新时期中国对外直接投资对产业结构升级的影响研究
张芳芳
(西北师范大学 经济学院，甘肃 兰州 730070)
[摘 要] 文章从产业结构合理化和高级化角度，基于2003—2017年我国23个省级面板数据构建计量经济模型，分析中国对外直接投资对产业结构升级的影响。研究表明：对外直接投资活动对中国产业结构的合理化和高级化均表现出积极的促进作用，但地区间的产业结构效应仍存在差异。现阶段我国政府要因地制宜进行对外投资活动，通过有效引导提升对外投资水平。
[关键词] 产业结构合理化；产业结构高级化；对外直接投资
1 引 言
开放带来进步，封闭导致落后。近40年的改革开放实践说明，在结构调整攻关期，中国要立足于国内发展新要求、国际环境新变化培养全球视野，充分发挥对外直接投资活动的作用，推动国内供给侧结构性改革。2017年12月中央经济工作会议重申对外投资的作用，2019年“两会”提出要推动由商品和要素流动型开放向规则等制度型开放转变，以更高水平开放带动改革全面深化。自2001年加入世界贸易组织以来，我国积极拓宽对外活动的深度与广度；对外投资直接规模由小变大、由弱增强。截至2017年末，中国对外直接投资流量达到1582.9亿美元，投资流量规模位居全球第三，仅次于美国(3422.7亿美元)和日本(1604.5亿美元)；中国对外直接投资存量达18090.4亿美元，占全球外国直接投资流出存量的5.9%，在全球中的位次逐渐攀升。投资活动涉及的行业更加广泛，结构更趋多元化，由传统的劳动、资源密集型向服务、技术密集型产业过渡；2017年末其中的79.8%用于第三产业。中国对外直接投资的发展变化顺应了“走出去”战略及“一带一路”倡议，以对外直接投资方式为主的“走出去”模式，能否有效推进我国“三去一降一补”任务的顺利完成？是否会给母国产业结构带来积极效应？随着我国对外直接投资规模的不断扩大，分析其与国内产业结构的关系，也是当前我国学术界研究面临的重要问题之一。
上节已经介绍，对于含有n个环的配电网，二进制PSO算法中维分量中的“0”的数目需等于n，而运用基本的二进制PSO算法，每次迭代更新时维分量中的“0”个数不固定，需要对其进行一定的改良：将简化后的开关作为待优化的变量，按支路分成m个分维，选出每个分维中概率最小的维分量，再将选出的维分量概率进行比较，将其中概率最小的前n个对应的位置维分量取0，剩下的都取1。
2 国内外文献综述
早期的国际投资行为理论源于小岛清(1978)的“边际产业扩张理论”。理论认为投资国的对外直接投资活动应从本国相对处于劣势的产业开始，这样有利于使该国产业结构更加合理，带动东道国产业的调整。我国将该理论应用于实践并依据本国国情加以探索和完善。
与美国等发达国家相比，中国对外直接投资的历史相对较短，干中学在对外直接投资活动中得到应用。随着对外活动的深化，学者对该问题展开了深入研究。在不同于国内的投资准入环境下，企业“走出去”除需考虑投资流入国的市场环境、资源禀赋等传统因素外，东道国的经济制度等因素不容忽视。贺娅萍(2018)认为，东道国的经济制度影响我国对外直接投资的选择偏好和规模，中国对外直接投资偏向于货币自由化和投资自由度较好的国家和地区。程衍生(2019)基于投资引力模型对中国OFDI区位选择的研究表明法治体系较健全的国家对企业吸引力较低，东道国政府控制腐败的能力则具有正向吸引作用。
有关于区位选择的影响因素随着对外投资活动的深化自然纳入学者的研究范围，对外直接投资这一方式所产生的产业升级效应同样值得深入研究。
被解释变量以产业结构合理化和产业结构高级化为研究视角。综合专家的不同见解，本文认为：
家、校、生积极互动，尊重与发展学生的人性和个性，使学生、教师与家长生活在一种相互理解、尊重、关怀、帮助、谅解、信任的和谐氛围中，发挥各自优势，形成教育合力，让学生真正体验到幸福感与自豪感，让生命展现闪耀璀璨的光芒。
本文基于中国各省(或地区)省级面板数据分析对外直接投资对产业结构的影响，采用各省(地区)非金融类对外直接投资存量数据，数据来源于中国商务部公布的《中国对外直接投资统计公报》，并按当年汇率进行处理；测算产业结构水平、劳动生产率等指标时涉及的变量所用数据均来源于各省(地区)的统计年鉴、各地区国民经济与社会发展统计公报、国家统计局网站等。为消除通货膨胀因素的影响，以2003年为基点将原始数据统一为不变价格计算的数值。实际分析中对数据进行对数化处理，一是变量数值量级上存在着较大的差异，二是为减弱数据间的异方差。文章运用Eviews8.0、Stata14.0作为数据分析工具。
张树仁提出结构加固设计必须考虑分阶段受力影响。黄海东、向中富、刘剑锋等[7]从平截面假定出发，基于组合截面内力分配提出了拱桥增大截面加固技术的内力计算方法，进一步强调了增大截面加固设计分阶段受力的特性。
总之，我们认为：子宫平滑肌瘤是多因素、多种生长因子共同作用的结果，降低性激素水平，阻断WT-1基因位点，均能达到阻止肌瘤生长或使其萎缩甚至消失的目的。
（1）模拟得到的水质要素与监测点位的实测值与符合良好，将各河流磷、氮营养盐输入均减半时，能够减小水库叶绿素a、氮、磷营养盐浓度，明显增加水体夏季溶解氧浓度。
3 模型建立、变量选取及数据说明
3.1 模型建立
本文在钱纳里的标准结构模型基础上，根据分析目的的需要进行改进，建立实证分析模型。钱纳里的标准结构模型如下：
图9为在自然风速5m/s时，相同喷雾条件下，辅助气流速度15m/s，气流出口与喷头之间水平距离对雾滴飘移的影响。从图9中可以看到，气流出口与喷头相对水平距离越小，雾滴的飘移率减低。喷头接近气流出口处，喷出的雾滴直接受到辅助气流产生的流场的影响。气流出口越接近喷头，对雾滴产生的影响越大，更有效地胁迫其向下运动，从而能够减少雾滴飘移率。
H =α 0+β 1Y +β 2Y 2+γ 1N +γ 2N 2+∑(δT )+φF
(1)
2.2 两组治疗前后抑郁症状对比 两组治疗前后抑郁症状各时点观测数据见表2。整体比较（两因素重复测量方差分析）知：各指标组间、时间及交互作用差异均有统计学意义（P＜0.05）。两两精细比较并结合主要数据分析：治疗前及治疗2周后两组患者的HAMD评分差异无统计学意义（P＞0.05）；治疗4周、6周、8周后，研究组HAMD评分明显低于对照组，差异有统计学意义（P＜0.05）。
lnSR it =c 1+β 1lny it +β 2lnn it +β 3lnofdi it +ε 1
(2)
lnSU it =c 2+γ 1lny it +γ 2lnn it +γ 3lnofdi it +ε 2
(3)
3.2 变量的选取及说明
王英、周蕾(2013)基于全国29个省级面板数据利用产业结构层次系数重点分析对外直接投资的产业结构升级效应；研究表明相比于外商直接投资，对外直接投资作用的显著性和力度更强，市场和资源导向型的尤为显著。王圣军(2014)认为对外直接投资可以促进产业结构优化，但对不同的产业影响不同。部分学者利用时间序列数据进行分析，霍忻(2014)，杨建清、周志林(2013)的研究验证了对外直接投资与产业结构优化指标间的长期均衡关系，认为对外直接投资方式能够促进产业结构升级。谢光亚(2015)则是以产业结构层次系数、霍夫曼系数等构建产业结构优化升级指标分析我国对外直接投资行业、国别选择与产业升级的关联度问题。
产业结构合理化指的是结合一国或地区经济发展状况，各生产要素在产业间合理配置、协调发展、良性循环的状态。产业结构合理化外在表现体现为实现经济发展目标。
关于产业结构合理化程度的测定，干春晖从结构偏离度
对泰尔指数进行重新定义，得到了产业结构合理化指数：
由于在实际应用过程中该指数可能会出现负值，为了减少不便，对其加以改进：
其中，SR 表示产业结构合理化指标，k i 表示各产业产值在GDP中所占的比重；y i /l i 表示各产业的劳动生产率，y i 表示各产业产值，l i 表示各产业相应的从业人数；对其进行开方处理主要是为了降低数据的高低差异性。
其中,H 表示的是一国(地区)产业结构的发展水平，Y 表示国内(地区)生产总值，N 代表人口总数，T 反映时间趋势，F 则用于体现资源和生产要素的流动状况。从文章分析角度看，用对外直接投资存量水平反映资源要素流动，以各地区年末从业人数体现劳动要素在产业结构结构中的作用，作为人口总数的替代变量；选取人均GDP指标作为国内生产总值 的替代变量；由于文章分析采纳的变量的时间跨度较小，不考虑时间趋势对模型的影响，剔除该变量。为了降低数据的异方差，对各变量进行对数处理，用i 表示各个个体，t 代表时间，最终建立的模型如下：
产业结构高级化注重于实现产业结构由较低层次向更高层次转变，表现为由第一产业逐次转向第二、第三产业；在经济发展的更高阶段，进一步寻求产业的高附加值化、高技术化、高集约化等。文章借鉴产业结构层次系数对我国各省产业结构高级化水平进行测算，其计算公式如下：
SU =(P +N )/2
其中：
p i 表示地区各产业的产业增加值在GDP中所占的比例，n i 表示第i 产业年末就业人数占全社会从业人数的比例。SU 是一个正向指标，其取值在(1，3)之间。SU 越接近于3，表示该地区的产业结构朝服务化发展的倾向越明显，反之则表现为第一产业在国民(地区)经济中的贡献更突出，产业结构高级化程度越低。
在解释变量的选取上，考虑到对外直接投资流量数据的间断性、不确定性，用非金融类对外直接投资存量数据表示对外直接投资水平。样本空间为2003年至2017年。鉴于我国各省市经济发展水平差异较大，部分省份对外直接投资活动开展较晚，相关的数据并不可得。本文研究对象总计涉及23个地区，即东部9个省市(北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东)；中部涉及山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6个省份；西部地区包括广西、重庆、四川、云南、陕西5个省市；东北地区涵盖辽宁、吉林和黑龙江。
德兴市位于江西省的东北部，属乐安河中上游中低山区，山地面积约占总面积的82%。除市区及各国营矿区具有正规的自来水厂外，全市各乡镇和广大农村除少部分有自来水厂外，大部分直接从压水井、大口井及江、河、湖、塘、水库、山泉中取水饮用，均不同程度存在饮水安全问题，多数供水水质不符合GB 5749-85饮用水卫生标准。
3.3 数据来源与处理
综上所述，国内外学者对于对外直接投资的产业效应具有较为一致的观点，大都指出对外直接投资行为会促进本国产业结构的升级，这些为文章的研究打下了基础。在实证方面学者们较多采用全国数据或 “一带一路”沿线国家的数据进行分析，而对我国区域的研究涉及较少。应该认识到全面深化改革背景下，各省份参与对外投资活动的程度有所不同，在产业选择、区位选择方面会依据其主导产业有所侧重，进而会对国家总体产业结构水平产生影响，因而从区域角度分析对外直接投资对产业结构的作用仍具有现实的必要性。且近几年面板数据模型在该问题上的应用越来越多。陈琳、朱明瑞(2015)从边际产业转移、产业关联等角度分析了对外投资对产业升级的作用途径，研究表明对外直接投资对各地区产业结构优化的作用显著，但产业内的效应并未显现。刘灿妍(2015)基于省级面板数据模型分析双向FDI对产业结构的作用，研究表明IFDI对产业结构升级没有明显的作用，OFDI在全国层面和区域层面的作用大体相同，但东部地区OFDI对产业结构高级化影响较大。从产业升级作用看，东部更显著，中西部影响较弱。栾申洲(2018)认为对外贸易对于中国产业结构的影响先抑后扬，两者为U型关系，外商直接投资的影响与之类似。因此，本文拟采用我国省级面板数据分析对外直接投资与产业结构间的关系，尝试从产业结构升级角度出发，从产业结构合理化及高级化两方面进行分析，以丰富这一问题的研究。
4 实证结果分析
面板数据涵盖了时间和截面空间两个维度，对应的面板数据模型同时反映变量在二维空间上的变化规律和特征，可以模拟更为真实的行为方程，与纯横截面或时间序列建模相比具有一定的优势性。
在得到具体的分析结果前，需对变量进行相关系数检验，再进行单位根等检验，增强文章实证结果的可靠性，考察检验值与理论预期是否相符合。各变量进行对数处理后作出的相关性检验结果表明，除个别变量间(lnofdi 与lnrengdp)的相关系数超过0.50以外，其他变量间的相关系数都比较小，且VIF值较低，认为变量间存在多重共线性的可能性较小。可以判断出对外直接投资与产业结构的高级化与合理化指标正相关，说明对外投资活动有利于实现产业结构的优化升级。
4.1 单位根检验
同时间序列分析建模类似，构建面板数据模型不能忽视数据的平稳性检验，常见的仍以单位根检验为主。文章认为我国各地区经济发展水平的不平衡性体现出其在资源、劳动力等生产要素投入上的差异性，针对选取的某一变量，同一截面空间上存在一定比例的个体对应的时序数据是平稳的，而有些是不平稳的，适宜采用异根检验方法(Frisher-ADF)判断数据的平稳性。其原假设认为数据存在单位根过程，即数据不平稳。相关变量的单位根检验结果表明，ADF统计量值达到392.96，PP统计量值为533.068，两者的p值都远小于0.05，应拒绝原假设，认为数据没有单位根过程(平稳的)，可以进行后续的处理。
4.2 协整检验
在数据平稳的前提下，进一步对变量进行协整检验，判断在统计意义上是否存在长期均衡关系，避免伪回归问题。面板协整检验充分考虑了同质面板和异质面板的共生性，在假设截面独立的条件下，划分出组内检验和组间检验方法，并给出了7个基于残差的检验统计量。面板协整检验的原假设认为个体之间没有协整关系。相应的协整检验的结果如表1所示。
表1 变量间的协整检验
由上表可知，选取Pedroni为主的检验方法，给出的7个统计量值中除rho检验不通过，即该统计量的p值大于0.05，其余都远小于0.05，认为可以拒绝原假设，被解释变量lnSR、lnSU与解释变量lnn、lnrengdp、lnofdi之间存在长期均衡关系。
4.3 模型选择与估计结果分析
依据前面进行的各项检验结果，在平稳序列的基础下进行静态平衡面板数据的回归分析。面板数据模型的设定一般分为三类：混合模型、固定效应模型和随机效应模型。
文章首先通过F和LR统计量判断数据应该建立混合模型还是个体固定效应模型，该检验的原假设认为模型中不同个体的截距相同(即混合模型)；再借助Hausman(豪斯曼)检验判定建立个体固定效应模型还是个体随机效应模型。在模型的估计过程中，考虑解释变量系数是否随个体变化而变化，进行了有无约束条件下的LR检验，以此判断是否应该建立变系数模型还是变截距模型，相应的LR(似然比)检验、 豪斯曼检验及模型(2)、(3)的估计结果如下所示：
由表2有，模型(2)首先拒绝建立混合模型的假设，在固定效应和随机效应的选择中，拒绝时点随机的假设，认为模型(2)的形式应设定为变截距变系数固定效应模型；同理模型(3)应设定为不变系数固定效应模型。
表2 模型设定检验结果
表3 模型(3)的估计结果
续表
首先分析模型(2)的估计结果，由于其形式设定为固定效应变系数模型，结果不易全部列出，因此总体查看解释变量的符号。从整体上看，对外直接投资存量对产业结构合理化有正向促进作用，且在经济较发达地区作用更强。这是因为对外投资活动是地区依据自身条件进行内外部资源配给状态的反映，东部地区社会资源的配置程度较高，产业协调性优于其他地区，因而OFDI能够更有效促进产业结构的合理化。而全社会从业人数对产业结构合理化产生负向影响，这与当前我国劳动力水平密切相关，在我国部分地区劳动力生产能力较弱，农业尚未实现较高机械化水平，劳动生产率较低；非农业部门劳动力素质有待提高，投入产出不匹配，因而对产业结构的合理化会存在一定影响；分析结果表明人均GDP的大小对产业结构的合理化有积极的影响。
由表3可知，模型(3)中变量的系数均通过显著性检验，且模型拟合程度较好，解释变量能较好地解释被解释变量。解释变量人均gdp、对外直接投资、从业人数每增加1%，产业结构高级化水平将分别平均提升0.0094%、0.0068%、0.0754%，面板估计验证了对外直接投资对产业结构升级的促进作用。总体上看，我国对外直接投资活动对产业结构的优化升级存在正向影响。
5 对策建议
利用我国省级面板数据分析新时期中国对外直接投资对产业结构升级的影响，研究发现对外直接投资活动对产业结构的合理化和高级化均存在正向的影响作用(同程衍生等人的观点相同)，但地区之间投资活动的产业结构效应仍有一定的差距，针对文章结论给出以下建议。
3.2 地草地螟、蚜虫防治：用20%杀灭菊酯乳油2000倍液～3000倍液，或2.5%敌杀死乳油倍液2500倍液～3000倍液，或2.5%功夫乳油2500倍液～3000倍液均匀喷雾。
5.1 各级政府部门需要加强对对外投资活动的有效引导
对外直接投资活动对我国产业结构的积极影响是不容忽视的，随着对外投资活动的不断推进，各级政府部门更要注重对其正确引导，完善相应的税收等优惠、鼓励政策，因地制宜进行对外直接投资活动，充分发挥自身的比较优势。东部地区在原有投资下要增进对技术型、资本密集型等新领域的拓展，提高对外投资质量；西部地区要发挥地缘优势，借助“一带一路”平台，深化与临边国家的交流合作、加强经济贸易往来，从而有效带动发展；中部地区要积极建立与东部地区的联系，互通有无，利用东部地区集聚效应、辐射作用，弥补自身经济发展上的不足。
5.2 注重提升人力资本在经济发展中的作用
人在生产活动中具有重要的地位，我国不能试图长期依赖人口红利的存在发展经济，经济高质量发展的关键在于充分发挥人力资本在新经济、新时代的重要作用。产业结构由低层次向高层次的发展过程中必然伴随着劳动力要素的转移，转移的动力来源于供需匹配、投入产出合理。因而要坚定地实施科教兴国、人才强国战略，提高专业性、技术性人才在全社会劳动力中的比重，培养适应经济社会更高发展要求的复合型人才。因此各级政府要加大教育投入，完善各级教育体系，有效提高劳动力素质，更加注重提升人力资本的作用。
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[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2019.23.075
[作者简介] 张芳芳(1994—)，女，汉族，江西抚州人，西北师范大学经济学院统计学硕士研究生；研究方向：经济分析与应用。
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