我國OFDI對產業結構轉型升級影響的實證測度

林 晶 博士生

（中國社會科學院大學研究生院 北京 102488）

引言

自我國加入WTO以來，我國經濟發展與世界經濟發展之間的聯系日益緊密。目前，從總體發展趨勢來看，當前世界經濟發展不容樂觀，經濟增長逐年降低，同時個別西方國家存在貿易保護政策，這都使得我國的對外貿易面臨著巨大的挑戰。為了進一步實施“走出去”戰略，促進我國經濟高質量發展，還需著力提升我國的對外直接投資（OFDI）。

對外直接投資對我國的產業結構改革和產業轉型升級都起到了促進作用，能夠實現我國經濟的可持續發展。我國學者就我國對外直接投資與產業結構轉型升級之間的關系進行了分析，發現從短期看，對外直接投資對產業結構轉型升級的影響作用不強，而從長期來看，對外直接投資能夠明顯影響產業結構轉型升級。還有學者分析了對外直接投資類型對產業結構轉型升級的影響，認為其中資源獲取型的對外直接投資對產業結構轉型升級的促進作用最強。

鑒于我國對外直接投資在不同區域之間有所不同且存在相互制約等情況，并且國內外學者也很少從空間視角分析對外直接投資對產業結構轉型升級的影響。因此，本文利用空間分析軟件建立了相關實證模型，定量分析了我國對外直接投資與我國產業結構轉型升級之間的內在聯系，并根據結論提出相關對策建議。希望通過本文的研究，為我國實施“走出去”戰略，促進我國經濟水平增長提供了理論依據。

計量模型

（一）模型構建

為分析我國對外直接投資與產業結構轉型升級之間的關系，本文選取了2003-2017年我國各省市的非金融類對外投資流量、存量數據和產業結構層次系數。通過假設對外直接投資與產業結構轉型升級之間存在線性關系，建立了如下模型：

上式中，R為產業結構層次系數；i為地區；t為年份；εit為隨機誤差項。

（二）模型篩選

本文通過F檢測法、BP檢測法和Hausman檢測法分別將面板數據中的混合效應與固定效應、隨機效應與混合效應以及固定效應與隨機效應模型進行計算分析，計算結果如表1-表6所示。

表1 OFDIS模型F檢驗

表1-表6為OFDIS模型與OFDIF模型的F檢測法、BP檢測法和Hausman檢測法分析結果。由結果可知，在OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，且兩種模型中的F檢測法和Hausman檢測法的固定效應較為明顯，而兩種模型中的BP檢測法的隨機效應較為明顯。將上述結果進行綜合，本文選取固定效應模型進行計算分析，計算結果如表7所示。

表2 OFDIS模型BP檢驗

表3 OFDIS模型Hausman檢驗

表4 OFDIF模型F檢驗

表5 OFDIF模型BP檢驗

表6 OFDIF模型Hausman檢驗

（三）模型檢驗與修正

本文根據OFDIS模型與OFDIF模型將面板數據通過三種檢測方法計算分析，但這些檢測方法存在弊端，即不能將序列之間的相關性及截面相關性等進行計算。故本文在此基礎上采用的wooldridge檢驗法能夠科學、全面地分析OFDIS模型與OFDIF模型中序列之間的相關性及截面相關性等，計算結果如表8、表9所示。

表8、表9為OFDIS模型與OFDIF模型的wooldridge檢驗計算結果。由表8、表9可知，通過wooldridge檢驗法計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關性。但wooldridge檢驗是通過利用短面板數據計算的序列之間的相關性，因此本文還采用了Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算變量截面相關性，其計算結果如表10、表11所示。

表10、表11為OFDIS模型與OFDIF模型的Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結果。由表10、表11可知，通過Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面相關性。此外，本文還采用了Wald檢驗法計算OFDIS模型與OFDIF模型中的截面異方差性，計算結果如表12、表13所示。

表12、表13為OFDIS模型與OFDIF模型的Wald檢驗計算結果。由表12、表13可知，通過Wald檢驗計算OFDIS模型與OFDIF模型中的P值均小于0.01，則說明OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在截面異方差性。通過上述計算結果可知，OFDIS模型與OFDIF模型中的序列存在相關性、截面相關性和截面異方差性。將上述結果進行檢驗整理，如表14所示。

表14為固定效應模型序列相關、截面相關及截面異方差性檢驗結果。由表14可知，OFDIS模型與OFDIF模型存在序列相關性、截面相關性和截面異方差性。但通過固定效應模型計算的序列結果可以看出，我國對外直接投資對產業結構轉型升級影響的說服力尚不足，對此還需要通過對計算的序列進行進一步的修正，故本文又利用非參數協方差矩陣估計方法對OFDIS模型與OFDIF模型數據進行修正，其修正具體結果如表15、表16所示。

表8 OFDIS模型wooldridge檢驗計算結果

表9 OFDIF模型wooldridge檢驗計算結果

表7 OFDIS模型與OFDIF模型固定、隨機巧合效應檢驗結果

表10 OFDIS模型Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結果

表11 OFDIF模型Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗計算結果

（四）模型結論

通過本文將固定效應模型計算得出的非參數協方差矩陣估計方法修正結果進行整理，得到的模型估計結果如下：

注：*、**、***為變量在10%、5%和1%下的顯著性水平

通過上述公式可知，OFDIS模型的系數為0.0136，這表明我國非金融類對外直接投資存量能夠影響我國產業結構的轉型升級，并且隨著對外直接投資存量的提高，其能夠促進我國產業結構的轉型升級；OFDIF模型的系數為0.0616，這表明我國非金融類對外直接投資流量能夠影響我國產業結構的轉型升級，即隨著對外直接投資流量的提高，其能夠促進我國產業結構的轉型升級。

實證測度

表12 OFDIS模型Wald檢驗計算結果

表13 OFDIF模型Wald檢驗計算結果

為了進一步分析我國對外直接投資與我國產業結構轉型升級之間的關系，本文分析了2003-2017年我國各省市的非金融類對外直接投資存量與產業結構轉型升級之間關系，并建立如下回歸模型：

（一）面板數據單位根檢驗

在分析數據變量的回歸模型之前，需要對變量進行單位根檢驗，以防止數據存在偽回歸的現象，而且還能夠分析數據變量之間是否存在線性關系，其檢驗結果如表17所示。

表17為OFDIS模型單位根檢驗結果。由表17可知，lnR與lnOFDIS的結果表明這兩個序列不是平穩序列。將lnR與lnOFDIS經過一階差分后，DlnR與DlnOFDIS的結果便成為了一階穩定序列，這說明經過一階差分后該模型不會存在偽回歸現象。

表14 固定效應模型序列相關、截面相關及截面異方差性檢驗結果

表15 OFDIS模型非參數協方差矩陣估計方法修正結果

表16 OFDIF模型非參數協方差矩陣估計方法修正結果

表17 OFDIS模型單位根檢驗結果

表18 我國各省市OFDIS模型實證檢驗結果

（二）實證結果分析

由于我國各省市之間的發展情況不同，所以導致各省市之間的對外直接投資與產業結構轉型升級之間的關系也會有所不同。因此，本文通過分析我國各省市之間對外直接投資存量與產業結構轉型升級之間的截距和系數，從宏觀和微觀角度分析我國對外直接投資的影響，其分析結果如表18所示。

表18為我國各省市OFDIS模型實證檢驗結果。由表18可知，從截距項角度分析，我國京津冀地區、東部沿海地區、山西和寧夏地區的截距項為正，這說明這些地區的產業結構水平較高。我國華東地區、中西部地區、吉林和內蒙古地區的截距項為負，說明這些地區的產業結構水平較低。從系數角度分析，全國31個省市中除了黑龍江省的系數為負，其余30個省份的系數均為正，這說明這30省份中的對外直接投資能夠促進產業結構轉型升級，而黑龍江卻是對外直接投資不利于產業結構的轉型升級。其中西藏、海南、湖南等中南和西南等地區的系數較大，說明這些地區對外直接投資能在很大程度上促進產業結構轉型升級；北京、上海、天津、山西、新疆等華東和西北等地區的系數較小，說明這些地區對外直接投資對產業結構轉型升級的促進作用不強。

結論與建議

（一）結論

本文通過建立固定效應模型，分析了我國對外直接投資與產業結構轉型之間的關系，以及各省市的對外投資與產業結構轉型之間的關系?？梢缘玫揭韵陆Y論：

第一，我國對外直接投資存量和對外直接投資流量均能夠對產業結構轉型升級產生正向影響。

第二，我國京津冀地區、東部沿海地區、山西和寧夏地區的產業結構水平較高，我國華東地區、中西部地區、吉林和內蒙古地區的產業結構水平較低。

第三，我國中南和西南等地區對外直接投資能在很大程度上促進產業結構轉型升級，而華東和西北等地區的對外直接投資對產業結構轉型升級的促進作用較小。

（二）建議

為進一步推動我國企業“走出去”，并促進我國產業結構轉型升級，本文提出以下建議：

第一，我國政府要轉變傳統觀念，大力扶植企業拓展海外市場。

第二，在扶植企業在拓展海外市場的同時，要引導企業關注國內市場產能過剩的問題，兼顧國內與國外的市場，促進經濟可持續發展。

第三，企業要注重人才的引進和創新能力的提升，同時企業要整合資源，提高自身的品牌競爭能力，進而推動自身發展。