淮安市ＦＤＩ與經濟增長和對外貿易的實證分析

[摘要] 本文運用時間序列模型和Granger因果檢驗等計量經濟學方法，以淮安市為例，用淮安的數據，實證分析淮安市外商直接投資對經濟增長和對外貿易的重要作用。結果表明，在淮安這個經濟相對落后地區，FDI與經濟增長和對外貿易存在顯著的正相關，FDI的增長對經濟增長和對外貿易的增長具有推動作用。最后基于結論，給出相應的政策建議。

[關鍵詞] 外商直接投資 經濟增長 對外貿易

一、研究現狀與理論背景

淮安是極具發展潛力的開放型城市。全市對外開放步伐不斷加快，正在加速融入經濟全球化。外貿市場不斷擴大，先后與日本、美國、歐盟等105個國家建立了貿易往來。利用外資勢頭良好，吸引了韓泰輪胎等20多個國際知名大公司、大企業來淮投資，現有各類外資企業700多家，實際利用外資累計已達18億美元。在這樣的一個時代背景之下，研究淮安市的外商直接投資、經濟增長和對外貿易的關系具有很強的現實意義。

國內外基于外商直接投資、經濟增長和對外貿易的研究比較豐富，李靜萍(2001)得出結論:認為FDI是我國經濟增長的主要推動力。Frankel and Romer(1999)、夏友富(1999)同樣得出，貿易和FDI 能夠促進經濟增長。李超(2005)得出，經濟高速增長吸引了大量的外資，外商直接投資促進了我國經濟的增長。但是這些研究只是從中國的宏觀經濟角度考察論證了外商直接投資的影響，關于中小城市尤其是蘇北相對落后地區的研究呈現一片空白。本文主要以淮安為立足點，來實證研究外商直接投資對于淮安的經濟增長和對外貿易的影響。

二、淮安市FDI與經濟增長和對外貿易的實證分析

1.淮安市FDI與經濟增長的時間序列模型分析

(1)簡單的時間序列模型分析

GDPt=a+bFDIt Ln(GDPt)=a+bLn(FDIt)

在這里GDPt、FDIt分別表示淮安市第t期的GDP和FDI總量，Ln(GDPt)和Ln(FDIt)分別來代替第t期GDP和FDI的增長率。回歸結果如下：GDP= 34.26 +2.48FDI

(11.328)(16.194)

R2=0.9523，調整后的R2=0.9457，DW=0.59，F=329.06

Ln (GDP) =3.18+0.19Ln (FDI)

(53.82) (6.543)

R2=0.878，調整后的R2=0.856，DW=0.4961，F=61.75由于DW值過小，基礎模型存在著自相關，需要進行差分。

GDP=42.61+3.594FDI+0.598AR (1)

(5.811) (8.359) (4.397)

R2=0.9698，調整后的R2=0.9589，DW=1.765，F=249.88

最終結果，FDI與GDP兩者之間的相關性高達0.9698，當FDI增加1美元，則會帶動GDP增長3.594美元。

(2)帶有滯后項的時間序列模型分析

外商直接投資作為固定資產投資來源的一個部分，其對經濟增長的作用具有當年的需求效應和滯后年份的供給效應。考慮解釋變量的滯后效應，建立模型如下：

GDPt=a+bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut

LnGDPt=a+bLnFDIt+cLnFDIt-1+dLnFDIt-2+……+ut

計算得出:線性型模型中的FDI對當期和第四期的顯著性較好，對數型模型中的FDI第三期、第四期和第五期的顯著性較好，可以較好的表現出FDI對GDP的滯后效應。所以建立如下模型：

GDPt=a+bFDIt+cFDIt-4

LnGDPt=a+bLnFDI+cLnFDIt-3+dLnFDIt-4+eLnFDIt-5

得到回歸結果如下：

GDPt=49.256+1.993FDIt+2.477FDIt-4

(18.384) (5.967)(4.766)

R2=0.972，調整后的R2=0.964，DW=1.294，F=368.41

Ln GDPt=3.984+0.027LnFDIt+0.039LnFDIt-3+0.154LnFDIt-4+

0.026LnFDIt-5

(96.563) (1.102)(0.897)(2.113)(3.478)

R2=0.955，調整后的R2=0.948，DW=1.961，F=128.334

結果得出，當期FDI每增加1美元，GDP增加1.993美元，即FDI增長1%，則帶來當年GDP增長0.027%。線性模型中第四期對當期GDP存在顯著影響，其影響程度是2.477;對數模型中第三期、第四期和第五期的影響分別為0.039%，0.154%和0.026%。或者說，每增加1美元，可以帶來1.993美元GDP增長的需求效應和2.477美元的供給效應。即FDI增長1%，可以帶來0.027%GDP增長的需求效應和0.219%的供給效應。

在5%的顯著性水平下，增長率模型中自變量和AR項回歸系數t統計值通過了臨界值，自變量回歸系數呈現高度顯著性，擬和優度高達97.2%和95.5%，回歸方程的F統計值達到較高顯著性水平，這說明外商直接投資對淮安經濟增長具有顯著的作用。

2.淮安市FDI與經濟增長的因果分析

模型 1:Ln GDPt=a0+alLn GDPt-1+a2Ln FDIt-1+a3Ln FDIt-2+ult

模型 2:Ln FDIt=b0+blLn FDIt-1+b2Ln GDPt-1+b3Ln GDPt-2+u2t

回歸結果如下:Ln GDPt=2.1458+0.5394Ln GDPt-1-0.0253Ln FDIt-1+0.1576LnFDIt-2

LnFDIt=-0.8724+0.8791LnFDIt-1+1.117LnGDPt-1-1.3492LnGDPt-2

得出結果:a2+a3=0.1323，b2+b3＝-0.2322，這說明FDI與GDP之間存在相互影響，FDI增長與GDP增長是互為因果關系的，但不同的是，FDI的后兩期對GDP有正的影響，而GDP的后兩期對FDI是負的效應。得出結論:在5%顯著性水平下，FDI的增長是GDP增長的原因，GDP的增長不是FDI增長的原因。

對上述結果用Eviews進行檢驗得出:當確定5%的顯著性水平時，滯后期為1～2時，FDI增長是GDP增長的因果關系，這個結果和前面Granger因果分析的結果是一致的。滯后期為3～4時，FDI增長和GDP增長彼此獨立，相互之間沒有影響。因此，本文可以認為在FDI進入后的短期內，FDI的增長是GDP增長的原因，而在長期看來沒有多大的影響。因此，我們對待FDI還是應當抱著積極引進的態度，但不能單一的依靠FDI來發展淮安市的經濟。從根本上來看，淮安市的經濟長期增長是要依靠本地區的資本積累和技術進步，所以如何利用FDI促進淮安市的資本積累和企業的技術進步才是保證經濟持續增長所要解決的關鍵問題。

3.淮安市FDI與對外貿易的分析

(1)簡單時間序列模型

Tt=a+bFDIt

回歸結果如下：

Tt=7.594+2.698FDIt

(1.461) (14.659)

R2=0.924，調整后的R2=0.918，DW=0.493，F=167.45

由于DW值過小，存在著自相關，需要進行差分。回歸結果如下：

Tt=8.77+2.849FDIt+0.59 AR(1)

(0.5891) (6.1147) (3.4368)

R2=0.931，調整后的R2=0.924，DW=1.722，F=134.68

計算結果顯示，FDI與對外貿易兩者之間的相關性高達0.931，當FDI增加1美元，則會帶動T增長2.849美元。

(2)帶有滯后項的時間序列模型

建立有滯后項的時間序列模型如下：

Tt=a +bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut

計算得出：線性型模型中的FDI對當期和第三期的顯著性較好，可以較好的表現出FDI對T的滯后效應。因此建立如下模型:

Tt=a + bFDIt+cFDIt-3

回歸結果如下：

Tt=9.52+2.116FDIt+4.195FDIt-3

(2.958) (4.986) (5.843)

R2=0.956，調整后的R2=0.947，DW=2.47，F=271.36

結果表明，每增加1億美元FDI，可以在當年帶來2.116億美元T增長的需求效應;如果從供給角度分析，外商直接投資每增加1億美元可以帶來4.195億美元T增長的供給效應。

三、結論

本文使用多個經濟計量模型，基于《淮安統計年鑒》對FDI與GDP、FDI和對外貿易之間的關系進行了分析，得出以下結論:

1.FDI與GDP存在顯著的正相關，FDI的增長對GDP的增長具有推動作用

對FDI與GDP之間的Granger因果分析得出，在短時期內FDI的增長是GDP增長的Granger因果關系，但從長期來看，這兩者之間沒有顯著的因果關系。因此，單純的FDI的增量只是對短期的經濟增長存在影響，而對經濟長期增長的影響，需要通過其它渠道才能夠得以實現。

2.FDI與對外貿易存在著顯著的正相關，FDI對對外貿易的增長具有正面的影響的作用

這種推動作用與FDI對GDP的影響一樣，不僅表現在當期，還表現在前期的FDI流入量對當期對外貿易增長存在滯后影響。從供給和需求兩方面，FDI對對外貿易產生了積極的作用，所以FDI的流入有利于淮安市實現經濟的持續增長。

根據本文的分析，我們需要進一步改善投資環境、加快開發區建設、抓住機遇，創新招商方式，控制吸收外資的規模，提高利用外資的質量和水平，擴大利用外資領域、加強對外資的產業政策導向以便等措施，盡可能地讓外商直接投資對淮安市的經濟發展發揮更大的作用。

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