計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)結(jié)課論文

摘要：本文在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論框架下納入國(guó)外投資變量，著重就外國(guó)直接投資（FDI）和國(guó)際間接投資（其他投資）以及國(guó)外貸款對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行理論和經(jīng)驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)國(guó)外直接投資和國(guó)際間接投資在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)兩方面的效應(yīng)。在通過多重共線性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)后得出國(guó)外直接投資和國(guó)外間接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)效應(yīng)顯著，從而進(jìn)一步預(yù)測(cè)未來我國(guó)利用外資的趨勢(shì)與變化，并提出自己的見解。關(guān)鍵詞：國(guó)外投資國(guó)外直接投資數(shù)據(jù)模型資本效應(yīng)外溢效應(yīng)目錄摘要 1第1章引言 1第2章納入國(guó)外投資變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型 22.1多重共線性檢驗(yàn) 32.2自相關(guān)檢驗(yàn)（DW檢驗(yàn)法） 52.3異方差（懷特檢驗(yàn)） 6第3章國(guó)外直接投資的資本效應(yīng) 7第4章直接投資的外溢效應(yīng) 9第5章啟示 9參考文獻(xiàn) 10第1章引言國(guó)外投資是指一國(guó)向第三國(guó)通過國(guó)外直接投資和國(guó)外間接投資獲取新的利益，從而達(dá)到資金的再生過程；第三國(guó)利用外國(guó)投資發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)、解決資金不足的難題，促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。20世紀(jì)90年代以來，世界經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)較快增長(zhǎng)，全球貿(mào)易投資自由化步伐加快，全球內(nèi)投資進(jìn)入“黃金發(fā)展期”。2000年全球內(nèi)投資達(dá)13929.6億美元，達(dá)到30年來的頂峰。但受世界經(jīng)濟(jì)低速增長(zhǎng)影響，2001年以來全球內(nèi)投資連年下降，2003年跌至5600億美元，創(chuàng)下歷年來的新低。隨著世界經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的好轉(zhuǎn)和跨國(guó)公司經(jīng)營(yíng)狀況的改善，從2004年起全球跨國(guó)投資開始回暖。聯(lián)合國(guó)估計(jì)，2004年全球跨國(guó)投資達(dá)6112億美元，比2003年增長(zhǎng)9%。該機(jī)構(gòu)的一項(xiàng)調(diào)查顯示，無論是跨國(guó)公司還是各國(guó)投資促進(jìn)機(jī)構(gòu)，均認(rèn)為2004-2007年全球跨國(guó)直接投資等將保持恢復(fù)性增長(zhǎng)，重拾上升軌道，但2008年的次貸危機(jī)使全球跨國(guó)投資有一次回落。我國(guó)自從改革開放以后，隨著我國(guó)政府對(duì)外管制的變動(dòng)，國(guó)外資金嘗試性的在我國(guó)投資。進(jìn)入九十年代，國(guó)外投資已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大動(dòng)力資源，以國(guó)外直接投資（FDI）為主要形式的投資為我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)做出了巨大貢獻(xiàn)。但是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的增加和對(duì)資金依賴程度的減弱，國(guó)外投資出現(xiàn)了一些變化。所以研究如何避免國(guó)外投資從我國(guó)轉(zhuǎn)向他國(guó)、如何把外資更好的轉(zhuǎn)向其他部門和行業(yè)、如何讓外資繼續(xù)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供資金、如何吸引更多外資向我國(guó)的新型產(chǎn)業(yè)投資都是我國(guó)現(xiàn)在所面對(duì)的難題。分析和研究國(guó)外投資一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)研究的重要領(lǐng)域。所以以建立經(jīng)濟(jì)模型為依據(jù)，利用經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算分析解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，得出結(jié)論。第2章納入國(guó)外投資變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)際情況的分析可以知道，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）依賴于國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)和國(guó)外投資，令國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為Y、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)為常數(shù)項(xiàng)，對(duì)外貸款X1、國(guó)外直接投資X2、國(guó)外間接投資X3，因此我們?cè)O(shè)定回歸模型為Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui運(yùn)用中國(guó)經(jīng)濟(jì)自1984年以來的有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用Eviews3.1軟件對(duì)模型進(jìn)行最小二乘估計(jì),可以得到如下估計(jì)模型（包括估計(jì)結(jié)果）:DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:16:24Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C4093.2651252.9883.2668030.0039X1-28.5474311.65849-2.4486390.0237X28.3693790.9646778.6758340.0000X378.2389329.011352.6968380.0139R-squared0.899399Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.884309S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression2344.071Akaikeinfocriterion18.50818Sumsquaredresid1.10E+08Schwarzcriterion18.70452Loglikelihood-218.0981F-statistic59.60156Durbin-Watsonstat1.786262Prob(F-statistic)0.000000?i=4093.27-28.55X1+8.37X2+78.24X3(3.27)(-2.45)(8.68)(2.69) R2=0.899DW=1.79F=59.6從估計(jì)模型的結(jié)果可以明顯的看出，國(guó)外直接投資和國(guó)際間接投資的彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)外貸款的彈性，樣本回歸直線對(duì)樣本值的擬合優(yōu)度也很好。下面我們對(duì)回歸方程的解釋變量進(jìn)行各種檢驗(yàn)，從而得出最優(yōu)的回歸方程以幫助預(yù)測(cè)總體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展變化。2.1多重共線性檢驗(yàn)1、對(duì)Y分別關(guān)于X1，X2，X3作最小二乘回歸，得到估計(jì)結(jié)果和回歸方程如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:18:37Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C13870.281802.9477.6931170.0000X1-83.6921624.02807-3.4830990.0021R-squared0.355443Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.326145S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression5657.223Akaikeinfocriterion20.19891Sumsquaredresid7.04E+08Schwarzcriterion20.29708Loglikelihood-240.3869F-statistic12.13198Durbin-Watsonstat1.444223Prob(F-statistic)0.002108(1)?=13870.28-83.69X1（7.69）（-3.48）R2=0.36DW=1.44F=12.13DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:18:42Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2550.575958.79902.6601770.0143X210.539951.1413809.2343980.0000R-squared0.794918Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.785596S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression3191.072Akaikeinfocriterion19.05376Sumsquaredresid2.24E+08Schwarzcriterion19.15193Loglikelihood-226.6451F-statistic85.27410Durbin-Watsonstat0.605088Prob(F-statistic)0.000000(2)?=2550.58+10.54X2(2.66)(9.23)R2=0.795DW=0.61F=85.27DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:18:44Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5017.7121508.5033.3262850.0031X3218.906155.855163.9191750.0007R-squared0.411134Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.384367S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression5407.307Akaikeinfocriterion20.10855Sumsquaredresid6.43E+08Schwarzcriterion20.20672Loglikelihood-239.3025F-statistic15.35993Durbin-Watsonstat1.141958Prob(F-statistic)0.000734(3)?=5017.712+218.91X3(3.33)(3.92)R2=0.41DW=1.14F=15.36根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論與回歸結(jié)果，可以知道國(guó)外直接投資（FDI）X2是最重要的解釋變量，所以選取第二個(gè)回歸方程為基本回歸方程。2、加入對(duì)外借款X1，對(duì)關(guān)于X1，X2作最小二乘回歸，得DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:18:54Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5682.4821260.1424.5094000.0002X1-39.9286112.38512-3.2239180.0041X29.1917551.0429858.8129310.0000R-squared0.862815Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.849750S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression2671.327Akaikeinfocriterion18.73501Sumsquaredresid1.50E+08Schwarzcriterion18.88226Loglikelihood-221.8201F-statistic66.03922Durbin-Watsonstat1.278262Prob(F-statistic)0.000000?=5682.48-39.93X1+9.19X2（4.51）(-3.22)(8.81)R2=0.86DW=1.28F=66.04雖然加入X1后，回歸方程的擬合優(yōu)度R2和修正可絕系數(shù)均有所增加，但X1的系數(shù)并不顯著，說明從在嚴(yán)重的多重共線性所以模型中保留X2，略去X1。3、加入X3，對(duì)Y關(guān)于X2,X3作最小二乘回歸，得DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/13Time:19:01Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1625.151828.13421.9624250.0631X28.9366951.0418938.5773640.0000X3103.953730.089283.4548420.0024R-squared0.869239Meandependentvar9047.592AdjustedR-squared0.856786S.D.dependentvar6891.601S.E.ofregression2608.032Akaikeinfocriterion18.68705Sumsquaredresid1.43E+08Schwarzcriterion18.83430Loglikelihood-221.2446F-statistic69.79938Durbin-Watsonstat1.294283Prob(F-statistic)0.000000?=1625.15+8.94X2+103.95X3（1.96）(8.58)(3.45)R2=0.87DW=1.29F=69.8加入X3，擬合優(yōu)度R2和修正可決系數(shù)均有所增加，參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)也正確，并沒有影響X2的顯著性，所以保留X3。綜上所述，得到Y(jié)關(guān)于X2，X3的回歸方程，其中常數(shù)項(xiàng)顯著，所以回歸方程：?=1625.15+8.94X2+103.95X3(1.96)(8.58)(3.45)R2=0.87DW=1.29F=69.82.2自相關(guān)檢驗(yàn)（DW檢驗(yàn)法）根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)后得到的方程，提出假設(shè)：原假設(shè)H0：ρ=0（ut不存在自相關(guān)）備擇假設(shè)H1：ρ≠0(ut存在自相關(guān))計(jì)算DW=1.29給出顯著性水平α=0.05，查表得DW的臨界值dL=1.19,dU=1.55因?yàn)镈W取值在dL和dU之間，所以無法判斷ut是否存在一階自相關(guān)。2.3異方差（懷特檢驗(yàn)）1、因?yàn)榛貧w方程?=1625.15+8.94X2+103.95X3中含有兩個(gè)解釋變量，所以White檢驗(yàn)輔助回歸式中應(yīng)包括四個(gè)解釋變量。輔助回歸式估計(jì)結(jié)果和輔助回歸式結(jié)果如下：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic4.226214Probability0.012954Obs*R-squared11.29977Probability0.023394TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:01/08/13Time:19:39Sample:19842007Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2475418.2806344.0.8820790.3888X224074.787259.6883.3162280.0036X2^2-9.4102343.866572-2.4337410.0250X3-516337.5228566.1-2.2590290.0358X3^26555.8232665.2672.4597250.0237R-squared0.470824Meandependentvar5951603.AdjustedR-squared0.359418S.D.dependentvar8276181.S.E.ofregression6623954.Akaikeinfocriterion34.43333Sumsquaredresid8.34E+14Schwarzcriterion34.67876Loglikelihood-408.2000F-statistic4.226214Durbin-Watsonstat1.946123Prob(F-statistic)0.012954?t2=2475418+24074.78X2-516337.5X3-9.41X22+6555.82X32(0.88)(3.32)(-2.26)(-2.43)(2.46)R2=0.408T=24因?yàn)門R2=11.29＞χ0.052(5)=11.07(α=0.05)所以結(jié)論是該回歸模型中存在異方差。2、克服異方差所以最后我們確定回歸模型為：?=1625.15+8.94X2+103.95X3(1.96)(8.58)(3.45)R2=0.87DW=1.29F=69.8易知，國(guó)外直接投資和國(guó)外間接投資對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)有顯著性影響，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)中的重要解釋變量。第3章國(guó)外直接投資的資本效應(yīng)國(guó)際直接投資（InternatinalDirectInvestment）也稱為對(duì)外直接投資或海外直接投資。國(guó)外直接投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，國(guó)外直接投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ弧Ｌ貏e是在一些發(fā)展中國(guó)家,國(guó)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有十分重要的影響。例如,Firebaugh(1992)比較了國(guó)內(nèi)和外國(guó)直接投資的經(jīng)濟(jì)效果。他發(fā)現(xiàn),盡管國(guó)內(nèi)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)超過了外國(guó)資本,但二者都有助于國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Borenztein、Gregorio和Lee(1998)則認(rèn)為,國(guó)外直接投資是引進(jìn)新技術(shù)的重要渠道,其對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)超過了國(guó)內(nèi)投資。Amirahmadi和Wu(1994)甚至將經(jīng)濟(jì)衰退部分歸因于外國(guó)投資的缺乏。作為一種資本存量,外資的流入可以增加用于投資的總體財(cái)政資源,緩解潛在的發(fā)展瓶頸,如儲(chǔ)蓄和外匯短缺。通過緩解這些瓶頸和限制,國(guó)外直接投資能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)氐馁Y本形成和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí),國(guó)外直接投資也是發(fā)展中國(guó)家人文資本集聚和技術(shù)變遷的重要源泉。在發(fā)展中國(guó)家,一般生產(chǎn)技術(shù)比較落后,員工素質(zhì)較差,缺乏現(xiàn)代管理經(jīng)驗(yàn)和營(yíng)銷技能。因此,國(guó)外直接投資特別是大型跨國(guó)公司的進(jìn)入,將可以把先進(jìn)的技術(shù)、管理和營(yíng)銷經(jīng)驗(yàn)轉(zhuǎn)移到東道國(guó),從而改善東道國(guó)的生產(chǎn)效率和要素生產(chǎn)率。國(guó)外直接投資理論認(rèn)為，國(guó)外直接投資的資本效應(yīng)可以分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩個(gè)方面。直接效應(yīng)是指國(guó)外直接投資的流入增加了中國(guó)可用于投資的儲(chǔ)蓄，有利于彌補(bǔ)現(xiàn)實(shí)存在的儲(chǔ)蓄缺口，流入的資本直接形成生產(chǎn)能力，對(duì)促進(jìn)中國(guó)的資本形成和GDP增長(zhǎng)有直接貢獻(xiàn)，符合中國(guó)通過引進(jìn)國(guó)外直接投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初衷。外國(guó)直接投資對(duì)資本形成的這種促進(jìn)作用，在其進(jìn)入初期是非常大的，大量國(guó)外直接投資的流入彌補(bǔ)了中國(guó)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所產(chǎn)生的儲(chǔ)蓄缺口，直接促進(jìn)了國(guó)內(nèi)投資計(jì)劃的實(shí)施。國(guó)外直接投資對(duì)中國(guó)資本形成間接效應(yīng)主要體現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)和示范與牽動(dòng)效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)主要體現(xiàn)為國(guó)外直接投資帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)前后輔助性投資而對(duì)中國(guó)產(chǎn)生的輔助乘數(shù)效應(yīng)。前向輔助性投資通常來自中國(guó)外資企業(yè)產(chǎn)品供應(yīng)商，后向輔助性投資則來自中國(guó)外資企業(yè)產(chǎn)品的經(jīng)銷商和其他服務(wù)商。當(dāng)外資企業(yè)需要在中國(guó)當(dāng)?shù)夭少?gòu)時(shí)，通過購(gòu)買當(dāng)?shù)厣a(chǎn)者的商品和勞務(wù)，與上游企業(yè)建立起前向的產(chǎn)業(yè)連鎖關(guān)系，外資企業(yè)對(duì)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)品和服務(wù)的需求會(huì)在一定程度上推動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的繁榮，并帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行相應(yīng)的輔助性投資；當(dāng)外資企業(yè)為了拓展市場(chǎng)渠道而選擇當(dāng)?shù)仄髽I(yè)做分包商，或其產(chǎn)品作為中間產(chǎn)品被當(dāng)?shù)仄髽I(yè)所購(gòu)買時(shí)，又與下游企業(yè)建立起后向的產(chǎn)業(yè)連鎖關(guān)系。如果沒有初始的國(guó)外直接投資，這些輔助性投資就不會(huì)發(fā)生；如果當(dāng)?shù)貨]有此類企業(yè)，或者當(dāng)?shù)卮祟惼髽I(yè)不能提供符合標(biāo)準(zhǔn)的中間產(chǎn)品或服務(wù)，就更容易引發(fā)外來的輔助性投資。示范與牽動(dòng)效應(yīng)主要表現(xiàn)在國(guó)外直接投資的進(jìn)入而帶來的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，迫使中國(guó)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新、提高生產(chǎn)效率，從而使國(guó)內(nèi)企業(yè)投資量增加。上述便是國(guó)外直接投資資本效應(yīng)理論分析。根據(jù)前面作的檢驗(yàn)知F=69.8，所以得出FDI是引起國(guó)內(nèi)資本變動(dòng)的重要因素之一。因此我們可以認(rèn)為，國(guó)外直接投資在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有資本效應(yīng)，這個(gè)結(jié)果與理論分析是一致的，也是符合我國(guó)國(guó)情的。第4章直接投資的外溢效應(yīng)國(guó)外直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)是指外商直接投資對(duì)東道國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)或企業(yè)的產(chǎn)品開發(fā)技術(shù)、生產(chǎn)技術(shù)、管理技術(shù)、營(yíng)銷技術(shù)等方面產(chǎn)生的影響。通過對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體中的外商直接投資（FDI）所產(chǎn)生的技術(shù)外溢的比較，F(xiàn)DI確實(shí)對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)存在著外溢效應(yīng)，外溢效應(yīng)的規(guī)模和范圍對(duì)于不同的經(jīng)濟(jì)體來說，并沒有一致的實(shí)際證據(jù)。東道國(guó)和東道國(guó)工業(yè)的特征以及他們之間的系統(tǒng)差異決定了FDI的外溢效應(yīng)。這些外溢效應(yīng)是否容易實(shí)現(xiàn)取決于東道國(guó)公司從事投資和學(xué)習(xí)吸收外國(guó)知識(shí)和技能的能力和動(dòng)機(jī)。當(dāng)東道國(guó)公司擁有傳統(tǒng)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)時(shí)，流入的FDI對(duì)東道國(guó)公司的生產(chǎn)率產(chǎn)生更有益的影響，或者說如果外資公司與東道國(guó)公司的技術(shù)廣義地講是互補(bǔ)的，那么潛在的技術(shù)外溢效應(yīng)將容易被廣泛地捕獲。相反，東道國(guó)公司與FDI公司之間大的生產(chǎn)率差距以及大的市場(chǎng)份額將阻礙技術(shù)外溢效應(yīng)。如果東道國(guó)公司的技術(shù)水平?jīng)]有達(dá)到一定的水平，那么FDI公司的技術(shù)和東道國(guó)公司的技術(shù)之間大的差距可能阻礙東道國(guó)公司對(duì)技術(shù)外溢效應(yīng)的捕獲，換句話說，東道國(guó)公司的技術(shù)能力足以與FDI公司之間進(jìn)行直接競(jìng)爭(zhēng)，將有益于相應(yīng)的技術(shù)外溢的捕獲?？傮w上來說，外溢效應(yīng)主要集中于中等收入或經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的國(guó)家，沒有任何證據(jù)表明這種效應(yīng)存在于最貧窮的發(fā)展中國(guó)家。這些結(jié)論強(qiáng)調(diào)了東道國(guó)競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)技術(shù)外溢的重要性。在最貧窮的發(fā)展中國(guó)家中，很少有東道國(guó)公司與跨國(guó)公司存在直接的競(jìng)爭(zhēng)，也很少擁有技術(shù)技能吸收現(xiàn)代跨國(guó)公司的技術(shù)。此外，要使FDI流入產(chǎn)生正的技術(shù)外溢效應(yīng)，促進(jìn)FDI流入對(duì)東道國(guó)企業(yè)的生產(chǎn)率的提高，那么東道國(guó)還必須具有一定的人力資本存量，較發(fā)達(dá)的基礎(chǔ)設(shè)施，以及穩(wěn)定的政治經(jīng)濟(jì)