【文章內(nèi)容簡介】 數(shù)，ut是誤差項。進行最小二乘法回歸，得出其函數(shù)關(guān)系。為避免偽回歸，首先對兩個變量進行單位根檢驗；若同階平穩(wěn)則繼續(xù)進行協(xié)整檢驗，Granger檢驗。 單位根檢驗 利用擴展的迪克富勒檢驗(Augmented DickeyFuller(ADF)Test)分別對LnFDI、LnZIE進行單位根檢驗。如表4所示，原序列LnFDI和LnZIE均沒有通過顯著性檢驗，而它們的一階差分序列△LnFDI和△LnZIE都通過了5%顯著性水平下的ADF檢驗，為平穩(wěn)序列。表4 單位根檢驗表 變量ADF檢驗統(tǒng)計量(c,t,k)1%臨界值5%臨界值10%臨界值是否平穩(wěn)LnFDILnZIE△LnFDI△LnZIE(c,t,3)(0,0,0)(c,t,4)(c,0,0)不平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)注: 檢驗類型中的c、t、k,分別代表有常數(shù)項,趨勢項和所采用的滯后階數(shù)。滯后階數(shù)符合AIC標(biāo)準。資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。 協(xié)整檢驗由于LnFDI和LnZIE單整階數(shù)相同，因此對其進行協(xié)整檢驗。，回歸方程為： LnZIE=+ （1） () () ( R2= R2a= F=)對回歸結(jié)果的殘差進行單位根檢驗，結(jié)果如表5所示，小于5 %，檢驗結(jié)果表明，殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此，LnFDI和LnZIE之間的確存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為（1）。 模型（1）的F值顯著，擬合優(yōu)度也很高，且彈性系數(shù)為正。說明天津市外商直接投資對進出口產(chǎn)生了明顯的積極影響。表5 殘差項的平穩(wěn)性檢驗ADF統(tǒng)計值臨界值（5%）是否平穩(wěn)平穩(wěn) 注：協(xié)整檢驗的臨界值由Mackinnon(1991)中的公式C(a)=Ф∞+Ф1T1+Ф2T2得出，其中a表示檢驗水平，T表示樣本容量，Ф∞、ФФ由表中給出。 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。 Granger檢驗表6 Granger檢驗結(jié)果滯后期Null HypothesisProbability結(jié)論12LnZIE dose not Granger Cause LnFDILnFDI dose not Granger Cause LnZIELnZIE dose not Granger Cause LnFDILnFDI dose not Granger Cause LnZIE接受拒絕接受拒絕 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。對變量進行Granger檢驗，結(jié)果如表6所示，在99%的置信度下滯后期為1時， LnFDI是LnZIE的格蘭杰原因，但LnZIE不是LnFDI的格蘭杰原因。滯后期為2時95%的置信度下LnFDI也是LnZIE的格蘭杰原因， LnZIE仍不是LnFDI的格蘭杰原因，即天津市外商直接投資增長是進出口增長的原因，但進出口并未對外商直接投資的增長構(gòu)成原因。4 外商直接投資對天津市進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響為了直觀細致地反映外商直接投資對天津市進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響程度，可以從貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)和貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)兩個方面來進行分析。把貿(mào)易從商品結(jié)構(gòu)方面分成工業(yè)制成品進口額（MIM）、出口額（MEX）和初級產(chǎn)品進口額（PIM）、出口額（PEX）。從貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面分為一般貿(mào)易進口額（GIM）、出口額（GEX）和加工貿(mào)易進口額（JIM）、出口額（JEX）。 對貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)影響分析（ZEX）、工業(yè)制成品出口額（MEX）、初級產(chǎn)品出口額（PEX），進口總額（ZIM）、工業(yè)制成品進口總額（MIM）、初級產(chǎn)品進口總額（PIM）的相關(guān)性進行測算，根據(jù)表7的計算結(jié)果可以看出，各期的外商直接投資與ZEX、MEX、ZIM、說明天津市外商直接投資與ZEX、MEX、ZIM、MIM之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系。而FDI與初級產(chǎn)品出口額（PEX）、初級產(chǎn)品進口總額（PIM）相關(guān)系數(shù)相對較低。表7 天津市外商直接投資與進出口額的相關(guān)系數(shù)表7中初級產(chǎn)品指未經(jīng)加工的商品、僅經(jīng)初步加工的產(chǎn)品和加工后的農(nóng)副產(chǎn)品。年鑒中該類包括了SITC的前五大分類，依次為食品及主要供食用的活動物、飲料及煙類、非食用原料、礦物燃料潤滑油及有關(guān)原料、動植物油脂及蠟。工業(yè)制成品指經(jīng)復(fù)雜加工的工業(yè)產(chǎn)品和商品。年鑒中該類包括了SITC的后五大分類，依次為化學(xué)（成）品及有關(guān)產(chǎn)品、按原料分類的制成品（年鑒中點出主要內(nèi)容是輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品等及其制品）、機械及運輸設(shè)備、雜項制品、未分類的（其它）商品。表8同。 ZEXZIMMEXMIMPEXPIMFDI 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。將工業(yè)制成品進口額（MIM）、出口額（MEX）與外商直接投資進行回歸分析，結(jié)果如下：表8 FDI與工業(yè)制成品貿(mào)易量回歸結(jié)果因變量：工業(yè)制成品進口額因變量：工業(yè)制成品出口額自變量系 數(shù)t統(tǒng)計量相伴概率CFDICFDIR2a= R2a= 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。由表8可以看出，F(xiàn)DI與工業(yè)制成品進出口的回歸模型擬合優(yōu)度很高，且通過了F檢驗?；貧w系數(shù)表明。進一步說明外商直接投資對工業(yè)制成品進出口有很強的推動作用。究其原因是，外資企業(yè)在管理和技術(shù)上具有很大優(yōu)勢，而中國的勞動力和原材料成本又相對低廉，因此外資企業(yè)在中國的主要經(jīng)營目標(biāo)是具有較高利潤率的工業(yè)制成品，其銷售市場主要是在海外，所以外商直接投資對我國工業(yè)制成品的出口具有較強的推動作用。外商直接投資在中國設(shè)廠需要大量的實物資本，而外資企業(yè)一般要求較為先進的機器和設(shè)備，而這些機器設(shè)備的主要來自國外發(fā)達國家或地區(qū)，因此外商直接投資會促進工業(yè)制成品進口的增加。而且外資企業(yè)的產(chǎn)品研發(fā)、原材料供應(yīng)和技術(shù)設(shè)備等都依賴進口。根據(jù)我國的統(tǒng)計指標(biāo)，外資企業(yè)作為投資而進口的技術(shù)設(shè)備等既被視為外國直接投資，也被視為外商直接投資企業(yè)的進口，這樣，F(xiàn)DI的流入就導(dǎo)致了進口的增加。隨著東道國外商直接投資流入的增多，從國外進口先進生產(chǎn)設(shè)備數(shù)量增多，其中既有示范作用，又加劇了市場競爭，國內(nèi)企業(yè)為爭奪市場，就需要更先進的設(shè)備，這又會刺激東道國工業(yè)制成品進口增加。[9]而FDI與初級產(chǎn)品進出口之間的回歸結(jié)果在統(tǒng)計上不能接受，表明其線性關(guān)系不明顯，F(xiàn)DI對初級產(chǎn)品進出口促進作用不明顯。這是因為外商直接投資大量進入加工貿(mào)易，并且主要經(jīng)營具有較高附加值的產(chǎn)品，進而對初級產(chǎn)品出口的促進作用不明顯。外商之所以選擇中國作為其投資地，除了中國勞動力價格低廉和一些政策因素外，還有就是中國有較為豐富的資源，因此外資企業(yè)大多利用我國的初級產(chǎn)品作為其原料，對初級產(chǎn)品的進口需求較弱。 對貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)影響分析 （GIM）、出口額（GEX）和加工貿(mào)易進口額（JIM）、出口額（JEX）的相關(guān)性進行測算，由表9的計算結(jié)果可以看出外商直接投資與一般貿(mào)易、有很強的相關(guān)性。表9 天津市外商直接投資與一般貿(mào)易、加工貿(mào)易進出口額的相關(guān)系數(shù)GIMGEXJIMJEXFDI 資料來源: 加工貿(mào)易進出口額采用當(dāng)年天津統(tǒng)計年鑒中來料加工和進料加工貿(mào)易總值。運用最小二乘法對FDI與一般貿(mào)易進口額（GIM）、出口額（GEX）和加工貿(mào)易進口額（JIM）、出口額（JEX）進行回歸分析，結(jié)果如下： 由表11看出，F(xiàn)DI與一般貿(mào)易進口額（GIM）、出口額（GEX）和加工貿(mào)易進口額（JIM）、出口額（JEX），說明擬合良好，且都通過了F檢驗?；貧w系數(shù)結(jié)果表明，外國直接投資每變動一個單位，。由此可知外國直接投資對一般貿(mào)易和加工貿(mào)易進出口都有促進作用。且對加工貿(mào)易進口以及一般貿(mào)易進出口的影響小于對加工貿(mào)易出口的影響，這與我國加工貿(mào)易的持續(xù)高速發(fā)展以及加工貿(mào)易順差持續(xù)擴大的事實相吻合。表10 FDI與一般貿(mào)易進出口額回歸結(jié)果因變量：一般貿(mào)易進口額因變量：一般貿(mào)易出口額自變量系 數(shù)t統(tǒng)計量相伴概率CFDICFDIR2a= R2a= 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。表11 FDI與加工貿(mào)易進出口額回歸結(jié)果因變量：加工貿(mào)易進口額因變量：加工貿(mào)易出口額自變量系 數(shù)t統(tǒng)計量相伴概率CFDICFDI R2a= R2a= 資料來源：由天津統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算得出。5 外商直接投資對天津市外貿(mào)競爭力的影響 國際市場占有率和外貿(mào)依存度分析研究貿(mào)易競爭力時可以設(shè)定一些指標(biāo)進行衡量。一類是顯示性指標(biāo)，用來說明外貿(mào)競爭力的結(jié)果