计量经济学专题

1、计量经济学专题专题一：外商直接投资的区位选择变量选取回归模型选取的自变量如下。（1）GDP：国内生产总值，该变量反映了各省市的经济发展状况、市场规模（单位：亿元人民币）。（2）LAB：各年实际平均工资/1982 考虑到模型的滞后期为1年，所采用的统计数据从1983年开始，因此该变量以1982年作为基期。年实际平均工资，该变量反映我国的劳动力成本。由于进入我国的FDI相当比重地集中于制造业 自20世纪90年代以来，制造业吸收FDI的比重一般为50%以上。，与FDI相关的对外贸易也有一半以上为加工贸易，FDI在进入我国之前充分考虑到了当地劳动力成本的问题，所以变量LAB是反映FDI是否采取“全球导

2、向型”战略的重要标志。（3）OPEN：进出口总额/GDP，该变量反映了我国的对外开放度。（4）TER：第三产业产值/GDP，该变量反映了我国的基础设施水平。（5）SAT：国有（集体）工业企业产值/工业企业总产值，该变量反映了一个地区的市场化程度。由于我国各省市的实际情况有别，市场化程度各不相同，一些地区的地方保护主义倾向严重，政府的职能未能实现从管理到服务的彻底转变，因此该变量必须考虑。值得说明的是，变量（1）是“市场导向型”战略的重要体现，变量（2）是“全球导向型”战略的有效反映，而变量（3）（4）（5）则可以认为是“中性的”，即不管外资采取何种战略，这些变量所反映的条件都是外资进入之前所充

3、分考虑的。因此，在判断外资的战略导向时，主要以变量（1）和变量（2）为依据，之所以在模型中加入与判断战略导向无关的变量（3）（4）（5），是为了提高回归的准确性和拟合度，使模型更加能够逼近现实。可以预测的是，回归之后关于变量（1）（2）的结果可能会出现四种情形：1变量（1）和变量（2）都很显著，这表明进入我国的FDI既有“市场导向型战略”，又有“全球导向型”战略，在这种情况下，国际贸易与FDI的关系可能显著地相互促进，也可能没有显著的相互促进关系，具体情形取决于两种战略的主导地位，在本文中将视协整检验的结果为准；2变量（1）显著而变量（2）不显著，这表明进入我国的FDI总体上是“市场导向型”的

4、，“全球导向型”倾向较弱，在这种情况下，国际贸易与FDI将不存在相互促进关系；3变量（1）不显著而变量（2）显著，这表明进入我国的FDI总体上是“全球导向型”的，“市场导向型”倾向较弱，在这种情况下，国际贸易与FDI的关系是相互促进的；4变量（1）和变量（2）都不显著，这表明进入我国的FDI遵循着其他战略，在这种情况下，国际贸易与FDI的关系不是相互促进的，但是这种情形出现的可能性较小。2.假设（1）GDP与FDI呈正相关关系。GDP反映了某一地区的经济基础和发展状况，其数值越高表明该地区能够满足外商直接投资企业需求的能力就越强，外资越愿意进入该地区。（2）LAB与FDI的关系不确定。如果外资

5、在更大程度上采取的是“全球导向型”战略，那么LAB与FDI呈负相关关系的可能性较大。如果回归结果为LAB与FDI呈正相关关系，那么外资在更大程度上是采取了“市场导向型”战略，因为即使当地的劳动力成本较高，但是为了提升在当地市场的市场份额和服从于长远的发展，较高的劳动力成本不会构成阻止FDI进入的障碍。（3）OPEN与FDI呈正相关关系。一个地区的开放程度越高，外资进入的障碍和壁垒越低，外资企业获取各类信息的速度越快。（4）TER与FDI呈正相关关系。金融、运输和通信等基础设施对企业的经营起着至关重要的作用，对外资具有较强的吸引力。（5）SAT与FDI呈负相关关系。一般来说，外资更能适应市场化程

6、度较高的环境，市场发育不完善将阻碍外资的进入。模型设计由于外商的实际投资一般滞后于投资合同签订之后，同时实际投资也将受到前期投资环境的影响，因此在建立模型时必须考虑解释变量的时滞因素，根据经济学的一般研究经验，本文将滞后期设定为1年。本文拟在以上各变量的基础上建立分析模型如下： LnFDI=+LnGDP+LAB+OPEN+TER+SAT+式中：随机扰动项。然而，对1983-2004年进入我国的FDI数额进行考察不难看出，在1997之后的几年中，FDI的实际额呈现出明显低于正常趋势的特征，如图4-1所示。究其原因，显然源于以上模型中尚未考虑到的重要因素。 资料来源：新中国五十年、海关统计（199

7、3）、对外经贸统计（1993）、中国统计年鉴（1995-2004）和国民经济和社会发展统计公报（2004）分析以上模型之外的经济环境发现，1997年爆发了对全球经济产生重大影响的东南亚金融危机，其负面影响之范围几乎席卷世界，对全球经济的发展造成了严重阻碍，日本、韩国等发达国家是本次金融危机的严重受害者，不仅经济增长遭受创伤，而且对外直接投资额也有所下降，而这些国家在危机爆发前均在我国投入了大量的直接投资。因此，在构建本文分析模型时，必须将以上因素纳入其中，在原有模型基础上加入一个虚拟变量。于是，可得出以下经过修正的分析模型：LnFDI=+LnGDP+LAB+OPEN+TER+SAT+ （4.5

8、）当t1998，2000当t1998，2000=式中：随机扰动项。专题二：对中国国际贸易与FDI相互关系的重新检验我国的国际贸易与FDI的增长我国自改革开放以来，对外贸易和吸收利用外资都取得了快速的发展，在数量上呈现出稳步快速增长的良好态势，分别如图1、图2所示。资料来源：新中国五十年、海关统计（1993）、对外经贸统计（1993）、中国统计年鉴（1995-2005）和国民经济和社会发展统计公报（2004）由图1所描绘出的国际贸易额迅速增加之势是目前所谓的“贸易一体化”在中国的反映，“贸易一体化”即在经济全球化背景下，由于关税和运输成本的下降，贸易自由化进程的推进、以及国际产业分工日益深化等原

9、因，使一个国家或地区在参与国际贸易中的交易成本逐步下降、贸易量逐步增加的趋势。这一现象在中国能够得以反映的原因主要在于：第一，中国在最近几年中关税壁垒不断降低，与其他国家相互之间的贸易量增加；第二，中国的经济规模上升较快，与一些发达国家的差距缩小，国家之间的经济相似程度越高，对外贸易量越大；第三，中国已经广泛地参与到国际垂直分工之中，国际垂直分工的深入发展要求有更多的中间品进行跨境贸易，从而使对外贸易量大幅度增加。在图2的实际利用外资曲线中有两个较为明显的拐点，一个是在1992年，另一个是在1998年。前一个拐点出现的主要原因在于，我国吸收外资活动主要是在1992年邓小平南巡之后才大幅度地展开

10、，因此1992年以后的外资吸收量迅速上升；后一个拐点出现的原因是受到东南亚金融危机的影响，全球的经济走势低迷，投资量大幅度下降，我国吸收的外资数量也受到了较大的影响，此后又进入了恢复性增长阶段。尽管如此，我国吸收外资的业绩从长期来看仍然是显著的。平稳性检验表2 ADF单位根检验结果（1）变量滞后阶数ADF检验值ADF临界值平稳性决策1%5%10%LnFDIt原序列30.581822-2.7057-1.9614-1.6257否一阶差分3-1.808717*-2.7158-1.9627-1.6262是LnIMt原序列30.967737-2.7057-1.9614-1.6257否一阶差分3-1.88

11、6430*-2.7158-1.9627-1.6262是LnEXt原序列31.06739-2.7057-1.9614-1.6257否一阶差分3-1.964765*-2.7158-1.9627-1.6262是注：* * *分别表示在10%、5%、1%水平上显著。格兰杰检验结果从协整检验的结果可知，国际贸易与FDI之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系还须借助于格兰杰检验进行验证。鉴于外资企业的对外贸易额已占我国贸易总额近60%（2004、2005年分别为57.4%、58.5%），所以首先以外商投资企业1983-2004年的进口额、出口额的数据样本与FDI作格兰杰检验，检验结果如表

12、5所示。表5 我国外商投资企业进口额、出口额与FDI的格兰杰因果检验结果 滞后期假设1234因果关系进口不是引起FDI的原因F值2.094934.968436.005383.85910IM=FDIP值0.165980.02341*0.01309*0.04024*FDI不是引起进口的原因F值3.693494.443273.000083.42769FDI=IMP值0.07155*0.03205*0.08828*0.05603*出口不是引起FDI的原因F值3.173594.911734.590833.04144EX=FDIP值0.09271*0.02420*0.02607*0.08454*FDI不是

13、引起出口的原因F值4.120783.608070.939902.97052FDI=EXP值0.05831*0.07639*0.454340.09720*注：* * *分别表示在10%、5%、1%水平上显著。专题三：国际贸易结构对经济增长的影响路径研究计量模型与变量现假设有Cobb-Douglas生产函数如下： （1）其中，Y为产出，K为物质资本存量，H为人力资本存量，A为制度、技术进步和文化等因素，和表示弹性。把方程（1）写成人均形式并且两边同时取自然对数可得： （2）其中，y=Y/L为人均产出，k=K/L为人均物质资本，h=H/L为人均人力资本，L为劳动力数量。我们在考虑技术进步、中国改革开

14、放所引致的各项制度变革的情形下，最终得到如下模型：（3）其中，LnTP为技术进步（Technology Progress），以国家财政R&D额度表示，Open为开放度，以进出口总额除以GDP的比值表示，Market为市场化程度，以非国有工业企业产值除以工业总产值的比值来表示，为随机扰动项。由于本文的主要意图是检验国际货物贸易和国际服务贸易分别对人均产出的影响路径，即考察两种贸易与（3）式中每一个自变量之间的关系，因此建立以下模型： （4） （5） （6） （7） （8）其中，LnMTt为货物贸易（Merchandise Trade）的自然对数，LnSTt为服务贸易（Service Trade）

15、的自然对数，为随机扰动项。实证检验结果由于本文的研究重点是国际货物贸易和国际服务贸易对经济增长的影响路径，而且考虑到篇幅所限，所以对模型（3）的回归结果在此略去，本文直接列出国际货物贸易和国际服务贸易分别对人均产出影响路径的回归分析结果，如表1所示。表1 货物贸易和服务贸易对人均产出影响路径的回归分析结果变量模型（4）模型（5）模型（6）模型（7）模型（8）DependentVariableLnK/LLnH/LLnTPOpenMarket-8.14*（-4.57）0.78*（3.43）-2.23*（-2.28）-3.25*（-10.07）-0.31（-0.57）LnMT0.78*（2.91）0.03（0.96）0.44*（2.97）0.32*（6.60）-0.13（-1.51）LnST0.47*（3.00）0.02*（4.15）0.19*（1.79）0.01（0.35）0.25*（4.25）AR（1）0.69*（3.90）0.50*（2.33）0.56*（3.13）0.68*（3.06）AR（2）-