吳圣賢 方華

摘要：流入中國(guó)的外資快速增長(zhǎng)是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)，影響外資流入的主要因素歷來(lái)是學(xué)術(shù)界爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。本文利用相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)實(shí)際利用外資總額及其影響因素匯率、國(guó)民生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)水平、出口總額等進(jìn)行了實(shí)證分析。

關(guān)鍵詞：實(shí)際利用外資；計(jì)量分析；修正模型

一、引言

外商直接投資（FDI/Foreign Direct Investment）也叫國(guó)際直接投資，是與國(guó)際間接投資相對(duì)應(yīng)的一種基本形式，它以控制經(jīng)營(yíng)管理權(quán)為核心，以獲取利潤(rùn)為目的，在國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)FDI的規(guī)模呈逐年增加趨勢(shì)（參見(jiàn)圖1）。1979-1992年，為中國(guó)利用FDI的第一階段。1983年，中國(guó)年度實(shí)際利用FDI總額為9.2億美元，1992年，中國(guó)實(shí)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(guó)實(shí)際利用外資繼續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，1996年突破了400億美元。2002至今為發(fā)展的第三階段，2008年達(dá)到了歷史峰值，直接突破了1000億美元。從1994年起，中國(guó)一直為發(fā)展中國(guó)家中年度FDI流入量最大的國(guó)家和地區(qū)。2002年，首次超過(guò)美國(guó)成為世界上年度FDI流入最多的國(guó)家。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)外商投資理論都有過(guò)研究。Hymen提出了壟斷優(yōu)勢(shì)理論，該理論認(rèn)為：不僅是國(guó)際市場(chǎng)，而且國(guó)內(nèi)市場(chǎng)都是不完全的，跨國(guó)公司對(duì)外直接投資正是市場(chǎng)不完全的產(chǎn)物。Broadman和Sum（1997）對(duì)外資在我國(guó)各省市的影響因素（國(guó)民生產(chǎn)總值、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、識(shí)字率、地理位置以及勞動(dòng)力）做了計(jì)量分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)成本統(tǒng)計(jì)不顯著。孫兆明等（2006）利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整方法，選取影響FDI的眾多因素，對(duì)影響我國(guó)引進(jìn)外資的因素進(jìn)行計(jì)量分析，結(jié)論認(rèn)為引進(jìn)外資國(guó)家的國(guó)家穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展前景是主要影響因素。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，將我國(guó)FDI看作一個(gè)整體，運(yùn)用計(jì)量方法對(duì)影響我國(guó)實(shí)際利用外資總額的影響因素進(jìn)行了定量分析。

二、中國(guó)利用外資影響因素的計(jì)量分析

本文選取1983-2011年我國(guó)實(shí)際利用外資及其主要影響因素的相關(guān)年度數(shù)據(jù)。文選取的主要影響因素包括：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；出口總額（TE）；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）；匯率（EOR）；居民消費(fèi)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(shè)定偏誤檢驗(yàn)

模型擬合優(yōu)度很高。說(shuō)明眾因素對(duì)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(jìn)一步的檢驗(yàn)。去掉GDP和CPI，然后做F檢驗(yàn)，判斷兩個(gè)變量是否為多余變量。

同樣F=0.5278

根據(jù)這兩次比較相似的驗(yàn)證結(jié)果看GDP、CPI、TE中可能含有多余變量。相對(duì)于加入變量和刪除變量，我們更強(qiáng)調(diào)的是經(jīng)濟(jì)理論，僅因?yàn)閠統(tǒng)計(jì)量不顯著而剔除該變量會(huì)犯嚴(yán)重的遺漏變量的錯(cuò)誤。遺漏相關(guān)變量比多選不相關(guān)變量的情形要嚴(yán)重得多。不僅估計(jì)量有偏和不一致，而且隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差也往往被高估，從而使通常的推斷程序變得無(wú)效，甚至參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義也可能不合理。而在多選不相關(guān)變量的情況下，后果僅是效率的降低。因此我們需要做進(jìn)一步的檢驗(yàn)分析。

（二）麥克金農(nóng)-懷特-戴維森檢驗(yàn)（MWD檢驗(yàn)）

MWD檢驗(yàn)用于幫助模型在線(xiàn)性和非線(xiàn)性之間進(jìn)行選擇。建立假設(shè)如下：

零假設(shè)H0：線(xiàn)性模型

備擇假設(shè)H1：對(duì)數(shù)線(xiàn)性模型 估計(jì)線(xiàn)性模型，得到FDI的估計(jì)值，估計(jì)線(xiàn)性對(duì)數(shù)模型，得到LNFDI的估計(jì)值；令Z等于FDI估計(jì)量的對(duì)數(shù)減去FDI對(duì)數(shù)的估計(jì)量。做LNFDI對(duì)EOR、GDP、CPI、CLR、TE、D1、Z的回歸，如果根據(jù)t檢驗(yàn)Z的系數(shù)是統(tǒng)計(jì)不顯著的，則拒絕原假設(shè)。

如表1：Z的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，所以模型是對(duì)數(shù)線(xiàn)性的形式。

（三）多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來(lái)看，由于出口額增長(zhǎng)會(huì)拉動(dòng)GDP的增長(zhǎng)，GDP的增長(zhǎng)又會(huì)使居民消費(fèi)水平相應(yīng)增加，所以GDP可能與出口額和居民消費(fèi)水平有一定共線(xiàn)性。最初的回歸結(jié)果顯示擬合優(yōu)度非常高達(dá)到0.976762，但是t統(tǒng)計(jì)量顯著的不多，所以模型存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性，需要做輔助回歸檢驗(yàn)。

由此可見(jiàn)：居民消費(fèi)水平、出口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和匯率之間存在著嚴(yán)重共線(xiàn)性。當(dāng)自變量出現(xiàn)共線(xiàn)性問(wèn)題時(shí)，應(yīng)想法消除其影響。一方面從搜集數(shù)據(jù)，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(jù)經(jīng)濟(jì)理論而確定，并且年度數(shù)據(jù)是沒(méi)有辦法獲得額外數(shù)據(jù)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(duì)數(shù)模式，繼續(xù)回歸。我們發(fā)現(xiàn)仍有變量不顯著，居民消費(fèi)水平（概率為0.1185）和虛擬變量（概率為0.4158）的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，再次對(duì)其作輔助回歸。

根據(jù)上表知，仍然有很?chē)?yán)重的多重共線(xiàn)性，所以不得不用剔除法來(lái)考慮刪除不合格的變量，結(jié)合以上的回歸結(jié)果，可以確定GDP、CLR和TE之間存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。

由于居民消費(fèi)水平反映的是我國(guó)的整體消費(fèi)能力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在動(dòng)力、我國(guó)的市場(chǎng)化程度，因此去掉GDP和出口額兩個(gè)因素。然后做回歸，結(jié)果顯示：在5%顯著水平下，所有的統(tǒng)計(jì)量都顯著，且擬合優(yōu)度R2= 0.979301，相比之前有所提高。至此，模型變量和形式的檢驗(yàn)都已完成，經(jīng)檢驗(yàn)和修正，初步得到理想的模型。

（四）異方差檢驗(yàn)

雖然異方差的情況多出現(xiàn)在截面數(shù)據(jù)中，本次采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)因?yàn)槭切颖救萘?，因此也需要檢驗(yàn)。下面對(duì)模型做懷特的一般異方差檢驗(yàn)，結(jié)果如表2：

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

（五）自相關(guān)檢驗(yàn)（D.W.檢驗(yàn) LM檢驗(yàn)）

根據(jù)D.W. = 1.597117，樣本容量n=29，解釋變量個(gè)數(shù)為k=4，查詢(xún)D-W表可知，在5%的顯著水平下，d L=1.12和du=1.74，因?yàn)椋琩 L

LM檢驗(yàn)結(jié)果如表3，RESID（-2）和RESID（-3）統(tǒng)計(jì)顯著，RESID（-1）和RESID（-4）不顯著。所以模型存在自相關(guān)，表明與殘差的二期滯后和三期滯后相關(guān)。繼續(xù)對(duì)模型做修正，得到最終修正結(jié)果如表4：

三、證實(shí)結(jié)果分析

（1）匯率的系數(shù)表明：匯率上升一個(gè)單位，即人民幣貶值一個(gè)單位，我國(guó)實(shí)際利用外資總額就會(huì)增加10.5%，是主要影響因素。中國(guó)低廉的勞動(dòng)力價(jià)格一直是吸引FDI流入的主要因素之一，跨國(guó)公司來(lái)華投資也主要是利用中國(guó)這一“世界加工廠(chǎng)”的作用將產(chǎn)品銷(xiāo)往世界市場(chǎng)。因此，人民幣匯率自1983年后就呈現(xiàn)不同程度的貶值趨勢(shì)，這種貨幣政策的積累效果帶來(lái)了顯著的相對(duì)勞動(dòng)成本效應(yīng)，增加了中國(guó)吸收FDI的競(jìng)爭(zhēng)力。

（2）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的系數(shù)表明：如果價(jià)格指數(shù)上漲一個(gè)單位，那么我國(guó)實(shí)際利用外資總額將會(huì)上漲1.04%。居民消費(fèi)水平系數(shù)表明：居民的消費(fèi)水平的提高能夠吸引外商對(duì)我國(guó)的投資，如果消費(fèi)水平上漲1%，那么FDI將會(huì)上漲0.87%。

（3）虛擬變量的系數(shù)為-0.255，它表明在中國(guó)加入WTO后我國(guó)實(shí)際利用外資總額的增長(zhǎng)率下降了25.5%，這個(gè)證實(shí)的結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論有些不一致。對(duì)此，筆者認(rèn)為，這里起作用的是增長(zhǎng)速度，1997年之前，F(xiàn)DI增長(zhǎng)速度很快，1997年之后，F(xiàn)DI的增速開(kāi)始減緩。因此從數(shù)據(jù)上看，我國(guó)2002年加入WTO后的影響反而是負(fù)的。另外，需要注意的是，隨著中國(guó)加入WTO，外商在華直接投資并沒(méi)有向人們所預(yù)期的那樣借助西部大開(kāi)發(fā)的政策優(yōu)勢(shì)大量投資西部地區(qū)，反而有相反的趨勢(shì)。這也是D1系數(shù)為負(fù)的原因之一。

（4）從殘差的二期滯后、三期滯后系數(shù)看，外商投資具有連續(xù)性、往期性。從最終模型結(jié)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(guó)吸引外資總額的主要因素。對(duì)于當(dāng)前我國(guó)的發(fā)展形勢(shì)，外商對(duì)我國(guó)的投資對(duì)于推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和完成我國(guó)的整體經(jīng)濟(jì)目標(biāo)都起著至關(guān)重要的作用，定量分析出了影響因素和每個(gè)因素對(duì)外資的影響程度，政府可以根據(jù)主次因素進(jìn)行對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)進(jìn)行宏觀(guān)的調(diào)控。

四、結(jié)論

定量分析的結(jié)果證明了我國(guó)實(shí)際利用外資總額與一些經(jīng)濟(jì)因素的相關(guān)關(guān)系，無(wú)論從短期還是長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣匯率、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和居民的消費(fèi)能力對(duì)吸引外資的都有很大的作用。要促進(jìn)中國(guó)利用外資上一個(gè)新臺(tái)階，就要進(jìn)一步擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模，增加居民的收入，提高居民的消費(fèi)能力，鼓勵(lì)消費(fèi)；適當(dāng)?shù)南M(fèi)價(jià)格指數(shù)的提高和適當(dāng)?shù)耐ㄘ浥蛎浛梢源龠M(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的活力，同時(shí)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(jìn)外資政策的持續(xù)性、穩(wěn)定性，增加投資者的信心。保持外商投資的可持續(xù)性。外資的流入還會(huì)受到整個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響。當(dāng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境好、國(guó)際流動(dòng)資金充足時(shí)，我國(guó)實(shí)際利用外資的額度也會(huì)增加。

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