湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系

趙曉夢　杞如福

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗、向量自回歸、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的實證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實證研究

中圖分類號：F2 文獻標識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計年鑒，以及《強省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計公報和統(tǒng)計分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進行匯率調(diào)整，其方法是用各個變量的實際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響，以1982年湖北省的居民消費價格指數(shù)（CPI）作為不變價格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟增長狀況，用實際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實際對外貿(mào)易進口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計單位。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗——ADF檢驗

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個變量的平穩(wěn)性進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進行估計分析就會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進行進一步分析。

首先分別對其進行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗，說明四個變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計和協(xié)整檢驗

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準則和SC準則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時，有5個星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進行協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計

由于需要檢驗多個變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗有EG兩步法和Johansen檢驗兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計量拒絕了最多存在兩個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗

雖然以上實證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗，而反過來則通過了F檢驗；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實對湖北省國民經(jīng)濟的增長產(chǎn)生了推動作用，只是隨著時間的增加，F(xiàn)DI的促進作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進，但在長期中EX對GDP有負向作用。出口對經(jīng)濟增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟屬于出口推動型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強了湖北經(jīng)濟實力；但是，隨著貿(mào)易時間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長的作用減緩，到第四期時已經(jīng)有了一定的負向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進了IM的增加。湖北省進口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長主要起負向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費能力也隨之增長，對國外進口商品的需求也增加，所以GDP的增長會促進進口的擴大。

參考文獻

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局湖北調(diào)查總隊.強省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社，2009，（10）.

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗、向量自回歸、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的實證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實證研究

中圖分類號：F2 文獻標識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計年鑒，以及《強省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計公報和統(tǒng)計分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進行匯率調(diào)整，其方法是用各個變量的實際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響，以1982年湖北省的居民消費價格指數(shù)（CPI）作為不變價格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟增長狀況，用實際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實際對外貿(mào)易進口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計單位。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗——ADF檢驗

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個變量的平穩(wěn)性進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進行估計分析就會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進行進一步分析。

首先分別對其進行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗，說明四個變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計和協(xié)整檢驗

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準則和SC準則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時，有5個星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進行協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計

由于需要檢驗多個變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗有EG兩步法和Johansen檢驗兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計量拒絕了最多存在兩個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗

雖然以上實證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗，而反過來則通過了F檢驗；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實對湖北省國民經(jīng)濟的增長產(chǎn)生了推動作用，只是隨著時間的增加，F(xiàn)DI的促進作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進，但在長期中EX對GDP有負向作用。出口對經(jīng)濟增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟屬于出口推動型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強了湖北經(jīng)濟實力；但是，隨著貿(mào)易時間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長的作用減緩，到第四期時已經(jīng)有了一定的負向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進了IM的增加。湖北省進口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長主要起負向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費能力也隨之增長，對國外進口商品的需求也增加，所以GDP的增長會促進進口的擴大。

參考文獻

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局湖北調(diào)查總隊.強省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社，2009，（10）.

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗、向量自回歸、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟增長的實證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實證研究

中圖分類號：F2 文獻標識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計年鑒，以及《強省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計公報和統(tǒng)計分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進行匯率調(diào)整，其方法是用各個變量的實際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響，以1982年湖北省的居民消費價格指數(shù)（CPI）作為不變價格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟增長狀況，用實際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實際對外貿(mào)易進口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計單位。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗——ADF檢驗

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個變量的平穩(wěn)性進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進行估計分析就會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進行進一步分析。

首先分別對其進行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗結(jié)果如表2所示，四個變量的ADF檢驗值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗，說明四個變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計和協(xié)整檢驗

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準則和SC準則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時，有5個星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進行協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計

由于需要檢驗多個變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗有EG兩步法和Johansen檢驗兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計量拒絕了最多存在兩個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗

雖然以上實證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗，而反過來則通過了F檢驗；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實對湖北省國民經(jīng)濟的增長產(chǎn)生了推動作用，只是隨著時間的增加，F(xiàn)DI的促進作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進，但在長期中EX對GDP有負向作用。出口對經(jīng)濟增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟屬于出口推動型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強了湖北經(jīng)濟實力；但是，隨著貿(mào)易時間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長的作用減緩，到第四期時已經(jīng)有了一定的負向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進了IM的增加。湖北省進口貿(mào)易對社會經(jīng)濟增長主要起負向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費能力也隨之增長，對國外進口商品的需求也增加，所以GDP的增長會促進進口的擴大。

參考文獻

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局湖北調(diào)查總隊.強省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社，2009，（10）.