基于干預模型的FDI對產業結構的影響分析

陳兆友

（復旦大學 管理學院，上海 200433）

1 突變點檢驗和干預模型的理論和特點

1.1 突變點檢驗基本理論與方法

Chou突破點檢驗是用于判斷結構在預先給定的時點是否發生了變化的一種方法.。這種方法的特點在于把時間序列樣本數據分成兩個或兩個以上子樣本，其分界點就是檢驗是否已發生結構變化的檢驗時點。Chou突破點檢驗是基于比較樣本估計方程和子樣本估計方程的殘差平方和之間的差別進行檢驗的。突破點檢驗可以通過構建F統計量和LR統計量來進行。其中,F統計量基于對約束和非約束殘差平方和的比較，在最簡單情況下（一個分界點），計算如下：

其中，是整個樣本期間估計的殘差平方和；是第i個子區間的殘差平方和；T是樣本觀測數；k是方程參數個數。

1.2 干預模型的思路和具體步驟

時間序列經常收到特殊事件及態勢的影響，這類事件稱為干預事件。干預模型就是通過引入干預變量，從定量分析的角度來評估政策干預或突發事件對經濟環境和經濟過程的具體影響。干預模型建模的思路和具體步驟為：

（1）利用干預影響產生前的數據，建立一個單變量的時間序列模型。然后利用此模型進行外推預測，得到的預測值，作為不受干預影響的數值。最后將實際值減去預測值，得到的是受干預影響的具體結果，利用這些結果可以求估干預模型的參數。

（2）估計出干預模型的參數。

（3）利用排除干預影響后的全部數據，識別與估計出一個單變量的時間序列模型。

（4）求出總的干預分析模型。

1.3 干預模型的構造與干預效應的識別

（1）干預模型的構造

干預變量可分為持續性干預變量和短暫性干預變量。持續性干預變量表示T時刻發生變化以后，一直存在影響，可以用階躍函數表示，形式為：

干預模型因干預事件產生影響方式的不同有不同的形式，其中干預事件影響逐漸開始，長期持續下去，也即干預事件突然發生，并不能立刻產生完全影響而是隨著時間的推移，逐漸把影響完全表現出來。這種形式的干預事件的影響的方程可表示為：

其中，B為后移算子。

單變量時間序列的干預模型，就是在時間序列模型中加進各種干預變量的影響。設單變量序列滿足下述模型：

又干預事件的影響為：

則單變量序列的干預模型為：

在此模型基礎上要根據序列變化的資料數據，對參數進行識別。

（2）干預效應的識別

由于觀察的時間序列的實值受到干預變量的影響，在干預分析中，不能保證起始數據所建立的時間序列模型是真實的。對此，常常利用干預變量產生影響之前或干預影響過后，也就是消除了干預影響或沒有干預影響的凈化數據，計算出模型的參數。若在識別模型前可以確定干預變量的影響部分，并估計這部分的參數，然后計算出殘差序列εt=xt-xt（其中εt是消除了干預影響的序列），則可以直接估計出較為真實的模型。

2 FDI對產業結構影響的突變點檢驗和干預模型的應用

2.1 突變點檢驗

假設x1、x2、x3分別為第一、第二、第三產業的產值，f為FDI實際利用金額數。為了消除異方差性，采用對數形式即分別采用lnx1、lnx2、lnx3與lnf表示第一、第二、第三產業產值及FDI利用金額數,t表示時間。如表1所示。

表1 1979～2008年各產業產值及FDI數據（以上數據來源于2009年福建統計年鑒）

利用以上數據，以lnf為解釋變量，分別對lnx1，lnx2，lnx3做回歸方程:

再進行突破點檢驗。1992年我國經濟經歷了由計劃經濟向市場經濟的轉軌，福建省憑借其沿海區位優勢一時間吸引了大量的外商投資，且由圖1、圖2亦可知1992年是FDI在閩數量和福建產業結構轉變的一個轉折點，所以以1992年為突變點進行檢驗。參數估計和突變點檢驗結構結果如表2、表3、表4、表5所示。

表2 方程參數估計結構

表3 第一產業Chou突變點檢驗結果

表4 第二產業Chou突變點檢驗結果

表5 第三產業Chou突變點檢驗結果

三個突變點檢驗都嚴格的拒絕原假設，也即支持1992年是突變點的假設。

2.2 三大產業結構的變化的數量分析

（1）選取分界點建立ARMA模型。由以上突變點檢驗知1992年為樣本發生結構改變的分界點，所以本文選取1992年為模型的分界點。對1979～1991年lnx1，lnx2，lnx3的樣本數據構建如下時間序列模型：

（2）求估干預模型參數。利用上述的模型對1992～2008年數據進行外推預測得到序列 lnx1，lnx2，lnx3，然后用實際值減去預測得到的差值就是FDI所產生的干預值zi，即：

再由zi的值可以估計出干預影響:

其中，T≥1992 B為延遲算子

參數ω與δ，結果如表6所示。

表6 參數估計結果

（3）計算凈化序列的時間序列模型并組建干預模型。凈化序列即預測序列 lnx1，lnx2，lnx3，是指消除了干預影響的序列。利用該序列重新估計時間序列的參數，結合干預影響的方程可以組建干預模型。由此，lnxi序列實質上是由兩部分組成的，一部分是FDI影響下的干預因子，反映了FDI對產業結構發展的影響，另一部分產業結構在不受FDI影響情況下自身隨經濟發展所發生的變化。最終構建的經濟模型如下：

①第一產業干預模型：

② 第二產業干預模型：

③第三產業干預模型：

以上模型擬合度較高，均可以通過參數的顯著性檢驗和整個回歸方程的顯著性檢驗，因此模型是合理的。

3 結論與對策建議

3.1 結論

干預模型中參數ω是截距，表示FDI對各產業增加值的初始影響程度；參數δ為斜率，用來表示這種影響的趨勢。而回歸方程的參數a則表示在無影響情況下各產業自身的發展趨勢。所以，可得出以下結論：

（1）比較各個產業經濟模型的參數ω的值可以看出，1992年發生干預起始時期，FDI對三次產業增加值都有一個正的促進作用。其中，對第一產業的影響最大，對第二產業的影響最小。90年代初期臺資大量引進，帶來了臺灣高技術農業科技和優良的農產品品種是第一產業產值激增的主要原因。

（2）從各個產業經濟模型的參數δ可知，FDI數量與第一、第二、第三產業的增加值增長率呈正比。也就是說，當FDI數量增加時，第一、第二、第三產業增加值的增長率隨之增大，且對第三產業發展的促進作用最大，對第一產業的影響最小。

（3）再比較各個產業經濟模型的b值，可知第三產業的增加值的增長率最高，第二產次之，第一產業最低。這符合關于描述產業結構演變的規律配第—克拉克定理，也表明了福建省產業結構已基本完成了工業化，并進入了產業結構升級和高級化的階段。

3.2 對策建議

（1）吸引多元化的FDI來源。一直以來，福建省外資主要來源于港臺地區，尤其是臺灣更為突出。然而，臺資企業大多是利用福建廉價勞動力的加工裝配型企業，雖然這對就業有一定的幫助，卻不利于福建產業結構向高級化升級。因此，在利用地緣、人緣優勢穩步發展臺商投資的基礎上，應該加大對發達國家高新技術產業的引資力度。在促進高新技術產業發展的同時，實現投資主體結構的合理化、多元化，也避免了由于政策、經濟等原因引起的風險。

（2）積極引導外資投向基礎設施產業。由于基礎設施產業具有投資回收期長，風險大，利潤小等特點，自然難以吸引到大量的外資。然而良好的基礎設施又是發展經濟和進一步吸引外資所必備的條件。由以上分析知道，FDI對第二產業的促進作用最小，所以更應吸引FDI直接投入基礎設施產業以直接促進其發展。所以，政府應當在這些產業的引資方面多制定一些“優惠”政策，同時加強與跨國大財團的合作，采用BOT(即建設—經營—轉讓)的方式來促進福建省基礎設施的建設。但是，必須看到以勞動密集型產業為主的中小投資還是會在一段時期內構成FDI的主導，仍不可忽略發展這類企業。

（3）構建更加平衡的FDI區域分布。出于經濟和人緣方面的原因，在閩FDI大多分布在閩南三角和福州，其它縣市只吸收到極少的外資。為此，應結合各地實際情況制定不同的引資策略。對于閩南三角和福州吸引外資的重點在于發展高新工業和金融服務業，促進產業結構向高級化升級。而其它地區則應將重點放在農業和基礎工業，充分利用各地自然資源和人力資源的比較優勢促進經濟的快速發展。

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