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        我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系研究

        2018-05-14 12:12:12魏文雅周瑩瑩陳建斌
        今日財(cái)富 2018年25期
        關(guān)鍵詞:母國(guó)因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

        魏文雅 周瑩瑩 陳建斌

        根據(jù)國(guó)際投資周期理論可知,對(duì)外直接投資與母國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在者相互作用,而一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為中間變量?;诖?,本文以中國(guó)對(duì)外直接投資(FDI)作為研究對(duì)象,并選取2002-2016年我國(guó)對(duì)外直接投資額作為自變量,徐德云學(xué)者提出的量化產(chǎn)業(yè)升級(jí)的指標(biāo)---產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)作為因變量,構(gòu)建線性回歸模型。結(jié)果表明:我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在穩(wěn)定的線性比例關(guān)系,即自變量對(duì)外直接投資額每增加1%,因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)約增加1.4177%,此外,對(duì)外直接投資也是促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)的原因之一。

        近年來,中國(guó)政府積極推動(dòng)“一帶一路”建設(shè),“走出去”工作體系也不斷完善,中國(guó)企業(yè)積極主動(dòng)融入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程。2016 年中國(guó)FDI高達(dá)196.15十億$,蟬聯(lián)世界第二;截至2016年年底,中國(guó)共有24400位合格國(guó)內(nèi)戰(zhàn)略(財(cái)務(wù))投資者在境外開設(shè)對(duì)FDI分支機(jī)構(gòu)37200個(gè);到2016年底,我國(guó)FDI累計(jì)達(dá)135739十億$,可見除了進(jìn)出口、貿(mào)易,OFDI已經(jīng)成為我國(guó)參與世界經(jīng)濟(jì)的另一重要國(guó)際化模式。同時(shí),我國(guó)各產(chǎn)業(yè)比例也發(fā)生了變化。《2017中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中三大類產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比數(shù)據(jù)顯示:1990年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為26.6%、41.0%、32.4%;然而到2016年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為8.6%、39.8%、51.6%?;诖耍瑢?duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系成為相關(guān)領(lǐng)域?qū)W者當(dāng)前研究的重要議題之一。而國(guó)內(nèi)學(xué)者就對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)系的研究比較少,且相關(guān)學(xué)者實(shí)證研究得出的結(jié)論也各不相同。基于此,筆者在前人學(xué)者研究的基礎(chǔ)上,驗(yàn)證我國(guó)FDI與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在線性相關(guān)關(guān)系。

        一、我國(guó)對(duì)外直接投資的現(xiàn)狀分析

        (一)2016 年中國(guó)FDI蟬聯(lián)世界第二

        2016年以來,由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為中高速增長(zhǎng),導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)一度出現(xiàn)較大幅度的震蕩,全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較2015年也有所下降。全球外國(guó)直接投資繼 2015年強(qiáng)勁上揚(yáng)之后,在2016年失去了增長(zhǎng)動(dòng)力,整年流出流量較上年下降了2%。中國(guó)對(duì)外直接投資則呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢(shì),創(chuàng)出196150億美元的新紀(jì)錄,較上年對(duì)外投資凈額上升了 34.7%,F(xiàn)DI流量規(guī)模低于位居第一的美國(guó)(2990 億美元),但與上年一樣仍位居全球第二位。

        (二)投資行業(yè)分布較為集中

        2016 年本國(guó)FDI遍布19個(gè)領(lǐng)域。其中流量上百億美元的涉及六個(gè)領(lǐng)域,租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)繼續(xù)保持第一位,制造業(yè)首次上升至第二。流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)的投資共657.8億美元,繼上年小幅下降后實(shí)現(xiàn)81.4% 的高速上升,占當(dāng)年流量總額的33.5%。投資主要分布在中國(guó)香港、其他發(fā)展中國(guó)家等一些島國(guó)。制造業(yè)290.5億美元,較上年的投資流量上升45.3%,占2016年流量總額的14.8%;主要流向汽車制造業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)。

        在中國(guó)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)的主要行業(yè)領(lǐng)域中,除金融業(yè)流量有所下降外,受國(guó)際大宗商品價(jià)格低迷的影響,在采礦領(lǐng)域的投資僅為19.3億美元,較去年下降了82.8%,中國(guó)企業(yè)對(duì)該領(lǐng)域的投資創(chuàng)歷史最低;倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)投資額為 16.8億美元,較上年下降38.4%;環(huán)境、水利和公共設(shè)施管理業(yè)8.4億美元,相比上年的總額下降38.1%。從以上數(shù)據(jù)不難看出:第一產(chǎn)業(yè)占我國(guó)跨國(guó)投資比例較小,而第二、三產(chǎn)業(yè)占我國(guó)企業(yè)跨國(guó)投資的比例較大。

        二、中國(guó)FDI對(duì)本國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響程度的實(shí)證研究

        (一)變量指標(biāo)的選取

        實(shí)證分析自變量FDI對(duì)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響程度,須界定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的測(cè)度方法。相關(guān)學(xué)者們提出了很多關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平測(cè)度的方法,例如霍夫曼系數(shù)、錢納里標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)等。本文采用徐德云學(xué)者提出的量化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的指標(biāo)---產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來測(cè)定我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP比重不斷呈增長(zhǎng)趨勢(shì),而第一產(chǎn)業(yè)所占GDP比重呈下降趨勢(shì)。故而,在權(quán)重(指標(biāo)的相對(duì)重要性或貢獻(xiàn)度)賦值中,第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度最大,而第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度最小。設(shè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)為R=X1 +2X2 +3X3 。其中X1=第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重;X2 =第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重;X3=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP的比重。R取值范圍1---3,R值越接近1,標(biāo)志著該國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越低;R值越大,標(biāo)志著該國(guó)第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度越高。

        (二)模型構(gòu)建

        本文在前人學(xué)者錢納里的基礎(chǔ)上,借鑒其提出的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”來構(gòu)建線性回歸模型。此外,為防止自變量和因變量的相關(guān)數(shù)據(jù)會(huì)產(chǎn)生較大的不確定性,須對(duì)各參數(shù)變量取對(duì)數(shù)。修正后的線性回歸模型設(shè)定如下:

        LnR=α+βlnOFDI+ε

        其中:解釋變量(自變量)為對(duì)外直接投資,被解釋變量(因變量)為R,ε為隨機(jī)誤差,OFDI為中國(guó)對(duì)外直接投資額,α、β為待估參數(shù)。

        (三)數(shù)據(jù)來源

        相較于發(fā)達(dá)國(guó)家和其他發(fā)展中國(guó)家,我國(guó)FDI起步比較晚,自2002年以來,中國(guó)有關(guān)統(tǒng)計(jì)部門才權(quán)威發(fā)布年度數(shù)據(jù)。因此,筆者選取了我國(guó)2002-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本進(jìn)行實(shí)證分析。2002-2016年的對(duì)外直接投資額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國(guó)商務(wù)部等聯(lián)合發(fā)布的《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》,第一、二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

        (四)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

        通過Eviews7.2軟件導(dǎo)入2002-2016年的相關(guān)數(shù)據(jù),然后采用最小二乘法作線性回歸分析,得出的線性回歸結(jié)果如下:

        LnR=0.742217+0.014177lnOFDI

        Std.Error(0.008530) (0.001099)

        R2=0.927489

        F=166.2832

        P=0.000000

        從上述線性回歸結(jié)果可以看出回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度為0.927489,說明該線性回歸模型對(duì)樣本擬合的非常好。在顯著性水平5%下,T統(tǒng)計(jì)值和F值都能通過顯著性檢驗(yàn),表明自變量對(duì)因變量有顯著性影響,即OFDI對(duì)R有顯著性影響。

        由于是用傳統(tǒng)的最小二乘法對(duì)2002-2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)做線性回歸分析,可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的情況,以防偽回歸的出現(xiàn),對(duì)該組研究樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

        (五)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

        Johan-sen檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)要求自變量和因變量必須同時(shí)滿足同階單整。因此,首先采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)對(duì)外直接投資的對(duì)數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)及它們的一階差分序列是否平穩(wěn)。

        應(yīng)用Eviews7.2軟件得到檢驗(yàn)結(jié)果如下:

        以上的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明,原序列l(wèi)nR和lnOFDI是不平穩(wěn)的。然后對(duì)lnR和lnOFDI的一階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn),結(jié)果顯示,兩者的一階差分序列均通過了ADF單位根檢驗(yàn),說明兩個(gè)變量lnR和lnOFDI均為一階單整序列。因此,可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來考察 2個(gè)變量之間是否存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

        (六)協(xié)整檢驗(yàn)

        根據(jù)以上的單位根檢驗(yàn)可知,自變量對(duì)外直接投資額和因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)是同階單整,因此可以對(duì)兩變量作協(xié)整檢驗(yàn)。本文采取EG兩步法對(duì)兩變量間是否是同階單整進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如下圖所示:

        根據(jù)上面檢驗(yàn)結(jié)果可知:在5%的顯著性水平下,拒絕了協(xié)整方程個(gè)數(shù)為0的原假設(shè),接受協(xié)整方程個(gè)數(shù)為1的備擇假設(shè)。因?yàn)樵僭O(shè)r=0的跡統(tǒng)計(jì)量為21.04843,大于5%置信水平的臨界值15.49471,故而應(yīng)該接受備擇假設(shè),即r≤1。而r≤1的trace值為0.155755,小于5%置信水平的臨界值3.841466,即在5%的置信水平下兩個(gè)變量?jī)H有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此我國(guó)FDI與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在長(zhǎng)期的線性比例關(guān)系,即我國(guó)FDI每增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)增加1.4177%。

        (七)變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

        對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

        由上述關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知,在10%的置信水平下“LnOFDI不是LnR的Granger原因拒絕”是小概率事件,因此應(yīng)拒絕“對(duì)外直接投資不是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的Granger原因”的原假設(shè),即我國(guó)FDI是促進(jìn)母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因。反之不成立。

        三、結(jié)語(yǔ)

        實(shí)證結(jié)果表明:我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在穩(wěn)定的線性比例關(guān)系,即我國(guó)對(duì)外直接投資每增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)約上升1.4177%。基于此,筆者認(rèn)為:國(guó)家相關(guān)部門可以把我國(guó)對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)或區(qū)位選擇和我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)目標(biāo)結(jié)合起來作投資決策。目前我國(guó)企業(yè)正在逐步淘汰落后及過剩產(chǎn)能,并提倡發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。基于此,我國(guó)可以把處于弱勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到其他發(fā)展中國(guó)家,以便為國(guó)內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)的成長(zhǎng)騰出空間和資源,進(jìn)而推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí)。(作者單位為北京聯(lián)合大學(xué)商務(wù)學(xué)院)

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