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江西省外商直接投资对产业结构的影响
摘 要：本文收集了1995年到2012年江西省第二、三产业及GDP和外商直接投资的官方数据，运用Eviews软件进行了计量、检验和分析，经过检验和分析得出结论：江西省第二、三产业和外商直接投资具有协整的关系。第二、三产业每增加1%，外商直接投资将增加0.101596%，在滞后2期和3期，江西省产业结构与外商直接投资互为格兰杰因果关系。这表明了在滞后2、3期，产业结构显著影响着外商直接投资的增长；反过来，外商直接投资的增长又显著地促进第二、三产业的增长。脉冲响应函数分析进一步验证了上述结论。 关键词：江西省；外商直接投资；产业结构
Abstract: This paper collected 1995 to 2012, Jiangxi Province second, tertiary industry and GDP and foreign direct investment, official data, using Eviews software measurement, inspection and analysis, through test and analysis concluded: Jiangxi Province the second, third industry and foreign direct investment has cointegration relationship. Three, second industry each 1%, foreign direct investment will increase 0.101596%, in the lag 2 and 3, Jiangxi Province industrial structure and foreign direct investment Grainger causality. This indicates that the industrial structure has significantly affected the growth of foreign direct investment during the lag 2 and 3, and the growth of FDI is also significantly promoted by second and three industries.. The analysis of the impulse response function further verified the conclusions above.
Key words:Jiangxi province; foreign direct investment; industrial structure
一、前言
产业结构和外商直接投资的关系，不少学者进行了相应的探讨。寻舸（2006）文章运用了日本学者小岛清边际产业转移理论（1987年）、赤松要的雁行形态论、筱原三太平的重工业化理论和动态比较费用论、赫希曼的不平衡发展理论以及关满博的“全套型的产业结构”理论的知识，对1988年到2003年湖南省FDI、GDP以及产业结构之间的关系分别进行了理论分析与实证分析，得出FDI在湖南省的产业结构分布对湖南省的产业结构产生了很大的影响的结论。彭丽琼，欧葵（2014）为了分析外商直接投资对江、浙、沪三省产业结构影响的差异，根据江、浙、沪三省1999年到2012年的FDI和GDP等数据建立模型，进行了单位根检验、协整检验以及相关分析，得出外商直接投资对当地产业结构的影响方面中：招商引资的政策，FDI进入的方式、行业的不同，当地的教育水平和受教育的人数也有一定的影响作用。谢敏华，段建宇，卜伟（2013）文章中利用了回归分析和比较分析，发现FDI的合理分配有利于我国产业结构高度化，并且，引进FDI对我国产业结构合理化的影响也是通过FDI影响产业结构高度化来实现的。孟倩（2010）通过分析我国的FDI分布格局和FDI对我国的产业结构升级正负面效应，探析了我国利用FDI来促进产业结构升级的对策，得出：对外投资与吸引FDI并举；适度保护并发展传统工业；实施大集团战略及以“市场换技术”原则引进外资四个重要对策。吴凡，卢阳春（2009）通过对我国1978至2008年间GDP三大产业结构变动数据和FDI的相关数据进行了实证分析，发现我国产业结构演进在不同的发展阶段FDI所起的优化效应是有不小的差别的，整体来看，差别主要体现在资本形成与促进效应、溢出效应、示范效应、技术转移与竞争效应等各个方面。赵冲，于左，刘向丽（2010）为了研究FDI的流入对我国出口贸易结构的影响，搜集了1997年到2007年我国不同标准划分的各产业出口贸易收入所占比重，经过对FDI和产业结构的研究分析，发现FDI对中国的出口贸易结构的实质优化作用是有限的。杨广诣（2006）文章中根据1990
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年到2005年上海市FDI和GDP的时间序列数据，采用了线性回归的分析方法、格兰杰因果分析及方差分析，发现上海市的经济增长对FDI的影响非常明显，反之则影响不大。刘祥霞，安同信（2014）文章中指出：若利用FDI作为我国经济发展的重要力量，对产业结构的优化升级是有着较强的促进作用，通过对战后的日本利用外商直接投资实现产业结构的快速优化进行比较和分析，吸取日本的经验对中国利用外商直接投资优化产业结构提出了相关的对策和建议。张林月，欧阳朝旭（2009）在文中剖析了安徽产业结构中FDI的分布特点，分别从定性和定量两个方面观察FDI对安徽产业结构变动的影响，经计量经济模型分析，认为FDI对安徽的产业结构变动影响是显著的，并且对第二产业呈负效应，对第一、三产业呈正效应。王堃，王彩霞（2011)在文章中运用实证研究分析方法，分析出外商直接投资对连云港市的城市建设、缩小城区差距、社会可持续发展有着很大的作用。杨安（2013）文中通过VAR模型、协整检验、VEC等计量工具对1990-2011年各产业FDI及各产业增加值的时间序列数据进行了计量分析和研究，发现各产业的增长主要得益于经济增长的惯性，FDI对其影响力有较大差异。 刘李娜（2013）对我国服务业利用外商直接投资的现状和影响因素进行了较深刻分析，得出：我国对FDI的利用水平较低、增长速度过快，投资行业广泛但欠缺合理性，外商投资的行业差异不大但地域差异较大；影响因素：市场规模，政策上的优惠，城市化水平高低及基础设施建设，开放水平。
通过对以往文献的梳理发现，以往的研究越来越重视计量方法的使用，使研究结论更具说服力，但研究江西的外商直接投资与产业结构关系的文献很少。基于此，本文采用了Eviews6.0软件，运用协整分析、格兰杰因果检验和脉冲响应函数分析，实证考察江西省的外商直接投资对产业结构的影响，以探索其之间的关系。
二、数据来源、变量选取及模型假设
（一）数据来源
本论文数据来源《江西统计年鉴》（1996－2013）。并对相关数据进行了价格处理。同时，为了消除时间数据序列的异方差，对相关时间序列数据作对数处理。
（二）变量选取与模型假设 1、变量选取
本论文拟选取二、三产业占GDP比重作为因变量，记为y，同时选取FDI占GDP比重作为自变量，记为x。
2、模型假设
本文假设产业结构与FDI之间的计量经济模型为：
lny?c??lnx??
三、实证检验与分析
（一）三大产业及FDI的基本情况分析
1995－2012年江西省外商直接投资和第二、三产业的基本情况如表1和所图1所示。 从表1来看，1995年的外商直接投资为24.07亿元，到2012年，外商直接投资达到430.78亿元，翻了17.90倍，平均每年增幅达105.29%，呈显著的上涨趋势。同时我们也看到，第二、三产业随着外商直接投资的增加呈显著上升趋势，1995年第二、三产业为795.42亿元，到2012年，第二、三产业达11420.91亿元，翻了14.36倍，平均每年增长幅度达84.46%。
表1 1995-2012年江西省产业结构及FDI情况统计表 单位：亿元 年份 1995 1996
第一产业占GDP比重 第二产业占GDP比重 第三产业占GDP比重 第二、三产业占GDP比重 FDI 24.07 25.00 GDP 1169.73 1409.74 FDI占GDP比重 32.0 31.2 34.5 34.1 33.5 34.7 2
68.0 68.8 2.1 1.8
1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 29.6 26.2 25.1 24.2 23.3 21.9 19.9 19.2 17.9 16.3 15.6 15.2 14.4 12.8 11.9 11.8 34.2 35.4 35.0 35.0 36.1 38.5 42.9 45.3 47.3 50.2 51.3 51.0 51.2 54.2 54.6 53.6 36.2 38.4 39.9 40.8 40.6 39.6 37.2 35.5 34.8 33.5 33.1 33.8 34.4 33.0 33.5 34.6 70.4 73.8 74.9 75.8 76.7 78.1 80.1 80.8 82.1 83.7 84.4 84.8 85.6 87.2 88.1 88.2 39.60 38.50 26.56 18.81 32.76 90.00 133.45 169.87 198.45 223.73 236.00 250.28 274.85 345.30 1605.77 1719.87 1853.65 2003.07 2175.68 2450.48 2807.41 3456.70 4056.76 4820.53 5800.25 6971.05 7655.18 9451.26 391.33 11702.82 430.78 12948.88 2.7 2.2 1.4 0.9 1.5 3.7 4.8 4.9 4.9 4.6 4.1 3.6 3.6 3.7 3.3 3.3 （二）单位根检验
进行协整分析之前要对时间序列数据进行平稳性检验，防止出现虚假回归，时间数列的平稳性检验有三种不同的方法:(1)利用散点图进行平稳性判断(2)利用样本相关函数进行平稳性判断(3)单位根检验下面就运用单位根检验中的ADF检验对数据进行检验。对单位根检验之前都对自变量(x)和因变量(y)做了取对数处理。在单位跟检验过程中计算出来的ADF统计值要小于10%才能够接受原假设，显示该时间数列平稳。
由表2可以看出，在检验形式（1,0,1）、(1,1,1)、（0,0,1）下，LX的二阶差分序列分别通过了5%和1%的显著性水平单位根检验，在检验形式(1,0,0)和(1,1,2)下，LY的二阶差分序列分别通过了5%、5%和1%的显著性水平单位根检验，换句话说，LX、LY的二阶差分序列均为平稳序列，可以用来进行后面的协整检验和格兰杰因果检验。
表2 单位根检验
变量 检验形式 (c,t,k) (1,0,0） DD（lny） （1,1,2） （0,0,0） (1,0,1) DD（lnx） （1,1,1） （0,0,1） ADF 统计值 -2.848927 -4.903114 -1.470303 -3.606671 -3.430085 -3.768889 临界值 1% -3.920350 -4.800080 -2.717511 -3.959148 -4.728363 -2.728252 5% -3.065585 -3.791172 -1.964418 -3.081002 -3.759743 -1.966270 10% -2.673459 -3.342253 -1.605603 -2.681330 -3.324976 -1.605026 结论 平稳 平稳 不平稳 平稳 平稳 平稳 3
（三）协整检验 1、协整回归
运用协整分析有三个好处：(1)不会出现伪回归现象:假如一组非平稳的时间序列不存在协整关系，那么这一组变量构成的回归模型就是伪回归。伪回归模型有较高的R^2值和T值，参数估计值却毫无意义，而协整回归能很好的避免这种现象；(2)估计量的“超一致性”。为了避免伪回归，一般用平稳时间的序列(或者把非平稳的时间序列变换成平稳的时间序列)来建立回归模型。而协整理论表明：若一组非平稳时间序列之间存在协整关系，是可以直接建立回归模型的，并且其参数最小二乘估计量是具有超一致性的，即更快地收敛于参数的真实值；(3)可以很好地区别变量之间的长期均衡关系及短期动态关系。 协整检验结果如表3所示。根据表3，建立协整回归方程： lny=4.265583+0.101596lnx
上式表明，江西省外商直接投资每增加1个百分点，将引起产业结构（二三产业占比）提高个0.101596百分点，其边际投资倾向达0.101596。
表3 协整检验
variable c lnx R-spuared coeffieient 4.265583 0.101596 0.355112 Std.error 0.039671 0.034228 Adujsted R-squared t-Statistic 107.5239 2.968247 0.314806 Prob. 0.0000 0.0091 2、残差稳定性检验
为了进一步验证协整关系的存在性，我们有必要对协整残差进行平稳性检验。通过检验可以发现：在检验形式(1,0,1)下，残差序列通过了在5%的显著性水平检验，在检验形式(1,1,1)下，残差序列通过了在1%的显著性水平检验，在检验形式(0,0,1)下，残差序列通过了在10%的显著性水平检验，故拒绝原假设，从而可以判断出江西省产业结构与外商直接投资之间存在着长期的均衡关系，即协整关系。
表4 残差项的ADF检验 变量
检验形式(c,t,k)
ADF统 计值
临界值
1%
4
5% 10%
结论