魏文雅 周瑩瑩 陳建斌

根據(jù)國際投資周期理論可知，對外直接投資與母國的產(chǎn)業(yè)結構之間存在者相互作用，而一國經(jīng)濟發(fā)展水平作為中間變量。基于此，本文以中國對外直接投資（FDI）作為研究對象，并選取2002-2016年我國對外直接投資額作為自變量，徐德云學者提出的量化產(chǎn)業(yè)升級的指標---產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)作為因變量，構建線性回歸模型。結果表明：我國對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)升級之間存在穩(wěn)定的線性比例關系，即自變量對外直接投資額每增加1%，因變量產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)約增加1.4177%，此外，對外直接投資也是促進我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級的原因之一。

近年來，中國政府積極推動“一帶一路”建設，“走出去”工作體系也不斷完善，中國企業(yè)積極主動融入經(jīng)濟全球化進程。2016 年中國FDI高達196.15十億$，蟬聯(lián)世界第二；截至2016年年底，中國共有24400位合格國內(nèi)戰(zhàn)略（財務）投資者在境外開設對FDI分支機構37200個；到2016年底，我國FDI累計達135739十億$，可見除了進出口、貿(mào)易，OFDI已經(jīng)成為我國參與世界經(jīng)濟的另一重要國際化模式。同時，我國各產(chǎn)業(yè)比例也發(fā)生了變化?！?017中國統(tǒng)計年鑒》中三大類產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比數(shù)據(jù)顯示：1990年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為26.6%、41.0%、32.4%；然而到2016年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為8.6%、39.8%、51.6%?；诖?，對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)升級的關系成為相關領域學者當前研究的重要議題之一。而國內(nèi)學者就對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)升級關系的研究比較少，且相關學者實證研究得出的結論也各不相同?；诖耍P者在前人學者研究的基礎上，驗證我國FDI與母國產(chǎn)業(yè)升級之間存在線性相關關系。

一、我國對外直接投資的現(xiàn)狀分析

（一）2016 年中國FDI蟬聯(lián)世界第二

2016年以來，由于中國經(jīng)濟由高速增長轉為中高速增長，導致經(jīng)濟市場一度出現(xiàn)較大幅度的震蕩，全球經(jīng)濟增長率較2015年也有所下降。全球外國直接投資繼 2015年強勁上揚之后，在2016年失去了增長動力，整年流出流量較上年下降了2%。中國對外直接投資則呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢，創(chuàng)出196150億美元的新紀錄，較上年對外投資凈額上升了 34.7%，F(xiàn)DI流量規(guī)模低于位居第一的美國（2990 億美元），但與上年一樣仍位居全球第二位。

（二）投資行業(yè)分布較為集中

2016 年本國FDI遍布19個領域。其中流量上百億美元的涉及六個領域，租賃和商務服務業(yè)繼續(xù)保持第一位，制造業(yè)首次上升至第二。流向租賃和商務服務業(yè)的投資共657.8億美元，繼上年小幅下降后實現(xiàn)81.4% 的高速上升，占當年流量總額的33.5%。投資主要分布在中國香港、其他發(fā)展中國家等一些島國。制造業(yè)290.5億美元，較上年的投資流量上升45.3%，占2016年流量總額的14.8%；主要流向汽車制造業(yè)等相關產(chǎn)業(yè)。

在中國跨國經(jīng)營的主要行業(yè)領域中，除金融業(yè)流量有所下降外，受國際大宗商品價格低迷的影響，在采礦領域的投資僅為19.3億美元，較去年下降了82.8%，中國企業(yè)對該領域的投資創(chuàng)歷史最低；倉儲和郵政業(yè)投資額為 16.8億美元，較上年下降38.4%；環(huán)境、水利和公共設施管理業(yè)8.4億美元，相比上年的總額下降38.1%。從以上數(shù)據(jù)不難看出：第一產(chǎn)業(yè)占我國跨國投資比例較小，而第二、三產(chǎn)業(yè)占我國企業(yè)跨國投資的比例較大。

二、中國FDI對本國產(chǎn)業(yè)升級影響程度的實證研究

（一）變量指標的選取

實證分析自變量FDI對本國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響程度，須界定產(chǎn)業(yè)結構升級的測度方法。相關學者們提出了很多關于產(chǎn)業(yè)結構水平測度的方法，例如霍夫曼系數(shù)、錢納里標準結構等。本文采用徐德云學者提出的量化產(chǎn)業(yè)結構升級的指標---產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)來測定我國產(chǎn)業(yè)結構水平。產(chǎn)業(yè)結構升級主要表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP比重不斷呈增長趨勢，而第一產(chǎn)業(yè)所占GDP比重呈下降趨勢。故而，在權重（指標的相對重要性或貢獻度）賦值中，第三產(chǎn)業(yè)貢獻度最大，而第一產(chǎn)業(yè)貢獻度最小。設產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)為R=X1 +2X2 +3X3 。其中X1=第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；X2 =第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；X3=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP的比重。R取值范圍1---3，R值越接近1，標志著該國產(chǎn)業(yè)結構水平越低；R值越大，標志著該國第三產(chǎn)業(yè)貢獻度越高。

（二）模型構建

本文在前人學者錢納里的基礎上，借鑒其提出的“標準結構”來構建線性回歸模型。此外，為防止自變量和因變量的相關數(shù)據(jù)會產(chǎn)生較大的不確定性，須對各參數(shù)變量取對數(shù)。修正后的線性回歸模型設定如下：

LnR=α+βlnOFDI+ε

其中：解釋變量（自變量）為對外直接投資，被解釋變量（因變量）為R，ε為隨機誤差，OFDI為中國對外直接投資額，α、β為待估參數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)來源

相較于發(fā)達國家和其他發(fā)展中國家，我國FDI起步比較晚，自2002年以來，中國有關統(tǒng)計部門才權威發(fā)布年度數(shù)據(jù)。因此，筆者選取了我國2002-2016年相關數(shù)據(jù)作為研究樣本進行實證分析。2002-2016年的對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國商務部等聯(lián)合發(fā)布的《對外直接投資統(tǒng)計公報》，第一、二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局公布的《統(tǒng)計年鑒》。

（四）實證檢驗結果及分析

通過Eviews7.2軟件導入2002-2016年的相關數(shù)據(jù)，然后采用最小二乘法作線性回歸分析，得出的線性回歸結果如下：

LnR=0.742217+0.014177lnOFDI

Std.Error（0.008530） （0.001099）

R2=0.927489

F=166.2832

P=0.000000

從上述線性回歸結果可以看出回歸直線對觀測值的擬合程度為0.927489，說明該線性回歸模型對樣本擬合的非常好。在顯著性水平5%下，T統(tǒng)計值和F值都能通過顯著性檢驗，表明自變量對因變量有顯著性影響，即OFDI對R有顯著性影響。

由于是用傳統(tǒng)的最小二乘法對2002-2016年的相關數(shù)據(jù)做線性回歸分析，可能會出現(xiàn)“偽回歸”的情況，以防偽回歸的出現(xiàn)，對該組研究樣本數(shù)據(jù)進行ADF檢驗。

（五）平穩(wěn)性檢驗

Johan-sen檢驗和Granger因果檢驗要求自變量和因變量必須同時滿足同階單整。因此，首先采用ADF檢驗法檢驗對外直接投資的對數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)及它們的一階差分序列是否平穩(wěn)。

應用Eviews7.2軟件得到檢驗結果如下：

以上的ADF檢驗結果表明，原序列l(wèi)nR和lnOFDI是不平穩(wěn)的。然后對lnR和lnOFDI的一階差分進行ADF檢驗，結果顯示，兩者的一階差分序列均通過了ADF單位根檢驗，說明兩個變量lnR和lnOFDI均為一階單整序列。因此，可以通過協(xié)整檢驗來考察 2個變量之間是否存在穩(wěn)定的長期均衡關系。

（六）協(xié)整檢驗

根據(jù)以上的單位根檢驗可知，自變量對外直接投資額和因變量產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)是同階單整，因此可以對兩變量作協(xié)整檢驗。本文采取EG兩步法對兩變量間是否是同階單整進行檢驗，檢驗結果如下圖所示：

根據(jù)上面檢驗結果可知：在5%的顯著性水平下，拒絕了協(xié)整方程個數(shù)為0的原假設，接受協(xié)整方程個數(shù)為1的備擇假設。因為原假設r=0的跡統(tǒng)計量為21.04843，大于5%置信水平的臨界值15.49471，故而應該接受備擇假設，即r≤1。而r≤1的trace值為0.155755，小于5%置信水平的臨界值3.841466，即在5%的置信水平下兩個變量僅有一個協(xié)整關系。因此我國FDI與其產(chǎn)業(yè)結構升級存在長期的線性比例關系，即我國FDI每增加1%，產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)增加1.4177%。

（七）變量的因果關系檢驗

對我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構升級作Granger因果關系檢驗。

由上述關系檢驗結果可知，在10%的置信水平下“LnOFDI不是LnR的Granger原因拒絕”是小概率事件，因此應拒絕“對外直接投資不是產(chǎn)業(yè)升級的Granger原因”的原假設，即我國FDI是促進母國產(chǎn)業(yè)結構升級的原因。反之不成立。

三、結語

實證結果表明：我國對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)升級之間存在穩(wěn)定的線性比例關系，即我國對外直接投資每增加1%，產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)約上升1.4177%?；诖耍P者認為：國家相關部門可以把我國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)或區(qū)位選擇和我國產(chǎn)業(yè)升級目標結合起來作投資決策。目前我國企業(yè)正在逐步淘汰落后及過剩產(chǎn)能，并提倡發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)?；诖?，我國可以把處于弱勢的邊際產(chǎn)業(yè)轉移到其他發(fā)展中國家，以便為國內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)的成長騰出空間和資源，進而推動我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化與升級。（作者單位為北京聯(lián)合大學商務學院）