外商在中國(guó)直接投資影響因素分析.pdf

1、本文運(yùn)用相關(guān)分析、因子分析以及回歸分析的方法，來(lái)分析我國(guó)東部12個(gè)省市的110個(gè)地級(jí)以上城市的外商直接投資區(qū)位分布差異的影響因素，由此對(duì)東部城市進(jìn)一步吸引外商直接投資提出了相應(yīng)的對(duì)策，同時(shí)也為中西部地區(qū)城市優(yōu)化利用外資提供了一些借鑒。 本文采用定性分析和定量分析相結(jié)合，充分說(shuō)明城市對(duì)外資具有不同吸引力的原因，并提出相應(yīng)的政策建議。本文共分為五個(gè)部分，具體內(nèi)容和結(jié)構(gòu)安排如下： 第一部分，緒論。說(shuō)明所研究問(wèn)題的意義，研究的主

2、要內(nèi)容，簡(jiǎn)要介紹寫(xiě)作的基本思路和文章的結(jié)構(gòu)安排。 第二部分，國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究綜述和研究對(duì)象及范圍界定。分析了國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究成果，以《統(tǒng)計(jì)年鑒》為依據(jù)界定研究對(duì)象和研究范圍。 第三部分，F(xiàn)DI區(qū)位理論回顧及基于引資方視角的理論框架?；仡櫷馍讨苯油顿Y區(qū)位理論研究和基于引資方視角的外商直接投資區(qū)位分布影響因素分析的理論框架，在此基礎(chǔ)上，從理論上把影響我國(guó)外商直接投資區(qū)位分布的因素歸納為自然資源稟賦因素、經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因素、集聚因素和社

3、會(huì)制度因素四個(gè)方面。 第四部分，我國(guó)東部地區(qū)和長(zhǎng)江三角洲地區(qū)FDI空間分布狀況。用統(tǒng)計(jì)圖表，分析了我國(guó)東部12省市和長(zhǎng)三角地區(qū)利用外商直接投資的現(xiàn)狀，分別從當(dāng)年實(shí)際利用外商直接投資額、平均投資規(guī)模、外商直接投資的經(jīng)濟(jì)總量績(jī)效、資本積累績(jī)效、工業(yè)績(jī)效和貿(mào)易績(jī)效幾個(gè)方面來(lái)定量描述FDI的分布現(xiàn)狀。 我們看到不管是當(dāng)年實(shí)際FDI總量，還是FDI平均投資規(guī)模，或者是FDI的績(jī)效，不管是東部12個(gè)省市之間，還是長(zhǎng)三角16個(gè)城市間，

4、都存在顯著的差異?？傮w來(lái)看，在12個(gè)東部省市中，廣東、江蘇和上海是利用外商直接投資成效較好的，在長(zhǎng)三角16個(gè)城市中，上海、蘇州、無(wú)錫、南京以及寧波是利用外商直接投資成效較為顯著的地區(qū)，地理分布呈現(xiàn)以上海、蘇州為中心，沿滬寧線(xiàn)和滬杭線(xiàn)呈南北梯度遞減分布的特征，在長(zhǎng)江三角洲地區(qū)地理集中的程度有所下降，外商直接投資區(qū)位選擇的范圍逐漸擴(kuò)大。江蘇省的城市利用外商直接投資的總體績(jī)效要優(yōu)于浙江省的城市利用外商直接投資的總體績(jī)效。 第五部分，我

5、國(guó)城市FDI空間分布差異影響因素的定量分析。 首先，從影響外商直接投資的因素中選取25個(gè)變量，進(jìn)行相關(guān)分析，通過(guò)Pearson相關(guān)系數(shù)分析，淘汰沒(méi)有顯著線(xiàn)性相關(guān)的6個(gè)變量，用逐步回歸法對(duì)剩余的19個(gè)與FD]：有顯著線(xiàn)性相關(guān)的變量進(jìn)行回歸分析，得到8個(gè)解釋變量的簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸模型。該模型的R<'2>為0.99l，修正R<'2>為0.990，擬合效果非常好。DW檢驗(yàn)值為2.099，非常接近2，在0.05顯著性水平下查表得臨界值d<,l

6、>，=1.479,d<'u>=1.853，d<,u><2.099<4-d<,u>，所以該模型沒(méi)有自相關(guān)。對(duì)模型系數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)的p值最大為0.027，小于0.05，說(shuō)明模型的系數(shù)在0.05的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，根據(jù)SPSS13.0輸出結(jié)果，得到如下線(xiàn)性回歸結(jié)果：y=2533.862+1.378x<,1>+6891.106x<,2>-0.053x<,3>+2.22x<,4>+0.363x<,5>-0.005x<,6>+32.161x<,7

7、>+0.002x<,8>y多為FDI，x<,1>為上一年FDI，x<,2>為開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)，x<,3>為財(cái)政支出，x<,4>為科學(xué)事業(yè)支出，x<,5>為公共汽電車(chē)客運(yùn)總數(shù)，x<,6>為儲(chǔ)蓄余額，x<,7>為GDP，x<,8>為工業(yè)總產(chǎn)值。 但該模型仍然存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題。一般方差膨脹因子(CIF)在10以上就表示模型存在多重共線(xiàn)性，在該模型中只有開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)的方差膨脹因子比較小，為1.826，F(xiàn)DI02的方差膨脹因子次之，為9.413，其

8、余變量的方差膨脹因子都在10以上，最大的為GDP02的方差膨脹因子，達(dá)到了85.269。由于多重共線(xiàn)性的影響，該模型的回歸系數(shù)不準(zhǔn)確，我們決定采用因子分析的方法來(lái)解決這一問(wèn)題。因子分析之前，先要對(duì)上述19個(gè)與FDI有顯著線(xiàn)性相關(guān)的變量進(jìn)行KMO和巴特萊特檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)這些變量很適合做因子分析。本文對(duì)變量進(jìn)行因子分析，按特征值大于1提取主因子，得到三個(gè)因子。三個(gè)主因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為84.205％，表示這三個(gè)主因子解釋了原來(lái)所有變量84.2

9、05％的信息。經(jīng)過(guò)平均正交旋轉(zhuǎn)后，各因子的方差貢獻(xiàn)率趨于平均。通過(guò)因子負(fù)荷矩陣，分析各個(gè)因子所代表的意義。 在得到主因子之后，參照主成分回歸方法對(duì)三個(gè)主因子進(jìn)行回歸分析，得到回歸模型。該模型的R<'2>為0.841，擬合效果很好。DW檢驗(yàn)值為1.657，在0.01顯著性水平下查表得臨界值d<,l>=1.482,d<,u>=1.604，d<,u><1.657<4-d<,u>,所以該模型沒(méi)有自相關(guān)。對(duì)各估計(jì)值的t檢驗(yàn)p值都小于0.0

10、01，估計(jì)效果非常好，通過(guò)因子分析方法抽取的主成分之間是相互獨(dú)立的，所以這種方法很好地消除了多重共線(xiàn)性，每個(gè)因子的方差膨脹因子都等于1，表明該模型已經(jīng)沒(méi)有多重共線(xiàn)性。所以我們可以用下面的回歸方程來(lái)表示影響外商直接投資的因素：y=0.027+0.658f<,2>+0.528f<,3>+0.4233f<,1>由此我們可以得出結(jié)論：綜合環(huán)境因子、經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因子和基礎(chǔ)設(shè)施因子對(duì)外商直接投資額都有正效應(yīng)，且經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因子和基礎(chǔ)設(shè)施因子對(duì)外商直接投資額

11、的影響程度最大，一當(dāng)其他變量不變時(shí)，每增加一個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因子得分，就能增加0.658個(gè)單位的外商直接投資額：當(dāng)其他變量不變時(shí)，即每增加一個(gè)單位的基礎(chǔ)設(shè)施因子得分，會(huì)增加0.528個(gè)單位的外商直接投資，也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)環(huán)境好的城市對(duì)外商直接投資有更大的吸引了，另一方面也體現(xiàn)了對(duì)外開(kāi)放政策和開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)對(duì)外商直接投資的吸引力，擁有國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)能增強(qiáng)城市在吸引外商直接投資中的競(jìng)爭(zhēng)力。 最后，根據(jù)因子得分矩陣，把3個(gè)主因子還原為原始

12、變量，得到19個(gè)影響因素的回歸系數(shù)值。從而得到結(jié)果： y=0.027+0.065304x<,1>+0.066727x<,2>+0.065077x<,3>+0.061107x<,4>+0.066919x<,5>+0.066556x<,6>+0.038241x<,7>+0.061731x<,8>+0.059766x<,9>+0.057722x<,10>+0.062088x<,11>+0.064814x<,12>+0.066023x<

13、,13>+0.062758x<,14>+0.059106x<,15>+0.05406x<,16>+0.034074x<,17>+0.048049x<,18>+0.0464x<,19>各變量的系數(shù)表示，在其他變量都不變的條件下，該變量變動(dòng)一單位會(huì)引起FDI變動(dòng)的單位數(shù)。 從上式可以看出，模型中各變量對(duì)FDI都有正的相關(guān)關(guān)系，對(duì)FDI的影響相差不是很大，其他條件不變的情況下，每一單位的增量引起FDI的增量都在0.0341——0.06

14、69之間。19個(gè)變量按每單位變動(dòng)影響力系數(shù)從大到小排列依次為：儲(chǔ)蓄余額、GDP、固定資產(chǎn)投資總額、財(cái)政收入、上年度FDI、工業(yè)總產(chǎn)值、財(cái)政支出、工業(yè)企業(yè)單位數(shù)、教育事業(yè)支出、公共汽電車(chē)客運(yùn)總數(shù)、年末總?cè)藬?shù)、高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、貨運(yùn)總量、科學(xué)事業(yè)支出、客運(yùn)總量、開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)、財(cái)政收入比重、人均道路面積和開(kāi)放程度。 儲(chǔ)蓄余額對(duì)FDI的影響最大，其他條件不變的情況下，每一單位的增量可以引起FDI0.0669單位增量；影響最小的是開(kāi)放程度，

15、其他條件不變的情況下，每一單位的增量能引起0.0341個(gè)單位的FDI增量。 綜合以上回歸分析結(jié)果，對(duì)影響外商直接投資分布的因素主要集中在經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因子、基礎(chǔ)設(shè)施因子和綜合環(huán)境因子，各指標(biāo)對(duì)FDI的影響力相差不大，也就是說(shuō)這些指標(biāo)對(duì)于吸引FDI都很重要，當(dāng)然它們之間還是有一些差別，這些指標(biāo)中影響力相對(duì)較大的指標(biāo)為：儲(chǔ)蓄余額、GDP、固定資產(chǎn)投資總額、財(cái)政收入、上年度FDI、工業(yè)總產(chǎn)值、財(cái)政支出、工業(yè)企業(yè)單位數(shù)、教育事業(yè)支、公共汽電車(chē)

16、客運(yùn)總數(shù)和年末總?cè)藬?shù)。 第六部分，結(jié)合利用外資現(xiàn)狀定性分析和影響外商直接投資的主要因素，對(duì)我國(guó)東部城市進(jìn)一步加快吸引FDI提出政策建議。 第七部分，結(jié)論。本文的主要結(jié)論包括： (1)影響外商直接投資區(qū)位分布的因素眾多，通過(guò)因子分析和回歸分析，我們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)因子、基礎(chǔ)設(shè)施因子和綜合環(huán)境因子是影響FDI的決定性因素，各指標(biāo)對(duì)FDI的影響力相差不大，也就是說(shuō)這些指標(biāo)對(duì)于吸引FDI都很重要，當(dāng)然它們之間還是有一些差別，

17、這些指標(biāo)中影響力相對(duì)較大的指標(biāo)為：儲(chǔ)蓄余額、GDP、固定資產(chǎn)投資總額、財(cái)政收入、上年度FDI、工業(yè)總產(chǎn)值、財(cái)政支出、工業(yè)企業(yè)單位數(shù)、教育事業(yè)支出、公共汽電車(chē)客運(yùn)總數(shù)和年末總?cè)藬?shù)。影響FDI的因素集中在城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)基礎(chǔ)和工業(yè)化發(fā)展水平、資源稟賦優(yōu)勢(shì)(主要是勞動(dòng)力素質(zhì))、市場(chǎng)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平以及集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等幾個(gè)方面。 (2)為東部城市進(jìn)一步優(yōu)化利用外商直接投資，本文提出以下建議：第一，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，走新型工業(yè)化道