OFDI影響產業結構升級的實證研究

陽立高 胡敏智 韓峰

摘?要：基于1990-2015年我國對外直接投資數據，考量OFDI影響產業結構升級效應。結果顯示：OFDI對第一產業影響顯著為負，對第二、三產業的影響顯著為正，表明OFDI能促進我國的產業結構升級;同時，OFDI對勞動密集型制造業影響顯著為負，對資本與技術密集型制造業影響顯著為正，表明OFDI能促進制造業結構優化與轉型升級。鑒此，要順應OFDI新變化，發揮政府政策引導作用，通過政策引導企業更加合理、有效地進行對外投資，促進我國產業結構優化與轉型升級。

關鍵詞：OFDI;產業結構升級;實證檢驗

中圖分類號：F062.9文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2019）02-0126-08

一、引?言

我國OFDI（Outward Foreign Directinvestment，對外直接投資）流量自2003年以來實現連續13年增長，在全球直接投資流出量下降的2016年，我國更是達到了1961.5億美元的歷史最高值，占全球流量份額的13.5%，金額僅次于美國（2990億美元），蟬聯世界第二①。OFDI作為產業轉移的重要途徑，不論是對投資國還是東道國的產業結構都會產生影響。2016年我國三大產業占比分別為8.6%、39.8%、51.6%，相較于2003年的12.8%、45.97%、41.23%②

，我國第一產業占比逐漸下降且第三產業占比逐漸上升，產業結構升級取得了一定的成就。但與美國（2016年三大產業占比分別為0.9%、18.9%、80.2%③）等發達國家相比，我國目前的產業結構仍處于較低級狀態，第二產業在三大產業中仍占據較大比重，而第三產業起步晚，發展落后，且傳統服務業占比最大。我國產業結構仍存在空間發展不平衡、產能過剩、勞動力短缺、資源瓶頸等問題。因此，探討OFDI如何影響產業結構升級有著重要的現實意義。

目前，關于OFDI對產業結構升級的影響，國內外學者主要從理論和實證兩個方面進行了研究。在理論上，Raymond Vernon（1966）提出了“產品生命周期理論”，指出經濟水平不同的國家因為同一產品在不同國家競爭市場上存在，所以發達國家在產品的成熟與衰退期進行對外投資，延長產品的生命周期，通過跨國資源重置，擴展市場，節約成本，從而進行新產品的開發，來推動母公司的科技進步與生產結構優化[1]。二戰后，劉易斯（1978）對發達國家的對外直接投資進行研究后提出了“勞動密集型產業轉移論”。隨著經濟不斷發展，發達國家的人口出生率與人口自然增長率都不斷下降，勞動力成本的上升導致發達國家通過對外直接投資將部分勞動密集型產業向發展中國家轉移，以促進本國的產業結構升級[2]。小島清（1978）提出了“邊際產業擴張論”，他認為對外直接投資應該從本國處于比較劣勢而東道國處于比較優勢的邊際產業開始，不僅有利于調整本國的產業結構，促進對外貿易，而且對東道國的產業結構升級起促進作用，實現了“雙贏”[3]。1976年英國學者Peter ?J ?Buckley、Mark Casson與加拿大學者A. M. Rugman提出了“內部化理論”[4]。在市場存在不完全競爭時，企業為尋求利益最大化，以較低成本在內部轉移技術、管理等中間產品，以內部市場代替外部市場，從而推動母國的產業結構升級。部分學者把視角放在了發展中國家，英國坎特維爾和托蘭惕諾（1990）的“技術創新產業升級理論”指出，發展中國家在對外直接投資的過程中通過學習發達國家的經驗實現技術創新，從而優化產業結構[5]。日本學者小澤輝智（1992）的“一體化國際投資發展理論”提出，由于各個國家的經濟發展水平存在差異，各自的優勢也有所不同，這給發展中國家通過對外直接投資實現產業升級提供了契機，其對外直接投資將逐漸以技術導向型為主[6]。汪琦（2004）將OFDI對投資國產業結構影響分為正負兩個方面，說明了OFDI對母國產業結構的影響途徑和傳導機制[7]。白玫、劉新宇（2014）從我國對外直接投資的現狀著手，指出其存在的問題，并提出了今后的發展戰略和應對政策[8]。尹忠明、李東坤（2015）探索了我國四種不同投資動機的OFDI對產業升級的作用機理，分析了兩者之間復雜的關系[9]。

國內外學者通過實證檢驗也分析了OFDI對產業結構升級的影響。Branstetter（2000）觀察本國和美國的公司之間的引用專利數據，得出企業通常可以通過OFDI獲取技術外溢的結論[10]。Nigel Driffield和James H. Love（2003）通過GMM方法，對英國1984-1922年制造業相關產業進行分析，證明了技術外溢給投資國帶來的利益[11]。Hiley（1999）選取日本對東盟國家的投資數據，認為OFDI有利于把日本正處于衰退中的行業轉移到東道國，從而給本國新興行業生產要素，優化產業結構[12]。Blomstrom、Konan 和 Lipsey（2000）采用數據模型說明OFDI使日本占據了國內外的市場，有力地促進了產業結構升級[13]。然而，Ng（1995）、Slaughter（2000）、Minoru（2006）、Cowling & Tomlinson（2011）等學者研究發現，對外直接投資對經濟發展有一定的負面影響和限制作用，甚至會導致國內產業空心化[14-17]。在國內，鄭磊（2012）運用灰色關聯分析模型，分析中國對東盟國家的投資，認為對金融業和制造業的投資更能推動我國的產業結構升級[18]。王英、周蕾（2013）采用固定效應模型用面板數據進行實證研究后發現，相對于外商直接投資，對外直接投資對我國產業結構升級的促進作用更顯著[19]。卜偉、易倩（2015）通過對2004-2012年對外直接投資較多的十個省的數據研究發現，對外直接投資與消費、技術進步、固定資產投資、制度等因素相比，對產業升級的促進效應較小，他們認為，可能是OFDI規模不夠大，質量不高，或存在水分[20]。李東坤、鄧敏（2016）運用空間面板杜賓模型，分析我國30個省份的數據，得出我國OFDI主要從產業結構的合理化方面促進產業結構升級，且東部地區的對外投資對當地產業結構促進作用大于中西部地區的結論[21]。程貴等（2017）選取我國與中亞五國的對外投資數據進行實證分析，認為我國對中亞國家的直接投資可以促進國內產業結構升級，且我國對中亞五國的出口規模越大，對產業結構升級的推動作用越明顯[22]。

綜上所述，現有文獻關于OFDI對產業結構升級影響的理論比較完善，在實證方面所做研究比較多，大多學者認為OFDI可以促進一國的產業結構升級。但現有研究基本從產業結構的高度化和合理化、三大產業的占比變化等方面來衡量產業結構升級，少見從三大產業結構變化和要素密集度兩個維度來探討產業結構升級的文獻。因此，本文運用1990-2015年我國對外直接投資數據，采用動態計量分析方法，探討對外直接投資對我國產業結構升級的影響，以期為進一步深化對外直接投資、推進經濟結構調整提供有益借鑒。

二、OFDI影響產業結構升級的理論分析

（一）OFDI影響第一產業的理論解釋

我國人均資源擁有量非常低，諸多資源都處于相對短缺的狀態。在開發資源方面，漁業資源、林業資源等是主要的開發對象。隨著我國經濟的發展，對這些資源的需求也不斷增加，依賴于自然資源的第一產業將遭遇發展瓶頸。為了突破這一瓶頸并求得生存，開發并獲取資源成為一國對資源充裕型國家開展投資的主要動機。結合小島清（1978）的“邊際產業擴張論”，一方面，我國通過對外直接投資的方式，將處于比較劣勢的第一產業對外轉移，不僅能尋求東道國的廉價勞動力和土地或是豐富的資源，有效的降低生產成本，緩解資源短缺帶來的發展瓶頸，降低產能過剩對我國經濟發展帶來的負面影響;而且有利于合理配置母國的資源要素，釋放空間發展高級產業，將生產上升率高或者技術發展可能性大的產業作為重點發展產業，從而推動產業結構的調整和升級。另一方面，在對外投資的過程中，從東道國學習到的生產經驗和新工藝、技術，可以促進我國農業產業化發展，提高資源利用率，降低對自然資源的依賴程度，使我國的第一產業實現從粗放型向集約型的轉變。

假設1：OFDI可以通過產業轉移效應將我國第一產業對外轉移，通過資源利用、提高生產效率等推動農業產業化發展，繼而促進產業結構升級。

（二）OFDI影響第二產業的理論解釋

一是OFDI對勞動密集型制造業的影響。近年來，我國勞動力呈現出供給數量減少、成本上升的趨勢，我國已逐漸喪失勞動力成本優勢。而勞動密集型制造業作為制造業中的低端產業，更是急需通過對外投資轉移出去。根據劉易斯（1978）的“勞動密集型產業轉移理論”，我國將勞動密集型制造業投資到非洲、東南亞等相對落后地區，既可以利用當地廉價且充足的勞動力優勢，降低生產成本，提高生產效率，又可以轉移落后產能，釋放生產要素為新興產業發展提供更多的物質和技術支持，促進新興產業成長。二是OFDI對資本密集型制造業的影響。東道國為引進外資會設置相關優惠政策，因此我國能有效地規避貿易壁壘，減少貿易摩擦。我國的邊際產業進入東道國后，利用東道國有利的要素和政策條件，把本國的邊際產業轉變為東道國的比較優勢產業，從而提高生產效率、增加利潤收入，使得資本回流入母國，產生資本反饋效應。三是OFDI對技術密集型制造業的影響。一般而言，發達國家在技術密集型企業方面具有相對優勢，我國通過對外投資可以學習發達國家的生產技術、管理經驗和科研力量，消化吸收后轉化為本國的生產力量，推動我國科研技術、人才和管理等方面的發展，使我國的產業結構實現優化升級。同時，對發達國家的投資可以將東道國先進的消費觀念和消費方式引入我國，引導消費者增加高科技產品的購買，以需求的增加推動產品的供給，進而推動技術密集型產業的發展，優化產業結構。

假設2：OFDI可以通過將勞動密集型制造業轉移至國外，釋放空間發展高端產業，同時通過資本回饋和技術溢出促進資本和技術密集型制造業發展，實現第二產業的轉型升級，進而推動產業結構優化升級。

（三）OFDI影響第三產業的理論解釋

我國對外投資主要集中在第三產業，通過海外子公司的競爭效應、關聯效應等刺激國內企業提高競爭力，進而提高我國的技術創新能力，優化產業結構。一方面，我國在東道國進行投資，會爭奪東道國同行業的部分市場，東道國本國的企業在生產、技術、管理等方面的優勢會給我國新進入的企業的發展帶來動力。另一方面，我國的產業為了能在東道國謀求生存，必然會提高對其國內相關產品和服務的要求。根據里昂惕夫的產業關聯理論，在經濟活動中，任何一個產業都不是單獨存在的，它會與其上游產業和下游產業產生聯系，一個產品從生產到銷售都需要經過很多環節，這個過程可能由不同行業中的企業相互配合來完成[23]。我國對高科技企業的投資，必然帶動國內與之相配套的生產性服務業的發展，如物流運輸、客戶關系管理等都是為其提供配套服務的新產業。

假設3：OFDI可以通過競爭效應和產業關聯效應等提高國內企業的競爭力，帶動第三產業的成長，從而有利于產業結構優化升級。

三、模型構建、變量測度與數據說明

（一）模型構建

從前文的分析來看，OFDI、經濟發展水平、國家政策等都會對產業結構升級產生影響。但考慮到數據的可獲得性和簡化模型的需要，本文重點探討OFDI對產業結構升級的影響，并以I（Industrial upgrading）表示產業升級，則產業升級可設置為OFDI的函數：

I=f（OFDI）（1）

除此之外，一般認為勞動力數量、技術和資本存量也會對產業結構升級產生影響[24-26]。因此，以L（Labor quantity）代表勞動力數量、T（Technology）代表技術水平、C（Capital）代表資本存量，從而可將計量方程調整為：

由于產業結構升級的內涵應該包括產業間和產業內兩種，不僅涵蓋三大產業在國民經濟中比重的變化，同時還包括某一產業內部技術結構的優化，如制造業由勞動密集型向資本和技術密集型轉變。因此，本文從三大產業和要素密集度兩個維度來衡量產業結構升級，故方程進一步調整為：

（二）數據來源與變量測度

本文樣本為1990～2015年我國對外直接投資、產業結構以及勞動力供給數量等控制變量的時間序列數據，以下是各變量的數據來源、處理方法及相關統計年鑒的說明：

（1）被解釋變量：產業結構升級（Industrial structure upgrading）。本文通過三大產業產值占比和勞動、資本、技術密集型制造業產值占比的變化，來判斷產業結構升級。Sit =Yit /Y（衡量第一、二、三產業產值占產業總產值的比重，其中，Y1t、Y2t、Y3t分別代表第一、二、三產業的產值）。產業結構升級應是一個第一產業值占比下降，第二產業值占比先上升后下降，第三產業值占比不斷上升的過程。Mit =Zit /Z（代表勞動、資本和技術密集型制造業產值占制造業總產值的比重，其中，Z1t、Z2t、Z3t分別代表勞動、資本和技術密集型制造業）。在制造業中，資本和技術密集型制造業占比越大說明制造業水平越高，而勞動密集型制造業占比越大則表示水平越低。數據來源于《中國統計年鑒》。

（2）核心解釋變量：OFDI。本文樣本為1990～2015年我國OFDI流量，單位：百萬美元。由于我國的統計公報是從2003年開始發布，考慮到時間序列的長度過短可能會影響結果的有效性，本文采用聯合國貿發會議從1991年發布的《世界投資公報》統計數據。

（3）其他控制變量：本文采用三大生產要素作為控制變量，一是勞動L（Labor）：以15至65周歲的勞動力人口作為勞動力供給數量，單位：百萬人;二是技術T（Technology）：以專利申請來代表技術進步，單位：件;三是資本存量C（Capital）：以資本存量來衡量資本投入，單位：億元。參照單豪杰（2008）的基期數據、折舊率與計算方法求得[27]。以上數據均來源于1991～2016年《中國統計年鑒》。

表1報告了被解釋變量、解釋變量及其他控制變量的樣本統計值。

四、計量檢驗與結果分析

為了避免數據的異方差性對模型解釋產生影響，對原數據取對數形式，建立VAR模型，通過協整檢驗、脈沖響應來看被解釋變量與解釋變量、控制變量在長、短期的動態互動關系。

（一）平穩性檢驗

為了保證VAR模型設定的有效性和穩定性，避免出現偽回歸現象，要先通過ADF方法對本文中S1、S2、S3、M1、M2、M3、OFDI、L、T、C所有指標進行單位根檢驗，確定其平穩性。檢驗結果見表2。

從表2中可以看出，第一產業S1、第二產業S2、第三產業S3、勞動密集型制造業M1、資本密集型制造業M2、技術密集型制造業M3、OFDI、勞動力數量L、技術T和資本存量C的原序列均為非平穩序列，但經過差分處理后，其一階差分分別在1%、1%、5%、1%、1%、1%、1%、1%、5%、5%的顯著水平上通過檢驗，為一階單整序列，可能存在協整關系。

（二）協整檢驗

用VAR模型中的Johansen，對其做協整分析，將AIC、SC信息標準以及LR檢驗結果綜合考慮在內，模型滯后期設定為1。

協整檢驗結果顯示，第一產業S1、第二產業S2、第三產業S3分別和OFDI、L、T、C各變量之間存在協整關系，且勞動密集型制造業M1、資本密集型制造業M2、技術密集型制造業M3分別和OFDI、L、T、C各變量之間存在協整關系，協整方程及各解釋變量系數，如表3所示。

首先來看外商直接投資對產業結構升級的影響。其具體表現為：OFDI每增加1%，將可能導致第一產業占比減少0.09%，而使第二、三產業的占比分別增加0.03%和0.06%。這說明，由于我國第一產業生產效率和收益較低，加上近年來勞動力等要素成本的上升，使得第一產業逐漸成為我國的比較劣勢產業。在OFDI的產業轉移效應作用下，我國可以將這些在本國內已不占優勢的產業投資到國外，由其他生產成本較低的國家負責生產經營，由此使得第一產業在我國產業總產值中的占比下降。同時，由于第一產業向國外轉移，我國可以將資源要素更多地投入到第二、三產業當中，使得第二、三產業的發展空間更大。此外，OFDI通過在發達國家的投資所產生的逆向技術溢出效應，充分吸收國外的先進技術和管理經驗，將其引入我國國內，給第二、三產業的發展提供了極大的幫助，從而也促使第二、三產業的占比上升。由于制造業升級是產業升級最重要的組成部分，因此本文進一步地對制造業內部結構升級進行實證檢驗，結果表明，OFDI對勞動密集型制造業的影響顯著為負，對資本、技術密集型制造業的影響顯著為正。OFDI每增加一個單位，將導致勞動密集型制造業占比下降0.1個單位，而使資本、技術密集型制造業占比分別上升0.12和0.24個單位。這說明OFDI也有利于制造業內部結構的升級。由此可見，OFDI對我國的產業升級起到顯著促進作用，進一步提高我國外商直接投資的數量和質量，有助于推進經濟結構調整和制造業結構升級。

其次分析控制變量的參數估計。勞動力數量L對第一產業的影響為負，且系數較大，為3.89%;而對第二、三產業的影響為正，且對第二產業影響顯著，影響效應分別為0.62%和4.64%。這說明，受人口政策的影響，近年來我國勞動力數量呈明顯下降趨勢，不利于主要依靠大量勞動力數量而發展的第一產業。同時，勞動力質量和勞動者對工作要求的提高，使其更愿意投身于較為高端的第二、三產業中，從而順推第二、三產業的發展。技術T對第二產業的影響顯著為負，對第一、三產業的影響雖為正，但系數較小，分別為0.04%和0.02%，這可能與我國對研發的投入不夠，專利申請的質量普遍較低有關。資本存量C對第一產業的影響顯著為負，對第二、三產業的影響顯著為正，其系數分別為-0.95%、0.14%、0.50%。這是由于我國目前第一產業的邊際產出率已經為負，對第一產業過多的投資可能會成為企業的累贅，增加其負債的可能性。因此我國逐漸將資本投入到第二、三產業，以便獲取更大的收益。勞動力數量L對勞動、技術密集型制造業的影響均為負，系數分別為-6.91%和-0.04%，對資本密集型制造業的影響效應為2.44%，這可能是因為勞動力隊伍中新生代勞動力的占比越來越大，而新生代勞動者的擇業行為呈現“去低端制造業化”的新趨勢，但其技能水平又難以滿足技術密集型行業發展的需要，因而主要投入到資本密集型制造業。技術T對勞動、資本、技術密集型制造業的影響效應分別為-0.06%、0.01%、0.38%，說明技術對勞動要素存在一定的擠占效應，同時也表明技術進步對技術密集型制造業的影響效應大于資本密集型制造業，技術水平提升有利于制造業內部結構的升級。資本C對勞動、資本、技術密集型制造業的影響效應分別為-0.87%、0.48%、0.02%，這可能是因為資本對勞動造成的擠占，說明資本投入也同樣有利于制造業內部結構的優化。

（三）脈沖響應分析

通過協整檢驗結果分析得知，第一、二、三產業以及勞動、資本、技術密集型制造業都和OFDI、勞動力數量L、技術T、資本存量C之間存在協整關系。為了更具體的分析變量的相互動態關系在長、短期中的表現，本文通過建立脈沖響應函數，給予解釋變量和控制變量一個標準沖擊，得到被解釋變量的沖擊響應。脈沖響應結果如圖1所示。

首先，在本期受到OFDI的一個標準正沖擊后，第一產業會在第一期下浮波動，從第二期開始快速上浮，至第五期達到峰值。從第五期到第九期經歷一個快速下浮波動后開始保持穩定并逐漸到第二十六期趨近于零。這說明我國對外投資剛起步的兩三年，由于對外投資的轉移效應，短期內使我國第一產業產能下降，對第一產業的發展造成了一定的負面影響，但經過一個小長期的資本回饋以及技術溢出效應使得農業技術水平提高，使第一產業得到了較平穩的發展。總體來看，OFDI對第一產業占比始終為負向影響。其次，由于20世紀90年代第一產業收益較低，所以資本投放和勞動力就業方向不會趨向于農業，使得第一產業對勞動和資本的沖擊為負向響應。而后期隨著國家政策對農業的扶持力度加大以及技術不斷進步等因素，推動了農業產業化的發展，使勞動力和資本逐漸回流，所以第一產業對勞動和資本的沖擊逐漸平穩回升，并有望產生正向影響。隨著我國技術水平的不斷提高，生產技術逐漸應用到農業上來，使得技術對第一產業的影響由負轉變為正。

首先，在本期受到OFDI的一個標準正向沖擊后，第二產業會快速上升至第二期出現峰值，第二期到第九期則是快速下降階段，且對外直接投資對第二產業占比從第八期開始產生負面影響并在第九期達到最低值，之后進入平穩狀態。這說明在對外直接投資初期，我國國內市場供大于求，產能過剩導致企業庫存堆積無法回籠資金。OFDI將過剩產能轉移至市場供不應求的東道國，通過資本反饋效應使得資金回流，緩解企業的債務壓力，短期內對第二產業產生了正面影響。但隨著對外轉移的增加，第二產業的占比會逐漸減少。到了后期由于OFDI的逆向技術溢出效應和市場擴張效應作用，有利于提高技術發展高端產業，增加市場占有率，使第二產業占比平穩回升。其次，近年來勞動力數量的減少使得勞動對第二產業的影響由正轉負，說明我國第二產業處于較低級水平，對勞動力的依賴程度較高。我國專利技術發展初期多以實用新型和外觀設計為主，質量不高，前期致使第二產業占比迅速下降，而隨著我國專利技術的不斷發展，將逐步趨于平穩狀態，并有望對第二產業帶來正向沖擊。我國中低端制造業比重過高，第二產業仍是以加工制造業為主，而研發階段的核心利潤多為發達國家所得，第二產業利潤率較低，資本投入逐漸集中在第三產業，所以對第二產業逐步成為負面響應。

首先，在本期受到OFDI一個標準正沖擊后，第三產業快速下降，到第二期達到最低值。從第二期開始呈現快速上浮波動趨勢，在第十期后達到均衡水平。這表明OFDI對第三產業帶來短期的負面效應，但在長期帶來平穩正向沖擊。在我國第三產業發展起步階段，由于產業形態和市場結構還不夠完善，對外投資導致我國生產要素外流，限制國內第三產業的發展，在短期內造成負面影響。從長期來看，對外投資將我國產能過剩、失去比較優勢的邊際產業轉移到國外，可以釋放空間發展新興產業，加上OFDI的逆向技術溢出效應，有效推動企業的技術進步;同時OFDI的市場競爭效應，使我國第三產業在國外先行發展，再傳導至國內，擴大市場占有率，通過逆進口的方式促進我國第三產業發展，在長期看OFDI會對第三產業帶來正面影響效應。其次，由于目前我國第三產業的發展有限，以勞務服務為主，所以從長期來看，勞動力數量對第三產業占比具有穩定的促進作用。目前我國專利技術力量薄弱，發明專利占比過低，技術引進的質量參差不齊，使得技術對第三產業發展具有負向沖擊影響。隨著我國對第三產業的發展愈加重視，資本的投入也隨之增加，資本對第三產業的發展起著舉足輕重的作用。

首先，在本期受到OFDI的一個標準正沖擊后，勞動密集型制造業M1在前三期緩慢上升，之后便持續下降，從第八期開始產生負向影響。這說明由于近年來我國勞動力數量減少等原因，導致勞動密集型制造業在我國已不占優勢，因此將其轉移到其他國家進行生產，不僅可以利用當地的勞動力優勢，也可以騰出空間發展國內其他較為高端的制造業。其次，由于勞動力就業的需要和國家政策的影響，長期來看勞動力最終還是會投向勞動密集型制造業，并對勞動密集型制造業產生平穩的正向影響。隨著技術水平的提高和資本的投入，技術和資本對勞動密集型制造業逐漸產生正向影響。

首先，在本期受到OFDI的一個標準正沖擊后，資本密集型制造業M2會在前三期下降，從第三期開始上升，從第九期產生平穩的正向影響。這說明在對外投資前期，資本的外流導致資本密集型制造業缺乏資金，阻礙其發展。經歷一段時間的發展后，資金逐漸回流到國內，促進了資本密集型制造業的發展。其次，由于勞動要素逐漸被資本替代，勞動力數量對資本密集型制造業逐漸產生負向影響。國家對專利的重視以及專利申請質量的不斷提高，技術的投入使得資本密集型制造業占比逐步上升，最終產生正響應且作用越來越大。資本在后期對資本密集型制造業為影響負，這可能是隨著經濟的發展和制造業結構的不斷轉型升級，資本將更多地投入到技術密集型制造業中，從而導致資本密集型制造業占比下降。

首先，在本期受到OFDI的一個標準正沖擊后，技術密集型制造業M3第一期小幅下降，從第二期開始迅速上升，且從第四期以后具有正向影響。這說明OFDI的逆向技術逆出效應使我國從國外學到了先進的經驗和技術，有利于技術密集型制造業的發展。同時，將較為低端的制造業投向國外發展，國內可以集中力量發展高端制造業。其次，由于勞動被技術所替代，勞動對技術密集型制造業產生持續的負響應。我國目前技術進步以模仿創新為主，短期內對技術密集型制造業帶來正向影響，但由于消化吸收的滯后性和產業政策的短期效應，長期來看不利于技術密集型制造業發展。長期來看，資本投入對技術密集型制造業產生正向影響。

五、主要結論與政策建議

（一）主要結論

目前我國三大產業結構不完善，處于經濟轉型的關鍵時期，而隨著“一帶一路”新倡議的實施，我國對外開放不斷深化，OFDI增速加快，對我國產業結構格局產生了一定的影響。本文研究結論顯示：一是OFDI有利于將第一產業的過剩產能轉移，緩解市場壓力推動農業產業化的發展。二是OFDI將效益和效率過低、能源消耗和污染嚴重、國內產能過剩的產業進行轉移并釋放要素空間，通過資本反饋，推動企業發展資本和技術密集型產業，從而推動第二產業升級。三是OFDI將我國邊際產業轉移釋放要素空間，同時通過吸收發達國家的技術和生產經驗，推動企業技術進步，從而促進第三產業的發展。四是OFDI不僅可以將勞動密集型制造業轉移到欠發達的國家和地區發展，而且可以通過資本反饋和技術吸收促進資本和技術密集型制造業的發展，有利于制造業內部結構的升級。

（二）政策建議

1. 基于OFDI結構優化促進我國農業產業化發展。農業產業化是實現農業規模化、集約化、企業化發展的有效途徑。我國受技術和市場的限制，只能利用勞動力比較優勢出口農業初級產品。為提高農業的效益和生產效率，推進農業“走出去”，利用境外資源推動農業產業化發展對產業結構升級有著不可忽視的現實意義。企業通過OFDI獲取逆向技術溢出，與東道國產生技術互動，將研發成果與收益反饋至母公司，消化、吸收后再進行創新，從而提高農業技術水平，實現農業工藝、農產品、農業鏈條升級，推進農業產業化發展。所以要積極鼓勵我國農業企業“走出去”，通過逆向技術溢出效應提升農業技術發展，從而促進農業產業化的發展。

2. 結合“一帶一路”倡議推進低端制造業企業“走出去”。目前我國逐漸失去勞動力成本優勢，國內產能過剩，市場趨于飽和。而“一帶一路”倡議的實施，為我國企業“走出去”提供了很好的平臺。沿線國家總人口約44億，占全球總人口的63%;經濟總量約21萬億美元，占全球的29%。沿線發展中國家較多，具有廣闊的市場空間。借助“一帶一路”尋求海外市場，對“一路”沿線國家進行投資，轉移我國低效益、低效率、以勞動密集為主的低端制造業，進行要素重新配置，為高端產業發展騰出空間，積累資本。同時國內大型制造企業應加快海外兼并重組，中小企業要加快對產品結構的創新和優化，推動國內制造業向合理化、高度化、精密化發展。

3. “走出去”和“引進來”相結合，騰籠換鳥，強力促進現代服務業發展。我國勞動力和市場對發展現代服務業存在比較優勢，大力發展現代服務業有助于提升現代產業水平，有利于我國產業結構升級。但由于我國技術水平相對落后、創新能力不足、服務人才結構性短缺、融資困難等問題制約著我國服務業的發展，勞動密集型行業比重過大，導致第三產業發展緩慢。服務業“走出去”有利于轉移傳統服務業，同時消化吸收別人的先進技術和商業模式，把先進的技術轉移進來，對人力資源資本重新配置，從而推動產業結構升級。因此，要積極承接現代服務業轉移，引進境外資本和先進的發展理念，加快現代服務業國際化。

4. 運用多樣化的投資方式推動資本和技術密集型制造業發展。在勞動密集型制造業已不占優勢的情況下，資本和技術密集型制造業的發展成為我國制造業轉型升級的重中之重。目前，我國制造業發展主要面臨資金不足、技術水平落后、技術吸收轉化能力弱等問題。因此，要采用多樣化的對外投資戰略，拓寬資本、技術等高級要素的來源。在進行對外投資時應加大對發達國家的投資力度，以獲得先進技術、管理經驗為目的，加強外國企業與本國制造業之間的聯系，并利用發達國家的優勢為本國制造業服務。同時，可以通過OFDI吸引制造業資本回流，給我國制造業發展提供資金支持。

注釋：

① ?數據來源：《2016年中國對外直接投資統計公報》。

② ?數據來源：《2017年中國統計年鑒》。

③ 數據來源：美國商務部經濟分析局。

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