霍杰

摘 要：基于中國1985—2012年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)方法分析對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)的貢獻(xiàn)，在此基礎(chǔ)上使用主成分分析方法綜合評(píng)價(jià)對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效。結(jié)果顯示，中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效并沒有持續(xù)增長，而是以2007年為分界點(diǎn)呈現(xiàn)V型分布。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效；灰色關(guān)聯(lián)方法；主成分分析

中圖分類號(hào)：F832.6 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）20-0114-03

引言

自改革開放以來，我國的對(duì)外直接投資持續(xù)快速增長，對(duì)外直接投資流量從1985年的6.14億美元增長到2012年的878.04億美元，年均增長率19%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中國經(jīng)濟(jì)增長速度。對(duì)外直接投資的快速增長有利于我國充分利用國內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)＼兩種資源，促進(jìn)生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)和優(yōu)化資源配置。然而，由于對(duì)復(fù)雜的國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)估計(jì)不足，加上缺乏對(duì)外直接投資的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，我國對(duì)外直接投資所取得的經(jīng)濟(jì)績(jī)效并不樂觀。從宏觀層面來看，對(duì)外直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)作用并不明顯（衣長軍，蘇梽芳，2008；王英，2012）。國內(nèi)現(xiàn)有的文獻(xiàn)大多從單一指標(biāo)角度評(píng)價(jià)我國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效，而事實(shí)上如果想比較全面、客觀地評(píng)價(jià)對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效，需要使用一個(gè)包含多個(gè)指標(biāo)的綜合評(píng)價(jià)體系，目前對(duì)這方面的研究還不夠深入。因此，本文擬構(gòu)建一個(gè)包含多個(gè)指標(biāo)的評(píng)價(jià)體系，綜合評(píng)價(jià)中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響

在理論上，關(guān)于對(duì)外直接投資對(duì)母國經(jīng)濟(jì)增長的影響一直存在兩種不同的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外直接投資擠出國內(nèi)投資，從而不利于母國的經(jīng)濟(jì)增長（Stevens，Lipsey，1992）；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外直接投資能使企業(yè)進(jìn)入新的市場(chǎng)，以較低的價(jià)格從國外進(jìn)口中間產(chǎn)品，從而能夠促進(jìn)母國的經(jīng)濟(jì)增長（Herzer，2010）。從實(shí)證研究來看，使用發(fā)達(dá)國家數(shù)據(jù)大部分研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有非常顯著的促進(jìn)作用；而使用中國數(shù)據(jù)有些研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不明顯（衣長軍和蘇梽芳，2008）。

（二）對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

從理論上看，一方面，由于對(duì)外直接投資具有資源補(bǔ)缺效應(yīng)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、新興產(chǎn)業(yè)促長效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及投資收益效應(yīng)等積極作用，故可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；另一方面，由于對(duì)外直接投資具有失業(yè)效應(yīng)和重合產(chǎn)業(yè)國際競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等消極影響，故不利于調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（汪琦，2004）。在實(shí)證研究上，使用發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)大多發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資可以優(yōu)化母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Blomstrom，等，2000），使用中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作用并不明顯（王英，2012）。

（三）對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響

自20世紀(jì)60年代以來，對(duì)外直接投資和出口之間的關(guān)系一直是學(xué)者們爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。在理論上，對(duì)外直接投資和出口之間存在替代和互補(bǔ)關(guān)系，即對(duì)外直接投資可能會(huì)減少出口，也可能會(huì)增加出口。實(shí)證研究大多發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)出口有顯著的促進(jìn)作用（張紀(jì)鳳，黃萍，2013），很少有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)替代關(guān)系的存在，其主要原因在于大多數(shù)研究使用的是總體數(shù)據(jù)（Blonigen，2001）。

（四）對(duì)外直接投資對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響

對(duì)外直接投資是國際技術(shù)溢出的一條重要渠道，通過對(duì)外直接投資，不論發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家都可以獲得東道國的技術(shù)溢出，從而提升母國的技術(shù)水平。實(shí)證研究大多都發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資通過逆向溢出效應(yīng)可以顯著提高母國技術(shù)水平（Driffield，等，2009），但也有研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)母國技術(shù)水平?jīng)]有顯著的影響或者會(huì)對(duì)母國技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生阻礙作用（Bitzer和Kerekes，2008）。對(duì)此，學(xué)者們一般認(rèn)為，對(duì)外直接投資逆向溢出效應(yīng)的產(chǎn)生需要母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超越一定的“門檻”水平（李梅，柳士昌，2012）。

（五）對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的影響

從理論上看，對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)有雙重影響，即替代效應(yīng)和互補(bǔ)效應(yīng)。對(duì)外直接投資會(huì)對(duì)母國就業(yè)產(chǎn)生影響是政策制定者長期擔(dān)心的問題，之所以擔(dān)心是因?yàn)樗麄冋J(rèn)為對(duì)外直接投資和出口之間存在替代效應(yīng)，對(duì)外直接投資會(huì)減少本國同類產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)萎縮，就業(yè)減少（Jasay，1960）。但也有人認(rèn)為，對(duì)外直接投資和出口之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，對(duì)外直接投資會(huì)擴(kuò)大母國產(chǎn)品出口，有利于減少失業(yè)（戴翔，2006）。對(duì)外直接投資的凈就業(yè)效應(yīng)取決于替代效應(yīng)的消極影響和互補(bǔ)效應(yīng)的積極影響之差額。

二、指標(biāo)選擇和灰關(guān)聯(lián)系數(shù)

本文使用1985—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)綜合評(píng)價(jià)中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效。根據(jù)前人的研究成果和數(shù)據(jù)的可獲取性，使用經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)5個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)構(gòu)建對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，然后使用灰色關(guān)聯(lián)方法計(jì)算灰關(guān)聯(lián)系數(shù)，以此衡量對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)，最后在此基礎(chǔ)上使用主成分分析方法綜合評(píng)價(jià)對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效。

（一）指標(biāo)計(jì)算方法和數(shù)據(jù)來源說明

使用對(duì)外直接投資流量反映對(duì)外直接投資FDI，使用中國國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)增長GDP，使用第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值之和與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)STR，使用進(jìn)出口總額反映對(duì)外貿(mào)易TRA，使用發(fā)明專利授權(quán)量反映技術(shù)進(jìn)步TE，使用中國從業(yè)總?cè)藬?shù)反映就業(yè)L。

以上所有指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均可以從中國統(tǒng)計(jì)年鑒和聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議網(wǎng)站獲取，需要將以美元表示的對(duì)外直接投資額和對(duì)外貿(mào)易額轉(zhuǎn)化為以人民幣表示的對(duì)外直接投資額和對(duì)外貿(mào)易額。

（二）計(jì)算灰關(guān)聯(lián)系數(shù)

由于我們要評(píng)價(jià)的是對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，故需要計(jì)算對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)的貢獻(xiàn)，這里使用灰關(guān)聯(lián)系數(shù)來衡量對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)，灰關(guān)聯(lián)系數(shù)計(jì)算基本步驟如下。endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對(duì)外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對(duì)外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)向量。

2.對(duì)各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計(jì)算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)，即對(duì)外直接投資和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評(píng)價(jià)

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計(jì)算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評(píng)價(jià)之前，還需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個(gè)方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效指標(biāo)體系共有5個(gè)指標(biāo)。因?yàn)閷?duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)的實(shí)際影響到底是正是負(fù)還不清楚，需要作出進(jìn)一步的判斷，這里將對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)各指標(biāo)的貢獻(xiàn)（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對(duì)灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進(jìn)一步處理，可以直接使用。

表1 對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進(jìn)行直接比較，這里對(duì)指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評(píng)價(jià)方法

目前對(duì)指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點(diǎn)，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，使用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個(gè)數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對(duì)應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻(xiàn)率大于85%的原則確定主成分的個(gè)數(shù)，表3報(bào)告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個(gè)主成分。

表4報(bào)告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個(gè)主成分的系數(shù)向量，進(jìn)而可以獲得每個(gè)主成分的函數(shù)表達(dá)式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評(píng)價(jià)

以累積方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，計(jì)算各主成分值，利用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出綜合評(píng)價(jià)值，圖1給出1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對(duì)外直接投資規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張，但對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈緩慢下降趨勢(shì)；2007年之后，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈較快的上升趨勢(shì)。其主要原因在于2007年之前，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)逐漸下降；2007年之后，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)較快上升，從而導(dǎo)致對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈現(xiàn)V型。

參考文獻(xiàn)：

[1] 戴翔.對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)影響的實(shí)證分析——以新加坡為例[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006，（4）：70-76.

[2] 李梅，柳士昌.對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].管理世界，

2012，（1）：21-32.

[3] 汪琦.對(duì)外直接投資對(duì)投資國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制[J].國際貿(mào)易問題，2004，（5）：73-77.

[4] 王英.基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的我國OFDI宏觀績(jī)效評(píng)價(jià)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業(yè)對(duì)外直接投資的績(jī)效評(píng)價(jià)與主體分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀(jì)鳳，黃萍.替代出口還是促進(jìn)出口——我國對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響研究[J].國際貿(mào)易問題，2013，（3）：95-103.

[7] Bitzer J，Kerekes M.Does foreign direct investment transfer technology across borders？ New evidence[J].Economics Letters，2008，

100（3）：355-358.

[8] Blomstr？覿m M，Kokko A.Outward investment，employment，and wages in Swedish multinationals[J].Oxford Review of Economic Policy，

2000，16（3）：76-89.

[9] Blonigen B A.In search of substitution between foreign production and exports[J].Journal of international economics，2001，53（1）：

81-104.

[10] Herzer D.Outward FDI and economic growth[J].Journal of Economic Studies，2010，37（5）：476-494.

[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

[責(zé)任編輯 李 可]endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對(duì)外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對(duì)外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)向量。

2.對(duì)各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計(jì)算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)，即對(duì)外直接投資和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評(píng)價(jià)

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計(jì)算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評(píng)價(jià)之前，還需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個(gè)方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效指標(biāo)體系共有5個(gè)指標(biāo)。因?yàn)閷?duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)的實(shí)際影響到底是正是負(fù)還不清楚，需要作出進(jìn)一步的判斷，這里將對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)各指標(biāo)的貢獻(xiàn)（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對(duì)灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進(jìn)一步處理，可以直接使用。

表1 對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進(jìn)行直接比較，這里對(duì)指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評(píng)價(jià)方法

目前對(duì)指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點(diǎn)，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，使用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個(gè)數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對(duì)應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻(xiàn)率大于85%的原則確定主成分的個(gè)數(shù)，表3報(bào)告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個(gè)主成分。

表4報(bào)告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個(gè)主成分的系數(shù)向量，進(jìn)而可以獲得每個(gè)主成分的函數(shù)表達(dá)式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評(píng)價(jià)

以累積方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，計(jì)算各主成分值，利用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出綜合評(píng)價(jià)值，圖1給出1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對(duì)外直接投資規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張，但對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈緩慢下降趨勢(shì)；2007年之后，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈較快的上升趨勢(shì)。其主要原因在于2007年之前，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)逐漸下降；2007年之后，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)較快上升，從而導(dǎo)致對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈現(xiàn)V型。

參考文獻(xiàn)：

[1] 戴翔.對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)影響的實(shí)證分析——以新加坡為例[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006，（4）：70-76.

[2] 李梅，柳士昌.對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].管理世界，

2012，（1）：21-32.

[3] 汪琦.對(duì)外直接投資對(duì)投資國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制[J].國際貿(mào)易問題，2004，（5）：73-77.

[4] 王英.基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的我國OFDI宏觀績(jī)效評(píng)價(jià)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業(yè)對(duì)外直接投資的績(jī)效評(píng)價(jià)與主體分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀(jì)鳳，黃萍.替代出口還是促進(jìn)出口——我國對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響研究[J].國際貿(mào)易問題，2013，（3）：95-103.

[7] Bitzer J，Kerekes M.Does foreign direct investment transfer technology across borders？ New evidence[J].Economics Letters，2008，

100（3）：355-358.

[8] Blomstr？覿m M，Kokko A.Outward investment，employment，and wages in Swedish multinationals[J].Oxford Review of Economic Policy，

2000，16（3）：76-89.

[9] Blonigen B A.In search of substitution between foreign production and exports[J].Journal of international economics，2001，53（1）：

81-104.

[10] Herzer D.Outward FDI and economic growth[J].Journal of Economic Studies，2010，37（5）：476-494.

[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

[責(zé)任編輯 李 可]endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對(duì)外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對(duì)外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)向量。

2.對(duì)各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計(jì)算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對(duì)外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)，即對(duì)外直接投資和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評(píng)價(jià)

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計(jì)算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評(píng)價(jià)之前，還需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個(gè)方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效指標(biāo)體系共有5個(gè)指標(biāo)。因?yàn)閷?duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)的實(shí)際影響到底是正是負(fù)還不清楚，需要作出進(jìn)一步的判斷，這里將對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)各指標(biāo)的貢獻(xiàn)（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對(duì)灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進(jìn)一步處理，可以直接使用。

表1 對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對(duì)外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進(jìn)行直接比較，這里對(duì)指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評(píng)價(jià)方法

目前對(duì)指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點(diǎn)，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，使用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個(gè)數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對(duì)應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻(xiàn)率大于85%的原則確定主成分的個(gè)數(shù)，表3報(bào)告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個(gè)主成分。

表4報(bào)告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個(gè)主成分的系數(shù)向量，進(jìn)而可以獲得每個(gè)主成分的函數(shù)表達(dá)式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評(píng)價(jià)

以累積方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評(píng)價(jià)函數(shù)，計(jì)算各主成分值，利用綜合評(píng)價(jià)函數(shù)求出綜合評(píng)價(jià)值，圖1給出1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對(duì)外直接投資的宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對(duì)外直接投資規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張，但對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈緩慢下降趨勢(shì)；2007年之后，對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈較快的上升趨勢(shì)。其主要原因在于2007年之前，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)逐漸下降；2007年之后，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻(xiàn)較快上升，從而導(dǎo)致對(duì)外直接投資宏觀經(jīng)濟(jì)績(jī)效呈現(xiàn)V型。

參考文獻(xiàn)：

[1] 戴翔.對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)影響的實(shí)證分析——以新加坡為例[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006，（4）：70-76.

[2] 李梅，柳士昌.對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].管理世界，

2012，（1）：21-32.

[3] 汪琦.對(duì)外直接投資對(duì)投資國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制[J].國際貿(mào)易問題，2004，（5）：73-77.

[4] 王英.基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的我國OFDI宏觀績(jī)效評(píng)價(jià)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業(yè)對(duì)外直接投資的績(jī)效評(píng)價(jià)與主體分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀(jì)鳳，黃萍.替代出口還是促進(jìn)出口——我國對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響研究[J].國際貿(mào)易問題，2013，（3）：95-103.

[7] Bitzer J，Kerekes M.Does foreign direct investment transfer technology across borders？ New evidence[J].Economics Letters，2008，

100（3）：355-358.

[8] Blomstr？覿m M，Kokko A.Outward investment，employment，and wages in Swedish multinationals[J].Oxford Review of Economic Policy，

2000，16（3）：76-89.

[9] Blonigen B A.In search of substitution between foreign production and exports[J].Journal of international economics，2001，53（1）：

81-104.

[10] Herzer D.Outward FDI and economic growth[J].Journal of Economic Studies，2010，37（5）：476-494.

[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

[責(zé)任編輯 李 可]endprint