投资影响范文10篇

投资影响范文篇1

(一)东道国的市场规模。东道国市场规模是对外直接投资(FDI)的显著决定因素，这一结论在实证研究中比较一致。20世纪90年代一些研究者对特定国家和地区的研究，表明真实国内生产总值(GDP)作为市场规模的变量是FDI的显著决定因素。朱津津(2001)认为，GDP总量的规模较大，反映地区消费市场容量较大，就是市场需求较大。项本武(2006)在其研究中得出我国的对外直接投资与接受投资的东道国GDP是显著负相关关系。

(二)双边贸易联系。出口是一国对外贸易的重要组成部分。FDI与出口之间被认为存在一种因果关系，企业最初的外国市场联系是从偶然的、零星的产品出口开始。随着出口活动的增加，母公司决定有必要在海外建立自己的产品销售子公司。最后，当市场条件成熟后，母公司开始进行海外直接投资，建立海外生产制造基地。此外，出口水平也是东道国市场的一个间接指示器。因此，用对东道国的出口作为反映双边贸易联系和经济联系的变量，反映了产品在东道国市场的竞争力，是FDI的决定因素之一。

(三)东道国的汇率水平。国际投资从货币相对强势国家流向货币相对弱势国家，主要因为强势货币具有购买力的优势，可以在货币相对弱势的国家获得较低的资本成本。在一个低资本成本的东道国，外国公司能够以一个比其母国国内公司低的贴现率来资本化其在外国市场上的未来收益，这样就刺激相对强势货币国家的公司更多地对外直接投资。根据这一理论，如果东道国货币相对于母国价值越高，那么母国货币在东道国的购买力越弱，从而对其直接投资越少；反之，则投资越多。

(四)东道国的税收政策。大部分研究将税收作为FDI的决定因素，理论上，高公司税减少了公司净收益，从而阻碍FDI。实证结果却表现为两种倾向：一部分研究并没有发现东道国公司税对FDI有显著影响。Mutti＆Grubert(2002)的实证研究发现对出口市场的投资对当地的税收政策十分敏感。Egger＆Loretz(2006)的研究证明母国的公司税将促进其对外投资，东道国公司税的保留则与母国对其直接投资有消极影响。

(五)投资环境。一个国家的经济在相当大的程度上决定于其政治、制度和法律环境。一个国家的治理基础形成其投资环境，从而为其经济增长创造有利的环境。因此，投资环境建设对FDI流入与流出来说是一个重要决定因素。这里，一国投资环境的好坏主要体现为产业增长潜力的大小和一国综合治理基础的高低。我们考虑用工业生产指数和人类发展指数来合成该变量。

二、我国对外直接投资影响因素的实证分析

(一)模型建立

本文对相关变量的选择具有可计量性的特点，以便引入后来的计量模型。参考国内外实证研究规范，本研究主要考察东道国市场规模、中国对东道国出口、东道国汇率和东道国的投资环境等宏观经济因素对中国对外直接投资的影响。

OFDI表示中国外向的对外直接投资，GDP指接受中国投资的东道国的国内生产总值，代表东道国的市场规模；EXPO指中国对东道国的出口量，是中国与东道国双边贸易联系的变量；EXCH表示东道国货币兑人民币的汇率；IE代表东道国的投资环境，即考察以上四个自变量对因变量的影响。

本研究使用的是时间序列的横截面数据，因此用合成数据(Paneldata)的估计方法是合适的。合成数据(Paneldata)是指不同时刻对截面个体做连续观测所得到的多维时间序列数据，能够综合利用样本信息，使研究更深入，同时减少多重共线性带来的问题。模型假定时间序列参数齐性，参数值不随时间的不同而变化。使用变截距模型，将斜率系数假定为个体和时期恒量，也就是因变量对自变量的相关系数在时期和截面上一致。(二)回归检验

本研究选择了接受中国投资的17个国家的横截面数据，样本期为2004年和2005年。样本国家每个样本的被解释变量为2004年和2005年中国对给定东道国的FDI年度流量，数据来源于《中国对外经济贸易年鉴》2006年版，单位为亿美元。解释变量GDP使用17个东道国2004年和2005年的真实GDP，数据来源于国际货币基金组织世界经济展望数据库(IMFWorldEconomicOutlookData．base)，单位为亿美元。解释变量EXPO为中国对该17个东道国的年度出口数据，来源于《中国对外经济贸易年鉴》2006年版，单位为亿美元。解释变量EXCH，本文使用各东道国货币相对于美元的汇率作为变量，数据来源于联合国数据库(Unit-edNationsDatabase)。解释变量IE代表的是一国投资环境情况，我们采用工业生产指数和人类发展指数加权(各占50％)来做变量。工业生产指数体现了按美元不变价计算的主要产业增加值的变化，代表了一国主要产业的发展趋势。人类发展指数是人类发展的一项综合指标，用以上两个指标合成可以代表一国的投资环境。数据来源于国际统计年鉴2006年版和联合国开发计划署《人类发展报告》2006年版。

三、结论

从以上模型的回归结果，我们可以得到的结论如下：

第一，我国的对外直接投资与各国的GDP显著负相关，说明接受投资的东道国的市场规模越大，我国对其直接投资越少。由此可以得出，中国的对外直接投资并非市场导向型，东道国所具有的大的市场规模对我国的投资并无吸引力。出现这种情况的原因可能是我国的对外直接投资处于起步阶段，中国企业对外直接投资的经验不足，理论也不成熟，因此我国企业不太愿意进入发达国家的大市场。而对于发展中国家这些小市场，由于竞争压力相对较小，有些国家经济及技术发展水平还不及中国，中国企业进入后会拥有相对的资金和技术优势，因此会被其市场吸引。

第二，对东道国的出口是我国对外直接投资的一个正的显著的决定因素，且边际影响程度较大我国对某个东道国的出口越多，对其直接投资也越大。从这一结论可以看出，我国的对外直接投资市场导向不明显，更可能是出口导向型。由于先期对某个东道国的出口，使我国的企业在该东道国市场积累了更多地经营及管理经验，对该东道国市场及相关经济政策更了解，由于熟悉程度的增加从而降低了投资的风险，因此更愿意对其进行直接投资。

投资影响范文篇2

自20世纪90年代以来,各国不断追求经济发展使得经济全球化和区域一体化蓬勃发展,但同时全球多边贸易谈判由于参与国繁多,各国经济利益难以得到全方面的协调,因此只包括相对少数国家的区域经济一体化更成为热点。而自由贸易区(FTA)由于组建成本相对较小而受到许多国家和地区的青睐。FTA的迅猛发展的确给全球经济的发展注入了新鲜而持久的血液,主要体现在贸易、投资和经济增长三个方面。关于FTA的传统理论研究,主要集中在它的贸易效应上(包括贸易转移和贸易创造效应),对其投资效应的研究相对来说涉猎较少。而对于以吸引外资为主要目的的广大发展中国家来说,FTA投资效应的相关问题却更为重要。基于以上情况,笔者将就“FTA的组建会对成员国的投资情况产生怎样的影响”展开系统研究。

二、计量模型以及数据来源

根据相关的理论分析,我们可以得到一国的投资主要受到以下几种因素的影响:①FTA成员对外的贸易成本;②本国的建厂成本;③本国与FTA潜在伙伴国经济规模的相似程度;④本国的一体化程度。因此参考现有的实证文献,设定如下的基本计量模型:log(inveit+fdiit)=λi+α1inteit+α2gdpit+α3tariit*dum-myijt+α4dpgdpijt*dummyijt+α5dpgdpijt2*dummyijt+α6polityit+α7polityit*dummyijt+α8gdpit-1+α9gdpit-1*dummyijt+α10dummyijt+uit其中,i表示东道国家,t表示年份,j表示外资投入国的母国即潜在成员国,uit表示误差项,λi表示不随时间变化的效应。下面看一下各个变量的含义以及相应的数据来源。

1、inveit和fdiit。这两个变量分别表示i国t年的国内投资总额和i国t年的外资流入总值。因为我们考虑的是某个国家在与该国成立自贸区前后变化对该国总投资的影响,投资包括国内投资和国外投资。外资数据来源于IMF中的InternationalFinancialStatistics,而内资数据则由BVD数据库中ratioofGrossnationalsavingtoinvestment和Currentac-countbalance两个指标计算得来。这两个被解释变量的单位都为十亿美元。

2、inteit。该变量表示i国的一体化程度。跨国公司的位置选择不仅考虑了当地的市场需求,也考虑到所在国加入的FTA地区的需求。如果一个国家加入的FTA越多,一体化程度越高,则跨国公司通过他所实现的利润水平就越高,也希望在这样的国家建立工厂。这个国家就成为一个轮轴国,所吸引的FDI与其一体化程度正相关。因此预期该变量符号为正。但同时考虑到投资者对本国市场规模程度以及该国所加入的FTA所有成员国市场规模之和所赋予的投资参考权重有所不同,所以该指标剔除了该国的市场规模,即选取是t年内该国加入的所有的FTA的成员国以2005年不变价格为基准的实际GDP之和。因为有些年份该指标为0,所以并没有取对数。实际GDP数据来源于BVD数据库,单位为十亿美元。

3、polityit。该指标表示该国t时期的制度因素,这个制度因素应该是与建厂成本有关的制度,由于WorldBank中关于建厂成本的数据只有2004年以后的,样本区间过短,所以只有采用很多研究常用的民主指标来表示制度。民主指标来源于polityIV,该指标取值范围为[-10,10],数值越大表示该国越民主,数值越小表示该国越专制跨国公司总是在全世界范围内寻找更低的生产成本和更高的利润,在其他条件不变的情况下,一国的建厂成本越低,越是能够吸引跨国公司的FDI,同时本国国内的投资也可能更多。这里投资可以来自于一体化集团外部,也可能来自于集团内部甚至本国内部。因此FDI流量或国内投资与建厂成本可能会成反向关系,又因为本文选取的制度因素数值越大,表明该国越民主,越是民主的国家建立工厂的自由度也越大,因此建厂受到的阻碍就会相对小(如没有繁琐的审批手续、各项指标限制较小等等),因此投资可能会与该指标成正向关系。

4、tariit。该变量表示t时期i国对潜在成员国j之外其他国家的制造业平均关税水平,数据来源于联合国贸发会中的TRAINS数据库,单位为%。由于在该数据库中没有具体的国与国之间的关税水平,只有一国对世界的平均关税水平,所以只有用该国对世界平均关税来替代。根据理论可知,FTA成员的对外贸易成本越高,集团外企业以贸易的形式开发目标市场的成本也越高。如果采用FDI的形式在FTA成员内建立工厂,就可以绕开贸易壁垒。因此投资流量与FTA成员对外的贸易成本正相关。

5、gdpit。该变量表示i国t时期的实际GDP,用来表示该国的经济规模。数据来源于BVD数据库,单位为十亿美元。由于规模经济和运输成本的客观存在,在其它条件相同的情况下,跨国公司倾向于在市场规模较大的国家投资建厂,以获得规模经济和靠近市场所带来的利益。所以,本国市场规模越大,越有可能吸引更多的区内和区外投资。一体化指标实际GDP之所以没有取对数,是考虑到有的年份一体化指标值为0,同时为了与该指标进行对比,所以GDP也没有取对数。

6、dpgdpijt。该变量表示j国和i国在t时期的人均实际GDP差异,表示两国的经济相似程度。该指标的具体算法是j国人均实际GDP与i国人均实际GDP之比再减去1,加入该指标的平方项,是想看一下该指标是否存在所谓的“门槛效应”,即非单纯的线性关系。人均实际GDP的数据来源是BVD的人口与实际GDP之比得到。如果两个国家的经济比较相似,则两国建立FTA后会以跨国公司的形式开发对方的市场。FDI流量与两国的经济规模相似程度成正比,但由于考虑到了FDI的集聚效应,投资与两国经济规模相似程度不一定呈现简单的线性关系。

7、gdPit-1。该变量表示i国t-1时期的实际经济增长率。因为投资不只是看一国的总体经济规模,还要看其规模的增长速度,如去年该国的经济增长速度很快,那么今年投资者就可能继续追加更多的投资。该指标是用t-1年的实际GDP的对数值与t-2年实际GDP对数值之差来表示。

8、dummyijt。该变量为表示j国和i国是否为自贸区成员的虚拟变量。当t时期,两国为自贸区成员时,该变量取值为1,否则取值为0。判断两国是否成为自贸区成员的标准时,按照签订日期而非生效期,当签订日期在12月份时,我们往下推迟一年,如果签订日期为1999年12月,则认为2000两国才正式组成自贸区。同样,之所以按照签订日期而非生效日期,我们认为人们的行为是根据预期做调整的,即所谓的预期效应。本文的样本区间为1988~2006年。由于自由贸易区的效应可能需要几年甚至更长的时间才能体现出来,我们根据估计的样本区间,选择在1992~2002这11年之内成立的自由贸易区。计算下来一共包括24个自由贸易区,另外我们分别把一个自贸区内的两个国家位置互换可以得到两对数据,因此有226个样本对。

三、计量结果及分析

1、总投资方程的回归结果及分析对于面板数据的回归,一般来说有三种形式,分别是混合回归、固定效应回归和随机效应回归。首先进行混合估计和固定效应的F检验,如果检验结果表明应该采取固定效应,然后再进行固定效应和随机效应选择的Hausman检验。由于某些数据某些年份缺失,我们采用插值法进行处理。另外采取cross-section加权方式来消除截面数据带来的异方差。回归结果见表1。检验结果显示,应该采取固定效应。一体化的估计结果的系数为2.89E-05,并且在统计上显著。数值很小的原因是没有取对数所致。该回归结果与理论预期和直觉相符。总投资的增加可以是外资增加的结果,当然也可能是内资增加的结果,或者是二者都增加的结果。东道国的一体化程度越高,表明以该国为轮轴的总的市场规模越大,并且这些市场之间的各种壁垒都相对较小,市场规模扩大一般来说需求就扩大,而需求扩大必然导致投资的追加,即表现为投资增加。本国市场规模指标回归结果也为正显著,也与理论预期相符。其系数大于一体化的系数,也非常好理解,因为无论是外资还是内资,必然绝大部分主要考虑的是该国本身的市场规模,通过对建立FTA减少贸易壁垒、扩大市场益处的考虑必然处于次要的。即便是FDI的进入主要考虑总的市场需求,但是对于内资来说,主要还是为本国居民服务的,是以本国居民的消费为中心的,所以本国市场规模相对于其他成员国的市场规模来说更为重要。对于两国经济相似程度指标与表示FTA成立前后变化的虚拟变量相乘得到的交叉项,我们发现对于一次项和二次项回归结果也都显著,表明在成立自贸区之后该指标确实对东道国的投资情况产生影响。并且二次项系数为正,一次项回归结果为负,其顶点值约为6,即当投资国的人均实际GDP是该国的人均实际GDP的7倍左右时,在两国成立FTA之后,东道国所获得的投资效应最小。当两国人均实际GDP之比在其未成立FTA之前比较大(超过7倍),在成立FTA之后母国人均实际GDP相对于东道国越大,即两国的经济发展水平相差越大东道国所获得的投资效应就越大;另外一方面,当两国人均实际GDP之比初始较小时(小于7倍),成立FTA之后母国的经济发展水平相对于本国越小,则本国获得的投资效应也就越大。总之,两国经济水平相差越大,本国所获得的投资效应就越强。这很可能是因为两国经济发展水平很大,一方面导致互补性或者垂直型的FDI投入增加,另一方面可能是两国贸易或者是总市场规模增加,导致产品需求增加,进而国内投资也产生追加。对于政策变量,其独立项和交叉项回归结果都为正显著,并且也与预期相符,表明越民主的国家所得到的投资越多,独立项表明在i国和j国未成立FTA之前,越是民主的国家获得的投资越多。因为民主增加就意味着自由增强,投资者通过建厂追逐利润最大化的目标更容易实现,其机会成本也越小,因此投资增加。当两国形成FTA时,其民主对投资的正向效果被强化了。说明加入FTA后,民主对投资的作用得到显著提高。一国如果想增加投资,尤其是在加入FTA后使其投资效应得到更多的改善,可以通过提高该国的民主程度,即政府对投资者的干预减少,降低建厂的固定成本。上一年的经济增长越快,投资者可能认为本年的经济增长也越快,需求增加也越快,因此也会追加投资,估计结果发现经济增长的独立项和交叉项系数都为正显著,当i、j两国未加入FTA时,本国的经济增长率增加1%,导致本国的投资增加1.003%,而成立FTA后,本国经济增长率增加1%,导致本国投资增加1.003%+3.10%=4.103%,显然在加入FTA之后本国经济增长率对投资的正贡献提高了,说明加入FTA之后,伙伴国更加看重本国的经济增长。本年的经济增长越快,由于惯性作用下一年的经济增长也会很快,当然越可以吸引更多的投资。关税的估计结果为负但是却不显著,说明关税对总投资的影响不明显。虚拟变量的独立项估计结果仍然为正并且显著,这与Yeyati,steinandDaude(2003)结果也相符,表明加入自贸区不仅在斜率上增强投资效应,而且在截距上也会增强投资的正效应。

2、国内投资方程的回归结果及分析对国内投资的实证结果见表1。我们发现该回归结果与总投资结果类似。一体化指标和国内市场规模都显著为正,并且国内市场规模的作用也要大于其外部成员国总市场规模。两国经济相似程度对国内投资的影响仍然呈现出非线性关系,其拐点也约为5,即外国j与本国i的人均GDP之比为6,这与总投资方程的拐点也类似。有关政策指标的结果,独立项系数变化不大,为0.0033。而交叉项系数则明显变小并且不再显著,说明在成立FTA之前,政策指标对国内投资的影响为正很多并且显著,在成立FTA之后,政策对国内投资的影响则变得不那么明显,而这点是与总投资的影响效果不同的。另外发现,本国经济增长对总投资的作用要远远大于对国内投资的作用,在成立FTA之后同样经济增长对国内投资的作用也小于对总投资的作用(0.2102+0.3253<1.0039+3.1031)。关税的回归结果仍然为正,关税的提高一方面使得本国对外国封闭加强,另一方面由于本国对外国关税提高可能导致外国采取报复性措施,即也制定对本国较高的关税,使得本国与外国经济来往成本增加,因此国内投资者尤其是进行跨国投资的投资者可能会抽走在外国的资金,进而转向国内供应本国消费行为。同样对于哑变量的估计系数为0.0392并且显著,说明加入FTA也会对国内投资的截距发生水平影响。

3、国外投资方程的回归结果及分析仔细观察回归结果,我们发现总体回归结果变化不大,并且各个系数也都显著。值得注意的是,对于总投资、国内投资和国外投资来说,一体化指标中国外投资的系数最大,表明外资相比内资更看重一国所处的整体环境,这点也与直觉相符,因为外资可能更注重的是跨国的生产经营,它的战略目标应该是全球范围,而不仅仅局限在投资国。外资对国内看重程度也比内资高,其回归系数为0.000644。虽然外资对一国的国内市场和国外市场看重程度都相对较高,但是外资对国内外市场的相对看重程度要比内资的高(2.80E-06/2.85E-056<8.03E-05/0.000644),这仍与直觉相符,内资更看重国内市场,而外资相对更看重国外市场。对于两国经济相似程度,仍为非线性关系(开口向上二次曲线),其拐点仍然为7左右,即外国j对本国i人均实际GDP之比为8,这与总投资结果和内资回归结果基本上保持一致。与内资不同,政策指标的独立项和交叉项均显著为正,与总投资类似。在成立FTA前一国的政策制度对FDI的进入影响很大(0.038),要明显大于内资和总投资。在成立FTA之前,本国的政策环境对外资的吸引作用最大,而在加入FTA之后影响强度基本上翻了一倍多(0.048+0.045=0.093),而政策对总投资的效应在FTA成立之前为正显著,主要是因为政策制度对FDI有一个强烈的正效应所致,政策对国内投资的影响并不是很明显。在成立FTA之前,本国经济增长对FDI的影响系数最大,为4.192,在成立FTA之后,本国经济增长对FDI的作用也最大(4.192+4.244=8.436)。所以外资对本国的规模以及其一体化伙伴的市场规模都要比内资赋予的权重高,无论是对本国经济发展的水平值(实际GDP)还是变化值(GDP增长)来说,都是一样。关税的估计结果为负显著。对于垂直型FDI,跨国利用一国较低的生产成本,在该国进行生产组装,然后在运回本国或者其他国家消费。此时如果关税越高,运回成本就越高,必然导致在当地投资减少,进而关税越高,投资反而越少。在样本范围内垂直型FDI所占的比重,相对水平FDI可能较高,导致关税回归结果为负。虚拟变量的独立项回归结果同样为正且显著,说明加入FTA在截距上也会增强外商直接投资的正效应,而且较内资比这个效应更强,为0.2606。因为国际环境的改善必然会对国际资本流动带来更大的作用。

投资影响范文篇3

关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验

一、引言

随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。

对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。

二、实证分析

（一）数据来源和研究方法

为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。

二）平稳性检验

所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：

注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。

以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分△LNFDI、△LNEX、△LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。

（三）协整检验

为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。

关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。

1、对LNFDI与LNEX的协整检验

首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：

LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)

(30.26889)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013

从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。

用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：

LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)

(-5.994780)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218

方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。

2、LNFDI与LNIM的协整检验论文网在线

首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如

根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。

（五）因果关系检验

协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5论文网在线

从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。

三、结论与建议

本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：

1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。

投资影响范文篇4

关键词：农业投资；农民收入；实证研究；湖北

中图分类号：F3文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）10-0256-02

1湖北农业投资的动态分析

一般而言,农业投资主体包括:政府、集体合作组织、农户、金融机构、大中型企业和外商。对经济欠发达的湖北而言,政府的投入主要是财政农业支出；集体合作组织的投入主要是农村集体固定资产投资；农户的投入包括农户固定资产投资和农户家庭经营费用支出(简单再生产投入)；金融机构对农业的信贷投入,主要是指农业银行、农业发展银行和农村信用社对农业的贷款。

1.1政府财政投入的变化

财政用于农业的支出总额在不断增加,但所占比重却呈下降趋势(见表1)。从总量上看,1991-2005年间,财政对农业的支出以平均每年大约14%的速度递增,大多数年份在绝对数上都有所增加,其中仅有1992年的财政支农支出为负增长。而且财政支农资金年度间增长幅度差不多,从1994-2002年间财政支农支出的比重连年下降，从2003年开始又有所回升，看来从2003年开始政府又开始加大对农业的投入，更加关注农民问题。

总体而言，财政对农业的投入力度不够且不稳定，还应该进一步加大投入，以增加农民收入。

1.2农村集体和农户投入的变化

(1)从农村固定资产的投入变化看(见表2)，1991-2000年间，农村集体固定资产投资总体在逐年增加，2003-2005年间一直下降，其中2005年降到了26.55亿元，比2004年下降了59.52%。农户固定资产投资在逐年增加,1991年为24.47亿元,2005年达到了135.95亿元。看来,各年的农户固定资产投资数额基本均高于当年农村集体的固定资产投资,其中1991、1992、1995、2000和2005年农户固定资产投资分别是当年农村集体固定资产投资的2.2、2.6、1.3、1.1和5.1倍,说明农户是农村固定资产主要投资主体。

（2）从农户简单再生产投入情况看(见表2),1991-1996年湖北农户简单再生产投入是逐年增加的,保持着较高的增长率,年均增长率为18.5%，1997-2000年呈逐年减少趋势,2001年后又开始逐年的增加。而从1991-2005年这15年间,农户简单再生产投入的年均增长率为10%,说明2001年以后,虽然投资总量的整体趋势在增加,但增速却比较缓慢。这说明农户对家庭经营投资的兴趣下降,农户的资金投向多元化。

1.3从农业比较投资率的角度来分析其变化趋势

农业比较投资率,是指农业固定资产投资占全社会固定资产投资的比重,与农业总产值占国民生产总值的比重之比率。由主要年份农民收入情况以及表3可以看出,2001-2004年间,农业比较投资率均在0.5以下,而且还有下降的趋势,这与世界农业的一般规律(在工业化中期,农业比较投资率的值应接近或超过1)的差距很大,说明湖北农业投资相当不足。

2农民人均纯收入增长与GDP增长的对比分析

由表4可知,在未扣除物价因素情况下,“七五”、“九五”及“十五”时期,各个时期农民人均纯收入年均增长率均低于GDP的年均增长率,1981-2005年20多年间农民人均纯收入年均增长率低于GDP年均增长率约4个百分点。这说明了农民收入的增长一直滞后于经济发展的速度。

3农业投资与农民收入间的相关性分析

3.1农业投资与农民收入间的变动关系

由表5可知,湖北农业投资总体呈上升趋势,由1990的189.03亿元上升到2003年的1114.07亿元,年均增长率为13.5%；而同期农民人均纯收入也从539.16上升到2499.33元,年均增长率为11.6%。这说明了随着农业投资的增加,农民人均纯收入也随之增加。但收入的增长速度却低于投资的增速,这一点可以由图1看出,收入曲线比投资曲线显得更为平缓。

通过运用统计分析软件SPSS13.0对农民人均收入与财政农业投资、农村集体固定资产投资、农户固定资产投资、农户简单再生产投入和农业贷款间进行相关分析,结果显示:农户人均纯收入与上述投资的相关系数分别为:0.728,0.677,0.979,0.858和0.893,经统计检验均达到0.0l的显著水平。这表明农民人均纯收入与财政农业支出、农村集体固定资产投资、农户投资和农业贷款均有极大的关联性。下面再对其进行回归模型的设定,以确定各投资主体的农业投资对农民收入增长的具体影响大小。

3.2回归模型分析

根据可获得的数据,运用E-views3.1计量经济分析软件,对1991-2005年湖北省农业投资与农民人均收入的关系运用C-D生产函数进行回归分析。

Y=Axα1xβ2xγο3x4

其中:Y为人均纯收入(元)；x1为财政农业支出；x2农村集体固定资产投资；x3为农户对农业的总投资；x4为农业贷款额。YCX1X2X3X4

回归结果如下表6。

YCX1X2X3X4

表6农民收入增长影响因素回归分析结果

解释变量系数t-Statistic值

常数项30.6691.264

财政农业支出(x1)55.1874.492

农村集体固定资产投资(x2)7.5752.889

农户总投资(x3)13.7104.593

农业贷款(x4)3.6282.764

调整后的R^20.987

F-statistic193.020

从以上的回归结果可以看出,该模型调整后的拟合优度为98.7%,通过99%显著水平的F检验,且各投入项的回归系数分别通过了95%的T检验,表明其模型整体的拟合优度较好。分析表明:农业投资的各主体财政支农、农村集体和农户投资及农业贷款,对农民人均收入的弹性系数均为正值,说明农民人均收入随着这四项投资的增加而增加。具体而言,每增加1%的财政支农资金,农民人均收入将增加55.19%;每增加1%农村集体固定资产的投资,农民人均收入将会增加7.57%;每增加1%的农户的投资,农民人均收入将会增加13.71%;每增加1%农业贷款的投资,农民人均收入将会增加3.63%。同时可以看出,在农业投资的各个主体中,农户投入的增加对农民人均收入的贡献最大,其次为农村集体固定资产的投资和财政资金投资;农业贷款的投资对农民人均收入增长的贡献位居最后。由此可见,要增加农业的总产值,就要加大对农业的投入力度,尤其是鼓励农户和农村集体对农业生产的投资,同时要稳定财政对农业的投资。

投资影响范文篇5

一、变量的解释与模型预测

（一）职工平均工资（X1）

由于我国的职工工资很大程度上都没有包括社会保障费用，因此职工的工姿水平（X1）作为劳动力要素成本，我们认为它会对外商直接投资产生反向作用。

（二）汇率（X2）

一般来说，汇率通过两种方式影响FDI。一是成本效应，东道国货币贬值使得FDI的成本减小，从而FDI增加；二是替代效应，东道国货币贬值使得FDI能比出口获得更多的利益，因此FDI增加。

（三）人均GDP（X3）

人均GDP是衡量一个国家经济发展水平的重要指标，根据消费理论，人均GDP越高，储蓄率也越高，FDI的引入会对国内投资产出“挤出效应”。我们预测外商直接投资与人均GDP存在反向关系。

（四）公路里程（X4）

在以上所述的影响国际直接投资的区位因素中，基础设施建设作为一般投资环境因素也是重要的影响因素。

（五）GDP增长率（X5）

GDP增长率是衡量一个国家经济发展状态的重要指标，大大提高的外商直接投资的预期收益。

（六）开放度（X6）

开放的市场意味着透明的交易机制和相对较低的交易成本，越有利于跨国公司进行合法的转移定价和利益输送。

二、回归分析

首先我们对原始模型进行OLS回归，结果如下:为了进一步分析这两个因子与外商直接投资的关系，再次建立模型LnY=β0+β1F1+β2F1+F1表示因子1，主要代表平均工资与开放度，F2表示因子2，主要代表GDP增长率。F1表示因子1，主要代表平均工资与开放度，F2表示因子2，主要代表GDP增长率。回归结果如表:表明在5%的置信区间上，平均工资与开放度对外商直接投资影响显著，而GDP增长率的影响不大。F1的系数为正，表明平均工资和开放度对外商直接投资的综合影响为正，根据经验分析，平均工资应该与外商直接投资负相关，产生这种矛盾的原因是开放度的正相关效应抵消了平均工资的负相关效应。

三、经济意义分析

根据分析平均工资开放度对外商直接投资影响最大。

(一)平均工资

虽然与发达国家相比,中国劳动力成木还是很低,但是相对于发展中国家,特别是周边国家，劳动力成木的增长速度远远超过它们。我国目前过多地依靠劳动力成本优势来吸引外商直接投资的方式是不可持续的。

投资影响范文篇6

一、我国FDI的流向情况

从流向结构看，FDI要素密集度特征没有根本改变。1995年以前，FDI主要投资于服装、衣着附件、鞋类、玩具、家具等劳动力密集型出口行业，这一时期三资企业出口的大宗商品也主要集中在这些商品上。1995年的全国三资企业普查结果表明，三资企业中具有劳动力密集型特征的行业所占比重高于资本密集型行业(2001，王岳平)。根据王岳平(2001)的计算，1995年具有劳动密集特征的行业(即WPAV21①在1以上的行业)的销售收入占三资企业的56.78%，具有一般资本密集特征的行业(即WPAV21在0.5到1的行业)的销售收入占三资企业的23.29%，具有高度资本密集特征的行业(即WPAV21小于0.5的行业)的销售收入只占三资企业的8.77%。520个三资企业参与的小类制造业中，三资企业在全部工业产出中具有专门化特征的行业206个，其中属于高度劳动力密集型的部门51个，占24.76%，属于一般劳动力密集型部门的93个，占45.15%，二者合计即具有劳动力密集性特征的部门共占69.91%。可见，中国FDI主要流向劳动力密集型行业。1995年以后，外资流向的行业结构发生了较大变化，流入机电行业的外资不断增加，但是行业结构的这种变化并没有从根本上改变中国外资流向劳动力密集型部门的结构特征。可以从外商投资企业加工贸易情况中找到原因。从20世纪90年代中期以来，中国外商投资企业加工贸易的比重虽然在不断下降，但是仍然占绝大比重。20多年来，虽然中国FDI流向行业结构发生了较大的变化，其要素密集性质并没有发生根本改变，主要还是流向劳动力密集型部门。

二、FDI流向对我国贸易条件的影响

1.形成超额供给

根据《中国统计年鉴》的有关数据，1995～2005年我国主要工业品出口价格水平呈下降趋势，这一方面说明价格竞争依然是我国工业品在国际市场上主要的竞争手段，我国制造业特别是具有比较优势的劳动密集型产业的国际竞争力仍然集中在价格优势上；另一方面也表明我国出口工业品总体质量不高，技术含量和附加值较低。在外国直接投资比较集中的行业中，纺织、洗涤用品、轮胎、机床等产品的出口价格指数有升有降。这在一定程度上说明了外商投资企业未能从根本上改变我国工业品出口的竞争手段，而且，外资企业出口对加工贸易方式的倚重本身就说明外商投资企业更倾向于利用我国低成本劳动力获得出口的价格优势。此外，我国长期以来在劳动力密集型部门实行出口导向型的发展战略，也造成了中国出口部门的偏向增长，在国际需求结构不变或者在国际市场的需求增长慢于出口增长时，必然形成超额供给，反映在提供曲线上，就是中国的提供曲线向外移动，贸易条件恶化了。

2.形成超额需求

FDI带动出口增长的同时，推动了进口的更大增长。这就使外资企业在带动中国出口迅速增长的同时带动了中间产品进口的迅速增长，并通过以下两个作用机制导致中国贸易条件恶化。一是国际市场竞争。出口品的国际竞争加剧的同时，进口品的国际竞争程度近几年也不断增加。2000年到2006年，我国进口价格指数由98.98上升为119.32，增长20.5%，可见，FDI使进口竞争日益激烈，推动进口价格的上升，进而导致贸易条件的恶化。二是外商投资企业的内部贸易。跨国企业进行产业内贸易主要是为了利用转移价格获得高额利润，跨国企业在我国往往采取高价进口机器设备和原材料而低价出口制成品的策略，来达到其减少企业税负、避开风险与管制、调拨资金和有效分摊费用的目的。由于原材料和零部件来自母国进口或母公司内部采购，外资企业可以通过抬高进口原材料和设备以及核心技术的价格来达到转移利润、减少税收或独占利润的目的。外资在中国以转移利润、减少税收为主要目的转移价格策略的普遍应用，推动了进口价格的上升，导致了贸易条件的进一步恶化。

投资影响范文篇7

基于以上尚待解决的问题，本文以创业企业的社会融资为背景，分析了风险投资和天使投资的融资特点、管理方式、对企业的影响，并以企业技术创新的投入比例和专利申请的数量为衡量标准，实证分析了风险投资和天使投资两种权益资本对企业创新活动的影响．本文结论弥补了非正式融资来源与创业企业创新活动的关联性研究中的空白，通过对这一方向的剖析，有助于厘清实践中天使投资等民间资本的投资倾向，为政府在资源配置上提供参照和指导，能更有效地规范国内金融市场，并为促进风险投资业的发展提供一定的政策依据［4］．

1假设的提出

在创业企业的成长过程中，资金缺乏是制约创业企业创新的关键性因素［5］．创业企业通常没有足够的资金进行多种研究，以相互替代补充，降低创新风险，而且资金不足还会导致仅有的研究失败，无法转换为社会资源［6］．另外，创业者在经营及生产管理上有很多不确定性，创业企业技术开发的产品面对的是尚未成形的市场或者是新市场，在商业化开发方面需要大量资金投入，同时也面临很大的市场风险和管理风险，进一步增加了创业企业创新活动的风险［5］．创业企业主要有4种可选择的融资方式:商业银行贷款、天使投资者、风险投资和直接上市融资［7］．商业银行在贷款时表现谨慎，为规避风险一般倾向于选择经营成熟、稳定的企业提供贷款．直接上市融资要求高，只有在企业达到一定条件的情况下，才能从公众投资者中获得融资．因此，天使投资者、企业风险投资和风险资本家是高技术企业最好的融资方式选择．风险投资和天使投资都是对创业企业的直接投资，属于企业的权益资本，而不是借贷资本［3］．创业企业可以通过引入外部资金获得竞争优势，而且通过对外部资金的合理配置，还可以带动其他资源更多地投入到创新活动中去［8］．本文从创业企业融资视角考察创业企业创新活动的影响因素，并集中考察两种权益资本在创业企业创新活动中的作用．通常情况下，两种投资发生于企业的不同阶段，天使投资一般发生在企业初创期．两种投资对企业的创新活动的影响作用是不一样的．企业的R＆D投入和专利申请是衡量企业创新的常用标准．本文主要分析两种投资与创业企业R＆D投入和专利申请的关系．创业企业经营运作的过程中，R＆D是创新企业创新活动的主要推动力．创新企业运用R＆D投资创造的知识进行新发明，从而获取商业利润．R＆D投资强调创新性，面向未知领域，投资结果具有很高的不确定性，主要表现在投资数额、投资期限、能否成功等很难确定．另外，R＆D的风险性还涉及创业企业自身的管理能力、新技术的吸收能力、创业过程的管理能力以及营销推广能力等．诸多的不确定因素使投资的回报率存在不确定性［4］．由于以营利为主要目的风险投资在对创业企业进行投资之前会成立专家小组，对投资的可行性进行仔细的论证，在某种程度上消减了部分不确定性［5］．

外部投资给新企业的R＆D提供了资金来源，进而可以促进企业的创新活动．Thomas研究发现，机构投资者的介入可以促进企业R＆D投资，风险投资在一定程度上影响着企业R＆D投入［4］．一般说来，风险投资更偏好投资于高技术创业企业，非常重视具有市场潜力的核心技术，极大程度上激发了创业企业不断地进行R＆D活动．从风险投资机制来看，风险资本的价值是以科技产业创业的成功为标志的．风险投资的使命就是要与创业者一起拓展项目的技术潜力，并与创业者共享创业成长的经济价值．因此，投资人与创业者都非常重视对R＆D的投资，并积极推动企业的自主创新．由于风险投资介入的创业企业里，其他权益资本来源从比例上就少，所以风险投资机构对创业企业的持股比例一般都比较高［6］．风险投资对创业企业的控制力也较强，风险投资会利用控制权将更多的资源投资于企业的R＆D活动．根据以上分析，提出假设如下:H1风险资本占企业权益资本额比例多的创业企业相对更多地进行R＆D投入．虽然天使投资与风险投资一样，对投资新企业的回报有一定的期望和要求，但天使投资抗风险的能力较低，而且由于资金规模和流动性的限制，对新企业的现金流和可能产生亏损的承受力也较低，因此天使投资者相对比较看重创业的短期营利．一个企业的投资决策由所有者选择的管理者决定［8］．天使投资者不直接参与企业的运营，这使得创业者能够最大限度地发挥主观能动性．从IT产业中的谷歌到计算机制造的苹果，从日用品的美体小铺到饮食业的星巴克，这些无一不是行业的领头企业，而这些企业在早期都接受过天使投资者的帮助，由此可以看出天使投资对企业的贡献［5］．在激烈的市场竞争中，创业企业必须增加R＆D投入以保持技术优势．R＆D投入具有投资回收期长、投资风险大、需要付出巨额资金等特点，而且R＆D投资回报无法很好地量化，R＆D投入往往被列为期间费用，直接减少当期会计利润．天使投资背景的创业企业为了达到短期盈余目标，虽然也会加大R＆D投入力度，但可能更多地把资金用于他处以获得短期利益［8］．根据以上分析，提出假设如下:H2天使投资占企业权益资本额比例多的创业企业相对更少地进行R＆D投入．专利反映一个企业创新活动的水平和产出状况，衡量企业在创新活动市场的竞争能力．专利的申请量、授权量往往反映了企业的研发活动效率．风险投资和天使投资都是为了获得创业企业成长过程产生的高额回报，但他们进行投资决策前的调查方式不一样．后者执行专业调查要少于前者，更多是基于对投资企业创办者的个人信任和感情因素，依靠直觉判断是否投资，在一定程度上奉行机会主义．而风险投资公司在进行投资活动之前往往需要对创业企业进行长时间的跟踪调查，作详尽的价值评估和投资可行性分析，以保证投资收益［9］．风险投资关注投资企业的发展潜力和股权增值情况，追逐和期待的是通过被投资企业上市或出售实现股权转让，收回投资并赚取资本利得，其着眼点不在于投资对象当前的盈亏，而在于企业的发展前景和资产增值．风险投资机构直接参与企业管理，在公司战略制订上起到一定作用［10］．

在风险资本进入企业后，公司管理层更注重企业长期竞争力和企业核心竞争力的培养和发展，在研发活动中更加注重企业产品核心技术的原创性开发，而不是简单的模仿和改进，因此在申请专利上多以发明专利为主［11］．但发明专利开发难度大于其他两种专利，不仅需要更多的人力、财力，而且风险大，研发的周期也更长，因此，同等时期内，风险投资企业专利申请量会更少．根据以上分析，提出假设如下:H3风险投资占企业权益资本额比例多的创业企业的专利申请量相对更少．与其他类型的权益资本投资人不同，天使投资人很少参与创业企业的内部管理，而是更多地关注创业企业的经营绩效［5］．与风险投资一样，天使投资人一般也是根据创业企业的业绩表现再决定是否继续持有股权，但由于天使投资较风险投资在合同内容和形式上更为宽松，因此天使投资在资金的退出上也更为灵活，可以根据目前实际的盈利状况决定退出与否．创业企业在早期盈利状况通常都不是很好，为向天使投资人证明其投资的资金得到了有效的利用，安慰天使投资人的投资信心，从而得到后续的资金或者其他来源的资金支持，创业者可能更看重企业的短期创新效果［11-12］．虽然他们也对技术创新进行大量资金的投入，但他们更看重视创新活动的产出效果，而不是进行较长周期的原创性技术开发，在专利申请上也多以实用新型和外观设计为主．因此具有天使投资融资背景的创业企业一般会进行更多的专利申请，使天使投资人看到企业技术创新的努力，增强天使投资人的投资信心，从而维持投资甚至帮助引入更多的天使投资和其他权益资本．根据以上分析，提出假设如下:H4天使投资占企业权益资本额比例多的创业企业的专利申请量相对更多．

2研究方法

2．1样本

本文的数据来源于美国考夫曼基金会管理下“考夫曼企业调查”(Kauffmanfirmsurvey，KFS)．KFS选取了4928家创业企业作为样本，并于2004年开始对目标人群进行调查，包括创业企业分支或附属的子公司，其中高技术创业企业2034家，非高技术创业企业2894家，样本数据可从www．kauffman．org/kfs获得．鉴于样本的全面性、结论的代表性和广泛借鉴性，本文样本包括高科技企业和非高科技企业，同时为了保证验证假设的准确性，高科技企业和非高科技企业所占整个样本的比重相差不大，从而避免了样本选择中由于不同类型的创业企业创新活动的充分性差异带来了样本抽样偏差．

2．2变量设定

本文所涉及因素是规模的概念，这些因素可以使用定量数据来度量，因此通过采用KFS的数据来进行定量的、客观判断来衡量．此次分析所采用的因变量、自变量和控制变量及其测量如表1所示．

2．2．1因变量本文采用创业企业的R＆D投入和专利申请量作为衡量其创新的指标，作为因变量的测度．之所以选择这两个指标，是因为R＆D投入和专利申请不受所处行业和资本密集程度的影响，容易从整体上对企业创新进行判定．另外，专利是评价企业技术创新产出最重要的指标，R＆D投入和专利数据的可获得性也决定了其作为解释变量具有客观性．对于R＆D投入的衡量，本文借用以往研究中关于用R＆D投入强度的测量方法，其中:R＆D投入强度=R＆D活动经费投入/产品销售收入;本文利用参与KFS的受访者对“企业专利申请量(d3)”、“企业R＆D费用是多少(f19)”的答案作为因变量的衡量标准．

2．2．2自变量本文分别采用以下变量度量自变量．①风险投资股东的持股比例．该变量体现了风险投资的作用，在计算该变量时，若企业多个股东是同一性质的风险投资，则以这多个股东所持股份之和作为风险投资股东的持股比例数据．②天使投资资金占企业资金的比例．利用受访者对“从风险投资家获取的资金(f3f)”、“企业从别的私人投资者处获得的资金数量(f4)”以及“权益资本总额(f16a)”来计算这两种资金占权益资本的比例作为衡量股权比例的因子．

2．2．3控制变量选取企业年龄、企业规模、研发人员数量作为控制变量，这些变量可能会影响企业的创新活动投入和产出［78］．其中，企业年龄用企业自成立至2004年的年数来测量，企业年龄在一定程度上影响企业技术创新的战略导向;企业规模用对企业员工总数取对数来衡量，企业规模及其组织结构会对企业创新机制产生一定影响;研发人员数量用企业研发人员占据企业总员工的比例来衡量，比例越大，对创新的影响越显著［13］．利用受访者对“企业创立时间(b1)”、“雇员的人数(c5)”、“研发人员的数目(e1_d)”的回答作为对上述3个变量的衡量标准．

3数据分析

3．1描述性统计分析

表2给出了主要研究变量的描述性统计信息．可以看出，创业企业风险投资所占比例的均值和最大值均大于天使投资所占比例．控制变量方面，创3年;研发人员占总人数的比重介于2%～28%．因变量中，企业专业申请量最小为0，最大为11，均值为2．14;企业R＆D投入比例介于0．12～19．08，均值为8．65．无论从资金所占比例还是控制变量来看，统计分析结果显示风险投资和天使投资均对创业企业的创新有促进作用，具有较大企业规模、企业年龄和较多研发人员的创新企业的创新投入和创新成果相对较高．描述统计结果与预想的一致．

3．2多元性回归分析

本文采用回归分析对假设进行验证，根据Cohen的方法，先引了控制变量(创业企业规模、创业企业年龄和研发人员数量)到回归模型中，然后将主效应变量(风险投资比例和天使投资比例)加入回归模型分析主效应变量的影响作用［14］．权益资本与企业创新活动投入的回归分析中，以创业企业规模、企业年龄、研发人员占总人数比率作为控制变量分析风险投资和天使投资对创业企业R＆D的投入强度的影响．权益资本与企业创新活动产出的回归分析中，以创业企业规模、企业年龄、研发人员占总人数比率作为控制变量分析风险投资和天使投资对创业企业专利申请数量的不同影响．分析结果见表3．结果显示，风险投资比例对企业R＆D投入强度具有显著影响(β=0．162，p＜0．01)，H1得到验证．天使投资所占企业权益资本比例与R＆D投入强度之间相关关系不明显(β=0．018，p=0．141)，这可能是因为非高科技企业R＆D的投入需求相对较低，获得的天使投资数量也有限，这在一定程度上中和了高科技企业中天使投资对R＆D投入的影响，所以p值略大于0．1，显著性水平未通过检验．另外，风险投资比例与企业技术专利申请量的正向关系不显著(β=0．028，p=0．358)，这可能是由于企业从研发投入到专利申请存在一定的滞后效应．天使投资所占比例与专利申请量在显著性水平95%的水平上显著(β=0．035，p=0．037)，说明天使投资对专利申请量(创新产出)有正向的作用，H4得到验证．表3的回归分析还显示，随着企业年龄的增长，企业获得专利数量不断增多;企业中研发人员的比重与专利的申请量也有正相关关系．回归分析结果显示，相对于天使投资而言，风险投资占企业资本额比例多的创业企业相对更多地进行R＆D投入，但是在一定时间段内专利申请量并不一定更多，而天使投资可能在R＆D投入不多的情况下，更多地进行专利申请．

4讨论和结论

投资影响范文篇8

关键词：负债融资、投资行为、模型

众所周知，凯恩斯主义与新古典理论的投资理论是西方投资理论发展走向成熟的重要奠定时期，但是对于哪一种因素最能影响企业的投资行为却存在着实质性的争论。问题的焦点在于投资与金融因素的联系问题上。新古典主义认为投资是一个纯粹的“实际问题”，从长期看只与技术偏好、产出有关。尤其是1958年Modigliani和Miller以完善的资本市场假设为前提，提出了企业投资与资本结构严格无关的命题，而且认为企业的最佳投资是由经济中的偏好和技术决定的。后来新古典理论者对此作了大量的实证分析，他们以J•乔根森新古典投资模型为基础，加入了一些新的变量进行修正，多种模型估计结果显示：在资本市场的信息不对称情况下，在新古典模型中加入金融变量（如现金流量、利息费用等）可以有力地增强对投资模型的解释能力。而凯恩斯主义则抛开以资本生产率的技术条件为微观基础的分析框架，强调不确定性、资本结构等金融因素是影响投资的关键因素。他们认为投资波动是由金融因素造成的，而且金融和货币条件影响企业的实际资本支出。从宏观上看，西方投资理论，无论是凯恩斯主义还是新古典主义都是赞同或逐步认识到了金融因素在投资决策中的重要作用。投资与融资已成为现代企业资金运作中不可分割的两个方面,经济学家、金融学家和财务学家一直对企业投资与融资的关系非常感兴趣。而负债融资无疑是企业极其重要的一种融资方式，它对企业投资行为的影响更是许多学者研究的热点。

根据目前国内外学者的研究，关于负债融资对企业投资行为的影响研究总体上可以归纳为理论分析与实证检验两个方面。理论分析又可以分为以下两方面：其一是负债融资引起股东—债权人利益冲突对企业投资行为的影响；其二是负债融资对股东—经理人利益冲突的相机治理作用对企业投资行为的影响。而实证分析主要集中在研究负债融资与企业投资规模之间的关系上。

负债融资引起股东—债权人利益冲突对企业投资行为的影响

1972年，Fama和Miller最早把股东与债权人之间的冲突引入到了公司资本结构的研究中，他们指出，当公司存在风险负债的时候，能够使公司价值最大化的经营决策并不一定能够同时使股东和债权人的利益达到最大。在成本理论中，明确提出了股东与债权人利益的冲突对投资行为存在两大影响：过度投资(over-investment)和投资不足(under-investment)。Myers(1977)分析了负债对成长型企业的影响，提出了负债“悬挂”(debtoverhang)作用假说。就像二人拥有企业的特性资本一样，股东控制下的管理人员拥有企业未来的投资机会，这好比是买方期权。这些投资机会通常在决定企业市场价值方面是重要的。如果企业未来的投资收益大部分流向己有的债权人手里，以至于股东不能获得足够的利益，股东可能不会投资。企业拥有的投资机会越大，股东和债权人冲突的可能性越大，结果是造成“投资不足”。Myers指出，企业可以通过以下几个办法减少股东和债权人的这个冲突问题:企业可以拥有较少的负债；或者在债务契约里加进限制性条款；或者拥有更多的短期负债。

在Fama和Miller（1972）、Myers(1977)的一些开创性研究之后，许多学者的进一步研究发现现金股利政策（Berkovitch和Kim，1990）、企业所得税与破产成本（Mello和Parsons，1992；Moyen，2000；Titman和Tsyplakov，2001）、负债水平（Parrino和Weisbach，1999；Leland，1998）、项目大小与风险及债务期限（Leland，1998）等因素都会影响股东—债权人之间的利益冲突引起企业投资行为的扭曲。

除了研究财务正常企业股东与债权人利益冲突对投资行为的影响外，而另外一些学者也研究了财务困境即资不抵债企业中股东与债权人利益冲突对企业投资行为的影响。Gertner和Scharfstein(1991)首先构建了一个拥有公共交易债务与私有债务且资不抵债公司的破产过程模型，指出过多的公共债券是公司无效率投资的主要原因，同时指出具有优先权的银行债务、短期公共债务等会导致公司投资不足；而低等级的银行债务、长期公共债务等会导致公司过度投资。在Gertner和Scharfstein的研究之后John(1993)、Heinkel和Zechner(1993)、Bernardo和Talley（1996）、Titman和Tsyplakov(2005)等先后也进行了类似的研究。

负债融资对股东—经理人利益冲突的相机治理作用

Jensen(1986)最早研究了负债融资对股东—经理人冲突的影响，指出负债能够抑制经理人为了谋取自身私有利益而导致的过度投资行为。负债的这种作用被称为负债的相机治理作用，负债之所以具有这种作用，主要是因为一方面负债本金与利息的偿还减少了公司持有的现金；另一方面也使公司的控制权受到更多的监督；Stulz(1990)的进一步研究指出在公司股权分散情况下，公司经理人为了从投资中获得私人利益而会出现过度投资和投资不足问题，而负债融资能够减少经理人的过度投资和投资不足行为。后来学者主要从价值最大化和经理人效用最大化两个角度来讨论负债对经理人非效率投资行为的相机治理作用：OliverHart和JohnMoore（1995）、Zwiebel(1996)等从价值最大化角度，探讨了长期负债、债务优先权、债务比例等对新投资项目回报率的影响，从而指出了负债融资在抑制经理人非效率投资行为中的作用；而Parrino,Poteshman和Weisbach(2001,2005)、Ross(2004)等则从经理人效用最大化角度，分析了负债融资的税盾、债务期限等对自利和风险规避经理人投资行为的影响。

负债融资与企业投资规模之间关系的实证检验

除了在理论上学者们进行了广泛的研究外，用实证的方法来探讨负债融资与企业投资行为的关系也得到了学者的重视。大多数学者的实证研究发现负债融资与企业投资规模之间总体上存在负相关关系：Mills,Morling和Tease(1994)的研究发现总体上负债对企业的投资起负的作用，但是这种作用仅存在于大公司里，小公司则不存在这种作用；Lang,Ofek和Stulz(1996)的研究发现负债融资与企业的投资呈显著的负相关，进一步的研究发现，这种负相关的关系仅存在于低成长机会的企业里，而高成长机会的企业却不存在这种负的关系；Demirgu,c-Kunt和Maksimovic(1996)以30个国家的企业为样本进行实证研究，结果发现固定资产投资与外部融资负相关，短期资产投资与外部融资正相关；Kovenock和Phillips(1997)的研究发现集中度高的行业，负债与投资是负相关的；Zingales(1998)的研究表明初始的资本结构对企业业主在解除行业管制以后的几年里的投资能力产生了负的影响；SeoungpilAhn等(2004)研究了美国多元化企业的资本结构对投资的作用，结果发现，在多元化企业里，较高负债的企业有较低的投资，与低成长机会的部门相比，高成长机会部门的负债融资对投资的影响更加显著的大；童盼和陆正飞（2005）以中国资本市场上非金融类上市公司为研究对象发现负债融资与投资规模之间存在显著负相关关系。而另外一些学者的研究结论却与之正好相反，即负债融资与投资规模之间存在正相关关系：Suto(2003)的研究则指出现在马来西亚的上市公司里上升的资产负债率与固定资产投资正相关，这表明负债水平的提高促进了企业的过度投资。

未来研究展望

由于信息不对称、契约的不完备等市场不完全性的存在，企业股东、债权人、经理人各利益关系主体之间的利益常常不一致，更多的时候还表现为相互之间的利益冲突与制约。然而，目前负债融资对企业投资行为影响的理论和实证研究大多是以发达国家，特别是美国为背景发展起来的。因此，这些研究是建立在明晰的产权制度、高度的经济自由、充分的信息流动、可靠的契约与法律结构以及进行资源配置和行为协调的市场机制的成熟的、完善的、规范的市场制度的基础之上。与之相反，发展中市场经济国家以及转型经济国家的市场制度呈现出不成熟、不规范的特点，资本市场相对存在许多不完善的地方。建立在发达国家经验之上的负债融资和投资学说是否适用于发展中国家和转型经济国家?还有待进一步的研究与发展。因此，我们认为负债融资对企业投资行为影响的理论与实证研究还可以从以下几个方面进行发展与丰富。

1、在法制不健全、对投资者的合法利益还缺乏有效保护尤其是对债权人利益的保护情况下，负债融资对企业投资行为影响还有待进一步研究。从投资行为来看，对投资者和债权人利益保护薄弱的情况下，控股股东与经理层将支付较少的股利，而保留大量现金流用于追求自利目标，如投资于负净现金流量的项目，但却可能给控股股东及经理层带来较高投资收益，从而出现过度投资。因此，对债权人利益保护较弱的情况下，企业的投资效率问题有待进行理论与实证分析。

2、目前研究大多建立在股权分散与经理人控制的基础上，而对股权集中与大股东控制下负债融资对企业投资行为的研究还较少。许多学者的研究已经发现，无论是在欧美成熟资本市场上，还是像中国等这样处于经济发展与转型国家的资本上，股权集中与大股东控制还普遍存在。

3、对于银行负债对企业投资行为的影响也还有待进一步研究。有别于欧美发达国家的商业银行，像中国等这样处于经济发展与转型的国家，商业银行还基本上是属于国有控股型。银行负债引起股东与债权人利益冲突与相机治理作用还有待进一步探讨。

4、目前研究大多假设公司治理参与者风险中性，而根据展望理论的研究成果，人们在收益与损失情况下，风险属性是不一样的，因此有必要对公司治理参与者即经理人、债权人、大股东等的风险属性展开讨论。

5、在经济发展与转型经济国家中，政府与企业的关系紧密，政府通过采购、税收优惠、财政支持、资源划拨、资产重组等给予企业支持的情况还比较普遍，政府上述支持行为对企业负债融资的两种作用的影响也有待作出讨论。

参考文献：

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[2]MelloAS,ParsonsJE.Measuringtheagencycostofdebt[J].JournalofFinance,1992,47(5):1887-1904.

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[8]Titman,S.andS.Tsyplakov.ADynamicModelofOptimalCapitalStructure.UniversityofSouthCarolinaandTexasatAustin,WorkingPaper,2005.

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[12]MillsK.,S.MorlingandW.Tease.TheInfluenceofFinancialFactorsonCorporateInvestment.ReserveBankofAustraliaResearchDiscussionPaper,1994,www.rba.gov.au/rdp/RDP9402.pdf

投资影响范文篇9

一、财政政策调节投资总量的作用过程

从理论上说，当总需求不足时，一般采用扩张性财政政策。财政政策的运用可以从收入和支出入手，通过二者的共同作用有效地影响消费、投资，扩大总需求，以达到供求平衡。可见，财政政策对投资总量的调节是通过财政收入和支出两方面来实现的。收入方面对投资总量的调节主要是减税和税收优惠。通过减税和税收优惠可以增加个人可支配收入和企业利润，增强了他们的投资能力，扩大其投资需求，从而增加投资总量。支出方面对投资总量的影响首先表现为财政自身的投资支出，这项支出规模占总投资比重的大小决定了对投资总量的影响程度；其次财政投资的带动效应，通过财政投资带动其他投资主体的介入，进而引起其他经济主体的投资扩张来影响投资总量。可见，财政政策对投资总量的作用过程如下：政投资支出增加财政支出带动社会投资增加财政政策的运用投资总量的扩大减税和税收优惠社会投资能力增强，投资增加当然，确保财政政策能够有效地影响投资总量需要满足一系列的约束条件，一是启用扩张性财政政策进行大规模的财政投资要有充裕的财力作保障且只能在短期内使用，不能指望长期通过无节制发债、大规模减税、扩大赤字规模来保证国民经济的持续增长。中国和国际经验一再表明，持续较大规模的财政赤字是引发通货膨胀和造成本币币值不稳定的重要因素，我们应从中吸取教训。二是在国家财力有限、财政投资不足的情况下，如果财政投资带动社会投资效应不明显，财政政策对投资总量的影响效果必定大打折扣。当今各国财政支出主要集中于公共品的供给，财政直接投资的份额在全社会总投资的比重不可能占据主导地位，财政的直接投资关键在于带动社会投资，进而扩大有效需求，促进经济增长。三是财政投资扩张要避免对其他社会投资主体投资的“挤出效应”。

二、积极财政政策在影响投资总量中存在的问题

从1998年下半年我国开始实施积极财政政策，其主要内容是通过增发国债，扩大基础设施投资来拉动经济增长，确保了近两年经济增长速度不至于大幅下滑。但与此同时，财政投资扩张对投资总量的影响也存在着一些问题，主要表现为：

1.受国家财力约束，财政投资支出在总投资的比重过低，对投资总量影响作用甚微。改革开放以来，财政困境日益加重，满足了行政、科教等支出以后，直接用于建设的比重日益降低。近几年来，财政基本建设支出在财政支出的比例一直在10％左右徘徊，基本建设支出占全社会固定资产投资的只接近％。1994年、1995年、1996年、1997年分别为3.7%、3.9%、3.9%、4.0%?。1998年实施的积极财政政策，增发的1000亿元国债用于基础设施投资也只占全社会固定资产投资额的3.5％。可见，财政基本建设支出占全社会固定资产投资很低，即使在短期内可以通过增发国债、增收节支，增加一部分基建投资，但对投资总量的影响不会很大。

2.财政投资扩张未能有效调动非国有投资的积极性。1998年增发1000亿元国债增加基础设施投资，本不想财政包打天下，而是以此带动其他投资主体的介入，通过其他投资主体的扩张最终拉动经济增长。令人遗憾的是，财政投资扩张只带动了国有部门投资大幅增长，民间投资未作相应跟进。1998年国有经济固定资产投资增长率为19.6％,而城乡居民个人投资仅为6.1%,集体经济下降了3.5%?。从过去几年的状况看，在经济处于低谷时，国家启动经济，国有投资率先增长，非国有投资随后跟进，二者共同的投资扩张带动了经济的高速增长。比如1989年、1989年经济增长率分别为4.1％、3.8％，经济的低速增长迫使国家1991年下半年重新启动经济，国有投资率先增长，非国有投资随后跟进，1991年国有和非国有投资分别为14.8％、13.4％，1992年分别为32.8%、21.9%，1993年分别为17.5%、72.8%?。可见国有投资起着经济启动的先导作用，随后非国有投资大规模扩张，二者共同的合力作用推动那时的经济高速增长。反观1998年国家扩大财政投资启动经济时，只带动国有投资大幅增长，非国有投资没有明显跟进，在当前非国有投资占近“半壁江山”的格局中，单靠国有投资投资的增加来拉动经济的快速增长是不现实的，也正说明了财政投资率先扩张未能有效地带动社会投资，从而对投资总量的影响作用有限。

3.乘数效应递减导致利用投资扩张刺激经济的作用不明显。乘数效应说明了投资增加刺激国民经济增长的作用。当投资增加时，经济扩张，国民收入增量大于投资增量，投资刺激经济增长的倍数等于投资乘数；在投资减少时，经济收缩，国民收入减少量大于投资的减少量，投资减少导致经济收缩的倍数也等于乘数。具体表达式为：K＝1/（1-MPC）=1/MPS式中K表示乘数，MPC表示边际消费倾向，MPS表示边际储蓄倾向。乘数公式表明，投资乘数的大小与边际消费倾向或边际储蓄倾向有关。

从表1可以看出，90年代以来，投资乘数一直很低，最高的1996年也仅为1.70。也就是说，通过扩张性财政政策增加1000亿元投资，最高只能形成1700亿元需求,说明投资刺激经济增长的作用在一定程度上受到限制。因此，1998年积极财政政策依靠扩大投资来拉动经济增长，远远答不到人们原来乐观的设想。

表190年代以来我国投资乘数的

单位：亿元

年份19911992199319941995199619971998

GDP21617.826638.134634.446759.458478.168593.874772.079553.0

GDP增量8245.75020.37996.312125.011718.710115.76278.24781.0

城乡居民消费品总额9704.812462.116364.720620.024774.127198.929152.9

城乡居民消费额增量1459.12757.33902.64255.34154.12424.81954.0

边际消费倾向0.290.340.320.360.410.380.40

投资乘数1.411.521.471.561.701.611.67

资料来源：根据《中国统计摘要》（1999）有关资料计算。

4.公共投资对私人投资的挤出影响不可忽视。根据经济学中的“挤出效应”，如果政府靠借款支付公共投资，就会推动金融市场利率上升，通过发行债券形式筹集资金也会造成债券价格下跌，从而引起利率上升，进而使私人融资成本上升，导致私人投资萎缩。这样，公共投资扩张结果却引起整个社会投资支出的缩减。目前，我国公共投资扩张排挤私人投资的现象主要表现为：一方面政府庞大的投资计划需要银行信贷的支持，在银行资金有限、风险约束增强的情况下，银行“惜贷”势必压缩其他企业或私人投资信贷，部分企业或私人只能寻求较高利息的资金来源，从而增加资本成本，降低盈利能力和再投资能力，还有相当部分企业则由于项目收益水平较低既无缘在银行内也不可能在银行外获得融资；另一方面还表现在政府部门及其下属机构把某一产业领域作为本单位的势力范围和领地，通过行政手段限制其他投资主体的进入，即使进入也对其业务进行严格的限制。这种行政性垄断排挤了其他投资者的投资介入，减少了其他投资者的投资。同时，非国有经济原来准备对某一项目进行投资，后来因国家投资同样的项目，非国有经济的投资被“挤出”，这在中央加大公共交通建设和基础投资之后，地方项目准备不足，但又不愿意放弃中央的无偿投资，便把原来与外资和私人投资合作的项目改为中央投资项目。这时，财政投资只是取代了原有的非国有投资，形成“挤出效应”。近一年多来，中央银行存款准备金率下降、货币供应量一直增加，银行的贷款能力应该说大副增强，但企业实际投资并未同步前进，从中可以看出财政投资“挤出”了私人投资。

三、我国实施的财政政策对投资总量作用有限的因素分析

1.财力不足、财政风险加剧制约了财政投资的全面扩张。我国在改革开放以前，财政收入占国民收入的比例较高，财政分配是国民收入分配的主渠道和投资的主要来源。如今情况发生了相当大的变化，财政收入占GDP的比重仅为11％左右，无论与发达国家还是发展中国家相比都明显偏低，在安排了“吃饭”之后，能够用于经济建设的投资极其有限。在目前“两个比重”仍没有改观的背景下，无论是通过减税还是增发国债都面临着国家财政承受能力的制约。其一是扩大国债规模进行财政投资面临着当前财政债务依存率和国债偿债率都偏高即国家财政的债务承担能力不足的影响。国债的财政承受能力主要通过债务依存度和国债偿债率来反映。由于在中国国债的发行和偿还有中央政府承担，所以，中央财政债务依存度更能准确地反映国家财政的承受能力。从我国中央财政债务依存度来看，自1994年以来均超过50％，1997年高达57.77％，这意味着中央财政支出的一半以上是靠举债来维持的。同时，国债偿债率也相当高，1997年财政债务的还本付息的支出高达1959亿元，国债偿债率达23.3％?，换句话说，当年财政收入近1/4要用来偿债。由于国债与税收在性质上有根本的不同,即国债的有偿性,到期必须偿还,因此目前过量增加国债的发行规模会加大财政运行风险。

2.全面减税的空间有限。减税是世界各国通行的刺激投资需求、拉动经济增长的一项重要政策措施。从宏观税负国际间比较看，目前发达国家税收收入占GDP的比重基本上都在30％以上，有的高达50％。发展中国家一般也在20％－25％之间。相对宽裕的税收收入为其实施减税政策提供了财力支撑。改革开放以来,我国财政基本上走的是一条减税让利的路子,“两个比重”不断下降。近年来,工商税收收入占GDP的比重仅维持在11%左右，无论与发达国家还是与发展中国家相比，都明显偏低。在这种情况下，对于我们这样正在向工业化国家迈进、亟需资金积累的发展中国家来说采取减税来刺激经济投资需求、拉动经济增长是不现实的。

3.去年税收增收1000亿对企业增加投资的抑制作用不能忽视。通常来说，在其他条件不变时，增税是实行财政紧缩的重要措施之一，因而经济衰退的情况下，即使不能减税，至少也不应增税，从这个意义上说，1998年税收收入增加1000亿是与当前背景下实施积极财政政策意向背离的。虽然这些年来我国税收负担不是重而是轻的实证分析不时见诸报端，就现行税制规定的税负的确不重，但如果把各种税外收费纳入总体税负的计算范围，我国目前的总体税负约占25％（杨斌，1998年），这个比例与中等税负国家的基本水平持平，以致于企业负担过重的呼声不绝于耳。况且税收增收1000亿主要来自于效益较好的企业，在当前物连续下跌、经济景气预期看淡的情况下，这对效益好的企业无疑增加了额外负担。过重的企业负担意味着企业需求的萎缩，降低了企业的投资意愿，尤其对硬预算约束的非国有企业更是如此。

4.“不安全预期”增强了居民的储蓄倾向，造成了投资乘数的下降，弱化了政府投资的作用。随着社会主义市场经济的建立和发展，各种投资主体在投资方面的责任意识明显增强，投资需求有原来的政府扩张机制逐步转变为市场调节机制，由于目前国内外经济形势较为严峻，因此除政府外的其他投资主体的投资意愿均减弱，从而导致投资乘数下降。更为重要的是政府机构改革的逐步推进、人员分流和国有企业改革下岗人员的增加，迅速改变了广大消费者的收入预期；而住房、医疗、教育等体制改革又大大改变了广大消费者的支出预期。因此，未来收入和支出的不确定性的增强，形成了当前的“不安全预期”，造成居民储蓄倾向增强和消费预期降低，引起投资乘数偏低，政府投资扩张效应难以充分显现。

5.政府投资于产业链条较短的基础设施，引导社会投资的效果不明显。政府投资支出的增加，不仅会因投资拉动收入增长和消费增长而形成乘数效应，还有可能因投资于某一产业而引起关联投资，即投资的波及效应。投资的波及效应大小取决于产业链的长短。投资于产业链长的项目，虽然形成有效供给的时间跨度大，但在一定时序内，由投资波及效应所激发的投资需求乘数也相应较大，对于国民经济增长也相应较大。而投资于产业链条短的项目，则波及效应相对较小，就不可能激发更大的投资乘数。1998年和1999年实行扩张性财政政策的投资，主要用于水利工程设施、粮食仓库建设、公路交通等基础设施。这些投资的产业链条短、关联度小，所需要的投资品主要是钢材、木材、水泥，投入使用需要的相关零部件、配套件极其有限，只带动了相关部门和行业的投资。因此，它就不可能引起像前几年在发展轻纺工业、家电工业、汽车摩托车工业时所出现的波及效应。

四、当前我国的财政政策选择

为了充分发挥财政政策对投资总量的积极调节作用，缓解当前有效需求不足的状况，同时确保国民经济长期持续增长，建议当前财政政策实施主要采取以下措施：

1.财政支出政策的选择应遵循支持产业结构的调整和优化、促进产业升级为原则，在促进经济增长、扩大需求的同时，加快产业结构的升级换代，为经济的持续增长奠定基础。我们知道，总量和结构问题是经济生活中两个最基本的方面，经济增长表现为总量问题，但经济增长必须建立在经济结构合理和协调的基础上，否则，增长就失去了坚实的基础，经济的大起大落难以避免，我国几十年的经济发展实践也充分印证了这一点。当前的总需求不足、经济增长乏力，不简单地表现为总量问题，更为重要的是我国多年来盲目投资、重复建设，引起的供给不能有效地满足需求的结果。因此，财政投资的扩张如果不遵循优化产业结构的原则，很可能把本已不合理的经济结构复制并放大出来，反而加剧经济生活中的深层次矛盾。财政投资最能体现国家意志，它不仅可以直接集中社会资金进行重点配置来解决经济结构问题，而且能间接起到示范作用。1998年下半年开始实施的积极财政政策不是简单地缓解需求不足的制约，国家更注重了结构优化这一原则，加大了对农业、能源、交通、水利设施等基础产业和基础设施的投入，这对缓解我国多年来的基础设施“瓶颈”大有裨益。同时国家还应加大技术改造和高新技术企业、先进技术企业投入，增加产品的技术含量，促进产品的升级换代，提高产品的国际竞争力。

2.加快费改税步伐，增强国家财力，切实减轻企业负担，发挥企业的投资潜力。我国预算内财政收入占GDP的比重较低和企业实际负担并不轻并存局面的出现，其中主要原因是当前政府收支不规范、税外收费现象严重。因此，加快费改税步伐，将某些行政性收费和基金纳入规范的税收轨道，坚决取缔一些不合理的收费。这样既可以保证我国国家财政收入有所提高，强化财政投资的财力保障，另一方面又可减轻企业负担，增强企业的投资能力。

3.在全面减税不具备的情况下，可以尝试结构性减税和税制的完善来刺激企业的直接投资。虽说我国现阶段大规模减税既不可能，又不现实，但是，我们可以采取有选择的局部性减税措施。豁免中小企业的旧欠税款，采取加速折旧、投资抵免、给高新企业减税的方式，以刺激企业直接投资，刺激经济增长。我们可以在有条件的地方逐步实现增值税的转型，完善我国增值税制度；降低或取消固定资产投资方向调节税，确保税制不应成为企业投资的障碍。

投资影响范文篇10

一、跨国公司海外投资的动机研究

国外研究认为，为适应当地市场的需求对现有技术进行改造、利用国外的研发资源、为海外子公司的生产经营提供技术支持、获取国外先进技术是跨国公司进行海外研发投资的主要动机［1-3］。国内主要研究跨国公司在中国开展研发活动的动机，学者们一致认为，跨国公司在中国进行研发投资的主要动机是为了抢占中国巨大的市场份额，开发和利用中国现有的研发资源来降低研发成本［4-6］。

二、跨国公司海外R&D投资对东道国影响效应研究

关于跨国公司海外R&D投资对东道国影响研究，国内外研究没有得出统一的结论，大致可以分为以下三类：第一，跨国公司R&D投资对东道国技术创新有显著的促进作用。一些学者用专利申请数代表本土企业研发产出，通过建立计量模型，证实了跨国公司研发活动对我国企业的专利申请产生了正面的溢出效应，特别是对实用外观专利的申请溢出效应最显著［7-9］。Jefferson从企业层面出发，用新产品的销售额代表企业研发活动成果，证实了外资在新产品开发方面有显著的溢出效应［10］。第二，跨国公司R&D投资对东道国技术创新存在负面影响。如Kokko认为当跨国公司占有东道国较大市场份额且两国技术水平相差太大时，无法证明FDI能够对东道国的技术进步发挥作用［11］。蒋殿春通过构建一个二阶段博弈模型，证实了外商直接投资带来的竞争效应会恶化国内企业R&D融资能力，降低R&D动机［12］。第三，跨国公司R&D投资对东道国技术创新的影响具有双面性［13-14］。一方面，跨国公司研发投资增加了东道国创新体系的研发资金，提高了东道国的技术开发能力。另一方面，跨国公司的海外研发行为占用了东道国研发资源，特别是高科技人员的大量流失，造成本土企业创新人才的短缺。

三、小结