本科毕业论文外商直接投资与天津市经济增长关系实证研究Word文档下载推荐.docx

本科毕业论文外商直接投资与天津市经济增长关系实证研究Word文档下载推荐.docx

《本科毕业论文外商直接投资与天津市经济增长关系实证研究Word文档下载推荐.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《本科毕业论文外商直接投资与天津市经济增长关系实证研究Word文档下载推荐.docx（13页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

改革开放以来，特别是直辖市天津抓住机遇，努力发展开放型经济，外商直接投资的规模在不断增大。

2007年全市新批准外商投资企业906家，全年全市直接利用外资合同金额115.19亿美元，比2006年增长42.0%，实际到位52.78亿美元，增长27.8%。

[5]FDI的大量流入成为拉动天津市经济快速增长的重要因素，而研究两者之间的内部关系，则为进一步促进天津市经济发展提供必要的理论依据。

1.3文献回顾

1.3.1理论渊源及演进过程

FDI与经济增长的关系是理论界十分感兴趣且颇有争议的话题。

美国经济学家钱纳里（H.Chenery）和斯特劳特（A.Strout）1969年创立了“两缺口”模型，认为如果发展中国家能成功利用外资，则可以克服经济发展中的储蓄约束、外汇约束、吸收能力约束，增加国民总储蓄和总投资，进而促进经济增长。

[6]随后，迪特·

班德尔（Render.D）在“双缺口”的基础上，提出了包括技术缺口的“三缺口”模型。

[7]托达罗（Todaro）提出了包括储蓄缺口，投资缺口，税收缺口以及生产要素缺口的“四缺口”模型，分析了引进外资的特殊作用。

[7]其中尤以美国经济学家钱纳里（H.Chenery）和斯特劳特（A.Strout）在1966年提出的“双缺口”模型最为著名。

在新古典经济增长理论中，经济增长的实现是由模型中的一些外生力量（例如:

人口增长、技术进步等）来决定的。

但是由于资本的边际收益是递减的，FDI仅能对人均总产出的增长发挥水平效应而不能发挥增长率的效应。

换句话来说，在长期内FDI不能改变总产出的增长率。

而且根据新古典经济增长理论，发达国家的资本收益率要低于发展中国家。

在资本可以跨国界流动的条件下，资本将从发达国家流向发展中国家，这与现实中更多的资本是在发达国家之间流动的情况不相符。

于是，在20世纪80年代中期，以卢卡斯为代表的一些经济学家提出了新增长理论。

新经济增长理论用来解释内生经济增长有几种不同的机制：

如人力资本、公共基础设施、创新激励和技术扩散等。

他们认为FDI的流入会产生许多“外部性”。

它极有可能充当一种传播新思想、新技术以及最新工作经验的工具，而使东道国受益。

在新经济增长理论的框架下，FDI不仅具有对人均总产出的水平效应，同时还具有增长率效应。

1.3.2国内外研究综述

外国直接投资（FDI）对东道国的影响体现在对东道国经济、政治、社会、文化等各方面，具体包括对一国经济增长、贸易发展、技术进步与创新、产业结构升级、国家安全、就业和居民福利等方面。

在这些方面国内外学者已经进行了大量的实证研究，且由于采用的国别数据差别和技术路线方法差异得出的结论各异。

国际上关于FDI对经济增长影响的研究成果众多，且多数证明了二者之间的正相关关系。

V.N.Balsubramanyam（1996）等人基于新经济增长理论，构建了关于外商直接投资在实行不同对外贸易政策的国家里对经济增长作用的模型，验证了FDI在实行外向型经济政策的国家比在实行内向型经济政策的国家对经济增长的促进作用更大。

[8]DeGregorio（1992）通过对12个拉美国家1950-1985年的面板数据进行分析发现，外国直接投资与经济增长有显著的正相关关系，同时还发现外国直接投资的生产率要高于国内投资的生产率。

[9]Boren-Sztein（1998）等通过对69个发展中国家1970-1989年的数据进行分析，认为外商直接投资通过技术外溢效应导致经济增长，并且人力资本水平越高,FDI技术外溢效应越大，越能促进引资地区的经济增长。

[10]DeMello（1999）对经合组织国家和非经合组织国家1970-1990年的数据进行时间序列分析和横截面分析，认为外国直接投资作为国内资本的补充，对经济增长有积极的促进作用。

[11]同时学者们还对影响FDI促进经济增长的各项因素进行了广泛的探讨:

N.Fabry与S.Zeghni（2002）对俄罗斯的研究却得出FDI与GDP不相关。

L.P.King与B.Varadi（2002）分析了匈牙利59家公司的相关数据，认为短期内FDI促进该国经济增长，但是从长期来看，可能会对未来经济产生阻碍。

Easter认为利用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资，当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长。

Saltz,I.S.也持有类似的观点，他从理论与实证两方面论证了发展中国家FDI与经济增长之间存在着负相关关系。

国内也已有许多文献对此进行研究。

任永菊根据中国1983-2002年的有关数据，在建立向量自回归模型的基础上，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，在建立格兰杰因果关系检验模型的基础上，检验二者之间是否存在因果关系。

检验结果表明，二者之间存在着协整关系，但是滞后期数不同时，二者之间却存在不同的因果关系。

[12]王志乐（1996）系统分析了外国直接投资对我国经济的影响；

[13]沈坤荣（1998）对外国直接投资与江苏省经济增长进行了研究，认为FDI缓解了江苏省经济发展中的资本短缺，通过外溢效应和学习效应使江苏省的技术水平、组织效率不断提高，从而提高了江苏省的综合要素生产率；

[13]沈坤荣、耿强（2001）运用内生经济增长模型分析了FDI和经济增长之间的关系，认为FDI可以通过技术外溢提高东道国的技术水平；

[14]王成歧、张建华和安辉（2002）运用计量模型对FDI与我国经济增长进行了研究，认为东道国的经济技术水平和政策因素对FDI与经济增长之间的关系有着强烈影响。

[13]也有部分国内学者对FDI与经济增长之间的正相关关系持否定态度:

比如花俊、顾朝林等认为在FDI比较集中的我国东部沿海地区FDI与经济增长之间并不存在显著的因果关系。

[15]

1.4创新点

目前国内外关于FDI对经济增长影响的研究很多，但是由于研究的区域尺度、数据选择以及分析方法的不同,FDI在中国不同地区分布的差异，各个地区经济环境不同，使得研究结论有不同程度的差异。

很多研究大多数利用样本期内FDI与GDP时间序列来研究外商直接投资与经济增长之间的关系，或者是直接将FDI与GDP时间序列做简单的回归而忽略序列的平稳性假设，这可能导致伪回归的现象；

或者是虽然考虑了平稳性问题，分析了两序列的长期均衡关系，却没有进一步探究FDI与GDP的短期均衡关系，以及它们之间可能存在的因果关系，从而使研究结果缺乏说服力。

因此，有必要从上述几个方面进行创新：

即以小尺度的区域如天津市作为研究对象，选取天津市近二十年的FDI与GDP统计数据，进行ADF检验，协整检验，Granger因果关系检验，并建立误差修正模型，来研究FDI与天津市经济增长之间的关系。

2天津市经济发展和引进外商直接投资现状[5]

2007年，天津市经济总量突破5000亿元，在近几年持续、快速发展的基础上继续保持了良好的增长势头，且呈动态逐季加快态势。

按可比价格计算，比上年增长15.2%，增速比上年加快0.7个百分点，为天津市改革开放以来第三个高增长年。

天津市经济增长不仅速度在加快，并且结构也进一步改善。

第一产业增加值完成110.19亿元，增长1.4%,第二产业增加值完成2892.53亿元，增长16.5%，其中工业增加值2661.87亿元，增长17.1%，拉动全市经济增长9.0个百分点；

建筑业增加值230.66亿元，增长10.4%，第三产业增加值2047.68亿元，增长14.3%，全市人均生产总值突破6000美元，按常住人口计算，人均生产总值达46122元，按可比价格计算，增长11.2%，提前完成“三步走”战略第三步人均总量发展目标。

天津市经济运行主要呈现七大特点：

滨海新区开发开放势头强劲，龙头带动作用明显；

工业继续保持稳定快速增长，经济效益持续好转；

服务业发展速度明显加快，比重提高；

对内对外开放全面活跃，建设资金大量涌入；

市场更加活跃，需求明显升温；

固定资产投资快速增长，结构不断优化；

就业、收入快速增长，民计民生继续改善。

2003-2007这五年天津市实际利用外资累计达168.43亿美元，年平均增长28.6%，来津投资的世界500强跨国公司已达128家，2007年直接利用外资合同金额115.19亿美元，增长42.0%，实际到位52.78亿美元，增长27.8%，分别比上年加快31.2和3.7个百分点。

开发区、保税区和高科技产业区成为吸引外资的主要地区，区县成为外商投资新热点。

利用外资结构发生明显变化，服务业利用外资规模迅速扩大，成为外资集聚的重要领域，合同利用外资66.83亿美元，增长56.9%，实际到位26.51亿美元，增长83.8%，其中，交通运输业及仓储业和社会服务业直接利用外资增长快速，分别增长69.8%和1.8倍。

新能源领域成为引资新亮点，风力发电，海水淡化，工业气体等一批新能源项目落户津门。

3外商直接投资与天津市经济增长关系的实证分析

3.1外商直接投资的作用机制

外国直接投资有资本效应，可以分为直接效应和间接效应两个方面（李东阳，2002）。

[16]直接效应是指外商直接投资的流入增加了可用于投资的储蓄,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,对促进资本形成和GDP增长有直接贡献，直接促进了本地投资计划的实施。

间接效应主要体现为产业连锁效应和示范与牵动效应。

产业连锁效应主要表现：

当外资企业需要在天津当地采购时,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，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。

示范与牵动效应主要表现为由于外商直接投资的进入而带来的市场竞争加剧,迫使当地企业进行技术革新、提高生产效率，从而使当地企业投资量增加，促进经济增长。

外商直接投资还有技术外溢效应，技术应该是一个广义的概念，它不仅包括生产技术和方法，也包括管理技术、劳动者素质的提高等方面（GrahamandKrugman，1995）。

[17]对人力资本的影响主要是指跨国公司在本地的分支机构培训当地雇员，此类培训涉及各个层次，既包括简单的生产操作员、较复杂的质量监督员，也包括高级技术专家和高级管理专家。

当地雇员在外资企业工作期间积累了各种技能和经验，随着这些雇员的“跳槽”和创办自己的公司而产生技术溢出效应。

外商直接投资对资本的影响主要表现在两个方面：

一是跨国公司国外分支机构在当地进行的研发活动在一定程度上增强了技术扩散效应；

二是跨国公司参与市场竞争而产生的竞争效应。

从长期来看，当外国公司与当地公司在同一个市场上相互竞争时，当地公司为了在竞争中不处于劣势，必然会增加研发经费，提高企业的技术水平。

外资的介入客观上解决了新兴产业资金、经验与技术等方面的瓶颈问题，无形中成为了本地经济结构转型的“引擎”。

外商直接投资所带来的“一揽子”资源，尤其是技术和管理技能，不仅有助于本地建立新兴产业，而且还能使传统产业升级，使内向型的产业向出口导向型、具有国际竞争力的产业演进。

为了赢得跨国公司投资,各级政府都纷纷以“外资”为导向，实施减少审批程序、简化管理层级、理顺体制关系等种种招商引资措施。

客观上提高了政府效率，跨国公司通过与本地企业的嫁接，利用其良好的国际商业信誉、全球网络式营销渠道、成熟的市场运作方式、强大的融资和风险防御能力,带领本地企业参与国际竞争，不断扩大了本地产品的国际知名度和市场占有率。

3.2实证分析

3.2.1数据与变量

本文所采用的样本数据为1988-2007的年度数据（见表1），FDI表示外商直接投资，取实际利用外资额，GDP是由产出法计算的天津市国民生产总值，反映天津市的宏观经济总量，其变化反映经济增长。

表1（单位:

万美元）

年份

实际利用外资额

GDP

1988

1989

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2395

8134

8315

9388

23138

54120

101499

152064

200587

251135

251803

253203

256000

322000

380591

619983

938654

1263428

1567914

2003794

9666665.91

10673681.99

14873360.4

18240287.45

22667211.84

31053722.8

63165590.43

77828814.7

93279504.06

104835297.7

113804508.6

124253143.9

140888433.9

158843079.3

178018405.2

213383543.1

257488765

302897937.5

346316515.9

384032416

资料来源：

天津统计年鉴，其中GDP美元值按中国统计年鉴提供的历年美元兑换人民币汇率换算所得。

以天津市国内生产总值GDP为因变量，外商直接投资（FDI）为自变量建立计量模型。

为了克服异方差，分别对其取对数LnGDP和LnFDI，取对数后不影响原变量的平稳性，LnGDP和LnFDI的变化趋势分别如图1和图2所示。

图1LnGDP的变化趋势：

1988-2007

图2LnFDI的变化趋势：

3.2.2研究方法

目前，国内外实证研究多采用动态计量分析中的协整检验和格兰杰因果关系检验，本文也主要采用国内外通用的这些分析方法进行研究，本文研究基本思路如下：

先做FDI和GDP相关性分析，即运用Eviews软件，检验FDI和GDP两变量间的相关性大小。

利用扩展的迪克-富勒检验（AugmentedDickey-Fuller（ADF）Test）分别对LnGDP和LnFDI进行单位根检验，以确定两序列的平稳性。

若不平稳，则对两序列的一阶差分序列△LnGDP和△LnFDI，进行ADF检验。

若序列LnGDP和LnFDI是同阶单整序列，则采用Engle和Granger提出的两步法进行协整检验，确定序列间是否存在长期均衡关系。

若序列LnGDP和LnFDI通过了上面的协整检验，则建立序列的向量误差修正模型，以确定序列间是否存在短期的均衡关系。

若序列LnGDP和LnFDI通过了上面的协整检验，再对LnGDP和LnFDI进行格兰杰因果关系检验，以确定外商直接投资与经济增长的因果关系。

3.2.3相关性分析

运用Eviews5.0软件，检验FDI和GDP两变量间的相关性大小，相关系数矩阵见表2，FDI和GDP的相关系数为0.957458，两者有较强的相关性，说明天津市吸收和利用FDI与天津市国内生产总值增长之间存在明显的相关关系。

但是两者之间具体的定量关系取决于两变量的稳定性，如果稳定，则可以直接进行回归分析，如果不稳定，但是有相同阶单位根且存在协整关系，则两者存在稳定的长期均衡关系，下面进行进一步研究。

表2FDI和GDP相关关系

FDI

1

0.957458

3.2.4单位根检验

在进行协整检验分析之前，必须先检验变量是否平稳，如果平稳则直接进行回归。

如果两变量不平稳但是同阶单整序列，则继续进行协整检验。

运用Eviews5.0软件进行ADF检验得到表3的结果：

表3单位根检验表

变量

ADF检验统计量

（c,t,k）

1%临界值

5%临界值

10%临界值

是否平稳

LnFDI

LnGDP

△LnFDI

△LnGDP

1.501704

-1.895541

-4.144051

-.2.930984

（0,0,2）

（c,0,0）

-2.708094

-3.831511

-3.857386

-1.962813

-3.029970

-3.040391

-1.606129

-2.655194

-2.660551

不平稳

平稳

注:

表中的c、t、k,分别代表常数项，趋势项和所采用的滞后阶数，滞后阶数符合AIC准则，△表示一阶差分。

如表3所示，原序列LnFDI和LnGDP均没有通过显著性检验，而它们的一阶差分序列△LnFDI和△LnGDP分别通过了1%和10%显著性水平下的ADF检验，为平稳序列，从而LnFDI和LnGDP都是一阶单整时间序列。

3.2.5协整检验

为了进一步分析FDI变化与经济增长的变化之间是否存在长期的均衡关系，我们需要对lnFDI和lnGDP两变量进行协整分析。

前面已经验证过两变量序列虽然都是非平稳序列，但其一阶差分序列都是平稳序列，满足进行协整检验的前提条件，因此可以考虑两者之间存在协整关系。

本文采用Engle和Granger提出的两步法进行协整检验。

检验步骤是：

首先使用最小二乘法对两个变量进行回归，然后再把所得残差进行单位根检验。

首先对lnFDI和lnGDP用OLS方法做回归:

lnGDP=α+βlnFDI+ut

其中α、β为待定参数，应用普通最小二乘法（OLS），估计得：

LnGDP=11.02102+0.606261LnFDI

（1）

（44.5748）（29.39576）

（R2=0.979594R2a=0.978461F=864.1105）

从统计学上对回归结果进行检验，R2为0.979594，拟合效果非常好，F统计值为864.1105，远远大于F统计值的临界值F0.05（1，18）=4.14，说明总体上看，模型中的被解释变量与解释变量之间的线性关系显著成立。

常数项的t统计值44.5748和回归系数的t统计值29.39576都大于t统计值的临界值t0.025（18）=2.10，因而回归结果中的各变量都是显著的。

随后，我们再对回归的残差做单位根检验（表4）：

ADF统计量为-4.718712，小于1%显著水平下的临界值-4.2896，检验结果表明残差不存在单位根，是平稳序列。

因此，LnGDP与LnFDI之间的确存在协整关系，协整方程为方程

（1）。

表4残差项的平稳性检验

ADF统计值

临界值（5%）

-4.718712

-4.2896

注：

协整检验的临界值由Mackinnon（1991）中的计算公式C（a）=Ф∞+Ф1T-1+Ф2T-2得出，其中a表示检验水平，T表示样本容量，Ф∞、Ф1、Ф2、由表中给出。

从经济学意义上看，长期内，天津市FDI对其GDP的弹性系数是0.606261，也就是外商直接投资每增加1%，可以促使天津市GDP增加0.606261%。

外商直接投资对天津市经济增长的作用是积极的、显著的。

3.2.6误差修正模型

描述GDP与FDI流量之间随着FDI流量变化的短期波动向量长期均衡调整的误差修正模型为：

△lnGDP=k0+k1△lnFDI+k2ECMt-1+ut

其中ECMt=lnGDP-α-βlnFDI，是非均衡误差，lnGDP=α+βlnFDI表示lnGDP和lnFDI的长期关系，k2是修正系数，表示误差修正项对△lnGDP的修正速度，即反映了对偏离长期均衡的调整力度，差分项反映了短期波动的影响。

由Eviews5.0软件得出回归结果如下：

△lnGDP=0.121033+0.210622△lnFDI-0.672592ECMt-1

（4.147117）（3.413144）（-5.618999）

（R2=0.69R2a=0.65F=17.71）

从统计学上对回归结果进行检验，R2为0.69，拟合效果较好，F统计值为17.71，大于F统计值的临界值F0.05（2，16）=3.63，常数项的t统计值4.147117和△lnFDI的系数的t统计值3.413144，以及误差项系数的t统计值的绝对值5.618999都大于t统计值的临界值t0.025（17）=2.11，因而回归结果中的各变量都是显著的。

从经济学意义上看，短期内，天津市FDI的变化对其GDP变化的弹性系数是0.210622，也就是外商直接投资每增加1%，可以促使天津市GDP增加0.210622%.

短期内外商直接投资的增长对天