霍 忻 劉 冬 王新城

1 (中國航空綜合技術(shù)研究所, 北京 100028)

2 (國家市場監(jiān)管總局質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施效能研究重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 北京 100028)

3 (石家莊郵電職業(yè)技術(shù)學(xué)院黨校教務(wù)部, 石家莊 050021)

4 (中共唐山市委黨校, 唐山 063000)

引 言

“一帶一路” 倡議的提出和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整工作的展開為我國對外直接投資發(fā)展和效率提升創(chuàng)造了良好的歷史時(shí)機(jī)， 通過開展對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的直接投資能夠深化雙邊、 多邊的國際經(jīng)貿(mào)務(wù)實(shí)合作， 提升對外開放水平與質(zhì)量，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)資源和要素的國際與區(qū)域配置， 帶動?xùn)|道國地區(qū)的就業(yè)、 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與增長， 為國內(nèi)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和經(jīng)濟(jì)增速的換擋調(diào)控提供了外部保障和條件。 根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局和商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2017 年我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資規(guī)模達(dá)207.81 億美元， 占比13.1%， 實(shí)現(xiàn)同比增長35.7%， 同期國內(nèi)生產(chǎn)總值為820754 億元， 經(jīng)濟(jì)增長率6.8%， 經(jīng)濟(jì)運(yùn)行表現(xiàn)好于預(yù)期①，我國經(jīng)濟(jì)增長與對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)的直接投資均處于良性上升態(tài)勢， 在調(diào)整中不斷發(fā)展， 整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體系的新常態(tài)特征凸顯。由此來看， 探究并檢驗(yàn)長期和短期內(nèi)我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)效果具有一定的研究價(jià)值和實(shí)際參考意義。 為此， 本文在“一帶一路” 倡議背景下， 以我國對沿線國家和地區(qū)直接投資行為為研究切入點(diǎn)， 運(yùn)用理論經(jīng)濟(jì)學(xué)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相結(jié)合的分析方法系統(tǒng)考察我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)效果， 以期能夠?yàn)榧訌?qiáng)國際經(jīng)貿(mào)合作， 提升我國對外直接投資能力與水平， 釋放在推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和保持國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長方面的積極作用提供智力支持和政策參考， 保障“十三五” 時(shí)期經(jīng)貿(mào)發(fā)展目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。

1 國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

1.1 國外研究成果

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家麥克杜格爾(1960）［1］考察了對外直接投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)， 同時(shí)在凱恩斯投資函數(shù)的理論基礎(chǔ)上提出了國際資本流動利益分配模型， 他指出， 由于資本流動的逐利性特征，以對外直接投資為載體的國際資本流動將促進(jìn)資本要素邊際生產(chǎn)力的趨同， 優(yōu)化要素在國際間的合理配置， 進(jìn)而帶動相關(guān)國家和地區(qū)社會福利和經(jīng)濟(jì)總量水平的上升。 在此基礎(chǔ)上， 學(xué)者肯普(1966）［2］將研究進(jìn)一步深化， 在修正和調(diào)整國際資本流動利益分配模型的前提下， 采用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)證明了跨國資本流動對國民收入增長的正向作用， 至此，國際資本流動提升國民收入水平的理論系統(tǒng)和觀點(diǎn)得以產(chǎn)生和明確。 Musgrave (1975）［14］指出美國企業(yè)通過開展對外直接投資顯著提升了企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平， 并有效推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級， 引致國內(nèi)收入水平不斷提高， 實(shí)現(xiàn)了國民經(jīng)濟(jì)的長期持續(xù)增長。 著名學(xué)者鄧寧(1981）［3］在IDP 理論(Investment Development Path） 中指出， 一般地， 對外直接投資規(guī)模與國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈正相關(guān)態(tài)勢的， 在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段都存在與之對應(yīng)且適宜的對外直接投資規(guī)模水平。 Frank 等(2006）［4］基于1990～2000 年東南亞8 個(gè)經(jīng)濟(jì)體對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)指標(biāo)， 采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法印證了對外直接投資有助于母國經(jīng)濟(jì)增長的理論觀點(diǎn)。 Driffield 和Love (2005）［15］運(yùn)用1984 ～1997 年的實(shí)際數(shù)據(jù)考察了英國制造業(yè)對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題， 發(fā)現(xiàn)英國制造業(yè)部門通過進(jìn)行海外投資，獲取了東道國先進(jìn)的技術(shù)資源和生產(chǎn)理念， 帶動母國企業(yè)生產(chǎn)率水平提升和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長。Gorynia (2007） 和Fonseca (2007）［16，17］以IDP 理論為理論假設(shè)背景， 對葡萄牙和波蘭兩國的對外直接投資問題進(jìn)行探究， 結(jié)果顯示， 兩國對外直接投資均形成了對母國收入水平的正向影響， 由此進(jìn)一步印證了IDP 的理論觀點(diǎn)。 Choong 和Lim(2009）［5］對馬來西亞1970～2001 年間的對外直接投資和經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)展開了協(xié)整模型分析， 研究結(jié)論顯示， 通過開展對外直接投資活動， 馬來西亞國內(nèi)的金融體系得以完善和成熟， 間接地促進(jìn)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長。 Herzer (2010）［6］構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型系統(tǒng)分析了美國對50 多個(gè)東道國和地區(qū)的對外直接投資問題， 他發(fā)現(xiàn)， 美國企業(yè)的對外直接投資活動對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的推動和助力作用。 Verma (2011）［7］探究了印度企業(yè)對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的問題，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 短期中印度國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長能夠引致企業(yè)的對外直接投資行為， 但反向因果關(guān)系并不成立。

1.2 國內(nèi)研究成果

魏巧琴和楊大楷(2003）［8］認(rèn)為對外直接投資是拉動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的重要路徑， 兩者間的因果關(guān)系并不明顯， 伴隨我國對外直接投資在規(guī)模和質(zhì)量上的逐步提升， 其對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)將日趨顯著。 王詠梅和王兆帥(2007）［18］比較分析了對外直接投資與出口貿(mào)易兩種路徑對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果， 研究結(jié)果顯示， 長期中對外直接投資與出口貿(mào)易均能夠帶動母國經(jīng)濟(jì)增長， 但對外直接投資的效果不及出口貿(mào)易。 張為付(2008）［9］指出無論在短期還是長期內(nèi)， 我國對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長間都存在穩(wěn)定的正向均衡關(guān)系。 于超和葛和平(2011）［10］將長期與短期分析相結(jié)合， 構(gòu)建誤差修正模型系統(tǒng)探究中國對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長間的具體關(guān)系， 他們發(fā)現(xiàn)， 與短期互動關(guān)系不顯著相比， 在長期中，中國對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長間的互動關(guān)系是相對明顯的。 馮彩和蔡則樣(2012）［11］基于區(qū)域分析視角系統(tǒng)考察了中國對外直接投資經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的區(qū)域差異， 研究結(jié)果表明， 中國對外直接投資影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長程度存在明顯的地域差異， 整體上呈現(xiàn)出東、 中和西部地區(qū)依次遞減的區(qū)域特征。 潘雄鋒等(2016）［12］以技術(shù)創(chuàng)新為研究切入點(diǎn)， 運(yùn)用有向無環(huán)圖法實(shí)證檢驗(yàn)了2003 ～2013 年我國對外直接投資、 技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長間的數(shù)量關(guān)系， 他們認(rèn)為， 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和競爭機(jī)制的存在使得對外直接投資經(jīng)由技術(shù)進(jìn)步路徑拉動母國經(jīng)濟(jì)增長成為可能。 隋廣軍等(2017）［13］在當(dāng)前“一帶一路” 倡議背景下全面考察了中國對外直接投資、 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及沿線國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的問題， 研究結(jié)論表明， 我國企業(yè)對沿線國家和地區(qū)開展的對外直接投資明顯縮小了東道國和地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的差距，并以12%的平均貢獻(xiàn)度顯著帶動了沿線國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速增長。

綜上所述， 國內(nèi)外學(xué)者在對外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系領(lǐng)域已開展了富有成效的系統(tǒng)研究和考察， 獲得了相對豐碩的研究成果。 從研究結(jié)論來看， 存在經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和對母國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻礙作用， 在具備經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的結(jié)論中， 大致可以歸為如下兩類結(jié)論： 單純短期或長期經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和短、 長期內(nèi)均存在母國經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。為此， 可以看出， 先驗(yàn)研究基本上是從短期和長期的單一視角考察了對外直接投資對母國經(jīng)濟(jì)增長的影響程度， 采用不同分析工具印證了有關(guān)對外直接投資影響母國經(jīng)濟(jì)增長的不同理論觀點(diǎn)，為后續(xù)研究在視角選取和方法運(yùn)用方面奠定了堅(jiān)實(shí)的研究基礎(chǔ)。 盡管如此， 先驗(yàn)研究在理論模型構(gòu)建與分析、 長短期結(jié)合、 系統(tǒng)分析方面仍舊存在有待完善之處。 據(jù)此， 本文在汲取先驗(yàn)研究成果的基礎(chǔ)上， 從現(xiàn)階段“一帶一路” 倡議背景出發(fā)， 以我國對沿線國家和地區(qū)的直接投資為研究切入點(diǎn)， 構(gòu)建理論經(jīng)濟(jì)模型， 率先從理論層面論證了發(fā)展中國家對外直接投資拉動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的理論觀點(diǎn)， 并據(jù)此設(shè)定研究假設(shè)， 隨后采用VAR模型、 脈沖響應(yīng)函數(shù)、 方差貢獻(xiàn)度、 格蘭杰檢驗(yàn)、VECM 模型以及Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)等研究工具系統(tǒng)檢驗(yàn)中國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資在短期和長期中對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果，以期能夠進(jìn)行嘗試性地研究創(chuàng)新， 豐富本研究領(lǐng)域已有研究成果， 并為當(dāng)前國內(nèi)所開展的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和保障國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、 穩(wěn)定增長提供理論檢驗(yàn)和支撐。

2 中國對“一帶一路”沿線國家直接投資狀況

“一帶一路” 倡議是現(xiàn)階段中國構(gòu)建高水平對外開放格局、 深化與周邊國家經(jīng)貿(mào)合作的重要舉措， 覆蓋東南亞、 西亞、 中亞、 東歐、 非洲等多個(gè)地區(qū)， 旨在加強(qiáng)國際合作、 整合各方資源、實(shí)現(xiàn)互利共贏與共同發(fā)展。 “一帶一路” 沿線國家以發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體為主， 與我國在資源、 貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)以及比較優(yōu)勢方面存在較強(qiáng)的互補(bǔ)性， 為雙邊經(jīng)貿(mào)合作奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。 自2013 年“一帶一路” 倡議提出以來， 中國與“一帶一路” 沿線國家積極開展經(jīng)貿(mào)領(lǐng)域的務(wù)實(shí)合作， 取得豐碩成果，貿(mào)易與對外投資形勢持續(xù)向好。 數(shù)據(jù)顯示， 2018年中國與“一帶一路” 沿線國家進(jìn)出口貿(mào)易總額1.3 萬億美元， 同比增長16.3%， 較同期外貿(mào)增速高3.7%。 亞洲大洋洲地區(qū)、 西亞地區(qū)、 東歐成為主要貿(mào)易合作區(qū)域。

圖1 中國對“一帶一路” 沿線國家對外直接投資走勢②

2017 年， 中國境內(nèi)投資者共對“一帶一路”沿線的65③個(gè)國家近3000 家境外企業(yè)進(jìn)行了直接投資， 涉及國民經(jīng)濟(jì)17 個(gè)行業(yè)大類， 當(dāng)年累計(jì)投資207.81 億美元， 同比增長35.7%， 占同期中國對外直接投資流量的13.1%。 主要投向新加坡、哈薩克斯坦、 馬來西亞、 印度尼西亞、 俄羅斯、老撾、 泰國、 越南、 柬埔寨、 巴基斯坦、 阿聯(lián)酋等國家。 2013～2017 年中國對“一帶一路” 沿線國家對外直接投資趨勢如圖1 所示。 由此可見，中國與“一帶一路” 沿線國家間存在密切的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系和較大合作潛力， 已成為我國開展對外經(jīng)貿(mào)活動的重點(diǎn)對象區(qū)域， 通過貿(mào)易和對外直接投資路徑將對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長和結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生更為突出的影響。 基于此， 本文以“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)為樣本國家， 嘗試性地檢驗(yàn)對外直接投資影響母國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的可能效果， 以期為深化“一帶一路” 雙邊經(jīng)貿(mào)合作， 實(shí)現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革協(xié)調(diào)并舉提供理論支撐。

3 理論經(jīng)濟(jì)模型分析

3.1 模型假設(shè)條件

在實(shí)證分析部分前， 本文從理論模型的角度嘗試性地考察對外直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長的問題。一般情況下， 在開展針對發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的對外直接投資過程中， 發(fā)展中國家企業(yè)基于競爭優(yōu)勢和技術(shù)水平落后的自身?xiàng)l件， 將投資動機(jī)集中于獲取發(fā)達(dá)國家先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)、 管理組織經(jīng)營和知識資源等戰(zhàn)略性資產(chǎn)， 為提升企業(yè)技術(shù)實(shí)力和管理效率水平提供基礎(chǔ)保障。 根據(jù)外部性理論， 知識具有正外部性特征， 發(fā)展中國家在發(fā)達(dá)國家進(jìn)行對外直接投資過程中， 將產(chǎn)生知識溢出和知識積累的正外部性現(xiàn)象， 這樣知識成為發(fā)展中國家進(jìn)行海外投資的副產(chǎn)品， 促進(jìn)發(fā)展中國家企業(yè)乃至母國的技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步， 進(jìn)而帶動國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長。 據(jù)此， 本文根據(jù)發(fā)展中國家對外直接投資的實(shí)際情況以及國內(nèi)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)營機(jī)制， 設(shè)定如下假設(shè)條件： (1） 從對外直接投資方面來看， 結(jié)合我國企業(yè)對外直接投資的發(fā)展趨勢和經(jīng)貿(mào)背景，本文假定技術(shù)落后的發(fā)展中國家對發(fā)達(dá)國家開展基于技術(shù)獲取動機(jī)的對外直接投資， 且先進(jìn)技術(shù)是海外投資的副產(chǎn)品， 將技術(shù)水平A 表示成對外直接投資存量Kofdi(Kofdi＞0） 的函數(shù)， 同時(shí)設(shè)定ω (ω＞0） 為技術(shù)轉(zhuǎn)移參數(shù)， 得出技術(shù)獲取函數(shù)為˙A=KofdiωA， 做移項(xiàng)處理得出技術(shù)增長率表達(dá)式：； (2） 在國內(nèi)生產(chǎn)方面， 設(shè)生產(chǎn)函數(shù)采取哈羅德中性生產(chǎn)函數(shù)形式Y(jié)=(K）α(AL）β，K 為國內(nèi)總資本存量， Kdomestic=K－Kofdi即為除去對外直接投資存量后國內(nèi)用于生產(chǎn)的資本存量， 此外， 生產(chǎn)要素勞動采取技術(shù)水平(A） 與勞動要素(L） 乘積的有效勞動的表現(xiàn)形式， 即AL。 據(jù)此得出生產(chǎn)函數(shù)的具體形式： Y(Kdomestic）α(AL）1－α。 進(jìn)一步地， 引入消費(fèi)變量C， 資本要素動態(tài)方程可表示為： ˙K=Y－C=(Kdomestic）α(AL）1－α－C， 出于研究規(guī)范性的考慮， 本文假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報(bào)酬不變和稻田條件， 資本邊際產(chǎn)出為正且逐步下降，并最終趨于穩(wěn)態(tài)水平； (3） 效用設(shè)定方面， 本文選取相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度不變的瞬時(shí)效用函數(shù)來表示經(jīng)濟(jì)主體的效用水平， 同時(shí)引入控制變量C 和Kofdi， 狀態(tài)變量A 和K， 設(shè)瞬時(shí)效用函數(shù)形式為U折現(xiàn)率為ρ 且ρ＞0， 折現(xiàn)率與消費(fèi)者當(dāng)前效用成反比， 折現(xiàn)率越大， 未來消費(fèi)折現(xiàn)的當(dāng)期消費(fèi)效用越小。 據(jù)此， 效用優(yōu)化問題的目標(biāo)函數(shù)可以寫成：， 引入技術(shù)和資本動態(tài)方程˙A=KofdiωA 與˙K=Y－C=K－(AL）1－α－C， 并假設(shè)A(0）= A0， K(0）= K0。如上所述， 本文介紹了理論模型推導(dǎo)的整體假設(shè)，下一部分將在以上假設(shè)的前提下從理論模型方面考察對外直接投資對母國經(jīng)濟(jì)增長的影響問題。

3.2 理論模型推導(dǎo)

為系統(tǒng)、 有效分析發(fā)展中國家企業(yè)對外直接投資影響母國經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)效果問題， 本文在此借鑒最優(yōu)控制論求解經(jīng)濟(jì)最優(yōu)化問題的思路來考察這一問題。 依據(jù)最優(yōu)控制論原理得如式(1）所示的現(xiàn)值漢密爾頓函數(shù)：

其中， Δ=(K－Kofdi）α(AL）1－α， 變量λA和λK分別表示技術(shù)水平(A） 和資本存量(K） 的影子價(jià)格， 根據(jù)漢密爾頓函數(shù)對消費(fèi)(C）、 對外直接投資存量(Kofdi）、 影子價(jià)格λA和λK求最優(yōu)化偏導(dǎo)數(shù)， 即：

在穩(wěn)態(tài)水平， 技術(shù)與資本要素的增長率是相同的， 因而有：將式(6） 和式(7） 帶入， 可得對外直接投資存量方程如下：

根據(jù)穩(wěn)態(tài)增長率公式(9） 可知， 在發(fā)展中國家開展對外直接投資的過程中， 將產(chǎn)生先進(jìn)技術(shù)溢出和積累的過程， 伴隨著對外直接投資存量Kofdi的增加， 知識和技術(shù)的正外部性效果更為顯著， 發(fā)展中國家投資企業(yè)由此獲得海外先進(jìn)的技術(shù)水平， 即˙A=KofdiωA， 進(jìn)而在提升本企業(yè)和母國技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)， 保障經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出即經(jīng)濟(jì)增長率實(shí)現(xiàn)以Kofdiω 的速率穩(wěn)步提升， 由此可知發(fā)展中國家企業(yè)的對外直接投資行為對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長將產(chǎn)生促進(jìn)作用。 本文根據(jù)上述理論模型分析結(jié)論提出如下假設(shè)：

H0： 發(fā)展中國家對外直接投資將對母國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生動態(tài)拉動效果。 接下來， 本文將運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 并構(gòu)建VAR 模型和VECM 模型檢驗(yàn)假設(shè)成立與否。

4 數(shù)據(jù)來源與經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型構(gòu)建

4.1 VAR 模型的介紹與數(shù)據(jù)處理

VAR 模型， 也稱為向量自回歸模型， 具有廣泛的應(yīng)用領(lǐng)域。 在VAR 模型中， 當(dāng)期變量被表示為變量滯后項(xiàng)的回歸方程形式。 學(xué)者西姆斯(Sims）于1980 年率先在應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域提出VAR 模型用于解決實(shí)際中出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)問題， 考察和探索宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)變量間的相互關(guān)系， 同時(shí)預(yù)測隨機(jī)擾動因素對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行的沖擊效果。 具體地，VAR(P）模型可以表示為如下形式：

根據(jù)模型基本形式， yt和xt代表模型中的內(nèi)生和外生變量， p 表示模型的滯后期， t 為樣本容量， 模型隨機(jī)擾動項(xiàng)為εt， 內(nèi)生和外生變量前的A、 B 指代變量影響系數(shù)。

數(shù)據(jù)的獲取和處理是展開實(shí)證分析的前提和基礎(chǔ)， 基于此， 結(jié)合VAR 模型的應(yīng)用特征和相關(guān)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的可獲得性， 本文選取2003 ～2017 年中國對“一帶一路” 沿線65 個(gè)國家和地區(qū)直接投資流量和經(jīng)濟(jì)增長宏觀數(shù)據(jù)， 從動態(tài)分析視角出發(fā)， 構(gòu)建雙變量VAR 模型， 并結(jié)合Johansen 檢驗(yàn)、 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、 方差分解、 Granger 檢驗(yàn)以及VECM 模型等研究方法系統(tǒng)考察了長期、 短期中我國對“一帶一路” 沿線國家直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長間的動態(tài)關(guān)系特征。 在此需要指出的是， 為了避免原始基礎(chǔ)數(shù)據(jù)異方差性特征對模型分析結(jié)果的有偏影響， 本文在實(shí)證分析過程中對模型變量取自然對數(shù)， 命名為LnODI 和LnGDP。 模型所用研究原始數(shù)據(jù)源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對外直接投資公報(bào)》 和聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議數(shù)據(jù)庫(UNCTAD）。

4.2 實(shí)證分析

4.2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文結(jié)合學(xué)術(shù)界認(rèn)可的ADF 檢驗(yàn)來考察模型數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與否， 顯著性水平控制在5%， 檢驗(yàn)結(jié)果顯示在如下表1 中。 從ADF 檢驗(yàn)結(jié)果來看， 原始數(shù)據(jù)變量的ADF 檢驗(yàn)值大于5%的臨界值水平， 如LnODI 的ADF 檢驗(yàn)值和臨界值分別為－2.391725和－4.712003， 根據(jù)判別法則， 認(rèn)為原始變量數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的， 需對其進(jìn)行一階差分處理并再次進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)， 從二次檢驗(yàn)結(jié)果中得知， 一階差分形式模型變量的5%臨界值大于相應(yīng)的ADF 檢驗(yàn)值， 符合數(shù)據(jù)平穩(wěn)性特征， 說明模型數(shù)據(jù)已通過了ADF 檢驗(yàn)， 數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行VAR 模型的構(gòu)建并開展后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)。

表1 模型變量的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

4.2.2 最優(yōu)滯后期的確定及模型構(gòu)建

一般來看， VAR 模型滯后期的選取問題比較關(guān)鍵， 能否選擇適宜的模型滯后期將直接影響到模型的整體分析結(jié)果和經(jīng)濟(jì)預(yù)測的準(zhǔn)確性與科學(xué)性。 為此， 本文沿用傳統(tǒng)的滯后期選取思路， 引入LR、 FPE、 AIC、 SC、 HQ 等統(tǒng)計(jì)指標(biāo)共同來解決VAR 模型的最優(yōu)滯后期問題， 如表2 顯示了最優(yōu)滯后期的檢驗(yàn)結(jié)果。 依據(jù)表中結(jié)果得知， 所選取的5 個(gè)滯后期評價(jià)指標(biāo)支持VAR 模型選擇1 期作為最優(yōu)滯后期， 據(jù)此， 構(gòu)建VAR(1）模型， 并運(yùn)用Eviews6 軟件輸出VAR(1）模型的基本形式，如式(11） 所示：

表2 VAR 模型最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

本文在此引入AR 根圖示法來完成VAR(1）模型穩(wěn)健性的校驗(yàn)問題， 根據(jù)AR 根圖示法的分析結(jié)果的判別規(guī)則， 當(dāng)模型特征根倒數(shù)落在單位圓內(nèi)時(shí)則認(rèn)為模型構(gòu)建是科學(xué)且穩(wěn)健的， 否則需對模型進(jìn)行修正。 圖2 給出了VAR(1）模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果， 從中可以看出， 兩個(gè)模型特征根倒數(shù)位于單位圓內(nèi)， 說明本文的VAR(1）模型是穩(wěn)健的， 對于實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題有較好的解釋能力和擬合度， 反映了我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)效果。

4.2.3 協(xié)整分析

根據(jù)對實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的研判可知， 我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長均保持了相對一致的發(fā)展走勢， 盡管存在增長率的差異， 但兩者在長期中均實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)步提升。如此產(chǎn)生了一個(gè)問題： 我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長在長期中的關(guān)系如何？ 為找出其中的答案， 本文引入Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)法來考察我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系。 式(12）和表3 給出了協(xié)整檢驗(yàn)的全部結(jié)果， 從最終結(jié)果來看， 依據(jù)Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)判別法則， 在模型變量間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)條件下， 檢驗(yàn)伴隨概率(P 值） 小于0.05， 拒絕該假設(shè)， 表明變量間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系， 即長期均衡關(guān)系。 同時(shí)在模型變量間最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)下，出現(xiàn)了相反的檢驗(yàn)結(jié)果， 伴隨概率(P 值） 大于0.05， 接受假設(shè)。 綜合比較上述兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)論，說明我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長間在長期中僅存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

圖2 VAR（1）模型AR 根圖

表3 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

式(12） 顯示了長期中我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整方程式，從中能夠清楚地看出， 我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的發(fā)展在長期中帶動了經(jīng)濟(jì)增長， 兩者間存在正向關(guān)系， 影響系數(shù)為0.0207， 即我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資規(guī)模每上升1%將引致國內(nèi)總產(chǎn)出增長0.0207%， 這一影響效果相對微弱， 但這種積極效應(yīng)是存在的，亟待長期中有力推進(jìn)我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資規(guī)模和產(chǎn)業(yè)布局的同步提升， 逐步發(fā)揮拉動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的潛在實(shí)力。

4.2.4 脈沖響應(yīng)分析與方差分解

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果已表明我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資在長期中能夠推動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長， 那么在短期中兩者的關(guān)系呈現(xiàn)出什么特征？ 為完善本文研究結(jié)構(gòu)和系統(tǒng)， 研判短期中我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系問題， 本文借助脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解方法來完成如上任務(wù)。 圖3 與圖4 分別給出了脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析結(jié)果。

從圖3 來看， 脈沖響應(yīng)效果在整個(gè)考察期內(nèi)為正且呈現(xiàn)逐期遞增而后保持平穩(wěn)的走勢， 脈沖響應(yīng)程度處于0.05%以下的較低水平， 在期末第10期達(dá)到峰值， 這說明短期內(nèi)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對我國基于“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的沖擊LnODI 產(chǎn)生了正向反應(yīng)， 但影響效果比較微弱， 這與我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資發(fā)展水平有待提升， 投資行業(yè)、 地域和動機(jī)結(jié)構(gòu)亟待優(yōu)化， 投資收益回流率低等現(xiàn)實(shí)問題有關(guān)， 引致我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資短期經(jīng)濟(jì)增長拉動效果較低。 圖4 給出了方差分解分析結(jié)果， 圖中信息表明， 在眾多短期經(jīng)濟(jì)波動LnGDP 影響因子中， 針對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的影響因素LnODI 的貢獻(xiàn)度比重大致為5%左右的水平， 這說明短期內(nèi)我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資引致經(jīng)濟(jì)增長的效果相對微弱， 但拉動潛力是具備的。

圖3 LnODI 對LnGDP 脈沖響應(yīng)圖

圖4 LnODI 對LnGDP 方差分解圖

4.2.5 VECM 模型分析與Granger 因果檢驗(yàn)

前文在協(xié)整檢驗(yàn)、 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析部分分別檢驗(yàn)了我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的長期與短期動態(tài)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)， 但兩部分是獨(dú)立展開研究的， 并沒有從長期與短期相結(jié)合的視角完整地考察經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)效果， 為實(shí)現(xiàn)該研究目標(biāo)、 完善本文研究體系， 基于前文VAR(1）模型構(gòu)建VECM 模型， 變量數(shù)量和釋義相同， 在此不再贅述。 從理論上講， VECM模型為考察變量短期偏離長期均衡趨勢而后的調(diào)整方向和速度問題提供了有效的分析工具， 成為探究變量動態(tài)關(guān)系問題的主要方法。 式(13） 具體給出了VECM 模型的基本形式， 可以從中看出，模型首項(xiàng)即誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)， 表明在短期中我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系將偏離長期均衡關(guān)系趨勢， 而這一偏離會得到不斷修正和調(diào)整， 調(diào)整幅度分別為5.9%和8.6%， 以保持兩變量在長期中的均衡關(guān)系。

表4 Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果

Granger 因果檢驗(yàn)是考察變量間短期因果關(guān)系的主要分析方法， 出于完善研究體系的考慮， 本文在此結(jié)合Granger 因果檢驗(yàn)法來探析我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長間的短期因果關(guān)系， 顯著性水平設(shè)置在5%。 表4 給出了雙變量的Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果。 從分析結(jié)果中看， 在假設(shè)1 情況下， 檢驗(yàn)伴隨概率即表中P 值為0.0001， 小于5%的顯著性水平， 由此拒絕假設(shè)1， 認(rèn)為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長是我國對“一帶一路” 沿線直接投資發(fā)展的Granger 原因。 同時(shí)在假設(shè)2 中， 響應(yīng)的伴隨概率值大于0.05 的顯著性水平， 檢驗(yàn)結(jié)果截然相反， 說明基于“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)的直接投資活動在短期內(nèi)并不構(gòu)成國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的Granger 原因。 上述Granger檢驗(yàn)結(jié)果與前文協(xié)整分析、 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的所得結(jié)論相對一致。 綜上所述， 能夠得出的結(jié)論是： 我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的拉動效應(yīng)是存在且可能的， 但效果比較微弱。 從長期和短期視角來看，發(fā)展中國家對外直接投資是推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要路徑， 假設(shè)得以驗(yàn)證。 需要指出和說明的是，盡管我國對外直接投資近些年來取得了比較顯著的成績， 具備較大的發(fā)展空間與潛力， 但受限于起步晚、 投資結(jié)構(gòu)不完善、 投資效率低以及海外收益回流困難等實(shí)際問題， 我國對外直接投資發(fā)展仍有較長的路要走， 以切實(shí)提升我國企業(yè)海外投資質(zhì)量， 契合“走出去” 戰(zhàn)略和“一帶一路”建設(shè)， 不斷為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長提供可靠的外部支撐和發(fā)展良機(jī)。

5 結(jié)論與策略建議

本文的主要研究結(jié)論如下： (1） 根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知， 在長期中， 中國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資存在顯著的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，影響效果系數(shù)達(dá)0.0207%； (2） 從短期來看， 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析結(jié)果表明， 國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對“一帶一路” 沿線直接投資沖擊的短期脈沖響應(yīng)效果在0.05%以下， 且在經(jīng)濟(jì)增長的影響因子中， “一帶一路” 沿線直接投資的貢獻(xiàn)度約為5%左右， 由此可知， 短期內(nèi)中國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的經(jīng)濟(jì)增長帶動效應(yīng)比較微弱， 亟待合理規(guī)劃投資產(chǎn)業(yè)布局， 充分釋放經(jīng)濟(jì)增長的引擎潛力； (3） VECM 模型分析結(jié)論顯示， 以長期的視角來看， 任何短期中出現(xiàn)的偏離長期均衡趨勢的現(xiàn)象均將得到不斷調(diào)整和修正，以保持我國對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長間的均衡關(guān)系態(tài)勢。

本文提出如下幾點(diǎn)政策思考： (1） 從長期戰(zhàn)略視角來看， 我國對外直接投資在經(jīng)濟(jì)增長與結(jié)構(gòu)調(diào)整中的作用日趨顯現(xiàn)， 逐步成為拉動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增速換擋和推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要外部引擎。 據(jù)此， 在長時(shí)期內(nèi)， 需在積極落實(shí)“走出去” 戰(zhàn)略的同時(shí)， 推動“一帶一路” 經(jīng)貿(mào)建設(shè)，鼓勵國內(nèi)具備投資實(shí)力和資質(zhì)的企業(yè)開展跨國經(jīng)營， 推動國內(nèi)過剩產(chǎn)能海外轉(zhuǎn)移， 優(yōu)化勞動、 資本等生產(chǎn)要素在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化配置， 在國際生產(chǎn)鏈條下帶動國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)品向東道國和地區(qū)出口， 在促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的同時(shí)增加生產(chǎn)與就業(yè)規(guī)模， 拉動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長； (2） 從國內(nèi)政策扶持角度來看， 我國企業(yè)在“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)進(jìn)行海外投資過程中將面臨政治、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)以及文化差異等不利因素， 為此， 國內(nèi)相關(guān)部門要提供強(qiáng)有力的政策扶持保障和政策優(yōu)惠， 在企業(yè)稅收、 貿(mào)易補(bǔ)貼方面提供政策優(yōu)惠，降低企業(yè)海外投資門檻， 同時(shí)需建立企業(yè)海外投資咨詢組織， 為擬開展海外投資的國內(nèi)企業(yè)提供投資產(chǎn)業(yè)、 行業(yè)和區(qū)域規(guī)劃， 如東道國風(fēng)險(xiǎn)評估、文化識別以及人員培訓(xùn)在內(nèi)的咨詢服務(wù)內(nèi)容， 切實(shí)規(guī)避我國企業(yè)海外投資風(fēng)險(xiǎn)， 保障投資收益回流的最大化； (3） 從服務(wù)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展角度來看， 截止目前， 我國企業(yè)對“一帶一路” 沿線國家和地區(qū)直接投資的主要東道國集中于鄰國或經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的經(jīng)濟(jì)體， 在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的背景和動機(jī)下， 需鼓勵國內(nèi)企業(yè)積極投身于面向歐洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)密集型行業(yè)的海外投資，通過接近技術(shù)水平先進(jìn)和研發(fā)資源密集的東道國地區(qū)以吸納先進(jìn)的技術(shù)研發(fā)理念和生產(chǎn)要素， 為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供先進(jìn)的技術(shù)要素和研發(fā)資源， 帶動國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)發(fā)展， 助力經(jīng)濟(jì)增長和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源： 國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站： http：／ ／www.stats.gov.cn／tjgz／tzgb／201701／t20170109＿1451239.html。

②數(shù)據(jù)來源： 《中國對外直接投資公報(bào)》 及作者測算。

③本文中所提及65 個(gè)的“一帶一路” 沿線國家指蒙古、 新加坡、馬來西亞、 印度尼西亞、 緬甸、 泰國、 老撾、 柬埔寨、 越南、文萊、 菲律賓、 伊朗、 伊拉克、 土耳其、 敘利亞、 約旦、 黎巴嫩、 以色列、 巴勒斯坦、 沙特阿拉伯、 也門、 阿曼、 阿聯(lián)酋、卡塔爾、 科威特、 巴林、 希臘、 塞浦路斯、 埃及、 印度、 巴基斯坦、 孟加拉、 阿富汗、 斯里蘭卡、 馬爾代夫、 尼泊爾、 不丹、 哈薩克斯坦、 烏茲別克斯坦、 土庫曼斯坦、 塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、 俄羅斯、 烏克蘭、 白俄羅斯、 格魯吉亞、 阿塞拜疆、 亞美尼亞、 摩爾多瓦、 波蘭、 立陶宛、 愛沙尼亞、 拉脫維亞、 捷克、 斯洛伐克、 匈牙利、 斯洛文尼亞、 克羅地亞、 波黑、 黑山、 塞爾維亞、 阿爾巴尼亞、 羅馬尼亞、 保加利亞、 馬其頓。