田甜 吳淑蓉

摘要：本文在分析重慶市對外直接投資和產(chǎn)業(yè)結構現(xiàn)狀的基礎上，運用stata軟件進行面板數(shù)據(jù)多元回歸，分析重慶市對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構的影響，并進行單位根檢驗，協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗。得出結論：從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產(chǎn)業(yè)結構水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。

關鍵詞：對外直接投資;產(chǎn)業(yè)結構;實證研究

一、文獻綜述

目前，關于OFDI對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，國內(nèi)外學者主要從理論和實證兩個方面進行了研究。在理論上，Raymond Vernon提出了“產(chǎn)品生命周期理論”，指出發(fā)達國家在產(chǎn)品的成熟與衰退期進行對外投資，延長產(chǎn)品的生命周期，推動母公司的科技進步與生產(chǎn)結構優(yōu)化[1]。劉易斯提出了“勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉移論”。隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，勞動力成本的上升導致發(fā)達國家通過對外直接投資將部分勞動密集型產(chǎn)業(yè)向發(fā)展中國家轉移，以促進本國的產(chǎn)業(yè)結構升級[2]。在實證研究上，王英、周蕾采用固定效應模型用面板數(shù)據(jù)進行實證研究后發(fā)現(xiàn)，相對于外商直接投資，對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用更顯著[3]。卜偉、易倩研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資與消費、技術進步、固定資產(chǎn)投資、制度等因素相比，對產(chǎn)業(yè)升級的促進效應較小，他們認為，可能是OFDI規(guī)模不夠大，質量不高，或存在水分[4]。李東坤、鄧敏運用空間面板杜賓模型，分析我國30個省份的數(shù)據(jù)，得出我國 OFDI主要從產(chǎn)業(yè)結構的合理化方面促進產(chǎn)業(yè)結構升級，且東部地區(qū)的對外投資對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構促進作用大于中西部地區(qū)的結論[5]。綜上所述，現(xiàn)有文獻關于 OFDI對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的理論比較完善，在實證方面所做研究比較多，但是現(xiàn)有研究主要是分析一國的對外直接投資對一國產(chǎn)業(yè)結構的影響，對于具體的省市的對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)結構的影響研究較少。因此本文主要實證分析重慶對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)結構的影響。以期對重慶市產(chǎn)業(yè)結果調(diào)整提供理論支撐。

二、重慶市對外直接投資現(xiàn)狀

自一帶一路戰(zhàn)略提出以來，重慶緊抓國家政策，擴大對外直接投資，對外直接投資存量從2013年的193959萬美元快速上升，到2017年對外直接投資存量已達1046638萬美元。占地方對外直接投資總量的14.38%，在西部地區(qū)內(nèi)對外直接投資總量排名僅次于云南，位居第二，重慶也是西部地區(qū)對外發(fā)展最快的城市。在2016年，重慶市境外直接投資企業(yè)實現(xiàn)了58億美元的銷售收入，累計資產(chǎn)總額達84.4億美元。其中，在境外的非金融類的總投資額達到18.2億美元。對外直接投資的區(qū)域主要是一帶一路路線上的亞洲和部分美洲國家。對外直接投資的企業(yè)主要從事第三產(chǎn)業(yè)的批發(fā)零售、租賃和商務服務業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)。而在制造業(yè)中，主要是資源密集型企業(yè)和勞動密集型企業(yè)，這些企業(yè)所賺取的利潤相對較低。總的來說，重慶的對外投資還存在投資績效低下，投資結構不合理等問題。

三、重慶產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展現(xiàn)狀

重慶直轄以來經(jīng)濟發(fā)展迅速，據(jù)統(tǒng)計，2005年到2017年平均GDP增速達到15.57%，第一產(chǎn)業(yè)比重一直處于下降的趨勢，第二產(chǎn)業(yè)比重自2005年逐步上升，到2011達到頂峰后逐步回調(diào)。第三產(chǎn)業(yè)比重在經(jīng)歷波動后于2013年開始超過第二產(chǎn)業(yè)后逐步上升。自此開始重慶三次產(chǎn)業(yè)結構體現(xiàn)“三二一”特征，開始進入工業(yè)化中后期階段。產(chǎn)業(yè)結構水平值不斷上升，到2017年產(chǎn)業(yè)結構水平值已達6.1，高于大多數(shù)西部省市產(chǎn)業(yè)結構水平值。總的來說，戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，商務服務業(yè)、道路運輸業(yè)、電信廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務三大行業(yè)增長態(tài)勢較好。但是農(nóng)業(yè)發(fā)展緩慢，急需新動力;工業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)近年來增長速度有所放緩，發(fā)展勢頭不足;金融業(yè)發(fā)展不平衡，而且整體增長速度呈現(xiàn)下降趨勢，進入疲軟時期，缺乏新動力。

四、重慶對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構影響的實證分析

1、模型構建和指標選擇

對于對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級進行研究，國內(nèi)外不同學者從不同的角度給予了分析，本文為了更符合重慶對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級影響的實際情況，在錢納里產(chǎn)業(yè)發(fā)展原模型的基礎上進行了修改，重新構建了符合重慶市的新模型。

上述公式中l(wèi)nofdi代表重慶市非金融類對外直接投資存量，lni代表重慶市人均可支配收入，S代表產(chǎn)業(yè)結構化水平，S變量主要用各產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率Li與各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在GDP中的占比乘積之和來表示。第i產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率用各產(chǎn)業(yè)增加值除以各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)來表示。用公式表達為

其中，Li代表第i產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，Li表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)增加值，GDP表示重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值。

2、模型數(shù)據(jù)的來源和處理

本文選取了2005年至2017年的數(shù)據(jù)，其中重慶市非金融類對外直接投資存量來源于《中國對外直接投資公報》 ，其余數(shù)據(jù)皆來源于《重慶統(tǒng)計年鑒》 。為保證實證結果的準確性，對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理。

3、單位根檢驗

用stata分別對lns lnofdi lni 進行ADF單位根檢驗，結果如表1所示lns lnofdi lni 都是不平穩(wěn)序列，但是對這三組數(shù)列進行一階差分后，發(fā)現(xiàn)Dlns Dlnofdi Dlni都是平穩(wěn)序列，因此lns lnofdi lni都是一階單整。

4、協(xié)整檢驗

三組數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗后，還需要進行協(xié)整檢驗來防止偽回歸。本文選用EG兩步法來檢驗。首先對lns lnofdi lni進行回歸，回歸結果如表2，從表中可以看出R2=0.9694，說明模型的擬合優(yōu)度越高。由回歸模型結果看出Prob > F = 0.0000，得p<0.05，方程中被解釋變量與解釋變量之間的線性關系在總體上顯著。

為了檢驗是否偽回歸的問題，接下來還需要再對回歸殘差的平穩(wěn)性進行檢驗。從表3的檢驗結果可知，回歸殘差是平穩(wěn)的。也因此可以得到重慶市產(chǎn)業(yè)結構與對外直接投資存在長期的協(xié)整關系。也可以說，從長期看，重慶市對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結果水平具有正相關的促進作用。

從方程可以看出，重慶市對外直接投資存量對產(chǎn)業(yè)結構水平具有正向效應，人均可支配收入對產(chǎn)業(yè)結構水平也具有正向效應。而從lnofdi的系數(shù)大于lni的系數(shù)也可以看出，對外直接投資存量對產(chǎn)業(yè)結構水平的促進效應大于人均可支配收入對產(chǎn)業(yè)結構水平的促進效應。

5、格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗說明lns與lnofdi lni 具有長期協(xié)整關系，但并不說明他們具有因果關系，所以用，格蘭杰因果檢驗法來檢驗他們死否具有因果關系，結果顯示在滯后2期時lns不是lnofdi的格蘭杰原因，lnofdi也不是lns的格蘭杰原因。兩者不存在格蘭杰因果關系。在滯后三期時，兩者互為因果。在滯后2期時lns lni并不是彼此的格蘭杰原因，但是在滯后三期時，lni時lns的單項格蘭杰原因。這說明從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產(chǎn)業(yè)結構水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。

五、結論

綜上所訴，從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產(chǎn)業(yè)結構水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。重慶市對外直接投資存量每增加1%，產(chǎn)業(yè)結構水平提高0.045%。因此為了提高重慶市產(chǎn)業(yè)結構化水平，需要把握“一帶一路”政策優(yōu)勢，鼓勵企業(yè) “走出去”，增加對外直接投資存量。

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[5]劉新宇. 中國對外直接投資對出口商品結構的影響研究[D].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學，2016.

作者簡介：

田甜（1997-），女，土家族，籍貫：重慶秀山，學歷：研究生在讀，單位：重慶工商大學經(jīng)濟學院，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織理論與政策;

吳淑蓉（1981-），女，中級經(jīng)濟師，苗族，籍貫;重慶秀山，學歷：本科，單位：秀山縣退役軍人事務局，研究方向：經(jīng)濟管理。