徐曼蕓 陽惠 史可 任薇薇

摘要：隨著FDI在我國不斷增加，引進資本與我國產(chǎn)業(yè)結構調整這一話題也存在爭議。文章運用我國 2000～2017 年的相關時間序列數(shù)據(jù)，引入表示FDI質量及中國產(chǎn)業(yè)結構升級的指標，通過VAR模型對兩者相互影響關系進行分析。實證分析結果表明：FDI質量對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用相對較弱;我國產(chǎn)業(yè)結構調整對FDI質量的影響存在滯后效應，但會明顯加速提高FDI的質量。最后，文章在實證分析的基礎上提出了相關的政策建議。

關鍵詞：FDI質量;產(chǎn)業(yè)結構升級;Var模型;實證分析;滯后效應

一、引言及文獻綜述

我國實施對外開放政策以來，我國開始逐步引進外資，尤其是在2001年我國加入世貿組織后，我國FDI（外商直接投資）總量不斷激增。我國國務院于2018年印發(fā) 《關于積極有效利用外資推動經(jīng)濟高質量發(fā)展若干措施的通知》，且在我國實施“一帶一路”倡議、轉變經(jīng)濟增長方式及產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的背景下，我國引進外資進入新的發(fā)展階段，F(xiàn)DI的效率和質量需要進一步提高。FDI與東道國產(chǎn)業(yè)機構升級的內在關系這個話題一直受到國內外關注，不同學者給出了不同解釋。

在國內，針對外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響，劉澤（2019）運用時間序列數(shù)據(jù)驗證了我國不同的產(chǎn)業(yè)吸收利用FDI的效率不同，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化可通過調整不同產(chǎn)業(yè)占用外資的比重實現(xiàn)。余菊（2013）提到FDI對第三產(chǎn)業(yè)增加值的提高影響顯著，并且逐漸向第三產(chǎn)業(yè)集中。而有一部分學者則認為FDI對產(chǎn)業(yè)結構的升級并不是有絕對的積極影響，羅丹程等（2019）就東北三省的研究表明FDI對產(chǎn)業(yè)結構的調整會有弱化作用;賴艷蕾（2019）實證分析得出FDI推動產(chǎn)業(yè)結構的高級化，但是它對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化會有抑制作用;于海波（2019）基于內蒙古的產(chǎn)業(yè)結構性偏差，表示引進外資促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展但會加重產(chǎn)業(yè)結構的失衡。當然上述學者的論述僅僅是基于某個地區(qū)進行研究，但是在我國的大范圍內，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化還是具有較強的推動作用，對不同產(chǎn)業(yè)結構有著不同影響。黃永明（2018）研究得出FDI對制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級有正向促進作用，而FDI對生產(chǎn)性服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有抑制效應。對于FDI質量的研究，李敏杰等（2019）分別從質量和數(shù)量兩個方面六個維度對FDI質量進行定義，其認為不僅要看數(shù)額還要綜合質量。

上述文獻均對FDI質量與產(chǎn)業(yè)升級提供了參考價值。但國內關于FDI質量與產(chǎn)業(yè)機構升級的關系研究較少，且我國大多數(shù)學者將FDI額作為變量分析其對產(chǎn)業(yè)升級的影響，而我國對FDI質量作為變量的研究幾乎沒有。FDI的質量在一定程度上反映了外資是否向我國高新科技、資本密集型、延伸附加值的領域流入，能更直接有效地與我國產(chǎn)業(yè)升級相互作用，本文在擴大數(shù)據(jù)時間范圍的條件下研究FDI質量與我國產(chǎn)業(yè)升級的相互關系，能夠在一定程度上完善前人研究的空白，有一定的學術研究價值，同時，對于我國新時期的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化、引進外資政策實施具有一定的現(xiàn)實意義。

二、模型、變量選擇和數(shù)據(jù)來源

（一）變量選擇

1. FDI質量指數(shù)

2. 產(chǎn)業(yè)結構升級指標

（二）模型設立及數(shù)據(jù)來源

本文將FDI質量與產(chǎn)業(yè)結構升級指標作為內生變量，為更好地研究兩者之間的動態(tài)關系，采用Var模型進行實證分析。滯后階數(shù)為n的Var模型表示為：Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+Bxt+ξt，其常用于預測分析系統(tǒng)內生變量的相互關系及隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。FDI質量綜合指數(shù)、產(chǎn)業(yè)升級指標所涉及的實際利用FDI額、三產(chǎn)的增加值等均來源與各年《中國統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

三、實證分析與過程

（一）實證分析

1. 采用ADF檢驗方法檢測平穩(wěn)性

對Var模型的平穩(wěn)性檢驗是為了看到結果的有效性和可信度。所以首先要對本文2000～2017相關時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，才可進一步檢驗FDI質量與產(chǎn)業(yè)升級兩個變量之間所具有的相關關系。通過Eviews7.0軟件，對這兩者進行ADF平穩(wěn)性檢驗，如表2 所示。

兩個變量中只有Qfdi小于1%的顯著水平，表明FDI質量變量是平穩(wěn)的，產(chǎn)業(yè)升級指標通過一階差分后，小于5%的顯著水平，即拒絕了不平穩(wěn)的原假設，表示QFDI，Ind都為I（1）單位根過程，滿足var模型的要求，且模型的可決系數(shù)為0.99，表明模型擬合優(yōu)度高。

2. 最優(yōu)滯后期選擇與單位根檢驗

Var模型的效果是否最優(yōu)最重要的方法就是選擇其最優(yōu)的滯后期。滯后期選擇過大或過小都會對Var（1）參數(shù)估計效度和信度造成直接影響。本文依據(jù)Eviews7.0軟件提供的五個常用信息準則來選擇滯后期。例如AIC指標越小就越優(yōu)。由表4 可知，五個評判準則中五個*都標注在了第一期，因此，本文選擇Var（1）模型。

基于上述檢驗結果，利用Eviews7.0可以得到Var模型的方程式：

選擇了Var（1）模型之后，本文用單位根對模型的穩(wěn)定性進行檢驗從而判斷其結果是否具備有效性，如果穩(wěn)定即可做脈沖和方差分析。假如檢驗顯示出所有的方程的根都在單位圓內，即其倒數(shù)都小于1，則表明模型具有穩(wěn)定性，反之亦然。如圖1所示，Var（1）模型整體具有穩(wěn)定性。

3. 脈沖響應函數(shù)分析

本文選擇了15年作為滯后期來分析FDI質量與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的脈沖響應，分析結果如圖2、圖3所示。由圖2看出我國產(chǎn)業(yè)結構升級對FDI質量在第0期幾乎沒有響應，但之后產(chǎn)生了顯著的正沖擊，沖擊影響不斷增大且在第3期取得極大值，在此之后影響逐漸減弱并趨于穩(wěn)定。這表明也說明產(chǎn)業(yè)結構升級具有滯后效應，在當期變化幾乎不會引起FDI質量變化。長期來看，產(chǎn)業(yè)結構升級對FDI質量的提高具有明顯的帶動作用但在之后一定時期內效果會減弱。

從圖3的脈沖響應曲線可以看出，F(xiàn)DI質量首先會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生短暫的負沖擊，接著會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生一個正沖擊并在第2期最顯著，之后減弱趨近于0。說明在短期內FDI質量對產(chǎn)業(yè)結構升級有刺激作用，長期效果不明顯。

4. 方差分解

方差分解是將系統(tǒng)的預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻。通過分析FDI質量與我國產(chǎn)業(yè)結構升級相互沖擊效果，來了解兩者對于彼此存在的重要性。從方差分解可以看出，產(chǎn)業(yè)升級對FDI質量在當期幾乎沒有產(chǎn)生貢獻，從第一期開始逐漸產(chǎn)生顯著影響且貢獻度穩(wěn)定達到60%以上。同時可以看出，F(xiàn)DI質量對我國產(chǎn)業(yè)結構升級在第一期就產(chǎn)生了貢獻度且有所增長，在第3期后不斷穩(wěn)定，但貢獻度不足30%，其貢獻度值較低可能是由于影響產(chǎn)業(yè)結構的宏微觀不確定因素較多，F(xiàn)DI質量對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響有限。

5. Granger因果檢驗

本文通過Granger因果檢驗法來分析FDI質量與我國產(chǎn)業(yè)結構升級的因果關系。從表6 中可以看出，在顯著水平為5%的情況下，假設1在P值為0.0037，說明我國產(chǎn)業(yè)結構升級是FDI質量水平的Granger原因;假設2承認原假設，但在10%的顯著水平下，則認為FDI質量是我國產(chǎn)業(yè)結構升級的Granger原因。說明FDI質量與我國產(chǎn)業(yè)結構升級存在相互影響關系，但產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對FDI質量的作用更顯著。此結論與上述脈沖響應函數(shù)及方差分解得結論一致。

（二）結論及原因

FDI質量與我國產(chǎn)業(yè)結構升級存在穩(wěn)定的影響關系。上述已經(jīng)進行單位根檢驗，證明所估計的Var（1）模型具有穩(wěn)定性，對結果能做出有效解釋。這是因為FDI質量的提高在一定程度上能夠促進我國產(chǎn)業(yè)往更加優(yōu)化高效、綠色協(xié)調的方向發(fā)展，而我國產(chǎn)業(yè)升級必將推動外商在更具有附加價值的領域投資，兩者具有長期穩(wěn)定的影響關系。

我國產(chǎn)業(yè)升級對外商投資質量影響短期存在滯后效應，但長期貢獻日益增長。我國產(chǎn)業(yè)升級當期不能對FDI質量產(chǎn)生影響，即存在滯后效應，但長期產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，如通過實行“一帶一路”政策、大力投入高新科技要素、著力發(fā)展綠色經(jīng)濟、開辦健康產(chǎn)業(yè)帶來的溢出效果能有效提高FDI質量。

FDI質量對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用不夠顯著。Var（1）模型方差分析反映了FDI質量對中國產(chǎn)業(yè)升級影響不顯著。這可能是因為：其一，雖然，近年來外商投資額保持規(guī)模并有所增長，但是FDI大部分都集中在我國制造業(yè)和建筑業(yè)等需要利用密集勞動力和低價資源的產(chǎn)業(yè)，在高新科技方面投資遠不足我國國內投資，F(xiàn)DI質量不高且有下降趨勢，對于我國產(chǎn)業(yè)升級影響較小。其二，影響我國產(chǎn)業(yè)升級的變量很多，F(xiàn)DI質量作用范圍有限。其三，F(xiàn)DI在投資結構上也存在不合理的地方，其對我國產(chǎn)業(yè)升級的貢獻遠小于國內貢獻。

四、政策建議

針對上述實證結果，本文提出以下政策建議：第一，優(yōu)化國內投資結構、通過產(chǎn)業(yè)升級有效引導FDI質量提高。產(chǎn)業(yè)升級對FDI質量長期貢獻日益增長，政府應引導外資進入先進制造、高新技術產(chǎn)業(yè)、現(xiàn)代服務業(yè)等相關領域，優(yōu)化外資布局，加大研發(fā)性、高科技的投入，減少低效產(chǎn)業(yè)投資，以此提高投資質量，推進產(chǎn)業(yè)升級。此外，通過國內產(chǎn)業(yè)升級優(yōu)化，吸引外資向更加創(chuàng)新、高效的領域流入，形成雙向反饋傳導機制;第二，增強外資企業(yè)技術外溢效果來提高產(chǎn)業(yè)升級效率。引進外資的同時要注重引進外資協(xié)同而來的優(yōu)質人力資源和先進生產(chǎn)設備。要加大知識產(chǎn)權保護力度，解決外資進入高端技術領域的“后顧之憂”。在引進外資的同時也要注重FDI的質量，充分利用FDI質量對我國產(chǎn)業(yè)轉型升級的有利影響。要加強與外商的技術合作交流，帶動中國技術人員整體技術水平的提升，實現(xiàn)新技術向成熟工業(yè)擴散，要增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力，創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)知識和經(jīng)驗體系，減少對外技術依賴，增強技術外溢效果，為產(chǎn)業(yè)升級提供主要力量。第三，為外商投資提供良好的營商環(huán)境。在加速金融對外開放的背景下，可以通過稅收調節(jié)、政策鼓勵等手段為高質量的外資提供優(yōu)惠。同時，我國應該進一步完善外商投資有關法律法規(guī)，逐步推進數(shù)字技術聯(lián)系金融，實行高水平的投資便利化政策，持續(xù)改善營商環(huán)境，創(chuàng)建對外合作支撐平臺，減少短期投資資金流出。

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*本文受云南省“云南省社科普及規(guī)劃項目（項目批準號SKPJ201718）”的資助。

（作者單位：云南師范大學經(jīng)濟與管理學院。任薇薇為通訊作者）