辛德軍

(山東青年政治學(xué)院，山東濟南250103)

利用外商直接投資(foreign driect investment，簡稱外商直接投資)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級一直是中國利用外商直接投資的重要目標。自加入WTO以來的11年間，流入中國的外商直接投資總額超過了8000億美元，金額如此巨大的外商直接投資勢必會影響到各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。中國三次產(chǎn)業(yè)增加值的比例由2001年的15:51:34①優(yōu)化為2011年的10:47:43，②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化;高新技術(shù)產(chǎn)品出口額由2001年的465億$增加到2011年的5488億$，占比由2001年的17%提高為2011年的29%，對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。在利用外商直接投資金額大幅度增長的同時，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也得到了一定程度的優(yōu)化和提升，表面上看外商直接投資似乎就是促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要影響因素。但筆者認為不能因為兩者的同步發(fā)展就將一方看做是促進另一方發(fā)展的原因。在得出確切結(jié)論之前，筆者提出三個疑問:外商直接投資是否真正促進了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級?如果外商直接投資存在產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)，那么它對第一、二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度究竟多大，其最新變動趨勢又是什么?有沒有其他因素會促進或制約外商直接投資產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)的發(fā)揮?筆者將通過理論分析和實證研究，回答上述三個疑問。

廣東、江蘇和山東三省是中國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高、利用外資程度高的省份，是中國珠三角、長三角和環(huán)渤海三大經(jīng)濟圈的代表，其經(jīng)濟總量多年來一直位居全國前三。研究粵、蘇、魯三省外商直接投資對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級的影響，既具有相當?shù)拇硇?三省的經(jīng)濟總量約占全國GDP的三分之一)，又具有很強的前瞻性(三省的經(jīng)濟發(fā)展水平高于全國絕大多數(shù)省份)，研究結(jié)論無論對粵、蘇、魯三省還是對中國其他省份利用外商直接投資促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級無疑具有很強的指導(dǎo)意義。

一、文獻回顧及評述

自中國加入WTO以來，國內(nèi)關(guān)于外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)問題的研究，主要是從全國層面和區(qū)域視角展開的。最初的研究思路主要是通過驗證外商直接投資是否提高了第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的絕對量來檢驗外商直接投資對中國經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)。很多學(xué)者選取外商直接投資和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟有關(guān)數(shù)據(jù)，采用回歸分析方法檢驗了外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。如傅強、周克紅(2005)，對1992～2004年中國第一、二、三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資合同金額與產(chǎn)業(yè)增加值的相關(guān)性作了實證檢驗，研究結(jié)果顯示外商直接投資與中國三次產(chǎn)業(yè)的增加值高度相關(guān)，格蘭杰因果檢驗也證實外商直接投資是中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因。［1］(P64)還有學(xué)者選取了某一地區(qū)有關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，如程瑜等(2012)分析了陜西省關(guān)中—天水經(jīng)濟區(qū)2000～2008年第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的對數(shù)值與該產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資對數(shù)值的關(guān)系，分析結(jié)論顯示外商直接投資對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)升級作用明顯。［2］(P122)肖黎明(2012)選取山西省的有關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗了第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與利用外商直接投資金額的關(guān)系，分析發(fā)現(xiàn)外商直接投資對山西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進作用比較顯著，外商直接投資對山西省第一、二、三產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)分別為 -0.34、0.18 和 0.15。［3］(P24)

之后，學(xué)者們逐漸開始將研究重點轉(zhuǎn)向考察外商直接投資對第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值增長的貢獻上，通過比較外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)增加值增長的貢獻率即投資效率的大小來判斷其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)。如魏作磊(2006)選取1984～2003年的全國數(shù)據(jù)，利用一個擴展的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，分別測算了外商直接投資對第一、二、三產(chǎn)業(yè)增長的平均貢獻率，結(jié)論顯示外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的投資效率最大，對第三產(chǎn)業(yè)的投資效率最低。［4］(P61)方燕、高靜(2010)選用1999～2008年的外商直接投資和GDP數(shù)據(jù)，采用協(xié)整方法建立向量誤差修正模型研究發(fā)現(xiàn)第一、二、三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的能力差別很大，第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)幾乎是第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的10倍，結(jié)論證明外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響存在顯著差異。［5］(P49)劉宇(2007)對中國 1984 ～ 2003 年第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增加值與該產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資合同金額的面板數(shù)據(jù)作了計量分析，計量結(jié)果顯示外商直接投資對三次產(chǎn)業(yè)增加值提高的影響是一致的，即外商直接投資每增加1%，三次產(chǎn)業(yè)的增加值均提高0.36%;外商直接投資存量對三次產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)系數(shù)分別為 0.22、0.17 和 -0.24。［6］(P133)該文作者在實證分析過程中選擇了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，作出了外商直接投資對第一、二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響不隨個體和時間變化的假設(shè)。

最近的研究，學(xué)者們開始更關(guān)注外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響。通過比較分析外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的動態(tài)變化來評價外商直接投資對第一、二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應(yīng)。如黃志勇、許承明(2008)從區(qū)域視角分析外商直接投資對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，考察了外商直接投資對上海市和江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用，結(jié)果顯示外商直接投資流量對兩地區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的影響是一致的，外商直接投資每增加1個百分點，上海市各產(chǎn)業(yè)的增加值均提高0.29個百分點，江蘇省提高0.38個百分點;外商直接投資存量對兩地區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的影響存在差異，其對上海市三次產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)系數(shù)為-1.41、0.64和0.76，對江蘇省三次產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)系數(shù)為-0.04、-0.12 和 0.17。［7］(P27)此外，高遠東、陳迅(2010)選用1985～2006年各省份的面板數(shù)據(jù)，檢驗了東、中、西部省份外商直接投資存量與三大地區(qū)一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重值的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國東、中、西地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的長期影響均顯著，系數(shù)分別為0.04、0.05和0.06，西部省份強于東部。［8］(P62)聶愛云、陸長平(2012)應(yīng)用1985～2004年的省際面板數(shù)據(jù)，基于空間經(jīng)濟學(xué)角度對外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響作了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資提升了第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重，降低了第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重，總體上有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。［9］(P136)

綜合以上文獻，不難發(fā)現(xiàn)國內(nèi)學(xué)者對外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響問題的研究尚處起步階段，無論分析思路、研究方法還是最終結(jié)論都還有待于進一步豐富和完善，其不足主要表現(xiàn)在以下幾個方面。一是對美國金融危機和歐債危機對落戶中國的外商直接投資的影響問題的研究相對較少。已有文獻更多關(guān)注中國加入WTO前后，外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的作用。近年來，受美國金融危機和歐債危機影響，世界經(jīng)濟陷入低迷，跨國公司紛紛調(diào)整戰(zhàn)略布局，國際資本流動呈現(xiàn)新的變動趨勢，落戶中國的外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布、行業(yè)分布與區(qū)域分布也相應(yīng)呈現(xiàn)出新的特點。因此，筆者在分析時，選取粵、蘇、魯三省自2001年以后的數(shù)據(jù)，以更準確地分析外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的最新效應(yīng)。二是沒有區(qū)分外商直接投資的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。在研究過程中，有的學(xué)者僅分析了某一產(chǎn)業(yè)增加值與該產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資金額的關(guān)系，卻忽略了其他產(chǎn)業(yè)利用的外商直接投資對該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響;有的學(xué)者分析了某一產(chǎn)業(yè)增加值與全部外商直接投資金額的關(guān)系，卻忽略了投向該產(chǎn)業(yè)的外商直接投資與投向其他產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的差異。因此，筆者在分析過程中，分別選取第一、二、三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資金額占全部外商直接投資額的比重作為外商直接投資直接影響該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的解釋變量，將其他產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的金額作為間接影響該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的解釋變量，以更好地估量外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。三是忽略了外商直接投資的時點固定效應(yīng)。在分析過程中，學(xué)者們幾乎都選擇面板數(shù)據(jù)個體固定效應(yīng)模型作為研究工具，假定外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用不會隨時間的變化而變化。但筆者卻認為這種假設(shè)不符合當前中國經(jīng)濟發(fā)展的實際。很多學(xué)者研究后發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家利用外商直接投資存在門檻效應(yīng)，即只有當東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施狀況、人力資本和利用外資總額等達到了一定程度，外商直接投資才會對東道國的經(jīng)濟增長發(fā)揮比較明顯的作用。加入WTO10多年來，中國經(jīng)濟的軟環(huán)境和硬實力都得到了長足發(fā)展，為外商直接投資提供了更能發(fā)揮其自身作用的舞臺。此外，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，中國對外商直接投資的要求也越來越高，落戶中國的外商直接投資的質(zhì)量也越來越高。可見，在中國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷向前演進的過程中，落戶中國的外商直接投資也在不斷發(fā)生變化，因此，筆者認為外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響不僅存在個體效應(yīng)，而且存在時點效應(yīng)。所以，筆者選擇面板數(shù)據(jù)時點個體固定效應(yīng)模型來實證分析外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

二、理論分析與可驗證假說

外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響的途徑可大體分為以下三種。一是外商直接投資的資本形成效應(yīng)。外商直接投資的進入會增加中國市場上的資本供給量，打破國內(nèi)市場原有的資本分配均衡局面。吸收外商直接投資產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出將會增加，該產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重就會提高，隨即改變了原來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。二是外商直接投資的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。外商直接投資落戶以后，內(nèi)資企業(yè)無論是為外資企業(yè)提供原材料、中間品還是購買外資企業(yè)的原材料、中間品，外資企業(yè)都將會與內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生或緊密或松散的聯(lián)系，產(chǎn)生或競爭或合作的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。在中、外資企業(yè)不斷的競爭與合作中，勢必有一部分技術(shù)含量低、市場競爭力弱的中資企業(yè)會被淘汰掉;同時，還會有一部分學(xué)習(xí)能力強、營運水平高的中資企業(yè)，主動購買新設(shè)備、采用新技術(shù)、研發(fā)新產(chǎn)品而不斷發(fā)展壯大起來。不管是淘汰了弱者還是培育了強者，這都將會提高中國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的技術(shù)水平，促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。三是外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)。中國作為一個發(fā)展中國家，自身的研發(fā)能力不強，當前的經(jīng)濟實力還不允許完全依靠耗費巨額外匯來購買國外的先進技術(shù)。因此通過模仿示范、合作研發(fā)、人力資本流動、融資租賃等方式，中資企業(yè)可以較低代價獲得外商直接投資的技術(shù)外溢，從而不斷提高自身技術(shù)水平。由此可見，外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是一個不可避免的、長期的、潛移默化的過程。

不管通過哪種方式和途徑，外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響最直觀的體現(xiàn)在它對第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的變化的推動力上。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的基本規(guī)律是:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由以第一產(chǎn)業(yè)為主的金字塔形結(jié)構(gòu)向以第二產(chǎn)業(yè)為主的鼓型結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，進而向以第三產(chǎn)業(yè)為主的倒金字塔形結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。③結(jié)合當前中國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，筆者認為第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的下降和第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的上升，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的表現(xiàn)，并且筆者假設(shè)外商直接投資的進入中國將會降低第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、提高第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，即外商直接投資能夠促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。在前文分析的基礎(chǔ)上，筆者提出以下三個理論假設(shè):

H1:外商直接投資對第一產(chǎn)業(yè)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均小于零，且其時點固定效應(yīng)越來越小;

H2:外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均大于零，且其時點固定效應(yīng)越來越小;

H3:外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均大于零，且其時點固定效應(yīng)越來越大。

三、變量選擇、計量模型確定與數(shù)據(jù)說明

(一)變量與計量模型選擇

衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標有很多，比如勞動力在三大產(chǎn)業(yè)間的分布狀況、霍夫曼比例、比較勞動生產(chǎn)率等，但最常用的指標是三大產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。筆者選用第i產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的變化來衡量外商直接投資對第i產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，用czbi來表示;選取第i產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資值占全部外商直接投資的比重作為外商直接投資直接影響該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的解釋變量，用wzbi表示;選取其他產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的金額作為間接影響第i產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的解釋變量，用ln(fdi)i表示。按照三次產(chǎn)業(yè)比重變動的一般規(guī)律，筆者認為第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的下降和第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的上升是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的表現(xiàn)。在前文分析的基礎(chǔ)上，建立面板數(shù)據(jù)時點個體固定效應(yīng)計量模型如下:

其中t為時期，表示2001年至2011年的數(shù)據(jù);i=1，2，3，分別表示第一、第二和第三產(chǎn)業(yè);k=1，2，3，分別表示廣東省、江蘇省和山東省;αti為時點固定效應(yīng)系數(shù);βki為個體固定效應(yīng)系數(shù);φki和 θki為待測系數(shù);μtki為獨立同分布的隨機誤差項。

(二)數(shù)據(jù)選取及說明

1.樣本數(shù)據(jù)。本文選用的樣本數(shù)據(jù)是粵、蘇、魯三省關(guān)于前述各變量2001～2011年的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以體現(xiàn)外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的最新影響機制。文中數(shù)據(jù)均取自粵、蘇、魯三省歷年統(tǒng)計年鑒。被解釋變量為粵、蘇、魯三省歷年第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與當年GDP的比重。解釋變量中外商直接投資金額單位為億美元，為消除通脹因素影響，筆者對該項數(shù)據(jù)用歷年投資價格指數(shù)予以平減(以2000年為100)，同時為消除異方差等因素對該數(shù)據(jù)的影響，筆者還對該項數(shù)據(jù)做取自然對數(shù)處理。

2.有關(guān)說明。筆者按照國家統(tǒng)計局2011年發(fā)布的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2011)對三次產(chǎn)業(yè)的劃分標準對各產(chǎn)業(yè)進行分類，其中第一產(chǎn)業(yè)為農(nóng)、林、牧、漁一個門類的四個大類;第二產(chǎn)業(yè)包括采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、熱力燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)四個門類的43個大類;第三產(chǎn)業(yè)包括除第一和第二產(chǎn)業(yè)之外的18個門類的49個大類。④

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

在進行實證分析前，需要對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、Im，Pesaran and Shin W-stat、ADF-Fisher Chi-square 和 PP-Fisher Chi-square檢驗方法對第一產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示，在10%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩(wěn)序列。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、PP-Fisher Chisquare、ADF-Fisher Chi-square和Breitung t-stat檢驗方法對第二產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示，在5%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩(wěn)序列。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、PP-Fisher Chi-square 和 Breitung t-stat檢驗方法對第三產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示，在10%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩(wěn)序列。

(二)變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗

對回歸方程殘差序列進行穩(wěn)定性檢驗，可以判斷變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，從而避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。筆者選用Johansen Fisher和基Engle-Granger兩步法的Kao方法進行檢驗。檢驗結(jié)果均顯示，在1%顯著水平下，第一產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系;在1%顯著水平下，第二產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在兩個協(xié)整關(guān)系;在5%顯著水平下，第三產(chǎn)業(yè)的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。

(三)模型確定及輸出結(jié)果

由于本文著意選取了粵、蘇、魯三省的面板數(shù)據(jù)作為研究的對象，目的是推斷各變量間的經(jīng)濟關(guān)系，檢驗外商直接投資的個體和時點效應(yīng)，因此理論上選擇時點個體固定效應(yīng)模型比較合適，F(xiàn)檢驗結(jié)果(第一產(chǎn)業(yè):F=17.66＞F0.01(2，19)=5.93;第二產(chǎn)業(yè):F=29.62＞F0.01(2，19)=5.93;第三產(chǎn)業(yè):F=103.9＞F0.01(2，19)=5.93)也證實了這一選擇的正確性。對假說1～3的檢驗結(jié)果如下:

表1 外商直接投資對粵蘇魯三省第一二三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響實證分析結(jié)果

(四)實證結(jié)果分析

1.第一產(chǎn)業(yè)回歸結(jié)果分析。表(1)第二列上面部分顯示:ln(fdi)的系數(shù)為-0.01，通過了1%顯著水平檢驗，這說明投向粵、蘇、魯三省第二和第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的間接效應(yīng)為負。wzb的系數(shù)為-0.004，該系數(shù)為負且接近于零，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗。wzb的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗的原因可能是外商直接投資投向粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)的比重太小，研究期內(nèi)粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資最大比重分別為1.2%、2.1%和5.5%，平均比重分別為0.9%、1.6%和3.4%，由于外商直接投資存在門檻效應(yīng)，過低的比重使得系數(shù)沒通過顯著性檢驗。以上兩個解釋變量的回歸系數(shù)均小于零，說明無論是投向粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資所產(chǎn)生的直接效應(yīng)，還是投向第二、第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資對第一產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的間接效應(yīng)均為負，即外商直接投資的流入，降低了第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

表(1)第二列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)的個體固定效應(yīng)分別為-0.02、0.003和0.02，可見外商直接投資對不同地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)是不同的，隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應(yīng)越來越小，并逐漸由正轉(zhuǎn)負。上表第二列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)由2001年的0.03逐年下降至2011年的-0.02，可見，外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)是存在的，且負效應(yīng)越來越大，趨勢非常明顯。此結(jié)論驗證了前文假設(shè)(1)是正確的。

2.第二產(chǎn)業(yè)回歸結(jié)果分析。表(1)第三列上面部分顯示:wzb的系數(shù)為0.15，通過10%的顯著性水平檢驗，這說明外商直接投資對粵蘇魯三省第二產(chǎn)業(yè)的直接影響是正的。ln(fdi)的系數(shù)為-0.006，沒有通過10%顯著水平檢驗。說明投向粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的間接效應(yīng)不顯著。由于外商直接投資主要投向第二產(chǎn)業(yè)，研究期內(nèi)粵、蘇、魯三省第二產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資最大比重分別為80%、93%和88%，平均比重分別為68%、76%和76.3%。綜合考量粵、蘇、魯三省利用外商直接投資的多少和直接、間接影響系數(shù)的大小，不難發(fā)現(xiàn)外商直接投資的流入，增加了第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

表(1)第三列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第二產(chǎn)業(yè)的個體固定效應(yīng)分別為-0.025、0.012和0.013，可見外商直接投資對不同地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)是不同的，隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應(yīng)將越來越小，并逐漸由正轉(zhuǎn)負。上表第三列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第二產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)由2001年的-0.06逐年遞增至2008年的0.03，2008年之后逐漸下降至2013年的0.013，外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)時點固定效應(yīng)的值越來越小，下降趨勢非常明顯。此結(jié)論驗證了前文假設(shè)(2)中外商直接投資促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是正確的，但外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)是先提高后降低的，與前文中固定效應(yīng)一直呈減小趨勢的假設(shè)不一致。

3.第三產(chǎn)業(yè)回歸結(jié)果分析。表(1)第四列上面部分顯示:wzb的系數(shù)為0.197，通過10%的顯著性水平檢驗，這說明外商直接投資對粵蘇魯三省第三產(chǎn)業(yè)的直接影響是正的。ln(fdi)的系數(shù)為0.015，也通過5%顯著水平檢驗，說明投向粵、蘇、魯三省第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的間接效應(yīng)也是正的。數(shù)據(jù)顯示自2001年以來，粵蘇魯三省第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的比重一直呈上升趨勢，廣東增長了約1倍，江蘇增長了約5倍，山東則增長了約3倍。其中廣東和江蘇兩省第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的數(shù)量自2006年、山東省自2007年實現(xiàn)較大幅度增長，第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資進入新的階段。由于外商直接投資投向第三產(chǎn)業(yè)的絕對數(shù)量和相對數(shù)量都在增加，使得外商直接投資大大促進了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

表(1)第四列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第三產(chǎn)業(yè)的個體固定效應(yīng)分別為0.048、-0.015和-0.033，可見外商直接投資對不同地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的固定效應(yīng)是不同的，隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應(yīng)將逐漸由負轉(zhuǎn)正并且越來越大。上表第三列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第三產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)由2001年的0.03逐年下降，2004年由正轉(zhuǎn)負，最低降至2008年的-0.018，之后逐漸回升，于2011年由負轉(zhuǎn)正至0.002?？梢?，外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)時點固定效應(yīng)的先降低、后升高，實現(xiàn)非常明顯的U型反轉(zhuǎn)趨勢。此結(jié)論驗證了前文假設(shè)(3)中外商直接投資促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是正確的，但外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)是先降低爾后漸漸提高，與前文中時點固定效應(yīng)一直呈遞增趨勢的假設(shè)不一致。

五、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文采用時點個體固定效應(yīng)模型，對粵、蘇、魯三省2001～2011年三大產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)做了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響顯著存在，且影響效果呈現(xiàn)出較強的規(guī)律性變動。

1.外商直接投資對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了雙擠出效應(yīng)，對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了擠出和擠入效應(yīng)，對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了雙擠入效應(yīng)?？傮w看來，外商直接投資的進入有助于第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重降低和第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重提高，促進中國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。

2.外商直接投資對不同地區(qū)的不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在個體固定效應(yīng)。外商直接投資對第一和第二產(chǎn)業(yè)的個體固定效應(yīng)隨經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)降低趨勢;對第三產(chǎn)業(yè)的個體固定效應(yīng)則隨經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)增大趨勢。

3.外商直接投資對中國不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響存在時點固定效應(yīng)。外商直接投資對第一產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)呈現(xiàn)一直下降趨勢，對第二產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)呈現(xiàn)先升高后降低趨勢，對第三產(chǎn)業(yè)的時點固定效應(yīng)呈現(xiàn)先降低后升高趨勢。

(二)政策啟示

本文的研究具有很強的政策啟示。粵、蘇、魯作為中國東部沿海經(jīng)濟大省和強省，引領(lǐng)著中國經(jīng)濟的發(fā)展趨勢和方向。2011年，中國利用外商直接投資金額達1160.1億美元，其中廣東省218億美元，江蘇省321.3億美元，山東省111.6億美元，粵蘇魯三省利用外商直接投資的總量約占全國的56%，呈現(xiàn)很強的集聚效應(yīng)。廣東省作為中國經(jīng)濟對外開放的前沿，最先邁出對外開放的步伐，經(jīng)濟總量一直居中國各省市區(qū)首位。但自從中國加入WTO以來，在經(jīng)濟總量、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和進出口貿(mào)易均弱于廣東省的情況下，江蘇省超越廣東成為中國利用外商直接投資金額最多的省份。同樣作為中國沿海經(jīng)濟大省，山東省的經(jīng)濟總量與江蘇省相差無幾，但利用外商直接投資金額僅為江蘇省的三分之一，差距非常明顯。因此，從實踐角度看江蘇省利用外商直接投資效果最好，廣東省次之，山東省最弱。從外商直接投資的產(chǎn)業(yè)流向看，粵、蘇、魯三省第一和第二產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資金額呈現(xiàn)明顯下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資金額呈現(xiàn)顯著遞增趨勢。從當前粵、蘇、魯三省的經(jīng)濟發(fā)展狀況看，三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重大體趨于0.45、0.40和0.35，可見粵、蘇、魯三省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于不同的發(fā)展水平上。前文的研究已經(jīng)證明，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的不均衡使得外商直接投資對不同地區(qū)的不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在顯著差別。筆者建議，廣東省應(yīng)充分發(fā)揮珠三角的區(qū)位優(yōu)勢和經(jīng)濟發(fā)展水平的領(lǐng)先優(yōu)勢，把利用外商直接投資的重點放在第三產(chǎn)業(yè)上，并適度控制第二產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的數(shù)量;江蘇和山東兩省在加強第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的同時，不能弱化第二產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的規(guī)模和質(zhì)量;粵、蘇、魯三省都要適度控制第一產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的數(shù)量，把利用外商直接投資促進第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重點放到“農(nóng)、林、牧、漁服務(wù)業(yè)”上，以提高第一產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平和服務(wù)第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的能力。

其他省市區(qū)應(yīng)以粵、蘇、魯三省為鑒，不斷加強外商直接投資對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響問題的研究，認準當前和今后一定時期外商直接投資對本地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)的影響效果，制定與本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相適應(yīng)的外資政策，加強對本地區(qū)外商直接投資的監(jiān)管，引導(dǎo)外商直接投資在不同產(chǎn)業(yè)間合理分布，從而更好的發(fā)揮外商直接投資的作用，促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。

注釋:

①http://www.stats.gov.cn/tjgb/ndtjgb/qgndtjgb/t20020331_15396.htm.

②http://www.stats.gov.cn/tjgb/ndtjgb/qgndtjgb/t20120222_402786440.htm.

③王俊豪.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)［M］.北京:高等教育出版社，2008.211.

④http://www.stats.gov.cn/tjbz/.

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