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一、實證分析

(一)變量和數據選取

本文使用1998-2011年的年度數據，所有數據均取自國家統計局歷年的《中國統計年鑒》和各省地方統計年鑒。用地區生產總值GDP表示經濟增長水平，FDI表示實際外商直接投資，IE表示進出口貿易(I代表進口額，E代表出口額)。為消除統計數據中價格變動的影響,以變量實際值進行計量檢驗，故對相關數據進行了處理：用1997年的居民消費價格指數作為不變價格指數對GDP、FDI、IE三個變量的數據進行了相應的調整。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差問題,故對GDP、FDI、IE進行自然對數變換,變換后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平穩性檢驗

為了防止偽回歸需要對數據的平穩性進行檢驗。本文主要用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗方法來檢驗變量的穩定性。分別對LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一階差分(△LnGDP、△LnFDI、△LnIE)進行檢驗,通過分析可知，1998-2011年國內生產總值、外商直接投資和進出口貿易的時間序列均為一階單整序列,即為I(1)過程。

(三)協整檢驗

因為LNGDP、LNIE和LNFDI的時間序列在5%的顯著性水平下是同階單整階數的,故可進行協整分析。這里我們采用Johanson檢驗來判斷最優滯后階數、變量(取對數)是否存在協整關系及存在協整向量個數。選擇序列有確定性趨勢而協整方程只有截距的情況，協整檢驗結果如表2所示：由檢驗結果可知：在1%的顯著水平下，JohansenFisher協整檢驗拒絕了變量FDI、IE與GDP不存在協整關系和最多存在一個協整關系的原假設；在5%的顯著水平下，拒絕這三個變量最多存在兩個協整方程的原假設。這說明至少有三個方程可以用來描述三個變量之間的關系，或者兩兩之間的關系，即變量FDI、進出口貿易與經濟增長之間存在著協整關系。(四)模型構建及估計結果PanelData模型有三種形式:不變系數模型、變截距模型和變系數模型。建立PanelData模型的第一步便是檢驗樣本數據符合上面哪種PanelData模型，從而避免模型設定的誤差，改進參數估計的有效性[4]。經常使用的檢驗方法是協方差分析檢驗，主要檢驗如下兩個假設：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假設H2，則可以認為樣本數據符合不變系數模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受假設H1，則認為樣本數據符合變截距模型，反之，則認為樣本數據符合變系數模型。構建如下F統計量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分別為變系數模型、變截距模型和不變系數模型的殘差平方和，N為截面成員個數，T為時間，K為解釋變量個數。根據EViews6軟件估計結果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式設定檢驗方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上兩式計算得到的兩個F統計量分別為：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應的臨界值為：F2a(15,66)=1.83，F1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒絕H2；又由于F1>1.98，所以也拒絕H1。因此，面板數據模型采用變系數的形式。通過Hausman檢驗發現，面板Hausman檢驗Chi-sq統計值為0.16，其伴隨概率P值為0.92，大于0.05，所以接受原假設，應建立隨機效應模型，即建立中部六省FDI、對外貿易和經濟增長的隨機影響變系數模型。模型形式為：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi為常數項；β1i、β2i為參數；ui,為隨機擾動項；i為中部六省標識數字從1-6，分別對應河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估計結果由表3給出：從β1i的估計值來看，FDI對經濟增長具有正的影響，但影響力度不是很大，即吸引外商直接投資對經濟的拉動作用不是很明顯。FDI對經濟的拉動作用最明顯的是湖南，模型的回歸系數為0.4962，即湖南省吸引的FDI每增長1個百分點，就會拉動本省的地區生產總值平均增長0.4962個百分點；其次是河南、安徽、山西分別為0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI對經濟增長的拉動作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計值來看，進出口貿易對經濟增長也具有正的影響，而且與FDI相比，其影響力度更大，即進出口貿易能夠更好的拉動經濟增長。其中對經濟的拉動作用最大的是湖北，模型的回歸系數為0.7499，表明湖北省的進出口貿易每增長1個百分點，就會拉動本省地區生產總值平均增長0.7499個百分點；其次是山西、江西，分別為0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的進出口貿易對經濟增長的影響力度不是很大，分別為0.3913、0.3567、0.3419。

二、結論和建議

通過中部六省FDI、進出口貿易和經濟增長之間關系的實證分析,可知，雖然中部六省的FDI、進出口貿易與經濟增長的時間序列均不平穩，但其一階差分均平穩，所以三者之間存在著長期均衡關系；FDI和進出口貿易對經濟增長都存在正向影響，但FDI對經濟增長的影響力度沒有對外貿易對經濟增長的影響力度大。根據本文的實證分析,提出如下建議:

(一)進一步提高利用外資的質量和效率

FDI對中部六省的經濟增長都具有促進作用，但外商直接投資對經濟增長的影響力度卻明顯小于對外貿易。所以，中部各省除了要繼續擴大利用外資的總量規模外，更應該重視提高利用外資的質量和效率[3]：一要注意承接東部地區產業轉移過程中的取舍，注重自身產業結構的調整與優化，減少盲目性；二要根據自身優勢，打造核心產業，集中資源辦大事；三要注意本地區內部利用外資的合理布局，形成梯次分明的產業格局。

(二)增強進出口貿易對經濟增長的帶動力

中部六省的進出口貿易對經濟增長的促進作用都很明顯，故六省要充分利用這一優勢，大力發展進出口貿易，以拉動本地經濟更好、更快發展。一方面，要提高對發展外向型經濟的重視程度，努力提高對外開放水平，把穩定外需、穩定出口作為保增長的重要動力[5]；另一方面，要促進產業結構的轉型升級，加快轉變貿易增長方式，鼓勵優勢產業與優勢產品對外出口，尤其是自身的勞動密集型產業，以出口為導向來倒逼本地產業結構升級換代。

(三)注重經濟軟環境建設

目前，中部六省在硬件環境上已經取得了顯著發展，而相對應的軟環境還有待進一步提高。首先要營造一個開放、競爭、有序的市場環境，保持吸引外商投資和發展對外貿易政策的穩定性、連續性，外資政策及相關法律的穩定性對于引進外資和發展對外貿易至關重要[6]。其次，完善政府各部門的服務效率，樹立為企業服務的理念，對內外企業一視同仁，依法管理，規范市場秩序，避免市場分割，改革行政管理體制，強化市場價格導向功能等。

作者：馮雪艷李全亮單位：信陽師范學院經濟學院