浙江省對外直接投資與產業結構升級實證研究
——基于2002-2012年面板數據

俞佳根

（遼寧大學經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

浙江省對外直接投資與產業結構升級實證研究
——基于2002-2012年面板數據

俞佳根

（遼寧大學經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

借助衡量產業結構水平的三個指標，以浙江省2002-2012年面板數據為研究樣本，運用協整理論就浙江省對外直接投資與產業結構升級關系進行了實證研究。研究結果表明，不同城市產業結構基礎存在差異，杭州、寧波、舟山等城市高于全省平均水平，湖州、麗水、紹興、臺州等城市低于全省平均水平；浙江絕大部分城市對外直接投資對產業結構升級起到了促進作用，但舟山市卻起到抑制作用；湖州、嘉興、金華、紹興等城市對外直接投資對產業結構升級的促進效果較大，杭州、寧波、衢州等城市相對較小。基于此，本文提出加大對 “走出去”企業的扶持力度、鼓勵和扶持中下游城市經濟創新轉型發展、繼續發揮上游城市的引領作用等促進浙江省產業結構升級的政策建議。

對外直接投資；產業結構升級

加快轉變經濟發展方式、推進經濟轉型升級是當前擺在我國各級政府面前亟待解決的工作重點之一。2013年浙江省政府報告指出，今后五年是浙江省加快經濟轉型升級的攻堅時期，是建設物質富裕、精神富有的現代化浙江的關鍵時期。近年來，浙江企業 “走出去” 步伐不斷加快。據浙江發改委統計數據顯示，“十二五”以來浙江省境外投資中方投資額達到105.32億美元，2012年中方投資額38.92億美元，比2001年的0.335億美元增長了115倍，平均每年遞增54％。此外，浙江經濟也呈現良好的發展格局。2012年浙江GDP總量達到34606億元，GDP總量與含金量均列全國第四，比2001年的6898.34億元增長了四倍多，平均每年遞增16％。那么，浙江省對外直接投資與產業結構升級有什么樣的影響？浙江省不同地市對外直接投資對產業結構的影響又有何差異？未來在深化改革、促進浙江經濟轉型升級過程中，政府、企業等不同主體又應該做什么？這正是本文嘗試研究的問題。

一、相關文獻回顧

在實證研究方面，國內外大量成果已驗證了對外直接投資對產業結構升級存在正向的推動作用。例如，Barrios、Gorg和Strob（2000）、Keith和James（2001）、Robert（2002）、Tuan和Ng（2004）等的研究認為， 對外直接投資有助于本國企業生產結構的調整優化和相關產業的升級［1］［2］［3］［4］。 持有相同觀點的還有Blomstrom、Konan和Lipsey（2000）、Dow ling和Cheang（2000）、Bernard（2002）等［5］［6］［7］。

在國內，馮春曉（2009）通過研究發現，我國制造業對外直接投資與其產業結構優化存在正相關關系［8］。湯婧和于立新（2012）認為對外直接投資對我國7大行業存在不同程度的調整效應［9］。持相同或類似觀點的還有趙偉和江東（2010）、唐艷（2011）、李逢春（2012）、楊建清和周志林（2013）等［10］［11］［12］［13］。 但也有學者認為對外直接投資不一定優化母國產業結構升級。 范歡歡和王相寧（2006）利用自回歸分布滯后模型，認為對外直接投資不能提升我國產業結構［14］。潘穎和劉輝煌（2010）通過研究發現，對外直接投資短期內不能促進產業結構升級，但長期來看可以促進產業結構升級［15］。

綜上所述，國內外相關研究主要是從國家、行業等宏觀層面研究對外直接投資的產業結構升級效應，在度量產業結構水平指標上采用了不同的指標或指標體系，得出的結論也不同。鑒于浙江省產業結構與國家宏觀層面存在差異，產業發展重點亦有所不同，因此有必要對浙江省對外直接投資的產業結構升級效應展開針對性的研究。

二、實證結果及分析

（一）產業結構水平指標的確定

為客觀評價浙江省產業結構水平，本文利用三個指標Rπ（π=1，2，3）來衡量。

其中，Li為各產業的勞動生產率，用各產業增加值除以各產業就業人數來表示；Pi為各產業增加值占GDP的比重。采用該指標的原因在于，產業結構升級一般主要表現為勞動生產率的提高［11］。

其中，Y1、Y2和Y3分別為第一、二、三產業的產值，Y為生產總值。采用該指標的原因在于，浙江省近年第二、三產業產值占 GDP比重總體呈上升趨勢，而第一產業呈下降趨勢且幅度均較大，這與工業化中后期產業結構升級主要表現為第二、三產業產值不斷增加相符［12］。

這里，我們采用該指標的原因在于，產業結構高度化的特征是第三產業的地位越來越突出，第一產業所占比重越來越小。因此，在指標設計中給第三產業賦值最大，第一產業賦值最小［13］［15］。

（二）模型設定和數據選取

本文以產業結構水平指標Rπ為被解釋變量，解釋變量OFDI為對外直接投資總額占GDP的比重。為防止各變量數據產生較大的波動性，我們對變量取對數并構建如下的線性回歸模型：

本文以2002-2012年浙江省11個地級市對外直接投資和產業結構系數面板數據為研究對象，對外直接投資數據來源于各市的 《國民經濟和社會發展統計公報（2002-2012）》和 《浙江商務年鑒（2002-2012）》，其他數據來源于 《浙江統計年鑒（2002-2012）》。

（三）面板單位根檢驗

為確保估計結果的有效性，本文采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher等檢驗方法對面板數據進行單位根檢驗。Rπ變量根據序列圖確定包含截距和時間趨勢項，OFDI變量根據序列圖確定包含截距項，滯后階數依據Schwarz準則自動確定。經檢驗，在1％的顯著性水平下，ln R1、ln R2、ln R3和lnOFDI為非平穩序列。經一階差分后，Dln R1、Dln R2、Dln R3、DlnOFDI為平穩序列，均為一階單整變量，因此我們可以就變量Rπ和OFDI進行協整檢驗。

（四）估計方法選擇與實證結果

本文采用固定效應冗余變量似然比檢驗來選擇混合效應和固定效應，用Hausman檢驗來估計固定效應和隨機效應（見表1所示）。

由表1可知，在5％的顯著性水平下，在混合效應和固定效應的選擇上，均為固定效應；在固定效應和隨機效應的選擇上，結論均為固定或隨機沒有實質差異。因此，我們可以判斷樣本面板數據采用固定效應模型進行回歸分析較為適合。

表1 混合、固定和隨機效應的檢驗結果

為分析浙江省各城市對外直接投資對產業結構水平指標影響的差異性，本文應用Eviews6.0軟件，假定浙江省各市對外直接投資對產業結構指標影響存在差異，并采用固定效應變系數模型對浙江省11個地級市對外直接投資和產業結構水平指標的關系進行檢驗（見表2所示）。

表2 實證檢驗結果

由表2可知，杭州、寧波、舟山等城市截距項的固定效應值均為正，說明這三個城市的產業結構基礎優于全省平均水平。湖州、麗水、紹興、臺州等城市截距項的固定效應值均為負，說明這些城市的產業結構基礎低于全省平均水平。舟山市系數為負，說明舟山市對外直接投資對產業結構升級起到了抑制作用，在5％的顯著水平下，抑制作用顯著。除麗水、舟山外，浙江省的其他9個城市系數均為正，說明這些城市對外直接投資對產業結構升級起到了促進作用。在5％的顯著水平下，嘉興、金華、紹興等3個城市的促進作用顯著。湖州、嘉興、金華、紹興等城市系數值排名位于前列，說明這些城市對外直接投資對產業結構升級的促進效果相對較大。杭州、寧波、衢州等城市系數值排名位于后列，說明這些城市對外直接投資對產業結構升級的促進效果相對較小。

（五）面板模型檢驗

本文采用協方差分析，對實證檢驗結果進行檢驗，并引入如下兩個假設：

假設H0：模型（4）解釋變量系數對所有截面成員是相同的，但截距項不同，即模型為變截距模型：

假設H1：模型（4）解釋變量系數和截距項對所有截面成員都是相同的，即模型為混合回歸模型：

模型形式檢驗有如下兩個F統計檢驗量：

其中，N為截面成員數，T為樣本觀測時期數，K為非常數解釋變量個數，S1、S2、S3分別是模型（4）、（5）、（6）的回歸殘差平方和（檢驗結果如表3所示）。

表3 協方差分析檢驗

由表3可知，當 π=1、2、3時，在5％的檢驗水平下，F2和 F1值都大于相應臨界值 F2（0.95，20，99）=1.6775、F1（0.95，10，99）=1.9277，故拒絕H1、H0，采用固定效應變系數模型是比較適合的。

（六）協整檢驗

由于Rπ和OFDI是同階單整的，所以二者可以進行協整檢驗。本文采取EG兩步法，利用LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher等方法對變量是否存在協整關系進行檢驗。對上一步回歸的殘差序列進行平穩性檢驗（見表4所示）。由表4可知，在10％的檢驗水平下，只有在π=1時ADF-Fisher檢驗的一個指標不顯著，其他情況下都顯著，我們認為模型殘差序列是平穩的，故產業結構系數與對外直接投資存在協整關系。

表4 協整檢驗結果

三、結 語

本文利用2002-2012年浙江省11個地級市面板數據，就對外直接投資與產業結構水平指標的長期協整關系進行了檢驗，根據實證檢驗結果得出如下結論與相關對策建議。

（一）浙江省不同城市產業結構基礎存在差異

杭州、寧波、舟山等城市產業結構基礎優于全省平均水平，湖州、麗水、紹興、臺州等城市低于全省平均水平，其原因可能與城市綜合發展水平有關。隨著舟山于2011年設立國家級新區，2012年設立舟山港綜合改革保稅區，舟山出臺了一系列優化產業結構政策，直接導致了舟山產業結構基礎高于全省平均水平。由此可見，在促進浙江產業結構升級過程中要充分考慮不同地區產業基礎差異，堅持統籌協調，在政策導向上向中下游城市傾斜，鼓勵和扶持中下游城市經濟創新轉型發展，打造產業升級新的 “增長極”。

（二）浙江省對外直接投資對產業結構升級起到了顯著促進作用

總體而言，浙江絕大部分城市對外直接投資對產業結構升級起到了促進作用。杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、溫州、臺州、衢州等城市對外直接投資對產業結構升級起到了正向的推動作用，且嘉興、金華、紹興等城市的促進作用顯著。但舟山對外直接投資對產業結構升級起到了抑制作用，其原因可能是舟山設立國家級新區、舟山港綜合改革保稅區后出臺的政策存在一定的滯后效應，政策效果尚未完全顯現。因此，在促進浙江產業結構升級時各級政府要進一步加大對 “走出去”企業的扶持力度，積極扶持企業參與全球競爭，鼓勵具有比較優勢的企業對外投資，為浙江經濟結構的調整、產業的升級改造創造條件。

（三）浙江省不同城市對外直接投資對產業結構升級的促進效果存在差異

相對而言，湖州、嘉興、金華、紹興等中游城市對外直接投資對產業結構升級的促進效果較大，杭州、寧波等上游城市和衢州等下游城市較小，這可能與對外直接投資政策扶持力度有關。例如，嘉興、湖州近年來大力發展現代服務業和先進制造業，積極推進外經合作和服務外包；紹興發布了一系列鼓勵民營企業進行對外直接投資的政策，依托塊狀經濟、集群經濟，大力發展低碳經濟和總部經濟；金華2010年確定為 “現代服務業綜合配套改革試點市”，2011年義烏設立國際貿易綜合改革實驗區，這些平臺和相關對外直接投資政策為這些城市的產業發展創造了新機遇，對促進經濟轉型升級提供了有利條件。因此，在促進浙江產業結構升級過程中要整合資源、挖掘潛力，優化發展布局，突破產業發展瓶頸。一方面，強化先發優勢，繼續發揮浙江上游城市在對外直接投資對產業結構升級過程中的引領作用；另一方面，下游城市應充分挖掘潛力，利用政策調控手段，鼓勵企業進行對外投資，促進產業結構優化。

［1］Barrios S.，Gorg H.，Strob E.Foreign direct investment，competition and industrial development in the host country［J］.European Economic Review，2005，49（7），pp.1761-1784.

［2］Keith E.M.，James R.M.General-equilibrium approaches to the multinational firm：a review of theory and evidence［C］.NBER Working Paper，NO.8334，2001.

［3］Robert E.L.Home and host country effects of FDI［C］.NBER Working Paper，NO.9293，2002.

［4］Tuan C.，Ng L.F.Manufacturing agglomeration as incentives to Asian FDI in China after WTO［J］.Journal of Asian Economics，2004，15（4），pp.673-693.

［5］Blomstrom M.，Konan D.，Lipsey R.FDI in the restructuring of the Japanese economy［C］.NBER Working Paper，NO.7693，2000.

［6］Dowling M.，Cheang C.T.Shifting comparative advantage in Asia：new tests of the‘Flying Geese’model［J］.Journal of Asian E-conomics，2000，11（4），pp.443-463.

［7］Andrew B.Bernard，J.Bradford Jensen，Peter K.Schott.Survival of the Best Fit：Competition from Low Wage Countries and the（Uneven）Growth of USManufacturing Plants［C］.NBERWorking Paper，NO.9170，2002.

［8］馮春曉.我國對外直接投資與產業結構優化的實證研究——以制造業為例 ［J］.國際貿易問題，2009，（8）.

［9］湯婧，于立新.我國對外直接投資與產業結構調整的關聯分析 ［J］.國際貿易問題，2012，（11）.

［10］趙偉，江東.ODI與中國產業升級機理分析與嘗試性實證 ［J］.浙江大學學報（人文社會科學版），2010，（3）.

［11］唐艷.FDI在中國的產業結構升級效應分析與評價 ［J］.財經論叢，2011，（1）.

［12］李逢春.對外直接投資的母國產業升級效應——來自中國省際面板的實證研究 ［J］.國際貿易問題，2012，（6）.

［13］楊建清，周志林.我國對外直接投資對國內產業升級影響的實證分析 ［J］.經濟地理，2013，（4）.

［14］范歡歡，王相寧.我國對外直接投資對國內產業結構的影響 ［J］.科技管理研究，2006，（11）.

［15］潘穎，劉輝煌.中國對外直接投資與產業結構升級關系的實證研究 ［J］.統計與決策，2010，（2）.

An Em pirical Study on Ou tward Foreign Direct Investm ent and Industrial Structu re Upgrad ing in Zhejiang Province——Based on Panel Data from 2002 to 2012

YU Jia-gen
（School of Economics，Liaoning University，Shenyang 110036，China）

By using co-integration theory and the three indicators thatmeasure the level of industrial structure，this paper takes the panel data of Zhejiang province from 2002 to 2012 as research samp le for an empirical analysis concerning the influence of OFDI on the industry structure upgrading.The results are：（1）the base of industrial structure varies among different cities，which is above the average level in Hangzhou，Ningbo and Zhoushan but below the average level in Huzhou，Lishui，Shaoxing and Taizhou；（2）OFDI can effectively promote the upgrading of industrial structure across cities in Zhejiang province with the exception of Zhoushan where it plays an inhibitory role；（3）the promotion effect of OFDI in upgrading the industrial structure is stronger in Huzhou，Jiaxing，Jinhua and Shaoxin but relatively weaker in Hangzhou，Ningbo and Quzhou. Based on the findings of this study，the paper proposes some strategic suggestions to promote industrial structure upgrading in Zhejiang province，which include increasing support to the“going out”enterprises，encouraging and supporting innovations and transformation of the middle and lower level cities，and making sure that the upper level cities continue to play a leading role in the upgrading endeavor.

OFDI；industrial structure upgrading

F830.59

A

1004-4892（2014）08-0010-06

（責任編輯：化 木）

2013-12-10

國家科技部軟科學重大招標項目（2012GXS1B001）；浙江省自然科學基金資助項目（LY12G02004）；寧波市與中國社會科學院共建中心研究項目（NZKT201217）

俞佳根（1982-），男，浙江富陽人，遼寧大學經濟學院博士生，浙江萬里學院商學院助理研究員。