1. 引言
随着全球经济的发展，国家之间的经济往来日益频繁，外资成为推动经济发展的重要因素之一，外商直接投资(FDI)对于发展中国家的经济发展的作用逐渐明显。因此利用外资，吸收外国直接投资至少可以从三个角度促进东道国的经济增长：第一是增加东道国的资本积累、提高资本的形成率。第二是引进新技术，提高东道国的技术水平，改善产品的性能，提高资本产出比。第三是FDI本身所具有的所有权优势会诱导和敦促东道国对微观经济制度、市场组织、宏观经济管理体制等进行全面地的改进，以提高资源配置的效率、促进经济增长[1]。
越南作为发展中国家，正实行工业化现代化的发展策略。越南拥有优越的地理位置，长达三千多公里的海岸线海域对于经济发展具有重要的意义，其连接了印度洋和太平洋最短的航线同时也是世界上第二繁忙的航线；越南还靠近当今世界上经济增长最快的国家，如中国、印度。这些因素对越南既是机遇又是挑战。越南在1986年之前实行计划经济，在经济发展上“闭关锁国”，而从1986年进行改革开放之后，越南的整个社会、经济和其他方面发生了巨大的改变。在经济上，越南开始参与国际市场，1987年越南颁布的《外国投资法》允许外国投资者来越南投资。与其他东南亚国家的外商投资法相比，国际普遍认为越南的外商投资法更加开放和具有吸引力，例如不限制合资企业的最高资本比例，仅限制最低资本比例不低于30%，并且允许100%外资，合资企业可以获得相当高的税收优惠和非常低廉的土地租金。事实上，1991年至1998年是越南经济的“黄金时期”，GDP年均增长率达8.5%，形成了石油开采、汽车、摩托车、电子等一批重要产业；其中FDI对经济增长的贡献率约为30%，对社会投资资本的贡献率达30%，对出口额贡献率达40%。同时，FDI有助于越南根据市场经济机制和国际惯例，针对现有法规的弱点进行及时修改和补充，为越南建立和完善法律体系。
越南从1986年实行改革开放以来，开始的阶段(1988~2007)外资投资总额仅在200亿美元左右，1997年亚洲金融危机时，越南出口市场和外国直接投资资本明显下降，这种困难状况一直持续到2007年越南加入世界贸易组织(WTO)。加入WTO后第二年，也就是2008年越南就吸引了1171投资项目，总注册投资额为717亿美元，超出了1988年到2007年吸收外资的总和。到目前为此，越南全国63个省份都成功吸引到外国直接投资，投资总额约5240亿美元。
在此期间，越南的出口贸易总额也不断上升。1995年时越南的出口额为54.5亿美元，而到2023年出口额已经达到3547亿美元。同时，合资公司的出口额所占比重也逐年升高：1995年合资及外资公司出口额占总出口额的27.03%，2000年占47.02%，2010年占54.20%，到了2021年则高达73.44%。上述数据表明FDI对出口贸易总额的增长有一定的贡献。
越南从一个经济落后的国家发展到目前在亚洲国家中排在第十六名，在东南亚排在前三名。从2016年至2019年，越南连续四年跻身排在全球经济增长最快的10个国家之列，是16个最成功的新兴经济体之一。同时，越南的进出口额保持高速增长，在2021年越南跻身国际贸易20个主要经济体行列。推动经济发展有很多影响因素，但外商直接投资(FDI)是重要因素之一。本文通过构建VAR模型来对FDI、国内生产总值(GDP)、出口额(EXPORT)进行实证分析，从而分析FDI对越南经济的影响。首先，GDP可以反映一个国家或区域经济发展的规模，是最重要的衡量经济发展状况的指标之一，GDP可用来进行经济结构分析，是宏观经济决策的重要依据。其次，出口作为国家经济发展的重要组成部分，在推动全球化进程、促进国际贸易合作、推动技术创新、提高企业竞争力等方面发挥着重要作用。所以将出口贸易总额和国内生产总值当因素去研究一国的经济发展状况是十分合理的。
2. 相关的研究成果回顾
近年来FDI对东道国经济发展影响的研究受到众多学者的关注。经济学理论为研究FDI对东道国的影响提供了两种途径。一种是基于国际贸易的标准理论研究外国直接投资对东道国的要素报酬、就业和资本流动的影响。最早的研究可追溯到Mac Dougall的研究，他采用部分均衡比较静态方法，统计考察国外投资边际增量收益是如何分布的，分析了溢出效应在内FDI的总财富效应。该模型的主要观点是外国的资本流入会提高东道国劳动的边际产出，降低资本的边际产出。另一种是基于产业组织理论展开研究[2]。早期的研究有Hymer、Kobrin、Buckley、Casson和Vernon等。学者们认为外国直接投资的存在源于商品和要素市场的不完全。跨国公司能够在国外进行投资和生产必须拥有某些有别于东道国企业且能在市场竞争中得到利润的资产，如先进的产品和工艺技术或管理和营销技巧。本文采用第一个研究方法，将重点放在FDI对东道国的国内生产总值以及出口贸易的影响。
国外大多数的研究认为FDI对东道国的经济增长具有正向的影响关系。Husian和Jun (1992)应用时间序列和截面序列相结合的方法对东亚国家1970~1988年的经济数据进行回归分析[3]，Borenzstein (1998)对69个发展中国家进行实证研究，Marta Beng (2003)通过18个拉丁美洲国家1970~1999年的面板数据分析等，上述所说的研究结果都表明FDI对东道国有显著的正向关系[4]。Jodan Shan和Chong Hsiao (2002)利用向量自回归方法(VAR)研究中国外商直接投资与经济增长关系，结果得出两个变量存在双向的因果关系，具体经济增长对FDI的影响大于FDI对经济增长的影响。印度学者Jagadish Prasad Sahu (2020)利用回归分析对52个发展中国家(1990~2014阶段)分析外国直接投资流入的激增是否会导致经济增长激增，结果表明东亚和太平洋地区的增长激增发生率最高，其次是南亚，并得出外国直接投资流入激增显著增加了增长激增的可能性[5]。越南学者THI BICH THUY DAO和VI DUNG NGO (2021)采用动态面板数据模型的广义矩估计法(GMM)研究越南63个省/市(2006~2014)外国直接投资是否刺激了越南国有企业的产出增长，结果表明FDI在资本资源中的份额越大，对企业的产出增长越有利，合资及外资企业比国有企业生产率更高，合资及外资企业的产出增长对国内企业的产出增长产生积极的溢出效应[6]。
中国学者通过理论分析和实证研究大多数也认为FDI对中国的经济发展过程起着重要的作用。魏后凯(2002)利用1985~1999年时间序列和横断面版数据进行分析FDI对中国区域经济增长的影响，结果表明东部和西部区域GDP增长率的差异大约有90%是外商直接投资(FDI)引起的[7]。刘文勇、蒋仁开(2006)通过进行相关回归分析，作者在四个方面；经济增长效应、就业效应、出口效应及技术进步效应证明FDI对中国经济发展的影响，回归结果表明FDI进入中国，对中国经济发展即提供了机会，做出了贡献但也对中国经济增长形成了一定的威胁，带来了一些问题[8]。翟勍、谢富纪(2009)依据数量经济模型，对FDI与经济增长的时间序列进行了单位根检验，并对两者之间的关系格兰杰因果检验，单位根检验结果表明FDI与GDP的增长存在长期稳定的均衡关系，格兰杰因果检验结果则显示出FDI对GDP的增长有一定的贡献作用，但经济增长(GDP)并不是吸引FDI的格兰杰原因，外商直接投资大量涌入可能是由于其他因素如良好的政治、经济环境和较低的要素成本所致[9]。刘宏、李述晟(2013)利用1985~2010年时间序列数据并通过建立VAR模型证明FDI对国内经济增长和就业的影响，表明FDI对国内的经济增长和就业有明显的促进作用，FDI在长期和深层次上带来的研发、技术溢出、竞争和示范效应等方面的影响对中国经济的转型和升级十分关键，结果同时表明FDI、经济增长和就业有双向的影响，各变量之间存在动态因果关系[1]。张振强(2017)基于VAR模型对广西FDI、对外贸易与经济增长的动态关系从1990到2003年的样本数据进行分析，结果表明FDI、进出口对广西经济经济增长在长期具有正向的促进作用，进出口对广西的拉动作用比较明显，而本期FDI对经济增长具有一定反向作用力[10]。
笔者发现FDI对东道国经济增长有促进的作用，但在不同的国家，不同的政策以及不同的其他条件下，FDI也会表现出不同的影响包括正向影响、负向影响或互补双向影响等。所以对于发展中国家对吸引外资的政策需要更全面地考察、修改、补充以得到最佳的效果。另外，早期的研究主要集中于建立单方程计量模型进行分析，所以回归分析只能展示单方向的结果，即一个变量对另一个变量的影响，后期的研究部分学者采用向量自回归VAR模型，给出的结果更加全面，能弥补单向方法的不足之处。对于越南的FDI、GDP与出口贸易之间的关系的研究课题已出现较多研究成果。但利用VAR模型对于这三者之间的相互影响关系的研究较少，且没有完整地解释双向影响的效果。所以本文通过构建VAR模型，对FDI、GDP、出口贸易之间的关系进行实证分析。
3. 实证分析
3.1. 变量选取与数据来源
本文采用stata软件分析2002~2023年越南的外商直接投资(FDI)、越南国内生产总值(GDP)及出口贸易总额(EXP)数据。2002年之前是FDI流入的初期所以份额较小，对于研究结果影响不大所以为了更显著的结果本文采用的数据从2002~2023年，数据主要来源于《越南统计年鉴》、CEIC全球经济数据库提供的数据。
3.2. VAR模型构建
由于采用对数可以消除可能存在的异方差，所以在进行数据分析的时候，我们采用了他们的对数形式。对以上的三个指标进行自然对数处理，分别记为LnFDI、LnGDP、LnEXP。因为VAR模型需要研究的数据具有时序平稳性，所以，我们要对相关的数据进行单位根检验以检验其稳定性。本文利用ADF检验方法分别对LnFDI、LnGDP和LnEXP进行单位根检验。具体结果见表1。
Table 1. ADF tested result
表1. ADF检验结果
变量 |
模型类型 |
ADF值 |
5%临界值 |
10%临界值 |
LnFDI |
含常数项和趋势项 |
−1.310 |
−3.600 |
−3.240 |
LnGDP |
含常数项和趋势项 |
−0.363 |
−3.600 |
−3.240 |
LnEXP |
含常数项和趋势项 |
−1.787 |
−3.600 |
−3.240 |
DF |
含常数项、不含趋势项 |
−3.014 |
−3.000 |
−2.630 |
DG |
含常数项、不含趋势项 |
−3.044 |
−3.000 |
−2.630 |
DE |
含常数项、不含趋势项 |
−4.229 |
−3.000 |
−2.630 |
根据ADF检验结果，lnFDI、lnGDP和lnEXP的ADF值在10%的显著水平上大于临界值，不能拒绝零假设，所以lnFDI、lnGDP和lnEXP是非平稳的，但他们的一阶差分DF、DG和DE的ADF值小于5%显著水平上的临界值，则应拒绝假设，所以DF、DG和DE都是平稳的。因此，我们将使用序列DF、DG和DE的数据来建立VAR模型，根据AIC和SC值最小准则，经过多次尝试确定滞后期数为四阶。回归估计结果如下：
此回归模型所估计系数的t统计量值大部分是显著的，尽管有部分系数不显著，但我们仍选取滞后期数为4的模型。部分系数不显著，可能是由于在同一个方程中有同样变量的多个滞后值产生多重共线性造成的。
接下来需要对我们估计的VAR模型进行稳定性检验，如果模型不稳定，那么某些结果将不是有效的。本文利用VAR根进行检验，即如果估计的VAR模型所有根模的倒数小于1，则其是稳定的。下面给出单位根图形表示的结果见图1。从图1可以直观地看出，所有的单位根都落于单位根圆内(即根模的倒数小于1)，所以我们所估计的模型是稳定的，表明选取的三个变量之间存在长期稳定关系，可以进一步进行分析。下面我们利用格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解对这三者之间的相互作用关系进行分析。
Figure 1. VAR roots of the companion matrix
图1. VAR模型单位根图形表示
3.3. 格兰杰因果关系检验
在滞后4阶的情况下验证DF、DG和DE的因果关系。通过Granger因果关系检验发现，三者之间存在的双向的因果关系。也就是说FDI的增长是GDP增长的成因，同时经济增长也会带来FDI的提升；另外FDI的增长会带来出口额的增长，而出口额增长也会导致FDI的增长。
3.4. 脉冲响应函数分析
图2表示DG (GDP)对DF (FDI)的脉冲响应，在本期给FDI一个正向冲击后，经济会有一个上下波动，在第一期进入负响应之后，会在第三期达到最大正响应然后逐渐收敛，在第八期到第九期又有一些上下波动，但逐渐减弱。这表明短期内FDI对经济增长具有滞后效应，FDI的增长会对经济增长带来明显的带动作用，但长期看，这种带动效应会越来越弱，同时也可以看到FDI的正向冲击对经济的影响比较大，在短期甚至还会呈现一定的波动性。但总体来看，FDI对经济增长具有正向带动作用。
Figure 2. DG to DF impulse response
图2. DG对DF的脉冲响应
图3表明了DE (出口额)对DF (FDI)的脉冲响应，在本期给FDI一个正向冲击之后，出口额会有一个负向的波动，并在第二期达到最低的负响应，接着在第四期达到最高的正响应，然后逐渐收敛。这表明，由于FDI的进入方式、目的等的不同，在短期内可能存在一些结构性问题，对出口额产生一些负面影响，但总体来说，FDI对出口额的影响是正面的，会带来出口额的增长。
Figure 3. DE to DF impulse response
图3. DE对DF的脉冲响应
图4表明了DF (FDI)对DG (GDP)的脉冲响应，当对GDP增加一个正向脉冲之后，会在第二期达到最大正响应，然后逐渐下降，并在第五期达到最低负响应，从第五期到第十期会处于上下波动状态，但幅度逐步降低。这表明经济增长在短期内可以对FDI有促进作用，但是从长期来讲，并不一定会带来FDI的增长，不过总体来说，经济增长对FDI是有正面效应的。
Figure 4. DF to DG impulse response
图4. DF对DG的脉冲响应
图5表示DF (FDI)对DE (出口额)的脉冲响应，当对出口额增加一个正向脉冲之后，会在第二期达到最大正响应，接下来会有一些波动，并在第五期达到最低负响应，接下来第十期时一直处于上下波动状态，但幅度逐步降低。和经济增长类似，出口额增加也会在短期内可以对FDI有促进作用，但从长期来看，并不一定会带来FDI的增长，而从总体来说，出口额对FDI还是有正面效应的。
Figure 5. DF to DE impulse response
图5. DF对DE的脉冲响应
3.5. 方差分解模型分析
我们基于上面所得出VAR模型进行了方差分解用来分析冲击在FDI、就业人数与经济增长的动态变化中的相对重要性。分解结果见表2。
从表2可以看出，FDI的波动在第一期只受自身的影响，经济增长和出口额对FDI的波动在第二期才表现出来，这种冲击对FDI在最初有一定的影响，第二期整体影响在25%左右，此后逐步增强，从第六期开始，稳定在40%左右。表明经济增长和出口额对FDI的影响比较大，从长期来看出口额对FDI的影响要稍大于GDP的影响。而经济增长一开始受到FDI的影响较多，从第一期开始FDI对经济增长就有近70%的影响，而出口额在第一期对经济增长无影响，此后FDI对经济增长影响逐步下降，但影响最终保持在50%以上，而出口额对经济的影响随着时间也逐步增加，最终在25%左右，这里表明FDI对经济增长有决定性的影响，而出口额对GDP的影响会随着GDP和FDI的增长而逐渐增加。而出口额则到FDI与经济增长影响很大，从第一期接近80%的影响，到第十期虽然有少许下降，但也在70%多，说明出口受FDI和经济增长的影响很大，特别是FDI对出口额的影响维持在50%左右。
Table 2. Analysis of variance table
表2. 方差分解表
|
FDI方差分解 |
经济增长(G)方差分解 |
出口额(E)方差分解 |
期数 |
预测标准误差 |
DF(%) |
DG(%) |
DE(%) |
预测标准误差 |
DF(%) |
DG(%) |
DE(%) |
预测标准误差 |
DF(%) |
DG(%) |
DE(%) |
1 |
0.0927 |
100 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0256 |
69.1651 |
30.8349 |
0.0000 |
0.0487 |
48.9880 |
29.3706 |
21.6413 |
2 |
0.1151 |
74.8397 |
11.2206 |
13.9398 |
0.0272 |
59.6507 |
26.4917 |
13.8576 |
0.0487 |
47.6641 |
30.4518 |
21.8841 |
3 |
0.1158 |
71.9467 |
13.6523 |
14.4010 |
0.0286 |
53.6671 |
33.9033 |
12.4296 |
0.0547 |
57.9507 |
25.3517 |
16.6976 |
4 |
0.1178 |
72.1233 |
13.6812 |
14.1955 |
0.0420 |
74.8047 |
18.8793 |
6.3160 |
0.0570 |
57.0086 |
24.7156 |
18.2758 |
5 |
0.1203 |
69.0113 |
13.6013 |
17.3874 |
0.0612 |
54.9585 |
24.9426 |
20.0989 |
0.0693 |
55.8184 |
20.7747 |
23.4069 |
6 |
0.1289 |
62.8865 |
14.5284 |
22.5851 |
0.0607 |
54.9869 |
24.7269 |
20.2862 |
0.0683 |
54.9272 |
20.4873 |
24.5856 |
7 |
0.1270 |
62.1265 |
15.0886 |
22.7849 |
0.0671 |
51.9259 |
25.3404 |
22.7337 |
0.0673 |
55.4275 |
20.3200 |
24.2524 |
8 |
0.1287 |
59.6892 |
15.8930 |
24.4178 |
0.0681 |
50.4781 |
25.7996 |
23.7223 |
0.0742 |
48.6487 |
22.4967 |
28.8546 |
9 |
0.1275 |
58.8442 |
16.1800 |
24.9758 |
0.0675 |
50.4956 |
25.7464 |
23.7580 |
0.0729 |
48.6580 |
22.5229 |
28.8191 |
10 |
0.1266 |
58.9775 |
16.1506 |
24.8720 |
0.0670 |
50.1372 |
25.6876 |
24.1751 |
0.0723 |
47.5142 |
22.6669 |
29.8189 |
4. 结论与建议
基于2002年~2023年越南经济发展数据的实证分析，结论如下：
首先，FDI对越南经济增长具有明显的促进作用，所以保证FDI的引入十分关键。通过脉冲分析可知，在短期内FDI对于经济增长具有滞后效应，FDI的增长对于经济的增长具有明显的促进作用，而从长期来看，这种作用会越来越弱。同样的，短期内FDI对出口额的增长具有滞后效应，对于出口额的增长具有明显的促进作用，长期来看影响会越来越弱，但是整体上都是正向的影响。这说明越南的改革开发通过引入外资以促进经济增长的政策是非常有效的，需要继续坚持改革开放的政策，进一步引入外资，让越南更深入地参与到世界经济活动中。从方差分解分析中我们可知，目前FDI对越南的经济增长以及出口额的增长仍处于决定性作用，政府应该进一步采取措施科学利用外资，使得FDI在越南经济发展中发挥重要作用，以及确保越南能进一步地融入到世界贸易活动中。
其次，经济增长对FDI的流入呈现出一定的波动，但是整体上是积极影响。通过实证分析发现，经济增长对FDI的冲击在短期内会带来正向效应，但长期是处于上下波动的态势。这是由于FDI的增长因素除了经济增长趋势之外，还包括政治环境、汇率变动、生产成本、市场变动等。因此除了保证经济增长之外，还需要越南政府在努力维护市场环境、金融环境的稳定，对国内的涉及FDI的法律法规进行更进一步规范化处理，创造良好的有利于外资经营的软硬件环境，才能更好的吸引优质的FDI。从方法分解分析中可以看出，经济增长及出口额的增长对FDI的增长具有一定的影响，但不具备决定性的影响，并且出口额对FDI的影响要大于GDP的。这从另一个方面也说明，政府保证经济环境的稳定，完善对应的法律法规、以及进一步的容易世界贸易对于FDI的引入的重要性。
综上所述，在扩大FDI对经济增长、出口额增加积极影响的同时，配合越南经济结构调整，必须考虑科学发挥FDI对越南产业结构升级、就业结构升级的促进作用。另一方面，当前全球经济受中美贸易战，加上疫情(COVID19)留下的消极影响，越南的经济呈现一定的下滑态势。在这种经济形式下，越南想吸引FDI促进国内经济增长，尤其是高质量FDI，要制定符合科学发展的外资政策。
本文认为可以考虑以下四个政策着力点：
1) 优化投资环境，包括：进一步改造环境质量、基础设施以利于外资企业的经营活动；提供良好的政治环境、以及稳定且安全的社会环境；制定有利于投资者的政策以及减少次要的手续步骤；提升人力资源的质量，目前越南的劳动力水平较低，在一些高科技要求的行业缺少人力，所以注重培养高质量人力是吸引外资的重要因素。
2) 继续扩大国际合作关系，参与全球市场交易以建立越南全球经济一体化的环境，从而吸引更多的外国投资者。
3) 保持稳定的宏观经济状态，控制通货膨胀、汇率等。
4) 对第三产业制定优惠及科学的投资政策以支持外国投资者转移到旅游、服务业投资。比如吸引FDI转移到沿海地区，沿海地区是越南中南部与全球海运、空路交通集中的地方，所以吸引FDI转移到沿海地区可以优化越南潜在的优势。