一、引言

人民幣匯率變動對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響已經(jīng)取得了一定的研究成果 (盧萬青和袁申國［1］，2009)，不少學(xué)者對人民幣匯率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響路徑也進行了相關(guān)分析，但基于研究對象和研究目的的不同各自構(gòu)建的模型又有所區(qū)別:杜金岷和廖儉［2］(2008)通過對廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究指出人民幣匯率影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的途徑有兩條:一是通過影響全省出口和FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響;二是通過影響就業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生間接影響。陳瑞剛［3］(2008)和林麗梅［4］(2011)也分析了人民幣匯率通過對外貿(mào)易 (進口額和出口額)和FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)業(yè)影響。黃先軍和曹家和［5］(2011)實證分析了匯率通過產(chǎn)業(yè)的進口比重、出口比重、國外投入比重和國外需求彈性四個因素對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。徐偉呈和范愛軍［6］(2012)基于勞動力市場動態(tài)均衡模型，通過構(gòu)建廠商利潤最大化模型，構(gòu)建了人民幣實際有效匯率影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實證模型，并實證分析了人民幣匯率通過價格水平、對外貿(mào)易和FDI三條路徑影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。上述文獻對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究多是基于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究，而基于不同要素集中度劃分的行業(yè)結(jié)構(gòu)研究相對較少，因此，為綜合討論對外貿(mào)易、FDI對我國不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，本文以地區(qū)不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)為研究對象，通過分析不同地區(qū)不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)的變化情況分析了以地區(qū)不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為研究對象的必要性，依據(jù)相關(guān)文獻和理論建立了三者的聯(lián)立方程模型，并綜合運用2SLS、3SLS和GMM模型對聯(lián)立方程模型進行了估計分析，分析結(jié)果對明晰人民幣匯率對不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整路徑提供了理論支持。

二、基于聯(lián)立方程模型的影響路徑分析

(一)模型建立

到目前為止，已有學(xué)者分析人民幣匯率通過對外貿(mào)易和FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響建立了三者的聯(lián)立方程模型，如式 (1)所示。

其中，fdi(外商直接投資)方程考慮了人民幣有效匯率 (e)、勞動力成本 (wage)、開放程度(open)和經(jīng)濟增長率 (gr)等變量的影響;trade(對外貿(mào)易)方程考慮了人民幣有效匯率 (e)、資本存量 (cap)、人力資本存量 (lab)、外商直接投資(fdi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) (str)和技術(shù)進步 (te)等變量的影響;str(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))方程則考慮了外商直接投資(fdi)和對外貿(mào)易 (trade)的影響，此外，還加入了資本存量 (cap)、人力資本存量 (lab)、需求水平(con)和技術(shù)進步 (te)的影響。上述方程的建立和變量的選取參考了李利［7］(2012)、趙紅和周艷書［8］(2009)、邱立成和劉文軍［9］(2006)的研究成果。

(二)變量指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

關(guān)于人民幣匯率指標(biāo)的選取，目前通用的做法是采用人民幣實際有效匯率 (REER)作為衡量指標(biāo)，有效匯率是人民幣匯率對周邊國家雙邊匯率的加權(quán)平均，實際有效匯率是在名義匯率的基礎(chǔ)上剔除了物價和通貨膨脹的影響，能夠較好地反映人民幣匯率的真實水平，因此本文選取人民幣實際有效匯率作為匯率的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織 (IMF)的國際金融數(shù)據(jù)庫 (IFS);外商直接投資程度 (fdi)的衡量采用外商直接投資 (fdi)占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重;勞動力成本 (wage)采用城鎮(zhèn)平均工資水平表示;開放程度 (open)采用進出口貿(mào)易總額表示;經(jīng)濟增長率 (gr)采用GDP增長率表示;已有資本存量 (cap)衡量采用Holz［10］(2006)、李賓和曾志雄［11］(2009)的做法，利用新增固定資產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)延展以往固定資本存量，延展公式如式 (2)所示。

其中，參數(shù)k為固定資產(chǎn)的平均使用年限，根據(jù)Holz［12］(2006)的做法，將其設(shè)為14，t表示年份，It和Pt分別表示第t年的新增固定資產(chǎn)和當(dāng)年的固定資產(chǎn)價格指數(shù)。

人力資本存量 (lab)采用平均受教育年限法度量，參考李利［7］(2012)的做法，其中Nl為當(dāng)年的就業(yè)人口數(shù)，為平均受教育年限，ki為某教育層次的受教育年限，以小學(xué)、初中、高中和大專及以上劃分，對應(yīng)年限分別為6年、9年、12年和16年，w為對應(yīng)教育層次的總?cè)丝跀?shù)。技術(shù)進步程度 (te)用年度R＆D投入占GDP比重表示;需求水平 (con)用城鎮(zhèn)人均消費水平表示;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(str)根據(jù)不同要素密集度劃分分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類，分別用各類型行業(yè)總產(chǎn)值與全部行業(yè)總產(chǎn)值的比例表示，記為lt、ct、ht。不同要素密集度行業(yè)是依據(jù)行業(yè)生產(chǎn)投入要素不同的稟賦結(jié)構(gòu)進行劃分的，借鑒李利［7］(2012)、劉亞娟［13］(2006)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國工業(yè)行業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類，根據(jù)我國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒的分類標(biāo)準(zhǔn)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性，將石油和天然氣開采業(yè)，飲料制造業(yè)，造紙及紙制品制造業(yè)，石油化工、煉焦及核燃料加工業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，煙草加工業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)共10個行業(yè)劃分為資本密集型行業(yè);將醫(yī)藥制造業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)，交通運輸設(shè)備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，通信設(shè)備，計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)7個行業(yè)劃分為技術(shù)密集型行業(yè)，各地區(qū)行業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，包含全國31個省、直轄市、自治區(qū) (不含港澳臺地區(qū))2005—2012年的數(shù)據(jù)，行業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)表示為資本密集型行業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上行業(yè)總產(chǎn)值比重和技術(shù)密集型行業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上行業(yè)總產(chǎn)值比重。外商直接投資和對外貿(mào)易數(shù)據(jù)均來自于中國統(tǒng)計年鑒。對外貿(mào)易 (trade)選取各類型行業(yè)的出口額進行表示，各類型行業(yè)劃分依據(jù)參考楊汝岱和朱詩娥［14］(2008)、李利［7］(2012)的做法。上述所有數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動力統(tǒng)計年鑒》(2006—2013)等。樣本的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 聯(lián)立方程樣本的描述性統(tǒng)計

(三)地區(qū)行業(yè)結(jié)構(gòu)變動的比較分析

在進行模型估計與分析前，有必要對我國不同地區(qū)行業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況做一簡要分析，以說明地區(qū)差異導(dǎo)致的行業(yè)結(jié)構(gòu)變化的不同。借鑒李博和曾憲初［15］(2010)關(guān)于結(jié)構(gòu)變化指數(shù)的定義，分別比較各地區(qū)的平均同比結(jié)構(gòu)變化和東中西部地區(qū)歷年的行業(yè)結(jié)構(gòu)變化，結(jié)果如表2和表3所示。結(jié)構(gòu)變化指數(shù)的計算公式為:，其中Δsmn表示時期m與時期n之間的結(jié)構(gòu)變化幅度，分別表示時期m與時期n行業(yè)i產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的份額。m=n+1時的結(jié)構(gòu)變化指數(shù)為同比結(jié)構(gòu)變化指數(shù)，反映與上年相比工業(yè)結(jié)構(gòu)變化的幅度;各年變動幅度的平均值為平均變動幅度。

表2 各地區(qū)行業(yè)結(jié)構(gòu)平均同比結(jié)構(gòu)變化

表3 東中西部工業(yè)行業(yè)結(jié)構(gòu)變化幅度比較

由表2可知，各地區(qū)行業(yè)結(jié)構(gòu)變化不盡相同，而同一地區(qū)資本密集行業(yè)和技術(shù)密集行業(yè)結(jié)構(gòu)變化也相差較大。就資本密集行業(yè)結(jié)構(gòu)變化來說，全國變化幅度最低的是東部的江蘇省，為1.633 8，變化幅度最大的為西部的青海省，為10.500 2;就技術(shù)密集行業(yè)結(jié)構(gòu)變化來說，全國變化幅度最低的是西部的云南省，為0.883 9，變化最大的西部的重慶市，為12.613 2。由此可見，不同地區(qū)的行業(yè)結(jié)構(gòu)不同，說明人民幣匯率變動對它的傳導(dǎo)機制也不盡相同，按地區(qū)和不同要素密集行業(yè)分析人民幣匯率的傳導(dǎo)機制是必要且合理的。

由表3可知，東中西部地區(qū)歷年資本密集行業(yè)結(jié)構(gòu)變化均值由大到小依次為西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)，而技術(shù)密集型行業(yè)結(jié)構(gòu)變化均值由大到小依次為東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)，而各地區(qū)各行業(yè)結(jié)構(gòu)歷年的幅度和趨勢也有較大差別，具體如圖1和圖2所示。

圖1 東中西部資本密集型行業(yè)歷年結(jié)構(gòu)變化趨勢

圖2 東中西部資本密集型行業(yè)歷年結(jié)構(gòu)變化趨勢

三、實證分析

(一)估計方法的選用

聯(lián)立方程系統(tǒng)估計方法分為兩種，一種是單方程估計方法，這種方法是每次只對系統(tǒng)中的一個結(jié)構(gòu)方程進行估計，沒有考慮不同方程系數(shù)之間的約束，只考慮了聯(lián)立方程中的有限信息，因此單方程估計法也稱為有限信息法，如普通最小二乘法 (OLS)、加權(quán)最小二乘法 (W-OLS)、二階段最小二乘法 (2SLS)等。另一種是系統(tǒng)估計方法，系統(tǒng)估計方法同時估計全部的結(jié)構(gòu)方程，同時得到所有方程的參數(shù)估計量，由于其利用了方程的全部信息，因此也稱為完全信息法，如三階段最小二乘法 (3SLS)、完全信息極大似然估計法 (FIML)和廣義矩估計法 (GMM)。郭鐵梅 (2006)指出，系統(tǒng)估計方法雖然在參數(shù)估計方面有優(yōu)于單方程估計方法的特性，但如果錯誤地指定了系統(tǒng)中的某個方程，使用系統(tǒng)估計方法時這個錯誤的指定就會傳播給其他的方程，而單方程估計卻只影響該方程。考慮到本文建立聯(lián)立方程的復(fù)雜性，綜合采用二階段最小二乘法 (2SLS)、三階段最小二乘法(3SLS)和廣義矩估計法 (GMM)對模型進行估計。其中二階段最小二乘法既適用于恰好識別的方程也適用于過度識別的單方程估計方法;三階段最小二乘法是先用二階段最小二乘法估計每個方程，然后再對整個聯(lián)立方程進行廣義最小二乘法估計，相比二階段最小二乘法，它考慮了殘差之間的協(xié)方差，即當(dāng)方程右邊變量與誤差項相關(guān)，且殘差存在同期相關(guān)時，應(yīng)用三階段最小二乘法較為有效;廣義矩估計是矩估計的一種，它允許隨機誤差項存在異方差和序列相關(guān)，同時不需要知道擾動項的確切分布，由于廣義矩估計的優(yōu)越性而使其得到廣泛應(yīng)用。

(二)方程估計與分析

通過運用二階段最小二乘法、三階段最小二乘法和廣義矩估計法分別對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型 行業(yè)進行聯(lián)立方程估計，結(jié)果如表4、表5所示。

表5 技術(shù)密集型行業(yè)聯(lián)立方程估計結(jié)果

由上表可知，利用2SLS、3SLS和GMM估計聯(lián)立方程的回歸系數(shù)基本相差不大，但在變量顯著性方面GMM估計明顯高于2SLS和3SLS估計，下面分別對聯(lián)立方程的三個方程進行結(jié)果分析與討論。

對FDI方程來說，人民幣實際有效匯率對FDI具有正向的促進作用，人民幣匯率的提高會促進國外資本的流入，從而促進國內(nèi)資本要素密集類型行業(yè)的發(fā)展，此外，對技術(shù)密集度行業(yè)的發(fā)展也產(chǎn)生促進作用;經(jīng)濟增長率的提高對于FDI流入具有顯著的正向作用，而開放程度的提高也會促進FDI的流入。

對于trade方程來說，人民幣實際有效匯率對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)國際貿(mào)易具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可能是因為在對外貿(mào)易中我國技術(shù)密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)相對勞動密集型行業(yè)而言競爭力較弱，而當(dāng)人民幣匯率變動時對兩者的影響明顯小于對勞動密集型行業(yè)的影響。而對控制變量而言，資本存量指標(biāo)對資本密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)影響不顯著;人力資本對資本密集型行業(yè)具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而與技術(shù)密集型行業(yè)有負(fù)相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI流入對于資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)具有顯著的促進作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)對外貿(mào)易具有顯著的促進作用，而技術(shù)進步指標(biāo)對資本密集型行業(yè)不顯著，對技術(shù)密集型行業(yè)具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程來說，國際貿(mào)易對技術(shù)密集型行業(yè)具有顯著的促進作用，而對資本密集型行業(yè)表現(xiàn)不顯著，F(xiàn)DI同樣對技術(shù)密集型行業(yè)的發(fā)展具有顯著的促進作用。而就控制變量來說，資本存量和需求水平對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)具有明顯的促進作用，而其他變量沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

四、研究結(jié)論

本文以不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為研究對象，以對外貿(mào)易和FDI作為人民幣匯率變動調(diào)整行業(yè)結(jié)構(gòu)的傳導(dǎo)路徑，建立了FDI、對外貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的聯(lián)立方程模型，在分析不同地區(qū)不同要素集中度行業(yè)結(jié)構(gòu)變化指數(shù)的基礎(chǔ)上，利用2SLS、3SLS和GMM三種估計方法對聯(lián)立方程進行了模型估計與分析，主要結(jié)論有以下兩點:

1.不同地區(qū)、不同要素密集度歷年行業(yè)結(jié)構(gòu)變化指數(shù)和平均結(jié)構(gòu)變化指數(shù)不盡相同。東中西部地區(qū)歷年資本密集行業(yè)結(jié)構(gòu)變化均值由大到小依次為西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)，而技術(shù)密集型行業(yè)結(jié)構(gòu)變化均值由大到小依次為東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)。

2.從聯(lián)立方程估計結(jié)果得出對外貿(mào)易和FDI是人民幣有效匯率影響資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)的兩條路徑，首先人民幣有效匯率對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)的FDI流入產(chǎn)生正向促進作用，但FDI卻只對技術(shù)密集型行業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響;人民幣有效匯率對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)的對外貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，而對外貿(mào)易對資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響。