鉴于山东在全国经济发展及吸收利用FDI的重要地位，本部分选取山东省作为研究对象，就FDI对经济安全的影响作实证分析，并测度FDI的适度规模。
11.3.1 FDI对山东产业安全影响的效应分析
从上一节的分析可以看出，山东利用FDI的产业、地区分布都非常的不平衡，这很可能加剧山东产业发展的不平衡以及地区经济发展的不平衡。而2000年以来，外商投资方式独资化的深入使得外商对山东部分行业、市场的控制能力加强，这些都有可能造成对山东经济可持续发展的负面影响。
本研究认为，一个国家或地区在吸收利用FDI时，如果其对本国或地区产业产生了负面影响，例如对本国或地区的产业结构、行业发展、地区经济结构等产生了负面影响，则FDI的利用影响了本国的产业安全。如果FDI对本国产业结构和地区经济协调等方面产生正面的促进作用，则称为产业安全。本研究将基于山东省经济发展及利用FDI的实际情况，从FDI的市场占有率以及FD的行业溢出效应两方面进行实证分析，以验证FDI对山东产业安全的影响。
11.3.1.1外资市场占有率分析
微观经济学中，市场占有率（市场份额）是反映企业经济业绩最关键的指标之一。其计算公式如下：
外商投资企业的市场占有率=×100%（11.1）
其中，表示FDI企业在某一行业的销售收入总额，表示国内这一行业销售总收入。
外商投资企业的市场占有率可以准确反映外商投资企业生产的产品在国内市场上的覆盖面，它是衡量外商投资企业竞争力的重要指标。外商投资企业市场占有率的提高即意味着本土企业的市场占有率下降，从而导致国内市场的控制权慢慢向外商投资企业倾斜。外商投资企业市场占有率过高，将在国内市场上直接形成垄断，从而为操纵价格，获取高额利润提供契机。外商投资企业市场占有率的提高还将使国有企业面临经营危机甚至破产，带来大量失业人员。国际上一般把市场占有率分为三种情况：①总体市场占有率，其警戒线为20%；②一般行业市场占有率，其警戒线为30%；③关键、幼稚产业的市场占有率，其警戒线为10%。如果某行业的外商投资企业的市场占有率为50%，则说明外商投资企业绝对性地主导了国内市场。
近年来，外资对山东的产业控制有不断加大的倾向，随着实力雄厚的跨国公司纷纷涌入中国市场，跨国公司凭借其资金、技术、规模的优势，在投资建厂时，越来越重视对企业的控制权，外商投资独资化程度的提高更进一步加强了外资企业的控制权。与此同时在中外合资企业中，外商也在积极通过增资扩股的方式，以达到控制企业的目的。在外商投资比较集中的几个行业中，企业被外方控制的现象比较严重。2001年以来外资的市场占有率逐年升高，2007年达到19.23%，接近了20%的警戒线，2008年这一比例有所下降。
注：2002—2004年的外资市场占有率为规模以上外资企业与规模以上工业企业的产品销售收入的比值，2005—2008年的外资市场占有率为规模以上外资企业与规模以上工业企业的主营业务收入的比值。
由上面的分析可知，山东省外资的总体市场占有率接近了警戒线的边缘，不少行业的市场占有率接近或超过了国际公认的警戒线。这应该引起我们的高度警惕，防止外资形成对国内部分行业的垄断，攫取高额利润。否则，我们吸引外资只是为别人做了嫁衣，自己却得不到有效发展。
11.3.1.2 山东FDI行业溢出效应实证分析
相关资料显示，山东实际利用FDI的三次产业分布很不均匀，跟国家层面的情况基本一致。2001-2008年，山东第一产业实际利用的FDI仅占全部实际利用FDI的3%，2001年之前所占比重更少。第二产业实际利用FDI占据相当大的比重，为82%。第三产业实际利用FDI占比15%，并且近几年的所占比重在大幅增长。第二产业中制造业占了绝大部分的比例，第三产业中房地产业、交通运输、仓储和邮政业也占了不小的份额。由于第一产业吸收的外资很少，基本不会有正的或负的溢出效应，第二产业吸收的外资绝大部分为制造业所有，所以，本文将选取2001-2008年部分行业的数据来分析FDI的行业溢出效应。
鉴于制造业、房地产业、交通运输业及建筑业吸收FDI的重大比例，及这几个行业在国民经济发展中的重要地位，本文将选取这几个行业做行业溢出效应分析。
本文用来分析外资影响山东产业安全模型的思路来源于外资溢出效应模型。外资溢出效应模型最常用的是Feder模型，该模型最初是由G。Feder于1982年提出的，其目的是分析出口对经济增长的作用。他把一国的经济部门分为出口部门和非出口部门，在两部门的生产过程的基础上推导出了分析出口部门对非出口部门的产量增长外溢作用的计量方程。后来中国很多学者用Feder模型来分析外资的溢出效应。
该模型假设东道国经济部门分为外资部门和内资部门，外资部门对内资部门有溢出效应，外资部门的要素生产率比内资部门高。该模型表述如下：
F=f（LF，KF）（11.2）
H=h（LH，KH，KF）（11.3）
Y=F+H（11.4）
方程（11.2）表示的是外资部门生产函数，方程（11.3）表示的是内资部门生产函数，F和H分别表示外资部门和内资部门的生产总值，LF和LH分别表示投入到外资部门和内资部门的劳动要素，KF和KH分别表示投入到外资部门和内资部门的资本要素，由方程（11.3）可以看出内资部门的生产总值受到外资KF的溢出效应的影响。方程（11.4）表示东道国的生产总值由内资部门和外资部门共同决定。
进一步假设外资部门劳动和资本的边际生产力分别为FL和FK，内资部门劳动和资本的边际生产力分别为HL和HK，并且有FL/HL=FK/HK=1+δ，说明外资部门的要素生产率比内资部门高。
对方程（11.2）和（11.3）进行微分，可以得到：
dF=FL·dLF+FK·dKF（11.5）
dH=HL·dLH+HK·dKH+HF·dKF（11.6）
中的HF·dKF项表示外资部门对内资部门的溢出项，HF的大小表示溢出效应的大小。
进一步可得到：dY=dF+dH=FL·dLF+FK·dKF+HL·dLH+HK·dKH+HF·dKF（11.7）
将FL/HL=FK/HK=1+δ代人方程（11.7）加以整理可得：
dY=HLdL++HK·dK+HFdKF+dF（11.8）
方程（11.8）就是用来测量外资溢出效应的方程，也是用来测量外资影响东道国产业安全的模型基础，外资溢出效应的大小反映为方程（11.8）中外资变化的系数项。
根据外资溢出效应方程（11.8），可得利用FDI影响行业安全的溢出效应模型：
（i=1，2，3……）（11.9）
其中，Li为各行业的职工工资总额，Ki为各行业固定资产投资，Fi为各行业FDI额，Yi为各行业的生产总值。
如果某行业的HFi大于0，说明外资对该行业具有正的溢出效应；如果某行业的HFi等于0，说明外资对该产业没有溢出效应，即对该产业没有影响；如果某行业的HFi小于0，说明外资对该产业具有负的溢出效应，即外资对该行业非但没有促进作用，反而有负面的影响。
根据有关学者的研究，外资工业部门要素边际生产率的总体水平和内资工业部门的水平大致是一样的，因此，在做实证研究时，可以省略方程中的项，则计量估计方程就变为如下形式：
（11.10）
其中，为残差项。
1.制造业外资溢出效应分析
对制造业进行计量分析时，因制造业生产总值的数据不具有连续性，所以用制造业的规模以上工业产值代替，实际FDI额利用各年平均汇率换算为以人民币为单位，四个变量的单位都统一为亿元人民币，并运用以1990年为基期的GDP平减指数进行了平减。DY、DL、DK、DF分别用其一阶差分代替，进行最小二乘估计，得回归结果为：
DY=1683.278+59.34692 DL-6.873818 DF-0.543713 DK
（2.356885）（-1.828913）（-0.851402）（11.11）
=0.83868
由方程可以看出，内资的DK的t值太小，不能通过检验，即不能拒绝绝变量系数为0的假设。因此去掉DK在进一步回归得：
DY=1807.691+46.81349 DL-7.834970DF
（2.374655）（-2.264842）（11.12）
=0.7997
模型表现良好，然DF的系数为负数，所以可以得出FDI对山东制造业的溢出效应为负，而内资又贡献很小，可见山东制造业的利润主要是靠廉价劳动力创造的。
2.房地产业外资溢出效应分析
对房地产业进行计量分析时，实际FDI额利用各年平均汇率换算为以人民币为单位，四个变量的单位都统一为亿元人民币，并运用以1990年为基期的GDP平减指数进行了平减。DY、DL、DK、DF分别用其一阶差分代替，进行最小二乘估计，得回归结果为DY=-0.005458+0.004092DL+0.000376DF+2.79E-05 DK（3.862912）（2.932725）（2.341459）（11.13）
=0.8630
由方程可以看出，模型表现良好，FDI对房地产业有正的溢出效应。
3.交通运输、仓储及邮政业外资溢出效应分析
对交通运输、仓储及邮政业进行计量分析时，实际FDI额利用各年平均汇率换算为以人民币为单位，四个变量的单位都统一为亿元人民币，并运用以1990年为基期的GDP平减指数进行了平减。DY、DL、DK、DF分别用其一阶差分代替，进行最小二乘估计，得回归结果为：
DY=-0.0054580+000609DL+0.000126DK+0.000478DF
（1.470667）（2.321809）（0.551005）（11.14）
=0.6588
计量方程DF的t=0.551005，其值较小，不能拒绝变量系数为0的假设，由此可以看出FDI对交通运输、仓储及邮政业的溢出效应不明显。因此，将解释变量DF去掉，重新进行回归检验，得出回归方程如下：
DY=-0.0054580+0.000525DL+0.000117DK
（1.500409）（2.488782）（11.15）
=0.7242
可以看出，去掉FDI项后，方程和各个变量的的显著性都有所提高。因此，可以判断FDI对于交通运输、仓储及邮政业的外溢效应不显著。此外对建筑业的分析不能通过检验，在此就不再列出。
11.3.1.3 小结
通过前面的分析可以看出，山东利用FDI所占的市场份额已经相当的大，部分行业超出了国际标准的警戒线。对行业溢出效应的分析结果显示，FDI对山东的行业溢出效应整体上不是很显著，这也可以说明FDI的外资产业结构效应基本没有发挥。而外资产业结构效应失效所带来的严重后果是加剧了产业结构的不协调，导致经济出现结构性过剩，供给结构与需求结构错位，内需拉动乏力，外资集中于劳动密集型制造业的特点使得制造业连续处于低水平重复建设的陷阱，增加了产业结构调整的难度。外资产业分布不合理影响了中国产业结构的调整和升级，阻碍了中国产业可持续发展的实现，影响了中国的产业安全。
11.3.2 山东利用FDI与环境污染的实证分析
改革开放以来，中国的开放程度不断加大，利用FDI的规模也不断扩大。1993年以来，中国已连续17年成为发展中国家中最大的外资流入国。FDI的吸收有力的促进了中国经济的增长。但有的外商投资为了保护母国国内的生态环境，将可能造成环境破坏和环境污染的行业转向东道国，可能给当地带来环境问题、导致生态环境与社会经济发展失衡。因此，FDI与环境问题的相关关系研究也相应成为中外学者普遍关注的焦点问题。
山东省凭借自身的地理区位优势和对外开放的优惠政策，其经济规模和利用FDI规模在全国都名列前茅。鉴于此，本文选取山东作为研究对象，分析环境污染的加剧与山东利用FDI是否有关系？或者说FDI是否加剧了山东的环境污染？重点探讨山东FDI与环境污染之间的格兰杰因果关系，并有针对性的提出解决问题的措施和建议。
1、研究方法和数据的选取
本文将通过对所得数据的协整分析，检验FDI与各主要污染物指标的长期均衡关系，并对FDI与各主要污染指标进行格兰杰因果关系检验。
考虑到数据的可得性以及实际分析的需要，本文将选取工业废水排放量（Water）、工业固体废弃物排放量（Solid）、工业废气排放量（gas）、二氧化硫排放量（SO2）和烟尘排放量（Smoke）等五个主要污染物指标与FDI数据进行组合，以检验FDI是否加剧了山东的环境污染程度。本文数据来自1994年到2009年山东省统计年鉴，考虑各年人民币对美元的平均汇价，将当年的实际利用FDI折算成以人民币为单位，然后通过GDP平减指数（以1978年为基期）对其进行价格调整，以消除价格因素影响。
2、平稳性检验
传统的时间序列模型基于样本数据的平稳性，以最小二乘法进行回归分析，而时间序列数据可能存在非平稳性，对非平稳的时间序列数据应用回归分析往往会导致伪回归现象，从而致使结论无效。因此，为了使回归有意义，人们在对非平稳时间序列进行分析时，通常在分析数据之前先将数据进行差分，然后研究差分时间序列数据之间的关系，借此来回避伪回归的出现。但是经过差分后的数据有可能忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对这些问题来说又是必要的。为了解决上述问题，可以采用协整检验。因此，在进行计量检验前首先应对变量进行平稳性检验，看所要分析的时间序列数据是否平稳，如不平稳再进行差分。其中检验数据平稳性最常用的就是单位根检验，而常见的单位根检验有DF检验、ADF检验、PP检验与似然比检验，这里我们采用ADF检验。
ADF检验是通过下面三个模型完成的：
模型1：（11.16）
模型2：（11.17）
模型3：（11.18）
模型2和模型3中的α为常数项，模型3中的t是时间变量，代表了时间序列随时间变化的某种趋势。虚拟假设都是H0：δ=0，即存在单位根。
实际检验是从模型3开始的，再到模型2，再到模型1.何时检验拒绝零假设，即原序列不存在单位根，为平稳序列，便可停止检验。否则，就要继续检验，直到检验完模型1为止。
在这里本文利用Eviews5.0对LNGAS、LNSO2、LNWATER、LNSMOKE、LNSOLID、LNFDI作ADF检验。
注：①D表示一阶差分；②检验（C，T，K）分别表示单位根检验方程包括：常数项、时间趋势与滞后阶数；③滞后阶数是在考虑模型最优条件下，利用AIC赤池信息准则，取AIC值最小得到。
由上面的检验结果可以看出，LNGAS、LNSO2、LNWATER、LNSMOKE、LNSOLID、LNFDI在1%、5%、10%的置信水平下都是非平稳的，而其一阶差分除了DLNSOLID之外，在1%的置信水平下都是平稳的，DLNSOLID的一阶差分在10%的置信水平下也是平稳的，因此可以认为它们都是一阶单整序列，可以进一步检验LNFDI与LNGAS、LNSO2、LNWATER、LNSMOKE、LNSOLID之间是否具有协整关系。
3、协整分析
协整概念是在20世纪80年代由Engle和Granger提出的，协整概念的提出对于用非平稳序列变量建立经济计量模型及检验这些变量之间的长期均衡关系非常重要。协整的基本思想认为，尽管两个或两个以上变量中的每一个都是非平稳的，但是它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，使该线性组合呈现出稳定性，则变量之间便存在长期稳定关系即协整关系。
对于变量的协整检验主要有两种方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于协整回归残差的协整检验，这种检验也称为单一方程的协整检验；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR方法的协整系统检验，通过特征值轨迹检验与最大特征值检验来判别变量之间的协整关系。由于本文主要检验FDI与个污染指标之间的关系，属于单一方程检验，所以采用EG两步法检验。这种检验法分两步进行：
第一步，若与是一阶单整序列，即△和△是平稳的，用OLS法对回归方程（也称为协整回归方程）
=++
进行估计，得到残差序列。
第二步，检验的平稳性。若为平稳的，则与是协整的；反之，则不是协整的。若与不是协整的，则他们的任一线性组合都是非平稳的，因此残差序列将是非平稳的。换言之，对残差序列是否平稳的检验也就是对与是否协整的检验。
在1%、5%、10%的显著性水平下，烟尘排放量与FDI利用量协整，即两者之间存在长期均衡关系，在5%、10%的显著性水平下，工业废气排放量、工业废水排放量与FDI利用量协整，即两者存在长期均衡关系，二氧化硫排放量和工业固体废弃物产生量在10%的显著水平下都不与FDI存在长期均衡关系，所以在以下的分析中将舍弃这两个变量。
4、格兰杰因果检验
一般情况下，格兰杰因果检验认为，假定变量X的变化是变量Y变化发生的原因，则变量X的变化应在时间上先于变量，并且变量X在预测变量Y时具有显著性，即在预测Y的回归模型中引入变量X过去的观测值作为独立变量，应该在统计上显著地增加模型的解释能力；变量Y预测变量X在统计上不显著。在此基础上我们可以构造以下两个模型：
（11.29）
表示其滞后变量和的滞后变量的线性函数，为零均值非自相关的随机误差项，a，b为系数，零假设为：bj=0（j=1，2，3……，n），意味着X不是Y的原因，若零假设成立，则有（11.30）
（11.29）式的残差平方和为SSE1，（11.30）式的残差平方和为SSE2，则
该统计量服从自由度为（n，T-m-n-1）的F分布，其中T为样本数量。给定显著性水平α，则有相对应的临界值Fα，如果F＞Fα，则以1-α的置信度拒绝，那么在Granger意义上X是Y的原因。否则接受假设，Y的变化不能归因于X的变化。
注：判断标准是在确定10%的显著性水平下，概率值大于10%时接受零假设，否则拒绝零假设。
在检验过程中，滞后期数分别取1-4期来考察LNFDI和LNGAS，LNWATER，LNSMOKE之间的因果关系，在确定10%的显著性水平下，滞后期数为1时，LNFDI是LNWATER和LNSMOKE的格兰杰原因，滞后期数为2时，LNFDI是LNWATER的格兰杰原因，其他情况下，都不构成格兰杰因果关系。
5、小结
从Granger因果关系检验中，我们可以看到，FDI进入后短期内，对山东环境污染造成一定影响，在长期这种影响逐渐消除。但总的来说，FDI的大量利用对山东的环境造成了负面的影响。另外，跨国公司还善于通过对外直接投资把环境污染重、资源高消耗的产业转移到中国，对中国的生态环境和资源环境造成了恶劣的影响，严重阻碍了中国产业和经济可持续发展目标的实现。
11.3.3 FDI与山东金融安全的实证分析
11.3.3.1 金融安全的概念
目前对金融安全的概念，国内外学者尚无统一的界定。一般认为，金融危机是金融安全问题的根源，而金融危机理论是金融安全理论的基础。我们所说的金融安全，只能是将金融风险控制在引发会融危机的临界点之下。换句话说，金融安全和金融危机是一个问题的两个方面。金融危机是金融不安全状况积累的爆发结果，它是金融风险的结果。从现有资料来看，对金融安全的概念进行具体和明确界定较为困难。因为金融安全是经济安全的一个重要组成部分，而且在经济安全中金融安全具有举足轻重的地位，因此，国外学者通常都将金融安全放在国家安全战略和国家经济安全的系统中来探讨。中国学者对金融安全的研究和探讨是在1997年亚洲金融危机之后，应该说相关的研究仍在起步阶段。国内对金融安全的界定主要有两种类型，即从金融的实质角度界定（王元龙，1998）26和从国际关系学角度界定（梁勇，1999）27.
从金融的实质角度界定金融安全的观点认为：所谓金融安全，简而言之就是货币资金融通的安全，凡是与货币流通以及信用直接相关的经济活动都属于金融安全的范畴。一国国际收支和资本流动的各个方面，无论是对外贸易，还是利用FDI、借用外债等都属于金融安全的范畴，其状况如何直接影响着经济安全。基于对金融安全概念的上述界定，金融可以理解为，凡是既涉及货币，又涉及信用的所有经济关系和交易行为的集合。把金融安全的概念界定为货币资金融通的安全，并强调凡是与货币流通以及信用直接相关的经济活动都属于金融安全的范畴。
从国际关系学角度界定金融安全的观点认为：从概念的源泉看，安全本来是国际关系学的概念，因此需要从国际关系学基本概念出发，结合经济学的思维方式给金融安全下定义。这种观点认为，国家金融安全是指一国能够抵御内外冲击，保持金融政策和金融体系正常运行与发展，即使受到冲击也能保持本国金融及经济不受重大损害，如金融财富没有大量流失、金融政策与金融体系基本保持正常运行与发展的状态，维护这种状态与能力和对这种状态与维护能力的信心与主观感觉，以及这种状态和能力所获得的政治、军事与经济的安全。
郑汉通博士和雷家骕教授对金融安全的概念也作了类似于从国际关系学角度的界定。郑汉通认为，所谓的金融安全，即一国金融利益不受侵犯，金融体系的正常运转不受破坏和威胁，金融体系能抵御各种金融危机对其的侵害。反之，当一国金融利益受到侵犯，金融体系不能正常运转，面对各种各样的金融危机毫无抵抗能力，就是金融不安全。雷家骕认为，所谓金融安全，主要是指金融领域能够通过利用各种手段抵御和消除来自内部及外部的各种威胁和侵害，以确保正常的金融功能和金融秩序。王元龙在2004年对金融安全做了如下定义：金融安全是指在金融全球化条件下，一国在其金融发展过程中具备抵御国内外各种威胁、侵袭的能力，确保金融体系、金融主权不受侵害、使金融体系保持正常运行与发展的一种态势。
金融安全问题的提出是特定历史发展阶段的产物，是金融全球化的产物，更确切地说，金融安全问题是应对金融全球化负面影响的产物。尽管金融全球化具有促进世界经济发展的积极效应，但不可否认，金融全球化也带来了众多负面影响，金融全球化蕴藏着引发金融危机的风险。在金融全球化的发展过程中，与其相伴的蔓延效应使金融危机迅速扩散，产生巨大的波及效应和放大效应，国际金融动荡已成为一种常态。因此，金融安全问题被作为应对金融全球化的一个重要战略而提出，它已成为国家安全战略的一个重要组成部分。金融安全状态赖以存在的基础是经济主权独立。如果一国的经济发展已经受制于他国或其他经济主体，那么无论其如何快速发展，应当说金融安全隐患始终存在，也就无从谈起金融安全的维护。金融全球化加大了发达国家和发展中国家之间的差距。金融全球化的发展使国际社会同益重视统一标准的制订与实施，由于发达国家掌握了金融全球化的主导权，按发达国家水平制订的规则必然不利于发展中国家，使其难以获得所需的发展资金，从而进一步扩大发展中国家与发达国家的差距。国际经济金融中存在着不平等的客观现实，促使一些国家开始关注金融安全。
笔者认为金融安全从微观上讲是要保持金融机构的稳健经营，不因个别机构的经营不善而导致系统性挤兑风险，也即金融行业安全问题；从宏观上讲是保持国民经济的均衡发展，保持币值和汇率的稳定，不出现剧烈的波动，是一国的宏观调控能力问题28.本文拟从宏观的角度探讨利用外资与国家金融安全问题。
从宏观上讲，FDI与金融安全的关系主要是指中国的FDI和国际收支的关系，即FDI是否和中国的金融安全息息相关，是否能影响一个国家的国际收支平衡到左右中国金融安全的程度。FDI与中国国家的巨额的外汇储备、储蓄存款以及广义货币供给量（M2）之间到底是怎么样的关系，我们必须认真分析。具体的分析过程中，因为储蓄存款和M2之间存在很强的相关性，所以第一部分我们先分析FDI与外汇储备、储蓄存款之间的关系，然后再对FDI与外汇储备、货币供给量M2、储蓄存款进行实证分析，最终来分析在宏观经济层面FDI和中国金融安全的关系。
11.3.3.2 相关文献综述
当前FDI对金融安全影响的研究角度逐步转向了对东道国金融安全的研究。尤其是发展中国家面对日益加剧的经济全球化，如何利用FDI发展经济，又不对经济失去掌控，以至主权沦丧，是一个现实而迫切的问题。国内诸多学者也进行过相应的研究。祝年贵在《扩大对外开放与维护中国经济安全问题探讨》（2003）一文中提出了一些研究方向，如：中国利用外资的成绩与代价应如何定性与定量；用现期利益换取未来利益的代价与对比；国家对引进外资的产业风险管理方法，外商投资行为及影响、消极效应转化为危机的条件，经济安全和相关的动静态对比分析等等。他认为利用外资会从国际收支平衡、币值稳定、外债危机、金融市场、金融体系等五个方面对中国金融安全产生不利影响，并提出了确保中国金融安全的对策。国内学者普遍认为，FDI与自由流动的国际资本对国际收支影响在本质上是一样的，如果东道国每年新引进的FDI不能带来出口的增加或具有进口替代功能的项目的发展，则不仅不能弥补国际收支逆差，反而是促使逆差不断扩大的重要因素。这些研究表明人们对FDI的认识日趋理性，而不是盲目引资。
今后的发展趋势应该是保证金融安全的前提下适度规模的引进和充分合理的利用FDI。截至2008年，外国对华直接投资存量为7949.39亿美元，根据联合国贸易与发展会议《世界投资报告》，一国吸收外国直接投资与本国对外直接投资的比例，世界平均水平为1：1.1，发达国家为1：1.4，发展中国家为1：0.13，而中国为1：0.07.这些数据说明中国的FDI结构性失衡非常严重。
11.3.3.3 FDI与外汇储备、储蓄存款的实证分析
1、模型分析
FDI对货币供给、外汇储备以及储蓄存款都有着很大的影响。有不少学者已经做过一些实证分析。我们取1993-2005年的外汇储备、储蓄存款以及引入FDI的历史数据进行分析。
2、模型结论
从回归方程可以看出，考虑到广义货币的发行量，外国直接投资对外汇储备的的影响依然不大，且由前面分析的负相关变为正相关，也就印证了我们第一节的分析，外国直接投资对外汇储备增加的促进作用并不明显；M2与外汇储备存在很强的此消彼长的关系，因为外汇储备的增加相当于外国货币的流入，央行为了稳定币值，防止通货膨胀，必然要减少货币供给量。
11.3.4 山东利用FDI适度规模检验
11.3.4.1 山东FDI的适度规模决定因素测定
从前面的分析知道，保障经济安全的FDI规模应该是符合FDI吸收能力的FDI适度规模，在决定FDI吸收能力的诸多因素中，其各自贡献度的衡量，是一个值得认真推敲的问题。因此，本节将运用SPSS对影响FDI吸收能力的可能因素进行回归分析，以期求出各个变量的对FDI的影响程度。
1、数据选取
本文分析所用的数据全部选自1985-2008年的相关数据，凡是涉及到金额等存在通货膨胀问题的数据都以1978年为基期的GDP平减指数进行了平减，下文涉及到此问题不在赘述。
（1）经济发展水平，人均GDP是衡量一个国家和地区的经济发展水平主要标准，本文用人均GDP（AGDP）代表经济发展水平。
（2）对外开放度，一般开放度高的国家和地区吸收FDI的能力较强。对外开放促进了外商对东道国经济、政治、文化和社会的了解，加快了投资机会信息的流动，为外商投资提供很多便利条件。本文用进出口总额占GDP比重来表示对外开放度。
（3）人力资本，由于山东引进的FDI多被制造业吸收，以加工贸易为主，所以本文选取中学入学人数（SP）来衡量人力资本。
（4）自然资源，能源资源禀赋也是影响FDI吸收能力的一个重要因素，本文用能源生产总量（SOURCE）来衡量这一指标。
（5）基础设施建设，本文采用邮电业务总量（TELL）和公路密度（ROAD）两个指标来度量基础设施建设对FDI吸收能力的影响。
（6）市场规模，本文选取社会商品销售总额（MARKET）来度量山东省的市场规模。
（7）技术能力，本文用专利数（PATENT）来度量山东技术水平对FDI的吸收能力的影响。
Extraction Method：Principal Component Analysis。
Rotation Method：Varimax with Kaiser Normalization。
F1=0.275lnopen-0.484lnsp+0.274lnsource+0.056lntell+0.401lnroad+0.088lnmarket+0.046lnpatent+0.150lnagdp（11-31）
F2=-0.182lnopen+0.961lnsp-0.172lnsource+0.181lntell-0.383lnroad
+0.133lnmarket+0.166lnpatent+0.036lnagdp（11-32）
（4）回归分析
以F1、F2为解释变量，以LnFDI为被解释变量，利用SPSS软件进行回归分析，得到以下回归方程：
LnFDI=-11.263+1.958F1+1.7811F2（11.32）
其中R2=0.908，调整后的R2=0.899，F1的T检验量8.746和F2的T检验量3.860均显著，回归方程拟合效果较好，方程可用。
将F1、F2变换为原来的解释变量，可以得到以下回归方程：
LnFDI=0.2143lnopen+0.7639lnsp+0.2302lnsource+0.4320lntell
+0.1030lnroad+0.4092lnmarket+0.3857lnpatent+0.3578lnagdp（11.33）
3、小结
由回归分析结果可以看出，对外开放度每提高1%，FDI的利用额可提高0.2143%；中学入学人数每提高1%，FDI的利用额可提高0.7639%；能源生产总量每提高1%，FDI的利用额可提高0.2302%；邮电业务总量每提高1%，FDI的利用额可提高0.4320%；公路密度每提高1%，FDI的利用额可提高0.1030%；社会商品销售总额每提高1%，FDI的利用额可提高0.4092%；授权专利数每提高1%，FDI的利用额可提高0.3857%；人均GDP每提高1%，FDI的利用额可提高0.3578%。各影响因素的弹性系数不同，则其贡献度可能不同，其中以中学入学人数的弹性系数最大，而公路密度的弹性系数最小，这将为下一节的相关分析提供一些证据。
11.3.4.2 基于吸收能力的山东利用FDI适度规模的测定
根据前面的叙述，一个国家或地区吸收FDI的规模是否过度，主要是由其吸收能力所决定的。跟吸收能力相适应，则该国家或地区的经济可以承载这么多的FDI，从而吸收的FDI能够促进经济发展，不会威胁经济安全；否则，吸收的总量超过本身吸收能力，可能会影响经济安全；如果不足，则不能充分发挥FDI的潜力。
1、数据选取
由于FDI与经济发展水平等各项指标之间存在相互影响的关系，这里将在前一节的基础上采用向量自回归（VAR）模型来分析FDI吸收规模。前面我们已经分析了决定FDI吸收能力的相关因素，并运用主成分分析法提取了各变量的两个综合经济指标F1和F2，本节将运用这两个指标通过构建VAR模型来测定FDI适度规模，根据前面计算的F1和F2.
2、VAR模型的构建及数据分析
向量自回归（VAR：Vector Autoregression）模型通常用于相关时间序列系统的预测和分析随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构模型方法中需要对系统中的每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题。
（1）最佳滞后期的确定
首先采用无约束模型来确定变量的最佳滞后期，在进行VAR模型分析时通常希望滞后期足够大，从而完整地反映所构造模型的动态特征。但是，滞后期越长，自由度就越小。因此应在滞后期与自由度之间寻求一种均衡状态，一般根据AIC和SC信息量取值最小的准则确定模型的阶数。本文运用Eviews5.0软件分别进行滞后一阶、二阶、三阶VAR模型检验：
由Granger因果关系检验结果看出，检验以18.5%的概率拒绝lnFDI不是F1变动的Granger原因，以7%的概率拒绝F1不是InFDI变动的Granger原因，即检验以81.5%的概率接受lnFDI是F1变动的Granger原因，以93%的概率接受F1是lnFDI变动的Granger原因。但是，lnFDI与F2之间的因果检验没有lnFDI与F1之间的检验理想，检验以80%的概率接受lnFDI是F2变动的Granger原因，但是接受F2是lnFDI变动的Granger原因的概率仅有14%，这正好与本章第一节提取因子时，第二个F2因子对各变量的解释度比较低相吻合，当然这里也泯灭了人力资本存量对FDI的吸收能力的重大影响，不过这不影响总的分析效果，因为第一节的回归分析显示中学入学人数对FDI利用的影响最大。
（4）对FDI适度规模的预测
通过在Eviews5.0中对lnFDI进行预测并进行折算，可以得到FDI吸收规模的预测值，并绘图如下：
3、小结
山东利用FDI的实际规模与其适度规模之间存在着阶段性的变化，1985—1991年山东利用FDI适度规模的预测值与实际利用值基本吻合；1992—1995年山东利用FDI的实际值稍微高于预测值，这可能与1992年以来山东外资优惠政策的大幅调整有关；1996和1997两年山东利用FDI的实际值与预测值的差额有所下降；1998—2002年山东FDI实际利用规模小于预测值，说明这段时间山东利用FDI的规模偏小，可以加大利用额；2003—2007年山东利用FDI的实际规模大于预测值，同时从山东利用FDI的现状分析部分，我们已经看到2003年山东实际利用FDI大幅度增长；之后几年中，除2005年出现小额下降外，基本都处于高速增长状态，已经超出了FDI的吸收能力，这可能与各地注重招商引资的数量却没有严格要求质量有关，其中青岛、烟台等地不良外资的大量撤资就是很好的佐证；2008年山东实际利用FDI的数值低于预测值，这是受全球经济危机的影响所致。
