浅谈对外直接投资与产业结构优化关系范文

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摘要：本文基于2003-2017年时间序列数据对我国对外直接投资（OFDI）与产业结构优化之间的关系进行最小二乘回归研究，结果表明我国对外直接投资与产业结构升级之间存在协整关系，OFDI对产业结构升级系数R有单向影响：OFDI每增加1%，产业结构升级系数增加0.017%。因此得出我国对外直接投资能够促进国内产业结构优化的结论，并为促进我国对外直接投资进一步发展提出相关建议。

关键词：中国对外直接投资；产业结构优化；OLS

一、引言

近年来，我国坚定不移地践行“走出去”战略和“一带一路”倡议，在促开放、谋发展、求合作等方面做出诸多努力，对外直接投资规模稳步增长，且双向贸易中投资流量已连续三年高于吸引外资。与此同时，经济高质量发展也引起广泛重视，国家始终强调要借助对外直接投资这一途径促进国际产能合作，加快实现我国产业结构优化，转变经济增长动力，提高发展质量。然而目前针对我国对外直接投资是否促进本国产业结构优化这一问题的研究尚有争议。因此，笔者将在现有研究的基础上，结合最新数据进行实证分析，为我国经济转型时期的对外直接投资提供合理建议。

二、文献综述

关于对外直接投资的经济学研究最早始于垄断优势论，指出企业凭借自身垄断优势进行向东道国直接投资并获取巨额利润。小岛清（Kojima，1987）的边际产业转移理论认为对外直接投资应当始于一国的边际产业，从宏观经济角度阐释了比较优势应当是国际直接投资决定性因素。近年来，我国学者也对此展开大量理论和实证研究。一方面，汪琦（2004）从资源补缺效应、产业关联和辐射效应、新兴产业促长效应等五个方面阐释OFDI对母国产业结构的积极影响并得到广泛认可；赵伟、江东（2010）使用传统的最小二乘法实证分析并得出对外直接投资对我国产业结构调整与优化产生积极影响的结论；杨超、林建勇（2018）选取我国2004-2015年省级面板数据展开研究，结果显示OFDI促进了生产效率的提高；赵云鹏、叶娇（2018）采用动态面板模型的分析结果也显示OFDI对产业结构优化产生积极影响，但存在滞后效应和地区差异；李超、张诚（2017）则表示，投资国可通过新建投资、跨国并购、合建研发中心等开辟跨产业链结盟、跨创新体系研发等途径，推动国内产业高级化发展。另一方面，部分学者认为我国OFDI对国内产业结构优化并未产生显著促进作用。杨英、刘彩霞（2015）基于VAR模型的研究表明对外直接投资对母国产业调整的作用尚未显现。张远鹏、李玉杰（2014）认为我国对外直接投资起步晚、规模小且国内传统产业根基深、国内配套设施不完善，OFDI促进产业优化的路径不通畅，且测得二者关联度仅为0.73，这意味着OFDI对产业升级的促进作用较为微弱。范欢欢、王相宁（2006）认为除上述原因外，还包括我国对外直接投资中固定资本形成的比例小、投资产业结构与国内不符等，使得我国外部经济与内部相脱离。毛海欧、刘海云（2018）的分析则表明顺分工梯度、逆分工梯度OFDI均不利于我国产业结构优化。综上可以看出，诸多学者对我国对外直接投资与产业结构优化之间的关系虽进行深入研究，或是理论层面的阐释及推导，或是实证层面的计量分析，但彼此观点各异，未达成统一。笔者在前人研究基础上，利用最新数据对该问题进行分析，探究对外直接投资与产业结构优化之间的具体关系。

三、我国对外直接投资及产业结构发展

改革开放以来，我国占全球经济的比重由2.7%上升到近15%，我国在国际贸易中的地位逐渐上升，对外直接投资的规模迅速扩张，并呈现出以下特点。一是总量规模稳定增长。截至2017年，我国对外直接投资存量在全球占比为5.9%，位居世界第二；流量虽首次出现负增长，但世界占比仍超过10%，位居世界第三位。二是行业分布多元化。自2011年我国开始实现全行业对外直接投资，2017年我国对外直接投资共涉及18个行业大类，其中商务服务、批发零售、制造业、金融领域占比已超过80%。三是区域分布广泛。据统计，我国企业对外直接投资并购涉及56个国家和地区，同时“一带一路”政策带动下，我国OFDI更趋向于发展中国家四是投资主力军仍是国有企业，但非国有企业发展十分迅速。数据显示，2016年非公有制企业在非金融OFDI流量中的比重达到68%，2017年在“一带一路”沿线国家投资企业的前50强中，民营企业占42%。产业发展方面，产业结构的调整和优化是一国经济高质量发展的重要表现。数据显示（如图2），我国三次产业贡献率出现结构性变化，产业结构由“二三一”型转变为“三二一”型，第三产业已成为我国经济增长的主要推动力量，整体发展态势符合“配第克拉克定理”。但数量不等于质量，产业结构是否合理还需进一步测算分析

四、实证分析

（一）产业结构水平测定产业结构水平的方法有多种，例如综合指数法、多元统计法、层次分析法等。笔者采用徐德云（2008）提出的产业结构升级系数定量分析产业结构水平。由于产业结构高级化的主要特征就是第三产业比重增加，第一产业地位减弱，因此赋予第一、二、三产业的权重依次增大，具体指标为：其中，R为产业结构升级系数，Yi表示第i产业产值占GDP的比重。R值越趋于3，产业结构层次越高。

（二）数据来源笔者选取2003—2017年时间序列数据为样本进行实证分析，其中我国OFDI相关数据来源于《对外直接投资统计公报》，三次产业数据来源于各年《中国统计年鉴》。

（三）构建回归模型考虑到样本为时间序列数据，可能存在异方差，因此将数据取对数后作为新样本进行回归分析。构建的回归模型如下：lnR=β0+β1lnOFDI笔者利用Eviews9.0软件对数据进行最小二乘回归，并得到如下结果：结果显示，该模型的拟合优度为0.932969，F检验和t检验均显著，表明OFDI对R有显著影响。

（四）平稳性检验由于时间序列数据的传统OLS回归可能出现“虚假回归”现象，即变量之间没有经济关系但也能得到较为显著的回归结果。因此，有必要对数据进行平稳性检验，以确保回归的正确性。笔者选用ADF单位根检验法并得到如下结果：由表1可知，lnR和lnOFDI的原序列ADF检验的t统计量均大于5%显著性水平下的临界值，属于非平稳序列。而两个变量的滞后一期检验结果均小于5%显著性水平下的临界值，因此均属于一阶单整序列。

（五）协整检验由于回归模型仅涉及两个变量，因此采用EG两步法进行变量间协整关系的检验。对上述模型估计结果生成的残差序列进行ADF检验，得到的t值=-1.962465，P值=0.0506，可认为该残差序列在10%的显著性水平下平稳，因此对数序列lnOFDI和lnR之间是（1，1）阶协整的。该结果表明OFDI与产业结构升级系数R之间存在长期“均衡”关系。

（六）格兰杰因果关系检验为进一步探究对外直接投资与产业接受升级系数之间的协整关系，对回归模型进行格兰杰因果关系检验，结果显示，在滞后长度为2、显著性水平为5%的条件下，lnOFDI是引起lnR变化的格兰杰原因，但lnR不是lnOFDI的格兰杰原因。

五、结论与建议

笔者选取2003-2017年我国对外直接投资与三次产业的相关数据为样本，使用传统的最小二乘法进行回归分析对外直接投资与产业结构升级系数之间的关系，结果表明，我国对外直接投资与产业结构优化之间存在协整关系，对外直接投资是产业结构优化的格兰杰原因，且OFDI每增加1%，产业结构升级系数增加0.017%。因此，我国对外直接投资能够促进国内产业结构调整与优化。为进一步促进我国对外直接投资的健康发展，本文提出以下建议。一是加强对外直接投资与国内产业优化的协同发展。上述格兰杰检验结果表明，OFDI是引起产业结构升级系数R变化的原因，而二者之间的反向因果关系并不成立。因此，在重视对外直接投资对产业结构优化的促进作用的同时，也应充分利用产业结构调整带来的投资机遇，促进二者协同发展。二是预防产业空心化问题。产业升级意味着第三产业占国民经济的比重增加，一、二产业比重下降，在此过程中要谨慎预防制造业萎缩、实体经济弱化产生的不利影响，做好相应的防范机制。三是强化政府服务角色。面对我国对外直接投资快速发展，一方面政府要给予相应的政策支持，简化审批程序，加强信息服务，鼓励企业“走出去”；另一方面也要引导企业良性对外投资，做好风险防控，提高对外直接投资水平与质量促进对外直接投资健康发展。

参考文献：

[1]汪琦.对外直接投资对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.

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作者：李梦娇 薛鹏 单位：江南大学