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    “一帶一路”背景下OFDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響研究

    2022-03-31 21:20:30黃蘇雯黃建康
    經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊 2022年3期
    關(guān)鍵詞:轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一帶一路

    黃蘇雯 黃建康

    摘 要:在“一帶一路”背景下,以探究對(duì)外直接投資對(duì)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響為目的,選用2003—2018年江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)和對(duì)外直接投資流量數(shù)據(jù),運(yùn)用最小二乘法及三種檢驗(yàn)方法,實(shí)證研究得出對(duì)外直接投資對(duì)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在一定的積極影響。再通過(guò)2010—2018年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)和第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)中部分具有代表性的行業(yè)存量數(shù)據(jù),采用灰色關(guān)聯(lián)度模型,對(duì)江蘇省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析,得出以制造業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè),其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)效用明顯,以金融業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)次之,并對(duì)此提出“學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資”的相關(guān)對(duì)策建議。

    關(guān)鍵詞:“一帶一路”;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);轉(zhuǎn)型升級(jí);Grange檢驗(yàn);灰色關(guān)聯(lián)模型

    中圖分類號(hào):F269.24? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A? ? ? 文章編號(hào):1673-291X(2022)03-0043-04

    江蘇省對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新點(diǎn)在近年來(lái)表現(xiàn)在,對(duì)外直接投資的主體逐漸從以國(guó)有企業(yè)和中央企業(yè)為主體的企業(yè),向以私營(yíng)企業(yè)和地方企業(yè)等多元化主體為投資主體的投資趨勢(shì)發(fā)展。本文著眼點(diǎn)在于探索江蘇省對(duì)外直接投資中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化機(jī)制、途徑和“一帶一路”背景下沿線國(guó)家和地區(qū)在對(duì)外直接投資上的區(qū)位優(yōu)勢(shì)層級(jí)現(xiàn)狀,并通過(guò)模型的構(gòu)建分析對(duì)外直接投資和江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的單向相關(guān)性,從而能夠更好地為江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供對(duì)策和建議。

    一、文獻(xiàn)回顧

    傳統(tǒng)對(duì)外直接投資理論主要是以發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資為背景形成的,時(shí)間跨度基本為第二次世界大戰(zhàn)至20世紀(jì)80年代,以雷蒙德維農(nóng)(R.Vernon,1996)、巴克利(P.J.Buckley,1976)、卡森(M.C.Casson,1976)、阿瑟·劉易斯(W.A.Lewis,1978)和小島清(K.Kojima,1978)為代表的學(xué)者,認(rèn)為對(duì)外直接投資可以促進(jìn)投資國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化升級(jí)。

    隨著國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在不同發(fā)展水平國(guó)家之間的實(shí)踐發(fā)展、國(guó)際分工的不斷深化以及全球網(wǎng)絡(luò)雛形的健全,發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資的形式也發(fā)生了變化,而別國(guó)也受益匪淺。同時(shí),以第二次世界大戰(zhàn)至20世紀(jì)80年代為時(shí)間背景的傳統(tǒng)的國(guó)際直接投資理論也不能再充分闡釋之后的國(guó)際直接投資行為,特別是發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資的實(shí)踐活動(dòng),所以以Hiley(1999)以1970—1995年日本企業(yè)對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資流量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)了日本通過(guò)對(duì)外直接投資將本國(guó)的夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè),即紡織業(yè)和機(jī)械工業(yè)轉(zhuǎn)移、釋放到他國(guó),從而實(shí)現(xiàn)日本產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

    發(fā)達(dá)國(guó)家長(zhǎng)期的對(duì)外直接投資的實(shí)踐證明,其對(duì)投資國(guó)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)有一定的積極、促進(jìn)作用,但是在一定程度上,對(duì)投資國(guó)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)也帶來(lái)了一定的消極、抑制影響。而很多學(xué)者從理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的角度去研究對(duì)外直接投資對(duì)投資國(guó)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)是否具有消極的抑制影響。國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界的部分學(xué)者,如周振華(1998)、國(guó)彥斌(2003)、樊綱(2003)和汪琦(2004)等學(xué)者進(jìn)行了分析、探討與檢驗(yàn),但是也僅僅局限于初步的探究,并沒(méi)有系統(tǒng)性、科學(xué)性地用大數(shù)據(jù)和強(qiáng)有力的理論支撐住觀點(diǎn),所以到現(xiàn)在沒(méi)有出現(xiàn)實(shí)證分析的有效成果。因此,許多學(xué)者研究正面效應(yīng)的重要性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于關(guān)于對(duì)外投資對(duì)投資國(guó)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生的負(fù)面消極影響的研究。

    國(guó)內(nèi)學(xué)者袁然(2014)在2003—2012年的58個(gè)相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上分析得出不同投資動(dòng)機(jī)的對(duì)外直接投資對(duì)于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的機(jī)理是不同的。國(guó)內(nèi)學(xué)者李賽(2015)在分析OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響由積極作用的基礎(chǔ)上,得出在區(qū)域制度環(huán)境和異質(zhì)吸收能力影響下,OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的大小呈現(xiàn)出地區(qū)差異,積極而顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)生在東部地區(qū),而非西部地區(qū)。

    二、“一帶一路”下江蘇省對(duì)沿線國(guó)家的投資現(xiàn)狀

    21世紀(jì)初期中國(guó)提出“走出去”戰(zhàn)略后,中國(guó)的對(duì)外直接投資就逐步進(jìn)入了穩(wěn)定持續(xù)的增長(zhǎng)階段[1]。

    江蘇省在最為活躍的長(zhǎng)江三角洲地區(qū),濱江臨海,沿長(zhǎng)江而上可以連接中國(guó)的西南地區(qū)[2]。加之,京杭大運(yùn)河又能縱貫?zāi)媳?,連接中國(guó)的南北區(qū)域,西面的新歐亞大陸橋又可以連接中亞、中東乃至歐洲地區(qū),向東與日韓只有一海之隔,所以江蘇省在地理位置上能夠溝通東西、連接南北,區(qū)位優(yōu)勢(shì)非常明顯,是“一帶一路”倡議下地理位置上的重要交會(huì)點(diǎn)[3]。江蘇省有著開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的比較優(yōu)勢(shì),能夠全面對(duì)接和深度融入“一帶一路”建設(shè),積極推進(jìn)與沿線國(guó)家的合作交流,充分發(fā)揮江蘇省高度開(kāi)放、物資豐富、基礎(chǔ)設(shè)施完備的經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢(shì)[4]。

    三、實(shí)證研究

    (一)江蘇省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化關(guān)系的實(shí)證研究

    1.度量指標(biāo)的選取。本文在假設(shè)其他條件不變的情況下,即排除如政府參與和干預(yù)經(jīng)濟(jì)的背景、國(guó)有企業(yè)主宰的對(duì)外直接投資與國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)并存的企業(yè)制度分野、需求與供給結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)政策、技術(shù)革新等因素[5]?;?003—2018年的江蘇省對(duì)外直接投資額作為自變量的數(shù)據(jù)來(lái)源,基于2003—2018年江蘇省第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占總體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)為參考,選為因變量。

    2.數(shù)據(jù)來(lái)源的說(shuō)明。由《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》得出基于歷經(jīng)16年統(tǒng)計(jì)的自變量數(shù)據(jù),根據(jù)《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到歷經(jīng)16年統(tǒng)計(jì)的因變量數(shù)據(jù)如表1所示。

    3.變量的單位根檢驗(yàn)。由于只有對(duì)平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析,時(shí)間序列不平穩(wěn)的存在會(huì)導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象,所以為了判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性,必須在回歸分析經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列之前,對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),即ADF檢驗(yàn)。用Q表示江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的度量指標(biāo),用OFDI表示江蘇省對(duì)外直接投資,由于用取對(duì)數(shù)的方式,可以減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和異方差性,所以將Q和OFDI取對(duì)數(shù),則江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的度量指標(biāo)為lnQ,而lnOFDI則代表江蘇省對(duì)外直接投資。檢驗(yàn)形式中用c表示常數(shù)項(xiàng),用t表示趨勢(shì)項(xiàng),用k表示滯后期系數(shù)。滯后期的確定依據(jù)SIC原則確定,臨界值由Mackinnon給出的數(shù)據(jù)計(jì)算得出,通過(guò)Eviews9.0對(duì)變量lnQ和lnOFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)變量序列l(wèi)nQ、lnOFDI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果得出,lnQ是非平穩(wěn)序列,lnOFDI也是非平穩(wěn)序列。因此,為了使得變量序列的平穩(wěn)性不影響回歸分析的正確性和科學(xué)性,進(jìn)行如下對(duì)序列的差分操作:通過(guò)對(duì)序列l(wèi)nQ、lnOFDI作差分的方式,得到△lnQ和△lnOFDI,用Eviews 9.0對(duì)變量△lnQ和△lnOFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn),分別檢驗(yàn)△lnQ序列和△lnOFDI的平穩(wěn)性。對(duì)變量△lnQ和△lnOFDI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示,變量序列△lnQ和△lnOFDI均為平穩(wěn)序列,且通過(guò)EVIEWS9.0的數(shù)據(jù)處理與計(jì)算可知,在顯著性水平為10%下,△lnQ通過(guò)檢驗(yàn);在顯著性水平為1%、5%和10%下,△lnOFDI均通過(guò)檢驗(yàn)。由于變量序列△lnQ和△lnOFDI均具有平穩(wěn)性,因此變量序列l(wèi)nQ和lnOFDI均為一階單整。

    4.協(xié)整檢驗(yàn)。由于若回歸方程的殘差非平穩(wěn),則其變量不具有協(xié)整性。因此,通過(guò)進(jìn)行l(wèi)nQ和lnOFDI之間的回歸分析,可以檢驗(yàn)lnQ和lnOFDI是否存在協(xié)整關(guān)系。

    設(shè)回歸方程如下:

    lnQt=C+βlnOFDIt+ut

    通過(guò)Eviews 9.0得到對(duì)lnQ與lnOFDI之間的回歸分析結(jié)果:

    Adjusted R-squared等于0.87,接近1,說(shuō)明該回歸方程擬合度較高;Sum Squared resid等于0.0006,足夠小,同樣表明方程回歸較好。

    設(shè)回歸方程lnQt=C+βlnOFDIt+ut的回歸殘差為e,對(duì)回歸殘差e進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn),即ADF檢驗(yàn):在顯著性水平為5%下,殘差e不存在單位根,因此殘差e是平穩(wěn)的。因?yàn)榉匠蘬nQt=C+βlnOFDIt+ut所示的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,故回歸方程為:

    5.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。兩個(gè)變量非協(xié)整的話,Granger因果關(guān)系的推斷是無(wú)效的,而若變量存在協(xié)整關(guān)系,則變量之間的協(xié)整關(guān)系決定了至少存在一個(gè)方向上變量之間的Granger因果關(guān)系。由于本文變量lnQ和lnOFDI存在協(xié)整關(guān)系,所以可以進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),通過(guò)Eviews9.0得到的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果:Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)拒絕了零假設(shè):lnOFDI不是lnQ的Granger原因,而接受了lnQ不是lnOFDI的Granger原因的假設(shè),因此,Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,對(duì)外直接投資是江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的原因。

    6.結(jié)論。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn),本文確定了lnQ與lnOFDI之間存在協(xié)整關(guān)系,即江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由回歸方程lnQ=-0.09584+0.013603lnOFDI的擬合優(yōu)度R2=0.886075、修正的判定系數(shù)2=0.874304可知,模型整體上對(duì)樣本的擬合度較好;F=69.99885,說(shuō)明模型整體線性關(guān)系的顯著性較好;DW=1.257711,表明模型不存在自相關(guān)性;單個(gè)回歸系數(shù)檢驗(yàn)t也證明了兩個(gè)變量lnQ和lnOFDI的回歸系數(shù)是顯著的,即對(duì)解釋變量OFDI對(duì)被解釋變量Q的絕大部分差異做出了解釋。從回歸結(jié)果可得,江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間呈正相關(guān)關(guān)系,回歸系數(shù)為0.013603,即當(dāng)OFDI每增長(zhǎng)1%,Q會(huì)增長(zhǎng)0.013603%,即江蘇省的對(duì)外直接投資的投資額每增長(zhǎng)1%,第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占江蘇省國(guó)民生產(chǎn)總值的比重會(huì)增加0.013603%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)會(huì)增長(zhǎng)0.013603%。而回歸系數(shù)較小的原因主要存在于江蘇省對(duì)外直接投資的較小的規(guī)模局限性,但是隨著江蘇省對(duì)外直接投資的規(guī)模的顯著增長(zhǎng),對(duì)外直接投資對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響也會(huì)越來(lái)越顯著。

    (二)江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響機(jī)制和途徑的實(shí)證研究

    1.灰色關(guān)聯(lián)度模型建立的說(shuō)明。本文先通過(guò)確定江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有正相關(guān)關(guān)系,并且兩者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,所以為了進(jìn)一步研究江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中部分行業(yè)優(yōu)化升級(jí)的影響機(jī)制和途徑,本文采用灰色關(guān)聯(lián)度模型分析其影響機(jī)制和途徑?;疑P(guān)聯(lián)度模型具有適宜處理樣本量較少、時(shí)間跨度較短數(shù)據(jù)的特征,是一種通過(guò)分析兩個(gè)因素之間發(fā)展趨勢(shì)相似或者相異程度來(lái)衡量因素間關(guān)聯(lián)程度的模型[6]。其實(shí)證分析如下:

    2.度量指標(biāo)的選取。由于衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的方法有許多,單一的產(chǎn)業(yè)占比法不能滿足對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化機(jī)制和途徑的深入探究,因此本文選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來(lái)衡量整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等級(jí),選取第三產(chǎn)業(yè)占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度,選取霍夫曼系數(shù)來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度。

    產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)指標(biāo)主要用來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)整體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平,所以本文設(shè)L為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù),p(j)為一個(gè)地區(qū)第j個(gè)產(chǎn)業(yè)的收入占其國(guó)民生產(chǎn)總值的比重,將第一產(chǎn)業(yè)賦值為1,第二產(chǎn)業(yè)賦值為2,第三產(chǎn)業(yè)賦值為3,則得到的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的計(jì)算方式如下:

    由上述計(jì)算公式可得,1<L<3,且當(dāng)L的值越來(lái)越接近1時(shí),表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越低級(jí),當(dāng)L的值越來(lái)越接近3時(shí),表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高級(jí)。

    第三產(chǎn)業(yè)收入占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重通常被用來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度,當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重越高時(shí),說(shuō)明產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)越合理。

    而霍夫曼系數(shù)主要用于表示產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度,當(dāng)霍夫曼系數(shù)越大時(shí),則產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)越合理,其計(jì)算方式如下:

    3.數(shù)據(jù)來(lái)源的說(shuō)明。本文基于2010—2018年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),借助《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得出9年來(lái)的江蘇省各產(chǎn)業(yè)收入、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理出的江蘇省9年來(lái)的國(guó)民生產(chǎn)總值和《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》得出的9年來(lái)的江蘇省對(duì)外直接投資投資額為參考依據(jù)。

    經(jīng)過(guò)對(duì)上述數(shù)據(jù)資料的整理和計(jì)算,可得出參考序列,即江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的三個(gè)度量指標(biāo)的數(shù)值如表2所示。

    4.實(shí)證分析。本文采用灰色關(guān)聯(lián)度分析軟件進(jìn)行分析,利用灰色關(guān)聯(lián)度、相對(duì)關(guān)聯(lián)度及綜合關(guān)聯(lián)度三個(gè)指標(biāo),對(duì)江蘇省對(duì)外直接投資的行業(yè)選擇與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行分析,得到數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表3所示。

    5.結(jié)論。江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)其制造業(yè)、采礦業(yè)和金融業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響效用明顯,以對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)最為明顯,采礦業(yè)和金融業(yè)次之。對(duì)信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響效用不明顯。

    其中,江蘇省的對(duì)外直接投資通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間升級(jí)的機(jī)制和途徑,從而推動(dòng)金融業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響效用明顯,但是對(duì)于推動(dòng)其整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)方面的影響效用并不非常明顯,其原因可能與江蘇省對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家金融行業(yè)的對(duì)外直接投資規(guī)模較小、市場(chǎng)占有率低有關(guān)。

    四、對(duì)策及建議

    (一)減少市場(chǎng)壁壘

    由于江蘇省的對(duì)外直接投資的投資主體逐漸從以國(guó)有企業(yè)、中央企業(yè)為主體向民營(yíng)企業(yè)、地方企業(yè)為主題的多元化方向發(fā)展,所以民營(yíng)企業(yè)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,除了辦事難、融資難、政策落實(shí)難等一些問(wèn)題尚未解決,其所遇到的市場(chǎng)壁壘限制問(wèn)題也越來(lái)越突出。國(guó)家應(yīng)在不過(guò)分干預(yù)市場(chǎng)的情況下,讓企業(yè)作為市場(chǎng)主體在同一個(gè)開(kāi)放、公平的市場(chǎng)環(huán)境中展開(kāi)良性競(jìng)爭(zhēng),取長(zhǎng)補(bǔ)短,相互促進(jìn),以這種方式為制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)奠定基礎(chǔ)和提供保障[7]。

    (二)打破小富即安的慣性思維

    與GDP多年維持全國(guó)總量的10%相比,江蘇省的制造業(yè)在全國(guó)占居較為突出的優(yōu)勢(shì)地位。以其工業(yè)企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入和利潤(rùn)總額為例,江蘇省的制造業(yè)占全國(guó)的比重長(zhǎng)期維持在14%,較江蘇GDP占全國(guó)的比重高出40%的水平。身為長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)體的重要成員,江蘇以制造業(yè)為主,其占比約為94%的工業(yè)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率長(zhǎng)期維持在50%以上,近兩年調(diào)整至46%~48%。2011—2018年,制造業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重平均接近41%,較全國(guó)同期水平31%高出近10個(gè)百分點(diǎn)。但是,這種良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r需要條件來(lái)維持和穩(wěn)定,所以作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)看不見(jiàn)的手,政府應(yīng)給予境外投資企業(yè)融資支持、稅收優(yōu)惠及法律問(wèn)詢的良好的服務(wù),緩解江蘇省企業(yè)對(duì)外直接投資巨大的資金壓力和提高企業(yè)對(duì)外直接投資的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。

    (三)進(jìn)行學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資與競(jìng)爭(zhēng)策略型對(duì)外直接投資

    除了向一些發(fā)達(dá)國(guó)家學(xué)習(xí),構(gòu)建“學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資”,江蘇省也可以依靠“一帶一路”戰(zhàn)略的良好發(fā)展,同沿線國(guó)家和地區(qū)開(kāi)展貿(mào)易活動(dòng),構(gòu)建“競(jìng)爭(zhēng)策略型對(duì)外直接投資”[8]。通過(guò)沿線國(guó)家和地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資需求的擴(kuò)大和投資環(huán)境的優(yōu)化,江蘇省政府應(yīng)該鼓勵(lì)企業(yè)積極開(kāi)展對(duì)外直接投資,以促進(jìn)企業(yè)的資源配置能力的提高,從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)[9]。

    參考文獻(xiàn):

    [1]? 楊英,劉彩霞.“一帶一路”背景下對(duì)外直接投資與中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系[J].華南師范大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版,2015,(5):93-101+191.

    [2]? 翟仁祥,馬思聰.江蘇省對(duì)“一帶一路”沿線主要國(guó)家OFDI區(qū)位選擇影響因素研究[J].淮海工學(xué)院學(xué)報(bào):人文社會(huì)科學(xué)版,2018,(2):91-95.

    [3]? 李波.“一帶一路”下河南省對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的實(shí)證分析[J].中國(guó)商論,2017,(12):109-110.

    [4]? 沈陽(yáng)陽(yáng).江蘇對(duì)外直接投資分析[J].合作經(jīng)濟(jì)與科技,2018,(5):46-47.

    [5]? 張?jiān)?江蘇OFDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響分析[J].大陸橋視野,2017,(11):77-80.

    [6]? 姜鴻,徐樂(lè)樂(lè),張藝影.TDI與江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的灰色關(guān)聯(lián)度分析[J].常州大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版,2017,(5):91-100.

    [7]? 胡琰欣,屈小娥,趙昱鈞.對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)),2018,(5):55-67.

    [8]? 賈騁.發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資的趨勢(shì)探討[J].時(shí)代金融,2017,(35):29+31.

    [9]? D.J.Lecraw.Outward Direct Investment by Indonesian Firms:Motivationand Effects[J].Journal of International Business Studies,1993,(3):589-600.

    [責(zé)任編輯 文 峰]

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