鐘佛娣

（廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、江西省外商直接投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀分析

改革開放40多年以來，我國利用外商直接投資（FDI）規(guī)模不斷擴(kuò)大?！吨袊鴮ν馔顿Y發(fā)展報(bào)告2019》顯示，2018年我國全行業(yè)對外直接投資額達(dá)到1430.4億美元，對外投資大國地位持續(xù)鞏固。中國對外投資已成為拉動(dòng)全球跨境直接投資增長的重要引擎，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級、提高了企業(yè)在市場上的競爭能力，增加了我國的對外貿(mào)易額，加深了合作伙伴的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易聯(lián)系，對構(gòu)建開放型世界經(jīng)濟(jì)起到了積極的推動(dòng)作用。從總體上看2018年中國對外直接投資取得較大發(fā)展成就，但是仍然具有較大地區(qū)差距。東部地區(qū)地理位置優(yōu)越，聚集了中國大部分高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，具有吸引外資的實(shí)力；相較而言，中西部地區(qū)吸引外資的能力遠(yuǎn)弱于東部地區(qū)。江西省作為中部6省之一，在2018年非金融類對外直接投資流量同比增長33.7%，具有較大的吸引外資的潛力。

江西省外商直接投資在改革開放以來取得顯著的成就。1984年，首家中港合資企業(yè)在江西的落地意味著江西在吸引外商直接投資方面邁出了第一步[1]。從總量規(guī)模上看，1984年外商投資項(xiàng)目數(shù)18個(gè)，到2018年底項(xiàng)目數(shù)已達(dá)594個(gè)，較2017年增長20%，；1984年合同外資金額708萬美元，2018年合同外資金額888380萬美元；1984年實(shí)際使用外資80萬美元，2018年實(shí)際使用外資1257166萬美元，比2017年增長9.7%。截至2018年底，在贛投資中具有世界500強(qiáng)投資背景的企業(yè)達(dá)68家。

改革開放以來，江西的經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。2000年之前，江西GDP呈現(xiàn)緩慢增長趨勢，進(jìn)入新世紀(jì)，中國加入世界貿(mào)易組織，國際投資環(huán)境大好；國內(nèi)為促進(jìn)區(qū)域平衡發(fā)展，提出“中部崛起”戰(zhàn)略，GDP增長速度越來越快。2011年江西省經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了歷史性跨越，地區(qū)生產(chǎn)總值首次突破萬億大關(guān)，達(dá)11583.8億元，比上年增長12.5%[2]。2018年，江西GDP達(dá)48658006.52萬元，比去年增長8.7%，是1984年的28.8倍。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系的研究較為豐富。一個(gè)研究方向是外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用是促進(jìn)還是阻礙作用，有的研究甚至發(fā)現(xiàn)二者之間不存在作用關(guān)系；另一個(gè)研究方向是二者之間的關(guān)系是單向作用的還是雙向作用的。

BibhutiSarker和FaridKhan（2020）運(yùn)用1972年～2017年孟加拉國的FDI和GDP數(shù)據(jù)，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)孟加拉國的GDP對FDI具有單向促進(jìn)作用[3]。楊為勇對11個(gè)新興經(jīng)濟(jì)國家1994年～2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，表明外商直接投資額增加對后發(fā)國家經(jīng)濟(jì)的增長存在較為明顯的促進(jìn)作用[4]。段東和孫欣基于面板VAR模型，發(fā)現(xiàn)滯后兩期的經(jīng)濟(jì)增長是外商直接投資的格蘭杰原因；在短期內(nèi)，外商投資對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用比較明顯，經(jīng)濟(jì)增長吸引更多的外商投資，并且隨著時(shí)間的推移其貢獻(xiàn)率越來越高，說明二者具有雙向因果關(guān)系[5]。運(yùn)用我國2000年～2016年260個(gè)地級及以上城市的數(shù)據(jù)，李健和辛沖沖（2020）采取差分GMM實(shí)證檢驗(yàn)方法發(fā)現(xiàn)，外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是非線性的，呈倒“U”型，且不同區(qū)域也具有不同的關(guān)系[6]。劉清杰等（2020）根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論，以“一帶一路”沿線國家作為研究對象，把空間加權(quán)變量加入到FDI溢出效應(yīng)模型中，研究結(jié)果表明外商直接投資對研究對象經(jīng)濟(jì)增長存在促進(jìn)作用，且經(jīng)濟(jì)距離越近，促進(jìn)效果也越明顯[7]。趙娜和張曉峒（2008）則具體詳細(xì)研究了外商直接投資的各種效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)的增長可以拆解為6種細(xì)分的效應(yīng)，并且這6種效應(yīng)存在不同的時(shí)滯期[8]。何興強(qiáng)等（2014）采用門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)外商直接投資技術(shù)溢出對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有非線性門檻效應(yīng)，且技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向作用[9]。李連波（2017）運(yùn)用我國地級市層面的相關(guān)數(shù)據(jù)在基準(zhǔn)固定效應(yīng)的模型下分別對我國東部沿海城市和非東部沿海城市進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資與人均GDP之間存在負(fù)向的作用，且非東部沿海地區(qū)負(fù)向作用更加明顯[10]。王麗萍和李淑琴（2018）則研究了外商直接投資對中國低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國低碳經(jīng)濟(jì)起到正向促進(jìn)作用，且主要通過收入增加、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)革新等三個(gè)方面來發(fā)力[11]。年猛和王垚（2015）使用2001年～2010年這10年的省級面板數(shù)據(jù)研究外商直接投資與中國各省金融增長的關(guān)系，得出結(jié)論：外商直接投資對中國金融存在非線性關(guān)系，具體表現(xiàn)為二者存在倒“U”型關(guān)系，并且具有地區(qū)異質(zhì)性[12]。趙廣川等（2015）實(shí)證研究了外商直接投資對我國東、中、西部不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)效率，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效率越高的區(qū)域，外商直接投資越能促進(jìn)其發(fā)展[13]。劉剛（2019）借助VAR模型對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和外商直接投資的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證發(fā)現(xiàn)，外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級換代具有相互促進(jìn)作用[14]。

三、理論分析

經(jīng)濟(jì)增長理論可追溯到古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典著作《國富論》中，亞當(dāng)斯密曾闡述專業(yè)化分工、人口增長和資本積累決定了一國財(cái)富的增長，反之分工和生產(chǎn)率提高的前決條件也是資本積累，再往前一步，斯密提出儲(chǔ)蓄是經(jīng)濟(jì)增長的必要條件，但是在相對封閉的經(jīng)濟(jì)中，國民財(cái)富的增長受制于資源和技術(shù)，于是可以通過對外貿(mào)易促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長[14]。關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的模型，首先受到廣泛認(rèn)同的是哈羅德-多馬模型。哈羅德-多馬經(jīng)濟(jì)增長模型受凱恩斯的“投資等于儲(chǔ)蓄”的啟發(fā)，認(rèn)為只有一個(gè)國家的所有儲(chǔ)蓄都轉(zhuǎn)化問投資才能使經(jīng)濟(jì)均衡增長；而經(jīng)濟(jì)增長率又取決于儲(chǔ)蓄比例和資本生產(chǎn)率。因而要使一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長率提高有兩種途徑，要么是在儲(chǔ)蓄比例一定的前提下改變資本生產(chǎn)率，要么是在資本生產(chǎn)率一定的前提下改變儲(chǔ)蓄比例[15]。鑒于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在巨大差異，羅斯托的“經(jīng)濟(jì)起飛論”應(yīng)運(yùn)而生，并且精確提出要使經(jīng)濟(jì)得到增長，發(fā)展中國家資本積累率至少不低于百分之十；眾所周知，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)低，速度慢，收入水平不高，因而儲(chǔ)蓄積累也少，難以依賴于凱恩斯的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化成投資來完成資本積累[16]。鑒于發(fā)展中國家這種情況，錢納里和斯特勞特等經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了“兩缺口”模型，模型由宏觀經(jīng)濟(jì)四部門模型演化而來，推導(dǎo)得出I-S=M-X，既然發(fā)展中國家無法依賴儲(chǔ)蓄生成投資，因此可以通過M-X，即通過引進(jìn)外資來彌補(bǔ)發(fā)展中國家投資不足的需求，進(jìn)而擴(kuò)大投資，確保經(jīng)濟(jì)增長。于是，由郝爾希曼等人提出的“三缺口”理論便應(yīng)運(yùn)而生，第三個(gè)缺口是技術(shù)、管理和人才的缺口。缺口理論剛好為發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展提供了理論基礎(chǔ)，通過引進(jìn)外資彌補(bǔ)國內(nèi)儲(chǔ)蓄不足進(jìn)而導(dǎo)致投資不足的缺陷，同時(shí)通過引進(jìn)外資吸收外來先進(jìn)技術(shù)、管理和高素質(zhì)人才，從而促進(jìn)本國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展[14]。趙娜和張曉峒（2008）則更加細(xì)化分析了外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，她們認(rèn)為外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響的效應(yīng)包括資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)；資本效應(yīng)屬于直接效應(yīng)，可以直接通過FDI來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；而外溢效應(yīng)則是外商直接投資的間接效應(yīng)，可以通過外商直接投資帶來的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、勞動(dòng)力等多種因素綜合產(chǎn)生效果[8]。

四、實(shí)證分析

1.變量的選取及數(shù)據(jù)資料[17]

由于江西省從1984年開始統(tǒng)計(jì)外商直接投資，故本文選取1984年～2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于江西省統(tǒng)計(jì)局《江西統(tǒng)計(jì)年鑒2003》、《江西統(tǒng)計(jì)年鑒2018》和《江西統(tǒng)計(jì)年鑒2019》。本文選取的變量有地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、外商直接投資（FDI）、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資（K）、社會(huì)就業(yè)人數(shù)（L）。為消除價(jià)格因素的影響，本文對各數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理。

GDP：江西省統(tǒng)計(jì)局分別給出了基于當(dāng)年價(jià)格的地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和基于1978年價(jià)格的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)。由于本文分析的時(shí)間始于1984年，故需要計(jì)算出基于1984年價(jià)格的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，方能消除價(jià)格因素對GDP的影響。計(jì)算方法如下：GDPCt=GDP0*（IDt/ID0）。其中GDPCt代表第t年的基于1984年價(jià)格的江西省實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值；GDP0是1984年當(dāng)年的地區(qū)生產(chǎn)總值；IDt是基于1978年價(jià)格的第t年的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)；ID0是基于1978年的1984年的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)。由上述公式便可計(jì)算出基于1984年價(jià)格的1984年～2018年的江西省實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，且已經(jīng)剔除價(jià)格因素的影響。

FDI：統(tǒng)計(jì)年鑒上給出的外商直接投資（FDI）的貨幣單位是美元，故首先通過1984年～2018年的中美匯率換算成以人民幣為計(jì)價(jià)的單位，我國使用的是直接匯率，故直接用美元計(jì)價(jià)單位的FDI數(shù)值乘以匯率即可。同時(shí)外商直接投資（FDI）是按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的數(shù)值，并沒有剔除價(jià)格因素的影響，故可以通過一定的生產(chǎn)指標(biāo)進(jìn)行推算。這里借助GDP平減指數(shù)對FDI進(jìn)行平減。GDP平減指數(shù)（PGDPt）=GDPt/GDPCt，其中GDPt為第t年當(dāng)年價(jià)格給GDP，即名義GDP。故基于1984年價(jià)格的實(shí)際外商直接投資為FDICt=FDIt/PGDPt，其中FDICt為第t年基于1984年價(jià)格的實(shí)際外商直接投資，F(xiàn)DIt為第t年當(dāng)年價(jià)格的外商直接投資。

K：統(tǒng)計(jì)年鑒上的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資仍為按當(dāng)年價(jià)格的固定資產(chǎn)投資，并未剔除價(jià)格因素的影響。由于固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)公布時(shí)間較晚，且數(shù)據(jù)不齊全，故仍利用GDP平減指數(shù)來消除價(jià)格因素的影響。K為剔除價(jià)格因素影響的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與FDIt之差，即當(dāng)年價(jià)格的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資減去當(dāng)年價(jià)格的外商直接投資，為當(dāng)年價(jià)格的國內(nèi)固定資產(chǎn)投資。

L：L為社會(huì)就業(yè)人數(shù)，可直接從統(tǒng)計(jì)年鑒上獲得。

運(yùn)用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=AKaL1-a，為消除異方差性，方程兩邊取對數(shù)，得到lnY=alnk+（1-a）lnL+lnA，其中Y即地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），投資可分為國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資。因?yàn)楸疚闹饕紤]外商直接投資對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響，所以對上式進(jìn)行簡單的變形：lnGDP=αlnFDI+βlnK+γlnL+c。運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)出α的數(shù)值，當(dāng)FDI變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，GDP就相應(yīng)變動(dòng)α個(gè)百分點(diǎn)。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)在建立經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)結(jié)構(gòu)模型之前需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則容易出現(xiàn)虛假回歸。變量平穩(wěn)性常用的檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)，對四個(gè)變量lnGDP、lnFDI、lnK、lnL分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知lnGDP、lnFDI、lnK和lnL四個(gè)變量的DW值皆介于1.8-2.2之間，ADF值皆小于5%臨界值，其中l(wèi)nFDI的ADF值小于1%臨界值，表明InGDP序列經(jīng)過兩次差分后是平穩(wěn)的，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)；lnFDI、lnK和lnL經(jīng)過一次差分后也是平穩(wěn)的，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

通過對自變量的ADF檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述自變量都是二階單整序列，因變量是一階單整序列。根據(jù)協(xié)整理論，如果變量之間無協(xié)整關(guān)系，則普通最小二乘法回歸結(jié)果屬于虛假回歸，故先要確定變量之間的協(xié)整關(guān)系才可以直接利用普通最小二乘法，否則要另尋他法[18]。于是對變量進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由表2可知，跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征根統(tǒng)計(jì)量都大于5%臨界值，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量的p值都小于0.05，由此判斷l(xiāng)nGDP、lnFDI、lnK和lnL存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

4.模型設(shè)計(jì)和實(shí)證分析

由于lnGDP、lnFDI、lnK和lnL存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，故可以使用普通最小二乘法回歸?？紤]到投資從投入資本到實(shí)際產(chǎn)出需要一定的時(shí)滯，故對外商直接投資FDI和固定資產(chǎn)投資采取滯后一期進(jìn)行回歸。運(yùn)用E-Views軟件進(jìn)行回歸得到以下結(jié)果：

可決系數(shù)接近1，模型的擬合優(yōu)度高，從各個(gè)統(tǒng)計(jì)量來看，方程擬合得不錯(cuò)。lnFDIt-1的系數(shù)約為0.02，表明FDI變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)能夠帶動(dòng)GDP變動(dòng)0.02個(gè)百分點(diǎn)，即如果FDI增加一個(gè)百分點(diǎn)，就能夠帶動(dòng)GDP增加0.02個(gè)百分點(diǎn)，表明FDI對江西省經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，但是作用的效果仍然有限。

五、結(jié)論及政策建議

由普通最小二乘估計(jì)可知外商直接投資和江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在一個(gè)長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且FDI每增加一個(gè)百分點(diǎn)能夠帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長約0.02個(gè)百分點(diǎn)，雖然FDI可以對江西經(jīng)濟(jì)增長帶來一定的促進(jìn)作用，但效果有限。由此推知江西省外商直接投資還存在一些問題：（1）外商直接投資對環(huán)境資源帶來一定的負(fù)面作用。前面已分析江西外商直接投資流向行業(yè)排名第一的是制造業(yè)，占比約61.87%，能源和原材料耗費(fèi)大，會(huì)造成大量的環(huán)境污染，進(jìn)而抵消FDI對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，不符合可持續(xù)發(fā)展的生態(tài)理念。（2）外商直接投資可能加劇江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不平衡。在2018年江西GDP構(gòu)成中，第一產(chǎn)業(yè)占比約8.5%，第二產(chǎn)業(yè)占比約46.6%，第三產(chǎn)業(yè)占比約44.8%，看出江西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)容易助長第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展而抑制第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間，加劇了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不平衡，不利于吸收外商的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，也不利于自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。（3）外商直接投資可能會(huì)擠出本土企業(yè)的發(fā)展。外商具有更多的技術(shù)、資金、管理人才等優(yōu)勢，而本土企業(yè)在這些方面相對處于劣勢。因此針對外商直接投資的不利影響提出以下建議：（1）加強(qiáng)對外商直接投資的審批、引導(dǎo)力度，提高外商直接投資的質(zhì)量。適當(dāng)引導(dǎo)外商直接投資向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，減少第二產(chǎn)業(yè)的投資，減少高能耗高污染行業(yè)的進(jìn)入，從而優(yōu)化江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展；鼓勵(lì)FDI流向高技術(shù)、新產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)，鼓勵(lì)外商企業(yè)在本地開展技術(shù)研發(fā)活動(dòng)，從而提高FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)。（2）完善相應(yīng)的稅制政策，營造更加公平的市場經(jīng)營環(huán)境。改革開放初期，為引進(jìn)外資，我國給予外商較大的政策優(yōu)惠措施，然而隨著中國加入世界貿(mào)易組織，國內(nèi)市場不斷開放，國內(nèi)企業(yè)已不具有勞動(dòng)力優(yōu)勢和資源優(yōu)勢，政府應(yīng)該考慮本土企業(yè)和投資者的利益，修改相應(yīng)的稅收政策，營造公平競爭的市場環(huán)境[1]。（3）提高江西省的人才儲(chǔ)備。只有當(dāng)東道國有一定的人才儲(chǔ)備，跨國公司才能在東道國安排一些研究項(xiàng)目和開發(fā)項(xiàng)目，通過培訓(xùn)當(dāng)?shù)氐母呒壢瞬乓越档腿肆Y源成本和更好地使產(chǎn)品當(dāng)?shù)鼗痆15]。（4）提高政府管理能力，建設(shè)服務(wù)型政府。遵循世界貿(mào)易組織規(guī)則和市場經(jīng)濟(jì)體制要求，刪減不必要的審批程序，取消不合理的收費(fèi)項(xiàng)目，統(tǒng)一收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，完善相關(guān)法律法規(guī)，提高辦事質(zhì)量和效率，增強(qiáng)高效服務(wù)意識(shí)，培養(yǎng)公平、高效、清廉的服務(wù)型政府。