中國利用外資的規模及其影響因素的實證分析

吳圣賢 方華

摘要：流入中國的外資快速增長是一個不爭的事實，影響外資流入的主要因素歷來是學術界爭論的焦點。本文利用相關時間序列數據對中國實際利用外資總額及其影響因素匯率、國民生產總值、居民消費價格指數、居民消費水平、出口總額等進行了實證分析。

關鍵詞：實際利用外資；計量分析；修正模型

一、引言

外商直接投資（FDI/Foreign Direct Investment）也叫國際直接投資，是與國際間接投資相對應的一種基本形式，它以控制經營管理權為核心，以獲取利潤為目的，在國家經濟發展中發揮著重要作用。改革開放以來，中國FDI的規模呈逐年增加趨勢（參見圖1）。1979-1992年，為中國利用FDI的第一階段。1983年，中國年度實際利用FDI總額為9.2億美元，1992年，中國實際利用外資總額直接突破了100億美元。1993-2001年為第二階段，中國實際利用外資繼續穩定增長，1996年突破了400億美元。2002至今為發展的第三階段，2008年達到了歷史峰值，直接突破了1000億美元。從1994年起，中國一直為發展中國家中年度FDI流入量最大的國家和地區。2002年，首次超過美國成為世界上年度FDI流入最多的國家。

國內外學者對外商投資理論都有過研究。Hymen提出了壟斷優勢理論，該理論認為：不僅是國際市場，而且國內市場都是不完全的，跨國公司對外直接投資正是市場不完全的產物。Broadman和Sum（1997）對外資在我國各省市的影響因素（國民生產總值、基礎設施建設、識字率、地理位置以及勞動力）做了計量分析，結果發現勞動成本統計不顯著。孫兆明等（2006）利用計量經濟學的協整方法，選取影響FDI的眾多因素，對影響我國引進外資的因素進行計量分析，結論認為引進外資國家的國家穩定和可持續發展前景是主要影響因素。

本文在前人研究的基礎上，將我國FDI看作一個整體，運用計量方法對影響我國實際利用外資總額的影響因素進行了定量分析。

二、中國利用外資影響因素的計量分析

本文選取1983-2011年我國實際利用外資及其主要影響因素的相關年度數據。文選取的主要影響因素包括：國內生產總值（GDP）；出口總額（TE）；居民消費價格指數（CPI）；匯率（EOR）；居民消費水平（CLR）；虛擬變量D1，其取值定義為：2001年（加入WTO）之前取值0，2002年及以后年份取值為1.

（一）模型設定偏誤檢驗

模型擬合優度很高。說明眾因素對FDI的影響很大，我們選取的影響因素很全，但是否有多余變量，還需要進一步的檢驗。去掉GDP和CPI，然后做F檢驗，判斷兩個變量是否為多余變量。

同樣F=0.5278

根據這兩次比較相似的驗證結果看GDP、CPI、TE中可能含有多余變量。相對于加入變量和刪除變量，我們更強調的是經濟理論，僅因為t統計量不顯著而剔除該變量會犯嚴重的遺漏變量的錯誤。遺漏相關變量比多選不相關變量的情形要嚴重得多。不僅估計量有偏和不一致，而且隨機干擾項的方差也往往被高估，從而使通常的推斷程序變得無效，甚至參數的經濟意義也可能不合理。而在多選不相關變量的情況下，后果僅是效率的降低。因此我們需要做進一步的檢驗分析。

（二）麥克金農-懷特-戴維森檢驗（MWD檢驗）

MWD檢驗用于幫助模型在線性和非線性之間進行選擇。建立假設如下：

零假設H0：線性模型

備擇假設H1：對數線性模型 估計線性模型，得到FDI的估計值，估計線性對數模型，得到LNFDI的估計值；令Z等于FDI估計量的對數減去FDI對數的估計量。做LNFDI對EOR、GDP、CPI、CLR、TE、D1、Z的回歸，如果根據t檢驗Z的系數是統計不顯著的，則拒絕原假設。

如表1：Z的t統計量不顯著，所以模型是對數線性的形式。

（三）多重共線性檢驗

從經濟學理論來看，由于出口額增長會拉動GDP的增長，GDP的增長又會使居民消費水平相應增加，所以GDP可能與出口額和居民消費水平有一定共線性。最初的回歸結果顯示擬合優度非常高達到0.976762，但是t統計量顯著的不多，所以模型存在嚴重的多重共線性，需要做輔助回歸檢驗。

由此可見：居民消費水平、出口額、國內生產總值和匯率之間存在著嚴重共線性。當自變量出現共線性問題時，應想法消除其影響。一方面從搜集數據，增大樣本容量考慮；一方面改變模型的形式。由于模型是根據經濟理論而確定，并且年度數據是沒有辦法獲得額外數據或者新樣本的。所以最好的方法是重新考慮模型。

新模型用對數模式，繼續回歸。我們發現仍有變量不顯著，居民消費水平（概率為0.1185）和虛擬變量（概率為0.4158）的t統計量不顯著，再次對其作輔助回歸。

根據上表知，仍然有很嚴重的多重共線性，所以不得不用剔除法來考慮刪除不合格的變量，結合以上的回歸結果，可以確定GDP、CLR和TE之間存在嚴重的多重共線性。

由于居民消費水平反映的是我國的整體消費能力，經濟發展的潛在動力、我國的市場化程度，因此去掉GDP和出口額兩個因素。然后做回歸，結果顯示：在5%顯著水平下，所有的統計量都顯著，且擬合優度R2= 0.979301，相比之前有所提高。至此，模型變量和形式的檢驗都已完成，經檢驗和修正，初步得到理想的模型。

（四）異方差檢驗

雖然異方差的情況多出現在截面數據中，本次采用的時間序列數據因為是小樣本容量，因此也需要檢驗。下面對模型做懷特的一般異方差檢驗，結果如表2：

從結果來看，Prob. Chi-Square（13）的值為0.2106，因此接受零假設，即不存在異方差。

（五）自相關檢驗（D.W.檢驗 LM檢驗）

根據D.W. = 1.597117，樣本容量n=29，解釋變量個數為k=4，查詢D-W表可知，在5%的顯著水平下，d L=1.12和du=1.74，因為，d L

LM檢驗結果如表3，RESID（-2）和RESID（-3）統計顯著，RESID（-1）和RESID（-4）不顯著。所以模型存在自相關，表明與殘差的二期滯后和三期滯后相關。繼續對模型做修正，得到最終修正結果如表4：

三、證實結果分析

（1）匯率的系數表明：匯率上升一個單位，即人民幣貶值一個單位，我國實際利用外資總額就會增加10.5%，是主要影響因素。中國低廉的勞動力價格一直是吸引FDI流入的主要因素之一，跨國公司來華投資也主要是利用中國這一“世界加工廠”的作用將產品銷往世界市場。因此，人民幣匯率自1983年后就呈現不同程度的貶值趨勢，這種貨幣政策的積累效果帶來了顯著的相對勞動成本效應，增加了中國吸收FDI的競爭力。

（2）居民消費價格指數的系數表明：如果價格指數上漲一個單位，那么我國實際利用外資總額將會上漲1.04%。居民消費水平系數表明：居民的消費水平的提高能夠吸引外商對我國的投資，如果消費水平上漲1%，那么FDI將會上漲0.87%。

（3）虛擬變量的系數為-0.255，它表明在中國加入WTO后我國實際利用外資總額的增長率下降了25.5%，這個證實的結果與經濟理論有些不一致。對此，筆者認為，這里起作用的是增長速度，1997年之前，FDI增長速度很快，1997年之后，FDI的增速開始減緩。因此從數據上看，我國2002年加入WTO后的影響反而是負的。另外，需要注意的是，隨著中國加入WTO，外商在華直接投資并沒有向人們所預期的那樣借助西部大開發的政策優勢大量投資西部地區，反而有相反的趨勢。這也是D1系數為負的原因之一。

（4）從殘差的二期滯后、三期滯后系數看，外商投資具有連續性、往期性。從最終模型結果我們得知，外商投資一般是在三年以上。

另外該模型明確了影響我國吸引外資總額的主要因素。對于當前我國的發展形勢，外商對我國的投資對于推動地區經濟的發展和完成我國的整體經濟目標都起著至關重要的作用，定量分析出了影響因素和每個因素對外資的影響程度，政府可以根據主次因素進行對國民經濟進行宏觀的調控。

四、結論

定量分析的結果證明了我國實際利用外資總額與一些經濟因素的相關關系，無論從短期還是長期來看，人民幣匯率、消費價格指數和居民的消費能力對吸引外資的都有很大的作用。要促進中國利用外資上一個新臺階，就要進一步擴大經濟規模，增加居民的收入，提高居民的消費能力，鼓勵消費；適當的消費價格指數的提高和適當的通貨膨脹可以促進我國經濟的活力，同時可以增加外商投資的總量。另外，由于投資受到往期影響，所以政府要保持引進外資政策的持續性、穩定性，增加投資者的信心。保持外商投資的可持續性。外資的流入還會受到整個宏觀經濟環境的影響。當國際經濟環境好、國際流動資金充足時，我國實際利用外資的額度也會增加。

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