韓明丹，朱金生，熊 蓓

(武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430070)

在當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)周期劇烈波動下，國際資本流動進(jìn)一步加快，由于FDI 屬于國際資本的主要表現(xiàn)形式之一，其快速流動使得我國利用FDI 進(jìn)入新的發(fā)展階段。同時，由于FDI 是影響各國區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變動的重要外部因素，其在我國產(chǎn)業(yè)和空間上的擴(kuò)張伸縮、流入流出，必然在一定程度上推動我國經(jīng)濟(jì)空間重構(gòu)。

國內(nèi)外學(xué)者對于FDI 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系分別從不同的視角作了一些積極的探索。HUNYA［1］對羅馬尼亞外商直接投資的研究結(jié)果顯示，該國的外商直接投資主要集中于技術(shù)含量低的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，強化了其傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，但并未改變該國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。江小涓［2］通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，許多外資企業(yè)在華投資都給中國帶來了先進(jìn)的技術(shù)，而這些技術(shù)大多都是為了開拓中國市場或充分利用中國的配套設(shè)施及人才、科研能力等專門研發(fā)的，具有較強的目的性和適應(yīng)性，因此外資能對東道國經(jīng)濟(jì)起到促使技術(shù)進(jìn)步、改善資產(chǎn)質(zhì)量、提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等作用。夏京文［3］認(rèn)為外商傾向于投資回收期短、利潤率高的工業(yè)產(chǎn)業(yè)，這在一定程度上阻礙了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。JIMMY 等［4］在對中國30 個省市自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)分析研究后認(rèn)為，F(xiàn)DI 對中國東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用較為突出，對中西部地區(qū)的作用并不明顯，整體來說，外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有積極的正效應(yīng)，但擴(kuò)大了中國區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距。

筆者從產(chǎn)業(yè)的視角，將空間經(jīng)濟(jì)學(xué)概念引入到產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，衍生出產(chǎn)業(yè)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)這門新的經(jīng)濟(jì)學(xué)科分析框架［5－6］，主要從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)兩大方面，通過運用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗及分布滯后模型實證研究FDI 流動對我國經(jīng)濟(jì)空間重構(gòu)的具體影響。

1 FDI 流動對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響

1.1 數(shù)據(jù)及變量選擇

筆者以三大產(chǎn)業(yè)吸收的FDI 為解釋變量，選取三大產(chǎn)業(yè)的GDP 作為被解釋變量衡量產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)［7－8］。其中變量GDPN 和FDIN 分別表示第N 產(chǎn)業(yè)的GDP 及FDI，N=1，2，3。為避免幣制波動對研究結(jié)果的影響，文中FDI 值以當(dāng)年匯率換算為人民幣計價，單位均為億元。為了消除異方差，筆者對二者數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)化處理。由于1997 年以前，統(tǒng)計的是分行業(yè)對外簽訂外商直接投資協(xié)議額，從1997 年開始統(tǒng)計口徑改成分行業(yè)外商實際直接投資額，為保證統(tǒng)計數(shù)據(jù)口徑的一致，以及根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，該部分的樣本期為1997—2010 年，數(shù)據(jù)均為歷年《中國統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計算所得。

1.2 單位根檢驗及協(xié)整檢驗

首先對ln GDP1、ln GDP2、ln GDP3、ln FDI1、ln FDI2、ln FDI3 6 個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，選擇ADF 單位根檢驗，最大滯后期根據(jù)樣本數(shù)量確定為2，具體檢驗結(jié)果如表1 所示。表1 中檢驗結(jié)果表明所有變量的水平值均存在單位根，而一階差分值都拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此所有變量都是一階單整的，可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。

表1 FDI 流動對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響的實證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

然后分別建立ln GDP1 與ln FDI1、ln GDP2與ln FDI2、ln GDP3 與ln FDI3 的協(xié)整方程，經(jīng)過多次擬合得到協(xié)整方程式(1)～式(3)?？梢钥吹? 個方程擬合程度均非常好，設(shè)其殘差分別為e1、e2、e3，用ADF 單位根檢驗對回歸殘差分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表2 所示。表2 的結(jié)果顯示，殘差序列e1、e2、e3都拒絕存在單位根的原假設(shè)，都是平穩(wěn)序列，因此ln GDP1 與ln FDI1、ln GDP2 與ln FDI2、ln GDP3 與ln FDI3 是協(xié)整的，它們之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

1.3 Granger 因果檢驗

運用Granger 因果檢驗來驗證三大產(chǎn)業(yè)的FDI 與相應(yīng)GDP 之間是否存在因果關(guān)系，結(jié)果如表3 所示。表3 中三大產(chǎn)業(yè)FDI 與GDP 的Granger 因果檢驗結(jié)果說明，第一、第三產(chǎn)業(yè)的FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在單向的Granger 因果關(guān)系，F(xiàn)DI 作為其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動的Granger 原因?qū)Ξa(chǎn)業(yè)GDP 的變動存在直接的滯后影響;而第二產(chǎn)業(yè)的FDI 與其GDP 之間不存在Granger 因果關(guān)系，說明第二產(chǎn)業(yè)外資的進(jìn)入對提高其GDP 的影響已經(jīng)并不顯著，而第一、第三產(chǎn)業(yè)仍存在通過引進(jìn)外資來提高產(chǎn)值的機會。

表3 三大產(chǎn)業(yè)FDI 與GDP 的Granger 因果檢驗結(jié)果(滯后階數(shù)為2)

1.4 分布滯后模型

為了進(jìn)一步考查三大產(chǎn)業(yè)FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響程度和趨勢，借助Almon 多項式法分別構(gòu)建分布滯后模型，模型方程如下:

式中:N 為第N 產(chǎn)業(yè)，N =1，2，3;u 為隨機誤差項。結(jié)合擬合優(yōu)度最大，AIC 和SC 準(zhǔn)則最小的標(biāo)準(zhǔn)，參考各參數(shù)的顯著性，還要考慮到損失較少的自由度，綜合上述條件，經(jīng)過反復(fù)模擬，確定模型的約束條件如表4 所示。

表4 三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分布滯后模型估計的約束條件

在該約束條件下，利用1997—2010 年三次產(chǎn)業(yè)FDI 和GDP 的數(shù)據(jù)，借助Eciews 6.0 軟件對式(4)分別進(jìn)行普通最小二乘估計，得到三大產(chǎn)業(yè)FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響的回歸方程如下:

從上述方程的各項判定指標(biāo)可以看出，總體來說，以上3 個方程的擬合程度非常理想，方程總體的線性關(guān)系顯著成立，解釋變量對被解釋變量的解釋程度較高。具體而言，對于第一產(chǎn)業(yè)來說，當(dāng)期的FDI 和滯后一期的FDI 及GDP 對當(dāng)年的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響較大，且前1 年的FDI 對當(dāng)年的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有負(fù)效應(yīng);對于第二產(chǎn)業(yè)來說，前1年的GDP 和前3 年的FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有顯著的正效應(yīng)，而當(dāng)期的FDI 對GDP 的影響并不顯著，這說明第二產(chǎn)業(yè)的FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有顯著的滯后效應(yīng);對于第三產(chǎn)業(yè)來說，前1 年的GDP及近期的FDI 對其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)都有顯著影響，但其影響有正有負(fù)。

2 對產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

2.1 數(shù)據(jù)及變量選擇

筆者在考查FDI 對產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)影響時，選取三次產(chǎn)業(yè)FDI 為解釋變量，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)為被解釋變量，分別用FDIN 和EMPN 來表示，N=1，2，3。數(shù)據(jù)處理方法及數(shù)據(jù)來源同1.1。

2.2 單位根檢驗及協(xié)整檢驗

對該部分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果如表5所示，檢驗結(jié)果顯示，ln EMP1、ln EMP2、ln EMP3、ln FDI1、ln FDI2、ln FDI3 的一階差分變量的ADF統(tǒng)計值均小于麥金農(nóng)臨界值，因此拒絕了存在單位根的原假設(shè)，所有變量都是一階單整的，那么ln EMP1和ln FDI1、ln EMP2 和ln FDI2、ln EMP3和ln FDI3 都是同階單整的，可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。

表5 FDI 流動對產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗方法與上述相同，通過擬合得到協(xié)整方程式(8)～式(10)，設(shè)其殘差分別為ε1、ε2、ε3，用ADF 法對殘差序列ε1、ε2、ε3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表6 所示，檢驗結(jié)果說明殘差序列ε1、ε2、ε3都拒絕存在單位根的原假設(shè)，都是平穩(wěn)序列，因此，ln EMP1 與ln FDI1、ln EMP2 與ln FDI2、ln EMP3 與ln FDI3 存在協(xié)整關(guān)系。

表6 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

2.3 Granger 因果檢驗

為了進(jìn)一步分析FDI 對我國產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，筆者對三大產(chǎn)業(yè)的FDI 與其就業(yè)人數(shù)進(jìn)行Granger 因果檢驗，結(jié)果如表7 所示。Granger 因果檢驗結(jié)果顯示，第一、二產(chǎn)業(yè)的FDI 與其就業(yè)存在單向的Granger 因果關(guān)系，第一、二產(chǎn)業(yè)FDI 流入量的變化是造成其就業(yè)人數(shù)變動的Granger 原因;第三產(chǎn)業(yè)的FDI 與其就業(yè)人數(shù)之間存在雙向的Granger 因果關(guān)系。這就說明第一、第二產(chǎn)業(yè)可以通過引導(dǎo)外資的流向來改善其就業(yè)結(jié)構(gòu)，第三產(chǎn)業(yè)不僅可以通過引導(dǎo)外資流向改善其就業(yè)結(jié)構(gòu)，還可以通過調(diào)控就業(yè)人數(shù)來增加FDI 的比例。

表7 三大產(chǎn)業(yè)FDI 與就業(yè)人數(shù)的Granger 因果檢驗結(jié)果(滯后階數(shù)為2)

2.4 分布滯后模型

由于三大產(chǎn)業(yè)FDI 對其就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響具有滯后性，為了驗證三大產(chǎn)業(yè)FDI 對其就業(yè)結(jié)構(gòu)的具體影響程度和趨勢，分別對三大產(chǎn)業(yè)的FDI 和就業(yè)人數(shù)構(gòu)建分布滯后模型如下:

式中:N 為第N 產(chǎn)業(yè)，N =1，2，3;u 為隨機誤差項。結(jié)合擬合優(yōu)度最大，AIC 和SC 準(zhǔn)則最小的標(biāo)準(zhǔn)，參考各參數(shù)的顯著性，還要考慮到損失較少的自由度，綜合上述條件，經(jīng)過反復(fù)模擬，確定模型的約束條件如表8 所示。

表8 三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)分布滯后模型估計的約束條件

在表8 的約束條件下，利用相關(guān)數(shù)據(jù)，借助Eciews 6.0 軟件對式(11)分別進(jìn)行OLS 估計，得到三大產(chǎn)業(yè)FDI 對其就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的回歸方程如下:

上述3 個方程總體來說，擬合程度非常理想。具體來說，近期FDI 會對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)面影響;對于第二產(chǎn)業(yè)來說，F(xiàn)DI 對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響存在一定的滯后效應(yīng)，滯后期為3 年，并且這種滯后效應(yīng)帶來的是正面影響;第三產(chǎn)業(yè)的FDI對其就業(yè)結(jié)構(gòu)存在不太顯著的負(fù)面影響。

3 結(jié)論及政策建議

通過實證分析得到如下結(jié)論:

(1)FDI 對我國第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用最為顯著。第二產(chǎn)業(yè)FDI 與GDP 及就業(yè)的估計系數(shù)均為正，且在一定的滯后期內(nèi)系數(shù)均為正，這說明第二產(chǎn)業(yè)FDI 的流入在一段較長的時期內(nèi)有助于提高其產(chǎn)業(yè)GDP 和就業(yè)人數(shù)。

(2)FDI 有利于促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及實現(xiàn)就業(yè)人口非農(nóng)化［9］。FDI 對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的負(fù)向推動和對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的正向促進(jìn)，以及對第一、第二產(chǎn)業(yè)GDP 變動的滯后影響，不僅促進(jìn)了我國勞動力素質(zhì)的整體提升，還直接帶動了我國工業(yè)技術(shù)水平的提高，這是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級最突出的兩點表現(xiàn)。由于FDI 與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的估計系數(shù)為正，與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)估計系數(shù)為負(fù)，表明FDI 有利于促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口增加及減少第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)，即FDI 有利于實現(xiàn)就業(yè)人口非農(nóng)化。

(3)FDI 對第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響較為顯著，對其就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不足，不利于我國農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化［10］。第三產(chǎn)業(yè)FDI 與GDP 在一段較長的時間內(nèi)都存在正效應(yīng)，但這主要是因為近年來房地產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展及其較高的利潤，吸引越來越多的外商投資，拉動了第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長。然而外資過多地流向商業(yè)、房地產(chǎn)、金融保險業(yè)等利潤較高的行業(yè)，流向交通運輸、地質(zhì)勘探和科教文衛(wèi)部門等公共部門的則很少，這樣并不利于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化［11］。此外，世界各國第三產(chǎn)業(yè)相對國民收入的時間序列表現(xiàn)出的下降趨勢，以及勞動力相對比例的上升，表明第三產(chǎn)業(yè)具有很強的勞動力吸納能力。

針對上述結(jié)論，筆者提出如下幾點政策建議:

(1)FDI 在我國的行業(yè)分布上具有非常明顯的非農(nóng)偏向，F(xiàn)DI 對農(nóng)業(yè)尤其是種植業(yè)的投資極度缺乏，大量資本流入到了工業(yè)尤其是制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)，這種投資偏好與我國國內(nèi)資本的流向一致，也是造成我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位進(jìn)一步削弱的原因之一。因此，必須加大對外商直接投資行業(yè)引導(dǎo)的力度和布局，引導(dǎo)外資更多地流向第一產(chǎn)業(yè)和一些薄弱的第三產(chǎn)業(yè)部門［12］。

(2)繼續(xù)發(fā)揮FDI 對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升的作用，挖掘FDI 對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的潛能。注重引資政策向第三產(chǎn)業(yè)傾斜，提高FDI 在第三產(chǎn)業(yè)特別是高端服務(wù)業(yè)中的比例。完善第三產(chǎn)業(yè)吸引外資的軟環(huán)境和硬環(huán)境建設(shè)，引導(dǎo)和鼓勵FDI 進(jìn)入金融、保險、咨詢和法律等行業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)的國際競爭力和就業(yè)吸納能力。

［1］ HUNYA B.Regional determinants of foreign direct investment in mainland［J］. Journal of Economic Studies，2002(23):147－159.

［2］ 江小涓.中國的外資經(jīng)濟(jì)對增長、結(jié)構(gòu)升級和競爭力的貢獻(xiàn)［J］.中國社會科學(xué)，2002(6):4－14.

［3］ 夏京文.FDI、就業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2006(7):51－57.

［4］ JIMMY R，JAN P V，LI G Z.Foreign direct investment in China:a spatial econometric study［J］. The World Economy，2007(23):1－23.

［5］ 阿爾弗雷德·韋伯.工業(yè)區(qū)位論［M］. 李剛劍，陳志人，張英保，等，譯.北京:商務(wù)印書館，1997:48－274.

［6］ 安虎森.空間經(jīng)濟(jì)學(xué)教程［M］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2006:28－135.

［7］ Alexander Roger and Ashok Parikh. Exports，inward foreign direct investment (FDI)and regional economic growth in China［J］. Regional Studies，2005(3):187－196.

［8］ 李善民，鐘良，于君威. FDI 對東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)組織的影響研究綜述［J］. 湖南社會科學(xué)，2005(2):85－90.

［9］ 賀敬芝，孫云. FDI 對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的反思［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2005(11):16－20.

［10］約翰·馮·杜能.孤立國同農(nóng)業(yè)和國民經(jīng)濟(jì)的關(guān)系［M］.吳衡康，譯.北京:商務(wù)印書館，1986:168－262.

［11］陳明森.外資流入陷阱產(chǎn)業(yè)效應(yīng)與政府引資行為扭曲［J］.東南學(xué)術(shù)，2003(5):79－88.

［12］ BRECKMAN P R. Geography and trade［M］. Cambridge:IT Press，1991:25－35.