中國雙向FDI對產業結構升級的影響效應分析

■ 劉燦妍 賈 媛（暨南大學經濟學院 廣州 510632）

引言

改革開放以來，中國相繼推出了“走出去”和“引進來”的發展戰略，在吸引外資和對外投資兩方面都取得了顯著的成就。自1993年起至今，中國一直保持著吸收外資最多的發展中國家的記錄；而2013年，中國對外直接投資流量突破一千億美元大關，蟬聯全球第三大對外投資國。1982年，外商直接投資（IFDI）和對外直接投資（OFDI）占全球比重僅為 0.74%和0.16%，占發展中國家比重也僅為1.63%和1.65%。但到了2012年，中國利用外商直接投資IFDI已達1210.8億美元，占全球比重8.96%，占發展中國家比重達17.2%，是全球外資流入量最大的發展中國家；同年對外直接投資OFDI已達 842.2億美元，占全球比重6.1%，占發展中國家比重達19.7%（數據來源：聯合國貿易與發展委員會）。圖1反映了我國自2003-2013年外商直接投資（IFDI）和對外直接投資（OFDI）的流量變化情況。

在中國過去三十多年經濟飛速發展的歷程中，毫無疑問國際投資扮演了重要角色。隨著經濟全球化和一體化的進程不斷加速，吸引外商直接投資可以為東道國帶來資金、技術、先進的管理經驗等，而通過對外投資也有利于一國實現資本國際化流動和全球化資源配置。不論是作為東道國還是母國，國際直接投資均能促進產業分工和要素的合理配置，從而對一國的產業結構產生影響。作為保持良好經濟發展勢頭的發展中國家，以及經濟實力的不斷增強，目前無論是吸引外商直接投資還是對外直接投資，中國都具有舉足輕重的地位。在此背景下，有必要將兩者作為一個有機整體進行分析，探索雙向FDI對中國產業結構升級的影響機制，從而為建設創新型國家服務。

文獻綜述

目前的文獻主要是從獨立的角度出發，即單獨探討外商直接投資（IFDI）與東道國產業結構升級，對外直接投資（OFDI）與母國產業結構升級的關系。

（一）外商直接投資與東道國產業結構升級

理論方面，IFDI對東道國產業結構的影響機制主要是從微觀層面和宏觀層面進行分析。微觀上，FDI通過企業間的外溢效應、關聯效應和競爭效應影響東道國的產業結構升級；宏觀上，FDI通過影響東道國的市場結構、供需結構、出口結構進而影響產業結構調整。

實證方面，王洛林等（2000）通過對全球500強在華投資項目的研究，發現這些大型外企的投資有助于中國產業結構的提升。張琴（2012）選取1983-2007年外商投資數據，發現第二、三產業在國民經濟中的比重會隨著外商直接投資的增加而增加，此外，外商直接投資對第二、三產業的影響比間接投資更加顯著。張宇和蔣殿春（2013）從外資進入對中國能源消耗的影響這一問題出發，發現外商企業的入駐并未導致中國產業結構向高能耗行業轉移。王靜（2014）以1999-2009年全國30個省（市）的市場化指數作為門限變量，實證檢驗外資進入程度對各地區產業結構優化升級的門限效應，結果顯示市場化程度越高，外資進入越有利于對產業結構優化升級。

（二）對外直接投資與母國產業結構升級

關于OFDI與產業結構升級的理論研究最早可追溯到Raymond Vernon（1966）的產品生命周期理論、Buckley和Casson（1976）的內部化理論、Dunning（1977）的生產折中理論和小島清（1978）的邊際產業擴張等經典理論。基于上述理論基礎，20世紀90年代起學者們開始關注對外直接投資與母國產業結構升級的實證研究。Cantwell和Tolentino（1990）基于對發展中國家對外直接投資的產業分布和地理分布變化路徑的研究，提出了技術創新和產業升級理論。國內對OFDI的研究主要集中在中國加入世貿組織之后，這與中國的實際情況也比較相關。馮春曉（2009）以及潘穎和劉輝煌（2010）根據1990-2007年的數據分析，認為對外直接投資短期內不能促進產業結構升級，而從長期來看可以促進產業結構升級。湯婧和于立新（2012）運用我國2003-2009年間7大對外直接投資行業的數據，證明與國內產業結構優化調整的關聯度最高的是信息傳輸、計算機服務，最低的是租賃和商務服務業。王英（2012）對我國對外直接投資的宏觀績效進行相對評價，發現在2008年之前我國OFDI呈現上升態勢，且與其自身的上升勢頭相匹配，而在2009年我國OFDI表現不佳，投資增長未能促進相應的產業結構升級。

圖1 2003-2013年中國IFDI和OFDI流量變化圖

目前的相關實證分析文章主要是從單獨的視角進行分析，而本文正是從聯合的角度出發，因為中國不僅是吸收外資的大國也是對外投資的大國，所以有必要將兩者作為一個有機整體，研究雙向FDI與產業結構升級的傳導路徑。

表1 面板單位根檢驗結果

表2 Pedroni面板協整檢驗結果

表3 模型（2）、（3）的回歸結果

實證分析及結果

（一）實證模型構建

錢納里經典的“標準結構”產業變動模型適用于不同經濟發展水平，其模型設定如下：

其中，H是產業結構的發展水平，Y為國內生產總值，N表示人口總數，T是時間趨勢，F表示資源和生產要素的流動。本文試圖分析對外直接投資和外商直接投資雙因素對產業結構發展水平的影響，于是在該經典模型基礎上，用IFDI、OFDI分別占GDP比率代替因子F。鑒于中國對外直接投資的歷史不長，時間跨度較小，因此，在分析中將忽略時間趨勢對模型的影響，故去除模型中虛擬變量 ∑δiTi項。為防止各變量數據產生較大的波動性，我們選擇對變量取自然對數。基于面板數據分析，所以修改后的計量模型可以表示為：

（二）變量選擇和數據來源

1.被解釋變量。關于定量產業結構水平的方法有多種，目前無一致意見。國內外學者關于產業結構優化的研究主要集中在兩個方面：產業結構的升級化和高度化。

產業結構的升級化一般主要表現為勞動生產率的提高，本文從質的角度選用作為衡量指標。其中，Li為各產業的勞動生產率，用各產業增加值比上各產業就業人數來表示；P為各產業增加值占GDP的比重。

產業結構的高度化是指隨著經濟技術水平的提高，生產要素向產出效率較高的生產部門流動，進而推動高效益產業部門的比重不斷增大，產業結構的重心向高層次產業進行轉移。根據各國產業結構變遷的發展規律來看，隨著經濟生產水平的提高，產業重心逐步由第一產業向第二產業轉換，進而向第三產業轉換。本文從量的角度選用H2作為衡量指標，H2i=(Y3it/Yit)*3+(Y2it/Yit)*2+(Y1it/Yit)*1。其中，Y1、Y2和Y3分別為第一、二和三產業的產值。在指標設計中給第三產業賦值最大，第一產業賦值最小，1≤H2≤3 。如果H2越接近1，表明第一產業的產值比重越大，國民經濟的農業化產出特征越明顯；如果H2越接近于3，表明第三產業在國民經濟中的貢獻越突出，服務業經濟特征越明顯；如果H2接近于2，產業結構層次介于中間層次，表明國民經濟具有工業型經濟特征。

2.解釋變量。選擇外商直接投資IFDI和對外直接投資OFDI占GDP比率，是為了保持模型中各變量的可比性，還可以消除通貨膨脹等因素產生的影響，同時也可剔除地區經濟規模大小的影響。在錢納里標準結構模型中，總人口數量即作為重要的解釋變量，而在本文中采用就業人員總數，因為非就業人員不能作為經濟結構中投入的勞動力要素。

3.數據來源。本文基于中國各省市的區域面板數據對雙向FDI影響產業結構水平的作用進行回歸分析，基于中國對外直接投資統計制度建立較晚，僅有2003年以后的地區對外直接投資數據，而部分變量2013年的地區數據尚未獲取，因此本文選擇2003-2012年的中國省級區域數據做面板實證研究。同時將西藏、貴州和海南三個省區剔除，因為這些省份的對外直接投資起步較晚，數據缺失。本文研究的東部地區包括北京、天津、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、遼寧、山東和河北這10個省市；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆10個省市。

文中H1和H2指標中所用數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》，對外直接投資數據主要來源于商務部公布的《對外直接投資統計公報》，Y采用以2003年價格和匯率為不變價的真實值。

（三）實證結果分析

1.面板單位根檢驗。因為宏觀數據的非平穩性，有必要在估計面板數據回歸之前對其進行單位根和協整檢驗。面板數據單位根檢驗可分為同質面板假設檢驗和異質面板假設檢驗。由于中國各個地區經濟發展不平衡，相應的投入要素稟賦也不相同，導致不同地區的生產方式也不盡相同。因此認為本文函數中的各變量的面板數據屬于異質單位根過程，主要采用ADF檢驗。原假設是存在單位根的，即滿足原假設的面板數據是非平穩的。模型中變量以及其一階差分的檢驗結果如表1所示。從表1可以看出，除了變量lnH2在1%水平上拒絕原假設外，其他變量在10%的顯著水平上基本都是非平穩序列。但是所有變量一階差分是平穩的，因此可以認為，在1%的顯著水平上5個變量均滿足一階單整性。

2.協整檢驗。如果面板數據存在協整關系，則說明變量之間存在長期的均衡關系，這為本文研究雙向FDI和產業結構水平的關系奠定了基礎。Pedroni（1999）提出了兩類基于殘差的檢驗，即組類檢驗和組間檢驗，并在動態多元面板回歸條件下給出了7種基于殘差的面板協整檢驗，原假設是沒有協整關系，允許異質面板存在。采用該方法檢驗變量間的協整關系，其中主要依據Panel ADF-Stat 和Group ADFstat 統計量作為標準，結果如表2所示。

從表2結果可知，兩個主要的統計量Panel ADF（組內）和Group ADF（組間）均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明變量之間存在協整關系。所以產業結構水平和對外直接投資、外商直接投資、產業就業總人數之間存在長期的穩定關系，即其面板估計不存在偽回歸問題。

3.估計方法選擇與實證結果。本文采用靜態估計方法進行面板回歸處理，根據Huasman檢驗結果，本文選用了固定效應模型進行估計，回歸結果如表3所示。

根據回歸結果可知，長期來看，在全國層面上IFDI對產業結構升級化和高度化均無明顯的彈性效應；在區域層面上，IFDI對產業結構升級化沒有作用，但對產業結構高度化有促進作用。東中西部的彈性效應依次為0.018、0.006、0.004，呈遞減趨勢，即IFDI每增加1%，產業結構高度化水平將提升0.018%、0.006%、0.004%。OFDI對產業結構升級化和高度化的影響趨勢在全國層面和區域層面上大體相同，基本表現出明顯的促進作用，但東部OFDI對產業結構高度化的影響除外。中國勞動力要素投入的增加對產業結構升級化和高度化指標的影響效應為負，這是因為中國現有的勞動人口的平均素質不高，中國的大量低層次產業仍然大量依賴人口紅利的優勢而生存?？傮w來看，中國各地區經濟差異較大，東部沿海地區具有明顯的外向型經濟特征，對外直接投資起步發展也較早，而中西部地區對外直接投資發展局限較大。

政策建議

針對上述研究結論，本文提出如下建議：

（一）因地制宜且合理引導IFDI和OFDI投向

FDI在東部地區的存量已經達到相當規模，因此，在審核外資的進入時，要把對質量的考核放在首要位置。對資本密集型、技術密集型等溢出效應強的FDI，政府應該給予鼓勵，尤其要加大力度支持和吸引大型跨國公司的研發中心的入駐。中西部地區的經濟發展水平相對落后，優勢在于豐富的資源儲備，廉價的土地、勞動力以及優惠政策，需要各方力量支持以發揮FDI對該地區提升創新能力的推動作用。就OFDI而言，東部地區最早實行改革開放，經濟水平高，外向型經濟發達，同時企業在海外市場拓展方面有更加成熟的經驗，是目前我國對外直接投資的“領頭羊”。中部地區雖然與國外經濟的聯系不如東部地區緊密，但是近年來東部地區有不少產業向西部地區轉移，是中部地區發展的大好機會。所以中部地區要把握這一發展契機，利用這一跳板有策略地實施海外擴展活動。西部地區雖然經濟發展相對落后，但大部分省份擁有與其他國家接壤的地緣優勢，長期以來有著比較緊密的雙邊或多邊經濟文化交流。所以西部省份應該充分利用地緣優勢，可以先向接壤或鄰近的國家開展對外直接投資，等積累了一定的經驗和實力后再向世界其他地區拓展。

（二）加強對企業“走出去”的管理和支持力度

目前中國的保障力度還不夠,管理方面的問題主要表現為：行政審批程序繁瑣、多頭管理、對海外企業監管不力；制度方面的問題表現為：法律法規體系、雙邊多邊投資保護機制、保險制度不健全等。對外直接投資是高層次的投資活動，其管理難度大、影響因素多、技術要求高。為了更好地引導對外直接投資的發展，充分發揮對外直接投資對經濟發展的促進作用，政府部門需要盡其所能，推進政策指導、規范法律建設、實施稅收優惠等措施，為對外直接投資創造良好的環境。

（三）科教興國

第三次全國工業普查公告顯示：在鄉及鄉以上的工業企業中，管理人員占到10.6%，工程技術人員占60%，服務及其他人員占12.7%，工人和學徒占70.7%；在工業企業的勞動力總數中，5.7%的具有大專文化程度，34.1%具有高中、技工、中專文化程度，60.2%的是初中以下文化程度?？梢钥闯鰟趧恿λ刭|相對較低的現象在中國第二產業的企業中普遍存在。因此，政府要加大在教育方面的財政扶持力度，合理分配教育資源，提高勞動力整體素質。

1.王洛林，江小涓，盧圣亮.大型跨國公司投資對中國產業結構、技術進步和經濟國際化的影響[J].中國工業經濟，2000（4）

2.張琴.國際產業轉移對我國產業結構的影響研究—基于1983-2007年外商直接投資的實證分析[J].國際貿易問題，2012（4）

3.張宇，蔣殿春.FDI、環境監管與能源消耗：基于能耗強度分解的經驗檢驗[J].世界經濟，2013（3）

4.王靜.FDI促進中國各地區產業結構優化的門限效應研究[J].世界經濟研究，2014（3）

5.馮春曉.我國對外直接投資與產業結構優化的實證研究— 以制造業為例[J].國際貿易問題，2009（8）

6.潘穎，劉輝煌.中國對外直接投資與產業結構升級關系的實證研究[J].統計與決策，2010（2）

7.湯婧，于立新.我國對外直接投資與產業結構調整的關聯分析[J].國際貿易問題，2012（11）

8.王英.基于產業結構優化的我國OFDI宏觀績效評價[J].世界經濟研究，2012（4）