基于VAR模型的外商直接投資對產業結構優化影響的實證分析

[摘 要]“十二五”以來江蘇省外商直接投資呈現上升趨勢，在中國經濟“新常態”背景下江蘇省產業結構面臨著轉型升級的壓力。基于分析江蘇省外商直接投資的現狀和產業結構升級的歷程，運用VAR模型，采用1995—2015年度的樣本數據分析了江蘇省外資對產業結構優化的影響，并根據實證相關結論提出了政策建議。

[關鍵詞]外商直接投資；產業結構優化；VAR模型；江蘇省

[中圖分類號]F830.59

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-3283（2017）07-0031-06

一、引言

在全球化浪潮下，作為中國沿海發達省份的江蘇省，與世界經濟的聯系更加密切，外商直接投資對江蘇省經濟的影響進一步增強。在經歷了三十幾年的高速增長后，中國經濟自2010年以來開始顯現出一系列新的特征，諸如經濟增長進入中高速增長，經濟結構加速轉型，增長方式向創新型拉動轉變等，被稱之為“新常態”。在中國經濟“新常態”的背景下，世界經濟在2008年國際金融危機之后尚未復蘇，國際投資環境普遍低迷，江蘇省進入了趨利避害、揚長補短促進經濟發展、實現產業結構升級的關鍵時期。

國內外很多學者就外商直接投資與產業結構升級的關系進行了研究。Blomstrom、Kokko、 Zejan （1994）認為，隨著東道國的經濟發展水平越高，外商直接投資的技術溢出效應就越顯著，就越有利于東道國產業結構的升級優化。Basu、Guariglia（2007）在對119個發展中國家進行研究分析后，發現FDI對東道國的產業結構具有正面效應和負面效應的雙重影響。他們研究發現對現代新興產業而言，FDI促進了該產業的發展，但會在一定程度上導致東道國產業發展的失衡，例如三次產業中的農業的比重將會不斷降低。國內也有很多學者就FDI對中國產業結構的影響進行了研究。裴長洪（2006）認為FDI促進了我國產業結構的升級，同時也發現國內一些產業發展對外資過于依賴且不能完全消化和吸收外國先進技術及管理經驗。史星際、崔佳佳（2011）運用面板數據模型研究FDI對我國中部六省產業結構的影響，認為FDI對中部六省三次產業均有正向效應，優化了地區產業結構。朱瑋瑋（2017）基于2003—2013年中國雙向FDI和制造業相關省級數據，運用系統GMM方法就雙向FDI對制造業產業結構升級的影響進行了實證分析，發現流入的FDI對制造業產業結構升級有促進作用，但作用的邊際影響遞減，總體呈倒U型走勢；流出的FDI顯著正向影響制造業產業結構升級；雙向FDI的協調發展共同提升了制造業產業結構。

二、江蘇省利用外商直接投資的現狀

自改革開放以來，江蘇省經濟一直保持了較高的發展水平，位于全國前列。2015年江蘇省地區國民生產總值首次沖破7萬億大關，達到7.06萬億元，穩居全國第二。與此同時江蘇省憑借優越的地理位置、人才優勢和投資環境，吸引了大量的外商直接投資，其經濟具有鮮明的外向型特征。

（一）江蘇省外商直接投資額平穩增長，外資依存度逐年上升

2001年中國加入世界貿易組織以來，國際產業轉移速度增長迅速，中國以其富裕的廉價勞動力以及不斷完善的基礎設施、不斷提升的勞動者素質等優勢，逐漸在國際分工中居于重要地位，吸引了大量的國際資本流入中國。位于長三角的江蘇省，一直是我國改革開放的前沿窗口。自1978年改革開放至今，在政策的推動和江蘇省獨特的吸引力下，江蘇省外商直接投資已經具有相當大的規模，總量在全國名列前茅。作為典型的外向型經濟的江蘇省，憑借其在中國獨特的區位、人才、基礎設施等比較優勢吸引了大量的外商直接投資，為江蘇省經濟的發展提供了大量資本，帶來了先進技術和豐富的管理經驗。2013年江蘇省合同外商直接投資金額達到472.68億美元，是2003年的1.5倍，首次成為我國吸引外商直接投資的最大省份。2003—2014年江蘇省合同外商直接投資總額和實際外商投資額保持著良好的增長勢頭，實際FDI相對于合同FDI的比重越來越高，說明江蘇省外商直接投資的資金到位率越來越高。即使在2008年國際金融危機之后，江蘇省合同FDI的規模也是有增無減，在2011年達到最高值，2012—2014年有小幅度的回落，但是這兩年的實際外商直接投資金額較以前年度反而上升，資金到位率和外資項目成功率高，反映了江蘇省經濟的活力和吸引力（見表1和圖1）。

（二）江蘇省外商直接投資以獨資形式為主

改革開放之初，江蘇省為了吸引外資，推出各種優惠政策。20世紀90年代初外商直接投資主要是合資經營企業。這一時期外資對中國國情不了解以及各種不確定性因素，外商直接投資處于試探性階段，多數選擇與國內企業合資的形式，即通常是外方出資金技術，中方以土地、廠房等形式投資。這種合作形式一方面是外商直接投資規避對東道國法律、環境、政策等方面不熟悉的風險，另一方面在改革開放之初，我國對引入FDI方面有投資比例的設限，相關政策并不完善。

隨著改革開放的深入和全球化的發展趨勢，江蘇省的投資環境越來越完善。在中國加入世界貿易組織后，我國放寬了投資要求并修訂了《外商投資產業指導目錄》，放寬了對外資持股比例的限制。江蘇省外商直接投資的投入方式由以合資經營為主逐漸向以獨資經營為主的方式轉變。自2000年開始，江蘇省FDI的合資經營企業的比重降至33.22%，而獨資經營企業的比重首次超過50%，達到58.98%，并且直到2014年都一直呈現出越來越高的比重。2007年，獨資經營企業的比重超過80%，合資經營方式的比重下降到了20%以下（見表2）。截至2014年累計78.45%的FDI以獨資經營企業的形式進入江蘇省（見圖2）。當然FDI越來越多的以獨資方式投入，也主要出于對其核心技術的控制和自身的利益最大化。隨著國外投資者對中國經營環境的熟悉和中國經濟體制和各項政策的成熟完善，外商直接投資企業更多選擇獨資的形式以獲取最大的收益率。

（三）江蘇省FDI主要投向第二產業，尤其是制造業，服務業的比重在逐漸提高

從產業分布格局來看，一直以來江蘇省FDI主要分布在第二產業，其中又以制造業占比最大；第三產業略低于第二產業，而且與第二產業的差距不斷縮小，說明第三產業對外資的吸引力增強；第一產業FDI占比一直最小，維持在2%左右。因為自加入WTO后中國成為世界工廠，發達國家的很多制造中心向中國轉移，而長三角地區的江蘇省承接了許多制造業的轉移，所以FDI主要以制造業為主。2008年國際金融危機爆發以來，江蘇省分布于第二產業的FDI比重最高，雖然逐年減少，但始終保持最大比重，在50%以上。與此同時，江蘇省分布于第三產業的FDI比重逐年上升，到2015年占比為46.6%，緊逼第二產業占比。根據密集度對FDI產業分布要素進行分類，江蘇省FDI主要集中于資本密集型，其次是勞動密集型，最后是資源密集型。

三、江蘇省產業結構的變遷分析

引起產業結構變動的因素有兩個（羅斯托，1962）：一是科技水平的提高導致各產業增長速度的差異，從而改變了一國的產業結構；二是主導產業隨著一國經濟的發展而更替，從而改變了生產和消費，最終影響一國的產業結構。江蘇省隨著經濟的不斷發展，其產業結構也在不斷變化。在1978年改革開放之初，江蘇省產業結構以第二產業為主導，呈現出了“二、一、三”格局。隨著經濟改革的深入，江蘇省第三產業發展迅速，第一產業的比重逐年下降，自1990年以后，江蘇省產業結構呈現出“二、三、一”的新格局。隨著改革開放的進一步深入，江蘇省第二產業和第三產業的差距逐漸縮小，到2015年，江蘇省第三產業占比超過了第二產業占比，三次產業增加值比例調整為5.7：45.7：48.6，第三產業就業人口同比增加2.33%，第一產業和第二產業就業人口同比都稍有減少，這標志著江蘇產業結構從“二、三、一”格局演變為“三、二、一”格局。

有關衡量產業結構水平變遷的度量方法很多，常用的是用各產業的生產總值比重變化來分析產業結構水平的優劣。這個度量方法簡單，但是僅僅反映了產業結構水平的規模結構，不能體現生產效率等質的方面產業結構的優化情況。因此，本文參考周昌林、魏建良（2007）使用的測度方法，在將勞動生產率納入產業結構水平指標計算的基礎上，并作簡化處理，具體按下列方法核算產業結構水平，見式1：

其中H指地區產業結構水平；Hi表示第i個產業部門的產業結構水平，該值越大，表示該部門的產業結構勞動生產率越高，產業結構越合理優化，越趨向于高附加值；ki表示第i個產業部門的產值占地區總產值的比重，pi表示第i部門的產值，li表示第i部門的就業人口，i=1，2，3，分別表示第一、二、三產業。

總體而言，自1990年以來江蘇省產業結構呈現出不斷優化的趨勢，從低附加值向高附加值產業轉化。盡管第一產業的勞動生產率最低，但其絕對值是不斷上升的。到2011年第二產業一直是勞動生產率最高、結構最合理的產業。但是第三產業與之的差距在不斷縮小，并且到2012年第三產業的勞動效率超過了第二產業，這說明第三產業中附加值高的現代服務業不斷發展，向高附加值、高收益、高技術產業發展，結構更加優化（見表5）。隨著第三產業比重的提高，江蘇省產業結構的整體效率有所提升。

四、江蘇省FDI對產業結構影響的實證分析

（一）模型、變量選取和數據來源

本文選取1995—2015年的時間序列數據，時間跨度為21年。產業結構升級衡量指標采取按式（1）計算的H指標，其值的大小代表了產業結構的優化升級程度。江蘇省實際外商直接投資額以FDI表示，按當年匯率換算成人民幣。為了避免數據的劇烈波動以及可能出現的異方差，而且對數據取自然對數不改變原來的協整關系，對H和FDI都取對數以消除數據可能存在的異方差。各變量數據分別來源于《江蘇省統計年鑒》及中國人民銀行網站。本文所使用的分析軟件是Eviews 7.0。

（二）平穩性檢驗

在對經濟現象做時間序列分析時，一般需要選用的時間序列數據平穩，即不能有隨機趨勢或者確定性趨勢，否則就會產生“偽回歸”的問題。現實的時間序列數據大部分是非平穩的，所以一定要對各變量進行序列的平穩性檢驗。本文將采用ADF單位根檢驗方法分別對lnFDI和lnH進行單位根檢驗，檢驗結果如表6所示。

從表6檢驗結果看，在5%的水平下，變量在一階差分時都平穩，說明他們之間可能存在協整關系。

（三）計量模型

VAR（向量自回歸模型）沒有任何事先的約束條件，既可以對相互聯系的時間序列數據進行預測，也可分析隨機擾動項對聯合內生變量的動態沖擊。因此，本文采用VAR及脈沖響應函數來分析江蘇省外商直接投資對產業結構升級的影響，見式2。

（四）協整檢驗

本文將采用Johansen 方法對各變量進行協整檢驗。關于模型的滯后階數，綜合依據FPE、LR、SC 和AIC 準則，確定滯后期為5階，具體結果見表7。

Johansen檢驗的結果見表8，說明兩個變量之間存在一個Johansen協整關系，表明江蘇省外商直接投資與產業結構升級之間存在長期的均衡關系。

根據檢驗結果，協整方程如式3所示。該方程表明長期而言，江蘇省外商直接投資的凈流入對產業結構升級具有積極的正向影響，增加（或減少）一個單位的外商直接投資的凈流入，可以推動0.431609個單位的產業結構升級優化指標同方向的變動：

DLNH=0.431609DLNFDI式3

（五）格蘭杰因果檢驗和脈沖響應圖形分析

由于江蘇省外商直接投資和產業結構存在協整關系，且VAR的單位根是穩定的，因此可以進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表9，表明江蘇省外商直接投資是產業結構升級的格蘭杰原因，但產業結構不是外商直接投資的格蘭杰原因。

本文接著對外商直接投資對產業升級影響的VAR模型進行OLS估計， 其脈沖響應圖形如圖3所示。

圖3的左上圖，反映了一個標準差的江蘇省產業升級指標變化值DLNH的沖擊對于自身的影響，初期會有一個高的正面的影響，幅度為1.794%，接下來的第2-7期從0.6758%減弱到0.1079%，隨后從第9期開始逐漸在零值趨于穩定。右上圖反映了江蘇省產業結構升級指標對于一個單位標準差的江蘇省外商直接投資DLNFDI沖擊的反應，初期沒有反應，從第2期開始上升，第3-4期反應最強烈，第三期達到峰值0.9283%，說明產業結構在受到FDI的沖擊有個滯后反應周期，主要的影響期在第3-4期最顯著，隨后5-10期反應減弱，出現了微弱的負面影響，幅度為-0.1466%，到第11期影響越來越弱到0趨于穩定，整體沖擊幅度不大。

圖3的左下圖反映了LNFDI對于一個標準差LNH的沖擊反應，影響較顯著，幅度較高，但影響持續時間不長。在初期有個正的沖擊，峰值1.8621%，隨后回落，自第6期開始影響趨于0。右下圖一個標準差的LNFDI的沖擊對于自身的影響，第一期有個正的影響，隨后到第3期回落為負的響應，隨后從第5期到第7期產生正的積極影響，并逐漸回落至第9期影響減弱并隨后一直穩定至0值。

總之，從脈沖響應函數的圖形可以看出江蘇省外商直接投資對江蘇省產業結構優化指標有一個長期的積極的正向促進作用且持續時間較長，但是影響較弱，幅度較小。而產業結構優化會對外商直接投資有一個較顯著的影響，但是持續時間不長。

五、結論與建議

本文分析了江蘇省外商直接投資的現狀及產業結構變化的歷程，并在此基礎進行了一系列的實證檢驗，結果表明江蘇省外商直接投資對江蘇省產業結構升級具有長期影響，且是江蘇省產業結構優化的格蘭杰原因。但是從脈沖函數圖形來看，江蘇省外商直接投資對于江蘇省產業結構的升級優化雖然有長期的促進作用，但是影響程度較弱。這與外商直接投資的流向有關，盡管總量上江蘇省FDI整體呈現出上升趨勢。近幾年外商直接投資企業都是短期獲利為動機，某種程度上帶來了資本、新的管理理念與資源，有利于產業結構升級，但是江蘇省FDI主要流向了勞動密集型產業，如低端加工制造業，或者房地產業占據了服務業FDI的大部分份額，這些類型的投資并不能促進江蘇省產業結構的優化升級。

因此，江蘇省要結合產業政策制定出合理引導FDI產業流向的外資政策，改變過去粗放式的引進外資方式，鼓勵和引導外資更多地進入到高端制造業和現代服務業領域；健全有關外資的法律法規體系，如知識產權保護和技術交易政策，以建立外資的長期保障機制，為外資長期發展創造軟、硬件環境，使得外資不再是獲利即流回母國的短期投資行為；轉變外商直接投資的企業類型，鼓勵更多的本土企業和外資的合作和合資。目前，江蘇省外資的進入大部分是以獨資企業的形式，本土企業就很難享受到外資帶來的先進技術和管理等方面外部效應，因此，要鼓勵和引導外資和本土企業的共同合作，讓本土企業享受到外部性，也會有助于外資投資的長期性。

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（責任編輯：郭麗春 董博雯）