陳利香

(太原工業(yè)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理系，山西 太原 030008)

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對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資與山西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析*

陳利香

(太原工業(yè)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理系，山西 太原 030008)

文中利用山西省1995—2015年的數(shù)據(jù),基于向量自回歸(VAR)模型對(duì)對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資(FDI)和山西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。利用協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資和山西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解來(lái)看,與外商直接投資相比,對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度和貢獻(xiàn)程度更顯著。

對(duì)外貿(mào)易;外商直接投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR模型

山西是一個(gè)地處中部地區(qū)的內(nèi)陸省份,對(duì)外開(kāi)放起步晚,開(kāi)放水平和開(kāi)放程度要比東部沿海地區(qū)低很多。從縱向看,山西的對(duì)外開(kāi)放保持漸進(jìn)式發(fā)展?！笆濉逼陂g,山西經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型發(fā)展的攻堅(jiān)時(shí)期,經(jīng)濟(jì)增速低于全國(guó)平均水平。但是這個(gè)時(shí)期全省吸收省外投資實(shí)際到位1.78萬(wàn)億元,是“十一五”時(shí)期的3倍;實(shí)際直接利用外資132億美元,同比增長(zhǎng)43.6%。進(jìn)出口結(jié)構(gòu)明顯優(yōu)化,高新技術(shù)產(chǎn)品出口占比達(dá)到47%[1]。對(duì)外開(kāi)放在很大程度上可以用地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和外商投資來(lái)表征,對(duì)外貿(mào)易與外商投資在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展作用過(guò)程是否相互促進(jìn)呢?或者山西的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否也影響對(duì)外貿(mào)易和外商投資呢?三個(gè)變量之間的關(guān)系在不同時(shí)間和區(qū)域是動(dòng)態(tài)變化的。文中利用向量自回歸模型(VAR)來(lái)檢驗(yàn)三個(gè)變量之間關(guān)系,而不用傳統(tǒng)回歸模型,因?yàn)閭鹘y(tǒng)回歸模型以簡(jiǎn)單經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ),往往人為確定變量的內(nèi)生性或外生性,而VAR模型可以克服這些不足,讓數(shù)據(jù)說(shuō)明一切。

一、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的文獻(xiàn)綜述

關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,國(guó)外學(xué)者很早就提出了“對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”的結(jié)論。我國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家林毅夫提出對(duì)外出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是顯著正相關(guān)關(guān)系；但是其他學(xué)者也有不同看法：姚麗芳指出對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不確定,可能為正向或負(fù)向,這與當(dāng)時(shí)期外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境有關(guān)。

關(guān)于外商直接投資(FDI)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,錢納里(chenery)提出“雙缺口”理論,引進(jìn)外商直接投資也是我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)主要拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式。但隨著引進(jìn)規(guī)模和引進(jìn)方式的差別、地域差異、政策等因素的影響,外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也不一定是正向的。聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展組織(UNCTAD)認(rèn)為,外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)可能為正向也可能為負(fù)向,這與方程選取的變量有很大關(guān)系。比如人均GDP、教育水平、國(guó)內(nèi)投資水平、政治穩(wěn)定情況、貿(mào)易政策、黑色市場(chǎng)規(guī)模和金融發(fā)展階段等因素[2]。Carkovic和Levine研究發(fā)現(xiàn),FDI 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在顯著地影響。Ying Zhang利用中國(guó)2001—2005年的31省面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為負(fù)。

關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資關(guān)系,蒙代爾提出貿(mào)易與投資替代模型,小島清也發(fā)現(xiàn)貿(mào)易和投資的互補(bǔ)效應(yīng)。梁瑞根據(jù)中國(guó)面板數(shù)據(jù)得出,FDI 對(duì)東部地區(qū)出口貿(mào)易促進(jìn)效用最大,而對(duì)中西部促進(jìn)較小。王少平認(rèn)為,FDI對(duì)中國(guó)東部地區(qū)有顯著的出口創(chuàng)造效應(yīng),而在中西部地區(qū)則表現(xiàn)為進(jìn)口替代效應(yīng)[3]。

目前，學(xué)界對(duì)三者之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究還是相對(duì)較少的。Balasubramanyam et al通過(guò)檢驗(yàn)分析后發(fā)現(xiàn),與國(guó)際貿(mào)易相比,FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更為重要。連飛[4]、王君怡在利用中國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行三者之間關(guān)系的動(dòng)態(tài)檢驗(yàn),吳德進(jìn)[5]利用福建省數(shù)據(jù)分析FDI、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間動(dòng)態(tài)的關(guān)系。王必鋒、賴志花[6]利用河北省數(shù)據(jù)對(duì)三者關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。李瑞[7]利用山東省的數(shù)據(jù)對(duì)三者關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。綜合來(lái)看,利用不同時(shí)間和不同區(qū)域的數(shù)據(jù)來(lái)探討三者關(guān)系得到的結(jié)論都是不一樣的。本文也從省域?qū)用娉霭l(fā),基于向量自回歸(VAR)模型，利用山西省在1995—2015年期間數(shù)據(jù),分析對(duì)外貿(mào)易、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間動(dòng)態(tài)關(guān)系,希望能對(duì)未來(lái)“十三五”期間山西經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展有一些借鑒意義。

二、對(duì)山西三個(gè)變量間關(guān)系的實(shí)證分析

文中選取數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為1995—2015年,按照學(xué)術(shù)研究中一般做法,利用山西省的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),進(jìn)出口貿(mào)易總額來(lái)表征對(duì)外貿(mào)易,實(shí)際利用外商直接投資來(lái)表征利用外資。首先考慮處理物價(jià)變動(dòng)導(dǎo)致誤差因素影響,利用分年份的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)名義地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減，得到實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值(以1995為基期),利用固定資產(chǎn)投資指數(shù)(以1990為基期)對(duì)名義實(shí)際利用外資額進(jìn)行處理,利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(以1990為基期)對(duì)進(jìn)出口總額進(jìn)行處理。其次,考慮消除時(shí)間序列的異方差性,分別將這三個(gè)變量取對(duì)數(shù),并命名地區(qū)生產(chǎn)總值為L(zhǎng)NY、對(duì)外貿(mào)易為L(zhǎng)NT、外商直接投資為L(zhǎng)NF。從圖1可以看出對(duì)數(shù)變量的時(shí)間趨勢(shì)圖更趨于平滑,這有利于檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性。文中所有數(shù)據(jù)獲得都來(lái)自wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

圖1 原始變量趨勢(shì)圖與對(duì)數(shù)變量的時(shí)間趨勢(shì)圖

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

VAR模型是檢驗(yàn)平穩(wěn)性變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。因此,先檢驗(yàn)對(duì)數(shù)變量的平穩(wěn)性,檢驗(yàn)方法是使用ADF檢驗(yàn)法(檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1)。從表1看出,原對(duì)數(shù)序列變量,在5%的顯著性水平下臨界值都是小于ADF檢驗(yàn)值,所以接受原假設(shè),認(rèn)為模型的原對(duì)數(shù)序列是存在單位根,不平穩(wěn)的。但是對(duì)對(duì)數(shù)變量取一階差分后,變量的ADF檢驗(yàn)值都小于臨界值,則拒絕原假設(shè),說(shuō)明一階差分形式變量是平穩(wěn)的。因此建立以一階差分形式的變量為基礎(chǔ)的VAR模型并開(kāi)始后續(xù)檢驗(yàn)。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注:檢驗(yàn)類型C,t,d分別表示單位根檢驗(yàn)中常數(shù)項(xiàng),時(shí)間趨勢(shì),滯后階數(shù)；D表示對(duì)原序列的一階差分形式

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

利用Johansen檢驗(yàn)法是用來(lái)檢驗(yàn)一組非平穩(wěn)時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合,這個(gè)線性組合就被稱為協(xié)整方程,表示一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。表2利用Johansen檢驗(yàn)法中Trace檢驗(yàn),在5%顯著水平下，即統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值,拒絕原假設(shè),也就是拒絕了存在“0個(gè)”和“最多2個(gè)”方程的原假設(shè)而接受“最多1個(gè)”的原假設(shè)。說(shuō)明變量DLNY、DLNT、DLNI三者之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系,從而可以建立VAR(1)模型。

表2 Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

(三)最優(yōu)滯后期和模型構(gòu)建

本文利用LR、FPE、AIC、SC四個(gè)統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)來(lái)共同確定VAR模型的最優(yōu)滯后期,結(jié)果見(jiàn)表3。從表3可以得知五個(gè)統(tǒng)計(jì)量均選擇1期作為模型的最優(yōu)滯后期。由此建立VAR(1)模型,并利用Eviews8軟件得到了VAR(1)模型的最終方程,結(jié)果如公式(1)所示。

(1)

表3 VAR模型最優(yōu)滯后期

注:*代表選擇的滯后期,LR是5%顯著水平下最大似然估計(jì)值

為了考察VAR模型的穩(wěn)定性,利用AR根圖示法來(lái)檢驗(yàn),如果模型特征方程根的倒數(shù)都小于1,即位于單位圓內(nèi)表示模型是穩(wěn)定的。如果模型特征方程根的倒數(shù)位于單位圓外,則說(shuō)明模型是不穩(wěn)定的(見(jiàn)圖2)。由圖2可看出，所有方程特征根倒數(shù)全部位于單位圓內(nèi),說(shuō)明建立VAR模型是穩(wěn)定的。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表4可發(fā)現(xiàn),在5%的顯著水平下,長(zhǎng)期來(lái)看,對(duì)外貿(mào)易(LNT)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)的單向格蘭杰原因,外商直接投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向格蘭杰原因。另外對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資都不是彼此的格蘭杰原因。對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資這兩個(gè)變量同時(shí)也不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。當(dāng)然,格蘭杰因果關(guān)系主要是統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系,與經(jīng)濟(jì)意義上的因果關(guān)系解釋有差別。只是解釋變量的前期變化不能解釋被解釋變量的變化,這與變量選取的時(shí)間或數(shù)據(jù)本身有關(guān)系。

圖2 AR特征方程根倒數(shù)

表4 Granger 因果檢驗(yàn)

(五)脈沖函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了模型內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng),即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對(duì)模型內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來(lái)值的動(dòng)態(tài)影響。從圖3可看出,其第一行的三個(gè)圖反應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其他變量未來(lái)期的沖擊,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)的一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊是逐漸衰減的,從第5期由正向影響變?yōu)樨?fù)向影響。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期對(duì)外貿(mào)易(LNT)的沖擊都是正向影響,第6期達(dá)到最大而后緩慢衰減但保持為正。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期外商投資(LNF)的沖擊從初始期是負(fù)向影響,第3期為最大,然后緩慢上升到第9期在轉(zhuǎn)為正向影響,影響不大然后趨于平穩(wěn)。從中說(shuō)明短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響增強(qiáng),而對(duì)于外商投資的影響是衰減的而且影響趨于零,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期沖擊對(duì)外商投資影響力不強(qiáng)。

圖3中的第二行的三個(gè)圖顯示對(duì)外貿(mào)易對(duì)其他變量未來(lái)期的沖擊。對(duì)外貿(mào)易的一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊從初始期開(kāi)始衰減,第2到4期穩(wěn)定為正向影響但影響較小,從第5期開(kāi)始衰減為負(fù)向影響并保持穩(wěn)定。對(duì)外貿(mào)易一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期外商投資的影響都是負(fù)向,開(kāi)始衰減到第4期后趨于上升到8期后穩(wěn)定接近于零。這說(shuō)明山西的對(duì)外貿(mào)易的短期變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外商投資的總體影響程度不大。

圖3中的第三行的三個(gè)圖表示的是外商投資對(duì)其他變量未來(lái)期的沖擊。外商投資一單位沖擊對(duì)未來(lái)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的隨機(jī)沖擊反應(yīng)還是較大,從初始期為負(fù)逐漸上升到第2期轉(zhuǎn)為正,第4期到達(dá)最大0.31倍標(biāo)準(zhǔn)差,然后逐步衰減到第8期轉(zhuǎn)為負(fù)向并穩(wěn)定。外商投資的一單位隨機(jī)沖擊對(duì)未來(lái)各期對(duì)外貿(mào)易的沖擊也是先小幅升后下降，第5期開(kāi)始上升為正影響并趨于穩(wěn)定，說(shuō)明短期外商投資沖擊對(duì)當(dāng)?shù)匚磥?lái)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯拉動(dòng)效應(yīng),而對(duì)于未來(lái)期的對(duì)外貿(mào)易在小幅震蕩后有正向拉動(dòng)作用。

另外，從縱向看,對(duì)外貿(mào)易未來(lái)期受到其他變量隨機(jī)沖擊的反應(yīng)是較大而且基本保持正向影響,外商投資未來(lái)期受到其他變量隨機(jī)沖擊的反應(yīng)較小而且基本為負(fù)向影響。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)未來(lái)期受到隨機(jī)沖擊的反應(yīng)中,受到外商投資沖擊反應(yīng)要強(qiáng)于對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊,說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到外商投資的影響較大。

圖3 脈沖響應(yīng)圖

(六)方差分解

方差分解是通過(guò)分析每一結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度,進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性,因而通過(guò)方差分解可以看出對(duì)外貿(mào)易、外商投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化貢獻(xiàn)的大小。

從表5可看出,第1期山西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)只受自身因素影響,從2期開(kāi)始對(duì)外貿(mào)易和外商投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響開(kāi)始呈現(xiàn),對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊強(qiáng)度迅速上升到第10期最大預(yù)測(cè)方程分解值的63.03%,而外商投資的沖擊對(duì)預(yù)測(cè)方差分解貢獻(xiàn)最大也就11%。說(shuō)明短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受自身的影響較大,長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)提高對(duì)外貿(mào)易能夠超越經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自身對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響,所以長(zhǎng)期來(lái)看積極提高對(duì)外貿(mào)易水平是很重要的。

從表6可看出,對(duì)外貿(mào)易的預(yù)測(cè)方差分解,主要是對(duì)外貿(mào)易自身變量沖擊發(fā)揮主要作用,從第1期一直上升到10期最大占到89.1%,而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外商投資的沖擊影響都比較小。

表5 LNY的預(yù)測(cè)方差分解表

表6 LNT和LNF的預(yù)測(cè)方差分解表

外商投資的變化也主要受到自身變化的沖擊,第1期沖擊最大占到預(yù)測(cè)方差的94.8%,隨后逐漸衰減。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊對(duì)外商投資變化的沖擊也是逐漸增強(qiáng)到第5期為最大44.39%,而對(duì)外貿(mào)易的沖擊貢獻(xiàn)度初期較小后逐漸上升,最大也只占到30.3%。

綜合分析可知,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化受到對(duì)外貿(mào)易和外商投資的沖擊還是較大,尤其對(duì)外貿(mào)易沖擊的方差貢獻(xiàn)度最高到60%,而對(duì)外貿(mào)易和外商投資的變化主要受自身變量的沖擊影響。

三、結(jié)論

本文利用VAR模型分析對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三個(gè)變量之間關(guān)系,得到以下結(jié)論。首先,這些原序列是不平穩(wěn)的,經(jīng)過(guò)一階差分后變平穩(wěn)。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn),對(duì)外貿(mào)易、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。也就是說(shuō),長(zhǎng)期來(lái)看,三個(gè)變量是相互促進(jìn)和相互影響的。其次,從格蘭杰因果檢驗(yàn)看,對(duì)外貿(mào)易、FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都是單向格蘭杰原因,就是說(shuō)對(duì)外貿(mào)易和FDI都是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的,但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻不是這兩個(gè)變量變化的格蘭杰原因。對(duì)外貿(mào)易與FDI不是雙向格蘭杰原因。這與經(jīng)濟(jì)理論方面解釋有差異,但是格蘭杰原因不存在不代表這些變量的實(shí)際經(jīng)濟(jì)因果關(guān)系不存在。最后,從脈沖反應(yīng)看,短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊對(duì)于對(duì)外貿(mào)易的影響要比FDI的更強(qiáng)些。對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI的沖擊,短期影響為負(fù)向,從5期開(kāi)始衰減至接近于零,長(zhǎng)期看對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI的影響不強(qiáng)。FDI的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期有正向拉動(dòng)作用,長(zhǎng)期對(duì)對(duì)外貿(mào)易也有正向作用。從方差分解看,變量變化除了自身影響以外,相比于FDI,對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的貢獻(xiàn)度要高,最大可到63%。從對(duì)外貿(mào)易和FDI的預(yù)測(cè)方差分解看,長(zhǎng)期看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)受到對(duì)外貿(mào)易和FDI的影響還是較大,但是對(duì)外貿(mào)易和FDI未來(lái)期變動(dòng)主要受自身變化的沖擊更多。

政策啟示:從實(shí)證看出,對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化影響較大。進(jìn)一步優(yōu)化山西對(duì)外商品結(jié)構(gòu),促進(jìn)山西加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)。增強(qiáng)中小企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力,擴(kuò)大并深入發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。進(jìn)一步擴(kuò)大進(jìn)口,推動(dòng)自主創(chuàng)新,不斷轉(zhuǎn)變外經(jīng)貿(mào)發(fā)展方式。對(duì)于利用外商直接投資方面,在山西經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期,同時(shí)結(jié)合山西的供給側(cè)改革,合理引導(dǎo)外資,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。積極優(yōu)化投資環(huán)境,外資引導(dǎo)投向裝備制造業(yè)、新能源、生物醫(yī)藥、特色農(nóng)業(yè)和旅游等產(chǎn)業(yè)。積極參與“一帶一路”建設(shè),主動(dòng)融入京津冀、環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈,加強(qiáng)與周邊及中部兄弟省份的交流合作,推動(dòng)黃河金三角、長(zhǎng)城金三角建設(shè)。

[1] 山西省政府工作報(bào)告2016[EB/OL].[2016-02-03].http:∥district.ce.cn/newarea/roll/201602/03/t20160203_8728218_1.shtml.

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Empirical Analysis on Foreign Trade, Foreign Direct Investment and Economic Growth in Shanxi

CHEN Lixiang

(DepartmentofEconomyandManagement,TaiyuanInstituteofTechnology,Taiyuan030008,China)

In this paper, based on data from 1995 to 2015 in Shanxi Province and vector autoregressive (VAR) model, the dynamic relations were analyzed among foreign trade, foreign direct investment (FDI) and economic growth in Shanxi. By using the cointegration test, it was found that a long-term equilibrium relationship exists among foreign trade, foreign direct investment, and economic growth in Shanxi. Through the impulse response and variance decomposition, and compared with foreign direct investment, the degree of the influence of foreign trade on economic growth and contribution degree were more significant.

foreign trade；foreign direct investment (FDI)；economic growth；VAR model

*太原工業(yè)學(xué)院院級(jí)一般科學(xué)基金資助項(xiàng)目“基于對(duì)外開(kāi)放度的山西區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力分析”(2014RY02)之階段性成果。

2017-04-11

陳利香(1980-),女,山西文水人,太原工業(yè)學(xué)院講師,經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士。研究方向：國(guó)際貿(mào)易。

10.16396/j.cnki.sxgxskxb.2017.07.013

F127；F752.8

A

1008-6285(2017)07-0052-05