FDI 流动对我国经济空间重构的影响

韩明丹，朱金生，熊 蓓

(武汉理工大学 经济学院，湖北 武汉430070)

在当前世界经济周期剧烈波动下，国际资本流动进一步加快，由于FDI 属于国际资本的主要表现形式之一，其快速流动使得我国利用FDI 进入新的发展阶段。同时，由于FDI 是影响各国区域、产业、城乡结构变动的重要外部因素，其在我国产业和空间上的扩张伸缩、流入流出，必然在一定程度上推动我国经济空间重构。

国内外学者对于FDI 与产业结构的关系分别从不同的视角作了一些积极的探索。HUNYA［1］对罗马尼亚外商直接投资的研究结果显示，该国的外商直接投资主要集中于技术含量低的劳动密集型产业，强化了其传统优势产业，但并未改变该国的贸易结构。江小涓［2］通过调研发现，许多外资企业在华投资都给中国带来了先进的技术，而这些技术大多都是为了开拓中国市场或充分利用中国的配套设施及人才、科研能力等专门研发的，具有较强的目的性和适应性，因此外资能对东道国经济起到促使技术进步、改善资产质量、提升产业结构等作用。夏京文［3］认为外商倾向于投资回收期短、利润率高的工业产业，这在一定程度上阻碍了我国产业结构的升级。JIMMY 等［4］在对中国30 个省市自治区的相关数据分析研究后认为，FDI 对中国东部沿海地区的经济发展作用较为突出，对中西部地区的作用并不明显，整体来说，外商直接投资对中国经济发展具有积极的正效应，但扩大了中国区域间的经济差距。

笔者从产业的视角，将空间经济学概念引入到产业经济学领域，衍生出产业空间经济学这门新的经济学科分析框架［5－6］，主要从产业经济结构和产业就业结构两大方面，通过运用协整分析、格兰杰因果检验及分布滞后模型实证研究FDI 流动对我国经济空间重构的具体影响。

1 FDI 流动对产业经济结构的影响

1.1 数据及变量选择

笔者以三大产业吸收的FDI 为解释变量，选取三大产业的GDP 作为被解释变量衡量产业经济结构［7－8］。其中变量GDPN 和FDIN 分别表示第N 产业的GDP 及FDI，N=1，2，3。为避免币制波动对研究结果的影响，文中FDI 值以当年汇率换算为人民币计价，单位均为亿元。为了消除异方差，笔者对二者数据进行了对数化处理。由于1997 年以前，统计的是分行业对外签订外商直接投资协议额，从1997 年开始统计口径改成分行业外商实际直接投资额，为保证统计数据口径的一致，以及根据数据的可得性，该部分的样本期为1997—2010 年，数据均为历年《中国统计年鉴》相关数据计算所得。

1.2 单位根检验及协整检验

首先对ln GDP1、ln GDP2、ln GDP3、ln FDI1、ln FDI2、ln FDI3 6 个变量进行平稳性检验，选择ADF 单位根检验，最大滞后期根据样本数量确定为2，具体检验结果如表1 所示。表1 中检验结果表明所有变量的水平值均存在单位根，而一阶差分值都拒绝存在单位根的原假设，因此所有变量都是一阶单整的，可以对其进行协整分析。

表1 FDI 流动对产业经济结构影响的实证数据平稳性检验结果

然后分别建立ln GDP1 与ln FDI1、ln GDP2与ln FDI2、ln GDP3 与ln FDI3 的协整方程，经过多次拟合得到协整方程式(1)～式(3)。可以看到3 个方程拟合程度均非常好，设其残差分别为e1、e2、e3，用ADF 单位根检验对回归残差分别进行平稳性检验，检验结果如表2 所示。表2 的结果显示，残差序列e1、e2、e3都拒绝存在单位根的原假设，都是平稳序列，因此ln GDP1 与ln FDI1、ln GDP2 与ln FDI2、ln GDP3 与ln FDI3 是协整的，它们之间具有长期稳定的均衡关系。

表2 残差序列的平稳性检验结果

1.3 Granger 因果检验

运用Granger 因果检验来验证三大产业的FDI 与相应GDP 之间是否存在因果关系，结果如表3 所示。表3 中三大产业FDI 与GDP 的Granger 因果检验结果说明，第一、第三产业的FDI 对其经济结构存在单向的Granger 因果关系，FDI 作为其经济结构变动的Granger 原因对产业GDP 的变动存在直接的滞后影响;而第二产业的FDI 与其GDP 之间不存在Granger 因果关系，说明第二产业外资的进入对提高其GDP 的影响已经并不显著，而第一、第三产业仍存在通过引进外资来提高产值的机会。

表3 三大产业FDI 与GDP 的Granger 因果检验结果(滞后阶数为2)

1.4 分布滞后模型

为了进一步考查三大产业FDI 对其经济结构的影响程度和趋势，借助Almon 多项式法分别构建分布滞后模型，模型方程如下:

式中:N 为第N 产业，N =1，2，3;u 为随机误差项。结合拟合优度最大，AIC 和SC 准则最小的标准，参考各参数的显著性，还要考虑到损失较少的自由度，综合上述条件，经过反复模拟，确定模型的约束条件如表4 所示。

表4 三次产业经济结构分布滞后模型估计的约束条件

在该约束条件下，利用1997—2010 年三次产业FDI 和GDP 的数据，借助Eciews 6.0 软件对式(4)分别进行普通最小二乘估计，得到三大产业FDI 对其经济结构影响的回归方程如下:

从上述方程的各项判定指标可以看出，总体来说，以上3 个方程的拟合程度非常理想，方程总体的线性关系显著成立，解释变量对被解释变量的解释程度较高。具体而言，对于第一产业来说，当期的FDI 和滞后一期的FDI 及GDP 对当年的经济结构影响较大，且前1 年的FDI 对当年的产业经济结构具有负效应;对于第二产业来说，前1年的GDP 和前3 年的FDI 对其经济结构有显著的正效应，而当期的FDI 对GDP 的影响并不显著，这说明第二产业的FDI 对其经济结构有显著的滞后效应;对于第三产业来说，前1 年的GDP及近期的FDI 对其经济结构都有显著影响，但其影响有正有负。

2 对产业就业结构的影响

2.1 数据及变量选择

笔者在考查FDI 对产业就业结构影响时，选取三次产业FDI 为解释变量，三次产业就业人数为被解释变量，分别用FDIN 和EMPN 来表示，N=1，2，3。数据处理方法及数据来源同1.1。

2.2 单位根检验及协整检验

对该部分变量进行平稳性检验的结果如表5所示，检验结果显示，ln EMP1、ln EMP2、ln EMP3、ln FDI1、ln FDI2、ln FDI3 的一阶差分变量的ADF统计值均小于麦金农临界值，因此拒绝了存在单位根的原假设，所有变量都是一阶单整的，那么ln EMP1和ln FDI1、ln EMP2 和ln FDI2、ln EMP3和ln FDI3 都是同阶单整的，可以对其进行协整分析。

表5 FDI 流动对产业就业结构影响的实证数据平稳性检验结果

协整检验方法与上述相同，通过拟合得到协整方程式(8)～式(10)，设其残差分别为ε1、ε2、ε3，用ADF 法对残差序列ε1、ε2、ε3进行平稳性检验，检验结果如表6 所示，检验结果说明残差序列ε1、ε2、ε3都拒绝存在单位根的原假设，都是平稳序列，因此，ln EMP1 与ln FDI1、ln EMP2 与ln FDI2、ln EMP3 与ln FDI3 存在协整关系。

表6 残差序列的平稳性检验结果

2.3 Granger 因果检验

为了进一步分析FDI 对我国产业就业结构的影响，笔者对三大产业的FDI 与其就业人数进行Granger 因果检验，结果如表7 所示。Granger 因果检验结果显示，第一、二产业的FDI 与其就业存在单向的Granger 因果关系，第一、二产业FDI 流入量的变化是造成其就业人数变动的Granger 原因;第三产业的FDI 与其就业人数之间存在双向的Granger 因果关系。这就说明第一、第二产业可以通过引导外资的流向来改善其就业结构，第三产业不仅可以通过引导外资流向改善其就业结构，还可以通过调控就业人数来增加FDI 的比例。

表7 三大产业FDI 与就业人数的Granger 因果检验结果(滞后阶数为2)

2.4 分布滞后模型

由于三大产业FDI 对其就业结构的影响具有滞后性，为了验证三大产业FDI 对其就业结构的具体影响程度和趋势，分别对三大产业的FDI 和就业人数构建分布滞后模型如下:

式中:N 为第N 产业，N =1，2，3;u 为随机误差项。结合拟合优度最大，AIC 和SC 准则最小的标准，参考各参数的显著性，还要考虑到损失较少的自由度，综合上述条件，经过反复模拟，确定模型的约束条件如表8 所示。

表8 三大产业就业结构分布滞后模型估计的约束条件

在表8 的约束条件下，利用相关数据，借助Eciews 6.0 软件对式(11)分别进行OLS 估计，得到三大产业FDI 对其就业结构影响的回归方程如下:

上述3 个方程总体来说，拟合程度非常理想。具体来说，近期FDI 会对第一产业就业结构产生负面影响;对于第二产业来说，FDI 对就业结构的影响存在一定的滞后效应，滞后期为3 年，并且这种滞后效应带来的是正面影响;第三产业的FDI对其就业结构存在不太显著的负面影响。

3 结论及政策建议

通过实证分析得到如下结论:

(1)FDI 对我国第二产业经济结构和就业结构的促进作用最为显著。第二产业FDI 与GDP 及就业的估计系数均为正，且在一定的滞后期内系数均为正，这说明第二产业FDI 的流入在一段较长的时期内有助于提高其产业GDP 和就业人数。

(2)FDI 有利于促进我国产业结构升级及实现就业人口非农化［9］。FDI 对第一产业就业的负向推动和对第二产业就业的正向促进，以及对第一、第二产业GDP 变动的滞后影响，不仅促进了我国劳动力素质的整体提升，还直接带动了我国工业技术水平的提高，这是产业结构升级最突出的两点表现。由于FDI 与第二产业就业的估计系数为正，与第一产业就业估计系数为负，表明FDI 有利于促进第二产业就业人口增加及减少第一产业就业，即FDI 有利于实现就业人口非农化。

(3)FDI 对第三产业经济结构的影响较为显著，对其就业结构的影响不足，不利于我国农村剩余劳动力的转移及产业结构的进一步优化［10］。第三产业FDI 与GDP 在一段较长的时间内都存在正效应，但这主要是因为近年来房地产业的快速发展及其较高的利润，吸引越来越多的外商投资，拉动了第三产业的经济增长。然而外资过多地流向商业、房地产、金融保险业等利润较高的行业，流向交通运输、地质勘探和科教文卫部门等公共部门的则很少，这样并不利于我国产业结构的进一步优化［11］。此外，世界各国第三产业相对国民收入的时间序列表现出的下降趋势，以及劳动力相对比例的上升，表明第三产业具有很强的劳动力吸纳能力。

针对上述结论，笔者提出如下几点政策建议:

(1)FDI 在我国的行业分布上具有非常明显的非农偏向，FDI 对农业尤其是种植业的投资极度缺乏，大量资本流入到了工业尤其是制造业和房地产业，这种投资偏好与我国国内资本的流向一致，也是造成我国产业结构失衡，农业基础地位进一步削弱的原因之一。因此，必须加大对外商直接投资行业引导的力度和布局，引导外资更多地流向第一产业和一些薄弱的第三产业部门［12］。

(2)继续发挥FDI 对我国产业结构提升的作用，挖掘FDI 对经济结构转型的潜能。注重引资政策向第三产业倾斜，提高FDI 在第三产业特别是高端服务业中的比例。完善第三产业吸引外资的软环境和硬环境建设，引导和鼓励FDI 进入金融、保险、咨询和法律等行业，提高第三产业的国际竞争力和就业吸纳能力。

［1］ HUNYA B.Regional determinants of foreign direct investment in mainland［J］. Journal of Economic Studies，2002(23):147－159.

［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，2002(6):4－14.

［3］ 夏京文.FDI、就业结构及产业结构变迁［J］.世界经济研究，2006(7):51－57.

［4］ JIMMY R，JAN P V，LI G Z.Foreign direct investment in China:a spatial econometric study［J］. The World Economy，2007(23):1－23.

［5］ 阿尔弗雷德·韦伯.工业区位论［M］. 李刚剑，陈志人，张英保，等，译.北京:商务印书馆，1997:48－274.

［6］ 安虎森.空间经济学教程［M］.北京:经济科学出版社，2006:28－135.

［7］ Alexander Roger and Ashok Parikh. Exports，inward foreign direct investment (FDI)and regional economic growth in China［J］. Regional Studies，2005(3):187－196.

［8］ 李善民，钟良，于君威. FDI 对东道国产业结构和产业组织的影响研究综述［J］. 湖南社会科学，2005(2):85－90.

［9］ 贺敬芝，孙云. FDI 对中国区域经济发展影响的反思［J］.世界经济研究，2005(11):16－20.

［10］约翰·冯·杜能.孤立国同农业和国民经济的关系［M］.吴衡康，译.北京:商务印书馆，1986:168－262.

［11］陈明森.外资流入陷阱产业效应与政府引资行为扭曲［J］.东南学术，2003(5):79－88.

［12］ BRECKMAN P R. Geography and trade［M］. Cambridge:IT Press，1991:25－35.