外商直接投資對我國產業結構的影響
摘要：隨著改革開放30多年，我國利用外資直接投資發展極為迅速，從1978年的11.7億美元，增加到2008年的923.95億美元，增長了77 倍。國內外許多學者的研究表明外商直接投資對東道國產業產生直接或間接影響，從而改變東道國產業結構，如果利用合理，能夠促進東道國經濟結構和產業結構的優化，但是反之，則會對東道國產生負面的影響。本文利用1978-2008年這31年的時間序列數據，通過協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗對外商直接投資對我國產業結構影響進行了實證性分析。檢驗結果表明：外商直接投資促進產業結構優化，但是外商直接投資和產業結構變動之間不存在長期穩定的關系。因此，我國在引進外資時應該合理配置以達到FDI對東道國產業結構優化升級的效果。
關鍵詞：外商直接投資;產業結構;協整檢驗
1、引言
1.1 選題背景及意義改革開放以來，隨著外商直接投資不斷的引入，我國的產業結構也發生了一些重要改變。
改革開放初期，我國產業結構處于被動的適應性調整階段，而當時我國引入外商直接投資還處于起步和發展階段，規模較小。到了1987年左右，外資的加大引入在一定程度上扭轉了我國長期以來的重工業比重遠高于輕工業的局面，產業結構開始調整改善。1992年，改革的深化使得外商投資環境得到了根本的改善，吸引了更多的外商的投資，我國引入外商直接投資進入了快速發展時期，隨著外商對一二三產業的投資的加大，國內的資金和技術密集型的產業開始得到了發展，產業結構的高度化進展顯現，尤其是第二產業更為突出。1997年受到東南亞金融危機的影響，盡管該階段的外商直接投資流入降低，但是外商對于工業投入的熱情卻沒有減少，2001年外商投資工業企業對我國的GDP的貢獻率達到了20.3%[1]。隨著中國的加入WTO，近八年以來，我國外資產業政策有了重大的修改和調整，我國經濟學實際利用外商直接投資規模與日俱增，并且高技術產業和資金密集型產業等第二產業的競爭力越來越強，第三產業開始成為外商直接投資的主要領域。
就三次產業的變化情況來看，我國產業結構呈現出第一產業比重逐年下降，第二產業、三產業逐年上升的趨勢。從產業的整體技術水平來看，我國產業結構正經歷著從勞動密集型產業轉變為高技術、資本密集的產業。無論實踐還是理論都表明外商直接投資有利于東道國產業結構的優化和升級。盡管從現象上來看，外商直接投資對我國的產業結構的確產生了一些積極的作用，但是外商直接投資和我國產業結構是否存在必然的關系，并且是否對我國產業結構產生了影響，本文將進行深入的定量分析。
1.2 文獻綜述通過對國內外相關的文獻的閱讀，國外的起步較早，研究也較為成熟，而國內的研究主要以實證研究為主，而目前國內的研究多以討論外商直接投資與我國經濟增長，或是地區經濟發展之間的因果關系，而國外學者已經開始對于外商直接投資的積極影響作具體深入的分析。
1.2.1 國外關于關于外商直接投資對產業結構的影響近年來，國內學者國外關于這方面的研究文獻較多，既有理論研究又有實證研究。
理論上來說，其實早在20世紀60年代，錢納里提出的雙缺口模型就指出利用外資有利于解決儲蓄和外匯缺口，促進東道國經濟增長和產業結構轉換。到了 70年代，赫爾希曼從技術缺口角度提出利用外商直接投資對于發展中國家調整產業結構和經濟增長有積極作用。70年代后期，日本教授小島清利用國際分工的比較優勢原理提出的邊際產業擴張理論再次論述了東道國具有比較優勢的產業利用外商直接投資可以有效改善其產業結構。
實證方面，國外學者主要檢驗了外商直接投資通過供給增加、外貿增強、技術溢出或市場結構優化等方面對產業結構的優化升級產生影響。Hunya[2] (2002)研究了外商直接投資對羅馬尼亞的出口影響，發現外商直接投資沒有改變該國的貿易結構，只是更加強化了本國傳統的優勢產業，沒有起到優化結構的作用。Akbar和Bride[3](2004)以匈牙利銀行業為例，指出了以市場為導向的外商直接投資有利于轉軌經濟國家長期發展，而以資源為導向的外商直接投資不利于東道國企業技術進步。Eva[4](2005)研究表明外商直接投資對捷克產業結構的調整期到了促進作用，有利于東道國產業結構的優化。
1.2.2 國內關于外商直接投資對產業結構的影響國內對于外商直接投資對產業結構的影響方面理論研究并不多，以實證分析為主。大多數文獻認為外商直接投資促進了國內產業結構的轉變，但是對于此方面的計量檢驗分析不多。
國內討論外商直接對于產業結構的影響的定量分析主要可以概括為三個方面：一是利用統計數據進行相關性分析。江小涓[5](2002)分析了跨國投資最密集行業的資本和技術密集特性及外商擇資企業出口的高新技術產品在我國高新技術產品出口額中所占比重,從而得出外商直接投資有利于產業結構的升級的結論。鄭澎[6](2009)回顧了30年我國利用外商直接投資的發展歷程，從外商直接投資于產業結構升級關系角度，對外商投資在中國產業結構優化升級中的正反兩方面的影響進行了具體的分析。盧陽春和吳凡[7](2009)對1978-2008年我國GDP三次產業機構變動數據和FDI相關數據進行了實證分析，結果顯示在不同的發展階段，外商直接投資對我國產業結構的演進所起的優化效應有所差異，但總體來說主要表現為資本形成和促進效應、技術溢出效應，示范效應與競爭效應等方面。二是通過回歸分析方法，以政治經濟各種利用外商直接投資作為解釋變量，以各次產業的工業增加值或各產業的GDP產值為被解釋變量，分析外商直接投資是否促進產業結構優化升級。
1.3 本文的研究思路和研究內容本文在文獻回顧的基礎上，首先對檢驗模型進行了介紹，然后選取1980-2007年三產業實際外商直接投資各自占比，和三產業產值占GDP比重的時間序列數據，利用協整檢驗和格蘭杰因果關系實證檢驗了外商直接投資對我國產業結構的影響。
本文的具體內容安排：
第一部分引言，提出了該選題的背景及意義，對國內外學者的研究進行了總結，并給出了本課題的研究思路和研究內容。第二部分模型理論概述，主要是對實證檢驗中運用到的模型和理論進行了概括性的描述。第三部分運用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗對我國外商直接投資對產業結構的影響進行了定量分析。本文最后為結論部分，總結實證檢驗的結果并提出了未來進一步研究的展望。
2、模型理論
概述一國的產業結構的調整，優化受到多方面因素的影響，例如外商直接投資、外商直接投資項目的產業關聯度、技術擴散程度、該國現有的產業結構、產業政策與管理、該國企業的經營管理能力等。盡管從理論上講，外商直接投資對投資國的產業結構調整的確有著正面的效應，因此本文引入下列函數來反映外商直接投資與一國產業結構調整的關系GDPf(FDI,X)ii=其中iFDI表示每年各次產業的實際外商直接投資額占總實際外商直接投資額的比重，iGDP表示每年各次產業的產值占當年GDP的比重，X表示一國產業結構調整或升級的內部條件包括如該國現有的產業結構、產業政策等。
3、實證檢驗
3.1 數據來源及處理本文選取了1980-2007年三產業實際外商直接投資各自占比，和三次產業產值占GDP比重的時間序列數據。全部數據來源于國家統計局。樣本數據的時間段為1980年-2007年，共28個觀察值，分別用序列1FDI、2FDI、3FDI、1GDP、2GDP和3GDP表示。由于序列取對數后不會改變是否存在協整關系的，所以，為了消除原始數據序列的異方差，使數據更為平穩，本文采用對變量取對數的形式，即()11LFDI=LNFDI， ()22LFDI=LNFDI;()33LFDI=LNFDI;()11LGDP=LNGDP，()221LGDP=LNGDPL， ()33LGDP=LNGDP。首先以橫軸表示觀察個數的序列，縱軸分別為三產業實際外商直接投資各自占比和三次產業產值占GDP比重的時間序列繪出變化圖，如圖1和圖2所示，從圖中可以大概看出這兩類序列并非平穩的。
3.2 單位根檢驗為了避免出現偽回歸現象,本文首先采取ADF單位根檢驗。一個時間序列如果有穩定的期望值和方差,那么就稱為穩定的時間序列。如果一個時間序列經過d次差分才能成為平穩序列,而進行d-1次差分仍是一個非平穩過程,該序列被稱為d階單整。一組時間序列都是同階單整是變量間存在協整關系的必要條件。如果變量是單整的,那么可進一步對相關變量進行協整檢驗,從而確定外商直接投資和產業結構的關系。
首先對三次產業實際外商直接投資比重和三次產業產值GDP比重時間序列的對數值進行單位根檢驗，正如上文所說，文中涉及的單位根檢驗主要采用ADF檢驗，通過圖形分析可知，本文選用添加趨勢項和截距項的ADF模型檢驗。具體的檢驗結果如下表1-3所示：綜上所述，由于只有第二產業的2LFDI和 2LGDP的時間序列是二階單整，因此可以進一步作協整分析。
3.3 時間序列的協整檢驗通過上述的單位根檢驗，得到了LFDI2：I(2)和2LGDP：I(2)的結論，即序列均為二階單整序列，即兩變量具有同階單整性，利用Johansen協整檢驗法來檢驗第三產業實際外商直接投資比重和第三產業GDP比重的對數時間序列協整關系。
4、結論與未來研究展望
4.1 主要結論本文根據1980-2007年的時間序列數據，應用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，得出了我國第二產業外商直接投資存在產業結構效應，對產業的調整起到了積極作用，但是三次產業外商直接投資對于三次產業結構變動并不存在長期穩定的關系。在一定程度上還加大了三次產業的結構偏離。因此應加大外商直接投資的力度，加快產業結構的升級。
4.2 未來研究展望正如文中所述，本文只是從實證的角度分析外商直接投資對產業結構的影響，但是并沒油從理論上解釋這樣的傳導機制，以及沒有對其他兩個產業的轉變產生影響的原因，這將是后續研究中所要討論的重點。
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