◎文/張小鹿

一、引言

中國(guó)曾以其他國(guó)家難以企及的速度，吸引外資規(guī)模迅速擴(kuò)張，成為全球吸引外資最大的發(fā)展中國(guó)家，也成為全世界僅次于美國(guó)的吸引外資大國(guó)；與此同時(shí)，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了巨大變化，得以持續(xù)優(yōu)化。當(dāng)中國(guó)成為吸引外資大國(guó)的同時(shí)，關(guān)于外商直接投資的各種效應(yīng)成為國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)者一個(gè)重要研究議題，而有關(guān)中國(guó)吸引外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化相互關(guān)系的文章也大量涌現(xiàn)。直至現(xiàn)在，中國(guó)外商直接投資仍持續(xù)增長(zhǎng)，2013年中國(guó)外商直接投資規(guī)模為1240億美元，同比增長(zhǎng)2.5%。但更加引人注目的則是中國(guó)近年來(lái)對(duì)外直接投資（OFDI）的快速增長(zhǎng)，從流量角度來(lái)看，中國(guó)對(duì)外直接投資在2013年首次突破千億美元大關(guān)，再創(chuàng)歷史新高，達(dá)到1078.4億美元，在全球200多個(gè)國(guó)家和地區(qū)中仍然位居第三位；從存量角度來(lái)看，截至2013年底，中國(guó)對(duì)外直接投資累計(jì)達(dá)到6604.8億美元，居于第十一位，相較去年提升兩位。與此同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然持續(xù)優(yōu)化，一個(gè)直觀的表現(xiàn)是三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化——第二、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的不斷提高。

天津市作為環(huán)渤海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中心，將逐步建設(shè)成為國(guó)際港口城市、北方經(jīng)濟(jì)中心以及生態(tài)城市。近年來(lái)，天津市的對(duì)外直接投資快速增長(zhǎng)，同時(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)，形成了汽車(chē)、冶金、化工等傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)同生物技術(shù)與現(xiàn)代醫(yī)藥、新能源以及環(huán)保行業(yè)并存的六大支柱產(chǎn)業(yè)。天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)了其對(duì)外直接投資還是對(duì)外直接投資引致了天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，如若兩者之間不存在這種關(guān)系，是否兩者之間還存在著其他關(guān)系，這是本篇文章所要關(guān)注的。

二、文獻(xiàn)綜述

汪琦（2004）通過(guò)較為系統(tǒng)的理論分析，認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)于母國(guó)具有正負(fù)兩方面的效應(yīng)，并且指出對(duì)外直接投資對(duì)于母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的傳導(dǎo)途徑包括：母國(guó)的投入要素、需求結(jié)構(gòu)以及資源轉(zhuǎn)換方式等。江東（2010）通過(guò)對(duì)國(guó)際上的對(duì)外直接投資大國(guó)分析發(fā)現(xiàn)，美國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)美國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在著顯著的正向關(guān)系，但是其對(duì)制造業(yè)高加工度的影響在時(shí)間上存在差異：對(duì)于制造業(yè)高加工度的影響，70年代之后的影響要小于70年代之前；對(duì)于日本的研究則表明對(duì)外直接投資對(duì)于日本制造業(yè)高加工度的影響在80年代中期之前的影響較大，在80年代中期之后的影響較小。江東同樣對(duì)于中國(guó)的情況也做了研究，發(fā)現(xiàn)中國(guó)的對(duì)外直接投資與其典型地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在著顯著的正向相關(guān)關(guān)系。詹小穎（2011）的研究表明，中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)：沖擊響應(yīng)分析表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)對(duì)外直接投資存在著單一正向響應(yīng)，方差分析顯示對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在著預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)度。李逢春（2012）通過(guò)修正經(jīng)典的錢(qián)納里“結(jié)構(gòu)增長(zhǎng)”模型，利用中國(guó)2003-2010年的省際面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)：較高的對(duì)外直接投資水平能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而投資過(guò)程中的節(jié)奏和不規(guī)則度則會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生消極作用；市場(chǎng)化程度又可以正向的影響節(jié)奏和不規(guī)則度對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的程度。陳建奇（2014）同樣對(duì)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行了驗(yàn)證，其選取日本、韓國(guó)以及臺(tái)灣省的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)，這三個(gè)地區(qū)的對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均存在這長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，其中韓國(guó)和臺(tái)灣省的對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互為格蘭杰因，存在雙向因果關(guān)系，同時(shí)這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體的對(duì)外直接投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在著顯著的正向影響，但日本對(duì)外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間卻不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。由此可見(jiàn)，不同地區(qū)、不同時(shí)期的對(duì)外直接投資對(duì)于母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是不確定的。

三、天津市對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)概述

天津市對(duì)外直接投資近年來(lái)呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。就存量來(lái)看（參見(jiàn)圖1），首先來(lái)看絕對(duì)數(shù)值，天津市對(duì)外直接投資從2004年的2149萬(wàn)美元到2014年的50.68億美元，其間快速增長(zhǎng)了234倍之多，年均增長(zhǎng)幅度達(dá)到164%，在十一年間每年均呈現(xiàn)出增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。從相對(duì)數(shù)值來(lái)看，天津市占全國(guó)對(duì)外直接投資的存量也逐年增多，在2004年時(shí)這一數(shù)值僅為0.33%，在2005至2006年出現(xiàn)快速增長(zhǎng)，達(dá)到1.19%；2006年至2008年維持在1.19%左右，之后4年增幅加快，到2012年達(dá)到1.71%；在接下來(lái)的兩年增速繼續(xù)加快，截至2014年，這一數(shù)值則穩(wěn)步上升至2.42%。據(jù)此，可以看出，天津市的對(duì)外直接投資不管從絕對(duì)量來(lái)看還是相對(duì)量來(lái)看都經(jīng)歷了較快的增長(zhǎng)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測(cè)度方法較多，較常用的包括三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP總值的比重、三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重、霍夫曼工業(yè)指數(shù)以及產(chǎn)品高加工度等。本文選用三次產(chǎn)業(yè)所吸納的勞動(dòng)力比重作為這一指標(biāo)進(jìn)行衡量，更具體的是選用第二、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的程度。由圖2可以看出，天津市的第二、三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)持續(xù)緩慢上升，第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比也一直處于高位且緩慢上升。具體來(lái)看，天津市第二、三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)絕對(duì)人數(shù)在2003年為283.79萬(wàn)人，之后緩慢上升，至2010年達(dá)到312.85萬(wàn)人，在2011年出現(xiàn)快速增加，達(dá)到378.04萬(wàn)人，此后兩年仍較快增長(zhǎng)，分別達(dá)到414.96萬(wàn)人和438.87萬(wàn)人；天津市第二、三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比處于高位的同時(shí)也呈現(xiàn)出持續(xù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，在2003年這一比例已經(jīng)達(dá)到99.49%，2008年達(dá)到 99.64%，之后出現(xiàn)小幅下降，在2009年為99.63%，在2010年恢復(fù)到99.65%的水平，在之后三年出現(xiàn)快速上漲，在2011年快速增長(zhǎng)到99.78%，之后兩年仍有不小幅度上漲，達(dá)到99.81%和99.82%。這說(shuō)明天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于持續(xù)優(yōu)化過(guò)程中，單就就業(yè)結(jié)構(gòu)這一測(cè)度指標(biāo)而言，已經(jīng)處于較高水平。

圖1 天津市對(duì)外直接投資（OFDI）存量及占全國(guó)的比重

圖2 天津市第二、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)及其占三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重

四、變量描述、模型建立及結(jié)果分析

根據(jù)已有相關(guān)研究，影響一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的因素多種多樣，但綜合起來(lái)主要由以下幾個(gè)方面的因素：需求結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、國(guó)際貿(mào)易以及國(guó)際投資等因素。

（一）變量描述

需求結(jié)構(gòu)因素。需求結(jié)構(gòu)的變動(dòng)會(huì)通過(guò)收入水平的變動(dòng)和需求總量的變動(dòng)兩個(gè)方面影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。首先，按照微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)影響收入，收入水平的高低會(huì)影響消費(fèi)者的需求結(jié)構(gòu)。所以，不同的收入水平通過(guò)影響消費(fèi)者的需求結(jié)構(gòu)，進(jìn)而會(huì)影響一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；其次，按照“配第——克拉克定理”，伴隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，會(huì)引起就業(yè)人員由農(nóng)業(yè)向工業(yè)進(jìn)而向商業(yè)轉(zhuǎn)移。而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，必然伴隨著經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)，所以經(jīng)濟(jì)總量（總量需求）的變動(dòng)也會(huì)直接反映就業(yè)結(jié)構(gòu)（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)）的變動(dòng)。在此選取2003-2013年天津市“城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出總額”作為這一因素的代理變量，用AD表示。

技術(shù)進(jìn)步因素。關(guān)于技術(shù)進(jìn)步對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響最明顯的是歷次工業(yè)（科技）革命對(duì)于各國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊與重構(gòu)。此外，之前大量的實(shí)證研究也表明技術(shù)進(jìn)步會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷，黃茂興、李軍軍（2007）認(rèn)為：通過(guò)技術(shù)選擇和合理的資本深化，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)。在此選取2003-2013年天津市財(cái)政支出中的“科學(xué)技術(shù)支出”作為科技進(jìn)步因素的代理變量，用RD表示。

國(guó)際貿(mào)易因素。國(guó)際貿(mào)易對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，可以通過(guò)多種途徑實(shí)現(xiàn)。首先，基于要素稟賦或者比較優(yōu)勢(shì)開(kāi)展的國(guó)際貿(mào)易隨著專(zhuān)業(yè)化程度的不斷加深，會(huì)進(jìn)一步提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，提高產(chǎn)品的復(fù)雜度，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以?xún)?yōu)化；其次，國(guó)際貿(mào)易在引起要素流動(dòng)的同時(shí)促進(jìn)了技術(shù)等無(wú)形標(biāo)的的擴(kuò)散，進(jìn)而通過(guò)技術(shù)通道引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化；再次，國(guó)際貿(mào)易促進(jìn)了要素的流動(dòng)，改變了貿(mào)易國(guó)的初始要素稟賦 （盡管這種改變可能需要長(zhǎng)期過(guò)程），進(jìn)而改變一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在此選取2003-2013年天津市“按經(jīng)營(yíng)者單位所在地分貨物出口總額”作為代理變量，用IE表示。

國(guó)際投資因素。在此強(qiáng)調(diào)國(guó)際直接投資。而國(guó)際直接投資又分為外商直接投資（FDI）和對(duì)外直接投資（OFDI）。關(guān)于國(guó)際直接投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究人員做了較多工作，認(rèn)為外商直接投資會(huì)為東道國(guó)提供資本、技術(shù)的要素，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時(shí)由于外商直接投資的目的不同，所產(chǎn)生的效應(yīng)也會(huì)不同，外商直接投資還可以通過(guò)影響一地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、總需求來(lái)影響這一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。外商直接投資數(shù)據(jù)在此選取2003-2013年天津市“實(shí)際利用外商直接投資金額”作為代理變量，用FDI表示。

關(guān)于對(duì)外直接投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是本文關(guān)注的主要內(nèi)容。據(jù)相關(guān)研究，對(duì)外直接投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響機(jī)理主要是通過(guò)對(duì)外直接投資的四大動(dòng)機(jī)來(lái)進(jìn)行說(shuō)明，通過(guò)資源尋求型的來(lái)獲得資源稟賦，通過(guò)市場(chǎng)尋求型來(lái)擴(kuò)大市場(chǎng)需求，效率尋求型則通過(guò)逆向技術(shù)溢出來(lái)獲得新技術(shù)，通過(guò)戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型來(lái)獲得關(guān)鍵性要素或者無(wú)形資產(chǎn)來(lái)改變母國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在此選用2003-2013年天津市“對(duì)外直接投資凈額”，也即對(duì)外直接投資流量作為代理變量，用OFDI表示。

其中，為了單位盡可能一致，將 IE、FDI、OFDI 三個(gè)指標(biāo)按照歷年人民幣兌美元匯率平均價(jià)格進(jìn)行了折算，折算成以人民幣計(jì)價(jià)。

如上文所提到的，關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測(cè)度方法很多，按照 “配第——克拉克定理”的基本思想，用一地區(qū)的就業(yè)結(jié)構(gòu)來(lái)表示一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，尤其是二、三次產(chǎn)業(yè)所吸納的勞動(dòng)力比例往往更具代表性，本文選用天津市歷年的二三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占天津市就業(yè)人數(shù)的比重來(lái)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行表示，用 IS（IndustrialStructure）表示。

（二）模型建立及結(jié)果分析

本文利用stata12.0對(duì)上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)；然后進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系；最后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，若是，則建立反映長(zhǎng)期關(guān)系的誤差修正模型。在進(jìn)行分析之前首先將變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，以確保變量的平穩(wěn)性和減小各變量的異方差。

單位根檢驗(yàn)的方法較多，較為常用的有ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)以及DF-GLS檢驗(yàn)，本文中分別選用ADF檢驗(yàn)以及PP檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

由表2可知，各變量的對(duì)數(shù)形式在5%的水平下均存在單位根，并不平穩(wěn)；我們考慮進(jìn)行一階差分，在進(jìn)行一階差分之后，各變量均在5%的水平下顯著。這說(shuō)明各變量均一階單整，可以進(jìn)行格蘭杰因果分析。表3匯報(bào)了各一階差分變量之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。

本文中分別選用了各變量的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)來(lái)驗(yàn)證變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。表3表明，兩個(gè)關(guān)鍵變量Δlnis和Δlnofdi之間的P值均大于 10%，Δlnis不是 Δlnofdi的格蘭杰因；同時(shí)，Δlnofdi也不是Δlnis的格蘭杰因，這說(shuō)明天津市的對(duì)外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間并不存在格蘭杰因果關(guān)系。對(duì)Δlnis是否為Δlnad之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在滯后一階時(shí)P值為0.0304、滯后二階時(shí)為0.0001；反之，滯后一階和滯后二階時(shí)的P值均大于10%，這表明Δlnis是Δlnad的格蘭杰因，而Δlnad并非Δlnis的格蘭杰因，也即天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)是總需求的格蘭杰因，但總需求卻并非產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的格蘭杰因。Δlnis與Δlnrd的格蘭杰因果檢驗(yàn)的一階滯后項(xiàng)P值均大于10%，在二階滯后項(xiàng)中有一項(xiàng)P值小于10%但大于5%，我們認(rèn)為這兩個(gè)變量之間并不存在格蘭杰因果關(guān)系，也即天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與科學(xué)技術(shù)支出之間并不存在格蘭杰因果關(guān)系。Δlnis與Δlnie之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果中一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)P值均大于10%，這說(shuō)明這兩者之間并不存在格蘭杰因果關(guān)系，也即天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與出口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。Δlnis與Δlnfdi之間的格蘭杰的因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示：當(dāng)檢驗(yàn)Δlnis是否為Δlnfdi的格蘭杰因時(shí)，滯后一階和滯后二階的P值分別為0.4346和0.2925，均大于10%的水平，這說(shuō)明Δlnis并非Δlnfdi的格蘭杰因，也即天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)并不是外商直接投資的格蘭杰因；當(dāng)檢驗(yàn)Δlnfdi是否為Δlnis的格蘭杰因時(shí)，滯后一階和滯后二階的P值分別為0.0171和0.0712，均小于10%，這說(shuō)明Δlnfdi是Δlnis的格蘭杰因，也即天津市的外商直接投資是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的格蘭杰因，這與大量文獻(xiàn)的研究結(jié)果相一致。需要說(shuō)明的是格蘭杰因果關(guān)系并非經(jīng)濟(jì)意義上的因果關(guān)系，其僅僅表明變量之間在時(shí)間上的先后順序，所以當(dāng)Δlnis和Δlnofdi這兩個(gè)主變量之間不存在因果關(guān)系時(shí)，并不能說(shuō)明Δlnis和Δlnofdi之間不存在其他的關(guān)系，也即天津市的對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間不存在這顯著的格蘭杰因果關(guān)系并不能否定兩者之間存在著其他的關(guān)系，為此我們對(duì)兩者之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，來(lái)觀察天津市的對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

表1 變量描述匯總

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果匯總

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果匯總

關(guān)于長(zhǎng)期關(guān)系的檢驗(yàn)，常用方法有協(xié)整檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)，相比較而言，協(xié)整檢驗(yàn)運(yùn)用更加廣泛，跡檢驗(yàn)則相對(duì)更加精確一些，但是由于跡檢驗(yàn)對(duì)于方程的變量選取以及滯后項(xiàng)的選擇有著嚴(yán)格的要求，所以我們?cè)诖诉x用更加常用的協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，我們判斷兩者之間是否存在這長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，若存在協(xié)整關(guān)系，我們建立誤差修正模型，據(jù)此，匯報(bào)結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型結(jié)果

由表4可以看出，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量及P值來(lái)看，F(xiàn)檢驗(yàn)值為 120.22，P值為0.0000，這說(shuō)明兩者通過(guò)了協(xié)整檢驗(yàn)，兩者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以建立誤差修正模型來(lái)分析兩者之間的關(guān)系；進(jìn)一步看誤差修正模型，模型中 R2為 0.9993，調(diào)整后的Adj-R2為0.9971，這說(shuō)明誤差修正模型整體的擬合效果很好，通過(guò)F檢驗(yàn)及P值來(lái)看，F(xiàn)檢驗(yàn)值為 460.28，P 值為 0.0022，這說(shuō)明誤差修正模型整體相當(dāng)顯著。據(jù)此，我們建立誤差修正模型如式（1）所示：

通過(guò)誤差修正模型可以看出，Δlnofdi與Δlnis之間存在著顯著地正向相關(guān)關(guān)系，通過(guò)了5%的顯著水平檢驗(yàn)，也就是說(shuō)天津市的對(duì)外直接投資對(duì)于天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向的促進(jìn)作用，天津市對(duì)外直接投資每增加1%將會(huì)促進(jìn)天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)0.00285%。除此之外，我們還發(fā)現(xiàn)天津市的科學(xué)技術(shù)支出、出口數(shù)量以及外商直接投資都會(huì)對(duì)天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，而且這種促進(jìn)作用很顯著；但總需要求的擴(kuò)張卻對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)并不能產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，相反，可能產(chǎn)生消極的作用。

五、結(jié)論

我們通過(guò)利用天津市2003-2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資之間并不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系，也即不能認(rèn)定天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及對(duì)外直接投資之間存在著顯著的時(shí)間上的先后關(guān)系；但通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩者存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，也即兩者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，接著我們建立了反映兩者之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的誤差修正模型，通過(guò)模型，我們發(fā)現(xiàn)天津市的對(duì)外直接投資對(duì)于天津的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用，同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)：天津市的財(cái)政支出中的科學(xué)技術(shù)支出的增加、出口數(shù)量的增長(zhǎng)以及外商直接投資的增加都對(duì)天津的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用，但天津市城鎮(zhèn)消費(fèi)性支出的總額的擴(kuò)張并不能促進(jìn)天津市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

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