田堯，楊堅爭

(上海理工大學管理學院，上海，200093)

一、相關文獻綜述

學術界普遍認為,產業(yè)結構優(yōu)化包括產業(yè)結構合理化、高度化和高效化三個方面[1]，影響因素主要有需求結構、資源供給結構、科技進步、貿易結構、國際經濟一體化和宏觀經濟政策等。周振華把產業(yè)結構優(yōu)化分為產業(yè)結構高度化和合理化[2]，提出產業(yè)結構合理化是指產業(yè)之間相互作用所產生的一種不同于各產業(yè)能力之和的整體能力，它可以用產業(yè)之間的關系均衡程度和產業(yè)之間的關聯作用程度來表示。張立柱和王新華認為，產業(yè)結構合理化是指三次產業(yè)以及產業(yè)內部的比例同一定的經濟發(fā)展階段相適應、產業(yè)之間的發(fā)展需相協調并符合經濟發(fā)展的一般規(guī)律[1]。在發(fā)展中國家對外直接投資與國內產業(yè)結構調整的理論研究中，國外有代表性的理論是英國學者坎特威爾和托蘭惕諾的技術創(chuàng)新產業(yè)升級理論和日本學者小島清的邊際產業(yè)擴張理論。技術創(chuàng)新產業(yè)升級理論認為，發(fā)展中國家產業(yè)結構的升級，是一種技術能力的穩(wěn)定提高和擴大，而這種技術能力是一個學習和積累的結果，同時也與跨國公司對外直接投資的增長和產業(yè)分布有關[4]。邊際產業(yè)擴張理論認為，對外直接投資可以將本國已經處于比較劣勢的產業(yè)向其它國家轉移，這樣將有利于本國集中力量發(fā)展具有比較優(yōu)勢的產業(yè)，從而促進本國產業(yè)結構升級[5]。國內的理論研究有汪琦認為對外直接投資對國內產業(yè)的發(fā)展有資源補缺效應、傳統產業(yè)升級效應、新興產業(yè)成長效應、產業(yè)關聯效應和投資收益效應，對外直接投資通過影響投資國的投入要素、需求結構和資源轉換方式等因素把這些效應傳導給本國產業(yè)結構調整過程并進而影響本國產業(yè)升級的速度和效率[6]。

在對外直接投資與國內產業(yè)結構調整的實證研究中，國外的研究有Blomstrom，Konan和Lipsey認為FDI 流出對日本經濟結構特別是產業(yè)結構的調整有非常重要的作用[7]；Tuan和Ng認為，對外直接投資調整了香港制造業(yè)的結構，直接影響了產業(yè)集聚，并通過集聚間接影響了生產力[8]；Barrios，Gorg和Strob通過研究愛爾蘭的數據也發(fā)現，跨國公司會從母國國內市場上獲得一些中間投入品，導致國內產業(yè)結構的改變和促進當地企業(yè)的發(fā)展[9]。

國內的實證研究有范歡歡、王相寧利用自回歸分布滯后模型分析發(fā)現對外直接投資與第二產業(yè)結構比正相關，與第一、三產業(yè)無關[10]。王英、劉思峰根據2003年?2006年我國對外直接投資存量的行業(yè)結構和國內產業(yè)結構的數據，通過計算灰色關聯度的方法，分析得出對外直接投資的行業(yè)結構與國內產業(yè)結構密切相關，OFDI促進了我國產業(yè)結構的優(yōu)化升級[11]。馮正強、張雁利用1985年—2009 年的數據，運用協整檢驗、Granger 因果關系檢驗等方法實證檢驗出對外直接投資能促進中國產業(yè)結構升級，但作用有限，并存在一定的滯后性[12]。

對于產業(yè)結構合理化的定量評價，王林生和梅洪?？偨Y出結構效益評價法、消耗系數評價法和偏離系數評價法[3]。本文實證研究所使用的產業(yè)結構合理化系數的計算方法也是在偏離系數評價法的基礎上改進而來的。

從已有的研究中可以發(fā)現，針對我國實際的實證研究較少，而且，很多分析都是將二、三產業(yè)的比重作為衡量產業(yè)結構是否優(yōu)化的指標，而且現有的實證分析基本上都是將產業(yè)結構優(yōu)化作為一個整體進行分析，這與產業(yè)經濟學研究中將產業(yè)結構優(yōu)化分為產業(yè)結構合理化、高級化和高效化的分析思路不一致。針對上述問題，本文有針對性地建立產業(yè)結構合理化數量模型，并通過計量經濟學的方法分析它與對外直接投資的關系。

二、產業(yè)結構合理化指標的構建與測度

（一）產業(yè)結構合理化指標的構建

設GDP=Pf+Ps+Pt，其中Pf、Ps、Pt分別為第一、第二、第三產業(yè)的年生產總值，E(L)i=Pi/ni，E(K)i=Pi/Ii，i為1、2、3。其中E(L)i為第i次產業(yè)平均勞動生產效率，Pi為第i次產業(yè)生產總值，ni為第次產業(yè)的勞動力數量，E(K)i為第i次產業(yè)平均投資收益率，Ii為第i次產業(yè)的資本存量。當產業(yè)結構處于理想狀態(tài)時，E(L)1=E(L)2=E(L)3，E(K)1=E(K)2=E(K)3。但現實無法滿足理想的狀態(tài)，我們用偏離系數法對產業(yè)結構合理化進行量化，三次產業(yè)勞動投入要素的平均產出為：

勞動投入要素在i產業(yè)的平均產出偏離系數為：

三次產業(yè)資本投入要素平均產出為：

資本投入要素在i產業(yè)的平均產出偏離系數為：

綜合平均產量偏離系數為：

為了比較的方便，我們取S=1/P為產業(yè)結構合理化系數，當S越大說明產業(yè)結構的合理化程度越高。

（二）數據的來源和處理

本文的數據樣本期選為1991年到2010年， 對于三次產業(yè)資本存量的測算本文借鑒李仁君 的方法和部分數據。李仁君利用永續(xù)盤存法測算了我國1986年到2007年的三次產業(yè)各自的資本存量[13]，其中：Kt代表第t年資本存量，It代表固定資產投資，Pt代表固定資產投資價格指數，δt為資本折舊系數。我們繼續(xù)利用永續(xù)盤存法的公式，并和李仁君一樣將資本折舊系數定為5%，這樣在李仁君的基礎上測算出以1986年不變價格計算的我國1991年到2010年各年三次產業(yè)資產存量。為了數據的一致，我們按照2011年《中國統計年鑒》中的“國內生產總值指數”將1991年—2010年各年三次產業(yè)國內生產總值調整為以 1986年不變價格計算的。將上述數據通過（1）?（5）中的公式計算得到各年的產業(yè)結構合理化系數 S值，從 2006年—2010年《中國對外投資報告》中得到1991年—2010年我國對外直接投資流量（非金融類）（參見表1）

對于產業(yè)結構合理化系數和對外直接投資流量的關系，我們可以用圖1進行直觀的說明。

從圖1可以看出，從1991年到2010年，我國產業(yè)結構合理化水平在不斷提高，但1991年到2003年合理化系數的變化和對外直接投資流量一樣增加幅度都很小，但從2003年到2010年，產業(yè)結構合理化系數同對外直接投資流量一起都有了大幅度地增長。對于對外直接投資與我國產業(yè)結構合理化水平兩者之間的關系，我們將在下文中通過計量經濟學實證檢驗的方法進一步地分析。

三、實證檢驗

（一）ADF檢驗

若要建立以因果關系為基礎的計量經濟學模型，所使用的數據必須是平穩(wěn)的，從圖1我們可以看出，產業(yè)結構合理化系數(S)和對外直接投資流量(F)都隨時間有一致向上的變化趨勢。是否能用它們直接進行經典回歸分析，首先要進行數據平穩(wěn)性檢驗，本文使用EVIEWS6.0進行ADF檢驗[14]，結果參見表2。從表2可以看出，原序列都是非平穩(wěn)的，所以就不能用經典方法進行回歸分析以找出產業(yè)結構合理化系數（S）和對外直接投資流量（F）之間的因果關系，經過反復的測試發(fā)現S和F都屬于二階單整，即S和F屬于 I(2)序列，那么我們可以找出它們之間的協整關系來分析這兩個變量之間長期穩(wěn)定的關系。

表1 1991—2010我國產業(yè)結構合理化系數值和對外直接投資流量 單位：億元人民幣

圖1 1991年—2010年我國產業(yè)結構合理化系數與對外直接投資流量關系

（二）協整檢驗

協整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出平穩(wěn)性，那么這些變量存在長期的平穩(wěn)關系，即協整關系。本文采用基于模型回歸殘差的協整檢驗方法，其檢驗思想是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明方程的因變量和解釋變量之間存在協整關系。從表2知道S和F二階差分是平穩(wěn)的，那么我們先對S和F求一階差分ΔS、ΔF，然后再運用兩變量的Engle-Granger檢驗（EG檢驗）檢驗它們之間的協整關系。

第一步：用OLS方法回歸下列方程。

回歸結果為：

表2 ADF檢驗結果

檢驗結果R2=0.424 933，adjR2=0.391 106，D.W.=1.414 368，F=12.561 80，Prob(F)= 0.002 493。第二步：對(7)式的殘差做ADF檢驗，結果參見表3。

表3 殘差ADF檢驗結果

從上述的過程可以看出，第一步回歸系數c0和c1的t統計量的概率值分別為0.002 4和0.002 5，表明在1%的顯著性水平下c0和c1都顯著地異于0。D.W.檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，n=20，k=2（包含常數項），查表得dL=1.20，dU=1.44，由于dL＜D.W.=1.414 368＜4-dU故不存在序列相關性問題，F統計量的概率值也表明在 1%的顯著性水平下方程整體性顯著。第二步中殘差ADF檢驗值小于1%水平下的?2.699 77，故接受殘差是一個平穩(wěn)的序列，這說明ΔS、ΔF之間存在長期的均衡關系即協整關系，并且ΔF前面的系數為正，表明ΔS和ΔF之間具有正相關關系。那么它們之間的因果關系如何，不能由協整檢驗得出，我們將在下文中用Granger因果關系對他們進行檢驗。

（三）Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗可以用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及影響的方向，由于 Granger因果關系檢驗要求各序列為平穩(wěn)序列，由表2可得S、F序列的二階差分是平穩(wěn)的，那么我們通過EVIEWS 6.0軟件對這兩個二階差分序列進行Granger因果關系檢驗，其結果如表4。

在表4中，對于第一個假設，F統計量的概率值P=0.098 47，小于10%的檢驗水平，因此拒絕該假設即可以認為“Δ2F是引起Δ2S變化的Granger原因”。對于第二個假設，其F統計量的概率值P=0.425 28，大于10%的檢驗水平，因此不能拒絕該原假設，即可以認為“Δ2S不是引起Δ2F變化的Granger原因”，因此根據上述分析，我們可以認為序列Δ2S和Δ2F之間存在從Δ2F到Δ2S的單向因果關系，不存在反向的因果關系。因此對外直接投資的增加將促進產業(yè)結構合理化水平提高。

表4 Granger因果關系檢驗結果

四、結論與啟示

(1)上述的實證檢驗說明，對外直接投資對我國產業(yè)結構合理化水平有正的促進作用，Granger因果關系檢驗也說明，對外直接投資的變化是影響產業(yè)結構合理化水平發(fā)生變化的重要原因之一。因此，我國產業(yè)結構的調整應該充分利用對外直接投資這一有效途徑，加速我國經濟發(fā)展方式的轉變，提高各產業(yè)的生產效率，使生產效率在各個產業(yè)間趨于平等。

(2)協整關系檢驗方程中與對外直接投資有關的回歸系數比較小，說明對外直接投資對產業(yè)結構合理化水平的促進作用還有比較有限，這與我國對外直接投資的發(fā)展階段是密不可分的。我國對外直接投資起步晚，發(fā)展還比較滯后，但隨著經濟的發(fā)展，投資流量在逐年增加，對外直接投資對國內產業(yè)結構合理化的影響也將逐步增大。

（3）對外直接投資對國內產業(yè)結構合理化作用較小還與我國對外直接投資的結構有關。在對外直接投資流量構成中，金融業(yè)、采礦業(yè)和與之有關的交通運輸、倉儲業(yè)占比較大，2010年分別為12.5%、8.3%、8.2%，說明我國對外直接投資在一定程度上屬于自然資源尋求型，技術尋求型和戰(zhàn)略資源尋求型占比較小。另一方面，在2010年我國對外直接投資流量主要集中在亞洲（占比 65.3%），而在歐洲占比只有 9.8%，在北美占比僅占 3.8%。為了促進國內產業(yè)結構的合理化，我國應該更多地鼓勵對外直接投資，提高制造業(yè)、科學研究和技術服務在對外直接投資中所占的比重，

提高對外直接投資在發(fā)達國家的比重。

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