魏龍
摘要:本研究的目的在于探討外國援助在短期和長期范圍內對外商直接投資流入的影響。本文以盧旺達為例,采用向量機誤差修正模型(VECM)和方差分解進行實證檢驗。研究結果表明,外援的影響在短期內是不存在的;而隨著時間的推移,這種影響會逐漸變強、變消極,表現(xiàn)為一種擠出效應。這一發(fā)現(xiàn)要求定期對外援政策進行嚴格的審查。事實上,外援政策應被視為一個靈活的文件,其發(fā)展和變化都應該適應受援國經(jīng)濟發(fā)展道路上的每一步。我們應當竭盡全力去避免無休止的對外援助。
關鍵詞:外國援助 外商直接投資(FDI) 最不發(fā)達國家(LDCs)
38年前,由于最不發(fā)達國家(LDCs)不斷惡化的經(jīng)濟狀況,并且極端貧困,聯(lián)合國提出了一項倡議來刺激這些國家的經(jīng)濟發(fā)展。其目的是制定刺激最不發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展的機制和戰(zhàn)略。這些戰(zhàn)略如果成功實施,預計將使更多國家脫離最不發(fā)達國家行列。
對此,聯(lián)合國組織了三次重要會議,啟動了三個“行動綱領”作為向最不發(fā)達國家提供國際援助的主要框架。這三次會議的目的是扭轉最不發(fā)達國家的經(jīng)濟負增長,最終促使它們脫離最不發(fā)達國家行列。第一次會議于1981年在巴黎舉行,這次會議的主要內容是改善最不發(fā)達國家日益惡化的經(jīng)濟狀況。第二次會議通過了《巴黎宣言》,并在90年代發(fā)起了一項新的行動綱領(PoA)。第三次會議于2001年在布魯塞爾舉行。這次會議期間,啟動了2001年至2010年期間的《布魯塞爾宣言和行動綱領》。這三個綱領都是基于類似的政策措施,針對最不發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展的核心措施有:直接雙邊和多邊官方發(fā)展援助流入、出口收入和外國直接投資(FDI)流入。以《布魯塞爾行動綱領》為依據(jù),F(xiàn)DI流入和官方發(fā)展援助(ODA)可以在經(jīng)濟發(fā)展過程中發(fā)揮互補作用。
這一行動綱領顯示,F(xiàn)DI是最不發(fā)達國家資本形成、技術訣竅、就業(yè)和貿易機會的重要來源,因此也會促使這些國家FDI流入的增加。另一方面,行動綱領還體現(xiàn)了ODA可以提供一個重要的資金來源,而這正是最不發(fā)達國家迫切需要的,用來扭轉其日益增長的貧困趨勢。
自此,最不發(fā)達國家政府及其發(fā)展伙伴都在積極推行和實施FDI促進政策。根據(jù)聯(lián)合國貿發(fā)會議(UNCTD)2018年的數(shù)據(jù),最不發(fā)達國家的FDI流入出現(xiàn)大幅增加,從2000年的40億美元增加到了2017年的260億美元;在整個世界份額中,對最不發(fā)達國家的FDI流入比例從2000年的0.3增加到了2017年的1.6。與此同時,最不發(fā)達國家的FDI存量從2000年的360億美元增加到了2017年的3120億美元。與官方發(fā)展援助(ODA)和貸款等所有其他來源相比,在向最不發(fā)達國家提供的總資本凈流量中,F(xiàn)DI占有更大的份額。例如,2013-2017年,F(xiàn)DI占最不發(fā)達國家流入資金總額的21%。
另一方面,向最不發(fā)達國家提供的ODA從1970年的70億美元大幅增加到1985年的270億美元。之后是一個短暫的下降,從1986年的270億下降到1999年的190億。2000年,這一趨勢恢復了勢頭,從2000年的220億美元增長到2017年的560億美元(世界銀行)。
盡管FDI和ODA都有所增加,但脫離最不發(fā)達國家行列的時間卻極為緩慢,到2017年,只有4個國家成功脫離最不發(fā)達國家行列,預計5年內還會有5個國家脫離出來。因此,目前尚不清楚這些戰(zhàn)略是否能有效解決最不發(fā)達國家面臨的問題。盡管對最不發(fā)達國家的FDI流入有所增加,流入的ODA也沒有限制,但這些措施并沒有刺激到這些國家的經(jīng)濟增長,反而成為了其經(jīng)濟中不可分割的組成部分,為最不發(fā)達國家提供了一個舒適區(qū),從而讓他們產(chǎn)生了自滿情緒。
本研究旨在探討在最不發(fā)達國家背景下,外國援助對外國直接投資的影響。為此,我們進行了向量誤差修正檢驗,然后進行方差分解。本文以盧旺達作為理想案例進行研究,是因為盧旺達面臨諸多經(jīng)濟挑戰(zhàn)。盧旺達的情況為研究提供了一個獨特的案例,ODA和FDI有望在該國的經(jīng)濟發(fā)展上發(fā)揮關鍵作用。
本文其余部分的結構如下:第2節(jié)討論盧旺達的FDI流入和ODA趨勢;第3節(jié)提出一個簡單的理論框架,并進行文獻綜述;第4節(jié)對方法論和模型規(guī)范進行了討論;第5節(jié)進行實證檢驗和試驗結果的討論;第6節(jié)得出結論并提供建議。
一、盧旺達FDI流入和ODA趨勢
(一)盧旺達的外國直接投資(FDI)
過去十年中,盧旺達開始了一系列有利于投資的政策改革,其目的是改善投資環(huán)境,減少對外國援助的依賴,增加國家的FDI流入量(Mike,2017)。盧旺達設法吸引了相當數(shù)量的FDI流入。
如圖2所示,截至1989年,盧旺達的FDI流入趨勢呈現(xiàn)適度增長,從1975年的300萬美元增至1989年的1500萬美元,增長率為81%。然而,自1990年以來,這一數(shù)字出現(xiàn)了大幅下降,在1992年跌至200萬美元,1994年創(chuàng)下了1000美元的歷史最低水平。盧旺達在這一時期政治上普遍不穩(wěn)定,最終在1994年引發(fā)了種族滅絕事件。到2004年,F(xiàn)DI流入再次回升,在2005年達到1070萬美元,2010年達到2.5億美元,2015年達到2.23億美元。2017年的FDI流入為2.93億美元,比上年增長9%。
政治上的不確定性和不穩(wěn)定性是這一時期FDI流入波動的主要原因(BNR2017)。
(二)盧旺達的官方發(fā)展援助(ODA)
和撒哈拉以南非洲的許多國家一樣,盧旺達對外部援助流入是高度依賴的,國家需要借助外援來維持經(jīng)濟穩(wěn)定、實施社會經(jīng)濟發(fā)展的各項計劃。盡管1994年的悲劇事件的確加劇了這種狀況,但盧旺達的經(jīng)濟始終是以外部財政和技術援助為特征的。事實上,近年來,盧旺達被許多人稱為捐助國的寵兒,其人均ODA在非洲是最高的。
如圖2所示,種族滅絕的直接后果是對盧旺達的援助激增,其中主要是人道主義救助,從1993年的4.76億美元跳增至1994年的9.71億美元,增長了51%。到90年代末,隨著發(fā)展援助的盛行,人道主義援助減少了;因此對盧旺達的援助總額有所下降。到2004年,這一增長再次回升,達到5.32億美元,相當于國民總收入的23.89%,人均55.7美元,高于區(qū)域其他國家及鄰國。據(jù)報告,盧旺達的援助總額在2016年和2017年分別為11.47億美元和12.04億美元,與區(qū)域各國和鄰國相比仍然是最高的。
二、理論框架和文獻綜述:ODA和FDI的關系
官方發(fā)展援助(ODA)和外國直接投資(FDI)被視為補充國內儲蓄和促進中低收入經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展的替代方案,當一個國家無法在國內調動資金來資助其基礎設施和教育項目,也無法進入國際資本市場時,這種狀況便尤為突出。因此,ODA充當了未來直接投資的先決條件或先驅者。Blaise所進行的實證研究顯示,當援助被用于資助公共基礎設施和人力資本投資等補充投入時,能提高資本的邊際生產(chǎn)率;但是,如果被用于資助實物資產(chǎn),它可能會擠掉私人投資。另外一些研究將這種先鋒效應歸因于FDI和ODA來源國的相似性,例如,Kimura等的研究表明,日本的援助對同一來源的FDI具有先鋒效應。
然而,一個國家進行的ODA流入并不保證其效果;ODA對受援國經(jīng)濟的影響與經(jīng)濟中的其他因素有關,如存在良好的制度。如果制度環(huán)境較差,并且存在諸如通貨膨脹、巨額預算赤字、腐敗和貿易限制等制度失敗表現(xiàn),那么外援的影響便可能是無效的,甚至會對受援國的經(jīng)濟發(fā)展不利。
除了對受援國經(jīng)濟的直接影響外,ODA還可以作為發(fā)達國家向潛在受援國施加壓力以改善其體制環(huán)境的工具。由此來看,ODA可以被視為制度環(huán)境改善的一個指標。
文獻顯示,援助與外FDI之間的關系既復雜在一定程度上又相互矛盾。Selaya等利用一個由99個國家組成的小組進行的研究表明,投資于補充因素的援助對FDI具有積極影響,而投資于實體資本的援助在對FDI產(chǎn)生積極綜合效應的同時,也具有擠出效應。然而,本研究利用一個簡單的模型指出,投資于補充因素的ODA不僅增加了資本的邊際產(chǎn)量(MPK),還吸引了更多的FDI流入。但是,隨著ODA的不斷增加,F(xiàn)DI流入量將受到擠出效應的影響而逐漸減少。Karakaplan等的研究結果表明,援助和先前的FDI對FDI流入的積極影響由受援國良好的治理狀況和發(fā)達的金融市場來調節(jié)。Thangamani等對南亞經(jīng)濟體進行的研究表明,在人力資本和基礎設施發(fā)展上,ODA并不會替代FDI,而是對FDI起補充作用。Donaubauer等的研究表明,通過改善拉丁美洲國家的學校教育(通常被外國投資者認為不完善),F(xiàn)DI流入量隨后會有所增加。Donaubauer等的另一項研究區(qū)別出了ODA對FDI的兩種影響:直接影響和間接影響。關于ODA的間接影響,研究結果表明ODA對基礎設施有積極影響,進而讓投資環(huán)境對FDI更具吸引力。這些發(fā)現(xiàn)與Kapfer等的另一項研究結果一致,他們指出ODA通過基礎設施對FDI產(chǎn)生間接影響。直接影響方面,研究指出,一個國家的ODA流如會引發(fā)該國FDI流入的增加,這是由于外國投資者對ODA對東道國基礎設施的影響存在期望和預期,希望這種影響有利于他們的商業(yè)運營。
其它文獻如Kimura等以及Blaise的研究內容集中在ODA和FDI的先鋒效應上。
根據(jù)上述情況,本研究進行了如下假設:
H1:ODA對FDI產(chǎn)生負面影響(擠出效應)。
三、方法論和模型規(guī)范
(一)模型規(guī)范
本文采用時間序列法,運用VECM框架及方差分解法探討ODA對FDI流入的影響。
研究進行了單位根檢驗,確保沒有變量集成到三階I(2)中。確定最優(yōu)滯后結構后,進行Johansen協(xié)整檢驗,找出模型中是否存在長期協(xié)整關系,然后進行VECM和方差分解。
給定的VECM模型如下:
其中:y代表目標變量,x代表所使用的回歸因子,β0代表常數(shù),βi代表系數(shù)。
給定的協(xié)整方程如下:
(二)數(shù)據(jù)來源和描述
本研究所使用的數(shù)據(jù)樣本來源于世界發(fā)展指標在線數(shù)據(jù)庫,為1975年到2017年的數(shù)據(jù)。
1.目標變量。FDI流入:外國直接投資,凈流入(占GDP的百分比)。
2.回歸因子。ODA(對數(shù)項):獲得的官方發(fā)展援助和官方援助凈額(2015年為常數(shù)單位美元)。SAV:國內儲蓄總額(占GDP百分比)。INFL:通貨膨脹,消費價格(年百分比)。這將反應宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性。GDP(對數(shù)項):人均GDP(2010年為常數(shù)單位美元)。OPEN:貿易(占GDP百分比)。NAT:自然資源總租金(占GDP百分比)。TEL:固定電話訂購(每100人)。這將反應基礎設施的發(fā)展情況。將ODA,GDP作為對數(shù)項。
3.虛擬變量。數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)了一個結構性斷點,我們構造了一個虛擬變量(dum_break)來解釋這個斷點。并進行了Chow檢驗以找到精確的結構性斷點。發(fā)現(xiàn)2006年是結構突變的起點。這一結構突變標志著該國進入了一個持久的和平與穩(wěn)定時期。對所構造的虛擬變量進行的診斷測試包含了穩(wěn)定性測試(遞歸估計-平方的CUSUM檢驗),其結果表明模型是穩(wěn)定的(在5%的顯著性范圍內)。
四、實證檢驗和結果討論
單位根檢驗表明,有些變量在一階水平I(0)平穩(wěn),而有些在一階差分后平穩(wěn)I(1),這就限制了VECM在這種特殊情況下的使用。
根據(jù)Akaike信息準則,最佳滯后階數(shù)為二階。
(一)Johansen協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗顯示存在長期協(xié)整關系;軌跡檢驗表明協(xié)整方程存在5%的水平,如下所示:
上述結果表明:
從長遠來看,ODA、國內儲蓄(SAV)、自然資源(NAT_PERC)和固定電話(FIX-TEL)在其他條件相同的情況下平均對FDI流入產(chǎn)生消極影響。這些系數(shù)在1%的水平上具有統(tǒng)計學意義。
GDP(L_GDP)、通貨膨脹(INFL_PERC)和結構性突變虛擬變量(DUM_Break)在其他條件相同的情況下平均對FDI流入產(chǎn)生積極影響,有1%水平的統(tǒng)計顯著系數(shù)。
根據(jù)上述結果,模型中沒有協(xié)整的零假設被拒絕,而選取有協(xié)整關系的備擇假設。因此,VECM檢驗是被認可的。
(二)VECM檢驗
對于短期VECM模型,我們考慮了兩種短期模型,其中的調整系數(shù)為負數(shù)而且是顯著的;目標變量是FDI流入。
VECM結果表明:
調整系數(shù):前期偏離長期平衡的偏差以84.35%的速度得到修正。
從短期來看,只有先前累積的FDI流入和基礎設施對新的FDI流入有顯著影響:
先前累積的FDI流入:短期內,在其他條件相同的情況下,先前累積的FDI流入的百分比變化平均上與新FDI流入0.425306的減少有關。
基礎設施(通過固定電話表示):短期內,在其他條件相同的情況下,基礎設施的百分比變化平均上與FDI流入2.948203的增加相關。
(三)方差分解結果
方差分解關注未來的5年,將這5年分為短期(第1年)和長期(第2到第5年),其結果顯示:
短期看來,F(xiàn)DI流入中被關注的所有誤差方差都可以被FDI流入自身解釋;其它變量的影響具有很強的外生性,即它們對預測FDI流入的影響非常微弱。然而,隨著我們進入未來時期,F(xiàn)DI流入對自身的影響下降,而結構突變的影響增加,在第5年時達到21.7%。其它變量的影響也在增加,但仍然相對較弱。第5年時,通貨膨脹的影響達到11%,其次是國內儲蓄達到8.36%,基礎設施的影響是6.678%。ODA、人均GDP、貿易開放和自然資源的影響仍然低于4%。
(四)診斷測試
穩(wěn)定性檢驗(遞歸估計-平方的CUSUM檢驗)顯示模型是穩(wěn)定的(顯著性在5%以內)。
根據(jù)自相關LM檢驗,我們無法拒絕原假設;因此,不存在序列相關性。
五、結論和建議
本研究的目的在于探討外國援助如何影響FDI流入。為了實現(xiàn)這一目標,我們進行了VECM和方差分解。出于對模型穩(wěn)定性和適用性的考慮,我們引入了其他可能影響模型的變量。
就外國援助對FDI流入的影響上,研究結果表明,短期內,外國援助對FDI流入的影響并不明顯,但隨著時間的推移,這種影響會變得消極、強烈,出現(xiàn)一種擠出效應。這與文獻是一致的。這一發(fā)現(xiàn)要求受援國要對援助組織和捐助國保持謹慎;實際上,如果一個國家無限期地保持其ODA政策,從長遠來看,它可能會擾亂私營部門的動態(tài)發(fā)展,對可持續(xù)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。
關于FDI流入對其自身的影響,本研究發(fā)現(xiàn)了一個短期內的擠出效應,但長期來看,這種效應并不明顯,這很可能是由于各種行業(yè)的出現(xiàn)使經(jīng)濟中產(chǎn)生了新的投資機會。
在國內儲蓄方面,研究發(fā)現(xiàn),短期內國內投資對FDI流入沒有影響,長期內存在微弱的積極影響。這是由于國內儲蓄水平較低的緣故。
在宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性方面,文中用通貨膨脹來表示。研究結果表明,短期內的宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定對FDI流入沒有影響,長期內的影響也可以忽略不計。這表明宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性不是盧旺達外國投資者關注的主要問題。
人均GDP方面,人均GDP對FDI流入的影響短期內不存在,長期來看存在較弱的積極影響。這一發(fā)現(xiàn)表明,對盧旺達的FDI主要不是由市場規(guī)來模驅動的。
開放貿易對FDI流入無論是短期內還是長期內均無影響。這再次表明,對盧旺達進行FDI的投資者并不是市場追求者,而主要是被其他因素所吸引。
自然資源對FDI流入的影響短期內不存在,而從長期來看,也是可以忽略不計的。這是由于盧旺達特有的自然條件有限。
以固定電話為代表的基礎設施在短期內對FDI具有積極影響,而在長期內的影響是消極的。這與FDI流入增加經(jīng)濟中資本的邊際產(chǎn)量(MPK),從而吸引更多新的FDI流入這一觀點是一致的;然而,隨著時間的推移,經(jīng)濟中MPK的增加會刺激新的國內投資,這就會對現(xiàn)有的FDI產(chǎn)生擠出效應。
結構性突變在短期內對FDI流入沒有影響,但長期來看,它對FDI流入有較強的正向影響。這種結構突變發(fā)生在該國的長期和平穩(wěn)定時期。因此,研究結果表明,和平穩(wěn)定的政治環(huán)境對FDI流入具有較強的積極影響。
綜上所述,本研究指出,無窮無盡的外援不能保證貧困國家的可持續(xù)發(fā)展,而應當將外援視為刺激經(jīng)濟發(fā)展的應急工具,并且要有明確的時間和目標。事實上,對具體受援國的外援政策應該被視為一個動態(tài)的、靈活的文件,需要隨著時間的推移而發(fā)展變化,而且要適應受援國取得的新的經(jīng)濟進步。應當不惜一切代價避免無休止的對外援助。
參考文獻:
[1]UN,F(xiàn)oreignDirectInvestmentinLDCs:LessonsLearnedfromtheDecade2001-2010andtheWayForward,2011,UnitedNations:NewYorkandGeneva,2011.
[2]UN.GraduationfromtheLDCcategory.2018[cited201924December];Availablefrom:https://www.un.org/development/desa/dpad/least-developed-country-category/ldc-graduation.html.
[3]Donaubauer,J.,B.Meyer,andP.Nunnenkamp,Aid,Infrastructure,andFDI:AssessingtheTransmissionChannelwithaNewIndexofInfrastructure.WorldDevelopment,2016.78:p.230-245.
[4]Harms,P.andM.Lutz,Aid,governanceandprivateforeigninvestment:somepuzzlingfindingsforthe1990s.TheEconomicJournal,2006.116(513):p.773-790.
[5]Blaise,S.,OnthelinkbetweenJapaneseODAandFDIinChina:Amicroeconomicevaluationusingconditionallogitanalysis.AppliedEconomics,2005.37(1):p.51-55.
[6]Kimura,H.andY.Todo,Isforeignaidavanguardofforeigndirectinvestment?Agravity-equationapproach.WorldDevelopment,2010.38(4):p.482-497.
[7]Burnside,C.andD.Dollar,Aid,policies,andgrowth.Americaneconomicreview,2000.90(4):p.847-868.
[8]Rodrik,D.,Whyistheremultilaterallending?,1995,NationalBureauofEconomicResearch.
[9]Harms,P.andM.Rauber,F(xiàn)oreignaidanddevelopingcountries'creditworthiness,2004,WorkingPaper,StudyCenterGerzensee.
[10]Selaya,P.andE.R.Sunesen,Doesforeignaidincreaseforeigndirectinvestment?WorldDevelopment,2012.40(11):p.2155-2176.
[11]Karakaplan,U.,B.Neyapti,andS.Sayek,Aidandforeigndirectinvestment:Internationalevidence,2005,DiscussionPaper,TurkishEconomicAssociation.
[12]Thangamani,B.,C.Xu,andC.Zhong,TherelationshipbetweenforeignaidandFDIinSouthAsianEconomies.InternationalJournalofEconomicsandFinance,2011.3(2):p.143.
[13]Donaubauer,J.,D.Herzer,andP.Nunnenkamp,Doesaidforeducationattractforeigninvestors?AnempiricalanalysisforLatinAmerica.TheEuropeanJournalofDevelopmentResearch,2014.26(5):p.597-613.
[14]Kapfer,S.,R.Nielsen,andD.Nielson.Ifyoubuildit,willtheycome?Foreignaidseffectsonforeigndirectinvestment.inMPSANationalConference.2007.
(作者單位:武漢理工大學經(jīng)濟學院)