外商直接投資與江蘇省三次產業結構調整——基于1990—2011年數據的實證分析

朱燕

（常熟理工學院外國語學院，江蘇常熟 215500）

改革開放以來，特別是“十一五”以來，江蘇省憑借自身良好的區位優勢和經濟環境，開放型經濟一直保持強勁發展勢頭，對外開放的規模和水平一直位于全國前列。據統計，2012年江蘇新批外商投資企業4156家，新批協議外資571.4億美元，實際到帳外資357.6億美元，比上年增長11.3%［1］，繼續保持全國各省份第一?！笆晃濉逼陂g全省累計實際利用外資1183億美元，是“十五”期間實際利用外資規模的兩倍。

隨著外商直接投資力度的加大，FDI（對外直接投資，Foreign Direct Investment）在江蘇省的經濟增長中發揮著重要的作用，面對復雜多變的國際環境和國內經濟運行新情況，江蘇省經濟在轉型升級中保持平穩較快增長［2］。2012年全省實現生產總值54058.2億元，按可比價格計算，比上年增長10.1%；江蘇省經濟的產業結構持續優化，服務業發展水平穩步提升，全年實現服務業增加值23676.0億元，增長9.6%，占GDP 比重為43.8%，比上年提高1.1個百分點［1］。江蘇省的外向型經濟對全省經濟增長的貢獻巨大，利用外資的規模及領域與江蘇省三次產業結構調整間存在著密切的聯系，研究江蘇省外商直接投資與三次產業結構調整間的關系，對進一步發揮外向型經濟的作用，實現江蘇省經濟的持續、健康發展，具有非常重要的現實意義［3］。

國內關于外商直接投資與省域三次產業結構變化之間關系的研究成果中，黃志勇［4］等人通過外商直接投資對上海產業結構影響的實證分析得出，外商直接投資的流入促進了上海產業結構的調整，外商直接投資對上海市第一產業產生負效應，對上海第二產業和第三產業產生正效應，并且對第三產業產生的正向效應大于對第二產業的正向效應。李勇輝等［5］認為FDI與湖南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。王得新、牟永泉［6］研究發現外商直接投資對天津二三產業的推動作用比較明顯，并顯著地推動了二次產業內部的升級，但多年的引進外資并未改變天津二三一的產業結構，第三產業相對于第二產業發展滯后的狀況并沒有得到明顯的改善。另外，關于外商直接投資與江蘇省產業結構調整關系的研究成果中，黃志勇等［7］通過實證分析認為FDI對三次產業是有作用的，外商直接投資的流入促進了江蘇產業結構的調整，外商直接投資流量對三次產業增加值作用的大小是一樣的，而外商直接投資存量對三次產業增加值作用的大小是不同的，陳莉等［8］的研究表明，FDI是江蘇現代或傳統服務業增加值的格蘭杰原因，促進了江蘇服務業產業結構優化。

一、江蘇省三次產業結構調整現狀

2012年，江蘇省實現生產總值54058.2億元，按可比價格計算，比上年增長10.1%，其中，第一產業增加值3418.3億元，增長4.6%；第二產業增加值27121.9億元，增長11.0%；第三產業增加值23518.0億元，增長9.6%［1］。江蘇省1990—2011年三次產業增加值占GDP的比重如表1所示，在三次產業中，第二產業對經濟增長的貢獻最大，第一產業所占比重呈明顯下降的趨勢，第三產業增長速度較快，與第二產業增加值占GDP比重之間的差距在不斷縮小，但其與第二產業增加值占GDP的比重仍有一定距離。

表1 江蘇省1990—2011年三次產業增加值占GDP的比重

二、江蘇省利用外資現狀

近年來江蘇省加大招商引資的力度，大力發展外向型經濟，2012年利用外資規模保持全國領先，全年新批外商投資企業4156家，新批協議外資571.4億美元；實際到賬外資357.6億美元，比上年增長11.3%。新批及凈增資9000萬美元以上的大項目245個［1］。歷年利用外資情況如表2所示，為避免幣制波動對研究結果的影響，表中外商直接投資值用當年的人民幣對主要外幣年平均匯價（中間價）換算成以億元為單位的人民幣額。

表2 江蘇省1990－2011年新增實際利用外資額

三、外商直接投資與江蘇省三次產業結構調整關系的實證分析

雖然影響產業結構調整的因素很多，但為了單獨衡量外商直接投資與江蘇省三次產業結構調整的關系，假設其它影響因素不變，下面用Eviews統計軟件進一步檢驗1990—2011年江蘇省三次產業增加值占GDP的比重與當年新增實際利用外資之間的關系。通過觀察三次產業增加值占GDP的比重和新增實際利用外資變量間關系的散點圖，發現相關變量隨時間變化的趨勢比較明顯，相互之間可能存在一定的長期關系。為了防止得到偽回歸，首先用計量軟件Eviews6.0對1990—2011年的江蘇省三次產業增加值占GDP的比重和新增實際利用外資指標進行單位根檢驗，以檢驗其平穩性。用變量INS1表示第一產業增加值占GDP的比重，變量INS2表示第二產業增加值占GDP的比重，變量INS3表示第三產業增加值占GDP的比重，變量FDI表示新增實際利用外資。首先進行平穩性檢驗，結果見表3。LnINS1、LnINS2、LnINS3和FDI的時間序列存在單位根，因而是非平穩的，但其一階差分DLnINS1、DLnINS2、DLnINS3和DFDI是平穩的，表示變量FDI、LnINS1、LnINS2和LnINS3是同階單整序列。

表3 平穩性檢驗

以上變量滿足同階單整的條件，可以進一步進行協整分析。為了研究江蘇省三次產業增加值占GDP的比重與新增實際利用外資之間的雙向關系，首先運用OLS法進行協整回歸，得到模型如下：

模型（1）、（3）、（4）、（6）的擬合度較高，而模型（2）、（5）的擬合度較差，另外通過DW檢驗發現6個模型的殘差序列都存在明顯的序列相關性，為消除序列相關性進行處理得到以下回歸結果：

對以上模型繼續進行相關檢驗，發現已較好地消除了自相關問題，并且模型的擬合度均有所上升。接下來對模型（7）至（12）的殘差分別進行單位根檢驗，得到結果見表4。

表4 殘差的單位根檢驗

協整檢驗的結果表明變量間是否存在長期均衡關系，是否構成因果關系還需要進一步驗證，Granger檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中［9］。下面運用Eviews軟件對1990—2011的時間序列變量FDI與LnINS1、LnINS2、LnINS3分別進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表5。

表5 Granger檢驗

從檢驗結果可知，FDI與第一產業增加值占GDP比重的對數之間存在雙向的格蘭杰因果關系，即外商直接投資與第一產業增加值占GDP的比重的對數互為對方的格蘭杰原因，表明模型（7）、（10）中的變量LnINS1和FDI間既存在均衡關系，又互為對方的Granger原因，這意味著FDI的增加會引起江蘇省第一產業增加值占GDP 比重的下降，反之江蘇省第一產業增加值占GDP 比重的下降會引起FDI的增長；另外，外商直接投資與第三產業增加值占GDP 比重的對數之間存在單向的格蘭杰因果關系，即外商直接投資是第三產業增加值占GDP比重的對數的格蘭杰原因，表明模型（9）中的變量LnINS3和FDI間既有長期均衡關系，同時FDI又是LnINS3的Granger原因，這意味著FDI的增長會引起江蘇省第三產業增加值占GDP 比重的上升；不過，變量LnINS2與FDI之間并不存在格蘭杰因果關系，意味著江蘇省外商直接投資與第二產業增加值占GDP比重之間雖有長期均衡關系，但江蘇第二產業增加值占GDP 比重的變化與外商直接投資的變化間沒有必然的Granger因果關系。

四、結論和政策建議

以上實證研究表明，江蘇省三次產業結構調整與外商直接投資變化之間存在著長期的均衡關系，江蘇省外商直接投資的流入有助于第一產業增加值占GDP比重的下降和第三產業增加值占GDP比重的上升，同時第一產業增加值占GDP 比重的下降有助于外商直接投資的流入。這符合主導產業由第一產業向第二產業、第二產業向第三產業演化的規律，整體上有利于江蘇省三次產業結構的優化和轉型。下面從進一步合理吸引外商直接投資，進一步促進三次產業結構的調整，進而實現江蘇省經濟轉型升級角度提幾點政策建議。

1.發揮外商直接投資有利于三次產業結構優化的作用，在國際金融危機導致國際經濟不景氣的背景下，保持、拓寬吸引外商直接投資的渠道，引導FDI更多地投入到高新技術產業和服務性產業，繼續提高利用外資的質量與水平。

2.構建現代產業體系。轉變農業發展方式，發展現代化農業、科技農業，通過規?；a、集約化經營、標準化產品實現效益最大化；發揮第二產業特別是制造業的重要作用，在保持總量領先的同時，推動新興產業規?；l展，主導產業、傳統產業高端化發展，減少高能耗、高物耗、高污染、低附加值的資源型和勞動密集型加工制造業比重，引導企業實現技術研發、營銷模式的創新；大力發展第三產業，吸引外資進入服務業市場，制定合理的行業管理規則，在教育、培訓和人力資源開發等方面為服務業的發展奠定良好的基礎。大力發展交通運輸、郵電通信、金融保險、中介咨詢等生產性服務業和帶動勞動力就業的社區服務、旅游、商貿等服務業。

3.穩定內需從而穩定經濟增長。江蘇省經濟外向度較高，更容易受到外部市場的影響，為增強江蘇經濟的抗風險能力，需要穩定、擴大內需。充分挖掘內需特別是消費需求的巨大潛力，不斷增強經濟增長的內生動力，加快形成消費、投資、出口協調拉動經濟增長的新局面，增強經濟發展的穩定性和協調性。

4.利用人才、技術等創新要素助推轉型升級。通過發揮科技支撐作用、產學研合作、發揮企業的主導作用，實現從提升企業競爭力向提升產業競爭力的全面躍升，以高素質人才引領創新型省份建設，加大優秀人才引進力度，加強創新載體建設，實現江蘇從鄉鎮企業強省、開放型經濟強省向科技強省的轉變。

［1］江蘇省統計局，國家統計局江蘇調查總隊.2012年江蘇省國民經濟和社會發展統計公報［R］.江蘇：江蘇省統計局，2013－02－10.

［2］2011年江蘇省國民經濟和社會發展統計公報［R］.江蘇省人民政府公報，2012（9）.

［3］朱燕.江蘇經濟開放度與經濟增長關系的實證分析［J］.湖北經濟學院學報：人文社會科學版，2012（8）：55－58.

［4］黃志勇，許承明.FDI對上海產業結構影響的實證分析——基于面板數據模型的研究［J］.產業經濟研究，2008（4）：60－65.

［5］李勇輝，鄧勇，戴娟.FDI與湖南產業結構關系的實證研究［J］.當代經濟管理，2008（8）：47－50.

［6］王得新，牟永泉.外商直接投資對天津市產業結構影響的實證分析［J］.天津行政學院學報，2011（1）：101－104.

［7］黃志勇，許承明.FDI對江蘇產業結構影響的實證分析——基于面板數據模型的研究［J］.世界經濟與政治論壇，2008（3）：27－31.

［8］陳莉，詹正華.FDI與江蘇服務業產業結構優化的實證分析［J］.特區經濟，2010（8）：53－54.

［9］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模EViews應用及實例（第二版）［M］.北京：清華大學出版社，2009.