潘 穎，劉輝煌

(湖南大學 經濟與貿易學院，長沙 410079)

“十一五”規(guī)劃中，國家繼續(xù)強調“走出去”戰(zhàn)略：“支持有條件的企業(yè)對外直接投資和跨國經營。以優(yōu)勢產業(yè)為重點，引導企業(yè)開展境外加工貿易，促進產品原產地多元化[1]?！?008年中國境內投資者非金融類對外直接投資同比增長達63.6%，中國境內投資者共對全球112個國家和地區(qū)的1500多家境外企業(yè)進行了直接投資，當年累計實現(xiàn)非金融類對外直接投資406.5億美元[2]。隨著中國對外投資的快速發(fā)展，對外直接投資（OFDI）對產業(yè)結構升級的促進作用也正在日益增強，并成為發(fā)展中國家打破產業(yè)升級路徑依賴，實現(xiàn)跨越式發(fā)展的必然選擇。

1 對外直接投資對產業(yè)結構升級的傳導機制

以下從三個主要方面分析中國對外直接投資促進產業(yè)結構升級的傳導機制。

（1）通過獲得高新技術來促進產業(yè)結構升級。技術創(chuàng)新產業(yè)升級理論的提出者坎特韋爾和托蘭惕諾指出發(fā)展中國家企業(yè)技術能力的提高是與他們對外直接投資的增長直接相關的。發(fā)達國家靠大量的研究和開發(fā)投入，掌握好開發(fā)尖端的高科技，引導技術發(fā)展的潮流；發(fā)展中國家則沒有很強的研究開發(fā)能力，主要利用特有的“學習經驗”和組織能力掌握和開發(fā)生產技術[3]。在現(xiàn)代經濟社會中，技術和管理資源在企業(yè)的經營及發(fā)展過程中起著至關重要的作用。90年代以來，隨著中國企業(yè)的發(fā)展和成熟以及“市場換技術”戰(zhàn)略的失敗，中國一些具有戰(zhàn)略眼光的企業(yè)開始通過對外直接投資的渠道學習并獲取國外的先進科學技術和管理經驗。通過技術型對外直接投資這些企業(yè)不僅自身得到發(fā)展，而且通過技術溢出、模范作用帶動整個國內該行業(yè)的優(yōu)化升級。

（2）通過轉移過剩產能的行業(yè)來促進產業(yè)結構升級。根據(jù)小島清提出的邊際產業(yè)轉移理論，一個國家的某些產業(yè)在本國已經或即將失去發(fā)展空間，(既處于或即將處于劣勢地位)，成為該國的“邊際產業(yè)”，而同一產業(yè)在另一些國家可能正處于優(yōu)勢地位或潛在的優(yōu)勢地位，這樣一國就應從本國已經處于或即將處于劣勢地位的邊際產業(yè)開始依次進行海外直接投資。據(jù)此，那些產品在國內市場己相對飽和的企業(yè)，在國內市場的增長潛力逐漸衰退的情況下，通過直接投資轉向國外尋求市場，為其過剩的生產能力尋找出路。如在中國的服裝、紡織、自行車、制鞋和家用電器等行業(yè)，普遍存在著生產能力過剩的現(xiàn)象。這類型的產業(yè)通過FDI的方式，向海外轉移過剩產能，一方面既能釋放出沉淀生產要素用于支持新興產業(yè)的發(fā)展，又能獲取高于國內的海外投資收益；另一方面可以獲取市場信息和先進的管理經驗，帶動國內企業(yè)發(fā)展，極大地促進本國產業(yè)結構的升級。

（3）通過獲取海外豐富資源來促進產業(yè)結構升級。盡管中國是一個自然資源豐富的國家，但人均資源占有量卻很低，經濟發(fā)展越來越受到自然資源的制約。以FDI為依托，獲取必需的資源，使國內產業(yè)逐步由厚、重、粗、大型向輕、薄、短、小型轉變后，國內經濟的發(fā)展減少了對自然資源的依賴，產業(yè)結構調整就回避了自身資源的缺陷，而能發(fā)揮技術、管理知識等軟性資源優(yōu)勢，資源瓶頸逐步消失，產業(yè)結構則能在投入資源更新變化的基礎上，進一步向高級化方向發(fā)展，形成經濟發(fā)展與產業(yè)結構調整互動的良性循環(huán)。

2 變量選取和模型構建

2.1 變量選取

2.1.1 影響產業(yè)結構升級的主要因素：

（1）科技進步（T）。技術進步對產業(yè)結構的影響，不僅表現(xiàn)在它能夠調整產業(yè)結構，使之趨于合理，更重要的是它是推動產業(yè)結構升級的杠桿。模型中選取研發(fā)費用作為衡量科技進步的指標。

（2）消費需求(U)。隨著收入水平的調高，個人消費需求結構趨向多層次和多樣化。多層次的消費結構將會帶動多層次的產業(yè)結構的遞進升級。模型中利用居民消費額作為衡量消費需求的指標。

（3）固定資產投資(P)。通過建造和購置固定資產的活動，國民經濟不斷采用先進技術裝備，建立新興部門，進一步調整經濟結構和生產力的地區(qū)分布，從而促進產業(yè)結構升級。模型中選取固定資本形成總額作為衡量固定資產投資的指標。

（4）進出口貿易(O)。由于各國資源稟賦不同，不同國家生產的相對優(yōu)勢也不同，形成各國在國際貿易中的比較利益，這種比較利益影響各國的進出口結構，從而影響產業(yè)結構的變動。模型中選取凈出口量為衡量進出口貿易的指標。

（5）對外直接投資(F)。對外直接投資通過獲得高新技術、轉移過剩產能、獲取海外豐富資源以及市場信息和管理經驗等方式促進國內產業(yè)結構升級。模型中選取對外直接投資額作為衡量對外直接投資的指標。

另外制度安排、資源供給等也是影響產業(yè)結構升級的重要因素，考慮到變量的可測度性，最終選取以上五個變量作為模型的自變量。

2.1.2 產業(yè)結構升級的測度指標設計

筆者參考徐德云（2008）在《產業(yè)結構升級形態(tài)決定、測度的一個理論解釋及實證》一文中對產業(yè)結構升級的一個測度指標設計。由于產業(yè)結構高度化的特征是第三產業(yè)的地位越來越突出，第一產業(yè)所占比重越來越小，所以指標設計中，給第三產業(yè)賦值最大，第一產業(yè)賦值最小，具體指標為

其中，yi為第i產業(yè)的收入比重，為yi/y。R為測定產業(yè)結構升級的程度，其系數(shù)值上下限為1—3。如果R=1或越接近1，產業(yè)結構層次就越低，所以第一產業(yè)比重很大，第二、三產業(yè)所占比重較?。蝗绻鸕=3或接近于3，則產業(yè)結構層次就越高，經濟社會是一種后工業(yè)化的信息經濟社會（或者是知識經濟社會），第三產業(yè)在國民經濟中占主體地位，其比重都大于第一、二產業(yè)所占的比重；如果R=2或越接近于2，產業(yè)結構高度就處在前二者之間，經濟是一種工業(yè)化經濟，以工業(yè)為主，第二產業(yè)所占比重很大，大于一、三產業(yè)所占的比重[4]。

2.2 模型構建

本文中對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于數(shù)據(jù)來源于網站www.unctad.org以及2003～2008年 《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，其他數(shù)據(jù)來源于1991～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。為防止各變量數(shù)據(jù)產生較大波動性，對變量取對數(shù)構建模型：

其中,α0為方程的常數(shù)項；μ是白噪聲誤差項；t表示時間；i表示滯后階數(shù)。

3 協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗

3.1 ADF檢驗

研究經濟變量之間是否存在長期關系，首先要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。當使用非平穩(wěn)序列進行回歸時，會造成“偽回歸”，當變量非平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量，如t值、F值和R2將出現(xiàn)偏差。為保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，本文采用ADF檢驗方法對變量原序列及一階差分的平穩(wěn)性進行檢驗，結果見表1。

表1 ADF檢驗結果

從表1可以看出，科技進步、固定資產投資、凈出口在5%顯著水平通過檢驗，為I(0)序列；產業(yè)結構升級指標系數(shù)、消費需求以及對外直接投資的一階差分均在5%水平顯著，屬于I(1)序列。表明，科技進步、固定資產投資、凈出口與產業(yè)結構升級指標與消費需求、對外直接投資與產業(yè)結構升級不是同階單整的，不存在協(xié)整關系；而消費需求、對外直接投資與產業(yè)結構升級可能存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整（Co-integration）是指如果兩個或兩個以上變量的時間序列非平穩(wěn)，但是其線性組合表現(xiàn)出平穩(wěn)性，那么這些變量存在長期的平穩(wěn)關系，即協(xié)整關系。雖然LnR和LnF、LnU都是非平穩(wěn)的，但它們可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系，即協(xié)整關系。檢驗變量之間是否存在協(xié)整關系的常用方法是恩格爾—格蘭杰(Engel&Granger,1987)兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，因此本文將采用JJ檢驗法 (Johansen,1988；Juselius,1990)對相關變量進行協(xié)整檢驗。JJ檢驗法是基于動態(tài)分布滯后模型 (VAR)來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計。

其中，Yt、π0為 n 階列向量，πi(i＞0)為 n×n 矩陣，滯后階數(shù)由AIC準則或SC準則確定。

VAR模型通常用于相關時間序列系統(tǒng)的預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。模型避開了結構建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內生變量關于所有內生變量滯后值函數(shù)的建模問題。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協(xié)整關系、存在一個和存在兩個協(xié)整關系等假設前提下的Johansen臨界分布值時，拒絕其前提假設；反之，接受其假設。利用EVIEWS3.0對相關變量進行協(xié)整檢驗，結果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗結果

從表2中可以看出只有第一個跡統(tǒng)計量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個原假設被拒絕，即有且僅有1個協(xié)整關系。其標準化表達方式如下：

括號內為漸進標準誤差，將協(xié)整關系等于ECM進而對標準化協(xié)整方程的殘差序列做平穩(wěn)性檢驗得表3。

表3

由表3所示可以看出ADF檢驗統(tǒng)計量-4.61小于顯著性水平0.05時的臨界值-3.93，因此可認為估計殘差序列ECM為平穩(wěn)序列，表明序列LnR、LnF、LnU之間具有協(xié)整關系。長期關系模型變量的選擇是合理的，回歸系數(shù)據(jù)有經濟意義。

3.3 格蘭杰因果關系檢驗

由于Granger因果關系檢驗要求各序列為平穩(wěn)序列，我們首先對LnR、LnF、LnU進行差分處理，然后再將其與另外三個平穩(wěn)的時間序列LnO、LnP、LnT進行Granger因果關系檢驗。Granger因果關系檢驗結果如表4。

從表4中我們可以得出，對外直接投資在短期內不夠成產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，在長期內構成產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，而產業(yè)結構升級不構成對外直接投資的格蘭杰原因；消費需求在短期和長期內均是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，而產業(yè)結構升級不構成消費需求的格蘭杰原因；進出口貿易在短期和長期內均是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，而產業(yè)結構升級只在長期內構成進出口貿易的格蘭杰原因；固定資產投資短期和長期內均是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，而產業(yè)結構升級只在短期內構成固定資產投資的格蘭杰原因；科技進步在短期和長期內均是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，而產業(yè)機構升級只在長期內構成科技進步的格蘭杰原因。

對外直接投資在短期內不能夠促進產業(yè)結構升級，可能的原因有：（1）對外直接投資規(guī)模較小，短期內對產業(yè)升級產生的影響不明顯。盡管近年來我國對外直接投資的絕對量呈大幅增長的趨勢，但是對外直接投資相對GDP的比例只有較小的增長。（2）對外直接投資主要是企業(yè)行為，而企業(yè)一般是根據(jù)自身實際情況進行對外直接投資產業(yè)選擇，從宏觀角度考慮國內產業(yè)結構升級較少。（3）由于信息不對稱，缺乏政府的宏觀指導，導致不少企業(yè)在海外投資上具有較大的盲目性，獲利不大，甚至虧損。這樣的對外直接投資不但不能促進產業(yè)結構升級，而且浪費國內大量優(yōu)質資源。另外政府在對外直接投資方面的法律法規(guī)、政策措施尚未及時調整，制約了企業(yè)對外直接投資。

表4 格蘭杰（Granger）因果檢驗

4 政策建議

（1）進一步落實十六大 “走出去”戰(zhàn)略，“鼓勵有比較優(yōu)勢的各種所有制企業(yè)對外投資，形成一批有實力的跨國企業(yè)和著名品牌”，擴大對外直接投資規(guī)模，質與量并重，促進國內產業(yè)結構的調整升級。

（2）合理選擇對外直接投資的產業(yè)方向，制定長遠的產業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略將我國對外直接投資和國家產業(yè)政策的客觀要求結合起來，通過開展對外直接投資來帶動本國產業(yè)結構的重組和優(yōu)化。隨著新一輪科技革命的到來，我國應根據(jù)各產業(yè)所具有的比較優(yōu)勢，一方面對發(fā)展中國家轉移如紡織、服裝等產能過剩的產業(yè)；另一方面要向發(fā)達國家開展“研究開發(fā)型”投資，獲取其在技術密集型產業(yè)特別是高薪技術產業(yè)的先進技術。

（3）創(chuàng)造適合對外直接投資的軟環(huán)境。我國對外直接投資對產業(yè)結構升級促進作用的實現(xiàn)，離不開政府的調節(jié)作用。政府應該在法律制度、產業(yè)政策、信息服務、企業(yè)市場融資等方面為對外直接投資提供更好的條件，以此促進產業(yè)升級，帶動經濟發(fā)展。

[1]新華社.受權發(fā)布：中華人民共和國國民經濟和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃綱要（全文）[EB/OL].人民網.http://politics.people.com.cn/GB/59496/4208579.html.2006.3.17.

[2]中華人民共和國商務部.2008年中國非金融類對外直接投資同比增長逾六成[EB/OL].中新網.2009.1.15.

[3]Cantwell,J.,P.E.Tolentino,Technological Accumulation and Third World Multinational[C].Discussion Paper in International Investment and Business Studies,No.139,University of Reading，1990.

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