熊鋒　石常峰　郭志勤

摘 要：首先，以1985年-2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對國內(nèi)外及省內(nèi)外雙向投資的發(fā)展現(xiàn)狀進行了分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省雙向投資存在較嚴重的非協(xié)調(diào)發(fā)展及投資績效不對稱的問題。其次，以投資發(fā)展周期理論的最新進展為基礎(chǔ)對江蘇省的雙向投資進行了階段性檢驗，發(fā)現(xiàn)江蘇省整體而言處于第二階段向第三階段轉(zhuǎn)換的過程中，但各地級市的投資發(fā)展周期不盡相同。最后提出了包括加強配套機制建設(shè)、推動制度創(chuàng)新及區(qū)域統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展在內(nèi)的政策建議。

關(guān)鍵詞：雙向投資；投資績效指數(shù)；投資發(fā)展周期；投資流量；投資存量

1 問題的引出

世界經(jīng)濟深度調(diào)整背景下，江蘇以往依靠低端生產(chǎn)要素參與國際分工，粗放、低效和利益流動不合理的發(fā)展模式難以適應(yīng)國際資源爭控加劇、貿(mào)易摩擦日益頻繁、區(qū)域合作競爭升級的新局面，也無法從全球價值鏈中的“被俘獲”和“壓榨”地位中突圍，必須立即進行轉(zhuǎn)型升級。考慮到江蘇面臨生產(chǎn)成本上升、資源和環(huán)境約束加劇、發(fā)達國家貿(mào)易保護政策打壓、匯率和出口退稅政策變動等一系列嚴峻挑戰(zhàn)，需求及出口對經(jīng)濟增長的推動作用受限，相關(guān)工作的重心應(yīng)放在創(chuàng)新投資功能及投資自由化上。國際發(fā)展經(jīng)驗表明，開放型經(jīng)濟條件下的吸引外資與對外投資應(yīng)均衡發(fā)展。江蘇當(dāng)下迫切需要將戰(zhàn)略性開發(fā)利用外部資源與合理開發(fā)有效利用國內(nèi)資源相結(jié)合，從以往偏重出口和引進外資的單向開放向同時注重進出口和資本流出入的雙向開放進行轉(zhuǎn)變，最終實現(xiàn)內(nèi)外融通的包容性增長，研究具有極強的理論與實踐意義。

2 發(fā)展現(xiàn)狀

2.1 投資存量現(xiàn)狀

從投資存量來看，截至2013年年末，江蘇省實際利用外商直接投資存量達3223.79億美元，占全國外商直接投資流入存量的23.03%，是全國第二大外資流入存量大省；同期江蘇省非金融類對外直接投資存量為111.63億美元，占全國非金融類外商直接投資流出量存量的2.1%，是全國第五大對外投資存量大省。2013年江蘇省對外投資存量與吸引外資存量之比為1：28.88，僅為同期全國平均水平的5.5%；此外，江蘇省對外直接投資存量占GDP的比重僅為1.17%，也大幅落后于同期全國平均水平。

2.2 投資流量現(xiàn)狀

2013年，江蘇省吸引外資流量及對外直接投資流量分別占全國外商直接投資流入量及流出量的28.29%及3.26%，是全國第一大外資流入省及第四大對外投資省。但從吸引外資與對外投資的流量比值關(guān)系來看，江蘇省雙向投資存在較嚴重的非協(xié)調(diào)發(fā)展問題。2013年，江蘇省對外投資與吸引外資的流量比值為1：11，處于沿海經(jīng)濟發(fā)達省市的最低水平，同時也大幅落后于發(fā)達國家及發(fā)展中國家的平均水平。

3 實證檢驗

3.1 理論模型

根據(jù)鄧寧經(jīng)典的投資發(fā)展周期理論（IDP），伴隨著一國經(jīng)濟水平的提高，其國際直接投資的動態(tài)變化可以劃分為五個階段：在第一階段人均GDP最低，其凈對外投資為零或者負數(shù)；在第二階段隨著人均GDP的增長，吸引外資增加但對外投資仍然為零或很少，凈對外投資為負數(shù)且其絕對值不斷擴大；在第三階段對外投資增長速度逐漸快于吸引外資增長速度，凈對外投資為負數(shù)但其絕對值不斷縮??；在第四階段對外投資超越吸引外資，該國成為凈對外投資國，凈對外投資為正數(shù)且其絕對值不斷擴大；在第五階段該國仍是凈對外投資國，凈對外投資仍為正數(shù)但其絕對值不斷縮小，對外投資的影響因素將不僅局限于該國的經(jīng)濟發(fā)展水平（Dunning，1981； Dunning，1988；詳見圖1左圖）。鄧寧的IDP理論以投資流量為基礎(chǔ)，在實證檢驗中至少存在兩個技術(shù)性問題：第一，第一階段初期和第五階段末期凈對外投資均趨向于零，IDP理論尚沒有對這兩個階段做應(yīng)有的區(qū)分；第二，一國凈對外投資的增加并不一定都是經(jīng)濟發(fā)展因素造成的。當(dāng)一國投資環(huán)境惡化時，其區(qū)位優(yōu)勢下降，外資流入也會降低，在其對外投資不變時也能造成凈對外投資的增加。

為彌補以上不足，Dúran和úbeda于2001年提出以投資存量為基礎(chǔ)的新IDP理論框架。如圖1右圖所示，橫軸為外商直接投資流入存量，縱軸為外商直接投資流出存量，45度角射線為經(jīng)濟發(fā)展水平。當(dāng)曲線沿橫軸水平向右移動時，代表其區(qū)位優(yōu)勢增強，反之則為區(qū)位優(yōu)勢下降；當(dāng)曲線沿縱軸垂直上升時，代表本地企業(yè)競爭力上升，反之則為本地企業(yè)競爭力下降。一般而言，發(fā)展中經(jīng)濟體的凈對外投資為負值，對應(yīng)五階段論中的第一、二、三階段，處于圖形的左下角；發(fā)達經(jīng)濟體的凈對外投資為正值，對應(yīng)五階段論中的第四、五階段，處于圖形的右上角，這樣就能較好地把兩者區(qū)分開來。考慮到新框架的這一特性，研究將綜合運用這兩個理論模型對江蘇省雙向投資的發(fā)展階段進行研究，以期得出更科學(xué)的研究結(jié)論。

3.2 實證模型

對于具體投資發(fā)展周期的判定，鄧寧曾給出了以下檢驗?zāi)Ｐ停―unning and Narula，1996）：

NOI=α+β*PGDP+γ*PGDP2+ε （1）

公式（1）中，NOI為人均凈對外投資，即人均對外投資額減去人均吸引外資。PGDP為經(jīng)濟發(fā)展水平，鄧寧在其投資發(fā)展周期理論中使用的是人均GNP的面板數(shù)據(jù)進行研究，而本文研究采用的是“單個國家”的人均GDP時間序列數(shù)據(jù)進行研究，類似做法在國內(nèi)外研究中也被證明具有可行性（苑生龍，2013；朱華，2012）。除此之外，還有學(xué)者提出以下實證模型（Buckley and Castro， 1998）：

NOI=α+β*PGDP3+γ*PGDP5+ε （2）

為了方便起見，以下稱公式（1）為二次方程，而稱公式（2）為五次方程。鑒于國內(nèi)已有不少學(xué)者結(jié)合運用二次方程和五次方程對我國的投資發(fā)展周期進行實證檢驗（姚永華等，2006；李輝，2007），本文也將結(jié)合這兩種方法對江蘇省的投資發(fā)展階段進行分析。有鑒于前文分析中流量數(shù)據(jù)與存量數(shù)據(jù)各自所包含的經(jīng)濟學(xué)含義不盡相同，故需對二次方程和五次方程同時進行流量與存量的雙重檢驗。

3.3 數(shù)據(jù)來源

實證數(shù)據(jù)的起訖時間為1985-2013年。其中，江蘇省吸引外資的數(shù)據(jù)來自于《江蘇統(tǒng)計年鑒》，以實際利用外商直接投資額表示；江蘇省對外投資2003年以后的數(shù)據(jù)來自于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，以非金融類對外直接投資額表示，2003年以前的數(shù)據(jù)來自于《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》，以境外直接投資中方協(xié)議金額表示。由于實證檢驗中采用的均是人均量，所以以上兩組數(shù)據(jù)還需除以總?cè)丝跀?shù)，本文中以年末常住人口與年初常住人口的平均數(shù)表示。最后，人均GDP的數(shù)值來自于《江蘇統(tǒng)計年鑒》，再除以各年的年平均匯率得到。

在進行實證檢驗前，還需要對各變量進行單位根檢驗以判別序列的平穩(wěn)性，本文采用的是包含截距項和趨勢項的ADF檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果，人均GDP、凈對外投資的存量及凈對外投資的流量的原始時間序列數(shù)據(jù)均不能通過單位根檢驗，即為非平穩(wěn)的。但它們進行二階差分后均可在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，表明這些變量都是二階差分平穩(wěn)的，即為二階單整。根據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整的時間序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，進而分析他們之間的協(xié)整關(guān)系。

3.4 結(jié)果分析

根據(jù)回歸結(jié)果，二次方程的擬合度普遍高于五次方程。二次方程與五次方程的F統(tǒng)計量均在1%水平下顯著，但五次方程的DW統(tǒng)計量均未超過0.5，表明其隨機擾動項可能存在一階自相關(guān)問題。（表2）

為了驗證可能存在的自相關(guān)問題，對二次方程及五次方程的隨機擾動項也進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。根據(jù)檢驗結(jié)果，二次方程的隨機擾動項均通過了單位根檢驗，而五次方程的隨機擾動項均未能通過了單位根檢驗，表明五次方程的隨機擾動項非平穩(wěn)，所以不能用該模型進行計量分析。

最后，根據(jù)二次方程的回歸結(jié)果對比來看，流量模型與存量模型的回歸系數(shù)中均小于0，而均大于0，表明兩者均符合投資發(fā)展周期理論的“U型”曲線特征。但從回歸系數(shù)的顯著程度、方程的擬合程度、F統(tǒng)計量及DW統(tǒng)計量等綜合因素考慮，本文最終選擇的是人均凈投資存量的二次方程，即：

NOI=226.7-0.58*PGDP+2.0E-05*PGDP2 （3）

令公式（3）的一階導(dǎo)為0，可以求得第二階段轉(zhuǎn)換為第三階段的拐點；再令公式（3）等于0，可以求得第三階段轉(zhuǎn)換為第四階段的臨界點。出于對比的考慮，下表列出了所有情況下的階段性拐點（詳見表4）：

從計算結(jié)果來看，江蘇省雙向投資從第二階段轉(zhuǎn)換為第三階段的拐點（拐點1）為人均GDP14180美元，而從第三階段轉(zhuǎn)換為第四階段的拐點（拐點2）為人均GDP27961美元。依此為判斷標(biāo)準(zhǔn)，江蘇省2013年人均GDP為12047美元，尚處在第二階段向第三階段轉(zhuǎn)換的過程之中，即處于投資發(fā)展周期的較低層次。此外，考慮到利用以上方法對投資發(fā)展周期進行判定可能會造成一定偏誤，具體判定時最好結(jié)合實際情況進行具體分析（高敏雪、李穎俊，2004）。因此，還需結(jié)合江蘇省凈對外投資的實際值與擬合值對其所處的發(fā)展階段做進一步分析。

從圖2來看，江蘇省凈對外投資從1985年開始出現(xiàn)負值，其原因主要是由于江蘇投資軟環(huán)境的改善吸引外商直接投資加速流入造成的。2001年以后，即入世之后，江蘇凈對外投資負值的增速表現(xiàn)出較明顯的變緩趨勢。造成這一現(xiàn)象的主要原因在于，入世后我國在利用外資方面由差別性待遇轉(zhuǎn)變?yōu)橹行源?，同時還實施了更為積極主動的對外投資政策，這造成了外資流入的速度相對變緩而對外投資的速度卻迅速增加，最終的凈對外投資雖然仍然還是負值，但已經(jīng)開始出現(xiàn)減少的趨勢。綜合以上分析來看，確定江蘇省投資發(fā)展周期處于第二階段向第三階段的轉(zhuǎn)換過程中是沒有問題的。

最后，結(jié)合江蘇省13個地級市2013年人均GDP的實際數(shù)值，可以具體判定各地級市所處的投資發(fā)展周期（如表5所示）。從各地級市的投資發(fā)展周期來看，蘇南五市均處于第三階段，這五市的凈對外投資雖然是負值但有逐漸縮小的趨勢，并有可能在江蘇省內(nèi)率先步入第四階段而成為“凈對外投資市”，其區(qū)位優(yōu)勢和競爭力會得到進一步的強化；其余八市均處于第二階段，其凈對外投資是負值且呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。若不能盡早越過拐點1進入第三階段，這八市的區(qū)位優(yōu)勢會惡化，其競爭力下降的結(jié)果有可能造成區(qū)域經(jīng)濟的“塌陷”。

4 政策建議

在對國內(nèi)外及省內(nèi)外雙向投資發(fā)展現(xiàn)狀進行分析的基礎(chǔ)上，本文以投資發(fā)展周期理論為基礎(chǔ)，采用1985年-2013年的具體數(shù)據(jù)對江蘇省的雙向投資進行了階段性檢驗，具體結(jié)論及主要建議如下：

第一， 江蘇省雙向投資存在較嚴重的非協(xié)調(diào)發(fā)展問題。其中，吸引外資績效指數(shù)顯著大于1而對外投資績效指數(shù)不足0.3，表明江蘇省吸收了相對其GDP規(guī)模而言較多的外商直接投資而江蘇省對外直接投資相對于其GDP規(guī)模而言又相對較少。這表明，江蘇省雙向投資今后工作的重點要從以往“積極被動型”吸引外資轉(zhuǎn)向“積極主動型”對外投資，經(jīng)濟發(fā)展的模式要從外向型轉(zhuǎn)向內(nèi)外融通一體化發(fā)展，資源配置方式要從國內(nèi)配置轉(zhuǎn)向全球配置，從而為經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長提供基礎(chǔ)。

第二，針對投資發(fā)展周期的實證研究表明，江蘇省凈對外投資的下行趨勢已出現(xiàn)震蕩筑底狀態(tài)，正處于第二階段向第三階段的轉(zhuǎn)換過程中，“十三五”期間將是通過“U型谷底”進入第三階段的關(guān)鍵時期。江蘇省企業(yè)將更多地“走出去”，其區(qū)位優(yōu)勢及競爭力將得到進一步的強化，這對于促進產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型及提升經(jīng)濟增長的質(zhì)量與效益均具有重要意義。政府應(yīng)在政策層面予以大力支持和鼓勵，相關(guān)的配套機制建設(shè)如中介服務(wù)、人才吸引、信貸支持、營商環(huán)境等要逐步跟上，通過雙向投資技術(shù)溢出的水平、前向及后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)推動創(chuàng)新型經(jīng)濟的發(fā)展。

第三，研究結(jié)果還表明，存量數(shù)據(jù)比流量數(shù)據(jù)在對江蘇省投資發(fā)展周期的階段性判定上更具有優(yōu)勢，它不僅能更好地區(qū)分投資發(fā)展周期的第一階段和第五階段，還能夠體現(xiàn)“單個國家”的區(qū)位優(yōu)勢與競爭力，而不僅僅局限于對經(jīng)濟發(fā)展水平的考察。因此，江蘇雙向投資協(xié)調(diào)發(fā)展應(yīng)著重于通過制度創(chuàng)新帶動技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新及市場機制創(chuàng)新，使競爭壓力和創(chuàng)新動力通過產(chǎn)業(yè)鏈向上下游傳導(dǎo)。對內(nèi)培育自身制度質(zhì)量、優(yōu)化營商環(huán)境，吸引外資進入服務(wù)業(yè)和高端產(chǎn)業(yè)，對外重視制度距離對對外投資產(chǎn)出效益的影響，避免陷入“制度陷阱”。

第四，由于在自然條件、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展水平及整體戰(zhàn)略等方面的不同，江蘇省各地級市的投資發(fā)展周期存在較大差異。蘇南五市已率先突破“U型谷底”進入第三階段，并有可能進一步率先進入第四階段而強化其區(qū)位優(yōu)勢與競爭力。其他八市均處于投資發(fā)展周期的第二階段，若該八市通過自身努力不能突破自身高度特殊化的限制，就需要中央及省級政府制定相應(yīng)的差異化戰(zhàn)略以避免區(qū)域發(fā)展的不平衡，使經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)果惠及全民。

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基金項目：

江蘇省社科基金項目（14EYC005）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費項目（26120112011B11814）；河海大學(xué)高層次人才引進專項基金（XZX/10B007-06）。

作者簡介：

熊鋒（1978-），男，湖北黃梅人，經(jīng)濟學(xué)博士，河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院講師，碩導(dǎo)。