评价网 > 科教论文 > 经济学毕业论文 > 经济论文 > 正文

FDI对我国经济增长影响的实证分析毕业论文

2013-10-26 01:06

FDI对我国经济增长影响的实证分析

引言
 改革开放以来，我国吸收的FDI呈不断上涨趋势，除99年受亚洲金融危机的影响出现负增长以来，其余年份均为正增长，由1983年的9.2亿美元增长到2004年的606.3亿美元，我国已成为接收FDI最多的之一。与此同时，我国的国内生产总值也在以惊人的速度增长，从1983年的18.18亿元增长到2004年的5018亿元。这两者的高速增长之间是否存在着某种联系呢？
文献综述
         运用时间序列数据进行的研究在20世纪60—70年代主要集中于FDI对国内投资者的影响大小，进入90年代后，学者开始关注FDI对经济增长长期关系的影响。
         Blomstrom、Lipsey和Zejan（1994）讨论了经济增长与投资率之间的关系，结果表明，高增长带来高的投资率。A.Bende-Nabende和J.L.Ford(1998)从内生性增长理论的角度以台湾为例讨论了FDI在经济增长之中的潜在作用。其研究结果认为，FDI可促进GDP增长。
         中国作为转型国家乃至全球中主要的FDI接受国，已有许多文献进行研究。
 Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang(1995)三人从FDI的数量、来源、分布以及组成等几个方面讨论了中国在1978年以后的经济发展中FDI的作用问题。其研究结果表明，FDI不仅促进了中国经济增长和固定资产投资的增加，而且极大地改善了国内制造业在全球范围内的竞争力。当然，他们也指出了FDI流入中国后造成的诸如恶化收入分配等一些不平等现象。
 中国学者陈浪南、陈景煌（2002）使用中国1981—1998年的数据，在新古典增长模型下，将FDI视为一个独立的投入量，考察了FDI对中国经济增长的影响情况。研究结果表明，人力资本是促进中国经济增长的重要因素之一，FDI的存量增长率与GDP的增长率存在线形相关关系。

 任永菊（2003）根据中国1983—2002年的有关数据，在建立自回归模型的基础上，检验二者是否存在协整关系，即长期关系；并在建立格兰杰因果检验模型的基础上检验二者是否存在因果关系。研究结果认为FDI与GDP之间存在协整即长期关系，并且由于滞后期的不同，FDI与GDP存在着不同的因果关系。
         从以上列出的研究成果我们可以看出，FDI对我国经济发展是有作用的。一般来说，外商直接投资规模越大，外商直接投资产量越大，对我国经济的影响也越大。我国吸引的外资对我国经济发展起了很大的作用，主要分短期和长期两个方面。短期方面，FDI的流入给我国带来了因为投资导致的经济需求，拉动当年经济的增长。长期效应指FDI完成投资建设后，其生产的产品、先进的技术以及人才培养等方面在较长时间内给我国经济带来的推动作用。不管影响是短期的还是长期的，都将反映在GDP中，所以本文将GDP作为衡量经济增长的因素。
 首先考虑短期因素，由柯布-道格拉斯生产函数，假定FDI与GDP间存在如下关系：
 
 即要素投入与产出存在对数关系，由于没有考虑劳动力投入的影响，e表示除FDI之外其他所有因素的影响。
 由于指数函数在数学上不好处理，将其两边取对数，得模型如下：
 
样本数据收集
 本模型使用时间序列数据，为1983年至2002间共20年的外商直接投资FDI（亿美元）、国内生产总值GDP（亿元）、人民币对美元年平均汇价（人民币/美元）。
资料来源于中华人民共和国统计局网站（）、中华人民共和国商务部网站（）及《中国统计年鉴2004》。
数据如下表，其中，Y 表示当年GDP总额，X表示经过汇率调整的当年流入的FDI。

                                                （单位：亿元）

（转载自科教范文网http://fw.nseac.com）

年份 FDI(亿美元) 汇率（人民币/美元） X Y
1983 9.2 1.9757 18.17644 5934.5
1984 14.2 2.327 33.0434 7171
1985 19.6 3.9366 57.55736 8964.4
1986 22.4 3.4528 77.34272 10202.2
1987 23.1 3.7221 85.98051 11962.5
1988 31.9 3.7221 118.73499 14928.3
1989 33.9 3.7651 127.63689 16909.2
1990 34.9 4.7832 166.93368 18547.9
1991 43.7 5.3233 232.62821 21617.8
1992 110.1 5.5146 607.15746 26638.1
1993 275.2 5.762 1585.7024 34634.4
1994 337.7 8.6187 2910.5349 46759.4
1995 375.2 8.351 3133.2952 58478.1
1996 417.3 8.3142 3469.5156 67884.6
1997 452.6 8.2898 3751.9634 74462.6
1998 454.6 8.2791 3763.6788 78345.2
1999 403.2 8.2783 3337.8105 82067.5
2000 407.2 8.2784 3370.9644 89468.1
2001 468.8 8.277 3880.2576 97314.8
2002 527.4 8.277 4365.2898 105172.3
2003 535.05 8.277 4428.6088 117251.9
2004 606.3 8.2768 5018.2238 136515

参数估计与检验
将参数数据导入Eviews软件进行OLS估计，得到输出结果如下：

Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 05/15/05   Time: 15:25
Sample: 1983 2004
Included observations: 22
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 7.117751 0.157398 45.22143 0.0000
LX 0.508827 0.023147 21.98216 0.0000
R-squared 0.960256     Mean dependent var 10.44045
Adjusted R-squared 0.958268     S.D. dependent var 1.007751 （科教范文网http://fw.ΝsΕΑc.com编辑）
S.E. of regression 0.205867     Akaike info criterion -0.236669
Sum squared resid 0.847621     Schwarz criterion -0.137483
Log likelihood 4.603358     F-statistic 483.2152
Durbin-Watson stat 0.302747     Prob(F-statistic) 0.000000

模型的检验
经济意义的检验
我们从理论上知道，外商直接投资与国内生产总值正相关，这与模型中FDI与GDP变化关系相符。
统计推断检验
从估计的结果可以看出，可决系数为0.960256，模型拟合情况比较理想，系数显著性检验T统计量为：21.98216。在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-2=20下的临界值为2.086，因为21.98216大于2.086，所以拒绝原假设。表明FDI对GDP有显著性影响。
计量经济检验
由于我们建立的模型只有一个解释变量，所以不存在多重共线性。
异方差检验
 利用ARCH检验，得到如下结果：
Dependent Variable: E2
Method: Least Squares
Date: 05/15/05   Time: 15:29
Sample(adjusted): 1986 2004
Included observations: 19 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 0.020122 0.012755 1.577594 0.1355
E2(-1) 1.144830 0.264749 4.324200 0.0006
E2(-2) -0.816692 0.341861 -2.388956 0.0305
E2(-3) 0.259260 0.270158 0.959660 0.3524
R-squared 0.582793     Mean dependent var 0.043787
Adjusted R-squared 0.499352     S.D. dependent var 0.057029
S.E. of regression 0.040352     Akaike info criterion -3.397685
Sum squared resid 0.024424     Schwarz criterion -3.198856

（科教范文网http://fw.NSEAC.com编辑发布）

Log likelihood 36.27801     F-statistic 6.984467
Durbin-Watson stat 1.746180     Prob(F-statistic) 0.003660
 
 从输出的辅助回归函数中得
 (n-p)R2=(19-3)*0.582793=9.324688
 所以拒绝原假设H0，表明模型中随机误差项存在异方差。表示随着时间推移，FDI影响GDP的其他因素可能发生了变化。出现此问题的原因为模型中只考虑了由于FDI的流入增加的资本对GDP的贡献，遗漏了重要的解释变量，即没有考虑到由于FDI流入导致的增加的劳动力投入对GDP的影响。
自相关性检验
由图示法：

可以初步判断存在自相关。
再利用D-W法检验
由DW=0.302747，查DW表，n=22, k’=1, 在0.05显著性水平上，。
由于，可以断定该模型存在自相关，产生自相关性的原因除了前面提到的遗漏重要解释变量外，还由于经济变量惯性和经济行为的滞后性，在本模型中表现为历年FDI流入形成的资本存量和FDI投入的基础设施建设、人员培训产生的人力资本发生作用的滞后性。
计量经济参数修正
异方差的修正
异方差是因为缺失重要解释变量引起的，所以修正时应引入缺失的解释变量。GDP除了受当年流入的FDI影响之外，还要受到以前年份流入的FDI的影响，即资本存量存量的影响，本文选择无限分布滞后模型来处理。
 假设模型为：
  
由于对分布滞后模型直接进行OLS估计会存在自由度损失和多重共线性等问题，所以本文选择库伊克模型进行回归分析，即估计如下模型：

代入数据，得：

Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 05/15/05   Time: 15:37
Sample(adjusted): 1984 2004
Included observations: 21 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 1.691216 0.256425 6.595371 0.0000
LX 0.101613 0.020149 5.043188 0.0001
LY(-1) 0.785725 0.037040 21.21291 0.0000
R-squared 0.998224     Mean dependent var 10.52387
Adjusted R-squared 0.998027     S.D. dependent var 0.951615
S.E. of regression 0.042269     Akaike info criterion -3.357963
Sum squared resid 0.032160     Schwarz criterion -3.208746
Log likelihood 38.25861     F-statistic 5059.501
Durbin-Watson stat 0.965470     Prob(F-statistic) 0.000000
 回归结果显示，t检验值、F检验值及R2都显著
        
           =2.4053
在0.05显著性水平上，查标准正态分布表得临界值=1.96，由于,则拒绝原假设，说明该模型存在一阶自相关。

自相关的修正
 对库伊克模型做广义差分法，得模型：
 
 对该模型做OLS估计，得：
 
Dependent Variable: DLY
Method: Least Squares
Date: 05/17/05   Time: 13:15
Sample(adjusted): 1985 2004
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 0.825406 0.182501 4.522756 0.0003
DLX 0.109589 0.028922 3.789113 0.0015
DLY(-1) 0.779055 0.052633 14.80168 0.0000
R-squared 0.992375     Mean dependent var 5.196177
Adjusted R-squared 0.991478     S.D. dependent var 0.419349
S.E. of regression 0.038712     Akaike info criterion -3.527874

（科教论文网 lw.NsEac.com编辑整理）

Sum squared resid 0.025476     Schwarz criterion -3.378514
Log likelihood 38.27874     F-statistic 1106.291
Durbin-Watson stat 1.509597     Prob(F-statistic) 0.000000
 
 回归结果显示，t检验值、F检验值及R2都显著
         
            =1.1282758〈
 此时该模型不存在自相关性。
总结
最后修正过的模型为：

通过以上分析，我们可得出如下结论：
短期内当年流入的FDI对当年的经济增长有显著性影响，即FDI每增加1%，GDP相应增加0.2270168%。
历年积累的FDI即FDI存量对经济增长具有较大的影响，在模型中历年的FDI存量都表现在滞后一期的GDP中，具体表现为FDI存量每增加1%，GDP相应增加1.6138357%。
从以上两个结论中我们可以看出，FDI对我国经济增长起到了极其重要的作用，而且FDI存量对经济增长的贡献远远大于当期FDI流入对经济增长的影响。出现这种现象的原因在于FDI存在技术外溢效应、资本积累效应和制度变迁效应。

 20世纪九十年代中期以来，大型跨国公司在华投资不断增加，世界上最大的500家跨国公司目前已有近400家来中国投资办厂。跨国公司拥有先进的技术水平，而且有相当比例的技术水平填补了我国的空白。目前我国的许多行业，如微型电机、轿车、电梯等都是以外商投资企业为骨干进行生产的，大大缩减了我国在这些领域中与发达国家在技术上的差距。同时，吸收和利用外商直接投资，引进国外先进的生产管理、质量管理、销售和售后服务管理、人才管理和财务管理等一系列管理经验，使我国管理水平和劳动生产率有了大幅度的提高，从而增强了企业的竞争能力。

 FDI的资本积累效应一方面表现在改善我国的原有资本存量，通过积累弥补我国存在的储蓄缺口，对促进经济增长有直接贡献。另一方面表现在人力资本的积累。跨国公司通过教育或培训等形式培养的人力资本具有外部效应，提高我国本土人才的职业水平。
 另外，FDI具有制度变迁效应，制度因素在解释一个国家增长或停滞的原因中是一个重要因素。制度因素对经济的影响主要表现为制度变迁。在FDI流入的过程中，跨国公司带来的完善的制度要素和制度特征必然对我国制度因素带来冲击，从而实现我国的制度变迁，这种变迁体现在政府和企业两个方面。政府在财政税收体制、金融体制、外贸体制和市场化程度等方面进行了重大改革，从而在国内创造了更好的更稳定的宏观经济环境；对于企业，跨国公司对当地企业的示范效应有助于现代企业制度的建立。
 以上三个效应都不可能在FDI流入的当期就发生作用，必须通过几期的积累才慢慢显现出来，所以FDI存量对我国经济增长的贡献率更大。
    参考文献：
1、任永菊：《外国直接投资与中国经济增长之间关系的实证分析》，《经济科学》2003年05期
2、单俏颖：《外商直接投资在我国的经济效应的实证分析》，《内蒙古统计》2005年01期
3、张天顶：《FDI对中国经济影响的实证研究》，《世界经济研究》2004年10期
4、孙舒平：《FDI对中国经济增长的影响》，《西安财经学院学报》2004年01期