中國自貿區投資開放對中國產業升級的影響效應分析

(湖南涉外經濟學院商學院，湖南 長沙 410000)

中國自貿區投資開放對中國產業升級的影響效應分析

葉文婭

(湖南涉外經濟學院商學院，湖南 長沙 410000)

本文構建面板數據模型，利用全球10個自貿的相關數據，對自貿區投資開放影響產業升級的效應進行了實證檢驗，結果表明，投資開放對產業升級的推動作用較為明顯，其中，第三產業外資流入量對產業升級的影響最大，其次是投資開放度，但是第二產業外資流入量對產業結構升級的作用尚不明顯。

自貿區；投資開放；產業升級；實證分析

黨中央和國務院高度重視自貿區建設工作，十七大就明確提出“實施自由貿易區戰略”，十八大再次提出“加快實施自由貿易區戰略”，十八屆三中全會又提出要“加快自貿區建設”和“形成面向全球的高標準自由貿易區網絡”，自貿區建設成為我國加入WTO后，以開放促改革、以開放促發展的新平臺和新方式。但以往學者有關自貿區投資開放對產業升級的影響研究偏重于定性分析，而相關的實證分析罕見。本文擬利用全球10個自貿區2001年至2015年的相關數據，對自貿區投資開放促進產業升級的效應進行實證分析，試彌補以往研究的不足。

一、變量選擇

本文主要研究中國自貿區成立以來投資開放政策對產業升級的影響及效應分析，由于我國自貿區成立時間較短，數據可能不足以支撐結論，為此，我們選取了10個擁有自貿區的國家從2001年到2015年的經濟數值進行分析。

目前對于產業升級指標并沒有一個明確的定義，但是提到產業升級，都會分析到服務業比重大小，因此，本文考慮將服務業增加值占三大產業增加值比重(SPTI)作為被解釋變量，因為文章是針對自貿區投資開放對產業升級的影響研究，所以自變量的選取要與投資開放相關，于是考慮將第三產業外資流入量占投資總額的比重(SPFI)、第二產業外資流入量占投資總額的比重(IPFI)和開放領域占全部產業領域比重(OPAA)作為三個自變量，探尋自變量和因變量之間的關系，分析投資開放對產業升級的影響。

二、數據來源和描述

本文實證分析數據均來源于世界銀行，EPS數據庫，國家統計局、OECD世界貿易組織以及相關國家文件。我國的上海自貿區率先在2013年9月掛牌成立，隨后又有福建、天津、廣東等地相繼成為自貿試驗區，并形成了“1+3+7”的自貿區結構。但由于我國自貿區成立的時間比世界上一些擁有成熟自貿區的國家短太多，為了研究的準確性，本文采取十個擁有自貿區國家或地區樣本數據進行實證分析，通過對中國上海自由貿易區、中國香港自由貿易區、新加坡自由貿易區、德國漢堡自貿區、荷蘭阿姆斯特丹自由貿易區、愛爾蘭香農自由貿易區、美國紐約港自由貿易區、智利伊基克自由貿易區、比利時安特衛普自由貿易港和韓國仁川自貿區在自貿區投資開放的背景下對產業升級影響效應進行分析。

第三產業外資流入量占投資總額比重(SPFI)：本文采用2001年至2015年各自貿區國家第三產業的外資流入量占全國外資流入量的比重，數據來源于世界銀行和OECD數據庫。

第二產業外資流入量占投資總額比重(IPFI)：該數據采用2001年至2015年各自貿區國家第二產業外資流入量占投資總額的比重，數據來源于世界銀行和OECD數據庫。

開放領域占全部產業領域比重(OPAA)：采用來2001年至2015年各自貿區國家投資開放領域占全部產業領域的比重，數據來源于世界貿易組織(WTO)數據、世界銀行以及相關自貿區文件。

三、模型的構建和實證檢驗

本文關于中國自貿區投資開放對產業升級的影響及效應分析，采用了2001-2015年的數據，形成面板數據模型。

首先，確定模型效應，建立隨機效應回歸模型為：

Yit=β0+βXit+uit

(1)

i=1，2……m；t=1，2……n

Y表示被解釋變量，i表示截面單元，t表示時間序列，β0為常數項，X為解釋變量，β為參數，u為隨機誤差項，且與X不相關。

模型效應，分為固定效應和隨機效應兩種。為了確定采用何種模型，需對數據進行豪斯曼檢驗，其結果如下：

表1 豪斯曼檢驗結果

從結果可以看出，SPTI模型的P值為0，小于臨界值0.05，應該拒絕原假設：隨機影響模型中個體影響與解釋變量不相關。因此，應建立固定效應模型。

其次，確定模型形式。根據變系數、變截距和不變參數三種模型形式的選擇方法及統計量F1、F2的計算，可以確定模型的形式。

通過Eviews6.0估計，得出相應模型的殘差平方和分別為：S1=0.009400，S2=0.032758，S3=0.374487，N=10，K=15，T=3，F1=9.172426103～F(27，110)，F2=107.524195～(36，110)。在給定5%的顯著性水平下，查表可知F1臨界值≈1.67，F2臨界值≈1.51。由于F1、F2都大于其臨界值，因此，應該采用變系數模型的形式。綜合考慮選擇變系數固定效應模型。

根據上文分析和綜合擬合模型的篩選，現本文設立如下面板數據模型來分析產業升級與各影響因素的關系，具體模型如下：

lg SPTIit=β0+β1lg SPFIit+β2lg IPFIit+

β3lg OPAAit+μi

(2)

(i=1，2……10；t=1，2……15)

其中，lgSPTI表示對被解釋變量取以10為底的對數，下標i表示自貿區國家t表示2001-2015年，β0為常數項，β1-β5為參數，lgSPFI、lgIPFI、lgOPAA分別表示對第三產業外資流入量占投資總額比重(SPFI)、第二產業外資流入量占投資總額比重(IPFI)、開放領域占全部產業領域比重(OPAA)取以10為底的對數，u為隨機誤差項，滿足零均值和同方差等經典假設。

四、實證結果分析

通過Eviews6.0進行擬合分析得到如下結果：

表2 變系數固定效應模型檢驗結果

由表2可知，R-squared值為0.991158，修正樣本可決定系數為Adjusted R-squared=0.988023，這表明模型擬合優度較好，P值為0，表明各解釋變量對自貿區產業升級的影響在1%水平下顯著。D-W值為1.689346，大于1，這說明模型中的各解釋變量不存在自相關性。

為了揭示各因素的影響方向與影響強度，需進行不變系數固定效應模型檢驗，其結果如下：

表3 參數估計結果

由表3可知，各解釋變量對產業升級影響的參數估計值分別為0.095967、-0.039852、0.023518。這說明第三產業外資流入量占投資總額比重(SPFI)和開放領域占全部領域比重(OPAA)與被解釋變量成正相關關系，而第二產業外資流入量占投資總額比重(IPFI)與被解釋變量成負相關關系。其中，第三產業外資流入量占投資總額比重對產業升級促進作用最大，然后是開放領域占全部領域比重。每提高一單位SPFI可導致服務業增加值占三大產業增加值比重(SPTI)增加0.095967個單位；開放領域占全部領域比重(OPAA)每增加一個單位會增加0.023518個單位的服務業增加值占三大產業增加值比重(SPTI)。但是，第二產業外資流入量占投資總額比重(IPFI)與被解釋變量成負相關，每增加一單位第二產業外資流入量占投資總額比重(IPFI)會引起被解釋變量減少0.039852個單位。這一結果與之前的理論假設相反，其原因可能是由于第二產業的產品服務附加值不高。

五、對策建議

(一)促進外資流入第三產業，加快服務業優化升級

在自貿區建設背景下，以產業結構優化為導向，不斷創新投資開放制度，提高投資開放制度的質量與效率，盡可降低外商投資的交易成本[1]，不斷優化引資政策，放棄普遍化、實行差別化的引資優惠政策，鼓勵外資進入第三產業，并使服務業企業學到外商先進的技術和管理方法，實現我國“數量型人口紅利”向“質量型人口紅利”的轉變，提高產品質量[2]，打造品牌效應，打造服務業競爭新優勢[2-3]。將現代服務業作為引入外資的重點，加快推動現代服務業等新興產業快速發展，促進我國服務業結構的優化升級。

(二)拓寬開放領域，加快產業結構優化升級。

要充分利用好自貿區投資政策，逐步減少“負面清單”內容，不斷拓寬投資開放領域，增加外資流入選擇，促進外商投資自由化，優化金融結構[4]，引導外資流入高新技術產業和新興產業，促進產業結構優化升級。

[1] 王濤生.制度創新影響國際貿易成本競爭力的內在機理研究[J].經濟學動態，2010 (2)：42-45.

[2] 王濤生.中國出口產品質量對出口競爭新優勢的影響研究[J].經濟學動態，2013(1)：80-87.

[3] 王濤生.中國出口競爭新優勢的測度與分析[J].管理世界，2013(2)：172-173.

[4] 龔強；張一林；林毅夫.產業結構、風險特性與最優金融結構[J].經濟研究，2014(4)：4-16.