長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

陳曉玲　李莉莉

摘要：采用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2003～2016年面板數(shù)據(jù)，基于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間自相關(guān)性，構(gòu)建空間杜賓模型實(shí)證分析長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并分解其空間效應(yīng)。結(jié)果表明：長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)作用;而對(duì)周邊省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成負(fù)溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶;對(duì)外直接投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);空間杜賓模型

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

0引言

在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，各國(guó)的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來(lái)關(guān)系越來(lái)越密切，國(guó)際間的資本流動(dòng)速度和規(guī)模逐漸加大，越來(lái)越多國(guó)家選擇通過(guò)對(duì)外直接投資（OFDI）方式融入世界經(jīng)濟(jì)。面對(duì)貿(mào)易壁壘和國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出的更高要求，我國(guó)企業(yè)積極融入全球化進(jìn)程，開(kāi)展對(duì)外投資合作活動(dòng)，OFDI規(guī)模逐漸擴(kuò)大。此時(shí)，OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有何種作用也成為眾多學(xué)者所關(guān)注的對(duì)象。國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于此問(wèn)題做了大量研究，然而關(guān)于OFDI是否會(huì)促進(jìn)投資母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一問(wèn)題，學(xué)者們?nèi)晕从卸ㄕ摗＞C合目前文獻(xiàn)來(lái)看，大致存在以下四種觀點(diǎn)。第一類(lèi)觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI對(duì)投資母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，如曾小倩等[1]通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為OFDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的促進(jìn)作用。第二類(lèi)觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI對(duì)母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)具有正向效應(yīng)，長(zhǎng)期作用不顯著，如張媛[2]通過(guò)研究東盟國(guó)家OFDI得出結(jié)論，認(rèn)為東盟國(guó)家OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響短期內(nèi)存在顯著促進(jìn)作用，而長(zhǎng)期作用不明顯。與上一觀點(diǎn)相反，第三種觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)短期內(nèi)不顯著，長(zhǎng)時(shí)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)明顯，如霍忻等[3]對(duì)我國(guó)OFDI進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果認(rèn)為我國(guó)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，短期內(nèi)是極其微弱，而長(zhǎng)期來(lái)看，OFDI能明顯促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第四類(lèi)觀點(diǎn)則認(rèn)為OFDI對(duì)投資母體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)顯著甚至呈負(fù)向效應(yīng)，如胡虎子[4]通過(guò)對(duì)中國(guó)OFDI實(shí)證研究得出結(jié)論，OFDI不能顯著地促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);Fayyaz等[5]分析東盟國(guó)家OFDI，認(rèn)為OFDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈負(fù)效應(yīng)。那么，OFDI是否會(huì)影響投資母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？目前學(xué)者對(duì)該問(wèn)題并未達(dá)成一致觀點(diǎn)。因此，對(duì)OFDI對(duì)投資母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用進(jìn)行實(shí)證研究也顯得很有必要。

目前，關(guān)于OFDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，多集中于從國(guó)家層面出發(fā)，研究OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，鮮少有以地域經(jīng)濟(jì)帶為對(duì)象進(jìn)行實(shí)證研究的。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶是我國(guó)重點(diǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略之一，近年來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速的同時(shí)，OFDI規(guī)模也不斷擴(kuò)大。2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶沿線省市對(duì)外直接投資額達(dá)604.6億美元，占全國(guó)對(duì)外直接投資總額的35.5%。對(duì)外直接投資是否推動(dòng)了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)的發(fā)展？為解決此問(wèn)題，本文利用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1文獻(xiàn)綜述

從宏觀層面來(lái)看，一國(guó)企業(yè)OFDI的最終目的是促進(jìn)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，眾多學(xué)者運(yùn)用實(shí)證數(shù)據(jù)研究了OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，但對(duì)不同國(guó)家或地區(qū)而言，OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)并不一致。Lee等[6]基于日本時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用格蘭杰因果關(guān)系分析對(duì)外直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)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(zhǎng)的角度，對(duì)OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)，在本身發(fā)展到一定程度，資本達(dá)到一定的限度，指出對(duì)外直接投資可以極大的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。肖黎明[8]基于我國(guó)年度數(shù)據(jù)，使用協(xié)整方法研究企業(yè)對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為兩者之間有正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠較好的促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。馮彩等[9]選取中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分析對(duì)外直接投資的母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，結(jié)果表明對(duì)外直接投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)在地區(qū)上有明顯差異，東部地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)大于全國(guó)和中部地區(qū)，部分地區(qū)的對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在顯著關(guān)系，對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期效應(yīng)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于其長(zhǎng)期效應(yīng)。

此外，也有學(xué)者對(duì)對(duì)外直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的傳導(dǎo)路徑進(jìn)行研究。劉韻妍等[10]運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)，研究了我國(guó)對(duì)外直接投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，認(rèn)為我國(guó)對(duì)外直接投資和貿(mào)易是互補(bǔ)互促，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。潘雄鋒等[11]使用有向無(wú)環(huán)圖方法對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)外直接投資不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有直接促進(jìn)作用，還能通過(guò)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。羅潔[12]通過(guò)實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資和母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相關(guān)關(guān)系，對(duì)外投資正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)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(guó)對(duì)外投資通過(guò)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(huì)逐漸凸顯，將成為促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效路徑。陳虹等[13]利用動(dòng)態(tài)面板工具變量法，對(duì)比分析了金磚國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家，結(jié)果表明發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資可以顯著且快速地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而金磚國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)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(duì)投資母國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(yùn)用空間面板杜賓模型（SDM模型）構(gòu)建空間計(jì)量模型研究長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，以此對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展和OFDI發(fā)展提供參考性建議。

2長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)外直接投資現(xiàn)狀

我國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，初期對(duì)外開(kāi)放程度較小，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI發(fā)展較慢。隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放格局逐漸增大，在長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶戰(zhàn)略提出后，沿線各省市企業(yè)抓住機(jī)遇，加快“走出去”的步伐，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)外直接投資得到高速發(fā)展。發(fā)展趨勢(shì)如表1所示。

2003～2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI流量年平均增長(zhǎng)率約為60.31%。2008年受全球金融危機(jī)影響，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI流量較上年下降了6.57%，僅占全國(guó)OFDI流量的3.64%，自此長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI開(kāi)始進(jìn)入持續(xù)增長(zhǎng)時(shí)期。2015年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI增長(zhǎng)最為明顯，達(dá)460.68億美元，同比增長(zhǎng)142.5%，占全國(guó)總投資額的31.63%。從OFDI存量看，截止2016年底，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的OFDI存量（對(duì)外非金融類(lèi)直接投資）為1 949.37億美元，占全國(guó)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(lái)看，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)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(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的對(duì)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(jì)發(fā)達(dá)，基本每年的OFDI流量均占整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)外直接投資的60%以上，是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)外投資的主要力量，一直保持著穩(wěn)定的增長(zhǎng)速度。2016年下游地區(qū)OFDI流量達(dá)到484.84億美元，占整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)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(shì)，年平均增長(zhǎng)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(zhǎng)12.09%，占整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI的9.22%。2016年上游地區(qū)OFDI流量是48.64億美元，占整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI的8.28%。2003～2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各區(qū)域OFDI流量所占比重情況如圖1所示，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》。

3實(shí)證研究

3.1變量的選擇

結(jié)合文獻(xiàn)看，OFDI主要通過(guò)影響技術(shù)進(jìn)步、資本積累、貿(mào)易等傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)投資母體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。因此，本文選取GDP為被解釋變量，表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，選取非金融類(lèi)對(duì)外直接投資存量（OFDI）為核心解釋變量，代表對(duì)外直接投資。此外選取影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的要素資本存量（K），勞動(dòng)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(jì)增長(zhǎng)的財(cái)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(pán)存法計(jì)算;勞動(dòng)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(jì)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(zhuān)及以上文化比重;研發(fā)投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心動(dòng)力，采用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示。

3.2數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

中國(guó)分省市的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)是從2003年開(kāi)始做具體統(tǒng)計(jì)，因此本文選取了2003～2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶面板數(shù)據(jù)做實(shí)證研究，為了減小異方差的影響，對(duì)面板數(shù)據(jù)做對(duì)數(shù)變換處理。數(shù)據(jù)來(lái)源于2004～2017年《中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)外直接投資存量（OFDI）使用當(dāng)年平均匯率對(duì)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(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以剔除價(jià)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做實(shí)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(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)其做對(duì)數(shù)化處理，模型基本形式如下：

3.3.2空間計(jì)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(jì)量模型。空間滯后模型（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(jì)量模型。空間杜賓模型由于同時(shí)考慮了自變量空間滯后項(xiàng)和因變量的相關(guān)性，因此更具有實(shí)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(xiàng)，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(jì)。

選擇合適的空間計(jì)量模型，才能較為準(zhǔn)確地分析OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。首先使用OLS回歸對(duì)普通面板模型進(jìn)行估計(jì)，通過(guò)LR檢驗(yàn)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(yàn)（LM檢驗(yàn)），判斷使用空間滯后模型（SLM）還是空間誤差模型（SEM）。LM檢驗(yàn)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(guò)Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，來(lái)判斷SDM模型是否可以簡(jiǎn)化為SLM模型或SEM模型，并且通過(guò)空間Hausman檢驗(yàn)確定選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，以此確定最終選擇構(gòu)建何種空間計(jì)量模型合適。

3.4實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

3.4.1空間權(quán)重矩陣

做空間計(jì)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(jì)距離空間權(quán)重矩陣。其中空間鄰接權(quán)重矩陣為對(duì)稱(chēng)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(jì)顯著，表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶GDP存在全局空間正自相關(guān)性，相近省市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)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(lái)考察某地區(qū)i附近的空間集聚性情況，有針對(duì)性的分析整個(gè)空間內(nèi)每個(gè)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(diǎn)圖分析局部空間自相關(guān)分析。Moran’s I散點(diǎn)圖將研究地區(qū)分為HH、LH、LL、HL四個(gè)類(lèi)型，HH（LL）類(lèi)型表明相鄰地區(qū)間存在正自相關(guān)，LH（HL）類(lèi)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(duì)11個(gè)省市GDP做局部空間自相關(guān)性檢驗(yàn)，繪制出Moran’s I散點(diǎn)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(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶沿線省市GDP大多分布在第一、三象限，即長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶GDP存在空間正相關(guān)性，這和全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果一致。

全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭散點(diǎn)圖表明，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市經(jīng)濟(jì)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(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究更加合適。

3.4.3面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止偽回歸現(xiàn)象，首先應(yīng)該檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用LLC、ADF、IPS和PP四種方法檢驗(yàn)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(guò)了一種檢驗(yàn)，各變量是平穩(wěn)序列。

3.4.4面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量之間的協(xié)整關(guān)系可能存在，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)確定變量之間是否有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文選用Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)對(duì)變量做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

由表4可知8個(gè)統(tǒng)計(jì)量中除了Panel rho-Statistic 、Panel ADF-Statistic和 Group rho-Statistic 外，其他5個(gè)統(tǒng)計(jì)量分別在1%和5%顯著水平顯著，變量之間存在長(zhǎng)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(jì)量模型選擇

本文首先對(duì)面板數(shù)據(jù)做普通面板模型OLS回歸估計(jì)，并進(jìn)行LR檢驗(yàn)及LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(shí)間固定效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值均在1%顯著水平下統(tǒng)計(jì)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(shí)間雙固定效應(yīng)的面板模型?？臻g時(shí)間雙固定效應(yīng)模型的LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LMlag和LMerror統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著水平下統(tǒng)計(jì)顯著，而穩(wěn)健性LM檢驗(yàn)的R-LMlag統(tǒng)計(jì)量在1%顯著水平下統(tǒng)計(jì)顯著，而R-LMerror未通過(guò)顯著檢驗(yàn)。綜合來(lái)看，空間時(shí)間雙固定效應(yīng)的SLM模型較適用。

對(duì)空間時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型做Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，SDM模型不能簡(jiǎn)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(duì)空間時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型和空間隨機(jī)時(shí)間固定效應(yīng)SDM模型做出估計(jì)，并進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)。SDM模型估計(jì)結(jié)果如表7所示。

結(jié)果顯示，空間Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為40.049 0，并通過(guò)了1%顯著檢驗(yàn)，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(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型研究長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

由表7可知：空間時(shí)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(shuō)明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的空間依賴(lài)性，相鄰省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間正相關(guān)性。觀察回歸結(jié)果可知，OFDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的系數(shù)為0.007 2，在10%顯著水平下顯著，表明OFDI對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈正向顯著性，但是促進(jìn)作用較小。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市OFDI發(fā)展存在差異，且發(fā)展時(shí)間較短，因此，OFDI雖能促進(jìn)作用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但影響程度較小。資本存量、研發(fā)投入和財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)投入對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在1%顯著水平下呈負(fù)向顯著性。

3.4.6空間時(shí)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(xiàng)，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(huì)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(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，間接效應(yīng)（即溢出效應(yīng)）表示對(duì)周?chē)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。空間時(shí)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(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明推動(dòng)OFDI發(fā)展可以提高本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(guò)10%顯著檢驗(yàn)，地區(qū)OFDI存在負(fù)空間溢出效應(yīng)，說(shuō)明本地區(qū)OFDI水平提高一定程度上會(huì)抑制其周?chē)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。某地區(qū)OFDI規(guī)模擴(kuò)大，推動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，會(huì)吸引周?chē)貐^(qū)的資本、勞動(dòng)力等轉(zhuǎn)移到該地，從而使得其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到抑制。

對(duì)于其他變量，從直接效應(yīng)看，資本存量、研發(fā)投入和財(cái)政支出直接效應(yīng)均顯著為正，說(shuō)明這些變量對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向促進(jìn)作用。而勞動(dòng)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(shí)證結(jié)果分析

本文選取2003～2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，基于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣對(duì)面板數(shù)據(jù)做空間自相關(guān)檢驗(yàn)，運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證分析長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。得出主要結(jié)論如下：

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著且穩(wěn)定的空間正相關(guān)性，相鄰省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以帶動(dòng)本省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。空間集聚模式呈梯度，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(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶OFDI能促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，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(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)在一定程度上會(huì)搶奪鄰近省市的資源，從而抑制周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。整體上，OFDI的發(fā)展對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用，但影響程度偏小。且長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)作用。勞動(dòng)投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接效應(yīng)為負(fù)，溢出效應(yīng)不顯著，說(shuō)明目前科技進(jìn)步，機(jī)械化進(jìn)程越來(lái)越快，單純?cè)黾觿趧?dòng)力數(shù)量對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用不明顯甚至起反作用。財(cái)政支出和研發(fā)投入對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)周邊省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在抑制作用。

4政策建議

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市經(jīng)濟(jì)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(qiáng)各地之間的資源共享，充分發(fā)揮發(fā)達(dá)省市的優(yōu)勢(shì)，給相對(duì)落后的省市提供幫助，促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶應(yīng)該進(jìn)一步提升OFDI規(guī)模，增強(qiáng)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶進(jìn)行OFDI的企業(yè)應(yīng)該加強(qiáng)彼此之間的聯(lián)系，相互協(xié)作，努力實(shí)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(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

提升長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的創(chuàng)新能力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。各省市應(yīng)該加大研發(fā)投入，重視人才引進(jìn)、加強(qiáng)人力資本建設(shè)，在OFDI的過(guò)程中，學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)，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(jí)，擴(kuò)大OFDI領(lǐng)域，增強(qiáng)OFDI的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。同時(shí)，政府也要鼓勵(lì)各類(lèi)企業(yè)走出去，合理投資，促進(jìn)對(duì)外直接投資的發(fā)展。

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[責(zé)任編輯：許立群]