外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的研究——基于動態(tài)分布滯后模型

甘　星，印　赟

（1.北京師范大學(xué)珠海分?！H商學(xué)部,廣東　珠?！?19087；2.澳門科技大學(xué)　商學(xué)院,澳門）

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外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的研究——基于動態(tài)分布滯后模型

甘星1，印赟2

（1.北京師范大學(xué)珠海分校國際商學(xué)部,廣東珠海519087；2.澳門科技大學(xué)商學(xué)院,澳門）

摘要：基于1990-2013年間我國的外商直接投資和GDP時間序列,通過構(gòu)建動態(tài)分布滯后模型測量我國外商直接投資利用效率以及外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的效應(yīng)的分析表明：FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，同時存在著較強(qiáng)的時滯效應(yīng)。FDI對GDP的總貢獻(xiàn)為0.74％-0.84％，F(xiàn)DI發(fā)揮總效應(yīng)的一半需10.43年。我國應(yīng)鼓勵FDI建設(shè)總部經(jīng)濟(jì)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，全面提升人力資本，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)鼓勵創(chuàng)新，加速FDI溢出效應(yīng)的產(chǎn)生，促進(jìn)FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長作用的發(fā)揮。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；動態(tài)分布滯后模型

據(jù)國家商務(wù)部最新統(tǒng)計，2014全年，我國設(shè)立外商投資企業(yè)23778家，實(shí)際使用外資金額1195.6億美元，同比分別增長4.4％和1.7％。主要國家或地區(qū)對我國投資總體保持穩(wěn)定。香港，新加坡，臺灣省，日本和韓國排列前五位。其中韓國和英國同比增幅較高，分別為29.8％和28％。而荷蘭和日本下降非常明顯，分別為50.1％和38.8％。2015年我國外商新資本流入雖仍保持了上升態(tài)勢，但增速明顯放緩，原有資本有加速轉(zhuǎn)移東南亞其他國家以及回流美國的跡象。

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展在過去的20多年中取得了舉世矚目的成績，很大程度上歸功于我國對外開放政策和市場經(jīng)濟(jì)制度下生產(chǎn)力的釋放。外商直接投資是我國對外開放政策中核心內(nèi)容之一。投資、出口和消費(fèi)是我國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。受次貸危機(jī)影響，全球經(jīng)濟(jì)總體復(fù)蘇依然乏力，我國經(jīng)濟(jì)增速繼續(xù)放緩，而美國非農(nóng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)持續(xù)利好，這加劇了美聯(lián)儲加息和美元升值的預(yù)期，引發(fā)了全球資本新動向。預(yù)計未來較長一段時間我國將面臨資本外流的壓力。因此，測量我國吸收外商直接投資的效率，以及外商直接投資對我國短期、中長期經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，對我國應(yīng)如何應(yīng)對國際資本外流以及促進(jìn)外商直接投資效率及效力的發(fā)揮具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。研究發(fā)現(xiàn)FDI投入當(dāng)期對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，同時也存在著較強(qiáng)的時滯效應(yīng)。FDI對經(jīng)濟(jì)增長的長期貢獻(xiàn)系數(shù)在0.74和0.84之間，F(xiàn)DI發(fā)揮總效應(yīng)的一半需10.34年。我國應(yīng)鼓勵FDI建設(shè)總部經(jīng)濟(jì)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，全面提升人力資本，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)鼓勵創(chuàng)新，促進(jìn)FDI效率和效應(yīng)的發(fā)揮。

一、1990-2013年間我國外商直接投資階段性分析

改革開放以來，外商直接投資以空前的速度在我國迅速發(fā)展起來。聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織發(fā)布最新報告稱，2014年我國吸收全球外商直接投資1280億美元，超過美國成為全球外商直接投資第一目的國。我國在吸收外商直接投資方面從最初的排斥，到局部試點(diǎn)，最后全面開放，1990年至今經(jīng)歷了以下較明顯的四個階段，如表1所示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，the World Bank和OECD官方網(wǎng)站。

表1　 1990-2013我國外商直接投資額與增長率

我國吸收外商直接投資階段性變化與我國對外政策密切相關(guān)。1991年以前，我國開放了經(jīng)濟(jì)特區(qū)和沿海城市，形成了沿海經(jīng)濟(jì)開放帶。當(dāng)時我國采用稅收優(yōu)惠政策吸引外資，外商直接投資主體以港澳臺公司為代表，以“前店后廠”的合作模式成功進(jìn)入中國沿海市場，增速較快，F(xiàn)DI1991年比1990年增長了25.21％，但總體投資水平較低，1990、1991年均實(shí)際利用外資3,927百萬美元。1992年鄧小平南巡，明確了中國堅持“對外開放”經(jīng)濟(jì)政策和市場經(jīng)濟(jì)改革的決心。我國對外開放的力度進(jìn)一步加大，決策層的態(tài)度極大增強(qiáng)了外商投資信心，外商直接投資出現(xiàn)了快速增長。投資主體日益多元化，歐美日大型跨國公司進(jìn)入中國市場，投資領(lǐng)域也從勞動密集型制造業(yè)擴(kuò)展到資本密集型制造業(yè)。1992至2000年間，F(xiàn)DI年均增長率高達(dá)27.33％。但受亞洲貨幣危機(jī)影響，F(xiàn)DI在1998，1999和2000年這三年出現(xiàn)了負(fù)增長。2001年，我國加入WTO，國內(nèi)市場進(jìn)一步對外開放，外資開始進(jìn)入服務(wù)業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)。2001年至2007年間，吸收外商直接投資累計總額達(dá)589,554百萬美元，在全球范圍內(nèi)處于領(lǐng)先地位，并仍保持了穩(wěn)步增長，年均增長22.20％。2008受次貸危機(jī)的影響，全球經(jīng)濟(jì)陷入下行通道，受此影響，我國外商直接投資雖仍保持了增長勢頭，但明顯增速放緩，2008年至2013年間我國FDI平均增速放緩至8.73％。2015年，我國經(jīng)濟(jì)增速進(jìn)一步放緩，美元加息，全球大宗商品價格暴跌，敘利亞問題引發(fā)的動蕩等多因素影響，資金外流較明顯。新興經(jīng)濟(jì)體對外商直接投資的吸引受全球政治、經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，也與本國對外政策，本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和資本避險需求等密切相關(guān)。

二、外商直接投資影響我國經(jīng)濟(jì)增長的初步解釋

圖1　1990-2013GDP增長率和FDI增長率

如圖1所示，我國FDI變動與GDP增長率具有高度相關(guān)性。外商直接投資是資金、技術(shù)和制度等多維屬性的“復(fù)合產(chǎn)品”。[1](P49-57)當(dāng)外商直接投資進(jìn)入東道國后，會產(chǎn)生一系列效應(yīng)。最直接的是外商帶來的資金有效緩解了東道國快速發(fā)展過程中的資金缺口問題。次貸危機(jī)之前，我國經(jīng)濟(jì)在很長一段時間內(nèi)保持了兩位數(shù)的增長，投資占GDP的比重長期處于高位，GDP的30％以上，造成了巨大的建設(shè)資金缺口。我國金融市場的欠發(fā)達(dá)，企業(yè)債券融資和股權(quán)融資水平低，融資主要依賴于銀行體系。企業(yè)融資難是普遍存在的問題。企業(yè)融資難與銀行系統(tǒng)性風(fēng)險問題并存。外資的進(jìn)入為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了新的資金來源，一定程度上緩解了銀行的壓力，同時企業(yè)獲得了發(fā)展的必要要素。

其次，外商帶來了相對先進(jìn)的生產(chǎn)資料，包括設(shè)備、技術(shù)和人才，直接提升了東道國企業(yè)的技術(shù)和生產(chǎn)力水平，迅速縮小了與發(fā)達(dá)國家生產(chǎn)水平的差距。東道國企業(yè)在與外資企業(yè)合作、學(xué)習(xí)和交流過程中，通過積極參與產(chǎn)品技術(shù)、工藝的改進(jìn)和創(chuàng)新，極大促進(jìn)了FDI的技術(shù)溢出和人力資本溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。[2](P45-47)最終外資企業(yè)與本土企業(yè)形成了高效、龐大的生產(chǎn)供應(yīng)鏈，進(jìn)一步推動了國際專業(yè)化分工與合作,使得國際競爭優(yōu)勢更加顯著。FDI是我國成為全球制造中心非常重要的推動力之一，我國借此在擴(kuò)大就業(yè)、對外貿(mào)易、完善工業(yè)體系以及經(jīng)濟(jì)增長方面都取得了非凡的成績。

此外，外商直接投資的進(jìn)入，為東道國經(jīng)濟(jì)改革提供了外力推動。加劇了市場競爭，倒逼相關(guān)制度的改革，促進(jìn)了政府行政效率的提高和市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)揮。有利于打破原有的國企、央企壟斷,創(chuàng)造更加公平的市場環(huán)境，有利于降低“腐敗”、“尋租”的空間。借助外力加速了我國市場經(jīng)濟(jì)制度的完善，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級。

但也有學(xué)者專家提出不能確定發(fā)展中國家能從流入的FDI獲得顯著利益。FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移、技術(shù)溢出效應(yīng)和人力資本溢出效應(yīng)的產(chǎn)生取決于東道國的人力資本存量水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。甚至外商直接投資會對本土企業(yè)造成“擠出效應(yīng)”，使東道國企業(yè)更加依賴于外部技術(shù)的引進(jìn)，局限于模仿而失去了技術(shù)創(chuàng)新的動力，L .P .King和B .Varadi以匈牙利為例，認(rèn)為短期FDI對匈牙利經(jīng)濟(jì)起促進(jìn)作用。長期存在另外一種可能,外國公司的成功會導(dǎo)致社會有害的市場集中，阻礙未來經(jīng)濟(jì)的增長。[3](P1-21)學(xué)者畢海霞認(rèn)為隨著我國從短缺經(jīng)濟(jì)向結(jié)構(gòu)性過剩經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變，F(xiàn)DI負(fù)面效應(yīng)開始顯現(xiàn)，我國利用外商直接投資面臨著產(chǎn)業(yè)、區(qū)域結(jié)構(gòu)失衡，核心技術(shù)含量不高，F(xiàn)DI利潤匯回的國際收支潛在風(fēng)險等問題。[4](P28-31)綜上所述，外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用有待進(jìn)一步實(shí)證。

三、外商直接投資影響我國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

一國產(chǎn)出不僅與當(dāng)前的資本投入有關(guān)，還取決于過去資本的投入。資本從投入到完全發(fā)揮作用有一定的時滯。投資的實(shí)施當(dāng)期會影響經(jīng)濟(jì)，投資的滯后仍然對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生作用。運(yùn)用動態(tài)分布滯后模型Kocky模型和Almon模型,基于時間序列可以測算FDI發(fā)揮總效應(yīng)的時長，吸收FDI的效率，以及FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的短期、中長期影響。

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)獲取。

投資實(shí)現(xiàn)包括生產(chǎn)要素購買過程，因此會產(chǎn)生當(dāng)期投資需求效應(yīng)，從而帶動經(jīng)濟(jì)的增長。投資除了產(chǎn)生當(dāng)期直接的經(jīng)濟(jì)拉動效應(yīng)，還會滯后地通過再生產(chǎn)推動經(jīng)濟(jì)增長，產(chǎn)生投資的供給效應(yīng)。投資中的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)部分地投入再生產(chǎn),為生產(chǎn)提供新的勞動資料,并與流動資金相結(jié)合,通過生產(chǎn)勞動,生產(chǎn)出新產(chǎn)品(新消費(fèi)資料和生產(chǎn)資料)供給社會,并促進(jìn)了其他產(chǎn)品的生產(chǎn)。[5](P8-11)因此在考慮外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)的影響作用時，需同時考慮投資流量的當(dāng)期效應(yīng)及其滯后效應(yīng)，故構(gòu)建分布滯后模型?；谀Ｐ椭凶兞苛烤V差異和系數(shù)的彈性意義，故對各變量取對數(shù)，模型如下，

式（1）中GDPt為第t期的我國國內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)DIt-i（i=0,1,2,3……,k）表示外商直接投資滯后第i期值。α，β0，β1，β2……表示為待估計參數(shù)。μt為隨機(jī)干擾項(xiàng)。研究期間為1990年至2013年。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和外商直接投資額FDI均以當(dāng)年美元價格計價，數(shù)據(jù)來源于the World Bank，OECD官網(wǎng)和我國國家統(tǒng)計局網(wǎng)。參數(shù)α和β的估計將采用Koyck法和Almon法。

1.Koyck模型。

Koyck模型假設(shè)式（1）中所有的β具有相同的符號，且β按幾何級數(shù)衰減，即

式（1）經(jīng)整理可得

Koyck法大大減少了參數(shù)估計，如式（3）所示，只需估計α，β0和λ，并有效解決了多重共線問題。經(jīng)濟(jì)增長GDP與外商直接投資FDI有關(guān)，F(xiàn)DI每增長1％，當(dāng)期會給GDP帶來β0％的增長，也與自身上期值有關(guān)。FDI發(fā)生改變對GDP的總效應(yīng)為β0/（1-λ），而發(fā)揮一半效應(yīng)需要的期限T=-log2/logλ。

2.Almon模型。

式（1）經(jīng)整理可得,

Almon模型依據(jù)Weierstrass’theorem，假定βi可用滯后長度i的一個m次多項(xiàng)式來近似，多項(xiàng)式的次數(shù)m小于滯后期數(shù)k，m

則式（4）可轉(zhuǎn)變?yōu)槿缡剑?）所示，

其中Zmt=∑ki=0imLNGDPt-i。Almon分布式滯后模型中的關(guān)鍵是確定滯后期數(shù)k和多項(xiàng)式次數(shù)m。本文采用LNGDP和LNFDI的Cross correlation確定最大滯后期，選擇多個滯后期進(jìn)行試驗(yàn)，對不同的k 和m組合進(jìn)行PDL估計，得到不同AIC和SC值，選擇使得AIC和SC值最小的對應(yīng)滯后期數(shù)k和多項(xiàng)式次數(shù)m，獲得參數(shù)估計a0，a1，a2……am，進(jìn)而得到式（4）中各參數(shù)估計βi，i=0，1……k。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

對外商直接投資額FDI和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的時間序列取對數(shù)LNFDI，LNGDP，采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2。在10％的顯著水平下，LNGDP,LNFDI均是平穩(wěn)時間序列。

表2　變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)。

通過LNGDP與LNFDI的回歸方差可以得到殘差序列，對殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示殘差序列平穩(wěn)，因此可判斷LNGDP與LNFDI存在長期的均衡關(guān)系。

（四）因果關(guān)系檢驗(yàn)。

對DLNGDP和DLNFDI進(jìn)行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下表3。

表3　GRANGER因果檢驗(yàn)結(jié)果

在滯后2階的情況下，“LNFDI不是LNGDP變化的格蘭杰原因”的檢驗(yàn)p值為0.0032，說明在1％的顯著性水平下，拒絕該假設(shè)，即外商直接投資變動是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。LNGDP不是LNFDI的格蘭杰原因的檢驗(yàn)P值為0.0013，因此拒絕該假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長是外商直接投資變動的格蘭杰原因。

（五）KOCYK模型估計。

采用OLS和TSLS兩種方法對Koyck模型進(jìn)行估計，結(jié)果如下表4所示。

由上表4可知，在5％顯著水平下，F(xiàn)DI變動對GDP變動的即期貢獻(xiàn)為0.0490。即FDI每增加1％，當(dāng)期帶動GDP上漲0.0490％。FDI流入對GDP增長的長期影響為β0/1-λ=0.7613，R-squared為0.9995，擬合度很好，F(xiàn)統(tǒng)計量為23318.5，P值為0.00，方程整體顯著。TSLS估計顯示FDI每增加1％，從長期看，GDP將增加0.7444％，略小于S估計結(jié)果。而FDI發(fā)揮總效應(yīng)的一半需限T=-log2/(logλ=10.43)年，說明我國商直接投資的吸收與利用效率較低，導(dǎo)致了外商投資效應(yīng)發(fā)揮的周期較長。投資具有兩重性，因此產(chǎn)生了對經(jīng)濟(jì)增長的雙重效應(yīng)，即需求效應(yīng)和供給效應(yīng)。[5](P8-11)投資實(shí)現(xiàn)是對生產(chǎn)資料和消費(fèi)資料的購買過程。投資實(shí)現(xiàn)為固定資產(chǎn)后，生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投入再生產(chǎn),會產(chǎn)生新的資本品，從而多級別、多層次地推動一國經(jīng)濟(jì)增長。投資的滯后效應(yīng)受投資再生產(chǎn)過程中多種因素的影響，與兩國對外政策，東道國的人力資本、生產(chǎn)技術(shù)、金融市場以及相關(guān)制度等有關(guān)。

表4　Kocyk分布式滯后模型估計結(jié)果

Bo rensztein等研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)外溢是FDI促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長的另一要素。FDI的技術(shù)外溢作用存在“臨界水平”。只有當(dāng)東道國跨過某種最低人力資本存量門檻之后,東道國經(jīng)濟(jì)才能吸收FDI的技術(shù)外溢。[6](P115-135)FDI流入并不直接導(dǎo)致技術(shù)外溢效應(yīng)。對FDI吸收的效率,能否促成FDI產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)，以及技術(shù)外溢效應(yīng)的大小取決于人力資本的結(jié)構(gòu)與水平。因此要縮短FDI效應(yīng)發(fā)揮的時長T，人力資本水平的提高至關(guān)重要。

我國自身生產(chǎn)制造水平也很關(guān)鍵。當(dāng)一國與另一國生產(chǎn)制造水平有較大差距時，本土企業(yè)是很難合作、服務(wù)于跨國公司在當(dāng)?shù)卦O(shè)立的子公司，技術(shù)模仿與創(chuàng)新就失去了合作過程難得的學(xué)習(xí)機(jī)會。我國合資企業(yè)很長一段時間在國際分工中承擔(dān)的是供應(yīng)鏈上的低端加工角色，加工前端的技術(shù)開發(fā)，產(chǎn)品設(shè)計以及加工后端的市場與銷售設(shè)立在海外，市場分割會延遲FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。

我國目前的市場環(huán)境不利于FDI效應(yīng)的發(fā)揮。市場環(huán)境包括金融市場，行政效率、知識產(chǎn)權(quán)，區(qū)域發(fā)展以及行業(yè)培育等。金融市場與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度不匹配。外資進(jìn)入我國后，資金配置的不合理以及效率的低下，制約了FDI效應(yīng)。行政的過多干預(yù)、政策制度的不透明造成了權(quán)力尋租與腐敗，不利于良好投資環(huán)境的培育。我國對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的不足成為FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移的巨大阻力。區(qū)域之間發(fā)展的不均衡，導(dǎo)致了FDI投資的區(qū)域集中，擠出效應(yīng)顯現(xiàn)。我國FDI集中于房地產(chǎn)業(yè)，巨額的房地產(chǎn)沉淀資金大大降低了經(jīng)濟(jì)體中資金的有效利用。[ 7 ]（P31,33）

以上這些因素降低了我國對FDI吸收的效率，抑制了FDI效應(yīng)的發(fā)揮。

（六）ALMON模型估計。

對LNGDP與LNFDI作滯后交叉相關(guān)系數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，滯后4期以內(nèi)兩者的相關(guān)系數(shù)高于0.5，滯后長度越長，LNGDP與LNFDI相關(guān)系數(shù)越小，因此選擇最大滯后長度為3。建立K=2，3的分布滯后模型，依據(jù)多項(xiàng)式次數(shù)m應(yīng)小于K的準(zhǔn)則，則多項(xiàng)式次數(shù)選擇2，3，獲得不同的AIC和SC值，如表5所示。

由表5可知，依據(jù)AIC與SC值最小原則，選擇滯后長度k為3，多項(xiàng)式次數(shù)m為2，估計結(jié)果如圖2。

表5　 AIC與SC值

最終PDL模型估計如下式（7），

該模型顯示，隨著FDI的增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP也呈上升趨勢。且在5％的顯著水平下，F(xiàn)DI每增加1％，當(dāng)期拉動GDP增長0.53％，F(xiàn)DI滯后1，2期對GDP的貢獻(xiàn)均不顯著。滯后第3期促進(jìn)GDP增長0.23％。FDI對GDP的總貢獻(xiàn)為0.84％，符合經(jīng)濟(jì)意義。從該模型可以看出FDI對GDP的貢獻(xiàn)有時滯效應(yīng)，且時滯效應(yīng)低于當(dāng)期效應(yīng)。FDI對經(jīng)濟(jì)的短期拉動作用要強(qiáng)于滯后期對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響出現(xiàn)較明顯的二階段。

第一階段，F(xiàn)DI流入直接為東道國帶來資金、設(shè)備、技術(shù)和人才。圖2顯示FDI中對經(jīng)濟(jì)的當(dāng)期貢獻(xiàn)為0.53％，F(xiàn)DI對東道國經(jīng)濟(jì)具有即期拉動效應(yīng)，且高于其他時期。FDI的資金提供有效緩解了我國經(jīng)濟(jì)快速增長過程中資金不足的問題。FDI會產(chǎn)生即期投資需求，拉動GDP增長，并通過投資乘數(shù)效應(yīng)導(dǎo)致GDP新的增量，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。FDI引入的新設(shè)備，新產(chǎn)品，新技術(shù)，專業(yè)人才以及海外市場等因素在投資過程中主動或被動擴(kuò)散,大大提高了我國的生產(chǎn)效率，直接產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。同時外資企業(yè)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的商貿(mào)往來過程中，有助于本地企業(yè)人力資本的提升和技術(shù)模仿與創(chuàng)新，有助于我國整體生產(chǎn)水平的提升。FDI項(xiàng)目的引入會吸引產(chǎn)業(yè)鏈上的上下游廠商的聚集，形成產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)。這些因素直接帶動了經(jīng)濟(jì)快速增長。

圖2　ALMON分布滯后模型估計（k=3，m=2）

第二階段，F(xiàn)DI滯后產(chǎn)生的溢出效應(yīng)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。FDI滯后效應(yīng)具體表現(xiàn)為當(dāng)部分外商投資轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)資本后，經(jīng)過一段時期生產(chǎn)要素的配置調(diào)整及技術(shù)的溢出，會產(chǎn)生新的資本品，資本存量的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。本模型中，F(xiàn)DI滯后1，2期對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用均不顯著，第3期FDI時滯效應(yīng)也僅表現(xiàn)出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.23％，遠(yuǎn)低于當(dāng)期貢獻(xiàn)。我國外商直接投資過多地集中在勞動密集型產(chǎn)業(yè)和技術(shù)含量不高的制造業(yè)，對高科技行業(yè)的投資明顯偏少。[8](P88-90)FDI主要利用我國廉價勞動力，廠房和土地加工、組裝，不利于我國企業(yè)的自主創(chuàng)新，且與國內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較小，對上下游產(chǎn)業(yè)鏈帶動效應(yīng)較弱，不利于FDI技術(shù)溢出的產(chǎn)生。FDI的滯后效應(yīng)不僅僅取決于外商，更多依賴于東道國的吸收、利用能力。東道國的人力資本存量，生產(chǎn)技術(shù)水平，金融市場效率以及政府相關(guān)政策等，這些因素決定了FDI滯后效應(yīng)的產(chǎn)生。東道國的人力資本存量越高，生產(chǎn)技術(shù)水平與投資國差距越小，越容易快速承接投資國的技術(shù)轉(zhuǎn)移并促成技術(shù)創(chuàng)新，F(xiàn)DI的滯后效應(yīng)就越大。本模型中較低的FDI滯后效應(yīng)暴露出我國吸收、利用FDI過程中的不足。FDI滯后效應(yīng)還有很大的挖掘空間。

四、發(fā)展建議

以上理論與實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)FDI為我國經(jīng)濟(jì)快速增長作出了積極貢獻(xiàn)。FDI對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響在短期內(nèi)表現(xiàn)為投資需求的直接拉動作用。來自于海外的資金有效補(bǔ)充了我國快速發(fā)展資金的不足，F(xiàn)DI所提供的專業(yè)人才、先進(jìn)技術(shù)、設(shè)備促進(jìn)了對我國生產(chǎn)效率的全面提升，使中國生產(chǎn)制造能更深入、更廣泛地參與到國際市場中。長期來看，F(xiàn)DI通過海內(nèi)、外要素流動，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和產(chǎn)業(yè)集群促進(jìn)了規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的滯后產(chǎn)生，推動了我國經(jīng)濟(jì)的快速增長。但我國利用FDI存在著不足，表現(xiàn)在吸收、利用FDI效率較低，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)不強(qiáng)。我國應(yīng)從以下幾個方面積極、有效、合理地利用FDI，促進(jìn)FDI效應(yīng)的發(fā)揮，推動我國經(jīng)濟(jì)增長，加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、升級，同時也要防范當(dāng)前出現(xiàn)的外商直接投資外流風(fēng)險。

（一）加強(qiáng)外商直接投資的政策引導(dǎo)。

選擇有助于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、升級的外資，減少因盲目吸收FDI而加劇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的不均衡，以及個別行業(yè)的過度投資導(dǎo)致的產(chǎn)能過剩和收益遞減。改變FDI策略，由早期的被動吸收轉(zhuǎn)為主動獲取和引導(dǎo)。在政策制定上引導(dǎo)FDI向我國先進(jìn)制造業(yè)，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，新能源和新技術(shù)開發(fā)傾斜，加速我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化。

（二）推動我國外商直接投資升級。

創(chuàng)造良好的商業(yè)環(huán)境吸引生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外商投資，鼓勵跨國公司在我國設(shè)立區(qū)域總部，發(fā)展總部經(jīng)濟(jì)，包括研發(fā)中心，采購中心，物流中心和金融中心等營運(yùn)中心，形成生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的格局。外資總部經(jīng)濟(jì)的建設(shè)必然會與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)生產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與合作，這將大大促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的產(chǎn)生，從而有助于降低FDI對國內(nèi)原有投資的擠出效應(yīng)。完善有關(guān)保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)的法規(guī)，與國際慣例接軌，增強(qiáng)國外投資者的投資信心，進(jìn)一步開放市場，逐步放寬對外商投資范圍、領(lǐng)域及股權(quán)方面的限制。

（三）提升我國人力資本規(guī)模與水平。

FDI在我國有加大對資本、知識密集型產(chǎn)業(yè)投資的趨勢，但我國高、精、專國際人才仍處于短缺狀態(tài)。因此我們要加大高等教育的投入，大力培養(yǎng)高層次人才,服務(wù)于外資企業(yè)。此外，勞動密集型產(chǎn)業(yè)目前仍然是我國FDI的重點(diǎn)。加大對職業(yè)教育的投入，培養(yǎng)應(yīng)用型人才，有利于擴(kuò)大就業(yè)，有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定。人力資本的提升是經(jīng)濟(jì)增長非常重要的要素之一。對FDI吸收的效果率以及FDI效應(yīng)的發(fā)揮與東道國的人力資本存量密切相關(guān)。提高我國人力資本存量，能更好、更快地承接FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移，提高利用FDI的效率，為技術(shù)溢出的提供人才儲備。

（四）改善我國投資環(huán)境。

以市場引導(dǎo)為主，政府調(diào)控為輔。減少行政干預(yù)，健全公開、透明制度。積極推進(jìn)金融市場改革，提高外資配置效率。保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)，鼓勵創(chuàng)新，促進(jìn)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。加強(qiáng)自然環(huán)境保護(hù)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性。

（五）防范外商直接投資流出風(fēng)險。

在肯定外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的積極促進(jìn)作用的同時，要防范外商直接投資流出風(fēng)險。當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增速放緩，實(shí)體產(chǎn)業(yè)投資回報率呈下降趨勢，資本逐利與避險的特性導(dǎo)致新資本流入增速放緩，舊資本加速轉(zhuǎn)移東南亞其他國家。因此在強(qiáng)調(diào)提高外商直接投資吸收效率、促進(jìn)其溢出效應(yīng)產(chǎn)生的同時，應(yīng)大力培育本土產(chǎn)業(yè)資本燙平外商直接投資波動，減少對海外資本的依賴。維護(hù)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長，避免大起大落引發(fā)資本外逃恐慌。通過一系列深化改革政策提升實(shí)業(yè)投資回報率，創(chuàng)造更好的營商環(huán)境。防范當(dāng)前出現(xiàn)的外商直接投資增速放緩、資金外流的風(fēng)險，維護(hù)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定增長。

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責(zé)任編輯郁之行

作者簡介：甘星（1976—）,女，麥考瑞大學(xué)商學(xué)院應(yīng)用金融學(xué)碩士，北京師范大學(xué)珠海分校國際商學(xué)部講師。印赟（1986—），女，東安格利亞大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院計量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，澳門科技大學(xué)商學(xué)院教授，博導(dǎo)。

中圖分類號：F830

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-8477（2016）-03-0083-06