浙江省OFDI過程對產業結構優化影響的實證檢驗

王小兵 黃爽 蔣淑雯

摘 要：本文利用2003—2019年浙江省實際對外直接投資和產業結構等相關數據，探討了浙江省對外直接投資與產業結構升級之間的關系，并在實證模型中加入了對外直接投資的過程變量和調節變量，以檢驗過程變量和調節變量是不是對產業結構造成了影響。實證結果顯示：（1）浙江省OFDI過程能夠促進產業結構高度化，但是對產業結構合理化無明顯影響。（2）過程變量IRE對產業結構高度化有明顯的推動作用，但是過程變量PACE對產業結構合理化無顯著影響。（3）浙江省的技術水平可以正向調節過程變量對產業結構高度化的影響程度，但是對產業結構合理化的影響不明顯。

關鍵詞：對外直接投資;過程變量;產業結構高度化;產業結構合理化

本文索引：王小兵，黃爽，蔣淑雯.浙江省OFDI過程對產業結構優化影響的實證檢驗[J].中國商論，2022（02）：-154.

中圖分類號：F279.23 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2022）01（b）--04

作為對外直接投資的大省以及“一帶一路”積極參與者與實踐者，2019年浙江省對外直接投資存量為659億美元，全國范圍內排名第四，浙江省為響應中央政府號召，始終堅持實體經濟為經濟發展的著力點，推動全面優化升級產業結構。面對現在多變的內外部形勢，推動產業結構升級是非常必要及緊迫的，因此關于浙江省對外直接投資與產業結構的研究是必不可少的。以往的對外直接投資與產業結構升級研究的是對外直接投資與產業結構升級的靜態關系，對于對外直接投資過程因素是否也會對產業升級產生影響方面鮮有涉足。基于此，本文主要研究并對比對外直接投資在沒有過程變量的情況下和有過程變量的情況下對浙江省產業結構的影響，并在此基礎上研究浙江省的技術水平是否能夠通過對外直接投資的過程因素影響產業升級的效果。

1 文獻綜述

1.1 國外相關文獻研究

國外相關的研究比較早也比較成熟，從發達國家到發展中國家再到新興國家都有相關的研究，如Vernon（1966）[1]、Wells（1983）[2]、Ozawa（1992）[3]等的研究成果。我國對對外直接投資對產業結構的影響研究比較晚但相關研究卻不少，馮春曉（2009）[4]以制造業為例，通過實證分析得出我國制造業對外直接投資與產業結構優化之間存在長期穩定關系的結論;賈妮莎、申晨（2016）[5]認為中國企業對外直接投資總體上促進了制造業高中端技術制造業增加值份額的提升，對低端技術企業增加值份額的推動作用并不明顯，從而推動了制造業的產業升級。

由于近幾年中國經濟快速發展，對外直接投資無論是規模上還是速度上都有明顯的加快趨勢。根據Dierickx和Cool（1989）[6]提出的時間壓縮不經濟理論，即違背規律的壓縮時間加快進程，最終的結果是不經濟的。我們將這一邏輯應用于OFDI，即如果沒有準備沒有計劃地一味加快對外直接投資可能會達不到預期的效果，對外直接投資難以促進產業結構達到應有的水平。

2 浙江省對外直接投資與產業結構現狀

2.1 浙江省對外直接投資

從圖1浙江省對外直接投資水平流量從2004—2019年復合年增長率達到135.38%，存量從2004—2019年復合年增長率達到166.75%，呈上升趨勢，其中，流量比存量更加穩定波動起伏較小。但是無論是存量還是流量，受全球經濟下行、貿易投資持續低迷、單邊主義和貿易投資持續蔓延的影響，浙江省近兩年對外直接投資都呈下降趨勢。

2.2 浙江省產業結構

參考產業結構主義的做法將產業結構升級分為產業結構合理化（TI）和產業結構高度化（UI）兩個概念。TI主要衡量了各產業的協調度以及聚合的質量，測度各產業是否與自身的要素稟賦很好地結合從而達到良好的資源配置效率水平，反映了產業結構的合理化程度。基于前人研究，構建如下指標模型：

（1）

其中，n表示產業個數，產業總產值用Y表示，產業i的產值Yi;L表示就業總人口數，Li表示產業i的就業人口數。TI為0則表明是在均衡狀態，TI越大表明產業結構的合理化程度越低。

UI主要衡量了高新技術產業以及高附加值產業的占比水平，反映了產業結構的優化過程。本文參考龔靜等（2018）[7]的構建方法，產業結構高度化的指標計算公式如下：

（2）

其中，Y3/Y2表示第三產業與第二產業的產值之比，Yh/Ym表示高新技術產業產值占工業總產值或增加值的比重。σ表示權重，權重取0.5，以反映兩個比值的同等重要性。

構建好指標計算公式之后，帶入數據，得到浙江省2004年至2019年的TI與UI指數，如圖2所示。

圖2 浙江省UI及TI指數（2004—2019）

由圖2可知，浙江省在研究期間的UI指標呈波動上升趨勢，表明浙江省產業結構不斷高級化。在整個研究區間UI指數的上升幅度高達133.91%，年均復合增長率為5.13%。產業結構合理化指數TI持續降低。2003年TI指數為13.83%，隨后一路下降至2019年的4.47%，降幅高達67.79%，年均復合降低率為6.82%。

3 模型構建和變量選擇

3.1 模型的構建

由于本文主要研究浙江省對外直接投資的過程OFDI是否對產業結構升級產生了一定影響，因此本文選取的主要變量有OFDI、OPEN、TECH、IRE、PACE以及他們之間的交互變量。模型如下：

（3）

（4）

3.2 變量選擇

（1）主要解釋變量：OFDI為對外直接投資水平，用對外直接投資的流量表示，單位為十億美元。

（2）調節變量：PACE是衡量對投資國或地區對外直接投資快慢程度的指標，用境外投資企業數的增速來表示對外直接投資的節奏;IRE是對外直接投資過程中的不規則度，表示對外直接投資額變化的離散程度，用浙江省對外直接投資增速的標準差來衡量;TECH是技術水平，用技術包絡法（DEA）算出浙江省每年的技術水平，全社會固定資產投資和三次產業就業總人數為投入要素，浙江省當年的GDP為產出要素。

（3）控制變量：OPEN表示對外開放程度，用浙江省每年進出口額占GDP的比重來衡量。

3.3 樣本數據來源

由于浙江省的對外直接投資起步較晚，本文的樣本將選取2003—2019年的數據，其中產業結構高度化指標UI、開放度、技術水平、節奏、不規則度以及技術水平的計算數據均來源于《浙江省統計年鑒》;產業結構合理化TI的數據來源于《浙江省發展統計公報》;對外直接投資的數據來源于《中國對外直接投資公報》。

3.4 計量過程和結果

3.4.1 單位根檢驗

為避免出現偽回歸的現象運用ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗，結果如表1所示。從表1可知，原序列UI、TI、OFDI以及TECH是不平穩的時間序列，其余變量均平穩。各變量的一階差分均為平穩序列，表明各變量是一階單整序列。

3.4.2 協整檢驗

本文參考楊先麗（2013）[8]的做法選擇用E-G兩步法檢驗各變量之間是否存在協整關系。

首先，用OLS估計方程（3）和方程（4），得到方程（5）和方程（6），將其殘差序列分別命名為e1，e2。

UI=0.6450+0.0157OFDI-0.8166DPEN-0.0815IRE+0.3951

TECH-0.4234OFDI*IER+0.4486OFDI*IER*TECH（5）

TI=0.2512-0.0004OFDI+0.1671OPEN+0.0423PACE-TECH

-0.09820FDI*PACE+0.0969OFDI*PACE*TECH（6）

其次，分別檢驗e1，e2的平穩性。從表2可以看出，在不同的顯著性水平下，殘差序列e1和e2都是平穩的，也就是說不存在單位根。因此，我們的長期關系模型變量的選擇是合理的，回歸系數具有經濟意義，各變量之間存在協整關系。

3.4.3? 實證分析

表3分別顯示了通過OLS對方程（3）、（4）進行實證檢驗的結果。從表3我們可以看到，模型（1）表示以OFDI和控制變量OPEN以及TECH作為解釋變量時產業升級的效果，其結果顯示對外直接投資與產業結構高度化之間存在著顯著正相關的關系;對外開放程度與產業機構高度化呈顯著負相關關系，這就意味著對外開放程度每提高一個單位時，產業結構高度化指標就降低0.7656個單位;技術水平與產業結構高度化之間存在著顯著正相關關系，即技術水平越高，越能推動產業結構高度化。

從模型（2）和（3）可以看出，過程變量IRE對產業結構高級化產生負向影響，這意味著浙江省的對外直接投資越是沒有規律就越不能推進產業結構高度化。通過模型（4）的結果發現，浙江省的技術水平可以中和IRE對產業結構高級化的負向影響，也就是說隨著浙江省技術水平的提升對外直接投資的不規則對產業結構高級化的負向影響會減小。模型（5）是對方程（4）做OLS回歸的結果，結果顯示OFDI和交互項對TI的影響是負向的但不顯著，負向代表著對外直接投資越大或者對外直接投資越不規則，產業結構合理化指數（TI）越小，產業合理化水平越高。控制變量OPEN對UI的影響是顯著正相關的，PACE則是正相關不顯著，正相關意味著浙江省的開放度和對外直接投資速度越高，產業結構合理化指標越大，產業結構合理化程度越低。

4 結論與政策建議（啟示）

4.1 分析結論

本文通過研究得出以下結論：

第一，浙江省對外直接投資能夠促進產業結構高度化，但是對外直接投資如果沒有規劃盲目推進，過快的推進對外直接投資的進程，可能會造成與預期相反的效果。這是因為不規則、不連續、沒有計劃的對外直接投資會造成投資企業在根本不了解投資市場的情況下就盲目進入市場，既無法完全應對國外市場的激烈競爭，又沒法在未做好準備的情況下學習吸收外國的先進技術和管理經驗等，也就無法實現逆向技術溢出。如果在準備充足、有計劃、有節奏地進行對外直接投資，那投資企業就能慢慢進行調整學習模仿創新，提高自身的競爭優勢和國際競爭力，反過來促進母國的產業結構升級。

第二，浙江省本身的技術水平對于對外直接投資及產業結構高度化的影響起著調節作用。這也就意味著，如果浙江省進行對外直接投資的跨國企業有著較高的技術水平，那么在面對國外市場激烈的競爭時，有足夠的能力去反應，在原有的高技術水平基礎上吸收外國的技術和經驗會更加容易，轉而形成逆向技術溢出促進本省的產業結構高度化。浙江省的對外直接投資對TI的影響不顯著，但回歸后的符號是負的，即浙江省對外直接投資的增加是能促進產業結構往合理化方向發展的。

第三，對外開放程度對UI的影響是負向且顯著的，對TI的影響是正向且顯著的。這意味著浙江省目前對外開放程度越大，產業結構高度化的指標越低，產業結構合理化的指標越高，產業結構越不合理。造成這種情況的原因可能是浙江省目前的進出口產品屬于低附加值的較多，無法促進產業結構合理化和高度化。

4.2 政策建議

第一，政府不應僅僅將對外直接投資的金額作為影響產業升級的唯一衡量指標，還應該把對外直接投資作為一個動態過程來權衡。通過實證可以看到，較慢的有計劃有節奏的對外直接投資對于產業的高度化有正向效應。

第二，浙江省本省的技術水平對過程變量的調整有正向調節作用，在未來的政策中還是建議提升研究與發展的經費投入，高水平的技術在產業升級中與對外直接投資相輔相成以達到事半功倍的效果。

第三，近兩年來出現了一些逆全球化趨勢的聲音，各國變得更加保守，尤其是以美國帶頭的一些國家選擇對中國采取一些或明或暗的制裁手段，使得中國的產品在出口時遇到一些阻礙。隨著中國的發展，現如今的中國無論從哪一方面來說都比過去擁有更強的實力，經濟得到長足的發展，產業開始進行轉型升級，生產中追求高品質，產品也擁有了更高的技術含量。在這樣的背景下，我們不僅要關注出口對中國產業升級的影響，也要關注通過對外直接投資這種可以減少貿易壁壘對中國經濟影響的經濟運行方式，全方面研究如何才能使得對外直接投資更好促進中國產業結構優化和經濟增長。

參考文獻

[1]RaymondVernon.Internationalinvestmentandinternationaltradeintheproductcycle[J].JohnWiley&Sons，Ltd，1966，8（4）.

[2]LouisT.Wells，.TestofaProductCycleModelofInternationalTrade：U.S.ExportsofConsumerDurables[J].TheQuarterlyJournalofEconomics，1969，83（1）：152-162.

[3]Ozawa，T.，Themacro-IDP，meso-IDPsandthetechnologydevelopmentpath[M].LondonandNewYork：Routledge，1996.

[4]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）：97-104.

[5]賈妮莎，申晨.中國對外直接投資的制造業產業升級效應研究[J].國際貿易問題，2016（8）：143-153.

[6]Dierickx，K.CoolAssetstockaccumulationandsustainabilityofcompetitiveadvantage.ManagementScience，35（12）（1989）1504-1511

[7]龔靜，尹忠明.“一帶一路”背景下國內產業結構升級與對外直接投資關系研究：基于沿線62個國家OFDI跨境面板數據分析[J].哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2018（3）：3-16.

[8]楊仙麗.浙江省對外直接投資與產業結構升級：機理分析與實證研究[J].中共浙江省委黨校學報，2013，29（6）：72-76.

An Empirical Test of the Impact of the OFDI Process in Zhejiang Province on the Optimization of Industrial Structure

China Jiliang University? Hangzhou， Zhejiang? 310018

WANG Xiaobing? HUANG Shuang? JIANG Shuwen

Abstract： Using the relevant data of Zhejiang Province’s actual OFDI and industrial structure from 2003 to 2019， this study discusses the relationship between Zhejiang Province’s OFDI and industrial structure upgrading， and adds the process variables and adjustment of OFDI into the empirical model to test whether the process variables and moderator variables have an impact on the industrial structure. The empirical results show that： i. the OFDI process in Zhejiang Province can promote the upgrading of the industrial structure， but has no significant effect on the rationalization of the industrial structure; ii. the process variable IRE has an obvious impetus to the industrial structure upgrading， but the process variable PACE has no significant effect on the industrial structure rationalization; iii. the technological level of Zhejiang Province can positively adjust the degree of influence of process variables on the upgrading of the industrial structure， but the influence on the rationalization of the industrial structure is not obvious.

Keywords： foreign direct investment; process variables; upgrading the industrial structure; rationalization of industrial structure