陳阿麗,王金萍,王 浩,鄧?？?/p>

1.宿州學(xué)院管理學(xué)院，安徽宿州，234000；2.宿州工業(yè)學(xué)校，安徽宿州，234000

1 問題提出與相關(guān)研究

隨著信息技術(shù)革命和全球經(jīng)濟(jì)一體化的推近，世界各國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和外商直接投資(foreign direct investment,FDI)發(fā)展迅速，F(xiàn)DI成為推動(dòng)各國拓展海外市場(chǎng)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要方式。中國依托豐富的能源資源環(huán)境、廉價(jià)的勞動(dòng)力要素[1]、良好的經(jīng)濟(jì)政策，積極參與世界經(jīng)濟(jì)分工合作，成為推動(dòng)全球經(jīng)濟(jì)深度調(diào)整的重要一環(huán)。2000—2017年，中國實(shí)際使用外商投資額由679.940 5億美元上升至2 188.368億美元(源于中國商務(wù)部網(wǎng)站《對(duì)外投資公告(2018年)》)，成為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要外部動(dòng)力，在一定程度上也推動(dòng)了我國產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升。但是，F(xiàn)DI在帶動(dòng)我國國民經(jīng)濟(jì)總量增長的同時(shí)，這種依托國外資本和國內(nèi)資源環(huán)境等要素投入來刺激經(jīng)濟(jì)增長的高能耗、高污染、高成本、低質(zhì)量、低效益的經(jīng)濟(jì)增長方式并未真正實(shí)現(xiàn)我國引資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。同時(shí)加速了我國能源資源的消耗和生態(tài)環(huán)境的污染，違背綠色發(fā)展理念，不利于生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)和修復(fù)。2019年3月15日，第十三屆全國人大二次會(huì)議表決通過了《中華人民共和國外商投資法》，自2020年1月1日起施行。該法案目的在于建立完善的外商投資環(huán)境，提升FDI對(duì)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)改革開放，激發(fā)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活力，和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)在功能，也充分體現(xiàn)國家對(duì)于外商直接投資的重視。 因此，在經(jīng)濟(jì)面臨新的下行壓力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域化特征不斷凸顯的時(shí)代背景下，如何提升FDI質(zhì)量，以充分發(fā)揮FDI質(zhì)量對(duì)加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)式升級(jí)的促進(jìn)作用成為當(dāng)代研究中一個(gè)非常重要的議題。

FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用已在很多研究中得到證實(shí)，Markusen認(rèn)為，由于關(guān)聯(lián)效應(yīng)的存在，跨國公司對(duì)發(fā)展中國家進(jìn)行直接投資有利于東道國的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)[2]。Altomonte 等通過對(duì)波蘭的外商直接投資進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)來自于西歐等發(fā)達(dá)國家的FDI增加了波蘭現(xiàn)代化生產(chǎn)部門的規(guī)模，進(jìn)而優(yōu)化了整個(gè)國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[3]。Akbar 等以匈牙利銀行為研究對(duì)象，分析了外資企轉(zhuǎn)軌國家企業(yè)的技術(shù)升級(jí)和社會(huì)福利的改善，表明高質(zhì)量FDI的質(zhì)量對(duì)東道國的經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有顯著影響[4]。趙晉平通過分析我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的作用機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI可以通過提升東道國的勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)水平來促進(jìn)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)[5]。姚君探討了FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用機(jī)制，認(rèn)為FDI對(duì)加速傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)有突出作用[6]。宋京研究發(fā)現(xiàn)，基于對(duì)外貿(mào)易效益的影響，來自歐美等發(fā)達(dá)國家的FDI能夠促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)[7]。上述關(guān)于FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究主要著眼于FDI的數(shù)量方面，較少關(guān)注FDI質(zhì)量問題。因此，本文將從兩個(gè)方面進(jìn)行討論：一方面，對(duì)FDI質(zhì)量和我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的關(guān)系進(jìn)行理論分析，另一方面，試圖構(gòu)建FDI引進(jìn)質(zhì)量和FDI利用質(zhì)量的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)和計(jì)量模型。

2 變量設(shè)置與模型建立、數(shù)據(jù)來源及說明

2.1 變量設(shè)置與模型設(shè)定

參考FDI質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[8]進(jìn)行如下變量設(shè)置：

(1)被解釋變量：模型的被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)程度H，借鑒張振華、韓永輝、陳亞紅等采用高度化指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)程度的衡量指標(biāo)，以顯著反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效率和競(jìng)爭(zhēng)力。[9-10]因此，文章使用表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的高度化指數(shù)進(jìn)行分析。其計(jì)算公式如下：

其中：Ht表示第t年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的高度化指數(shù)，At、Bt、Ct表示第t年第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的各自的產(chǎn)值占比，Ht越高，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。

(2)解釋變量：模型的解釋變量為FDI質(zhì)量，分為FDI引進(jìn)質(zhì)量和FDI利用質(zhì)量兩部分。FDI引進(jìn)質(zhì)量反映其自身的特征，衡量FDI質(zhì)量對(duì)東道國的潛在收益，是提高FDI利用質(zhì)量的基礎(chǔ)條件。FDI利用質(zhì)量是東道國實(shí)際利用FDI的現(xiàn)實(shí)收益，衡量FDI質(zhì)量將FDI轉(zhuǎn)化為本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)總量增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的依據(jù)。因此，可構(gòu)建如下FDI引進(jìn)質(zhì)量和FDI利用質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

從FDI的實(shí)際規(guī)模、來源結(jié)構(gòu)、盈利水平、管理水平、技術(shù)水平五個(gè)方面建立表征FDI引進(jìn)質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。其中，F(xiàn)DI的來源結(jié)構(gòu)分為歐美國家投資、亞洲國家投資和港澳臺(tái)投資。由于歐美等發(fā)達(dá)國家投資者在FDI規(guī)模、技術(shù)水平和投資期限上都更具優(yōu)勢(shì)(即歐美國家對(duì)華投資金額越高，F(xiàn)DI來源結(jié)構(gòu)越優(yōu)化)；而來自日本、韓國、新加坡等亞洲國家和港澳臺(tái)地區(qū)的外資投資主體以中小企業(yè)為主，項(xiàng)目投資規(guī)模和技術(shù)水平均偏低，本文在此忽略不計(jì)。

從FDI的資本效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)、稅收效應(yīng)三個(gè)方面建立表征FDI利用質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

上述指標(biāo)均從某一特征要素出發(fā)反映了FDI引進(jìn)質(zhì)量和FDI利用質(zhì)量的內(nèi)在性質(zhì)，為全面分析FDI質(zhì)量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制。采用主成分因子分析法測(cè)算各個(gè)指標(biāo)的綜合因子得分，合并FDI引進(jìn)質(zhì)量和FDI利用質(zhì)量，分析FDI質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的作用機(jī)制。

為考察FDI質(zhì)量和對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響，，建立了如下計(jì)量模型：

Ht=β0+β1FDIIt+β2FDIUt+ut

其中，t代表第t年數(shù)據(jù)；H為表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的高度化指數(shù)；FDII為FDI引進(jìn)質(zhì)量，F(xiàn)DIU為FDI利用質(zhì)量；u為誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布。

2.2 數(shù)據(jù)來源及說明

考慮原始數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了2000—2017年中國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作為分析依據(jù)。數(shù)據(jù)來源于各期《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及統(tǒng)計(jì)公告。

3 實(shí)證分析

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

1.變量單位根檢驗(yàn)本文使用的變量為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免出現(xiàn)偽回歸情況影響實(shí)證分析結(jié)果，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。使用Eviews8.0軟件，采用ADF方法檢驗(yàn)變量是否具有單位根。檢驗(yàn)結(jié)果見表1所示。

表1 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：I、T、L分別表示截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)，D表示一階差分，**、***分別表示在5%、1%的水平上顯著。

從ADF檢驗(yàn)結(jié)果來看，變量均是一階單整，因此，需要建立VAR模型，確定滯后階數(shù)，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)確定變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，如表2所示，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。利用VAR根進(jìn)行變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)，如圖1所示，所有的單位根均落在單位圓內(nèi)，所建立的VAR模型穩(wěn)定且整體擬合度較高，說明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平與FDI引進(jìn)質(zhì)量、FDI利用質(zhì)量存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 VAR滯后階數(shù)選擇

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

(1)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)測(cè)算得到變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，見表3所示，三個(gè)變量均通過5%的顯著水平檢驗(yàn)，表明三個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

方程數(shù)特征值統(tǒng)計(jì)量值5%臨界值P值00.857 19043.095 7829.797 070.000 910.501 11517.955 9715.494 710.039 120.050 5464.829 8973.841 4660.023 6

3.2 變量OLS回歸結(jié)果分析

在檢驗(yàn)變量具有協(xié)整關(guān)系后，考慮變量均為一階單整，采用三個(gè)變量的一階差分值，對(duì)變量進(jìn)行OLS估計(jì)，回歸結(jié)果見表4：F值較高，模型整體擬合程度較好，F(xiàn)DI引進(jìn)質(zhì)量與FDI利用質(zhì)量的提升均對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)程度有顯著的正向影響，變量均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)。在其他變量不變的情況下，我國FDI引進(jìn)質(zhì)量增加1單位，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)程度增加10.58%，而當(dāng)我國FDI利用質(zhì)量增加1單位，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)程度增加39.01%。FDI利用質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)程度作用效果更顯著。

表4 變量OLS回歸結(jié)果

解釋變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計(jì)量P值FDII0.105 786???0.362 2062.797 5520.013 5FDIU0.390 062???0.344 6075.252 8390.000 1常數(shù)項(xiàng)9.887 877???0.124 14079.651 080.000 0R20.938 910 F115.269 1

注：***表示在1%的水平上顯著。

4 結(jié) 論

本文利用我國2000—2017年面板數(shù)據(jù)，在使用因子分析法構(gòu)建FDI質(zhì)量指標(biāo)的基礎(chǔ)之上，使用OLS計(jì)量方法，實(shí)證考察了FDI質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的作用機(jī)制。主要的研究發(fā)現(xiàn)有：

從整體的研究結(jié)果來看，F(xiàn)DI質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)程度存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有顯著正影響，隨著FDI質(zhì)量的不斷提升，外資質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的溢出效應(yīng)會(huì)愈發(fā)明顯。從FDI質(zhì)量分析來看，相對(duì)于FDI引進(jìn)質(zhì)量，F(xiàn)DI利用質(zhì)量對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)程度的作用效果更明顯?；谫Y本效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)和稅收效應(yīng)的FDI利用質(zhì)量對(duì)加快我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量和效益的持續(xù)提升有顯著影響。說明進(jìn)一步提升FDI在我國境內(nèi)的利用效率，增強(qiáng)其對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用機(jī)制是我國加快與國家經(jīng)濟(jì)接軌，進(jìn)一步拓展開放領(lǐng)域、優(yōu)化開放布局的關(guān)鍵。在當(dāng)前我國應(yīng)對(duì)全球經(jīng)濟(jì)下行壓力，優(yōu)化內(nèi)部經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，提升市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活力，保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行有重要的啟示意義。因此，我國應(yīng)該制定針對(duì)性政策著重解決外資的合理引進(jìn)和高效利用問題，比如優(yōu)化外商投資環(huán)境，挖掘各國企業(yè)的在華投資機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)提升FDI引進(jìn)質(zhì)量、利用質(zhì)量與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的雙重目標(biāo)。