外商直接投資對江西省經濟增長的實證研究

鐘佛娣

（廣東外語外貿大學經貿學院，廣東 廣州 510006）

一、江西省外商直接投資和經濟發展現狀分析

改革開放40多年以來，我國利用外商直接投資（FDI）規模不斷擴大。《中國對外投資發展報告2019》顯示，2018年我國全行業對外直接投資額達到1430.4億美元，對外投資大國地位持續鞏固。中國對外投資已成為拉動全球跨境直接投資增長的重要引擎，推動了產業的優化升級、提高了企業在市場上的競爭能力，增加了我國的對外貿易額，加深了合作伙伴的經濟貿易聯系，對構建開放型世界經濟起到了積極的推動作用。從總體上看2018年中國對外直接投資取得較大發展成就，但是仍然具有較大地區差距。東部地區地理位置優越，聚集了中國大部分高新技術產業，具有吸引外資的實力；相較而言，中西部地區吸引外資的能力遠弱于東部地區。江西省作為中部6省之一，在2018年非金融類對外直接投資流量同比增長33.7%，具有較大的吸引外資的潛力。

江西省外商直接投資在改革開放以來取得顯著的成就。1984年，首家中港合資企業在江西的落地意味著江西在吸引外商直接投資方面邁出了第一步[1]。從總量規模上看，1984年外商投資項目數18個，到2018年底項目數已達594個，較2017年增長20%，；1984年合同外資金額708萬美元，2018年合同外資金額888380萬美元；1984年實際使用外資80萬美元，2018年實際使用外資1257166萬美元，比2017年增長9.7%。截至2018年底，在贛投資中具有世界500強投資背景的企業達68家。

改革開放以來，江西的經濟也呈現不斷增長的趨勢。2000年之前，江西GDP呈現緩慢增長趨勢，進入新世紀，中國加入世界貿易組織，國際投資環境大好；國內為促進區域平衡發展，提出“中部崛起”戰略，GDP增長速度越來越快。2011年江西省經濟實現了歷史性跨越，地區生產總值首次突破萬億大關，達11583.8億元，比上年增長12.5%[2]。2018年，江西GDP達48658006.52萬元，比去年增長8.7%，是1984年的28.8倍。

二、文獻綜述

有關外商直接投資和經濟增長之間的聯系的研究較為豐富。一個研究方向是外商直接投資對經濟增長的作用是促進還是阻礙作用，有的研究甚至發現二者之間不存在作用關系；另一個研究方向是二者之間的關系是單向作用的還是雙向作用的。

BibhutiSarker和FaridKhan（2020）運用1972年～2017年孟加拉國的FDI和GDP數據，通過實證研究發現孟加拉國的GDP對FDI具有單向促進作用[3]。楊為勇對11個新興經濟國家1994年～2014年的時間序列數據進行研究，表明外商直接投資額增加對后發國家經濟的增長存在較為明顯的促進作用[4]。段東和孫欣基于面板VAR模型，發現滯后兩期的經濟增長是外商直接投資的格蘭杰原因；在短期內，外商投資對經濟增長的刺激作用比較明顯，經濟增長吸引更多的外商投資，并且隨著時間的推移其貢獻率越來越高，說明二者具有雙向因果關系[5]。運用我國2000年～2016年260個地級及以上城市的數據，李健和辛沖沖（2020）采取差分GMM實證檢驗方法發現，外商直接投資和經濟增長之間的關系是非線性的，呈倒“U”型，且不同區域也具有不同的關系[6]。劉清杰等（2020）根據新經濟增長理論，以“一帶一路”沿線國家作為研究對象，把空間加權變量加入到FDI溢出效應模型中，研究結果表明外商直接投資對研究對象經濟增長存在促進作用，且經濟距離越近，促進效果也越明顯[7]。趙娜和張曉峒（2008）則具體詳細研究了外商直接投資的各種效應，發現外商直接投資對中國經濟的增長可以拆解為6種細分的效應，并且這6種效應存在不同的時滯期[8]。何興強等（2014）采用門檻回歸模型發現外商直接投資技術溢出對中國經濟發展水平具有非線性門檻效應，且技術溢出對經濟發展存在正向作用[9]。李連波（2017）運用我國地級市層面的相關數據在基準固定效應的模型下分別對我國東部沿海城市和非東部沿海城市進行實證檢驗，發現外商直接投資與人均GDP之間存在負向的作用，且非東部沿海地區負向作用更加明顯[10]。王麗萍和李淑琴（2018）則研究了外商直接投資對中國低碳經濟發展的作用，研究發現外商直接投資對中國低碳經濟起到正向促進作用，且主要通過收入增加、優化產業結構和技術革新等三個方面來發力[11]。年猛和王垚（2015）使用2001年～2010年這10年的省級面板數據研究外商直接投資與中國各省金融增長的關系，得出結論：外商直接投資對中國金融存在非線性關系，具體表現為二者存在倒“U”型關系，并且具有地區異質性[12]。趙廣川等（2015）實證研究了外商直接投資對我國東、中、西部不同區域的經濟效率，發現經濟效率越高的區域，外商直接投資越能促進其發展[13]。劉剛（2019）借助VAR模型對經濟增長、產業結構和外商直接投資的關系進行實證發現，外商直接投資與中國經濟發展和促進產業結構升級換代具有相互促進作用[14]。

三、理論分析

經濟增長理論可追溯到古典經濟學的經典著作《國富論》中，亞當斯密曾闡述專業化分工、人口增長和資本積累決定了一國財富的增長，反之分工和生產率提高的前決條件也是資本積累，再往前一步，斯密提出儲蓄是經濟增長的必要條件，但是在相對封閉的經濟中，國民財富的增長受制于資源和技術，于是可以通過對外貿易促進國民經濟的增長[14]。關于經濟增長的模型，首先受到廣泛認同的是哈羅德-多馬模型。哈羅德-多馬經濟增長模型受凱恩斯的“投資等于儲蓄”的啟發，認為只有一個國家的所有儲蓄都轉化問投資才能使經濟均衡增長；而經濟增長率又取決于儲蓄比例和資本生產率。因而要使一個國家經濟增長率提高有兩種途徑，要么是在儲蓄比例一定的前提下改變資本生產率，要么是在資本生產率一定的前提下改變儲蓄比例[15]。鑒于發達國家和發展中國家在經濟發展中存在巨大差異，羅斯托的“經濟起飛論”應運而生，并且精確提出要使經濟得到增長，發展中國家資本積累率至少不低于百分之十；眾所周知，發展中國家經濟發展起點低，速度慢，收入水平不高，因而儲蓄積累也少，難以依賴于凱恩斯的儲蓄轉化成投資來完成資本積累[16]。鑒于發展中國家這種情況，錢納里和斯特勞特等經濟學家提出了“兩缺口”模型，模型由宏觀經濟四部門模型演化而來，推導得出I-S=M-X，既然發展中國家無法依賴儲蓄生成投資，因此可以通過M-X，即通過引進外資來彌補發展中國家投資不足的需求，進而擴大投資，確保經濟增長。于是，由郝爾希曼等人提出的“三缺口”理論便應運而生，第三個缺口是技術、管理和人才的缺口。缺口理論剛好為發展中國家經濟持續穩定發展提供了理論基礎，通過引進外資彌補國內儲蓄不足進而導致投資不足的缺陷，同時通過引進外資吸收外來先進技術、管理和高素質人才，從而促進本國技術進步和經濟發展[14]。趙娜和張曉峒（2008）則更加細化分析了外商直接投資對中國經濟增長的效應，她們認為外商直接投資對我國經濟增長產生影響的效應包括資本效應和外溢效應；資本效應屬于直接效應，可以直接通過FDI來促進經濟增長；而外溢效應則是外商直接投資的間接效應，可以通過外商直接投資帶來的技術、管理經驗、勞動力等多種因素綜合產生效果[8]。

四、實證分析

1.變量的選取及數據資料[17]

由于江西省從1984年開始統計外商直接投資，故本文選取1984年～2018年的時間序列數據，數據主要來源于江西省統計局《江西統計年鑒2003》、《江西統計年鑒2018》和《江西統計年鑒2019》。本文選取的變量有地區生產總值（GDP）、外商直接投資（FDI）、國內固定資產投資（K）、社會就業人數（L）。為消除價格因素的影響，本文對各數據進行了如下處理。

GDP：江西省統計局分別給出了基于當年價格的地區生產總值（GDP）和基于1978年價格的地區生產總值指數。由于本文分析的時間始于1984年，故需要計算出基于1984年價格的實際地區生產總值，方能消除價格因素對GDP的影響。計算方法如下：GDPCt=GDP0*（IDt/ID0）。其中GDPCt代表第t年的基于1984年價格的江西省實際地區生產總值；GDP0是1984年當年的地區生產總值；IDt是基于1978年價格的第t年的地區生產總值指數；ID0是基于1978年的1984年的地區生產總值指數。由上述公式便可計算出基于1984年價格的1984年～2018年的江西省實際地區生產總值，且已經剔除價格因素的影響。

FDI：統計年鑒上給出的外商直接投資（FDI）的貨幣單位是美元，故首先通過1984年～2018年的中美匯率換算成以人民幣為計價的單位，我國使用的是直接匯率，故直接用美元計價單位的FDI數值乘以匯率即可。同時外商直接投資（FDI）是按當年價格計算的數值，并沒有剔除價格因素的影響，故可以通過一定的生產指標進行推算。這里借助GDP平減指數對FDI進行平減。GDP平減指數（PGDPt）=GDPt/GDPCt，其中GDPt為第t年當年價格給GDP，即名義GDP。故基于1984年價格的實際外商直接投資為FDICt=FDIt/PGDPt，其中FDICt為第t年基于1984年價格的實際外商直接投資，FDIt為第t年當年價格的外商直接投資。

K：統計年鑒上的全社會固定資產投資仍為按當年價格的固定資產投資，并未剔除價格因素的影響。由于固定資產投資價格指數公布時間較晚，且數據不齊全，故仍利用GDP平減指數來消除價格因素的影響。K為剔除價格因素影響的全社會固定資產投資與FDIt之差，即當年價格的全社會固定資產投資減去當年價格的外商直接投資，為當年價格的國內固定資產投資。

L：L為社會就業人數，可直接從統計年鑒上獲得。

運用柯布道格拉斯生產函數Y=AKaL1-a，為消除異方差性，方程兩邊取對數，得到lnY=alnk+（1-a）lnL+lnA，其中Y即地區生產總值（GDP），投資可分為國內固定資產投資和外商直接投資。因為本文主要考慮外商直接投資對地區生產總值的影響，所以對上式進行簡單的變形：lnGDP=αlnFDI+βlnK+γlnL+c。運用普通最小二乘法估計出α的數值，當FDI變動一個百分點，GDP就相應變動α個百分點。

2.平穩性檢驗

時間序列數據在建立經典計量經濟學結構模型之前需要進行平穩性檢驗，否則容易出現虛假回歸。變量平穩性常用的檢驗方法是ADF檢驗，對四個變量lnGDP、lnFDI、lnK、lnL分別進行ADF檢驗結果如表1。

表1 ADF檢驗結果

由表1可知lnGDP、lnFDI、lnK和lnL四個變量的DW值皆介于1.8-2.2之間，ADF值皆小于5%臨界值，其中lnFDI的ADF值小于1%臨界值，表明InGDP序列經過兩次差分后是平穩的，通過平穩性檢驗；lnFDI、lnK和lnL經過一次差分后也是平穩的，通過平穩性檢驗。

3.協整檢驗

通過對自變量的ADF檢驗，結果發現上述自變量都是二階單整序列，因變量是一階單整序列。根據協整理論，如果變量之間無協整關系，則普通最小二乘法回歸結果屬于虛假回歸，故先要確定變量之間的協整關系才可以直接利用普通最小二乘法，否則要另尋他法[18]。于是對變量進行JJ協整檢驗，結果如下：

由表2可知，跡統計量與最大特征根統計量都大于5%臨界值，跡統計量和最大特征根統計量的p值都小于0.05，由此判斷lnGDP、lnFDI、lnK和lnL存在一個協整關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

4.模型設計和實證分析

由于lnGDP、lnFDI、lnK和lnL存在一個協整關系，故可以使用普通最小二乘法回歸。考慮到投資從投入資本到實際產出需要一定的時滯，故對外商直接投資FDI和固定資產投資采取滯后一期進行回歸。運用E-Views軟件進行回歸得到以下結果：

可決系數接近1，模型的擬合優度高，從各個統計量來看，方程擬合得不錯。lnFDIt-1的系數約為0.02，表明FDI變動一個百分點能夠帶動GDP變動0.02個百分點，即如果FDI增加一個百分點，就能夠帶動GDP增加0.02個百分點，表明FDI對江西省經濟增長具有正向作用，但是作用的效果仍然有限。

五、結論及政策建議

由普通最小二乘估計可知外商直接投資和江西省經濟發展之間存在一個長期穩定的均衡關系，且FDI每增加一個百分點能夠帶動經濟增長約0.02個百分點，雖然FDI可以對江西經濟增長帶來一定的促進作用，但效果有限。由此推知江西省外商直接投資還存在一些問題：（1）外商直接投資對環境資源帶來一定的負面作用。前面已分析江西外商直接投資流向行業排名第一的是制造業，占比約61.87%，能源和原材料耗費大，會造成大量的環境污染，進而抵消FDI對經濟發展的促進作用，不符合可持續發展的生態理念。（2）外商直接投資可能加劇江西省產業結構不平衡。在2018年江西GDP構成中，第一產業占比約8.5%，第二產業占比約46.6%，第三產業占比約44.8%，看出江西產業結構容易助長第二產業的發展而抑制第三產業的發展空間，加劇了產業結構不平衡，不利于吸收外商的先進技術和管理經驗，也不利于自身產業結構優化升級。（3）外商直接投資可能會擠出本土企業的發展。外商具有更多的技術、資金、管理人才等優勢，而本土企業在這些方面相對處于劣勢。因此針對外商直接投資的不利影響提出以下建議：（1）加強對外商直接投資的審批、引導力度，提高外商直接投資的質量。適當引導外商直接投資向第三產業轉移，減少第二產業的投資，減少高能耗高污染行業的進入，從而優化江西省產業結構，促進可持續發展；鼓勵FDI流向高技術、新產品產業，鼓勵外商企業在本地開展技術研發活動，從而提高FDI的技術外溢效應。（2）完善相應的稅制政策，營造更加公平的市場經營環境。改革開放初期，為引進外資，我國給予外商較大的政策優惠措施，然而隨著中國加入世界貿易組織，國內市場不斷開放，國內企業已不具有勞動力優勢和資源優勢，政府應該考慮本土企業和投資者的利益，修改相應的稅收政策，營造公平競爭的市場環境[1]。（3）提高江西省的人才儲備。只有當東道國有一定的人才儲備，跨國公司才能在東道國安排一些研究項目和開發項目，通過培訓當地的高級人才以降低人力資源成本和更好地使產品當地化[15]。（4）提高政府管理能力，建設服務型政府。遵循世界貿易組織規則和市場經濟體制要求，刪減不必要的審批程序，取消不合理的收費項目，統一收費標準，完善相關法律法規，提高辦事質量和效率，增強高效服務意識，培養公平、高效、清廉的服務型政府。