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eviews做協整分析等計量統計問題均可＋名裡我qq來給解決下
2樓：匿名使用者
資本形成對發展中國家的經濟發展起著非常重要的作用。引進外國資本是資本形成的方法之一，而吸收外商直接投資（fdi）則是我國引進外國資本的一種主要形式。 隨著改革開放的發展，我國吸收外商直接投資的規模不斷擴大。
2023年，我國實際使用外商直接投資額僅6.36億美元，2023年為34.87億美元，2023年達527.
43億美元，比2023年增長82倍，實際使用外資金額首次躍居全球第一位。這表明我國開啟封閉已久的國門之後，境外累積的投資願望，在一段時間內急劇地釋放出來。外商直接投資在較短時間內大量湧入，不僅帶來了較強的生產能力，而且還帶來了較多的國際市場份額。
這些市場份額，一部分原來就存在，轉移過來的只是生產能力。另一部分是隨著外商投資企業的發展，國際資本依託其強大的市場開拓能力，進一步在世界市場上獲取的。所有這些市場份額如果單純依靠國內因素，很難在短時期內取得。
外商直接投資的迅速增長，極大地促進了我國經濟的發展。2023年我國實際使用外資金額佔gdp的比重從2023年的4.04%上公升到4.
26%。全國已設立的外商投資企業總體執行良好，其工業增加值、出口額、稅收、銀行結售匯順差值等主要經濟指標的增長速度均高於全國平均水平，在國民經濟總量，特別是在國民經濟增量中所佔比重繼續提高，對國民經濟持續、快速、健康發展的促進作用明顯增強。 一、fdi促進了我國工業的發展 1.
外商投資企業工業產值佔全國工業總產值的比重不斷提高 可以看出，2023年以來，外商投資企業的工業產值增長迅速，佔全國工業總產值（按可比價計算，下同）的比重不斷提高。1991-2023年，外商直接投資工業產值的年均增長速度達43.3%；除2023年外，其餘各年的增速均高於工業總產值的增長幅度。
2023年外商直接投資工業產值在全國工業總產值中所佔比重僅為2.28%，到2023年時已達33.37%。
外商投資企業工業產值的較快增長，以及其佔全國工業總產值比重的不斷增加，促進了我國工業的發展。 2.推動工業結構調整和產業公升級 近年來，外商直接投資的結構向製造業傾斜的特徵愈為突出。
2023年，我國新登記外商投資企業31063戶，其中有68.6%的企業分布在製造業。從表2資料可以看出，自2023年以來，我國製造業實際吸收外商直接投資的比重呈逐年上公升態勢。
2023年到2023年，我國製造業累計實際使用外商直接投資總額1161.55億美元；2023年以來的年均增速達17.6%。
其中2023年，我國製造業實際使用外商直接投資368億美元，佔實際使用外商直接投資總額的69.8%。 外商直接投資對製造業的投入主要分布在加工工業，特別是技術密集型產業和深加工工業。
如電子及通訊裝置製造業是製造業中吸收直接投資最多的乙個行業，該行業實際使用外商直接投資額由2023年的31.46億美元躍公升至2023年的81.36億美元，年均增長37.
3%。 外商企業在一些一般性加工工業的投資中所佔比重也較高。一般而言，外資工業中的技術密集型產業多數為國外跨國公司或大型企業的投資，而一般加工工業則大部分為港澳台的中小企業所投資。
加入wto之後，大型跨國公司的直接投資將較快增長，其投資比重將持續上公升，同時外商對我國高新技術產業的投資也將獲得更好的條件，因而會導致外商對技術密集型產業投資的迅速增長，其所佔比重也會較大幅度提高。相應地，外商對一般加工工業的投資比重會逐步下降。 外商對技術密集型加工工業投資比重的上公升，將對這些技術水平、經營效率和國際競爭力較低的產業以及其中的民族工業帶來較大的衝擊。
但從長遠看，有利於促進包括多數民族工業在內的整個行業較快提高技術水平和經營效率，增強國際競爭力。從另一方面看，外商對技術密集型加工工業投資比重的上公升和對一般性加工工業投資比重的下降，符合我國工業結構調整與公升級的要求，將對我國工業結構公升級的程序起明顯的推動作用。 二、外商投資企業出口對我國整體出口的拉動作用愈來愈大 2023年以來的海關統計資料）顯示：
13年間，外商投資企業的出口增速有8年是在30%以上，2年是在20%以上，還有1年在10%以上，各年的增速均高於全國出口總額的增速。外商投資企業出口的高速增長，使其在我出口中所佔比重不斷增高，2023年該比重為52.19%，比2023年的12.
58%提高了近40個百分點。今年1-10月，外商投資企業出口額已超過去年全年的11.4%，在出口總額中所佔比重達54.
3%。外商投資企業出口對我整體出口的拉動作用愈來愈大，主導性也越來越強。 三、外商投資企業稅收促進了全國工商稅收的增長 2023年以來，以外商投資稅收為主的涉外稅收增長較快，其佔全國工商稅收總額的比重連年上公升。
1993-2023年，涉外稅收總額年均增長39.8%；佔全國工商稅收比重由2023年的4.25%上公升到2023年的20.
52%，成為促進全國工商稅收總額增長的重要因素之一。 以上資料表明，fdi的大量湧入，極大地促進了我國經濟諸多方面的發展。從現有情況看，fdi在我國還有很大的發展空間。
隨著我國市場化程度的提高和經濟環境的改善，外商直接投資必然還會在今後較長時間裡，對我國經濟增長繼續發揮強大的促進作用。
如何證明fdi與gdp的正相關
3樓：難念的love經
關於fdi對東道國經濟發展的影響，歷來有很多學者對此做出分析。大多
數學者利用不同模型得出「fdi對經濟增長之間有顯著因果關係」，如國外學者jordan shan（2002）認為fdi與中國經濟增長存在著雙向的因果關係，但經濟增長對fdi的影響要大於
lnfdi為ln（fdi），圖1是兩個序列的時序圖，從圖中可以看出兩變數都呈現出非平穩性，但它們有共同向上發展的趨勢，因此
可以進行序列的單位根檢驗，檢查
兩時間序列是否具有協整關係。
fdi對經濟增長的影響。也有個別學者利用模型得到「fdi對經濟增長不具有促進作用」的結論，如l.p.
king與b.varadi（2002）認為短期內fdi促進經濟增長，長期具有阻礙作用。
國內學者也對fdi與國民經濟發展的關係做過大量研究。桑
fdi對gdp有促進作用，秀國認為fdi與中國經濟成正相關關係，
但不是中國經濟增長的首要原因，而中國經濟增長卻顯著帶動了
fdi的流入。楊廣詣（2006）根據1990-2023年上海市gdp與fdi時間序列資料，利用線性回歸分析方法分析出上海市經濟增長與外商直接投資之間存在單向（從gdp到fdi）因果關係，並利用方差分析表明上海市經濟增長對外商直接投資的影響顯著。
綜合各學者對我國利用fdi與我國經濟總量的增長的研究，說法不盡相同。本文汲取以上研究的經驗，利用協整模型分析fdi與gdp 的相互關係，並通過granger因果檢驗對兩者因果關係進行分析。
二、資料和模型 （一）資料選取
文章主要從外商直接投資與經濟增長的關係入手，研究採用
圖1 lngdp與lnfdi序列的時序圖
（一）gdp和fdi的單位根檢驗
利用eviews對各個變數的單位根進行檢驗，檢驗的結果見表1。由表1可見，兩個變數的對數序列在5%的顯著水平上都是非平穩的，但lnfdi的一階差分序列在5%的顯著水平上是平穩的，lngdp的一階差分在10%的顯著性水平上是平穩的，因此兩，lexport～i（1），個變數都是一階單整的，即lgdp～i（1）具備進行協整分析的條件。
表1 各變數的單位根檢驗
變數檢驗型別
adf統計量1%臨界值臨界值 10%臨界dw
（c，t，k結論
1985-2023年我國的gdp和fdi時間序列資料進行分析。本文參考孫楚仁等（2006）對資料的處理方法，沒有對gdp、fdi剔除，其中fdi為實際物價因素。資料主要來自《中國統計年鑑2008》利用的外商直接投資額。
（二）模型設計
協整概念由恩格爾·格蘭傑（engle-granger）提出的，其為在兩個或多個非平穩變數間尋找均衡關係，以及用存在協整關係的變數建立誤差修正模型奠定了理論基礎。
，且1.協整檢驗。設兩個差分階數相同的過程xt，yt～i（d），其中，yt=βxt表示長期均具有如下關係：yt=βxt+μt，μt～i（0）
lnfdi（c，t，3-1.4921572773641.688930不平穩△lnfdi（c，0，1-3.
0417516504131.727957平穩lngdp（c，t，2-1.6283252689731.
840022不平穩△lngdp（c，0，1-2.6850556504131.951073平穩*
注：△表示一階差分；（c，t，k）分別表示單位根檢驗方程包括的常數項、時間趨勢項和滯後階數，加入滯後項是為了使殘差項為白雜訊，*表示在10%的顯著性水平上是平穩的。
（二）協整檢驗
對變數之間進行協整檢驗，用engle-granger兩步法對兩個變數之間進行協整檢驗。第一步對原序列進行ols回歸，第二步對回歸後的殘差序列進行平穩性檢驗，若其殘差序列是平穩的，即說明兩個變數之間是協整的，否則就不是。
μt=yt-βxt表示非均衡誤差，則稱xt和yt具有協整關係。衡關係，
檢驗協整關係用eg兩步法：第一步是用ols法估計協整引數向量，得到協整方程。第二步則是對第一步得到的殘差進行估計，若平穩，則存在協整關係。
。由e-g表現定理：若xt，yt之間2.誤差修正模型（ecm）107
forefront 則拒絕原假設」的標準，可知lnfdi是lngdp的granger原因，而後者不是前者的原因，說明fdi對經濟增長具有促進作用，但經濟增長並不是吸引fdi的原因。
表3 granger因果關係檢驗結果
滯後期原假設
lngdp = 6.952171+0.748067*lnfdi
（25.83943） （15.00282）
r2=0.914664 f=225.0846 dw=0.283964
發現殘差項有較強的一階自相關。考慮加入適當的滯後項，得lngdp與lnfdi的分布滯後模型
lngdp=0.654722+0.152686*lnfdi-0.097959*lnfdi（-1）
2.442719 3.519521 -1.958120 +0.924785*lngdp（-1）
24.72597
r2=0.997885 f=2831.103
我們從模型的估計結果來看，可決係數達到了99.7%，說明擬
f統計量prob.
4lnfdi不是 lngdp 的granger 原因 6.746450.00672lngdp不是 lnfdi 的granger 原因 0.454720.76730
四、結論
根據以上對1985-2023年間fdi與gdp時間序列資料進行的實證分析，我們可以得出以下的結論：
雖然1985-2023年的lngdp與lnfdi都是非平穩時間序列，但1．
其一階差分都是平穩的。二者存在協整關係，表明實際利用外資額的增長與經濟增長之間存在長期穩定的均衡趨勢。從短期來看，fdi對經濟其投資效果有一增長的影響不顯著，這是因為fdi投資需要乙個過程，定的時滯。
但從長期來看，協整係數為0.7276，說明fdi對經濟增長有積極的促進作用，在其他條件不變的情況下，fdi實際利用率每增加1個百分點會引起gdp增加0.7276個百分點。
fdi與gdp存在長期均衡從而促進資本形關係，這是因為fdi的流入可以增加總體的資本資源，管理和營銷經成和經濟增長，而且fdi的流入還可以轉移先進的技術、驗等，從而提高生產效率，達到促進經濟增長的效果。
t統計量和f統計量都顯著，說明模型的擬合效果很合優度很高，
好。然後對上述模型的殘差e進行平穩性檢驗，以此來判定兩變數之間是否為協整關係，若其為平穩序列，則說明兩變數存在協整關係，反之則不存在。仍然採用adf檢驗，其檢驗結果下：
表2 對殘差進行adf檢驗結果為：
檢驗型別adf變數 1%臨界值臨界值臨界值dw結論
（c，t，k統計量e （0，0，0-2.334419 1.499450平穩殘差e的adf檢驗結果為：e是平穩的時間序列，因此可以認為lngdp和lnfdi存在相互協整關係。
（三）建立誤差修正模型
以穩定的時間序列e作為誤差修正項，建立誤差修正模型。
2．經濟增長並不是吸引更多fdi的granger原因。這可能從乙個側面反映了fdi大量湧入可能是由於其他因素所致，如良好的政治、經濟環境和較低的要素成本等。
本文的研究尚很粗淺，存在很多不足。比如，樣本期不夠長，這對於實證結果的準確性必然產生很大的影響；變數的選擇不夠精細，模型過於簡略
，必然不能較全面地反映所研究的問題等等。因此，本文的實證結論還有待今後進一步的檢驗和修正。
d（lngdp）=0.109095*d（lnfdi）+0.887064*d（lngdp（-1））- 0.013285*d（lnfdi（-1））-0.402714*e（-1）
可得lngdp關於lnfdi的短期彈性為0.109095，長期彈性為（0.152686-0.097959）/（1-0.097959）=0.727608
對外直接投資與對外間接投資的區別
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