■徐 悅

對(duì)外直接投資是指一國(guó)企業(yè)、團(tuán)體等為取得國(guó)外企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理權(quán)而在國(guó)外以現(xiàn)金、實(shí)物或無形資產(chǎn)等形式進(jìn)行投資的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)[1]。近年來，隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的加快，國(guó)際資本流動(dòng)規(guī)模日趨擴(kuò)大，對(duì)外直接投資已成為世界經(jīng)濟(jì)非常重要的組成部分。作為中國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的重要內(nèi)容，中國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展迅速。截至2013年底，中國(guó)境內(nèi)投資者在179個(gè)國(guó)家或地區(qū)開展了直接投資活動(dòng)，投資流量達(dá)創(chuàng)歷史紀(jì)錄的1078.4億美元，同比增長(zhǎng)22.8%，并呈現(xiàn)出投資行業(yè)多樣化、投資范圍寬廣化、投資存量集中化等特點(diǎn)。根據(jù)國(guó)際投資的利益分配模型，對(duì)于資本的輸出國(guó)來說，資本的流出必然會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定的影響，但如果輸出國(guó)國(guó)內(nèi)的損失小于其在海外直接投資的收益，那么這種對(duì)外直接投資活動(dòng)不僅會(huì)改善輸出國(guó)的國(guó)際收支情況，同時(shí)也會(huì)增加資本輸出國(guó)的資本積累。然而事實(shí)上，很多發(fā)展中國(guó)家在選擇對(duì)外直接投資這種國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí)，更多考慮的是減少發(fā)達(dá)國(guó)家的貿(mào)易壁壘及促進(jìn)本國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，這種方式從長(zhǎng)期看符合一個(gè)國(guó)家或是一個(gè)企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，但在短期內(nèi)是否能帶來切實(shí)的經(jīng)濟(jì)效益仍然值得探討。目前，學(xué)術(shù)界對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資活動(dòng)的研究已經(jīng)相對(duì)成熟，但對(duì)發(fā)展中國(guó)家對(duì)外投資活動(dòng)的可能性及對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)影響的相關(guān)理論和實(shí)證研究并不多。因此，對(duì)發(fā)展中國(guó)家而言對(duì)外投資活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到底有何影響，仍然是值得進(jìn)一步探討的問題。

報(bào)道稱，雖然網(wǎng)上貿(mào)易持續(xù)增長(zhǎng)，但這并不一定意味著在現(xiàn)實(shí)世界中實(shí)體零售生意的消亡。根據(jù)普華永道的統(tǒng)計(jì)，近60%的德國(guó)人每周至少會(huì)在實(shí)體零售店中掏一次錢包。實(shí)體店購(gòu)物的人數(shù)甚至多于3年前，當(dāng)時(shí)只有46%的人進(jìn)入實(shí)體商店購(gòu)物。報(bào)道稱，然而這種變化現(xiàn)在也出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)：一些網(wǎng)上供貨商也冒險(xiǎn)進(jìn)入現(xiàn)實(shí)世界。亞馬遜現(xiàn)在也開始辦實(shí)體零售店。在美國(guó)已經(jīng)出現(xiàn)首批亞馬遜實(shí)體零售商店。

綜上所述，將循證護(hù)理運(yùn)用于肛裂術(shù)后便秘患者可以讓患者對(duì)護(hù)理和治療的配合度更高，通過詳細(xì)解釋便秘對(duì)肛裂產(chǎn)生的影響提高了患者的認(rèn)知功能，患者能夠多食用新鮮的蔬果從而讓便秘的情況得到減少，有效提高了護(hù)理質(zhì)量和患者的滿意度。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于對(duì)外直接投資與母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了較多研究。西方學(xué)者對(duì)企業(yè)對(duì)對(duì)外直接投資的研究始于20世紀(jì)60年代，并提出了比較成熟的模型和理論。其中，國(guó)外研究中影響力最大的是Dunning的投資發(fā)展周期(IDP)理論。該理論從動(dòng)態(tài)角度分析了國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與對(duì)外直接投資的關(guān)系，認(rèn)為一個(gè)國(guó)家的對(duì)外直接投資能力取決于該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及其所擁有的OIL優(yōu)勢(shì)(所有權(quán)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)及區(qū)位優(yōu)勢(shì))，并對(duì)對(duì)外直接投資各階段的劃分、特征等做了全面的解釋，認(rèn)為其國(guó)際投資地位與該國(guó)GNP呈正相關(guān)關(guān)系，并依據(jù)人均GNP的水平將國(guó)家投資進(jìn)程分為五個(gè)階段[2]。該理論也成為其他學(xué)者分析不同國(guó)家投資發(fā)展階段的主要模型。Porter競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)發(fā)展階段理論認(rèn)為，動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，對(duì)外直接投資的流動(dòng)與其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)相對(duì)應(yīng)，每個(gè)具體的對(duì)外直接投資類型都與其發(fā)展的階段相符合[3]。Koizumi和Kopecky為研究對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，創(chuàng)建了國(guó)際資本長(zhǎng)期流動(dòng)模型，該模型假設(shè)外資中內(nèi)含的技術(shù)具有公共產(chǎn)品的性質(zhì)，能給社會(huì)帶來額外的利益。此外，還有學(xué)者對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外投資彼此之間的關(guān)系進(jìn)行了闡述[4]。其中，替代關(guān)系的支持者認(rèn)為企業(yè)對(duì)外投資是為了更好地利用經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)，從而繞開貿(mào)易壁壘[5]。但是，企業(yè)將部分資金轉(zhuǎn)移到國(guó)外進(jìn)行直接的投資生產(chǎn)，國(guó)內(nèi)投入就會(huì)相應(yīng)減少。同時(shí)，國(guó)內(nèi)產(chǎn)品出口受限，進(jìn)而對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到替代作用。而互補(bǔ)關(guān)系的支持者認(rèn)為，雖然對(duì)外投資會(huì)將一部分用于國(guó)內(nèi)投資的資金轉(zhuǎn)移到國(guó)外，然而企業(yè)在國(guó)外進(jìn)行的大多是與國(guó)內(nèi)不同的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，企業(yè)對(duì)外投資是利用東道國(guó)資源和較低的生產(chǎn)要素價(jià)格[6]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究，更多討論的是國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)對(duì)外直接投資產(chǎn)生的影響以及對(duì)外投資與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系，采用的模型多為Dunning的IDP理論。劉紅忠根據(jù)中國(guó)26個(gè)省市自治區(qū)在1982—1994年間相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了趨勢(shì)和模型分析，認(rèn)為對(duì)外直接投資的程度具有階段性特征，這與投資國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)[7]。涂萬春和陳奉先利用1982—2003年中國(guó)的人均GDP和人均凈對(duì)外直接投資，應(yīng)用二次方、三次方和五次方模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果認(rèn)為我國(guó)投資發(fā)展路徑符合IDP理論的U型曲線[8]。楊健全、楊曉武和王潔采用1985—2004年間對(duì)外直接投資的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過數(shù)據(jù)和模型變量?jī)?yōu)化對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究證明我國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展軌跡符合IDP理論，而我國(guó)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)速度和投資效率與發(fā)達(dá)國(guó)家仍有較大差距[9]。近年來，學(xué)者們開始針對(duì)對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互質(zhì)檢單額關(guān)系展開討論。馮躍應(yīng)用投資依存度國(guó)際比較及計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，分析對(duì)外投資與投資國(guó)經(jīng)濟(jì)總體規(guī)模的內(nèi)在聯(lián)系及與其全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為世界主要投資國(guó)的對(duì)外投資與國(guó)民生產(chǎn)總值間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，并推動(dòng)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[10]。張廣劍和潘志玄通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)對(duì)外直接投資影響不顯著，而我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受中國(guó)對(duì)外直接投資影響顯著[11]。宋弘威和李平選取了我國(guó)1983—2006年間的數(shù)據(jù)，對(duì)對(duì)外投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為兩者之間不存在明顯的因果關(guān)系[12]。沈軍和包小玲選用1990—2010年對(duì)外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，研究認(rèn)為對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系[13]。

為了更能體現(xiàn)線性趨勢(shì)，用自然對(duì)數(shù)形式來表示方程中變量指標(biāo)，并消除時(shí)間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象。用LNCGDP以及LNCFDI表示中國(guó)GDP和中國(guó)對(duì)外直接投資。

2）分析智慧城市需要具備的功能，結(jié)合智慧城市理念規(guī)劃設(shè)計(jì)的現(xiàn)代化新型城市要求具備多種功能，尤其需要具有信息化功能；

二、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主要采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、中國(guó)對(duì)外直接投資流量(FDI)兩個(gè)指標(biāo)。以1983—2013年間的中國(guó)相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來自世界銀行世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)與聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)世界投資報(bào)告。

如圖1所示，在經(jīng)歷2001—2002年短暫的下滑后，中國(guó)對(duì)外直接投資于2003年開始明顯擴(kuò)張，且在2008年后有階段性上升趨勢(shì)。圖2顯示了1982—2013年間中國(guó)經(jīng)濟(jì)走勢(shì)，總體來說，我國(guó)經(jīng)濟(jì)顯現(xiàn)上升趨勢(shì)，尤其是1993年以后的上升趨勢(shì)尤為明顯。

圖1 1982—2013年中國(guó)對(duì)外投資走勢(shì)(億美元)

(二)模型設(shè)定

通過以上ADF檢驗(yàn)，原始數(shù)據(jù)的回歸分析結(jié)果的殘差p值大于0.01(見表4)，表明其是不平穩(wěn)的，利用一階差分進(jìn)行回歸分析的殘差p值小于0.01(見表5)，說明其為平穩(wěn)序列，故而可認(rèn)為一階差分回歸分析是更均衡的。長(zhǎng)期均衡協(xié)整方程為:

其中，y代表產(chǎn)出水平，A代表技術(shù)水平，K代表資本水平，L代表勞動(dòng)力總量與人口總量的比例(假定L、A為一常數(shù))，t代表時(shí)間，0 〈α 〈1。

第二步，繼續(xù)采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷殘差序列是否平穩(wěn)。其不含常數(shù)和時(shí)間趨勢(shì)，由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。

第一步，對(duì)LNCGDP和LNCFDI兩個(gè)一階單整變量建立回歸模型:

2.4 不良反應(yīng) 2個(gè)RCTs對(duì)治療后是否出現(xiàn)不良反應(yīng)進(jìn)行報(bào)告，1個(gè)研究報(bào)告無不良反應(yīng)發(fā)生，另1個(gè)研究報(bào)告治療組出現(xiàn)暈針1例，西藥組出現(xiàn)血壓降低1例。

(三)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為考察解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性和解釋程度，建立時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型后，對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量是否具有時(shí)間趨勢(shì)，對(duì)各個(gè)變量需進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從而明確協(xié)整分析法能否被采用。

通過對(duì)文獻(xiàn)的回顧和整理，可以看出:由于學(xué)者研究選擇的樣本、變量及模型不同，得出的結(jié)果也不盡相同。如按照經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外國(guó)直接投資的因果關(guān)系劃分，這些研究成果可以分為四類:一是認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是外國(guó)直接投資的格蘭杰原因，而外國(guó)直接投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)對(duì)外直接投資;二是認(rèn)為外國(guó)直接投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是外國(guó)直接投資的格蘭杰原因，即外國(guó)直接投資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);三是認(rèn)為兩者間關(guān)系不確定;四是認(rèn)為兩者互為格蘭杰因果關(guān)系。

如表1所示，中國(guó)1982—2013年GDP和對(duì)外直接投資取對(duì)數(shù)進(jìn)行的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，沒有經(jīng)過差分的數(shù)據(jù)在0.01的顯著性水平下沒有拒絕有單位根的假設(shè)，這說明其是不平穩(wěn)的，具有時(shí)間趨勢(shì)的序列。而經(jīng)過差分的數(shù)據(jù)P值為0，拒絕有單位根的假設(shè)，這說明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，說明協(xié)整檢驗(yàn)法是可以被運(yùn)用的。同時(shí)，為了更好地描述對(duì)外投資和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，對(duì)中國(guó)的GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行ARMA模型分析。ARMA模型為:

圖2 1982—2013年中國(guó)GDP走勢(shì)(億美元)

{εk}為白噪聲序列，xt表示的是lnGDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。利用eviews得出ARMA(p，q)模型結(jié)果，見表2。

表2 ARMA模型檢驗(yàn)結(jié)果

利用自回歸模型1階來表示lnGDP的ARMA模型，結(jié)果顯示為AR(1)模型，且模型擬合系數(shù)為0.99，公式為:

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(四)協(xié)整檢驗(yàn)

兩個(gè)變量通過ADF檢驗(yàn)后都被證實(shí)是非平穩(wěn)的，但這不能說明它們之間的線性組合也是非平穩(wěn)的。為了探究?jī)烧咧g的線性組合關(guān)系，此時(shí)兩個(gè)變量之間的線性組合是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系就需要通過協(xié)整檢驗(yàn)來確定。本文采用E-G兩步法即Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)法。第一步計(jì)算非均衡誤差et，第二步檢驗(yàn)單整性，et為穩(wěn)定序列則為協(xié)整。

生產(chǎn)函數(shù)演變成產(chǎn)出和資本之間的方程，本文用GDP表示產(chǎn)出水平，用對(duì)外直接投資表示資本水平，依據(jù)方程(2)可以設(shè)定以下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型:

表3 變量協(xié)整檢驗(yàn)的回歸方程

如表3所示，通過eviews得到回歸方程為:

對(duì)(1)式左右兩邊取自然對(duì)數(shù)，得出:

再看說明書里的藥代動(dòng)力學(xué)項(xiàng)中寫著“藥物在紅細(xì)胞內(nèi)可蓄積數(shù)周”，正是因?yàn)檫@個(gè)藥有在體內(nèi)長(zhǎng)期蓄積的這個(gè)特性，外加又有明確的對(duì)胎兒的致畸性，在美國(guó)，利巴韋林只有口服和霧化吸入兩種給藥劑型，沒有注射劑，也就是說沒有輸液給藥的劑型。而且在藥品的說明書里注明了這樣的話：“即使接觸低至1% 的治療劑量也會(huì)產(chǎn)生明顯的致胎兒畸形的可能性。因此育齡期女性以及她們的性伴侶應(yīng)該在使用這個(gè)藥的6個(gè)月內(nèi)避免懷孕。懷孕中的醫(yī)務(wù)人員也應(yīng)該避免為病人操作利巴韋林的霧化吸入?！?/p>

表4 未經(jīng)過差分處理的殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表5 一階差分處理的殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用經(jīng)典的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來分析對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

通過以上檢驗(yàn)可以得出，1982—2013年中國(guó)GDP與對(duì)外直接投資之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者呈正相關(guān)關(guān)系，中國(guó)對(duì)外直接投資每增加1%，GDP就增加0.505947%。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

如表6所示，在“GDP不是FDI的格蘭杰原因”一項(xiàng)中，其概率為0.004，小于置信度0.05，所以我們得到中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是中國(guó)對(duì)外直接投資的格蘭杰原因。在“FDI不是GDP的格蘭杰原因”一項(xiàng)中，其概率為0.4858，大于置信度0.05，所以我們得到中國(guó)對(duì)外直接投資不是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

三、政策建議

中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是對(duì)外直接投資的格蘭杰原因，說明不斷提升的經(jīng)濟(jì)實(shí)力是中國(guó)開展對(duì)外直接投資的強(qiáng)有力保障，而對(duì)外直接投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，這表明現(xiàn)階段對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)有限。因此，筆者認(rèn)為，中國(guó)應(yīng)該繼續(xù)加大鼓勵(lì)外商投資的力度，繼續(xù)保持外商投資的強(qiáng)勁勢(shì)頭。面對(duì)當(dāng)前中國(guó)外匯儲(chǔ)備居高不下的現(xiàn)實(shí)，為何還要鼓勵(lì)外商來中國(guó)投資呢?

首先，預(yù)防性動(dòng)機(jī)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率畸高。進(jìn)入21世紀(jì)，中國(guó)已經(jīng)成為吸收外資最多的發(fā)展中國(guó)家之一，也是世界上外匯儲(chǔ)備最多的國(guó)家之一，但中國(guó)對(duì)外匯的依存度并不高。就目前來看，中國(guó)居民投資渠道狹窄，全國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額居高不下，出現(xiàn)資金充裕的表象，但國(guó)內(nèi)制造業(yè)資金缺口非常大?，F(xiàn)階段儲(chǔ)蓄余額急劇增加，但并不意味著居民沒有消費(fèi)意愿。目前，居民面臨摩擦性、結(jié)構(gòu)性失業(yè)，就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)明顯加大，各行業(yè)收入預(yù)期明顯下降，而國(guó)內(nèi)物價(jià)尤其是生活品費(fèi)用、醫(yī)療費(fèi)用、教育費(fèi)用和購(gòu)房費(fèi)用預(yù)期支出上升。由于謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)以及預(yù)防性動(dòng)機(jī)，居民即便擁有富余的資金，也不會(huì)輕易選擇消費(fèi)或投資，而更傾向于儲(chǔ)蓄。

當(dāng)材料自檢發(fā)現(xiàn)一定問題時(shí)，由于供貨方和項(xiàng)目方各執(zhí)一詞，這時(shí)候就需要進(jìn)行材料送檢，材料送檢的取樣員在要在見證人員的監(jiān)督下，按照有關(guān)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的規(guī)定，從檢驗(yàn)對(duì)象中抽取試樣，試樣在見證人員的監(jiān)送下送達(dá)第三方試驗(yàn)單位。材料見證送檢檢測(cè)報(bào)告應(yīng)加蓋試驗(yàn)單位檢測(cè)專用章。

其次，外向型企業(yè)的蓬勃發(fā)展是中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模擴(kuò)大的主因。而外資及合資企業(yè)不斷發(fā)展壯大使大量國(guó)外的資金、技術(shù)、設(shè)備與管理人員被引進(jìn)，大大節(jié)省了購(gòu)買國(guó)外技術(shù)、設(shè)備與管理人員的外匯成本，從而也使我國(guó)外匯產(chǎn)生巨額盈余。不少學(xué)者認(rèn)為，在特殊環(huán)境下中國(guó)資金出現(xiàn)的富余只是一種表象，本質(zhì)上我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還很低，還處于向國(guó)外取經(jīng)的階段，還遠(yuǎn)遠(yuǎn)未達(dá)到向國(guó)外輸出產(chǎn)品、技術(shù)尤其是高技術(shù)的階段。因此，我國(guó)在當(dāng)今社會(huì)經(jīng)濟(jì)大變革和大發(fā)展的階段，長(zhǎng)期的資本和資金的短缺將是經(jīng)濟(jì)的基本面。

同時(shí)，我國(guó)地方財(cái)政較普遍地存在著巨額債務(wù)，國(guó)家審計(jì)署于2013年8月至9月對(duì)政府性債務(wù)情況進(jìn)行了全面審計(jì)。結(jié)果顯示，截至2013年6月底，全國(guó)各級(jí)政府負(fù)有償還責(zé)任的債務(wù)達(dá)206 988.65億元，其中可能承擔(dān)一定救助責(zé)任的債務(wù)為66 504.56億元，負(fù)有擔(dān)保責(zé)任的債務(wù)達(dá)29 256.49億元。中國(guó)長(zhǎng)期存在的城鎮(zhèn)失業(yè)問題很嚴(yán)重，農(nóng)村的失業(yè)形勢(shì)也相當(dāng)嚴(yán)峻。2013年底，全國(guó)農(nóng)民工總量達(dá)到2.69億，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的失業(yè)率不包括農(nóng)村的失業(yè)人員，僅限于城鎮(zhèn)，因此實(shí)際失業(yè)情況較公布的數(shù)據(jù)更為嚴(yán)重，而增加就業(yè)機(jī)會(huì)的重要渠道之一便是利用好外資。當(dāng)前，外商直接投資仍是我國(guó)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與緩解就業(yè)壓力的利器。

由最佳一致逼近理論可知，該函數(shù)具有三個(gè)偏差點(diǎn)，即區(qū)間的兩端點(diǎn)xri-1與xri及區(qū)間內(nèi)某一點(diǎn).令xzri為區(qū)間[xri-1,xri]內(nèi)幅度相對(duì)誤差絕對(duì)值最大的一點(diǎn)，易知此點(diǎn)誤差函數(shù)的一階導(dǎo)數(shù)為0.其中，εri為每個(gè)區(qū)間上幅度相對(duì)誤差最大值.基于最佳一致逼近理論并結(jié)合平方根函數(shù)的性質(zhì)，得出4個(gè)方程：

外商投資的作用不僅限于上述幾點(diǎn)，更為重要的是在直接利用國(guó)外的先進(jìn)技術(shù)和管理方面其有獨(dú)特而不可替代的功效，有利于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)制度變遷，將資本、管理、技術(shù)等納入收入分配范疇，使資源配置效率全方位提高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)。在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下，利用好外商直接投資是深入經(jīng)濟(jì)全球化的迫切需要，是“一帶一路”戰(zhàn)略順利實(shí)施的重要保障。為此，我們要堅(jiān)定不移地利用財(cái)政政策、貨幣政策、產(chǎn)業(yè)政策等市場(chǎng)手段來引導(dǎo)外商投資，逐步減少行政手段干預(yù)，把錯(cuò)裝在政府身上的手還給市場(chǎng)。

[1]許楊敏.我國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展階段、模式及策略研究——基于國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的分析[D].杭州:浙江大學(xué)，2014.

[2]Dunning，J.H.Location and the Multinational Enterprises:a Neglected Factor.Journal of International Business Studies，1998，(29).

[3]Porter，M.E.The Competitive Advantage of National.New York:Free Press，1990.

[4]Koizumi，T， K.J.Kopecky，F(xiàn)oreign Direct Investment and Technology Transfer——Simple Model.European Economic Review，1992，(36).

[5]Braconier H，Ekholm K.Swedish Multinationals and Com-petition from High and Low-Wage Countries.Review of International Economics，2000，(3).

[6]Kokko A.The Home Country Effects of FDI in Developed Economies.The European Institute of Japanese Studies， 2006，vol.225.

[7]劉紅忠.中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證研究及國(guó)際比較[M].上海:復(fù)旦大學(xué)出版社，2001.

[8]涂萬春，陳奉先.中國(guó)對(duì)外直接投資階段的實(shí)證分析[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化，2006，(1).

[9]楊健全，楊曉武，王潔.我國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證研究:IDP檢驗(yàn)與趨勢(shì)分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2006，(8).

[10]馮躍.對(duì)外投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的國(guó)際比較及啟示[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，(6).

[11]張廣劍，潘志玄.中國(guó)凈對(duì)外直接投資與中國(guó)GDP關(guān)系的實(shí)證研究[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生學(xué)報(bào)，2006，(3).

[12]宋弘威，李平.中國(guó)對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].學(xué)術(shù)交流，2008，(6).

[13]沈軍，包小玲.中國(guó)對(duì)外投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2013，(6).