我國(guó)實(shí)際利用外資總額影響因素的計(jì)量分析

李 菁

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110136)

我國(guó)實(shí)際利用外資總額影響因素的計(jì)量分析

李 菁

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110136)

通過(guò)對(duì)1987—2009年我國(guó)實(shí)際利用外資總額(Y)及其影響因素匯率(HL)、GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、居民消費(fèi)水平(CON)、出口總額(EXPO)等的計(jì)量分析，得出實(shí)證模型：lnY= ?2.38+0.098HL+ 2.11CPI+0.98 ln(CONS) ? 0.374D1? 0.439RESID02 ? 0.346RESID03.

外資；模型；修正；計(jì)量分析

0 引言

自從1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)逐漸走上了持續(xù)利用外資的道路.積極引入外資可以彌補(bǔ)我國(guó)建設(shè)資金的不足，加強(qiáng)城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，興建大中型工業(yè)企業(yè)，引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，加快老企業(yè)技術(shù)改造，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)，引進(jìn)先進(jìn)的管理理念等積極意義.

國(guó)內(nèi)各種經(jīng)濟(jì)因素的變化深刻影響著實(shí)際利用外資的規(guī)模和數(shù)量.匯率對(duì)外資引入的影響是不可忽視的，人民幣對(duì)外貶值會(huì)增加外資流入.其次，我國(guó)現(xiàn)有的市場(chǎng)規(guī)模和潛在的巨大的市場(chǎng)規(guī)模構(gòu)成了對(duì)外資極大的吸引力.同時(shí)，國(guó)內(nèi)物價(jià)水平同樣會(huì)對(duì)外資的流入產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為我國(guó)的通貨膨脹率.此外，我國(guó)引進(jìn)外資的方式的影響不可忽視，我國(guó)引進(jìn)外資時(shí)多采取對(duì)外加工裝配貿(mào)易，我國(guó)對(duì)外出口額的影響因素也該加以考慮.2001年我國(guó)加入WTO，應(yīng)該把這一因素納入模型中來(lái)，具體分析我國(guó)加入WTO之后，引進(jìn)外資的程度有什么變化，影響究竟顯著不顯著.

另外，影響我國(guó)實(shí)際利用外資總額的因素中，有一些是不可度量和沒(méi)有利用意義的，如國(guó)際宏觀環(huán)境以及我國(guó)的成本因素.無(wú)論是我國(guó)的勞動(dòng)力成本還是資本成本，是必然隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而發(fā)展的，同國(guó)外相比是廉價(jià)的，但縱向相比納入模型是無(wú)意義的.

筆者將根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的原理[1]，利用Eviews6.0軟件對(duì)影響我國(guó)實(shí)際利用外資總額的影響因素做實(shí)證分析.

1 我國(guó)實(shí)際利用外資總額的影響因素的計(jì)量分析

選取1983—2009年我國(guó)實(shí)際利用外資總額及其主要影響因素的相關(guān)數(shù)據(jù)作為模型建立的基礎(chǔ)，如圖1.選取的主要影響因素包括：匯率(HL)；我國(guó)的實(shí)際GDP——表示宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)——代表通貨膨脹率；居民消費(fèi)水平(CON)——表示市場(chǎng)規(guī)模；出口總額(EXPO)；虛擬變量D1——加入WTO的2001年之前是0，2002年及以后的年份是1.

首先是對(duì)以上的變量做回歸，選取了線性模型，即

從回歸結(jié)果來(lái)看，在 5 %的顯著水平下，只有常數(shù)和匯率是統(tǒng)計(jì)顯著的，它們發(fā)生錯(cuò)誤的概率在 5 %以下；在 10 %的顯著水平下，常數(shù)、匯率、居民消費(fèi)水平和虛擬變量是統(tǒng)計(jì)顯著的；修正后的擬合優(yōu)度為96 %，達(dá)到了非常高的水平.但是模型存在許多問(wèn)題，我們下面逐一修正.

1.1 檢測(cè)是否存在多余變量

擬合優(yōu)度很高，所以不會(huì)是遺漏了有關(guān)變量，但是有可能有多余的變量.我們?nèi)サ鬐DP和CPI兩個(gè)變量，并對(duì)結(jié)果做F檢驗(yàn)，判定兩個(gè)變量是否為多余變量.

回歸后，得到結(jié)果的擬合優(yōu)度為R2= 0.968 597，并且出口額的t統(tǒng)計(jì)量不顯著.

下面做F檢驗(yàn)：

零假設(shè)：B2=B3= 0.

查表得，F(xiàn)值大于3.49的概率是5 %，因此被迫接受零假設(shè)：B2=B3= 0.

表1 1983—2009年我國(guó)實(shí)際利用外資及其影響因素?cái)?shù)據(jù)

表2 初次線性回歸結(jié)果

由于變量EXPO的t統(tǒng)計(jì)量也不顯著，需去掉EXPO和CPI做回歸，結(jié)果顯示的擬合優(yōu)度R2= 0.968 276，此時(shí)GDP的t統(tǒng)計(jì)量是不顯著的.再次做F檢驗(yàn)：

零假設(shè)：B3=B5= 0

同樣，被迫接受零假設(shè)：B3 = B5 = 0.

根據(jù)兩次比較相似的驗(yàn)證結(jié)果來(lái)看GDP、EXPO、CPI都是多余變量.但是這種方法有很大的局限性，我們不能輕易加入一個(gè)變量，同時(shí)不可以輕易地剔除一個(gè)變量.建立模型不建議采用數(shù)據(jù)挖掘的策略，我們更強(qiáng)調(diào)的是建模必須以理論為指導(dǎo)，否則會(huì)陷入死胡同.僅因?yàn)閠統(tǒng)計(jì)量不顯著而剔除該變量會(huì)犯嚴(yán)重的遺漏相關(guān)變量的錯(cuò)誤，因此我們將進(jìn)行進(jìn)一步分析.

1.2 不正確函數(shù)形式檢驗(yàn)

接下來(lái)對(duì)模型是否設(shè)定錯(cuò)誤進(jìn)行檢驗(yàn).

檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定是否正確的方法我們采用麥克金農(nóng)—懷特—戴維森檢驗(yàn)(MWD檢驗(yàn))，用來(lái)幫助在線性模型和對(duì)數(shù)線性模型之間進(jìn)行選擇.下面我們對(duì)模型做MWD檢驗(yàn)，在線性模型和對(duì)數(shù)模型之間選擇.

零假設(shè)H0：線性模型：Y是X的線性函數(shù).

備擇假設(shè)H1：對(duì)數(shù)模型：lnY是X或lnX的線性函數(shù).

估計(jì)線性模型，得到Y(jié)的估計(jì)值；估計(jì)線性對(duì)數(shù)模型得到lnY的估計(jì)值；令Z為Y的估計(jì)值與lnY的估計(jì)值之差，最后做lnY對(duì)X和Z的回歸，主要看Z的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是否顯著，顯著說(shuō)明模型設(shè)定有顯著錯(cuò)誤，如表3.

Z的t統(tǒng)計(jì)量并不顯著，即模型的設(shè)定沒(méi)有顯著性錯(cuò)誤，是可以接受的，線性模型和對(duì)數(shù)線性模型之間的差別不大.從結(jié)果來(lái)看，模型中變量的顯著性并不盡如人意，Z概率的值更傾向于對(duì)數(shù)線性模型的.

表3 MWD檢驗(yàn)結(jié)果

1.3 多重共線性檢驗(yàn)

從常識(shí)來(lái)判斷，GDP或許與出口額和居民消費(fèi)水平有共線性，出口額增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)GDP的增長(zhǎng)，而GDP增長(zhǎng)必然會(huì)使居民消費(fèi)水平增長(zhǎng).第一個(gè)模型的回歸結(jié)果顯示擬合優(yōu)度R2非常高，達(dá)到 96%，但是t統(tǒng)計(jì)量顯著得并不多，可以說(shuō)該模型存在多重共線性問(wèn)題.因此需要進(jìn)行輔助回歸的檢驗(yàn).

去掉虛擬變量和常數(shù)項(xiàng)，有5個(gè)變量，逐一做其中一個(gè)變量對(duì)另外其他變量的回歸，提取擬R2和F值.

HL對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.914，F(xiàn)= 56.25.

GDP對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.989，F(xiàn)= 457.5.

CPI對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.408，F(xiàn)= 4.58.

CONS對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.993，F(xiàn)= 714.5.

EXPO對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.959，F(xiàn)= 122.4.

匯率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和居民消費(fèi)水平之間存在著嚴(yán)重的共線性.通過(guò)以上檢驗(yàn)可以判定該模型具有多重共線性.由于是有理論模型做基礎(chǔ)的，如果從中刪去一些變量，簡(jiǎn)化了的模型估計(jì)得到的參數(shù)有可能是有偏的.理論來(lái)看，這些數(shù)據(jù)都是固定而確切的，年度數(shù)據(jù)是沒(méi)有辦法獲得額外數(shù)據(jù)或者獲得新樣本的.結(jié)合上面的分析結(jié)果，最佳的補(bǔ)救措施就是重新考慮模型.

新模型采用對(duì)數(shù)模型，即對(duì)這些絕對(duì)數(shù)采取對(duì)數(shù)化處理，繼續(xù)做回歸，結(jié)果如表4.擬合優(yōu)度依然很高，但是仍然有變量不顯著，但是CPI和居民消費(fèi)水平很顯著，匯率和出口額很不顯著，再次對(duì)其做輔助回歸：

HL對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.972F= 180.1

ln (GDP) 對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.991，F(xiàn)= 594.7.

CPI對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.005，F(xiàn)= 1.02.

ln (CONS) 對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.995，F(xiàn)= 995.9.

ln (EXPO) 對(duì)其他變量的回歸：修正后R2= 0.99，F(xiàn)= 491.9.

表4 采用對(duì)數(shù)函數(shù)形式后的回歸結(jié)果

仍然有很嚴(yán)重的多重共線性，因此不得不考慮去掉一些變量，結(jié)合這幾次的回歸，可以確定GDP和居民消費(fèi)水平、出口額之間存在較為嚴(yán)重的多重共線性.由于居民消費(fèi)水平代表我國(guó)的市場(chǎng)潛力，可以考慮去掉GDP和出口額，結(jié)果如表5.

在5 %顯著水平下，所有的統(tǒng)計(jì)量都非常顯著，且擬合優(yōu)度R2也比表1模型有所提高.

至此，模型的相關(guān)變量和模型形式的問(wèn)題我們都已經(jīng)解決了，經(jīng)修正，初步得到了比較理想的模型.但仍需繼續(xù)進(jìn)行對(duì)以上模型的檢驗(yàn).

表5 修正后的回歸結(jié)果

1.4 異方差檢驗(yàn)

古典線性回歸模型的一個(gè)重要假定是進(jìn)入總體回歸函數(shù)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是同方差的，如果出現(xiàn)異方差的情形，即方差隨觀察值不同而發(fā)生變化，將導(dǎo)致最小二乘估計(jì)量雖是線性無(wú)偏的，但不再是有效的，同時(shí)t檢驗(yàn)也不再是可靠的.

雖然異方差的情況多存在于截面數(shù)據(jù)的情況，本次采用的數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，但是由于本模型的數(shù)據(jù)是小樣本容量，因此這是不可忽視的檢驗(yàn).下面對(duì)對(duì)數(shù)模型做懷特的一般異方差檢驗(yàn)，截取部分檢驗(yàn)結(jié)果如表6.

從結(jié)果來(lái)看， Prob. Chi-Square(13)的0.266 4，超過(guò)了5 %的顯著水平，因此接受零假設(shè)：不存在異方差.

1.5 自相關(guān)檢驗(yàn)

表6 懷特一般異方差檢驗(yàn)結(jié)果

由于數(shù)據(jù)是時(shí)間序列，很有可能存在自相關(guān)問(wèn)題，即按照時(shí)間或空間排列的觀察值之間的相關(guān)關(guān)系.如果存在自相關(guān)問(wèn)題，用普通最小二乘法得到的估計(jì)量，盡管是線性的和無(wú)偏的，但不是有效的.

首先看德賓-沃森d統(tǒng)計(jì)量為1.607，觀察量總共n= 27，解釋變量的個(gè)數(shù)k= 4，查詢D-W表可知，在5 %的顯著水平下，dl= 1.084和du= 1.753，恰巧d統(tǒng)計(jì)量位于兩者之間，無(wú)法判斷.只能進(jìn)行BG檢驗(yàn)，BG檢驗(yàn)適用于任何情況，截取部分檢驗(yàn)結(jié)果如表7.

RESID(?1)和RESID(?4)都不是統(tǒng)計(jì)顯著的，但是RESID(?2)和RESID(?3)是統(tǒng)計(jì)顯著的.通過(guò)以上檢驗(yàn)，模型存在自相關(guān)問(wèn)題，表明與殘差的兩期滯后和三期滯后相關(guān).因此必須加入滯后兩期與滯后三期兩個(gè)新的變量來(lái)消除自相關(guān)的影響，對(duì)模型再次修正，結(jié)果如表8.

通過(guò)以上的模型檢驗(yàn)與修正，我們可以得到最后的模型：

表7 BG檢驗(yàn)的結(jié)果

2 關(guān)于模型的分析

2.1 模型的系數(shù)分析

表8 剔除自相關(guān)后的修正結(jié)果

根據(jù)以上模型，我們對(duì)系數(shù)進(jìn)行分析.匯率的系數(shù)表明，如果匯率上升一個(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)上升9.8 %，影響顯著.CPI的系數(shù)表明，如果居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI或者是國(guó)內(nèi)的通貨膨脹率上漲1 %，那么我國(guó)實(shí)際利用外資總額會(huì)上漲2.11 %，國(guó)內(nèi)通貨膨脹引起物價(jià)的上漲，物價(jià)上漲將會(huì)到來(lái)成本的提高，因此會(huì)使外資在數(shù)量上大增.消費(fèi)水平系數(shù)表明，如果居民消費(fèi)水平上漲1 %，那么我國(guó)實(shí)際利用外資總額將會(huì)上漲0.98 %，居民的消費(fèi)水平提高能夠增加外商對(duì)我國(guó)的投資.虛擬變量D1的系數(shù)是有些問(wèn)題的，它表明在中國(guó)加入WTO以后我國(guó)利用外資總額的增長(zhǎng)率反而比沒(méi)有加入前降低了37.4 %，這與加入了WTO應(yīng)該有利于外資的引進(jìn)的理論相悖.關(guān)于這個(gè)問(wèn)題，筆者認(rèn)為，從1978年以來(lái)，優(yōu)惠政策頻出，從1983年起外資比以前有了較為明顯的增長(zhǎng)，從原始數(shù)據(jù)來(lái)看，1983—1997年是外資增長(zhǎng)最快的，外資從無(wú)到有，到增長(zhǎng)較快，掀起了一個(gè)高潮.到了1997年，外資的增長(zhǎng)已經(jīng)達(dá)到了穩(wěn)定而合理的水平，增長(zhǎng)速度逐漸放緩，在適度穩(wěn)定的起伏中增長(zhǎng).因此從數(shù)據(jù)的顯示來(lái)看，我國(guó)加入WTO的影響反而是負(fù)的.這一點(diǎn)是可以合理解釋的.另外我們從下兩個(gè)變量以及系數(shù)?0.439RESID02和0.346RESID03可以知道，我國(guó)實(shí)際利用外資總額受兩期滯后和三期滯后的影響，即外商在我國(guó)的投資具有連續(xù)性，受往期的影響.主要表現(xiàn)為，外商在我國(guó)的投資，一投資起碼是在3年以上的，因此具有穩(wěn)定性，受往期影響.

以上分析說(shuō)明了，我國(guó)實(shí)際利用外資總額與國(guó)內(nèi)一些經(jīng)濟(jì)因素之間的相關(guān)關(guān)系，當(dāng)然外資的流入必然要受到國(guó)外宏觀大環(huán)境的影響.當(dāng)國(guó)際宏觀環(huán)境良好，國(guó)際流動(dòng)資金充足時(shí)，我國(guó)實(shí)際利用外資的數(shù)額也會(huì)相應(yīng)增加.

2.2 模型的現(xiàn)實(shí)意義

1) 該模型明確了影響我國(guó)實(shí)際利用外資總額的影響因素.引進(jìn)外資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響重大，明確了影響因素，我們就可以正確地分析外資流入的走勢(shì)，為國(guó)民經(jīng)濟(jì)決策者所用，當(dāng)需要影響我國(guó)利用外資總額時(shí)，管理者可以通過(guò)影響模型中的因素來(lái)調(diào)節(jié)外資流入量，達(dá)到宏觀調(diào)控的目的.

2) 利用該模型還可以預(yù)測(cè)我國(guó)實(shí)際利用外資總額的變化趨勢(shì).利用該模型，可以先初步或者粗略估計(jì)一下外資流入的發(fā)展趨勢(shì)，得到的數(shù)據(jù)可以做相關(guān)的其他分析，為其他的分析做基礎(chǔ)，比如可以預(yù)測(cè)我國(guó)GDP的發(fā)展，出口額的變化，預(yù)測(cè)我國(guó)的加工制造業(yè)的增長(zhǎng)情況等等.事后，把真實(shí)數(shù)據(jù)與預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比，比較預(yù)測(cè)和實(shí)際的差別，然后再對(duì)模型進(jìn)行修正完善，讓模型發(fā)揮到最大的作用.

[1] 達(dá)莫達(dá)爾N·古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)精要[M].北京:機(jī)械工業(yè)出版社,2010.

Econometric Analysis of Factors Affecting China’s Total Foreign Investment

LI Jing
(College of economy, Liaoning University, Shenyang, Liaoning 110136, China)

In the article, we use the data of China’s total foreign investment (Y), exchange rate (HL), GDP, CPI, the consumptions of the whole nation (CON) and the total exportation of China (EXPO) during the years of 1987 to 2009. We make the econometric analysis of these factors and make the conclusive model that: lnY= ?2.38+0.098HL+ 2.11CPI+ 0.98 ln (CONS)? 0.374D1 ? 0.439RESID02 ? 0.346RESID03.

foreign investment; model; revise; econometric analysis

F224.0

A

1673-2065(2011)04-0097-05

2011-01-16

李 菁(1990-),女,河北衡水人,遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院國(guó)民經(jīng)濟(jì)管理系學(xué)生.

(責(zé)任編校：耿春紅英文校對(duì)：李玉玲)