京津冀FDI與入境商務旅游的互動關系研究

袁晉鋒1,包富華

(1.楊凌職業技術學院 旅游與管理分院,陜西 楊凌712100;2.咸陽師范學院 經濟與管理學院,陜西 咸陽 712000)

1 引言

隨著我國經濟貿易的不斷發展,對外商直接投資(FDI)與入境商務旅游(IBT)得到了良好的發展機遇。截至2016年,我國外商直接投資企業總額為5124007.83百萬美元,入境商務游客為579.74萬人次，實際利用外商直接投資金額達到1260010百萬美元。兩者在擴寬企業融資渠道、提升企業軟硬件設施、完善人才交流機制、優化社會發展模式和帶動經濟的發展方面均具有重要的影響。但值得思考的是,兩者之間是否存在相互作用關系？FDI能否為IBT帶來新一輪的發展機遇？IBT能否為FDI提供更全面的優勢選擇？在我國FDI和IBT發展勢頭良好的形勢下,研究兩者之間的關聯作用對新常態背景下指導兩者的持續發展具有現實意義。

就已有研究而言,FDI對經濟、技術創新和產業升級的影響研究已得到證實,但缺乏對FDI與IBT互動關系的具體探究與佐證。畢克新等研究發現,FDI流入對制造業綠色創新資源的各要素資源投入具有促進作用[1];羅偉等研究發現,我國FDI存量傾向于流入市場規模大、工資水平低、貿易成本高,以及FDI和出口的固定成本差異程度小的國家和地區[2];田畢飛等研究發現,FDI對各省創業空間的影響效益存在差異性[3];賈妮莎等研究證實了我國雙向FDI與產業升級的關系[4];彭星等研究發現,FDI對經濟發展水平、人力資本水平和研發水平有明顯的替代效應[5];翟梗呂等研究發現,發展FDI對海南省經濟有促進作用[6];葉嬌等研究發現,FDI對江蘇省技術創新存在正溢出效應[7];唐瀾等通過社會網絡分析法得出了我國入境商務旅游流存在空間分布不平衡和不均勻狀況[8];劉宏等研究發現,FDI對我國經濟增長和就業具有促進作用[9];梁勝蓉發現,FDI與各要素對我國旅游貿易出口存在長期的均衡關系[10];包富華的研究表明,IBT與FDI在空間上既存在集聚又存在分離[11],并進一步證實了FDI對IBT的影響以及其中存在的地帶分異性[12]。

綜上所述,已有研究取得了一系列成果,但仍具有一定的局限性,主要表現在:①在研究內容上,多數學者從宏觀層面探討了FDI的影響,但缺少從微觀視角探討FDI與IBT互動關系的研究;②在研究視角上,基于經濟學視角的探討較多,缺少結合地理學視角的地域差異分析研究。因此,本文基于微觀視角,選取1995—2016年京、津、冀外企數量、外商投資和入境商務旅游三個變量數據探討對FDI與IBT的互動關系與地區差異,對三地更好地吸引FDI、發展IBT和調節兩者的關系均具有重要意義。

2 假設模型與研究方法

2.1 假設模型

從企業角度出發,FDI擴寬了企業融資渠道,在加快企業資金流動的同時拓展了企業的海外業務,有利于企業進一步整合資源和延長產業鏈。海外業務的擴展必然會加速國內外市場貿易往來的密度,國際商務人員的調動更加頻繁,為IBT帶來潛在的消費市場,直接帶動IBT發展。相應的,IBT的發展也為國內投資環境帶來了穩定的客源市場,一定程度上擴大了企業吸引外資的機會,使FDI在我國投資環境占據較大的發展優勢,進而促進FDI發展。

從營銷手段來說,FDI可通過線下營銷,即利用資金的跨國流動幫助企業進一步擴大市場占有率,通過傳統貿易的方式,建立更多的實體企業促進國際貿易往來，加強信息傳遞之間的共通性,帶動國際商務人才輸出,為IBT的發展提供客源優勢。相應的,IBT也可通過線上營銷,即利用媒介宣傳等第三方渠道,將自己企業的品牌信息和優勢信息以廣告形式進行信息傳遞,加強企業的自身競爭力,提升企業吸引外資的籌碼,為入境商務人員的投資提供多重保障,進一步促進FDI發展。結合以上論述,本文提出假設:FDI與IBT之間存在雙向帶動機制,假設模型見圖1。

圖1 FDI與IBT的關系假設模型

2.2 研究方法

本文采用平穩性檢驗、協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗和彈性系數分析方法分析了京、津、冀三地FDI與IBT之間的關系。首先，利用平穩性檢驗分析外企數量、外商投資和入境商務旅游的ADF值是否滿足協整關系分析的要求(若要進行協整分析,則各個ADF值都應小于5%的臨界值);其次，進行協整分析,探討兩者之間的長期均衡關系;第三，建立誤差修正模型，探討兩者之間的短期動態調整關系;第四,采用格蘭杰因果分析法檢驗FDI與IBT之間是否構成因果關系；第五,利用彈性系數法對三地的FDI與IBT帶動關系差異性進行分析。

3 FDI和IBT關系的實證分析

3.1 平穩性檢驗

本文采用單位根檢驗法發現京、津、冀的外企數量(Bn、Tn、Jn)、外企投資額(Bi、Ti、Ji)、入境商務旅游(Bibt、Tibt、Jibt)3組變量為單整序列,因此可進行平穩性檢驗。滯后期的選擇按照AIC準則進行,結果見表1。從表1可知,在利用ADF單位根檢驗法對京、津、冀外企數量、外企投資額、入境商務旅游三組數據進行檢驗之后,以5%的顯著水平為參數對照可見,京、津、冀三組的ADF值均大于各自的5%臨界值,表明數據不是單整序列;一階差分后再進行單位根檢驗,數據的ADF值都低于5%的臨界值,表明數據序列可進行協整檢驗。

表1 變量ADF檢驗結果

3.2 協整檢驗

利用協整分析法檢驗外企數量、外商投資與入境旅游3組數據是否存在協整關系,結果見表2。表2中的(1)、(3)、(5)分別是京、津、冀外企數量與IBT的協整方程。三地的R2分別對應0.86、0.83、0.89,說明三地的協整關系較強,而外企數量對IBT的彈性系數分別為0.61、0.35、0.33,即外企數量對IBT的帶動幅度為0.61%、0.35%、0.33%。表2中的(2)、(4)、(6)分別是京、津、冀外企投資與IBT的協整方程。三地的R2分別對應0.90、0.88、0.82,說明三地的協整關系明顯,而外商投資對IBT的彈性系數分別為0.52、0.46、0.40,即三地的外商投資對IBT帶動作用依次為0.52%、0.46%、0.40%。從表3可見,三地的殘差序列ADF值均小于5%臨界值,表明三地的FDI與IBT之間存在協整關系,即三地的FDI與IBT之間存在長期均衡關系。

表2 京津冀FDI與入境商務旅游的協整方程

表3 殘差的平穩性檢驗

注:C為單位根檢驗中的常數項；T為時間趨勢項；N為不包括C或T。變量的ADF高于5%,說明協整關系顯著。

3.3 誤差修正模型

進一步地,在京、冀、冀FDI與IBT存在長期均衡關系的基礎上建立誤差修正模型,見表4。從表4可見,京、津、冀誤差修正模型調整后R2都無限接近于1,說明該模型整體的擬合效果較好。

表4 誤差修正模型

北京:模型(7)表明,ECM系數為-0.90,說明北京市的外企數量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數量對IBT前一期的彈性系數為0.08,前兩期的彈性系數為0.22,可見北京外企數量對IBT前兩期的彈性系數大于對前一期的彈性系數。北京IBT前一期彈性系數為0.38,前兩期的彈性系數為0.23,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.38%、0.23%。模型(8)表明,ECM系數為-0.37,說明北京的外企投資與IBT均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,天津外企投資對IBT前一期的彈性系數為0.24,前兩期的彈性系數為0.06,可見北京外企投資對IBT前兩期彈性系數小于前一期的彈性系數。而IBT前一期的彈性系數為0.52,前兩期彈性系數為0.48,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.52%、0.48%。

天津:模型(9)表明,ECM系數為-0.32,說明天津的外企數量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數量對IBT的前一期彈性系數均為0.16,前兩期的彈性系數為0.14,可見天津外企數量對IBT前一期的彈性系數大于前兩期的彈性系數。天津IBT前一期彈性系數為0.16,前兩期的彈性系數為0.14,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.16%、0.14%。模型(10)表明,ECM系數為-0.24,說明天津的外企投資與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企投資對IBT的前一期的彈性系數為0.15,前兩期彈性系數為0.12,可見天津外企投資對IBT的前一期彈性系數大于前兩期的彈性系數。而IBT的前一期彈性系數為0.35,前兩期彈性系數均為0.24,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.35%、0.24%。

河北:模型(11)表明,ECM系數為-0.92,說明河北的外企數量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數量對IBT前一期的彈性系數為0.16,前兩期的彈性系數為0.17,可見河北外企數量對IBT前一期的彈性系數小于前兩期的彈性系數。而IBT前一期的彈性系數為0.34,前兩期的彈性系數為0.21,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.34%、0.21%。由模型(12)表明,ECM系數為-0.01,說明河北的外企投資與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較弱。其中,外企投資對IBT前一期的彈性系數為0.13,前兩期的彈性系數為0.09,可見河北外企投資對IBT前一期的彈性系數大于前兩期彈性系數。而IBT前一期的彈性系數為0.28,前兩期的彈性系數為0.42,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.28%、0.42%。

3.4 格蘭杰因果檢驗

綜上所述,FDI與IBT之間呈現出長期均衡關系與短期動態調節能力并存的關系,但還需要采用Granger關系檢驗出兩者之間是否也存在因果關系(表5)。從表5可見,三地FDI與IBT的關系存在明顯的差異性。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

北京:IBT與外企數量格蘭杰檢驗的P值為0.02,小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT是外企數量的單項格蘭杰原因。外商投資與IBT檢驗的P值為0.07,IBT和外企投資檢驗的P值為0.03,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明外商投資與IBT互為因果關系,也說明IBT對FDI明顯的促進作用,但外商投資對IBT的帶動作用比外企數量對IBT的促進作用更明顯。原因是北京具有獨一無二的戰略性地位和區位優勢,能充分發揮科技優先性和人才集聚效應,為吸引FDI創造了巨大升值空間。FDI增多,必然會加速不同國家間的貿易交往,促使入境商務人員頻繁流動,從而帶動購物、住宿等相關旅游產業的高速發展,使IBT與FDI互為因果關系。IBT的發展在一定程度上為本地帶來先進的科學技術和高層次人才輸出,加速了政府周轉資金的靈活度,使政府有更多的資金完善基礎設施建設,在原有交通便利、市場活躍的優勢下增加吸引外企入駐本土的籌碼。

天津:IBT與外商投資格蘭杰檢驗的P值為0.08,外商投資和IBT檢驗的P值為0.07,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT與外商投資之間互為因果關系,即IBT與外商投資聯動效應顯著。外企數量與IBT檢驗的P值為0.01,小于0.1,即拒絕了原假設,說明外企數量是IBT的單項格蘭杰原因。天津處于環渤海經濟圈的中心,依托天然的港口優勢和雄厚的工業基礎,為外企入駐本土提供了交通的便利和資源上的共享,對外企數量和外商直接投資的發展具有驅動性,進一步促進了IBT的發展。相應地,IBT的發展為天津經濟發展帶來了廣大的消費市場,而得天獨厚的地理位置也會進一步刺激潛在客戶的投資欲望,促進FDI的發展。

河北:IBT與外商投資格蘭杰檢驗的P值為0.04、外商投資與IBT檢驗的P值為0.00,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT與外商投資之間互為因果關系,即IBT與外商投資存在互相帶動關系。外企數量與IBT檢驗的P值為0.09,小于0.1,即拒絕了原假設,說明外企數量是IBT的單項格蘭杰原因。河北大規模的商品化農業基地,吸引了外商投資和外企的入駐,同時河北是連接“三北”地區的樞紐地帶和商品流通的中轉站,使外商投資與外企數量的發展迅速,進而IBT的帶動作用明顯增強。由于河北產業集聚效應明顯,外企數量對IBT發展有較強的帶動作用。

4 FDI與IBT相互帶動作用分析

綜上所述,京、津、冀FDI與IBT之間存在互動作用關系。為進一步剖析兩者之間的相互帶動程度和地區差異,本文采用彈性系數分析法,建立OLS回歸方程,分別解出IBT與外企投資、外商投資與IBT之間的彈性系數,對京、津、冀三地FDI與IBT發展之間的雙向帶動作用做進一步詮釋。從表6可見,調整后R2的值均大于0.8,進一步說明FDI與IBT之間存在較強的互動性。

表6 FDI與IBT的互動作用

IBT拉動了外企投資增長:由表6可見,京、津、冀三地IBT對外企投資的彈性系數分別為0.83、0.75、0.62,即三地IBT對外企投資的帶動幅度分別增加了0.83%、0.75%、0.62%,三者的彈性系數均較高,說明三地IBT對外企投資的帶動作用十分顯著。入境商務旅游的發展必然引起商務人才交流頻繁、先進技術相互借鑒,促使旅游目的地對基礎設施和投資環境等進行不斷改善,加強對地區品牌的塑造和知名度的提高,擴大地區吸引投資的優勢,從根本上刺激商務人員的投資需求,提高投資者的轉化率,帶動外企投資發展;外商投資的增多,外企入駐本土的數量就會增加,會使國際貿易往來頻繁。商務人員的出差時間較長且不受季節性限制的特性,對商務設施配套的需求增加,會帶動酒店、交通、購物等內在需求消費,從而帶動IBT發展。

外商投資刺激了IBT的發展:由表6可見,京、津、冀三地外企投資對IBT的彈性系數分別為0.82、0.72、0.57,即京、津、冀三地外企投資對IBT的帶動增長幅度為0.82%、0.72%、0.57%,三者的彈性系數都在0.5以上,說明外商投資對IBT有促進作用。外商不斷對本地進行投資,在帶來先進技術的同時也會促進中外合資企業數量增加,不斷優化國家的消費結構,為IBT的發展創造穩定的客源市場。IBT的發展除了為企業帶來高層次高標準的全方面人才之外,也會為企業引進先進的發展模式和經營理念,促使企業不斷進行產業優化和產業鏈開發。IBT的發展還會使政府抓住機遇,不斷出臺吸引外資的優惠政策,為外商投資提供制度保證，在企業和政府的雙重作用下,為外商投資的發展帶來新的機遇。

綜上所述,京、津、冀三地外企投資對IBT的彈性系數都小于IBT對外企投資的彈性系數,表明外商投資對IBT的后勁發展能力明顯弱于IBT對外企投資的帶動作用。京、津、冀在國家京津冀一體化戰略中處于核心地位,在原本產業集群效應明顯和工業基礎雄厚的基礎上又有國家優惠政策的扶持,“引進來”和“走出去”的發展模式得到充分發展,國家間的貿易往來較其他地區異常活躍,依賴“三地、五縱、三橫”的交通網的支持,產品流通率快,使入境商務旅游的發展更好,不但降低了外商企業入駐本土的成本,而且為外企發展帶來了廣闊的消費市場和深度發展機遇,因此IBT對外商投資的帶動作用明顯。得益于京、津、冀本身得天獨厚的地理位置優勢和京、津、冀一體化的快速成型,IBT在三地經濟發展中一直處于領先地位,反而弱化了外商投資對IBT的拉動作用,因此IBT對外商投資的帶動作用均大于外商投資對IBT的拉動作用。

京、津、冀三地外商投資與IBT雖然互為因果關系,但北京的IBT是外企數量的單項格蘭杰原因,天津和河北的外企數量是IBT的單項格蘭杰原因。IBT對外商投資的彈性系數和外商投資對IBT的彈性系數呈現出京>津>冀的發展態勢。京、津、冀三地不同的地理位置、發展模式、基礎設施等使三地的FDI與入境商務旅游之間的互動關系存在地域差異。

北京是我國的政治、文化、貿易和科技中心,依托人文歷史和現代化建設的先天優勢,北京外商投資和IBT之間的相互促進作用較好。IBT的發展間接地促進商務人員對本地區的輸出和交流,增加商務人員的考察機會,提高投資者的轉化率,相應地帶動了外商投資和外企數量的增長。正是因為北京獨特的戰略地位,使國家的財政支出、GDP、科技水平、進出口貿易總額等經濟指標在三地最高,吸引外商投資企業的投資總額在三地最多。相應的,外商投資總額的增多,會帶動商務人員之間交流的頻繁,即外商投資對IBT的促進作用在三地最強(圖2—7)。

圖2 三地的GDP

圖3 三地的外商投資

圖4 三地的貿易總額

圖5 三地的財政支出

圖6 三地的貨物周轉量

圖7 三地的專利受理量

天津是沿海開放城市,面向東北亞,腹地遼闊消費市場廣闊使外商投資企業的投資總額一直居高不下。鐵路、公路、水路、航空和管道運輸方式所構成的四通八達的交通運輸網絡使進出口貿易在當地發展勢頭良好,成為各地貨物的流通中轉樞紐,較高的科技水平等因素吸引著一大批外來企業入駐本土,為本土發展提供了強勁的動力。受市場、成本、物流、科技等綜合因素的影響，外商投資和外企數量對IBT的影響最明顯。相應的，外來企業在本土的日益成熟,會吸引更多的商務人才進行交流學習,間接性地會提高商務人才轉變為投資者的轉化率。正是由于這些先天優勢使天津IBT對外商投資、外商投資對IBT的彈性都明顯高于河北(圖2—7)。

河北位于環渤海經濟帶中心,國家的財政支持和潛在的海內外市場為外商投資提供了有利的選擇。河北較高的GDP發展速度、豐富的礦產資源和便利的鐵路交通等為外企入住本土節約了生產和物流成本,一定程度上加快了資源密集型產業形成集聚效應。在外商投資與外企數量的雙重影響下,促進了IBT的發展，而IBT的發展間接地帶動了外商投資的發展。與北京、天津相比,河北受貿易發展水平落后、科技創新能力不足、城市功能定位趨于雷同、產業結構單一發展規模較小等因素的影響,外商投資對IBT和IBT對外商投資的彈性作用在三地中最弱(圖2—7)。

5 結論與討論

5.1 結論

經過平穩性檢驗分析可見,京、津、冀三地的FDI與IBT之間可進行協整檢驗。通過協整檢驗發現,三地的FDI與IBT之間存在協整關系;誤差修正模型表明,三地的FDI與IBT之間存在短期的動態調整關系。通過格蘭杰因果檢驗法發現,三地的FDI與IBT之間存在不同的互動關系;京、津、冀外商投資與IBT互為因果關系,但津、冀的外企數量是IBT的單項格蘭杰原因,北京的IBT是外企數量的單項格蘭杰原因。

京、津、冀三地的外企投資對IBT的彈性系數都小于IBT對外企投資的彈性系數,表明外商投資對IBT的帶動能力明顯弱于IBT對外企投資的帶動作用,即表明IBT對外商投資的刺激作用均高于外商投資對IBT的刺激作用。這與我國近期實施的入境免簽政策對IBT的刺激有關,極大提升了入境商務人員轉化為投資者的概率,使IBT對外商投資的作用高于外商投資對IBT作用。

地區差異比較分析表明,FDI對IBT的帶動作用和IBT對FDI的帶動作用均呈現出京>津>冀的態勢。這種地區異質性差異的存在與京、津、冀三地不同的地理位置、發展模式、基礎設施等因素均有關。北京先天的政治優勢使其經濟發展要素均處于領先地位,河北在貿易發展、科技創新、城市定位、產業結構等方面均落后于北京和天津,使其FDI和IBT的互動作用缺乏支撐,因此三地才呈現出地區的異質性差異。

5.2 討論

FDI與IBT之間的互動關系對地區經濟的發展都有著重要的作用,但由于地理位置、發展模式、基礎設施等因素差異使兩者之間的互動關系的強弱受影響,因此需要針對各個地區的實際情況和需求提出更合理的解決措施。

深入貫徹京津冀一體化發展戰略,發揮三地的內部承接作用。北京在外商投資與IBT的互相帶動作用有明顯優勢,IBT為吸引外企入駐本土提供了契機。但天津和河北由于自身發展模式和區位限制等原因,使外商投資與IBT之間的帶動作用明顯,而IBT對外企數量的發展呈現后勁不足的趨勢。天津和河北應發揮北京的輻射帶動作用,做好迎接產業轉移的準備工作,保證后續高效利用資源的能力,推動實現各項資源的均等化共享進程。天津應主動利用成熟的對外開放優勢和港口的便捷程度;河北應發揮自身交通樞紐站的優勢和產業集約化的發展模式,促進優勢互補互惠共贏,提升入境商務人員對地區的關注度,提升入境商務人員轉化為投資者的成功率,推動IBT對FDI的帶動作用。

突出城市功能地位,利用創新型產業的聯動效應,充分發揮FDI的積極作用。北京應充分發揮地理位置優勢,擴大FDI的影響力,通過加強國際科技交流合作和經貿合作,促進現代化產業建設和產品產銷合作,增加商務人員的入境次數,促進IBT的發展;IBT的快速發展必然會擴寬企業的融資渠道,帶動FDI的發展。天津應利用天津的天然港口進出口和中轉站的優勢,加強環天津

產品生產基地建設,有效整合各項資源,從產業鏈的中上游抓起,促進企業強強聯合,帶動FDI與IBT的相互帶動作用。河北應積極做好承接北京部分產業轉移的對接,利用北京帶來的客源市場和先進的科學技術與人才,結合自身優勢整合本地資源、優化產業結構,充分發揮FDI和IBT在經濟發展中的重要作用。

充分發揮FDI與IBT的相互帶動作用。FDI在發展過程中,為投資地帶來先進的技術和資金支持外及廣闊的消費市場,增加商務人員的入境人次。同時,FDI在刺激交通、住宿、購物等需求的同時能提升地區整體的經濟實力和競爭力,從側面鞏固FDI對IBT的帶動地位。IBT的快速發展,必然會帶動地區經濟發展,加速市面資金的流動和行業的資金儲備,促進基礎設施的完善。