序號：編碼：第九屆“挑戰(zhàn)杯”廣東大學生課外學術科技作品競賽作品申報書作品名稱：外商直接投資及與我國經濟增長、環(huán)境污染的實證研究學校全稱：華南農業(yè)大學申報者姓名：馮涓（集體名稱）：蔣華豐、鐘玉琴、陳飛飛類別：□自然科學類學術論文 □哲學社會科學類社會調查報告和學術論文□科技發(fā)明制作A類□科技發(fā)明制作B類報送方式：□省級報送作品□高校直送作品

A2申報者情況（集體項目）說明：1．必須由申報者本人按要求填寫；2．申報者代表必須是作者中學歷最高者，其余作者按學歷高低排列；3．本表中的學籍管理部門簽章視為申報者情況的確認。申報者代表情況姓名馮涓性別女出生年月1981年05月05日學校華南農業(yè)大學系別、專業(yè)、年級經管學院產業(yè)經濟學06級學歷碩士研究生學制3年入學時間2006年9月作品名稱外商直接投資及與我國經濟增長、環(huán)境污染的實證研究畢業(yè)論文題目通訊地址廣州華南農業(yè)大學六一區(qū)研究生宿舍8棟802郵政編碼510642辦公電話常住地通訊地址郵政編碼住宅電話其他作者情況姓名性別年齡學歷所在單位蔣華豐男23碩士華南農業(yè)大學鐘玉琴女26碩士華南農業(yè)大學陳飛飛女22碩士華南農業(yè)大學資格認定學校學籍管理部門意見以上作者是否為2006年7月1日前正式注冊在校的全日制非成人教育、非在職的高等學校中國籍?？粕⒈究粕?、碩士研究生或博士研究生。□是□否（部門簽章）年月日院系負責人或導師意見本作品是否為課外學術科技或社會實踐活動成果□是□否負責人簽名：年月日

B2．申報作品情況（哲學社會科學類社會調查報告和學術論文）說明：1．必須由申報者本人填寫；2．本部分中的管理部門簽章視為對申報者所填內容的確認。作品全稱外商直接投資及與我國經濟增長、環(huán)境污染的實證研究作品所屬領域（B）A哲學B經濟C社會D法律E教育F管理作品撰寫的目的和基本思路本文運用經濟計量分析方法對中國外商直接投資（FDI）、經濟增長和環(huán)境污染相關數據進行分析，得出FDI與經濟增長、環(huán)境污染的相互關系，并建立FDI－經濟增長－環(huán)境污染復合模型。為我國政府在對待外資的態(tài)度方面提供科學依據和實證基礎。作品的科學性、先進性及獨特之處運用科學的經濟計量分析方法，以大量資料、數據為基礎，建立FDI與經濟增長，環(huán)境污染之間的數學模型，并進行實證分析。作品的實際應用價值和現實指導意義根據研究結論，說明我國在參與全球化的過程中，如何更加理智地對待外商直接投資，特別是在今后的引資政策中應更加注重利用外資的“優(yōu)質”和“適量”，在發(fā)揮其最大經濟效益的同時、最大程度地控制其對環(huán)境的負面影響，為實現經濟、社會、環(huán)境的協調、持續(xù)發(fā)展提供科學指導，為更加合理利用外商直接投資提供決策依據。作品摘要在中國的改革開放過程的20多年中，中國各級政府通過各種政策的實行吸引了大量的外國直接投資(FDI)。本文選取1985－2005年間我國FDI、GDP的時間序列資料，描繪了外商直接投資和經濟增長的運行軌跡，并探討了外商直接投資對中國經濟增長的影響。同時，本文還選取了1990－2002年中國30個省市貿易、外商直接投資（FDI）、經濟和環(huán)境相關數據，從定性和定量描述的角度探討貿易、FDI對我國環(huán)境庫茲涅曲線（ECK）的影響。作品在何時、何地、何種機構舉行的會議或報刊上發(fā)表登載、所獲獎勵及評定結果請?zhí)峁τ诶斫狻彶椤⒃u價所申報作品，具有參考價值的現有對比數據及作品中資料來源的檢索目錄調查方式□走訪□問卷□現場采訪□人員介紹□個別交談□親臨實踐□會議□圖片、照片□書報刊物□統(tǒng)計報表□影視資料□文件□集體組織□自發(fā)□其它主要調查單位及調查數量?。ㄊ校┛h（區(qū)）鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）村（街）單位姓名調查單位個人次管理部門簽章年月日

C.當前國內外同類課題研究水平概述說明：1.申報者可根據作品類別和情況填寫；2.填寫此欄有助于評審。D.推薦者情況及對作品的說明說明：1．由推薦者本人填寫；2．推薦者必須具有高級專業(yè)技術職稱，并是與申報作品相同或相關領域的專家學者或專業(yè)技術人員（教研組集體推薦亦可）；3．推薦者填寫此部分，即視為同意推薦；4．推薦者所在單位簽章僅被視為對推薦者身份的確認。推薦者情況姓名性別年齡職稱工作單位通訊地址郵政編碼單位電話住宅電話推薦者所在單位簽章（簽章）年月日請對申報者申報情況的真實性作出闡述請對作品的意義、技術水平、適用范圍及推廣前景作出您的評價其它說明推薦者情況姓名性別年齡職稱工作單位通訊地址郵編單位電話住宅電話推薦者所在單位簽章簽章日期年月日請對申報者申報情況的真實性作出闡述請對作品的意義、技術水平、適用范圍及推廣前景作出您的評價其它說明學校組織協調機構確認并蓋章（團委代章）年月日校主管領導或校主管部門確認蓋章年月日各?。▍^(qū)、市）評審委員會初評意見評委簽名：年月日各?。▍^(qū)、市）組織協調委員會審定意見團委科協教育廳學聯（簽章）（簽章）（簽章）（簽章）年月日

E．大賽組織委員會秘書處資格和形式審查意見組委會秘書處資格審查意見審查人（簽名）年月日組委會秘書處形式審查意見審查人（簽名）年月日組委會秘書處審查結果□合格□不合格負責人（簽名）年月日

F．參賽作品打印處外商直接投資及與我國經濟增長、環(huán)境污染的實證研究馮涓蔣華豐鐘玉琴陳飛飛指導老師：王升單位：華南農業(yè)大學工程學院，廣州，510642摘要：在中國的改革開放過程的20多年中，中國各級政府通過各種政策的實行吸引了大量的外國直接投資(FDI)。本文選取1985－2005年間我國FDI、GDP的時間序列資料，描繪了外商直接投資和經濟增長的運行軌跡，并探討了外商直接投資對中國經濟增長的影響。同時，本文還選取了1990－2002年中國30個省市貿易、外商直接投資（FDI）、經濟和環(huán)境相關數據，從定性和定量描述的角度探討貿易、FDI對我國環(huán)境庫茲涅曲線（ECK）的影響。關鍵詞：外商直接投資GDP環(huán)境庫茨涅曲線一、外商直接投資與我國經濟增長的實證研究1、文獻回顧FDI與經濟增長之間的關系在傳統(tǒng)的觀念里，FDI被認為是最受歡迎的外來資本流動方式，通常認為通過先進技術和管理知識的傳播，FDI會給東道國經濟帶來正的外部性，比如高額的研發(fā)支出、規(guī)模經濟、更好的公司治理、增強競爭、基于知識的資產轉移以及促進國內儲蓄等（英國經濟學家梅爾，1995）。世界銀行（1998）認為FDI可以通過技術轉移、擠入國內投資等方式來促進東道國經濟的增長，并且如果伴隨著以良好的國內政策和更大的對外開放度的話，這些誘導經濟增長的因素給東道國所帶來的好處會更多。與此同時，經濟增長也有利于吸引FDI，美國經濟學家德斯卡特和瑞特（2000）認為流入發(fā)展中國家的FDI是為了在全球范圍內擴張市場以及尋求比在工業(yè)化國家投資更高的長期收益率，因此，發(fā)展中國家的經濟增長率對流入該國的FDI具有顯著正向影響。英國經濟學家愛德華茲（1991）的研究也表明國內經濟基本面與FDI存在很強的相關性，同樣資本外逃也與國內經濟基本面密切相關（美國經濟學家克魯格曼，1988）。2、數據的選取本文選取中國1985—2005年國內生產總值（GDP）和外商直接投資（FDI）的數據《中國統(tǒng)計年鑒》（2006年版）。外商直接投資額以實際利用外資額為準，并以當年的匯率折算成人民幣計算。如下表1所示：表1中國的國內生產總值（GDP）和外商直接投資（FDI）年份GDP（億元）FDI（億美元）匯率FDI（億元）19859016.016.612.93748.7836198610275.218.743.45364.7092198712058.623.143.72286.1271198815042.831.943.722118.8807198916992.333.923.765127.7088199018667.834.874.783166.7832199121781.543.665.323232.4022199226923.5110.075.516607.1461199335333.9275.155.7621585.4143199448197.9337.678.6192910.3777199560793.7375.218.3513133.3787199671176.6417.268.3143469.0996199778973.0452.578.2903751.8053199884402.3454.638.2793763.8818199989677.1403.198.2783337.6068200099214.6407.158.2793370.79492001109655.2468.788.2773880.09212002120332.7527.438.2774365.53812003135822.8535.058.2774428.60892004159878.3606.308.2775018.34512005183084.8603.258.1944943.0305

3、外國直接投資對中國經濟增長的實證分析（一）GDP、FDI的描述統(tǒng)計分析我們對GDP和FDI做描述統(tǒng)計分析，并分別做它們的散點圖。從圖1、圖2和表2可以看出，GDP呈現明顯的遞增趨勢，而FDI雖然在大體上也呈現遞增趨勢，但是其遞增趨勢具有階段性，從1985到1990年，FDI變化幅度很小，但是從1990年以來出現大幅度的增長（雖然1999、2000年略有下降）。表2GDP和FDI的描述統(tǒng)計分析FDI（億元）GDP（億元）平均2352.88165平均67014.31標準誤差411.622855標準誤差11515.88中值3133.37871中值60793.7模式#N/A模式#N/A標準偏差1886.29289標準偏差52772.38樣本方差3558100.87樣本方差2.78E+09峰值1.7383447峰值0.47068偏斜度0.1417243偏斜度0.696988區(qū)域4969.56153區(qū)域174068.8最小值48.78357最小值9016最大值5018.3451最大值183084.8求和49410.5146求和1407301計數21計數21最大(1)5018.3451最大(1)183084.8最小(1)48.78357最小(1)9016置信度(95.0%)858.629831置信度(95.0%)24021.69（二）外商直接投資與經濟增長的相關關系檢驗新古典經濟增長模型中，經濟的長期增長來源于技術進步和勞動增長，這兩個因素都被認為是外生的，外商直接投資對促進產出增長僅僅具有短期效果。其主要結論之一是所有國家最終趨于同一生產力水平，這在現實經濟中幾乎是不存在的。隨著內生經濟增長理論的誕生，經濟學家開始研究外商直接投資促進經濟長期增長的傳導機制。英國經濟學家鄧寧通過對國際投資分布的研究指出：一個國家吸引外商直接投資量的大小與他的經濟發(fā)展水平呈正相關。一個地區(qū)能否持續(xù)吸引外商直接投資，關鍵在于該地區(qū)的經濟發(fā)展水平、經濟發(fā)展活力等因素，其中東道國經濟增長速度是影響外商直接投資流入的決定性因素。外商直接投資不僅為東道國帶來金融資本，同時也帶來了先進的技術設備、管理技能和市場經驗。外商直接投資相關的產出外溢，將導致東道國產出收益的增加，有利于東道國國內技術水平的提高和生產力的發(fā)展。上述理論分析表明，理論學派對外商直接投資的增加能夠促進經濟增長有著共識，而對于經濟增長能否引起更多的外商直接投資流入卻說法不一。下面從實證角度來分析FDI與GDP是否存在相關關系。本文選取1985－2005年的FDI和GDP的數據，運用Excel進行分析。先畫出散點圖，從下圖3可以看出，變量GDP和變量FDI之間存在著明顯的線性相關關系。為了進一步說明它們之間的相關關系強弱，我們運用Excel進行了相關系數分析。表3是兩個變量之間的相關系數的計算結果。結果說明：從表中可以得到變量GDP和變量FDI之間的相關系數=0.9345，故變量GDP與FDI之間高度相關。表3FDI與GDP的相關系數矩陣FDI（億元）GDP（億元）FDI（億元）1GDP（億元）0.93451(三)外商直接投資與經濟增長之間的因果關系檢驗。相關系數說明FDI與GDP之間存在著高度相關關系，但是相關關系不能說明外商直接投資與經濟增長兩者到底是誰引起誰增長，或者兩者互相影響，為了進一步了解兩者之間的關系，我們進行了因果關系檢驗。本文采用Granger的因果關系檢驗方法。采用1985年到2005年數據對GDP與FDI之間的因果關系進行檢驗，并使用EVIEWS軟件進行統(tǒng)計分析。對外商直接投資與中國經濟增長之間的Granger因果關系而言，其估計所能得到的可能結果有：(1)外商直接投資影響經濟增長；(2)經濟增長影響外商直接投資；(3)外商直接投資與經濟增長互為因果關系；(4)外商直接投資與經濟增長之間沒有因果關系。因果關系模型中的滯后期數取2、3、4。下表4給出了Granger因果關系的檢驗結果。表4外商直接投資與國內生產總值間因果關系檢驗PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/08/07Time:12:00Sample:19852005Lags:2

NullHypothesis:ObsFStatisticProbability

FDIdoesnotGrangerCauseGDP19

1.94611

0.17958

GDPdoesnotGrangerCauseFDI

0.25452

0.77880PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/08/07Time:12:01Sample:19852005Lags:3

NullHypothesis:ObsFStatisticProbability

FDIdoesnotGrangerCauseGDP18

2.61939

0.10329

GDPdoesnotGrangerCauseFDI

0.24409

0.86380PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/08/07Time:12:02Sample:19852005Lags:4

NullHypothesis:ObsFStatisticProbability

FDIdoesnotGrangerCauseGDP17

4.49815

0.03382

GDPdoesnotGrangerCauseFDI

0.33233

0.84888從上表我們可以觀察到:滯后期數取2時，P＝

0.17958＞0.05，滯后期數取3時,P＝0.10329＞0.05，接受原假設，因此FDI與GDP不存在著雙向的因果關系；而當滯后期數取4時，P＝0.03382＜0.05，拒絕原假設，FDI是GDP的Granger原因，也就是說FDI流入量的增加能引起GDP的增長。但滯后期取2、3、4時，其對應的P值均大于0.05，也就是說GDP不是FDI的Granger原因，GDP的增長不能吸引更多的FDI流入，所以我們可以在相當大的概率程度上認為FDI流入量的增加引起GDP的增長的因果性較強。結合中國當前實際情況分析，從1982年開始吸收外商直接投資，中國的經濟增長經歷了一段迅猛發(fā)展的時期,1992年GDP增長率甚至達到了141.2%，可以說外商直接投資對中國的經濟增長起到了相當大的作用。外商直接投資的主體大多是規(guī)模很大的跨國公司，他們在中國進行投資的同時也帶來了先進的技術、管理經驗,既帶動了國內民族工業(yè)的發(fā)展，也極大地促進了出口。綜上可以認為外商直接投資的流入促進了中國的經濟增長。當然影響外商直接投資的流入的因素除了經濟增長外，政策性因素也是相當重要的。（四）外商直接投資與經濟增長的回歸分析。上面已經詳細地分析了外商直接投資與我國經濟增長有著相互推動的作用，它們之間不但存在高度相關關系，而且還存在著因果關系。FDI與GDP的散點圖說明，二者之間存在著明顯的一元線性關系，下面我們來證實這種關系。對19852005年外商直接投資和經濟增長的數據運用EVIEWS進行回歸分析，假設FDI為X(自變量)；GDP為Y(因變量)。下表5就是分析計算結果:表5GDP和FDI的回歸分析DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/02/07Time:17:06Sample:19852005Includedobservations:21VariableCoefficientStd.ErrortStatisticProb.

C5501.3156826.4110.8058870.4303X26.143692.28504711.441200.0000Rsquared0.873250

Meandependentvar67014.31AdjustedRsquared0.866579

S.D.dependentvar52772.38S.E.ofregression19276.11

Akaikeinfocriterion22.66151Sumsquaredresid7.06E+09

Schwarzcriterion22.76099Loglikelihood235.9459

Fstatistic130.9011DurbinWatsonstat0.302316

Prob(Fstatistic)0.000000結果說明:(1)表3顯示決定系數R2=0.8733,整決定系數=0.8666。決定系數代表了回歸模型的擬合優(yōu)度，模型的決定系數很高，擬合了86.66%的原始數據，說明這個模型具有比較好的現實使用效果。(2)檢驗統(tǒng)計量F=130.9011,檢驗P=0.0000<0.05,則拒絕零假設：X與Y之間無線性回歸關系，接受備擇假設：變量X和Y之間具有線性回歸關系。這證明，外商直接投資和我國的經濟增長確實存在著一元線性回歸關系。(3)顯示了回歸分析中的系數，常數項=5501.315，X的系數即回歸系數=26.1437，X的回歸系數的t檢驗值=11.4412，P=0.0000<0.05，即認為回歸系數具有顯著意義?？傻靡辉€性回歸方程:Y=5501.315+26.1437X，方程的意義:沒有外商直接投資時,GDP有5501.315億元，這說明影響經濟增長的因素有很多，外商直接投資對經濟增長的作用并不是唯一，還有其他許多因素共同影響我國經濟增長。外商直接投資每增加1億元，我國的GDP就增加26.1437億元，可以看出外商直接投資對我國經濟增長的拉動作用非常巨大，這也是我國政府長期來鼓勵外商直接投資、甚至給予很大的政策和稅收優(yōu)惠的原因。二、外商直接投資與環(huán)境污染的實證研究隨著世界經濟全球比進程的加快，國際貿易和以跨國公司為主體的外商投資不斷擴張，貿易、外商直接投資(FDI）、經濟增長與環(huán)境污染之間的關系問題引起了國內外學者的高度關注。1、外商直接投資于高污染行業(yè)的現狀分析盡管目前“經濟與環(huán)境實現雙贏”的理念得到宣傳，但多數人實際仍認為，經濟增長和環(huán)境保護是相互矛盾的：經濟增長不可避免地將導致環(huán)境惡化，而環(huán)境保護在一定程度上會阻礙經濟增長，因此，環(huán)境保護主義者提出，為了保護環(huán)境，應保持經濟零增長。雖然有不少外商投資企業(yè)環(huán)保意識較高,引進了先進的污染防治技術,并在中國環(huán)境保護領域起到了模范帶頭作用,但是從總體上來講,高污染行業(yè)仍然是外商投資的一個重點領域。這些行業(yè)主要是化學原料及制品、火力發(fā)電、非金屬礦物制品、醫(yī)藥制造、造紙及紙制品、紡織印染、橡膠制品業(yè)。從表1可以看出,外商投資于污染密集產業(yè)（PIIs－PensiveIndustries）和嚴重污染密集產業(yè)（MPIIs－MostPensiveIndustries）的企業(yè)數、工業(yè)總產值和從業(yè)人數,雖然在全國全部工業(yè)企業(yè)中所占的比重并不高,但是在全部外商投資企業(yè)中卻占居相當比例。其中PIIs分別占到30%左右,MPIIs分別占到15%左右表1外商投資于PIIs和MPIIs總體狀況企業(yè)數工業(yè)總產值從業(yè)人數PIIs外商投資絕對數169984153.41295.46占全國比重0.235.052.01占全部外商投資企業(yè)比重28.6635.1332.89MPIIs外商投資企業(yè)絕對數74871984.40118.58占全國比重0.102.410.81占全部外商投資企業(yè)比重12.6216.7813.20資料來源:根據《中華人民共和國1995年第三次全國工業(yè)普查資料摘要》和《中華人民共和國1995年第三次全國工業(yè)普查資料匯編———國有、三資、鄉(xiāng)鎮(zhèn)卷》有關數據編制。近年來,外商投資于高污染行業(yè)的局面并未改變,相反還呈現出加速增長的趨勢。與20世紀90年代外商熱衷于直接投資洗滌、日化等臭氧層污染密集產業(yè)（ODS）行業(yè)不同,近年來外商投資的熱點行業(yè)轉向煤炭、石油化工、鋼鐵、金屬和非金屬開采等呈現高增長的能源、原材料行業(yè),這些行業(yè)同樣是高污染行業(yè)(見表2)。表22004年主要高污染行業(yè)FDI流入狀況行業(yè)項目數單位（個）合同利用外資金額單位（萬美元）實際利用外資金額單位（萬美元）絕對值比去年同期增長（%）絕對值比去年同期增長（%）絕對值比去年同期增長（%）煤炭開采和洗選業(yè)2792.861335255.401818－56.35黑色金屬礦采選業(yè)3245.459077161.36245366.87有色金屬礦采選業(yè)7094.4421312131.65998115.57皮革、毛皮、、羽毛(絨)及其制品業(yè)93129.49184744108.677142030.57造紙及紙制品業(yè)423－1.6327926225.00101760－5.23石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)83－9.785969616.904756067.10化學原料及化學制品制造業(yè)1644－9.27645667－9.462655592.06化學纖維制造業(yè)118－20.819939663.055150610.95橡膠制品業(yè)252－5.97128550141.4141190－10.45塑料制品業(yè)130910.6533291627.52131745－5.03非金屬礦物制品業(yè)1342－1.2543691123.0418377911.63黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)99－52.63161573－8.719282031.14有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)35347.7018219057.846982540.96電力、熱力的生產和供應業(yè)25511.8428165386.7076603－2.67平均增速16.5162.8814.08全國利用FDI增速6.333.413.3數據來源：根據國家統(tǒng)計局網站http://.公布數據整理所得還有人認為，環(huán)境狀況與經濟發(fā)展階段有關，這就是環(huán)境庫茨涅曲線（EKCEnvironmentalKuznetsCurve）假說：在經濟發(fā)展的初級階段，經濟發(fā)展將導致環(huán)境的逐步惡化,當經濟增長和人均收入達到并超越一定水平（即EKC頂點）后，經濟增長將伴隨著環(huán)境的改善。在經濟增長與環(huán)境狀況的關系中為什么要引入貿易和FDI呢？最直接的原因是，貿易和FDI能夠促進經濟增長。實際上，作為目前世界上最大的發(fā)展中國家，貿易和FDI已成為中國經濟增長的主要驅動力之一。其次，貿易和FDI雖然并不是造成環(huán)境污染的主要原因，但它們對環(huán)境有直接或間接地影響。目前，關于貿易和FDI對環(huán)境的影響的主要有兩種觀點。一種觀點認為，貿易和FDI為發(fā)展中國家提供了采用新技術的動機和機遇，促使其實現清潔或綠色生產，進而提高全球環(huán)境質量和地區(qū)可持續(xù)發(fā)展能力。此外，由于環(huán)境管制并不是影響貿易、FDI以及企業(yè)區(qū)位選擇的決定性因素，全球化將有利于環(huán)境的改善,更進一步地，跨國投資也將提高世界范圍內的專業(yè)化分工程度，使得生產活動和污染治理活動都具有規(guī)模效益遞增的特征,因此，環(huán)境保護與全球化之間存在著一種互利互惠關系，FDI和國際貿易有利于全球整體環(huán)境質量的提高。另外一種觀點認為，FDI會刺激經濟增長，從而導致更多的工業(yè)污染和環(huán)境退化；此外，環(huán)境管制會加大企業(yè)的生產成本，促進污染型產業(yè)或企業(yè)向環(huán)境標準較低的欠發(fā)達地區(qū)轉移，使這成為“污染天堂”，而欠發(fā)達地區(qū)為了保持競爭優(yōu)勢，將競相降低環(huán)境標準，最終導致全球環(huán)境質量下降。下面探討全球化會不會影響我國EKC的形狀和關聯度。如果全球化對環(huán)境有負效應，中國越過EKC頂點將更加困難，對外貿易和 FDI將導致污染問題的加劇；如果全球化對環(huán)境有正效應或沒有影響，EKC頂點將向左下方移動，也就是說，中國通過對外貿易和FDI不僅可降低經濟增長的平均污染成本，而且能夠縮短達到和越過EKC頂點的時間。2、模型設計2.1模型設計為了檢驗全球化對中國EKC的影響，作者估計了如下模型：式中：表示污染物排放量；表示人均GDP，表示貿易總額占GDP的比重。表示FDI占GDP的比重。模型所關心的是系數。首先，根據EKC假說，污染物排放量與人均GDP之間應服從倒“U”型關系，這意味著模型和（1）和（2）中的二次項系數和應是負的；而和則反映了開放程度對EKC的影響。如果和顯著且為正，則對外貿易和FDI對我國的EKC有負效應－隨著貿易額和FDI的增加我國的污染排放會降低；如果它們不顯著，則對外貿易和FDI對我國EKC沒有直接影響，但如果考慮到貿易和FDI對經濟增長的貢獻，以及它們在引進的污染防治技術和環(huán)境管理思想方法方面的積極作用，全球化將有助于改善我國經濟增長帶來的環(huán)境污染問題。2.2估計方法諸多國外環(huán)境經濟學家在估計EKC時，均采用面板數據（paneldata）或橫截面數據(crosssectiondata)，并應用了固定效應和隨機效應模型，但在國內的實證研究則不多見。在本文中，作者將參考Greene(2001)應用這兩種模型分別對方程（1）和（2）進行估計。具體模型如下：固定效應模型在隨機效應模型中和都是擾動項。在計量分析中常用Hausman’sTest判定固定效應和隨機效應模型誰更合適（Hausman,1978）。檢驗形式如下：；模型（1）和（2）而言，H服從自由度為3的卡方分布，三個自由度的卡方統(tǒng)計量的臨界值（0.95）＝7.81，若｜H｜＞7.81則接受固定效應模型，反之則接受隨機效應模型。其中b是固定效應模型的估計系數向量，是隨機效應模型的估計系數向量。與此同時，為了修正截面間的異方差本文將用最大似然估計方法取代最小二乘估計方法估計模型。2.3估計結果(l）所有的和都顯著的為負，說明污染物排放量與人均GDP之間存在著倒“U”型關系；

(2）除氰化物接受固定效應模型外，其余4種污染物均接受隨機效應模型；(3）除二氧化硫的估計系數顯著且為正外，其余四種污染排放物（以COD、CD、As和氰化物）的估計系數熱不顯著，說明貿易對大多數污染物的EKC沒有直接的影響，貿易不會增加這些污染物的排放。(4）氰化物和Cr兩種污染物接受固定效應模型；As、COD和Cd三種污染物接受隨機效應模型。

(5）五種水污染排放物（COD、Cd、Cr、As和氰化物）的估計系數均顯著為正，說明FDI與污染物排放之間存在正相關關系，FDI的增加會導致這些污染排放的增加。三、結論及政策建議上面的實證分析表明,外商直接投資對我國經濟增長的影響是顯著的。兩者存在高度相關關系,Granger因果關系檢驗也驗證了外商直接投資與經濟增長之間正向的因果關系，即隨著外商直接投資流入量的增加，國內生產總值也相應增長。線性回歸方程的建立，更好地說明了這一點。外商直接投資的增加并沒有對我國的EKC和污染物的排放產生顯著的影響。對外貿易在為環(huán)境保護提供經濟基礎、減少國內嚴重污染物生產以及引進先進技術和設備特別是環(huán)境友好技術方面做出了積極的貢獻，應該說對外貿易在一定程度上促進了我國環(huán)境保護事業(yè)的發(fā)展。模型估計結果顯示FDI與污染物排放之間存在著顯著的正相關關系，FDI對環(huán)境有負效應，增加了中國越過EKC頂點的難度。雖然FDI對中國經濟發(fā)展起了很大的促進作用，帶來了先進的環(huán)境污染防治技術、環(huán)境管理思想和方法，并在我國環(huán)境保護方面起了模范帶頭作用，對中國的可持續(xù)發(fā)展做出了貢獻。FDI的大量涌入，在一定程度上地促進了中國經濟諸多方面的發(fā)展。從現有情況看，FDI在中國還有很大的發(fā)展空間。隨著中國市場化程度的提高和經濟環(huán)境的改善，外商直接投資必然還會在今后較長時間里對中國經濟增長繼續(xù)發(fā)揮強大的促進作用。針對此情況，我們可以采取以下措施：1、把握機遇,大力引進跨國公司地區(qū)總部跨國并購是20世紀90年代以來國際資本流動的主要方式和跨國公司發(fā)展壯大、實施全球擴張的重要途徑。統(tǒng)計數據顯示，自1995年至今，跨國并購的比重逐年提高，已經成為外商直接投資的主要方式。2000年全球直接投資10000億美元，其中以并購方式進行的有8000億美元，占總額的80%。然而1999年我國吸引外資總額中跨國并購只有22億美元，僅占5%。因此我國應積極改進引資方式，以適應跨國公司的全球并購浪潮。我國應充分利用全球產業(yè)結構調整機遇，認真學習新加坡的發(fā)展經驗，提升我國在亞洲產業(yè)布局中的地位，利用好中國—東盟自由貿易區(qū)的投資轉移效應，積極吸引跨國公司地區(qū)總部、研究中心向中國轉移，使北京或上海等有條件的城市成為世界級跨國公司在亞洲的管理與研發(fā)中心。2、轉換政府職能,建立與世界接軌的規(guī)范市場及法律體系首先，要加快政府機構的改革，盡快轉換政府職能。轉變政府干預經濟的方式，清理具有計劃經濟特征的行政審批制度，清除妨礙市場效率的行政壟斷和地方保護主義，為發(fā)揮市場機制在資源配置中的基礎作用掃清體制性障礙。其次，在未來各國引資競爭日趨激烈的國際環(huán)境下，我國應建立和完善與市場開放及貿易投資活動市場化相適應的宏觀調控體系，要加大對市場經濟秩序的整治力度，優(yōu)化投資環(huán)境，健全法律法規(guī)，努力實現公開、公平、公正的市場競爭，推動全國統(tǒng)一市場的形成，以及監(jiān)督機制的透明化、制度化。形成一套符合國際慣例的市場管理體系，以增強外國投資者的信心。外商投資成本和投資風險將大幅下降，我國對外商投資的吸引力就會增強。3、培育吸引外商直接投資的配套產業(yè)群波特的國家競爭優(yōu)勢理論認為，一個國家要取得競爭優(yōu)勢的必要條件之一是要有完善的相關和支持產業(yè)。