FDI對嘉興經濟增長影響實證分析【畢業(yè)論文】

1、 （ 2011 屆） 畢業(yè)論文題 目： fdi對嘉興經濟增長影響實證分析 姓名： 學 院： 專業(yè)： 經濟 學 班級： 學 號： 指導教師： 導師學科： 導師職稱： 誠 信 聲 明我聲明，所呈交的論文是本人在老師指導下進行的研究工作及取得的研究成果。據(jù)我查證，除了文中特別加以標注和致謝的地方外，論文中不包含其他人已經發(fā)表或撰寫過的研究成果，也不包含為獲得 或其他教育機構的學位或證書而使用過的材料。我承諾，論文中的所有內容均真實、可信。論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日授 權 聲 明學校有權保留送交論文的原件，允許論文被查閱和借閱，學?？梢怨颊撐牡娜炕虿糠謨热荩梢杂坝?、縮印或其他復制手段

2、保存論文，學校必須嚴格按照授權對論文進行處理，不得超越授權對論文進行任意處置。論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日摘要外商直接投資(簡寫為fdi ) 在經濟發(fā)展中扮演著越來越重要的角色。我國政府給予優(yōu)惠政策,鼓勵外商直接投資,外商直接投資帶來的資本及其外溢效應在很大程度上促進了我國經濟的增長。嘉興市是位于長三角中心區(qū)域，交通便利，基礎設施條件優(yōu)越。良好的經濟增長勢頭吸引了大量外資的進入。同時，這些外資也解決了嘉興市因進一步發(fā)展的資金缺口，極大地促進了嘉興市經濟的快速增長。本文選取1990-2010年嘉興市的國內生產總值與外商直接投資兩組時間數(shù)列數(shù)據(jù)，通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、granger因

3、果關系檢驗，來研究外商直接投資對經濟增長的關的影響，得出外商直接投資對經濟增長具有很強的促影響，并針對此影響提出相應的政策建議。關鍵詞: 外商直接投資 經濟增長 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗abstractforeign direct investment (fdi) plays a more and more important role in economic development. direct investment of capital and its spillover effect brought in largely promote economic growth. the sit

4、uation of our government provide preferential policies to encourage foreign direct investment. jiaxing is located in changjiang river delta center area, convenient transportation, infrastructure conditions. good economic growth has attracted lots of the access of foreign capital. at the same time, t

5、hese foreign capital of jiaxing also settled for further development funding gap .and greatly promoted the rapid economic growth of jiaxing citythis article select 1990-2009 jiaxing gdp and fdi in the two groups of time series data, through the unit root test, cointegration tests and error correctio

6、n models, using econometric methods, empirical research the relationship between economic growth and fdi in jiaxing. and draw the foreign direct investment and economic growth of the relationship between the individual impact . and in the light of this relationship to put forward the corresponding p

7、olicy .key words：fdi ,economy growth,empirical study, cointegration, granger causality test目錄摘要iabstractii引 言1一、 文獻回顧1(一) 國外研究成果1(二) 國內相關研究現(xiàn)狀2(三) 文獻陳述3二、 嘉興市近年來利用fdi 的情況3（一）嘉興市利用fdi的總體情況3(二）嘉興市利用fdi的產業(yè)分布狀況4三、 嘉興市利用fdi與經濟增長的實證分析4(一) 數(shù)據(jù)說明5(二) 模型的建立5(三) 協(xié)整檢驗7（四）格蘭杰( granger) 因果檢驗10四、 結論及建議11（一）實證分析結論11

8、（二）相關政策性建議12參考文獻14致 謝15引 言 吸收和利用外商直接投資是一國發(fā)展開放型經濟的重要內容,外商直接投資在跨國資本流動中發(fā)揮著越來越重要的作用。隨著國際產業(yè)結構的調整和轉移,外商對華投資的步伐也在加速,投資領域不斷拓寬,從一般的制造業(yè)發(fā)展到基礎產業(yè)、基礎設施建設以及高新技術產業(yè)領域,逐漸成為我國各地區(qū)、各行業(yè)經濟增長不可或缺的重要力量。根據(jù)新華網消息，“十一五”期間，我國外商直接投資累計達到4260億美元，年均增長11.9%，是“十五”期間的1.6倍，全球排名由“十五”末的第四位上升至第二位，并連續(xù)18年位居發(fā)展中國家首位。2010年，外商直接投資突破1000億美元，達到105

9、7億美元，是“十五”末的1.8倍。在引進外資的大環(huán)境下,嘉興市引進利用外資也取得了長足的進步。1986年至2004年間,嘉興實際利用外資總額為34.3億美元,到2005年，全市新批外商投資企業(yè)440家，比上年減少134家；合同利用外資25.00億美元，比上年下降3.0%；實際利用外資11.57億美元，增長13.0%。2010年,嘉興新批外商直接投資項目300個,合同外資32億美元,分別增長17.6%和22.2%;實際使用外資16億美元,增長20.6%。fdi進入嘉興,彌補了嘉興建設資金的不足,引進了一批先進適用技術,促進了外貿進出口事業(yè)的發(fā)展,對嘉興的宏觀經濟增長起到了積極的作用。為適應經濟發(fā)

10、展的需要,有必要對以往嘉興利用國際直接投資的經濟效果以及影響其效果的關鍵因素作系統(tǒng)分析,及時總結利用fd i的經驗,分析fd i對嘉興經濟發(fā)展的影響規(guī)律,梳理fd i對區(qū)域經濟影響作用的傳導機制,找出需要解決的關鍵問題,并提出有效的政策建議。一、 文獻回顧(1) 國外研究成果fdi作為經濟增長的動力之一，在經濟學界雖然有多種思考方法，但歸結起來無非沿襲兩種理論：一是solow倡導的新古典經濟增長理論；二是harrod、kaldor、thirlwall等人所代表的后凱恩斯學派的理論。新古典經濟增長模型在完全競爭均衡條件下強調，經濟的長期均衡增長率來源于勞動增長率和技術進步。外國直接投資增加經濟增

11、長的途徑只有通過外生的技術沖擊。borensztein,gregorio&lee使用69個發(fā)展中國家1970-1989年的數(shù)據(jù)，檢驗經合組織直接投資對發(fā)展中國家經濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)僅僅是fdi對經濟增長的單向作用，但是fdi與東道國的教育水平是相互作用的。carkovic & levine就包含了發(fā)達國家和發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)（1960-1995）發(fā)現(xiàn)：從整段時間內看fdi對經濟增長的效果不顯著，以每5年作為一個時間段進行分析，顯著效果沒有規(guī)律性并且沒有一個變量能決定fdi對經濟增長的影響。jordan shan運用向量自回歸方法研究中國的fdi與經濟增長之間的關系，用方差分解與脈沖響應函數(shù)分析f

12、di與經濟增長之間的相互影響。choe使用由holtz-eakin等（1988）提出的面板數(shù)據(jù)var模型研究了80個國家從1971到1995年的fdi與經濟增長之間的關系，他發(fā)現(xiàn)在fdi與經濟增長之間存在著一種雙向的因果關系，但是fdi和經濟增長之間的格蘭杰因果性關系要弱于經濟增長和fdi之間的因果性關系。(2) 國內相關研究現(xiàn)狀 我國內的很多學者也就fdi與經濟增長的關系進行過理論與實證分析。本文僅回顧基于協(xié)整檢驗方法的fdi對經濟增長的影響的研究成果。王茶生（2010）從分析時間序列的非平穩(wěn)性入手的協(xié)整分析，認為外商直接投資（fdi），由于其帶來的本，連同先進技術、管理經驗以及完善的國際營

13、銷網絡，會極大地改善東道國的出口狀況，從而為東道國各地區(qū)的經濟發(fā)展做出積極的貢獻。賀紅波、屠新曙(2005)首先采用adf方法對時間序列進行單位根檢驗，然后運用mwald方法進行非平穩(wěn)變量的granger因果檢驗，接著運用兩變量的eg方法進行協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)gdp與fdi之間存在長期穩(wěn)定均衡的關系。二者的研究最終得出了以下結論：一方面中國經濟發(fā)展水平與外國直接投資量的大小成正相關關系，外商直接投資對gdp的增長具有重要的貢獻作用，平均一個單位的外商直接投資的增加能拉動大約48個單位的gdp的增加；另一方面gdp不是fdi的granger原因，表明中國經濟的增長不是吸引外商直接投資的原因，fdi進

14、入中國最看重的是我國豐富廉價的勞動力資源和礦產資源，而非我國的高經濟增長率。吳湧超(2004)根據(jù)19782002年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗的方法，得出以下幾個結論：雖然我國的gdp和fdi時間序列都是非平穩(wěn)序列，但兩者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，也即兩者之間存在長期均衡關系；長期均衡關系對gdp和fdi的影響都是顯著的。也就是說，兩者之間存在長期互相影響的關系。fdi的引入促進了中國經濟增長，同時中國經濟增長又反過來促進fdi流入中國。但兩者影響程度不同，中國經濟增長對外國直接投資的影響大于fdi對中國經濟增長的影響；短期內gdp是fdi增長的原因，而fdi卻不是gdp增長的原因。

15、這也說明，我國在引進外資的政策上應該采用長期政策而非短期政策，才能夠保證外資對中國經濟增長起到持久的效果。沈桂龍（2007）通過計量方程檢驗兩者之間的關系。認為fdi作為一籃子生產要素的組合，既作為資本要素的投資對gdp產生直接作用，也作為技術要素對gdp產生間接作用。同時又作為集合要素影響凈出口從而影響gdp。通過計量方程，對作為宏觀投資的fdi和gdp之間關系進行檢驗，發(fā)現(xiàn)fdi的貢獻率比以往文獻的研究要低；此外，通過對整體外資企業(yè)的進出口貿易數(shù)值研究，可以發(fā)現(xiàn)fdi對凈出口貿易影響并不顯著，從而削弱了對gdp的貢獻。(3) 文獻陳述 綜合國內外學者的觀點，外商直接投資與經濟增長之間的關系

16、主要分為以下兩種情況：第一，fdi是經濟增長的重要推動力，外商直接投資與經濟增長存在單向的影響關系;第二，兩者之間存在互相影響的關系。fdi的引入促進了經濟增長，同時經濟增長又反過來促進fdi的流入。二、 嘉興市近年來利用fdi 的情況 （一）嘉興市利用fdi的總體情況改革開放30年來，來自世界各地的外國投資與嘉興本地經濟開展互利合作，在歷屆市委、市政府的領導下，我市開放型經濟取得了迅猛的發(fā)展，合同利用外資從1990年的343萬美元增長到 2010年的32.06億美元；進出口總量從1992年的2.1億美元增長到2010年的228.2億美元。 利用外資和對外貿易在省內十一個地市中多年保持領先，近

17、年來更是繼杭州和寧波之后，穩(wěn)居全省第三。截止2010年，全年全市新批外商直接投資企業(yè)300家，比上年增加45家；合同利用外資32.06億美元，同比增長22.2%；實際利用外資16.10億美元，增長20.6% 。 外資企業(yè)在嘉興享受到了相對周邊滬、杭、蘇地區(qū)較為低廉但同樣高素質的人力資源、土地價格、運營成本以及高效的服務，與此同時，外資企業(yè)也為嘉興的經濟做出了很大的貢獻。以下是1990至2010年嘉興市的gdp和fdi的發(fā)展折線圖。圖1 1990 2010 年嘉興市gdp的折線圖（單位：億元)圖21990 2010 年嘉興市fdi的數(shù)據(jù)圖（單位：萬美元）圖1 顯示自1990 年以來,嘉興市的gd

18、p 一直保持較快速度的增長,說明嘉興市作為長三角城市之一其發(fā)展勢頭良好。圖2 顯示嘉興市fdi 也一直在平穩(wěn)增長,只是在2008,2009 年出現(xiàn)下降，到2010年嘉興市fdi又開始回升。(二）嘉興市利用fdi的產業(yè)分布狀況嘉興市近年來利用外資的結構發(fā)生了很大變化,由表1的數(shù)據(jù)可以看出，外商直接投資以第二產業(yè)為主，逐漸流向第三產業(yè)。2004 年,第一、二、三產業(yè)實際利用外商直接投資的比重分別為0.62 %、94.61 %和4.78 %。2005 年逐漸向二、三產業(yè)轉移。2008 年,嘉興市利用外資的穩(wěn)定性進一步增強,服務業(yè)構成fdi 增長的新亮點,fdi 在一產業(yè)中只占0.3% ,在第二產業(yè)中

19、占83.8%,在第三產業(yè)中的比重上升到15.9%。 表1 嘉興市利用外資產業(yè)結構分布(單位：萬美元)實際利用外資2003年2004年2005年2006年2007年2008年第一產業(yè)16263713501252860408第二產業(yè)7517396668104548105424143753113968第三產業(yè)434848839768166291961521624 數(shù)據(jù)來源：2010年嘉興市統(tǒng)計年鑒 嘉興市利用外商直接投資涉及的行業(yè)越來越廣,但投資大頭主要集中在第二產業(yè)，其中先進制造業(yè)仍保持領先地位,而通訊設備、計算機及其他電子設備增速更是穩(wěn)居各行業(yè)之首。嘉興市外商直接投資的結構及利用水平已有了一定程

20、度的優(yōu)化和提高,第三產業(yè)的外商直接投資也明顯迅速增長，第三產業(yè)中行業(yè)分布呈多樣化。三、 嘉興市利用fdi與經濟增長的實證分析 前面對嘉興市吸收利用外商直接投資的狀況進行了歸納總結,下面將建立計量經濟學模型對外商直接投資fdi 與經濟增長gdp 的關系進行定量分析。(一) 數(shù)據(jù)說明本文收集了嘉興市自1990 年至2010年的實際gdp 和fdi 的數(shù)據(jù),因為fdi 的數(shù)據(jù)是以萬美元計算的,而gdp 的數(shù)據(jù)是以億元計算的,所以采用各年的人民幣對美元匯率中間價將fdi 換算成以人民幣計算的數(shù)據(jù),并且將單位統(tǒng)一為萬元。為了消除非平穩(wěn)時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對國內生產總值和外商直接總額進行自然對數(shù)變

21、換，分別用lngdp和lnfdi來表示取自然對數(shù)以后的國內生產總值和外商直接投資總額。數(shù)據(jù)描述如表2：表2 嘉興市利用外資與經濟增長情況數(shù)據(jù)統(tǒng)計表年份（年）gdp(萬元）fdi（萬元）lngdplnfdi1990813300.0000 636.1390 13.6089 6.4554 1991912594.0000 4796.0230 13.7240 8.4755 19921133167.0000 8831.1160 13.9405 9.0860 19931681043.2395 30204.4040 14.3349 10.3157 19942365742.4674 52877.5650 14.

22、6766 10.8757 19953112383.3403 66966.6690 14.9509 11.1120 19963699632.2833 101081.6120 15.1237 11.5237 19974088292.4407 120785.3000 15.2236 11.7018 19984333868.7548 100407.7120 15.2820 11.5170 19994603053.8205 101819.4000 15.3422 11.5310 20005240280.1648 126817.7220 15.4719 11.7505 20015867270.2915 2

23、24033.5590 15.5849 12.3196 20026776473.1022 367788.4950 15.7290 12.8153 20038235377.2397 659536.1910 15.9239 13.3993 200410024093.6391 826917.6414 16.1205 13.6255 200511596614.8952 933447.7532 16.2662 13.7466 200613466481.0000 954051.3486 16.4157 13.7685 200715853100.0000 1280537.3980 16.5789 14.062

24、8 200818153000.0000 931668.0000 16.7143 13.7447 200919179600.0000 910323.1500 16.7694 13.7216 201022960000.0000 1066234.8319 16.9493 13.8796 數(shù)據(jù)來源：2010年嘉興市統(tǒng)計年鑒通過對以上圖表數(shù)據(jù)的分析可以看出21年來,嘉興市吸引外資除2008,2009年以外一直在增長,2007年達到最大值1280537.40萬元人民幣,而2008年開始下降為931668.00萬元人民幣。2010年又開始回升至1066234.83萬元。而嘉興市國內生產總值則一直處于平穩(wěn)增長

25、的狀態(tài)，fdi對嘉興gdp有什么影響？下面本文將就此問題進行研究。(二) 模型的建立外商直接投資對經濟增長到底有沒有影響，有什么影響？要反映經濟變量之間的影響,現(xiàn)在普遍采用協(xié)整分析和granger 因果關系檢驗。協(xié)整檢驗的經典模型是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)之上，當數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)序列，模型很可能出現(xiàn)偽（虛假）回歸。所以，在此之前要先進行變量的平穩(wěn)性檢驗。 1.變量的平穩(wěn)性檢驗本文采用adf (augmented dickey2fuller) 方法檢驗變量的平穩(wěn)性。如果adf 統(tǒng)計量的值為負且絕對值很大,就表明序列是平穩(wěn)的。如果adf 統(tǒng)計量的值比相應顯著水平下的臨界值要大,則可以得出序列非平穩(wěn)的結論 。ad

26、f 檢驗的一般回歸可以表示為: （1） 其中是一階差分符號,xt 是所研究的時間序列,t 為時間趨勢項,t 是隨機誤差項,參數(shù)視具體情況而定。2.檢驗結果及分析 首先，通過觀察兩變量趨勢圖，判斷變量lngdp和lnfdi兩者之間是否存在相關關系。圖3 變量趨勢圖由圖3可知，變量lngdp和lnfdi均有上升的趨勢，兩者之間存在較強的相關關系。因此，在用eviews作單位根檢驗的時候就選擇了包含趨勢項和截距項的adf檢驗。 因為自然對數(shù)變換并不影響原始變量之間的協(xié)整關系,而且自然對數(shù)變換往往可以消除異方差現(xiàn)象,因此應用eview3.1軟件，對ln gdp 和lnfdi 進行adf檢驗。檢驗結果如

27、表3：表3 變量adf檢驗結果變量檢驗形式（c, t, k）adf檢驗統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值結論lngdp（c, t, 1）-5.541207-4.5348-3.6746-3.2762平穩(wěn)lnfdi（c, t, 0）-4.798742-4.5-3.6591-3.2677平穩(wěn)注：（1）檢驗形式中，c代表截距項，t代表趨勢項，k代表滯后階數(shù)；（2）表示變量的一階差分，2表示變量的二階差分。從表3的檢驗結果可知，在1%、5%或10%的置信水平下，lngdp ,lnfdi 顯著性水平下其adf 檢驗統(tǒng)計量都小于臨界值,可見兩個變量序列都是平穩(wěn)序列。因此不能以簡單的回歸分析來研究這兩個變

28、量之間的關系，而要通過協(xié)整分析等方法來進行研究。(三) 協(xié)整檢驗為檢驗時間序列之間是否存在著一個長期穩(wěn)定的比例關系，所以要對兩個變量進行協(xié)整檢驗，若二者協(xié)整表明它們之間存在長期穩(wěn)定的關系,若不協(xié)整則不能證明他們之間存在長期穩(wěn)定的關系。本文運用eg（engle-gergran）檢驗法。該檢驗的前提是兩個變量都是d階單整的（單整性是指，如果一個序列經過d階差分后才能平穩(wěn)，則此系列稱為d 階單整，記為i（d），如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數(shù)相同時，才可能協(xié)整。如果單整階數(shù)不同，那就不能進行協(xié)整分析。其次要求用一個變量對另一個變量回歸即有：用和表示回歸系數(shù)的估計值，則模型殘差估計值為：

29、-若i（0），則和具有協(xié)整關系，且(1,)為協(xié)整向量式；為協(xié)整回歸方程。由adf檢驗可知lngdp 和lnfdi在原始顯著性水平下都是平穩(wěn)序列, 兩者之間存在某種平穩(wěn)的線性關系，便可對lngdp 與lnfdi 是否協(xié)整做進一步檢驗。本文運用最小二乘法（ols）進行協(xié)整檢驗，用eviews3.1軟件操作，得出結果見表4：表4 最小二乘估計結果dependent variable: lngdpmethod: least squaresdate: 05/16/11 time: 09:31sample: 1990 2010included observations: 21variablecoeffic

30、ientstd. errort-statisticprob.c9.8353690.39226225.073440.0000lnfdi0.4738390.03257614.545780.0000r-squared0.917599mean dependent var15.46340adjusted r-squared0.913262s.d. dependent var1.004063s.e. of regression0.295710akaike info criterion0.491515sum squared resid1.661439schwarz criterion0.590993log

31、likelihood-3.160904f-statistic211.5796durbin-watson stat0.589905prob(f-statistic)0.000000根據(jù)協(xié)整檢驗回歸結果dw=0.589905，給定顯著性水平=0.05，查dw表，n=21,k=2,的下線臨界值dl =1.22,上限臨界值du=1.42，因為dw統(tǒng)計量為0 dw=0.589905 dl =1.22。根據(jù)判定區(qū)域知，這時隨機誤差項存在正一階自相關。因此，要消除自相關，本文采用c-o迭代法，用eviews3.1軟件操作，：在原回歸方程后加上ar(1) ar(2) ar(3)，即可輸出結果如表5：表5 自相

32、關消除dependent variable: lngdpmethod: least squaresdate: 05/22/11 time: 11:12sample(adjusted): 1993 2010included observations: 18 after adjusting endpointsconvergence achieved after 23 iterationsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c21.1877710.652311.9890310.0682lnfdi0.0666030.0400551.6627840

33、.1203ar(1)1.8235170.2751386.6276450.0000ar(2)-1.2474980.451056-2.7657280.0160ar(3)0.4109150.2350071.7485250.1039r-squared0.995913 mean dependent var15.74766adjusted r-squared0.994656 s.d. dependent var0.764062s.e. of regression0.055856 akaike info criterion-2.701936sum squared resid0.040559 schwarz

34、criterion-2.454610log likelihood29.31742 f-statistic791.9967durbin-watson stat2.191771 prob(f-statistic)0.000000inverted ar roots 98 .42+.49i .42 -.49i 這時dw=2.191771，給定顯著性水平=0.05，查dw表，n=19,k=1,的下線臨界值dl =1.18,上限臨界值du=1.40，因為dw統(tǒng)計量為du =1.40 dw=2.1917713.47，拒絕h0，即被解釋變量與解釋變量存在總體顯著的線性關系。系統(tǒng)操作得出殘差序列圖如下：圖 4

35、殘差序列圖由圖形可知，殘差序列在0附近波動,可以認為序列平穩(wěn)。但是是否真的平穩(wěn)還要進adf檢驗。對殘差序列進行adf檢驗，可以得到如下結果：表6 殘差adf檢驗adf test statistic-2.121323 1% critical value-2.7411 5% critical value-1.9658 10% critical value-1.6277注:單位根檢驗中不包括常數(shù)項和時間趨勢項.滯后2階。由表6可以知道，殘差序列的adf檢驗統(tǒng)計量為-2.121323,小于5%,10%顯著性水平的臨界值。所以在5%,10%的顯著性水平下拒絕原假設，殘差序列不需要經過差分就拒絕了原假設，

36、則殘差序列為平穩(wěn)時間序列，即為0階單整序列。由此可以知道lngdp和lnfdi之間存在協(xié)整關系，lngdp和lnfdi之間的關系是長期穩(wěn)定的。當fdi每增加1%，國內生產總值將增長0.0666%。說明嘉興市外商直接投資對經濟增長具有拉動作用。檢驗結果及分析:從回歸方程的數(shù)據(jù)可以看出,1990年2010年嘉興市的fdi 每增長l % ,帶動gdp 平均增長0.0666%,外商直接投資對嘉興經濟增長的貢獻是很大的。（五）格蘭杰( granger) 因果檢驗上面回歸結果顯示fdi 與gdp存在長期穩(wěn)定的關系。下面將用granger 因果性檢驗方法來分析上述因果關系。granger因果檢驗是用于檢驗兩

37、個變量之間因果關系的一種常用方法。它有兩個前提條件: (1)首先證明時間序列是平穩(wěn)的, 若非平穩(wěn)則要求時間序列能通過有限次差分使之平穩(wěn)即要求時間序列是同階單整i ( d) ;(2)滿足同階單整后用最小二乘法（ols）進行線性回歸, 再對殘差進行單位根檢驗, 通過檢驗則表明存在協(xié)整關系。因果關系檢驗法的思想如下：在做對其他變量（包括自身的過去值）回歸時，如果把的過去和滯后值包括進來能顯著地改進對的預測，可稱是的granger原因。也就是如果兩個變量x與y，在同時包含過去x和y信息的條件下，對y的預測效果比只單獨由y的過去信息對y的預測信息效果更好，即變量x有助于變量y預測精度的改善，則認為x對y

38、存在granger因果關系。按照granger因果關系分析方法，建立下列兩變量的模型：其中，和的原假設進行的檢驗，假設等同于“x不是引起y變化的原因”。如果拒絕原假設，也就是拒絕“x不是引起y變化的原因”，從而得出“x對y存在granger因果關系”。由協(xié)整檢驗結果可以得出， 嘉興市外商直接投資與經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，即是由于外商直接投資的增加帶來了經濟的增長，還是由于經濟的增長帶來了外商直接投資的增長，需要進一步研究。為了檢驗這一因果關系，本文對上述序列的平穩(wěn)形式進行granger因果關系檢驗。表7lngdp 和lnfdi 的因果性關系檢驗結果p

39、airwise granger causality testsdate: 05/14/11 time: 16:51sample: 1990 2010lags: 1 null hypothesis:obsf-statisticprobability lngdp does not granger cause lnfdi20 2.96812 0.10306 lnfdi does not granger cause lngdp 4.27211 0.05432注: (1) 本表中的概率值是原假設成立時的概率值。(2) 判斷標準是在確定10 %的顯著水平下,當概率值大于10 %時接受原假設,否則拒絕原假設

40、。檢驗結果及分析:在表7 的檢驗過程中,確定10 %的顯著性水平,在滯后期為1時，接受lngdp不是ln fdi 的granger 原因,但是拒絕lnfdi不是lngdp的原因,即ln gdp 與lnfdi 不是一種雙向的granger 因果關系,此時fdi影響gdp。嘉興省外商直接投資與經濟增長存在單向關系。即外商直接投資的增加在一定程度上是經濟增長的原因，外商直接投資是影響經濟增長的因素之一。四、 結論及建議（一）實證分析結論應用 gls方法對lngdp與lnfdi做回歸模型和格蘭杰因果檢驗模型檢驗結果顯示 ,外商直接投資的增加在一定程度上是經濟增長的原因，外商直接投資是影響經濟增長的因素

41、之一。也就是說外商直接投資對嘉興經濟增長的影響是顯著的,不存在外商直接投資與經濟增長的雙向的影響關系，外商直接投資明顯促進嘉興的經濟增長，對嘉興經濟增長貢獻很大。在不同時期, fdi對嘉興經濟的動態(tài)影響有顯著的差異。從圖2可以看出,從19902000年，隨著嘉興市經濟水平的平穩(wěn)增長，嘉興市外商直接投資情況也慢增長，2001年之后，隨著我國經濟的快速發(fā)展和經濟體制的完善，嘉興經濟水平亦迅速增長，為了促進經濟的發(fā)展,吸引外資,對外商投資的優(yōu)惠力度很大,外商享受了超國民待遇,所以這期間外商投資達到了波峰,2008,2009年，嘉興市外商直接投資額有所下降，這說明金融危機對嘉興經濟產生影響。因此從圖中

42、可以看出從1990 年以后嘉興市外商投資較為平穩(wěn)。fdi對嘉興gdp影響非常大,所以嘉興經濟增長還屬于投資推動型。隨著fdi進入嘉興經濟的諸多領域，fdi在嘉興經濟中的地位不斷提高，對嘉興經濟的各個方面、各個環(huán)節(jié)都產生了非常重要的作用。fdi是推動嘉興經濟增長的重要推動力，創(chuàng)造優(yōu)良的投資環(huán)境有利于吸引外資，從而促進嘉興經濟水平的增長。因此，有必要采取相應的政策和措施改善嘉興的外資環(huán)境，吸引外資進入嘉興。（二）相關政策性建議吸引外資不能簡單地靠一味制定優(yōu)惠政策,并以犧牲資源、市場和稅收來吸引外商直接投資,必須著力建設公平優(yōu)良的的投資環(huán)境 ,吸引國內企業(yè)投資。國內企業(yè)投資和外商直接投資對地方經濟發(fā)

43、展的作用是相同的 ,必須公正、平等地對待,不能厚此薄彼。必須在扶持政策、優(yōu)惠政策上給予同等待遇 ,在服務態(tài)度上一視同仁 ,在規(guī)范上力度相當。從而,保持投資環(huán)境的優(yōu)化,保持經濟的持續(xù)發(fā)展。1.大力營造與國際接軌的優(yōu)良投資環(huán)境 引進外資數(shù)量較多、質量較好的地區(qū)，一個顯著的特點就是該地區(qū)的投資環(huán)境相當好。因此，想要在引進外資中有較強的吸引力，就需要在今后的發(fā)展中注重營造與國際接軌的投資環(huán)境。這其中，配套服務相當重要，服務效率不高，難以提升投資環(huán)境，我們現(xiàn)在所提供的服務更多的是指行政服務，這是在市場中介機構尚不發(fā)達的情況下所產生的。一個外資企業(yè)從引進、審批到投產期間，體現(xiàn)行政性服務的比較多，但目前在實

44、施中還較多地存在著幫助不夠、服務不周的現(xiàn)象?！罢羞M了門就放寬了心”、“引進時的左右相伴與引進后的熱情減半”等現(xiàn)象也不在少數(shù)，碰到問題躲躲閃閃、避實就虛甚至不聞不問的情況也有發(fā)生，這必然影響整體投資環(huán)境。嘉興市必須著力營造“親商、安商、富商”的良好氛圍，形成開明開放的政策環(huán)境、優(yōu)質高效的服務環(huán)境、嚴明規(guī)范的法制環(huán)境、健康文明的人文環(huán)境。使得嘉興市的政策更透明、門檻更低、效率更高、服務更好，塑造出誠信嘉興的形象。 2.把引進外資與產業(yè)結構調整和升級有機結合起來在參與全球經濟一體化進程中，要不失時機地積極實施外力推動型產業(yè)升級戰(zhàn)略。通過大力引進外來資金、技術和先進管理手段，快速形成戰(zhàn)略產業(yè)的規(guī)模優(yōu)勢

45、和競爭力優(yōu)勢。一是實施新的鼓勵外商投資產業(yè)導向政策，包括進一步優(yōu)化產業(yè)結構，鼓勵外商向基礎設施、基礎產業(yè)、支柱產業(yè)、高新技術產業(yè)、國有企業(yè)技術改造和出口型項目投資。二是擴大外資準入領域。將從競爭性、基礎性領域逐步擴大到服務性領域。三是拓寬利用外資渠道，積極探索國際通行的外商投資方式，對于外商投資特許權項目、項目融資、向外商轉讓所有權和經營權、發(fā)行股票等多種方式將積極進行試點，并逐步擴大規(guī)模。在利用外資領域，引進外資要與產業(yè)結構相結合，大力發(fā)展高新技術產業(yè)。四是積極引導和鼓勵民營企業(yè)與境外企業(yè)合資，利用外資嫁接、改造嘉興市民營企業(yè)，提升嘉興市民營經濟的產業(yè)層次、技術層次和管理層次。特別要加強與跨

46、國公司的合作，使之成為推動嘉興工業(yè)化的一個重要外部條件。持這一觀點的主要有以下幾點理由：一是嘉興市經濟發(fā)展已到了一個新的發(fā)展階段，如果不從戰(zhàn)略上主動培育新興產業(yè)，推進三次產業(yè)結構、產品結構、技術結構、行業(yè)結構、產業(yè)地區(qū)分布結構和產業(yè)組織結構的大調整，嘉興市產業(yè)發(fā)展有被空洞化和邊緣化的危險。二是在經濟全球化的背景下，國際上開始進入產業(yè)結構調整和大規(guī)模實行產業(yè)轉移的新階段，對嘉興市經濟進行戰(zhàn)略性結構調整是一次難得的機遇。三是嘉興市一體化進程和產業(yè)的族群化發(fā)展。隨著知識經濟時代的來臨，嘉興市產業(yè)結構調整必須緊跟國際潮流，加快高新技術產業(yè)的發(fā)展。但是，高新技術產業(yè)發(fā)展也要有所側重，突出重點，堅持“有所為，有所不為”的原則。 3.以產業(yè)鏈為主線，實現(xiàn)民資和外資的深度融合，形成產業(yè)集群效應嘉興市在工業(yè)化初期，民營企業(yè)發(fā)揮了很大的作用，自身也有了很快的發(fā)展，完成了初步積累。但是隨著要素成本競爭優(yōu)勢的逐漸減弱，不少企業(yè)面臨著嚴峻考驗，因此，迫切需要引進外資來提高自己。具體而言，一是引進本行業(yè)規(guī)模較大、技術先進的龍頭企業(yè)，帶動本地民營企業(yè)的發(fā)展，提升產業(yè)集群的整體實力和水平；二是引進擁有當?shù)禺a業(yè)集群產業(yè)鏈中的薄弱環(huán)節(jié)技術的