中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效評價

霍杰

摘 要：基于中國1985—2012年時間序列數(shù)據(jù)，運用灰色關(guān)聯(lián)方法分析對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)的貢獻，在此基礎(chǔ)上使用主成分分析方法綜合評價對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效。結(jié)果顯示，中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效并沒有持續(xù)增長，而是以2007年為分界點呈現(xiàn)V型分布。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；宏觀經(jīng)濟績效；灰色關(guān)聯(lián)方法；主成分分析

中圖分類號：F832.6 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）20-0114-03

引言

自改革開放以來，我國的對外直接投資持續(xù)快速增長，對外直接投資流量從1985年的6.14億美元增長到2012年的878.04億美元，年均增長率19%，遠遠超過中國經(jīng)濟增長速度。對外直接投資的快速增長有利于我國充分利用國內(nèi)外兩個市場＼兩種資源，促進生產(chǎn)要素的自由流動和優(yōu)化資源配置。然而，由于對復(fù)雜的國際經(jīng)濟形勢估計不足，加上缺乏對外直接投資的相關(guān)經(jīng)驗，我國對外直接投資所取得的經(jīng)濟績效并不樂觀。從宏觀層面來看，對外直接投資對我國經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用并不明顯（衣長軍，蘇梽芳，2008；王英，2012）。國內(nèi)現(xiàn)有的文獻大多從單一指標(biāo)角度評價我國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效，而事實上如果想比較全面、客觀地評價對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效，需要使用一個包含多個指標(biāo)的綜合評價體系，目前對這方面的研究還不夠深入。因此，本文擬構(gòu)建一個包含多個指標(biāo)的評價體系，綜合評價中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效。

一、文獻綜述

（一）對外直接投資對經(jīng)濟增長的影響

在理論上，關(guān)于對外直接投資對母國經(jīng)濟增長的影響一直存在兩種不同的觀點：一種觀點認為對外直接投資擠出國內(nèi)投資，從而不利于母國的經(jīng)濟增長（Stevens，Lipsey，1992）；另一種觀點認為對外直接投資能使企業(yè)進入新的市場，以較低的價格從國外進口中間產(chǎn)品，從而能夠促進母國的經(jīng)濟增長（Herzer，2010）。從實證研究來看，使用發(fā)達國家數(shù)據(jù)大部分研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對經(jīng)濟增長有非常顯著的促進作用；而使用中國數(shù)據(jù)有些研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對經(jīng)濟增長的促進作用并不明顯（衣長軍和蘇梽芳，2008）。

（二）對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

從理論上看，一方面，由于對外直接投資具有資源補缺效應(yīng)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、新興產(chǎn)業(yè)促長效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及投資收益效應(yīng)等積極作用，故可以促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；另一方面，由于對外直接投資具有失業(yè)效應(yīng)和重合產(chǎn)業(yè)國際競爭效應(yīng)等消極影響，故不利于調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（汪琦，2004）。在實證研究上，使用發(fā)達國家的數(shù)據(jù)大多發(fā)現(xiàn)對外直接投資可以優(yōu)化母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Blomstrom，等，2000），使用中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用并不明顯（王英，2012）。

（三）對外直接投資對出口的影響

自20世紀60年代以來，對外直接投資和出口之間的關(guān)系一直是學(xué)者們爭論的焦點。在理論上，對外直接投資和出口之間存在替代和互補關(guān)系，即對外直接投資可能會減少出口，也可能會增加出口。實證研究大多發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對出口有顯著的促進作用（張紀鳳，黃萍，2013），很少有實證研究發(fā)現(xiàn)替代關(guān)系的存在，其主要原因在于大多數(shù)研究使用的是總體數(shù)據(jù)（Blonigen，2001）。

（四）對外直接投資對技術(shù)進步的影響

對外直接投資是國際技術(shù)溢出的一條重要渠道，通過對外直接投資，不論發(fā)達國家還是發(fā)展中國家都可以獲得東道國的技術(shù)溢出，從而提升母國的技術(shù)水平。實證研究大多都發(fā)現(xiàn)對外直接投資通過逆向溢出效應(yīng)可以顯著提高母國技術(shù)水平（Driffield，等，2009），但也有研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對母國技術(shù)水平?jīng)]有顯著的影響或者會對母國技術(shù)進步產(chǎn)生阻礙作用（Bitzer和Kerekes，2008）。對此，學(xué)者們一般認為，對外直接投資逆向溢出效應(yīng)的產(chǎn)生需要母國的經(jīng)濟發(fā)展水平超越一定的“門檻”水平（李梅，柳士昌，2012）。

（五）對外直接投資對就業(yè)的影響

從理論上看，對外直接投資對就業(yè)有雙重影響，即替代效應(yīng)和互補效應(yīng)。對外直接投資會對母國就業(yè)產(chǎn)生影響是政策制定者長期擔(dān)心的問題，之所以擔(dān)心是因為他們認為對外直接投資和出口之間存在替代效應(yīng)，對外直接投資會減少本國同類產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)萎縮，就業(yè)減少（Jasay，1960）。但也有人認為，對外直接投資和出口之間存在互補效應(yīng)，對外直接投資會擴大母國產(chǎn)品出口，有利于減少失業(yè)（戴翔，2006）。對外直接投資的凈就業(yè)效應(yīng)取決于替代效應(yīng)的消極影響和互補效應(yīng)的積極影響之差額。

二、指標(biāo)選擇和灰關(guān)聯(lián)系數(shù)

本文使用1985—2012年的時間序列數(shù)據(jù)綜合評價中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效。根據(jù)前人的研究成果和數(shù)據(jù)的可獲取性，使用經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)5個宏觀經(jīng)濟指標(biāo)構(gòu)建對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效的評價指標(biāo)體系，然后使用灰色關(guān)聯(lián)方法計算灰關(guān)聯(lián)系數(shù)，以此衡量對外直接投資對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的貢獻，最后在此基礎(chǔ)上使用主成分分析方法綜合評價對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效。

（一）指標(biāo)計算方法和數(shù)據(jù)來源說明

使用對外直接投資流量反映對外直接投資FDI，使用中國國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟增長GDP，使用第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值之和與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)STR，使用進出口總額反映對外貿(mào)易TRA，使用發(fā)明專利授權(quán)量反映技術(shù)進步TE，使用中國從業(yè)總?cè)藬?shù)反映就業(yè)L。

以上所有指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均可以從中國統(tǒng)計年鑒和聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議網(wǎng)站獲取，需要將以美元表示的對外直接投資額和對外貿(mào)易額轉(zhuǎn)化為以人民幣表示的對外直接投資額和對外貿(mào)易額。

（二）計算灰關(guān)聯(lián)系數(shù)

由于我們要評價的是對外直接投資對宏觀經(jīng)濟的影響，故需要計算對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)的貢獻，這里使用灰關(guān)聯(lián)系數(shù)來衡量對外直接投資對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的貢獻，灰關(guān)聯(lián)系數(shù)計算基本步驟如下。endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的貢獻，即對外直接投資和宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評價

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數(shù)據(jù)進行進一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效指標(biāo)體系共有5個指標(biāo)。因為對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)分別進行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對宏觀經(jīng)濟各指標(biāo)的貢獻（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評價方法

目前對指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，使用綜合評價函數(shù)求出對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數(shù)，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數(shù)向量，進而可以獲得每個主成分的函數(shù)表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，計算各主成分值，利用綜合評價函數(shù)求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效綜合評價結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規(guī)模持續(xù)擴張，但對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻較快上升，從而導(dǎo)致對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈現(xiàn)V型。

參考文獻：

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[責(zé)任編輯 李 可]endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的貢獻，即對外直接投資和宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評價

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數(shù)據(jù)進行進一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效指標(biāo)體系共有5個指標(biāo)。因為對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)分別進行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對宏觀經(jīng)濟各指標(biāo)的貢獻（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評價方法

目前對指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，使用綜合評價函數(shù)求出對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數(shù)，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數(shù)向量，進而可以獲得每個主成分的函數(shù)表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，計算各主成分值，利用綜合評價函數(shù)求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效綜合評價結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規(guī)模持續(xù)擴張，但對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻較快上升，從而導(dǎo)致對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈現(xiàn)V型。

參考文獻：

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[責(zé)任編輯 李 可]endprint

1.收集原始數(shù)據(jù)序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統(tǒng)特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關(guān)因素行為序列，分別代表經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關(guān)因素行為序列和系統(tǒng)特征序列之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據(jù)上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的貢獻，即對外直接投資和宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的灰關(guān)聯(lián)系數(shù)。

三、綜合評價

（一） 數(shù)據(jù)預(yù)處理

從上面計算求得的數(shù)據(jù)可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數(shù)據(jù)進行進一步處理，主要包括指標(biāo)正向化以及數(shù)據(jù)的無量綱化兩個方面。

1.指標(biāo)正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效指標(biāo)體系共有5個指標(biāo)。因為對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)分別進行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)起正向作用，說明外直接投資對宏觀經(jīng)濟各指標(biāo)的貢獻（灰關(guān)聯(lián)系數(shù)）都是正向指標(biāo)，不需要對灰關(guān)聯(lián)系數(shù)進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、

對外貿(mào)易、技術(shù)進步和就業(yè)回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數(shù)據(jù)的無量綱化

由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標(biāo)值使用標(biāo)準(zhǔn)化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標(biāo)權(quán)重和綜合評價方法

目前對指標(biāo)權(quán)重的確定主要有兩類方法：主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。兩類權(quán)重確定方法各有優(yōu)缺點，由于我們使用的指標(biāo)之間可能存在相關(guān)性，這里使用主成分分析法確定權(quán)重，可以有效消除指標(biāo)之間的相關(guān)性。在用主成分分析法確定權(quán)重之后構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，使用綜合評價函數(shù)求出對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關(guān)系數(shù)

為了分析變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關(guān)系數(shù)矩陣進行分析，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2。

表2 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關(guān)系數(shù)較高，變量之間存在較強的線性關(guān)系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數(shù)和系數(shù)

這里依據(jù)主成分對應(yīng)的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數(shù)，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現(xiàn)變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數(shù)除以表3相應(yīng)特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數(shù)向量，進而可以獲得每個主成分的函數(shù)表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權(quán)重構(gòu)造主成分綜合評價函數(shù)，計算各主成分值，利用綜合評價函數(shù)求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效綜合評價結(jié)果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經(jīng)濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規(guī)模持續(xù)擴張，但對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效并沒有持續(xù)增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和就業(yè)的貢獻較快上升，從而導(dǎo)致對外直接投資宏觀經(jīng)濟績效呈現(xiàn)V型。

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