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外商投資額影響因素的定量分析,1,內(nèi)容摘要,某地區(qū)外商投資額的大小有眾多的影響因素，本文選取經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)水平、人力資源和交通運輸狀況四個方面作為重點考察對象，構(gòu)建了各地區(qū)外商投資額比重與GDP比重、專業(yè)技術(shù)人員比重、勞動力比重、交通運輸比重之間的多元線性回歸模型，并對回歸結(jié)果進行了分析和解釋，以期能夠說明上述四大因素對外商投資額的確定性影響 。,2,1、引言,伴隨著我國經(jīng)濟的高速起飛，資金短缺已成為制約我國國民經(jīng)濟進一步發(fā)展的“瓶頸”因素。針對這種局面，我國政府審時度勢，及時制訂了多項優(yōu)惠政策，以能夠吸引外資，緩解內(nèi)資不足給經(jīng)濟發(fā)展造成的巨大壓力。外資分為外商直接投資和外商其他投資兩種，其中，外商直接投資所占份額處于絕對強勢。作為理性的經(jīng)濟人，外商投資是為了獲得資金的最大化收益。因此，外商在國內(nèi)投入資金時需要權(quán)衡諸多方面的因素，某一地區(qū)外商投資額的多寡勢必與資金投入?yún)^(qū)的經(jīng)濟、技術(shù)、人力資源、交通等方面的狀況密切相關(guān)。關(guān)于外商投資額影響因素的分析頗為豐富，但這些成果中的絕大多數(shù)都屬于定性分析?；诖?，本文試圖對影響外商投資額的因素進行定量分析，以期獲得這些因素對外資的確定性影響。,3,2、模型構(gòu)建及質(zhì)量檢驗,2.1建模的約束條件 2.2模型的構(gòu)建 2.3異方差性的檢驗,4,2.1建模的約束條件,（1）某一地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平需要通過多項指標衡量，最具有決定性的即為GDP,故本文以GDP代表地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。 （2）通過量化的具體數(shù)據(jù)說明技術(shù)水平的狀況比較復雜，此處用各地區(qū)的專業(yè)技術(shù)人員數(shù)近似代替。 （3）人力資源包含數(shù)量和質(zhì)量兩方面內(nèi)容，由于質(zhì)量的難以定量化，本文僅把勞動力的數(shù)量納入考察范圍，以年底就業(yè)人員數(shù)表示。 （4）為了簡便起見，本文使用各地區(qū)運輸線路的長度作為交通便利程度的量化指標。 （5）由于各個指標值的度量單位不同，采用單個指標值在總體中所占的百分比計算更為合理。,5,2.2模型的構(gòu)建,考慮到外商投資額影響因素的多樣性，選用多元線性回歸模型較為適宜，建立多元線性回歸方程如下： y=α+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+μ 其中，α為常數(shù)項,μ為服從正態(tài)分布的隨機誤差項，x1、x2、x3、x4為四個自變量，分別表示各地區(qū)GDP比重、專業(yè)技術(shù)人員比重、勞動力比重和運輸線段比重，y為因變量，即各地區(qū)外商投資額在全國的份額。,6,選取全國30個省、直轄市（西藏沒有外商投資，不包括在內(nèi)）的外商投資額、GDP、專業(yè)技術(shù)人員數(shù)、就業(yè)人員數(shù)、運輸線路長度作為原始數(shù)據(jù)，并對這些數(shù)據(jù)進行簡單的處理，得到回歸的樣本數(shù)據(jù)，如下表所示。 資料來源：中國統(tǒng)計年鑒2002 注：1）外商投資額為外商直接投資和外商其他投資之和。 2）各地區(qū)運輸線路長度是鐵路營業(yè)里程、內(nèi)河航道里程和等 級公路里程的總和。,7,8,9,10,2.2模型的構(gòu)建,使用EViews軟件進行回歸，得到如下多元線性回歸方程： y=0.0000933+3.088543x1+1.538781x2+1.124648x3+0.421163x4 系數(shù)回歸標準差 (0.013618) (0.416268) (0.810755) (0.557888) (0.424401) t檢驗值 (0.006848) (7.419598) (1.897961) (2.015902) (0.992369) R2=0.77 DW=1.755968 F=21.4691 所以，該模型能夠良好地反映本文所研究的問題。F檢驗的值說明該回歸方程能夠通過顯著性檢驗。從自變量x1（GDP的比重）和x3（勞動力比重）的t檢驗值看，回歸系數(shù)比較顯著。自變量x4（運輸線段比重）的t檢驗值過小，回歸系數(shù)不顯著，其原因?qū)⑦M行說明。,11,2.3異方差性的檢驗,本文分析的是橫斷面樣本數(shù)據(jù)，為排除異方差性，采用了戈——夸檢驗法。將30組數(shù)據(jù)分成前15項和后15項兩個子樣本，得兩條回歸直線： y1=0.020034+2.463699x1+1.010501x2+1.205176x3+0.2355221x4 系數(shù)回歸標準差(0.017926) (0.430938) (0.689697) (0.741267) (0.583376) t檢驗值 (1.117563) (5.717067) (1.465138) (1.625831) (0.403206) R21=0.82 DW1=2.653036 F1=11.68354 ∑ε21=0.004158 （殘差平方和）,12,2.3異方差性的檢驗,y2=0.006453+4.531596x1+2.261789x2+1.123792x3+0.005847x4 系數(shù)回歸標準差(0.013473) (0.582809) (1.772857) (1.056246) (0.488784) t檢驗值 (0.477608) (70779441) (1.275787) (1.063949) (0.011962) R22=0.93 DW2=1.252182 F2=31.51838 ∑ε22=0.005245 （殘差平方和） 檢驗異方差的F統(tǒng)計量=0.005245∕0.004158=1.26，F(xiàn)統(tǒng)計量的兩個自由度均為11，查表得： F＜F0.05（11，11），則原模型的誤差項沒有異方差性。,13,3結(jié)論,首先，外商投資一定選擇經(jīng)濟水平高、發(fā)展前景好的地區(qū)。從第二部分可知，自變量x1（GDP比重）對外商投資額的影響最大，每增加一單位的GDP比重將會使外商投資額的比重增加3.088543個單位。這與經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)容易吸引外商投資的現(xiàn)實相吻合。由此可見，某一地區(qū)的GDP對外資的絕對作用力不容忽視。,14,3結(jié)論,其次，技術(shù)水平的影響力次之。在技術(shù)與現(xiàn)實生產(chǎn)力迅速轉(zhuǎn)化的經(jīng)濟活動中，高新技術(shù)的偉大作用無與倫比，因此，專業(yè)技術(shù)成為影響外商投資額的重大因素合情合理。同時，隨著知識經(jīng)濟的快速發(fā)展，技術(shù)對外商投資額的影響必將進一步增強，要想獲得資金的高額回報率，必須踐行“科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。,15,3結(jié)論,再次，勞動是生產(chǎn)不可或缺的三大要素之一，所以，勞動力的狀況必然會對外資的投入產(chǎn)生影響。只有勞動力充足，資金才能最大限度地發(fā)揮作用，實現(xiàn)資金與勞動的最佳匹配，帶來良好的邊際收益。在本文的模型中，就業(yè)人員數(shù)對外商投資額的影響比前兩者都小?，F(xiàn)代社會是開放型的競爭社會，勞動力的自由流動在很大程度上解決了人力短缺的問題，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生的極化效應必將吸引勞動者，因此，外商在決定投資地點時對勞動力的擔憂相對較小。,16,3結(jié)論,最后，開放型的經(jīng)濟需要便利的交通作為依托，交通便利在吸引外資方面有得天獨厚的優(yōu)勢。但是模型的回歸結(jié)果對這一點的支持力度不足，所以，模型前提條件（4）的合理性有待于進一步考慮。 不足之處：外商投資越來越注重軟環(huán)境的建設(shè)，而該定量模型由于缺乏能夠科學反映軟環(huán)境的數(shù)據(jù)資料，未能將軟環(huán)境對外商投資額的影響計算出來。,17,