您的位置: 首页 > > 文章内容

国际产业转移对中国少数民族地区产业结构的影响

2012/1/30 19:45:00 来源:《小柯论文网》

 [摘 要] 本文用我国少数民族地区1985-2005年的数据,研究了民族地区第二产业比例与民族地区国外直接投资和对外贸易之间的关系。研究结果表明民族地区国外直接投资和对外贸易对第二产业比例有显著的影响,而且,国外直接投资和对外贸易是民族地区第二产业比例的单向Granger原因。
  [关键词] 国际产业转移 产业结构 民族地区 Granger检验
  
  一、前言
  随着经济全球化的发展,世界各国产业之间的联系日益密切,共同构成了世界经济产业结构系统。在这个大系统中,一国产业结构的变化、升级都不是独立进行的,都要和世界上其他国家的产业结构变化相联系。根据李嘉图的比较优势和俄林的要素禀赋理论,随着国际贸易发展到一定阶段,在比较利益的驱动下,会发生产业国际间的转移。Balassa(1981)的阶梯比较优势论进一步认为,随着经济发展一国的比较优势会发生变化。所以,国际产业转移是一个不断进行的过程,在这个过程中,经济较发达国家逐渐将某些产业转移到经济不发达的国家,双方的产业结构因此都会发生变化。
  国际产业转移可以采取两种不同的方式:一种是以国际贸易方式实现国际分工和国际产业转移;另一种方式是采取国际直接投资的方式,在东道国内移植、输入生产要素。已有的关于国际产业转移对我国产业结构影响的经验研究主要是分别从国外直接投资和对外贸易两个角度来考察的,如刘宇(2007)和吴进红(2005)等人的研究,没有将国外直接投资和对外贸易结合起来考察对产业结构的影响,也没有将少数民族地区作为一个整体来考察。本文的目的是从经验分析的角度来研究民族地区国外直接投资、对外贸易对民族地区产业结构的影响。本文认为国外直接投资和对外贸易都是国际产业转移的重要工具,考察对产业结构的影响不能分割开来,而应都作为解释变量进行分析,只有这样,才能更准确地分析两者对产业结构的影响,否则容易出现解释变量和随机误差项相关,导致估计量是有偏误且不一致的。由于民族地区尚处在工业化之中,因此本文以民族地区第二产业为研究对象。全文安排如下,第二部分说明所使用的计量模型和数据来源,第三部分是对计量模型的估计和检验,最后给出本文的结论。
  二、计量模型和数据来源
  一个国家或地区产业结构的变动取决于很多因素,除了本文要分析的国外直接投资和对外贸易外,还包括国家和地方的产业政策、商业环境、中央政府和地方政府的经济管理能力等等。所以首先考虑下面的模型:
  SIRt=a0+b11nFDIt+b2INFt+ut (1)
  其中SIR表示民族地区第二产业占GDP的比例;FDI表示民族地区获得的国外直接投资,用外商直接投资总额来衡量;FT表示民族地区的对外贸易,用进出口总额来衡量;u表示刚提及的但模型省略的对民族地区产业结构施加影响的其他因素。为了消除异方差,同时也便于对回归系数进行解释,对变量作对数变换,用符号ln表示,其中民族地区第二产业比例SIR由于已经是百分比,无需进行对数转换。解释变量前的系数bj表示半弹性的含义。
  受到数据收集的限制,本文所指的民族地区是指内蒙古、广西、贵州、云南、青海、宁夏和新疆7个省(自治区)。民族地区FDI和FT的数据取自历年民族地区各省(自治区)《统计年鉴》并加总求得,然后根据美元的通胀率转换成1985年不变价的实际值,而美元通胀率数据来自历年的《国际统计年鉴》中美国消费价格指数(CPI)。民族地区SIR的数据首先根据民族地区历年《统计年鉴》中第二产业增加值指数将第二产业增加值统一换算成1978年不变价的实际值,然后加总求得民族地区总的第二产业实际增加值,同样的方法可以求得民族地区总的GDP实际值,除第二产业实际增加值就可以得到第二产业比例SIR。由于民族地区国外直接投资和对外贸易的数据大多是从1985年开始记录的,所以本文分析的数据时间段是1985年~2005年。
  注:对数值可以直观地看出变量的变化率,其斜率表示增长率。
  各变量随时间变化的趋势见图。第二产业比例存在明显的上升趋势,说明民族地区仍处于工业化进程当中。民族地区进出口总额从也呈现明显的上升态势。民族地区国外直接投资也具有较为明显的上升趋势,但存在较大波动。我国在对外开放之初,仅沿海地区被列为开放地区,并享受优惠政策,直到1992年,对国外直接投资的优惠政策才扩展到内陆省区以及东北、西南、西北的边界城市。因此,民族地区国外直接投资在1992后才开始迅速增加。
  三、参数估计和检验
  方程(1)可能出现解释变量lnFDI和lnFT与随机误差项相关,即lnFDI和lnFT为内生变量的情况,这时,直接使用最小二乘法(OLS)会出现偏误。可以进行格兰杰(Granger)因果检验来判断变量的内生性,如果是内生变量,则需要利用向量自回归模型(VAR)进行估计和检验,否则可以直接估计方程(1)。
  1.格兰杰(Granger)因果检验
  从图1中可以看出,所有的变量都呈现出较为明显的上升趋势,而且民族地区国外直接投资1992年前后存在明显的变化,所以考虑如下的VAR(q)模型:
  (2)
  其中yt=(SIRt,1nFDIt,1nFT)1’;xt=(1,t,Du)’示确定性变量,包括截距项、趋势项和虚拟变量Du=0表示1992年以前,=1表示1992年以后(含1992年);A表示xt对应的系数矩阵,引入趋势项和虚拟变量的作用是除去趋势和结构变化的影响,将变量转化为平稳序列;Bi表示yt的滞后项所对应的系数矩阵;q表示滞后阶数;ηt表示随机误差向量。
  Granger因果检验方法是对Bi中的系数进行联合检验①,比如检验原假设,其中表示矩阵Bi中第二行第一列所对应的系数。如果拒绝了原假设,表明至少有一个SIR的滞后项对lnFDI施加影响,可以认为SIR是lnFDI的Granger原因,即模型(1)中的变量lnFDI可以看成是内生变量,因为存在SIR对lnFDI的反馈作用;如果接受了原假设,则可以认为lnFDI是外生变量。对该假设可以使用似然比检验统计量LR=-2(logl有约束-logl无约束)~χ2(m),其中logl有约束和logl无约束分别对应着约束成立时和约束不成立时上述VAR(q)模型的对数似然函数值,m表示约束个数,这里等于滞后阶数q。
  注:*、**和***分别表示统计量在1%、5%和10%显著水平上是显著的。
  滞后阶数q的选择会影响Granger因果检验结果,由于是年度数据,且样本量较小,本文仅考虑q最大等于3的情况,检验结果见表1。从表1可以看出,SIR和lnFDI、lnFT之间是单向Granger原因关系,即lnFDI和lnFT是SIR的Granger原因,但是SIR不是lnFDI、lnFT的Granger原因,不存在从SIR到lnFDI和lnFT的反馈,所以可以认为模型(1)中lnFDI和lnFT是外生变量。
  2.参数估计结果
  由于lnFDI和lnFT可以看成是外生变量,因此可以直接用OLS估计下列方程
  SIRt=a0+a1t+a2Du+b11nFDIt+b21nFTt+ut (3)
  并对系数进行检验以判断FDI和FT是否对SIR具有显著的影响。方程(3)与(1)的区别仅在于引入了趋势项和虚拟变量Du以保证变量的平稳性。方程(3)中可能存在序列相关和异方差的问题,可以利用Eviews中的AR命令进行序列相关校正,同时计算了White的异方差稳健标准误对OLS标准误进行了校正,估计结果见表2。

 

原文时间:2012-1-30 19:44:53

来源网址:http://www.bob123.com/lunwen23/13264.html

  • 1、请与上海钢铁服务业行业协会会员部联系;
  • 2、下载并填好上海钢铁服务业协会会员表,盖好
  • 单位公章;
  • 3、提供公司营业执照复印件;
  • 4、将上述两文件以邮寄或快递形式送达协会会员
  • 部审核。
  • → 上海钢铁服务业行业协会会员表格下载