郎麗華,趙若婷

(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,北京 100070)

改革開放以來,外商直接投資對中國經(jīng)濟增長起了重要的作用。近年,盡管面臨需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力,我國經(jīng)濟增速整體放緩,增長動力不足,但北京利用外資穩(wěn)定增長。2018—2022年全市累計實際利用外資超過750億美元,是前五年的1.2倍。“十三五”期間,北京市第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資金額占總額比例達到90%以上,主要增長來源為服務(wù)業(yè)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè),對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與優(yōu)化產(chǎn)生了明顯的效果。與此同時,作為國際交往和科技創(chuàng)新中心,北京市堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,構(gòu)建起高精尖產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)性優(yōu)化與外來資本大量流入的經(jīng)濟結(jié)構(gòu),這些特征共同推動了經(jīng)濟快速發(fā)展。2022年北京市GDP突破4萬億元,人均GDP達到發(fā)達經(jīng)濟體中等水平,實現(xiàn)經(jīng)濟增長量質(zhì)并舉。2022年服務(wù)業(yè)增加值占全市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重達80%以上,全市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資增長35.3%,比上年提高了3.7%,北京市第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長貢獻度最高。在這種背景下,本文結(jié)合北京市的定位與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特點,以及WTO投資便利化協(xié)定簽署提供的機遇,探討外資對北京經(jīng)濟增長的影響。

一、文獻綜述

在開放過程中,中國一直憑借著巨大的國內(nèi)市場規(guī)模以及勞動力成本和數(shù)量優(yōu)勢吸引外商的關(guān)注。關(guān)于FDI與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究,國外與國內(nèi)的學(xué)者都支持FDI推動經(jīng)濟增長的觀點。外商直接投資可以通過拉動固定資產(chǎn)投資,增加社會有效需求,來推動經(jīng)濟增長[1]。劉濤等認為外資企業(yè)的進入可以為東道國帶來更多的就業(yè)、政府稅收以及經(jīng)濟發(fā)展[2]。還有研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資可以通過促進技術(shù)進步與技術(shù)溢出效應(yīng)兩種途徑促進經(jīng)濟增長,但溢出效應(yīng)會受到吸收能力門檻的制約[3]。國外學(xué)者如Marta和Blanca以1970—1999年18個拉丁美洲國家為研究對象,發(fā)現(xiàn)外商直接投資對東道國的經(jīng)濟增長的作用是顯著為正的[4]。Meniago和Lartey通過非洲的經(jīng)驗證據(jù)提出外商直接投資會通過對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生間接影響,進而對一國經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響[5]。

有些學(xué)者通過對外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn),外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。王成岐認為FDI作為一種外向型的政策體現(xiàn),對經(jīng)濟實力更強的地區(qū)的經(jīng)濟增長發(fā)揮了重要的促進作用[6]。反過來說,經(jīng)濟發(fā)展水平高、資本存量高的地區(qū)也更有優(yōu)勢去吸引外資[7]。中西部外商直接投資額與我國東部地區(qū)差異明顯,且對東部經(jīng)濟增長促進作用更好,應(yīng)當促使其向中西部地區(qū)大規(guī)模轉(zhuǎn)移[8]。李健與辛沖沖采用動態(tài)面板模型和差分GMM方法,研究發(fā)現(xiàn)FDI與我國城市總體經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)先正向后負向的非線性關(guān)系,該影響具有區(qū)域異質(zhì)性[9]。除了區(qū)域異質(zhì)性外,外商直接投資在不同類型的產(chǎn)業(yè)中對我國經(jīng)濟增長影響同樣具有異質(zhì)性。韓燕和錢春海研究發(fā)現(xiàn)FDI在勞動密集型行業(yè)中對經(jīng)濟增長的直接影響最大,而在資本密集型行業(yè)中外資則更容易通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等間接方式推動經(jīng)濟增長[10]。

國內(nèi)外學(xué)者在外商直接投資研究方面已經(jīng)取得了豐碩成果,我國經(jīng)濟快速增長使得貿(mào)易環(huán)境持續(xù)發(fā)生變化,FDI作為重要的影響因素之一,以往的研究總體更加集中在國家或省級層面,對城市層面的研究相對不充分?；诖?本文以北京市為例,進行實證研究來分析北京市利用外資對經(jīng)濟增長的影響。

二、理論分析

(一)示范效應(yīng)

跨國企業(yè)通常具有先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗,外商直接投資的流入會將這些技術(shù)經(jīng)驗以及新興產(chǎn)業(yè)引入東道國。在使產(chǎn)品本地化的過程中,跨國企業(yè)會尋求本地的供應(yīng)商和合作伙伴,此時本地企業(yè)可以學(xué)習和吸收這些先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗,從而提高自己的生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量,這是外商直接投資的示范效應(yīng)。國內(nèi)企業(yè)在提升了技術(shù)水平和管理水平之后,也會進一步推動本地相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展,推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,提高經(jīng)濟的韌性和抗風險能力,有助于提高國家在國際分工中的地位。因此,外商直接投資通過促進產(chǎn)業(yè)升級,提高產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟效益,進而推動經(jīng)濟增長。

(二)滲透效應(yīng)

為了適應(yīng)跨國企業(yè)的需求,本國的勞動力通常需要接受相關(guān)的培訓(xùn)和技能提升?？鐕髽I(yè)在東道國設(shè)立培訓(xùn)中心為當?shù)貑T工進行培訓(xùn)后,幫助他們掌握了新的工作技能和知識。員工通過“干中學(xué)”的方式提高技術(shù)水平并積累相關(guān)經(jīng)驗,然后通過勞動力市場流向了本地企業(yè)。這樣的現(xiàn)象促進了技術(shù)和知識的傳播和交流,實現(xiàn)外商直接投資的滲透效應(yīng),為經(jīng)濟增長提供了新的動力。因此,外商直接投資通過提升人力資本水平,使國內(nèi)員工擁有更多的技術(shù)和知識,提高勞動力的生產(chǎn)力和創(chuàng)新能力,推動經(jīng)濟的增長。

(三)競爭效應(yīng)

隨著外資引入,新的產(chǎn)品、服務(wù)和品牌流入了本地市場,外國企業(yè)與本地企業(yè)形成了競爭關(guān)系。而跨國企業(yè)通常具有較強的品牌影響力和國際知名度,為了在市場選擇中保持競爭力,本地企業(yè)可能會投入更多資源進行研發(fā)和創(chuàng)新,推動產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級和創(chuàng)新能力的提升。這種競爭驅(qū)動著本地企業(yè)不斷提升產(chǎn)品質(zhì)量、尋求差異化競爭策略,提供獨特的產(chǎn)品和服務(wù),從而推動市場的多樣性和競爭活力。因此,競爭效應(yīng)促使本地企業(yè)降低成本、提升企業(yè)生產(chǎn)效率,實現(xiàn)內(nèi)部優(yōu)化,有助于增加出口收入,促進經(jīng)濟增長。

(四)資本深化

外商直接投資注資用于設(shè)立新企業(yè)、擴大現(xiàn)有規(guī)?；蚪ㄔO(shè)基礎(chǔ)設(shè)施等,帶來了大量的外國資本投入,顯著增加了本地的資本積累。這些生產(chǎn)資本不僅擴大了企業(yè)的生產(chǎn)能力,還有助于本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展,從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。外商直接投資不僅帶來了資本的數(shù)量增加,還推動了資本的質(zhì)量和結(jié)構(gòu)改善,即資本深化。通過對外來先進生產(chǎn)技術(shù)的傳遞和應(yīng)用,本地企業(yè)能夠更有效地利用資本,提高企業(yè)勞動生產(chǎn)率,從而提高經(jīng)濟的競爭力和增長潛力。

基于上述理論分析,本文提出第一個研究假說:

假說1:外商直接投資能夠促進北京市經(jīng)濟增長。

北京市不同產(chǎn)業(yè)之間經(jīng)濟發(fā)展差別較大,第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的資源稟賦、對外開放程度、經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)等方面存在著較大的差異,不同產(chǎn)業(yè)中外商直接投資對經(jīng)濟增長的作用可能具有異質(zhì)性特征。因此,結(jié)合以上分析,本文提出第二個研究假說:

假說2:外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響在不同產(chǎn)業(yè)間存在差異。

三、實證檢驗

(一)模型設(shè)定與變量選取

VAR模型是一種把每個當期變量構(gòu)造成模型中所有變量滯后值的函數(shù)的自回歸模型,從而用于預(yù)測分析各變量序列間的動態(tài)影響。因為VAR模型的構(gòu)建前提是各變量同階平穩(wěn)且經(jīng)濟數(shù)據(jù)經(jīng)常存在不穩(wěn)定性,則對各變量取對數(shù)緩解異方差的影響,本文構(gòu)建模型如下:

Yt=α1Yt-1+…+αiYt-i+βXt+μt

其中Yt表示k維內(nèi)生變量的列向量,Yt-i為滯后的各內(nèi)生變量,Xt代表外生變量,i表示內(nèi)生變量滯后的階數(shù),αi為系數(shù)矩陣,μt表示k維隨機擾動項。本文以北京市的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP(億元)作為被解釋變量,外商直接投資(億元)作為解釋變量來衡量北京市外商直接投資對經(jīng)濟增長做出的貢獻。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文用lny表示被解釋變量北京市2004—2021年地區(qū)生產(chǎn)總值(億元)。為了消除匯率等國際貨幣市場波動的因素影響,本文將以美元為單位的外商直接投資額轉(zhuǎn)換為人民幣數(shù)值。解釋變量中用lnfdi表示總外商直接投資額(億元)對數(shù)值,用lnf1、lnf2、lnf3分別依次表示北京市第一產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額(億元)對數(shù)值、第二產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額(億元)對數(shù)值以及第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額(億元)對數(shù)值,以上數(shù)據(jù)均來源于北京市統(tǒng)計年鑒。

(三)單位根檢驗

因為本文選取的是時間序列數(shù)據(jù),而時間序列數(shù)據(jù)大多數(shù)是不平穩(wěn)的,為了避免偽回歸現(xiàn)象,需要先做單位根檢驗,選擇平穩(wěn)的變量進行回歸。此處選擇ADF檢驗來判斷各變量序列是否平穩(wěn)。檢驗形式根據(jù)信息準則:AIC值、SC值、HQ值最小準則進行判斷檢驗。表1中展示了各變量ADF檢驗的結(jié)果。

表1 ADF單位根檢驗

從檢驗結(jié)果上看,lny、lnf1、lnf2、lnf3均通過了單位根檢驗,說明以上變量的原序列很平穩(wěn)。lnfdi原序列并未通過單位根檢驗,因此進行一階差分,差分后變?yōu)橐浑A單整序列,生成新的變量dlnfdi。出于構(gòu)造VAR模型的需要,對lny同樣進行一階差分,生成新變量dlny,差分后滿足平穩(wěn)性條件,下一步進行長期均衡的協(xié)整分析。

注:(1)表示在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè),(2)表示在5%水平上拒絕原假設(shè),(3)表示在10%水平上拒絕原假設(shè),下表均同。

(四)協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系可以解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,通過檢驗對象的不同,分為對回歸系數(shù)的檢驗和對殘差的檢驗。本文采用VAR模型,故使用Johansen協(xié)整檢驗。

首先,確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。對于lny與lnf3、一階差分后的lny與lnfdi分別構(gòu)建的兩個模型而言,當滯后階數(shù)為2時,信息準則顯著個數(shù)最多,則最優(yōu)滯后階數(shù)為2。同理得出,lny與lnf1、lny與lnf2的模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1。其次,對各模型進行Johansen協(xié)整檢驗,結(jié)果如表2所示,解釋變量dlnfdi與被解釋變量dlny之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,lnf1、lnf2、lnf3與lny之間同樣存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,說明VAR模型均是可行且有效的,側(cè)面反映出北京市目前的經(jīng)濟發(fā)展對于外商投資的需求是真實存在的。

表2 Johansen檢驗

(五)Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果檢驗的意義是檢驗?zāi)硞€變量的滯后值(過去的信息)對被解釋變量是否有預(yù)測能力。因為有些變量間存在等式關(guān)系,但是卻缺乏意義。將總外商直接投資水平、各產(chǎn)業(yè)外商直接投資水平與經(jīng)濟增長水平進行格蘭杰因果檢驗,檢驗結(jié)果如表3所示,在10%的水平上,FDI變化是引起北京市GDP水平變化的格蘭杰原因,拒絕原假設(shè),說明北京市的外商直接投資變化可以通過增加投資刺激需求來拉動經(jīng)濟水平變動。第一、二產(chǎn)業(yè)外資水平的變動不是經(jīng)濟增長水平變化的格蘭杰原因,接受原假設(shè),說明第一、二產(chǎn)業(yè)外資水平的變化并不能對經(jīng)濟增長水平變化做出有效的解釋,推測出其對北京市經(jīng)濟發(fā)展狀況沒有發(fā)揮顯著地推動作用。第三產(chǎn)業(yè)的外資引入水平是GDP變化的格蘭杰原因。上述結(jié)果可以初步證明假說2中外資對經(jīng)濟增長的影響具有異質(zhì)性作用。

表3 格蘭杰因果檢驗

(六)脈沖響應(yīng)分析

運用AR根對各VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果,被估計的模型的所有單位根的模滿足其倒數(shù)小于1,均分布于單位圓內(nèi),說明構(gòu)造的模型存在穩(wěn)定性,可以進一步進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

在建立VAR模型后,可以運用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。設(shè)定沖擊作用的滯后期間為10。從圖1中可以看到,賦予外商投資一個正的沖擊,第1期經(jīng)濟增長水平波動產(chǎn)生了負向的回應(yīng),但從第2期開始轉(zhuǎn)為正向響應(yīng),在第三期產(chǎn)生第一個峰值,總體上呈現(xiàn)波動收斂的趨勢,這說明短期內(nèi)外商投資額變化對經(jīng)濟增長的影響作用會有些變動,但長期來看基本保持在一個穩(wěn)定區(qū)間內(nèi)。

圖1 dlny對dlnfdi的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖2中可以看到,賦予第一產(chǎn)業(yè)外商投資一個正的沖擊,經(jīng)濟增長的回應(yīng)在第三期達到了最大值,但從第三期后基本保持穩(wěn)定不變的負向回應(yīng)水平,出現(xiàn)這個情況可能是由于第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響本身就比較有限,所以在一定程度上造成了阻礙。圖3中經(jīng)濟增長對第二產(chǎn)業(yè)外資的脈沖響應(yīng)同樣保持著穩(wěn)定收斂的狀態(tài),與第一產(chǎn)業(yè)所不同的是經(jīng)濟增長的回應(yīng)是正向的,但總體來說兩者差距不大,都不具有顯著影響。

圖2 lny對lnf1的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3 lny對lnf2的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖4中可以看到,經(jīng)濟增長對第三產(chǎn)業(yè)外資的脈沖響應(yīng)在第三期達到第一個峰值,且是從負向反應(yīng)迅速提升至正向反應(yīng),并從第五期后開始趨向緩慢收斂。這個結(jié)果證明第三產(chǎn)業(yè)帶給經(jīng)濟增長的影響更大且持續(xù)周期更長,在長期中具有重要作用。

圖4 lny對lnf3的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

(七)方差分解

方差分析是為了衡量模型中每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度。對dlny進行方差分解,從而研究外商直接投資對北京市經(jīng)濟增長的貢獻度。結(jié)果如表4所示,表內(nèi)第2列是各滯后期的預(yù)測標準差,第3列代表以dlny與dlnfdi為擾動項的變動對北京市經(jīng)濟增長方差變化程度的貢獻程度。從表4可知,第一期北京市經(jīng)濟增長自身貢獻97.792%,外商直接投資對其貢獻約為2%。從第三期開始,外商直接投資對北京市經(jīng)濟增長的貢獻度逐漸呈上升趨勢,到第十期達到了30%以上。方差分解的結(jié)果顯示FDI對經(jīng)濟增長具有滯后的持續(xù)拉動作用,這與格蘭杰因果與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果保持一致,驗證了假說1的內(nèi)容。

表4 經(jīng)濟增長的方差分解

表5結(jié)果顯示,不同產(chǎn)業(yè)間利用外商直接投資額變動對北京市經(jīng)濟增長水平的影響具有異質(zhì)性。具體體現(xiàn)在:經(jīng)濟增長水平對第一、第二產(chǎn)業(yè)FDI波動的抗沖擊能力更強,而對第三產(chǎn)業(yè)FDI波動反應(yīng)比較敏感。并且第三產(chǎn)業(yè)FDI變動時經(jīng)濟增長水平調(diào)整期也最長,表明第三產(chǎn)業(yè)的外資流入對北京市經(jīng)濟增長水平的刺激作用更大,可以更好地促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。表5中方差分解結(jié)果顯示,不同產(chǎn)業(yè)外商直接投資對北京市經(jīng)濟增長的貢獻度差異明顯,對于第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)來說,經(jīng)濟增長自身的影響仍然是主要的,而第三產(chǎn)業(yè)的FDI作用遠大于第一、第二產(chǎn)業(yè),第十期時甚至接近一半。可見,第三產(chǎn)業(yè)外商投資對經(jīng)濟增長的貢獻不容小覷,這也驗證了理論假說2。從結(jié)果來看這種投入帶來的成果是長期的,不僅僅只在短期發(fā)揮作用,因此,還需在第三產(chǎn)業(yè)外資引入方面持續(xù)加大政策力度。

表5 經(jīng)濟增長的方差分解異質(zhì)性

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

在協(xié)整檢驗中可以得出北京市的經(jīng)濟增長趨勢和外商直接投資間具有明顯的正相關(guān)性并且保持均衡趨勢。外商直接投資包含在拉動經(jīng)濟的三駕馬車的投資驅(qū)動中,對經(jīng)濟增長做出直接或間接的推動和促進作用。在格蘭杰因果檢驗中,得出北京市總體外商直接投資與第三產(chǎn)業(yè)FDI是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,但第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)果相反。脈沖響應(yīng)分析與方差分解結(jié)果顯示不同產(chǎn)業(yè)的外商投資額對經(jīng)濟增長影響作用不同,其中第三產(chǎn)業(yè)促進效用最強。

(二)建議

1. 支持加力穩(wěn)定外資

根據(jù)研究結(jié)論,FDI有助于拉動經(jīng)濟增長,北京應(yīng)加大力度吸引外資,穩(wěn)住外資基本盤,讓外資企業(yè)愿意來、留得住,進一步推動高水平對外開放。作為首都應(yīng)當樹好政策風向標,率先推動投資便利化,改善投資環(huán)境。持續(xù)推動和落實自貿(mào)試驗區(qū)和綜試區(qū)的利好政策,建設(shè)更加自由更加開放的營商環(huán)境,不斷改進管理措施,進一步吸引外資流入。

2. 外商引資應(yīng)因類制宜

由前文結(jié)論可知引入外資在促進北京市經(jīng)濟增長過程中產(chǎn)生了異質(zhì)性效應(yīng),對不同產(chǎn)業(yè)而言,外資促進提升GDP總額的作用機理也不同。應(yīng)結(jié)合不同產(chǎn)業(yè)所對應(yīng)的各類企業(yè)特性,例如鼓勵生物醫(yī)藥、先進制造與服務(wù)、數(shù)字經(jīng)濟等重點領(lǐng)域外資項目落地投產(chǎn),優(yōu)化投資程序,實行差別審批機制。有利于經(jīng)濟增長的投資引資方式需要根據(jù)不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展周期進行創(chuàng)新,因此,因勢利導(dǎo)對于北京市經(jīng)濟發(fā)展而言至關(guān)重要。

3. 科學(xué)引導(dǎo)外資流向

目前外資分布在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上仍處于不合理的情況,針對北京市而言,第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資額占總額的95%以上,雖然呼應(yīng)了北京市構(gòu)建嵌入全球價值鏈高端產(chǎn)業(yè)鏈的目標,但是第三產(chǎn)業(yè)中租賃和金融服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)利用外資偏少,不利于服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第二產(chǎn)業(yè)中制造業(yè)是吸引外商直接投資的主要部分,雖然它的占比逐年減小,但仍遠超第一產(chǎn)業(yè)的比重。因此,要實現(xiàn)持續(xù)的經(jīng)濟增長,需要政府制定合理的產(chǎn)業(yè)政策,鼓勵和支持跨國企業(yè)投資向高端制造業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)流入,并與國內(nèi)企業(yè)形成良性互動,共同推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。