FDI与资本流动关联机理及动态分析_林则宣

内蒙古农业大学学报（社会科学版）２０１２年第６期（第１４卷　总第６６期）Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｉｎｎｅｒ　Ｍｏｎｇｏｌｉａ　Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　Ｅｄｉｔｉｏｎ）Ｎｏ．６　２０１２（Ｖｏｌ．１４　Ｓｕｍ　Ｎｏ．６６）
ＦＤＩ与资本流动关联机理及动态分析＊
●　林则宣
（安徽财经大学经济研究所，安徽蚌埠２３３０００）
摘　要：改革开放以来我国外商直接投资规模持续扩大，资本流动性逐渐增强。

为探寻两者关系，在提出ＦＤＩ与资本流动关联机制的基础上，依据我国１９８３－２００９年的时序数据，利用协整检验、格兰杰因果检验等方法进行动态计量分析。

结果显示，我国ＦＤＩ和资本流动之间存在长期均衡关系，ＦＤＩ是资本流动的格兰杰原因，对资本流动产生较大的正向冲击效应，而资本流动对ＦＤＩ的作用强度不大。

对两者关系的深入认识，有利于采取正对性措施，实现ＦＤＩ与资本流动的良性互动。

关键词：ＦＤＩ；资本流动；动态分析
ＤＯＩ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１００９－４４５８．２０１２．０６．０１８
中图分类号：Ｆ８３２．４８ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００９－４４５８（２０１２）０６－００４６－０３
一、引言
在现在经济条件下，资本是衡量经济增长的重要指标之一。

同时资本流动量在国际间的变化状况也对世界经济格局产生重要的影响。

一个国家的内部资本在本国各个区域之间的流动不仅影响该国的经济结构，同时也影响这该国家的经济增长质量、经济发展水平及其经济的可持续性。

因此，对一个国家区域资本流动状况的研究意义重大。

在中国经济转型过程中，由于存在市场不完善等经济分割问题，企业和家庭之间、不同企业之间在经济运行中被相对隔离。

尤其是在地方政府干预下，不同区域的经济主体之间的隔离现象和市场分割问题显得尤为严重。

由于地区市场分割而造成要素禀赋的不均衡，从而使得要素得不到合理利用，而致使国内资本配置效率低下。

然而，令人惊讶的是，在国内资本配置无法实现最优配置的同时，我国利用ＦＤＩ的规模却一直居于世界前列，连续多年利用ＦＤＩ数量居发展国家之首。

明确ＦＤＩ与国内资本流动相互作用的理论机制及实际效应，在当前我国区域资本流动性较低的背景下，对于更加有效地利用ＦＤＩ来促进区域资本流动，以及通过加强区域资本流动来吸引外资，保持国民经济的健康发展，具有重要意义。

二、文献综述
国内外学者在研究ＦＤＩ对东道国经济影响主要集中在两个方面，即技术溢出效应和挤出（挤入）效应。

技术外溢理论认为，ＦＤＩ进入东道国会同时伴随着技术上的转移，使得东道国的企业可以通过人力资本流动、技术模仿、示范效应和市场竞争等方式获得技术外溢。

国际上在这一领域的研究有大量文献。

其中主流的理论（Ｂｌｏｍｓｔｒｏｍ　ａｎｄ　Ｋｏｋｋｏ，１９９６）认为：外企的进入会增加该行业内资企业的压力，并由于模仿和示范从而产生行业内的溢出效应；通过对内资企业人员培训和技术提携也会产生行业间的溢出效应。

对这些效应的存在与否及其大小，学术界主要使用Ｃａｖｅｓ（１９７４）所创立的经验研究方法进行计量分析。

Ｂｕｃｋｌｙ（２００６）认为由于不同文献之间存在样本数据、方法和变量等的差异，从而导致实证结论有较大出入。

国内学者在这一方面基本沿着新古典主义的框架进行分析，注重外资的正向效应而忽略其负面影响，同时在ＦＤＩ挤出效应方面也有着不同的看法。

通过对ＦＤＩ与国内各工业行业相关关系的分析，江小娟（２００１）认为在我国一些行业当中存在着ＦＤＩ的挤出效应。

朱劲松（２００１）通过对ＦＤＩ与国内投资关系的实证分析得出，ＦＤＩ与下年的国内投资具有较强的负相关性，有着显著的挤出效应。

赖明勇（２００２）通过ＦＤＩ与技术外溢效应的模型研究发现在国内资本未充分利用的情况下盲目引进ＦＤＩ会阻碍国内投资总量的增加。

李子奈和王志鹏（２００４）通过ＦＤＩ对国内投资的绝对挤出模型分析认为就全国而言ＦＤＩ对国内投资挤出或挤入的证据并不显著。

国内外学者对区域资本流动的研究主要集中在投资储蓄的相关分析和市场分割等方面。

Ｈｏｒｉｋａ和Ｆｅｌｄｓｔｅｉｎ（１９８０）认为在资本完全流动的条件下一国的储蓄可以在全球寻找机会以达到资本的最高收益，而其本国的投资业可来源于国际资本，即认为国内储蓄和投资之间不存在相关关系。

在其分析的基础上胡永平（２００４）通过模型检验了各地区储蓄与投资间的储蓄保留系数并计算其长期公积关系，证实了资本向东部区域流动的趋势。

贺胜兵（２００８）利用ＰＳＴＲ模型分析认为我国各省ＦＨ系数之间存在着明显的异质性，经济规模和经济增长率对资本流动性具有显著的影响。

国内外涉及ＦＤＩ对东道国经济影响、区域资本流动的研究已较
＊收稿日期：２０１１－１２－１７
基金项目：安徽财经大学２０１１年度研究生创新基金资助项目，项目编号：２０１１ＹＪＳＣＸ０８４。

作者简介：林则宣（１９８９－），男，浙江瑞安市人，安徽财经大学经济研究所研究生，研究方向：人口经济学。

为丰富，但其中涉及外资与区域资本流动关系的研究并不多，而直接考察ＦＤＩ与区域资本流动的研究更少。

因此，在我国经济发展方式转变阶段，探讨ＦＤＩ与区域资本流动的关系，特别是开展相应的动态计量分析，有利于深化对两者关系的全面认识，得到有意义的启示。

三、ＦＤＩ与区域资本流动的关联机制
随着经济的全球化，各生产要素在全世界范围内的流动性不断加强。

外商直接投资在国际资本的流动中所起的作用不断增强。

ＦＤＩ的进入给东道国的经济带来了一系列的影响。

尽管大多数影响是有益的，但ＦＤＩ对国内资本流动的影响还一直存在众多争议。

ＦＤＩ对国内资本流动的影响可以从两个角度来看：
１．外资抑制国内资本流动的机理分析
（１）在外商直接投资中，外资企业将其拥有的先进技术运用于生产实践以及其所具有的先进的管理水平，加之东道国给予的优惠政策，如果国内市场容量有限，将会把本地企业挤出市场，同时会阻止其他投资者追加在该领域的投资。

此外拥有资金和人员优势的跨国公司进入国内市场很容易挖走本地企业的优秀人才，从而导致本地企业生产率水平的下降（Ａｉｔｋｅｎ＆Ｈａｒｒｉｓｏｎ，１９９８）。

（２）ＦＤＩ会弥补国内投资的资金缺口，从而导致国内资本流动的减少。

Ｃｈｅｎｅｒｙ和Ｓｔｒｏｕｔ在１９６６年提出“两缺口模型”（ｔｗｏ－ｇａｐ－ｍｏｄｅｌ）认为发展中国家在自身金融市场不完善、储蓄率低的条件下可以通过合理利用外资来满足本国经济的需要。

而这也正是我国在８０年代以来通过大量吸引外资来实现经济增长的基础，但近年来我国资金短缺的问题已经得到缓解，“外汇缺口”和“储蓄缺口”已经不再是制约经济发展的主要因素（范爱军，方学芹２００３）。

根据“两缺口”理论我们似乎可以得出这样的结论：在“外汇缺口”和“储蓄缺口”都不存在的情况下发展中国家继续引进外资是不必要的。

然而现今的中国却正处在这样的悖论当中。

尽管近年加强宏观调控，对外商的优惠政策逐渐减少，导致外商来华投资的预期减缓，但《２０１１年中国统计年鉴》显示：２００８年中国使用外商直接投资９２４亿美元，受金融危机的影响２００９年的数据为９００亿美元，２０１０实际使用外资额更是超过１０００亿美元。

也就是说当前中国的“外汇缺口”和“储蓄缺口”已经消失，外汇储备丰厚，“外汇缺口”和“储蓄缺口”已经不再阻碍我国的经济发展。

但我国引进外资的策略却一直没有改变。

我国在两缺口消失的情况下引入外资的实践似乎与“两缺口”理论相背离。

因此在这种情况下引进外资反而可能抑制国内资本的流动。

２．外资促进国内资本流动的机理分析
这主要从技术溢出和增长极两方面来解释。

（１）ＦＤＩ是对国内资本的有益补充，ＦＤＩ不仅仅是资金的转移，也带来了新技术、管理技能以及市场渠道等无形资产。

这种无形资产能够产生技术溢出，从而提高当地企业的生产率，结果当地企业投资的利润可能上升，ＦＤＩ对东道国资本形成的贡献也就会超过其自身的规模。

同时ＦＤＩ通过示范效应、竞争效应和人员流动效应提高了内资企业的投资效率，从而刺激内资企业的投资，促进了国内资本的流动。

（２）Ｆｒａｎｃｏｉｓ　Ｐｅｒｒｏｕｘ提出的增长极理论认为区域经济的发展主要依靠条件较好的少数地区和少数产业带动，应把少数区位条件好的地区和少数条件好的产业培育成经济增长极。

因此ＦＤＩ的进入也可能产生大鱼带动产业的关联经济效应，从而带动其周边范围内相关配套产业的发展，从而促进国内资本流动。

我国近十年来已经吸引了大量的外资，接下来在引进外资的过程中应当注意促进国内资本的流动，提高国内资本的使用效率。

在这样的情况下，对ＦＤＩ于国内资金流动的相互作用机制的研究显得尤为重要。

理论上，ＦＤＩ对国内区域资本的流动存在一定的影响，然而ＦＤＩ对区域资本流动产生怎么样的影响以及各种影响是否显著，还需要利用有关数据进行进一步实证检验。

四、ＦＤＩ与区域资本流动的动态计量分析
１．变量选取及数据来源
本文采用时间序列数据对区域资本流动与外商直接投资（ＦＤＩ）进行动态计量分析，来判别两者之间的动态关系。

区域资本流动以“投资储蓄转化系数”来反映，记为“β”；外商直接投资有ＦＤＩ来表示，记为“ＦＤＩ”，单位：亿美元（见表１）。

表２ＦＤＩ与区域资本流动的检验结果
年份ＦＤＩβ年份ＦＤＩβ年份ＦＤＩβ
１９８３　９２０－０．１２５　１９９２　１１００７　０．２８５　２００１　４６８７８－０．１１７
１９８４　１４２０　０．１１５　１９９３　２７５１５－０．３４９　２００２　５２４７１　０．０１７
１９８５　１９６０　０．００９　１９９４　３３７６７　０．２４７　２００３　５３５０５　１．２２５
１９８６　２２４０　０．４１８　１９９５　３７５２１　０．４０５　２００４　６０６３０　０．３７７
１９８７　２３１４－０．３０６　１９９６　４１７２６　０．０９２　２００５　６０３２５　０．７６２
１９８８　３１９４　０．３４９　１９９７　４４９０１　０．２４１　２００６　６３０２１　０．６５８
１９８９　３３９２－０．５０４　１９９８　４５２８４　０．３０４　２００７　７４７６８　０．９４２
１９９０　３４８７　０．４１　１９９９　４０３１９　０．２４１　２００８　９２３９５　０．７７８
１９９１　４３６６－０．９８７　２０００　４０７１５　０．１７４　２００９　９００３３　０．８４８
　数据来源：表中ＦＤＩ来源于《２０１０年中国统计年鉴》，β来源于“中国区域资本流动基于ＦｅｌｄｓｔｅｉｎＨｏｒｉｏｋａ方法的检验”
２．单位根检验
在对该时间序列进行回归分析前，先对该数据进行单位根检验，来判别序列的平稳性。

检验结果见表２。

表２ＦＤＩ与区域资本流动的检验结果
变量
检验形式ＡＤＦ临界值
（ｃ、ｔ、ｋ）统计量１％５％１０％
结论ＦＤＩ（Ｃ，Ｔ，１）－２．９４６５－４．４４０７－３．６３２８－３．２５４７不平稳
△ＦＤＩ（Ｃ，０，１）－３．２４４８－３．７８８０－３．０１２４－２．６４６１平稳
β（Ｃ，Ｔ，１）－２．１９８６－４．４４０７－３．６３２９－３．２５４７不平稳
△β（Ｃ，０，０）－１２．２４９４－２．６７４３－１．９５７２－１．６０８２平稳
注１）检验形式中，Ｃ代表常数项，Ｔ代表趋势项，ｋ代表滞后阶数。

（２）△代表变量的一阶差分形式。

由表２可以看出，变量序列ＦＤＩ和β的ＡＤＦ统计值在一阶差分中都小于５％显著水平下的临界值，因此，可认为ＦＤＩ和β的一阶差分序列是平稳的，属于同阶单整序列。

３．协整关系检验
由于两个变量序列为一阶单整，则可认为这两个序列的组合是平稳的。

采用Ｊｏｈａｎｓｏｎ极大似然法对ＦＤＩ和β进行协整检验，来判定两组数据是否存在协整关系。

检验结果如表３所示。

表３ＦＤＩ与区域资本流动的协整关系检验结果
原假设特征根迹统计量５％水平临界值Ｐ值无协整关系＊０．６６８１８１　２３．４０００６　１５．４９４７１　０．００２６
最多一个协整关系０．０１１０６２　０．２３３６０３　３．８４１４６６　０．６２８９
表３显示，在无协整关系的假设条件下，迹统计量大于显著水平为５％的临界值，表明拒绝原假设，二者之间至少存在一个协整关系。

在一个协整关系的假设下迹统计量为小于显著水平为５％的临界值，所以接受零假设，即两者之间只存在一个协整关系。

４．Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验
为了进一步解释变量之间是否存在因果关系。

建立ＦＤＩ和β
７
４
●　林则宣　ＦＤＩ与资本流动关联机理及动态分析 经 济
之间的格兰杰因果检验关系模型：
β１
＝α１０＋∑ｋ
ｉ＝１
α１ｉβｔ－ｉ＋∑ｋ
ｉ＝１
γ
１ｉＦＤＩｔ－ｉ＋ε１ｔＦＤＩ１＝α２０＋∑ｋ
ｉ＝
１α２ｉＦＤＩｔ－ｉ＋∑ｋ
ｉ＝
１γ
２ｉβｔ－ｉ＋ε２ｔ其中：ｔ代表年度，ｋ代表最大滞后阶数，εｔ代表误差项。

利用普通最小二乘法对参数进行回归估计，最大滞后阶数取４，得到的检验结果如表４所示。

表４
因果关系假定
滞后期数Ｆ统计值ｐ值结论ＦＤＩ不是资本流动的格兰杰原因１　１３．９６２８　０．００１３拒绝资本流动不是ＦＤＩ的格兰杰原因１　０．００８０８　０．９２９２不拒绝ＦＤＩ不是资本流动的格兰杰原因２　３．３４２３４　０．０５９７拒绝资本流动不是ＦＤＩ的格兰杰原因２　０．２２８６９　０．７９８不拒绝ＦＤＩ不是资本流动的格兰杰原因３　３．６５７５　０．０３９拒绝资本流动不是ＦＤＩ的格兰杰原因
３　
１．５９６２３　
０．２３４９
不拒绝
表４的检验结果显示：滞后１期后“ＦＤＩ不是资本流动格兰杰原因”的概率都小于１％，即可认为ＦＤＩ是资本流动的格兰杰原因，说明我国ＦＤＩ对资本流动具有显著的影响；而滞后各期中“资本流动不是ＦＤＩ的格兰杰原因”的概率都超过２０％，因此不能认为资本流动加强是ＦＤＩ的格兰杰原因，说明我国资本流动提高对ＦＤＩ具有一定的推动作用，但其效应并不明显。

５．
脉冲响应函数为了反映ＦＤＩ与资本流动相互间的动态影响，进一步建立脉冲响应函数：
βｔ＝∑ｋ
ｉ＝１
α１１βｔ－ｉ＋∑ｋ
ｉ＝１
α
１２ＦＤＩｔ－ｉ＋ε１ｔＦＤＩｔ＝∑ｋ
ｉ＝
１α２１ＦＤＩｔ－ｉ＋∑ｋ
ｉ＝
１α
２２βｔ－ｉ＋ε２ｔ式中：ｋ代表滞后阶数，εｔ代表随机扰动项。

将响应函数的追踪期数设定为１０年，得到脉冲响应函数曲线如图１所示，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表变量自身及相互间的响应程度。

图１　Ｆ
ＤＩ与资本流动对一个标准差新息的响应从图可知，ＦＤＩ对自身一个标准差新息起初有较强的正向响应，第３期达到最高后逐步下降，响应程度不断减弱；资本流动对ＦＤＩ的冲击在初期不明显，第２期后逐渐变为反向冲击，且一直保持在较低水平，说明ＦＤＩ主要受政策因素的影响，资本流动对ＦＤＩ的影响不显著。

资本流动对自身的一个标准差新息。

初始，ＦＤＩ对资本流动作用较弱，到第２期逐渐加强达到最大值，明显超过资本流动自身的冲击，表明ＦＤＩ对于促进资本流动发挥着积极作用。

总体来看，ＦＤＩ对资本流动带来较大的正向冲击效应，充分利用外资有助于促进资本流动；而资本流动对ＦＤＩ的作用强度不大，
表明当前我过资本流动并未对ＦＤＩ产生显著影响。

脉冲响应函数得到的结论与格兰杰因果关系检验的结果及理论机制分析相一致。

五、
结语 Ｆ
ＤＩ与区域资本流动理论上具有相互作用的关联机制，根据挤出效应和两缺口理论ＦＤＩ对区域资本流动具有抑制效应，而根据技术溢出和增长极理论所得出的结论刚好相反。

根据１９８３－２００６年我国ＦＤＩ和区域资本流动程度时序数据，对两者关系进行实证检验得出以下结论：我国ＦＤＩ与区域资本流动之间存在着长期均衡关
系，ＦＤＩ是资本流动的格兰杰原因，而资本流动不是ＦＤＩ的格兰杰原因。

ＦＤＩ对资本流动的影响较强，而资本流动对ＦＤＩ的作用有限。

对ＦＤＩ和资本流动分析的结论与实际情况基本一致。

改革开放以来，我国工业化迅速发展，外来投资大规模流入，同时带动国内相关产业的发展，有效地促进我国区域资本的流动。

但由于ＦＤＩ受投资习惯及国家政策等因素影响较为严重，以至于资本流动对ＦＤＩ作用有限。

随着我国经济向工业化中后期过渡，为更为有效地吸引外资，促进资本流动，使资本流动与ＦＤＩ之间良性互动机制的形成，我们应当做好以下几点：
第一，优化外商投资的区位，加强高技术型ＦＤＩ的引进，通过技术溢出促进资本流动。

为此我们必须做好两点：一要重视我国ＦＤＩ的技术外溢问题。

在我国非均衡的发展模式下，东西部地区之间在技术、经济、吸收能力、人力资本的积累等方面差距不断拉大，从而导致相同的ＦＤＩ在不同地区会产生不同的溢出效应。

二要重视导致ＦＤＩ技术外溢的制度因素。

这里的制度因素包括两点：其一，对ＦＤＩ在股权比例、产业和区位方面的限制政策。

根据各个地区的不同现状制定相应符合各地区的ＦＤＩ政策。

其二，指吸引ＦＤＩ的政策制度。

各地区可以根据本地区的情况制定相关的ＦＤＩ优惠政策。

第二，优化外商投资的产业，加强对ＦＤＩ的产权保护。

通过对产权的保护和产业的优化来更大程度的引进ＦＤＩ，来增强ＦＤＩ在本国的竞争从而加强产业聚集，促进经济增长极的形成由此产生大鱼带动产业的关联经济效应，来带动其周边范围内相关配套产业的发展，进而促进国内资本流动。

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４内蒙古农业大学学报（社会科学版） ２
０１２年第６期（第１４卷　总第６６期）。