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)