立項(xiàng)金融熱點(diǎn)4華僑投資與內(nèi)地經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析

華僑投資與內(nèi)地經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分。從表4.1的數(shù)據(jù)可以看出，海外華僑高度集中于亞洲。這是由于從16實(shí)際以來華僑多集中于東南亞地區(qū)大規(guī)模向海外始于16世紀(jì)末。到17世紀(jì)初，世界數(shù)量約十余萬人主要分布在東南亞各地至19世紀(jì)中期世界數(shù)量約150萬人，。表4.12006-2007年各洲華僑數(shù)量和分布統(tǒng)計(jì)百分比數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)編19世紀(jì)中葉后，雖然大模華工出從根本上變了世界華僑分布的狀，、拉美洲、洋洲和洲都出數(shù)量不的華工為主社。但是于19世紀(jì)后期東亞以外國家和區(qū)均排華工，以9世紀(jì)初的數(shù)量高度集于東南亞。20世紀(jì)70年代來，雖、洲、澳、韓的僑數(shù)量所增加，但是從世紀(jì)初以來的大規(guī)模的中國新決定性地改變世界華僑高度集中于東南亞的格局。到208年，界華僑總數(shù)過4500萬，而東南華僑的比例為73%。根據(jù)國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，筆者整理出2003年-2011年中國實(shí)際利用外商直接投資14位的國家（地區(qū)。表4.2中國實(shí)際利用外商直接投資來源(洲 洲201120102009200820072006200520042003200220012000199919981997數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)編 4.331997-2011洲201120102009200820072006200520042003200220012000199919981997從表4.3中的得出亞洲的外商占世界的外商的投資額的非常大，而海外根據(jù)表4.3利用EXCEL作出1997-2011年各州外商投資所占總外商直接來源圖，4.1圖4.11997-2011年各州外商投資所占總外商直接來源趨勢通過表4.3和圖4.1可以發(fā)現(xiàn)，亞洲的外商直接投資額所占的最大 65.4%5+3外商的投資都有顯著的增長。這與中國的GDP逐年增長有一定的關(guān)系。表4.41997-2011年各州外商投額增長比洲97年以后，各洲的外商投資均有很大幅度的增加，這與中國高速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)與我們再利用EXCEL計(jì)算出在所有外商投資中前20位的國家（地區(qū)），如表4.520國家（地區(qū)）指2011201020092008200720062005200420032002200120001999199819971中2345韓67開曼群8中……………中……………………… 表中用淺灰域標(biāo)注的行區(qū)域?yàn)榍?0中臺(tái)及東南亞華僑主要投資主要來、金光和正大、郭氏兄弟等，大都在設(shè)立公司開展對大陸投資業(yè)務(wù)，并在所上市。在海外華商直接投資陸的過程中發(fā)陸的比例各半。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1979年至2000年投資陸的資本總額約為1570多億美元，其中約520多億為各地華商資本，約占投資大陸資本總額的1/3。因和另外，由于在外商投資額的中，亞洲的主要占了外商投資額的大多數(shù)，而其4.62003年-2011年各國（地區(qū)）外商對華投資額指12345韓67開曼群8中國……亞、尼西亞、、菲律賓投資中國的中，來自于的較多，又因相關(guān)年鑒以及數(shù)據(jù)庫沒有華資投資數(shù)額主要明細(xì)，所以本文利用國家的港、澳、臺(tái)的相關(guān)投資數(shù)據(jù)近似代替圖4.220032011年各國（地區(qū)）外商對華投資額折線圖資料來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)繪制投資額的較小這也進(jìn)一步說明了利用臺(tái)新的投資額數(shù)據(jù)對華資投資額數(shù)據(jù)進(jìn)行替4.71997-20115+3國家（地區(qū)）中國中國中國201120102009200820072006200520042003200220012000199919981997數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)編4.31997-20115+3資料來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)繪制根據(jù)圖4.3可知，在2007年開始大陸的投資開始增加，分析其原因，主要是華了投資的機(jī)會(huì)，所以加大對第三產(chǎn)業(yè)的投資，所以2007年的投資額大幅度上升。協(xié)整理論與誤差修正模型對HQTZ以及GDP的關(guān)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）4.8GDPGDP199719981999200020012002200320042005200620072008200920102011數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)編4.81997-2011GDP4.41997-2011GDP資料來源：作者根據(jù)國家的公開數(shù)據(jù)繪出單整的概念，如果一個(gè)時(shí)間序列yt在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過d次差分，則稱該dyt~IdXt中所含分量均為dXt~Id，使得隨機(jī)向量YtXt~Idbb0Xtd，b階協(xié)整關(guān)系，記為Xt~CIdb被稱為協(xié)整向量。ytxt~I1ytxt的線性組合仍為I1，則此時(shí)ytxt雖然滿足同階單整，但不是協(xié)整的。其次，在兩變量的協(xié)整方程中，協(xié)整向量k0k1kk-1EngleGrangerJohansen協(xié)整檢驗(yàn)法。Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗(yàn)法兩步法采用的是一元方程技術(shù)，JohansenJohansen協(xié)整檢驗(yàn)法在假設(shè)和應(yīng)用上E-GJohanson協(xié)整檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)兩個(gè)時(shí)間序列之間是否具有協(xié)整關(guān)系，EngleGranger1987E-GOLS法進(jìn)行協(xié)整OLSHQTZGDPlnGDPlnHQTZ

lnGDPc0c1lnHQTZ表 Std. t-C MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Hannan-QuinnF-t檢驗(yàn)都十分良好。lnGDP1.9564591.396197ln表 t-AugmentedDickey-test-Testcritical1%-5%-10%-10t5%lnGDPlnHQTZ是協(xié)整的。所以可以認(rèn)為華僑投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長有長期均衡誤差修正模型（ECM模型）就是因此而建立的，下面我們給出最簡單的誤差修正模型的定yt1yt10xt1xt1

yt(11)yt10xt(01)xt10xt(11)yt1k0k1xt1

其中k011k10111，則（7）式稱為一階誤差修正模型。011k0k1個(gè)步驟檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間長期均衡關(guān)系，并以ECM構(gòu)建短期動(dòng)態(tài)模型。ytk0k1xt

ytxtytxt是協(xié)整的，則協(xié)整系數(shù)k0k1的OLS估計(jì)是一致的。 ytixtijytj?t1

jlnGDPtcc1lnHQTZtc1ecmt表 Std.t-CMeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfo-SumsquaredSchwarz-LogHannan-Quinn-F-lnGDPt0.1190590.289268lnHQTZtF值=18.20061，在給定的α=0.001的水平上大于臨界值，所以方程整體顯著。再檢驗(yàn)DWn=15，n=2，dl1=.08，du=1.36DW=1.632982，DW值符合du<DW<4-du，所以，模型不存在一階自相關(guān)，所以方程系數(shù)估計(jì)值合理。RR0.7679380.725745，系數(shù)較高，擬合度較好。方程中的各項(xiàng)系數(shù)的都在給定的α=0.01水平上通過T檢驗(yàn)，方向和大小也符合經(jīng)由協(xié)整理論可知，以上模型中GDP和HQTZ之間具有一定的長期均衡關(guān)系，模型中的誤差修正系數(shù)為0.102132，說明外商直接投資與中國國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的長期均衡機(jī)制對期變動(dòng)可以分為兩部分：一部分是由于短期華僑投資（即lnHQTZt）的影響，另外一部GDP偏離長期均衡關(guān)系（ecmt-1）GDP沒有偏離長期均衡關(guān)系，即ecmt10GDP的變動(dòng)全部來自于當(dāng)期華僑投資的影響；假如前GDP偏離了長期均衡關(guān)系，即ecmt10GDP0.102132的誤差修正項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值的速度對前一期GDP與華僑投資間的非均本文主要以國 的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)作計(jì)量統(tǒng)計(jì)，但是國 關(guān)于外1997年以前為空白，使得數(shù)據(jù)樣本總量很有限，而協(xié)整分析和誤差修正模型投資彈性、經(jīng)濟(jì)增長與僑資的影僅如此，根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒和中計(jì)年鑒顯示，省的GDP一直國GDP的12%4.3.1與模型選在本節(jié)的研究中，通過考量華僑商人的人口分布，根據(jù)《經(jīng)濟(jì)年鑒2010-/2011，行研究的狀況，使得本的定量研究有了一定的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，使定量研究成為可能。2011年數(shù)據(jù)，通過模型，對比華商投資和外商投資（除去華商投資部分）對經(jīng)濟(jì)影響如果以GDP代表區(qū)域生產(chǎn)總值(億元)，DK代表國內(nèi)投資(億元),DFK代表國府投資(億元),DPK代表國內(nèi)民間投資(億元),OCI代表華商投資(萬),L代表勞動(dòng)力就業(yè)人GDPf(DK,OCI,GDPADKOCI

GDPADFK1DPK2OCI

lnGDPclnDKlnOCIlnLuicui為統(tǒng)計(jì)誤差,系數(shù),,1,2DK、OCI、L、DFK、DPKGDP在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí),我們統(tǒng)一采用GDP縮減指數(shù)作為價(jià)格指數(shù)，以消除物價(jià)則采用實(shí)際利用的3+5國（地區(qū)）的直接投資數(shù)據(jù)，并采用的GDP縮減指數(shù)作為價(jià)格4.3.2（4表 2003-LC--GDP增長的彈性系數(shù)值為正。根據(jù)以上統(tǒng)計(jì)量的分析，該模型的變量商投資的彈性系數(shù)，說明華商投資比國內(nèi)投資更加有利于刺激GDP的增長。維度一：根據(jù)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，華商投資額的環(huán)比增長率在2008年前后截然不同。20081%2008年后華商投資的環(huán)比增為了研究2008年對華商投資對經(jīng)濟(jì)的影響情況，本分析2003-2008年的4.12表 2003-LC--激省GDP的增長。lnGDPclnDKlnOCIlnLuilnGDPclnDKlnEFDIlnLui（6）4.13所示：表 LC----其中，OCI表示華商投資額的對數(shù)，EFDI表示外商投資額中除去華商投資額部分的對第二，中國加入WTO后，也即是本的年限中，中國企業(yè)實(shí)力的發(fā)展壯大，常明。一些大型的東南亞企業(yè)也被學(xué)界視為后起的公它們的投，也適用于公司投資理論。小、從開放以來華僑投資具有投資額不斷增加，投資行業(yè)及低于不斷增加的特點(diǎn)。海、均衡狀態(tài)時(shí)，內(nèi)在均衡機(jī)制會(huì)努力使系