劉剛

中圖分類號：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：為了進(jìn)一步了解和掌握經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和外商直接投資的關(guān)系，本文利用實(shí)證分析方法，借助VAR模型對三者間關(guān)系展開深入研究。其中，經(jīng)濟(jì)增長主要以二、三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為替代變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化主要以第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值所占比例IST作為替代變量，外商直接投資則以實(shí)際利用的外商投資額FDI作為替代變量。研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對我國的經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有一定的促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化也能夠在一定時(shí)期內(nèi)促進(jìn)FDI的流入。

關(guān)鍵詞：外商直接投資? ?經(jīng)濟(jì)增長? ?產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)? ?VAR模型

VAR模型概述與變量選取

（一）VAR模型概述

VAR模型即向量自回歸模型，是研究變量關(guān)系的一種非結(jié)構(gòu)化模型。在VAR模型中，各變量的研究并非以傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論作為基礎(chǔ)，該模型通過將某一事物或體系內(nèi)的內(nèi)生變量視為其中全部內(nèi)生變量所對應(yīng)的滯后項(xiàng)函數(shù)來完成對各變量關(guān)系模型的構(gòu)造。通常表示如下：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+εt? ? ? ? （1）

式（1）中，Yt和Yt-1分別表示所研究的系統(tǒng)中K維內(nèi)生變量向量與滯后內(nèi)生變量向量;p、r分別表示系統(tǒng)中的內(nèi)生變量以及外生變量所對應(yīng)的滯后階數(shù)。At與Bi分別表示k*k和k*d維系數(shù)矩陣，二者均為帶估計(jì)的參數(shù)矩陣。εt則表示誤差向量。本文對于外商直接投資FDI與經(jīng)濟(jì)增長GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IST間的關(guān)系研究主要借助VAR模型來完成。根據(jù)VAR基本模型，將三者間關(guān)系的VAR模型予以構(gòu)建，如式（2）所示。

（2）

（二）變量選取

在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化背景下，外部資本的引入對一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。綜合本文所研究的經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受FDI的影響，選取變量如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。從既有的國際經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)來看，一國和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否能夠得到優(yōu)化，重點(diǎn)在于本國第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值在該國國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占比重是否能夠上升。雖然國際上并未針對這一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)的衡量給出統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，但目前應(yīng)用較多的衡量方法為Kuznets第三次產(chǎn)業(yè)比重標(biāo)準(zhǔn)?；诖?，本文也選取第三產(chǎn)業(yè)GDP在一國GDP總量的比值IST作為衡量該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的指標(biāo)。

經(jīng)濟(jì)增長。對于經(jīng)濟(jì)增長這一變量，特別需要強(qiáng)調(diào)的是，就現(xiàn)階段而言，我國外商直接投資主要集中在第二、三產(chǎn)業(yè)方面，故本文在研究過程中，主要將二、三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長的替代指標(biāo)，記為GDP。

FDI，即外商直接投資指標(biāo)。本文對FDI的衡量主要以實(shí)際利用的外商投資額作為FDI的替代指標(biāo)，直接記錄為FDI。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文主要選取1998-2017年的各變量數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，F(xiàn)DI和GDP兩類指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)直接引用年鑒數(shù)據(jù)，IST的數(shù)據(jù)主要通過對相應(yīng)年份第三產(chǎn)業(yè)GDP在我國GDP總量中的占比計(jì)算而得。

（二）平穩(wěn)性與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為避免后續(xù)基于VAR模型研究過程中異方差和多重共線性等相關(guān)問題的產(chǎn)生而導(dǎo)致研究結(jié)果失真，需要對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)過程中，為了保證數(shù)據(jù)形式和結(jié)果的一致性，對相關(guān)變量進(jìn)行對數(shù)處理，記作LNFDI、LNGDP和LNIST。借助Eviews 7.2統(tǒng)計(jì)軟件開展相關(guān)數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)，從而驗(yàn)證各數(shù)據(jù)變量的平穩(wěn)性。研究發(fā)現(xiàn)，LNFDI、LNGDP和LNIST的P值均大于0.05，在任何顯著水平下均為非平穩(wěn)序列;但其各自的差分序列△LNFDI、△LNGDP和△LNIST均為平穩(wěn)序列。基于此，本文將選取各變量的差分序列構(gòu)建VAR模型。

在對各變量的VAR模型予以構(gòu)建前，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和判斷各變量的因果關(guān)系，相應(yīng)結(jié)果如表1-表3所示。

在△LNGDP與△LNFDI格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果方面，由表1可知，對于△LNGDP不是△LNFDI的格蘭杰原因假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)在1-6時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明△LNGDP是因其△LNFDI發(fā)生變化的格蘭杰原因。對于△LNFDI不是△LNGDP的格蘭杰原因的假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)在1-5時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明在一定滯后期內(nèi)，△LNFDI是能夠?qū)Α鱈NGDP產(chǎn)生影響的，即△LNFDI為△LNGDP的格蘭杰原因。具體解釋為，在短期內(nèi)，外商直接投資能夠促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)增長，但從長期來看，其對經(jīng)濟(jì)增長的長期帶動作用則有限。

在△LNIST與△LNFDI格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果方面，由表2可知，對于△LNIST不是△LNFDI的格蘭杰原因的假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)為1-6時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明△LNIST是△LNFDI的格蘭杰原因。對于△LNFDI不是△LNIST的格蘭杰原因的假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)為1-5時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明△LNFDI是△LNIST的格蘭杰原因。具體解釋為，在短期內(nèi)，我國外商直接投資同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化間存在雙向因果關(guān)系，即通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能夠進(jìn)一步吸引外商直接投資，而短期內(nèi)外商直接投資的增加又會為促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化提供一定動力。但從長期來看，二者的雙向因果關(guān)系仍然有待商榷。

在△LNIST與△LNGDP格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果方面，由表3可知，對于△LNIST不是△LNGDP的格蘭杰原因的假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)為1-6時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明△LNIST是△LNGDP的格蘭杰原因。對于△LNGDP不是△LNIST的格蘭杰原因的假設(shè)，當(dāng)滯后階數(shù)為1-6時(shí)，相應(yīng)的P值均大于0.05，拒絕了原假設(shè)，表明△LNGDP是△LNIST的格蘭杰原因。具體解釋為，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化同經(jīng)濟(jì)增長間存在長期的雙向因果關(guān)系。

（三）VAR模型構(gòu)建

由上述格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知，對于△LNFDI、△LNGDP和△LNIST三個(gè)平穩(wěn)序列，其在一定時(shí)期內(nèi)具備雙向因果關(guān)聯(lián)。因此，本文將△LNFDI、△LNGDP和△LNIST各內(nèi)生變量的滯后變量作為前定變量，對VAR模型予以構(gòu)建，從而了解并掌握所研究變量間的關(guān)系。遵照AIC與SC最小取值原則，將各變量滯后期確定為3階。表4給出了各變量的VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

由表4可知，VAR模型中參數(shù)估計(jì)中的T值基本是顯著的。結(jié)合表4所示的各變量相關(guān)系數(shù)，可構(gòu)建如下VAR模型：

（3）

對式（3）所構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行基于AR根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，若所構(gòu)建的模型中的全部根模的倒數(shù)均小于1，則表明在單位圓中，模型為穩(wěn)定的，相應(yīng)結(jié)果如圖1所示。由圖1可知，全部單位根均位于單位根圓當(dāng)中，故可判斷所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的，這也說明所選取的各變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。為了進(jìn)一步了解和掌握外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的相互動態(tài)關(guān)系，下文則借助脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解展開各變量關(guān)系的分析。

（四）脈沖影響分析與方差分解

第一，脈沖響應(yīng)分析。借助脈沖響應(yīng)函數(shù)完成對各變量長期動態(tài)關(guān)系的研究。在具體操作上，主要應(yīng)用Multiple Graphs，即復(fù)合圖法輸出相應(yīng)的脈沖響應(yīng)結(jié)果。相應(yīng)的結(jié)果如圖2-圖4所示。

圖2為DLFDI受各變量沖擊的脈沖響應(yīng)路徑。由圖2可知，在DLFDI受DLIST的脈沖沖擊響應(yīng)方面，在第1期到第2期，為正向響應(yīng);第2期則由正轉(zhuǎn)負(fù);第6期開始又轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛳鄳?yīng)。

DLFDI受自身脈沖沖擊響應(yīng)的情況為，1-3期為正向響應(yīng)，且波動劇烈;在后續(xù)的滯后期，則正負(fù)反復(fù)波動，滯后效應(yīng)較為顯著。

DLFDI受DLGDP的脈沖響應(yīng)情況為，在1-3滯后期持續(xù)上升，并在第3期達(dá)到最大值，而后整體下降，在第6期響應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)，且后續(xù)幾期趨向于0，呈現(xiàn)出顯著的滯后效應(yīng)。

圖3為DLGDP受各變量沖擊的脈沖響應(yīng)路徑。由圖3可知，在DLGDP受DLIST的脈沖沖擊響應(yīng)方面，1-4滯后期響應(yīng)為負(fù)，第4期后由負(fù)轉(zhuǎn)正，且前1-8滯后期響應(yīng)不斷提升，且在第8期達(dá)到最大值，這也表明經(jīng)濟(jì)的增長在一定程度上得益于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

DLGDP受DLFDI的脈沖響應(yīng)情況為，1-3期響應(yīng)為正，第3期開始轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)，且在1-5期整體呈現(xiàn)出持續(xù)走低的趨勢。在第6期以后，趨向于0，滯后效應(yīng)明顯。由此可見，在FDI引入前期，其規(guī)模的擴(kuò)大必然會促進(jìn)GDP的發(fā)展。

DLGDP受自身脈沖沖擊響應(yīng)的情況為，在前1-6期持續(xù)下降，且在第5期響應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)，在第6期降至最低，而后逐漸趨于0，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了我國近年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相對放緩的事實(shí)。

圖4為DLIST受各變量沖擊的脈沖響應(yīng)路徑。由圖4可知，DLIST受自身脈沖沖擊響應(yīng)的情況為，雖然在第1期響應(yīng)為正，但在前1-8期，響應(yīng)從整體上呈現(xiàn)逐漸變?nèi)醯内厔?，在?期后才由負(fù)轉(zhuǎn)正。

DLIST受DLFDI和DLGDP的脈沖響應(yīng)趨勢表現(xiàn)出一定的一致性。DLIST在第7和第8期前，對DLFDI和DLGDP的響應(yīng)為正，但均具有一定波動，而后響應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)。表明在一定時(shí)期內(nèi)，外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但從長期來看，這種促進(jìn)作用會逐漸減弱。

第二，方差分解。方差分解即研究各信息（預(yù)測值與實(shí)測值之差）沖擊對變量變化的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)而掌握各信息對變量的相對重要性。利用Cholesky分解法對式（3）所示的VAR模型予以方差分解，為提高分析的便利性，取1-8滯后期進(jìn)行分析，以期了解和掌握外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對其各自變量沖擊的程度。具體結(jié)果如表5-表7所示。

根據(jù)表5所示的DLIST方差分解結(jié)果可知，在第1期，DLIST只受自身沖擊的影響。第2期開始后，其受到自身沖擊影響的比重逐漸下降，最終穩(wěn)定在66.5%左右。相應(yīng)地，第2期開始后，DLIST受到DLFDI和DLGDP的影響則逐漸提升，且在第8期時(shí)，沖擊影響區(qū)域穩(wěn)定，分別在30.4%和2.9%左右，即除了受自身波動影響外，DLIST受DLFDI的影響明顯大于DLGDP的影響。由此可見，經(jīng)濟(jì)增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化影響要小于外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，即相較于經(jīng)濟(jì)增長，外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響更大。

根據(jù)表6所示的DLFDI方差分解結(jié)果可知，在第1期，DLFDI受到自身波動沖擊和DLIST的影響，但DLIST的沖擊影響相對較小，只有3.94%。第2期后，雖然DLFDI受自身波動的影響逐漸下降，但下降的幅度較小，并在最后穩(wěn)定在80.2%左右。相應(yīng)地，DLGDP和DLIST對DLFDI的影響程度雖然逐漸提升，但提升幅度也相對較小，并在最后穩(wěn)定在2.31%和17.5%左右。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是，F(xiàn)DI（外商直接投資）可能會受到眾多外部因素的影響，如投資國政策、投資企業(yè)規(guī)模等，而我國作為東道國，隨著經(jīng)濟(jì)增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化雖然能夠?qū)DI施加影響，但影響程度較為有限。

根據(jù)表7所示的DLGDP方差分解結(jié)果可知，在第1期，DLGDP同時(shí)受到DLFDI、DLIST和自身波動沖擊的影響，且其受自身波動的影響要低于受DLFDI的影響。從第2期開始，DLGDP受自身波動影響的程度逐漸降低，并穩(wěn)定在8.5左右。相應(yīng)地，DLGDP受到DLFDI和DLIST的影響則逐漸提升，并在第6期后趨于穩(wěn)定，分別達(dá)到77.5%和14.1%。這表明，外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長，且相較于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更為明顯。

政策建議

本文認(rèn)為未來我國應(yīng)從以下幾方面準(zhǔn)確把握外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，促進(jìn)三者的協(xié)調(diào)發(fā)展。

首先，進(jìn)一步推動外商直接投資的發(fā)展和升級。一方面，應(yīng)創(chuàng)建良好的內(nèi)部投資環(huán)境，在綜合考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的基礎(chǔ)上，持續(xù)加大對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外商投資力度和規(guī)模。另一方面，我國還應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)，使之與國際標(biāo)準(zhǔn)或慣例相接軌，提高跨國企業(yè)的投資信心。與此同時(shí)，逐步放寬外商投資范圍，并通過政策引導(dǎo)，形成對外商資金的引流，充分發(fā)揮外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的促進(jìn)作用。

其次，做好外商直接投資外流的防范措施。近年來，我國經(jīng)濟(jì)增速相對放緩，相關(guān)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資回報(bào)率增幅較低，從而增加了外商直接投資外流的風(fēng)險(xiǎn)。因此，在鼓勵(lì)和積極引進(jìn)外商直接投資的同時(shí)，我國還應(yīng)持續(xù)加大對本土產(chǎn)業(yè)的支持，促進(jìn)本土產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)基本累計(jì)，從而應(yīng)對可能出現(xiàn)的外商直接投資外流的風(fēng)險(xiǎn)，避免對海外資本的過度依賴。

最后，進(jìn)一步強(qiáng)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。一方面，應(yīng)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的政策重心從既有的部門傾斜，逐漸過渡到支持關(guān)鍵環(huán)節(jié)和結(jié)構(gòu)性政策方面，逐步提升我國在全球分工的地位。另一方面，還應(yīng)進(jìn)一步加大自主創(chuàng)新力度，將原有的技術(shù)引進(jìn)模式轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)引進(jìn)、消化吸收、自主創(chuàng)新于一體的技術(shù)創(chuàng)新模式，并將提高關(guān)鍵技術(shù)開發(fā)能力、完善產(chǎn)業(yè)技術(shù)供給體系和準(zhǔn)確把握技術(shù)升級發(fā)展方向等共同納入到自主創(chuàng)新任務(wù)當(dāng)中，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整提供充足的技術(shù)保障，進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的健康、穩(wěn)定發(fā)展。

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