OFDI對省域經濟增長的雙門檻效應研究

章志華

(廣東財經大學 經濟學院，廣東 廣州 510320)

0 引言

改革開放40年來，中國經濟的飛速發展的背后，創新不足、效率低下和經濟結構失衡等問題制約著經濟可持續發展。隨著中國經濟增長進入“新常態”，經濟增長動力不足問題日益突出，“結構性減速”成為當前經濟增長的主要特征。在此背景下，政府認為創新驅動是擺脫當前經濟增長的困境，實現經濟高質量發展的關鍵。2013年“一帶一路”倡議的實施，進一步加快了企業“走出去”的步伐，中國對外直接投資(OFDI)得到快速發展，截至2015年對外直接投資規模已高達1456.7億美元，保持了連續13年的增長，有利于構建更加均衡、協調的對外開放新格局。

中國OFDI的快速增長能否促進區域經濟增長呢？ 由于OFDI逆向技術溢出不會自主產生，關鍵取決于母國的吸收能力，科技創新是影響OFDI逆向溢出的重要因素。由于創新活動在地區間存在較強的空間相關性，其能力的提升不僅依賴于區域內部的創新要素，還依賴于其他區域創新要素的流動(李婧等，2010)。因此，需要從空間溢出的視角分析OFDI、研發知識溢出與區域經濟增長的關系。厘清這些問題，對于統籌對外開放、創新驅動和區域經濟增長的協調發展具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

1.1 對外直接投資與經濟增長

OFDI對母國經濟增長是促進作用或抑制作用，學術界一直存有爭議。一種觀點認為OFDI存在替代效應，即OFDI與國內投資是相互替代關系，OFDI的增長反而使得國內投資減少，進而使得國內經濟增長減緩，主要代表人物如Stevens等(1992)認為母國OFDI的增長反而導致自身經濟增長速度下降。另一種觀點認為OFDI存在互補效應，即OFDI與國內投資存在互補關系，OFDI的增長推動國內投資的增加，促進國內經濟增長，主要代表人物如Desai等(2005)認為OFDI的增長對母國經濟增長有促進作用。Travares等(2005)認為母國企業吸收、消化技術能力是上述情況實現的關鍵。Denzer(2011)使用內生增長模型從理論上分析也得到OFDI促進母國經濟增長，但前提是OFDI企業獲取的先進技術可以自由的流向母國。Busse等(2016)研究表明OFDI能夠促進母國經濟增長。Herzer(2008)結合上述2種不同的理論觀點，認為如果母國自然資源稀缺，OFDI可能會替代母國國內投資，進而使得母國產出下降。不過如果母國企業進入新的市場進行投資，以更低的成本在東道國生產產品，通過進口這些產品就會促進母國經濟的增長。

OFDI與母國經濟增長的關系也引起國內學者的廣泛關注。比如魏巧琴和楊大楷(2003)采用中國1982-2000年的年度數據，運用格蘭杰檢驗實證分析，結果表明在現階段中國OFDI與經濟增長的因果關系較弱，但是隨著OFDI規模不斷擴大，兩者之間的因果關系將會越來越顯著。肖黎明(2009)采用中國1980-2007年度的數據進行實證研究，結果顯示OFDI與經濟增長有穩定的均衡關系，但是影響效果較弱。馮彩、蔡則祥(2012)構造誤差修正模型研究OFDI與中國經濟增長的關系，結果顯示OFDI對經濟增長的促進作用顯著；進一步發現東部地區的影響作用最大，而且除西部之外，其它地區OFDI都與經濟增長存在長期均衡關系。潘雄鋒、閆窈博、王冠(2016)采用2003-2013年中國省級面板數據，引入了無環圖方法，動態分析了OFDI、技術創新與經濟增長的關系，結果顯示OFDI直接或間接促進了區域經濟增長。

1.2 知識溢出與區域經濟增長

針對知識溢出與區域經濟增長的關系研究，國內外學者取得了許多有益的成果。Griliches 認為知識溢出是在區域間通過相互學習交流中獲取研發成果，促進區域經濟增長。蘇方林(2010)運用 GWR方法，采用中國地級層面的R&D 知識溢出數據進行實證分析，結果表明知識溢出水平與地區開放程度和勞動力就業等密切相關。徐盈之、朱依曦(2010)在分析知識對區域經濟增長中，發現空間鄰近性在知識溢出中的重要作用。Rodriguze(2014) 認為區域經濟增長不僅取決于資源稟賦與自身努力，還與知識創新有關，但是發現空間溢出效應遠高于技術擴散效應。譚建新(2015)認為區域間交通設施的改善提升了各區域真實市場潛能水平，降低了區域間貿易壁壘，促進了區域經濟融合和增長。張美濤(2019)從R&D支出、專利水平和人力資本三個方面研究了知識溢出對區域經濟增長的空間溢出效應。

上述文獻從不同角度分析了OFDI、知識溢出對區域經濟增長的影響，也有從空間溢出的視角對此進行了探討，但是尚未從知識溢出約束下分析OFDI與區域經濟增長的空間溢出效應。本文將借助空間門檻回歸模型，選用2013-2015年中國30省份的面板數據，從空間經濟學視角，實證檢驗OFDI、知識空間溢出與區域經濟增長三者的關系。

2 模型構建

利用Griliches-Jaffe 的知識生產柯布-道格拉斯生產函數，表述如下:

(1)

其中，K 代表創新產出，RD代表R&D經費支出或專利發明量，Z代表一系列控制變量，比如人力資本、公路里程數等。本文主要研究知識溢出與區域經濟增長之間的關系，所以不僅要考慮創新產出，而且要考慮整個創新產出對區域經濟產出的影響。為此，首先設生產函數為Y = F(K，L)。現考慮一個知識生產AK 函數如下:

(2)

其中it表示第i個省份第t年，Yit表示地區生產總值；Ait表示技術進步率。考慮到OFDI逆向技術溢出是知識溢出的重要組成部分，為此包含技術進步Ait的生產函數可設定為:

(3)

其中RDit代表知識存量，OFDIit代表對外直接投資，Roadit代表公路里程長度，HRit為平均教育年限。把(3) 式帶入(2)式，得到如下人均產出函數:

(4)

對式(4)兩邊取對數，可得本文的基準回歸模型:

LnYit=β1Lnkit+β2LnLit+LnOFDIit+β3LnRDit+β4LnRoadit+β5HRit+εit

(5)

在把R&D支出作為知識存量的替代變量，并進一步把發明專利數(PAT)作為知識存量的替代變量，用來分析對外直接投資對區域經濟增長的影響。

3 研究設計

3.1 數據來源與變量選擇

3.1.1 數據來源

由于中國從2003年才發布對外直接投資公報，又因為西藏地區的數據缺失較多，為保持研究在時間和跨度的連續性，因此本文的樣本由2003-2015年30個省份(除西藏以外)的統計數據構成。數據來源于歷年的《中國統計年鑒》與《中國對外直接投資統計公報》。

3.1.2 變量選擇

(1)國內生產總值(Y)。用Y表示地區國內生產總值(GDP)，反映各地區的經濟發展水平，以1978年為基期的不變價對各地區名義GDP進行平減，得到實際GDP。

(2)對外直接投資(OFDI)。本文認為選用年度對外直接投資流量更加合適，它能夠更有效地描述現期對外直接投資在一段時間內的發展和變化情況。各地區對外直接投資額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣，然后以1978年為基期的不變價進行平減。

(3)知識存量(RD)。借助朱美光等人對知識存量指標的劃分標準，以此制定區域知識存量測度評價指標體系，并通過因子分析法和主成分分析法選取區域R&D經費、專利發明數量作為區域知識存量的替代變量。

(5)勞動就業人口(L)。采用各地區城鎮就業人數表示勞動就業人口。

(6)公路里程長度(Road)。采用各地區公路里程長度來衡量。

(7)人力資本(HR)。國際上通常采用平均教育年限來衡量人力資本。本文借用李梅(2012)的算法, 樣本人口的統計口徑為6歲以上總人口，定義小學、初中、高中、大專以上的教育年限分別記6年、9年、12年和16年，再加權平均求得平均教育年限。

3.2 研發經費投入約束下OFDI與區域經濟增長

3.2.1 門檻分析結果

根據Hansen(1999)的門檻估計原理，采用stata13.1對OFDI對區域經濟增長的研發經費投入(LnRD)的門檻值進行實證檢驗。通過bootstrap 方法模擬300次得到它們相應的F統計量與P值如表2。

表1的門檻檢驗結果表明LnRD存在雙重門檻效應。進一步對此雙重門檻值進行檢驗，檢驗結果以及95%的置信區間如表3所示。

表1 門檻效應檢驗

表2 門檻值估計結果及其置信區間

表3 Moran指數檢驗結果

3.2.2 空間相關性檢驗

由于本文的數據來源于中國30個省份(除西藏外)，各省份之間幾乎都有共同的陸地邊界，因此可采用簡單的Rook鄰接陣二進制鄰接法來構建空間權重矩陣。由于海南省與其他省份沒有陸地接壤，在數據處理時通常定義其與廣西、廣東相鄰。

當不同觀察對象的同一個屬性在空間上表現出某種規律性時，可采用全局域Moran指數來描述這種整體的空間關聯性與顯著性，檢驗結果如下:

如表3的結果顯示，2003—2015年中國區域經濟增長的Moran指數均大于0，且總體上是顯著的，說明中國區域經濟增長呈現出一定程度的正向空間趨同效應。

3.2.3 空間杜賓模型構建

LeSage(2014)認為空間杜賓模型(Spatial Dubin Model，SDM)的實際實用性最好，并且SDM 是唯一適合研究全局域空間溢出效應的模型，不僅反映了空間相鄰被解釋變量Y的全局域空間溢出效應，而且能夠反映解釋變量X的空間相關性。

根據空間相關性的檢驗結果與門檻值的檢驗結果， 本文構建了空間杜賓模型如下：

LnYit=ρWLnYit+β1LnOFDIit+β2LnOFDIit×D1+β3LnOFDIit×D2+β4Xit+θWXit+μi+εit

其中εit表示隨機誤差項，μi表示空間個體效應,LnGDPit表示經濟增長，ρ表示空間自相關系數，Xit為解釋變量包括LnRDit，LnKit，LnLit，LnRoadit，HRit共五個變量，WXit表示解釋變量的空間滯后。

構建交叉項:LnOFDI*D1、LnOFDI*D2，分別用來檢驗LnRDit的中等水平和較高水平時對外直接投資對區域經濟增長的門檻效應。由于Hausman檢驗的結果顯示選擇固定效應比隨機效應更優，本文借助Matlab7.10，對空間門檻杜賓模型的固定效應進行估計。

3.2.4 空間門檻回歸模型的分析結果

(1)如表4的估計結果可知，三個模型中空間固定效應的擬合優度值R2值最大。表明空間固定效應的效果最好。空間自相關系數ρ>0，表明區域經濟增長的空間溢出效應存在，即OFDI不僅促進了本省的經濟增長，而且對鄰近省份的經濟增長也有影響。

表4 空間杜賓模型的估計結果

(2)由于三種模型的估計結果基本一致，因此本文以空間固定模型來分析，具體表現：當LnRD小于第一門檻值12.136時，LnOFDI的回歸系數為正，但是不顯著，表明OFDI對區域經濟增長的促進作用不明顯；當LnRD值處于12.136與15.031之間時，LnOFDI的回歸系數為正，且在1%水平下顯著，表明OFDI顯著的促進了區域經濟增長。當LnRD大于第二門檻值15.031時，LnOFDI的回歸系數為正，而且顯著性更高。總之，OFDI對區域經濟增長的影響隨著LnRD的提高越發明顯。可能原因是：一方面，隨著我國OFDI規模的快速增長，促進了過剩產能向國外轉移的步伐，加快了國內產業結構調整，助推了區域經濟增長；另一面，在創新驅動經濟增長的背景下，近年來我國的R&D經費支出得到較快增長，增強了吸收OFDI逆向技術溢出效應的能力，促進了區域經濟增長。

至于其他的控制變量，資本存量(L)與勞動力的回歸系數為正，且在1%的統計水平下顯著，表明資本和勞動力仍然是推動經濟增長的重要動力。人力資本的回歸系數為正，但是不顯著，說明人力資本對經濟增長的促進作用不明顯，對經濟增長的增長作用無法凸顯。公路里程的回歸系數為負，且在1%的統計下顯著，表明公路里程的增長不利于促進地區經濟增長。

3.2.5 空間溢出效應總效應、直接效應和間接效應

由于空間杜賓模型(SDM)中包含被解釋變量與解釋變量的空間滯后項，因此僅僅通過SDM的回歸系數無法準確地對其相互間的影響效應進行分析。為此本文借鑒LeSage 和Pace(2009)的做法，采用偏微分將總效應分解成直接效應和間接效應。

由表5可知，一方面，從直接效應來看，隨著對外直接投資的增長，對外直接投資對區域經濟增長的影響呈現“U型”關系。當對外直接投資在第一門檻值以下時，其直接效應回歸系數為0.020，且在1%的統計水平下顯著；當對外直接投資在第一門檻值與第二門檻值之間時，其直接效應回歸系數為0.004，但是不顯著；當對外直接投資跨過第二門檻值時，其直接效應回歸系數為0.009，且在1%的統計水平下顯著。

表5 效應分解結果

另一方面，從間接效應來看，隨著對外直接投資的增長，其對區域經濟增長的影響有逐漸下降的趨勢。尤其當對外直接投資跨過第二門檻值，對外直接投資的空間溢出效應為負，且在10%的統計水平下顯著，說明對外直接投資對鄰近地區的經濟增長有一定程度的抑制作用，可能是東部發達地區對外直接投資的快速發展，其對鄰近地區對外直接投資所帶來的“虹吸效應”明顯。

3.2.6 R&D經費支出的地區劃分

由于R&D經費支出在對外直接投資對區域經濟增長中存在雙重門檻效應，下面把LnRD劃分成三個區域，以了解各個地區的R&D經費支出的階段特征。

由表6可知，將我國30個省份的研發創新水平分成三個不同的區域：低研發知識區域(LnRD<12.136)、中等研發創新區域(12.136≤LnRD<15.031)、較高研發知識區域(12.136≤LnRD<15.031)。2003-2015年大部分省份處于中等研發知識區域，其中低研發知識區域的省份數不斷減少，處于中等研發知識區域的省份數基本穩定，進入到較高研發知識區域的省份數不斷增加。截至2015年海南、青海等少數地區的LnRD仍處于低研發知識區域，北京等20個省份的LnRD處在中等研發知識區域，只有天津、上海、江蘇、浙江、廣東、山東、河南、湖北的LnRD進入了較高研發知識區域，可見我國研發知識水平整體不高，而且發展不平衡程度較大。

表6 2003-2015年中國R&D經費支出不同階段的省份分布

3.2.7 穩健性檢驗

由于研發知識還包括專利發明，因此采用專利發明量作為門檻變量做穩健性檢驗。

構建交叉項:LnOFDI*D3、LnOFDI*D4，分別用來檢驗專利發明的中等水平和較高水平時OFDI對區域經濟增長的門檻效應。

從表7的穩健性檢驗結果與表4中的結果基本一致，表明對外直接投資對區域經濟增長的估計結果是穩健的。

表7 穩健性檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

空間杜賓模型的實證研究結果表明：隨著R&D經費投入的不斷提高，OFDI對區域經濟增長的促進作用逐漸顯著，具體表現為：當LnRD小于第一門檻值12.136時，OFDI對區域經濟增長的促進作用不明顯；當LnRD處在12.136與15.031之間時，OFDI顯著的促進了區域經濟增長，且在1% 的統計水平下顯著；當LnRD跨過第二門檻值15.031時，對外直接投資對區域經濟增長的促進作用更明顯。進一步從直接效應來看，隨著對外直接投資的增長，對外直接投資對區域經濟增長的影響越發明顯；從間接效應來看，隨著對外直接投資的增長，其對區域經濟增長的影響有逐漸下降的趨勢。截至2015年，仍有青海、海南處在低研發創新區域；北京等20個省份的LnRD處于中等研發創新區域；只有天津、上海、江蘇、浙江、廣東、山東、河南、湖北的LnRD進入了較高研發創新區域。

4.2 政策建議

由于OFDI通過強化科技創新對區域經濟增長的影響存在明顯的地區差異。一方面，考慮到科技創新的地區差異性，各級政府應該制定差異化的科技創新激勵機制。對于科技創新水平較高的地區，應充分挖掘現有科技資源的潛力，并提高科技資源利用效率。同時應健全科技創新成果轉化體系，努力提升科技創新成果的市場轉化效率。而對于科技創新水平較低的地區，應加大科研經費投入，在注重本地區科技人才培養的同時，通過提高福利待遇，完善住房和落戶等配套政策，吸引并留住外來科技人才。另一方面，要更好地發揮科技創新的空間外部效應，在推動本地區經濟增長的同時，使其在更深層次、更大的空間上對鄰近地區的經濟增長也有促進作用。