外商直接投資對(duì)我國(guó)資本形成的效應(yīng)與地區(qū)差異——基于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析-文庫(kù)吧資料
2025-01-24 15:13本頁(yè)面
【正文】 樣本性質(zhì)，極大地減小了一階差分廣義矩估計(jì)量的偏誤?？梢?jiàn)，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法在一階差分廣義矩估計(jì)法利用水平值做工具變量的基礎(chǔ)上，增加了的差分值做工具變量。其基本思想是，既然一階差分廣義矩估計(jì)法的偏誤主要是由于工具變量較弱帶來(lái)的，那么可以通過(guò)增加新的有效的工具變量來(lái)減小偏誤。但在后續(xù)的研究中，Ahn和Schmidt(1995)、Arellano和Bover(1995) 和Blundell和Bond(1998)等通過(guò)理論證明及仿真實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)α趨向1及μi的方差相對(duì)于vi,t的方差增大時(shí)，工具變量將變得很弱，從而一階差分廣義矩估計(jì)法得到參數(shù)估計(jì)量的有限樣本性質(zhì)較差，特別是當(dāng)T較小時(shí)，估計(jì)結(jié)果存在嚴(yán)重的偏誤。Arellano和Bond(1991)證明了當(dāng)N→∞，T 有限時(shí)，一階差分GMM估計(jì)量是α的一致估計(jì)量，從而極大地改進(jìn)了用標(biāo)準(zhǔn)的固定或隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型導(dǎo)致的參數(shù)的非一致性。那么在上述假定下將有(T1)(T2)/2個(gè)有效矩條件：E(△ui,t) = 0 （7）其中，是(T2)(T1)(T2)/2階工具變量矩陣；△ui,t是一個(gè)(T2)階向量。對(duì)于t = 4，（6）式即為：yi,4 yi,3 = α (yi,3 yi,2) + (vi,4 vi,3)，此時(shí)yi,1和yi,2是(yi,3 yi,2)的一個(gè)有效的工具變量，因?yàn)閥i,1和yi,2與(yi,3 yi,2)高度相關(guān)，但與(vi,4 vi,3)不相關(guān)。我們先用最簡(jiǎn)單的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（2）說(shuō)明Arellano和Bond(1991)提出的一階差分廣義矩的基本原理，然后在此基礎(chǔ)上說(shuō)明Blundell和Bond(1998)提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法。如前所述，由于模型（1）中含有被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，如果采用標(biāo)準(zhǔn)的固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)模型（1），參數(shù)的估計(jì)必然是有偏的和非一致的，進(jìn)而基于參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)推斷也是不足信的。我們利用數(shù)據(jù)挖掘(Data mining)的方法確定滯后項(xiàng)，先從各變量滯后1階開(kāi)始，逐次增加滯后階數(shù)并進(jìn)行回歸，如果系數(shù)顯著，則保留該滯后項(xiàng)，如果不顯著，則剔除。我們認(rèn)為人為的選取2階過(guò)于武斷，在標(biāo)準(zhǔn)的動(dòng)態(tài)時(shí)間序列計(jì)量模型中，動(dòng)態(tài)模型的滯后項(xiàng)通常是根據(jù)AIC、BIC等信息準(zhǔn)則來(lái)確定，但動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型滯后項(xiàng)的確定問(wèn)題，目前沒(méi)有像動(dòng)態(tài)時(shí)間序列模型一樣得到有效解決因?yàn)槿绨炊x計(jì)算AIC（BIC），面板數(shù)據(jù)模型中不同的截面具有不同的AIC（BIC），故比較不同截面的滯后信息準(zhǔn)則將產(chǎn)生不一致的結(jié)果。 t≠s)。同時(shí)，把以上年為100進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的GDP指數(shù)轉(zhuǎn)化為了以1985年為100的GDP指數(shù)。為了消除價(jià)格變動(dòng)的影響，對(duì)各省市的GDP數(shù)據(jù)和資本形成總額數(shù)據(jù)以1985年為基期用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)進(jìn)行了調(diào)整。由于西藏和青海實(shí)際利用外資數(shù)據(jù)缺失較多，本文沒(méi)有選取西藏和青海的數(shù)據(jù)。圖1 中東西部FDI各年數(shù)量（1985~2005） 圖2 中東西部資本形成各年數(shù)量（1985~2005）三、模型的建立我們從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份及《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》選取了我國(guó)各省市1985~2005年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、資本形成總額、實(shí)際利用外資額 2005年各省市實(shí)際利用外資的數(shù)據(jù)，來(lái)自各省市2006年的《統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。相應(yīng)地，中、西部地區(qū)的資本形成數(shù)量比東部地區(qū)要少得多， 2005年的總量水平分別僅相當(dāng)于東部地區(qū)1998年和1996年的水平（見(jiàn)圖2） 文中數(shù)據(jù)和圖表，沒(méi)有標(biāo)明來(lái)源的，均由作者根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各省市相關(guān)年份的《統(tǒng)計(jì)公報(bào)》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算和繪制。而中、西部地區(qū)，資本形成的數(shù)量都增長(zhǎng)較慢， 1985年分別為909億元和600億元，經(jīng)過(guò)20年的發(fā)展，相對(duì)于東部而言增長(zhǎng)明顯較慢。1994年至2002年快速增長(zhǎng)，1994年為12345億元，到2002年增長(zhǎng)到約3萬(wàn)億元。相應(yīng)地，中、西部地區(qū)的外資數(shù)量比東部地區(qū)要少得多，2005年的總量水平分別僅相當(dāng)于東部地區(qū)1992年和1991年的水平（見(jiàn)圖1）。中部和西部地區(qū)引進(jìn)的外資數(shù)量都增長(zhǎng)較慢，經(jīng)過(guò)20年的發(fā)展，到2005年分別達(dá)到109億美元和44億美元，相對(duì)于東部而言增長(zhǎng)明顯較慢。1992年以后，東部地區(qū)的外資引進(jìn)數(shù)量有了跳躍式的增長(zhǎng)，從1992年的107億美元增長(zhǎng)到1998年的近400美元。二、我國(guó)各地區(qū)引進(jìn)外商直接投資和資本形成的現(xiàn)狀我國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（以下統(tǒng)稱省市）可劃分為東、中、西部三大地區(qū)，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省市；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆12個(gè)省市?；诶碚摵同F(xiàn)實(shí)的需要，本文不同于國(guó)內(nèi)大量對(duì)外商直接投資的擠入和擠出效應(yīng)的研究，將研究視角集中在外商直接投資對(duì)我國(guó)資本形成的效應(yīng)與地區(qū)差異上。對(duì)外商直接投資對(duì)我國(guó)資本形成的效應(yīng)與地區(qū)差異的研究需要在理論上進(jìn)一步創(chuàng)新，同時(shí)，對(duì)這一問(wèn)題的研究也有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的和諧發(fā)展。而Agosin等(2000)的模型中因變量Ii,t的滯后項(xiàng)Ii,t1和Ii,t2作為解釋變量出現(xiàn)在方程右邊，因?yàn)镮i,t和εi,t相關(guān)，Ii,t1和Ii,t2必然和εi,t相關(guān)，這違背了解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的假定。從以上國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究所采用的計(jì)量方法來(lái)看，幾乎都是在采用Agosin等(2000)的模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)來(lái)選擇標(biāo)準(zhǔn)的固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型，估計(jì)模型的參數(shù)，從而計(jì)算長(zhǎng)期反應(yīng)系數(shù)βLT。萬(wàn)軍(2
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