直接投资和间接投资的联系范文第1篇

【关键词】安全投资方向决策

StudyontheDecisionofSafetyInvestmentDirection

MeiQiang

JiangsuUniversityofScience&Technology

AbstractTherelated-modelofsafetyinvestmentandbenefitsystemisbuiltwiththeaidofthegrey-systemtheory，whichcouldjudgewhatishighlysensitivetoaffectthebenefitofsafetyinvestmentsoastoproposearelativelycompletecriterionforthedecisionofsafetyinvestmentdirection.Theexemplifiedresultshowsthatthemethodisascientificandfeasible.

Keywords：SafetyinvestmentDirectionDecision

近年来，虽然我国的企业劳动安全卫生工作取得了不少的成绩，但是，安全生产形势仍十分严峻。事故频发，职业危害严重，不仅造成重大经济损失，而且影响社会安定。企业安全投入不足，固然是造成这种状况的主要原因，但是也有相当数量的企业，每年均有一定的安全投资，只是投资方向随意性大，表现出较低的安全投资决策水平。因此，重视并合理地进行安全投资，是提高企业安全生产水平和经济效益的重要手段，笔者拟就提高企业安全投资方向的决策水平作一探讨。

1安全投资构成及安全投资效益

1.1安全投资构成

安全投资，是指为了提高企业的系统安全性、预防各种事故的发生、防止因工伤亡、消除事故隐患、治理尘毒作业区的全部费用，即为保护职工在生产过程中的安全和健康所支出的全部费用。表1列出了安全投资的分类。

表1安全投资分类

1.安全技术措施费主要包括生产设备和设施的安全防护装置，生产区域安全通道与标志所需费用

2.工业卫生措施费主要包括生产环境有害因素治理以及为改善劳动条件的设施所需的费用

3.安全教育费用主要包括购置或编印安全技术、劳动保护书刊、宣传品、电化教育所需设备；设立安全教育室，举办安全展览会、安全教育训练等所需费用

4.劳动保护用品费为保护职工在生产过程中不受各种伤害所必备的个体防护用品费

5.日常安全管理费企业安全管理部门日常办公费及其人工费用

1.2事故经济损失构成

事故既造成财产损失，也导致人员伤亡。职业病使劳动者暂时或永久性地丧失劳动能力。事故（含职业病，下同）不仅产生直接经济损失，还有更多的间接经济损失。发生事故的经济损失之统计范围见表2。

表2事故直接经济损失和间接经济损失的统计范围

直接经济损失1．人身伤亡所支出费用（1）医疗费用（含护理费用）

（2）丧葬及抚恤费用

（3）补助及急救费用

（4）歇工工资

2．善后处理费用（1）处理事故的事务性费用

（2）现场抢救费用

（3）清理现场费用

（4）事故罚款及赔偿费用

3．财产损失价值（1）固定资产损失价值

（2）流动资产损失价值

间接经济损失1．停产、减产损失价值

2．工作损失价值

3．资源损失价值

4．处理环境污染的费用

5．其他损失费用

间接经济损失统计难度相对较大，于是人们就尝试如何根据事故直接经济损失来估算间接经济损失，进而估计事故的总经济损失。

美国安全工程师海因里希（H.W.Heinrich）通过对5000余起伤亡事故的经济损失的统计和分析，得出直接经济损失与间接经济损失的比例为1∶4的结论，即伤亡事故的总经济损失为直接经济损失的5倍。这一结论至今仍被国际劳工组织所采用，作为估算各国伤亡事故经济损失的依据。

由于国内外对伤亡事故直接经济损失和间接经济损失划分标准不同，直接经济损失与间接经济损失比例也不同。我国规定的直接经济损失项目中，包含了一些在国外属于间接经济损失的项目。一般认为，我国的伤亡事故直接经济损失所占的比例应该较国外的大。另外，就行业而论，不同行业之间的差别也很大。

表3事故损失直间比

仪表机械化工综合值

1∶5.881∶3.541∶2.141∶2.314

为了了解我国企业的事故直接经济损失与间接经济损失之间的比例，笔者所在的课题组，近几年来，曾系统地调研过兵器工业系统中仪表、机械、化工等行业。以兵器工业企业(1950～1986)年100多家主要企业伤亡事故统计材料和机械部(1949～1983)年1000多家骨干企业工伤事故分析资料为基础，在重庆、包头、西安、太原、沈阳、长春、南京、无锡、扬州等城市以及安徽、浙江等省，有针对性地调查了兵器工业企业中机械、仪表、化工3个行业26家工厂的工伤事故状况和职业病危害等方面的统计材料，得到机械、仪表、化工3个行业的事故经济损失的直、间比，如表3所示。

因此，在无法准确统计事故间接经济损失时，仪表、机械、化工行业可根据表3的数据与直接经济损失相乘得到，其他行业可根据直间比综合值进行估算。

1.3安全投资效益

安全投资效益的表现形式，主要是“隐性”的。通过安全投资，消除了事故隐患，也就减少了事故经济损失，这就显示了安全投资效益。但是，安全投资效益表现形式不同于生产经营投资带来利润增加的效益表现形式。前者不是显而易见的，是隐性的效益表现形式。

2安全投资——效益系统关联分析

从表1可见，安全投资视内容不同，主要可分为5个投向：安全技术措施投资、工业卫生措施投资、安全教育投资、劳动保护用品投资、日常安全管理投资。这5个方面的安全投资因素，分别地和协同地从不同的角度影响着安全投资的效益，形成一个安全投资——效益系统。在这系统中，各安全投资因素与安全投资效益关系非常复杂，等额安全投资由于在各个因素之间分配比例不同，其投资效益差异较大。人们希望通过定量方法，准确地认识安全投资因素中，哪些是影响投资效益的主要方面，即寻找影响安全投资效益的安全投资敏感因素，以便为制定正确的安全投资方向决策提供依据。为此，笔者引入灰色系统关联分析方法。

2.1灰色系统关联分析

对于两个系统或系统中的两个因素之间随着时间而变化的关联性大小的量度，称为关联度。它定量地描述了系统发展过程中，因素之间相对变化的情况，即变化的大小、方向与速度的相对性。在系统发展过程中，如果两个因素变化的态势基本一致，即同步变化程度较高，则可以认为两者关联度较大；反之，两者关联度就小。其作用在于明确并理顺因素间主次、优劣关系。因此，灰色关联度分析是对于一个系统发展变化态势的定量比较与描述。只有弄清楚系统或因素间的这种关联关系，才能对系统有比较透彻的认识，分清哪些是主导因素，哪些是次要因素，为进行系统分析、预测、决策、研究打好基础。

5个安全投资因素与安全投资效益之间的相互关系是非常复杂的，尤其是事故发生的随机性，更容易混淆人们的直觉，因而难以分清哪些因素与安全投资效益关系相对密切，哪些关系相对不密切。借助灰色系统关联分析理论，能够有效地解决这一问题。

2.2安全投资——效益系统关联模型的建立

设安全投资——效益系统中有6组时间序列，安全投资效益序列记为x0(t)，每个投向的安全投资额序列记为xi(t)，i=1，2，……5，则在时刻t=k时，x0(t)序列与xi(t)序列的绝对差Δoi(k)为：

Δoi(k)=｜x0(k)-xi(k)｜（1）

则在时刻t=k时，x0(t)序列与xi(t)序列的关联系数记为Loi(k)，其关系式为：

（2）

式中，Δmax、Δmin分别为所有比较序列在各个时刻的绝对差的最大值与最小值；ρ为分辨系数。分辨系数用来削弱Δmax数值过大而失真的影响，提高关联系数之间的差异显著性，ρ∈（0，1），一般情况下以(0.1～0.5)为宜。

关联系数反映了某个投向的安全投资额与安全投资效益这两个比较序列在某一时刻的紧密（靠近）程度，如在产生Δmin时刻，Loi=1，关联系数最大，而在产生Δmax时刻，关联系数为最小，因此，关联系数变化范围为0＜Loi≤1。

系统中各序列数值大小的数量级可能相差悬殊，因此，对原始数据往往需要变换为有利于比较的数据序列。原始数据的变换方法可用初值化变换，即分别用原始序列的第一个原始数据去除后面的各个数据，得到其倍数数列，即初值化序列。新序列中各数无量纲，且在曲线图上各比较序列有同一起点。因为各个原始序列中的数据变换后，比较序列为同一起点，故式（2）中的Δmin为0。则公式（2）成为：

(3)

安全投资效益的表现形式，是事故经济损失的减少。在现实统计中，往往只能得到一组事故经济损失额的序列，为此，可用序列中最大值减去其它数值，从而得到一新的序列。该序列可视为事故经济损失减少额，即安全投资效益，故该序列就被确认为x0（t）值。若两比较序列在各个时刻都重合在一起，即关联系数为1，则关联度也必为1；对于两个时间序列来说，在任何时刻都不会垂直相交，关联系数均大于0，故关联度也必大于0。因此，两比较序列的关联度，便可用这两个序列各个时刻的关联系数之平均值来定量表示。其表达式为：

（4）

式中，roi为xi(t)序列与x0(t)序列的关联度；N为两比较序列的长度（即数据个数）。

关联度数值本身的实际意义不大，而关键是比较各个xi(t)序列对于同一序列x0(t)而言，关联度孰大孰小。因此，将5个xi(t)序列对x0(t)序列的关联度按大小顺序排列起来，便组成关联序，它直接反映了各个投向的安全投资额对于安全投资效益的“主次”关系。这些关系可分别表示为：

1）若roi>ro(i+1)，则称序列xi（t）对于序列x0(t)的密切程度优于序列xi+1(t)，可记为（xi｜x0）>（xi+1｜x0）;

2）若roi<ro(i+1)，则称序列xi(t)对于序列x0(t)的密切程度劣于序列xi+1(t)，可记为（xi｜x0）<（xi+1｜x0）;

3）若roi=ro(i+1)，则称序列xi(t)对于序列x0(t)的密切程度等价于序列xi+1(t)，可记为（xi｜x0）=（xi+1｜x0）。

3实证分析

现收集某化工企业（1990～1998)年的安全分项投资及事故直接经济损失状况的资料，如表4所示。该企业没有专门统计“日常安全管理费”。现进行安全投资方向与安全投资效益灰色关联分析。

表4某化工企业安全分项投资及事故直接损失状况表单位：万元

年份安全技术投资工业卫生投资安全教育投资劳保用品投资事故直接损失

199088.013.34.031.27.0

199142.116.23.437.510.2

19928.811.41.420.114.8

199330.020.12.244.613.4

199419.211.51.932.616.9

199562.318.41.425.215.2

199680.423.61.337.116.1

199775.613.90.854.223.8

199875.825.10.736.123.5

根据表3，可以得知化工企业事故的间接经济损失是直接经济损失的2.14倍，则总的经济损失是直接经济损失的3.14倍。于是，该化工企业从（1990～1998）年的事故总损失额分别估算为：21.98、32.03、46.47、42.08、53.07、47.73、50.55、74.73、73.79。这一组数据中最大值为74.73，用74.73依次去减各年事故总损失额，可得安全投资效益序列x0(t)。

x0(t)=(52.75，42.70，28.26，32.65，21.66，27.00，28.18，0，0.94)

表4中的安全技术措施投资、工业卫生措施投资、安全教育投资、劳保用品投资，各年的数值分别组成了序列：x1(t)、x2(t)、x3(t)、x4(t)。

分别对x0(t)、x1(t)、x2(t)、x3(t)、x4(t)作初值化变换。可得：

x0(t)=(1，0.8095，0.5357，0.6190，0.4106，0.5118，0.5342，0，0.0178)

x1(t)=(1，0.4784，0.10，0.3409，0.2182，0.7080，0.9136，0.8591，0.8614)

x2(t)=(1，1.2180，0.8571，1.5113，0.8647，1.3835，1.7744，1.0451，1.8872)

x3(t)=(1，0.850，0.350，0.550，0.475，0.350，.0.325，0.20，0.175)

x4(t)=(1，1.2019，0.6442，1.4295，1.0449，0.8077，1.1891，1.7372，1.1571)

据公式（1），分别计算当t=1，2，……9时，x0(t)与xi(t)(i=1，……4)的各个绝对差Δoi(t)，全部结果如表5所示。

表5绝对差汇总表

t123456789

Δ01(t)00.33110.43570.27810.19240.19620.3794&nbsp;0.85910.8436

Δ02(t)00.40850.32140.89230.45410.87171.24021.04511.8694

Δ03(t)00.04050.18570.06900.06440.16180.20920.200.1572

Δ04(t)00.39240.10850.81050.63430.29590.65491.73721.1393

从表5可知，Δmax=1.8694。因为Δmax较大，可取ρ=0.1。

将上述数据代入公式（3），可以进一步计算出各个投向的安全投资额序列xi（t）与安全投资效益x0（t）之间，分别在t=1，t=2，……t=9时的关联系数，计算结果见表6所示。

表6关联系数汇总表

t123456789

L01(t)10.36090.30020.40200.49280.48790.33010.17870.1814

L02(t)10.31400.36770.17320.29160.17660.13100.15170.0909

L03(t)10.82190.50170.73040.74380.53600.47190.48310.5432

L04(t)10.32270.63280.18740.22760.38720.22210.09720.1410

根据表6，应用公式（4），就可以得到每个投向的安全投资额序列与安全投资效益序列的关联度，其计算结果为：

r01=0.4149，r02=0.2996，r03=0.6480，r04=0.3576

据此，可以排出以下关联序：r03>r01>r04>r02。

由此可见，该化工企业的安全分项投资中，安全宣传教育投资额的大小与事故经济损失减少额关联度最大，然后依次是安全技术措施投资、劳保用品投资、工业卫生措施投资。所以，该化工企业的安全宣传教育投资因素对安全效益的影响最大，应特别加大安全宣传教育投资的力度，全面提高员工的安全意识。需强调的是，以上顺序是该企业安全投资投向重要性顺序的依据，而不是各投向投资额所占比重的依据。

4结束语

安全投资方向决策是安全生产决策的重要内容，应用灰色系统理论，建立关联模型，可以有效地判断影响企业安全投资效益的关键因素。这就为找到正确的安全投资方向，提供了一种科学的、实用的指导方法。

作者介绍：副教授

作者单位：江苏理工大学

作者地址：江苏省镇江市；江苏理工大学工商管理学院；邮编：21201

参考文献

1梅强.安全投资技术经济分析的研究.中国安全科学学报，1997，7（4）.

直接投资和间接投资的联系范文第2篇

关键词：技术溢出；外商直接投资；产业

中图分类号：F276.7文献标识码：A文章编号：1672-3198（2007）10-0003-04

1文献综述

已有的文献针对垂直联系、FDI和产业发展主要提供了两种分析。一方面,Markusen和Venables(1999)、Rodriguez-Clare(1995)以及Saggi(2002)等的模型通过垂直联系密度来分析FDI与产业进步的关系,即认为前向和后向的联系是产业动态发展的引擎。发展中国家当地企业具有很大的动力向外资企业提供中间产品,因为它们具有较低的破产概率和更好的支付信誉,而且外资企业为了保证中间产品的质量愿意而且能够向当地供应商转移技术和诀窍,从而可以进一步提高自身生产力和获得市场机会。

另一方面,Pack等(2001)和Matouschek(2000)的模型更清晰地分析了垂直技术转移。它们认为外资企业为了保证中间产品的质量愿意向当地供应商转移技术和诀窍。案例分析和对当地供应商的访问表明,外资企业对产品设计和质量以及及时的送货有很高的要求,他们经常制定质量控制并通过培训和人员交流、技术人员参观供应企业、提品的技术蓝图和信息来帮助供应商更新生产流程。外资进入同时存在均衡的前向联系,即外资企业能够提供更好的中间投入并使产品的使用者提高生产力。Markusen和Venables对此建立的分析假说,然而他们也指出,外资生产的中间产品价格可能更高,也可能与当地企业使用习惯不符,因此它们可能主要供应下游部门的外资企业,这时前向联系可能不会明显甚至是负的效应。有关的案例分析发现了正向垂直溢出,如Kenney(1993)、Macduffie(1997)等发现美国的供应商获得了日本汽车生产商大量的技术转移;Lall(1980)发现印度的卡车行业获得了后向外资技术转移。

Blalock(2001)研究得到计算前后向联系的方法,他发现印尼具有正向的垂直溢出;Smarzynska(2002)发现立陶宛正向的垂直溢出;SchoorsandTool(2001)发现匈牙利正向的垂直溢出;Blalock和Gertler(2003)对印尼也发现外资对当地供应企业具有明显的技术溢出。Kugler(2000)发现哥伦比亚FDI在行业间的溢出,但是他没有区分前向与后向联系效应。SmarzynskaandSpatareanu(2002)发现各转轨国家存在产业间的FDI技术溢出。Konnings(2002)采用differenceGMM方法分析了保加利亚、波兰和罗马尼亚的企业层数据;BlundellandBond(1998,1999)则采用了更高效的系统GMM方法,Smarzynska(2001),Konings(2002)人之外,其他研究都没有考虑到内生性问题。总之,上述相对来说数量不多的文献表明了垂直联系比水平联系更加能提供技术溢出的渠道,是FDI技术溢出研究中不可忽略的领域。另外,大量经验研究将外资企业与当地企业的技术差距以及当地企业的吸收能力纳入影响溢出的因素分析,即技术溢出需要足够的社会和企业技术吸收力(Damijan等,2003;包群等,2003,2004)。企业的吸收能力纳入影响溢出的因素分析,即技术溢出需要足够的社会和企业技术吸收力。

2模型、数据与计量方法

2.1模型的设定：

现有的一般测度外商直接投资产业间溢出的模型有：

研究的是外资产业间垂直技术溢出，将外资作为独立的生产要素纳入到生产函数中去，所以须向以上改进的模型中引入表示外资的变量，因此将Ki分解为CKi（表示内资部分）和FKi（表示外资部分）。

跨国公司国外分支机构所进行的大量研究与开发活动也在某种程度上进一步增强了技术外溢效应。跨国公司国外分支机构可以从总公司及相关分支机构处获得先进的技术和管理技能，故其研究与开发的效率要大大高于东道国的当地企业。这样随着这样的研究与开发活动越多，越可能导致向本土关联产业的技术外溢效应的产生。本文考虑到研发投入对产出影响的重要性，参考资本内涵型技术溢出模型，再向多部门产业间技术溢出模型引入技术研发投入项RKi（表示技术研发经费投入），并添加中间投入研发项。添加中间科技研发投入项的原因在于要考虑各工业部门作为研发活动贡献者对其他各部门溢出效应的衡量,以便对各工业部门进行研发活动产生的总的溢出效应有所衡量,即其贡献者效应或流出效应(sendingeffect)。而且中间投入Zji项分解为分别代表中间资本投入与中间科技研发投入的Cji和Rji两项也是合理的。Cji等于产业部门j对产业部门i的直接消耗系数乘以产业部门j的部门资本投入量，Rji等于产业部门j对产业部门i的直接消耗系数乘以产业部门j的部门研发投入

外资产业间溢出是通过跨国公司子公司和东道国当地供应商以及客户之间的联系作用来实现的。跨国公司子公司与其上游供应商间的联系就是后向联系，包括跨国公司向当地供应商的直接技术转移，如，向当地供应商提供技术支持，以提高产品质量或促进革新；跨国公司对产品质量及配送体系的更高要求，对国内供应商升级其生产管理和技术提供动力；由于跨国公司进入而导致对中间产品的更大需求，从而允许当地供应商享有规模收益:由于跨国公司进入打破原有的供应商与顾客的关系，增强中间产品市场的竞争。跨国公司与其下游客户的联系为前向联系，前向联系是指由东道国当地厂商为跨国公司提供的成品市场营销服务，半成品、零部件或原材料的再加工和各种服务口前向关联有助于尽快形成当地的生产体系，开发其制成品市场，促进当地研究与开发的发展。

（6）Lit：产业i的从业人数。本文用各产业部门的从业人员数的数值来代表从业人数。

（7）BAKit：会对产业产生后向关联效应的其他产业部门的外商资本加权值，本文用各产业部门的下游产业的外商资本（股本）乘以本产业部门对该下游产业的直接消耗系数的积的值表示，即对本产业具有后向关联影响的间接资本投入中外商直接投资所提供的部分。

（8）BARit：会对产业产生后向关联效应的其他产业部门的外商提供研发投入加权值，本文用各产业部门的下游产业的外商资本比例乘以其产业的研发投入和本产业部门对该下游产业的直接消耗系数的积的值表示，即对本产业具有后向关联影响的间接研发投入中外商直接投资所提供的部分，用来衡量R&D投入状况。

（9）FRKit：会对产业产生前向关联效应的其他产业部门的外商资本（股本）加权值，本文用各产业部门的上游产业的外商资本（股本）乘以该上游产业对本产业部门的直接消耗系数的积的值表示，即对本产业具有前向关联影响的间接资本投入中外商直接投资所提供的部分。

（10）FRRit：会对产业产生前向关联效应的其他产业部门的外商提供研发投入加权值，本文用各产业部门的上游产业的外商资本（股本）除以实收资本（股本）所得比例乘以其产业的研发投入和该上游产业对本产业部门的直接消耗系数的积的值表示，即对本产业具有前向关联影响的间接研发投入中外商直接投资所提供的部分，用来衡量R&D投入状况。

（11）λi，ηt：计量经济模型使用面板数据产生的不可观测的行业效应项和时间效应项。

（12）μit：计量经济模型的随机误差项。

2.3数据的选取：

由于数据收集的限制，本文实证分析使用的数据是所选定的上海工业十五大产业部门1999-2006年连续几年的有关数据。这些选定的工业部门是：交通运输设备制造业，金属制品业，专用设备制造业，电气机械及器材制造业，有色金属冶炼及压延加工业，黑色金属冶炼及压延加工业，机器仪表及文化办公用机械制造业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，通信设备、计算机及其他电子设备制造业，非金属矿物制品业，造纸及纸制品业，化学纤维制造业，通用设备制造业，化学原料及化学制品制造业，电力、热力的生产和供应业。另外，在02年的产业分类标准划分稍有变化，对选定的产业部门暨实证对象有影响体现在：石油加工及炼焦业变为石油加工炼焦、核燃料加工业；普通机械制造业变为通用设备制造业；电子及通信设备制造业变为通信设备计算机、电子设备制造业；电力、蒸汽、热水的生产和供应业变为电力、热力的生产和供应业。对这些变动的行业分类情况，在做数据采集和实证时都有所注意，通过剔除、添加和等价转换的方法并进行了良好的衔接。

所有数据均由历年《上海统计年鉴》。其中产业实收资本（股本）和外商资本（股本）分地区分行业数据则取自于《中国工业经济统计年鉴》，1999、2000年的直接消耗系数由《2003年上海统计年鉴》中的2000基本流量表计算得出，2001、2002、2003、2004、2005、2006年的直接消耗系数由《2004年上海统计年鉴》中的2002基本流量表计算得出。要说明的是在基本流量表当中用通用、专用设备工业替代专用设备制造业和通用设备制造业处理计算中间投入，用金属冶炼及压延加工业替代有色金属冶炼及压延加工业和黑色金属冶炼及压延加工业处理计算中间投入，用造纸印刷及文教用品制造业代替造纸及纸制品业处理计算中间投入，用服装皮革羽绒及其制造业代替化学纤维制造业处理计算中间投入，用化学工业代替化学原料及化学制品制造业处理计算中间投入。利用数据集按纵列数据（PanelData）集的数据结构建立。

2.4计量方法的选择：

所选用的计量方法为系统GMM(systemGMM)估计,即将包含变量水平值的原估计方程与进行了一阶差分后的方程纳入一个系统的方法。在系统GMM估计中,解释变量的滞后值将作为一阶差分方程工具变量,而解释变量一阶差分的滞后值则作为水平变量估计方程工具变

该方法纳入了所有的矩条件,因此系统GMM估计的结果将在统计上更加有效,也更适用于动态面板数据的估计。BlundellandBond(1998)通过MonteCarlo试验发现,当原始数据的持续性较高(highlypersistent)且时间序列较短时,系统GMM估计的效果要远远高于普通GMM的估计结果,因此在对面板数据进行经验分析时,已被广泛用来处理方程中存在的内生性问题。

GMM估计的一致性取决于误差项没有自相关之假设的有效性和工具变量的可靠性。对此,我们采用Arellano和Bond(1991)、Arellano和Bover(1995)以及Blun2dell和Bond(1998)建议的两项检验:第一项为检验过度识别限制的Sargan检验,通过对估计过程中使用的矩条件相似样本的分析来检验工具变量的有效性;第二项检验误差项εit不是序列相关的假设有效性,我们将检验差分误差项是否二阶序列相关。如果对这两个检验的零假设都没有拒绝,则模型得到支持。

3实证结果与所得结论

运用eviews5.0软件采用逐次添加变量法对不同技术溢出情况进行实证：首先所有表示资本的变量，如lnCK、lnFK、lnRK、lnBAK、lnFRK均采用原值进行回归，表示研发投入相关的变量，如lnRK、lnBAR、lnFRR也全部选取原值进行回归。而工具变量选取的原则为：所有表示资本的变量，如lnCK、lnFK、lnRK、lnBAK、lnFRK均采用原值以及滞后一期值为工具变量，而表示研发投入相关的变量，如lnRK、lnBAR、lnFRR也全部选取原值作为工具变量，所以有以下几种回归方程形式：

在仅考察后向联系的溢出效应的方程II里，lnFK项系数即水平外资产出弹性为0.444265，t值为3.382954；lnBAK项系数即后向外资产出弹性为0.134984，t值为1.057262；Sargan值为0.999999，说明通过模型不存在过度识别的假设；D-W值为2.191093，说明残差不存在二阶自相关，通过Arellano-Bond检验；AR2值为0.980808，说明方程拟合程度较好。可以发现，在5%的显著性水平上，水平技术溢出显著为正，后向溢出很不显著。

在全面考察前向和后向联系的溢出效应的方程III里，lnFK项系数为0.367811，t值为3.462006；即水平技术溢出的外资产出弹性为0.367811；lnFRK项系数为0.503533，t值为1.900824，即前向技术溢出的外资产出弹性为0.503533；lnBAK项系数为-0.237695，t值为0.555360，即后向技术溢出的外资产出弹性为-0.237695；Sargan值为0.999999，说明通过模型不存在过度识别的假设；D-W值为2.024526，说明残差不存在二阶自相关；AR2值为0.972267，说明方程拟合程度较好。在5%的显著性水平上，水平技术溢出显著为正，前向溢出显著为正，后向溢出则不显著。这与大多研究外资技术溢出的国内现有文献结论基本一致。目前也只有少数国外文献得出了后向溢出显著为负的结论，对此还没有严谨的科学解释。

从资本内涵型技术溢出这个新角度分析计量结果，重点考虑研发投入等因素来研究技术溢出效应，这就要观察FRRit、BARit各项系数的正负及t值以判断其是否显著。

在仅考察前向联系的溢出效应的方程I里，lnFRR项系数为-0.093259，t值为-0.843912。在5%的显著性水平（t绝对值大于1.645）上，前向技术溢出不显著。在仅考察后向联系的溢出效应的方程II里，lnBAR项系数为0.086308，t值为0.706796。在5%的显著性水平上，后向技术溢出也不显著；在全面考察前向和后向联系的溢出效应的方程III里，lnFRR项系数为-0.399720，t值为-1.935506，即前向技术溢出外资研发投入产出弹性为-0.399720；lnBAR项系数为0.470563，t值为2.016112，即后向技术溢出外资研发投入产出弹性为0.470563。5%的显著性水平上，前向技术溢出变得显著为负和后向技术溢出变得显著为正。

4政策建议

从传统的外资技术溢出的分析来看，FDI产生了显著的行业内技术溢出和前向联系技术溢出,但后向联系技术溢出并不显著。这说明上游的企业并没有从外资进入所导致的需求扩大中获取预期收益,原因可能是上游本土企业提供的中间投入品还达不到外资企业的要求,故而后者只有从海外供应商进口，形成“孤岛效应”。所以政府应该有步骤地鼓励更多的外资企业加入到本土企业产品的采购链中来，并且支持本土企业利用本身的比较优势融入到全球产业链当中，成为全球产业链的不可缺少的环节和结点。当然本土产业在对外商投资的企业进行产业配套时，一定要积极进行自主创新，加大研发投入，提高本土产业的科技竞争力水平，在全球产业链上占据更高端的位置。另外需要地方政府为本土企业能够成为支柱企业的配套行业、为鼓励本土企业吸收外资企业的产业间技术溢出提供政策环境，尤其是为本土产业的科技研发进行投入进行补贴以加强自主创新的政策。这在国内税收优惠政策在内外资企业差别对待情况下，政府部门政策作用更为重要。

参考文献

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［2］郑秀君.我国外商直接投资(FDI)技术溢出效应实证研究述评:1994～2005［J］.数量经济技术经济研究，2006，（9）：18-19.

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直接投资和间接投资的联系范文第3篇

一、对外直接投资与企业国际化：三个宏观视点

中国企业的国际化以及由此引起的对外直接投资流动，是全球范围内企业国际化与对外直接投资浪潮的有机部分，要准确地判断中国企业国际化与对外直接投资所处的国际环境，把握时代大势，必须将其置于全球视野之下，考察全球范围内对外直接投资与企业国际化，从较为突出的宏观视点入手来分析，其中三个尤其重要：

第一个视点：涉及把握企业国际化的宏观切入点。客观地来判断，世界经济史上，对外直接投资流动、企业国际化以及跨国公司的发展，大体上是同一进程的三个侧面。首次将这三个侧面联系在一起的，是一家美国企业。1868年，美国胜家缝纫机制造公司在英国苏格兰投资开办分公司，在当地制造与销售产品，被视为世界第一家跨国公司。自那以来，上述三个侧面便不可分割地被联系在一起了。这种联系至少表现在两个方面：一个方面是，世界范围内每一次直接投资流动的高潮，都同时属于跨国公司扩张的高潮。一般认为，19世纪末到21世纪初以来的百多年间，全球范围内的对外直接投资流动掀起过三个高潮，分别为19世纪末20世纪初、20世纪70-80年代和20世纪90年代。这三次高潮同时也是跨国公司扩张的三次高潮。这方面的一个重要标志是，全球直接投资流动规模与跨国公司数量呈正相关联系。另一个方面是，跨国公司国际扩张的形式，决定着对外直接投资的流动形式。这方面一个非常突出的例子就是20世纪90年代以来跨国公司掀起的并购浪潮，改变了对外直接投资流动之“绿地投资”与并购投资的比重，使并购取代“绿地投资”成了对外直接投资流动的最主要形式。

客观地来说，要把握一国企业国际化进程，既可以从上述三个侧面的任何一个侧面切入，也可以将三个侧面视为一种“三位一体”的进程来考察。

第二个视点：涉及到对外直接投资与企业国际化的阶段划分。对外直接投资是企业国际化的基础，无论是判断企业国际化的国别进程，还是全球进程，对外直接投资规模都是个基本依据。按照参与国家多少及竞争格局，对于19世纪末期迄今的全球对外直接投资流动历史，大体上可划分为三个大的发展阶段：

19世纪末至20世纪50年代初期为第一个阶段，可以称为对外直接投资与企业国际化的一国主宰时代。这个阶段全球范围内的对外直接投资流动有两个重要特点：一是对外直接投资取代国际信贷等古老的间接投资流动形式。这个过程几乎与20世纪同时开始，持续到二战结束，经历了大约半个世纪时间。另一个是，美国在对外直接投资方面的地位不断加强，最终形成一国主宰格局。研究显示，1897年美国6亿多美元的对外直接投资存量就已经占了起步时期全球对外直接投资总存量的很大比重，而1914年其26.32亿美元的对外直接投资存量，占了当时所有列强对外直接投资的一半以上。以后直到20世纪50年代中期，除了20世纪30年代大萧条期间有大的收缩而外，美国一直主宰着全球对外直接投资流动。美国企业对外直接投资占全球的份额，始终维持在一半以上。20世纪50年代之后，美国的主宰地位逐步动摇，反映这一态势的基本事实是，美国在全球外向FDI中所占比重由持续上升而转入不断下降，1950年代中期上升到55%以上，之后转入持续下降：1960年降为47%，1975年降为44%，1980年和1985年分别降为40%和35%。

20世纪50年代后期至“冷战”结束前夕为第二个阶段，可以称为对外直接投资与企业国际化的“多国兴起时代”。这个阶段，先是西欧（主要是英、法、荷等国）对外资本输出由间接到直接的转换，由此刺激了欧洲经济恢复中的企业国际化。其后是日本、德国等国企业声势浩大的国际化。最后是东亚新兴工业化经济企业的加入。到“冷战”结束前夕形成企业国际化与对外直接投资的多国竞争格局。按照联合国贸发会议历年统计数据计算，1960年西欧5个主要直接投资国（英、荷、法、意、德）外向FDI占全球的份额已达37%，加上北美加拿大（3.7%），占到41%以上。1970年代中期之后日本加入，最终打破了美国一国主宰的格局。到了“冷战”结束前夕的1985年，西欧五国加上加拿大、日本两国，占了全球外向FDI流量的51%，加上新兴工业化国家的加入，将美国的比重逼降到35%。到1990年，这两个比重分别为56%和26%。美国主宰地位一去不复返。但值得注意的是，“冷战”结束之前，多数投资母国对于本国企业投资的东道国有着严格的限制；多数东道国，对于引进直接投资也有着一定的戒备心理，限制多于鼓励。

“冷战”结束至目前为第三个阶段，可以称为对外直接投资与企业国际化的全球竞争时代或“战国时代”。这个时代最明显的特征有二：其一，参与直接投资的国家大大增加，几乎所有工业化获得突破的国家，都在进行对外直接投资。到了新世纪初，除了北美、西欧及东亚（主要是日本）这些传统外向FDI区域而外，拉美、东亚及南亚新兴工业化国家、转型中的俄罗斯等中欧国家和地区，也相继加入到输出直接投资的行列。联合国贸发会议近期年度FDI数据揭示，年外向FDI初具规模的国家和地区，拉美不少于7个（百慕大、智利、维尔京群岛、巴西、阿根廷、巴拿马、墨西哥），东亚不少于6个（香港、台湾、新加坡、韩国、中国及马来西亚）。非洲也有数个国家的外向FDI年流量超过10亿美元。另一个特征是，全球FDI流动环境大为改善。几乎所有FDI母国，都取消或减少了关于本国企业投资东道国的限制；几乎所有东道国，都一改以往对FDI的消极政策而为积极政策。

第三个视点：涉及对我国企业“走出去”具有启示意义的先行经济体的选择。回顾全球直接投资与企业国际化的历史可以明显地看到，美国是一个起点而且一直占据首要地位，美国企业的国际化行为与政府政策对全球具有重要示范效应；日本企业国际化起步虽然较晚，但规模扩展迅速，对后发国家具有示范意义；亚洲新兴工业化经济，主要是韩国与中国台湾省，经济规模虽然不大，但对外直接投资能力相对较大。这些先行经济体对于我国实施“走出去”战略政策措施均具有启示意义。虽然可以说，英、法等老牌资本主义国家资本输出的历史要早于美国，迄今对外直接投资规模也不小，但在美国之前，这些国家资本输出几乎完全采取信贷及其他间接投资形式，后来的直接投资与企业国际化进程中，创举较少，可以略而不论。

对于中国企业的国际化而言，上述视点的现实涵义是显而易见的。基于第一个视点，可以认为，作为企业国际化与对外直接投资的后来者，我国政府部门也好，企业也好，都须将国际化――对外直接投资――跨国公司作为“三位一体”的进程予以通盘考虑。具体说，政策战略上，应将我国企业国际化与对外直接投资视为建立中国式跨国企业的有机进程。基于上述第二个视点可知，处在全球对外直接投资与企业国际化“战国时代”的中国企业国际化，面临的竞争当比以往任何时期都更为激烈，但全球FDI流动环境的改善则意味着国际化的外部条件好于以往。基于上述第三个判断，可以认为，在我国企业国际化推进中，必须关注两类经济实体的企业国际化动向：一类是美、日等发达国家，这些国家企业国际化及政府政策对于全球具有示范效应；另一类是东亚的新兴经济体，它们在企业国际化方面对我国企业国际化进程具有直接示范效应，甚至联动效应。

二、对外直接投资与企业国际化：几个历史参照系

要准确把握中国企业国际化与我国总体的对外直接投资现状，预期下一步发展态势，必须研究对外直接投资与企业国际化的以往发展经历。纵览世界对外直接投资的历程，可以发现以下一些特征或趋向：

第一个表现在对外直接投资涌动时间上：企业国际化与对外直接投资形成浪潮，全部发生在工业化末期。具体来说，美国企业掀起对外直接投资的第一次浪潮，是在美国工业化进入尾声阶段。经济史家一般认为，美国是在20世纪头20年完成工业化的，此前的1870年代工业化已获突破。日本战后对外直接投资的涌动，发生在1970年代后期。一般认为，日本的工业化与现代化先后完成于1970年代和1980年代。至于亚洲“四小”，也是在工业化与现代化突破以后掀起对外直接投资浪潮的。

第二个表现在对外直接投资与一国经济实力的变化上：一国企业对外直接投资能力以及该国投资规模，与其经济发展势头直接联系在一起。这方面美国、日本均很明显。自19世纪与20世纪之交，美国人均国民收入超过英国后一直维持着全球第一大经济实体的地位。与之相对应，美国对外直接投资存量也一直占据全球第一的位置，累计直接投资规模变化如下：1897年为6亿美元，1949年突破100亿美元大关，1970年代突破千亿美元，1998年突破万亿美元大关。截至2004年，美国企业累计对外直接投资达2.18万亿美元。其中从1914年到20世纪50年代，美国外向FDI一直占据全球总存量的一半以上。自那以来比重逐步降低，但依然维持着全球存量第一的位置。目前美国外向FDI约占全球总量的1/5。战后日本企业对外直接投资大体上可分为三个阶段：20世纪70年代与80年代初为起步阶段，累计投资300多亿美元；20世纪80年代中期到1990年为快速扩张阶段，投资总额超过2000亿美元，年度流量由百多亿美元增加到600多亿美元左右；1991年以来为对外直接投资继续扩张与调整阶段，年投资流量在在150亿到400亿美元之间波动。虽然势头不及上世纪80年代，但规模依然可观。

第三个表现在对外直接投资流动与一国货币汇率的联系上。在几乎所有先行国家和地区，本币升值往往作为对外直接投资的重要驱动因素。这一点从日本到韩国再到中国台湾省，表现尤其突出。研究表明，1980年代后期的日元大幅升值，是刺激日本企业对外直接投资高涨的重要原因之一。在1985年“广场会议”后的五年时间，日本对外直接投资规模连创新高，年度流量从122亿美元猛增到675亿美元。同样的联系也可在台湾与韩国那里发现。其湾1986年以后的新台币升值，促使民间资本向泰、马和菲律宾等地的投资大增。即使美国，也可看到这种联系。实际上，从美国作为世界第一经济大国的地位确立起到1970年代初期，坚挺的美元一直是美国对外直接投资的重要促进因素。20世纪70年代布雷顿森林体系崩溃后的浮动汇率制下，美元汇率的周期性变动与美国对外直接投资流量变化之间的联系也明显可见。

第四个表现在直接投资的区域布局演进上。大多数国家经历了一个由毗邻地区向全球扩展的过程。其中美国的情形是，直到20世纪50年代，绝大部分直接投资投向毗邻地区，主要是加拿大与拉美发展中国家，占了总投资的70%以上。20世纪60年代以后，开始向其余地区扩展。目前的格局是，欧洲与日本及东亚新兴工业经济体占大头。日本对外直接投资起步时期也主要投向东亚、大洋洲以及南、北美洲等毗邻地区，后来才向欧洲、非洲及中东等区域扩展。至于亚洲新兴工业经济体，一开始瞄准的就是周边国家和地区。

第五个表现在直接投资的产业结构演进轨迹上：由原材料、能源开发等“一产”起步，到制造业扩展，最后到服务业提升，无疑是一种趋势。迄今为止，只有美国完成了整个演进过程。研究显示，从1914年到1960年，对外直接投资中采矿、石油等“一产”所占比重最大；1960年到1985年，制造业比重迅速上升，占据第一的位置。此后则进入服务业对外直接投资扩张时期，到1990年代，服务业取代制造业占据第一的位置。日本企业对外直接投资演进迄今只完成了美国经历的一半，即由初级能源、矿产等原材料开发业到制造业的结构变化，这种变化发生在1980年。此前日本企业对外投资比重最大的是能源、资源开发等行业；1980年之后，制造业上升为最大的对外直接投资产业。与此同时，商业、保险、银行等服务业投资快速增长，投资产业结构“三产化”露头。但后来的“泡沫经济”崩溃与经济衰退，延缓了这一进程。

第六个表现在投资东道国类型变化上。无论是先行者还是后来者，多数国家都经历了一个由对发展中国家投资为主到向发达国家集中的过程。研究表明，1950年代，美国在这两类国家的投资各占一半，此后开始了向发达国家集中的过程：60年代对发达国家的投资上升到65%以上，70年代上升到73%以上，80年代上升到74%以上，90年代中期突破80%，2000年以来接近85%。与美国相似，1970年代即日本对外直接投资的起步时期，对亚洲、拉美及中近东发展中国家的投资占总额一半以上（约55%），1980年代之后出现了向发达国家集中的趋势。1981-1990十年间，日本企业对北美、欧洲、澳新等发达地区的投资上升到占总额的72.5%。1990年代中前期对发展中国家投资比重虽有所回升，但后期依然集中向发达国家。目前在日本对外直接投资中，近80%依然集中在发达国家。亚洲新兴工业经济体中，尤其是韩国和中国台湾省也在经历类似的变化，但由于中国及东亚其他新兴市场经济增长前景看好，延缓了它们对外直接投资向发达经济集中的过程。

上述特征，可以作为分析中国对外直接投资流动现状，预期未来趋向的重要参照系。客观地来说，目前我国工业化接近完成，经济增长前景看好，人民币面临巨大的升值压力。比照先行经济体的历史经历，这些显然都预示着我国企业国际化与对外直接流动已到了涌起持续高潮的阶段。而先行经济体企业国际化与对外直接投资以往经历显现的其他一些特征，对认识我国企业的国际化也不无裨益。

三、企业国际化与政府政策：一些普遍特征

企业国际化与对外直接投资，离不开投资母国政府政策支持或干预。纵览先行国家政府关于本国企业对外直接投资与国际化的政策历史，至少可以看到五个较为普遍的特征：

第一个特征表现在政府政策与企业国际化的因果联系上，是事前――事后的关系。具体说，政府政策往往是对企业国际化的事后反应而非事前安排。一般是应本国企业界及其政治人的要求而推出的。比如在美国，企业国际化第一次浪潮开始于19世纪70年代，但直到20世纪第二个十年，几乎看不到政府政策的影子。一般认为，美国政府关于本国企业对外直接投资政策的提出，肇始于海外企业税收减免政策的实施。这一政策以1913年国会通过的《国外纳税减免法》和1918年的《外国税收抵消法》为依据推出，意在消除美国海外企业双重征税问题，因此带有一定消除企业国际化障碍的意向。这比企业国际化实际进程晚了近半个世纪，带有典型的“事后”特征。后发型国家此类政策推出时机较早，比如日本政府关于避免企业双重征税政策、关于海外投资保险政策，以及政府对企业国际化的信息情报支持政策的开端，都可以追溯到20世纪50年代末。但由于日本企业在二战之前已经进行了广泛的国际化探索，20世纪50年代的出口导向工业化战略，本身也刺激着企业的国际化实践，因而也可看到政策与现实进程之间事后――事前的联系。

第二个特征表现在政府政策体系形成过程上，政府关于本国企业国际化与对外直接投资的政策体系形成，是个漫长的动态过程，而非一蹴而就的。一般的规律是：按照国内外经济政治环境的变化不断调整，没有一劳永逸的政策措施。美国此类政策迄今经历了三个时代的演进：20世纪中期之前，主要借助税收政策调节；20世纪50年代至“冷战”结束前夕，政治经济手段并用，鼓励与限制政策并行；“冷战”结束以来，经济手段凸现，政治手段退缩。日本此类政策经历了两个时代的演进：20世纪50-70年代，政策重心置于海外投资保险、金融支持系统及情报服务系统的构建；80年代之后，重心置于鼓励海外企业联合组织系统的构建。

第三个特征表现在政策形式上，政府政策以法律化形式推出，建立在坚实的立法基础上。几乎所有西方先行国家，政府关于企业国际化的政策，都以议会立法为依据，鲜有借助行政命令的。因此政策体系的形成同时也是个政府动议法律化的过程。绝大多数政府政策通过立法机构形成法律文件，由此强化了政府管理部门的监管或支持效率，简化了监管程序。

第四个特征表现在政策倾向性上，追求一种既不鼓励也不限制的中性政策，是多数发达国家此类政策的最终倾向。多数国家关于本国企业对外直接投资的政策立场，带有明确的中性化特征。所谓中性化，即既不鼓励也不限制，任由企业经营者自行决断。这方面美国最为典型。1913年迄今的美国对外直接投资政策系统大体上可以分为四类，即分别为财政政策、信贷政策、海外投资保险政策、投资信息情报服务政策。体现这四类政策的有关法律，均带有强烈的中性特征，找不到明确的支持或抑制倾向的例子。日本政府关于企业对外直接投资的政策，早期有微弱的鼓励迹象，但后来受到日元升值及“产业空心化”的压力与警示，也倾向于中性化。新兴工业化经济体中，韩国对外直接投资起步时期的政府政策鼓励倾向明显，但后来企业国际化暴露出的大量问题表明此种政策具有很大的冒险性，易诱致企业急功近利。

第五个特征表现在政策实施机构上，是政府与非政府中介机构并用。几乎在所有法制健全的国家，政府关于企业对外直接投资的政策与法律，同时借助两股非政府力量去实施：一股是民间中介机构，主要是各种企业化的中介机构。比如在美国，由于大部分政策有法可依，这为法律、审计、会计、商会等中介组织的参与创造了制度基础。另一股是非官方研究及咨询机构。日本1958年通过立法组建的“日本贸易振兴会”以及后来成立的“亚洲经济研究所”，一大任务就是从事海外经济情报搜集与分析。

中国企业国际化进程中的政府政策，是近年国内各方讨论的重要话题。适应国家“走出去”战略的实施，从中央主管部门到“有条件”实施这种战略的沿海主要省、市政府，都在不断酝酿与推出相应的政策措施。目前这方面存在两个重要的倾向：一个是政府政策“事前”特征突出。各级政府都提出了关于企业“走出去”的战略构想，按照这种构想设计了一些政策措施，有些政策措施带有明显的超前倾向。另一个是，政府的鼓励性政策多于限制性政策。几乎所有政府部门提出的政策，都带有促进企业“走出去”的明确意向。这两个倾向的效果究竟如何，尚有待实际进程来回答。但在提出与实施此类政策之前，审视一下先行国家这方面的政策历史，无疑是有益的。

（本文作者为浙江大学国际经济研究所所长）

参考文献：

赵伟：中国企业“走出去”――政府政策取向与典型案例分析，经济科学出版社，2004年版。

赵伟、古广东：民营企业国际化：理论分析与典型案例研究，经济科学出版社，2006年版。

直接投资和间接投资的联系范文第4篇

关键词：会计准则；税法；债权投资；权益投资

在企业所得税中，企业申报的扣除项目和金额要真实合法，并遵循权责发生制原则，配比原则，相关性原则，确定性原则，合理性原则。本文旨有解晰关于关联方借款利息支出的扣除方法，为企业所得税汇算清缴提供明晰的思路。

一、会计准则与税法的关联关系

在《关联方关系及交易的披露》会计准则中，只给出了判断关联方存在的基本标准，即“在企业财务和经营决策中，如果一方有能力直接或间接控制、共同控制另一方或对另一方施加重大影响，将其视为关联方；如果两方或多方同受一方控制，也将其视为关联方”。在会计准则中没有专门定义关联方，在很多情况下，判断经济往来业务是否构成关联关系，需要根据具体情况，遵循实质重于形式的原则进行判断。

在所得税法实施条例第一百零九条及征管法实施细则第五十一条所称关联关系，主要是指企业与其他企业、组织或个人具有下列之一关系：

（一）一方直接或间接持有另一方的股份总和达到25%以上，或者双方直接或间接同为第三方所持有的股份达到25%以上。若一方通过中间方对另一方间接持有股份，只要一方对中间方持股比例达到25%以上，则一方对另一方的持股比例按照中间方对另一方的持股比例计算。

（二）一方与另一方（独立金融机构除外）之间借贷资金占一方实收资本50%以上，或者一方借贷资金总额的10%以上是由另一方（独立金融机构除外）担保。

（三）一方半数以上的高级管理人员（包括董事会成员和经理）或至少一名可以控制董事会的董事会高级成员是由另一方委派，或者双方半数以上的高级管理人员（包括董事会成员和经理）或至少一名可以控制董事会的董事会高级成员同为第三方委派。

（四）一方半数以上的高级管理人员（包括董事会成员和经理）同时担任另一方的高级管理人员（包括董事会成员和经理），或者一方至少一名可以控制董事会的董事会高级成员同时担任另一方的董事会高级成员。

（五）一方的生产经营活动必须由另一方提供的工业产权、专有技术等特许权才能正常进行。

（六）一方的购买或销售活动主要由另一方控制。

（七）一方接受或提供劳务主要由另一方控制。

（八）一方对另一方的生产经营、交易具有实质控制，或者双方在利益上具有相关联的其他关系，包括虽未达到本条第（一）项持股比例，但一方与另一方的主要持股方享受基本相同的经济利益，以及家族、亲属关系等。

二、债权投资与权益投资

国税发（2009）2号文第八十六条明确规定了关联债资比例的具体计算方法如下：

关联债资比例＝年度各月平均关联债权投资之和/年度各月平均权益投资之和

其中：

各月平均关联债权投资＝（关联债权投资月初账面余额+月末账面余额）/2

各月平均权益投资＝（权益投资月初账面余额+月末账面余额）/2

根据国税发（2009）2号关于对权益性投资的理解，笔者认为：在计算关联方权益性投资时，在实收资本，实收资本与资本公积，所有者权益三者中选择最大者。这一点在计算利息支出标准时非常重要。

从关联方获得的债权性投资是指企业从关联方获得的需要偿还本金和支付利息或者需要以其他具有利息性质的方式予以补偿的融资。可以理解为，从关联方获得的债权性投资即包括直接从关联方获得的债权性投资，又包括间接从关联方接受的债权性投资。其中间接从关联方获得的债权性投资包括：第一，关联方通过无关联方第三方提供的债权性投资；第二，无关联第三方提供的、由关联方担保且负有连带责任的债权性投资；第三，其他间接从关联方获得的具有债务实质的债权性投资。而间接从关联方接受的债权性投资在实际工作中往往会被忽视。

三、标准比例

在计算不得扣除利息支出时，标准比例按《财政部国家税务总局关于企业关联方利息支出税前扣除标准有关税收政策问题的通知》（财税〔2008〕121号）规定的比例。在（财税〔2008〕121号）中明确规定：接受关联方债权性投资与其权益性投资比例为：金融企业，为5:1；其他企业，为2:1。自新的企业所得税实施及一系列相关政策的出台，例如，关联方借款超过注册资本50％部分的利息不得扣除的相关规定必须从办税人员的头脑中删除。

四、企业向关联方借款利息扣除计算的原则

关联方的借款利息支出除符合权责发生制原则，配比原则，相关性原则，确定性原则，合理性原则外，还要遵循独立交易原则和防范资本弱化的原则。在关注向非金融企业借款的利率水平是否超标的同时。更要关注对超过标准的利息支出的处理。

直接投资和间接投资的联系范文第5篇

〔关键词〕外商直接投资；就业效应；挤出效应

中图分类号：F241.2 文献标识码：A 文章编号：1008-4096(2011)06-0031-07

一、引 言

近年来，面对中国严峻的就业形势，政府部门及学术界纷纷尝试通过多种途径解决就业问题。鉴于外资企业在中国经济中的比重不断增加，其在解决就业问题方面的作用也引发了越来越多的关注。很多地方政府在提出从“招商引资”向“招商选资”政策转变的同时，也开始将外商直接投资对就业的影响作为选择引资项目的依据之一。但是，作为政府决策的重要前提，外商直接投资对就业的实际影响还有待论证和确认。

国外学者在外商直接投资对就业的影响方面已经积累了较为丰富的研究成果。Duncan［1］通过大量调查发现外商直接投资对东道国就业的影响表现在就业数量、就业质量和就业区位三个方面。从就业数量上看，外商直接投资有可能使就业机会增加，也可能使就业减少；从就业质量上看，外商直接投资提高了工资与生产率，也会对就业产生影响；从就业区位上看，外商直接投资给高失业区创造了机会，但产生了造成新的失业的可能。联合国贸易和发展会议（UNCTAD）［2］指出，外商直接投资在东道国的生产经营活动对创造就业有直接就业效应和间接就业效应，并对东道国的就业质量产生影响。Mickiewicz等［3］对四个中欧国家的研究结果表明，外商直接投资创造了较多的就业机会，并在较大程度上遏制了大量失业可能引起的严重后果。Williams［4］分析了跨国公司投资的进入方式和来源国等因素对东道国劳动力需求的影响，但其并未发现这些因素对劳动力需求有显著的影响。Mariotti等［5］从利用外资对意大利就业增长的带动效果入手，阐明了外商直接投资对就业增长的积极作用。

国内的相关定量研究多见于21世纪初。王振中［6］从净增量变化角度考察了外商直接投资对就业数量的影响，得出外商直接投资对就业产生正向作用。牛勇平［7］认为，在1986―1998年间，外商直接投资对中国就业的增长起到了较强的正作用。袁志刚［8］考察并估计了1978―2000年外商直接投资对中国就业的直接影响及外商直接投资通过前后向联系和乘数效应增加间接就业的情况。田素华［9］研究了外商直接投资对上海市的就业效应，外商直接投资增量对上海市的劳动就业效应小于零，外商直接投资存量对上海市的劳动就业效应大于零。无论是增量还是存量，外商直接投资对上海市第三产业的劳动就业均有显著的促进作用，外商直接投资增量不利于上海市第一产业和第二产业增加劳动就业机会。王剑和张会清［10］将外商直接投资对就业的效应分为直接效应和间接效应，并用实证方法分析得出外商直接投资对中国就业效应产生了显著的积极影响，外商直接投资每增加1个百分点带动实际就业增加0.008个百分点。牟俊霖［11］研究了外商投资对中国就业的影响，1993年以前外商投资的直接就业效应非常显著，负的间接就业效应也很显著；1993年以后外商投资的直接就业效应减小，负的间接就业效应也减弱。

综合国内外研究，我们发现外商直接投资对就业的影响比较复杂，外商直接投资对不同地区的影响是不同的，因为各个地区的资源禀赋、历史文化以及外资进入的行业和方式等都会对外商直接投资的就业效应产生影响，所以必须综合考虑外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应。也就是说，外商直接投资对东道国的总体就业水平的影响要根据具体情况进行分析，才能得到比较准确的结果。另外，目前国内研究主要以全国样本为研究对象，在一定程度上忽视了省级层次的具体性和差异性，因而不能对地方政府的外商直接投资政策进行有效的指导。辽宁省是东北老工业基地之一，伴随老工业基地改造的不断深入，正面临越来越严峻的就业形势。同时，辽宁省也是招商引资的大省，如何在未来的引进外商直接投资过程中，更好地兼顾经济发展与就业增长两项目标是辽宁省政府面临的重要战略决策。因此，对辽宁省外商直接投资的就业效应进行研究，不仅是对现有研究的补充与完善，而且有助于相关政府部门制定更加有效的政策。

二、理论模型的构建

（一）构建思路

在针对外商直接投资就业效应的实证研究中，早期的一些学者［6-7-10］主要是运用流量投资指标，通过构建联立方程的办法度量外商直接投资的直接就业效应和间接就业效应，这些研究所采用的方法值得借鉴，其不足在于忽略了存量指标的影响。流量指标属于短期因素，存量指标更能体现外商直接投资的长期过程。近年来，一些学者［9-11］逐步认识到不能单一地运用流量指标，而应该综合运用流量指标和存量指标。本文在借鉴流量度量研究方法的基础上，将存量指标引入理论模型中，进而综合分析外商直接投资的就业效应。具体而言，就是在生产者一般均衡理论中引入流量和存量两个指标，并构建计量模型，从而克服以往研究中或缺乏理论基础或忽略某一指标的不足。

本文用外商直接投资流量度量直接就业效应，影响外商投资流量就业效应的因素主要是外商投资进入的方式和进入的行业等短期因素。直接就业效应系数主要反映外商直接投资额的变动与就业数量变动之间的关系。如果系数为正，说明外商直接投资对就业的影响是积极的，投资额和就业量均稳步增加；如果系数为负，说明外商直接投资对就业的影响并不显著，外商直接投资额的变动并没有引起就业的相应增加。这可能与外资进入的方式和进入的行业有关，比如采用合作和合资经营的方式进入，这时可能会提高资本―劳动比，直接减少就业量。如果进入的行业是劳动密集型行业，那么对就业的正拉动作用很大；如果在劳动密集型行业提高资本―劳动比，那么对就业的负面影响就很大。

本文用外商直接投资存量度量间接就业效应，外商投资存量反映了东道国外商投资企业的总体生产规模与技术水平。影响外商投资存量就业效应的因素有：外商投资企业与东道国国内企业的产业关联度、外商投资企业与东道国国内企业的竞争关系、外商投资企业对东道国产业经济发展的促进作用等，这些因素都与东道国外商投资企业的总体实力密切相关。间接就业效应系数如果为正，说明间接效应的综合作用对就业的影响是积极的。虽然不能具体划分哪些因素起多大作用，但是可以结合定量和定性进行综合分析，比如国外投资与国内投资的“挤进”和“挤出”关系及产业关联度等。

（二）构建过程

根据厂商理论，本文将资本要素按其来源分为国内资本和国外资本，生产函数表示为如下形式：

Q=Af(Kd,Kf,L)(1)

其中，Q为总产出，A为技术进步水平，Kd为国内资本，Kf为国外资本，L为劳动力投入量。其生产成本函数为：

C=wL+r(Kd+Kf)(2)

其中，w为工人的工资水平，r为资本价格水平。假设生产函数为规模报酬不变的Cobb-Douglas形式，厂商以利润最大化为目标，则厂商利润函数为：

π=AKαdKβfLγ－wL－r(Kd+Kf)(3)

其中，α、β和γ分别代表各要素相对应的产出弹性。(3)式两边对L求导得：

πL=γAKαdKβfLγ－1－w=0(4)

(4)式经对数变换可表示如下：

lnL*=11－γlnγ+1－γαlnKd+1－γβlnKf－11－γlnw+11－γlnA=C1+C2lnKd+C3lnKf+C4lnw+C5lnA(5)

假设不考虑技术进步以及工资率变化，则(5)式可以进一步简化为：

lnL*=C1+C2lnKd+C3lnKf (6)

(6)式中的C1、C2和C3 不同于(5)式中的C1、C2和C3。

(6)式是实证分析的基本计量理论模型。在此模型基础之上进行扩展，分别度量外商直接投资的直接就业效应、外商直接投资的总体就业效应和辽宁省各地区外商直接投资的直接就业效应。

1.外商直接投资直接就业效应计量模型

lnFDILt=C1+C2lnFDIt+μt(7)

其中，FDILt为第t年的外企年底从业人员，FDIt为第t年的外商实际直接投资额，μt为误差修正项，C2即外商直接投资的直接就业效应系数。

2.外商直接投资总体就业效应计量模型

lnLt=C1+C2lnIDt+C3lnTIDt+C4lnIFt+C5lnTIFt+C6lnIFt(－1)+μt(8)

其中，Lt代表第t年年底总体从业人员，IDt表示第t年的国内流量投资，TIDt表示第t年的国内存量投资，IFt表示第t年的外商直接流量投资，TIFt表示第t年的外商直接存量投资，由于投资具有滞后性，因此选取滞后一期。IFt(－1)表示第t年的外商直接流量投资的滞后一期，IDt的滞后一期对模型并不显著，所以省略。C4即外商直接投资总体直接就业效应系数，C5即外商直接投资总体间接就业效应系数，μt为误差修正项。

3.辽宁省各地区外商直接投资直接就业效应模型

lnFDILit=C1+C2lnFDIit+μit(9)

其中，FDILit为第i个地级市第t年的外企从业人员数，FDIit为第i个地级市第t年的外商直接流量投资，C2即各个地区外商直接投资的直接就业效应，μit为误差修正项。

三、实证分析

（一）外商直接投资的直接就业效应

考虑到数据的可得性，外企年底从业人员、外商实际直接投资数据从1990年开始，对1990―2007年的数据进行回归分析。汇率为美元加权平均汇率，数据来源于《中国金融年鉴2008》。

ADF单位根检验结果（如表1所示）表明，所有数据的水平序列均为平稳序列，因此不存在伪回归问题。

表1ADF单位根检验结果

变 量数据生成过程t统计量P值平稳性检验结果

lnFDIL（c，t）-5.6740.003**平 稳lnFDI（c，0）-4.2170.006**平 稳 注：（c，t）表示既含有截距项又含有趋势项，（c，0）表示只含有截距项，不含有趋势项，**和*分别代表显著性水平1%和5%。

运用Eviews5.0对方程（7）进行估计，结果为：

lnFDIL=0.04 + 0.62lnFDI（10）

（0.18）（13.86）

R2=0.93 DW=1.33 F=192.04

括号内的数据为t统计量，以下方程类同。计量结果检验表明方程拟合较好；外商直接投资直接就业效应系数在1%的显著性水平下显著，具有统计意义；方程的DW值小于2，可能存在正序列相关，通过残差序列自相关图和LM检验可知，并不存在序列自相关问题；F统计量在1%的显著性水平下显著，模型拟合很好。

实证结果表明，外商直接投资额每变动1%，拉动外企直接就业人员变动0.62%。外商直接投资直接就业效应系数为0.62，说明外商直接投资的增加对辽宁省的就业直接拉动作用是非常积极的。辽宁省1990年外商直接投资的就业水平仅为4.60万人，到2007年外商直接投资的就业水平达到54.60万人，比1990年增长了10倍，外商直接投资对就业的直接效应越发显著。

（二）外商直接投资的总体就业效应

考虑到数据的可得性，选取1985―2007年共23个数据。外商直接存量投资和国内存量投资是以1985年为基期的各年投资增量的和，在这里忽略折旧。汇率数据为年加权平均汇率。所有数据来自历年《辽宁统计年鉴》和《中国金融年鉴2008》。

运用Eviews5.0对方程（8）进行估计，结果为：

lnL=7.07 － 0.04lnID + 0.11lnTID + 0.03lnIF － 0.08lnTIF + 0.04lnIFt(－1) (11)

（57.08）（-2.88） （3.26） （2.51） （-3.06） （3.36）

R2=0.97 调整后R2=0.96 DW=1.63 F=113.21

对回归方程(11)的残差序列进行ADF单位根检验。其中t统计量为-3.77，表明在5%的显著性水平下拒绝有单位根的原假设，所以残差序列是平稳的，说明所估计的的各个变量之间具有协整关系，不存在伪回归问题。计量分析结果表明，所有参数均在5%的显著性水平下显著，F统计量在1%显著性水平下显著，模型拟合很好。根据DW检验、残差序列自相关图以及LM检验可知，并不存在序列自相关问题。

实证结果表明，国内流量投资对总体就业并没有起到直接的促进作用，不过国内的存量投资对总体就业的间接促进作用较大。外商直接流量投资对总体就业水平起到了直接的促进作用，直接就业效应系数为0.03，这与上面分析得到的外商直接投资流量对外企就业的直接促进作用是一致的，说明外商直接投资流量确实提高了辽宁省的就业水平。但用外商直接存量投资度量的间接就业效应系数为-0.08，说明外商投资存量对总体就业起到了“挤出”的作用，甚至大于外商直接投资的直接促进作用，这可能是由于外商投资对国内投资的挤出以及产业关联不强造成的。通过外商直接投资流量和投资存量前的总体直接就业效应系数与间接就业效应系数相加，可以得到外商直接投资总体就业效应系数为-0.05，说明外商直接投资对总体就业的促进作用并不显著。

进一步分析2007年辽宁省外商直接投资的产业或行业分布可知，第二产业占总投资额的60%，第三产业为35%，第一产业为5%，总体产业分布很不均衡。同时，各产业内部分布也不均衡，第二产业中的制造业占第二产业的比重达90%，占总投资额的比重超过50%；第三产业中的房地产业占第三产业的比重达60%，占总投资的比重超过20%。辽宁省的外商直接投资主要集中在这两个行业，而这些行业恰恰是国内企业竞争相当激烈的行业，所以外资的进入无疑加剧了竞争。而外资在其他领域涉及过少则不利于辽宁省产业结构的调整，只会加剧国内竞争。外商投资的过度集中也从侧面反映出外商直接投资与国内投资的产业联动性不强。

为了判断外商直接投资是否对国内投资产生了挤出效应，下面建立计量模型予以实证分析。根据Teanravisitsagool［12］的绝对挤入和挤出模型，考察外商直接投资对中国国内投资的长期影响。一个地区的总投资主要由国内投资与国外投资两部分构成，影响国内投资的因素还有利率以及国内总产出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影响并不显著，很多研究都证明了这一点，因此建立下面的计量经济模型。

IDt=C1+β1IFt+β2GDPt+μt(12)

IDt表示第t年的国内资产投资总额，近似等于固定资产投资总额减去外商直接投资额，IFt表示第t年的外商直接投资额，GDPt表示第t年的实际国内总产出水平。

通过Eviews5.0对方程（12）进行估计，结果为：

ID=－4119.39 － 1.51IF + 72.17GDP + 1.33t-1+εt(13)

（-6.75）（-2.15） （9.13） （113.20）

R2=0.99 调整后R2=0.99 DW=1.40 F=6777.80

为了避免存在伪回归问题，对方程（13）的残差序列进行ADF单位根检验，发现残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列平稳。说明各变量之间存在长期的协整关系。方程拟合程度、参数显著性和模型拟合程度均通过了检验。由于β1

（三）辽宁省内各地区外商直接投资的直接就业效应

考虑到单个地区的外企从业数据只从1995年开始，因此选取样本数据为1995―2007年间共13年数据。所有数据均来自历年《辽宁统计年鉴》。

面板数据检验方法主要有两大类：一类为相同根情况下的单位根检验，另一类为不同根情况下的单位根检验。本文将对序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情况分别进行检验，检验方法为LLC检验和Im-Pesaran检验。单位根检验结果如表2所示。检验结果表明，在两种情况下序列均在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明lnFDIL和lnFDI序列不存在单位根。

表2lnFDIL和lnFDI序列单位根检验结果

变 量数据生成过程LLC统计量P值Im-Pesaran检验P值lnFDIL（c，0）-7.3880.000-4.3640.000lnFDI（c，t）-5.7460.000-1.9280.027 注：LLC检验和Im-Pesaran检验的原假设是存在单位根，（c，0）表示只存在截距项，（c，t）表示既存在截距项也存在时间趋势。

首先分别计算三种形式的模型，即不变系数模型、变系数模型和变截距模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次计算F统计量，其中N=14，K=1，T=13，得到的两个F统计量分别为：

F1=［(S2-S1）／13］／（S1/154）=3.79 F2=［(S3－S1)/26］/（S1/154）=1.94

通过查统计分布F表得到在5%显著性水平下的相应临界值为：

Fa2(26,182)=1.69 Fa1(13,182)=2.21

由于F2>1.69，所以拒绝H2；又由于F1>2.21，所以也拒绝H1。因此，模型应采用变系数模型。

运用Eviews5.0对方程（9）进行估计，采用固定效应模型，为了消除截面之间的异方差性，本文对模型进行截面加权处理，结果如表3所示。其中，R2=0.98，调整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的拟合程度很好，模型自身也都通过了检验。不过模型中的一些变量系数的显著性没有通过检验，说明在个别地区外商直接投资与就业之间的关系并不显著。

实证结果表明，在10%的显著性水平下，沈阳、大连、鞍山、本溪、阜新、铁岭和葫芦岛的直接就业效应系数均显著。但外商直接投资与就业量之间关系不同，大连、铁岭和葫芦岛三个地区呈正相关关系,沈阳、鞍山、本溪和阜新四个地区呈负相关关系。需要注意的是，当呈负相关关系时，并不表示外商直接投资没有创造就业机会，而只是这种创造就业岗位的能力相对于总的投资来讲，并没有得到显著的增强。

表3方程（9）面板数据回归分析结果

变 量相关系数t统计量P值

c0.2643.3630.001Log（FDI_SY）――沈阳-0.084-1.1740.089Log（FDI_DL）――大连0.2761.8890.061Log（FDI_AS）――鞍山-0.290-2.2370.027Log（FDI_FS）――抚顺-0.239-1.5530.123Log（FDI_BX）――本溪-0.711-5.2820.000Log（FDI_DD）――丹东-0.238-1.0050.317Log（FDI_JZ）――锦州-0.035-0.6050.546Log（FDI_YK）――营口-0.192-1.4180.158Log（FDI_FX）――阜新-0.247-1.9110.058Log（FDI_LY）――辽阳-0.477-1.3310.185Log（FDI_PJ）――盘锦0.0030.0320.974Log（FDI_TL）――铁岭0.3141.9530.053Log（FDI_CY）――朝阳-0.072-0.1420.888Log（FDI_HLD）――葫芦岛0.5672.3710.019

辽宁省的外商直接投资主要集中在沈阳市和大连市，但沈阳市和大连市的外商直接投资与就业量之间的关系却截然不同。大连市的外资直接就业效应系数为0.28，而沈阳市为-0.08。出现这种现象不难理解，2003年沈阳市外商直接投资的数量首次超过大连市，并且一直延续至今，但是沈阳市外企的从业人员大约只有大连市的1/3，所以相对于数量较多的投资而言并没有带来就业量的增加。进一步分析沈阳市和大连市的吸引外资领域以及行业从业人员分布同样可以进行解释。辽宁省的外企从业人员大多分布在第二产业，沈阳市外企从业人员2006年底大约为10万人，而工业企业年平均人数达到12万人，说明从业人员分布更加集中。在第二产业内部同样有向制造业集中的趋势，沈阳市和大连市都占到第二产业的98%。同时，沈阳市和大连市制造业内部行业分化比较严重。在外商直接投资额相当的情况下，沈阳市装备制造业就业人数占制造业总就业人数的60%，而大连市占43%。在塑料制造业中，沈阳市外资额是大连市4倍，沈阳市外企从业人员占总制造业的比重为2.10%，大连市为4%，说明其就业量远不及大连市。

四、结论与建议

第一，外商直接投资的直接就业效应明显，控制和引导外资的进入方式与行业选择可以进一步提升直接就业效应。从对辽宁省的实证分析结果来看，1990―2007年外商直接投资每变动1%，直接就业水平增加0.62%，外商直接投资的直接就业效应非常明显。因此，吸引外资能够提升辽宁省的直接就业水平。一直以来，中国乃至辽宁省的招商引资政策主要是吸引外资，弥补国内资本不足。国际金融危机背景下，出现了部分外资撤离的情况。其实，这正是一次调整外资政策的机会，以就业为导向的引资策略必须提倡。除加大引资规模外，还必须注重影响外资直接就业效应的诸多因素。流量投资对就业的影响主要与外资企业进入的方式和进入的行业有关。外资企业的进入主要体现在两个方面：一个是新增的企业投入，这部分会直接拉动就业水平的提升；另一个可能通过合资或合作的形式，如果外资企业提高资本―劳动比，则会降低就业水平。如果外资企业新增投资，则会提高就业水平。外资企业进入的行业如果属于劳动密集型产业，则会对就业起到巨大的作用。如大连市近年来外资的独资经营以及对第三产业的投入均对拉动就业起到重要作用。因此，积极引导外资进入方式和进入的行业是扩大外资直接就业效应的关键。

第二，外商直接投资的间接就业效应为负，选择互补性和辐射性强的外资项目有助于控制挤出效应。负的间接就业效应从一定程度上体现了选资的重要性，要改变先前只注重数量不注重质量的引资观念。从对辽宁省的实证分析结果来看，1985―2007年外商直接投资流量投资对总体就业的直接就业效应系数为0.03，存量投资的间接就业效应系数为-0.08，因此总的就业效应系数为-0.05。进一步的实证分析证明，国外投资确实对国内投资产生了挤出效应，外商直接投资每增加1单位，国内投资减少1.51个单位。因此，扩大外商直接投资正的间接就业效应（如扩大产业关联度，加强外商直接投资产业与国内产业的联系）、减少外商直接投资负的间接就业效应（如减少外资与国内投资的过度竞争）是关键。结合辽宁省实际情况，外资进入的制造业是辽宁省的重点行业，这势必会加剧竞争，所以如何正确处理好引资与就业之间的关系很重要。同时，外资在第一产业和第三产业投资较少，这样既不利于辽宁省产业结构的调整，也减弱了产业关联度；而且对外资的引资优惠政策加大了国内企业的成本，导致了不公平竞争。辽宁省的投资来源主要是香港、日本的中小企业，对周边辐射较小。上述因素均造成了辽宁省外商直接投资负的间接效应大于其正的间接效应，造成总的间接效应为负的局面。因此，相关部门在未来的“招商选资”过程中，应考察外资项目与本地企业的互补性以及外资项目的辐射和产业联动效应。选择互补性和辐射性强的项目，不仅有利于提升就业效应，也有助于辽宁省的产业结构升级与完善。

第三，各地区外商直接投资的直接就业效应差异明显，通过宏观总体筹划引发协同效应，可以大幅提升外商直接投资的就业促进作用。辽宁省各地区的外商直接投资就业效应差异非常明显，尤其是作为经济增长极的沈阳市和大连市的差异较大，这对地方引资方向的确定有重要的参考价值。为保证辽宁省经济更好更快的发展，理应促进省内各地区均衡发展，形成区域优势，加快沈阳市和大连市之外其余城市的经济建设。辽宁省应该积极引导地方经济的发展，为各个地区创造一个公平、开放的投资环境，同时，结合当地的产业结构和就业情况，积极引导外商直接投资的区域布局，促进地区经济均衡发展。在政府从“招商引资”向“招商选资”转变的过程中，各地区外商直接投资就业效应的巨大差异，恰给政府提供了一次难得的统筹规划机会，将沈阳市和大连市两个城市的引资经验扩展到全省，必将极大地提高辽宁省的总体就业水平。

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