導(dǎo)語：宏觀經(jīng)濟(jì)影響分析論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

[摘要]本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)中的相關(guān)分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)與自回歸分布滯后（ADL）模型等方法，結(jié)合1983年～2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)，針對我國實(shí)際利用外商直接投資額對我國宏觀經(jīng)濟(jì)水平的影響作用做出實(shí)證分析，表明外商直接投資是我國經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)動因，在短期內(nèi)它對我國經(jīng)濟(jì)增長起的促進(jìn)作用較大，但長期作用不顯著。

[關(guān)鍵詞]外商直接投資Granger因果檢驗(yàn)自回歸分布滯后模型

一、引言

伴隨著經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)一步發(fā)展，外商投資越來越成為全球經(jīng)濟(jì)的普遍現(xiàn)象。改革開放以來，我國利用外資，吸引外資取得了舉世矚目的成就。對于外商投資對我國經(jīng)濟(jì)的影響作用，國內(nèi)許多專家學(xué)者對此做了大量的理論與實(shí)證研究。如鐘昌標(biāo)(2000)以綜合生產(chǎn)諸要素為理論基礎(chǔ)，研究FDI對GDP的貢獻(xiàn)，認(rèn)為FDI與GDP有明顯的正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對GDP增長率的貢獻(xiàn)從沿海地區(qū)到中西部地區(qū)由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱。姜東升等人對福建省的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究得出了FDI與GDP是互為因果的。何曉琦(2005)等認(rèn)為外資對我國經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著的影響。盡管有學(xué)者對中國外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做了實(shí)證研究，但由于研究方法或選取的計(jì)量工具和所建立的計(jì)量模型不同，因此他們得出的結(jié)論也不盡一致，有些研究結(jié)論是建立在簡單的相關(guān)分析或回歸分析的基礎(chǔ)上的，結(jié)論難免有些主觀?；诖耍疚膶⒗孟嚓P(guān)分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)與建立回歸模型等方法，對外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響作用做進(jìn)一步的探討。

二、計(jì)量模型與實(shí)證分析

1.變量及樣本選取

研究過程中采用年度實(shí)際利用外商直接投資總額FDI（元）與年度國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（元）兩個(gè)變量，樣本數(shù)據(jù)范圍為1983至2006年，所有樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為使變量的幣制統(tǒng)一，將年度FDI用當(dāng)年平均匯率換算為以人民幣為單位的值。

本文利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立計(jì)量模型，借助Eviews3.1統(tǒng)計(jì)軟件,以期通過對容量為24的樣本進(jìn)行分析，找出外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對原序列分別進(jìn)行自然對數(shù)變換，生成新序列分別為。

2.模型的建立與檢驗(yàn)

用EViews軟件包對FDI與GDP進(jìn)行相關(guān)分析，得相關(guān)系數(shù)，說明FDI與GDP是高度正相關(guān)，可以進(jìn)行回歸分析。

首先設(shè)LFDI與LGDP的一元線性回歸模型:（1）

式中，分別表示時(shí)期相應(yīng)變量的值，為截距，為斜率，和為兩個(gè)待估參數(shù)，表示均值為零的非相關(guān)誤差。采用OLS法進(jìn)行回歸,結(jié)果為:（2），該模型中各解釋變量的系數(shù)均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗(yàn)，模型調(diào)整后的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的相伴概率小于1％，表明LFDI對LGDP有顯著的影響，而從模型的自相關(guān)檢驗(yàn)來看：DW統(tǒng)計(jì)量為0.2，顯然存在顯著的正自相關(guān)。這可能是由于在回歸過程中遺漏了某些影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平GDP的重要變量的緣故，這也說明FDI不是影響GDP的單因子。由于模型（1）中沒有包含這些變量，所以導(dǎo)致了誤差項(xiàng)出現(xiàn)自相關(guān)。這表明要完整的表現(xiàn)FDI與GDP的關(guān)系還要對模型（1）做進(jìn)一步完善。

3.模型的完善

本文考慮到外商直接投資FDI對宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響可能有滯后作用，即經(jīng)濟(jì)增長不僅受同期FDI值的影響，還可能依賴于FDI的滯后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同時(shí)反映宏觀經(jīng)濟(jì)增長水平的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP明顯受到上一年GDP值的影響，在動態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型建立過程中，如果一個(gè)回歸模型不僅包含解釋變量的現(xiàn)期值，而且還包含解釋變量的滯后值和被解釋變量的滯后變量這個(gè)模型就是自回歸分布滯后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回歸分布滯后（ADL:Auto-regressiveDistributedLag）模型重新建模。

首先建立變量LFDI與LGDP之間的自回歸分布滯后模型ADL（1，2），采用OLS法，對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，回歸方程（2）如下：

各解釋變量中除LFD(-1)外其余變量的系數(shù)均以小于5％的顯著性水平通過t檢驗(yàn)，模型調(diào)整后的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的相伴概率小于1％，對數(shù)似然值為42.59，AIC、SC的值較小，模型的擬合效果良好。

該模型可作為“一般模型”。根據(jù)“一般模型”中各解釋變量的系數(shù)t檢驗(yàn)結(jié)果，剔除不顯著變量LFDI(-1)，重新建模得到“簡化模型”，回歸方程如下：

（3）

SE:(0.300)(0.041)(0.019)(0.26)

該模型中各解釋變量系數(shù)均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗(yàn)，模型調(diào)整后的，F(xiàn)檢驗(yàn)的相伴概率小于1％，AIC和SC值分別為－3.5和-3.3較小，對數(shù)似然值較大，簡化模型的效果不錯(cuò)。利用參數(shù)的Wald檢驗(yàn)驗(yàn)證模型約束的有效性，在模型（2）中對的原假設(shè)得到檢驗(yàn)的相伴概率為0.63，所以不能拒絕該原假設(shè)。綜上，模型(3)可作為反映我國外商直接投資FDI與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的關(guān)系的自回歸分布滯后模型。

從模型(3)可以看出FDI對同期國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的影響乘數(shù)為0.1092，但延期影響乘數(shù)為－0.096，則說明在短期內(nèi)FDI對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP起到了一定的促進(jìn)作用，但長期的影響作用并不十分明顯，即從長期來看這種作用也是比較微小的。

4.FDI與GDP之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

本節(jié)將進(jìn)一步探究我國FDI與GDP之間是否存在內(nèi)在的因果關(guān)系。我們采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證FDI與GDP之間的因果關(guān)系。按照常理，如果變量X是變量Y的原因，則變量X的變化應(yīng)先于Y的變化，基于此Granger（1969)提出了一種因果關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)定義：如果用X與Y的過去值對Y進(jìn)行預(yù)測比僅用Y的過去值進(jìn)行預(yù)測有更小的預(yù)測誤差，則稱X是Y的Granger原因。

下表給出了各變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(滯后期取3)

在滯后期取3時(shí)檢驗(yàn)結(jié)果表明FDI不是決定宏觀經(jīng)濟(jì)水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我們拒絕原假設(shè)，認(rèn)為FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率為0.68,不能拒絕原假設(shè)。再分別取滯后期為4、5、6時(shí)可以得到類似的結(jié)果。因此兩者的因果關(guān)系具有單向性，認(rèn)為FDI與GDP的因果關(guān)系成立，F(xiàn)DI是GDP變化的原因。

三、結(jié)論

通過以上分析可知,針對我國的經(jīng)濟(jì)整體情況而言我國實(shí)際利用外商投資額FDI與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是正相關(guān)關(guān)系,且二者之間存在內(nèi)在的因果關(guān)系,其中實(shí)際利用外商投資額FDI是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的動因,但不是惟一動因,也就是說還有其他重要原因影響著我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的增長。由此可以得出,在我國大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)的步伐中,要重視外商投資的作用。FDI的進(jìn)入在短期內(nèi)對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了不可低估的促進(jìn)作用。在我國資金、技術(shù)十分缺乏的情況下，通過吸引FDI，彌補(bǔ)了此方面的不足，對繁榮我國經(jīng)濟(jì)是十分必要的。但從長期來看它對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起不了決定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策應(yīng)該服從于我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和體制結(jié)構(gòu)，服從我國經(jīng)濟(jì)形勢的需要，綜合考慮多方面因素，將外商直接投資規(guī)?？刂圃诰S護(hù)國家經(jīng)濟(jì)安全和基本經(jīng)濟(jì)制度所能承受的合理區(qū)間。與此同時(shí)，我國應(yīng)著力提高利用外商直接投資的質(zhì)量和水平，克服片面追求引資數(shù)量的錯(cuò)誤傾向，才能充分發(fā)揮FDI在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的積極作用。

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