鄭書莉，鄧 彩

（浙江水利水電學院經濟與管理學院，杭州310018）

隨著世界經濟包容性越來越強，國家間貿易往來更加頻繁，引進外商直接投資（Inward Foreign Direct Investment）已經成為各個國家推動經濟發(fā)展的必要手段之一。外商直接投資被定義為“由投資者（通常是一家公司）提供用于建立（收購）外國公司、或者擴張（投資）一個現有（控股）公司的資金流”[1]。聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議發(fā)布的《全球投資趨勢監(jiān)測》報告顯示，2009年金融危機之后全球FDI波動明顯，2016—2020年則呈現持續(xù)下降趨勢。2020全球FDI比2019年下降了42%，而我國由于經濟運行穩(wěn)定，成為全球最大外資流入國。據我國商務部統(tǒng)計，長期以來外商投資企業(yè)為我國進出口貢獻了一半以上的份額，它們提供了我國30%的工業(yè)產出，創(chuàng)造了22%的工業(yè)利潤，同時雇用了10%的勞動力。但近年來由于中美貿易摩擦引起的“逆全球化”觀點，一定程度上引起了各國對我國投資的壓縮趨勢，特別是工業(yè)利用外資占比呈下降態(tài)勢。在當前雙循環(huán)背景下，引進外商直接投資具有什么新特征，對我國經濟的支撐作用究竟如何，重新成為值得探討的問題，特別是對于外向型經濟的沿海地區(qū)來說，外商直接投資的利用對于外貿出口的促進作用需要重新認知。

宏觀上引進外商直接投資對經濟具有正向推動作用。Blomstrom等在全球跨國數據中顯示了FDI宏觀增長效應的證據[2]。Borensztein等利用69個發(fā)展中國家的外國直接投資數據，進一步實證發(fā)現外國直接投資對經濟增長的貢獻大于國內投資，但是需要東道國擁有一定的人力資本儲備[3]。Alfaro等則研究發(fā)現FDI會促進經濟增長，主要出現在金融市場足夠發(fā)達的國家[4]。Abamu等采用線性回歸方法，檢驗了尼日利亞的出口與外國資本進入之間的關系，實證了二者之間的強正相關關系[5]。但是也有研究表明如果外國直接投資的動機，僅僅是避免進入本國市場的貿易壁壘或者協(xié)助開發(fā)本國市場，則將對本國出口帶來消極影響。Jak?i＇c則實證發(fā)現克羅地亞區(qū)域因外國直接投資的流入大多是針對服務業(yè)，因而外國直接投資流入對出口帶來了負向影響[6]。從微觀上看，外商直接投資能帶來區(qū)域生產率提高、技術和知識溢出、城市產業(yè)升級等積極效應[7-10]。國內研究通過文獻檢索和梳理發(fā)現，發(fā)表在高質量期刊關于FDI對外貿出口作用相關文章，在2008—2011年之間發(fā)表篇數達到高點，之后數量逐年減少。然而伴隨著新形勢的出現，這個話題又具有了新的時代意義。

浙江省是外向型經濟，外資利用率在全國處于前列。除了在后金融危機時期出現波動之外，浙江省引進外商直接投資一直處于穩(wěn)步增長狀態(tài)，特別是“一帶一路”倡儀下，加大對外開放力度，吸引外資和對外投資同時實現快速增長。引進外商直接投資的有效利用不僅有助于彌補本省經濟發(fā)展中的資金缺口，更是促進了區(qū)域技術創(chuàng)新和管理理念迭代，有助于區(qū)域經濟產業(yè)結構升級[11-12]。以往研究多數采用的是計量經濟學模型來進行研究，未將數據的滯后性考慮在其中。本文采用向量自回歸模型（VAR），通過脈沖響應函數、方差分解、以及格蘭杰因果關系進行分析，有效提高數據的有效性與平穩(wěn)性，解決數據滯后性問題的前提下，增強了結論的可靠性。

1 浙江省引進外商直接投資演變

在全球經濟走勢下行壓力不斷增大背景下，2016—2018年國際市場的資金流動也表現滯緩，全球外商直接投資流量連續(xù)三年下降，《世界投資報告2019》顯示2018年較2017年下降13%，降至1.3萬億美元。2020年因新冠肺炎疫情影響及美國與各國之間貿易爭端不斷，FDI流量呈現下降趨勢。由于浙江省經濟持續(xù)穩(wěn)定高速發(fā)展，對外商形成較強的投資吸引力，從統(tǒng)計數據看，長期利用外資規(guī)模也呈持續(xù)上升態(tài)勢。首先從浙江省FDI的總量上看，除2009年因金融危機出現明顯波動外，一直呈上升態(tài)勢。特別是2002—2007年以及2016—2018年增勢強勢（如圖1）。2018年之后貿易摩擦加劇，美國謀求制造業(yè)回歸，我國外商直接投資全局上面臨嚴峻的考驗。但浙江省保持了逆勢增長，2018年引進外商直接投資仍保持了1.8%~4.1%的增長率，表明浙江省經濟具有強勁的增長活力。

圖1 浙江省引進外商直接投資走勢圖

就利用外資的方式而言，合資企業(yè)、合作企業(yè)及獨資企業(yè)這三種為直接投資的主要方式，數據顯示獨資企業(yè)長期穩(wěn)占FDI企業(yè)總數的70%以上。其次為合資企業(yè)，但該類型企業(yè)數量一直處于不斷縮減狀態(tài)。從產業(yè)分布上看，第二產業(yè)占比一直穩(wěn)定60%以上，但呈現出下降趨勢。而第三產業(yè)的快速發(fā)展正是導致第二產業(yè)占比波動的重要原因。浙江省2019年第二產業(yè)和第三產業(yè)GDP占比分別是42.6%、52.0%，第三產業(yè)迅速發(fā)展，是未來進一步吸引外資投資主要領域。資金來源地主要是世界上一些較為發(fā)達的國家或者地區(qū)。其中美國資金在浙江省的投入較大，韓國和日本等國緊隨其后，但是從數據上分析可知，韓國和日本在浙江地區(qū)的投資明顯回縮，而來自國際避稅地的維爾京群島的投資則增速明顯，隨著“一帶一路”倡儀的持續(xù)推進，未來FDI來源將會更加多元化。

2 浙江省引進外商直接投資與外貿進出口的互動關系

與浙江省引進外商直接投資利用的增長趨勢相對應，從統(tǒng)計年鑒數據可知，浙江省出口總額總體上呈現穩(wěn)步增長趨勢（如圖2）。2009—2014年，金融危機和國際市場需求影響出口波動。而貿易摩擦則自從2016年美國對中國不公平貿易行為計劃就開始了，之后歷年不斷采用懲罰措施和提高關稅等手段推動貿易戰(zhàn)升級，對浙江省外貿出口帶來限制和沖擊。

2.1 總量耦合度

一般來說與本土企業(yè)相比，外資企業(yè)有著資金支撐、技術優(yōu)勢、海外市場資源以及進入國際市場的經驗，整體上外資企業(yè)的引入能改善區(qū)域生產模式及出口方式，擴大出口規(guī)模，進而打開國際市場[5，13]。同時利用外資又可以促進本地企業(yè)的技術和管理理念與國際接軌，提升其走出去的意識和能力。外資利用和外貿出口的互動關系，借鑒盛亞等構建的耦合模型進行測度[14]。其測度指標為耦合指數C，描述的是兩個子系統(tǒng)之間配合得當、和諧一致、互為良性循環(huán)的程度。耦合模型為（1）式：

圖2 浙江省外貿出口總值變化趨勢

u為系統(tǒng)綜合序參量，在本研究中，度量涉及外資利用和外貿出口兩個因素，因此n=2，耦合指數為（2）式：

其中，f（x）為外資利用，g（x）為外貿出口。根據耦合度指數公式，計算出2000到2018年耦合指數及其耦合程度如表1。

表1 浙江省引進外商直接投資與外貿出口耦合度表

從耦合度的變化中可以看出，浙江省外資利用和外貿出口的協(xié)調程度基本上處于勉強協(xié)調和初級協(xié)調水平，只有短期的良好協(xié)調水平。這說明在總量上二者基本呈現一種互為良性循環(huán)的關系。但是由于外貿出口同時受到生產條件、市場需求、政治關系、競爭格局等多個國內國際因素的影響，較國內環(huán)境復雜，因此協(xié)調級別難以優(yōu)質協(xié)調水平。

2.2 結構變化

從產業(yè)分布結構來看，引進外商直接投資在三次產業(yè)間的分布呈現動態(tài)變化（如圖3）。實際利用外資第二產業(yè)占比從2004年之后逐步下滑，而第三產業(yè)則呈積極增長態(tài)勢，到2018年占比達到64.4%。與此對應，服務貿易出口也在持續(xù)穩(wěn)步提升，年增速保持在10%以上。2018年服務貿易出口額達到1 069.1億元，同比增速為72.2%，其中信息技術服務、金融、知識產權使用以及建筑增勢強勁。

從出口商品結構來看，優(yōu)勢出口產品從傳統(tǒng)的機電產品、農副產品、服裝及相關制品逐漸轉移到高新技術產品、自動數據處理設備及其部件、汽車零配件等。另外，從出口的工業(yè)制成品和初級產品占比看，工業(yè)制成品占比越來越接近100%；從來料加工貿易出口占比來看也是逐年下降趨勢，這都說明浙江省外貿出口結構不斷升級優(yōu)化。這也意味著，浙江的產業(yè)結構和制造水平正在伴隨著工業(yè)4.0的到來發(fā)生變化，出口正在降低對傳統(tǒng)產業(yè)的依賴程度，向高新技術產品制造業(yè)乃至于“智能制造業(yè)”邁進，而這又對外資形成了新的吸引力，從而形成全局上的良性循環(huán)。

從出口企業(yè)結構上看，三資企業(yè)生產品出口總額占比長期居于較高水平，是浙江省出口貿易的重要組成部分。但是隨著中美貿易摩擦加劇以及由此帶來的全局性影響，三資企業(yè)出口占比近年來開始下降，由2010年的32.2%下降到2018年的16.6%。郭方強等認為引進外商直接投資為浙江省的支柱產業(yè)以及傳統(tǒng)產業(yè)升級轉型的支撐作用還有待進一步加強[15]。

圖3 浙江省引進外商直接投資三次產業(yè)占比變化圖

3 實證研究

3.1 模型設定與變量設計

本文用VAR模型來分析二者之間的關系，使用EViews10軟件建立時間序列模型，分析引進外商直接投資總額與浙江省出口貿易之間的關系。VAR模型采用多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態(tài)關系，因而可以將貿易摩擦對外資利用和出口帶來的沖擊納入到模型之中，比一般的回歸方程更能準確反映出兩個變量之間的關系。本文中存在兩個變量因子，出口總值（EX）為被解釋變量Yt，引進外商直接投資（IFDI）為解釋變量Xt，則模型的數學表達式為（3）和（4）式：

3.2 數據來源與描述

本文采用《浙江省統(tǒng)計年鑒》2000—2018年的數據，為了模型更具有說服力和準確性，選取的數據統(tǒng)一以億美元為單位，數據來自《浙江統(tǒng)計年鑒》，經過國家外匯管理局網站提供的匯率計算而成，各變量描述性統(tǒng)計如表2。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

3.3 平穩(wěn)性與格蘭杰因果關系檢驗

3.3.1 平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗，若原序列存在單位根，則說明原序列非平穩(wěn)，則需要進行差分，直至差分序列平穩(wěn)停止；相反則說明平穩(wěn)。對時間序列的一階差分的回歸如（5）式：

利用EViews10軟件對兩個變量做ADF檢驗，各個變量檢驗結果表3所示。

表3 ADF檢驗

由表3可知，p值小于0.05，說明不存在單位根，序列是平穩(wěn)的。如果p值大于0.05，則說明存在單位根，序列是不平穩(wěn)的；一階差分是平穩(wěn)的，則序列是一階單整的，即原序列不平穩(wěn)，一階差分后序列平穩(wěn)。如表3所示，在5%的顯著水平下，原時間序列的p值檢驗結果都大于5%，一階差分序列的p值檢驗結果都小于5%，這說明原序列是一階單整序列。

3.3.2 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的本質特征是模型在某一滯后階數下，各個變量是否存在相互影響。檢驗的結果可以分為四種情形：存在由lnIFDI到lnEX的單向格蘭杰因果關系、存在lnEX到lnIFDI的單向格蘭杰因果關系、存在lnIFDI到lnEX的雙向格蘭杰因果關系、lnIFDI與lnEX不存在格蘭杰因果關系。

AIC和SC信息準則是模型最優(yōu)滯后階數選取的依據。若所得AIC和SC的最小值同時指向某一滯后階數，此滯后階數即為所求；如果AIC和SC的最小值分別指向不同滯后階數，則根據信息準則中各項系數的最小值個數最多的滯后階數為最優(yōu)滯后階數。利用EViews10軟件得出結果如表4所示。

表4 模型信息準則

表4為模型的LR、FPE、AIC、SC、HQ的值，可以發(fā)現AIC和SC的最小值指向不同，而滯后階數為1階時各項指標的最小值個數最多，所以在格蘭杰因果檢驗時模型（3）和（4）選取的滯后階數為1。

根據模型的最優(yōu)滯后階數，得出因果檢驗結果如表5所示。

表5 格蘭杰因果關系檢驗

由模型（3）和（4）分析結果可知：當模型滯后階數為1時，兩種假設情況下p值分別為9.77%和47.27%。因此，在10%的顯著水平下存在由lnIFDI到lnEX的單向因果關系，說明引進外商直接投資能夠促進浙江省出口，對其產生積極作用。

3.4 VAR模型構建

據前所述，lnEX和lnIFDI的最佳滯后階數為1。結合lnIFDI是引起lnEX的原因，構建以lnIFDI為解釋變量、lnEX為被解釋變量的模型，結果如表6所示。

表6 lnEX和lnIFDI的VAR模型

由表6估計結果可知，產業(yè)結構合理化滯后期為2時，lnIFDI（-1）的系數為正，這說明引進外商直接投資對浙江省出口的影響是正向，引進外商直接投資可持續(xù)為浙江省出口帶來積極的影響。

根據AR根分布圖判斷檢驗兩組VAR模型具有實際意義。檢驗原理為根據模型的滯后階數確定根的個數，若所有根在圓內，則說明模型平穩(wěn)。結果如圖4所示，可以看出所有根均在圓內，因此利用模型可以繼續(xù)進行分析。

圖4 單位根檢驗結果

3.5 脈沖響應函數分析與方差分解

通過脈沖響應可以分析外資利用對浙江省外貿出口的影響速度和時滯；通過方差分解可以分析VAR模型中變量產生影響的相對大小。本文脈沖響應分析和方差分解結果如圖5所示。

根據圖5所示，引進外商直接投資對出口一個單位正向沖擊的初始值為零，說明外貿出口的響應具有時滯；lnEX對lnIFDI的一個標準差沖擊一直顯示平穩(wěn)正效應，說明引進外商直接投資對浙江省出口貿易具有長期穩(wěn)定的正向影響，并且對出口的影響在第五期達到最大，之后呈下降趨勢。同時，根據方差分解結果可看出，短期內引進外商直接投資對浙江省出口影響較小，但隨著經濟的不斷發(fā)展以及浙江省自身實力的不斷提高，引進外商直接投資對浙江省出口影響的積極作用會越發(fā)顯著。

圖5 脈沖響應函數分析圖和方差分解圖

4 結論與建議

4.1 結論

通過理論演繹和實證研究，本文得出如下結論：（1）引進外商直接投資對浙江省出口具有積極促進作用。首先浙江省外向型經濟對于吸引外資具有先天優(yōu)勢，特別是我國跨境電子商務綜合試驗區(qū)和浙江自貿試驗區(qū)的成立，進一步推進貿易和投資的自由化、便利化。而對外商直接投資的利用則又對區(qū)域經濟發(fā)展形成促進作用，二者形成了良性互動關系。（2）引進外商直接投資對浙江省出口的促進作用有一定的滯后性，但長期正向影響顯著。（3）中美貿易摩擦對浙江省出口形成短期抑制性影響，但是從長期看并未破壞引進外商直接投資和外貿的耦合發(fā)展關系。首先中美貿易摩擦對不同行業(yè)出口影響不同，集成電路受中美貿易摩擦的影響顯著，但是紡織服裝、家具等出口表現平穩(wěn)，這顯示了美國市場需求的推動力量；另外“一帶一路”沿線國家及拉美等新興市場進出口也在不斷增長，因此從全局上看中美貿易摩擦并未形成決定性的負面影響。

4.2 建議

基于浙江省區(qū)位優(yōu)勢、產業(yè)布局及發(fā)展遠景“加快建設全球先進制造業(yè)基地，提高經濟發(fā)展質量和效益，形成一批戰(zhàn)略性新興產業(yè)集群”，對于如何優(yōu)化引進外商直接投資，發(fā)揮其對浙江省外貿的促進作用，本文提出如下建議。

（1）兼顧引進外商直接投資的數量和質量，助力浙江省出口結構優(yōu)化升級。從總體上，引進外商直接投資可持續(xù)為浙江省出口帶來積極的影響，因此在保持區(qū)域經濟特色前提條件下，堅持大力引進引進外商直接投資。但是利用外資的企業(yè)存在著產品產業(yè)同構現象，從出口結構來看，外貿企業(yè)中最高份額占有者私營企業(yè)，仍表現為產品附加值較低、競爭力不強，處在利益分配微笑曲線的底端。同時中美貿易摩擦、美國制造業(yè)回歸戰(zhàn)略以及我國本土勞動力成本、環(huán)境成本、商務成本的不斷上升，都成為引進外資的阻礙因素。因此在引進外資時，應立足區(qū)域經濟可持續(xù)發(fā)展，聚焦發(fā)達國家、優(yōu)質項目和高技術含量產業(yè)，招大引強，形成高質量外資集聚效應。

（2）充分利用引進外商直接投資的技術溢出效應，弱化貿易摩擦消極影響。實證研究結果表明引進外商直接投資對外貿存在正向作用，除了外資企業(yè)本身國際市場開發(fā)能力較強之外，還存在技術溢出效應，對供應鏈相關本土企業(yè)具有帶動作用。實踐證明，通過技術創(chuàng)新提高企業(yè)在全球產業(yè)鏈中的不可替代性是抵御貿易風險的長效方法，因而充分利用引進外商直接投資的技術溢出效應，提升本土企業(yè)競爭力，形成外資利用和本土企業(yè)的協(xié)同發(fā)展。通過改進本地人力資本、基礎設施、政府研發(fā)投入、本土企業(yè)技術差距等因素[13，16]，形成可持續(xù)性本土企業(yè)受益機制和吸收能力，形成從簡單的模仿到“引進—吸收—再創(chuàng)新”的過渡。這種長效機制有助于提升本土企業(yè)技術和產品的不可替代性，從而可以從根本上弱化貿易摩擦帶來的市場沖擊。

（3）平衡各地區(qū)引進外商直接投資利用，帶動全省各地區(qū)外貿出口均衡發(fā)展。浙江省內各地區(qū)經濟發(fā)展不均衡，外資利用和外貿出口也呈同樣特征。這阻礙了地區(qū)經濟整體性優(yōu)勢，甚至散失了競爭優(yōu)勢?；诟鞯貐^(qū)經濟實現可持續(xù)協(xié)調發(fā)展的目的，應考慮各個地區(qū)的資源優(yōu)勢和經濟基礎，因地制宜吸引外資直接投資。浙江省特色產業(yè)中制造業(yè)包括紡織、服裝、皮革、化工、化纖、裝備等，特色服務業(yè)包括批發(fā)零售、住宿餐飲、金融等，近年來海洋經濟、跨境電商和生態(tài)旅游等產業(yè)發(fā)展迅速。政府在打造高質量外資聚集高地的同時，可對外資利用區(qū)域分布進行戰(zhàn)略規(guī)劃，除了各個綜合保稅區(qū)、產業(yè)帶引進外商直接投資集聚度進一步得到提升之外，加大對浙東南、浙中和浙西南引資力度，充分發(fā)揮各地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢，帶動地區(qū)經濟均衡發(fā)展。