王長義，陳利霞

（1.山東財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿學院，山東 濟南 250014；2.山東建筑大學 法政學院，山東 濟南 250101）

我國對外直接投資的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整效應
——基于灰色關聯(lián)的分析

王長義1，陳利霞2

（1.山東財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿學院，山東 濟南 250014；2.山東建筑大學 法政學院，山東 濟南 250101）

本文采用我國31個省市區(qū)2004—2014年的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構數(shù)據(jù)，通過灰色關聯(lián)法實證分析了對外直接投資對不同省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整的影響。研究結果表明，我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整具有推動作用，但作用并不十分顯著，并且存在著一定的區(qū)域差異性，對外直接投資對中西部地區(qū)的影響要明顯大于東部地區(qū)。

對外直接投資；區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整；灰色關聯(lián)分析

隨著我國經(jīng)濟改革不斷向縱深發(fā)展，加快推進產(chǎn)業(yè)結構調整，促進產(chǎn)業(yè)結構向合理化、高級化和高效化發(fā)展已經(jīng)成為我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的一個重點，成為推動我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關鍵因素之一。然而，在開放型經(jīng)濟條件下，一國產(chǎn)業(yè)結構的調整和升級，除了依賴于國內技術進步的自我積累外，還在很大程度上依賴于生產(chǎn)要素跨國流動的結果，會受到國際直接投資等國際經(jīng)濟活動的影響。隨著“走出去”戰(zhàn)略的大力實施，我國對外直接投資獲得了快速的發(fā)展。2014年我國非金融類對外直接投資達1028.9億美元，同比增長14.1%，截至2014年底，非金融類對外直接投資存量達到6463億美元。對外直接投資的蓬勃開展在對我國經(jīng)濟影響日益顯著的同時，也不可避免地對我國的產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響。由于我國是一個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展十分不平衡的國家，對外直接投資和產(chǎn)業(yè)結構均存在著明顯的區(qū)域不均衡性和差異性。有鑒于此，研究我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的影響，不但要進行總量分析，而且還要具體分析各地區(qū)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構的關系。本文旨在通過對我國31個省市區(qū)對外直接投資和產(chǎn)業(yè)結構的灰色關系分析，考察我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的影響，以便為相關政府部門提供決策參考。

一、文獻綜述

關于一國對外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結構調整關系的研究，國內外已積累了一定的研究成果。國外方面，早期維農（R·Vernon）的產(chǎn)品生命周期理論、小島清（Kiyoshi Kojima）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論、赤松要的“雁行模式”理論，以及坎特威爾（John Cantwell）與托蘭惕諾（P.E.Tolentino）的技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級理論等都從不同角度論述了一國的對外直接投資有利于促進本國產(chǎn)業(yè)升級。Blomstrom等關于日本對外直接投資的研究、［1］Barrios等對愛爾蘭對外直接投資的分析，［2］則從實證的角度得出一國對外直接投資對本國產(chǎn)業(yè)結構調整產(chǎn)生積極影響的結論。國內方面，王英研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資主要通過進口結構、技術進步、就業(yè)結構和固定資本四種路徑影響我國產(chǎn)業(yè)結構的調整。［3］潘穎、劉輝煌研究發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資短期內不能促進產(chǎn)業(yè)結構升級，但從長期來看則是可能的。［4］詹小穎研究發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資對國內產(chǎn)業(yè)結構的調整在長期與短期內均存在著促進作用，且對第三產(chǎn)業(yè)的結構調整效應要大于第二產(chǎn)業(yè)。［5］湯婧、于立新研究發(fā)現(xiàn)，我國7大行業(yè)對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構調整均起到一定的推動作用，影響程度從高到低依次是：信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、采礦業(yè)、制造業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、租賃和商務服務業(yè)。［6］李逢春研究發(fā)現(xiàn)，在區(qū)位選擇上，我國亞洲區(qū)域的對外直接投資推動產(chǎn)業(yè)升級的效應較明顯，歐洲和北美次之，非洲區(qū)域的效應最小；在產(chǎn)業(yè)選擇上，我國制造業(yè)對外投資的推動效應最大，資源類產(chǎn)業(yè)次之，金融業(yè)不明顯，商務服務業(yè)等勞動密集型產(chǎn)業(yè)最弱。［7］

總體而言，上述研究存在以下不足：相關研究要么從整體上分析我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的影響，要么從我國對外直接投資的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)角度分析對產(chǎn)業(yè)結構的影響，而對于我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構影響的研究還鮮有論及。有鑒于此，本文在已有研究成果的基礎上，運用灰色關聯(lián)方法分析我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整的影響，以彌補這方面的不足。

二、我國對外直接投資與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整關系的實證分析

（一）研究方法

本文采用灰色關聯(lián)法研究我國對外直接投資與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整的關系。與數(shù)理統(tǒng)計方法相比，灰色關聯(lián)分析對樣本量的多少和數(shù)據(jù)分布沒有特殊要求，是一種研究少數(shù)據(jù)、貧信息不確定性問題的方法。由于我國對外直接投資的起步較晚，有據(jù)可查的數(shù)據(jù)樣本有限，因此大樣本的數(shù)據(jù)統(tǒng)計模型不適用于兩者影響關系的分析，而灰色關聯(lián)分析正適用于這種“小樣本、少數(shù)據(jù)、貧信息”的情況。

根據(jù)灰色系統(tǒng)理論，［8］進行灰色關聯(lián)分析的步驟如下：首先，建立初級序列X0和Xi，這里假設X0為增長序列，Xi為相關因素序列，其中X0=［X0（1），X0（2）…，X0（n）］，Xi=［Xi（1），Xi（2）…，Xi（n）］；其次，通過系統(tǒng)中各數(shù)列除以相對應的初始值 （不為零）或均值對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理；第三，將無量綱化后的增長數(shù)列與相關因素數(shù)列進行差值計算，并求絕對值，產(chǎn)生對應差數(shù)列表，其中列表內容包括:與相關因素數(shù)列值差（絕對值）、每列最大差、每列最小差；最后，再計算關聯(lián)系數(shù)和關聯(lián)度。在計算關聯(lián)系數(shù)和關聯(lián)度之前，需要預先設定分辨系數(shù)，通常以ξ表示，0＜ξ＜1，一般可設ξ=0.5。鄧氏灰色關聯(lián)系數(shù)的計算公式為：

在得出關聯(lián)系數(shù)的基礎上再計算關聯(lián)度，鄧氏灰色關聯(lián)度的計算公式為：

（二）變量的選取與數(shù)據(jù)的處理

本文的實證分析包括兩個變量，一個是產(chǎn)業(yè)結構調整變量，在灰色關聯(lián)分析中我們把它設定為增長序列；另一個是對外直接投資變量，我們把它設定為相關因素序列。產(chǎn)業(yè)結構調整變量分別用全國31個省、自治區(qū)、直轄市2004—2014年的第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重來表示，其原始數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和國際統(tǒng)計局網(wǎng)站?？紤]到對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的影響具有滯后性，對外直接投資變量用全國31個省、自治區(qū)、直轄市2004—2014年的投資存量來衡量，其數(shù)據(jù)來自2013年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和商務部網(wǎng)站。

（三）計算結果及分析

根據(jù)上述灰色關聯(lián)模型，我們利用灰色系統(tǒng)理論建模軟件，對我國31個省、自治區(qū)、直轄市的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構調整的關聯(lián)性進行鄧氏關聯(lián)度計算，計算結果見表1。

從表1可以看出，我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整的影響具有以下特點：

1.我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整具有一定推動作用

在統(tǒng)計分析中，一般認為，若變量間相關系數(shù)的絕對值小于0.3，則被視為微弱相關；若該系數(shù)的絕對值在0.3～0.5之間，則被視為低度相關；若該系數(shù)的絕對值在0.5～0.8之間，則被視為一般相關；若該系數(shù)的絕對值在0.8～1之間，則被視為高度相關。按照這一判斷標準，我們從表1中可以看出，我國31個省、自治區(qū)、直轄市的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構調整的關聯(lián)度值均在0.5以上。這說明我國各省市區(qū)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的調整具有一定推動作用，從一個側面體現(xiàn)出我國區(qū)域對外直接投資質量的提高。這也反映出多年來我國的對外直接投資與我國的開放發(fā)展戰(zhàn)略是一致的。從2003年開始，我國的對外直接投資快速發(fā)展，呈現(xiàn)出躍升式的增長，這與我國實施“走出去”戰(zhàn)略的推動不無關系。2000年，面對國內外新形勢，我國政府將“走出去”確定為新時期的一項開放戰(zhàn)略，而對外直接投資是中國“走出去”戰(zhàn)略的重要組成部分，它是我國為適應國內產(chǎn)業(yè)結構調整，積極應對經(jīng)濟全球化挑戰(zhàn)、主動參與國際分工、有效利用國際國內兩個市場兩種資源的積極舉措。為推動“走出去”戰(zhàn)略的順利實施，政府采取了一系列的鼓勵措施。此后，中國企業(yè)的國際化經(jīng)營和對外直接投資進入一個快速發(fā)展階段。由于“走出去”戰(zhàn)略作為國家的一項外經(jīng)貿發(fā)展戰(zhàn)略，其制定和實施受到我國宏觀經(jīng)濟環(huán)境和國際經(jīng)濟環(huán)境的影響，其實施目標帶有明顯的宏觀導向性，這就決定了我國企業(yè)層面的對外直接投資決策同樣會受到整個宏觀經(jīng)濟環(huán)境和戰(zhàn)略的影響，受到國內產(chǎn)業(yè)結構調整和經(jīng)濟轉型的影響。國家發(fā)改委制定的《境外投資產(chǎn)業(yè)指導政策》和《境外投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》就是國家總體產(chǎn)業(yè)政策在對外直接投資領域的體現(xiàn)，反映了我國政府通過對外直接投資提升中國在國際產(chǎn)業(yè)鏈中的地位和促進國內產(chǎn)業(yè)結構升級的要求。這就促使我國企業(yè)在對外直接投資過程中，不但要考慮自身的利益，追逐利潤最大化，而且還要考慮所選擇的產(chǎn)業(yè)和項目是否與我國的產(chǎn)業(yè)結構調整目標相一致。實踐中，2004—2012年我國對外直接投資呈現(xiàn)出的對發(fā)達經(jīng)濟體的投資存量占比持續(xù)增加、制造業(yè)投資比例上升等變動特征正是我國產(chǎn)業(yè)結構調整在對外直接投資領域的反映，而這些變化無疑會進一步促進我國產(chǎn)業(yè)結構的調整和升級。

表1　　我國各省市區(qū)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構調整的灰色關聯(lián)分析結果

從我國對外直接投資的模式看，我國獨特的投資模式也有利于國內產(chǎn)業(yè)結構的調整和升級。我國的對外直接投資既不是以規(guī)避出口高成本為目的的水平型投資，也不是以分散生產(chǎn)為目的垂直型投資，它具有明顯的通過對外直接投資和海外并購活動延伸生產(chǎn)與價值鏈的特點，是一種“價值鏈延伸型”的投資。［9］［10］我國企業(yè)在對外直接投資之初處于全球價值鏈的低端環(huán)節(jié)，如制造業(yè)中的加工和裝配環(huán)節(jié)；隨著自身學習能力的不斷增強和創(chuàng)新水平的不斷提高，企業(yè)逐漸向價值鏈的上游和市場營銷活動擴展。企業(yè)向價值鏈上游的擴展能夠穩(wěn)定能源和原材料的供應，取得核心技術；向下游的擴展則能夠建立銷售、配送網(wǎng)絡，建立自己的品牌。一方面會導致我國企業(yè)源源不斷地獲取國外的資源、技術和人力資本，而后者恰恰是影響我國產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟發(fā)展的關鍵要素；另一方面這一擴展過程會導致我國企業(yè)在全球價值鏈中的地位不斷上升，促使中國從全球產(chǎn)業(yè)鏈的被動參與者逐步向主導者轉變，進而促進國內產(chǎn)業(yè)結構轉變。

2.我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整的推動還有很大的提升空間

雖然我國各省市區(qū)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的調整均起到較為積極的推動作用，但作用并不十分顯著，還有很大的提升空間。導致我國各省市區(qū)對外直接投資在推動產(chǎn)業(yè)結構調整方面作用有限的原因是多方面的：（1）盡管我國對外直接投資得到了快速發(fā)展，但從總投資存量上看，它在國民經(jīng)濟中的總體比重還很小，對國內產(chǎn)業(yè)結構調整和升級的推動作用十分有限；（2）盡管對外直接投資作為我國“走出去”戰(zhàn)略的重要舉措受到國家整個宏觀經(jīng)濟環(huán)境和戰(zhàn)略的影響，受到國內產(chǎn)業(yè)結構調整和經(jīng)濟轉型的影響，但畢竟對外直接投資的主體是企業(yè)，對外直接投資主要是企業(yè)行為，而企業(yè)往往會從自身角度出發(fā)進行選擇和決策，較少主動從宏觀角度考慮國內產(chǎn)業(yè)結構升級問題；（3）由于我國多數(shù)企業(yè)國際化經(jīng)驗不足，國際化經(jīng)營風險防范意識不強，再加上政府的宏觀指導不力，不少企業(yè)在海外投資上具有較大的盲目性，獲利甚微，甚至虧損，這樣的對外直接投資不但不能促進國內產(chǎn)業(yè)結構升級，而且浪費了國內大量優(yōu)質資源。

3.我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響在中西部地區(qū)更明顯

盡管中西部地區(qū)對外直接投資的規(guī)模整體上低于東部地區(qū)，但對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響整體上大于東部。①這與我國對外直接投資的區(qū)域不均衡以及區(qū)域性對外直接投資在全球價值鏈中地位的差異性有著直接的關系。我國東部地區(qū)企業(yè)的對外直接投資起步早，發(fā)展快，規(guī)模大，在我國對外直接投資中一直占據(jù)主導地位，并且較早、較快地融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡和國際分工體系中，相對而言，中西部地區(qū)的企業(yè)對外直接投資受制于改革開放水平、經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響，開始較晚、發(fā)展較慢、規(guī)模較小，融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡和國際分工體系中也較晚。這種融入步調的不一致在一定程度上決定了我國各省市區(qū)的對外直接投資在全球價值鏈中的地位有差異，在價值鏈擴張中的進度有區(qū)別。當東部地區(qū)企業(yè)在低端環(huán)節(jié)得到了充分發(fā)展，將要向中高端環(huán)節(jié)進展時，中西部地區(qū)的企業(yè)則可能剛剛涉足低端環(huán)節(jié)?？疾?004—2011年中國各省市區(qū)的對外直接投資，基于東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和技術能力等因素，我們可以做出這樣的判斷，在中國“價值鏈延伸型”的對外直接投資模式中，中西部地區(qū)的對外直接投資屬于低端延伸型的投資，東部地區(qū)屬于中高端延伸型的投資。②對于中西部地區(qū)的企業(yè)而言，由于其嵌入全球價值鏈較晚，企業(yè)的技術積累相對有限，學習和創(chuàng)新能力還較弱，因此很難直接步入高端價值環(huán)節(jié)，但是可以通過境外加工裝配等方式進行低端延伸型的對外直接投資。東部地區(qū)由于改革開放較早，企業(yè)較早地融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡和國際分工體系之中，已有了相當程度的技術積累，有了一定的學習和創(chuàng)新能力，在全球價值鏈的低端已經(jīng)獲得了充分的發(fā)展，即企業(yè)已經(jīng)邁過全球價值鏈低端投資的階段，正在向中高端環(huán)節(jié)邁進，企業(yè)對外直接投資屬于中高端延伸型的投資。這反映在實踐中，就是東部地區(qū)對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資的增加和投資領域向高科技行業(yè)的擴展加快。③由于發(fā)達經(jīng)濟體集中了中國所需的高附加值的經(jīng)濟功能和技能，我國東部地區(qū)企業(yè)在這些國家進行的運營、分銷渠道、品牌、知識技術、高科技行業(yè)領域等方面的投資，很顯然是一種中高端價值延伸型的投資。根據(jù)全球價值價值鏈產(chǎn)業(yè)升級理論，中西部地區(qū)低端延伸型對外直接投資整體上屬于流程升級和產(chǎn)品升級階段，東部地區(qū)中高端延伸型對外直接投資整體上屬于功能升級和鏈條升級階段。根據(jù)學者Humphrey和Schmitz的考察，［11］發(fā)展中國家加入全球價值鏈，其“流程升級”、“產(chǎn)品升級”相對較容易，但“功能升級”、“鏈條升級”相對較困難。由于整體上中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構層次還較低，產(chǎn)業(yè)結構調整有著很大的空間，因此對外直接投資的快速發(fā)展對中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整的影響較明顯。對于東部地區(qū)來說，其中高端延伸型對外直接投資已經(jīng)基本邁過中西部地區(qū)正在經(jīng)歷的“流程升級”和“產(chǎn)品升級”階段，在過去的幾年里以及未來的一段時期，由于企業(yè)學習和創(chuàng)新能力等自身因素和外部障礙的影響，一直處于 “功能升級”、“鏈條升級”的攻堅階段，要有一個質的突破還需假以時日。同時，由于我國東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構層次較高，這就導致東部地區(qū)企業(yè)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響不如中西部那么明顯。

三、研究結論及對策建議

通過上述分析，本文得出以下主要結論及相關對策建議：

第一，我國對外直接投資對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的調整起著較為積極的推動作用，但作用仍有限，有著很大的提升空間。為此，要嚴格按照國家“十二五”規(guī)劃關于“加快實施‘走出去’戰(zhàn)略”要求，在持續(xù)擴大我國對外直接投資規(guī)模的同時，要有效支持企業(yè)和引導企業(yè)通過對外直接投資來延伸價值鏈、主導價值鏈，以更好地實現(xiàn)技術進步和產(chǎn)業(yè)結構升級，提升對外直接投資的質量。我國政府應從戰(zhàn)略上籌劃長期對外直接投資的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)布局。在投資區(qū)域上，要重點發(fā)展對發(fā)達國家和地區(qū)的投資，以使我國對外投資企業(yè)獲得先進技術、信息、管理和服務等戰(zhàn)略性資產(chǎn)，并通過向國內的轉移和擴散，充分發(fā)揮這些戰(zhàn)略性資產(chǎn)的外溢效應和示范效應，帶動國內知識、技術密集型高端產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)技術進步與產(chǎn)業(yè)升級。同時，要適度發(fā)展對亞非拉等發(fā)展中國家和地區(qū)的投資，通過把一些在我國已經(jīng)失去成本優(yōu)勢而在這些國家和地區(qū)又有著競爭優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉移，延長產(chǎn)業(yè)鏈條，以使國內生產(chǎn)要素向高端產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)聚集，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。在產(chǎn)業(yè)選擇上，要重點發(fā)展高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)的對外直接投資，加大在運營、分銷渠道、品牌、技術服務、信息傳輸、計算機服務等領域的直接投資。

第二，我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的調整存在著一定的區(qū)域差異性，中西部地區(qū)影響更明顯一些。當前我國各省市區(qū)對外直接投資發(fā)展階段的不平衡以及在全球價值鏈地位的差異性，導致我國東部地區(qū)通過對外直接投資進行產(chǎn)業(yè)升級進入了攻堅階段，中西部地區(qū)通過對外直接投資進行產(chǎn)業(yè)升級目前相對容易，但未來也要面臨與東部地區(qū)同樣的困境。這種情況的出現(xiàn)與我國企業(yè)學習和創(chuàng)新能力較低有著直接關系。為此，一方面需要加大教育投入力度，提高人力資本水平。一國的人力資本水平對其對外直接投資的規(guī)模、質量、結構以及對外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應起著重要的甚至是決定性的作用，因此必須加大教育投入，加強與跨國公司的合作，加快人力資源的開發(fā)與培訓，從而培養(yǎng)大批高素質的技術人才和一批懂管理、善經(jīng)營、熟悉國際商務規(guī)則的國際化經(jīng)營人才，以提高我國通過對外直接投資獲取先進技術、管理的接受能力和應用能力。另一方面要加大對自主研發(fā)的投入，培育和增強企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。研發(fā)投資是技術進步的主要推動力量之一，是培育我國企業(yè)自主創(chuàng)新和增強對外直接投資產(chǎn)業(yè)升級效應的有效途徑。因此，無論是我國政府還是企業(yè)都要加大研發(fā)投入，培育和增強對外直接投資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。

注釋：

① 我國的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和西藏。

② 當然這種劃分不排除中西部企業(yè)涉足中高端環(huán)節(jié)的投資和東部地區(qū)企業(yè)涉足低端環(huán)節(jié)的投資。

③ 當然這里不排除我國中西部地區(qū)企業(yè)也有相當部分投資于發(fā)達經(jīng)濟體和高科技行業(yè)的情況，但我國東部地區(qū)占據(jù)主導地位。

［1］M.Blomstrom，D.Konan，R.Lipsey.FDI in the Restructuring of the Japanese Economy［R］.NBER Working Papers，2000.76-93.

［2］S.Barrios，H.Gorg，E.Strob.Foreign Direct Investment，Competitive on and Industrial Development in the Host Country［J］.European Economic Review，2005，（49）:1761-1784.

［3］王英.對外直接投資影響產(chǎn)業(yè)結構調整的實證分析［J］.審計與經(jīng)濟研究，2009，（4）：85-89.

［4］潘穎，劉輝煌.中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構升級關系的實證研究［J］.統(tǒng)計與決策，2010，（2）：102-104.

［5］詹小穎.對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)調整效應——基于廣義脈沖響應函數(shù)的實證分析［J］.江漢論壇，2011，（6）：63-67.

［6］湯婧，于立新.我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構調整的關聯(lián)分析［J］.國際貿易問題，2012，（11）：42-49.

［7］李逢春.中國對外直接投資推動產(chǎn)業(yè)升級的區(qū)位和產(chǎn)業(yè)選擇［J］.國際經(jīng)貿探索，2013，（2）：95-102.

［8］劉思峰，黨耀國，方志耕，謝乃明，等.灰色系統(tǒng)理論及其應用［M］.北京：北京科學出版社，2010.68-71.

［9］姚枝仲，李眾敏.中國對外直接投資的發(fā)展趨勢與政策展望［J］.國際經(jīng)濟評論，2011，（2）：127-141.

［10］何帆.中國對外投資的特征與風險 ［J］.國際經(jīng)濟評論，2013，（1）：34-50.

［11］J.Humphrey，H.Schmitz.DevelopingCountryFirmsin theWorldEconomy:GovernanceandUpgradingin Global Value Chains［R］.INEF Report，University of Duisburg，2002.

（責任編輯：彭晶晶）

The Influence of OFDI on Chinese Industrial Restructuring——Analysis Based on the Grey Incidence Theory

WANG Chang-yi1，CHEN Li-xia2
（1.School of International Trade and Economics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan Shandong 250014，China；2.School of Law and Politics，Shandong Jianzhu University，Jinan Shandong 250101，China）

According to the data of the OFDI and industrial structure of 31 provinces and urban areas of China，and basing on the grey incidence theory，the article empirically analysis the effects of OFDI on the industrial restructuring of 31 provinces and urban areas of China.The Result shows that Chinese OFDI plays an active driving roll in the regional industrial structure adjustment，especially the greater for the central and west areas than that for the east in our country.

OFDI；regional industrial structure adjustment；gray correlation analysis

F832.48

A

1672-626X（2016）02-0017-06

10.3969/j.issn.1672-626x.2016.02.003

2016-01-09

國家社科基金項目（14BGJ045）；教育部人文社科研究規(guī)劃基金項目（13YJA790024）；山東省軟科學研究計劃項目（2014RKB01089）

王長義（1971-），男，山東莘縣人，山東財經(jīng)大學副教授，管理學博士，主要從事跨國經(jīng)營與對外投資研究；陳利霞（1976-），女，山東禹城人，山東建筑大學講師，主要從事世界經(jīng)濟與政治研究。