外商直接投資對江蘇省產業結構影響的實證研究

[摘要] 文章應用Engle--Grange協整檢驗和Granger因果關系檢驗對外商直接投資對江蘇省產業結構的影響進行了實證研究。研究結果表明:外商直接投資對江蘇省的產業結構調整有著較顯著效應，但兩者之間不存在長期穩定的關系。在此基礎上，文章提出利用外商直接投資促進江蘇省產業結構優化的政策建議。

[關鍵詞] 外商直接投資 產業結構優化 協整檢驗

一、前言

作為全國GDP大省和長江三角洲的重要省份，江蘇省利用自己的地域優勢搶占先機，在吸引FDI上一直處于領先地位。2002年，江蘇省實際吸引FDI數量總計達到103.66億美元，全國排名第二。2003年，江蘇省實際吸引的FDI達105.64億美元，全國排名第一，占全國總量的19.8％。至此，江蘇省實際吸引FDI的數量在全國一直高居榜首。大量外資的涌入對江蘇省的經濟發展起到了極大的促進作用，對江蘇省產業結構調整也產生了深刻的影響。而根據有關學者的研究，江蘇省目前正處在以產業結構升級為特征的工業化后期階段，因此研究FDI對產業結構的影響對于蓄勢待發的省內經濟來講顯得尤為重要和迫切。

在以往的研究中，普遍認為FDI對產業結構的調整有正負兩種效應，而正效應占主導地位。在江蘇省產業結構調整和FDI的關系上較為一致的觀點是FDI一方面加速了江蘇省工業化進程，另一方面又加大了江蘇三次產業的結構偏差。但是本文作者認為以往的這些研究很多都是基于更高層次上，針對性不強。已有的關于江蘇省FDI與產業結構關系的研究也只是一般理論上的論述或是對數據的簡單分析，缺乏實證研究。基于此，本文將運用時間序列分析和Granger因果檢驗進一步驗證外商直接投資對江蘇省產業結構的優化關系。

二、外商直接投資對江蘇省產業結構影響的實證分析

時間序列分析方法由Box-Jenkins (1976) 年提出，與經典經濟計量學不同的是時間序列分析方法明確考慮時間序列的非平穩性。如果時間序列非平穩，則要通過差分把它變換成平穩的時間序列，否則所建模型將存在“偽回歸”之嫌。

本文首先對所選數據進行ADF單位根檢驗，以確定其平穩性，如果一組時間序列是同階單整序列（非平穩），則進一步用EG法對其進行協整檢驗。Engle和Granger (1987)指出如果兩個或兩個以上的非平穩時間序列的線性組合能構成平穩的時間序列，則稱這些平穩時間序列是協整的，說明存在長期穩定關系。在協整的基礎上文章對該組時間序列進行了簡單的建模分析。對于一組同階單整序列，文章進一步對其進行了格蘭杰因果關系檢驗，從另一個角度確定FDI與江蘇省產業結構變化之間的關系。

1.數據選擇和特征說明

GDP是一個能反映經濟增長的重要指標，為全面反映江蘇省產業結構的變化本文同時選擇三次產業的GDP比例構成的歷年數據進行計量分析。同時江蘇省的FDI主要是在20世紀90年代初期得到發展的，因此我們把樣本區間選定在1988年至2005年間（見圖1、圖2，數據來源：歷年江蘇統計年鑒）。

圖1 1988年～2005年度江蘇省GDP產業構成

圖2 1988年～2005年度江蘇省FDI總量

從圖1、圖2可以很明顯地看出江蘇省FDI總量幾乎每年都已較快的速度增加，尤其在1992年、1993年及2002年、2003年兩時期增幅較大。而隨著FDI總量的增加，第一產業GDP比例呈均勻下降趨勢，第二、三產業GDP比例整體上呈上升趨勢，但第二產業GDP比例在1995年～2000年間有所回落。總體來看，三次產業的GDP比例增長率以三、二、一順序依次排列；從1988年至2005年，三次產業結構基本上實現了從二、一、三到二、三、一的歷史性轉變。從以上分析可看出FDI和產業結構的轉變似乎存在著某種關聯，但這種關聯性到底有多大，我們進一步可通過建立模型并用Eviews5軟件進行分析驗證。

2.模型的建立

影響產業結構升級的因素有多種，FDI只是理論上起作用的其中一種。為了單獨衡量FDI對產業結構調整的作用，我們把其它影響因素合并為一體并假設其它因素固定不變，同時為消除異方差的影響進一步對變量取對數，得到方程

LnLSi＝a＋bLnFDI＋c（i＝1，2，3）

其中，FDI為每年實際外商直接投資額，LSi為每年第i產業產值占當年GDP總量的比重，c為隨機變量。

3.單位根檢驗

文中所采用數據均為時間序列，為了保證模型的有效性，我們首先要對數據進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1 單位根檢驗結果

△ 表示一階差分；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上拒絕原假設，以下同。

檢驗結果顯示除LnLS1外，其余各變量都有單位根，但它們的一階差分是平穩的，即LnFDI分別和LnLS2、LnLS3構成一階單整序列。

4.協整檢驗

由于LnLS1與LnFDI構不成同階單整序列，因此我們只檢驗LnFDI和LnLS2、LnLS3之間是否存在協整關系。這里我們采用Engle-Grange 兩步法(也稱 EG法)對其進行協整檢驗，檢驗式中不包括趨勢項和截距項，檢驗結果見表2。

表2 殘差平穩性檢驗結果

檢驗結果顯示在顯著性水平為10％的情況下， et2非平穩，但et3是平穩的，即LnFDI和LnLS2之間不存在長期的均衡關系， LnFDI和LnLS3之間存在著長期均衡關系。由此我們可以得到LnLS3與LnFDI的協整方程：

LnLS3＝3.237854+0.067449LnFDIR2＝0.833338

從回歸結果看R2的值比較高說明方程擬和程度比較高，LnFDI的系數說明外商直接投資與江蘇省第三產業GDP比例存在著長期的均衡關系，且FDI每上升一個百分點，第三產業GDP比例將提高0.67個百分點。

5.因果關系檢驗

由于LnFDI、 LnLS2、LnLS3都是一階差分平穩過程，都是奇次非平穩時間序列，因此我們可進一步對之進行格蘭杰因果關系檢驗。我們分別選擇時滯期為2、3、4時進行檢驗。

LnLS2和FDI的因果關系檢驗顯示，只有在時滯期為4時，假設“LnFDI不是LnLS2的格蘭杰原因”的P值（P值表示接受零假設的概率，P值越小說明自變量對因變量的預測能力越強）為0.09082，原假設遭到拒絕。在時滯期為2、3時，其P值均在0.2以上，即只有20％以上的概率接受原假設，屬于大概率事件，因此我們不能否認LnFDI不是LnLS2的格蘭杰原因。而在假設“LnLS2不是LnFDI的格蘭杰原因”中，假設遭拒絕的概率都較小，因此我們接受LnLS2不是LnFDI的格蘭杰原因。

同理，在LnLS3與LnFDI的因果關系檢驗中，假設“LnLS3不是LnFDI的格蘭杰原因”的P值整體較大而假設“LnFDI不是LnLS3的格蘭杰原因”的P值整體較小，因此我們得出結論LnFDI是LnLS3的格蘭杰原因，但LnLS3不是LnFDI的格蘭杰原因。

三、 結論

1.在1988年至2005年之間江蘇省產業結構變化和FDI之間存在著一定的均衡的關系。

2.因果關系檢驗發現，FDI是產業結構變化的重要原因，但產業結構的變化不是FDI變化的原因。

3.FDI對江蘇省不同產業GDP變化的影響程度不同，其中對第三產業的影響程度最大，隨著FDI總量的逐年增加，第三產業GDP比例呈較穩定的上升趨勢；第二產業其次，FDI對第二產業GDP比例的增加有促進作用，但兩者之間并不存在長期穩定的均衡關系；FDI對第一產業GDP比例的影響不大。

四、政策和建議

1.總體規劃，順勢利導，把引資重點調整到第三產業和第一產業上

當前，隨著全省產業結構調整進入攻堅期，吸引FDI的重點不能再只是強調吸引一般意義上的 FDI上，而應該針對特定產業引導 FDI流入。從目前江蘇省FDI在三次產業的分布比例來看，第一產業和第三產業利用外資的比例偏低，第一產業不到1％，第三產業則維持在10％左右。但從絕對數的角度來看，第一產業和第三產業的增長的速度則以絕對的優勢超過第二產業，這說明第一、三產業在利用FDI上還有很大潛力。特別是當前省內外環境的變化都給第三產業的發展提供了大好的機遇，江蘇省一定要抓住這內外機遇，充分運用產業導向把外資引導到第三產業上來，從而使江蘇省步入高服務化的產業結構升級新階段。另外在第一產業上也要實行政策傾斜，以引導外商增加對第一產業的投資，從而促進第一產業更快更好的發展。

2.注重質量，揚長避短，提高外資利用效率

要充分發揮外資的優勢為我所用，但又不能過分地依賴外資。我們要變被動為主動，積極調整引資政策變招商引資為招商選資，加強對進入的FDI的質量監控。要逐漸減少FDI對勞動密集型和一般工業的投入，積極引導FDI流向技術密集型行業和高新技術行業，特別是一些技術基礎比較薄弱的部門，充分利用外資的技術外溢、技術轉讓來實現產業的技術升級。此外，在利用外資的同時，還要注意產業安全，加強對轉讓技術的消化吸收和對核心技術的控制和研發，以防形成受控于他人的被動局面。

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。