陳元清

(天津師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,天津 300387)

一 引言

自2008年國際金融危機以來,隨著國家間要素稟賦優(yōu)勢的改變,國際競爭格局發(fā)生了深刻變化,世界經(jīng)濟在充滿不確定性背景下步入了緩慢復(fù)蘇階段。與此同時,我國經(jīng)濟面臨著從高速增長向高質(zhì)量增長的轉(zhuǎn)變重任,推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級成為實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量增長的新動能。因此,借助對外直接投資來促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級,將成為我國實施“走出去”戰(zhàn)略的重要內(nèi)容之一。

20世紀90年代開始,中國與東盟開始合作對話,并在90年代中期成為東盟的全面對話伙伴國。特別是自2010年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立以來,東盟逐漸成為中國對外直接投資的主要對象。隨著“一帶一路”建設(shè)的展開,中國與東盟國家間的經(jīng)貿(mào)合作進入一個新發(fā)展階段。本文以“一帶一路”建設(shè)為背景,研究中國對東盟十國直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng),對于進一步提高我國對外直接投資質(zhì)量和優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有重要實踐意義。

二 相關(guān)文獻綜述

自20世紀70年代以來,國外學(xué)者開始從國家層面和行業(yè)層面,就對外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級之間關(guān)系展開了實證研究。Blomstrom[1]等利用日本的經(jīng)驗數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)FDI顯著促進日本的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級。Dowling[2]采用1970-1995年間不同國家的22個行業(yè)的面板數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資為新興經(jīng)濟體國家實現(xiàn)趕超戰(zhàn)略提供了新動力,且對母國工業(yè)化進程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了促進作用。Barrios[3]等用愛爾蘭的制造業(yè)數(shù)據(jù),研究證明了對外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級之間存在密切聯(lián)系。Falzoni & Grasseni[4]利用意大利跨國公司的數(shù)據(jù)展開實證研究,研究結(jié)果表明,跨國公司對發(fā)達國家進行直接投資,能促進本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級;但是對發(fā)展中國家進行直接投資并不能對本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生顯著影響。Liang & Bing[5]以韓國對外直接投資作為研究對象,發(fā)現(xiàn)對外直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在著正向的長期影響。Fors & Kokko[6]研究表明,對外直接投資可以通過提高母國的技術(shù)水平、改善母國的勞動力配置等方式來促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。Cozza[7]等人的研究表明,對外直接投資可以通過提高國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率以及企業(yè)的國際化水平來促進母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

進入21世紀,隨著中國對外直接投資的迅速發(fā)展,國內(nèi)學(xué)界開始研究OFDI與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級之間關(guān)系。尹小劍[8]利用2003-2008年中國六大行業(yè)數(shù)據(jù),實證結(jié)果證明,制造業(yè)領(lǐng)域?qū)ν馔顿Y對促進與優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著促進作用。卜偉和易倩[9]研究發(fā)現(xiàn),OFDI雖然與我國產(chǎn)業(yè)升級之間存在著一定的相關(guān)性,但是OFDI對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用較小,政府應(yīng)該通過提高OFDI的數(shù)量和質(zhì)量來增強我國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)。陳琳和朱明瑞[10]利用2003-2012年省際面板數(shù)據(jù),從產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間升級兩個視角研究我國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級效應(yīng),發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)間的升級效應(yīng)存在顯著的促進作用,但對產(chǎn)業(yè)內(nèi)的升級效果并不明顯。賈妮莎和申晨[11]的研究發(fā)現(xiàn),中國對發(fā)達國家的OFDI有利于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級,而對發(fā)展中國家的OFDI則其效果不明顯。李東坤和鄧敏[12]利用我國省際面板數(shù)據(jù)展開分析,其研究表明,OFDI對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的促進作用。章志華和唐禮智[13]基于2003-2015年我國省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了動態(tài)空間杜賓模型,實證檢驗了對外直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響,并就這種影響效果表現(xiàn)出的地區(qū)差異性進行研究。

目前,關(guān)于中國對“一帶一路”沿線國家OFDI與產(chǎn)業(yè)升級關(guān)系的研究文獻還不太多。受時間限制與數(shù)據(jù)可得性的約束,相關(guān)系統(tǒng)的研究還沒有完全展開。楊英等[14]利用VAR模型,研究發(fā)現(xiàn)中國對“一帶一路”沿線國家的OFDI對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不存在顯著影響。王炳輝[15]基于全球價值鏈的研究視角,利用中國和“一帶一路”沿線國家GVC參與度指數(shù),研究發(fā)現(xiàn)“一帶一路”建設(shè)對于促進中國產(chǎn)業(yè)升級具有積極影響作用。

從已有的相關(guān)實證研究成果來看,由于不同學(xué)者使用研究方法與數(shù)據(jù)不同,其研究結(jié)論相去甚遠。本文的創(chuàng)新點在于:第一,不同于以往研究方法,本文基于“一帶一路”建設(shè)背景,嘗試利用面板數(shù)據(jù)模型研究中國對東盟國家的直接投資與中國產(chǎn)業(yè)升級間的關(guān)系。第二,在本文研究中,嘗試選擇包括東道國的通貨膨脹和貿(mào)易自由度,以及中國的技術(shù)創(chuàng)新指數(shù)與中國OFDI的交互項等因素作為控制變量,來考察這些因素在中國對東盟國家OFDI的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)中的作用差異性。

三 對外直接投資產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)的理論分析

現(xiàn)有的對外直接投資理論,均是以發(fā)達國家為研究對象。而關(guān)于發(fā)展中國家通過對外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級關(guān)系的理論,目前學(xué)術(shù)界還并沒有形成一套成熟的理論體系,但我們依然可以從現(xiàn)有理論中找到相關(guān)的理論機理。

根據(jù)小島清[16]在1978年提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論,一國應(yīng)該將在國內(nèi)存在邊際收益遞減或者已經(jīng)喪失比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)視為邊際產(chǎn)業(yè),并通過對外直接投資的方式將其盡快轉(zhuǎn)移出去。而這些在母國具有比較劣勢或者邊際收益遞減的邊際產(chǎn)業(yè),對于一些接受外來投資的東道國而言,可能是優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。發(fā)展中國家的跨國企業(yè)在對外直接投資過程中,可以通過科學(xué)的分析東道國的市場需求、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀和資源稟賦狀況,選擇國內(nèi)邊際產(chǎn)業(yè),利用對外直接投資實施產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,為該產(chǎn)業(yè)在東道國找到新的生存空間,從而為國內(nèi)具有競爭優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)成長提供了更多的空間和要素資源,最終推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級。

“雁行模式”理論是日本學(xué)者赤松要(Akamatsu)于1935年創(chuàng)立的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與產(chǎn)業(yè)升級理論。該理論認為,一個國家某一產(chǎn)業(yè)的形成與發(fā)展大致上要遵循“進口——進口替代——出口”路徑,在此過程中產(chǎn)業(yè)演進的圖陣呈現(xiàn)為空中飛行的雁群。該產(chǎn)業(yè)升級模式,往往伴隨新技術(shù)進步的發(fā)生,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低附加值到高附加值產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變過程。在廣大發(fā)展中國家,隨著技術(shù)進步演進與生產(chǎn)效率提高,某一產(chǎn)業(yè)發(fā)展到一定階段后,在國內(nèi)不再具有比較優(yōu)勢,應(yīng)該通過對外直接投資轉(zhuǎn)向海外其他國家,從而帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級。

技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級理論是由坎特威爾(John Cantwell)和托蘭惕諾(P. E. Tolentino)[17]1990年共同提出的關(guān)于發(fā)展中國家的跨國企業(yè)對外直接投資理論。該理論認為,發(fā)展中國家的跨國企業(yè)在對外投資的產(chǎn)業(yè)選擇上,應(yīng)首先選擇技術(shù)相對穩(wěn)定、能夠控制上下游的行業(yè),如石油、天然氣等自然資源開發(fā)和采礦業(yè)。在獲取初步投資經(jīng)驗后,再將投資的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向勞動和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),最后轉(zhuǎn)向高科技產(chǎn)業(yè)。在這一過程中,發(fā)展中國家的跨國企業(yè)通過在東道國的直接投資,獲取技術(shù)、知識和經(jīng)驗,提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。并以此為基礎(chǔ),帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

總之,上述三種通過對外直接投資帶動產(chǎn)業(yè)升級理論,成為中國利用OFDI實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移升級的主要途徑。中國對東盟國家進行直接投資,一方面可以轉(zhuǎn)移中國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),釋放出部分生產(chǎn)要素,支持國內(nèi)具有競爭優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)成長;另一方面中國可以集中力量與資源,通過科技創(chuàng)新,發(fā)展新興產(chǎn)業(yè),帶動國內(nèi)經(jīng)濟高質(zhì)量增長,實現(xiàn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。與此同時,東盟國家憑借其中要素稟賦優(yōu)勢,積極吸納來自中國的直接投資,接受中國轉(zhuǎn)移相關(guān)產(chǎn)業(yè)的契機,調(diào)整和優(yōu)化東盟國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),創(chuàng)造出更多的經(jīng)濟效益,從而實現(xiàn)合作共贏。

四 中國對東盟十國直接投資的現(xiàn)狀

(一)投資規(guī)模保持增長態(tài)勢

2000年初,中國提出了“走出去”戰(zhàn)略,中國對東盟國家的直接投資開始逐步增長。但直到2006年,中國對東盟的直接投資一直保持低速的增長態(tài)勢。而從2006年開始,中國對東盟國家的直接投資的存量與流量均出現(xiàn)迅速增長趨勢。到2017年末,中國對東盟 10 國的投資額高達141.2億美元,年均增速為40.48%。

總之,從中國對東盟國家直接投資(流量)變動趨勢來看,中國對東盟國家的直接投資一直保持著持續(xù)增長態(tài)勢。

圖1 中國對東盟十國的直接投資(流量)變動趨勢資料來源:歷年中國對外直接投資統(tǒng)計公報

(二)中國對東盟直接投資存在明顯的國別差異

我國對東盟的投資空間分布呈現(xiàn)為不均衡特點。如表1所示,在2008年中國對東盟國家直接投資(流量)的排名中,居于前三位的分別是新加坡、緬甸和柬埔寨,其中,新加坡占62.42%,緬甸占9.38%,柬埔寨占8.25%。到2013年,中國對東盟國家直接投資的流向出現(xiàn)新變化。中國對新加坡的直接投資(流量)占27.96%,仍然居于第一位;其次是印度尼西亞占21.5 %,老撾占10.74%、泰國占10.45%;馬來西亞、緬甸、越南、柬埔寨處于第三梯隊水平,保持在6-8%水平。2017年,中國對東盟直接投資(流量)中,居于前三位的分別是新加坡、馬來西亞和印度尼西亞。其中,新加坡占44.76%,馬來西亞占12.20%,印度尼西亞占11.91%。

表1 2008-2017年東盟各國的吸收來自中國直接投資情況

資料來源:歷年中國對外直接投資統(tǒng)計公報

(三)我國對東盟直接投資的行業(yè)在不斷擴大中有所調(diào)整

我國對東盟國家的投資行業(yè)較為廣泛。2008年,我國對東盟的投資主要集中于電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè),租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè),制造業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)等14個行業(yè)。隨著中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立以及“一帶一路”建設(shè)的推進,我國對東盟直接投資的領(lǐng)域在不斷拓展。到2017年,投資領(lǐng)域涉及了全部的17個行業(yè)?？偟目磥?中國對東盟的直接投資,相對集中于在租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、采礦業(yè)、建筑業(yè)和金融業(yè)等行業(yè)。

同時,我國對東盟各國的直接投資的所涉及行業(yè)領(lǐng)域也在不斷調(diào)整。如圖1所示,在2008年到2017年這十年來,中國對東盟的直接投資方向調(diào)整較為明顯。其中,在租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè),建筑業(yè),金融業(yè),批發(fā)和零售業(yè),農(nóng)、林、牧、漁業(yè),房地產(chǎn)業(yè),信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè),居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域投資比例均有不同程度增加。而在電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè),交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、采礦業(yè)等領(lǐng)域的投資比例呈現(xiàn)下降趨勢。特別值得注意的是,中國對東盟國家制造業(yè)領(lǐng)域的投資一直保持較高比例,并且隨著中國對東盟國家的直接投資規(guī)模的擴大而保持強勁增長態(tài)勢。

五 中國對東盟直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)的實證分析

(一)模型的構(gòu)建

關(guān)于產(chǎn)業(yè)升級模型,經(jīng)典模型為錢納里跨國回歸方程為:

X=LnAG=α+β1lnY+β2Ln2Y+

γ1LnN+γ2Ln2N+εi,t

圖2 2008年中國對東盟各行業(yè)的投資分布資料來源:中國對外直接投資統(tǒng)計公報(2008-2017年)。

圖3 2017年中國對東盟各行業(yè)的投資分布資料來源:中國對外直接投資統(tǒng)計公報(2008-2017年)。

本文在錢納里模型回歸方程基礎(chǔ)上,根據(jù)發(fā)展中國家對外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級關(guān)系理論,選擇可能通過對外直接投帶動母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素作為解釋變量,并結(jié)合中國對東盟國家的直接投資的實際,設(shè)定了如下模型:

lnWt=α0+α1lnOFDIi,t+α2lnMSi,t+α3IRi,t+

α4lnREi,t+α5lnTFi,t+α6lnTFPt*LnOFDIi,t+εi,t

其中,Wt表示中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標,作為模型的被解釋變量,OFDIi,t代表中國對東盟i國在t期的直接投資,作為模型的主要解釋變量;其他變量均為控制變量,具體包括5個變量,其中,MSi,t表示i國在t期的市場規(guī)模;TFPt表示t期中國的技術(shù)創(chuàng)新水平;TFi,t為i國在t期的經(jīng)濟自由度;IRi,t為i國在t期的通貨膨脹率;REi,t為i國在t期該國貨幣對人民幣的匯率;α0為常數(shù)項,αi為系數(shù),εi,t代表隨機誤差項。

(二)變量說明

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(W)

目前衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的常用指標有霍夫曼系數(shù)、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、工業(yè)加工程度等,本文借鑒周昌林等[18]的觀點。具體而言,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標表述為以下公式:

2.對外直接投資(OFDI)

根據(jù)國際直接投資和國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論,對外直接投資是母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級的重要途徑與動力。因此,OFDI可以作為對外投資國的產(chǎn)業(yè)升級的主要解釋變量。

3.市場規(guī)模(MS)

本文借鑒黃玖立和李坤望[19]的做法,用新經(jīng)濟地理學(xué)中的市場潛力這個指標來表示地區(qū)市場規(guī)模。市場容量是一個空間加權(quán)平均值,它與本國及他國的國內(nèi)生產(chǎn)總值成正比,與本國的內(nèi)部距離和他國到本國的首都距離成反比。將一國在t期的市場規(guī)模用以下公式求得:

4.技術(shù)創(chuàng)新(TFP)

在一定條件下,技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)生驅(qū)動力(黃茂興和李軍軍[20];保永文和馬穎[21]等)。本文利用DEA-Malmquist指數(shù)法計算出我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率,用它代表中國的技術(shù)創(chuàng)新水平。并將其與中國對東盟國家直接投資的交互項納入模型,借此來考察中國在對東盟國家直接投資中的技術(shù)創(chuàng)新對本國產(chǎn)業(yè)升級的影響作用。

5.通貨膨脹率(IR)

一國通貨膨脹水平,往往在一定程度上代表該國的經(jīng)濟穩(wěn)定程度。Davis等[22]研究了通貨膨脹對7個OCED國家不同部門產(chǎn)出的影響。根據(jù)郭寧[23]研究,中國通貨膨脹促進第一產(chǎn)業(yè)成長,但卻阻礙第三產(chǎn)業(yè)的升級,而對第二產(chǎn)業(yè)的影響近乎中性。本文嘗試將東道國的通貨膨脹率作為控制變量納入模型分析。

6.經(jīng)濟自由度(TF)

經(jīng)濟自由度與一國OFDI之間存在著密切關(guān)系,是企業(yè)選擇對外直接投資東道國最重要的考慮因素之一。故本文將東盟各國的經(jīng)濟自由度作為解釋變量納入了模型分析。

7.匯率(RE)

匯率的變動往往會通過改變國際間生產(chǎn)要素的相對價格,影響一國對外投資的成本,從而引導(dǎo)資源進行重新配置。當一國貨幣的匯率出現(xiàn)貶值趨勢時,在客觀上會直接抑制該國企業(yè)對外直接投資,從而對母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整產(chǎn)生間接影響。王松奇和徐虔[24]的實證研究表明,人民幣匯率的變動對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要影響作用。本文將中國對東盟各國貨幣的匯率作為解釋變量納入模型分析之中。

(三)數(shù)據(jù)來源

鑒于2013年我國提出 “一帶一路”倡議,本文選取了2008-2017年間的中國對東盟各國的直接投資數(shù)據(jù)進行分析。其中,中國對東盟各國的直接投資來自2017年中國對外直接投資統(tǒng)計公報;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標以及市場規(guī)模的原始數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局公布相關(guān)數(shù)據(jù),并經(jīng)相關(guān)計算處理得到;經(jīng)濟自由度指數(shù)來源于美國傳統(tǒng)基金會;通貨膨脹率來源于中國統(tǒng)計局,并經(jīng)計算處理得到;代表中國技術(shù)創(chuàng)新水平的我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來源于由wind數(shù)據(jù)庫與中國國家統(tǒng)計局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到;東盟各國貨幣匯率的原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行,以美元為單位測算得到人民幣與東盟各國貨幣之間的匯率。

(四)平穩(wěn)性檢驗

為避免因數(shù)據(jù)非平穩(wěn)而引發(fā)偽回歸問題,首先有必要進行單位根檢驗。為確保單位根檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,本文綜合利用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗等四種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法對各變量進行檢驗,檢驗結(jié)果見下表2所示。表中所有變量中的中國對東盟OFDI、東盟各國的市場規(guī)模(MS)、通貨膨脹率(IR)和交互項(TFP*OFDI)在至少1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè),表明這些變量是平穩(wěn)的;而中國產(chǎn)業(yè)升級指標(W)、東盟各國的貨幣匯率(RE)和經(jīng)濟自由度(TF)等變量原序列是非平穩(wěn)的;進一步對上述3個變量的一階差分序列進行檢驗,發(fā)現(xiàn)其一階差分序列是平穩(wěn)的。出于謹慎考慮,本文認為上述變量均為I(1)過程。

表2 單位根檢驗結(jié)果

注：括號中數(shù)字為伴隨概率P值。

(五)實證分析

1.描述性分析

本文共選取樣本總個數(shù)為100個。表3統(tǒng)計結(jié)果表明,匯率的對數(shù)最小值為-1.89,最大值為7. 901 975,說明東盟各國的匯率波動在國家間存在較大的差距。與此同時,中國對東盟直接投資在國家間也存在較大差異。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3所示:

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

2.相關(guān)性檢驗

表4 相關(guān)系數(shù)矩陣

上述表4提供的相關(guān)系數(shù)矩陣表明,各個解釋變量與被解釋變量均存在顯著的相關(guān)性;各自變量之間存在顯著的相關(guān)性,但不存在多重共線性。

3.回歸分析

為了確定模型的形式,首先利用F統(tǒng)計量檢驗,來確定建立模型的類型。為此,本文首先通過構(gòu)建變參數(shù)模型得殘差平方和S1;然后通過構(gòu)建變距模型得殘差平方和S2;最后通過構(gòu)建不變參數(shù)模型得殘差平方和S3。利用上述計算結(jié)果,可以計算分別得到F1與F2統(tǒng)計量:

-0.38975

首先,由于F2>F(63,30),拒絕了建立不變參數(shù)模型的原假設(shè),應(yīng)該建立變截距或者變系數(shù)模型;而F1

其次,為了確定變截距模型是隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)類型,需要進一步進行Hausman檢驗。Hausman檢驗結(jié)果顯示,P值小于0.5,說明檢驗結(jié)果拒絕了建立隨機效應(yīng)模型原假設(shè),個體影響與解釋變量相關(guān),應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。結(jié)合本文研究的實際問題,我們最終選擇建立個體固定效應(yīng)模型。其回歸結(jié)果如表5所示。

表5 回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)表示t值,*表示在10%的水平上顯著,**表示在5%的水平上顯著,***表示在1%的水平上顯著,空白表示不顯著。

(六)實證分析結(jié)果的解釋

本文采用逐步回歸法,在模型(1)中,只選擇中國對東盟直接投資(lnOFDI)作為解釋變量。之后在模型(1)的基礎(chǔ)上,加入控制變量lnMS、IR、lnRE、lnTF以及交互項lnTFP*lnOFDI構(gòu)建模型(2)。所有回歸結(jié)果如表5所示,作為主要解釋變量的lnOFDI和控制變量的lnMS、lnTF、lnTFP*lnOFDI在1%的水平通過了顯著性檢驗;但lnRE和IR不顯著。

模型回歸結(jié)果表明,中國對東盟國家直接投資(OFDI),對中國的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)具有顯著促進作用。究其原因在于:一是中國對東盟各國的直接投資保持持斷增長態(tài)勢,并在中國對全球主要經(jīng)濟體的對外直接投資中排名位列第二;二是我國與東盟國家之間的產(chǎn)業(yè)具有較大互補性。例如新加坡在現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域存在對外資需求;泰國、印度尼西亞和越南等國在傳統(tǒng)制造業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域需要吸引外資,而柬埔寨、緬甸等國家需要吸引外資領(lǐng)域則是農(nóng)業(yè)。而上述行業(yè)領(lǐng)域正是中國對外投資與實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重點。三是東盟國家自然資源豐富、基礎(chǔ)設(shè)施相對落后、勞動力成本具有比較優(yōu)勢,這些因素也在一定程度上成為吸引中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移重要原因。同時,在控制變量中,市場規(guī)模(MS)、經(jīng)濟自由度(TF)以及技術(shù)創(chuàng)新與對外投資的交互項均不同程度對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向影響作用。其中,中國的技術(shù)創(chuàng)新通過對外直接投資對中國產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生推動作用;而東盟各國的市場規(guī)模與經(jīng)濟自由度,對中國產(chǎn)業(yè)升級存在顯著影響。盡管東盟國家的通貨膨脹(IR)對中國產(chǎn)業(yè)升級的影響不顯著,但其影響方向為負,該結(jié)果符合經(jīng)濟學(xué)理論。

另外,回歸模型中被省略的截距項估計值見下表6所示。從截距項數(shù)據(jù)來看,東盟各國系數(shù)值相差較大,彼此之間的差異顯著。其中,截距項最大的是老撾,表明老撾對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響最大,從前文的分析知道中國對老撾的投資集中在制造業(yè),建筑業(yè),電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)中,而中國在這些產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢,故盡管對老撾的直接投資不是最多的,但是對中國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與產(chǎn)業(yè)升級影響卻是顯著的。類似國家還包括菲律賓、越南、柬埔寨、印度尼西亞等國。

表6 東盟10國各國固定效應(yīng)貢獻值

(七)穩(wěn)健性檢驗

為了確保模型的穩(wěn)健性,在其他變量保持不變條件下,我們重新構(gòu)建了中國產(chǎn)業(yè)升級指標,用于模型估計。該指標剔除中國第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值,只統(tǒng)計中國第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占中國GDP的比重。然后,利用新的產(chǎn)業(yè)升級指標對模型進行重新估計?；貧w結(jié)果如表7所示:

利用新的產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)得到估計模型(3),我們可以發(fā)現(xiàn)結(jié)果與前述模型估計結(jié)果并沒有明顯的差異。同時,將模型中代表東盟各國固定效應(yīng)貢獻值如表8所示,結(jié)果表明老撾、印度尼西亞,越南,柬埔寨、菲律賓的固定效應(yīng)明顯高于其他國家,且新加坡、文萊、馬來西亞的固定效應(yīng)因子為負,我們可以發(fā)現(xiàn)這一結(jié)果與表6所體現(xiàn)的東盟10國各國固定效應(yīng)貢獻值并沒有明顯的差異。因此,表明前述建立的模型是穩(wěn)定的,得出的分析結(jié)論是可靠性的。

六 結(jié)論與政策建議

通過前述中國對東盟國家投資現(xiàn)狀分析以及回歸分析結(jié)果表明:(1)對東盟的直接投資空間不均衡,主要集中在新加坡、印度尼西亞、馬來西亞、越南等國;直接投資行業(yè)主要集中分布在制造業(yè)、金融業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)等領(lǐng)域,其直接投資增速快但所占比重偏低。(2)中國對東盟的OFDI對中國產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)顯著。因此,從整體上看,在“一帶一路”建設(shè)的大背景下,中國對東盟國家的直接投資增長無論是從投資規(guī)模還是投資領(lǐng)域還具有極大潛力。中國要充分利用“一帶一路”建設(shè)的歷史機遇期,科學(xué)做好國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移發(fā)展規(guī)劃,進一步加大對東盟國家直接投資力度,帶動和促進我國的產(chǎn)業(yè)進一步升級,優(yōu)化我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

表7 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)表示t值,*表示在10%的水平上顯著,**表示在5%的水平上顯著,***表示在1%的水平上顯著,空白表示不顯著。

表8 東盟10國各國固定效應(yīng)貢獻值

由于東盟各國的經(jīng)濟發(fā)展有明顯的差異,但中國與東盟各國間產(chǎn)業(yè)間具有較強的互補性,合作潛力大。因此,我國企業(yè)在對東盟各國進行投資時,應(yīng)結(jié)合東道國自身的條件選擇合適的行業(yè)。

第一,應(yīng)持續(xù)將對東盟的投資重點放在制造業(yè)。東盟各國不僅具有勞動力優(yōu)勢,并且自然資源種類多存量大,但是由于自身的資金以及技術(shù)水平的限制,資源的開采利用率達不到世界平均水平。中國應(yīng)加大對印度尼西亞、老撾、越南、菲律賓和馬來西亞資源密集型行業(yè)的投資,通過在當?shù)亟◤S的方式,既能獲得我國稀缺的自然資源,又能提高當?shù)氐墓I(yè)化水平。

第二,加大對越南、老撾、柬埔寨基礎(chǔ)設(shè)施方面的投資。除新加坡、馬來西亞、泰國等國外,東盟大部分國家的基礎(chǔ)設(shè)施水平還較低。我國的建筑業(yè)、鋼鐵產(chǎn)業(yè)應(yīng)該抓住歷史機遇,加大對外投資,帶動國內(nèi)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)“走出去”,促進我國產(chǎn)業(yè)升級,實現(xiàn)良性循環(huán)。

第三,加強中國同東盟的產(chǎn)業(yè)合作的溝通和協(xié)調(diào),引導(dǎo)對外直接投資投向戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。可以考慮通過加大投資,在新加坡建立研發(fā)機構(gòu)和產(chǎn)業(yè)園,進而更靠近技術(shù)源,擴大中國與新加坡在技術(shù)領(lǐng)域的交流和交換,再通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)反饋到母國,提高國內(nèi)生產(chǎn)率,促進我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。