王青松，劉加林

(1.婁底職業(yè)技術(shù)學(xué)院財(cái)貿(mào)系，湖南 婁底 417000;2.湖南人文科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理科學(xué)系，湖南婁底 417100)

一、引 言

外商直接投資會(huì)給一個(gè)經(jīng)濟(jì)實(shí)體帶來巨大的影響①Grossman和Helpman認(rèn)為外商直接投資促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步的加速，進(jìn)而在長期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。Barro和Sala I Martin認(rèn)為外商直接投資的引入是促進(jìn)技術(shù)擴(kuò)散和加快經(jīng)濟(jì)收斂速度的關(guān)鍵因素。。本文重點(diǎn)分析外商直接投資對中國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響的研究始于Chenery和Strout在1966年的開創(chuàng)性論文。Chenery和Strout基于結(jié)構(gòu)主義原理提出了著名的“雙缺口模型”，指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展源于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變，認(rèn)為由于存在結(jié)構(gòu)剛性，東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)受國內(nèi)資源不足的制約，因此引進(jìn)和利用外資有助于彌補(bǔ)儲(chǔ)蓄和外匯缺口，進(jìn)而推動(dòng)?xùn)|道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長[1]。Vernon提出產(chǎn)品生命周期理論②即產(chǎn)品的創(chuàng)新階段、成熟階段和標(biāo)準(zhǔn)化階段。解釋了發(fā)達(dá)國家對外直接投資的發(fā)展過程。他認(rèn)為國際直接投資的產(chǎn)生是產(chǎn)品生命周期更迭的必然結(jié)果，外資公司順應(yīng)產(chǎn)品生命周期的變化，在成熟產(chǎn)業(yè)向低成本國家轉(zhuǎn)移的同時(shí)會(huì)分別引起各自所在國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[2]。Lewis提出了勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)論，以20世紀(jì)60年代為背景分析了由于發(fā)達(dá)國家人口出生率下降，勞動(dòng)力不足，某些勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家并促使發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。[3]小島清利用國際分工的比較優(yōu)勢原理提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，他認(rèn)為通過對外直接投資雙方不但可以擴(kuò)大貿(mào)易，而且可以升級和改善各國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[4]。張帆和鄭京平分析了FDI對中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和效率的影響，他們認(rèn)為外資公司的投資主要投向了資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，F(xiàn)DI的進(jìn)入總體上有助于中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向具有更高的資源配置效率轉(zhuǎn)化[5]。王洛林等在對全球500強(qiáng)在華投資項(xiàng)目的研究后指出大型外資公司的投資有助于提升中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。[6]江小涓認(rèn)為在生產(chǎn)能力過剩、國內(nèi)不存在資金缺口的情況下大規(guī)模利用外資是必要的，F(xiàn)DI能夠通過提供新增流量和改善存量這兩種方式提高中國的投資質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變[7]。趙紅和張茜利用1983－2004年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)用Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)了FDI對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響[2]。實(shí)證結(jié)果顯示，F(xiàn)DI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

從前文我們可以看到，已有的研究大多是采用定性分析的方法分析FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。趙紅和張茜的研究雖然從總量上檢驗(yàn)了FDI對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，但數(shù)據(jù)表明分地區(qū)討論FDI對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是非常有必要的①FDI的地區(qū)分布很不平衡，超過80%的外國直接投資集中在沿海地區(qū)。2006年，僅江蘇一個(gè)省的外國直接投資就占了全國總量的18.99%，廣東的這一比重為18.41%，上海為13.21%，三省共計(jì)占外國直接投資總額的50.61%。而中西部地區(qū)大多數(shù)省區(qū)象山西、內(nèi)蒙古、重慶、貴州、陜西、甘肅、新疆等省區(qū)的FDI與全國FDI的比值都沒有超過1%。[2]。本文利用1978－2010年的各省區(qū)面板數(shù)據(jù)建立協(xié)整和誤差修正模型來考察FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。使用協(xié)整方法可以有效解決由非平穩(wěn)變量引起的偽回歸的問題，同時(shí)協(xié)整協(xié)整和誤差修正模型還可以分辨出FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的長期均衡關(guān)系、短期波動(dòng)以及長期均衡對短期波動(dòng)的影響。

本文的基本框架如下:模型的設(shè)計(jì)、變量說明及相關(guān)數(shù)據(jù)來源、實(shí)證結(jié)果與分析，最后是結(jié)論和相關(guān)政策建議。

二、模型的設(shè)計(jì)、變量說明及數(shù)據(jù)來源

(一)基本模型

本文結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，在借鑒Chenery和Strout、以及趙紅和張茜模型的基礎(chǔ)上，建立以下實(shí)證模型:

其中STR為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級變量的自然對數(shù)值，F(xiàn)DI為外商直接投資，α為我們所感興趣的系數(shù)。X代表其他解釋變量的集合。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，代表所有其他的遺漏變量，并且假定E(ε)=0，下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和時(shí)間點(diǎn)。β為回歸系數(shù)。

(二)各變量的簡要說明

因變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級變量。配第—克拉克定律認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)增長的不同階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不同的特點(diǎn)。一般而言，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和收入水平的提高，第一產(chǎn)業(yè)增加值比重將逐步下降;第二產(chǎn)業(yè)增加值比重將首先上升，但當(dāng)人均GDP達(dá)到一定水平時(shí)，又會(huì)逐步下降;第三產(chǎn)業(yè)增加值比重則一直呈現(xiàn)上升趨勢。出現(xiàn)這種情況的根本原因是工業(yè)的產(chǎn)品附加值要高于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品附加值，服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品附加值要高于工業(yè)的產(chǎn)品附加值。同楊勝剛和朱紅一樣，我們同樣選擇第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP的比重來刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級[8]。

外商直接投資是本文的主要研究對象。我們選擇外商投資企業(yè)年末投資總額占GDP的比重來刻畫外商直接投資的強(qiáng)度。對于數(shù)據(jù)缺少的年份我們將用一個(gè)很小的數(shù)值來代替②本文所用的數(shù)值為0.0001。，以最大程度地表達(dá)樣本包含的所有信息。

影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的因素很多，因此有必要對一些主要變量進(jìn)行控制來準(zhǔn)確衡量FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用。根據(jù)現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化文獻(xiàn)，我們認(rèn)為控制變量應(yīng)該包括反映技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率、金融深化程度和財(cái)政分權(quán)力度。

全要素生產(chǎn)率(TFP)水平反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的技術(shù)水平，它直接關(guān)系到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級的順利完成。本文全要素生產(chǎn)率的獲取采用了張軍和施少華的方法[9]，利用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中資本形成數(shù)據(jù)(基于1978年不變價(jià))和勞動(dòng)投入數(shù)據(jù)，用柯布—道格拉斯函數(shù)建立回歸模型，并假定資本的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.4①根據(jù)增長文獻(xiàn)對于中國的α的研究，基本是處于0.4到0.6的區(qū)間之中。我們試驗(yàn)了其中的多個(gè)取值，發(fā)現(xiàn)α的取值對我們的結(jié)果影響并不大，所以在本文中我們只報(bào)告了α取0.4的結(jié)果。，代入全要素生產(chǎn)率公式，計(jì)算出各省區(qū)1978－2010年各年全要素生產(chǎn)率。

我們在來看金融深化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。金融深化程度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化密切相關(guān)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級需要不但完善地金融市場的支持。Goldsmith用金融資產(chǎn)總量與GDP之比以衡量一國的經(jīng)濟(jì)金融深化過程[10]，Mckinnon使用貨幣存量(M2)與國民生產(chǎn)總值的比重作為標(biāo)尺來研究發(fā)展中國家的金融深化指標(biāo)[11]，King和Levine用流動(dòng)性負(fù)債對GDP的比率來描述一個(gè)國家和地區(qū)金融發(fā)展的狀態(tài)[12]。由于中國缺乏各地區(qū)金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無法直接使用前面兩個(gè)指標(biāo)，所以我們只能參照King和Levine的方法金融機(jī)構(gòu)貸款額的數(shù)據(jù)作為金融資產(chǎn)的一個(gè)窄的衡量指標(biāo)[13]。本文中我們利用1978－2010年年末各項(xiàng)貸款余額之和與當(dāng)年GDP的比值來衡量各省區(qū)的金融深化水平。

我們再來查看財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。中國自70年代末以來實(shí)行政府主導(dǎo)型的自下而上的改革開放政策，中國的地方政府在此過程中扮演著制定產(chǎn)業(yè)政策發(fā)展的角色，財(cái)政分權(quán)的力度則會(huì)直接影響到產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行效果和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化情況。Zhang和Zou在研究中國的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時(shí)，還區(qū)分了預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外收人或者支出的區(qū)別，他們用地方財(cái)政支出與中央財(cái)政支出的比來衡量財(cái)政分權(quán)[14]。Lin和Liu則用省級政府在本省預(yù)算收入中的邊際分成率這一指標(biāo)來衡量財(cái)政分權(quán)。無論采取什么樣的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，我們都需要考慮兩個(gè)因素的影響，各省的人口規(guī)模和中央的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付[15]。在這里我們的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)沿用Zhang和Zou的方法，為各省人均財(cái)政支出與人均中央財(cái)政支出之比，即人均各省預(yù)算內(nèi)本級財(cái)政支出/人均中央預(yù)算內(nèi)本級財(cái)政支出②我 們同時(shí)還考慮了政府轉(zhuǎn)移的作用，構(gòu)造的另一個(gè)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)為人均各省預(yù)算內(nèi)本級財(cái)政支出/人均預(yù)算內(nèi)總財(cái)政支出，其中人均預(yù)算內(nèi)總財(cái)政支出等于人均各省預(yù)算內(nèi)本級財(cái)政支出與人均中央預(yù)算內(nèi)本級財(cái)政支出之和，其結(jié)果并不影響結(jié)論。。

(三)樣本

本文的樣本包括28個(gè)省、自治區(qū)和直轄市③我們同時(shí)把全國28個(gè)省份劃分為東部、中部和西部。東部省區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東;中部省區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北;西部省區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。剔除的省份為西藏、香港、澳門、臺(tái)灣、重慶和海南。樣本的時(shí)間段從1978－2010年。數(shù)據(jù)來源為《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，各變量的基準(zhǔn)價(jià)格為1978年的價(jià)格。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)計(jì)量方法說明

本文使用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)來考察外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期均衡關(guān)系。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前首先必須考察各變量是否同階單整，因此要對各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。在確定各變量的同階單整后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，考察變量間的長期均衡關(guān)系，并通過建立誤差修正模型來說明短期波動(dòng)以及長期均衡對短期波動(dòng)的影響。

1.面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果時(shí)間序列變量不是平穩(wěn)的，一個(gè)隨機(jī)游動(dòng)變量對另一個(gè)隨機(jī)游動(dòng)變量的回歸實(shí)際上肯定會(huì)產(chǎn)生顯著的關(guān)系，然而卻有可能是偽回歸。Engle和Granger的認(rèn)為雖然變量都是非平穩(wěn)序列序列，但如果它們的線性組合是平穩(wěn)序列的話，我們就可以認(rèn)為變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[16]。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整。我們選取的所有變量都是時(shí)間序列變量，所以對回歸方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)就顯得十分必要。

根據(jù)Engle-Granger二步法，我們首先要對所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如果直接對各省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，我們會(huì)發(fā)現(xiàn)很多序列的平穩(wěn)性都很難確認(rèn)，這是因?yàn)槊總€(gè)序列的樣本數(shù)量有限，檢驗(yàn)的勢很低，不足以拒絕零假設(shè)。解決這一問題的辦法是應(yīng)用面板單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)主要有LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher－PP檢驗(yàn)①以下簡稱FPP檢驗(yàn)。等。基于蒙特卡羅實(shí)驗(yàn)結(jié)果，在有限樣本的情況下，IPS檢驗(yàn)擁有比LLC檢驗(yàn)更好的性質(zhì)。所以本文采用IPS檢驗(yàn)和FPP檢驗(yàn)。

(1)Im－Pesaran－Shin檢驗(yàn)

在IPS檢驗(yàn)中，首先對每個(gè)截面成員進(jìn)行單位根檢驗(yàn):

檢驗(yàn)的原假設(shè)為:H0:αi=0

檢驗(yàn)的備選假設(shè)為:H1:αi=0，對所有 i=1，2，…，N2;αi＜ 0，對所有 i=N1+1，N1+2，…，N

(2)Fisher－PP檢驗(yàn)

Maddala和Wu(1999)通過結(jié)合不同截面成員單位根檢驗(yàn)的p值，構(gòu)造一個(gè)服從正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量:

其中φ－1是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)的反函數(shù)，πi為第i組截面數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的p值。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量間長期均衡關(guān)系的方法。本文將根據(jù)Engle－Granger二步法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行了各變量的單位根檢驗(yàn)后，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資以及各控制變量間都是同階單整，則對(1)式進(jìn)行回歸，得到殘差序列eit，并建立回歸方程:

用上述面板單位根檢驗(yàn)的IPS檢驗(yàn)以及FPP檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，如果是平穩(wěn)的，則說明各變量間存在長期均衡關(guān)系。

其中Δ表示一階差分，ECM為均衡誤差，表示各變量在短期波動(dòng)中偏離長期均衡關(guān)系的程度。系數(shù)λ反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。αj表示短期內(nèi)FDI的短期波動(dòng)對作為被解釋變量的短期變化的的影響，如果αj顯著不為零，則說明在短期內(nèi)FDI的波動(dòng)會(huì)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，反之則無影響。

3.面板數(shù)據(jù)誤差修正模型(ECM)

(二)實(shí)證結(jié)果與分析

1.面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果與分析

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級變量、外商直接投資變量以及各控制變量分別進(jìn)行IPS檢驗(yàn)以及FPP檢驗(yàn)。檢驗(yàn)前需要設(shè)定每個(gè)截面成員是否存在截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)。根據(jù)各變量的時(shí)序圖，我們可以看到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量、外商直接投資變量以及各控制變量均存在時(shí)間趨勢，因此在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，選擇包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的模型。而對各變量進(jìn)行一階差分后，則不存在時(shí)間趨勢，因此選擇只包含截距項(xiàng)的模型。FPP檢驗(yàn)中的核函數(shù)為Bartlett函數(shù)。模型中的滯后期數(shù)根據(jù)Schwarz原則進(jìn)行自動(dòng)選取。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表中可以看出，無論是在全國范圍、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量、外商直接投資變量以及各控制變量的自然對數(shù)值均有單位根。而在取一階差分后其結(jié)果均在1%的顯著性水平下表現(xiàn)為無單位根。因此說明所有變量均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果與分析

通過單位根檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量、外商直接投資變量以及各控制變量均為一階單整變量，因此可以繼續(xù)判斷變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。將(1)式分別對全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)進(jìn)行回歸，得到四個(gè)殘差分別為 eit，1、eit，2、eit，3、eit，4，對殘差序列進(jìn)行 IPS 以及 FPP 檢驗(yàn)，若殘差序列平穩(wěn)則說明變量間存在長期的均衡關(guān)系，反之則不存在。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果①在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，模型的設(shè)置有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)之分，因此要對模型進(jìn)行檢驗(yàn)，常用的檢驗(yàn)方法為Hausman檢驗(yàn)，我們根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果來選擇模型。

模型的估計(jì)結(jié)果顯示，無論在全國范圍、東部、中部和西部地區(qū)，外商直接投資強(qiáng)變量的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，這說明FDI能夠促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。我們同時(shí)也要看到，F(xiàn)DI對各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級作用的大小是不一致的，從東部到西部，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化作用逐步減弱，這與FDI的分布從東部到西部逐漸減少的事實(shí)是吻合的。

我們再來查看各控制變量與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。我們可以看到，無論在全國范圍、東部、中部和西部地區(qū)，金融深化程度都對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化起著顯著的積極的作用。全要素生產(chǎn)率的提高在全國、中部和西部都顯著促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，但在東部地區(qū)卻不顯著。我們同時(shí)還可以看到，財(cái)政分權(quán)的力度在全國、東部和中部促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，但在西部地區(qū)卻不顯著。

我們接著對回歸結(jié)果的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告在表3。結(jié)果表明殘差項(xiàng) eit，1、eit，2、eit，3和eit，4都是平穩(wěn)的，這意味著各變量間存在協(xié)整關(guān)系，即FDI在長期內(nèi)能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。這也證實(shí)了張帆等和江小涓的理論分析，同時(shí)我們的結(jié)論與趙紅等的研究結(jié)論明顯不一致，可能原因是趙紅等的樣本太小，并不能準(zhǔn)確衡量FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.誤差修正模型結(jié)果與分析

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系。為了進(jìn)一步考察FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，特別是各地區(qū)短期內(nèi)FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的關(guān)系。根據(jù)(6)式檢驗(yàn)FDI是不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的短期原因，選擇滯后項(xiàng)為2，回歸結(jié)果見表4。

表4 誤差修正模型結(jié)果

結(jié)果顯示，無論在全國范圍、東部、中部和西部，ECM的系數(shù)的符號都為負(fù)，這符合反向修正的原理。其中在中部地區(qū)對偏離長期均衡的調(diào)整力度是最大的，平均每年對上年偏離長期均衡水平的短期調(diào)整幅度為12.1%。我們重點(diǎn)考察FDI短期波動(dòng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，從表4我們可以清楚地看到，在短期內(nèi)，F(xiàn)DI在全國范圍內(nèi)和東部地區(qū)顯著地減少了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的波動(dòng)，但作用非常小，在中部地區(qū)和西部地區(qū)則不顯著。這說明在短期內(nèi)FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級的作用有限。

四、結(jié)論和相關(guān)政策建議

本文在已有的FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用1978－2006年各省區(qū)的面板數(shù)據(jù)做協(xié)整分析來考察FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用。研究結(jié)果表明，雖然短期內(nèi)FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級的貢獻(xiàn)有限，但就長期來看，F(xiàn)DI確實(shí)促進(jìn)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，并和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。但FDI在我國各行業(yè)和各地區(qū)分布嚴(yán)重不均衡，這將在長期內(nèi)減弱其對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的作用，為此我們需要做好以下兩個(gè)方面的工作。

首先，我們要為FDI創(chuàng)造一個(gè)良好的投資環(huán)境，這比優(yōu)惠政策和稅收減免政策對吸引外資更為重要，因?yàn)榇蠖鄶?shù)外商直接投資的戰(zhàn)略是從事長期投資和尋求穩(wěn)定回報(bào)，而不是尋求短期暴利和投機(jī)。這樣才有源源不斷的FDI為我國帶來先進(jìn)的技術(shù)并促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

其次，我們還要加快中西部的引進(jìn)外資工作。我們不但要改善中西部地區(qū)包括能源、交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資硬環(huán)境，更要改善其投資的包括法治、知識產(chǎn)權(quán)等的軟環(huán)境。堅(jiān)決執(zhí)行“西部大開發(fā)”的策略，擴(kuò)大中西部地區(qū)開放范圍和幅度，并利用中西部地區(qū)勞動(dòng)力多、資源豐富等比較優(yōu)勢，引導(dǎo)外資企業(yè)中的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)和一般加工工業(yè)投向中西部。唯有這樣，中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)才能充分利用FDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，并推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康協(xié)調(diào)發(fā)展

[1]CHENERY H，STROUT M.Foreign Assistance and Economic Development.The American Economic Review，1966，56(4):679 －733.

[2]趙紅，張茜.外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題，2006(8).

[3]ARTHUR LEWIS W.The Evolution of the International Economic Order[M].Princeton:Princeton University Press，1978.

[4]小島清.對外貿(mào)易論[M].天津:南開大學(xué)出版社，1987.

[5]張帆，鄭京平.跨國公司對中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和效率的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999(1).

[6]王洛林，江小涓，盧圣亮.大型跨國公司投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)國際化的影響[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2000(4).

[7]江小涓.利用外資領(lǐng)域的理論研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2001(3).

[8]楊勝剛，朱紅.中部塌陷、金融弱化與中部崛起的金融支持[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007(5).

[9]張軍.資本形成、工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長:中國的轉(zhuǎn)軌特征[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002(6).

[10]GOLDSMITH RAYMOND.Financial Structure and Development[M].New Haven:Yale University Press，1769.

[11]RONALD MCKINNON.Money and Capital in Economic Development[M].Washington，D.C:Brookings Institution，1973.

[12]KING ROBERT G，ROSS LEVING.Financial lntermediation and Economic Development[M].Capital Market and Financial lntermediation，NewYork:Cambridge University Press，1993:156 －196.

[13]LEVIN A，C LIN，C CHU.Unit Root Tests in Panel Data:Asymptotic and Finite-Sample Properties[J].Journal of Econometrics，2002，108:1 －24.

[14]ZHANG T，H ZOU.Fiscal Ddecentralization，Public Spending，and Economic Growth in China[J].Journal of Public Economics，1998，67:221 －240.

[15]LIN J Y，Z LIU.Fiscal Decentralization and Economic Growth in China[J].Economic Development and Cultural Change，2000，49(1):1－21.

[16]ENGLE R F，GRANGER C W J.Co-integration and Error Correction Representation，Estimation and Testing[J].Econometrica，1987，55:251 －576