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湖北省对外直接投资与经济增长关系研究

作者:朱文茜来源:《企业科技与发展》日期:2018-07-09人气:1699

本文利用湖北省2003-2016年对外直接投资(OFDI)及经济增长相关数据,进行协整分析,考察了湖北省对外直接投资在该省经济增长中发挥的作用, 即两者存在长期均衡关系,但贡献率较低。

1 湖北省对外直接投资的现状

近年来,在“一带一路”战略下,湖北省对外投资合作取得新进展。2015年在一带一路沿线国家签订的工程合同额几乎翻番,境外投资呈积极发展态势,我省地方企业新设境外企业及机构80家,中方协议投资额创历史新高,且投资领域逐步向技术研发等高科技产业转型。2016年湖北省对外承包工程新签合同额126.4亿美元,同比上升11.2%,对外投资取得了一定的进展。但是由于湖北省位于中部地区,与东部地区及沿海地区相比,对外投资额仍较小,一定程度上限制了地区的经济增长。

关于 OFDI与经济增长之间关系的研究,国外学者认为OFDI所产生技术逆向外溢效应有利于母国生产率的提高,从而促进经济增长。国内相关研究集中在实证分析上,主要观点为对外直接投资能够对经济增长产生积极的影响,但现阶段这一结果还不是很明显(魏巧琴等,2003; 肖黎明,2009)。冯彩等(2012),张小溪等(2016)认为OFDI的母国经济增长效应在不同地区存在差异,其中在东部地区增长效应最为显著。谭本艳等(2012)表明湖北省经济增长受OFDI影响极小。可以看到,目前关于湖北省 OFDI与经济增长之间的关系研究尚不完善,而湖北省在一带一路的战略背景下,OFDI的发展尤为关键,因此本文利用2003-2016年数据研究湖北省 OFDI与经济发展之间的关系并提出政策建议。

2 湖北省OFDI与经济增长关系的实证分析

2.1变量的选择和模型的建立

本文选取的数据来源于2017年《湖北统计年鉴》,湖北省对外直接投资的数据来源于2003一2016年《中国对外直接投资统计公报》。样本时间跨度为 2003一2016年。为消除汇率变动的影响,对以美元为单位的湖北省OFDI数据,根据本年的汇率,转化为以人民币为单位的数据。

为考察对外直接投资对湖北省经济增长的拉动效应,本文采用柯布—道格拉斯生产函数模型为理论模型: y=

其中,y为产出量,用湖北省的地区生产总值( GDP)表示;K为资本,用固定资产投资( FA)表示;L为劳动力,用全行业就业人数( POP)表示;A为技术进步水平,由于技术进步水平在湖北省地区生产总值中体现较小,在建立的线性模型中排除这个变量;、为参数,分别是资本和劳动的产出弹性。现引入参数D,D为对外直接投资,用湖北省对外直接投资存量( HBFDI)表示,为其产出弹性。同时对上述变量取自然对数,来消除可能存在的异方差和多重共线性,建立线性模型:

ln GDP=β1ln FA+β2ln POP+β3ln HUFDI+μt  (1)

2.2 变量的平稳性检验

由于使用非平稳经济变量建立回归模型会导致虚假回归问题,使实证结果失去意义,因此在回归分析之前,我们分别对ln GDP、ln FA、ln POP、ln HUFDI的平稳性进行单位根检验。

本文采用 ADF 检验,对模型(1)式中的变量进行0-2阶单位根检验,结果见表 1,

表1 单位根及稳定性检验结果

变量

检验形式

5%临界值

ADF检验值

结论

lnGDP

(c,t,0)

-3.119 910

-2.194 982

不平稳

lnFA

(c,t,0)

-3.119 910

-1.693 434

不平稳

lnPOP

(c,t,0)

-3.119 910

-2.349 397

不平稳

lnHUFDI

(c,t,0)

-3.119 910

-0.268 143

不平稳

(2)lnGDP

(c,t,1)

-3.212 696

-3.754 685

平稳

(2)lnFA

(c,t,1)

-3.175 352

-2.663 645

平稳

(2)lnPOP

(c,t,2)

-3.259 808

-3.945 379

平稳

(2)lnHUFDI

(c,t,1)

-3.175 352

-4.346 492

平稳

注: 检验形式c、t、k分别为常数项;趋势项;滞后阶数。(2)表示二阶差分

从表1的检验结果可知,模型(1)式的4个变量的二阶差分后 ADF统计量均小于5%的临界值,则各二阶差分序列为不含单位根的平稳序列,通过了平稳性检验,存在协整关系。

2.3 协整方程估计与检验

下面采用EG(Engle-Granger)两步法进行协整检验,考察上述变量间是否有长期的协整关系。

第一步:用OLS法估计(1)式,估计结果为:

ln GDP=0.6244ln FA+0.4428ln POP+0.0234lnHUFDI+μt  (2)

t值:  (9.477)       (13.926)     (0.789)

R2=0.99    DW=1.58   Prob(F-statistic)=0.000 0

因此,残差的估计值为:

μt= ln GDP-0.624 4ln FA-0.442 8ln POP-0.023 4ln HUFDI(3)

第二步,对模型(3)即残差μt进行平稳性检验。如果残差μt平稳,则四个变量间存在协整关系,反之亦然。如表2所示,残差项的ADF统计量为-4.045267,因此残差项在5%的显著性水平下平稳,即变量之间存在协整关系。

表2  残差项的一阶差分的ADF检验结果

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t-Statistic

  Prob.*

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-4.045267

 0.0113

Test critical values:

1% level

 

-4.121990

 

 

5% level

 

-3.144920

 

 

10% level

 

-2.713751

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2.4 模型估计值说明

从协整方程(2)式的 R2、 DW、 Prob( F- statistic)等统计量来看,各变量拟合程度较好。对比固定资产投资、劳动力两个解释变量的参数及 t统计量,湖北省OFDI的参数为0.023 4, t统计量仅为0.789,在统计上不显著,因此OFDI对湖北省经济增长的促进作用不明显。固定资产投资和劳动力的参数分别为0.624 4、0.442 8, 在5%的置信区间上显著。这表明湖北省经济增长主要依靠省内的固定资产投资和人口红利,而OFDI对湖北省经济增长的贡献极小。

3 结论与政策建议

通过对湖北省OFDI数据及经济增长的相关数据进行协整检验,结果表明OFDI对湖北省经济的拉动效应较小,资本增长和人口红利仍然是现阶段带动经济增长的关键要素。可以看到,与其他经济发达、有地域优势的省份相比,湖北省OFDI的规模较小,投资结构不够完善,对该省经济增长的促进作用尚未显现。 因此,湖北省应在国家坚持对外开放基本国策下、大力促进一带一路国际合作,实施便利的对外投资政策,鼓励省内企业进行国际化投资,从而使湖北省经济增长方式实现注重质量和效率的转变,拉动经济持续增长。


本文来源:《企业科技与发展》:http://www.zzqklm.com/w/qk/21223.html

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