FDI對西安市社會穩(wěn)定的影響分析

(陜西師范大學 地理科學與旅游學院,陜西 西安 710119)

FDI對西安市社會穩(wěn)定的影響分析

黎玲君,陳 瑛

(陜西師范大學 地理科學與旅游學院,陜西 西安 710119)

以西安為例,分析外商直接投資(FDI)對社會穩(wěn)定狀況的影響。選取12個衡量社會穩(wěn)定程度的指標,通過因子分析法計算1996—2015年西安社會穩(wěn)定綜合得分,運用格蘭杰檢驗驗證FDI與社會穩(wěn)定之間的相關關系并建立兩者之間的回歸模型。結果表明,5%顯著水平下,有99.94%的概率上認為西安社會穩(wěn)定狀況受FDI的影響?；貧w模型顯示,FDI與社會穩(wěn)定之間的函數關系呈倒“U”型。即引資初期,FDI對社會穩(wěn)定狀況有明顯的積極效應。隨著吸收的FDI持續(xù)上升,其對社會穩(wěn)定的積極影響上升至峰值后下降,最終在此基礎上進一步引進FDI,使其對社會穩(wěn)定的影響轉為負面。

外商直接投資;社會穩(wěn)定;關系;西安市;格蘭杰檢驗;回歸分析

改革開放以來,我國積極吸收外資,對各行業(yè)產生了不同的促進效應[1],同時也使經濟得到了快速發(fā)展[2]。西安作為我國西部中心,近年來逐步成為西北地區(qū)吸收外商直接投資(FDI)最大的城市。大量FDI流入,促進了西安市居民收入的提高和就業(yè)結構的轉換。同時,通過引進外資及技術,相關企業(yè)也能提高自身產品的附加值及競爭力[3-5],當地政府的稅收得以提升、公共基礎設施更加完善、民生問題得到解決、社會穩(wěn)定進一步鞏固。但引進FDI也會帶來相應的問題。例如,替代效應大于促進效應所帶來的就業(yè)問題、高污染企業(yè)引發(fā)的環(huán)境問題等[6]，這些問題又會引發(fā)社會的不穩(wěn)定。目前我國學者對FDI的研究主要集中在FDI與區(qū)域環(huán)境和區(qū)域經濟的相互作用上。闞大學探討了FDI對我國環(huán)境污染的影響關系,認為2000年以前FDI流入加劇了環(huán)境污染,2000年以后采取治理措施,FDI使環(huán)境狀況得到改善[7];石衛(wèi)星以江蘇省為例分析了FDI對環(huán)境的影響,得到FDI流入與“三廢”排放成正比的結論[8];李曉鐘研究發(fā)現FDI對產業(yè)碳減排有積極作用[9];劉宏運用VAR模型探索了FDI對經濟增長的作用,認為FDI在我國經濟轉型過程中能起到關鍵作用[10];陶靜以6省的面板數據研究了FDI的技術溢出效應,認為FDI促進了區(qū)域創(chuàng)新,增加了區(qū)域經濟收益[11]。此外,部分學者開始關注FDI流入對區(qū)域社會的影響。王鶴研究了FDI流入與就業(yè)結構之間相互作用的機制,發(fā)現FDI流入對就業(yè)轉移的影響具有明顯的結構性差異[12];王新娜關于FDI對中國城市化發(fā)展的研究表明,在FDI影響下中國城市化與資源與環(huán)境綜合指數之間呈倒“U”型關系[13];于舒洋認為FDI的擠出效應使我國企業(yè)之間競爭增強、勞動力需求減少、工人失業(yè),嚴重影響了社會穩(wěn)定[14]。已有研究雖然包括了自然環(huán)境、經濟、社會等方面,但主要集中在FDI對收入差距、產業(yè)結構、技術創(chuàng)新等單一的某個經濟或社會因子的影響,較少涉及FDI與整體社會穩(wěn)定狀況之間的關系,且研究較宏觀,缺乏對中觀區(qū)域、微觀區(qū)域的探討。我國已進入快速發(fā)展的轉型時期,經濟轉型對社會環(huán)境、居民生活等產生了一系列的影響[15],進而影響社會秩序的穩(wěn)定,而維護社會穩(wěn)定是政府的一項重要任務。本文通過分析西安FDI與社會穩(wěn)定之間的關系,探索了FDI對社會穩(wěn)定的影響,以期為政府決策與城市管理提供參考。

1 西安吸收FDI現狀分析

西安是西北五省最發(fā)達的城市,自然資源豐富、教育科技實力雄厚、勞動力數量質量可觀,吸引了來華投資者的目光,近年來吸收的FDI數量不斷上升(圖1)?？傮w上,1996—2005年西安FDI額增幅相對較小,平均約為97%。主要原因是:自改革開放以來,沿海地區(qū)如上海、山東、浙江等地陸續(xù)加快了吸引外商投資的步伐,經濟實力迅速壯大，而處于我國內陸核心的西安市,由于交通、通訊等問題,吸引外商投資的能力有待提高,所以FDI數量變動幅度很小。近十年(2006—2015年),我國綜合國力大幅提升、內地市場廣闊,使外國投資者對我國內陸有了更大的投資意向[16],加之國家對西部地區(qū)的大力扶持,西安基礎設施日趨完善。西安作為十三朝古都,有著獨特的中華文明的積淀,高校林立、勞動力資源充足,種種因素都促使國外企業(yè)加大了對西安的投資力度。以2009年為節(jié)點,西安FDI增長速度明顯加快(圖1)。外資企業(yè)不僅能為西安居民提供更多的就業(yè)崗位,還能為政府帶來可觀的稅收收入用以基礎設施建設,從而推動經濟發(fā)展,提高地區(qū)居民生活質量,維護良好的社會秩序。因此,系統(tǒng)地評估西安社會穩(wěn)定狀況并厘清FDI與社會穩(wěn)定之間的關系,對西安政府制定引資策略和社會管理政策具有十分重要的意義。

圖1 西安市1996—2015年外商實際直接投資

2 西安社會穩(wěn)定狀況評價

2.1 社會穩(wěn)定的概念

社會穩(wěn)定是政府和人民追求的理想生活狀態(tài),對社會穩(wěn)定的概念界定各個學科不盡相同。社會學認為社會穩(wěn)定是社會的有序性、連續(xù)性、規(guī)范性、常態(tài)性,即平穩(wěn)運行,協(xié)調發(fā)展;政治學則側重于社會動亂問題,定義社會穩(wěn)定為及時解決社會矛盾、維護社會秩序[17]。可見,社會穩(wěn)定并非一成不變的絕對恒定狀態(tài),而是不斷變化發(fā)展著的適應過程,它具備兩個基本性質,一是秩序性,二是繼承性。秩序性即社會的有序程度,只有各個部分相互協(xié)調、各項工作有序進展,才能避免社會動亂的發(fā)生,從而鞏固社會穩(wěn)定;繼承性是指社會發(fā)展的可能性。

2.2 影響因素與指標體系

在已有的關于FDI的研究中,甚少涉及FDI與社會穩(wěn)定之間的相互關系，本文在選取衡量社會穩(wěn)定指標時借鑒了人文社會科學相關學者的研究成果。支大林等指出,收入差距會使少數人對社會經濟現狀產生不滿,從而帶來社會與政治體制的不穩(wěn)定[18];鐘寧認為,政治發(fā)展要素、收入分配要素、公共秩序要素、生態(tài)環(huán)境要素是影響社會穩(wěn)定的四大要素[19];宋林飛認為,失業(yè)貧困、通貨膨脹、虧損企業(yè)、流動人口、腐敗犯罪是造成社會不穩(wěn)定的主要原因[20];閻耀軍則以生存保障、經濟支撐、社會分配、社會控制、社會心理、外部環(huán)境等綜合指標來評價社會穩(wěn)定狀況,認為影響社會穩(wěn)定的因素包括經濟增長指數、災害擾動指數、空間差距指數等[21]。國家統(tǒng)計局課題組建議的社會統(tǒng)計監(jiān)測評價指標包括人均GDP、基尼系數、城鄉(xiāng)居民收入比、城鎮(zhèn)失業(yè)率等[22]。

本文在借鑒上述研究的基礎上,從社會的繼承性和秩序性兩方面衡量社會穩(wěn)定程度。社會發(fā)展離不開一系列基本要素的支撐,如資本、市場、文化氛圍、社會價值觀等，良好的社會文化與社會價值觀來源于良好的經濟狀況。所以,以經濟因子來衡量該地資本與市場潛力,可反映出該地市場經濟的繼承性和社會發(fā)展可能性的大小。本文選取12個指標來衡量社會穩(wěn)定程度,并計算西安1996—2015年歷年社會穩(wěn)定程度的綜合得分。

指標體系為:①就業(yè)率,衡量西安居民生活來源的穩(wěn)定程度;②遷入遷出人口數量比,衡量西安人口變動狀況;③刑事犯罪案件數目,衡量西安社會治安狀況;④西安人均GDP,衡量西安居民經濟水平;⑤恩格爾系數,這里的恩格爾系數取城鄉(xiāng)恩格爾系數平均值,衡量居民生活質量;⑥城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比,衡量西安貧富差距;⑦FI——固定資產投資額,衡量西安市公共服務設施建設水平;⑧國內人均GDP,衡量西安市場發(fā)展?jié)摿23];⑨進出口額占GDP比重,衡量西安市場開放程度;⑩城市居民人均可支配收入,衡量西安居民消費潛力;(11)居民消費價格指數,衡量西安通貨膨脹程度;(12)企業(yè)景氣指數,衡量西安企業(yè)發(fā)展前景。其中,前六項指標用來衡量西安社會穩(wěn)定性,后六項指標用來衡量西安社會繼承性。

2.3 西安近20年社會穩(wěn)定情況評估

本文采用因子分析的方法,利用上述12項指標計算西安歷年的社會穩(wěn)定狀況綜合得分。數據來源于1997—2016年的《西安統(tǒng)計年鑒》。企業(yè)景氣調查20世紀起源于西方國家,1944年我國開始展開企業(yè)景氣調查的工作?！段靼步y(tǒng)計年鑒》關于企業(yè)景氣指數的統(tǒng)計始于2000年，本文采取移動平均法估算出1996—1999年的企業(yè)景氣指數。由于各項指標的單位并不統(tǒng)一,為了消除量綱的影響,本文首先使用SPSS對就業(yè)率等12項指標進行標準化處理,之后進行因子分析[23]。

因子分析的KMO與Bartlett球形度檢驗：要進行因子分析,首先需要進行因子分析檢驗。檢驗獲得通過后,使用因子分析才有意義,具體檢驗結果見表1。KMO檢驗系數為0.811,大于0.5,接近于1;Bartlett球形度檢驗近似卡方為411.912,顯著性概率為0.000小于0.05(表1),說明所選擇的樣本適合做因子分析。

表1 因子分析檢驗結果

表2 公共因子特征根(總解釋方差)

公因子的確定:照特征值大于1,累計方差貢獻率達到85%的標準來確定公因子個數。為了使因子載荷矩陣中系數更加顯著,更好地體現各分子與原始變量之間的關系,選擇最大方差旋轉的方法來抽取公因子。共提取三個公因子,累計方差貢獻率達到88.388%,各個公共因子的特征值和最大方差法旋轉后所得的載荷矩陣見表2和表3。

表3 公因子載荷矩陣(旋轉成分矩陣)

注:提取方法為主成分分析法；旋轉方法：具有kaiser標準化的正交旋轉法;旋轉在四次迭代后收斂。

由載荷矩陣可得出公因子的表達式為:

f1=0.971×ZX1+0.938×ZX2+0.969×ZX3+0.931×ZX4-0.707×ZX5+0.967×ZX6+0.965×ZX7+0.8×ZX8+0.246×ZX9-0.463×ZX10-0.476×ZX11-0.079×ZX12

(1)

f2=-0.194×ZX1-0.166×ZX2-0.214×ZX3-0.122×ZX4-0.169×ZX5-0.198×ZX6-0.220×ZX7+0.152×ZX8+0.867×ZX9+0.710×ZX10+0.748×ZX11+0.136×ZX12

(2)

f3=0.079×ZX1-0.060×ZX2+0.057×ZX3-0.122×ZX4-0.012×ZX5+0.071×ZX6+0.083×ZX7-0.315×ZX8+0.162×ZX9-0.438×ZX10+0.183×ZX11+0.941×ZX12

(3)

西安社會穩(wěn)定程度綜合得分分析:以公因子的特征根作權重,計算綜合得分F的值。表達式為:

F=0.603×f1+0.175×f2+0.106×f3

(4)

由式(4)可得到西安1996—2015年社會穩(wěn)定程度的綜合得分情況(圖2)。

圖2 西安市1996—2015年社會穩(wěn)定狀況綜合得分

在1996—2015年的20年間,前10年除1996年之外,社會穩(wěn)定狀況的綜合得分均為負值,即前10年的社會穩(wěn)定狀況比20年來的平均水平差。自2006年起,綜合得分在波動中上升,2015年達到峰值為0.962(圖2),表明2006—2015西安社會穩(wěn)定狀況向好。原因是多方面的,主要是我國經濟增長水平在2003年首次超過10%,人均GDP首次超過1000美元,西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西北地區(qū)的扶持使西安的經濟建設腳步加快。據《西安統(tǒng)計年鑒》數據,2005年西安人均GDP為2434.7美元,而2015年人均GDP則上升到9933.6美元,增幅為1.96,居民就業(yè)率提升了近10%,社會治安案件涉案率從2005年的0.66%下降到2015年的0.59%,居民收入水平上升,就業(yè)機會增加,治安水平提高等因素,促使西安的整體社會穩(wěn)定程度向好的方向發(fā)展。

3 西安FDI對社會穩(wěn)定影響的定量研究

3.1 FDI與社會穩(wěn)定的相關性檢驗

為了研究西安社會穩(wěn)定程度與吸收外商投資量之間的相關性并建立相應的回歸模型,首先以西安20年(1996—2015年)的社會穩(wěn)定程度綜合得分與實際利用外商投資額為基礎數據,進行FDI與社會穩(wěn)定之間的格蘭杰檢驗。

為了消除量綱的影響,利用SPSS19.0軟件對西安實際利用外商投資額做標準化處理得到處理后的數據Z。由于社會穩(wěn)定狀況綜合得分F與標準化處理后的外商實際直接投資Z實際上是反映歷年社會穩(wěn)定狀況和外商實際直接投資與20年來的平均值之間的關系。因此,為更好地檢驗社會穩(wěn)定狀況與外商投資額之間的相關性,首先對F與Z進行正值化處理并取雙對數后,再做格蘭杰檢驗。處理公式遵循:F′=F+1;Z′=Z+1,取lnF′與lnZ′為變量做格蘭杰檢驗。要進行格蘭杰檢驗,首先應對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,確定不存在單位根且兩時間序列同階單整后再進行協(xié)整檢驗,協(xié)整檢驗通過后才能進行格蘭杰檢驗。利用Eviews6.0軟件的ADF單位根檢驗法檢驗lnF′與lnZ′的平穩(wěn)性,如不平穩(wěn)則一階差分后檢驗變量D(x(-1))lnF′和D(x(-1))lnZ′的平穩(wěn)性,檢驗結果見表4。

表4 變量單位根檢驗結果

由于lnF′與lnZ′在一階差分后的10%顯著水平上平穩(wěn),故兩者為一階單整,進一步做協(xié)整分析,采用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。第一步,以lnF′和lnZ′為一組變量,計算兩者之間回歸方程的殘差項序列Et。第二步,檢驗單整性。若Et為平穩(wěn)序列,則lnF′與lnZ′兩變量存在著協(xié)整關系,協(xié)整檢驗結果見表5。

表5 變量協(xié)整檢驗結果

在5%顯著水平下,殘差序列為平穩(wěn)序列。變量lnF′與變量lnZ′之間存在協(xié)整關系,故可進行格蘭杰檢驗,驗證兩者之間的相關關系,格蘭杰檢驗結果見表6。結果表明,在95%置信水平下有0.9994的概率接受lnZ′是lnF′的格蘭杰原因,即有99.94%的概率可認為FDI的引進會對西安市社會穩(wěn)定程度造成影響(表6)。

表6 格蘭杰因果檢驗結果

3.2 FDI對西安市社會穩(wěn)定程度影響的量化分析

綜上所述,格蘭杰檢驗結果說明社會穩(wěn)定程度確實受引進FDI數量的直接影響,且排除了兩者之間的偽回歸現象。為了進一步定量探究兩者之間的量化關系,利用SPSS19.0軟件對兩變量做回歸分析,建立兩者之間的回歸模型,精確確定吸收外商投資數量對西安社會穩(wěn)定程度的影響。本文使用曲線估計來預測兩者之間的相關關系。以標準化處理后的實際利用外商投資額Z作為自變量,以社會穩(wěn)定程度綜合得分F為因變量,選取線性模型、二次模型作曲線估計,可得到兩種模型的顯著性檢驗結果(表7)。對比兩種模型可見,顯著性均為0.000,二次模型R方值大于0.8,即曲線擬合效果較好,故選取對數模型來描述Z與F之間的相關關系。模型表達式為:F=-0.206Z2+0.776Z+0.198。由上式可見,社會穩(wěn)定程度與引進FDI數量之間的函數關系圖像呈倒“U”型。即隨著FDI的引進數量不斷增加,西安的社會穩(wěn)定程度會先上升后下降。

表7 曲線估計模型對比

4 結論與建議

4.1 研究結論

西安在吸收FDI初期,外資企業(yè)的進入可為當地提供更多的工作崗位,有利于促進居民就業(yè),社會治安水平也隨之提高。同時，企業(yè)為政府帶來較多的稅收,而更多的政府資金可以投入到當地的基礎設施建設,社會保障體系也會越來越完善，居民收入增加,恩格爾系數減小,整體生活質量提高。因此,在FDI引進初期,外部正效應明顯,對社會穩(wěn)定帶來積極影響,社會穩(wěn)定程度會隨FDI數量的增加而不斷提升。

隨著FDI數量迅速增加,西安市產業(yè)結構轉型速度過快,資金大量流向第二、三產業(yè),第一產業(yè)發(fā)展速度難以與第二、三產業(yè)協(xié)調,城鄉(xiāng)居民收入差距逐漸拉大。此時,更多的外資企業(yè)進入會產生擠出效應,甚至以獨資方式迅速搶占當地市場,本土企業(yè)在技術資金等方面的不足會使其難以與外企競爭,從而陷入困境,大量裁員,增加了當地社會不穩(wěn)定因素。而且,前期吸收的FDI刺激了產業(yè)技術水平的提高,企業(yè)為追求更高的利潤,新吸收的FDI更傾向于投資資本密集型產業(yè)。若FDI流入過快,則會導致大量資金短期內迅速流向資本密集型產業(yè),而勞動密集型產業(yè)受到擠壓,釋放出的大量勞動力如果無法被吸收,將造成更多居民失業(yè),社會穩(wěn)定程度便會下降。

4.2 政策建議

綜上所述,為使經濟發(fā)展和社會穩(wěn)定均達到良好狀態(tài),提出以下建議:①政府目前可以積極引進FDI促進當地居民就業(yè),提升稅收收入,就業(yè)率的提高有助于社會穩(wěn)定程度的提升。②在引進FDI時應注重外資企業(yè)的數量與質量,使勞動力指向型企業(yè)和技術指向型企業(yè)得到均衡發(fā)展,勞動力指向型企業(yè)可吸收較多的第一產業(yè)剩余勞動力,提升居民的整體收入。技術指向型企業(yè)則會發(fā)揮更大作用,既可吸收大量高素質勞動力,更能幫助當地企業(yè)提高創(chuàng)新能力,增強產品市場競爭力,從而為政府帶來更多的經濟收益,促進西安產業(yè)結構轉型。③重視第一產業(yè)與第二、三產業(yè)的協(xié)調發(fā)展,給予農民更多的生活補貼,縮小城鄉(xiāng)差距。第二、三產業(yè)本身的經濟效益高于第一產業(yè),因此產業(yè)分工在提升社會效率的同時也必然會帶來收入差距,這就要求政府部門以政策手段進行干預,對弱勢產業(yè)給予更多的政策支持,以削減差距,減少社會的不穩(wěn)定因素。④政府引導FDI流向公共基礎領域,如重視吸引交通業(yè)、通訊業(yè)等的外商投資,在獲取經濟收益的同時,能改善投資環(huán)境,有助于未來吸引更多的FDI。⑤將FDI所帶來的稅收收入更多地用以當地基礎設施建設以及社會保障制度的完善,進一步提升居民的生活質量,維護社會的良好秩序,鞏固社會次序穩(wěn)定。

[1]陳漢林,全荃.中國大陸現代服務業(yè)利用FDI的經濟增長效應研究[J].Business and Globalization,2013,(1)∶30-34.

[2]Gunby P,Jin Y,Reed W R.Did FDI Really Cause Chinese Economic Growth? A Meta-Analysis[J].World Development,2016,(90)∶242-255.

[3]Lin M,Kwan Y K.FDI Technology Spillovers,Geography,and Spatial Diffusion[J].International Review of Economics & Finance,2016,(43)∶257-274.

[4]陳建勛,劉黎.嵌入、脫嵌與再嵌入：社會資本視角下中國企業(yè)“學習型FDI”的演化路徑分析[J].世界經濟研究,2012,(11)∶81-86.

[5]何興強,歐燕,史衛(wèi),等.FDI技術溢出與中國吸收能力門檻研究[J].世界經濟,2014,(10)∶52-76.

[6]劉渝琳,溫懷德.經濟增長下的FDI、環(huán)境污染損失與人力資本[J].世界經濟研究,2007,(11)∶48-55.

[7]闞大學.FDI對中國環(huán)境污染影響的實證研究[J].環(huán)境科學研究,2014,27(1)∶106-112.

[8]石衛(wèi)星.FDI對環(huán)境質量的影響：以江蘇為例[J].商業(yè)研究,2011,(4)∶118-123.

[9]李曉鐘,劉振宇.FDI對我國制造業(yè)碳排放影響分析[J].國際商務(對外經濟貿易大學學報),2013,(1)∶95-103.

[10]劉宏,李述晟.FDI對我國經濟增長、就業(yè)影響研究——基于VAR模型[J].國際貿易問題,2013,(4)∶105-114.

[11]陶靜.FDI溢出效應和自主創(chuàng)新能力對產業(yè)結構調整的影響研究——基于中部六省動態(tài)面板數據的實證分析[J].亞太經濟,2017,(4)∶143-149.

[12]王鶴.FDI流入、收入差距與就業(yè)轉移[D].武漢：武漢理工大學碩士學位論文,2013.

[13]王新娜.外商直接投資影響下中國城市化的資源環(huán)境問題研究[J].生態(tài)經濟(中文版),2012,(4)∶65-68.

[14]于舒洋.論FDI給我國貧富差距帶來的影響[J].現代商貿工業(yè),2009,(7)∶23-24.

[15]XIE.Research on Chinese Labor Relations in Economic Transformation[J].中國林業(yè)科技(英文版),2007,8(4)∶1-8.

[16]Mao Z,Yang Y.FDI Spillovers in the Chinese Hotel Industry：The Role of Geographic Regions,Star-rating Classifications,Ownership Types,and Foreign Capital Origins[J].Tourism Management,2016,(54)∶1-12.

[17]李季山,孫麗君,黃濟鰲.社會穩(wěn)定狀況的結構模型與實證——以廣州為例[J].鄭州大學學報(哲學社會科學版),2009,(5)∶27-32.

[18]韓建雨,支大林,孫曉羽.收入差距與社會不穩(wěn)定：基于中國時序數據的實證研究[J].東北師大學報(哲學),2011,(1)∶58-64.

[19]鐘寧.科學發(fā)展觀指導下的社會穩(wěn)定及其評估模型研究[D].長春：東北師范大學碩士學位論文,2014.

[20]宋林飛.當前我國社會穩(wěn)定性評估與對策[J].南京大學學報(哲學·人文科學·社會科學),1996,(2)∶4-13.

[21]閻耀軍.社會穩(wěn)定的系統(tǒng)動態(tài)分析及其定量化研究[J].天津行政學院學報,2004,6(2)∶72-77.

[22]李紅.對新疆全面建設小康社會實現程度的分析與評價[J].新疆社會科學(漢文版),2010,(6)∶15-21.

[23]李蕊,陳紹剛.成都市FDI的歷史、現狀及對策研究[J].現代商貿工業(yè),2014,26(11)∶17-20.

ImpactonSocietyStabilityfromFDIinXi′anCity

LI Ling-jun,CHEN Ying

(School of Geography and Tourism,Shanxi Normal University,Xi′an 710119,China)

Taking Xi′an as city the example,this paper analyzed the influence from FDI(Foreign Direct Investment) to social stability,and elected 12 indexes to measure the degree of social stability and calculate the social stability scores of Xi′an from 1996 to 2015 by factor analysis.Furthermore,using the Granger test examined the correlation between FDI and social stability,a regression model was established.The conclusion indicated:Xi′an social stability was influenced by FDI at the probability of 99.94% and at 5% significant level,the regression model showed that the function curve liked an inverted “U”,which meant that at the preliminary stage,the increase of FDI provided a positive effect to the social stability evidently.However,when the FDI gradually increased,FDI would creat the negative effects to social stability when positive effect was at the peak.

FDI;social stability;correlation;Xi′an City;Granger test;regression model

2017-11-15；

2017-12-27

國家自然科學基金項目(編號:41671118)；陜西省軟科學項目(編號:2016KRM035)。

黎玲君(1994-),女,陜西省漢中人,碩士研究生,研究方向為全球化與國際投資環(huán)境。

陳瑛(1963-),女,重慶市人,教授,研究方向為世界經濟地理與國際投資環(huán)境。

10.3969/j.issn.1005-8141.2018.01.010

F202

A

1005-8141(2018)01-0054-05