(湖南涉外經(jīng)濟學院商學院，湖南 長沙 410000)

中國自貿(mào)區(qū)投資開放對中國產(chǎn)業(yè)升級的影響效應分析

葉文婭

(湖南涉外經(jīng)濟學院商學院，湖南 長沙 410000)

本文構建面板數(shù)據(jù)模型，利用全球10個自貿(mào)的相關數(shù)據(jù)，對自貿(mào)區(qū)投資開放影響產(chǎn)業(yè)升級的效應進行了實證檢驗，結果表明，投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的推動作用較為明顯，其中，第三產(chǎn)業(yè)外資流入量對產(chǎn)業(yè)升級的影響最大，其次是投資開放度，但是第二產(chǎn)業(yè)外資流入量對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用尚不明顯。

自貿(mào)區(qū)；投資開放；產(chǎn)業(yè)升級；實證分析

黨中央和國務院高度重視自貿(mào)區(qū)建設工作，十七大就明確提出“實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略”，十八大再次提出“加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略”，十八屆三中全會又提出要“加快自貿(mào)區(qū)建設”和“形成面向全球的高標準自由貿(mào)易區(qū)網(wǎng)絡”，自貿(mào)區(qū)建設成為我國加入WTO后，以開放促改革、以開放促發(fā)展的新平臺和新方式。但以往學者有關自貿(mào)區(qū)投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響研究偏重于定性分析，而相關的實證分析罕見。本文擬利用全球10個自貿(mào)區(qū)2001年至2015年的相關數(shù)據(jù)，對自貿(mào)區(qū)投資開放促進產(chǎn)業(yè)升級的效應進行實證分析，試彌補以往研究的不足。

一、變量選擇

本文主要研究中國自貿(mào)區(qū)成立以來投資開放政策對產(chǎn)業(yè)升級的影響及效應分析，由于我國自貿(mào)區(qū)成立時間較短，數(shù)據(jù)可能不足以支撐結論，為此，我們選取了10個擁有自貿(mào)區(qū)的國家從2001年到2015年的經(jīng)濟數(shù)值進行分析。

目前對于產(chǎn)業(yè)升級指標并沒有一個明確的定義，但是提到產(chǎn)業(yè)升級，都會分析到服務業(yè)比重大小，因此，本文考慮將服務業(yè)增加值占三大產(chǎn)業(yè)增加值比重(SPTI)作為被解釋變量，因為文章是針對自貿(mào)區(qū)投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響研究，所以自變量的選取要與投資開放相關，于是考慮將第三產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額的比重(SPFI)、第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額的比重(IPFI)和開放領域占全部產(chǎn)業(yè)領域比重(OPAA)作為三個自變量，探尋自變量和因變量之間的關系，分析投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響。

二、數(shù)據(jù)來源和描述

本文實證分析數(shù)據(jù)均來源于世界銀行，EPS數(shù)據(jù)庫，國家統(tǒng)計局、OECD世界貿(mào)易組織以及相關國家文件。我國的上海自貿(mào)區(qū)率先在2013年9月掛牌成立，隨后又有福建、天津、廣東等地相繼成為自貿(mào)試驗區(qū)，并形成了“1+3+7”的自貿(mào)區(qū)結構。但由于我國自貿(mào)區(qū)成立的時間比世界上一些擁有成熟自貿(mào)區(qū)的國家短太多，為了研究的準確性，本文采取十個擁有自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，通過對中國上海自由貿(mào)易區(qū)、中國香港自由貿(mào)易區(qū)、新加坡自由貿(mào)易區(qū)、德國漢堡自貿(mào)區(qū)、荷蘭阿姆斯特丹自由貿(mào)易區(qū)、愛爾蘭香農(nóng)自由貿(mào)易區(qū)、美國紐約港自由貿(mào)易區(qū)、智利伊基克自由貿(mào)易區(qū)、比利時安特衛(wèi)普自由貿(mào)易港和韓國仁川自貿(mào)區(qū)在自貿(mào)區(qū)投資開放的背景下對產(chǎn)業(yè)升級影響效應進行分析。

第三產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(SPFI)：本文采用2001年至2015年各自貿(mào)區(qū)國家第三產(chǎn)業(yè)的外資流入量占全國外資流入量的比重，數(shù)據(jù)來源于世界銀行和OECD數(shù)據(jù)庫。

第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(IPFI)：該數(shù)據(jù)采用2001年至2015年各自貿(mào)區(qū)國家第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額的比重，數(shù)據(jù)來源于世界銀行和OECD數(shù)據(jù)庫。

開放領域占全部產(chǎn)業(yè)領域比重(OPAA)：采用來2001年至2015年各自貿(mào)區(qū)國家投資開放領域占全部產(chǎn)業(yè)領域的比重，數(shù)據(jù)來源于世界貿(mào)易組織(WTO)數(shù)據(jù)、世界銀行以及相關自貿(mào)區(qū)文件。

三、模型的構建和實證檢驗

本文關于中國自貿(mào)區(qū)投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響及效應分析，采用了2001-2015年的數(shù)據(jù)，形成面板數(shù)據(jù)模型。

首先，確定模型效應，建立隨機效應回歸模型為：

Yit=β0+βXit+uit

(1)

i=1，2……m；t=1，2……n

Y表示被解釋變量，i表示截面單元，t表示時間序列，β0為常數(shù)項，X為解釋變量，β為參數(shù)，u為隨機誤差項，且與X不相關。

模型效應，分為固定效應和隨機效應兩種。為了確定采用何種模型，需對數(shù)據(jù)進行豪斯曼檢驗，其結果如下：

表1 豪斯曼檢驗結果

從結果可以看出，SPTI模型的P值為0，小于臨界值0.05，應該拒絕原假設：隨機影響模型中個體影響與解釋變量不相關。因此，應建立固定效應模型。

其次，確定模型形式。根據(jù)變系數(shù)、變截距和不變參數(shù)三種模型形式的選擇方法及統(tǒng)計量F1、F2的計算，可以確定模型的形式。

通過Eviews6.0估計，得出相應模型的殘差平方和分別為：S1=0.009400，S2=0.032758，S3=0.374487，N=10，K=15，T=3，F(xiàn)1=9.172426103～F(27，110)，F(xiàn)2=107.524195～(36，110)。在給定5%的顯著性水平下，查表可知F1臨界值≈1.67，F(xiàn)2臨界值≈1.51。由于F1、F2都大于其臨界值，因此，應該采用變系數(shù)模型的形式。綜合考慮選擇變系數(shù)固定效應模型。

根據(jù)上文分析和綜合擬合模型的篩選，現(xiàn)本文設立如下面板數(shù)據(jù)模型來分析產(chǎn)業(yè)升級與各影響因素的關系，具體模型如下：

lg SPTIit=β0+β1lg SPFIit+β2lg IPFIit+

β3lg OPAAit+μi

(2)

(i=1，2……10；t=1，2……15)

其中，lgSPTI表示對被解釋變量取以10為底的對數(shù)，下標i表示自貿(mào)區(qū)國家t表示2001-2015年，β0為常數(shù)項，β1-β5為參數(shù)，lgSPFI、lgIPFI、lgOPAA分別表示對第三產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(SPFI)、第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(IPFI)、開放領域占全部產(chǎn)業(yè)領域比重(OPAA)取以10為底的對數(shù)，u為隨機誤差項，滿足零均值和同方差等經(jīng)典假設。

四、實證結果分析

通過Eviews6.0進行擬合分析得到如下結果：

表2 變系數(shù)固定效應模型檢驗結果

由表2可知，R-squared值為0.991158，修正樣本可決定系數(shù)為Adjusted R-squared=0.988023，這表明模型擬合優(yōu)度較好，P值為0，表明各解釋變量對自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的影響在1%水平下顯著。D-W值為1.689346，大于1，這說明模型中的各解釋變量不存在自相關性。

為了揭示各因素的影響方向與影響強度，需進行不變系數(shù)固定效應模型檢驗，其結果如下：

表3 參數(shù)估計結果

由表3可知，各解釋變量對產(chǎn)業(yè)升級影響的參數(shù)估計值分別為0.095967、-0.039852、0.023518。這說明第三產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(SPFI)和開放領域占全部領域比重(OPAA)與被解釋變量成正相關關系，而第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(IPFI)與被解釋變量成負相關關系。其中，第三產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重對產(chǎn)業(yè)升級促進作用最大，然后是開放領域占全部領域比重。每提高一單位SPFI可導致服務業(yè)增加值占三大產(chǎn)業(yè)增加值比重(SPTI)增加0.095967個單位；開放領域占全部領域比重(OPAA)每增加一個單位會增加0.023518個單位的服務業(yè)增加值占三大產(chǎn)業(yè)增加值比重(SPTI)。但是，第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(IPFI)與被解釋變量成負相關，每增加一單位第二產(chǎn)業(yè)外資流入量占投資總額比重(IPFI)會引起被解釋變量減少0.039852個單位。這一結果與之前的理論假設相反，其原因可能是由于第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品服務附加值不高。

五、對策建議

(一)促進外資流入第三產(chǎn)業(yè)，加快服務業(yè)優(yōu)化升級

在自貿(mào)區(qū)建設背景下，以產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化為導向，不斷創(chuàng)新投資開放制度，提高投資開放制度的質(zhì)量與效率，盡可降低外商投資的交易成本[1]，不斷優(yōu)化引資政策，放棄普遍化、實行差別化的引資優(yōu)惠政策，鼓勵外資進入第三產(chǎn)業(yè)，并使服務業(yè)企業(yè)學到外商先進的技術和管理方法，實現(xiàn)我國“數(shù)量型人口紅利”向“質(zhì)量型人口紅利”的轉變，提高產(chǎn)品質(zhì)量[2]，打造品牌效應，打造服務業(yè)競爭新優(yōu)勢[2-3]。將現(xiàn)代服務業(yè)作為引入外資的重點，加快推動現(xiàn)代服務業(yè)等新興產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，促進我國服務業(yè)結構的優(yōu)化升級。

(二)拓寬開放領域，加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

要充分利用好自貿(mào)區(qū)投資政策，逐步減少“負面清單”內(nèi)容，不斷拓寬投資開放領域，增加外資流入選擇，促進外商投資自由化，優(yōu)化金融結構[4]，引導外資流入高新技術產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

[1] 王濤生.制度創(chuàng)新影響國際貿(mào)易成本競爭力的內(nèi)在機理研究[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2010 (2)：42-45.

[2] 王濤生.中國出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口競爭新優(yōu)勢的影響研究[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2013(1)：80-87.

[3] 王濤生.中國出口競爭新優(yōu)勢的測度與分析[J].管理世界，2013(2)：172-173.

[4] 龔強；張一林；林毅夫.產(chǎn)業(yè)結構、風險特性與最優(yōu)金融結構[J].經(jīng)濟研究，2014(4)：4-16.