ＦＤＩ與湖南產業結構關系的實證研究

[摘要]對湖南的產業結構和三次產業利用FDI的現狀進行了分析，利用1983～2006年的統計數據，運用協整分析技術、誤差修正模型和Granger因果關系檢驗，對FDI與產業結構變動之間的關系進行了實證研究。結果表明，FDI與產業結構變動之間存在正向的協整關系，FDI是產業結構變動的重要原因；在短期FDI偏離了產業結構的長期均衡水平，但短期波動對長期均衡的回調速度較快。進而，就模型得出的結論提出了若干建議。

[關鍵詞]外商直接投資；產業結構；協整檢驗；誤差修正模型；格蘭杰檢驗

[中圖分類號] F062.9［文獻標識碼］ Ａ

[文章編號] 1673-0461(2008)08-0047-04

改革開放以來尤其是20世紀90年代以來，湖南實際利用FDI (外商直接投資)迅速發展。2006年湖南實際利用FDI金額達到25.93億美元，同比增長25.1％，比全國平均增幅高20.6%。到2006年底，已登記外商投資企業2，948戶，投資總額212.54億美元，注冊資本118.36億美元。另外，外商投資企業有效帶動了進出口貿易，2006年外商投資企業的進出口商品價值為13.38億美元，占全省進出口商品總值的比重為18.2%[1]。在新一輪國際產業轉移以及黨的十七大對改革開放作出新的高度評價的大背景下，外商對湖南的投資將會有較快的增長，湖南FDI規模及其在國民經濟中的地位和作用都將持續提高，對產業結構的影響也將更大。因此，研究FDI與湖南經濟結構特別是產業結構的關系具有重要的理論意義和現實意義。

一、湖南產業結構現狀分析

從三次產業的內在變動來看，產業結構的演進是沿著第一產業為主導→第二產業為主導→第三產業為主導的方向發展的[2]。如表1所示，1978～1991年湖南三次產業產值結構排序基本上為 “一、二、三”；1992～1998年湖南三次產業產值結構排序基本上為“二、三、一”；1999～2005年湖南三次產業產值結構排序為“三、二、一”；2006年湖南三次產業產值結構排序變為“二、三、一”。總體來看，湖南三次產業結構變動趨勢基本符合產業結構的演進規律，第一產業比重基本上逐年下降，第二產業比重基本上穩中有升，第三產業比重明顯提高。如果僅僅用產業產值的相對指標來衡量湖南產業結構狀況，那么可以認為湖南三次產業結構變動正逐步向合理化、高度化方向發展。但是如果從各產業產值的絕對水平來看、以及與全國較發達兄弟省區相比較而言，還仍然存在很大的差距。2006年湖南GDP為7，568.89億元，僅為同期山東的34.3%，廣東的28.9%，江蘇的35%。人均GDP為11，950元，僅為山東、廣東、江蘇同期的50.2%、42.2%、41.5%。另外，湖南第一產業產值比重為17.6%，比山東、廣東、江蘇分別高7.9%，11.6%、10.5%，但其絕對值卻比山東、廣東、江蘇分別少806.7億元，244.9億元，212.8億元；湖南第二產業無論是產值比重還是絕對產值每年都遠遠落后于山東、廣東、江蘇；湖南第三產業發展迅速，2006年的產值比重為40.8%，比山東、江蘇分別高8.2%、4.5%，但其產值卻分別只有山東、江蘇的42.9%、39.3%[1][3]。從產業結構演進的角度來看，后一階段產業的發展是以前一階段產業的充分發展為基礎的，即第二產業的發展以第一產業充分發展為基礎，第三產業的發展以第二產業的充分發展為基礎。由此可見，湖南的產業結構在1999～2005年存在著超前發展的狀況，其間第三產業占據主導地位是在第二產業尚未充分發展，不能為第三產業的發展提供堅實的基礎的條件下形成的。而2006年第二產業重新占據主導地位符合產業結構演進規律，是一種理性的回歸。

二、湖南三次產業利用FDI的現狀

（一）FDI在三次產業之間的分布

目前湖南FDI的三次產業格局如表2所示。總體上看，湖南利用的實際FDI主要集中于第二產業、第三產業（尤其是制造業、社會服務業、房地產業），而第一產業的實際FDI明顯不足。另外，從三次產業的FDI發展趨勢來看，第一產業的實際FDI比重一直處于較低的水平；第二產業的實際FDI比重基本上呈下降趨勢；第三產業的實際FDI比重穩中有升。

會服務業未單獨劃分；4.資料來源：1995～2007年湖南省統計年鑒。

（二）FDI在三次產業內部的構成

從各產業內部的實際FDI結構來看，各產業內部的投資結構很不協調。在第一產業中主要集中在農業、林業，尤其是種植業，而對牧業、漁業等部門的投資較少；在第二產業中主要集中于工業部門尤其是制造業，2006年制造業實際利用FDI 11.93億美元，雖然出現了近幾年來的首次負增長，但仍占據全省實際利用FDI總額的46%，其中紡織、化工等傳統制造業依然保持較為穩定的增長趨勢，通用設備、專用設備等高新技術制造業出現高幅增長，建筑業投資比重偏低，僅占4.5%；在第三產業中主要集中在房地產業、社會服務業，2006年房地產業外商直接投資比重創歷史新高，達到24.9%[1]，而對其他領域投資相對過少，存在明顯的結構性傾斜，不利于三大產業的協調發展。

三、FDI對湖南產業結構影響的實證分析

（一）計量模型

表明產業結構變化的變量通常有三次產業的產值結構、就業結構、資產結構。本文選取最常用的產值結構指標作為產業結構的代表變量。從理論上可認為FDI促進了我省產業結構的優化升級，雖然影響產業結構優化的因素很多，但為了單獨衡量FDI對我省產業結構調整的作用，假設其它影響因素不變。在以下計算中本文以第二產業的產值比重結構為例，構造半對數回歸方程： LnIS2=α+βFDI+ut ，即將第二產業增加值占GDP比重取對數（LnIS2）作為被解釋變量，實際利用FDI作為解釋變量。式中，a表示常數，β表示IS2的平均增長率，ut表示誤差項。

（二）數據說明

研究涉及到的主要變量是第二產業增加值占全省GDP的比重，表示為IS2，實際分析中對其進行了對數處理；對于 FDI，為避免幣制波動對研究結果的影響，文中FDI值用當年的匯率換算成以萬元為單位的人民幣額，另外為了使數據具有可比性，利用各年的商品零售價格指數（以1978年為基期）對每年的FDI進行了調整。樣本區間為1983～2006年，樣本數據均來自1984～2007年《湖南省統計年鑒》、《中國統計年鑒》 [4]。

（三）實證分析

本文使用Eviews5.0首先對模型進行異方差檢驗，在不存在異方差的條件下，對各時間序列進行平穩性檢驗，如果時間序列數據平穩，則進一步進行Granger因果關系檢驗，確定自變量是否是因變量的原因；如果時間序列數據非平穩，而經過差分后的時間序列數據平穩，那么進行非平穩序列的協整性檢驗，檢驗時間序列數據之間是否具有協整關系。具有協整關系的時間序列，說明它們之間有一種長期穩定的均衡關系，然后運用誤差修正模型分析變量之間的相互調整速率和短期互動影響。最后再進行Granger因果關系檢驗，確定自變量是否是因變量的原因。

1.異方差檢驗。古典線性回歸模型的一個重要假設就是同方差假定。即Var(ui)=σ2，σ2為常數。但可能由于模型中遺漏了一些解釋變量或受隨機因素的影響使得模型存在異方差現象，從而導致OLS回歸結果不正確。因此有必要用懷特檢驗對模型是否存在異方差進行檢驗，消除一階自相關懷特檢驗模型異方差結果如表3所示，模型不存在異方差。

2.平穩性檢驗。計量經濟理論認為大多數的時間序列數據都是非平穩序列。因此對時間序列的建模，為了避免出現偽回歸現象，對經濟變量的時間序列在進行回歸分析前，首先要對數據進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。目前，檢驗時間序列單位根的最常用方法是Augmented Dickey—Fuller(ADF)檢驗法[5]。設{Yt}為要檢驗的序列，檢驗方程為：

式中α為常數項，t為時間趨勢項，m為滯后階數。該檢驗的零假設H0∶δ=0，備擇假設H1∶δ <0。如果接受零假設H0，則說明序列{Yt}存在單位根，即它是非平穩序列，如果拒絕零假設H0，則說明序列{Yt}不存在單位根，即它是平穩序列。根據該方法檢驗結果如表4所示。

趨勢項，k為滯后階數；③滯后期k的選擇標準是以AIC和SC值最小為準則；④*、**、***分別表示在10％、5％、1％的水平下通過檢驗，以下均同。

由ADF檢驗結果可知LnIS2、FDI都是1階單整的時間序列變量。它們的原值在10％的顯著水平下均無法通過平穩性檢驗，但一階差分后都拒絕了存在單位根的虛無假設，說明它們都是一階單整I（1）序列，可以對其進行協整分析。

3.協整檢驗。一般而言，如果檢驗兩個變量之間是否存在協整關系，經常使用Engle和Granger于1987年提出的EG兩步法進行協整檢驗。該檢驗基本思想是：如果兩個時間序列yt 和xt非平穩，但它們都是d階單整，則可以利用OLS求出協整回歸方程：

yt=α+βxt+μt (2)

然后，通過檢驗回歸方程（2）的殘差（ ）是否平穩來判斷yt和xt的協整性。如果 ～I(0)即殘差是平穩的，則可認為 yt和xt具有協整關系。變量協整的經濟意義在于：兩個變量，雖然它們具有各自長期波動規律，但如果它們是協整的，則它們之間存在一個長期穩定的比例關系[6]。根據EG法，求消除自相關后LnIS2對FDI的回歸，得模型殘差序列，記為resid2，并對殘差序列resid2進行ADF檢驗，判斷其平穩性。殘差序列resid2 ADF檢驗結果如表5。

由協整檢驗結果可知，在1％的顯著性水平下LnIS2與FDI存在協整關系，因此我們認為LnIS2與FDI存在長期穩定的比例關系。殘差自相關修正后的協整方程為：

LnIS2 = -1.038，588，221 + 3.297，894，923*10-7*FDI+ [AR(1)=0.423，586，300，5]

s=(0.015，002)(8.07*10-8) （0.211，726）

t=(-69.231，18)***(4.088，472)*** （2.000，633）*

R2= 0.659，049 R2ad= 0.624，954 F= 19.32，975 DW=1.840，266

由回歸結果可以看出，經當年的匯率換算和以1978年為基期的當年商品零售價格指數調整后的實際FDI每增加10億元，第二產業的產值比重將上升3.297，894，923％。

4.誤差修正模型分析。誤差修正模型是協整分析的一個延伸。在確定LnIS2和FDI存在協整關系的基礎上，為了進一步解釋LnIS2和FDI之間的短期動態關系和長期調整關系，在進行協整檢驗之后需建立包括誤差修正項（EC）在內的誤差修正模型（ECM）。誤差修正項（EC）為協整方程中的殘差。誤差修正方程如下：

△LnIS2 = -0.002，266，442，301+ 4.056，530，398*10-7*△FDI－0.490，737，110，9*EC（-1）

s=(0.009，168) (1.88*10-7) (0.212，908)

t=(-0.247，208)(2.157，729)* (-2.304，926)**

R2= 0.420，978 R2ad= 0.363，076 F= 7.270，508 ***DW=1.832，34

誤差修正方程的R2較低，有可能是回歸方程缺省了變量的原因，但該方程不存在自相關，并通過了F檢驗，說明這不影響已有變量的關系。該方程中變量的符號與長期均衡關系的符號相一致，△FDI的系數顯著說明FDI的短期變動對第二產業產值比重的變動存在直接影響，短期調整系數（誤差修正項的系數）顯著，且為負值，符合反向修正機制，誤差修正項表明當短期波動偏離長期均衡時，將以－0.490，737，110，9的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，即LnIS2與其長期均衡值的偏差約有49.073，711，09％得到修正。

5.Granger因果關系檢驗。為分析LnIS2與FDI之間的因果關系，本文對LnIS2與FDI進行了Granger檢驗。該檢驗的基本思想是：如果兩個經濟變量x與y，在同時包含過去x與y信息的條件下，對y的預測效果要比單獨用y的過去信息對y的預測效果要好，即變量x有助于預測變量y，則認為x與y存在Granger因果關系。設兩個序列{xt}和{yt}，建立yt關于y和x的滯后模型：

式中，c為常數項，m為滯后階數，檢驗x是y的非Granger原因就是對方程（4）做H0∶β1 = β2 =…=βm=0的F檢驗。檢驗的統計量為：

式中，RSSR表示有限制回歸的殘差平方和，RSSU 表示無限制回歸的殘差平方和，n為樣本容量。若檢驗統計量F的值大于標準F分布的臨界值，則拒絕零假設，說明x是y的Granger原因，否則接受零假設說明x是y的非Granger原因。據此檢驗LnIS2與 FDI兩時間序列之間的因果關系，檢驗結果如表6。

由表6的Granger因果關系檢驗結果可知，在1、2、3滯后期時都拒絕原假設“FDI不是LnIS2的格蘭杰原因”。因此，我們認為外商直接投資與產業結構之間存在單向因果關系，FDI是引起產業結構變動的重要原因。

四、結論與建議

（一）結論

通過以上計量模型的實證分析表明，湖南產業結構的變動與FDI的流入存在長期的均衡關系，FDI的流入對湖南產業結構的調整具有正向相關關系；誤差修正項系數表明，當變量偏離長期均衡水平時，49.073，711，09％的偏離均衡部分會在一年之內得到修正，以使產業結構與FDI之間保持長期的動態均衡。另外通過Granger因果關系檢驗，湖南產業結構的變動與FDI只存在單向的因果關系，FDI通過投資乘數效應、技術外溢效應等促進湖南產業結構調整，但湖產業結構的變動不是FDI流入湖南的主要原因。以上結論說明，湖南引進FDI有效的促進了湖南產業結構的調整。

（二）建議

根據以上分析，湖南目前還處于工業化中期階段，第二產業雖然已處于主導地位，但現代化的程度還不高。總體來看，湖南第一產業比重過大、第二產業比重過低、第三產業雖然一直保持良好的發展勢頭，但第三產業仍處于結構不合理、質量低的狀況。其中，2006年湖南省第一產業高于全國平均水平5.9個百分點，而第二產業低于全國平均水平7.3個百分點[1][3]，正由于工業化的滯后發展導致了湖南產業結構的虛高度化。因此，湖南要加快經濟發展，加快新型工業化建設步伐，必須要加快產業結構的調整和優化升級。而FDI不僅帶來了技術、資金、管理經驗、信息等重要的生產要素，而且通過這些要素的注入及組合，可改善原有產業的資源配置狀況，提高資源配置效率和產業發展水平。另外，外商投資企業的進入帶來了來自外部的沖擊和挑戰，加大產業內部的競爭程度，有利于產業的技術進步和生產率的提高。目前湖南實際利用FDI的規模較小，2006年湖南實際利用FDI 25.93億美元，只占全國份額的4.1％，與全國發達地區相比較，湖南實際利用FDI的規模僅只有廣東的17.9％，山東的25.9％，江蘇的14.9％，浙江的29.2％。在此情況下，根據以上分析，湖南應完善引資政策，繼續堅定不移的堅持引進FDI，擴大對外開放，加大招商引資力度，利用中部崛起和“泛珠三角”區域合作的機會，積極承接國外企業的產業轉移；根據省情，加大對農副食品加工業、食品制造業等以農產品為原料的產業集群的扶植力度，努力培育發展我省新興的醫藥制造業等高新技術產業集群，著力搞好現有工業園區的管理建設，通過現有的產業集群和工業園區來吸引更多的FDI，以加快我省的工業化步伐，促進產業結構的優化升級。另外，在引進FDI的過程中要努力改善FDI在三次產業之間及內部的不平衡性，進一步提高利用FDI的質量和水平，并加強環境規劃，弱化在引進FDI后對我省生態環境的破壞。

[參考文獻]

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[2]楊建文，周馮琦，胡曉鵬.產業經濟學[M].上海：學林出版社，2004.

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[6]李子奈.計量經濟學[M]. 北京：高等教育出版社，2000.

An Empirical Research on the Relationship Between FDI and Industrial Structure in Hunan Province

Li Yonghui1，Deng Yong1，Dai Juan2

（1.Business School， XiangTan University， XiangTan411105，China；2.Guangxi Teacher’s University， Guilin 541004， China）

Abstract：This paper firstly analyzes the status of industrial structure and the three times’use of FDI by industries. Based on the statistics in 1983-2006， the paper makes an empirical research on the relationship between FDI and industrial structure changes by using the co-integration test、error correction model and Granger causality test. The results shows that there exists a positive and co-integrated relationship between FDI and industrial structure changes， FDI plays an important role in adjusting industrial structure in Hunan， in short-term， FDI deviatesthe long-term equilibrium of industrial structure， but its adjustment is rapid. This paper puts forward some suggestions according to the empirical results.

Key words：FDI；industrial structure；co-integration test；error correction model；Granger test

（責任編輯：張改蘭）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”