基于存流量的ｆｄｉ效應(yīng)分析論文

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1、基于存流量的ＦＤＩ效應(yīng)分析論文..內(nèi)容摘要：本文分別從存量和流量的角度出發(fā)來分析外商直接投資（FDI）對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用，實(shí)證分析結(jié)果表明：存量上的FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用要大于流量上的FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用；同時(shí)，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)揭示出FDI和經(jīng)濟(jì)增長存在雙向的因果關(guān)系。關(guān)鍵詞：外商直接投資存量流量經(jīng)濟(jì)增長自從上世紀(jì)90年代后期，國際資本流入規(guī)模不斷擴(kuò)大，外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)問題，多年以來一直是國內(nèi)學(xué)者研究的焦點(diǎn)。已有文獻(xiàn)大多是采用相關(guān)分析來研究這種貢獻(xiàn)的大小，馬宇(19

2、98)以1997年為例，在不考慮外資對技術(shù)進(jìn)步和管理水平提高影響的條件下..，我國1997年8.8%的經(jīng)濟(jì)增長率中，外國直接投資所起的推動作用至少在2個百分點(diǎn)以上。趙晉平(2001)計(jì)量分析的結(jié)果表明，從1983-1999年，平均外國直接投資每增長l個百分點(diǎn)，GDP就增長0.121個百分點(diǎn)。沈坤榮(2001)使用回歸分析得出，每增加1%的外國直接投資，可以帶來0.286%的國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長。張海星(2005)利用協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型對外商直接投資、國內(nèi)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明外商

3、直接投資和國內(nèi)投資對經(jīng)濟(jì)增長都具有顯著的正向推動作用，但國內(nèi)投資的貢獻(xiàn)較大，并且二者促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的路徑亦不相同。綜觀現(xiàn)有的文獻(xiàn)，在外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長作用的論述方面，既有定性分析，也有定量分析；既有從總量上進(jìn)行的分析，也有從增長率的角度進(jìn)行的分析。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上分別從FDI存量、流量的角度來探討對我國經(jīng)濟(jì)增長的效用大小。從總體上分析FDI與GDP之間是否具有相關(guān)關(guān)系時(shí)，可以使用FDI流量數(shù)據(jù)或FDI存量數(shù)據(jù)。FDI的流入構(gòu)成了我國總投資的一部分，而投資效應(yīng)往往具有時(shí)間上的滯后性，本期投資(It

4、)在(t+1)，(t+2)…時(shí)期需求效果可能會更加明顯，本期的需求(Yt)受(t-1)，(t-2)…期的投資影響可能更大。因此，本文分析外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系時(shí)，分別使用FDI存量數(shù)據(jù)和FDI流量數(shù)據(jù)。FDI存量對GDP效應(yīng)的實(shí)證分析樣本空間確定為1979-2004年，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且以全國商品零售價(jià)格指數(shù)消除了物價(jià)因素的影響，F(xiàn)DI的存量計(jì)算采用以下公式：Kt=(1-r)Kt-1+It，其中Kt為第t年的FDI存量，It為第t年的FDI數(shù)量，r為折舊率5%。兩者大致呈

5、線性分布，說明兩變量之間可能存在線性關(guān)系。在回歸分析之前，先將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理(以減少異方差的影響)并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明：LFDI、LGDP序列非平穩(wěn)，一階差分后平穩(wěn)。設(shè)回歸方程為：LGDPt=α+βLFDIt(1)應(yīng)用普通最小二乘法估計(jì)所得方程為：LGDPt=4.2788+0.2854LFDIt(119.85)(23.13)R2=0.9571，AD-R2=0.95523，F(xiàn)=534.8311，D-W=0.2104。各項(xiàng)檢驗(yàn)均通過，但D-W值偏小，存在序列相關(guān)。同時(shí)，由平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，LFDI

6、和LGDP并不是零階單整，方程可能是偽回歸結(jié)果?，F(xiàn)采用科克倫-奧克特(Cochrane-Qrcutt，簡稱C-O)法進(jìn)行處理，處理后的回歸方程為：LGDPt=3.7303+0.1726LFDItAR(1)=1.4871AR(2)=-0.4495，此時(shí)：R2=0.9976，AD-R2=0.9973，F(xiàn)=2796.252，同時(shí)，用C-O法能消除偽回歸，如果上述方程的殘差序列是平穩(wěn)的，則說明不是偽回歸的結(jié)果。進(jìn)一步對上述方程的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1。由表1可以看出，ADF值小于各顯著性水平下的臨界

7、值，說明殘差序列是平穩(wěn)的，方程不是偽回歸的結(jié)果。由上面的分析得知，t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)均顯著，同時(shí)也消除了序列相關(guān)，變量LGDP和LFDI線性關(guān)系顯著，利用此回歸方程進(jìn)行預(yù)測有一定的可靠性，即外商直接投資存量與我國國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在明顯的線性關(guān)系。也就是說，我國實(shí)際吸收和利用外商直接投資與我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長有著較強(qiáng)的相關(guān)性，外商直接投資促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長。FDI流量對GDP效應(yīng)的實(shí)證分析本文在上述結(jié)論外商直接投資存量與我國經(jīng)濟(jì)增長存在相關(guān)性的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析外商直接投資流量對經(jīng)濟(jì)增長的效用大小。(一

8、)多元滯后分布模型以歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為被解釋變量，以歷年的實(shí)際利用外商直接投資額(FDI)作為解釋變量，由于外商直接投資產(chǎn)生效應(yīng)具有滯后性，本期GDPt受以前各期FDIt-l，F(xiàn)DIt-2，…的影響可能更大，故采用多元滯后分布模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)，則可以得到有關(guān)OLS估計(jì)的結(jié)果。GDPt=68.2372+15.8209FDIt-12.9738FDIt-1+10.8401FDIt-2+2.2084FDIt-3-14.6263FDI