[摘要]對湖南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和三次產(chǎn)業(yè)利用FDI的現(xiàn)狀進行了分析,利用1983~2006年的統(tǒng)計數(shù)據(jù),運用協(xié)整分析技術(shù)、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系檢驗,對FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明,F(xiàn)DI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間存在正向的協(xié)整關(guān)系,F(xiàn)DI是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的重要原因;在短期FDI偏離了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期均衡水平,但短期波動對長期均衡的回調(diào)速度較快。進而,就模型得出的結(jié)論提出了若干建議。
[關(guān)鍵詞]外商直接投資;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);協(xié)整檢驗;誤差修正模型;格蘭杰檢驗
[中圖分類號] F062.9[文獻標識碼] A
[文章編號] 1673-0461(2008)08-0047-04
改革開放以來尤其是20世紀90年代以來,湖南實際利用FDI (外商直接投資)迅速發(fā)展。2006年湖南實際利用FDI金額達到25.93億美元,同比增長25.1%,比全國平均增幅高20.6%。到2006年底,已登記外商投資企業(yè)2,948戶,投資總額212.54億美元,注冊資本118.36億美元。另外,外商投資企業(yè)有效帶動了進出口貿(mào)易,2006年外商投資企業(yè)的進出口商品價值為13.38億美元,占全省進出口商品總值的比重為18.2%[1]。在新一輪國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及黨的十七大對改革開放作出新的高度評價的大背景下,外商對湖南的投資將會有較快的增長,湖南FDI規(guī)模及其在國民經(jīng)濟中的地位和作用都將持續(xù)提高,對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也將更大。因此,研究FDI與湖南經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。
一、湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀分析
從三次產(chǎn)業(yè)的內(nèi)在變動來看,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進是沿著第一產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)→第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)→第三產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的方向發(fā)展的[2]。如表1所示,1978~1991年湖南三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)排序基本上為 “一、二、三”;1992~1998年湖南三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)排序基本上為“二、三、一”;1999~2005年湖南三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)排序為“三、二、一”;2006年湖南三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)排序變?yōu)椤岸?、三、一”。總體來看,湖南三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢基本符合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進規(guī)律,第一產(chǎn)業(yè)比重基本上逐年下降,第二產(chǎn)業(yè)比重基本上穩(wěn)中有升,第三產(chǎn)業(yè)比重明顯提高。如果僅僅用產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的相對指標來衡量湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況,那么可以認為湖南三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動正逐步向合理化、高度化方向發(fā)展。但是如果從各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的絕對水平來看、以及與全國較發(fā)達兄弟省區(qū)相比較而言,還仍然存在很大的差距。2006年湖南GDP為7,568.89億元,僅為同期山東的34.3%,廣東的28.9%,江蘇的35%。人均GDP為11,950元,僅為山東、廣東、江蘇同期的50.2%、42.2%、41.5%。另外,湖南第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重為17.6%,比山東、廣東、江蘇分別高7.9%,11.6%、10.5%,但其絕對值卻比山東、廣東、江蘇分別少806.7億元,244.9億元,212.8億元;湖南第二產(chǎn)業(yè)無論是產(chǎn)值比重還是絕對產(chǎn)值每年都遠遠落后于山東、廣東、江蘇;湖南第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速,2006年的產(chǎn)值比重為40.8%,比山東、江蘇分別高8.2%、4.5%,但其產(chǎn)值卻分別只有山東、江蘇的42.9%、39.3%[1][3]。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的角度來看,后一階段產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是以前一階段產(chǎn)業(yè)的充分發(fā)展為基礎(chǔ)的,即第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以第一產(chǎn)業(yè)充分發(fā)展為基礎(chǔ),第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以第二產(chǎn)業(yè)的充分發(fā)展為基礎(chǔ)。由此可見,湖南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在1999~2005年存在著超前發(fā)展的狀況,其間第三產(chǎn)業(yè)占據(jù)主導(dǎo)地位是在第二產(chǎn)業(yè)尚未充分發(fā)展,不能為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供堅實的基礎(chǔ)的條件下形成的。而2006年第二產(chǎn)業(yè)重新占據(jù)主導(dǎo)地位符合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進規(guī)律,是一種理性的回歸。
二、湖南三次產(chǎn)業(yè)利用FDI的現(xiàn)狀
(一)FDI在三次產(chǎn)業(yè)之間的分布
目前湖南FDI的三次產(chǎn)業(yè)格局如表2所示??傮w上看,湖南利用的實際FDI主要集中于第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)(尤其是制造業(yè)、社會服務(wù)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)),而第一產(chǎn)業(yè)的實際FDI明顯不足。另外,從三次產(chǎn)業(yè)的FDI發(fā)展趨勢來看,第一產(chǎn)業(yè)的實際FDI比重一直處于較低的水平;第二產(chǎn)業(yè)的實際FDI比重基本上呈下降趨勢;第三產(chǎn)業(yè)的實際FDI比重穩(wěn)中有升。
會服務(wù)業(yè)未單獨劃分;4.資料來源:1995~2007年湖南省統(tǒng)計年鑒。
(二)FDI在三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的構(gòu)成
從各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的實際FDI結(jié)構(gòu)來看,各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的投資結(jié)構(gòu)很不協(xié)調(diào)。在第一產(chǎn)業(yè)中主要集中在農(nóng)業(yè)、林業(yè),尤其是種植業(yè),而對牧業(yè)、漁業(yè)等部門的投資較少;在第二產(chǎn)業(yè)中主要集中于工業(yè)部門尤其是制造業(yè),2006年制造業(yè)實際利用FDI 11.93億美元,雖然出現(xiàn)了近幾年來的首次負增長,但仍占據(jù)全省實際利用FDI總額的46%,其中紡織、化工等傳統(tǒng)制造業(yè)依然保持較為穩(wěn)定的增長趨勢,通用設(shè)備、專用設(shè)備等高新技術(shù)制造業(yè)出現(xiàn)高幅增長,建筑業(yè)投資比重偏低,僅占4.5%;在第三產(chǎn)業(yè)中主要集中在房地產(chǎn)業(yè)、社會服務(wù)業(yè),2006年房地產(chǎn)業(yè)外商直接投資比重創(chuàng)歷史新高,達到24.9%[1],而對其他領(lǐng)域投資相對過少,存在明顯的結(jié)構(gòu)性傾斜,不利于三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。
三、FDI對湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證分析
(一)計量模型
表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的變量通常有三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。本文選取最常用的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代表變量。從理論上可認為FDI促進了我省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級,雖然影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的因素很多,但為了單獨衡量FDI對我省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用,假設(shè)其它影響因素不變。在以下計算中本文以第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重結(jié)構(gòu)為例,構(gòu)造半對數(shù)回歸方程: LnIS2=α+βFDI+ut ,即將第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重取對數(shù)(LnIS2)作為被解釋變量,實際利用FDI作為解釋變量。式中,a表示常數(shù),β表示IS2的平均增長率,ut表示誤差項。
(二)數(shù)據(jù)說明
研究涉及到的主要變量是第二產(chǎn)業(yè)增加值占全省GDP的比重,表示為IS2,實際分析中對其進行了對數(shù)處理;對于 FDI,為避免幣制波動對研究結(jié)果的影響,文中FDI值用當年的匯率換算成以萬元為單位的人民幣額,另外為了使數(shù)據(jù)具有可比性,利用各年的商品零售價格指數(shù)(以1978年為基期)對每年的FDI進行了調(diào)整。樣本區(qū)間為1983~2006年,樣本數(shù)據(jù)均來自1984~2007年《湖南省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》 [4]。
(三)實證分析
本文使用Eviews5.0首先對模型進行異方差檢驗,在不存在異方差的條件下,對各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,如果時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn),則進一步進行Granger因果關(guān)系檢驗,確定自變量是否是因變量的原因;如果時間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn),而經(jīng)過差分后的時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn),那么進行非平穩(wěn)序列的協(xié)整性檢驗,檢驗時間序列數(shù)據(jù)之間是否具有協(xié)整關(guān)系。具有協(xié)整關(guān)系的時間序列,說明它們之間有一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,然后運用誤差修正模型分析變量之間的相互調(diào)整速率和短期互動影響。最后再進行Granger因果關(guān)系檢驗,確定自變量是否是因變量的原因。
1.異方差檢驗。古典線性回歸模型的一個重要假設(shè)就是同方差假定。即Var(ui)=σ2,σ2為常數(shù)。但可能由于模型中遺漏了一些解釋變量或受隨機因素的影響使得模型存在異方差現(xiàn)象,從而導(dǎo)致OLS回歸結(jié)果不正確。因此有必要用懷特檢驗對模型是否存在異方差進行檢驗,消除一階自相關(guān)懷特檢驗?zāi)P彤惙讲罱Y(jié)果如表3所示,模型不存在異方差。
2.平穩(wěn)性檢驗。計量經(jīng)濟理論認為大多數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)序列。因此對時間序列的建模,為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,對經(jīng)濟變量的時間序列在進行回歸分析前,首先要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。目前,檢驗時間序列單位根的最常用方法是Augmented Dickey—Fuller(ADF)檢驗法[5]。設(shè){Yt}為要檢驗的序列,檢驗方程為:
式中α為常數(shù)項,t為時間趨勢項,m為滯后階數(shù)。該檢驗的零假設(shè)H0∶δ=0,備擇假設(shè)H1∶δ <0。如果接受零假設(shè)H0,則說明序列{Yt}存在單位根,即它是非平穩(wěn)序列,如果拒絕零假設(shè)H0,則說明序列{Yt}不存在單位根,即它是平穩(wěn)序列。根據(jù)該方法檢驗結(jié)果如表4所示。
趨勢項,k為滯后階數(shù);③滯后期k的選擇標準是以AIC和SC值最小為準則;④*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下通過檢驗,以下均同。
由ADF檢驗結(jié)果可知LnIS2、FDI都是1階單整的時間序列變量。它們的原值在10%的顯著水平下均無法通過平穩(wěn)性檢驗,但一階差分后都拒絕了存在單位根的虛無假設(shè),說明它們都是一階單整I(1)序列,可以對其進行協(xié)整分析。
3.協(xié)整檢驗。一般而言,如果檢驗兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,經(jīng)常使用Engle和Granger于1987年提出的EG兩步法進行協(xié)整檢驗。該檢驗基本思想是:如果兩個時間序列yt 和xt非平穩(wěn),但它們都是d階單整,則可以利用OLS求出協(xié)整回歸方程:
yt=α+βxt+μt (2)
然后,通過檢驗回歸方程(2)的殘差( )是否平穩(wěn)來判斷yt和xt的協(xié)整性。如果 ~I(0)即殘差是平穩(wěn)的,則可認為 yt和xt具有協(xié)整關(guān)系。變量協(xié)整的經(jīng)濟意義在于:兩個變量,雖然它們具有各自長期波動規(guī)律,但如果它們是協(xié)整的,則它們之間存在一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系[6]。根據(jù)EG法,求消除自相關(guān)后LnIS2對FDI的回歸,得模型殘差序列,記為resid2,并對殘差序列resid2進行ADF檢驗,判斷其平穩(wěn)性。殘差序列resid2 ADF檢驗結(jié)果如表5。
由協(xié)整檢驗結(jié)果可知,在1%的顯著性水平下LnIS2與FDI存在協(xié)整關(guān)系,因此我們認為LnIS2與FDI存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。殘差自相關(guān)修正后的協(xié)整方程為:
LnIS2 = -1.038,588,221 + 3.297,894,923*10-7*FDI+ [AR(1)=0.423,586,300,5]
s=(0.015,002)(8.07*10-8) (0.211,726)
t=(-69.231,18)***(4.088,472)*** (2.000,633)*
R2= 0.659,049 R2ad= 0.624,954 F= 19.32,975 DW=1.840,266
由回歸結(jié)果可以看出,經(jīng)當年的匯率換算和以1978年為基期的當年商品零售價格指數(shù)調(diào)整后的實際FDI每增加10億元,第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重將上升3.297,894,923%。
4.誤差修正模型分析。誤差修正模型是協(xié)整分析的一個延伸。在確定LnIS2和FDI存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上,為了進一步解釋LnIS2和FDI之間的短期動態(tài)關(guān)系和長期調(diào)整關(guān)系,在進行協(xié)整檢驗之后需建立包括誤差修正項(EC)在內(nèi)的誤差修正模型(ECM)。誤差修正項(EC)為協(xié)整方程中的殘差。誤差修正方程如下:
△LnIS2 = -0.002,266,442,301+ 4.056,530,398*10-7*△FDI-0.490,737,110,9*EC(-1)
s=(0.009,168) (1.88*10-7) (0.212,908)
t=(-0.247,208)(2.157,729)* (-2.304,926)**
R2= 0.420,978 R2ad= 0.363,076 F= 7.270,508 ***DW=1.832,34
誤差修正方程的R2較低,有可能是回歸方程缺省了變量的原因,但該方程不存在自相關(guān),并通過了F檢驗,說明這不影響已有變量的關(guān)系。該方程中變量的符號與長期均衡關(guān)系的符號相一致,△FDI的系數(shù)顯著說明FDI的短期變動對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變動存在直接影響,短期調(diào)整系數(shù)(誤差修正項的系數(shù))顯著,且為負值,符合反向修正機制,誤差修正項表明當短期波動偏離長期均衡時,將以-0.490,737,110,9的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài),即LnIS2與其長期均衡值的偏差約有49.073,711,09%得到修正。
5.Granger因果關(guān)系檢驗。為分析LnIS2與FDI之間的因果關(guān)系,本文對LnIS2與FDI進行了Granger檢驗。該檢驗的基本思想是:如果兩個經(jīng)濟變量x與y,在同時包含過去x與y信息的條件下,對y的預(yù)測效果要比單獨用y的過去信息對y的預(yù)測效果要好,即變量x有助于預(yù)測變量y,則認為x與y存在Granger因果關(guān)系。設(shè)兩個序列{xt}和{yt},建立yt關(guān)于y和x的滯后模型:
式中,c為常數(shù)項,m為滯后階數(shù),檢驗x是y的非Granger原因就是對方程(4)做H0∶β1 = β2 =…=βm=0的F檢驗。檢驗的統(tǒng)計量為:
式中,RSSR表示有限制回歸的殘差平方和,RSSU 表示無限制回歸的殘差平方和,n為樣本容量。若檢驗統(tǒng)計量F的值大于標準F分布的臨界值,則拒絕零假設(shè),說明x是y的Granger原因,否則接受零假設(shè)說明x是y的非Granger原因。據(jù)此檢驗LnIS2與 FDI兩時間序列之間的因果關(guān)系,檢驗結(jié)果如表6。
由表6的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知,在1、2、3滯后期時都拒絕原假設(shè)“FDI不是LnIS2的格蘭杰原因”。因此,我們認為外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向因果關(guān)系,F(xiàn)DI是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的重要原因。
四、結(jié)論與建議
(一)結(jié)論
通過以上計量模型的實證分析表明,湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動與FDI的流入存在長期的均衡關(guān)系,F(xiàn)DI的流入對湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有正向相關(guān)關(guān)系;誤差修正項系數(shù)表明,當變量偏離長期均衡水平時,49.073,711,09%的偏離均衡部分會在一年之內(nèi)得到修正,以使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與FDI之間保持長期的動態(tài)均衡。另外通過Granger因果關(guān)系檢驗,湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動與FDI只存在單向的因果關(guān)系,F(xiàn)DI通過投資乘數(shù)效應(yīng)、技術(shù)外溢效應(yīng)等促進湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,但湖產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動不是FDI流入湖南的主要原因。以上結(jié)論說明,湖南引進FDI有效的促進了湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。
(二)建議
根據(jù)以上分析,湖南目前還處于工業(yè)化中期階段,第二產(chǎn)業(yè)雖然已處于主導(dǎo)地位,但現(xiàn)代化的程度還不高??傮w來看,湖南第一產(chǎn)業(yè)比重過大、第二產(chǎn)業(yè)比重過低、第三產(chǎn)業(yè)雖然一直保持良好的發(fā)展勢頭,但第三產(chǎn)業(yè)仍處于結(jié)構(gòu)不合理、質(zhì)量低的狀況。其中,2006年湖南省第一產(chǎn)業(yè)高于全國平均水平5.9個百分點,而第二產(chǎn)業(yè)低于全國平均水平7.3個百分點[1][3],正由于工業(yè)化的滯后發(fā)展導(dǎo)致了湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的虛高度化。因此,湖南要加快經(jīng)濟發(fā)展,加快新型工業(yè)化建設(shè)步伐,必須要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化升級。而FDI不僅帶來了技術(shù)、資金、管理經(jīng)驗、信息等重要的生產(chǎn)要素,而且通過這些要素的注入及組合,可改善原有產(chǎn)業(yè)的資源配置狀況,提高資源配置效率和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。另外,外商投資企業(yè)的進入帶來了來自外部的沖擊和挑戰(zhàn),加大產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的競爭程度,有利于產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和生產(chǎn)率的提高。目前湖南實際利用FDI的規(guī)模較小,2006年湖南實際利用FDI 25.93億美元,只占全國份額的4.1%,與全國發(fā)達地區(qū)相比較,湖南實際利用FDI的規(guī)模僅只有廣東的17.9%,山東的25.9%,江蘇的14.9%,浙江的29.2%。在此情況下,根據(jù)以上分析,湖南應(yīng)完善引資政策,繼續(xù)堅定不移的堅持引進FDI,擴大對外開放,加大招商引資力度,利用中部崛起和“泛珠三角”區(qū)域合作的機會,積極承接國外企業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移;根據(jù)省情,加大對農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)等以農(nóng)產(chǎn)品為原料的產(chǎn)業(yè)集群的扶植力度,努力培育發(fā)展我省新興的醫(yī)藥制造業(yè)等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群,著力搞好現(xiàn)有工業(yè)園區(qū)的管理建設(shè),通過現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)集群和工業(yè)園區(qū)來吸引更多的FDI,以加快我省的工業(yè)化步伐,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。另外,在引進FDI的過程中要努力改善FDI在三次產(chǎn)業(yè)之間及內(nèi)部的不平衡性,進一步提高利用FDI的質(zhì)量和水平,并加強環(huán)境規(guī)劃,弱化在引進FDI后對我省生態(tài)環(huán)境的破壞。
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An Empirical Research on the Relationship Between FDI and Industrial Structure in Hunan Province
Li Yonghui1,Deng Yong1,Dai Juan2
(1.Business School, XiangTan University, XiangTan411105,China;2.Guangxi Teacher’s University, Guilin 541004, China)
Abstract:This paper firstly analyzes the status of industrial structure and the three times’use of FDI by industries. Based on the statistics in 1983-2006, the paper makes an empirical research on the relationship between FDI and industrial structure changes by using the co-integration test、error correction model and Granger causality test. The results shows that there exists a positive and co-integrated relationship between FDI and industrial structure changes, FDI plays an important role in adjusting industrial structure in Hunan, in short-term, FDI deviatesthe long-term equilibrium of industrial structure, but its adjustment is rapid. This paper puts forward some suggestions according to the empirical results.
Key words:FDI;industrial structure;co-integration test;error correction model;Granger test
(責(zé)任編輯:張改蘭)
注:“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文?!?/p>