技术经济与管理研究 ２０１３年第５期 外商直接投资对产业结构的影响研究 以浙江省为例 马章良 （台州职业技术学院台州经济研究所，浙江台州３ １８０００） 摘要：浙江省位于中国的东部沿海地区，是中国最富饶的长江三角洲地区省份之一。浙江作为中国一个发达的经济省份， 在改革开放以后，浙江省的外商直接投资不断增长，出口结构也不断优化。因此，当前研究外商直接投资对浙江省产业结构的 影响，提出有针对性的建议，为创造更好的投资环境，更有效的吸引外资和利用外资提供参考，具有很强的现实意义。 本文利用浙江省１９８４—２０１０年的年度经济数据对浙江省ＦＤＩ和产业结构的关系进行实证分析，从而发现ＦＤＩ对优化产业结构的 作用路径。实证结果表明：外商直接投资对第一产业结构的变化没有直接的原因，而对第二产业、第三产业结构的变化有着直 接的原因。通过ＯＬＳ进行简单线性回归分析，结果发现，平均ＦＤＩ每增加１个百分点，第二产业上升１５．１８％；其次，平均ＦＤＩ 每增加１个百分点，第三产业上升８．８５％。 关键词：外商投资；直接投资；ＡＤＦ检验；产业优化；产业结构；ＯＬＳ分析 中图分类号：Ｆ１２１．３ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００４—２９２Ｘ（２０１３）０５—０１０４—０５ Ｓｔｕｄｙ ｏｎ ｔｈｅ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｔｈｅ Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ Ｆｏｒｅｉｇｎ Ｄｉｒｅｃｔ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ——Ｔａｋｉｎｇ Ｚｈｅｊｉａｎｇ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ ａＳ ８１１ Ｅｘａｍｐｌｅ ＭＡ Ｚｈａｎｇ－ｆｉａｎｇ （Ｔａｉｚｈｏｕ Ｖｏｃａｔｉｏｎａｌ＆Ｔｅｃｈｎｉｃａｌ Ｃｏｌｌｅｇｅ，Ｔａｉｚｈｏｕ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｓｅａｒｃｈ Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ，Ｔａｉｚｈｏｕ Ｚｈｅｊｉａｎｇ ３１８０００，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｚｈｅｊｉａｎｇ ｐｒｏｖｉｎｃｅ ｏｆ Ｃｈｉｎａ Ｓ ｍｏｓｔ ｆｅｒｔｉｌｅ Ｙａｎｇｔｚｅ Ｒｉｖｅｒ Ｄｅｌｔａ ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ ｉｓ ｌｏｃａｔｅｄ ｉｎ ｔｈｅ ｅａｓｔｅｒｎ ｃｏａｓｔａｌ ａｒｅａｓ ｏｆ Ｃｈｉｎａ． Ｚｈｅｊｉｎｇ ａａｓ ａ ｄｅｖｅｌｏｐｅｄ ｅｃｏｎｏｍｙ ｐｒｏｖｉｎｃｅ ｏｆ Ｃｈｉｎａ，Ｚｈｅｊｉａｎｇ ｐｒｏｖｉｎｃｅ Ｓ ｆｏｒｅｉｇｎ ｄｉｒｅｃｔ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｉｓ ｇｒｏｗｉｎｇ ａｆｔｅｒ ｔｈｅ ｒｅｆｏｒｍ ａｎｄ ｏｐｅｎ ｐｏｌｉｃｙ，ｃｏｎｓｔａｎｔｌｙ ｏｐｔｉｍｉｚｅｓ ｔｈｅ ｅｘｐｏｒｔ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｅ ｃｕｒｒｅｎｔ ｓｔｕｄｙ Ｏｆｆ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｆｏｒｅｉｇｎ ｄｉｒｅｃｔ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｏｎ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉ— ｌａ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ Ｚｈｅｊｉａｎｇ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，ｐｕｔ ｆｏｒｗａｒｄ ｓｏｍｅ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ，ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ｃｒｅａｔｅ ａ ｂｅｔｔｅｒ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ。ｍｏｒｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅ ｉｎ ａｔｔｒａｃｔｉｎｇ ｆｏｒｅｉｇｎ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｔｏ ｐｒｏｖｉｄｅ ｐｏｌｉｃｙ ｒｅｆｅｒｅｎｃｅ ａｎｄ ｕｓｅ ｏｆ ｆｏｒｅｉｇｎ ｃａｐｉｔｌ，ｈａｓ ｔｈｅ ｖｅｒｙ ｓｔａｒｏｎｇ ｐｒａｃｔｉｃａｌ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｃｅ．Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｉｓ ｍａｋｉｎｇ ｕｓｉｎｇ ｏｆ ａｎｎｕａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｄａｔａ １９８４－２０１０ ｉｎ Ｚｈｅｊｉａｎｇ ｏｎ ＦＤＩ ａｎｄ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｉｎｄｕｓｔｉｒｌａ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｔｏ ｄｏ ｔｈｅ ｅｍ－ ｐｉｒｉｃａｌ ａｎａｌｙｓｉｓ，ｗｈｉｃｈ ｆｏｕｎｄ ｔｈａｔ ｏｐｔｉｍｉｚｉｎｇ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉｌ ｓｔｒｕｃｔａｕｒｅ ｏｆ ＦＤＩ ｏｎ ｔｈｅ ｒｏｌｅ ｏｆ ｐａｔｈ．Ｔｈｅ ｅｍｐｉｉｃａｒｌ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ ｔｈａｔ ｆｏｒｅｉｇｎ ｄｉｒｅｃｔ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｉｓ ｎｏｔ ｔｈｅ ｄｉｒｅｃｔ ｃａｕｓｅ ｏｆ ｔｈｅ ｃｈａｎｇｅ ｏｆ ｔｈｅ ｆｉｒｓｔ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ，ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｃｈａｎｇｅｓ ｏｆ ｓｅｃｏｎｄ ｉｎｄｕｓｔｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｔｒｅｒ— ｔｉａｒｙ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｉｓ ａ ｄｉｒｅｃｔ ｒｅａｓｏｎ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｆ ｓｉｍｐｌｅ ｌｉｎｅａｒ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ，ｆｏｕｎｄ ｂｙ ＯＬＳ，ｆｏｒ ｅｖｅｒｙ １ ｐｅｒｃｅｎｔａｇｅ ｐｏｉｎｔ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ ｔｈｅ ａｖｅｒａｇｅ ＦＤＩ，ｓｅｃｏｎｄ ｉｎｄｕｓｔｙ ｒｏｓｅ １５．ｒ１ ８％．Ｓｅｃｏｎｄｌｙ，ｆｏｒ ｅｖｅｒｙ １ ｐｅｒｃｅｎｔａｇｅ ｐｏｉｎｔ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ ｔｈｅ ａｖｅｒａｇｅ ＦＤＩ，ｔｈｅ ｔｅｒ－ ｔｉａｒｙ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｉｎｃｒｅａｓｅｄ ｂｙ ８．８５％． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｆｏｒｅｉｇｎ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ；Ｄｉｒｅｃｔ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ；ＡＤＦ ｔｅｓｔ；Ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｏｐｔｉｍｉｚａｔｉｏｎ；Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ；ＯＬＳ ａｎａｌｙｓｉｓ 浙江省位于中国的东部沿海地区，是中国最富饶的长江三 角洲地区省份之一。改革开放以来（１９７９—２００９年期间），根据 已达４６２０４个，其中外商直接投资总数达４５７６９个，利用外资 协议金额总额达１５２３．４４亿美元。浙江省外商直接投资从１９８４ 年的２５２万美元，上升到２０１０年的１１００１７５万美元，增长了 浙江省统计年鉴数据，浙江省利用外资协议合同（项目）总数 收稿日期：２０１２—０９—１７ 基金项目：浙江省教育厅科研资助项目（Ｙ２０１２２５５４６）；浙江省商业经济学会重点研究课题（２０１２ＳＪＺＤ０３）；台州市哲学社会科学规 划课题（１２ＧＨＹ０２）。 作者简介：马章良（１９７２一），男，浙江临海人，副教授，主要从事国际贸易和区域经济研究。 ・１０４・ ４３６５．８倍，年均增长３６．４％。外商直接投资已累计达８６９．９亿 美元，外资己成为促进浙江产业结构调整、拉动出口增长的重 要力量。浙江作为中国一个发达的经济省份，在改革开放以 后，浙江省的外商直接投资不断增长，出口结构也不断优化。 因此，当前研究外商直接投资对浙江省产业结构的影响，提出 有针对性的建议，为创造更好的投资环境，更有效的吸引 外资和利用外资提供参考，具有很强的现实意义。 一、文献综述 国外学者对外商直接投资与产业结构关系的研究给予了高 度的关注。英国经济学家钱纳里（１９６ｏ）考虑了国际分工和国际 贸易对产业结构的影响，并将开放型的产业结构理论规范化， 提出了“标准产业结构”理论。日本经济学家小岛清（１９７８）从 一个国家的产业结构和经济结构调整的角度出发，采用动态的 分析方法，利用比较优势的原则，解释了发达国家对发展中国 家的垂直分工为主的对外直接投资。钱纳里（１９８６）在《工业化 和经济增长的比较研究》一书中，展示了“发展型式”的理论 及其方法。其主要特征是：在国民生产总值中工业所占份额逐 渐上升，农业份额下降，而按不变价计算的服务业则呈缓慢上 升状态；在劳动就业结构中，农业所占份额下降，工业所占份 额变动缓慢。而第三产业将吸收从农业中转移出来的大量劳动 力。Ｆｉｓｈｗｉｅｋ（１９８１）和Ｇｏｒｅｅｈｉ（１９７６）研究认为，由于公司海 外投资，增加了东道国市场上的企业数目，使生产和市场的集 中度降低，因此加强而不是削弱了东道国市场上的竞争，促进 了东道国市场结构的优化。Ｅｖａ（２００５）研究发现外商直接投资对 捷克的产业结构调整具有促进作用，因此，认为外商直接投资 企业主要通过与东道国经济的联系促进了东道国产业结构优化 升级。ＣａｍｉＵａ（２０００）选用１９８９—１９９６年波兰的出１３数据为研究 样本，发现外商直接投资对波兰的技术密集型产品的出１３有显 著的作用。Ｈｕｎｙａ（２００２）研究外商直接投资对罗马尼亚的出１３影 响，发现外商主要投资于劳动密集型、技术含量低的出１３产 业，外商直接投资没有改变该国的贸易结构，但保存和强化了 该国的传统优势产业。 国内学者关于外商直接投资与产业结构关系的研究的文献 也比较多。郭克莎（２ｏｏｏ）ｆ 研究认为，中国外商直接投资的产业 结构的一个重要特点是中国外商直接投资的变动具有周期性特 点。同时，分析了外商直接投资在三大产业的构成及在产业内 部的构成，得出外商直接投资的结构性倾斜加大了中国三大产 业的结构偏差的结论。赵晋平（２ＯＯ１）以１９８４—１９９９年我国合同 利用外资额和三次产业的工业增加值为研究样本，利用最小二 乘法分析，发现利用外资对我国产业结构的调整是有影响的， 而且外商直接投资对各产业优化升级影响是有差别的，对第三 产业的影响最大，对第二产业的影响次之，对第一产业的影响 最小。张玉英、张婷（２００３）研究认为，外商直接投资在中国各 行业的分布存在严重的不平衡性是中国外商直接投资的产业结 构的一个重要特点。朱慧明、韩玉启（２ｏ０３）研究认为，中国外 商直接投资的产业结构的一个重大特点是区域产业结构分布不 均衡。从外商在中国投资的区域分布来看，外商投资主要集中 于广东、江苏、浙江、上海、山东、福建等沿海地区。高峰 外商直接投资对产业结构的影响研究 （２００２）研究认为，外商对中国的直接投资主要集中在第二产业， 特别集中在制造业部门，而对第一产业的投资很小，对第三产 业的投资比重严重偏低。江小涓（２００２）囟通过对１２７家外资公司 在华投资企业的调研发现，公司在华投资的一个重要作用 是推动中国高新技术产业的发展，大大加快了国内产业结构的 升级。江锦凡（２００４）通过运用因果关系检验方法，对中国 １９７８—１９９９年有关统计数据进行估计，研究结果表明，在中国 经济的增长中外国直接投资存在着产业结构效应。李雪（２００５１ 通过中国１９８３—２００３年的有关数据，研究认为中国外商直接投 资存在着产业结构效应，但并不存在外商直接投资与产业结构 变动之间长期稳定的关系，同时认为外商直接投资对第二产业 的贡献最高，而对第一产业及第三产业的贡献则次之。陈迅、 高远东（２００６）采用１９８２—２００３年度全国的时间序列数据，运用 现代协整理论，对中国的产业结构变动和ＦＤＩ之间的长短期关 系进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验。结果表明中国的产业结构和ＦＤＩ 之间存在长期的双向Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系；而短期中，中国的产 业结构变动对ＦＤＩ的变化则具有单向的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系：中 国产业结构的变动对ＦＤＩ的增长率具有正的影响，而ＦＤＩ的变 化却不是推动中国产业结构变动的主要原因。刘宇（２００７）通过 运用１９８４—２００３年间的面板数据，对中国合同利用外资额及三 次产业工业增加值之间的关系进行实证分析，研究认为外商直 接投资对提高我国三大产业增加值都具有一定的正效应。 上述文献虽然对外商直接投资与产业结构关系的研究比较 成熟，但只有极少数学者关注外商直接投资与某个地方经济的 关系，论及外商直接投资对浙江产业经济影响的更是少之又 少。本文重点研究外商直接投资对浙江省产业结构的影响，侧 重研究外商直接投资对产业结构的影响渠道和作用机制。从外 商直接投资与产业结构关系的基本理论出发，对中外学者理论 研究和实证研究的成果进行了综述，并对浙江省的外商直接投 资和产业结构情况进行了简要的介绍，从中总结它们的发展趋 势和主要特征。最后根据浙江省外商直接投资影响产业结构的 特点提出有针对性的建议，为创造更好的投资环境，更有 效的吸引外资和利用外资提供参考。 二、浙江省外商直接投资与产业结构现状 ｌ。浙江省外商土按投资概况 改革开放以来（１９７９—２００９年期间），根据浙江省统计年鉴 数据，浙江省利用外资协议合同（项目）总数已达４６２０４个， 其中外商直接投资总数达４５７６９个，利用外资协议金额总额达 １５２３．４４亿美元。浙江省外商直接投资从１９８４年的２５２万美元， 上升到２０１０年的１１００１７５万美元，增长了４３６５．８倍，年均增长 ３６．４％。外商直接投资已累计达８６９．９亿美元，外资己成为促进 浙江产业结构调整、拉动出口增长的重要力量（见图１）。 根据２０１０年浙江省国民经济和社会发展统计公报的年度 统计数据显示：２０１０年，进出１３总额为２５３５亿美元，比上年 增长３５％，其中进口７３０亿美元，增长３３．４％；出口１８０５亿美 元，增长３５．７％，出口占全国的比重从上年的１１．１％提高到 １１．４％。浙江的主要出口市场主要是在欧盟，为浙江省的第一 大贸易伙伴。同时，新兴市场出口份额也在稳步提高，其中东 ・１０５・ 技术经济与管理研究 ２０１３年第５期 渐第一产业就业劳动力，向第二产业和第三产 业转移；与１９８５年相比较，２００９年浙江省第二产 业就业人员增加９９０．８４万人，增长率５７．４％。浙江 省是工业大省，从事第二产业的就业人员也最多， 在三次产业中所占的比重也最大，并有逐年递增的 态势。第二产业的就业人员占总就业人数的 ４８．０５％，却创造了将近５１．８％的地区生产总值，也 充分说明浙江省第二产业的就业人员构成与其所创 盟已经成为浙江的第三大出口市场。机电产品以及高新技术产 造出的地区生产总值基本相一致；与１９８５年相比，２００９年浙江 省第三产业就业人员增加了８９７．８８万人，增长率为７４．３％，是三 品出口的比重在不断的提高，能源资源类等初级产品的进口也 在不断的增加，外贸结构得到进一步的优化。根据浙江省统计 次产业就业人员中增长率最高的。第三产业的就业人员已经占 数据显示，２０１０年浙江省新批外商直接投资项目１９４４个，比 上年增加２０６个，合同外资额２００．５亿美元，实际到位外资额 １ １０亿美元，同比增长２５．２％和１０．７％。第三产业利用外资势头 良好，合同利用外资额为８１．１亿美元，实际利用外资额为４１．４ 亿美元，同比增长４１．９％和２１．８％，各占外资总额的４Ｏ．５％及 ３７．７％。对外劳务合作、对外承包工程、对外设计咨询等营业 额为２９．１亿美元，同比增长２１．６％；经过审批同意的境外企业 及有关机构共有６３０家，投资总金额达４０．２亿美元，中方投资 额为３３．６亿美元，分别同比增长２．６和２．２倍。２０１０年浙江省 实际对外直接投资额为２６．２亿美元，居全国各省市第一位。 ２．浙江省产业结构现状分析 （１）浙江省地区生产总值的产业构成 改革开放以来，浙江省经济得到持续快速的增长，１９７８年 浙江省地区生产总值只有１２３．７２亿元，２０１０年浙江省地区生 产总值则达到２７２２７亿元，增长了２２０倍，年平均增长 １７．７６％。浙江省经济结构也从初期的“一三二”格局以及 改革开放以后的“二一三”格局，到如今的“二三一”格局。 １９８１—１９８５年期间，第一产业年平均增长为１２．４％，第二产业 年平均增长为１６．０％，第三产业年平均增长为２０．９％，浙江省 三次产业的平均结构比为３２．７：４４．５：２２．８。１９８６—１９９０年期间， 三次产业的年均增速分别为１０．６％、１２．１％和１４．９％。三次产业 的平均结构比变为２５．７：４５．８：２８．５，与前一期间相比较，第一产 业的比重下降了７个百分点，第二产业和第三产业则分别上升 了１个百分点和５．７个百分点。１９９０年开始至今，第一产业所 占比重在不断的下降，而第三产业和第二产业则不断上升，三 次产业平均结构比从１９９０年的２４．８７：４５．１２：３０．叭变为２０１０年 的５．０：５１．８６：４３．１４，第一产业所占比重下降了１９．８７个百分点， 第二产业所占比重上升了６．７４个百分点，第三产业所占比重上 升了１３．１３个百分点（见表１）。浙江省产业结构随着经济的快 速增长在不断的调整，并日趋合理。 （２）浙江省就业结构的组成 与１９８５年相比较，２００９年浙江省的就业人员结构中，第 一产业就业人员减少了６１５．３万人，增长率为－４８．４％。浙江省 的第一产业就业人员还是过多，其就业构成与浙江省地区生产 总值的产业构成形成了强烈的对比，第一产业在地区生产总值 中的贡献只占５％左右，但其就业人员却占总就业人数的 １ ８．３２％左右，这进一步说明第一产业就业人员过多，我们要逐 ・１Ｏ６・ 到了总就业人数的３３．６３％，并创造了将近４３．１４％的地区生产 表１浙江省地区生产总值及产业构成 （单位：亿元人民币，％） 第一产业 第二产业 第三产业 年份 ＧＤＰ 金额 比重 金额 比重 金额 比重 １９７８ １２３．７２ ４７．ｏ９ ３８．０６ ５３．５２ ４３．２６ ２３ １１ １８．６８ １９７９ １５７．７５ ６７．５６ ４２．８３ ６４．０７ ４０．６ｌ ２６．１２ １６．５６ １９８０ １７９．９２ ６４．６１ ３５．９１ ８４．０７ ４６．７３ ３１．２４ ｌ７－３６ １９８１ ２ｏ４．８６ ６９．ｏ６ ３３．７１ ９４．６８ ４６．２２ ４１．１２ ２０．０７ １９８２ ２３４．Ｏ１ ８４．８８ ３６．２７ ９８．４４ ４２．０７ ５０．６９ ２１．６６ １９８３ ２５７．０９ ８２．８９ ３２．２４ １ｌ３．１２ ４４．００ ６１．Ｏ８ ２３．７６ １９８４ ３２３．２５ １０４．４０ ３２．３Ｏ １４１．４８ ４３．７７ ７７－３７ ２３，９４ １９８５ ４２９．１６ ｌ２３ ８８ ２８．８７ １９８．９１ ４６＿３５ １０６＿３７ ２４．７９ １９８６ ５０２．４７ １３６．２９ ２７．１２ ２３０．８９ ４５．９５ １３５．２９ ２６．９２ ｌ９８７ ６０６．９９ １５９．４ｌ ２６．２６ ２８１．４７ ４６＿３７ １６６．１１ ２７＿３７ １９８８ ７７０．２５ １９５．６８ ２５．４０ ３５４－３９ ４６．０１ ２２０．１８ ２８．５９ １９８９ ８４９．４４ ２ｌ０．９５ ２４．８３ ３８６．２５ ４５．４７ ２５２．２４ ２９．６９ １９９０ ９ｏ４．６９ ２２５．Ｏ４ ２４．８７ ４ｏ８．１８ ４５．１２ ２７１．４７ ３０．Ｏｌ １９９１ １０８９－３３ ２４５．２２ ２２．５１ ４９４．１１ ４５．３６ ３５０．００ ３２．１３ １９９２ １３７５．７０ ２６２．６７ ｌ９．ｏ９ ６５３．４３ ４７．５０ ４５９．６０ ３３．４１ １９９３ １９２５．９１ ３１５．９７ １６．４１ ９８３．９６ ５１．０９ ６２５．９８ ３２．５Ｏ １９９４ ２６８９．２８ ４３８．６５ １６－３ｌ ｌ３９８．１２ ５１．９９ ８５２．５１ ３１．７０ １９９５ ３５５７．５５ ５４９．９６ １５．４６ １８５４．５２ ５２．１３ １１５３．０７ ３２．４１ ｌ９９６ ４１８８．５３ ５９４．９４ １４．２０ ２２３２．１７ ５３．２９ １３６１．４２ ３２．５Ｏ １９９７ ４６８６．１ｌ ６ｌ８．９０ ｌ３．２１ ２５５４．５７ ５４．５１ ｌ５１２．６４ ３２．２８ １９９８ ５０５２．６２ ６ｏ９－３Ｏ １２．Ｏ６ ２７６６．９５ ５４．７６ １６７６－３７ ３３．１８ １９９９ ５４４３．９２ ６ｏ６．３１ １１．１４ ２９７４．７４ ５４．６４ １８６２．８７ ３４．２２ ２０００ ６１４１．０３ ６３０．９８ １０．２７ ３２７３．９３ ５３＿３ｌ ２２３６．１２ ３６．４１ ２００ｌ ６８９８．３４ ６５９．７８ ９，５６ ３５７２．８８ ５１．７９ ２６６５．６８ ３８．６４ ２ｏ０２ ８００３．６７ ６８５．２Ｏ ８．５６ 柏９０．４８ ５１．１１ ３２２７．９９ ４０＿３３ ２ｏ０３ ９７０５．Ｏ２ ７１７．８５ ７．４０ ５０９６．３８ ５２．５１ ３８９ｏ．７９ ４ｏ．Ｏ９ ２ｏｏ４ １ ｌ６４８．７０ ８１４．１０ ６．９９ ６２５０－３８ ５３．６６ ４５８４．２２ ３９＿３５ ２０ｏ５ １３４１７．６８ ８９２．８３ ６．６５ ７ｌ６４．７５ ５３．４０ ５３６ｏ１０ ３９．９５ １５７１８．４７ ９２５．１０ ５．８９ ８５ｌ１．５１ ５４．１５ ６２８１．８６ ３９．９６ ２Ｏ０７ ｌ８７５３．７３ ９８６．０２ ５．２６ １０１５４．２５ ５４．１５ ７６ｌ３．４６ ４０．６０ ２ｏ０８ ２１４６２．６９ １０９５．９６ ５．ＩＩ ｌＪ５６７．４２ ５３．９０ ８７９９．３Ｉ ４Ｉ＿００ ２００９ ２２９９０＿３５ １１６３．Ｏ８ ５．０６ ｌ】９０８．４９ ５】．８Ｏ ９９１８．７８ ４３．１４ ２０１０ ２７２２７．００ １３６ｌ，ｏ０ ５．００ １４１２１．ｏ０ ５１．８６ １１７４５．００ ４３．１４ 数据来源：各年度浙江省统计年鉴及２０１０年浙江省统计公报。 总值（见图２），这表明第三产业的效率为三产中最高，是值得 进一步发展的朝阳产业，也是我们浙江省今后需要大力发展。 图２ 浙江省三次产业就业人员趋势图 三、实证分析 １．变量的选择及数据说明 本文以Ｅｖｉｅｗｓ５．１为分析工具，以浙江省统计局发布的 １９８４—２０１０年度 江统计年 及２０１０年浙江省国民经济和 社会发展统计公报的年度统计数据为基础，通过平稳性检验和 格兰杰因果检验对浙江省产业结构变化与外商直接投资之间的 关系进行实证分析，研究产业结构变化与外商直接投资之间的 内在依存关系，并发现其传导机制。进行计量分析时，选用浙 江省外商直接投资金额、第一产业在浙江生产总值中的比重、 第二产业在浙江生产总值中的比重、第三产业在浙江生产总值 中的比重四个变量来代表计量模型中外商直接投资（ＦＤＩ）、第一 产业结构（Ｐｒ１）、第二产业结构（ 、第三产业结构（ｍ）这四个 对应的变量，在模型中引入产业结构这一变量，原因是长期以 来浙江致力于通过引入外商直接投资来加快技术进步，促进产 业结构升级是主要而根本的目标，而且从现实经济运行来说， 外商直接投资能够直接对产业结构产生影响。 ２．计量分析过程 （１）平稳性检验 平稳性检验主要有ＡＤＦ检验法、ＤＦ检验法和ＰＰ检验法。 本文则主要利用ＡＤＦ单位根检验法来进行检验变量的平稳性。 ＡＤＦ检验的标准为：假如ＡＤＦ统计量的绝对值大于临界值的 绝对值，则表明该变量平稳；假如ＡＤＦ统计量的绝对值小于临 界值的绝对值，则表明该变量是不平稳。我们通过ＡＤＦ单位根 检验法对ＬｎＦＤＩ、Ｌｎ件ｌ、ＬｎＰｒ２、Ｌｎ ３的水平序列进行检验， 检验结果如表２所示： 表２ Ｉ曲 Ｄｆ Ｉ．，ｎｔＭ、Ｌ 、Ｌ 水平序列的ＡＤＦ检验结果 变量 ＡＤＦ值 临界值 Ｉ．ｎＦＤ －．４．９７２９ １％临界值 －３．７８８ Ｌｎ ｌ ０．２２８２ ５％临界值 －２．９９ｌ９ Ｉ －２ 一１．３２６９ ｌ０％临界值 －２．２３２６ ＬｒＬ ３ －１．９７６５ 从表２可以看出，ｈ １、ＬｎＰｒ２及ＬｎＰｒ３序列的ＡＤＦ检验 值都高于显著水平为１０％的临界值，而ＬｎＦＤＩ序列的ＡＤＦ检 验值小于显著水平为５％的临界值，因此不能拒绝序列存在单 位根的原假设，应该认为不平稳序列。我们通过ＡＤＦ对 外商直接投资对产业结构的影响研究 Ｌｎ聊、Ｌｎ １、Ｌｒｄ３－２、ＬｎＰｒ３的一阶差分序列进行检验，检验 结果如表３所示。 从表３可以看出，ＬｎＦＤＩ、Ｌｎ １、ＬｎＰｒ２ 及ＬｎＰｒ３的一阶差分序列的ＡＤＦ值检验值都 小于显著水平为１０％的临界值，表明各个序 列至少在９０％的置信水平下可以拒绝原假设， 可以表明各个一阶差分序列不存在单位根， 应该认为平稳序列。同时，我们可以看出 Ｉ １、ＬｎＰｒ２及ＬｎＰｒ３的一阶差分序列在 ９５％的置信水平下不存在单位根。因此，我 们可以得出ＬｎＦＤＩ、ＬｎＰｒｌ、ＬｎＰｒ２及Ｉ．ｎｍ 水平序列都是非平稳的，对它们进行一阶差分后都拒绝了有单 位根的原假设，表明各序列都是平稳的序列。 表３ Ｉ西ＦＤｆ’．Ｉ＿ａｉＭ、Ｉ 、１．ａＰｒ３一阶差分序列的 ＡＤＦ检验结果 变量 ＡＤＦ值 临界值 厶ｈ ＤＩ 一２．７４３９ １％临界值 －３．７３７９ △Ｉｍ １ －－４．５２７４ ５％临界值 －２．９９１９ △ｎｌ尸ｒ２ －３．６１０７ １０％临界值 －２．６３２６ △Ｌｎ件３ —３．５３２２ （２）格兰杰因果检验 ＬｎＦＤＩ与Ｌｎ １、ＬｎＰｒ２、ＬｎＰｒ３这三组变量之间存在长期 均衡关系，但它们之间是否构成因果关系以及何种因果关系， 则需要我们用格兰杰因果检验方法进行进一步的分析。为了研 究这三组变量之间的不同时滞长度下的联系程度，在检验时分 别选择了滞后一期和滞后两期这两种情况。该检验标准为：把 输出结果的Ｐ值作为检验的概率值，根据Ｐ值来判断是否存在 因果关系的概率。假如统计量的Ｐ值小于０．１，就表示在１０％ 的显著性水平下其因果关系成立，也就是说在９０％的置信水平 下可以接受格兰杰因果关系成立的假设；假如统计量的Ｐ值大 于０．１，就表示在１０％的显著性水平下其因果关系不能成立， 也就是说在９０％的置信水平下不能接受格兰杰因果关系成立的 假设。格兰杰因果关系检验结果见表４。 从格兰杰因果关系的检验结果可以看出，在９０％的置信水 平下，对于ＬｎＦＤＩ和ＬｎＰｒｌ这两个变量，在一阶滞后的条件下， ＬｎＦＤＩ不是ＬｎＰｒｌ的原因，Ｌｎ １也不是ＬｎＦＤＩ的原因；而且在 二阶滞后的条件下，结论也相同，这表明ＬｎＦＤＩ与Ｌｎ件１没有 任何因果关系。在今后的ＯＬＳ模拟分析中可以去除。 对于ＬｎＦＤＩ和ＬｎＰｒ２两个变量，在一阶滞后的条件下， ＬｎＦＤＩ不是ＬｎＰｒ２的原因，Ｉ 尸ｒ２是ＬｎＦＤＩ的原因；而且在二阶 滞后的条件下，ＬｎＦＤ！和Ｌｎｌ：￣２这两个变量互为原因。 对于ＬｎＦＤＩ和ＬｎＰｒ３两个变量，在一阶滞后的条件下， ＬｎＦＤＩ不是ＬｎＰｒ２的原因，ＬｎＰｒ３是ＬｎＦＤＩ的原因；而且在二阶 滞后的条件下，ＬｎＦＤＩ不是ＬｎＰｒ２的原因，ＬｎＰｒ３是ＬｎＦＤＩ的原 因。结论相同。 ・１０７・ 技术经济与管理研霓 ２０１３年第５期 裹４格兰杰因果关系检验结果 检验 一阶滞后 结论 二阶滞后 结论 的Ｐ值 的Ｐ值 ＬｎＰＲ１ ｄｏｅｓ ｎｏｔＧｒａｎｇｅｒ ０３Ｏ３９２ ｈｌｆ ｌ—＋？ ０３８５４４ Ｌｆ Ｒｌ—十？ Ｃａｕｓｅ ＬｎＦＤｌ ．Ｌｎ用 ．ＬｎＦＤｌ ＬｎＦＤＩ ｄｏｅｓ ｎｏｔＧｒａｎｇｅｒＣａｕｓｅ ０５９２３８ Ｉ肿用 卜÷？ ０４７２３５ Ｌｎ Ｄ，－ ？ ｈＬ尸 １ ．ｈｌ咫１ ．ｈ Ｒ１ ＬｔｕＯＲ２ ｄｏｅｓ ｎｏｔ Ｇｒａｎｇｅｒ ０Ｏ６４６９ ｂｌ ２＿ ００３７５９ Ｌｌ朋２＿ Ｃａｕｓｅ ＩｍＦＤ， ．Ｄｌ ．Ｉｎｍ， ＬｎＦＤＩ ｄｏｅｓ ｎｏｔ Ｇｒｎａｇｅｒ Ｃａｕｓｅ ０３３０３ Ｌｎ ，＿＋？ Ｏ０６７１ｌ Ｉ∞ ｌ艘２ ．ｈｌ艘２ ．ｈｌ艘２ ＬｎＰＲ３ ｄｏｅｓ ｎｏｔＧｒａｎｇｅｒ ００１３７３ ｂ ３—＋ ００１２７５ Ｒ３—｝ Ｃａｕｓｅ ＬｎＦＤ１ ．ｈｌ用Ｗ ．ｈｌ用，， ＬｎＦＤ１ ｄｏｅｓ ｎｏｔ Ｇｒａｎｇｅｒ Ｃａｕｓｅ ０５９ｌ９ｌ Ｉ册 Ｄ，＿＋？ ０４９ＩＩｌ ｂｌ Ｄ，－ ？ ｈ Ｒ３ ．Ｒ３ ．ｈ Ｒ３ 注：统计量的Ｐ值为检验的概率值，若Ｐ值小于０．０５，表示因果关系在５％的 显著性水平下成立，若Ｐ值小于０．１，表示因果关系在１０￣，４的显著性水平 下成立。反之，因果关系不成立；结论是在Ｏ．１的显著水平下做出是否拒 绝原假设的选择，一表示前者是后者的格兰杰原因，一 表示前者不是后者 的格兰杰原因。 （３）回归分析 用ＯＬＳ（最小二乘法）进行简单线性回归分析，结果发现 Ｌｎ １这个变量不显著，予以剔除。这与从格兰杰因果关系检验 结果相一致，在９００的置信水平下，对于ＬｎＦＤＩ和ＬｎＰｒｌ这两 个变量，无论在一阶滞后的条件下还在二阶滞后的条件下，都没 有任何因果关系。因此，用ＯＬＳ（最小二乘法）对ＬｎＦＤＩ、 ＬｎＰｒ２、Ｉａａ／￣３这三个变量进行简单线性回归，结果如表５所示。 表５ 简单线性回归分析结果 Ｖａｒｉａｂｌｅ Ｃｏｅｆｉｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ ｔ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ． Ｃ －７９．５４７０２ ３．８８４１２８ —２０．４８ｏ０２ ０．０ｏ００ ｂ Ｒ２ １５．１７７１２ １ ３０８Ｏ０９ ＩＩ．６０３２２ Ｏ．ｏ０００ ｈ Ｒ３ ８．８５３２２４ ０．５７３３９ｌ ｌ５．４４０１３ ０．００ｏ０ Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ ０．９８３１７４ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ＶａＸ ｌ１．１６２９２ Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ Ｏ．９８１７７２ Ｓ．Ｄ．ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒ ２－４５８Ｏ４６ Ｓ．Ｅ．ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ０．３３１８６０ Ａｋａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ０．７３６２３４ Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ２．６４３１５２ Ｓｃｈｗａ＝ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ０．８８０２１６ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ 一６．９３９１６５ Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｅ ７０１．２０２２ Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｒｓｏｎ ｓｔａｔ ０．６（）６ｏ９４ Ｐｒｏｂ（Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ） ０．ｏ（）０ｏｏ０ 表５结果显示，ＬｎＰＲ２回归系数的￡统计值ｔ＝ｌ１｜６０３２２， ＬｎＰＲ３回归系数的ｔ统计值ｔ＝１５．４４０１３，和常数项回归系数的 统计值拉一２０．４８００２都超过了临界值２．０５５５（显著水平为５％）， 表明二者都是显著的。调整后的Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ为０．９８１７７２，非常 接近１，回归效果很好。从Ｐｒｏｂ．值可以看出，数据拟合的效果 较好，说明回归系数不为０，即因变量与自变量呈线性关系。 从表５中的参数看，ＬｎＰＲ２的Ｐｒｏｂ．＝Ｏ．００００＜仅值０．０５，平均 ＦＤＩ每增加１个百分点，第二产业上升１５．１８％；其次，ＬｎＰＲ３ 的Ｐｒｏｂ．＝Ｏ．００００＜０【值０．０５，平均ＦＤＩ每增加１个百分点，第三 产业上升８．８５％。根据以上分析得出的最终估计模型为： ＩｎＦＤＩ＝－７９．５４７０＋】５．】７７１ 】ｎ咫２＋８．８５３２＂１ｎＰＲ３ ・１０８・ 四、结论与建议 １．结论 本文利用浙江省１９８４—２０１０年的年度经济数据对浙江省 ＦＤＩ和产业结构的关系进行实证分析，从而发现ＦＤＩ对优化产 业结构的作用路径。实证结果表明：外商直接投资对第一产业 结构的变化没有直接的原因，而对第二产业、第三产业结构的 变化有着直接的原因。通过ＯＬＳ进行简单缵陛回归分析，结果 发现：平均ＦＤＩ每增加１个百分点，第二产业上升１５．１８％；平 均ＦＤＩ每增加１个百分点，第三产业上升８．８５％。 ２．建议 （１）加大对第三产业的鼓励投入 ２００９年，浙江省第三产业的人员占到了总就业人数的 ３３．６３％，却创造了将近４３．１４％的地区生产总值，这表明第三产 业的效率为三产中最高，值得进一步发展的朝阳产业，也是我 们浙江省今后需要大力发展。同时，２００９年与１９８５年相比， 第三产业增加了８９７．８８万人的就业，增长率为７４．３％，是三次 产业近几年中增长率最高的。为广大就业人员提供了机会。因 此，要大力对第三产业的投入，促进第三产业的快速发展。 （２）优化第二产业的内部结构 第二产业的快速发展在浙江省产业结构转型升级中起到了 非常重要的作用，促进了产业结构转型的合理升级。同时，我 们应该看到目前浙江省的第二产业中各产业的发展还是很不平 衡的，要着重解决各产业之间均衡发展问题，突出重点，对不同 产业采取不同的及措施。引导外商投资于资本技术密集型和 资本产出效率比较高的行业，通过吸引外商投资改造和提升传统 产业部门的技术水平和产品质量。大力支持新能源、新技术产 业的投资，减少对环境的污染，造福子孙后代。 （３）大力引入高新技术产业 要允许外商风险资金积极参与创业创新型企业的投资，促 进高新技术产业的快速发展。浙江省经济结构调整及产业结果 转型升级的关键是，大力促进高新技术产业的发展。加快高新 技术产业的发展也是经济全球化趋势的必然，是提高国际竞争 力的必然选择。因此，我们在利用吸收外商直接投资方面，要 积极创造良好条件，进一步改善投融资环境，对一些外商投资 高新技术产业项目继续给予优惠，要加强知识产权的保 护，大力做好高新技术的引进、吸收及创新工作。 【参考文献】 ［１郭克莎．外国直接投资对中国产业结构的影响研究１］［ＪＪ．管理世界， ２０００（２）：３４－４５（６３）． ［２］江小涓．中国的外资经济对增长、结构升级和竞争力的贡献［Ｊ】．中国 社会科学，２００２ｆ６）：４—１４． 【３】杜思霖，ＦＤＩ对山东出口影响的实证研究【Ｄ】青岛大学，２００７． ［４］沈克华．外商直接投资与我国出口总量及结构、基础设施投入的相关 关系分析叨．国际贸易问题，２００３（７）：３８－４２． ［５］刘宇．外商直接投资对我国产业结构影响的实证分析——基于面板 数据模型的研究啪．南开经济研究，２００７（１）：１２５～１３４． （责任编辑：ＷＤ）
