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一、指標的選取與研究方法

（一）數據選取本文選取1997年至2013年的外商直接投資額、出口額和國民生產總值的季度數據進行分析，其中2013年的季度數據選取截至第二季度。外商直接投資額用FDI表示、出口額用EX表示和國民生產總值用GDP表示，數據均來源于中經網。GDP的數據通過歷年加權平均匯率折算成美元為計價單位。在實際分析中，為了消除異方差的影響，對上述數據進行取對數處理，分別用LGDP、LFDI和LEX表示。為了剔除季節性變化對數據自身規律的影響，還原經濟數據的客觀規律，對LFDI、LGDP數據進行了季節性調整。

（二）研究方法向量自回歸模型，即VAR模型。通過采用多方程聯立的形式，VAR系統中所有變量都被視為內生變量從而對稱地進入到各個估計方程中，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量之間的關系。Sims(1980，1986)研究表明，VAR在預測方面要強于結構方程模型。VAR模型的另一個優勢是能夠方便地分析各個變量之間的長期動態影響，同時也可以避免變量缺省而產生的問題。VAR模型的構建主要與兩個參數有關：一個是所含變量個數N；另一個是最大滯后階數K。依照本文研究目的，我們建立一個包含國內生產總值（GDP)、出口（EX）和外商直接投資（FDI）三個變量的VAR模型來分析這三個變量之間的動態關系。一般地，含有3個變量的VAR(K)模型的矩陣形式如下。

二、實證分析

基于本文所選取的國內生產總值（GDP）、FDI（外商直接投資）與出口（EX）三個變量為經濟時間序列數據，因此，首先對數據采取ADF方法檢驗，再依據檢驗結果做出協整檢驗，最后模擬和生成VAR模型的系數估計結果與脈沖響應函數圖。

（一）平穩性檢驗本文選用的是ADF檢驗，檢驗結果見表1。檢驗結果表明，經濟時間序列國內生產總值（LGDP）、外商直接投資（LFDI)和出口（LEX）的原序列是非平穩的，而它們的一階差分序列在1%的顯著性水平上均通過顯著性檢驗，為平穩序列，即I(1)。因此，可以進一步進行后續的協整檢驗分析和因果關系檢驗。

（二）協整檢驗由單位根檢驗知，LFDI、LEX、LGDP這三個變量為一階單整序列。一般地，對于多個變量之間的協整關系判定需要采用協整檢驗。本文采用Johansen(1988)協整檢驗方法，檢驗結果見表2。由表2的檢驗結果表明，在5%顯著性水平上，LFDI、LEX、LGDP之間存在一種長期穩定的協整關系。

（三）向量自回歸(VAR)模型的建立與分析1．VAR模型本文以國內生產總值(LGDP)、外商直接投資(LFDI)和出口(LEX)三個變量構建VAR模型。根據AkaikeAIC與SchwarzSC最小化標準以及所采用的變量數據特征，經過多次比較試驗，將最優滯后期階數確定為2階，建立一個VAR(2)模型以反映外商直接投資、出口和經濟增長之間的相互依存關系。具體線性表達式如下。由方程可知GDP受滯后二期的FDI和出口影響較小，受滯后二期的GDP影響較大；FDI受滯后二期的GDP和外商直接投資額影響較大；出口額則受滯后二期的外商直接投資額和出口影響較大；格蘭杰因果關系檢驗也說明中國外向型經濟導致國內經濟增長并不能帶來出口額的增加。2.模型的穩定性檢驗一般地，AR根圖可以更加直觀的判斷VAR系統的是否具備穩定性。從圖1看出，所有AR根的模的倒數位于單位圓內，由此可以判斷，本文所建立的VAR系統是穩定的。3.格蘭杰因果關系檢驗經檢驗可知，在滯后階數選擇為2階時，在顯著水平為5%的條件下，FDI，出口貿易和經濟增長之間基本都存在相互的因果關系。其中，經濟增長和出口是FDI的格蘭杰原因，而FDI和出口也是經濟增長的格蘭杰原因，FDI不是出口的格蘭杰原因，且經濟增長不是出口的格蘭杰原因。為了獲得FDI、出口貿易對GDP的影響，需要進一步通過脈沖響應函數及方差分解來衡量。4.脈沖響應函數脈沖響應函數描繪了特定變量對各種沖擊的反應軌跡。圖2到圖4給出了LGDP、LFDI和LEX的脈沖響應函數圖形。圖中均為模擬的脈沖響應函數曲線，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，橫軸表示實驗設定的響應期數。圖2～4顯示各變量對所考察變量一個標準差的沖擊的響應情況和響應路徑。從圖2看，經濟總量GDP對其自身反應在第1期達到最大，在1～6期呈正向增長效應，第6期后逐漸趨于平穩。同時，GDP一個標準差的沖擊使得FDI在1～6期處于正向增長態勢，并在第2期達到最大值。使得出口貿易(EX)在1～7期呈現波動，在第7期后波動趨于穩定。脈沖響應結果說明：在短期中，FDI、出口貿易對于經濟增長有著持續并且明顯的正向影響，FDI、出口貿易與經濟增長呈顯著正相關關系。同時，FDI的增加使得FDI所帶動的技術進步對于經濟增長具有延續性效果。圖3顯示，FDI對其自身反應在第1期達到最大，在2～5期呈波動態勢，第5期后逐漸趨于平穩。FDI一個標準差的沖擊使得GDP在第1期達到最大，1～5期處于波動態勢，第5期后逐漸趨于平穩。同時，脈沖表明FDI對于出口貿易的影響并不顯著。圖4顯示，出口貿易(EX)對其自身反應在第1期達到最大，在2～9期呈顯著的波動態勢，第10期后逐漸趨于平穩。出口貿易(EX)一個標準差的沖擊使得經濟總量GDP在1～4期處于正向增長態勢；使得FDI在1～6期處于波動態勢，第6期后逐漸趨于平穩。5.方差分解分析方差分解方法是將VAR系統中每個內生變量以預測誤差方差來表示變量的波動，按其成因分解為與各方程隨機擾動項相關聯的幾個組成部分，通過計算各組成部分所占的百分比，從而分析每一結構沖擊對于內生變量變動的相對貢獻率。結合方差分解值，表4表明：經濟總量GDP在初期源于其自身所感應，在1～10期呈現為下降趨勢；歸因于FDI增長的部分，在第1～8期逐步增加，其中第5期后維持在19%的水平上；源于出口貿易(EX)增長的部分，在第1～10期逐步增加，第8期后保持在50%的水平上。

三、結論

通過上述實證分析，本文認為，FDI、出口貿易(EX)對我國經濟的增長產生顯著的影響。具體結論與相關政策建議如下：（1）三變量模型中FDI和出口貿易(EX)的沖擊對經濟增長波動的累積貢獻接近80%，表明在過去30年的經濟發展中吸引FDI和鼓勵出口的經濟政策對我國經濟增長起到非常大的作用，但也揭示了我國經濟發展過程中比較依賴出口和FDI。數據還表明即期的經濟增長并不能為后期的經濟增長帶來持續性的平穩增長，國內經濟增長帶來的技術進步是有限的，同時意味著在外部環境比較穩定的時期，減少政府干預，適當降低政府投資對于經濟增長的影響比較小。政府應該在這樣的一個時期積極引導產業結構升級，淘汰落后產能。[7]（2）出口貿易（EX）對我國的FDI、經濟增長有著巨大的推動作用，這與我國的現實情況是吻合的：對外貿易的日益開放和優越的投資環境吸引了大批外商來華投資。從長期來看，出口對我國的經濟增長的作用較顯著。一方面，出口擴大不僅可以形成出口需求，而且可以促進資本形成，從而促進經濟增長；另外一方面，出口貿易擴大形成了就業促進效應和經濟結構優化效應，從而促進經濟增長。出口貿易結構的變化將直接影響到經濟增長方式轉型，促進產業結構的縱深發展，因此促進貿易發展、優化外貿結構是我國經濟健康增長的必要條件。（3）FDI流入在整個時期對于出口和經濟增長有正的影響，并隨著時間的推移影響會越來越大，尤其是FDI流入對出口貿易的影響要遠遠大于其對經濟增長的影響。這說明FDI流入通過資本積累極大地促進了出口和經濟增長。而且我們發現出口的增長一定程度上促進了經濟增長，反之關系就不明顯。今后我國應進一步加強對FDI的產業導向，積極優化外貿環境、改善外貿結構以引進外商直接投資。[8]總之，即便消費需求與政府投資乏力，只要外部環境穩定，政府就應該積極通過FDI和出口貿易來引導經濟結構調整，提高經濟增長的內生動力，為我國經濟持續健康增長鋪平道路。

作者：錢俊單位：南京師范大學商學院