■張小鹿

我國曾經(jīng)以其他國家難以企及的速度，吸引外資規(guī)模迅速擴(kuò)張，成為全球吸引外資最大的發(fā)展中國家，也成為全世界僅次于美國的吸引外資大國；與此同時，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了巨大變化，得以持續(xù)優(yōu)化。當(dāng)中國成為吸引外資大國的同時，關(guān)于外商直接投資的各種效應(yīng)成為國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)者一個重要研究議題，而有關(guān)中國吸引外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化相互關(guān)系的文章也大量涌現(xiàn)。直至現(xiàn)在，我國外商直接投資仍持續(xù)增長，2013年我國外商直接投資規(guī)模為1240億美元，同比增長2.5%；更加引人注目的則是我國近年來對外直接投資的快速增長，從流量角度來看，在2013年首次突破千億美元大關(guān)，再創(chuàng)歷史新高，達(dá)到1078.4億美元，在全球200多個國家和地區(qū)中仍然位居第三；從存量角度來看，截至2013年年底，我國對外直接投資累計(jì)達(dá)到6604.8億美元，居于第十一位，相較去年提升兩位。與此同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然持續(xù)優(yōu)化，一個直觀的表現(xiàn)是三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的變化——第二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的占比不斷提高。

環(huán)渤海地區(qū)作為中國重要的經(jīng)濟(jì)區(qū)域，其與“長三角”、“珠三角”并稱為中國的三大經(jīng)濟(jì)圈。與“長三角”、“珠三角”相比，環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)較為雄厚，但是區(qū)域規(guī)劃發(fā)展的起步較晚，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)展也相對落后，但“京津冀協(xié)同發(fā)展”戰(zhàn)略的提出，勢必會為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來新的增長點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。近十二年來，環(huán)渤海地區(qū)對外直接投資迅速增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化。同資金“引進(jìn)來”與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)關(guān)系的研究一樣，現(xiàn)在同樣面臨著資金“走出去”與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)關(guān)系的問題，近年來環(huán)渤海地區(qū)對外直接投資的持續(xù)增長對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化是不是存在著某種作用，這是本文試圖闡述的內(nèi)容。

文獻(xiàn)綜述

早期的國際直接投資理論，在考察跨國投資的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)時，更多的關(guān)注利用外資促進(jìn)母國的產(chǎn)業(yè)升級，或者是從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移角度關(guān)注由于產(chǎn)業(yè)升級需要而驅(qū)動的對外直接投資這一方面。錢納里和施特勞（Chenery &Strout）的“雙缺口模型”關(guān)注的是如何利用外資來彌補(bǔ)本國儲蓄和外匯缺口推動自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；弗農(nóng)（Vernon）的“產(chǎn)品生命周期理論”以及日本學(xué)者提出并發(fā)展的“雁行模式”出發(fā)點(diǎn)都是如何通過實(shí)現(xiàn)本國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級而進(jìn)行的國際間的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。當(dāng)我們進(jìn)一步分析時發(fā)現(xiàn)，在“產(chǎn)品生命周期理論”以及“雁行模式”理論都已經(jīng)包含了產(chǎn)業(yè)升級與對外直接投資的關(guān)系，只不過強(qiáng)調(diào)的是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移推動的對外直接投資?？蔡赝柵c托蘭惕諾（Cantwell & Tolentino，1990）的研究則更加明顯的包括了對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)升級的作用，他們發(fā)現(xiàn)：發(fā)展中國家對外直接投資對本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響主要是通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)的。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于對外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響在之前主要是關(guān)注發(fā)達(dá)國家，近幾年開始關(guān)注中國的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的相互關(guān)系。臧新等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，日韓兩國之間的對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在著長期穩(wěn)定關(guān)系；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：韓國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整釋放的對外直接投資要高于日本，兩國中不同產(chǎn)業(yè)的比重之間的差異對于對外直接投資的影響不同。江東（2010）通過對國際上的對外直接投資大國分析發(fā)現(xiàn)，美國的對外直接投資對美國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在著顯著的正向關(guān)系，但是其對制造業(yè)高加工度的影響在時間上存在差異：對于制造業(yè)高加工度的影響，上世紀(jì)70年代之后的影響要小于70年代之前；對于日本的研究則表明對外直接投資對于日本制造業(yè)高加工度的影響在上世紀(jì)80年代中期之前的影響較大，在80年代中期之后的影響較小。江東同樣對于中國的情況也做了研究，發(fā)現(xiàn)中國的對外直接投資與其典型地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級之間存在著顯著的正向相關(guān)關(guān)系。潘穎、劉輝煌（2010）分析發(fā)現(xiàn)對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響在長、短期內(nèi)有不同的表現(xiàn)，對外直接投資短期內(nèi)并不能促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但在長期內(nèi)可以實(shí)現(xiàn)。王英、周蕾（2013）的分析發(fā)現(xiàn)，與國內(nèi)投資相較而言，國際投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用較??；而與對外直接投資相比，外商直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響則相對較小；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在對外直接投資內(nèi)部，基于不同動機(jī)的對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也不同，具體表現(xiàn)在：市場尋求型和資源尋求型的對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用較大，其中資源尋求型的作用尤為顯著。王圣軍（2014）研究發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資確能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但對于不同產(chǎn)業(yè)的影響不同，這需要進(jìn)一步加大對外直接投資力度和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。張遠(yuǎn)鵬、李玉杰（2014）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析法，對中國對外直接投資同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的作用進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析發(fā)現(xiàn)，總體而言，對外直接投資在一定程度上促進(jìn)了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但促進(jìn)作用有限，而且對外直接投資在行業(yè)選擇以及區(qū)域選擇上都有差異。

京津冀地區(qū)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)概述

環(huán)渤海地區(qū)在近12年來非金融類對外直接投資快速增長。就存量而言（參見圖1），首先看存量的絕對數(shù)值，環(huán)渤海對外直接投資存量從2003年的12.11 億美元迅速增長到2014年的604.47億美元，年均增長率為43%，而與此同時，全國地方的對外直接投資年均增長率為年均39%，環(huán)渤海地區(qū)對外直接投資年均增長率顯著高于全國地方對外直接投資年均增長率；從存量的相對數(shù)值看，環(huán)渤海地區(qū)對外直接投資存量占全國地方對外直接投資的比重曾經(jīng)在2005 至2007年以及2012年出現(xiàn)小幅下降，但從圖1可以看出，所占比重整體上升趨勢明顯，從2003年的22.03%到最低時的21.96%（出現(xiàn)在2007年），近5年則一直維持在25% 以上，在2014年達(dá)到最高的28.87%。綜合上述關(guān)于存量的分析可知，環(huán)渤海地區(qū)已然成為中國對外直接投資的重要地區(qū)。

就流量而言（參見圖2，其中圖中黑色虛線表示同比增長的0度線，也即位于此線之上的表示同比增長，反之則意味著同比減少），首先看流量的絕對數(shù)值，環(huán)渤海地區(qū)的對外直接投資流量在十二年間快速增長，在2003年這一數(shù)值為4.52億美元，到2014年這一數(shù)據(jù)達(dá)到136.03億美元，年均增長率為36%；從流量的相對數(shù)值看，環(huán)渤海地區(qū)非金融類對外直接投資在2004年出現(xiàn)大幅度下滑，2006年出現(xiàn)微降，在其余年份均出現(xiàn)不同程度的上漲，在某些年份同比出現(xiàn)大幅上漲：2007年同比增長幅度為82.39%，2008年為75.05%，2009年為121.17%，2010年為98.6%，2012年為67.19%。盡管從流量角度看，環(huán)渤海地區(qū)的對外直接投資增幅并不穩(wěn)定，但總體而言，其年均流量增長幅度明顯。

圖1 環(huán)渤海地區(qū)非金融類對外直接投資存量（萬美元）及占全國比重（%）

圖2 環(huán)渤海地區(qū)非金融類對外直接投資流量（萬美元）及同比增長率（%）

圖3 1952-2014年環(huán)渤海地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比（%）

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從1952年至今持續(xù)優(yōu)化（參見圖3），在1952年，第一次產(chǎn)業(yè)為占比最大的產(chǎn)業(yè)，占比超過一半，達(dá)到50.66%，第二、三次產(chǎn)業(yè)的占比分別是27.71%、21.63%，之后一直到1960年，第一次產(chǎn)業(yè)的占比急劇下降到17.58%，在三次產(chǎn)業(yè)中所占比重最小，之后兩年占比出現(xiàn)快速上升，在1962年恢復(fù)到1957年的水平，隨后進(jìn)入持續(xù)緩慢下降通道，在2014年，第一次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比為7.19%。第二次產(chǎn)業(yè)占比在1957年首次超過第一次產(chǎn)業(yè)（圖3中左側(cè)虛線處），占比快速上漲，到1960年達(dá)到最高點(diǎn)之后，開始出現(xiàn)緩慢下降，但仍然持續(xù)保持在高位，一直為環(huán)渤海地區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。第三次產(chǎn)業(yè)占比則基本一直處于持續(xù)增長階段，產(chǎn)值在1985年首次超過第一次產(chǎn)業(yè)（圖3中右側(cè)虛線處），這之后占比出現(xiàn)快速增長，至2014年，環(huán)渤海地區(qū)的第三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值基本上與第二產(chǎn)業(yè)相當(dāng)，第二、三次產(chǎn)業(yè)占比分別為46.43%、46.37%。按照我國2003年5月制定的《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定》，產(chǎn)業(yè)升級可以被理解為產(chǎn)業(yè)重點(diǎn)的依次轉(zhuǎn)移，也即產(chǎn)業(yè)占比最優(yōu)依次從第一次產(chǎn)業(yè)向第二、三次產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。據(jù)上述描述，環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)變化符合產(chǎn)業(yè)升級的轉(zhuǎn)移規(guī)律；同時，按照庫茲涅茨的大量統(tǒng)計(jì)經(jīng)驗(yàn)，環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)變化與其統(tǒng)計(jì)的幾十個國家的產(chǎn)業(yè)變化趨勢也是一致的。所以，我們認(rèn)為環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于持續(xù)優(yōu)化的過程當(dāng)中。

變量描述、模型建立及結(jié)果分析

根據(jù)已有相關(guān)研究，影響一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的因素多種多樣，但綜合起來主要由以下幾個方面的因素：需求結(jié)構(gòu)的變化、技術(shù)進(jìn)步、國際貿(mào)易以及國際投資（之前重點(diǎn)在外商直接投資）等因素。

（一）變量描述

需求結(jié)構(gòu)因素。需求結(jié)構(gòu)的變動會通過收入水平的變動和需求總量的變動兩個方面影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。首先，按照微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會影響收入，收入水平的高低會影響消費(fèi)者的需求結(jié)構(gòu)。所以，不同的收入水平通過影響消費(fèi)者的需求結(jié)構(gòu)，進(jìn)而會影響一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；其次，按照“配第—克拉克定理”，伴隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，會引起就業(yè)人員由農(nóng)業(yè)向工業(yè)進(jìn)而向商業(yè)轉(zhuǎn)移。而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，必然伴隨著經(jīng)濟(jì)總量的增長，所以經(jīng)濟(jì)總量（總量需求）的變動也會直接導(dǎo)致就業(yè)結(jié)構(gòu)（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)）的變動。在此選取2003-2013年環(huán)渤海地區(qū)各省市自治區(qū)“城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)性支出”作為這一因素的代理變量，用AD表示。

技術(shù)進(jìn)步因素。關(guān)于技術(shù)進(jìn)步對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響最明顯的是歷次工業(yè)（科技）革命對于各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊與重構(gòu)。此外，之前大量的實(shí)證研究也表明技術(shù)進(jìn)步會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷，黃茂興、李軍軍（2007）認(rèn)為：通過技術(shù)選擇和合理的資本深化，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升勞動生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)迅速增長。在此選用2003-2013年環(huán)渤海地區(qū)各省市自治區(qū)“年度專利審計(jì)受理數(shù)量”作為科技進(jìn)步因素的代理變量，用RD表示。

國際貿(mào)易因素。國際貿(mào)易對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，可以通過多種途徑實(shí)現(xiàn)。首先，基于要素稟賦或者比較優(yōu)勢開展的國際貿(mào)易隨著專業(yè)化程度的不斷加深，會進(jìn)一步提高勞動生產(chǎn)率，提高產(chǎn)品的復(fù)雜度，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化；其次，國際貿(mào)易在引起要素流動的同時促進(jìn)了技術(shù)等無形標(biāo)的的擴(kuò)散，進(jìn)而通過技術(shù)通道引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化；再次，國際貿(mào)易促進(jìn)了要素的流動，改變了貿(mào)易國的初始要素稟賦（盡管這種改變可能需要長期過程），進(jìn)而改變一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在此選用2003-2013年環(huán)渤海地區(qū)各省市自治區(qū)“按經(jīng)營者單位所在地分貨物出口總額”作為代理變量，用IE表示。

國際投資因素。在此強(qiáng)調(diào)國際直接投資。而國際直接投資又分為外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）。關(guān)于國際直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究人員做了較多工作，認(rèn)為外商直接投資會為東道國提供資本、技術(shù)的要素，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時由于外商直接投資的目的不同，所產(chǎn)生的效應(yīng)也會不同，外商直接投資還可以通過影響一地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、總需求來影響這一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。外商直接投資數(shù)據(jù)在此選用2003-2013年環(huán)渤海地區(qū)各省市自治區(qū)“實(shí)際利用外商直接投資金額”作為代理變量，用FDI表示。

關(guān)于對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是本文關(guān)注的主要內(nèi)容。據(jù)相關(guān)研究，對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響機(jī)理主要是通過對外直接投資的四大動機(jī)來進(jìn)行說明，通過資源尋求型的來獲得資源稟賦，通過市場尋求型來擴(kuò)大市場需求，效率尋求型則通過逆向技術(shù)溢出來獲得新技術(shù)，通過戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型來獲得關(guān)鍵性要素或者無形資產(chǎn)來改變母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。考慮到對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的持續(xù)性，在此選用2003-2013年環(huán)渤海地區(qū)各省市自治區(qū)“對外直接投資存量”作為代理變量，用OFDI表示。

其中，為了單位盡可能的一致，將IE、FDI、OFDI 3個指標(biāo)按照歷年人民幣兌美元匯率平均價格進(jìn)行了折算，折算成以人民幣計(jì)價。

表1 變量描述匯總表

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度方法很多，例如霍夫曼工業(yè)指數(shù)、產(chǎn)品高加工度等，本文按照徐德云（2008）的構(gòu)造方法，對各地區(qū)的三次產(chǎn)業(yè)進(jìn)行賦值，按照“配第—克拉克定理”的基本思想，對第一、二、三次產(chǎn)業(yè)由低到高進(jìn)行賦值，分別賦值為1、2、3，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度指數(shù)公式為：

如（1）式所示，IS（Industrial Structure）表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度指標(biāo)，其取值范圍在（1，3），其越接近于1表示其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次相對越低，越接近于3則表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

圖4 各因子旋轉(zhuǎn)后的載荷圖

（二）模型建立及結(jié)果分析

本文利用stata12.0對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先對各自變量進(jìn)行因子分析，然后建立普通OLS模型、固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型，并對三者進(jìn)行比較選出較為合適的模型。

在進(jìn)行回歸分析之前，對各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：OFDI 與AD、IE；AD與IE；IE與FDI之間存在著明顯的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到0.8572、0.7319、0.8161、0.6038，而且均在1%的水平下顯著相關(guān)（具體結(jié)果見表2）。鑒于此，本文首先對變量進(jìn)行因子分析。因子分析可以將多個變量綜合為數(shù)量較少的幾個因子，從而研究一組具有錯綜復(fù)雜的實(shí)測指標(biāo)是如何受少數(shù)幾個內(nèi)在的獨(dú)立因子所支配的。而因子分析方法較多，本文對幾種常用的因子分析法進(jìn)行比較，最終選用較為常用的主因子法。

通過對OFDI、AD、RD、IE、FDI變量進(jìn)行因子分析，初步提取的5個因子中保留了3個因子，分別為Factor1、Factor2、Factor3，模型LR檢驗(yàn)的卡方值為0.0000，這說明模型非常顯著，適宜用因子分析。對提取的因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，通過旋轉(zhuǎn)之后的載荷圖（見圖4）我們可以看出Factor1主要解釋的是AD的信息，F(xiàn)actor2主要解釋的是OFDI、AD、RD的信息，F(xiàn)actor3解釋的主要是AD、IE、FDI的信息（Factor3的信息并未反映在載荷圖中，在進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)之前可以通過實(shí)證結(jié)果看出）。

表3提供了各因子的旋轉(zhuǎn)之前的得分系數(shù)矩陣：

表2 各變量相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 各因子得分系數(shù)矩陣

據(jù)表3，我們確定各因子的表達(dá)式為：

表4給出了3個提取因子的相關(guān)系數(shù)及顯著性，我們發(fā)現(xiàn)相較于在提取因子之前的數(shù)據(jù)，提取的3個因子不僅相關(guān)系數(shù)大大降低，而且均未通過在10%的顯著性檢驗(yàn)。

我們利用提取的3個因子分別進(jìn)行普通OLS回歸、固定效應(yīng)回歸以及隨機(jī)效應(yīng)回歸?；貧w結(jié)果如表5所示：

表4 Factor1、Factor2、Factor3的相關(guān)系數(shù)矩陣

表5 回歸結(jié)果

關(guān)于模型的選擇上，F(xiàn)檢驗(yàn)表明，F(xiàn)（6，67）=339.37，Prob>F=0.0000，顯著拒絕了各個樣本沒有自己截距項(xiàng)的原假設(shè)，也即固定效應(yīng)模型優(yōu)于普通OLS模型；BP檢驗(yàn)表明，chibar2（01）=59.88，Prob>chibar2=0.0000，顯著拒絕了不存在個體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，也即隨機(jī)效應(yīng)模型在一定程度上優(yōu)于普通OLS回歸分析；Hausman 檢驗(yàn)表明，chi2（4）=50.40，Prob >chi2 =0.0000，顯著拒絕了隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)的原假設(shè)，也即表明固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。綜合上述三種關(guān)于模型選擇的檢驗(yàn)分析結(jié)果可知，三種模型中，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析較為合理。

也即通過Fcator1、Factor2、Factor3表示的方程為：

將（2）、（3）、（4）式分別帶入方程（5），得：

由方程（6）可以看出OFDI與IS之間存在著正向相關(guān)的關(guān)系，也就是說環(huán)渤海地區(qū)的對外直接投資對于當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整起到了積極正向的促進(jìn)作用。同時我們發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步因素、貿(mào)易因素以及國際投資中的外商直接投資因素都對環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有積極正向的促進(jìn)作用，而在這一模型中，總需求因素并未對環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來積極正向的影響。

結(jié)論

本文試圖檢驗(yàn)在近11年間中國快速增長的對外直接投資是否促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化，并選用環(huán)渤海地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了佐證。文章首先運(yùn)用主因子分析法，試圖減小變量之間的多重共線性問題，經(jīng)過因子提取選取3個因子來代表相關(guān)變量，并將因子表示成各變量方程的式子。然后對各提取因子做各種回歸分析，分別進(jìn)行了普通OLS回歸分析、固定效應(yīng)回歸分析以及隨機(jī)效應(yīng)回歸分析，進(jìn)行檢驗(yàn)之后發(fā)現(xiàn)最優(yōu)的模型是固定效應(yīng)模型，由于因子中的各變量是進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化之后的變量，可能并不代表實(shí)際意義，所以我們將各提取因子的表達(dá)式分別帶入求得關(guān)于各初始變量的回歸方程只是試圖從符號上說明環(huán)渤海地區(qū)的對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用。結(jié)果顯示，環(huán)渤海地區(qū)的對外直接投資對于當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向的影響效果，技術(shù)進(jìn)步因素、貿(mào)易因素以及國際投資中的外商直接投資對于當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均有正向作用，但需求因素卻未表現(xiàn)出正向的促進(jìn)作用。

隨著“一帶一路”戰(zhàn)略的提出以及“亞投行”的廣泛關(guān)注與認(rèn)可，有理由相信將來包括環(huán)渤海地區(qū)在內(nèi)的全國范圍內(nèi)的對外直接投資將會持續(xù)快速增長，隨著對外直接投資流量以及存量的進(jìn)一步增加，對外直接投資對于社會經(jīng)濟(jì)生活各方面將會產(chǎn)生多方面的影響；“京津冀協(xié)同發(fā)展”戰(zhàn)略的提出勢必會引起“京津冀”地區(qū)乃至整個環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局的變動，關(guān)于對外直接投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響也必將引起各界的更多關(guān)注。

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