趙藝萱

摘要：文章為探究外商直接投資對重慶市經(jīng)濟(jì)增長的影響，采用多元線性回歸分析與逐步回歸分析統(tǒng)計(jì)方法，利用SPSS對2001～2020年的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以外商直接投資金額、外商直接投資增長率、外商直接投資與重慶市生產(chǎn)總值的比值為解釋變量，借以分析它們與被解釋變量之間的關(guān)系大小，最終分析得出：外商直接投資對重慶市經(jīng)濟(jì)增長影響較為顯著，起到促進(jìn)效果，并據(jù)以提出增加重慶市外商直接投資的建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；重慶市經(jīng)濟(jì)增長；多元線性回歸；逐步回歸

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化熱潮到來，國際資本流動日趨活躍，作為與國際貿(mào)易一起被稱為世界經(jīng)濟(jì)增長“雙引擎”的外商直接投資（FDI），是經(jīng)濟(jì)全球化的重要推動力量，也是發(fā)展中國家獲取外部資源的主要渠道與發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)的重要內(nèi)容。重慶市作為西南地區(qū)重要的現(xiàn)代制造業(yè)基地與長江上游經(jīng)濟(jì)中心，引進(jìn)和利用外資以帶動區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一種必然選擇。為此，本文將從實(shí)證角度分析外商直接投資對重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，以期把握吸引外資的方法、優(yōu)化投資環(huán)境、制定適宜的產(chǎn)業(yè)政策，為更好地發(fā)揮外資對重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會穩(wěn)定的積極作用而提供理論依據(jù)和政策建議。同時，也可為其他內(nèi)陸地區(qū)吸引外商直接投資提供借鑒。因此，本文具有重要的理論價值和現(xiàn)實(shí)意義。

Luiz R·de Mello通過時間序列分析方法研究了外商直接投資對國家整體經(jīng)濟(jì)的影響，發(fā)現(xiàn)FDI與國內(nèi)資本間的替代與互補(bǔ)程度對經(jīng)濟(jì)的影響極大；N·Peter和SpatzJulius通過分析美國FDI存量對發(fā)展中國家主要部門及制造業(yè)的作用，發(fā)現(xiàn)FDI對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用的確存在，且FDI促進(jìn)了東方國家的經(jīng)濟(jì)增長。C·Abdur和M·Gerge使用改進(jìn)的時間序列分析方法以及因果檢驗(yàn)方法分析了智利、泰國、馬來西亞三國的經(jīng)濟(jì)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資的增長與經(jīng)濟(jì)增長彼此影響。據(jù)此可知，已有不少國內(nèi)外專業(yè)人士都對該問題進(jìn)行深入探討，本文借鑒國內(nèi)外關(guān)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的最新研究成果，并結(jié)合重慶市特殊市情加以應(yīng)用和創(chuàng)新，運(yùn)用其他學(xué)科和領(lǐng)域的研究方法，以嶄新的角度來剖析外商直接投資對重慶經(jīng)濟(jì)增長的影響及關(guān)系并提出相應(yīng)的政策建議。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2001～2020年重慶市利用外商直接投資的年度數(shù)據(jù)為樣本，其中FDI、GDP數(shù)據(jù)均來源于重慶統(tǒng)計(jì)年鑒、中經(jīng)數(shù)據(jù)、國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)（單位：億美元），GDP增長率、FDI增長率均通過Excel計(jì)算得出。其中，DGDP表示GDP增長率，DFDI表示FDI增長率。

（二）相關(guān)分析

本文擬將分析重慶市生產(chǎn)總值與FDI、FDI增長率、GDP增長率、FDI/GDP之間的相關(guān)性程度作為研究外商直接投資對重慶經(jīng)濟(jì)影響的重要部分。其中，對其進(jìn)行相關(guān)分析主要包括利用SPSS檢驗(yàn)相關(guān)性系數(shù)與相關(guān)散點(diǎn)圖。其樣本相關(guān)系數(shù)及其檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表1可以看出，GDP和FDI的相關(guān)性系數(shù)為0.769，顯著性為0.001，說明GDP、FDI在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)；GDP和DGDP的相關(guān)性系數(shù)為-0.306，顯著性為0.267，說明GDP、DGDP在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；GDP和DFDI的相關(guān)性系數(shù)為-0.403，顯著性為0.137，說明GDP、DFDI在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；GDP和FDI/GDP的相關(guān)性系數(shù)為0.292，顯著性為0.272，說明GDP、FDI/GDP在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；FDI和DGDP相關(guān)性系數(shù)為0.145，顯著性為0.607，說明FDI、DGDP在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；FDI和DFDI相關(guān)性系數(shù)為0.028，顯著性為0.921，說明FDI、DFDI在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；FDI和FDI/GDP相關(guān)性系數(shù)為0.799，顯著性為0.000，說明FDI、FDI/GDP在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)；DGDP和DFDI相關(guān)性系數(shù)為0.696，顯著性為0.004，說明DGDP、DFDI在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)；DGDP和FDI/GDP相關(guān)性系數(shù)為0.505，顯著性為0.055，說明DGDP、FDI/GDP在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)；DFDI和FDI/GDP相關(guān)性系數(shù)為0.453，顯著性為0.090，說明DFDI、FDI/GDP在0.01水平（雙側(cè)）上沒有顯著相關(guān)。

從表1中可以看出，重慶市生產(chǎn)總值和外商直接投資金額的Pearson相關(guān)性系數(shù)為0.769，顯著性為0.001，外商直接投資金額和FDI/GDP相關(guān)性系數(shù)為0.799，顯著性為0.000，重慶市生產(chǎn)總值增長率和外商直接投資增長率相關(guān)性系數(shù)為0.696，顯著性為0.004。即外商直接投資金額與重慶市生產(chǎn)總值高度正相關(guān)，與外商直接投資和生產(chǎn)總值的比值高度正相關(guān)；外商直接投資增長率與重慶市生產(chǎn)總值高度正相關(guān)。

FDI、DFDI、FDI/GDP分別與GDP的散點(diǎn)圖如圖1、圖2、圖3所示。

DGDP與DFDI的散點(diǎn)圖如圖4所示。

從圖1、圖2、圖3和圖4可以看出，重慶市生產(chǎn)總值與外商直接投資金額有著較強(qiáng)的線性關(guān)系，線性擬合的決定系數(shù)R2為0.604，而與外商直接投資增長率、外商直接投資與重慶市生產(chǎn)總值的比值沒有太強(qiáng)的相關(guān)性，線性擬合的決定系數(shù)R2僅為0.157和0.087；重慶市生產(chǎn)總值增長率與外商直接投資增長率有著較強(qiáng)的線性關(guān)系，線性擬合的決定系數(shù)R2為0.456。

（三）回歸分析

建立如下多元回歸模型：

yi=β1+β2x2i+β3x3i+β4x4i+εi，i＝1，2，…16

其中，其中重慶市生產(chǎn)總值用Y表示，外商直接投資金額用X2表示，外商直接投資增長率用X3表示，外商直接投資金額與重慶市生產(chǎn)總值的比值用X4表示，εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2是擬合優(yōu)度檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，調(diào)整后R平方為0.841，擬合良好。

表3是F檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性p=0.000<0.01，說明回歸函數(shù)是顯著的。

表4是參數(shù)估計(jì)及t檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可以看出，雖然F檢驗(yàn)是顯著的，且參數(shù)t檢驗(yàn)顯著性中FDI（X2）小于0.01，但其他都大于0.01，說明模型可能存在多重共線性，可用逐步回歸進(jìn)行進(jìn)一步分析。

（四）逐步回歸分析

表5是變量的相關(guān)系數(shù)及其檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，重慶市生產(chǎn)總值和外商直接投資金額的相關(guān)系數(shù)為0.746，顯著性p=0.001<0.01，說明二者高度正相關(guān)；外商直接投資金額和FDI/GDP的相關(guān)系數(shù)為0.784，顯著性p=0.000<0.01，說明二者是高度正相關(guān)的。

表6是逐步回歸過程中輸入和已經(jīng)移除的變量情況 ，從中可以看出，解釋變量外商直接投資增長率被移除了模型，只剩下外商直接投資金額（X2）和FDI/GDP（X4）兩個變量。

表7是最終模型的擬合優(yōu)度以及F檢驗(yàn)變更情況，從中可以看出，模型1中R平方為0.720，模型2中R平方為0.873擬合良好。

表8是F檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可以看出，模型1顯著性p=0.001<0.01，模型2顯著性0.000<0.01，說明回歸函數(shù)是顯著的，X2、X4對Y有顯著影響。

表9是參數(shù)估計(jì)及其t檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，模型中顯著性均小于0.01，參數(shù)是顯著的，說明常數(shù)、X2、X4對Y有顯著影響。

逐步回歸中模型2的殘差正態(tài)概率圖如圖5所示，模型擬合圖如圖6所示。從圖6看，散點(diǎn)近似在一條直線上，可以認(rèn)為誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布。

由逐步回歸分析最終建立的樣本回歸模型為：

ｙ＾i=1044.983+66.097x2i-774.003x4i

（0.000） （0.000）? ?（0.000）

R2≈0.873，F(xiàn)≈29.744（0.000），σ＾2≈96078.308

三、結(jié)論與建議

根據(jù)以上分析，可得出結(jié)論：重慶市生產(chǎn)總值與外商直接投資金額、外商直接投資與重慶市生產(chǎn)總值的比值都有極其明顯的直接關(guān)系。由此可見，外商直接投資對重慶市經(jīng)濟(jì)增長有極其明顯的貢獻(xiàn)作用，因此要進(jìn)一步實(shí)施對外開放政策，擴(kuò)大吸引外資，以促進(jìn)重慶市經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長。

針對以上因素的分析，為提高重慶市生產(chǎn)總值與經(jīng)濟(jì)水平，本文給出以下幾點(diǎn)建議：

第一，我國沿海地區(qū)對外貿(mào)易與金融業(yè)較為發(fā)達(dá)，重慶作為內(nèi)陸城市，應(yīng)根據(jù)區(qū)域特征制定合理的外資政策，優(yōu)化外商投資渠道，推動區(qū)域金融體制創(chuàng)新，如：擴(kuò)大第三產(chǎn)業(yè)對外開放，改善重慶市產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新引資方式，實(shí)現(xiàn)外資對重慶市內(nèi)企業(yè)并購重組；

第二，堅(jiān)持市場一體化原則以推動外商投資的成熟性。在提高引資質(zhì)量的同時加強(qiáng)對外資企業(yè)的管理，在提高外商優(yōu)惠待遇的同時，提高中國勞動力的工資水平與福利待遇；加強(qiáng)對高科技人才的培養(yǎng)，以人才而非廉價勞動力市場吸引外商投資，同時大力引進(jìn)具有高科技水平的外資企業(yè)，實(shí)現(xiàn)技術(shù)的雙向“循環(huán)”。

參考文獻(xiàn)：

[1]Luiz R·de Mello.FDI and Economic Growth：The Role of Local Financial Markets[M].Jourmal of Intermational Economic，1999：89-112.

[2]N·Peter，SpatzJulius.Foreign Direct lnvestment And Growth：New Hypothsis and Evidence[D].Department of Economics，Lancaster University，2003.41-46.

[3]C·Abdur，M·Gerge.Do Foreign Direct Investunent and Gross Domestic Investment Promote Economic Growth？[J]Review of Development Economics，2003，7（01）：44-57.

（作者單位：重慶文理學(xué)院數(shù)學(xué)與大數(shù)據(jù)學(xué)院）