我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究——基于VAR模型的實(shí)證分析

1、我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究基于VAR模型的實(shí)證分析第29卷第4期北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版Vol.29 No.4 2014年7月JOURNALOF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY (SOCIAL SCIENCES) Jul. 2014 我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究一一基于VAR模型的實(shí)證分析霍忻(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100070) 摘要:對(duì)外直接投資一直以來都是我國融入世界經(jīng)濟(jì)的主要路徑，在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式方面扮演著重要的角色。文章首先闡釋了對(duì)外直接投資優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制，之后選取19

2、82-2012年我國對(duì)外直接投資存量、對(duì)外開放度、名義GNI及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建了VAR模型，并采用脈沖響應(yīng)、方差分解和Grang?er檢驗(yàn)等方法實(shí)證檢驗(yàn)了我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動(dòng)關(guān)系。結(jié)采顯示，我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在著長期均衡關(guān)系，并且在短期內(nèi)兩者呈現(xiàn)出相互促進(jìn)的發(fā)展態(tài)勢。關(guān)鍵詞:對(duì)外直接投資;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化;經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型;VAR模型中圈分類號(hào):F224; F121. 3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1009-6116(2014)04-0049-908一、前言二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述目前我國正處于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略機(jī)遇(一)國外文獻(xiàn)綜述期，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由單純依靠要

3、素投入的粗日本著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清(1978)IJ、赤松要(1962) 2J和小澤輝智(1992)3J從邊際產(chǎn)業(yè)跨國放型模式向以提高要素使用效率為特征的集約型模式轉(zhuǎn)變是我國在這一戰(zhàn)略機(jī)遇期亟待解決的重轉(zhuǎn)移、動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢互補(bǔ)和各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段差要問題。國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí)是實(shí)現(xiàn)我國異性的視角，深入考察了對(duì)外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變這一宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的重要途業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的相互關(guān)系。他們指出，各國特徑。為此我們應(yīng)積極實(shí)行;走出去;戰(zhàn)略，引導(dǎo)和別是一些發(fā)展中國家，通過對(duì)外直接投資途徑轉(zhuǎn)鼓勵(lì)有競爭實(shí)力的國內(nèi)企業(yè)走出國門，開展對(duì)外移了落后的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)了比較優(yōu)勢的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)直接技資活動(dòng)，將國內(nèi)的;

4、夕陽產(chǎn)業(yè);轉(zhuǎn)移至東道換，進(jìn)一步培育了國際競爭力更高的產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)了國市場，帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí)，同時(shí)為國內(nèi)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)。同時(shí)，英國著名學(xué)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型開辟道路。商務(wù)部的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，截者托蘭惕諾和坎特維爾(1990)4J也認(rèn)為，發(fā)展中止到2012年，我國對(duì)外直接投資存量已從;入國家通過對(duì)發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)的吸收和再創(chuàng)新可世;之初的299.2億美元增長到5319.4億美元，以不斷積累;學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)進(jìn)而達(dá)到優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)年均復(fù)合增長率達(dá)到了41.6% ，增長趨勢十分明結(jié)構(gòu)的目的。實(shí)證方面，Lipsey ( 2002 )山選取愛爾蘭對(duì)外顯。此外，我國對(duì)外直接技資的行業(yè)結(jié)構(gòu)也趨于多元化，從以制造業(yè)、采

5、礦業(yè)為主的投資結(jié)構(gòu)向多直接技資的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計(jì)量模型分元化的投資結(jié)構(gòu)演進(jìn)，這為我國進(jìn)行國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)析了對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)，結(jié)論表構(gòu)調(diào)整和升級(jí)提供了良好的條件，積極促進(jìn)了國明，愛爾蘭的對(duì)外直接投資成功促進(jìn)了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。Dowling和Cheang( 2000 ) 6 J利內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化。收稿日期:2014-04 16 基金項(xiàng)目:教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目(13YJA790066);首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)研究生科技創(chuàng)新資助項(xiàng)目(CUEB2014-026)。作者簡介:霍忻(1986一)，男，河北秦皇島人，首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向:跨國公司

6、與外商直接投資。.49. 北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2014年第4期用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的國家的行業(yè)和區(qū)域面板數(shù)理論實(shí)證研究了我國對(duì)外直接投資行業(yè)結(jié)構(gòu)與國據(jù)，實(shí)證考察了對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，結(jié)論表明我國對(duì)外直接投資J應(yīng)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后或趕超型國家和地區(qū)促進(jìn)了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。馮春曉(2009)15在實(shí)現(xiàn)工業(yè)化的進(jìn)程中，其國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷通過量化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指標(biāo)，與對(duì)外直接投資變動(dòng)之間存在著正向的相關(guān)關(guān)實(shí)證證明了制造業(yè)對(duì)外直接投資有助于該產(chǎn)業(yè)內(nèi)系。Kugler( 2006 ) 7和Elia等(2009)8J認(rèn)為，由部結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一重要結(jié)論。趙偉和

7、江東對(duì)外直接投資所引致的產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出、勞動(dòng)力(2010)16采用區(qū)域面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了我國對(duì)需求變動(dòng)及新技術(shù)整合等效應(yīng)能夠顯著優(yōu)化母國外直接投資與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系，結(jié)果的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。顯示，我國典型地區(qū)的對(duì)外直接投資發(fā)展與該區(qū)域(二)國內(nèi)文獻(xiàn)綜述內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在著正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)與國外學(xué)者相比，國內(nèi)相關(guān)學(xué)者以不同的產(chǎn)系數(shù)比較小。李逢春(20l3)17J從投資產(chǎn)業(yè)和區(qū)位業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)途徑為研究視角，細(xì)致探究了對(duì)的視角，采用灰色關(guān)聯(lián)分析方法實(shí)證考察了我國對(duì)外直接投資與母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的相互關(guān)外直接投資的差異性產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)，認(rèn)為投資產(chǎn)業(yè)系，并獲得了豐富的研究成果O江小涓和杜玲

8、和區(qū)位的選擇將會(huì)顯著影響產(chǎn)業(yè)升級(jí)的效果。馬章(2002) 町、魏巧琴和楊大楷(2003)IOJ、歐陽皖良和顧國達(dá)(2011)18J、楊安(2013)19J采用VAR等(20705) IIJ和黃順武(2007)12J等從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整模型實(shí)證檢驗(yàn)了對(duì)外技資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。層面、國外技術(shù)外謐、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢轉(zhuǎn)換及產(chǎn)業(yè)選擇的三、我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動(dòng)機(jī)制角度得出了對(duì)外直接投資能夠有效實(shí)現(xiàn)一國產(chǎn)業(yè)及實(shí)證分析升級(jí)的研究結(jié)論，為后續(xù)的研究奠定了堅(jiān)實(shí)的理(一)我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動(dòng)機(jī)制論基礎(chǔ)O分析在實(shí)證研究方面，國內(nèi)學(xué)者經(jīng)過長期的科學(xué)作為一種承接內(nèi)外經(jīng)貿(mào)活動(dòng)的主要路徑，對(duì)研究獲得了豐富且具有實(shí)

9、踐指導(dǎo)意義的研究成外直接投資在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式果O潘穎和劉輝煌(201O)13J選取我國對(duì)外直接方面扮演著重要的角色，并且通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)時(shí)序數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建多元產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)競爭效應(yīng)等機(jī)制顯著影響了回歸模型分析了對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其作用機(jī)制如圖l所示。基于此，應(yīng)，結(jié)論支持對(duì)外直接投資有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整本部分將從如上三個(gè)視角來具體闡述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)的觀點(diǎn)。王英和劉思峰(2008)14J運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)化的實(shí)現(xiàn)機(jī)理。轉(zhuǎn)移落后產(chǎn)業(yè)、優(yōu)化要素配置國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化獲取先進(jìn)技術(shù)、企業(yè)對(duì)外直接投資管理和組織經(jīng)驗(yàn)上游產(chǎn)業(yè)拓展市場、改進(jìn)技術(shù)圖1我國OFD

10、I優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制圖1.產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)OFDI兩個(gè)方面的內(nèi)容。I阪梯度OFDI即我國向產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)包括順梯度。FDI和逆梯度經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一般的國家或地區(qū)進(jìn)行海外投資，.50. 第29卷第4期霍忻:我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究這樣一方面可以充分挖掘我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)水平，同時(shí)采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來表示我國產(chǎn)勢并帶動(dòng)其他關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展;另-方面業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，基于以上前提來探究兩者之也實(shí)現(xiàn)了比較劣勢產(chǎn)業(yè)的國際轉(zhuǎn)移，優(yōu)化了國內(nèi)間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。生產(chǎn)要素的配置。不言而喻，逆梯度OFDI即我(1) OFm規(guī)模。鑒于對(duì)外直接投資流量受國向發(fā)達(dá)國家或地區(qū)開展的海外投資。近些年來政策性因素

11、影響較大，不利于系統(tǒng)考察OFm與我國逆梯度OFm的趨勢日趨明顯，通過這一路產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動(dòng)關(guān)系，因此選取我國對(duì)外直徑我國獲取了國外先進(jìn)的技術(shù)和管理組織經(jīng)驗(yàn)，接投資存量為模型研究數(shù)據(jù)，樣本空間控制在即實(shí)現(xiàn)了逆向技術(shù)溢出，并將其傳導(dǎo)至國內(nèi)，提升1982-2012年，所用存量數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)易了我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平和自主創(chuàng)新能力，為和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫。進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供了有利的條件O(2)對(duì)外開放程度。進(jìn)出口貿(mào)易總額是一國2.產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)外開放程度的重要衡量指標(biāo)，基于此，本文選取在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)方面，前向關(guān)聯(lián)和后向關(guān)聯(lián)1982-2012年問我國進(jìn)出口貿(mào)易及GDP的相關(guān)是這

12、一效應(yīng)發(fā)揮作用的兩個(gè)機(jī)制O前向關(guān)聯(lián)機(jī)制數(shù)據(jù)，并通過計(jì)算貿(mào)易依存度來衡量對(duì)外開放水是一種自下游企業(yè)至上游企業(yè)的作用路徑。通過平。其公式如下所示:下游業(yè)企業(yè)的海外投資，上游關(guān)聯(lián)企業(yè)必將進(jìn)一X.+M OPEN=一一一一(1) GDP 步拓展市場，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張和技術(shù)層次的提升。此外，后向關(guān)聯(lián)機(jī)制表現(xiàn)為從上游企業(yè)到式(1)中，Mi、X和GDP分別表示i國的進(jìn)ii下游企業(yè)的傳導(dǎo)路徑。上游企業(yè)的對(duì)外直接投資出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值，該指標(biāo)越大說明一國會(huì)引致國內(nèi)稀缺要素集中于下游關(guān)聯(lián)企業(yè)，進(jìn)而的對(duì)外開放程度越高，相反則比較低。上述相關(guān)提升了下游產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度和技術(shù)層次，間接數(shù)據(jù)源自UNCTAD數(shù)據(jù)庫。優(yōu)

13、化了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。(3)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。國民總收入(GNI)從側(cè)3.產(chǎn)業(yè)競爭效應(yīng)面反映了一國經(jīng)濟(jì)所處的發(fā)展階段，因此本文采產(chǎn)業(yè)競爭效應(yīng)是從國際競爭和國內(nèi)競爭兩個(gè)用同時(shí)期的名義GNI數(shù)據(jù)來作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階路徑對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響的。從國際視角來看，段的衡量指標(biāo)。所用數(shù)據(jù)來自于UNCTAD數(shù)據(jù)庫。日益激烈的國際市場競爭倒逼國內(nèi)相關(guān)企業(yè)不斷(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。本文選取國家統(tǒng)計(jì)年鑒尋求新的競爭優(yōu)勢，積極開拓具有良好發(fā)展?jié)摿χ邢嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)并借鑒靖學(xué)青(2005)20J提出的的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，并以此作為基準(zhǔn)點(diǎn)積極培育具有國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)R來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，其一際競爭力的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，以期在競爭激烈的般形式為

14、:國際市場上占有一席之地。在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)競爭方R = L L q (j) ( 2 ) 面，受國際市場競爭影響，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)間的競爭也日式(2)中，q(j)表示一國或地區(qū)第j個(gè)產(chǎn)業(yè)的趨白熱化。這種競爭局面的出現(xiàn)一方面能夠掏汰收入占GDP的比重。該系數(shù)主要用于衡量一國國內(nèi)競爭力較弱的;夕陽產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的水平，并按照各個(gè)產(chǎn)業(yè)在升級(jí)重組和生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置;另一方面，激烈的產(chǎn)業(yè)競爭勢必激發(fā)相關(guān)企業(yè)的研發(fā)投資、人力資本過程中的重要程度分別賦予其不同的數(shù)值，對(duì)相積累等多種科研活動(dòng)，從而進(jìn)一步提升本產(chǎn)業(yè)的關(guān)的重要產(chǎn)業(yè)賦予較大的數(shù)值，反之則賦予較小技術(shù)水平和自主創(chuàng)新能力，最終引致國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)的數(shù)值。

15、基于此，可以將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)公式構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)?；啚?(二)VAR模型實(shí)證分析R=lxq(1)+2xq(2)+3xq(3) (3) 1.數(shù)據(jù)的選取、來源及處理由此可知，R的取值古國為1-3。當(dāng)R的數(shù)為了全面考察我國OFm與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之值接近于3時(shí)，表示我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次比較高;間的互動(dòng)關(guān)系，本文從OFm規(guī)模、對(duì)外開放程度當(dāng)R的數(shù)值接近于1時(shí)則表明我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段等三方面來表示我國OFm發(fā)展層次比較低，亟待作出優(yōu)化和升級(jí)。. 51 . 北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2014年第4期為了避免數(shù)據(jù)異方差性對(duì)模型解釋性的影度上取決于所用研究數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，如果選取不響，對(duì)原數(shù)據(jù)序列取自然

16、對(duì)數(shù)形式，并分別將其設(shè)當(dāng)將會(huì)影響VAR模型的現(xiàn)實(shí)解釋力。鑒于上述定為LnODl，LnOPEN、LnGNI和LnR?？赡艹霈F(xiàn)的不良情況，本文采用ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法對(duì)模型數(shù)據(jù)原序列及其一階差分序列進(jìn)行平VAR模型設(shè)定的有效性和穩(wěn)定性在一定程穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。表1VAR模型變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)類型ADF檢驗(yàn)值5%水平下的臨界值結(jié)論LnODI (C,T,I) 3.598761 3.962972 不平穩(wěn)D(LnODI) (C,T,O) -3.389151 -2.853972 平穩(wěn)LnGNI (C,T-0.464 802 ,I) 3.081002 不平穩(wěn)D(LnGNI) (

17、C,T,O) -4.383647 -3.072 562 平穩(wěn)LnOPEN .725845 (C,T-0,I) 一3.052169 不平穩(wěn)D(LnOPEN) (C,T,O) -4.937924 一3.065585平穩(wěn)LnR (C,T,I) 1. 610 230 -2.960411 不平穩(wěn)D( LnR) (C,T,O) 4.497 198 -2.963972 平穩(wěn)注:檢驗(yàn)類型中的C、T、K分別表示單位根乎穩(wěn)性檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù);D表示原序列對(duì)數(shù)的一階差分形式。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量LnODl、LnGNI、LnOPEN礎(chǔ)進(jìn)一步建立VAR模型。和LnR在5%水平下的臨界值均小于ADF檢驗(yàn)

18、3. VAR模型的建立及穩(wěn)定性檢驗(yàn)值，因此接受原假設(shè)，并認(rèn)為變量原序列LnODl、構(gòu)建VAR模型之前需要對(duì)模型的最優(yōu)滯后LnGNI、LnOPEN和LnR存在單位根，也即變量原期進(jìn)行設(shè)定。根據(jù)AIC或SC值最小準(zhǔn)則，本文通序列具有非平穩(wěn)性。經(jīng)過差分處理后的變量序列過檢驗(yàn)包括LR、FPE，A町、SC及HQ等在內(nèi)的5D( LnODI)、D(LnGNI)、D(LnOPEN)和D(LnR)均個(gè)統(tǒng)計(jì)量值，最終確定了VAR模型的最優(yōu)滯后期通過了5%水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以以此為基數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。表2VAR模型最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果Lg LogL LR FPE AlC SC HQ 5 O 96.537860

19、NA 6.09 X 10-6.654329 -6.794326糊-6.623 196 3. 81 x 10 -6 105.178600 11. 547 630 -6.901386 -6.632792 -6.679327 2.78 x 10 -6. 2 113.403000 11. 204 590 -7.583386事-6.524 136 -6.831 736 注表示根據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)。從表2可以看出，除了SC準(zhǔn)則之外，其余判-0.25 -0.50 0.94l 051 別標(biāo)準(zhǔn)均支持最優(yōu)滯后期為2的選擇?；诖藱zO. 15 -0.05 -0.06 0.47 I Y0.18 1. 071,-

20、2 + 驗(yàn)結(jié)果，本文確定構(gòu)建VAR(2)模型，利用0.07 0.06 . Eviews6軟件得出模型方程為:0.40 0.02 0.04 0.43J 8888 hunIOnuUun-u-4?0 O. l234 18 0.47 0.43 Ill-lil-lIIlll-lliL-tl-t-ltlsliL 吁0.22 -0.09 0.21 2.65 4Jnu+ 2.821;，-1 + (4) y, = 10.03 O. 19 0.20 . 0.01 0.92 0.03 0.09 .52. 第29卷第4期霍忻:我國OFDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究r D (LnODI)，叫1型整體具有穩(wěn)定性。4. J

21、ohansen協(xié)整檢驗(yàn)I D (LnOPEN) _i I 式(4)中Y-i=!_,_ _._, !,i=0-2o Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法用于考察非平穩(wěn)時(shí)間序,-, I D (LnGNI), _i I 列變量之間是否存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系O基于L D(LnR)_i J 此研究特點(diǎn)，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來系在此模型方程基礎(chǔ)上，需要對(duì)VAR(2)模型統(tǒng)探究我國對(duì)外直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)以考察其整體有效性。本文采用間的長期關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3中可以AR根圖示法來驗(yàn)證VAR(2)模型的穩(wěn)定性，如果看出，在5%水平下的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了變量間不模型特征方程根的倒數(shù)

22、均小于1，即位于單位國存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，同時(shí)接受了變量間最多內(nèi)，表示模型是穩(wěn)定的;反之則表明模型不穩(wěn)定，存在-個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，也即VAR(2)模型尚需進(jìn)一步修正。如圖2所示，模型特征方程根的兩變量序列問存在長期的協(xié)整關(guān)系，并且僅有的倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，因此可以認(rèn)為VAR(2) 一個(gè)協(xié)整方程，該協(xié)整方程可以表示為:模型的構(gòu)建及滯后期的選擇是合理和有效的，模LnR( -1) =0. f)2LnODI(一1)+ O. 03LnOPEN( -1) + 1.5 0.05LnGNI( -1) +0.016TREND(1) -1.03 (5) 1 n 由此可以得出，我國OFDI規(guī)模、對(duì)外開放度0.5

23、 和國民總收入規(guī)模與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在。著正向穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，OFDI規(guī)模每增加1%將引起國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化0.0929毛，并且OF?-0.5 DI規(guī)模的影響系數(shù)均高于其他兩個(gè)衡量指標(biāo)，這-1.0 說明在長期中我國OFDI發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)-1.5 -1.0 -0.5 0 0.5 1.0 1.5 化之間存在正向均衡關(guān)系。圖2VAR(2)模型單位根表3Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)個(gè)數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值P值最大特征值5%臨界值P值0個(gè)0.715340.6437 26. 1439 0.0003 32.1357 17.2810 0.0003 最多1個(gè)O. 168 1 4.9165

24、 13.0261 0.7526 3.8231 11. 3961 0.7526 5.脈沖響應(yīng)及方差分解外直接投資水平的提升O同時(shí)，從圖3下部分中為了系統(tǒng)地考察我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)能夠看出，LnODI和LnOPEN的變動(dòng)性沖擊都會(huì)構(gòu)優(yōu)化的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文引入脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)LnR產(chǎn)生短期正向顯著影響，但LnGNI沖擊的和方差分解法來具體研究這一問題。脈沖響應(yīng)函脈沖響應(yīng)在期內(nèi)呈現(xiàn)微弱的正負(fù)波動(dòng)態(tài)勢。因此數(shù)描述了模型內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng)，即在縱觀三類沖擊，尤以LnODI對(duì)LnR的脈沖響應(yīng)效隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對(duì)模果最為顯著，這說明我國對(duì)外直接投資在優(yōu)化產(chǎn)型內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來

25、值的動(dòng)態(tài)影響。圖3是業(yè)結(jié)構(gòu)方面起著不可替代的重要作用。期數(shù)為10期的VAR(2)模型脈沖響應(yīng)圖，其中上方差分解衡量了影響內(nèi)生變量的外部沖擊的部分顯示了LnODI、LnOPEN及LnGNI受到LnR貢獻(xiàn)度。如圖4上部分所示，LnR對(duì)LnODI、沖擊后的短期脈沖響應(yīng)。從中可以看出，LnODILnOPEN及LnGNI的貢獻(xiàn)度在期內(nèi)始終保持遞增的脈沖響應(yīng)效果要顯著于LnOPEN和LnGNI，并態(tài)勢，并且對(duì)于LnOPEN的貢獻(xiàn)度要顯著高于且在第4期達(dá)到10%的峰值。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)LnODI和LnGNI，在第10期達(dá)到50%的峰值。這優(yōu)化對(duì)我國對(duì)外直接投資規(guī)模、開放水平以及國表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在促進(jìn)我國對(duì)外

26、直接投資規(guī)模民收入都將產(chǎn)生正向效應(yīng)，進(jìn)而間接促進(jìn)我國對(duì)擴(kuò)張方面的作用還不十分顯著，亟待作出進(jìn)一步. 53 . 北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2014年第4期Response of LnOm 10 LnR Response of LnGNI 10 LnR Response of LnOPEN 10 LnR 0.4 0.16 0.12 0.3 0.08 0.2 0.04 0.1 陽O. v.二。-0.04 OVI -0.08 t-J- 句，;句A，、6 吁，onu ny l nu I 3噸d0.085678910 12345678910 1234Response of LnR 10 LnOm Re

27、sponse of LnR 10 LnOPEN Response of LnR 10 LnGNI 0.016 0.012 0.012 nunnuMou 四川0.012 Ill-LH 0.008 w0創(chuàng))8.一一-. 0.004 . 0.004 . . . 01-; . . o . . .-0.004 -0.創(chuàng))4!l .!. -0.008! -0.)8 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ;.; 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ;.,; 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 圖3VAR(2)模型脈沖晌應(yīng)圖Percenl LnODI variance due 10 LnR P

28、ercenl LnOPEN variance due 10 LnR Percenl LnGNI variance due 10 LnR l) 100 80 80 80 60 60 60 40 40 40 20 20 20 ov 句，&句、A，、ro 吁，00 07 1h u l 悼vd0; 23 4 5 6 7 8 9 10 0; 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Percenl LnR variance due 10 LnODI Percenl LnR variance due 10 LnOPEN Percenl LnR variance due 10 LnGNI 100 100

29、 100 80 80 80 60 60 60 40 40 40 20 20 20 一。0; 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ot2 3 4 5 6 7 8 9 10 12345678910 圖4VAR(2)模型方差分解圈調(diào)整以充分發(fā)揮其在提升對(duì)外直接投資發(fā)展水平驗(yàn)結(jié)果如表4所示。方面的潛在作用。同樣，在圖4下部分中也能夠根據(jù)表4可知，在短期中，對(duì)外直接投資規(guī)看出，無論是LnODI還是LnOPEN和LnGNI，對(duì)于模、對(duì)外開放以及國民收入水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化LnR的貢獻(xiàn)度均未曾超過1Ql毛的水平，這反映了之間互為Granger因果關(guān)系，這表明我國對(duì)外直我國對(duì)外直接投資在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的作用

30、還接技資規(guī)模的快速增長、開放及國民收入水平的比較微弱，有待提升。提升必將引起國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相應(yīng)優(yōu)化和升級(jí)。6. Granger檢驗(yàn)同樣，在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的大為了更全面地描述我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)背景下，通過新經(jīng)濟(jì)政策的制定和實(shí)施引致了我結(jié)構(gòu)優(yōu)化在短期中的相互關(guān)系，本文采用Granger國對(duì)外直接投資規(guī)模的逐年增長、開放水平的提檢驗(yàn)法來具體探究兩者之間的因果互動(dòng)關(guān)系。檢升和國民收入的增長，從而間接提升了我國對(duì)外.54. 第29卷第4期霍忻:我國OFDr與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化互動(dòng)關(guān)系研究表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果原f民設(shè)-觀測值F統(tǒng)計(jì)量P值D(LnR)不是D(LnODI)的格蘭杰原因28

31、4.0236 0.031 D(LnR)不是D(LnOPEN)的格蘭杰原因28 2.7366 0.041 D( LnR)不是D(LnGNI)的格蘭杰原因28 5. 1225 0.024 D(LnODI)不是D(LnR)的格蘭杰原因28 3.7887 0.035 D(LnOPEN)不是D(LnR)的格蘭杰原因28 6.3833 0.018 D(LnGNI)不是D(LnR)的格蘭杰原因28 2. 1205 0.044 直接技資的發(fā)展水平。轉(zhuǎn)型的緊迫現(xiàn)實(shí)，我國應(yīng)大力發(fā)展對(duì)國外特別是四、結(jié)論及建議發(fā)達(dá)國家技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資，通過通過以上對(duì)我國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)這一途徑可以獲得國外先進(jìn)的技

32、術(shù)、管理和組織化之間互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析，可以得出以下研究經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而提升我國的技術(shù)水平，促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)結(jié)論。首先，依據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，我構(gòu)的升級(jí)換代，并為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型創(chuàng)造有利條件，國OFDI規(guī)模、對(duì)外開放及國民收入水平等與產(chǎn)保證;十二五;規(guī)劃的圓滿實(shí)現(xiàn)。業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，這參考文獻(xiàn):種長期均衡關(guān)系的存在為我國積極進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 1 Kojima K. Direct foreign investment: a Japanese 優(yōu)化重組提供了有效途徑。其次，根據(jù)脈沖響應(yīng)model of m叫tu山lltinat分析結(jié)果，我國對(duì)外直接投資規(guī)模、開放及國民Croo

33、m Helm,1978: 324 -360. 收入水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間具有短期相互促2 Kaname A. A historical pattern of economic growth 進(jìn)的互動(dòng)關(guān)系，其中尤以對(duì)外直接投資規(guī)模的in developing countries J. The Developi噸Economics，效果最為顯著。對(duì)外直接投資每增加1%將帶1962 ( 1 ) : 3 -25. 動(dòng)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化0.4%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化1%3 Ozawa T. International investment and industrial 會(huì)引致我國對(duì)外直接投資存量增加10%。此st

34、ructure: new theoretical implications from the Japanese ex?perience J. Oxford Economics Papers, 1979 ,31 ( 1 ) : 72 -外，方差分解結(jié)果顯示，我國對(duì)外直接投資規(guī)模92. 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在對(duì)方變動(dòng)過程中的作用還比4 Cantwell J, Tolentino P E. Technological accumula?較微弱，貢獻(xiàn)度不到10%，不及其余兩者。第tion and third world mutinational Z. Discussion Paper in 三，Grange

35、r檢驗(yàn)結(jié)果表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與International Investment and Business Studies: University of 對(duì)外直接投資之間互為雙向因果關(guān)系，即對(duì)外Reading, 1990: 436 -452. 直接投資的發(fā)展引起了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，5 L耶eyR E. Home and host country effects of For?而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在一定程度上也帶動(dòng)了我國對(duì)eign Direct Investment Z. NBER Wo rking Paper, 2002 : 外直接投資的發(fā)展。92 -93. 根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議

36、。6 Dowling M, Cheang C T. Shifting comparative ad?vantage in asia: new test s of the ;Flying Geese; model J . 首先，我國應(yīng)積極開展對(duì)外直接投資活動(dòng)，將些Journal of Asian Economics, 2000 ( 11 ) : 443 -463. 處于比較劣勢的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至更為合適的國家 7 Kugler M. Spillovers from fore鳴ndirect investment: 或地區(qū)，集中國內(nèi)各方面的要素資源投向更具發(fā)within or between ind

37、ustries J J. Journal of Development 展?jié)摿透偁幜Φ男屡d產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而達(dá)到優(yōu)化產(chǎn)業(yè)Economics,2006(2): 444 -477. 結(jié)構(gòu)的目標(biāo)。其次，我國應(yīng)著力提升對(duì)外開放和8 Elia S, Piseitello L, Piscitello L. The impact of out?國民收入水平，開創(chuàng)高水平的對(duì)外開放新局面，積ward FDI on the home countrys labor demand and skill COffi?極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式，充分挖掘?qū)ν庵苯油顿Y在position J. International Business

38、Review, 2009 , 18 ( 2 ) : 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的潛在作用。最后，鑒于經(jīng)濟(jì)357 -372. .55 . 北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2014年第4期9江小i司，杜玲.對(duì)外直接投資理論及其對(duì)中國的實(shí)證研究J.國際貿(mào)易問題，2009(8) :97 -103. 借鑒意義J.經(jīng)濟(jì)研究參考，2002(73) :32 -44. 16趙偉，江東.ODI與中國產(chǎn)業(yè)升級(jí):機(jī)理分析與10 魏巧琴，楊大楷.對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的嘗試性實(shí)證J.浙江大學(xué)學(xué)報(bào):人文社會(huì)科學(xué)版，2010關(guān)系研究1.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003(1) :93 -97. (3):116-125. 11 歐陽嚨.跨國

39、投資對(duì)母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響N. 17李逢春.中國對(duì)外直接投資推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的區(qū)光明日?qǐng)?bào)，2005-11-16位和產(chǎn)業(yè)選擇J .國際經(jīng)貿(mào)探索，2013(2):95 -102 18馬章良，顧國達(dá).我國對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)12 黃順武.中國對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)選擇基準(zhǔn)J.現(xiàn)代商業(yè)，2008系的實(shí)證研究J.國際商務(wù):對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，(3) : 127 -128. 2011 (6) : 17 -25. 13 潘穎，劉輝煌中國對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系的實(shí)證研究J.統(tǒng)計(jì)與決策，201019楊安.外商直接投資對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研(2) : 102 -究一一基于VAR和協(xié)整檢驗(yàn)的實(shí)證分析1.求索，2013104. (3) :54 -57. 14 王英，劉忠峰.OFDI對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影 20靖學(xué)青.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化與經(jīng)濟(jì)增長一一對(duì)長響-一一基于灰關(guān)聯(lián)的分析J.世界經(jīng)濟(jì)研究，2008(4) : 61 -62. 三角