外商直接投資對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)證研究

【摘 要】本文基于西部地區(qū)1997～2011年十一省市的面板數(shù)據(jù)對外商直接投資對西部地區(qū)整體和各省市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響進(jìn)行了實(shí)證分析研究。分析得出：外商直接投資對西部地區(qū)的地區(qū)總產(chǎn)值和各產(chǎn)業(yè)增加值均具有顯著的正向促進(jìn)作用，但是其對不同產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)程度不同。

【關(guān)鍵詞】外商直接投資 產(chǎn)業(yè)發(fā)展 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

一 十一省市西部地區(qū)外商直接投資的現(xiàn)狀

1.西部地區(qū)實(shí)際外商直接投資額的總體情況

第一，直接投資總額。自1997年以來，西部地區(qū)實(shí)際外商直接投資額總體上保持著較快速度的增長，其總額由300865萬美元增長至3045047萬美元。西部地區(qū)十一省市總體上各自也保持著較快速度的增長，但在總額方面與東部地區(qū)相比仍存在較大差距，且不同省市之間也存在較大差異。2011年我國東部地區(qū)各省市基本均超過了110億美元；西部地區(qū)中重慶市的實(shí)際外商直接投資額最大，達(dá)到了105.2948億美元，四川省為95.27億美元；云南省、廣西壯族自治區(qū)和內(nèi)蒙古自治區(qū)次于重慶市和四川省，均超過了10億美元；剩余地區(qū)投資額均較少，其中甘肅省最低，僅0.7億美元。

第二，直接投資增長情況。西部地區(qū)各省市自1998～2011年的實(shí)際外商直接投資增長速度方面存在較大差異，所有省市均存在負(fù)增長年份，但甘肅、青海和寧夏負(fù)增長的年份均超過了四年。青海省自2008年以來一直呈現(xiàn)負(fù)增長，甘肅省2011年的負(fù)增長率超過了50%，重慶市、四川、云南和貴州省近幾年則均保持著較高的增長速度，重慶市僅有一年增長率為負(fù)，貴州省2010年和2011年的增長速度均超過了100%。

2.西部地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)實(shí)際外商直接投資分布情況

第一，西部各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀。西部地區(qū)整體和各個省市自1997～2011年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一直均呈現(xiàn)為“二三一”，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重基本在40%～50%之間浮動，而且各省市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重基本呈現(xiàn)為逐漸增加的趨勢。2011年西部十一個省市中除廣西、貴州和云南外，其余省市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重均超過了50%，比重也超過了40%，陜西省和青海省自2006年以就一直高于50%，青海省2011年比重達(dá)到了57.45%。總體上第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重（見圖1）也在逐漸增長，2010年超過了50%。

第二，西部地區(qū)外商直接投資在不同產(chǎn)業(yè)的分布狀況。西部地區(qū)總體上呈現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)所占比重最高，第一產(chǎn)業(yè)最低。2011年西部地區(qū)各省市外商直接投資于第二產(chǎn)業(yè)的資本占總投資額的比重基本上均超過了50%，其中，內(nèi)蒙古自治區(qū)和寧夏其所占比重都超過了80%，內(nèi)蒙古最高，達(dá)到了86.4%。同時，西部地區(qū)各省市外商直接投資于第一產(chǎn)業(yè)的資本占總投資額比重基本上均低于10%。其中，陜西省的比重最低，僅為1.19%。近年來西部地區(qū)的外商直接投資總體上呈現(xiàn)不斷增長的趨勢，但其主要集中在第二產(chǎn)業(yè)中勞動力密集型的制造業(yè)，其在第一產(chǎn)業(yè)方面主要集中在農(nóng)業(yè)。雖然第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額也保持了較快的增長，但是其主要集中在房地產(chǎn)和服務(wù)型行業(yè)，高科技類行業(yè)利用外資額極低。

二 外商直接投資對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)證分析

1.模型設(shè)定和變量選取

第一，變量選取。本文的產(chǎn)業(yè)發(fā)展是指整體國民經(jīng)濟(jì)中不同產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況，文中分別以第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值來表示，外商直接投資就選用實(shí)際外商直接投資額來表示，同時還選用了各個地區(qū)的GDP來代表各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

第二，模型設(shè)定。考慮到本文研究的是兩變量之間存在的彈性關(guān)系，同時為了減少因原始數(shù)據(jù)存在異方差而對模型所造成的影響，本文設(shè)定模型為：

k=0，1，2，3，

其中： 表示i地區(qū)在時間t的第k產(chǎn)業(yè)的增加值，

是回歸系數(shù)， 表示i地區(qū)在時間t的實(shí)際外商直接投資額；k=0，1，2，3分別對應(yīng)的是地區(qū)總產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值。

第三，數(shù)據(jù)來源。本文采用的數(shù)據(jù)是1997至2011年西部地區(qū)十一個省市（西藏自治區(qū)未包括）的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于各省市《統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998～2011）、各省市統(tǒng)計(jì)公報(bào)（1997～2011）和《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

2.檢驗(yàn)與回歸運(yùn)算

第一，單位根檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Eviews 6.0軟件，通過四種單位根檢驗(yàn)方法分別對文中采用的四個變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，從而避免因變量的數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，造成所得的回歸結(jié)果為偽回歸。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所有變量的原有數(shù)據(jù)序列均接受假設(shè)，均是非平穩(wěn)的，進(jìn)而對變量進(jìn)行一階差分，其檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

結(jié)果中多數(shù)檢驗(yàn)方法的P值<0.05即多數(shù)檢驗(yàn)方法認(rèn)為是拒絕原假設(shè)的，因此認(rèn)為總體檢驗(yàn)結(jié)果是拒絕原假設(shè)，序列為平穩(wěn)序列，即四個序列一階差分后均為平穩(wěn)序列，其均為一階單整。

第二，協(xié)整檢驗(yàn)。因前文中檢驗(yàn)得出四個序列均為一階單整，所以可直接對因變量和自變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此采用Johansen檢驗(yàn)方法對GDP0和FDI（模型一），GDP1和FDI（模型二），GDP2和FDI（模型三），GDP3和FDI（模型四）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由檢驗(yàn)結(jié)果的P值均小于0.05可知GDP0和FDI，GDP1和FDI，GDP2和FDI，GDP3和FDI兩兩變量之間均存在協(xié)整關(guān)系，即其兩者之間均存在長期均衡關(guān)系。

第三，Hausman檢驗(yàn)。將模型設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型后進(jìn)行回歸，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，四個檢驗(yàn)結(jié)果如下表3所示：

四個模型的檢驗(yàn)結(jié)果均顯示其Hausman檢驗(yàn)的P值均大于0.05，因此接受原假設(shè)，即四個模型均應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

第四，運(yùn)用Eviews6.0軟件，采用OLS（最小二乘法）對 和 進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示：

由于所有回歸中的P值均為零，均小于0.05，所以所有假設(shè)的回歸方程的系數(shù)均不為零，回歸方程成立。由回歸結(jié)果可知，四個模型對應(yīng)的方程分別為：

模型一：

t：（27.23798）（14.40909）

模型二：

t：（19.0095）（13.66123）

模型三：

t：（21.73248）（14.94505）

模型四：

t：（23.87417）（13.17642）

第五，四個回歸方程的統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)。一是擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：四個模型調(diào)整后的擬合度分別為0.558、0.532、0.574和0.514，均超過了0.5，說明四個模型的擬合性都比較好，說明外商直接投資較好地解釋了地區(qū)生產(chǎn)總值和各產(chǎn)業(yè)增加值。二是變量的顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）：顯著水平為0.05所對應(yīng)的t分布的臨界值為1.895，四個模型中變量LnFDI的t值均超過了10，因此可知四個模型中FDI這一變量均顯著。三是方程整體的顯著性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）：四個模型所對應(yīng)的回歸方程所有F統(tǒng)計(jì)量均較大，所以四個模型總體上均顯著。

第六，四個回歸方程的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。一是四個回歸方程中FDI的系數(shù)均為正，說明我國西部地區(qū)的FDI對西部地區(qū)的地區(qū)產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值的影響效應(yīng)均為正。FDI增加能夠促進(jìn)這四者的增長，即其能夠促進(jìn)總體經(jīng)濟(jì)、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由此可以得出，F(xiàn)DI對西部地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的影響。二是四個回歸方程中FDI的系數(shù)雖然均為正，但其系數(shù)值不同。實(shí)際外商直接投資額每增加1%，能促進(jìn)地區(qū)總產(chǎn)值增加0.61%，能拉動第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增加0.41%，影響最小；能促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增加0.696%，影響最大；能帶動第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增加0.56%，影響幅度在三個產(chǎn)業(yè)中處于中間位置，但其影響幅度小于FDI對地區(qū)總產(chǎn)值的影響。三是總的來說，四個回歸方程說明西部地區(qū)的實(shí)際外商直接投資能夠促進(jìn)西部各地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對三個產(chǎn)業(yè)均有促進(jìn)作用，但鑒于西部各地區(qū)實(shí)際外商直接投資的分布情況，其主要投向第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)所占比重較少，第一產(chǎn)業(yè)所占比重極少，其對不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出不同的影響，使得各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第二產(chǎn)業(yè)的比重不斷增大，第三產(chǎn)業(yè)的比重變小，但其仍將大于第一產(chǎn)業(yè)的比重，第一產(chǎn)業(yè)所占的比重將不斷減小，但整體仍保持“二三一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

三 結(jié)論

綜上可知，西部地區(qū)的實(shí)際外商直接投資可以促進(jìn)西部地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對西部地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，其對西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動具有長期的影響；但同時，由于對西部地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)促進(jìn)作用的力度不同，其對西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不具備正向的影響。結(jié)合西部地區(qū)目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀和實(shí)際外商直接投資的分布情況，實(shí)際外商直接投資加大了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二三一”升級為“三二一”的偏差，對西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級具有不利影響。針對西部地區(qū)的現(xiàn)狀，西部地區(qū)一方面應(yīng)結(jié)合自身的產(chǎn)業(yè)特征和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢努力吸引外商直接投資；各省市應(yīng)不斷優(yōu)化自身投資環(huán)境，結(jié)合現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)，所具備的特征和優(yōu)勢引進(jìn)外商直接投資，借助西部大開發(fā)的優(yōu)惠政策，努力吸引外商直接投資，保持實(shí)際外商直接投資額以較快的速度增長；另一方面，西部地區(qū)應(yīng)通過政策導(dǎo)向等多種方式增加各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)的外商直接投資；利用外商直接投資促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時努力引進(jìn)在發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)方面的投資，限制或禁止屬于“兩高一資”類的外商投資。

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