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1、中国外商直接投投资的区位决决定 基于地区区数据的空间间计量分析内容提要 本文文基于1992220022年的面板数数据，采用空空间计量经济济学的方法，研研究了中国各各省市FDII的区位决定定。研究的结结果表明教育育水平、基础础设施、省市市市场规模、FFDI存量和和优惠政策对对FDI流入入是正面影响响，而工资水水平对FDII流入是负面影影响；各省市市周边市场潜潜力的影响不不显著，从而而进一步证实实了中国国内内市场的分割割性。在进行行稳健性检验验后，我们还还发现各省市市FDI的相相互影响不能能确定，还需需要以后进一步步研究。关 键 词 中中国 外商直直接投资 空空间计量 一 引 言随着上个世纪770
2、年代末中中国改革开放放的进行，中中国所吸引的的FDI开始始逐渐发展，在在初期FDI的的规模并不大大，增长速度度也不快。但但从上个世纪纪80年代末末开始，FDDI有了迅猛猛的增长，1991年年，中国所吸吸引的实际FFDI金额为为43.666亿美元，在在全球排名十十三位，在发发展中国家排排名第三位。但但到了19993年金额已已达到了2775.15亿亿美元，成为为世界第二大大FDI吸收收国，仅次于于美国。此后后，中国所吸吸引的FDII规模继续扩扩大，到20004年实际际金额已达到到了606.3亿美元。但但FDI在我国国的地区分布布是极为不平平衡的，主要要流向了东部部沿海的省份份，而中西部部的流入相对
3、对较少。图1显示了1199122003年我我国东、中、西西部的FDII流入占全国国的比重。虽虽然经过这么么多年的发展展，中部和西西部的外资流流入在不断增增长，但从图图中可以看出出，中部和西西部在全国所所占的比例却却依然很小。图1 19911-20033年我国中部部、西部、东东部外资历年年所占比例资料来源：中中国统计年鉴鉴各年度，中中国统计出版版社说明：东部包括括北京、河北北、天津、辽辽宁、山东、江江苏、上海、福福建、浙江、广广东、海南；中部包括吉吉林、黑龙江江、山西、河河南、安徽、湖湖北、湖南、江江西；西部包括内内蒙古、新疆疆、青海、甘甘肃、西藏、宁宁夏、陕西、四四川(包括重重庆)、云南南、贵
4、州、广广西。对于什么原因导导致了外商直直接投资在我我国投资区位位分布上的巨巨大差异，以以往有很多的的文献从各省省市自身特征征的角度入手进行行了研究。如如Chengg and Kwan(2000) ，用了1198511995年的的29个中国国省市 本文中“省市”均指的是“省、直辖市和自治区”的FDI数数据进行研究究，结果表明明大的市场规规模、好的基基础设施、政政策优惠以及及低劳动力成成本会促进FFDI，而教教育水平对FFDI的影响响不显著；孙俊（20002）用19851999年年的各省FDDI的面板数数据进行研究究，结果表明明政策优惠、开开放水平、产产业优势和市市场化程度对对FDI是正正面影响。
5、此此外还有很多多学者对此进进行了分析（Heid and Ries,1996；Chen, 1997；Sun, et. al. 2002等）。但大部分对此问问题的研究都都没有考虑到到各省市FDII之间的空间间相关性，也也就是各省市市FDI相互互之间的影响响。在Couughlinn and Segevv(20000)的分析中中，第一次考考虑到了空间间相关性对FFDI的影响响，其采用了空空间计量经济济学的方法了了研究了19990-19997年中国各省份FFDI的决定定，数据采用的的是各年度的的平均值；研研究结果表明明：市场规模模、劳动生产产力和沿海城城市区位正面面影响FDII，而工资水水平和人口文文盲
6、率影响是是负面的，中中国各省市FFDI存在着着空间相关性性，相互之间间是互补的关关系。王剑（22004）采用了类类似的方法得得出了相似的的结论。但上上述两篇文章章的实证分析析中存在着三个问题，一一是采用的都都是类似截面面数据的方法法（各年度的的平均值），而中国省市的的数量决定了了上述研究中中样本量偏少少（最多只可可能是31省省市样本）；二是只考虑虑了各省市市市场规模对其其所吸引FDDI的影响，没有考虑到周边省市的市场潜力的影响，而若国内各省市市场是一体化的，则FDI所针对的市场也可能包括了周边省市的。三是回归结果没有进行稳健性检验，因为FDI在各省市之间相互影响的机制并不清楚，所以实证分析的结
7、果应该进行稳健性检验（Blonigen, et. al., 2004）。基于以上三点，上述两篇文章的实证分析结果可能是有偏或者是不稳健的，因此结论还有待进一步证实。鉴于此，本文进进一步采用空空间经济计量量学的方法研研究中国各省市FDI的区区位决定因素素，针对上述述三个问题对对实证分析进进行改进。首首先在回归中中采用了面板板数据，以扩扩大样本；其次加入了了周边市场潜潜力变量；再次对模型型的结果进行行稳健性检验验。分析的结结果表明教育育水平、基础础设施、省市市市场规模、FFDI存量和和优惠政策对对FDI是正正面影响，而而工资成本对对FDI是负负面影响；周周边市场潜力力的影响不显显著，说明中中国国内
8、市场场是分割的；各省市FDDI之间的相相互影响不确确定，还需要要进一步进行行研究。本文分为四个部部分，接下来来的第二部分分介绍回归模模型和数据来来源，第三部部分报告回归归估计的结果果，第四部分分总结全文。二 回归模型以以及数据来源源空间计量经济学学自从上个世世纪七十年代代被提出之后后，很多人对对其进行了研研究，早期的的研究中以AAnseliin(19888)最为系系统。随着理理论的不断完完善，很多研研究者把其应应用于分析实实际的经济问问题，空间相相关性是空间间计量经济学学研究的一个个重要内容。中国各省市FDI之间如果是相互影响的，例如相互之间是竞争的关系，一省市的FDI的增加是以其他省市的FD
9、I减少为代价的，或者是互补关系，一省市FDI的增加会促进其他省市FDI的增加，就存在着的空间相关性（Spatial Dependence）。空间相关具体是指在样本观测中，位于位置i的观测值与位置ji的观测值有关，即 (1)以往FDI决定定的实证分析析中，回归往往往采用的是是最小二乘法法(OLS)，但在空间间相关存在的的情况下，最最小二乘估计计是有偏的也也不具有一致致性(LeSagge ,1999)。为了避免免这个问题，要要进行空间计计量分析，其其常采用的方法是是极大似然估估计法（MLL）或两阶段段最小二乘法法（2SOLLS）。在分分析中最常用用模型有两个个：空间滞后后模型（Sppatiall
10、lag modell）和空间误误差模型(SSpatiaal errror moodel)。为为了研究的方方便，本文只只采用了空间间滞后模型。在在以往对中国国FDI的分分析文献中，最最常用的模型型是弹性模型型，将这两者者相结合，我我们得出了本本文分析所需需的模型。 (22)是影响各省市FFDI流入的的各种因素，在在分析总结以以往的文献基基础上（Heeid and RRies,11996；Chen, 19977；Chenng andd Kwann，20000；孙俊，22002； Sun, et. al. 22002等），本本文采用了劳劳动力素质、市市场规模、劳劳动力成本、基基础设施、集集聚因素和优
11、优惠政策性等等变量；此外外还加入了本本文想要进行行验证的周边边市场潜力变变量。被解释变量FDDI的数据来来源于中经网网统计数据库库 .db.cei.gov./，该数据库库提供了改革革开放以来各各省历年吸引引的以美元为为衡量单位的的外商直接投投资额，考虑虑到中国从220世纪900年代初FDDI流入才得得以迅速增加加，以及其他他一些数据的的可得性。最终选选择的是1999220002年的面面板数据。样样本选择中，由由于西藏的FFDI规模较较少，和以往往大多数文献献中所做处理理一样，本文文将其舍去。海海南省由于其其是个海岛，不不和任何省份份相邻，在空空间上不好处处理，因此也也舍去。重庆庆市在19997
12、年从四川川省分离出来来成为直辖市市，在本文中中，对于19997年后的的数据，把重重庆市和四川川省进行加总总处理。为了了消除物价变变动的影响，本本文用国际货货币基金组织织的GDP缩缩减指数对FFDI值进行行了价格处理理 GDP缩减指数来自International Monetary Fund, World Economic Outlook Database, September 2004。因为有些些省份的有些些年份FDII的值是零，无无法进对数化化处理，实际际中采用的是是的形式。数据据详细说明和和来源如下：1、劳动力素质质(Educcationn)。劳动力力素质的衡量量主要有三种种方法，一是是某
13、个年龄段段受教育的平平均年限，二二是取得某种种学历的人群群在总人口的的比例，三是是总人口中文文盲比率。本本文采用的是是6岁以上的人人群的平均受受教育年限。劳劳动力素质越越高，则应对对FDI的吸吸引力越强，所所以此项系数数预计为正。数据来源，相相应年份的中中国人口统计计年鉴。 2、各省市场规规模（GDPP）。用各省省市的GDPP来表示，把把各省市名义义GDP用各各省市国内生生产总值指数数进行价格调调整为实际GGDP。对于于市场寻求型型的FDI来来说，市场规规模越大，则则越有可能进进行FDI。所所以此项系数数预计为正。数数据来源，新中国五五十年统计资资料汇编国家统计局国民经济综合统计司，新中国五十
14、年统计资料汇编，北京：中国统计出版社，1999年和和相应年份的的中国统计计年鉴。3、劳动力成本本（Wagee）。本文用用实际工资率率来衡量劳动动力成本，对对各省名义工工资率用居民民消费价格指指数进行调整整得出实际工工资率。高劳劳动力成本会会阻碍FDII的流入，所所以此项系数数预计为负。数数据来源，工工资水平来自自于相应年份份的中国劳劳动统计年鉴鉴，居民消消费价格指数数来源新中中国五十年统统计资料汇编编以及相应应年份的中中国统计年鉴鉴。4、基础设施(Infrasstructture)。基基础设施包括括许多方面，如如机场、港口口、交通网络络、通信设施施、供水供电电等，研究中中经常用到的的代替变量是
15、是单位面积上上的公路或铁铁路等交通运运输线路长度度，或者是每每户的电话数数等。本文采采用了单位面面积上的公路路里长来进行行衡量。好的的基础设施可可以降低生产产和交易成本本，FDI通通常倾向于基基础设施完善善的地区，所所以此项系数数预计为正。数数据来源，新中国五五十年统计资资料汇编和和相应年份的的中国统计计年鉴。5、周边市场潜潜力（Marrket ppotenttial）。以以往的分析中中常常只用各各省市的GDDP来表示FFDI所面对对的整个市场场规模，这种种做法前提假设设是中国省际际之间的市场场是完全分割割的。对中国国市场的分割割状况的研究究主要有Yooung(22000), Ponccet(
16、20005)等，基基本的结论是是中国市场在在省际间是分割的的。在以往的的各省市FDDI决定的研研究中，往往往把这个作为为既定的前提提条件。在本本文中对此项项假设进行了了验证。如果果市场是分割割的，那么周周边市场潜力力的系数就应应该是不显著著的。但如果市场是是一体化的，市市场为导向FFDI所关注注的可能包括了了周边省市的的市场，周边边市场潜力变变量的系数就就应为正，以以往的一些研研究结果就可可能是有偏的的。周边市场潜力的的计算采用了了Harriis（1954）的的定义：某一一地区所面临临的潜在的市市场容量是一一个空间加权权平均值，该该指标与本地地区及其他地地区的收入呈呈正比，与其其他地区到该该地
17、区的距离离呈反比。本本文已单独列列出了本省市市的市场规模模变量，因此计算时时将其省略，则第省区的周边市场潜能可表示为： （3）其中为第省的国国内生产总值值，各省实际际GDP来源源同上；为、两省省会城城市间的公路路距离，本文取两地地之间最短的的公路距离而而非直线距离离，这样可以以间接考虑各各地地形地貌貌（比如山地地、高原和沙沙漠等）的差差异性，两省省会之间的公公路距离从电电子地图上直直接读取。5、集聚因素(FDIS)。本文采用各各省FDI存存量来衡量集集聚，FDI在某某省市集聚越越多，在“示范效应”和外部经济济等的影响下下，FDI就就倾向流入该该省市，因此此此项系数预预计为正。本本文FDI存存量
18、数据也来来自于中经网网统计数据库库，把改革开开放后各省历历年吸引的FFDI量进行行价格处理后后（处理方法法同FDI流流量），进行行加总得出各各年的FDII存量。6、政策性因素素(Poliicy)。是衡量各种种优惠政策对对FDI的影影响，在研究究省际FDII区位决定时主要用各种种有着不同优优惠政策的特特殊区域来衡衡量。这种特特殊经济区域域主要有三类类，一是经济济特区，我国国现有五个经经济特区，分分别是19880年设立的的深圳、珠海海、汕头和厦厦门经济特区区，以及19888年设立的的海南经济特特区。二是沿沿海开放城市市数，19884年我国进一步开放放沿海14个个港口城市：大连、秦皇皇岛、天津、烟烟
19、台、青岛、连连云港、南通通、上海、宁宁波、温州、福福州、广州、湛湛江、北海。三是国家级经济开发区，从1984年我国开始设立第一批国家级经济开发区至今，我国已经设立了49个国家级经济开放区以及5个享受国家级经济技术开发区政策的区域 各国家级经济开放区以及享受国家级经济技术开发区政策的区域所设立的时间见吉林省商务厅网站.jldofcom.gov./df_site/news.jsp?info_id=2198。本文采用了孙俊（2002）的方法，根据不同类型开放地区的政策特点，赋予不同的政策等级。经济特区的政策优惠最高，将其级别定为4，其次是沿海开放城市，级别为3，国家级经济技术开发区的级别为2。在确定
20、了不同类型地区的政策级别后，在此基础上确定每个省市的政策级别，一个省份每拥有一个上述的开放类型地区，就在其政策级别基数上加上该类型的政策级别。经过累加计算，就得到了各地区历年的政策优惠指数（Policy）。我们同样对这些指数进行了对数化处理，因为有些样本的政策优惠指数为零，无法进行对数化，因此采用了LN(Policy+1)的变量形式。表1是对数据的描述性统计。表1 数数据描述性统统计变量单位均值中值最大值最小值标准差预测符号FDI万美元8132.44423003.288673950.99013403.556Educatiion年/人6.4618556.51910.0983.1163661.30
21、33889+GDP万元8512000061486066400605001385459.871079544+Wage元2371.49971998.955311029.772941.428851333.3114Infrasttructuure公里/平方公里里0.28166650.25836691.0135550.01692230.1876556+MarketPotentiial20.30155417.70655860.7277743.427955310.360229？FDIS万美元60595.00218383.447947603104.00888130232.6+Policy4.805199522
22、606.3251551+注：涉及到价格格处理的变量量，表中所列值值都是处理后后的。是空间滞后项。其其中W是空间滞后后权数矩阵，形形式可以为空空间相邻矩阵阵或空间权重重矩阵，其是是一个方块对对角矩阵（BBlock-diagoonal MMatrixx），每个块块（Blocck）代表的的是任意一年年的权数矩阵阵，都可以表表示为： (4)本文分析的年份份一共有111年， 所以以W一共包含含了11个ww，而每一年年又有28个个样本，所以W是个3308308的矩矩阵 矩阵的具体表示方法可参见杨长志（2007）。Coughliin andd Segeev(20002)，王剑剑（20055）的实证分分析中采
23、用的的都是空间相相邻矩阵，也也就是假设只只有地理上接接壤的两个省省份的FDII之间才相互互影响。若两两个国家在地地理上是接壤壤的，则在空空间相邻矩阵阵中对应的值值为1，否则则为零。即：1或0 （i和j接壤为1，不不接壤为0） (5)空间权重矩阵是是赋予周边不不同省市的FFDI影响力力以不同的权权重。也就是是说不仅仅接壤的省省份FDI相相互有影响。通常常假定离的越越远的省份的的影响力越小小，也就是权权重越小。本本文用空间权权重矩阵来进进行稳健性检检验，采用的的是以下两种种权重方法。 （是i和jj省市首府之之间最短的公路距距离） (6) （是i和j省省市首府之间间最短的公路距距离） (7)（6）式
24、中取距距离两省首府府之间最短的的公路距离的的倒数来为权权重（数据来来源同上）。在在（7）式中假设设所有样本中中距离最远的的两个省市的FDI相相互之间无影影响（51660公里是两两个首府之间间最短公路距离离中的最大值值，从黑龙江江的哈尔滨到到新疆的乌鲁鲁木齐），即即权数取零值值，除此外，其其他的权重值值都为正。这这两种函数形形式都保证了了空间距离越远远的省市权数越小小，只是不同同函数所对应应的权数大小小有所不同。三 回归结果果分析在回归过程中由由于采用的是是面板数据，为为了消除外部部因素变化（如国际环境境、汇率调整整等）给FDI总总体上带来的影响响，本文加入了时时间固定效应应。按照空间间计量经济
25、学学的要求，还还要对空间滞滞后权数矩阵阵W行标准化化，才能进行行回归分析。行行标准化是指指把矩阵W中中每一行加总总，用加总值值去除该行的的各个元素，用用所得值代替替该元素。本本文采用了极大似然估估计法（MLL）进行空间间计量分析。为为了便于进行行比较，还同同时进行传统统的OLS估估计 本文中所有实证分析结果都是由Matlab软件得出，运算程序来源于.spatial-.。表2显示了回归归结果。表2 实证分析析结果（OLLS，ML）OLSOLSSpatiall MLSpatiall MLConstannt-4.78(-2.56) *-4.83(-2.58) *-6.62(-3.67) *-6.33
26、(-3.54) *Ln(Educcationn)0.53(2.05) *0.60(2.40) *0.70(2.85) *0.62(2.65) *Ln(GDP)0.55(6.17) *0.58(6.98) *0.59(7.01) *0.56(7.09) *Ln(Wagee)-0.35(-2.41) *-0.32(-2.28) *-0.29(-2.14) *-0.32(-2.38) *Ln(Infrrastruucturee)0.47(5.20) *0.53(8.42) *0.35(3.99) *0.32(3.86) *Ln(MarkketPotentiial)0.13(1.01)-0.15(-1
27、.02)Ln(FDISS)0.51(8.10) *0.49(3.81) *0.48(7.99) *0.51(9.30) *Ln(POL)0.23(3.77) *0.24(3.29) *0.18(3.04) *0.18(3.13) *W*Ln(FDDI)0.19(4.14) *0.17(4.24) *时间固定效应？YesYesYesYes样本数308308308308Adj R2/log-likkelihoood0.890.89-178.3668-178.933注：括号里的是是t值，*，*，*分别表示通通过显著水平平为10，55和1的的统计检验。从表2中我们可可以看出，在在各个共有项项中OLS和
28、和ML显著性性变化不大，但但回归系数有有些变化较大大，如基础设设施和政策变变量。各项的的系数都与预预计的系数相相同，教育水平、基基础设施、各各省GDP、基基础设施以及及FDI存量量的系数都为为正且显著，而劳动力成本本的系数为负负且显著。说说明教育水平平的提高、基基础设施的改改善、市场规规模的扩大、FFDI存量的的增加都会增增加FDI的的流入，而工工资水平的上上升会阻碍FFDI的流入入。在OLSS和ML回归归结果中，周周边市场潜力力的系数都不不显著，这说说明FDI所所针对的市场场只是所投资资的省市，而而并不关心周周边市场规模模；因此中国国的各省市之之间的市场是是相互分割的，这进一步证实实了You
29、nng(20000)等的结结论。本文还还剔除了不显显著的周边市市场潜力项进进行了OLSS和ML估计计，估计结果果也列在了表表2中，回归结果果变化不大。在在ML回归结结果中，我们们可以看到，空空间滞后项的的系数为正且且显著，同 Coughhlin aand Seegev(22002)和和王剑（20004）的研研究结果是一一样的，但正正如前文所说说的，由于FFDI相互之之间具体影响响机制目前并并不清楚，所所以要进行稳稳健性检验。表3 稳健性检检验式(6)式(6)式(7)式(7)Constannt-4.40(-2.15) *-4.86(-2.42) *-9.07(-4.35) *-9.36(-4.5
30、5) *Ln(Educcationn)0.55(2.15) *0.59(2.36) *0.56(2.26) *0.59(2.47) *Ln(GDP)0.55(6.36) *0.58(7.11) *0.57(6.78) *0.59(7.46) *Ln(Wagee)-0.36(-2.51) *-0.32(-2.29) *-0.26(-1.93) *-0.25(-1.85) *Ln(Infrrastruucturee)0.48(5.36) *0.52(6.80) *0.40(4.54) *0.42(5.80) *Ln(MarkketPotentiial)0.15(1.09)0.06(0.47)Ln(
31、FDISS)0.51(8.35) *0.49(8.56) *0.52(8.55) *0.51(9.15) *Ln(POL)0.24(3.88) *0.23(3.80) *0.22(3.69) *0.22(3.69) *W*Ln(FDDI)0.39(-0.38)0.003(0.03)0.41(3.87) *0.43(4.30) *时间固定效应？YesYesYesYes样本数308308308308log-likkelihoood-186.144-186.755-182.200-182.299注：括号里的是是t值，*，*，*分别表示通通过显著水平平为10，55和1的的统计检验。表3是利用不同同的空
32、间滞后后权数进行稳稳健性检验的的结果，通过过变动空间滞滞后权数W中块的表达式进进行，分别采用了（6）式和（7）式。可以以看出，各控控制变量的系系数符号与预预计相同，大大小变化不大大，显著性水水平也几乎没没有变化。市市场潜力的系系数在各个回回归中也都不不显著。但本本文最为关心心的FDI空空间滞后项的的系数并不稳稳定，在采用用式（6）的回归分分析结果中，空空间滞后项并并不显著虽然空间滞后项系数大小变化较大，但这是主要是因为对各国FDI赋予的权数不同所造成的，而非稳健性不足造成的。这这说明个省市市之间FDII的相互关系系并不能确定定，只有准确确判断出FDDI相互作用用的具体过程程，给出确切切的方程式
33、，才才能得出最终终的结论。四 结论及政策策建议本文针对Couughlinn and Segevv(20000)和王剑（20004）研究中的不不足，采用1992220022年的面板数数据，用空间计量经经济学的方法法，研究了中中国各省市FFDI的区位位决定。研究究的结果表明明教育水平、基基础设施、省省市市场规模模、FDI存存量和优惠政政策对FDII是正面影响响，而工资水水平对FDII是负面影响响。说明各省省市为了吸引引FDI的流流入，至少可可以从以下几几个方面入手手：（1）提提高劳动者素素质，除了常常规的学校教教育外，还可可以开展各种种专业技能培培训等。（22）建好基础础设施，东部部和西部吸引引的
34、FDI差差距很大的一一个重要的原原因就是西部基础础设施不健全全。与东部沿沿海相比，西西部很多地方方的基础设施施状况很差。高昂的运输输成本往往会会抵消西部原材材料和劳动力力低廉的优势势。不少外商商在考察西部部投资环境后后，常常因为为这里基础设设施落后而放放弃了投资计计划。（3）发发展好本地经经济，FDII和经济发展展是互相影响响的一个过程程，一方面FFDI能促进进经济增长，另另一方面经济济增长后，市市场规模的扩扩大会促进FFDI流入。本文的研究还发现各省市周边市场潜力对FDI影响不显著，这进一步证实了中国国内市场的分割性。地方保护不仅降低了资源配置的静态效率，而且影响了经济增长的速度。如果地方保
35、护不能根除，那么其对生产率进而对整个社会福利的影响，不仅仅在于短期之内的增长效应（降低生产率），还有长期内的水平效应（降低长期的稳态水平）（林毅夫和刘培林，2004）。此外，由于市场分割，势必会给市场寻求型FDI带来整体上的负面影响，因为这种FDI如果面对的是一个一体化的中国市场，必将会增加其进入的可能性和投资的规模。因此打破市场分割，是今后我国政府的一项重要任务。各省FDI之间间相互影响机机制目前还不不清楚，因此此本文还对空空间计量回归归结果进行了了稳健性检验验，结果发现现各省市FDDI之间如何何相互影响还不能确确定。它们之之间是相互促促进还是相互互竞争的关系系，这需要以以后进行进一一步的研
36、究。参考文献：林毅夫、刘培林林(2004)：地方保保护和市场分分割：从发展展战略的角度度考察，北北京大学中国国经济研究中中心讨论稿系系列No. C20044015孙俊(20022)：中国FFDI地点选选择的因素分分析，经经济学季刊第第一卷第3期期王剑(20044)：外商直直接投资区域域分布的决定定因素，经经济科学第第 5期。杨长志(20007)：亚洲各各国FDI流流入相互关系系的实证研究究，数量量经济技术经经济研究第第5期Andersoon, J. “A Thheorettical Founddationn of tthe Grravityy Modeel”, AAmericcan Eccon
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43、terminnants of FDDI in Chinaa: An annalysiis of FDI iin Asiian Coountriies Baased oon Spaatial EconoometriicsAbstracct: This paperr adoppts a spatiial ecconomeetricss modeel in the aanalyssis off the locattion ddetermminantts of FDI iin Chiina baased oon thee paneel datta bettween 1992 and 22002. Th
44、e resullt shoows thhat edducatiion leevel, infraastruccture, the markeet levvel, tthe FDDI stoock annd preeferenntial policcies hhave aa posiitive impacct in attraactingg FDI, whille wagges leevel, a neggativee impaact. TThe innfluennce off markket pootentiial inn surrroundiing arreas iis nott obvii
45、ous. This furthher prroves the ffragmeentatiion off Chinnese mmarketts. Hooweverr, howw the FDI tto diffferennt proovincees inffluencce onee anotther iis nott cleaar, whhich rrequirres fuurtherr reseearch.Key Worrds : Chinaa; Forreign Direcct Invvestmeent; SSpatiaal Ecoonomettrics提供60万企业业管理资料下下载，详情查查看：./maap.htmm