中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇決定因素實(shí)證分析

1、福州大學(xué)課程論文 課程論文課程名稱： 國(guó)際投資學(xué) 論文題目：中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇 決定因素的實(shí)證分析 學(xué)生姓名： 周文潔 學(xué) 號(hào)： * 年級(jí)專業(yè)： * 2015年06月27日成 績(jī)： 評(píng) 語(yǔ)：任課教師： （簽名）中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇決定因素的實(shí)證分析【摘要】新興市場(chǎng)國(guó)家對(duì)外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI或FDI）近年來(lái)成為國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)和國(guó)際商務(wù)研完領(lǐng)域的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。作為世界上最大的新興市場(chǎng)國(guó)家，我國(guó)對(duì)外直接投資逐年增加，對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)住選擇決定因素的研究顯得十分必要本文利用最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的決定因素進(jìn)行了實(shí)證研

2、究。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)對(duì)外直接投資受東道的國(guó)情影響。本文選取25個(gè)國(guó)家2012年的截面數(shù)據(jù)，選取東道國(guó)市場(chǎng)、雙邊貿(mào)易額、東道國(guó)勞動(dòng)力成本以及教育水平等指標(biāo)，采用最小二乘分析方法通過(guò)我國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的決定因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論表明：我國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇受東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模的影響較為顯著，但兩者呈負(fù)向相關(guān)，即東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模越大，我國(guó)對(duì)其投資越少；同時(shí)，我國(guó)FDI對(duì)雙邊貿(mào)易進(jìn)出口也較為敏感。進(jìn)出口于東道國(guó)的貿(mào)易額度越大，中國(guó)對(duì)其直接投資就越多；東道國(guó)的工資水平和每百萬(wàn)中研究人員數(shù)與我國(guó)FDI呈負(fù)彈性關(guān)系，東道國(guó)工資水平越高，研究人員數(shù)越多，中國(guó)對(duì)其直接投資就越少。【關(guān)鍵字】對(duì)外直接投資 區(qū)位

3、選擇 截面數(shù)據(jù) 最小二乘模型一、緒論區(qū)位選擇是對(duì)外直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)所要面臨的首要問(wèn)題，它直接影響到投資企業(yè)優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮，影響到投資國(guó)的整個(gè)國(guó)際生產(chǎn)布局，進(jìn)而影響到投資國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資活動(dòng)的收益及成敗。因此，投資區(qū)位的研究一直成為學(xué)術(shù)界對(duì)外直接投資研究中的熱點(diǎn)。當(dāng)今經(jīng)濟(jì)全球化深刻地影響著中國(guó)的涉外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，21世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)對(duì)外直接投資方興未艾，2012年中國(guó)對(duì)外直接投資878億美元，首次成為世界三大對(duì)外投資國(guó)之一，其投資范圍已經(jīng)擴(kuò)展至全球179個(gè)國(guó)家和地區(qū)1。因此，研究中國(guó)對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇及其影響因素十分必要，有助于全面理解經(jīng)濟(jì)全球化

4、對(duì)國(guó)家涉外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響，為中國(guó)更好地參與國(guó)際合作分工、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供政策建議。中國(guó)作為一個(gè)新興世界經(jīng)濟(jì)體和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，其對(duì)外直接投資總量在逐年增長(zhǎng)，投資對(duì)象國(guó)數(shù)量也在不斷擴(kuò)大，因此本文試圖探究是什么因素在影響中國(guó)對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇。市場(chǎng)因素在不同區(qū)域內(nèi)是否會(huì)對(duì)外商直接投資產(chǎn)生不同影響?本文基于2012年中國(guó)對(duì)外直接投資流量數(shù)據(jù)，在鄧寧國(guó)際折衷理論的框架下，探究市場(chǎng)因素、勞動(dòng)力因素、教育水平因素以及雙邊貿(mào)易因素對(duì)于 OFDI 空間區(qū)位選擇的影響。通過(guò)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的動(dòng)因分析，可以明確中國(guó)對(duì)外直接投資影響因素，在實(shí)證上加深對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的理解，為政策制定者在制定中國(guó)對(duì)外直接

5、投資發(fā)展戰(zhàn)略，確定發(fā)展方向時(shí)提供一定的參考。二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述近年來(lái)，投資區(qū)位選擇研究頗受國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，有關(guān)投資區(qū)位選擇的文獻(xiàn)因此也不斷涌現(xiàn)。盡管各個(gè)學(xué)者研究的視角不盡相同，但是它們卻都將區(qū)位選擇決定因素作為投資區(qū)位選擇研究的重點(diǎn)，來(lái)考察區(qū)位因素對(duì)投資區(qū)位選擇的重要影響。1.國(guó)外主流理論述評(píng)。國(guó)外FDI的區(qū)位選擇理論主流有兩個(gè)：鄧寧的折衷理論和巴克利和卡森的內(nèi)部化理論。折衷理論認(rèn)為影響FDI區(qū)位選擇的因素主要是東道國(guó)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，包括市場(chǎng)因素、成本因素、基礎(chǔ)設(shè)施、語(yǔ)言、文化、習(xí)慣等的差異、投資環(huán)境、投資刺激和投資障礙等因素(Dunning，1977，1988，1999)2。而內(nèi)部化理論則認(rèn)為東

6、道國(guó)的資源稟賦和要素價(jià)格上的比較優(yōu)勢(shì)，成本因素和文化差異是主要的決定因素。其他西方學(xué)者的研究成果包括：Woodward and Rolfe(1993)認(rèn)為傳統(tǒng)的因素，如市場(chǎng)容量、勞動(dòng)力成本和運(yùn)輸成本是FDI的決定因素；Henisz(2000)認(rèn)為母國(guó)的機(jī)構(gòu)影響因素對(duì)FDI產(chǎn)生重要影響，尤其是當(dāng)東道國(guó)政治風(fēng)險(xiǎn)較大時(shí)；Chllng and Alcacer(2002)認(rèn)為企業(yè)的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)FDI區(qū)位選擇產(chǎn)生重要影響；Zahecr(2005)則認(rèn)為對(duì)不同行業(yè)尤其是知識(shí)富集程度不同的行業(yè)的投資受到的影響因素也不盡相同；巴克利(2006)認(rèn)為東道國(guó)的資源稟賦、文化相似性是FDI的決定因素3。2.國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

7、述評(píng)。國(guó)內(nèi)對(duì)中國(guó)FDI區(qū)位選擇的研究還處于起步階段。多數(shù)研究只是進(jìn)行理論的分析，程惠芳、阮翔(2004)4采用引力模型闡述了中國(guó)FDI傾向于發(fā)展程度相似、地理距離相近的國(guó)家和地區(qū)。而譚晶榮，周英豪(2005)5則采用層次結(jié)構(gòu)分析法研究認(rèn)為中國(guó)FDI主要受到東道國(guó)文化差異性、私有財(cái)產(chǎn)保護(hù)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及生產(chǎn)效率方面的影響。葉剛(1992)6則通過(guò)對(duì)上海、北京和福建的37家中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)調(diào)查，表明尋求海外市場(chǎng)是企業(yè)對(duì)外投資的首因，其次是享受東道國(guó)政府的優(yōu)惠政策、學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)、促進(jìn)產(chǎn)品出口。魏后凱、賀燦飛和王新(2001)7通過(guò)對(duì)秦皇島的135個(gè)外資企業(yè)的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)外商對(duì)華投

8、資重要的投資區(qū)位因素依次為廉價(jià)勞動(dòng)力、市場(chǎng)規(guī)模、自然資源、投資優(yōu)惠政策、投資回報(bào)率以及區(qū)域市場(chǎng)的可達(dá)性等。三、課題理論分析縱觀以上研究，盡管各個(gè)學(xué)者研究的出發(fā)點(diǎn)不盡相同，研究所使用的方法存在差異，研究強(qiáng)調(diào)的區(qū)位因素組合不同，相應(yīng)地，研究所得出的結(jié)論也有所差異甚至相反，但是這些研究都表明了區(qū)位因素對(duì)于投資區(qū)位選擇的重要影響。然而，這些研究依然存在一定的缺陷。一是從研究對(duì)象來(lái)看，國(guó)外學(xué)者多集中于發(fā)達(dá)國(guó)家的某一行業(yè)的研究，而缺乏對(duì)發(fā)展中國(guó)家的考察，因而研究成果不具有普遍性；二是變量選取存在一定的偏差，值得商榷。本文的研究即是在前人學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，提出了中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇決定因素的假設(shè)，建立了

9、截面數(shù)據(jù)模型對(duì)假設(shè)進(jìn)行實(shí)證研究。同時(shí)，本文的研究結(jié)論對(duì)我國(guó)提高對(duì)外直接投資的效率具有重要的指導(dǎo)作用。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：前三部分進(jìn)行國(guó)內(nèi)外研究綜述及點(diǎn)出存在的研究問(wèn)題；第四部分提出了我國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的決定因素假設(shè)并構(gòu)建了基于截面數(shù)據(jù)的對(duì)外直接投資區(qū)位選擇因素的實(shí)證模型；第五部分報(bào)告和分析了實(shí)證研究的結(jié)果并在文章的最后部分對(duì)全文進(jìn)行了總結(jié)。四、對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的決定因素假設(shè)與實(shí)證分析區(qū)位選擇的決定因素有很多。但是，本文將選取個(gè)別指標(biāo)變量來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。這主要是基于以下考慮：一是變量的可計(jì)量程度。由于有些因素難以量化，因而也就無(wú)法引入到定量分析的框架中來(lái)。如外資政策因素等；二是數(shù)據(jù)的可

10、獲得性。在實(shí)際當(dāng)中，公司層面的微觀數(shù)據(jù)往往難以獲取，而只能得到一些與研究相關(guān)的宏觀數(shù)據(jù)(如投資國(guó)的貿(mào)易額度、東道國(guó)的國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量)。出于研究的需要，常常會(huì)將這些宏觀經(jīng)濟(jì)因素?cái)M合使用進(jìn)行一般化分析；三是變量的一般化原則。由于不同投資國(guó)的跨國(guó)公司在其特征與行為方面存在不同，單個(gè)理論無(wú)法完全解釋對(duì)外直接投資的流動(dòng)。因此，如何較好地解釋必須足夠一般化以包含全球跨國(guó)公司的多樣性。基于此，本部分選取了東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、雙邊貿(mào)易、東道國(guó)勞動(dòng)力成本以及教育水平四個(gè)因素，來(lái)分析其對(duì)我國(guó)海外直接投資區(qū)位選擇的影響。（一）變量因素設(shè)定及相關(guān)關(guān)系假設(shè)變量1：東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模已有的研究表明，東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模是一國(guó)對(duì)外直接投資

11、的顯著影響因素。鄭秉政(2003)8、Mcleod&Gruben(1998)9的研究發(fā)現(xiàn)東道國(guó)市場(chǎng)是FDI的一個(gè)正的顯著因素；Lipsey(2000)10則認(rèn)為FDI與東道國(guó)市場(chǎng)顯著負(fù)相關(guān)。具體到中國(guó)，我國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資除了受東道國(guó)市場(chǎng)的影響外，更大程度上取決于地理因素、文化因素的影響。因此，市場(chǎng)因素對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的影響方向尚不明確。至于東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模的代理變量，本文以東道國(guó)GDP來(lái)作為測(cè)度。因?yàn)镚DP既包括了東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，也反映了東道國(guó)的人口規(guī)模，因此，GDP是對(duì)東道國(guó)購(gòu)買力的最佳測(cè)度。因此，可以假設(shè)：H1：東道國(guó)GDP對(duì)中國(guó)的對(duì)外直接投資有顯著影響，但影響方向不確定；變量2：雙

12、邊貿(mào)易FDI與貿(mào)易是一種互動(dòng)關(guān)系。理論上，企業(yè)對(duì)外直接投資往往是出于擴(kuò)大其產(chǎn)品出口的目的。或者說(shuō)，對(duì)外直接投資是由于貿(mào)易方式受阻而采取的另一種促進(jìn)商品出口的有效途徑。企業(yè)最初的外國(guó)市場(chǎng)聯(lián)系是從偶然、零星的產(chǎn)品出口開(kāi)始的。隨著出口的加大，企業(yè)就有必要在海外建立子公司以促進(jìn)產(chǎn)品的銷售，最后，企業(yè)采取直接投資，建立海外生產(chǎn)基地。大量的實(shí)證研究也都表明母國(guó)與東道國(guó)之間的貿(mào)易規(guī)模對(duì)FDI具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，并且這種關(guān)系呈正相關(guān)。于是以出口額來(lái)作為雙邊貿(mào)易的代理變量，假設(shè)如下：H2：我國(guó)對(duì)東道國(guó)的出13貿(mào)易額與中國(guó)對(duì)東道國(guó)的直接投資流量呈正相關(guān)；變量3：東道國(guó)勞動(dòng)力成本有學(xué)者指出，以勞動(dòng)力成本為主要組成部

13、分的生產(chǎn)成本，構(gòu)成了區(qū)位優(yōu)勢(shì)的重要內(nèi)容，較低的工資水平使得向該市場(chǎng)的投資比在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)投資或者其他外國(guó)市場(chǎng)投資贏利水平更高。而有寫學(xué)者則認(rèn)為，外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致一種產(chǎn)業(yè)在特定區(qū)域的集中，因此將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到低工資水平發(fā)展中國(guó)家并不總是許多跨國(guó)公司的第一選擇。有中國(guó)學(xué)者則以中國(guó)為例，研究了工資成本對(duì)我國(guó)引進(jìn)外資的影響。結(jié)果顯示：東道國(guó)的工資水平越高，它所吸收的外國(guó)直接投資就越少。基于以上分析，本文以東道國(guó)的工資水平來(lái)作為勞動(dòng)力成本的代理變量，并作出以下假設(shè)：H3：東道國(guó)的工資水平與我國(guó)對(duì)其投資的流量呈反比關(guān)系；變量4：東道國(guó)教育水平東道國(guó)教育水平是跨國(guó)企業(yè)進(jìn)行海外直接投資的一個(gè)重要的影響因素。一國(guó)教育水

14、平的高低不僅反映了該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，還直接地表明當(dāng)?shù)氐娜肆Y源的擁有狀況，進(jìn)而決定了該國(guó)科技創(chuàng)新能力的高低。相比而言，教育水平良好的地區(qū)更能吸引外商的直接投資。因?yàn)榻逃较鄬?duì)高的地區(qū)，其勞動(dòng)力素質(zhì)相對(duì)較高，也就意味著生產(chǎn)效率高，則企業(yè)直接投資的盈利能力就強(qiáng)。至于東道國(guó)教育水平的代理變量，本文以東道國(guó)每百萬(wàn)人中研究人員數(shù)來(lái)作為測(cè)度?；谏鲜鲈蜃魅缦录僭O(shè)：H4：東道國(guó)教育水平與投資量呈正相關(guān)關(guān)系。（二）實(shí)證模型設(shè)定在實(shí)證分析中，由于所選取的變量不同，結(jié)論往往會(huì)有所差異。為了能夠運(yùn)用以上模型來(lái)解釋投資區(qū)位選擇問(wèn)題，本文假設(shè)其他區(qū)位因素對(duì)投資行為均不產(chǎn)生影響。同時(shí)，為了減少模型異常點(diǎn)以及參差的非

15、正態(tài)分布和異方差性，本文采取對(duì)數(shù)形式以做修正。這樣，結(jié)合前文所選取的指標(biāo)變量，本文擬建立起以我國(guó)FDI為被解釋變量，以東道國(guó)GDP、我國(guó)對(duì)東道國(guó)出口、東道國(guó)勞動(dòng)力工資及研究人員數(shù)為解釋變量的對(duì)數(shù)線性模型。于是，模型設(shè)定如下：=C+1+2+3+4 （1）其中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)地區(qū)第t期的變量。GDP采用滯后于FDI一期的數(shù)據(jù)，是因?yàn)楫?dāng)期GDP是FDI的事前決定因素，而滯后一期才是當(dāng)期FDI需要考慮的決定因素，工資收入與教育水平滯后一期原因與之相同。由此，根據(jù)前文假設(shè)，各自變量的相關(guān)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)就可以表示為：10，20，30。（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證結(jié)果分析1.樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源FDI：我國(guó)

16、2012年中國(guó)對(duì)外直接投資流量（美元）來(lái)源于2012年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)39-43頁(yè)11；GDP：2011年各國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（美元）來(lái)源于2013國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒25-29頁(yè)12；EX：2012年各國(guó)與中國(guó)雙邊貿(mào)易進(jìn)出口總額（美元）來(lái)源于“中華人民共和國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站-對(duì)外貿(mào)易-國(guó)別報(bào)告”13；Wage：2011年各國(guó)人均國(guó)民總收入（美元）來(lái)源于2013國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒33-36頁(yè)14；Edu：2009年每百萬(wàn)人中研究人員數(shù)來(lái)源于2013國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒357頁(yè)15。其中，各國(guó)工資水平以各國(guó)人均國(guó)民收入作以代替原因在于人均國(guó)民收入作為對(duì)一國(guó)消費(fèi)者富裕程度的直接測(cè)量，也是對(duì)東道國(guó)工資水平的間接測(cè)度，因?yàn)?/p>

17、生產(chǎn)率水平與工資水平高度相關(guān)，也與人均國(guó)民收入高度相關(guān)。因而，使用人均國(guó)民收入是可取的。2.計(jì)量結(jié)果與分析經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)收集匯總與整理，得出下列數(shù)據(jù)表1：國(guó)名2012年中國(guó)對(duì)其直接投資流量（美元）2011年每百萬(wàn)人中研究人員數(shù)2011年各國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（美元）2011年各國(guó)人均國(guó)民總收入（美元）2012年各國(guó)與中國(guó)雙邊貿(mào)易進(jìn)出口總額（美元）印度276810000368.581.848E+12141068790000000印度尼西亞136129000089.618.468E+11294051050000000日本2106500005189.285.8672E+12451803.348E+11哈沙克斯坦

18、2995990000289.651.862E+11822023980000000韓國(guó)9424000004946.941.1162E+12208702.1511E+11馬來(lái)西亞199040000364.642.787E+11842058530000000斯里蘭卡1675000096.325920000000025802680000000南非-814910000395.564.082E+11696024720000000加拿大7951600004334.731.7361E+124556070120000000墨西哥100420000347.281.1553E+12924062660000000美國(guó)

19、40478500004673.211.5094E+13484505.3623E+11阿根廷7432500001045.544.46E+11974014960000000巴西194100000695.752.4767E+121072075480000000捷克180200002754.792.152E+111852010620000000法國(guó)1539300003689.782.773E+124242052480000000德國(guó)7993300003780.093.5706E+12439801.6398E+11意大利1185800001690.012.1948E+123533043140000000

20、荷蘭4424500002817.588.363E+114973080470000000波蘭75000001597.555.145E+111248012000000000俄羅斯聯(lián)邦7846200003091.361.8578E+121040075090000000西班牙462400002931.841.4908E+123099023720000000土耳其108950000803.927.731E+111041024080000000英國(guó)27747300003946.942.4316E+123778071790000000澳大利亞21729800004258.51.3718E+12493001.

21、2186E+11新西蘭940600004323.731.687E+113052011810000000表1 實(shí)證數(shù)據(jù)總表運(yùn)用上述截面數(shù)據(jù)，我們對(duì)（1）式的模型用最小二乘法進(jìn)行回歸，分析軟件為EViews7.0。在回歸的過(guò)程中考慮到某些變量t值較低，因此采用”后向法”逐步剔除不顯著的變量，其標(biāo)準(zhǔn)是t統(tǒng)計(jì)量不顯著且最小，經(jīng)過(guò)一一刪除直到剩余變量和t統(tǒng)計(jì)量顯著為止。首次回歸結(jié)果見(jiàn)表2：Dependent Variable: LNFDIMethod: Least SquaresDate: 06/27/15 Time: 17:33Sample: 1 25Included observations: 24

22、VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2.1108136.946484-0.3038680.7645LNGDP-0.4624430.442031-1.0461780.3086LNEX1.3972630.4481513.1178420.0057LNWAGE-0.2004080.5676860.3530270.7280LNEDU-0.2727190.467668-0.5831470.5667R-squared0.477142Mean dependent var19.46005Adjusted R-squared0.367067S.D. dep

23、endent var1.706288S.E. of regression1.357473Akaike info criterion3.632178Sum squared resid35.01191Schwarz criterion3.877606Log likelihood-38.58614Hannan-Quinn criter.3.697290F-statistic4.334690Durbin-Watson stat2.499403Prob(F-statistic)0.011684表2 首次回歸結(jié)果首先剔除東道國(guó)勞動(dòng)力工資對(duì)數(shù)LnWage，二次回歸結(jié)果見(jiàn)表3：Dependent Variab

24、le: LNFDIMethod: Least SquaresDate: 06/27/15 Time: 17:38Sample: 1 25Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1.3743256.479187-0.2121140.8342LNGDP-0.4660090.432136-1.0783850.2937LNEX1.4098320.4368483.2272820.0042LNEDU-0.1351280.252757-0.5346160.5988R-squared0.473713Mean

25、 dependent var19.46005Adjusted R-squared0.394770S.D. dependent var1.706288S.E. of regression1.327433Akaike info criterion3.555383Sum squared resid35.24157Schwarz criterion3.751725Log likelihood-38.66460Hannan-Quinn criter.3.607473F-statistic6.000686Durbin-Watson stat2.518101Prob(F-statistic)0.004352

26、表3 二輪回歸結(jié)果其次剔除東道國(guó)教育水平對(duì)數(shù)LnEdu，進(jìn)行三輪回歸，三次回歸結(jié)果見(jiàn)表4：Dependent Variable: LNFDIMethod: Least SquaresDate: 06/27/15 Time: 17:40Sample: 1 25Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.3917566.106488-0.0641540.9495LNGDP-0.5271230.409595-1.2869390.2121LNEX1.3986760.4288653.2613400.0

27、037R-squared0.466192Mean dependent var19.46005Adjusted R-squared0.415353S.D. dependent var1.706288S.E. of regression1.304666Akaike info criterion3.486239Sum squared resid35.74520Schwarz criterion3.633496Log likelihood-38.83487Hannan-Quinn criter.3.525306F-statistic9.169982Durbin-Watson stat2.575995P

28、rob(F-statistic)0.001373表4 三輪回歸結(jié)果最后剔除東道國(guó)市場(chǎng)因素對(duì)數(shù)LnGDP，將LnGDP進(jìn)行一階差分，進(jìn)行第四次回歸，結(jié)果見(jiàn)表5：Dependent Variable: LNFDIMethod: Least SquaresDate: 06/27/15 Time: 18:24Sample (adjusted): 2 25Included observations: 23 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-14.643647.546490-1.9404570.0666DLNGD

29、P-0.4420420.209534-2.1096390.0477LNEX1.3825990.3053824.5274360.0002R-squared0.530321Mean dependent var19.46097Adjusted R-squared0.483353S.D. dependent var1.744630S.E. of regression1.254008Akaike info criterion3.411675Sum squared resid31.45074Schwarz criterion3.559783Log likelihood-36.23426Hannan-Qui

30、nn criter.3.448924F-statistic11.29112Durbin-Watson stat2.627518Prob(F-statistic)0.000522表5 四輪回歸結(jié)果此時(shí)假定的四個(gè)因素已經(jīng)全部回歸完畢，將其結(jié)果匯總至表6：變量一輪回歸二輪回歸三輪回歸四輪回歸C變量前系數(shù)-2.110813-1.374325-0.391756-314.64364T值-0.304-0.212-0.064-1.940（*）LnEX變量前系數(shù)1.3972631.4098321.3986761.382599T值3.118（*）3.227（*）3.261（*）4.527（*）dLnGDP變量前系

31、數(shù)-0.442042T值-2.110（*）LnGDP變量前系數(shù)-0.462443-0.466009-0.527123-T值-1.0460.432-1.287-LnEdu變量前系數(shù)-0.272719-0.135128-T值-0.583147-0.535-LnWage變量前系數(shù)-0.200408-T值0.353-R-squared0.4771420.4737130.4661920.530321Adjusted R-squared0.3670670.3947700.4153530.483353F-statistic4.3346906.0006869.16998211.29112Durbin-Wats

32、on stat2.4994032.5181012.5759952.627518表6 截面數(shù)據(jù)混合最小二乘法估計(jì)分析結(jié)果說(shuō)明：*，*，*分別表示在1、5、10的水平上顯著。分析表6的第一次回歸結(jié)果可以看出，Wage的符號(hào)與預(yù)期不同，說(shuō)明中國(guó)對(duì)外直接投資并沒(méi)有傾向于勞動(dòng)力成本低的國(guó)家，但是t統(tǒng)計(jì)量較小，解釋能力較差。根據(jù)”后向法”，將LnWage變量剔除后，再次進(jìn)行估計(jì)，由第二次回歸結(jié)果可以看出，將LnWage變量剔除后，各解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量在一定程度上變得略微顯著，但是GDP的符號(hào)與預(yù)期的相反，LnEdu不顯著性明顯，再次，我們將LnEdu變量剔除，進(jìn)行第三次回歸，由表6的回歸結(jié)果可以看出，Ln

33、GDP的t統(tǒng)計(jì)量只有-1.287，由”后向法”原理，我們將LnGDP剔除，并對(duì)LnGDP進(jìn)行一階差分，對(duì)dLnGDP與LnEX和LnDFI進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果中這兩個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量均顯著，由此得出最后的回歸方程如下：=-314.64364+-0.442042+1.382599由回歸結(jié)果可以看到，dLnGDP和LnEX的t統(tǒng)計(jì)量均較大，dLnGDP在5的水平上顯著，LnEX則在1%的水平上顯著，F(xiàn)值也在1水平上顯著，模型很理想。3.實(shí)證結(jié)果原因探析從表6中可以看出，中國(guó)對(duì)外直接投資即FDI與GDP呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系；FDI與出口EX呈正相關(guān)關(guān)系，與東道國(guó)工資水平Wage呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與東道國(guó)研究人員數(shù)

34、Edu呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中，東道國(guó)研究人員數(shù)Edu的回歸結(jié)果與預(yù)測(cè)相悖。相關(guān)關(guān)系的具體原因解析如下：dLnGDP的回歸系數(shù)為-0.442042，其經(jīng)濟(jì)意義表明東道國(guó)dLnGDP每增加1，中國(guó)對(duì)其直接投資就會(huì)減少0.442042%，影響呈負(fù)向效應(yīng)。顯然，這一結(jié)果與傳統(tǒng)的主流理論“東道國(guó)GDP越大，吸收投資就越多”相抵觸。我國(guó)對(duì)外直接投資與東道國(guó)GDP之間呈顯著的負(fù)彈性關(guān)系，則說(shuō)明在這25個(gè)樣本中，我國(guó)對(duì)其直接投資并非是市場(chǎng)導(dǎo)向型的投資。究其原因，可解釋如下：一是我國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的直接投資，由于受企業(yè)自身競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的限制，存在著市場(chǎng)進(jìn)入的障礙問(wèn)題。于是就形成大市場(chǎng)與少投資的反差。而對(duì)于發(fā)展中地區(qū)

35、，由于中國(guó)企業(yè)具備相對(duì)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，具有較強(qiáng)的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，因此就易形成小市場(chǎng)與多投資的局面；二是我國(guó)對(duì)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的直接投資在更大程度上是出于政治、文化、地理因素的考慮。比如我國(guó)對(duì)非洲地區(qū)的直接投資，大多是因?yàn)槲覈?guó)與這一“第三世界”有著深厚的政治基礎(chǔ)。而對(duì)亞洲周邊國(guó)家(地區(qū))的投資，更多是由于我國(guó)與其有著共同的或者相近的歷史文化以及鄰近的地理距離。因而，對(duì)于這些小市場(chǎng)地區(qū)的投資，常常具有不受市場(chǎng)規(guī)模影響的投資剛性。LnEX的回歸系數(shù)是1.382599，符號(hào)為正，與預(yù)期一致。同時(shí)表明，我國(guó)對(duì)東道國(guó)出口額每增加l，我國(guó)就會(huì)增加直接投資1.382599。可見(jiàn)，中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)的出口較為敏

36、感。對(duì)東道國(guó)的出口額越大，中國(guó)對(duì)其投資就越多；反之，直接投資就越少。正如前文所說(shuō)，出口與對(duì)外投資互為因果關(guān)系。我國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，企業(yè)國(guó)際化依然遵循著“國(guó)際貿(mào)易在先，直接投資在后”的順序。對(duì)海外市場(chǎng)的認(rèn)知，如東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、需求狀況、法律制度等，都是建立在先前的出口貿(mào)易這一渠道之上。也就是說(shuō)，先前的出口所積累的東道國(guó)市場(chǎng)的知識(shí)是我國(guó)對(duì)外直接投資的一個(gè)重要影響因素。此外，雖然有些東道國(guó)以阻礙我國(guó)產(chǎn)品出口為目的所設(shè)置的貿(mào)易壁壘也有可能是促成我國(guó)對(duì)其直接投資增加的原因之一，在貿(mào)易壁壘使出口受阻的情況下，出口與投資一般呈替代關(guān)系，但也不排除兩者間的互補(bǔ)關(guān)系，即正相關(guān)關(guān)系。LnWage的回歸系數(shù)是

37、-0.200408，符號(hào)為負(fù)，與預(yù)期的相同。這說(shuō)明東道國(guó)的勞動(dòng)力工資每上升1，我國(guó)對(duì)其直接投資就相應(yīng)減少0.2。東道國(guó)工資水平越高，中國(guó)對(duì)其投資就越少；反之，直接投資就越多。事實(shí)上，從我國(guó)投資的地區(qū)流向來(lái)看，發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))居多。在這些地區(qū)，由于勞動(dòng)生產(chǎn)率相對(duì)較低，勞動(dòng)力工資水平相應(yīng)低下，相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家就具有明顯的成本優(yōu)勢(shì)。而中國(guó)企業(yè)則易于選擇工資水平較低的發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行投資，因?yàn)樗茉鰪?qiáng)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的盈利能力。LnEdu的回歸系數(shù)是-0.135128，符號(hào)為負(fù)，這說(shuō)明東道國(guó)的研究人員數(shù)每上升1%，我國(guó)對(duì)其直接投資就相應(yīng)減少0.135128%，與預(yù)期的相反。原因在于，中

38、國(guó)當(dāng)下對(duì)外直接投資主要在發(fā)展中國(guó)家（地區(qū)），其教育水平相對(duì)較低，且研究人員需要的是高等教育，其比例越高，代表東道國(guó)的人均工資水平就越高，由以上LnWage的分析可知，中國(guó)對(duì)外直接投資是與LnWage呈負(fù)相關(guān)的，因此FDI與LnEdu也應(yīng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，計(jì)量結(jié)果符合該推論，屬合理范疇。五、研究結(jié)論與展望本文選取25個(gè)國(guó)家2012年的截面數(shù)據(jù)，選取東道國(guó)市場(chǎng)、雙邊貿(mào)易、東道國(guó)勞動(dòng)力成本以及教育水平等指標(biāo)，采用最小二乘分析方法通過(guò)我國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的決定因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)一步，結(jié)論表明：東道國(guó)GDP、我國(guó)對(duì)東道國(guó)的雙邊貿(mào)易進(jìn)出口額、東道國(guó)工資水平及每百萬(wàn)中研究人員數(shù)對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的影響均較顯著，并且分別呈負(fù)、正、負(fù)、負(fù)相關(guān)關(guān)系；我國(guó)對(duì)外直接