林 晶 博士生

（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)研究生院 北京 102488）

引言

自我國(guó)加入WTO以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的聯(lián)系日益緊密。目前，從總體發(fā)展趨勢(shì)來看，當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展不容樂觀，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐年降低，同時(shí)個(gè)別西方國(guó)家存在貿(mào)易保護(hù)政策，這都使得我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易面臨著巨大的挑戰(zhàn)。為了進(jìn)一步實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，還需著力提升我國(guó)的對(duì)外直接投資（OFDI）。

對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)都起到了促進(jìn)作用，能夠?qū)崿F(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。我國(guó)學(xué)者就我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)從短期看，對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響作用不強(qiáng)，而從長(zhǎng)期來看，對(duì)外直接投資能夠明顯影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。還有學(xué)者分析了對(duì)外直接投資類型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響，認(rèn)為其中資源獲取型的對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用最強(qiáng)。

鑒于我國(guó)對(duì)外直接投資在不同區(qū)域之間有所不同且存在相互制約等情況，并且國(guó)內(nèi)外學(xué)者也很少?gòu)目臻g視角分析對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響。因此，本文利用空間分析軟件建立了相關(guān)實(shí)證模型，定量分析了我國(guó)對(duì)外直接投資與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的內(nèi)在聯(lián)系，并根據(jù)結(jié)論提出相關(guān)對(duì)策建議。希望通過本文的研究，為我國(guó)實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平增長(zhǎng)提供了理論依據(jù)。

計(jì)量模型

（一）模型構(gòu)建

為分析我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系，本文選取了2003-2017年我國(guó)各省市的非金融類對(duì)外投資流量、存量數(shù)據(jù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)。通過假設(shè)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間存在線性關(guān)系，建立了如下模型：

上式中，R為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)；i為地區(qū)；t為年份；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）模型篩選

本文通過F檢測(cè)法、BP檢測(cè)法和Hausman檢測(cè)法分別將面板數(shù)據(jù)中的混合效應(yīng)與固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)與混合效應(yīng)以及固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)算分析，計(jì)算結(jié)果如表1-表6所示。

表1 OFDIS模型F檢驗(yàn)

表1-表6為OFDIS模型與OFDIF模型的F檢測(cè)法、BP檢測(cè)法和Hausman檢測(cè)法分析結(jié)果。由結(jié)果可知，在OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，且兩種模型中的F檢測(cè)法和Hausman檢測(cè)法的固定效應(yīng)較為明顯，而兩種模型中的BP檢測(cè)法的隨機(jī)效應(yīng)較為明顯。將上述結(jié)果進(jìn)行綜合，本文選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)算分析，計(jì)算結(jié)果如表7所示。

表2 OFDIS模型BP檢驗(yàn)

表3 OFDIS模型Hausman檢驗(yàn)

表4 OFDIF模型F檢驗(yàn)

表5 OFDIF模型BP檢驗(yàn)

表6 OFDIF模型Hausman檢驗(yàn)

（三）模型檢驗(yàn)與修正

本文根據(jù)OFDIS模型與OFDIF模型將面板數(shù)據(jù)通過三種檢測(cè)方法計(jì)算分析，但這些檢測(cè)方法存在弊端，即不能將序列之間的相關(guān)性及截面相關(guān)性等進(jìn)行計(jì)算。故本文在此基礎(chǔ)上采用的wooldridge檢驗(yàn)法能夠科學(xué)、全面地分析OFDIS模型與OFDIF模型中序列之間的相關(guān)性及截面相關(guān)性等，計(jì)算結(jié)果如表8、表9所示。

表8、表9為OFDIS模型與OFDIF模型的wooldridge檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果。由表8、表9可知，通過wooldridge檢驗(yàn)法計(jì)算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關(guān)性。但wooldridge檢驗(yàn)是通過利用短面板數(shù)據(jù)計(jì)算的序列之間的相關(guān)性，因此本文還采用了Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)計(jì)算變量截面相關(guān)性，其計(jì)算結(jié)果如表10、表11所示。

表10、表11為OFDIS模型與OFDIF模型的Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果。由表10、表11可知，通過Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)計(jì)算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面相關(guān)性。此外，本文還采用了Wald檢驗(yàn)法計(jì)算OFDIS模型與OFDIF模型中的截面異方差性，計(jì)算結(jié)果如表12、表13所示。

表12、表13為OFDIS模型與OFDIF模型的Wald檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果。由表12、表13可知，通過Wald檢驗(yàn)計(jì)算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，則說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面異方差性。通過上述計(jì)算結(jié)果可知，OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關(guān)性、截面相關(guān)性和截面異方差性。將上述結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)整理，如表14所示。

表14為固定效應(yīng)模型序列相關(guān)、截面相關(guān)及截面異方差性檢驗(yàn)結(jié)果。由表14可知，OFDIS模型與OFDIF模型存在序列相關(guān)性、截面相關(guān)性和截面異方差性。但通過固定效應(yīng)模型計(jì)算的序列結(jié)果可以看出，我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響的說服力尚不足，對(duì)此還需要通過對(duì)計(jì)算的序列進(jìn)行進(jìn)一步的修正，故本文又利用非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)方法對(duì)OFDIS模型與OFDIF模型數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，其修正具體結(jié)果如表15、表16所示。

表8 OFDIS模型wooldridge檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

表9 OFDIF模型wooldridge檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

表7 OFDIS模型與OFDIF模型固定、隨機(jī)巧合效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表10 OFDIS模型Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

表11 OFDIF模型Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

（四）模型結(jié)論

通過本文將固定效應(yīng)模型計(jì)算得出的非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)方法修正結(jié)果進(jìn)行整理，得到的模型估計(jì)結(jié)果如下：

注：*、**、***為變量在10%、5%和1%下的顯著性水平

通過上述公式可知，OFDIS模型的系數(shù)為0.0136，這表明我國(guó)非金融類對(duì)外直接投資存量能夠影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，并且隨著對(duì)外直接投資存量的提高，其能夠促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)；OFDIF模型的系數(shù)為0.0616，這表明我國(guó)非金融類對(duì)外直接投資流量能夠影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，即隨著對(duì)外直接投資流量的提高，其能夠促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

實(shí)證測(cè)度

表12 OFDIS模型Wald檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

表13 OFDIF模型Wald檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果

為了進(jìn)一步分析我國(guó)對(duì)外直接投資與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系，本文分析了2003-2017年我國(guó)各省市的非金融類對(duì)外直接投資存量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間關(guān)系，并建立如下回歸模型：

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

在分析數(shù)據(jù)變量的回歸模型之前，需要對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以防止數(shù)據(jù)存在偽回歸的現(xiàn)象，而且還能夠分析數(shù)據(jù)變量之間是否存在線性關(guān)系，其檢驗(yàn)結(jié)果如表17所示。

表17為OFDIS模型單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表17可知，lnR與lnOFDIS的結(jié)果表明這兩個(gè)序列不是平穩(wěn)序列。將lnR與lnOFDIS經(jīng)過一階差分后，DlnR與DlnOFDIS的結(jié)果便成為了一階穩(wěn)定序列，這說明經(jīng)過一階差分后該模型不會(huì)存在偽回歸現(xiàn)象。

表14 固定效應(yīng)模型序列相關(guān)、截面相關(guān)及截面異方差性檢驗(yàn)結(jié)果

表15 OFDIS模型非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)方法修正結(jié)果

表16 OFDIF模型非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)方法修正結(jié)果

表17 OFDIS模型單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表18 我國(guó)各省市OFDIS模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（二）實(shí)證結(jié)果分析

由于我國(guó)各省市之間的發(fā)展情況不同，所以導(dǎo)致各省市之間的對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系也會(huì)有所不同。因此，本文通過分析我國(guó)各省市之間對(duì)外直接投資存量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的截距和系數(shù)，從宏觀和微觀角度分析我國(guó)對(duì)外直接投資的影響，其分析結(jié)果如表18所示。

表18為我國(guó)各省市OFDIS模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。由表18可知，從截距項(xiàng)角度分析，我國(guó)京津冀地區(qū)、東部沿海地區(qū)、山西和寧夏地區(qū)的截距項(xiàng)為正，這說明這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高。我國(guó)華東地區(qū)、中西部地區(qū)、吉林和內(nèi)蒙古地區(qū)的截距項(xiàng)為負(fù)，說明這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低。從系數(shù)角度分析，全國(guó)31個(gè)省市中除了黑龍江省的系數(shù)為負(fù)，其余30個(gè)省份的系數(shù)均為正，這說明這30省份中的對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而黑龍江卻是對(duì)外直接投資不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。其中西藏、海南、湖南等中南和西南等地區(qū)的系數(shù)較大，說明這些地區(qū)對(duì)外直接投資能在很大程度上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)；北京、上海、天津、山西、新疆等華東和西北等地區(qū)的系數(shù)較小，說明這些地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用不強(qiáng)。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文通過建立固定效應(yīng)模型，分析了我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系，以及各省市的對(duì)外投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系?？梢缘玫揭韵陆Y(jié)論：

第一，我國(guó)對(duì)外直接投資存量和對(duì)外直接投資流量均能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生正向影響。

第二，我國(guó)京津冀地區(qū)、東部沿海地區(qū)、山西和寧夏地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，我國(guó)華東地區(qū)、中西部地區(qū)、吉林和內(nèi)蒙古地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低。

第三，我國(guó)中南和西南等地區(qū)對(duì)外直接投資能在很大程度上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而華東和西北等地區(qū)的對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用較小。

（二）建議

為進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)企業(yè)“走出去”，并促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，本文提出以下建議：

第一，我國(guó)政府要轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)觀念，大力扶植企業(yè)拓展海外市場(chǎng)。

第二，在扶植企業(yè)在拓展海外市場(chǎng)的同時(shí)，要引導(dǎo)企業(yè)關(guān)注國(guó)內(nèi)市場(chǎng)產(chǎn)能過剩的問題，兼顧國(guó)內(nèi)與國(guó)外的市場(chǎng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

第三，企業(yè)要注重人才的引進(jìn)和創(chuàng)新能力的提升，同時(shí)企業(yè)要整合資源，提高自身的品牌競(jìng)爭(zhēng)能力，進(jìn)而推動(dòng)自身發(fā)展。