外匯儲備充裕下對外直接投資與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

■徐 悅

對外直接投資是指一國企業(yè)、團體等為取得國外企業(yè)的經(jīng)營管理權(quán)而在國外以現(xiàn)金、實物或無形資產(chǎn)等形式進行投資的經(jīng)濟活動[1]。近年來，隨著經(jīng)濟全球化進程的加快，國際資本流動規(guī)模日趨擴大，對外直接投資已成為世界經(jīng)濟非常重要的組成部分。作為中國“走出去”戰(zhàn)略的重要內(nèi)容，中國對外直接投資發(fā)展迅速。截至2013年底，中國境內(nèi)投資者在179個國家或地區(qū)開展了直接投資活動，投資流量達創(chuàng)歷史紀錄的1078.4億美元，同比增長22.8%，并呈現(xiàn)出投資行業(yè)多樣化、投資范圍寬廣化、投資存量集中化等特點。根據(jù)國際投資的利益分配模型，對于資本的輸出國來說，資本的流出必然會對國內(nèi)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的影響，但如果輸出國國內(nèi)的損失小于其在海外直接投資的收益，那么這種對外直接投資活動不僅會改善輸出國的國際收支情況，同時也會增加資本輸出國的資本積累。然而事實上，很多發(fā)展中國家在選擇對外直接投資這種國際經(jīng)濟活動時，更多考慮的是減少發(fā)達國家的貿(mào)易壁壘及促進本國的技術(shù)進步，這種方式從長期看符合一個國家或是一個企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，但在短期內(nèi)是否能帶來切實的經(jīng)濟效益仍然值得探討。目前，學術(shù)界對發(fā)達國家對外直接投資活動的研究已經(jīng)相對成熟，但對發(fā)展中國家對外投資活動的可能性及對東道國經(jīng)濟影響的相關(guān)理論和實證研究并不多。因此，對發(fā)展中國家而言對外投資活動對經(jīng)濟發(fā)展到底有何影響，仍然是值得進一步探討的問題。

報道稱，雖然網(wǎng)上貿(mào)易持續(xù)增長，但這并不一定意味著在現(xiàn)實世界中實體零售生意的消亡。根據(jù)普華永道的統(tǒng)計，近60%的德國人每周至少會在實體零售店中掏一次錢包。實體店購物的人數(shù)甚至多于3年前，當時只有46%的人進入實體商店購物。報道稱，然而這種變化現(xiàn)在也出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)：一些網(wǎng)上供貨商也冒險進入現(xiàn)實世界。亞馬遜現(xiàn)在也開始辦實體零售店。在美國已經(jīng)出現(xiàn)首批亞馬遜實體零售商店。

綜上所述，將循證護理運用于肛裂術(shù)后便秘患者可以讓患者對護理和治療的配合度更高，通過詳細解釋便秘對肛裂產(chǎn)生的影響提高了患者的認知功能，患者能夠多食用新鮮的蔬果從而讓便秘的情況得到減少，有效提高了護理質(zhì)量和患者的滿意度。

一、文獻回顧

關(guān)于對外直接投資與母國經(jīng)濟增長間的關(guān)系，國內(nèi)外學者已經(jīng)進行了較多研究。西方學者對企業(yè)對對外直接投資的研究始于20世紀60年代，并提出了比較成熟的模型和理論。其中，國外研究中影響力最大的是Dunning的投資發(fā)展周期(IDP)理論。該理論從動態(tài)角度分析了國家經(jīng)濟發(fā)展水平與對外直接投資的關(guān)系，認為一個國家的對外直接投資能力取決于該國的經(jīng)濟發(fā)展水平以及其所擁有的OIL優(yōu)勢(所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢及區(qū)位優(yōu)勢)，并對對外直接投資各階段的劃分、特征等做了全面的解釋，認為其國際投資地位與該國GNP呈正相關(guān)關(guān)系，并依據(jù)人均GNP的水平將國家投資進程分為五個階段[2]。該理論也成為其他學者分析不同國家投資發(fā)展階段的主要模型。Porter競爭優(yōu)勢發(fā)展階段理論認為，動態(tài)比較優(yōu)勢是經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，對外直接投資的流動與其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變動相對應(yīng)，每個具體的對外直接投資類型都與其發(fā)展的階段相符合[3]。Koizumi和Kopecky為研究對外直接投資對經(jīng)濟增長的作用，創(chuàng)建了國際資本長期流動模型，該模型假設(shè)外資中內(nèi)含的技術(shù)具有公共產(chǎn)品的性質(zhì)，能給社會帶來額外的利益。此外，還有學者對母國經(jīng)濟增長與對外投資彼此之間的關(guān)系進行了闡述[4]。其中，替代關(guān)系的支持者認為企業(yè)對外投資是為了更好地利用經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)，從而繞開貿(mào)易壁壘[5]。但是，企業(yè)將部分資金轉(zhuǎn)移到國外進行直接的投資生產(chǎn)，國內(nèi)投入就會相應(yīng)減少。同時，國內(nèi)產(chǎn)品出口受限，進而對國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展起到替代作用。而互補關(guān)系的支持者認為，雖然對外投資會將一部分用于國內(nèi)投資的資金轉(zhuǎn)移到國外，然而企業(yè)在國外進行的大多是與國內(nèi)不同的經(jīng)濟活動，企業(yè)對外投資是利用東道國資源和較低的生產(chǎn)要素價格[6]。

國內(nèi)學者的研究，更多討論的是國內(nèi)經(jīng)濟的增長對對外直接投資產(chǎn)生的影響以及對外投資與對外貿(mào)易之間的關(guān)系，采用的模型多為Dunning的IDP理論。劉紅忠根據(jù)中國26個省市自治區(qū)在1982—1994年間相關(guān)數(shù)據(jù)進行了趨勢和模型分析，認為對外直接投資的程度具有階段性特征，這與投資國經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)[7]。涂萬春和陳奉先利用1982—2003年中國的人均GDP和人均凈對外直接投資，應(yīng)用二次方、三次方和五次方模型進行檢驗，結(jié)果認為我國投資發(fā)展路徑符合IDP理論的U型曲線[8]。楊健全、楊曉武和王潔采用1985—2004年間對外直接投資的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過數(shù)據(jù)和模型變量優(yōu)化對我國對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系進行了實證檢驗，研究證明我國對外直接投資的發(fā)展軌跡符合IDP理論，而我國對外直接投資增長速度和投資效率與發(fā)達國家仍有較大差距[9]。近年來，學者們開始針對對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展相互質(zhì)檢單額關(guān)系展開討論。馮躍應(yīng)用投資依存度國際比較及計量經(jīng)濟模型，分析對外投資與投資國經(jīng)濟總體規(guī)模的內(nèi)在聯(lián)系及與其全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)系，認為世界主要投資國的對外投資與國民生產(chǎn)總值間存在較強的正相關(guān)關(guān)系，并推動其經(jīng)濟增長[10]。張廣劍和潘志玄通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，認為中國經(jīng)濟發(fā)展對對外直接投資影響不顯著，而我國經(jīng)濟發(fā)展受中國對外直接投資影響顯著[11]。宋弘威和李平選取了我國1983—2006年間的數(shù)據(jù)，對對外投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究，認為兩者之間不存在明顯的因果關(guān)系[12]。沈軍和包小玲選用1990—2010年對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)對中國對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系進行了協(xié)整檢驗，研究認為對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在長期均衡關(guān)系[13]。

為了更能體現(xiàn)線性趨勢，用自然對數(shù)形式來表示方程中變量指標，并消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象。用LNCGDP以及LNCFDI表示中國GDP和中國對外直接投資。

2）分析智慧城市需要具備的功能，結(jié)合智慧城市理念規(guī)劃設(shè)計的現(xiàn)代化新型城市要求具備多種功能，尤其需要具有信息化功能；

二、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主要采用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、中國對外直接投資流量(FDI)兩個指標。以1983—2013年間的中國相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來自世界銀行世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫與聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議(UNCTAD)世界投資報告。

如圖1所示，在經(jīng)歷2001—2002年短暫的下滑后，中國對外直接投資于2003年開始明顯擴張，且在2008年后有階段性上升趨勢。圖2顯示了1982—2013年間中國經(jīng)濟走勢，總體來說，我國經(jīng)濟顯現(xiàn)上升趨勢，尤其是1993年以后的上升趨勢尤為明顯。

圖1 1982—2013年中國對外投資走勢(億美元)

(二)模型設(shè)定

通過以上ADF檢驗，原始數(shù)據(jù)的回歸分析結(jié)果的殘差p值大于0.01(見表4)，表明其是不平穩(wěn)的，利用一階差分進行回歸分析的殘差p值小于0.01(見表5)，說明其為平穩(wěn)序列，故而可認為一階差分回歸分析是更均衡的。長期均衡協(xié)整方程為:

其中，y代表產(chǎn)出水平，A代表技術(shù)水平，K代表資本水平，L代表勞動力總量與人口總量的比例(假定L、A為一常數(shù))，t代表時間，0 〈α 〈1。

第二步，繼續(xù)采用ADF檢驗法對上式的殘差進行單位根檢驗，判斷殘差序列是否平穩(wěn)。其不含常數(shù)和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數(shù)。

第一步，對LNCGDP和LNCFDI兩個一階單整變量建立回歸模型:

2.4 不良反應(yīng) 2個RCTs對治療后是否出現(xiàn)不良反應(yīng)進行報告，1個研究報告無不良反應(yīng)發(fā)生，另1個研究報告治療組出現(xiàn)暈針1例，西藥組出現(xiàn)血壓降低1例。

(三)變量的平穩(wěn)性檢驗

為考察解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性和解釋程度，建立時間序列經(jīng)濟增長模型后，對模型進行回歸分析。為檢驗經(jīng)濟變量是否具有時間趨勢，對各個變量需進行平穩(wěn)性檢驗，從而明確協(xié)整分析法能否被采用。

通過對文獻的回顧和整理，可以看出:由于學者研究選擇的樣本、變量及模型不同，得出的結(jié)果也不盡相同。如按照經(jīng)濟增長與外國直接投資的因果關(guān)系劃分，這些研究成果可以分為四類:一是認為經(jīng)濟增長是外國直接投資的格蘭杰原因，而外國直接投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，即經(jīng)濟增長會促進對外直接投資;二是認為外國直接投資是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長不是外國直接投資的格蘭杰原因，即外國直接投資推動經(jīng)濟增長;三是認為兩者間關(guān)系不確定;四是認為兩者互為格蘭杰因果關(guān)系。

如表1所示，中國1982—2013年GDP和對外直接投資取對數(shù)進行的ADF檢驗結(jié)果表明，沒有經(jīng)過差分的數(shù)據(jù)在0.01的顯著性水平下沒有拒絕有單位根的假設(shè)，這說明其是不平穩(wěn)的，具有時間趨勢的序列。而經(jīng)過差分的數(shù)據(jù)P值為0，拒絕有單位根的假設(shè)，這說明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，說明協(xié)整檢驗法是可以被運用的。同時，為了更好地描述對外投資和中國經(jīng)濟增長的關(guān)系，對中國的GDP數(shù)據(jù)進行ARMA模型分析。ARMA模型為:

圖2 1982—2013年中國GDP走勢(億美元)

{εk}為白噪聲序列，xt表示的是lnGDP的時間序列數(shù)據(jù)。利用eviews得出ARMA(p，q)模型結(jié)果，見表2。

表2 ARMA模型檢驗結(jié)果

利用自回歸模型1階來表示lnGDP的ARMA模型，結(jié)果顯示為AR(1)模型，且模型擬合系數(shù)為0.99，公式為:

表1 ADF檢驗結(jié)果

(四)協(xié)整檢驗

兩個變量通過ADF檢驗后都被證實是非平穩(wěn)的，但這不能說明它們之間的線性組合也是非平穩(wěn)的。為了探究兩者之間的線性組合關(guān)系，此時兩個變量之間的線性組合是否存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系就需要通過協(xié)整檢驗來確定。本文采用E-G兩步法即Engle-Granger協(xié)整檢驗法。第一步計算非均衡誤差et，第二步檢驗單整性，et為穩(wěn)定序列則為協(xié)整。

生產(chǎn)函數(shù)演變成產(chǎn)出和資本之間的方程，本文用GDP表示產(chǎn)出水平，用對外直接投資表示資本水平，依據(jù)方程(2)可以設(shè)定以下經(jīng)濟增長模型:

表3 變量協(xié)整檢驗的回歸方程

如表3所示，通過eviews得到回歸方程為:

對(1)式左右兩邊取自然對數(shù)，得出:

再看說明書里的藥代動力學項中寫著“藥物在紅細胞內(nèi)可蓄積數(shù)周”，正是因為這個藥有在體內(nèi)長期蓄積的這個特性，外加又有明確的對胎兒的致畸性，在美國，利巴韋林只有口服和霧化吸入兩種給藥劑型，沒有注射劑，也就是說沒有輸液給藥的劑型。而且在藥品的說明書里注明了這樣的話：“即使接觸低至1% 的治療劑量也會產(chǎn)生明顯的致胎兒畸形的可能性。因此育齡期女性以及她們的性伴侶應(yīng)該在使用這個藥的6個月內(nèi)避免懷孕。懷孕中的醫(yī)務(wù)人員也應(yīng)該避免為病人操作利巴韋林的霧化吸入?！?/p>

表4 未經(jīng)過差分處理的殘差序列ADF檢驗結(jié)果

表5 一階差分處理的殘差序列ADF檢驗結(jié)果

本文采用經(jīng)典的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來分析對外直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

通過以上檢驗可以得出，1982—2013年中國GDP與對外直接投資之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者呈正相關(guān)關(guān)系，中國對外直接投資每增加1%，GDP就增加0.505947%。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

如表6所示，在“GDP不是FDI的格蘭杰原因”一項中，其概率為0.004，小于置信度0.05，所以我們得到中國經(jīng)濟增長是中國對外直接投資的格蘭杰原因。在“FDI不是GDP的格蘭杰原因”一項中，其概率為0.4858，大于置信度0.05，所以我們得到中國對外直接投資不是中國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

三、政策建議

中國經(jīng)濟增長是對外直接投資的格蘭杰原因，說明不斷提升的經(jīng)濟實力是中國開展對外直接投資的強有力保障，而對外直接投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這表明現(xiàn)階段對外直接投資對我國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻有限。因此，筆者認為，中國應(yīng)該繼續(xù)加大鼓勵外商投資的力度，繼續(xù)保持外商投資的強勁勢頭。面對當前中國外匯儲備居高不下的現(xiàn)實，為何還要鼓勵外商來中國投資呢?

首先，預(yù)防性動機導致儲蓄率畸高。進入21世紀，中國已經(jīng)成為吸收外資最多的發(fā)展中國家之一，也是世界上外匯儲備最多的國家之一，但中國對外匯的依存度并不高。就目前來看，中國居民投資渠道狹窄，全國居民儲蓄存款余額居高不下，出現(xiàn)資金充裕的表象，但國內(nèi)制造業(yè)資金缺口非常大。現(xiàn)階段儲蓄余額急劇增加，但并不意味著居民沒有消費意愿。目前，居民面臨摩擦性、結(jié)構(gòu)性失業(yè)，就業(yè)風險明顯加大，各行業(yè)收入預(yù)期明顯下降，而國內(nèi)物價尤其是生活品費用、醫(yī)療費用、教育費用和購房費用預(yù)期支出上升。由于謹慎性動機以及預(yù)防性動機，居民即便擁有富余的資金，也不會輕易選擇消費或投資，而更傾向于儲蓄。

當材料自檢發(fā)現(xiàn)一定問題時，由于供貨方和項目方各執(zhí)一詞，這時候就需要進行材料送檢，材料送檢的取樣員在要在見證人員的監(jiān)督下，按照有關(guān)技術(shù)標準的規(guī)定，從檢驗對象中抽取試樣，試樣在見證人員的監(jiān)送下送達第三方試驗單位。材料見證送檢檢測報告應(yīng)加蓋試驗單位檢測專用章。

其次，外向型企業(yè)的蓬勃發(fā)展是中國外匯儲備規(guī)模擴大的主因。而外資及合資企業(yè)不斷發(fā)展壯大使大量國外的資金、技術(shù)、設(shè)備與管理人員被引進，大大節(jié)省了購買國外技術(shù)、設(shè)備與管理人員的外匯成本，從而也使我國外匯產(chǎn)生巨額盈余。不少學者認為，在特殊環(huán)境下中國資金出現(xiàn)的富余只是一種表象，本質(zhì)上我國經(jīng)濟發(fā)展水平還很低，還處于向國外取經(jīng)的階段，還遠遠未達到向國外輸出產(chǎn)品、技術(shù)尤其是高技術(shù)的階段。因此，我國在當今社會經(jīng)濟大變革和大發(fā)展的階段，長期的資本和資金的短缺將是經(jīng)濟的基本面。

同時，我國地方財政較普遍地存在著巨額債務(wù)，國家審計署于2013年8月至9月對政府性債務(wù)情況進行了全面審計。結(jié)果顯示，截至2013年6月底，全國各級政府負有償還責任的債務(wù)達206 988.65億元，其中可能承擔一定救助責任的債務(wù)為66 504.56億元，負有擔保責任的債務(wù)達29 256.49億元。中國長期存在的城鎮(zhèn)失業(yè)問題很嚴重，農(nóng)村的失業(yè)形勢也相當嚴峻。2013年底，全國農(nóng)民工總量達到2.69億，國家統(tǒng)計局公布的失業(yè)率不包括農(nóng)村的失業(yè)人員，僅限于城鎮(zhèn)，因此實際失業(yè)情況較公布的數(shù)據(jù)更為嚴重，而增加就業(yè)機會的重要渠道之一便是利用好外資。當前，外商直接投資仍是我國拉動經(jīng)濟增長與緩解就業(yè)壓力的利器。

由最佳一致逼近理論可知，該函數(shù)具有三個偏差點，即區(qū)間的兩端點xri-1與xri及區(qū)間內(nèi)某一點.令xzri為區(qū)間[xri-1,xri]內(nèi)幅度相對誤差絕對值最大的一點，易知此點誤差函數(shù)的一階導數(shù)為0.其中，εri為每個區(qū)間上幅度相對誤差最大值.基于最佳一致逼近理論并結(jié)合平方根函數(shù)的性質(zhì)，得出4個方程：

外商投資的作用不僅限于上述幾點，更為重要的是在直接利用國外的先進技術(shù)和管理方面其有獨特而不可替代的功效，有利于推動經(jīng)濟制度變遷，將資本、管理、技術(shù)等納入收入分配范疇，使資源配置效率全方位提高，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級。在經(jīng)濟“新常態(tài)”下，利用好外商直接投資是深入經(jīng)濟全球化的迫切需要，是“一帶一路”戰(zhàn)略順利實施的重要保障。為此，我們要堅定不移地利用財政政策、貨幣政策、產(chǎn)業(yè)政策等市場手段來引導外商投資，逐步減少行政手段干預(yù)，把錯裝在政府身上的手還給市場。

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