我國FDI區(qū)域分布的區(qū)位條件及其地理溢出程度的經(jīng)驗研究

我國FDI區(qū)域分布的區(qū)位條件及其地理溢出程度的經(jīng)驗研究

1問題的提出

自1990年代以后，隨著中國經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域?qū)ν忾_放的步步深入，外商在中國的直接投資年復(fù)一年快速增長。自1992年起到2002年，中國累計實際外商直接投資（FDI）3701.68億美元，年平均增長率高達(dá)17％，已經(jīng)成為了僅次于美國的發(fā)展中國家吸收對外直接投資最大的東道國。FDI分布于中國除西藏外的所有地區(qū)，幾乎遍及中國工業(yè)的每個領(lǐng)域。很多研究表明（Wei,1995;Sun,1998;Chen,1999），大規(guī)模的FDI涌入是中國對外貿(mào)易發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的源動力。但是，F(xiàn)DI的這種好處并不是中國每一個地區(qū)都能感受到的，我國FDI的區(qū)域分布有嚴(yán)重的非均衡（表1）。自2001年10月中國加入WTO以來中國FDI的區(qū)域分布結(jié)構(gòu)有了細(xì)微的變化（中、西部投資比重有所增加）。

表1中國FDI分布的基本特征

Tab.1ThebasiccharacteristicsofFDIdistributioninChina年份

FDI(US)百萬

區(qū)域分布/%

廣州、福建及其他省所占比例%

東部

中部

西部

廣東

福建

其他省份1986-1991平均

3104.5

91

5

4

43

8

491992

11007

91

7

2

34

13

531993

27515

87

9

4

28

11

621994

33767

88

8

4

28

11

601995

37521

88

9

3

28

11

621996

41726

88

10

2

28

10

621997

45257

87

11

3

27

9

641998

45463

88

10

2

30

10

611999

40319

88

9

3

29

10

612000

40715

88

9

2

28

9

632001

46878

88

9

3

26

8

662002

52471

87

10

3

22

7

71

注：資料來源于各年中國統(tǒng)計年鑒及相關(guān)計算。

依據(jù)空間相互作用理論，運用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)（SpatialEconometrics）模型進(jìn)行研究。首先綜合國內(nèi)外相關(guān)研究成果，選擇了經(jīng)濟(jì)總量、勞動成本、基礎(chǔ)設(shè)施、市場化程度、信息成本、累積的FDI、開放程度七項區(qū)位因素指標(biāo)，對影響FDI區(qū)域分布的主要因素進(jìn)行了經(jīng)驗分析，證明了空間依存的存在并估計了地理溢出程度（空間自相關(guān)系數(shù)）；然后確定影響FDI區(qū)域分布的關(guān)鍵因素；最后依據(jù)模型結(jié)論，為中國特別是中、西部地區(qū)引進(jìn)更多的FDI提供了政策建議。

本項研究在借鑒現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，與現(xiàn)有的同類研究相比有兩大顯著特點：①使用了最新的FDI數(shù)據(jù)，特別是中國加入WTO以后的數(shù)據(jù)；②在標(biāo)準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，運用了空間計量模型，融入?yún)^(qū)域間的相互影響，對FDI的地理溢出程度進(jìn)行了估計。

2文獻(xiàn)綜述

2.1FDI區(qū)域分布理論文獻(xiàn)綜述

在解釋FDI區(qū)域分布理論中，最早研究角度主要從企業(yè)或跨國公司出發(fā)，Hymer（1960）認(rèn)為跨國公司是一個寡頭行為，F(xiàn)DI被認(rèn)為是公司在全球競爭下所作的一種追求利潤最大化的投資決定；Dunning（1977）的國際生產(chǎn)折中理論詳細(xì)解釋了所有權(quán)、國際化和區(qū)位優(yōu)勢對跨國公司行為的影響，用交易費用來解釋企業(yè)的內(nèi)部化，強(qiáng)調(diào)FDI的目的是資產(chǎn)的獲得；Brainard（1997）則認(rèn)為跨國公司FDI是其為獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)所采取的接近客戶或集中生產(chǎn)的一種交替選擇，F(xiàn)DI與貿(mào)易出口之間存在著交替的關(guān)系；傳統(tǒng)企業(yè)選址理論用交通成本、工資和基礎(chǔ)設(shè)施解釋FDI的地理分布；現(xiàn)代工業(yè)選址理論則強(qiáng)調(diào)盈利的外部或與需求和供應(yīng)鏈相聯(lián)系的聚集程度（Krugman，1991）；新經(jīng)濟(jì)增長理論也強(qiáng)調(diào)工業(yè)內(nèi)或企業(yè)之間的知識溢出形成的聚集效應(yīng)（Romer,1986;Sala-I-Martin,1990）；一個新的理論信息成本方法認(rèn)為跨國公司的管理和分支公司的設(shè)置是經(jīng)濟(jì)代理人針對信息成本存在理反應(yīng)的結(jié)果（Casson,1994）。

2.2FDI區(qū)域分布實證文獻(xiàn)綜述

在對美國的FDI地點選擇研究中，Coughlin（1991）從公司利潤最大化的角度認(rèn)為區(qū)域面積、人均收入、產(chǎn)業(yè)聚集、勞動市場條件（工資率和失業(yè)情況等）、交通網(wǎng)絡(luò)、稅收、政府吸引FDI的消費等都是各州吸引FDI的決定因素；Friedman（1996）發(fā)現(xiàn)市場潛力、工資、技術(shù)勞動力（人均科學(xué)家和工程師的比例）、工程費用、主要港口、吸引FDI的補貼等對外國跨國公司在美國的選址有重要影響；Mody和Srinivasan（1998）進(jìn)一步證明吸引美國和日本跨國公司相似的區(qū)域條件是低工資、低風(fēng)險、完善的基礎(chǔ)設(shè)施和豐富的技術(shù)人才。

對中國的FDI地點選擇研究中，Wei等（1999）研究表明國內(nèi)貿(mào)易額、工資率、GDP增長率、R&D人員、基礎(chǔ)設(shè)施、聚集程度、信息成本和投資刺激等因素對吸引FDI具有顯著影響；Qiansun等（2002）實證研究表明區(qū)域內(nèi)市場規(guī)模、聚集程度、基礎(chǔ)設(shè)施、工業(yè)化水平、累積FDI、勞動力質(zhì)量、勞動成本、科研水平、開放程度、政策風(fēng)險和FDI替代物（外國證券投資）等因素在不同階段對FDI的區(qū)域選擇作用有所差別；孫?。?002）從另外一個角度考察了FDI地點選擇的因素，認(rèn)為除了基礎(chǔ)設(shè)施、勞動力質(zhì)量、工資、開放程度和市場化程度等變量外，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對該地區(qū)吸引FDI水平有著重大作用。

這些經(jīng)驗研究的共同點是使用標(biāo)準(zhǔn)回歸模型對平行數(shù)據(jù)（PanelData）進(jìn)行分析，但這些分析沒有結(jié)合空間數(shù)據(jù)的典型特征，參數(shù)估計是有偏的，推論的有效值得懷疑?？臻g數(shù)據(jù)觀察值的位置是一個極其重要的變量，因為相鄰區(qū)域可能相互影響，許多因素都可以導(dǎo)致所謂的空間依存。對于FDI，聚集效應(yīng)通過地理溢出區(qū)域邊界可以導(dǎo)致相鄰區(qū)域的FDI水平提高，另一方面空間依存使區(qū)域內(nèi)資源成本上升，相鄰區(qū)域變得更具有吸引力。本文設(shè)置空間計量模型對中國FDI區(qū)域分布進(jìn)行分析，并對空間依存進(jìn)行檢驗和估計。

3中國FDI區(qū)域分布的區(qū)位條件分析

影響外商在一個地區(qū)投資的區(qū)位因素很多，集中到一點上是投資項目的成本和收益。一個地區(qū)完善的基礎(chǔ)設(shè)施、便捷的出口通道、高度聚集發(fā)達(dá)的產(chǎn)業(yè)群、便宜的要素投入、豐富低廉成本的勞動力資源、潛在的巨大規(guī)模市場和相對低的信息成本等因素都會對吸引FDI產(chǎn)生直接的影響。另外，各地區(qū)對吸引FDI有無稅收等優(yōu)惠政策、正常的市場活動是否會受到來自政府的干預(yù)、有無來自政府支持國有企業(yè)的不平等競爭、有無穩(wěn)定連續(xù)的政策環(huán)境、需不需要額外的尋租成本等宏觀投資環(huán)境也會左右外商的投資決策。綜上所述，考慮到數(shù)據(jù)資料的可得，選擇了經(jīng)濟(jì)總量、勞動成本、基礎(chǔ)設(shè)施、市場化程度、信息成本、累積的FDI、開放程度七個區(qū)位因素變量。

3.1經(jīng)濟(jì)總量（GDP）

GDP從總體上反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，也反映了一個地區(qū)潛在的市場需求。市場需求越大，該地區(qū)對FDI越有吸引力。然而，市場越大，競爭者越多，競爭也越激烈，有些投資者也會投資到市場相對較小，競爭力較弱的地區(qū)，此時，市場的大小與FDI成反向關(guān)系。GDP對FDI具體作用及方向有待模型檢驗。我們用各省市或自治區(qū)2001年的GDP作為經(jīng)濟(jì)總量或市場需求的代理變量。

3.2勞動成本（WAIP）

勞動成本一般用工資來度量。大多數(shù)人認(rèn)為工資與FDI呈反向關(guān)系，但由于國有企業(yè)的職工工資不包括住房補貼和醫(yī)療保險等隱形收入，這使得工資指標(biāo)的解釋力大打折扣。另一方面，隨著近幾年經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，中國吸引FDI并不主要是靠低廉的勞動成本（Branstetter&Feenstra,1999）。在中國的跨國公司傾向于付給其工人一定的工資外津貼，因為他們想雇傭高質(zhì)量的工人。高工資也許反映較高的勞動質(zhì)量。因此，在有些省份高工資會吸引較多的FDI。在這里我們用2001年勞動生產(chǎn)率調(diào)整工資率（人均工資除以人均勞動生產(chǎn)率，即效益工資率）來反映勞動成本。理論上，該項指標(biāo)越低，吸引的FDI越多。

3.3基礎(chǔ)設(shè)施（INFR）

一個地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度是外商投資者首先要考慮的重要因素。然而，基礎(chǔ)設(shè)施包含的范圍極其廣泛，從公路到鐵路、航空再到通訊系統(tǒng)，甚至包括中介組織。因此，對基礎(chǔ)設(shè)施的度量非常困難。我們用各地區(qū)2001年公路密度（公路里程除以各地面積）作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量。

3.4市場化程度（MAK）

各地區(qū)市場化水平對吸引FDI具有重要意義。經(jīng)濟(jì)活動是否規(guī)范、是否有法律法規(guī)體系保障、是否有地方保護(hù)、是否有紅頂商人和腐敗、尋租現(xiàn)象等因素都直接或間接影響到外資流入的信息成本和投資風(fēng)險。市場化程度是一個高度綜合的指標(biāo)，涉及到產(chǎn)權(quán)制度、競爭價格制度、市場環(huán)境、政府行為和經(jīng)濟(jì)主體行為的獨立等多方面因素，要完整地度量一個地區(qū)的市場化程度相當(dāng)困難，我們借用樊綱、王小魯（2001）所測度的各地區(qū)1999與2000年市場化指數(shù)平均值作為市場化指標(biāo)的代理變量。

3.5信息成本（IC）

與國內(nèi)投資者相比，外國投資者飽受信息不對稱之苦，外國投資者在某個地區(qū)投資是針對信息成本存在理反應(yīng)的結(jié)果（Casson,1994）。信息成本的度量包括與區(qū)域中心的距離、首個FDI投資年限、世界前500強(qiáng)的表現(xiàn)和相鄰效應(yīng)（地理上相鄰或文化相近）等。對于我國來說，沿海地區(qū)就是低信息成本區(qū)域，原因在于：①這些地區(qū)是傳統(tǒng)的工商業(yè)中心；②這些地區(qū)最先對外開放，也是吸引FDI的重點區(qū)域，享有廣泛的優(yōu)惠政策；③世界前500強(qiáng)在這一區(qū)域的投資遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了內(nèi)地；④這些沿海地區(qū)和香港、澳門、臺灣等地區(qū)除了地理上相鄰?fù)?，在血緣關(guān)系和文化上有千絲萬縷的聯(lián)系。對于信息成本我們設(shè)置了虛擬變量（或稱沿海地區(qū)啞變量），沿海12個地區(qū)為1，其他地區(qū)為0。

3.6累積的FDI（CFDI）

累積的FDI對于其他FDI具有“羊群效應(yīng)（herdingeffect）”。在這里我們用各地區(qū)累積的FDI除以其累積的國內(nèi)投資作為代理變量。在回歸分析中，如果這個變量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，則表示累積FDI對于吸引新的FDI具有擠出效應(yīng)，也就是說廣大中、西部地區(qū)通過改善投資環(huán)境能吸引更多的FDI；如果這個變量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，則表明累積FDI對于吸引新的FDI具有吸引功能，集聚效應(yīng)大于其擴(kuò)散效應(yīng)。這個變量采用的是1986年到2001年各地區(qū)累積的FDI的數(shù)據(jù)。

3.7開放程度（OPEN）

開放程度從本質(zhì)上降低了信息成本，促進(jìn)FDI的涌入。同時開放程度也決定了一個地區(qū)當(dāng)?shù)鼐用窈驼畬ν赓Y的接受程度、有無通暢的外銷渠道、管理水平能否與國際接軌、有無大量的一流人才等。開放程度綜合概括了這些因素，因此開放程度提高伴隨著對外資吸引力的增加。我們用2001年各地區(qū)的外貿(mào)依存度來衡量開放程度指標(biāo)。[1][2][][]

4空間計量經(jīng)濟(jì)模型及其估計

4.1中國FDI區(qū)域分布區(qū)位條件及地理溢出的空間計量模型

4.1.1空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型。

不同學(xué)者得出的結(jié)論由于研究方法不同而各異，但有關(guān)FDI區(qū)域分布的研究中，區(qū)域總是被當(dāng)成一個獨立的個體進(jìn)行分析，區(qū)域間潛在的相互影響往往被忽略。毫無疑問，任何一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)都不可能獨立存在，它總是與其它經(jīng)濟(jì)體存在著千絲萬縷的聯(lián)系。當(dāng)外生沖擊對一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)造成影響時，往往也會波及到鄰近地區(qū)或者更遠(yuǎn)?？臻g依存是區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究的重點內(nèi)容，空間依存可以表述為Tobler（1979）地理第一定理：“地理物體是互相關(guān)聯(lián)的，空間接近的地物間關(guān)聯(lián)程度高”。依據(jù)空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)，空間依存可以設(shè)置成兩種形式基本的模型結(jié)構(gòu)，即空間自回歸模型（spatialautoregressivemodel,即SAR）和空間誤差構(gòu)成（spatialerrorcomponentsmodel，即SEA）模型兩類。

空間自回歸模型（SAR）：

y＝ρWy＋Xβ＋ε（1）

式中：y是n×1列的決策變量觀察值向量；W是n×n的空間權(quán)數(shù)矩陣，n個機(jī)構(gòu)或地區(qū)之間相互關(guān)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的一個矩陣，W[,y]為空間一階滯后因變量；ρ是空間自回歸參數(shù)，其取值在－1到1之間，表明相鄰區(qū)域之間的影響程度；X是k個外生變量觀察值的n×k階矩陣；β是k×1階回歸系數(shù)向量；ε是隨機(jī)誤差序列向量。

另一種是空間誤差模型，機(jī)構(gòu)或地區(qū)間的相互關(guān)系通過誤差項來體現(xiàn)。當(dāng)機(jī)構(gòu)或地區(qū)之間的相互作用因所處的相對位置不同而存在差異時，則采用這種模型?？臻g誤差構(gòu)成（SEA）基本模型為：

y＝Xβ＋ε（2）其中，

ε＝λWΨ＋ξ（3）

式中：Ψ是n×1列溢出成分誤差，ξ是n×1列的區(qū)域內(nèi)隨機(jī)擾動項；假定Ψ和ξ是服從獨立同分布（i.i.d）且互不相關(guān)；λ是空間自相關(guān)系數(shù)，λ的取值在－1、1之間，表明一個區(qū)域變量變化對相鄰區(qū)域的溢出程度；其他字母如（1）式所設(shè)?？梢?，（2）和（3）兩式構(gòu)成的SEA模型其本質(zhì)就是在線形模型的誤差結(jié)構(gòu)中融入了一個區(qū)域間溢出成分。

4.1.2理論模型估計及檢驗

空間依存模型的估計比時間序列要復(fù)雜得多。空間自回歸模型由于自變量的內(nèi)生，OLS估計是有偏的（biased）和不一致（inconsistent）的。需要通過工具變量法、極大似然法或廣義最小二乘估計等其他方法來進(jìn)行估計。判斷地區(qū)間的空間相關(guān)存在與否，一般通過包括Moran’sI檢驗、最大似然LM－Error檢驗及最大似然LM－Lag檢驗等一系列空間效應(yīng)檢驗來進(jìn)行（Anselin1988）。鑒于空間經(jīng)濟(jì)計量估計中一系列問題有待進(jìn)一步解決，目前一般空間計量模型都局限于一階滯后、一階自回歸模型。本研究也僅限于討論一階模型。

4.1.3中國FDI區(qū)域分布區(qū)位條件及地理溢出的空間計量模型

本項研究設(shè)置的空間計量模型包括空間自回歸模型（SAR）和空間誤差構(gòu)成（SEA），然后對此進(jìn)行檢驗，甄別出最適合中國FDI區(qū)域分布的模型形式。對于空間計量模型，空間權(quán)數(shù)矩陣W是一個至關(guān)重要的范疇。權(quán)數(shù)確定的標(biāo)準(zhǔn)一般依據(jù)“距離”而定，最常用的是“空間距離”和“經(jīng)濟(jì)距離”？（Anselin1988）。本研究依據(jù)地理相鄰設(shè)定權(quán)數(shù)，該空間權(quán)數(shù)矩陣W是一個n×n稀疏的0－1矩陣，相鄰區(qū)域的元素為1，其他為0，對角線元素也為0。這是一個29×29稀疏的0－1矩陣。對于SAR模型（1）或SEA模型（2）、（3），為了避免內(nèi)生對模型解釋力的影響，所有的自變量滯后一期，如SAR模型：

y[,t]＝ρWy[,t]＋X[,t－1]β＋ε（4）

式中：y[,t]是中國2002年29個省、直轄市或自治區(qū)（海南省、西藏和重慶除外）實際吸引的FDI值取對數(shù)（即lnFDI[,t]，單位：美元），W是地理相鄰權(quán)數(shù)矩陣。自變量矩陣為2001年的影響因素的值取對數(shù)：

X[,t－1]＝（lnGDP[,t－1]，lnWAIP[,t－1]，lnINFR[,t－1]，lnMAK[,t－1]，lnCFDI[,t－1]，lnOPEN[,t－1]，IC）（5）

其他字母如（1）式所述。SEA模型（2）、（3）的設(shè)置與上類似。

4.2實證分析

模型使用的數(shù)據(jù)來自1980—2003年的中國統(tǒng)計年鑒和新中國五十年統(tǒng)計資料匯編。作者運用GUASSLight6.0軟件（林光平，2003），依據(jù)極大似然估計原理，編寫了相應(yīng)的空間計量模型計算估計程序（表2）。

表2相關(guān)回歸結(jié)果

Tab.2Theresultoftheregression變量

模型1

模型2

回歸系數(shù)（概率）

回歸系數(shù)（概率）

OLS

SEA

OLS

SEAC

-5.819405(0.0017)

-6.023757(0.0008)

-6.288888(0.0002)

-6.422313(0.0000)lnGDP[,t-1]

0.726925(0.0025)

0.746824(0.0011)

0.714412(0.0011)

0.742548(0.0005)lnWAIP[,t-1]

-0.734435(0.1042)

-0.695832(0.0845)

-0.747168(0.0947)

-0.784224(0.0421)lnINFR[,t-1]

0.089272(0.8093)

0.122654(0.562493)lnMAK[,t-1]

2.49843(0.0177)

2.658563(0.0076)

2.682820(0.0028)

2.744256(0.0012)lnCFDI[,t-1]

0.339636(0.0195)

0.376985(0.0146)

0.334120(0.0117)

0.352256(0.0054)lnOPEN[,t-1]

0.225370(0.1482)

0.2364322(0.0951)

0.243067(0.0970)

0.223285(0.0623)IC

0.135986(0.7657)

0.1436552(0.4265)λ

0.14(0.0079)

0.12(0.0163)

檢驗值（概率）Kiefer-Salmon

2.86(0.25)

2.78(0.27)Breusch-Pagan

8.12(0.26)

7.56(0.16)LMerr

2.83(0.08)

2.61(0.09)LMlag

0.38(0.54)

0.18(0.69)AdjustedR[2]

0.88

0.89Loglikelihood

-21.9860

-20.1865

-22.0816

-20.6987SampleSize

29

29

29

29

注：括號內(nèi)標(biāo)注的是統(tǒng)計量的顯著水平。

4.2.1模型的空間特檢驗

兩個拉格朗日多項式LMerr和LMlag都可看出空間依存的存在。因為LMerr的概率是0.08而LMlag的概率是0.54，所以空間誤差構(gòu)成模型（SEA）更適合解釋中國FDI的區(qū)域分布。對于空間異方差（spatialhetersocedasticity），Breusch-Pagan檢驗的概率是0.26說明了它是不可能存在的。Kiefer-Salmon檢驗的概率是0.27，說明殘差項分布是正態(tài)分布。

對于中國FDI區(qū)域分布的SEA模型，運用極大似然估計方法而言，傳統(tǒng)的R[2]不再適合空間依存模型，具體檢驗空間依存有兩種方法。第一種方法是X[2]（1）檢驗，用SEA模型負(fù)的Loglikelihood的值減去OLS相應(yīng)的值的2倍與臨界值X[2]（1）相比較。對于模型1和模型2的檢驗值分別為3.5和2.8，均大于X[2]（1）（顯著水平為0.1時，其值等于2.71）的臨界值。第二種方法是直接通過λ的概率值來判斷空間依存的存在，模型1和模型2概率值（分別為0.0079和0.0163）的顯著水平都是5％。

空間計量模型和普通模型相比最大的區(qū)別在于通過空間自相關(guān)系數(shù)λ表明：我國FDI區(qū)域分布的地理溢出程度是14％，即一個地區(qū)FDI的增加會溢出其地理邊界使相鄰地區(qū)的FDI也相應(yīng)有所增加。雖然空間計量模型（SEA）的回歸系數(shù)與普通模型相比只有細(xì)微的變化，但是降低了回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差和報告的概率值，增加了回歸系數(shù)的有效。

4.2.2模型結(jié)果分析

從表2的估計結(jié)果看，模型1和模型2的OLS回歸結(jié)果和以前的研究（Qiansun，2002；孫俊，2002；ChunlaiChen，1997）相比是極其相似的，模型對中國FDI區(qū)域分布方差的解釋能力都在88％以上。

模型1包括所有預(yù)先設(shè)置的自變量，除調(diào)整工資變量外，其他都是正相關(guān)。然而，并非所有的變量統(tǒng)計上都是顯著的，基礎(chǔ)設(shè)施（lnLD[,t－1]）和信息成本（IC）的統(tǒng)計檢驗不顯著。經(jīng)濟(jì)總量（lnGDP[,t－1]）、市場化水平（lnMAK[,t－1]）和累積的FDI（lnCFDI[,t－1]）的顯著水平為5％，調(diào)整工資率（lnWAIP[,t－1]）和開放程度（lnOPEN[,t－1]）的顯著水平是10％?；A(chǔ)設(shè)施與FDI的區(qū)域分布呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)但統(tǒng)計不顯著。信息成本（或沿海地區(qū)亞變量）與FDI的區(qū)域分布呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)但也不顯著，這個結(jié)果與許多研究結(jié)論不一致，只能說明中國加入WTO以后沿海地區(qū)的地理位置與傾斜政策等歷史上的優(yōu)勢在逐步消失。

剔除不顯著變量的模型2和模型1相比較，變量的顯著水平大大提高了。模型2的開放程度和市場化水平的系數(shù)比模型1（彈系數(shù)）有所增加，其他系數(shù)則相應(yīng)減小了。由于我們設(shè)置的模型回歸系數(shù)可以用彈理論加以解釋，各地區(qū)