摘 要：本文采用中国东、中、西部的1993年至2007年的年度样本数据，运用协整理论分析了FDI、进出口贸易对东、中、西三大区域经济增长影响的因果关系。研究发现，东、中、西部地区的FDI、进出口贸易与区域经济增长之间都存在长期均衡关系；东部和中部地区的进口贸易均是经济增长的Granger原因，FDI和出口贸易仅在东部构成了经济增长的Granger原因。最后，本文对实证结果做出分析并指出了相应的政策建议。
关键词：外商直接投资；进出口贸易；区域经济增长
一、数据来源、变量的选取及样本说明
本文用外商实际投资中的直接投资额表示外商在各个区域经济带中直接投资的波动水平，1993年至2006年的数据来源于中国对外经济统计年鉴和中国区域经济统计年鉴，2007年的数据值来源于国家统计局发布的全国各省、自治区和直辖市统计公报。利用进口额和出口额（根据商品经营所在地）的年度数据表示各个区域经济带进出口贸易的波动情况，数据来源于各年的中国统计年鉴。使用国内生产总值数据代表不同区域经济带经济增长的现状，数据来源于各年的中国统计年鉴数据。为了消除统计数据中的价格变动的影响以及数据波动的不平稳性，对数据均进行对数变换，分别用LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX表示取对数后的地区生产总值、实际外商直接投资额、进口额和出口额。这样的处理不会改变原序列的协整关系，相对而言，更接近经典线性模型(CLM)假定，尤其对于严格为正的变量，其条件分布常常具有异方差性或偏态性，对数化能够缓和这方面的问题。同时，为使所有变量量纲一致，根据人民币对美元各年的年均汇率进行了换算。
三大经济区域的划分按传统的方法，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆（由于重庆市1996年以前的部分数据严重缺乏，故将重庆市1997年至2007年的统计数据并入到四川省统计数据中，而西藏地区经济结构的特殊性，未将这一地区的数据纳入分析范围）。这样，本文的样本地区为29个省、自治区和直辖市。东、中、西部各变量的数据值均由各自对应的省、自治区和直辖市数据加总所得。
二、实证分析结果及解释
（一）单位根检验
由于所选取的FDI、进出口贸易与GDP都是年度时间序列数据，在进行协整和因果检验之前，必须先检验时间序列的平稳性(stationary)，即检验序列是否服从单位根过程。本文利用扩展的迪基-富勒(Augmented Dickey-Fuller，简称ADF)方法来检验样本数据的时间序列特征。先后对相关变量的对数序列和一阶差分序列进行ADF检验，在滞后期数的选择上，参照赤池信息准则AIC(Akaike info criterion)和施瓦茨准则SC(Schwarz criterion)，结果如表1。
注：(1)***、**和*分别表示满足1%、5%和10%显著水平下拒绝原假设。(2)(C,T,K)分别表示单位根检验方程,包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数,加入滞后项是为了使残差项为白噪声,D表示一阶差分。
由表1可知，三个经济区域的LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX时间序列ADF的统计量均大于5%显著水平下的临界值，接受原假设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF 值均小于10%显著水平下的临界值，是平稳序列。由于LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX都是一阶单整的序列，这就构成了序列进行协整检验的前提条件，下文将通过协整检验模型来判断外商直接投资、进出口贸易与经济增长分别在三大经济区域内是否都存在长期均衡的协整关系。
（二）滞后期选取与协整检验
Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，因此在进行协整检验之前，必须首先确定之后阶数。如果滞后期太少，误差项的自相关很严重，将会导致参数的非一致性估计，但滞后期太大又会导致自由度减少，直接影响模型参数估计量的有效性。我们根据LR、AIS、SC等指标，并考虑模型的自由度来判别对VAR模型合适的滞后结构选择。检验结果表明在东部、中部和西部地区分别构建的VAR模型最佳滞后期均为2期，下面本文将以此作为建立VAR模型的滞后选择的标准进行模型的构建。我们利用Eviews6.0对相关变量进行协整检验，结果如表2所示。
表2 东、中、西部经济增长、进出口贸易和外商直接投资之间的Johansen协整检验
通过迹值检验结果可知，东部、中部和西部在1993年至2007年间的协整检验统计量都拒绝了协整向量个数为0的原假设，三大地区的Johansen检验分别接收了协整向量为2、4、2的备择假设，因此，我们有理由判定在5%的显著性水平下三个经济地区中的FDI、进出口贸易与经济增长是相互影响的，它们之间存在长期均衡的协整关系。
（三）格兰杰因果检验
协整检验说明了经济增长与FDI、进出口额之间存在长期稳定的均衡关系，但并没有给出FDI、进出口额和GDP三者之间是否存在因果关系及因果关系的方向如何，为此采用Granger因果检验对序列DLNGDP、DLNFDI、DLNIM和DLNEX进行短期Granger因果检验，尝试不同的滞后期，在10%显著性水平下，检验结果如下表4：
表3 东、中、西部经济增长、进出口贸易和外商直接投资之间的Granger因果检验
从表4中我们可以看到三大地区的FDI、进出口贸易与经济增长的Granger因果检验结果：首先东部地区的外商直接投资与经济增长互为Granger因果关系，而在中、西部地区没有出现相互的因果关系；其次，东部和中部地区的进口贸易是本土经济增长的Granger原因，而进口贸易没有在西部地区形成经济增长的Granger原因；最后出口贸易和经济增长的单向Granger关系仅发生在东部地区，这与张战梅(2007)的实证结果是一致的。
三、本文小结
根据以上的实证分析结果，我们可以综合得出以下两点结论：协整检验和Granger因果关系说明，外商直接投资、进出口贸易与经济增长存在一定的相关性，进口贸易所带来的技术、管理效应有一定的显现，但FDI、出口引起的促进贸易、扩大就业、培育人力资源等长期效应在中、西部地区并不明显。
笔者认为，引进外资和加大开放力度是为了更好地促进经济发展。如果只关注外资总量的纵向增长,而不深入研究外资对当地经济的带动效果,只会陷入盲目引资陷阱,并最终丧失对外资的吸引力。作为经济落后、资金欠缺的中、西部地区,在积极引进外资、不断扩大对外开放的同时,需要进一步通过加大基础设施建设力度、深入发展特色产业,寻求后发优势,扩大内需、完善市场环境、保护生态环境等措施促使经济总量迅速增长,经济社会协调发展,从而更有效地吸引外商投资,形成经济增长促进外商投资,同时外商直接投资和进出口贸易又有效促进经济增长的一个良性互动态势,才可以使外资和进出口贸易真正成为中、西部地区经济发展的助推器
参考文献：
[1]高铁梅，2006：《计量经济分析方法与建模》，清华大学出版社。
[2]康赞亮，2006：《FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型》，《国际贸易问题》第2期。
[3]Johansen，Sorer and K.，1990，“m Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Application to the Demand for Money”，Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 169-210.
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