五 计量模型的估计结果

1.地区层面—总体与分样本计量分析

由表4的回归结果可以得到，在用随机效应模型、混合回归模型以及固定效应回归模型分别进行回归和检验之后，最合适的是固定效应模型。三个回归模型的汇率与外销比例的交互项系数都是显著为负的，表明产品外销比例越高，实际有效汇率越高，对FDI流入的抑制作用越强。固定效应模型中，汇率波动程度与外销比例的交乘项的系数显著为负，表明产品外销比例越高，汇率波动程度越大，对FDI流入的抑制作用越强。此外，工资的系数显著为负，gdp的系数显著为正，符合预期，印证了成本和需求对FDI的影响方向预期。

进一步地，我们对数据进行分样本分析。由于东部地区产品外销比例是中、西部地区的3倍左右，因此，我们将东部地区的FDI定义为出口导向型，将中、西部地区的FDI定义为市场导向型。表4中的回归结果是将所有外资（港澳台投资）企业作为一个样本进行回归，接下来我们将企业划分为出口导向型（高外销比例）和市场导向型（低外销比例）两种类型，即将数据划分为东部地区和中西部地区两个子样本分别进行回归，回归结果如表5所示。

由表5可知，汇率对不同类型的FDI的影响是不同的，汇率对出口导向型FDI的影响更显著。 F 检验、Hausman检验结果表明应该选择固定效应模型。首先，对于出口导向型的东部地区，汇率对FDI流入的影响显著。固定效应模型中，汇率与产品外销比例的系数是显著为负，这说明对于产品外销比例较高的东部地区，人民币汇率越高其对FDI流入的抑制作用就越大。人民币汇率上升会抑制出口导向型FDI（东部地区FDI）的流入。其次，对于市场导向型的中西部地区，东道国汇率对FDI流入的影响不显著。固定效应模型中，与汇率相关的各系数都不显著。代表市场需求的gdp的系数显著为正，表明对于市场导向型FDI（中西部地区FDI），市场需求的影响十分重要。最后，在两个分样本中，汇率波动程度与外销比例的交乘项系数基本是不显著的。原因可能是当汇率波动性增强，直接出口到东道国的方式与FDI方式的优势接近，也就是汇率波动性对FDI流入的抑制和促进作用接近，最终表现为汇率波动性对FDI流入的影响不显著。经过对比，可以得到，在出口导向型的东部地区，汇率对FDI流入的解释能力更强。而对于市场导向型的中、西部地区，以国内生产总值（gdp）衡量的市场需求的解释力更强。

2.行业层面—门限面板模型

从表6可以得到门限数量为1的判定依据。表7表明，由于门限值的估计为0.853 9，所以门限值将整个回归样本划分成了两个区制，其中产品外销比例高于0.853 9的我们称之为高出口导向的行业。那么，完整的门限面板模型可以表示为式（38），并通过估计得到表8。

从表8中的门限面板回归模型估计结果可以看到，产品外销比例门限值为0.85，该门限值将样本划分成两个区制（regimes），分别是高于门限值的区制和低于门限值的区制。因此，可将FDI流入划分为高于门限值的出口导向型和低于门限值的市场导向型。由表8的回归结果可以得到以下结论：首先，无论是高于门限值还是低于门限值，实际有效汇率上升都会抑制FDI流入。其次，汇率与FDI流入的关系是非线性的，汇率对于高于门限值的区制的影响程度（-0.633 2）是低于门限值区制（-0.385 1）的1.5倍左右，也就是说随着产品外销比例的上升，人民币汇率上升对FDI流入的负向作用越大。最后，汇率波动性对FDI流入的影响在两个区制内都不显著，这可能是因为汇率波动带来的投资风险规避效应与汇率波动带来的投资替代出口效应相互抵消，使汇率波动性对FDI的影响不显著。 dhv32AvDcBO9gzCePWhIeYaIQBnbgULAhgZ1t9f4eoXc4HOGMy4nRTfef61ERZPZ