FDI對地方進(jìn)出口貿(mào)易影響分析案例1.1濱海新區(qū)FDI引進(jìn)現(xiàn)狀及分析（1）濱海新區(qū)FDI引進(jìn)總量現(xiàn)狀及分析憑借得天獨(dú)厚的優(yōu)勢，濱海新區(qū)一直大量吸引各國資金流入，促使天津整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭向好、穩(wěn)中有進(jìn)。經(jīng)濱海新區(qū)統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2019年期間，濱海新區(qū)全區(qū)新增外商投資企業(yè)415所，合同外資額累計(jì)超過278億美元，占據(jù)全市合同外資總額的88%。全年實(shí)際利用外資為36.23億美元，同比增長5%，占全市比重76.56%。從下表4-1和圖4-1可以看出，濱海新區(qū)正式成立以來，天津不管是直接利用外資合同額還是實(shí)際利用外資額，總體來看都保持穩(wěn)定增長的趨勢，而且天津總體的FDI數(shù)額很大一部分來自濱海新區(qū)。雖然2018年和2019年濱海新區(qū)實(shí)際利用外資額從之前的百億美元一下跌到谷底，分別為34.52億美元和36.23億美元，但也還是占天津總體實(shí)際利用外資額較大占比，分別為71%和77%?？梢钥闯?，濱海新區(qū)為全天津市FDI做出了巨大的貢獻(xiàn)。指標(biāo)名稱2010201120122013201420152016201720182019直接利用外資合同額全市152.96168.37185.85207.33228.20313.57308.26264.23246.49315.94濱海新區(qū)117.78134.29142.54168.34198.32278.42263.67237.80208.14278.89比重(%)77.0079.7676.7081.2086.9088.7985.5389.9984.4588.27實(shí)際利用外資金額全市108.49130.56150.16168.29188.67211.34101.00106.0848.5147.32濱海新區(qū)71.3185.0298.41110.00123.27138.2371.1377.2434.5236.23比重(%)65.7365.1265.5465.3665.3465.4170.4372.8171.1676.56表4-12010年——2019年濱海新區(qū)引進(jìn)外資情況（億美元）注：數(shù)據(jù)來源于《濱海新區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒2020》、《天津市統(tǒng)計(jì)年鑒2020》圖4-12010年——2019年濱海新區(qū)FDI占全市比重（%）（2）濱海新區(qū)不同行業(yè)FDI分布現(xiàn)狀濱海新區(qū)長期以來致力于調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，現(xiàn)保持著“二、三、一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，即將發(fā)展重心轉(zhuǎn)移到第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中，以發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)，不斷向第三產(chǎn)業(yè)投入資金，來最大程度上縮小第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的占比差距，同時(shí)不斷縮小第一產(chǎn)業(yè)的占比。但是參考其他發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，如北京和上海，這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已經(jīng)達(dá)到“三、二、一”的發(fā)展局勢，很明顯天津市濱海新區(qū)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面還是處于較低的層次。不過經(jīng)過近幾年國家給予濱海新區(qū)的紅利政策和政府加大招商引資力度，2019年經(jīng)天津市統(tǒng)計(jì)局初步核算，濱海新區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比為0.2：50.0:49.8?？梢钥闯鰹I海新區(qū)第三產(chǎn)業(yè)幾乎和第二產(chǎn)業(yè)持平，進(jìn)一步向“三、二、一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局靠攏。可以說濱海新區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)已經(jīng)逐漸成為帶動(dòng)天津經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿碓?。從下?-2可以看出，2019年濱海新區(qū)FDI大約有78%分布在第三產(chǎn)業(yè)，20%分布在第二產(chǎn)業(yè)，從這一結(jié)果來看，濱海新區(qū)FDI以第三產(chǎn)業(yè)作為主要的投資領(lǐng)域。根據(jù)第三產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)比例關(guān)系來看，外資占比最大的是金融業(yè)，將近40%，加速金融業(yè)發(fā)展將有利于濱海新區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的全面和可持續(xù)性發(fā)展，所以未來濱海新區(qū)應(yīng)繼續(xù)保持金融業(yè)的高占比。位居第二的是租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，外資占比達(dá)到14.5%。更加值得關(guān)注的是，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)近年來發(fā)展迅速，外資占比達(dá)8.8%，已經(jīng)超過批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)、餐飲業(yè)的占比，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占比提升可以進(jìn)一步促進(jìn)濱海新區(qū)向高質(zhì)量發(fā)展。但是科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)仍然處于較低占比，這也是濱海新區(qū)下一步要重點(diǎn)發(fā)展的，大量引進(jìn)科研人才，給予扶持政策，構(gòu)建成熟健全的科研環(huán)境。房地產(chǎn)業(yè)外資占比只有1.4%，趨于冷門，原因是近幾年房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展不景氣，而且濱海新區(qū)土地開發(fā)已經(jīng)接近飽和，新房和二手房資源閑置較多。總之，濱海新區(qū)第三產(chǎn)FDI總量已經(jīng)大大超過第二產(chǎn)業(yè)，這將有利于濱海新區(qū)進(jìn)一步優(yōu)化整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，盡快實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。行業(yè)名稱簽訂合同項(xiàng)目數(shù)（個(gè)）合同外資額（萬美元）實(shí)際直接利用外資（萬美元）比重（%）農(nóng)、林、牧、漁業(yè)--2-采礦業(yè)-600244927.1制造業(yè)141155914727313.7電力、熱力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)41663412290.4建筑業(yè)215911990.4批發(fā)和零售貿(mào)易及餐飲業(yè)79175246236396.9交通運(yùn)輸及倉儲(chǔ)業(yè)611018120763.5房地產(chǎn)業(yè)32242048421.4租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)1759428534993214.5信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)3269302304778.8金融業(yè)418111582613709339.7科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)73176631119243.5居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)442832900.08文化、體育和娛樂業(yè)63585490.2表4-22019年濱海新區(qū)外商直接投資行業(yè)分布及占比情況注：數(shù)據(jù)來源于《濱海新區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒2020》1.2濱海新區(qū)FDI對天津進(jìn)出口貿(mào)易總量影響的實(shí)證研究（1）變量選取與模型建立為了能夠準(zhǔn)確有效地進(jìn)一步探究濱海新區(qū)FDI與天津進(jìn)出口貿(mào)易二者之間的關(guān)系，在構(gòu)建模型時(shí)要盡可能多的選擇研究數(shù)據(jù)，以便能夠有效減小研究結(jié)果中存在的誤差。所以接下來本文將選取2001年——2019年近二十年的天津?qū)嶋H進(jìn)出口總額（ZIE）和濱海新區(qū)外商直接投資額（FDI）作為模型的樣本數(shù)據(jù)。為了能有效消除選取序列的異方差性并增加序列的平穩(wěn)性，在這里分別對所選的兩個(gè)變量取對數(shù)，以被解釋變量為LnZIE，解釋變量為LnFDI,構(gòu)建如下模型：(4-1)模型中，C代表常數(shù)項(xiàng)，β代表彈性系數(shù)，μt代表誤差項(xiàng)。模型構(gòu)建好之后，接下來對模型進(jìn)行最小二乘法回歸，進(jìn)一步得出所研究變量之間的函數(shù)關(guān)系。為了能有效避免模型出現(xiàn)偽回歸的結(jié)果，首先要對所選的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在這里使用的方法是擴(kuò)展的迪克——富勒檢驗(yàn)（ADFTEST）。如果單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示研究變量之間是同階平穩(wěn)的關(guān)系，那么才可以繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。（2）單位根檢驗(yàn)首先對取對數(shù)之后的兩個(gè)變量LnFDI、LnZIE進(jìn)行擴(kuò)展的迪克——富勒檢驗(yàn)（ADFTEST）。檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：變量檢驗(yàn)結(jié)果（c,t,k）顯著水平是否平穩(wěn)1%5%10%LnFDI-0.3249（c,t,3）-5.8351-4.2465-3.5905不平穩(wěn)LnZIE-2.4219（0,0,0）-5.5219-4.1078-3.5150不平穩(wěn)LnFDI-6.1426（c,t,4）-5.8352-4.2465-3.5905平穩(wěn)LnZIE-2.2946（c,0,0）-2.8861-1.9959-1.5991平穩(wěn)表4-3單位根檢驗(yàn)結(jié)果注：檢驗(yàn)結(jié)果中c,t,k分別代表常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和最優(yōu)滯后階數(shù)，最優(yōu)滯后階數(shù)由Eviews8.0軟件自動(dòng)給出，符合AIC標(biāo)準(zhǔn)。由于最先檢驗(yàn)的原序列LnFDI、LnZIE均沒有通過單位根的顯著性檢驗(yàn)，所以要進(jìn)一步對二者的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來看，二者的一階差分序列LnFDI、LnZIE都通過了5%顯著水平下的單位根檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)即不存在單位根，這一結(jié)果表示LnFDI、LnZIE為一階單整的非平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。（3）協(xié)整檢驗(yàn)由上一步操作可以得出，原序列LnFDI、LnZIE是一階單整的非平穩(wěn)序列，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)。協(xié)整方法一般分為Engle-Granger兩步法和Johansen協(xié)整法，因?yàn)樵谶@里只涉及兩個(gè)變量，所以本文利用Engle-Granger兩步法（以下簡稱EG兩步法）對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。EG兩步法的基本原理和檢驗(yàn)步驟為：在兩個(gè)變量滿足同階單整序列的情況下，先對二者進(jìn)行最小二乘法回歸，接下來再對模型回歸結(jié)果中的殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差項(xiàng)是平穩(wěn)序列，那么可以認(rèn)為這兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。1.先利用最小二乘法對LnFDI、LnZIE兩個(gè)變量進(jìn)行回歸，得到如下回歸方程：（8.9220）（8.1846）（R2=0.7976Ra2=0.7858F=66.9881）(4-2)由回歸結(jié)果可以看出，回歸方程的擬合優(yōu)度較高為0.7976、調(diào)整過后的擬合優(yōu)度為0.7858、F值為66.9881，所以該方程回歸較好，回歸的結(jié)果比較顯著，并且方程的彈性系數(shù)為0.6938是正值，這一結(jié)果說明濱海新區(qū)的FDI對天津?qū)嶋H進(jìn)出口總額產(chǎn)生了較為積極的正向影響，即FDI每增加1%，天津?qū)嶋H進(jìn)出口總額就增加0.6938%。2.對回歸結(jié)果的殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示：ADF統(tǒng)計(jì)值顯著水平（10%）是否平穩(wěn)-4.2682-3.2762平穩(wěn)表4-4殘差項(xiàng)單位根檢驗(yàn)結(jié)果注：上表中協(xié)整檢驗(yàn)在10%顯著水平下的臨界值是通過麥金農(nóng)公式：計(jì)算得出，其中α代表檢驗(yàn)水平，T代表樣本容量，φ8、φ1、φ2均通過查表得到。表4-4檢驗(yàn)結(jié)果表示，殘差項(xiàng)的ADF統(tǒng)計(jì)值為-4.2682，小于10%顯著水平下的臨界值-3.2762，拒絕原假設(shè)，所以該殘差序列不存在單位根，并且是平穩(wěn)序列。綜合步驟1和步驟2的檢驗(yàn)結(jié)果可以進(jìn)一步得出，LnFDI和LnZIE之間存在協(xié)整關(guān)系。綜合上述研究結(jié)果可以初步得出，濱海新區(qū)的FDI和天津進(jìn)出口貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且濱海新區(qū)引進(jìn)FDI對天津進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的正向影響，即濱海新區(qū)FDI數(shù)額每增加1%，天津的進(jìn)出口貿(mào)易總額就增加0.6938%。但具體是濱海新區(qū)FDI增長促進(jìn)了天津進(jìn)出口貿(mào)易的增長，還是天津進(jìn)出口貿(mào)易的增長促進(jìn)了濱海新區(qū)FDI的增長，這就需要進(jìn)一步檢驗(yàn)二者之間是否存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的因果關(guān)系，在這里用到的方法是格蘭杰因果檢驗(yàn)，所以接下來對濱海新區(qū)FDI和天津?qū)嶋H進(jìn)出口總額兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。（4）格蘭杰因果檢驗(yàn)對濱海新區(qū)FDI和天津?qū)嶋H進(jìn)出口總額（ZIE）兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：滯后期原假設(shè)可能性結(jié)論1LnZIE不是LnFDI的格蘭杰原因0.7652接受LnFDI不是LnZIE的格蘭杰原因0.0159拒絕2LnZIE不是LnFDI的格蘭杰原因0.7541接受LnFDI不是LnZIE的格蘭杰原因0.0380拒絕表4-5格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)果表明，LnZIE和LnFDI之間存在單向因果關(guān)系。滯后期為1時(shí)得出以下結(jié)論：LnZIE不是LnFDI的格蘭杰原因的可能性為76.52%，接受原假設(shè)，即LnZIE不是LnFDI的格蘭杰原因；LnFDI不是LnZIE的原因的可能性為1.59%，拒絕原假設(shè)，即LnFDI是LnZIE的格蘭杰原因。同理，滯后期為2時(shí)，LnZIE仍然不是LnFDI的格蘭杰原因，而LnFDI仍然是LnZIE的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗(yàn)的現(xiàn)實(shí)意義是，濱海新區(qū)FDI數(shù)額增長是拉動(dòng)天津進(jìn)出口貿(mào)易額增長的原因，但是天津進(jìn)出口貿(mào)易額增長并非是濱海新區(qū)FDI數(shù)額增長的原因。出現(xiàn)這種現(xiàn)象是因?yàn)?，F(xiàn)DI本質(zhì)是生產(chǎn)要素在國家或地區(qū)之間流動(dòng)，當(dāng)一國或地區(qū)FDI數(shù)額增加，一方面造成當(dāng)?shù)厣唐返南∪毙越?/p>