FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的影響效應分析*

姜文磊，李暉

(青島大學 經濟學院，山東 青島 266061)

林業(yè)在中國經濟可持續(xù)建設中起著不可或缺的作用，林業(yè)生態(tài)經濟效益是指林業(yè)在生態(tài)經營過程中為人類帶來的經濟收益，如林產品供給、林業(yè)生態(tài)旅游等[1]?，F(xiàn)階段林業(yè)發(fā)展的內涵要求林業(yè)建設不僅要提升經濟效益，生態(tài)收益同樣不可忽視。外商直接投資(Foreign Direct Investment，簡稱FDI)指國外投資者對中國境內企業(yè)或產業(yè)進行的綜合技術、資金及知識存量的投資[2]。截至2019年4月，中國林業(yè)生態(tài)經濟建設取得了一定的成果，但仍面臨資金不足、自我投資能力弱及人才供應不足等問題。由于FDI具有滲透性高、實體性強等特點，因此引入FDI可有效緩解林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的問題[3]。在研究對象方面，F(xiàn)DI的研究主要在農業(yè)[4]、工業(yè)[5]、服務業(yè)[6]領域展開，而在林業(yè)領域的研究較少。在研究內容方面，有關FDI對林業(yè)發(fā)展影響的研究主要集中在FDI利用效率[7-9]、林業(yè)利用外資項目研究[10]、對林產品貿易影響[11]、FDI與林業(yè)產業(yè)結構關系[12]、FDI對林業(yè)產業(yè)的發(fā)展影響分析[13-14]及FDI對林業(yè)全要素生產率的影響[15]等方面。在生態(tài)經濟研究方面，大多數(shù)研究是圍繞森林生態(tài)系統(tǒng)進行的，研究涉及生態(tài)收益補償制度的完善[16-17]；影響地區(qū)森林旅游業(yè)生態(tài)效率的因素[18-19]；森林生態(tài)價值評價[20-21]；政策主導與市場收益主導生態(tài)建設的研究[22]等。在研究方法方面，相關研究涉及VAR模型測算法[23]、DEA-Malmquist指數(shù)分析法[24]、指標構建法[25]和灰色投入產出系統(tǒng)[26]等。部分研究通過案例分析探討林業(yè)生態(tài)經濟建設的必要性及提升生態(tài)經濟效益的方法[27]。截至2019年4月，通過對文獻梳理可知，學術界關于林業(yè)生態(tài)經濟效益的研究相對較少，大多停留在定性分析層面，而鮮少涉及FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益影響的定量研究。由于林業(yè)生態(tài)經濟效益存在空間溢出效應，即一個地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益對其周邊地區(qū)的林業(yè)經濟效益存在相互關聯(lián)作用[28]，因此，從國家省域層面深入分析這種地區(qū)間林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間相關程度及FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的影響機制。動態(tài)空間杜賓模型已廣泛應用于消費碳排放、財政支出、金融發(fā)展等領域，與其他實證研究方法比，其優(yōu)勢在于有效分析各類影響因素對被解釋變量的長期、短期、直接和間接效應以及對周邊區(qū)域的溢出效應。因此，建立林業(yè)生態(tài)經濟效益的動態(tài)空間杜賓模型有利于分析時空差異性，在FDI的直接、間接效應的基礎上進一步分析即時效應及長期效應。基于此，在已有文獻的研究基礎上，采用2008—2017年中國林業(yè)及FDI相關數(shù)據，構建動態(tài)空間杜賓模型，從實證的角度分析FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的影響機制并結合研究結果提出相關建議。

1 數(shù)據與方法

1.1 數(shù)據來源

選取2008—2017年為實證分析期，樣本數(shù)據分別來源于由國家林業(yè)和草原局主編2009—2018年出版的《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》和由國家統(tǒng)計局主編的2009—2018年出版的《中國統(tǒng)計年鑒》。由于模型在處理數(shù)據的過程中存在部分省市數(shù)據的難獲得的問題，因此最終選取中國28個省市(剔除港、澳、臺、津、瓊、藏)進行研究。考慮到通貨膨脹對林產品價格的影響，同時保證研究數(shù)據可比性，而采用2007年價格指數(shù)調整相關變量價值。異方差效應會影響模型估計結果，為消除異方差效應，將數(shù)據進行對數(shù)化處理。

1.2 指標選取

表1 變量定義Table 1 Definition of variables

林業(yè)生態(tài)經濟效益的相關變量定義如表1所示。被解釋變量選取中國28個省市的林業(yè)生態(tài)服務總產值，用以衡量林業(yè)生態(tài)經濟效益。解釋變量選取林業(yè)實際利用外資。控制變量有林業(yè)發(fā)展規(guī)模、勞動力投入、自然資本、財政支持、基礎設施建設和人力資本。林業(yè)發(fā)展規(guī)模變量為林業(yè)總產值；勞動力投入為林業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)；自然資本用各地區(qū)造林面積來衡量；財政支持為林業(yè)生態(tài)體系工程實際投入資金數(shù)；基礎設施建設為林業(yè)基礎設施投資；人力資本為林業(yè)系統(tǒng)從業(yè)人員平均受教育程度，將初中以下、高中及同等學力、大專以上學歷分別對應不同受教育年限，以此確定人力資本要素。

1.3 研究方法

1.3.1 空間權重矩陣設定

鄰接矩陣[29]：根據不同省市單元地理位置是否相鄰設定。若兩個地區(qū)i和j在空間里是相鄰的，則對應矩陣i行j列上的元素為1，否則設為0。

地理距離矩陣：根據不同省市單元地理距離設定。當i≠j時，Wij=1÷Dij；當i=j時，Wij=0。Dij為第i和j個省市的歐式距離。

經濟距離矩陣：根據不同省市單元的經濟發(fā)展的相似程度設定。當i≠j時，Wgdp=1÷|Qj-Qi|；當i=j時，Wgdp=0。Qi為第i個省市2008—2017年間實際人均GDP的算數(shù)平均值。

1.3.2 空間自相關性檢驗

空間自相關性指的是不同地理單元的經濟體存在不同程度的空間關聯(lián)，常用Moran’s I指數(shù)表示。Moran’s I指數(shù)公式[29]：

⑴

Moran’s I指數(shù)的取值范圍為[-1，1]。當指數(shù)大于零時，表示空間正相關；當指數(shù)小于零時，表示空間負相關，當指數(shù)等于零時，表示不存在空間自相關。由于在3種空間權重下的空間自相關性差異不大，故用鄰接矩陣測算。

1.3.3 動態(tài)空間杜賓模型

現(xiàn)有研究大多采用靜態(tài)空間計量模型，采用該模型只能探討FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的直接、間接及總效應，而采用動態(tài)空間杜賓模型可將FDI作用于林業(yè)生態(tài)效益的直接和間接效應進一步分解為長期直接、長期間接效應以及短期直接、短期間接效應，相較于傳統(tǒng)靜態(tài)空間模型加入了時間影響趨勢[30]。長期效應表明在指定區(qū)域內，解釋變量發(fā)生單位變化在長期內對被解釋變量的影響。類似地，短期效應為短時間內的效應。引入相關控制變量的動態(tài)空間杜賓模型[31]的一般形式如下：

lnYit=vlnYj，t-1+δWlnYjt+ρWlnYj，t-1+βlnXit+γlnKit+λWlnXjt+θWlnKit+αi+μi+εit

⑵

式中Yit為林業(yè)生態(tài)效益；Xit為林業(yè)實際利用FDI；W為空間權重矩陣；v為滯后一期林業(yè)生態(tài)經濟效益的回歸系數(shù)；ρ為相應的滯后一期的空間滯后系數(shù)；β、γ為對應的回歸系數(shù)向量；δ、λ、θ為相對應地空間滯后系數(shù)；vlnYj，t-1為滯后一期的林業(yè)生態(tài)經濟效益；δWlnYjt為林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間滯后項；ρWlnYj，t-1為滯后一期林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間滯后項；λWlnXjt為FDI的空間滯后項；θWlnKit為控制項的空間滯后；αi為省域效應；μi為時間效應；εit為隨機誤差項。

1.4 數(shù)據處理方法

運用2008—2017年中國28個省市的林業(yè)生態(tài)經濟面板數(shù)據，使用MATLAB軟件從空間相關性、動態(tài)空間杜賓模型估計及FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益效應分解3個方面分析。首先，利用Moran’s I指數(shù)和變異系數(shù)(CV)分析鄰接矩陣下林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間相關性，Moran’s I指數(shù)值大于0，變量存在空間自相關性；變異系數(shù)值小于0.2時，變量值離散程度小。其次，構建動態(tài)空間杜賓模型，在3種空間權重矩陣下進行回歸估計。最后，將FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的效應進一步分解為短期、長期的直接和間接效應。

2 結果與分析

表2 變量描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of variables

變量的樣本容量均為280個，被解釋變量林業(yè)生態(tài)服務總產值(EEF)最大值與最小值相差較大，且標準差在所研究變量中排在第二位(表2)。這表明不同省市的林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展差異較大。解釋變量林業(yè)實際利用外資(FDI)的最大值與最小值相差最大，且標準差在所研究變量中排在第一位，表明外商直接投資林業(yè)存在較大的地域差異?？刂谱兞恐辛謽I(yè)總產值(GFO)、各地區(qū)造林面積(A)和林業(yè)基礎設施投資(INF)的數(shù)據離散程度較大，表明地域差異較大。其余變量的數(shù)據離散程度較小，表明地域差異較小。樣本決定系數(shù)(R2)和對數(shù)似然比(log-lik值)是衡量模型擬合優(yōu)劣的重要指標。地理距離矩陣下動態(tài)空間杜賓模型的R2為0.975在所有估計模型中最優(yōu)，且log-lik值最優(yōu)，因此在地理距離矩陣下的擬合最優(yōu)，對現(xiàn)實的解釋力最強。LR檢驗及Wald檢驗結果通過1%顯著性水平，表明模型存在時間和空間固定效應。

2.1 林業(yè)生態(tài)經濟效益存在顯著的空間自相關性

2008—2017年林業(yè)生態(tài)經濟效益的Moran’sI指數(shù)值均顯著大于0.18(表3)，表明林業(yè)生態(tài)經濟效益存在顯著的空間自相關性。由林業(yè)生態(tài)經濟效益的Moran’sI指數(shù)值總體趨勢可知，Moran’sI指數(shù)值隨時間變化逐漸變大，2017年Moran’sI指數(shù)值達到最大值。CV是衡量樣本數(shù)據離散程度的統(tǒng)計量，由CV的總體可知，林業(yè)生態(tài)經濟效益皆小于0.2且整體呈下降趨勢，表明林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間集聚性逐漸增強。因此，實證過程須考慮林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間溢出效應。

具體來看，林業(yè)生態(tài)經濟效益的Moran’sI指數(shù)值由2008年的0.181上升到2017年的0.434，雖然在2014—2015年略有波動且呈下降趨勢，但整體呈上升趨勢；CV值由2008年的0.192下降到2017年的0.150，雖然在2013—2015年略有波動且呈上升趨勢，但整體呈下降趨勢。

表3 林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間相關性及波動Table 3 Spatial correlation and fluctuation of forestry eco-economic benefits

說明：*、**和***分別表示10%、5%和1%水平上顯著(一定程度、顯著和極顯著)。

2.2 林業(yè)生態(tài)經濟效益的動態(tài)空間面板估計分析

通過對靜態(tài)面板數(shù)據進行LM檢驗、Hausman檢驗，得出建立具有固定效應的SAR模型的結論。結合LR、Wald檢驗結果，應采用雙重固定效應的動態(tài)空間杜賓模型估計式⑵，結果如表4所示，其中SDM為空間杜賓模型。為了進行穩(wěn)健性分析，采用靜態(tài)空間杜賓模型的估計結果也放入同一表中。此外，對3種空間權重矩陣下的估計結果進行對比分析，所得研究結果具有普遍性，而非僅在特定空間權重矩陣下成立，因此研究結論具有重要的現(xiàn)實參考意義。在3種空間權重矩陣下，當期及滯后一期的林業(yè)生態(tài)經濟效益在兩種模型下的估計結果均顯示存在空間正向溢出效應，且大多通過顯著性檢驗。這表明林業(yè)生態(tài)經濟效益具有空間集聚性，且易發(fā)生正向的空間溢出作用，林業(yè)生態(tài)經濟效益高的地區(qū)，對周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展起正向促進的作用。

表4 中國林業(yè)生態(tài)經濟效益影響因素空間面板估計Table 4 Spatial panel estimation of influencing factors of China’s forestry eco-economic benefit

說明：*、**和***分別表示10%、5%和1%水平上顯著(一定程度、顯著和極顯著)。

2.2.1 FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益具有顯著影響

FDI在各個估計模型及空間矩陣下的估計結果均顯著為正，F(xiàn)DI空間滯后項的估計結果均為負數(shù)，且多數(shù)通過顯著性檢驗。這表明FDI對林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展起正向促進的作用，對周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟建設沒有提升作用，甚至起抑制周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展的作用。原因可能是：外資的引入有效提升了本地區(qū)林業(yè)生態(tài)技術發(fā)展水平，緩解了發(fā)展林業(yè)生態(tài)經濟面臨的資金問題，使得本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟效益顯著提升；同時，中國林業(yè)生態(tài)經濟市場實行的是地方保護主義政策，各地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟市場封閉發(fā)展，這導致一個地區(qū)林業(yè)外資的引入加劇了其周邊地區(qū)資本及知識水平的競爭，降低了周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟效益。因此，F(xiàn)DI有助于提升本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟效益，抑制周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。

2.2.2 林業(yè)總產值對林業(yè)生態(tài)經濟效益具有顯著正向影響

林業(yè)總產值(GFO)對林業(yè)生態(tài)經濟效益的正向影響的系數(shù)為1.003，說明了林業(yè)發(fā)展規(guī)模不僅對本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展具有促進作用，而且有利于周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。原因可能是：受林業(yè)發(fā)展規(guī)模的影響，發(fā)展規(guī)模大的地區(qū)林業(yè)資本及知識積累的程度高，促進本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展的同時，對周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展也具有輻射帶動的作用。因此，林業(yè)發(fā)展規(guī)模有助于提升本地區(qū)及周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益。

2.2.3 各地區(qū)造林面積對林業(yè)生態(tài)經濟效益具有顯著正向影響

各地區(qū)造林面積(A)對林業(yè)生態(tài)經濟效益的正向影響的系數(shù)為0.233，說明了林業(yè)自然資本對本地區(qū)及周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展具有促進作用。原因可能是：林業(yè)自然資本反映的是各地區(qū)環(huán)境、氣候、溫度和土壤等影響林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展的自然因素，不同的地區(qū)林業(yè)自然資本不同，相鄰地區(qū)的林業(yè)自然資本因素相似，林業(yè)自然資本越高的地區(qū)越有利于林業(yè)生態(tài)經濟產品的發(fā)展。因此，林業(yè)自然資本提升本地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益。

2.2.4 林業(yè)生態(tài)體系工程實際投入資金數(shù)對林業(yè)生態(tài)經濟效益具有顯著正向影響

林業(yè)生態(tài)體系工程實際投入資金數(shù)(T)對林業(yè)生態(tài)經濟效益的正向影響的系數(shù)為0.118，說明了地區(qū)政府對林業(yè)的財政支持不僅對本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展具有促進作用，而且有利于周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。原因可能是：財政劃撥資金直接投資于林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展建設中，有利于從宏觀經濟管理的角度提升林業(yè)生態(tài)經濟效益，同時這種財政劃撥資金的政策在取得顯著成果后，對周邊地區(qū)的“示范作用”作用明顯，表現(xiàn)為周邊地區(qū)紛紛效仿以促進本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。因此，財政支持林業(yè)有助于提升本地區(qū)及周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益。

2.2.5 林業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)和林業(yè)基礎設施投資對林業(yè)生態(tài)經濟效益影響不顯著

林業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)(L)未通過顯著性檢驗，表明林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展與勞動力投入數(shù)量無直接關系。原因可能是：發(fā)展林業(yè)生態(tài)經濟只需保證正常林業(yè)生態(tài)作業(yè)的勞動力人數(shù)即可，過度投入勞動力不僅會造成人員工作效率下降的后果，而且還會導致人員開支增加等問題，不利于林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。林業(yè)基礎設施投資(INF)未通過顯著性檢驗，表明林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展與區(qū)域基礎設施建設無直接關系。原因可能是：林業(yè)生態(tài)經濟產品的生產主要依靠自然條件、發(fā)展資金及技術水準，而林業(yè)基礎設施建設是在前者的基礎上更好的服務生態(tài)經濟林產品的體現(xiàn)，對林業(yè)基礎設施的大力發(fā)展并不會大幅增加生態(tài)林產品的收益。因此，林業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)和林業(yè)基礎設施投資對林業(yè)生態(tài)經濟效益均無顯著影響。

2.2.6 林業(yè)系統(tǒng)從業(yè)人員平均受教育程度對林業(yè)生態(tài)經濟效益影響不顯著

林業(yè)系統(tǒng)從業(yè)人員平均受教育程度(H)對林業(yè)生態(tài)經濟效益無顯著提升作用，但其空間滯后項的估計結果均顯著對林業(yè)生態(tài)經濟效益有負向作用。原因可能是：在林業(yè)生態(tài)經濟建設中發(fā)揮主要作用的是少數(shù)掌握核心技術的專業(yè)型人才，而非多數(shù)普通技術性型人才，因而人力資本要素無顯著提升作用。此外，考慮到各地區(qū)搶奪人才的情況時有發(fā)生，表明各地區(qū)實行人才保護政策，存在區(qū)域人才壁壘，因此導致人力資本要素抑制周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展。

2.3 FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的效應分解分析

表5 FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的效應估計Table 5 Estimation of the Effect of FDI on forestry eco-economic benefits

說明：*、***和***分別表示10%、5%和1%水平上顯著。

進一步分解FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的影響效應，分解結果如表5所示。下面著重分析在地理距離矩陣下，采用動態(tài)空間杜賓模型的效應分解結果。

2.3.1 短期內FDI促進本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展，抑制周邊地區(qū)的發(fā)展

FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的短期直接效應顯著為正，短期間接效應顯著為負。表明在短時間內，F(xiàn)DI對提升林業(yè)生態(tài)經濟效益具有不可忽視的積極作用，而對周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益增收的抑制作用明顯。這主要與外資引入林業(yè)產生的競爭效應有關，短期內引入FDI會直接促進本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟效益，但是加劇了相鄰區(qū)域生態(tài)經濟林產品的競爭，由于各地區(qū)實行的是區(qū)域保護政策，即優(yōu)先保護本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟產品的市場，從而使得短期內FDI抑制了周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。

2.3.2 長期FDI不再抑制周邊地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展

FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的長期直接效應和長期間接效應均為正，但長期間接效應未通過顯著性檢驗。具體來看，在地理距離矩陣下，F(xiàn)DI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的長期直接效應估計系數(shù)為0.201，且通過10%的顯著性水平檢驗，F(xiàn)DI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的長期間接效應估計系數(shù)為1.958。這表明從長遠來看，增加FDI有利于提升本地區(qū)及周邊區(qū)域的林業(yè)生態(tài)經濟效益，F(xiàn)DI的地方保護性在經過較長時間后不再抑制周邊林業(yè)生態(tài)經濟的發(fā)展。

3 結論與建議

3.1 結論

林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間集聚效應顯著，且隨著時間增加這種集聚效應逐漸增強。FDI有助于促進林業(yè)生態(tài)經濟效益增長，具體表現(xiàn)為：FDI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的空間正向溢出效應顯著，F(xiàn)DI對林業(yè)生態(tài)經濟效益的短期直接效應顯著為正，短期間接效應顯著為負。在短時間內，F(xiàn)DI對提升本地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟效益具有不可忽略的積極作用，而對周邊地區(qū)的林業(yè)生態(tài)經濟效益增收的抑制作用明顯，長期直接和長期間接效應的估計結果均為正，但長期間接效應未通過顯著性檢驗。從長遠來看，F(xiàn)DI的增加有利于提升本地區(qū)及周邊區(qū)域的林業(yè)生態(tài)經濟效益。

3.2 建議

3.2.1 拓寬林業(yè)FDI的引進渠道，擴大FDI的引入方式

林業(yè)FDI的引入直接影響林業(yè)生態(tài)經濟效益的提升，因此，在穩(wěn)定現(xiàn)有FDI引入渠道的基礎上，積極開拓其它引入方式是未來林業(yè)生態(tài)經濟發(fā)展的重點。林業(yè)FDI引進渠道的拓寬可通過建立國家層面的林業(yè)FDI融資平臺實現(xiàn)。國家層面的林業(yè)FDI融資平臺不僅有利于外商直接獲取中國林業(yè)發(fā)展的信息，使融資雙方準確、及時地找到FDI與林業(yè)生態(tài)經濟建設項目的契合點，而且有利于中國生態(tài)林產品在國際舞臺上的推廣，最終促成高質量、高效率的FDI的引入。

3.2.2 優(yōu)化林業(yè)FDI結構，提高利用率

優(yōu)化林業(yè)FDI結構，主要是指引入的FDI在林業(yè)生態(tài)經濟建設的分配結構的優(yōu)化。FDI在林業(yè)生態(tài)經濟建設的分配有3個方面要求。首先，以市場需求為第一要素，積極投入市場需求高、周期短的林業(yè)生態(tài)經濟產品，注重結合本地區(qū)林業(yè)發(fā)展特色，培育特色林業(yè)生態(tài)品；其次，引入FDI的同時，需加強林業(yè)生態(tài)科技創(chuàng)新，加快引領林業(yè)生態(tài)經濟由低技術層次向高技術導向發(fā)展，進一步提升林業(yè)FDI的利用效率；最后，引入的FDI應具有較強的針對性，對于不用的生態(tài)林建設引入不同類型的FDI，從而解決地方林產品無競爭力、出口難、成本高等問題。

3.2.3 打破區(qū)域壁壘，構建林業(yè)人才共享平臺

在林業(yè)生態(tài)經濟建設過程中，除缺少林業(yè)生態(tài)經濟建設流動資金外，還缺乏掌握核心技術的林業(yè)生態(tài)經濟建設專業(yè)型人才。因此，地方政府在引入FDI的同時應加大對林業(yè)生態(tài)經濟建設專項人才的引入力度，積極發(fā)揮FDI帶來的人才溢出效應，推動實現(xiàn)引入林業(yè)生態(tài)經濟建設人才對該地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟建設人才的培養(yǎng)帶動。通過打破區(qū)域間林業(yè)生態(tài)經濟建設人才保護壁壘，構建地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟建設人才共享平臺，充分發(fā)揮林業(yè)生態(tài)經濟建設專業(yè)型技術人才對本地區(qū)及周邊區(qū)域林業(yè)生態(tài)經濟效益的溢出效應，共同促進各地區(qū)林業(yè)生態(tài)經濟增長。