重庆市对外直接投资对产业结构影响的实证分析

田甜 吴淑蓉

摘要：本文在分析重庆市对外直接投资和产业结构现状的基础上，运用stata软件进行面板数据多元回归，分析重庆市对外直接投资对产业结构的影响，并进行单位根检验，协整检验，格兰杰因果检验。得出结论：从长期来说重庆市的对外直接投资存量的增加可以引起产业结构水平的提高，产业结构水平的提高也会促使对外直接投资存量的增加。

关键词：对外直接投资;产业结构;实证研究

一、文献综述

目前，关于OFDI对产业结构升级的影响，国内外学者主要从理论和实证两个方面进行了研究。在理论上，Raymond Vernon提出了“产品生命周期理论”，指出发达国家在产品的成熟与衰退期进行对外投资，延长产品的生命周期，推动母公司的科技进步与生产结构优化[1]。刘易斯提出了“劳动密集型产业转移论”。随着经济不断发展，劳动力成本的上升导致发达国家通过对外直接投资将部分劳动密集型产业向发展中国家转移，以促进本国的产业结构升级[2]。在实证研究上，王英、周蕾采用固定效应模型用面板数据进行实证研究后发现，相对于外商直接投资，对外直接投资对我国产业结构升级的促进作用更显著[3]。卜伟、易倩研究发现，对外直接投资与消费、技术进步、固定资产投资、制度等因素相比，对产业升级的促进效应较小，他们认为，可能是OFDI规模不够大，质量不高，或存在水分[4]。李东坤、邓敏运用空间面板杜宾模型，分析我国30个省份的数据，得出我国 OFDI主要从产业结构的合理化方面促进产业结构升级，且东部地区的对外投资对当地产业结构促进作用大于中西部地区的结论[5]。综上所述，现有文献关于 OFDI对产业结构升级影响的理论比较完善，在实证方面所做研究比较多，但是现有研究主要是分析一国的对外直接投资对一国产业结构的影响，对于具体的省市的对外直接投资对其产业结构的影响研究较少。因此本文主要实证分析重庆对外直接投资对其产业结构的影响。以期对重庆市产业结果调整提供理论支撑。

二、重庆市对外直接投资现状

自一带一路战略提出以来，重庆紧抓国家政策，扩大对外直接投资，对外直接投资存量从2013年的193959万美元快速上升，到2017年对外直接投资存量已达1046638万美元。占地方对外直接投资总量的14.38%，在西部地区内对外直接投资总量排名仅次于云南，位居第二，重庆也是西部地区对外发展最快的城市。在2016年，重庆市境外直接投资企业实现了58亿美元的销售收入，累计资产总额达84.4亿美元。其中，在境外的非金融类的总投资额达到18.2亿美元。对外直接投资的区域主要是一带一路路线上的亚洲和部分美洲国家。对外直接投资的企业主要从事第三产业的批发零售、租赁和商务服务业，第二产业的制造业。而在制造业中，主要是资源密集型企业和劳动密集型企业，这些企业所赚取的利润相对较低。总的来说，重庆的对外投资还存在投资绩效低下，投资结构不合理等问题。

三、重庆产业结构发展现状

重庆直辖以来经济发展迅速，据统计，2005年到2017年平均GDP增速达到15.57%，第一产业比重一直处于下降的趋势，第二产业比重自2005年逐步上升，到2011达到顶峰后逐步回调。第三产业比重在经历波动后于2013年开始超过第二产业后逐步上升。自此开始重庆三次产业结构体现“三二一”特征，开始进入工业化中后期阶段。产业结构水平值不断上升，到2017年产业结构水平值已达6.1，高于大多数西部省市产业结构水平值。总的来说，战略新兴产业发展迅速，商务服务业、道路运输业、电信广播电视和卫星传输服务三大行业增长态势较好。但是农业发展缓慢，急需新动力;工业、批发和零售业、交通运输、仓储和邮政业近年来增长速度有所放缓，发展势头不足;金融业发展不平衡，而且整体增长速度呈现下降趋势，进入疲软时期，缺乏新动力。

四、重庆对外直接投资对产业结构影响的实证分析

1、模型构建和指标选择

对于对外直接投资对产业升级进行研究，国内外不同学者从不同的角度给予了分析，本文为了更符合重庆对外直接投资对产业升级影响的实际情况，在钱纳里产业发展原模型的基础上进行了修改，重新构建了符合重庆市的新模型。

上述公式中lnofdi代表重庆市非金融类对外直接投资存量，lni代表重庆市人均可支配收入，S代表产业结构化水平，S变量主要用各产业劳动生产率Li与各产业产值在GDP中的占比乘积之和来表示。第i产业的劳动生产率用各产业增加值除以各产业就业人数来表示。用公式表达为

其中，Li代表第i产业的劳动生产率，Li表示第i产业的产业增加值，GDP表示重庆市地区生产总值。

2、模型数据的来源和处理

本文选取了2005年至2017年的数据，其中重庆市非金融类对外直接投资存量来源于《中国对外直接投资公报》 ，其余数据皆来源于《重庆统计年鉴》 。为保证实证结果的准确性，对数据进行取對数处理。

3、单位根检验

用stata分别对lns lnofdi lni 进行ADF单位根检验，结果如表1所示lns lnofdi lni 都是不平稳序列，但是对这三组数列进行一阶差分后，发现Dlns Dlnofdi Dlni都是平稳序列，因此lns lnofdi lni都是一阶单整。

4、协整检验

三组数据通过平稳性检验后，还需要进行协整检验来防止伪回归。本文选用EG两步法来检验。首先对lns lnofdi lni进行回归，回归结果如表2，从表中可以看出R2=0.9694，说明模型的拟合优度越高。由回归模型结果看出Prob > F = 0.0000，得p<0.05，方程中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上显著。

为了检验是否伪回归的问题，接下来还需要再对回归残差的平稳性进行检验。从表3的检验结果可知，回归残差是平稳的。也因此可以得到重庆市产业结构与对外直接投资存在长期的协整关系。也可以说，从长期看，重庆市对外直接投资对产业结果水平具有正相关的促进作用。

从方程可以看出，重庆市对外直接投资存量对产业结构水平具有正向效应，人均可支配收入对产业结构水平也具有正向效应。而从lnofdi的系数大于lni的系数也可以看出，对外直接投资存量对产业结构水平的促进效应大于人均可支配收入对产业结构水平的促进效应。

5、格兰杰因果检验

协整检验说明lns与lnofdi lni 具有长期协整关系，但并不说明他们具有因果关系，所以用，格兰杰因果检验法来检验他们死否具有因果关系，结果显示在滞后2期时lns不是lnofdi的格兰杰原因，lnofdi也不是lns的格兰杰原因。两者不存在格兰杰因果关系。在滞后三期时，两者互为因果。在滞后2期时lns lni并不是彼此的格兰杰原因，但是在滞后三期时，lni时lns的单项格兰杰原因。这说明从长期来说重庆市的对外直接投资存量的增加可以引起产业结构水平的提高，产业结构水平的提高也会促使对外直接投资存量的增加。

五、结论

综上所诉，从长期来说重庆市的对外直接投资存量的增加可以引起产业结构水平的提高，产业结构水平的提高也会促使对外直接投资存量的增加。重庆市对外直接投资存量每增加1%，产业结构水平提高0.045%。因此为了提高重庆市产业结构化水平，需要把握“一带一路”政策优势，鼓励企业 “走出去”，增加对外直接投资存量。

参考文献：

[1]刘刚.“一带一路”OFDI对我国产业结构升级的影响研究[D].河北大学，2019.

[2]阳立高，胡敏智，韩峰.OFDI影响产业结构升级的实证研究[J].财经理论与实践，2019，40（02）：126-133.

[3]朱莹，张永梅.“一带一路”背景下河南省OFDI对产业结构优化的影响研究[J].对外经贸，2018（07）：79-82.

[4]陈琳，朱明瑞.对外直接投资对中国产业结构升级的实证研究：基于产业间和产业内升级的检验[J].当代经济科学，2015，37（06）：116-121+126.

[5]劉新宇. 中国对外直接投资对出口商品结构的影响研究[D].首都经济贸易大学，2016.

作者简介：

田甜（1997-），女，土家族，籍贯：重庆秀山，学历：研究生在读，单位：重庆工商大学经济学院，研究方向：产业组织理论与政策;

吴淑蓉（1981-），女，中级经济师，苗族，籍贯;重庆秀山，学历：本科，单位：秀山县退役军人事务局，研究方向：经济管理。