OFDI与产业升级关系研究——以天津市为例

◎文/张小鹿

一、引言

中国曾以其他国家难以企及的速度，吸引外资规模迅速扩张，成为全球吸引外资最大的发展中国家，也成为全世界仅次于美国的吸引外资大国；与此同时，中国产业结构也发生了巨大变化，得以持续优化。当中国成为吸引外资大国的同时，关于外商直接投资的各种效应成为国内外经济学学者一个重要研究议题，而有关中国吸引外资与产业结构持续优化相互关系的文章也大量涌现。直至现在，中国外商直接投资仍持续增长，2013年中国外商直接投资规模为1240亿美元，同比增长2.5%。但更加引人注目的则是中国近年来对外直接投资（OFDI）的快速增长，从流量角度来看，中国对外直接投资在2013年首次突破千亿美元大关，再创历史新高，达到1078.4亿美元，在全球200多个国家和地区中仍然位居第三位；从存量角度来看，截至2013年底，中国对外直接投资累计达到6604.8亿美元，居于第十一位，相较去年提升两位。与此同时，产业结构仍然持续优化，一个直观的表现是三次产业就业结构的变化——第二、三次产业就业人员占比的不断提高。

天津市作为环渤海地区的经济中心，将逐步建设成为国际港口城市、北方经济中心以及生态城市。近年来，天津市的对外直接投资快速增长，同时产业结构不断优化升级，形成了汽车、冶金、化工等传统优势产业同生物技术与现代医药、新能源以及环保行业并存的六大支柱产业。天津市的产业结构促进了其对外直接投资还是对外直接投资引致了天津市的产业结构升级，如若两者之间不存在这种关系，是否两者之间还存在着其他关系，这是本篇文章所要关注的。

二、文献综述

汪琦（2004）通过较为系统的理论分析，认为对外直接投资对于母国具有正负两方面的效应，并且指出对外直接投资对于母国产业结构调整的传导途径包括：母国的投入要素、需求结构以及资源转换方式等。江东（2010）通过对国际上的对外直接投资大国分析发现，美国的对外直接投资对美国产业结构调整存在着显著的正向关系，但是其对制造业高加工度的影响在时间上存在差异：对于制造业高加工度的影响，70年代之后的影响要小于70年代之前；对于日本的研究则表明对外直接投资对于日本制造业高加工度的影响在80年代中期之前的影响较大，在80年代中期之后的影响较小。江东同样对于中国的情况也做了研究，发现中国的对外直接投资与其典型地区的产业升级之间存在着显著的正向相关关系。詹小颖（2011）的研究表明，中国的产业结构升级与对外直接投资之间存在着长期的均衡关系，并发现：冲击响应分析表明产业结构对对外直接投资存在着单一正向响应，方差分析显示对外直接投资对产业结构调整存在着预测方差贡献度。李逢春（2012）通过修正经典的钱纳里“结构增长”模型，利用中国2003-2010年的省际面板数据对中国的对外直接投资对于产业升级进行了实证检验，发现：较高的对外直接投资水平能够促进产业结构升级，而投资过程中的节奏和不规则度则会对产业升级产生消极作用；市场化程度又可以正向的影响节奏和不规则度对于产业结构升级的程度。陈建奇（2014）同样对国际经验进行了验证，其选取日本、韩国以及台湾省的数据进行验证发现，这三个地区的对外直接投资与产业结构升级均存在这长期的协整关系，其中韩国和台湾省的对外直接投资与产业结构升级互为格兰杰因，存在双向因果关系，同时这两个经济体的对外直接投资对于产业结构升级存在着显著的正向影响，但日本对外直接投资和产业结构升级之间却不存在显著的格兰杰因果关系。由此可见，不同地区、不同时期的对外直接投资对于母国产业结构的影响是不确定的。

三、天津市对外直接投资与产业结构概述

天津市对外直接投资近年来呈现快速增长态势。就存量来看（参见图1），首先来看绝对数值，天津市对外直接投资从2004年的2149万美元到2014年的50.68亿美元，其间快速增长了234倍之多，年均增长幅度达到164%，在十一年间每年均呈现出增长态势。从相对数值来看，天津市占全国对外直接投资的存量也逐年增多，在2004年时这一数值仅为0.33%，在2005至2006年出现快速增长，达到1.19%；2006年至2008年维持在1.19%左右，之后4年增幅加快，到2012年达到1.71%；在接下来的两年增速继续加快，截至2014年，这一数值则稳步上升至2.42%。据此，可以看出，天津市的对外直接投资不管从绝对量来看还是相对量来看都经历了较快的增长。

产业结构的测度方法较多，较常用的包括三次产业产值占GDP总值的比重、三次产业的就业比重、霍夫曼工业指数以及产品高加工度等。本文选用三次产业所吸纳的劳动力比重作为这一指标进行衡量，更具体的是选用第二、三次产业就业的比重来衡量产业结构的程度。由图2可以看出，天津市的第二、三次产业的就业人数持续缓慢上升，第二、三产业就业占比也一直处于高位且缓慢上升。具体来看，天津市第二、三次产业的就业绝对人数在2003年为283.79万人，之后缓慢上升，至2010年达到312.85万人，在2011年出现快速增加，达到378.04万人，此后两年仍较快增长，分别达到414.96万人和438.87万人；天津市第二、三次产业的就业人数占比处于高位的同时也呈现出持续增长的趋势，在2003年这一比例已经达到99.49%，2008年达到 99.64%，之后出现小幅下降，在2009年为99.63%，在2010年恢复到99.65%的水平，在之后三年出现快速上涨，在2011年快速增长到99.78%，之后两年仍有不小幅度上涨，达到99.81%和99.82%。这说明天津市的产业结构处于持续优化过程中，单就就业结构这一测度指标而言，已经处于较高水平。

图1 天津市对外直接投资（OFDI）存量及占全国的比重

图2 天津市第二、三次产业就业人数及其占三次产业就业人数比重

四、变量描述、模型建立及结果分析

根据已有相关研究，影响一地区产业结构变化的因素多种多样，但综合起来主要由以下几个方面的因素：需求结构、技术进步、国际贸易以及国际投资等因素。

（一）变量描述

需求结构因素。需求结构的变动会通过收入水平的变动和需求总量的变动两个方面影响产业结构的变动。首先，按照微观经济学的经典理论，经济的发展会影响收入，收入水平的高低会影响消费者的需求结构。所以，不同的收入水平通过影响消费者的需求结构，进而会影响一地区的产业结构；其次，按照“配第——克拉克定理”，伴随着经济的发展，会引起就业人员由农业向工业进而向商业转移。而经济的发展，必然伴随着经济总量的增长，所以经济总量（总量需求）的变动也会直接反映就业结构（产业结构）的变动。在此选取2003-2013年天津市“城镇居民消费性支出总额”作为这一因素的代理变量，用AD表示。

技术进步因素。关于技术进步对于产业结构优化的影响最明显的是历次工业（科技）革命对于各国产业结构的冲击与重构。此外，之前大量的实证研究也表明技术进步会促进产业结构的变迁，黄茂兴、李军军（2007）认为：通过技术选择和合理的资本深化，能够促进产业结构升级，提升劳动生产率，实现经济迅速增长。在此选取2003-2013年天津市财政支出中的“科学技术支出”作为科技进步因素的代理变量，用RD表示。

国际贸易因素。国际贸易对于产业结构的影响，可以通过多种途径实现。首先，基于要素禀赋或者比较优势开展的国际贸易随着专业化程度的不断加深，会进一步提高劳动生产率，提高产品的复杂度，使产业结构得以优化；其次，国际贸易在引起要素流动的同时促进了技术等无形标的的扩散，进而通过技术通道引起产业结构的变化；再次，国际贸易促进了要素的流动，改变了贸易国的初始要素禀赋 （尽管这种改变可能需要长期过程），进而改变一地区产业结构。在此选取2003-2013年天津市“按经营者单位所在地分货物出口总额”作为代理变量，用IE表示。

国际投资因素。在此强调国际直接投资。而国际直接投资又分为外商直接投资（FDI）和对外直接投资（OFDI）。关于国际直接投资对于产业结构的影响，经济学的研究人员做了较多工作，认为外商直接投资会为东道国提供资本、技术的要素，促进产业结构调整，同时由于外商直接投资的目的不同，所产生的效应也会不同，外商直接投资还可以通过影响一地区的贸易结构、总需求来影响这一地区的产业结构。外商直接投资数据在此选取2003-2013年天津市“实际利用外商直接投资金额”作为代理变量，用FDI表示。

关于对外直接投资对于产业结构的影响是本文关注的主要内容。据相关研究，对外直接投资对于产业结构的影响机理主要是通过对外直接投资的四大动机来进行说明，通过资源寻求型的来获得资源禀赋，通过市场寻求型来扩大市场需求，效率寻求型则通过逆向技术溢出来获得新技术，通过战略资产寻求型来获得关键性要素或者无形资产来改变母国的产业结构。在此选用2003-2013年天津市“对外直接投资净额”，也即对外直接投资流量作为代理变量，用OFDI表示。

其中，为了单位尽可能一致，将 IE、FDI、OFDI 三个指标按照历年人民币兑美元汇率平均价格进行了折算，折算成以人民币计价。

如上文所提到的，关于产业结构的测度方法很多，按照 “配第——克拉克定理”的基本思想，用一地区的就业结构来表示一地区的产业结构，尤其是二、三次产业所吸纳的劳动力比例往往更具代表性，本文选用天津市历年的二三次产业就业人数占天津市就业人数的比重来对产业结构进行表示，用 IS（IndustrialStructure）表示。

（二）模型建立及结果分析

本文利用stata12.0对上述时间序列数据进行分析。首先进行单位根检验，判断数据是否平稳；然后进行格兰杰因果检验，检验变量之间是否存在格兰杰因果关系；最后进行协整检验，判断变量之间是否存在长期的均衡关系，若是，则建立反映长期关系的误差修正模型。在进行分析之前首先将变量进行对数化处理，以确保变量的平稳性和减小各变量的异方差。

单位根检验的方法较多，较为常用的有ADF检验、PP检验以及DF-GLS检验，本文中分别选用ADF检验以及PP检验进行验证，检验结果如表2所示：

由表2可知，各变量的对数形式在5%的水平下均存在单位根，并不平稳；我们考虑进行一阶差分，在进行一阶差分之后，各变量均在5%的水平下显著。这说明各变量均一阶单整，可以进行格兰杰因果分析。表3汇报了各一阶差分变量之间的格兰杰因果检验结果。

本文中分别选用了各变量的一阶滞后项和二阶滞后项来验证变量之间是否存在格兰杰因果关系。表3表明，两个关键变量Δlnis和Δlnofdi之间的P值均大于 10%，Δlnis不是 Δlnofdi的格兰杰因；同时，Δlnofdi也不是Δlnis的格兰杰因，这说明天津市的对外直接投资和产业结构升级之间并不存在格兰杰因果关系。对Δlnis是否为Δlnad之间的格兰杰因果关系进行检验，在滞后一阶时P值为0.0304、滞后二阶时为0.0001；反之，滞后一阶和滞后二阶时的P值均大于10%，这表明Δlnis是Δlnad的格兰杰因，而Δlnad并非Δlnis的格兰杰因，也即天津市产业结构的升级是总需求的格兰杰因，但总需求却并非产业结构升级的格兰杰因。Δlnis与Δlnrd的格兰杰因果检验的一阶滞后项P值均大于10%，在二阶滞后项中有一项P值小于10%但大于5%，我们认为这两个变量之间并不存在格兰杰因果关系，也即天津市产业结构升级与科学技术支出之间并不存在格兰杰因果关系。Δlnis与Δlnie之间的格兰杰因果检验结果中一阶滞后项和二阶滞后项P值均大于10%，这说明这两者之间并不存在格兰杰因果关系，也即天津市的产业结构升级与出口之间不存在格兰杰因果关系。Δlnis与Δlnfdi之间的格兰杰的因果检验结果显示：当检验Δlnis是否为Δlnfdi的格兰杰因时，滞后一阶和滞后二阶的P值分别为0.4346和0.2925，均大于10%的水平，这说明Δlnis并非Δlnfdi的格兰杰因，也即天津市的产业结构升级并不是外商直接投资的格兰杰因；当检验Δlnfdi是否为Δlnis的格兰杰因时，滞后一阶和滞后二阶的P值分别为0.0171和0.0712，均小于10%，这说明Δlnfdi是Δlnis的格兰杰因，也即天津市的外商直接投资是产业结构升级的格兰杰因，这与大量文献的研究结果相一致。需要说明的是格兰杰因果关系并非经济意义上的因果关系，其仅仅表明变量之间在时间上的先后顺序，所以当Δlnis和Δlnofdi这两个主变量之间不存在因果关系时，并不能说明Δlnis和Δlnofdi之间不存在其他的关系，也即天津市的对外直接投资与产业结构升级之间不存在这显著的格兰杰因果关系并不能否定两者之间存在着其他的关系，为此我们对两者之间的长期关系进行协整检验，来观察天津市的对外直接投资与产业结构升级是否存在长期的均衡关系。

表1 变量描述汇总

表2 单位根检验结果汇总

表3 格兰杰因果检验结果汇总

关于长期关系的检验，常用方法有协整检验和迹检验，相比较而言，协整检验运用更加广泛，迹检验则相对更加精确一些，但是由于迹检验对于方程的变量选取以及滞后项的选择有着严格的要求，所以我们在此选用更加常用的协整检验对对外直接投资与产业结构升级进行协整检验。通过协整检验，我们判断两者之间是否存在这长期的协整关系，若存在协整关系，我们建立误差修正模型，据此，汇报结果如表4所示。

表4 协整检验及误差修正模型结果

由表4可以看出，通过协整检验的F统计量及P值来看，F检验值为 120.22，P值为0.0000，这说明两者通过了协整检验，两者之间存在着长期均衡关系，可以建立误差修正模型来分析两者之间的关系；进一步看误差修正模型，模型中 R2为 0.9993，调整后的Adj-R2为0.9971，这说明误差修正模型整体的拟合效果很好，通过F检验及P值来看，F检验值为 460.28，P 值为 0.0022，这说明误差修正模型整体相当显著。据此，我们建立误差修正模型如式（1）所示：

通过误差修正模型可以看出，Δlnofdi与Δlnis之间存在着显著地正向相关关系，通过了5%的显著水平检验，也就是说天津市的对外直接投资对于天津市的产业结构升级具有正向的促进作用，天津市对外直接投资每增加1%将会促进天津市的产业结构升级0.00285%。除此之外，我们还发现天津市的科学技术支出、出口数量以及外商直接投资都会对天津市的产业结构升级产生正向的促进作用，而且这种促进作用很显著；但总需要求的扩张却对产业结构升级并不能产生正向的促进作用，相反，可能产生消极的作用。

五、结论

我们通过利用天津市2003-2013年的相关数据，通过格兰杰因果检验、协整检验以及建立误差修正模型发现，天津市的产业结构升级与对外直接投资之间并不存在显著的格兰杰因果关系，也即不能认定天津市的产业结构升级以及对外直接投资之间存在着显著的时间上的先后关系；但通过检验发现，两者存在着显著的协整关系，也即两者之间存在着长期均衡关系，接着我们建立了反映两者之间长期均衡关系的误差修正模型，通过模型，我们发现天津市的对外直接投资对于天津的产业结构升级产生了显著的正向促进作用，同时，我们发现：天津市的财政支出中的科学技术支出的增加、出口数量的增长以及外商直接投资的增加都对天津的产业结构升级产生显著的正向促进作用，但天津市城镇消费性支出的总额的扩张并不能促进天津市的产业结构升级。

[1]汪琦.对外直接投资对于投资国的产业结构调整效应及其传导机制[J].国际贸易问题.2004（5）：73-77.

[2]江东.对外直接投资与母国产业升级：机理分析与实证研究[D].浙江大学博士学位论文.2010.

[3]詹小颖.对外直接投资对我国产业结构的动态调整效应——基于广义脉冲响应函数的实证分析[J].江汉论坛.2011（6）：63-67.

[4]李逢春.对外直接投资的母国产业升级效应——来自中国省际面板的实证研究 [J].国际贸易问.2012（6）：124-134.

[5]陈建奇.对外直接投资推动产业结构升级：赶超经济体的经验[J].当代经济科学.2014（6）：71-77.

[6]黄茂兴，李军军.技术选择、产业结构升级与经济增长 [J].经济研究.2009（7）：143-151.