國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)中國(guó)少數(shù)民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

［摘 要] 本文用我國(guó)少數(shù)民族地區(qū)1985-2005年的數(shù)據(jù)，研究了民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例與民族地區(qū)國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明民族地區(qū)國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易對(duì)第二產(chǎn)業(yè)比例有顯著的影響，而且，國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易是民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例的單向Granger原因。

[關(guān)鍵詞] 國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 民族地區(qū) Granger檢驗(yàn)

一、前言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，世界各國(guó)產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系日益密切，共同構(gòu)成了世界經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)。在這個(gè)大系統(tǒng)中，一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化、升級(jí)都不是獨(dú)立進(jìn)行的，都要和世界上其他國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化相聯(lián)系。根據(jù)李嘉圖的比較優(yōu)勢(shì)和俄林的要素稟賦理論，隨著國(guó)際貿(mào)易發(fā)展到一定階段，在比較利益的驅(qū)動(dòng)下，會(huì)發(fā)生產(chǎn)業(yè)國(guó)際間的轉(zhuǎn)移。Balassa(1981)的階梯比較優(yōu)勢(shì)論進(jìn)一步認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展一國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)會(huì)發(fā)生變化。所以，國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是一個(gè)不斷進(jìn)行的過(guò)程，在這個(gè)過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)國(guó)家逐漸將某些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的國(guó)家，雙方的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因此都會(huì)發(fā)生變化。

國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可以采取兩種不同的方式：一種是以國(guó)際貿(mào)易方式實(shí)現(xiàn)國(guó)際分工和國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；另一種方式是采取國(guó)際直接投資的方式，在東道國(guó)內(nèi)移植、輸入生產(chǎn)要素。已有的關(guān)于國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的經(jīng)驗(yàn)研究主要是分別從國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易兩個(gè)角度來(lái)考察的，如劉宇(2007)和吳進(jìn)紅(2005)等人的研究，沒(méi)有將國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易結(jié)合起來(lái)考察對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，也沒(méi)有將少數(shù)民族地區(qū)作為一個(gè)整體來(lái)考察。本文的目的是從經(jīng)驗(yàn)分析的角度來(lái)研究民族地區(qū)國(guó)外直接投資、對(duì)外貿(mào)易對(duì)民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。本文認(rèn)為國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易都是國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重要工具，考察對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不能分割開(kāi)來(lái)，而應(yīng)都作為解釋變量進(jìn)行分析，只有這樣，才能更準(zhǔn)確地分析兩者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，否則容易出現(xiàn)解釋變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)，導(dǎo)致估計(jì)量是有偏誤且不一致的。由于民族地區(qū)尚處在工業(yè)化之中，因此本文以民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象。全文安排如下，第二部分說(shuō)明所使用的計(jì)量模型和數(shù)據(jù)來(lái)源，第三部分是對(duì)計(jì)量模型的估計(jì)和檢驗(yàn)，最后給出本文的結(jié)論。

二、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)來(lái)源

一個(gè)國(guó)家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)取決于很多因素，除了本文要分析的國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易外，還包括國(guó)家和地方的產(chǎn)業(yè)政策、商業(yè)環(huán)境、中央政府和地方政府的經(jīng)濟(jì)管理能力等等。所以首先考慮下面的模型:

SIRt=a0+b11nFDIt+b2INFt+ut （1）

其中SIR表示民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比例；FDI表示民族地區(qū)獲得的國(guó)外直接投資，用外商直接投資總額來(lái)衡量；FT表示民族地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易，用進(jìn)出口總額來(lái)衡量；u表示剛提及的但模型省略的對(duì)民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)施加影響的其他因素。為了消除異方差，同時(shí)也便于對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行解釋，對(duì)變量作對(duì)數(shù)變換，用符號(hào)ln表示，其中民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例SIR由于已經(jīng)是百分比，無(wú)需進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。解釋變量前的系數(shù)bj表示半彈性的含義。

受到數(shù)據(jù)收集的限制，本文所指的民族地區(qū)是指內(nèi)蒙古、廣西、貴州、云南、青海、寧夏和新疆7個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)）。民族地區(qū)FDI和FT的數(shù)據(jù)取自歷年民族地區(qū)各?。ㄗ灾螀^(qū)）《統(tǒng)計(jì)年鑒》并加總求得，然后根據(jù)美元的通脹率轉(zhuǎn)換成1985年不變價(jià)的實(shí)際值，而美元通脹率數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒》中美國(guó)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）。民族地區(qū)SIR的數(shù)據(jù)首先根據(jù)民族地區(qū)歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》中第二產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)將第二產(chǎn)業(yè)增加值統(tǒng)一換算成1978年不變價(jià)的實(shí)際值，然后加總求得民族地區(qū)總的第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值，同樣的方法可以求得民族地區(qū)總的GDP實(shí)際值，除第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值就可以得到第二產(chǎn)業(yè)比例SIR。由于民族地區(qū)國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易的數(shù)據(jù)大多是從1985年開(kāi)始記錄的，所以本文分析的數(shù)據(jù)時(shí)間段是1985年～2005年。

注:對(duì)數(shù)值可以直觀地看出變量的變化率，其斜率表示增長(zhǎng)率。

各變量隨時(shí)間變化的趨勢(shì)見(jiàn)圖。第二產(chǎn)業(yè)比例存在明顯的上升趨勢(shì)，說(shuō)明民族地區(qū)仍處于工業(yè)化進(jìn)程當(dāng)中。民族地區(qū)進(jìn)出口總額從也呈現(xiàn)明顯的上升態(tài)勢(shì)。民族地區(qū)國(guó)外直接投資也具有較為明顯的上升趨勢(shì)，但存在較大波動(dòng)。我國(guó)在對(duì)外開(kāi)放之初，僅沿海地區(qū)被列為開(kāi)放地區(qū)，并享受優(yōu)惠政策，直到1992年，對(duì)國(guó)外直接投資的優(yōu)惠政策才擴(kuò)展到內(nèi)陸省區(qū)以及東北、西南、西北的邊界城市。因此，民族地區(qū)國(guó)外直接投資在1992后才開(kāi)始迅速增加。

三、參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)

方程(1)可能出現(xiàn)解釋變量lnFDI和lnFT與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)，即lnFDI和lnFT為內(nèi)生變量的情況，這時(shí)，直接使用最小二乘法（OLS）會(huì)出現(xiàn)偏誤。可以進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)來(lái)判斷變量的內(nèi)生性，如果是內(nèi)生變量，則需要利用向量自回歸模型（VAR）進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，否則可以直接估計(jì)方程(1)。

1.格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)

從圖1中可以看出，所有的變量都呈現(xiàn)出較為明顯的上升趨勢(shì)，而且民族地區(qū)國(guó)外直接投資1992年前后存在明顯的變化，所以考慮如下的VAR(q)模型：

（2）

其中yt=(SIRt，1nFDIt，1nFT)1’;xt=(1，t，Du)’示確定性變量，包括截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量Du=0表示1992年以前，=1表示1992年以后(含1992年）;A表示xt對(duì)應(yīng)的系數(shù)矩陣，引入趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量的作用是除去趨勢(shì)和結(jié)構(gòu)變化的影響，將變量轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列;Bi表示yt的滯后項(xiàng)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)矩陣;q表示滯后階數(shù);ηt表示隨機(jī)誤差向量。

Granger因果檢驗(yàn)方法是對(duì)Bi中的系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)①，比如檢驗(yàn)原假設(shè)，其中表示矩陣Bi中第二行第一列所對(duì)應(yīng)的系數(shù)。如果拒絕了原假設(shè)，表明至少有一個(gè)SIR的滯后項(xiàng)對(duì)lnFDI施加影響，可以認(rèn)為SIR是lnFDI的Granger原因，即模型(1)中的變量lnFDI可以看成是內(nèi)生變量，因?yàn)榇嬖赟IR對(duì)lnFDI的反饋?zhàn)饔?；如果接受了原假設(shè)，則可以認(rèn)為lnFDI是外生變量。對(duì)該假設(shè)可以使用似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR=-2(logl有約束-logl無(wú)約束)～χ2(m)，其中l(wèi)ogl有約束和logl無(wú)約束分別對(duì)應(yīng)著約束成立時(shí)和約束不成立時(shí)上述VAR(q)模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，m表示約束個(gè)數(shù)，這里等于滯后階數(shù)q。

注：*、**和***分別表示統(tǒng)計(jì)量在1%、5%和10%顯著水平上是顯著的。

滯后階數(shù)q的選擇會(huì)影響Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果，由于是年度數(shù)據(jù)，且樣本量較小，本文僅考慮q最大等于3的情況，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。從表1可以看出，SIR和lnFDI、lnFT之間是單向Granger原因關(guān)系，即lnFDI和lnFT是SIR的Granger原因，但是SIR不是lnFDI、lnFT的Granger原因，不存在從SIR到lnFDI和lnFT的反饋，所以可以認(rèn)為模型（1）中l(wèi)nFDI和lnFT是外生變量。

2.參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由于lnFDI和lnFT可以看成是外生變量，因此可以直接用OLS估計(jì)下列方程

SIRt=a0+a1t+a2Du+b11nFDIt+b21nFTt+ut （3）

并對(duì)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)以判斷FDI和FT是否對(duì)SIR具有顯著的影響。方程(3)與(1)的區(qū)別僅在于引入了趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量Du以保證變量的平穩(wěn)性。方程(3)中可能存在序列相關(guān)和異方差的問(wèn)題，可以利用Eviews中的AR命令進(jìn)行序列相關(guān)校正，同時(shí)計(jì)算了White的異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)OLS標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了校正，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

注：*、**和***分別表示統(tǒng)計(jì)量在1%、5%和10%顯著水平上是顯著的。

從表2可以看出，所有的系數(shù)，包括趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量前的系數(shù)都是顯著的，表明FDI和FT對(duì)SIR具有顯著的影響。方程（3）解釋變量前的系數(shù)是半彈性，因此估計(jì)結(jié)果表明FDI對(duì)SIR的彈性是0.0173，即如果FDI增加1%，則SIR平均而言將增加0.0173個(gè)百分點(diǎn)。同理如果FT增加1%，則會(huì)使SIR平均增加0.0294個(gè)百分點(diǎn)。

四、結(jié)論

估計(jì)結(jié)果表明國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的兩個(gè)重要因素—國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易對(duì)民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例具有統(tǒng)計(jì)上顯著的影響。估計(jì)結(jié)果還表明民族地區(qū)國(guó)外直接投資、對(duì)外貿(mào)易和民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例之間是單向的Granger因果關(guān)系，即民族地區(qū)國(guó)外直接投資、對(duì)外貿(mào)易是民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例的Granger原因，但民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比例對(duì)國(guó)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易沒(méi)有影響。這在一定程度上表明民族地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況對(duì)國(guó)外直接投資還缺乏足夠的吸引力，對(duì)出口的促進(jìn)作用有限。這意味著民族地區(qū)的國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要是受到外部因素—國(guó)際經(jīng)濟(jì)政治環(huán)境的影響，民族地區(qū)更多地是被動(dòng)地接收國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，其自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和已有的優(yōu)惠政策對(duì)國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移缺乏主動(dòng)吸引力。因?yàn)榕c東部地區(qū)，甚至中部地區(qū)相比，民族地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，人均收入低，商業(yè)環(huán)境落后，遠(yuǎn)離全國(guó)經(jīng)濟(jì)中心—東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，所以對(duì)外資缺乏足夠的吸引力，當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力也停滯不前。

但另一方面，民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的落后也意味著民族地區(qū)具有發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢(shì)的潛力，通過(guò)直接引進(jìn)最先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備，能夠以更快的發(fā)展速度追趕東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。民族地區(qū)地域遼闊，擁有豐富的自然資源，能夠?yàn)闁|部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供重要支持。而且充分發(fā)揮民族地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，提高少數(shù)民族地區(qū)的人均收入，縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差距，對(duì)實(shí)現(xiàn)全國(guó)各地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展，社會(huì)的和諧發(fā)展具有重要的意義。因此，中央政府和?。ㄗ灾螀^(qū)）政府可以從促進(jìn)國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的角度對(duì)民族地區(qū)給予更多的政策支持、技術(shù)支持和資金支持，從而加快民族地區(qū)工業(yè)化、現(xiàn)代化的步伐，實(shí)現(xiàn)全國(guó)地區(qū)間、民族間的和諧發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

[1]Balassa，Bela:The newly industrializing countries in the world economy[M].New York:Pergamon Press，1981

[2]漢密爾頓:時(shí)間序列分析[M].靳云匯等譯.北京:中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，1999

[3]劉 宇:外商直接投資對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析:基于面板數(shù)據(jù)模型的研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2007，1:125～134

[4]朱寶憲 吳洪等譯:薩爾瓦多:國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:清華大學(xué)出版社，1998

[5]吳進(jìn)紅:對(duì)外貿(mào)易與長(zhǎng)江三角洲地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2005，4:58～62