检验结果的纠偏与优化

在实际检验时，先通过Hausman检验确定该模型采用固定效应还是随机效应的形式，在对模型的多重共线性(主要是检验方差膨胀因子VIF及其均值)、异方差和序列相关进行检验后再对模型进行估计。表6和表7显示的是经过上述过程反复检验、纠偏后得到的估计结果，即这些模型中已不存在严重的多重共线性、异方差、序列相关等问题，以确保估计结果的准确性。

表6　制造业对外直接投资区位选择模型的回归结果

说明：估计系数下面的括号中为t统计量，星号表示显著性水平，即*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01，Hausman统计量下的括号中为p值。

我国制造业对外直接投资区位选择模型：

模型的回归结果(表6)显示，滞后一期我国服务业对外直接投资存量和一个控制变量——技术水平是显著的，并且它们的系数符号与预期相符，即我国在东道国滞后一期的服务业投资存量、东道国较高的技术水平对我国在东道国的制造业直接投资流入具有显著的促进作用。该模型的实证结果说明，命题H1没有得到支持，即我国制造业对外直接投资内部不存在地理集聚效应；命题H2得到支持，即我国服务业直接投资对制造业直接投资的地理集聚具有正效应。(www.xing528.com)

表7　服务业对外直接投资区位选择模型的回归结果

说明：估计系数下面的括号中为t统计量，星号表示显著性水平，即*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01，Hausman统计量下的括号中为p值。

我国服务业对外直接投资区位选择模型：

如表7所示，模型的回归结果中，两个核心变量——滞后一期我国制造业对外投资存量、服务业对外直接投资存量，以及三个控制变量通过了显著性检验，它们的系数符号与预期基本相符(有一项与预期相反)。我国在东道国滞后一期的制造业投资存量、服务业投资存量、东道国服务业市场规模、东道国双边汇率(即人民币升值)对我国对东道国的服务业直接投资流入具有显著的促进作用。该模型的实证结果说明，命题H3得到支持，即我国制造业直接投资对服务业直接投资的地理集聚具有正效应；命题H4也同样得到支持，即我国服务业对外直接投资内部存在地理集聚效应。