OFDI與產業升級關系研究——以天津市為例

◎文/張小鹿

一、引言

中國曾以其他國家難以企及的速度，吸引外資規模迅速擴張，成為全球吸引外資最大的發展中國家，也成為全世界僅次于美國的吸引外資大國；與此同時，中國產業結構也發生了巨大變化，得以持續優化。當中國成為吸引外資大國的同時，關于外商直接投資的各種效應成為國內外經濟學學者一個重要研究議題，而有關中國吸引外資與產業結構持續優化相互關系的文章也大量涌現。直至現在，中國外商直接投資仍持續增長，2013年中國外商直接投資規模為1240億美元，同比增長2.5%。但更加引人注目的則是中國近年來對外直接投資（OFDI）的快速增長，從流量角度來看，中國對外直接投資在2013年首次突破千億美元大關，再創歷史新高，達到1078.4億美元，在全球200多個國家和地區中仍然位居第三位；從存量角度來看，截至2013年底，中國對外直接投資累計達到6604.8億美元，居于第十一位，相較去年提升兩位。與此同時，產業結構仍然持續優化，一個直觀的表現是三次產業就業結構的變化——第二、三次產業就業人員占比的不斷提高。

天津市作為環渤海地區的經濟中心，將逐步建設成為國際港口城市、北方經濟中心以及生態城市。近年來，天津市的對外直接投資快速增長，同時產業結構不斷優化升級，形成了汽車、冶金、化工等傳統優勢產業同生物技術與現代醫藥、新能源以及環保行業并存的六大支柱產業。天津市的產業結構促進了其對外直接投資還是對外直接投資引致了天津市的產業結構升級，如若兩者之間不存在這種關系，是否兩者之間還存在著其他關系，這是本篇文章所要關注的。

二、文獻綜述

汪琦（2004）通過較為系統的理論分析，認為對外直接投資對于母國具有正負兩方面的效應，并且指出對外直接投資對于母國產業結構調整的傳導途徑包括：母國的投入要素、需求結構以及資源轉換方式等。江東（2010）通過對國際上的對外直接投資大國分析發現，美國的對外直接投資對美國產業結構調整存在著顯著的正向關系，但是其對制造業高加工度的影響在時間上存在差異：對于制造業高加工度的影響，70年代之后的影響要小于70年代之前；對于日本的研究則表明對外直接投資對于日本制造業高加工度的影響在80年代中期之前的影響較大，在80年代中期之后的影響較小。江東同樣對于中國的情況也做了研究，發現中國的對外直接投資與其典型地區的產業升級之間存在著顯著的正向相關關系。詹小穎（2011）的研究表明，中國的產業結構升級與對外直接投資之間存在著長期的均衡關系，并發現：沖擊響應分析表明產業結構對對外直接投資存在著單一正向響應，方差分析顯示對外直接投資對產業結構調整存在著預測方差貢獻度。李逢春（2012）通過修正經典的錢納里“結構增長”模型，利用中國2003-2010年的省際面板數據對中國的對外直接投資對于產業升級進行了實證檢驗，發現：較高的對外直接投資水平能夠促進產業結構升級，而投資過程中的節奏和不規則度則會對產業升級產生消極作用；市場化程度又可以正向的影響節奏和不規則度對于產業結構升級的程度。陳建奇（2014）同樣對國際經驗進行了驗證，其選取日本、韓國以及臺灣省的數據進行驗證發現，這三個地區的對外直接投資與產業結構升級均存在這長期的協整關系，其中韓國和臺灣省的對外直接投資與產業結構升級互為格蘭杰因，存在雙向因果關系，同時這兩個經濟體的對外直接投資對于產業結構升級存在著顯著的正向影響，但日本對外直接投資和產業結構升級之間卻不存在顯著的格蘭杰因果關系。由此可見，不同地區、不同時期的對外直接投資對于母國產業結構的影響是不確定的。

三、天津市對外直接投資與產業結構概述

天津市對外直接投資近年來呈現快速增長態勢。就存量來看（參見圖1），首先來看絕對數值，天津市對外直接投資從2004年的2149萬美元到2014年的50.68億美元，其間快速增長了234倍之多，年均增長幅度達到164%，在十一年間每年均呈現出增長態勢。從相對數值來看，天津市占全國對外直接投資的存量也逐年增多，在2004年時這一數值僅為0.33%，在2005至2006年出現快速增長，達到1.19%；2006年至2008年維持在1.19%左右，之后4年增幅加快，到2012年達到1.71%；在接下來的兩年增速繼續加快，截至2014年，這一數值則穩步上升至2.42%。據此，可以看出，天津市的對外直接投資不管從絕對量來看還是相對量來看都經歷了較快的增長。

產業結構的測度方法較多，較常用的包括三次產業產值占GDP總值的比重、三次產業的就業比重、霍夫曼工業指數以及產品高加工度等。本文選用三次產業所吸納的勞動力比重作為這一指標進行衡量，更具體的是選用第二、三次產業就業的比重來衡量產業結構的程度。由圖2可以看出，天津市的第二、三次產業的就業人數持續緩慢上升，第二、三產業就業占比也一直處于高位且緩慢上升。具體來看，天津市第二、三次產業的就業絕對人數在2003年為283.79萬人，之后緩慢上升，至2010年達到312.85萬人，在2011年出現快速增加，達到378.04萬人，此后兩年仍較快增長，分別達到414.96萬人和438.87萬人；天津市第二、三次產業的就業人數占比處于高位的同時也呈現出持續增長的趨勢，在2003年這一比例已經達到99.49%，2008年達到 99.64%，之后出現小幅下降，在2009年為99.63%，在2010年恢復到99.65%的水平，在之后三年出現快速上漲，在2011年快速增長到99.78%，之后兩年仍有不小幅度上漲，達到99.81%和99.82%。這說明天津市的產業結構處于持續優化過程中，單就就業結構這一測度指標而言，已經處于較高水平。

圖1 天津市對外直接投資（OFDI）存量及占全國的比重

圖2 天津市第二、三次產業就業人數及其占三次產業就業人數比重

四、變量描述、模型建立及結果分析

根據已有相關研究，影響一地區產業結構變化的因素多種多樣，但綜合起來主要由以下幾個方面的因素：需求結構、技術進步、國際貿易以及國際投資等因素。

（一）變量描述

需求結構因素。需求結構的變動會通過收入水平的變動和需求總量的變動兩個方面影響產業結構的變動。首先，按照微觀經濟學的經典理論，經濟的發展會影響收入，收入水平的高低會影響消費者的需求結構。所以，不同的收入水平通過影響消費者的需求結構，進而會影響一地區的產業結構；其次，按照“配第——克拉克定理”，伴隨著經濟的發展，會引起就業人員由農業向工業進而向商業轉移。而經濟的發展，必然伴隨著經濟總量的增長，所以經濟總量（總量需求）的變動也會直接反映就業結構（產業結構）的變動。在此選取2003-2013年天津市“城鎮居民消費性支出總額”作為這一因素的代理變量，用AD表示。

技術進步因素。關于技術進步對于產業結構優化的影響最明顯的是歷次工業（科技）革命對于各國產業結構的沖擊與重構。此外，之前大量的實證研究也表明技術進步會促進產業結構的變遷，黃茂興、李軍軍（2007）認為：通過技術選擇和合理的資本深化，能夠促進產業結構升級，提升勞動生產率，實現經濟迅速增長。在此選取2003-2013年天津市財政支出中的“科學技術支出”作為科技進步因素的代理變量，用RD表示。

國際貿易因素。國際貿易對于產業結構的影響，可以通過多種途徑實現。首先，基于要素稟賦或者比較優勢開展的國際貿易隨著專業化程度的不斷加深，會進一步提高勞動生產率，提高產品的復雜度，使產業結構得以優化；其次，國際貿易在引起要素流動的同時促進了技術等無形標的的擴散，進而通過技術通道引起產業結構的變化；再次，國際貿易促進了要素的流動，改變了貿易國的初始要素稟賦 （盡管這種改變可能需要長期過程），進而改變一地區產業結構。在此選取2003-2013年天津市“按經營者單位所在地分貨物出口總額”作為代理變量，用IE表示。

國際投資因素。在此強調國際直接投資。而國際直接投資又分為外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）。關于國際直接投資對于產業結構的影響，經濟學的研究人員做了較多工作，認為外商直接投資會為東道國提供資本、技術的要素，促進產業結構調整，同時由于外商直接投資的目的不同，所產生的效應也會不同，外商直接投資還可以通過影響一地區的貿易結構、總需求來影響這一地區的產業結構。外商直接投資數據在此選取2003-2013年天津市“實際利用外商直接投資金額”作為代理變量，用FDI表示。

關于對外直接投資對于產業結構的影響是本文關注的主要內容。據相關研究，對外直接投資對于產業結構的影響機理主要是通過對外直接投資的四大動機來進行說明，通過資源尋求型的來獲得資源稟賦，通過市場尋求型來擴大市場需求，效率尋求型則通過逆向技術溢出來獲得新技術，通過戰略資產尋求型來獲得關鍵性要素或者無形資產來改變母國的產業結構。在此選用2003-2013年天津市“對外直接投資凈額”，也即對外直接投資流量作為代理變量，用OFDI表示。

其中，為了單位盡可能一致，將 IE、FDI、OFDI 三個指標按照歷年人民幣兌美元匯率平均價格進行了折算，折算成以人民幣計價。

如上文所提到的，關于產業結構的測度方法很多，按照 “配第——克拉克定理”的基本思想，用一地區的就業結構來表示一地區的產業結構，尤其是二、三次產業所吸納的勞動力比例往往更具代表性，本文選用天津市歷年的二三次產業就業人數占天津市就業人數的比重來對產業結構進行表示，用 IS（IndustrialStructure）表示。

（二）模型建立及結果分析

本文利用stata12.0對上述時間序列數據進行分析。首先進行單位根檢驗，判斷數據是否平穩；然后進行格蘭杰因果檢驗，檢驗變量之間是否存在格蘭杰因果關系；最后進行協整檢驗，判斷變量之間是否存在長期的均衡關系，若是，則建立反映長期關系的誤差修正模型。在進行分析之前首先將變量進行對數化處理，以確保變量的平穩性和減小各變量的異方差。

單位根檢驗的方法較多，較為常用的有ADF檢驗、PP檢驗以及DF-GLS檢驗，本文中分別選用ADF檢驗以及PP檢驗進行驗證，檢驗結果如表2所示：

由表2可知，各變量的對數形式在5%的水平下均存在單位根，并不平穩；我們考慮進行一階差分，在進行一階差分之后，各變量均在5%的水平下顯著。這說明各變量均一階單整，可以進行格蘭杰因果分析。表3匯報了各一階差分變量之間的格蘭杰因果檢驗結果。

本文中分別選用了各變量的一階滯后項和二階滯后項來驗證變量之間是否存在格蘭杰因果關系。表3表明，兩個關鍵變量Δlnis和Δlnofdi之間的P值均大于 10%，Δlnis不是 Δlnofdi的格蘭杰因；同時，Δlnofdi也不是Δlnis的格蘭杰因，這說明天津市的對外直接投資和產業結構升級之間并不存在格蘭杰因果關系。對Δlnis是否為Δlnad之間的格蘭杰因果關系進行檢驗，在滯后一階時P值為0.0304、滯后二階時為0.0001；反之，滯后一階和滯后二階時的P值均大于10%，這表明Δlnis是Δlnad的格蘭杰因，而Δlnad并非Δlnis的格蘭杰因，也即天津市產業結構的升級是總需求的格蘭杰因，但總需求卻并非產業結構升級的格蘭杰因。Δlnis與Δlnrd的格蘭杰因果檢驗的一階滯后項P值均大于10%，在二階滯后項中有一項P值小于10%但大于5%，我們認為這兩個變量之間并不存在格蘭杰因果關系，也即天津市產業結構升級與科學技術支出之間并不存在格蘭杰因果關系。Δlnis與Δlnie之間的格蘭杰因果檢驗結果中一階滯后項和二階滯后項P值均大于10%，這說明這兩者之間并不存在格蘭杰因果關系，也即天津市的產業結構升級與出口之間不存在格蘭杰因果關系。Δlnis與Δlnfdi之間的格蘭杰的因果檢驗結果顯示：當檢驗Δlnis是否為Δlnfdi的格蘭杰因時，滯后一階和滯后二階的P值分別為0.4346和0.2925，均大于10%的水平，這說明Δlnis并非Δlnfdi的格蘭杰因，也即天津市的產業結構升級并不是外商直接投資的格蘭杰因；當檢驗Δlnfdi是否為Δlnis的格蘭杰因時，滯后一階和滯后二階的P值分別為0.0171和0.0712，均小于10%，這說明Δlnfdi是Δlnis的格蘭杰因，也即天津市的外商直接投資是產業結構升級的格蘭杰因，這與大量文獻的研究結果相一致。需要說明的是格蘭杰因果關系并非經濟意義上的因果關系，其僅僅表明變量之間在時間上的先后順序，所以當Δlnis和Δlnofdi這兩個主變量之間不存在因果關系時，并不能說明Δlnis和Δlnofdi之間不存在其他的關系，也即天津市的對外直接投資與產業結構升級之間不存在這顯著的格蘭杰因果關系并不能否定兩者之間存在著其他的關系，為此我們對兩者之間的長期關系進行協整檢驗，來觀察天津市的對外直接投資與產業結構升級是否存在長期的均衡關系。

表1 變量描述匯總

表2 單位根檢驗結果匯總

表3 格蘭杰因果檢驗結果匯總

關于長期關系的檢驗，常用方法有協整檢驗和跡檢驗，相比較而言，協整檢驗運用更加廣泛，跡檢驗則相對更加精確一些，但是由于跡檢驗對于方程的變量選取以及滯后項的選擇有著嚴格的要求，所以我們在此選用更加常用的協整檢驗對對外直接投資與產業結構升級進行協整檢驗。通過協整檢驗，我們判斷兩者之間是否存在這長期的協整關系，若存在協整關系，我們建立誤差修正模型，據此，匯報結果如表4所示。

表4 協整檢驗及誤差修正模型結果

由表4可以看出，通過協整檢驗的F統計量及P值來看，F檢驗值為 120.22，P值為0.0000，這說明兩者通過了協整檢驗，兩者之間存在著長期均衡關系，可以建立誤差修正模型來分析兩者之間的關系；進一步看誤差修正模型，模型中 R2為 0.9993，調整后的Adj-R2為0.9971，這說明誤差修正模型整體的擬合效果很好，通過F檢驗及P值來看，F檢驗值為 460.28，P 值為 0.0022，這說明誤差修正模型整體相當顯著。據此，我們建立誤差修正模型如式（1）所示：

通過誤差修正模型可以看出，Δlnofdi與Δlnis之間存在著顯著地正向相關關系，通過了5%的顯著水平檢驗，也就是說天津市的對外直接投資對于天津市的產業結構升級具有正向的促進作用，天津市對外直接投資每增加1%將會促進天津市的產業結構升級0.00285%。除此之外，我們還發現天津市的科學技術支出、出口數量以及外商直接投資都會對天津市的產業結構升級產生正向的促進作用，而且這種促進作用很顯著；但總需要求的擴張卻對產業結構升級并不能產生正向的促進作用，相反，可能產生消極的作用。

五、結論

我們通過利用天津市2003-2013年的相關數據，通過格蘭杰因果檢驗、協整檢驗以及建立誤差修正模型發現，天津市的產業結構升級與對外直接投資之間并不存在顯著的格蘭杰因果關系，也即不能認定天津市的產業結構升級以及對外直接投資之間存在著顯著的時間上的先后關系；但通過檢驗發現，兩者存在著顯著的協整關系，也即兩者之間存在著長期均衡關系，接著我們建立了反映兩者之間長期均衡關系的誤差修正模型，通過模型，我們發現天津市的對外直接投資對于天津的產業結構升級產生了顯著的正向促進作用，同時，我們發現：天津市的財政支出中的科學技術支出的增加、出口數量的增長以及外商直接投資的增加都對天津的產業結構升級產生顯著的正向促進作用，但天津市城鎮消費性支出的總額的擴張并不能促進天津市的產業結構升級。

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