我国OFDI与产业结构优化互动关系研究——基于VAR模型的实证分析

1、我国OFDI与产业结构优化互动关系研究基于VAR模型的实证分析第29卷第4期北京工商大学学报(社会科学版Vol.29 No.4 2014年7月JOURNALOF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY (SOCIAL SCIENCES) Jul. 2014 我国OFDI与产业结构优化互动关系研究一一基于VAR模型的实证分析霍忻(首都经济贸易大学经济学院，北京100070) 摘要:对外直接投资一直以来都是我国融入世界经济的主要路径，在优化产业结构、转变经济发展模式方面扮演着重要的角色。文章首先阐释了对外直接投资优化国内产业结构的实现机制，之后选取19

2、82-2012年我国对外直接投资存量、对外开放度、名义GNI及产业结构优化指标的相关数据，构建了VAR模型，并采用脉冲响应、方差分解和Grang?er检验等方法实证检验了我国对外直接投资与产业结构优化的互动关系。结采显示，我国对外直接投资与产业结构优化之间存在着长期均衡关系，并且在短期内两者呈现出相互促进的发展态势。关键词:对外直接投资;产业结构优化;经济转型;VAR模型中圈分类号:F224; F121. 3 文献标志码:A文章编号:1009-6116(2014)04-0049-908一、前言二、相关文献综述目前我国正处于国内经济转型的战略机遇(一)国外文献综述期，实现经济发展方式由单纯依靠要

3、素投入的粗日本著名经济学家小岛清(1978)IJ、赤松要(1962) 2J和小泽辉智(1992)3J从边际产业跨国放型模式向以提高要素使用效率为特征的集约型模式转变是我国在这一战略机遇期亟待解决的重转移、动态比较优势互补和各国经济发展阶段差要问题。国内产业结构的优化和升级是实现我国异性的视角，深入考察了对外直接投资与国内产经济发展方式转变这一宏观经济目标的重要途业结构调整之间的相互关系。他们指出，各国特径。为此我们应积极实行;走出去;战略，引导和别是一些发展中国家，通过对外直接投资途径转鼓励有竞争实力的国内企业走出国门，开展对外移了落后的国内产业，实现了比较优势的动态转直接技资活动，将国内的;

4、夕阳产业;转移至东道换，进一步培育了国际竞争力更高的产业，促进了国市场，带动产业结构的优化和升级，同时为国内国内产业结构的调整和升级。同时，英国著名学经济转型开辟道路。商务部的相关数据显示，截者托兰惕诺和坎特维尔(1990)4J也认为，发展中止到2012年，我国对外直接投资存量已从;入国家通过对发达国家先进技术的吸收和再创新可世;之初的299.2亿美元增长到5319.4亿美元，以不断积累;学习经验进而达到优化国内产业年均复合增长率达到了41.6% ，增长趋势十分明结构的目的。实证方面，Lipsey ( 2002 )山选取爱尔兰对外显。此外，我国对外直接技资的行业结构也趋于多元化，从以制造业、采

5、矿业为主的投资结构向多直接技资的时间序列数据，通过构建计量模型分元化的投资结构演进，这为我国进行国内产业结析了对外直接投资的产业结构调整效应，结论表构调整和升级提供了良好的条件，积极促进了国明，爱尔兰的对外直接投资成功促进了国内产业结构的优化升级。Dowling和Cheang( 2000 ) 6 J利内产业结构的进一步优化。收稿日期:2014-04 16 基金项目:教育部人文社会科学研究规划基金项目(13YJA790066);首都经济贸易大学研究生科技创新资助项目(CUEB2014-026)。作者简介:霍忻(1986一)，男，河北秦皇岛人，首都经济贸易大学经济学院博士研究生，研究方向:跨国公司

6、与外商直接投资。.49. 北京工商大学学报(社会科学版)2014年第4期用经济发展水平不同的国家的行业和区域面板数理论实证研究了我国对外直接投资行业结构与国据，实证考察了对外直接投资的产业结构调整效内产业结构的关系，结论表明我国对外直接投资J应，认为经济发展水平落后或赶超型国家和地区促进了国内产业结构的升级。冯春晓(2009)15在实现工业化的进程中，其国内产业结构的变迁通过量化制造业产业结构合理化和高度化指标，与对外直接投资变动之间存在着正向的相关关实证证明了制造业对外直接投资有助于该产业内系。Kugler( 2006 ) 7和Elia等(2009)8J认为，由部结构优化这一重要结论。赵伟和

7、江东对外直接投资所引致的产业间技术溢出、劳动力(2010)16采用区域面板数据，实证研究了我国对需求变动及新技术整合等效应能够显著优化母国外直接投资与区域产业结构升级之间的关系，结果的产业结构。显示，我国典型地区的对外直接投资发展与该区域(二)国内文献综述内的产业结构升级之间存在着正相关关系，但相关与国外学者相比，国内相关学者以不同的产系数比较小。李逢春(20l3)17J从投资产业和区位业结构调整实现途径为研究视角，细致探究了对的视角，采用灰色关联分析方法实证考察了我国对外直接投资与母国产业结构调整之间的相互关外直接投资的差异性产业升级效应，认为投资产业系，并获得了丰富的研究成果O江小涓和杜玲

8、和区位的选择将会显著影响产业升级的效果。马章(2002) 町、魏巧琴和杨大楷(2003)IOJ、欧阳皖良和顾国达(2011)18J、杨安(2013)19J采用VAR等(20705) IIJ和黄顺武(2007)12J等从产业结构调整模型实证检验了对外技资与产业结构的关系。层面、国外技术外谧、产业优势转换及产业选择的三、我国OFDI与产业结构优化的互动机制角度得出了对外直接投资能够有效实现一国产业及实证分析升级的研究结论，为后续的研究奠定了坚实的理(一)我国OFDI与产业结构优化的互动机制论基础O分析在实证研究方面，国内学者经过长期的科学作为一种承接内外经贸活动的主要路径，对研究获得了丰富且具有实

9、践指导意义的研究成外直接投资在优化产业结构、转变经济发展模式果O潘颖和刘辉煌(201O)13J选取我国对外直接方面扮演着重要的角色，并且通过产业转移效应、投资和产业结构的相关时序数据，通过构建多元产业关联效应和产业竞争效应等机制显著影响了回归模型分析了对外直接投资的产业结构调整效国内产业结构，其作用机制如图l所示。基于此，应，结论支持对外直接投资有助于产业结构调整本部分将从如上三个视角来具体阐述产业结构优的观点。王英和刘思峰(2008)14J运用灰色关联化的实现机理。转移落后产业、优化要素配置国内产业结构的优化获取先进技术、企业对外直接投资管理和组织经验上游产业拓展市场、改进技术图1我国OFD

10、I优化产业结构的作用机制图1.产业转移效应OFDI两个方面的内容。I阪梯度OFDI即我国向产业转移效应包括顺梯度。FDI和逆梯度经济发展水平一般的国家或地区进行海外投资，.50. 第29卷第4期霍忻:我国OFDI与产业结构优化互动关系研究这样一方面可以充分挖掘我国相关产业的比较优水平，同时采用产业结构层次系数来表示我国产势并带动其他关联产业的进一步发展;另-方面业结构的优化程度，基于以上前提来探究两者之也实现了比较劣势产业的国际转移，优化了国内间的动态关系。生产要素的配置。不言而喻，逆梯度OFDI即我(1) OFm规模。鉴于对外直接投资流量受国向发达国家或地区开展的海外投资。近些年来政策性因素

11、影响较大，不利于系统考察OFm与我国逆梯度OFm的趋势日趋明显，通过这一路产业结构优化的互动关系，因此选取我国对外直径我国获取了国外先进的技术和管理组织经验，接投资存量为模型研究数据，样本空间控制在即实现了逆向技术溢出，并将其传导至国内，提升1982-2012年，所用存量数据来自于联合国贸易了我国相关产业的技术水平和自主创新能力，为和发展会议(UNCTAD)数据库。进一步实现产业结构优化提供了有利的条件O(2)对外开放程度。进出口贸易总额是一国2.产业关联效应对外开放程度的重要衡量指标，基于此，本文选取在产业关联效应方面，前向关联和后向关联1982-2012年问我国进出口贸易及GDP的相关是这

12、一效应发挥作用的两个机制O前向关联机制数据，并通过计算贸易依存度来衡量对外开放水是一种自下游企业至上游企业的作用路径。通过平。其公式如下所示:下游业企业的海外投资，上游关联企业必将进一X.+M OPEN=一一一一(1) GDP 步拓展市场，实现产业规模的扩张和技术层次的提升。此外，后向关联机制表现为从上游企业到式(1)中，Mi、X和GDP分别表示i国的进ii下游企业的传导路径。上游企业的对外直接投资出口总额和国内生产总值，该指标越大说明一国会引致国内稀缺要素集中于下游关联企业，进而的对外开放程度越高，相反则比较低。上述相关提升了下游产业的专业化程度和技术层次，间接数据源自UNCTAD数据库。优

13、化了国内产业结构。(3)经济发展阶段。国民总收入(GNI)从侧3.产业竞争效应面反映了一国经济所处的发展阶段，因此本文采产业竞争效应是从国际竞争和国内竞争两个用同时期的名义GNI数据来作为我国经济发展阶路径对产业结构产生影响的。从国际视角来看，段的衡量指标。所用数据来自于UNCTAD数据库。日益激烈的国际市场竞争倒逼国内相关企业不断(4)产业结构优化。本文选取国家统计年鉴寻求新的竞争优势，积极开拓具有良好发展潜力中相关产业数据并借鉴靖学青(2005)20J提出的的产业领域，并以此作为基准点积极培育具有国产业结构层次系数R来衡量产业结构水平，其一际竞争力的战略性新兴产业，以期在竞争激烈的般形式为

14、:国际市场上占有一席之地。在国内产业竞争方R = L L q (j) ( 2 ) 面，受国际市场竞争影响，国内产业间的竞争也日式(2)中，q(j)表示一国或地区第j个产业的趋白热化。这种竞争局面的出现一方面能够掏汰收入占GDP的比重。该系数主要用于衡量一国国内竞争力较弱的;夕阳产业实现产业结构的或地区产业结构的水平，并按照各个产业在升级重组和生产要素的优化配置;另一方面，激烈的产业竞争势必激发相关企业的研发投资、人力资本过程中的重要程度分别赋予其不同的数值，对相积累等多种科研活动，从而进一步提升本产业的关的重要产业赋予较大的数值，反之则赋予较小技术水平和自主创新能力，最终引致国内产业结的数值。

15、基于此，可以将产业结构层次系数公式构的优化升级。化简为:(二)VAR模型实证分析R=lxq(1)+2xq(2)+3xq(3) (3) 1.数据的选取、来源及处理由此可知，R的取值古国为1-3。当R的数为了全面考察我国OFm与产业结构优化之值接近于3时，表示我国的产业结构层次比较高;间的互动关系，本文从OFm规模、对外开放程度当R的数值接近于1时则表明我国的产业结构及经济发展阶段等三方面来表示我国OFm发展层次比较低，亟待作出优化和升级。. 51 . 北京工商大学学报(社会科学版)2014年第4期为了避免数据异方差性对模型解释性的影度上取决于所用研究数据的平稳性，如果选取不响，对原数据序列取自然

16、对数形式，并分别将其设当将会影响VAR模型的现实解释力。鉴于上述定为LnODl，LnOPEN、LnGNI和LnR。可能出现的不良情况，本文采用ADF平稳性检验2.平稳性检验方法对模型数据原序列及其一阶差分序列进行平VAR模型设定的有效性和稳定性在一定程稳性检验，检验结果见表1。表1VAR模型变量的ADF检验结果变量检验类型ADF检验值5%水平下的临界值结论LnODI (C,T,I) 3.598761 3.962972 不平稳D(LnODI) (C,T,O) -3.389151 -2.853972 平稳LnGNI (C,T-0.464 802 ,I) 3.081002 不平稳D(LnGNI) (

17、C,T,O) -4.383647 -3.072 562 平稳LnOPEN .725845 (C,T-0,I) 一3.052169 不平稳D(LnOPEN) (C,T,O) -4.937924 一3.065585平稳LnR (C,T,I) 1. 610 230 -2.960411 不平稳D( LnR) (C,T,O) 4.497 198 -2.963972 平稳注:检验类型中的C、T、K分别表示单位根乎稳性检验中的常数项、时间趋势项和滞后阶数;D表示原序列对数的一阶差分形式。检验结果显示，变量LnODl、LnGNI、LnOPEN础进一步建立VAR模型。和LnR在5%水平下的临界值均小于ADF检验

18、3. VAR模型的建立及稳定性检验值，因此接受原假设，并认为变量原序列LnODl、构建VAR模型之前需要对模型的最优滞后LnGNI、LnOPEN和LnR存在单位根，也即变量原期进行设定。根据AIC或SC值最小准则，本文通序列具有非平稳性。经过差分处理后的变量序列过检验包括LR、FPE，A町、SC及HQ等在内的5D( LnODI)、D(LnGNI)、D(LnOPEN)和D(LnR)均个统计量值，最终确定了VAR模型的最优滞后期通过了5%水平下的平稳性检验，可以以此为基数。检验结果见表2。表2VAR模型最优滞后期检验结果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 注表示根据相应准则选择的滞后阶数。从表2可以看出，除了SC准则之外，其余判-0.25 -0.50 0.94l 051 别标准均支持最优滞后期为2的选择。基于此检O. 15 -0.05 -0.06 0.47 I Y0.18 1. 071,-

20、2 + 验结果，本文确定构建VAR(2)模型，利用0.07 0.06 . Eviews6软件得出模型方程为: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:我国OFDI与产业结构优化互动关系研究r D (LnODI)，叫1型整体具有稳定性。4. J

21、ohansen协整检验I D (LnOPEN) _i I 式(4)中Y-i=!_,_ _._, !,i=0-2o Johansen协整检验法用于考察非平稳时间序,-, I D (LnGNI), _i I 列变量之间是否存在稳定的长期均衡关系O基于L D(LnR)_i J 此研究特点，本文采用Johansen协整检验法来系在此模型方程基础上，需要对VAR(2)模型统探究我国对外直接投资与国内产业结构优化之进行稳定性检验以考察其整体有效性。本文采用间的长期关系，检验结果见表3。从表3中可以AR根图示法来验证VAR(2)模型的稳定性，如果看出，在5%水平下的检验结果拒绝了变量间不模型特征方程根的倒数

22、均小于1，即位于单位国存在协整关系的原假设，同时接受了变量间最多内，表示模型是稳定的;反之则表明模型不稳定，存在-个协整方程的原假设，也即VAR(2)模型尚需进一步修正。如图2所示，模型特征方程根的两变量序列问存在长期的协整关系，并且仅有的倒数均位于单位圆内，因此可以认为VAR(2) 一个协整方程，该协整方程可以表示为:模型的构建及滞后期的选择是合理和有效的，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，我国OFDI规模、对外开放度0.5

23、 和国民总收入规模与国内产业结构优化之间存在。着正向稳定的长期均衡关系，OFDI规模每增加1%将引起国内产业结构优化0.0929毛，并且OF?-0.5 DI规模的影响系数均高于其他两个衡量指标，这-1.0 说明在长期中我国OFDI发展水平与产业结构优-1.5 -1.0 -0.5 0 0.5 1.0 1.5 化之间存在正向均衡关系。图2VAR(2)模型单位根表3Johansen协整检验结果原假设个数特征值迹统计量5%临界值P值最大特征值5%临界值P值0个0.715340.6437 26. 1439 0.0003 32.1357 17.2810 0.0003 最多1个O. 168 1 4.9165

24、 13.0261 0.7526 3.8231 11. 3961 0.7526 5.脉冲响应及方差分解外直接投资水平的提升O同时，从图3下部分中为了系统地考察我国对外直接投资与产业结能够看出，LnODI和LnOPEN的变动性冲击都会构优化的短期动态关系，本文引入脉冲响应函数对LnR产生短期正向显著影响，但LnGNI冲击的和方差分解法来具体研究这一问题。脉冲响应函脉冲响应在期内呈现微弱的正负波动态势。因此数描述了模型内生变量对误差冲击的反应，即在纵观三类冲击，尤以LnODI对LnR的脉冲响应效随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对模果最为显著，这说明我国对外直接投资在优化产型内生变量当期值和未来

25、值的动态影响。图3是业结构方面起着不可替代的重要作用。期数为10期的VAR(2)模型脉冲响应图，其中上方差分解衡量了影响内生变量的外部冲击的部分显示了LnODI、LnOPEN及LnGNI受到LnR贡献度。如图4上部分所示，LnR对LnODI、冲击后的短期脉冲响应。从中可以看出，LnODILnOPEN及LnGNI的贡献度在期内始终保持递增的脉冲响应效果要显著于LnOPEN和LnGNI，并态势，并且对于LnOPEN的贡献度要显著高于且在第4期达到10%的峰值。这说明产业结构LnODI和LnGNI，在第10期达到50%的峰值。这优化对我国对外直接投资规模、开放水平以及国表明产业结构优化在促进我国对外

26、直接投资规模民收入都将产生正向效应，进而间接促进我国对扩张方面的作用还不十分显著，亟待作出进一步. 53 . 北京工商大学学报(社会科学版)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 阳O. v.二。-0.04 OVI -0.08 t-J- 句，;句A，、6 吁，onu ny l nu I 3吨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创)8.一一-. 0.004 . 0.004 . . . 01-; . . o . . .-0.004 -0.创)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 图3VAR(2)模型脉冲晌应图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 图4VAR(2)模型方差分解圈调整以充分发挥其在提升对外直接投资发展水平验结果如表4所示。方面的潜在作用。同样，在图4下部分中也能够根据表4可知，在短期中，对外直接投资规看出，无论是LnODI还是LnOPEN和LnGNI，对于模、对外开放以及国民收入水平与产业结构优化LnR的贡献度均未曾超过1Ql毛的水平，这反映了之间互为Granger因果关系，这表明我国对外直我国对外直接投资在优化产业结构方面的作用

30、还接技资规模的快速增长、开放及国民收入水平的比较微弱，有待提升。提升必将引起国内产业结构的相应优化和升级。6. Granger检验同样，在国内产业结构优化和经济体制转型的大为了更全面地描述我国对外直接投资与产业背景下，通过新经济政策的制定和实施引致了我结构优化在短期中的相互关系，本文采用Granger国对外直接投资规模的逐年增长、开放水平的提检验法来具体探究两者之间的因果互动关系。检升和国民收入的增长，从而间接提升了我国对外.54. 第29卷第4期霍忻:我国OFDr与产业结构优化互动关系研究表4格兰杰因果关系检验结果原f民设-观测值F统计量P值D(LnR)不是D(LnODI)的格兰杰原因28

31、4.0236 0.031 D(LnR)不是D(LnOPEN)的格兰杰原因28 2.7366 0.041 D( LnR)不是D(LnGNI)的格兰杰原因28 5. 1225 0.024 D(LnODI)不是D(LnR)的格兰杰原因28 3.7887 0.035 D(LnOPEN)不是D(LnR)的格兰杰原因28 6.3833 0.018 D(LnGNI)不是D(LnR)的格兰杰原因28 2. 1205 0.044 直接技资的发展水平。转型的紧迫现实，我国应大力发展对国外特别是四、结论及建议发达国家技术密集型产业的对外直接投资，通过通过以上对我国对外直接投资与产业结构优这一途径可以获得国外先进的技

32、术、管理和组织化之间互动关系的实证分析，可以得出以下研究经验，进而提升我国的技术水平，促进国内产业结结论。首先，依据Johansen协整检验结果可知，我构的升级换代，并为国内经济转型创造有利条件，国OFDI规模、对外开放及国民收入水平等与产保证;十二五;规划的圆满实现。业结构优化之间存在着稳定的长期均衡关系，这参考文献:种长期均衡关系的存在为我国积极进行产业结构 1 Kojima K. Direct foreign investment: a Japanese 优化重组提供了有效途径。其次，根据脉冲响应model of m叫tu山lltinat分析结果，我国对外直接投资规模、开放及国民Croo

33、m Helm,1978: 324 -360. 收入水平与产业结构优化之间具有短期相互促2 Kaname A. A historical pattern of economic growth 进的互动关系，其中尤以对外直接投资规模的in developing countries J. The Developi吨Economics，效果最为显著。对外直接投资每增加1%将带1962 ( 1 ) : 3 -25. 动国内产业结构优化0.4%，产业结构优化1%3 Ozawa T. International investment and industrial 会引致我国对外直接投资存量增加10%。此st

34、ructure: new theoretical implications from the Japanese ex?perience J. Oxford Economics Papers, 1979 ,31 ( 1 ) : 72 -外，方差分解结果显示，我国对外直接投资规模92. 与产业结构优化在对方变动过程中的作用还比4 Cantwell J, Tolentino P E. Technological accumula?较微弱，贡献度不到10%，不及其余两者。第tion and third world mutinational Z. Discussion Paper in 三，Grange

35、r检验结果表明我国产业结构优化与International Investment and Business Studies: University of 对外直接投资之间互为双向因果关系，即对外Reading, 1990: 436 -452. 直接投资的发展引起了国内产业结构的优化，5 L耶eyR E. Home and host country effects of For?而产业结构优化在一定程度上也带动了我国对eign Direct Investment Z. NBER Wo rking Paper, 2002 : 外直接投资的发展。92 -93. 根据上述研究结论，本文提出以下政策建议

36、。6 Dowling M, Cheang C T. Shifting comparative ad?vantage in asia: new test s of the ;Flying Geese; model J . 首先，我国应积极开展对外直接投资活动，将些Journal of Asian Economics, 2000 ( 11 ) : 443 -463. 处于比较劣势的国内产业转移至更为合适的国家 7 Kugler M. Spillovers from fore鸣ndirect investment: 或地区，集中国内各方面的要素资源投向更具发within or between ind

37、ustries J J. Journal of Development 展潜力和竞争力的新兴产业，进而达到优化产业Economics,2006(2): 444 -477. 结构的目标。其次，我国应着力提升对外开放和8 Elia S, Piseitello L, Piscitello L. The impact of out?国民收入水平，开创高水平的对外开放新局面，积ward FDI on the home countrys labor demand and skill COffi?极转变经济增长模式，充分挖掘对外直接投资在position J. International Business

38、Review, 2009 , 18 ( 2 ) : 优化产业结构方面的潜在作用。最后，鉴于经济357 -372. .55 . 北京工商大学学报(社会科学版)2014年第4期9江小i司，杜玲.对外直接投资理论及其对中国的实证研究J.国际贸易问题，2009(8) :97 -103. 借鉴意义J.经济研究参考，2002(73) :32 -44. 16赵伟，江东.ODI与中国产业升级:机理分析与10 魏巧琴，杨大楷.对外直接投资与经济增长的尝试性实证J.浙江大学学报:人文社会科学版，2010关系研究1.数量经济技术经济研究，2003(1) :93 -97. (3):116-125. 11 欧阳咙.跨国

39、投资对母国产业结构的影响N. 17李逢春.中国对外直接投资推动产业升级的区光明日报，2005-11-16位和产业选择J .国际经贸探索，2013(2):95 -102 18马章良，顾国达.我国对外贸易与产业结构关12 黄顺武.中国对外直接投资的产业选择基准J.现代商业，2008系的实证研究J.国际商务:对外经济贸易大学学报，(3) : 127 -128. 2011 (6) : 17 -25. 13 潘颖，刘辉煌中国对外直接投资与产业结构升级关系的实证研究J.统计与决策，201019杨安.外商直接投资对我国产业结构的影响研(2) : 102 -究一一基于VAR和协整检验的实证分析1.求索，2013104. (3) :54 -57. 14 王英，刘忠峰.OFDI对我国产业结构的影 20靖学青.产业结构高级化与经济增长一一对长响-一一基于灰关联的分析J.世界经济研究，2008(4) : 61 -62. 三角