检验结果-我国对外直接投资的区位分布研究

在实际检验时，仍然先通过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、异方差和序列相关进行检验后再对模型进行估计。表5-5和表5-6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。

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5-5)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(ln ODI_SSt－1)、东道国较高的技术水平(tech)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，而我国在东道国滞后一期的制造业投资存量(ln ODI_SMt－1)、东道国市场规模(marketsize)、东道国的自然资源(res)、双边汇率(exch_rate)和双边投资协定(BIT)对我国制造业ODI流出没有显著影响。

该模型的实证结果说明，假说H2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；假说H3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。

表5-5　制造业对外直接投资区位选择模型的回归结果

续表

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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*表示p＜0.10，**表示p＜0.05，***表示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5-6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和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)。具体地，我国在东道国滞后一期的制造业投资存量(ln ODI_SMt－1)、服务业投资存量(ln ODI_SSt－1)、东道国服务业市场规模(s_marketsize)、双边汇率(即人民币升值)(exch_rate)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，而东道国较好的商业环境(business)却抑制了我国对东道国的服务业直接投资流入；并且东道国的人力资本(hr)、政治风险(political)、宏观经济稳定性(eco_stable)对我国对东道国服务业直接投资流出没有显著影响。

该模型的实证结果说明，假说H4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；假说H5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。

表5-6　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*表示p＜0.10，**表示p＜0.05，***表示p＜0.01，Hausman统计量下的括号中为p值。