計量經(jīng)濟學(xué)結(jié)課論文

摘要：本文在經(jīng)濟增長的理論框架下納入國外投資變量，著重就外國直接投資（FDI）和國際間接投資（其他投資）以及國外貸款對中國經(jīng)濟增長的影響進行理論和經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)國外直接投資和國際間接投資在中國經(jīng)濟增長中存在資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)兩方面的效應(yīng)。在通過多重共線性檢驗、自相關(guān)檢驗和異方差檢驗后得出國外直接投資和國外間接投資對我國經(jīng)濟的增長效應(yīng)顯著，從而進一步預(yù)測未來我國利用外資的趨勢與變化，并提出自己的見解。關(guān)鍵詞：國外投資國外直接投資數(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章納入國外投資變量的經(jīng)濟增長模型 22.1多重共線性檢驗 32.2自相關(guān)檢驗（DW檢驗法） 52.3異方差（懷特檢驗） 6第3章國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 10第1章引言國外投資是指一國向第三國通過國外直接投資和國外間接投資獲取新的利益，從而達到資金的再生過程；第三國利用外國投資發(fā)展本國經(jīng)濟、解決資金不足的難題，促進本國經(jīng)濟的發(fā)展。20世紀90年代以來，世界經(jīng)濟呈現(xiàn)較快增長，全球貿(mào)易投資自由化步伐加快，全球內(nèi)投資進入“黃金發(fā)展期”。2000年全球內(nèi)投資達13929.6億美元，達到30年來的頂峰。但受世界經(jīng)濟低速增長影響，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)濟形勢的好轉(zhuǎn)和跨國公司經(jīng)營狀況的改善，從2004年起全球跨國投資開始回暖。聯(lián)合國估計，2004年全球跨國投資達6112億美元，比2003年增長9%。該機構(gòu)的一項調(diào)查顯示，無論是跨國公司還是各國投資促進機構(gòu)，均認為2004-2007年全球跨國直接投資等將保持恢復(fù)性增長，重拾上升軌道，但2008年的次貸危機使全球跨國投資有一次回落。我國自從改革開放以后，隨著我國政府對外管制的變動，國外資金嘗試性的在我國投資。進入九十年代，國外投資已成為我國經(jīng)濟發(fā)展的巨大動力資源，以國外直接投資（FDI）為主要形式的投資為我國現(xiàn)代化建設(shè)做出了巨大貢獻。但是隨著我國經(jīng)濟總量的增加和對資金依賴程度的減弱，國外投資出現(xiàn)了一些變化。所以研究如何避免國外投資從我國轉(zhuǎn)向他國、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)為我國經(jīng)濟發(fā)展提供資金、如何吸引更多外資向我國的新型產(chǎn)業(yè)投資都是我國現(xiàn)在所面對的難題。分析和研究國外投資一直是我國經(jīng)濟研究的重要領(lǐng)域。所以以建立經(jīng)濟模型為依據(jù)，利用經(jīng)濟數(shù)據(jù)計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章納入國外投資變量的經(jīng)濟增長模型根據(jù)經(jīng)濟理論和實際情況的分析可以知道，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）依賴于國內(nèi)經(jīng)濟和國外投資，令國內(nèi)生產(chǎn)總值為Y、國內(nèi)經(jīng)濟為常數(shù)項，對外貸款X1、國外直接投資X2、國外間接投資X3，因此我們設(shè)定回歸模型為Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui運用中國經(jīng)濟自1984年以來的有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用Eviews3.1軟件對模型進行最小二乘估計,可以得到如下估計模型（包括估計結(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從估計模型的結(jié)果可以明顯的看出，國外直接投資和國際間接投資的彈性遠遠大于對外貸款的彈性，樣本回歸直線對樣本值的擬合優(yōu)度也很好。下面我們對回歸方程的解釋變量進行各種檢驗，從而得出最優(yōu)的回歸方程以幫助預(yù)測總體經(jīng)濟的發(fā)展變化。2.1多重共線性檢驗1、對Y分別關(guān)于X1，X2，X3作最小二乘回歸，得到估計結(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)濟理論與回歸結(jié)果，可以知道國外直接投資（FDI）X2是最重要的解釋變量，所以選取第二個回歸方程為基本回歸方程。2、加入對外借款X1，對關(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，說明從在嚴重的多重共線性所以模型中保留X2，略去X1。3、加入X3，對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)估計值的符號也正確，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（DW檢驗法）根據(jù)多重共線性檢驗后得到的方程，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因為DW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）1、因為回歸方程?=1625.15+8.94X2+103.95X3中含有兩個解釋變量，所以White檢驗輔助回歸式中應(yīng)包括四個解釋變量。輔助回歸式估計結(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因為TR2=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，國外直接投資和國外間接投資對我國的經(jīng)濟有顯著性影響，是我國經(jīng)濟中的重要解釋變量。第3章國外直接投資的資本效應(yīng)國際直接投資（InternatinalDirectInvestment）也稱為對外直接投資或海外直接投資。國外直接投資是經(jīng)濟增長的動力，國外直接投資是促進經(jīng)濟增長的主要動力之一。特別是在一些發(fā)展中國家,國外直接投資對經(jīng)濟增長具有十分重要的影響。例如,Firebaugh(1992)比較了國內(nèi)和外國直接投資的經(jīng)濟效果。他發(fā)現(xiàn),盡管國內(nèi)資本對經(jīng)濟增長的貢獻超過了外國資本,但二者都有助于國家的經(jīng)濟發(fā)展。Borenztein、Gregorio和Lee(1998)則認為,國外直接投資是引進新技術(shù)的重要渠道,其對國民經(jīng)濟的貢獻超過了國內(nèi)投資。Amirahmadi和Wu(1994)甚至將經(jīng)濟衰退部分歸因于外國投資的缺乏。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政資源,緩解潛在的發(fā)展瓶頸,如儲蓄和外匯短缺。通過緩解這些瓶頸和限制,國外直接投資能夠促進當?shù)氐馁Y本形成和經(jīng)濟增長。同時,國外直接投資也是發(fā)展中國家人文資本集聚和技術(shù)變遷的重要源泉。在發(fā)展中國家,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)驗和營銷技能。因此,國外直接投資特別是大型跨國公司的進入,將可以把先進的技術(shù)、管理和營銷經(jīng)驗轉(zhuǎn)移到東道國,從而改善東道國的生產(chǎn)效率和要素生產(chǎn)率。國外直接投資理論認為，國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)兩個方面。直接效應(yīng)是指國外直接投資的流入增加了中國可用于投資的儲蓄，有利于彌補現(xiàn)實存在的儲蓄缺口，流入的資本直接形成生產(chǎn)能力，對促進中國的資本形成和GDP增長有直接貢獻，符合中國通過引進國外直接投資來促進經(jīng)濟發(fā)展的初衷。外國直接投資對資本形成的這種促進作用，在其進入初期是非常大的，大量國外直接投資的流入彌補了中國在經(jīng)濟發(fā)展過程中所產(chǎn)生的儲蓄缺口，直接促進了國內(nèi)投資計劃的實施。國外直接投資對中國資本形成間接效應(yīng)主要體現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)和示范與牽動效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)主要體現(xiàn)為國外直接投資帶動產(chǎn)業(yè)前后輔助性投資而對中國產(chǎn)生的輔助乘數(shù)效應(yīng)。前向輔助性投資通常來自中國外資企業(yè)產(chǎn)品供應(yīng)商，后向輔助性投資則來自中國外資企業(yè)產(chǎn)品的經(jīng)銷商和其他服務(wù)商。當外資企業(yè)需要在中國當?shù)夭少彆r，通過購買當?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)對當?shù)禺a(chǎn)品和服務(wù)的需求會在一定程度上推動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的繁榮，并帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)進行相應(yīng)的輔助性投資；當外資企業(yè)為了拓展市場渠道而選擇當?shù)仄髽I(yè)做分包商，或其產(chǎn)品作為中間產(chǎn)品被當?shù)仄髽I(yè)所購買時，又與下游企業(yè)建立起后向的產(chǎn)業(yè)連鎖關(guān)系。如果沒有初始的國外直接投資，這些輔助性投資就不會發(fā)生；如果當?shù)貨]有此類企業(yè)，或者當?shù)卮祟惼髽I(yè)不能提供符合標準的中間產(chǎn)品或服務(wù)，就更容易引發(fā)外來的輔助性投資。示范與牽動效應(yīng)主要表現(xiàn)在國外直接投資的進入而帶來的市場競爭加劇，迫使中國企業(yè)進行技術(shù)革新、提高生產(chǎn)效率，從而使國內(nèi)企業(yè)投資量增加。上述便是國外直接投資資本效應(yīng)理論分析。根據(jù)前面作的檢驗知F=69.8，所以得出FDI是引起國內(nèi)資本變動的重要因素之一。因此我們可以認為，國外直接投資在中國經(jīng)濟增長中具有資本效應(yīng)，這個結(jié)果與理論分析是一致的，也是符合我國國情的。第4章直接投資的外溢效應(yīng)國外直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)是指外商直接投資對東道國相關(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)、營銷技術(shù)等方面產(chǎn)生的影響。通過對發(fā)達國家，發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟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確實對東道國經(jīng)濟存在著外溢效應(yīng)，外溢效應(yīng)的規(guī)模和范圍對于不同的經(jīng)濟體來說，并沒有一致的實際證據(jù)。東道國和東道國工業(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)是否容易實現(xiàn)取決于東道國公司從事投資和學(xué)習(xí)吸收外國知識和技能的能力和動機。當東道國公司擁有傳統(tǒng)的技術(shù)優(yōu)勢時，流入的FDI對東道國公司的生產(chǎn)率產(chǎn)生更有益的影響，或者說如果外資公司與東道國公司的技術(shù)廣義地講是互補的，那么潛在的技術(shù)外溢效應(yīng)將容易被廣泛地捕獲。相反，東道國公司與FDI公司之間大的生產(chǎn)率差距以及大的市場份額將阻礙技術(shù)外溢效應(yīng)。如果東道國公司的技術(shù)水平?jīng)]有達到一定的水平，那么FDI公司的技術(shù)和東道國公司的技術(shù)之間大的差距可能阻礙東道國公司對技術(shù)外溢效應(yīng)的捕獲，換句話說，東道國公司的技術(shù)能力足以與FDI公司之間進行直接競爭，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)濟較發(fā)達的國家，沒有任何證據(jù)表明這種效應(yīng)存在于最貧窮的發(fā)展中國家。這些結(jié)論強調(diào)了東道國競爭力對技術(shù)外溢的重要性。在最貧窮的發(fā)展中國家中，很少有東道國公司與跨國公司存在直接的競爭，也很少擁有技術(shù)技能吸收現(xiàn)代跨國公司的技術(shù)。此外，要使FDI流入產(chǎn)生正的技術(shù)外溢效應(yīng)，促進FDI流入對東道國企業(yè)的生產(chǎn)率的提高，那么東道國還必須具有一定的人力資本存量，較發(fā)達的基礎(chǔ)設(shè)施，以及穩(wěn)定的政治經(jīng)濟