外商直接投资(FDI)对中国各地区产业结构影响的实证研究

王青松，刘加林

(1.娄底职业技术学院财贸系，湖南 娄底 417000;2.湖南人文科技学院经济与管理科学系，湖南娄底 417100)

一、引 言

外商直接投资会给一个经济实体带来巨大的影响①Grossman和Helpman认为外商直接投资促进了技术进步的加速，进而在长期促进经济的增长。Barro和Sala I Martin认为外商直接投资的引入是促进技术扩散和加快经济收敛速度的关键因素。。本文重点分析外商直接投资对中国各地区产业结构的影响。外商直接投资对产业结构的影响的研究始于Chenery和Strout在1966年的开创性论文。Chenery和Strout基于结构主义原理提出了著名的“双缺口模型”，指出经济发展源于产业结构的演变，认为由于存在结构刚性，东道国经济发展会受国内资源不足的制约，因此引进和利用外资有助于弥补储蓄和外汇缺口，进而推动东道国产业结构升级和经济增长[1]。Vernon提出产品生命周期理论②即产品的创新阶段、成熟阶段和标准化阶段。解释了发达国家对外直接投资的发展过程。他认为国际直接投资的产生是产品生命周期更迭的必然结果，外资公司顺应产品生命周期的变化，在成熟产业向低成本国家转移的同时会分别引起各自所在国的产业结构升级[2]。Lewis提出了劳动密集型产业结构论，以20世纪60年代为背景分析了由于发达国家人口出生率下降，劳动力不足，某些劳动密集型产品的生产转移至发展中国家并促使发展中国家的产业结构优化升级。[3]小岛清利用国际分工的比较优势原理提出了边际产业扩张理论，他认为通过对外直接投资双方不但可以扩大贸易，而且可以升级和改善各国的产业结构[4]。张帆和郑京平分析了FDI对中国经济结构和效率的影响，他们认为外资公司的投资主要投向了资本和技术密集型产业，FDI的进入总体上有助于中国经济结构向具有更高的资源配置效率转化[5]。王洛林等在对全球500强在华投资项目的研究后指出大型外资公司的投资有助于提升中国的产业结构。[6]江小涓认为在生产能力过剩、国内不存在资金缺口的情况下大规模利用外资是必要的，FDI能够通过提供新增流量和改善存量这两种方式提高中国的投资质量，促进经济增长方式的转变[7]。赵红和张茜利用1983－2004年的时间序列数据，应用Engle-Granger协整检验了FDI对中国产业结构的影响[2]。实证结果显示，FDI促进产业结构优化，但FDI和产业结构变动之间不存在长期稳定的关系。

从前文我们可以看到，已有的研究大多是采用定性分析的方法分析FDI对我国产业结构的影响。赵红和张茜的研究虽然从总量上检验了FDI对中国产业结构的影响，但数据表明分地区讨论FDI对中国产业结构的影响是非常有必要的①FDI的地区分布很不平衡，超过80%的外国直接投资集中在沿海地区。2006年，仅江苏一个省的外国直接投资就占了全国总量的18.99%，广东的这一比重为18.41%，上海为13.21%，三省共计占外国直接投资总额的50.61%。而中西部地区大多数省区象山西、内蒙古、重庆、贵州、陕西、甘肃、新疆等省区的FDI与全国FDI的比值都没有超过1%。[2]。本文利用1978－2010年的各省区面板数据建立协整和误差修正模型来考察FDI对产业结构优化的影响。使用协整方法可以有效解决由非平稳变量引起的伪回归的问题，同时协整协整和误差修正模型还可以分辨出FDI和产业结构优化之间的长期均衡关系、短期波动以及长期均衡对短期波动的影响。

本文的基本框架如下:模型的设计、变量说明及相关数据来源、实证结果与分析，最后是结论和相关政策建议。

二、模型的设计、变量说明及数据来源

(一)基本模型

本文结合中国经济发展的实际情况，在借鉴Chenery和Strout、以及赵红和张茜模型的基础上，建立以下实证模型:

其中STR为产业结构优化升级变量的自然对数值，FDI为外商直接投资，α为我们所感兴趣的系数。X代表其他解释变量的集合。εit为随机扰动项，代表所有其他的遗漏变量，并且假定E(ε)=0，下标i和t分别代表地区和时间点。β为回归系数。

(二)各变量的简要说明

因变量为产业结构优化升级变量。配第—克拉克定律认为在经济增长的不同阶段，产业结构具有不同的特点。一般而言，随着经济社会的发展和收入水平的提高，第一产业增加值比重将逐步下降;第二产业增加值比重将首先上升，但当人均GDP达到一定水平时，又会逐步下降;第三产业增加值比重则一直呈现上升趋势。出现这种情况的根本原因是工业的产品附加值要高于农业的产品附加值，服务业的产品附加值要高于工业的产品附加值。同杨胜刚和朱红一样，我们同样选择第三产业产值与GDP的比重来刻画产业结构的优化升级[8]。

外商直接投资是本文的主要研究对象。我们选择外商投资企业年末投资总额占GDP的比重来刻画外商直接投资的强度。对于数据缺少的年份我们将用一个很小的数值来代替②本文所用的数值为0.0001。，以最大程度地表达样本包含的所有信息。

影响产业结构变化的因素很多，因此有必要对一些主要变量进行控制来准确衡量FDI对产业结构的作用。根据现有的产业结构变化文献，我们认为控制变量应该包括反映技术进步的全要素生产率、金融深化程度和财政分权力度。

全要素生产率(TFP)水平反映了经济发展中的技术水平，它直接关系到产业结构调整和升级的顺利完成。本文全要素生产率的获取采用了张军和施少华的方法[9]，利用《中国统计年鉴》中资本形成数据(基于1978年不变价)和劳动投入数据，用柯布—道格拉斯函数建立回归模型，并假定资本的投入产出弹性系数为0.4①根据增长文献对于中国的α的研究，基本是处于0.4到0.6的区间之中。我们试验了其中的多个取值，发现α的取值对我们的结果影响并不大，所以在本文中我们只报告了α取0.4的结果。，代入全要素生产率公式，计算出各省区1978－2010年各年全要素生产率。

我们在来看金融深化程度对产业结构变化的影响。金融深化程度与产业结构变化密切相关，产业结构的优化升级需要不但完善地金融市场的支持。Goldsmith用金融资产总量与GDP之比以衡量一国的经济金融深化过程[10]，Mckinnon使用货币存量(M2)与国民生产总值的比重作为标尺来研究发展中国家的金融深化指标[11]，King和Levine用流动性负债对GDP的比率来描述一个国家和地区金融发展的状态[12]。由于中国缺乏各地区金融资产和M2的统计数据，无法直接使用前面两个指标，所以我们只能参照King和Levine的方法金融机构贷款额的数据作为金融资产的一个窄的衡量指标[13]。本文中我们利用1978－2010年年末各项贷款余额之和与当年GDP的比值来衡量各省区的金融深化水平。

我们再来查看财政分权对产业结构变化的影响。中国自70年代末以来实行政府主导型的自下而上的改革开放政策，中国的地方政府在此过程中扮演着制定产业政策发展的角色，财政分权的力度则会直接影响到产业政策的执行效果和产业结构的变化情况。Zhang和Zou在研究中国的财政分权与经济增长关系时，还区分了预算内和预算外收人或者支出的区别，他们用地方财政支出与中央财政支出的比来衡量财政分权[14]。Lin和Liu则用省级政府在本省预算收入中的边际分成率这一指标来衡量财政分权。无论采取什么样的财政分权指标，我们都需要考虑两个因素的影响，各省的人口规模和中央的财政转移支付[15]。在这里我们的财政分权指标沿用Zhang和Zou的方法，为各省人均财政支出与人均中央财政支出之比，即人均各省预算内本级财政支出/人均中央预算内本级财政支出②我 们同时还考虑了政府转移的作用，构造的另一个财政分权指标为人均各省预算内本级财政支出/人均预算内总财政支出，其中人均预算内总财政支出等于人均各省预算内本级财政支出与人均中央预算内本级财政支出之和，其结果并不影响结论。。

(三)样本

本文的样本包括28个省、自治区和直辖市③我们同时把全国28个省份划分为东部、中部和西部。东部省区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东;中部省区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北;西部省区包括广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。。剔除的省份为西藏、香港、澳门、台湾、重庆和海南。样本的时间段从1978－2010年。数据来源为《新中国五十五年统计资料汇编》、历年的《中国统计年鉴》以及中经网数据库，各变量的基准价格为1978年的价格。

三、实证结果与分析

(一)计量方法说明

本文使用面板数据协整检验来考察外商直接投资与产业结构的长期均衡关系。在进行协整检验之前首先必须考察各变量是否同阶单整，因此要对各变量进行面板数据的单位根检验。在确定各变量的同阶单整后进行协整检验，考察变量间的长期均衡关系，并通过建立误差修正模型来说明短期波动以及长期均衡对短期波动的影响。

1.面板数据平稳性检验

如果时间序列变量不是平稳的，一个随机游动变量对另一个随机游动变量的回归实际上肯定会产生显著的关系，然而却有可能是伪回归。Engle和Granger的认为虽然变量都是非平稳序列序列，但如果它们的线性组合是平稳序列的话，我们就可以认为变量之间存在着长期稳定的均衡关系[16]。这种平稳的线性组合被称为协整。我们选取的所有变量都是时间序列变量，所以对回归方程进行协整检验就显得十分必要。

根据Engle-Granger二步法，我们首先要对所有变量进行单位根检验。如果直接对各省份的数据进行单位根检验，我们会发现很多序列的平稳性都很难确认，这是因为每个序列的样本数量有限，检验的势很低，不足以拒绝零假设。解决这一问题的办法是应用面板单位根检验。面板数据单位根的检验主要有LLC检验、IPS检验、Fisher－PP检验①以下简称FPP检验。等。基于蒙特卡罗实验结果，在有限样本的情况下，IPS检验拥有比LLC检验更好的性质。所以本文采用IPS检验和FPP检验。

(1)Im－Pesaran－Shin检验

在IPS检验中，首先对每个截面成员进行单位根检验:

检验的原假设为:H0:αi=0

检验的备选假设为:H1:αi=0，对所有 i=1，2，…，N2;αi＜ 0，对所有 i=N1+1，N1+2，…，N

(2)Fisher－PP检验

Maddala和Wu(1999)通过结合不同截面成员单位根检验的p值，构造一个服从正态分布的统计量:

其中φ－1是标准正态分布函数的反函数，πi为第i组截面数据单位根检验的p值。

2.面板数据协整检验

协整检验是考察变量间长期均衡关系的方法。本文将根据Engle－Granger二步法来进行协整检验。在进行了各变量的单位根检验后，如果产业结构、外商直接投资以及各控制变量间都是同阶单整，则对(1)式进行回归，得到残差序列eit，并建立回归方程:

用上述面板单位根检验的IPS检验以及FPP检验残差序列的平稳性，如果是平稳的，则说明各变量间存在长期均衡关系。

其中Δ表示一阶差分，ECM为均衡误差，表示各变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。系数λ反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。αj表示短期内FDI的短期波动对作为被解释变量的短期变化的的影响，如果αj显著不为零，则说明在短期内FDI的波动会对产业结构产生影响，反之则无影响。

3.面板数据误差修正模型(ECM)

(二)实证结果与分析

1.面板数据平稳性检验结果与分析

对产业结构优化升级变量、外商直接投资变量以及各控制变量分别进行IPS检验以及FPP检验。检验前需要设定每个截面成员是否存在截距项和时间趋势项。根据各变量的时序图，我们可以看到产业结构变量、外商直接投资变量以及各控制变量均存在时间趋势，因此在进行单位根检验时，选择包含截距项和时间趋势项的模型。而对各变量进行一阶差分后，则不存在时间趋势，因此选择只包含截距项的模型。FPP检验中的核函数为Bartlett函数。模型中的滞后期数根据Schwarz原则进行自动选取。具体检验结果见表1。

表1 面板单位根检验结果

从表中可以看出，无论是在全国范围、东部地区、中部地区和西部地区，产业结构变量、外商直接投资变量以及各控制变量的自然对数值均有单位根。而在取一阶差分后其结果均在1%的显著性水平下表现为无单位根。因此说明所有变量均为一阶单整。

2.协整检验结果与分析

通过单位根检验，产业结构变量、外商直接投资变量以及各控制变量均为一阶单整变量，因此可以继续判断变量间是否存在协整关系。将(1)式分别对全国、东部地区、中部地区和西部地区进行回归，得到四个残差分别为 eit，1、eit，2、eit，3、eit，4，对残差序列进行 IPS 以及 FPP 检验，若残差序列平稳则说明变量间存在长期的均衡关系，反之则不存在。

表2 面板数据回归结果①在对面板数据进行回归时，模型的设置有固定效应和随机效应之分，因此要对模型进行检验，常用的检验方法为Hausman检验，我们根据Hausman检验的结果来选择模型。

模型的估计结果显示，无论在全国范围、东部、中部和西部地区，外商直接投资强变量的系数在1%的显著性水平下显著为正，这说明FDI能够促进我国产业结构的优化。我们同时也要看到，FDI对各地区产业结构的优化升级作用的大小是不一致的，从东部到西部，FDI对产业结构优化作用逐步减弱，这与FDI的分布从东部到西部逐渐减少的事实是吻合的。

我们再来查看各控制变量与地区产业结构的关系。我们可以看到，无论在全国范围、东部、中部和西部地区，金融深化程度都对产业结构优化起着显著的积极的作用。全要素生产率的提高在全国、中部和西部都显著促进了产业结构的优化，但在东部地区却不显著。我们同时还可以看到，财政分权的力度在全国、东部和中部促进了产业结构的优化，但在西部地区却不显著。

我们接着对回归结果的残差项进行平稳性检验，检验结果报告在表3。结果表明残差项 eit，1、eit，2、eit，3和eit，4都是平稳的，这意味着各变量间存在协整关系，即FDI在长期内能够促进产业结构的优化。这也证实了张帆等和江小涓的理论分析，同时我们的结论与赵红等的研究结论明显不一致，可能原因是赵红等的样本太小，并不能准确衡量FDI和产业结构的关系。

表3 协整检验结果

3.误差修正模型结果与分析

面板数据协整检验结果说明FDI与产业结构优化存在着长期的稳定关系。为了进一步考察FDI和产业结构优化之间的动态关系，特别是各地区短期内FDI与产业结构优化之间的关系。根据(6)式检验FDI是不是产业结构优化的短期原因，选择滞后项为2，回归结果见表4。

表4 误差修正模型结果

结果显示，无论在全国范围、东部、中部和西部，ECM的系数的符号都为负，这符合反向修正的原理。其中在中部地区对偏离长期均衡的调整力度是最大的，平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为12.1%。我们重点考察FDI短期波动对产业结构优化的影响，从表4我们可以清楚地看到，在短期内，FDI在全国范围内和东部地区显著地减少了产业结构变化的波动，但作用非常小，在中部地区和西部地区则不显著。这说明在短期内FDI对我国产业结构的优化升级的作用有限。

四、结论和相关政策建议

本文在已有的FDI与产业结构优化相关研究的基础上，运用1978－2006年各省区的面板数据做协整分析来考察FDI对我国产业结构优化的作用。研究结果表明，虽然短期内FDI对我国产业结构的优化升级的贡献有限，但就长期来看，FDI确实促进了我国产业结构的优化，并和产业结构的优化存在着长期稳定的协整关系。但FDI在我国各行业和各地区分布严重不均衡，这将在长期内减弱其对我国产业结构优化升级的作用，为此我们需要做好以下两个方面的工作。

首先，我们要为FDI创造一个良好的投资环境，这比优惠政策和税收减免政策对吸引外资更为重要，因为大多数外商直接投资的战略是从事长期投资和寻求稳定回报，而不是寻求短期暴利和投机。这样才有源源不断的FDI为我国带来先进的技术并促进我国产业结构的优化。

其次，我们还要加快中西部的引进外资工作。我们不但要改善中西部地区包括能源、交通、通讯等基础设施建设的投资硬环境，更要改善其投资的包括法治、知识产权等的软环境。坚决执行“西部大开发”的策略，扩大中西部地区开放范围和幅度，并利用中西部地区劳动力多、资源丰富等比较优势，引导外资企业中的劳动密集型产业和一般加工工业投向中西部。唯有这样，中国各地区经济才能充分利用FDI促进产业结构的优化，并推动国民经济持续健康协调发展

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