陳曉玲　李莉莉

摘要：采用長江經濟帶2003～2016年面板數據，基于經濟距離空間權重矩陣，檢驗經濟增長的空間自相關性，構建空間杜賓模型實證分析長江經濟帶OFDI對經濟增長的影響，并分解其空間效應。結果表明：長江經濟帶經濟增長存在顯著的正向空間自相關性，呈H-H和L-L集聚模式。OFDI對本地區(qū)的經濟增長具有顯著的正向促進作用;而對周邊省市的經濟增長形成負溢出效應。

關鍵詞：長江經濟帶;對外直接投資;經濟增長;空間杜賓模型

中圖分類號：F125文獻標志碼：A文章編號：1008-4657（2019）02-0049-10

0引言

在經濟全球化的背景下，各國的經濟貿易往來關系越來越密切，國際間的資本流動速度和規(guī)模逐漸加大，越來越多國家選擇通過對外直接投資（OFDI）方式融入世界經濟。面對貿易壁壘和國內宏觀經濟形勢對我國經濟發(fā)展提出的更高要求，我國企業(yè)積極融入全球化進程，開展對外投資合作活動，OFDI規(guī)模逐漸擴大。此時，OFDI對母國經濟增長具有何種作用也成為眾多學者所關注的對象。國內外學者關于此問題做了大量研究，然而關于OFDI是否會促進投資母體經濟增長這一問題，學者們仍未有定論。綜合目前文獻來看，大致存在以下四種觀點。第一類觀點認為OFDI對投資母體經濟增長具有促進作用，如曾小倩等[1]通過實證研究認為OFDI對我國經濟增長有積極的促進作用。第二類觀點認為OFDI對母體經濟增長短期內具有正向效應，長期作用不顯著，如張媛[2]通過研究東盟國家OFDI得出結論，認為東盟國家OFDI對經濟增長的影響短期內存在顯著促進作用，而長期作用不明顯。與上一觀點相反，第三種觀點認為OFDI的經濟增長效應短期內不顯著，長時間經濟增長效應明顯，如霍忻等[3]對我國OFDI進行實證檢驗，結果認為我國OFDI對經濟增長的影響，短期內是極其微弱，而長期來看，OFDI能明顯促進我國經濟增長。第四類觀點則認為OFDI對投資母體的經濟增長無顯著甚至呈負向效應，如胡虎子[4]通過對中國OFDI實證研究得出結論，OFDI不能顯著地促進我國經濟增長;Fayyaz等[5]分析東盟國家OFDI，認為OFDI對東道國經濟增長的影響呈負效應。那么，OFDI是否會影響投資母體經濟增長？目前學者對該問題并未達成一致觀點。因此，對OFDI對投資母體經濟增長作用進行實證研究也顯得很有必要。

目前，關于OFDI和經濟增長關系的研究，多集中于從國家層面出發(fā)，研究OFDI對母國經濟增長的影響，鮮少有以地域經濟帶為對象進行實證研究的。長江經濟帶是我國重點經濟發(fā)展戰(zhàn)略之一，近年來經濟發(fā)展迅速的同時，OFDI規(guī)模也不斷擴大。2016年長江經濟帶沿線省市對外直接投資額達604.6億美元，占全國對外直接投資總額的35.5%。對外直接投資是否推動了長江經濟帶經濟的發(fā)展？為解決此問題，本文利用長江經濟帶數據進行實證檢驗。

1文獻綜述

從宏觀層面來看，一國企業(yè)OFDI的最終目的是促進國家的經濟增長。因此，眾多學者運用實證數據研究了OFDI對母國經濟增長的影響，但對不同國家或地區(qū)而言，OFDI的經濟增長效應并不一致。Lee等[6]基于日本時間序列數據，采用格蘭杰因果關系分析對外直接投資和經濟增長的關系，對外直接投資對經濟增長存在長期的單向因果關系，從短期看，兩變量不具有因果關系。Denzer[7]站在內部增長的角度，對OFDI對經濟增長的影響進行了深度闡述，假設地區(qū)與地區(qū)之間的各種生產和其它要素可以自由流動，在本身發(fā)展到一定程度，資本達到一定的限度，指出對外直接投資可以極大的促進經濟的發(fā)展。肖黎明[8]基于我國年度數據，使用協整方法研究企業(yè)對外直接投資與經濟增長的關系，認為兩者之間有正相關關系，經濟增長能夠較好的促進企業(yè)對外直接投資。馮彩等[9]選取中國省級面板數據，分析對外直接投資的母國經濟增長效應，結果表明對外直接投資的經濟增長效應在地區(qū)上有明顯差異，東部地區(qū)對外直接投資對經濟增長的促進效應大于全國和中部地區(qū)，部分地區(qū)的對外直接投資與經濟增長之間不存在顯著關系，對外直接投資對經濟增長的短期效應要遠遠小于其長期效應。

此外，也有學者對對外直接投資和經濟增長之間的傳導路徑進行研究。劉韻妍等[10]運用協整檢驗，研究了我國對外直接投資、經濟增長及進出口貿易的關系，認為我國對外直接投資和貿易是互補互促，可以促進經濟增長。潘雄鋒等[11]使用有向無環(huán)圖方法對我國對外直接投資、經濟增長和技術創(chuàng)新之間的傳導路徑進行研究，結果顯示對外直接投資不僅對經濟增長有直接促進作用，還能通過逆向技術溢出效應間接促進經濟增長。羅潔[12]通過實證研究，發(fā)現中國對外直接投資和母國經濟增長有相關關系，對外投資正向促進經濟増長的效應已經顯現，但產出彈性較小，隨著投資數量和質量的不斷提升，我國對外投資通過促進資本積累、資源配置、產業(yè)結構優(yōu)化的傳導效應會逐漸凸顯，將成為促進我國經濟增長的有效路徑。陳虹等[13]利用動態(tài)面板工具變量法，對比分析了金磚國家和發(fā)達國家，結果表明發(fā)達國家對外直接投資可以顯著且快速地促進經濟增長，而金磚國家對外直接投資對經濟增長無明顯促進作用。

梳理文獻發(fā)現，目前學者多是研究OFDI對投資母國的經濟增長效應。本文結合柯布-道格拉斯生產函數（C-D生產函數）理論模型，運用空間面板杜賓模型（SDM模型）構建空間計量模型研究長江經濟帶OFDI的經濟增長效應，以此對長江經濟帶經濟發(fā)展和OFDI發(fā)展提供參考性建議。

2長江經濟帶對外直接投資現狀

我國對外直接投資起步較晚，初期對外開放程度較小，長江經濟帶OFDI發(fā)展較慢。隨著我國對外開放格局逐漸增大，在長江經濟帶戰(zhàn)略提出后，沿線各省市企業(yè)抓住機遇，加快“走出去”的步伐，長江經濟帶對外直接投資得到高速發(fā)展。發(fā)展趨勢如表1所示。

2003～2016年長江經濟帶OFDI流量年平均增長率約為60.31%。2008年受全球金融危機影響，長江經濟帶OFDI流量較上年下降了6.57%，僅占全國OFDI流量的3.64%，自此長江經濟帶OFDI開始進入持續(xù)增長時期。2015年長江經濟帶OFDI增長最為明顯，達460.68億美元，同比增長142.5%，占全國總投資額的31.63%。從OFDI存量看，截止2016年底，長江經濟帶的OFDI存量（對外非金融類直接投資）為1 949.37億美元，占全國投資存量約16.52%，約是2003年投資存量的172倍。從行業(yè)分布來看，長江經濟帶對外直接投資涉及的領域廣泛，租賃和商務服務業(yè)、金融業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)以及制造業(yè)等行業(yè)占主要部分。

長江經濟帶的對外直接投資存在區(qū)域不平衡性。每年的下游地區(qū)OFDI流量均明顯高于中上游地區(qū)。下游地區(qū)由于是金融、科技等行業(yè)的聚集地，經濟發(fā)達，基本每年的OFDI流量均占整個長江經濟帶對外直接投資的60%以上，是長江經濟帶對外投資的主要力量，一直保持著穩(wěn)定的增長速度。2016年下游地區(qū)OFDI流量達到484.84億美元，占整個長江經濟帶OFDI的82.5%。中游地區(qū)及上游地區(qū)OFDI發(fā)展相近，處于穩(wěn)步上升態(tài)勢，年平均增長率約為62.92%和72.77%。2016年中游地區(qū)OFDI流量是54.16億美元，同比增長12.09%，占整個長江經濟帶OFDI的9.22%。2016年上游地區(qū)OFDI流量是48.64億美元，占整個長江經濟帶OFDI的8.28%。2003～2016年長江經濟帶各區(qū)域OFDI流量所占比重情況如圖1所示，數據來源于歷年《中國對外直接投資公報》。

3實證研究

3.1變量的選擇

結合文獻看，OFDI主要通過影響技術進步、資本積累、貿易等傳導機制對投資母體經濟增長產生影響。因此，本文選取GDP為被解釋變量，表示經濟增長，選取非金融類對外直接投資存量（OFDI）為核心解釋變量，代表對外直接投資。此外選取影響經濟增長的要素資本存量（K），勞動投入（L）、人力資本（HC）、研發(fā)投入（RD）、進出口總額（IMEX）以及影響經濟增長的財政支出（FE）作為解釋變量。

其中，資本存量借鑒張軍等學者采用的資本存量估算方法，利用永續(xù)盤存法計算;勞動投入使用各省市年末就業(yè)人數表示;人力資本采用“人均受教育年限”衡量，計算方法為：HC=6*小學文化比重+9*初中文化比重+12*高中文化比重+16*大專及以上文化比重;研發(fā)投入是經濟增長的核心動力，采用R&D經費內部支出表示。

3.2數據來源及處理

中國分省市的對外直接投資數據是從2003年開始做具體統計，因此本文選取了2003～2016年長江經濟帶面板數據做實證研究，為了減小異方差的影響，對面板數據做對數變換處理。數據來源于2004～2017年《中國對外直接投資公報》、《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》以及長江經濟帶各省市統計年鑒。對外直接投資存量（OFDI）使用當年平均匯率對其進行換算。為了保證數據口徑的一致性，采用以2003年為基期的居民消費價格指數對數據進行處理，以剔除價格因素的影響。

3.3模型的選擇

3.3.1C-D生產函數

大部分學者都是采用柯布-道格拉斯生產函數對經濟增長做實證研究。因此本文同樣基于柯布-道格拉斯生產函數，研究對外直接投資對經濟增長的影響。將選取的變量引入C-D生產函數，構建普通面板模型，并且對其做對數化處理，模型基本形式如下：

3.3.2空間計量模型

在普通面板的基礎上引入空間地理因素，構建空間計量模型?？臻g滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）是目前使用最廣泛的三種空間計量模型?？臻g杜賓模型由于同時考慮了自變量空間滯后項和因變量的相關性，因此更具有實際意義，具體形式如下：

其中，β為自變量參數，λ空間自回歸系數，W為空間權重矩陣，ε為白噪音干擾項，δ為相應的系數向量。該模型不存在內生性，可直接進行最小二乘估計。

選擇合適的空間計量模型，才能較為準確地分析OFDI對經濟增長的影響。首先使用OLS回歸對普通面板模型進行估計，通過LR檢驗確定模型存在何種交互效應，在此基礎上做拉格朗日乘子檢驗（LM檢驗），判斷使用空間滯后模型（SLM）還是空間誤差模型（SEM）。LM檢驗只能判斷SLM模型和SEM模型是否合適，未考慮空間杜賓模型（SDM），還需要通過Wald檢驗和LR檢驗，來判斷SDM模型是否可以簡化為SLM模型或SEM模型，并且通過空間Hausman檢驗確定選擇固定效應還是隨機效應，以此確定最終選擇構建何種空間計量模型合適。

3.4實證檢驗及結果分析

3.4.1空間權重矩陣

做空間計量分析的前提是度量地區(qū)之間的空間距離，即確定空間權重矩陣。常用的空間權重矩陣有空間鄰接權重矩陣、地理距離倒數作為空間權重和經濟距離空間權重矩陣。其中空間鄰接權重矩陣為對稱矩陣，定義如下：

結果顯示，各年GDP的Moran’s I值均大于0，且在1%顯著水平下統計顯著，表明長江經濟帶GDP存在全局空間正自相關性，相近省市之間經濟發(fā)展會相互影響，存在空間集聚性。

3.4.2.2局部空間自相關分析

局部空間自相關用來考察某地區(qū)i附近的空間集聚性情況，有針對性的分析整個空間內每個地區(qū)和其相鄰地區(qū)間的空間相關程度。常利用Moran’s I散點圖分析局部空間自相關分析。Moran’s I散點圖將研究地區(qū)分為HH、LH、LL、HL四個類型，HH（LL）類型表明相鄰地區(qū)間存在正自相關，LH（HL）類型表明相鄰地區(qū)間存在負自相關性。本文以2016年為例，對11個省市GDP做局部空間自相關性檢驗，繪制出Moran’s I散點圖，從而更加直觀地分析各省市之間的空間相關模式。

由圖2可知，長江經濟帶沿線省市GDP大多分布在第一、三象限，即長江經濟帶的GDP空間相關模式主要是H-H狀態(tài)和L-L狀態(tài)，表明長江經濟帶GDP存在空間正相關性，這和全局空間自相關檢驗結果一致。

全局莫蘭指數和局部莫蘭散點圖表明，長江經濟帶各省市經濟發(fā)展水平具有顯著的空間相關性，因此，采用空間面板計量模型進行實證研究更加合適。

3.4.3面板數據平穩(wěn)性檢驗

為了防止偽回歸現象，首先應該檢驗數據的平穩(wěn)性。本文采用LLC、ADF、IPS和PP四種方法檢驗面板數據的平穩(wěn)性，結果如表3所示，所有變量均至少通過了一種檢驗，各變量是平穩(wěn)序列。

3.4.4面板數據協整檢驗

平穩(wěn)性檢驗結果顯示，各變量之間的協整關系可能存在，運用協整檢驗來確定變量之間是否有長期均衡關系。本文選用Pedroni檢驗和Kao檢驗對變量做協整檢驗，結果如表4所示。

由表4可知8個統計量中除了Panel rho-Statistic 、Panel ADF-Statistic和 Group rho-Statistic 外，其他5個統計量分別在1%和5%顯著水平顯著，變量之間存在長期均衡關系，面板數據可以做回歸分析。

3.4.5空間計量模型選擇

本文首先對面板數據做普通面板模型OLS回歸估計，并進行LR檢驗及LM檢驗，檢驗結果如表5所示。結果如表5所示。

表5結果表明，LR空間固定和LR時間固定效應的統計值均在1%顯著水平下統計顯著，拒絕使用混合效應模型，初步判斷應該選擇空間時間雙固定效應的面板模型。空間時間雙固定效應模型的LM檢驗結果顯示，LMlag和LMerror統計量均在1%顯著水平下統計顯著，而穩(wěn)健性LM檢驗的R-LMlag統計量在1%顯著水平下統計顯著，而R-LMerror未通過顯著檢驗。綜合來看，空間時間雙固定效應的SLM模型較適用。

對空間時間雙固定效應的SDM模型做Wald檢驗和LR檢驗，結果如表6所示，SDM模型不能簡化為SLM或SEM模型，即選用SDM模型更加合適。

結合上述分析，分別對空間時間雙固定效應的SDM模型和空間隨機時間固定效應SDM模型做出估計，并進行Hausman檢驗。SDM模型估計結果如表7所示。

結果顯示，空間Hausman檢驗統計量為40.049 0，并通過了1%顯著檢驗，因此SDM模型應該選用固定效應，即最終應選擇空間時間雙固定效應的SDM模型研究長江經濟帶OFDI對經濟增長的影響。

由表7可知：空間時間雙固定效應的SDM模型的空間自回歸系數為0.187 0，在1%顯著水平下顯著，說明長江經濟帶經濟增長存在顯著的空間依賴性，相鄰省市的經濟增長存在空間正相關性。觀察回歸結果可知，OFDI和經濟增長間的系數為0.007 2，在10%顯著水平下顯著，表明OFDI對長江經濟帶經濟增長的影響呈正向顯著性，但是促進作用較小。長江經濟帶各省市OFDI發(fā)展存在差異，且發(fā)展時間較短，因此，OFDI雖能促進作用長江經濟帶經濟增長，但影響程度較小。資本存量、研發(fā)投入和財政支出對經濟增長的影響也分別在10%和5%的顯著水平下呈正向顯著性。而勞動投入對長江經濟帶經濟增長的影響在1%顯著水平下呈負向顯著性。

3.4.6空間時間雙固定效應SDM模型效應分解

空間杜賓模型納入了空間滯后項，在空間自回歸系數λ顯著不為零的情況下，直接使用回歸系數反映解釋變量和被解釋變量之間的關系會產生誤差，需要借鑒Lesage和Pace提出的偏微分方法，分解空間杜賓模型的總效應，其中，直接效應表示某地區(qū)解釋變量對本地區(qū)經濟增長的影響，間接效應（即溢出效應）表示對周圍地區(qū)經濟增長的影響?？臻g時間雙固定效應的SDM模型空間效應分解情況如表8所示。

由表8可知，OFDI的直接效應值為0.008 2，且通過10%顯著性檢驗，說明推動OFDI發(fā)展可以提高本地區(qū)的經濟發(fā)展水平，但其促進作用較小。從間接效應看，OFDI的間接效應值-0.027 2，并且通過10%顯著檢驗，地區(qū)OFDI存在負空間溢出效應，說明本地區(qū)OFDI水平提高一定程度上會抑制其周圍地區(qū)的經濟增長。某地區(qū)OFDI規(guī)模擴大，推動本地經濟發(fā)展，會吸引周圍地區(qū)的資本、勞動力等轉移到該地，從而使得其他地區(qū)經濟增長受到抑制。

對于其他變量，從直接效應看，資本存量、研發(fā)投入和財政支出直接效應均顯著為正，說明這些變量對本地區(qū)的經濟增長有顯著的正向促進作用。而勞動投入的直接效應值顯著為負。剩余變量直接效應不顯著。間接效應方面，資本存量間接效應值顯著為正，而研發(fā)投入的間接效應值顯著為負，存在負空間溢出效應，其余變量間接效應不顯著。

3.4.7實證結果分析

本文選取2003～2016年長江經濟帶11個省市面板數據，基于經濟距離空間權重矩陣對面板數據做空間自相關檢驗，運用空間計量模型實證分析長江經濟帶OFDI對經濟增長的影響。得出主要結論如下：

長江經濟帶經濟增長存在顯著且穩(wěn)定的空間正相關性，相鄰省市的經濟發(fā)展可以帶動本省的經濟發(fā)展?？臻g集聚模式呈梯度，下游省市上海、江蘇和浙江呈“H-H”集聚模式，而中上游省市以“L-L”集聚模式為主。

長江經濟帶OFDI能促進本地區(qū)的經濟增長，但是其作用較小，這可能與地區(qū)OFDI規(guī)模有關。此外OFDI在推動本地區(qū)經濟發(fā)展的同時在一定程度上會搶奪鄰近省市的資源，從而抑制周邊地區(qū)的經濟發(fā)展。整體上，OFDI的發(fā)展對長江經濟帶經濟增長具有顯著促進作用，但影響程度偏小。且長江經濟帶OFDI存在不平衡性，下游地區(qū)OFDI流量明顯高于中上游地區(qū)。

資本存量對經濟增長具有顯著的正向促進作用。勞動投入的經濟增長直接效應為負，溢出效應不顯著，說明目前科技進步，機械化進程越來越快，單純增加勞動力數量對地區(qū)經濟增長的影響作用不明顯甚至起反作用。財政支出和研發(fā)投入對本地經濟增長有正向促進作用。而研發(fā)投入的間接效應顯著為負，其對周邊省市的經濟發(fā)展存在抑制作用。

4政策建議

長江經濟帶各省市經濟發(fā)展水平和OFDI水平均存在差異。政府需要發(fā)揮引導作用，加強各地之間的資源共享，充分發(fā)揮發(fā)達省市的優(yōu)勢，給相對落后的省市提供幫助，促進長江經濟帶區(qū)域間的協調發(fā)展。

OFDI規(guī)模大小影響其經濟增長效應，長江經濟帶應該進一步提升OFDI規(guī)模，增強其經濟增長效應。長江經濟帶進行OFDI的企業(yè)應該加強彼此之間的聯系，相互協作，努力實現技術、人才以及資金等資源的共享，以增大其OFDI規(guī)模，從而有效地拉動長江經濟帶的經濟發(fā)展。

提升長江經濟帶的創(chuàng)新能力，促進產業(yè)結構升級。各省市應該加大研發(fā)投入，重視人才引進、加強人力資本建設，在OFDI的過程中，學習先進的技術經驗，以發(fā)展新興企業(yè)，以此促進各省市產業(yè)結構升級，擴大OFDI領域，增強OFDI的國際競爭力。同時，政府也要鼓勵各類企業(yè)走出去，合理投資，促進對外直接投資的發(fā)展。

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[責任編輯：許立群]