计量经济学论文外商直接投资fdi对浙江省经济影响的实证分析大学论文Word下载.docx
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t年浙江省实际利用外商直接投资额。
根据我国统计年鉴,得到相关数据如下:
年份
外商直接投资FDI(亿美元)
全省生产总值GDP(亿元)
汇率
全省生产总值GDP(亿美元)
1984
0.03
323.25
2.32
139.33
1985
0.16
429.16
2.94
145.97
1986
0.19
502.47
3.45
145.64
1987
0.23
606.99
3.72
163.17
1988
0.30
770.25
207.06
1989
0.52
849.44
3.76
225.91
1990
0.48
904.69
4.78
189.27
1991
0.92
1089.33
5.32
204.76
1992
1375.70
5.51
249.67
1993
10.33
1925.91
5.76
334.36
1994
11.44
2689.28
8.61
312.34
1995
12.58
3557.55
8.35
426.05
1996
15.20
4188.53
8.31
504.03
1997
15.03
4686.11
8.29
565.27
1998
13.18
5052.62
8.28
610.22
1999
15.33
5443.92
657.48
2000
16.13
6141.03
741.67
2001
22.12
6898.34
833.13
2002
31.60
8003.67
966.63
2003
54.49
9705.02
1172.10
2004
66.81
11648.70
1406.85
2005
77.23
13417.68
8.19
1638.30
2006
88.89
15718.47
7.97
1972.20
2007
103.66
18753.73
7.6
2467.60
2008
100.73
21462.69
6.95
3088.16
2009
99.40
22998.24
6.83
3367.24
2010
110.02
27747.65
6.77
4098.62
2011
116.66
32363.38
6.46
5009.81
2012
130.69
34739.13
6.3
5514.15
2013
141.59
37756.58
6.19
6099.61
2014
157.97
40173.03
6.14
6542.84
表1
3.2建立模型
由表1中GDP和FDI的数据(其中GDP为换算为美元单位的数据)通过Eviews软件得到散点图如图所示:
x-FDIy-GDP
图1
由图1可见,二者之间大致呈一元线形关系,因此,我们将试图通过简单的线性模型来看FDI和GDP之间所存在的关系,把FDI当作GDP的主要影响因素,其他影响因素全部放入随机扰动项中。
假定GDP和FDI之间存在如下关系:
GDPt=β1+β2FDIt+μt
利用EVIEWS软件,用最小二乘法进行回归如下:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
30/12/16Time:
20:
05
Sample:
19842014
Includedobservations:
31
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-47.40215
140.7207
-0.336853
0.7387
X
36.32629
2.072731
17.52581
0.0000
R-squared
0.913730
Meandependentvar
1612.885
AdjustedR-squared
0.910755
S.D.dependentvar
1939.367
S.E.ofregression
579.3638
Akaikeinfocriterion
15.62408
Sumsquaredresid
9734211.
Schwarzcriterion
15.71659
Loglikelihood
-240.1732
F-statistic
307.1541
Durbin-Watsonstat
0.191118
Prob(F-statistic)
0.000000
表2
即得模型为:
GDP=-47.40215
+36.32629FDI
se=
(140.7207)(2.072731)
t=
(-0.336853)(17.52581)
R2=0.913730
F=307.1541
DW=0.191118
SE=579.3638
从经济意义看来,GDP随着FDI的增加而增加,所以模型的参数估计是符合经济意义的。
β2=72.8219是样本回归方程的斜率,说明年外商投资每增加一亿元,平均来说GDP将增加72.819亿元,β1=−1727I.00是样本回归方程的截距。
R2=0.912837说明样本回归直线对样本的拟合优度较高。
t=13.64835查表t(0.05)=1.734t>
t(0.05),说明FDI对GDP影响的t值显著。
由于使用了广义差分数据,样本容量减少了1个,为21个。
查5%显著水平的DW统计表可知DW<
DL=1.316,说明该模型中存在有严重序列相关性(下文将验证),故本文对上述模型进行计量经济学的检验,并进行修正,看是否能使模型方程得到改进。
3.3序列相关性检验
图2
从图2中可以看出残差项存在正的序列相关性。
3.4消除序列相关性
为解决自相关问题,选用柯克兰特-奥卡特迭代法对模型进行修正,其结果如下:
30/12/16Time:
21
Sample(adjusted):
30afteradjustingendpoints
Convergencenotachievedafter100iterations
18.10335
7.244459
2.498923
0.0188
1052304.
4.63E+08
0.002274
0.9982
AR
(1)
0.999888
0.049525
20.18963
0.987105
1662.004
0.986150
1952.810
229.8163
13.80708
1426019.
13.94720
-204.1062
1033.451
0.680487
InvertedARRoots
1.00
表3
由表可知,AR
(1)的系数对应的P值几乎为零,表明在5%的显著水平下显著的不为零。
DW的统计量值为0.680487,查n=30,k=2a=0.05时的DW检验表可知DL=1.35,DU=1.49,DW小于5%的显著水平下的临界值上限,说明模型仍存在序列相关性,因此要考虑二阶序列相关模型。
40
29afteradjustingendpoints
2.521029
5.672379
0.444439
0.6605
1286970.
8.51E+08
0.001512
0.9988
1.716194
0.240005
7.150665
AR
(2)
-0.716247
0.277699
-2.579216
0.0162
0.994442
1714.281
0.993775
1965.896
155.1031
13.05350
601424.4
13.24209
-185.2757
1491.065
2.176089
.72
表4
从表4中可以看出DW=2.176089,查n=29,k=2a=0.05时的DW检验表可知DL=1.34,DU=1.48<
DW=2.176089<
4-DU=2.52,这表明,模型不存在自相关。
所以此时回归方程为GDP=1286970+2.521FDI
3.5单位根检验
由于所用数据为时间序列数据,需要检验其平稳性,并用EG两步法考察它们之间是否存在协整关系。
ADFTestStatistic
0.483568
1%CriticalValue*
-4.3226
5%CriticalValue
-3.5796
10%CriticalValue
-3.2239
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
D(Y)
21:
12
28afteradjustingendpoints
Y(-1)
0.025569
0.052876
0.483568
0.6333
D(Y(-1))
0.276964
0.250793
1.104353
0.2809
D(Y(-2))
0.002771
0.274552
0.010093
0.9920
-99.33715
77.11160
-1.288226
0.2105
@TREND(1984)
13.87649
6.765320
2.051121
0.0518
0.750156
228.4714
0.706705
254.0125
137.5649
12.84650
435254.4
13.08439
-174.8510
17.26434
1.925249
0.000001
表5Y数据的单位根检验结果
从检验结果看,在5%、10%三个显著性水平下,Y数据列单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.5796,-3.229,t检验统计量值为0.48568,大于相应临界值,从而不能拒绝存在单位根的原假设,表明GDP数据是非平稳的,RSS=435254.4。
1.038781
-3.6852
-2.9705
-2.6242
49
0.056115
0.054020
1.038781
0.3093
0.410137
0.257921
1.590166
0.1249
0.068230
0.290339
0.235001
0.8162
41.64742
37.21421
1.119127
0.2742
0.704455
0.667512
146.4681
12.94306
514870.0
13.13337
-177.2028
19.06863
1.943309
0.000002
表6Y数据的单位根检验结果
(2)
从检验结果看,在5%、10%两个显著性水平下,Y数据列单位根检验的Mackinnon临界值分别为-2.9705,-2.6242,t检验统计量值为1.038781,大于相应临界值,从而不能拒绝存在单位根的原假设,表明GDP数据是非平稳的,RSS=514870.0
1.239789
-2.6486
-1.9535
-1.6221
22:
25
0.066340
0.053509
1.239789
0.2266
0.434202
0.258318
1.680884
0.1052
0.056369
0.291607
0.193306
0.8483
0.689032
0.664154
147.2058
12.92250
541738.6
13.06523
-177.9150
Durbin-Watsonstat
1.909483
表7Y数据的单位根检验结果(3)
从检验结果看,在10%显著性水平下,Y数据列单位根检验的Mackinnon临界值分别为-1.6221,t检验统计量值为1.239789,大于相应临界值,从而不能拒绝存在单位根的原假设,表明GDP数据是非平稳的,RSS=541738.6
则可以把表5中回归方程看为无约束方程,将图7中方程看为约束方程。
在28个观测值,4个解释变量下,无约束模型的自由度为23,因此,
查表,得
>
1.51,不能拒绝联合假设,认为序列存在单位根,但不存在时间趋势项和常数项。
同理,我们可以对变量的一阶差分进行ADF检验,结果发现Y的一阶分差仍旧是非平稳的,而Y的二阶分差是平稳的,因此说变量Y的序列是二阶单整的。
如下图,对X进行了分析。
-1.036762
D(X
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