郝浩浩 趙洪進(jìn)(上海理工大學(xué))
關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究,國外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了深入全面的研究,有了較為完善的理論體系。1990年,Cantwell和Tolentino[1]提出了技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論,對OFDI對母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用路徑做了詳細(xì)的分析。Blomstrom、Konan和Lipsey(2000)[2]的研究結(jié)果表明OFDI可以顯著促進(jìn)日本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。Dowling和Cheang(2000)[3]的研究表明,相較于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體,在趕超型國家中,OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用更加顯著。衣長軍和連旭(2010)[4]通過建立回歸模型分別檢驗(yàn)了OFDI對三大產(chǎn)業(yè)的影響關(guān)系,結(jié)果表明在三大產(chǎn)業(yè)中,OFDI均存在顯著的促進(jìn)作用,對第二產(chǎn)業(yè)尤為明顯。李逢春(2012)[5]研究發(fā)現(xiàn),OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在閾值,低水平的OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用不顯著,只有達(dá)到一定水平后才能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。
本文借鑒陽立高[6](2019)的研究,結(jié)合理論機(jī)制分析和數(shù)據(jù)可得性,構(gòu)造如下面板回歸模型:
其中,Ind代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù),是本文的被解釋變量;OFDI代表對外直接投資,是本文的主要解釋變量;X表示一系列控制變量,表示個(gè)體固定效應(yīng),是隨機(jī)誤差項(xiàng),i和t分別代表省份和年份。在充分參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,本文添加人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技創(chuàng)新、基礎(chǔ)建設(shè)以及資本充裕度作為控制變量。完整計(jì)量模型如下:
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)(Ind),現(xiàn)有文獻(xiàn)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級額的測度已經(jīng)做了充分的研究,本文借鑒宋雯彥[7](2021)的研究,用各產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)行衡量。解釋變量對外直接投資(OFDI),用非金融類對外直接投資流量額的對數(shù)值衡量??刂谱兞繀⒖技o(jì)建悅[8](2016)等的研究,添加人力資本(Hcl)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Edl)、科技創(chuàng)新(Tcl)、基礎(chǔ)建設(shè)(Fsl)以及資本充裕度(Dil)作為控制變量。
基于數(shù)據(jù)可得性,本文選取我國30個(gè)省份2003~2017年相關(guān)數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)面板回歸模型探究對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》。
各變量進(jìn)行一階差分后均達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài),符合同階單整的條件,可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),檢驗(yàn)變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。根據(jù)表1協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果,各統(tǒng)計(jì)值均顯著拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),表明變量間存在長期均衡關(guān)系。
表1 協(xié)整檢驗(yàn)
本文首先分別使用混合回歸模型、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型對式(2)進(jìn)行回歸分析,從回歸結(jié)果可以看到,三種模型中對外直接投資(OFDI)的結(jié)果都顯著為正,表明對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有顯著的促進(jìn)作用;人力資本(Hcl)在混合OLS和隨機(jī)效應(yīng)模型中都顯著為正,表明地區(qū)勞動力素質(zhì)的提高可以顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;固定效應(yīng)模型中人力資本的回歸結(jié)果不顯著;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技創(chuàng)新和資本充裕度在混合OLS、固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)下都顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級;基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)回歸系數(shù)不顯著,對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用不顯著。同時(shí),Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕原假設(shè),表明固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于混合OLS和隨機(jī)效應(yīng)模型。進(jìn)一步添加對外直接投資與科技創(chuàng)新的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,對外直接投資與科技創(chuàng)新的交乘項(xiàng)顯著為正,表明OFDI確實(shí)可以通過有效提高科技創(chuàng)新能力進(jìn)而促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。
為了控制模型中可能存在的內(nèi)生性問題,借鑒石華平[9]等(2020)的研究,使用主要解釋變量的滯后一期作為工具變量,進(jìn)行2SLS估計(jì),回歸結(jié)果如表2第4列所示,根據(jù)表中結(jié)果顯示,LM統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足的原假設(shè)”,Wald F統(tǒng)計(jì)量拒絕了“存在弱工具變量”的原假設(shè),表明模型中的工具變量有效。從回歸結(jié)果看,對外直接投資可以顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技創(chuàng)新以及資本充裕度的回歸系數(shù)也均顯著為正,與固定效應(yīng)回歸模型的回歸結(jié)果一致,表明回歸模型的穩(wěn)健性較好。
表2 回歸結(jié)果
實(shí)證結(jié)果表明,對外直接投資可以顯著促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級,而且科技創(chuàng)新作為OFDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要路徑,對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級也有重要的促進(jìn)作用。一方面應(yīng)該鼓勵繼續(xù)加大OFDI的數(shù)量和質(zhì)量,建立完善相關(guān)制度體系,為本土企業(yè)“走出去”提供便捷安全的國際環(huán)境。另一方面應(yīng)該加大科技創(chuàng)新支持力度,加快完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)法律法規(guī),為企業(yè)創(chuàng)新營造良好的市場環(huán)境和法律支持。
首先,在“一帶一路”的基礎(chǔ)上進(jìn)一步擴(kuò)大與發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)合作,勞動密集型、資源密集型產(chǎn)業(yè)以及部分產(chǎn)能過剩的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)的發(fā)展受阻,轉(zhuǎn)移到其他工業(yè)化程度較低的發(fā)展中國家,不僅可以促進(jìn)本國企業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展,也可以促進(jìn)這些工業(yè)化程度較低國家的國民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,實(shí)現(xiàn)雙贏。
其次,加大對OFDI企業(yè)的政策支持力度,建立健全相關(guān)制度體系,為國內(nèi)企業(yè)走出去創(chuàng)造便捷安全的投資環(huán)境。包括降低對外投資企業(yè)的稅收及信貸利率,簡化審批流程,完善對外投資法律法規(guī)等。加大科技創(chuàng)新政策扶持力度,完善知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)法規(guī)制度,營造良好創(chuàng)新環(huán)境,鼓勵引導(dǎo)企業(yè)積極創(chuàng)新。
最后,政府可以依托現(xiàn)有平臺資源,整合OFDI相關(guān)信息,并做適當(dāng)?shù)恼{(diào)研分析,為國內(nèi)企業(yè)選擇OFDI項(xiàng)目提供合理的引導(dǎo)和指導(dǎo),在鼓勵本土企業(yè)走出去的同時(shí),幫助他們走得更快更穩(wěn)。