基于面板數(shù)據(jù)的FDI 對國內(nèi)投資影響的實(shí)證研究

王 媛，熊芳潔，楊亞飛

(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津300072)

1 理論基礎(chǔ)

FDI 對國內(nèi)投資的影響在每個(gè)國家和地區(qū)都不盡相同，其主要取決于外資的動(dòng)機(jī)和所投資國家的經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)。FDI 主要通過兩種機(jī)制來影響國內(nèi)投資，第一種機(jī)制是金融市場，在該機(jī)制下FDI對國內(nèi)投資的影響并非一概而論：一方面，外資進(jìn)入中國后如果需要在國內(nèi)金融市場上進(jìn)行融資，則其對資金的需求會導(dǎo)致國內(nèi)利率上升，使得企業(yè)付出的成本增加，從而抑制國內(nèi)投資;另一方面，如果外資與國內(nèi)企業(yè)在資金需求上不存在競爭，則可以確定FDI 流入會增加國內(nèi)投資［1-2］。第二種機(jī)制是產(chǎn)品市場，該機(jī)制下外國投資進(jìn)入我國市場主要有3 個(gè)目的：追求效率、開拓市場和進(jìn)行戰(zhàn)略性投資。追求效率主要指跨國企業(yè)依據(jù)各地的生產(chǎn)要素價(jià)格將生產(chǎn)設(shè)施轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本相對較低的國家。在這種情況下，通過半成品及初級產(chǎn)成品的大量出口，國內(nèi)生產(chǎn)和投資也維持在一個(gè)較高的水平和速度，會有力地帶動(dòng)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。開拓市場指跨國企業(yè)不滿足于國內(nèi)市場而向其他國家擴(kuò)張，這種擴(kuò)張一方面能帶來國內(nèi)所急需的技術(shù)、人才和管理經(jīng)驗(yàn)等，進(jìn)而帶動(dòng)國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，引導(dǎo)和擴(kuò)大企業(yè)投資;另一方面外資也會運(yùn)用國際優(yōu)勢擠壓國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展空間，導(dǎo)致國內(nèi)投資的萎縮。從長期來看，F(xiàn)DI 很可能會替代國內(nèi)投資。因此以開拓市場為目的的FDI 對國內(nèi)投資的效應(yīng)是不明確的。戰(zhàn)略性投資主要是指為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢的特定資源和能力的組合，如知識產(chǎn)權(quán)、技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)等，以此為目的的FDI 雖然在短期內(nèi)可能會促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)技術(shù)的發(fā)展，但從長期來看戰(zhàn)略性資產(chǎn)的喪失會對國內(nèi)投資的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成嚴(yán)重影響?；谝陨蟽煞N機(jī)制，F(xiàn)DI 對國內(nèi)投資的影響可能是積極的、消極的，亦或中性的。

2 FDI 對我國國內(nèi)投資影響的實(shí)證研究

2.1 理論模型

筆者選用動(dòng)態(tài)面板模型來對數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，所建立的投資決定因素方程如下：

其中：為理想的國內(nèi)投資水平，它取決于每個(gè)省的經(jīng)濟(jì)條件x'i，t;εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于不能觀察到理想的投資水平，因此對國內(nèi)投資進(jìn)行調(diào)整以反映理想的投資水平與實(shí)際的投資水平之間的關(guān)系，即：

其中：Ii，t-1為滯后一期的i省實(shí)際投資水平;θ 為(0，1］中的任一參數(shù)，表示向理想的投資水平趨近的調(diào)整速度。θ 值越大，調(diào)整的速度就越快。根據(jù)式(2)，可以看到本期理想的投資水平與上一期實(shí)際的投資水平之差是與相同時(shí)期內(nèi)國內(nèi)投資的變化成比例的。調(diào)整式(2)可以得到：

將式(2)代入式(3)中，可得：

其中：υ = (1 - θ);λ = θβ;誤差項(xiàng)為vi，t=θεi，t。如果存在一個(gè)正反饋效應(yīng)，則滯后因變量的系數(shù)υ 為正數(shù)。假設(shè)理想的投資水平取決于以下因素：①加速器效應(yīng);②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;③宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性;④對外貿(mào)易水平;⑤儲蓄水平。從而基本投資方程可以表示為：

其中：εi，t=ηi+vi，t;i=1，2，…，N;t=1，2，…，T;I為省份;t為時(shí)間;α 和β 為所估計(jì)的未知參數(shù);DIi，t-1為滯后一期投資;FDIi，t為FDI解 釋 變量為除FDI外的其他解釋變量;ηi為未觀測

2.2 變量選擇

在控制變量的選擇上主要參考了現(xiàn)有的研究［3-6］。因變量為地區(qū)國內(nèi)投資，用每省資本形成額表示，自變量FDI用外商直接投資實(shí)際利用外資金額表示，該數(shù)據(jù)比FDI合同金額更具有實(shí)際意義和代表性。加速器效應(yīng)用上期的投資水平表示，由于上一期的投資水平可能代表一種良好的投資環(huán)境和投資基礎(chǔ)，因此其通常會對本期的投資水平產(chǎn)生正效應(yīng)。宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性用通貨膨脹率表示。對外貿(mào)易水平用對外貿(mào)易進(jìn)出口總額表示。儲蓄水平用城鄉(xiāng)居民儲蓄余額表示。

2.3 估計(jì)方法

筆者采用廣義矩估計(jì)法(GMM)來估計(jì)FDI對國內(nèi)投資的影響。GMM 由ARELLANO 等提出并發(fā)展，該方法能夠解決兩個(gè)重要的計(jì)量問題，從而對數(shù)據(jù)進(jìn)行一致性和有效性的估計(jì)。①由于方程右側(cè)存在滯后因變量及不隨時(shí)間變化的特定省份因素，因此在滯后因變量與誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)性的情況下，固定效應(yīng)估計(jì)可能會產(chǎn)生不一致性。而GMM 估計(jì)能夠控制未觀測到的特定省份因素，從而解決因遺漏變量而導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)產(chǎn)生偏差的問題。②FDI 很可能是內(nèi)生的且由國內(nèi)投資所決定，即FDI 與國內(nèi)投資之間的關(guān)系是雙向的，兩者互相影響甚至決定對方。在這種情況下，GMM 方法通過使用一系列基于自變量和因變量的滯后值的內(nèi)部工具變量來解決內(nèi)生性問題。

通過對式(5)進(jìn)行一階差分來除去不隨時(shí)間變化的特定省份因素，可得：

但是，除了FDI變量可能存在內(nèi)生性外，式(6)中的誤差項(xiàng)也可能與滯后因變量相關(guān)。對于該問題，GMM 首先假設(shè)在一階差分特異性誤差中不存在二階序列相關(guān)，并認(rèn)為自變量是弱外生性的，然后使用一組內(nèi)部工具變量來進(jìn)行處理。在這種情況下，因變量的滯后水平值ΔIi，t-2可以用作工具變量。

GMM 估計(jì)方法有兩種：一階差分廣義矩估計(jì)方法(DIF -GMM)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(SYS-GMM)。ARELLANO 等在1991 年提出了差分GMM，但是差分GMM 容易出現(xiàn)弱工具變量問題(通常滯后期越多，相關(guān)性越弱)，從而導(dǎo)致差分GMM 方法的估計(jì)結(jié)果不夠精確，尤其是在變量接近隨機(jī)游走的狀況下。針對這種情況，BLUNDELL 等推出了系統(tǒng)GMM 來解決這些問題。系統(tǒng)GMM 方法假設(shè)方程右側(cè)變量的差分與未觀測到的特定省份效應(yīng)之間不存在相關(guān)性，從而將水平回歸方程和差分回歸方程結(jié)合起來進(jìn)行估計(jì)，以克服弱工具變量的影響。在這種估計(jì)方法中，滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量。因此筆者將系統(tǒng)GMM 作為研究所用的估計(jì)方法。

為了檢驗(yàn)矩條件的有效性，系統(tǒng)GMM 采用Sargan/Hansen 過度識別檢驗(yàn)對工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)通過檢驗(yàn)擾動(dòng)項(xiàng)的差分是否存在一階與二階自相關(guān)來檢驗(yàn)原假設(shè)［7-8］。

2.4 數(shù)據(jù)處理

筆者選取了1990—2011 年26 個(gè)省份的數(shù)據(jù)。新疆、西藏等省份由于數(shù)據(jù)缺失等問題暫不予考慮，2012 年由于各省資本形成額無法獲取也不予考慮。數(shù)據(jù)來源為CCER 經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的各省統(tǒng)計(jì)年鑒及國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

由于加入WTO 等原因，自2001 年起我國實(shí)際利用外資額快速增長，其對投資的影響也在發(fā)生變化，因此筆者將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分為1990—2001、2002—2011 兩個(gè)時(shí)間段進(jìn)行對比研究。

2.5 實(shí)證研究結(jié)果

系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果如表1 所示。到的特定省份因素;ε 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表1 系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果

如前所述，系統(tǒng)GMM 采用Sargan/Hansen 過度識別檢驗(yàn)對矩條件的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)，同時(shí)檢驗(yàn)了差分誤差項(xiàng)的序列相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量有效性的原假設(shè)不能被拒絕，序列相關(guān)檢驗(yàn)顯示估計(jì)方程的誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，從而可認(rèn)為系統(tǒng)GMM 的估計(jì)結(jié)果是較為穩(wěn)健可靠的。

(1)1990—2011 年間實(shí)證結(jié)果。表1 中GMM1 和GMM2 為1990—2011 年國內(nèi)投資影響因素的系統(tǒng)GMM 實(shí)證結(jié)果。GMM1 為采用滯后一期國內(nèi)投資、FDI和居民儲蓄作為自變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，對于國內(nèi)投資，滯后一期的國內(nèi)投資和居民儲蓄與其顯著正相關(guān)，而FDI與其無明顯的相關(guān)關(guān)系。在GMM2 中考慮了進(jìn)、出口總額和通貨膨脹率，其結(jié)果表明FDI與國內(nèi)投資的關(guān)系依然不顯著;但與居民儲蓄的顯著關(guān)系由1%變?yōu)?%;加入的變量中進(jìn)、出口總額與投資負(fù)相關(guān)，通貨膨脹率與投資正相關(guān)。由此可知，引入兩個(gè)變量并沒有改變對關(guān)鍵變量FDI的解釋結(jié)果，表明其顯著性是比較穩(wěn)定的。

(2)1990—2001 年和2002—2011 年兩個(gè)時(shí)期的實(shí)證結(jié)果。表1 中GMM3 和GMM4 為1990—2001 年間對國內(nèi)投資影響因素的系統(tǒng)GMM 回歸結(jié)果。GMM3 為采用滯后一期國內(nèi)投資、FDI和居民儲蓄作為自變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，對于國內(nèi)投資，滯后一期的國內(nèi)投資、FDI和居民儲蓄都與其顯著正相關(guān)。在GMM4 中同樣考慮了進(jìn)、出口總額和通貨膨脹率，其結(jié)果表明，與GMM3 相比，滯后一期的國內(nèi)投資、FDI與居民儲蓄的顯著關(guān)系和系數(shù)基本沒有改變，說明顯著性比較穩(wěn)定;新加入的變量中進(jìn)、出口總額依然與投資負(fù)相關(guān)，但通貨膨脹率與投資的關(guān)系并不顯著。該結(jié)果與1990—2011 年的實(shí)證結(jié)果相比，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資的影響由不顯著變?yōu)轱@著正相關(guān)，通貨膨脹率對投資的影響由顯著正相關(guān)變?yōu)椴伙@著。

表1 中GMM5 和GMM6 為2002—2011 年間對國內(nèi)投資影響因素的系統(tǒng)GMM 回歸結(jié)果。GMM5 為采用滯后一期國內(nèi)投資、FDI和居民儲蓄作為自變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，對于國內(nèi)投資，滯后一期的國內(nèi)投資和居民儲蓄都與其顯著正相關(guān)，但FDI與其顯著負(fù)相關(guān)。在GMM6 中同樣考慮了進(jìn)、出口總額和通貨膨脹率，其結(jié)果表明，與GMM5 相比，滯后一期的國內(nèi)投資、FDI與居民儲蓄的顯著關(guān)系和系數(shù)基本沒有改變;新加入的變量中進(jìn)、出口總額依然與投資負(fù)相關(guān)，而通貨膨脹率與投資顯著正相關(guān)。由此可知，引入兩個(gè)變量并沒有改變對關(guān)鍵變量FDI的解釋結(jié)果，表明其顯著性是比較穩(wěn)定的。該結(jié)果與1990—2011 年的實(shí)證結(jié)果相比，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資的影響由顯著正相關(guān)變?yōu)轱@著負(fù)相關(guān)，通貨膨脹率對投資的影響由不顯著變?yōu)轱@著正相關(guān)，與1990—2011 年的估計(jì)結(jié)果一致。

3 結(jié)論

(1)在完整時(shí)期范圍內(nèi)FDI 對國內(nèi)投資的影響并不顯著。FDI 對投資的影響表現(xiàn)不明顯很有可能是因?yàn)镕DI 對國內(nèi)投資的擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)都有影響，但最終兩個(gè)方面進(jìn)行了抵消。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，不論是擠入效應(yīng)還是擠出效應(yīng)都有較為明顯的表現(xiàn)。研究表明，進(jìn)入我國的外資大部分投資于產(chǎn)能富余的消費(fèi)品行業(yè)和勞動(dòng)密集型的加工裝配行業(yè)，在這些行業(yè)中外資憑借其先進(jìn)的工藝和管理水平擠壓了國內(nèi)企業(yè)的生存空間，導(dǎo)致企業(yè)投資萎縮，甚至破產(chǎn)倒閉［9］。

(2)分時(shí)期來看，F(xiàn)DI 對國內(nèi)投資的影響有較為明顯的時(shí)間特征，即1990—2000 年間FDI 對投資在1% 的水平上顯著為正，2001—2011 年間FDI 對投資在5%的水平上顯著為負(fù)，這表示FDI對國內(nèi)投資的影響已經(jīng)發(fā)生了截然不同的變化。一些研究也顯示我國部分省份FDI 對國內(nèi)投資的負(fù)面影響也已經(jīng)開始顯現(xiàn)，這是必須加以關(guān)注的。產(chǎn)生這種結(jié)果可能是由以下因素造成：①我國的工業(yè)基礎(chǔ)較為落后，傳統(tǒng)優(yōu)勢行業(yè)主要是勞動(dòng)密集型及資源密集型行業(yè)等，而發(fā)達(dá)國家這些行業(yè)處于行業(yè)周期的衰落期，因此中國等發(fā)展中國家就成為跨國企業(yè)轉(zhuǎn)移這些產(chǎn)業(yè)的主要目的地，使得國內(nèi)企業(yè)的生存空間受到嚴(yán)重?cái)D壓。②外資企業(yè)對國內(nèi)投資的壓制。在吸引外資的過程中，大量跨國企業(yè)進(jìn)入國內(nèi)與本土企業(yè)合作投資，在其發(fā)展初期確實(shí)幫助國內(nèi)企業(yè)提升了技術(shù)水平和管理經(jīng)驗(yàn)等，但是必須看到這種合作建立在外資對市場利益的大量攫取的基礎(chǔ)上，并不能改變外資和國內(nèi)企業(yè)相互競爭的地位［10］。此外，外資在發(fā)展過程中會不斷用其優(yōu)勢地位擠壓國內(nèi)企業(yè)，在國內(nèi)市場上建立起技術(shù)壁壘和市場壁壘等，致使國內(nèi)企業(yè)因缺乏發(fā)展途徑而減少投資。③改革開放初期，在國內(nèi)條件落后、基礎(chǔ)設(shè)施不完善的情況下，政府出臺了諸多優(yōu)惠措施來吸引外資，外資在與國內(nèi)企業(yè)的競爭中本身就具有優(yōu)勢，再加上各種優(yōu)惠措施，很容易在某些行業(yè)贏得競爭優(yōu)勢，進(jìn)而擠占國內(nèi)企業(yè)的生存空間。

諸多因素導(dǎo)致了FDI 對投資開始產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，因此必須正視FDI 的影響，在吸引和利用外資中牢牢把握主動(dòng)權(quán)，使其能夠真正發(fā)揮應(yīng)有的作用。

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