中国双向FDI对产业结构升级的影响效应分析

■ 刘灿妍 贾 媛（暨南大学经济学院 广州 510632）

引言

改革开放以来，中国相继推出了“走出去”和“引进来”的发展战略，在吸引外资和对外投资两方面都取得了显著的成就。自1993年起至今，中国一直保持着吸收外资最多的发展中国家的记录；而2013年，中国对外直接投资流量突破一千亿美元大关，蝉联全球第三大对外投资国。1982年，外商直接投资（IFDI）和对外直接投资（OFDI）占全球比重仅为 0.74%和0.16%，占发展中国家比重也仅为1.63%和1.65%。但到了2012年，中国利用外商直接投资IFDI已达1210.8亿美元，占全球比重8.96%，占发展中国家比重达17.2%，是全球外资流入量最大的发展中国家；同年对外直接投资OFDI已达 842.2亿美元，占全球比重6.1%，占发展中国家比重达19.7%（数据来源：联合国贸易与发展委员会）。图1反映了我国自2003-2013年外商直接投资（IFDI）和对外直接投资（OFDI）的流量变化情况。

在中国过去三十多年经济飞速发展的历程中，毫无疑问国际投资扮演了重要角色。随着经济全球化和一体化的进程不断加速，吸引外商直接投资可以为东道国带来资金、技术、先进的管理经验等，而通过对外投资也有利于一国实现资本国际化流动和全球化资源配置。不论是作为东道国还是母国，国际直接投资均能促进产业分工和要素的合理配置，从而对一国的产业结构产生影响。作为保持良好经济发展势头的发展中国家，以及经济实力的不断增强，目前无论是吸引外商直接投资还是对外直接投资，中国都具有举足轻重的地位。在此背景下，有必要将两者作为一个有机整体进行分析，探索双向FDI对中国产业结构升级的影响机制，从而为建设创新型国家服务。

文献综述

目前的文献主要是从独立的角度出发，即单独探讨外商直接投资（IFDI）与东道国产业结构升级，对外直接投资（OFDI）与母国产业结构升级的关系。

（一）外商直接投资与东道国产业结构升级

理论方面，IFDI对东道国产业结构的影响机制主要是从微观层面和宏观层面进行分析。微观上，FDI通过企业间的外溢效应、关联效应和竞争效应影响东道国的产业结构升级；宏观上，FDI通过影响东道国的市场结构、供需结构、出口结构进而影响产业结构调整。

实证方面，王洛林等（2000）通过对全球500强在华投资项目的研究，发现这些大型外企的投资有助于中国产业结构的提升。张琴（2012）选取1983-2007年外商投资数据，发现第二、三产业在国民经济中的比重会随着外商直接投资的增加而增加，此外，外商直接投资对第二、三产业的影响比间接投资更加显著。张宇和蒋殿春（2013）从外资进入对中国能源消耗的影响这一问题出发，发现外商企业的入驻并未导致中国产业结构向高能耗行业转移。王静（2014）以1999-2009年全国30个省（市）的市场化指数作为门限变量，实证检验外资进入程度对各地区产业结构优化升级的门限效应，结果显示市场化程度越高，外资进入越有利于对产业结构优化升级。

（二）对外直接投资与母国产业结构升级

关于OFDI与产业结构升级的理论研究最早可追溯到Raymond Vernon（1966）的产品生命周期理论、Buckley和Casson（1976）的内部化理论、Dunning（1977）的生产折中理论和小岛清（1978）的边际产业扩张等经典理论。基于上述理论基础，20世纪90年代起学者们开始关注对外直接投资与母国产业结构升级的实证研究。Cantwell和Tolentino（1990）基于对发展中国家对外直接投资的产业分布和地理分布变化路径的研究，提出了技术创新和产业升级理论。国内对OFDI的研究主要集中在中国加入世贸组织之后，这与中国的实际情况也比较相关。冯春晓（2009）以及潘颖和刘辉煌（2010）根据1990-2007年的数据分析，认为对外直接投资短期内不能促进产业结构升级，而从长期来看可以促进产业结构升级。汤婧和于立新（2012）运用我国2003-2009年间7大对外直接投资行业的数据，证明与国内产业结构优化调整的关联度最高的是信息传输、计算机服务，最低的是租赁和商务服务业。王英（2012）对我国对外直接投资的宏观绩效进行相对评价，发现在2008年之前我国OFDI呈现上升态势，且与其自身的上升势头相匹配，而在2009年我国OFDI表现不佳，投资增长未能促进相应的产业结构升级。

图1 2003-2013年中国IFDI和OFDI流量变化图

目前的相关实证分析文章主要是从单独的视角进行分析，而本文正是从联合的角度出发，因为中国不仅是吸收外资的大国也是对外投资的大国，所以有必要将两者作为一个有机整体，研究双向FDI与产业结构升级的传导路径。

表1 面板单位根检验结果

表2 Pedroni面板协整检验结果

表3 模型（2）、（3）的回归结果

实证分析及结果

（一）实证模型构建

钱纳里经典的“标准结构”产业变动模型适用于不同经济发展水平，其模型设定如下：

其中，H是产业结构的发展水平，Y为国内生产总值，N表示人口总数，T是时间趋势，F表示资源和生产要素的流动。本文试图分析对外直接投资和外商直接投资双因素对产业结构发展水平的影响，于是在该经典模型基础上，用IFDI、OFDI分别占GDP比率代替因子F。鉴于中国对外直接投资的历史不长，时间跨度较小，因此，在分析中将忽略时间趋势对模型的影响，故去除模型中虚拟变量 ∑δiTi项。为防止各变量数据产生较大的波动性，我们选择对变量取自然对数。基于面板数据分析，所以修改后的计量模型可以表示为：

（二）变量选择和数据来源

1.被解释变量。关于定量产业结构水平的方法有多种，目前无一致意见。国内外学者关于产业结构优化的研究主要集中在两个方面：产业结构的升级化和高度化。

产业结构的升级化一般主要表现为劳动生产率的提高，本文从质的角度选用作为衡量指标。其中，Li为各产业的劳动生产率，用各产业增加值比上各产业就业人数来表示；P为各产业增加值占GDP的比重。

产业结构的高度化是指随着经济技术水平的提高，生产要素向产出效率较高的生产部门流动，进而推动高效益产业部门的比重不断增大，产业结构的重心向高层次产业进行转移。根据各国产业结构变迁的发展规律来看，随着经济生产水平的提高，产业重心逐步由第一产业向第二产业转换，进而向第三产业转换。本文从量的角度选用H2作为衡量指标，H2i=(Y3it/Yit)*3+(Y2it/Yit)*2+(Y1it/Yit)*1。其中，Y1、Y2和Y3分别为第一、二和三产业的产值。在指标设计中给第三产业赋值最大，第一产业赋值最小，1≤H2≤3 。如果H2越接近1，表明第一产业的产值比重越大，国民经济的农业化产出特征越明显；如果H2越接近于3，表明第三产业在国民经济中的贡献越突出，服务业经济特征越明显；如果H2接近于2，产业结构层次介于中间层次，表明国民经济具有工业型经济特征。

2.解释变量。选择外商直接投资IFDI和对外直接投资OFDI占GDP比率，是为了保持模型中各变量的可比性，还可以消除通货膨胀等因素产生的影响，同时也可剔除地区经济规模大小的影响。在钱纳里标准结构模型中，总人口数量即作为重要的解释变量，而在本文中采用就业人员总数，因为非就业人员不能作为经济结构中投入的劳动力要素。

3.数据来源。本文基于中国各省市的区域面板数据对双向FDI影响产业结构水平的作用进行回归分析，基于中国对外直接投资统计制度建立较晚，仅有2003年以后的地区对外直接投资数据，而部分变量2013年的地区数据尚未获取，因此本文选择2003-2012年的中国省级区域数据做面板实证研究。同时将西藏、贵州和海南三个省区剔除，因为这些省份的对外直接投资起步较晚，数据缺失。本文研究的东部地区包括北京、天津、上海、浙江、江苏、福建、广东、辽宁、山东和河北这10个省市；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省份；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆10个省市。

文中H1和H2指标中所用数据来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》，对外直接投资数据主要来源于商务部公布的《对外直接投资统计公报》，Y采用以2003年价格和汇率为不变价的真实值。

（三）实证结果分析

1.面板单位根检验。因为宏观数据的非平稳性，有必要在估计面板数据回归之前对其进行单位根和协整检验。面板数据单位根检验可分为同质面板假设检验和异质面板假设检验。由于中国各个地区经济发展不平衡，相应的投入要素禀赋也不相同，导致不同地区的生产方式也不尽相同。因此认为本文函数中的各变量的面板数据属于异质单位根过程，主要采用ADF检验。原假设是存在单位根的，即满足原假设的面板数据是非平稳的。模型中变量以及其一阶差分的检验结果如表1所示。从表1可以看出，除了变量lnH2在1%水平上拒绝原假设外，其他变量在10%的显著水平上基本都是非平稳序列。但是所有变量一阶差分是平稳的，因此可以认为，在1%的显著水平上5个变量均满足一阶单整性。

2.协整检验。如果面板数据存在协整关系，则说明变量之间存在长期的均衡关系，这为本文研究双向FDI和产业结构水平的关系奠定了基础。Pedroni（1999）提出了两类基于残差的检验，即组类检验和组间检验，并在动态多元面板回归条件下给出了7种基于残差的面板协整检验，原假设是没有协整关系，允许异质面板存在。采用该方法检验变量间的协整关系，其中主要依据Panel ADF-Stat 和Group ADFstat 统计量作为标准，结果如表2所示。

从表2结果可知，两个主要的统计量Panel ADF（组内）和Group ADF（组间）均在1%的显著性水平上拒绝原假设，表明变量之间存在协整关系。所以产业结构水平和对外直接投资、外商直接投资、产业就业总人数之间存在长期的稳定关系，即其面板估计不存在伪回归问题。

3.估计方法选择与实证结果。本文采用静态估计方法进行面板回归处理，根据Huasman检验结果，本文选用了固定效应模型进行估计，回归结果如表3所示。

根据回归结果可知，长期来看，在全国层面上IFDI对产业结构升级化和高度化均无明显的弹性效应；在区域层面上，IFDI对产业结构升级化没有作用，但对产业结构高度化有促进作用。东中西部的弹性效应依次为0.018、0.006、0.004，呈递减趋势，即IFDI每增加1%，产业结构高度化水平将提升0.018%、0.006%、0.004%。OFDI对产业结构升级化和高度化的影响趋势在全国层面和区域层面上大体相同，基本表现出明显的促进作用，但东部OFDI对产业结构高度化的影响除外。中国劳动力要素投入的增加对产业结构升级化和高度化指标的影响效应为负，这是因为中国现有的劳动人口的平均素质不高，中国的大量低层次产业仍然大量依赖人口红利的优势而生存。总体来看，中国各地区经济差异较大，东部沿海地区具有明显的外向型经济特征，对外直接投资起步发展也较早，而中西部地区对外直接投资发展局限较大。

政策建议

针对上述研究结论，本文提出如下建议：

（一）因地制宜且合理引导IFDI和OFDI投向

FDI在东部地区的存量已经达到相当规模，因此，在审核外资的进入时，要把对质量的考核放在首要位置。对资本密集型、技术密集型等溢出效应强的FDI，政府应该给予鼓励，尤其要加大力度支持和吸引大型跨国公司的研发中心的入驻。中西部地区的经济发展水平相对落后，优势在于丰富的资源储备，廉价的土地、劳动力以及优惠政策，需要各方力量支持以发挥FDI对该地区提升创新能力的推动作用。就OFDI而言，东部地区最早实行改革开放，经济水平高，外向型经济发达，同时企业在海外市场拓展方面有更加成熟的经验，是目前我国对外直接投资的“领头羊”。中部地区虽然与国外经济的联系不如东部地区紧密，但是近年来东部地区有不少产业向西部地区转移，是中部地区发展的大好机会。所以中部地区要把握这一发展契机，利用这一跳板有策略地实施海外扩展活动。西部地区虽然经济发展相对落后，但大部分省份拥有与其他国家接壤的地缘优势，长期以来有着比较紧密的双边或多边经济文化交流。所以西部省份应该充分利用地缘优势，可以先向接壤或邻近的国家开展对外直接投资，等积累了一定的经验和实力后再向世界其他地区拓展。

（二）加强对企业“走出去”的管理和支持力度

目前中国的保障力度还不够,管理方面的问题主要表现为：行政审批程序繁琐、多头管理、对海外企业监管不力；制度方面的问题表现为：法律法规体系、双边多边投资保护机制、保险制度不健全等。对外直接投资是高层次的投资活动，其管理难度大、影响因素多、技术要求高。为了更好地引导对外直接投资的发展，充分发挥对外直接投资对经济发展的促进作用，政府部门需要尽其所能，推进政策指导、规范法律建设、实施税收优惠等措施，为对外直接投资创造良好的环境。

（三）科教兴国

第三次全国工业普查公告显示：在乡及乡以上的工业企业中，管理人员占到10.6%，工程技术人员占60%，服务及其他人员占12.7%，工人和学徒占70.7%；在工业企业的劳动力总数中，5.7%的具有大专文化程度，34.1%具有高中、技工、中专文化程度，60.2%的是初中以下文化程度。可以看出劳动力素质相对较低的现象在中国第二产业的企业中普遍存在。因此，政府要加大在教育方面的财政扶持力度，合理分配教育资源，提高劳动力整体素质。

1.王洛林，江小涓，卢圣亮.大型跨国公司投资对中国产业结构、技术进步和经济国际化的影响[J].中国工业经济，2000（4）

2.张琴.国际产业转移对我国产业结构的影响研究—基于1983-2007年外商直接投资的实证分析[J].国际贸易问题，2012（4）

3.张宇，蒋殿春.FDI、环境监管与能源消耗：基于能耗强度分解的经验检验[J].世界经济，2013（3）

4.王静.FDI促进中国各地区产业结构优化的门限效应研究[J].世界经济研究，2014（3）

5.冯春晓.我国对外直接投资与产业结构优化的实证研究— 以制造业为例[J].国际贸易问题，2009（8）

6.潘颖，刘辉煌.中国对外直接投资与产业结构升级关系的实证研究[J].统计与决策，2010（2）

7.汤婧，于立新.我国对外直接投资与产业结构调整的关联分析[J].国际贸易问题，2012（11）

8.王英.基于产业结构优化的我国OFDI宏观绩效评价[J].世界经济研究，2012（4）