我国FDI、经济增长与国内投资结构关系的实证研究基于协整方法1979～2004
我国货币供给规模与经济增长关系的实证研究——基于Enger-Granger协整理论分析
２ １ 年第 ２ 期 ００ ３
经济研究导刊
Ｅ ＣＯＮＯ Ｃ ＲＥＳ ＡＲＣＨ ＧＵＩ Ｅ ＭＩ Ｅ Ｄ
其短期非均衡关 系。 （ 单位根检验 一１ 鉴 于时 间序列可能存在非平稳性 ， 为避免为回归问题 ， 首
结果显示 ： ５ 在 ％的显著显著 水平下 ， 差 ｅ 是平稳 的 ， 残 ｔ
接受 ＩＧ Ｐ和 ＭＳ ｎＤ ＊之 间 的协 整假 设 。 于是 ，协 整 向量为
（． ６ ，． ２ ） １ ６ ５０４ ４， 修正项为 ： 。 ６ ２ 误差 ｅ
Ｎｏ２ ． ０１ ．３ ２ ０ Ｓ ｒ ｌＮ ．７ ｅ ｉ ｏ９ ａ
总第 ９ 期 ７
我国货币供给规模与经济增长关系的实证研究
基 于 Ｅ ｇｒ Ｇ ａｇｒ ｎ ｅ－ ｒ ｅ． ｎ 协整理论分析
刘思佳 ， 卓德保
（ 上海 师范大学 商学 院， 上海 ２ ０ ３ ） 的核心 ， 经济增 长中的促进作 用 日趋明显。货 币供给 量的变动是政府进行宏观调控 在
一
、
基 于 Ｅ ｇ ｒＧｒｎ ｅ 协整理 论分 析 ｎ ｅ— ｇ ｒ ａ
为分析货币供给对经济增长的关系 ， 本文选取 了 ｌ ８— ９９
２０ ０ ８年的年度数据（ １。经济增长以国内生产 总值 Ｇ Ｐ衡 表 ） Ｄ
量， 货币供 给情况分别 由 Ｍ ２和金融机构年末贷款来衡量 ， 分 别 以 ＭＳ和 Ｌ来表示 。为消除异方差差 行 ，货 币供给量 Ｍ２ （ ）金融机构 年末贷款余额（） 国内生产总值（Ｄ ） Ｍｓ、 Ｌ和 Ｇ Ｐ均采用 自然对数形式 ，分别生成 ｌＭＳ ｌＬ和 ｌ Ｄ ｎ 、 ｎ ｎ Ｐ三个时间序列。 Ｇ
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报（自然科学版）》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化，我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势，然而经济增长已离不开外商直接投资（FDI）的必要支持.我国作为最大的发展中国家，经济改革的不断深化，体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足，更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展，势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果，总体可分为以下两个方面：DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析，得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响；Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展；Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用；DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足，从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强（2001）以内生增长模型为基础，选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析，得到FDI的增长能促进GDP的增长；叶莉、郭继鸣（2004）从内生技术进步层面研究，得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用；贺红波、屠新黍（2005）分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为，发达国家FDI净溢出效应显著为正，而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002）研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用，长期存在阻碍作用；Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后，外商直接投资对我国GDP有推动作用，而张诚、赵奇伟（2006）以京津冀1980-2003年数据为对象，研究得出以1995年为拐点，FDI溢出效应逐渐消失，且与GDP增长存在显著负相关；江锦凡（2004）研究FDI对GDP增长的影响中，发现同时存在资本效应和外溢效应；曹裕等（2008）研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系，经济增长的主要动力仍来自国内投资；程鹏、柳卸林（2010）从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来，少有学者对宏观数据进行分析，而FDI的净溢出效应是不断变化的；建立ECM（误差修正）模型的研究也寥寥无几，因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年，其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口，数据来源《中国统计年鉴》，美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站，折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差，而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动，使得研究结果更加精确，因此在分析中对各变量进行取对数处理，分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设：1.选择采用lnG表示国内生产总值（GPD）的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知，国内生产总值（GDP）的自然对数值lnG为被解释变量，其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资（FDI）年流入量的自然对数.由相关理论可知，GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系，也即表明若增加FDI的年流入量，则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知，GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知，GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础，建立柯布-道格拉斯生产函数；以国内生产总值（GDP）为被解释变量，外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量，其函数关系式如下：在上式中，A代表技术进步系数；而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下：为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系，先对4个序列进行时序图分析，分析结果如下：由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势，且变动的方向和步调较为一致，由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时，变量的平稳性是基本要求之一，如果模型中含有非平稳序列，基于传统计量方法的估计和检验都没有意义，其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”，保证模型的有效性，首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程，进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验，检验结果如下表：检验结果看出，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值，说明这些序列均不具有平稳性，接着需要对变量序列进行一阶差分，然后再分别对其进行单位根检验；一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大，还需继续进行二阶差分处理；二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值，表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设，即不存在单位根.因此，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列，满足协整分析的条件，可以继续进行协整检验.在研究中发现，虽然有些序列自身的变化是非平稳的，但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系，即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律，但若是协整的，则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系，故采用Johansen协整检验法进行检验，考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性，对其进行了一阶滞后处理，迹检验结果如下表所示：从检验结果可以看出，在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设，不能拒绝至少4个的原假设，所以各个变量之间具有三个协整关系，可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效，提取标准化协整向量，可以得到如下结果：将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的，从以上协整关系可以看出，尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的，但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资（K）和劳动人口（L）对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系，然而这种均衡关系是否能够构成因果关系，就需要通过格兰杰因果检验来验证，即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是：如果变量之间有协整关系，则至少存在一个方向上的格兰杰原因；反之，在不存在协整关系的情况下，任何原因的推断都将是无效的，检验结果如表4所示：从表4可以看出，我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因，经济增长也是外商直投资的Granger原因；说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在，FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长，同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系；lnL和lnK呈现单向因果关系，lnL有着促进lnG变化的作用，但lnG则不能反作用于lnL；lnK、lnL是lnF的格兰杰原因，我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地，推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系，但是从短期来看，可能会出现一些误差，因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系，以提高模型的精度.结果分析如下所示：根据上表数据，得到误差模型的修正结果如下：误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，它将其调整到均衡状态的程度，即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出，当短期波动偏离长期均衡1%时，误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正，将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础，依据柯布-道格拉斯生产函数，选取1996—2016年的数据，分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型，对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明，我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系，我国FDI对我国GDP有显著的正面效应；Granger因果关系检验结果表明，我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因，即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长，而经济增长后，反过来能够吸引更多的外商投资，进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析，提出以下建议：建立健全相关的法律法规，同时对我国的外资政策重新考量，使政策和现状保持统一，以便做到及时调整；出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业；完善人才培养制度，从外资企业吸收借鉴先进技术，提高自身技术水平；优化外商投资结构，促进产业结构调整；改善投资环境，提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛，2015,9(9)：35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。
FDI与我国高新技术产业出口竞争力——基于协整理论的实证分析
业、 服务业等与高新技术产业密切相关产业的发展 ， 为我 的关系研究较多 ， 并得出了相关结论 ， 但在具体到高新技 国高新技术产业的发展提供了比较高效 的支撑服务体系 ； 术产业时 ，Ｄ 对我国高新技术产业产品出 口竞争力具体 ＦＩ 另一方面 ．Ｄ 尤其是跨国公司的世界生产和营销体系 ， 产生了怎样的影响， ＦＩ 则实证研究较少。 因此， 本文运用现代
本 文 分析 Ｆ Ｉ 我 国高 新 技术 产业 出 口竞 争 力 的影 品的 出 口竞争力 。 拉汉姆 和克鲁 格曼 （９３也提 出了外 Ｄ对 格 １９ ） 响 ， 于制定 科学 的 中 国高新技 术 产业 引资 策略 和发 展 战 国投 资 对 于 东 道 国 出 口有 显 著 的带 动 作 用 。 Ｂｅ ｔｎ＆ 对 ｒｎｏ 略 ， 强我 国高新 技术 产 品 的国际竞 争 力有 着十 分重要 的 增 Ｍ ｕｏ １９ ）Ｍ ｈｍ ｅ．ｈｑ １ ９ 、ａｏ Ｈ ｎａ ２ｏ ） ａｒ（９８ 、 ｏａ ｍ ｄ ｓａ （９ ）Ｃｎｒ ｕｙ （ｏ２ Ｉ ９ ｒ
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一发展 战略
■现代 管理 科学
●２０ ０７年第 １ 期
Ｆ Ｉ 国高新 技术产 业 出 口竞争 力 Ｄ 与我 基 于协 整理论 的实证分 析
●张本 照 杨 爱 年
摘要： 文章根据 协整理论， 结合我 国高新技术产业对外贸易现状， 对外商直接投 资与我国高新技术产业出口竞争力 的关系进行了实证分析， 得出了他们之间的长期均衡 关系， 并建立 了误差修正模型， 最后提 出了相关的建议。 关键词： 外商直接投资； 出口竞争力； 协整分析； 格兰杰因果 关系
二、 Ｄ 与中国高新技术产品出口竞争力的实证分析 ＦＩ
理论研究。但考察 Ｆ Ｉ Ｄ 对东道国产业出口竞争力 的影响 ， 协整理论是一种新的建模技术 ， ２ 世纪 ８ 是 ０ Ｏ年代以 国 内外 学 者从理论 和 实证 角度进行 了不少 的研究 。 来计 量经济 模型建 模理 论 的重 大发 展 。 它首先 分析 时 间序
FDI对中国绿色经济影响的实证研究
C h i n as t o r a g e&t r a n s p o r t m a g a z i n e 2021.04探讨与研究D I S C U S S I O N A N D R E S E A R C H摘要：为促进经济增长“高质量”与生态环境“高颜值”协同发展，本文基于熵权法先测算出中国2004~2017年间绿色G D P 的综合指标，再运用单位根检验、协整性检验等计量经济学方法分析了中国2004~2017年间F D I 对绿色经济的影响程度。
实证分析结果表明：中国F D I 与其绿色经济增长存在协整关系；F D I 对中国绿色经济的影响先是消极的，当实际利用F D I 金额达到一定值后变为积极作用。
关键词：F D I ；绿色经济；熵值法一、引言随着国家十三五规划的提出，绿色发展的理念不断深入人心。
人们不再只关注经济的增长，也会更多地考虑到对环境的影响，这就引出了绿色经济的概念。
随着改革开放的发展，F D I 的发展也随之兴起，回顾近30年的发展，中国的实际利用F D I 金额从1989年的339,200万美元上升到了2019年的13,813,500万美元1。
根据文献回顾，前人对于F D I 对中国经济影响和对环境影响的相关研究非常地多，但是对于中国绿色经济的研究相对较少。
而放开经济空谈环保或者不顾环境污染只顾经济发展的思想显然不符合现代社会的发展，这就使得研究绿色经济发展成为必然；在国际贸易来往日益密切背景下，研究F D I 对中国绿色经济影响变得更为紧迫。
二、文献综述目前F D I 对中国绿色经济影响的研究主要集中在对省份的研究。
有学者研究辽宁省绿色G D P 得出如下结论:F D I 和对外贸易对经济增长影响很大，均存在显著的正效应[1]；有学者用动态面板的系统G MM 方法对河南省地市的面板数据进行实证研究的结果得出：F D I 对河南省绿色全要素生产率的提高并没有发挥正向影响[2]；也有学者基于熵权法构建综合评价指标来测算广东省绿色G D P ，实证分析结果表明：广东F D I 是其绿色经济增长的格兰杰原因，对于绿色经济的增长具有促进作用[3]；还有学者研究表明F D I 对绿色全要素生产率的影响也是正向的[4]。
FDI与中国经济的关系及其影响
FDI与中国经济的关系及其影响FDI（外商直接投资）是指一个国家或地区的居民通过购买或建立子公司等方式直接投资于另一个国家或地区的企业。
作为全球最大的发展中国家，中国吸引了大量的FDI，并对中国经济产生了重要影响。
首先，FDI对中国经济的发展起到了重要推动作用。
中国吸引了大量国际跨国公司的投资，为中国提供了资金、技术和管理经验等方面的支持。
外资企业的进入促进了中国产业结构的升级和优化，推动了中国经济的转型升级。
同时，FDI也为中国带来了大量的就业机会，提高了居民的收入水平和生活质量。
其次，FDI对中国经济的影响还体现在技术转让和创新方面。
外国企业在进入中国市场的过程中，会将先进的技术和管理经验带入中国，促使中国企业进行技术升级和创新。
这对中国企业来说是一个很好的学习机会，可以帮助他们提高自身的技术水平和竞争力。
同时，中国政府也积极鼓励FDI和本土企业的合作，通过技术引进和创新来推动产业升级和经济发展。
此外，FDI还促进了中国的出口贸易和国际竞争力的提升。
通过FDI，中国企业可以获得更好的国际市场准入和资源配置，提高了产品的质量和知名度。
外国企业的进入也带来了全球价值链的重组和重新配置，使中国企业更好地融入全球经济体系。
中国的加入WTO（世界贸易组织）和与其他国家和地区签订自由贸易协定也为FDI提供了更广阔的发展空间。
然而，FDI对中国经济也存在一些挑战和作用。
首先，FDI的流入可能导致资源的不均衡分配。
外资企业往往集中在经济发达的沿海地区和一些大城市，而中西部地区和农村地区的吸引力较低。
这可能会加剧中国地区间的发展差距，制约全国经济的整体发展。
其次，FDI也存在一定的风险。
外资企业的退出和变动可能对当地经济造成一定冲击。
外资企业的撤离和减少投资可能导致就业岗位减少、税收下降等问题。
此外，FDI也可能导致环境污染和资源枯竭等问题。
总体来说，FDI对中国经济的影响是积极的。
它为中国提供了资金、技术、人才和管理经验等方面的支持，推动了中国经济的发展和转型升级。
我国科教投入对经济增长贡献率实证分析：1979-2006 (2)
我国科教投入对经济增长贡献率实证分析：1979-2006(2)1我国科教投入对经济增长贡献率实证分析1979-2006 刘拓哈尔滨工程大学经济管理学院，哈尔滨（150001）摘要：基于互谱分析方法，分别计算了改革开放以来（1979年-2006年）中国国家财政科技投入与教育投入对我国经济增长贡献率。
研究结果表明：改革开放以来，中国国家科技投入与教育投入对我国经济增长的贡献率分别为121>.66%和12.97%。
关键词: 互谱分析；科教投入；经济增长；贡献率中图分类号： F224.9 文献标识码：A 随着经济全球化的发展和知识经济的到来，知识在经济社会发展中的作用日益突出。
科技和教育成为知识创新、传播和应用中的两个核心，对经济和社会发展的贡献作用正在逐步加大。
科技是第一生产力，科技投入是科技进步的物质基础和前提，是经济增长的原动力。
教育投入是人力资本投资的主渠道，能够提高资本的利用效率，是经济增长的动力源。
如何科学测算科技投入和教育投入对我国经济增长的贡献率一直是经济学研究的重要课题。
国内学者多采用时间序列的时域分析方法，如格兰杰因果检验、协整、广义差分回归分析、误差修正模型等。
由于研究角度、方法和对象以及研究时间跨度的不同，因而相关研[1-2]究得出的结论也不尽相同，这些成果为本文研究提供了良好的基础。
时间序列谱分析方法从频域角度提供了另外一种研究科教投入对我国经济增长贡献率的有力工具。
与时域分析方法相比，时间序列谱分析方法具有以下优点：（1）谱分析方法具有深厚理论基础和严密逻辑，其计算、判断过程具有具体标准，可减少分析者的判断的主观性；（2）谱分析方法不损失样本点，所有数据都参与方程估计，包含了时间序列特征的全部[3]信息。
因此在时间序列分析与贡献率测量方面，具有其他方法所无法替代的优势。
本文根据互谱分析原理，采用时间序列谱分析中的互谱分析方法，计算改革开放以来（1979年-2006年）国家财政科技投入和教育投入对中国经济增长的贡献率。
FDI与经济增长关系的研究——基于中国数据的时间序列分析
２Ｆ ｌ 研 方 ｐ 与经济增长关系的实证研究文献综述 在 证 究 面 实
，
西方学者所采 用的方 法主要有两种 ： 一种是通过 将 经济增长率对外国投资水平 和外国资本进行 回归分析 ， 来研 究国外资 本 流入与经济增长的关 系； 另一 种是通 过生产 函数 导出 的增长方 程 ， 究 研 ＦＩ Ｄ 对东道国的贡献 。其中 ， ． ａａｓｒａ ａａ Ｖ ＮＢ ｌ ｂｎｌ ｙｍ和 Ｍ．ａｉ ｌ ｕ ｎ ｓｌｕ 利用 ４ ｓ ６个 国家的样本数据检验表明 ：Ｄ 在 一定程度 上促进了东道 国的经济增长 ， ＦＩ 而且其作用在采取 外向型 贸易政 策的 国家 要 比那些 内向型 国家更 强一 些 。Ｂ ｍｅｚ ｉ Ｌｅ １９ ） ｏ ｓｅｎ和 ｅ（ ９ ５ 采用 ６ ｔ ９个发 展中 国家 １７ ９ ０—１ ５ ９ ９年 的数 据． 检验经合组织的直接 投资对发展 中国家经 济增长 的影响 。主要 发现 有 ： Ｄ 是技术转移的重要工具 ． ＦＩ 并对东道 国经济增长 有正的影响。而美 国经济学家 Ｇ ｕｔ ｐ ａ通过对发展中国家时 间序列和横截面 序列相结合 进行 研究的方法 ， 考察了 １ ５ ９０—１７ ９ ３年发展中国家的 Ｆ Ｉ Ｄ 对经 济增长 的影响 ， 结果发现 Ｆ Ｉ Ｄ 对经济增长 没有明显的作用 。 国内许多学者也做了大量研究。任永菊依据中国 １ ８ －２ ０ ９３ ０２年的有 关数据来检验外国直接投资与东道国经 济增长之间是否存在协整 关系和 因果关系。检验结果表明 ， 者之间存在 协整关 系。但 是滞届 期数不 同 二 时， 二者之间却存在不 同的因果关 系。利 用中国 １８ ２ ０ ９ ０— ０ ３年的年度 经 济数据 ， 我国 Ｆ Ｉ国内投资与经济增长之 间的关系进行 了实证分析和 对 Ｄ、
我国服务贸易进口、服务业FDI与技术进步的关系研究——基于协整方法和VEC模型的实证分析
务业 Ｆ 与技 术进 步之 间存 在 长期 稳 定 的均 衡 关 系 ；服 务贸 易进 Ｅ和 服 务业 Ｆ 是 技 ＤＩ ｌ ＇ ＤＩ
术 进 步的 Ｇｒｎ ｅ 原 因，但 技 术进 步不 是服 务 贸 易进 口和服 务 业 Ｆ 的 Ｇｒｎ ｅ 原 因 ； ａｇｒ ＤＩ ａｇｒ
ＶＥ 模 型 显 示 ，从 短期 来 看 ，二 者 之 间 的 关 系 由短期 偏 离 向 长期 均 衡 调 整 的速 度 很 Ｃ 快 ，服 务 贸 易进 口和 服 务业 Ｆ 的 短 期 波 动 对 我 国技 术 进 步 的 影 响 非 常显 著 。 ＤＩ 关 键 词 ：服 务 贸 易 进 口 ；服 务 业 ＦＤ ；技 术 进 步 ； 协 整 方 法 ；ＶＥＣ 模 型 Ｉ
Ｍ ａ ｎ ｓ Ｆｒ ｄ ｉ Ｓｏ ｌ １ ９ ） 分 别 发现 Ｆ 在 乌 拉 圭 、印 度 尼 西 亚 等 国存 在 技 术 ｇｕ 和 ｅ ｒｋ ｊｈｏｍ（９ ９等 ＤＩ
溢出。国内学者对 中国 Ｆ 的研 究也都证夹 了 Ｆ 溢出效应的存在 （ 坤荣 ， ９ ９ 姚 洋 ， ＤＩ ＤＩ 沈 １９ ； ｌ９ ； ９ ８ 潘文卿 ， ０ ３ 王志鹏和 李子 奈 ，０ ３ ） ２０ ； ２０ 等 。 不难发现 ，早期文献更 多地把国际贸易和 Ｆ 锁定为货物贸易和制造业 Ｆ ，但随着世 ＤＩ ＤＩ
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1999
虽然也采取了因果研究方法
中华人民共和国 2004 年国民经济和社会发展
们采取的是季度资料
并且没有考虑其他宏观因素的
Oing Zhang 与 Felmingham
变量选择和样本说明
2001
等人则把研
5. 真实汇率
到真实汇率 商务网 取自 计公报 杨帆
REXCHRATE 1999
[5]
究的重心放在外商直接投资和出口的关系上 二
如果不综合考虑宏观层 也会削弱研究结论的准 我们采取了尽量长 经济增长 国
次上多变量之间的内生问题 的时序资料
为了弱化这些问题的影响
1979~2004
和分析多变量因果关 系 的 协
无论是资本流动还是由此导致的
试图发现我国外商直接投资
经济波动都有不断加剧的趋势 吸引了不少学者的目光
进出口和人民币汇率等重要宏观变量之间的 在数据采集 样本
Ries 1995
杂
1996
[4]
[3]
和对地区经济发展的促进作用上
FDI
增长最快和世界上吸收 占全
并且外商直接投资存量结构显著 工 业 产 值 为 33771.09 亿元 以外商投资税收为 在全国工商税收
影响外商直接投资的因素较多且作用机制比较复 虽然众多学者利用不同的方法从不同角度对之进 但由于样本来源 样本容量和样本采集时 我们认为 从 比 结论往往是冲突或模棱两可的 行了分析 期的不同
2004 年名 义 汇 率 和 全 国 消 费 品 零 售 价 格 指 数
中华人民共和国 2004 年国民经济和社会发展统
2001
用国内生产总值
GDP
作为内部市场规模
用汇率水平作为在我国进行生产的成本 与
为了避免异方差性 处理 指标为例
我们对上述变量进行了对数 以国内生产总值
进出口反映了国内市场与国际市场的联系程度 它与 GDP 构成了 完 整 的 内 外 部 市 场 体 系 国内投资
检验类型
(c,t,n) (c,t,2) (c,t,1) (c,t,1) (c,t,1) (c,t,1) (c,t,1) (c,0,1) (c,0,1) (c,0,1) (c,t,1) (c,t,1) (c,t,1)
Johansen 检验的结果表明这些经济变量之间 存在 3
个协整方程 靠性并不理想 在小样本的情况下 协整检验阶数的可 不过 印 往往存在夸大协整阶数的趋势 其中的 3 个特征值明显较大 检验结果见表 2
一些学者做出进一步预测 跨国公司进入数量及他们
在中国的投资步伐还要进一步增长和加快
Luo
人均
但出口对外 如果对二者的 甚
1999 GDP
Guillen
2003
我国的国内生产总值
保持着每年超过 8% 的高增长 速 度
随着中国融 最终也将实
将会丢失大量有价值的信息
入全球经济体系步伐的加快和资本项目管制的放开 人民币不仅在经常项目下可以自由兑换 现在资本项目下的自由兑换 流动产生更为显著的影响 应敏感性也会增加 汇率将会对国际资本的 其对经济环境的变化的反 这些领域的变化已经
1% 临 界 值 124.75 96.58 70.05 48.45 30.45 16.26 P LnDOM LnEXPORT LnIMPORT LnREXCHRATE !LnSUBSFDI !LnGDP !LnDOM !LnEXPORT !LnIMPORT !LnREXCHRATE
我们用名义汇率减去全国消费品零售物价指数得
1979~2002 年美元兑人民
一般而言 两种目的 产要素资源 处理方法 优势 和状态 的代理变量
跨国公司之所以进行对外投资是出于 因 此 我 们 借 鉴 Stephane Dees 的
币名义汇率取自中华人民共和国商务部中国国际电子
进入东道国市场或者利用东道国廉价的生
2006年第 3 期
总第 256 期
!!!!!!!!!!!!!当 代 财 经 CONTEMPORARY FINANCE & ECONOMICS
NO.3 ! 2006 SeiiaI NO.256
我国 FDI 经济增长与国内投资结构关系的实证研究
基于协整方法
罗雨泽
北京大学 光华管理学院 北京
1 979~ 2004
产新增投资额和中华人民共和国国家统计局 2004 年分 季度统计的资金来源结构数据综合计算得来
因此认定变量的对数值都是非平稳的 除 LnGDP 平 稳 显 著 性 较 弱 外
4. 进出口额
IMPORT and EXPORT
10%
1979 年进 出 口 额 数 据 来 源 于 中 华 人 民 共 和 国 商 务
他们的研究截止到 1992 年
Wilson Tong
其次我们利用协整方法考虑到解释变 我 们 的 研 究 也 不 同 于 Zhao 等 人
与 Oiao Yu(2002)[2]研究了外商直接投资存量与增量的关
量的内生性问题
收稿日期 " 2005-ll-08 作者简介 罗雨泽 北京大学博士研究生 主要研究方向为国际贸易与跨国投资 产业组织
从数据特征上来看 的外商直接投资 了相似的波动趋势 国内生产总值
!
"!
因此在模型中我们引入了六个宏观变量
处于不同的管制和调控领域 净出口和汇率出现 除了政策因素
SUBSFDI
出口
GDP IMPORT
国内投资
DOM
EXPORT
进口 数据来
由此我们判断
和真实汇率
REXCHRATE
样本时间跨
这四者之间还存在着长期稳定的作用关系 三 实证分析
具体检验结果见表 1
1979~2004)
1% 临 界 值 1 - 4.4167 - 4.3942 - 4.3942 - 4.3942 - 4.3942 - 3.3942 - 3.7497 - 3.7497 - 3.7497 - 4.4167 - 4.4167 - 4.4167 5% 临 界 值 - 3.6219 - 3.6118 - 3.6118 - 3.6118 - 3.6118 - 3.6118 - 2.9969 - 2.9969 - 2.9969 - 3.6219 - 3.6219 - 3.6219 DW 1.721541 1.752689 2.136261 2.136164 1.803450 2.067244 1.578783 1.926997 1.949186 1.800124 1.836595 2.090531
其差分对应的是增长率指标
上几个因素都有密切联系的还有国内投资 不但直接影响国内生产总值和进出口 直接 投 资 构 成 竞 争 和 协 作 关 系 值得关注 实际外商直接投资
还直接与外商
它们之间的总量影响 国内生产总值
GDPt- GDPt- 1 !lnGDPt=lnGDPt- lnGDPt- 1=ln 1+ GDPt- 1 GDPt- GDPt- 1 GDPt- 1
100871
摘 反应分析 结论
要
本文利用协整方法
选取实际外商直接投资
GDP
国内投资
出口
进口与人民币对美元 的真
实汇率多个宏观经济变量进行建模
发现了 这 些 变 量 之 间 存 在 的 长 期 均 衡 关 系
在 此 基 础 上 进 行 了 VECM 冲 击
考察了变量间的动态作用机制 国内投资
最后利用 Granger 因果关系检验 从另一个角度验证了上述模型得出的
# # 97
当代财经 !""! 年第 " 期 总第 !#! 期
1995
所做的工作
除了样本时间跨度差异外
他们 但他
部中国国际电子商务网 据取自 统计公报
1980~2003 年的进出口额取自 2004 2004 年进出口数
关注的主要是外商直接投资对我国技术结构的影响
中国对外经济贸易白皮书
Shan 等 人
关 键 词
FDI
GDP
协整 文章编号
中图分类号 " F830.59
文献标识码 " A
1005-0892 (2006) 03-0097-07 系 更 多 的 研 究 集 中 在 FDI 的 投 资 区 位 选 择
一
引言 我国
Hei and Wei
根据世界银行 2002 年发布的世界投资 报 告 已经成为外商直接投资 投资额最多的国家
关于回归中是否包括常数项和线 在回归中首先包含常数 我们即把它们 则排除在回归模型之外 均不能拒绝变量单位 经
资形成的全国资产投资额 和其他资金两项
我们的处理原则是 如果不显著
2004 年 数 据 由
如果参数显著不异于零 在 Level 水平上
2004 年 国民 经 济 和 社 会 发 展 统 计 公 报
是否 平稳 否 否 否 否 否 否 是* 是a 是* 是* 是 ** 是 **
并把它
时间序列经济变量取对数后的单位根检验结果
DY 以 1992 年 为 分 界 点
含 1992 年
1992 年 之 后
( 样本区间
变量
1992 年
ADF 值 - 1.484263 - 3.049197 - 3.143067 - 2.201722 - 3.104993 - 1.686101 - 3.038894 - 2.900462 - 3.385064 - 3.790411 - 4.602805 - 4.774994
只有具有相同单整阶数的变量才可以讨论它们 经验分析一般通过检验单位
是否协整
1979 年到 1982 年的数据由深圳 GDP
们之间不存在协整关系
厦门四个经济特区的外资数据加总得来
根个数来检验时序变量的平稳性及单整阶数 用 的 单 位 根 检 验 方 法 有 DF 验