中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系研究
——基于“海上絲綢之路”戰(zhàn)略

黃　迪　胡麥秀

(上海海洋大學(xué)，上海　201306)

0　引言

近年來，我國經(jīng)濟(jì)增速放緩，總體需求不足，產(chǎn)業(yè)間的供求矛盾日益凸顯，特別是傳統(tǒng)制造業(yè)，如鋼鐵、電解鋁等高排放、高消耗行業(yè)存在嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩問題。為了緩解當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)形勢，2013年10月，習(xí)近平總書記出訪東盟，提出了建設(shè)21世紀(jì)“海上絲綢之路”的倡議，該倡議通過互聯(lián)互通項(xiàng)目，帶動(dòng)沿線國家的消費(fèi)與投資，創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會，增加過剩產(chǎn)品的需求，進(jìn)一步推動(dòng)沿線國家發(fā)展戰(zhàn)略的對接與耦合，為中國企業(yè)“走出去”提供更廣闊的市場空間。

“海上絲綢之路”倡議為中國的對外直接投資創(chuàng)造了便利條件，對促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有一定的影響。近年來，關(guān)于中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級這一問題，學(xué)界早已進(jìn)行了前瞻性探討。

就對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系而言，學(xué)者從不同角度，運(yùn)用不同方法進(jìn)行分析，結(jié)果呈現(xiàn)出一定差異。一方面，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為對外直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有積極促進(jìn)作用，如賈妮莎、申晨[1]利用馬氏距離匹配法對制造業(yè)企業(yè)的對外直接投資行為進(jìn)行了分析，實(shí)證結(jié)果顯示，中國企業(yè)的對外直接投資促進(jìn)了中高端技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級；肖黎明、趙剛[2]、王靜[3]等學(xué)者從技術(shù)創(chuàng)新角度進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為中國對外直接投資可以通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級；部分學(xué)者在“一帶一路”倡議背景下進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)中國通過不斷改變投資增量的空間流向，實(shí)現(xiàn)了在全球范圍的重新布局，從而帶動(dòng)了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(丁志帆、孫根緊[4]、金芳[5])。另一方面，也有少數(shù)學(xué)者通過分析得出，對外直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用不明顯，甚至?xí)鹱璧K作用。如楊英、劉彩霞[6]運(yùn)用VAR模型對中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)中國對該區(qū)域的直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響不顯著。范歡歡、王相寧[7]利用自回歸分布滯后模型對對外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行了分析,并將中國與日、韓、美在對外投資規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上進(jìn)行比較，最終得出對外直接投資不能提升我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的結(jié)論。姜甘偉[8]利用1978—2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析,認(rèn)為對外直接投資是我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化升級的原因,但是目前作用有限。

雖然學(xué)界對中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究，但鮮少有學(xué)者結(jié)合當(dāng)前熱點(diǎn)，對直接投資與三次產(chǎn)業(yè)的具體關(guān)系進(jìn)行分析。

迄今為止，“海上絲綢之路”倡議的實(shí)施已有4年，對于該倡議是否對中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有積極促進(jìn)作用，是否需要國家繼續(xù)推行該項(xiàng)倡議，需要以學(xué)者的研究成果作為參考依據(jù)。本文將在“海上絲綢之路”倡議背景下，運(yùn)用VAR模型，研究中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系，并構(gòu)建回歸方程，分析中國對該區(qū)域沿線國家的投資如何影響中國三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。基于上述實(shí)證結(jié)果得出相關(guān)結(jié)論，以期為中國政府進(jìn)行決策提供參考。

1　中國對“海上絲綢之路”沿線國家的投資概況

“海上絲綢之路”倡議吸引了沿線諸多國家參與，根據(jù)中國高層在該區(qū)域外交所涉及的國家，同時(shí)參考中國與該區(qū)域沿線國家經(jīng)濟(jì)交往的密切程度，將研究范圍分為四類，即東盟國家、南亞國家、海灣國家和非洲沿海國家。剔除數(shù)據(jù)缺失的國家，最終將研究對象定為東盟十國，南亞七國(斯里蘭卡、馬爾代夫、孟加拉國、阿富汗、巴基斯坦、印度、尼泊爾)，海灣六國(阿聯(lián)酋、阿曼、巴林、卡塔爾、科威特、沙特阿拉伯)和非洲沿海五國(埃及、肯尼亞、塔桑尼亞、莫桑比克、南非)。

數(shù)據(jù)來源：2004—2015年《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》

圖1中國對“海上絲綢之路”沿線國家的投資規(guī)模

自“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議實(shí)施以來，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資增長迅速(見圖1)。2004年，中國在該區(qū)域的投資存量為12.3億美元(數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，并進(jìn)行相關(guān)運(yùn)算)，投資流量為2.4億美元，分別占存量總額和流量總額的2.75%、4.39%。2015年，中國在該區(qū)域的投資規(guī)模大幅度增長，其中投資存量達(dá)887.82億美元，較2004年翻了72倍有余，占存量總額的16.69%，年均增長率為47.5%，投資流量創(chuàng)歷史新高，為186.15億美元，較2004年翻了77.56倍，占流量總額的12.78%，年均增長率為48.45%。

中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資具有一定的空間差異性。近年來，中國在該區(qū)域的投資半數(shù)以上集中在東盟國家。2004年，中國在東盟的投資存量為9.56億美元，投資流量為1.96億美元，分別占當(dāng)年中國在該區(qū)域投資的77.65%、81.23%。2015年，中國在東盟的直接投資規(guī)模持續(xù)上升，投資存量和流量占比依舊居高，分別為70.6%和78.5%。可見，東盟在“海上絲綢之路”沿線區(qū)域占據(jù)重要地位。南亞國家、海灣國家及非洲沿海國家在沿線總投資規(guī)模中占比較小，但在“走出去”戰(zhàn)略及“一帶一路”倡議的推動(dòng)下，上述區(qū)域的經(jīng)濟(jì)地位日益上升，投資占比逐漸增加。

上述分析表明，“一帶一路”倡議的實(shí)施，為中國企業(yè)指明了投資方向，開拓了投資空間，實(shí)實(shí)在在地推動(dòng)了中國在該沿線區(qū)域的直接投資。在中國工業(yè)產(chǎn)能過剩、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟需轉(zhuǎn)型升級的時(shí)代背景下，中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資不僅帶動(dòng)了東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，還緩解了中國現(xiàn)今面臨的眾多經(jīng)濟(jì)難題，對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也有一定的影響。故本文將中國在“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資列為分析對象之一具有重要意義。

2　中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展概況

近年來，在“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議的推動(dòng)下，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大變化，如圖2所示。

數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局

圖22004—2015年中國三次產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重

由圖2可知，2004—2015年，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)的“二三一”產(chǎn)業(yè)型逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭弧碑a(chǎn)業(yè)型，說明中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正朝合理化方向發(fā)展。這期間，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)具有如下特點(diǎn)：

第一，第一產(chǎn)業(yè)增加值占國民經(jīng)濟(jì)的比重呈下降趨勢，且在三次產(chǎn)業(yè)中占比最低，基本維持在9%左右。2004年，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為20 904.3億元(數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局，并進(jìn)行相關(guān)運(yùn)算)，占國民經(jīng)濟(jì)總量的12.9%，就業(yè)人數(shù)占比為46.9%。2015年，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加到60 862.1億元，較2004年翻了近3倍，但在國民經(jīng)濟(jì)中的占比僅為8.8%；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的年均增長率為-3.42%，同期就業(yè)人數(shù)比重降至28.3%，同2004年相比下降了18.6%。

第二，第二產(chǎn)業(yè)增加值在國民經(jīng)濟(jì)中的占比呈現(xiàn)出先升后降、再升再降的波動(dòng)態(tài)勢。2013年之前，該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比一直保持在45%以上，在三次產(chǎn)業(yè)中位居首位。2013年，該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占比重跌至44%，首次低于第三產(chǎn)業(yè)，位列第二。2015年，我國第二產(chǎn)業(yè)增加值為282 040.3億元，較2004年(74 286.9億元)翻了近3.8倍，但占國民經(jīng)濟(jì)總量的比重僅為40.9%。2004—2015年，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的年均增長率為-1.04%，該產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口的比重也增長至29.3%，較2004年增長了6.8%。

第三，第三產(chǎn)業(yè)增加值在國民經(jīng)濟(jì)中的占比處于持續(xù)上升態(tài)勢。2004年，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占比重為41.2%，2013年達(dá)到46.7%，首次超過第二產(chǎn)業(yè)，位居第一，這意味著我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨完善。2015年，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值首次達(dá)到國內(nèi)生產(chǎn)總產(chǎn)值半數(shù)以上，為346 149.7億元，較2004年翻了5倍有余，占比達(dá)到50.2%。2004—2015年，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的年均增長率為16.2%，就業(yè)人口比例由2004年的30.6%上升至2015年的42.4%，增長了11.8%。

除了上述三次產(chǎn)業(yè)的調(diào)整外，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級還包括各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，尤以第二三產(chǎn)業(yè)最為典型。

第二產(chǎn)業(yè)中，輕工業(yè)所占比重下降，重工業(yè)所占比重上升。2004年，登記在冊的輕工業(yè)(規(guī)模以上)企業(yè)數(shù)目占總體比重的44.7%，重工業(yè)企業(yè)占比為55.3%，2015年，輕工業(yè)企業(yè)數(shù)目所占比重降為40.9%，而重工業(yè)企業(yè)數(shù)目所占比重則升為59.1%。目前，工業(yè)中一般加工制造業(yè)(紡織業(yè)、煤礦采選業(yè)等)的比重有所下降，而以電子及通信制造業(yè)為代表的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比重逐漸上升，工業(yè)結(jié)構(gòu)正逐步由勞動(dòng)密集型、資本密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，帶動(dòng)了第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

第三產(chǎn)業(yè)中，在傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)持續(xù)發(fā)展的同時(shí)，金融保險(xiǎn)、房地產(chǎn)、文化、教育等行業(yè)也得到了迅速發(fā)展。其中，金融業(yè)增加值由2004年的4.1%增長至2015年的8.5%，年均增長率為6.74%；房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展迅速，在第三產(chǎn)業(yè)中的比重持續(xù)上升，2015年占比為6.1%，較2004年上升了1.7%。傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)中，住宿餐飲業(yè)及交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)的增加值則呈現(xiàn)下降趨勢，2015年增加值占比為1.8%、4.4%，與2004年相比各下降了0.5和1.4個(gè)百分點(diǎn)，年均增長率分別為-2.2%和-2.48%。新興服務(wù)業(yè)的持續(xù)發(fā)展，推動(dòng)了第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級。

上述分析表明，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正在不斷往優(yōu)化方向發(fā)展，即便如此，我國的產(chǎn)業(yè)發(fā)展依舊面臨著工業(yè)產(chǎn)能過剩，勞動(dòng)力資源短缺，空間發(fā)展不平衡等問題。在中國步入21世紀(jì)初始階段，21世紀(jì)“海上絲綢之路”的提出，無疑是帶動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)循序漸進(jìn)轉(zhuǎn)型的重要力量。

3　模型的構(gòu)建

考慮到對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系，沒有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)理論作為支撐，而VAR模型中變量之間的關(guān)系并不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，是一種非結(jié)構(gòu)化的模型，故本文選用VAR模型進(jìn)行分析具有一定的合理性。

3.1　模型說明

VAR模型即向量自回歸模型，該模型最初由Sims于1980年提出。VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)，以及分析隨機(jī)擾動(dòng)對變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，該方法通過把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而回避了結(jié)構(gòu)化模型的需要。本文將運(yùn)用VAR模型對中國對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。VAR模型的一般形式為

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+ζt

上式中，yt為k維內(nèi)生變量，xt為d維外生變量，Ai,…,Ap和B為待估計(jì)參數(shù)，ζt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2　變量的選擇

基于上述分析，本文主要涉及兩類分析變量，分別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)與對外直接投資指標(biāo)。本文基于經(jīng)濟(jì)意義及數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇適當(dāng)?shù)暮饬恐笜?biāo)進(jìn)行分析。

在變量的選擇中，首先確定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的衡量指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級實(shí)質(zhì)上體現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)朝著優(yōu)化方向發(fā)展的基本態(tài)勢。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低級形態(tài)向高級形態(tài)轉(zhuǎn)變的過程或趨勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要原因是技術(shù)進(jìn)步和比較優(yōu)勢的變化。技術(shù)水平低、勞動(dòng)力資源和自然資源比較豐富的國家，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必然處于較低層次。但是，隨著技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，要求對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，并在條件成熟的情況下，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。中國學(xué)者通常采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重(x2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重(x3)來刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化。本文產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)(R)選用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重(x2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重(x3)之和來衡量，即R=x1+x2。R數(shù)值越大，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越往優(yōu)化方向發(fā)展。

衡量對外直接投資的指標(biāo)包含兩個(gè)，分別是對外直接投資流量和對外直接投資存量。對外直接投資流量指境內(nèi)投資主體對外直接投資額中扣除反向投資額后的凈額，當(dāng)期對外直接投資流量簡稱流量，對外直接投資累計(jì)流量簡稱存量。對于直接投資變量的選取，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級是對外直接投資長期累積的結(jié)果，年度對外直接投資流量并不一定能夠推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，故本文選取對外直接投資存量(ofdi)作為VAR模型中的分析變量。

4　模型估計(jì)及結(jié)果分析

本文使用EVIEWS8.0作為分析工具。此外，在對變量進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，采用它們的對數(shù)形式來考察，因?yàn)椴捎盟鼈兊膶?shù)形式可以消除可能存在的異方差。本文選取2004—2015年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)(R)與對外直接投資存量(ofdi)指標(biāo)的自然對數(shù)形式(lnR、lnofdi)進(jìn)行分析。

4.1　單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)之間序列平穩(wěn)是構(gòu)建VAR模型的基本要求，嚴(yán)格地說，在一個(gè)k個(gè)變量的VAR模型中，所有的k個(gè)變量都應(yīng)該是聯(lián)合平穩(wěn)的， 否則就要適當(dāng)變換數(shù)據(jù)，故需要對lnR與lnofdi進(jìn)行平穩(wěn)性(ADF)檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnofdi與lnR變量的P值均小于0.01，通過1%的統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn)，故拒絕原假設(shè)，說明兩個(gè)指標(biāo)皆為時(shí)間平穩(wěn)序列，可以直接構(gòu)建無約束的VAR模型。

表1　變量的單位根檢驗(yàn)

注:檢驗(yàn)形式(C,T,P)分別代表截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后項(xiàng)。

4.2　確定最優(yōu)滯后期

選擇系統(tǒng)內(nèi)解釋變量的最優(yōu)滯后期是VAR模型的關(guān)鍵。選擇了不恰當(dāng)?shù)臏笃跁Ψ治鼋Y(jié)果造成不利影響，如果滯后階數(shù)過小，殘差可能存在自相關(guān)，并導(dǎo)致參數(shù)的不一致估計(jì); 如果所選滯后階數(shù)過大，待估參數(shù)過多，會大大降低模型的自由度，直接影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。

由表1可知，兩個(gè)指標(biāo)皆為平穩(wěn)數(shù)列，符合構(gòu)建VAR模型的基本要求。進(jìn)一步，為了確定模型的具體形式，需找出該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，這里使用AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則及LR統(tǒng)計(jì)量來確定最優(yōu)滯后期。在分析中，能夠使得上述信息準(zhǔn)則最小的滯后期數(shù)即為最優(yōu)滯后期。如果AIC與SC準(zhǔn)則并非同時(shí)取得最小數(shù)值，則根據(jù)似然比LR統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行取舍。結(jié)果如表2所示，當(dāng)滯后期為3時(shí)，AIC與SC均達(dá)到最小值，故本文選擇滯后階數(shù)為3的VAR模型。

表2　VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)值

在確定最優(yōu)滯后期后，運(yùn)用Eviews8.0進(jìn)行分析，估計(jì)出的VAR模型如下：

4.3　穩(wěn)定性檢驗(yàn)

估計(jì)出的VAR模型需要進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，如果模型不穩(wěn)定，則估計(jì)的結(jié)果可能是無效的。本文首先用AR根圖進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如圖3所示。AR根圖的判斷標(biāo)準(zhǔn)為，如果被估計(jì)的VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的，反之，若VAR模型所有根模的倒數(shù)都大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩(wěn)定的，如果模型不穩(wěn)定，某些結(jié)果將是無效的。

圖3　VAR模型的AR根

根據(jù)圖3可知，所有根模的倒數(shù)都處于單位圓內(nèi)，表明選取的兩個(gè)變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行分析。可見本文估計(jì)選擇的VAR模型是穩(wěn)定的，模型估計(jì)結(jié)果是有效的。在模型穩(wěn)定有效的基礎(chǔ)上，可使用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對外直接投資指標(biāo)相互間的沖擊響應(yīng)，刻畫出各變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

4.4　脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用時(shí)間序列模型來分析變量影響關(guān)系的一種思路，是考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響是如何傳播到各變量的，描繪了在一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上加上一個(gè)一次性的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。利用EViews8.0對lnR和lnofdi的脈沖響應(yīng)關(guān)系進(jìn)行分析，為了較為直觀地展示兩者之間的長期關(guān)系，本文選取的是滯后期數(shù)為40期的脈沖響應(yīng)模型，模型結(jié)果如圖4與圖5所示。

圖4　產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對中國在“海上絲綢之路”沿線國家直接投資的脈沖響應(yīng)

圖5　中國在“海上絲綢之路”沿線國家直接投資 對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的脈沖響應(yīng)

從圖4可以看出，當(dāng)在初期給對外直接投資一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的正沖擊后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)并未發(fā)生變化。之后，在短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對對外直接投資產(chǎn)生正響應(yīng)，并在第3期達(dá)到最大值，這表明在短期內(nèi)對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有滯后效應(yīng)，對外直接投資的增加會給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來明顯的帶動(dòng)作用。但從長期來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對對外直接投資的響應(yīng)呈波動(dòng)形式，在第3期達(dá)到最大正響應(yīng)，在第6期達(dá)到最大負(fù)響應(yīng)，之后波幅逐漸變小，響應(yīng)越來越弱。這表明，對外直接投資的一個(gè)正沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級短期內(nèi)影響較大，呈現(xiàn)一定的波動(dòng)性。總體來說，正響應(yīng)要大于負(fù)響應(yīng)。可見，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級具有正向帶動(dòng)作用。

從圖5可以看出，中國在“海上絲綢之路”沿線國家直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的響應(yīng)大致相反。短期看來，當(dāng)在本期給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的正沖擊后，對外直接投資產(chǎn)生負(fù)響應(yīng)，且在第4期達(dá)到最大負(fù)響應(yīng),這表明在短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對對外直接投資具有滯后效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的變動(dòng)會給對外直接投資帶來明顯的抑制作用。長期看來，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的響應(yīng)呈現(xiàn)一定的波動(dòng)，且波幅逐漸變小直至收斂。總體來說，負(fù)響應(yīng)要大于正響應(yīng)。可見，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級不能促進(jìn)中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資。

4.5　方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了VAR模型中對外直接投資沖擊給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級所帶來的影響，而要分析對外直接投資沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級變化的貢獻(xiàn)度，并評價(jià)對外直接投資沖擊的重要性，則需建立方差分解模型。方差分解是把內(nèi)生變量中的變化分解為對VAR的分量沖擊。因此，方差分解給出對VAR中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對重要性的信息。基于上文估計(jì)出的VAR模型進(jìn)行方差分解，結(jié)果如圖6所示。

圖6　中國在“海上絲綢之路”沿線國家直接投資

不考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身的貢獻(xiàn)率，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的貢獻(xiàn)率初期為0，之后逐漸增加，并在第3期達(dá)到最大貢獻(xiàn)率9.39%，短期有所波動(dòng)，但長期趨于穩(wěn)定，最終穩(wěn)定在7.3%左右。這表明中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級雖有作用，但效果較為微弱。

5　中國的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)

上述分析表明中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有一定的促進(jìn)作用，那么對外直接投資在多大程度上促進(jìn)了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,對外直接投資的變化對三次產(chǎn)業(yè)所占比重的影響程度如何,需要建立回歸方程做進(jìn)一步的分析。

選取中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資規(guī)模為解釋變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)、第一二三產(chǎn)業(yè)比例為被解釋變量,各個(gè)變量均取自然對數(shù),由于第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成中所占比重之和為1,變量間存在共線性，故分別進(jìn)行三次一元線性回歸分析。Xi(i= 1,2,3)分別表示第i產(chǎn)業(yè)所占GDP的比重。

由上述分析可知，lnR與lnofdi均為平穩(wěn)序列，可直接進(jìn)行回歸分析。下面對lnx1、lnx2、lnx3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)lnx1、lnx2、lnx3均為非平穩(wěn)序列，lnx1取一階差分(dlnx1)為平穩(wěn)序列，服從一階單整，lnx2、lnx3取二階差分(d2lnx2、d2lnx3)為平穩(wěn)序列，服從二階單整，lnofdi通過差分降階處理，其一階差分(dlnofdi)、二階差分(d2lnofdi)均為平穩(wěn)序列，分別服從一階單整、二階單整。對存在單位根的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷變量間是否存在長期均衡關(guān)系，建立協(xié)整回歸模型如下：

dlnx1=β0+β1dlnofdi+e1

dlnx2=β2+β3d2 lnofdi+e2

dlnx3=β4+β5d2 lnofdi+e3

表3　三次產(chǎn)業(yè)占比與對外直接投資協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

對上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如表3所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量殘差項(xiàng)的P值均小于0.05，故殘差項(xiàng)平穩(wěn)，滿足協(xié)整關(guān)系，表明原序列(lnx1、lnx2、lnx3與lnofdi)存在長期的均衡關(guān)系。基于上述研究，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的相關(guān)關(guān)系估計(jì)如下：

lnR=-0.149+0.009 lnofdi

(-27.41*)(8.11*) 調(diào)整后的R2=0.855

lnx1=-1.938-0.073 lnofdi

(-50.83*)(-9.85*) 調(diào)整后的R2=0.897

lnx2=-1.938-0.073 lnofdi

(-19.1*)(-3.10**) 調(diào)整后的R2=0.439

lnx3=-1.005+0.038 lnofdi

(-35.62*)(7.03*) 調(diào)整后的R2=0.815

注:()內(nèi)的值均為t統(tǒng)計(jì)值，*、**分別表示在 1% 、5%的水平上顯著。各個(gè)變量t檢驗(yàn)的相伴隨概率均小于5%，說明各個(gè)方程中變量都通過了t檢驗(yàn)。因此，變量是顯著的。除了第二個(gè)方程擬合度偏低外，其他方程擬合度較好。

由回歸結(jié)果可知，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有一定的促進(jìn)作用，對外直接投資存量每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)增加0.009%。分三次產(chǎn)業(yè)來看，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資存量對第一產(chǎn)業(yè)影響最大，第三產(chǎn)業(yè)次之，對第二產(chǎn)業(yè)影響最小。第一二產(chǎn)業(yè)占比與中國在該區(qū)域的直接投資存量負(fù)相關(guān)，直接投資存量增加1%，將使第一二產(chǎn)業(yè)占比分別降低0.073%和0.02%，第三產(chǎn)業(yè)占比與直接投資正相關(guān)，中國在該區(qū)域的直接投資存量增加1%，將帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)占比增加0.038%。

6　結(jié)論

本文通過2004—2015年中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資存量及中國三次產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，構(gòu)建相應(yīng)指標(biāo)，運(yùn)用VAR模型對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與中國在“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資存量進(jìn)行定性分析，同時(shí)運(yùn)用OLS回歸對其相關(guān)關(guān)系展開定量研究，得出如下結(jié)論：

①中國在“海上絲綢之路”沿線國家的投資存量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在穩(wěn)定的相互影響關(guān)系，且前者對后者有一定的促進(jìn)作用，但作用較弱,僅為7.3%；反之，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并不能促進(jìn)中國在該區(qū)域的直接投資。

②通過回歸結(jié)果可知，中國在“海上絲綢之路”沿線國家的投資存量每增加1%，可帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)增加0.009%。分三次產(chǎn)業(yè)來看，中國在該區(qū)域的直接投資存量會抑制第一二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對外直接投資存量每增加1%，將使第一二產(chǎn)業(yè)占比分別降低0.073%和0.02%，使第三產(chǎn)業(yè)占比增加0.038%。

③實(shí)證結(jié)果表明，中國對“海上絲綢之路”沿線國家的直接投資對于促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重大意義。2013年底，習(xí)總書記提出21世紀(jì)“海上絲綢之路”倡議，表明中國已經(jīng)意識到該區(qū)域沿線國家的巨大發(fā)展?jié)摿Α！昂Ｉ辖z綢之路”倡議將中國投資者的目光聚焦在該區(qū)域，進(jìn)一步發(fā)掘了該區(qū)域沿線國家的投資潛力，這對當(dāng)今正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國而言，具有一定的推動(dòng)作用。可見，在未來，中國政府堅(jiān)持“海上絲綢之路”倡議不動(dòng)搖具有積極正面的現(xiàn)實(shí)意義。