湖北省對外直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

本文利用湖北省2003-2016年對外直接投資（OFDI）及經(jīng)濟增長相關(guān)數(shù)據(jù)，進行協(xié)整分析，考察了湖北省對外直接投資在該省經(jīng)濟增長中發(fā)揮的作用， 即兩者存在長期均衡關(guān)系，但貢獻率較低。

1 湖北省對外直接投資的現(xiàn)狀

近年來，在“一帶一路”戰(zhàn)略下，湖北省對外投資合作取得新進展。2015年在一帶一路沿線國家簽訂的工程合同額幾乎翻番，境外投資呈積極發(fā)展態(tài)勢，我省地方企業(yè)新設(shè)境外企業(yè)及機構(gòu)80家，中方協(xié)議投資額創(chuàng)歷史新高，且投資領(lǐng)域逐步向技術(shù)研發(fā)等高科技產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。2016年湖北省對外承包工程新簽合同額126.4億美元，同比上升11.2%，對外投資取得了一定的進展。但是由于湖北省位于中部地區(qū)，與東部地區(qū)及沿海地區(qū)相比，對外投資額仍較小，一定程度上限制了地區(qū)的經(jīng)濟增長。

關(guān)于 OFDI與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，國外學者認為OFDI所產(chǎn)生技術(shù)逆向外溢效應(yīng)有利于母國生產(chǎn)率的提高，從而促進經(jīng)濟增長。國內(nèi)相關(guān)研究集中在實證分析上，主要觀點為對外直接投資能夠?qū)?jīng)濟增長產(chǎn)生積極的影響，但現(xiàn)階段這一結(jié)果還不是很明顯（魏巧琴等，2003； 肖黎明，2009）。馮彩等（2012），張小溪等（2016）認為OFDI的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)在不同地區(qū)存在差異，其中在東部地區(qū)增長效應(yīng)最為顯著。譚本艷等（2012）表明湖北省經(jīng)濟增長受OFDI影響極小。可以看到，目前關(guān)于湖北省 OFDI與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究尚不完善，而湖北省在一帶一路的戰(zhàn)略背景下，OFDI的發(fā)展尤為關(guān)鍵，因此本文利用2003-2016年數(shù)據(jù)研究湖北省 OFDI與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系并提出政策建議。

2 湖北省OFDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

2.1變量的選擇和模型的建立

本文選取的數(shù)據(jù)來源于2017年《湖北統(tǒng)計年鑒》，湖北省對外直接投資的數(shù)據(jù)來源于2003一2016年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。樣本時間跨度為 2003一2016年。為消除匯率變動的影響，對以美元為單位的湖北省OFDI數(shù)據(jù)，根據(jù)本年的匯率，轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位的數(shù)據(jù)。

為考察對外直接投資對湖北省經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)，本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為理論模型： y=

其中，y為產(chǎn)出量，用湖北省的地區(qū)生產(chǎn)總值（ GDP）表示；K為資本，用固定資產(chǎn)投資（ FA）表示；L為勞動力，用全行業(yè)就業(yè)人數(shù)（ POP）表示；A為技術(shù)進步水平，由于技術(shù)進步水平在湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值中體現(xiàn)較小，在建立的線性模型中排除這個變量；、為參數(shù)，分別是資本和勞動的產(chǎn)出彈性?，F(xiàn)引入?yún)?shù)D，D為對外直接投資，用湖北省對外直接投資存量（ HBFDI）表示，為其產(chǎn)出彈性。同時對上述變量取自然對數(shù)，來消除可能存在的異方差和多重共線性，建立線性模型：

ln GDP=β₁ln FA+β₂ln POP+β₃ln HUFDI+μ_t  （1）

2.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

由于使用非平穩(wěn)經(jīng)濟變量建立回歸模型會導(dǎo)致虛假回歸問題，使實證結(jié)果失去意義，因此在回歸分析之前，我們分別對ln GDP、ln FA、ln POP、ln HUFDI的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

本文采用 ADF 檢驗，對模型（1）式中的變量進行0-2階單位根檢驗，結(jié)果見表 1，

表1 單位根及穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

注: 檢驗形式c、t、k分別為常數(shù)項;趨勢項;滯后階數(shù)。（2）表示二階差分

從表1的檢驗結(jié)果可知，模型（1）式的4個變量的二階差分后 ADF統(tǒng)計量均小于5%的臨界值，則各二階差分序列為不含單位根的平穩(wěn)序列，通過了平穩(wěn)性檢驗，存在協(xié)整關(guān)系。

2.3 協(xié)整方程估計與檢驗

下面采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，考察上述變量間是否有長期的協(xié)整關(guān)系。

第一步：用OLS法估計（1）式，估計結(jié)果為：

ln GDP=0.6244ln FA+0.4428ln POP+0.0234lnHUFDI+μ_t  （2）

t值：  (9.477)       (13.926)     (0.789)

R²=0.99    DW=1.58   Prob(F-statistic)=0.000 0

因此，殘差的估計值為：

μ_t= ln GDP-0.624 4ln FA-0.442 8ln POP-0.023 4ln HUFDI（3）

第二步，對模型（3）即殘差μ_t進行平穩(wěn)性檢驗。如果殘差μ_t平穩(wěn)，則四個變量間存在協(xié)整關(guān)系，反之亦然。如表2所示，殘差項的ADF統(tǒng)計量為-4.045267，因此殘差項在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2  殘差項的一階差分的ADF檢驗結(jié)果

2.4 模型估計值說明

從協(xié)整方程（2）式的 R²、 DW、 Prob( F- statistic)等統(tǒng)計量來看，各變量擬合程度較好。對比固定資產(chǎn)投資、勞動力兩個解釋變量的參數(shù)及 t統(tǒng)計量，湖北省OFDI的參數(shù)為0.023 4， t統(tǒng)計量僅為0.789，在統(tǒng)計上不顯著，因此OFDI對湖北省經(jīng)濟增長的促進作用不明顯。固定資產(chǎn)投資和勞動力的參數(shù)分別為0.624 4、0.442 8， 在5%的置信區(qū)間上顯著。這表明湖北省經(jīng)濟增長主要依靠省內(nèi)的固定資產(chǎn)投資和人口紅利，而OFDI對湖北省經(jīng)濟增長的貢獻極小。

3 結(jié)論與政策建議

通過對湖北省OFDI數(shù)據(jù)及經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明OFDI對湖北省經(jīng)濟的拉動效應(yīng)較小，資本增長和人口紅利仍然是現(xiàn)階段帶動經(jīng)濟增長的關(guān)鍵要素?？梢钥吹?，與其他經(jīng)濟發(fā)達、有地域優(yōu)勢的省份相比，湖北省OFDI的規(guī)模較小，投資結(jié)構(gòu)不夠完善，對該省經(jīng)濟增長的促進作用尚未顯現(xiàn)。 因此，湖北省應(yīng)在國家堅持對外開放基本國策下、大力促進一帶一路國際合作，實施便利的對外投資政策，鼓勵省內(nèi)企業(yè)進行國際化投資，從而使湖北省經(jīng)濟增長方式實現(xiàn)注重質(zhì)量和效率的轉(zhuǎn)變，拉動經(jīng)濟持續(xù)增長。

本文來源：《企業(yè)科技與發(fā)展》：http://m.12-baidu.cn/w/qk/21223.html