FDI对嘉兴经济增长影响实证分析【毕业论文】.doc

（ 2011 届） 毕业论文题 目： FDI对嘉兴经济增长影响实证分析 姓名： 学 院： 专业： 经济 学 班级： 学 号： 指导教师： 导师学科： 导师职称： 诚 信 声 明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得 或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名： 签名日期： 年 月 日授 权 声 明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，不得超越授权对论文进行任意处置。论文作者签名： 签名日期： 年 月 日摘要外商直接投资(简写为FDI ) 在经济发展中扮演着越来越重要的角色。我国政府给予优惠政策,鼓励外商直接投资,外商直接投资带来的资本及其外溢效应在很大程度上促进了我国经济的增长。嘉兴市是位于长三角中心区域，交通便利，基础设施条件优越。良好的经济增长势头吸引了大量外资的进入。同时，这些外资也解决了嘉兴市因进一步发展的资金缺口，极大地促进了嘉兴市经济的快速增长。本文选取1990-2010年嘉兴市的国内生产总值与外商直接投资两组时间数列数据，通过平稳性检验、协整检验、Granger因果关系检验，来研究外商直接投资对经济增长的关的影响，得出外商直接投资对经济增长具有很强的促影响，并针对此影响提出相应的政策建议。关键词: 外商直接投资 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验AbstractForeign direct investment (FDI) plays a more and more important role in economic development. direct investment of capital and its spillover effect brought in largely promote economic growth. The situation of Our government provide preferential policies to encourage foreign direct investment. Jiaxing is located in changjiang river delta center area, convenient transportation, infrastructure conditions. Good economic growth has attracted lots of the access of foreign capital. At the same time, These foreign capital of jiaxing also settled for further development funding gap .and Greatly promoted the rapid economic growth of Jiaxing CityThis article Select 1990-2009 jiaxing GDP and FDI in the two groups of time series data, through the unit root test, cointegration tests and error correction models, using econometric methods, empirical research The relationship between economic growth and FDI in jiaxing. And draw the foreign direct investment and economic growth of the relationship between the individual impact . And in the light of this relationship to put forward the corresponding policy .Key words：FDI ,economy growth,Empirical Study, Cointegration, Granger causality test目录摘要IAbstractII引 言1一、 文献回顾1(一) 国外研究成果1(二) 国内相关研究现状2(三) 文献陈述3二、 嘉兴市近年来利用FDI 的情况3（一）嘉兴市利用FDI的总体情况3(二）嘉兴市利用FDI的产业分布状况4三、 嘉兴市利用FDI与经济增长的实证分析4(一) 数据说明5(二) 模型的建立5(三) 协整检验7（四）格兰杰( Granger) 因果检验10四、 结论及建议11（一）实证分析结论11（二）相关政策性建议12参考文献14致 谢15引 言 吸收和利用外商直接投资是一国发展开放型经济的重要内容,外商直接投资在跨国资本流动中发挥着越来越重要的作用。随着国际产业结构的调整和转移,外商对华投资的步伐也在加速,投资领域不断拓宽,从一般的制造业发展到基础产业、基础设施建设以及高新技术产业领域,逐渐成为我国各地区、各行业经济增长不可或缺的重要力量。根据新华网消息，“十一五”期间，我国外商直接投资累计达到4260亿美元，年均增长11.9%，是“十五”期间的1.6倍，全球排名由“十五”末的第四位上升至第二位，并连续18年位居发展中国家首位。2010年，外商直接投资突破1000亿美元，达到1057亿美元，是“十五”末的1.8倍。在引进外资的大环境下,嘉兴市引进利用外资也取得了长足的进步。1986年至2004年间,嘉兴实际利用外资总额为34.3亿美元,到2005年，全市新批外商投资企业440家，比上年减少134家；合同利用外资25.00亿美元，比上年下降3.0%；实际利用外资11.57亿美元，增长13.0%。2010年,嘉兴新批外商直接投资项目300个,合同外资32亿美元,分别增长17.6%和22.2%;实际使用外资16亿美元,增长20.6%。FDI进入嘉兴,弥补了嘉兴建设资金的不足,引进了一批先进适用技术,促进了外贸进出口事业的发展,对嘉兴的宏观经济增长起到了积极的作用。为适应经济发展的需要,有必要对以往嘉兴利用国际直接投资的经济效果以及影响其效果的关键因素作系统分析,及时总结利用FD I的经验,分析FD I对嘉兴经济发展的影响规律,梳理FD I对区域经济影响作用的传导机制,找出需要解决的关键问题,并提出有效的政策建议。一、 文献回顾(一) 国外研究成果FDI作为经济增长的动力之一，在经济学界虽然有多种思考方法，但归结起来无非沿袭两种理论：一是Solow倡导的新古典经济增长理论；二是Harrod、Kaldor、Thirlwall等人所代表的后凯恩斯学派的理论。新古典经济增长模型在完全竞争均衡条件下强调，经济的长期均衡增长率来源于劳动增长率和技术进步。外国直接投资增加经济增长的途径只有通过外生的技术冲击。Borensztein,Gregorio&Lee使用69个发展中国家1970-1989年的数据，检验经合组织直接投资对发展中国家经济增长的影响，发现仅仅是FDI对经济增长的单向作用，但是FDI与东道国的教育水平是相互作用的。Carkovic & Levine就包含了发达国家和发展中国家的数据（1960-1995）发现：从整段时间内看FDI对经济增长的效果不显著，以每5年作为一个时间段进行分析，显著效果没有规律性并且没有一个变量能决定FDI对经济增长的影响。Jordan Shan运用向量自回归方法研究中国的FDI与经济增长之间的关系，用方差分解与脉冲响应函数分析FDI与经济增长之间的相互影响。Choe使用由Holtz-Eakin等（1988）提出的面板数据VAR模型研究了80个国家从1971到1995年的FDI与经济增长之间的关系，他发现在FDI与经济增长之间存在着一种双向的因果关系，但是FDI和经济增长之间的格兰杰因果性关系要弱于经济增长和FDI之间的因果性关系。(二) 国内相关研究现状 我国内的很多学者也就FDI与经济增长的关系进行过理论与实证分析。本文仅回顾基于协整检验方法的FDI对经济增长的影响的研究成果。王茶生（2010）从分析时间序列的非平稳性入手的协整分析，认为外商直接投资（FDI），由于其带来的本，连同先进技术、管理经验以及完善的国际营销网络，会极大地改善东道国的出口状况，从而为东道国各地区的经济发展做出积极的贡献。贺红波、屠新曙(2005)首先采用ADF方法对时间序列进行单位根检验，然后运用MWALD方法进行非平稳变量的Granger因果检验，接着运用两变量的EG方法进行协整检验，发现GDP与FDI之间存在长期稳定均衡的关系。二者的研究最终得出了以下结论：一方面中国经济发展水平与外国直接投资量的大小成正相关关系，外商直接投资对GDP的增长具有重要的贡献作用，平均一个单位的外商直接投资的增加能拉动大约48个单位的GDP的增加；另一方面GDP不是FDI的Granger原因，表明中国经济的增长不是吸引外商直接投资的原因，FDI进入中国最看重的是我国丰富廉价的劳动力资源和矿产资源，而非我国的高经济增长率。吴湧超(2004)根据19782002年的统计数据，采用平稳性检验与协整检验的方法，得出以下几个结论：虽然我国的GDP和FDI时间序列都是非平稳序列，但两者之间的线性组合却是平稳的，也即两者之间存在长期均衡关系；长期均衡关系对GDP和FDI的影响都是显著的。也就是说，两者之间存在长期互相影响的关系。FDI的引入促进了中国经济增长，同时中国经济增长又反过来促进FDI流入中国。但两者影响程度不同，中国经济增长对外国直接投资的影响大于FDI对中国经济增长的影响；短期内GDP是FDI增长的原因，而FDI却不是GDP增长的原因。这也说明，我国在引进外资的政策上应该采用长期政策而非短期政策，才能够保证外资对中国经济增长起到持久的效果。沈桂龙（2007）通过计量方程检验两者之间的关系。认为FDI作为一篮子生产要素的组合，既作为资本要素的投资对GDP产生直接作用，也作为技术要素对GDP产生间接作用。同时又作为集合要素影响净出口从而影响GDP。通过计量方程，对作为宏观投资的FDI和GDP之间关系进行检验，发现FDI的贡献率比以往文献的研究要低；此外，通过对整体外资企业的进出口贸易数值研究，可以发现FDI对净出口贸易影响并不显著，从而削弱了对GDP的贡献。(三) 文献陈述 综合国内外学者的观点，外商直接投资与经济增长之间的关系主要分为以下两种情况：第一，FDI是经济增长的重要推动力，外商直接投资与经济增长存在单向的影响关系;第二，两者之间存在互相影响的关系。FDI的引入促进了经济增长，同时经济增长又反过来促进FDI的流入。二、 嘉兴市近年来利用FDI 的情况 （一）嘉兴市利用FDI的总体情况改革开放30年来，来自世界各地的外国投资与嘉兴本地经济开展互利合作，在历届市委、市政府的领导下，我市开放型经济取得了迅猛的发展，合同利用外资从1990年的343万美元增长到 2010年的32.06亿美元；进出口总量从1992年的2.1亿美元增长到2010年的228.2亿美元。 利用外资和对外贸易在省内十一个地市中多年保持领先，近年来更是继杭州和宁波之后，稳居全省第三。截止2010年，全年全市新批外商直接投资企业300家，比上年增加45家；合同利用外资32.06亿美元，同比增长22.2%；实际利用外资16.10亿美元，增长20.6% 。 外资企业在嘉兴享受到了相对周边沪、杭、苏地区较为低廉但同样高素质的人力资源、土地价格、运营成本以及高效的服务，与此同时，外资企业也为嘉兴的经济做出了很大的贡献。以下是1990至2010年嘉兴市的GDP和FDI的发展折线图。图1 1990 2010 年嘉兴市GDP的折线图（单位：亿元)图21990 2010 年嘉兴市FDI的数据图（单位：万美元）图1 显示自1990 年以来,嘉兴市的GDP 一直保持较快速度的增长,说明嘉兴市作为长三角城市之一其发展势头良好。图2 显示嘉兴市FDI 也一直在平稳增长,只是在2008,2009 年出现下降，到2010年嘉兴市FDI又开始回升。(二）嘉兴市利用FDI的产业分布状况嘉兴市近年来利用外资的结构发生了很大变化,由表1的数据可以看出，外商直接投资以第二产业为主，逐渐流向第三产业。2004 年,第一、二、三产业实际利用外商直接投资的比重分别为0.62 %、94.61 %和4.78 %。2005 年逐渐向二、三产业转移。2008 年,嘉兴市利用外资的稳定性进一步增强,服务业构成FDI 增长的新亮点,FDI 在一产业中只占0.3% ,在第二产业中占83.8%,在第三产业中的比重上升到15.9%。 表1 嘉兴市利用外资产业结构分布(单位：万美元)实际利用外资2003年2004年2005年2006年2007年2008年第一产业16263713501252860408第二产业7517396668104548105424143753113968第三产业434848839768166291961521624 数据来源：2010年嘉兴市统计年鉴 嘉兴市利用外商直接投资涉及的行业越来越广,但投资大头主要集中在第二产业，其中先进制造业仍保持领先地位,而通讯设备、计算机及其他电子设备增速更是稳居各行业之首。嘉兴市外商直接投资的结构及利用水平已有了一定程度的优化和提高,第三产业的外商直接投资也明显迅速增长，第三产业中行业分布呈多样化。三、 嘉兴市利用FDI与经济增长的实证分析 前面对嘉兴市吸收利用外商直接投资的状况进行了归纳总结,下面将建立计量经济学模型对外商直接投资FDI 与经济增长GDP 的关系进行定量分析。(一) 数据说明本文收集了嘉兴市自1990 年至2010年的实际GDP 和FDI 的数据,因为FDI 的数据是以万美元计算的,而GDP 的数据是以亿元计算的,所以采用各年的人民币对美元汇率中间价将FDI 换算成以人民币计算的数据,并且将单位统一为万元。为了消除非平稳时间序列中存在的异方差现象，对国内生产总值和外商直接总额进行自然对数变换，分别用LNGDP和LNFDI来表示取自然对数以后的国内生产总值和外商直接投资总额。数据描述如表2：表2 嘉兴市利用外资与经济增长情况数据统计表年份（年）GDP(万元）FDI（万元）LNGDPLNFDI1990813300.0000 636.1390 13.6089 6.4554 1991912594.0000 4796.0230 13.7240 8.4755 19921133167.0000 8831.1160 13.9405 9.0860 19931681043.2395 30204.4040 14.3349 10.3157 19942365742.4674 52877.5650 14.6766 10.8757 19953112383.3403 66966.6690 14.9509 11.1120 19963699632.2833 101081.6120 15.1237 11.5237 19974088292.4407 120785.3000 15.2236 11.7018 19984333868.7548 100407.7120 15.2820 11.5170 19994603053.8205 101819.4000 15.3422 11.5310 20005240280.1648 126817.7220 15.4719 11.7505 20015867270.2915 224033.5590 15.5849 12.3196 20026776473.1022 367788.4950 15.7290 12.8153 20038235377.2397 659536.1910 15.9239 13.3993 200410024093.6391 826917.6414 16.1205 13.6255 200511596614.8952 933447.7532 16.2662 13.7466 200613466481.0000 954051.3486 16.4157 13.7685 200715853100.0000 1280537.3980 16.5789 14.0628 200818153000.0000 931668.0000 16.7143 13.7447 200919179600.0000 910323.1500 16.7694 13.7216 201022960000.0000 1066234.8319 16.9493 13.8796 数据来源：2010年嘉兴市统计年鉴通过对以上图表数据的分析可以看出21年来,嘉兴市吸引外资除2008,2009年以外一直在增长,2007年达到最大值1280537.40万元人民币,而2008年开始下降为931668.00万元人民币。2010年又开始回升至1066234.83万元。而嘉兴市国内生产总值则一直处于平稳增长的状态，FDI对嘉兴GDP有什么影响？下面本文将就此问题进行研究。(二) 模型的建立外商直接投资对经济增长到底有没有影响，有什么影响？要反映经济变量之间的影响,现在普遍采用协整分析和Granger 因果关系检验。协整检验的经典模型是建立在平稳数据之上，当数据为非平稳序列，模型很可能出现伪（虚假）回归。所以，在此之前要先进行变量的平稳性检验。 1.变量的平稳性检验本文采用ADF (Augmented Dickey2Fuller) 方法检验变量的平稳性。如果ADF 统计量的值为负且绝对值很大,就表明序列是平稳的。如果ADF 统计量的值比相应显著水平下的临界值要大,则可以得出序列非平稳的结论 。ADF 检验的一般回归可以表示为: （1） 其中是一阶差分符号,Xt 是所研究的时间序列,t 为时间趋势项,t 是随机误差项,参数视具体情况而定。2.检验结果及分析 首先，通过观察两变量趋势图，判断变量LNGDP和LNFDI两者之间是否存在相关关系。图3 变量趋势图由图3可知，变量LNGDP和LNFDI均有上升的趋势，两者之间存在较强的相关关系。因此，在用Eviews作单位根检验的时候就选择了包含趋势项和截距项的ADF检验。 因为自然对数变换并不影响原始变量之间的协整关系,而且自然对数变换往往可以消除异方差现象,因此应用EVIEW3.1软件，对LN GDP 和LNFDI 进行ADF检验。检验结果如表3：表3 变量ADF检验结果变量检验形式（c, t, k）ADF检验统计量1%临界值5%临界值10%临界值结论LNGDP（c, t, 1）-5.541207-4.5348-3.6746-3.2762平稳LNFDI（c, t, 0）-4.798742-4.5-3.6591-3.2677平稳注：（1）检验形式中，c代表截距项，t代表趋势项，k代表滞后阶数；（2）表示变量的一阶差分，2表示变量的二阶差分。从表3的检验结果可知，在1%、5%或10%的置信水平下，LNGDP ,LNFDI 显著性水平下其ADF 检验统计量都小于临界值,可见两个变量序列都是平稳序列。因此不能以简单的回归分析来研究这两个变量之间的关系，而要通过协整分析等方法来进行研究。(三) 协整检验为检验时间序列之间是否存在着一个长期稳定的比例关系，所以要对两个变量进行协整检验，若二者协整表明它们之间存在长期稳定的关系,若不协整则不能证明他们之间存在长期稳定的关系。本文运用EG（Engle-Gergran）检验法。该检验的前提是两个变量都是d阶单整的（单整性是指，如果一个序列经过d阶差分后才能平稳，则此系列称为d 阶单整，记为I（d），如果两个变量都是单整变量，只有当它们的单整阶数相同时，才可能协整。如果单整阶数不同，那就不能进行协整分析。其次要求用一个变量对另一个变量回归即有：用和表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为：-若I（0），则和具有协整关系，且(1,)为协整向量式；为协整回归方程。由ADF检验可知LNGDP 和LNFDI在原始显著性水平下都是平稳序列, 两者之间存在某种平稳的线性关系，便可对LNGDP 与LNFDI 是否协整做进一步检验。本文运用最小二乘法（OLS）进行协整检验，用Eviews3.1软件操作，得出结果见表4：表4 最小二乘估计结果Dependent Variable: LNGDPMethod: Least SquaresDate: 05/16/11 Time: 09:31Sample: 1990 2010Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C9.8353690.39226225.073440.0000LNFDI0.4738390.03257614.545780.0000R-squared0.917599Mean dependent var15.46340Adjusted R-squared0.913262S.D. dependent var1.004063S.E. of regression0.295710Akaike info criterion0.491515Sum squared resid1.661439Schwarz criterion0.590993Log likelihood-3.160904F-statistic211.5796Durbin-Watson stat0.589905Prob(F-statistic)0.000000根据协整检验回归结果DW=0.589905，给定显著性水平=0.05，查DW表，n=21,k=2,的下线临界值dL =1.22,上限临界值dU=1.42，因为DW统计量为0< DW=0.589905< dL =1.22。根据判定区域知，这时随机误差项存在正一阶自相关。因此，要消除自相关，本文采用C-O迭代法，用Eviews3.1软件操作，：在原回归方程后加上AR(1) AR(2) AR(3)，即可输出结果如表5：表5 自相关消除Dependent Variable: LNGDPMethod: Least SquaresDate: 05/22/11 Time: 11:12Sample(adjusted): 1993 2010Included observations: 18 after adjusting endpointsConvergence achieved after 23 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C21.1877710.652311.9890310.0682LNFDI0.0666030.0400551.6627840.1203AR(1)1.8235170.2751386.6276450.0000AR(2)-1.2474980.451056-2.7657280.0160AR(3)0.4109150.2350071.7485250.1039R-squared0.995913 Mean dependent var15.74766Adjusted R-squared0.994656 S.D. dependent var0.764062S.E. of regression0.055856 Akaike info criterion-2.701936Sum squared resid0.040559 Schwarz criterion-2.454610Log likelihood29.31742 F-statistic791.9967Durbin-Watson stat2.191771 Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots 98 .42+.49i .42 -.49i 这时DW=2.191771，给定显著性水平=0.05，查DW表，n=19,k=1,的下线临界值dL =1.18,上限临界值du=1.40，因为DW统计量为du =1.40< DW=2.191771<4-du=2.61。根据判定区域知，这时随机误差项落在无自相关区域。由表5可知，经过拟合回归所得结果为：LNGDP=21.18777021+0.06660309161*LNFDI+AR(1)=1.823517296,AR(2)=-1.247 （1.989031） （1.662784） （6.627645） （-2.765728）497715,AR(3)=0.410915109 （1.748525）R2=0.995913 Adj- R2=0.994656 F=791.9967 拟合优度检验：可决系数R2=0.995913，修正的可决系数为0.994656，说明样本与预期线性模型拟合得很好。F检验：针对H0：和对于给定的显著性水平0.05，F0.05(2，21)=3.47，表4中的F值791.9967 >3.47，拒绝H0，即被解释变量与解释变量存在总体显著的线性关系。系统操作得出残差序列图如下：图 4 残差序列图由图形可知，残差序列在0附近波动,可以认为序列平稳。但是是否真的平稳还要进ADF检验。对残差序列进行ADF检验，可以得到如下结果：表6 残差ADF检验ADF Test Statistic-2.121323 1% Critical Value-2.7411 5% Critical Value-1.9658 10% Critical Value-1.6277注:单位根检验中不包括常数项和时间趋势项.滞后2阶。由表6可以知道，残差序列的ADF检验统计量为-2.121323,小于5%,10%显著性水平的临界值。所以在5%,10%的显著性水平下拒绝原假设，残差序列不需要经过差分就拒绝了原假设，则残差序列为平稳时间序列，即为0阶单整序列。由此可以知道LNGDP和LNFDI之间存在协整关系，LNGDP和LNFDI之间的关系是长期稳定的。当FDI每增加1%，国内生产总值将增长0.0666%。说明嘉兴市外商直接投资对经济增长具有拉动作用。检验结果及分析:从回归方程的数据可以看出,1990年2010年嘉兴市的FDI 每增长l % ,带动GDP 平均增长0.0666%,外商直接投资对嘉兴经济增长的贡献是很大的。（五）格兰杰( Granger) 因果检验上面回归结果显示FDI 与GDP存在长期稳定的关系。下面将用Granger 因果性检验方法来分析上述因果关系。Granger因果检验是用于检验两个变量之间因果关系的一种常用方法。它有两个前提条件: (1)首先证明时间序列是平稳的, 若非平稳则要求时间序列能通过有限次差分使之平稳即要求时间序列是同阶单整I ( d) ;(2)满足同阶单整后用最小二乘法（OLS）进行线性回归, 再对残差进行单位根检验, 通过检验则表明存在协整关系。因果关系检验法的思想如下：在做对其他变量（包括自身的过去值）回归时，如果把的过去和滞后值包括进来能显著地改进对的预测，可称是的Granger原因。也就是如果两个变量X与Y，在同时包含过去X和Y信息的条件下，对Y的预测效果比只单独由Y的过去信息对Y的预测信息效果更好，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在Granger因果关系。按照Granger因果关系分析方法，建立下列两变量的模型：其中，和的原假设进行的检验，假设等同于“X不是引起Y变化的原因”。如果拒绝原假设，也就是拒绝“X不是引起Y变化的原因”，从而得出“X对Y存在Granger因果关系”。由协整检验结果可以得出， 嘉兴市外商直接投资与经济增长之间存在着长期稳定的关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由于外商直接投资的增加带来了经济的增长，还是由于经济的增长带来了外商直接投资的增长，需要进一步研究。为了检验这一因果关系，本文对上述序列的平稳形式进行Granger因果关系检验。表7LNGDP 和LNFDI 的因果性关系检验结果Pairwise Granger Causality TestsDate: 05/14/11 Time: 16:51Sample: 1990 2010Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNGDP does not Granger Cause LNFDI20 2.96812 0.10306 LNFDI does not Granger Cause LNGDP 4.27211 0.05432注: (1) 本表中的概率值是原假设成立时的概率值。(2) 判断标准是在确定10 %的显著水平下,当概率值大于10 %时接受原假设,否则拒绝原假设。检验结果及分析:在表7 的检验过程中,确定10 %的显著性水平,在滞后期为1时，接受LNGDP不是LN FDI 的Granger 原因,但是拒绝LNFDI不是LNGDP的原因,即LN GDP 与LNFDI 不是一种双向的Granger 因果关系,此时FDI影响GDP。嘉兴省外商直接投资与经济增长存在单向关系。即外商直接投资的增加在一定程度上是经济增长的原因，外商直接投资是影响经济增长的因素之一。四、 结论及建议（一）实证分析结论应用 GLS方法对LNGDP与LNFDI做回归模型和格兰杰因果检验模型检验结果显示 ,外商直接投资的增加在一定程度上是经济增长的原因，外商直接投资是影响经济增长的因素之一。也就是说外商直接投资对嘉兴经济增长的影响是显著的,不存在外商直接投资与经济增长的双向的影响关系，外商直接投资明显促进嘉兴的经济增长，对嘉兴经济增长贡献很大。在不同时期, FDI对嘉兴经济的动态影响有显著的差异。从图2可以看出,从19902000年，随着嘉兴市经济水平的平稳增长，嘉兴市外商直接投资情况也慢增长，2001年之后，随着我国经济的快速发展和经济体制的完善，嘉兴经济水平亦迅速增长，为了促进经济的发展,吸引外资,对外商投资的优惠力度很大,外商享受了超国民待遇,所以这期间外商投资达到了波峰,2008,2009年，嘉兴市外商直接投资额有所下降，这说明金融危机对嘉兴经济产生影响。因此从图中可以看出从1990 年以后嘉兴市外商投资较为平稳。FDI对嘉兴GDP影响非常大,所以嘉兴经济增长还属于投资推动型。随着FDI进入嘉兴经济的诸多领域，FDI在嘉兴经济中的地位不断提高，对嘉兴经济的各个方面、各个环节都产生了非常重要的作用。FDI是推动嘉兴经济增长的重要推动力，创造优良的投资环境有利于吸引外资，从而促进嘉兴经济水平的增长。因此，有必要采取相应的政策和措施改善嘉兴的外资环境，吸引外资进入嘉兴。（二）相关政策性建议吸引外资不能简单地靠一味制定优惠政策,并以牺牲资源、市场和税收来吸引外商直接投资,必须着力建设公平优良的的投资环境 ,吸引国内企业投资。国内企业投资和外商直接投资对地方经济发展的作用是相同的 ,必须公正、平等地对待,不能厚此薄彼。必须在扶持政策、优惠政策上给予同等待遇 ,在服务态度上一视同仁 ,在规范上力度相当。从而,保持投资环境的优化,保持经济的持续发展。1.大力营造与国际接轨的优良投资环境 引进外资数量较多、质量较好的地区，一个显着的特点就是该地区的投资环境相当好。因此，想要在引进外资中有较强的吸引力，就需要在今后的发展中注重营造与国际接轨的投资环境。这其中，配套服务相当重要，服务效率不高，难以提升投资环境，我们现在所提供的服务更多的是指行政服务，这是在市场中介机构尚不发达的情况下所产生的。一个外资企业从引进、审批到投产期间，体现行政性服务的比较多，但目前在实施中还较多地存在着帮助不够、服务不周的现象。“招进了门就放宽了心”、“引进时的左右相伴与引进后的热情减半”等现象也不在少数，碰到问题躲躲闪闪、避实就虚甚至不闻不问的情况也有发生，这必然影响整体投资环境。嘉兴市必须着力营造“亲商、安商、富商”的良好氛围，形成开明开放的政策环境、优质高效的服务环境、严明规范的法制环境、