李夢嬌 薛鵬

摘要：本文基于2003-2017年時間序列數(shù)據(jù)對我國對外直接投資（OFDI）與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的關(guān)系進(jìn)行最小二乘回歸研究，結(jié)果表明我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在協(xié)整關(guān)系，OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)R有單向影響：OFDI每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)增加0.017%。因此得出我國對外直接投資能夠促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的結(jié)論，并為促進(jìn)我國對外直接投資進(jìn)一步發(fā)展提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：中國對外直接投資;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化;OLS

中圖分類號：F830? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-913X（2019）06-0032-03

一、引言

近年來，我國堅(jiān)定不移地踐行“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議，在促開放、謀發(fā)展、求合作等方面做出諸多努力，對外直接投資規(guī)模穩(wěn)步增長，且雙向貿(mào)易中投資流量已連續(xù)三年高于吸引外資。與此同時，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展也引起廣泛重視，國家始終強(qiáng)調(diào)要借助對外直接投資這一途徑促進(jìn)國際產(chǎn)能合作，加快實(shí)現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長動力，提高發(fā)展質(zhì)量。然而目前針對我國對外直接投資是否促進(jìn)本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一問題的研究尚有爭議。因此，筆者將在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合最新數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，為我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期的對外直接投資提供合理建議。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于對外直接投資的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究最早始于壟斷優(yōu)勢論，指出企業(yè)憑借自身壟斷優(yōu)勢進(jìn)行向東道國直接投資并獲取巨額利潤。小島清（Kojima，1987）的邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論認(rèn)為對外直接投資應(yīng)當(dāng)始于一國的邊際產(chǎn)業(yè)，從宏觀經(jīng)濟(jì)角度闡釋了比較優(yōu)勢應(yīng)當(dāng)是國際直接投資決定性因素。近年來，我國學(xué)者也對此展開大量理論和實(shí)證研究。

一方面，汪琦（2004）從資源補(bǔ)缺效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和輻射效應(yīng)、新興產(chǎn)業(yè)促長效應(yīng)等五個方面闡釋OFDI對母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的積極影響并得到廣泛認(rèn)可;趙偉、江東（2010）使用傳統(tǒng)的最小二乘法實(shí)證分析并得出對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化產(chǎn)生積極影響的結(jié)論;楊超、林建勇（2018）選取我國2004-2015年省級面板數(shù)據(jù)展開研究，結(jié)果顯示OFDI促進(jìn)了生產(chǎn)效率的提高;趙云鵬、葉嬌（2018）采用動態(tài)面板模型的分析結(jié)果也顯示OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生積極影響，但存在滯后效應(yīng)和地區(qū)差異;李超、張誠（2017）則表示，投資國可通過新建投資、跨國并購、合建研發(fā)中心等開辟跨產(chǎn)業(yè)鏈結(jié)盟、跨創(chuàng)新體系研發(fā)等途徑，推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展。另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為我國OFDI對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化并未產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。楊英、劉彩霞（2015）基于VAR模型的研究表明對外直接投資對母國產(chǎn)業(yè)調(diào)整的作用尚未顯現(xiàn)。張遠(yuǎn)鵬、李玉杰（2014）認(rèn)為我國對外直接投資起步晚、規(guī)模小且國內(nèi)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)根基深、國內(nèi)配套設(shè)施不完善，OFDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的路徑不通暢，且測得二者關(guān)聯(lián)度僅為0.73，這意味著OFDI對產(chǎn)業(yè)升級的促進(jìn)作用較為微弱。范歡歡、王相寧（2006）認(rèn)為除上述原因外，還包括我國對外直接投資中固定資本形成的比例小、投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)不符等，使得我國外部經(jīng)濟(jì)與內(nèi)部相脫離。毛海歐、劉海云（2018）的分析則表明順分工梯度、逆分工梯度OFDI均不利于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

綜上可以看出，諸多學(xué)者對我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的關(guān)系雖進(jìn)行深入研究，或是理論層面的闡釋及推導(dǎo)，或是實(shí)證層面的計(jì)量分析，但彼此觀點(diǎn)各異，未達(dá)成統(tǒng)一。筆者在前人研究基礎(chǔ)上，利用最新數(shù)據(jù)對該問題進(jìn)行分析，探究對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的具體關(guān)系。

三、我國對外直接投資及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展

改革開放以來，我國占全球經(jīng)濟(jì)的比重由2.7%上升到近15%，我國在國際貿(mào)易中的地位逐漸上升，對外直接投資的規(guī)模迅速擴(kuò)張，并呈現(xiàn)出以下特點(diǎn)。

一是總量規(guī)模穩(wěn)定增長。截至2017年，我國對外直接投資存量在全球占比為5.9%，位居世界第二;流量雖首次出現(xiàn)負(fù)增長，但世界占比仍超過10%，位居世界第三位。

二是行業(yè)分布多元化。自2011年我國開始實(shí)現(xiàn)全行業(yè)對外直接投資，2017年我國對外直接投資共涉及18個行業(yè)大類，其中商務(wù)服務(wù)、批發(fā)零售、制造業(yè)、金融領(lǐng)域占比已超過80%。

三是區(qū)域分布廣泛。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國企業(yè)對外直接投資并購涉及56個國家和地區(qū)，同時“一帶一路”政策帶動下，我國OFDI更趨向于發(fā)展中國家

四是投資主力軍仍是國有企業(yè)，但非國有企業(yè)發(fā)展十分迅速。數(shù)據(jù)顯示，2016年非公有制企業(yè)在非金融OFDI流量中的比重達(dá)到68%，2017年在“一帶一路”沿線國家投資企業(yè)的前 50 強(qiáng)中，民營企業(yè)占42%。

產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化是一國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要表現(xiàn)。數(shù)據(jù)顯示（如圖2），我國三次產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二三一”型轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭弧毙?，第三產(chǎn)業(yè)已成為我國經(jīng)濟(jì)增長的主要推動力量，整體發(fā)展態(tài)勢符合“配第克拉克定理”。但數(shù)量不等于質(zhì)量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理還需進(jìn)一步測算分析

四、實(shí)證分析

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平

測定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的方法有多種，例如綜合指數(shù)法、多元統(tǒng)計(jì)法、層次分析法等。筆者采用徐德云（2008）提出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)定量分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的主要特征就是第三產(chǎn)業(yè)比重增加，第一產(chǎn)業(yè)地位減弱，因此賦予第一、二、三產(chǎn)業(yè)的權(quán)重依次增大，具體指標(biāo)為：

其中，R為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)，Yi表示第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重。R值越趨于3，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

（二）數(shù)據(jù)來源

筆者選取2003—2017年時間序列數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，其中我國OFDI相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，三次產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）構(gòu)建回歸模型

考慮到樣本為時間序列數(shù)據(jù)，可能存在異方差，因此將數(shù)據(jù)取對數(shù)后作為新樣本進(jìn)行回歸分析。構(gòu)建的回歸模型如下：lnR=β0+β1lnOFDI

筆者利用Eviews9.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘回歸，并得到如下結(jié)果：

結(jié)果顯示，該模型的擬合優(yōu)度為0.932969，F(xiàn)檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)均顯著，表明OFDI對R有顯著影響。

（四）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于時間序列數(shù)據(jù)的傳統(tǒng)OLS回歸可能出現(xiàn)“虛假回歸”現(xiàn)象，即變量之間沒有經(jīng)濟(jì)關(guān)系但也能得到較為顯著的回歸結(jié)果。因此，有必要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確?；貧w的正確性。筆者選用ADF單位根檢驗(yàn)法并得到如下結(jié)果：

由表1可知，lnR和lnOFDI的原序列ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量均大于5%顯著性水平下的臨界值，屬于非平穩(wěn)序列。而兩個變量的滯后一期檢驗(yàn)結(jié)果均小于5%顯著性水平下的臨界值，因此均屬于一階單整序列。

（五）協(xié)整檢驗(yàn)

由于回歸模型僅涉及兩個變量，因此采用EG兩步法進(jìn)行變量間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。對上述模型估計(jì)結(jié)果生成的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到的t值=-1.962465，P值=0.0506，可認(rèn)為該殘差序列在10%的顯著性水平下平穩(wěn)，因此對數(shù)序列l(wèi)nOFDI和lnR之間是（1，1）階協(xié)整的。該結(jié)果表明OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)R之間存在長期“均衡”關(guān)系。

（六）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探究對外直接投資與產(chǎn)業(yè)接受升級系數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系，對回歸模型進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在滯后長度為2、顯著性水平為5%的條件下，lnOFDI是引起lnR變化的格蘭杰原因，但lnR不是lnOFDI的格蘭杰原因。

五、結(jié)論與建議

筆者選取2003-2017年我國對外直接投資與三次產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，使用傳統(tǒng)的最小二乘法進(jìn)行回歸分析對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)之間的關(guān)系，結(jié)果表明，我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在協(xié)整關(guān)系，對外直接投資是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，且OFDI每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)增加0.017%。因此，我國對外直接投資能夠促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化。為進(jìn)一步促進(jìn)我國對外直接投資的健康發(fā)展，本文提出以下建議。

一是加強(qiáng)對外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的協(xié)同發(fā)展。上述格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明，OFDI是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)R變化的原因，而二者之間的反向因果關(guān)系并不成立。因此，在重視對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的促進(jìn)作用的同時，也應(yīng)充分利用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的投資機(jī)遇，促進(jìn)二者協(xié)同發(fā)展。

二是預(yù)防產(chǎn)業(yè)空心化問題。產(chǎn)業(yè)升級意味著第三產(chǎn)業(yè)占國民經(jīng)濟(jì)的比重增加，一、二產(chǎn)業(yè)比重下降，在此過程中要謹(jǐn)慎預(yù)防制造業(yè)萎縮、實(shí)體經(jīng)濟(jì)弱化產(chǎn)生的不利影響，做好相應(yīng)的防范機(jī)制。

三是強(qiáng)化政府服務(wù)角色。面對我國對外直接投資快速發(fā)展，一方面政府要給予相應(yīng)的政策支持，簡化審批程序，加強(qiáng)信息服務(wù)，鼓勵企業(yè)“走出去”;另一方面也要引導(dǎo)企業(yè)良性對外投資，做好風(fēng)險防控，提高對外直接投資水平與質(zhì)量促進(jìn)對外直接投資健康發(fā)展。

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[責(zé)任編輯：金永紅]