陳 春 ,楊 斌 ,付子甜

（1.武漢科技大學 文法與經(jīng)濟學院,湖北 武漢 430081；2.湖北中小企業(yè)研究中心,湖北 武漢 430081）

This paper systematically analyzes the internal mechanism of the influence of foreign direct investment on the upgrading of industrial structure.On this basis,using the panel data of 11 provinces and cities in the Yangtze River Economic Belt from 2007 to 2018,it constructs the spatial panel econometric model of the relationship between OFDI and industrial structure upgrading and conducts empirical research and analysis.The research study conclusion shows that:（1） The upgrading of industrial structure in the Yangtze River Economic Belt has a positive spatial dependence.The upgrading of industrial structure in one province often drives the transformation and upgrading of industrial structure in neighboring provinces.（2） OFDI has a significant positive impact on industrial structure upgrading,which indicates that increasing OFDI in the Yangtze River Economic Belt can effectively promote the overall industrial structure upgrading.It selects different types of spatial weight matrices,and the research conclusion is still robust.The research results provide policy basis and enlightenment for increasing OFDI to promote industrial structure upgrading and realizing high-quality economic development of the Yangtze River Economic Belt.

一、引言與文獻綜述

長江經(jīng)濟帶覆蓋九省兩市,聚集了全國一半的研發(fā)人員與三分之一的研發(fā)機構,經(jīng)濟規(guī)?？偭砍^全國百分之四十,擁有很大的發(fā)展?jié)摿ΑｉL江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展作為國家經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略之一,2016年《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》正式提出了“六大戰(zhàn)略級任務”,其中就包含“促進產(chǎn)業(yè)轉型升級,實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展”,長江經(jīng)濟帶要逐步向現(xiàn)代服務業(yè)與先進制造業(yè)領域邁進,成為全球最具活力的創(chuàng)新高地。但是除上海市、江蘇省、浙江省以外,絕大多數(shù)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構水平較低,并主要集中在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)領域,地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)分工不合理,同質化競爭的問題依然存在。

自從改革開放以來,特別是加入了世界貿易組織與實施“走出去”政策之后,我國的 OFDI 規(guī)模迅速擴大,方式也有了更多地選擇,對外直接投資在一定程度上帶動了我國經(jīng)濟的快速發(fā)展。而近些年,我國推出“一帶一路”倡議,加大了與其他國家貿易等合作,長江經(jīng)濟帶積極響應“一帶一路”倡議,加快對外直接投資步伐,以此來推動產(chǎn)業(yè)結構升級。因此對外直接投資是否能有效促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級,這已經(jīng)成為轉型階段的長江經(jīng)濟帶實現(xiàn)經(jīng)濟的高質量發(fā)展的關鍵因素。

國外學者分析了對外直接投資對母國產(chǎn)業(yè)結構升級機制影響。比如Herzer D（2012）[1]對英國、德國OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究,發(fā)現(xiàn)OFDI 通過類似產(chǎn)業(yè)之間競爭加劇,進而推進本國的產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。Jang 和Hyun（2012）[2]對韓國產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)分析,結論顯示OFDI 會明顯增強母國產(chǎn)業(yè)直接的相互協(xié)作,進而有效調整了母國產(chǎn)業(yè)結構失衡的情況。Hayakawa（2013）[3]通過實證研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資通過產(chǎn)業(yè)轉移效應,促進了本土產(chǎn)業(yè)結構升級。

隨著中國“一帶一路”倡議的實施,我國學者也開始在此領域進行了相關研究。一是探討不同地區(qū)OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系,比如彭繼增等（2015）[4]利用我國東部、中部和西部地區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)考察了對外直接投資在不同的區(qū)域對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有什么影響,結果表明:東、西部地區(qū)多數(shù)省市對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)結構升級具有積極影響;中部地區(qū)多省市 FDI 對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有負向的影響。楊艷（2017）[5]以山西省為研究對象,研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對山西省制造業(yè)升級增長有促進作用。二是考察不同行業(yè)對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響,例如賈妮莎和韓永輝（2018）[6]研究對外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應,研究結果發(fā)現(xiàn)資本密集型的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級效應的減緩速率較小;勞動密集型的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級的邊際促進作用保持著持續(xù)增長。陽力高等（2019）[7]則分析了中國OFDI 與三大產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整的關系,發(fā)現(xiàn)OFDI 明顯推動了第二、三產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化,而對第一產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的推動作用較弱?；粜茫?014）[8]的研究顯示我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構調整有著積極的促進作用,并且在技術密集型產(chǎn)業(yè)有著明顯的促進作用。三是研究OFDI 對我國產(chǎn)業(yè)結構升級影響的動態(tài)變化,張林（2016）[9]研究OFDI 的產(chǎn)業(yè)升級效應以及其動態(tài)變化趨勢,結論是OFDI 的產(chǎn)業(yè)結構升級呈現(xiàn)出先緩慢增長后快速增長的趨勢。

基于以上的文獻可以發(fā)現(xiàn),雖然一些學者考察了OFDI 對母國產(chǎn)業(yè)結構升級的機制影響,但是并未針對不同機制所產(chǎn)生的具體影響進行分析。而且經(jīng)濟指標在空間上一般會存在交互關系,大多數(shù)學者在進行實證研究的時候卻忽略了這種關系,這會導致使用標準的經(jīng)濟計量技術在計量結果出現(xiàn)偏差?；诖?本文系統(tǒng)梳理OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制,厘清不同機制產(chǎn)生的具體影響,同時考慮到產(chǎn)業(yè)結構升級可能在空間上存在依賴性,構建空間計量面板模型對長江經(jīng)濟帶OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系進行實證研究。

本文余下研究安排為:第二部分系統(tǒng)梳理OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級機制影響;第三部分構建長江經(jīng)濟帶OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的空間面板計量模型,并介紹變量的選取、測度以及數(shù)據(jù)來源;第四部分對實證結果進行分析;最后給出結論以及對應的政策啟示。

二、OFDI 影響產(chǎn)業(yè)結構升級的內在機制分析

在全球化的進程中,OFDI 會通過有效的資源獲取、產(chǎn)業(yè)轉移、技術外溢以及產(chǎn)業(yè)關聯(lián)機制促進母國的產(chǎn)業(yè)結構升級。

（—）資源獲取機制分析

OFDI 通過有效的資源獲取機制,促進母國的產(chǎn)業(yè)結構升級。生產(chǎn)資源的缺乏會導致產(chǎn)業(yè)升級受阻,需要從國外獲取相關的生產(chǎn)資源,但是國際貿易的不確定性,使得這種方式存在風險。對外直接投資則可以有效地避免風險,通過與東道國或者當?shù)仄髽I(yè)合作,參與當?shù)厣a(chǎn)資源的開發(fā),有效地獲取短缺的生產(chǎn)資源,突破資源約束,推動產(chǎn)業(yè)結構升級。

（二）產(chǎn)業(yè)轉移機制分析

OFDI 通過產(chǎn)業(yè)轉移機制,推動母國產(chǎn)業(yè)結構升級。在產(chǎn)業(yè)結構不斷升級的過程中,處于比較劣勢的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)將會很難在市場中生存下去,而這些產(chǎn)業(yè)往往也存在產(chǎn)能過剩的現(xiàn)象。通過對外直接投資將這些產(chǎn)業(yè)轉移至有相關需求的國外市場,廉價的生產(chǎn)要素以及優(yōu)惠的政策條件,使得更多的海外收益可以反向投資母國價值含量更高的新型產(chǎn)業(yè),推動產(chǎn)業(yè)升級。過剩產(chǎn)能的轉移,拓展了本國新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間,同時生產(chǎn)要素也流向了邊際回報率更高的新興產(chǎn)業(yè),以此引發(fā)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

（三）技術外溢機制分析

OFDI 也可以通過技術溢出機制,促進母國產(chǎn)業(yè)結構升級。通過跨國并購獲取當?shù)仄髽I(yè)的領先技術與管理經(jīng)驗,或者通過企業(yè)之間的合作,實現(xiàn)關鍵技術突破,而先進的技術與管理經(jīng)驗可以通過子公司回流到本國的母公司,可以引發(fā)產(chǎn)業(yè)升級。而母公司的技術進步,也會引發(fā)所在產(chǎn)業(yè)技術溢出效應,通過產(chǎn)業(yè)內的相互學習、合作以及競爭,推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

（四）產(chǎn)業(yè)關聯(lián)機制分析

OFDI 也可以通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)機制,推動母國的產(chǎn)業(yè)結構升級。進入到海外市場會使得母國企業(yè)面臨更大的挑戰(zhàn),比如成本競爭、技術競爭、管理模式競爭,會引發(fā)母國的投資企業(yè)主動提升自身的相關競爭優(yōu)勢,因此引發(fā)與投資企業(yè)相關的國內產(chǎn)業(yè)也要提高自身的技術水平與管理能力,這種產(chǎn)業(yè)之間的供求關聯(lián)、技術關聯(lián)會推動母國的產(chǎn)業(yè)結構升級。

三、模型構建、變量說明以及數(shù)據(jù)來源

（一）模型構建

為了考察長江經(jīng)濟帶OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系,并考慮到產(chǎn)業(yè)結構升級可能存在的空間依賴性,本文構建空間計量面板模型對此進行實證研究。

1.空間自相關分析模型。本文通過Moran’sI指數(shù)來驗證長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構升級的空間依賴性,Moran’sI指數(shù)定義如下:

其中,xi為觀測值,ωij為空間權重矩陣。

2.空間計量分析模型。標準的經(jīng)濟計量中,經(jīng)典的高斯——馬爾可夫假設要求變量之間相互獨立,因此涉及空間交互關系的問題時,繼續(xù)使用標準的經(jīng)濟計量技術就會出現(xiàn)偏差,而空間計量則可以處理這種空間交互關系,使得計量結果更加精準。

空間計量分析技術中,空間計量模型的應用主要分為兩類:一是空間自回歸模型（SAR）,另一個是空間誤差模型（SEM）。兩類空間計量模型中所假設的空間交互形式并不一致。SAR模型假設在交互的過程中,一個個體的因變量會受到相鄰個體因變量的共同影響。SEM模型假設隨機沖擊服從空間交互形式?；诖嗽O定空間面板計量模型如下:

OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間面板自回歸模型為:

OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間面板誤差模型為:

3.空間距離權重矩陣的選擇。關于地理特征的空間權重矩陣ω主要分為兩類,一類是空間鄰接權重矩陣,一類是空間距離權重矩陣。前者是指如果兩個地區(qū)相鄰,權重矩陣中對應元素ωij取1,若不相鄰則取0。后者是根據(jù)地區(qū)之間的距離決定權重矩陣的對應元素ωij,一般為距離倒數(shù)的平方。兩者相比,空間距離權重矩陣更能描述地區(qū)之間空間相關性的事實,原因是對于空間鄰接權重矩陣,若權重矩陣中對應元素取0 表示對應的非鄰接地區(qū)之間不存在空間相關性,這與現(xiàn)實不符,當非鄰接地區(qū)之間的個體出現(xiàn)合作或者是模仿行為時,就會產(chǎn)生空間上的相關性?；诖?本文構建空間距離權重矩陣:

ωij為第i行,j列的矩陣元素,行列對應不同的地區(qū),矩陣的對角線元素為0,dij為地區(qū)i與地區(qū)j的地理距離。

由于內生性的緣故,繼續(xù)采用普通最小二乘法進行回歸,對于空間誤差面板模型會造成估計效率損失,對于空間自回歸面板模型,則會造成估計的偏誤與不一致。Elhost（2003）[10]提出采用空間面板極大似然法進行估計。

對于模型的適用性,Anselin（2004）[11]提出兩個拉格朗日乘數(shù)（LMLAG）（LMERR）統(tǒng)計量判別,選擇統(tǒng)計量顯著的空間計量模型。如果兩個都顯著,進一步采用其穩(wěn)健形式（Robust LMLAG）（Robust LMERR）進行判別,選擇統(tǒng)計量顯著的空間計量模型。

（二）變量說明

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構的高級化是產(chǎn)業(yè)結構升級的一個重要特征,其表達的含義為產(chǎn)業(yè)結構從低級別向高級別演化。一般體現(xiàn)在三個方面,一是從以第一產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟重心,逐漸將重心遷移到第二、第三產(chǎn)業(yè);二是從以勞動密集型產(chǎn)業(yè)占據(jù)主導逐漸向以資本密集、技術密集型產(chǎn)業(yè)占據(jù)主導演進;三是由技術含量較低的產(chǎn)品向技術含量較高的產(chǎn)品升級,從產(chǎn)品組裝這種價值較低的產(chǎn)業(yè)向產(chǎn)品創(chuàng)造這種價值較高的產(chǎn)業(yè)躍遷?，F(xiàn)有研究對產(chǎn)業(yè)結構升級這一變量的測度,一般沿著這三個角度出發(fā),但是多數(shù)學者僅從產(chǎn)業(yè)份額變化這一數(shù)量結構去構造衡量指標,而忽視了各產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率。于斌斌（2015）[12]認為產(chǎn)業(yè)結構升級包括兩個方面的內容,一是產(chǎn)業(yè)比例關系的演化,二是產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高,當一個國家或者區(qū)域勞動生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)所占比重越來越高時,則表示該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構處于一個逐步升級的過程。基于此,本文對產(chǎn)業(yè)結構升級的衡量,借鑒于劉偉和蔡志洲（2018）[13]的做法,產(chǎn)業(yè)結構升級用各產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率與對應產(chǎn)業(yè)份額乘積加權來表示。計算公式如下:

其中,Sn,it代表i城市n產(chǎn)業(yè)的增加值占所有產(chǎn)業(yè)增加值的比重,Yn,it和Ln,it分別為i城市n產(chǎn)業(yè)在t 時期的產(chǎn)業(yè)增加值與勞動就業(yè)人員數(shù),兩者比值為該產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率,n=1,2,3,ST1it指數(shù)表示為產(chǎn)業(yè)結構升級。

2.解釋變量。本文將長江經(jīng)濟帶OFDI 全時當量作為核心解釋變量,具有較強的時效性。鑒于多數(shù)學者的研究,本文采用中國各地方對外直接投資流量對數(shù)值來測度,同時對其進行對數(shù)化處理,以此去除量綱的要求。

3.控制變量。在實證過程中,為了盡量避免部分不可測因素造成回歸結果的偏差,本文參考以往文獻,對一些變量進行控制。人力資本水平,用人均受教育年限（Edu）來表示;金融發(fā)展層次,采用各地區(qū)金融機構年末貸款余額與當年GDP 之比（Fin）來衡量表示;對外貿易額,采用各地區(qū)的對外進出口總額（In-Out）來表示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)是 2007—2018 年我國長江經(jīng)濟帶九省二市的各指標所對應的數(shù)據(jù)。所有原始數(shù)據(jù)主要來自各省份的統(tǒng)計年鑒,EPS 數(shù)據(jù)平臺以及國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)作為補充。

四、空間計量回歸與結果分析

（一）對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸結果分析

長江經(jīng)濟帶各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的空間相關性檢驗如下:

表1 2007—2018 年產(chǎn)業(yè)結構升級全局Moran’s I 值

長江經(jīng)濟帶地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)結構升級Moran ’s I 數(shù)值均在0.120 以上,且均通過了顯著性檢驗,表明地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)結構升級在空間上存在正向的依賴性?；诖?可以判定選擇空間計量分析技術是合適的。

經(jīng)豪斯曼檢驗,要選用固定效應模型,實際上本文研究對象為長江經(jīng)濟帶十一省市,樣本并非隨機取自總體,采取固定效應模型也更加合理。

在使用空間計量模型之前,需要對其適用性進行檢驗和判斷。檢驗結果如表2 所示,可以發(fā)現(xiàn)LMERR 和R-LMERR 均通過了顯著性檢驗,而LMLAG 和R-LMLAG 均未通過顯著性檢驗。根據(jù)判斷原則,應該選用空間誤差模型。

表2 拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健形式檢驗

采用極大似然估計技術對對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結構升級關系的空間計量模型進行估計,結果如下:

觀察R2、Log-L 統(tǒng)計量可以發(fā)現(xiàn),采用固定效應下的空間誤差模型具有較好的擬合度,可以較為準確的解釋OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。這也表明采用固定效應下的空間誤差模型以及極大似然估計方法可以有效地去除經(jīng)濟變量空間交互關系的存在,使得回歸結果更加真實可信。

觀察表3 可以發(fā)現(xiàn),空間誤差項系數(shù)λ 為正,并且通過顯著性檢驗,表明一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級往往會帶動周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

表3 空間距離權重矩陣的空間計量回歸結果

OFDI 系數(shù)為正,且均通過了顯著性檢驗,表明對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著的正向影響,這說明增加對外直接投資可以有效推動長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

而控制變量中,一個地區(qū)的金融發(fā)展水平提高、人力資本水平提升也會有效促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

（二）穩(wěn)健性檢驗

前文構建的空間距離權重矩陣,只考慮到地理距離所引起的空間相關性,并未將人力資本水平考慮在內。產(chǎn)業(yè)結構升級在空間上存在依賴性,并不只是受到地理距離的限制,地區(qū)之間的人力資本水平差距,也會是影響因素之一。本文借鑒李婧等（2010）[14],將人力資本水平并入到空間距離權重矩陣框架之內,構建能夠同時考察地區(qū)之間地理距離與人力資本水平所引起的空間相關性的人力資本空間權重矩陣,以檢驗結果是否穩(wěn)定。

建立人力資本空間權重矩陣,表示為:Wa=為所有地區(qū)人力資本水平均值,t為不同時期。

采用人力資本空間權重矩陣對OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的空間計量面板模型重新估計,結果如下:

采用人力資本空間權重矩陣后,LM 檢驗仍然表明采用空間誤差模型,且統(tǒng)計量R2與L-Log 統(tǒng)計量的擬合效果也較好。雖然估計結果變量系數(shù)大小有差異,但是方向和顯著性水平上并沒有發(fā)生明顯改變。這說明,研究結果真實可信。為第i地區(qū)人力資本水平均值,X

表4

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

在系統(tǒng)剖析了OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的內在機制之后,本文采用長江經(jīng)濟帶2007—2018 年面板數(shù)據(jù),考慮到產(chǎn)業(yè)結構升級的空間依賴性,建立空間面板計量模型,對OFDI 與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系進行實證研究。研究結論如下:

第一,長江經(jīng)濟帶地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向的空間依賴性,一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級往往會帶動周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

第二,OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級有明顯的正向影響,這也說明增加對外直接投資可以有效推動長江經(jīng)濟帶的產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

（二）政策建議

在當前長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的關鍵時期,根據(jù)本文所得出的研究結果,建議如下:

第一,對于地區(qū)政府而言,在擬定關于產(chǎn)業(yè)結構升級的相關政策時,不僅需要考慮自身的產(chǎn)業(yè)結構基礎,同時也要關注其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級規(guī)劃,通過搭建地區(qū)之間信息交流平臺,增加產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)作,通過發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級在空間上的正相關性,以此調整長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構比例失衡,從而推動整體產(chǎn)業(yè)結構升級。

第二,地區(qū)政府要繼續(xù)擴大對外開放水平,提高本地區(qū)的對外投資的規(guī)模。一是繼續(xù)推動“一帶一路”倡議,激勵企業(yè)對外投資,尤其是受到資源約束的創(chuàng)新型企業(yè),以此來突破資源約束。二是建立完善的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉移體系,使過剩產(chǎn)能的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)可以轉移到國外市場,增加海外收益的同時,也為本地區(qū)的新興產(chǎn)業(yè)拓展發(fā)展空間。三是可以通過稅收減免政策,向發(fā)達國家的高科技領域投資的企業(yè)給予降稅支持,降低企業(yè)的對外投資風險,激發(fā)其對外投資的動力,以此來獲得技術與管理模式的進步。四是要構建合作平臺,推動產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調發(fā)展,避免產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展失衡,推動產(chǎn)業(yè)鏈的整體升級。