于世海凌 丹

（1.桂林理工大學(xué)管理學(xué)院，廣西 桂林 541004；2.武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430070）

我國(guó)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展的障礙性因素分析

于世海1凌 丹2

（1.桂林理工大學(xué)管理學(xué)院，廣西 桂林 541004；2.武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430070）

近年來(lái)，我國(guó)對(duì)外直接投資活動(dòng)突飛猛進(jìn)，在更寬泛范圍內(nèi)與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)展開了深層次的互動(dòng)，但兩者間協(xié)同度較低，預(yù)示著可能存在某些未知因素正在阻礙對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同有序發(fā)展。本文利用2006—2014年典型省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示對(duì)外直接投資節(jié)奏、不規(guī)則度及科技產(chǎn)出水平的波動(dòng)性對(duì)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同發(fā)展產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。

對(duì)外直接投資；產(chǎn)業(yè)升級(jí)；面板數(shù)據(jù)模型；障礙因素

一、引言

21世紀(jì)全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主潮流是經(jīng)濟(jì)全球化的蔓延、深入，生產(chǎn)要素的全球性流動(dòng)速度在加快，目標(biāo)在于實(shí)現(xiàn)世界范圍內(nèi)的資源最優(yōu)配置。產(chǎn)業(yè)全球化是經(jīng)濟(jì)全球化的核心，全球產(chǎn)業(yè)發(fā)展從一定程度上影響著一國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和產(chǎn)業(yè)政策，一國(guó)順利走向經(jīng)濟(jì)全球化的關(guān)鍵是緊緊把握產(chǎn)業(yè)全球化的脈搏，結(jié)合本國(guó)國(guó)情，全力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)全球化。宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大重要問(wèn)題就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)，而資源配置結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)趨于合理、效率得以提升。開放經(jīng)濟(jì)條件下，特別是在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化愈演愈烈的背景下，各種要素、資源在全球范圍內(nèi)的流動(dòng)、轉(zhuǎn)移，無(wú)疑是有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)的。因此，對(duì)外直接投資有助于實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的跨國(guó)流動(dòng)和資源優(yōu)化配置，開發(fā)我國(guó)的動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力，可以作為推動(dòng)國(guó)家產(chǎn)業(yè)升級(jí)的有效途徑。

2014年，我國(guó)非金融類對(duì)外直接投資首次突破千億美元，總計(jì)1028.9億美元，同比增長(zhǎng)14.1%。對(duì)外直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)繼續(xù)優(yōu)化，特別是服務(wù)業(yè)對(duì)外投資明顯上升，同比增長(zhǎng)27.1%，占對(duì)外投資比重接近2/3。投資區(qū)域重心則逐漸轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家（地區(qū)），其中對(duì)美國(guó)投資增長(zhǎng)23.9%，對(duì)歐盟投資增長(zhǎng)1.7倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于總體增速。另外，地方企業(yè)對(duì)外直接投資發(fā)展迅速，2014年實(shí)現(xiàn)投資451.1億美元，同比增長(zhǎng)36.8%，占同期對(duì)外直接投資總額的43.8%，較上年比重增加7.2個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)一步激發(fā)了投資活力；其中廣東、北京、山東位列前三，對(duì)外直接投資額分別為96.01億美元、55.47億美元、44.11億美元。當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，正從高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向中高速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式正從規(guī)模速度型粗放增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向質(zhì)量效率型集約增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力正從傳統(tǒng)增長(zhǎng)點(diǎn)轉(zhuǎn)向新的增長(zhǎng)點(diǎn)。2015年國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告明確指出，“開放也是改革，必須實(shí)施新一輪高水平對(duì)外開放，加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制，以開放的主動(dòng)贏得發(fā)展的主動(dòng)、國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的主動(dòng)”。對(duì)外直接投資作為促進(jìn)國(guó)際國(guó)內(nèi)要素有序自由流動(dòng)、資源高效配置、市場(chǎng)深度融合的有效手段，對(duì)于優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局、發(fā)現(xiàn)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)、培育全方位開放新優(yōu)勢(shì)具有重大現(xiàn)實(shí)意義?？梢?jiàn)，推動(dòng)對(duì)外直接投資和國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)良性互動(dòng)、協(xié)同發(fā)展與中央關(guān)于新時(shí)期經(jīng)濟(jì)工作“穩(wěn)增長(zhǎng)、促改革、調(diào)結(jié)構(gòu)”的總體戰(zhàn)略部署是相契合的，也是適應(yīng)新常態(tài)、引領(lǐng)新常態(tài)的應(yīng)有之義和實(shí)效之選。但現(xiàn)階段，我國(guó)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的協(xié)同度比較低，協(xié)同發(fā)展正處于初始期，預(yù)示著可能存在某些未知因素正在阻礙對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同有序發(fā)展。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要關(guān)注的是對(duì)外直接投資如何促進(jìn)母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)、升級(jí)。如李逢春（2012）通過(guò)修改經(jīng)典的錢納里“結(jié)構(gòu)增長(zhǎng)”模型，用面板回歸的方法實(shí)證分析了我國(guó)對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)，結(jié)果表明較高的對(duì)外直接投資水平可以較快地促進(jìn)投資母國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)；赫里格爾、威特基和福斯坎普（Gary Herrigel、Volker Wittke和Ulrich Voskamp，2013）發(fā)現(xiàn)我國(guó)制造業(yè)部門通過(guò)OFDI活動(dòng)嵌入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，與國(guó)外企業(yè)相互學(xué)習(xí)、展開互動(dòng)，有助于實(shí)現(xiàn)行業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)；潘素坤、袁然（2014）利用2003—2012年間58個(gè)樣本國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)實(shí)證研究得出結(jié)論：三種不同投資動(dòng)機(jī)的對(duì)外直接投資均為我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的原因，但存在滯后性。至于遲滯對(duì)外直接投資活動(dòng)對(duì)母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)揮提升作用、阻礙兩者之間協(xié)同發(fā)展的各種影響因素，各類文獻(xiàn)涉足較少，相關(guān)研究?jī)?nèi)容散見(jiàn)于對(duì)外直接投資行為影響因素分析，如蔣冠宏、蔣殿春（2012）指出距離、制度質(zhì)量對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資具有負(fù)面影響；楊愷鈞、胡樹麗（2013）則發(fā)現(xiàn)技術(shù)發(fā)展水平與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度建設(shè)對(duì)新興市場(chǎng)國(guó)家的對(duì)外直接投資可產(chǎn)生負(fù)面作用；陳巖（2014）基于多元距離變量的回歸分析表明，經(jīng)濟(jì)文化距離是我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的阻礙因素；朱嚴(yán)林、許敏（2015）的面板回歸結(jié)果顯示，國(guó)內(nèi)R&D人員的投入水平抑制了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的吸收，削弱了OFDI活動(dòng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用。還需注意的是，對(duì)外直接投資導(dǎo)致大量資金外流，亦可在投資母國(guó)引發(fā)嚴(yán)重的“產(chǎn)業(yè)空心化”，考林和湯姆林森 （Cowling和Tomlinson，2000）、大瀧（Masayuki Otaki，2012）的研究揭示了此類現(xiàn)象的發(fā)生，國(guó)內(nèi)學(xué)者范歡歡、王相寧（2006）及王英（2008）也提出須防范對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)所引發(fā)的產(chǎn)業(yè)空心化問(wèn)題。

綜上所述，現(xiàn)有研究存在如下局限性：一是偏重于研究對(duì)外直接投資活動(dòng)的母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)促進(jìn)效應(yīng)（以技術(shù)溢出效應(yīng)為主），而對(duì)于影響這一效應(yīng)發(fā)揮的負(fù)面因素涉及較少；二是從東道國(guó)制度環(huán)境角度探討對(duì)外直接投資行為的主導(dǎo)因素成為近年來(lái)研究的熱點(diǎn)，而針對(duì)阻礙對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)聯(lián)效應(yīng)有效發(fā)揮的各種因素的搜尋與驗(yàn)證研究則甚少。本文利用2006—2014年典型省份的相關(guān)數(shù)據(jù)設(shè)定對(duì)外直接投資、產(chǎn)業(yè)升級(jí)及障礙性因素測(cè)度指標(biāo)，運(yùn)用面板模型回歸手段搜尋、驗(yàn)證了對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展的若干障礙性因素。

三、模型構(gòu)建及變量的說(shuō)明

鑒于我國(guó)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展的障礙性因素所涉及的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，選取典型省份作為樣本統(tǒng)計(jì)單位，并且各省份的部分相關(guān)數(shù)據(jù)時(shí)間跨度不長(zhǎng)，此類數(shù)據(jù)比較符合面板數(shù)據(jù)特點(diǎn)，因此可以使用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的障礙性因素進(jìn)行實(shí)證分析。構(gòu)造回歸方程如下：

各變量的含義、測(cè)算方法及來(lái)源見(jiàn)表1。i表示不同省份，為面板數(shù)據(jù)模型橫截面?zhèn)€體成員；t表示不同年度，為面板數(shù)據(jù)模型樣本觀測(cè)時(shí)期。

本文選取2014年對(duì)外直接投資額（存量）與專利申請(qǐng)授權(quán)量排名前六位的省份（直轄市），分別是江蘇（簡(jiǎn)記：JS）、浙江（簡(jiǎn)記：ZJ）、廣東（簡(jiǎn)記：GD）、山東（簡(jiǎn)記：SD）、上海（簡(jiǎn)記：SH）和北京（簡(jiǎn)記：BJ）作為樣本統(tǒng)計(jì)單位，這是因?yàn)榇藘深愖兞康氖‰H差異比較大，如果全部采用31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)會(huì)造成非平衡面板數(shù)據(jù)，再者有的省份樣本指標(biāo)規(guī)模極小，不能很好地解釋和說(shuō)明當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，而且可能會(huì)對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果造成干擾。

表1：各變量含義、測(cè)算方法與來(lái)源

在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要對(duì)所建立的模型形式進(jìn)行檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)符合混合回歸模型、變截距模型以及變系數(shù)模型中的哪一種。模型形式設(shè)定檢驗(yàn)使用的是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，對(duì)于含有N個(gè)截面成員的面板數(shù)據(jù)模型可以檢驗(yàn)如下兩個(gè)原假設(shè)：

H0：模型中解釋變量系數(shù)對(duì)于所有的截面成員是相同的（即斜率系數(shù)是齊性的），但截距項(xiàng)不同即該模型形式為變截距模型。

H1：模型中解釋變量系數(shù)和截距項(xiàng)對(duì)于所有的截面成員都是相同的，即該模型形式為混合回歸模型。

模型形式檢驗(yàn)有如下兩個(gè)F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

其中，N是截面成員個(gè)數(shù)，T是每個(gè)截面成員的樣本觀測(cè)時(shí)期數(shù)，k是非常數(shù)項(xiàng)解釋變量的個(gè)數(shù)，S1、S2、S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型和混合回歸模型的回歸殘差平方和。在原假設(shè)H0、H1成立的條件下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1、F2分別服從特定自由度的F分布。

模型形式檢驗(yàn)的一般過(guò)程是：先檢驗(yàn)原假設(shè)H1，如果統(tǒng)計(jì)量F2小于某個(gè)檢驗(yàn)水平（比如5%）下F分布臨界值，則不能拒絕原假設(shè)H1，且無(wú)須再檢驗(yàn)原假設(shè)H0，從而表明利用混合回歸模型來(lái)擬合樣本是合適的。否則，拒絕原假設(shè)H1，并繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0。如果統(tǒng)計(jì)量F1小于某個(gè)檢驗(yàn)水平（比如5%）下F分布臨界值，則不能拒絕原假設(shè)H0，從而表明利用變截距模型來(lái)擬合樣本是合適的。否則，拒絕原假設(shè)H0，并利用變系數(shù)模型來(lái)擬合樣本。

四、模型估計(jì)結(jié)果分析

本文采用Eviews7.0軟件分別計(jì)算上述三個(gè)模型的三種形式，即變系數(shù)模型、變截距模型和混合回歸模型的回歸殘差平方和S1、S2、S3，再計(jì)算F1、F2，并驗(yàn)證原假設(shè)H0、H1，確定合適的模型形式，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2：各模型檢驗(yàn)結(jié)果

表2結(jié)果表明，三個(gè)模型均適用固定效應(yīng)變系數(shù)模型，運(yùn)用Eviews7.0進(jìn)行詳細(xì)的面板數(shù)據(jù)回歸分析，結(jié)果如表3、表4所示。

表3表明，方程（1）、（2）的固定效應(yīng)變系數(shù)模型經(jīng)調(diào)整后的R2為0.9769，模型的擬合程度非常高，DW統(tǒng)計(jì)量等于1.7930，接近于2，從而表明模型估計(jì)結(jié)果的殘差序列不存在一階序列自相關(guān)。常數(shù)項(xiàng)C的估計(jì)值為224.6683且其t統(tǒng)計(jì)量非常顯著（顯著性水平=0.01），解釋變量“OFDI”系列的系數(shù)估計(jì)值都為正數(shù)且它們的t統(tǒng)計(jì)量都非常顯著（顯著性水平=0.01），說(shuō)明對(duì)外直接投資水平與綜合性勞動(dòng)生產(chǎn)率之間是正相關(guān)的，對(duì)外直接投資活動(dòng)的開展推動(dòng)了我國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)步伐；但加入調(diào)節(jié)變量“對(duì)外直接投資節(jié)奏”、“對(duì)外直接投資的不規(guī)則度”后，“OFDI*PACE”系列、“OFDI*IRE”系列的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)值且它們的t統(tǒng)計(jì)量也較顯著（顯著性水平= 0.1），說(shuō)明在“節(jié)奏”及“不規(guī)則度”因素影響下的對(duì)外直接投資水平與綜合性勞動(dòng)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系，成為我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間協(xié)同發(fā)展的障礙性因素。另外，雖然從統(tǒng)計(jì)意義上來(lái)看，方程（1）、（2）的估計(jì)結(jié)果極為相近，但就“節(jié)奏”和“不規(guī)則度”的經(jīng)濟(jì)含義而言，二者還是存在很大不同的，應(yīng)予以區(qū)別對(duì)待。

表3：模型（1）估計(jì)結(jié)果

表4：方程（3）經(jīng)調(diào)整后的估計(jì)結(jié)果

方程（3）初次估計(jì)結(jié)果顯示，DW統(tǒng)計(jì)量等于1.4148，表明其殘差序列可能存在一階序列自相關(guān)，因此使用截面加權(quán)的SUR估計(jì)方法對(duì)原模型進(jìn)行修正，同時(shí)使用White截面方法計(jì)算系數(shù)協(xié)方差，最大限度地克服隨機(jī)誤差項(xiàng)存在的截面異方差和同期相關(guān)問(wèn)題，經(jīng)調(diào)整后的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，方程（3）的固定效應(yīng)變系數(shù)模型經(jīng)調(diào)整后的可決系數(shù)修正值由0.9308變?yōu)?.9809，模型擬合程度有了進(jìn)一步提高，DW統(tǒng)計(jì)量等于2.5161，說(shuō)明模型估計(jì)結(jié)果的殘差序列已經(jīng)消除了一階序列自相關(guān)。此外，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量等于142.7308，殘差平方和也由2525.542降至42.5162，也表明方程（3）整體上非常顯著，且其擬合精度得到了大幅提高。常數(shù)項(xiàng)C的估計(jì)值為-177.8006且其t統(tǒng)計(jì)量非常顯著（顯著性水平=0.01），解釋變量“CLP”系列的系數(shù)估計(jì)值都為正數(shù)且它們的t統(tǒng)計(jì)量都非常顯著（顯著性水平=0.01），說(shuō)明綜合性勞動(dòng)生產(chǎn)率與對(duì)外直接投資水平之間是正相關(guān)的，綜合性勞動(dòng)生產(chǎn)率的不斷提升、產(chǎn)業(yè)升級(jí)進(jìn)程的不斷加快有助于我國(guó)對(duì)外直接投資活動(dòng)的開展；但加入調(diào)節(jié)變量“專利申請(qǐng)授權(quán)量定基增速的離差”后，“CLP*PVI”系列的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)值且它們的t統(tǒng)計(jì)量絕大多數(shù)都較為顯著（顯著性水平=0.05），說(shuō)明在“科技產(chǎn)出水平波動(dòng)性”因素的影響下，綜合性勞動(dòng)生產(chǎn)率與對(duì)外直接投資水平之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系，成為我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間協(xié)同發(fā)展的障礙性因素。

五、結(jié)論與啟示

（一）基本結(jié)論

從上述面板數(shù)據(jù)模型的計(jì)量分析結(jié)果，至少可以得出三個(gè)基本判斷：

判斷之一：對(duì)外直接投資增速的大幅波動(dòng)弱化了其對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)所能夠產(chǎn)生的各種經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對(duì)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展系統(tǒng)的進(jìn)化產(chǎn)生了負(fù)面影響。究其原因主要包括：一是對(duì)外直接投資增速大幅波動(dòng)會(huì)削弱國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的波及效應(yīng)，大幅增加將引致國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)原材料、制成品和技術(shù)設(shè)備的出口激增，出口需求的短時(shí)突變使得國(guó)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)無(wú)法及時(shí)適應(yīng)和滿足，國(guó)內(nèi)供需結(jié)構(gòu)的改善空間極為有限；二是對(duì)外直接投資活動(dòng)增速的大幅波動(dòng)使其逆向技術(shù)溢出效應(yīng)大大減弱，因?yàn)閷?duì)先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)、模仿和創(chuàng)新不是能夠一蹴而就的，而是需要經(jīng)歷一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程進(jìn)行消化和吸收；三是使得國(guó)內(nèi)各行業(yè)面對(duì)激烈的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)難以從容應(yīng)對(duì)，對(duì)外直接投資引發(fā)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)等效應(yīng)不能有效發(fā)揮，阻礙了對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)聯(lián)互動(dòng)、協(xié)同發(fā)展。

判斷之二：對(duì)外直接投資的高度不規(guī)則使其呈現(xiàn)出一定的散亂化，即在對(duì)外直接投資過(guò)程中存在短時(shí)、高頻的快慢節(jié)奏相間和大量突發(fā)性的投資行為，使國(guó)內(nèi)各行業(yè)無(wú)法有預(yù)期、有規(guī)劃、有步驟地調(diào)整原材料的購(gòu)買與儲(chǔ)備、產(chǎn)品的生產(chǎn)以及對(duì)國(guó)外新技術(shù)、新工藝、新管理方式的學(xué)習(xí)和實(shí)踐，延遲了國(guó)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品開發(fā)活動(dòng)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)受阻，對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的良性互動(dòng)中斷、協(xié)同進(jìn)化趨緩。

判斷之三：科技產(chǎn)出水平的大幅波動(dòng)會(huì)阻礙科技成果的轉(zhuǎn)化，特別是產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，造成科技與經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期分離的局面，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展失去了根基，新產(chǎn)品、新工藝、新技術(shù)的推廣也不能及時(shí)展開，導(dǎo)致了各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)素質(zhì)與效率低下，直接延緩了國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的進(jìn)程。這種狀況的持續(xù)，一方面使國(guó)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)缺乏壟斷性技術(shù)優(yōu)勢(shì)，從而不能據(jù)此開展對(duì)外直接投資活動(dòng)；另一方面低層次的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與低效率的生產(chǎn)方式必然會(huì)導(dǎo)致各產(chǎn)業(yè)效益不佳，也無(wú)法為對(duì)外直接投資活動(dòng)提供源源不斷的外匯資金，對(duì)外直接投資活動(dòng)難以為繼，從而喪失了通過(guò)全球性資源整合實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)素質(zhì)與效率提升的機(jī)會(huì)，由此在對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間形成了惡性循環(huán)而非良性互動(dòng)。可見(jiàn)，科技產(chǎn)出水平的起伏不定會(huì)嚴(yán)重阻礙我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同發(fā)展。

（二）啟示

1.目前，我國(guó)對(duì)外直接投資活動(dòng)空前活躍，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整、高級(jí)化推進(jìn)應(yīng)主動(dòng)適應(yīng)這一變化，提高其時(shí)效性、靈活性與預(yù)見(jiàn)性，與之形成有效對(duì)接，展開互動(dòng)。另外，我國(guó)對(duì)外直接投資正處于投資發(fā)展周期理論第三階段的初始期，其突出表現(xiàn)是“量大而質(zhì)低”；未來(lái)一段時(shí)間，適應(yīng)或突破第三階段則應(yīng)摒棄這種單純、盲目的總量擴(kuò)張而轉(zhuǎn)向追求投資質(zhì)量，更加強(qiáng)調(diào)企業(yè)海外投資的營(yíng)收能力、學(xué)習(xí)能力，提高資本的運(yùn)行效率，國(guó)家、行業(yè)層面的配套機(jī)制，如法律、咨詢、金融等各項(xiàng)服務(wù)亦需跟進(jìn)。對(duì)外直接投資的高速、高質(zhì)發(fā)展，將為國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)引領(lǐng)新常態(tài)、完成產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)任務(wù)提供技術(shù)超越、市場(chǎng)開拓、資源保障機(jī)遇，在激烈的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中贏得戰(zhàn)略先機(jī)。

2.注重對(duì)外直接投資的連續(xù)性、計(jì)劃性和穩(wěn)定性，確保最大限度地發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的各種促進(jìn)效應(yīng)。規(guī)則的、連續(xù)的對(duì)外直接投資活動(dòng)可以使各投資主體有預(yù)期地了解行業(yè)需求狀況和東道國(guó)投資環(huán)境，在信息較為充分的前提下，生產(chǎn)適銷對(duì)路的產(chǎn)品、獲得發(fā)展亟須的要素資源，有計(jì)劃、有針對(duì)性地學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)、工藝和管理經(jīng)驗(yàn)，有效發(fā)揮對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)；而對(duì)當(dāng)前我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)現(xiàn)狀、目標(biāo)及相關(guān)要素資源供需狀況的準(zhǔn)確把握，也有利于提高對(duì)外直接投資活動(dòng)的計(jì)劃性和規(guī)則度?？梢?jiàn)，在合理匹配、良性互動(dòng)框架內(nèi)，審視、處理對(duì)外直接投資行為與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)系，對(duì)兩者而言都是有益和高效的。

3.在一定時(shí)期內(nèi)保持較高而穩(wěn)定的科技產(chǎn)出水平是我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展系統(tǒng)有序演化的必要條件，而這一必要條件存在的關(guān)鍵則是科技研發(fā)投入強(qiáng)度的持續(xù)提高?？萍佳邪l(fā)投入強(qiáng)度的持續(xù)提高所產(chǎn)生的最直接結(jié)果就是源源不斷的科技產(chǎn)出，通常狀況下科技產(chǎn)出水平對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響是最有效的。以勞動(dòng)生產(chǎn)率為代表的素質(zhì)、效率性變量的大幅改善，一方面標(biāo)志著我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)活動(dòng)逐漸進(jìn)入質(zhì)變階段，可以為對(duì)外直接投資提供良好的支撐；另一方面也說(shuō)明對(duì)外直接投資行為對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了強(qiáng)有力的溢出效應(yīng)，成為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)順利完成的有效輔助手段，由此可以切實(shí)推動(dòng)現(xiàn)階段我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)協(xié)同發(fā)展系統(tǒng)發(fā)生質(zhì)變，產(chǎn)生新的有序結(jié)構(gòu)，從而向良性互動(dòng)形式下的高度協(xié)同狀態(tài)演化。

4.對(duì)外直接投資的高度不規(guī)則變動(dòng)，以及科技產(chǎn)出水平的大幅波動(dòng)，嚴(yán)重?cái)_亂了對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同有序發(fā)展進(jìn)程，使協(xié)同進(jìn)化趨緩，甚至中斷；但針對(duì)諸如此類的障礙性因素需要一分為二地辯證對(duì)待，不可不加分辨、“一刀切”式地盲目消除。以對(duì)外直接投資為例，快速增長(zhǎng)的對(duì)外直接投資是不斷縮小其與國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的必然選擇，盲目限制、約束這一趨勢(shì)只會(huì)使得差距進(jìn)一步擴(kuò)大、對(duì)外直接投資潛力無(wú)法合理釋放，因此更需關(guān)注的是投資主體、投資方式以及區(qū)域、產(chǎn)業(yè)選擇的預(yù)見(jiàn)性與主動(dòng)性，以期能夠與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)現(xiàn)狀、未來(lái)發(fā)展趨向形成良好匹配，最終實(shí)現(xiàn)相互支撐、協(xié)同發(fā)展。

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Analysis on the Obstacles Affecting the Synergistic Development Between Overseas Direct Investment and Domestic Industrial Upgrading

Yu Shihai1Ling Dan2
（1.School of Management，Guilin University of Technology，Guangxi Guilin 541004；2.School of Economics，Wuhan University of Technology，Hubei Wuhan 430070）

In recent years，overseas investment of China have developed by leaps and bounds，and kept deep interactions with the domestic industrial upgrading on a broader scope.But the low synergy degree indicates that there may be some unknown obstacles impeding the synergistic and orderly development between overseas investment and domestic industrial upgrading.This paper carries on an empirical analysis by using the panel data of typical provinces from 2006 to 2014，and the results show that the rhythm，irregularity of overseas direct investment and the fluctuation of technological output have produced a significant negative effect on the synergistic development of overseas investment and domestic industrial upgrading，which prove to be one of the existent obstacles.

overseas direct investment，industrial upgrading，panel data model，obstacles

F830

A

1674-2265（2016）02-0017-06

（責(zé)任編輯 耿 欣；校對(duì) RR，GX）

2015-12-15

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“桂滇邊境民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)包容性增長(zhǎng)路徑研究”（No.13BMZ073）；桂林理工大學(xué)科研啟動(dòng)費(fèi)資助項(xiàng)目“中國(guó)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)系研究”（No.002401003465）。

于世海，男，山東濰坊人，博士，桂林理工大學(xué)管理學(xué)院，研究方向?yàn)閲?guó)際貿(mào)易、投資與企業(yè)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)；凌丹，女，湖南邵陽(yáng)人，武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榧夹g(shù)經(jīng)濟(jì)、國(guó)際投資。