浙江fdi產業(yè)結構效應的實證分析【畢業(yè)論文】

1、<p>　　本科畢業(yè)設計(論文)</p><p><b>　　( 屆)</b></p><p>　　論文題目浙江FDI產業(yè)結構效應的實證分析</p><p>　　所在學院 商學院 </p><p>　　專業(yè)班級 經濟學 &

2、lt;/p><p>　　學生姓名 學號 </p><p>　　指導教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 日</p><p><b>　　誠 信 聲 明</b></p>

3、<p>　　我聲明，所呈交的論文是本人在老師指導下進行的研究工作及取得的研究成果。據我查證，除了文中特別加以標注和致謝的地方外，論文中不包含其他人已經發(fā)表或撰寫過的研究成果，也不包含為獲得 或其他教育機構的學位或證書而使用過的材料。我承諾，論文中的所有內容均真實、可信。</p><p>　　論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日</p><

4、p><b>　　授 權 聲 明</b></p><p>　　學校有權保留送交論文的原件，允許論文被查閱和借閱，學?？梢怨颊撐牡娜炕虿糠謨热?，可以影印、縮印或其他復制手段保存論文，學校必須嚴格按照授權對論文進行處理，不得超越授權對論文進行任意處置。</p><p>　　論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日</p>&l

5、t;p><b>　　摘 要</b></p><p>　　隨著經濟全球一體化的推進，外商直接投資（FDI）對開放性區(qū)域經濟增長的貢獻日益增大，因此一個地區(qū)利用FDI情況與其對該地區(qū)的產業(yè)結構產生的效應已日益成為各地政府關注的重要問題。本文首先介紹改革開放以來浙江省產業(yè)結構變動的概況, 浙江吸引外商直接投資的趨勢，結構分析及產業(yè)分布，然后從浙江自身角度,分別用三次產業(yè)的FDI與各自的

6、產值運用計量模型計算分析。通過單位根檢驗、協整分析，得出三次產業(yè)的產值與FDI穩(wěn)定的均衡關系，接著運用格蘭杰檢驗方法說明三次產業(yè)的產值與FDI是否具有顯著的雙向因果關系。最后，在上述研究的基礎上提出進一步促進浙江利用FDI的政策建議。</p><p>　　關鍵詞：FDI,產業(yè)結構,協整分析,格蘭杰因果檢驗</p><p><b>　　ABSTRACT</b></

7、p><p>　　With the advance of economic globalization, the contribution of regional economic growth was caused by increasing FDI. So the situation of using FDI and the efficiency of the structure of industry have

8、became an important thing for the local government. First, this article introduces the basic situation about the use of FDI, the trend of obsorbing FDI ,the analysis of the structure and the distribution of the industr

9、y in Zhejiang. Then, it uses performance index performance econometric model t</p><p>　　KEY WORDS: 錯誤!未指定書簽。FDI，the structure of industry, Cointegration analysis, Granger causality test </p><p>

10、<b>　　目 錄</b></p><p><b>　　摘 要I</b></p><p>　　ABSTRACTII</p><p><b>　　引 言1</b></p><p><b>　　一、文獻回顧1</b></p><p&

11、gt;　　（一）國外關于FDI產業(yè)結構效應的研究1</p><p>　?。ǘ﹪鴥汝P于FDI產業(yè)結構效應的研究2</p><p>　　二、FDI與浙江產業(yè)結構變動的描述性統(tǒng)計分析3</p><p>　?。ㄒ唬┱憬璅DI的變動3</p><p>　　（二）浙江產業(yè)結構的變動4 </p><p>　?。ㄈ〧DI

12、與浙江產業(yè)結構變動的關系4 </p><p>　　三、浙江FDI產業(yè)結構效應的計量分析8</p><p>　?。ㄒ唬┳兞康倪x取與數據處理4 </p><p>　?。ǘ┠Ｐ偷脑O立8</p><p>　?。ㄈ祿钠椒€(wěn)性檢驗10</p><p>　?。ㄋ模﹨f整分析10</p><p>

13、;　　（五）格蘭杰因果檢驗10</p><p>　　四、結論與政策建議14</p><p><b>　　參考文獻18</b></p><p><b>　　致 謝20</b></p><p><b>　　附 錄21</b></p><p>&

14、lt;b>　　引 言</b></p><p>　　上世紀80年代以前，浙江還是個“一大三小”的省份：即人口大省、地域小省(資源小省)、經濟小省(國家投入小省)、工業(yè)小省，經濟實力、基礎設施、資源條件都較為薄弱。直至1978年改革開放，外貿的發(fā)展對浙江經濟開始發(fā)揮舉足輕重的作用，1980年之后，外資逐漸被引進，當年合同利用外資138萬美元，改革開放近30年，浙江主動參與國際競爭和國際經濟合作，積極

15、的發(fā)展外向型經濟，在利用外資的方面取得了重大的突破。據中國統(tǒng)計年鑒，1997-2008年浙江實現全省生產總值從4686.11億元到21486.92億元的飛躍性發(fā)展，增長了459%；實際利用外商直接投資從1997年的15.0345億美元增加到2008年的100.7億美元，增長率達到了670%。</p><p>　　正確認識和評價FDI對浙江各次產業(yè)產值的影響，對于調整產業(yè)結構，促進浙江經濟可持續(xù)發(fā)展是有十分重要的意

16、義。FDI與浙江各次產業(yè)產值的關系究竟是怎樣？是促進浙江經濟，還是阻礙浙江經濟，或者沒有明顯的相互聯系，二者有怎樣的因果關系？為了解釋這些問題，本文將在前人研究基礎上，采用合理的計量模型分析FDI與浙江各次產業(yè)產值的關系，以便從定量角度較為精確地揭示FDI影響浙江三次產業(yè)變化的方向與程度，并在此基礎上提出更具針對性的對策措施，以更好地推動浙江經濟的發(fā)展。</p><p><b>　　一、文獻回顧<

17、/b></p><p>　　（一）國外關于FDI產業(yè)結構效應的研究</p><p>　　英國經濟學家拉奧（1983）提出了用技術地方化理論來解釋發(fā)展中國家對外投資的行為，拉奧認為其技術包含著企業(yè)內在的創(chuàng)新活動[1]。 至于FDI對經濟增長的影響，各學者通過建立模型和協整關系分析，以及數據的回歸分析對其進行研究。FDI促進了中國產業(yè)結構升級，提升了中國產品的出口競爭力。</p&g

18、t;<p>　　小島清（Kiyoshi Kojima）第一次提出了產業(yè)概念，相對于之前以企業(yè)為研究對象的壟斷優(yōu)勢理論而言前進了一步。他指出對外直接投資是建立在比較優(yōu)勢基礎之上的，企業(yè)比較優(yōu)勢的變遷在對外直接投資中有決定性作用[2]。外商直接投資影響資源的使用和使用效率有直接和間接兩方面：一是通過外資企業(yè)的技術水平、戰(zhàn)略和業(yè)績直接影響資源的配置，二是間接地通過產業(yè)關聯和競爭刺激影響其他廠商的行為，從而改變資源的使用方式和效率

19、。</p><p>　　“增長階段模型”引入了跨國公司和直接投資因素，該模型指出各國經濟發(fā)展水平具有階梯形的等級結構?？鐕镜闹苯油顿Y有利于東道國建立與本土由有競爭力的產業(yè)，縮短東道國產業(yè)升級代換的時間和調整東道國的產業(yè)結構。 </p><p>　　錢納的“雙缺口模型”指出，外資可以彌補東道國的儲蓄缺口和外匯缺口，進而推動其經濟增長和結構轉換[3]。</p><p&g

20、t;　?。ǘ﹪鴥汝P于FDI產業(yè)結構效應的研究</p><p>　　對外直接投資的發(fā)展階段理論，吳彬與黃韜（1997）提出了對外直接投資的二階段理論[4]；馮雁秋（2000）提出了中國對外直接投資的“五階段周期理論” [4]，程惠（1998年）提出比較優(yōu)勢理論[5]，程惠芳（1998）提出宏觀經濟的內外均衡理論[6]。毛蘊詩（2001）提出綜合論，楚建波、胡罡（2003）提出門檻論，歐陽峣（2006）提出大國綜合

21、優(yōu)勢理論等[7]。邢建國（2010）在《中國企業(yè)FDI研究：理論模型與政策思路》第一次明確提出適用于發(fā)展中大國的“有效資本型FDI”新的理論模型。要素的整合能力、跨國產業(yè)增殖鏈的建構能力以及對東道國市場條件適應性反應能力，是有效資本型FDI的三大核心能力。該理論是在結合中國“大國經濟”特征的基礎上，綜合了西方主流和非主流FDI理論成果，為中國不同企業(yè)進入跨國投資領域提供了一個新的解釋框架。以“有效資本型FDI”理論為基礎，邢建國進一步提

22、出了中國企業(yè)FDI產業(yè)組合區(qū)位比較優(yōu)勢、市場內部化率和結構高度化同質性三大產業(yè)選擇基準。何潔、許羅丹(1999)考察了FDI對中國工業(yè)企業(yè)產量的外溢作用[8]。李小建 (1999)采用問卷調查的方法對大型跨國公司</p><p>　　二、FDI的變動與浙江產業(yè)結構的描述性統(tǒng)計分析</p><p>　　改革開放以來，浙江省三次產業(yè)實現了突飛猛進的發(fā)展，三次產業(yè)的結構發(fā)生了非常顯著的變化，并且

23、顯現出明顯的階段性。在這30年中，工業(yè)化的進程不斷加快，對全省的發(fā)展形成了舉足輕重的影響。改革開放以來，浙江省作為我國東部沿海重要經濟發(fā)展省(市) 之一，已成為國際投資的熱點。國際資本的大量投入，緩解了經濟發(fā)展進程中的資本短缺，促進了浙江省外向型經濟的迅猛發(fā)展，從而使浙江經濟走上了工業(yè)化、市場化、國際化三位一體的發(fā)展道路。浙江省積極利用外商直接投資，在一定程度上促進了浙江區(qū)域經濟的發(fā)展與浙江產業(yè)結構的優(yōu)化和升級。本文在最新數據的基礎上，

24、分析了外商投資對浙江經濟產業(yè)結構的影響，以及在三次產業(yè)結構中，外商直接投資的影響程度如何。</p><p>　?。ㄒ唬┱憬璅DI的變動</p><p>　　根據上述圖1及附表A顯示的數據，可以將改革開放后浙江FDI變動分為三個階段進行分析：</p><p>　　階段Ι：1996年-2000年</p><p>　　由圖1及附表A可以看出從199

25、6年至2000年期間，浙江省利用外資屬于回落調整階段，1996年浙江省實際利用外資為4188.53萬美元，1997年浙江省實際利用外資4686.11萬美元，1998年浙江省實際利用外資5052.62萬美元，1999年浙江省實際利用外資5443.92萬美元，2000年浙江省實際利用外資6141.03萬美元。1997年外資利用增長了11.88%，1998年外資利用增長了7.82%，1999年外資利用增長了7.74%，2000年外資利用增長1

26、2.81%。出現這一階段的主要原因是國內供需格局逐漸轉變?yōu)橘I方市場，以及東南亞金融危機等影響，合同外資增長率先出現大幅回落，自1999年起，外商直接投資才有了恢復性增長。</p><p>　　階段Ⅱ：2001年-2006年</p><p>　　由圖1及附表A可以看出從2001年至2006年期間，浙江省利用外資屬于高速擴張階段。2001年外資利用增長了16.02%，2002年外資利用增長達到

27、了21.26%，2003年外資利用增長為20.03%，2004年外資利用增長為15.19%，2005年增長為17.15%，2006年外資利用增長為19.31%。這六年來，浙江省外資利用的增速都達到了百分之十五以上，其中的原因在于這一期間，國家針對通貨緊縮的狀況及時采取了擴大內需和擴張性的積極財政政策，以及浙江省加強了引進外資的力度，擺脫了前幾年的緩慢增長態(tài)勢，所以呈現出高速發(fā)展態(tài)勢。</p><p>　　階段Ⅲ：

28、2007年-2010年</p><p>　　由圖1及附表A可以看出從2007年至2010年期間，浙江省利用外資屬于回落階段。2007年外資利用增速為19.31%，2008年增速為14.44%，2009年增速下降為7.12%，2010年增速為17.88%。2008年浙江外資流入額的減少一定程度上取決于2007年爆發(fā)的金融危機，而從2009年開始國家的經濟政策開始發(fā)揮作用，經濟形勢好轉，從而浙江外資流入重新回到第二階

29、段的水平。</p><p>　　圖1 浙江省1996——2010年FDI總值變動情況</p><p>　　（1）第一產業(yè)FDI變動</p><p>　　由圖2及附表A和附表B可以看出，第一產業(yè)浙江利用外資方面的增長非常緩慢。從附表A來看，第一產業(yè)實際利用外資在一百億美元以下，增長速率波動劇烈，不穩(wěn)定。</p><p>　?。?）第二產業(yè)FDI

30、變動</p><p>　　由圖2及附表A和附表B可以看出，第二產業(yè)浙江利用外資方面的增長比較快。1996年-2000年期間，外資利用從259.64億美元增至1286.741億美元，增長相對緩慢；2001年-2006年外資利用從1868.377億美元增至6907.62億美元，可謂飛速增長；2007年外資利用達到新高為7292.07億美元，2008年外資利用增長有所回落, 2007年外資增長率為上年的5.57%，20

31、08年外資增長率卻為上年的-4.38%，2009年外資增長率為上年的-7.40%, 2010年外資增長率回升為上年的9.20%.</p><p>　　（3）第三產業(yè)FDI變動</p><p>　　由圖2及附表A和附表B可以看出，第二產業(yè)浙江利用外資方面的增長頗快。</p><p>　　1996年-2000年期間，外資利用從93.38億美元增至310.598億美元，增

32、長相對緩慢；2001年-2006年外資利用從330.637億美元增至1467.315億美元，增長飛速；2007年外資利用增長率達到新高， 2007年外資增長率為上年的52.20%，2008年外資增長率為上年的2.37%，2009年外資增長率僅為上年的11.40%，2010年外資增長率回升為上年的9.20%。</p><p>　　圖2 浙江省1996——2010年三次產業(yè)吸引FDI情況</p>&l

33、t;p>　?。ǘ┱憬a業(yè)結構的變動</p><p>　　由圖3及附表C可看出，浙江省產值從1996年-2010年分為三個階段， 1996年-2000年，產值增速緩慢階段，2001年-2007年，產值快速增長階段，2008年由于金融危機的影響增長有所回落。</p><p>　　圖3 1996年至2010年浙江省全省生產總值比</p><p>　　1、第一產業(yè)

34、產值變動</p><p>　　由圖4及附表C可以看出，1996年-2010年第一產業(yè)產值增長非常緩慢。從附表C來看，第一產業(yè)產值一直保留在2000億元以下。</p><p>　　2、第二產業(yè)產值變動</p><p>　　由圖4及附表3 可以看出，第二產業(yè)產值穩(wěn)定增長，可按其發(fā)展變化分為三個階段：1996年-2000年浙江省第二產業(yè)產值從594.94億元增至630.9

35、8億元，這個期間的第二產業(yè)產值增長緩慢。2001年-2007年產值從3572.88億元增至10154.25億元，附表D可看出，2001年以后的幾年里平均增速在百分之十九左右，所以第二產業(yè)的產值快速增長。2007年發(fā)生金融危機，2008年第二產業(yè)產值的增長率下降為13.92%，2009年第二產業(yè)產值增長率更低，為2.95%；2010年國家經濟政策的刺激，經濟好轉，產值增長率有所回升。</p><p>　　3、第三產

36、業(yè)產值變動</p><p>　　由圖4及附表3可以看出，第三產業(yè)產值穩(wěn)定增長，可按其發(fā)展變化分為三個階段：1996年-2000年產值從1361.42億元增至2236.12億元，相對于其他階段來說，此階段的第三產業(yè)產值增長緩慢。2001年-2007年產值從3572.88億元增至10154.25億元，附表D可看出，2007年第三產業(yè)產值增長21.20%。2007年發(fā)生金融危機，2008年第三產業(yè)的增長率下降為15.5

37、8%，2009年第三產業(yè)產值增長率為12.72%；2010年國家經濟政策的刺激，經濟好轉，產值增長率上升為18.41%。</p><p>　　圖4 1980年—2010年三次產業(yè)產值變化趨勢</p><p>　　從全省產值來講，改革開放這幾十年里，三大產業(yè)的貢獻趨勢是有所不同的。第一產業(yè)明顯降低，從原先的38.06%降低到2009年的5.06%；第二產業(yè)從原先的43.26%上升至51.8

38、0%；第三產業(yè)從原先的18.68%到現在的43.14%?？梢?，浙江的三大產業(yè)的變化很大，第一產業(yè)比重下降，第二和第三產業(yè)比重提高。而在未來預測，第一產業(yè)比重還會繼續(xù)下降，第二產業(yè)比重由升轉降，第三產業(yè)比重繼續(xù)提高。</p><p>　　圖5 1980年—2010年三次產業(yè)產值占總產值的比重</p><p>　　（三）FDI與浙江產業(yè)結構變動的關系</p><p>

39、　　從浙江外商直接投資的產業(yè)分布可以看出，外商投資領域總體上表現出明顯的“二、三、一”的產業(yè)特征。第二產業(yè)實際利用外資占總數的80.5%,其中制造業(yè)占總數的78.6%，制造業(yè)中的紡織業(yè)實際利用外資占總數的10.0%,機械業(yè)占8.1%,通信設備、計算機及其他電子設備8.1%。近幾年來浙江省引資結構有優(yōu)化的傾向，2007年,外商投資企業(yè)在全省行業(yè)布局中,第一產業(yè)實際利用外資占總數的0.5%，其中農業(yè)占總數的0.1%。第三產業(yè)實際利用外資占總

40、數的 19.0%,同比增長62.5%,是三個產業(yè)中增幅最大的。而2008年在引資總量減少的情況下，第三產業(yè)利用外資卻保持良好勢頭，實際外資 30.6億美元，比上年增長2.4%，占外資總額的30.3%。其中以房地產業(yè)為集中領域，兩項指標的比重分別為5.2%和6.0%。值得一提的是，因為浙江省房地產業(yè)市場需求旺盛，房地產業(yè)是近年來浙江省利用外資增長最快的行業(yè)之一，但隨著宏觀調控的實施，2004年房地產投資開始出現回落態(tài)勢。農、林、牧、漁業(yè)是

41、外商投資的薄弱領域。第一產業(yè)屬浙江省鼓勵外商進入的行業(yè)，但長期以來由于第一產業(yè)投資利潤的相對較低使外商對第一產業(yè)的投資熱情不</p><p>　　為了更明確地了解FDI的變動對三次產業(yè)各自的產值在1996年至2010年間的關系，本文用三次產業(yè)各自的產值與其吸收的外資做比較，記作FDI1與GDP1,FDI2與GDP2,FDI3與GDP3。</p><p>　　圖6 第一產業(yè)產值與其實際利用

42、外資的比較</p><p>　　圖6主要反映了FDI1與GDP1的變動趨勢。由此圖可以看出，第一產業(yè)對浙江經濟的貢獻與第一產業(yè)實際利用外資沒有相關關系，其產值保持逐年平穩(wěn)地遞增過程，而其外資的流入增長近乎于零，沒有實質性地增長。</p><p>　　圖7主要反映了FDI2與GDP2的變動趨勢。由此圖可以看出，第二產業(yè)對浙江經濟的貢獻與第二產業(yè)實際利用外資的變化趨勢。由此圖可以看出，從199

43、6年開始至今，第二產業(yè)對浙江經濟的貢獻是逐年遞增的(1996年至2000年增長比較緩慢，2001年至2010年增長率都較大)，甚至在2007年經濟危機來臨之際表現出來的2008年產值增長率只略微下降，而2008年浙江的產值依然比2007年的要高。再觀察第二產業(yè)實際利用率，在九五期間，國內開始完善市場經濟，所以，市場并不完善，政策等外部因素的影響使得浙江外資的流入的增長度很小，而從2000年開始的第十個五年計劃開始,外資流入加大，直至20

44、06年外資流入達到最大值；流入第二產業(yè)的外資受國際金融市場的影響很大，在2007年受大很大的沖擊，并且影響下一年度的浙江產值的大小。</p><p>　　圖7 第二產業(yè)產值與其實際利用外資的比較</p><p>　　圖8主要反映了FDI3與GDP3的變動趨勢。由此圖可以看出，第三產業(yè)對浙江經濟的貢獻與第三產業(yè)實際利用外資的變化趨勢。從1996年開始至今，第三產業(yè)對浙江經濟的貢獻是逐年遞增

45、的，并且由此圖可以看出，即使在2007年的金融危機之下，從曲線的平滑度看，第三產業(yè)沒有因為外資流入的不穩(wěn)定而有所影響。2007年外資的流入增長率為零，而第三產業(yè)產值穩(wěn)定增長。其原因可能是浙江服務業(yè)發(fā)展還不夠成熟，浙江服務業(yè)主要是由小型家庭成員組成的，趨于零散化，大型的服務行業(yè)不多，所以，不利于外資的流入，國際企業(yè)進駐浙江第三產業(yè)的不多，由此導致金融風暴下，對浙江產值的大小影響微乎其微。</p><p>　　圖8

46、 第三產業(yè)產值與實際利用外資的比較</p><p>　　三、浙江FDI產業(yè)結構效應的計量經濟學分析</p><p>　?。ㄒ唬┳兞康倪x取和數據處理</p><p>　　本文運用GDP的數據值作為測量FDI對國民經濟的貢獻。本文分析的是FDI對產業(yè)結構的影響，對應的用GDP1,GDP2,GDP3來代表引入FDI后的第一，第二，第三產業(yè)對國民經濟的貢獻。</p&g

47、t;<p>　　本文選擇1996年至2010年為樣本區(qū)間，且其數據來自于各期的《浙江統(tǒng)計年鑒》。值得說明的是，實際分析中的數據經過可處理，尤其是其中把數據對數化（LNGDP和LNFDI）后就得到本文分析中的時間序列了。本文用到的計量軟件是eviews3.1。</p><p><b>　　（二）設立模型</b></p><p>　　三次產業(yè)增加值的相對變化

48、是反映產業(yè)結構變化的重要指標，利用外資對產業(yè)結構的變化的影響來體現不同行業(yè)利用外資對其增加值的貢獻，因此，我們以三次產業(yè)是實際利用FDI金額對數化后作為解釋變量，以三次產業(yè)產值的增加值對數化后作為被解釋變量，構建對數回歸方程： </p><p>　　Ln(GDPi)=Ci+Ai*Ln(FDIi) 錯誤!未指定書簽。</p><p>　　其中，A、C表示回歸系數，Ln表示取以e

49、為底數的對數，i取自然數1,2,3。方程的經濟含義，即FDI要素與產出增加值之間滿足對數型數量關系。Ai表示FDI投入每增長1%時，第i產業(yè)產值增加值的增長率。</p><p>　　將三次產業(yè)分別帶入上述的回歸方程之中，在分別構建出以下對數回歸方程：</p><p>　　Ln(GDP1)=C1+A1*Ln(FDI1) （1）</p>&l

50、t;p>　　Ln(GDP2)=C1+A2*Ln(FDI2) （2）</p><p>　　Ln(GDP3)=C1+A3*Ln(FDI3) （3）</p><p>　?。ㄈ祿钠椒€(wěn)性檢驗</p><p>　　對模型進行回歸分析，采用1996年至2009年的GDP和FDI的相關數據（見表

51、1和表2）</p><p>　　首先用AFD檢驗法對其取對數后的數值進行單位根檢驗，檢查其時間序列的平穩(wěn)性。</p><p>　　表4 ADF的檢驗結果</p><p>　　由表4的檢驗的結果可知在二階差分的情況下，Ln(GDP1)和Ln（FDI1）在自信度為5%的可能性下是平穩(wěn)的。在二階差分的情況下， Ln(GDP2），Ln(FDI2）在自信度為1%的可能性下是

52、平穩(wěn)的，在二階差分的情況下，Ln(GDP3），Ln(FDI3）在自信度為5%的可能性下是平穩(wěn)的。所以可以進行回歸分析。</p><p>　?。ㄋ模┗貧w分析和協整分析</p><p>　　進行OLS回歸分析后，模型（1）得到如下結果：</p><p>　　Ln（GDP1）=2.100800+0.241728*Ln(FDI1)</p><p>　

53、　(12.07031)( 4.622893)</p><p>　　R2=0.621776 F=21.37114</p><p>　　對此回歸進行顯著性檢驗,當顯著性水平為a=1%時，查F分布表得到臨界值F0.01（1，14）=8.86，F=21.37114大于8.86，所以回歸方程顯著性比較顯著。T值檢驗下，t大于t0.05（13）=1.771，所以該模型是顯著性比較明顯

54、。</p><p>　　進行OLS回歸分析后，模型（2）得到如下結果：</p><p>　　Ln（GDP2）=1.183918+0.479829*Ln(FDI2)</p><p>　　(2.974042)( 6.419195)</p><p>　　R2=0.760174 F=41.20607</p><

55、p>　　對此回歸進行顯著性檢驗,當顯著性水平為a=1%時，查F分布表得到臨界值F0.01（1，14）=8.86，F=41.20607大于8.86，所以回歸方程顯著性比較顯著。T值檢驗下，t大于t0.05（13）=1.771，所以該模型是顯著性比較明顯。</p><p>　　進行OLS回歸分析后，模型（3）得到如下結果：</p><p>　　Ln（GDP3）=0.741968+0.59

56、5452*Ln(FDI2)</p><p>　　(3.721944)( 14.33365)</p><p>　　R2=0.940491 F=205.4534</p><p>　　對此回歸進行顯著性檢驗,當顯著性水平為a=1%時，查F分布表得到臨界值F0.01（1，14）=8.86，F=205.4534大于8.86，所以回歸方程顯著性比較顯著。T值檢

57、驗下，t大于t0.05（13）=1.771，所以該模型是顯著性比較明顯。</p><p>　　通過對三個模型的三次檢驗，可以看出，在1996年到2010年的這個時期內，FDI對浙江三次產業(yè)增加值的影響是各不相同的，對于第一產業(yè)，實際利用FDI對其增加值的貢獻是0.241728%，這表明FDI每增加1%，可使第一產業(yè)的GDP增加0.241728%，同樣地，第二產業(yè)，FDI每增加1%，可使第二產業(yè)GDP增加0.479

58、829%，第三產業(yè)增加0.595452%。</p><p>　　然后對上述三個模型的殘差序列模型進行ADF檢驗，得到的結果如表5所示。</p><p>　　表5 殘差序列e檢驗結果</p><p>　　從上表可以看出，在模型（1）中ADF=-3.202215<10%的臨界值-2.7349，因此認為模型（1）的殘差序列穩(wěn)定，即表明LnFDI1和LnGDP1具有

59、協整關系。</p><p>　　從上表可以看出，在模型（2）中ADF=-5.965503<10%的臨界值-2.7349，因此認為模型（2）的殘差序列穩(wěn)定，即表明LnFDI2和LnGDP2具有協整關系。</p><p>　　同理模型（3）也表明此殘差項是穩(wěn)定的。于是，模型各個殘差序列在10%的顯著水平下均通過了檢驗，因此拒絕存在單位根的假設。</p><p>　

60、　(五)格蘭杰因果檢驗</p><p>　　OLS回歸分析以及協整檢驗以后，要確定FDI是否是GDP變化的原因，以及GDP是否是FDI變化的原因，因此必須進過格蘭杰檢驗確定其是否存在因果關系。</p><p>　　格蘭杰因果關系檢驗的定義是：如果兩個經濟變量X、Y在包含過去信息的條件下對Y的預測效果要好于有Y的過去信息對Y的預測，即變量X有助于變量Y的預測精度的改善，則稱X對Y存在格蘭杰因

61、果性關系，在判斷X影響Y時，必須有兩個條件：一個是能夠根據X預測Y,即就是說，根據Y的過去值對Y進行回歸時，如果加上X的過去值這個自變量能夠顯著增強回歸的解釋能力。二是不能根據Y預測X，因為如果能夠根據Y預測X,又能根據X預測Y，則很可能X和Y都是由第三個或更多的其他變量決定的。</p><p>　　檢驗三次產業(yè)的GDP(lnGDP1、lnGDP2、lnGDP3)與外商直接投資(lnFDI1,lnFDI2,lnF

62、DI3)之間的因果關系，得到如下表6的結果。</p><p>　　表6：格蘭杰因果檢驗</p><p>　　第一產業(yè)。由表6可以看出，在滯后3期的情況下，第一產業(yè)產值不是FDI的Granger原因，反過來，FDI是第一產業(yè)產值的Granger原因。</p><p>　　第二產業(yè)。由表6可以看出，在滯后3期的情況下，第二產業(yè)產值不是FDI的Granger原因，反過來，

63、FDI是第二產業(yè)產值的Granger原因。</p><p>　　第三產業(yè)。由表6可以看出，在滯后2期的情況下，第三產業(yè)產值對FDI的Granger原因顯著，FDI對第三產業(yè)產值的Granger原因比較微弱。</p><p><b>　　四、結論與政策建議</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┗窘Y論</b></

64、p><p>　　第一，從ADF檢驗結果看，Ln(GDP1)、Ln（FDI1）、Ln(GDP2），Ln(FDI2）、Ln(GDP3）、Ln(FDI3)等變量的水平序列和一階差分序列都不平穩(wěn)，而二階差分序列是平穩(wěn)的，為二階單整。 第二，從協整檢驗的結果看，在Ln(GDP1)與Ln（FDI1）、Ln(GDP2）與Ln(FDI2）、Ln(GDP3）與Ln(FDI3)之間存在長期均衡關系。因此，直接進行回歸分析時不存在

65、偽回歸，從回歸結果看，在1996-2010年間，FDI對浙江三次產業(yè)增加值的影響是各不相同的，對于第一產業(yè)，實際利用FDI對其增加值的貢獻是0.241728%，這表明FDI每增加1%，可使第一產業(yè)的GDP增加0.241728%，同樣地，第二產業(yè)，FDI每增加1%，可使第二產業(yè)GDP增加0.479829%，第三產業(yè)增加0.595452%。從中可以看出，第一產業(yè) FD I對浙江GDP增長的貢獻很不明顯,第二產業(yè) FD I對浙江GDP增長的貢

66、獻非常明顯,第三產業(yè) FD I對浙江 GDP增長的貢獻比較明顯。上述分析結果與浙江經濟發(fā)展的實際情況相符。 第三、通過前文的格蘭杰因果關系的檢驗，發(fā)</p><p><b>　?。ǘ┱呓ㄗh </b></p><p>　　1、努力加大第一產業(yè)的外資引入，推動現代農業(yè)的發(fā)展</p><p>　　第一產業(yè)是國民經濟的基礎產業(yè)，所以應保持

67、其穩(wěn)定發(fā)展。第一產業(yè)投資比重不足，必然會妨礙對農業(yè)的科技投入，難以改變浙江農業(yè)生產率低下的狀況，最終導致第一產業(yè)在GDP中所占比重下降過快，從而緩解浙江經濟發(fā)展的進度，所以要提高對農業(yè)的投資比重。從浙江省實際出發(fā)，不僅要擴大農業(yè)投入的量，更要注意到農業(yè)內部結構的優(yōu)化。緊緊圍繞“鞏固、加強農業(yè)基礎和農業(yè)增效、農民增收”的目標，發(fā)展設施農業(yè)為突破口，以推進農業(yè)產業(yè)化經營為主要手段，在保護糧食綜合生產能力的前提下，加快發(fā)展區(qū)域特色農業(yè)、綠色農

68、業(yè)和創(chuàng)匯農業(yè)，提高專業(yè)化生產程度，促進農業(yè)由速度數量型向質量效益型轉變，鞏固第一產業(yè)的區(qū)位優(yōu)勢，努力建設現代化農業(yè)。因此，必須高度利用外資投資于農業(yè)新技術和農業(yè)綜合開發(fā)項目，引進優(yōu)良品種和新的種植經營管理技術，促進農業(yè)產業(yè)化發(fā)展。</p><p>　　2、進一步加大第三產業(yè)的外資引入,提升第三產業(yè)外資利用效率</p><p>　　外商對浙江第三產業(yè)的直接投資主要集中在房地產業(yè)和社會服務業(yè)，

69、以及商業(yè)和交通運輸等部門，而對金融保險、衛(wèi)生體育、社會福利業(yè)、科研和綜合技術服務業(yè)以及教育和文化藝術等部門，目前外商投資仍較少，所占比重很低。這些都是較高層次的服務業(yè)部門，卻在浙江的發(fā)展水平明顯偏低。所以要適度增加對交通運輸、郵電通訊、教育事業(yè)和公用事業(yè)等基礎行業(yè)的投資，以組建加速這些產業(yè)的發(fā)展。穩(wěn)步增加對商業(yè)、物資供銷業(yè)、旅游業(yè)、倉儲業(yè)、社會服務業(yè)、餐飲業(yè)等的投資，促進競爭，提高質量。加大對金融保險業(yè)、信息咨詢業(yè)和各類技術服務業(yè)的投資

70、。并且還要提高外資的利用效率，在引進外資中，要注意避免低水平的重復引進，重復建設，重數量、輕質量，盲目引進等問題。因此，從一開始就要嚴把質量關，在充分分析論證的基礎上，引進有需求、又有助于提高企業(yè)技術和管理水平和提升行業(yè)整體效益的項目。</p><p>　　3、著力改善浙江外商投資環(huán)境，增強對外資的吸引力</p><p>　　相比優(yōu)惠政策而言，跨國公司更加注重東道國的經濟發(fā)展、市場規(guī)模、政

71、策的連續(xù)性與透明度以及政府工作效率等因素。要進一步簡化行政審批程序，整治投資的不良環(huán)節(jié)，改善行政投資環(huán)境；設計和改善與外商的對話機制，強化外商投訴受理和糾紛受理，加大知識產權保護的執(zhí)法力度，依法保護外商的合法權益；注重保持外商投資有關法律的相對穩(wěn)定性、連續(xù)性和可操作性，努力創(chuàng)造良好的政策和法律環(huán)境；加快某些行業(yè)貿易投資自由化步伐；加強浙江省的基礎設施建設、交通運輸和通信等硬環(huán)境措施；加強浙江省的教育事業(yè)建設，尤其是農村基礎教育，提升當地

72、的人力資源水平，培養(yǎng)一批適應現代農業(yè)生產的應用型人才，提升對外資技術外溢的吸收能力等。</p><p>　　4、努力強化FDI的技術溢出效應，提升三次產業(yè)發(fā)展的技術含量</p><p>　　進一步提升外商投資者在浙江投資的技術水平以促使其產生更大的溢出效應，其關鍵是不斷提高內資企業(yè)的技術水平、競爭實力，以競爭求技術，通過競爭促使外資企業(yè)主動地提升在浙江的技術水平。只有這樣，溢出效應發(fā)生過程

73、中內外資企業(yè)之間的正反饋機制、內資企業(yè)的動態(tài)技術進步機制才可能建立。還要完善促進技術轉移和技術外溢的政策激勵機制和各類人才流動機制。對外資企業(yè)向本地企業(yè)轉讓技術的，給予一定的稅收優(yōu)惠；將外資是否形成有效的外溢效應，作為制定有關外資的政策法規(guī)和簽訂合同等的重要考慮因素；對外資在高層次、知識性要素投入上的積極性給予切實利益回報；要加強對外資的技術要求，優(yōu)化產業(yè)結構，大力引進深加工業(yè)和技術密集型項目，努力實現向技術含量高、附加值大的項目轉移，

74、改變目前一般加工工業(yè)和勞動密集型企業(yè)占主導地位的局面，發(fā)展高新技術產業(yè)并提高自身的創(chuàng)新能力。從整體上看，浙江利用外資、引進技術的層次還比較低，應逐步將其引入到中級以上的較高層次上來。</p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1]拉奧.新跨國公司：第三世界企業(yè)的發(fā)展[M].世界經濟，1983</p><p>　　[2]

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83、t;　　致 謝</b></p><p><b>　　附錄</b></p><p>　　表A 1996-2010年浙江外商直接投資在三次產業(yè)的分布情況 單位：億美元</p><p>　　數據來源：浙江省統(tǒng)計年鑒，浙江統(tǒng)計信息網，浙江商務網并且部分計算所得</p><p><b>　　表B</

84、b></p><p>　　表C 1996-2010年浙江GDP總值以及當年匯率 單位：億元</p><p>　　數據來源：《浙江統(tǒng)計年鑒》（1996—2010）</p><p><b>　　表D</b></p><p><b>　　表E</b></p><p><