1、对外直接投资推动产业结构升级：赶超经济体的经验2014 年 11 月当代经济科学 Nov., 2014 第 36 卷第 6 期 Modem Economic Science Vol. 36 No.6 对外直接投资推动产业结构升级:赶超经济体的经验陈建奇( 中共中央党校国际战略研究所，北京 100091) 摘要:本文选取了日本、韩国及台湾等经济体进行实证研究表明，对外直接投资与产业结构升级均具有长期的协整关系。进一步分析发现，韩国、台湾对外直接投资对产业结构升级具有显著积极影响，对外直接投资是产业结构升级的原因，同时，产业结构升级反过来会影响对外直接投资，产业结构升级是对外直接投资增长的 Gra
2、nger 因。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，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。产生这种差异的重要原因在于日本在样本期间内发生汇率持续大幅升值等特殊因素。对此，我国应借鉴韩国、台湾等经济体的经验，借助巨额外汇储备促进企业加快对外直接投资，以此反过来主动椎动产业结构优化。关键词:对外直接投资;产业结构升级;汇率升值文献标识码 :A 文章编号:1002 -2848 -2014 (04) -0071 -07 和附加值更高的新兴产业，带动国内产业的优化升一、引言级。其次，资源获取型对外直接投资以资源为动机对外直接投资不仅是实现资本要素全球配置的的对外直接投资在增
3、强企业自身实力的同时，保障需要，更是一罔产业结构持续优化升级的内在动力。母国关键性资源的稳定供给，使得国内资漉瓶颈得发展中国家在起步阶段大多缺乏资金，劳动力、资源到缓解，相关产业呈现升级发展，并且带动其他产业等要素资源相对便宜，构成了外商直接投资进入的优化升级。第三，技术获取型对外投资通过获取东动力。但伴随着经济稳步发展，国民收入持续提高，道国的智力资源、研发机构等技术要素来实现产业资金的瓶颈制约逐步缓解，同时国内出现劳动力等结构的升级。一方面可以通过对外直接投资实现跨低成本比较优势逐步弱化，资本回报率降低促使企国并购或组建战略技术联盟来打破技术壁垒，获取业开始寻求生产的全球布局，宏观经济的稳
4、定发展先进技术，从而减少研发技入、缩短研发期限，另也内在推动国家战略由引进转向走出去 方面要尽量靠近研发投资集聚地或先进技术溢出源然而，对外直接投资为何能促进本国经济增长?投资设厂，通过模仿、竞争等方式及时追踪、获取国这有很多内在机制，其中重要的内容就是对外直接外最新技术成果实现本国的技术进步，从而促进产投资推动了产业结构升级。对外直接投资主要在兰业结构的优化升级11 个方面促进产业结构优化调整。首先，市场寻求型上述理论为对外直接投资促进产业结构升级提对外直接投资通过转移国内过剩产能和改善出口贸供了解释，但经验上是否支撑这种观点?根据我国易条件，释放的生产要素则被转移到技术水平更高 1978
5、-2006 年的数据进行实证研究发现，我同对外收稿日期:2014-03 -19 作者简介:陈建奇(1976-) ，福建省安溪县人，经济学博士，中共中央党校同际战略研究所世界经济奈副主任、副教授，研究方向:开放宏观经济学、同际金融。本刊网址:/jjkx. xjtu. edu. cn; / 71 直接投资促进了国内产业结构的调整与升级2O 冯在指标设计中，就给第三产业赋值最大，第一产业赋春晓研究发现，我国对外直接投资与其产业结构存值最小。具体指标为 ind= Yl x 1 + Y2 x 2 + Y3 x 3 , 在长期稳定的关系，且前者是后者的格兰杰原因，但 Yi( i = 1、2、3)为各产业产
6、值占总产值比重，据此有关系并不显著3。谭延明和陈丽珍研究发现，我国 l 运 ind:3。如果 ind= 1 或接近于 1，产业结构层次对外直接投资与产业结构之间存在长期稳定的均衡就越低，经济社会是以农为主的农耕文化，经济水平关系，但具有双向的因果关系刑。李逢春研究则发很低;如果 ind=3 或越接近于 3，则产业结构属于较现，市场化程度较高的地区对外直接投资对产业升高层次，第三产业在国民经济中占主体地位，经济水级不同于市场化程度较低的地区50 Slaughter 研究平较高;如果 ind=2 或接近于 1 产业结构高度就处也认为，对外直接投资不一定优化母国的产业结构，在前二者之间。甚至会有不利
7、的影响6J。根据上述分析，为更客观地揭示对外直接投资可见，尽管对外直接技资促进产业结构升级具对产业结构调整的作用，这里采取两个指标来衡量有一定的理论依据，但实证经验并未呈现一致性的产业结构变化。一是第三产业在国民经济中的占比结论，对外直接投资究竟是产业结构调整的因还是 ti，二是上述设计的产业结构指标 indo 同时，从各国果的问题有待更深入的探讨。毕竟我国尚处于发展统计局及 CEIC 数据库中收集各相关经济体兰次产中国家阶段，2012年我国对外直接投资存量与 GDP 业数据，进而测算得出产业结构指标 ind，并且从世比重依然只有 6%，与世界 30%左右的平均水平有界贸易促进委员会等数据库收
8、集了各经济体相关时较大差距。因此，为更客观地揭示适合我国发展参间段对外直接投资的数据。图 l 报告了测算得出的考借鉴的结论，本文将从我国目前的发展阶段出发，日本、韩国、中国台湾及大陆的产业结构指数，可以选取有代表性的发达经济体，并且选取与我国当前看出，日本在 20 世纪 90 年代之前产业结构所处位发展大体相当的样本时间，实证分析对外直接投资置总体上高于韩国、台湾，体现了日本产业升级较早与产业结构调整的关系。的事实，相比之下，中国大陆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 年代比较接二、发达经济体选择、变量确定及近，也印证了前面数据时间段选择的科学性。实证分析方法说明 26
9、0 l 一-日本我国属于亚洲经济体，而且经过改革开放释放 250 |一中国台湾 240 劳动力等比较优势，承接全球产业转移，取得了较长 230 时间经济快速增长的奇迹，这与亚洲发展水平较高270 的诸多经济体经历的发展过程具有显著的相似性。220 根据这些考虑，这里选择日本、韩国及台湾等三个经 210 济体进行比较研究。根据麦迪逊测算的以购买力平 200 190 价衡量的不变价估算的 GDP 数据，2010 年我国人均 180 收入大致相当于日本 1970 年的水平、韩国 1989 年 v) 00 -甘卜 o(;1) 0 0、Nv) 00 -呼啡 r-Otl 喝。 、N22221REEEE E
10、EEEEE EE222222 5E EEEE s g 883 司;叫，叫 F 晴圃叫，叫，耐叫 F 圃睛-圃叫叫铲喝 N、 ，r、 ，N 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，并据此进数据来源:数据来向各经济体统计局网站行计量统计分析。及 CEIC 数据库，并经测算整理。在变量的选择中，最核心的就是确定产业结构图 1 日本、韩国、台湾及中国大陆的产业结构指鼓升级的衡量指标，产业结构升级实质上体现出产业由于各经济体的经济体量不同，对外直接投资朝着优化发展的方向转变的基本态势，为了衡量产绝对量的变化对各自的产业结构影响也就存在较大业结构优化发展的程
11、度，这里借鉴徐德云的研究7J 差异，为更客观地揭示其内在的影响，这里采用对外即在均衡条件下，经济增长和产业结构升级之间遵直接投资投资占 GDP比重的指标 odi，以此规避经循特定的对应关系，产业结构升级高度化的特征是济体量不同带来的差异。图 2 报告了测算得出的日第三产业的地位越来越突出，第-产业越来越小。本、韩国、中国台湾及大陆的对外直接投资流量占 72 GDP 比重，数据显示，日本经济比韩国、台湾较早发进入 21 世纪以来三个经济体的表现就逐步趋向，即展，对外直接投资也呈现明显的差异性，日本在20 对外直接投资稳步增长。相比之下，中国大陆的对世纪 70 年代就开始源源不断的开展对外直接技资
12、，外直接投资在 20 世纪 90 年代伴随经济开放发展而但韩国、中国台湾在同期处于较低水平甚至基本处开始增长，但目前仍然处于较低的水平，揭示了对外于零值附近，而伴随 20 世纪 80 年代韩国、台湾经济直接投资与经济发展阶段相关的特性 O 的快速发展，对外直接技资也开始出现了较快上升，表 1 变量的单位根检验变量检验类型(C，t)ADF(K) 临界值 PP 临界值结论-1. 95 咿 lnjinrl (I ,1) ADF(9) = 5.62 6. 19 -1. 95 ln jinrl -1 (1 ) rllnjid (I,O) ADF(9) = -2. 66 -2. 62 * -4.81 -2
13、. 62 * * ln kinrl (1,1 ) ADF(O) =-1.59 一 2.93 噜-1. 72 一 2.93 ln kind -1 (1 ) d ln Kinrl (1,0) ADF(O) = -6. 9 -3. 6剿-6. 88 -3.6* -3. 66 串-3. 66 事 ln Tind (1,1) ADF(O) =-1.84 -1. 7 ln Tind -1 ( 1 ) d ln Tinrl (1,0) ADF(O) =-3.84 -3. 67 将*-3. 81 -3. 67 拿*ln Jodi (I,O) ADF(O) =-1.59 3.6* -1. 72 -3. 6 *
14、ln Jod -1 (1) d ln Jodi (1,0) ADF(O) =-5.36 -3. 6 掌-5. 32 -3. 6 * -3. ln Kodi (1,1 ) ADF(O) 6 咿-3. 6 摊=-1.42 一 1.05 ln Korli -1 (1 ) ln Kodi (1,0) ADF(O) = -9. 37 -3. 61 .尊-12.46 -3. 6 *事 ln Torli (1,1 ) ADF(6) = -2.47 -3. 67 * -0.97 -3. 6 ln Todi -1 (1 ) d ln Todi (1,0) ADF(O) = -5. 61 -3. 62 * -6.
15、 23 -3. 62 尊事说明事和分别表示 1%和 5%显著性水平的临界值，临界值由Eviews5.0 给出，(c, t)表示是否含有常数项、趋势项，1 表示含有，0 代表不包含，(c，t)的确定方式如下:首先检验含有趋势项和常数项情形，如果包含单位根，则进一步检验趋势项系数是否显著，如果不显著，则采取不包含趋势项的形式进行检验，接着检验常数项非零的显著性。ADF(K)中的 K 表示滞后阶数。1(0)表示不存在单位根。1(1)代表变量含有一个单位根。PP 表示 Phillips 和Perron(1 988 )提出的非参数单位根检验，ADF 表示扩展的迪基一富勒单位根检验。在具体研究之前，先对相
16、关变量作平稳性检验。5.0 4.5 这里将扩展的迪基一富勒单位根检验方法(Aug?4.0 3.H 一一日本 mented Dickey -Fuller, ADF)与 Phillips 和 Perron 提 3.0 r 一一韩国出的非参数单位根检验(Phillips-Perron, PP)方子什-r-中国台湾 L.叫一中国大陆 1.5 I 法9结合使用，给出更客观的检验结果，本文使用 1.0 0.5 的软件为 Eviews5.0，单位根检验结果如表 l 所示。0.0 从表 l 可以看出，所有变量 ADF 检验值与 PP检验。问唱。Nvl，回寸 r-0 ; ; 0;、Np、p、p、r、 。o00
17、00。 、 。 、0000 呵。飞。 、 。 、 。 、 。 、 。 、 。 、 。 、母、 。 、o0 0 0 0 -归咽叫，圃吨，司，叫呵 N r 斗 f 寸俨 N 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。ADF 检验值与 PP 检验都小于 5%显著性水平的临图 2 日本、韩国、台湾及中国大陆的对外界值，这表明接受零假设，说明变量的阶差分都是直接投资流量占 GDP 比重(%)平稳的时间序列。由此可见，所有变量都含有一个 Stock 和 Watlson 研究指出，许多经
18、济时间序列单位根，即服从 1(1)过程。的标准差与它们的水平值近似成比例，其序列对数兰、对外直接投资推动结构升级的标准差就近似为常数，即取对数可以减少经济时的实证比较研究间序列异方差问题8。因此，上述变量数据根据前(一)变量间协整检验和误差修正模型的估计面的分析进行计算整理和调整后，都作对数处理。从表 1 知道，相关变量都存在一个单位根，因而为了分析的方便，这里对上述调整后的相关变量进接下来将进一步作协整检验。首先确定协整检验的行定义，产业结构指标 ind 的对数表示为 lni 时，而日向量自回归(Vector Automatic Regression ,VA R )模本、韩国、中国台湾的产业
19、结构指数分别为InJind、型滞后阶数，并且确保误差扰动项近似为白噪声，这 InKind 和InTindo 对外直接投资占 GDP 比重 odi 的里使用赤池信息量准则(AkaikeInformation Criteri?对数表示为 In 时，而日本、韩国、中国台湾的产业结 on，AIC)、施瓦茨准则(SchwarzCriterion, SC )和最大构指数分别为 InJodi、InKodi 和 InTodi。73 似然比(likelihoodratio, LR)统计量作为选择最优根据这些标准，系统(lni 时，lnodi )协整检验滞滞后阶数的标准，如果 AIC 与 SC 准则得出的结果后阶
20、数的最优选择为滞后 1 期，此时 VAR 模型拟合互相矛盾从而无法给出一致的结论，那么就用似然较好，残差序列具有平稳性，不存在自相关且服从正比 LR 统计量权衡滞后阶数的选择，在此基础上，运态分布。同样的，系统(ln kind ,ln Kodi )协整检验用拉格朗日乘子(lagrangemultiplier, LM)统计量检滞后阶数的最优选择为滞后 5 期，系统(lnTi 时,ln 验残差序列的自相关问题，结合杰克贝拉(Jaque-Todi)协整检验滞后阶数的最优选择为滞后 2 期。bera)和杨二一博克斯(Ljung-B 叫统计量对扰动各个系统都采用约翰逊(Johansen)协整检验，具体项
21、的正态性进行检验，保证 VAR 扰动项为 IiJI 斯的。结果见表 20表 2 变量间的 Johansen 协整检验结果今王圭口二丁、it:、:变量零假设备择假设迹统计量 5%临界值 1%临界值 T = 0 * T1 16.18 15.49 19.93 (ln ind ,ln odi ) T S 1 T 2 0.21 3.84 6.63 r = 0; * T J 22.07 12.32 16.36 ( ln kind ,ln kond ) r 1 T 2 0.18 4.12 6.94 。事 rl J4.83 12.32 16.36 (ln Tind ,ln Todi ) r 罢王 l r2 1
22、. 09 4. 12 6.94 说明:1 临 1l 备界值由 Ev 盯 l 恻 ews5.0 给 t 出 Ji，事*表示 J%显著性水平上拒绝零假设表 m5%显著性水平上拒绝零假设，r 表水协整个数 按照 Johansen协整检验方法，从检验不存在协以建立各自的向量误差修正模型(vector error cor?整关系这一零假设开始逐步进行。对于系统(lnrection model, VECM) ，以此可以研究对外直接投资ir 时，lnodi )而言，零假设不存在协整关系，即对与产业投资之间的短期动态特征。估计得出的向量应的迹统计量为16.18，大于 5%显著性水平的临界误差修正模型如表 3
23、和表 4。可以看出估计得出的值 15.49，表明零假设在 5%水平上被拒绝。在进一向量误差修正模型组成的系统拟合良好，为下面在步的检验中发现，日本对外直接投资与产业结构之VECM 基础上进一步分析对外直接投资与产业投资间在 5%显著性水平上有且只有一个协整关系。根之间的短期动态关系提供了合理性。据同样的原理，从表 2可以看出韩国与台湾的对外(二)Granger 因果关系检验及方差分解直接投资与产业结构之间都存在一个协整关系。系由于日本、韩国、台湾产业结构与对外直接投资统(lnind ,ln odi ) (ln kind ,ln Kodi )和(lnTind , 之间存在着协整关系，而且也估计得
24、出相应的误差 ln Todi )估计出的协整关系经过标准化后得到的误向量修正模型，因而这里采用基于 VECM 的 Granger 差修正项分别为(系数下小括号里的数字代表 t 统因果检验方法判断潜在的因果关系。对系统(ln 计量)i 时，1nJodi)而言，在日本产业结构的短期动态方: mOEC, = lnind, -O. 07 lnodi, -5. 57 ( 1 ) 程中，通过对日本对外直接投资一阶差分所有滞后( -5. 1 ) 项是否异于零的联合显著性进行瓦尔德(Wald)检 m1EC, = lnkind, -3. 77 * lnKodi, (2) 验，以此判断日本对外直接投资是否是产业结
25、构变( -3. 65) 动的短期 Granger 因;同样的，在日本对外直接投资 m2EC, = lnTind, -5. 2 * lnTodi, (3 ) 的短期动态方程中，对日本产业结构一阶差分的滞(-3.18) 后项是否异于零进行联合 Wald 检验，以此评估日从式(1)、(2)和(3)的 t 检验可以看出协整关本产业结构是否是对外直接投资的 Granger 因。韩系显著，表明日本、韩国及台湾对外直接技资与产业国产业结构与对外直接投资(lnki 时，lnKodi)、台湾技资之间具有长期显著的协整关系。根据格兰杰产业结构与对外直接投资(lnTi 时，lnTodi)的(Granger)表示定理
26、，存在协整关系的系统(lni 时，Granger 因果关系也采取同样的检验方法，检验结果 ln odi ) ( ln kind ,1nKodi )和(lnTind ,ln Todi )可见表 5074 表 3 日本、台湾对外直接投资与产业投资对应的向量误差修正模型系统(lnli 时，lnlodi ) 系统 (lnTi 时，lnTodi ) 解释变量 d ln lind d ln lodi 解释变量 d ln Tind d ln Todi mOEC, 0.01 5.43 m1EC, 0.001 0.049 d ln lind( -1) -0.1 -20. 37 d ln Tind( -1) 0.
27、20 -51. 96 d ln lind( -2) 1.3 7.27 d ln Tind( -2) 0.43 14.33 d ln lodi( -1 ) 一 0.0010.29 d ln Todi( -1) 0.01 0.36 d ln lodi( -2) 一 0.0010.04 d ln Todi( -2) -O. 001 -0.03 Constnt 0.003 0.07 系统联合检验统计量伴随概率(P 值)系统联合检验统计量伴随概 EF 飞(P 值)Jq7t2J)nera n.4Ul Ljung 4Bc1d 统计量 Jqllt. .glfe; 。.980.41 Ljung -Box 统计量
28、 LM 统计量 0.56 0.96 LM 统计量 2.17 0.70 说明:Co 旧阳 nt 表示常数项，系统联合统计量表示向量误差修正模型组成的 VAR 系统的联合检验统计量，Ljung-Box 统计量用于检验残差序列自相关问题，零假设是没有自相关，LM 统计量为检验残差是否序列相关，零假设为没有序列相关，laque -bera 为正态性检验，零假设为正态分布，通过这三个统计量来检验误差项是否服从高斯分布，以此检验估计出的VECM 系统有效性。表 4 韩国对外直接投资与产业投资对应果关系。16 的向量误差修正模型解释变量 d ln kind d ln Kodi 14 -台湾一一韩国 m2EC
29、, 0.001 0.26 12 -日本 10 d ln kind ( -1 ) 一 0.38-20. 25 d ln kind( -2) -0.11 -O. 86 8 d ln kind( -3) -O. 01 -6. 3 6 d 4 ln kind( -4) -0.17 -14.31 d ln kind( -5) -0.45 30.96 2 。d ln Kadi( -1) -O. 001 -0.05 2 3 4 5 6 7 8 9 10 d ln Kadi( -2) 0.003 -O. 52 d ln Kadi( -3) -O. 001 0.01 图 3 产业结构升级指蚊方差分解中对外直接投
30、资的解释度 d ln Kadi ( -4 ) 0.0003 一 0.02 尽管日本对外直接投资与产业结构升级之间并 d ln Kodi( -5) 一 0.0010.06 没有显著的因果关系，但它们却仍然存在协整关系，系统联合检验统计量伴随概率(P 值)表明两者之间依然具有长期的关系，为了更客观进一 Jque -ber 5.05 0.28 勾 iung-Bax 统计量 46.05 0.23 步揭示潜在的相关关系，这里采用 VAR 方差分解技 LM 统计量 2.01 O. 73 术来分析。图 3 给出了产业结构升级的方差分解。说明:同表 30 从扰动程度看，韩国对外直接投资对产业结构升级影从表 5
31、 可以看出，韩国与台湾产业结构与对外响较大，滞后第 10 期后对外直接投资对产业结构升直接投资之间具有双向的因果关系，韩国与台湾对级变化的解释力达到了 15%左右。台湾对外直接技外直接投资不是产业结构升级的 Granger 因的零假资对产业结构升级影响与韩国存在较大差异，在滞后设在 3%水平上被拒绝，产业结构升级不是对外直第 3 期期后对外直接投资对产业结构升级变化的解接投资系的 Granger 因的零假设在 3%水平被拒绝。释力达到了 10%以上，而此后出现了逐步下降的现然而，对于日本来说，对外直接投资不是产业结构升象。日本尽管对外直接投资对产业升级的解释度逐级的 Granger 困的零假设
32、在 449 毛水平上被接受，而步上升，但在滞后 10 期之内均不超过 2%0 产业结构升级不是对外直接投资的 Granger 因的零由此可见，对外直接投资对产业结构升级内在假设在 651 毛水平上被接受，可见日本产业结构与对的影响，但不同国家和地区的影响出现适度差异。外直接投资之间并没有像台湾、再国那样显著的因在样本国家和地区中，韩国、台湾均显示对外直接投 75 资对产业结构升级的显著积极影响，对外直接投资对外直接技资对产业结构升级的解释力也较弱。同是产业结构升级的原因，产业结构升级中对外直接时，在样本分析过程中还发现，产业结构升级反过来技资具有较高的解释力。而日本对外直接投资与产会影响对外直
33、接投资，韩国与台湾的经验揭示了产业结构升级之间并没有显著的关系，在方差分解中，业结构升级是对外直接投资增长的 Granger 因。表 5 日本、韩国、台湾对外直接投资与产业投资之间的Granger 因果检验 Granger 原因 Granger 原因 Granger 原 l 运 iGran 芭erGranger Granger ln Jind lnodi d In kind d ln K，di d ln Tind dln Todi 结果结果结果滞后项 i 滞后项滞后项滞后项滞后项滞后项日叫口叫 n. a. 系数为零 n.a 系数为零 Ho n. a. 系数为零 22xp 元 2 ln Jind
34、 n. a. 0.65 d ln kind n. a. 1. 36 d ln Tind 升 Cn. a. 7.38 Pn. a. o. 72 n. a. 0.001 n. a. 0.024 P H:ZF MH;XF 02 叫 02 系数为零 n. a. 系数为零 n. a. 系数为零 n. a. 2zpln odi 1. 62 n.a d ln K ，di 7.38 n. a. d ln Todi 13.36 n. a. 0.44 n. a. 0.02 n. a. 0.001 n. a. 2 说明:零假设 llo 表示列变量不是行变量的 Granger 因，即列变量滞后项系数全部为零，P 值是根据Wald 系数检验卡方(x)统 t 量计算出的相伴概率，由软件 Eviews5.0 给出，11.a.表示没有值。上述现象与本文第一部分理论分析得出的结论资为何与其他经济体不同。按照前面的分析，日本颇为一致，对外直接投资会促使企业在全
