熊 豪

（河南科技大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河南 洛陽 471023）

關(guān)于外商直接投資（以下簡稱FDI）與東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，不同學(xué)者基于不同視角提出了不同觀點。無論是最初錢納里和斯特羅特提出的“儲蓄缺口”和“外匯缺口”的雙缺口理論，還是后來赫爾希曼基于“雙缺口”模型發(fā)展的“技術(shù)缺口”模型，以及后來弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論、劉易斯的勞動密集型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)論、小島清基于國際分工比較優(yōu)勢理論提出的“小島清模式”等分析外商直接投資對東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的理論，大體可以歸納為從需求、供給和國際貿(mào)易三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定要素出發(fā)形成的“需求說”“供給說”和“國際貿(mào)易說”以及以國際轉(zhuǎn)移為背景的“產(chǎn)業(yè)說”等4類。改革開放至今，F(xiàn)DI在促進我國經(jīng)濟發(fā)展的同時，也促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。金融危機后，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整迫在眉睫，持續(xù)涌入的FDI必將對我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生重要影響。因此，重新測度FDI對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的作用，能為我國調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)提供重要的參考。

一、研究綜述

學(xué)界基于上述理論和學(xué)說對FDI與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系從不同方面給予了實證，但是隨著實證分析技術(shù)的提高及原有實證自身存在的缺陷，使得這些定量分析在說明FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系時有些不足。最初的實證分析是借助FDI與我國相關(guān)經(jīng)濟指標(biāo)的相關(guān)性進行的，如鄭京平［1］、郭克莎［2］等，這種分析不能給出二者具體的影響關(guān)系和程度。之后，有學(xué)者借用最小二乘法進行實證分析。如趙晉平［3］利用最小二乘法分析得出外資對第三產(chǎn)業(yè)影響的回歸系數(shù)最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，最小的是第一產(chǎn)業(yè)；王文峰［4］利用相同方法也得出利用合同外資每增加1個百分點，第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)分別增加0.332 549、0.497 026和0.568 403個百分點的結(jié)論。趙晉平和王文峰研究的都是遠大于實際外資的合同外資，擴大了真實解釋變量對被解釋變量的有效信息，降低了估計結(jié)果的可信度。也有用面板數(shù)據(jù)進行實證分析的，如劉宇［5］的利用投資在三個產(chǎn)業(yè)的合同外資額與三個產(chǎn)業(yè)增加值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對三次產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻大小是一樣的。外商直接投資每增加1個百分點，各個產(chǎn)業(yè)的增加值均提高0.316個百分點，得出外商直接投資在我國不同產(chǎn)業(yè)間的邊際產(chǎn)出相同的結(jié)論。盡管劉宇也是通過假設(shè)檢驗選取模型的，但待選模型范圍排除了變系數(shù)模型，僅包含了自變量系數(shù)相同的混合模型和變截距模型，這必然導(dǎo)致分析的結(jié)果是外商投資對三次產(chǎn)業(yè)增加值的拉動作用相同。

除定量分析FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用外，也有學(xué)者力圖考察二者之間是否存在互為因果的關(guān)系，大都是從一維時間序列上分別對分行業(yè)FDI與行業(yè)增加值進行Granger因果檢驗的，如王燕飛、曾國平［6］對1985—2004年分行業(yè) FDI和GDP增加值取對數(shù)后實證發(fā)現(xiàn)二者具有單向的因果關(guān)系，即ln（FDIn）是ln（GDPn）的 Granger原因，表明FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有促進作用。但王燕飛等的分析中仍取協(xié)議FDI為變量，擴大了真實解釋變量對被解釋變量的有效信息，降低了估計結(jié)果的可信度。姜睿［7］通過三個方程分別考察了實際FDI存量與以三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的Granger因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)存在后者到前者的單向因果關(guān)系，第二、三產(chǎn)業(yè)存在雙向因果關(guān)系。雖然姜睿的分析采用了實際的FDI和較大的樣本空間，但采用的全部是年存量數(shù)據(jù)而不是分行業(yè)數(shù)據(jù)，會使FDI變量中過多地包含無效解釋信息，從而放大了FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的促進作用。

綜上所述可以看出，目前用面板數(shù)據(jù)模型分析的較少，基于面板模型考察二者Granger因果關(guān)系的實證更少。因此，本文采用實際外商直接投資和GDP分行業(yè)增加值數(shù)據(jù)，試圖以面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，擴展待選面板模型范圍，考察實際FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響及二者的Granger因果關(guān)系。

二、實證分析

三次產(chǎn)業(yè)增加值的相對變化是反映結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的主要指標(biāo)，利用外資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的影響最終體現(xiàn)在不同行業(yè)實際利用外資對其增加值的貢獻上。因此，可以將不同行業(yè)實際利用外資額作為解釋變量，將不同行業(yè)的增加值作為被解釋變量，考察外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的具體影響。

1.模 型

以第n產(chǎn)業(yè)增加值（GDPn）的對數(shù)ln（GDPn）作為被解釋變量，將第n產(chǎn)業(yè)實際利用外資額（FDIn）的對數(shù)ln（FDIn）作為解釋變量，構(gòu)造回歸方程

式（1）考慮K個經(jīng)濟指標(biāo)在n個個體及t個時間點上的變動關(guān)系，其中n表示個體截面成員的個數(shù)，t表示每個截面成員的觀測時期總數(shù)，參數(shù)αnt表示模型的常數(shù)項，βnt表示對應(yīng)于解釋變量向量ln（FDInt）的k×1維向量，k表示解釋變量個數(shù)。隨機誤差項unt相互獨立，且滿足零均值、等方差為的假設(shè)。

在對時間序列／截面數(shù)據(jù)模型進行估計時，模型選擇的不合適直接導(dǎo)致估計結(jié)果與所有模擬的經(jīng)濟現(xiàn)實偏離甚遠。按照對系數(shù)的不同設(shè)定，可以將式（1）分為3種類型：

第一，無個體影響的不變系數(shù)模型的單方程回歸形式

第二，變截距模型的單方程回歸形式

第三，變系數(shù)模型的單方程回歸形式

而對上述模型的選取基于用協(xié)方差分析檢驗的如下兩個假設(shè)：

如果接受假設(shè)H2，則選用模型（2），無需進一步檢驗。在拒絕假設(shè)H2的情況下，拒絕假設(shè)H1則選用模型（4），否則選用模型（3）。

對H1和H2的檢驗是通過如下兩個F檢驗來進行的

s1、s2和s3分別表示式（4）、式（3）和式（2）的殘差平方和。

2.數(shù) 據(jù)

由于數(shù)據(jù)的可獲得性限制，面板數(shù)據(jù)是使用2000—2010年我國利用FDI的實際利用外資額和我國第三產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)分析的。2000—2009年數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，2010年的數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計月報：201101》，人民幣對美元匯率來自于國家外匯管理局網(wǎng)站（從年鑒上獲得以人民幣為單位的產(chǎn)業(yè)增加值需要換算成美元以保持與以美元為單位的實際FDI的計算口徑統(tǒng)一）。

3.分 析

按照中國產(chǎn)業(yè)劃分的標(biāo)準(zhǔn)，第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)林牧漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)包括采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)；第三產(chǎn)業(yè)包括第一、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他產(chǎn)業(yè)。相應(yīng)地，我們把FDI在中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也以這種方法劃分。

（1）面板數(shù)據(jù)模型的選擇。在使用面板數(shù)據(jù)模型計量分析時，首先要對模型進行F檢驗，依據(jù)式（4）、式（3）和式（2）利用 Eviews 5.0回歸分別得到s1、s2和s3的值，進而計算得到F2和F1的值分別為4.93和3.45。另外，取顯著性α＝0.05時，由F 分布表查得F0.05（4，27）≈2.73，F(xiàn)0.05（2，27）≈3.35。由于F2＞2.73，故拒絕假設(shè)H2，同時F1＞3.35，故拒絕假設(shè) H1，因此選取式（4）即變系數(shù)模型進行數(shù)據(jù)模擬。

表1所示的檢驗結(jié)果可分為兩部分：第一部分解釋變量ln（FDIn）對應(yīng)于各截面成員的系數(shù)及其估計結(jié)果；第二部分給出了評價總體估計效果的統(tǒng)計量，由于估計方法選擇的是GLS估計，所以結(jié)果給出了加權(quán)和未加權(quán)兩種情況下的評價統(tǒng)計量。從表中可以看出，加權(quán)后的模型R2顯著提高，表明采用GLS估計要比OLS估計更合理。第二第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資系數(shù)的t檢驗值在0.5%的水平上通過了檢驗，但第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資系數(shù)的t值較小，從計量分析的角度來看，在建模時該變量可舍棄，這恰恰也說明了FDI對第一產(chǎn)業(yè)增加值的促進作用不大。R2值也比較大，解釋了分行業(yè)FDI與分行業(yè)增加值關(guān)系的96%。

表1 回歸的結(jié)果

（2）FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的分析。從FDI的回歸系數(shù)來看，三個產(chǎn)業(yè)相差較大，最大的第二產(chǎn)業(yè)系數(shù)為1.93，最小的第一產(chǎn)業(yè)系數(shù)為0.23，相差7.4倍，第三產(chǎn)業(yè)系數(shù)為1.03。這表明采用變系數(shù)模型是合適的；也表明FDI對三次產(chǎn)業(yè)工業(yè)增加值的貢獻大小是不一樣的，F(xiàn)DI每增加1個百分點，第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的增加值分別提高0.23、1.93和1.03個百分點?？傊?，從2000—2010年區(qū)間考察，F(xiàn)DI對第二產(chǎn)業(yè)值的貢獻高于第三產(chǎn)業(yè)值的貢獻，對第一產(chǎn)業(yè)值的貢獻最低。

工業(yè)是我國對外資開放較早、開放領(lǐng)域較寬的產(chǎn)業(yè)，相對其他產(chǎn)業(yè)與國際接軌較早。FDI進入該產(chǎn)業(yè)在規(guī)模、總量上呈上升趨勢，但占總FDI的比重在2005年后開始下降。如圖1所示，2005年以前這個比重保持在70%左右，但此后呈下降趨勢，一路降到2010年的52%。進入第三產(chǎn)業(yè)FDI占總FDI的比例出現(xiàn)了相反變化，在2005年前，比重平均保持在30%左右，在2005年后比重迅速攀升，由2005年的25%上升到2010年的47%，總額由149億美元增加到500億美元。這種表現(xiàn)預(yù)示著FDI對第三產(chǎn)業(yè)增加值的促進作用還將增大，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。農(nóng)業(yè)是相對落后的產(chǎn)業(yè)，同時由于開放程度低和條塊式的土地家庭承包導(dǎo)致土地難以集中進行規(guī)?；?jīng)營，使得外資進入較少，對第一產(chǎn)業(yè)增加值的作用促進不大。

觀察圖1發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI進入三次產(chǎn)業(yè)的總額和比重在2005年發(fā)生了較明顯的變化，其中進入第二產(chǎn)業(yè)的總額和比重均在減少，進入第三產(chǎn)業(yè)的總額和比重在增加。進一步分析發(fā)現(xiàn)，這種變化源于第二產(chǎn)業(yè)中的占重要地位的制造業(yè)對外資的吸引力在減少。表現(xiàn)為2005—2010年，F(xiàn)DI進入制造業(yè)的實際金額分別為424.5億美元、400.8億美元和408.6億美元（見表2），處于減少的趨勢。同時合同項目數(shù)也在減少，三年分別為28 928個、24 790個和19 193個。第三產(chǎn)業(yè)項下幾乎所有行業(yè)的外資合同項目和實際利用額處于增長的趨勢，對外資顯示出持續(xù)增強的吸引力，尤其是房地產(chǎn)業(yè)和批發(fā)零售業(yè)表現(xiàn)更為明顯。出現(xiàn)這種情況有其必然因素。2005年后，通貨膨脹推動的工資成本上漲一定程度上抵消了勞動力成本優(yōu)勢，以出口導(dǎo)向的制造業(yè)國際市場利潤空間受到擠壓。2007年世界經(jīng)濟開始低迷又導(dǎo)致國際市場需求減少，“內(nèi)憂外困”的市場使得制造業(yè)發(fā)展出現(xiàn)低潮。同時金融危機之后中國開始著力重點調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，這使得FDI進入第二產(chǎn)業(yè)流量減少。一直以內(nèi)需為主且供給不足的第三產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)市場需求拉動下蓬勃興起，加上政府政策引導(dǎo)，廣闊的市場前景吸引了具有技術(shù)壟斷優(yōu)勢的外商直接投資青睞，使得第三產(chǎn)業(yè)的FDI流入不斷增加。因此，F(xiàn)DI對第二產(chǎn)業(yè)增加值促進作用可能減弱，對第三產(chǎn)業(yè)增加值的促進作用加強，未來FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和優(yōu)化作用明顯。

（3）分行業(yè)FDI與產(chǎn)業(yè)增加值的因果檢驗。經(jīng)濟時間序列常出現(xiàn)偽相關(guān)問題，即經(jīng)濟意義表明幾乎沒有聯(lián)系的序列卻出現(xiàn)較大的相關(guān)系數(shù)，為表明分行業(yè)FDI是否對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有促進作用，還需Granger因果檢驗的進一步證實?；跇颖究臻g和自由度的考慮，在Panel模型設(shè)定方面，不考慮變系數(shù)模型。因為樣本數(shù)據(jù)時間較短，對變量ln（FDIn）是ln（GDPn）進行需要大樣本支持的單整檢驗意義不大，為此依據(jù)經(jīng)驗判斷兩變量為一階單整，差分變量dln（FDIn）和dln（GDPn）為平穩(wěn)變量。采用 Akaike和最小FPE（Final Prediction Error）準(zhǔn)則確定方程滯后階數(shù)為1。

模型選定需要協(xié)方差分析檢驗，首先做ln（FDIn）對ln（GDPn）的因果模型［8］。對模型的考慮基于如下兩個假設(shè)：

圖1 外商實際直接投資在我國產(chǎn)業(yè)中的分布和構(gòu)成

表2 2005—2010年FDI分行業(yè)投資情況

假設(shè)1 斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，但截距不同。

假設(shè)2 斜率和截距在不同的橫截面樣本點和時間點上都相同。

基于假設(shè)1和假設(shè)2分別構(gòu)造F統(tǒng)計量，在不改變模型本質(zhì)的情況下，檢驗假設(shè)1、假設(shè)2的單變量模型簡化形式為式（5）、式（6）。在給定5%的顯著性水平下，拒絕假設(shè)2，接受假設(shè)1。同理可做ln（GDPn）對ln（FDIn）的因果模型，最后得到模型結(jié)果為

根據(jù)F統(tǒng)計量或者Chi平方統(tǒng)計量檢驗聯(lián)合假設(shè)β2＝β3＝0，從而判斷是否存在ln（FDIn）到ln（GDPn）方向上的因果關(guān)系。同理檢驗假設(shè)λ2＝λ3＝0，判斷是否存在ln（GDPn）到ln（FDIn）方向上的因果關(guān)系。利用Eviews 5.0軟件提供的Wald系數(shù)檢驗，得到檢驗結(jié)果如表3。

由表3可知，ln（FDIn）和ln（GDPn）存在單向的 Granger因 果 關(guān) 系，即ln（FDIn）是ln（GDPn）的Granger原因，這表明分行業(yè)FDI增長率起到促進中國產(chǎn)業(yè)增加值增長率的作用。

表3 ln（FDIn）和ln（GDPn）的Granger因果檢驗

三、結(jié) 論

（1）FDI對我國三次產(chǎn)業(yè)的增加值是有影響的，但影響力的大小不一樣，對第二產(chǎn)業(yè)影響最大，對第三產(chǎn)業(yè)的影響次之，對第一產(chǎn)業(yè)的影響最小。

（2）2005年后，F(xiàn)DI進入三次產(chǎn)業(yè)總額和比重發(fā)生了突變，其中進入第二產(chǎn)業(yè)的總額和比重在減少，進入第三產(chǎn)業(yè)的總額和比重在增加，含有必然因素導(dǎo)致的這種情況使得FDI對第二產(chǎn)業(yè)增加值促進作用可能減弱，對第三產(chǎn)業(yè)增加值的促進作用加強，未來FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和優(yōu)化作用明顯。

（3）分行業(yè)FDI與產(chǎn)業(yè)增加值之間存在單向的Granger因果關(guān)系，即FDI是我國產(chǎn)業(yè)增加值提高的原因。

四、對策建議

（1）加大FDI進入第一產(chǎn)業(yè)的傾斜性政策導(dǎo)向力度。十七屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》為新一輪的農(nóng)村改革指明方向，健全嚴格規(guī)范的農(nóng)村土地管理制度，完善農(nóng)業(yè)支持保護制度，建立現(xiàn)代農(nóng)村金融制度和建立促進城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展一體化制度，為FDI進入第一產(chǎn)業(yè)提供了良好的投資環(huán)境。中央對農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)問題上明確的態(tài)度及新一輪農(nóng)村土地改革為FDI進入農(nóng)業(yè)進行規(guī)模生產(chǎn)打開了瓶頸。但第一產(chǎn)業(yè)事關(guān)國計民生，涉及糧食安全，是否所有領(lǐng)域均可準(zhǔn)許外資進入值得研究。

（2）引導(dǎo)FDI對第二產(chǎn)業(yè)的技術(shù)型和高附加值性輸入。通貨膨脹引致的工資成本上漲雖然部分抵消了第二產(chǎn)業(yè)勞動力成本優(yōu)勢，雖然短期看延遲了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但會提高FDI技術(shù)型高附加值性進入第二產(chǎn)業(yè)的自主性，如果加上有利的引導(dǎo)，長遠看有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

（3）加大第三產(chǎn)業(yè)對FDI的開放力度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和優(yōu)化最終還是體現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)比重提高上。雖然FDI進入第三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)增長態(tài)勢，但主要偏重于幾個行業(yè)，吸引FDI的產(chǎn)業(yè)和空間還很大。加強壟斷行業(yè)對外資開放力度和引導(dǎo)外資對資金匱乏發(fā)展?jié)摿Υ蟮男袠I(yè)入住，從而提高第三產(chǎn)業(yè)增加值，將更有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

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