計量經(jīng)濟學論文-外商直接投資(fdi)對浙江省經(jīng)濟影響的實證分析

1、<p><b>　　計量經(jīng)濟學論文</b></p><p><b>　　2014 級</b></p><p>　　外商直接投資(FDI)對浙江省經(jīng)濟影響的實證分析</p><p>　　學生姓名 繆茜馨 </p><p>　　學 號

2、020314025 </p><p>　　系 別 經(jīng)濟管理系 </p><p>　　專業(yè)班級 國際經(jīng)濟與貿(mào)易1401 </p><p>　　指導教師 羅云峰 </p><p>　　完成日期 2016年12月 </p>

3、;<p><b>　　摘要</b></p><p>　　近年來，隨著經(jīng)濟全球化的進度不斷加快，外商直接投資(FDI)日漸成為國際資本流動的主要方式，在世界經(jīng)濟中扮演著越來越重要的角色。浙江省作為東部沿海城市利用自身的地域優(yōu)勢、相關國家政策和產(chǎn)業(yè)結構等優(yōu)勢，吸引了大量的FDI，對浙江的經(jīng)濟增長起到了一定的促進作用。本文通過對浙江省統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)的分析，從外商直接投資（FDI）對浙

4、江省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)增長的影響這個方面建立計量模型，探討外商直接投資（FDI）與浙江省的經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構之間的關系?；谟嬃拷Y果, 外商直接投資對浙江省經(jīng)濟增長影響十分顯著。故本文認為,浙江引進外資工作的重點要從過去單純追求量的增長,轉(zhuǎn)變到注重外資的水平和質(zhì)量上,從“招商引資”轉(zhuǎn)變到“選商引資”上。</p><p>　　關鍵詞：外商直接投資 經(jīng)濟增長 關系 建議</p><p>&

5、lt;b>　　目 錄</b></p><p><b>　　1引言4</b></p><p>　　2外商直接投資（FDI）概念4</p><p>　　3外商直接投資(FDI)對浙江省經(jīng)濟影響的實證分析4</p><p>　　3.1數(shù)據(jù)的收集與處理4</p><p>

6、;　　3.2建立模型6</p><p>　　3.3序列相關性檢驗7</p><p>　　3.4消除序列相關性7</p><p>　　3.5單位根檢驗9</p><p>　　3.6協(xié)整分析13</p><p>　　3.7Granger因果檢驗13</p><p>　　4結

7、論與建議16</p><p><b>　　5參考文獻17</b></p><p><b>　　1引言</b></p><p>　　從20世紀90年代開始，外資直接投資日益成為全球最重要的經(jīng)濟力量之一。作為中國東部沿海城市的浙江省這20多年來利用外資得到迅速發(fā)展，實際利用外資占全國的比重不斷提高。因此，分析外商直接投資

8、（FDI）與浙江省的經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，對發(fā)展浙江經(jīng)濟、提升浙江省的FDI水平具有重要意義。</p><p>　　2外商直接投資（FDI）概念</p><p>　　外商直接投資即為Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI是其縮寫形式，是指外國企業(yè)和經(jīng)濟組織或個人(包括華僑、港澳臺胞以及我國在境外注冊的企業(yè))按我國有關政策、法規(guī)，用現(xiàn)匯、實物、技術等在我國境內(nèi)開辦

9、外商獨資企業(yè)、與我國境內(nèi)的企業(yè)或經(jīng)濟組織共同舉辦中外合資經(jīng)營企業(yè)、合作經(jīng)營企業(yè)或合作開發(fā)資源的投資(包括外商投資收益的再投資)，以及經(jīng)政府有關部門批準的項目投資總額內(nèi)企業(yè)從境外借入的資金。</p><p>　　反映外商直接投資狀況的指標主要有三個：外商直接投資簽訂合同項目、外商直接投資簽訂合同金額、外商直接投資實際到位金額。</p><p>　　3外商直接投資(FDI)對浙江省經(jīng)濟影響的實

10、證分析</p><p>　　3.1數(shù)據(jù)的收集和處理</p><p>　　為了使分析結果更為準確，本文選取了浙江省實際利用外商直接投資（FDI）和浙江省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)兩個變量，中取了來自歷年的《浙江省統(tǒng)計年鑒》中1984-2014年數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間。為了使研究更加科學，減少偏差，表1中的GDP是以1984年作為基年，用GDP平減指數(shù)，消除價格影響后得到的實際值，由于本文考慮了各年人民幣

11、對美元的平均匯價，故將FDI按當年的匯率換算成人民幣后，利用各年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行價格平減后，得到不受價格影響的實際值，如表１所示。于是定義如下兩個變量：</p><p>　　GDP:t年浙江省國內(nèi)生產(chǎn)總值,</p><p>　　FDI:t年浙江省實際利用外商直接投資額。</p><p>　　根據(jù)我國統(tǒng)計年鑒，得到相關數(shù)據(jù)如下：</p><

12、;p><b>　　表 1</b></p><p>　　3.2 建立模型

13、

14、 </p><p>　　由表1中GDP和FDI的數(shù)據(jù)（其中GDP為換算為美元單位的數(shù)據(jù)）通過Eviews軟件得到散點圖如圖所示：</p><p>　　x-FDI y-GDP  </p><p><b>　　圖1</b></p><p>　　由圖1可見，二者之間大致呈一元線

15、形關系，因此，我們將試圖通過簡單的線性模型來看FDI和GDP之間所存在的關系，把FDI當作GDP的主要影響因素，其他影響因素全部放入隨機擾動項中。假定GDP和FDI之間存在如下關系：GDPt=β1+β2FDIt+μt</p><p>　　利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進行回歸如下:</p><p><b>　　表 2</b></p><p>

16、;<b>　　即得模型為：</b></p><p>　　GDP=-47.40215 +36.32629FDI </p><p>　　se= (140.7207) (2.072731) </p><p>　　t= (-0.336853) (17.52581) </p>&l

17、t;p>　　R2=0.913730  F=307.1541  DW=0.191118  SE=579.3638</p><p>　　從經(jīng)濟意義看來，GDP隨著FDI的增加而增加，所以模型的參數(shù)估計是符合經(jīng)濟意義的。β2=72.8219是樣本回歸方程的斜率，說明年外商投資每增加一億元，平均來說GDP將增加72.819億元，β1=?1727I.00是樣本回歸方程

18、的截距。R2=0.912837說明樣本回歸直線對樣本的擬合優(yōu)度較高。t=13.64835查表t（0.05）=1.734t>t（0.05），說明FDI對GDP影響的t值顯著。由于使用了廣義差分數(shù)據(jù)，樣本容量減少了1個，為21個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知DW<DL =1.316，說明該模型中存在有嚴重序列相關性(下文將驗證)，故本文對上述模型進行計量經(jīng)濟學的檢驗，并進行修正，看是否能使模型方程得到改進。</p>

19、<p>　　3.3 序列相關性檢驗</p><p><b>　　圖2</b></p><p>　　從圖2中可以看出殘差項存在正的序列相關性。</p><p>　　3.4 消除序列相關性</p><p>　　為解決自相關問題，選用柯克蘭特-奧卡特迭代法對模型進行修正，其結果如下：</p><

20、;p><b>　　表 3</b></p><p>　　由表可知，AR(1)的系數(shù)對應的P值幾乎為零，表明在5%的顯著水平下顯著的不為零。DW的統(tǒng)計量值為0.680487，查n=30，k=2 a=0.05時的DW檢驗表可知DL=1.35，DU=1.49,DW小于5%的顯著水平下的臨界值上限，說明模型仍存在序列相關性，因此要考慮二階序列相關模型。</p><p>&

21、lt;b>　　表 4</b></p><p>　　從表4中可以看出DW=2.176089，查n=29，k=2 a=0.05時的DW檢驗表可知DL=1.34，DU=1.48<DW=2.176089<4-DU=2.52，這表明，模型不存在自相關。</p><p>　　所以此時回歸方程為GDP=1286970+2.521FDI</p><p>

22、;<b>　　3.5 單位根檢驗</b></p><p>　　由于所用數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗其平穩(wěn)性，并用EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關系。</p><p>　　表 5 Y數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果</p><p>　　從檢驗結果看，在5％、10％三個顯著性水平下，Y數(shù)據(jù)列單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-3.5796,

23、-3.229， t檢驗統(tǒng)計量值為0.48568，大于相應臨界值，從而不能拒絕存在單位根的原假設，表明GDP數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，RSS=435254.4 。</p><p>　　表 6 Y數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果(2)</p><p>　　從檢驗結果看，在5％、10％兩個顯著性水平下，Y數(shù)據(jù)列單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-2.9705, -2.6242， t檢驗統(tǒng)計量值為1.03878

24、1，大于相應臨界值，從而不能拒絕存在單位根的原假設，表明GDP數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，RSS=514870.0 </p><p>　　表 7 Y數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果(3)</p><p>　　從檢驗結果看，在10％顯著性水平下，Y數(shù)據(jù)列單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-1.6221， t檢驗統(tǒng)計量值為1.239789，大于相應臨界值，從而不能拒絕存在單位根的原假設，表明GDP數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)

25、的，RSS=541738.6</p><p>　　則可以把表5中回歸方程看為無約束方程，將圖7中方程看為約束方程。在28個觀測值，4個解釋變量下，無約束模型的自由度為23，因此，</p><p>　　查表，得>1.51,不能拒絕聯(lián)合假設，認為序列存在單位根，但不存在時間趨勢項和常數(shù)項。同理，我們可以對變量的一階差分進行ADF檢驗，結果發(fā)現(xiàn)Y的一階分差仍舊是非平穩(wěn)的，而Y的二階分差是平

26、穩(wěn)的，因此說變量Y的序列是二階單整的。</p><p>　　如下圖，對X進行了分析。</p><p><b>　　表8</b></p><p><b>　　表9</b></p><p><b>　　表10</b></p><p>　　同Y,可得變量X的序

27、列是二階單整的。</p><p><b>　　3.6 協(xié)整分析</b></p><p>　　由以上結果得知X與Y皆是二階單整數(shù)列，所以可以驗證Y和X之間是否存在協(xié)整關系，我們通過檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性來進行協(xié)整分析。結果如下：</p><p><b>　　表11</b></p><p>　　由上表可知

28、ADF統(tǒng)計量為-2.056，小于百分之十顯著水平下的臨界值-1.62，因此，在10%的顯著水平下拒絕原假設，即不存在單位根，殘差序列是平穩(wěn)的。由此，我們可以認定GDP和FDI之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，是協(xié)整的。</p><p>　　3.7Granger因果檢驗</p><p>　　協(xié)整檢驗結果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還需進一步驗證。并且經(jīng)濟時間序

29、列經(jīng)常出現(xiàn)偽相關問題，即經(jīng)濟意義表明幾乎沒有聯(lián)系的序列卻可能計算出較大的相關關系。通過granger因果檢驗可以判定是否存在偽回歸以及兩者究竟存在著怎樣的因果關系。它的基本原理是：利用經(jīng)濟關系發(fā)揮作用的時間差和滯后效應，根據(jù)經(jīng)濟變量各自的前期指標在相互解釋、影響對方指標中的顯著性程度，來判斷因果關系的存在性。對LnFDI和LnGDP做Granger因果檢驗。</p><p>　　1.VAR估計結果:</p&

30、gt;<p><b>　　表12</b></p><p>　　2.脈沖響應函數(shù)的圖形輸出結果：</p><p><b>　　圖3</b></p><p><b>　　3.方差分解:</b></p><p><b>　　圖4</b></p

31、><p>　　4.granger因果檢驗結果：</p><p><b>　　表13</b></p><p>　　檢驗結果表明：InGDP不是InFDI的Granger原因的概率是0.50396，說明經(jīng)濟增長對FDI有一定的推動影響,但是不明顯，InFDI不是InGDP原因的概率是1.4E-06，說明FDI對經(jīng)濟增長影響十分顯著。</p>

32、<p><b>　　4結論與建議</b></p><p>　　隨著中國對外開放的不斷深入，浙江省的外商直接投資也在不斷升溫，它在浙江經(jīng)濟中的地位也變得越來越重要。外資經(jīng)濟對浙江省的貢獻不僅體現(xiàn)在GDP的增長、而且還體現(xiàn)在其促進浙江省的技術進步和產(chǎn)業(yè)結構升級、增強浙江省研發(fā)能力等許多重要的方面。外商直接投資已經(jīng)成為浙江省經(jīng)濟不可或缺的一部分，他的變化也將直接影響到浙江的經(jīng)濟發(fā)展。

33、</p><p>　　一、大力發(fā)展經(jīng)濟,完善經(jīng)濟體制建設</p><p>　　一個地區(qū)經(jīng)濟本身的發(fā)展程度是吸引進入的必要條件,也是產(chǎn)生正向技術溢出效應的必要條件。因此,要依靠引入來促進我省技術進步,首先要搞好經(jīng)濟,加大經(jīng)濟的發(fā)展力度,增強經(jīng)濟實力,提升我省的經(jīng)濟綜合競爭力。同時要加快經(jīng)濟體制改革和市場化改革的進程,完善基礎設施建設和各類配套服務體系建設,加強對知識產(chǎn)權的保護,使我省的市場經(jīng)

34、濟體制盡快與國際接軌,為工的進入提供良好的體制環(huán)境,增強對的吸引力。</p><p>　　二、加大對教育的投入,注重人力資本建設</p><p>　　政府及社會要加大對教育的投入,大力發(fā)展高等教育事業(yè),培養(yǎng)各類專業(yè)人才,尤其是高技術人才一,提高市民整體素質(zhì),為技術溢出提供良好的人力資本基礎。加強省內(nèi)企業(yè)與外資企業(yè)在爭奪高素質(zhì)人才上的競爭力,創(chuàng)造高素質(zhì)人才“回流”的良好條件。我省當前企業(yè)的人

35、員流向主要是從國內(nèi)企業(yè)向外資企業(yè)的流動,因此由于人員流動而帶來的技術溢出受到了制約,反而是省內(nèi)的技術人才不斷流失。要打破這種局面,省內(nèi)企業(yè)必須進一步完善企業(yè)績效考評機制和報酬機制。此外,政府可以通過采取相關措施來促進風險投資的發(fā)展,鼓勵在外資企業(yè)就職的技術人員和管理人員自行創(chuàng)業(yè),從而充分發(fā)揮的培訓效應,力口大的技術溢出效應。</p><p>　　三、擴大市場開放度,構造有利的市場競爭環(huán)境</p>&

36、lt;p>　　提高省內(nèi)市場的競爭性,在同行業(yè)引進多家跨國公司,利用競爭降低跨國公司技術優(yōu)勢的壟斷性。在一些國有企業(yè)高度壟斷的行業(yè)放松管制、引入競爭。對于某些進入壁壘較高、省內(nèi)企業(yè)短期內(nèi)無法形成較高競爭力的行業(yè),在引入時,要注重多方面吸收外資,以形成競爭關系。進一步提高市場開放程度,擴大許允跨國公司投資的范圍和領域,減少市場準入障礙,減少進口許可證、進口配額管理等控制,降低進口關稅,給以國民待遇和無差別待遇。浙江工商大學碩士學位論文

37、一外商直接投資了技術外溢與浙江經(jīng)濟增長的實證研究加強外資企業(yè)與省內(nèi)企業(yè)之間、外資企業(yè)之間的相互競爭,促使各個企業(yè)努力提高自己的技術水平,促進技術溢出效應的產(chǎn)生。實行統(tǒng)一的國民待遇,為內(nèi)外資企業(yè)創(chuàng)造公平的市場競爭環(huán)境,培育具有較強競爭力的省內(nèi)企業(yè),逐步取消外資企業(yè)的超國民待遇和對外資企業(yè)的歧視性政策。</p><p>　　四、提高本省技術消化、吸收和自主創(chuàng)新能力</p><p>　　任何新技

38、術推動產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟發(fā)展只能依循“引進一操作一模仿一再創(chuàng)新”的規(guī)律得以實現(xiàn)。自身的技術消化、吸收和二次創(chuàng)新能力是有效利用技術溢出效應的關鍵。因此必須加大政府和企業(yè)對研發(fā)的投入,研發(fā)活動結構應當從試驗發(fā)展性研究為主轉(zhuǎn)向以基礎性和應用性研究為主,對于企業(yè)的基礎研究和應用研究項目應當提供減免稅、特別融資與補貼等財政支持,尤其是對于我省高技術產(chǎn)業(yè)要給予政策支持,鼓勵高科技人才創(chuàng)業(yè),鼓勵中小型高科技企業(yè)的發(fā)展。加強我省企業(yè)與大學、科研機構開展技術

39、合作及員工培訓方面的合作,鼓勵企業(yè)間以及企業(yè)與企業(yè)間建立技術聯(lián)盟,分擔費用、分享成果,充分發(fā)揮的規(guī)模效應。提高省內(nèi)企業(yè)自身的研發(fā)能力和技術消化吸收能力,使得溢出的技術能被有效地吸收和利用,防止進入“引進一吸收一落后一再引進”的惡性循環(huán)。</p><p>　　五、調(diào)整引入的結構,提高科技含量</p><p>　　調(diào)整引入的來源地結構和產(chǎn)業(yè)分布結構。提高西方發(fā)達國家在整體中的投資比重。根據(jù)行業(yè)

40、特點和技術結構因素,結合我省產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的目標和方向,有選擇地吸引技術含量較高和具有較強前后向產(chǎn)業(yè)鏈條效應的企業(yè)或項目的進入,增強汽車、電子、生物工程等高技術行業(yè)和高產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性行業(yè)的投入。采取相應的優(yōu)惠措施吸引具有基礎科技創(chuàng)新導向的,鼓勵跨國公司在我省設立研發(fā)機構,提高所引入的科技含量。  </p><p>　　這幾年浙江在引進FDI上所取得的進步值得肯定，但我們同時也要認識到浙江在引進FDI

41、上存在著來源地較為單一、投資項目多集中于勞動密集型產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)不多等問題。在解決這些問題的同時，我們還須看到一些內(nèi)外部因素的變化已經(jīng)對FDI產(chǎn)生了影響。因此，浙江需要根據(jù)實際情況，改善自身環(huán)境，加強引導，不斷地完善引進FDI工作，為浙江省經(jīng)濟的健康發(fā)展打下更好的基礎。</p><p><b>　　5參考文獻</b></p><p>　　[1]施曉蓉．FDI與浙江

42、經(jīng)濟增長[J]；浙江統(tǒng)計；2008 (6)：13～15</p><p>　　[2]鄭凌燕.近30年浙江FDI宇經(jīng)濟增長關系研究；浙江統(tǒng)計；2009（11）</p><p>　　[3]何濤舟、施丹鋒、鄧羅飛.FDI與浙江省經(jīng)濟增長關系的實證研究； 市場論壇； 2010 </p><p>　　[4]杜江.計量經(jīng)濟學及其應用[M].機械工業(yè)出版社，2015年第2版<

43、/p><p>　　[5]徐明棋等．競爭與合作——長三角利用外資報告[M].上海:上海財經(jīng)大學出版社,2008：172~173</p><p>　　[6]吳學品，趙衛(wèi)亞.FDI對浙江經(jīng)濟影響的動態(tài)關系實證研究；商業(yè)經(jīng)濟與管理；2008, 1(11):76-80</p><p>　　[7]徐曉虹．外商直接投資對經(jīng)濟增長的短期和長期效應[J].經(jīng)濟地理，2007，（3）：37