摘要:從對中國東中西部的時間序列數據計量結果看，三個地區的本期FDI對經濟增長均有顯著影響;三個地區的本期GDP對FDI均有著顯著影響。從對上海和河北兩省市時間序列數據的計量結果看，上海的FDI對經濟增長有顯著促進作用，河北的情況不顯著;上海的經濟增長對FDI有顯著促進作用，河北的情況也不明朗。對東中西部時間序列數據進行格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，在東部地區和中部地區，FDI是經濟增長的原因;GDP也是FDI增長的原因，二者構成Granger意義上的因果關系;在西部地區，FDI與GDP還不能構成這種因果關系。

關鍵詞:外商直接投資 區域經濟增長 時間序列數據分析 格蘭杰因果關系檢驗

一、引言

1999年，三個地區所占比例分別為56.80%、自20世紀70年代末改革開放以來，中國的28.88%和14.32%(如表1所示)。東部、中部和西部三大區域之間差距明顯拉大。外商直接投資也呈現明顯的“東高西低”的態據統計，1978年東部11個省市、中部8省和西部勢。如前所述，截至199于年底，在全國累計批準12省市區的國內生產總值所占比重大約分別為設立的外資企業數和實際使用的外資金額中，東5:3:2;從1990年到1995年東部地區GDP占全部地區占82.1%和87.8%，中部地區占12.9%國的比例增長了近5個百分點，而中部地區和西和8.9%，西部地區占5%和3.2%(90年代東中部地區則分別下降了1.2和2.7個百分點，到西部FDI占全國FDI的比重見表2)。 中國不同的地區，外商直接投資與經濟增長之間的關系是否完全相同?是否都存在格蘭杰意義上的因果關系?我們曾分析過FDI與中國整體經濟的關系問題，現在運用同樣的理論模型分析外商直接投資與不同地區經濟增長之間的關系。為了節省篇幅，我們對已有研究、理論模型和計量方法部分不再重復。

二、中國東中西部地區時間序列數據計最分析

(一)計量模型與基礎數據根據需要，我們主要利用以下兩個計量方程:

方程(1)估計FDI對GDP的影響，方程(2)估計GDP對FDI的影響。InGDP:為本期國內生產總值的對數值，InGDP、.、為上期國內生產總值的對數值，InFDIt為本期外商直接投資(折算為人民幣)的對數值，FDIt一1為上期FDI(人民幣元)的對數值。a。，p。為常數項，u:，v，為隨機干擾項，a、，aZ，a。和p，，日2，p，分別為各解釋變量的系數，InGDP:，InFDI，為被解釋變量。從總需求的角度考慮，因為FDI是GDP的組成部分，所以本期GDP受本期FDI、上期GDP和上期FDI的影響。外商投資決策一般基于長期的考慮，所以本期FDI受上期GDP、本期GDP和上期FDI的影響。我們對三個區域的時間序列數據進行回歸分析，然后通過比較發現規律。在數據的選取方面，我們選擇90年代的數據，因為西部地區在整個80年代吸收外商直接投資總共不到7億美元。難以進行橫向比較，為了簡便又不失模型的解釋力和一般性，我們統一采用1990一1999年的數據(見表3)用于橫向區域間比較。

(二)計量結果及分析從表4可以看出:1.FDI對GDP影響的計量結果及分析(1)東部地區。在計量東部地區數據的方程我們利用方程(1)對中國東、中、西部地區1中，InFDI。，InGDP:一，均與InGDP，具有顯著的FDI是否促進經濟增長進行計量檢驗，結果見表4:線性關系，而InFDIL一:與InGDP、不存在顯著的線 性相關關系。剔除不顯著的變量，我們得到方程134和0.078，說明FDI對經濟增長的促進作用2。方程2的擬合度RZ和調整后的RZ均為依次為東部地區最高，中部地區次之，西部地區最0.998，擬合度良好;D.W值為1.790，說明方程低，這與我們的觀察是一致的。由于東部地區各不存在自相關;F值為1785.522，大大超過臨界方面的條件好，外商直接投資對當地經濟的促進值，說明方程的整體顯著，各位系數均在a=0.01作用當然要比其他地區大。的水平上通過顯著性檢驗。(3)三個地區6個方程中上一期GDP的系數(2)中部地區。在計量中部地區數據的方程均在0.6以上，說明三個地區經濟增長都受上一3中，InFDI。，InGDPt一、均與InGDP、具有顯著的期GDP的影響比較大，可以解釋為經濟增長具有線性關系，而InFDI:一、與InGDP:不存在顯著的線一定的慣性。性相關關系。剔除不顯著的變量，我們得到方程(4)所有方程中FDI:一:的系數均未在a=4。方程4的擬合度RZ和調整后的RZ分別為0.10的水平上通過顯著性檢驗，所以，比較而言上0.997和0.996，擬合度良好;D.W值為1.407，說一期的FDI對三個地區經濟增長的影響不如本明方程不存在自相關;F值為899.244，大大超過期的顯著，可能是因為項目建設需要一定的時間臨界值，說明方程的整體顯著。各位系數均在a才能發揮效益。

二0.01的水平上通過顯著性檢驗。2.GDP對FDI影響計量結果及分析(3)西部地區。計量西部地區數據的方程5我們利用方程(2)對中國東部、中部和西部地和方程6的估計結果，與東部和中部的相似，不再區經濟增長是否促進外商直接投資進行計量檢贅述。驗，結果見表5:從以上計量結果，我們可以得出如下結論:從表5可以看出:(l)三個地區的本期FDI對經濟增長均有著(1)東部地區。在計量東部地區數據的方程顯著影響。在三個地區的6個方程的估計中，1中，只有InGDP.與InFDI。具有顯著的線性關FDI的系數均在0.06以上，并且在a=0.01水平系，而InFDI。一，與InFDI:不存在顯著的線性相關上顯著。由于我們是取自然對數值進行的彈性分關系。剔除不顯著的變量，我們得到方程2。方析，因此，這意味著在三個地區FDI的對經濟增程2的擬合度R，為0.982，擬合度良好;D.W值長的影響還是比較明顯的。為1.871，說明方程不存在自相關;F值為165.282，(2)三個地區FDI的系數分別為0.209，0.大大超過臨界值，說明方程的整體顯著。lrlGI〕P.和 InGDP

一、系數在a=0.01的水平上通過顯著性檢驗，但InGDP，一:的系數為負數。(2)中部地區。在計量東部地區數據的方程1中，InGDPt和InGDPt一，與InFDI，具有顯著的線性關系，而InFDIt一t與InFDI.不存在顯著的線性相關關系。剔除不顯著的變量，我們得到方程4。方程4的擬合度RZ為0.959，擬合度良好;D.W值為1.647，說明方程不存在自相關;F值為69.%9，大大超過臨界值，說明方程的整體顯著。InGDP、和InGDP:一:系數在a=0.01的水平上通過顯著性檢驗，但是，與東部地區情況相似，InGDP，一:的系數也為負數。(3)西部地區。西部地區的計量結果與上述情況大同小異。以上計量結果表明:(1)三個地區的本期GDP對FDI均有著顯著影響。在三個地區的6個方程的估計中，GDP的系數均在4.48以上，并且在a二0.01水平上顯著(西部地區第一次估計為a=0.05)。這意味著在三個地區經濟增長對外商直接投資具有很大的影響。(2)三個地區GDP的系數分別為西部最大(9.420)，中部次之(6.604)，東部最小(4.480)，說明與FDI對GDP的促進作用相反，經濟增長對外商直接投資的促進作用依次為西部地區最高，中部地區次之，東部地區最低。一種可能的解釋是，由于西部地區處于未開發階段，同樣的經濟增，分別表示在a=0.01，0.05，0.10的水平上顯著。長對外商來說意味著更大的潛力和發展機會，也就意味著更加有利可圖。(3)三個地區6個方程中上一期GDP的系數均為負數，說明三個地區上一期GDP對FDI的影響不明朗。所有方程中FDlt一，的系數均未在a=0.10的水平上通過顯著性檢驗，所以，上一期的FDI對三個地區本期FDI的影響也不顯著。(三)東部、中部和西部三個地區FDI與GDP因果關系檢驗及分析為了驗證全國外商直接投資與經濟增長存在的Granger意義上的因果關系是否適合于中國的三大區域，我們利用三個區域的有關數據，對三個區域外商直接投資與經濟增長的關系進行格蘭杰因果性檢驗。1.FDI是不是經濟增長的原因把有關數據帶人方程由SPSS軟件包運算，結果整理如下:(1)東部地區:△InGDPt=一0.027+0.799△InGDPL一t+0.194△InFDI、+0.003么InFDI:一飛+u:(3):(一0.6517)(3.423)(3.922)(0.042)519.:(0.551)(0.027)(0.017)(0.969)RZ=0.929，調整后RZ=0.876，F=17.531(519.:0.0090)方程給出的結果顯示，東部地區F=17.53飛，在給定a=0.01的顯著水平上，方程(3)的檢驗結果是顯著的，即以99環的置信度拒絕H。假設，可以推定東部地區的FDI在Granger意義上構成經濟增長的原因。(2)中部地區:△InGDPt=一0.005+().712△InGDP一;+0.093△InFI)I，+0.032△InFDI，一、+u;(4)在給定a二0.05的顯著水平上，方程(6)的檢驗結果是顯著的，即以95%的置信度拒絕H‘，假設，可以推定東部地區的GDP在Granger意義上構成外商直接投資增長的原因。(2)中部地區:△孟nGDIt“一0.219+6.695△InGDP一5.875△InFDP一U忍一0.01△InFDI。一;+t:(0.105)(3.314)(2.559)(0.828)519.:(0.922)(0.03())(0，063)(0.454)RZ=0.863，調整后RZ=0.760，F“8.382(519.:0.034)方程給出的結果顯示，中部地區F=8.382，在給定a=0.05的顯著水平上，方程(4)的檢驗結果是顯著的，即以95%的置信度拒絕H。假設，可以推定中部地區的FDI在Granger意義上構成經濟增長的原因。(3)西部地區:△InGDPt=一0.026+0.671△InGDPt一，+(0.621)(2.559)(一2.998)(一0.(7)029)0.049△InFDIt+0.011△InFDIt一、519.:R之=0(519.:519.:(0.568)(0.063)(0.040)(0.978)RZ=0.762，調整后RZ=583，F“4，260(519.:0.098)方程給出的結果顯示，中部地區F二4.260，在給定a二0.1的顯著水平上，方程(7)的檢驗結果是顯著的，即以90%的置信度拒絕H。假設，可以推定中部地區的GDP在Granger意義上構成FDI增長的原因。(3)西部地區:△InFDIt=一0.129+5.813△InGDP:+一3.0()6△InFDP，一，+0.128△InFDI，一1+u、(8)t:(0，167)(1.264)(0.532)(0.261)519.:(0.875)(0.275)(0.623)(0.807):5:50巧.|勺自OCUt(0.377)(0.726)(1.600)(1.264)(0(0.185)(0.275)(0.666，調整后RZ=0.416，F=2.6590.184)方程給出的結果顯示，西部地區F二2.659，在給定a二0.15的水平上，方程(5)的檢驗結果仍不顯著，并且所有的t檢驗值都在a二0.巧的水平上不顯著，難以拒絕H。假設，所以FDI在Granger意義上不構成經濟增長的原因。2.GDP是不是FDI增長的原因(1)東部地區:△InGDIt=一0.192+4.086△InGDPt一3.671△InFDPL一t+0.17△InFDI:一，+(6):O0且了、獷、519·:RZ=0.(519.:087)341)(3(0(一3.446)(0.026)556)608)‘‘:U，1nU‘、廠、876，調整后0.028)，922).017)RZ=0.783，F=9，438方程給出的結果顯示，東部地區F=9.438RZ=0.376，調整后RZ=0.093，F=0.802(519.:0.554)方程給出的結果顯示，西部地區F=0.802，在給定a二0.55的水平上，方程(8)的檢驗結果仍不顯著，并且所有的t檢驗值都在a二0.25的水平上不顯著，難以拒絕H。假設，所以GDP在Granger意義上不構成FDI增長的原因。3.簡要分析比較以上東中西部地區的FDI與GDP因果關系檢驗結果可以發現:第一，在東部地區和中部地區，FDI是經濟增長的原因;經濟增長也是外商直接投資增長的原因;FDI與GDP在Granger意義上互為因果。在西部地區，FDI還不能構成GDP增長的原因，可能是由于FDI的數量太小;GDP也不能構成當地FDI增長的原因，可能的原因是西部地區吸收外商直接投資的軟硬環境還不足以對外商構成吸引力，西部地區的經濟增長的作用被不太理想的關系，我們選取上海市和河北省作為樣本，計量檢投資環境抵消了。

驗FDI與GDP在不同省份的關系情況。之所以第二，東部地區與中部地區比較，本期GDP選取上海與河北，是考慮到這兩個省市雖同處東對外商直接投資增長的促進作用更加明顯，這可部地區，又都是沿海省市，但無論在經濟發展程以從各項系數的比較以及各項顯著性檢驗的指標度，還是在科技教育發展水平方面，都存在很大差中觀察到，但是，上期GDP和FDI對外商直接投異。在吸收外商直接投資方面，這兩個地區也相資的作用不明顯。差很遠。上海代表中國最先進的地區，河北則代三、上海市和河北省時間序列數據計量分析表中國的中等水平省份。為了進一步分析外商直接投資與經濟增長的 利用上述方法(計量方程同(1)和(2))，我們首先對兩省市FDI與GDP的關系進行回歸分析，結果如下:

(一)上海、河北FDI對GDP的影響計量結果及分析由表7結果可以發現，上海市的本期FDI和上一期FDI均與GDP存在顯著的正相關關系。各種顯著性檢驗都順利通過;擬合優度高達0.999;不存在一階自相關。與此相反，河北的情況不明朗。在方程1中，雖然擬合優度、整體性顯著和D.W值都不錯，但兩個FDI的系數均未能在a二0.10的水平上通過顯著性檢驗，只有在剔除本期FDI后，滯后一期的FDI才通過了顯著性檢驗。

(二)上海、河北GDP對FDI的影響計量結果及分析就GDP對FDI的影響(見表8)而言，上海的經濟增長對FDI的流人具有明顯影響。剔除不顯 著的InFDIt一，后，方程2的擬合優度為0.908，調海的經濟增長對外商直接投資有顯著促進作用，整后為0.877;F值=29，503，在。二0.01的水平河北的情況也不明朗。上顯著;D.W值為2.601，不存在一階自相關。

(三)上海和河北FDI與經濟增長因果關系河北的情況仍不明朗。三個解釋變量的系數檢驗及分析在。=0.25水平上還不顯著。剔除一個最不顯著如上所述，適用于全國的外商直接投資與經的變量InGDP。后，方程2中的InGDP。一，既不顯濟增長的因果關系結論，并不適用于中國的西部著，系數又為負數，說明河北GDP當期和上一期地區。那么，對同為中國東部地區的上海市和河都對FDI沒有影響。北省來說，情況又如何呢?我們利用同樣的方法綜上所述，通過利用前述方法對兩省市的時和前面有關上海和河北的時間序列數據，對上海間序列進行計量，結果是上海的外商直接投資對和河北外商直接投資與經濟增長的因果關系進行經濟增長有顯著促進作用，河北的情況不顯著;上驗證，以求得到一些有用的啟示。我們把有關數據進行整理，先計算兩省市的GDP和FDI對數值的差分，再計算GDP和FDI對數值的滯后一期數值。由上海市的結果(見表9)可知，兩個模型調整后的RZ分別為0.945和0.717;D..W值分別為2.058和1.960;除常數項外，所有系數都在給定a二0.05左右水平上顯著;F值分別為41.078和6.915，都在給定a=0.05的水平上通過顯著性檢驗，說明兩模型整體性顯著，以95%以上的置信度拒絕H。=O的假設。FDI的增長與GDP的增長互為因果。即90年代，外商直接投資流人促進了上海的經濟增長，上海經濟的高速增長吸引來了更多的FDI。由河北省的結果(見表10)可以看出，雖然兩個模型的擬合度、整體性顯示及D.W值都還可以，但幾個關鍵性解釋變量(模型1中的△InFDIt，△InFDI。一，和模型2中的△InGDP:△InGDP、一:)的系數在給定a二0.15水平上不顯著，說明兩個模型都未通過顯著性檢驗，不能推定FDI與GDP之間存在著因果關系。

四、小結

(一)從對中國東部、中部和西部三個地區1990一1999年的時間序列數據計量結果看，三個地區的本期外商直接投資對經濟增長均有顯著影響;FDI對經濟增長的促進作用依次為東部地區最高，中部地區次之，西部地區最低;三個地區經濟增長都受上一期GDP的影響比較大;比較而言，上一期的FDI對三個地區經濟增長的影響不如本期的顯著。

(二)三個地區的本期GDP對FDI均有著顯著影響。三個地區GDP的系數分別為西部最大，中部次之，東部最小，說明與FDI對GDP的促進作用相反，經濟增長對外商直接投資的促進作用依次為西部地區最高，中部地區次之，東部地區最低.

(三)從對上海和河北兩省市2990一2999年時間序列數據的計量結果看，上海的外商直接投資對經濟增長有顯著促進作用，河北的情況不顯著;上海的經濟增長對外商直接投資有顯著促進作用，河北的情況也不明朗。

(四)對東部、中部和西部三個地區1990一1999年時間序列數據進行格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，在東部地區和中部地區，F’I)l是經濟增長的原因，GDP也是FDI增長的原因，二者構成Granger意義上的因果關系;在西部地區，FDI與GDP還不能構成這種因果關系。

(五)對上海和河北同一時期的FDI及GDP時間序列數據進行的格蘭杰因果性檢驗結果表明，在上海，FDI與GDP互為因果的關系很顯著，但河北卻不明顯。所以，對全國適用的FDI與GDP互為因果的結論，不但不適用于東中西每個地區，也不適用于同一發達區域內的各省份。