陳曉玲　李莉莉

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

關(guān)鍵詞：長江經(jīng)濟帶;對外直接投資;經(jīng)濟增長;空間杜賓模型

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

0引言

在經(jīng)濟全球化的背景下，各國的經(jīng)濟貿(mào)易往來關(guān)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(jīng)濟。面對貿(mào)易壁壘和國內(nèi)宏觀經(jīng)濟形勢對我國經(jīng)濟發(fā)展提出的更高要求，我國企業(yè)積極融入全球化進(jìn)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(jīng)濟增長具有何種作用也成為眾多學(xué)者所關(guān)注的對象。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于此問題做了大量研究，然而關(guān)于OFDI是否會促進(jìn)投資母體經(jīng)濟增長這一問題，學(xué)者們?nèi)晕从卸ㄕ?。綜合目前文獻(xiàn)來看，大致存在以下四種觀點。第一類觀點認(rèn)為OFDI對投資母體經(jīng)濟增長具有促進(jìn)作用，如曾小倩等[1]通過實證研究認(rèn)為OFDI對我國經(jīng)濟增長有積極的促進(jìn)作用。第二類觀點認(rèn)為OFDI對母體經(jīng)濟增長短期內(nèi)具有正向效應(yīng)，長期作用不顯著，如張媛[2]通過研究東盟國家OFDI得出結(jié)論，認(rèn)為東盟國家OFDI對經(jīng)濟增長的影響短期內(nèi)存在顯著促進(jìn)作用，而長期作用不明顯。與上一觀點相反，第三種觀點認(rèn)為OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)短期內(nèi)不顯著，長時間經(jīng)濟增長效應(yīng)明顯，如霍忻等[3]對我國OFDI進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果認(rèn)為我國OFDI對經(jīng)濟增長的影響，短期內(nèi)是極其微弱，而長期來看，OFDI能明顯促進(jìn)我國經(jīng)濟增長。第四類觀點則認(rèn)為OFDI對投資母體的經(jīng)濟增長無顯著甚至呈負(fù)向效應(yīng)，如胡虎子[4]通過對中國OFDI實證研究得出結(jié)論，OFDI不能顯著地促進(jìn)我國經(jīng)濟增長;Fayyaz等[5]分析東盟國家OFDI，認(rèn)為OFDI對東道國經(jīng)濟增長的影響呈負(fù)效應(yīng)。那么，OFDI是否會影響投資母體經(jīng)濟增長？目前學(xué)者對該問題并未達(dá)成一致觀點。因此，對OFDI對投資母體經(jīng)濟增長作用進(jìn)行實證研究也顯得很有必要。

目前，關(guān)于OFDI和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，多集中于從國家層面出發(fā)，研究OFDI對母國經(jīng)濟增長的影響，鮮少有以地域經(jīng)濟帶為對象進(jìn)行實證研究的。長江經(jīng)濟帶是我國重點經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略之一，近年來經(jīng)濟發(fā)展迅速的同時，OFDI規(guī)模也不斷擴大。2016年長江經(jīng)濟帶沿線省市對外直接投資額達(dá)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(jīng)濟帶經(jīng)濟的發(fā)展？為解決此問題，本文利用長江經(jīng)濟帶數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。

1文獻(xiàn)綜述

從宏觀層面來看，一國企業(yè)OFDI的最終目的是促進(jìn)國家的經(jīng)濟增長。因此，眾多學(xué)者運用實證數(shù)據(jù)研究了OFDI對母國經(jīng)濟增長的影響，但對不同國家或地區(qū)而言，OFDI的經(jīng)濟增長效應(yīng)并不一致。Lee等[6]基于日本時間序列數(shù)據(jù)，采用格蘭杰因果關(guān)系分析對外直接投資和經(jīng)濟增長的關(guān)系，對外直接投資對經(jīng)濟增長存在長期的單向因果關(guān)系，從短期看，兩變量不具有因果關(guān)系。Denzer[7]站在內(nèi)部增長的角度，對OFDI對經(jīng)濟增長的影響進(jìn)行了深度闡述，假設(shè)地區(qū)與地區(qū)之間的各種生產(chǎn)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(dá)到一定的限度，指出對外直接投資可以極大的促進(jìn)經(jīng)濟的發(fā)展。肖黎明[8]基于我國年度數(shù)據(jù)，使用協(xié)整方法研究企業(yè)對外直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認(rèn)為兩者之間有正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟增長能夠較好的促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。馮彩等[9]選取中國省級面板數(shù)據(jù)，分析對外直接投資的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)，結(jié)果表明對外直接投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)在地區(qū)上有明顯差異，東部地區(qū)對外直接投資對經(jīng)濟增長的促進(jìn)效應(yīng)大于全國和中部地區(qū)，部分地區(qū)的對外直接投資與經(jīng)濟增長之間不存在顯著關(guān)系，對外直接投資對經(jīng)濟增長的短期效應(yīng)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于其長期效應(yīng)。

此外，也有學(xué)者對對外直接投資和經(jīng)濟增長之間的傳導(dǎo)路徑進(jìn)行研究。劉韻妍等[10]運用協(xié)整檢驗，研究了我國對外直接投資、經(jīng)濟增長及進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，認(rèn)為我國對外直接投資和貿(mào)易是互補互促，可以促進(jìn)經(jīng)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(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新之間的傳導(dǎo)路徑進(jìn)行研究，結(jié)果顯示對外直接投資不僅對經(jīng)濟增長有直接促進(jìn)作用，還能通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)間接促進(jìn)經(jīng)濟增長。羅潔[12]通過實證研究，發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資和母國經(jīng)濟增長有相關(guān)關(guān)系，對外投資正向促進(jìn)經(jīng)濟増長的效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)，但產(chǎn)出彈性較小，隨著投資數(shù)量和質(zhì)量的不斷提升，我國對外投資通過促進(jìn)資本積累、資源配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的傳導(dǎo)效應(yīng)會逐漸凸顯，將成為促進(jìn)我國經(jīng)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(dá)國家，結(jié)果表明發(fā)達(dá)國家對外直接投資可以顯著且快速地促進(jìn)經(jīng)濟增長，而金磚國家對外直接投資對經(jīng)濟增長無明顯促進(jìn)作用。

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

2長江經(jīng)濟帶對外直接投資現(xiàn)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)濟帶OFDI開始進(jìn)入持續(xù)增長時期。2015年長江經(jīng)濟帶OFDI增長最為明顯，達(dá)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(jīng)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(jīng)濟帶對外直接投資涉及的領(lǐng)域廣泛，租賃和商務(wù)服務(wù)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(jīng)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(jīng)濟發(fā)達(dá)，基本每年的OFDI流量均占整個長江經(jīng)濟帶對外直接投資的60%以上，是長江經(jīng)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(dá)到484.84億美元，占整個長江經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟帶OFDI的8.28%。2003～2016年長江經(jīng)濟帶各區(qū)域OFDI流量所占比重情況如圖1所示，數(shù)據(jù)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(jié)合文獻(xiàn)看，OFDI主要通過影響技術(shù)進(jìn)步、資本積累、貿(mào)易等傳導(dǎo)機制對投資母體經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。因此，本文選取GDP為被解釋變量，表示經(jīng)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(jīng)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(jìn)出口總額（IMEX）以及影響經(jīng)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(xué)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(shù)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(xué)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(jīng)濟增長的核心動力，采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出表示。

3.2數(shù)據(jù)來源及處理

中國分省市的對外直接投資數(shù)據(jù)是從2003年開始做具體統(tǒng)計，因此本文選取了2003～2016年長江經(jīng)濟帶面板數(shù)據(jù)做實證研究，為了減小異方差的影響，對面板數(shù)據(jù)做對數(shù)變換處理。數(shù)據(jù)來源于2004～2017年《中國對外直接投資公報》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》以及長江經(jīng)濟帶各省市統(tǒng)計年鑒。對外直接投資存量（OFDI）使用當(dāng)年平均匯率對其進(jìn)行換算。為了保證數(shù)據(jù)口徑的一致性，采用以2003年為基期的居民消費價格指數(shù)對數(shù)據(jù)進(jìn)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(chǎn)函數(shù)

大部分學(xué)者都是采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對經(jīng)濟增長做實證研究。因此本文同樣基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，研究對外直接投資對經(jīng)濟增長的影響。將選取的變量引入C-D生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建普通面板模型，并且對其做對數(shù)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(chǔ)上引入空間地理因素，構(gòu)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(guān)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(shù)，λ空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，ε為白噪音干擾項，δ為相應(yīng)的系數(shù)向量。該模型不存在內(nèi)生性，可直接進(jìn)行最小二乘估計。

選擇合適的空間計量模型，才能較為準(zhǔn)確地分析OFDI對經(jīng)濟增長的影響。首先使用OLS回歸對普通面板模型進(jìn)行估計，通過LR檢驗確定模型存在何種交互效應(yīng)，在此基礎(chǔ)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(yīng)還是隨機效應(yīng)，以此確定最終選擇構(gòu)建何種空間計量模型合適。

3.4實證檢驗及結(jié)果分析

3.4.1空間權(quán)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(quán)重矩陣。常用的空間權(quán)重矩陣有空間鄰接權(quán)重矩陣、地理距離倒數(shù)作為空間權(quán)重和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣。其中空間鄰接權(quán)重矩陣為對稱矩陣，定義如下：

結(jié)果顯示，各年GDP的Moran’s I值均大于0，且在1%顯著水平下統(tǒng)計顯著，表明長江經(jīng)濟帶GDP存在全局空間正自相關(guān)性，相近省市之間經(jīng)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(guān)分析

局部空間自相關(guān)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(nèi)每個地區(qū)和其相鄰地區(qū)間的空間相關(guān)程度。常利用Moran’s I散點圖分析局部空間自相關(guān)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(guān)，LH（HL）類型表明相鄰地區(qū)間存在負(fù)自相關(guān)性。本文以2016年為例，對11個省市GDP做局部空間自相關(guān)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(guān)模式。

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

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

3.4.3面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為了防止偽回歸現(xiàn)象，首先應(yīng)該檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用LLC、ADF、IPS和PP四種方法檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)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(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

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

由表4可知8個統(tǒng)計量中除了Panel rho-Statistic 、Panel ADF-Statistic和 Group rho-Statistic 外，其他5個統(tǒng)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(guān)系，面板數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)做普通面板模型OLS回歸估計，并進(jìn)行LR檢驗及LM檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。結(jié)果如表5所示。

表5結(jié)果表明，LR空間固定和LR時間固定效應(yīng)的統(tǒng)計值均在1%顯著水平下統(tǒng)計顯著，拒絕使用混合效應(yīng)模型，初步判斷應(yīng)該選擇空間時間雙固定效應(yīng)的面板模型?？臻g時間雙固定效應(yīng)模型的LM檢驗結(jié)果顯示，LMlag和LMerror統(tǒng)計量均在1%顯著水平下統(tǒng)計顯著，而穩(wěn)健性LM檢驗的R-LMlag統(tǒng)計量在1%顯著水平下統(tǒng)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(yīng)的SLM模型較適用。

對空間時間雙固定效應(yīng)的SDM模型做Wald檢驗和LR檢驗，結(jié)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(jié)合上述分析，分別對空間時間雙固定效應(yīng)的SDM模型和空間隨機時間固定效應(yīng)SDM模型做出估計，并進(jìn)行Hausman檢驗。SDM模型估計結(jié)果如表7所示。

結(jié)果顯示，空間Hausman檢驗統(tǒng)計量為40.049 0，并通過了1%顯著檢驗，因此SDM模型應(yīng)該選用固定效應(yīng)，即最終應(yīng)選擇空間時間雙固定效應(yīng)的SDM模型研究長江經(jīng)濟帶OFDI對經(jīng)濟增長的影響。

由表7可知：空間時間雙固定效應(yīng)的SDM模型的空間自回歸系數(shù)為0.187 0，在1%顯著水平下顯著，說明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長存在顯著的空間依賴性，相鄰省市的經(jīng)濟增長存在空間正相關(guān)性。觀察回歸結(jié)果可知，OFDI和經(jīng)濟增長間的系數(shù)為0.007 2，在10%顯著水平下顯著，表明OFDI對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的影響呈正向顯著性，但是促進(jìn)作用較小。長江經(jīng)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(jìn)作用長江經(jīng)濟帶經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的影響在1%顯著水平下呈負(fù)向顯著性。

3.4.6空間時間雙固定效應(yīng)SDM模型效應(yīng)分解

空間杜賓模型納入了空間滯后項，在空間自回歸系數(shù)λ顯著不為零的情況下，直接使用回歸系數(shù)反映解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系會產(chǎn)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(yīng)，其中，直接效應(yīng)表示某地區(qū)解釋變量對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，間接效應(yīng)（即溢出效應(yīng)）表示對周圍地區(qū)經(jīng)濟增長的影響?？臻g時間雙固定效應(yīng)的SDM模型空間效應(yīng)分解情況如表8所示。

由表8可知，OFDI的直接效應(yīng)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(jīng)濟發(fā)展水平，但其促進(jìn)作用較小。從間接效應(yīng)看，OFDI的間接效應(yīng)值-0.027 2，并且通過10%顯著檢驗，地區(qū)OFDI存在負(fù)空間溢出效應(yīng)，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(jīng)濟增長。某地區(qū)OFDI規(guī)模擴大，推動本地經(jīng)濟發(fā)展，會吸引周圍地區(qū)的資本、勞動力等轉(zhuǎn)移到該地，從而使得其他地區(qū)經(jīng)濟增長受到抑制。

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

3.4.7實證結(jié)果分析

本文選取2003～2016年長江經(jīng)濟帶11個省市面板數(shù)據(jù)，基于經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣對面板數(shù)據(jù)做空間自相關(guān)檢驗，運用空間計量模型實證分析長江經(jīng)濟帶OFDI對經(jīng)濟增長的影響。得出主要結(jié)論如下：

長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長存在顯著且穩(wěn)定的空間正相關(guān)性，相鄰省市的經(jīng)濟發(fā)展可以帶動本省的經(jīng)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(jīng)濟帶OFDI能促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟增長，但是其作用較小，這可能與地區(qū)OFDI規(guī)模有關(guān)。此外OFDI在推動本地區(qū)經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展。整體上，OFDI的發(fā)展對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長具有顯著促進(jìn)作用，但影響程度偏小。且長江經(jīng)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(jīng)濟增長具有顯著的正向促進(jìn)作用。勞動投入的經(jīng)濟增長直接效應(yīng)為負(fù)，溢出效應(yīng)不顯著，說明目前科技進(jìn)步，機械化進(jìn)程越來越快，單純增加勞動力數(shù)量對地區(qū)經(jīng)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(jīng)濟增長有正向促進(jìn)作用。而研發(fā)投入的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，其對周邊省市的經(jīng)濟發(fā)展存在抑制作用。

4政策建議

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

OFDI規(guī)模大小影響其經(jīng)濟增長效應(yīng)，長江經(jīng)濟帶應(yīng)該進(jìn)一步提升OFDI規(guī)模，增強其經(jīng)濟增長效應(yīng)。長江經(jīng)濟帶進(jìn)行OFDI的企業(yè)應(yīng)該加強彼此之間的聯(lián)系，相互協(xié)作，努力實現(xiàn)技術(shù)、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(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展。

提升長江經(jīng)濟帶的創(chuàng)新能力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。各省市應(yīng)該加大研發(fā)投入，重視人才引進(jìn)、加強人力資本建設(shè)，在OFDI的過程中，學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)經(jīng)驗，以發(fā)展新興企業(yè)，以此促進(jìn)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，擴大OFDI領(lǐng)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(jìn)對外直接投資的發(fā)展。

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[責(zé)任編輯：許立群]