外商直接投资及其贸易开放度对经济增长影响的_省略_域特性分析_基于面板数据的固定
- 格式:pdf
- 大小:175.30 KB
- 文档页数:5
外商直接投资对区域经济增长的影响近年来,随着经济全球化的不断推进,外商直接投资(FDI)在世界各国的经济中扮演着越来越重要的角色。
外商直接投资的到来不仅为各地区带来了新的资金和技术,还带动了区域经济的增长。
本文将从多个角度探讨外商直接投资对区域经济增长的影响。
首先,外商直接投资对区域经济增长的影响体现在刺激了经济活动和就业机会的增加。
外国企业的进入带来了大量的资金注入,为当地经济活动注入了新的动力。
这些外国企业通常在当地建设工厂、办公楼等生产设施,这不仅促进了土地和房地产市场的发展,还刺激了相关服务业的增长。
同时,外商直接投资也给当地创造了大量的就业机会,提高了居民的收入水平,进一步拉动了消费市场的扩大。
就业和消费的增长又进一步促进了经济活动的增长,形成了良性循环。
其次,外商直接投资的到来也为区域经济带来了技术进步。
外国企业通常将先进的生产技术和管理经验引入到当地。
这不仅提高了当地企业的生产效率和产品质量,还加速了当地产业的升级和创新能力的提升。
通过技术引进和转化,当地企业能够学习和吸收先进的技术和管理经验,提高自身的竞争力。
另外,外国企业还会与当地企业进行技术合作和研发合作,推动了科技创新和技术转移。
这些技术进步对区域经济的发展至关重要,可以提高当地产业的竞争力和创新能力,进而带动整个区域经济的增长。
此外,外商直接投资还可以促进区域间的经济协调发展。
在跨国企业的投资下,不同地区之间的贸易和合作得到加强。
外商直接投资不仅带来了资金和技术,还带来了国际市场的机遇。
当地企业可以通过与外国企业的合作,进一步拓展产品的市场范围,实现对外贸易的增长。
这不仅促使当地企业加强自身实力的提升,还会加强区域经济之间的相互依存关系,推动区域内贸易的发展。
同时,外商直接投资还有助于将当地与国际贸易相结合,使得当地更好地融入全球经济体系。
然而,外商直接投资对区域经济增长也存在一些潜在的风险和挑战。
首先,外商直接投资的流入可能会引发资源竞争和环境污染。
外商直接投资对经济增长的影响分析随着全球化的深入发展,外商直接投资(Foreign Direct Investment, FDI)在许多国家的经济中扮演着越来越重要的角色。
外商直接投资对经济增长产生着广泛而深远的影响,能够促进资源优化配置、技术创新、产业升级以及就业增加。
首先,外商直接投资可以促进资源优化配置。
外商直接投资带来的国外资本对于投资国的发展起到了积极的推动作用。
投资国通常面临着资本不足或技术落后的局面,在这种情况下,外商直接投资的流入为其提供了良好的机会。
外资的引入能够填补资本缺口,扩大投资规模,提高产能和效率。
同时,外商直接投资可以通过引进先进的生产技术和管理经验,推动投资国产业结构的优化和转型升级。
在全球价值链的背景下,外商直接投资的引入还可以带来更多的中小企业发展机会,促进企业间及产业链上的资源配置优化,提高整体效益。
其次,外商直接投资对于技术创新的推动作用不容忽视。
外商直接投资的主要特点之一是直接引进了外国先进的技术、管理经验和市场知识。
外国直接投资者通常会带来一系列的技术嫁接,通过与本国企业的合作或者在本土设立研发中心,推动了投资国的技术创新。
这种技术溢出效应能够带动整个产业的技术进步,提高产品质量和生产效率。
特别是在高新技术产业和制造业中,外商直接投资对于技术创新的贡献更为明显。
外资的引入使得投资国能够借鉴国外先进的技术标准和管理模式,推动技术升级和创新能力的提升。
此外,外商直接投资还可以促进就业增加。
外商直接投资的引入创造了大量的就业机会。
投资国因为外资的引入,吸引了更多的投资项目和外商企业,从而刺激了产业的发展和就业的增长。
特别是在劳动密集型产业中,外商直接投资对于就业的拉动效应更为显著。
这对于发展中国家来说尤为重要,能够有效减少就业压力,促进人口的就业和收入水平的提高,带动消费和内需的增长。
同时,外商直接投资还能提供技能培训和职业发展机会,提高就业者的技能水平和就业质量。
外商直接投资对我国经济增长的影响研究随着全球化进程不断加速,外商直接投资成为各国之间经济合作的重要形式之一。
特别是在发展中国家,外商直接投资对经济增长的作用越来越明显。
本文旨在探究外商直接投资对我国经济增长的影响进行研究。
一、外商直接投资的定义及特点外商直接投资是指境外投资者在国内投资,取得控制权或重大参与权的投资行为。
主要包括设立合资企业、独资企业、收购国内企业等形式。
外商直接投资的特点是直接涉及企业生产、经营和管理,具有广泛的影响范围和深远的后果。
同时也具有风险高、回报周期长等特点。
二、外商直接投资对我国经济增长的积极影响1.促进我国资源配置优化。
外商直接投资可以为我国插入一些新的供应链,使得资源配置更加合理、有效,发挥“大海捞针”的效应,让那些反复试错的产品变得更加容易和可行。
并且对于某些高度专业化和技术含量较高的产业,外商直接投资可以帮助我国企业以较快的速度提高参与门槛,拉动国内技术创新和升级。
2.提高我国国际竞争力。
外商直接投资可以为我国企业引进先进技术,提高生产和管理水平,促进人才的流动与交流。
通过与外企合作,我国企业可以习得国际先进管理经验,加强国际化进程,不断提高国际竞争力,为发展战略新兴产业打下坚实基础。
3.促进我国地区均衡发展。
外商直接投资可以提供地方重点经济、社会发展所需的资金、技术和管理经验等资源,实现协作共赢。
特别是在我国西部地区,外商直接投资可以实现资金与技术、人才与市场的有效结合,推动地区产业转型升级,促进地方经济强劲发展。
4.拓宽我国企业海外市场。
外商直接投资对于拓宽我国企业海外市场至关重要。
通过对特定国家和地区的适应性、进入模式、逐渐扩大经营效应等方面实施战略性投资,可以创造出立足中国、辐射亚太,走向世界的商务新格局。
三、外商直接投资对我国经济增长的负面影响1.资源消耗。
外商直接投资给我国经济带来很大的经济效益,但是也存在一些问题,比如资源消耗过剩、环境恶化等问题。
外商直接投资对中国经济增长影响的实证研究随着中国经济的不断发展,外商直接投资对于中国经济增长的影响也越来越受到关注。
本文从实证研究的角度出发,探讨外商直接投资对中国经济增长的影响。
首先,我们可以从国际比较的角度来分析外商直接投资对中国经济增长的影响。
据资料显示,自改革开放以来,中国吸引外资的数量呈现持续增长的趋势。
这些外资的投入,促进了中国经济市场化和产业化的进程,并且对中国的进口和出口贸易也产生了积极的影响。
与此同时,外资的投入也带来了新的技术、管理经验和人才,对中国的产业升级和技术进步都具有重要作用。
其次,我们可以从宏观经济水平来看外商直接投资对中国经济增长的影响。
研究表明,外资对于中国经济增长的贡献不容忽视。
早期的研究得出结论,外资比其他形式的资本投入更能带动经济增长。
而随着中国市场的不断发展,外资投入的重要性不断提高。
根据国家统计局数据,外资的投入对于中国经济增长的贡献持续提升,2019年外资对于中国经济增长的贡献率约为15%。
此外,我们还可以从微观经济层面来分析外商直接投资对中国经济增长的影响。
外资的投入可以促进中国企业的产业转型和升级,提高其技术水平和市场表现。
同时,外资的进入也带来了更多的竞争和市场监管,促进了中国市场体系的完善和健康发展。
然而,外商直接投资对于中国经济增长也存在一些不利影响。
比如,在外资的影响下,一些中国企业可能会出现产业结构单一、缺乏创新以及对外资过度依赖等问题。
同时,外资投入也可能导致一些产业的集中度过高,对于中国市场的平衡发展产生影响。
总体来看,外商直接投资对于中国经济增长的贡献是显著的。
然而,对于外资的引进需要保持审慎和平衡,避免出现过度依赖外资的情况,同时推动相关政策的进一步完善和优化,以促进中国经济的平衡和健康发展。
外商直接投资对国际贸易与经济发展的影响研究外商直接投资(Foreign Direct Investment,FDI)是指一国居民通过投资企业的股权或支配权在另一国设立企业或参与该国企业的经营管理。
随着全球化进程的加快,外商直接投资在国际贸易与经济发展中扮演着愈来愈重要的角色。
本文将从多个角度探讨外商直接投资对国际贸易与经济发展的影响。
一、外商直接投资对国际贸易的影响外商直接投资可以促进国际贸易的发展。
首先,外商直接投资带来了更多的技术、管理经验和市场信息,提升了国内产业水平和竞争力,使得本国产品更具竞争力,有利于扩大出口。
其次,外商直接投资有助于完善供应链,形成产业集群,提高生产效率,降低成本,使得企业更有竞争优势。
第三,外商直接投资可以引入国际先进管理模式,推动企业转型升级,提高产品质量,满足更多需求,拓展更广市场,加速国际贸易的发展。
二、外商直接投资对经济发展的影响外商直接投资对经济发展也有积极的影响。
首先,外商直接投资可以促进了技术转移与创新。
外商直接投资企业通常带来了先进的技术和管理经验,推动了本国企业技术和管理水平的提高,有助于推动科技创新和产业升级。
其次,外商直接投资带来了更多的资本和市场,提高了国内工业生产率和劳动生产率,促进了经济增长。
第三,外商直接投资拉动了国内就业,提高了居民收入水平,刺激了消费和投资需求,促进了经济的持续发展。
综上所述,外商直接投资对国际贸易与经济发展都具有积极的影响。
政府应制定相关政策,吸引更多外商直接投资,并加强监管,确保外商直接投资对国际贸易与经济发展的影响最大化,实现共赢局面。
外商直接投资与经济增长的关联分析一、引言外商直接投资(Foreign Direct Investment, FDI)是一个国家经济发展的重要组成部分。
在全球化不断推进的今天,越来越多的国家都意识到外商直接投资对经济增长的重要性。
本文将探讨外商直接投资与经济增长之间的关联,并分析其对一个国家的经济发展产生的影响。
二、外商直接投资对经济增长的贡献外商直接投资对一个国家的经济增长有着积极的影响。
首先,外商直接投资可以促进资本和技术的引进。
外国企业通过投资,不仅带来了大量的资金,也将先进的生产技术和管理经验引入,从而提升了国内企业的竞争力和效率。
其次,外商直接投资可以创造就业机会。
外资企业的设立和扩大会带来更多的工作岗位,降低了国家的失业率,增加了居民的收入,促进了消费和投资的增长。
最后,外商直接投资还可以加快产业结构的升级和调整。
外国投资者通常更加注重高附加值和技术密集的行业,通过引进新的产业和新的产品,可以推动国家整体经济结构的升级。
然而,外商直接投资的贡献也面临着一些挑战和问题。
首先,一些国家可能过分依赖于外商直接投资而忽视了本国产业的发展,造成了产业结构单一和对外依赖性过高的问题。
过度依赖外资也可能导致国内企业的竞争力和创新能力的下降。
其次,外商直接投资还存在着一些风险,如资本外流、技术泄漏和环境污染等问题。
因此,政府在引导外商直接投资时需要制定相应的政策和规范,确保投资的可持续性和对国家经济的正面影响。
三、外商直接投资的影响因素外商直接投资的规模和影响力受到多种因素的影响。
首先,一个国家的政治稳定性和法治环境是吸引外商直接投资的重要因素。
外国投资者在选择投资目标时,会考虑政治风险和法律环境的稳定程度。
其次,一个国家的市场规模、人力资源和基础设施建设情况也会对外商直接投资起到重要的影响。
市场规模大、人力资源丰富以及基础设施完善的国家更容易吸引外国投资者。
同时,一个国家的贸易政策和税收政策也会对外商直接投资起到重要的促进作用。
外商直接投资对中国经济增长影响的实证研究外商直接投资(Foreign Direct Investment,FDI)是一个国家与其他国家之间经济往来的重要方式之一,也是当前国际经济合作与竞争的主要形式之一。
随着中国对外开放的加速和国际经济合作的深入,外商直接投资对中国经济增长产生了重要的影响。
本文将从实证研究的角度探讨外商直接投资对中国经济增长的影响。
首先,外商直接投资对中国经济增长的正面影响十分显著。
在改革开放初期,外商直接投资是中国引进资金和技术、拓展市场的重要途径,对中国经济的成长发挥了重要作用。
随着中国对外开放的进一步加深,外商直接投资规模不断扩大,对中国经济的推动作用越来越明显。
据中国国家统计局数据显示,2019年外商直接投资承诺量达到9418.8亿元人民币,实际利用外资金额超过9418.8亿元,占中国吸收外资总量的比重超过半数。
外商直接投资投向的产业涵盖了中国几乎所有行业,对中国经济增长具有广泛的促进作用。
外商直接投资的贡献主要表现在:一是为中国提供了大量资金、技术和人才,从而促进了中国的产业升级和转型升级;二是扩大了中国市场,促进了消费和就业增加,从而拉动了中国的内需,让中国经济增长更具内生动力;三是外商直接投资有助于推动中国企业与国际标准接轨,提高了中国企业的管理水平和竞争力,从而促进了中国经济的国际化和国际竞争力。
其次,外商直接投资对中国经济增长也存在一些负面影响。
首先,外商直接投资会造成一定的竞争压力。
外资企业的进入可能对国内企业造成一定的竞争压力,这可能导致国内企业退出市场或失去市场份额。
其次,外商直接投资有可能导致环境污染和资源浪费。
外资企业的进入可能会加剧环境污染和资源浪费,对中国经济可持续发展带来一定的负面影响。
最后,外商直接投资也会对中国经济造成一定的政治风险。
外商直接投资涉及到跨国公司和国家之间的利益和博弈,可能会面临世界政治经济环境变化、国际政治风险等问题,会对中国经济带来外部压力和不确定因素。
外商直接投资与经济增长、对外贸易——基于中国的实证分析内容提要:本文选取1983—2000年间我国FDI与GDP、进出口总额T的时间序列资料描绘了外商直接投资与经济增长、对外贸易的运行轨迹对 FDI与经济增长、对外贸易的关系作了相关分析和回归分析并实际测算了FDI对我国经济增长、对外贸易的贡献。
本文认为外商直接投资对我国经济增长、对外贸易的贡献是显著的但是笔者也发现FDI/GDP的值从1994年就开始下降FDI/T的值从1994年开始停滞不前并从1998年开始急剧下降这说明由于我国实际利率水平及宏观经济环境、亚洲金融危机、美国经济衰退等诸多因素的影响FDI对我国经济增长和对外贸易的贡献自1994年以来有所下降。
关键词:外商直接投资(FDI)经济增长进出口总额(T)一、引言早在第二次世界大战之前主要发达国家的资本国际间流动就有了相当的发展但是发展比较缓慢。
战后随着西欧和日本经济的恢复尤其是60年代后第三次科技革命所带来的发达国家经济迅速发展及生产国际化趋势的急剧加强资本国际流动开始加速规模空前扩大。
与战前不同的是战后的国际资本流动中对外直接投资(FDI)居主要地位且发展迅速。
关于外资对发展中国家经济增长的贡献经济学家们有不同的论述。
其中以美国经济学家H.钱纳里和A.斯特劳特1969年创立的两缺口模型最具代表性。
该模型认为大多数发展中国家经济发展的历程表明经济发展主要受三种因素约束:一是储蓄约束即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张影响经济发展;二是外汇约束有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口阻碍经济发展;三是吸收能力约束即由于缺乏必需的技术和管理无法有效的使用外资和各种资源从而影响生产率的提高和经济发展。
因此钱纳里等人认为如果发展中国家能成功利用外资便可以逐渐克服储蓄、外汇和技术的约束增加国民总储蓄和总投资进而促进经济增长。
另外一般认为外商直接投资对东道国(主要是发展中国家)的对外贸易也有显著的拉动效应这主要表现在三个方面:一是使东道国迅速进入全球分工体系利用东道国的资源优势促进出口增长以换取本国发展所需的外汇;二是提升东道国的出口结构由初级产品出口向工业制成品出口转变;三是提升进口商品结构由消费型进口转变为生产型进口(江小涓1999)[2]。
中南财经政法大学研究生学报2007年第6期外商直接投资及其贸易开放度对经济增长影响的区域特性分析基于面板数据的固定效应模型分析王璐(中南财经政法大学信息学院,湖北武汉430060)摘要:大量研究表明现阶段外商直接投资(FDI)已成为推动中国经济持续增长的重要力量,但FDI在我国三大经济地带的分布存在明显的差异,结合一定的经济理论对各区域利用FDI的特性进行分析,并结合其贸易开放度来理解FDI在中国经济增长中的作用,可以产生对中国引进FDI作出一些新的思考。
关键词:外商直接投资;区域特性;固定效应模型;虚拟变量模型一、引言作为经济全球化的催化剂,外商直接投资(Foreign Direct Investment)在近20年来呈现出持续增长的趋势,其增长的速度超过了同期世界工业生产和国际贸易的增速,成为世界经济最活跃的领域之一。
[1](P3) 2004年发展中国家占全世界外商直接投资流入的比例达到了36%,而我国吸引外商直接投资名列发展中国家第一,截至2004年,我国实际使用外商直接投资达到了606.3亿美元,大量外资和外国企业的涌入,对解决税收、就业、出口等多方面的问题起到了重要作用,对FDI的研究也随之成为经济研究的一个重要方面。
近年来国内对于外商直接投资与中国经济增长关系的研究正方兴未艾,一部分研究者将经济模型假设为Cobb Douglas形式,有的依据的是新古典经济增长模型,而更多的是采用新经济增长模型,即内生增长模型,[2][3]对此问题进行实证研究,所得结论在FDI对经济增长有明显促进作用这一观点上,达成了一定的共识;而一些研究者将重点放在了二者的统计关系分析上,在协整分析、Granger因果检验、VAR模型等计量经济学方法的基础上,证明了FDI与经济增长之间存在着长期均衡关系,但在FDI影响经济增长途径方面存在一定的争议,杨丹辉(2004)研究了FDI对中国出口竞争力的影响,其研究表明FDI对中国出口贸易有较强的拉动或创造效应。
[4](P144)本文针对外商直接投资及其贸易开放度,以普遍采用的C obb Douglas生产函数形式为基础,对二者与经济增长的关系进行面板数据分析,以期总结出关于此问题在区域分布上的差异,并由此做进一步分析。
二、区域特性研究及实证分析(一)数据及模型选择1.本文选取FDI投资额与贸易开放度两类度量指标作者简介:王 璐(1984 ),女,安徽宣城人,中南财经政法大学统计学专业2006级硕士研究生。
为了区分我国不同经济区域(各省份)的FDI及贸易开放度与经济增长的关系,我们选用同时包括截面数据(各省份)和时序数据的面板数据(Panel Data)进行实证,贸易开放度指标选取常用的外商直接投资企业进出口贸易额与GDP的比值来度量;同时选取1993 2005年数据作为样本区间,截面样本点共包括除西藏自治区的29个省市。
分析所用数据均由1994 2006年各期!中国统计年鉴∀整理计算而得。
2.模型类型的选择从数据结构上看,本文采用的数据时间跨度从1993年到2005年共13年,将全国分为29个省份进行面板数据分析。
根据误差效应模型的基本假设,误差效应模型中反映截距项的个别差异的误差项 i是一个从非常大的总体中提取的随机变量,但是本文数据29个省份不能认为是随机样本,相比之下固定效应模型比较适用;根据Damodar N.Guijarati的观点,误差效应模型假定 i与解释变量之间应是不相关的,而对于 i与解释变量相关的问题,固定效应模型则更为适用。
[5](P611)本文研究29个省份FDI及贸易开放度与经济增长之间的关系,假定经济增长是FDI的函数,则随机误差项 i很可能表示的是29个省份的经济基础,产业结构等因素,故不能否定误差项与解释变量不相关。
依据以上分析,本文选择固定效应模型作为分析模型,研究FDI在促进经济增长方面的区域特性。
(二)模型的设定面板数据包括两维的数据(横截面和时间),如果模型设定不正确,将造成较大的偏差,因此在确定模型的形式前,有必要对模型的设定形式进行检验,主要检验模型参数在所有横截面样本点和时间上是否具有相同的常数,截距和斜率参数有两种假设:H01:斜率系数和截距都相同 1= 2=#= N,即1=2=#=N,模型为y it= +∃x it+u i t (i=1,2#,N;t=1,2#T)(1) H02:斜率系数相同(齐性)但截距不同,即1=2=#=N,模型为y it= i+∃x it+u it (i=1,2#,N;t=1,2#T)(2)如果接受了H01,则没有必要进行进一步的检验;如果拒绝了H01,就应该检验H02,判断斜率是否都相等。
如果拒绝了H02,就采用模型:y it= i+∃i x i t+u it (i=1,2#,N;t=1,2#T)(3)即斜率与截距均随截面单元的不同而变化。
以上三个模型中没有在斜率变化条件下,截距不变的情形,因为当斜率变化时单独考虑截距不变是没有实际意义的。
[6](P202)检验统计量:F1=(S1-S3)/[(N-1)(K+1)]S3/[NT-N(K+1)](4)用于检验假设H01,当F1>临界值,则拒绝H01,继续检验H02。
F2=(S2-S3)/[(N-1)K]S3/[NT-N(K+1)](5)用于检验假设H02,当F2>临界值,则拒绝H02,使用模型(3);其中,S1,S2,S3分别为模型(1)(2)(3)拟合结果的误差平方和。
为研究FDI及贸易开放度对经济增长的影响,本文以Cobb Douglas生产函数模型为基础,将原始数据对数化,产生对数弹性模型,用以测定FDI及贸易开放度对经济增长的弹性;根据本文采用的实际数据,截面单元即各省份共29个(N=29),时期总数1993年 2005年共13年(T=13),根据研究对象,解释变量为FDI与贸易开放度两个指标(K=2),模型(1)拟合结果的误差平方和S1=23.67,模型(2)拟合结果的误差平方和S2=14.73,模型(3)拟合结果的误差平方和S3=13.52,计算得F1=2.59>F0.05(84,290),故不能接受H01;F2=0.46<F0.05(56,290),接受H02的假设,由此可以确定本文所使用的数据应采用截距随截面单位变化而系数不随截面变化的模型的固定效用模型。
(三)变截距固定效用模型估计利用1993 2005年各省份面板数据,作变截距固定效应模型进行拟合,由于其系数在各截面单位表现出一致性,表1中只列出模型拟合结果中变截距项值。
表1变截距固定效应模型估计结果地区北京天津河北广东辽宁上海变截距项 1.927 1.993 1.951 2.009 2.057 2.092地区江苏浙江福建山东广西海南变截距项 2.128 2.109 2.140 2.175 2.177 2.176地区湖北河南安徽黑龙江湖南江西变截距项 2.187 2.154 2.229 2.261 2.186 2.285地区吉林内蒙古山西四川陕西甘肃变截距项 2.312 2.343 2.295 2.290 2.351 2.360地区云南贵州新疆宁夏青海变截距项 2.376 2.380 2.443 2.504 2.470表1结果所显示的是经过对数化后弹性模型截距项数值,为更清楚的了解各省状况,将截距项结果还原到Cobb Douglas生产函数模型的形式,则乘数形式的级差效应表现得更加直观和显著,各省级差效应如表2所示:表2各省级差效应表地区北京天津河北广东辽宁上海乘数级差效应84.49398.38289.367102.075113.944123.649地区江苏浙江福建山东广西海南乘数级差效应134.372128.489137.883149.746150.374149.847地区湖北河南安徽黑龙江湖南江西乘数级差效应153.671142.458169.368182.383153.378192.964地区吉林内蒙古山西四川陕西甘肃乘数级差效应205.092220.437197.232195.038224.265228.972地区云南贵州新疆宁夏青海乘数级差效应237.473240.062277.026319.342295.174从乘数级差效应数据所显示的结果,可得出的结论是北京、天津、河北、广东等省市的乘数效应相对较低,而陕西、云南、甘肃、宁夏、青海等省份的乘数效应反而较高;根据中国三大经济地带的划分:东部地区包括广东、江苏、福建、山东、上海、辽宁、北京、浙江、天津、海南、广西、河北等12个沿海省、市、自治区;中部地区水及煤炭资源丰富交通位置重要且农业生产发达,主要包括湖北、河南、安徽、黑龙江、湖南、江西、吉林、内蒙古、山西等9个省区;而西部地区包括四川、陕西、甘肃、云南、贵州、新疆、宁夏、青海、西藏共9个省区,乘数效应有明显的地区差异,在固定效用模型分析的基础上,将各省、市、自治区数据按三大经济地带划分方法综合,得出三大区域1993年 2006年关于经济增长,FDI及贸易开放度的数据,并采用最小二乘虚拟变量模型(LSDV)作实证分析,得出一些关于东中西部在FDI及贸易开放度对经济增长影响的特性的结论。
(四)区域特性分析的最小二乘虚拟变量模型采用Cobb Douglas生产函数形式并依据本文旨在分析区域特性的要求,设定模型为gdp=Afdi ol e!D1e∀D2(6)将公式(6)两边取对数,转化为线性形式,以便作模型的回归:lngdp=lnA+ lnfdi+lnol+!D1+∀D2(7)本文以东部地区为参照类引进虚拟变量D1、D2分别表示中部地区和西部地区的地理位置(其中东部: D1=0、D2=0;中部:D1=1、D2=0;西部:D1=0、D2=1),根据时序及省份截面的面板数据固定效用模型的设定计算结果,系数项是不随截面单位变化而变化的,则对东中西部数据,基于公式(7)利用最小二乘法对作实际数据的线性回归,可认为此虚拟变量模型不存在交互形式虚拟变量,即虚拟变量D1、D2与lnfdi、lnol 的乘积项,模型拟合结果如公式(8):lngdp=0.897(0.031)+1.213lnfdi(0.001)-0.110lnol(0.043)+0.639D1(0.024)+0.818D2(0.017)(8)R2=0.872,F=52.624,F的p值为0.000,说明在显著性水平为0.05条件下,模型拟合结果是基本可信的,能够比较真实的反映FDI及其贸易开放度对经济增长的影响情况。
根据回归结果,归纳出东中西部的区域特性的弹性模型:东部地区:lngdp=0.897+1.213lnfdi-0.110lnol(9) 中部地区:lngdp=1.536+1.213lnfdi-0.110lnol(10) 西部地区:lngdp=1.715+1.213lnfdi-0.110lnol(11)将线性模型结果还原为Cobb Douglas生产函数形式,得出三大经济地带FDI及其贸易开放度对经济增长影响关系的特性模型:东部地区:gdp=7.889fdi1.213ol-0.110(12) 中部地区:gdp=34.356fdi1.213ol-0.110(13) 西部地区:gdp=51.880fdi1.213ol-0.110(14)三、基于实证分析的结论及建议(一)整体弹性系数分析根据东部、中部和西部特性模型中 ,值的大小,我们可以衡量出FDI对经济增长拉动作用,根据1996年钱纳里(Chenery)和斯特劳斯(Strout)提出的%两缺口&理论,发展中国家在经济发展过程中会存在储蓄和外汇缺口,有限储蓄不足以支持投资的扩大,有限的外汇不足以支持经济发展所需要的进口,而外商直接投资可以在不消减国内投资和进口并促进经济平衡增长的条件下,弥补资金缺口,这一理论已成为指导我国引进FDI的基础理论。