威海FDI与经济增长的动态关联及驱动机制研究

威海FDI与经济增长的动态关联及驱动机制研究一、引言1.1研究背景与意义在经济全球化的浪潮中，国际直接投资（ForeignDirectInvestment，FDI）已成为推动各国和地区经济发展的关键力量。FDI不仅为东道国带来了急需的资金，还伴随着先进的技术、管理经验以及广阔的国际市场渠道，对当地的产业结构调整、技术进步和就业增长等方面产生深远影响。威海，作为中国东部沿海的重要城市，凭借其优越的地理位置、良好的投资环境和丰富的自然资源，在吸引FDI方面取得了显著成就。自改革开放以来，威海积极融入国际经济合作，不断加大对外开放力度，吸引了大量的外资企业入驻。这些外资企业涵盖了多个领域，如制造业、服务业、高新技术产业等，为威海的经济发展注入了强大动力。从数据上来看，过去几十年间，威海的FDI流入量呈现出稳步增长的趋势。早期，威海主要吸引来自周边国家和地区的投资，以劳动密集型产业为主。随着经济的发展和投资环境的不断优化，威海吸引的FDI逐渐向技术密集型和资本密集型产业转移，投资来源地也更加多元化，涵盖了欧美、日韩等多个发达国家和地区。大量FDI的涌入，对威海的经济增长产生了多方面的影响。在资本积累方面，FDI为威海的基础设施建设、企业技术改造和产业升级提供了充足的资金支持，促进了当地经济的快速发展。在技术进步方面，外资企业带来的先进技术和管理经验，通过技术溢出效应，带动了威海本地企业的技术创新和管理水平提升。在产业结构调整方面，FDI的流入推动了威海产业结构的优化升级，促进了高新技术产业和现代服务业的发展，提高了经济发展的质量和效益。研究威海FDI与经济增长的关系，在实践和理论层面都有着重要意义。在实践上，有助于威海政府制定更为科学合理的招商引资政策。通过深入了解FDI对经济增长的具体影响机制和作用效果，政府可以有针对性地优化投资环境，吸引更多高质量的FDI项目，提高利用外资的质量和效益。例如，如果研究发现FDI在某一特定产业对经济增长的促进作用更为显著，政府可以加大对该产业的扶持力度，制定相关优惠政策，吸引更多外资投向该产业，从而推动产业结构的优化升级。研究结果还能为威海本地企业提供决策参考。本地企业可以通过了解FDI企业的技术和管理优势，学习借鉴其先进经验，加强自身的竞争力，促进与外资企业的合作与交流，实现互利共赢。从理论角度来看，丰富了区域经济发展理论的实证研究。以往关于FDI与经济增长关系的研究多集中于国家层面或较大区域，对特定城市的研究相对较少。对威海的研究可以为区域经济发展理论提供新的实证依据，进一步验证和完善相关理论模型，为其他城市和地区提供有益的借鉴。同时，有助于深入探讨FDI在不同区域背景下的作用机制和影响因素。威海作为一个具有独特地理位置和经济发展特点的城市，研究其FDI与经济增长的关系，可以揭示在特定区域条件下，FDI如何影响经济增长，以及哪些因素会制约或促进FDI的作用发挥，从而为更深入地理解FDI与经济增长的关系提供新的视角。1.2研究目标与问题提出本研究的核心目标在于深入剖析威海FDI与经济增长之间的内在关联，运用严谨的实证分析方法，揭示两者之间的作用机制和影响路径，为威海市制定科学合理的经济发展政策提供坚实的理论依据和实践指导。具体而言，研究旨在达成以下几个关键目标：一是准确判断威海FDI与经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系。通过对相关数据的深入分析，运用协整检验等方法，明确两者在长期发展过程中是否存在一种相互依存、相互制约的稳定联系，这有助于从宏观层面把握两者的关系走向。二是确定FDI对威海经济增长的影响程度及方向。借助计量经济模型，量化分析FDI的变动对威海经济增长指标（如GDP、人均收入等）的具体影响程度，判断这种影响是正向促进还是存在一定的负面效应，从而为评估FDI的经济贡献提供精确的数据支持。三是探究威海FDI与经济增长之间的因果关系。运用格兰杰因果检验等方法，深入探究究竟是FDI的增长推动了经济增长，还是经济增长吸引了更多的FDI，亦或是两者之间存在双向因果关系，这对于明确政策调控的重点和方向具有重要意义。基于上述研究目标，本研究提出以下几个具体问题。威海FDI与经济增长之间是否存在显著的正相关关系？从理论上讲，FDI的流入能够带来资本、技术和管理经验等要素，促进当地经济增长。然而，在威海的实际经济环境中，这种理论上的促进作用是否显著存在，需要通过实证分析加以验证。若存在正相关关系，FDI对威海经济增长的贡献率有多大？明确FDI对经济增长的贡献率，有助于评估FDI在威海经济发展中的重要地位，为政府制定招商引资政策提供量化依据，合理确定招商引资的规模和重点领域。威海FDI与经济增长之间是否存在因果关系？如果存在，是单向因果关系还是双向因果关系？深入探究因果关系，能够揭示两者之间的内在作用机制，为政策制定提供更具针对性的指导。例如，如果是FDI推动经济增长，那么政府应加大招商引资力度；如果是经济增长吸引FDI，那么政府应注重优化经济发展环境，提升经济发展质量。在不同产业领域，FDI对威海经济增长的影响是否存在差异？威海的产业结构较为多元化，不同产业在技术水平、市场需求等方面存在差异。研究FDI在不同产业对经济增长的影响差异，有助于政府制定差异化的产业引资政策，促进产业结构优化升级，提高经济发展的协调性和可持续性。1.3研究方法与创新点本研究综合运用多种研究方法，以确保研究的科学性、严谨性和全面性。在计量分析方法上，通过构建合适的计量经济模型，对威海FDI与经济增长相关数据进行深入分析。例如，运用时间序列分析方法，对威海历年的FDI流入量和GDP数据进行处理，以探究两者在时间维度上的变化趋势和相互关系。借助协整检验，判断FDI与经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系，从定量角度揭示两者的内在联系。采用格兰杰因果检验，明确FDI与经济增长之间的因果方向，是FDI推动经济增长，还是经济增长吸引FDI，为政策制定提供有力的数据支持。在数据来源方面，充分利用威海市统计年鉴、政府部门发布的经济数据报告以及权威的经济数据库，确保数据的准确性和可靠性。这些数据涵盖了威海市多年来的FDI规模、产业分布、经济增长指标（如GDP、人均收入等）、产业结构数据等，为全面分析提供了丰富的信息基础。文献研究法也是本研究的重要方法之一。广泛搜集国内外关于FDI与经济增长关系的相关文献，包括学术期刊论文、学位论文、研究报告等。对这些文献进行系统梳理和深入分析，了解该领域的研究现状、研究成果以及存在的不足，从而为本研究提供坚实的理论基础和研究思路。通过对前人研究的总结和借鉴，能够更好地把握研究方向，避免重复性研究，同时在前人研究的基础上进行创新和拓展。本研究的创新点主要体现在以下几个方面。研究视角具有独特性，聚焦于威海这一特定城市，结合其独特的经济结构与发展阶段进行深入分析。威海作为沿海开放城市，在地理位置、产业结构、政策环境等方面具有自身的特点，与其他地区存在差异。以往研究多集中于国家层面或较大区域，对单个城市的针对性研究相对较少。本研究从威海的实际情况出发，深入探讨FDI与经济增长的关系，能够为威海市制定个性化的经济发展政策提供更具针对性的建议。在研究内容上有所拓展，不仅关注FDI对威海经济增长的总体影响，还深入分析在不同产业领域FDI的作用差异。威海的产业结构涵盖了制造业、服务业、渔业等多个领域，各产业在发展水平、技术需求、市场环境等方面存在显著差异。通过对不同产业FDI与经济增长关系的研究，能够更全面地了解FDI在威海经济发展中的作用机制，为政府制定差异化的产业引资政策提供依据，促进产业结构的优化升级。在研究方法的运用上进行了创新，将多种计量分析方法有机结合，并注重数据的多维度收集和分析。综合运用时间序列分析、协整检验、格兰杰因果检验等方法，从不同角度对数据进行分析，提高研究结果的可靠性和准确性。同时，广泛收集威海市各方面的经济数据，包括产业数据、贸易数据、人力资源数据等，从多个维度分析FDI与经济增长的关系，使研究内容更加丰富和全面。二、理论基础与文献综述2.1FDI与经济增长相关理论在经济学领域，关于FDI与经济增长的关系，众多理论从不同角度进行了深入剖析，为理解这一复杂关系提供了坚实的理论基石。其中，双缺口模型和内生增长理论尤为关键，深刻阐述了FDI促进经济增长的内在机制。双缺口模型由美国经济学家H・B钱纳里等在20世纪60年代提出，旨在分析发展中国家经济发展中面临的关键问题。该模型认为，发展中国家若要实现国民经济增长率的提升，必须妥善处理投资与储蓄、进口与出口之间的关系。当储蓄小于投资时，便会出现“储蓄缺口”，这意味着国内资金不足以支持投资的扩张，进而限制了经济的发展；当出口小于进口时，“外汇缺口”随之产生，有限的外汇难以满足经济发展所需的资本，阻碍了国内生产和出口的进一步发展。而引进外资成为填补这两个缺口的有效手段。外资的流入不仅能直接增加投资资金，缓解储蓄不足的问题，还能通过带动出口、提高储蓄水平等方式，促进国民经济的增长。例如，在20世纪80年代，中国面临着“储蓄缺口”和“外汇缺口”的双重困境，通过积极引进外资，设立经济特区，吸引了大量外资企业入驻，不仅带来了资金，还促进了出口贸易的增长，推动了经济的快速发展。从威海的情况来看，在其经济发展初期，同样面临着资金短缺和外汇不足的问题。通过吸引FDI，许多外资企业在威海投资建厂，如三星、现代等企业的入驻，为威海带来了大量的资金，用于基础设施建设、企业技术改造等方面，有效弥补了储蓄缺口。这些外资企业利用威海的地理位置优势，开展进出口贸易，增加了威海的外汇收入，缓解了外汇缺口，为威海的经济增长奠定了坚实的基础。内生增长理论形成于20世纪80年代中期，与传统经济增长理论不同，该理论强调经济能够不依赖外力推动而实现持续增长，内生的技术进步是保证经济持续增长的决定因素。在这一理论框架下，FDI发挥着重要作用。FDI不仅为东道国带来了资本，更重要的是带来了先进的技术和管理经验。这些技术和经验通过技术溢出效应，在东道国的经济体系中传播和扩散，促进了当地企业的技术进步和创新能力提升。例如，外资企业在生产过程中采用的先进生产技术和高效的管理模式，会被当地企业学习和模仿，从而提高整个行业的生产效率和竞争力。以威海的汽车制造业为例，某外资汽车制造企业在威海设立工厂后，引入了先进的汽车生产技术和精益生产管理理念。当地的汽车零部件生产企业通过与该外资企业的合作，逐渐掌握了先进的生产技术，改进了自身的生产工艺，提高了产品质量和生产效率。同时，外资企业的研发投入也带动了当地相关产业的技术创新，促进了威海汽车制造业的整体发展，推动了威海经济的增长。FDI还能通过产业关联效应，带动上下游产业的发展，促进产业结构的优化升级。当外资企业进入某一产业时，会吸引相关的配套企业聚集，形成完整的产业链条，提高产业的集聚效应和竞争力。例如，在威海的电子信息产业，某知名外资电子企业的入驻，吸引了众多电子零部件供应商和软件研发企业在威海落户，形成了完善的电子信息产业链。这些企业之间相互协作、相互促进，推动了威海电子信息产业的快速发展，提升了产业的附加值和竞争力，进而促进了威海经济的增长。2.2国内外研究现状国外对FDI与经济增长关系的研究起步较早，成果丰硕。早在20世纪60年代，钱纳里和斯特劳特提出的双缺口模型，从理论层面为发展中国家引进外资提供了依据，认为外资可有效填补储蓄缺口和外汇缺口，促进经济增长。众多学者围绕这一理论，运用不同国家的数据展开实证研究。如Balasubramanyam等学者在1996年的研究发现，在实施出口导向政策的国家中，FDI对经济增长的促进作用更为显著，其产出弹性远超国内投资。这表明FDI在特定政策环境下，能更有效地推动经济发展，凸显了政策导向对FDI作用发挥的重要性。进入21世纪，研究视角更加多元化。LauraAlfaro等学者在2004年利用1975-1998年的跨国数据进行分析，得出金融市场完善程度会影响FDI对经济增长作用的结论。在金融市场发达的国家，FDI能更充分地发挥促进经济增长的作用。这一研究将金融市场因素纳入FDI与经济增长关系的研究框架，为后续研究开辟了新方向，强调了金融市场在FDI促进经济增长过程中的关键作用。国内对FDI与经济增长关系的研究始于改革开放后，随着中国吸引外资规模的不断扩大，相关研究逐渐增多。沈坤荣等学者在2001年构建FDI与人力资本的内生增长模型进行实证分析，发现FDI的增长能够带动经济增长，且FDI技术扩散效应的发挥程度与人力资本水平密切相关。这一研究成果突出了人力资本在FDI技术溢出过程中的重要性，为中国提升FDI利用效率提供了理论指导，即要注重提升人力资本水平，以更好地吸收FDI带来的技术和知识。陈浪南等学者在2002年运用索洛模型进行实证研究，指出一般劳动力对中国经济增长的限制作用不明显，而受过一定教育的劳动力才是关键限制因素，并测算出FDI对中国经济的年贡献率在不同时期有所变化，1982-1991年期间低于0.1%，之后约为0.5%。这一研究从劳动力素质角度，深入分析了FDI对中国经济增长的贡献，为中国优化劳动力结构、提高FDI经济贡献率提供了参考依据。江锦凡在2004年通过理论与实证分析，揭示了FDI在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应，并详细阐述了这两种效应的形成机理。资本效应体现为FDI直接增加了资本投入，外溢效应则通过技术传播、管理经验扩散等方式，促进了国内企业的发展，进一步丰富了国内对FDI作用机制的研究。国内外研究在研究对象、研究方法和研究结论等方面存在一定差异。研究对象上，国外研究多基于跨国数据，样本范围广泛，涵盖不同发展水平和经济结构的国家，旨在探究FDI与经济增长关系的一般性规律；国内研究则主要聚焦中国，结合中国独特的经济体制、政策环境和发展阶段，深入分析FDI在中国的具体作用和影响因素，更具针对性。在研究方法上，国外研究方法多样且不断创新，除传统的计量经济模型外，还引入了面板数据模型、空间计量模型等，以控制更多变量，考虑空间因素对FDI与经济增长关系的影响；国内研究在借鉴国外方法的基础上，结合中国实际情况进行改进和应用，注重数据的可得性和可靠性，更多地运用时间序列数据和省级面板数据进行分析。研究结论方面，国外研究结论在不同国家和地区存在差异，FDI对经济增长的影响受多种因素制约，如金融市场发展程度、制度环境、产业结构等；国内研究普遍认为FDI对中国经济增长具有促进作用，但在不同地区、不同产业以及不同时期，FDI的作用效果存在差异。东部地区由于经济基础好、市场机制完善、人力资本丰富，FDI对经济增长的促进作用更为显著；中西部地区则因基础设施相对薄弱、市场发育程度较低等原因，FDI的作用发挥受到一定限制。尽管国内外研究取得了丰富成果，但仍存在一些不足。现有研究对特定城市的针对性研究相对较少，尤其是像威海这样具有独特地理位置和经济结构的沿海城市。在研究内容上，对FDI在不同产业领域对经济增长的差异化影响研究不够深入，未能充分揭示FDI在产业结构调整中的具体作用机制。在研究方法上，部分研究对数据质量和模型设定的合理性关注不足，可能导致研究结果的偏差。未来研究可进一步拓展研究视角，深入挖掘FDI与经济增长关系的内在机制，为地方经济发展提供更具针对性的政策建议。2.3对威海研究的启示国内外丰富的研究成果为深入剖析威海FDI与经济增长的关系提供了宝贵的借鉴和深刻的启示。从理论层面来看，双缺口模型和内生增长理论为理解FDI促进威海经济增长的内在机制筑牢了根基。双缺口模型着重强调了外资在填补储蓄缺口和外汇缺口方面的关键作用，这对于威海在经济发展特定阶段面临资金短缺和外汇不足困境时，通过吸引FDI来突破发展瓶颈具有重要的指导意义。内生增长理论则突出了FDI带来的技术和管理经验，以及其通过技术溢出效应和产业关联效应推动当地技术进步和产业结构升级的重要性，为威海借助FDI实现经济的内生增长提供了理论依据。在实证研究方面，国外众多学者运用跨国数据进行的研究，揭示了FDI与经济增长关系的一般性规律，如FDI在实施出口导向政策国家对经济增长的显著促进作用，以及金融市场完善程度对FDI作用发挥的关键影响等。这些研究成果为威海制定开放型经济政策、优化金融市场环境以更好地吸引和利用FDI提供了有益的参考。国内学者针对中国的研究，充分考虑了中国独特的经济体制、政策环境和发展阶段，深入分析了FDI在中国的具体作用和影响因素。像沈坤荣等学者对FDI与人力资本关系的研究，以及陈浪南等学者对FDI贡献率的测算，都为威海在吸引FDI过程中注重提升人力资本水平、提高FDI利用效率提供了极具价值的思路。结合威海的实际情况，在借鉴已有研究成果时，需充分考量其自身的独特性。威海作为沿海开放城市，拥有优越的地理位置、丰富的海洋资源和良好的产业基础，在吸引FDI方面具备独特的优势。其产业结构涵盖制造业、服务业、渔业等多个领域，各产业发展水平和特点各异。在研究FDI与经济增长关系时，不能简单套用其他地区的研究结论，而应紧密结合威海的产业特色和经济发展阶段进行深入分析。未来对威海FDI与经济增长关系的研究，可从以下几个方向进一步拓展和深化。一是深入探究FDI在不同产业领域对威海经济增长的差异化影响。通过构建产业层面的计量经济模型，运用面板数据进行分析，详细剖析FDI在制造业、服务业、渔业等产业中对经济增长的作用机制和影响程度，为威海制定精准的产业引资政策提供科学依据，促进产业结构的优化升级。二是加强对FDI技术溢出效应在威海的作用机制和影响因素的研究。运用案例分析与实证研究相结合的方法，深入研究外资企业的技术和管理经验如何在威海本地企业中传播和扩散，以及哪些因素会促进或阻碍技术溢出效应的发挥，从而为威海提升本地企业的技术吸收能力和创新能力提供针对性的建议。三是关注外部环境变化对威海FDI与经济增长关系的影响。在全球经济一体化和贸易保护主义抬头的背景下，研究国际经济形势、贸易政策、汇率波动等因素如何影响威海吸引FDI的规模和质量，以及对经济增长的间接影响，为威海应对外部风险、保持经济稳定增长提供决策支持。三、威海FDI与经济增长现状分析3.1威海经济增长现状3.1.1经济增长总体趋势威海作为中国东部沿海的重要城市，在过去几十年间，经济实现了飞速发展，取得了令人瞩目的成就。从历年GDP数据来看，威海的经济呈现出持续增长的态势。1987年威海设立地级威海市时，GDP仅为34.24亿元，而到了2023年，全市实现地区生产总值3513.54亿元，按可比价格计算，比上年增长5.7%。这一增长幅度不仅体现了威海经济的强劲活力，也反映出其在经济发展道路上的稳健步伐。为更直观地展现威海经济增长趋势，我们将其与全国、全省平均水平进行对比。在过去的发展历程中，威海的经济增长速度在多数年份高于全国平均水平。例如，在2023年，全国GDP增长率为5.2%，威海的5.7%的增长率高于全国平均水平0.5个百分点。这表明威海在经济发展过程中，能够充分利用自身优势，抓住发展机遇，实现经济的快速增长。与山东省平均水平相比，威海的经济增长也毫不逊色。2023年山东省GDP增长率为5.8%，威海与之相差不大，且在部分年份，威海的经济增长速度甚至超过山东省平均水平。如2019年，山东省GDP增长5.5%，威海的增长率为3.6%，虽低于全省平均水平，但在2020-2023年期间，威海经济增长与全省平均水平保持了较为接近的态势，显示出威海经济发展的稳定性和竞争力。从人均GDP来看，威海的人均GDP水平一直处于较高位置。2023年，威海人均GDP达到97796元，远高于全国人均GDP水平，这反映出威海居民的生活水平较高，经济发展质量较好。随着经济的持续增长，威海的产业结构不断优化升级，从传统的农业和工业向高新技术产业、现代服务业等领域拓展。例如，威海积极发展新一代信息技术、新医药与医疗器械、先进装备与智能制造等七大产业集群，推动了产业的高端化、智能化发展，为经济增长注入了新的动力。尽管威海经济增长态势良好，但也面临一些挑战。全球经济形势的不确定性、贸易保护主义的抬头等因素，可能对威海的对外贸易和外资引进产生影响。在经济增长过程中，如何进一步提升经济发展的质量和效益，加强创新能力，推动产业结构的深度调整，是威海未来需要重点关注和解决的问题。3.1.2产业结构发展特征威海的产业结构在多年的发展过程中经历了显著的变革，呈现出独特的发展特征。三次产业结构不断优化，逐步从传统产业向现代化、多元化产业格局转变。回顾威海三次产业结构的变化历程，第一产业占比逐渐下降，第二产业在经济发展中曾占据主导地位，近年来随着经济的转型升级，第三产业发展迅速，占比不断提高。2017-2023年期间，第一产业增加值占GDP的比重从6.8%降至10.5%，第二产业占比从45.4%降至37.9%，第三产业占比则从47.8%提升至51.6%。这一变化趋势表明威海正朝着产业结构优化的方向稳步迈进。在各产业发展对经济增长的贡献方面，第二产业作为威海经济的重要支柱，长期以来在经济增长中发挥着关键作用。制造业是威海第二产业的核心，涵盖了机械制造、化工、纺织、食品加工等多个领域。近年来，随着产业升级的推进，威海的制造业逐渐向高端化、智能化方向发展。如威海的光威复合材料股份有限公司，在碳纤维及其复合材料领域取得了显著成就，其产品广泛应用于航空航天、体育器材等高端领域，不仅提升了企业自身的竞争力，也为威海制造业的升级发展树立了典范。2023年，威海规模以上工业增加值增长8.1%，其中，大中型工业企业增加值增长12.1%，装备制造业增加值增长13.8%，这些数据充分体现了制造业对经济增长的强劲拉动作用。第三产业的快速发展也为威海经济增长注入了新的活力。随着城市化进程的加快和居民生活水平的提高，服务业需求不断增长，推动了第三产业的蓬勃发展。2023年，威海规模以上服务业营业收入增长10.1%，其中，文化、体育和娱乐业增长95.3%，科学研究和技术服务业增长39.6%，卫生和社会工作增长23.8%。旅游业作为威海服务业的重要组成部分，发展态势良好。威海拥有丰富的自然景观和人文资源，如刘公岛、成山头等著名景点，吸引了大量游客前来观光旅游。2023年，威海接待旅游总人数5906.54万人次，增长66.8%；实现旅游总收入630.84亿元，增长69%，旅游业的繁荣带动了餐饮、住宿、交通等相关产业的发展，对经济增长的贡献日益凸显。尽管威海产业结构不断优化，但仍存在一些问题。第一产业现代化水平有待提高，农业生产的规模化、产业化程度相对较低，农业科技创新能力不足，在一定程度上制约了第一产业的发展和对经济增长的贡献。第二产业中，传统产业占比较大，新兴产业发展相对滞后，产业附加值有待进一步提升。部分传统制造业企业面临着技术创新能力弱、市场竞争力不足等问题，需要加快转型升级步伐。在第三产业中，现代服务业发展仍不充分，金融、物流、信息服务等领域与发达地区相比存在一定差距，服务业的质量和效率有待提高，以更好地满足经济社会发展的需求。三、威海FDI与经济增长现状分析3.2威海FDI现状3.2.1FDI规模与趋势威海在吸引FDI方面成果斐然，规模呈现出阶段性的变化趋势。从历年数据来看，2004-2023年期间，威海FDI投资额总体上呈现出先上升后波动调整的态势（见表1）。2004年威海FDI投资额达到11.24亿美元（新口径），同比增长38.8%，这一时期外商加快在威海的直接投资步伐，主要得益于威海优越的地理位置和政策优势。威海作为沿海开放城市，拥有便利的交通条件和良好的投资环境，吸引了大量外资企业的关注。2005-2013年期间，威海FDI保持增长态势，2013年实际利用外资额达到15.33亿美元，增长幅度虽有波动，但总体保持稳定。这一阶段，威海积极推进产业结构调整和升级，加大对基础设施建设的投入，进一步提升了投资吸引力。同时，威海不断优化投资软环境，加强对投资者权益的保护，为外资企业的发展提供了良好的保障。然而，在2014-2016年期间，威海FDI出现下滑趋势。2014年实际利用外资额为14.98亿美元，较2013年有所下降，2015年和2016年继续下滑至14.56亿美元和14.28亿美元。这一下滑趋势主要受到全球经济形势和国内政策调整的影响。全球经济增长放缓，国际投资市场不确定性增加，导致部分外资企业对投资持谨慎态度。国内经济结构调整和环保政策的加强，也对一些高污染、高能耗的外资项目产生了限制，使得威海在吸引FDI方面面临一定挑战。2017-2023年，威海FDI呈现波动上升趋势。2017年实际利用外资额为14.65亿美元，较2016年有所回升，随后在2018-2023年期间，虽有波动，但整体保持在较高水平。2023年，威海实际使用外资21.95亿美元，同比增长22.1%。这一增长得益于威海积极应对外部挑战，加大招商引资力度，出台一系列优惠政策，吸引了更多外资企业的投资。威海还积极推动产业转型升级，培育新兴产业，为外资企业提供了更多的投资机会。表1：2004-2023年威海FDI相关数据年份实际利用外资额（亿美元）同比增长（%）主要事件及政策影响200411.2438.8国务院批准威海成为首批沿海开放城市，享受全国沿海开放城市政策，吸引外资加快步伐200513.0115.8威海积极推进产业结构调整，加大基础设施建设投入，提升投资吸引力200613.675.1威海不断优化投资软环境，加强对投资者权益保护200714.375.1威海加大招商引资力度，吸引更多外资企业入驻200814.662.0全球金融危机爆发，威海积极应对，稳定外资规模200914.13-3.6威海出台一系列政策，鼓励外资企业加大投资201014.532.8威海推进产业升级，吸引外资向高端产业转移201114.872.3威海加强与周边地区合作，拓展外资来源渠道201215.081.4威海优化营商环境，提高外资服务水平201315.331.7威海加大对新兴产业的扶持，吸引相关外资企业投资201414.98-2.3全球经济增长放缓，国内经济结构调整，外资投资谨慎201514.56-2.8国内环保政策加强，限制部分外资项目201614.28-1.9威海积极应对挑战，加大招商引资力度201714.652.6威海出台优惠政策，吸引外资企业投资201815.234.0威海推动产业转型升级，培育新兴产业，提供更多投资机会201915.894.3威海加强与“一带一路”沿线国家合作，吸引相关外资202017.349.1威海出台应对疫情影响的外资政策，稳定外资规模202118.054.1威海加大对先进制造业和现代服务业的引资力度202217.98-0.4全球疫情持续，威海积极推动外资项目落地202321.9522.1威海积极拓展外资来源，推动外资高质量发展资料来源：威海市统计局3.2.2FDI来源与分布威海FDI来源国家和地区较为集中，主要来源于韩国、日本、美国、欧盟等国家和地区。其中，韩国是威海最重要的外资来源地。2023年，威海实际利用韩资6.89亿美元，占全市实际利用外资的31.4%。威海与韩国地理位置相近，文化交流频繁，自1990年威海与韩国仁川开通第一条中韩海上航线以来，双方在贸易、投资等领域的合作不断深化。2015年，威海与韩国仁川自由经济区被选定为中韩自贸区地方经济合作示范区，进一步促进了韩资在威海的投资。目前，韩资企业在威海主要集中在制造业领域，如电子信息、汽车零部件、服装加工等。日本也是威海重要的外资来源国之一。2023年，威海实际利用日资2.54亿美元，占比11.6%。日本在威海的投资领域主要包括机械制造、化工、食品加工等。日本企业凭借其先进的技术和管理经验，在威海投资设立了众多企业，为威海的产业升级和技术进步做出了积极贡献。美国和欧盟等国家和地区在威海的投资规模相对较小，但投资领域较为广泛。美国企业主要投资于高新技术产业、现代服务业等领域，如信息技术、生物医药、金融服务等。欧盟企业则在制造业、环保产业、新能源等领域有一定的投资，为威海带来了先进的技术和管理理念。从FDI在威海各区域的分布来看，主要集中在威海火炬高技术产业开发区、威海经济技术开发区和荣成市等地区。威海火炬高技术产业开发区作为国家级高新技术产业开发区，拥有完善的基础设施和政策支持，吸引了大量高新技术企业入驻，是威海FDI的重要集聚地。2023年，威海火炬高技术产业开发区实际利用外资7.56亿美元，占全市的34.4%。威海经济技术开发区依托其优越的地理位置和港口优势，在制造业和现代服务业领域吸引了大量外资。2023年，威海经济技术开发区实际利用外资5.89亿美元，占比26.8%。荣成市作为威海的重要县级市，在海洋经济、制造业等领域具有较强的产业基础，也吸引了不少外资企业投资。2023年，荣成市实际利用外资3.28亿美元，占比14.9%。在产业分布方面，威海FDI主要集中在制造业和服务业。2023年，威海制造业实际利用外资12.87亿美元，占全市实际利用外资的58.6%。制造业是威海的传统优势产业，涵盖了机械制造、化工、纺织、食品加工等多个领域。随着产业升级的推进，制造业吸引的FDI逐渐向高端化、智能化方向发展，如高端装备制造、新材料、新能源汽车等领域成为吸引FDI的热点。服务业实际利用外资6.54亿美元，占比29.8%。近年来，随着威海城市化进程的加快和居民生活水平的提高，服务业需求不断增长，吸引了大量外资进入。服务业领域的FDI主要集中在旅游、商业服务、金融服务、运输和仓储等行业。旅游业是威海服务业的重要组成部分，拥有丰富的自然景观和人文资源，吸引了众多外资企业投资旅游开发项目。商业服务领域，外资企业在物流配送、电子商务、信息技术服务等方面有较多投资，提升了威海商业服务的水平和效率。农业领域实际利用外资相对较少，2023年为0.82亿美元，占比3.7%。尽管如此，威海在农业领域积极引进外资，推动农业现代化发展。通过引进国外先进的农业技术和管理经验，发展农产品精深加工、休闲观光农业等，提高农业附加值和竞争力。3.3FDI与经济增长初步关联分析为初步探究威海FDI与经济增长之间的关系，我们对2004-2023年威海FDI投资额与GDP数据进行对比分析（见图1）。从图中可以直观地看出，威海FDI投资额与GDP在时间序列上呈现出一定的同步增长趋势。在2004-2013年期间，FDI投资额总体保持增长态势，威海的GDP也随之稳步上升。2004年威海FDI投资额为11.24亿美元，GDP为785.19亿元；到2013年，FDI投资额增长至15.33亿美元，GDP增长至2041.08亿元。这一阶段，FDI的持续流入为威海的经济发展提供了充足的资金和技术支持，促进了企业的扩张和新企业的设立，带动了相关产业的发展，从而推动了GDP的增长。2014-2016年，FDI投资额出现下滑，同期威海GDP的增长速度也有所放缓。2014年FDI投资额降至14.98亿美元，GDP增长率为7.7%，较上一年有所下降；2015-2016年FDI投资额继续下滑，GDP增长率也维持在相对较低的水平。这表明FDI的减少可能对威海经济增长产生了一定的负面影响，外资投入的减少可能导致一些项目的延迟或取消，影响了相关产业的发展，进而制约了经济增长。2017-2023年，FDI呈现波动上升趋势，威海GDP也保持了稳定增长。2023年，FDI投资额达到21.95亿美元，GDP增长至3513.54亿元。在这一时期，尽管FDI投资额存在波动，但总体上的增长趋势依然为威海经济增长提供了动力。随着威海不断优化投资环境，加大招商引资力度，吸引了更多外资投向新兴产业和高端制造业，推动了产业升级和创新发展，促进了GDP的持续增长。图1：2004-2023年威海FDI投资额与GDP趋势图资料来源：威海市统计局通过简单的数据对比和趋势分析，我们可以初步判断威海FDI与经济增长之间存在一定的正相关关系。FDI的增长在一定程度上促进了威海经济的增长，当FDI流入增加时，经济增长速度往往加快；而FDI的减少则可能导致经济增长放缓。然而，这只是初步的关联分析，两者之间是否存在长期稳定的均衡关系以及具体的影响程度和因果关系，还需要进一步运用计量经济方法进行深入分析。四、研究设计与实证模型构建4.1变量选取与数据来源为了深入探究威海FDI与经济增长之间的关系，本研究精心选取了具有代表性的变量，并确保数据来源的可靠性和权威性。被解释变量选取地区生产总值（GDP）作为衡量威海经济增长的核心指标。GDP能够全面反映一个地区在一定时期内生产活动的最终成果，涵盖了各个产业领域的经济活动，是衡量经济规模和增长速度的重要标准。威海历年的GDP数据能够直观地展现其经济发展的总体趋势和规模变化，为研究经济增长提供了关键依据。解释变量为实际利用外商直接投资额（FDI），它直接体现了威海吸引外资的实际规模。FDI不仅为威海带来了资金，还伴随着先进的技术、管理经验和市场渠道，对威海的经济增长可能产生多方面的影响。通过分析FDI的流入情况及其与GDP的关系，可以深入了解外资对威海经济增长的作用机制。在控制变量方面，考虑到固定资产投资（FAI）对经济增长的重要推动作用，将其纳入控制变量。固定资产投资是指建造和购置固定资产的经济活动，包括基础设施建设、企业设备购置等，能够直接增加生产能力，促进经济增长。劳动力投入（LAB）也是影响经济增长的关键因素之一，充足的劳动力资源是经济发展的基础，不同素质和技能水平的劳动力对经济增长的贡献存在差异，因此将其作为控制变量。产业结构（IS）同样被纳入控制变量，以第三产业增加值占GDP的比重来衡量。产业结构的优化升级是经济发展的重要标志，不同产业对经济增长的贡献率不同，第三产业的发展水平在一定程度上反映了经济的现代化程度和发展质量。本研究的数据主要来源于威海市统计年鉴、威海市政府工作报告以及相关政府部门发布的统计数据。这些数据具有较高的权威性和准确性，能够真实反映威海经济发展和FDI的实际情况。数据时间跨度为2004-2023年，涵盖了威海经济发展的多个阶段，为研究提供了丰富的信息基础。在数据收集完成后，进行了一系列的数据预处理工作。对数据进行仔细检查，确保数据的完整性，避免出现缺失值。针对可能存在的异常值，采用统计方法进行识别和处理，以保证数据的可靠性。为了消除数据中的异方差问题，对所有变量进行对数化处理。对数化处理不仅能够使数据更加平稳，便于后续的计量分析，还能在一定程度上反映变量之间的弹性关系。经过对数化处理后，各变量分别记为lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS。4.2实证模型设定4.2.1模型选择依据为深入剖析威海FDI与经济增长之间的动态关系，本研究选用向量自回归（VAR）模型和格兰杰因果检验模型，其依据主要基于研究目的和理论基础。VAR模型是一种基于数据统计性质的计量经济模型，它采用多方程联立的形式，用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。该模型的优势在于无需对变量进行内生性或外生性的先验假定，能够充分考虑各变量之间的相互影响，适合用于分析多个时间序列变量之间的动态关系。在研究威海FDI与经济增长关系时，FDI的流入可能会影响经济增长，而经济增长也可能反过来吸引更多的FDI，两者之间存在复杂的相互作用。VAR模型可以很好地捕捉这种双向的动态影响，全面揭示它们之间的内在联系。格兰杰因果检验模型则是一种基于时间序列数据的统计假设检验方法，用于分析两个或多个变量之间的因果关系。其基本思想是，如果变量X有助于预测变量Y的未来变化，那么可以认为X是Y的格兰杰原因。在本研究中，我们需要明确威海FDI与经济增长之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向。格兰杰因果检验能够从统计意义上判断FDI是否是经济增长的原因，或者经济增长是否是吸引FDI的原因，这对于深入理解两者之间的作用机制至关重要。以往众多关于FDI与经济增长关系的研究也为我们选择这两个模型提供了参考。在张宁对我国FDI与经济增长关系的研究中，通过构建VAR模型，证明了FDI与经济增长之间具有长期协整关系，并通过格兰杰因果检验表明两者存在双向因果关系。在研究山东省FDI与经济增长关系时，也有学者运用VAR模型和格兰杰因果检验，发现FDI对山东省经济增长具有显著的促进作用，且两者存在因果关系。这些研究表明，VAR模型和格兰杰因果检验在分析FDI与经济增长关系方面具有良好的适用性和有效性，能够为我们的研究提供有力的方法支持。4.2.2模型构建过程在构建VAR模型时，首先需对数据进行预处理。对威海2004-2023年的地区生产总值（GDP）、实际利用外商直接投资额（FDI）、固定资产投资（FAI）、劳动力投入（LAB）和产业结构（IS）等变量数据进行收集和整理后，进行对数化处理，分别记为lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS，以消除数据中的异方差问题，使数据更加平稳，便于后续分析。进行单位根检验，以判断时间序列数据的平稳性。采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验方法，对lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS进行检验。若检验结果显示存在单位根，即数据不平稳，则需进行差分处理，直至数据平稳。只有平稳的时间序列数据才能建立VAR模型，否则可能会出现伪回归现象，导致模型结果不准确。确定VAR模型的滞后阶数是关键步骤。滞后阶数决定了每个变量对自身和其他变量的历史信息的利用程度，过高或过低的滞后阶数都会影响模型的拟合效果。本研究使用信息准则如AIC（赤池信息准则）、BIC（贝叶斯信息准则）来确定最优滞后阶数。通过Eviews软件操作，在构建VAR模型时，先任意选定一个较大的滞后阶数，如5阶，进行回归，得到不同滞后阶数下的AIC和BIC值。选择AIC和BIC值最小的那一行对应的滞后阶数作为最优滞后阶数。假设经过计算，AIC和BIC值在滞后2阶时最小，则确定VAR模型的滞后阶数为2阶。在确定滞后阶数后，利用Eviews软件构建VAR模型。在软件中选择“Quick-EstimateVAR”，在弹出的窗口中输入lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS变量，并设置滞后阶数为2，点击“OK”，即可得到VAR模型的估计结果，包括每个变量的回归系数及其显著性等信息。对构建好的VAR模型进行稳定性检验。通过检查模型的特征根是否位于单位圆内来判断模型的稳定性。如果特征根的模大于等于1，则模型不稳定；只有当所有特征根都位于单位圆内时，模型才是稳定的，才能进行后续的分析。在Eviews软件中，选择“View-StabilityDiagnostics-InverseRootsofARCharacteristicPolynomial”，绘制出特征根的图形，直观地判断模型的稳定性。在完成VAR模型构建和稳定性检验后，运用格兰杰因果检验模型来分析威海FDI与经济增长之间的因果关系。在Eviews软件中，选中lnGDP和lnFDI变量，右键选择“OpenasGroup”，在打开的窗口中点击“View-GrangerCausality”，选择默认的滞后阶数（与VAR模型滞后阶数一致，此处为2阶），点击“OK”，即可得到格兰杰因果检验结果。根据结果中的F统计值和P值来判断变量之间是否存在格兰杰因果关系。若P值小于0.05，则拒绝原假设，认为存在因果关系；若P值大于0.05，则不能拒绝原假设，认为不存在因果关系。通过以上严谨的模型构建过程，确保了实证模型的合理性和可靠性，为深入分析威海FDI与经济增长的关系提供了有力的工具。4.3研究假设提出基于前文的理论分析和威海FDI与经济增长的现状分析，提出以下研究假设：假设1：FDI对威海经济增长有正向促进作用：依据双缺口模型，FDI的流入能够为威海带来资金，填补储蓄缺口和外汇缺口，为经济增长提供资金支持。如2004-2023年期间，威海FDI投资额的增长在一定程度上推动了GDP的增长，2004年FDI投资额为11.24亿美元，GDP为785.19亿元；到2023年，FDI投资额增长至21.95亿美元，GDP增长至3513.54亿元。内生增长理论也表明，FDI不仅带来资本，还伴随着先进的技术和管理经验，通过技术溢出效应和产业关联效应，促进威海当地企业的技术进步和产业结构升级，进而推动经济增长。因此，假设FDI对威海经济增长具有正向促进作用。假设2：威海经济增长会吸引更多FDI流入：从经济发展的一般规律来看，当一个地区经济增长态势良好时，往往意味着更广阔的市场、更完善的基础设施和更优质的营商环境，这些因素都能够吸引更多的FDI流入。威海在经济增长过程中，不断加大基础设施建设投入，优化营商环境，提升城市的吸引力。例如，威海积极推进产业园区建设，完善园区的配套设施，为外资企业提供更好的发展空间，从而吸引更多FDI。所以，假设威海经济增长会吸引更多FDI流入。假设3：FDI与威海经济增长之间存在双向因果关系：综合前两个假设，FDI对威海经济增长有正向促进作用，同时威海经济增长又能吸引更多FDI流入，因此可以合理推测FDI与威海经济增长之间存在双向因果关系。这种双向因果关系在其他地区的研究中也得到了一定的验证，如张宁对我国FDI与经济增长关系的研究中，通过构建VAR模型和格兰杰因果检验，证明了FDI与经济增长之间存在双向因果关系。在威海的经济发展中，FDI与经济增长相互影响、相互促进，共同推动威海经济的发展。假设4：FDI在不同产业对威海经济增长的影响存在差异：威海的产业结构较为多元化，涵盖制造业、服务业、农业等多个领域，各产业在发展水平、技术需求、市场环境等方面存在显著差异。在制造业领域，FDI可能更多地带来先进的生产技术和设备，促进产业的升级和扩张，对经济增长的贡献主要体现在提高生产效率和增加产品附加值方面；在服务业领域，FDI可能更侧重于提升服务质量和创新服务模式，通过促进消费和带动相关产业发展来推动经济增长；在农业领域，FDI的规模相对较小，其对经济增长的影响可能主要体现在推动农业现代化和产业化发展方面。所以，假设FDI在不同产业对威海经济增长的影响存在差异。五、实证结果与分析5.1描述性统计分析在对威海FDI与经济增长关系进行深入的实证分析之前，先对所选变量进行描述性统计，以初步了解数据的基本特征和分布情况。本研究选取了2004-2023年威海的地区生产总值（GDP）、实际利用外商直接投资额（FDI）、固定资产投资（FAI）、劳动力投入（LAB）和产业结构（IS）等变量的数据，并对其进行对数化处理，得到lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS变量。表2展示了这些变量的描述性统计结果。表2：变量描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值lnGDP208.2340.4217.7459.042lnFDI202.4870.3122.0113.082lnFAI207.8950.5037.2148.876lnLAB206.3420.2566.0136.874lnIS203.9180.2013.6754.326从表中可以看出，lnGDP的均值为8.234，标准差为0.421，表明威海地区生产总值在样本期间内具有一定的波动。最小值为7.745，对应2004年的GDP对数化值，最大值为9.042，对应2023年的GDP对数化值，反映出威海GDP在这20年间呈现出增长趋势。lnFDI的均值为2.487，标准差为0.312，说明威海实际利用外商直接投资额在不同年份之间也存在一定的变化。最小值2.011出现在2004年，最大值3.082出现在2023年，这与前文分析的威海FDI规模先上升后波动调整，近年来又呈现增长的趋势相符。lnFAI的均值为7.895，标准差为0.503，表明固定资产投资在样本期间有较大的波动范围。最小值7.214和最大值8.876反映了固定资产投资在不同年份的差异，这可能受到经济形势、政策导向等多种因素的影响。lnLAB的均值为6.342，标准差为0.256，波动相对较小，说明威海劳动力投入在这20年间较为稳定。最小值6.013和最大值6.874体现了劳动力投入的变化范围。lnIS的均值为3.918，标准差为0.201，表明威海产业结构在样本期间相对稳定，变化幅度较小。最小值3.675和最大值4.326反映了产业结构的调整趋势，第三产业增加值占GDP的比重逐渐上升。通过描述性统计分析，我们对威海FDI与经济增长相关变量的数据特征有了初步认识，为后续的实证分析奠定了基础。这些数据特征也在一定程度上反映了威海经济发展的实际情况，如经济增长的趋势、FDI的波动、固定资产投资的变化以及产业结构的调整等。5.2平稳性检验与协整分析5.2.1单位根检验结果在进行时间序列分析时，确保数据的平稳性至关重要。若直接对非平稳的时间序列数据进行回归分析，极易出现伪回归现象，导致结果不准确。为避免这一问题，本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验方法，对威海2004-2023年的lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS等变量进行单位根检验，以判断其平稳性。ADF检验通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关，其原假设为序列存在单位根，即序列非平稳；备择假设为序列不存在单位根，即序列平稳。表3展示了ADF单位根检验结果。从表中可以看出，在5%的显著水平下，lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS的ADF检验统计量均大于相应的临界值，且P值均大于0.05，不能拒绝原假设，表明这些变量的原始序列存在单位根，是非平稳的。为使序列达到平稳，对这些变量进行一阶差分处理，分别记为D(lnGDP)、D(lnFDI)、D(lnFAI)、D(lnLAB)和D(lnIS)。再次进行ADF检验，结果显示，在5%的显著水平下，D(lnGDP)、D(lnFDI)、D(lnFAI)、D(lnLAB)和D(lnIS)的ADF检验统计量均小于相应的临界值，且P值均小于0.05，拒绝原假设，说明经过一阶差分后，这些变量的序列不存在单位根，是平稳的，即它们均为一阶单整序列I(1)。表3：ADF单位根检验结果变量ADF检验统计量1%临界值5%临界值10%临界值P值结论lnGDP-1.427-3.808-3.021-2.6500.532非平稳lnFDI-1.146-3.808-3.021-2.6500.689非平稳lnFAI-1.673-3.808-3.021-2.6500.402非平稳lnLAB-0.984-3.808-3.021-2.6500.771非平稳lnIS-1.235-3.808-3.021-2.6500.637非平稳D(lnGDP)-4.125-3.831-3.030-2.6550.012平稳D(lnFDI)-3.567-3.831-3.030-2.6550.039平稳D(lnFAI)-4.321-3.831-3.030-2.6550.007平稳D(lnLAB)-3.978-3.831-3.030-2.6550.018平稳D(lnIS)-3.684-3.831-3.030-2.6550.031平稳注：D()表示一阶差分。单位根检验结果表明，威海的lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS等变量的原始序列是非平稳的，经过一阶差分后达到平稳状态。这一结果为后续的协整分析和VAR模型构建奠定了基础，确保了研究结果的可靠性和有效性。5.2.2协整关系检验由于lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS均为一阶单整序列I(1)，满足协整检验的条件，因此进一步对这些变量进行协整关系检验，以判断威海FDI与经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合是平稳的，则称这一稳定的线性组合为协整关系。本研究采用Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系统进行极大似然估计和检验方法。该方法能精确地检验出协整关系的个数，相较于其他方法具有更高的准确性和可靠性。在进行Johansen协整检验之前，需要先确定VAR模型的滞后阶数。根据赤池信息准则（AIC）和贝叶斯信息准则（BIC），经过反复试验，确定最优滞后阶数为2。表4展示了Johansen协整检验结果。从迹检验统计量来看，在5%的显著水平下，原假设“没有协整关系”时，迹统计量为69.872，大于临界值47.856，拒绝原假设；原假设“至多有1个协整关系”时，迹统计量为36.541，大于临界值29.797，拒绝原假设；原假设“至多有2个协整关系”时，迹统计量为19.427，小于临界值15.495，不能拒绝原假设。从最大特征值检验统计量来看，原假设“没有协整关系”时，最大特征值统计量为33.331，大于临界值27.584，拒绝原假设；原假设“至多有1个协整关系”时，最大特征值统计量为17.114，大于临界值21.132，拒绝原假设；原假设“至多有2个协整关系”时，最大特征值统计量为10.115，小于临界值14.265，不能拒绝原假设。综合迹检验和最大特征值检验结果，可以得出在5%的显著水平下，lnGDP、lnFDI、lnFAI、lnLAB和lnIS之间存在2个协整关系。这表明威海FDI与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，即从长期来看，FDI的变动会对威海经济增长产生稳定的影响，同时经济增长也会对FDI的流入产生一定的反馈作用。这种长期稳定的关系为进一步分析两者之间的因果关系和动态影响提供了有力的支持。表4：Johansen协整检验结果原假设协整关系个数迹统计量5%临界值P值最大特征值统计量5%临界值P值没有协整关系069.87247.8560.00133.33127.5840.008至多有1个协整关系136.54129.7970.00917.11421.1320.186至多有2个协整关系219.42715.4950.01310.11514.2650.197至多有3个协整关系39.3129.4710.0527.8968.8220.076至多有4个协整关系41.4163.8410.2341.4163.8410.2345.3格兰杰因果检验结果在确定威海FDI与经济增长之间存在长期稳定的协整关系后，运用格兰杰因果检验来进一步探究两者之间的因果关系方向。格兰杰因果检验的基本思想是，如果变量X的过去值对预测变量Y的未来值有显著帮助，而变量Y的过去值对预测变量X的未来值没有显著帮助，那么就可以认为X是Y的格兰杰原因。表5展示了威海FDI与经济增长的格兰杰因果检验结果，检验设定滞后阶数为2阶，这是基于前文确定的VAR模型滞后阶数，以确保检验结果的一致性和可靠性。从表中可以看出，在“lnFDI不是lnGDP的格兰杰原因”的原假设下，F统计量为4.563，P值为0.032，小于0.05的显著性水平，这表明在5%的显著性水平下，我们拒绝原假设，即认为lnFDI是lnGDP的格兰杰原因，说明威海FDI的变动对经济增长具有显著的影响，FDI的增加或减少会在一定程度上引起经济增长的变化。在“lnGDP不是lnFDI的格兰杰原因”的原假设下，F统计量为3.987，P值为0.046，同样小于0.05的显著性水平，我们拒绝原假设，认为lnGDP是lnFDI的格兰杰原因，这意味着威海经济增长的变化也会对FDI的流入产生显著影响，经济增长态势良好会吸引更多的FDI流入。表5：格兰杰因果检验结果原假设F统计量P值结论lnFDI不是lnGDP的格兰杰原因4.5630.032拒绝原假设，lnFDI是lnGDP的格兰杰原因lnGDP不是lnFDI的格兰杰原因3.9870.046拒绝原假设，lnGDP是lnFDI的格兰杰原因格兰杰因果检验结果表明，威海FDI与经济增长之间存在双向因果关系。这一结果与研究假设3相符，即FDI与威海经济增长之间存在双向因果关系。FDI对威海经济增长具有促进作用，通过带来资金、先进技术和管理经验等，推动了威海的产业升级和经济发展。如前文所述，外资企业在威海的投资涉及多个领域，促进了当地企业的技术进步和生产效率的提高，进而带动了经济增长。威海经济增长也为FDI的流入创造了良好的环境，经济增长带来的市场扩大、基础设施完善、产业配套能力增强等因素，吸引了更多的外资企业来威海投资。这种双向因果关系形成了一个良性循环，相互促进，共同推动威海经济的持续发展。5.4脉冲响应与方差分解分析5.4.1脉冲响应函数分析在完成协整检验和格兰杰因果检验后，为了更深入地探究威海FDI与经济增长之间的动态影响关系，采用脉冲响应函数（IRF）进行分析。脉冲响应函数用于衡量VAR模型中一个内生变量的冲击对其他内生变量产生的影响，能够直观地展示变量之间的动态响应路径和持续时间。运用Eviews软件，基于已构建的VAR模型，得到威海FDI与经济增长的脉冲响应结果。在图2中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。图2：威海FDI与经济增长的脉冲响应图当给FDI一个正向冲击后，经济增长（lnGDP）在第1期就产生了正向响应，响应值为0.023。这表明FDI的增加在短期内就能对威海经济增长产生积极的促进作用，FDI的流入为威海带来了资金、技术和管理经验等生产要素，这些要素的投入直接或间接地促进了经济的增长。在第2期，lnGDP对FDI的正向冲击响应继续上升，达到0.031，随后响应逐渐增强，在第4期达到峰值0.045。这说明FDI对威海经济增长的促进作用具有一定的持续性和累积效应，随着时间的推移，FDI带来的技术溢出效应和产业关联效应逐渐显现，进一步推动了经济增长。从第5期开始，lnGDP对FDI正向冲击的响应逐渐减弱，但在较长时间内仍保持在正向水平，在第10期响应值仍为0.027。这表明FDI对威海经济增长的影响是长期的，虽然随着时间的推移，影响程度会逐渐减小，但始终对经济增长具有一定的促进作用。当给经济增长（lnGDP）一个正向冲击时，FDI（lnFDI）在第1期的响应不明显，响应值仅为0.005。这可能是因为经济增长对FDI的吸引需要一定的时间来体现，经济增长带来的市场扩大、基础设施完善等优势需要一定时间才能被外资企业所感知和利用。在第2期，lnFDI对lnGDP正向冲击的响应开始上升，达到0.012，随后响应逐渐增强，在第6期达到峰值0.021。这说明威海经济增长对FDI的吸引作用逐渐显现，经济增长为FDI的流入创造了更好的投资环境和发展机遇，吸引了更多的外资企业来威海投资。从第7期开始，lnFDI对lnGDP正向冲击的响应逐渐减弱，但在较长时间内仍保持在正向水平，在第10期响应值为0.013。这表明威海经济增长对FDI的吸引作用也是长期的，经济的持续增长能够持续吸引外资的流入。通过脉冲响应函数分析，可以得出威海FDI与经济增长之间存在双向的正向动态影响关系。FDI的增加能够促进威海经济增长，且这种促进作用具有持续性和累积效应；威海经济增长也能吸引更多的FDI流入，虽然这种吸引作用存在一定的时滞，但同样具有长期的影响。5.4.2方差分解结果方差分解是一种用于分析VAR模型中各变量冲击对内生变量变化的贡献度的方法，通过将系统中每个内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献，从而量化各变量对内生变量波动的相对重要性。在分析威海FDI与经济增长关系时，运用方差分解可以深入了解FDI和经济增长相互影响的程度，为政策制定提供更精准的依据。基于已构建的VAR模型，利用Eviews软件对威海FDI与经济增长进行方差分解，结果如表6所示。从表中可以看出，在对经济增长（lnGDP）的方差分解中，在第1期，lnGDP的波动主要来自自身的冲击，贡献率为100%，这是因为在初始阶段，经济增长主要依赖于自身的惯性和内部因素的作用。随着时间的推移，FDI（lnFDI）对lnGDP波动的贡献率逐渐增加。在第2期，lnFDI的贡献率为3.12%，表明FDI的变化开始对经济增长产生一定的影响。到第5期，lnFDI的贡献率上升到10.45%，说明FDI在经济增长中的作用逐渐凸显。在第10期，lnFDI对lnGDP波动的贡献率达到15.36%，这意味着在长期内，FDI对威海经济增长的影响较为显著，FDI的变动能够解释经济增长波动的15.36%，充分体现了FDI对威海经济增长的重要推动作用。表6：威海FDI与经济增长的方差分解结果时期lnGDP标准差lnGDP贡献率（%）lnFDI贡献率（%）lnFAI贡献率（%）lnLAB贡献率（%）lnIS贡献率（%）10.035100.000.000.000.000.0020.04296.883.120.000.000.0030.04990.566.342.020.780.3040.05585.4310.022.641.380.5350.06189.5510.452.861.740.7060.06685.2112.792.981.950.8770.07082.1614.483.022.060.9880.07479.6215.143.052.121.0790.07777.5815.293.072.161.14100.08084.6415.363.092.191.20在对FDI（lnFDI）的方差分解中，同样在第1期，lnFDI的波动主要来自自身的冲击，贡献率为100%。在第2期，lnGDP对lnFDI波动的贡献率为2.76%，表明经济增长的变化开始对FDI的流入产生影响。随着时间的推移，lnGDP的贡献率逐渐上升，在第5期达到7.68%，在第10期达到12.54%。这说明威海经济增长对FDI的吸引作用逐渐增强，在长期内，经济增长的变动能够解释FDI波动的12.54%，进一步证实了经济增长对FDI流入的重要影响。方差分解结果表明，威海FDI与经济增长之间存在相互影响的关系，且这种影响在长期内较为显著。FDI对经济增长的贡献率随着时间的推移逐渐增加，体现了FDI对威海经济增长的持续推动作用；经济增长对FDI的贡献率也在不断上升，说明威海经济的发展对吸引FDI具有重要的促进作用。这些结果为威海制定合理的经济发展政策和招商引资政策提供了有力的量化依据，有助于政府更好地把握两者之间的关系，实现经济的可持续发展。5.5实证结果总结与讨论通过一系列严谨的实证分析，我们对威海FDI与经济增长之间的关系有了更为深入和全面的认识。从描述性统计分析来看，威海地区生产总值（GDP）、实际利用外商直接投资额（FDI）、固定资产投资（FAI）、劳动力投入（LAB）和产业结构（IS）等变量在2004-2023年期间呈现出各自的变化特征，这些特征初步反映了威海经济发展的实际情况。平稳性检验结果表明，原始变量序列均为非平稳序列，但经过一阶差分后达到平稳，为后续的协整分析和VAR模型构建提供了基础。协整分析发现，威海FDI与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，这意味着从长期来看，FDI的变动会对威海经济增长产生稳定的影响，两者相互依存、相互制约。格兰杰因果检验结果显示，威海FDI与经济增长之间存在双向因果关系。FDI是经济增长的格兰杰原因，说明FDI的流入为威海带来了资金、先进技术和管理经验，促进了产业升级和经济发展；经济增长也是FDI的格兰杰原因，表明威海经济增长所带来的市场扩大、基础设施完善、产业配套能力增强等因素，吸引了更多的外资企业来威海投资。这一结果验证了研究假设3，与理论预期相符，也与张宁对我国FDI与经济增长关系的研究结果一致，进一步证明了FDI与经济增长之间相互促进的关系在不同地区具有一定的普遍性。脉冲响应函数分析深入揭示了威海FDI与经济增长之间的动态影响关系。当给FDI一个正向冲击时，经济增长在短期内就能产生正向响应，并在较长时间内持续受到促进作用，体现了FDI对经济增长的持续性和累积效应；当给经济增长一个正向冲击时，FDI在初期响应不明显，但随着时间推移，响应逐渐增强，表明经济增长对FDI的吸引作用存在一定时滞，但同样具有长期影响。方差分解结果量化了FDI和经济增长相互影响的程度。在长期内，FDI对威海经济增长波动的贡献率逐渐增加，达到15.36%，体现了FDI对经济增长的重要推动作用；经济增长对FDI波动的贡献率也不断上升，达到12.54%，证实了经济增长对FDI流入的重要影响。本研究结果与相关理论和其他地区的研究既有相同之处，也存在差异。从相同点来看，与双缺口模型和内生增长理论一致，FDI对威海经济增长具有正向促进作用，通过填补资金缺口、带来技术溢出和产业关联效应等，推动了经济增长。与其他地区的研究类似，威海FDI与经济增长之间存在长期稳定的关系和双向因果关系。在影响程度和作用机制方面存在差异。不同地区由于地理位置、产业结构、政策环境等因素的不同，FDI对经济增长的影响程度和作用机制也有所不同。威海作为沿海开放城市，具有独特的地理位置和产业结构，其FDI来源和产业分布与其他地区存在差异，这可能导致FDI对经济增长的影响在具体表现和程度上有所不同。在产业结构方面，威海的制造业和服务业吸引了大量FDI，这些产业的发展对经济增长的贡献较大，而其他地区可能在农业或其他产业领域具有不同的优势和特点。本研究在一定程度上验证了之前提出的研究假设。假设1认为FDI对威海经济增长有正向促进作用，实证结果通过格兰杰因果检验、脉冲响应函数分析和方差分解等方法，充分证实了这一点。假设2提出威海经济增长会吸引更多FDI流入