计量经济学结课论文

摘要：本文在经济增长的理论框架下纳入国外投资变量，着重就外国直接投资（FDI）和国际间接投资（其他投资）以及国外贷款对中国经济增长的影响进行理论和经验分析，发现国外直接投资和国际间接投资在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应两方面的效应。在通过多重共线性检验、自相关检验和异方差检验后得出国外直接投资和国外间接投资对我国经济的增长效应显著，从而进一步预测未来我国利用外资的趋势与变化，并提出自己的见解。关键词：国外投资国外直接投资数据模型资本效应外溢效应目录摘要 1第1章引言 1第2章纳入国外投资变量的经济增长模型 22.1多重共线性检验 32.2自相关检验（DW检验法） 52.3异方差（怀特检验） 6第3章国外直接投资的资本效应 7第4章直接投资的外溢效应 9第5章启示 9参考文献 10第1章引言国外投资是指一国向第三国通过国外直接投资和国外间接投资获取新的利益，从而达到资金的再生过程；第三国利用外国投资发展本国经济、解决资金不足的难题，促进本国经济的发展。20世纪90年代以来，世界经济呈现较快增长，全球贸易投资自由化步伐加快，全球内投资进入“黄金发展期”。2000年全球内投资达13929.6亿美元，达到30年来的顶峰。但受世界经济低速增长影响，2001年以来全球内投资连年下降，2003年跌至5600亿美元，创下历年来的新低。随着世界经济形势的好转和跨国公司经营状况的改善，从2004年起全球跨国投资开始回暖。联合国估计，2004年全球跨国投资达6112亿美元，比2003年增长9%。该机构的一项调查显示，无论是跨国公司还是各国投资促进机构，均认为2004-2007年全球跨国直接投资等将保持恢复性增长，重拾上升轨道，但2008年的次贷危机使全球跨国投资有一次回落。我国自从改革开放以后，随着我国政府对外管制的变动，国外资金尝试性的在我国投资。进入九十年代，国外投资已成为我国经济发展的巨大动力资源，以国外直接投资（FDI）为主要形式的投资为我国现代化建设做出了巨大贡献。但是随着我国经济总量的增加和对资金依赖程度的减弱，国外投资出现了一些变化。所以研究如何避免国外投资从我国转向他国、如何把外资更好的转向其他部门和行业、如何让外资继续为我国经济发展提供资金、如何吸引更多外资向我国的新型产业投资都是我国现在所面对的难题。分析和研究国外投资一直是我国经济研究的重要领域。所以以建立经济模型为依据，利用经济数据计算分析解释变量与被解释变量之间的关系，得出结论。第2章纳入国外投资变量的经济增长模型根据经济理论和实际情况的分析可以知道，中国国内生产总值（GDP）依赖于国内经济和国外投资，令国内生产总值为Y、国内经济为常数项，对外贷款X1、国外直接投资X2、国外间接投资X3，因此我们设定回归模型为Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui运用中国经济自1984年以来的有关统计数据，利用Eviews3.1软件对模型进行最小二乘估计,可以得到如下估计模型（包括估计结果）: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)0.000000Ŷi=4093.27-28.55X1+8.37X2+78.24X3(3.27)(-2.45)(8.68)(2.69) R²=0.899DW=1.79F=59.6从估计模型的结果可以明显的看出，国外直接投资和国际间接投资的弹性远远大于对外贷款的弹性，样本回归直线对样本值的拟合优度也很好。下面我们对回归方程的解释变量进行各种检验，从而得出最优的回归方程以帮助预测总体经济的发展变化。2.1多重共线性检验1、对Y分别关于X1，X2，X3作最小二乘回归，得到估计结果和回归方程如下：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)Ŷ=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)Ŷ=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)Ŷ=5017.712+218.91X3(3.33)(3.92)R²=0.41DW=1.14F=15.36根据经济理论与回归结果，可以知道国外直接投资（FDI）X2是最重要的解释变量，所以选取第二个回归方程为基本回归方程。2、加入对外借款X1，对关于X1，X2作最小二乘回归，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)0.000000Ŷ=5682.48-39.93X1+9.19X2（4.51）(-3.22)(8.81)R²=0.86DW=1.28F=66.04虽然加入X1后，回归方程的拟合优度R²和修正可绝系数均有所增加，但X1的系数并不显著，说明从在严重的多重共线性所以模型中保留X2，略去X1。3、加入X3，对Y关于X2,X3作最小二乘回归，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)0.000000Ŷ=1625.15+8.94X2+103.95X3（1.96）(8.58)(3.45)R²=0.87DW=1.29F=69.8加入X3，拟合优度R²和修正可决系数均有所增加，参数估计值的符号也正确，并没有影响X2的显著性，所以保留X3。综上所述，得到Y关于X2，X3的回归方程，其中常数项显著，所以回归方程：Ŷ=1625.15+8.94X2+103.95X3(1.96)(8.58)(3.45)R²=0.87DW=1.29F=69.82.2自相关检验（DW检验法）根据多重共线性检验后得到的方程，提出假设：原假设H0：ρ=0（ut不存在自相关）备择假设H1：ρ≠0(ut存在自相关)计算DW=1.29给出显著性水平α=0.05，查表得DW的临界值dL=1.19,dU=1.55因为DW取值在dL和dU之间，所以无法判断ut是否存在一阶自相关。2.3异方差（怀特检验）1、因为回归方程Ŷ=1625.15+8.94X2+103.95X3中含有两个解释变量，所以White检验辅助回归式中应包括四个解释变量。辅助回归式估计结果和辅助回归式结果如下：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)0.012954ût²=2475418+24074.78X2-516337.5X3-9.41X22+6555.82X32(0.88)(3.32)(-2.26)(-2.43)(2.46)R²=0.408T=24因为TR²=11.29＞χ0.05²(5)=11.07(α=0.05)所以结论是该回归模型中存在异方差。2、克服异方差所以最后我们确定回归模型为：Ŷ=1625.15+8.94X2+103.95X3(1.96)(8.58)(3.45)R²=0.87DW=1.29F=69.8易知，国外直接投资和国外间接投资对我国的经济有显著性影响，是我国经济中的重要解释变量。第3章国外直接投资的资本效应国际直接投资（InternatinalDirectInvestment）也称为对外直接投资或海外直接投资。国外直接投资是经济增长的动力，国外直接投资是促进经济增长的主要动力之一。特别是在一些发展中国家,国外直接投资对经济增长具有十分重要的影响。例如,Firebaugh(1992)比较了国内和外国直接投资的经济效果。他发现,尽管国内资本对经济增长的贡献超过了外国资本,但二者都有助于国家的经济发展。Borenztein、Gregorio和Lee(1998)则认为,国外直接投资是引进新技术的重要渠道,其对国民经济的贡献超过了国内投资。Amirahmadi和Wu(1994)甚至将经济衰退部分归因于外国投资的缺乏。作为一种资本存量,外资的流入可以增加用于投资的总体财政资源,缓解潜在的发展瓶颈,如储蓄和外汇短缺。通过缓解这些瓶颈和限制,国外直接投资能够促进当地的资本形成和经济增长。同时,国外直接投资也是发展中国家人文资本集聚和技术变迁的重要源泉。在发展中国家,一般生产技术比较落后,员工素质较差,缺乏现代管理经验和营销技能。因此,国外直接投资特别是大型跨国公司的进入,将可以把先进的技术、管理和营销经验转移到东道国,从而改善东道国的生产效率和要素生产率。国外直接投资理论认为，国外直接投资的资本效应可以分为直接效应和间接效应两个方面。直接效应是指国外直接投资的流入增加了中国可用于投资的储蓄，有利于弥补现实存在的储蓄缺口，流入的资本直接形成生产能力，对促进中国的资本形成和GDP增长有直接贡献，符合中国通过引进国外直接投资来促进经济发展的初衷。外国直接投资对资本形成的这种促进作用，在其进入初期是非常大的，大量国外直接投资的流入弥补了中国在经济发展过程中所产生的储蓄缺口，直接促进了国内投资计划的实施。国外直接投资对中国资本形成间接效应主要体现为产业连锁效应和示范与牵动效应。产业连锁效应主要体现为国外直接投资带动产业前后辅助性投资而对中国产生的辅助乘数效应。前向辅助性投资通常来自中国外资企业产品供应商，后向辅助性投资则来自中国外资企业产品的经销商和其他服务商。当外资企业需要在中国当地采购时，通过购买当地生产者的商品和劳务，与上游企业建立起前向的产业连锁关系，外资企业对当地产品和服务的需求会在一定程度上推动相关产业的繁荣，并带动相关产业进行相应的辅助性投资；当外资企业为了拓展市场渠道而选择当地企业做分包商，或其产品作为中间产品被当地企业所购买时，又与下游企业建立起后向的产业连锁关系。如果没有初始的国外直接投资，这些辅助性投资就不会发生；如果当地没有此类企业，或者当地此类企业不能提供符合标准的中间产品或服务，就更容易引发外来的辅助性投资。示范与牵动效应主要表现在国外直接投资的进入而带来的市场竞争加剧，迫使中国企业进行技术革新、提高生产效率，从而使国内企业投资量增加。上述便是国外直接投资资本效应理论分析。根据前面作的检验知F=69.8，所以得出FDI是引起国内资本变动的重要因素之一。因此我们可以认为，国外直接投资在中国经济增长中具有资本效应，这个结果与理论分析是一致的，也是符合我国国情的。第4章直接投资的外溢效应国外直接投资的技术外溢效应是指外商直接投资对东道国相关产业或企业的产品开发技术、生产技术、管理技术、营销技术等方面产生的影响。通过对发达国家，发展中国家和转型经济体中的外商直接投资（FDI）所产生的技术外溢的比较，FDI确实对东道国经济存在着外溢效应，外溢效应的规模和范围对于不同的经济体来说，并没有一致的实际证据。东道国和东道国工业的特征以及他们之间的系统差异决定了FDI的外溢效应。这些外溢效应是否容易实现取决于东道国公司从事投资和学习吸收外国知识和技能的能力和动机。当东道国公司拥有传统的技术优势时，流入的FDI对东道国公司的生产率产生更有益的影响，或者说如果外资公司与东道国公司的技术广义地讲是互补的，那么潜在的技术外溢效应将容易被广泛地捕获。相反，东道国公司与FDI公司之间大的生产率差距以及大的市场份额将阻碍技术外溢效应。如果东道国公司的技术水平没有达到一定的水平，那么FDI公司的技术和东道国公司的技术之间大的差距可能阻碍东道国公司对技术外溢效应的捕获，换句话说，东道国公司的技术能力足以与FDI公司之间进行直接竞争，将有益于相应的技术外溢的捕获。总体上来说，外溢效应主要集中于中等收入或经济较发达的国家，没有任何证据表明这种效应存在于最贫穷的发展中国家。这些结论强调了东道国竞争力对技术外溢的重要性。在最贫穷的发展中国家中，很少有东道国公司与跨国公司存在直接的竞争，也很少拥有技术技能吸收现代跨国公司的技术。此外，要使FDI流入产生正的技术外溢效应，促进FDI流入对东道国企业的生产率的提高，那么东道国还必须具有一定的人力资本存量，较发达的基础设施，以及稳定的政治经济