以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角實(shí)證分析青島市引進(jìn)外資績效

摘要:對(duì)于引進(jìn)外資績效的衡量，由于切入點(diǎn)、視角和評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的不同，導(dǎo)致了研究分析范圍的不同。外資主要包括對(duì)外借款、外商直接投資和外商其他投資。本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度實(shí)證分析青島市外商直接投資績效，在分析了1999—2005年青島FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征與青島GDP的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的基礎(chǔ)上，通過面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析FDI對(duì)青島市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

關(guān)鍵詞:外商直接投資;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);面板數(shù)據(jù)

一、文獻(xiàn)綜述

(一)理論研究現(xiàn)狀

國內(nèi)學(xué)者對(duì)于外商直接投資績效的問題有許多較為深入的研究。由于對(duì)問題的視角和切入點(diǎn)的不同，國內(nèi)學(xué)者對(duì)于外商直接投資績效的研究主要集中于以下幾個(gè)方面:(1)研究外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題。從總體上對(duì)這一問題研究，例如:沈坤榮(1999)討論了外國直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，認(rèn)為外國直接投資促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)增長，而且對(duì)全要素生產(chǎn)率有正的影響。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)角度進(jìn)行研究，例如:米運(yùn)生(2006)研究表明，中國FDI配置效率的區(qū)域差異特征明顯。在動(dòng)態(tài)趨勢方面，東部優(yōu)勢減弱，中部綜合優(yōu)勢明顯;(2)著眼于外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)的研究。例如:唐正康、繆克平(2003)對(duì)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了簡略的綜述;(3)分析研究外商直接投資對(duì)環(huán)境污染的影響。例如:劉春光、尹華(2008)根據(jù)我國1985～2005年實(shí)際利用外商直接投資額和工業(yè)廢氣排放量的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為在從長期中，外商直接投資加劇了我國環(huán)境質(zhì)量的惡化;(4)研究外商直接投資與人力資本的關(guān)系問題。例如:王志鵬、李子奈(2004)構(gòu)建了考慮外商直接投資(FDI)外溢效應(yīng)的準(zhǔn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長地作用具有鮮明地人力資本特征，各地區(qū)增長實(shí)踐呈現(xiàn)條件收斂態(tài)勢;(5)集中于外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。例如:李雪(2005)根據(jù)我國1983-2003年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)用格蘭杰因果關(guān)檢驗(yàn)和恩格爾一格蘭杰協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國外商直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，但外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間長期穩(wěn)定的關(guān)系不存在。

(二)實(shí)證研究現(xiàn)狀

從實(shí)證研究的角度來看，根據(jù)所采用的實(shí)證研究方法與模型的不同，對(duì)于外商直接投資績效的研究主要采用了以下集中方法:(1)回歸分析法。例如:趙晉平(2001)以1984-1999年我國合同利用外資額和三次產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值為研究樣本，利用最小二乘法分析，發(fā)現(xiàn)利用外資對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是有影響的，其中對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響最大，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響次之，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的影響最小;(2)格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型。例如:李靜萍(2001)利用協(xié)整與誤差修正模型對(duì)經(jīng)濟(jì)全球化與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為全球化(包括外商投資)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長具有積極的促進(jìn)作用，但國內(nèi)投資仍然是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要推動(dòng)力;(3)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。例如:楊萬平、袁曉玲(2008)在分析對(duì)外貿(mào)易、FDI對(duì)環(huán)境污染的影響時(shí)，通過VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，研究對(duì)外貿(mào)易、FDI對(duì)我國環(huán)境污染的長期動(dòng)態(tài)影響;(4)面板數(shù)據(jù)模型。例如:黃志明和許承明(2008)在分析了上海FDI在上海產(chǎn)業(yè)和行業(yè)內(nèi)的分布特點(diǎn)，并采用面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)了1999年至2006年間FDI對(duì)上海三大產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)的影響。

二、問題提出

對(duì)于引進(jìn)外資績效的衡量，由于切入點(diǎn)、視角和評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的不同，導(dǎo)致了研究分析范圍的不同。早期的研究主要集中于從外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響來衡量，多數(shù)采用了回歸分析法。隨著對(duì)問題研究的深入探討，學(xué)者們又從不同的角度對(duì)這一問題進(jìn)行分析研究，譬如研究外商直接投資與技術(shù)外溢、人力資本、環(huán)境污染以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系問題。而且所使用的實(shí)證研究方法更加復(fù)雜和精細(xì)。雖然可以從多個(gè)角度來對(duì)這一問題進(jìn)行研究與分析，但是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角來進(jìn)行評(píng)價(jià)與衡量外商直接投資績效更為重要。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)，而外商直接投資是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要因素之一。外商直接投資活動(dòng)會(huì)引起國內(nèi)市場供應(yīng)結(jié)構(gòu)和需求結(jié)構(gòu)的變化，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變。

在實(shí)證研究的方法上，多數(shù)采用了格蘭杰因果檢驗(yàn)和恩格爾一格蘭杰協(xié)整檢驗(yàn)的方法。而在實(shí)證研究中使用面板數(shù)據(jù)模型多集中于研究外商直接投資與技術(shù)外溢、人力資本、環(huán)境污染以及跨區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題，在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面使用面板數(shù)據(jù)模型的較少。

與此同時(shí)，對(duì)于青島市引進(jìn)外資績效的研究，主要集中于外商直接投資對(duì)青島市經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境質(zhì)量等角度，并沒有從較深層次來研究外商直接投資與青島市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系問題。而且在實(shí)證研究方法上，多數(shù)使用了普通的回歸分析法，并沒有采用面板數(shù)據(jù)模型來進(jìn)行分析研究。

三、青島FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征與青島GDP的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成

青島外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)如圖1，選取了1999—2005年的數(shù)據(jù)，其中Fl、F2、F3分別表示FDI在青島第一、二、三產(chǎn)業(yè)中投資比例。由圖1可以看出:1.外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)中的投資比例較低，且分布趨勢平均保持在2.56﹪左右。因此，F(xiàn)DI對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的影響很小。2.第二產(chǎn)業(yè)吸引的FDI的所占比例最大，第三產(chǎn)業(yè)次之。同時(shí)，從2000年之后，F(xiàn)1有不斷上升的氣勢，而F2則不斷下降，但兩者的邊際變化率較低。這可能是由于青島是一個(gè)外向型的城市，中國在2001年加入WTO后對(duì)青島的影響較大，同時(shí)也跟政府的政策有關(guān)。因此，相對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)，F(xiàn)DI對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響較大。

圖1.青島FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

圖2是青島GDP的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成。第一產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重最小，而且逐年下降。而第二產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位，第三產(chǎn)業(yè)次之，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重相差較大，平均在9.6﹪左右，基本符合“二三一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。同時(shí)，在2001年之后第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重明顯提高，而第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重有所下降。

圖2.青島GDP產(chǎn)業(yè)構(gòu)成

比較圖1和圖2可以看出，2001年之后第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重的上升可能由于在2000年外商直接投資在第二產(chǎn)業(yè)中的投資比例增加引起的，所以二者關(guān)系顯著。而第一產(chǎn)業(yè)吸引的FDI的所占比例與第一產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重之間可能存在負(fù)向效應(yīng)。同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重與第三產(chǎn)業(yè)吸引的FDI的所占比例之間的關(guān)系并不顯著。

四、實(shí)證研究

本文選取1999年-2005年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)模型，來研究FDI對(duì)青島市三次產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)作用，從而了解FDI對(duì)青島市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。以第I產(chǎn)業(yè)增加值(GDPi)作為被解釋變量，將第 產(chǎn)業(yè)利用外商直接外資額(FDLi)作解釋變量，考慮到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和異方差，分別對(duì) 和 取對(duì)數(shù)，將lnGDPi和lnFDLi作為被解釋變量和解釋變量。因此回歸方程:

lnGDPit=αi+βilnFDLit+μt

i=1，2，……，N，t=1，2，……T

在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，必須對(duì)模型形式的設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)，從而避免模型設(shè)定的誤差，使參數(shù)估計(jì)更加有效。本文使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)，檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè):

H1:β1=β2=…=βN

H2:α1=α2=…=βN

β1=β2=…=βN

在假設(shè)H2下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

F2=(S3-S1)/[(N-1)(k+1)]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1)(k+1)，N(T-k-1)]

如果計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量F2的值不小于給定置信水平下的臨界值，則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H1。反之，則符合模型lnGDPi=α+βlnFDIi+μi (1)。

在假設(shè)H1下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

F2=(S2-S1)/[(N-1)k]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1)，N(T-k-1)]

如果計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量F1的值不小于給定置信水平下的臨界值，則拒絕假設(shè)H1，符合模型lnGDPi=αi+βilnFDIi+μi(3)。反之，則符合模型lnGDPi=αi+βlnFDIi+μi(2)。其中，S1，S2S3代表殘差平方和。

通過計(jì)算相應(yīng) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，在95%的置信水平下，F(xiàn)2=102.88> F(20，18)=2.19，F(xiàn)1=2.136< F(15，18)=2.27，因此符合模型(2)變截距模型。同時(shí)變截距模型又分為固定影響和隨機(jī)影響兩種。本文采用固定影響變截距模型。表1是固定影響變截距模型回歸結(jié)果。

表 1

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C0.8481940.01359362.401600.0000

FDI?0.1663050.01472511.293940.0000

Fixed Effects (Cross)

_T1-C-0.016333

_T2-C0.006951

_T3-C0.009381

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Weighted Statistics

R-squared0.999996Mean dependent var31.00088

Adjusted R-squared0.999995S.D. dependent var504.8822

S.E. of regression1.102104Sum squared resid20.64875

F-statistic1399079. Durbin-Watson stat1.586626

Prob(F-statistic)0.000000

從表1中我們可以看出雖然外商直接投資對(duì)三次產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)都較小，但還是可以比較外商直接投資對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的相對(duì)貢獻(xiàn)作用。首先，外商直接投資對(duì)三次產(chǎn)業(yè)都起作用，外商直接投資的流人促進(jìn)了青島產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整;其次，外商直接投資流量對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的作用的大小是一樣的，外商直接投資每增加一個(gè)百分點(diǎn)，各個(gè)產(chǎn)業(yè)的增加值提高0.1663個(gè)百分點(diǎn);最后，外商直接投資存量對(duì)三次產(chǎn)業(yè)作用的大小是不同的，三次產(chǎn)業(yè)的固定影響系數(shù)分別為-0.016333、0.006951和0.009381，即對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng);對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng);而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的正向效應(yīng)又要大于對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的正向效應(yīng)。

五、結(jié)論及建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化就是要促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)均衡和產(chǎn)業(yè)素質(zhì)的提高，因此它是一個(gè)長期動(dòng)態(tài)的過程。目前青島的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)為主，且第一產(chǎn)業(yè)不斷下降，同時(shí)第三產(chǎn)業(yè)基本保持穩(wěn)定，總體顯現(xiàn)出“二三一”的產(chǎn)業(yè)變化規(guī)律。由前面的實(shí)證分析可知，外商直接投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的正影響要大于外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的正影響，而且目前，青島引進(jìn)的外商投資多集中于第二產(chǎn)業(yè)。因此，在引進(jìn)外商投資時(shí)政府可以采取政策優(yōu)惠或法律制度等措施，來積極促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，特別是現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使第三產(chǎn)業(yè)在GDP中的比重提高，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，并逐漸使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。

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(作者單位:中國海洋大學(xué))