張家平

摘要：外商直接投資（FDI）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著的影響。本文對(duì)遼寧省各地區(qū)的外商直接投資額與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。分別建立了外商直接投資與第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重的固定效應(yīng)變截距模型。結(jié)果表明，外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有促進(jìn)作用，但對(duì)不同地區(qū)的作用又具有顯著差別。

關(guān)鍵詞：外商直接投資 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) 固定效應(yīng)模型

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)利用外商直接投資成果顯著。外商直接投資通過(guò)資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素的流入，一方面改變了投資結(jié)構(gòu)，直接促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，另一方面通過(guò)提高收入水平，改變消費(fèi)結(jié)構(gòu)，間接的促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。本文對(duì)遼寧省14個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)做出了實(shí)證分析，對(duì)外商直接投資對(duì)遼寧省三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響進(jìn)行定量分析，為相關(guān)政策的制定提供參考。

二、數(shù)據(jù)描述及方法介紹

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響體現(xiàn)為實(shí)際利用外商直接投資對(duì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的貢獻(xiàn)。本文模型選取的因變量是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量是指國(guó)民經(jīng)濟(jì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)之間的組織結(jié)構(gòu)情況。衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有許多評(píng)價(jià)指標(biāo)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，本文采用三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例指標(biāo)來(lái)衡量遼寧省14個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。用各地區(qū)的第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的百分比來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，分別用符號(hào)G1、G2、G3表示，作為被解釋變量。模型的自變量為外商直接投資變量，本文采用各地區(qū)實(shí)際利用的外資額作為解釋變量。

本文選取遼寧省2007—2010年14個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為樣本，共56個(gè)樣本點(diǎn)，數(shù)據(jù)來(lái)源于2008—2011年遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）方法介紹

本文在對(duì)建立的Panel Data模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，使用的樣本數(shù)據(jù)包含了截面、時(shí)期、變量3個(gè)方向上的信息。建立Panel Data模型的第一步就是檢驗(yàn)被解釋變量的參數(shù)是否對(duì)所有截面都是一樣的，即檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)符合哪種模型形式：無(wú)個(gè)體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型、含有個(gè)體影響的變系數(shù)模型，從而避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性并使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)。

本文主要考慮變截距不變斜率模型，該模型允許存在個(gè)體影響，并用截距項(xiàng)的差別來(lái)說(shuō)明，隨機(jī)誤差項(xiàng)反映被忽略的隨個(gè)體和時(shí)間變化因素的影響。確定模型形式后，判斷這一形式屬于固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，需要通過(guò)Hausman檢驗(yàn)來(lái)判定。

為了消除可能的異方差，我們對(duì)所有變量的數(shù)據(jù)都進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理，分別記為L(zhǎng)nFDI、LnG1、 LnG2和LnG3，這樣估計(jì)出來(lái)的系數(shù)就是有關(guān)變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)變量的彈性影響。運(yùn)用Eviews6.0進(jìn)行回歸分析來(lái)說(shuō)明外商直接投資對(duì)遼寧省14個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)的大小，以此來(lái)說(shuō)明外商直接投資對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的貢獻(xiàn)。根據(jù)以上分析，建立如下回歸模型：

其中和為待估計(jì)回歸系數(shù)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文的期望顯著為正，如果為正，就表示遼寧各地區(qū)外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有顯著的和積極的作用；如果為負(fù)，則表示外商直接投資對(duì)該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不具有積極作用，甚至出現(xiàn)消極的作用。

三、對(duì)遼寧省外商直接投資的描述性分析

為了對(duì)遼寧省外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系進(jìn)行更好的認(rèn)識(shí)，我們先對(duì)2007年到2010年遼寧省各地外商直接投資情況進(jìn)行分析，對(duì)各地區(qū)外商直接投資與三大產(chǎn)業(yè)的相關(guān)性進(jìn)行分析。

（一）2007年到2010年遼寧省各地區(qū)外商直接投資情況

圖1 2007-2010年遼寧省各地區(qū)外商直接投資數(shù)額 單位：萬(wàn)美元

圖1顯示，遼寧省各地區(qū)外商直接投資有較大差異。具體來(lái)看，沈陽(yáng)和大連作為遼寧省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域中心在吸引外商直接投資方面明顯強(qiáng)于其它地區(qū)，沈陽(yáng)市四年間外商直接投資總額為154億美元，平均額為39億美元，是全省平均額的7倍；大連市四年間外商直接投資總額107億美元，平均額為27億美元，是全省平均值的4.8倍；與此同時(shí)，剩余地區(qū)的外商直接投資則明顯小于沈陽(yáng)和大連，阜新、葫蘆島、朝陽(yáng)排名位居全省最后三位，三個(gè)地區(qū)四年間外商直接投資總額分別為1億美元、1.1億美元、1.2億美元，平均額分別為0.27億美元、0.28億美元、0.3億美元，分別為全省平均值的4.9%、5.1%和5.5%。

總體來(lái)看，遼寧省各地區(qū)外商直接投資總額逐年增多。遼寧省全省外商直接投資總額由2007年的36億美元增長(zhǎng)到2010年的120億美元，年均增長(zhǎng)35%；就各地區(qū)來(lái)看，外商直接投資增長(zhǎng)較快的地區(qū)有朝陽(yáng)、鞍山、鐵嶺等地區(qū)，年平均增長(zhǎng)速度分別為71%、70%、66%；增長(zhǎng)速度低于全省平均水平的地區(qū)有沈陽(yáng)、撫順、本溪、葫蘆島，年均增長(zhǎng)速度分別為26%、32%、31%、21%。

（二）外商直接投資與三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重的相關(guān)系數(shù)分析

外商直接投資對(duì)三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的影響，但是對(duì)不同地區(qū)和不同產(chǎn)業(yè)的影響差異較大，如對(duì)有些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的帶動(dòng)作用，而對(duì)別的產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用則并不顯著，這與某一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。為了清晰地看到不同地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)與外商直接投資的關(guān)系，我們分別計(jì)算三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重與外商直接投資的相關(guān)系數(shù)，如表1所示。

表1顯示，外商直接投資與不同產(chǎn)業(yè)的相關(guān)關(guān)系有較大差別。具體來(lái)看，遼寧省14地市中，外商直接投資與第一產(chǎn)業(yè)的相關(guān)系數(shù)大部分為負(fù)，說(shuō)明了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并沒有受到外商直接的推動(dòng)，反而呈反向關(guān)系；外商直接投資與第二產(chǎn)業(yè)的相關(guān)關(guān)系大部分為正，說(shuō)明了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展明顯受到外商直接投資的帶動(dòng)；外商直接投資與第三產(chǎn)業(yè)的相關(guān)系數(shù)沒有呈現(xiàn)一定的規(guī)律性，說(shuō)明了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與外商直接投資的關(guān)系在不同地區(qū)差異明顯。

從各地區(qū)來(lái)看，錦州、朝陽(yáng)、葫蘆島的第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展與外商直接投資呈顯著正向關(guān)系，說(shuō)明了這三個(gè)地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)受到外商直接投資的帶動(dòng)影響較為顯著；除葫蘆島、遼陽(yáng)、鞍山外，遼寧省絕大部分地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)與外商直接投資呈顯著正向關(guān)系，顯示了外商直接投資對(duì)遼寧省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)作用顯著；鞍山、遼陽(yáng)的外商直接投資與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈顯著正向關(guān)系，說(shuō)明這兩個(gè)地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)受外商直接投資帶動(dòng)作用顯著，而沈陽(yáng)、大連、撫順、本溪、丹東、阜新、鐵嶺、朝陽(yáng)等大部分地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與外商直接投資則呈顯著負(fù)向關(guān)系，說(shuō)明了外商直接投資并沒有對(duì)遼寧省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展形成帶動(dòng)作用，反而制約了遼寧省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

四、模型擬合及結(jié)果分析

為了對(duì)遼寧省各地區(qū)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的相關(guān)程度進(jìn)行定量分析，本文分別以第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占其GDP的比重的對(duì)數(shù)（LnG1、 LnG2和LnG3）為被解釋變量，以各地區(qū)實(shí)際利用外資額的對(duì)數(shù)（lnFDI）作為解釋變量，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸（為便于描述，以下簡(jiǎn)稱第一產(chǎn)業(yè)模型、第二產(chǎn)業(yè)模型、第三產(chǎn)業(yè)模型）。表2、表3給出了固定效應(yīng)變截距模型回歸結(jié)果。

注：回歸方程結(jié)果由Eviews6.0給出；括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值。

（一）基于第一產(chǎn)業(yè)模型的分析

為分析第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，先建立第一產(chǎn)業(yè)模型。首先，對(duì)變截距模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的 P值為0.0043，拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。因此采用固定效應(yīng)變截距模型。

表2、表3的固定效應(yīng)變截距模型回歸結(jié)果顯示，LnFDI變量前的系數(shù)顯著為負(fù)，表明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著外商直接投資的增加，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重出現(xiàn)下降趨勢(shì)。從而說(shuō)明外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不具有積極的作用。從其系數(shù)大小可知，遼寧省實(shí)際利用外資額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP中的比重就下降0.071個(gè)百分點(diǎn)。由此我們可以推測(cè)，外商直接投資并沒有流向遼寧省第一產(chǎn)業(yè)，而是流向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。

從固定效應(yīng)變截距模型估計(jì)結(jié)果也可看出，遼寧省各地區(qū)模型的截距項(xiàng)存在差異。其中固定效應(yīng)最高的三個(gè)地區(qū)分別是錦州、營(yíng)口、葫蘆島，而固定效應(yīng)最低的三個(gè)地區(qū)分別是盤錦、鞍山、遼陽(yáng)。

（二）基于第二產(chǎn)業(yè)模型的分析

為分析第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，本文先建立第二產(chǎn)業(yè)模型。首先，我們對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，第二產(chǎn)業(yè)模型的Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是5.095540，P值為0.0240，拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。為了進(jìn)一步確認(rèn)應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，再對(duì)模型進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果F值為58.984190，P值為0.0000，說(shuō)明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型，因此本文最終采用固定效應(yīng)變截距不變斜率模型。

表2、表3的固定效應(yīng)變截距模型回歸結(jié)果顯示，LnFDI變量前的系數(shù)顯著為正，表明第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在正相關(guān)關(guān)系，即外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有一定的積極作用。從其系數(shù)大小可知，遼寧省實(shí)際利用外資額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP中的比重就上升0.02個(gè)百分點(diǎn)。

從表1看出固定效應(yīng)模型中遼寧省各地區(qū)的變截距差異，說(shuō)明遼寧省外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的固定影響存在著明顯的地區(qū)差異。其中固定效應(yīng)最高的三個(gè)地區(qū)分別為盤錦、遼陽(yáng)、鐵嶺，而固定效應(yīng)最低的三個(gè)地區(qū)分別為丹東、沈陽(yáng)、大連。

（三）基于第三產(chǎn)業(yè)模型的分析

為分析第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，先建立第三產(chǎn)業(yè)模型。首先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，我們對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，第三產(chǎn)業(yè)模型的Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是4.475797，P值為0.03444，拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。為了進(jìn)一步確認(rèn)應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，再對(duì)模型進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果F值為162.891529，P值為0.0000，說(shuō)明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型，因此本文最終采用固定效應(yīng)變截距不變斜率模型。

表2、表3的固定效應(yīng)變截距模型回歸結(jié)果顯示，LnFDI變量前的系數(shù)顯著為負(fù)，表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重和外商直接投資之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系， 即外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)沒有推動(dòng)作用。從其系數(shù)大小可知，遼寧省實(shí)際利用外資額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP中的比重就下降0.016個(gè)百分點(diǎn)。

從表2可以看出，固定效應(yīng)模型中遼寧省各地區(qū)的變截距，說(shuō)明遼寧省外商直接投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的固定影響存在著明顯的地區(qū)差異。其中固定效應(yīng)最高的三個(gè)地區(qū)分別為沈陽(yáng)、丹東、大連，而固定效應(yīng)最低的三個(gè)地區(qū)分別為盤錦、遼陽(yáng)、本溪。

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