规避由于产业结构单一带来的市场风险。当前很多煤炭企业所做的非煤产业，多数属于安置型的经营范畴。在煤炭企业竞相崛起的今天，发展才是硬道理这句话深深烙印在各个煤炭企业的管理者身上，也践行在他们的实际发展中。
兖矿一直把非煤产业作为煤业企业发展战略支柱共同发展，培养大集团，建设大基地，加快煤炭内部产业结构调整，节能减排，精简机构，合理配置资源优势，开展煤炭资源整合，淘汰落后产能，提高煤炭资源综合利用率，在引进、消化、吸收的基础上再创新，加快煤矿大型装备制造技术和煤矿现代化建设，提高国产化技术水平，推动安全高效矿井和大型现代化煤矿建设。经过几年的投资，兖矿已经形成煤化工、煤电铝及机电成套设备制造业，与煤业共同发展的格局，兖矿通过大力发展第三产业，推进以煤为基础的循环经济结构模式产业发展，有效地解决煤炭企业资源即将枯竭恶性局面;提高煤矸石、矿井水、瓦斯和与煤共伴生资源的综合利用水平。
煤炭企业的产业转型具有一定的代表性，为其他国有大中型企业进行结构调整提供了宝贵经验，煤炭企业产业结构调整解决了更多就业问题，同时提高了产业结构科技含量，提升煤炭工业发展的科学化技术水平，随着煤炭企业产业有效产业结构调整，有利于保护环境和提高了资源利用，促进了煤炭企业经济快速发展。
3.兖矿抓住煤炭当前发展机遇，加快资源整合的发展规划
兖矿集团在推进产业结构调整的过程中，加快对国内和国际两种资源的整合，兖矿集团根据我国煤炭分布情况，很早就实施了资源储备超前策略，兖州煤业利用公司的上市平台，累计5次融资发行股票，实施了10次战略性收购。外部资源开发成效显著，把握国家鼓励煤炭资源重组的发展机遇，积极实施走出去战略，先后在贵州、陕西、新疆、内蒙古鄂尔多斯和澳大利亚取得15个井田、2个矿区探矿权，贵州、鄂尔多斯、新疆等能化公司被确定为资源整合主体。
贵州能化公司加强多元化经营、国际化合作，成功引进战略投资，发展前景广阔，新疆能化公司抓住国家支持新疆发展机遇，靠实绩赢得地方支持，一基地四矿区三园区加快建设。榆林能化公司甲醇项目获2010年国家优质工程银奖。兖煤澳洲公司突出走出去有效发展，在境外树立兖矿品牌形象，为向国际化发展搭建了良好平台。兖矿煤炭主业实现产销稳步增长，经济效益明显提高，产销运行良好，尽管和当前宏观经济形势企稳密不可分，同时也体现了兖矿集团加快煤业建设突出的重要成果。煤炭企业要实现可持续发展，必须有作为可持续发展的资源储备，为企业的未来可持续发展提供可靠的资源保障。
当然除了这些主要数量指标以外，当前的全球化趋势与19世纪在金本位制下所达到的经济一体化（全球化）也有质的区别。表现在很多方面，比如卷入这场全球化过程的国家、地区更多，更广泛，是真正意义上的全球化。它所涉及的领域更多，更深入，层次更高。尤其重要的是，企业的全球化过程，跨国公司的发展所达到的程度是空前的。我习惯于用公司一体化的概念来概括这一过程（corporateintegration）。根据相互联系的紧密程度可以把公司一体化分成若干层次，我们这里不去仔细分析它们的区别。但概括地讲，全球范围内公司一体化网络的建立，使得从R&D到生产再到销售的整个价值增值链的各个环节，被按照最有利的区域布局安排在世界各地，使全球范围的国际分工越来越多地转化为企业内部的分工，再加上相关企业的战略联盟，又大大扩大了企业（公司）一体化的外延。企业的国际化、一体化的这种趋势，已经使世界市场的格局发生了重大变化。真正象微观经济学中所描绘的那种纯净的市场机制所涵盖的交易的范围越来越小。世界市场已经由跨国公司这一只只“看得见的手”给组织起来了，变成了一个有机联系的整体。于是一种真正意义上的全球化的产品出现了。这种产品，由于它的价值增值链占据了世界各地最有利的区位，所以在它身上体现的是一种全球的集合优势，而不单纯是某一个国家或地区的区位优势。
这个事实所产生的影响包括以下三个方面：
第一、对理论的影响。这种情况对传统的国际分工理论，特别是以要素禀赋论为核心的经典贸易理论提出了挑战。这样一种全球化商品在国际间的流动，很难用反映一国区位优势的要素禀赋论来解释。如果做实证分析的话，你会发现这种理论对当今国际贸易的发生机制和商品流向的解释力一定要大打折扣。最终商品的出口国或许只具有加工组装方面的优势。
第二、对企业的经营实践的影响。全球化商品的出现，使那些没有进行跨国经营的企业被推到绝对被动的境地。只局限在一个地区或一个国家进行发展，它的产品充其量只能具备这个国家的区位优势（具有国家特征的优势）所赋予的竞争力。如何与集全球优势于一身的那种全球化商品相竞争，是可想而知的。过去人们所关心的是企业具备了哪些优势才能开展跨国经营，现在更重要的问题是跨国经营本身就是企业优势的一个重要来源。那么这些企业如何生存？出路何在？一个办法是求助于政府，在对外封闭、与世隔绝的状态下寻求发展，这条路显然不合潮流。
另一条出路恐怕只有在开放条件下去寻找。既然国际生产已经形成越来越密集的全球一体化的网络，那么如何在这样的网络中的某些环节找到自己的位置，变成国际生产一体化网络中的一部分，找到这样的位置再谋求发展，才是企业的生存之道。举例来说，我们说中国的汽车行业在短期内难以在整车的出口上有所作为，但是可以选择发展零部件生产。但是这显然有个前提，就是要先将自己纳入世界汽车行业国际一体化的网络中去，否则你自己生产出来的零部件是为谁配套的呢？你知道人家的规格和性能上的要求吗？因此，从这个意义上看，发展合资合作乃至于与跨国企业的战略联盟，不只是你愿意不愿意的问题，而更是生存竞争的需要。为了得到政府给合资企业的优惠政策而去寻求合资合作，与上述这个主流不合拍。
第三、关于民族经济和民族国家政府的作用问题。在经济全球化的背景下，对民族经济的概念也要进行必要的重新思考。首先，我们上面提到的真正实现了全球化的跨国公司，它们的国籍的观念已经淡化，尽管我们还不能说它已经完全消失。正象湖北大学柳剑平教授在他的论文中指出的那样：跨国公司已成为国际社会中经济联系和交往活动的“完全行为能力”主体，其个体利益与国家的整体利益并非完全一致，它实现“个体利益”的市场规则并不完全服从于国家实现“整体利益”的博弈规则。西方早有一种说法，判断一个企业的归属问题不仅要看它的shareholder(stockholder)，而且要看它的stakeholder。也就是说，企业的所有者是重要的，但从更广的意义上，所有与企业有直接利益关系的人们的归属问题也是重要的。美国的跨国公司来中国经营，你不把它看成是中国的，是可以的；但它在什么意义上、在多大程度上还是美国的？这也是个问题。当然跨国公司与其母国的关系问题是个很复杂的问题，我们在这里不做详细分析。
另外一方面，我们来看看政府。
在全球化的背景下，国与国的政府之间的竞争关系也将成为全球化的。这种竞争关系的核心内容是，每个政府在它所管辖的领土范围内通过提供一整套制度来创造一种有利于工商业发展的环境。这种服务的提供是通过“准市场化”的机制来实现的。来自世界各地的企业（包括本民族的和外族的），在“国民待遇”的原则下，以税收作为代价来购买这种制度，以获得在这个领土范围内发展的机会。创造一种有利于工商业发展的机会，不是给予某些企业一定的优惠政策所能比拟的。这是全球化背景下政府间竞争的一个特点。
政府在这个过程中有两个直接的目标：一是税收收入最大化；二是国民福利最大化。至于财富的创造过程具体是由什么人在组织的，并不是最重要的考虑。只要财富为这个领土范围内的公民所享有，就是可取的。
当然根据这两个目标，政府也可以有意扶持某些产业。但是需要注意，政府鼓励的是某个产业的发展，那么为此而制定的优惠政策应该惠及所有有意投资于这个产业的投资者，而不仅仅是外商或者内资。既然要扶持的是一个产业，而不是哪一类的投资者，那么所有投资于这个行业的投资者，无论是外商还是内资，也不论是国内的国有经济成分还是非国有经济成分，都应该享受同样的待遇。这样做有两点好处：一是可以创造真正公平合理的竞争环境；二是可以调动多方面的积极性加快重点产业的发展。这里有一个基本点需要重申，政府要扶持的某个新兴产业，而不是哪一类人，哪一类投资者。
证券投资基金业竞争力主要有投资管理能力、产业组织效率、产业创新能力及产业政策。整个指标设置中尽可能采用量化指标并力求反映行业竞争力发展趋势，注重结果性指标与过程中指标结合。投资管理能力是反映结果的指标，相对于其他财富管理行业，市场分额是最有价值的衡量指标，直接反映了竞争力的结果，从美国的数据看，证券投资投资基金所占的市场份额最高，在指标中采用了主流的三个指标即股票基金、债券基金与货币基金的市场份额；产业组织效率主要采用衡量产业结构、行为与绩效，产业利润率反映行业绩效，集中度主要反映产业结构；考虑基金业创新发展的实际与展望，未来创新集中反映在包含各类互联网理财的产品创新与销售渠道的创新，综合考虑数据可得性，在产品创新方面主要采用几个大基金公司产品研发人员占比衡量，而渠道创新则采用网上销售基金占比衡量；反映证券基金产业政策未来方向上，参考美国经验主要是401政策推动机构投资者壮大，因此量化角度采用机构投资者投资额/A股总市值占比，其次是基金行业的国际化程度采用海外投资额/A股总市值（QFII）占比。不同指标的量化值上限取值主要参考美国证券投资基金业成熟阶段的数据。竞争力本身具有模糊性质，因此评价准则带有一定的主观性，很难完全量化。因此评价准则一般不可能通过解析表达式的形式给出，只能通过模糊语言直接对系统的等级进行评判。评价等级的划分可依据经验和实际情况合理规定。由于竞争力变量的变动范围为[0,1]，如果将竞争力等级划分为n级，则每个区间的长度为1/n,竞争力等级区间为。
2基于层次分析法AHP证券投资基金业竞争力各权重的确定
层次分析法（AHP）是系统工程中对非定量事件一种评价分析方法。它首先将复杂问题层次化。根据问题和要达到的目标，将问题分解为不同的组成因素，并按照因素间的相互关联以及隶属关系将因素按不同层次聚集组合，形成一个多层次的分析结构模型。根据系统的特点和基本原则，对各层的因素进行对比分析，引入1~9比率标度方法构造出判断矩阵，用求解判断矩阵最大特征根及其特征向量的方法得到各因索的相对权重。基于AHP的中国证券投资基金业可按以以下步骤进行（:1）构建风险评价指标体系；（2）两两比较结构要索，构造出所有的权重判断矩阵；（3）解权重判断矩阵，得出特征根和特征向量，并检验每一个矩阵的一致性。若不满足一致性条件，则要修改判断矩阵，直到满足为止。计算出最底层指标的组合权重。
2.1确定综合评估体系按照AHP计算方法的要求建立竞争力评价指标体系，即层次结构模型。通常该模型由目标层(最高层)、准则层(中间层)和指标层三个层次组成。本文将证券投资基金业竞争力分为准则层和指标层两个层次的综合评价指标体系，如图所示。
2.2以A层为例确定其指标体系的权重（1）A层次权重确定对应图评价体系，逐一构造判断矩阵，求出权重系数。下面以A层为例确定其A层因素对最高层O层的权重，其它各层应用同样的原理即可求出相应下层对上一层的权重。
2.3组合权重的计算在计算了各级指标对上一级指标的权重以后，即可从最上一级开始，自上而下的求出各级指标关于评价目标的组合权重。最终经过总体一致性检验的证券投资基金业竞争力各指标权重如表5所示。
3证券投资基金业竞争力评价
将2013年数据归一化处理后,根据归一化的上下限及权重综合计算中国基金业竞争力量化处理后的结果为0.63，这表明中国证券投资基金业竞争力的总体水平较好，但较好层次中较差的水平，差距主要来自于产业创新与市场开放度不足上。
4结论
