外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

　　摘要：隨著改革開放30多年，我國利用外資直接投資發(fā)展極為迅速，從1978年的11.7億美元，增加到2008年的923.95億美元，增長了77 倍。國內(nèi)外許多學(xué)者的研究表明外商直接投資對東道國產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生直接或間接影響，從而改變東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，如果利用合理，能夠促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，但是反之，則會(huì)對東道國產(chǎn)生負(fù)面的影響。本文利用1978-2008年這31年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響進(jìn)行了實(shí)證性分析。檢驗(yàn)結(jié)果表明：外商直接投資促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但是外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。因此，我國在引進(jìn)外資時(shí)應(yīng)該合理配置以達(dá)到FDI對東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的效果。

　　關(guān)鍵詞：外商直接投資;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);協(xié)整檢驗(yàn)

　　1、引言

　　1.1 選題背景及意義改革開放以來，隨著外商直接投資不斷的引入，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了一些重要改變。

　　改革開放初期，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于被動(dòng)的適應(yīng)性調(diào)整階段，而當(dāng)時(shí)我國引入外商直接投資還處于起步和發(fā)展階段，規(guī)模較小。到了1987年左右，外資的加大引入在一定程度上扭轉(zhuǎn)了我國長期以來的重工業(yè)比重遠(yuǎn)高于輕工業(yè)的局面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)開始調(diào)整改善。1992年，改革的深化使得外商投資環(huán)境得到了根本的改善，吸引了更多的外商的投資，我國引入外商直接投資進(jìn)入了快速發(fā)展時(shí)期，隨著外商對一二三產(chǎn)業(yè)的投資的加大，國內(nèi)的資金和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)開始得到了發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化進(jìn)展顯現(xiàn)，尤其是第二產(chǎn)業(yè)更為突出。1997年受到東南亞金融危機(jī)的影響，盡管該階段的外商直接投資流入降低，但是外商對于工業(yè)投入的熱情卻沒有減少，2001年外商投資工業(yè)企業(yè)對我國的GDP的貢獻(xiàn)率達(dá)到了20.3%[1]。隨著中國的加入WTO，近八年以來，我國外資產(chǎn)業(yè)政策有了重大的修改和調(diào)整，我國經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)際利用外商直接投資規(guī)模與日俱增，并且高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和資金密集型產(chǎn)業(yè)等第二產(chǎn)業(yè)的競爭力越來越強(qiáng)，第三產(chǎn)業(yè)開始成為外商直接投資的主要領(lǐng)域。

　　就三次產(chǎn)業(yè)的變化情況來看，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出第一產(chǎn)業(yè)比重逐年下降，第二產(chǎn)業(yè)、三產(chǎn)業(yè)逐年上升的趨勢。從產(chǎn)業(yè)的整體技術(shù)水平來看，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正經(jīng)歷著從勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)楦呒夹g(shù)、資本密集的產(chǎn)業(yè)。無論實(shí)踐還是理論都表明外商直接投資有利于東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。盡管從現(xiàn)象上來看，外商直接投資對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的確產(chǎn)生了一些積極的作用，但是外商直接投資和我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否存在必然的關(guān)系，并且是否對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響，本文將進(jìn)行深入的定量分析。

　　1.2 文獻(xiàn)綜述通過對國內(nèi)外相關(guān)的文獻(xiàn)的閱讀，國外的起步較早，研究也較為成熟，而國內(nèi)的研究主要以實(shí)證研究為主，而目前國內(nèi)的研究多以討論外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長，或是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的因果關(guān)系，而國外學(xué)者已經(jīng)開始對于外商直接投資的積極影響作具體深入的分析。

　　1.2.1 國外關(guān)于關(guān)于外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響近年來，國內(nèi)學(xué)者國外關(guān)于這方面的研究文獻(xiàn)較多，既有理論研究又有實(shí)證研究。

　　理論上來說，其實(shí)早在20世紀(jì)60年代，錢納里提出的雙缺口模型就指出利用外資有利于解決儲(chǔ)蓄和外匯缺口，促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。到了 70年代，赫爾希曼從技術(shù)缺口角度提出利用外商直接投資對于發(fā)展中國家調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長有積極作用。70年代后期，日本教授小島清利用國際分工的比較優(yōu)勢原理提出的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論再次論述了東道國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資可以有效改善其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

　　實(shí)證方面，國外學(xué)者主要檢驗(yàn)了外商直接投資通過供給增加、外貿(mào)增強(qiáng)、技術(shù)溢出或市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級產(chǎn)生影響。Hunya[2] (2002)研究了外商直接投資對羅馬尼亞的出口影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資沒有改變該國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，只是更加強(qiáng)化了本國傳統(tǒng)的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，沒有起到優(yōu)化結(jié)構(gòu)的作用。Akbar和Bride[3](2004)以匈牙利銀行業(yè)為例，指出了以市場為導(dǎo)向的外商直接投資有利于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)國家長期發(fā)展，而以資源為導(dǎo)向的外商直接投資不利于東道國企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。Eva[4](2005)研究表明外商直接投資對捷克產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整期到了促進(jìn)作用，有利于東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

　　1.2.2 國內(nèi)關(guān)于外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響國內(nèi)對于外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響方面理論研究并不多，以實(shí)證分析為主。大多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為外商直接投資促進(jìn)了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，但是對于此方面的計(jì)量檢驗(yàn)分析不多。

　　國內(nèi)討論外商直接對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響的定量分析主要可以概括為三個(gè)方面：一是利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。江小涓[5](2002)分析了跨國投資最密集行業(yè)的資本和技術(shù)密集特性及外商擇資企業(yè)出口的高新技術(shù)產(chǎn)品在我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口額中所占比重,從而得出外商直接投資有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級的結(jié)論。鄭澎[6](2009)回顧了30年我國利用外商直接投資的發(fā)展歷程，從外商直接投資于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系角度，對外商投資在中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中的正反兩方面的影響進(jìn)行了具體的分析。盧陽春和吳凡[7](2009)對1978-2008年我國GDP三次產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)變動(dòng)數(shù)據(jù)和FDI相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果顯示在不同的發(fā)展階段，外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)所起的優(yōu)化效應(yīng)有所差異，但總體來說主要表現(xiàn)為資本形成和促進(jìn)效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)，示范效應(yīng)與競爭效應(yīng)等方面。二是通過回歸分析方法，以政治經(jīng)濟(jì)各種利用外商直接投資作為解釋變量，以各次產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值或各產(chǎn)業(yè)的GDP產(chǎn)值為被解釋變量，分析外商直接投資是否促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

　　1.3 本文的研究思路和研究內(nèi)容本文在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，首先對檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行了介紹，然后選取1980-2007年三產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資各自占比，和三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)了外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

　　本文的具體內(nèi)容安排：

　　第一部分引言，提出了該選題的背景及意義，對國內(nèi)外學(xué)者的研究進(jìn)行了總結(jié)，并給出了本課題的研究思路和研究內(nèi)容。第二部分模型理論概述，主要是對實(shí)證檢驗(yàn)中運(yùn)用到的模型和理論進(jìn)行了概括性的描述。第三部分運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對我國外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了定量分析。本文最后為結(jié)論部分，總結(jié)實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果并提出了未來進(jìn)一步研究的展望。

　　2、模型理論

　　概述一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，優(yōu)化受到多方面因素的影響，例如外商直接投資、外商直接投資項(xiàng)目的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度、技術(shù)擴(kuò)散程度、該國現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)政策與管理、該國企業(yè)的經(jīng)營管理能力等。盡管從理論上講，外商直接投資對投資國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的確有著正面的效應(yīng)，因此本文引入下列函數(shù)來反映外商直接投資與一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)系GDPf(FDI,X)ii=其中iFDI表示每年各次產(chǎn)業(yè)的實(shí)際外商直接投資額占總實(shí)際外商直接投資額的比重，iGDP表示每年各次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比重，X表示一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整或升級的內(nèi)部條件包括如該國現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)政策等。

　　3、實(shí)證檢驗(yàn)

　　3.1 數(shù)據(jù)來源及處理本文選取了1980-2007年三產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資各自占比，和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。全部數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間段為1980年-2007年，共28個(gè)觀察值，分別用序列1FDI、2FDI、3FDI、1GDP、2GDP和3GDP表示。由于序列取對數(shù)后不會(huì)改變是否存在協(xié)整關(guān)系的，所以，為了消除原始數(shù)據(jù)序列的異方差，使數(shù)據(jù)更為平穩(wěn)，本文采用對變量取對數(shù)的形式，即()11LFDI=LNFDI， ()22LFDI=LNFDI;()33LFDI=LNFDI;()11LGDP=LNGDP，()221LGDP=LNGDPL， ()33LGDP=LNGDP。首先以橫軸表示觀察個(gè)數(shù)的序列，縱軸分別為三產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資各自占比和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的時(shí)間序列繪出變化圖，如圖1和圖2所示，從圖中可以大概看出這兩類序列并非平穩(wěn)的。

　　3.2 單位根檢驗(yàn)為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,本文首先采取ADF單位根檢驗(yàn)。一個(gè)時(shí)間序列如果有穩(wěn)定的期望值和方差,那么就稱為穩(wěn)定的時(shí)間序列。如果一個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過d次差分才能成為平穩(wěn)序列,而進(jìn)行d-1次差分仍是一個(gè)非平穩(wěn)過程,該序列被稱為d階單整。一組時(shí)間序列都是同階單整是變量間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。如果變量是單整的,那么可進(jìn)一步對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),從而確定外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

　　首先對三次產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資比重和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值GDP比重時(shí)間序列的對數(shù)值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，正如上文所說，文中涉及的單位根檢驗(yàn)主要采用ADF檢驗(yàn)，通過圖形分析可知，本文選用添加趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的ADF模型檢驗(yàn)。具體的檢驗(yàn)結(jié)果如下表1-3所示：綜上所述，由于只有第二產(chǎn)業(yè)的2LFDI和 2LGDP的時(shí)間序列是二階單整，因此可以進(jìn)一步作協(xié)整分析。

　　3.3 時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)通過上述的單位根檢驗(yàn)，得到了LFDI2：I(2)和2LGDP：I(2)的結(jié)論，即序列均為二階單整序列，即兩變量具有同階單整性，利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資比重和第三產(chǎn)業(yè)GDP比重的對數(shù)時(shí)間序列協(xié)整關(guān)系。

　　4、結(jié)論與未來研究展望

　　4.1 主要結(jié)論本文根據(jù)1980-2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出了我國第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，對產(chǎn)業(yè)的調(diào)整起到了積極作用，但是三次產(chǎn)業(yè)外商直接投資對于三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)并不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。在一定程度上還加大了三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)偏離。因此應(yīng)加大外商直接投資的力度，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

　　4.2 未來研究展望正如文中所述，本文只是從實(shí)證的角度分析外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，但是并沒油從理論上解釋這樣的傳導(dǎo)機(jī)制，以及沒有對其他兩個(gè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變產(chǎn)生影響的原因，這將是后續(xù)研究中所要討論的重點(diǎn)。

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