產業結構轉型中的外商直接投資效應研究

戴宴清

（鹽城市委黨校，江蘇鹽城 224002）

產業結構轉型中的外商直接投資效應研究

戴宴清

（鹽城市委黨校，江蘇鹽城 224002）

文章運用面板數據模型對1996～2008年間中部六省實際利用外資額和產業結構升級率之間的關系進行了實證研究，發現外商直接投資基于投資收益比較的產業的投資偏向選擇，使得其將投資主要限定于第二產業，對第三產業的投資較少，且產業投資的整體技術層次較低，這在短期內雖然有利于產業結構升級，但是長期內將使得地區產業結構的技術層次限定在一個較低水平上，從而使得外商直接投資成為限制產業結構升級的因素。

產業結構轉型；外商直接投資；面板數據

0 引言

近些年來，隨著以勞動力成本為代表的生產成本上升，使得外資逐步將生產基礎轉移到內陸省份。中部六省是我國經濟發展較為滯后的地區，相對東部地區而言，擁有更為低成本的勞動力優勢以及豐富的資源優勢，大量外資的進入可通過提升產業技術水平和企業管理水平來促進經濟增長，并推動地區產業結構的轉型升級。因此，如何有效利用外資助推“中部崛起”，并實現產業結構的轉型升級，為中部地區經濟的可持續發展奠定基礎？這一命題非常值得探討。因此本文正是基于此，通過面板數據模型，實證分析外商直接投資對中部地區產業結構轉型升級的影響，以期為推動中部六省的經濟健康持續發展提供一定的政策建議。

1 基本模型的設定

本文的研究目標是要考察外商直接投資對中部地區產業結構轉型的影響，因而將分析模型設定為：

在設定的上述分析模型中，isuit變量表示的是產業結構轉型，根據傳統產業結構理論——產業結構調整的未來趨勢是第三產業超越第二產業成為國民經濟的主導產業，本文數據上使用產業結構升級率（第三產業產值/第二產業產值）來表示產業結構轉型的變化。 fdiit變量表示的是外商直接投資，數據上使用的是中部六個省份的各省外商實際投資總額。ξit變量是隨機擾動項，Xit變量表示的一系列影響產業結構轉型的因素的變量集合，其中有：經濟發展水平（pgdpit）—以人均國民生產總值表示、金融發展水平（firit）—以傳統的金融相關率表示，由于區域金融數據收集的困難，本文選擇使用全部金融機構的人民幣貸款余額與同期的GDP比值來代理、外貿發展水平（tradeit）—以進出口總額與同期的GDP比值代理表示。

2 數據來源

本文以中部地區的安徽、江西、河南、湖北、湖南等六個省份為研究對象，樣本區間為1996～2008年，共計13個樣本點。其數據主要來源于“中宏數據庫”、《新中國六十年統計匯編》及相關年份的各省統計年鑒。為提升數據的穩定性，本文對外商直接投資變量、經濟發展變量進行了對數處理。經過處理后的數據的描述性統計情況如表1所示：

表1 變量對數值的描述性統計（樣本量=78）

3 面板數據回歸及結果分析

由于面板數據存在兩維特征，參數估計的有效性就決定于于模型選擇的正確與否。傳統的面板數據模型有混合估計模型、回歸系數相同的固定效應模型以及回歸系數不同面板數據模型，所有在進行具體的分析前，需首先要對模型的設定形式進行檢驗。本文采用廣泛使用的Hausman檢驗和Redundant fixed effects檢驗來確定具體的模型形式，兩種檢驗的結果如表2、表3所示。

表2 面板數據模型的Redundant fixed effects檢驗

表3 面板數據模型的Hausman檢驗

由檢驗的結果可知，本文的面板數據更適合應用于隨機效應模型分析。

本文面板數據的檢驗分為2個步驟：首先單獨檢驗外商直接投資對產業結構升級的影響。接著在增加控制變量的情況下，再次檢驗外商直接投資的產業結構升級效應，以提升模型的解釋力度。回歸檢驗結果如表4所示：

表4 面板數據回歸結果

從表4的回歸方程檢驗結果可以看到，外商直接投資的檢驗統計系數在回歸方程1、2中均為負值，大小分別為0.118145、0.080823，且同時通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗，檢驗結果具有一致性。由此說明了中部地區的外商直接投資對地區產業結構升級并不具有加速效應，反而在一定程度上阻礙了產業結構的轉型升級。

外商直接投資之所以進入中部六省的主要誘因是該地區經濟欠發展所內含的低勞動成本以及地方政府提供的“政策租”（羅小明，郭馳，2012），地區豐富的礦產資源亦構成了吸引外商投資的重要引力。依據投資收益的比較優勢，外商一部分將由于勞動力成本增加而失去成本競爭優勢的服裝加工業、電氣機械等勞動密集性產業從我國東部地區轉移到中部地區，另一部分則依托中部地區豐富的礦產資源投資于有色金屬冶煉、化工等傳統資金密集型產業，推動了各省的工業發展。然而由于第三產業中諸如電子信息服務、金融業、郵政業等產業存在嚴重的準入管制，外商投資無法進入。并且由于高新技術產業的投資需要持續的高投入，且存在技術外流的風險，因而外商不愿意進入技術層級更高的第三產業中的高新技術領域。因此，外商投資主要集中于第二產業，對第二產業的貢獻最大（李雪，2005），且將投資限制在技術層級較低的勞動密集性和資金密集型產業，對第三產業的投資規模較小，涉及的產業技術層次較低。在短期內，雖然外商投資的技術層次較低，但是相對中部地區自身產業的技術層次而言，仍然是較為先進的，所以在短期內外商直接投資的進入，會有利于產業結構的升級。在長期內，由于外商直接的技術層次升級緩慢或者根本不愿意提升投資產業的技術水平，這在一定程度上限制了地區產業結構的升級，從而到底中部地區產業結構升級緩慢，即在長期而言外商直接投資會成為阻礙中部地區的產業結構升級的因素。

從控制變量的系數可以看到，地方經濟發展、金融發展與外貿發展的系數符號存在差異，經濟發展、金融發展的系數為正的0.074050、0.434841，但是外貿發展變量的系數卻為負的1.987495，這說明在中部地區的產業結構轉型升級過程中，經濟發展和金融發展起到了有力的推動作用，而外貿發展水平的提升并未構成促進因素，這應與其外貿產品結構有關。

4 主要結論及政策建議

本文根據1996～2008年中部六省的面板數據，應用隨機效應模型，實證了外商直接投資對產業結構升級的影響。實證檢驗指出，外商直接投資并未成為中部地區產業結構升級的促進因素。本文分析認為這應歸結于外商直接投資基于投資收益比較的產業的投資偏向選擇造成的，在短期內，相對地區自身產業擁有較高技術水平的外商直接投資會推動地區產業結構的升級，然而在長期內，外商直接投資由于產業技術層次升級停滯或者根本不愿意升級，從而成為地區產業結構升級的阻礙因素。

針對本文分析中存在的問題，以加快中部地區經濟的快速發展，促進區域結構轉型升級為目的，同時提升外商直接投資對產業結構調整的長期和短期效應，本文提出如下建議：

第一，完善地方政府的招商引資政策，引導外商提升對第一、三產業的投資比重。各地方政府應完善招商引資政策，引導外商投資更多地進入第一產業和第三產業，以推動農業服務業的較快發展和生產率水平的提升，適當降低對工業的投資比重，與產業結構調整的推進保持一致。

第二，逐步放寬第三產業投資政策中針對外商投資的準入限制。要促進外商對第三產業的投資，就必須逐步放寬這些準入限制，使得外商有更多參與第三產業發展的機會，通過引進外商投資，加強第三產業中的薄弱環節。

第三，引導外商投資的產業的技術層次提升，降低其對一般加工工業的投資比重。應進一步重視吸引大型跨國公司的直接投資，引導外資進入技術層次更高的技術密集型產業或者高新技術產業，降低其對一般加工工業的投資比重。

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[5]羅小明,郭馳.外商直接投資對城鄉收入不平等的影響—基于中部地區的實證分析[J].統計與決策,2012,(11).

F424

A

1002-6487（2012）24-0146-02

戴宴清（1973-），女，江蘇射陽人，講師，研究方向：金融 農業經濟。

（責任編輯/易永生）