宜春市外商直接投資對產(chǎn)業(yè)規(guī)模的影響

宜春學(xué)院財(cái)務(wù)處 曹國勇

宜春市外商直接投資對產(chǎn)業(yè)規(guī)模的影響

宜春學(xué)院財(cái)務(wù)處 曹國勇

本文探討了2000年～2014年宜春市FDI與三大產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與三大產(chǎn)業(yè)之間存在著長期的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)規(guī)模縮小0.1217%，第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大0.1765%，第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模縮小0.0521%。

宜春市 外商直接投資 第一產(chǎn)業(yè)規(guī)模 第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模 第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模

1 數(shù)據(jù)來源、變量選取及模型假設(shè)

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于《宜春市統(tǒng)計(jì)年鑒》(2001年～2015年)，并對相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)做了對數(shù)處理和價(jià)格處理，以消除異差。

1.2 變量選取與模型假設(shè)

1.2.1 變量選取

本文分別選擇第一產(chǎn)業(yè)規(guī)模S1(S1=第一產(chǎn)業(yè)增加值/GDP)、第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模S2(S2=第二產(chǎn)業(yè)增加值/GDP)、第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模S3(S3=第三產(chǎn)業(yè)增加值/GDP)作為被解釋變量，選擇FDI作為解釋變量。

1.2.2 模型假設(shè)

2 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，先對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用了單位根檢驗(yàn)中的ADF檢驗(yàn)對有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

2.2.1 協(xié)整回歸

(1)第一產(chǎn)業(yè)規(guī)模與外商直接投資的協(xié)整回歸

LnS1與LnFDI間的回歸結(jié)果如表2所示。其協(xié)整回歸方程可寫為：

公式(2)表明，外商直接投資每增加一個百分點(diǎn)，可引起第一產(chǎn)業(yè)規(guī)模下降0.1217%(如表2)。

正解：鋁能將NaOH中的+1價(jià)的H還原嗎?當(dāng)然不能,因?yàn)榧词故沁€原性極強(qiáng)的金屬鈉也不能和氫氧化鈉反應(yīng)放出氫氣,氫氧化鈉作氧化劑很顯然是錯誤的。鋁和氫氧化鈉溶液反應(yīng)的實(shí)質(zhì)是:2Al+6H2O==2Al(OH)3↓+3H2↑,2Al(OH)3+2NaOH==2NaAlO2+4H2O。

(2)第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模與外商直接投資的協(xié)整回歸

LnS2與LnFDI間的回歸結(jié)果如表3所示。其協(xié)整回歸方程可寫為：

公式(3)表明，外商直接投資每增加一個百分點(diǎn)，可引起第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模增加0.1765%，表明外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模起著正向的促進(jìn)作用(如表3)。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)

表3 協(xié)整檢驗(yàn)

(3)第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模與外商直接投資的協(xié)整回歸

LnS3與LnFDI間的回歸結(jié)果如表4所示。其協(xié)整回歸方程可寫為：

公式(4)表明，外商直接投資每增加一個百分點(diǎn)，可引起第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模縮小0.0521%，兩者成反向變化。

協(xié)整檢驗(yàn)表明，在2000年～2014年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，宜春市外商直接投資主要用于第二產(chǎn)業(yè)，第一、三產(chǎn)業(yè)較少引進(jìn)外商直接投資(如表4)。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)

2.2.2 殘差序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)

由表5可知，公式(2)、(3)、(4)殘差序列均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕單位根的存在，從而表明第一、二、三產(chǎn)業(yè)規(guī)模與外商直接投資均具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表5 殘差序列單位根檢驗(yàn)

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)一個變量的滯后項(xiàng)對另一個變量是否產(chǎn)生顯著性影響，若X變量的滯后項(xiàng)對Y變量產(chǎn)生顯著影響，那么x是y變動的格蘭杰原因。

由表6可知，在滯后一期，外商直接投資是引起第二產(chǎn)業(yè)規(guī)模變動的格蘭杰原因，而不是第一、三產(chǎn)業(yè)規(guī)模變動的格蘭杰原因，這與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果具有一致性。

表6 格蘭杰因果檢驗(yàn)

3 政策建議

研究發(fā)現(xiàn)，在通過對宜春市2000年～2014年過去15年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，宜春市的外商直接投資主要投資于第二產(chǎn)業(yè)，較少投資于第一產(chǎn)業(yè)和三產(chǎn)業(yè)，因此提出如下建議。

首先，加大第一、三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資吸引力度，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資力度，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。宜春是一個農(nóng)業(yè)地區(qū)，土地肥沃，氣候適宜，旅游資源豐富。但宜春農(nóng)業(yè)發(fā)展落后，旅游發(fā)展?jié)摿Υ螅虼耍畱?yīng)采取更加優(yōu)惠的措施，為吸引FDI創(chuàng)造更加有利的條件。

其次，進(jìn)一步優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資。宜春外商直接投資對宜春市第二產(chǎn)業(yè)有著正向的促進(jìn)作用，但是資較多投于勞動密集型的企業(yè)，較少投于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和新能源等產(chǎn)業(yè)。所以政府要合理引導(dǎo)FDI的流向，首先引導(dǎo)更多的外商進(jìn)入技術(shù)密集型及高新技術(shù)型產(chǎn)業(yè)，其次是引導(dǎo)外商企業(yè)進(jìn)入宜春市的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，通過外商企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)、科學(xué)有效的管理方法等加大對傳統(tǒng)工業(yè)的改造力度，不斷加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

[1] 陳莉,詹正華.FDI與江蘇服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實(shí)證分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì),2010(08).

[2] 姜美慧,陸楊瀟,蔣紅.FDI對無錫及蘇州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響及比較[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì),2013(17).

[3] 張志明,張峁.FDI對我國產(chǎn)業(yè)升級影響的非對稱性分析——基于省級面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].金融縱橫,2014(11).

[4] 蔣艷紅.FDI對廣西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息,2015(1).

[5] 王軍,劉璐.FDI對中國服務(wù)業(yè)增長效應(yīng)的實(shí)證研究[J].黑龍江社會科學(xué),2015(1).

F752

A

2096-0298(2016)10(c)-066-02

曹國勇(1982-),男，漢族，江西瑞昌人，經(jīng)濟(jì)師，主要從事應(yīng)用經(jīng)濟(jì)方面的研究。