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吉林成考网上复习马克思主义第一部分第三章
摘要：吉林成考网是吉林省各大成考院校指定授权的，专业用于吉林省成人高考报名、吉林成人高考招生的专业性招生网站，报名电话：18604441316
(一)样本选取与数据来源
本文经验分析的样本区间为1980-2012年，共计31个样本。被解释变量In ( FDI l GDP )和解释变
量M以及GA均取时一间序列数据。M以及GA的1980-2008年数据来源十曾学文(2010);同时一，根据
其计算方法，我们相应地推算了2008-2012年中国市场化指数和政府行为规范化指数。被解释变量
In ( FDI l GDP )中的FDI值和GDP值则来源十联合国贸发会议网站①。
(二)单位根(ADF)检验
因时一间序列数据可能是不平稳的，成人高考报名我们用蒙特片罗模拟方法分析非平稳性时一间序列数据的相关系
数分布情况，结果表明相关系数实际上服从倒U和U形分布，而非正态分布，因而增加了拒绝解释变量
为零假设的概率，这样就降低了检验功效，增加了纳伪的可能性。为此，实证分析前需要对数据进行平
稳性检验。本文运用EVIEWS7.0软件(以下经验分析均采用该软件)对In (FDIlGDP) , 1nM和In ( GA )
数据系列进行ADF平稳性检验，结果见表1。由表1可见，In ( FDI l GDP)的ADF检验值小十5%临界
值水平下的一5. 38271，而1nM和In ( GA)的ADF检验值分别小十1%临界值水平下的一1.94370,
1. 99863，这表明，三个变量的一次差分序列都是平稳的，可以进行回归分析。
表1各变量单位根(ADF)检验结果
变量差分次数(C, T, K)
DW值
ADF值5%临界值1%临界值结论
In ( FDI l CDP)
1nM
In ( CA)
(C, T, 1)
(C, T, 1)
(C, T, 1)
一1.98257
一1.90532
一1‘87475
一5. 65777
一2.42913
一2_54537
-5.38271
-2. 03854
-2_27365
一6.98410
一1.94370
一1.99863
I(1)
注:(C, T, K)表示ADF检验是否包括常数项、时间趋势和滞后期数;D. W值表示Dubin Watson统计值;*、**分
别表示在1%和5%水平上通过显著性检验。
(三)模型估算结果
根据上文的研究设计，成人高考报名运用EVIEWS7. 0软件进行OLS回归分析，估算结果见表2。由表2可见，杜
宾一瓦特森统计量D. W值为1.9370，接近十2的标准统计值，因此，可以认为本文的模型中不存在一
阶自相关现象。
表2模型估算结果
1nM In ( CA)
D.节
S_ E Sum_ F}tatietin Prnh_
2. 008
(一0.8408)
-0. 0346
(-0.3244)
-0. 1279
(一3. 0786 )
0.9541
1. 9370
0_0025 0_0461 12_4774 0_0001
注:表中估算结果中括号内的数字表示参数估计值对应的t统计量;C表示常数项;S. E为标准差;Sum代表Sum
squared resid; Prol}表示F}tatisti。的概率，n表示“无”。
(四)模型的检验
1.协整检验。在ADF检验和模型估算结果的基础上，还需要对模型进行约翰森协整检验，以排除
变量的伪回归现象，检验结果分别见表3和表4。从检验结果看，无论是迹统计协整检验下还是} -max
统计量协整检验下的零假设(None)中的迹统计量，均大十5%显著水平下的临界值，且零假设下的概
率也都小十5%，这表明模型中各自变量(解释变量)之间均存在协整关系，伪回归现象不存在。
表3约翰森协整检验结果之一汀race)(迹统计)
原假设
特征根
迹统计量
5%显著水平临界值
概率
None
At most 1
At mnet 2
0.514077
0.243243
0. OR7R21
33.86243
11.48959
2. 849482
24.27596
12.32090
4.129906
0. 0023
0. 0686
0. LORI
原假设
None
At most 1
At mnet 2
表4约翰森协整检验结果之一(Max. Eigenvalue) (}}nax统计量)
特征根迹统计量5%显著水平临界值
0.514077 22.37284 17.79730
0.243243 8.640112 11.22480
0_OR7R21 2_R494R2 4_129906
概率
0. 0096
0. 1375
0. LORI
2.格兰杰因果检验
进行格兰杰因果检验的目的是为了检验存在协整关系的变量至少存在一个方向上的格兰杰因果
关系。根据赤池(Akaike)信心准则成人高考报名(AIC)和施瓦茨( Schwart)准则(SC)确定本文模型中格兰杰因果检
验的滞后期数为2期，检验结果如表5。由表5可知，In ( FDI l GDP )分别不是1nM和In ( GA)的格兰杰
原因的接受概率为0. 0623 , 0. 0724，说明在5%显著水平上的原假设成立，即In ( FDI l GDP )不是1nM
和ln(GA)的原因;而1nM和In (GA)不是In (FDI l GDP)的格兰杰原因的接受概率分别为0. 0296, 0.
0112，说明在5%显著水平上的原假设不成立，即1nM和ln(GA)是In (FDIlGDP)的原因。
表5模型的格兰杰因果检验
原假设
样本数
F统计值
概率
1nM does not Granger Cause ln(FDI/CDP)
ln(FDI/CDP) does not Granger Cause 1nM
In ( CA) does not Granger Cause In ( FDI lCDP)
In (FDI lCDP) does not Granger Cause In ( CA)
31
31
31
31
4.04325
4.41933
4.51905
4.30030
0.0296
0. 0623
0. 0112
0. 0724
成人高考报名(五)经验分析结果
在排除了模型中存在伪回归现象，并确保解释变量是被解释变量的原因后，从模型的估算结果即
表2来看:(1)解释变量1nM和ln(GA)前的系数为负数，这从相反的方面验证了本文的理论结论，符合
理论假设。也就是说，理论上，如果中国市场化进程快、政府行为合乎规范，那么政府经济管理体制将
比较完善，中国外资需求偏好将减少。具体说，我国市场经济的市场化指数每提高1%，政府吸收FDI
在GDP中的比例将降低3.46%;政府行为规范化指数每提高1%，政府吸收FDI在GDP中的比例将降
低12. 79 %。较市场化指数而言，政府行为规范化指数对外资需求偏好的影响更大。因为政府行为越
规范，则全面干预经济的程度越小，也就意味着本文中的地方政府公司化、地方市场分割以及政治寻租
现象将逐步消除，因地方政府追求经济绩效性质的引资行为将受到约束，数量型外资需求偏好会减少。
(2)从实践来看，随着中国社会主义市场经济的市场化进程加快，自上世纪90年代以来，中国吸引的
FDI依然呈不断提高的态势，这似乎与本文理论、经验分析结论相左，原因何在?除去企业吸引的FDI
外，可能的原因之一是，本文经验分析中采用的替代变量不能全面反映政府经济管理体制中存在的不
本文经验分析的样本区间为1980-2012年，共计31个样本。被解释变量In ( FDI l GDP )和解释变
量M以及GA均取时一间序列数据。M以及GA的1980-2008年数据来源十曾学文(2010);同时一，根据
其计算方法，我们相应地推算了2008-2012年中国市场化指数和政府行为规范化指数。被解释变量
In ( FDI l GDP )中的FDI值和GDP值则来源十联合国贸发会议网站①。
(二)单位根(ADF)检验
因时一间序列数据可能是不平稳的，成人高考报名我们用蒙特片罗模拟方法分析非平稳性时一间序列数据的相关系
数分布情况，结果表明相关系数实际上服从倒U和U形分布，而非正态分布，因而增加了拒绝解释变量
为零假设的概率，这样就降低了检验功效，增加了纳伪的可能性。为此，实证分析前需要对数据进行平
稳性检验。本文运用EVIEWS7.0软件(以下经验分析均采用该软件)对In (FDIlGDP) , 1nM和In ( GA )
数据系列进行ADF平稳性检验，结果见表1。由表1可见，In ( FDI l GDP)的ADF检验值小十5%临界
值水平下的一5. 38271，而1nM和In ( GA)的ADF检验值分别小十1%临界值水平下的一1.94370,
1. 99863，这表明，三个变量的一次差分序列都是平稳的，可以进行回归分析。
表1各变量单位根(ADF)检验结果
变量差分次数(C, T, K)
DW值
ADF值5%临界值1%临界值结论
In ( FDI l CDP)
1nM
In ( CA)
(C, T, 1)
(C, T, 1)
(C, T, 1)
一1.98257
一1.90532
一1‘87475
一5. 65777
一2.42913
一2_54537
-5.38271
-2. 03854
-2_27365
一6.98410
一1.94370
一1.99863
I(1)
注:(C, T, K)表示ADF检验是否包括常数项、时间趋势和滞后期数;D. W值表示Dubin Watson统计值;*、**分
别表示在1%和5%水平上通过显著性检验。
(三)模型估算结果
根据上文的研究设计，成人高考报名运用EVIEWS7. 0软件进行OLS回归分析，估算结果见表2。由表2可见，杜
宾一瓦特森统计量D. W值为1.9370，接近十2的标准统计值，因此，可以认为本文的模型中不存在一
阶自相关现象。
表2模型估算结果
1nM In ( CA)
D.节
S_ E Sum_ F}tatietin Prnh_
2. 008
(一0.8408)
-0. 0346
(-0.3244)
-0. 1279
(一3. 0786 )
0.9541
1. 9370
0_0025 0_0461 12_4774 0_0001
注:表中估算结果中括号内的数字表示参数估计值对应的t统计量;C表示常数项;S. E为标准差;Sum代表Sum
squared resid; Prol}表示F}tatisti。的概率，n表示“无”。
(四)模型的检验
1.协整检验。在ADF检验和模型估算结果的基础上，还需要对模型进行约翰森协整检验，以排除
变量的伪回归现象，检验结果分别见表3和表4。从检验结果看，无论是迹统计协整检验下还是} -max
统计量协整检验下的零假设(None)中的迹统计量，均大十5%显著水平下的临界值，且零假设下的概
率也都小十5%，这表明模型中各自变量(解释变量)之间均存在协整关系，伪回归现象不存在。
表3约翰森协整检验结果之一汀race)(迹统计)
原假设
特征根
迹统计量
5%显著水平临界值
概率
None
At most 1
At mnet 2
0.514077
0.243243
0. OR7R21
33.86243
11.48959
2. 849482
24.27596
12.32090
4.129906
0. 0023
0. 0686
0. LORI
原假设
None
At most 1
At mnet 2
表4约翰森协整检验结果之一(Max. Eigenvalue) (}}nax统计量)
特征根迹统计量5%显著水平临界值
0.514077 22.37284 17.79730
0.243243 8.640112 11.22480
0_OR7R21 2_R494R2 4_129906
概率
0. 0096
0. 1375
0. LORI
2.格兰杰因果检验
进行格兰杰因果检验的目的是为了检验存在协整关系的变量至少存在一个方向上的格兰杰因果
关系。根据赤池(Akaike)信心准则成人高考报名(AIC)和施瓦茨( Schwart)准则(SC)确定本文模型中格兰杰因果检
验的滞后期数为2期，检验结果如表5。由表5可知，In ( FDI l GDP )分别不是1nM和In ( GA)的格兰杰
原因的接受概率为0. 0623 , 0. 0724，说明在5%显著水平上的原假设成立，即In ( FDI l GDP )不是1nM
和ln(GA)的原因;而1nM和In (GA)不是In (FDI l GDP)的格兰杰原因的接受概率分别为0. 0296, 0.
0112，说明在5%显著水平上的原假设不成立，即1nM和ln(GA)是In (FDIlGDP)的原因。
表5模型的格兰杰因果检验
原假设
样本数
F统计值
概率
1nM does not Granger Cause ln(FDI/CDP)
ln(FDI/CDP) does not Granger Cause 1nM
In ( CA) does not Granger Cause In ( FDI lCDP)
In (FDI lCDP) does not Granger Cause In ( CA)
31
31
31
31
4.04325
4.41933
4.51905
4.30030
0.0296
0. 0623
0. 0112
0. 0724
成人高考报名(五)经验分析结果
在排除了模型中存在伪回归现象，并确保解释变量是被解释变量的原因后，从模型的估算结果即
表2来看:(1)解释变量1nM和ln(GA)前的系数为负数，这从相反的方面验证了本文的理论结论，符合
理论假设。也就是说，理论上，如果中国市场化进程快、政府行为合乎规范，那么政府经济管理体制将
比较完善，中国外资需求偏好将减少。具体说，我国市场经济的市场化指数每提高1%，政府吸收FDI
在GDP中的比例将降低3.46%;政府行为规范化指数每提高1%，政府吸收FDI在GDP中的比例将降
低12. 79 %。较市场化指数而言，政府行为规范化指数对外资需求偏好的影响更大。因为政府行为越
规范，则全面干预经济的程度越小，也就意味着本文中的地方政府公司化、地方市场分割以及政治寻租
现象将逐步消除，因地方政府追求经济绩效性质的引资行为将受到约束，数量型外资需求偏好会减少。
(2)从实践来看，随着中国社会主义市场经济的市场化进程加快，自上世纪90年代以来，中国吸引的
FDI依然呈不断提高的态势，这似乎与本文理论、经验分析结论相左，原因何在?除去企业吸引的FDI
外，可能的原因之一是，本文经验分析中采用的替代变量不能全面反映政府经济管理体制中存在的不
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