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摘要：本文基于2003-2017年時間序列數據對我國對外直接投資（OFDI）與產業結構優化之間的關系進行最小二乘回歸研究，結果表明我國對外直接投資與產業結構升級之間存在協整關系，OFDI對產業結構升級系數R有單向影響：OFDI每增加1%，產業結構升級系數增加0.017%。因此得出我國對外直接投資能夠促進國內產業結構優化的結論，并為促進我國對外直接投資進一步發展提出相關建議。

關鍵詞：中國對外直接投資；產業結構優化；OLS

一、引言

近年來，我國堅定不移地踐行“走出去”戰略和“一帶一路”倡議，在促開放、謀發展、求合作等方面做出諸多努力，對外直接投資規模穩步增長，且雙向貿易中投資流量已連續三年高于吸引外資。與此同時，經濟高質量發展也引起廣泛重視，國家始終強調要借助對外直接投資這一途徑促進國際產能合作，加快實現我國產業結構優化，轉變經濟增長動力，提高發展質量。然而目前針對我國對外直接投資是否促進本國產業結構優化這一問題的研究尚有爭議。因此，筆者將在現有研究的基礎上，結合最新數據進行實證分析，為我國經濟轉型時期的對外直接投資提供合理建議。

二、文獻綜述

關于對外直接投資的經濟學研究最早始于壟斷優勢論，指出企業憑借自身壟斷優勢進行向東道國直接投資并獲取巨額利潤。小島清（Kojima，1987）的邊際產業轉移理論認為對外直接投資應當始于一國的邊際產業，從宏觀經濟角度闡釋了比較優勢應當是國際直接投資決定性因素。近年來，我國學者也對此展開大量理論和實證研究。一方面，汪琦（2004）從資源補缺效應、產業關聯和輻射效應、新興產業促長效應等五個方面闡釋OFDI對母國產業結構的積極影響并得到廣泛認可；趙偉、江東（2010）使用傳統的最小二乘法實證分析并得出對外直接投資對我國產業結構調整與優化產生積極影響的結論；楊超、林建勇（2018）選取我國2004-2015年省級面板數據展開研究，結果顯示OFDI促進了生產效率的提高；趙云鵬、葉嬌（2018）采用動態面板模型的分析結果也顯示OFDI對產業結構優化產生積極影響，但存在滯后效應和地區差異；李超、張誠（2017）則表示，投資國可通過新建投資、跨國并購、合建研發中心等開辟跨產業鏈結盟、跨創新體系研發等途徑，推動國內產業高級化發展。另一方面，部分學者認為我國OFDI對國內產業結構優化并未產生顯著促進作用。楊英、劉彩霞（2015）基于VAR模型的研究表明對外直接投資對母國產業調整的作用尚未顯現。張遠鵬、李玉杰（2014）認為我國對外直接投資起步晚、規模小且國內傳統產業根基深、國內配套設施不完善，OFDI促進產業優化的路徑不通暢，且測得二者關聯度僅為0.73，這意味著OFDI對產業升級的促進作用較為微弱。范歡歡、王相寧（2006）認為除上述原因外，還包括我國對外直接投資中固定資本形成的比例小、投資產業結構與國內不符等，使得我國外部經濟與內部相脫離。毛海歐、劉海云（2018）的分析則表明順分工梯度、逆分工梯度OFDI均不利于我國產業結構優化。綜上可以看出，諸多學者對我國對外直接投資與產業結構優化之間的關系雖進行深入研究，或是理論層面的闡釋及推導，或是實證層面的計量分析，但彼此觀點各異，未達成統一。筆者在前人研究基礎上，利用最新數據對該問題進行分析，探究對外直接投資與產業結構優化之間的具體關系。

三、我國對外直接投資及產業結構發展

改革開放以來，我國占全球經濟的比重由2.7%上升到近15%，我國在國際貿易中的地位逐漸上升，對外直接投資的規模迅速擴張，并呈現出以下特點。一是總量規模穩定增長。截至2017年，我國對外直接投資存量在全球占比為5.9%，位居世界第二；流量雖首次出現負增長，但世界占比仍超過10%，位居世界第三位。二是行業分布多元化。自2011年我國開始實現全行業對外直接投資，2017年我國對外直接投資共涉及18個行業大類，其中商務服務、批發零售、制造業、金融領域占比已超過80%。三是區域分布廣泛。據統計，我國企業對外直接投資并購涉及56個國家和地區，同時“一帶一路”政策帶動下，我國OFDI更趨向于發展中國家四是投資主力軍仍是國有企業，但非國有企業發展十分迅速。數據顯示，2016年非公有制企業在非金融OFDI流量中的比重達到68%，2017年在“一帶一路”沿線國家投資企業的前50強中，民營企業占42%。產業發展方面，產業結構的調整和優化是一國經濟高質量發展的重要表現。數據顯示（如圖2），我國三次產業貢獻率出現結構性變化，產業結構由“二三一”型轉變為“三二一”型，第三產業已成為我國經濟增長的主要推動力量，整體發展態勢符合“配第克拉克定理”。但數量不等于質量，產業結構是否合理還需進一步測算分析

四、實證分析

（一）產業結構水平測定產業結構水平的方法有多種，例如綜合指數法、多元統計法、層次分析法等。筆者采用徐德云（2008）提出的產業結構升級系數定量分析產業結構水平。由于產業結構高級化的主要特征就是第三產業比重增加，第一產業地位減弱，因此賦予第一、二、三產業的權重依次增大，具體指標為：其中，R為產業結構升級系數，Yi表示第i產業產值占GDP的比重。R值越趨于3，產業結構層次越高。

（二）數據來源筆者選取2003—2017年時間序列數據為樣本進行實證分析，其中我國OFDI相關數據來源于《對外直接投資統計公報》，三次產業數據來源于各年《中國統計年鑒》。

（三）構建回歸模型考慮到樣本為時間序列數據，可能存在異方差，因此將數據取對數后作為新樣本進行回歸分析。構建的回歸模型如下：lnR=β0+β1lnOFDI筆者利用Eviews9.0軟件對數據進行最小二乘回歸，并得到如下結果：結果顯示，該模型的擬合優度為0.932969，F檢驗和t檢驗均顯著，表明OFDI對R有顯著影響。

（四）平穩性檢驗由于時間序列數據的傳統OLS回歸可能出現“虛假回歸”現象，即變量之間沒有經濟關系但也能得到較為顯著的回歸結果。因此，有必要對數據進行平穩性檢驗，以確保回歸的正確性。筆者選用ADF單位根檢驗法并得到如下結果：由表1可知，lnR和lnOFDI的原序列ADF檢驗的t統計量均大于5%顯著性水平下的臨界值，屬于非平穩序列。而兩個變量的滯后一期檢驗結果均小于5%顯著性水平下的臨界值，因此均屬于一階單整序列。

（五）協整檢驗由于回歸模型僅涉及兩個變量，因此采用EG兩步法進行變量間協整關系的檢驗。對上述模型估計結果生成的殘差序列進行ADF檢驗，得到的t值=-1.962465，P值=0.0506，可認為該殘差序列在10%的顯著性水平下平穩，因此對數序列lnOFDI和lnR之間是（1，1）階協整的。該結果表明OFDI與產業結構升級系數R之間存在長期“均衡”關系。

（六）格蘭杰因果關系檢驗為進一步探究對外直接投資與產業接受升級系數之間的協整關系，對回歸模型進行格蘭杰因果關系檢驗，結果顯示，在滯后長度為2、顯著性水平為5%的條件下，lnOFDI是引起lnR變化的格蘭杰原因，但lnR不是lnOFDI的格蘭杰原因。

五、結論與建議

筆者選取2003-2017年我國對外直接投資與三次產業的相關數據為樣本，使用傳統的最小二乘法進行回歸分析對外直接投資與產業結構升級系數之間的關系，結果表明，我國對外直接投資與產業結構優化之間存在協整關系，對外直接投資是產業結構優化的格蘭杰原因，且OFDI每增加1%，產業結構升級系數增加0.017%。因此，我國對外直接投資能夠促進國內產業結構調整與優化。為進一步促進我國對外直接投資的健康發展，本文提出以下建議。一是加強對外直接投資與國內產業優化的協同發展。上述格蘭杰檢驗結果表明，OFDI是引起產業結構升級系數R變化的原因，而二者之間的反向因果關系并不成立。因此，在重視對外直接投資對產業結構優化的促進作用的同時，也應充分利用產業結構調整帶來的投資機遇，促進二者協同發展。二是預防產業空心化問題。產業升級意味著第三產業占國民經濟的比重增加，一、二產業比重下降，在此過程中要謹慎預防制造業萎縮、實體經濟弱化產生的不利影響，做好相應的防范機制。三是強化政府服務角色。面對我國對外直接投資快速發展，一方面政府要給予相應的政策支持，簡化審批程序，加強信息服務，鼓勵企業“走出去”；另一方面也要引導企業良性對外投資，做好風險防控，提高對外直接投資水平與質量促進對外直接投資健康發展。

參考文獻：

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作者：李夢嬌 薛鵬 單位：江南大學