“一帶一路”背景下OFDI對產業結構轉型升級影響研究

黃蘇雯 黃建康

摘 要：在“一帶一路”背景下，以探究對外直接投資對江蘇省產業結構優化的影響為目的，選用2003—2018年江蘇省產業結構優化指標和對外直接投資流量數據，運用最小二乘法及三種檢驗方法，實證研究得出對外直接投資對江蘇省產業結構優化存在一定的積極影響。再通過2010—2018年產業結構升級指標和第二產業、第三產業中部分具有代表性的行業存量數據，采用灰色關聯度模型，對江蘇省對外直接投資與產業升級的關聯度進行進一步的實證分析，得出以制造業為代表的第二產業，其產業結構優化升級效用明顯，以金融業為代表的第三產業次之，并對此提出“學習型對外直接投資”的相關對策建議。

關鍵詞：“一帶一路”;產業結構;轉型升級;Grange檢驗;灰色關聯模型

中圖分類號：F269.24? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2022）03-0043-04

江蘇省對外直接投資結構的創新點在近年來表現在，對外直接投資的主體逐漸從以國有企業和中央企業為主體的企業，向以私營企業和地方企業等多元化主體為投資主體的投資趨勢發展。本文著眼點在于探索江蘇省對外直接投資中第二產業和第三產業的結構優化機制、途徑和“一帶一路”背景下沿線國家和地區在對外直接投資上的區位優勢層級現狀，并通過模型的構建分析對外直接投資和江蘇省產業結構優化升級的單向相關性，從而能夠更好地為江蘇省產業結構轉型升級提供對策和建議。

一、文獻回顧

傳統對外直接投資理論主要是以發達國家的對外直接投資為背景形成的，時間跨度基本為第二次世界大戰至20世紀80年代，以雷蒙德維農（R.Vernon，1996）、巴克利（P.J.Buckley，1976）、卡森（M.C.Casson，1976）、阿瑟·劉易斯（W.A.Lewis，1978）和小島清（K.Kojima，1978）為代表的學者，認為對外直接投資可以促進投資國產業結構調整與優化升級。

隨著國際產業轉移在不同發展水平國家之間的實踐發展、國際分工的不斷深化以及全球網絡雛形的健全，發達國家的對外直接投資的形式也發生了變化，而別國也受益匪淺。同時，以第二次世界大戰至20世紀80年代為時間背景的傳統的國際直接投資理論也不能再充分闡釋之后的國際直接投資行為，特別是發展中國家的對外直接投資的實踐活動，所以以Hiley（1999）以1970—1995年日本企業對東盟國家的對外直接投資流量為基礎數據，發現了日本通過對外直接投資將本國的夕陽產業，即紡織業和機械工業轉移、釋放到他國，從而實現日本產業發展。

發達國家長期的對外直接投資的實踐證明，其對投資國內部產業結構的優化升級有一定的積極、促進作用，但是在一定程度上，對投資國內部產業結構優化升級也帶來了一定的消極、抑制影響。而很多學者從理論分析和實證檢驗的角度去研究對外直接投資對投資國內部產業結構優化升級是否具有消極的抑制影響。國內學術界的部分學者，如周振華（1998）、國彥斌（2003）、樊綱（2003）和汪琦（2004）等學者進行了分析、探討與檢驗，但是也僅僅局限于初步的探究，并沒有系統性、科學性地用大數據和強有力的理論支撐住觀點，所以到現在沒有出現實證分析的有效成果。因此，許多學者研究正面效應的重要性遠遠大于關于對外投資對投資國內部產業結構調整產生的負面消極影響的研究。

國內學者袁然（2014）在2003—2012年的58個相關數據的基礎上分析得出不同投資動機的對外直接投資對于促進產業升級的機理是不同的。國內學者李賽（2015）在分析OFDI逆向技術溢出效應對母國技術進步的影響由積極作用的基礎上，得出在區域制度環境和異質吸收能力影響下，OFDI逆向技術溢出效應的大小呈現出地區差異，積極而顯著的逆向技術溢出效應發生在東部地區，而非西部地區。

二、“一帶一路”下江蘇省對沿線國家的投資現狀

21世紀初期中國提出“走出去”戰略后，中國的對外直接投資就逐步進入了穩定持續的增長階段[1]。

江蘇省在最為活躍的長江三角洲地區，濱江臨海，沿長江而上可以連接中國的西南地區[2]。加之，京杭大運河又能縱貫南北，連接中國的南北區域，西面的新歐亞大陸橋又可以連接中亞、中東乃至歐洲地區，向東與日韓只有一海之隔，所以江蘇省在地理位置上能夠溝通東西、連接南北，區位優勢非常明顯，是“一帶一路”倡議下地理位置上的重要交會點[3]。江蘇省有著開放型經濟發展區域的比較優勢，能夠全面對接和深度融入“一帶一路”建設，積極推進與沿線國家的合作交流，充分發揮江蘇省高度開放、物資豐富、基礎設施完備的經濟發展優勢[4]。

三、實證研究

（一）江蘇省對外直接投資與產業結構優化關系的實證研究

1.度量指標的選取。本文在假設其他條件不變的情況下，即排除如政府參與和干預經濟的背景、國有企業主宰的對外直接投資與國有企業、民營企業并存的企業制度分野、需求與供給結構、產業政策、技術革新等因素[5]?；?003—2018年的江蘇省對外直接投資額作為自變量的數據來源，基于2003—2018年江蘇省第二產業和第三產業占總體經濟結構衡量指標為參考，選為因變量。

2.數據來源的說明。由《中國對外直接投資統計公報》得出基于歷經16年統計的自變量數據，根據《江蘇統計年鑒》整理得到歷經16年統計的因變量數據如表1所示。

3.變量的單位根檢驗。由于只有對平穩的時間序列才能進行回歸分析，時間序列不平穩的存在會導致偽回歸現象，所以為了判斷時間序列的平穩性，必須在回歸分析經濟變量的時間序列之前，對變量進行單位根檢驗，即ADF檢驗。用Q表示江蘇省產業結構優化的度量指標，用OFDI表示江蘇省對外直接投資，由于用取對數的方式，可以減少數據的波動性和異方差性，所以將Q和OFDI取對數，則江蘇省產業結構優化的度量指標為lnQ，而lnOFDI則代表江蘇省對外直接投資。檢驗形式中用c表示常數項，用t表示趨勢項，用k表示滯后期系數。滯后期的確定依據SIC原則確定，臨界值由Mackinnon給出的數據計算得出，通過Eviews9.0對變量lnQ和lnOFDI進行單位根檢驗。通過對變量序列lnQ、lnOFDI的單位根檢驗結果得出，lnQ是非平穩序列，lnOFDI也是非平穩序列。因此，為了使得變量序列的平穩性不影響回歸分析的正確性和科學性，進行如下對序列的差分操作：通過對序列lnQ、lnOFDI作差分的方式，得到△lnQ和△lnOFDI，用Eviews 9.0對變量△lnQ和△lnOFDI進行單位根檢驗，分別檢驗△lnQ序列和△lnOFDI的平穩性。對變量△lnQ和△lnOFDI的單位根檢驗結果顯示，變量序列△lnQ和△lnOFDI均為平穩序列，且通過EVIEWS9.0的數據處理與計算可知，在顯著性水平為10%下，△lnQ通過檢驗;在顯著性水平為1%、5%和10%下，△lnOFDI均通過檢驗。由于變量序列△lnQ和△lnOFDI均具有平穩性，因此變量序列lnQ和lnOFDI均為一階單整。

4.協整檢驗。由于若回歸方程的殘差非平穩，則其變量不具有協整性。因此，通過進行lnQ和lnOFDI之間的回歸分析，可以檢驗lnQ和lnOFDI是否存在協整關系。

設回歸方程如下：

lnQt=C+βlnOFDIt+ut

通過Eviews 9.0得到對lnQ與lnOFDI之間的回歸分析結果：

Adjusted R-squared等于0.87，接近1，說明該回歸方程擬合度較高;Sum Squared resid等于0.0006，足夠小，同樣表明方程回歸較好。

設回歸方程lnQt=C+βlnOFDIt+ut的回歸殘差為e，對回歸殘差e進行變量的單位根檢驗，即ADF檢驗：在顯著性水平為5%下，殘差e不存在單位根，因此殘差e是平穩的。因為方程lnQt=C+βlnOFDIt+ut所示的長期穩定關系，故回歸方程為：

5.Granger因果關系檢驗。兩個變量非協整的話，Granger因果關系的推斷是無效的，而若變量存在協整關系，則變量之間的協整關系決定了至少存在一個方向上變量之間的Granger因果關系。由于本文變量lnQ和lnOFDI存在協整關系，所以可以進行Granger因果關系檢驗，通過Eviews9.0得到的Granger因果關系檢驗結果：Granger因果關系檢驗拒絕了零假設：lnOFDI不是lnQ的Granger原因，而接受了lnQ不是lnOFDI的Granger原因的假設，因此，Granger因果關系檢驗結果表明，對外直接投資是江蘇省產業結構優化升級的原因。

6.結論。通過協整檢驗，本文確定了lnQ與lnOFDI之間存在協整關系，即江蘇省對外直接投資與其產業優化升級存在長期均衡關系。由回歸方程lnQ=-0.09584+0.013603lnOFDI的擬合優度R2=0.886075、修正的判定系數2=0.874304可知，模型整體上對樣本的擬合度較好;F=69.99885，說明模型整體線性關系的顯著性較好;DW=1.257711，表明模型不存在自相關性;單個回歸系數檢驗t也證明了兩個變量lnQ和lnOFDI的回歸系數是顯著的，即對解釋變量OFDI對被解釋變量Q的絕大部分差異做出了解釋。從回歸結果可得，江蘇省對外直接投資與其產業結構優化之間呈正相關關系，回歸系數為0.013603，即當OFDI每增長1%，Q會增長0.013603%，即江蘇省的對外直接投資的投資額每增長1%，第二產業和第三產業占江蘇省國民生產總值的比重會增加0.013603%，產業結構優化指標會增長0.013603%。而回歸系數較小的原因主要存在于江蘇省對外直接投資的較小的規模局限性，但是隨著江蘇省對外直接投資的規模的顯著增長，對外直接投資對其產業結構優化升級的影響也會越來越顯著。

（二）江蘇省對外直接投資對產業結構優化影響機制和途徑的實證研究

1.灰色關聯度模型建立的說明。本文先通過確定江蘇省對外直接投資與其產業結構優化升級有正相關關系，并且兩者存在長期均衡關系，所以為了進一步研究江蘇省對外直接投資對第二產業和第三產業中部分行業優化升級的影響機制和途徑，本文采用灰色關聯度模型分析其影響機制和途徑?；疑P聯度模型具有適宜處理樣本量較少、時間跨度較短數據的特征，是一種通過分析兩個因素之間發展趨勢相似或者相異程度來衡量因素間關聯程度的模型[6]。其實證分析如下：

2.度量指標的選取。由于衡量產業結構優化的方法有許多，單一的產業占比法不能滿足對產業結構優化機制和途徑的深入探究，因此本文選取產業結構層次系數來衡量整體產業結構等級，選取第三產業占國民生產總值的比重來衡量產業間結構的優化程度，選取霍夫曼系數來衡量產業內結構的優化程度。

產業結構層次系數指標主要用來衡量一個地區整體的產業結構水平，所以本文設L為產業結構層次系數，p（j）為一個地區第j個產業的收入占其國民生產總值的比重，將第一產業賦值為1，第二產業賦值為2，第三產業賦值為3，則得到的產業結構系數的計算方式如下：

由上述計算公式可得，1<L<3，且當L的值越來越接近1時，表明產業結構越低級，當L的值越來越接近3時，表明產業結構越高級。

第三產業收入占國民生產總值的比重通常被用來衡量產業間結構的優化程度，當第三產業占國民生產總值的比重越高時，說明產業間結構越合理。

而霍夫曼系數主要用于表示產業內結構的優化程度，當霍夫曼系數越大時，則產業內結構越合理，其計算方式如下：

3.數據來源的說明。本文基于2010—2018年的統計數據，借助《江蘇統計年鑒》統計數據得出9年來的江蘇省各產業收入、《中國統計年鑒》整理出的江蘇省9年來的國民生產總值和《中國對外直接投資統計公報》得出的9年來的江蘇省對外直接投資投資額為參考依據。

經過對上述數據資料的整理和計算，可得出參考序列，即江蘇省產業結構優化升級的三個度量指標的數值如表2所示。

4.實證分析。本文采用灰色關聯度分析軟件進行分析，利用灰色關聯度、相對關聯度及綜合關聯度三個指標，對江蘇省對外直接投資的行業選擇與其產業結構優化升級的關聯度進行分析，得到數據分析結果如表3所示。

5.結論。江蘇省對外直接投資對其制造業、采礦業和金融業的產業結構優化升級的影響效用明顯，以對制造業的推動最為明顯，采礦業和金融業次之。對信息傳輸、軟件和信息技術服務業、建筑業、租賃和商務服務業的產業結構優化升級的影響效用不明顯。

其中，江蘇省的對外直接投資通過促進產業內和產業間升級的機制和途徑，從而推動金融業產業升級的影響效用明顯，但是對于推動其整體產業結構優化升級方面的影響效用并不非常明顯，其原因可能與江蘇省對“一帶一路”沿線國家金融行業的對外直接投資規模較小、市場占有率低有關。

四、對策及建議

（一）減少市場壁壘

由于江蘇省的對外直接投資的投資主體逐漸從以國有企業、中央企業為主體向民營企業、地方企業為主題的多元化方向發展，所以民營企業在市場經濟環境下，除了辦事難、融資難、政策落實難等一些問題尚未解決，其所遇到的市場壁壘限制問題也越來越突出。國家應在不過分干預市場的情況下，讓企業作為市場主體在同一個開放、公平的市場環境中展開良性競爭，取長補短，相互促進，以這種方式為制造業的轉型升級奠定基礎和提供保障[7]。

（二）打破小富即安的慣性思維

與GDP多年維持全國總量的10%相比，江蘇省的制造業在全國占居較為突出的優勢地位。以其工業企業的主營業務收入和利潤總額為例，江蘇省的制造業占全國的比重長期維持在14%，較江蘇GDP占全國的比重高出40%的水平。身為長三角經濟體的重要成員，江蘇以制造業為主，其占比約為94%的工業對地區生產總值的貢獻率長期維持在50%以上，近兩年調整至46%～48%。2011—2018年，制造業增加值占地區生產總值的比重平均接近41%，較全國同期水平31%高出近10個百分點。但是，這種良好的經濟發展狀況需要條件來維持和穩定，所以作為市場經濟看不見的手，政府應給予境外投資企業融資支持、稅收優惠及法律問詢的良好的服務，緩解江蘇省企業對外直接投資巨大的資金壓力和提高企業對外直接投資的抗風險能力。

（三）進行學習型對外直接投資與競爭策略型對外直接投資

除了向一些發達國家學習，構建“學習型對外直接投資”，江蘇省也可以依靠“一帶一路”戰略的良好發展，同沿線國家和地區開展貿易活動，構建“競爭策略型對外直接投資”[8]。通過沿線國家和地區基礎設施投資需求的擴大和投資環境的優化，江蘇省政府應該鼓勵企業積極開展對外直接投資，以促進企業的資源配置能力的提高，從而促進產業結構轉型升級[9]。

參考文獻：

[1]? 楊英，劉彩霞.“一帶一路”背景下對外直接投資與中國產業升級的關系[J].華南師范大學學報：社會科學版，2015，（5）：93-101+191.

[2]? 翟仁祥，馬思聰.江蘇省對“一帶一路”沿線主要國家OFDI區位選擇影響因素研究[J].淮海工學院學報：人文社會科學版，2018，（2）：91-95.

[3]? 李波.“一帶一路”下河南省對外直接投資對產業升級的實證分析[J].中國商論，2017，（12）：109-110.

[4]? 沈陽陽.江蘇對外直接投資分析[J].合作經濟與科技，2018，（5）：46-47.

[5]? 張月.江蘇OFDI對產業結構升級的影響分析[J].大陸橋視野，2017，（11）：77-80.

[6]? 姜鴻，徐樂樂，張藝影.TDI與江蘇產業結構優化的灰色關聯度分析[J].常州大學學報：社會科學版，2017，（5）：91-100.

[7]? 胡琰欣，屈小娥，趙昱鈞.對外直接投資的逆向創新溢出效應——基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].現代財經（天津財經大學學報），2018，（5）：55-67.

[8]? 賈騁.發展中國家對外直接投資的趨勢探討[J].時代金融，2017，（35）：29+31.

[9]? D.J.Lecraw.Outward Direct Investment by Indonesian Firms：Motivationand Effects[J].Journal of International Business Studies，1993，（3）：589-600.

[責任編輯 文 峰]