中國的直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)的影響研究

（西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

作為最早支持“一帶一路”倡議的國家之一，蒙古國將“草原之路”的倡議升級成“發(fā)展之路”倡議，此舉實(shí)現(xiàn)了同中國“一帶一路”倡議的深度對接，中蒙雙方簽署了一系列援蒙計劃，在多項(xiàng)領(lǐng)域已達(dá)成了共識。在當(dāng)前全球價值鏈分工條件下，對外直接投資已經(jīng)成為驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的重要力量，中國是蒙古國最大的貿(mào)易伙伴國和投資國，中蒙雙方應(yīng)充分發(fā)揮各自的潛力和有利條件，從而推動兩國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

有關(guān)中國對外直接投資的研究已十分豐富，主要集中在對外直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)及工資等的影響方面。王麗和張巖（2016）[1]認(rèn)為對外直接投資的增長對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級有促進(jìn)作用。戴翔（2006）[2]從微觀基礎(chǔ)出發(fā)，通過實(shí)證，綜合分析了FDI 對國內(nèi)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)中國未來對外直接投資的迅速增長可以提高就業(yè)率。劉海云和廖慶梅（2017）[3]研究發(fā)現(xiàn)OFDI 明顯擴(kuò)大了國內(nèi)制造業(yè)的就業(yè)規(guī)模，且不同技術(shù)水平制造業(yè)存在差異。戚建梅和王明益（2017）[4]使用中國微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國OFDI 擴(kuò)大了企業(yè)間的收入差距。

關(guān)于中國對蒙古國直接投資的相關(guān)研究比較少，主要圍繞著投資的現(xiàn)狀以及在投資過程中出現(xiàn)的問題展開研究。保建云（2007）[5]通過分析中國對蒙直接投資增長與波動認(rèn)為：中國經(jīng)濟(jì)增長與對外投資的非平衡性是導(dǎo)致中國對蒙古國直接投資波動的重要原因。李俊江和宋博（2008）[6]認(rèn)為中蒙之間存在的問題是合作規(guī)模小、合作層次低等。王玉柱（2016）[7]認(rèn)為中蒙兩國在供需層面可以有效對接，兩國合作可以優(yōu)勢互補(bǔ)。

通過對上述對外直接投資的文獻(xiàn)研究可知，對外直接投資的增長對經(jīng)濟(jì)起正向推動作用，但中國對蒙古國直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)的影響分析的關(guān)注還較少，本文擬用VAR 模型研究中國對蒙古國直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)的長期和短期的影響，并就存在的問題提出相應(yīng)對策建議，這對中國與蒙古國深化合作，實(shí)現(xiàn)互利共贏意義深遠(yuǎn)。

二、中國的直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

為了分析中國的直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)的影響，本文選用VAR 模型進(jìn)行定量分析，該模型將當(dāng)期變量表示成變量滯后項(xiàng)的回歸形式，從而分析變量間的動態(tài)關(guān)系。這種模型是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，是研究具有多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和時間序列特點(diǎn)的模型之一，VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中yt是k 維內(nèi)生變量列向量，xt是d 維外生變量向量，p 是滯后階數(shù)，t 是樣本個數(shù)。k×k 維矩陣A1，…，AN和k×d 維矩陣B 是要被估計的系數(shù)矩陣。εt是k 維擾動向量。

本文以2003—2017 年中國對蒙古國直接投資存量作為本研究的解釋變量，以2003—2017 年蒙古國GDP 變化來衡量蒙古國經(jīng)濟(jì)增長水平作為被解釋變量，構(gòu)建VAR 模型。同時運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)、約翰森協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法系統(tǒng)分析了我國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系。

中國對蒙古國直接投資存量的原始數(shù)據(jù)出自2004—2018 年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，2003—2017 年蒙古國GDP 的數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫（World Bank Datebase）。為避免出現(xiàn)多重共線性，本文在實(shí)證分析時對所有變量取自然對數(shù)形式，分別是LNFDI 和LNGDP。

（二）實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。所選用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)會出現(xiàn)偽回歸。為避免這些問題，在進(jìn)行回歸之前，對模型中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從而確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。顯著性水平為5%，其中D代表一階差分。結(jié)果如表1 所示。

表1 各變量時間序列的單位根檢驗(yàn)

從表1 可以看出數(shù)據(jù)的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示，原始數(shù)據(jù)的ADF 檢驗(yàn)值LNFDI 數(shù)據(jù)平穩(wěn)，小于臨界值，但LNGDP 數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，大于臨界值，因此認(rèn)為原始數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，進(jìn)而對其進(jìn)行一階差分再檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)一階差分后，P 值均小于0.05，因此認(rèn)為進(jìn)行一階差分后，數(shù)據(jù)平穩(wěn)且不存在單位根，可以構(gòu)建VAR 模型。

2.最優(yōu)滯后期的選定與模型構(gòu)建。為建立VAR模型，本文采用LR、FPE、AIC、SC、HQ 等指標(biāo)來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，其中AIC 和SC 指標(biāo)數(shù)值越小越好，結(jié)果顯示所有的滯后期指標(biāo)都選擇滯后二階，因此構(gòu)建VAR（2）模型，最終的模型形式如公式（2）所示，最優(yōu)滯后階數(shù)的選定如表2 所示。

表2 VAR 模型滯后期判定標(biāo)準(zhǔn)

為進(jìn)一步保證模型的穩(wěn)健性，本文采用AR 多項(xiàng)式根圖示法檢驗(yàn)所構(gòu)建模型的穩(wěn)健性問題，由AR Roots Graph 得到圖1，結(jié)果顯示，模型所有特征根模的倒數(shù)均位于單位圓的內(nèi)部（均小于1），由此可斷定VAR（2）模型構(gòu)建是穩(wěn)健的，對于所考察的經(jīng)濟(jì)問題達(dá)到了較理想的擬合。

圖1 多項(xiàng)式特征根示意圖

3.協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)數(shù)據(jù)的分析，我們得出中國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長之間呈穩(wěn)步提升的關(guān)系，雖然提升幅度不太一樣，但整體趨勢大致相同，為了進(jìn)一步研究兩者之間的關(guān)系，我們對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)是驗(yàn)證變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系的，這里采用的是EG 兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，對變量的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若序列平穩(wěn)則存在（1，1）階協(xié)整，若殘差序列一階單整，則存在（2，1）階協(xié)整，具體結(jié)果如表3 所示。

表3 EG 兩步法協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)表3 可知，在長期中，我國對外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長間存在正相關(guān)，ADF 檢驗(yàn)顯示，在1%、5%、10%的臨界水平上P 值為0.01 小于0.05，因此說明殘差序列平穩(wěn)，則原序列存在（1，1）階協(xié)整，再綜合上述兩種檢驗(yàn)結(jié)論認(rèn)為：中國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長間僅存在唯一的長期均衡關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系影響效果比較微弱。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明從長期的角度看，我國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長間存有均衡關(guān)系，但這并不意味著分析結(jié)束，我們還需要分析二者之間的短期關(guān)系，對于短期中變量的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法來分析，其具體反應(yīng)的其實(shí)是統(tǒng)計變量在時間上的先后關(guān)系，其結(jié)果應(yīng)結(jié)合模型、理論綜合考慮，檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示。從Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長之間只存在單向因果關(guān)系。

表4 滯后3 期的格蘭杰因果檢驗(yàn)

在假設(shè)1：LNFDI 不是LNGDP 的格蘭杰原因條件下，伴隨概率為0.049，在95%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為中國對蒙古國直接投資是構(gòu)成蒙古國經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。但在假設(shè)2：LNGDP 不是LNFDI 的格蘭杰原因條件下，伴隨概率大于5%的顯著性水平，因此認(rèn)為蒙古國經(jīng)濟(jì)增長不是構(gòu)成中國對蒙古國直接投資的格蘭杰原因。綜合考慮認(rèn)為，中國對蒙古國直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

根據(jù)2003—2017 年中國對蒙古國直接投資與蒙古國GDP 增長的實(shí)證分析，以及脈沖響應(yīng)和方差分析，分別得出了中國對蒙古國直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)增長的長期影響和短期影響，得出以下結(jié)論：一是由協(xié)整檢驗(yàn)可知，中國對蒙古國直接投資與蒙古國經(jīng)濟(jì)增長間存在長期均衡關(guān)系，但協(xié)整關(guān)系影響效果比較微弱；二是經(jīng)過格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，二者存在單邊的格蘭杰因果關(guān)系，即短期內(nèi)中國對蒙古國直接投資對蒙古國經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。

（二）建議

為持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展兩國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易，促進(jìn)兩國雙邊合作互利共贏，對蒙古國提出以下建議：第一，繼續(xù)加大引資力度，投資作為拉動經(jīng)濟(jì)的三駕馬車之一，對蒙古國的投資無疑會帶動蒙古國經(jīng)濟(jì)的增長，從而推動各項(xiàng)產(chǎn)業(yè)的升級。第二，加快投資政策的完善，健全相應(yīng)的法律法規(guī)，穩(wěn)定合作環(huán)境。蒙古國政府應(yīng)向制度更加完善的國家學(xué)習(xí)，簡化有關(guān)流程，縮短手續(xù)辦理時間必要時需降低標(biāo)準(zhǔn)，從而吸引外資。第三，改善外商投資環(huán)境。打造公平透明的法律制度和市場環(huán)境，持續(xù)吸引高質(zhì)量的企業(yè)投資。

對中國提出以下建議：第一，擴(kuò)大對蒙古國直接投資。目前中國對蒙古國直接投資主要在資源開發(fā)方面，在服務(wù)業(yè)、制造業(yè)和高新科技領(lǐng)域還有廣闊的合作空間，中國應(yīng)充分利用蒙古國出臺的政策，把握機(jī)會尋找便利，與蒙方一同向科技領(lǐng)域邁進(jìn)。第二，加強(qiáng)對蒙古國直接投資政策的風(fēng)控管理機(jī)制。中國應(yīng)進(jìn)一步完善相關(guān)的政策體系、建立風(fēng)險管理系統(tǒng)，嚴(yán)格把控風(fēng)險管理系統(tǒng)。第三，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時重視人文交流。中國企業(yè)在蒙古國投資經(jīng)營，實(shí)現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略的同時，不僅要注重發(fā)展自身經(jīng)濟(jì)，同時也應(yīng)加強(qiáng)對當(dāng)?shù)仫L(fēng)俗文化的學(xué)習(xí)，不斷加強(qiáng)自身的素養(yǎng)，主動承擔(dān)社會責(zé)任。