对外直接投资的产业结构效应基于省级动态面板数据的实证研究Word格式文档下载.docx
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A文章编号:
1003-8477（2013）05-0082-04一、引言进作用[1]（尚品）;
王英和:
XtJ思峰（2∞8）利用2003-2006年我国我国对外直接投资起步较晚，但发展速度很快，我国正对外直接投资存量的行业结构和国内产业结构的数据，通过从以引进外商直接投资为主转向引进外商直接投资和对外计算灰色绝对关联度、灰色相对关联度和灰色综合关联度，直接投资并重的阶段，在;
引进来;
的同时，也在积极的;
走出分析了对外直接投资对于国内产业结构调整的影响。
结果发去但迄今为止，学术界的研究几乎全部集中在;
的现对外直接投资的行业结构与国内产业结构密切相关，对外经济效应上，尤其是外商直接投资的技术溢出效应，至于;
走直接投资促进了我国产业结构的优化升级，其中对于采矿业出去;
的经济效应，虽然也受到了学术界的关注，如学者们对和制造业的投资对产业结构的优化升级有着更为重要的促1于我国对外直接投资的产业结构效应的理论研究颇为深入，进作用[2]（06-&
lt;
&
gt;
6）;
冯春晓（2∞9）通过构建测度制造业产业结构但实证研究不多。
又由于外商直接投资所转移的技术与我国合理化与高度化的指标，利用15个制造业行业2∞3-2∞7产业现有技术的差距逐步缩小，我国利用外商直接投资的技年数据分析制造业对外直接投资对其产业结构优化的影术溢出的边际效应会出现递减趋势，以市场换技术促进产业响。
研究结果发现我国制造业对外直接投资与其产业结构结构优化升级的战略是不能满足我国经济可持续发展需要优化存在正相关关系，其中与高度化相关性较强，而稳健性的，因此，笔者利用2∞3-2011年度间的省级动态面板数据检验表明制造业对外直接投资与其产业结构合理化存在长对我国对外直接投资的产业结构效应进行实证研究，一方面期稳定的关系，且前者是后者的格兰杰原因，制造业对外直为我国实施;
走出去;
战略奠定坚实的实证基础。
另外一方面接投资对产业结构的优化作用非常微弱[3]（p97-剧;
潘颖和刘有利于我国更好地实施;
战略，加快我国产业结构的辉焊（2010）则根据我国1990-2∞7年数据，运用协整理论和优化升级。
Granger因果检验对对外直接投资与国内产业结构升级的关二、国内文献回顾系进行了研究，结果发现对外直接投资短期不能促进产业结国内学者关于对外直接投资的产业结构效应的实证研构升级，长期可以促进产业结构升级阳102-酬。
究主要有范欢欢和王相宁（2007）利用自回归分布滞后模型，由此可见，国内学者对于我国对外直接投资的产业结构实证发现我国对外直接投资比例变化与第一、三产业结构比效应的理论研究颇为深入主要是研究我国对外直接技资促变动基本无关，仅与第二产业结构比有正的弹性系数比关进产业结构升级的机理和路径。
对于我国对外直接投资的产系，从而认为我国对外直接投资对产业结构升级没有明显促业结构效应的实证研究不多。
仅有的实证研究是基于时间序作者简介:
王洼洪（1992一），女，华中师范大学外国语学院学生。
阙大学（1982一），男，南昌工程学院经济贸易学院讲师，博士。
.82.
列数据或行业面板数据，时间序列数据是基于国家层面，实率测算方法有诸多前提和假定条件，如完全竞争市场、资本证结论缺乏针对性，而行业面板数据时间跨度较短，行业截与劳动任意替代、要素充分利用、技术中性等，而我国几乎不面个数较少，实证结论缺乏可靠性，并且仅有的实证研究也具备这些条件，所以通过索洛余值法测算的全要素生产率作没有考虑到解释变量的内生性问题，从而导致估计偏差，笔为衡量技术进步指标难以说明我国的技术进步水平，又由于者利用2003-2011年度间的省级动态面板数据，运用系统广基于DEA方法测算的非参数Malmquist生产率指数不需要义矩估计方法克服内生性问题实证研究我国对外直接投资引入较强的假设，能更好地衡量技术进步，故笔者采用的产业结构效应。
Malmquist生产率指数来衡量。
为了计算Malmquist生产率指三、模型设定与数据说明数，需要对资本存量计算，这里使用;
永续盘存法;
计算，具体
（一）模型设定。
公式为Ki.=I/I\+（1-8）瓦时，其中Ii&
#039;
为第i个省份第t年的全根据以往的研究文献，笔者设定了如下计量模型:
社会固定资产投资，P为固定资产投资价格指数（以2003年it为1∞），8为资本折旧率，本文采用国际上惯常的做法，将其LnGFit=o+LnGFit-1+?
?
2LnOFDIit+民LnKdit+队Lnτ&
Eit+1自sLnINit+?
~FDit+?
7LnTRit+?
8LnFDIit+Uit设定为5%，至于初始年份2003年各省份的资本存量，本文其中i表示第i个省份（自治区、直辖市），t表示第t年，借鉴徐现祥（2007）的做法，通过下式求出Ki，2003=Ii，~（0.03+Uit是随机误差项。
Z.），其中，Zi为第i个省份2003-2011年的国内生产总值平GF表示产业结构，大多学者采用第二产业产值占国内均增长率。
生产总值的比重或第二产业与第三产业产值之和占国内生IN表示居民收入水平，居民收入水平提高，消费需求层产总值的比重来衡量，本文采用后者，主要是因为我国目前次会随之提高，消费结构也会不断升级，由于第一产业产品正处于工业化中后期阶段，产业结构升级主要表现为第二产收入弹性低于第二产业产品，第二产业产品收入弹性又低于业和第三产业产值不断增加，采用前者可能不能很好地衡量第三产业产品，故收入水平提高会促进产业结构优化。
对于产业结构升级。
对于第二、三产业产值和国内生产总值数据，居民收入水平指标，笔者采用各地区的人均国内生产总值来用各地区国内生产总值指数（以2003年为1（0）进行了折衡量。
算。
至于加入被解释变量滞后一期的GF，主要是为了涵盖未FD表示金融发展水平，金融发展通过资金形成、资金导考虑到的其他影响因素。
向、信用催化和风险分散等机制作用于资金的配置效率和利OFDI表示对外直接投资，对外直接投资通过获取关键用效率，使资金逐渐从回报率低的产业转向回报率高的产资源、转移边际产业、扶持新兴产业、产业关联、竞争示范效业，加快高新技术产业和新兴产业的发展，从而促进产业结应、反向技术溢出等渠道促进了我国产业结构升级。
对于对构升级。
对于金融发展水平的衡量，主要有两个指标:
麦氏指外直接投资指标，笔者采用对外直接投资流量来衡量，将各标和戈氏指标，麦氏指标是广义货币存量与GDP的比重，由地区的对外直接投资流量按当年时间加权平均汇率调整。
于无法收集到各地区的广义货币存量，这里采用戈氏指标即Kd表示国内投资，国内投资是产业扩张的重要条件，国金融机构年底贷款余额占国内生产总值的比重来衡量。
内投资的变化将影响产业结构的变动，并且随着我国经济发TR表示对外贸易，通过对外贸易可以解决我国过剩的展，经济中将更多的投资于先进的技术设备，促进产业结构生产能力和产品结构性短缺，支撑产业结构调整;
通过对外升级。
笔者采用全社会固定资产投资减去实际利用外商直接贸易可以弥补国内资源的不足，使相关产业的资源、瓶颈消投资来衡量，首先用各地区的固定资产投资价格指数（以失，提高产业竞争力，并通过竞争效应、资源配置效应、关联2∞3年为1∞）对全社会固定资产投资进行折算，然后将各效应等途径影响其他产业发展，从而促进产业结构升级;
通地区的实际利用外商直接投资按当年时间加权平均汇率调过对外贸易还可以发挥比较优势实现规模经济和技术进整，最后两者相减得到国内投资。
步，促进产业结构升级。
对于对外贸易指标，笔者采用进出口π表示技术进步，技术进步会导致原材料消耗水平降总额来衡量，将各地区的进出口总额按当年时间加权平均汇低，资源利用效率提高，引起产业中间需求结构和中间投入率调整。
结构变化，改变投入产出关系，促进整个产业技术水平的提FDI表示外商直接投资，外商直接投资弥补了国内产业高和产业升级;
会提高劳动生产力，劳动力发生转移，使产业资本的不足，其技术溢出机制优化了产业结构;
外商直接投结构升级;
也会促进新兴产业出现和成长，并使原有产业的资也加剧了国内市场竞争，将低效率的企业从本行业中淘汰产品不断更新换代，从而加快产业结构升级。
对于技术进步出去，从而优化了资源在产业间的配置，促进了产业结构升指标，大多学者用政府财政研发投入表示或者基于柯布-道级;
对于外商直接投资指标，笔者采用实际利用外商直接投格拉斯生产函数，通过索洛余值法测算的全要素生产率衡资额来衡量，将各地区的实际利用外商直接投资额按当年时量，就前者而言，我国资本技术密集度不高，技术进步大多并间加权平均汇率调整。
不依赖高风险和高资本的研发投入，而是依赖低风险甚至低
（二）数据说明。
资本投入的技术引进，因此，该指标很可能低估了我国的技文章选择的样本时间是2003年-2011年，25个省份，其术进步，对于后者，基于新古典生产理论建立的全要素生产中，东部地区有:
北京、天津、上海、河北、辽宁、山东、广东、江.83.
苏、浙江和福建，中部地区有山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、大部分分布在香港、新加坡、澳门、哈萨克斯坦、巴基斯坦、蒙河南、湖北和湖南，西部地区有内蒙古、广西、四川、云南、陕古等亚洲地区和英属维尔京群岛、开曼群岛、秘鲁、巴西、阿西、甘肃和新疆（海南、重庆、贵州、青海、宁夏和西藏数据不根廷等拉丁美洲地区，而对技术先进的欧美等发达国家的直全），其中2003-2008年各地区第二产业产值、第二产业产接投资较少，据笔者计算，对亚洲地区的对外直接投资约占值、国内生产总值、全社会固定资产投资、固定资产投资价格总流量60.3%，对拉丁美洲地区的对外直接投资约占总流量指数、劳动力、金融机构年底贷款余额、实际外商直接投资、26.9%，对欧美等发达国家的对外直接投资仅占总流量进出口总额的原始数据来源于《新中国60年统计资料汇5.8%，这制约了我国利用反向技术溢出效应来促进产业结编&
，2∞9-2011年的原始数据来源于历年的《中国统计年构升级。
鉴&
，2003-2011年各地区对外直接投资流量数据来源于当2.东部地区的对外直接技资促进了产业结构升级，在年的《中国对外直接投资统计公报》。
由于数据的自然对数变5%水平上通过了显著&
性检验;
而中部与西部地区的对外直换不改变原变量之间的关系，并能使其趋势线性化，消除序接投资促进产业结构升级效果不明显，两地区回归系数的概列中存在的异方差，所以已经在设定模型时进行了自然对数率值没有通过显著&
性检验。
笔者认为主要有以下原因:
一是变换。
东部地区的对外直接投资流量较大，中部与西部地区的对外四、实证分析直接投资流量较小，就2003-2011年而言，东部地区的对外
（一）内生性问题。
直接投资流量占地方合计74.1%，而中部与西部地区的对外在这里由于可能会因解释变量的;
内生性;
而导致估计直接投资流量分别占地方合计15.1%和10.8%;
二是东部地偏差，内生性来源于以下几种因素:
一是引入了被解释变量区的境外企业数量要高于中部和西部地区，就2003-2011年一阶滞后项作为动态项，该项易和随机误差项存在相关关而言，东部地区的境外企业数量占境外企业总数的六成以系;
二是产业结构升级往往伴随着对外直接投资增加，产业上;
三是东部地区较中部与西部地区经济发达，通过对外直结构升级是对外直接投资增加的原因之一，因此，有可能对接投资来转移边际产业和促进新兴产业能更好地促进其产外直接投资增加的地区，原本产业结构水平就高;
二是产业业结构升级;
四是东部地区的人力资本水平、金融发展水平结构升级也是促进技术进步和居民收入水平提高的原因之和研发水平较高，能更好地吸收对外直接投资的反向技术溢一，有可能技术水平和居民收入水平高的地区，原本产业结表1对外直接投资对产业结构影晌的实证结果构水平就高;
四是产业结构升级，不同产业的生产能力提高，全国东部中部西部使得出口产品质量提高以及对进口资源合理利用，从而促进5.12543.72384.16721.8347常数项对外贸易发展，即产业结构升级也是对外贸易增加的原因之（0.218）（0.340）（0.046）（0.015）一，因此，有可能进出口总额高的地区，原本产业结构水平就0.36350.31040.49430.5219LnGF’_1高。
可见，即使回归结果表明产业结构与对外直接投资关系（0.079）（0.069）（0.075）（0.094）0.03460.05470.02680.0205显著，也不能断言后者对前者有促进作用，这里最小二乘法LnOFDI（0.095）（0.032）（0.163）（0.128）已经不能一致和无偏地估计系数，文章使用广义矩估计方0.16480.12650.18360.2078法，由于差分广义矩估计方法会损失一部分样本信息，且工LnK,（0.057）（0.014）（0.088）（0.047）具变量存在弱有效性问题，在计量检验时，会出现检验无法0.14130.18270.10990.0756LnTE通过的情况，并且，这里由于样本数据年份较少，观测值又较（0.030）（0.026）（0.053）（0.072）多的客观限制，系统广义矩估计方法对文章更为适用，在进0.06760.09330.05070.0481LnIN行系统广义矩估计时，文章选取各解释变量的部分已知值（0.098）（0.056）（0.211）（0.134）0.05180.07040.04950.03116（原变量加滞后2期）作为估计的工具变量。
LnFD（0.090）（0.077）（0.116）（0.158）
（二）实证结果。
0.08550.1279-0.0324-0.0408笔者利用Stata软件对全国、东部、中部与西部地区的动LnTR（0.076）（0.092）（0.138）（0.119）态面板数据模型进行估计，得到了全国、东部、中部与西部地0.06980.11630.0257一0.0439LnFDI区的对外直接投资对产业结构的影响，如表l所示，从回归（0.052）（0.074）（0.121）（0.276）结果可知:
Wald检验1926.631542.091218.751593.271.全国的对外直接投资促进了产业结构升级，在10%显Sargan检验0.2690.3180.2410.302著水平上通过了显著性检验，但回归系数较小，原因主要有Arellano-BondAR（I）0.0070.0000.0090.000以下几点:
一是我国对外直接投资流量规模还较小;
二是我Arellano-BondAR
（2）0.2510.1290.2740.186国企业在对外直接投资上具有盲目性，获利不大，甚至亏损;
注:
括号内为伴随概率值，括号外为统计量，概率值小于0.01三是我国对外直接投资流量中制造业和高新技术产业所占表明在1%的显著性水平下拒绝原假设，概率值小于0.05表明在比重较小，这制约了我国通过转移边际产业和利用反向技术5%的显著性水平下拒绝原假设，概率值小于0.1表明在10%的显著性水平下拒绝原假设。
溢出效应来促进产业结构升级;
四是我国对外直接技资流量.84.
出效应，促进产业结构升级，而中部与西部地区的人力资本模，要适当采取政策倾斜鼓励中部与西部地区企业的对外直水平、金融发展水平和研发水平较低，对于对外直接投资的接投资，与此同时，加强政府宏观指导，以减少企业对外直接反向技术溢出效应吸收有限;
五是东部地区的产业关联度较投资的盲目性，获取更多的海外收益，用于产业结构升级;
第高，其对外直接投资通过产业关联渠道能更好地促进其他产二，调整我国对外直接投资政策，提高对外直接投资的质量，业发展，使产业结构升级，而中部与西部地区的产业关联度增加制造业和高新技术产业的对外直接投资。
第三，加大对较低，制约了两地区对外直接投资通过产业关联渠道促进产欧美等发达国家的对外直接投资，获取他们的技术溢出来促业结构升级的程度。
并且，从表1中还可以看出，全国和三大进产业结构升级。
第四，东部地区尤其是中部与西部地区需地区促进产业结构升级的主要因素是国内技资和技术进步，加大人力资本投资，为私人人力资本投资提供补贴和融资以东部地区的对外贸易和FDI促进了产业结构升级，而中部与及通过增加劳动力市场的竞争性和流动性来剌激私人人力西部地区的对外贸易和FDI并没有促进产业结构升级，原因资本投资等办法提高人力资本水平、要继续深化金融市场改可能在于东部地区的对外贸易和FDI规模较大、质量较高、革，提高金融发展水平、要加大研发投入，提高研发水平，从东部地区能更好地吸收对外贸易和FDI的技术溢出效应;
而而更好地吸收对外直接投资的反向技术溢出效应，促进产业中部与西部地区的对外贸易和FDI规模较小、质量较低，在结构升级。
最后，东部地区尤其是中部与西部地区要提高产一定程度上加剧了产业结构同构化现象，两地区可能因为对业关联度，以便对外直接投资通过产业关联渠道更好地促进外贸易而专门从事传统产品生产，外商也往往投资于两地区产业结构升级。
的传统产业，实行低层次产业外延扩张，并且两地区对外贸易和FDI的技术溢出效应不明显，吸收能力也较弱。
此外，东参考文献:
部地区的居民收入水平和金融发展水平促进了产业结构升[1]范欢欢，王相宁.我国对外直接投资对国内产业结构级，中部与西部地区的居民收入水平和金融发展水平促进产的影响[J].科技管理研究，2006，（11）.业结构升级效果不明显，回归系数的概率值没有通过显著性[2]王英，刘忠峰.OFDI对我国产业结构的影响:
基于灰关检验，原因可能在于两地区的居民收入水平低，制约了消费联的分析[月.世界经济研究，2008，（4）.结构升级和金融发展水平低金融机构的中介作用尚未充分[3]冯春晓.我国对外直接投资与产业结构优化的实证研发挥的缘故。
究[1].国际贸易问题，2∞9，（8）.五、结论[4]潘颖，刘辉焊.中国对外直接投资与产业结构升级关为了更好地发挥对外直接投资对产业结构的促进作用，系的实证研究[J].统计与决策，2010，
（2）.第一，我国应鼓励企业对外直接投资，扩大对外直接投资规责任编辑郁之行（上接第81页）版社，2∞2.[7]郑吉昌，夏晴.服务业、服务贸易与区域竞争力[M].浙参考文献:
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