FDI對江蘇省產業結構調整的影響分析

陸犇

摘 要：作為發展中國家，FDI在我國占有重要地位，目前中國已是全球第三大FDI目的地。同時，大量的FDI流入顯著地推進了江蘇省產業結構調整。本文以研究？FDI？對于江蘇省產業結構調整的影響作為主線，分析表明？FDI？能促進產業結構的調整與經濟的發展。其次分析FDI及產業結構特點現狀，綜合大量數據對江蘇利用FDI對其結構影響進行計量分析，最后根據結論提出建議。

關鍵詞：外商直接投資；江蘇省；產業結構；實證分析

一、江蘇省FDI與產業結構分析

1.江蘇省外商直接投資額持續增長

江蘇于改革開放時已開始吸收FDI。1992年之前規模較小，從1985到1992年江蘇共利用FDI？20.55億美元，比1993年的FDI利用額30.02億美元少許多。由于我國經濟迅猛發展及市場開放的需求，國家發布了許多可吸引外資的優惠性政策，這也使得江蘇省吸收的FDI在逐漸上升。2000年-2008年，除了2004年以外，江蘇省利用FDI連續維持增長趨勢于2002年首次沖破了100億美元；2003年和2002年比較是增長最快的一年，同比增長率為52.44%，江蘇158.02億美元的實際利用FDI額首次超越廣東居全國首位；2009年江蘇省實際利用FDI 253.2億美元，同比增長0.8%，這是在全國利用FDI金額比2008年降低2.56%的背景下發生的；2010年又開始加速增長；2013年受中國金融風暴影響同比上升率成負數。

2.新協議合同的審批愈加嚴苛

從2004年起，省對新協議合同的審批愈加嚴苛，合同數量在逐漸減少，由2003年的7301個削減到2014年的3031個；FDI總量雖在增加，但是增速已經減緩甚至下降，由2003年的52.44%到2014年比上一年還下降14.2%。這說明江蘇省利用FDI更重視招商“選”資，量減質增。

3.外商獨資經營企業占比上升，外商獨資化態勢在加快

2000年后外商獨資經營企業占比呈上升趨勢。2012年江蘇省外商獨資經營企業3414家，占總的82.15%，是歷年比例最高的。而合資經營企業占比由1995年的80.71%降低至2013年的18.30%。此表明我國經濟領域對于外商投資的開放程度在逐步擴大，外商也有機會在華獨立開辦公司。外資企業的技術水平逐年提升的同時，跨國公司更加傾向于通過獨資經營的途徑來滿足其內部化需求，以此達到加強對核心技術的保密目標。

4.投資主體以亞洲為主

2013年FDI來源前五名國家或地區按序是香港、日本、新加坡、臺灣和美國，總計投資250.58億美元，占總投資比例為75.32%，前四位都是亞洲國家或地區；香港名列榜首，其投資的185.30億美元占總的55.71%。這種趨向和特性正在日益深化。

5.FDI主要投向蘇南，蘇中和蘇北的較少

2000年，江蘇實際利用的64.24億美元FDI里有87.59%投向蘇南地區，僅有4.86%和7.55%分別投向了蘇中與蘇北；2013年，江蘇省實際利用的332.59億美元FDI中有66.98%投向蘇南地區，僅有16.24%和16.78%分別投向了蘇中與蘇北。雖然蘇中與蘇北利用FDI占比已有所增加，但是三者間吸引FDI差距仍然較大。

二、FDI對江蘇省產業結構影響的實證分析

1.數據的選取和說明

影響產業結構調整的原因有很多，例如固定資產投資、國家政策等。假設其它因素固定不變，僅分析江蘇省實際利用FDI與三次產業結構變化的關系。選取1991年-2014年實際利用FDI額與三次產業增加值占當年GDP比重。

2.模型的設定

由于FDI對產業結構的影響有滯后，故創建一個以實際利用外資額X為解釋變量，以三次產業比例Y為被解釋變量的無限分布滯后模型，方程如下：

Yt=α+β0Xt+β1Xt-1+β2Xt-2+…+ut （1）

然后把模型轉換成僅有一個本期Xt與滯后一期Yt-1的自回歸模型，即把公式（1）轉換成庫伊克公式：

Yt=α（1-λ）+β0Xt+λYt-1+（ut-λut-1） （2）

其中，β0是常數，λ是分布滯后衰減率，1-λ是調整速度，0<λ<1，λ值越接近于0，衰減速度越快。

3.模型檢驗結果和分析

使用Eviews6.0軟件對公式（2）作回歸分析，結果如下。

（1）FDI對第一產業的影響

Y=0.299789+0.000136X+0.911243Y-1

（0.235714） （0.043948） （12.68949）

R2=0.978120，DW=1.119876，F=447.0296

其中：α=a/（1-λ）=0.299789/（1-0.911243）=3.377638；

β1=β0λ=0.000136*0.911243=0.502827；

β2=β0λ2=0.000136*0.9112432=0.458198；

β3=β0λ3=0.000136*0.9112433=0.417530……

整理得出Yt=3.377638+0.000136Xt+0.502827Xt-1+0.458198Xt-2+0.417530Xt-3…

由模型可知，R2值和F值均很大，這表明模型擬合程度很好，而FDI項的系數不明顯，這表明FDI對江蘇第一產業GDP比重變化影響很小，而λ值較顯著。從相關系數可知，江蘇省當年實際利用FDI每添加一單位，當年第一產業增加值占GDP比重就添加0.000136%，第t+1年增加0.502827%，第t+2年增加0.458198%，隨著歲月的流逝，影響由增強到減弱，直到消失。

（2）FDI對第二產業的影響

Y=2.647424-0.006057X+0.965762Y-1

（0.509181）（-3.102473） （9.754166）

R2=0.831384，DW=0.749201，F=49.30628

其中：α=a/（1-λ）=2.647424/（1-0.965762）=77.324143；

β1=β0λ=（-0.006057）*0.965762=-0.005850；

β2=β0λ2=（-0.006057）*0.9657622=-0.005649；

β3=β0λ3=（-0.006057）*0.9657623=-0.005456……

整理得出Yt=77.324143-0.006057Xt-0.005850Xt-1-0.005 649Xt-2-0.005456Xt-3…

由模型可知，R2值和F值均較高，這表明模型擬合程度很好，FDI項系數顯著，這說明FDI對江蘇第二產業GDP比重變化影響很大，而λ值也較顯著。從相關系數可知，江蘇省當年實際利用FDI每添加一單位，當年第一產業增加值占GDP比重就減少0.006057%，第t+1年減少0.005850%，第t+2年減少0.005649%，隨著歲月的流逝，影響會逐步降低，直到消失。

（3）FDI對第三產業的影響

Y=2.586078+0.005292X+0.926828Y-1

（0.858445） （1.339221） （9.381780）

R2=0.965502，DW=1.807547， F=279.8703

其中：α=a/（1-λ）=2.586078/（1-0.926828）=35.342453；

β1=β0λ=0.005292*0.926828=0.004905；

β2=β0λ2=0.005292*0.9268282=0.004546；

β3=β0λ3=0.005292*0.9268283=0.004213……

整理得出Yt=35.342453+0.005292Xt+0.004905Xt-1+0.004 546Xt-2+0.004213Xt-3…

由模型可知，R2值和F值均較大，這表明模型擬合程度很好，FDI項系數較大，這說明FDI對江蘇第三產業GDP？比重變化影響較大，而λ值較顯著。從相關系數可知，江蘇省當年實際利用FDI每添加一單位，當年第一產業增加值占GDP比重就添加0.005292%，第t+1年增加0.004905%，第t+2年增加0.004546%，隨著歲月的流逝，影響逐步降低，直到消失。

由以上三個分析得出，由于同一時間段Y1+Y2+Y3= 100%，有升必有降，FDI的增加將提升江蘇第一和第三產業的占比而減少第二產業的占比，其中對第二產業影響最大。另外，FDI對江蘇省三次產業的滯后很長，三產業λ值都在0.9以上，這說明江蘇產業結構占比不但當年受FDI影響，并且之后FDI對其各個滯后期也有影響。FDI的引入使得江蘇產業結構從“二三一”模式向“三二一”模式逐步轉換，推動江蘇產業結構的優化調整。由此可見，通過大量引入FDI可提高第一、第三產業增加值占GDP比重，進而達到優化產業結構的目的。

4.模型檢驗

（1）平穩性檢驗

在顯著性水平1%、5%、10%下，變量Y1、Y2、Y3、X原序列的t統計值比相應臨界值大，從而不能拒絕H0，序列有單位根，為非平穩序列。而它們的二階差分序列可以拒絕H0，序列無單位根，為二階單整序列。

（2）協整檢驗

運用單一方程的EG兩步法協整檢驗分析江蘇實際利用FDI和其三個產業結構的變化之間是否存在協整關系。先作兩變量間OLS回歸，再檢驗回歸殘差是否平穩。

在顯著性水平1%、5%、10%下，三產業的t統計值均比相應臨界值低，表示殘差序列沒有單位根，為平穩序列，故江蘇實際利用FDI與其三個產業間是協整的，說明它們間有長期均衡關系。

三、江蘇利用FDI發展存在的困難和問題

1.FDI產業投向不合理

FDI對江蘇三次產業的投放傾向度各異，第一產業吸引FDI量最少，規模也不大。大部分外資主要流向第二產業，2013年其實際利用FDI183.09億美元，占總的55.05%，其中制造業占總投資額的95%，采礦業、電氣及水的生產和供應業和建筑業占比卻很低，FDI過于投向資本密集型和勞動密集型產業，對高新技術產業、高端制造業等產業的投資過少。第三產業里由于一些壟斷性行業的開放度不高，因此投資的規模不如第二產業，且投資結構不合理，FDI傾向于高利潤產業而忽視現代服務業。

2.外資獨資化阻礙產業結構合理布局

2013年外商獨資經營企業的實際利用外資額占總的81.26%，而中外合資企業只有18.30%，外商投資股份企業與中外合作企業也只有0.44%。獨資化傾向使得經營發展方向游離于中國行業監管，增加了政府宏觀調控難度，容易形成市場壟斷，影響省產業產業結構的合理布局和調整。

3.FDI區域分布不均導致區域產業結構不均衡

江蘇利用FDI表現出了“南高北低”的趨勢。2013年蘇南、蘇中與蘇北的三次產業于地區生產總值的占比分別是2.3：50.3：47.4、6.9：52.1：41、12.5：46.9：40.6，可見蘇南產業結構最合理，蘇中其次。由利用FDI額與對江蘇省經濟貢獻度可見，江蘇利用FDI區域分布并不均衡。2013年蘇南利用FDI的規模為蘇中與蘇北的4.12倍與3.99倍，而蘇南的外企對于當地經濟的貢獻度為蘇中與蘇北的1.60倍與2.42倍。

4.服務業利用FDI相對滯后

江蘇FDI大多用于制造業上，而服務業的FDI就大多投入房地產業，使得其利用FDI滯后顯著。在2010年之前，江蘇省的服務業利用FDI占全省比例比30%低，直至2011年才開始提高36.5%。2013年江蘇省信息傳輸業、計算機服務業及軟件業利用FDI占總的1.59%，衛生業、社會保障業和社會福利業與文化業、體育和娛樂業的比例也分別僅有0.01%與0.52%。

四、對策及建議

根據前文的實證分析，認識到經濟發展過程中更好地引導FDI的產業導向，可以更利于產業結構優化升級。

1.加大第一、第三產業投資力度使產業結構趨向合理化

政府需要因地制宜，把外資引導入本地支柱型產業，并擬定有關政策來推動FDI向第一、第三產業蔓延。加大農業基礎建設，指引外資投向綠色高效能的農業，提升農業科技水平，推進農業現代化趨勢。大量吸引外資投向第三產業，擴大壟斷領域，完善競爭機制，引導其流向綜合技術服務業、社會福利業等薄弱部門。政府需要擬定產業策劃，經過貸款優惠和稅收減免等方式來指引FDI投入高新技術領域。

2.創新利用外資方式，推動產業結構優化升級

一方面，政府要漸漸取締外資各項優惠政策，讓內資和外商投資企業享受同樣地位。然后增強對FDI的引導和監督，對于那些投資大、靠國內的力量很難短期內快速發展的產業要放開規模限制，同意外商獨資或者合資。另一方面，需打破以創建投資為主的利用外資方法，擴大渠道。鼓舞外企使用兼并、收購和參股等方法重組產業鏈。大量引入各種投資基金，招引跨國公司設立研發中心、結算中心、地區分部等功能性機構在江蘇。

3.引導FDI跨區域流動以推動產業結構調整

FDI在江蘇的區域分布明顯失衡，蘇南占主要位置，蘇中蘇北占比偏小，這不但加大了南北經濟發展差距，也扼制著江蘇整體經濟可持續發展及產業結構的調整升級。各區域要發揮本身優勢，招攬不一樣類型FDI，引導其跨區域流動以推動產業結構優化。蘇南需制造條件引入高技術、高附加值的項目，吸引外資企業設立研發基地，重點提高利用FDI的質量和水平。為此，蘇中和蘇北需把握FDI向長三角區域聚集的投資機會，完善投資環境，利用優越的生態環境、人力資源充裕等優勢，承接外商的資本加工型和勞動密集型產業的遷移。

4.完善投資環境，加強服務業利用外資力度

改善投資環境是吸引高質量的外國投資的一個重要因素，根據江蘇省實際情況以及世貿組織的相關規定，繼續擴大對外開放，尤其是服務業。在硬環境上，應深入美化環境，完善公共服務設備；在軟環境上，依照市場經濟發展的需求，推動改革行政審批制度及簡化審批手續。江蘇省服務業競爭能力差，開放度不高，應把握現今上海自貿區成立發展的機遇，實現跨越式融合發展制造業和服務業。積極推動服務外包轉型升級到高層次，引進國外先進技術、設備和管理經驗，拓展風險投資、科研設計等服務業利用FDI新領域。

五、結論

本文通過對FDI對江蘇省產業結構調整影響進行理論和實證研究，采用三次產業GDP和實際利用FDI總額1991年-2014年數據作為樣本，采用庫伊克模型作實證研究，得出FDI對三次產業結構調整的影響存在差異，其中受作用最大的為第二產業，然后是第三產業，最后第一產業受作用最小。通過分析兩者現狀和特點，得出FDI對產業結構調整的影響為雙重性，一方面其優秀的技術、豐富資金和完善管理模式對江蘇省產業結構調整是有利的，然而另一方面由于投資者較傾向于投資盈利高的制造業，使得江蘇三次產業間比例有較大偏差。所以需謹慎合理地引進外資，引導其投資方向，完善投資環境，才可發揮外資對產業結構調整的積極作用。

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