计量经济学fdi对宁波经济增长的影响

1计量经济学课程论文题 目 FDI 对宁波经济增长的影响 姓 名 组 长 专业班级 09 国际投资求是实验班 指导教师 樊丽淑 完成日期 2011 年 12 月 26 日 宁波理工学院 2FDI 对宁波经济增长的影响摘要：采用计量经济的模型，将 FDI 对宁波经济增长的因素为课题，通过查找 FDI、储蓄、消费、政府支出、出口和 GDP 的数据，研究 FDI 与储蓄、消费、政府支出和出口对宁波经济增长，即 GDP的影响 ，得出了各因素与 GDP 之间存在的相关关系，同时得出结论，并且分析了 FDI 与 GDP 之间的关系，得到 FDI 与 GDP 之间存在的相关性结论。 关键词：FDI； 储蓄； 政府支出； 出口一、引言（一） 研究背景我国近十年来经济稳步持续高速上涨，人民的生活水平在不断的提高，而且各方面基础建设也都在改善。特别是在一些沿海开放城市，这些现象更为显著。宁波是一个对外贸易比较发达的城市，作为我国第一批沿海开放城市，有作为我国东部兴起的港口城市，其自然条件和原有的经济基础使其具有吸引外资的优越条件。宁波外资环境的不断改善吸引了 FDI 的大规模进入，也因此对宁波的经济发展有着一定的影响。（二） 研究的问题和意义为了探究经济增长的影响因素，我们决定选择宁波作为分析的对象，我们选了 FDI对宁波经济增长的影响作为本次的计量经济学论文课题，首先宁波作为一个对外贸易比较发达的城市，宁波外资环境的不断改善吸引了 FDI 的大规模进入其外商直接投资占的比例比较大，也因此对宁波的经济发展有着一定的影响。我们小组主要通过分析宁波 1991 年到 2010 年的 GDP 与 FDI、储蓄、消费、政府支出和出口的相关数据来分析影响宁波经济增长的因素主要有哪些，以及运用计量经济的方法分析 FDI 与 GDP 这两个变量之间的关系，进行定量分析，因此需要建立计量经济模型。二、文献综述在中国货币政策与经济增长的实证研究一书中，以当前计量较前沿的泛协整理论作为自己的研究工具，充分考虑经济时间序列都是非平稳的，利用一定的方法避免了伪回归的误导作用。部分对其他省市的影响经济增长的因素的研究，尽管不是对3宁波的直接研究，但研究的方法还是值得借鉴的。FDI 对江苏经济持续增长的影响分析中是对江苏省经济增长的研究中，基于偏最小二乘回归，用相关软件对数据进行研究。在FDI 与经济增长关系的实证分析-以宁波为例这篇文章中，主要研究 FDI 分别对第一、第二、第三产业的经济影响为依据进行定量分析，通过相关性，协整关系，Granger 因果关系等进行研究。外商直接投资对宁波经济影响的计量分析一文中，在建立模型之前，首先假定宁波经济增长具有柯布-道格拉斯生产函数的特性，然后再经过一系列步骤最终得到一个修正后的模型。在我们的研究中，也需要尽可能充分考虑到各个可能导致偏差的细微因素，必要时对已知的一些因素进行假定，减少同一时间所要研究的对象数量。国外学者 Jordan Shan(2002)认为 FDI 与中国经济增长存在着双向的因果关系 ,但经济增长对 FDI 的影响要大于 FDI 对经济增长的影响，也有个别学者利用模型得到“FDI 对经济增长不具有促进作用”的结论,如 L.P.King 与 B.Varadi(2002)认为短期内FDI 促进经济增长,长期具有阻碍作用。尽管众多学者对于 FDI 对经济增长的影响持有不同意见，但我国利用 FDI 与经济增长的协整分析一文考虑他们的研究经验，用协整分析来进行研究。并且随着经济的增长 FDI 的需求日益增加，通过查阅统计数据可以了解到浙江引进外商直接投资 1992 年是个转折点，除 1997 和 1998 年的小幅下降，基本处于平稳的增长过程，年平均增长率为 7%，2001 年和 2002 年引进 FDI 有较大幅度增加，平均增长率达到 40%，并有进一步增长的趋势。为了分析 FDI 对于经济增长的影响，作为外商眼中理想的投资地的沿海地区也就成为我们选择分析地的首选目标，况且在浙江成长的我们对于外商的进入深有体会，在大大小小的开发区中外资企业的数量也再逐年上升。加上在宁波读大学这一地理优势，我们觉得我们对于宁波的 FDI 对经济增长的影响会分析的更加有依有据。所以小组的主题确定为 FDI 对于宁波经济增长的影响。三、影响因素选择在两年的经济学的学习过程中，我们知道了对于 GDP，即经济增长的几个最为关键的影响因素分别是消费、投资、储蓄、政府支出以及出口。其中消费主要是由收入决定的，而大部分收入是由投资者或者说资本拥有者通过雇佣关系支付给消费者的，所4以我们小组觉得投资和消费有着密不可分的关系，而 FDI 又是投资中不可或缺的重要部分。另一方面作为出口导向型的大国我国的产品大部分由于其在某些方面的缺陷不能和外国同等产品进行本该有的竞争，而是一味地通过压低产品的价格来打开国外市场，这使得我国产品的附加值不断的降低。而 FDI 作为保证经济增长的重要的推动力，不仅填补了我国经济增长中资金的不足，并且在很大程度上弥补我国的信息、技术、管理等方面的知识的不足，对于我国商品日后在国际市场上的竞争有着极为重要的作用。综合多篇文献资料，我们可以主要可以通过计量经济的定量分析对 FDI 对宁波经济的影响进行研究。首先将 FDI 作为自变量，宁波经济增长，即 GDP 作为因变量，继而将 FDI 与储蓄，消费，出口，政府支出这四个因素的对宁波经济的影响一起进行分析，来得出结论，因此需要建立多元线性回归模型。四、模型设定影响宁波经济增长的因素很多，但纵观各种理论与研究文献，我们把宁波的 FDI、居民储蓄、政府支出、居民年平均消费以及出口作为本次研究的影响因素。在这次多元线性回归分析中，我们小组通过查找宁波 1991 年-2010 年的 GDP，即经济增长数据作为因变量 Y；将宁波年平均外商直接投资，即 FDI 数据作为自变量X1；将宁波年居民储蓄作为自变量 X2；将宁波居民年平均人口消费水平作为自变量X3；将宁波年政府支出作为自变量 X4；将宁波年出口额作为自变量 X5，从这五个自变量，对因变量 Y 进行分析。从宁波统计年鉴收集数据,具体见附录一。设定的非线性回归模型为： 54321 InXIInXIInXI令 ， ， ， ， ， ，nY145InX则上式化为： 5432根据经验得出，FDI 与经济增长成正相关，所以 的符号为正；一个地区的居民1储蓄与经济增长成正相关，所以 的符号为正；居民平均消费与经济增长成正相关，2所以 的符号为正；一个地区年政府支出与经济增长成正相关，所以 的符号为正；3 45一个地区的出口与经济增长成正相关性的，所以 的符号为正；当五个变量不存在的5时候，无法判断，故不能确定 的符号。五、估计参数假定所建模型及随机扰动项 满足古典假定，可以用 OLS 法估计其参数。运用EViews 软件得：表 1.自变量 X1、X2、X3、X4、X5 对 GDP 的影响分析Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -65.59953 10.59693 -6.190430 0.0000X11 0.064319 0.022515 2.856725 0.0127X22 -0.053755 0.084029 -0.639719 0.5327X33 4.552504 0.702606 6.479454 0.0000X44 0.401247 0.046362 8.654592 0.0000X55 0.056384 0.041085 1.372350 0.1915R-squared 0.999084 Mean dependent var 7.085716Adjusted R-squared 0.998757 S.D. dependent var 0.984470S.E. of regression 0.034704 Akaike info criterion -3.640575Sum squared resid 0.016862 Schwarz criterion -3.341855Log likelihood 42.40575 F-statistic 3055.068Durbin-Watson stat 1.287936 Prob(F-statistic) 0.000000根据上表得模型估计的结果为： 54321 06.1.05.40.-64.0.5- InXIInXIInXInY t= (-6.190) (2.857) (-0.640) (6.479) （8.655） （1.372）F=3055.06898.2R987.2R六、模型检验（一）经济意义的检验根据经验得出，FDI 与经济增长成正相关，假设 的符号应为正，但是实际估计1值 为正，符合；一个地区的居民储蓄与经济增长成正相关，假设 的符号应为正，1 2实际估计值 小于 0，不符合；居民年平均消费与经济增长成正相关，假设 的符号2 3应为正，实际估计值 大于 0，符合；一个地区年政府支出与经济增长成正相关，假36设 的符号应为正，实际估计值 大于 0，符合；一个地区的出口与经济增长成正相44关性的，假设 的符号应为正，实际估计值 大于 0，所以符合。55（二）拟合度检验拟合优度的度量： ，表示所建模型整体上对样本数据拟合很好，即987.02R约有 99.88%的宁波平均经济增长 GDP 的指数变动可以由储蓄，FDI，消费，出口，政府支出说明。（三）F-方程检验给定显著性水平 0.5，F=3055.068，P=0.000000 0.5，说明回归方程显著，即储蓄，FDI，消费，出口，政府支出这五个自变量因素对 GDP 有显著影响。（四）T-回归系数的显著性检验估计的回归系数 的 t 值为： ,P=0.0127，取 0.5，因为18567.2)(1t，所以，宁波平均每年外商直接投资，即 FDI 对宁波平均每年05.0127.PGDP 呈显著影响。估计的回归系数 的 t 值为： ,P=0.5327，取 0.5，因为26397.0-)(2t，所以，宁波居民每年储蓄对宁波平均每年 GDP 增长不呈显著影05.5327.0响。估计的回归系数 的 t 值为： ,P=0.0000，取 0.5，因为34795.6)(3t，所以，宁波居民年平均消费对宁波平均每年 GDP 增长有呈显著05.0.P影响。估计的回归系数 的 t 值为： ,P=0.0000，取 0.5，因为465.8)(4t，所以，宁波年政府支出对宁波平均每年 GDP 增长呈显著影响。05.0.估计的回归系数 的 t 值为： ,P=0.1915，取 .，因为372.1)(5t，所以，宁波年出口对宁波平均每年 GDP 增长不呈显著影响。.19.P七、结果分析上述模型表明，储蓄，FDI，消费，出口，政府支出是影响宁波 GDP 的重要因素。当储蓄、消费、政府支出、出口不变时，宁波年 FDI，即外商直接投资每增加 1%，宁波每年 GDP 增加 0.064319%；当 FDI、消费、政府支出、出口不变时，宁波年居民储蓄7每增加 1%，宁波每年 GDP 减少 0.053755%；当储蓄、FDI、政府支出、出口不变时，宁波年人均消费每增加 1%，宁波每年 GDP 增加 4.552504%；当 FDI、储蓄、消费、出口不变时，宁波年政府支出每增加 1%，宁波每年 GDP 增加 0.401247%；当 FDI、储蓄、消费、政府支出不变时，宁波年出口每增加 1%，宁波每年 GDP 增加 0.056384%。八、多重共线性首先将因变量 分别对 ，InY 11InX， ， ， 作简单一元回归，拟合度最高为22InX3344X55，所以用 作为最优的基本回归方程。2I然后对基本回归方程进行逐步回归法，最后留下 ， ，11InX22In这三个自变量，具体步骤如下图表所示：44In表 2. Frisch 综合法消除多重共线性的结果C X22 X11 X33 X44 X55 R2 DWY=f(x22) 1.9503 0.8075 0.99157 0.640t 值 15.889 42.55Y=f(X22,X11) 2.1260 0.725 0.086 0.991262 0.600t 值 15.156 16.817 2.0978Y=f(X11,X22,X33) -10.446 0.697 0.068 0.828 0.990933 0.561t 值 -0.515 11.19 1.339 0.620Y=f(X11,X22,X44) 2.997 0.354 0.138 0.269 0.995127 0.695t 值 11.901 3.4497 4.112 3.806Y=f(X11,X22,X44,X55) 0.153 0.372 0.15 0.342 -0.089 0.995362 1.029t 值 12.246 3.685 4.424 3.898 -1.345最后回归方程为： 42169.0543.8.097.2InXIInXInY九、异方差检验将新得到的回归方程运用 Eviews 软件，采用怀特检验法进行异方差检验，得到下图：表 3. 对模型进行异方差检验的结果White Heteroskedasticity Test:8F-statistic 1.246567 Probability 0.345352Obs*R-squared 7.304318 Probability 0.293619由怀特检验可知： ，所以得出新得到的回归方程模型不存05.29361.0P在异方差。十、序列相关的检验和消除对于消除多重共线性之后的双对数模型，我们直接使用了拉格朗日检验法，发现仅仅存在一阶序列相关。通过 Eiews 软件得出下图：表 4. 对模型进行序列相关检验的结果F-statistic 16.44729 Prob. F(1,15) 0.0010Obs*R-squared 10.46023 Prob. Chi-Square(1) 0.0012所以我们直接使用柯克兰奥科特迭代法，通过 Eiews 软件进行了一阶序列相关的消除得到如下结果：表 5.序列相关一阶消除的结果Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.X11 0.040547 0.081055 0.500241 0.6247X22 0.199382 0.178238 1.118624 0.2821X44 0.394455 0.103653 3.805532 0.0019C 3.869839 0.781350 4.952762 0.0002AR(1) 0.712821 0.181892 3.918928 0.0015R-squared 0.997501 Mean dependent var 7.188384Adjusted R-squared 0.996787 S.D. dependent var 0.894706S.E. of regression 0.050719 Akaike info criterion -2.904111Sum squared resid 0.036013 Schwarz criterion -2.655574Log likelihood 32.58905 Hannan-Quinn criter. -2.862049F-statistic 1396.854 Durbin-Watson stat 1.721229Prob(F-statistic) 0.000000DW=1.721229, ， ，(N=19,K=4)74.0ld1.udDW 的值落在了不相关区域中，说明不存在序列相关。之后又对消除后的模型进行了拉格朗日 1 至 10 阶的检验也均未发现序列相关。所以消除序列相关之后的最终模型为：9421395.098.00457.8693. InXInXInXInY 十一、总结从以上分析可以看出，就宁波地区而言，FDI 与经济增长，即 GDP 之间存在长期稳定的相关关系；GDP 的增长是吸引外商直接投资的重要原因，同时 FDI 的增长也是推动GDP 增长的重要原因之一。通过研究经济增长的五个自变量因素：FDI，储蓄，消费，政府支出和出口，通过多重共线性，异方差的检验，序列相关的检验与消除，最终得到的模型能够客观的反映出一个地区，即宁波的经济增长与 FDI，储蓄和政府支出有比较重要的相关性，其中FDI 虽然在 GDP 中所占的比重比较小，但呈现出了显著的相关性，对推动宁波经济增长有很大的作用。通过得出来的数据，我们可以看到宁波利用 FDI 的路径是合理的。虽然在 GDP 与FDI 的双向关系中，FDI 对 GDP 的推动作用要相对弱一些，可见其他因素也是推动宁波经济增长的重要条件。但是，国内外相关的研究发现，FDI 能对东道国产生多渠道的传导机制，外商直接投资带来的资本和技术效应的外溢也就作为挺高本土资本国际竞争力的重要动力，所以有必要通过对政策上的调整，吸引 FDI 以此来促进宁波经济结构性的改变，从而来实现宁波经济的可持续性发展。参考文献1 赵进文.中国货币政策与经济增长的实证研究M.北京大学出版社,2007,12.2 郭诣遂.FDI 对江苏经济持续增长的影响分析D.2007.3.3 叶劲松,林娜.FDI 与经济增长关系的实证分析-以宁波为例J.生产力研究,2009,(9).4 丁苏苗,张晓华.外商直接投资对宁波经济影响的计量分析J.经济论坛,2006(2):19-22.5 郭敏.我国利用 FDI 与经济增长的协整分析J.中国商界,2009,(7).6孙魏.外商直接投资（FDI）与区域经济发展基于宁波、温州的比较分析J.世界经济情况,2008,(11).附件 1 表 1991-2010 年宁波年 GDP、FDI、消费、储蓄、政府支出、出口数据年份 GDP(亿 元 )YFDI(亿元)X1储蓄（亿元）X2消费（元）X3政府支出（亿元）X4出口（亿元）X5101991 169.87 1.43 60.5796 4524645 10.6961 46.366475331992 213.05 6.34 79.2466 4612454 11.9133 56.082930541993 315.11 19.85 97.974 4754125 18.0622 69.22351561994 459.66 30.87 146.8634 4985474 25.0553 145.08719581995 602.65 33.32 209.4162 5165877 35.37 194.40209391996 784.07 41.71 284.6051 5281417 45.3292 209.72403221997 879.1 45.93 364.4769 5316941 54.9989 258.5157551998 952.79 41.67 459.6343 5342885 64.6089 281.40992061999 1017.08 43.08 529.635 5368695 74.0516 340.4036962000 1144.57 51.48 586.0592 5396753 89.2345 582.26705892001 1278.75 72.38 699.4639 5421444 121.93