中國對外直接投資的產業效應研究

歐陽艷艷，劉　麗，陳艷伊

（中山大學國際金融學院，廣州市 510275）

?

中國對外直接投資的產業效應研究

歐陽艷艷，劉麗，陳艷伊

（中山大學國際金融學院，廣州市 510275）

［摘要］隨著改革開放的深入和經濟實力的增強，我國對外直接投資數量不斷增長。根據國際直接投資理論，對外直接投資能夠帶動一國產業結構的轉型升級。本文通過構造產業結構高度化、產業技術高度化和產業價值高度化三個描述產業結構變化指標，對我國30個省區市數據進行空間動態面板檢驗。研究表明：產業結構變化具有時間滯后性，其中產業技術高度化指標具有顯著正空間依賴性。現階段對外直接投資主要通過轉移邊際產業來促進經濟“服務化”，并且對外直接投資所獲得的逆向技術溢出也能顯著促進產業技術水平，但對外直接投資對產業價值高度化沒有顯著影響，說明無法提升整體產業的附加價值。據此，本文提出了相關的政策建議。

［關鍵詞］對外直接投資；產業結構；Moran's I指數；空間動態面板模型

劉麗（1992.12-），女，中山大學國際金融學院研究生，研究方向：國際貿易與經濟增長、區域經濟分析；

陳艷伊（1992.12-），女，中山大學國際金融學院研究生，研究方向：國際貿易與經濟增長、區域經濟分析。

一、引言

改革開放以來，中國為了彌補工業化過程中巨大的資金缺口，成功地利用了大量的國際資金，從而為加快中國的后工業化進程奠定了良好的資金基礎。與吸引外商直接投資（Foreign Direct Investment，FDI）相反，在一段非常長的時間內，我國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）都處于一種極其不起眼的地位。進入21世紀后，我國的對外開放進入了新的發展階段，在與外國跨國公司的合作與競爭中，中國企業逐步具備對外投資能力和國際化經營經驗。與此同時，中國政府積極地制定一些鼓勵的政策和措施來激勵企業“走出去”，從而打開國際和國內兩個市場，合理利用兩種資源，提升我國企業的國際競爭力。在政策的鼓勵下，我國對外直接投資規模有了巨大飛躍。2014年我國OFDI流量達到1 231.2億美元，較上年增長約14％；OFDI存量達到8 826.4億美元，首次進入全球排名前十位。截至2014年底，中國1.85萬家投資者在國（境）外設立直接投資企業近3萬家，覆蓋全球186個國家（地區）。中國吸引外商直接投資與對外直接投資規模僅相差53.8億美元，雙向投資接近平衡。從投資行業來看，第三產業的投資流量、存量均超過七成，主要集中在租賃和商務服務業、金融業、采礦業、批發和零售業等；對外交易的方式以并購為主，2014年中國企業共實施對外投資并購項目595起，實際交易總額達到569億美元；地方企業投資比例首次超過中央企業對外投資規模，已占總投資的超半數。

加快發展對外直接投資，不僅僅是國際經濟大環境的需要，也是中國宏觀經濟形勢和企業自身發展的必然要求。首先，經濟全球化和國際貿易壁壘需要中國開展對外直接投資。世界經濟融合的趨勢使商品和服務進入了全球性循環，按照各自的比較優勢，生產要素流向一些具有區位優勢的地區，并與當地的資源結合起來，以達到搶占市場份額和利潤最大化的目標。在這種情況下，國際直接投資相比國際貿易更能將世界聯系成一個相互依存、相互滲透的整體，因此要求中國資本必須由以往單向的“引進來”，轉向“引進來”和“走出去”并重。此外，國際貿易保護主義仍然存在，擁有巨額貿易順差的中國在這種格局中首當其沖，甚至往往處于各國貿易壁壘針對的焦點。其次，外匯儲備過剩、能源資源短缺是中國積極實行對外直接投資的宏觀經濟原因。長期出口導向戰略等因素使我國擁有巨額的外匯儲備，過多的外匯儲備、人民幣的有序升值與微薄的對外直接投資之間呈現出一種不均衡的局面，但同時也為OFDI快速增長創造了客觀條件。此外，現階段中國經濟發展受到資源瓶頸的嚴重制約，在這種情況下，中國為了保障石油等戰略資源的長期安全，確保能源、資源免受國際市場價格波動的危害，就必須通過OFDI建立起境外能源、資源戰略基地。從企業層面來說，我國企業實施對外直接投資可以促使一些在國內產能過剩的行業和企業轉移，在其他發展中國家重新獲取收益，同時促進相關原材料或產品的出口。企業還可以通過OFDI在國外建立研發中心，締結研發聯盟，可以利用國外關鍵零部件、先進技術、新產品的設計、信息網絡、研發人員等關鍵資源，以此來實現對本國企業的逆向技術溢出（Reverse Technology Spillovers）。

隨著經濟全球化的加深，我們關注到OFDI給投資母國產業結構帶來的新機遇。產業結構升級是影響發展中國家經濟增長的重要因素，其內涵可以分解為兩個層面：首先，一個國家在不同的發展階段具有不同的特征，需要不同的產業來主導并促進國家發展，而主導產業的更替更是直接地影響到一國的消費和生產的各個方面，這對一國產業結構在根本上造成了巨大的沖擊；其次，由于各個產業的技術進步速度的巨大差異，并且在技術吸收能力和技術要求上的不同，造成了各產業增長速度的明顯差異，從而引起國家的產業結構發生變化（干春暉，2011）。因此，產業結構演進實際上是一個主導經濟部門的順序升級以及技術創新推動經濟增長的過程（羅斯托，1962）。本文通過中國30個省區市的面板數據，以產業結構高度化、產業技術高度化、產業價值高度化三個視角衡量我國產業結構變化和調整，并對省區市產業結構變動的時間滯后性和空間互動性進行了初步的探討，系統識別OFDI對省區市產業結構變動的影響程度，揭示了通過外部渠道促進產業結構調整升級的新思路，有助于地區產業升級與經濟協調發展。

二、文獻綜述

（一）國際直接投資理論與產業結構調整

傳統的國際直接投資理論是以發達國家大型跨國企業作為分析對象的。通過總結日本企業對外直接投資的實踐，小島清（Kojima，1975）提出了“邊際產業擴張論”。該理論的核心思想是，OFDI應該從本國的邊際產業開始，把一些在國內已經喪失競爭力的行業轉移到國外。這樣一來，一方面可以促進本國對外貿易的發展，集中資源發展優勢產業，使國內的產業結構更加合理化和高級化；另一方面也有利于東道國的產業調整，推動東道國勞動密集型行業的發展，對兩國都具有積極的意義。在此基礎上，弗農（Vernon，1966）進一步提出了“產品生命周期理論”，說明產品同樣具有自己的生命周期，即新產品、成熟產品和標準化產品三個階段。發達國家進行OFDI的時機往往選擇產品處于成熟階段或標準化階段，這不僅是為了通過擴張產品的國外銷售市場來延長產品生命周期和提升剩余利潤空間，同時也是為母公司進行新產品的開發讓出更多的資源，推動母公司技術進步和生產結構優化。

針對發展中國家的特殊情況，新興的國際直接投資理論做出了較為合理的闡釋。最具代表性的是坎特韋爾和托蘭惕諾（Cantwell & Tolentino，1990）共同提出的技術創新產業升級理論。他們從技術累積論出發，將發展中國家獲取技術的過程加以動態化和階段化，從而解釋了發展中國家OFDI的技術尋求動因，揭示了發展中國家的對外投資與產業結構相互促進并不斷升級的動態過程。通過“學習型”OFDI，發展中國家可以實現產業結構的優化升級和技術能力的提升。小澤輝智（Ozawa）于1979年提出了“一體化國際投資發展理論”，把經濟發展、比較優勢與OFDI這三種因素結合起來。他認為，國家與國家之間的經濟發展階段的層級性和比較優勢的互補性為欠發達國家實現經濟趕超創造了機會。通過OFDI的模式選擇，欠發達國家逐步從勞動力導向的OFDI轉向技術導向的OFDI，進而促進國內產業結構的升級轉型進程（周升起，2011）。

（二）對外直接投資與投資國產業結構變化的實證研究

以日本為案例的研究中，Ogawa 和Lee（1995）以及Blomstrom等（2000）都發現日本對外直接投資對國內產業結構的重大影響。日本失去相對優勢的產業都會選擇在境外開展投資，其資本回報率將得到提升，從而提升國內產業結構的整體水平。Tuan和Ng（2004）對中國香港制造業、Barry等（2000）對愛爾蘭的研究，均發現OFDI對投資國產業結構的正向作用。王英、劉思峰（2008）運用灰色關聯方法，指出我國OFDI的行業結構與國內產業結構之間密切相關，OFDI促進了我國產業結構的優化升級，其中采礦業、制造業OFDI對產業結構優化升級有著極其重要的促進作用。

盡管大多數的研究支持OFDI的積極作用，也有些學者提出了不同意見，他們認為OFDI不一定會優化母國的產業結構，相反，OFDI甚至會有不利的影響。Ng（1995）在對中國香港產業的研究中指出，OFDI從總體上看似乎有利于產業結構的調整，但實際上可能會抑制產業層面以下的全要素生產率增長，進而對產業結構調整產生消極的影響。Cowling和Tomlinson （2000）通過研究發現，在1981年到1985年期間，日本跨國公司進行大量的對外投資，但是這種狀況只對規模大的跨國公司有積極影響，卻限制了日本工業部門發展，導致產業空心化現象，這可能是造成長期經濟不景氣的原因之一。范歡歡、王相寧（2006）利用自回歸滯后模型，發現OFDI與我國第二產業結構正相關，但不能帶來第三產業結構升級，因此我國OFDI不可以提升我國的產業結構。潘穎、劉輝煌（2010）研究顯示，我國OFDI對產業結構升級的影響存在滯后效應，即在短期內，OFDI對國內產業結構沒有顯著影響，但從長期來看，則有較為明顯的促進作用。

綜觀OFDI與產業轉型升級的現有研究，至少可以在三個方面進行完善：一是大多研究對產業結構優化升級效應的測度主要是按照三次產業劃分法，這種測度方法比較籠統，沒有全面考慮產業結構升級變化的各個方面，從而也就難以解釋OFDI對產業結構調整的影響機制。二是相應的實證研究還不夠細致，現有文獻主要對全國層面的研究，而對省區層面進行的檢驗分析很少。三是較少文獻意識到省區間產業結構變動的時間滯后和空間互動問題。高遠東、陳迅（2010）在假設產業結構間存在空間依賴性的基礎上，對中國31個省區市產業結構變化進行了空間計量回歸，從而證明了省區產業結構間確實存在顯著的空間依賴性。但他們的研究還停留在靜態分析，未涉及產業結構的時間滯后性。這些問題隨著空間計量經濟方法的興起和中國OFDI數據的完善，將逐步得以解決。

三、 實證模型構建和變量選取

（一）模型設定

為了考慮中國省區間產業結構變動的時間滯后效應和空間滯后效應，本文建立包含產業結構滯后項的空間動態面板模型，其基本形式為：

動態面板數據由于將滯后被解釋變量作為自變量進行檢驗，因此，滯后被解釋變量與隨機誤差項存在一定相關性，只有使用工具變量法或在GMM框架下才能得到一致性估計，這使得Hansen（1982）提出的GMM方法在計量經濟學中廣泛應用。近幾年來，學者們對該方法進行了改進：Arrelano和Bond（1991）將一階差分廣義矩估計方法引入到動態面板數據的估計中；Blundell和Bond（1998）提出的系統廣義矩估計，使該問題得到了較好的解決。此外，空間動態面板模型還需要解決空間滯后項帶來的內生性和非球形擾動帶來的問題，從而得到模型參數的有效估計。因此，本文采用系統廣義矩估計的空間動態面板模型建立回歸方程：

（3）式中，i 為省區市，t 為年份。IN表示當期產業結構變化，INt-1為產業結構變化的滯后一期，∑ωIN為產業結構變化的空間滯后，OFDI為當期對外直接投資流量，OFDIt-1為其滯后一期，INV 為物質資本存量，EMP 為就業人數。

（二）變量選取與說明

1.產業結構指標的選取

根據羅斯托（1962）的定義，產業結構變化的過程實質上是主導產業由第一產業為主到第二產業，再逐步過渡到第三產業的過程，也是產業由勞動密集型向技術密集型轉變、產業技術含量不斷提升的過程。通過這兩層含義，可以構造產業結構高度化和產業技術高度化來描述產業結構的動態變化過程。在全球經濟一體化的新形勢下，一國的產業高度還表現為國內產業在全球價值鏈分工中所處的地位，而這一點可以通過產業價值高度化加以衡量。因此，本文產業結構變化（IN ）將通過產業結構高度化（IS ）、產業技術高度化（IT ）和產業價值高度化（IV ）三個指標進行表示。

產業結構高度化是對經濟主導產業的一種衡量，一般文獻采用非農業產值比重作為產業結構升級的度量，這種傳統的度量方法已無法反映產業結構的新動向。20世紀70年代以來，第三產業崛起已成為新的產業發展趨勢，它的增長率不僅快于第二產業的增長率，而且擴大了就業渠道，促進了工業化和經濟發展步伐，逐步成為經濟增長的一種新方式。因此，整體經濟“服務化”的程度，體現了一國產業結構升級的趨勢。在這種條件下，本文采用第三產業產值與第二產業產值之比作為產業結構高度化的衡量指標。

產業技術高度化是指產業中的技術含量和技術水平，反映了科學技術擴散和傳播的速度，以及生產自動化和生產效率的提高。產業技術高度化的衡量方法就是看高新技術產業在國民經濟中的比重，該比重越高說明產業中研發的投入越高，研究開發人員數越多。本文采用規模以上高技術產業產值占GDP比重作為產業技術高度化的代理變量，比重越大，產業技術高度化程度越高。

產業價值高度化是指一國產業在全球價值鏈分工條件下，具有的勞動生產率和價值盈利能力，它決定著一國產業在世界分工中所處的地位和競爭實力。也就是說，產業價值高度在開放經濟條件下，更突出地表現為一國產業由低附加值向高附加值升級，逐步占據國際生產分工的有利地位，從而參與世界經濟利益分配的過程。通過提升一國或地區產業價值高度，提升資源利用效率和產業發展水平，從而推動經濟發展方式、速度、質量和效益的優化（盧福財、羅瑞榮，2010）。本文采用高技術產業出口交貨值與地區出口總額比值對該指標加以衡量，其比值越高，產業附加價值越高。

2.其他解釋變量簡介

對外直接投資（OFDI）：根據國際直接投資理論，一國OFDI可以通過轉移“邊際產業”，轉移過剩產能，將生產要素稟賦轉移到新興的產業中，來促進產業結構的升級和轉型；也可以通過與技術領先國的交流、學習，有效促進投資國的技術創新水平，加快產業結構升級的步伐。本文以各省區市對外直接投資流量的自然對數表示。

物質資本存量（FIX）：通過購置和建造固定資產的活動，采用先進的技術裝備并建立新興部門，達到調整經濟結構和生產力的地區分布、促進產業結構升級的積極作用。因此，固定資產投資的增量和存量都會影響到產業結構的調整。本文采用永續盤存法（折舊率為5％）和各省區市固定資產投資額計算得到各省份的物質資本投資額，并以自然對數表示。

就業人數（EMP）： 人力資源是經濟增長的重要因素，也是實現產業升級的關鍵因素。只有具備高素質的豐富的人力資源才能實現對技術和信息要素吸收。本文以各省區市年末從業人數的自然對數加以表示。

（三）數據來源與說明

本文采用2000～2011年中國30個省區市（西藏除外）的相關數據進行實證檢驗。各省區市的第三產業增加值、第二產業增加值、地區國民生產總值、固定資產投資額、就業人數來自中國經濟信息網經濟統計數據庫（簡稱“中經網”）；各省區市出口額采用按經營單位所在地分出口總額，也是來源于中經網；2000～2003年OFDI流量來源于《中國對外經濟貿易年鑒》對外投資的中方投資額；2003年以后來自歷年《中國對外直接投資統計公報》；規模以上高技術產業產值、高技術產業出口交貨值數據源于歷年《高技術產業統計年鑒》。主要變量的描述性統計如表1所示。

表1　主要變量的描述性統計

四、實證分析

本文的研究目的在于分析產業結構變動的時間滯后性和空間互動性，以及對外直接投資對省區市產業結構變動（以產業結構高度化、產業技術高度化和產業價值高度化表示）的影響。因此，檢驗過程分為三個步驟：首先，確定省區市之間的權重矩陣；其次，根據設定的權重矩陣對相應變量進行空間相關性檢驗，以確定其是否存在空間依賴性和溢出性；最后，采用空間面板模型估算OFDI對產業結構變動的影響程度。

（一）權重矩陣的選取

1.地理距離空間權重矩陣

Tobler（1970）提出了地理學第一定律，該定律指出：任何事物與其周圍的事物之間均存在廣泛的聯系，但是距離越近的事物之間的聯系更為密切。空間權重矩陣是基于地理距離來設定的，其設定方法是假定地區間的中心距離決定了空間相互作用的強度。因此，不同的權重指標隨距離dij定義的不同而發生變化，其取值取決于選定的函數形式，而該種空間權重矩陣設定方式也更適用于研究經濟學。比如，環渤海、長三角、珠三角等經濟發達區域的輻射力并不僅限于相鄰省份。基于以上考慮，本文在區域間的經緯度基礎上，采用以下方式構建地理距離空間權重矩陣：

2.經濟空間權重矩陣

由于經濟水平在不同的省份之間存在一定的空間相關性，許多學者和專家通過建立經濟距離空間權重矩陣來描述這種關系，其中典型代表是林光平等（2006）的研究：假設相鄰地區間經濟發展水平的差異程度越小，其經濟上的相互聯系強度就越大，從而基于地區差異建立了經濟距離空間權重矩陣，矩陣形式為W?=W?E。然而，該矩陣體現出兩個地區之間的相互影響是同質的，即ωij=ωji，現實情況卻往往不是，因為經濟發展水平較高的地區通常對經濟發展水平較低地區能夠產生更強的空間影響與輻射作用。陳曉玲和李國平（2006）對該方法進行修改，重新設定了經濟空間權重矩陣，具體表達方式為：

其中Wd為地理距離空間權重矩陣為考察期內第i省實際GDP平均值。為使指標解釋性更加合理，地理距離空間權重矩陣Wd采用標準化的二分權重。

（二）空間相關性檢驗

在權重選取和設置的基礎上，還必須進行產業結構的自相關檢驗。如果產業結構變動存在自相關性，那么省區市的產業結構變動就可能存在空間上的相關和溢出。接下來我們分別運用地理空間權重矩陣和經濟空間權重矩陣對我國30個省區市的產業結構變化進行空間自相關檢驗。

空間自相關由Moran于1948年提出，反映的是研究區域內空間鄰接或鄰近的區域單元屬性值的相似程度，即各觀測單位相似屬性的平均聚集程度：

式中，n 為截面樣本個數，xi和xj表示單元i 和j 的觀測值表示觀測值的平均值，ωij為=ω空ji間加權矩陣，表示空間單元i和j之間的影響程度。Moran's I的取值范圍在［-1，1］之間，該指數若不顯著異于0，則表示單元之間不存在空間自相關關系，若顯著異于0，則表示單元之間存在空間自相關關系。其中，當指數為正時，表示單元之間呈顯著正相關關系，越接近1則代表單元間的關系越密切，性質越相似（高值聚集或低值聚集）；當指數為負時，表示單元之間呈顯著負相關關系，越接近-1則代表單元之間的差異性越大或分布越分散。

表2　空間自相關Moran's I指數（2000～2011年）

（續表）

表2、表3結果顯示：產業技術高度化（IT）表明我國省份之間的產業技術波動存在正向溢出作用，地理相鄰或距離相近的省份之間容易產生技術傳遞，某一省份技術提高能夠帶動相鄰省份的技術進步。產業價值高度化（IV）在多數年份也表現出空間正相關性，表明產業價值鏈存在省份間的互動。而產業結構高度化（IS）在個別年份（地理權重下2006～2008年）存在負向空間自相關，但在其他年份不存在空間相關性。因此，理解產業結構變動和OFDI對產業結構的影響，不單單要考慮到兩個變量間的相互關系，還要考慮到省份之間的空間互動關系以及時間上的滯后作用。

（三）空間動態面板結果與分析

空間自相關動態面板數據模型采用OLS估計會產生內生性問題，從而造成估計結果出現偏差，而在空間誤差面板數據模型中，將干擾項的空間相關看成截面弱相關，這樣又可能存在設定誤差（陳浪南、王鶴，2012），因此，本文采用系統廣義矩估計方法對空間動態面板模型進行測算。構建了3組回歸模型，分別考慮產業結構高度化（IS ）、產業技術高度化（IT）和產業價值高度化（IV）在地理權重和經濟權重下的估計結果（見表3）。

表3　 空間動態面板數據估計結果

（續表）

模型1中產業結構高度化的變動具有時間滯后性，且都在1％的水平下顯著，表明在研究我國產業結構變動時，考慮其時間滯后效應是必要的。在空間互動方面，產業結構高度化指標（IS）在地理權重下具有反向空間互動，省份經濟“服務化”水平每提高10％，則相鄰省份間的“服務化”水平會下降3.16％，說明地理相鄰省份之間的第三產業發展程度并不存在空間上的帶動作用，相反，甚至是替代作用。當期OFDI對產業結構高度化具有顯著的微弱正向影響，但OFDI的滯后作用不顯著。這與小島清所指出的“邊際產業”轉移說不謀而合。我國通過發展OFDI，將國內已處于生存邊緣的勞動密集型工業行業轉移到海外生產、經營和銷售，一方面可以使“邊際產業”煥發新活力，獲得比國內更高的收益，另一方面還可以使生產資源從“邊際產業”中釋放出來，轉移到新興產業中去，推動我國具有比較優勢的第三產業發展。另外，物質資本投資與產業“服務化”有負向作用，說明現階段我國固定資產投資仍然對第二產業的促進較大，從而抑制了其在第三產業的相對影響力。就業人數特別是服務業從業規模在一定程度上推動了服務業的壯大，進一步加強了經濟“服務化”趨勢。

模型2中無論是在地理權重還是經濟權重下，產業技術高度化（IT）均具有顯著正向的時間滯后和空間互動，表明省份之間技術水平具有空間上的溢出性，一些省份的技術升級和發展，將帶動相鄰省份以及經濟聯系緊密省份的技術進步，這種技術溢出效果在經濟聯系緊密的省份之間表現得更為明顯（影響系數為1.336）。OFDI及一階滯后對產業技術高度化具有顯著正向作用，逆向技術溢出效果明顯。歐陽艷艷（2012）測算了中國OFDI逆向技術溢出的境外地區分布差異，發現中國的平均全要素生產率與來自新興國家（地區）、發達國家的逆向技術溢出關聯度較強，與來自其他發展中國家（地區）的逆向技術溢出關聯度較弱。因此，中國對外直接投資，尤其是對研發密度較高的發達國家和新興國家（地區）的技術尋求型直接投資是促進母國產業技術高度化的有效途徑。與此同時，目前我國的制造業、建筑業以及技術含量不高的服務業是OFDI逆向技術溢出主要來源（歐陽艷艷、喻美辭，2011），在我國產業自主研發能力不足的情況下，需要調整和改善投資的行業結構，加大對高端制造業和服務業的投資力度，利用后發優勢和國外研發資源，高效地推動產業技術進步，取得量變到質變的發展。

在模型3中，產業價值高度化（IV）仍具有時間滯后和空間滯后，但以經濟權重方式設定的空間滯后不顯著。這表明一些省區的生產附加價值提高，能對相鄰省份起到一定的正向溢出效應。OFDI及其滯后對產業價值高度化沒有顯著促進作用，說明我國對外直接投資還處于初級階段，輸出到國外的主要是要素密集型產品，在國際價值鏈中處于中低端地位，不能有效地提高我國在國際生產中的附加值，難以通過對外直接投資獲得高額的壟斷利潤。

五、小結

本文在構建產業結構三維指標以及考慮產業結構變化時空滯后性的基礎上，對OFDI與產業結構調整之間的關系進行深入分析。結果發現：產業結構變動具有時間滯后性，其中產業技術高度化指標具有明顯的空間溢出效應。對外直接投資促進了“邊際產業”轉移，對產業結構高度化起到正向作用；同時對外直接投資能夠產生顯著的逆向技術溢出，促進了我國省份間產業技術水平的提高；而在產業價值高度化層面上，還沒有證據說明OFDI能夠帶來顯著的產品附加值。

因此，我國應重視OFDI的境外區位選擇和產業選擇，制定長遠的發展戰略。隨著新一輪科技革命的到來，我國應該根據各產業所具有的不同的比較優勢，一方面繼續對發展中國家轉移如紡織、服裝等產能過剩的產業，另一方面，要向高技術產業和具有較強逆向技術溢出效應的發達國家轉移，獲取其在技術密集型產業特別是高新技術產業的先進技術；另外，還要注重舍棄低附加值產業和產品，同時引入高附加值產業鏈，重視全球價值鏈地位的提升。

［參考文獻］

［1］ 陳曉玲，李國平.我國地區經濟收斂的空間面板數據模型分析［J］.經濟科學，2006 ，（5）：5-17.

［2］ 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）：56-58.

［3］ 干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響［J］.經濟研究，2011，（5）：4-16.

［4］ 林光平，龍志和，吳梅.中國地區經濟——收斂的空間計量實證分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2006，（4）：14-21.

［5］ 盧福財，羅瑞榮.全球價值鏈分工條件下產業高度與人力資源的關系——以中國第二產業為例［J］.中國工業經濟，2010 ，（8）：76-86.

［6］ 羅斯托.經濟成長的階段——非共產黨宣言［M］.商務印書館，1962.

［7］ 歐陽艷艷.中國對外直接投資逆向技術溢出的境外地區分布差異性研究［J］.華南農業大學學報（社會科學版）2012，（1）：43-50.

［8］ 歐陽艷艷，喻美辭.中國對外直接投資逆向技術溢出的行業差異分析［J］.經濟問題探索，2011，（4）：101-107.

［9］ 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）：102-104.

［10］ 王英，劉思峰.OFDI對我國產業結構的影響：基于灰關聯的分析［J］.世界經濟研究，2008，（4）：61-65.

［11］ 周升起.OFDI與投資國（地區）產業結構調整：文獻綜述［J］.國際貿易問題，2011，（7）：135-144.

［12］ Barry，F.，Gorg，H.and Mcdowell，A.2003.Outward FDI and the Investment Development Path of a Late-industrializing Economy：Evidence from Ireland［J］，Regional Studies，37（4）：pp.341-349.

［13］ Blomstrom，M.，Konan，D.and Lipsey，R.E.2000.FDI in the Restructuring of the Japanese Economy［R］，NBER Working paper，No.7693.

［14］ Cantwell，J.and Tolentino，P.E.1990.Technological Accumulation and Third World Multinationals［R］，Discussion Paper in International Investment and Business Studies University of Reading，139-145.

［15］ Cowling，K.and Tomlinson，P.R.2000.The Japanese Crisis-A Case of Strategic Failure? ［J］，The Economic Journal，110：pp.358-381.

［16］ Kojima，K.1975.Direct Foreign Investment： a Japanese Model of Multinational Business Operations ［M］，London： Comm.Helm，201-230.

［17］ Ogawa，K.and Lee，C.H.1995.Returns on Capital and Outward Direct Foreign Investment： The Case of Six Japan Industries［J］，Journal of Asian Economics，6（4）：pp.437-467.

［18］ Ozawa，T.1979.International Investment and Industrial Structures： New Theoretical Implications from the Japanese Experience［C］，Oxford Economic Papers，5：pp.72-92.

［19］ Tobler，W.R.1970.A Computer Movie Simulating Urban Growth in the Detroit Region ［J］，Quantitative Methods，6：pp.234-240.

［20］ Tuan，C.and Ng，L.F.Y.2004.Manufacturing Agglomeration as Incentives to Asian FDI in China after WTO［J］，Journal of Asian Economics，15（4）：pp.673-693.

［21］ Vernon，R.B.1966.International Investment and International Trade in the Product Cycle ［J］，Quarterly Journal of Economics，5：pp.190-207.

［22］ Ng，L.F.Y.1995.Changing Industrial Structure and Competitive Patterns of Manufacturing and Non-manufacturing in a Small Open Economy： An Entropy Measurement ［J］，Managerial and Decisions Economics，16：pp.547-563.

〔責任編輯：張巍巍〕

Can Outward Foreign Direct Investment Improve Industrial Structure?

OUYANG Yanyan，LIU Li，CHEN Yanyi
（International School of Business and Finance of Sun Yat-Sen University，Guangdong Guangzhou，510275，China）

Abstract:Following the development of China's OFDI，we make three indicators of industrial structure changes which are “Industrial Structure Sophistication“，“Industrial Technology Sophistication“ and “Industrial Value Sophistication“ in order to test 30 provinces and autonomous regions data in China by spatial dynamic model.The results exhibit that the industrial structure changes have time lag and the industrial technology sophistication index has a significant positive spatial dependence.OFDI mainly promotes service rate of economic through transferring marginal industries as well as significantly promotes the level of industrial technology through reverse technology spillover in this stage.But OFDI doesn’t significantly affect the industry value sophistication，indicating OFDI cannot enhance the added value of the industry as a whole.

Key Words:Outward Foreign Direct Investment，Industrial Structure Optimize，Moran’s I Index，Spatial Dynamic Panel Data Model

［作者簡介］歐陽艷艷（1982.9-），女，中山大學國際金融學院講師、碩士生導師，經濟學博士，研究方向：國際貿易與投資、宏觀經濟波動；

［收稿日期］2015-11-07

［中圖分類號］F275.5

［文獻標識碼］A

［文章編號］2095-7572（2016）01-0009-11