時間：2022-11-03 03:57:18
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文獻［13－15］中旅游投資對區域經濟的影響方面作了一定的探討，從系統論的觀點出發，旅游投資經濟影響基本體現在以下幾個基本方面:第一，可以有效增加目的地的游客數量。借助旅游投資，旅游地的旅游基礎設施建設和旅游環境可以得到有效地改善，從而極大地加速區域人才、物資、信息的流動，提升旅游地的可進入性，提高旅游服務水平，增加旅游地對游客的吸引力，從而增加旅游地的游客數量。第二，發展旅游業，是優化區域產業結構的重要手段，尤其對旅游資源高稟賦的經濟欠發達地區而言，旅游投資的增加，可以有效地提升區域城鎮化水平，有效促進社會剩余勞動力向旅游業及相關產業轉移，提高全社會就業率。第三，旅游投資直接增加了全社會的經濟需求，一方面增加旅游產業各個部門如飯店、景區、旅行社、交通等行業的快速發展，另一方面可以增加旅游相關產業如建筑業、金融業、制造業、房地產業等的配套發展，從而提高當地的GDP。
2旅游投資經濟影響SD模型構建
根據上述系統分析，適當引入其他相關變量，可建立旅游投資影響的系統動力學模型，圖1所示。
3實證研究
文章以地區作為研究對象，考察其旅游投資行為的經濟影響。根據《旅游衛星賬戶:建議的方法框架》和國民經濟行業分類(GB/T4754———2002)以及自治區的實際，文章確定交通運輸業、批發零售業、住宿和餐飲業、環境管理業、公共設施管理業、文化體育娛樂業6個行業作為自治區旅游特定行業，以這6個行業的投資總和作為旅游投資。模型仿真步長為一年。
3.1模型檢驗
文章選取模型中的三個積累變量GDP、就業人口與游客數量進行歷史檢驗，檢驗的起始時間為1999年～2008年，共10年。選取的建模工具是系統動力學建模軟件VENSIM。檢驗結果如表2所示。從仿真結果與歷史數據的比較可以看出，GDP仿真值與歷史值絕對相對誤差的均值為1.52%，標準差為1.3%;就業人口仿真值與歷史值絕對相對誤差的均值為0.41%，標準差為0.33%;游客數量仿真值與歷史值的絕對相對誤差的均值為2.57%，標準差為2.2%。因此，從歷史檢驗的結果可以看出，模型的擬合度較高，可以代表現實系統的運行狀況。
3.2積累變量模擬輸出
在未改變任何參數的情況下進行仿真模擬，得出GDP、就業人口與游客數量等三個積累變量的模擬曲線，如圖2的run所示。仿真時間從1999年～2030年。由模擬結果可知，在已有的旅游投資條件下，到2030年，自治區GDP值約為3431.89億元，年平均增長率約為10.3%;就業人口288.967萬人，年平均增長率約為2.62%;游客數量達到2050.75萬人次，年平均增長率約為7.15%。通過仿真結果，自治區2030年旅游收入將達到410.15億元，旅游收入增加值143.55億元，占GDP總量的4.18%。模擬結果與當前旅游市場的發展現狀較為吻合，并且與《自治區旅游發展總體規劃2005———2020》的預測大體相同。
3.3決策分析
利用建立的系統動力學模型，改變旅游投資比例，分析旅游投資對自治區GDP、就業人口與游客數量的貢獻，如圖2所示。圖2中，run表示未作任何參數改變的模擬結果，run1表示旅游投資比例降低5%的模擬結果，run2表示旅游投資比例增加5%的模擬結果。從run到run1，隨著旅游投資比例的下降，GDP、就業人口以及入藏游客數量都有不同程度的下降。GDP的模擬數值在2030年由3431.89億元減少到3190.26億元，減少了7.04%;就業人口的模擬數值由288.967萬人減少到236.13萬人，減少了18.28%;游客數量的模擬數值由2050.75萬人次減少到1842.64萬人次，減少了15.02%。從run到run2，隨著旅游投資比例的增加，GDP、就業人口與入藏游客數量都有所上升。GDP的模擬數值在2030年由3431.89億元增加到3845.24億元，增加了12.04%;就業人口的模擬數值由288.967萬人增加到315.04萬人，增加了9.02%;游客數量的模擬數值由2050.75萬人次增加到2397.41萬人次，增加了16.9%。由此，文章得出以下結論:第一，在社會經濟發展的今天，加大對旅游及其相關行業的投資，重點發展旅游事業可以使得經濟繼續維持高速平穩的發展，并且對擴大就業也有著巨大的推動作用;第二，通過追加旅游業投資，可以極大地增加的旅游吸引力，吸引更多的游客前往;第三，隨著人口數量的逐年增加，就業崗位的供需矛盾慢慢凸顯出來，閑置勞動力的增加無論對經濟還是社會的穩定都有著負面的影響，而通過加大旅游投資發展旅游業，以旅游業來帶動就業的增加，是一個十分現實可行的戰略決策。
4結語
1．農村基礎設施性質
（1）公共性與社會性。公共性是指基礎設施的非競爭性，為公眾共同享有，任何人都無權阻止他人使用基礎設施；社會性是指基礎設施面向整個社會幾乎所有的部門，而非單獨向個體提供服務。（2）長期性。相對于短期經濟增長而言，基礎設施投資對長期經濟增長的推動作用更加明顯。根據索羅經濟增長模型可知，長期經濟的增長取決于技術進步、儲蓄率的提高與人口增長率，而對于基礎設施投資的增加取決于儲蓄率的提高。因此，從農村基礎設施投資對經濟增長發揮作用的期限而言，基礎設施投資具有長期性。（3）間接性。基礎設施投資對經濟的增長具有間接性，基礎設施投資并不像原材料那樣一次性投入進去直接生產出產品，而是在每一批次產品的生產過程中一次次折舊進去。
2．農村基礎設施投資對農村經濟增長的作用
正如林毅夫在其發展論壇中所言，農業基礎設施建設將使農村經濟和社會事業長期受益，農村經濟的發展進而可以擴大全國的市場規模，不斷為全國經濟增長提供新的空間，提升經濟發展水平［4］。（1）農村基礎設施投資對經濟增長具有明顯的推動作用農村基礎設施投資對于農村經濟的增長起著明顯的推動作用，根據乘數理論，基礎設施投資對經濟增長具有乘數效應，基礎設施投資的增加可以帶動經濟的數倍增加。（2）農村基礎實施投資的增加促使國內總需求增加農村基礎設施投資增加會使國內總需求增加，國內需求的增加促使產出水平增加，從而使國民收入水平提高。國民收入水平的提高會進一步刺激消費，提高投資水平，使經濟得到新一輪的增長。（3）農村基礎設施有利于改善農村環境，促進經濟增長我國十六屆三中全會就提出可持續發展的戰略，其核心是強調社會、經濟、生態、環境的可持續。農村基礎設施條件的改善，就是農村生產和生活環境的改善。農村基礎設施水平的提高可以使農村生產環境得以優化，基礎設施條件的加強增加了農村抵御自然災害的能力，給安全提供了更好的保障。環境的改善不僅可以體現出農村生產發展支撐力的提高，還能體現出農民生活質量的提高。
二、我國農村基礎設施建設中存在的問題
1．農業基礎設施投資水平比較落后
相對于城市基礎設施投資而言，我國農村基礎設施投資遠低于城市的投資水平。部分地區不夠重視農村的發展，造成了城鄉基礎設施建設上的巨大差距，形成了城鄉有別的投資機制。不僅如此，一些地方政府的稅收政策也明顯偏向于城市建設，導致了農村基礎設施投資水平的相對落后。由圖1可見，我國近年來對于第一產業的固定資產投資呈持續增長的趨勢，從2004年的投資額不到2000億元，到2011年投資額接近9000億。顯然，我國政府已經意識到了問題的嚴重性，對于第一產業的投資額不斷增加，投資總量不足的問題在未來有望得到緩解。從圖2可以看出，2000年我國政府財政支出為1231．5億元，其中農業支出占7．8％，到了2011年，我國政府財政支出已經達到10497．7億元時，投資于農業的財政支出為9．6％。顯然，“十五”以來，國家已經認識到投資在農業方面的資金不足，并且已經在很大程度上改善了農村基礎設施的投。
2．我國農村基礎設施融資渠道單一
由于農村基礎設施具有建設周期長、投資金額巨大、資金周轉慢、風險大且收益低等特點，使得基礎設施建設在吸引農村社會閑散資金和民間資本上存在著一定難度，這也是農村基礎設施建設多由政府主要投資的重要原因。同時，政府缺少對農村基礎實施投資的激勵措施，對于企業、居民投資于農村基礎設施缺少相應的法律與政策，從而導致基礎設施產權不明晰，從而降低了企業、居民對農村基礎設施投資的意愿與傾向。
3．基礎設施內部結構不合理
長期以來，農村基礎設施投資主要投資于一些投資回收期短、投資回報率高、容易體現政績的一些公共設施項目。而對于農村可持續發展的基礎設施，如醫療、教育、環保等方面基礎設施投資供給嚴重不足。由于政府、企業、居民對投資項目的不同偏好導致了農村地區的醫療設備、教育設施、衛生基礎設施出現供給短缺的局面。基礎設施內部結構的不合理體現在兩方面：一方面，全國性和地方性的農村基礎設施之間結構不合理。全國性的農村基礎實施投資往往會受到重視，而對于地方性農村基礎設施建設卻得不到應有的重視，造成全國性與地方性農村基礎設施建設投資不均衡。另一方面，農村基礎設施內部各成分之間的結構也存在著不合理性。一些地區非常注重交通、農田水利等方面的建設，這當然是出于推動地方經濟增長的動機，但同時卻忽略了文化娛樂、環境保護、醫療衛生保健等設施的建設。在今天，更高更快的經濟增長速度已經不再是這個社會的唯一追求，我們同時也需要建設一個令廣大農村群眾更具有幸福感的社會。無疑，這對農村社會性基礎設施的建設提出了更高層次的要求。
4．建設資金使用效率低下
目前我國農村基礎設施投資效率較低，基礎設施建設資金管理混亂，部分地區還出現了嚴重的濫用、挪用現象，如國家合療資金、支農資金經常被挪作他用，導致資金使用效率低下，嚴重影響了農村基礎設施建設的正常有序進行，農村基礎設施建設資金使用效率的低下阻礙了農村經濟進一步發展。
三、我國農村基礎設施投資對農村經濟增長作用實證分析
農村基礎實施投資對農村的經濟增長具有明顯推動作用，本文對農村基礎實施投資各項投入與農村經濟產出進行回歸分析，得出各項基礎設施投資對農村經濟產出的貢獻程度。1．變量定義及數據來源經篩選，我們選取的基礎設施投資指標有：農村電力設施投資、水利設施投資、農村機械設備投資、道路交通基礎設施投資，通訊基礎設施投資。農村生產總值用農村經濟產出指標表示。各項投入指標與產出指標見下表。以上數據選自于《中國統計年鑒》及《中國農村統計年鑒》中2000－2011年度的時間序列統計數據。我們對各項指標采取對數的形式對數據進行平滑處理以便進行分析。2．農村基礎設施投資與農村經濟產出回歸分析本文采用Cobb－Douglas生產函數模型對我國農村基礎設施建設對農村經濟增長之間的關系進行實證分析。模型如下：LnY＝β0＋β1LnX1＋β2LnX2＋β3LnX3＋β4LnX4＋β5LnX5＋μ模型中，被解釋變量Y表示農村經濟產出；解釋變量X1表示農村用電量，X2表示有效灌溉面積，X3表示農業機械總動力，X4表示農村公路總里程，X5農村電話用戶數；β0、β1、β2、β3、β4、β5表示各項基礎設施投資對農村經濟產出的影響程度，μ是隨機誤差項。3．計量結果與分析通過運用Eviews6．0統計軟件對上述模型數據進行實證檢驗，得到回歸式如下：Y＝31．87＋0．17X1＋0．087X2＋0．31X3＋0．011X4＋0．015X5（1）線性回歸方程（1）估計了農村基礎設施各項投入對農村經濟的貢獻程度。從回歸結果看，F值較大，說明方程通過了顯著性檢驗。方程的擬合優度較高，R2＝0．998，調整后的R＝0．997，說明模型的整體解釋能力較強。從方程可以看出，農村電力設施、農村機械設備投入對農村經濟的產出影響較大。因此，如果國家在這兩方面基礎設施的投入力度能夠持續加大，將更加有利于農村經濟的進一步增長。
四、結論和建議
謀求農村經濟的發展，其基礎性條件就是基礎設施的建設，這對于促進農村經濟的正常運行至關重要。通過農村基礎設施投資對農村經濟產出影響的實證分析，我們得出，基礎設施投資是促進農村經濟增長的重要推動力。應在以下諸方面加以完善：
1．加大我國農村基礎設施建設的投資力度
農村的基礎設施建設，尤其是水利、電力、機械設備、道路等基礎性設施，這些基礎性設施對農村經濟的增長具有明顯的推動作用，應加大對以上各項的投資力度，以促進農村經濟的持續穩定發展。
2．明確農村基礎設施建設的投資重點
突出農村基礎設施建設的重點領域，在農村的教育基礎設施、農田水利設施、農業科技進步、農村衛生設施、文化設施及農村社會設施等方面加大投資力度，明確建設重點及優先建設領域，正如我們實證分析中提到的，尤其要加大對農村電力設施、農村機械設備的投入。在不為財政增加壓力的前提下，合理推動農村經濟增長。
3．建立健全農村基礎設施建設的投融資機制
農村的基礎設施建設投資，大多數以政府投資為主導，在地方財力有限的情況下，應逐步形成政府投資引導的多渠道、多元化投資體系。首先，應充分發揮居民、企業對基礎設施建設的支持作用；其次，應開辦以農村基礎設施項目收益權或收費權為質押獲取貸款的金融工具；最后，如許多學者所提出的那樣，實施PPP融資方式［7］。
4．因地制宜，分步建設，整體規劃，全面地推進農村基礎設施的建設
農業產出的統計指標通常是農林牧漁業總產值，包括了農業、林業、牧業、漁業和農林牧副漁業5個方面。吳玉鳴和吳麗萍等在對中國農業經濟的相關研究中均采用大農業口徑的農、林、牧、副、漁總產值表示農業總產出。陜西省農業生產主要以種植業為主，2004年之前漁業產值很小，副業沒有，水利建設投資除了防洪、發電、水保及生態建設等公共服務外，其余主要用于農業灌溉。因此，本研究借鑒Lin經典的中國農業經濟增長研究，用農業總產值表示農業產出水平。對于農業勞動投入的衡量，應采用從事于農業生產的勞動者實際的工作時間，但是，農業勞動力的實際勞動時間沒有準確數據，只從事農業生產的人數也沒有詳細的統計。為便于計算，本研究用第一產業從業人員人數乘以農業總產值占第一產業總產值比重之后得到的勞動力人數代替農業勞動投入。對于土地要素投入通常采用播種面積和耕地面積2個指標衡量，常用耕地指經常進行耕種并能正常收獲的土地，不包括坡度在25°以上的陡坡地和臨時開發的零星土地；而農作物播種面積指實際播種或移植有農作物的面積，不僅包括種植在耕地上的，還包括種植在非耕地上的播種面積。張元紅和石慧等在其有關中國農業經濟增長的研究中使用農作物播種面積衡量土地要素投入。然而，農業上的水利建設投資主要用于常用耕地灌溉，選用年末常用耕地面積衡量土地要素投入更為合適。農業固定資本用農用機械總動力衡量。另外，由于客觀上數據缺失問題，本研究沒有加入畜力和農用化肥使用量等固定資本。水利建設投資數據完整且易得，并且在水利投資中占據主導地位，因此用水利建設投資完成額來替代水利投資。
2水利投資與農業經濟增長關系檢驗
陜西省農業總產值與水利建設投資大體上呈現相同的變化趨勢。對于時間序列樣本數據，直接使用OLS進行估計容易產生虛假回歸現象，因此，“偽回歸”問題不得不考慮。通過對時間序列數據分析，可以看出，陜西省水利建設投資在一定程度上影響著農業經濟增長，但具體影響程度和水利投資的實際作用還需要運用實證模型進一步量化研究。
3結論
本研究建立了含有勞動、土地、固定資本和水利資本及其滯后期變量的多項式分布滯后模型，對陜西省1982—2011年連續29年的時間序列數據進行實證檢驗和分析，得到以下主要結論：
1）陜西省農業總產值、農業勞動力人數、年末常用耕地面積、農業機械總動力和水利建設投資之間存在長期的均衡關系。
2）水利投資對農業經濟增長的作用在資金投入后第3年體現出來，第5年達到最大，第6年開始下降。由于農田水利基本建設見效慢，大型水利投資工程項目建設工期長，所占總投資的比重大，用于見效快的配套和小型水利設施項目投資所占比重較小，以及資金審批程序復雜等原因，使得水利投資表現出較強的滯后效應。
（一）假設前提（1）FC模型是2×2×2模型，即兩區域、兩部門、兩種生產要素。假設世界上只有兩個國家——A國和B國，兩國的消費者偏好、生產技術和市場開放度是對稱的，但是要素稟賦分為對稱和不對稱兩種情況，而相對應地為對稱FC模型和非對稱FC模型。相關變量上標“*”代表B國的變量，用上標“w”表示世界水平的變量。（2）兩種生產要素是資本K和勞動L，并且假定資本是可以跨區域流動的，而勞動力是不可流動的。資本收益必須在資本所有者原所在地進行消費。設定sL=L/LW，s*L=L*/LW，sK=K/KW，s*K=K*/KW，即sL和s*L表示A國和B國的勞動力稟賦占世界總勞動力稟賦的比例，sK和s*K表示兩國資本稟賦占比。另外，由于資本的可流動性，用sN和s*N代表兩國生產過程中使用的資本份額。（3）兩個部門為工業部門M和農業部門A。其中，假定農業部門是完全競爭市場、規模報酬不變，每生產一單位農業產品只投入aA單位的勞動力；而工業部門是壟斷競爭市場、規模報酬遞增，使用兩種生產要素K和L。企業成本函數寫為c=π+aMwx，其中x為產出。另外，假設兩個地區的企業個數分別為n和n*，則nW=n+n*。在D-S框架下，每個企業只生產一種產品，每個企業生產一種產品只使用一單位資本投入，因此有sN=n/nW，s*N=n*/nW，nW=KW。（4）假設工業部門國內交易不存在交易成本，但存在跨國界的交易成本，并采用“冰山運輸成本”的形式。即如果從A國運輸τ（τ³1）單位工業產品到B國，到達B國并進行銷售的產品為1單位，τ-1單位的產品在運輸過程中“融化”掉了，也就是運輸成本。
（二）消費者行為以A國為例，國內消費者的效用函數可以表示為。
（三）生產者行為由前面的假設條件，農業部門不存在交易成本，因此兩國農產品的價格是相等的，即aAw=PA=P*A=aAw*，因此兩國的工資水平是相等的。兩國的勞動力不能流動，那么兩國都會生產農產品，即農業產品的生產是非專業化分工形式。
（四）長期均衡根據假設條件，資本是可以自由流動的，但資本收益必須在資本所有者原所在地進行消費，那么資本的流動取決于兩個國家的資本收益率。因此，將資本流動方程表示為DsN=(π-π*)sN(1-sN)。當π=π*時，兩國資本收益率相等，不存在新的資本流動，達到長期均衡；另外，當sN=0或sN=1時，資本都集聚在一個國家，也不存在資本流動，達到長期均衡。由以上的推導可知，當滿足（14）式或者（20）式時，經濟達到長期均衡，即沒有資本流動。這兩個式子說明企業（資本）的空間分布是由支出的空間分布決定的，也是由國家的資本和勞動力要素稟賦決定的。另外，如果兩國的要素稟賦是對稱的，即sL=1/2，sK=1/2，那么，sE=1/2，sN=1/2，此時企業的空間分布已經形成，并且不會發生變動，沒有資本流動，經濟達到長期均衡。即使受到外來的沖擊，受到要素稟賦的影響也會恢復到這種均衡狀態。
（五）資本流動和參數變動基于本文討論的對外直接投資區位問題，筆者將重點討論非均衡模型，即兩國的市場規模、要素稟賦不對稱情形。首先，筆者將考察資本流動和企業空間分布、支出分布之間的關系。由前面的分析可知，資本的流動取決于兩個國家的資本收益率，設Dπ=π-π*，利用（12）式、（13）式考察Dπ和sN之間的關系。從（22）式可以看出，其偏導數符號的正負取決于sE的大小，當sE<12時，企業的投資收益會隨著企業（資本）在本國的集聚而增加，當sE>12時，企業的投資收益會隨著企業（資本）在本國的集聚而減少。從經濟學意義上說，如果本國市場規模不是很大，企業在本國的集聚可以實現外部規模經濟、減少信息成本等使得企業投資收益增加，進而吸引更多的企業進入，這也是Krugman（1991）本地市場效應的體現；相反，如果市場規模很大，太多的企業集中在本國市場，競爭的加劇、資源的爭奪會使得企業的投資收益下降，進而使企業向國外轉移，即出現市場擁擠效應。同時，式（23）說明，在企業（資本）分布給定的情形下，本國的市場規模越大，企業在兩國的資本收益率的差異就越大。
（六）結論（1）上述理論模型中，當東道國市場規模沒有非常大時，前期分布于該國的我國對外直接投資越多，企業的資本收益就越大，進而吸引更多的外資企業進入。實際上，每個國家的市場規模都是相對有限的，我國在某東道國的先期投資會吸引更多的直接投資流入。（2）當考察非均衡模型的情形，如果假定當前已經發生資本的集聚，即本國使用的資本比例超過1/2，此時本地勞動力要素稟賦越豐裕、資本要素越豐裕、市場規模越大、貿易自由度越大，則分布于本國的企業（資本）比例越大，即越多的企業（或資本）集聚于本國市場。
二、實證模型
（一）假說的提出將上面的A國看作是我國對外直接投資的東道國，B國看作是我國，通過以上理論模型的結論分析，可以提出以下幾個假說。假說1：我國企業對外直接投資的區位分布傾向于市場規模較大的國家。假說2：我國企業的對外直接投資空間分布傾向于勞動力要素稟賦豐裕的國家。假說3：我國企業的對外直接投資空間分布傾向于資本要素稟賦豐裕的國家。假說4：我國企業對外直接投資傾向于分布在雙邊貿易自由度較大的國家。假說5：對于需求結構差異較大的國家或地區，其豐裕的資本要素稟賦會吸引更多的我國直接投資；而在需求結構類似的國家或地區，其豐裕的勞動力要素稟賦會吸引更多的我國直接投資。
（二）基準模型的設定眾所周知，對外直接投資區位理論并沒有形成一個系統框架，各個理論都可以在一定程度上對對外直接投資區位分布作出解釋。因此，本文在討論我國對外直接投資區位分布的影響因素時，將新經濟地理因素作為核心變量，并且納入一些傳統國際直接投資區位因素和影響直接投資區位的雙邊因素作為控制變量。建立的計量經濟模型如下：根據對外直接投資影響因素的相關理論分析以及本文第三部分（一）提出的相關假說，新經濟地理因素包括市場規模、資本豐裕度、勞動豐裕度、貿易自由度、技術水平①；傳統對外直接投資區位理論因素包括自然資源稟賦、基礎設施、宏觀經濟穩定性、商業環境、政治風險；影響對外直接投資區位分布的雙邊因素包括雙邊匯率、雙邊投資協定、雙邊貿易、雙邊地理距離和雙邊文化距離。計量經濟模型的形式設定為：
（三）計量模型的估計結果和分析本文使用計量軟件stata作為分析工具，應用靜態面板模型進行估計。首先，Hausman檢驗結果顯示適用于隨機效應模型；其次，通過對各個解釋變量容忍度和方差膨脹因子的檢驗，發現變量之間不存在嚴重的多重共線性；最后，經查驗該模型解釋變量間存在序列自相關。表2中的m1表示固定效應模型的估計結果，m2表示隨機效應模型的估計結果，m3給出的是糾偏后得到的估計結果。由回歸結果可以看出，模型的設定是比較好的，筆者選定的解釋變量能夠解釋我國對外直接投資近80%的區位分布變化。在新經濟地理因素中，東道國的市場規模和技術水平可以用來解釋我國對外直接投資的區位分布。其中，市場規模的系數為0.00256，說明東道國的市場規模每擴大一個百分點會使我國在該地投資存量比重上升0.00256個百分點；類似地，東道國的技術水平每擴大一個百分點就可以使我國在該地投資存量比重上升0.00447個百分點。而勞動力要素稟賦、資本要素稟賦和貿易自由度對我國對外直接投資區位分布的影響不顯著。以上的分析表明，我國對外直接投資從整體上體現出了市場尋求和技術尋求的特征。市場尋求型ODI的出現主要是因為一些國家或地區增加了貿易壁壘作為進口替代的一部分，為了繞過這些貿易壁壘，其他國家或地區便通過對其直接投資的形式進入這些市場，進而市場尋求型ODI也就發展起來了。我國作為制造大國，相當一部分產品在國內市場已經接近飽和，很多企業轉向國外市場。然而在貿易規模不斷擴大的同時，我國出口商品遭遇的技術貿易壁壘、反傾銷訴訟等貿易壁壘的情況越來越多，僅靠出口帶動增長的空間又很有限。較大的市場規模意味著較大的市場需求，因此，在對外直接投資區位選擇時，我國企業會傾向于進入市場規模大的目標市場進行直接投資，規避東道國或地區貿易壁壘的同時，拓展和占領更大規模的海外銷售市場。另外，我國的技術水平、技術轉化和研發創新等方面的能力與發達國家還有一定的差距。事實上，我國擁有自主知識產權并且有較強市場競爭力的核心技術不多，這也是我國高新技術類對外直接投資企業數量少、比例低的原因。現階段我國對外直接投資企業更多地是尋求技術而不是輸出技術。同時，很多發達國家具有雄厚的科技實力和管理經驗，但是一些國家對先進技術保護嚴格，限制高新技術的出口，我國對外直接投資企業通過跨國并購的形式可以繞過這些壁壘而擁有先進技術。因此，我國企業對外直接投資傾向于選擇技術水平較高的國家或地區。貿促會《中國企業對外投資現狀及意向調查報告》數據顯示，高達81.7%的企業認為東道國比國內市場規模大。同時，參與調查的企業中有超過一半的企業均認同“在東道國獲取創新所需要的技術比國內難度低”的觀點。這也從微觀角度佐證了估計結果。此外，東道國的勞動力要素、資本要素豐裕度以及貿易自由度并不是我國對外直接投資區位分布的決定因素。以東道國工資水平（勞動力要素價格）的倒數衡量的勞動力要素豐裕度對我國對外直接投資區位分布的影響不顯著，即我國對外直接投資效率尋求特征不明顯，這似乎和一般的理論預期不符。同時，一些研究和調查也表明東道國獲取資金比國內難度低，貿易開放度的增加可以吸引外來投資，但是估計結果也沒有支持這些結論。筆者認為，這和我國對外直接投資的特點是密切相關的。我國對外直接投資越來越多地表現出多元化，包括目標的多元化和區位的多元化等。效率尋求型的對外直接投資企業主要以垂直型為主，多是遵循“雁形模式”將產業鏈下端或者附加值較低的勞動密集型工作和環節以對外直接投資的方式轉移到國外。因此，他們會較多地將具有廉價的原材料和生產要素的國家作為投資對象，具體到我國，會投資于蒙古、贊比亞、尼日利亞等國家，但畢竟我國對這些國家的投資占比不是很大，因此相應地效率尋求特征表現得就不明顯。
三、結論和政策建議
（一）結論首先，本文的理論基礎起源于新經濟地理學。新經濟地理理論以及同它具有相同基礎的新貿易理論強調了不完全競爭和規模經濟，新經濟地理理論的興起和發展彌補和豐富了傳統國際直接投資區位理論。通過對新經濟地理理論的歸納總結和梳理，發現自由資本模型（FCModel）可以用來解釋國際直接投資的區位分布問題。因此，筆者對FC模型進行推導，加之自身的理解和對模型參數的進一步分析，得出了有關我國對外直接投資區位分布的五個假說。在理論模型和相關假說的基礎上，筆者對我國對外直接投資區位分布的影響因素進行了實證檢驗。通過靜態面板模型的估計，發現我國對外直接投資區位分布受到新經濟地理因素、傳統對外直接投資區位因素和影響對外直接投資區位分布的雙邊因素的共同影響。具體而言，東道國的市場規模、技術水平、自然資源稟賦、良好的商業環境、對東道國的出口、較近的地理距離對我國對外直接投資區位分布具有顯著的正向影響。這也表明，總體上我國對外直接投資表現出明顯的市場尋求、技術尋求、資源尋求和出口拉動的特征。
筆者采用的數據由收集2005～2011年中國31個省、自治區、直轄市的電信業發展水平和經濟發展水平的數據組成。主要變量包括:國內生產總值(GDP)，通過GDP平減指數進行價格調整換算出以2005年不變價格為基礎的實際GDP;勞動者人數采用各地區就業人數;資本存量的估算采用Goldsmith提出的永續盤存法，參照張軍等對中國各省物質資本存量的估算方法獲得;電信投資用投資價格指數進行調整，換算成以2005年為基期的投資量;電信普及率為每百人擁有的電話數;電信服務收入運用CPI進行平減消除價格因素影響;電信價格水平沒有具體統計數據，難以直接衡量，筆者參照孫巍等關于電信價格指數的構建方法，用固定費用、語音通話各業務通話量分攤的收入度量電信業務的相對價格水平，再通過加權得到電信綜合價格指數衡量電信服務的價格。
2實證分析
筆者采用的面板數據時間跨度較短，時間維度遠小于橫截面維度時，單位根過程的影響很小，而且又對數據進行了對數變換，因而基本上可不用考慮時間序列的單位根問題。另外，在使用面板數據模型時，模型設定需要進行兩方面的檢驗。第1個檢驗是通過構建F統計量，檢驗模型形式選用混合模型還是變截距模型，第2個檢驗是通過Hausman設定性檢驗，以判定是固定效應模型還是隨機效應模型。是模型設定檢驗結果。，F值括號中的1．46為顯著性水平為5%的F分布臨界值，可以看出，F統計量的值遠大于臨界值，說明模型應采用變截距模型，與大多數學者設定的模型一致。H值括號中的0．082是對應的P值，由檢驗結果可以得到，在10%的顯著性水平下，引入截面固定效應是合適的。經過上述檢驗后，選擇變截距的截面固定效應模型并利用廣義矩估計式(4)～式(8)進行回歸。由于不同省市間存在截面異方差，因而進行了截面加權(Cross-sectionWeights)，同時發現模型殘差只存在個體間的異方差，為了消除個體間的異方差性，采用Cross-sectionweights穩健標準差得到系數t統計值。從式(5)看，電信普及率對經濟增長有顯著的正效應，其產出彈性為0．124，該估計值經濟含義為電信普及率每上升10%，GDP將增加1．24%，由于控制了資本和勞動的影響，因而相當于全要素生產率增長了1．24%。時間趨勢項對經濟增長的影響為負，表明經濟增長效應主要有電信基礎設施建設、勞動力和固定資本決定。
從電信需求方程看，人均GDP的增長對電信需求的增長具有顯著的促進作用，彈性系數為0．058，即人均GDP每增加10%，電信需求平均增長0．58%，并且羅雨澤等的研究比較可以看出，收入增加對電信需求的促進作用存在逐年加大趨勢。電信服務的價格水平對電信的需求有著負向影響，且彈性系數超過1，表明價格的下降會大幅度提高對電信服務的需求，這也正是近幾年電信價格戰愈演愈烈的原因。從式(3)看，電信服務價格水平對電信投資供給有較大的正向促進作用，但這種影響正在弱化。地理面積對電信投資供給有著負向影響，這與Roller和Waverman的研究結論正好相反，原因在于中國仍為發展中國家，電信投資目前還是偏向于經濟發達的東部地區，而西部地區雖然面積大，電信投資卻較少。式(4)看，電信投資對電信普及率有顯著的正向影響，即電信投資的轉化率較高，電信投資每增加10%，電信普及率增加6．1%。此外，中國存在區域差距較大的問題，東、中、西三大地帶在經濟增長和電信投資、電信普及率方面差距都十分明顯。中條形圖代表各區域人均GDP，折線圖代表各區域歷年電信投資變化。可以看出，東部、中部、西部三大區域在人均國內生產總值上存在較大差距，東部地區的經濟發展水平遠高于中西部地區。在電信投資方面階梯差距也很大，東部地區電信投資超過中西部地區之和。總體來說，電信投資分布差異與中國當前區域經濟發展的空間分布差異基本一致。
電信普及率方面表明，3個區域都存在著固定電話普及率下降，移動電話普及率上升趨勢，且區位差異較大，東部地區電信普及率仍舊遠遠高于中西部地區，中西部地區電信普及率差距不大，且有進一步縮小的差距。為消除區域差距帶來的估計結果誤差，明確區域電信投資與區域經濟發展之間的關系，筆者在產出方程和供求平衡方程中引入地區虛擬變量，加入虛擬變量后式(5)和式(9)分別變為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)對引入虛擬變量后的模型再次進行回歸得到結果如表3中的模型2所示。從回歸結果看，引入虛擬變量后模型的可決系數變大，達到97%，各變量均通過了顯著性檢驗。從式(1)看，西部地區電信普及率的產出彈性最大，達到0．165，即西部地區的電信普及率增加1%，區域產出增加0．165%，東部地區電信普及率的產出彈性最低，僅為0．085，遠遠低于中西部地區。中部地區電信普及率的產出彈性位于西部和東部之間，其值為0．142。東部地區電信投資對區域經濟的促進作用較弱，這可能是由于一直偏向于東部發達地區的電信投資使該地區電信基礎設施較為完善，擴展電信投資對經濟發展的促進作用逐步接近極致。對于中西部地區，較高的產出彈性意味著通過電信投資在拉動區域經濟增長方面有較大的潛力。長期以來，國家區域經濟不平衡發展戰略使中西部地區電信投資遠低于東部地區，電信基礎設施有待進一步完善。因而，增加電信投資可進一步帶動中、西部經濟發展。在電信平衡方程中，東部地區電信投資轉化為電信普及率的效率最高，估計參數值為0．139，即電信投資每增加10%，電信普及率提高13．9%，西部地區的電信投資轉化為普及率的效率很低，轉化率僅為0．024，中部地區電信投資增加反而帶來電信普及率的下降。原因有:
1)地區的經濟發展水平決定電信業的發展與需求。電信投資轉化為電信普及率需要一定的經濟條件，東部地區經濟，商貿活動活躍，信息溝通頻繁，對基礎通信等信息化設施有較高的需求。而西部情況正好相反，地廣人稀，經濟欠發達，對電信通信能力要求較低，顯示地區人均GDP區位分布差異與電信投資分布區位差異相似。
2)人口規模影響電信投資轉化率。東部地區人口流入比較頻繁，而且文化素質較高，收入高，生活質量高，對電信有更大需求，增加了此地區的電信需求增加的投資能夠促進普及率的提高。中部地區人口基數大，即使電信用戶絕對數量增加較多，其普及率提升水平也會較慢。
3結語
筆者利用中國31個省市2005～2011年的面板數據，構建和估計了電信投資與經濟增長之間關系的系統結構方程，克服了電信行業投資貢獻估算面臨的偽相關和雙向因果關系問題，并就電信投資對中國整體及分區域的經濟增長的貢獻進行了研究，得出下面的主要結論，并對這些結論進行必要的探討。中國電信投資與國民經濟增長具有雙向促進作用，電信普及率增加10%，國民經濟增長1．24%，人均GDP增加10%，電信需求增加0．58%。電信投資存在較大的經濟增長效應。目前，電信行業發展迅速，新業務不斷產生，具有很大的發展潛能，應該增加對電信行業的投資。就分區域研究而言，中國電信投資及其貢獻存在明顯的區域非均衡。與人們直覺相反的是:經濟發達的東部地區電信普及率的產出彈性低于西部地區，表明東部電信業與當地經濟發展節奏失調。但東部電信投資轉化率較高，說明東部電信基礎設施的使用狀況已經進入良性軌道。東部的電信已跨過擴急需增加投資、擴建基礎設施的階段，轉向多元化消費、提高利用水平的階段。對于東部，未來的電信投資應當適當偏向于生產性電信服務的提供，加大電信技術升級與業務創新。
本文作者：周小琳吳翔工作單位：東北電力大學經濟管理學院
序列平穩性檢驗經濟時間序列通常是不平穩的，根據不平穩的時間序列直接建立回歸模型有可能出現偽回歸現象，雖然模型的擬合優度很高，但方程并不能夠反映經濟變量之間的真實關系。所以在具體建模前首先要進行序列是否平穩的單位根檢驗。如果變量序列是平穩的，可以直接建模。如果序列不平穩，則需對序列進行差分，直到序列平穩為止。本文采用eviews6.0軟件來實現對變量序列LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的單位根檢驗。檢驗結果如表1。由表1可知，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的ADF檢驗值在各個顯著性水平下均接受了原假設，這三個時間序列都是非平穩的；一階差分后，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV在各顯著性水平上均拒絕了原假設，說明LnRGDP、LnRCONS和LnRINV的一階差分序列為平穩序列，LnRGDP、LnRCONS和LnRINV均是一階單整過程，可進一步進行協整分析。協整檢驗盡管變量序列LnRGDP、LnRCONS和LnRINV都是非平穩的，但通過時間趨勢圖可以看出三個序列有共同的增長趨勢，且三個序列的一階差分序列都是平穩的，初步判斷它們之間可能存在協整關系。協整檢驗方法主要包括E-G兩步法和Johansen檢驗法，由于E-G兩步法只適用于對兩個變量序列進行協整分析，本文采用了基于多元模型的Johansen檢驗法，具體檢驗結果如表2。跡檢驗在5%的顯著性水平下拒絕了沒有協整關系的原假設，并在5%的顯著性水平下接受最多有一個協整關系的原假設，證明吉林省經濟增長與投資和居民消費水平之間有一個協整關系，它們之間的長期均衡關系如下：(1)協整方程(1)的殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，說明殘差序列是平穩的；方程的DW值為1.76，接近于2，說明方程序列相關性不顯著；擬合優度為0.99，說明投資和消費對經濟增長的解釋能力很強，方程擬合效果良好。從長期來看，每提高1單位居民消費水平，能使我省GDP增加0.89個單位；每增加一單位投資，能使我省GDP增加0.25個單位。可見，消費對經濟增長的促進作用遠大于投資對經濟增長的促進作用。格蘭杰因果關系分析吉林省經濟增長與投資和居民消費水平之間具有協整關系，但它們之間是否具有因果關系，如果有因果關系，究竟是投資和居民消費需求的增加帶來了經濟增長，還是經濟增長帶來了投資和居民消費需求的增加，需要進一步進行驗證。本文采用格蘭杰因果檢驗方法進行分析，具體檢驗結果如表3。由表3可知，最優滯后期為1年，LnRGDP和LnRCONS之間互相沒有格蘭杰因果關系，LnRGDP和LnRCONS均是LnRINV的格蘭杰原因，而LnRINV不是LnRGDP和LnRCONS的格蘭杰原因。這說明居民消費水平的提高對經濟增長的影響不顯著，經濟增長也沒有顯著的促進消費水平的提升。經濟增長、居民消費水平提高都能顯著的促使投資規模的擴大，而投資規模的擴大并沒有顯著的帶來經濟增長和促進消費水平的提高。
從以上分析可以看出，吉林省經濟增長和投資、居民消費水平之間存在長期穩定的關系，并且從長期來看消費對經濟增長的促進作用遠大于投資對經濟增長的促進作用。然而，近年來吉林省盲目地擴大投資規模，僅2010年一年，固定資產投資總額高達9621.77億元，而當年的GDP總額僅為8577.06億元，投資規模高出GDP12個百分點。投資的高速增長帶動了原材料價格的大幅上揚，但由于需求率遠低于投資率，下游消費品價格增長速度小于原材料價格的增長速度。這一方面導致下游產業和部門生產經營利潤大幅下滑，另一方面導致上游產業產品無法轉移價格而經營不順，造成整個產業鏈系統的惡性循環。可見，近年來吉林省有限的GDP大部分都用來進行修橋、鋪路、房地產開發等投資，過度的投資不但沒有促進經濟的增長和消費水平的提高，高投資還導致通貨膨脹和居民實際可支配收入水平的降低，抑制了居民消費水平的提高和居民消費對經濟增長的帶動作用。只有采取積極的政策措施促使投資和消費回歸合理的比例，才能促進吉林省經濟持續、健康發展。
消費率的下降使得吉林省居民消費水平對經濟增長的貢獻偏離了長期均衡的狀態，可采取如下政策措施改善投資和消費的比率，使得經濟重新恢復到長期均衡狀態。提高居民可支配收入水平可支配收入水平偏低是制約吉林省消費水平提高的首要和主要因素，擴大消費就必須提高居民可支配收入。要建立健全穩定的工資增長機制，工資增長速度要趕超GDP和財政收入增長速度，并抑制通貨膨脹，以確保工資增幅超過物價增幅。同時，擴大財政轉移支付的力度，提高企業退休人員基本養老金和城鎮低保、城鎮居民基本醫療保險的補助水平，普及保障性安居工程建設，縮減住房、醫療和教育支出占居民總收入的比重。完善市場機制，縮小收入差距水平由于吉林省勞動力報酬遠遠低于資本的報酬，勞動和資本的收入差距迅速擴大，而低收入者的邊際消費傾向遠大于高收入者的邊際消費傾向，收入差距的擴大嚴重抑制了居民消費水平的提高。為從根本上縮小收入差距水平，應全面深化經濟體制改革，剔除過多的非市場性因素，減少這些因素給中小企業帶來的各種成本，使得中小企業在提高自身盈利的情況下有足夠的利潤來為勞動者提高收入水平，進而縮小貧富差距，提高居民邊際消費傾向。發展信貸消費目前，大部分居民的消費觀念已經從傳統的無債消費、滯后消費轉變為適度的負債消費和適當的超前消費，適時完善信貸市場，優化信貸結構，加大信貸對住房消費、汽車消費、家電消費等領域的金融扶持力度，有助于推動消費增長，提升消費結構。降低投資規模，優化投資結構適度的投資是推動經濟增長最為直接、有效的力量，然而把當年全部的GDP都用來重新投資，必將遭遇巨大的產能過剩，并在固定資產投資增長無法繼續擴大的情況下加劇未來的經濟放緩。縮減投資規模，優化投資結構已經刻不容緩。政府應該淘汰落后和過剩的產能，提高對高新技術產品的投資；降低對基礎設施領域的投資，提高對教育，醫療、體育文化等領域的投資；降低對國有大、中型企業的投資，提高對中小企業和服務行業等領域的投資。
關鍵詞：煤炭 經濟 發展前景
論文正文：
煤炭經濟投資發展前景
1.概述
煤炭作為不可再生資源，為國家經濟騰飛做出了巨大貢獻。在市場經濟競爭激烈的情況下，抓住經濟發展機遇就等于占領了市場地位，2011年是我國十二五規劃的開局之年，煤炭企業抓住當前發展機遇，實現經濟快速發展。煤炭企業合理的規劃布局：一方面控制了當前煤炭企業的數量，另一方面又保護了國有大中型煤炭企業的可持續發展。煤炭是確保中國未來20年經濟可持續增長的戰略資源，其經濟價值將在未來穩步提高。兗礦集團順應當前經濟形勢，對國際國內形勢進行了科學的分析和判斷，總體方向把握正確，戰略定位明確，發展目標明確，在產業、產品結構調整、企業發展模式轉變、戰略性新興產業培育和風險預控等方面都作了周密謀劃，總體規劃項目前期調研和論證充分，具有科學性、前瞻性和可操作性。
該規劃立足于國內外兩個市場和資源，具有行業領先水平，在規劃實施過程中，根據國家政策和國際國內市場環境的變化，適時作好規劃的調整和優化。兗礦著力做強做大煤炭、煤化工、煤電鋁及機電成套裝備制造三大主業，加快建設并形成省內魯南、鄒城、兗州三個園區，兗礦本著資源有償使用，合作共贏的原則，加大對外開發力度，積極與國內資源大省新疆、陜西、貴州、山西、內蒙古等省聯合，共謀發展，取得良好效果。
2.煤炭企業產業轉型的發展規劃
煤炭資源是不可再生性資源之一，國家一方面通過宏觀調控來限制當前煤炭的產量，另一方面也通過一些政策傾斜，鼓勵煤炭企業拓展產業結構調整，創造多元化發展，開發新的經濟增長點，為煤炭企業能夠規避由于產業結構單一帶來的市場風險。當前很多煤炭企業所做的非煤產業，多數屬于安置型的經營范疇。在煤炭企業競相崛起的今天，發展才是硬道理這句話深深烙印在各個煤炭企業的管理者身上，也踐行在他們的實際發展中。
兗礦一直把非煤產業作為煤業企業發展戰略支柱共同發展，培養大集團，建設大基地，加快煤炭內部產業結構調整，節能減排，精簡機構，合理配置資源優勢，開展煤炭資源整合，淘汰落后產能，提高煤炭資源綜合利用率，在引進、消化、吸收的基礎上再創新，加快煤礦大型裝備制造技術和煤礦現代化建設，提高國產化技術水平，推動安全高效礦井和大型現代化煤礦建設。經過幾年的投資，兗礦已經形成煤化工、煤電鋁及機電成套設備制造業，與煤業共同發展的格局，兗礦通過大力發展第三產業，推進以煤為基礎的循環經濟結構模式產業發展，有效地解決煤炭企業資源即將枯竭惡性局面;提高煤矸石、礦井水、瓦斯和與煤共伴生資源的綜合利用水平。
煤炭企業的產業轉型具有一定的代表性，為其他國有大中型企業進行結構調整提供了寶貴經驗，煤炭企業產業結構調整解決了更多就業問題，同時提高了產業結構科技含量，提升煤炭工業發展的科學化技術水平，隨著煤炭企業產業有效產業結構調整，有利于保護環境和提高了資源利用，促進了煤炭企業經濟快速發展。
3.兗礦抓住煤炭當前發展機遇，加快資源整合的發展規劃
兗礦集團在推進產業結構調整的過程中，加快對國內和國際兩種資源的整合，兗礦集團根據我國煤炭分布情況，很早就實施了資源儲備超前策略，兗州煤業利用公司的上市平臺，累計5次融資發行股票，實施了10次戰略性收購。外部資源開發成效顯著，把握國家鼓勵煤炭資源重組的發展機遇，積極實施走出去戰略，先后在貴州、陜西、新疆、內蒙古鄂爾多斯和澳大利亞取得15個井田、2個礦區探礦權，貴州、鄂爾多斯、新疆等能化公司被確定為資源整合主體。
貴州能化公司加強多元化經營、國際化合作，成功引進戰略投資，發展前景廣闊，新疆能化公司抓住國家支持新疆發展機遇，靠實績贏得地方支持，一基地四礦區三園區加快建設。榆林能化公司甲醇項目獲2010年國家優質工程銀獎。兗煤澳洲公司突出走出去有效發展，在境外樹立兗礦品牌形象，為向國際化發展搭建了良好平臺。兗礦煤炭主業實現產銷穩步增長，經濟效益明顯提高，產銷運行良好，盡管和當前宏觀經濟形勢企穩密不可分，同時也體現了兗礦集團加快煤業建設突出的重要成果。煤炭企業要實現可持續發展，必須有作為可持續發展的資源儲備，為企業的未來可持續發展提供可靠的資源保障。
當然除了這些主要數量指標以外，當前的全球化趨勢與19世紀在金本位制下所達到的經濟一體化（全球化）也有質的區別。表現在很多方面，比如卷入這場全球化過程的國家、地區更多，更廣泛，是真正意義上的全球化。它所涉及的領域更多，更深入，層次更高。尤其重要的是，企業的全球化過程，跨國公司的發展所達到的程度是空前的。我習慣于用公司一體化的概念來概括這一過程（corporateintegration）。根據相互聯系的緊密程度可以把公司一體化分成若干層次，我們這里不去仔細分析它們的區別。但概括地講，全球范圍內公司一體化網絡的建立，使得從R&D到生產再到銷售的整個價值增值鏈的各個環節，被按照最有利的區域布局安排在世界各地，使全球范圍的國際分工越來越多地轉化為企業內部的分工，再加上相關企業的戰略聯盟，又大大擴大了企業（公司）一體化的外延。企業的國際化、一體化的這種趨勢，已經使世界市場的格局發生了重大變化。真正象微觀經濟學中所描繪的那種純凈的市場機制所涵蓋的交易的范圍越來越小。世界市場已經由跨國公司這一只只“看得見的手”給組織起來了，變成了一個有機聯系的整體。于是一種真正意義上的全球化的產品出現了。這種產品，由于它的價值增值鏈占據了世界各地最有利的區位，所以在它身上體現的是一種全球的集合優勢，而不單純是某一個國家或地區的區位優勢。
這個事實所產生的影響包括以下三個方面：
第一、對理論的影響。這種情況對傳統的國際分工理論，特別是以要素稟賦論為核心的經典貿易理論提出了挑戰。這樣一種全球化商品在國際間的流動，很難用反映一國區位優勢的要素稟賦論來解釋。如果做實證分析的話，你會發現這種理論對當今國際貿易的發生機制和商品流向的解釋力一定要大打折扣。最終商品的出口國或許只具有加工組裝方面的優勢。
第二、對企業的經營實踐的影響。全球化商品的出現，使那些沒有進行跨國經營的企業被推到絕對被動的境地。只局限在一個地區或一個國家進行發展，它的產品充其量只能具備這個國家的區位優勢（具有國家特征的優勢）所賦予的競爭力。如何與集全球優勢于一身的那種全球化商品相競爭，是可想而知的。過去人們所關心的是企業具備了哪些優勢才能開展跨國經營，現在更重要的問題是跨國經營本身就是企業優勢的一個重要來源。那么這些企業如何生存？出路何在？一個辦法是求助于政府，在對外封閉、與世隔絕的狀態下尋求發展，這條路顯然不合潮流。
另一條出路恐怕只有在開放條件下去尋找。既然國際生產已經形成越來越密集的全球一體化的網絡，那么如何在這樣的網絡中的某些環節找到自己的位置，變成國際生產一體化網絡中的一部分，找到這樣的位置再謀求發展，才是企業的生存之道。舉例來說，我們說中國的汽車行業在短期內難以在整車的出口上有所作為，但是可以選擇發展零部件生產。但是這顯然有個前提，就是要先將自己納入世界汽車行業國際一體化的網絡中去，否則你自己生產出來的零部件是為誰配套的呢？你知道人家的規格和性能上的要求嗎？因此，從這個意義上看，發展合資合作乃至于與跨國企業的戰略聯盟，不只是你愿意不愿意的問題，而更是生存競爭的需要。為了得到政府給合資企業的優惠政策而去尋求合資合作，與上述這個主流不合拍。
第三、關于民族經濟和民族國家政府的作用問題。在經濟全球化的背景下，對民族經濟的概念也要進行必要的重新思考。首先，我們上面提到的真正實現了全球化的跨國公司，它們的國籍的觀念已經淡化，盡管我們還不能說它已經完全消失。正象湖北大學柳劍平教授在他的論文中指出的那樣：跨國公司已成為國際社會中經濟聯系和交往活動的“完全行為能力”主體，其個體利益與國家的整體利益并非完全一致，它實現“個體利益”的市場規則并不完全服從于國家實現“整體利益”的博弈規則。西方早有一種說法，判斷一個企業的歸屬問題不僅要看它的shareholder(stockholder)，而且要看它的stakeholder。也就是說，企業的所有者是重要的，但從更廣的意義上，所有與企業有直接利益關系的人們的歸屬問題也是重要的。美國的跨國公司來中國經營，你不把它看成是中國的，是可以的；但它在什么意義上、在多大程度上還是美國的？這也是個問題。當然跨國公司與其母國的關系問題是個很復雜的問題，我們在這里不做詳細分析。
另外一方面，我們來看看政府。
在全球化的背景下，國與國的政府之間的競爭關系也將成為全球化的。這種競爭關系的核心內容是，每個政府在它所管轄的領土范圍內通過提供一整套制度來創造一種有利于工商業發展的環境。這種服務的提供是通過“準市場化”的機制來實現的。來自世界各地的企業（包括本民族的和外族的），在“國民待遇”的原則下，以稅收作為代價來購買這種制度，以獲得在這個領土范圍內發展的機會。創造一種有利于工商業發展的機會，不是給予某些企業一定的優惠政策所能比擬的。這是全球化背景下政府間競爭的一個特點。
政府在這個過程中有兩個直接的目標：一是稅收收入最大化；二是國民福利最大化。至于財富的創造過程具體是由什么人在組織的，并不是最重要的考慮。只要財富為這個領土范圍內的公民所享有，就是可取的。
當然根據這兩個目標，政府也可以有意扶持某些產業。但是需要注意，政府鼓勵的是某個產業的發展，那么為此而制定的優惠政策應該惠及所有有意投資于這個產業的投資者，而不僅僅是外商或者內資。既然要扶持的是一個產業，而不是哪一類的投資者，那么所有投資于這個行業的投資者，無論是外商還是內資，也不論是國內的國有經濟成分還是非國有經濟成分，都應該享受同樣的待遇。這樣做有兩點好處：一是可以創造真正公平合理的競爭環境；二是可以調動多方面的積極性加快重點產業的發展。這里有一個基本點需要重申，政府要扶持的某個新興產業，而不是哪一類人，哪一類投資者。
證券投資基金業競爭力主要有投資管理能力、產業組織效率、產業創新能力及產業政策。整個指標設置中盡可能采用量化指標并力求反映行業競爭力發展趨勢，注重結果性指標與過程中指標結合。投資管理能力是反映結果的指標，相對于其他財富管理行業，市場分額是最有價值的衡量指標，直接反映了競爭力的結果，從美國的數據看，證券投資投資基金所占的市場份額最高，在指標中采用了主流的三個指標即股票基金、債券基金與貨幣基金的市場份額；產業組織效率主要采用衡量產業結構、行為與績效，產業利潤率反映行業績效，集中度主要反映產業結構；考慮基金業創新發展的實際與展望，未來創新集中反映在包含各類互聯網理財的產品創新與銷售渠道的創新，綜合考慮數據可得性，在產品創新方面主要采用幾個大基金公司產品研發人員占比衡量，而渠道創新則采用網上銷售基金占比衡量；反映證券基金產業政策未來方向上，參考美國經驗主要是401政策推動機構投資者壯大，因此量化角度采用機構投資者投資額/A股總市值占比，其次是基金行業的國際化程度采用海外投資額/A股總市值（QFII）占比。不同指標的量化值上限取值主要參考美國證券投資基金業成熟階段的數據。競爭力本身具有模糊性質，因此評價準則帶有一定的主觀性，很難完全量化。因此評價準則一般不可能通過解析表達式的形式給出，只能通過模糊語言直接對系統的等級進行評判。評價等級的劃分可依據經驗和實際情況合理規定。由于競爭力變量的變動范圍為[0,1]，如果將競爭力等級劃分為n級，則每個區間的長度為1/n,競爭力等級區間為。
2基于層次分析法AHP證券投資基金業競爭力各權重的確定
層次分析法（AHP）是系統工程中對非定量事件一種評價分析方法。它首先將復雜問題層次化。根據問題和要達到的目標，將問題分解為不同的組成因素，并按照因素間的相互關聯以及隸屬關系將因素按不同層次聚集組合，形成一個多層次的分析結構模型。根據系統的特點和基本原則，對各層的因素進行對比分析，引入1~9比率標度方法構造出判斷矩陣，用求解判斷矩陣最大特征根及其特征向量的方法得到各因索的相對權重。基于AHP的中國證券投資基金業可按以以下步驟進行（:1）構建風險評價指標體系；（2）兩兩比較結構要索，構造出所有的權重判斷矩陣；（3）解權重判斷矩陣，得出特征根和特征向量，并檢驗每一個矩陣的一致性。若不滿足一致性條件，則要修改判斷矩陣，直到滿足為止。計算出最底層指標的組合權重。
2.1確定綜合評估體系按照AHP計算方法的要求建立競爭力評價指標體系，即層次結構模型。通常該模型由目標層(最高層)、準則層(中間層)和指標層三個層次組成。本文將證券投資基金業競爭力分為準則層和指標層兩個層次的綜合評價指標體系，如圖所示。
2.2以A層為例確定其指標體系的權重（1）A層次權重確定對應圖評價體系，逐一構造判斷矩陣，求出權重系數。下面以A層為例確定其A層因素對最高層O層的權重，其它各層應用同樣的原理即可求出相應下層對上一層的權重。
2.3組合權重的計算在計算了各級指標對上一級指標的權重以后，即可從最上一級開始，自上而下的求出各級指標關于評價目標的組合權重。最終經過總體一致性檢驗的證券投資基金業競爭力各指標權重如表5所示。
3證券投資基金業競爭力評價
將2013年數據歸一化處理后,根據歸一化的上下限及權重綜合計算中國基金業競爭力量化處理后的結果為0.63，這表明中國證券投資基金業競爭力的總體水平較好，但較好層次中較差的水平，差距主要來自于產業創新與市場開放度不足上。
4結論
