外商直接投資對內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響研究

魏思媛

內(nèi)容摘要：外商直接投資（FDI）在開放經(jīng)濟(jì)條件下已經(jīng)成為影響一國或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的主要因素之一。文章在分析內(nèi)蒙古外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的基礎(chǔ)前提下，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，研究2000-2012年外商直接投資對內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。最后提出了發(fā)揮FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整以及促進(jìn)作用的政策建議。

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

內(nèi)蒙古工業(yè)已經(jīng)發(fā)展到新型工業(yè)化初期的階段，因此，在未來相當(dāng)長的時期內(nèi)，資本要素的投入和積累仍然是是推動內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。隨著西部大開發(fā)以及中部大跨越進(jìn)程的逐步深入，使得內(nèi)蒙古開放格局具有全方位、多領(lǐng)域的特征。同時外商投資環(huán)境的不斷改善，令投資的廣度和深度都得到了一定的發(fā)展。外資的流入在一定程度上彌補(bǔ)了內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)建設(shè)資金的缺口，并帶來先進(jìn)管理和技術(shù)，促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，增加了就業(yè)、促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使內(nèi)蒙古在利用外資的過程中獲得積極的“技術(shù)外溢效應(yīng)”。因此，內(nèi)蒙古要結(jié)合自身特點(diǎn)，建立特色的引資發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。

內(nèi)蒙古外商直接投資現(xiàn)狀

改革開放以來，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)取得了飛躍性的發(fā)展，外商直接投資的利用也經(jīng)歷了一個從無到有的過程。自1979年內(nèi)蒙古開始利用外商直接投資以來，到2012年，合同外資項(xiàng)目39個，其中實(shí)際利用外資金額為417665萬美元。截至2012年底，內(nèi)蒙古區(qū)內(nèi)外資企業(yè)3114家，其中獨(dú)資企業(yè)259家，合資企業(yè)262家，合作企業(yè)30家，股份公司9家。

（一）內(nèi)蒙古外商直接投資規(guī)模

內(nèi)蒙古年實(shí)際利用外資額呈現(xiàn)逐年上升趨勢，從2000年的54819萬美元，到2012年的417665萬美元，年均增長55.16%（見圖1）。但內(nèi)蒙古利用外商投資項(xiàng)目規(guī)模小，質(zhì)量不高，2012年全國各?。ㄊ?、自治區(qū)）年平均實(shí)際利用FDI為35.40億美元，而內(nèi)蒙古實(shí)際利用FDI僅為4.18億美元。由于受到自身產(chǎn)業(yè)、投資環(huán)境和技術(shù)水平等因素限制，內(nèi)蒙古在招商引資中出現(xiàn)了“重量不重質(zhì)”的缺點(diǎn)，在吸引重大項(xiàng)目、引進(jìn)國際先進(jìn)技術(shù)和提升自我創(chuàng)新能力等方面依然落后?？傮w上看，外商直接投資規(guī)模較小，項(xiàng)目大多以中小型為主，外商投資的資金集約程度和外商投資項(xiàng)目的技術(shù)以及單項(xiàng)外商直接投資額水平相對低于全國平均水平。

（二）內(nèi)蒙古外商直接投資產(chǎn)業(yè)布局

外商直接投資進(jìn)入東道國時，會選擇性的傾向于在某些產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資，重點(diǎn)投資一些產(chǎn)業(yè)，同時回避一些產(chǎn)業(yè)，從而使東道國的產(chǎn)業(yè)在布局上形成結(jié)構(gòu)性偏差，這種偏差可以使用ISD（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差指數(shù)）來描述。如果ISDi>0，該產(chǎn)業(yè)FDI的分布比重高于地區(qū)的平均水平，表明FDI傾向于該產(chǎn)業(yè)；ISDi<0，則表明FDI在該產(chǎn)業(yè)上分布較少，規(guī)避該產(chǎn)業(yè)，絕對值越大表明偏離程度越高。

由表1可知，2000-2012年，內(nèi)蒙古FDI在第一產(chǎn)業(yè)分布的結(jié)構(gòu)偏離度，除2007年外均為負(fù)值；FDI在第二產(chǎn)業(yè)分布的結(jié)構(gòu)偏離度，除2007年和2012年外均為正值；FDI在第三產(chǎn)業(yè)分布的結(jié)構(gòu)偏離度大多數(shù)年份為正，但波動較大。即外商直接投資較多地進(jìn)入第二產(chǎn)業(yè)，盡量規(guī)避第一產(chǎn)業(yè)，進(jìn)入第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資波動性較大，形成外商直接投資在產(chǎn)業(yè)布局上的結(jié)構(gòu)性偏差。

（三）內(nèi)蒙古外商直接投資行業(yè)分布

內(nèi)蒙古區(qū)內(nèi)FDI投資領(lǐng)域不斷拓寬，2000年內(nèi)蒙古外商直接投資主要集中在農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)的外商直接投資占FDI總額的90.45%。批發(fā)零售業(yè)、采掘業(yè)、餐飲業(yè)、社會服務(wù)業(yè)只有少量的外商直接投資比重，教育、文化、衛(wèi)生、建筑業(yè)、科學(xué)研究、社會福利業(yè)以及綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)等幾乎沒有外商投資。到2012年，內(nèi)蒙古外商直接投資已覆蓋到農(nóng)業(yè)、采掘業(yè)、制造業(yè)、交通郵電業(yè)、批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、居民服務(wù)業(yè)、公共事業(yè)等行業(yè)，其中制造業(yè)、采礦業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，占FDI總投資額的92.98%。

由表2知，內(nèi)蒙古外商直接投資主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，且采礦業(yè)、建筑業(yè)以及制造業(yè)的外商直接投資額超過內(nèi)蒙古FDI總額的50%，只有少數(shù)年份煤氣、電力以及水供應(yīng)業(yè)有外商直接投資，且投資份額較小。外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的分布較少，主要集中在農(nóng)業(yè)和牧業(yè)，對林業(yè)和漁業(yè)的投資額很小。內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資水平和層次普遍較低，主要集中在房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)零售、交通運(yùn)輸、倉儲及郵電通訊業(yè)，但投資額較小，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)投資力度不夠，特別是在科研、金融和保險等行業(yè)的投資偏低。

內(nèi)蒙古外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系

（一）內(nèi)蒙古FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變軌跡描述

2000-2012年內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變軌跡如圖2所示。

從圖2可以看出，2000-2003年，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)格局為“三、二、一”，但隨著2004年以后工業(yè)化進(jìn)程的不斷加速，第二產(chǎn)業(yè)比重不斷上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)格局變?yōu)椤岸?、三、一”?第一產(chǎn)業(yè)比重在20%上下波動，總體上呈現(xiàn)快速下降的趨勢；第二產(chǎn)業(yè)比重總體呈現(xiàn)快速波動上升的趨勢，由2000年的37.85%變?yōu)?012年的55.42%，上升了近18個百分點(diǎn)；第三產(chǎn)業(yè)比重在2003年達(dá)到41.92%，2003年以后呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢，2012年第三產(chǎn)業(yè)比重為35.46%，比2002年下降了6.46百分點(diǎn)。

2000年-2012年內(nèi)蒙古FDI在三次產(chǎn)業(yè)間分布狀態(tài)的變化如圖3所示。

由圖3可見，2000-2012年FDI在三次產(chǎn)業(yè)間分布不均勻。FDI在第一產(chǎn)業(yè)的分布一直很少，2000年僅為0.88%，2005年沒有投資額，2008年后呈不斷上升趨勢，到2012年達(dá)到9.28%，比2000年上升了8.4個百分點(diǎn)。FDI在第二產(chǎn)業(yè)中的分布在60%上下波動，總體呈下降趨勢，由2000年的50.13%下降為2012年的42.28%，下降了7.85個百分點(diǎn)。FDI在第三產(chǎn)業(yè)的分布先降后增，且波動幅度較大，由2000年的48.99%下降到2008年的3.70%， 2008年后呈上升趨勢，上升為2012年的48.44%，但總體呈微弱下降趨勢。endprint

（二）內(nèi)蒙古外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文運(yùn)用2000-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是否存在因果關(guān)系。其中，外商直接投資額用每年實(shí)際利用外資額FDI表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動用每年第二產(chǎn)業(yè)的增加值與當(dāng)年GDP的比重IS這一指標(biāo)表示，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數(shù)分別為1、2、3年時，原假設(shè)“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均小于F的臨界值，所以接受“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入原因”的假設(shè)。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數(shù)為1、2年的“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動”的假設(shè)。因此，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因，即外商直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

外商直接投資對內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整效應(yīng)

（一）指標(biāo)選取

根據(jù)已有的研究成果，三次產(chǎn)業(yè)增加值的變化是反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要指標(biāo)，而實(shí)際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標(biāo)之一。因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整選取三次產(chǎn)業(yè)增加值表示，外商直接投資選取三次產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額表示。

（二）面板數(shù)據(jù)模型

1.模型建立。本文建立以第i產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產(chǎn)業(yè)增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型，為降低時間序列異方差現(xiàn)象的影響，對模型取對數(shù)形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。在面板數(shù)據(jù)模型回歸之前，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，確?；貧w結(jié)果的有效性，依次采用LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)對模型中的因變量與自變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩(wěn)的，因變量和自變量之間存在均衡的穩(wěn)定關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

3.面板數(shù)據(jù)模型形式的確定。在確定面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性之后，根據(jù)模型中參數(shù)變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統(tǒng)計(jì)量和Hausman統(tǒng)計(jì)量確定面板數(shù)據(jù)模型的類型。

首先利用F統(tǒng)計(jì)量分別確定面板數(shù)據(jù)模型的類型，檢驗(yàn)是混合固定模型還是個體固定效應(yīng)模型。根據(jù)表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應(yīng)模型的假設(shè)被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應(yīng)模型。

在此基礎(chǔ)之上，需要運(yùn)用Housman檢驗(yàn)進(jìn)一步確定是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。表6的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應(yīng)模型，因此模型為固定效應(yīng)模型。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機(jī)效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有作用，但效果不顯著。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就提高0.167個百分點(diǎn)。第三，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的一般規(guī)律，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，第一產(chǎn)業(yè)的比重將不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的固定效應(yīng)分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，外資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

FDI的進(jìn)入對內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值水平有很大提高，但這種正向效應(yīng)不大，本文認(rèn)為導(dǎo)致這種結(jié)果的主要原因有，內(nèi)蒙古自身技術(shù)水平、投資環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)等方面的缺陷，造成消化國際先進(jìn)技術(shù)、吸引大項(xiàng)目、模仿和創(chuàng)新能力等方面相對落后，以及相關(guān)部門在缺乏深入調(diào)查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應(yīng)的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導(dǎo)致投資項(xiàng)目質(zhì)量不高。內(nèi)蒙古礦產(chǎn)資源豐富，使第二產(chǎn)業(yè)相對于一、三產(chǎn)業(yè)，具有較好的發(fā)展基礎(chǔ)，再加上稅收優(yōu)惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產(chǎn)業(yè)，但外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的調(diào)整效應(yīng)較小。

結(jié)論與政策建議

本文用面板數(shù)據(jù)模型分析了2000-2012年內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，主要結(jié)論如下：

第一，外商直接投資與內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在關(guān)系：外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因，而內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就會提高0.167個百分點(diǎn)。內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，2000-2012年間FDI對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，即外商直接投資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，推動了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

基于上文的實(shí)證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發(fā)揮內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的促進(jìn)作用。

第一，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，提高吸引大規(guī)模外資的能力。內(nèi)蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農(nóng)業(yè)的資源優(yōu)勢，而且具有豐富的礦產(chǎn)資源優(yōu)勢。內(nèi)蒙古應(yīng)根據(jù)自身資源稟賦，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，有差別地承接和吸納東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，大力引進(jìn)資源加工型外商直接投資項(xiàng)目，把自身的資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，著力提升利用外資規(guī)模。

第二，選擇重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和區(qū)域，合理引導(dǎo)外資流向。根據(jù)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展實(shí)際情況，要有意識地引導(dǎo)FDI投向具有相對優(yōu)勢且規(guī)模較大、有發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè)。鼓勵發(fā)展節(jié)能環(huán)保、節(jié)水農(nóng)業(yè)、特色林果、再生能源及農(nóng)牧產(chǎn)品深加工、棉紡織等投資項(xiàng)目。按照布局集中、用地集約、產(chǎn)業(yè)集聚要求，促進(jìn)外商投資項(xiàng)目向各類產(chǎn)業(yè)園區(qū)集聚，通過天山北坡經(jīng)濟(jì)帶，率先形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)和配置較為完善的產(chǎn)業(yè)群，來吸引大型外商投資項(xiàng)目，以此帶動內(nèi)蒙古外資增長。

第三，優(yōu)化外商投資環(huán)境，加大引進(jìn)外資的力度。首先，繼續(xù)完善交通、基礎(chǔ)設(shè)施、通訊和產(chǎn)業(yè)的投資等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改變內(nèi)蒙古在信息技術(shù)和相關(guān)配套設(shè)施上的落后狀況；其次，積極轉(zhuǎn)變政府職能，實(shí)現(xiàn)小政府、大服務(wù)的職能與角色轉(zhuǎn)變，為外商直接投資企業(yè)提供投資過程中的各項(xiàng)服務(wù)，實(shí)現(xiàn)“引商、留商、富商”的目標(biāo)；最后，根據(jù)內(nèi)蒙古自身發(fā)展實(shí)際，完善相應(yīng)的政策法規(guī)，制定更具導(dǎo)向性的優(yōu)惠措施。

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8.高新才，周西南.FDI與湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整—基于面板數(shù)據(jù)模型[J].湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2011（1）

9.龔新蜀，程曉麗，顧成軍.內(nèi)蒙古承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移問題研究[J].石河子大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會版），2012（6）endprint

（二）內(nèi)蒙古外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文運(yùn)用2000-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是否存在因果關(guān)系。其中，外商直接投資額用每年實(shí)際利用外資額FDI表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動用每年第二產(chǎn)業(yè)的增加值與當(dāng)年GDP的比重IS這一指標(biāo)表示，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數(shù)分別為1、2、3年時，原假設(shè)“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均小于F的臨界值，所以接受“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入原因”的假設(shè)。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數(shù)為1、2年的“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動”的假設(shè)。因此，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因，即外商直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

外商直接投資對內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整效應(yīng)

（一）指標(biāo)選取

根據(jù)已有的研究成果，三次產(chǎn)業(yè)增加值的變化是反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要指標(biāo)，而實(shí)際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標(biāo)之一。因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整選取三次產(chǎn)業(yè)增加值表示，外商直接投資選取三次產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額表示。

（二）面板數(shù)據(jù)模型

1.模型建立。本文建立以第i產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產(chǎn)業(yè)增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型，為降低時間序列異方差現(xiàn)象的影響，對模型取對數(shù)形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。在面板數(shù)據(jù)模型回歸之前，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，確?；貧w結(jié)果的有效性，依次采用LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)對模型中的因變量與自變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩(wěn)的，因變量和自變量之間存在均衡的穩(wěn)定關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

3.面板數(shù)據(jù)模型形式的確定。在確定面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性之后，根據(jù)模型中參數(shù)變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統(tǒng)計(jì)量和Hausman統(tǒng)計(jì)量確定面板數(shù)據(jù)模型的類型。

首先利用F統(tǒng)計(jì)量分別確定面板數(shù)據(jù)模型的類型，檢驗(yàn)是混合固定模型還是個體固定效應(yīng)模型。根據(jù)表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應(yīng)模型的假設(shè)被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應(yīng)模型。

在此基礎(chǔ)之上，需要運(yùn)用Housman檢驗(yàn)進(jìn)一步確定是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。表6的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應(yīng)模型，因此模型為固定效應(yīng)模型。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機(jī)效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有作用，但效果不顯著。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就提高0.167個百分點(diǎn)。第三，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的一般規(guī)律，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，第一產(chǎn)業(yè)的比重將不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的固定效應(yīng)分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，外資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

FDI的進(jìn)入對內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值水平有很大提高，但這種正向效應(yīng)不大，本文認(rèn)為導(dǎo)致這種結(jié)果的主要原因有，內(nèi)蒙古自身技術(shù)水平、投資環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)等方面的缺陷，造成消化國際先進(jìn)技術(shù)、吸引大項(xiàng)目、模仿和創(chuàng)新能力等方面相對落后，以及相關(guān)部門在缺乏深入調(diào)查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應(yīng)的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導(dǎo)致投資項(xiàng)目質(zhì)量不高。內(nèi)蒙古礦產(chǎn)資源豐富，使第二產(chǎn)業(yè)相對于一、三產(chǎn)業(yè)，具有較好的發(fā)展基礎(chǔ)，再加上稅收優(yōu)惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產(chǎn)業(yè)，但外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的調(diào)整效應(yīng)較小。

結(jié)論與政策建議

本文用面板數(shù)據(jù)模型分析了2000-2012年內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，主要結(jié)論如下：

第一，外商直接投資與內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在關(guān)系：外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因，而內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就會提高0.167個百分點(diǎn)。內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，2000-2012年間FDI對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，即外商直接投資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，推動了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

基于上文的實(shí)證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發(fā)揮內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的促進(jìn)作用。

第一，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，提高吸引大規(guī)模外資的能力。內(nèi)蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農(nóng)業(yè)的資源優(yōu)勢，而且具有豐富的礦產(chǎn)資源優(yōu)勢。內(nèi)蒙古應(yīng)根據(jù)自身資源稟賦，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，有差別地承接和吸納東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，大力引進(jìn)資源加工型外商直接投資項(xiàng)目，把自身的資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，著力提升利用外資規(guī)模。

第二，選擇重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和區(qū)域，合理引導(dǎo)外資流向。根據(jù)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展實(shí)際情況，要有意識地引導(dǎo)FDI投向具有相對優(yōu)勢且規(guī)模較大、有發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè)。鼓勵發(fā)展節(jié)能環(huán)保、節(jié)水農(nóng)業(yè)、特色林果、再生能源及農(nóng)牧產(chǎn)品深加工、棉紡織等投資項(xiàng)目。按照布局集中、用地集約、產(chǎn)業(yè)集聚要求，促進(jìn)外商投資項(xiàng)目向各類產(chǎn)業(yè)園區(qū)集聚，通過天山北坡經(jīng)濟(jì)帶，率先形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)和配置較為完善的產(chǎn)業(yè)群，來吸引大型外商投資項(xiàng)目，以此帶動內(nèi)蒙古外資增長。

第三，優(yōu)化外商投資環(huán)境，加大引進(jìn)外資的力度。首先，繼續(xù)完善交通、基礎(chǔ)設(shè)施、通訊和產(chǎn)業(yè)的投資等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改變內(nèi)蒙古在信息技術(shù)和相關(guān)配套設(shè)施上的落后狀況；其次，積極轉(zhuǎn)變政府職能，實(shí)現(xiàn)小政府、大服務(wù)的職能與角色轉(zhuǎn)變，為外商直接投資企業(yè)提供投資過程中的各項(xiàng)服務(wù)，實(shí)現(xiàn)“引商、留商、富商”的目標(biāo)；最后，根據(jù)內(nèi)蒙古自身發(fā)展實(shí)際，完善相應(yīng)的政策法規(guī)，制定更具導(dǎo)向性的優(yōu)惠措施。

參考文獻(xiàn)：

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8.高新才，周西南.FDI與湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整—基于面板數(shù)據(jù)模型[J].湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2011（1）

9.龔新蜀，程曉麗，顧成軍.內(nèi)蒙古承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移問題研究[J].石河子大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會版），2012（6）endprint

（二）內(nèi)蒙古外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文運(yùn)用2000-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是否存在因果關(guān)系。其中，外商直接投資額用每年實(shí)際利用外資額FDI表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動用每年第二產(chǎn)業(yè)的增加值與當(dāng)年GDP的比重IS這一指標(biāo)表示，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數(shù)分別為1、2、3年時，原假設(shè)“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均小于F的臨界值，所以接受“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入原因”的假設(shè)。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數(shù)為1、2年的“外商直接投資不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動”的假設(shè)。因此，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因，即外商直接投資存在著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

外商直接投資對內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整效應(yīng)

（一）指標(biāo)選取

根據(jù)已有的研究成果，三次產(chǎn)業(yè)增加值的變化是反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要指標(biāo)，而實(shí)際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標(biāo)之一。因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整選取三次產(chǎn)業(yè)增加值表示，外商直接投資選取三次產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額表示。

（二）面板數(shù)據(jù)模型

1.模型建立。本文建立以第i產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產(chǎn)業(yè)增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型，為降低時間序列異方差現(xiàn)象的影響，對模型取對數(shù)形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。在面板數(shù)據(jù)模型回歸之前，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，確?；貧w結(jié)果的有效性，依次采用LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)對模型中的因變量與自變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩(wěn)的，因變量和自變量之間存在均衡的穩(wěn)定關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

3.面板數(shù)據(jù)模型形式的確定。在確定面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性之后，根據(jù)模型中參數(shù)變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統(tǒng)計(jì)量和Hausman統(tǒng)計(jì)量確定面板數(shù)據(jù)模型的類型。

首先利用F統(tǒng)計(jì)量分別確定面板數(shù)據(jù)模型的類型，檢驗(yàn)是混合固定模型還是個體固定效應(yīng)模型。根據(jù)表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應(yīng)模型的假設(shè)被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應(yīng)模型。

在此基礎(chǔ)之上，需要運(yùn)用Housman檢驗(yàn)進(jìn)一步確定是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。表6的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應(yīng)模型，因此模型為固定效應(yīng)模型。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機(jī)效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有作用，但效果不顯著。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就提高0.167個百分點(diǎn)。第三，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的一般規(guī)律，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，第一產(chǎn)業(yè)的比重將不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的固定效應(yīng)分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，外資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

FDI的進(jìn)入對內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值水平有很大提高，但這種正向效應(yīng)不大，本文認(rèn)為導(dǎo)致這種結(jié)果的主要原因有，內(nèi)蒙古自身技術(shù)水平、投資環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)等方面的缺陷，造成消化國際先進(jìn)技術(shù)、吸引大項(xiàng)目、模仿和創(chuàng)新能力等方面相對落后，以及相關(guān)部門在缺乏深入調(diào)查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應(yīng)的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導(dǎo)致投資項(xiàng)目質(zhì)量不高。內(nèi)蒙古礦產(chǎn)資源豐富，使第二產(chǎn)業(yè)相對于一、三產(chǎn)業(yè)，具有較好的發(fā)展基礎(chǔ)，再加上稅收優(yōu)惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產(chǎn)業(yè)，但外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的調(diào)整效應(yīng)較小。

結(jié)論與政策建議

本文用面板數(shù)據(jù)模型分析了2000-2012年內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，主要結(jié)論如下：

第一，外商直接投資與內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在關(guān)系：外商直接投資是內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因，而內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點(diǎn)，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值就會提高0.167個百分點(diǎn)。內(nèi)蒙古三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，2000-2012年間FDI對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，對第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向效應(yīng)，即外商直接投資的流入促進(jìn)了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，推動了內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

基于上文的實(shí)證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發(fā)揮內(nèi)蒙古外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的促進(jìn)作用。

第一，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，提高吸引大規(guī)模外資的能力。內(nèi)蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農(nóng)業(yè)的資源優(yōu)勢，而且具有豐富的礦產(chǎn)資源優(yōu)勢。內(nèi)蒙古應(yīng)根據(jù)自身資源稟賦，充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，有差別地承接和吸納東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，大力引進(jìn)資源加工型外商直接投資項(xiàng)目，把自身的資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，著力提升利用外資規(guī)模。

第二，選擇重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和區(qū)域，合理引導(dǎo)外資流向。根據(jù)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展實(shí)際情況，要有意識地引導(dǎo)FDI投向具有相對優(yōu)勢且規(guī)模較大、有發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè)。鼓勵發(fā)展節(jié)能環(huán)保、節(jié)水農(nóng)業(yè)、特色林果、再生能源及農(nóng)牧產(chǎn)品深加工、棉紡織等投資項(xiàng)目。按照布局集中、用地集約、產(chǎn)業(yè)集聚要求，促進(jìn)外商投資項(xiàng)目向各類產(chǎn)業(yè)園區(qū)集聚，通過天山北坡經(jīng)濟(jì)帶，率先形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)和配置較為完善的產(chǎn)業(yè)群，來吸引大型外商投資項(xiàng)目，以此帶動內(nèi)蒙古外資增長。

第三，優(yōu)化外商投資環(huán)境，加大引進(jìn)外資的力度。首先，繼續(xù)完善交通、基礎(chǔ)設(shè)施、通訊和產(chǎn)業(yè)的投資等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改變內(nèi)蒙古在信息技術(shù)和相關(guān)配套設(shè)施上的落后狀況；其次，積極轉(zhuǎn)變政府職能，實(shí)現(xiàn)小政府、大服務(wù)的職能與角色轉(zhuǎn)變，為外商直接投資企業(yè)提供投資過程中的各項(xiàng)服務(wù)，實(shí)現(xiàn)“引商、留商、富商”的目標(biāo)；最后，根據(jù)內(nèi)蒙古自身發(fā)展實(shí)際，完善相應(yīng)的政策法規(guī)，制定更具導(dǎo)向性的優(yōu)惠措施。

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