“金磚四國”FDI資本擠出擠入效應研究

張 莉

問題的提出

以“金磚四國”①本文的研究對象為高盛最初提出的巴西、印度、俄羅斯和中國四個金磚國家。為代表的新興經(jīng)濟體已經(jīng)成為世界經(jīng)濟增長的新動力，通過積極擴大對外開放融入全球化，利用外部資源和市場條件等全球化紅利來發(fā)展本國經(jīng)濟，是“金磚四國”發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢實現(xiàn)經(jīng)濟迅速發(fā)展的共同特征。外商直接投資(FDI)作為資本和先進技術(shù)的載體，深入系統(tǒng)地影響了東道國的經(jīng)濟增長。后危機時代，F(xiàn)DI更多地流向以“金磚四國”為代表的新興經(jīng)濟體，四國吸引了世界將近1/5的FDI。FDI對“金磚四國”這樣的新興經(jīng)濟體大國的國內(nèi)投資產(chǎn)生的影響也引起了學者們越來越廣泛的關(guān)注。

FDI對東道國的經(jīng)濟增長效應研究已經(jīng)得到學者的廣泛研究，特別是技術(shù)溢出效應的文獻十分豐富，而FDI對東道國的資本形成效應研究則相對匱乏。FDI對東道國資本積累的作用，早期研究主要集中在利用外資可以改善發(fā)展中國家在經(jīng)濟起飛階段面臨的資金短缺問題(Rostow，1960)，哈羅德－多馬模型發(fā)展出了“雙缺口”模型(Chenery and Strout，1966)，外資既可以彌補國內(nèi)投資與儲蓄之間的資金缺口，也可以彌補進口與出口之間的外匯缺口，后來又擴大到“四缺口”(Hirschman and Todaro，1974)。但也有學者提出了反對意見:Bhagwati(1958)首次提出貧困化增長的模型，在Jonson(1967)的貧困化模型基礎(chǔ)上，Brecher et al(1982)又進行了擴展，將貧困化增長歸因于FDI，并解析了FDI導致貧困化增長的渠道。

后面學者對FDI的資本形成效應主要集中在資本的間接效應，也就是FDI對國內(nèi)資本的擠入和擠出效應上。第一種觀點認為FDI會把稀缺資源從其他有效率的生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移出來從而對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應，持此觀點的學者不在少數(shù)(Brecher and Diaz-Alejandro，1977;Brecher，1983;Boyd and Smith，1999)。第二種觀點認為FDI會對國內(nèi)投資產(chǎn)生引致效應。Bosworth and Collions(1999)將投資率(投資除以GDP)作為被解釋變量，各類外資(除以GDP)作為解釋變量，對58個發(fā)展中國家在1979—1995年間的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn):1單位的FDI基本上可以對應1單位的總投資的增加，影響是中性的。Brorensztein(1998)在建立FDI技術(shù)擴散的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型和實證研究FDI對經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)上，將檢驗長期經(jīng)濟增長的決定因素方程的被解釋變量換做投資比率，結(jié)果認為FDI對國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠入效應。第三種觀點認為FDI對國內(nèi)資本的效應是不確定的。Agosin and Mayer(2000)認為FDI也間接促使全社會投資增加，從而對國內(nèi)資本產(chǎn)生擠入效應或者引致效應;FDI帶來的市場競爭還會加快落后生產(chǎn)工藝的淘汰，部分形成對本國資本的擠出效應。通過建立實證模型對1970—1996年亞非拉世界的國家進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI在亞洲國家有較大的擠入效應，非洲次之，而FDI對拉美國家產(chǎn)生了嚴重的擠出效應。他們的模型得到了廣泛的實證應用，UNCTAD(1999)①UNCTAD．WIR，1999也利用此公式利用1970—1996年數(shù)據(jù)對來自非洲、歐洲、東南亞等的39個國家和地區(qū)進行了實證檢驗，認為:FDI對中國和巴西的資本形成效應是中性的，既沒有產(chǎn)生擠入效應也沒有產(chǎn)生擠出效應。Misun(2002)也利用此原理對轉(zhuǎn)型國家在1900—2000的年度和季度數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，認為捷克和匈牙利產(chǎn)生了擠入效應，波蘭產(chǎn)生了擠出效應。Ramirez(2007)利用拉美的數(shù)據(jù)進行實證，認為FDI通過技術(shù)溢出提高了東道國私人投資的邊際生產(chǎn)率，帶動了國內(nèi)投資。國內(nèi)學者也廣泛應用Agosin模型進行實證檢驗，但結(jié)論不一致:楊柳勇(2002)利用中國1983—1999的數(shù)據(jù)認為FDI對中國產(chǎn)生了擠出效應，而李子奈(2004)重新利用1987—2001的省際面板數(shù)據(jù)對此效應的數(shù)學模型進行了修正，對比修正前與修正后的結(jié)果是一致的:全國范圍內(nèi)擠入效應不顯著，東部地區(qū)產(chǎn)生了顯著的擠出效應，中部地區(qū)產(chǎn)生了擠入效應，西部的擠出效應不顯著。

FDI對東道國的資本擠入擠出效應帶有明顯的國別特征，本文通過考察FDI對“金磚四國”的資本效應，以剖析新興大國FDI利用的機遇與挑戰(zhàn)。與已有的研究成果相比，本文的特色主要表現(xiàn)在以下兩個方面:(1)以往研究往往籠統(tǒng)介紹FDI對東道國的資本效應，我們更關(guān)注FDI對金磚四國這類有著許多相同點又有著巨大差異的四個新興大國國內(nèi)資本的影響。(2)在新的時代背景下，在模型中引入一些具體的控制變量影響因素，可以更深刻地揭示FDI影響國內(nèi)資本形成的渠道和本質(zhì)特征。本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分進行FDI資本效應機理的模型分析;第三部分為分類檢驗與實證分析部分，包括計量模型、指標和數(shù)據(jù)對選取;第四部分總結(jié)全文。

資本效應機理分析

為了規(guī)范研究FDI到底是擠出還是擠入了東道國的國內(nèi)資本，本文在Agosin(2000)新古典模型的基礎(chǔ)上，通過引入其他控制變量來分析FDI的資本配置效應。

新興經(jīng)濟體不斷增長的FDI到底對國內(nèi)投資主體的投資行為產(chǎn)生了什么樣的影響?如果沒有影響，那么FDI對總投資的影響就是一比一的關(guān)系，如果FDI擠出了國內(nèi)投資，那么總投資的增加就少于FDI的增長，如果FDI產(chǎn)生的是擠入效應，那么總投資的增長就快于FDI的增加。那么FDI到底是產(chǎn)生了擠入還是擠出效應，最終將取決于FDI的類型、東道國的政策和國內(nèi)企業(yè)的競爭力。

東道國總投資是MNCs帶來的真實投資和國內(nèi)投資的和:

如果直接把東道國當期實際流入的FDI就看作If是不科學的。因為FDI是反應在當期國際收支平衡表資本賬戶上的一個統(tǒng)計值，而投資是真實國民賬戶中一個很重要的變量值。許多FDI并不會轉(zhuǎn)化為真實的投資:特別是近年來，購并成為了FDI一種很重要的投資方式，購并只是所有權(quán)從國內(nèi)投資者轉(zhuǎn)移到了國外投資者那里而已。而對于有的國家而言，如果MNCs在東道國市場上融資，那么帶來的投資會超過FDI的值。對于新興經(jīng)濟體而言，發(fā)生第一種情況的可能性比較大，因為新興經(jīng)濟體的資金仍是稀缺要素，再加上金融服務體系功能相對較弱，因此融資成本也高。相反，對于發(fā)達國家而言，第二種情況發(fā)生的情況比較多?？傊琈NCs帶來的投資可以看出是一個函數(shù)FDI(F)的形式。反應在國際收支平衡表上的FDI的流入并不會在當期全部轉(zhuǎn)化為對東道國的真實投資，而是在FDI與If之間存在一個時滯。而且FDI具有自我增強的屬性，現(xiàn)有FDI的存量會顯著影響外商投資的當期決策(Wheeler，1992)，選擇滯后兩期①滯后三期系數(shù)往往變得不顯著。的FDI來控制其內(nèi)生性(Broensztein，1998)。所以，If不僅依賴于當期的FDI流入，同樣也包含其滯后幾期值。

在這里把FDI看作是一個外生變量②Agosin也對FDI進行了內(nèi)生化處理:將FDI看作自身滯后期與預期經(jīng)濟增長率的函數(shù)，但實證表明，F(xiàn)DI作為被解釋變量幾乎不受預期經(jīng)濟增長率的影響，故仍將FDI看作外生變量處理，本文也依此類處理。，因為對于東道國而言，其所吸引的FDI的數(shù)量主要受世界經(jīng)濟環(huán)境和MNCs的戰(zhàn)略部署的約束。

影響國內(nèi)投資的因素有很多，此處將國內(nèi)投資看作是對合意的資本存量與實際資本存量Kd，t的差異進行調(diào)整的一個函數(shù)。與預期的經(jīng)濟增長率(Ge)和完全生產(chǎn)能力(Y)與實際產(chǎn)出間(Yn)的差異(y)成正比。

實際資本存量的動態(tài)調(diào)整公式為:

其中，d為資本的折舊率，結(jié)合(3)—(5)式:

將各分式代入(1)式，得:

還有一個需要注意的問題是:無論是本國還是外國的投資者都受東道國經(jīng)濟增長率預期的影響。預期如果是理性的，期望的增長率就不會偏離實際的增長。上面的式子中假設Ge=Gt+ut，ut為白噪聲。

出于簡便，本文期望的經(jīng)濟增長率采取如下形式:

將(8)式代入(7)式，可得①Agosin通過把(7)式只包含滯后期不包括生產(chǎn)差異項(yn)和包含生產(chǎn)差異項的進行比較發(fā)現(xiàn)結(jié)果沒有差別，故為簡便，采用了不包含差異項的形式作為實證的基礎(chǔ)。:

但是，考慮到FDI對國內(nèi)投資的效應是受許多因素，包括利率水平、匯率、宏觀環(huán)境、金融發(fā)展程度、配套的勞動力水平、制度因素等綜合作用的影響的。

如果不考慮這些因素，上式容易產(chǎn)生多重共線性，故將上式拓展為:

α0為國家的固定影響，α1－αj為調(diào)整國家效應的系數(shù)，I為總投資/GDP的比率，F(xiàn)為FDI/GDP的比率，G為GDP的增長率①嚴格意義上，直接把每項都除以GDP是得不到(9)式的，但是李子奈在嚴格推導的數(shù)學基礎(chǔ)上重新進行實證研究，結(jié)果沒有變化，故出于簡便，本文也采用(9)式進行實證。，ctrl為影響投資的其他變量，如利率r②考慮到合意的投資是國內(nèi)企業(yè)最優(yōu)的資本存量水平，而它本身又受資本收益與機會成本的影響，資本收益取決于預期和當期產(chǎn)生的變化，資本成本取決于利率水平的變化。、匯率等。由此得出長期反應系數(shù):

判斷是產(chǎn)生了擠入(CI)還是擠出(CO)效應的標準是觀察βLT與1的關(guān)系:

使用Wald約束檢驗，如果βLT=1的假設被拒絕且βLT＜1，則表明存在擠出效應。也就是從長期來看，F(xiàn)DI投入增加1個單位，會使得東道國的總投資增加小于1單位;如果βLT=1的假設被拒絕且βLT＞1，則表明存在擠入效應。也就是從長期來看，F(xiàn)DI投入增加1個單位，會使得東道國的總投資增加大于1單位;如果βLT=1的假設被接受，則表明存在中性效應。也就是從長期來看，F(xiàn)DI投入增加1個單位，會使得東道國的總投資增加等于1單位，對國內(nèi)投資不存在顯著的擠入或者擠出效應。

實證分析

1.計量模型構(gòu)建

因為四個國家的各個影響因素都存在差異，故實證公式被進一步改寫為:

其中，α0為國家的固定影響，α1－αj為調(diào)整國家效應的系數(shù)，I為總投資/GDP的比率，F(xiàn)為FDI/GDP的比率，G為GDP的增長率①嚴格意義上，直接把每項都除以GDP是得不到(12)式的，但是李子奈在嚴格推導的數(shù)學基礎(chǔ)上重新進行實證研究，結(jié)果沒有變化，故出于簡便，本文也采用(12)式進行實證。，ctrl為影響投資的其他變量，包括:實際利率、匯率、開放度、勞動力、制度等因素，ε為誤差項。

如前所述，長期反應系數(shù)為:

(1)投資率I。也是本文的被解釋變量。直接形成生產(chǎn)能力的是固定資產(chǎn)投資，所以用全社會固定資產(chǎn)投資額作為資本總量的替代變量。與大多數(shù)研究一樣，本文的投資沒有考慮存貨的變化，采用的是固定資本形成這一指標，能夠更好地說明投資者的自主投資。同時，在進行國際比較時，投資的絕對值因為存在通貨膨脹與匯率的差異，會隨著計算過程的增多帶來增加的誤差。故采取與GDP的相對比值，該值所需的GFCF和GDP數(shù)據(jù)均來自IMF的IFS統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

(2)經(jīng)濟增長率G。一國的經(jīng)濟增長率代表可能給投資者帶來的期望收益，增長率越快，資本的回報率也就越高。該解釋變量數(shù)據(jù)直接來自UNCTAD的GDP增長率，是以基年不變價格的計算的。與本文利用IFS數(shù)據(jù)庫以2000年不變價格計算的數(shù)值是一樣的，故采用該值。

(3)FDI的相對水平F。同投資率一樣，F(xiàn)DI與GDP的比值消除了通貨膨脹與匯率因素，更能反應FDI與一國經(jīng)濟規(guī)模的關(guān)系?？紤]到聯(lián)合國貿(mào)發(fā)組織在FDI總計上的權(quán)威性，該變量數(shù)據(jù)直接取自UNCTAD。

(4)實際利率R。一方面，利率水平代表東道國資本投資的機會成本，會直接影響本土和外國投資者的投資行為。新古典和凱恩斯學派均認為利率和投資呈現(xiàn)反向變動關(guān)系:隨著企業(yè)資本邊際生產(chǎn)力的下降，如果利率水平不變，企業(yè)對投資資金的需求也會下降。但是，包括Mackinnon(1989)在內(nèi)的許多經(jīng)濟學家，以發(fā)展中國家為對象進行的研究卻幾乎都得出了提高利率會導致投資規(guī)模擴大的結(jié)論。另一方面，利率市場化也是衡量東道國金融深化①金融發(fā)展程度一般用利率市場化、經(jīng)濟貨幣化、經(jīng)濟金融化、匯率市場化、資本自由流動等方面來衡量。的一個重要內(nèi)容:一國金融環(huán)境越趨向于自由化和市場化，實際利率則越高，篩選功能②主流經(jīng)濟學都認為，企業(yè)的投資決策是建立在預期收益率與利率對比基礎(chǔ)之上的，只有那些前者高于后者時，企業(yè)才會投資于該項目。利率具有這種對投資項目相對高效率的比較過程，就是其篩選功能。越強，越能促進儲蓄和投資效率，進而促進經(jīng)濟增長。

其中，Rn為名義利率水平，為一年期的貸款利率(lending rate)，貸款利率是投資者直接面對的利率，最能滿足本文的需要。P為東道國的通貨膨脹水平，采用GDP平減指數(shù)(GDP deflator)，2005為100。該公式下的變量均取自IFS。

(5)實際匯率水平E。匯率水平就是不同貨幣之間的兌換比率，本文采取的匯率是直接標價法，也就是一單位美元貨幣等于東道國貨幣的數(shù)量。匯率的水平和穩(wěn)定性都會影響一國企業(yè)的收益率和投資活動。在開放條件下，實際匯率的變動會導致母國與東道國之間生產(chǎn)要素的重新配置，從而影響東道國的經(jīng)濟增長和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。實際匯率水平的變化主要通過財富分配效應和成本效應影響跨國公司的投資決策:匯率值上升，投資成本下降，投資會增加。匯率水平的穩(wěn)定性也會影響FDI的流入，跨國公司投資決策的前提是利潤可以匯回母國，若匯率穩(wěn)定性差，會通過財富分配效應影響其投資決策。匯率波動越大，F(xiàn)DI投資的規(guī)模就會下降，從而會間接影響國內(nèi)企業(yè)的投資。

其中，N為名義匯率水平，P*為美國的通貨膨脹水平，P為東道國的通貨膨脹水平，都采用GDP平減指數(shù)數(shù)據(jù)。同樣是以2005年為基期③本文如不特別說明，基期均為2005年。，本公式下的變量均取自IFS。

(6)制度因素Inst。正如制度學派分析描述，任何經(jīng)濟活動都是在一定的制度環(huán)境約束下進行的，高效率、自由程度比較高的市場制度會優(yōu)化物質(zhì)和人力資本的配置，提高所有企業(yè)的投資率和生產(chǎn)效率。但是由于成才環(huán)境的差異，本土企業(yè)與跨國公司對制度的敏感性也可能存在較大差異。制度的改善可能對外商企業(yè)投資的邊際彈性更大，從而引發(fā)可能的國內(nèi)外企業(yè)間資源的重新配置。

本文用政府消費支出占最終消費支出的比例來說明。該比例越大，說明政府的規(guī)模越大，市場化程度也就越低。該變量數(shù)據(jù)均取自IFS數(shù)據(jù)庫。

(7)勞動力水平L。資本必須和一定的勞動力結(jié)合在一起才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的投資和生產(chǎn)力。四國都是人口大國，且“金磚四國”吸引的FDI大多仍是勞動力密集型行業(yè)，因此勞動力這個解釋變量就變得非常重要。此變量數(shù)據(jù)取自世界銀行數(shù)據(jù)庫，單位為千人。

(8)開放度O。經(jīng)濟開放度指標體現(xiàn)了一國在對外貿(mào)易中的開放程度。開放程度越高，為了規(guī)避貿(mào)易壁壘而導致的市場導向型FDI應該越少，可能形成的資本形成效應也就越小。相反，在要素分工條件下，為了更好地利用東道國相對有比較優(yōu)勢的生產(chǎn)要素，“兩頭在外”的出口導向型的FDI的流入應該越多，可能形成的投資也越多。開放程度越高，國內(nèi)兩種資本的配置效率也就越高。本文將東道國在時間t進出口的商品服務除以GDP，得到了開放度指標。該解釋變數(shù)據(jù)取自UNCTAD。

需要說明的是，“金磚四國”是四個既有共同點又有巨大差異的國家，考慮到這一問題，本文在此運用四個國家1992—2009年18年的面板數(shù)據(jù)來考察FDI對東道國資本形成的影響。

2.檢驗方法

(1)面板單位根檢驗。建立計量模型的基本假設條件是所涉及的變量間存在長期均衡關(guān)系。按照這一假定，在估計這些長期關(guān)系時，計量經(jīng)濟分析假定所涉及的變量的均值和方差都不取決于時刻t，而是常數(shù)，滿足這樣的條件的各個時間序列是平穩(wěn)的。然而，在大多數(shù)情況下，變量往往會隨時間變化呈現(xiàn)出一定的趨勢，這樣直接對模型進行回歸，就會產(chǎn)生所謂的“偽回歸”。為了解決這一問題，在對模型(12)進行擬合之前，必須先對設計的變量進行單位根檢驗，判斷變量之間是否存在一定的線性組合關(guān)系。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

我們主要采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法進行單位根檢驗，最佳滯后期以AIC準則確定;但從實證結(jié)果(見表1)中我們可以看到:其他幾種單位根檢驗結(jié)果都同ADF檢驗高度一致。實證結(jié)果顯示，解釋變量中的經(jīng)濟增長率G、利率R是平穩(wěn)的，而被解釋變量I、解釋變量F、控制變量匯率、制度變量、勞動力變量均存在單位根，經(jīng)過一階差分后都可以變?yōu)槠椒€(wěn)的變量，因此可以建立面板模型進行回歸，則最終用于擬合的計量模型為:

(2)回歸分析。在進行面板選擇的時候，有固定系數(shù)和變系數(shù)兩類模型，且有固定效應和隨機效應兩種過程。對于模型，究竟應該選擇固定效應還是隨機效應方法，在假定特異誤差與解釋變量在所有時刻t都不相關(guān)的條件下，通常利用Hausman檢驗來判斷。但由于在(17)式的實證模型中，截面?zhèn)€數(shù)少于設定的回歸方程的解釋變量的個數(shù)，不能實現(xiàn)隨機效應模型。

但更重要的是，模型的建立必須以一定的經(jīng)濟機理為前提，因此統(tǒng)計檢驗的適用性也必須以此為前提。在研究四國總體效應的時候，四個國家是“金磚四國”的全體成員，從理論上就應該選擇固定效應模型，而四個國家在經(jīng)濟上又表現(xiàn)出很大的差異性，也就是存在異質(zhì)性，因此從理論上應該選擇變系數(shù)的固定效應模型。同時考慮到四個國家的個體間可能存在同期相關(guān)性和異方差，故選擇似然不相關(guān)技術(shù)(Cross-section SUR)來估計方程消除上述影響。最終選擇了變截距的個體固定的混合模型。也就是認為，四個國家每組變量都滿足總體樣本特征，不同成員間的差異用不同的截距來說明。

3.計量回歸結(jié)果

從總體來看，雖然調(diào)整過的判定系數(shù)的值并不高，但是F統(tǒng)計量都通過了1%的顯著性水平。而且D．W統(tǒng)計值都在2附近，表明回歸方程不存在序列相關(guān)問題，最后模型的殘差也是隨機過程。

表2給出了“金磚四國”FDI對東道國資本間接效應的總體特征，對控制變量采取了逐個引入的辦法，以觀察其對FDI的擠出擠入效應的影響，結(jié)果如下:

(1)BLT的系數(shù)顯著小于1，Wald①此處值卡方檢驗的P值都很小，其經(jīng)濟含義是:從長期來看，F(xiàn)DI非常顯著地對四國產(chǎn)生了擠出效應。主要原因有兩點:第一，從總體來看，進入四國的FDI越來越多地采取購并方式進入，特別是東道國成熟的產(chǎn)業(yè)，而且金額比較大，綠地投資所占比例比較小。以2009年為例，超過1億美元的108個跨國購并項目中，中國(28)、俄羅斯(16)、巴西(14)、印度(2)，占比接近60%。從產(chǎn)品市場上來看，購并進入方式只是所有權(quán)發(fā)生了轉(zhuǎn)移，新增投資很少，通過關(guān)聯(lián)效應帶動的上下游產(chǎn)業(yè)的投資也比較少。特別是在短期內(nèi)，如果原來中間產(chǎn)品供應商的產(chǎn)品質(zhì)量不能與所生產(chǎn)產(chǎn)品的質(zhì)量相匹配，更會從母國選擇供應商，這時通過關(guān)聯(lián)渠道產(chǎn)生的資本形成效應完全是擠出的。從資本市場來看，大規(guī)模的購并活動是不可能完全靠MNCs的自有資金實現(xiàn)的，很大一部分會在東道國的資本市場上籌集，提高了對資金的需求，提高了利率水平，從而對其他投資主體的投資產(chǎn)生了擠出效應。第二，流入到“金磚四國”的FDI中，主要可以分為兩大類:一是發(fā)生在商業(yè)、金融、通訊等現(xiàn)代服務行業(yè)，一是發(fā)生在能源、汽車、化工和制造行業(yè)。第一類行業(yè)對固定資本形成的貢獻本來就小，上下游關(guān)聯(lián)關(guān)系也比較弱，對投資的拉動也比較小。第二類行業(yè)都是東道國本身競爭比較充分的行業(yè)，外資進入之后，憑借其資金②跨國公司憑借其資金優(yōu)勢，購并的往往是東道國該行業(yè)比較有實力的企業(yè)。、技術(shù)和管理優(yōu)勢更多地是將本地的競爭企業(yè)擠出市場，甚至是形成了行業(yè)壟斷，從而產(chǎn)生嚴重的擠出效應。

表2 金磚四國FDI資本形成效應的實證結(jié)果(使用SUR個體固定的混合模型，解釋變量為DI)

(2)FDI對東道國的資本形成效應當期比較顯著，滯后兩期值效果均不顯著。①但是在回歸方程中并不能將滯后兩期值去掉，否則方程會變得不顯著。也可以認為主要是FDI的流量在發(fā)揮作用，存量影響不大?；蛘呖梢哉J為，四國的FDI的經(jīng)濟周期都比較短，后續(xù)投入效果不顯著。從四國總體看看，流入食品制造、商業(yè)的FDI占了一定的比例，這些行業(yè)投資的盈利周期比較短，而且后續(xù)投入也比較少。這也與東道國的基礎(chǔ)設施、制度環(huán)境等還不夠理想有關(guān)，不能形成引致和示范效應。

(3)單獨控制變量對投資的影響。匯率與投資水平正相關(guān)，也就是本幣貶值，投資水平反而會下降。原因在于，四國中的巴西和俄羅斯通貨膨脹水平一直比較高，雖然在進行數(shù)據(jù)處理時，將通貨膨脹因素剔除掉了，但是投資者還有一個心理預期作用，畢竟投資的利潤是要匯回母國的，如果匯率水平一直上升，會導致利潤縮水，反而會降低投資意愿，特別是對于原材料和零部件需要從國際市場或者母國進口的市場導向型企業(yè)。開放度對于投資的影響不顯著，但是當將開放度與匯率綜合考慮時，二者的顯著性水平都非常高，而且匯率的負效應增大。這進一步驗證了上面的結(jié)論:本文的開放度是用進出口商品與GDP的相對值來衡量的，開放程度越高，進出口的商品與服務越多，受匯率的影響也就越大，特別是在要素分工條件下，每個東道國都只是跨國公司價值鏈上的一個環(huán)節(jié)，匯率水平的上升會導致利潤的大小和方向變得不確定。勞動力的增長對投資也是負向作用，這一點出乎我們的意料，畢竟FDI帶來的資本總要與一定的勞動要素相結(jié)合才能投入生產(chǎn)，但是一旦考慮到勞動力的質(zhì)量也就是人力資本的情況時，就變得合理了:如果增加的勞動力都是低水平的勞動力時，對經(jīng)濟增長就未必會產(chǎn)生正的作用了。利率、市場化程度對投資的影響效果不顯著，也印證了Agosin(2005)回歸方程中不需要納入利率因素的結(jié)論。

(4)加入控制變量之后，F(xiàn)DI的擠出效應大小會發(fā)生變化。當引入?yún)R率與開放度因素時，此時FDI的擠出效應最小，而且這時，滯后一期和滯后兩期的FDI都開始變得顯著(通過了1%的顯著性水平檢驗)，經(jīng)濟意義是:當FDI增加一個單位，僅會擠出0．251個單位的國內(nèi)投資，滯后一期的FDI對投資有拉動作用，滯后兩期的FDI對投資有阻礙作用。原因在于:在開放條件下，跨國公司面臨的是整個國際市場，其產(chǎn)品很大一部分用于出口，甚至會返銷到母國，這時東道國的國內(nèi)市場需求仍主要由本土企業(yè)滿足，甚至會因為示范效應，帶動本土企業(yè)出口，所以產(chǎn)生的擠出效應最?、僬w的效應為擠出效應，并不代表對所有的企業(yè)和行業(yè)產(chǎn)生的都是擠出效應，而是對有的企業(yè)產(chǎn)生的是擠入效應，對有的企業(yè)產(chǎn)生的是擠出效應，只是整體而言，擠出效應更大而已。。而且四國中，除俄羅斯外，都是勞動力豐富的國家，這些出口和資源導向型企業(yè)的往往在制造業(yè)和資源類行業(yè)，投入周期相對商業(yè)也要長一些，所以滯后期的FDI開始變得顯著。當引入勞動力控制變量時，F(xiàn)DI的擠出效應最大。原因在于:相對本土企業(yè)，外商投資企業(yè)的技術(shù)水平一般比較高，必須要有一定的人力資本投入。而相對物質(zhì)資本，人力資本的流動性比較小，跨國公司需要從當?shù)毓蛡騿T工。憑借其資金優(yōu)勢，也為了維持穩(wěn)定的員工隊伍，其支付的工資水平往往高于本土企業(yè)，會把東道國優(yōu)秀的人才都吸走，這時對國內(nèi)資本的擠出效應最大。

結(jié) 語

本文通過將利率、匯率、勞動力、制度等控制變量引入FDI的資本擠入擠出模型，并進行了實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn):(1)“金磚四國”這樣的新興經(jīng)濟大國吸引的FDI對國內(nèi)資本產(chǎn)生了顯著的擠出效應，F(xiàn)DI進入的方式和行業(yè)會直接影響FDI對內(nèi)資作用的方向。(2)FDI對四國的資本形成效應當期比較顯著，滯后效應不顯著，四國的FDI的后續(xù)引致投入仍不理想;(3)在開放條件下，本幣升值、簡單勞動力數(shù)量的減少都有利于拉動投資，利率和制度因素對投資的作用影響不大;(4)本幣貶值、提高開放程度、提高勞動力質(zhì)量可以弱化FDI對四國的資本擠出效應。

相對的，對于“金磚四國”這樣的后起大國，政府應該鼓勵外商投資以綠地方式進入且流入新興行業(yè);同時，作為全球價值鏈上的一個環(huán)節(jié)，四國均應進一步提高人力資本水平和開放度來優(yōu)化投資環(huán)境，保持外商投資的連貫性，將外資對國內(nèi)投資的擠出效應降到最低并努力轉(zhuǎn)向擠入效應。

本文研究局限在于:(1)受數(shù)據(jù)可得性的限制，本文選擇了政府消費支出比例作為衡量市場化程度的制度因素，但在現(xiàn)實社會中，政府消費支出比例高不一定全都是市場化程度低。(2)本文沒有對FDI按照要素密集類型進行細分。關(guān)于上述問題有待今后開展進一步的研究。