雙向直接投資對中國內陸地區經濟發展的影響
——基于河南省的實證分析

海晨穎

(廣西大學 廣西 南寧 530004)

引言

自改革開放以來,我國不斷加大對外開放力度,加速中國與世界的深度交流與經濟的雙向融合。雙向直接投資，即外商直接投資(FDI)與對外直接投資(OFDI)，在我國經濟中所占的比重逐年增加。但是,作為跨國資本流動的最高形式,雙向直接投資對一個地區經濟的影響會受到各種因素的影響，比如經濟發展趨勢、對外政策等[1],因此,雙向直接投資對我國內陸地區經濟發展的影響如何還尚不可知。此外,雙向直接投資的發展與城市的地理位置和交通狀況密切相關。改革開放初期,沿海城市早已借助優越的地理位置、便利的交通率先開展了對外貿易,而內陸城市,交通閉塞,對外貿易較為落后。隨著交通建設的發展,河南——我國典型的內陸省份，作為我國重要的海、陸、空交通樞紐,借助“一帶一路”這一發展良機，深化對外開放。河南現已依托跨境電商、跨境航空貨運“雙樞紐”和跨境班列這三條“絲路”打通了陸空立體通道,更好地發展雙向直接投資。因此,本文將河南省選為內陸地區的代表,研究雙向直接投資對其經濟增長的影響。

以往學者研究雙向直接投資對我國經濟的影響多從對國家總體經濟發展的影響、對產業結構的影響等等角度來看，而較少從地理位置進行區分研究我國內陸省份的雙向直接投資狀況及其與經濟發展的關系。對于我國來說，沿海地區的對外開放程度已經較高，對外開放對經濟發展的影響已較為明了，而內陸地區的對外開放程度還有待進一步發展。如今，河南省作為中部崛起戰略中的重要一員，怎樣進行對外投資，如何更好地吸引并利用外資具有很大的實際價值。因此，本文以河南省為例，研究雙向直接投資與其經濟發展之間的關系。這對于把握如何利用雙向直接投資推動我國內陸地區經濟的發展具有重要的現實意義，對于其他內陸省份如何發展雙向直接投資也具有一定的借鑒意義。

一、研究綜述

(一)雙向直接投資與河南省經濟發展

如今，正處于工業化、城鎮化、農業現代化一體化發展的河南省仍不斷深化改革，加大對外開放力度，雙向直接投資對河南省的經濟發展影響深遠。徐冉(2012)研究了河南省對外開放與其經濟增長的關系發現，對外開放與河南省的經濟發展相關，二者能夠相互促進[4]。但由于河南地理位置原因，較晚才開始對外開放，招商引資規模偏小，項目多是能源類及一般制造業類，而高新技術類和服務業類相對較少[5]。蔡培英(2011)通過對河南省1985-2010年的外商直接投資與國民生產總值進行實證分析發現，二者在總量上的增長是基本趨于一致的，外商直接投資對河南省經濟增長的貢獻顯著。但外商投資對河南省的技術水平提高并無太多的影響，長期來看，也不會有較大的推動力，甚至會產生一定的阻礙作用。此外，外商直接投資能夠小程度地正向影響河南省的就業[6]。楊玉華(2008)通過研究河南省1990-2006年的對外開放發現，對外承包工程、進行國際勞務合作、開展國際旅游這三項活動與河南省的經濟增長正向相關[7]。梁丹等(2005)認為，河南省內各地區間的對外投資有較大的差距。河南省中北部和西南部地區對外投資較多，而豫東地區的對外投資則較少。這種地域間的發展不平衡加大了河南內部地區的經濟發展差距[8]。總體來看，學者們對河南省雙向直接投資與經濟發展之間的關系研究較少，年代較遠，尤其是欠缺河南省對外直接投資與經濟發展之間的研究，近年來河南省雙向直接與經濟發展之間的關系有待進一步探究。

二、研究假設

外商直接投資是影響發展中地區經濟發展的重要部分，眾多學者們從不同的方面研究外商直接投資對欠發達地區經濟的拉動作用及影響機制，這對同樣處于欠發達的河南省有一定的借鑒意義。劉忠廣(2010)研究發現，河南省的外商直接投資與進出口貿易之間存在長期協整關系，進出口貿易的增長能吸引更多的外商直接投資，從而推動經濟的發展[12]。吳雨天(2018)對中國對外直接投資進行研究，得出結論中國對外直接投資與經濟發展水平存在正的長期均衡關系[13]。魏景斌(2017)通過對東盟十國進行研究發現，外商直接投資也能夠顯著推動這些東盟國家的經濟增長[15]。外商的直接投資帶來的不僅是資本的轉移，而且還有經驗及技術的轉移，通過溢出效應和外部效應對被投資地區的技術產生積極的影響。此外，外商直接投資也能為被投資地區帶來部分稅收，增加財政收入，而且對國民收入分配和就業都將產生重要的影響。外商直接投資在一定程度上還能減少資本、技術等關鍵要素對我國經濟發展的阻礙，有助于推進工業化進程。由此可認為，外商直接投資會從多個方面對河南省的經濟發展產生影響，從而促進河南省經濟的發展。據此提出假設H1。

H1:外商直接投資對河南省的經濟發展有正向促進作用。

“走出去”和“引進來”是一對相反的活動，但其關系并不是相互對立，而是相互促進。相對于外商直接投資，對外直接投資是對外開放的更高階段，能夠彌補外商直接投資的不足，還能開拓國外市場，獲取更多資源。對外開放一般是先進行外商直接投資，繼而才進行對外直接投資，欠發達地區的對外直接投資發展一般會滯后于外商直接投資。鄧寧的投資發展周期理論證實了區域經濟發展與其對外投資規模之間的關系，即對外直接投資規模會隨著經濟發展水平的提高不斷擴大[17]。河南省現今已處于對外直接投資的擴張階段，其對外直接投資規模連年攀升。投資國通過開展尋求先進技術類的對外直接投資活動，便有機會學習到被投資國先進的生產技術和先進的企業制度等，并將其逆向引入投資國，從而有利于投資國技術水平的提升及相關管理制度的完善發展，推動投資國經濟的高速增長。此外，對外直接投資能夠借助國外市場消化國內過剩的產能，這既能滿足國外市場的需求、增加跨國企業的營業收入，同時還有利于投資國的經濟增長。中國長期以來不顧可持續發展的粗放型經濟發展方式已造成某些非再生資源的不足，并且已無法滿足未來經濟發展的需要，開展尋求資源類的對外直接投資活動能夠為我國經濟發展提供更多的資源支持，在一定程度上削減供需矛盾的問題。另外，通過開展對外直接投資，能夠轉移國內的過剩產能，這是中國進行產業轉型升級的重大機會。據此認為，通過開展對外直接投資活動能獲取外國先進的技術、更規范的制度、提高資本配置效率、回報率及產出效率、還能開拓海外市場、轉移過剩的產能、利用國外的能源等等，從而為河南省的經濟發展提供動力。由此提出假設H2。

H2:對外直接投資對河南省的經濟發展有正向促進作用。

三、模型設定與數據來源

(一)模型設定

為研究河南省的雙向直接投資與其經濟發展之間的關系，以內生增長模型為理論分析模型，建立柯布-道格拉斯函數。原柯布-道格拉斯函數是用人力、資本和技術三者來衡量企業的生產發展，本文借助此函數，建立了用勞動力投入、雙向直接投資規模及政府宏觀調控來預測河南省經濟發展的模型，具體計量模型如(1)所示：

GDPt=PtFDIt∝OFDItβGOVEtγμ

(1)

其中：t表示年份；GDPt為被解釋變量，表示國內生產總值；FDIt、OFDIt為解釋變量,FDIt代表外商直接投資，OFDIt代表對外直接投資；Pt為控制變量，代表勞動力投入；GOVEt為控制變量，代表政府支出；∝、β、γ代表彈性系數；μ為常數項。

(二)各變量的具體解釋

被解釋變量為GDP，代表河南省的經濟發展，用河南省每年的國內生產總值來表示。解釋變量為FDI和OFDI,FDI代表河南省外商直接投資的發展，用河南省內每年實際使用的外商直接投資額來表示；OFDI代表河南省對外直接的發展，用河南省每年對外實際投資額來表示。控制變量為GOVE和P，GOVE代表河南省政府對經濟的宏觀調控情況，用河南省每年的財政支出來表示;P代表河南省的勞動力投入狀況，用河南省每年的就業人口來表示。

由于研究數據為河南省近17年來的相關數據，屬于時間序列，而時間序列具有異方差性，因此對變量均用取自然對數的形式進行處理。各變量取自然對數后分別記為LP、LGDP、LFDI、LOFDI、LGOVE。對公式(1)兩邊取自然對數，得公式(2)：

LnGDP=LnP+∝LnFDI+βLnOFDI+γLnGOVE+μ

(2)

(三)數據來源

本文以河南省的經濟發展及雙向直接投資為研究對象，選取的樣本為河南省2002—2018年共17年相關的統計數據。數據均來自《河南省統計年鑒》、《中國統計年鑒》及2002—2018年的《河南省國民經濟和社會發展統計公報》。

四、實證檢驗與結果分析

首先，采用ADF檢驗(單位根檢驗)，在檢驗時原假設為存在單位根，即變量序列為非平穩時間序列。結果顯示，由于所有變量序列的ADF值均在三階差分后小于1%的臨界值，這表明三階差分后時間序列變為平穩，所以它們都屬于三階單整序列，這符合變量間存在協整關系的條件，因此可進行協整關系檢驗。

由于本文只考慮河南省GDP與FDI、OFDI之間的關系，所以只針對LGDP、LFDI、LOFDI三組時間序列變量進行協整檢驗。在此，采用Johansen檢驗來驗證三個變量之間是否存在協整關系。運用VAR滯后階數的檢驗分析最優滯后階數。VAR檢驗的最優滯后階數為4，因此協整檢驗的滯后階數需要用VAR最優滯后階數減1，因此協整檢驗的滯后階數為3。然后進行Johansen檢驗。結果表明，在0.05的顯著性水平上，在存在0個協整關系時，拒絕了“不存在協整關系”的原假設；在存在1個協整關系時，拒絕了“至少存在一個協整關系”的原假設，即各變量之間至少存在兩個協整關系，也即變量之間存在協整關系。

其次，進行長期回歸分析。結果顯示，在長期中，LFAI、LOFAI能夠正向影響LGDP，影響系數分別為0.18559、0.3498017，且在5%的顯著性水平下顯著，相應的調整R2為0.9650，即模型能夠解釋整體的96.5%，F值較大，擬合效果很好，模型設定合理。并且從結果可知，FDI每增長1%，GDP將增加0.18559%，而OFDI每增加1%，GDP將增加0.3498017%。

最后，進行格蘭杰因果檢驗。結果表明，在0.1的顯著性水平下，都拒絕了原假設，因此FDI和OFDI都是GDP的格蘭杰原因，此外還可以得出GDP也是FDI的格蘭杰原因。

綜上所述，河南省的雙向直接投資與經濟發展之間不僅據有長期穩定的均衡關系，而且三者之間存在因果關系。外商直接投資和對外直接投資對河南省的經濟發展有正向促進作用，此外還發現河南省的經濟增長對外商直接投資也具有反向促進作用。假設H1和假設H2得到驗證。

五、研究結論及啟示

通過實證分析發現，河南省的對外直接投資、外商直接投資與經濟發展之間存在長期穩定的均衡關系，而且二者對河南省的經濟發展都有顯著的正向促進作用，此外河南省的經濟增長也能夠促進對外商直接投資的增長。基于此，提出如下建議：

首先，充分利用自身優勢資源及政策優勢，優化招商引資環境，引進優質外資來發展經濟，并以經濟的增長近一步吸引外資，最終形成外資增加與經濟增長的良性循環。當在招商引資政策、社會環境、便捷入駐流程等方面積極提供相應的扶持。在引入外資時應當嚴格對外資企業進行管控，監督，避免其過度開采內陸省份的資源，造成顯性隱形資源的流失。引入外資還要充分學習其先進的技術、優秀的制度等，以為中國經濟的持續增長來帶充足的動力。其次，要根據內陸省份的具體情況積極地“走出去”。我國應加快完善國內企業在境外進行投資的相關法律規章，并給予更多的政策支持以鼓勵內陸省份的企業進行對外直接投資活動。內陸省份的對外直接投資要以開拓國外市場、學習先進技術、利用國外資源、轉移過剩產能等為主要目的，促進內陸地區經濟的進一步發展。最后，要兼顧“引進來”和“走出去”，二者要相互配合。外商直接投資是對外直接投資的基礎，對外直接投資是外商直接投資的有力支持。具體而言，可以通過進行技術尋求性的對外直接投資，獲取國外先進的生產技術，進而通過技術反饋機制促進本地區生產技術的提高，這就有利于經濟的可持續發展，而本地區經濟實力的增強又有利于吸引更多的外商直接投資，從而形成了外商直接投資與對外直接投資之間的良性循環發展。