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内容提要：本文根据苏浙沪两省一市1985～2006年实际利用外国直接投资存量、进口流量、出口流量和地区生产总值的年度数据，采用协整和Granger因果关系检验对长三角地区外资、外贸与经济增长之间的关系进行实证研究。结果表明，它们之间存在着长期稳定均衡关系；外资和出口贸易在长期和短期都具有经济增长效应，而进口只在长期具有经济增长效应；在短期，外资具有贸易创造效应，出口能够拉动进口。文章最后根据实证检验结果提出相应的政策建议。
关键词：外国直接投资；进口；出口；经济增长；长三角
中图分类号：F127.5文献标识码：A文章编号：1003-4161(2008)05-0021-04
1. 引言
长三角地区是中国经济发展速度最快、经济总量规模最大、利用外国直接投资最多和进出口贸易总额最高的区域之一。2006年，苏浙沪两省一市GDP占全国的比重为24.9%，工业增加值占全国的比重为26.5%，在全国经济增长中处于重要地位①。2007年，苏浙沪更实现地区生产总值约56 199.62亿元，比去年增长17.7%②。在经济总量规模不断扩大的同时，长三角地区积极调整产业结构。而外资的流入伴随着国际产业转移，也影响了长三角的产业结构调整步伐。2006年苏浙沪实际吸收外国直接投资约334亿美元，创历史新高③。由于国际产业向长三角的大规模转移，特别是国际资本向长三角的转移以加工工业为主，长三角地区仍处于制造业主导的快速增长阶段。工业经济保持高位运行，在长三角地区经济发展中占据着举足轻重的地位，而服务业发展速度也明显加快。
近年来，长三角出口贸易快速增长。2006年，长三角地区出口达3 554亿美元，占全国出口总量的三分之一强，比上年增长28.8%④。2007年前三季度，长三角商品出口总额已达3 265亿美元，比去年同期增长30.2%，占全国的37.2%⑤。在人民币升值、出口退税政策调整等因素的影响下，长三角的出口贸易保持增长说明长三角经济抗压能力有所增加。
外国直接投资和对外贸易是拉动长三角经济增长和产业升级的重要因素，而产业结构又制约着贸易结构调整和利用外资的效果，加上对外贸易与资本流动之间的关系问题始终争论不休，那么了解外国直接投资、对外贸易与经济增长之间的关系，有助于更好的发挥外资、外贸的作用，促进经济增长、社会发展，因此本文将综合考察三者之间的关系。
2. 文献综述
外资、进出口贸易与经济增长的关系问题一直是学界的研究热点。国内外很多学者就其中两个变量的关系问题进行了大量研究，但是同时针对三个变量的研究较少。虽然近年来涌现出以国内某些省份为研究对象的三变量研究，但是受数据可获得性等因素制约，以长三角地区为对象的研究较少，而且因为样本空间的选取、数据处理方法的差异而导致对变量之间关系的研究结论不尽相同。
由于FDI与贸易有着显著的替代效应的同时，还具有贸易创造、补充和市场扩张效应，影响东道国的出口绩效，因此通过引进外国直接投资可以拉动东道国经济的增长（刘恩专，1999）。FDI流入可能由于贸易增加的出口导向作用而引起经济增长或者FDI本身也影响经济增长，GDP增长又会促进FDI流入我国，因此两变量关系研究具有一定局限性，有必要同时探讨外资、进出口贸易和经济增长之间的关系。对三者同时进行实证研究的文献较少，国外有Ekanayake、Richard Vogel和Veeramacheneni（2003）等，在国内有刘学武（2000），Qiao yu（1998）等。康赞亮、张必松（2006）利用我国1983～2004年的数据，根据协整理论建立向量误差修正模型，研究发现外国直接投资、国际贸易与经济增长间具有长期均衡关系；且我国经济增长与外国直接投资有双向因果关系，但相互影响的程度不同；我国为出口导向型经济增长国家，且外国直接投资对国际贸易具有促进作用；FDI与出口在长、短期都具有互补关系，但FDI与进口的关系在长、短期内并不相同，短期互补，长期替代；FDI通过其出口导向与进口替代作用，相对促进了出口贸易的发展，进而间接促进了经济增长。徐建军、汪浩瀚（2007）选取1985～2005年苏浙沪两省一市的实际利用外国直接投资流量、出口、进口和国内生产总值，采用协整理论、脉冲响应函数和Granger因果检验方法就外资、外贸与长三角区域经济增长关系进行了实证分析，结果表明：FDI和出口在短期和长期都推动了经济增长，而进口只在短期促进了经济增长；在短期内，FDI的经济增长效应和贸易效应存在较大的差异，前者明显大于后者；FDI、出口与经济增长存在长期双向因果关系，进口只是经济增长的短期单向原因。
3. 长三角地区外资、外贸与经济增长关系的实证研究
为了确定长三角地区外国直接投资、进出口贸易与经济增长的关系，这里首先进行平稳性检验，发现各序列是同阶不平稳过程之后，进一步进行协整检验，最后进行格兰杰因果关系检验。
3.1 变量的选取
适应经济社会发展的需要，长三角地区的行政管辖范围在2007年底由原来的16城市扩大到苏浙沪两省一市，因此本文通过对江苏、浙江和上海两省一市的数据加总得到长三角地区的数据。外国直接投资对GDP和进出口贸易除了直接效应之外，还存在间接效应；而且外国直接投资会产生产业联动效应，因此本文采用长三角地区实际利用外国直接投资的累计值。地区生产总值GDP、实际利用外国直接投资FDI、进口IM与出口EX的数值取自历年《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》和《浙江统计年鉴》，所有数据根据当年汇率换算成以亿美元为单位。
3.2 样本空间的确定
本文分析所采用的样本取自1985～2006年的年度数据。样本空间的确定既考虑数据的可获得性，又考虑了样本数量对于研究结果的影响。为消除价格因素的影响，王坤、张书云（2004），徐建军、汪浩瀚（2007）等将所有变量数据均以1985年为基期的中国居民消费价格指数CPI进行了调整。为了使数据具有可比性，本文采用中国居民消费价格指数CPI（1985年＝100）对各个年度的GDP、IM与EX进行平减，平减后得到RGD、RIM与REX。对外国直接投资数据一般有两种处理手段：一种是用固定资产投资价格指数对各个年度的FDI进行平减（张军等，2003；李治国，2002)；另一种是用美国的生产者价格指数PPI对没有换算成人民币的外商直接投资数值进行平减（王志鹏、李子奈，2004）。由于我国固定资产投资价格指数编制的时间较短，一般采用上海市的固定资产投资价格指数来代替全国的固定资产投资价格指数（张军等，2003），或是将1991至2001年的全国固定资产价格指数对上海市固定资产投资价格指数进行线性回归，然后拟合出1991年之前的全国固定资产投资价格指数（李治国，2002）。本文采用王志鹏等（2004）的方法，用美国劳工部劳工统计局公布的生产者价格指数（PPI）当中的“全部商品”（All Commodities）分类指数对外国直接投资FDI进行平减（1985年＝100），得到RFDI，进而得到1985年为基期的外国直接投资累计值TRFDI。为了消除数据中可能存在的异方差，文中对平减过的各变量取自然对数，其相应的一阶差分序列为ΔlnRGDP、ΔlnTRFDI、ΔlnRIM与ΔlnREX。下面，本文使用Eviews5.0对1985～2006年的长三角地区生产总值、实际利用外国直接投资存量、进口流量和出口流量进行回归分析。
3.3 单位根检验
为了避免对非平稳时间序列进行回归造成虚假回归，需要在回归分析之前进行时间序列的平稳性检验。如表1所示，LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX的ADF值都大于5%显著水平上的临界值，因此都是不平稳序列。差分一次之后，ΔLnRGDP、ΔLnTRFDI、ΔLnRIM与ΔLnREX的ADF值都小于5%显著水平上的临界值，因此这四个序列都是平稳的，而原序列都服从一阶单位根过程。
注：检验类型分别表示在ADF检验中是否含有常数项c、时间趋势项t以及滞后阶数k。滞后阶数的选择以DW统计值接近2，即检验式的随机误差项不存在自相关为标准。
3.4 协整检验
因为协整检验对滞后阶数比较敏感，不当的滞后阶数可能导致虚假协整，所以在建立VAR模型之前应该先确定最大滞后期k。如果k太小，误差项的自相关有时很严重，会导致被估参数的非一致性，所以通过增加k来消除误差项中存在的自相关。但是k又不能太大，因为如果k太大会导致自由度减小，并直接影响被估参数的有效性。因此可以综合采用修正的似然比检测统计值(LR)、最终预测误差(FPE)、Akaike信息量(AIC)、Schwarz信息量(SC)以及Hannan-Quinn信息量(HQ)判断准则确定滞后阶数。由表2的判断值可知最大滞后阶数为2，VAR(2)模型为最佳检验模型。因为协整检验是对无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期进行约束检验，所以协整检验滞后期应该取1。
Johansen和Juselius (1990) 提出的极大似然法（简称JJ法）适用于检验多变量的协整关系，因此本文采用JJ协整检验方法，检验结果如表3所示。根据JJ法判断准则，当时rk(π)=0，迹统计量大于5%显著水平上的临界值，拒绝零假设。而当k(π)1时，迹统计量小于5%显著水平上的临界值，接受零假设，从而说明LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX之间有且仅有一个协整方程。长三角地区的外资、外贸与经济增长在长期存在均衡稳定的关系。以为被解释变量的协整方程如下：
由协整方程可知，TRFDI和RGDP对的弹性系数分别为0.210和2.887，表明长三角地区累计实际利用外国直接投资和出口增长1%，GDP就分别增长0.210%和2.887%。而且出口的系数远大于累计实际利用外国直接投资，说明出口对长三角区域经济增长的贡献更大，长三角出口贸易的经济增长效应显著。RIM对RGDP的弹性系数为-2.395，表明进口每增长1%，GDP就减少2.395%。可见，外资和出口对长三角的经济增长有明显的正向拉动作用，而进口在一定程度上制约了长三角的经济增长。
3.5 误差修正模型
图 VECM稳定性检验图
事实上，协整分析只能反映各变量之间的长期均衡关系，各变量之间的关系在短期有可能偏离长期均衡。建立误差修正模型VECM可估计出因变量偏离均衡值的程度。因为VECM的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，所以确定本文VECM的最优滞后期为1。在估计VECM结果前有必要对VECM设定的正确性进行检验。由图1可知所有根都落在单位圆上或圆内，表明VECM是稳定的，根据VECM得出分析结论可靠。
表4是估计出的VECM结果。方程（1）的误差修正项的估计系数显著为负(-0.1533)，符合反向误差修正机制，表明GDP以15.33%的比例对下一年的经济增长产生影响，揭示了外资、外贸与经济增长之间的均衡机制对经济增长的重要制约作用。方程（2）的误差修正项系数显著为负(-0.3497)，表明实际利用外国直接投资存量对长期均衡误差以34.97%的速度从非均衡向均衡调整。方程（3）的误差修正项系数显著为负(-0.2014)，表明进口与长期均衡值的偏差中的20.14%被修正。方程（4）的误差修正项系数显著为0.1965，表明误差修正项对出口有着正向的修正作用，表明出口对长期均衡误差以19.65%的速度从非均衡向均衡调整。
3.6 长三角地区外资、外贸与经济增长的Granger因果检验
Granger因果关系是指，如果两个经济变量X、Y在包含过去信息条件下对Y的预测效果好于只单独由Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于改善变量Y的预测精度，则称X对Y存在格兰因果关系（冉茂盛、张宗益、冯军，2002）。因为Granger因果检验方法对滞后期的选择较为敏感，而前述协整模型的最佳滞后阶数为1，所以这里选择滞后1阶。基于变量的水平值和一阶差分值分别考察长三角地区外资、外贸与经济增长之间的长期和短期Granger因果关系。检验结果见表5。
在10%显著水平上，P值大于0.1，就接受零假设；P值小于0.1，则拒绝零假设。由表5可知，在长期，LnTRFDI、LnRIM与LnREX是LnRGDP的Granger原因，表明外资累计流入和外贸发展水平影响长三角的经济增长；LnRGDP、LnRIM与LnREX不是LnTRFDI的Granger原因，表明经济增长与进出口贸易不影响外资累计流入；LnRGDP、LnTRFDI与LnREX不是LnRIM的Granger原因，表明经济发展水平、累计利用外资情况与出口贸易不影响进口贸易；LnRGDP、LnTRFDI与LnRIM不是LnREX的Granger原因，这与进口的情况相似。
在短期， LnTRFDI和LnREX是LnRGDP的Granger原因； LnRIM与 LnRGDP不存在Granger因果关系；LnREX是 LnRGDP的Granger原因，而 LnRGDP不是LnREX的Granger原因；LnTRFDI是LnREX的Granger原因，LnREX不是LnTRFDI的Granger原因，表明外资具有出口效应，这可以用长三角地区外资企业的出口导向来解释；LnREX是LnRIM的Granger原因，而LnRIM不是LnREX的Granger原因。
LnTRFDI和LnREX在长期和短期都是LnRGDP的显著Granger原因，表明长三角经济增长在长期和短期都非常依赖外国直接投资和出口贸易。进口贸易在长期才发挥经济增长效应与进口商品结构有关。附加值较高的机电产品等工业制成品在长三角进出口商品结构中占有重要地位，从长期来看，通过学习效应，机电产品等商品的产业内贸易发展状况能够说明进口只在长期发挥经济增长效应的现象。
4. 政策建议
本文以苏浙沪两省一市1985～2006年的年度数据为基础，分别采用协整和Granger因果检验方法探讨了长三角地区外资存量、外贸流量与经济增长在长期和短期的关系。它们在长期存在着稳定均衡的关系，在短期的关系则比较复杂。针对上述实证研究结果，结合长三角地区在引资和外贸活动中存在的一些问题，我们将探讨一些更为有效的对策措施，促进长三角区域经济的稳定发展。
外资对经济增长具有重要推动作用，因此长三角应扩大引资力度，合理引导外资流向，优化外资结构。外资往往通过技术溢出对东道国经济产生影响，而溢出效应受制于东道国的学习能力等因素，因此长三角应该加快国企改革，大力发展民营经济，提高学习、吸收先进技术的能力，逐步提高市场竞争力。资本流动具有产业导向特征，产业结构影响着贸易结构。而外资的垄断优势和东道国的资源禀赋、市场规模、市场增长潜力、产业结构与政府引资政策影响着国际投资的产业流向和流量。长三角地区经济中的产业集聚特征显著，目前已经在石油化工、汽车制造、高新技术、现代物流及金融业五大领域形成了产业集群，因此鼓励外资投向这五大领域，形成规模优势，整合、提升产业集群将是促进长三角经济增长的主要手段之一。
出口贸易也是促进经济增长的重要渠道，因此要继续采取有效措施扩大出口，在加快海外拓展的同时，注意优化出口结构，提高出口商品质量，增加出口产品的技术含量和附加值。在关注商品贸易的同时大力发展服务贸易，这既符合长三角地区产业结构调整的趋势，也有助于缓解原材料等生产要素成本上升带来的出口商品竞争力下降的趋势。
过度的出口增长会引起国际收支失衡，诱发贸易摩擦，因此可以通过适度扩大进口来缓解矛盾。考虑到进口在长期的经济增长效应，扩大进口应服务于长三角地区的产业结构调整。在对进口进行引导和结构优化调整时，重点考虑进口的商品结构和地区结构。就进口商品结构而言，应大量增加战略性商品的进口，特别是进口一些长三角区域经济社会发展急需，而国内又无法提供的商品和技术。就进口的地区结构而言，要与我国出口的地区结构相结合，从出口集中的地区同时适当进口，既可平衡国际收支，又可减少贸易摩擦和冲突，有利于对外贸易的健康发展。基金项目：本文受到上海对外贸易学院引进人员科研启动资金项目（编号3Z0421）和上海高校选拔培养优秀青年教师科研专项基金（编号swm-07004）资助。
注 释：
① 曹美芳，前三季度长三角16城市经济运行基本情况［R］. 上海统计网，2007-11-23.
② 根据《2007年上海市国民经济和社会发展统计公报》、浙江统计信息网和江苏省统计局公布的数据计算得到.
③ 根据《上海统计年鉴2007》、《2007江苏统计年鉴》和《2007浙江统计年鉴》计算得到.
④ 唐琦. 2003年以来嘉兴与长三角地区经济发展情况比较分析［R］. 上海统计网，2007-10-09.
⑤ 江苏省统计局.
参考文献：
［1］ 薄文广. FDI、国内投资与经济增长：基于中国数据的分析和检验［J］. 世界经济研究，2005，(9): 63-69.
［2］ 康承东. FDI、FPI与经济增长之间的关系研究：以英国为例［J］. 世界经济研究，2005，(11): 31-36, 43.
［3］ 康赞亮, 张必松. FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型［J］. 国际贸易问题，2006，(2): 73-78.
［4］ 毛新雅, 章志刚, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的对外贸易效应［J］. 国际贸易问题，2006，(6): 73-80.
［5］ 毛新雅, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的资本形成及经济增长效应：基于面板数据的研究［J］.世界经济研究，2006，(10): 65-71.
［6］ 杜江. 进口与经济增长的因果关系实证分析——兼论“重新审视进口在经济增长中的作用”［J］.国际贸易问题，2007，(4): 9-12.
［10］ 姚树洁、冯根福、韦开蕾. 外商直接投资和经济增长的关系研究［J］. 经济研究，2006，(12): 35-46.
［11］ 王韦琳，罗小明. 两种FDI模式对我国出口贸易影响的比较研究［J］. 世界经济研究，2006，(9): 58-64.
［12］ 李国荣. 我国外商直接投资与出口贸易关系的实证研究［J］. 国际贸易问题，2006，(4): 15-21.
［13］ 高峰，范炳全，王金田. 我国进出口贸易与经济增长的关系——基于误差修正模型的实证分析［J］. 国际贸易问题，2005，(7): 5-9.
［14］ 徐建军、汪浩瀚. 新开放条件下外资、外贸与长三角区域经济增长关系研究［J］. 国际贸易问题，2007，(8): 27-34.
［作者简介］张娟（1979-），女，上海市高校人文社会科学重点研究基地、上海对外贸易学院、国际经济贸易研究所，助理研究员，复旦大学经济学博士，研究方向：区域经济一体化。
［收稿日期］2008-09-07（责任编辑：汪金平）
关键词：外国直接投资；进口；出口；经济增长；长三角
中图分类号：F127.5文献标识码：A文章编号：1003-4161(2008)05-0021-04
1. 引言
长三角地区是中国经济发展速度最快、经济总量规模最大、利用外国直接投资最多和进出口贸易总额最高的区域之一。2006年，苏浙沪两省一市GDP占全国的比重为24.9%，工业增加值占全国的比重为26.5%，在全国经济增长中处于重要地位①。2007年，苏浙沪更实现地区生产总值约56 199.62亿元，比去年增长17.7%②。在经济总量规模不断扩大的同时，长三角地区积极调整产业结构。而外资的流入伴随着国际产业转移，也影响了长三角的产业结构调整步伐。2006年苏浙沪实际吸收外国直接投资约334亿美元，创历史新高③。由于国际产业向长三角的大规模转移，特别是国际资本向长三角的转移以加工工业为主，长三角地区仍处于制造业主导的快速增长阶段。工业经济保持高位运行，在长三角地区经济发展中占据着举足轻重的地位，而服务业发展速度也明显加快。
近年来，长三角出口贸易快速增长。2006年，长三角地区出口达3 554亿美元，占全国出口总量的三分之一强，比上年增长28.8%④。2007年前三季度，长三角商品出口总额已达3 265亿美元，比去年同期增长30.2%，占全国的37.2%⑤。在人民币升值、出口退税政策调整等因素的影响下，长三角的出口贸易保持增长说明长三角经济抗压能力有所增加。
外国直接投资和对外贸易是拉动长三角经济增长和产业升级的重要因素，而产业结构又制约着贸易结构调整和利用外资的效果，加上对外贸易与资本流动之间的关系问题始终争论不休，那么了解外国直接投资、对外贸易与经济增长之间的关系，有助于更好的发挥外资、外贸的作用，促进经济增长、社会发展，因此本文将综合考察三者之间的关系。
2. 文献综述
外资、进出口贸易与经济增长的关系问题一直是学界的研究热点。国内外很多学者就其中两个变量的关系问题进行了大量研究，但是同时针对三个变量的研究较少。虽然近年来涌现出以国内某些省份为研究对象的三变量研究，但是受数据可获得性等因素制约，以长三角地区为对象的研究较少，而且因为样本空间的选取、数据处理方法的差异而导致对变量之间关系的研究结论不尽相同。
由于FDI与贸易有着显著的替代效应的同时，还具有贸易创造、补充和市场扩张效应，影响东道国的出口绩效，因此通过引进外国直接投资可以拉动东道国经济的增长（刘恩专，1999）。FDI流入可能由于贸易增加的出口导向作用而引起经济增长或者FDI本身也影响经济增长，GDP增长又会促进FDI流入我国，因此两变量关系研究具有一定局限性，有必要同时探讨外资、进出口贸易和经济增长之间的关系。对三者同时进行实证研究的文献较少，国外有Ekanayake、Richard Vogel和Veeramacheneni（2003）等，在国内有刘学武（2000），Qiao yu（1998）等。康赞亮、张必松（2006）利用我国1983～2004年的数据，根据协整理论建立向量误差修正模型，研究发现外国直接投资、国际贸易与经济增长间具有长期均衡关系；且我国经济增长与外国直接投资有双向因果关系，但相互影响的程度不同；我国为出口导向型经济增长国家，且外国直接投资对国际贸易具有促进作用；FDI与出口在长、短期都具有互补关系，但FDI与进口的关系在长、短期内并不相同，短期互补，长期替代；FDI通过其出口导向与进口替代作用，相对促进了出口贸易的发展，进而间接促进了经济增长。徐建军、汪浩瀚（2007）选取1985～2005年苏浙沪两省一市的实际利用外国直接投资流量、出口、进口和国内生产总值，采用协整理论、脉冲响应函数和Granger因果检验方法就外资、外贸与长三角区域经济增长关系进行了实证分析，结果表明：FDI和出口在短期和长期都推动了经济增长，而进口只在短期促进了经济增长；在短期内，FDI的经济增长效应和贸易效应存在较大的差异，前者明显大于后者；FDI、出口与经济增长存在长期双向因果关系，进口只是经济增长的短期单向原因。
3. 长三角地区外资、外贸与经济增长关系的实证研究
为了确定长三角地区外国直接投资、进出口贸易与经济增长的关系，这里首先进行平稳性检验，发现各序列是同阶不平稳过程之后，进一步进行协整检验，最后进行格兰杰因果关系检验。
3.1 变量的选取
适应经济社会发展的需要，长三角地区的行政管辖范围在2007年底由原来的16城市扩大到苏浙沪两省一市，因此本文通过对江苏、浙江和上海两省一市的数据加总得到长三角地区的数据。外国直接投资对GDP和进出口贸易除了直接效应之外，还存在间接效应；而且外国直接投资会产生产业联动效应，因此本文采用长三角地区实际利用外国直接投资的累计值。地区生产总值GDP、实际利用外国直接投资FDI、进口IM与出口EX的数值取自历年《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》和《浙江统计年鉴》，所有数据根据当年汇率换算成以亿美元为单位。
3.2 样本空间的确定
本文分析所采用的样本取自1985～2006年的年度数据。样本空间的确定既考虑数据的可获得性，又考虑了样本数量对于研究结果的影响。为消除价格因素的影响，王坤、张书云（2004），徐建军、汪浩瀚（2007）等将所有变量数据均以1985年为基期的中国居民消费价格指数CPI进行了调整。为了使数据具有可比性，本文采用中国居民消费价格指数CPI（1985年＝100）对各个年度的GDP、IM与EX进行平减，平减后得到RGD、RIM与REX。对外国直接投资数据一般有两种处理手段：一种是用固定资产投资价格指数对各个年度的FDI进行平减（张军等，2003；李治国，2002)；另一种是用美国的生产者价格指数PPI对没有换算成人民币的外商直接投资数值进行平减（王志鹏、李子奈，2004）。由于我国固定资产投资价格指数编制的时间较短，一般采用上海市的固定资产投资价格指数来代替全国的固定资产投资价格指数（张军等，2003），或是将1991至2001年的全国固定资产价格指数对上海市固定资产投资价格指数进行线性回归，然后拟合出1991年之前的全国固定资产投资价格指数（李治国，2002）。本文采用王志鹏等（2004）的方法，用美国劳工部劳工统计局公布的生产者价格指数（PPI）当中的“全部商品”（All Commodities）分类指数对外国直接投资FDI进行平减（1985年＝100），得到RFDI，进而得到1985年为基期的外国直接投资累计值TRFDI。为了消除数据中可能存在的异方差，文中对平减过的各变量取自然对数，其相应的一阶差分序列为ΔlnRGDP、ΔlnTRFDI、ΔlnRIM与ΔlnREX。下面，本文使用Eviews5.0对1985～2006年的长三角地区生产总值、实际利用外国直接投资存量、进口流量和出口流量进行回归分析。
3.3 单位根检验
为了避免对非平稳时间序列进行回归造成虚假回归，需要在回归分析之前进行时间序列的平稳性检验。如表1所示，LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX的ADF值都大于5%显著水平上的临界值，因此都是不平稳序列。差分一次之后，ΔLnRGDP、ΔLnTRFDI、ΔLnRIM与ΔLnREX的ADF值都小于5%显著水平上的临界值，因此这四个序列都是平稳的，而原序列都服从一阶单位根过程。
注：检验类型分别表示在ADF检验中是否含有常数项c、时间趋势项t以及滞后阶数k。滞后阶数的选择以DW统计值接近2，即检验式的随机误差项不存在自相关为标准。
3.4 协整检验
因为协整检验对滞后阶数比较敏感，不当的滞后阶数可能导致虚假协整，所以在建立VAR模型之前应该先确定最大滞后期k。如果k太小，误差项的自相关有时很严重，会导致被估参数的非一致性，所以通过增加k来消除误差项中存在的自相关。但是k又不能太大，因为如果k太大会导致自由度减小，并直接影响被估参数的有效性。因此可以综合采用修正的似然比检测统计值(LR)、最终预测误差(FPE)、Akaike信息量(AIC)、Schwarz信息量(SC)以及Hannan-Quinn信息量(HQ)判断准则确定滞后阶数。由表2的判断值可知最大滞后阶数为2，VAR(2)模型为最佳检验模型。因为协整检验是对无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期进行约束检验，所以协整检验滞后期应该取1。
Johansen和Juselius (1990) 提出的极大似然法（简称JJ法）适用于检验多变量的协整关系，因此本文采用JJ协整检验方法，检验结果如表3所示。根据JJ法判断准则，当时rk(π)=0，迹统计量大于5%显著水平上的临界值，拒绝零假设。而当k(π)1时，迹统计量小于5%显著水平上的临界值，接受零假设，从而说明LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX之间有且仅有一个协整方程。长三角地区的外资、外贸与经济增长在长期存在均衡稳定的关系。以为被解释变量的协整方程如下：
由协整方程可知，TRFDI和RGDP对的弹性系数分别为0.210和2.887，表明长三角地区累计实际利用外国直接投资和出口增长1%，GDP就分别增长0.210%和2.887%。而且出口的系数远大于累计实际利用外国直接投资，说明出口对长三角区域经济增长的贡献更大，长三角出口贸易的经济增长效应显著。RIM对RGDP的弹性系数为-2.395，表明进口每增长1%，GDP就减少2.395%。可见，外资和出口对长三角的经济增长有明显的正向拉动作用，而进口在一定程度上制约了长三角的经济增长。
3.5 误差修正模型
图 VECM稳定性检验图
事实上，协整分析只能反映各变量之间的长期均衡关系，各变量之间的关系在短期有可能偏离长期均衡。建立误差修正模型VECM可估计出因变量偏离均衡值的程度。因为VECM的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，所以确定本文VECM的最优滞后期为1。在估计VECM结果前有必要对VECM设定的正确性进行检验。由图1可知所有根都落在单位圆上或圆内，表明VECM是稳定的，根据VECM得出分析结论可靠。
表4是估计出的VECM结果。方程（1）的误差修正项的估计系数显著为负(-0.1533)，符合反向误差修正机制，表明GDP以15.33%的比例对下一年的经济增长产生影响，揭示了外资、外贸与经济增长之间的均衡机制对经济增长的重要制约作用。方程（2）的误差修正项系数显著为负(-0.3497)，表明实际利用外国直接投资存量对长期均衡误差以34.97%的速度从非均衡向均衡调整。方程（3）的误差修正项系数显著为负(-0.2014)，表明进口与长期均衡值的偏差中的20.14%被修正。方程（4）的误差修正项系数显著为0.1965，表明误差修正项对出口有着正向的修正作用，表明出口对长期均衡误差以19.65%的速度从非均衡向均衡调整。
3.6 长三角地区外资、外贸与经济增长的Granger因果检验
Granger因果关系是指，如果两个经济变量X、Y在包含过去信息条件下对Y的预测效果好于只单独由Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于改善变量Y的预测精度，则称X对Y存在格兰因果关系（冉茂盛、张宗益、冯军，2002）。因为Granger因果检验方法对滞后期的选择较为敏感，而前述协整模型的最佳滞后阶数为1，所以这里选择滞后1阶。基于变量的水平值和一阶差分值分别考察长三角地区外资、外贸与经济增长之间的长期和短期Granger因果关系。检验结果见表5。
在10%显著水平上，P值大于0.1，就接受零假设；P值小于0.1，则拒绝零假设。由表5可知，在长期，LnTRFDI、LnRIM与LnREX是LnRGDP的Granger原因，表明外资累计流入和外贸发展水平影响长三角的经济增长；LnRGDP、LnRIM与LnREX不是LnTRFDI的Granger原因，表明经济增长与进出口贸易不影响外资累计流入；LnRGDP、LnTRFDI与LnREX不是LnRIM的Granger原因，表明经济发展水平、累计利用外资情况与出口贸易不影响进口贸易；LnRGDP、LnTRFDI与LnRIM不是LnREX的Granger原因，这与进口的情况相似。
在短期， LnTRFDI和LnREX是LnRGDP的Granger原因； LnRIM与 LnRGDP不存在Granger因果关系；LnREX是 LnRGDP的Granger原因，而 LnRGDP不是LnREX的Granger原因；LnTRFDI是LnREX的Granger原因，LnREX不是LnTRFDI的Granger原因，表明外资具有出口效应，这可以用长三角地区外资企业的出口导向来解释；LnREX是LnRIM的Granger原因，而LnRIM不是LnREX的Granger原因。
LnTRFDI和LnREX在长期和短期都是LnRGDP的显著Granger原因，表明长三角经济增长在长期和短期都非常依赖外国直接投资和出口贸易。进口贸易在长期才发挥经济增长效应与进口商品结构有关。附加值较高的机电产品等工业制成品在长三角进出口商品结构中占有重要地位，从长期来看，通过学习效应，机电产品等商品的产业内贸易发展状况能够说明进口只在长期发挥经济增长效应的现象。
4. 政策建议
本文以苏浙沪两省一市1985～2006年的年度数据为基础，分别采用协整和Granger因果检验方法探讨了长三角地区外资存量、外贸流量与经济增长在长期和短期的关系。它们在长期存在着稳定均衡的关系，在短期的关系则比较复杂。针对上述实证研究结果，结合长三角地区在引资和外贸活动中存在的一些问题，我们将探讨一些更为有效的对策措施，促进长三角区域经济的稳定发展。
外资对经济增长具有重要推动作用，因此长三角应扩大引资力度，合理引导外资流向，优化外资结构。外资往往通过技术溢出对东道国经济产生影响，而溢出效应受制于东道国的学习能力等因素，因此长三角应该加快国企改革，大力发展民营经济，提高学习、吸收先进技术的能力，逐步提高市场竞争力。资本流动具有产业导向特征，产业结构影响着贸易结构。而外资的垄断优势和东道国的资源禀赋、市场规模、市场增长潜力、产业结构与政府引资政策影响着国际投资的产业流向和流量。长三角地区经济中的产业集聚特征显著，目前已经在石油化工、汽车制造、高新技术、现代物流及金融业五大领域形成了产业集群，因此鼓励外资投向这五大领域，形成规模优势，整合、提升产业集群将是促进长三角经济增长的主要手段之一。
出口贸易也是促进经济增长的重要渠道，因此要继续采取有效措施扩大出口，在加快海外拓展的同时，注意优化出口结构，提高出口商品质量，增加出口产品的技术含量和附加值。在关注商品贸易的同时大力发展服务贸易，这既符合长三角地区产业结构调整的趋势，也有助于缓解原材料等生产要素成本上升带来的出口商品竞争力下降的趋势。
过度的出口增长会引起国际收支失衡，诱发贸易摩擦，因此可以通过适度扩大进口来缓解矛盾。考虑到进口在长期的经济增长效应，扩大进口应服务于长三角地区的产业结构调整。在对进口进行引导和结构优化调整时，重点考虑进口的商品结构和地区结构。就进口商品结构而言，应大量增加战略性商品的进口，特别是进口一些长三角区域经济社会发展急需，而国内又无法提供的商品和技术。就进口的地区结构而言，要与我国出口的地区结构相结合，从出口集中的地区同时适当进口，既可平衡国际收支，又可减少贸易摩擦和冲突，有利于对外贸易的健康发展。基金项目：本文受到上海对外贸易学院引进人员科研启动资金项目（编号3Z0421）和上海高校选拔培养优秀青年教师科研专项基金（编号swm-07004）资助。
注 释：
① 曹美芳，前三季度长三角16城市经济运行基本情况［R］. 上海统计网，2007-11-23.
② 根据《2007年上海市国民经济和社会发展统计公报》、浙江统计信息网和江苏省统计局公布的数据计算得到.
③ 根据《上海统计年鉴2007》、《2007江苏统计年鉴》和《2007浙江统计年鉴》计算得到.
④ 唐琦. 2003年以来嘉兴与长三角地区经济发展情况比较分析［R］. 上海统计网，2007-10-09.
⑤ 江苏省统计局.
参考文献：
［1］ 薄文广. FDI、国内投资与经济增长：基于中国数据的分析和检验［J］. 世界经济研究，2005，(9): 63-69.
［2］ 康承东. FDI、FPI与经济增长之间的关系研究：以英国为例［J］. 世界经济研究，2005，(11): 31-36, 43.
［3］ 康赞亮, 张必松. FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型［J］. 国际贸易问题，2006，(2): 73-78.
［4］ 毛新雅, 章志刚, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的对外贸易效应［J］. 国际贸易问题，2006，(6): 73-80.
［5］ 毛新雅, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的资本形成及经济增长效应：基于面板数据的研究［J］.世界经济研究，2006，(10): 65-71.
［6］ 杜江. 进口与经济增长的因果关系实证分析——兼论“重新审视进口在经济增长中的作用”［J］.国际贸易问题，2007，(4): 9-12.
［10］ 姚树洁、冯根福、韦开蕾. 外商直接投资和经济增长的关系研究［J］. 经济研究，2006，(12): 35-46.
［11］ 王韦琳，罗小明. 两种FDI模式对我国出口贸易影响的比较研究［J］. 世界经济研究，2006，(9): 58-64.
［12］ 李国荣. 我国外商直接投资与出口贸易关系的实证研究［J］. 国际贸易问题，2006，(4): 15-21.
［13］ 高峰，范炳全，王金田. 我国进出口贸易与经济增长的关系——基于误差修正模型的实证分析［J］. 国际贸易问题，2005，(7): 5-9.
［14］ 徐建军、汪浩瀚. 新开放条件下外资、外贸与长三角区域经济增长关系研究［J］. 国际贸易问题，2007，(8): 27-34.
［作者简介］张娟（1979-），女，上海市高校人文社会科学重点研究基地、上海对外贸易学院、国际经济贸易研究所，助理研究员，复旦大学经济学博士，研究方向：区域经济一体化。
［收稿日期］2008-09-07（责任编辑：汪金平）