李 菁

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

我國實際利用外資總額影響因素的計量分析

李 菁

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

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

外資；模型；修正；計量分析

0 引言

自從1978年改革開放以來，我國逐漸走上了持續(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，改善企業(yè)經(jīng)營，引進(jìn)先進(jìn)的管理理念等積極意義.

國內(nèi)各種經(jīng)濟(jì)因素的變化深刻影響著實際利用外資的規(guī)模和數(shù)量.匯率對外資引入的影響是不可忽視的，人民幣對外貶值會增加外資流入.其次，我國現(xiàn)有的市場規(guī)模和潛在的巨大的市場規(guī)模構(gòu)成了對外資極大的吸引力.同時，國內(nèi)物價水平同樣會對外資的流入產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為我國的通貨膨脹率.此外，我國引進(jìn)外資的方式的影響不可忽視，我國引進(jìn)外資時多采取對外加工裝配貿(mào)易，我國對外出口額的影響因素也該加以考慮.2001年我國加入WTO，應(yīng)該把這一因素納入模型中來，具體分析我國加入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，影響我國實際利用外資總額的因素中，有一些是不可度量和沒有利用意義的，如國際宏觀環(huán)境以及我國的成本因素.無論是我國的勞動力成本還是資本成本，是必然隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展而發(fā)展的，同國外相比是廉價的，但縱向相比納入模型是無意義的.

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

1 我國實際利用外資總額的影響因素的計量分析

選取1983—2009年我國實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)；我國的實際GDP——表示宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境；居民消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)——代表通貨膨脹率；居民消費(fèi)水平(CON)——表示市場規(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.

首先是對以上的變量做回歸，選取了線性模型，即

從回歸結(jié)果來看，在 5 %的顯著水平下，只有常數(shù)和匯率是統(tǒng)計顯著的，它們發(fā)生錯誤的概率在 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題，我們下面逐一修正.

1.1 檢測是否存在多余變量

擬合優(yōu)度很高，所以不會是遺漏了有關(guān)變量，但是有可能有多余的變量.我們?nèi)サ鬐DP和CPI兩個變量，并對結(jié)果做F檢驗，判定兩個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)計量不顯著.

下面做F檢驗：

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年我國實際利用外資及其影響因素數(shù)據(jù)

表2 初次線性回歸結(jié)果

由于變量EXPO的t統(tǒng)計量也不顯著，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GDP的t統(tǒng)計量是不顯著的.再次做F檢驗：

零假設(shè)：B3=B5= 0

同樣，被迫接受零假設(shè)：B3 = B5 = 0.

根據(jù)兩次比較相似的驗證結(jié)果來看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變量，同時不可以輕易地剔除一個變量.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)，否則會陷入死胡同.僅因為t統(tǒng)計量不顯著而剔除該變量會犯嚴(yán)重的遺漏相關(guān)變量的錯誤，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

接下來對模型是否設(shè)定錯誤進(jìn)行檢驗.

檢驗?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(MWD檢驗)，用來幫助在線性模型和對數(shù)線性模型之間進(jìn)行選擇.下面我們對模型做MWD檢驗，在線性模型和對數(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：對數(shù)模型：lnY是X或lnX的線性函數(shù).

估計線性模型，得到Y(jié)的估計值；估計線性對數(shù)模型得到lnY的估計值；令Z為Y的估計值與lnY的估計值之差，最后做lnY對X和Z的回歸，主要看Z的統(tǒng)計結(jié)果是否顯著，顯著說明模型設(shè)定有顯著錯誤，如表3.

Z的t統(tǒng)計量并不顯著，即模型的設(shè)定沒有顯著性錯誤，是可以接受的，線性模型和對數(shù)線性模型之間的差別不大.從結(jié)果來看，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數(shù)線性模型的.

表3 MWD檢驗結(jié)果

1.3 多重共線性檢驗

從常識來判斷，GDP或許與出口額和居民消費(fèi)水平有共線性，出口額增長會帶來GDP的增長，而GDP增長必然會使居民消費(fèi)水平增長.第一個模型的回歸結(jié)果顯示擬合優(yōu)度R2非常高，達(dá)到 96%，但是t統(tǒng)計量顯著得并不多，可以說該模型存在多重共線性問題.因此需要進(jìn)行輔助回歸的檢驗.

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

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

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

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

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

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

匯率、國內(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.通過以上檢驗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，簡化了的模型估計得到的參數(shù)有可能是有偏的.理論來看，這些數(shù)據(jù)都是固定而確切的，年度數(shù)據(jù)是沒有辦法獲得額外數(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.

新模型采用對數(shù)模型，即對這些絕對數(shù)采取對數(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，再次對其做輔助回歸：

HL對其他變量的回歸：修正后R2= 0.972F= 180.1

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

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

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

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

表4 采用對數(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)水平代表我國的市場潛力，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)行對以上模型的檢驗.

表5 修正后的回歸結(jié)果

1.4 異方差檢驗

古典線性回歸模型的一個重要假定是進(jìn)入總體回歸函數(shù)的隨機(jī)擾動項是同方差的，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)致最小二乘估計量雖是線性無偏的，但不再是有效的，同時t檢驗也不再是可靠的.

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.下面對對數(shù)模型做懷特的一般異方差檢驗，截取部分檢驗結(jié)果如表6.

從結(jié)果來看， Prob. Chi-Square(13)的0.266 4，超過了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

表6 懷特一般異方差檢驗結(jié)果

由于數(shù)據(jù)是時間序列，很有可能存在自相關(guān)問題，即按照時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)問題，用普通最小二乘法得到的估計量，盡管是線性的和無偏的，但不是有效的.

首先看德賓-沃森d統(tǒng)計量為1.607，觀察量總共n= 27，解釋變量的個數(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)計量位于兩者之間，無法判斷.只能進(jìn)行BG檢驗，BG檢驗適用于任何情況，截取部分檢驗結(jié)果如表7.

RESID(?1)和RESID(?4)都不是統(tǒng)計顯著的，但是RESID(?2)和RESID(?3)是統(tǒng)計顯著的.通過以上檢驗，模型存在自相關(guān)問題，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新的變量來消除自相關(guān)的影響，對模型再次修正，結(jié)果如表8.

通過以上的模型檢驗與修正，我們可以得到最后的模型：

表7 BG檢驗的結(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，我們對系數(shù)進(jìn)行分析.匯率的系數(shù)表明，如果匯率上升一個單位，即人民幣貶值一個單位，我國實際利用外資總額就會上升9.8 %，影響顯著.CPI的系數(shù)表明，如果居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI或者是國內(nèi)的通貨膨脹率上漲1 %，那么我國實際利用外資總額會上漲2.11 %，國內(nèi)通貨膨脹引起物價的上漲，物價上漲將會到來成本的提高，因此會使外資在數(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 %，那么我國實際利用外資總額將會上漲0.98 %，居民的消費(fèi)水平提高能夠增加外商對我國的投資.虛擬變量D1的系數(shù)是有些問題的，它表明在中國加入WTO以后我國利用外資總額的增長率反而比沒有加入前降低了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)于這個問題，筆者認(rèn)為，從1978年以來，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，從原始數(shù)據(jù)來看，1983—1997年是外資增長最快的，外資從無到有，到增長較快，掀起了一個高潮.到了1997年，外資的增長已經(jīng)達(dá)到了穩(wěn)定而合理的水平，增長速度逐漸放緩，在適度穩(wěn)定的起伏中增長.因此從數(shù)據(jù)的顯示來看，我國加入WTO的影響反而是負(fù)的.這一點是可以合理解釋的.另外我們從下兩個變量以及系數(shù)?0.439RESID02和0.346RESID03可以知道，我國實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.

以上分析說明了，我國實際利用外資總額與國內(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外宏觀大環(huán)境的影響.當(dāng)國際宏觀環(huán)境良好，國際流動資金充足時，我國實際利用外資的數(shù)額也會相應(yīng)增加.

2.2 模型的現(xiàn)實意義

1) 該模型明確了影響我國實際利用外資總額的影響因素.引進(jìn)外資對我國經(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，為國民經(jīng)濟(jì)決策者所用，當(dāng)需要影響我國利用外資總額時，管理者可以通過影響模型中的因素來調(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)測我國實際利用外資總額的變化趨勢.利用該模型，可以先初步或者粗略估計一下外資流入的發(fā)展趨勢，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)測我國GDP的發(fā)展，出口額的變化，預(yù)測我國的加工制造業(yè)的增長情況等等.事后，把真實數(shù)據(jù)與預(yù)測數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，比較預(yù)測和實際的差別，然后再對模型進(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)院國民經(jīng)濟(jì)管理系學(xué)生.

(責(zé)任編校：耿春紅英文校對：李玉玲)