ODI与长三角装备制造业产业空心化——基于动态面板的系统GMM分析.doc

ODI与长三角装备制造业产业空心化基于动态面板的系统GMM分析 王荣1，2，王英1 （1.南京航空航天大学经济与管理学院，江苏南京210016；2.南京航空航天大学金城学院，江苏南京211156） 摘要：伴随长三角地区装备制造业发展的突飞猛进，装备制造业的对外直接投资占制造业的比重越来越大，由此是否会产生空心化问题值得思考，有必要对其进行深入研究。文章以长三角发达的装备制造业为例构建系统GMM模型，验证长三角装备制造业是否出现了空心化问题，结果表明长三角装备制造业目前并没有发生明显的产业空心化问题，但存在空心化的趋势，尤其是上海呈现较为明显的趋势，进一步探索从产业结构升级的角度降低长三角地区装备制造业出现空心化的风险。 关键词：对外直接投资；空心化；系统gmm；装备制造业 ：F831：（5）0708605 ：xx-05-28 基金项目：国家自然科学基金项目“全球价值链视角下中国式装备制造业空心化的形成机理与突破路径研究”（71373121） 作者简介：王荣（1980-），江苏响水人，南京航空航天大学经济与管理学院博士生，南京航空航天大学金城学院讲师，研究方向：产业经济学；王英（1971-），女，江苏金坛人，南京航空航天大学经济与管理学院教授，博士生导师，研究方向：国际经济、产业经济。 一、引言 产业空心化有广义与狭义之分。广义的产业“空心化”，是伴随对外直接投资而出现的服务产业经济化的现象，也就是随着对外直接投资的发展而导致的本国第一产业、第二产业比重下降，第三产业比重上升的非工业化现象。狭义的产业“空心化”，是随着对外直接投资的发展，生产基地向国外转移，国内制造业不断萎缩，新的产业发展较慢难以支撑经济的较快增长，而旧产业的主导力量已经衰退甚至进入停滞状态。从上述定义可以看出，“产业空心化”的主要是由对外直接投资及产业结构调整造成的，表现集中在制造业上。而装备制造业是工业的“母机”，是为经济建设和国防安全提供各类技术装备的战略性基础产业，是衡量一个国家和地区科技进步和综合竞争力的重要标志，是制造业的核心组成部分，实现制造业强国重点在于培育高端装备制造业的发展。而长三角地区是我国经济最发达的地区之一，是制造业发展最为迅速的地区，是我国最重要的装备制造业和高端装备制造业生产基地。长三角地区装备制造业快速发展的同时，其对外直接投资总额势必不断增加，这种趋势有可能导致长三角地区装备制造业产生产业空心化问题。 国内外学者在空心化含义、空心化程度、空心化影响等方面进行了一些定量分析，但仍以一般层面的定性分析为主，由此得到的结论信度尚显欠缺，提出的产业级路径和相关政策措施的有效性有待商榷。中国式装备制造业的产业空心化问题是涉及产业链、价值链、多主体的特殊性复杂系统问题，需要构建适用的理论模型和定量模型进行针对性深入分析。本文基于此，研究具有代表性的长三角装备制造业产业空心化问题具有一定的现实意义。 二、实证分析 本文利用2000-xx年间相关数据，在经典C-D生产函数模型中纳入了ODI因素，实证检验ODI对长三角装备制造业的影响效应，并采用相关指标对长三角装备制造业的产业空心化程度进行进一步验证。 (一)模型设计 1.模型选择 本文选取动态面板数据模型建立回归方程，并采用动态广义矩估计法(DynamicGMM)对回归方程加以估计。GMM估计方法的优势在于：传统的计量经济模型估计方法，如普通最小二乘法、极大似然法等，都有其局限性，其参数估计量必须在模型满足某些假设时才具有良好的性质，而广义矩估计(GMM)是一个稳健估计量，因为它不要求扰动项的准确分布信息，允许随机误差项存在异方差和序列相关，所得到的参数估计量比其它参数估计方法更合乎实际，GMM方法的特色还在于其允许我们选取包括应变量与自变量在内的滞后期数当作工具变量以解决不一致的问题。GMM方法也比一般的工具变量法更具有弹性。至于所使用的工具变量，我们选取常数项以及应变量与自变量的滞后1至2期当作工具变量的集合。 2.模型构建 面板数据的基本回归模型为 yit=yit-1+Xit+i+it（1） 其中yit为被解释变量，Xit为解释变量及其他控制变量，it为省级效应，反映各省级区域的固定效应，t为模型的残差。静态模型一般假设被解释变量处在一个稳定的路径。考虑到静态模型的缺陷，可能存在模型设定有误，故采用动态模型。动态面板数据模型的一个重要优点就是它能够揭示被解释变量的动态变化。为了克服公式中存在的个体固定效应，Arellano-Bond采用了GMM方法(GeneralisedMethodsofMoments)。对公式(1)进行一阶差分处理，得到： yit=yit-1+Xit+it（2） 从公式(2)可以看出，该式有效剔除了个体固定效应。考虑到变量间可能存在双向因果关系，本文进一步处理了变量间可能存在的内生性。Arellano-Bond强调运用GMM估计时还应判断工具变量和模型设定的有效性。因此采用Sargan检验和Arellano-Bond检验来判断工具变量及模型设定的合理性。 本文以C-D生产函数模型为基础进行改进， Y=A(t)LK（3） 对式(1)两边取对数以消除数据波动得： InY=InA+InL+InK+（4） 为了验证ODI是否会导致产业空心化，在（4）式引入ODI变量，假定上述模型中lnA为常数，模型修改为： InYt=c+InLt+InKt+InODIt+t（5） 本文采用的是动态面板数据，根据前述GMM模型的设定方法，为了验证装备制造业与ODI是否存在非线性关系，我们也将（InODIit）2引入模型进一步修改如下： Inyit=c+Inyit-1+InLit+InKit+InODIit+(InODIit)2+i+it（6） 其中，方程中下标i代表长三角3个省级区域，下标t代表不同的时期，yit为长三角全部国有及规模以上装备制造业产值；yit-1为长三角全部国有及规模以上装备制造业前一期产值；Lit为长三角全部国有及规模以上装备制造业就业人数；Kit为长三角全部国有及规模以上装备制造业固定资产净值；考虑到对外直接投资对产业结构的影响具有滞后性，故对ODI数额的度量采用上一年的存量数据，i为随机误差项。 3.数据 全部国有及规模以上装备制造业产值、装备制造业固定资产净值、装备制造业就业人数数据是通过对中国统计年鉴和中国工业经济统计年鉴所得。ODI的数据UNCTAD发布的中国非金融类ODI存量。以上所有数据采用2000-xx年间数据。 （二）回归结果分析 借助于Stata12.0软件，采用GMM估计对模型进行回归，回归结果如表1。 根据Arellano-bond的广义矩估计法要求差分方程中残差的一阶差分项应该是一阶负相关，而且没有二阶和更高阶的相关。由以上回归结果可以看出，模型差分方程的残差序列都只存在一阶自相关，无二阶自相关，两个模型都通过序列相关性检验。同时sargan检验也表明所有的工具变量都有效。 由GMM回归结果可以看出，lnYit、lnKit、lnLit和lnODIit之间具有长期稳定的的关系，这说明ODI存量与装备制造业产值之间有着较强的相关性。装备制造业固定资产净值和ODI存量对装备制造业产值的影响是显著的。lnODI的系数为-0.903，即当期对ODI存量每增加1亿美元，会使装备制造业产值减少0.903亿美元，这说明ODI对长三角装备制造业具有负效应，但依据这种相对较小的负面效应并不能确定就产生了产业空心化，因此，有必要进行进一步验证。 （三）验证 1.指标设计 目前国内还没有明确反映产业空心化的指标，本文在综合前人研究的基础上，参考马淑琴，张晋（xx）及马文波，徐鹏（xx）的做法选取以下指标来反映产业空心化。 （1）产业高加工化系数（A1），D=PmGm/(PmGm+PpCp)，其中Pm为装备制造业生产的附加值，Gm为装备制造业增长速度，Pp和Cp分别为初级产品比重和增长速度； （2）工业加工程度指标(A2)，g=jg/yg*100%，jg为加工工业增加值，yg为原材料工业增加值 （3）加工化程度指标(A3)，j=jg/jc*100%，jg为加工工业增加值，jc为基础工业增加值 （4）产业外贸依存度(A4)，这是反映一国或地区某产业参与国际分工与国际竞争、开放程度和产业国际竞争力的重要指标，从另外一个角度反映了产业结构优化与否。其计算公式是： 产业外贸依存度=该产业进出口商品总产值/某产业商品总产值 （5）“规模空心化”指数(A5)，本文采用长三角规模以上装备制造业总产值占本省市规模以上工业总产值的比重作为代理变量，并以各省市上一年的比重为100，计算出2000-xx年规模空心化的环比指数。该环比指数越低，表明装备制造业规模空心化程度越严重，反之则越轻。 （6）技术密集型集约化程度指标(A6)。该指标反映产业从劳动及资金密集型向技术密集型过渡，以技术密集型产业占总产值的比重衡量，记为：Z=高技术装备制造业产值制造业总产值。 （7）效率空心化(A7)，本文采用随机前沿方法，在C-D生产函数基础上选取规模以上工业总产值作为产出指标，选取规模以上工业固定资产净值年平均余额作为资本存量指标，选取规模以上工业企业从业人员年平均人数代替劳动力投入指标来测算。 2.测算结果 表3表明，长三角并未出现明显的产业空心化现象。xx和xx年因当时经济衰退及非典的影响导致装备制造业投资不足造成，xx及xx年因受美国金融危机的影响，装备制造业受到冲击导致开工不足引起，本文测算结果与实际情况相符合，但是从表中可以看出浙江、江苏指数其他年份均大于1，未发生产业空心化，但是从xx年以后指数呈明显下降趋势，说明随着对外直接投资的进一步加强，装备制造业有外迁的倾向，这一点在上海表现尤为突出，上海最近几年空心化指数虽然在1附近没有明显小于1，但多数小于1，说明上海存在这样的趋势，需要警惕产业空心化的出现。 （四）进一步验证 通过上述分析可知，长三角装备制造业虽然没有出现明显的空心化，但是出现了空心化的趋势，对外直接投资确实对装备制造业有负面影响，可能是引起产业空心化的原因，需进一步对空心化的原因进行验证，根据本文对产业空心化的定义，空心化还有可能是产业内在结构变动造成的，所以下文将选取适当指标进行进一步验证。 1.指标设计 本文以空心化指数反映空心化程度，记为IHI，对外直接投资记为ODI，以重工业化、高加工程度化、技术集约化来反映产业结构的变化。 重工业化记为zgy=重工业化装备制造业产值全制造业产值 高加工程度化记为gjg=高加工度化系数=加工装备制造业部门总产值原材料工业部门总产值 技术集约化记为gjs=高技术产业总产值/装备制造业总产值 2.模型设定及数据 根据上述求出的2000xx年间空心化指数为被解释变量，对外直接投资、重工业化、高加工程度化、技术集约化为解释变量，以上数据由中国统计年鉴、浙江统计年鉴、江苏统计年鉴、上海统计年鉴所得，建立系统GMM模型如下： InIHTit=c+Inzgyit+InODIit+Ingjgit+Ingjsit+iit 3.回归结果分析 借助Stata12.0软件，采用GMM估计对模型进行回归，回归结果如表4。 回归结果表明，重工业化、高加工化、技术集约化均对产业空心化具有显著的影响，影响系数均为负，说明重工业化、高加工化、技术集约化与产业空心化存在反向关系，其中技术集约化对产业空心化影响最大，影响系数达到-0.832，所以产业结构调整对产业空心化具有重要的影响。其次对外直接投资与产业空心化呈显著关关系，并且存在负向关系即对外直接投资增加会引起长三角的装备制造业空心化程度加大，但是影响系数较小，说明影响的程度尚小，需警惕这种影响的进一步加强。 三、结论及建议 1.结论 对外直接投资确实对装备制造业有负面影响，会引起产业空心化问题，对产业空心化存在显著影响，经验证表明，长三角区域尚未出现明显的产业空心化问题，但长三角装备制造业空心化指数存在明显变小趋势，尤其上海连续几年小于1，可能存在空心化的趋势，需要高度重视上海装备制造业空心化问题。 2.建议 （1）加快产业结构的转型和升级，降低产业空心化出现的可能性 加大使用高新技术改造传统产业，进而促进产业结构的优化和升级，有选择地改造传统行业，坚决淘汰落后产能，加快转移过度依赖资源环境的加工制造环节，进而改善“产业空心化”的程度，预防产业空心化的出现。尤其是在当前我国大规模企业撤离沿海发达地区，造成传统产业的规模急剧收缩，出现“产业空心化”趋势的情况下，加快对传统产业的改造，促进产业结构的优化升级，已成当务之急。 （2）加快发展技术密集型产业 用高新技术改造传统产业是提高装备制造业综合实力的重要措施，是提高经济增长质量和效益的必由之路。可以从以下几个方面着手：第一，加快使用高新技术改造传统产业，用高新技术改造传统产业的装备，提高技术装备水平；第二，开发生产高新技术产品，提高产品科技含量和附加值；第三，应用计算机技术，改造传统和落后的企业管理模式，使传统产业的企业管理跨入现代化管理轨道，防止产业空心化的发生。 （3）制定和落实有关财税金融扶持政策，加大政策扶持力度 进一步加大对长三角地区高端装备制造业的政府研发投入和政策扶持力度，这对进一步提升高端装备制造业国际竞争力和产业的结构优化升级具有重要意义。根据国家和省有关政策规定，对用高新技术改造传统产业的企业，达到认定条件的积极认定并享受高新技术企业的优惠政策。用足、用好高新技术产业化的优惠政策，鼓励和支持企业用高新技术改造传统产业。充分利用国家技改债券、财政贴息和股票上市融资等优惠政策，加大对利用高新技术改造传统产业的资金投入。 （4）实施“产业双向转移”，促进产业结构升级，遏制“产业空心化”的势头 产