對外直接投資對我國產業結構的動態調整效應

* 本文系教育部人文社科規劃基金項目“新時期中國財政貨幣匯率政策績效評價與政策搭配研究:兼政策搭配管理當前通脹預期研究”（項目編號：10YJA790007）、梧州學院科研項目“我國對外直接投資的產業與區位選擇研究”（項目編號：2008C001）的研究成果。

摘要：本文以1985—2010年的時間序列數據為樣本，運用基于VAR 模型的廣義脈沖響應函數法與方差分解法，考察我國對外直接投資對產業結構調整的長期動態影響特征。沖擊響應分析結果表明，產業結構對對外直接投資的沖擊呈現單一的正向響應，方差分解結果顯示，對外直接投資對我國產業結構的調整存在著預測方差貢獻度，且對第三產業的結構調整效應的貢獻度要高于第二產業。

關鍵詞：對外直接投資；產業結構；廣義脈沖響應函數；方差分解

中圖分類號：F832 文獻標識碼：Ａ文章編號：１００３－８５４Ｘ（２０11）06－０063－０5

世界金融危機后，我國OFDI（Outward Foreign Direct Investment，對外直接投資）進入一個新的發展時期。在這一時期，對外投資大幅上升，增長速度超過外資流入，資金凈流出額的增長開始下降，資金等要素從單向流入為主向雙向流動并重的格局開始形成。對于處在產業結構調整與優化關鍵時期的中國來說，大規模的資本流出對產業結構優化是否存在著貢獻，以及怎樣評估與衡量OFDI對我國產業結構調整的影響，越來越成為學術界研究的熱點。

一、文獻綜述

國外對OFDI與母國產業結構關系的研究集中于對發達國家的理論研究，主要有兩種觀點：一種觀點認為OFDI對母國的產業結構的調整有正向效應，如Cantwell＆Tolentino認為對外直接投資可以通過緩解稀缺資源對生產的抑制作用來實現母國產業結構的優化①；小島清（Kojima）主張將本國已經處于或即將處于比較劣勢的產業向國外轉移，節省投資國對邊際產業的資源投入，有利于集中力量發展比較優勢產業，從而促進投資國產業結構升級②。Barrios， Gorg和 Strob通過研究愛爾蘭的數據也發現，國內市場在滿足海外投資對中間投入物需求的同時，導致了國內產業結構的改變③。Blomstrom Kona和Lipsey認為隨著日本海外子公司和制造業相對母公司和制造業的地位越來越重要，母公司逐漸在國內消失，促使日本國內產業結構發生變化，同時還運用數據模型驗證OFDI對日本經濟結構特別是產業結構的高度化發展起到了非常重要的作用這一觀點④。Arjan Svetlii Matija Rojec Andreja Trtnik以斯洛文尼亞為案例進行研究，認為對外直接投資尤其是在發展早期的對外直接投資可以促進傳統產業的結構調整，這既是企業特定優勢積累的結果，也是從弱勢地位出發向國外學習和加強競爭優勢的過程⑤。另一種觀點則對“OFDI可以促進母國產業結構優化升級”提出了質疑，如，Matthew J. Slaughter的研究表明，美國跨國公司在過去20年間的向外生產轉移并未導致國內產業結構升級⑥。Ng的研究也指出對外直接投資似乎在表面上調整了香港的產業結構，但實際上可能減緩產業層面以下的全要素生產率的增長，從而對產業結構調整產生不利影響⑦。

既有文獻對于中國的經驗研究還處于起步階段，且主要以理論研究為主。江小涓和杜玲認為對外直接投資從企業內部的結構調整、產業內部的結構調整、產業之間的結構轉移三個路徑對母國產業結構產生影響⑧；而汪琦認為對外直接投資對投資國的產業結構調整有明顯的正負兩方面效應⑨；胡曼提出應將我國對外直接投資與國家產業政策結合起來，并通過OFDI來促進產業結構的重組和優化⑩。少量的實證研究對OFDI對我國產業結構的調整效應的分析較為具體，如王英通過構建OFDI影響我國產業結構調整的具體路徑，認為OFDI主要通過進口結構、技術進步、就業結構和固定資本四種路徑影響我國產業結構的調整，但同時認為對外直接投資僅僅對第二產業的結構調整，主要是制造業與資源開采業存在正向的推動效應，而對第三產業的結構調整與優化不存在效應{11}。范歡歡、王相寧利用自回歸分布滯后模型分析對外直接投資對我國產業結構的影響，得出對外直接投資與第二產業結構正相關、與第一、三產業無關，對外直接投資不能提升我國產業結構的結論{12}。

綜合上述研究文獻，存在兩點不足：一是國外研究未涉及我國具體問題的研究。由于我國對外直接投資起步較發達國家晚，具有發展中國家的具體特點，因此，國外研究的主要觀點在我國的適應性有限。在國內的研究領域，研究方法主要以理論研究為主，缺乏實證研究。而既有較少的實證研究都采用的是一種靜態研究方法，從而忽視了我國對外直接投資在進入新的階段并呈現出新特征時其對產業結構調整的動態作用與貢獻率，致使研究結論的解釋力不強。二是既有文獻對我國對外直接投資對產業結構的調整效應的研究忽視了兩者之間的相互關系，對兩者之間存在的長期的均衡關系以及相互的動態影響沒有涉及到，不能全面地描述出兩者之間的相互作用。筆者針對上述不足，主要采用基于VAR模型的廣義脈沖響應函數和方差分解方法，利用1985-2009 年期間的數據對我國對外直接投資對國內產業結構調整的效應進行實證研究，定量分析兩者在時序維度上表現出的動態作用特征。

二、數據來源以及模型設計

1． 數據來源與變量的選取

本文選取我國對外直接投資與產業結構兩大變量，樣本區間為1985—2009年。鑒于第一產業在對外直接投資的存量行業結構中的比重較小（從2003年的1%調整至2009年0.8%），因此，產業結構變量以第二產業占GDP比重與第三產業占GDP比重來表示，分別記為C2，C3，數據來源于《2010中國統計年鑒》；對外直接投資采用非金融類滯后一年期的存量指標，記為OFDI，數據來源于《2010年世界投資報告》。由于1985—2009年間人民幣匯率制度經歷幾次改革，人民幣匯率水平有較大幅度的波動，因此，將OFDI的數據按照《中國金融統計年鑒》中歷年人民幣與美元的匯率中間價折算成人民幣，為避免數據的劇烈波動及序列中的異方差， 對對外直接投資序列進行了對數化處理，記為LNOFDI。

2． 模型說明

本文主要基于VAR模型來考察OFDI對我國產業結構調整的動態效應，一般的模型僅單向描述自變量的改變對因變量產生的影響，而VAR模型則運用各變量之間關系的非結構建模方法，將系統中每一個內生變量作為所有內生變量的滯后值的函數進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系，提高了模型估計結果的穩健性。建立含有3個變量、滯后p期的向量自回歸VAR（p）模型系統如下：

Yt=μ+■AｉYｔ-ｉ+εｔ，其中t=1， 2， ……T（1）

其中，Yt是由該VAR模型中的m個內生變量組成的向量，p是VAR 模型的滯后階數，Aｐ為m×m階系數矩陣，εｔ是m×l階的殘差向量，并且滿足：E（εｔ）=0；E（εｔε'ｔ）=0；E（εｔεs）=0，當t≠s 時，Im-■AｉYｉ=0的特征根落在單位圓外。

三、實證分析

1. OFDI與產業結構調整之間的協整性檢驗

經濟時間序列常常呈現明顯的時間趨勢，單位根檢驗對檢驗時間序列的穩定性非常重要，本文采用增廣的迪基—福勒檢驗法即ADF法進行單位根檢驗。檢驗結果表明，LNOFDI、C2 、C3在水平時間序列的狀態都是非平穩的，ADF統計值都比顯著性水平為10%的臨界值還要大。一階差分后，三個變量的數據ADF統計值均小于顯著性水平為1%的臨界值，表明這三組序列在99%的置信水平下是平穩的，變量檢驗結果是典型的I（1）時間序列，可以檢驗它們之間的協整關系。

表2顯示了非約束的Johansen 協整檢驗結果：在5%的臨界水平下，軌跡統計量34.10476>29.79707，表明應該拒絕沒有協整關系的原假設，對應接受“至少存在一個協整關系”；而軌跡統計量15.54593＞15.49471，3.33E-0.5﹤3.841466表明 “最多存在一個協整關系”與“最多存在兩個協整關系”均不成立，也即在95%的置信度下，變量LNOFDI、C2、C3之間存在三個協整關系，這說明三變量之間是存在著長期的均衡關系。

表2多變量的Johansen協整檢驗

注：*表示通過5%顯著性水平檢驗

2. 動態分析：脈沖響應與方差分解

一是模型的設定與估計。在式（1）的基礎上將LNOFDI，C2，C3作為內生變量集，建立VAR模型。準確建立VAR模型的關鍵是正確地確定滯后階數p。為保證協整關系統計上的可信度，要確定合理的滯后階數，在無約束VAR（P）模型條件下，通過逐一測試滯后階數lag從1到4所對應的AIC和SC的數值，得出模型的最佳滯后階數為1。

VAR（1）模型的各項統計值為：ADR21=0.98，ADR22=0.97，ADR33=0.87，可決性殘差為7.51E-05，對數似然值為45.85，赤池信息值為-2.99，施瓦茲值為-2.50，表明模型擬合優度較好。為檢驗模型的穩定性，采用VAR模型AR根圖表法，若被估計的VAR模型特征方程的所有根的倒數小于1，即位于單位圓內，則其是穩定的。檢驗結果如圖1所示，特征方程全部根的倒數值都在單位圓內，VAR（1）模型的結構是穩定的。

二是廣義脈沖響應函數分析。根據Koop、Pesaran and Shin的研究結論，廣義脈沖響應函數的定義為：GLX=（n，δｋ，Ωｔ-1）＝ E（Yｔ+ｎεkt=δｋ，Ωｔ-1）-E（Yt+nΩｔ-1）（2）

其中，δｋ代表來自第k個變量的沖擊，n是該沖擊響應的時期數，而Ωｔ-1則代表該沖擊發生時所有獲得的信息集。（2）式表明，n期沖擊響應的GIRF值實際上是在考慮δｋ沖擊影響對Yｔ+ｎ期望值導致的差異。

圖1AR根檢驗圖

進一步假設εt～N（0，Ω），沖擊條件期望值為：

E（εt|εkt=δｋ）=（σ1k，σ2k，……，σnk）'σ-1kkδｋ=Σekσ-1kkδｋ （3）

其中，ek為第k個元素為1、其他元素均為0的單位向量，結合（1）式與（3）式來自第k個變量的單位沖擊（δｋ=1）的GIRF表達式為：

Ψk（n）=Σekσ-1kk （4）

由（4）式可以清楚地看到，廣義脈沖響應是唯一的，并且考慮了觀測到的不同形式沖擊和它們之間的相關性。同時，GIRF方法的分析結果并不依賴于VAR系統中各個內生變量的排序，從而提高了VAR（1）模型估計結果的穩定性與可靠性。

圖2與圖3刻畫了來自隨機擾動項的一個標準差的沖擊對C2與C3當前和未來值的一個標準差信息的反應影響，其中，橫軸代表沖擊發生后的各時期，縱軸代表C2與C3對LNOFDI信息沖擊的反應。從影響的方向來看，在給定的時間段內，C2與C3 的影響都是正向影響，即對外直接投資會對第二產業與第三產業的調整產生正向沖擊，這說明隨著對外直接投資規模的增大，會對第二與第三產業產生結構調整效應，這符合前面協整檢驗的經濟含義。

圖2 C2對LNOFDI 圖3 C3對LNOFDI

的脈沖響應的脈沖響應

圖4與圖5反映了C2與C3對LNOFDI的一個標準差信息的反應。可以看出，在本期給C2與C3一個標準差的沖擊后，C2對LNOFDI的正響應到第3期達到最大，第4期之后呈現波浪式振動，但波動幅度較穩定，并逐漸收斂并趨向較為穩定的正向響應。C3的變動在整個時期內對LNOFDI是正向響應，在第6期達到最大正響應后基本無波動穩定在正區域中，表明隨著第二與第三次產業結構的調整與優化，其對對外直接投資的促進作用逐步顯現出來，但第三產業的調整對對外直接投資的正向響應整體的強度要大于第二產業。

三是方差分解。下面進一步運用方差分解法來考察LNOFDI、C2、C3的相互影響重要程度。方差分解法是將VAR（1）模型的預測均方誤差分解成系統中各變量沖擊所作的貢獻，通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進而評價不同結構沖擊的重要性，從而可以考察模型中任意一個內生變量的每個隨機擾動的相對重要性的信息。先假定出現一個LNOFDI的沖擊，然后通過VAR（1）模型影響到各個內生變量，在模型反復迭代之后揭示出源自于C2與C3的沖擊對LNOFDI變動的相對影響程度。

圖4 LNOFDI對C3圖5 LNOFDI對C2

的脈沖響應 的脈沖響應

表4的C2、C3方差分解結果顯示，LNOFDI對C2預測方差貢獻度從第1期的0逐步上升到第6期的0.1661%，隨后略有上升，在第10期穩定在0.3616%。這說明C2對LNOFDI的變動在短期內的反應較小，但隨著我國對外直接投資規模的擴張，LNOFDI對C2的調整效應穩定上升。LNOFDI對C3的預測方差貢獻度由第1期的0貢獻度逐漸上升至第7期的0.5325%，并大約在滯后7期趨于穩定。總體來看，LNOFDI對C2與C3的預測方差貢獻度是存在的，且都呈現逐期上升的趨勢，但LNOFDI對C3的預測方差貢獻度要比C2大。

表4C2、C3變動的方差分解結果

由表5可以看出，C3對LNOFDI的預測方差貢獻度要比C2大。C2的變動對LNOFDI的預測方差貢獻度由第1期的10.59119%快速上升到第3期的最大值20.71029%，隨后逐步減弱。而C3的變動對LNOFDI預測方差的貢獻度從第1期的17.74782%逐期加強，達到第10期的 78.52778%。這說明第二產業結構變動對對外直接投資的正向影響效應呈逐漸減弱趨勢，而第三產業的結構調整對對外直接投資的正向影響效應越來越大。

表5LNOFDI變動的方差分解結果

四、簡要結論與啟示

本文運用計量經濟模型對我國對外直接投資的產業結構調整效應進行實證分析，得到以下幾點結論：

一是我國的對外直接投資對國內的產業結構的調整在長期與短期內均存在著促進作用，并隨著對外直接投資規模的快速擴張，對外直接投資占固定資本形成總額的比例的增大，這種促進作用逐步上升。

二是對外直接投資對第三產業的結構調整效應要大于第二產業。筆者認為這可以從我國對外直接投資的產業結構分布來解釋。對外直接投資的產業結構分布是其對國內產業結構調整效應發揮的主要的影響因素，從2009年我國的對外直接投資存量的行業分布來看，第三產業的比例達到77%（主要分布在：租賃與商務服務業29.7%、批發零售業14.4%、金融業18.7%、交通運輸、倉儲和郵政業6.8%、房地產業2.2%、建筑業1.4%、信息傳輸、計算機服務和軟件業0.8%），而第二產業的比例僅為23%（主要分布在：制造業5.5%、采礦業16.5%）。對于這一點，與世界主要的對外直接投資國相比，我國對外直接投資的產業選擇與國內產業結構層次的高度化之間的關系是特殊的，我國的對外直接投資產業的選擇有異于發達國家遵循的國內產業結構層次的高度化的順序原則。

三是第二與第三產業結構的調整與優化對我國對外直接投資存在貢獻度，第三產業對對外直接投資的貢獻度要比第二產業大。這說明盡管我國現階段的對外直接投資并不具備國內產業結構高度化的先決條件或優勢，但國內產業結構的調整與優化是有利于促進對外直接投資的。

由此可見，在開放經濟條件下，OFDI是推動國家產業結構調整的重要有效途徑，因此，政府有必要為對外直接投資制定戰略規劃以提供促進和支持服務。具體從優化OFDI的主體和方式、區域布局、行業結構等方面加強政府宏觀調控，以充分發揮出對外直接投資對我國產業結構調整與優化的促進作用。

注釋：

① J. Cantwell， P. Tolentino， Technological Accumulation and Third World Multinational， Discussion Paper in Interna-tional Investment and Business Studies， No.139， University of Reading 1990.

② K. Kojima，Direct Foreign Investment， A Japanese Modal of Multinational Business Operations，Newark Praeger，1978.

③ S. Barrios，H. Gorg，E. Strob， Foreign Direct Invest-ment， Competitive on and Industrial Development in the Host Country，European Economic Review， 2005， No.49， pp.1761-1784.

④ M. Blomstrom，D. Konan R. Lipsey，FDI in the Restructuring of the Japanese Economy，NBER Working，2000， pp.76-93.

⑤ Marjan Svetlii， Matija Rojec and Andreja Trtnik， The Restructuring Role of Outward Foreign Direct Investment by Central European Firms: The Case of Slovenia， Advances in International Marketing， 2000， No.10， pp.53-88.

⑥ M. Slaughter， Production Transfer within Multinational Enterprises and American Wages JEL Classification 1998.

⑦ Y. Ng， Changing Industrial Structure and Competi-tive Patterns of Manufacturing and Non-manufacturing in a Small Open Economy: An Entropy Measurement， Managerial and Decisions Economics， 1995， No.16， pp.547-563.

⑧ 江小涓、杜玲：《對外直接投資理論及其對中國的借鑒意義》，《經濟研究參考》2002年第73期。

⑨ 汪琦：《對外直接投資對投資國的產業結構調整效應及其傳導機制》，《國際貿易問題》2004年第5期。

⑩ 胡曼：《從產業結構看中國企業對外直接投資的產業選擇》，《科技創業月刊》2005年第10期。

{11} 王英、劉思峰：《OFDI對我國產業結構的影響：基于灰關聯的分析》，《世界經濟研究》2008年第4期。

{12} 范歡歡、王相寧：《我國對外直接投資對國內產業結構的影響》，《科技管理研究》2006年第11期。

作者簡介：詹小穎，女，1978年生，湖北黃岡人，梧州學院經濟系講師，廣西梧州，543002。

（責任編輯 陳孝兵）

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