對外直接投資與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化相互關(guān)系的實證研究

田堯，楊堅爭

(上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海，200093)

一、相關(guān)文獻綜述

學(xué)術(shù)界普遍認為,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化和高效化三個方面[1]，影響因素主要有需求結(jié)構(gòu)、資源供給結(jié)構(gòu)、科技進步、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、國際經(jīng)濟一體化和宏觀經(jīng)濟政策等。周振華把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化[2]，提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指產(chǎn)業(yè)之間相互作用所產(chǎn)生的一種不同于各產(chǎn)業(yè)能力之和的整體能力，它可以用產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系均衡程度和產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)作用程度來表示。張立柱和王新華認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指三次產(chǎn)業(yè)以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的比例同一定的經(jīng)濟發(fā)展階段相適應(yīng)、產(chǎn)業(yè)之間的發(fā)展需相協(xié)調(diào)并符合經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律[1]。在發(fā)展中國家對外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的理論研究中，國外有代表性的理論是英國學(xué)者坎特威爾和托蘭惕諾的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論和日本學(xué)者小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論認為，發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，是一種技術(shù)能力的穩(wěn)定提高和擴大，而這種技術(shù)能力是一個學(xué)習(xí)和積累的結(jié)果，同時也與跨國公司對外直接投資的增長和產(chǎn)業(yè)分布有關(guān)[4]。邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論認為，對外直接投資可以將本國已經(jīng)處于比較劣勢的產(chǎn)業(yè)向其它國家轉(zhuǎn)移，這樣將有利于本國集中力量發(fā)展具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，從而促進本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[5]。國內(nèi)的理論研究有汪琦認為對外直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有資源補缺效應(yīng)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)、新興產(chǎn)業(yè)成長效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和投資收益效應(yīng)，對外直接投資通過影響投資國的投入要素、需求結(jié)構(gòu)和資源轉(zhuǎn)換方式等因素把這些效應(yīng)傳導(dǎo)給本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程并進而影響本國產(chǎn)業(yè)升級的速度和效率[6]。

在對外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實證研究中，國外的研究有Blomstrom，Konan和Lipsey認為FDI 流出對日本經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有非常重要的作用[7]；Tuan和Ng認為，對外直接投資調(diào)整了香港制造業(yè)的結(jié)構(gòu)，直接影響了產(chǎn)業(yè)集聚，并通過集聚間接影響了生產(chǎn)力[8]；Barrios，Gorg和Strob通過研究愛爾蘭的數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，跨國公司會從母國國內(nèi)市場上獲得一些中間投入品，導(dǎo)致國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變和促進當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展[9]。

國內(nèi)的實證研究有范歡歡、王相寧利用自回歸分布滯后模型分析發(fā)現(xiàn)對外直接投資與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比正相關(guān)，與第一、三產(chǎn)業(yè)無關(guān)[10]。王英、劉思峰根據(jù)2003年?2006年我國對外直接投資存量的行業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)，通過計算灰色關(guān)聯(lián)度的方法，分析得出對外直接投資的行業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，OFDI促進了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級[11]。馮正強、張雁利用1985年—2009 年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger 因果關(guān)系檢驗等方法實證檢驗出對外直接投資能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但作用有限，并存在一定的滯后性[12]。

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的定量評價，王林生和梅洪?？偨Y(jié)出結(jié)構(gòu)效益評價法、消耗系數(shù)評價法和偏離系數(shù)評價法[3]。本文實證研究所使用的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)的計算方法也是在偏離系數(shù)評價法的基礎(chǔ)上改進而來的。

從已有的研究中可以發(fā)現(xiàn)，針對我國實際的實證研究較少，而且，很多分析都是將二、三產(chǎn)業(yè)的比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否優(yōu)化的指標(biāo)，而且現(xiàn)有的實證分析基本上都是將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化作為一個整體進行分析，這與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)研究中將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化和高效化的分析思路不一致。針對上述問題，本文有針對性地建立產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化數(shù)量模型，并通過計量經(jīng)濟學(xué)的方法分析它與對外直接投資的關(guān)系。

二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的構(gòu)建與測度

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的構(gòu)建

設(shè)GDP=Pf+Ps+Pt，其中Pf、Ps、Pt分別為第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的年生產(chǎn)總值，E(L)i=Pi/ni，E(K)i=Pi/Ii，i為1、2、3。其中E(L)i為第i次產(chǎn)業(yè)平均勞動生產(chǎn)效率，Pi為第i次產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，ni為第次產(chǎn)業(yè)的勞動力數(shù)量，E(K)i為第i次產(chǎn)業(yè)平均投資收益率，Ii為第i次產(chǎn)業(yè)的資本存量。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于理想狀態(tài)時，E(L)1=E(L)2=E(L)3，E(K)1=E(K)2=E(K)3。但現(xiàn)實無法滿足理想的狀態(tài)，我們用偏離系數(shù)法對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進行量化，三次產(chǎn)業(yè)勞動投入要素的平均產(chǎn)出為：

勞動投入要素在i產(chǎn)業(yè)的平均產(chǎn)出偏離系數(shù)為：

三次產(chǎn)業(yè)資本投入要素平均產(chǎn)出為：

資本投入要素在i產(chǎn)業(yè)的平均產(chǎn)出偏離系數(shù)為：

綜合平均產(chǎn)量偏離系數(shù)為：

為了比較的方便，我們?nèi)=1/P為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)，當(dāng)S越大說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度越高。

（二）數(shù)據(jù)的來源和處理

本文的數(shù)據(jù)樣本期選為1991年到2010年， 對于三次產(chǎn)業(yè)資本存量的測算本文借鑒李仁君 的方法和部分數(shù)據(jù)。李仁君利用永續(xù)盤存法測算了我國1986年到2007年的三次產(chǎn)業(yè)各自的資本存量[13]，其中：Kt代表第t年資本存量，It代表固定資產(chǎn)投資，Pt代表固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δt為資本折舊系數(shù)。我們繼續(xù)利用永續(xù)盤存法的公式，并和李仁君一樣將資本折舊系數(shù)定為5%，這樣在李仁君的基礎(chǔ)上測算出以1986年不變價格計算的我國1991年到2010年各年三次產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)存量。為了數(shù)據(jù)的一致，我們按照2011年《中國統(tǒng)計年鑒》中的“國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)”將1991年—2010年各年三次產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值調(diào)整為以 1986年不變價格計算的。將上述數(shù)據(jù)通過（1）?（5）中的公式計算得到各年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù) S值，從 2006年—2010年《中國對外投資報告》中得到1991年—2010年我國對外直接投資流量（非金融類）（參見表1）

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)和對外直接投資流量的關(guān)系，我們可以用圖1進行直觀的說明。

從圖1可以看出，從1991年到2010年，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平在不斷提高，但1991年到2003年合理化系數(shù)的變化和對外直接投資流量一樣增加幅度都很小，但從2003年到2010年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)同對外直接投資流量一起都有了大幅度地增長。對于對外直接投資與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平兩者之間的關(guān)系，我們將在下文中通過計量經(jīng)濟學(xué)實證檢驗的方法進一步地分析。

三、實證檢驗

（一）ADF檢驗

若要建立以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的計量經(jīng)濟學(xué)模型，所使用的數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，從圖1我們可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)(S)和對外直接投資流量(F)都隨時間有一致向上的變化趨勢。是否能用它們直接進行經(jīng)典回歸分析，首先要進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，本文使用EVIEWS6.0進行ADF檢驗[14]，結(jié)果參見表2。從表2可以看出，原序列都是非平穩(wěn)的，所以就不能用經(jīng)典方法進行回歸分析以找出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)（S）和對外直接投資流量（F）之間的因果關(guān)系，經(jīng)過反復(fù)的測試發(fā)現(xiàn)S和F都屬于二階單整，即S和F屬于 I(2)序列，那么我們可以找出它們之間的協(xié)整關(guān)系來分析這兩個變量之間長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表1 1991—2010我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)值和對外直接投資流量 單位：億元人民幣

圖1 1991年—2010年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化系數(shù)與對外直接投資流量關(guān)系

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整是指如果兩個或兩個以上變量的時間序列非平穩(wěn)，但是其線性組合表現(xiàn)出平穩(wěn)性，那么這些變量存在長期的平穩(wěn)關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文采用基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗方法，其檢驗思想是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明方程的因變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從表2知道S和F二階差分是平穩(wěn)的，那么我們先對S和F求一階差分ΔS、ΔF，然后再運用兩變量的Engle-Granger檢驗（EG檢驗）檢驗它們之間的協(xié)整關(guān)系。

第一步：用OLS方法回歸下列方程。

回歸結(jié)果為：

表2 ADF檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果R2=0.424 933，adjR2=0.391 106，D.W.=1.414 368，F(xiàn)=12.561 80，Prob(F)= 0.002 493。第二步：對(7)式的殘差做ADF檢驗，結(jié)果參見表3。

表3 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

從上述的過程可以看出，第一步回歸系數(shù)c0和c1的t統(tǒng)計量的概率值分別為0.002 4和0.002 5，表明在1%的顯著性水平下c0和c1都顯著地異于0。D.W.檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，n=20，k=2（包含常數(shù)項），查表得dL=1.20，dU=1.44，由于dL＜D.W.=1.414 368＜4-dU故不存在序列相關(guān)性問題，F(xiàn)統(tǒng)計量的概率值也表明在 1%的顯著性水平下方程整體性顯著。第二步中殘差A(yù)DF檢驗值小于1%水平下的?2.699 77，故接受殘差是一個平穩(wěn)的序列，這說明ΔS、ΔF之間存在長期的均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，并且ΔF前面的系數(shù)為正，表明ΔS和ΔF之間具有正相關(guān)關(guān)系。那么它們之間的因果關(guān)系如何，不能由協(xié)整檢驗得出，我們將在下文中用Granger因果關(guān)系對他們進行檢驗。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗可以用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響的方向，由于 Granger因果關(guān)系檢驗要求各序列為平穩(wěn)序列，由表2可得S、F序列的二階差分是平穩(wěn)的，那么我們通過EVIEWS 6.0軟件對這兩個二階差分序列進行Granger因果關(guān)系檢驗，其結(jié)果如表4。

在表4中，對于第一個假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計量的概率值P=0.098 47，小于10%的檢驗水平，因此拒絕該假設(shè)即可以認為“Δ2F是引起Δ2S變化的Granger原因”。對于第二個假設(shè)，其F統(tǒng)計量的概率值P=0.425 28，大于10%的檢驗水平，因此不能拒絕該原假設(shè)，即可以認為“Δ2S不是引起Δ2F變化的Granger原因”，因此根據(jù)上述分析，我們可以認為序列Δ2S和Δ2F之間存在從Δ2F到Δ2S的單向因果關(guān)系，不存在反向的因果關(guān)系。因此對外直接投資的增加將促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平提高。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

(1)上述的實證檢驗說明，對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平有正的促進作用，Granger因果關(guān)系檢驗也說明，對外直接投資的變化是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平發(fā)生變化的重要原因之一。因此，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整應(yīng)該充分利用對外直接投資這一有效途徑，加速我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，提高各產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，使生產(chǎn)效率在各個產(chǎn)業(yè)間趨于平等。

(2)協(xié)整關(guān)系檢驗方程中與對外直接投資有關(guān)的回歸系數(shù)比較小，說明對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平的促進作用還有比較有限，這與我國對外直接投資的發(fā)展階段是密不可分的。我國對外直接投資起步晚，發(fā)展還比較滯后，但隨著經(jīng)濟的發(fā)展，投資流量在逐年增加，對外直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響也將逐步增大。

（3）對外直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化作用較小還與我國對外直接投資的結(jié)構(gòu)有關(guān)。在對外直接投資流量構(gòu)成中，金融業(yè)、采礦業(yè)和與之有關(guān)的交通運輸、倉儲業(yè)占比較大，2010年分別為12.5%、8.3%、8.2%，說明我國對外直接投資在一定程度上屬于自然資源尋求型，技術(shù)尋求型和戰(zhàn)略資源尋求型占比較小。另一方面，在2010年我國對外直接投資流量主要集中在亞洲（占比 65.3%），而在歐洲占比只有 9.8%，在北美占比僅占 3.8%。為了促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，我國應(yīng)該更多地鼓勵對外直接投資，提高制造業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)在對外直接投資中所占的比重，

提高對外直接投資在發(fā)達國家的比重。

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