外商投资与经济增长（共12篇）
外商投资与经济增长 篇1
一、引言
利用外资问题一直是我国经济发展中的焦点和热点问题。随着世界经济一体化进程的加快, 资本跨国流动的速度不断加快、作用也愈加凸现, 吸收和利用外商直接投资是与我国改革开放的进程相一致的。1978～1985年是沈阳利用外商直接投资的起步阶段, 从1982年沈阳第一家合资企业沈美日用品有限公司正式成立, 到1985年底, 沈阳市直接利用外资238万美元, 外商投资企业3家。沈阳利用外资的发展阶段主要集中于1986～1991年, 在此阶段, 沈阳累计实际利用外资5.8亿美元, 是改革开放初期利用外资总额的92倍。1992年起是沈阳利用外资、特别是利用外商直接投资的飞跃发展阶段, 许多国际知名跨国公司, 如美国“通用”、日本“松下”、“东芝”、法国“米其林”及香港“长江实业”等纷纷来沈阳投资兴业, 对沈阳经济发展起到了极为重要的作用。1998年至今是沈阳利用外资结构调整、稳步发展的阶段, 沈阳在继续保持吸引外资规模的同时, 更注重改善吸引外资的产业结构, 特别是直接利用外资的比例逐年递增。2004年, “东北振兴战略”引发“外资潮”大量涌入东北中心都市沈阳, 第一季度入沈外资比上年同期猛增两倍。2004年当年直接利用外资额就达到24.2亿美元, 占总利用外资额的100%, 吸收外商直接投资对沈阳市的产业结构调整和技术进步做出了巨大的贡献。到2006年, 沈阳GDP达到2480亿元, FDI实际利用总额325.6亿元。在此背景下, 沈阳利用外商直接投资 (FDI) 与经济增长之间的关系成为更加值得关注的热点问题。本研究通过协整和格兰杰因果检验对沈阳利用外商直接投资与经济增长的关系进行实证分析, 揭示二者之间的变化规律, 进而提出完善沈阳利用外商直接投资的合理建议, 供相关部门进行决策参考。
二、利用外商直接投资与经济增长关系研究的文献综述
利用外商直接投资与经济增长关系的研究一直是个热点问题, 国外学者大多利用计量回归模型分析FDI与东道国经济增长之间的关系。Degregorio (1992) 通过对12个拉美国家的数据研究表明FDI与经济增长呈显著的正相关关系。Olofsdotter (1998) 对50个国家1980～1990年间数据的研究结果表明, FDI对这些国家的经济增长中具有正的增长效应。Saltz (1992) 对75个发展中国家1970～1980年间的相关数据进行了实证分析, FDI作为一个独立变量其回归系数为负并且统计显著, 得出的结论是有大量FDI的发展中国家其增长率通常比预期要低。
与中国对外开放和利用外资的实践相对应, 国内学者围绕该课题也展开了积极的实证研究。本文对“中国期刊全文数据库”进行检索, 检索项为“篇名”, 检索词为“外商直接投资”或者“利用外资”、“经济增长”, 共搜索到160多篇相关文献, 发表时间主要集中于近三年。萧政、沈艳 (2002) 统计分析后, 认为外国直接投资每增加1%会使GDP当年增加0.0485%。熊建、王海平 (2006) 运用协整分析、格兰杰因果关系检验对江西省FDI与GDP增长之间的关系进行了分析, 结论是FDI的引进有利于GDP的增长, 但从长期看, FDI对GDP增长的促进作用并不显著, 而GDP增长反而是使FDI增多的原因。蒋长流、代军 (2007) 通过运用协整检验和格兰杰因果检验对外商直接投资与安徽经济增长之间的关系进行实证分析, 外商直接投资流入对促进安徽经济增长有促进作用, 但安徽经济增长对吸引外商直接投资的作用是不显著的。高佩娟 (2007) 实证研究的结果是, 山东省FDI与经济增长存在显著的协整关系, 经济增长是FDI的Granger原因, FDI是经济增长的Granger原因;外商直接投资对山东省经济增长有巨大推动作用, 外商直接投资增加1%, 地区生产总值增加0.58%。不难看出, 这些文献反映出FDI对经济增长的贡献价值基本已达成共识, 但由于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。
三、变量选取与样本数据说明
本文旨在研究沈阳市利用外商直接投资与经济增长的关系, 而1992年起至今是沈阳利用外商直接投资的飞跃阶段, 因此, 本文选取的样本为沈阳1992～2006年的时间序列数据, 选取的变量为国内生产总值 (GDP) 与沈阳外商直接投资实际利用外资金额 (FDI) , 资料来源是沈阳统计局、沈阳统计网、《沈阳统计年鉴》。本文所有检验都通过使用Eviews3.1版本软件完成。
数据来源:沈阳统计网
四、分析
1.单位根检验
在进行协整检验之前, 首先进行单位根检验。本文利用增广的迪基-富勒方法 (ADF) 进行单位根检验, 检验结果如下表:
由表中结果可知, 在10%的临界水平下, LGDP和LFDI都是I (1) 序列, 由于单整阶数相同, 下面直接对变量进行协整检验。
2.协整检验
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。首先对两个变量进行回归, 结果见下表所示。
从回归结果来看, 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:ADF统计量为-3.050786, 1%显著水平下的临界值为-2.7760, 检验结果表明, 残差不存在单位根, 是平稳序列。因此, LGDP与LFDI之间的确存在协整关系, 协整方程为:
LGDP=4.271439+0.628789LFDI
上式表明, 长期来看, 沈阳FDI对GDP的弹性系数是0.628789, 也就是外商直接投资每增加一个单位, 可以促使沈阳GDP增加0.628789个单位。
3.格兰杰因果关系检验
虽然以上结果表明外商直接投资和沈阳经济增长具有协整性, 即它们之间存在着长期均衡关系, 但它们之间是否存在因果关系还必须借助于格兰杰因果检验来判定。结果如下表。
由上表可知, 滞后3期时, 沈阳经济增长不是利用外国直接投资的格兰杰原因, 其P值达到0.35213;而外商直接投资是沈阳经济增长的格兰杰原因。
五、基本结论
根据以上实证检验结果, 本文可以得出以下结论及启示:沈阳利用外商直接投资沈阳经济增长有长期均衡的关系;沈阳利用外商直接投资对沈阳经济增长有推动作用, 但沈阳经济增长对利用外商直接投资却没有显著的影响。
当滞后3期时, 沈阳经济增长不是利用外国直接投资的格兰杰原因, 其P值达到0.35213;而外商直接投资是沈阳经济增长的格兰杰原因。这说明, 在沈阳, 虽然外国直接投资与经济增长存在一定的相关性, 利用外国直接投资当年所发挥的资金投入效应有一定显现, 由该外商直接投资所带来的技术、管理效应外溢以及促进贸易、扩大就业、培育人力资源等具有一定的长期效应, 对经济增长有一定的拉动作用。这一点可以通过实证分析结果说明, 因为长期来看, 沈阳FDI对GDP的弹性系数是0.628789, 也就是外商直接投资增加1%, 可以促使沈阳GDP增加0.628789个单位。反过来, 沈阳经济增长却不是促进利用外商直接投资的直接原因。这一方面验证了国际投资理论中, 关于东道国的经济实力、投资环境对吸引外国直接投资有重要作用, 沈阳在这方面还需不断地完善和规范;另一方面也说明在沈阳, 利用外商直接投资有一定的积极作用, 因此, 各级政府在制定和实施招商引资计划时, 要充分认识到FDI对沈阳经济增长的贡献, 为其提供良好的投资环境, 以最大限度地发挥FDI的作用, 应该充分利用外资企业对经济增长的间接效应, 重点扶持大企业集团, 积极推进中国产业结构的升级, 形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的格局, 这才是促进经济发展的根本。
六、政策建议
基于以上检验结果, 本文认为应该充分意识到FDI与GDP之间这种特定的关系, 一方面, 既要看到外商直接投资的当期效应, 又要看到滞后期与经济增长的相互影响, 避免急于求成;另一方面, 在不同的发展阶段制定与实施相应的政策措施, 还要积极引进外资, 引进资金、先进的技术和管理经验, 从而间接地带动沈阳经济的进一步发展, 更要注意外资进入后的产业配套和产业升级, 提高利用外商直接投资的质量。
1.应加快国有企业改革步伐, 健全完善市场经济机制。国有经济比重过高会影响FDI的流入, 应创造条件吸引外商并购国有企业, 逐步建立和完善生产资料市场。
2.发挥地方政府的积极作用, 优先发展当地的特色产业。例如沈阳可以利用其雄厚的工业基础和丰富的自然资源积极吸引外商建立生产基地、技术开发基地、零部件配套基地和地区总部等;积极鼓励外商参与农业产业化经营, 重点进行粮食、蔬菜、畜牧、水产、水果、林木土特产等系列工程开发建设, 改造传统农业, 发展现代农业;突出公路、通讯和旅游设施项目等基础设施, 建设性地利用外资等。
3.增强地方政府服务意识, 比如应加强同其他地区、特别是东北其他省份的合作, 实现产业集群的规模效应。这样可以提高产业间的配套衔接, 又增强了企业的整体实力;建立沈阳招商引资网站, 让更多的外国投资者了解沈阳, 降低外商投资地区选择的信息成本等。
4.加强政府内部人员素质提高, 学会了解投资者的需要, 然后尽力使投资者信服当地的商业环境能够满足他们的需要, 采取以投资者为核心的投资促进战略会给沈阳的招商引资带来更好的效果。这样才能促使经济总量迅速增长, 经济社会协调发展, 从而更有效地吸引外商投资, 形成经济增长促进外商投资, 同时外商直接投资又有效促进经济增长的一个良性互动态势, 才可以使外商直接投资真正成为地区经济发展的助推器, 促进经济的和谐发展。
本研究还存在一些缺陷和遗憾之处。由于本文所用沈阳统计资料数据年限跨度较短, 仅为15年的数据样本, 可能一定程度上影响了分析的效果, 但基本分析结论是有可信度的。影响经济增长的因素除了利用外商直接投资还有一些其他因素, 今后可以把FDI、进出口、经济增长这三方面综合起来分析;或者深入探讨不同投资方式, 绿地投资 (Greenfield) 和并购 (M&A) 对经济增长贡献的差异等。
摘要：本文探讨了沈阳利用外商直接投资与经济增长关系的实证研究问题, 运用了协整检验和格兰杰因果检验的方法, 对沈阳1992～2006年FDI与GDP数据进行了处理, 分析了沈阳利用外商直接投资与经济增长的关系, 得出了沈阳利用外商直接投资对其经济增长具有促进和推动作用这一结论, 这与沈阳的实际经济发展状况基本相符。
关键词：外商直接投资,经济增长,协整检验,格兰杰因果检验
参考文献
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[10]高佩娟.山东省外商直接投资与经济增长关系的实证分析——以1990～2004年为研究区间[J].山东经济, 2007 (3) .
外商投资与经济增长 篇2
摘 要:在外部需求减弱的背景下,要实现保增长的工作目标,必须要扩内需。而长期以来我国的增长模式是依靠投资和出口推动,美国发生的金融危机进一步加速了这种增长方式的失败和破产,迫切需要进入到消费驱动经济增长的良性发展模式。
关键词:保增长;内部需求;投资;消费;经济结构
面对世界经济增长明显减速、国际市场需求疲软的外部环境,为了保持经济的持续、快速增长,就只能更多的刺激内需。而内部需求分为投资和消费,如果说扩大投资对经济增长能起到“立竿见影”的效果,那么扩大消费则是长远之计。信心比黄金更重要,保增长最能鼓舞大众信心
经济发展离不开信心的支撑。人民信心充足时,消费者敢于消费,投资者敢于投资,整个经济就有了活力。当前的经济危机对各国人民的信心都带来了一些负面的影响。同样是往市场上投入一笔资金,这笔资金被消费者、投资者或者银行贮藏起来,还是被运用并在整个市场中流通,所起到的作用是完全不同的。而这些货币被贮藏还是马上进入流通,关键在于人民的信心。我个人认为欧美国家上万亿美元的大手笔救市方案之所以被没有起到预想中的作用,人民信心的降低应该是一个重要的因素。温总理说“信心比黄金更重要”是很准确、很关键的。
很多的学者从我国经济发展的各种有利因素出发,向大家阐述了一个问题:我国经济有各种各样的优势,大家一定要有信心啊!我觉得更直观的给百姓带来信心的,还是经济增长率。太多的经济指标,专家懂得但是老百姓不懂,老百姓能懂的经济指标不多,经济增长率多数人还是能简单地理解一些的。如果今年我国连续几个季度的GDP增长率都是5%、6%,那学者们说再多的有利因素,百姓也不会认为经济已经好转,信心也不会增加。从保持信心方面来讲,不论何种方法先让经济增长率涨上来是十分必要的。保增长,短期还要靠投资
2.1 消费短期内难以启动
在外部需求急剧减少的形势下,为了保增长就必须要扩大内需,而内需又分为投资和消费。从发展方式转变的要求来看,扩内需主要是扩大消费需求,特别是居民消费需求。靠消费来拉动经济的增长应该是更合理的发展方向,世界上多数发达国家目前就是这样的。但是,转变发展方式远不是一年内能够完成的,为了恢复人民的信心,就要我们用最短的时间尽可能的来保增长,从短期看,我国也靠消费来保增长却是不太现实。目前制约消费的主要原因无非就是人民没有钱花和即使有了钱也不敢乱花的问题,无论是增加人民的收入,还是完善住房、医疗等社会保障制度,短期内都不易实现。因此,在保增长的巨额投入中,必将有大部分作为投资。
2.2 从投资的特点看,易起到“立竿见影”的效果
首先,投资具有见效快、持久性强等特点。虽然当前民间资本“惜投”心理较重,投资乘数比以往都小,但巨额投资对经济和就业的直接拉动作用是显而易见的,特别是基础设施建设投资,涉及基础性产品需求,其关联产业多且传导时间长,因而对经济增长的拉动作用也持久一些。
其次,从操作层面看,投资项目储备已久,便于政府有关部门直接实施。同时,由于我国近几年经济过热、通胀压力较大等原因,各地一直想上而未上的项目都被搁置或延缓建设,可以借此机会落实这些项目。
再次,从保增长的方案内容看,其结构较为科学合理,预计效果会比较好。中央4万亿投资既有铁路、机场等基础设施,也兼顾了保障性住房、自主创新、生态环境、医疗卫生、灾后重建和农村民生等方面的需求,总体上结构比较合理,符合我国国情,也反映了当前社会各界的诉求,特别是自主创新、民生保障和农村基础设施建设等方面的投资,对增强技术拉动增长作用、居民消费信心和能力,保持我国经济长期平稳发展,将产生积极作用。本篇论文由网友投稿，3COME文档只给大家提供一个交流平台，请大家参考，如有版权问题请联系我们尽快处理。3 保增长,长期应该靠消费,扩大消费必须要经济结构调整
3.1 没有金融危机,经济结构的调整也势在必行
30年来,我们实施了出口导向战略和重商主义政策,一方面取得了骄人的成绩,另一方面也带来了一系列严重的问题,内外经济失衡,经济结构扭曲,分配不公等等。目前的经济困难,有国际金融危机冲击的影响,也有经济体制中的弊端的积累和反映。依靠投资和出口推动的经济增长模式已经走到了尽头,美国发生的金融危机进一步加速了这种增长方式的失败和破产。
中国经济30年的高速发展,成就伟大而非凡。但这种完全依靠投资拉动和出口导向的发展模式对资源和环境的耗竭让全世界不堪重负,中国GDP只占全世界的6%,但万元GDP能耗却远高于日本、德国、英国、法国等发达国家。
目前不仅要解决好近期内保增长的问题,更要制定和实施一个大调整的长期战略,以改变结构失衡和实现体制转型,并把二者恰当地结合起来。比较而言,结构调整和体制转型比短期救急保增长更重要、更根本、更困难。因为,救急是必要的,而关键则在于治疗和康复。如果说在解决短期问题上,可以利用政府主导的体制优势,迅速而果断地采取一些重大措施,那么,在解决长期战略问题上,行为短期化显然是不足的。
3.2 优化投资、消费结构,协调好两者比例关系
长期以来,我国一直“重投资,轻消费”,两者失衡的矛盾十分突出。假如消费长期乏力,很可能会导致投资“踩空”,形成产能过剩;而居民消费能力的提高及消费品质的提升,则可以反过来拉动投资,并对投资的方向构成“倒逼”,驱使产业结构更加合理。通过消费扩张带动经济增长,进而促进经济和产业结构调整,早在去年中共十七大和“十一五”规划中就有明确表述,这符合市场规律和全球潮流。
消费特别是结构合理的消费,是拉动经济增长的源动力之一。我国虽处于投资拉动经济增长的阶段,但迫切需要进入到消费驱动经济增长的良性发展模式。从消费率看,我国最终消费支出占GDP的比重偏低,即最终消费率从1979年的64.4%下降到2008年的48.6%,而1980年-2006年世界平均消费率一直维持在70%-80%。从消费主体结构看,政府消费比重从1994年的25.3%上升到2005年的27.2%,同期居民消费比重则从74.7%下降为72.8%。从消费的城乡市场结构看,城乡消费差距在不断拉大。占人口大多数的农村居民消费支出占全国消费总额的比重从1978年的62.1%下降到2007年的25.6%。从家庭消费支出结构看,住房、医疗、教育和保险等支出约占家庭全部消费支出的47%,食品、服装和通讯等生活消费占33%,储蓄约为20%。可见,过高的房价和社会保障不健全压缩了家庭消费支出,削弱了居民消费能力,这不仅不利于我国经济转型,也与我国发展经济的初衷相违背。
所以必须要优化投资、消费结构,协调好两者比例关系,把刺激消费需求放到一个更重要的位置上来。
另外还要注意的是,最好把政府消费和大众消费区分开来。弗里德曼说过:自己为自己花钱物美价廉,别人为别人花钱物次价高。这说的是一个效率问题,政府消费和投资相当于为民众花钱,普遍而言,这种行政配置资源的效率要低于市场配置资源的效率。
参考文献
外商投资与经济增长 篇3
关键词：浙江省;外商直接投资;经济增长
改革开放以来，在外商直接投资的利用方面，浙江省已经取得了较为显著的成绩。外商直接投资在浙江省的利用情况呈现出：从1985年的1634万美元，发展至1993年的10.3亿美元，再跳跃到2006年的88.9亿美元，在2012年浙江省利用外商投资的情况突破至一个新的高度，高达130.7亿美元。于前述背景之下，人们的关注点开始聚焦于外商直接投资与浙江省经济发展之间的关系。普遍存在这种观点，即浙江省的经济快速发展，外商直接投资在当中发挥了较大的促进作用。本文利用ADF检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等方法，对浙江省外商直接投资与经济增长的关系进行实证分析。
一、浙江省引进外商直接投资的概况
来自全球的多个国家和地区也陆续在浙江省进行了投资。2004-2012年，香港在浙江省累计外商投资达456.1亿美元，占总量的一半以上;英属维尔京群岛累计投资126.9亿美元，构成了浙江省的外商直接投资的主要部分。
在浙江省利用外商直接投资的情况中，第二产业一直处于较高的利用水平。2012年，在浙江省第一、第二、第三产业里，实际利用外商直接投资的占比分别为：0.64%、49.90%、49.46%。究其原因，由于投放到第一产业的农业基础设施的外商直接投资偏少，主要集中于第二产业，特别在制造业方面。第三产业中，则偏向于房地产业，占40.62%。根据统计资料归纳整理得出：从各产业外商直接投资的实际利用数据来看，相对于2011年，2012年的第三产业增长速度较快，增长率为19.72%;第二产业的增长速度较为缓慢，仅为7.16%;而对于第一产业来说，外商直接投资的实际利用不容乐观，呈现出急速下降的态势。
二、浙江省外商直接投资与经济增长关系的实证分析
（一）变量与数据。本文研究所涉及的变量为浙江省地区生产总值（GDP）和外商直接投资（FDI），主要利用这两个变量来进行实证分析。根据统计资料对本文研究所涉及变量的记载情况，选取1984—2012年的样本区间。为了减少数据的波动性和异方差，分别取浙江省地区生产总值（GDP）和浙江省外商直接投资（FDI）的自然对数，得到两变量的自然对数序列，分别表示为L（GDP）和L（FDI）。本文所涉及的原始数据均来自各年的《中国统计年鉴》和《浙江省统计年鉴》。
（二）模型的检验。（1）平稳性检验。在实际的研究所涉及的宏观经济变量中，大部分的时间序列数据都是非平稳的，然而对于此类不平稳的变量，如果直接运用传统的方法来处理数据，就比较容易出现伪回归现象，因此，首要任务就是要先检验变量的序列平稳性，分别取两个变量的对数，这样能使其数据间距变小。现有的方法中，检验时间序列平稳性的检验方法有很多种，在本文中，主要利用ADF检验法对所涉及的时间序列进行平稳性检验，整理由计量经济软件Eviews7.2运行得出的结果，检验结果见表1。
表1 各变量平稳性检验结果
（2）浙江省外商直接投资与经济增长的协整检验。为说明浙江省GDP和FDI是否存在长期稳定关系，以及是否存在共同增长趋势，应对其进行协整检验。首先，利用最小二乘法（OLS）进行L（GDP）关于L（FDI）的回归估计，得出如下结果：L（GDP）= 0.491758L（FDI）+6.377680;接着，对上式进行协整检验，检验残差序列ei 的平稳性，如果残差序列ei平稳，则两变量是协整的，反之同理。用Eiews7.2进行ADF检验，得出残差序列的ADF值为-5.255722，在1%的置信区间内，其绝对值大于临界值表中的绝对值3.699871，得到了残差序列ei平稳的结论，故通过了协整性检验。
（3）浙江省外商直接投资与经济增长的格兰杰因果检验。
由以上分析结果可以得出，浙江省L（GDP）和L（FDI）两变量之间存在着长期稳定的关系，但就两个变量之间因果关系的存在与否，并没有给出相应的结论，因此，本文有必要继续对浙江省外商直接投资与经济增长进行格兰杰因果关系检验。
由表2可以得出两个变量的因果关系检验结果，滞后系数为2。由格兰杰因果关系检验结果不难看出，拒绝原假设“L
（FDI）不是L（GDP）的原因”犯第一类错的错误的概率很小，F统计值是2.72，概率为0.0113。而拒绝原假设“L（GDP）不是L（FDI）的原因”概率很大，概率高达0.918，F统计值为0.01071。可以得出结论，L（FDI）是L（GDP）的原因，而L（GDP）不是L（FDI）的原因，即外商直接投资是促进浙江省经济增长的原因，而浙江省经济增长并不是外商直接投资的原因。
表2 格兰杰因果关系检验结果
三、研究结论与建议
（一）研究结论。本文选取浙江省1984—2012年间，外商直接投资（FDI）和经济增长（GDP）的时间序列数据进行协整检验，并以此为基础来进行格兰杰因果关系检验，研究结论如下：
通过协整关系检验，可以得出：外商直接投资与浙江省的经济增长之间存在长期稳定的均衡关系;从协整回归方程可以得到：当外商直接投资每变动一个百分点，将会带来浙江省
GDP0.49个百分点的增长;通过格兰杰因果关系检验的结果可以得出：外商直接投资与浙江省经济增长之间存在着单向促进的关系，即外商直接投资是浙江省经济增长的原因，而经济增长不是外商直接投资增长的原因。本文的结论与预期的结论基本上一致，即外商直接投资对浙江省经济增长产生了较大的促进作用。
（二）研究建议。（1）扩大外商直接投资规模，带动经济发展。浙江省应有针对性地改进招商方式，扩大外资来源渠道，从而达到利用外商直接投资规模化的效应，进而更好的存进区域经济的发展。（2）引导外商直接投资投向，促进产业升级。完善外商直接投资投放结构，继续支持第二产业的发展，引导外商直接投资向技术密集型产业，加大第一产业、第三产业对外商直接投资的引进力度，特别是第三产业。（3）完善投资环境，加强政府监督。以制度建设作为切入点，注重软硬环境的改善，对国内外企业采取一视同仁的态度，严格按照相关法律制度要求进行管理;政府应注重基础设施的建设，促进相关配套产业的发展。同时，应该遵循自然规律，在发展经济的同时，注重生态可持续发展，完善破换环境惩罚机制，为吸引外商投资创造一个有序、法制、良好的投资环境。
参考文献：
[1] 陈学军.泉州外商直接投资与经济增长关系的实证分析[J].泉州师范学院学报，2010（6）.
外商投资与经济增长 篇4
随着国际资本流动日趋活跃,直接投资成为国际资本流动的主要流动方式,同时也成为发展中国家获取外部资源的主要渠道。我国自2002年以来,实际利用外商直接投资(FDI)已稳居世界榜首。实践证明,外商直接投资已经是中国对外开放和加快市场经济建设的重要组成部分,也是中国顺应经济全球化趋势,主动参与国际分工的重要举措。近年来,国内许多专家对于外商直接投资与经济增长关系的研究基本集中于国家层面进行分析,而对于省级区域的研究显得有些薄弱。改革开放以来,湖南省利用外商直接投资工作从无到有,并取得了一定的绩效,外商直接投资的引入不仅弥补了湖南省建设资金的不足,还促进了省内产业结构的调整,增强了省内资源开发利用的能力、增加了省内劳动就业的机会。本文立足于湖南省外商直接投资(FDI)与湖南省地区经济增长(GDP)的实践,建立计量模型,运用检验方法,实证检验了外商直接投资对湖南省地区经济增长的互动关系。
二、FDI与湖南省地区经济增长的计量分析
(一)数据处理方法
由于1985年之前湖南省的外商直接投资相当少,所以本文实证分析中选取1985年为样本数据起始点,并以湖南省1985~2008共24年的地区生产总值(GDP)和实际利用外商直接投资额(FDI)为样本进行分析(见表1)。为使分析误差减少并更具科学性,其中考虑了美元与人民币的汇率变化,将实际利用外商直接投资额按年均汇价折算成人民币。其中1985~2007年的数据均来源于历年的《湖南省统计年鉴》,2008年数据来源于湖南省统计局《湖南省2008年国民经济与社会发展统计公报》,人民币兑美元的历年年均汇价采自于中国国家外汇管理局官方网站。
考虑到对时间序列数据取对数后不会改变其时序性质,并可以消除异方差的影响,更好的度量变量之间的弹性影响关系,所以对各个变量取对数,也就是ln(GDP)和ln(FDI)结果见表2。以下所有检验都由Eviews6.0计算完成。
(二)模型方法及计量分析
1、变量的平稳性检验
通常情况下的经济变量都不是平稳的,存在或多或少的序列相关,但各变量之间可能存在着协整关系,如果不考虑变量的平稳性而直接进行回归分析,可能产生“伪回归”现象。所以必须首先对各变量进行单位根检验。本人采用的主要检验方法为PP(Pillips-Perron)单位根检验法,结果见表3。
经过单位根检验后,可以看到,两变量在1%或5%的置信水平条件下为二阶单整,这表明两变量间可能存在长期均衡的协整关系,须进一步进行协整检验。
2、协整关系检验
(1)回归方程
用OLS法对其进行估计,结果如下:
(2)对模型估计得到的残差进行平稳性检验,如果残差序列是平稳的,则可以确定回归方程中的变量之间存在协整关系。PP检验结果见表4。
协整检验结果表明,ln(GDPt)和ln(FDIt)之间存在协整关系且呈同方向变动。方程(2)显示,ln(FDIt)对ln(GDPt)增长的作用长期弹性为0.38,这说明在1985-2008年期间,FDI每变化一个单位,GDP变化0.38个单位。但是,D.W.检验值小于2,说明回归残差序列存在较强的正相关。
3、格兰杰因果关系检验
1969年,Granger最早提出了Granger因果关系检验:如果Y称为X的Granger原因,则当且仅当利用Y的过去值时,比不用它时能够更好地来预测X。简言之,如果Y能够有效地帮助预测X,那么就称Y为X的“Granger原因”。根据前面建立的协整关系,本人对变量ln(GDP)和ln(FDI)进行了Granger因果关系检验,结果见表5。
经过格兰杰因果关系检验可以看出,湖南省的FDI对于地区经济增长的作用有一定的滞后效应。滞后1、2期时,FDI与湖南地区经济增长互为格兰杰因果关系,而当滞后期为3、4期时,因果关系不成立,这充分说明FDI滞后期的供给效应甚为微弱;
4、误差修正模型
其中k1度量了y1和x1的长期均衡关系,也是y1关于x1的长期乘数。
本文的模型估算为:
(1)求模型:
的OLS估计,得到K1及残差序列:
(2)用ut-1替换式(3)中的yt-1-k1xt-1,即对
再进行OLS方法估计其参数。得到如下结果:
差分项反映了短期波动的影响,即外商直接投资的变化对湖南经济增长的短期变化产生一定的影响,但影响不明显。
(3)对模型进行检验
通过方程式可知,所有变量都对因变量具有显著影响。由R2=0.996647可知模型的拟合度比较高。各解释变量的参数估计值的符号符合经济意义。
三、结论与政策建议
本文通过上述计量检验和分析,得出的结论能较好地解释当前的经济现象,结果比较令人信服。根据检验结果,可以提出以下相关政策建议:
1、促进对外交流,努力增大FDI规模
FDI对东道国经济增长的影响是以一定的资金规模为前提的,然而,尽管湖南省近年来引资力度加强,但由于湖南省吸引外资的优势相对薄弱,目前流入湖南省实体经济的资金规模仍然偏小,在全国吸引FDI的总规模中,2005年湖南省仅占全国各省总份额的3.44%,2006年为3.73%,2007为3.91%,2008年也只有4.02%,偏小的FDI规模,使得湖南的外资没有形成聚集效益。湖南省虽说是农业大省,但是湘西、湘南等地的的旅游资源丰富,发展潜力很大,所以,本省可以通过宏观调控,依据相关法规,引导外资不断流向农业产品生产及农业加工或食品加工业,以及第三产业旅游业。
2、通过项目筛选,提高外资质量
从资金来源来看,湖南近几年引进的FDI真正来自大型跨国公司的资本比例偏小,主要来源地也是亚洲国家。比如2007年,来自亚洲的资本占全省利用外资的75.56%。从资金效用上来看,亚洲资本的投资者以中小企业为主,他们本身不是全球分工体系的核心,其加工工业大多为国际大企业配套,因此这类投资者的连续投资的实力不强、后劲不足,缺少大型跨国公司的投资,使湖南省引进外资缺乏主导力量,难以形成系统的产业链,外资的外溢效应较小。所以,湖南省应该积极加强对外宣传,尤其是资金充足的欧美以及中东地区,积极向外推荐本省的发展规划,扩大知名度,谋求FDI来源地及形式的多元化。
3、投资环境的改良与优化
外商直接投资需要优良的配套环境,这是共识,所以,湖南政府在积极吸引外资的同时要将重点放在改善投资环境、健全市场机制上,给予外资企业国民待遇,使内资和外资公平竞争,营造低成本、高效率、文明、法治的投资环境。除了改善硬件环境,技术的革新和生产者的素质培养也要提高。
4、加强人员队伍的建设
吸引外资、利用外资,尤其是积极享用FDI给输入地带来的“溢出效应”,还需要有一批专业能力强、积极进取的人员队伍,这个队伍中既要有管理层的也要有生产第一线的人员,所以,对于湖南本土人才的培养也是提高引资力度和良好吸收资金改良革新技术的保障。
摘要：论文在对湖南省外商直接投资和省内生产总值进行相关性分析的基础上,利用因果关系检验和协整检验等方法,对二者的关系进行了实证检验,并在协整的基础上建立了误差修正模型。分析结果表明:湖南省外商直接投资的增长对地区经济增长具有重要意义。
关键词：外商直接投资,经济增长,实证
参考文献
[1]汪明星.外商直接投资对中国国内投资影响的实证分析.上海商学院学报.2009(2)
[2]王华品.外商直接投资对浙江省内投资的挤入效应研究.时代经贸.2007(10)
[3]陈敏、劳和智.外商直接投资对环境质量影响的实证分析——以广东省为例.特区经济.2009(3)
[4]胡敏丽、岳金桂、秦云华.外商直接投资对江苏省经济的影响——基于对GDP.出口和技术的实证分析.水利经济.2009(2)
[5]钟晓兵、伍楠林.外商直接投资与黑龙江省经济增长关系的实证分析.国际贸易问题.2007(10)
[6]杜江、高建文.外商直接投资与中国经济增长的因果关系分析.世界经济文汇.2002(1)
[7]沈坤荣.外国直接投资,技术外溢与内生经济增长.中国社会科.2001(5)
外商投资与经济增长 篇5
人力资本投资与经济增长的相关性分析
文章基于一种比较的视角,选取了两个具有代表性省份:安徽省和浙江省,通过回顾和分析这两个省份在过去一段时期内所形成的.人力资本结构与人力资本投资过程,结合两省经济增长的历史事实,探讨人力资本与区域经济增长的相关性,从而为区域经济增长与发展提供有意义的理论参考和政策建议.
作 者：姚群 王兴盛 Yan Qun Wang Xingsheng 作者单位：安徽省六安卫生学校,安徽,六安,237000刊 名：铜陵职业技术学院学报英文刊名：JOURNAL OF TONGLING VOCATIONAL & TECHNICAL COLLEGE年，卷(期)：8(4)分类号：F061.2关键词：人力资本 经济增长 GDP
外商投资与经济增长 篇6
关键词：固定资产投资 经济增长 回归分析
0 引言
经济发展需要刺激投资需求，最终消费需求的形成也有赖于加大投资力度，投资与消费双管齐下，投资需先行。因此，国民经济的高速增长离不开投资的持续增长。从理论上讲，投资增长率和经济增长率具有一种正向的关联关系。固定资产投资(FAI)是衡量一个国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，它能够以价值形态反映固定资产建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。改革开放以来，固定资产投资快速稳定增长，是经济持续高速发展的主要推动力量。因此，研究固定资产投资和经济增长的关系具有非常重要的现实意义。本文采用协整理论和误差修正模型对固定资产投资和经济增长进行回归分析，并得出相应结论及建议。
1 固定资产投资与经济增长关系的实证分析
1.1 数据的选取 GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法。它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态，所以本文选取国内生产总值指标来研究经济的增长，GDP和FAI两个指标的数据都采用我国1985年至2005年的年度数据，数据来源于《2007年统计年鉴》。
1.2 序列平稳性检验 为了降低数据的波动程度，首先将GDP和FAI两个序列取对数，分别记为lnGDP和lnFAI。根据计量经济学理论，在利用OLS等传统方法对计量经济模型进行检验估计时，如果时间序列为非平稳序列，则容易产生伪回归，从而模型不能真实地反映解释变量和被解释变量的关系。因此，为了防止伪回归，首先对变量的时间序列进行平稳性检验。下面采用ADF方法对该两列时间序列的平稳性进行检验，由表一可以看出，我国1985-2005年度的lnGDP与lnFAI统计量在5%的显著水平下，不能通过ADF检验，为非平稳序列。所以将该两序列作一阶差分变换，分别得到⊿lnGDP和⊿lnFAI。这两个序列的ADF值分别小于10%和5%显著水平下的临界值，所以均为平稳序列，由此可以认为lnGDP和lnFAI均为单整阶数为1的时间序列。
1.3 协整检验和回归分析 对多个非平稳时间序列相互之间稳定性检验，可以用协整来反映。对于数个随机变量而言，协整反映的是它们经过线形组合之后非平稳性程度的变动性质。协整检验可以分为两种：一种是对回归残差的平稳性检验，代表方法是EG两步法；另一种是对回归系数进行整体检验，如Johansen协整检验。由于本文只有两个变量，故本文选用EG两步法进行协整检验。第一步对原序列进行OLS回归，第二步对回归后的残差序列进行平稳性检验，若其残差序列是平稳的，即说明两个变量之间是协整的。
首先对lnGDP和lnFAI进行OLS的回归分析，有如下的模型形式：lnGDP＝2.533657＋0.847008lnFAI（Ⅰ）
（14.32844）（46.35621）
R2=0.991236 AR2=0.990774 F=2148.899 DW＝0.786605
通过DW检验可以看出，方程Ⅰ存在自相关现象，于是对模型引入移动平均项MA（1），MA（2）进行修正，得到模型：
lnGDP＝2.684636＋0.830848 lnFAI （Ⅱ）
（9.080007）（27.42995）
R2=0.995277 AR2=0.994444 F=1194.184 DW＝1.767872
此时模型不但没有自相关，并且没有异方差性，相关系数为0.99553，拟合优度较高，说明固定资产投资和国内生产总值高度相关。第二步对方程Ⅱ的残差进行平稳性检验，以此来判定两变量之间是否为协整关系，若其为平稳序列，则说明两变量存在协整关系，反之则不存在。仍然采用ADF检验，其检验结果如表二。残差的ADF检验统计量值-2.816049小于5%显著性水平下的临界值-1.9602，所以拒绝存在单位根的原假设，即认为残差序列是平稳序列。因此，可以判定lnGDP和lnFAI之间存在协整关系，固定资产投资和国内生产总值之间存在长期均衡关系。固定资产投资的弹性约为0.83，表示全社会固定资产投资平均每增加1%，GDP将增加0.83%。
1.4 模型预测及分析 模型的预测精度好坏是选取模型的重要标准之一，评价模型预测精度的指标有均方根误差（RMSE），平均绝对误差（MAE），平均绝对百分误差（MAPE），希尔不等系数（TIC）等，而最常使用的是平均绝对百分误差MAPE，一般认为如果MAPE的值低于10，则认为预测精度较高，模型显著。下面对本文建立的回归模型Ⅱ进行预测，可得到lnGDP的预测图（见下图一）。从图一可看出，MAPE值为1.64，Theil不等系数为0.009，三个比例项中CP近似为1，说明此次回归的预测精度相当高，预测值接近真实值。2006、2007年我国的固定资产投资额分别是109998.2亿元、137239.01亿元，根据模型Ⅱ对2006、2007年我国的国内生产总值进行预测并与真实值进行对比，结果如下表三。由表三可看出预测值的相对误差较小，模型Ⅱ可以采用。
2 结论及建议
通过分析，我国固定资产投资和国内生产总值之间存在协整关系，两者之间存在长期均衡关系。投资的快速增长直接拉动社会总需求的快速增长，从而带动长期产出水平的快速增长。投资的增长不仅影响当年的产出的增长，而且对下一年的产出影响很大，固定资产投资对经济增长的滞后作用大约为一到二年。因此，在决定固定资产投资率时可以根据上一年投资资金的具体利用情况加以考虑。
尽管近几年来我国固定资产投资一直保持着较快的增长势头，不过面对国际金融危机不断蔓延和加深的严峻复杂形势，物价上涨过快、外需明显减缓以及“热钱”加快流入等需要高度关注的新问题，我国经济又好又快发展增加了不确定性。我国的经济周期本质上是投资周期，固定资产投资的稳定增长是防止经济由偏快转向过热和防止经济过快下滑的关键一环，应时刻注意调整和优化投资结构。
参考文献：
[1]中国发展研究院.中国宏观经济分析[M].天津：南开大学出版社.1997.
[2]中国统计年鉴[Z].北京：中国统计出版社.2007.
[3]陈炳煌.当前投资拉动经济增长中应注意的几个问题[J].龙岩师专学报.2000(6).
[4]周腾等.江苏省固定资产投资与经济增长关系的实证研究[J].华东经济管理.2007(10):8.11.
消费与投资对经济增长的影响 篇7
GDP按支出法核算包括消费、投资和净出口三部分。其中，消费和投资是我国GDP的核心部分，投资是总需求中最为动荡不定的领域，消费是总需求中最为直接的作用因素（多恩布什，2000）。在投资需求和经济增长之间的关系方面，国外学者做了较多的工作，已经发现美国等国的固定资本形成（固定资产投资在GDP中所占份额）同人均GDP之间有显著的正相关关系，一般情况下物质资本投资可以促进经济增长。我国目前处于制度转型且高速增长的阶段，合理控制消费和投资比率是目前经济研究的重要课题。投资是经济增长的推动力，消费是启动内需的关键，二者之间的平衡成为经济增长能否取得持续、协调、快速发展的重要影响因素。消费增长率和投资增长率是一国宏观经济的重要指标，能较好的刻画消费与投资的增长趋势，消费（投资）增长率是消费（投资）增长额与前期消费（投资）总额的比率。
二、消费增长率与投资增长率对经济增长动态关联
下面我们从定量的角度研究我国消费增长率和投资增长率与经济增长的关系。首先以1979-2007年我国消费增长率、投资增长率作为解释变量，GDP增长率作为被解释变量，采用最小二乘法进行回归分析。估计得到下面回归方程：
其中δGDP代表实际GDP增长率，δC代表实际消费增长率，δI代表实际投资增长率。方程R2=0.77，模型拟合效果较好，D.W.值为1.51。从方程中，可以得出消费增长率提高1%，可使GDP增长率提高0.38%，投资增长率提高1%，可使GDP增长率提高0.23%。显然，在改革开放的三十年里，提高消费增长率会比提高投资增长率更有利于GDP的增长，也就是说，消费增长率与投资增长率对GDP增长都有很明显的拉动能力，但是相比较而言，消费增长率对GDP增长的拉动能力更大。对经济增长而言，提高消费增长率会比提高投资增长率有更好的效果。上面采用的是OLS固定参数的方法来估计参数，这时变量之间的数量关系是固定的，不随时间变化的，得到的是消费增长率、投资增长率与GDP增长率的平均影响关系。然而，中国改革开放以来，由于经济改革、各种各样的外界冲击和政策变化等因素的影响，经济结构逐渐发生变化，用常规的固定参数方法往往不能体现出经济结构的变化，因此，本文利用状态空间模型构造可变参数模型（time-varying parameter model）来研究消费增长率、投资增长率在不同时点上对GDP增长率的动态影响。在模型估计中，本文以中国1978-2007年的消费增长率、投资增长率作为解释变量，将GDP增长率作为被解释变量建立状态空间模型，得到如下结果：
改革开放至今，我国消费增长率（或投资增长率）增加一个百分点，带动经济的增长也在发生变化, 本文将这种变化称为消费增长率 (或投资增长率) 对经济增长的拉动系数βCt (或βIt) , 或者叫做拉动潜力。为了便于分析, 我们将消费增长率拉动系数同消费率, 投资增长率拉动系数同投资率, 消费增长率拉动系数同投资增长率拉动系数比较并画出相应曲线图。
结合图1、图2、图3分析消费增长率和投资增长率拉动系数的变化。我们从图中可以看到两个明显特征:一是我国消费增长率对经济增长的拉动系数有着明显的上升趋势, 投资增长率拉动系数则有着下降的趋势;二是无论消费增长率拉动系数还是投资增长率拉动系数分别与其相对应的消费率和投资率几乎呈同步反向变化。进一步分阶段讨论, 在20世纪80年代, 我国当时消费率处于相对较高的水平, 但仍有较明显的下降趋势, 而这一阶段我国消费增长率的拉动能力处于上升的阶段, 同时几乎与消费率呈同步反向变化。投资率在这一段处于相对较低的水平, 同时伴随有先降后升的趋势, 投资增长率拉动系数则处于相对较高的水平, 并且有先升后降的趋势。消费增长率拉动系数曲线在1993、1994年附近达到局部的最高点, 消费增长率拉动能力最大, 同时消费率也处于20世纪90年代的最低点。投资增长率拉动系数也在同期处于20世纪90年代最低点, 而投资率也显然处于这一阶段的最高点。1998年以后消费增长率拉动系数曲线渐渐平稳, 基本维持在0.5水平附近, 处于稳中略升状态, 而消费率则呈现下降趋势, 在此期间, 投资增长率拉动系数曲线同投资率均呈现上升的趋势, 说明这一阶段投资效率相对较高。这一阶段, 我国市场经济体制相对成熟, 消费增长率拉动系数和投资增长率拉动系数相对稳定, 我国消费增长率拉动系数仍大于投资增长率拉动系数。
三、结论及相关政策建议
1、调整国民收入分配结构、防止收入差距进一步扩大。
从短期消费函数看，在既定GDP条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。在收入分配政策方面，要理顺国民收入初次分配、二次分配的关系；在财政和税收政策方面，要通过加大公共财政支出建立良好的消费环境，通过税收调节，促进收入相对公平分配。
2、完善社会保障制度。
我国目前社会保障制度仍不完善，居民预防性储蓄增加，导致消费需求不足。完善的保障制度能够使人们对未来形成良好的预期，从而减少储蓄，增加当期消费。要重点建立健全农村最低生活保障、养老、医疗等农村社保体系，妥善解决进城农民工社保问题。要把增加经济适用房、廉租房投资和供给政策落到实处；积极稳步推进医疗卫生体制改革，从根本上缓解居民看病贵、看病难的问题。在深化社保制度改革过程中，应该加大对社保制度的资金支持力度。
3、消费信贷和消费结构升级。
应该大力培育和发展消费热点，如住房消费、汽车消费、旅游消费、信息消费、网络消费、文化教育消费。引导企业调整投向，增加面向中低收入群体的商品供给体系。建立健全个人信用制度，积极发展消费信贷，改善消费环境。通过立法和行政手段，严惩各种商业欺诈及侵犯消费者利益的行为，规范市场秩序，加强对消费者权益的保护。
4、转变经济增长方式、调整优化投资结构。
降低高能耗、高物耗、高污染、产能过剩行业的投资，支持有利于提高产业技术水平、有利于发展循环经济、有利于加强薄弱环节的行业投资与建设，积极推进粗放型增长向集约型增长方式的转变。加强对新农村建设、文教卫生、服务业等薄弱环节的引导力度，从而达到控制投资增长、改善投资结构、提高投资效率的目的。
参考文献
[1]贺铿:中国投资、消费比例与经济发展政策[J].数量经济技术经济研究, 2006 (5) .
[2]刘金全、于恵春:我国固定资产投资和经济增长之间影响关系的实证分析[J].统计研究, 2002 (1) .
[3]王金明、高铁梅:利用可变参数模型估算中国开放经济乘数[J].世界经济, 2004 (7) .
固定资产投资与经济增长关系 篇8
从概念上讲,经济增长是指一个国家或地区潜在的国内生产总值(GDP)或国民收入的增加。投资作为经济增长的原动力,在经济发展过程中起着举足轻重的作用。投资分为固定资产投资和流动资产投资,而对经济增长起促进作用的主要是固定资产投资。所谓的固定资产投资是建造和购置固定资产的经济活动,即固定资产再生产活动。固定资产再生产过程包括固定资产更新(局部和全部更新)、改建、扩建、新建等活动。
在理论上,固定资产投资与经济增长存在着相互促进、相互制约的辨证关系:一方面,经济增长水平决定固定资产投资总量水平;另一方面,固定资产投资的增加对经济总量增长具有强有力的推动作用。
二、模型建立及数据分析
(一)模型建立
在经济活动中许多经济变量之间存在不同程度的关联性,其中一个变量的变化会引起与其相关变量的变动。在宏观经,济学中从增长理论的研究可知固定资产投资与生产总值之间也同样存在着关联作用,为研究他它们之间的定量关系,拟建立一元回归方程:
其中Yt为地区生产总值(GDP),Xt为固定资产投资(I);B1,B2为待测参数,ut为随机干扰项。所以以上(1)式也可以写成:
(二)数据分析
1、相关性分析:
相关分析是对变量之间的相关关系的分析,其主要目标是考察变量之间是否存在内在依存关系,并做出符合实际的判断。通过绘制散点图判断因变量和自变量之间有无明显线性关系,通过选取2002到2008年数据作图,如下:
从上海市G D P总量和固定资产投资相关性的散点图可见,多数年份的散点都分布在一条直线附近,可以基本判定GDP总量和固定资产投资之间存在着较强的线性相关。
2、数据回归分析
选取上海的数据,对Ln GDP和Ln I之间的线性关系进行回归分析运用最小二乘法估计,结果如下:
结果表明Ln GDP和Ln I有协整关系,也就是说上海固定资产投资和国内生产总值序列之间存在长期稳定的关系,回归系数0.768019表明固定资产投资增加1%,GDP总值增加约0.768019%,从回归系数看固定资产投资对G D P增长的影响很显著。
三、结论及政策建议
1、通过运用回归分析,得知上海市固定资产投资与区域生产总值之间存在长期均衡关系:固定资产每增加一个百分点,GDP就相应增加0.768个百分点。所建一元线性回归模型能较好地反映了实际情况。
2、上海市固定资产投资与经济增长存在长期的均衡关系。在拉动经济增长的消费、投资和进出口“三驾马车”中,固定资产投资是上海市经济增长的一个重要拉动因素。固定资产投资的不断加大,推动了国民经济的增长,反之,固定资产投资力度不足,将制约经济的增长。固定资产投资具有多级传导和扩散的功能,通过对相关产业的影响,拉动经济的增长。固定资产投资的增加,不仅可直接促进工业,房地产等行业生产的增长,对生产资料市场和消费品市场的繁荣也起到了间接的推动作用。为了实现上海经济的可持续和健康发展,必须在调整固定资产投资总量和优化投资结构上进行重点突破。
摘要：以固定资产投资拉动经济增长理论为依据,建立计量经济学模型,对上海市固定资产投资与经济增长之间的关系进行定量分析。结果表明:固定资产投资是刺激经济的主要手段,拉动经济增长作用越来越强。
关键词：固定资产投资,国民生产总值,经济增长,计量经济学模型
参考文献
[1]、王勇 固定资本投资与中国经济增长的相关性分析《经济师》2004 年第11 期
[2]、杨萍.我国固定资产投资现状与发展分析《建筑经济》2007年第6期
房地产投资与经济增长分析 篇9
利用回归分析法, 以1988年到2009年的城镇房地产开发投资与国内生产总值进行定量分析。选择各年度的房地产开发投资的对数为自变量, 国内生产总值的对数为被解释变量。由于数据是时间序列, 有可能存在高阶自回归的特征, 因此有必要使用ADF (Augment Dickey-Fuller) 检验先对数据进行单位根检验, 以排除数据的自相关。
从表3可知, 房地产开发投资和国内生产总值的对数这两个时间序列是一阶单整序列, 对其进行协整分析。
s迹统计量30.02244大于25.87211和19.38704或相伴概率小于0.05, 所以房地产开发投资与国内生产总值存在协整关系。
选择房地产开发投资的对数为自变量, 国内生产总值的对数为被解释变量, 建立回归模型:
虽然, 房地产开发投资和GDP的增长在长期存在某种相关关系, 但是不能证明他们之间的因果关系, 有必要使用格兰杰检验对其关系进行确立。通过VAR模型确立滞后期为2, 检验结果如下 (表4) :
由于相伴概率小于0.05, 因此在95%的置信水平下, 可以认为国内生产总值与房地产投资互为格兰杰原因, 在此基础上建立E C M模型 (误差修正模型) ,
从上式可知, 房地产开发投资对国内生产总值的增长有很大的推动作用, 短期来看1%的投资增加可以使得GDP增长0.17%;而长期来看, 1%的投资增长能带来GDP的0.6%的增长。并且, 存在纠正指数, 当年的GDP增长会对前一年GDP与房地产投资之间的缺口进行修正。
据国家发展改革委投资所房地产研究中心副主任刘琳统计, 房地产开发投资对经济增长具有重要作用。1997-2005年, 综合直接贡献率、间接贡献率和引致消费贡献率得到的房地产开发投资对G D P增长的总贡献率平均达到22.49%, 即在各年GDP的增量中, 房地产开发投资总贡献的份额平均达到1/5;在平均8.94%的GDP增幅中, 房地产开发投资贡献的百分点平均达到2.03%。
其次, 房地产的发展会带动相关行业的投资的快速增加, 包括钢铁、水泥等60多个行业。房地产业对其它行业的影响可以通过影响力系数这个指标来考虑。影响力系数是某一产业增加其产出, 当增加一单位最终需求, 对国民经济所有部门产生的产出增加的影响。影响力系数大于1表明该产业部门增加产出会给其它部门带来比自身更多的产出增长。系数越大表示该部门生产对其他部门生产的波及影响程度的影响力水平越大。根据2008年统计年鉴记载, 2005年建筑业影响力系数为1.86, 排在按17个行业分类的第5位, 彰显了建筑部门对其它行业强大的带动作用。
同时, 房地产业是资金占用大, 资源消耗多的行业, 当经济过热的时候, 势必会严重挤压其他行业的发展。大量的资金由于利益的驱使, 会流向利润高的房地产业, 这样就会造成资源错配, 也会使得产业结构失调。
最后, 房地产业的发展会促进相关产业职工收入的增长, 带动其消费的增长, 通过消费乘数来拉动整个社会的消费。最终, 形成的消费会远大于增加的收入, 从而带动GDP的增长。据统计房地产开发投资对经济增长的贡献中, 由房地产开发投资拉动的其它产业投资、居住消费和建筑装饰品、耐用消费品的消费支出对经济增长的贡献大于其本身对经济增长的直接贡献。其中, 直接贡献大约占40%, 间接贡献和引致消费贡献大约占60%。
同时, 在房地产拉动耐用品消费的, 也会挤压其它消费。目前的高房价会迫使广大的消费者选择更多的储蓄来支付首付和偿还房贷。据中国统计局2008年统计年鉴记载, 人们2007年的居住消费仅仅占9.83%。但是, 居住消费中仅仅包括城镇居民住房的租金和相关维修、物业费, 其中并没有包含居民用于购置商品房和政府部门用于住房的消费支出。若加上这些支出, 那么居民的居住消费在整个消费中的比例将会大大上升。
综上所述, 在经济低迷的时候, 房地产开发投资对国民经济增长贡献作用明显, 可以直接刺激很多部门的投资。但由于房地产行业利润率高对其它部门的投资挤占作用强;房价增长过快远远超过居民可支配收入的增长, 所以需要对房地产行业进行合理的中长期的规划, 来满足绝大多数人的利益。政府可以通过规范廉住房、经济适用房市场, 来做到切切实实满足中低层人民的购房需求。在税收方面, 政府可以加大对开发满足其政策目标的企业的补贴和税收抵免;同样也可以加大对中低收入者的购房补贴和税收优惠。当然, 官员绩效考核、土地出让金、分税制财政等等问题也亟待解决。
摘要：房地产行业作为国民经济的支柱产业, 在经济增长中发挥着重要的作用。房地产业可以影响钢铁、建材水泥等上游行业和家用电器、装饰等下游行业的发展, 是个影响力大, 辐射面广的行业。房地产业对中国国内生产总值的高速增长贡献巨大, 在投资和消费环节都有重大影响。本文将结合计量模型分析房地产开发投资对经济增长的影响程度, 并综合分析房地产行业对其它经济部门的影响。
关键词：房地产,投资,经济增长,协整分析
参考文献
[1]、李文军:住房体制改革以来房地产业发展对经济增长的影响[J], 经济研究参考, 2009年第61期;
外商投资与经济增长 篇10
一、交通运输业与国民经济增长关系
交通运输业推动了国民经济增长。随着现代运输的发展, 现代经济出现了持续发展, 高效的交通运输系统, 降低了运输成本, 实现了现代经济的起飞, 完善了现代市场经济体系, 进而实现了国民经济的增长, 缓解了运输交通的困难, 大大改善了交通条件, 带来了投资环境的改善、沿续资源的开发, 形成沿线产业经济带。扩大了流通范围, 缩短了产品的储运时间, 加速了信息交流, 从而使资金流通形成良性循环, 资源优化配置, 带动了各项产业的发展。基础设施建设, 尤其是交通运输业适度超前, 使沿线经济结构不断调整和优化, 宏观经济的稳定增长带动了交通运输一起增长, 对交通基础设施建设投资不断加大, 推动了交通运输业的发展。
交通运输的发展取决于国民经济的发展速度、发展规划以及对运输基础设施建设的资金情况。由于各国国情不同, 每个国家运输发展的速度不同。而任何国家交通运输业的运输结构化的目的都是为了服务于国民经济的发展和人民生活水平的提高。交通运输结构变化的基本模型是客观必然规律。
社会经济发展对交通运输需求存在“质”和“量”两方面的。“质”的方面的改进与“量”的方面的扩展都有一定的限度。随着社会经济的发展, 它对交通运输的需求在“质”的方面与“量”的方面会提出新的要求, 并位于原有运输系统“质”的方面的改进与“量”的方面的扩展。交通运输是连接国民经济各个部门的纽带, 它不创造新的可见物质产品, 交通运输部门介于各产业、各部门、各主体之间, 没有发达的交通运输, 就不能实现开放搞活, 发展经济。所以经济发展需要发展交通, 并以此有财力建设交通。
综合运输通道的建设与正常运行会对沿线地带经济和社会发展及环境产生重大而深刻的影响, 能够改变区域的区位优势, 促进区域发展, 改变区位优势格局, 使其对外联系运输条件变好, 利于空间扩散, 加快工业化和现代化进程, 促进资源合理开发应用, 促进资源合理开发利用, 利于沿线工业化进程的加快。促进农业商品化和专业化, 加快农村工业化进程, 使沿交通线路或靠近交通线路的土地开发发生变化, 促进农业生产结构的升级和转化, 促进农业地域专业化形成。形成新城镇并促进原城镇发展, 加速城市化进程, 交通线路通过后促进了原有城市的进一步发展。交通沿线资源开发或布局大项目会形成新型的矿业或工业城市。带动流通业发展, 促进交通优势向流通和经济优势转化, 形成交通经济带, 成为沿线地区生产力布局的主轴线, 投资环境得到根本改善。
二、交通投资与经济增长分析模型
交通运输建设本身促进的经济增长, 并且交通运输建设后营运也促进的经济增长, 运输建设过程中直接创造的经济增长、建设人员因消费需求。通运输建设后包含交通运输改善带来的直接经济效益, 另外直接经济效益的影响下派生的间接经济效益也加快了市场流通与交换的步法, 相应改变了区域投资环境, 大力促进了地区产业结构的调整, 提高了区域经济的聚集效应等。
其模式有巴罗 (Barro) 政府公共支出模型, 它包括巴罗内生增长理论, 即基础设施服务的提供, 为经济增长提供了必要的环境, 它有助于私人部门的生产率的提高。模型建立在资本回报率保持不变的基础上, 并使经济处于稳态增长水平。政府公共支出对经济影响模型受政府生产性支出规模变化对经济的作用效果影响, 判断政府生产性支出规模的“度”非常重要。
三、交通运输投资的思考
交通投资促进区域发展的前提条件和区域选择。交通投资和经济发展的关系不存在绝对关联, 当地通过交通投资, 可以改善它们的交通条件, 它能有效地能获得与经济收益同步增长的就业增长, 使得地区经济发展锦上添花。
交通投资能够带动经济发展, 交通条件对企业投资者具胡决策影响。它降低了本地原有生产企业或服务行业的各种交通支出, 而由于地区交通效率通过交通建设投入后得到相应提高, 这充分吸引了外来资金和产业的流入, 极大带动了本地产业的升级和重构。
交通投资会降低区域内企业生产的总成本, 实现了和交通投资一样, 非交通供给为导向的“交通策略”, 促进了企业的经济竞争力, 可以获得经济增长的效果。
交通投资是经济发展的策略之一, 而最大的效果的获得, 要和其他经济的和非经济策略配合使用。因此各级政府在定交通投资政策时, 最好适当降低对交通投资效果的期望企, 使其它影响交通经济问题的策略能够充分发挥其自身的重要作用空间。交通投资给经济带来了很大发展, 交通投资能够带给各行各业更大的经济发展, 所以要求我们要采取多种方法给予其正确的评价和预测, 使将来经济投资的前后不明确性减少到最少, 把交通投资的使用效率发挥到最大程度。重大交通投资项目之前要充分了解民意, 集思广益, 并要对备选方案给予正确的评价和预测, 减少方案的不明确性, 然后实施科学的方案选择, 保证其经济性和公平性, 使交通投资反映更多人的意志和智慧并被置于公众监督之下。
随着我们国家和各个道路设施的大为改观, 交通投资包容多层次目标, 需要保质保量。交通投资赋予了经济发展更多的责任。今天城市经济实力的大为增强, 使我们必须考虑交通带给公民的基本权利, 保证每个公民都能有一定的交通机动性, 从而满足各类居民的出行需求。对交通投资与经济发展关系, 需要因地制宜, 通过长期、系统的反复论证, 得出有益的指导性结论, 然后对每一笔交通投资进行认真、全面地研究和考察, 真正把握某地交通投资与社会、区域经济发展等各种要素之间的关系, 做出相关的决策。
参考文献
外商投资与经济增长 篇11
通过利用投资乘数法和生产（投资）诱发系数对房地产投资与经济增长及产业发展的关系分析，可以得出以下结论。
（一）房地产投资与经济增长之间的关系
1.房地产投资对经济增长的初始效应远远高于其他行业，对经济增长的贡献度也较高。
2.房地产部门增加投资所带动的产业内部收入增加较小，其产业收益的增加具有滞后性与分散性的特点，故房地产投资对经济增长的直接效应较小。
3.房地产投资对经济增长的间接效应大于其初始效应和直接效应的总和，所以房地产投资对经济增长的间接效应较大。
4.房地产投资占固定资产投资比例过大会在一定程度上降低对经济增长的贡献。因此，要在固定资产总量平衡的前提下，调节好房地产投资占固定资产投资的比例。
（二）房地产投资与产业发展之间的关系
1.从前向关联产业来看，房地产投资与租赁和商务服务业、金融业、文化、体育和娱乐业、住宿和餐饮业，居民服务和其他服务业，房地产业，邮政业，金属制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，仪器仪表及文化办公用机械制造业，信息传输、计算机服务和软件业，电气机械及器材制造业，综合技术服务业，造纸印刷及文教体育用品制造业等14个产业关联程度较高。
2.从后向关联产业来看，房地产投资与居民服务和其他服务业、金融业、批发和零售业、信息传输、计算机服务和软件业、文化、体育和娱乐业、住宿和餐饮业、租赁和商务服务业、邮政业、综合技术服务业、房地产业、纺织服装鞋帽皮革羽绒及其制品业、工艺品及其他制造业和教育等13个行业关联度较大。
3.房地产投资对关联部门的投资和产出拉动作用非常明显。即房地产业的需求项目（如投资、消费）每增加一个单位的投资（社会需求）时，带动相关行业相应增加的生产额均超过1。
4.房地产投资对第二产业的部分，如金属冶炼及压延加工业、行业、通用、专用设备制造业等诱发程度高，房地产投资对这几个行业的产出存在放大效应。
启示与建议
通过对房地产投资与经济增长和产业发展的相关性分析，可以看出，房地产投资是推动房地产发展的基础性因素，与经济增长和产业发展密切相关，保持房地产投资的稳定增长，对保持国民经济平稳发展和其他产业协调发展有很大作用。但是，同时需要指出的是，房地产投资对经济增长的贡献和其他产业的促进并非都是正向的。从对经济增长的贡献角度看，房地产投资占固定资产投资的比例过大则会在一定程度上降低这种贡献；从对产业发展的带动作用看，如果房地产业过快发展，容易导致其他行业出现产能过剩或过热增长，为国民经济带来不稳定因素。因此，通过调节房地产投资领域与规模，使房地产投资保持在一个较为稳定的水平，是进一步转变经济增长方式，通过调节投资来稳定经济发展的有效措施。
第一，通过改善房地产投资传导机制促进经济增长方式转变。进入新世纪后，面对世界能源的有限性，我国经济增长的动力模式开始发生变化，即从以固定资产投资和出口拉动为主的经济增长，逐步向消费驱动型增长迈进。这种趋势预示着，中国经济中长期增长动力将继续由投资和出口拉动型逐步转向消费拉动型增长。在这一条件下，房地产投资传导机制也面临发展变化。而当前，我国房地产投资主要流向商品房领域，商品房价格高又使得居民购房负担逐步加重。在这一情形下，许多居民消费被抑制，不利于我国实现以投资带动经济增长的新转型。因此，未来一段时间，在我国经济增长方式转型的大背景下，房地产投资应改变过去通过投资于商品房带动经济增长的投资驱动方式，而应通过投资于社会保障性住房（经济适用房、限价房和廉租房）来释放居民消费潜力，以此来扩大居民消费。
第二，通过调节房地产投资规模平抑经济增长波动。根据我们的研究，房地产投资能够导致经济波动，过度的或者被压抑的房地产投资都能够引起经济的剧烈波动。而且，由于房地产投资涉及行业部门众多，且行业关联性强，按投资乘数原理其作用将会被放大数倍，在短期内影响经济正常运行，使经济增长在短期内产生巨幅波动。其中，由房地产泡沫引起的经济波动给经济带来的破坏是非常严重的，不但在经济总量上，而且在产业结构上都会导致大的衰退。在这一情势下，应当通过调控房地产投资规模平抑经济增长波动与行业过热。这包括三个方面的内容：一是要确立通过调节房地产投资规模平抑经济波动和行业过热的调控思路。二是逐步探索和分析房地产投资规模对经济波动和产业过热影响的传导路径，通过模型分析传导过程中各种因素的影响大小及调控方式。三是国家应当建立通过调节房地产投资规模平抑经济波动及行业过热的长效机制。要在改革与完善现行房地产行业投资统计体制的前提下，测度房地产投资对经济波动及行业过热的诱发程度，做到提前预警，提前调节。
第三，通过完善房地产投资统计指标体系更准确地反应宏观经济走势。首先，在房地产投资统计中，反映企业经营状况的指标较少。目前，在日常房地产统计工作中，计划总投资、本年完成投资、商品房建设投资、土地开发投资等投资指标涉及较多，房地产企业经营状况的统计指标如收入、利润、税收等经营指标涉及的较少。这不利于把握我国房地产企业的经营发展情况。其次，尚没有反映二、三级房地产市场的统计指标。在目前的统计体系中，还残留着计划经济时期的烙印，与市场经济条件下经济成分和经济结构日趋复杂、投资主体和利益主体日益多元化的实际不符合，特别是对二、三级市场中的房地产投资行为统计不够，这也是目前房地产投资统计指标体系中缺少的内容。最后，某些指标被明显低估，统计体系有待进一步完善。例如，现在随着经济增长和房地产业的快速升温，土地价值被不断抬高，其资产效应日益明显等，这些目前都没有通过统计指标反映出来。
外商投资与经济增长 篇12
自改革开放以来我国采取积极措施吸引外资的流入, 短短20年间取得了辉煌的成就, 到2002年我国FDI首次超过美国成为世界第一。然而从1990年到2005年的数据看, 外商直接投资在中国不是稳定增长的, 其间经历了两次明显的波动。
2 计量模型和实证分析
2.1 数据说明
本文研究采用1990-2005年的江苏省GDP和FDI的时间序列资料进行分析。实证分析所采取的样本为江苏省1990-2005年度的数据, 数据主要来自《江苏统计年鉴2006》
2.2 OLS回归分析
本文主要考虑江苏省GDP和FDI之间的关系, 只涉及两个变量, 所以采取一元线性回归模型:lnGDPt = β0 + β1 lnFDIt + εt, 其中GDPt表示t年的GDP值, FDIt表示t 年的FDI值, ln表示对数据取自然对数。直接利用数据作OLS回归, 得到:
lnGDPt = 6.721918 + 0.531351 lnFDIt
(29.9302) (9.236537)
R2= 0.859032 修正后的 R2=0.848963 D.W.= 0.550356 F=85.31361
从上面数据来看, R2值比较高的, 拟合效果还不错。F值达到85.31361, 方程通过显著性检验, 常数项和lnFDIt分别达到29.93020和9.236537, 可以分别通过t检验。不足的是D.W.值仅为0.550356, 这表明随机误差项存在一阶正相关。对此格兰杰与纽博尔德曾给出一个经验规则, 即当R2大于D.W.值时所作的回归可能会出现“伪回归”, 为此必须对上述时间序列作平稳性检验。
2.3 平稳性检验
采用 ADF检验分别对lnFDI和lnGDP进行单位根检验, 以检验lnFDIt、lnGDPt的平稳性。DF检验过程为:△Yt=ΑYt-1+εt, 其中α = β -1。检验的假设为:H0:α = 0;H1:α≠0。在序列存在单位根的零假设下, 对参数α估计值进行显著性检验。ADF检验是在DF检验的基础上做了改进, 主要是避免序列因为存在高阶滞后相关而破坏了随机扰动项εt是白噪声的假设。
lnFDI和lnGDP这两组数据都具有随时间上升的趋势, 因此这两组数据都可能是非平稳序列数据。于是对lnGDP和lnFDI以及它们的一阶差分项分别作ADF单位根检验, 并采用SC准则进行判定, 经过多次试验后结果如下:
ADF检验结果可以看出, 变量lnGDP和lnFDI的水平序列在5%的显著性水平上存在一个单位根, 而△lnFDI、△lnGDP在5%的显著性水平上没有单位根, 可知lnGDP和lnFDI都是一阶单整时间序列。从单位根检验结果可以发现, 进一步证实了我们上面的猜测, 即前面所做得OLS回归可能是伪回归, 为此我们必须进行协整检验。
2.4 协整检验
协整的意义在于为了揭示变量值之间是否存在一种长期、稳定的均衡关系。如果lnGDP与lnFDI存在协整关系, 那么前面所作的回归结果也未必是谬误。利用Eviews5.1分析, 采用恩格尔-格兰杰检验法, 对残差项的单位根检验结果为ADF检验值为-2.058551, 小于显著性水平为5%的临界值-1.96843, 可以认为协整回归的残差项为平稳序列, 由此表明lnGDP和lnFDI具有协整关系, 这表明lnGDP与lnFDI具有长期稳定的均衡关系。
2.5 格兰杰因果 (Granger) 检验
既然已经证明了lnGDP与lnFDI具有协整关系, 这可以说明上面所作的回归分析未必为伪回归, 我们可以通过格兰杰因果检验进一步来验证两者之间的因果关系。考虑到FDI 对GDP的影响不会全部在当期显现出来, 所以我们选取滞后2期, 利用Eviews5.1软件得到结果如下:
可以从检验结果看出:lnFDI不是lnGDP的格兰杰原因的接受概率与lnGDP不是lnFDI的格兰杰原因的接受概率分别是0.00131和0.00804。在5%的置信水平下两者都拒绝了原假设, 即lnFDI变动是lnGDP变动的格兰杰原因, 同样lnGDP变动也是lnFDI变动的格兰杰原因, 也就是说从FDI到GDP及从GDP到FDI的因果关系同时存在。
2.6 误差修正模型 (ECM)
协整分析只能说明两者之间存在一种长期或均衡的关系, 然而在短期内可能会偏离均衡。为了分析短期的关系我们引入误差修正模型 (ECM) 。在这里就用前面回归方程得到的残差项e作为误差修正项, 得到误差修正方程:
lnGDPt = 0.131988 + 0.108397△lnFDIt - 0.175015et-1
(6.84348) (3.137378) (-2.805991)
R2= 0.564941 修正后的R2=0.492431 D.W.= 0.435447 F=7.791229
结果显示:F值为7.791229, 方程通过了显著性检验;常数项、△lnFDI、et-1的系数t值分别为6.84348、3.137378、-2.805991, 都通过了t检验。
lnGFDIt存在正的系数表明, lnFDI的短期变化对lnGDP的短期变化有正的影响;然而系数值只有0.108397, 可见短期内外商直接投资变化对于经济增长的影响比较小。et-1系数的绝对值决定了均衡恢复的速度有多快, 值0.175015表明去年数据的估计误差有17.5%可以在今年消除掉, 但不能完全消除。由此可见:在短期内, 非均衡将不会很快消失, 因此外商直接投资将在长期内影响经济增长。
3 结果及建议
3.1 模型结论
(1) 江苏省的GDP与FDI的1990-2005年时间序列数据为非平稳, 但通过取自然对数及做一阶差分后数据为平稳, 可见两者之间存在长期均衡关系。 (2) 由格兰杰因果分析可以看出:江苏省的GDP与FDI存在双向因果关系, 即从FDI到GDP及从GDP到FDI的因果关系同时存在。 (3) 通过误差修正模型可以看出:外商直接投资具有滞后作用, 外商直接投资对于江苏省国内投资的带动和产业结构的优化具有重要作用, 也就是说可以间接地在长期过程中促进着江苏省经济的增长。
3.2 政策建议
(1) 应该积极地采取措施不断完善各项法规制度和管理体制, 改善江苏省投资环境, 最大限度地吸引外资。具体来讲: 一方面要加强基础设施建设, 改善硬环境以“筑巢”, 可以BOT方式吸引外商从事基础项目建设解决基础设施建设资金短缺问题。另一方面还要创造软环境以“暖巢”, 加快政府职能转变, 提高行政服务质量。 (2) 应该积极引导外资投向, 进一步优化外商直接投资的产业结构, 继续扩大外商投资领域, 不断提高利用外资的质量和效益。
摘要：根据1990-2005年江苏省GDP与FDI的时间序列数据分析, 采用线性回归分析方法研究FDI与江苏省经济增长之间的关系。格兰杰因果分析表明:江苏省经济增长与外商直接投资之间存在着双向因果关系, 即从FDI到GDP及从GDP到FDI的因果关系同时存在。
关键词：外商直接投资,经济增长,协整检验,因果关系检验
参考文献
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