我国对外直接投资与母国产业升级的关系研究

魏文雅 周莹莹 陈建斌

根据国际投资周期理论可知，对外直接投资与母国的产业结构之间存在者相互作用，而一国经济发展水平作为中间变量。基于此，本文以中国对外直接投资（FDI）作为研究对象，并选取2002-2016年我国对外直接投资额作为自变量，徐德云学者提出的量化产业升级的指标---产业结构层次系数作为因变量，构建线性回归模型。结果表明：我国对外直接投资与母国产业升级之间存在稳定的线性比例关系，即自变量对外直接投资额每增加1%，因变量产业结构层次系数约增加1.4177%，此外，对外直接投资也是促进我国产业结构优化和升级的原因之一。

近年来，中国政府积极推动“一带一路”建设，“走出去”工作体系也不断完善，中国企业积极主动融入经济全球化进程。2016 年中国FDI高达196.15十亿$，蝉联世界第二；截至2016年年底，中国共有24400位合格国内战略（财务）投资者在境外开设对FDI分支机构37200个；到2016年底，我国FDI累计达135739十亿$，可见除了进出口、贸易，OFDI已经成为我国参与世界经济的另一重要国际化模式。同时，我国各产业比例也发生了变化。《2017中国统计年鉴》中三大类产业产值占比数据显示：1990年第一、二和三产业与国内生产总值的比例分别为26.6%、41.0%、32.4%；然而到2016年第一、二和三产业与国内生产总值的比例分别为8.6%、39.8%、51.6%。基于此，对外直接投资与母国产业升级的关系成为相关领域学者当前研究的重要议题之一。而国内学者就对外直接投资与母国产业升级关系的研究比较少，且相关学者实证研究得出的结论也各不相同。基于此，笔者在前人学者研究的基础上，验证我国FDI与母国产业升级之间存在线性相关关系。

一、我国对外直接投资的现状分析

（一）2016 年中国FDI蝉联世界第二

2016年以来，由于中国经济由高速增长转为中高速增长，导致经济市场一度出现较大幅度的震荡，全球经济增长率较2015年也有所下降。全球外国直接投资继 2015年强劲上扬之后，在2016年失去了增长动力，整年流出流量较上年下降了2%。中国对外直接投资则呈现快速上升态势，创出196150亿美元的新纪录，较上年对外投资净额上升了 34.7%，FDI流量规模低于位居第一的美国（2990 亿美元），但与上年一样仍位居全球第二位。

（二）投资行业分布较为集中

2016 年本国FDI遍布19个领域。其中流量上百亿美元的涉及六个领域，租赁和商务服务业继续保持第一位，制造业首次上升至第二。流向租赁和商务服务业的投资共657.8亿美元，继上年小幅下降后实现81.4% 的高速上升，占当年流量总额的33.5%。投资主要分布在中国香港、其他发展中国家等一些岛国。制造业290.5亿美元，较上年的投资流量上升45.3%，占2016年流量总额的14.8%；主要流向汽车制造业等相关产业。

在中国跨国经营的主要行业领域中，除金融业流量有所下降外，受国际大宗商品价格低迷的影响，在采矿领域的投资仅为19.3亿美元，较去年下降了82.8%，中国企业对该领域的投资创历史最低；仓储和邮政业投资额为 16.8亿美元，较上年下降38.4%；环境、水利和公共设施管理业8.4亿美元，相比上年的总额下降38.1%。从以上数据不难看出：第一产业占我国跨国投资比例较小，而第二、三产业占我国企业跨国投资的比例较大。

二、中国FDI对本国产业升级影响程度的实证研究

（一）变量指标的选取

实证分析自变量FDI对本国产业结构优化的影响程度，须界定产业结构升级的测度方法。相关学者们提出了很多关于产业结构水平测度的方法，例如霍夫曼系数、钱纳里标准结构等。本文采用徐德云学者提出的量化产业结构升级的指标---产业结构层次系数来测定我国产业结构水平。产业结构升级主要表现为第三产业产值所占GDP比重不断呈增长趋势，而第一产业所占GDP比重呈下降趋势。故而，在权重（指标的相对重要性或贡献度）赋值中，第三产业贡献度最大，而第一产业贡献度最小。设产业结构层次系数为R=X1 +2X2 +3X3 。其中X1=第一产业产值占GDP的比重；X2 =第二产业产值占GDP的比重；X3=第三产业产值所占GDP的比重。R取值范围1---3，R值越接近1，标志着该国产业结构水平越低；R值越大，标志着该国第三产业贡献度越高。

（二）模型构建

本文在前人学者钱纳里的基础上，借鉴其提出的“标准结构”来构建线性回归模型。此外，为防止自变量和因变量的相关数据会产生较大的不确定性，须对各参数变量取对数。修正后的线性回归模型设定如下：

LnR=α+βlnOFDI+ε

其中：解释变量（自变量）为对外直接投资，被解释变量（因变量）为R，ε为随机误差，OFDI为中国对外直接投资额，α、β为待估参数。

（三）数据来源

相较于发达国家和其他发展中国家，我国FDI起步比较晚，自2002年以来，中国有关统计部门才权威发布年度数据。因此，笔者选取了我国2002-2016年相关数据作为研究样本进行实证分析。2002-2016年的對外直接投资额数据来源于中华人民共和国商务部等联合发布的《对外直接投资统计公报》，第一、二产业、第三产业所占GDP比重的数据来源于国家统计局公布的《统计年鉴》。

（四）实证检验结果及分析

通过Eviews7.2软件导入2002-2016年的相关数据，然后采用最小二乘法作线性回归分析，得出的线性回归结果如下：

LnR=0.742217+0.014177lnOFDI

Std.Error（0.008530） （0.001099）

R2=0.927489

F=166.2832

P=0.000000

从上述线性回归结果可以看出回归直线对观测值的拟合程度为0.927489，说明该线性回归模型对样本拟合的非常好。在显著性水平5%下，T统计值和F值都能通过显著性检验，表明自变量对因变量有显著性影响，即OFDI对R有显著性影响。

由于是用传统的最小二乘法对2002-2016年的相关数据做线性回归分析，可能会出现“伪回归”的情况，以防伪回归的出现，对该组研究样本数据进行ADF检验。

（五）平稳性检验

Johan-sen检验和Granger因果检验要求自变量和因变量必须同时满足同阶单整。因此，首先采用ADF检验法检验对外直接投资的对数、产业结构层次系数及它们的一阶差分序列是否平稳。

应用Eviews7.2软件得到检验结果如下：

以上的ADF检验结果表明，原序列lnR和lnOFDI是不平稳的。然后对lnR和lnOFDI的一阶差分进行ADF检验，结果显示，两者的一阶差分序列均通过了ADF单位根检验，说明两个变量lnR和lnOFDI均为一阶单整序列。因此，可以通过协整检验来考察 2个变量之间是否存在稳定的长期均衡关系。

（六）协整检验

根据以上的单位根检验可知，自变量对外直接投资额和因变量产业结构层次系数是同阶单整，因此可以对两变量作协整检验。本文采取EG两步法对两变量间是否是同阶单整进行检验，检验结果如下图所示：

根据上面检验结果可知：在5%的显著性水平下，拒绝了协整方程个数为0的原假设，接受协整方程个数为1的备择假设。因为原假设r=0的迹统计量为21.04843，大于5%置信水平的临界值15.49471，故而应该接受备择假设，即r≤1。而r≤1的trace值为0.155755，小于5%置信水平的临界值3.841466，即在5%的置信水平下兩个变量仅有一个协整关系。因此我国FDI与其产业结构升级存在长期的线性比例关系，即我国FDI每增加1%，产业结构层次系数增加1.4177%。

（七）变量的因果关系检验

对我国对外直接投资与产业结构升级作Granger因果关系检验。

由上述关系检验结果可知，在10%的置信水平下“LnOFDI不是LnR的Granger原因拒绝”是小概率事件，因此应拒绝“对外直接投资不是产业升级的Granger原因”的原假设，即我国FDI是促进母国产业结构升级的原因。反之不成立。

三、结语

实证结果表明：我国对外直接投资与母国产业升级之间存在稳定的线性比例关系，即我国对外直接投资每增加1%，产业结构层次系数约上升1.4177%。基于此，笔者认为：国家相关部门可以把我国对外直接投资的产业或区位选择和我国产业升级目标结合起来作投资决策。目前我国企业正在逐步淘汰落后及过剩产能，并提倡发展高新技术产业。基于此，我国可以把处于弱势的边际产业转移到其他发展中国家，以便为国内第三产业的成长腾出空间和资源，进而推动我国产业结构的优化与升级。（作者单位为北京联合大学商务学院）