影響外商直接投資因素(FDI)分析

1、學(xué)校代碼 10125 專業(yè)代碼 020401 Shan xi University of Finance and Economics 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文（設(shè)計(jì)）論文題目：影響外商在華直接投資（FDI）因素的分析姓名：李凱侖學(xué)號：201303010104班級：2013級國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易一班專業(yè)：國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院：國際貿(mào)易學(xué)院指導(dǎo)教師：李毅、龐曉東完成時(shí)間：2015年12月23日目錄引言：1關(guān)鍵詞：1一、 選題背景及重要意義11.選題背景12. 研究FDI的重要意義1二、 理論分析21.兩缺口理論22.國際生產(chǎn)折衷理論2三、 研究數(shù)據(jù)來源以及變量的解釋31.研究數(shù)據(jù)來源32. 變量的解釋3四、 建立計(jì)

2、量模型4五、模型分析51.模型的參數(shù)估計(jì)52.多重共線性的修正（逐步回歸法）63.異方差檢驗(yàn)84.自相關(guān)檢驗(yàn)9六、結(jié)論分析101.最終模型：102.模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義分析103.政策性建議101摘 要自2008年全球金融危機(jī)之后，世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期低迷，在這個(gè)世界經(jīng)濟(jì)的大環(huán)境下，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻保持著相對的高速增長。本文通過研究外商在華直接投資情況，分析其影響因素，探究中國外商在華投資變換狀況的原因所在，并為中國改善外商投資環(huán)境，縮小地區(qū)間差異，進(jìn)一步擴(kuò)大外資引進(jìn)規(guī)模，最終服務(wù)于中國經(jīng)濟(jì)增長與轉(zhuǎn)型升級給出意見建議是本文的研究意義所在。本次分析基于國際投資領(lǐng)域的兩大經(jīng)濟(jì)理論即“國際生產(chǎn)折衷理論”、

3、“兩缺口理論”來確定影響FDI的影響因素，并且建立計(jì)量模型。本次的研究結(jié)果顯示，在我國，影響外商在華投資的因素主要有市場規(guī)模，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，支撐經(jīng)濟(jì)發(fā)展的硬環(huán)境（基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況）和軟環(huán)境（金融、通信、物流等）以及地理區(qū)位（東、中、西部差異）。為增加地區(qū)對外資的吸引力，必須改善上述因素，幫助中西部地區(qū)改善基礎(chǔ)設(shè)施，并給予相應(yīng)的政策優(yōu)惠，進(jìn)而平衡地區(qū)差異。關(guān)鍵詞：外商直接投資（FDI） 兩缺口理論 國際生產(chǎn)折衷理論 11、 選題背景及重要意義1.選題背景自2008年的全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)發(fā)生以來，世界經(jīng)濟(jì)形勢一直處于低迷的狀態(tài)，在此大環(huán)境下國際投資規(guī)模相對減少的同時(shí)其結(jié)構(gòu)也發(fā)生了較大的變化，由此前的

4、以發(fā)達(dá)國家和地區(qū)為主要的目的國的結(jié)構(gòu)狀態(tài)逐漸的向以發(fā)展中國家為主要的投資目的國的結(jié)構(gòu)狀態(tài)發(fā)展。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議的報(bào)告顯示，去年發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體共吸引了56%的全球外商直接投資，共計(jì)7000億美元，創(chuàng)下有史以來最高水平，較2008年國際金融危機(jī)時(shí)的規(guī)模翻了一番。除中國外，巴西去年吸引外資620億美元，印度吸引外資350億美元。 而發(fā)達(dá)國家吸引的全球外商直接投資額則下跌了14%。除英國外，歐洲主要經(jīng)濟(jì)體吸引的外商直接投資均在下降，德國去年減少21億美元，法國更是減少了69億美元。近幾年，中國作為新興經(jīng)濟(jì)體的領(lǐng)頭羊，中國在吸引外資方面的能力較強(qiáng)。根據(jù)中國商務(wù)部新聞發(fā)布會公布的數(shù)據(jù)顯示，中國2014年實(shí)

5、際利用外資1195.6億美元（未含銀行、證券、保險(xiǎn)領(lǐng)域數(shù)據(jù)），同比增長1.7%，高于美國、歐盟、俄羅斯、巴西等主要經(jīng)濟(jì)體，連續(xù)23年保持發(fā)展中國家首位。據(jù)數(shù)據(jù)顯示，2014年中國已經(jīng)成為全球外商直接投資最具吸引力的目的國之一，這是自2003年以來首次超過美國，躍居世界第一位。2. 研究FDI的重要意義國際直接投資（foreign direct investment,FDI)，又稱外國直接投資，對外直接投資，境外直接投資或海外直接投資，是指以控制國（境）外企業(yè)的經(jīng)營管理權(quán)為核心的對外投資。現(xiàn)在在全世界范圍來看，經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展呈現(xiàn)疲軟，為了避免中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)疲軟，引進(jìn)外資，利用外資彌補(bǔ)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展

6、所面臨的外匯缺口很儲蓄缺口，分析影響外商在華直接投資的因素是十分必要的。并且外商在華直接投資的同時(shí)，其產(chǎn)生的溢出效應(yīng)對中國的技術(shù)革新，產(chǎn)業(yè)升級都會帶來十分有利的積極影響。2、 理論分析1.兩缺口理論兩缺口理論是20世紀(jì)60年代由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家H·B錢納里等提出的，用以分析發(fā)展中國家投資大于儲蓄和進(jìn)口大于出口的一種經(jīng)濟(jì)理論。兩缺口模型的基本方程式：IS=MXIS是投資與儲蓄差額，被稱為儲蓄缺口MX是進(jìn)口與出口的差額，被稱為外匯缺口總供給=C+S+T+M；總需求=C+I+G+X；其中，C是消費(fèi)；I是投資，G是政府支出；X是出口；M是進(jìn)口；S是儲蓄；T是稅收。整理的(I+G)-(S+T)=M

7、-X；如果政府收支相等，即財(cái)政平衡，即G=T,即I-S=M-X,國際收支達(dá)到平衡，便不會出現(xiàn)所謂的“外匯缺口”與“儲蓄缺口”。但是G跟T很難相等。對于發(fā)展中國家來說，當(dāng)I+G即投資與政府支出之和大于儲蓄與稅收之和即（S+T）時(shí)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展便會出現(xiàn)資源缺口，為了彌補(bǔ)國內(nèi)的這一資源缺口便需要進(jìn)口，通過引進(jìn)外國資源來支持國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一旦出現(xiàn)進(jìn)口大于出口，便需要更多的外匯，這時(shí)為了維持現(xiàn)有的外匯水平不降低的前提，就需要對外融資，吸引外部資金來填補(bǔ)。外商的在華投資一方面可以看作是一種追加投資，彌補(bǔ)了國內(nèi)的儲蓄缺口，另一方面，引進(jìn)外資，可以維持現(xiàn)有的外匯規(guī)模，防止出現(xiàn)外匯缺口。2.國際生產(chǎn)折衷理論國際

8、生產(chǎn)折衷理論是英國瑞丁大學(xué)教授鄧寧（J·H·Dunning）1977年在貿(mào)易，經(jīng)濟(jì)活動的區(qū)位和跨國企業(yè)：折衷理論方法探索中提出了的。國際生產(chǎn)折衷理論主要包括三方面的內(nèi)容，分別是所有權(quán)優(yōu)勢理論，內(nèi)部化優(yōu)勢理論以及區(qū)位優(yōu)勢理論。區(qū)位優(yōu)勢理論指出，區(qū)位優(yōu)勢是指投資的國家或地區(qū)對投資者來說在投資環(huán)境方面所具有的優(yōu)勢。它包括直接區(qū)位優(yōu)勢，即東道國的有利因素；和間接區(qū)位優(yōu)勢，即投資國的不利因素。區(qū)位特定優(yōu)勢包括：勞動力成本，市場需求，地理距離，自然資源，基礎(chǔ)設(shè)施，運(yùn)輸與通訊成本，關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，政府對外國投資的政策，因歷史、文化、風(fēng)俗、商業(yè)慣例差異形成的心理距離等。在本文的研究中，假

9、設(shè)外商(在華)直接投資（FDI）受市場規(guī)模，勞動力成本，勞動力質(zhì)量，第三產(chǎn)發(fā)展水平以及地區(qū)所在的地理位置等因素的綜合影響。3、 研究數(shù)據(jù)來源以及變量的解釋1.研究數(shù)據(jù)來源研究范圍：2013年全國29個(gè)省及直轄市的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒）2. 變量的解釋（1）FDI國際直接投資，吸引外資的能力，單位是億元人民幣（為了更好的說明FDI于其影響因素之間的關(guān)系，采用中國人民銀行公布的2013年12月的平均匯率即1美元=6.1160元人民幣進(jìn)行換算。）在EVIEWS數(shù)據(jù)表中用Y代表。（2） GDP 國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量，單位是億元人民幣，在本文中用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來表

10、示一個(gè)地區(qū)是市場規(guī)模，作為一個(gè)影響FDI的一個(gè)解釋變量，記作X1。（3） 城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資水平城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資水平，用城鎮(zhèn)私營單位就業(yè)人員的平均工資來近似的表示，單位是元。在本文中用它來代表該地區(qū)勞動力成本，為一個(gè)影響FDI的一個(gè)解釋變量，記作X2。(4) 擁有大專以上受教育程度人口比重大專以上受教育程度人口比重是該地區(qū)接受大專以上教育的人口比重占地區(qū)總?cè)丝诒戎?，單位?。在本文中，用它來表示該地區(qū)勞動力質(zhì)量，作為一個(gè)影響FDI的一個(gè)解釋變量，記作X3。（5） 第三產(chǎn)業(yè)比重第三產(chǎn)業(yè)比重是第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重，單位是%，是一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的一個(gè)衡量指標(biāo)。在本文中用它表示該地區(qū)金融，

11、交通，信息服務(wù)業(yè)等的發(fā)展水平，在本文中作為一個(gè)影響FDI的解釋變量，記作X4。（6） 虛擬變量（D1,D2）虛擬變量，東部地區(qū)=（1，0），中部地區(qū)=（0，1），西部地區(qū)=（0，0），在本文中用（D1,D2）來表示該地區(qū)的區(qū)位因素（東中西部的劃分以國家2013年以前的劃分為標(biāo)準(zhǔn)）。在本文中用它來量化東中西部這一的定性的影響因素，作為一個(gè)影響FDI的解釋變量。4、 建立計(jì)量模型模型預(yù)處理（做折線圖，初步觀察各變量之間的關(guān)系） 根據(jù)上圖，建立如下計(jì)量模型：LnY=0+1(LNX1)+2(X2)+3(X3)+4(X4)+5(D1)+6(D2)+Ui五、模型分析1.模型的參數(shù)估計(jì)該模型R2=0.880

12、118,修正后的R2=0.848844，可見可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為28.14251，明顯顯著。當(dāng)=0.05時(shí)，t/2(n-k)=t0.025(30-6)=1.7139,由上表可見，除lnx1,D1，其他變量的系數(shù)都不顯著，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)得下表：由上表的計(jì)算結(jié)果可以看出，X3,X4的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)的確存在著多重共線性的問題。為了進(jìn)一步了解 該模型的多重共線性問題，做各解釋變量的輔助回歸，其計(jì)算結(jié)果如下：經(jīng)驗(yàn)表明，方差擴(kuò)大因子VIF10時(shí)，通常說明該解釋變量與其余變量之間存在有嚴(yán)重的多重共線性，由上述計(jì)算結(jié)果可知，該模型的多重共線性問題并不嚴(yán)重。2.

13、多重共線性的修正（逐步回歸法）分別做被解釋變量LNY對各解釋變量的一元回歸，計(jì)算結(jié)果如下：變量LNX1X2X3X4D1D2t值9.4384273.1879772.6104661.4897504.967154-0.328731可決系數(shù)0.7544120.2663090.1902730.0710890.4596870.003713修正可決系數(shù)0.7459430.2401060.1623510.0390580.441056-0.030642F值89.0839010.163206.8145352.21935524.672620.108064由上述計(jì)算結(jié)果可知，自變量為LNX1即GDP時(shí)，修正可決系數(shù)，

14、t值，F(xiàn)值最高，表示GDP對被解釋變量FDI的解釋程度最優(yōu)。所以，第一個(gè)被留下的解釋變量為GDP。再依次加入其他變量進(jìn)行回歸，其結(jié)果如下，分別為（1） 加入X2 （2） 加入X3 （3） 加入X4 （4） 加入D1 （5） 加入D2 總結(jié)上述結(jié)果可知，新加入解釋變量D1后，其修正可決系數(shù)R2 =0.865200以及F=97.27636均得到優(yōu)化，所以模型保留的第二個(gè)解釋變量為D1。在LnY=0+1(LNX1)+6(D2)+Ui的基礎(chǔ)之上，再對剩余變量變量進(jìn)行逐步回歸，最后得 即新加入解釋變量X4后，其修正可決系數(shù)得到優(yōu)化，且其他回歸參數(shù)的t檢驗(yàn)值仍是顯著的，所以考慮留下該解釋變量，并作最終的參

15、數(shù)估計(jì)，其結(jié)果如下所以，初始的模型經(jīng)過逐步回歸法修正多重共線性之后的模型結(jié)果為：LnY=-4.88463+1.177674（LNX1）+0.030609(X4)+0.837092(D1)3.異方差檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥鯳HITE檢驗(yàn)，其結(jié)果如下:由上述計(jì)算結(jié)果可得，LM=nR2=31*0.196469=6.090539。在=0.05的條件下，查2分布表，得臨界值0.052（8）=15.5073，很明顯，nR2=6.090539<0.052（8）=15.5073,所以，模型并不存在異方差。4.自相關(guān)檢驗(yàn)（1）做模型殘差圖并觀察根據(jù)上圖可以看出，殘差的變動并未呈現(xiàn)系統(tǒng)模式，不具備連續(xù)為正或連續(xù)為負(fù)的特征

16、，表明殘差項(xiàng)可能不存在自相關(guān)。為確定模型是否存在自相關(guān)，做模型的參數(shù)估計(jì)，比較其DW值。（2）比較模型的DW值Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 12/21/15 Time: 15:14Sample: 1 31Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-4.9884631.221233-4.0847750.0004LNX11.1776740.10831310.872860.0000X40.0306090.01

17、16512.6272010.0140D10.8370920.2375193.5243130.0015R-squared0.899801    Mean dependent var7.898700Adjusted R-squared0.888668    S.D. dependent var1.504053S.E. of regression0.501848    Akaike info criterion1.578877Sum squared resid6.800000

18、60;   Schwarz criterion1.763908Log likelihood-20.47259    Hannan-Quinn criter.1.639192F-statistic80.82170    Durbin-Watson stat2.173237Prob(F-statistic)0.000000對樣本量為31、3個(gè)解釋變量的模型、0.05的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.229，dU=1.650，模型中dU<DW<4-dU=2.35。所以，模型

19、殘差項(xiàng)并不存在自相關(guān)。六、結(jié)論分析 1.最終模型：LnY=-4.88463+1.177674（LNX1）+0.030609(X4)+0.837092(D1)上述模型是在最初的假設(shè)變量的基礎(chǔ)之上進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)并修正，以及排除了模型可能存在的異方差以及自相關(guān)之后的最終結(jié)果。模型說明，一個(gè)地區(qū)的外商投資數(shù)量受三個(gè)因素的影響較大，分別是地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在該地區(qū)GDP中所占的比重以及地區(qū)所處的地理位置（東中西部）。2.模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義分析（1）變量LNX1的系數(shù)1.177674是指，地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加e億元人民幣， 外商在華直接投資數(shù)額將會增加e1.177674億元人民幣。（2）變量X4的系數(shù)0.030609是指，地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)在地區(qū)GDP中所占的比重每增加1%，外商在該地區(qū)的投資就會增加e0.030609億元人民幣。（3）政策性因素即地區(qū)所處的地理區(qū)位（東中西部）對一個(gè)地區(qū)外資的吸引力影響很大。外商投資大多跟看重經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，這對于廣大中西部地區(qū)來說是個(gè)劣勢。3.政策性建議（1）一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量在外商投資的選擇的考慮因素中是很重要的，所以一個(gè)地區(qū)要想進(jìn)一步的擴(kuò)大外商在該地區(qū)投