【毕业学位论文】（Word原稿）苏州市外商直接投资与地区经济增长的分析-统计学

目 录 中英文摘要 _ 1 一、前言 _ 2 (一 )基本概念界定 _ 2 _ 2 _ 2 (二 )国内外研究进展 _ 2 _ 2 _ 2 二、研究区概况 _ 4 三、 苏州市 地区经济增长的分析 _ 5 (一 ) 苏州 相关性分析 _ 5 (二 ) 平稳性检验 _ 7 1. 列的单位根检验结果 _ 7 2. 列的单位根检验结果 _ 9 (三 )协整检验的结果 _ 11 (四 )格兰杰因果关系检验的结果 _ 12 (五 )误差修正模型 _ 13 四、 结论与讨论 _ 13 (一 )模型结论 _ 13 (二 )政策建议 _ 14 参考文献 _ 15 南京财经大学本科毕业论文（设计） 1 苏州市 外 商 直接投资与地区经济增长 的分析 经济学院 统计 051 班 2070405106 关羽茜 指导老师： 李昌峰 中英文摘要 摘要 : 上世纪 90 年代以来，苏州吸引了大量外商直接投资 ( 外资对苏州经济的发展产生了越来越重要的影响。 本文 基于 1990 2007 年 苏州外商 直接投资和地区生产总值 ( 时间序列数据 ，对 两者 进行相关性分析 ，利用 单位根检验、 协整 检验 和格兰杰因果 关系 检验 等 计量检验方法 ，建立误差修正模型 ，得出 以下结论 ： 苏州外商直接投资和地区生产总值之间存在正向相关关系、双向的因果关系和长期稳定的均衡关系 。文章最后根据苏州的实际情况 ，提出了具有可操作性的 政策 建议。 关键词 :外商直接投资 ； 经济增长 ； 格兰杰 因果关系 检验 ；误差修正模型 in a 990s, a in of DI by as on 1990DI DP of At on to on of ； 京财经大学本科毕业论文（设计） 2 一、前言 (一 ) 基本概念界定 外商直接投资 (又称为对外直接投资、国际直接投资，是指外国企业和经济组织或个人 (包括华侨、港澳台胞以及我国在境外注册的企业 )按我国有关政策、法规，用现汇、实物、技术等在我国境内开设外商独资企业，与我国境内的企业或经济组织共同举办中外合资经营企业、中外合作经营企业或合作开放资源的投资 (包括外商投资收益的再投资 )，以 及政府有关部门批准的项目投资总额内企业从境外借入 的资金 1。 一般认为，经济增长是指一国总产出的持续增长，即实际社会总产值、实际国民 (内 )生产总值和实际国民收入的持续增长以及人均产值与实际人均国民收入的持续增长 2。 (二 ) 国内外研究进展 部分 国外 学者认为 如 3对澳大利亚、4对加拿大、 5对墨西哥的研究均发现 在开放 经济条件下，要素禀赋不占优势的国家 (地区 )或企业可以通过国际要素的引进和聚集实现经济的快速增长6。 还有一部分国外学者经过调查研究，认为 经济发展的影响不显著。 合时间序列和横截面序列 研究 发展中国家 的情况 ，考察了 其1950 1973 年直接投资对经济增长的影响， 得出结论 ： 外商直接投资对经济增长没有明显的作用 7。 欧洲国家、 委内瑞拉 、 摩洛哥制造业以及制造业的研究发现 东道国的生产率提高没有起到推动作用 8 。 （ 1）定性分析 南京财经大学本科毕业论文（设计） 3 从定性分析角度研究 研究 相对较少。其中 张晓红、唐建荣从江苏省外商直接投资的总量和结构分析入手，首先剖析了当前江苏省利用 后分析了江苏省利用 后对江苏省今后引进外商直接投资提出了一系列政策建议 9。沈桂龙、于蕾研究外商直接投资在对中国经济发展日益凸显的负面效应 ， 并就外资引入问题提出了一系列政策建议10。 （ 2）定量分析 一部分学者通过建立计量经济模型，利用 验证 如，王新 根据哈罗德 11。赵晋平在定性和定量分析外资流入的直接经济效果的基础上，建立描述外资与我国 外资流入与经济增长的关系进行了计量分析 12。李静萍利用协整和误差修正模型对经济全球化与中国经济增长的关系进行了分析 13。 沈坤荣利用多元滞后分布模型对 1979 1999年的经济数据进行了经济计量检验 14。任永菊、张岩贵以阿尔佛罗模型为基础 ， 对我国金融市场如何影响 了综合性计量分析 15。 对一个地区而言 ,关于外商直接投资对经济增长贡献的研究主要有 : 王新燕、张伟对云南省进出口、 经济增长的关系进行了计量分析 16。 方勇，张二震从实证的角度，用计量分析的方法测算长江 三角洲 地区改革开放 20 年以后外商直接投资与地区经济增长、产业结构调整和产业积聚之间的相互关系及相互影响的方向及程度 17。丁明智 利用协整理论对江苏外商直接投资与国内生产总值的关系进行计量分析 18。 毛广雄等根据经济增长的源泉主要有资本、劳动力和技术构造了一个涵盖 生产函数， 以此 分 析 上海经济 增长的影响 19。祖强、孙军利用单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验对外商直接投资与江苏经济增长之间的关系进行实证分析 20。 谌黎 根据 1990江苏省 时间序列数据分析，采用线性回归分析方法研究 江苏省经济增长之间的关系 21。张敏利用长江三角洲地区有关城市的数据，应用空间经济计量模型，检验了外商直接投资的分布与城市特征的相关性 据新近的数据，建立了长江三角洲地区 33 个城市外商直接投资分布的经济计量模型，并应用该模型对该地区 33 个城市影响外商直接投资的因素进行了计量分析 22。南京财经大学本科毕业论文（设计） 4 徐晓虹 利用 1983时间序列，分 2 个时段就外商直接投资对浙江经济增长的 短期效应和长期效应进行实证分析 23。戴魁早利用协整检验、 果关系检验、脉冲响应函数和方差分解等主流计量方法，对中部地区的外商直接投资与经济增长之间的关系进行检验 24。 另外一部分学者则把影响我国经济增长的 微观 因素作为中间变量，如市场结构、人力资本、技术等，间接地研究 我国经济增长的关系。例如黄华民对外商直接投资与我国实质经济的关系进行了实证分 析 25。 张纪康对外商直接投资的市场结构效应进行了研究 26。 周淑景对外商直接投资对我国产业结构的影响进行了研究 27。 牛勇平通过建立模型，对国际直接投资与我国就业量之间的关系进行了实证分析 28。 窦祥胜则从研究国际资本流动对资本、技术、人力资本的制度等经济增长因素的结构变迁的影响，进而实证分析 经济增长的作用 29。 学者的实证研究中，有两点不足。一是采用的数据资料一般是从 1978 年开始的 ,但是 1990 年以前我国外商直接投资占国内生产总值的比重 很低 ，外商直接投资对经济增长的影响力度比较弱。 加之 改革开放初，我国的统计指标、统计方法很不完善，因此，对 1978间的 据进行分析是没有必要的，甚至会对结果产生误导；二，国内学者的研究主要集中于 我国 或各省 经济发展的关系，由于中国幅员辽阔，各个 城市 在吸引 经济发展方面有很大差异。因此，我以苏州市为研究对象，结合 1990 年到 2007 年的有关数据，应用协整方法和格兰杰因果关系检验 ，建立误差修正模型 ，就 苏州经济发展之间的长期均衡关 系以及相应的短期偏离调整机制进行实证分析。 二 、 研究区概况 二十世纪 80 年代中期，苏州成立了 首家外商投资企业 。此后， 苏州利用外资 规模不断扩大，质量和水平也得到了显著的提升 。 随着 苏州经济结构的调整和城市 建设步伐的加快 ，外商直接投资 发展速度持续而稳定。 根据 2008 年 苏州市财政局公布的统计数据 分析总结， 苏州利用外资的历史过程主要包括起步摸索阶段、快速增长阶段和量质同步提升三个阶段： 1984，社会 主义 市场经济确立， 对外开放 程度加深 ，国际产业资本开始转移，此阶段年均吸收外资 5 亿美元左右； 1993为 外资 快速增长阶段，在这个阶段中，依靠上海为龙头，南京财经大学本科毕业论文（设计） 5 苏州利用外资快速增长 。 同时，国际产业资本 转移进入一个更快速的阶段。在这个阶段 中，苏州实际利用外资约 170 亿美元，但是引进的项目 多数 属于科技含量不高的劳动密集型产业，且重复引进的项目较多 ； 2001 年至今为量质同步提升阶段，苏州的利用外资规模迅猛增长，平均每年利用合同外资 100 亿美元以上，2006 年超过 150 亿美元，位列全国第一，实际利用外资连续四年突破 50 亿美元，截至 2006 年底，有 113 家世界 500 强跨国公司落户苏州 。 近两年来， 随着 苏州引资政策的调整， 全市的 政治、 经济形势得 到 持续稳定发展 。 三 、 苏州市 (一 ) 苏州 主要采用两个指标 :国内生产总值 (外商直接投资 （ (表 1)。 由于1990年之前的外商直接投资相当少，所以 选取 1990一 2007年为数据样本区间 。为了减少偏差，考虑了各年人民币对美元的平均汇价，将当年的 表 1是 苏州市 有关的经济数据 ,图 1为 苏州市 1981 表 1 1990一 2007年 苏州 位 :亿元人民币 ) 年份 份 990 999 991 000 992 001 993 002 994 003 995 004 3450 996 005 997 006 998 007 京财经大学本科毕业论文（设计） 6 资料来源：根据各年 苏州 统计年鉴统计数据整理计算得到。 01002003004005006000 1000 2000 3000 4000 5000 60001990亿元人民币）1990元人民币）图 1 苏州市 1990图 1 中各散点在拟合线两边均匀分布 ,图形拟合 较 好。可见 ,两个变量线性正相关 。 通过 结果见表 2)。 表 2 1 从表 2中可以看出，即 明两者有较强的相关性，即 苏州市 吸收和实际利用的外商直接投资与 苏州市 生产总值之间具有正向相关关系 。为确立 进行线形回归分析，建立二者的回归方程。为消除可能的异方差，故对 出新的变量序列，分别记为 3)。 表 3 1990一 2007年 苏州市 单位 :亿元人民币 ) 年份 份 990 999 991 000 京财经大学本科毕业论文（设计） 7 1992 001 993 002 994 003 995 004 996 005 997 006 998 007 用表 3的数据，进行回归分析，得到如下回归方程 : F D I*5 8 8 G D P (1) )( 1 式 (1)表明 : 在正相关关系，即外商直接投资每增长 1%，就会带来国内生产总值 增长，且模型的拟合优度比较高。 F 程通过显著性检验， 数和 常数项分别达到 别通过 t 检验。不足的是 表明随机误差项存在一阶正相关。对此格兰杰与纽博尔德曾给出一个经验规则，即 当 2R 大于 回归”，为此必须对上述时间序列作平稳性 检验。 (二 ) 平稳性检验 时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间序列的推移而发生变化。其原理是对某一时间序列 Y。可以建立回归方程： n 1i n,.,2,1(， 假设检验： 0: ； 0: 在回归结果中，根据一定显著性水平下的 界值。如果参数估计显著地不为零，则不存在单位根，说 明时间序列是平稳的；否则，是不平稳的。 1. 验 结果 采用 列进行单位根检验，首先确定有无趋势、常南京财经大学本科毕业论文（设计） 8 数项以及滞后期数。一般的顺序是 :先选含趋势项和常数项的检验，如果趋势项的 再选只含常数项的，如果常数项的 选择常数项和趋势项均不包括的一项。滞后期的确定主要是根据 来对方程中的滞后期数选择提供指导，它是在残差平方和的基础上进行的。在特 定条件下，可以通过选择使 际运用时也要求 30。针对 列进行单位根检验时我们先选含趋势项和常数项，滞后期经过对 定为 3，检验结果如 表 4所示 : 表 4 用 % % 0% of of a D(05/06/09 15:41 1994 2007 14 1) (1) (2) D(3) 990) 京财经大学本科毕业论文（设计） 9 of um og 检验结果输出窗口中，可以看出 绝对值小于于 1%显著水平下的临界值 ， 因此不能拒绝非 平稳 和存在单位根的假设，得出列是非 平稳 的序列。此时 趋势项 的 于在显著水平为5%水平下的 以 趋势项 存在。由于 列非 平稳 ，应该继续对 一阶差分序列 _1行单位根检验 。经计算， 确定 无趋势项， 无常数项，滞后阶数为 3，单位根检验结果如 表 5所示 绝对值明显大于不同检验水平的三个临界值的绝对值，所以拒绝存在单位根的原假设， _1列为平稳序列。因此， (1) ，为一阶单整序列。 表 5 一阶差分序列 _1单位根检验结果 % % 0% . 同样根据 列进行单位根检验 。 通过 确定 滞后阶数为 5， 进行 单位根检验，结果如 表 6所示 。 绝对值小 于 5%显著水平的临界值，所以 也 不能拒绝非 平稳与 存在单位根的假设，得出 列是非 平稳 序列 且有趋势项和常数项。 南京财经大学本科毕业论文（设计） 10 表 6 单位根检验 % % 0% of of a D(05/10/09 13:25 1996 2007 12 1) (1) (2) (3) (4) (5) 990) of um og 续对 一阶差分序列 _1行单位根检验 ， 通过判断得到无趋势项，有常数项，滞后阶数为 3， 检验结果如 表 7所示 。 此时 于 5%水平的临界值，所以 _1列为平稳序列， )1(I 为南京财经大学本科毕业论文（设计） 11 一阶单整序列。 表 7 一阶差分序列 _1单位根检验结果 % % 0% 过整理，得到各序列的单位根检验结果，如表 8所示 。 水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列 都是 是平稳的，即 为 一阶单整序列，满足协整分析的前提。 表 8 变量 检验 形式 临界值 检验结果 C,T,3) 平稳 0,0,3) 稳 C,T,5) 平稳 C,0,3) 稳 注 :检验形式 (C， T， K)分别表示 检验 是否包括常数项、时间趋势和滞后阶数，加人滞后阶数是为了使随机误差项为 白 嗓声 。 (三 ) 协整检验的结果 笔者采用了 E 一 G 两步法对变量进行协整检验 ,用变量 变量 乘回归，可以输出回归方程如下所示 : F D I*5 8 8 G D P (2) )( 1 可决系数 R 较高 ，且各统计量也都分别通过了 检验。综上 ,方程的回归结果比较理想。 此时 系统会自动生成残差，我们令残差序列为 残差项进行单位根检验，滞后期为 1， 有 常数项和趋势项。结果如 表 9所示 : 南京财经大学本科毕业论文（设计） 12 表 9 对残差序列 % % 0% 计量为 其绝对值 大于三个显著水平下的临界值的绝对值，得出残差序列为平稳序列，可以说明 间具有协整关系，即外商直接投资 和苏州市 的经济增长具有共同的增长趋势，保持着长期稳定的均衡关系。 (四 ) 格兰杰因果关系检验的结果 格兰杰因果关系检验实际上是建立在两个变量回归的基础上，所以在进行检验前都应考察序列的平稳性。而在对 非平稳序列进行因果关系检验前应对序列进行协整检验，若二者存在协整关系，再对二者进行因果关系检验。由表 8和 表 9的检验结果可知， 国内生产总值之间存在协整关系，因此下面对 1990一 2007年 )进行格兰杰因果关系检验。 10. 表 10 格兰杰因果关系的检验结果 05/06/09 18:46 1990 2007 2 6 表 10 所示 : 格兰杰原因，而 是 格兰杰原因，所以 两者 存在 双向 因果 关联性和互动关系 。 南京财经大学本科毕业论文（设计） 13 (五 ) 误差修正模型 由以上分析可知 于 协整关系，两者之间有长期均衡关系 : 175458850 G D P 。 从长期看 ， 苏州 外商直接投资每变化一个百分点，则 苏州 国内生产总值同向变化约 然在短期内也许会失衡，若把误 差项看作“均衡误差”，利用这个误差项可以把 里采用一种误差纠正机制 (记 虑模型 : 1 G D P 18 利用表中数据，做 到如下结果 : F D G D P (3) )( 4 类似可得 ： F D F D I (4) )( 4 1 可见 :方程 (3)中 t 与方程 (4)中 t 的系数均为正数，说明从方程 (3)(4)中一阶差分项系数得知 :短期内 个百分点， 分点 ;而 个百分点， 见 四 、 结论 与讨论 (一 ) 模型结论 1、苏州市 990 2007年时间序列数据非平稳，但二者存在长期均衡关系。 南京财经大学本科毕业论文（设计） 14 2、苏州市 关系 。 一方面， 苏州 经济增长吸引了大量外资进入 。国内生产总值的增长隐含着该地区在制度、市场、基础设施等一系列投资环境上的改善 ， 这种改善成为外商直接投资的 原动力 ； 另一方面 ， 纳了大量劳动 力，提高了市场化水平，促进了 苏州 经济发展 。外商直接投资企业自身进出口额不断增加，苏州对外贸易的比例也不断提高 ， 推动了苏州国内生产总值的增加 。 3、苏州 市 互影响的程度具有差异性， 影响要大于 影响。这可能有两种原因 :一是 进的滞后效应，就是说 快速增长短期内能大大吸引外资的进入。二是 利用效果不佳，短期内对经济增长推动力不大，高速引资过程中存在较多经济泡沫，有被外资利用之嫌。 (二 ) 政策建议 1. 对于协整分析的 结果分析可得 :从回归方程的数据可以看出， 1990一 2007年江苏省 %，带动 这一贡献率高于全国 平均水平， 说明 州 经济增长的贡献效果是很明显的， 对 苏州市 经济发展有较大贡献。 基于上述结果和分析，本文认为 本地 政府在制定和实施招商引资计划时，要充分认识到 苏州市 经济发展的积极作用，为其提供良好的投资环境，以最大限度地发挥 作用，应该充分利用外资企业的外溢效应，扶持大企业集团，推进 苏州 的产业结构的优化升级， 加快 第三产业的 发展 。 借鉴现代服务 业集群发展模式 ， 大力促进制造业与服务业互动 ， 明确服务业招商引资的重点 ， 积极助推新兴服务业的崛起。 苏州外商直接投资与经济发展 存在 双向 因果关联性和互动关系 。 但我们也应看到近年来引入外资的弊端，如优惠政策的“负效应”、核心技术含量低、资源短缺和环境污染等。政府应改变 引资方式 ， 以资金换市场向以技术换市场转变。在引进资本的同时引进先进技术，带动本地产业升级。项目引进上要从引进生产型项目向引进生产与服务结合型项目转变。在发南京财经大学本科毕业论文（设计） 15 挥原有优势的同时 ， 带动本地经济结构的调整和完善， 促进 国内生产总值增 长 ，更快地促进居民收入的 增加。 步发展 ，增强自主创新能力，在吸收创新中不断增强核心竞争力 。 加快实现由投资向创新、资源向科技、苏州制造向苏州创造 转变 。 搭建自主创新平台，营造 完善的 创业环境，积极探索科技自主创新道路。促进外资企业本土化建设。鼓励企业 在 研发投入、促进产学研一体化 的进程中 开展投资、技术合作 ， 促进加工贸易转型升级。进一步完善投资环境，引 入 跨国公司的核心技术和业务 。 坚决抵制对经济、社会和自然有长期负面影响的投资、