宋雨楠

【摘要】本文從產(chǎn)業(yè)特征的視角出發(fā)，分析當(dāng)前外商直接投資對江蘇省不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。認(rèn)為FDI與江蘇省經(jīng)濟增長之間存在某種聯(lián)系，但在不同產(chǎn)業(yè)中作用的方向和影響大小存在差異。從FDI的比重變化情況看，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展顯示出對稱但明顯相反的趨勢。通過對江蘇FDI實證分析得出，F(xiàn)DI對第三產(chǎn)業(yè)的影響最為顯著。

【關(guān)鍵詞】外商直接投資 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 影響

在我國經(jīng)濟能夠平穩(wěn)高速發(fā)展的過程中，外商直接投資的引進和利用起到了不可忽視的作用。外商直接投資在不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，分布也有所不同，而且外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級也起到了很大的作用。本文將以江蘇省為樣本分析外商直接投資如何影響其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展變化。

一、三次產(chǎn)業(yè)中外商直接投資額情況

從現(xiàn)有資料看，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)的外商直接投資來看普遍較低。第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)變化趨勢顯示出對稱但發(fā)展方向相反的特征：其中第二產(chǎn)業(yè)對于FDI的利用效率是最高的，但是有下降的趨勢；第三產(chǎn)業(yè)有著較大的上升幅度而且速度也相對較快。工業(yè)、制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)FDI的比重變化是第二、三產(chǎn)業(yè)FDI比重變化的主要原因。

二、FDI對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素分析

（一）變量選取與模型構(gòu)建

模型選取第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重來衡量江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化指標(biāo)，并以此分別作為被解釋變量，記為Pn。選取GDP增長率來衡量經(jīng)濟增長，記作GDPL。選用居民消費價格指數(shù)來衡量消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，記為CPI。選取科技支出占江蘇省地方財政總支出的比重來衡量科技進步，記為TE。并選取江蘇省實際利用外商直接投資來衡量FDI指標(biāo)，記為FDI。

綜上，構(gòu)建多元線性回歸模型如下：

Ptn=α0+α1GDPLt+α2CPIt+α3TEt+α4FDIt+εt （1）

在模型（1）中，Ptn表示在t年第n產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化的程度，n= 2，3，GDPLt表示在t年經(jīng)濟增長的速度即GDP增長率，CPIt表示第t年居民消費水平，TEt表示第t年當(dāng)?shù)刎斦С鰧萍嫉耐顿Y力度，F(xiàn)DIt表示第t年實際利用外商直接投資，表示隨機干擾項。

（二）模型計量分析

1.ADF檢驗。為避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文采用ADF檢驗方法來檢驗數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，結(jié)果顯示消費變量CPI一階差分后在5%水平下顯著屬于I（1）序列，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化指標(biāo)P2、P3，GDP增長率、技術(shù)支出、FDI經(jīng)過一階差分后都拒絕了有單位根的原假設(shè)，即ADF值檢驗都小于5%的臨界值水平，表明各個變量一階差分后不存在單位根，可以認(rèn)為是平穩(wěn)序列，就可以假設(shè)存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗。在假設(shè)存在零個協(xié)整關(guān)系的情況下，跡統(tǒng)計量大于5%臨界值時，拒絕原假設(shè)接受至少一個協(xié)整向量。反之，假設(shè)在最多一個協(xié)整向量的情況下，跡統(tǒng)計量小于5%的臨界值，則接受原假設(shè)，也就是統(tǒng)計量檢驗結(jié)果在5%的臨界值水平上存在1個協(xié)整向量。通過檢驗結(jié)果可以得出，消費需求、技術(shù)支出、外商直接投資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)存在長期均衡關(guān)系，即存在協(xié)整關(guān)系。

3.回歸分析。在存在一個協(xié)整關(guān)系的情況下，用普通最小二乘法（OLS）對模型進行線性回歸，回歸結(jié)果如下：

Pt2=0.627+0.092GDPLt-0.0001CPIt+2.032TEt+0.232FDIt（1）

（9.512） （1.945） （-1.083） （2.640） （2.719）

R2=0.983 F=56.480

Pt3=0.304+0.103GDPLt-0.0001CPIt+2.073TEt+0.446FDIt（2）

（5.528） （1.928） （-1.478） （3.229） （2.633）

R2=0.975 F=69.596

注：括號內(nèi)是t值，參數(shù)都通過檢驗。

從模型（1）和模型（2）的對比中可以看出FDI的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)的影響最為顯著大于第二產(chǎn)業(yè)的影響?？萍贾С鐾度朊吭黾?個單位，就會帶動第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度分別增長2.032、2.073個單位，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化。居民消費水平?jīng)]有通過顯著性檢驗，其每增加1個單位，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化指標(biāo)相應(yīng)的就會減少，雖然產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)作用不大，但是可以從另一方面反映出江蘇省消費結(jié)構(gòu)的不合理，在一定程度上阻礙了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀。

三、結(jié)論

通過對三次產(chǎn)業(yè)外商直接投資情況的比較分析可知：外商直接投資與江蘇省的經(jīng)濟增長存在某種相關(guān)性，。從外商直接投資的比重變化情況來看，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)顯示出對稱但明顯相反的變化趨勢。通過分析國內(nèi)生產(chǎn)總值的結(jié)構(gòu)變化，發(fā)現(xiàn)江蘇省吸收外商直接投資步伐加快，江蘇省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在總體上不斷調(diào)整優(yōu)化，符合發(fā)達國家工業(yè)化的發(fā)展變化的趨勢，具體表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)占三次產(chǎn)業(yè)的份額不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)，不過所占比有下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)所占比重增長迅速。同時我們也發(fā)現(xiàn)：江蘇省第一產(chǎn)業(yè)與FDI聯(lián)系不夠密切，勞動力轉(zhuǎn)移以及農(nóng)業(yè)增長模式的轉(zhuǎn)變使得第一產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的份額越來越少，但是，通過FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)帶來的高新技術(shù)和人力資本極大地提升了第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，所以，F(xiàn)DI在農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中起到了積極的促進作用。

通過FDI對江蘇省第二、三產(chǎn)業(yè)的影響分析得出：外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)的影響最為顯著，其對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重逐年增加，對技術(shù)服務(wù)、科學(xué)研究等貢獻度較大，這符合外國發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)升級的規(guī)律。從長期來看，F(xiàn)DI的資金投入、以及其產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)都促進了江蘇省技術(shù)的進步，提高了江蘇省產(chǎn)業(yè)的技術(shù)含量，進而加速了江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

參考文獻

[1]陳莉，詹正華.FDI與江蘇服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實證分析[J].特區(qū)經(jīng)濟，2010，08：53-54.

[2]黃志勇，許承明.FDI對江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證分析——基于面板數(shù)據(jù)模型的研究[J].世界經(jīng)濟與政治論壇，2008，03：27-31.

[3]袁雨松.利用FDI加快促進江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究[J].市場周刊（理論研究），2012，11：35-38+19.

[4]周元培.FDI與江蘇制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系的實證分析[J].商場現(xiàn)代化，2006，32：192-193.