我國外商直接投資影響因素的實(shí)證分析

邱雪情

隨著中國改革開放的不斷深入，中國的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的增長(zhǎng)勢(shì)頭，使得外商投資者十分看好中國的長(zhǎng)期增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，中國更是在2013年首次超越美國成為全球最大的外商直接投資接收國。本文將收集自1993-2013年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國國際收支報(bào)告中的FDI、GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率等數(shù)據(jù)，通過E-Views軟件建立關(guān)于FDI和GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率等影響因素的多元線性回歸模型，探究關(guān)于外商直接投資額的主要影響因素的相互關(guān)系，并以此為理論依據(jù)提出關(guān)于我國外商直接投資額合理規(guī)模的建議。

一、 研究背景及目的

我國利用外商投資的最直接的目的，是將其視為資金的一種補(bǔ)充性來源。中國引進(jìn)外商直接投資開始于上世紀(jì)70年代末期，當(dāng)時(shí)中國決定實(shí)行開放政策，由于十分缺乏經(jīng)驗(yàn)，在沿海地帶設(shè)置了四個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)，在特區(qū)內(nèi)允許外國投資者進(jìn)行投資。在80年代，外商直接投資占我國固定資產(chǎn)投資平均不到5%。進(jìn)入到90年代，外商直接投資占固定資產(chǎn)投資中的比重顯著升高。直到90年代中期，外資利用占固定資產(chǎn)總額的比重上升10%以上。期間，1993-1997年連續(xù)5年內(nèi)，中國實(shí)際利用外商直接投資的數(shù)額一直居世界第二位（僅次于美國），居發(fā)展中國家第一位；1996-1999年，實(shí)際利用外商直接投資一直超過400億美元。進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國世界地位上升，國內(nèi)生產(chǎn)總值迅速增長(zhǎng)，越來越多的外商進(jìn)駐我國項(xiàng)目。根據(jù)OECD （經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織）提供的最新報(bào)告，中國在2013年首次超越美國成為最大的外商直接投資接收國。

積極合理地引導(dǎo)外商直接投資的流入，既可以防止個(gè)別產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過度依賴外資，從而削弱本國政府的控制力，又可以進(jìn)一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，保障我國經(jīng)濟(jì)全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的發(fā)展。

本文將通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，收集自1993-2013年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國國際收支報(bào)告中的FDI、GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率等數(shù)據(jù)，進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)及其他計(jì)量檢驗(yàn)，探究我國FDI和GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率的關(guān)系，進(jìn)而為合理制定政策、有效吸引外資、調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、推動(dòng)出口發(fā)展提供依據(jù)。

二、 模型的設(shè)定及檢驗(yàn)

通過查閱中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國國際收支報(bào)告，收集得到我國自1993年起至2013年歷年的FDI、GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率的數(shù)據(jù)，整理如表1所示。

（一）設(shè)定多元回歸模型

為了分析外商直接投資的主要影響因素，選擇外商直接投資（百萬美元）作為被解釋變量Y；選擇GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率分別作為解釋變量 ， ， 。

在新建的EViews的工作文件中，選擇數(shù)據(jù)類型“Annual”（年度），并輸入開始時(shí)間“1993”和最后時(shí)間“2013”。

在EViews命令框中直接鍵入：DATA Y X1 X2 X3，在相應(yīng)的Y X1 X2 X3下輸入相應(yīng)的數(shù)據(jù)。

作趨勢(shì)圖分析，鍵入：PLOT Y X1 X2 X3，得到圖1如下的結(jié)果。

圖1 Plot趨勢(shì)圖分析結(jié)果顯示，我國外商直接投資（百萬美元）與GDP、關(guān)稅總額、人民幣對(duì)美元匯率密切相關(guān)，相互間存在一定的相關(guān)性，為非線性的曲線相關(guān)關(guān)系。根據(jù)數(shù)學(xué)原理，取對(duì)數(shù)后可消除指數(shù)影響，使變量之間保持線性關(guān)系，本文將采用對(duì)數(shù)的形式作為具體的回歸方程：

（二）OLS估計(jì)

由此可見，該模型 =0.985784， F=392.9516，F(xiàn)檢驗(yàn)很顯著，Ln ，Ln 的t檢驗(yàn)也很顯著，但是Ln 的 t檢驗(yàn)不顯著，說明可能存在多重共線性，即外商直接投資與人民幣對(duì)美元匯率之間有可能存在多重共線性，故需要進(jìn)行進(jìn)一步的多重共線性檢驗(yàn)。

（三）多重共線性檢驗(yàn)

簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。在命令欄鍵入：COR LNY LNX1 LNX2 LNX3，得到結(jié)果如圖2：

由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在一定的多重共線性。可見，我國外商直接投資與GDP、關(guān)稅總額之間高度相關(guān)，與人民幣對(duì)美元匯率密切相關(guān)。

方差膨脹因子檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步證明多重共線性，作輔助回歸即將每個(gè)LNX變量分別作為被解釋變量都對(duì)其余的LNX變量進(jìn)行回歸。

分別輸入LS LNX1 C Y LNX2 LNX3，LS LNX2 C Y LNX1 LNX3，LS LNX3 C Y LNX1 LNX2，得出這些回歸的可決系數(shù)和方差膨脹因子的數(shù)值，見表2。

由于輔助回歸的可決系數(shù)很高（除LNX3以外），經(jīng)驗(yàn)表明，方差膨脹因子VIF≥10時(shí)，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，此處的LNX1，LNX2之間存在嚴(yán)重的多重共線性。

（四）異方差性的檢驗(yàn)

圖形法。

由圖3可以看出，殘差平方 隨X的變動(dòng)成增大的趨勢(shì)，因此，模型很可能存在異方差。

Goldfeld-Quant檢驗(yàn)。

對(duì)變量取值進(jìn)行排序：本案例選擇按X1遞增排序；構(gòu)造子樣本區(qū)間：在本案例中，樣本容量n=21，刪除中間1/4的觀測(cè)值，即大約5個(gè)觀測(cè)值，余下部分平分得兩個(gè)子樣本區(qū)間：18和13 ∑?_^ _D_Dd______；建立回歸模型：利用樣本1建立回歸模型1（回歸結(jié)果如圖13），其殘差平方和為3492495。利用樣本2建立回歸模型2（回歸結(jié)果如圖14），其殘差平方和為83228450求F統(tǒng)計(jì)量：基于圖13和圖14中得到的殘差平方和數(shù)據(jù)，樣本1 的殘差平方和為 =3492495，樣本2 的殘差平方和為 =83228450 。

該回歸方程可決系數(shù)高，回歸系數(shù)顯著，n=21，3個(gè)解釋變量，0.05的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表得，dL = 1.026， dU =1.669， <1.588899=DW< ，因此不能判定是否存在自相關(guān)，需做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

2. 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法

在方程窗口中點(diǎn)擊View/Residual Test/Correlogram-Q-statistics，并輸入滯后期為10，則會(huì)得到殘差 與 的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)

由偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，不存在自相關(guān)性，進(jìn)一步需要用做LM檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)性。

3. BG檢驗(yàn)法

在方程窗口中點(diǎn)擊View/Residual Test/Series Correlation LM Test，并選擇滯后期為2，則會(huì)得到如圖5所示的信息.

三、 結(jié)論分析與政策建議

（一）結(jié)論：

本文在擬定計(jì)量模型的基礎(chǔ)上，分別進(jìn)行了多重共線性、異方差性和自相關(guān)性的檢驗(yàn)。我國外商直接投資與GDP、關(guān)稅總額之間高度相關(guān)，與人民幣對(duì)美元匯率密切相關(guān)，解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，不存在突出的自相關(guān)性。

（二）模型缺陷及改進(jìn)方向：

1、模型缺陷：

（1）該研究未能對(duì)外商直接投資做長(zhǎng)時(shí)間的考察，所選取的樣本數(shù)據(jù)量較少，導(dǎo)致模型的代表性降低；

（2）模型建立過程中有諸多影響因素尚未考慮，如進(jìn)出口額、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率國家政策等。在這樣的情況下，模型的可靠性與穩(wěn)健性降低，建立的模型與實(shí)際情況存在差距。

2、改進(jìn)方向：

（1）增加數(shù)據(jù)容量，延長(zhǎng)時(shí)間序列，力求使得模型更加具有權(quán)威性和代表性。

（2）增加影響因素的個(gè)數(shù)，擴(kuò)大分析范圍，定性和定量分析結(jié)合，縮小誤差。

（三）政策建議：

隨著改革開放的深入，國內(nèi)生產(chǎn)總值的迅速增長(zhǎng)以及我國對(duì)關(guān)稅稅率的放松政策的實(shí)施，外商直接投資規(guī)模越來越大，存在的問題也越來越突出。主要存在著外商直接投資地區(qū)分布不合理導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)效益無法最大化；在產(chǎn)業(yè)和行業(yè)間分布不平衡；缺乏高效統(tǒng)一的管理與調(diào)配機(jī)制等問題。

在此研究的基礎(chǔ)上，提出以下幾點(diǎn)關(guān)于我國外商直接投資額合理規(guī)模的建議：積極引導(dǎo)改善中西部投資環(huán)境，吸引和鼓勵(lì)外資向中西部地區(qū)投入；積極引進(jìn)高新技術(shù)和人才，拓展新的投資方式；調(diào)整外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)政府對(duì)產(chǎn)業(yè)的引導(dǎo)，均衡產(chǎn)業(yè)和行業(yè)間的投資分布；健全法制體系和管理體系，加強(qiáng)宏觀規(guī)劃與調(diào)控；以期該探究能為外商直接投資的合理化進(jìn)程提供合理性建議。

（作者單位：安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)）