摘要：本文利用協(xié)整檢驗(yàn)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)重慶市1987-2019年共33年的數(shù)據(jù)分析了外商直接投資對(duì)重慶市出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明：重慶市外商直接投資與出口貿(mào)易存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對(duì)外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。并針對(duì)這種情況提出了相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資;出口貿(mào)易;協(xié)整檢驗(yàn);格蘭杰因果檢驗(yàn)

自我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，重慶市利用外資的規(guī)模不斷上升。進(jìn)入2000年后，雖然中間略有起伏，但重慶市利用外資總體的趨勢(shì)不斷擴(kuò)大，從2000年的 34532 萬(wàn)美元增加到了 2019年的1031042萬(wàn)美元，全市外商直接投資額在不到20年的時(shí)間內(nèi)增長(zhǎng)了近29倍。與此同時(shí)，重慶市的出口額也在快速增長(zhǎng)，從2000年的99522萬(wàn)美元增加到了2019年的5379892萬(wàn)美元，全市出口貿(mào)易總額增長(zhǎng)了53倍。而關(guān)于重慶市外商直接投資與出口貿(mào)易之間關(guān)系的實(shí)證研究并不多。為此，本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)重慶市的外商直接投資與出口貿(mào)易進(jìn)行協(xié)整分析，并就兩者之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以分析外商直接投資對(duì)重慶市出口的貿(mào)易影響。

1.重慶市利用外資與出口貿(mào)易現(xiàn)狀分析

1.1重慶市引進(jìn)外商直接投資的現(xiàn)狀

如表1所示，1987-2019年重慶市實(shí)際利用外資額情況大致可以分為三個(gè)階段：1987-2008年，2008-2014年，2014-2019年。1987-2008年重慶市實(shí)際利用外資額始終低于20億美元，且各年實(shí)際利用外資額增長(zhǎng)額并不大，增長(zhǎng)率有低有高。2008年重慶市實(shí)際利用外資額為28.5688億美元，首次突破20億美元，且從2008年28.5688億美元到2014年的106.2946億美元，增長(zhǎng)了超80億美元，2014年相比2008年增長(zhǎng)了272.07%，可見(jiàn)其增速之快。2014-2019年重慶市實(shí)際利用外資額穩(wěn)定在100億美元以上，波動(dòng)幅度不大。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布上來(lái)看，如表 2 所示，2018年重慶市的外商直接投資主要分布在第三產(chǎn)業(yè)，占總量的 81.87%，2019年增速在三個(gè)產(chǎn)業(yè)中是最快的，為7.77%;第一產(chǎn)業(yè)的比重偏低，只有85萬(wàn)美元， 僅占總量的0.03%， 而且呈遞減的趨勢(shì)，2019年同比下降了0.22%。2019年重慶市的外商直接投資第二和第三產(chǎn)業(yè)占比相當(dāng)，外商投資幾乎全部分布在第二和第三產(chǎn)業(yè)， 第一產(chǎn)業(yè)僅占0.01%，2019年第二第三產(chǎn)業(yè)與2018相比均呈上升趨勢(shì)，只有第一產(chǎn)業(yè)同比下降0.22%。

1.2重慶市出口貿(mào)易現(xiàn)狀分析

如表3所示，可以將1987-2019年出口貿(mào)易情況分為4個(gè)階段。1987-2010年，2010-2014年，2014-2016年，2016-2019年。1987-2010年始終低于100億美元，且增幅不大。2010-2014年增速很快，從2010年74.8875億美元到634.0935億美元，增速為746.73%。2014-2016年呈下降趨勢(shì)，從634.0935億美元下降到406.9415億美元。2016-2019年呈上升趨勢(shì)，但增速不如2010-2014年。

2.外商直接投資與重慶市出口貿(mào)易之間的實(shí)證分析

2.1建立模型、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

為了定量分析重慶市外商直接投資與出口貿(mào)易的關(guān)系，本文選擇《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》中 1987—2019 年共33年的重慶市實(shí)際出口額EX（單位：萬(wàn)美元）、外商直接投資額FDI（單位：萬(wàn)美元）作為樣本數(shù)據(jù)，利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)得出了一元線(xiàn)性回歸模型，并以協(xié)整檢驗(yàn)和因果檢驗(yàn)的方法對(duì)其分析。本文建立的模型如下所示：

LNEX=α1 LNFDI+β1? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

為了消除樣本數(shù)據(jù)中存在的異方差，且因?yàn)樵敬嬖诘膮f(xié)整關(guān)系不會(huì)被數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換改變，對(duì)要研究的變量取對(duì)數(shù)，得到 LNFDI、LNEX。另外，本文使用的計(jì)量工具為 Eview10.0。

2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在本文進(jìn)行經(jīng)濟(jì)建模前，首先采用單位根檢驗(yàn)（ADF 檢驗(yàn)）的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)了 LNFDI、LNEX及二個(gè)變量的一階差分序列，結(jié)果如表 4 所示。

結(jié)果表明，以上對(duì)時(shí)間序列LNFDI、LNEX的平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明，在10%的顯著水平下，不能拒絕三個(gè)變量存在單位根的假設(shè)，LNFDI、LNEX均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分△LNFDI、△LNEX均為平穩(wěn)序列。由此可知，LNFDI、LNEX是一階單整的，它們之間具備進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，故可以進(jìn)一步檢驗(yàn)它們間的協(xié)整關(guān)系。

2.3協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用的格蘭杰-恩格爾法分別對(duì)LNFDI與LNEX之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先對(duì)方程做普通最小二乘回歸，然后對(duì)回歸方程的殘差做單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的方法采用ADF檢驗(yàn)法，本文ADF檢驗(yàn)采用帶有趨勢(shì)項(xiàng)帶有常數(shù)項(xiàng)的形式。如果殘差序列平穩(wěn)則說(shuō)明變量間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

對(duì)LNEX、LNFDI使用 Eviews10.0 軟件進(jìn)行普通最小二乘法回歸可以得到：

括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)是T檢驗(yàn)值，從上面的方程的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，調(diào)整后的R2為 0.922358，方程的擬合優(yōu)度較高，這說(shuō)明FDI取對(duì)數(shù)后作為解釋變量是顯著的，F(xiàn)檢驗(yàn)在小于1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明在99%的置信水平下可以認(rèn)為回歸方程總體的線(xiàn)性關(guān)系是顯著的。

用E1表示殘差序列，如表5所示，E1的ADF 統(tǒng)計(jì)量為-3.297217，5%臨界值為-2.960411，且P值為0.0386，說(shuō)明E1在5%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，并可以得到該殘差序列是平穩(wěn)的結(jié)論。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，LNEX與LNFDI 之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從方程可以看出，F(xiàn)DI 每增長(zhǎng) 1%，會(huì)拉動(dòng)出口增長(zhǎng) 1.143%。

2.4因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，重慶市外商直接投資與出口之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步驗(yàn)證，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法驗(yàn)證。在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)過(guò)程中，滯后階數(shù)取 5，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表 6。

從表5的檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，重慶市外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對(duì)外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.結(jié)論與對(duì)策

重慶市第二和三產(chǎn)業(yè)利用外資金額遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)第一產(chǎn)業(yè)。這說(shuō)明重慶市第二和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，有較多的外資投資這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)。近年來(lái)，以服務(wù)貿(mào)易為主的第三產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展，給外資提供了更完善的生態(tài)產(chǎn)業(yè)鏈，從而吸引了越來(lái)越多的外資。外商直接投資充分利用重慶市的資源優(yōu)勢(shì)，在重慶市進(jìn)行生產(chǎn)，再將產(chǎn)品出口到國(guó)際市場(chǎng)，因此重慶市的外商直接投資情況直接影響對(duì)外貿(mào)易出口。同時(shí)，外商直接投資在重慶市內(nèi)通過(guò)溢出效應(yīng)間接影響對(duì)外貿(mào)易出口。

基于上文分析，應(yīng)采取以下措施：

（一）政府制定一定的優(yōu)惠政策，加大對(duì)外資的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向力度

重慶市政府可以制定與外商直接投資相關(guān)的優(yōu)惠政策，加強(qiáng)對(duì)外資的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向作用，促使外資更多地流向第二、第三產(chǎn)業(yè)，從而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）改善營(yíng)商環(huán)境，增強(qiáng)對(duì)外商直接投資的吸引力

由上文的結(jié)論可知：從長(zhǎng)期來(lái)看，外商直接投資每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)拉動(dòng)出口增長(zhǎng) 1.455個(gè)百分點(diǎn)，外商直接投資是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。因此，重慶市政府可以制定相關(guān)政策改善營(yíng)商環(huán)境，吸引外商對(duì)重慶的直接投資，從而拉動(dòng)重慶的出口貿(mào)易。

（三）利用外企的技術(shù)溢出轉(zhuǎn)移效應(yīng)和示范效應(yīng)，提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)水平

外商企業(yè)進(jìn)入重慶，同時(shí)也帶來(lái)了先進(jìn)的技術(shù)，重慶市當(dāng)?shù)仄髽I(yè)要利用好外資企業(yè)的技術(shù)溢出轉(zhuǎn)移效應(yīng)和示范效應(yīng)，提高企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和生產(chǎn)效率，促進(jìn)產(chǎn)品更新?lián)Q代，增加產(chǎn)品盈利空間和技術(shù)水平。

（五）鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新合作，促進(jìn)技術(shù)外溢

重慶市政府可以制定有關(guān)政策，引導(dǎo)外資企業(yè)與本地企業(yè)開(kāi)展技術(shù)合作，或者通過(guò)收購(gòu)兼并、技術(shù)貿(mào)易等多種方式進(jìn)行合作，擴(kuò)大中外資企業(yè)之間的交流，研發(fā)新產(chǎn)品、開(kāi)發(fā)新產(chǎn)品，從而促進(jìn)技術(shù)外溢，提高本地企業(yè)的技術(shù)水平和管理經(jīng)驗(yàn)。

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作者簡(jiǎn)介：徐瑰俊（1996.8-），女，漢族，重慶永川人，碩士，福建師范大學(xué)，經(jīng)濟(jì)學(xué)院;研究方向：國(guó)際商務(wù)。