我國OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響的實證測度

林 晶 博士生

（中國社會科學(xué)院大學(xué)研究生院 北京 102488）

引言

自我國加入WTO以來，我國經(jīng)濟發(fā)展與世界經(jīng)濟發(fā)展之間的聯(lián)系日益緊密。目前，從總體發(fā)展趨勢來看，當(dāng)前世界經(jīng)濟發(fā)展不容樂觀，經(jīng)濟增長逐年降低，同時個別西方國家存在貿(mào)易保護政策，這都使得我國的對外貿(mào)易面臨著巨大的挑戰(zhàn)。為了進一步實施“走出去”戰(zhàn)略，促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，還需著力提升我國的對外直接投資（OFDI）。

對外直接投資對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級都起到了促進作用，能夠?qū)崿F(xiàn)我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。我國學(xué)者就我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系進行了分析，發(fā)現(xiàn)從短期看，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響作用不強，而從長期來看，對外直接投資能夠明顯影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。還有學(xué)者分析了對外直接投資類型對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響，認為其中資源獲取型的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進作用最強。

鑒于我國對外直接投資在不同區(qū)域之間有所不同且存在相互制約等情況，并且國內(nèi)外學(xué)者也很少從空間視角分析對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響。因此，本文利用空間分析軟件建立了相關(guān)實證模型，定量分析了我國對外直接投資與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的內(nèi)在聯(lián)系，并根據(jù)結(jié)論提出相關(guān)對策建議。希望通過本文的研究，為我國實施“走出去”戰(zhàn)略，促進我國經(jīng)濟水平增長提供了理論依據(jù)。

計量模型

（一）模型構(gòu)建

為分析我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，本文選取了2003-2017年我國各省市的非金融類對外投資流量、存量數(shù)據(jù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)。通過假設(shè)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間存在線性關(guān)系，建立了如下模型：

上式中，R為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)；i為地區(qū)；t為年份；εit為隨機誤差項。

（二）模型篩選

本文通過F檢測法、BP檢測法和Hausman檢測法分別將面板數(shù)據(jù)中的混合效應(yīng)與固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)與混合效應(yīng)以及固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)模型進行計算分析，計算結(jié)果如表1-表6所示。

表1 OFDIS模型F檢驗

表1-表6為OFDIS模型與OFDIF模型的F檢測法、BP檢測法和Hausman檢測法分析結(jié)果。由結(jié)果可知，在OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，且兩種模型中的F檢測法和Hausman檢測法的固定效應(yīng)較為明顯，而兩種模型中的BP檢測法的隨機效應(yīng)較為明顯。將上述結(jié)果進行綜合，本文選取固定效應(yīng)模型進行計算分析，計算結(jié)果如表7所示。

表2 OFDIS模型BP檢驗

表3 OFDIS模型Hausman檢驗

表4 OFDIF模型F檢驗

表5 OFDIF模型BP檢驗

表6 OFDIF模型Hausman檢驗

（三）模型檢驗與修正

本文根據(jù)OFDIS模型與OFDIF模型將面板數(shù)據(jù)通過三種檢測方法計算分析，但這些檢測方法存在弊端，即不能將序列之間的相關(guān)性及截面相關(guān)性等進行計算。故本文在此基礎(chǔ)上采用的wooldridge檢驗法能夠科學(xué)、全面地分析OFDIS模型與OFDIF模型中序列之間的相關(guān)性及截面相關(guān)性等，計算結(jié)果如表8、表9所示。

表8、表9為OFDIS模型與OFDIF模型的wooldridge檢驗計算結(jié)果。由表8、表9可知，通過wooldridge檢驗法計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關(guān)性。但wooldridge檢驗是通過利用短面板數(shù)據(jù)計算的序列之間的相關(guān)性，因此本文還采用了Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算變量截面相關(guān)性，其計算結(jié)果如表10、表11所示。

表10、表11為OFDIS模型與OFDIF模型的Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結(jié)果。由表10、表11可知，通過Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面相關(guān)性。此外，本文還采用了Wald檢驗法計算OFDIS模型與OFDIF模型中的截面異方差性，計算結(jié)果如表12、表13所示。

表12、表13為OFDIS模型與OFDIF模型的Wald檢驗計算結(jié)果。由表12、表13可知，通過Wald檢驗計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，則說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面異方差性。通過上述計算結(jié)果可知，OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關(guān)性、截面相關(guān)性和截面異方差性。將上述結(jié)果進行檢驗整理，如表14所示。

表14為固定效應(yīng)模型序列相關(guān)、截面相關(guān)及截面異方差性檢驗結(jié)果。由表14可知，OFDIS模型與OFDIF模型存在序列相關(guān)性、截面相關(guān)性和截面異方差性。但通過固定效應(yīng)模型計算的序列結(jié)果可以看出，我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響的說服力尚不足，對此還需要通過對計算的序列進行進一步的修正，故本文又利用非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計方法對OFDIS模型與OFDIF模型數(shù)據(jù)進行修正，其修正具體結(jié)果如表15、表16所示。

表8 OFDIS模型wooldridge檢驗計算結(jié)果

表9 OFDIF模型wooldridge檢驗計算結(jié)果

表7 OFDIS模型與OFDIF模型固定、隨機巧合效應(yīng)檢驗結(jié)果

表10 OFDIS模型Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結(jié)果

表11 OFDIF模型Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結(jié)果

（四）模型結(jié)論

通過本文將固定效應(yīng)模型計算得出的非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計方法修正結(jié)果進行整理，得到的模型估計結(jié)果如下：

注：*、**、***為變量在10%、5%和1%下的顯著性水平

通過上述公式可知，OFDIS模型的系數(shù)為0.0136，這表明我國非金融類對外直接投資存量能夠影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，并且隨著對外直接投資存量的提高，其能夠促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級；OFDIF模型的系數(shù)為0.0616，這表明我國非金融類對外直接投資流量能夠影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，即隨著對外直接投資流量的提高，其能夠促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。

實證測度

表12 OFDIS模型Wald檢驗計算結(jié)果

表13 OFDIF模型Wald檢驗計算結(jié)果

為了進一步分析我國對外直接投資與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，本文分析了2003-2017年我國各省市的非金融類對外直接投資存量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間關(guān)系，并建立如下回歸模型：

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

在分析數(shù)據(jù)變量的回歸模型之前，需要對變量進行單位根檢驗，以防止數(shù)據(jù)存在偽回歸的現(xiàn)象，而且還能夠分析數(shù)據(jù)變量之間是否存在線性關(guān)系，其檢驗結(jié)果如表17所示。

表17為OFDIS模型單位根檢驗結(jié)果。由表17可知，lnR與lnOFDIS的結(jié)果表明這兩個序列不是平穩(wěn)序列。將lnR與lnOFDIS經(jīng)過一階差分后，DlnR與DlnOFDIS的結(jié)果便成為了一階穩(wěn)定序列，這說明經(jīng)過一階差分后該模型不會存在偽回歸現(xiàn)象。

表14 固定效應(yīng)模型序列相關(guān)、截面相關(guān)及截面異方差性檢驗結(jié)果

表15 OFDIS模型非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計方法修正結(jié)果

表16 OFDIF模型非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計方法修正結(jié)果

表17 OFDIS模型單位根檢驗結(jié)果

表18 我國各省市OFDIS模型實證檢驗結(jié)果

（二）實證結(jié)果分析

由于我國各省市之間的發(fā)展情況不同，所以導(dǎo)致各省市之間的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系也會有所不同。因此，本文通過分析我國各省市之間對外直接投資存量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間的截距和系數(shù)，從宏觀和微觀角度分析我國對外直接投資的影響，其分析結(jié)果如表18所示。

表18為我國各省市OFDIS模型實證檢驗結(jié)果。由表18可知，從截距項角度分析，我國京津冀地區(qū)、東部沿海地區(qū)、山西和寧夏地區(qū)的截距項為正，這說明這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高。我國華東地區(qū)、中西部地區(qū)、吉林和內(nèi)蒙古地區(qū)的截距項為負，說明這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低。從系數(shù)角度分析，全國31個省市中除了黑龍江省的系數(shù)為負，其余30個省份的系數(shù)均為正，這說明這30省份中的對外直接投資能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，而黑龍江卻是對外直接投資不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。其中西藏、海南、湖南等中南和西南等地區(qū)的系數(shù)較大，說明這些地區(qū)對外直接投資能在很大程度上促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級；北京、上海、天津、山西、新疆等華東和西北等地區(qū)的系數(shù)較小，說明這些地區(qū)對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進作用不強。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文通過建立固定效應(yīng)模型，分析了我國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系，以及各省市的對外投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系。可以得到以下結(jié)論：

第一，我國對外直接投資存量和對外直接投資流量均能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生正向影響。

第二，我國京津冀地區(qū)、東部沿海地區(qū)、山西和寧夏地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，我國華東地區(qū)、中西部地區(qū)、吉林和內(nèi)蒙古地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低。

第三，我國中南和西南等地區(qū)對外直接投資能在很大程度上促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，而華東和西北等地區(qū)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進作用較小。

（二）建議

為進一步推動我國企業(yè)“走出去”，并促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，本文提出以下建議：

第一，我國政府要轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)觀念，大力扶植企業(yè)拓展海外市場。

第二，在扶植企業(yè)在拓展海外市場的同時，要引導(dǎo)企業(yè)關(guān)注國內(nèi)市場產(chǎn)能過剩的問題，兼顧國內(nèi)與國外的市場，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

第三，企業(yè)要注重人才的引進和創(chuàng)新能力的提升，同時企業(yè)要整合資源，提高自身的品牌競爭能力，進而推動自身發(fā)展。