《FDI的区域特征及其经济增长效应.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《FDI的区域特征及其经济增长效应.doc（13页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、【精品文档】如有侵权，请联系网站删除，仅供学习与交流FDI的区域特征及其经济增长效应.精品文档.FDI的区域特征及其经济增长效应 作者：张卓，西北大学经济管理学院2005级金融学硕士研究生，电话：13720637692,e-mail:zzsw_1982。在论文成文期间，安立仁教授和徐璋勇教授给予了有益的指导，特此感谢。西北大学05级金融学硕士 张卓摘要：中国加入WTO以后，外国直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）以更快的速度和更加多元化的形式涌入国内，对经济增长发挥重要的推动作用。然而，外商在华直接投资在中国的东、中、西部分布极不平衡，对各区域经济增长起到的作
2、用也有很大差异。本文使用FDI参与度等指标阐述我国外商直接投资的区域特征，并使用19882004年各省时间序列数据应用通过协整检验后的误差修正模型对FDI对各区域的经济增长效应进行实证研究。关键词：外商直接投资 区域特征 经济增长效应 一、引言20世纪 60年代以后，国际直接投资发展迅速，资本的存量和流量急剧的扩大，成为世界经济中的主导力量。20世纪的最后10年，对外直接投资及其载体跨国公司已经成为促进世界经济发展（尤其是发展中国家经济发展）的“发动机”。19911995年，世界年均FDI增长率为20%，19962000年年均增长率为40.1%。自1978年我国实行改革开放以来，FDI迅速增长
3、。1985年，中国实际利用FDI为16.58亿美元，1992年突破100亿美元，1996年又突破400亿美元，之后虽然有所波动，但一直维持在400亿美元以上。加入WTO以后，中国利用外资持续增长，2002年首次突破500亿美元大关，成为世界上吸收FDI最多的国家。2004年中国更吸引了约606.30亿美元的FDI实际流入量（见图1）。外商直接投资已经成为促进中国经济高速增长的重要推动力量。图1：中国利用FDI规模的变化 资料来源：根据国家统计局编各年中国统计年鉴绘制。然而，数量的激增并不能掩盖我国FDI的结构问题，大量涌入我国的FDI呈现出极度不平衡分布的特点（见图2）。从份额上看，90年代以
4、来87%左右的FDI都集聚在东部地区，中部占9%左右，西部仅占4%左右1 该比例由1991年-2005年历年中国统计年鉴统计所得。中部和西部的FDI规模维持在一个相对稳定的水平上。1999年，政府实施了西部大开发战略，采取多方面的政策措施，鼓励港澳台和外国资本投向西部地区。但相对于中部外资的大量增加，外资的“西进” 趋势并不明显，进入西部的FDI不但没有上升，FDI份额反而从九十年代的5.22%下降到2003年的3.25%和2004年的2.88%（见表1）。 图2：我国东、中、西部地区FDI分布数据来源：（1）各年中国统计年鉴；（2）国研网数据。表1 中国三大地带FDI的分布年份东部地区（%）
5、 中部地区（%） 西部地区（%）1988199090.714.314.981991200085.739.055.22200187.018.854.15200286.649.543.82200385.7311.023.25200486.0811.042.88鉴于以上FDI极度分布不平衡的问题的存在，本文期望利于指标对FDI的区域特征进行更为具体的刻画并且使用计量模型对外商直接投资的区域经济增长效应进行实证分析。第一部分引言，主要介绍本选题研究的背景、内容等；第二部分文献综述，对FDI作用于经济增长的理论和研究成果进行回顾和分析，提出自己研究的角度和创新点；第三部分，利用FDI参与度等指标阐述外商
6、直接投资的区域分布特征；第四部分，利用模型实证分析FDI与各区域的经济增长效应。第五章，根据实证分析的结果给出结论和合理的政策建议。二、理论和文献综述（一） FDI作用于经济增长的理论综述钱纳里(H.Chenery)和斯特劳特(A.M.Strout)1 Chenery,H.B.andA.M.Strout: ForeignDirectInvestmentinDevelopmentCountriesanGrowth:aSelectiveSurvey,TheJournalofDevelopmentStudies,1997.34(1)在 1966年提出了著名的“双缺口”模型。该理论认为，在一个开放的经
7、济社会中，发展中国家的经济增长和发展往往会受到各种因素的制约，其中，储蓄缺口和外汇缺口是两个主要的制约因素。在这种情况下，如果积极利用外资，则可以对两个缺口都产生积极的影响。例如，一笔外资以机器设备的直接投资形式进入发展中国家，它一方面代表进口，而这宗进口却无需以出口抵付；另一方面它又代表新的投资需求，而这项投资却无需由国内储蓄提供。这笔外资能同时缓解外汇和储蓄不足的“瓶颈”问题，发挥弥补缺口、调节失衡的作用。随着时间的推移，两个缺口的失衡状况将逐渐消除，国民经济进入到良性循环的轨道。外商直接投资可以直接和间接的影响经济增长。直接的影响经济增长理论以新古典增长理论为代表。间接影响经济增长理论主
8、要包括垄断竞争论和FDI的“外溢效应”理论。新古典增长理论认为，外商直接投资作为资本形成的一种来源，可以直接影响经济增长。资本形成是指一个经济体资本存量的净增加，包括新建工厂、购置机器以及日益提高的基础设施等。作为私人投资的一部分，外商直接投资自身的增加会引起总投资的增加，而总投资的增加可以直接对经济增长产生贡献，根据宏观经济增长理论中的乘数效应，投资的增加会引起产出的倍数增加。诸多定性分析认为，外商直接投资可以间接影响经济增长，它可以通过影响技术水平、人力资本、制度变革等变量来影响经济增长。外商直接投资不仅影响投资水平，而且影响投资质量。包括垄断竞争论和FDI的“外溢效应”理论。海默的垄断优
9、势论认为，跨国公司在从事海外直接投资的时侯，与东道国相比，跨国公司尤其处于不利地位，跨国公司之所以能进行直接投资的重要原因在于具有某种垄断优势，这种优势能帮助跨国公司克服不利条件，从而与东道国的企业相抗衡，优势包括：先进的技术、先进的管理经验、雄厚的资金实力、信息优势、分销体系和规模经济等方面。外商直接投资在较大的程度上与技术转移结合在一起，包括引进先进技术含量高的资本品、引进先进的管理经验对相关的管理产业的发展起到重要的促进作用。因此，积极引进外商直接投资可以对东道国技术、设备以及管理经验的提高起到积极的促进作用。FDI 产生的许多“外部性”会使东道国的公司受益。在外资流入东道国这一过程当中
10、，国内公司可以通过各种渠道获益。例如，国外公司演示他们的新技术，为他们的当地供应商或者客户提供技术帮助，培训员工等，而这些工人很有可能在今后被国内公司聘用；国外公司带来的竞争压力可以使国内公司更加有效地运转，激励他们引进新技术。因此即使国内企业不是跨国系统中的一员，仍然可以利用进入国际市场的这种优势。这些都被称为 FDI的“外部性”或者“溢出效应”，这也正是内生增长理论的核心内容。（二） FDI作用与经济增长的实证研究综述 FDI和GDP增长的关系问题一直为宏观经济学的前沿问题，国内许多学者做了很多有益的探讨。他们所作的研究有三条路线：一是从资金、技术、人力资源、产业结构升级和进出口作用等方面
11、讨论FDI对我国经济增长的贡献（江小娟，2002；杜江，2002；窦祥胜，2002）。一是从GDP生产函数中对FDI的GDP增长效应进行实证和经验研究（陈浪南，2002；赵国庆，2004）。而研究的主流为直接研究FDI与GDP的计量关系。赵晋平编著的利用外资与中国经济增长（2001）构建了多变量计量经济模型系统，在定性和定量分析外资流入的直接效果的基础上，从 FDI 对中国工业增长、就业、贸易、技术进步、地区经济发展以及国际收支平衡的影响等方面分析了 FDI 对中国经济发展的重要作用。桑秀国（2002）1桑秀国.利用外资与经济增长. J.管理世界.2002,(9).通过一个以新经济增长理论为基
12、础的理论模型，对中国 2001 年 31 个自治区的横截面数据和中国1983-2001年时间序列数据应用格兰杰因果检验和协整检验进行实证分析，得出的结论为外商直接投资与经济增长存在正相关，但不能说FDI是中国经济增长的原因，相反，中国经济增长是FDI流入量增长的原因。魏后凯（2002）2魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响. J.经济研究.2002,(4)利用19851999年时间序列和横截面数据，对外商投资对中国区域经济增长的影响进行了实证分析。结果表明，在这期间，东部发达地区和西部落后地区之间GDP增长率的差异，大约有90%是由外商投资引起的。但是武剑在2002年的研究中确认为外国
13、直接投资的区域分布不能有效地揭示各地区经济的不平衡状况，国内投资特别是投资效率的显著差别才是造成区域经济差距长期存在的主要因素。张天顶（2004）3张天顶.外商直接投资、传导机制和中国经济增长.J.数量经济技术经济研究.2004,(10)根据总量生产函数采用Panel Data模型，利用中国各省19842002年的数据，实证研究了外商投资对中国经济增长的影响，得出FDI每增加1%给东部、中部、西部带来的经济增长率分别为0.06%、0.02%和0.01%，这表明FDI对我国经济增长的影响存在着区域的不平衡。对于外国直接投资不向西部集聚的问题。魏后凯（2003）认为，从长远看，外商对西部地区的转进
14、不可能是“大跨度式”的，其原因在于西部改革开放严重滞后，投资环境尤其是投资软环境更令人担忧。此外由于政府机构庞大，行政办事效率低，手续复杂繁琐，增加了交易成本。商务部和中国社会科学院联合课题组（2005）对我国外商投资梯度转移问题进行研究，结果表明，外资“西进”趋势并不明显，原因是，西部地区的观念落后，基础设施不完善，专业人才供给不足。此外由于信息不对称，外商对西部缺乏了解，害怕上当受骗和安全没有保障，尽管中央对投资西部有优惠政策，但他们有的不敢贸然进入西部投资。显然，这些原因分析是切中要害的。我国现今对外商直接投资作用与经济增长的研究已近比较充分，然而对FDI的区域经济增长效应的研究却明显不
15、足。本文试将中国分为东、中、西三个区域，研究FDI在不同区域的区域特征和经济增长效应，以期从不同区域指标值的差异和模型的结果推断出外商直接投资对不同区域经济增长的不同作用。三、我国外商直接投资的区域特征首先，我们引入1998到2004年东、中、西FDI/GDP这一指标，通过该指标的对比，可以反映外商直接投资对区域经济不同的影响和贡献程度，也可以更为准确的反映出FDI的区域增长程度。由表2、图3所示，从横向上看，三区域这一指标波动趋势基本一致，指标值在九十年代以后上升，在1995年达到最大值后一直趋缓走低，说明外商直接投资对我国经济的贡献程度在1995年以后有所降低。单就西部各年指标值来看，在1
16、999年西部大开发加大招商引资以后，该指标并未上涨反而小幅下跌，说明外商投资对西部经济的贡献程度并没有因为政策的优惠而增大。从纵向上看，各年东部指标值平均高于中部4.6倍以上、西部5.6倍以上，说明外商直接投资对东部经济的贡献程度远远高于中部和西部。将中、西部值比较我们会发现，1996年以前中部的该指标值低于西部，1996年以后中部外商直接投资的贡献率显著提高，平均高于西部1.5倍以上。由原始数据分析原因，95年以来，中部FDI数量增加较西部迅速，数量的增加可以部分解释FDI对中、西部贡献率不同的原因。表2：中国各年区域FDI/GDP指标值 东部FDI/GDP中部FDI/GDP西部FDI/GD
17、P1988年1.45%0.16%0.26%1989年1.41%0.11%0.21%1990年1.67%0.12%0.17%1991年1.59%0.11%0.15%1992年2.01%0.17%0.13%1993年4.67%0.73%0.52%1994年7.25%1.62%1.88%1995年9.27%1.83%2.26%1996年7.91%1.78%1.40%1997年7.44%1.67%1.21%1998年6.80%1.76%1.39%1999年6.44%1.54%1.24%2000年5.37%1.26%0.93%2001年4.84%1.12%0.86%2002年5.03%1.16%0.81
18、%2003年5.16%1.32%0.77%2004年4.57%1.40%0.60%图3：我国东、中、西部FDI/GDP的变化趋势1 此处的FDI数据为乘以人民币兑美元年平均汇率折算过的可比值，人民币兑美元年平均汇率和各省的GDP值均来自各年的中国统计年鉴。其次，外商直接投资是中国固定资产投资的重要资金来源，作为固定资产投资的一部分，为我国的现代化建设提供了必要的资金。所以我们使用外商直接投资参与度，即每年各区域FDI与全社会固定资产投资比值这一指标来反映外商直接投资的区域特征。由表3指标值和图4趋势线所示，三区域的指标变化趋势基本一致，在95或是96年左右达到最大值后趋缓走低，说明在中国FDI
19、占全社会固定资产投资的比重95年左右达到最大，以后走低。这与FDI/GDP这个指标的变化趋势基本一致。从纵向上看，东部的外商直接投资参与度指标平均高于中部3.5倍，高于西部5倍以上，中部的指标值在96年后显著超过西部，也平均是西部的1.5倍。说明各区域FDI的参与度明显不同，即各地区引进外资占总固定资产投资的比重有很大差异，FDI规模不同。表3：中国各年分区域FDI参与度指标值1 FDI参与度=FDI值/全社会固定资产投资值，文中FDI数据为乘以人民币兑美元年平均汇率折算过的可比值，各省全社会固定资产投资值来自国家统计局年度数据。东部FDI参与度中部FDI参与度西部FDI参与度1988年3.5
20、2%0.54%0.85%1989年4.60%0.47%0.85%1990年5.93%0.51%0.68%1991年5.93%0.51%0.68%1992年6.74%0.72%0.51%1993年11.96%2.47%1.60%1994年17.87%5.45%5.48%1995年24.45%6.96%7.77%1996年21.58%7.11%5.14%1997年21.79%6.74%4.04%1998年21.19%7.35%5.05%1999年19.52%5.95%3.22%2000年16.44%4.90%2.81%2001年15.40%4.25%2.51%2002年16.00%4.21%2.2
21、2%2003年15.56%4.44%1.95%2004年11.69%4.15%1.31%图4：我国东、中、西部FDI参与度变化趋势最后，我们使用2005年各区域三资企业工业总产值与总的工业总产值的比值，来衡量各个区域外商直接投资所带来的工业绩效。2005年，全国工业企业的工业总产值达到222315.93亿元，其中三资企业的工业总产值为16758亿元，占比为7.54%。将东、中、西该指标值求出（见图5），结果很让人吃惊。东部的指标值明显低于中部和西部。说明外商直接投资对工业相对落后的中部和西部来说相当重要，虽然两个区域的外商投资绝对量相对不足，但对西部和中部的工业发展起到举足轻重的作用。从而我们
22、可以推出一个结论，西部和中部外商直接投资存在的主要问题是量的不足，而不是质的缺陷。图5：2005年东、中、西部三资企业工业总产值比重1 源各省数据来自2006年中国统计年鉴，指标值由作者加总所得。四、FDI的区域经济增长效应分析为了更精确的衡量外商直接投资对三个区域的经济增长作用到底有多大，我们选取各省19882004年的两个时间序列数据，国内生产总值和外商直接投资值，然后将数据按照区域加总。利用各年的国民生产总值指数和固定资产投资指数将两个名义值转变为可比值。从而可以用实际国内生产总值（单位亿元）为经济增长指标，衡量外商直接投资（单位亿元）对各区域经济增长的作用到底有多大，有何区别。首先，因
23、两个变量均为时间序列数据且随着时间的变化有增长的趋势，所以对各区域的数据进行单位根检验和协整检验以验证两个变量之间是否存在一种长期的内在的联系，其线性组合是否能都平稳；其次，对三个区域的两个变量进行Granger因果关系检验，进一步确定GDP和FDI两个变量之间到底有没有确切的因果关系存在；最后，构建三个区域的误差修正模型，衡量外商直接投资对三区域经济增长的不同影响。（一） 时间序列数据(Time Series Data)的ADF检验如果一个时间序列的均值或者是协方差函数随着时间的变化而改变，那么这个序列就是非平稳的时间序列。随机过程，若，且，这里s=0,1,2,，则称该过程为单位根过程（Un
24、it Root Process）。若单位根过程经过一阶差分成为平稳过程，即，则时间序列称为一阶单整序列。一般地，如果非平稳时间序列经过d次差分达到平稳，则称其为d阶单整序列，d是序列包含的单位根个数。我们选用各省19882004年的GDP和FDI数据，来测度外商直接投资对东、中、西三区域经济增长的影响。首先，对三区域GDP和FDI两个变量进行ADF检验，以检验它们数值的平稳性及两者之间是否有可以进行协整检验的前提，即两个单整序列的阶数相同。各区域GDP和FDI的ADF检验结果见表4、表5。表4 各区域GDP的ADF检验结果区域滞后期pADF检验值临界值（置信度为10%）东部P=40.42846
25、3-2.7557中部P=41.012234-2.7557西部P=50.327979-2.7947表5 各区域FDI的ADF检验结果区域滞后期pADF检验值临界值（置信度为10%）东部P=4-2.235355-2.7180中部P=3-1.105967-2.7042西部P=2-1.126823-2.6927由表3、表4的结果可知，其t的取值均大于显著性水平为10%的临界值，表明各区域的两个时间序列是非平稳的。接下来，对各区域的FDI和GDP进行单整检验，即对其各自的差分序列进行单位根检验。检验结果见表5，表6。由以下结果可知，各区域的GDP和FDI序列经过二阶差分均达到平稳，所以都为二阶单整序列。
26、满足继续进行协整检验的条件。表5 各区域GDP的单整检验结果区域平稳时的差分阶数ADF检验值临界值东部二阶-2.816971-2.7042*中部二阶-3.095818-2.7180*西部二阶-3.674772-3.1222* 表6 各区域FDI的单整检验结果区域平稳时的差分阶数ADF检验值临界值东部二阶-4.173376-4.0681*中部二阶-3.512545-3.1222*西部二阶-3.885312-3.1222*(*表示置信度为1%，*表示置信度为5%，*表示置信度为10%)（二）协整检验有些时间序列，虽然他们自身非平稳，但其某种线性组合却平稳。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关
27、系，称为协整(Cointegration)关系。如果时间序列都是n阶单整，即I(d)，存在一个向量，使得，这里，。则称序列是（b,d）阶协整，记为为协整向量。由上所知，各区域GDP和FDI都为二阶单整序列，建立各区域线性回归模型，即GDP=a+bFDI+e，对该方程回归得到估计结果。对各区域模型生成的残差序列resid做单位根检验，ADF检验结果见表7。由于检验统计值均小于不同显著性水平时的临界值，因此可以认为估计的残差序列为平稳序列，表明各区域的时间序列数据GDP和FDI之间具有协整关系，可以建立各区域GDP和FDI之间的误差修正模型。表7 各区域resid的ADF检验结果区域ADF检验值置
28、信度临界值东部-3.2439765%-3.2195中部 -2.17382510%-2.6829西部-2.64655010%-2.6829（三）格兰杰（Granger）因果关系检验应用线性回归分析方法分析有关数据，并以此说明各区域FDI变量对GDP的影响，从方法论上讲有一定的缺陷。因为FDI变量与GDP变量的同方向变化关系，并不能说明他们之间存在着一种因果关系，它们反映的是一个静态的而非动态的行为。目前，国际上解决这一问题使用最为广泛的方法是格兰杰因果检验方法，这一方法可以确定变量之间因果关系的方向和强度。该检验的基本依据是：如果变量X是变量Y变化的原因，则X的变化先于Y的变化。因此，在做Y对其
29、他变量的回归时，如果把X的过去或滞后期包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就可以说X是Y的格兰杰原因。X和Y之间有三种关系：一是单向因果关系，即X是Y变化的原因，或是Y是X变化的原因；二是双向因果关系，表明存在一个或者几个其他变量，它们既是引起X变化的原因，又是引起Y变化的原因；三是X和Y之间不存在因果关系。本文利用该方法，研究三区域19882004年变量GDP和变量FDI之间的因果关系，结果见表8、表9、表10。表8 东部GDP和FDI的因果关系检验结果Pairwise Granger Causality TestsDate: 11/27/06 Time: 23:53Sample: 1988
30、 2004Lags: 2Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDID does not Granger Cause GDPD156.155050.01809*GDPD does not Granger Cause FDID2.100470.17315表9 中部GDP和FDI的因果关系检验结果Pairwise Granger Causality TestsDate: 11/27/06 Time: 23:57Sample: 1988 2004Lags: 2Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDIZ doe
31、s not Granger Cause GDPZ153.355350.08516*GDPZ does not Granger Cause FDIZ5.563850.02375*表10 西部GDP和FDI的因果关系检验结果Pairwise Granger Causality TestsDate: 11/28/06 Time: 00:02Sample: 1988 2004Lags: 5Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDIX does not Granger Cause GDPX1261.94550.09615*GDPX does not Gran
32、ger Cause FDIX51.47710.10541（*表示5%显著；*表示10%显著）由以上三个表可知，东部FDI以95%的概率被认为是东部国民生产总值变化的原因，西部和中部的FDI以90%的概率被认为是两区域GDP变化的原因。东部和西部经济增长并非该区域FDI变化的原因，只有中部FDI的增加和GDP的增长是互为因果、相互促进的。由以上结果可知，各区域外商直接投资确为GDP变化的原因。因此，可以使用误差修正模型分析各区域FDI的经济增长效应。（四）各区域FDI的经济增长效应我们运用各省1988-2004年的时间序列数据，分析各区域FDI对GDP的不同影响，即不同的经济增长效应。由于各区域
33、的数据均已通过了以上的三个检验，因此可以建立误差修正模型。由于GDP的变化具有连贯性，因此本期GDP受上一期GDP的影响很大。而FDI是GDP的组成部分，所以本期GDP受本期FDI影响。又因为FDI作用于经济增长具有滞后效应，所以本期的GDP还受上一期FDI值的影响。由以上分析建立以下模型：为本期不变价格计算的国内生产总值的对数值，ln为上期实际国内生产总值的对数值，ln为本期外商直接投资（折算为人民币元）的对数值，ln为上期外商直接投资的对数值，为常数项，、为各解释变量的系数，为随机干扰项。加总东、中、西部各省19882004年的FDI和GDP变量值，应用Eviews软件对各区域数据建立以上
34、形式模型。计算结果见表11、表12、表13。表11 东部以lnGDP为因变量的相互关系因 变 量 lnGDPt参数估计值标准差T统计值P值自变量lnGDPt-10.9986830.042872151.50210.0000lnFDI0.1120570.0457332.6137500.0108lnFDIt-1-0.0078720.053976-2.1664610.0532c-0.0102020.433726-2.5500260.1255其 中， R2=0.993836 ad-R2=0.992887 DW=1.625845 F=644.9398表12 中部以lnGDP为因变量的相互关系因 变 量 l
35、nGDPt参数估计值标准差T统计值P值自变量lnGDPt-10.9804570.04849720.216940.0000lnFDI0.0533460.0222702.3954170.0338lnFDIt-1-0.0024340.024773-2.970196 0.1532c0.2258280.4160051.5428500.2972其 中， R2=0.993956 ad-R2=0.992445 DW=1.811915 F=657.8143表13 西部以lnGDP为因变量的相互关系因 变 量 lnGDPt参数估计值标准差T统计值P值自变量lnGDPt-11.0503680.05582118.81
36、6770.0000lnFDI0.0265240.0279881.9477030.1002lnFDIt-1-0.0028990.029760-1.974355 0.2491c-0.3429140.466999-1.7342920.3769其 中， R2=0.985190 ad-R2=0.981487 DW=2.198048 F=266.0874从三标的统计检验值来看，三表中的ad-R2值均接近于1，说明模型对样本值的拟合优度良好。DW检验值均在2左右,都位于DW检验的接收域。给定一个显著性水平a=0.01，查F分布表，得到一临界置F(3,17-3-1)=5.74，显然三个F值都要大于临界值，即模
37、型的线性关系在99%的水平下显著成立。因此，从以上表三表可以得到东、中、西三个区域各自的回归方程： 东部回归方程：（R2=0.993836 ad-R2=0.992887 F=644.9398）中部回归方程：（R2=0.993956 ad-R2=0.992445 F=657.8143）西部回归方程：（R2=0.985190 ad-R2=0.981487 F=266.0874）通过以上区域误差修正模型的构建，我们可以得出以下结论：（1）我国各区域的GDP增长均受上一期的GDP影响，且影响很大，说明中国的经济增长具有很大的惯性。但FDI对下一期的经济增长影响不明显。（2）FDI作为总需求的组成部分，
38、对中国经济增长有一定的影响，发挥着十分重要的作用。但外商直接投资的区域经济增长效应有很大的差异，对东部的经济增长效应较为突出，而对中部和西部经济增长的作用较小。(3)我国外商直接投资对经济增长实证检验并不存在滞后效应。五、政策建议由以上模型分析可知，外商直接投资的区域经济增长效应有很大区别，对中部和西部经济增长起到的作用还并不显著。笔者认为根本的原因是中部和西部吸引外商投资量的不足，而不是质的缺陷。为此，提出促进中部和西部更多更好的吸引外商直接投资的对策。 第一，加快中、西部地区的投融资体制、政策改革，提高投资的市场化程度，这是增强投资效率、提高投资质量的根本出路。吸引外资的政策可以分为两类：
39、基于激励的政策和基于规则的政策。基于激励的政策有正面作用，但其反面作用往往会导致税收流失、易产生腐败和资源配置缺乏透明性等缺陷。因此，中、西部地区更应注重基于规则的政策，即一切以法律、法规为依据，用硬的制度来约束和规划企业的行为。第二，加大对中、西部地区的基础教育投入，全面提高劳动者素质，从而提高资本要素的综合产出效率。中、西部地区与东部利用FDI的差距主要根源在于缺乏人才以及人才开发与使用上的不当。究其原因，一是教育事业相对落后，二是中、西部地区培养的人才流失严重。尤其是西部地区应大力发展教育事业，西部中小城市大力发展职业技术教育，为当地经济发展培育大批技术性人才。第三，加快中、西部地区的基
40、础设施建设，为外商投资提供更好的环境，加快地区产业升级的速度，防止将有限的资金过多的投入到低水平的重复建设上去，努力发展适合中、西部的先进产业，使资本发挥更大的经济效益。第四，通过深化经济体制改革、加快转变政府职能，改善中、西部落后地区的投资环境，提高单位资本投入的总体回报率。调整和优化产业结构，合理的引导外商直接投资的流向。其中，根据西部地区的实际，应将下列产业列为重点投入领域：(1)高新技术和高附加值产业。西部地区在计划经济时代建立了一些以新型材料等高技术为核心的产业，并积累了一定的人才和科技优势，所以，西部地区可以利用这些优势吸引外资的投入，带动西部的产业升级。（2）优势资源开发产业。西
41、部地区的自然资源特别是矿能资源十分丰富，但开采利用不足，可以考虑采用补偿贸易、投资入股、产权租赁等方式吸引外资参与这些产业的发展。（3）旅游业。 旅游业既是朝阳产业又是产业关联的较强的产业，西部地区有很多独特的旅游资源，吸引外商直接投资者参与西部旅游设施的投资，可以带动相关产业的投资。如西安的大唐芙蓉园的建设引入了港商李嘉诚的和记黄埔低产的投资，取得了良好的经济带动效应。参考文献：1 Borensztein,E.,De Gregorio,J.,Lee,J.W.(1998):How does foreign direct investment affect economic growthJ,Jo
42、urnal of International Economics ,45,115135.2Kueh,Y.Y.(1992):Foreign investment and economic change in ChinaJ,China Quarterly ,637690.3刘文勇,蒋仁开.FDI对中国经济发展影响的实证分析与政策建议. J.经济理论与经济管理.2006,(4).4陈自印.FDI对我国经济增长影响的实证分析及对策. J.商业现代化.2006,(06).5吴玉珊.中国对外开放与经济增长关系的实证分析.金融经济.2006,(06).6张卫东.中部地区的FDI与经济增长关系的分析. J.华
43、东经济管理.2005,(12).7李旭鹏,崔莹.外商直接投资与中国东西部经济增长的研究. J.甘肃社会科学.2005,(3).8张天顶.外商直接投资、传导机制和中国经济增长.J.数量经济技术经济研究.2004,(10).9赵国庆.为什么FDI不集聚中国西部. J.管理世界.2004,(11).10魏后凯.加入WTO后中国外商投资区为变化及中西部地区吸引外资前景. J.管理世界.2003,(7).11魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响. J.经济研究.2002,(4).12武剑.外商直接投资的区域分布及其经济增长效应. J.经济研究.2002,(4).13江小娟.利用外资与经济增长方式的转变.J.管理世界.1999，（2）.14桑秀国.利用外资与经济增长. J.管理世界.2002,(9).15代谦. FDI、人力资本积累与经济增长. J.经济研究.2006,(4).16易丹辉.数据分析与Eviews应用.M.中国统计出版社.