對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)
——基于省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王瀅淇，闞大學(xué)

（1.華中師范大學(xué)外國語學(xué)院，湖北武漢 430079；2.南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西南昌 330099）

對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)
——基于省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王瀅淇1，闞大學(xué)2

（1.華中師范大學(xué)外國語學(xué)院，湖北武漢 430079；2.南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西南昌 330099）

根據(jù)2003-2011年度間的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法實(shí)證研究我國對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，主要得到以下兩點(diǎn)結(jié)論：一是全國的對(duì)外直接投資促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，通過了顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)較?。欢菛|部地區(qū)的對(duì)外直接投資促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，通過了顯著性檢驗(yàn)，中部與西部地區(qū)的對(duì)外直接投資促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效果不明顯，均沒有通過顯著性檢驗(yàn)。為了更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用，應(yīng)采取加大對(duì)發(fā)達(dá)國家直接投資以獲取技術(shù)溢出促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)等措施。

對(duì)外直接投資；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；系統(tǒng)廣義矩估計(jì)

一、引言

我國對(duì)外直接投資起步較晚，但發(fā)展速度很快，我國正從以引進(jìn)外商直接投資為主轉(zhuǎn)向引進(jìn)外商直接投資和對(duì)外直接投資并重的階段，在“引進(jìn)來”的同時(shí)，也在積極的“走出去”，但迄今為止，學(xué)術(shù)界的研究幾乎全部集中在“引進(jìn)來”的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上，尤其是外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)，至于“走出去”的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，雖然也受到了學(xué)術(shù)界的關(guān)注，如學(xué)者們對(duì)于我國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的理論研究頗為深入，但實(shí)證研究不多。又由于外商直接投資所轉(zhuǎn)移的技術(shù)與我國產(chǎn)業(yè)現(xiàn)有技術(shù)的差距逐步縮小，我國利用外商直接投資的技術(shù)溢出的邊際效應(yīng)會(huì)出現(xiàn)遞減趨勢，以市場換技術(shù)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的戰(zhàn)略是不能滿足我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展需要的，因此，筆者利用2003-2011年度間的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)對(duì)我國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，一方面為我國實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略奠定堅(jiān)實(shí)的實(shí)證基礎(chǔ)。另外一方面有利于我國更好地實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。

二、國內(nèi)文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的實(shí)證研究主要有范歡歡和王相寧（2007）利用自回歸分布滯后模型，實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國對(duì)外直接投資比例變化與第一、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比變動(dòng)基本無關(guān)，僅與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比有正的彈性系數(shù)比關(guān)系，從而認(rèn)為我國對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)沒有明顯促進(jìn)作用[1]（p56-58）；王英和劉思峰（2008）利用2003-2006年我國對(duì)外直接投資存量的行業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)，通過計(jì)算灰色絕對(duì)關(guān)聯(lián)度、灰色相對(duì)關(guān)聯(lián)度和灰色綜合關(guān)聯(lián)度，分析了對(duì)外直接投資對(duì)于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資的行業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，對(duì)外直接投資促進(jìn)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，其中對(duì)于采礦業(yè)和制造業(yè)的投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)有著更為重要的促進(jìn)作用[2]（p61-66）；馮春曉（2009）通過構(gòu)建測度制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高度化的指標(biāo)，利用15個(gè)制造業(yè)行業(yè)2003-2007年數(shù)據(jù)分析制造業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在正相關(guān)關(guān)系，其中與高度化相關(guān)性較強(qiáng)，而穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明制造業(yè)對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，且前者是后者的格蘭杰原因，制造業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用非常微弱[3]（p97-104）；潘穎和劉輝焊（2010）則根據(jù)我國1990-2007年數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整理論和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)對(duì)外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資短期不能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，長期可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[4]（p102-104）。

由此可見，國內(nèi)學(xué)者對(duì)于我國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的理論研究頗為深入，主要是研究我國對(duì)外直接投資促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的機(jī)理和路徑。對(duì)于我國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的實(shí)證研究不多。僅有的實(shí)證研究是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)或行業(yè)面板數(shù)據(jù)，時(shí)間序列數(shù)據(jù)是基于國家層面，實(shí)證結(jié)論缺乏針對(duì)性，而行業(yè)面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短，行業(yè)截面?zhèn)€數(shù)較少，實(shí)證結(jié)論缺乏可靠性，并且僅有的實(shí)證研究也沒有考慮到解釋變量的內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致估計(jì)偏差，筆者利用2003-2011年度間的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法克服內(nèi)生性問題實(shí)證研究我國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定。

根據(jù)以往的研究文獻(xiàn)，筆者設(shè)定了如下計(jì)量模型：

其中i表示第i個(gè)省份（自治區(qū)、直轄市），t表示第t年，Uit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

GF表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大多學(xué)者采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重或第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量，本文采用后者，主要是因?yàn)槲覈壳罢幱诠I(yè)化中后期階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不斷增加，采用前者可能不能很好地衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，用各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)（以2003年為100）進(jìn)行了折算。至于加入被解釋變量滯后一期的GF，主要是為了涵蓋未考慮到的其他影響因素。

OFDI表示對(duì)外直接投資，對(duì)外直接投資通過獲取關(guān)鍵資源、轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)、扶持新興產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、競爭示范效應(yīng)、反向技術(shù)溢出等渠道促進(jìn)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于對(duì)外直接投資指標(biāo)，筆者采用對(duì)外直接投資流量來衡量，將各地區(qū)的對(duì)外直接投資流量按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率調(diào)整。

Kd表示國內(nèi)投資，國內(nèi)投資是產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張的重要條件，國內(nèi)投資的變化將影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，并且隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)中將更多的投資于先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。筆者采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資減去實(shí)際利用外商直接投資來衡量，首先用各地區(qū)的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（以2003年為100）對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資進(jìn)行折算，然后將各地區(qū)的實(shí)際利用外商直接投資按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率調(diào)整，最后兩者相減得到國內(nèi)投資。

TE表示技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步會(huì)導(dǎo)致原材料消耗水平降低，資源利用效率提高，引起產(chǎn)業(yè)中間需求結(jié)構(gòu)和中間投入結(jié)構(gòu)變化，改變投入產(chǎn)出關(guān)系，促進(jìn)整個(gè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平的提高和產(chǎn)業(yè)升級(jí)；會(huì)提高勞動(dòng)生產(chǎn)力，勞動(dòng)力發(fā)生轉(zhuǎn)移，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；也會(huì)促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)和成長，并使原有產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品不斷更新?lián)Q代，從而加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)，大多學(xué)者用政府財(cái)政研發(fā)投入表示或者基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過索洛余值法測算的全要素生產(chǎn)率衡量，就前者而言，我國資本技術(shù)密集度不高，技術(shù)進(jìn)步大多并不依賴高風(fēng)險(xiǎn)和高資本的研發(fā)投入，而是依賴低風(fēng)險(xiǎn)甚至低資本投入的技術(shù)引進(jìn)，因此，該指標(biāo)很可能低估了我國的技術(shù)進(jìn)步，對(duì)于后者，基于新古典生產(chǎn)理論建立的全要素生產(chǎn)率測算方法有諸多前提和假定條件，如完全競爭市場、資本與勞動(dòng)任意替代、要素充分利用、技術(shù)中性等，而我國幾乎不具備這些條件，所以通過索洛余值法測算的全要素生產(chǎn)率作為衡量技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)難以說明我國的技術(shù)進(jìn)步水平，又由于基于DEA方法測算的非參數(shù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)不需要引入較強(qiáng)的假設(shè)，能更好地衡量技術(shù)進(jìn)步，故筆者采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來衡量。為了計(jì)算Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，需要對(duì)資本存量計(jì)算，這里使用“永續(xù)盤存法”計(jì)算，具體公式為Kit=Iit/Pit+（1-δ）Kit-1，其中Iit為第i個(gè)省份第t年的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，Pit為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（以2003年為100），δ為資本折舊率，本文采用國際上慣常的做法，將其設(shè)定為5%，至于初始年份2003年各省份的資本存量，本文借鑒徐現(xiàn)祥（2007）的做法，通過下式求出Ki，2003=Ii，2003/（0.03+ Zi），其中，Zi為第i個(gè)省份2003-2011年的國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長率。

IN表示居民收入水平，居民收入水平提高，消費(fèi)需求層次會(huì)隨之提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會(huì)不斷升級(jí)，由于第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品收入彈性低于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品收入彈性又低于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品，故收入水平提高會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。對(duì)于居民收入水平指標(biāo)，筆者采用各地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量。

FD表示金融發(fā)展水平，金融發(fā)展通過資金形成、資金導(dǎo)向、信用催化和風(fēng)險(xiǎn)分散等機(jī)制作用于資金的配置效率和利用效率，使資金逐漸從回報(bào)率低的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向回報(bào)率高的產(chǎn)業(yè)，加快高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于金融發(fā)展水平的衡量，主要有兩個(gè)指標(biāo)：麥?zhǔn)现笜?biāo)和戈氏指標(biāo)，麥?zhǔn)现笜?biāo)是廣義貨幣存量與GDP的比重，由于無法收集到各地區(qū)的廣義貨幣存量，這里采用戈氏指標(biāo)即金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

TR表示對(duì)外貿(mào)易，通過對(duì)外貿(mào)易可以解決我國過剩的生產(chǎn)能力和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)性短缺，支撐產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；通過對(duì)外貿(mào)易可以彌補(bǔ)國內(nèi)資源的不足，使相關(guān)產(chǎn)業(yè)的資源瓶頸消失，提高產(chǎn)業(yè)競爭力，并通過競爭效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)等途徑影響其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；通過對(duì)外貿(mào)易還可以發(fā)揮比較優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)，筆者采用進(jìn)出口總額來衡量，將各地區(qū)的進(jìn)出口總額按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率調(diào)整。

FDI表示外商直接投資，外商直接投資彌補(bǔ)了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)資本的不足，其技術(shù)溢出機(jī)制優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；外商直接投資也加劇了國內(nèi)市場競爭，將低效率的企業(yè)從本行業(yè)中淘汰出去，從而優(yōu)化了資源在產(chǎn)業(yè)間的配置，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；對(duì)于外商直接投資指標(biāo)，筆者采用實(shí)際利用外商直接投資額來衡量，將各地區(qū)的實(shí)際利用外商直接投資額按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率調(diào)整。

（二）數(shù)據(jù)說明。

文章選擇的樣本時(shí)間是2003年-2011年，25個(gè)省份，其中，東部地區(qū)有：北京、天津、上海、河北、遼寧、山東、廣東、江蘇、浙江和福建，中部地區(qū)有山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)有內(nèi)蒙古、廣西、四川、云南、陜西、甘肅和新疆（海南、重慶、貴州、青海、寧夏和西藏?cái)?shù)據(jù)不全），其中2003-2008年各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、國內(nèi)生產(chǎn)總值、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)、勞動(dòng)力、金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額、實(shí)際外商直接投資、進(jìn)出口總額的原始數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009-2011年的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2003-2011年各地區(qū)對(duì)外直接投資流量數(shù)據(jù)來源于當(dāng)年的《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變原變量之間的關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除序列中存在的異方差，所以已經(jīng)在設(shè)定模型時(shí)進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)變換。

四、實(shí)證分析

（一）內(nèi)生性問題。

在這里由于可能會(huì)因解釋變量的“內(nèi)生性”而導(dǎo)致估計(jì)偏差，內(nèi)生性來源于以下幾種因素：一是引入了被解釋變量一階滯后項(xiàng)作為動(dòng)態(tài)項(xiàng)，該項(xiàng)易和隨機(jī)誤差項(xiàng)存在相關(guān)關(guān)系；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)往往伴隨著對(duì)外直接投資增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是對(duì)外直接投資增加的原因之一，因此，有可能對(duì)外直接投資增加的地區(qū)，原本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平就高；三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和居民收入水平提高的原因之一，有可能技術(shù)水平和居民收入水平高的地區(qū)，原本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平就高；四是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)能力提高，使得出口產(chǎn)品質(zhì)量提高以及對(duì)進(jìn)口資源合理利用，從而促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也是對(duì)外貿(mào)易增加的原因之一，因此，有可能進(jìn)出口總額高的地區(qū)，原本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平就高?？梢?，即使回歸結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對(duì)外直接投資關(guān)系顯著，也不能斷言后者對(duì)前者有促進(jìn)作用，這里最小二乘法已經(jīng)不能一致和無偏地估計(jì)系數(shù)，文章使用廣義矩估計(jì)方法，由于差分廣義矩估計(jì)方法會(huì)損失一部分樣本信息，且工具變量存在弱有效性問題，在計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，會(huì)出現(xiàn)檢驗(yàn)無法通過的情況，并且，這里由于樣本數(shù)據(jù)年份較少，觀測值又較多的客觀限制，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法對(duì)文章更為適用，在進(jìn)行系統(tǒng)廣義矩估計(jì)時(shí)，文章選取各解釋變量的部分已知值（原變量加滯后2期）作為估計(jì)的工具變量。

（二）實(shí)證結(jié)果。

筆者利用Stata軟件對(duì)全國、東部、中部與西部地區(qū)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，得到了全國、東部、中部與西部地區(qū)的對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，如表1所示，從回歸結(jié)果可知：

1.全國的對(duì)外直接投資促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，在10%顯著水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)較小，原因主要有以下幾點(diǎn)：一是我國對(duì)外直接投資流量規(guī)模還較小；二是我國企業(yè)在對(duì)外直接投資上具有盲目性，獲利不大，甚至虧損；三是我國對(duì)外直接投資流量中制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比重較小，這制約了我國通過轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)和利用反向技術(shù)溢出效應(yīng)來促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；四是我國對(duì)外直接投資流量大部分分布在香港、新加坡、澳門、哈薩克斯坦、巴基斯坦、蒙古等亞洲地區(qū)和英屬維爾京群島、開曼群島、秘魯、巴西、阿根廷等拉丁美洲地區(qū)，而對(duì)技術(shù)先進(jìn)的歐美等發(fā)達(dá)國家的直接投資較少，據(jù)筆者計(jì)算，對(duì)亞洲地區(qū)的對(duì)外直接投資約占總流量60.3%，對(duì)拉丁美洲地區(qū)的對(duì)外直接投資約占總流量26.9%，對(duì)歐美等發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資僅占總流量5.8%，這制約了我國利用反向技術(shù)溢出效應(yīng)來促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

2.東部地區(qū)的對(duì)外直接投資促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，在5%水平上通過了顯著性檢驗(yàn)；而中部與西部地區(qū)的對(duì)外直接投資促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效果不明顯，兩地區(qū)回歸系數(shù)的概率值沒有通過顯著性檢驗(yàn)。筆者認(rèn)為主要有以下原因：一是東部地區(qū)的對(duì)外直接投資流量較大，中部與西部地區(qū)的對(duì)外直接投資流量較小，就2003-2011年而言，東部地區(qū)的對(duì)外直接投資流量占地方合計(jì)74.1%，而中部與西部地區(qū)的對(duì)外直接投資流量分別占地方合計(jì)15.1%和10.8%；二是東部地區(qū)的境外企業(yè)數(shù)量要高于中部和西部地區(qū)，就2003-2011年而言，東部地區(qū)的境外企業(yè)數(shù)量占境外企業(yè)總數(shù)的六成以上；三是東部地區(qū)較中部與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，通過對(duì)外直接投資來轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)和促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)能更好地促進(jìn)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；四是東部地區(qū)的人力資本水平、金融發(fā)展水平和研發(fā)水平較高，能更好地吸收對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而中部與西部地區(qū)的人力資本水平、金融發(fā)展水平和研發(fā)水平較低，對(duì)于對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)吸收有限；五是東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較高，其對(duì)外直接投資通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)渠道能更好地促進(jìn)其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而中部與西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較低，制約了兩地區(qū)對(duì)外直接投資通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)渠道促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的程度。并且，從表1中還可以看出，全國和三大地區(qū)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要因素是國內(nèi)投資和技術(shù)進(jìn)步，東部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易和FDI促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而中部與西部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易和FDI并沒有促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，原因可能在于東部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易和FDI規(guī)模較大、質(zhì)量較高、東部地區(qū)能更好地吸收對(duì)外貿(mào)易和FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)；而中部與西部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易和FDI規(guī)模較小、質(zhì)量較低，在一定程度上加劇了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)化現(xiàn)象，兩地區(qū)可能因?yàn)閷?duì)外貿(mào)易而專門從事傳統(tǒng)產(chǎn)品生產(chǎn)，外商也往往投資于兩地區(qū)的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，實(shí)行低層次產(chǎn)業(yè)外延擴(kuò)張，并且兩地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯，吸收能力也較弱。此外，東部地區(qū)的居民收入水平和金融發(fā)展水平促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，中部與西部地區(qū)的居民收入水平和金融發(fā)展水平促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效果不明顯，回歸系數(shù)的概率值沒有通過顯著性檢驗(yàn)，原因可能在于兩地區(qū)的居民收入水平低，制約了消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和金融發(fā)展水平低，金融機(jī)構(gòu)的中介作用尚未充分發(fā)揮的緣故。

表1 對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證結(jié)果

五、結(jié)論

為了更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用，第一，我國應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)對(duì)外直接投資，擴(kuò)大對(duì)外直接投資規(guī)模，要適當(dāng)采取政策傾斜鼓勵(lì)中部與西部地區(qū)企業(yè)的對(duì)外直接投資，與此同時(shí)，加強(qiáng)政府宏觀指導(dǎo)，以減少企業(yè)對(duì)外直接投資的盲目性，獲取更多的海外收益，用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；第二，調(diào)整我國對(duì)外直接投資政策，提高對(duì)外直接投資的質(zhì)量，增加制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資。第三，加大對(duì)歐美等發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資，獲取他們的技術(shù)溢出來促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第四，東部地區(qū)尤其是中部與西部地區(qū)需加大人力資本投資，為私人人力資本投資提供補(bǔ)貼和融資以及通過增加勞動(dòng)力市場的競爭性和流動(dòng)性來刺激私人人力資本投資等辦法提高人力資本水平、要繼續(xù)深化金融市場改革，提高金融發(fā)展水平、要加大研發(fā)投入，提高研發(fā)水平，從而更好地吸收對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。最后，東部地區(qū)尤其是中部與西部地區(qū)要提高產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度，以便對(duì)外直接投資通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)渠道更好地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

[1]范歡歡，王相寧.我國對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響[J].科技管理研究，2006，（11）.

[2]王英，劉思峰.OFDI對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響:基于灰關(guān)聯(lián)的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2008，（4）.

[3]馮春曉.我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題，2009，（8）.

[4]潘穎，劉輝焊.中國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010，（2）.

責(zé)任編輯 郁之行

F124.3

：A

：1003-8477（2013）05-0082-04

王瀅淇（1992—），女，華中師范大學(xué)外國語學(xué)院學(xué)生。闞大學(xué)（1982—），男，南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院講師，博士。