【FDI對S省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響實(shí)證探析12000字（論文）】

FDI對S省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響實(shí)證分析摘要：21世紀(jì)以來，隨著我國三大產(chǎn)業(yè)的不斷升級，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐持續(xù)加快,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與升級已經(jīng)成為了一種提升國家綜合競爭力的重要方式,而吸納利用FDI正是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的一個重要手段。江蘇省是中國經(jīng)濟(jì)最強(qiáng)的省份之一，且接觸外貿(mào)較早,接納FDI的能力較強(qiáng),同時處于工業(yè)化后期,且一直持續(xù)不斷地調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),故研究FDI對于江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響有著非常重要的意義。本文首先從江蘇地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大背景出發(fā),闡述了研究FDI對江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的意義。之后對江蘇省三大行業(yè)整體狀況做了針對性分析。其次分析了江蘇利用FDI的現(xiàn)狀,包括江蘇FDI的引進(jìn)規(guī)模、引進(jìn)國別及FDI在產(chǎn)業(yè)中的分布。最后,就江蘇實(shí)際利用FDI的情況著手，針對FDI對江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的狀況進(jìn)行了實(shí)證分析,其中采用時間序列模型,驗(yàn)證FDI對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要性。根據(jù)綜合分析,為江蘇省合理利用FDI,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化,提供了意見與對策。關(guān)鍵詞：外商直接投資，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，影響分析，結(jié)論建議目錄引言 頁共22頁一、文獻(xiàn)綜述（一）國外研究國外已有許多學(xué)者對于FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了深入的研究。1、Sinani和Meyer(2004)基于愛沙尼亞，利用面板數(shù)據(jù)分析指出，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)取決于外國直接投資流入國和接受國本土企業(yè)的特征，溢出效應(yīng)隨所采用的衡量標(biāo)準(zhǔn)而變化，并受接收國企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易取向的影響。2、DilekTemiz和AvtacGokmen（2014）認(rèn)為盡管外商投資在東道國進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)移，帶來了高新技術(shù)能力，但沒有在環(huán)境保護(hù)方面讓東道國受益，也并不能提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)質(zhì)量。3、Bwalya(2006)基于贊比亞企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)分析得出，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率的溢出作用不明顯。產(chǎn)業(yè)間的知識溢出作用主要是通過產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)來實(shí)現(xiàn)的，F(xiàn)DI的影響取決于產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)效應(yīng)之間的相互作用。（二）國內(nèi)研究國內(nèi)有關(guān)FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的研究主要側(cè)重于針對性的實(shí)證研究。1、劉宇(2007)選取1984—2003年的數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板模型，并且進(jìn)行回歸和Chow突變檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)：外商對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重較低，投資重點(diǎn)依舊是第二產(chǎn)業(yè)，同時FDI對三次產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值提高都存在同樣的影響。2、朱磊（2009）選取江浙滬三地19998-2007的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型并且進(jìn)行回歸，得出結(jié)論：三個省市的FDI對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響存在著明顯的差異，進(jìn)入上海的FDI更多的以合資形式進(jìn)入，且主要進(jìn)入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，并且上海的FDI能夠發(fā)揮最大的技術(shù)溢出效應(yīng)；江蘇由于招商引資政策不合理，且進(jìn)入江蘇的FDI技術(shù)含量相對較低，導(dǎo)致江蘇雖然吸收FDI最多但技術(shù)溢出效應(yīng)不如上海；浙江吸收FDI最少，且當(dāng)?shù)孛駹I經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，大多數(shù)FDI進(jìn)入產(chǎn)業(yè)鏈的低端，因而FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)最小，對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響最小。3、方燕和高靜(2010)采用1999—2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù)為主要依托，利用Granger因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等多種計量分析工具進(jìn)行分析，得出結(jié)論：外商投資對國民經(jīng)濟(jì)的拉動不明顯。FDI的結(jié)構(gòu)性差異增加了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的偏差，因此FDI的合理配置有助于我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，4、史星際和崔佳佳(2011)采用中部六省1987—2004年的數(shù)據(jù)，使用面板數(shù)據(jù)模型，進(jìn)行回歸分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出結(jié)論，F(xiàn)DI在中部六省流向不平衡的現(xiàn)象較為突出。在三次產(chǎn)業(yè)間的分布極其不合理，這在一定程度上加重了三次產(chǎn)業(yè)升級的偏差。5、聶愛云和陸長平(2012)采用1985—2004年省際面板數(shù)據(jù)，并且應(yīng)用雙向固定效應(yīng)分析法，得出結(jié)論，F(xiàn)DI增加有利于提高第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，降低第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)應(yīng)該呈現(xiàn)倒U型。。6、曹亞軍（2014）選取1997年-2012年的數(shù)據(jù)，采用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等計量分析方法，得出結(jié)論：服務(wù)業(yè)對未來我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的快速增長具有不均等的貢獻(xiàn)，服務(wù)業(yè)FDI對我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化具有促進(jìn)作用；服務(wù)業(yè)對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的短期拉動效應(yīng)比較明顯。7、劉桂香（2015）選取1983年-2013年的數(shù)據(jù)，分別針對三次產(chǎn)業(yè)建立模型并進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)FDI對制造業(yè)影響最大，其次是服務(wù)業(yè)。由于固定資產(chǎn)機(jī)器設(shè)備等因素，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)的影響存在滯后性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必須有“二三一”向“三二一”轉(zhuǎn)變。8、鄭琳（2015）選取1998年-2013年的數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板數(shù)據(jù)模型、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計量分析方法，得出結(jié)論：江蘇省FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間不存在一個長期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但短期影響仍然是存在的。江蘇省FDI的進(jìn)入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在積極影響。9、陳亞蘭（2017）采用1998年-2015年蘇皖兩地的數(shù)據(jù)，應(yīng)用VAR模型和脈沖響應(yīng)分析，得出結(jié)論：FDI不僅促進(jìn)產(chǎn)值增加，還促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不同，外資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也存在差異。10、開元（2020）選取2001-2018年30多個省市地區(qū)的數(shù)據(jù)，應(yīng)用固定效應(yīng)、空間杜賓等模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)與分析，得出結(jié)論：FDI在不同地區(qū)存在空間正相關(guān)性。FDI的引進(jìn)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在正向影響作用。科技創(chuàng)新研發(fā)投入越多，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。11、楊安（2013）選取1990年-2011年的數(shù)據(jù)，采用VAR模型、脈沖響應(yīng)分析等研究方式，分析得出：各產(chǎn)業(yè)的FDI對本產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯差異，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響具有一定滯后性，外商直接投資可以有效地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。12、賈國新（2020）選取1995年-2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過創(chuàng)建兩個計量模型并且進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)：外資增加時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的指標(biāo)也會增加，這表明FDI會促使陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加高級；不同產(chǎn)業(yè)的FDI增加時，第一產(chǎn)業(yè)增加值最小，第二產(chǎn)業(yè)最大。表明FDI可以使陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理。13、陸犇（2015）選取1991年-2014年的數(shù)據(jù)，設(shè)定無限分布滯后模型，并將其轉(zhuǎn)換為庫伊克公式，得出結(jié)論：FDI的快速增加會使江蘇第一和第三產(chǎn)業(yè)的占比提升，從而使得第二產(chǎn)業(yè)的占比下降。江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)占比不但當(dāng)年受FDI影響，并且之后FDI對其各個滯后期也有影響。FDI的成功引入使得江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二三一”模式逐步向“三二一”模式進(jìn)行轉(zhuǎn)換，這也推動了江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。由此可見，通過大量引入FDI可提高第一、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重，進(jìn)而達(dá)到優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的目的?？傊瑖鈱＜遗c學(xué)者多集中在對于東道國對吸收和利用FDI所帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，因?yàn)檫@種技術(shù)外溢可以提升東道國整體行業(yè)的科技水平，進(jìn)而推動和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化。國內(nèi)專家與學(xué)者的研究多運(yùn)用各種計量分析方法，例如VAR模型等，選取國家或區(qū)域的一段期間進(jìn)行分析，這種分析多是針對FDI對三次產(chǎn)業(yè)不同影響會如何促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級。二、江蘇省三大產(chǎn)業(yè)整體狀況1990年以來，社會主義經(jīng)濟(jì)進(jìn)步迅速，經(jīng)濟(jì)的快速增長與不斷發(fā)展使得產(chǎn)業(yè)布局發(fā)生巨大的改變，江蘇省作為我國經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的省份之一，可以清楚地看出其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正在逐漸呈現(xiàn)出很大的改變，本部分將通過江蘇省2000-2019年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值與三次產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變。由圖1可以清楚地看到，江蘇省的生產(chǎn)總值和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值一直都在不同程度上保持著增長的趨勢。從產(chǎn)值上來說，在2015年之前，第二產(chǎn)業(yè)仍然在江蘇省起著不可替代的重要主導(dǎo)地位，對江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用最大，是江蘇省的第一大產(chǎn)業(yè)。但是第三產(chǎn)業(yè)也不斷以較快速度進(jìn)步，在2015年，第三產(chǎn)業(yè)反超第二產(chǎn)業(yè)，成為了江蘇省的第一大產(chǎn)業(yè)。自2000年-2019年，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值一直都保持著比較平穩(wěn)的狀態(tài)。在2000年，三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之間差距還不是很明顯。但是到了2019年，江蘇省第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值是第一產(chǎn)業(yè)的十一倍，第二產(chǎn)業(yè)也達(dá)到了第一產(chǎn)業(yè)的十倍，第一產(chǎn)業(yè)對江蘇省發(fā)展態(tài)勢的貢獻(xiàn)越來越弱，第三產(chǎn)業(yè)對于江蘇省經(jīng)濟(jì)增加的推動將會逐漸增大。接下來本部分將以江蘇省2000-2019年各產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比重數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以便更好的了解江蘇三次產(chǎn)業(yè)的具體狀況。由圖2看出，江蘇省的產(chǎn)業(yè)布局不斷地得到優(yōu)化和調(diào)整，第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值所占的江蘇省GDP比重正在逐步減少，由2000年總產(chǎn)值占江蘇省GDP比例的12%大幅減少至2019年的4.3%，顯然，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向出現(xiàn)了萎縮。隨著江蘇省推動工業(yè)化優(yōu)化升級的步伐加快，第二產(chǎn)業(yè)所占江蘇省GDP的比重在2005年達(dá)到最高的56.6%，但是隨著第三產(chǎn)業(yè)的崛起，第二產(chǎn)業(yè)比例開始逐步減少。在2015年，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)了反超，并且繼續(xù)保持穩(wěn)步增長，這說明第三產(chǎn)業(yè)仍然處于蓬勃發(fā)展的新時期，整體上，自2015年開始江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基本從“二、三、一”的傳統(tǒng)工業(yè)化發(fā)展階段向“三、二、一”的高經(jīng)濟(jì)效益綜合發(fā)展階段轉(zhuǎn)變。三、江蘇實(shí)際利用FDI現(xiàn)狀（一）江蘇FDI的引進(jìn)規(guī)模江蘇省由于位于我國的東北部與長江三角洲地區(qū)，地理位置優(yōu)越，是我國目前綜合發(fā)展水平最高的省份之一，有著良好經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和發(fā)展?jié)摿?，在吸收和利用FDI的能力上具備著得天獨(dú)厚的條件。2000年至今，江蘇省對外吸收和利用FDI整體始終保持著強(qiáng)勁的勢頭。但是近幾年，江蘇省在吸收和利用FDI的規(guī)模上較往年有明顯下降。由圖3可以看出，2000年-2019年江蘇省實(shí)際利用外資的水平，在2000年-2003年保持著上漲的趨勢，在2004年雖然有所下降，但2005年-2012年繼續(xù)上漲。但從2012年以后，由于江蘇地區(qū)受到多重因素的影響，江蘇地區(qū)吸收利用FDI的規(guī)模開始大幅度下降，尤其是2014年FDI比上年大幅度下降15.1%，但是從2015年-2019年，江蘇吸收利用FDI保持穩(wěn)步上漲的趨勢。（二）江蘇FDI的引進(jìn)國別從圖4來看，2019年江蘇省的投資主體依舊是亞洲，其次是歐洲與南美洲。從圖5看，亞洲FDI來源的前五名國家或地區(qū)依次是香港、韓國、新加坡、臺灣、日本，總計投資196.5億美元，占總投資比例為75.2%；香港名列榜首，其投資的150億美元占總投資的57.5%。（三）FDI在三次產(chǎn)業(yè)中的分布以2019年為例，2019年江蘇省FDI在三次產(chǎn)業(yè)中的分布情況如表1所示。由表1可以看出，江蘇省FDI在三次產(chǎn)業(yè)中的分布有以下特點(diǎn):首先，F(xiàn)DI涉及三大產(chǎn)業(yè)的各個行業(yè)，應(yīng)用范圍廣泛，種類多樣。從第一產(chǎn)業(yè)來看，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)對于FDI的吸收和利用規(guī)模較小，占比較低。第二產(chǎn)業(yè)上，全年累計達(dá)成的外資投入和合作建設(shè)項目中，制造業(yè)占了1056個，實(shí)際利用FDI總計1274385萬美元，占第二產(chǎn)業(yè)FDI總額的92.15%。這表明江蘇省制造業(yè)對于吸收利用FDI的能力比較強(qiáng)勁，并且占據(jù)著主導(dǎo)地位。在第三產(chǎn)業(yè)方面，全年累計達(dá)成的外資合作建設(shè)項目共2171個，占全年總建設(shè)項目的63.67%，實(shí)際利用外資額居三產(chǎn)業(yè)之首，主要是集中在房地產(chǎn)業(yè)。由表1我們可得，江蘇省吸收利用FDI主要集中在二、三產(chǎn)業(yè)，這主要是因?yàn)榻K省的制造業(yè)已經(jīng)具備良好的發(fā)展基礎(chǔ)和較高的科學(xué)技術(shù)水平，而近幾年江蘇省政府開始注重第三產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。由于農(nóng)業(yè)發(fā)展?jié)摿^小以及缺乏比較優(yōu)勢等原因，第一產(chǎn)業(yè)一直是影響全省經(jīng)濟(jì)增長的薄弱環(huán)節(jié)，導(dǎo)致其對于FDI的吸收和利用能力相對較低。這些都契合了當(dāng)前江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的狀況。表12019年江蘇省利用FDI情況產(chǎn)業(yè)行業(yè)項目數(shù)/個實(shí)際使用FDI/萬美元第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)、林、牧、漁業(yè)6214926第二產(chǎn)業(yè)采礦業(yè)550制造業(yè)10561274385電力、熱力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)5363421建筑業(yè)6844543第三產(chǎn)業(yè)交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)775154810信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)4156597批發(fā)和零售業(yè)461621住宿和餐飲業(yè)313105288金融業(yè)925925房地產(chǎn)業(yè)120353402租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)274219555科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)483271752水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)1212691居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)146919教育30321衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)91606文化、體育和娛樂業(yè)454013公共管理、社會保障和社會組織100四、FDI對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響分析（一）模型的選取和說明三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值變化都是直接反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要衡量指標(biāo)，本文通過對影響三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展變動的主要影響因素進(jìn)行分析，利用2000-2019年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立時間序列模型，估計分析FDI對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接影響。同時為了有效消除方程回歸的過程中可能出現(xiàn)異方差現(xiàn)象，所以對該方程的兩端進(jìn)行取對數(shù)，最后該模型設(shè)立為：ln其中，i分別代表第一、二、三產(chǎn)業(yè)，GDP代表三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，β為江蘇省FDI系數(shù)，u是隨機(jī)干擾項。由于本文目的是為了研究和分析FDI對江蘇省三次產(chǎn)業(yè)的影響，因此選擇實(shí)際利用FDI金額。（二）模型的設(shè)定與檢驗(yàn)1.第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資與GDP的關(guān)系平穩(wěn)性檢驗(yàn)為防止出現(xiàn)“偽回歸”問題，需保證序列的平穩(wěn)性，即對原變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷序列的平穩(wěn)性。如果序列為平穩(wěn)序列，則可以繼續(xù)建模；如果序列為非平穩(wěn)序列，則需要進(jìn)行差分處理或者采用協(xié)整等分析方法。單位根檢驗(yàn)結(jié)果Variablet-Statistic1%level5%level10%levelProb.*結(jié)論LNGDP1-1.362749-4.667883-3.733200-3.3103490.8316非平穩(wěn)?LNGDP1-3.278656-3.886751-3.052169-2.6665930.0327平穩(wěn)LNFDI1-0.282128-4.532598-3.673616-3.2773640.9847非平穩(wěn)?LNFDI1-3.129030-3.857386-3.040391-2.6605510.0423平穩(wěn)上表顯示，第一產(chǎn)業(yè)GDP（lnGDP1）的t統(tǒng)計量為-1.36，檢驗(yàn)P值為0.8316，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第一產(chǎn)業(yè)GDP原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnGDP1，此時t統(tǒng)計量為-3.28，檢驗(yàn)P值為0.0327，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第一產(chǎn)業(yè)GDP的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI1）的t統(tǒng)計量為-0.28，檢驗(yàn)P值為0.9847，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnFDI1，此時t統(tǒng)計量為-3.13，檢驗(yàn)P值為0.0423，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)當(dāng)分析的時間序列變量為非平穩(wěn)序列時，除了對原序列變量進(jìn)行差分處理外，還可以進(jìn)行協(xié)整分析，即檢驗(yàn)這幾個非平穩(wěn)變量的線性組合是否為平穩(wěn)序列，如果非平穩(wěn)序列的線性組合為平穩(wěn)變量，則認(rèn)為這些變量之間存在長期均衡關(guān)系。由前文知，各變量序列為I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*0.70398425.3526920.261840.0091Atmost10.2396634.6578949.1645460.3230第一產(chǎn)業(yè)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，首先檢驗(yàn)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，統(tǒng)計量為25.35，檢驗(yàn)P值為0.0091，小于0.1，拒絕了原假設(shè)；于是檢驗(yàn)“最多存在1個協(xié)整關(guān)系”，統(tǒng)計量為4.66，檢驗(yàn)P值為0.3230，大于0.1，接受了原假設(shè)，說明存在1個協(xié)整關(guān)系，即第一產(chǎn)業(yè)GDP和第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。回歸結(jié)果回歸結(jié)果表VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.LNFDI10.3644860.0749374.8639300.0001C4.0315040.7638695.2777430.0001R-squared0.567908F-statistic23.65782AdjustedR-squared0.543903Prob(F-statistic)0.000125根據(jù)回歸結(jié)果可得第一產(chǎn)業(yè)回歸方程式：lnt=（4.86）（5.28）結(jié)果顯示，模型R方為0.5679，調(diào)整R方為0.5439，說明模型具有一定的擬合優(yōu)度。F統(tǒng)計量為23.6578，P值為0.0001，說明模型整體十分顯著。第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI1）的回歸系數(shù)為0.3645，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0749，伴隨概率為0.0001，在1%的水平下顯著，說明第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資顯著促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)GDP，即第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資越多，第一產(chǎn)業(yè)GDP明顯越高，第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)GDP明顯增加0.3645%。2.第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資與GDP的關(guān)系平穩(wěn)性檢驗(yàn)為防止出現(xiàn)“偽回歸”問題，需保證序列的平穩(wěn)性，即對原變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷序列的平穩(wěn)性。如果序列為平穩(wěn)序列，則可以繼續(xù)建模；如果序列為非平穩(wěn)序列，則需要進(jìn)行差分處理或者采用協(xié)整等分析方法。單位根檢驗(yàn)結(jié)果Variablet-Statistic1%level5%level10%levelProb.*結(jié)論LNGDP20.059579-4.532598-3.673616-3.2773640.9939非平穩(wěn)?LNGDP2-4.264180-4.616209-3.710482-3.2977990.0188平穩(wěn)LNFDI2-1.884879-4.532598-3.673616-3.2773640.6227非平穩(wěn)?LNFDI2-3.499010-3.857386-3.040391-2.6605510.0205平穩(wěn)上表顯示，第二產(chǎn)業(yè)GDP（lnGDP2）的t統(tǒng)計量為0.06，檢驗(yàn)P值為0.9939，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第二產(chǎn)業(yè)GDP原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnGDP2，此時t統(tǒng)計量為-4.26，檢驗(yàn)P值為0.0188，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第二產(chǎn)業(yè)GDP的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI2）的t統(tǒng)計量為-1.88，檢驗(yàn)P值為0.6227，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnFDI2，此時t統(tǒng)計量為-3.50，檢驗(yàn)P值為0.0205，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)當(dāng)分析的時間序列變量為非平穩(wěn)序列時，除了對原序列變量進(jìn)行差分處理外，還可以進(jìn)行協(xié)整分析，即檢驗(yàn)這幾個非平穩(wěn)變量的線性組合是否為平穩(wěn)序列，如果非平穩(wěn)序列的線性組合為平穩(wěn)變量，則認(rèn)為這些變量之間存在長期均衡關(guān)系。由前文知，各變量序列為I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*0.59598022.5265920.261840.0240Atmost10.3421667.1196439.1645460.1202第二產(chǎn)業(yè)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，首先檢驗(yàn)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，統(tǒng)計量為22.53，檢驗(yàn)P值為0.0240，小于0.1，拒絕了原假設(shè)；于是檢驗(yàn)“最多存在1個協(xié)整關(guān)系”，統(tǒng)計量為7.12，檢驗(yàn)P值為0.1202，大于0.1，接受了原假設(shè)，說明存在1個協(xié)整關(guān)系，即第二產(chǎn)業(yè)GDP和第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?；貧w結(jié)果回歸結(jié)果表VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.LNFDI21.3754350.3884483.5408440.0023C-9.6742475.487403-1.7629920.0949R-squared0.410562F-statistic12.53758AdjustedR-squared0.377816Prob(F-statistic)0.002335根據(jù)回歸結(jié)果可得第二產(chǎn)業(yè)回歸方程式：lnt=（3.54）（-1.76）結(jié)果顯示，模型R方為0.4106，調(diào)整R方為0.3778，說明模型具有一定的擬合優(yōu)度。F統(tǒng)計量為12.5376，P值為0.0023，說明模型整體十分顯著。第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI2）的回歸系數(shù)為1.3754，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.3884，伴隨概率為0.0023，在1%的水平下顯著，說明第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資顯著促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)GDP，即第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資越多，第二產(chǎn)業(yè)GDP明顯越高，第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資每增加1%，第二產(chǎn)業(yè)GDP明顯增加1.3754%。3.第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資與GDP的關(guān)系平穩(wěn)性檢驗(yàn)為防止出現(xiàn)“偽回歸”問題，需保證序列的平穩(wěn)性，即對原變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷序列的平穩(wěn)性。如果序列為平穩(wěn)序列，則可以繼續(xù)建模；如果序列為非平穩(wěn)序列，則需要進(jìn)行差分處理或者采用協(xié)整等分析方法。單位根檢驗(yàn)結(jié)果Variablet-Statistic1%level5%level10%levelProb.*結(jié)論LNGDP30.852028-4.532598-3.673616-3.2773640.9994非平穩(wěn)?LNGDP3-1.629933-2.792154-1.977738-1.6020740.0951平穩(wěn)LNFDI3-1.730355-4.571559-3.690814-3.2869090.6950非平穩(wěn)?LNFDI3-4.325163-3.886751-3.052169-2.6665930.0042平穩(wěn)上表顯示，第三產(chǎn)業(yè)GDP（lnGDP3）的t統(tǒng)計量為0.85，檢驗(yàn)P值為0.9994，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第三產(chǎn)業(yè)GDP原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnGDP3，此時t統(tǒng)計量為-1.63，檢驗(yàn)P值為0.0951，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第三產(chǎn)業(yè)GDP的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI3）的t統(tǒng)計量為-1.73，檢驗(yàn)P值為0.6950，大于0.1，接受了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；于是對其進(jìn)行一階差分得到?lnFDI3，此時t統(tǒng)計量為-4.33，檢驗(yàn)P值為0.0042，小于0.1，拒絕了“變量存在單位根”的原假設(shè)，說明第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)當(dāng)分析的時間序列變量為非平穩(wěn)序列時，除了對原序列變量進(jìn)行差分處理外，還可以進(jìn)行協(xié)整分析，即檢驗(yàn)這幾個非平穩(wěn)變量的線性組合是否為平穩(wěn)序列，如果非平穩(wěn)序列的線性組合為平穩(wěn)變量，則認(rèn)為這些變量之間存在長期均衡關(guān)系。由前文知，各變量序列為I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*0.75184622.8531912.320900.0006Atmost10.0340270.5539094.1299060.5189第三產(chǎn)業(yè)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，首先檢驗(yàn)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，統(tǒng)計量為22.85，檢驗(yàn)P值為0.0006，小于0.1，拒絕了原假設(shè)；于是檢驗(yàn)“最多存在1個協(xié)整關(guān)系”，統(tǒng)計量為0.55，檢驗(yàn)P值為0.5189，大于0.1，接受了原假設(shè)，說明存在1個協(xié)整關(guān)系，即第三產(chǎn)業(yè)GDP和第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?；貧w結(jié)果回歸結(jié)果表VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.LNFDI30.6199650.0740388.3736100.0000C1.5224270.9631481.5806770.1314R-squared0.795727F-statistic70.11734AdjustedR-squared0.784378Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)回歸結(jié)果可得第三產(chǎn)業(yè)回歸方程式：lnt=（8.37）（1.58）結(jié)果顯示，模型R方為0.7957，調(diào)整R方為0.7844，說明模型具有一定的擬合優(yōu)度。F統(tǒng)計量為70.1173，P值為0.0000，說明模型整體十分顯著。第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資（lnFDI3）的回歸系數(shù)為0.6200，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0740，伴隨概率為0.0000，在1%的水平下顯著，說明第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資顯著促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)GDP，即第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資越多，第三產(chǎn)業(yè)GDP明顯越高，第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資每增加1%，第三產(chǎn)業(yè)GDP明顯增加0.6200%。（三）數(shù)據(jù)分析1、第一產(chǎn)業(yè)的外商直接投資促進(jìn)了第一產(chǎn)業(yè)的GDP，即第一產(chǎn)業(yè)中的外商直接投資越多，第一產(chǎn)業(yè)的GDP將會越高，第一產(chǎn)業(yè)外商直接投資每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)GDP將會增加0.3645%。2、第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資顯著促進(jìn)了第二產(chǎn)業(yè)的GDP，即第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資越多，第二產(chǎn)業(yè)的GDP明顯越高，第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資每增加1%，第二產(chǎn)業(yè)的GDP明顯增加1.3754%。3、第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)的GDP，即第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資越多，第三產(chǎn)業(yè)的GDP明顯越高，第三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資每增加1%，第三產(chǎn)業(yè)GDP將會增加0.6200%。通過上述分析可得知，在三次產(chǎn)業(yè)中FDI對第二產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)最大，其次是第三產(chǎn)業(yè)，最后是第一產(chǎn)業(yè)。之所以會出現(xiàn)這種現(xiàn)象，主要是由于：第二產(chǎn)業(yè)一直是江蘇省三大產(chǎn)業(yè)中最強(qiáng)勁的一個產(chǎn)業(yè)，對于外資具有巨大的投資市場與利潤吸引力，因此直接吸引了更多地方的外資進(jìn)入，結(jié)果更加地直接促進(jìn)了第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長，最后逐步進(jìn)入兩者相互共享利益的良性循環(huán)中，并且一直發(fā)展壯大；第一產(chǎn)業(yè)屬于江蘇省的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，利潤低且繁瑣，對于FDI市場的吸引力相對較低，同時第一產(chǎn)業(yè)能夠吸收的資本也有限。第三產(chǎn)業(yè)作為江蘇省近幾年發(fā)展迅速的產(chǎn)業(yè)，始終保持著強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力，但是由于第二產(chǎn)業(yè)對于第三產(chǎn)業(yè)的資本擠出效應(yīng)，阻礙了第三產(chǎn)業(yè)對于FDI的吸引。由此，我們可以清楚看出FDI對第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展正向增長貢獻(xiàn)率最高，其次是對第二產(chǎn)業(yè)的正向發(fā)展貢獻(xiàn)，最后是對第一產(chǎn)業(yè)的正向發(fā)展貢獻(xiàn)。五、促進(jìn)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的策論FDI對于江蘇省三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成影響較顯著并且影響的程度和方向不同。為更好地利用外資，促進(jìn)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化升級，提出如下建議：（一）積極使外商直接投資流向第一產(chǎn)業(yè)自古以來，農(nóng)業(yè)就是我國的重要性支柱產(chǎn)業(yè)，對于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要作用。目前，江蘇省農(nóng)業(yè)發(fā)展已經(jīng)初步取得一定成效，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力也在較快提高，農(nóng)民的生活狀況也得到了改善。但是，江蘇省農(nóng)業(yè)發(fā)展依然存在很多問題，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率仍較低、農(nóng)產(chǎn)品加工產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢且農(nóng)業(yè)技術(shù)落后。根據(jù)數(shù)據(jù)可以看出，江蘇省農(nóng)業(yè)實(shí)際利用FDI對第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率較低，送一方面是由于江蘇省農(nóng)業(yè)實(shí)際利用FDI較少；另一方面也說明江蘇省農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，基礎(chǔ)設(shè)施不完善，農(nóng)業(yè)投資環(huán)境差。同時，數(shù)據(jù)表明，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)的外資額會顯著影響江蘇省第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。所以，江蘇省應(yīng)更加大力發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，加強(qiáng)對基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，促進(jìn)其他農(nóng)業(yè)相關(guān)領(lǐng)域產(chǎn)業(yè)的發(fā)展（如加工、運(yùn)輸、倉儲等產(chǎn)業(yè)），為外商投資提供良好的環(huán)境。同時，利用政策引導(dǎo)外資流向農(nóng)業(yè)，對在江蘇省農(nóng)業(yè)部口進(jìn)行投資的外商給予支持。最后，向國際先進(jìn)組織學(xué)習(xí)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，加強(qiáng)與國際組織的合作，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，發(fā)揮農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)作用。（二）密切關(guān)注外商投資的變化，做好應(yīng)對準(zhǔn)備部分外資企業(yè)的轉(zhuǎn)移，對江蘇省勞動密集型制造業(yè)產(chǎn)生了較大的影響。貿(mào)易保護(hù)主義、成本的提高，使得不少跨國公司對其投資布局進(jìn)行了調(diào)整，部分外資企業(yè)轉(zhuǎn)移到成本更低的地區(qū)，甚至退出中國市場。制造業(yè)面臨較大的挑戰(zhàn)，在低端制造業(yè)上，東南亞、非洲等國家迅速發(fā)展，江蘇省低成本優(yōu)勢逐漸喪失。在高端制造業(yè)上，歐美等國家起步早且發(fā)展速度快，高端制造業(yè)市場競爭激烈。面對歐美國家復(fù)興制造業(yè)及東南亞、非洲等國家地區(qū)制造業(yè)迅猛發(fā)展的雙重壓力，江蘇省應(yīng)更加密切關(guān)注當(dāng)前外商投資的變化及趨勢，提前做好應(yīng)對準(zhǔn)備，同時也要化被動為主動，加快制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的步伐，發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，提高高端制造業(yè)產(chǎn)品的競爭為，以在國際市場上占據(jù)一席之地。（三）加強(qiáng)科研投入，提高創(chuàng)新能力第二產(chǎn)業(yè)，尤其制造業(yè)是江蘇省的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，在江蘇省實(shí)際利用ＦＤＩ的比例始終在20%上，甚至達(dá)到過70%，對江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著十分重要的作用。從上述實(shí)證分析結(jié)果，我們可以看出，在江蘇省，F(xiàn)DI對第二產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率仍然是是最高的。但是目前，江蘇省的第二產(chǎn)業(yè)，尤其是制造業(yè)產(chǎn)品附加值相對較低，技術(shù)創(chuàng)新能力也明顯不足。所以應(yīng)在充分保障第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)上，加大對科研項目的投資與支持，提高產(chǎn)品生產(chǎn)率，并注重培養(yǎng)和提升技術(shù)創(chuàng)新能力，促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)升級。這就需要江蘇省政府的支持，制定一系列的措施，給予科技創(chuàng)新型企業(yè)優(yōu)惠，促進(jìn)科技創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展，為江蘇省技術(shù)發(fā)展提供后備力量。同時，注重科技創(chuàng)新人才的培養(yǎng)，針對科技人才進(jìn)行培訓(xùn)，為科技創(chuàng)新提供人才力量支持。（四）鼓勵外商增加對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的投資江蘇省的四大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)分別為制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)以及租賃與商業(yè)服務(wù)業(yè)。研究表明，江蘇省FDI對第三產(chǎn)業(yè)的影響效果較為顯著，僅次于第二產(chǎn)業(yè)，說明FDI的增加對促進(jìn)江蘇省第三產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展具有顯著的作用。雖然江蘇省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展迅速，且處于主導(dǎo)地位，但是這會使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生偏離，造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不協(xié)調(diào)。同時，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和成熟也是一個國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的標(biāo)志之一，所以，江蘇省應(yīng)在保障主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的情況下，合理的將部分FDI引導(dǎo)向第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。江蘇省應(yīng)積極推動和支持新興領(lǐng)域的發(fā)展，如信息業(yè)、物流業(yè)、金融業(yè)，引導(dǎo)外資流向新一代信