我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系研究

魏文雅 周瑩瑩 陳建斌

根據(jù)國(guó)際投資周期理論可知，對(duì)外直接投資與母國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在者相互作用，而一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為中間變量?；诖?，本文以中國(guó)對(duì)外直接投資（FDI）作為研究對(duì)象，并選取2002-2016年我國(guó)對(duì)外直接投資額作為自變量，徐德云學(xué)者提出的量化產(chǎn)業(yè)升級(jí)的指標(biāo)---產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)作為因變量，構(gòu)建線性回歸模型。結(jié)果表明：我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在穩(wěn)定的線性比例關(guān)系，即自變量對(duì)外直接投資額每增加1%，因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)約增加1.4177%，此外，對(duì)外直接投資也是促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)的原因之一。

近年來(lái)，中國(guó)政府積極推動(dòng)“一帶一路”建設(shè)，“走出去”工作體系也不斷完善，中國(guó)企業(yè)積極主動(dòng)融入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程。2016 年中國(guó)FDI高達(dá)196.15十億$，蟬聯(lián)世界第二；截至2016年年底，中國(guó)共有24400位合格國(guó)內(nèi)戰(zhàn)略（財(cái)務(wù)）投資者在境外開(kāi)設(shè)對(duì)FDI分支機(jī)構(gòu)37200個(gè)；到2016年底，我國(guó)FDI累計(jì)達(dá)135739十億$，可見(jiàn)除了進(jìn)出口、貿(mào)易，OFDI已經(jīng)成為我國(guó)參與世界經(jīng)濟(jì)的另一重要國(guó)際化模式。同時(shí)，我國(guó)各產(chǎn)業(yè)比例也發(fā)生了變化?！?017中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中三大類產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比數(shù)據(jù)顯示：1990年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為26.6%、41.0%、32.4%；然而到2016年第一、二和三產(chǎn)業(yè)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例分別為8.6%、39.8%、51.6%。基于此，對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系成為相關(guān)領(lǐng)域?qū)W者當(dāng)前研究的重要議題之一。而國(guó)內(nèi)學(xué)者就對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)系的研究比較少，且相關(guān)學(xué)者實(shí)證研究得出的結(jié)論也各不相同?；诖?，筆者在前人學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，驗(yàn)證我國(guó)FDI與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在線性相關(guān)關(guān)系。

一、我國(guó)對(duì)外直接投資的現(xiàn)狀分析

（一）2016 年中國(guó)FDI蟬聯(lián)世界第二

2016年以來(lái)，由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為中高速增長(zhǎng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)一度出現(xiàn)較大幅度的震蕩，全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較2015年也有所下降。全球外國(guó)直接投資繼 2015年強(qiáng)勁上揚(yáng)之后，在2016年失去了增長(zhǎng)動(dòng)力，整年流出流量較上年下降了2%。中國(guó)對(duì)外直接投資則呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢(shì)，創(chuàng)出196150億美元的新紀(jì)錄，較上年對(duì)外投資凈額上升了 34.7%，F(xiàn)DI流量規(guī)模低于位居第一的美國(guó)（2990 億美元），但與上年一樣仍位居全球第二位。

（二）投資行業(yè)分布較為集中

2016 年本國(guó)FDI遍布19個(gè)領(lǐng)域。其中流量上百億美元的涉及六個(gè)領(lǐng)域，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)繼續(xù)保持第一位，制造業(yè)首次上升至第二。流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)的投資共657.8億美元，繼上年小幅下降后實(shí)現(xiàn)81.4% 的高速上升，占當(dāng)年流量總額的33.5%。投資主要分布在中國(guó)香港、其他發(fā)展中國(guó)家等一些島國(guó)。制造業(yè)290.5億美元，較上年的投資流量上升45.3%，占2016年流量總額的14.8%；主要流向汽車制造業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)。

在中國(guó)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)的主要行業(yè)領(lǐng)域中，除金融業(yè)流量有所下降外，受國(guó)際大宗商品價(jià)格低迷的影響，在采礦領(lǐng)域的投資僅為19.3億美元，較去年下降了82.8%，中國(guó)企業(yè)對(duì)該領(lǐng)域的投資創(chuàng)歷史最低；倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)投資額為 16.8億美元，較上年下降38.4%；環(huán)境、水利和公共設(shè)施管理業(yè)8.4億美元，相比上年的總額下降38.1%。從以上數(shù)據(jù)不難看出：第一產(chǎn)業(yè)占我國(guó)跨國(guó)投資比例較小，而第二、三產(chǎn)業(yè)占我國(guó)企業(yè)跨國(guó)投資的比例較大。

二、中國(guó)FDI對(duì)本國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響程度的實(shí)證研究

（一）變量指標(biāo)的選取

實(shí)證分析自變量FDI對(duì)本國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響程度，須界定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的測(cè)度方法。相關(guān)學(xué)者們提出了很多關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平測(cè)度的方法，例如霍夫曼系數(shù)、錢(qián)納里標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)等。本文采用徐德云學(xué)者提出的量化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的指標(biāo)---產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來(lái)測(cè)定我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP比重不斷呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，而第一產(chǎn)業(yè)所占GDP比重呈下降趨勢(shì)。故而，在權(quán)重（指標(biāo)的相對(duì)重要性或貢獻(xiàn)度）賦值中，第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度最大，而第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度最小。設(shè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)為R=X1 +2X2 +3X3 。其中X1=第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；X2 =第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；X3=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP的比重。R取值范圍1---3，R值越接近1，標(biāo)志著該國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越低；R值越大，標(biāo)志著該國(guó)第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度越高。

（二）模型構(gòu)建

本文在前人學(xué)者錢(qián)納里的基礎(chǔ)上，借鑒其提出的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”來(lái)構(gòu)建線性回歸模型。此外，為防止自變量和因變量的相關(guān)數(shù)據(jù)會(huì)產(chǎn)生較大的不確定性，須對(duì)各參數(shù)變量取對(duì)數(shù)。修正后的線性回歸模型設(shè)定如下：

LnR=α+βlnOFDI+ε

其中：解釋變量（自變量）為對(duì)外直接投資，被解釋變量（因變量）為R，ε為隨機(jī)誤差，OFDI為中國(guó)對(duì)外直接投資額，α、β為待估參數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

相較于發(fā)達(dá)國(guó)家和其他發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)FDI起步比較晚，自2002年以來(lái)，中國(guó)有關(guān)統(tǒng)計(jì)部門(mén)才權(quán)威發(fā)布年度數(shù)據(jù)。因此，筆者選取了我國(guó)2002-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本進(jìn)行實(shí)證分析。2002-2016年的對(duì)外直接投資額數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)商務(wù)部等聯(lián)合發(fā)布的《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，第一、二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（四）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

通過(guò)Eviews7.2軟件導(dǎo)入2002-2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)，然后采用最小二乘法作線性回歸分析，得出的線性回歸結(jié)果如下：

LnR=0.742217+0.014177lnOFDI

Std.Error（0.008530） （0.001099）

R2=0.927489

F=166.2832

P=0.000000

從上述線性回歸結(jié)果可以看出回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度為0.927489，說(shuō)明該線性回歸模型對(duì)樣本擬合的非常好。在顯著性水平5%下，T統(tǒng)計(jì)值和F值都能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明自變量對(duì)因變量有顯著性影響，即OFDI對(duì)R有顯著性影響。

由于是用傳統(tǒng)的最小二乘法對(duì)2002-2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)做線性回歸分析，可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的情況，以防偽回歸的出現(xiàn)，對(duì)該組研究樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

（五）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

Johan-sen檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)要求自變量和因變量必須同時(shí)滿足同階單整。因此，首先采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)對(duì)外直接投資的對(duì)數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)及它們的一階差分序列是否平穩(wěn)。

應(yīng)用Eviews7.2軟件得到檢驗(yàn)結(jié)果如下：

以上的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，原序列l(wèi)nR和lnOFDI是不平穩(wěn)的。然后對(duì)lnR和lnOFDI的一階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，兩者的一階差分序列均通過(guò)了ADF單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明兩個(gè)變量lnR和lnOFDI均為一階單整序列。因此，可以通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察 2個(gè)變量之間是否存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（六）協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)以上的單位根檢驗(yàn)可知，自變量對(duì)外直接投資額和因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)是同階單整，因此可以對(duì)兩變量作協(xié)整檢驗(yàn)。本文采取EG兩步法對(duì)兩變量間是否是同階單整進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下圖所示：

根據(jù)上面檢驗(yàn)結(jié)果可知：在5%的顯著性水平下，拒絕了協(xié)整方程個(gè)數(shù)為0的原假設(shè)，接受協(xié)整方程個(gè)數(shù)為1的備擇假設(shè)。因?yàn)樵僭O(shè)r=0的跡統(tǒng)計(jì)量為21.04843，大于5%置信水平的臨界值15.49471，故而應(yīng)該接受備擇假設(shè)，即r≤1。而r≤1的trace值為0.155755，小于5%置信水平的臨界值3.841466，即在5%的置信水平下兩個(gè)變量?jī)H有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此我國(guó)FDI與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在長(zhǎng)期的線性比例關(guān)系，即我國(guó)FDI每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)增加1.4177%。

（七）變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

由上述關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的置信水平下“LnOFDI不是LnR的Granger原因拒絕”是小概率事件，因此應(yīng)拒絕“對(duì)外直接投資不是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的Granger原因”的原假設(shè)，即我國(guó)FDI是促進(jìn)母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因。反之不成立。

三、結(jié)語(yǔ)

實(shí)證結(jié)果表明：我國(guó)對(duì)外直接投資與母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在穩(wěn)定的線性比例關(guān)系，即我國(guó)對(duì)外直接投資每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)約上升1.4177%?；诖?，筆者認(rèn)為：國(guó)家相關(guān)部門(mén)可以把我國(guó)對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)或區(qū)位選擇和我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)目標(biāo)結(jié)合起來(lái)作投資決策。目前我國(guó)企業(yè)正在逐步淘汰落后及過(guò)剩產(chǎn)能，并提倡發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)?；诖?，我國(guó)可以把處于弱勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到其他發(fā)展中國(guó)家，以便為國(guó)內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)的成長(zhǎng)騰出空間和資源，進(jìn)而推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí)。（作者單位為北京聯(lián)合大學(xué)商務(wù)學(xué)院）