影響FDI區(qū)位選擇的關(guān)鍵因素
�。� 外商直接投資的區(qū)位選擇理論
外商直接投資區(qū)位研究實(shí)際上包括兩個(gè)方面的內(nèi)容：一是外商直接投資的國(guó)別選擇；二是外商直接投資的國(guó)內(nèi)區(qū)位選擇。本文的主要目的是為了說(shuō)明后者，即外商在華直接投資時(shí)的區(qū)位選擇。
目前在國(guó)際直接投資區(qū)位理論中占主流的仍是鄧寧(Dunning)于20世紀(jì)70年代提出的國(guó)際生產(chǎn)折衷理論。該理論認(rèn)為企業(yè)要進(jìn)行國(guó)際投資必須具備三個(gè)基本要素，即所有權(quán)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)和區(qū)位優(yōu)勢(shì)。其中區(qū)位優(yōu)勢(shì)具體表現(xiàn)為：東道國(guó)市場(chǎng)的自然資源、勞動(dòng)力、地理位置、生產(chǎn)要素的質(zhì)量和成本，以及東道國(guó)的政治經(jīng)濟(jì)制度、市場(chǎng)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施、金融制度、外貿(mào)稅收政策及歷史文化等。企業(yè)從事國(guó)際生產(chǎn)必然要受這些因素的影響，它決定著企業(yè)從事國(guó)際化生產(chǎn)的區(qū)位選擇。
２ 分析框架
2.1 分析原因
選擇江蘇省作實(shí)證分析的原因有如下：
首先，江蘇省作為長(zhǎng)三角地區(qū)的重點(diǎn)省份，吸引外資的數(shù)量和速度在全國(guó)一直處于領(lǐng)先地位。2005年江蘇全省實(shí)際到賬額達(dá)131.8億美元，占全國(guó)外商直接投資的21.9%，占長(zhǎng)三角地區(qū)外商直接投資的50.0%。因此，研究江蘇的外商直接投資的資區(qū)位選擇因素，具有典型意義。
其次，江蘇省位于中國(guó)經(jīng)濟(jì)最活躍的區(qū)域--長(zhǎng)江三角洲中心地帶，具有得天獨(dú)厚的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。近年來(lái)的引資狀況穩(wěn)中有進(jìn)，利用外資一直呈遞增趨勢(shì)，選擇江蘇省作為統(tǒng)計(jì)對(duì)象，建立模型，不會(huì)有太大的波動(dòng)。
2.2 指標(biāo)選擇
由于影響FDI區(qū)位選擇因素的復(fù)雜，考慮到模型的可信度、變量的量化、數(shù)據(jù)的獲得等限制，僅選取了以下幾個(gè)較具代表性的因素分析。
實(shí)際外商直接投資額(FDI)為被解釋變量，人均地區(qū)生產(chǎn)總值(AGDP)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額(SALE)、累計(jì)外商投資額(TFDI)、職工年平均工資(AWAGE)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額(FI)、進(jìn)出口總額(OPEN)六個(gè)解釋變量。
1)人均地區(qū)生產(chǎn)總值(AGDP)
一般來(lái)說(shuō)，人均GDP一定程度上反映了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和趨勢(shì)，宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展越平穩(wěn)，外商對(duì)投資獲利的信心也就越大。
2)社會(huì)消費(fèi)品零售總額(SALE)
該指標(biāo)可以反映當(dāng)?shù)氐氖袌?chǎng)規(guī)模。較大的市場(chǎng)規(guī)模和快速增長(zhǎng)的市場(chǎng)潛力，對(duì)外商直接投資具有較大吸引力。備選地區(qū)的市場(chǎng)規(guī)模越大，表明該地區(qū)對(duì)其產(chǎn)品的未來(lái)需求也就越旺盛，投資欲望就越強(qiáng)。
3)累計(jì)外商投資額(TFDI)
該指標(biāo)可以反映集聚經(jīng)濟(jì)的示范效應(yīng)大小。一個(gè)地區(qū)累計(jì)的FDI規(guī)模反映了該地區(qū)外商直接投資的經(jīng)驗(yàn)，累計(jì)規(guī)模越大對(duì)外資吸引力越大，外商投資的成功率越高。
4)職工年平均工資(AWAGE)
勞動(dòng)力成本是影響外商直接投資區(qū)位決策的成本因素中最為主要的。作為人口大國(guó)，中國(guó)具有豐富而廉價(jià)的勞動(dòng)力資源，這種成本競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)對(duì)跨國(guó)公司具有強(qiáng)大的吸引力。但是往往低勞動(dòng)力成本經(jīng)常意味著低的勞動(dòng)生產(chǎn)率，只有那些低成本并且具有較高勞動(dòng)生產(chǎn)率的區(qū)位，才更具有吸引力。
5)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額(FI)
該指標(biāo)間接反映該地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)工業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。
東道國(guó)的資源稟賦、可利用的基礎(chǔ)設(shè)施和金融服務(wù)數(shù)量，決定著社會(huì)生產(chǎn)的規(guī)模和效益。企業(yè)如果生存在一個(gè)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，將會(huì)導(dǎo)致投資收益遞減。由于無(wú)法得到確切的基礎(chǔ)設(shè)施投資數(shù)據(jù)，故用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資來(lái)代替。
6)進(jìn)出口總額(OPEN)
可以反映當(dāng)?shù)氐氖袌?chǎng)開放度。市場(chǎng)化程度越高，市場(chǎng)開放度越高的地區(qū)越能吸引外商直接投資，以便他們能夠減少外部不確定性以及交易成本和信息成本。
7)省略因素
至于東道國(guó)的優(yōu)惠政策、財(cái)政貨幣政策、匯率制度、歷史文化等因素，由于這些指標(biāo)的不易量化，在模型中省略。
2.3分析方法和模型初建
研究方法上，各變量均采用對(duì)數(shù)形式，這樣可以在一定程度上消除異方差，增強(qiáng)變量的平穩(wěn)性。為綜合考察以上指標(biāo)對(duì)FDI的影響，建立多元回歸模型如下：
其中α是常數(shù)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)，β是偏回歸系數(shù)。選取1985—2005年江蘇省上述各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，數(shù)據(jù)均來(lái)源于《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《江蘇省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。采用EVIEWS軟件，用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)進(jìn)行回歸分析。所有數(shù)據(jù)均取自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行回歸分析。初步回歸結(jié)果的檢驗(yàn)如下：
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：調(diào)整后的可決系數(shù)R2為0.9926，即所有解釋變量在99.26%的'程度上解釋了FDI的增長(zhǎng)，模型的整體擬合優(yōu)度較好。
方程顯著性檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))：方程的F統(tǒng)計(jì)量F-statistic為449.664，在0.01的顯著性水平下，查表得F臨界值為4.46，所以拒絕原假設(shè)，模型總體上是顯著的。
變量的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn))：在0.05的顯著性水平下，t分布的臨界值是2.145，發(fā)現(xiàn)除了ln(TFDI)，ln(FI)通過(guò)變量顯著性檢驗(yàn)，其余解釋變量t值都較小，且ln(OPEN)和ln(SALE)的符號(hào)為負(fù)，與預(yù)期相反。
R2與F值較大，但t檢驗(yàn)值較小，且ln(OPEN)和㏑(SALE)的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義不符，綜合EVIEWS軟件得出各解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣分析，推斷各解釋變量間存在多重共線性而使得它們對(duì)㏑FDI的獨(dú)立作用不能分辨，故t檢驗(yàn)不顯著。
2.4模型修正：逐步回歸法
為消除多重共線性，采用逐步回歸法進(jìn)行修正。用OLS方法逐一求被解釋變量ln(FDI)對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大的原則，ln(TFDI)作為進(jìn)入回歸模型的第一個(gè)解釋變量，然后再逐個(gè)添加解釋變量，選取調(diào)整后可決系數(shù)最大所對(duì)應(yīng)的解釋變量作為新進(jìn)入模型的候選變量，如果這個(gè)候選變量進(jìn)入后調(diào)整的可決系數(shù)大于上一步的調(diào)整后可決系數(shù)，則該候選變量進(jìn)入模型，形成二元回歸模型，否則終止回歸。依據(jù)上述選取變量的原則逐步回歸，過(guò)程見表二。通過(guò)此方法來(lái)對(duì)方程的多重共線性進(jìn)行弱化處理。
在逐步回歸過(guò)程中，雖然最后引入ln(SALE)即x2，使得模型的擬合度比之前選擇ln(TFDI)，ln(AWAGE)，ln(FI)的三變量模型的擬合度變優(yōu)，但是ln(SALE)的回歸系數(shù)仍為負(fù)，不符合經(jīng)濟(jì)意義，且不能通過(guò)t檢驗(yàn)，故仍刪除ln(SALE)變量，最后的回歸結(jié)果見表三：
模型的擬合度檢驗(yàn)，方程顯著性檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))，以及參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn))全部通過(guò)。最終模型如下：
ln(FDI)=9.349+0.984ln(TFDI)-2.543ln(AWAGE)+1.580ln(FI)
鑒于所刪除的變量并非說(shuō)明這些因素對(duì)FDI沒有影響，而是處理方程的需要，找出與FDI相關(guān)性最大的三個(gè)因素，得出引資策略的重點(diǎn)所在。
�。� 結(jié)論與政策性建議
通過(guò)模型修正，最終選出影響FDI區(qū)位選擇的關(guān)鍵因素及其他們對(duì)FDI的影響：
1)累積外商投資(TFDI)：與FDI有著正相關(guān)關(guān)系，外商投資企業(yè)有相對(duì)集中趨勢(shì)，即新的外資企業(yè)傾向于選擇外資企業(yè)多的地區(qū)。近年來(lái)，江蘇省尤其是蘇南地區(qū)吸引了大量外商直接投資，提高了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，進(jìn)一步擴(kuò)大外商直接投資的進(jìn)入，在外商直接投資和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間形成一種區(qū)域循環(huán)累積因果效應(yīng)。
2)職工年平均工資(AWAGE)：偏回歸系數(shù)為負(fù)，且系數(shù)值較大，說(shuō)明勞動(dòng)力成本仍然對(duì)FDI有顯著作用。江蘇省乃至整個(gè)長(zhǎng)三角地區(qū)的勞動(dòng)力成本再全國(guó)居高，對(duì)FDI引入有一定的負(fù)面影響。
3)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額(FI)，該指標(biāo)系數(shù)為正，與FDI正相關(guān)。良好的基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)會(huì)降低投資的交易成本，利于吸引FDI。有的FDI引入還能作為固定資產(chǎn)投資的主要資金來(lái)源改善投資環(huán)境，從而相互促進(jìn)。江蘇省近年來(lái)為吸引外資加強(qiáng)了基礎(chǔ)設(shè)施的投入，2005年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資達(dá)到8739.71億元，比去年增長(zhǎng)28%，高于全國(guó)平均水平25.7%。
以上三個(gè)因素有力的解釋了影響FDI的區(qū)位選擇因素，同時(shí)對(duì)全國(guó)的引資亦有啟示作用：
首先，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上，除繼續(xù)搞好能源、交通、通信、水利等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)外，更重要的是改善中西部地區(qū)投資軟硬環(huán)境和產(chǎn)業(yè)配套條件，為外商投資提供更多的發(fā)展空間與商業(yè)機(jī)會(huì)。
其次，鑒于長(zhǎng)三角地區(qū)勞動(dòng)力成本較高的因素，在引資方向上，應(yīng)當(dāng)投資領(lǐng)域由原來(lái)以勞動(dòng)密集型加工工業(yè)及服務(wù)業(yè)為主轉(zhuǎn)向以電子通信設(shè)備制造、信息電子、生化制藥等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等重化工業(yè)；其次增大地區(qū)科研及教育投入以提高勞動(dòng)力素質(zhì)，降低相對(duì)的勞動(dòng)力成本。
其三，雖然在模型中省略了政策法律等因素，但它們?nèi)匀皇怯绊慒DI的重要因素，應(yīng)加快調(diào)整相關(guān)法律法規(guī)，建立、完善與市場(chǎng)開放和市場(chǎng)化進(jìn)程相適應(yīng)的外資管理體制，降低外資進(jìn)入的交易與制度成本，加快與外商直接投資的配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以形成吸引外資的良性循環(huán)。
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