OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)研究

邊夢夢，黃漢江

（1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海，200093；2.上?；▋?yōu)化研究所，上海，200093）

理論研究

OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)研究

邊夢夢1，黃漢江2

（1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海，200093；2.上海基建優(yōu)化研究所，上海，200093）

選取2003—2014年中國省際年度數(shù)據(jù)，采用面板隨機系數(shù)模型實證檢驗了對外直接投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)。研究結(jié)果表明，對外直接投資對經(jīng)濟增長的影響存在明顯的地區(qū)差異，在東部和西部地區(qū)顯著的影響為正，而中部地區(qū)為負。在此基礎(chǔ)上，采用了門檻回歸模型，進一步驗證了影響對外直接投資經(jīng)濟增長效應(yīng)的因素的門檻特征，并從經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)開放程度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力這三個方面分別測定了引發(fā)對外直接投資促進經(jīng)濟增長的門檻水平。

經(jīng)濟增長效應(yīng)；隨機系數(shù)；門檻回歸；對外直接投資

對外直接投資即OFDI(Outward Foreign Direct Investment)，在經(jīng)濟全球化、貿(mào)易自由化不斷推進的今天，國際間資本流動的速度和規(guī)模都在不斷加大，OFDI已經(jīng)成為各國融入世界經(jīng)濟的一個重要途徑。21世紀初我國就已提出“走出去”戰(zhàn)略，我國各地區(qū)OFDI也隨之出現(xiàn)較強的增長勢頭。2003年我國OFDI僅為28.5億美元，截至2015年底我國OFDI創(chuàng)下1 456.7億美元的歷史新高，占全球流量份額的9.9%，成為僅次于美國的第二大對外投資國。而截至10月我國2016年累計OFDI達1 459.6億美元，累計同比增速53.3%，我國已經(jīng)成為了名副其實的對外投資大國，但是由于地理位置不同、對外開放的時間及程度等不同，各地區(qū)的OFDI不管是在存量還是流量方面都存在較大差異。此外，OFDI對經(jīng)濟增長的影響主要是通過外溢效應(yīng)，但現(xiàn)階段我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在很大的不平衡，在發(fā)展水平、對外開放度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新等方面均存在較大的差異，因此OFDI對各地區(qū)經(jīng)濟增長的影響也可能存在較大差異。

基于此，本文首先采用面板隨機系數(shù)模型探討各地區(qū)OFDI對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異。而造成各地區(qū)間存在差異的主要原因是地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展不同、對外開放度及技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力的不同，為了更好的研究各方面不同對OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的影響，本文選取以下六個變量人均GDP、資本存量、對外開放度、對外直接投資、人力資本、研發(fā)投入，分別測試其門檻效應(yīng)，希望找出使得OFDI對經(jīng)濟增長效應(yīng)最大化時的各變量的門檻值。對各地區(qū)因地制宜地制定合理OFDI戰(zhàn)略，進而促進本地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)健康增長具有重要意義。

1 文獻評述

國內(nèi)外學(xué)者較多的關(guān)注外商直接投資（FDI）對本國經(jīng)濟增長的影響作用，而OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)只是在近年才受到廣泛關(guān)注。目前，OFDI對經(jīng)濟增長的影響還未明確，不同學(xué)者對此持有不同觀點，主要有以下兩種：一種觀點認為OFDI會對國內(nèi)投資產(chǎn)生替代效應(yīng)，資本轉(zhuǎn)移到國外，導(dǎo)致國內(nèi)經(jīng)濟增長減少（Stevens,1992）[1]；另一種，OFDI與國內(nèi)生產(chǎn)為互補關(guān)系，即OFDI的增加會促進國內(nèi)經(jīng)濟的增長（Keynes 1936)[2]。J.H.Dunning（1981）認為發(fā)展中國家OFDI傾向與母國經(jīng)濟發(fā)展階段相關(guān)，隨著發(fā)展水平的提高，一國的OFDI也不斷增加，即“投資發(fā)展周期理論”,該理論為研究OFDI的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)奠定了基石[3]；Borensztein et al.(1998)研究發(fā)現(xiàn)OFDI是技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要載體，但只有當東道國的人力資本跨過某一最低門檻值時才會對經(jīng)濟增長有較大的貢獻[4]；Herzer(2010)的研究發(fā)現(xiàn)OFDI與一國的經(jīng)濟增長之間存在著雙向的促進關(guān)系，但其逆向溢出作用與母國的貿(mào)易開放程度、人力資本狀況等并沒有明顯相關(guān)性[5]。

中國的OFDI相較于一些發(fā)達國家起步較晚，魏巧琴（2003）利用1982—2000年的時間序列數(shù)據(jù)通過市政研究，但并未發(fā)現(xiàn)OFDI與經(jīng)濟增長之間存在因果關(guān)系[6]；肖黎明（2009）研究得出中國的OFDI對經(jīng)濟增長具有促進作用，但長期彈性還較低[7]；李京曉（2013）通過實證研究得到，中國的OFDI對貿(mào)易、經(jīng)濟增長均具有比較明顯的促進作用，且OFDI的母國宏觀經(jīng)濟效應(yīng)在東部發(fā)達地區(qū)更為明顯[8]。

綜上可見，關(guān)于OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)國內(nèi)外學(xué)者都還未得到一致的結(jié)論，不同地區(qū)OFDI對經(jīng)濟增長的影響存在差異。本文在梳理了以上OFDI與經(jīng)濟增長研究的基礎(chǔ)上，進一步探討中國的OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)在地區(qū)間的差異及其門檻效應(yīng)。

2 OFDI對經(jīng)濟增長影響的地區(qū)差異

由于現(xiàn)階段我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況存在較大差異，不同區(qū)域的OFDI對其經(jīng)濟增長的影響也可能存在相當大的差異。因此，本文首先對我國各地區(qū)的OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)進行實證檢驗，以此來證明差異的存在，作為進一步分析和驗證OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)門檻特征的基礎(chǔ)。

2.1 模型設(shè)定

其中Yit：國內(nèi)生產(chǎn)總值（i代表地區(qū)，t為年份，下同），Kit：表示資本存量，Lit：勞動投入，α、β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性，Ait：技術(shù)參數(shù)，Benhabib和Spiegel（1994）研究表明人力資本可通過影響國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新效率和學(xué)習(xí)國外技術(shù)的速度來影響技術(shù)進步[9]，張宇（2008）認為技術(shù)進步主要來自國內(nèi)自身技術(shù)創(chuàng)新和外資部門對內(nèi)資部門產(chǎn)生的逆向溢出效應(yīng)[10]，因此本文進一步假設(shè):

代入（1）式并取對數(shù)得：

其中Rit為本國R&D投入；FDIit為對外直接投資流量；Hit為人力資本；C為常數(shù)項，代表影響技術(shù)進步的其他因素；μit則為隨機干擾項。

2.2 數(shù)據(jù)來源與處理

由于我國OFDI統(tǒng)計始于2003年，因此我們選擇了2003—2014年的數(shù)據(jù)，樣本包括全國29各省、市、自治區(qū)，其中西藏由于數(shù)據(jù)太少予以剔除，重慶數(shù)據(jù)則合并到四川進行分析，貴州、海南、青海部分年份OFDI數(shù)據(jù)缺失。

①國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）。由《中國統(tǒng)計年鑒（2004—2015）》得各省2003—2014年的名義GDP和按可比價格計算的GDP指數(shù)，計算得出以2003年為基期的實際GDP，并且GDP平減指數(shù)=名義GDP/實際GDP。

②對外直接投資（OFDI）和R&D投入（R）。各省、市、自治區(qū)的非金融類OFDI流量數(shù)據(jù)來源于《Wind資訊》,并根據(jù)各年的匯率折算為人民幣；R&D投入R來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒（2004—2015）》；用GDP平減指數(shù)對二者進行平減，得到不受價格變動影響的真實OFDI和R。

③人力資本（H）。本文采用平均受教育年限（Barro等，1993）的方法來測算人力資本存量[11]，各地就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒（2004—2015）》，則H=6*小學(xué)+9*初中+12*高中+16*大專及以上學(xué)歷。

④資本存量（K）和勞動投入（L）。

其中，Iit為i地區(qū)t年固定資本形成額（《中國統(tǒng)計年鑒（2004—2015）》），為剔除價格因素的影響采用各省的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行折算，得到以2003年不變價格計算的各地區(qū)K；δ為資本折舊率，沿用9.6%。將（張軍2004）各省2000年的K，折算為以2003年不變價格的K，進一步測算出2003—2014年的不變價K。采用2004—2015的各省年末就業(yè)人口表示L，數(shù)據(jù)來源與《Wind資訊》。

2.3 OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的地區(qū)差異

由于面板數(shù)據(jù)具有兩維特征，因此本文采用協(xié)方差來分析檢驗以下兩個假設(shè)，來確定是采用混合估計、回歸系數(shù)相同的固定效應(yīng)，還是隨機系數(shù)模型。

H0:(3)式中截面和時間序列回歸的截距、斜率均不變。

H1:(3)式中截面和時間序列的截距不同，但斜率相同。

表1給出了F檢驗的結(jié)果，從中可看出,拒絕H0和H1,應(yīng)采用Swamy（1970）[13]的面板隨機系數(shù)模型。

Peter Lodrup，“Challenges to an Established Paternity － Radical Changes in Norwegian Law”，International Survey of Family Law，353，2003，p．357．

采用方程(3)運用面板數(shù)據(jù)隨機系數(shù)模型，對全國以及分地區(qū)進行回歸分析，結(jié)果如表2。

從上述結(jié)果可看出，現(xiàn)階段我國OFDI對經(jīng)濟增長有正向的促進作用，但系數(shù)僅為0.004 9，促進作用并不明顯。為了進一步考察OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的地區(qū)差異，將我國各省、市、自治區(qū)劃分為東部、中部以及西部區(qū)域，分別進行回歸，可看出不同區(qū)域OFDI對經(jīng)濟增長的影響不同。東、西部地區(qū)系數(shù)為正，但統(tǒng)計上并不顯著；中部地區(qū)系數(shù)為負，也不顯著。鑒于積極的促進作用發(fā)生在東、西部地區(qū)，我們推測地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、是決定OFDI影響經(jīng)濟增長得關(guān)鍵。故本文采用Hansen(2000)的門檻回歸模型進行檢驗[12]。

3 OFDI經(jīng)濟增長效應(yīng)的門檻回歸分析

3.1 門檻模型的構(gòu)建與變量選擇

本文模型采用Hansen（2000）的門檻回歸：

其中yit為被解釋變量，xit為解釋變量，qit為門檻變量，eit為隨機干擾項。在此基礎(chǔ)上，將本研究的門檻回歸模型設(shè)定為：

Xit、θ、δ均為列向量，Xit'=[1，LnOFDIit，LnRit，LnHit，LnKit，LnLit]，θ=[θ0，θ1，θ2，θ3，θ4，θ5]，δ=[δ0，δ1，δ2，δ3，δ4，δ5]；當qit≤γ時，dit(γ)取0，解釋變量的系數(shù)為θ；當qit＞γ時，dit(γ)取1，解釋變量系數(shù)為θ+δ。

針對各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況不同，本文依次從經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力三方面進行門檻分析。一地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平用各地區(qū)的人均GDP(RGDP)和資本存量（K）表示，其中RGDP來自《中國統(tǒng)計年鑒（2004—2015）》，K數(shù)據(jù)同上；對外開放度采用外貿(mào)依存度（Open）和對外投資依存度（OFDI/GDP）表示,其中Open=進出口總額/GDP，各地區(qū)進出口總額數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2004-2015）》，并將美元按當年匯率折算為人民幣計量，OFDI/GDP；一地區(qū)的技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力選用各地區(qū)人力資本（H）和R&D強度表示，H計算方法同上，采用“勞動了的平均受教育年限”；R/GDP計算方法：R/GDP,R數(shù)據(jù)來源同上。

3.2 門檻值的確定

參考Hansen(2000)的面板數(shù)據(jù)回歸理論，首先對模型（6）進行OLS回歸，殘差平方和Sn=（θ，δ，γ）為：

在模型殘差平方和取最小值處可得門檻值的估計值

其中Γn=?！衶q1,…,q2}，滿足式（8）的觀測值均為可能的門檻值，門檻值一旦確定后，其他的參數(shù)值也可以相應(yīng)確定。進一步檢驗門檻回歸模型的顯著性，設(shè)H0:θ1=θ2，同時構(gòu)造ˇLM統(tǒng)計量：

其中，S0為H0成立時的殘差平方和，Sn為存在門檻時的殘差平方和。此時LM統(tǒng)計量不服從X2分布，本文采用“自舉法”（Bootstrap）得到漸進分布，進而獲得相應(yīng)的Bootstrap P值。隨后，進行門檻估計值的真實性檢驗，確定其置信區(qū)間。原假設(shè)=γ0，Hansen(2000)采用“似然比統(tǒng)計量”檢驗門檻值：

當 LRn(γ)≤c(α)=-2ln(1-α)時（α為顯著性水平），接受H0，即不存在門檻值。

3.3 門檻回歸結(jié)果

本文采用Stata13.0軟件進行回歸分析，將樣本按照門檻變量從小到大排列，采用“網(wǎng)格搜索法”，以0.15為跨度進行5 000次“自舉法”。由表3可知，經(jīng)濟發(fā)達程度、地區(qū)開放度、人力資本和R&D強度均存在門檻效應(yīng)。

?

①經(jīng)濟發(fā)展水平。一地區(qū)的人均GDP和物質(zhì)資本存量K是該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達程度的綜合反映，一般來說，RGDP、K達到一定水平時，該地區(qū)會形成較強的競爭力和技術(shù)創(chuàng)新力，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。分別以RGDP、K為門檻變量對模型（6）進行回歸，結(jié)果如表4。

從回歸結(jié)果可知，RGDP、K對OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)均存在門檻效應(yīng)，且OFDI對經(jīng)濟增長的促進作用隨著RGDP、K的提高而不斷增加。RGDP的門檻值為3.234 9，即當RGDP低于3.234 9萬元時，OFDI對經(jīng)濟增長的促進作用系數(shù)為0.038 8，當超過這一門檻值時，促進作用可增加至0.203 9。同樣，一地區(qū)的物質(zhì)資本存量K低于20 763.300 8億元時，OFDI的系數(shù)為0.027 4，超過這一門檻值后其系數(shù)變?yōu)?.143 7。截至2014年北京、天津、遼寧、山東、江蘇、浙江、上海、福建、廣東、黑龍江、吉林、湖北、內(nèi)蒙古、四川14個地區(qū)通過RGDP的門檻，僅海南、廣西、貴州、青海、寧夏、甘肅6地區(qū)未越過K的門檻。

②地區(qū)開放度。一地區(qū)的對外開放程度直接關(guān)系到該地區(qū)的企業(yè)能否通過投資到發(fā)達國家，產(chǎn)生技術(shù)逆向溢出，促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。這里選取外貿(mào)依存度Open和對外直接投資依存度OFDI/GDP，檢驗結(jié)果如表5。

由回歸結(jié)果可知，一地區(qū)的Open和OFDI/GDP均對OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在正向的門檻效應(yīng)。當?shù)貐^(qū)Open高于0.095 6時，OFDI的彈性系數(shù)可達0.072 4，反之該系數(shù)僅為0.018 1。從對外直接投資依存度的回歸結(jié)果來看，OFDI與經(jīng)濟增長之間存在門檻效應(yīng)，低于門檻值0.000 083時，OFDI的系數(shù)為0.035 9，當該指標高于門檻值時，OFDI的系數(shù)升至0.084 1。截至2012年各省市區(qū)的對外投資依存度均已跨過門檻值,但山西、湖南、貴州、青海、陜西、甘肅和內(nèi)蒙古到2014年仍未越過Open的門檻。

③技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力。一地區(qū)的技術(shù)進步不僅取決于研發(fā)投入還與該地區(qū)的人力資本有較大關(guān)系。人力資本既可以加速OFDI技術(shù)的逆向技術(shù)溢出，同時還可以影響技術(shù)吸收與創(chuàng)新效率；R&D強度越大，技術(shù)進步越快，對經(jīng)濟的促進作用也就越大。因此，本文選用人力資本H和R&D強度R/GDP進行回歸檢驗，結(jié)果如表6。

?

檢驗結(jié)果表明，一地區(qū)的H和R/GDP均對OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)有正向的門檻作用。當?shù)貐^(qū)的平均受教育年限低于8.174 2時，OFDI對經(jīng)濟增長有顯著的負向作用，系數(shù)為-0.045 5，當該地區(qū)越過門檻值后，OFDI對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用，其系數(shù)變?yōu)?.073 45。研發(fā)投入在門檻值前后的系數(shù)均為正，但當R/GDP≤0.072 5時，OFDI的系數(shù)僅為0.014 4，超過這一門檻值后，系數(shù)提高至0.139 7。截至2012年各省的平均受教育年限均已超越門檻值；而2014年河北、黑龍江、吉林、山西、河南、江西、海南、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、甘肅、內(nèi)蒙古和新疆仍未通過R/GDP的門檻，大部分地區(qū)的研發(fā)投入仍不夠，導(dǎo)致技術(shù)進步較慢，OFDI對經(jīng)濟的促進作用不明顯。

4 研究結(jié)論與政策展望

本文選取我國2003—2014年的省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并測算了引發(fā)促進作用的各變量的門檻水平。通過檢驗，得到如下結(jié)論：

不同地區(qū)OFDI對經(jīng)濟增長的促進作用不同，中部地區(qū)OFDI對經(jīng)濟增長有負向作用，而東部及西部地區(qū)均為正向作用。由這一結(jié)論可看出，正向的促進作用可能存在基于某些經(jīng)濟發(fā)展狀況上的門檻特征。

在此基礎(chǔ)上，選擇人均GDP、資本存量、外貿(mào)依存度、對外投資依存度、人力資本和R&D強度6個指標，檢驗各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況對OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)的影響。實證結(jié)果顯示，以上6個指標均對OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)有顯著的影響，當其超越某一門檻值后，OFDI的系數(shù)會顯著提升，對經(jīng)濟增長有顯著的門檻特征。

通過上述分析，我們認為從當前中國的總體發(fā)展水平來看，OFDI已經(jīng)對經(jīng)濟增長有了一定的促進作用，但由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，各地區(qū)OFDI的促進作用不同。經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)，通過OFDI已經(jīng)對當?shù)亟?jīng)濟產(chǎn)生了顯著的促進作用，但由于部分地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放度、人力資本等指標并未達到門檻值，OFDI對經(jīng)濟增長的促進作用仍不明顯，甚至為負值。因此，各地政府應(yīng)該在充分了解本地區(qū)經(jīng)濟狀況的前提下，因地制宜地制定對外直接投資戰(zhàn)略。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)可擴大OFDI，進而加快技術(shù)逆向溢出，促進經(jīng)濟增長；經(jīng)濟發(fā)展程度較低或開放度不高的地區(qū)，應(yīng)根據(jù)自己地區(qū)的弱勢，進行相應(yīng)的改進，包括加大R&D研發(fā)投入、提升資本存量、擴大對外開放度、提升教育普及情況等，越過門檻，最終實現(xiàn)OFDI對經(jīng)濟增長的促進作用。

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［責(zé)任編輯：付 佳］

Study on the Local Difference of OFDI on Economic Growth and the Threshold Characters

BIANMeng-meng,HUANGHan-jiang
（1 College of Management,University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093,China;2. Shanghai Infrastructure Optimization Research Institute,Shanghai 200093,China）

This paper selects the annual data of China in 2003-2014,and uses the panel random coefficient model to test the effect of FDI on the economic growth.The results show that there are obvious regional differences in the impact of FDI on economic growth,which is positive in the eastern and western regions and negative in middle area.Based on that,the threshold regression model was used to verify and measure the threshold level which ensure the OFDI’s influence on economic growth in three aspects,including the level ofeconomic development,the openness ofeconomy,technologyabsorption and innovation capacities.

Economic Growth Effect;RandomCoefficient;Threshold Regression;OFDI

F830.593

A

1673-5919（2017）01-0013-05

10.13691/j.cnki.cn23-1539/f.2017.01.004

2017-01-05

邊夢夢（1991-），女，江蘇徐州人，碩士研究生。

黃漢江（1956-），男，上海人，所長，研究員。研究方向：固定資產(chǎn)投資。