中国对外直接投资与产业结构升级关系的实证研究

潘 颖，刘辉煌

(湖南大学 经济与贸易学院，长沙 410079)

“十一五”规划中，国家继续强调“走出去”战略：“支持有条件的企业对外直接投资和跨国经营。以优势产业为重点，引导企业开展境外加工贸易，促进产品原产地多元化[1]。”2008年中国境内投资者非金融类对外直接投资同比增长达63.6%，中国境内投资者共对全球112个国家和地区的1500多家境外企业进行了直接投资，当年累计实现非金融类对外直接投资406.5亿美元[2]。随着中国对外投资的快速发展，对外直接投资（OFDI）对产业结构升级的促进作用也正在日益增强，并成为发展中国家打破产业升级路径依赖，实现跨越式发展的必然选择。

1 对外直接投资对产业结构升级的传导机制

以下从三个主要方面分析中国对外直接投资促进产业结构升级的传导机制。

（1）通过获得高新技术来促进产业结构升级。技术创新产业升级理论的提出者坎特韦尔和托兰惕诺指出发展中国家企业技术能力的提高是与他们对外直接投资的增长直接相关的。发达国家靠大量的研究和开发投入，掌握好开发尖端的高科技，引导技术发展的潮流；发展中国家则没有很强的研究开发能力，主要利用特有的“学习经验”和组织能力掌握和开发生产技术[3]。在现代经济社会中，技术和管理资源在企业的经营及发展过程中起着至关重要的作用。90年代以来，随着中国企业的发展和成熟以及“市场换技术”战略的失败，中国一些具有战略眼光的企业开始通过对外直接投资的渠道学习并获取国外的先进科学技术和管理经验。通过技术型对外直接投资这些企业不仅自身得到发展，而且通过技术溢出、模范作用带动整个国内该行业的优化升级。

（2）通过转移过剩产能的行业来促进产业结构升级。根据小岛清提出的边际产业转移理论，一个国家的某些产业在本国已经或即将失去发展空间，(既处于或即将处于劣势地位)，成为该国的“边际产业”，而同一产业在另一些国家可能正处于优势地位或潜在的优势地位，这样一国就应从本国已经处于或即将处于劣势地位的边际产业开始依次进行海外直接投资。据此，那些产品在国内市场己相对饱和的企业，在国内市场的增长潜力逐渐衰退的情况下，通过直接投资转向国外寻求市场，为其过剩的生产能力寻找出路。如在中国的服装、纺织、自行车、制鞋和家用电器等行业，普遍存在着生产能力过剩的现象。这类型的产业通过FDI的方式，向海外转移过剩产能，一方面既能释放出沉淀生产要素用于支持新兴产业的发展，又能获取高于国内的海外投资收益；另一方面可以获取市场信息和先进的管理经验，带动国内企业发展，极大地促进本国产业结构的升级。

（3）通过获取海外丰富资源来促进产业结构升级。尽管中国是一个自然资源丰富的国家，但人均资源占有量却很低，经济发展越来越受到自然资源的制约。以FDI为依托，获取必需的资源，使国内产业逐步由厚、重、粗、大型向轻、薄、短、小型转变后，国内经济的发展减少了对自然资源的依赖，产业结构调整就回避了自身资源的缺陷，而能发挥技术、管理知识等软性资源优势，资源瓶颈逐步消失，产业结构则能在投入资源更新变化的基础上，进一步向高级化方向发展，形成经济发展与产业结构调整互动的良性循环。

2 变量选取和模型构建

2.1 变量选取

2.1.1 影响产业结构升级的主要因素：

（1）科技进步（T）。技术进步对产业结构的影响，不仅表现在它能够调整产业结构，使之趋于合理，更重要的是它是推动产业结构升级的杠杆。模型中选取研发费用作为衡量科技进步的指标。

（2）消费需求(U)。随着收入水平的调高，个人消费需求结构趋向多层次和多样化。多层次的消费结构将会带动多层次的产业结构的递进升级。模型中利用居民消费额作为衡量消费需求的指标。

（3）固定资产投资(P)。通过建造和购置固定资产的活动，国民经济不断采用先进技术装备，建立新兴部门，进一步调整经济结构和生产力的地区分布，从而促进产业结构升级。模型中选取固定资本形成总额作为衡量固定资产投资的指标。

（4）进出口贸易(O)。由于各国资源禀赋不同，不同国家生产的相对优势也不同，形成各国在国际贸易中的比较利益，这种比较利益影响各国的进出口结构，从而影响产业结构的变动。模型中选取净出口量为衡量进出口贸易的指标。

（5）对外直接投资(F)。对外直接投资通过获得高新技术、转移过剩产能、获取海外丰富资源以及市场信息和管理经验等方式促进国内产业结构升级。模型中选取对外直接投资额作为衡量对外直接投资的指标。

另外制度安排、资源供给等也是影响产业结构升级的重要因素，考虑到变量的可测度性，最终选取以上五个变量作为模型的自变量。

2.1.2 产业结构升级的测度指标设计

笔者参考徐德云（2008）在《产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及实证》一文中对产业结构升级的一个测度指标设计。由于产业结构高度化的特征是第三产业的地位越来越突出，第一产业所占比重越来越小，所以指标设计中，给第三产业赋值最大，第一产业赋值最小，具体指标为

其中，yi为第i产业的收入比重，为yi/y。R为测定产业结构升级的程度，其系数值上下限为1—3。如果R=1或越接近1，产业结构层次就越低，所以第一产业比重很大，第二、三产业所占比重较小；如果R=3或接近于3，则产业结构层次就越高，经济社会是一种后工业化的信息经济社会（或者是知识经济社会），第三产业在国民经济中占主体地位，其比重都大于第一、二产业所占的比重；如果R=2或越接近于2，产业结构高度就处在前二者之间，经济是一种工业化经济，以工业为主，第二产业所占比重很大，大于一、三产业所占的比重[4]。

2.2 模型构建

本文中对外直接投资额数据来源于数据来源于网站www.unctad.org以及2003～2008年 《中国对外直接投资统计公报》，其他数据来源于1991～2008年《中国统计年鉴》。为防止各变量数据产生较大波动性，对变量取对数构建模型：

其中,α0为方程的常数项；μ是白噪声误差项；t表示时间；i表示滞后阶数。

3 协整检验及格兰杰因果关系检验

3.1 ADF检验

研究经济变量之间是否存在长期关系，首先要对时间序列的平稳性进行检验。当使用非平稳序列进行回归时，会造成“伪回归”，当变量非平稳时，传统的统计量，如t值、F值和R2将出现偏差。为保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，本文采用ADF检验方法对变量原序列及一阶差分的平稳性进行检验，结果见表1。

表1 ADF检验结果

从表1可以看出，科技进步、固定资产投资、净出口在5%显著水平通过检验，为I(0)序列；产业结构升级指标系数、消费需求以及对外直接投资的一阶差分均在5%水平显著，属于I(1)序列。表明，科技进步、固定资产投资、净出口与产业结构升级指标与消费需求、对外直接投资与产业结构升级不是同阶单整的，不存在协整关系；而消费需求、对外直接投资与产业结构升级可能存在长期稳定的均衡关系。

3.2 协整检验

协整（Co-integration）是指如果两个或两个以上变量的时间序列非平稳，但是其线性组合表现出平稳性，那么这些变量存在长期的平稳关系，即协整关系。虽然LnR和LnF、LnU都是非平稳的，但它们可能存在某种平稳的线性组合，这个线性组合反映了变量之间长期稳定的均衡关系，即协整关系。检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔—格兰杰(Engel&Granger,1987)两阶段法，但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差，因此本文将采用JJ检验法 (Johansen,1988；Juselius,1990)对相关变量进行协整检验。JJ检验法是基于动态分布滞后模型 (VAR)来估计模型的长期均衡关系，以得出一个有效无偏估计。

其中，Yt、π0为 n 阶列向量，πi(i＞0)为 n×n 矩阵，滞后阶数由AIC准则或SC准则确定。

VAR模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题。其检验方法是首先计算回归方程的迹，然后逐一与不存在协整关系、存在一个和存在两个协整关系等假设前提下的Johansen临界分布值时，拒绝其前提假设；反之，接受其假设。利用EVIEWS3.0对相关变量进行协整检验，结果如表2所示。

表2 协整检验结果

从表2中可以看出只有第一个迹统计量大于5%水平下的临界值，因而只有第一个原假设被拒绝，即有且仅有1个协整关系。其标准化表达方式如下：

括号内为渐进标准误差，将协整关系等于ECM进而对标准化协整方程的残差序列做平稳性检验得表3。

表3

由表3所示可以看出ADF检验统计量-4.61小于显著性水平0.05时的临界值-3.93，因此可认为估计残差序列ECM为平稳序列，表明序列LnR、LnF、LnU之间具有协整关系。长期关系模型变量的选择是合理的，回归系数据有经济意义。

3.3 格兰杰因果关系检验

由于Granger因果关系检验要求各序列为平稳序列，我们首先对LnR、LnF、LnU进行差分处理，然后再将其与另外三个平稳的时间序列LnO、LnP、LnT进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验结果如表4。

从表4中我们可以得出，对外直接投资在短期内不够成产业结构升级的格兰杰原因，在长期内构成产业结构升级的格兰杰原因，而产业结构升级不构成对外直接投资的格兰杰原因；消费需求在短期和长期内均是产业结构升级的格兰杰原因，而产业结构升级不构成消费需求的格兰杰原因；进出口贸易在短期和长期内均是产业结构升级的格兰杰原因，而产业结构升级只在长期内构成进出口贸易的格兰杰原因；固定资产投资短期和长期内均是产业结构升级的格兰杰原因，而产业结构升级只在短期内构成固定资产投资的格兰杰原因；科技进步在短期和长期内均是产业结构升级的格兰杰原因，而产业机构升级只在长期内构成科技进步的格兰杰原因。

对外直接投资在短期内不能够促进产业结构升级，可能的原因有：（1）对外直接投资规模较小，短期内对产业升级产生的影响不明显。尽管近年来我国对外直接投资的绝对量呈大幅增长的趋势，但是对外直接投资相对GDP的比例只有较小的增长。（2）对外直接投资主要是企业行为，而企业一般是根据自身实际情况进行对外直接投资产业选择，从宏观角度考虑国内产业结构升级较少。（3）由于信息不对称，缺乏政府的宏观指导，导致不少企业在海外投资上具有较大的盲目性，获利不大，甚至亏损。这样的对外直接投资不但不能促进产业结构升级，而且浪费国内大量优质资源。另外政府在对外直接投资方面的法律法规、政策措施尚未及时调整，制约了企业对外直接投资。

表4 格兰杰（Granger）因果检验

4 政策建议

（1）进一步落实十六大 “走出去”战略，“鼓励有比较优势的各种所有制企业对外投资，形成一批有实力的跨国企业和著名品牌”，扩大对外直接投资规模，质与量并重，促进国内产业结构的调整升级。

（2）合理选择对外直接投资的产业方向，制定长远的产业发展战略将我国对外直接投资和国家产业政策的客观要求结合起来，通过开展对外直接投资来带动本国产业结构的重组和优化。随着新一轮科技革命的到来，我国应根据各产业所具有的比较优势，一方面对发展中国家转移如纺织、服装等产能过剩的产业；另一方面要向发达国家开展“研究开发型”投资，获取其在技术密集型产业特别是高薪技术产业的先进技术。

（3）创造适合对外直接投资的软环境。我国对外直接投资对产业结构升级促进作用的实现，离不开政府的调节作用。政府应该在法律制度、产业政策、信息服务、企业市场融资等方面为对外直接投资提供更好的条件，以此促进产业升级，带动经济发展。

[1]新华社.受权发布：中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要（全文）[EB/OL].人民网.http://politics.people.com.cn/GB/59496/4208579.html.2006.3.17.

[2]中华人民共和国商务部.2008年中国非金融类对外直接投资同比增长逾六成[EB/OL].中新网.2009.1.15.

[3]Cantwell,J.,P.E.Tolentino,Technological Accumulation and Third World Multinational[C].Discussion Paper in International Investment and Business Studies,No.139,University of Reading，1990.

[4]徐德云.产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证[J].财政研究，2007，（1）.

[5]姜泽华，白艳.产业结构升级的内涵与影响因素分析[J].当代经济研究，2006，（10）.

[6]崔彩周.中国企业对外直接投资与产业结构优化问题研究[J].甘肃理论学刊，2007，（5）.

[7]郭志仪，郑钢.境外直接投资与发展中国家产业结构升级研究[J].宏观经济研究，2007，（8）.

[8]张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南第2版[M].天津:南开大学出版社，2004.