重慶市對外直接投資對產業結構影響的實證分析

田甜 吳淑蓉

摘要：本文在分析重慶市對外直接投資和產業結構現狀的基礎上，運用stata軟件進行面板數據多元回歸，分析重慶市對外直接投資對產業結構的影響，并進行單位根檢驗，協整檢驗，格蘭杰因果檢驗。得出結論：從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產業結構水平的提高，產業結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。

關鍵詞：對外直接投資;產業結構;實證研究

一、文獻綜述

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提出了“產品生命周期理論”，指出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，推動母公司的科技進步與生產結構優化[1]。劉易斯提出了“勞動密集型產業轉移論”。隨著經濟不斷發展，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]。在實證研究上，王英、周蕾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[3]。卜偉、易倩研究發現，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[4]。李東坤、鄧敏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[5]。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，但是現有研究主要是分析一國的對外直接投資對一國產業結構的影響，對于具體的省市的對外直接投資對其產業結構的影響研究較少。因此本文主要實證分析重慶對外直接投資對其產業結構的影響。以期對重慶市產業結果調整提供理論支撐。

二、重慶市對外直接投資現狀

自一帶一路戰略提出以來，重慶緊抓國家政策，擴大對外直接投資，對外直接投資存量從2013年的193959萬美元快速上升，到2017年對外直接投資存量已達1046638萬美元。占地方對外直接投資總量的14.38%，在西部地區內對外直接投資總量排名僅次于云南，位居第二，重慶也是西部地區對外發展最快的城市。在2016年，重慶市境外直接投資企業實現了58億美元的銷售收入，累計資產總額達84.4億美元。其中，在境外的非金融類的總投資額達到18.2億美元。對外直接投資的區域主要是一帶一路路線上的亞洲和部分美洲國家。對外直接投資的企業主要從事第三產業的批發零售、租賃和商務服務業，第二產業的制造業。而在制造業中，主要是資源密集型企業和勞動密集型企業，這些企業所賺取的利潤相對較低。總的來說，重慶的對外投資還存在投資績效低下，投資結構不合理等問題。

三、重慶產業結構發展現狀

重慶直轄以來經濟發展迅速，據統計，2005年到2017年平均GDP增速達到15.57%，第一產業比重一直處于下降的趨勢，第二產業比重自2005年逐步上升，到2011達到頂峰后逐步回調。第三產業比重在經歷波動后于2013年開始超過第二產業后逐步上升。自此開始重慶三次產業結構體現“三二一”特征，開始進入工業化中后期階段。產業結構水平值不斷上升，到2017年產業結構水平值已達6.1，高于大多數西部省市產業結構水平值。總的來說，戰略新興產業發展迅速，商務服務業、道路運輸業、電信廣播電視和衛星傳輸服務三大行業增長態勢較好。但是農業發展緩慢，急需新動力;工業、批發和零售業、交通運輸、倉儲和郵政業近年來增長速度有所放緩，發展勢頭不足;金融業發展不平衡，而且整體增長速度呈現下降趨勢，進入疲軟時期，缺乏新動力。

四、重慶對外直接投資對產業結構影響的實證分析

1、模型構建和指標選擇

對于對外直接投資對產業升級進行研究，國內外不同學者從不同的角度給予了分析，本文為了更符合重慶對外直接投資對產業升級影響的實際情況，在錢納里產業發展原模型的基礎上進行了修改，重新構建了符合重慶市的新模型。

上述公式中lnofdi代表重慶市非金融類對外直接投資存量，lni代表重慶市人均可支配收入，S代表產業結構化水平，S變量主要用各產業勞動生產率Li與各產業產值在GDP中的占比乘積之和來表示。第i產業的勞動生產率用各產業增加值除以各產業就業人數來表示。用公式表達為

其中，Li代表第i產業的勞動生產率，Li表示第i產業的產業增加值，GDP表示重慶市地區生產總值。

2、模型數據的來源和處理

本文選取了2005年至2017年的數據，其中重慶市非金融類對外直接投資存量來源于《中國對外直接投資公報》 ，其余數據皆來源于《重慶統計年鑒》 。為保證實證結果的準確性，對數據進行取對數處理。

3、單位根檢驗

用stata分別對lns lnofdi lni 進行ADF單位根檢驗，結果如表1所示lns lnofdi lni 都是不平穩序列，但是對這三組數列進行一階差分后，發現Dlns Dlnofdi Dlni都是平穩序列，因此lns lnofdi lni都是一階單整。

4、協整檢驗

三組數據通過平穩性檢驗后，還需要進行協整檢驗來防止偽回歸。本文選用EG兩步法來檢驗。首先對lns lnofdi lni進行回歸，回歸結果如表2，從表中可以看出R2=0.9694，說明模型的擬合優度越高。由回歸模型結果看出Prob > F = 0.0000，得p<0.05，方程中被解釋變量與解釋變量之間的線性關系在總體上顯著。

為了檢驗是否偽回歸的問題，接下來還需要再對回歸殘差的平穩性進行檢驗。從表3的檢驗結果可知，回歸殘差是平穩的。也因此可以得到重慶市產業結構與對外直接投資存在長期的協整關系。也可以說，從長期看，重慶市對外直接投資對產業結果水平具有正相關的促進作用。

從方程可以看出，重慶市對外直接投資存量對產業結構水平具有正向效應，人均可支配收入對產業結構水平也具有正向效應。而從lnofdi的系數大于lni的系數也可以看出，對外直接投資存量對產業結構水平的促進效應大于人均可支配收入對產業結構水平的促進效應。

5、格蘭杰因果檢驗

協整檢驗說明lns與lnofdi lni 具有長期協整關系，但并不說明他們具有因果關系，所以用，格蘭杰因果檢驗法來檢驗他們死否具有因果關系，結果顯示在滯后2期時lns不是lnofdi的格蘭杰原因，lnofdi也不是lns的格蘭杰原因。兩者不存在格蘭杰因果關系。在滯后三期時，兩者互為因果。在滯后2期時lns lni并不是彼此的格蘭杰原因，但是在滯后三期時，lni時lns的單項格蘭杰原因。這說明從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產業結構水平的提高，產業結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。

五、結論

綜上所訴，從長期來說重慶市的對外直接投資存量的增加可以引起產業結構水平的提高，產業結構水平的提高也會促使對外直接投資存量的增加。重慶市對外直接投資存量每增加1%，產業結構水平提高0.045%。因此為了提高重慶市產業結構化水平，需要把握“一帶一路”政策優勢，鼓勵企業 “走出去”，增加對外直接投資存量。

參考文獻：

[1]劉剛.“一帶一路”OFDI對我國產業結構升級的影響研究[D].河北大學，2019.

[2]陽立高，胡敏智，韓峰.OFDI影響產業結構升級的實證研究[J].財經理論與實踐，2019，40（02）：126-133.

[3]朱瑩，張永梅.“一帶一路”背景下河南省OFDI對產業結構優化的影響研究[J].對外經貿，2018（07）：79-82.

[4]陳琳，朱明瑞.對外直接投資對中國產業結構升級的實證研究：基于產業間和產業內升級的檢驗[J].當代經濟科學，2015，37（06）：116-121+126.

[5]劉新宇. 中國對外直接投資對出口商品結構的影響研究[D].首都經濟貿易大學，2016.

作者簡介：

田甜（1997-），女，土家族，籍貫：重慶秀山，學歷：研究生在讀，單位：重慶工商大學經濟學院，研究方向：產業組織理論與政策;

吳淑蓉（1981-），女，中級經濟師，苗族，籍貫;重慶秀山，學歷：本科，單位：秀山縣退役軍人事務局，研究方向：經濟管理。