邊夢(mèng)夢(mèng)，黃漢江

（1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海，200093；2.上?；▋?yōu)化研究所，上海，200093）

理論研究

OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的地區(qū)差異和門(mén)檻效應(yīng)研究

邊夢(mèng)夢(mèng)1，黃漢江2

（1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海，200093；2.上?；▋?yōu)化研究所，上海，200093）

選取2003—2014年中國(guó)省際年度數(shù)據(jù)，采用面板隨機(jī)系數(shù)模型實(shí)證檢驗(yàn)了對(duì)外直接投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的地區(qū)差異，在東部和西部地區(qū)顯著的影響為正，而中部地區(qū)為負(fù)。在此基礎(chǔ)上，采用了門(mén)檻回歸模型，進(jìn)一步驗(yàn)證了影響對(duì)外直接投資經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的因素的門(mén)檻特征，并從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)開(kāi)放程度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力這三個(gè)方面分別測(cè)定了引發(fā)對(duì)外直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門(mén)檻水平。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)；隨機(jī)系數(shù)；門(mén)檻回歸；對(duì)外直接投資

對(duì)外直接投資即OFDI(Outward Foreign Direct Investment)，在經(jīng)濟(jì)全球化、貿(mào)易自由化不斷推進(jìn)的今天，國(guó)際間資本流動(dòng)的速度和規(guī)模都在不斷加大，OFDI已經(jīng)成為各國(guó)融入世界經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要途徑。21世紀(jì)初我國(guó)就已提出“走出去”戰(zhàn)略，我國(guó)各地區(qū)OFDI也隨之出現(xiàn)較強(qiáng)的增長(zhǎng)勢(shì)頭。2003年我國(guó)OFDI僅為28.5億美元，截至2015年底我國(guó)OFDI創(chuàng)下1 456.7億美元的歷史新高，占全球流量份額的9.9%，成為僅次于美國(guó)的第二大對(duì)外投資國(guó)。而截至10月我國(guó)2016年累計(jì)OFDI達(dá)1 459.6億美元，累計(jì)同比增速53.3%，我國(guó)已經(jīng)成為了名副其實(shí)的對(duì)外投資大國(guó)，但是由于地理位置不同、對(duì)外開(kāi)放的時(shí)間及程度等不同，各地區(qū)的OFDI不管是在存量還是流量方面都存在較大差異。此外，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要是通過(guò)外溢效應(yīng)，但現(xiàn)階段我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在很大的不平衡，在發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新等方面均存在較大的差異，因此OFDI對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也可能存在較大差異。

基于此，本文首先采用面板隨機(jī)系數(shù)模型探討各地區(qū)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果顯示OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異。而造成各地區(qū)間存在差異的主要原因是地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同、對(duì)外開(kāi)放度及技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力的不同，為了更好的研究各方面不同對(duì)OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響，本文選取以下六個(gè)變量人均GDP、資本存量、對(duì)外開(kāi)放度、對(duì)外直接投資、人力資本、研發(fā)投入，分別測(cè)試其門(mén)檻效應(yīng)，希望找出使得OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)最大化時(shí)的各變量的門(mén)檻值。對(duì)各地區(qū)因地制宜地制定合理OFDI戰(zhàn)略，進(jìn)而促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康增長(zhǎng)具有重要意義。

1 文獻(xiàn)評(píng)述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者較多的關(guān)注外商直接投資（FDI）對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，而OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)只是在近年才受到廣泛關(guān)注。目前，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響還未明確，不同學(xué)者對(duì)此持有不同觀點(diǎn)，主要有以下兩種：一種觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生替代效應(yīng)，資本轉(zhuǎn)移到國(guó)外，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減少（Stevens,1992）[1]；另一種，OFDI與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)為互補(bǔ)關(guān)系，即OFDI的增加會(huì)促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)（Keynes 1936)[2]。J.H.Dunning（1981）認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家OFDI傾向與母國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段相關(guān)，隨著發(fā)展水平的提高，一國(guó)的OFDI也不斷增加，即“投資發(fā)展周期理論”,該理論為研究OFDI的母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)奠定了基石[3]；Borensztein et al.(1998)研究發(fā)現(xiàn)OFDI是技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要載體，但只有當(dāng)東道國(guó)的人力資本跨過(guò)某一最低門(mén)檻值時(shí)才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的貢獻(xiàn)[4]；Herzer(2010)的研究發(fā)現(xiàn)OFDI與一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向的促進(jìn)關(guān)系，但其逆向溢出作用與母國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放程度、人力資本狀況等并沒(méi)有明顯相關(guān)性[5]。

中國(guó)的OFDI相較于一些發(fā)達(dá)國(guó)家起步較晚，魏巧琴（2003）利用1982—2000年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)通過(guò)市政研究，但并未發(fā)現(xiàn)OFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系[6]；肖黎明（2009）研究得出中國(guó)的OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期彈性還較低[7]；李京曉（2013）通過(guò)實(shí)證研究得到，中國(guó)的OFDI對(duì)貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有比較明顯的促進(jìn)作用，且OFDI的母國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在東部發(fā)達(dá)地區(qū)更為明顯[8]。

綜上可見(jiàn)，關(guān)于OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)國(guó)內(nèi)外學(xué)者都還未得到一致的結(jié)論，不同地區(qū)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在差異。本文在梳理了以上OFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討中國(guó)的OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)在地區(qū)間的差異及其門(mén)檻效應(yīng)。

2 OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的地區(qū)差異

由于現(xiàn)階段我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r存在較大差異，不同區(qū)域的OFDI對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也可能存在相當(dāng)大的差異。因此，本文首先對(duì)我國(guó)各地區(qū)的OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以此來(lái)證明差異的存在，作為進(jìn)一步分析和驗(yàn)證OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)門(mén)檻特征的基礎(chǔ)。

2.1 模型設(shè)定

其中Yit：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（i代表地區(qū)，t為年份，下同），Kit：表示資本存量，Lit：勞動(dòng)投入，α、β分別為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，Ait：技術(shù)參數(shù)，Benhabib和Spiegel（1994）研究表明人力資本可通過(guò)影響國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新效率和學(xué)習(xí)國(guó)外技術(shù)的速度來(lái)影響技術(shù)進(jìn)步[9]，張宇（2008）認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步主要來(lái)自國(guó)內(nèi)自身技術(shù)創(chuàng)新和外資部門(mén)對(duì)內(nèi)資部門(mén)產(chǎn)生的逆向溢出效應(yīng)[10]，因此本文進(jìn)一步假設(shè):

代入（1）式并取對(duì)數(shù)得：

其中Rit為本國(guó)R&D投入；FDIit為對(duì)外直接投資流量；Hit為人力資本；C為常數(shù)項(xiàng)，代表影響技術(shù)進(jìn)步的其他因素；μit則為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

由于我國(guó)OFDI統(tǒng)計(jì)始于2003年，因此我們選擇了2003—2014年的數(shù)據(jù)，樣本包括全國(guó)29各省、市、自治區(qū)，其中西藏由于數(shù)據(jù)太少予以剔除，重慶數(shù)據(jù)則合并到四川進(jìn)行分析，貴州、海南、青海部分年份OFDI數(shù)據(jù)缺失。

①國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）。由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2004—2015）》得各省2003—2014年的名義GDP和按可比價(jià)格計(jì)算的GDP指數(shù)，計(jì)算得出以2003年為基期的實(shí)際GDP，并且GDP平減指數(shù)=名義GDP/實(shí)際GDP。

②對(duì)外直接投資（OFDI）和R&D投入（R）。各省、市、自治區(qū)的非金融類(lèi)OFDI流量數(shù)據(jù)來(lái)源于《Wind資訊》,并根據(jù)各年的匯率折算為人民幣；R&D投入R來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒（2004—2015）》；用GDP平減指數(shù)對(duì)二者進(jìn)行平減，得到不受價(jià)格變動(dòng)影響的真實(shí)OFDI和R。

③人力資本（H）。本文采用平均受教育年限（Barro等，1993）的方法來(lái)測(cè)算人力資本存量[11]，各地就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2004—2015）》，則H=6*小學(xué)+9*初中+12*高中+16*大專(zhuān)及以上學(xué)歷。

④資本存量（K）和勞動(dòng)投入（L）。

其中，Iit為i地區(qū)t年固定資本形成額（《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2004—2015）》），為剔除價(jià)格因素的影響采用各省的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算，得到以2003年不變價(jià)格計(jì)算的各地區(qū)K；δ為資本折舊率，沿用9.6%。將（張軍2004）各省2000年的K，折算為以2003年不變價(jià)格的K，進(jìn)一步測(cè)算出2003—2014年的不變價(jià)K。采用2004—2015的各省年末就業(yè)人口表示L，數(shù)據(jù)來(lái)源與《Wind資訊》。

2.3 OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的地區(qū)差異

由于面板數(shù)據(jù)具有兩維特征，因此本文采用協(xié)方差來(lái)分析檢驗(yàn)以下兩個(gè)假設(shè)，來(lái)確定是采用混合估計(jì)、回歸系數(shù)相同的固定效應(yīng)，還是隨機(jī)系數(shù)模型。

H0:(3)式中截面和時(shí)間序列回歸的截距、斜率均不變。

H1:(3)式中截面和時(shí)間序列的截距不同，但斜率相同。

表1給出了F檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可看出,拒絕H0和H1,應(yīng)采用Swamy（1970）[13]的面板隨機(jī)系數(shù)模型。

Peter Lodrup，“Challenges to an Established Paternity － Radical Changes in Norwegian Law”，International Survey of Family Law，353，2003，p．357．

采用方程(3)運(yùn)用面板數(shù)據(jù)隨機(jī)系數(shù)模型，對(duì)全國(guó)以及分地區(qū)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2。

從上述結(jié)果可看出，現(xiàn)階段我國(guó)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的促進(jìn)作用，但系數(shù)僅為0.004 9，促進(jìn)作用并不明顯。為了進(jìn)一步考察OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的地區(qū)差異，將我國(guó)各省、市、自治區(qū)劃分為東部、中部以及西部區(qū)域，分別進(jìn)行回歸，可看出不同區(qū)域OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不同。東、西部地區(qū)系數(shù)為正，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著；中部地區(qū)系數(shù)為負(fù)，也不顯著。鑒于積極的促進(jìn)作用發(fā)生在東、西部地區(qū)，我們推測(cè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、是決定OFDI影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)得關(guān)鍵。故本文采用Hansen(2000)的門(mén)檻回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)[12]。

3 OFDI經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的門(mén)檻回歸分析

3.1 門(mén)檻模型的構(gòu)建與變量選擇

本文模型采用Hansen（2000）的門(mén)檻回歸：

其中yit為被解釋變量，xit為解釋變量，qit為門(mén)檻變量，eit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在此基礎(chǔ)上，將本研究的門(mén)檻回歸模型設(shè)定為：

Xit、θ、δ均為列向量，Xit'=[1，LnOFDIit，LnRit，LnHit，LnKit，LnLit]，θ=[θ0，θ1，θ2，θ3，θ4，θ5]，δ=[δ0，δ1，δ2，δ3，δ4，δ5]；當(dāng)qit≤γ時(shí)，dit(γ)取0，解釋變量的系數(shù)為θ；當(dāng)qit＞γ時(shí)，dit(γ)取1，解釋變量系數(shù)為θ+δ。

針對(duì)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不同，本文依次從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放度、技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力三方面進(jìn)行門(mén)檻分析。一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用各地區(qū)的人均GDP(RGDP)和資本存量（K）表示，其中RGDP來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2004—2015）》，K數(shù)據(jù)同上；對(duì)外開(kāi)放度采用外貿(mào)依存度（Open）和對(duì)外投資依存度（OFDI/GDP）表示,其中Open=進(jìn)出口總額/GDP，各地區(qū)進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2004-2015）》，并將美元按當(dāng)年匯率折算為人民幣計(jì)量，OFDI/GDP；一地區(qū)的技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力選用各地區(qū)人力資本（H）和R&D強(qiáng)度表示，H計(jì)算方法同上，采用“勞動(dòng)了的平均受教育年限”；R/GDP計(jì)算方法：R/GDP,R數(shù)據(jù)來(lái)源同上。

3.2 門(mén)檻值的確定

參考Hansen(2000)的面板數(shù)據(jù)回歸理論，首先對(duì)模型（6）進(jìn)行OLS回歸，殘差平方和Sn=（θ，δ，γ）為：

在模型殘差平方和取最小值處可得門(mén)檻值的估計(jì)值

其中Γn=?！衶q1,…,q2}，滿足式（8）的觀測(cè)值均為可能的門(mén)檻值，門(mén)檻值一旦確定后，其他的參數(shù)值也可以相應(yīng)確定。進(jìn)一步檢驗(yàn)門(mén)檻回歸模型的顯著性，設(shè)H0:θ1=θ2，同時(shí)構(gòu)造ˇLM統(tǒng)計(jì)量：

其中，S0為H0成立時(shí)的殘差平方和，Sn為存在門(mén)檻時(shí)的殘差平方和。此時(shí)LM統(tǒng)計(jì)量不服從X2分布，本文采用“自舉法”（Bootstrap）得到漸進(jìn)分布，進(jìn)而獲得相應(yīng)的Bootstrap P值。隨后，進(jìn)行門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)，確定其置信區(qū)間。原假設(shè)=γ0，Hansen(2000)采用“似然比統(tǒng)計(jì)量”檢驗(yàn)門(mén)檻值：

當(dāng) LRn(γ)≤c(α)=-2ln(1-α)時(shí)（α為顯著性水平），接受H0，即不存在門(mén)檻值。

3.3 門(mén)檻回歸結(jié)果

本文采用Stata13.0軟件進(jìn)行回歸分析，將樣本按照門(mén)檻變量從小到大排列，采用“網(wǎng)格搜索法”，以0.15為跨度進(jìn)行5 000次“自舉法”。由表3可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、地區(qū)開(kāi)放度、人力資本和R&D強(qiáng)度均存在門(mén)檻效應(yīng)。

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①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。一地區(qū)的人均GDP和物質(zhì)資本存量K是該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的綜合反映，一般來(lái)說(shuō)，RGDP、K達(dá)到一定水平時(shí)，該地區(qū)會(huì)形成較強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力和技術(shù)創(chuàng)新力，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用。分別以RGDP、K為門(mén)檻變量對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4。

從回歸結(jié)果可知，RGDP、K對(duì)OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)均存在門(mén)檻效應(yīng)，且OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用隨著RGDP、K的提高而不斷增加。RGDP的門(mén)檻值為3.234 9，即當(dāng)RGDP低于3.234 9萬(wàn)元時(shí)，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用系數(shù)為0.038 8，當(dāng)超過(guò)這一門(mén)檻值時(shí)，促進(jìn)作用可增加至0.203 9。同樣，一地區(qū)的物質(zhì)資本存量K低于20 763.300 8億元時(shí)，OFDI的系數(shù)為0.027 4，超過(guò)這一門(mén)檻值后其系數(shù)變?yōu)?.143 7。截至2014年北京、天津、遼寧、山東、江蘇、浙江、上海、福建、廣東、黑龍江、吉林、湖北、內(nèi)蒙古、四川14個(gè)地區(qū)通過(guò)RGDP的門(mén)檻，僅海南、廣西、貴州、青海、寧夏、甘肅6地區(qū)未越過(guò)K的門(mén)檻。

②地區(qū)開(kāi)放度。一地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度直接關(guān)系到該地區(qū)的企業(yè)能否通過(guò)投資到發(fā)達(dá)國(guó)家，產(chǎn)生技術(shù)逆向溢出，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這里選取外貿(mào)依存度Open和對(duì)外直接投資依存度OFDI/GDP，檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

由回歸結(jié)果可知，一地區(qū)的Open和OFDI/GDP均對(duì)OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)存在正向的門(mén)檻效應(yīng)。當(dāng)?shù)貐^(qū)Open高于0.095 6時(shí)，OFDI的彈性系數(shù)可達(dá)0.072 4，反之該系數(shù)僅為0.018 1。從對(duì)外直接投資依存度的回歸結(jié)果來(lái)看，OFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在門(mén)檻效應(yīng)，低于門(mén)檻值0.000 083時(shí)，OFDI的系數(shù)為0.035 9，當(dāng)該指標(biāo)高于門(mén)檻值時(shí)，OFDI的系數(shù)升至0.084 1。截至2012年各省市區(qū)的對(duì)外投資依存度均已跨過(guò)門(mén)檻值,但山西、湖南、貴州、青海、陜西、甘肅和內(nèi)蒙古到2014年仍未越過(guò)Open的門(mén)檻。

③技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力。一地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于研發(fā)投入還與該地區(qū)的人力資本有較大關(guān)系。人力資本既可以加速OFDI技術(shù)的逆向技術(shù)溢出，同時(shí)還可以影響技術(shù)吸收與創(chuàng)新效率；R&D強(qiáng)度越大，技術(shù)進(jìn)步越快，對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用也就越大。因此，本文選用人力資本H和R&D強(qiáng)度R/GDP進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表6。

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檢驗(yàn)結(jié)果表明，一地區(qū)的H和R/GDP均對(duì)OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)有正向的門(mén)檻作用。當(dāng)?shù)貐^(qū)的平均受教育年限低于8.174 2時(shí)，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)向作用，系數(shù)為-0.045 5，當(dāng)該地區(qū)越過(guò)門(mén)檻值后，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用，其系數(shù)變?yōu)?.073 45。研發(fā)投入在門(mén)檻值前后的系數(shù)均為正，但當(dāng)R/GDP≤0.072 5時(shí)，OFDI的系數(shù)僅為0.014 4，超過(guò)這一門(mén)檻值后，系數(shù)提高至0.139 7。截至2012年各省的平均受教育年限均已超越門(mén)檻值；而2014年河北、黑龍江、吉林、山西、河南、江西、海南、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、甘肅、內(nèi)蒙古和新疆仍未通過(guò)R/GDP的門(mén)檻，大部分地區(qū)的研發(fā)投入仍不夠，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步較慢，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用不明顯。

4 研究結(jié)論與政策展望

本文選取我國(guó)2003—2014年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，并測(cè)算了引發(fā)促進(jìn)作用的各變量的門(mén)檻水平。通過(guò)檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論：

不同地區(qū)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不同，中部地區(qū)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向作用，而東部及西部地區(qū)均為正向作用。由這一結(jié)論可看出，正向的促進(jìn)作用可能存在基于某些經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r上的門(mén)檻特征。

在此基礎(chǔ)上，選擇人均GDP、資本存量、外貿(mào)依存度、對(duì)外投資依存度、人力資本和R&D強(qiáng)度6個(gè)指標(biāo)，檢驗(yàn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，以上6個(gè)指標(biāo)均對(duì)OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)有顯著的影響，當(dāng)其超越某一門(mén)檻值后，OFDI的系數(shù)會(huì)顯著提升，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的門(mén)檻特征。

通過(guò)上述分析，我們認(rèn)為從當(dāng)前中國(guó)的總體發(fā)展水平來(lái)看，OFDI已經(jīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有了一定的促進(jìn)作用，但由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，各地區(qū)OFDI的促進(jìn)作用不同。經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的地區(qū)，通過(guò)OFDI已經(jīng)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，但由于部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放度、人力資本等指標(biāo)并未達(dá)到門(mén)檻值，OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用仍不明顯，甚至為負(fù)值。因此，各地政府應(yīng)該在充分了解本地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況的前提下，因地制宜地制定對(duì)外直接投資戰(zhàn)略。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)可擴(kuò)大OFDI，進(jìn)而加快技術(shù)逆向溢出，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低或開(kāi)放度不高的地區(qū)，應(yīng)根據(jù)自己地區(qū)的弱勢(shì)，進(jìn)行相應(yīng)的改進(jìn)，包括加大R&D研發(fā)投入、提升資本存量、擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放度、提升教育普及情況等，越過(guò)門(mén)檻，最終實(shí)現(xiàn)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

[1]STEVENS G V G,LIPSEY R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of Money and Finance,1992, (11):40-62.

[2]凱恩斯著，徐毓柵譯.就業(yè)、利息與貨幣通論[M].北京：商務(wù)印書(shū)館,1997.

[3]J.H.DUNNING.Explaining the International Direct Investment Pasition of Countries:Towards a Dynamic or Developmental Approach[J].WeltwirtschaftlichesArchiv,1981,117(1):30-64.

[4]BORENSZTEIN,E.GREGORIO,J.&w.Lee.How does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth [J].Journal of International Economics,1998(45):115-135.

[5]DIERK HERZER.The Long-Run Relationship Between Outward FDIand Total FactorProductivity：Evidence for Developing Countries[Z].Working Paper.2010.

[6]魏巧琴,楊大楷.對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)研究,2003（11）：93-97.

[7]肖黎明.對(duì)外直接投資與母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：以中國(guó)為例]J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2009（8）：111-117.

[8]李京曉.中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的母國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[D].上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué),2013.

[9]BENHABIB J.and SPIEGEL M.The Role of Human Capital in Economic Development: Evidence from Aggregate Cross-country Data[J].Journal of Monetary Economics,1994(34): 143-173.

[10]張宇.FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與吸收能力的門(mén)限特征[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2008(1):28-39.

[11]BARROP R.and LEE J.W.International Comparison of Educational Attainment[J].Journal of Monetary Economics,1993 (3):363-394.

[12]BRUCE E.Hansen.Sample Spliting and Spliting and Threshold Estimation[J].Econometrica,2000(68),NO.3,575-603.

［責(zé)任編輯：付 佳］

Study on the Local Difference of OFDI on Economic Growth and the Threshold Characters

BIANMeng-meng,HUANGHan-jiang
（1 College of Management,University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093,China;2. Shanghai Infrastructure Optimization Research Institute,Shanghai 200093,China）

This paper selects the annual data of China in 2003-2014,and uses the panel random coefficient model to test the effect of FDI on the economic growth.The results show that there are obvious regional differences in the impact of FDI on economic growth,which is positive in the eastern and western regions and negative in middle area.Based on that,the threshold regression model was used to verify and measure the threshold level which ensure the OFDI’s influence on economic growth in three aspects,including the level ofeconomic development,the openness ofeconomy,technologyabsorption and innovation capacities.

Economic Growth Effect;RandomCoefficient;Threshold Regression;OFDI

F830.593

A

1673-5919（2017）01-0013-05

10.13691/j.cnki.cn23-1539/f.2017.01.004

2017-01-05

邊夢(mèng)夢(mèng)（1991-），女，江蘇徐州人，碩士研究生。

黃漢江（1956-），男，上海人，所長(zhǎng)，研究員。研究方向：固定資產(chǎn)投資。