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[摘要] 本文运用时间序列模型和Granger因果检验等计量经济学方法，以淮安市为例，用淮安的数据，实证分析淮安市外商直接投资对经济增长和对外贸易的重要作用。结果表明，在淮安这个经济相对落后地区，FDI与经济增长和对外贸易存在显著的正相关，FDI的增长对经济增长和对外贸易的增长具有推动作用。最后基于结论，给出相应的政策建议。
[关键词] 外商直接投资 经济增长 对外贸易
一、研究现状与理论背景
淮安是极具发展潜力的开放型城市。全市对外开放步伐不断加快，正在加速融入经济全球化。外贸市场不断扩大，先后与日本、美国、欧盟等105个国家建立了贸易往来。利用外资势头良好，吸引了韩泰轮胎等20多个国际知名大公司、大企业来淮投资，现有各类外资企业700多家，实际利用外资累计已达18亿美元。在这样的一个时代背景之下，研究淮安市的外商直接投资、经济增长和对外贸易的关系具有很强的现实意义。
国内外基于外商直接投资、经济增长和对外贸易的研究比较丰富，李静萍(2001)得出结论:认为FDI是我国经济增长的主要推动力。Frankel and Romer(1999)、夏友富(1999)同样得出，贸易和FDI 能够促进经济增长。李超(2005)得出，经济高速增长吸引了大量的外资，外商直接投资促进了我国经济的增长。但是这些研究只是从中国的宏观经济角度考察论证了外商直接投资的影响，关于中小城市尤其是苏北相对落后地区的研究呈现一片空白。本文主要以淮安为立足点，来实证研究外商直接投资对于淮安的经济增长和对外贸易的影响。
二、淮安市FDI与经济增长和对外贸易的实证分析
1.淮安市FDI与经济增长的时间序列模型分析
(1)简单的时间序列模型分析
GDPt=a+bFDIt Ln(GDPt)=a+bLn(FDIt)
在这里GDPt、FDIt分别表示淮安市第t期的GDP和FDI总量，Ln(GDPt)和Ln(FDIt)分别来代替第t期GDP和FDI的增长率。回归结果如下：GDP= 34.26 +2.48FDI
(11.328)(16.194)
R2=0.9523，调整后的R2=0.9457，DW=0.59，F=329.06
Ln (GDP) =3.18+0.19Ln (FDI)
(53.82) (6.543)
R2=0.878，调整后的R2=0.856，DW=0.4961，F=61.75由于DW值过小，基础模型存在着自相关，需要进行差分。
GDP=42.61+3.594FDI+0.598AR (1)
(5.811) (8.359) (4.397)
R2=0.9698，调整后的R2=0.9589，DW=1.765，F=249.88
最终结果，FDI与GDP两者之间的相关性高达0.9698，当FDI增加1美元，则会带动GDP增长3.594美元。
(2)带有滞后项的时间序列模型分析
外商直接投资作为固定资产投资来源的一个部分，其对经济增长的作用具有当年的需求效应和滞后年份的供给效应。考虑解释变量的滞后效应，建立模型如下：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
LnGDPt=a+bLnFDIt+cLnFDIt-1+dLnFDIt-2+……+ut
计算得出:线性型模型中的FDI对当期和第四期的显著性较好，对数型模型中的FDI第三期、第四期和第五期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对GDP的滞后效应。所以建立如下模型：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-4
LnGDPt=a+bLnFDI+cLnFDIt-3+dLnFDIt-4+eLnFDIt-5
得到回归结果如下：
GDPt=49.256+1.993FDIt+2.477FDIt-4
(18.384) (5.967)(4.766)
R2=0.972，调整后的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，调整后的R2=0.948，DW=1.961，F=128.334
结果得出，当期FDI每增加1美元，GDP增加1.993美元，即FDI增长1%，则带来当年GDP增长0.027%。线性模型中第四期对当期GDP存在显著影响，其影响程度是2.477;对数模型中第三期、第四期和第五期的影响分别为0.039%,0.154%和0.026%。或者说，每增加1美元，可以带来1.993美元GDP增长的需求效应和2.477美元的供给效应。即FDI增长1%，可以带来0.027%GDP增长的需求效应和0.219%的供给效应。
在5%的显著性水平下，增长率模型中自变量和AR项回归系数t统计值通过了临界值，自变量回归系数呈现高度显著性，拟和优度高達97.2%和95.5%，回归方程的F统计值达到较高显著性水平，这说明外商直接投资对淮安经济增长具有显著的作用。
2.淮安市FDI与经济增长的因果分析
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
回归结果如下: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
得出结果:a2+a3=0.1323，b2+b3＝-0.2322，这说明FDI与GDP之间存在相互影响，FDI增长与GDP增长是互为因果关系的，但不同的是，FDI的后两期对GDP有正的影响，而GDP的后两期对FDI是负的效应。得出结论:在5%显著性水平下，FDI的增长是GDP增长的原因，GDP的增长不是FDI增长的原因。
对上述结果用Eviews进行检验得出:当确定5%的显著性水平时，滞后期为1～2时，FDI增长是GDP增长的因果关系，这个结果和前面Granger因果分析的结果是一致的。滞后期为3～4时，FDI增长和GDP增长彼此独立，相互之间没有影响。因此，本文可以认为在FDI进入后的短期内，FDI的增长是GDP增长的原因，而在长期看来没有多大的影响。因此，我们对待FDI还是应当抱着积极引进的态度，但不能单一的依靠FDI来发展淮安市的经济。从根本上来看，淮安市的经济长期增长是要依靠本地区的资本积累和技术进步，所以如何利用FDI促进淮安市的资本积累和企业的技术进步才是保证经济持续增长所要解决的关键问题。
3.淮安市FDI与对外贸易的分析
(1)简单时间序列模型
Tt=a+bFDIt
回归结果如下：
Tt=7.594+2.698FDIt
(1.461) (14.659)
R2=0.924，调整后的R2=0.918，DW=0.493，F=167.45
由于DW值过小，存在着自相关，需要进行差分。回归结果如下：
Tt=8.77+2.849FDIt+0.59 AR(1)
(0.5891) (6.1147) (3.4368)
R2=0.931，调整后的R2=0.924，DW=1.722，F=134.68
计算结果显示,FDI与对外贸易两者之间的相关性高达0.931，当FDI增加1美元，则会带动T增长2.849美元。
(2)带有滞后项的时间序列模型
建立有滯后项的时间序列模型如下：
Tt=a +bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
计算得出：线性型模型中的FDI对当期和第三期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对T的滞后效应。因此建立如下模型:
Tt=a + bFDIt+cFDIt-3
回归结果如下：
Tt=9.52+2.116FDIt+4.195FDIt-3
(2.958) (4.986) (5.843)
R2=0.956，调整后的R2=0.947，DW=2.47，F=271.36
结果表明，每增加1亿美元FDI，可以在当年带来2.116亿美元T增长的需求效应;如果从供给角度分析，外商直接投资每增加1亿美元可以带来4.195亿美元T增长的供给效应。
三、结论
本文使用多个经济计量模型，基于《淮安统计年鉴》对FDI与GDP、FDI和对外贸易之间的关系进行了分析，得出以下结论:
1.FDI与GDP存在显著的正相关，FDI的增长对GDP的增长具有推动作用
对FDI与GDP之间的Granger因果分析得出，在短时期内FDI的增长是GDP增长的Granger因果关系，但从长期来看，这两者之间没有显著的因果关系。因此，单纯的FDI的增量只是对短期的经济增长存在影响，而对经济长期增长的影响，需要通过其它渠道才能够得以实现。
2.FDI与对外贸易存在着显著的正相关，FDI对对外贸易的增长具有正面的影响的作用
这种推动作用与FDI对GDP的影响一样，不仅表现在当期，还表现在前期的FDI流入量对当期对外贸易增长存在滞后影响。从供给和需求两方面，FDI对对外贸易产生了积极的作用，所以FDI的流入有利于淮安市实现经济的持续增长。
根据本文的分析，我们需要进一步改善投资环境、加快开发区建设、抓住机遇，创新招商方式，控制吸收外资的规模，提高利用外资的质量和水平，扩大利用外资领域、加强对外资的产业政策导向以便等措施，尽可能地让外商直接投资对淮安市的经济发展发挥更大的作用。
参考文献:
[1]桑国秀:外商直接投资与区域经济增长[J].河北科技大学学报，2005(12):5～4
[2]李超:外商直接投资与我国经济增长关系的实证分析[J].市场周刊,2005,11月号
[3]萧政 沈艳:外商直接投资与经济增长的关系及影响[J].经济理论与经济管理，2002(1)
[4]Maxwell J.Fry.Foreign Direct Investment in Southeast Asia-Differential Impacts. ASEAN Economic Research Unit，Institute of Southeast Asian Studies.1995
[5]Lee G.Branstetter，Robert C.Feenstra.Trade and Foreign Direct Investment in china: apolitical economy approach. NBER Working Paper.1999
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。
[关键词] 外商直接投资 经济增长 对外贸易
一、研究现状与理论背景
淮安是极具发展潜力的开放型城市。全市对外开放步伐不断加快，正在加速融入经济全球化。外贸市场不断扩大，先后与日本、美国、欧盟等105个国家建立了贸易往来。利用外资势头良好，吸引了韩泰轮胎等20多个国际知名大公司、大企业来淮投资，现有各类外资企业700多家，实际利用外资累计已达18亿美元。在这样的一个时代背景之下，研究淮安市的外商直接投资、经济增长和对外贸易的关系具有很强的现实意义。
国内外基于外商直接投资、经济增长和对外贸易的研究比较丰富，李静萍(2001)得出结论:认为FDI是我国经济增长的主要推动力。Frankel and Romer(1999)、夏友富(1999)同样得出，贸易和FDI 能够促进经济增长。李超(2005)得出，经济高速增长吸引了大量的外资，外商直接投资促进了我国经济的增长。但是这些研究只是从中国的宏观经济角度考察论证了外商直接投资的影响，关于中小城市尤其是苏北相对落后地区的研究呈现一片空白。本文主要以淮安为立足点，来实证研究外商直接投资对于淮安的经济增长和对外贸易的影响。
二、淮安市FDI与经济增长和对外贸易的实证分析
1.淮安市FDI与经济增长的时间序列模型分析
(1)简单的时间序列模型分析
GDPt=a+bFDIt Ln(GDPt)=a+bLn(FDIt)
在这里GDPt、FDIt分别表示淮安市第t期的GDP和FDI总量，Ln(GDPt)和Ln(FDIt)分别来代替第t期GDP和FDI的增长率。回归结果如下：GDP= 34.26 +2.48FDI
(11.328)(16.194)
R2=0.9523，调整后的R2=0.9457，DW=0.59，F=329.06
Ln (GDP) =3.18+0.19Ln (FDI)
(53.82) (6.543)
R2=0.878，调整后的R2=0.856，DW=0.4961，F=61.75由于DW值过小，基础模型存在着自相关，需要进行差分。
GDP=42.61+3.594FDI+0.598AR (1)
(5.811) (8.359) (4.397)
R2=0.9698，调整后的R2=0.9589，DW=1.765，F=249.88
最终结果，FDI与GDP两者之间的相关性高达0.9698，当FDI增加1美元，则会带动GDP增长3.594美元。
(2)带有滞后项的时间序列模型分析
外商直接投资作为固定资产投资来源的一个部分，其对经济增长的作用具有当年的需求效应和滞后年份的供给效应。考虑解释变量的滞后效应，建立模型如下：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
LnGDPt=a+bLnFDIt+cLnFDIt-1+dLnFDIt-2+……+ut
计算得出:线性型模型中的FDI对当期和第四期的显著性较好，对数型模型中的FDI第三期、第四期和第五期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对GDP的滞后效应。所以建立如下模型：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-4
LnGDPt=a+bLnFDI+cLnFDIt-3+dLnFDIt-4+eLnFDIt-5
得到回归结果如下：
GDPt=49.256+1.993FDIt+2.477FDIt-4
(18.384) (5.967)(4.766)
R2=0.972，调整后的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，调整后的R2=0.948，DW=1.961，F=128.334
结果得出，当期FDI每增加1美元，GDP增加1.993美元，即FDI增长1%，则带来当年GDP增长0.027%。线性模型中第四期对当期GDP存在显著影响，其影响程度是2.477;对数模型中第三期、第四期和第五期的影响分别为0.039%,0.154%和0.026%。或者说，每增加1美元，可以带来1.993美元GDP增长的需求效应和2.477美元的供给效应。即FDI增长1%，可以带来0.027%GDP增长的需求效应和0.219%的供给效应。
在5%的显著性水平下，增长率模型中自变量和AR项回归系数t统计值通过了临界值，自变量回归系数呈现高度显著性，拟和优度高達97.2%和95.5%，回归方程的F统计值达到较高显著性水平，这说明外商直接投资对淮安经济增长具有显著的作用。
2.淮安市FDI与经济增长的因果分析
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
回归结果如下: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
得出结果:a2+a3=0.1323，b2+b3＝-0.2322，这说明FDI与GDP之间存在相互影响，FDI增长与GDP增长是互为因果关系的，但不同的是，FDI的后两期对GDP有正的影响，而GDP的后两期对FDI是负的效应。得出结论:在5%显著性水平下，FDI的增长是GDP增长的原因，GDP的增长不是FDI增长的原因。
对上述结果用Eviews进行检验得出:当确定5%的显著性水平时，滞后期为1～2时，FDI增长是GDP增长的因果关系，这个结果和前面Granger因果分析的结果是一致的。滞后期为3～4时，FDI增长和GDP增长彼此独立，相互之间没有影响。因此，本文可以认为在FDI进入后的短期内，FDI的增长是GDP增长的原因，而在长期看来没有多大的影响。因此，我们对待FDI还是应当抱着积极引进的态度，但不能单一的依靠FDI来发展淮安市的经济。从根本上来看，淮安市的经济长期增长是要依靠本地区的资本积累和技术进步，所以如何利用FDI促进淮安市的资本积累和企业的技术进步才是保证经济持续增长所要解决的关键问题。
3.淮安市FDI与对外贸易的分析
(1)简单时间序列模型
Tt=a+bFDIt
回归结果如下：
Tt=7.594+2.698FDIt
(1.461) (14.659)
R2=0.924，调整后的R2=0.918，DW=0.493，F=167.45
由于DW值过小，存在着自相关，需要进行差分。回归结果如下：
Tt=8.77+2.849FDIt+0.59 AR(1)
(0.5891) (6.1147) (3.4368)
R2=0.931，调整后的R2=0.924，DW=1.722，F=134.68
计算结果显示,FDI与对外贸易两者之间的相关性高达0.931，当FDI增加1美元，则会带动T增长2.849美元。
(2)带有滞后项的时间序列模型
建立有滯后项的时间序列模型如下：
Tt=a +bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
计算得出：线性型模型中的FDI对当期和第三期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对T的滞后效应。因此建立如下模型:
Tt=a + bFDIt+cFDIt-3
回归结果如下：
Tt=9.52+2.116FDIt+4.195FDIt-3
(2.958) (4.986) (5.843)
R2=0.956，调整后的R2=0.947，DW=2.47，F=271.36
结果表明，每增加1亿美元FDI，可以在当年带来2.116亿美元T增长的需求效应;如果从供给角度分析，外商直接投资每增加1亿美元可以带来4.195亿美元T增长的供给效应。
三、结论
本文使用多个经济计量模型，基于《淮安统计年鉴》对FDI与GDP、FDI和对外贸易之间的关系进行了分析，得出以下结论:
1.FDI与GDP存在显著的正相关，FDI的增长对GDP的增长具有推动作用
对FDI与GDP之间的Granger因果分析得出，在短时期内FDI的增长是GDP增长的Granger因果关系，但从长期来看，这两者之间没有显著的因果关系。因此，单纯的FDI的增量只是对短期的经济增长存在影响，而对经济长期增长的影响，需要通过其它渠道才能够得以实现。
2.FDI与对外贸易存在着显著的正相关，FDI对对外贸易的增长具有正面的影响的作用
这种推动作用与FDI对GDP的影响一样，不仅表现在当期，还表现在前期的FDI流入量对当期对外贸易增长存在滞后影响。从供给和需求两方面，FDI对对外贸易产生了积极的作用，所以FDI的流入有利于淮安市实现经济的持续增长。
根据本文的分析，我们需要进一步改善投资环境、加快开发区建设、抓住机遇，创新招商方式，控制吸收外资的规模，提高利用外资的质量和水平，扩大利用外资领域、加强对外资的产业政策导向以便等措施，尽可能地让外商直接投资对淮安市的经济发展发挥更大的作用。
参考文献:
[1]桑国秀:外商直接投资与区域经济增长[J].河北科技大学学报，2005(12):5～4
[2]李超:外商直接投资与我国经济增长关系的实证分析[J].市场周刊,2005,11月号
[3]萧政 沈艳:外商直接投资与经济增长的关系及影响[J].经济理论与经济管理，2002(1)
[4]Maxwell J.Fry.Foreign Direct Investment in Southeast Asia-Differential Impacts. ASEAN Economic Research Unit，Institute of Southeast Asian Studies.1995
[5]Lee G.Branstetter，Robert C.Feenstra.Trade and Foreign Direct Investment in china: apolitical economy approach. NBER Working Paper.1999
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。