外商直接投资促进产业结构升级：赶超经济的经验_对外直接投资论文

对外直接投资推动产业结构升级：赶超经济体的经验，本文主要内容关键词为：产业结构论文,直接投资论文,经济体论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       一、引言

       对外直接投资不仅是实现资本要素全球配置的需要，更是一国产业结构持续优化升级的内在动力。发展中国家在起步阶段大多缺乏资金，劳动力、资源等要素资源，构成了外商直接投资进入的动力。但伴随着经济稳步发展，国民收入持续提高，资金的瓶颈制约逐步缓解，同时国内出现劳动力等低成本比较优势逐步弱化，资本回报率降低促使企业开始寻求生产的全球布局，宏观经济的稳定发展也内在推动国家战略由引进转向走出去。

       然而，对外直接投资为何能促进本国经济增长？这有很多内在机制，其中重要的内容就是对外直接投资推动了产业结构升级。对外直接投资主要在三个方面促进产业结构优化调整。首先，市场寻求型对外直接投资转移国内过剩产能和改善出口贸易条件，释放的生产要素则被转移到技术水平更高和附加值更高的新兴产业，带动国内产业的优化升级。其次，资源获取型对外直接投资以资源为动机在增强企业自身实力的同时，保障母国关键性资源的稳定供给，使得国内资源瓶颈得到缓解，相关产业呈现升级发展，并且带动其他产业优化升级。第三，技术获取型对外投资通过获取东道国的智力资源、研发机构等技术要素来实现产业结构的升级。一方面可以通过对外直接投资实现跨国并购或组建战略技术联盟来打破技术壁垒，获取先进技术，从而减少研发投入、缩短研发期限，另一方面尽量靠近研发投资集聚地或先进技术溢出源投资设厂，通过模仿、竞争等方式及时追踪、获取国外最新技术成果实现本国的技术进步，从而促进产业结构的优化升级[1]。

       上述理论为对外直接投资促进产业结构升级提供了解释，但经验上是否支撑这种观点？根据我国1978—2006年的数据进行实证研究发现，我国对外直接投资促进了国内产业结构的调整与升级[2]。冯春晓研究发现，我国对外直接投资与其产业结构存在长期稳定的关系，且前者是后者的格兰杰原因，但关系并不显著[3]。谭延明和陈丽珍研究发现，我国对外直接投资与产业结构之间存在长期稳定的均衡关系，但具有双向的因果关系[4]。李逢春研究则发现，市场化程度较高的地区对外直接投资对产业升级不同于市场化程度较低的地区[5]。Slaughter研究也认为，对外直接投资不一定优化母国的产业结构，甚至会有不利的影响[6]。

       可见，尽管对外直接投资促进产业结构升级具有一定的理论依据，但实证经验并未呈现一致性的结论，对外直接投资究竟是产业结构调整的因还是果的问题有待更深入的探讨。毕竟我国尚处于发展中国家阶段，2012年我国对外直接投资存量与GDP比重依然只有6％，与世界30％左右的平均水平有较大差距。因此，为更客观地揭示适合我国发展参考借鉴的结论，本文将从我国目前的发展阶段出发，选取有代表性的发达经济体，并且选取与我国当前发展大体相当的样本时间，实证分析对外直接投资与产业结构调整的关系。

       二、发达经济体选择、变量确定及实证分析方法说明

       我国属于亚洲经济体，而且经过改革开放释放劳动力等比较优势，承接全球产业转移，取得了较长时间经济快速增长的奇迹，这与亚洲发展水平较高的诸多经济体经历的发展过程具有显著的相似性。根据这些考虑，这里选择日本、韩国及台湾等三个经济体进行比较研究。根据麦迪逊测算的以购买力平价衡量的不变价估算的GDP数据，2010年我国人均收入大致相当于日本1970年的水平、韩国1989年的水平和台湾地区1986年的水平。因而，这里选取三个经济体相应的时间点作为样本时间，并据此进行计量统计分析。

       在变量的选择中，最核心的就是确定产业结构升级的衡量指标，产业结构升级实质上体现出产业朝着优化发展的方向转变的基本态势，为了衡量产业结构优化发展的程度，这里借鉴徐德云的研究[7]，即在均衡条件下，经济增长和产业结构升级之间遵循特定的对应关系，产业结构升级高度化的特征是第三产业的地位越来越突出，第一产业越来越小。在指标设计中，就给第三产业赋值最大，第一产业赋值最小。具体指标为ind=Y1×1+Y2×2+Y3×3，Yi(i=1、2、3)为各产业产值占总产值比重，据此有1≤ind≤3。如果ind=1或接近于1，产业结构层次就越低，经济社会是以农为主的农耕文化，经济水平很低；如果ind=3或越接近于3，则产业结构属于较高层次，第三产业在国民经济中占主体地位，经济水平较高；如果ind=2或接近于2，产业结构高度就处在前二者之间。

       根据上述分析，为更客观地揭示对外直接投资对产业结构调整的作用，这里采取两个指标来衡量产业结构变化。一是第三产业在国民经济中的占比ti，二是上述设计的产业结构指标ind。同时，从各国统计局及CEIC数据库中收集各相关经济体三次产业数据，进而测算得出产业结构指标ind，并且从世界贸易促进委员会等数据库收集了各经济体相关时间段对外直接投资的数据。图1报告了测算得出的日本、韩国、中国台湾及大陆的产业结构指数，可以看出，日本在20世纪90年代之前产业结构所处位置总体上高于韩国、台湾，体现了日本产业升级较早的事实，相比之下，中国内地的产业结构目前所处位置与日本六七十年代、韩国及台湾的80年代比较接近，也印证了前面数据时间段选择的科学性。

      

       图1 日本、韩国、台湾及中国内地的产业结构指数

       数据来源：数据来自各经济体统计局网站及CEIC数据库，并经测算整理。

       由于各经济体的经济体量不同，对外直接投资绝对量的变化对各自的产业结构影响也就存在较大差异，为更客观地揭示其内在的影响，这里采用对外直接投资投资占GDP比重的指标odi，以此规避经济体量不同带来的差异。图2报告了测算得出的日本、韩国、中国台湾及大陆的对外直接投资流量占GDP的比重，数据显示，日本经济比韩国、台湾较早发展，对外直接投资也呈现明显的差异性，日本在20世纪70年代就开始源源不断地开展对外直接投资，但韩国、中国台湾在同期处于较低水平甚至基本处于零值附近，而伴随20世纪80年代韩国、台湾经济的快速发展，对外直接投资也开始出现了较快上升，进入21世纪以来三个经济体的表现就逐步趋同，即对外直接投资稳步增长。相比之下，中国内地的对外直接投资在20世纪90年代伴随经济开放发展而开始增长，但目前仍然处于较低的水平，揭示了对外直接投资与经济发展阶段相关的特性。

      

      

       图2 日本、韩国、台湾及中国内地的对外直接投资流量占GDP比重(％)

       数据来源：数据来自各经济体统计局网站UNCATD数据库，并经测算整理。

       Stock和Watlson研究指出，许多经济时间序列的标准差与它们的水平值近似成比例，其序列对数的标准差就近似为常数，即取对数可以减少经济时间序列异方差问题[8]。因此，上述变量数据根据前面的分析进行计算整理和调整后，都作对数处理。为了分析的方便，这里对上述调整后的相关变量进行定义，产业结构指标ind的对数表示为lnind，而日本、韩国、中国台湾的产业结构指数分别为InJind、InKind和InTind。对外直接投资占GDP比重odi的对数表示为Inind，而日本、韩国、中国台湾的产业结构指数分别为InJodi、InKodi和InTodi。

       在具体研究之前，先对相关变量作平稳性检验。这里将扩展的迪基—富勒单位根检验方法(Augmented Dickey-Fuller,ADF)与Phillips和Perron提出的非参数单位根检验(Phillips-Perron,PP)方法[9]结合使用，给出更客观的检验结果，本文使用的软件为Eviews5.0，单位根检验结果如表1所示。从表1可以看出，所有变量ADF检验值与PP检验值都大于5％显著性水平的临界值，表明变量的非平稳性，进一步检验发现，所有变量的一阶差分的ADF检验值与PP检验都小于5％显著性水平的临界值，这表明接受零假设，说明变量的一阶差分都是平稳的时间序列。由此可见，所有变量都含有一个单位根，即服从I(1)过程。

       三、对外直接投资推动结构升级的实证比较研究

       (一)变量间协整检验和误差修正模型的估计

       从表1知道，相关变量都存在一个单位根，因而接下来将进一步作协整检验。首先确定协整检验的向量自回归(vector automatic regression,VAR)模型滞后阶数，并且确保误差扰动项近似为白噪声，这里使用赤池信息量准则(Akaike Information Criterion,AIC)、施瓦茨准则(Schwarz Criterion,SC)和最大似然比(likelihood ratio,LR)统计量作为选择最优滞后阶数的标准，如果AIC与SC准则得出的结果互相矛盾从而无法给出一致的结论，那么就用似然比LR统计量权衡滞后阶数的选择，在此基础上，运用拉格朗日乘子(lagrange multiplier,LM)统计量检验残差序列的自相关问题，结合杰克贝拉(Jaquebera)和杨—博克斯(Liung-Box)统计量对扰动项的正态性进行检验，保证VAR扰动项为高斯的。根据这些标准，系统(lnJind,lnJodi)协整检验滞后阶数的最优选择为滞后1期，此时VAR模型拟合较好，残差序列具有平稳性，不存在自相关且服从正态分布。同样的，系统(lnKind,lnKodi)协整检验滞后阶数的最优选择为滞后5期，系统(lnTind,ln Todi)协整检验滞后阶数的最优选择为滞后2期。各个系统都采用约翰逊(Johansen)协整检验，具体结果见表2。

      

       按照Johansen协整检验方法，从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步进行。对于系统(lnJind,lnJodi)而言，零假设不存在协整关系，即对应的迹统计量为16.18，大于5％显著性水平的临界值15.49，表明零假设在5％水平上被拒绝。在进一步的检验中发现，日本对外直接投资与产业结构之间在5％显著性水平上有且只有一个协整关系。根据同样的原理，从表2可以看出韩国与台湾的对外直接投资与产业结构之间都存在一个协整关系。系统(lnJind,lnJodi)(lnKind,lnKodi)和(lnTind,lnTodi)估计出的协整关系经过标准化后得到的误差修正项分别为(系数下小括号里的数字代表t统计量)：

      

       从式(1)、(2)和(3)的t检验可以看出协整关系显著，表明日本、韩国及台湾对外直接投资与产业投资之间具有长期显著的协整关系。根据格兰杰(Granger)表示定理，存在协整关系的系统(lnJind,lnJodi)(lnKind,lnKodi)和(lnTind,lnTodi)可以建立各自的向量误差修正模型(vector error correction model,VECM)，以此可以研究对外直接投资与产业投资之间的短期动态特征。估计得出的向量误差修正模型如表3和表4。可以看出估计得出的向量误差修正模型组成的系统拟合良好，为下面在VECM基础上进一步分析对外直接投资与产业投资之间的短期动态关系提供了合理性。

      

      

       (二)Granger因果关系检验及方差分解

       由于日本、韩国、台湾产业结构与对外直接投资之间存在着协整关系，而且也估计得出相应的误差向量修正模型，因而这里采用基于VECM的Granger因果检验方法判断潜在的因果关系。对系统(lnJind,lnJodi)而言，在日本产业结构的短期动态方程中，通过对日本对外直接投资一阶差分所有滞后项是否异于零的联合显著性进行瓦尔德(Wald)检验，以此判断日本对外直接投资是否是产业结构变动的短期Granger因；同样的，在日本对外直接投资的短期动态方程中，对日本产业结构一阶差分的滞后项是否异于零进行联合Wald检验，以此评估日本产业结构是否是对外直接投资的Granger因。韩国产业结构与对外直接投资(lnKind,lnKodi)、台湾产业结构与对外直接投资(lnTind,lnTodi)的Granger因果关系也采取同样的检验方法，检验结果见表5。

      

       从表5可以看出，韩国与台湾产业结构与对外直接投资之间具有双向的因果关系，韩国与台湾对外直接投资不是产业结构升级的Granger因的零假设在3％水平上被拒绝，产业结构升级不是对外直接投资系的Granger因的零假设在3％水平被拒绝。然而，对于日本来说，对外直接投资不是产业结构升级的Granger因的零假设在44％水平上被接受，而产业结构升级不是对外直接投资的Granger因的零假设在65％水平上被接受，可见日本产业结构与对外直接投资之间并没有像台湾、韩国那样显著的因果关系。

      

       图3 产业结构升级指数方差分解中对外直接投资的解释度

       尽管日本对外直接投资与产业结构升级之间并没有显著的因果关系，但它们却仍然存在协整关系，表明两者之间依然具有长期的关系，为了更客观地进一步揭示潜在的相关关系，这里采用VAR方差分解技术来分析。图3给出了产业结构升级的方差分解。从扰动程度看，韩国对外直接投资对产业结构升级影响较大，滞后第10期后对外直接投资对产业结构升级变化的解释力达到了15％左右。台湾对外直接投资对产业结构升级影响与韩国存在较大差异，在滞后第3期后对外直接投资对产业结构升级变化的解释力达到了10％以上，而此后出现了逐步下降的现象。日本尽管对外直接投资对产业升级的解释度逐步上升，但在滞后10期之内均不超过2％。

       由此可见，对外直接投资对产业结构升级内在影响，但不同国家和地区的影响出现适度差异。在样本国家和地区中，韩国、台湾均显示对外直接投资对产业结构升级的显著积极影响，对外直接投资是产业结构升级的原因，产业结构升级中对外直接投资具有较高的解释力。而日本对外直接投资与产业结构升级之间并没有显著的关系，在方差分解中，对外直接投资对产业结构升级的解释力也较弱。同时，在样本分析过程中还发现，产业结构升级反过来会影响对外直接投资，韩国与台湾的经验揭示了产业结构升级是对外直接投资增长的Granger因。

       上述现象与本文第一部分理论分析得出的结论颇为一致，对外直接投资会促使企业在全球实现资源配置，促进产业结构升级，同时产业快速发展内在推动其在全球要素、商品等市场进行扩张，推动对外直接投资的较快增长。当然，这里值得进一步探讨的是，为何日本的经验与韩国、台湾不完全一致。究其原因可能有很多因素，但核心的事实在于他们的汇率存在较大差异，这有助于揭示日本对外直接投资为何与其他经济体不同。按照前面的分析，日本1970年的水平与台湾1986年的水平、韩国1989年的水平相当，但从汇率走势来看，日本与其他经济体存在显著差异。图4报告日本、韩国及台湾的货币对美元汇率走势，数据显示，韩国与台湾尽管在初期出现汇率的适度升值情况，但总体来看有升有贬，汇率没有出现巨大波动。而日本日元对美元汇率尽管也出现波动，但总体上却呈现持续大幅升值的特征。

      

       图4 日本、韩国及台湾的货币对美元汇率走势

       数据来自：CEIC。

       汇率的持续升值直接影响的是本国居民财富相对国外的增加，同时国内成本相对上升，助推日本微观主体对外直接投资的需求。20世纪70年代以来，受“尼克松冲击”影响，日元开始升值，日本国内劳动力成本上涨，推动了日本对外直接投资的发展。20世纪80年代广场协议之后伴随日元继续大幅升值，日本进入前所未有的对外直接投资大发展时期。1986年日本对外直接投资额首次超过200亿美元，1987年度超过300亿美元，1988年度突破400亿美元。更值得指出的是，接连出现日本企业收购美国资产的大型案件，如三菱地产公司以14亿美元买下象征美国财富精神的洛克菲勒中心大厦，索尼公司以34亿美元收购哥伦比亚电影公司，美国加州的卵石滩高尔夫球场也一度落入日本人手中。日本企业大肆收购美国资产的行为被许多美国人惊呼：“日本要购买美国。”上述事实体现了日本汇率波动与其他经济体的巨大差异，同时也在汇率升值主要时点呈现对外直接投资的巨大增长，突出日本对外直接投资与产业结构关系弱化的原因。

       四、发达经济体经验对我国扩大对外直接投资的启示

       发达经济体的经验研究表明，不同国家和地区对外直接投资与产业结构升级之间的关系存在差异。韩国、台湾对外直接投资对产业结构升级具有显著的积极影响，而产业结构升级也内在推动对外直接投资增长。但日本对外直接投资与产业结构升级之间并没有显著的关系。中国政府近年来主动调低宏观经济增速，意在为产业结构升级创造环境，同时借助巨额外汇储备促进企业加快对外直接投资，以此反过来主动推动产业结构优化。因此，相比之下，我国更应借鉴韩国、台湾的经验，因为日本对外直接投资与产业结构升之间级缺乏较强的联系。

       首先，重视制造业对外直接投资对产业结构升级的引领作用，加大中国制造业对外直接投资。韩国、台湾等经验都表明制造业对外直接投资对产业结构升级的重要作用。中国对外直接投资产业分布仍然较多集中在资源开发业，尽管资源开发型的对外直接投资有助于缓解资源缺乏这一经济发展的瓶颈，但要确实更有效通过对外直接投资来促进产业升级则有赖于制造业的发展，制造业具有较高的附加价值，对国内的辐射效应也更大。而我国目前制造业也是比较优势产业，但是对外投资仍然以初级加工业为主，如此格局对国内产业结构升级作用没能充分释放，因而我国对外直接投资的产业选择应从以资源开发业为主转向以制造业为主，加大制造业对外投资的力度。

       其次，重视宏观经济发展的阶段性，及时调整我国对外直接投资的结构分布，实现与经济发展相适应的产业结构升级。从韩国的经验来看，新世纪以来韩国对外直接投资开始逐步转向科技含量高的高科技产业，结合韩国国内新一轮的产业结构调整趋势，对外直接投资企业通过跨国兼并收购、建立高科技的合资独资企业、到发达国家建立研发机构以及通过企业间的国际战略联盟，提高国内技术创新的力度，进一步优化国内的产业结构。另一方面，韩国大力发展金融、保险、不动产、仓储、批发零售业等第三产业的对外直接投资，进一步促进国内第三产业的发展[10]。相比而言，我国对外投资产业结构的层次还比较低，这与我国当前的发展阶段相适应，但随着经济的不断发展，对外投资的重心应逐步落在技术密集型产业，特别那些高新技术含量大、产品附加值高的行业。

       第三，重视产业结构升级会反过来促进对外直接投资增长的重要经验，推动我国发挥对外直接投资与产业结构升级之间相互作用的良性循环。韩国、台湾的经验都表明对外直接投资与产业结构升级是互相促进的，我国在推动对外直接投资的同时，应客观评估产业结构调整促进对外投资的作用机制及其影响程度，构建对外投资与产业结构升级的良性互动机制。

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