長(zhǎng)短期視角下外資流入對(duì)中國(guó)本地投資的影響

，

(華僑大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院,福建 廈門 361021)

長(zhǎng)短期視角下外資流入對(duì)中國(guó)本地投資的影響

趙凱，王鴻源

(華僑大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院,福建 廈門 361021)

本文基于中國(guó)1997Q3～2015Q2的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)長(zhǎng)期與短期視角相結(jié)合、動(dòng)態(tài)與靜態(tài)分析相結(jié)合的方式，研究FDI和非FDI兩類國(guó)外投資對(duì)我國(guó)本地投資的“擠入-擠出”作用，以及各經(jīng)濟(jì)因素在長(zhǎng)短期中對(duì)我國(guó)投資率的影響。研究證實(shí)：FDI對(duì)我國(guó)本地投資的影響較強(qiáng)，且表現(xiàn)出“先擠入后擠出”的特征；而非FDI對(duì)本地投資的影響相對(duì)較弱，短期并沒(méi)有起到顯著影響，但長(zhǎng)期卻會(huì)擠出我國(guó)本地投資。此外，貿(mào)易開(kāi)放程度、價(jià)格貿(mào)易條件和貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)本地投資始終具有促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和利率在短期內(nèi)會(huì)對(duì)本地投資起到抑制作用，而在長(zhǎng)期將轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，總體呈現(xiàn)“創(chuàng)造性毀滅”；通貨膨脹短期內(nèi)會(huì)刺激我國(guó)投資率增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期則會(huì)起到較強(qiáng)抑制作用。

外國(guó)直接投資；擠入擠出；創(chuàng)造性毀滅；短暫刺激

Abstract:Based on quarterly data 1997Q3～2015Q2 of China, this paper analyzes the “crowd in-out” effect of FDI and non-FDI on local investment in China, and studies the impact of economic factors on investment rate. It is found that FDI has a strong impact on local investment, which presents the “crowd-out after crowd-in” characteristics; however, the non-FDI cannot play a significant impact in the short term, but it can crowd out the local investment in the long term. Furthermore, the openness, the terms of trade and the money supply always promote the local investment. The economic growth and the interest rates inhibit the local investment in the short term, but can promote the investment in the long term, and the total effect presents “creative destruction”. The inflation stimulates China’s investment rate in the short term, but will generate a strong inhibitory effect in the long term.

Keywords:FDI; crowd in-out; creative destruction; transient irritation

1 引言

社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力正不斷向技術(shù)、知識(shí)和人力資本要素轉(zhuǎn)變和深入，但資本要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用仍毋庸置疑。許多發(fā)展中國(guó)家對(duì)國(guó)外資本的態(tài)度經(jīng)歷了從最初的抵觸到審慎開(kāi)放、進(jìn)而主動(dòng)吸引的過(guò)程。開(kāi)放和吸引外資已成為這些國(guó)家發(fā)展策略的重要組成部分。我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，通過(guò)對(duì)外開(kāi)放和外資引進(jìn)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，吸引外資規(guī)模一直保持在較高水平，已連續(xù)23年位居發(fā)展中國(guó)家吸收外資的首位，并且在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，引資質(zhì)量不斷提升，結(jié)構(gòu)也不斷優(yōu)化。根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易會(huì)議發(fā)布的《全球投資趨勢(shì)監(jiān)測(cè)報(bào)告》，我國(guó)2014年吸引外資規(guī)模達(dá)1196億美元，國(guó)外投資流入量首次超過(guò)美國(guó)成為全球第一。國(guó)外投資帶來(lái)的資本“擠入-擠出”效應(yīng)能夠影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)資本的積累，進(jìn)而對(duì)我國(guó)的本地投資起到直接或間接的作用。資本因素作為引入外資的一個(gè)重要因素，其作用于國(guó)內(nèi)資本的效應(yīng)為政府是否引入外資以及引入外資的規(guī)模和方式提供了政策方向。

本文研究主要具有以下兩點(diǎn)意義：其一，既有研究多將國(guó)外投資視為FDI并研究其對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，而本文將國(guó)外投資細(xì)分為FDI和非FDI(由外國(guó)銀行貸款、投資組合等構(gòu)成)兩類，前者能夠直接對(duì)東道國(guó)的資本投入起作用，后者則主要通過(guò)與地方投資間的互動(dòng)關(guān)系間接地對(duì)東道國(guó)本地投資起作用。對(duì)國(guó)外投資進(jìn)行細(xì)分不僅有利于明晰二者對(duì)國(guó)內(nèi)投資的作用機(jī)制及影響效果，還能從源頭上剖析中國(guó)引進(jìn)外資的利弊。其二，不同的外資流入方式不僅在對(duì)本地投資的影響效果上存在差異，而且在時(shí)效性上也有所不同，本文通過(guò)長(zhǎng)期與短期視角相結(jié)合、動(dòng)態(tài)與靜態(tài)分析相結(jié)合的方式，研究FDI和非FDI兩類國(guó)外投資對(duì)我國(guó)本地投資的“擠入-擠出”作用，可為政府有效提高本地投資率提供科學(xué)指導(dǎo)與重要參考。

2 文獻(xiàn)綜述

既有關(guān)于國(guó)外投資對(duì)本地投資影響的相關(guān)理論研究主要可分為“促進(jìn)論”、“抑制論”和“促進(jìn)抑制論”三類。促進(jìn)論認(rèn)為外資的引入可以產(chǎn)生技術(shù)外溢，當(dāng)FDI技術(shù)水平與東道國(guó)國(guó)內(nèi)投資技術(shù)水平相適應(yīng)時(shí)，外資對(duì)國(guó)內(nèi)的投資水平具有促進(jìn)作用[1,2]，而地方政府的干預(yù)行為又能影響該促進(jìn)作用的效果，比如地方政府的“土地引資”就強(qiáng)化了FDI的促進(jìn)效果[3]。抑制論則認(rèn)為與普通的國(guó)內(nèi)資本相比，外資獲得了“超國(guó)民待遇”,技術(shù)優(yōu)勢(shì)及所享有的政策優(yōu)惠會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)外資的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而抑制了本地投資[4]。此外，由于信譽(yù)較高的跨國(guó)公司更容易進(jìn)行融資，這便強(qiáng)化了國(guó)內(nèi)企業(yè)的金融約束，抑制了國(guó)內(nèi)企業(yè)的投資行為[5]。促進(jìn)抑制論主要認(rèn)為國(guó)外投資會(huì)從兩個(gè)相反的方向影響東道國(guó)經(jīng)濟(jì)投資行為[6]，由于行業(yè)內(nèi)FDI對(duì)東道國(guó)本地企業(yè)的溢出和市場(chǎng)掠奪程度不同，因此會(huì)存在一個(gè)跨國(guó)企業(yè)進(jìn)入數(shù)量的臨界值，超過(guò)此臨界值時(shí)，外資進(jìn)入對(duì)東道國(guó)本地投資具有促進(jìn)作用，否則將抑制東道國(guó)本地投資[7]。

從經(jīng)驗(yàn)研究來(lái)看，同樣存在三種不同觀點(diǎn)，即“擠入論”、“擠出論”和“擠入擠出論”。首先，就擠入論而言，楊新房等[8]基于資本形成的角度，利用我國(guó)1985～2003年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明外資對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)投資總體上有一個(gè)“凈擠入”的效果。羅長(zhǎng)遠(yuǎn)[9]研究發(fā)現(xiàn)外資對(duì)國(guó)有資本的擠入效應(yīng)大于對(duì)私人資本的擠入效應(yīng)，并且擠入效應(yīng)強(qiáng)度會(huì)隨著金融支持的提升而加強(qiáng)。而Ayyagari和Kosova[10]，Kim和Seo[11]則分別利用捷克和韓國(guó)數(shù)據(jù)，進(jìn)一步證實(shí)外資對(duì)本地投資存在擠入效應(yīng)。其次，就擠出論而言，Kristine等[12]基于1996～2009年46個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)運(yùn)用GMM估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外資具有明顯的擠出效應(yīng)。在外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資存在顯著的擠出效應(yīng)的基礎(chǔ)上[13]，Li等[14]發(fā)現(xiàn)擠出效應(yīng)的強(qiáng)度將會(huì)隨著外資流入量的改變而發(fā)生變化，外資流入量越大，擠出效應(yīng)越強(qiáng)。Anward和Sun[15]則發(fā)現(xiàn)外資對(duì)民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)投資的擠出效應(yīng)存在差異，民營(yíng)企業(yè)更易受到外資的“擠出”。此外，Wang[16]證實(shí)外資對(duì)本地投資的擠出作用具有一定的時(shí)效性，在外資進(jìn)入后的第三年“擠出效應(yīng)”將消失。最后，就擠入擠出論而言，王志鵬和李子奈[17]利用中國(guó)30個(gè)省區(qū)1987～2001年的面板數(shù)據(jù)對(duì)外資的影響效果進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)全國(guó)范圍內(nèi)外資對(duì)國(guó)內(nèi)投資存在顯著的擠出效應(yīng)，但具體到東、中、西部則分別呈現(xiàn)擠出、擠入和中性效應(yīng)。而李艷麗[18]則認(rèn)為外資對(duì)東、中、西部地區(qū)的國(guó)內(nèi)投資分別產(chǎn)生了微弱的擠出效應(yīng)、顯著的擠入效應(yīng)及嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。方友林和冼國(guó)明[19]證實(shí)外資對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)投資同時(shí)具有擠入和擠出的作用特征，且整體上顯示為中性。余壯雄等[20]則從區(qū)域資本流動(dòng)的角度進(jìn)行分析，證實(shí)外資進(jìn)入會(huì)引起地區(qū)資本在區(qū)域內(nèi)形成一個(gè)先流入后流出的過(guò)程，外資的進(jìn)入加劇了我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，導(dǎo)致了西部地區(qū)資本被擠出并流向東部地區(qū)。

就現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，學(xué)者們利用不同的假設(shè)和研究方法，得出不同甚至截然相反的結(jié)論，尚無(wú)法對(duì)中國(guó)引入大量外資的得失利弊給出一個(gè)統(tǒng)一且明確的定論。為此，本文從中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況出發(fā)，基于1997Q3～2015Q2的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)長(zhǎng)期與短期視角相結(jié)合、動(dòng)態(tài)與靜態(tài)分析相結(jié)合的方式實(shí)證分析外資對(duì)本地投資的影響，以便能夠從本質(zhì)上剖析我國(guó)引進(jìn)外資的得失與利弊。

3 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)介紹

本文采用具有動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)的ARDL-ECM模型來(lái)研究外資流入對(duì)中國(guó)本地投資的影響，該模型不僅能有效解決研究中國(guó)問(wèn)題時(shí)常遇到的樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短問(wèn)題，還易于估計(jì)出各因素在長(zhǎng)短期中對(duì)投資率影響的彈性系數(shù)?；贏RDL-ECM方法建立長(zhǎng)期關(guān)系模型和誤差修正模型須在相關(guān)變量存在協(xié)整關(guān)系的前提下進(jìn)行，因此本文實(shí)證研究過(guò)程主要分為以下三個(gè)步驟：首先，判斷各變量間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；其次，在確定變量間長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系之后，通過(guò)ARDL-ECM模型估計(jì)變量間長(zhǎng)期和短期影響；最后，識(shí)別國(guó)外投資對(duì)本地投資的“擠入-擠出”效應(yīng)以及判斷各因素對(duì)我國(guó)投資率的影響。

本文研究所涉及的變量為HIR、FDI、NFDI、GR、OPEN、R、TRADE、PI、M，通過(guò)構(gòu)造無(wú)約束誤差修正模型(1式)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭袦笠黄谧兞肯禂?shù)的整體顯著性，進(jìn)而判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

(1)

其中Δ為差分運(yùn)算，ρ為長(zhǎng)期系數(shù)用于反映長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，σ和φ代表短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，μt為白噪聲過(guò)程，s為漂移項(xiàng)。表1依次對(duì)研究中所涉及的變量進(jìn)行說(shuō)明。

表1 變量說(shuō)明

從中國(guó)實(shí)際情況來(lái)看，在過(guò)去相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)(1979年至1997年)，外資流入量非常有限，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響極其微弱。然而，自1997年第三季度開(kāi)始，F(xiàn)DI的流入量發(fā)生驟變?？紤]到1997年之前的數(shù)據(jù)可能會(huì)對(duì)當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的估計(jì)產(chǎn)生偏差，本文采用的樣本區(qū)間為中國(guó)1997Q3～2015Q2的季度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國(guó)人民銀行以及中經(jīng)網(wǎng)和東方財(cái)富網(wǎng)。由于FDI、NFDI等數(shù)據(jù)均以美元計(jì)價(jià)統(tǒng)計(jì)，因此研究所使用的數(shù)據(jù)均通過(guò)當(dāng)季統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)乘以相應(yīng)的當(dāng)季人民幣對(duì)美元匯率來(lái)計(jì)算，以確保統(tǒng)一的計(jì)價(jià)單位。

4 研究結(jié)果

4.1 單位根與邊界協(xié)整檢驗(yàn)

檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)H0為不存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系，即ρi(i=0,1,2,3,4,5,6,7,8)等于零，而備擇假設(shè)H1為ρi(i=0,1,2,3,4,5,6,7,8)不全為零。需要說(shuō)明的是，用于上述假設(shè)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值并非標(biāo)準(zhǔn)的F統(tǒng)計(jì)量，而是Pesaran等[21]提供的基于I(0)與I(1)變量的兩套臨界值。如F統(tǒng)計(jì)量超過(guò)了上臨界值，可拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；若F統(tǒng)計(jì)量小于下臨界值，則接受原假設(shè)，變量不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；假如F統(tǒng)計(jì)量落在上下兩個(gè)臨界值之間，此時(shí)需要使用單位根檢驗(yàn)結(jié)果，如果所有變量為1階單整，那么依據(jù)上界得出結(jié)論，而如果所有變量均為0階單整，則依據(jù)下界得出結(jié)論。

本文采用文獻(xiàn)中常用的ADF和PP單位根檢驗(yàn)方法，分別對(duì)HIR、FDI、NFDI、GR、OPEN、R、TRADE、PI、M等序列，以及差分序列ΔHIR、ΔFDI、ΔNFDI、ΔGR、ΔOPEN、ΔR、ΔTRADE、ΔPI、ΔM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明非國(guó)外直接投資NFDI和利率R為I(0)，而其余變量均為I(1)，說(shuō)明傳統(tǒng)的Johansen和E-G協(xié)整檢驗(yàn)方法失效，須采用邊界檢驗(yàn)方法做進(jìn)一步分析。由于利用邊界檢驗(yàn)方法得到的關(guān)于響應(yīng)變量HIR的F統(tǒng)計(jì)量為26.83，遠(yuǎn)大于在1%、2.5%、5%置信水平下的邊界值上界，因此可以推斷無(wú)論變量序列是服從I(0)還是I(1)過(guò)程，變量間都存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

4.2 長(zhǎng)短期影響分析

在確定變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系之后，通過(guò)ARDL-ECM模型估計(jì)變量間長(zhǎng)期和短期影響。長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系為

(2)

通過(guò)AIC、BIC和HQC三種不同的信息準(zhǔn)則分別就ARDL模型變量的滯后階數(shù)進(jìn)行篩選，發(fā)現(xiàn)BIC和HQC準(zhǔn)則篩選出的最優(yōu)模型是一致的，均為ARDL(2,2,1,0,2,2,0,1,1)，并且該滯后期在 AIC準(zhǔn)則中也具有較好的性質(zhì)。由此，本文選用ARDL(2,2,1,0,2,2,0,1,1)進(jìn)行估計(jì)。與之對(duì)應(yīng)的短期效應(yīng)方程為

(3)

其中ECM為誤差修正項(xiàng)，描述了對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的偏離；η為誤差修正項(xiàng)系數(shù)，反映了對(duì)長(zhǎng)期均衡偏離的調(diào)整力度。可根據(jù)(2)和(3)式來(lái)研究?jī)深愅赓Y(FDI和NFDI)對(duì)本地投資的“擠入-擠出”效應(yīng)，并根據(jù)回歸結(jié)果中FDI與NFDI的系數(shù)大小，來(lái)判斷其對(duì)本地投資的效應(yīng)類別：擠入(βji(j=1,2)>1，λji(j=1,2)>1)；先擠出后擠入(βji(j=1,2)<1,λji(j=1,2)>1)；先擠入后擠出(βji(j=1,2)>1,λji(j=1,2)<1)；擠出(βji(j=1,2)<1,λji(j=1,2)<1)。模型估計(jì)結(jié)果詳見(jiàn)表2。

表2 長(zhǎng)期與短期估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

注：ΔX=X-X(-1)，ΔX(-1) =X(-1)-X(-2)，依此類推。

表2顯示，長(zhǎng)期均衡中FDI的滯后1期和滯后2期對(duì)我國(guó)投資率具有顯著影響，并呈現(xiàn)出對(duì)本地投資的“擠出效應(yīng)”；而在短期修正模型中，卻表現(xiàn)出對(duì)本地投資的“擠入效應(yīng)”(滯后2期)。從短期來(lái)看，F(xiàn)DI憑借其資金和技術(shù)優(yōu)勢(shì)進(jìn)入中國(guó)的一些發(fā)展滯后的產(chǎn)業(yè)，對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化起到積極作用，同時(shí)還可以有效提高國(guó)內(nèi)的投資質(zhì)量，促進(jìn)中國(guó)各相關(guān)市場(chǎng)的形成，并且?guī)?dòng)整個(gè)產(chǎn)業(yè)的起步，從而對(duì)本地投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)。但從長(zhǎng)期來(lái)看，F(xiàn)DI會(huì)在一定程度上替代本地投資，產(chǎn)生擠出效應(yīng)。FDI企業(yè)不僅在技術(shù)、資金、管理水平上具有明顯的優(yōu)勢(shì)，還享有東道國(guó)在稅收、行政程序上的種種優(yōu)惠政策，比本地企業(yè)更具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。本地企業(yè)市場(chǎng)份額受到擠占，盈利萎縮，投資需求減少。此外，F(xiàn)DI的流入還會(huì)加劇有限的自然資源的競(jìng)爭(zhēng)，提高使用生產(chǎn)要素的成本，要素市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)將共同擠壓我國(guó)本地企業(yè)的生存空間，抑制本地投資需求?？梢?jiàn)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)本地投資的影響為“先擠入后擠出”。

與FDI相比，NFDI對(duì)我國(guó)本地投資的影響較弱，短期來(lái)看并沒(méi)有對(duì)我國(guó)本地投資起到顯著作用，但從長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際資本的大進(jìn)大出會(huì)造成我國(guó)金融市場(chǎng)的動(dòng)蕩，從而對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境產(chǎn)生不良影響，不利于我國(guó)本地企業(yè)的投資和發(fā)展。此外，誤差修正項(xiàng)ECM的估計(jì)系數(shù)為-0.271313，在統(tǒng)計(jì)上顯著。該系數(shù)值在[-1,0]區(qū)間內(nèi)，表示誤差修正項(xiàng)是逆向的，說(shuō)明即便變量之間存在非均衡，但通過(guò)誤差修正項(xiàng)，系統(tǒng)對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)的偏離在下一個(gè)季度會(huì)有約27%得到修正，最終是能夠取得長(zhǎng)期均衡的。

表3 長(zhǎng)短期彈性計(jì)算結(jié)果及作用

表3分別就各因素在長(zhǎng)期和短期中對(duì)投資率影響的彈性系數(shù)及影響作用進(jìn)行了歸納。首先，OPEN、TRADE和M對(duì)HIR的長(zhǎng)期和短期彈性系數(shù)均為正數(shù)，說(shuō)明從整體來(lái)看，貿(mào)易開(kāi)放程度、價(jià)格貿(mào)易條件和貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)投資率始終具有促進(jìn)作用。具體來(lái)看，貿(mào)易開(kāi)放程度的短期彈性與長(zhǎng)期彈性間的差異并不大，說(shuō)明該因素對(duì)本地投資的促進(jìn)作用持續(xù)性較強(qiáng)；而價(jià)格貿(mào)易條件和貨幣供應(yīng)量這兩個(gè)因素在長(zhǎng)期與短期彈性上的差異均較大，并表現(xiàn)出明顯的“短期強(qiáng)、長(zhǎng)期弱”特點(diǎn)，說(shuō)明他們對(duì)本地投資的促進(jìn)作用會(huì)隨時(shí)間而減弱且衰減速度較快。其次，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GR和利率R在短期內(nèi)對(duì)投資率存在較弱的抑制作用，而在長(zhǎng)期將會(huì)轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，總體呈現(xiàn)“創(chuàng)造性毀滅”的作用效果。最后，通脹率PI短期內(nèi)會(huì)刺激我國(guó)投資率增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期則會(huì)對(duì)本地投資產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制作用，總體上對(duì)于投資率的影響表現(xiàn)為短暫刺激。

此外，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥罱K估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文利用估計(jì)方程遞歸殘差累積和CUSUM與遞歸殘差平方累積和CUSUMSQ對(duì)模型結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差在5%的臨界值水平上穩(wěn)定，模型具有良好的統(tǒng)計(jì)特性，估計(jì)結(jié)果可靠。

5 結(jié)論與建議

本文以長(zhǎng)短期視角相結(jié)合及動(dòng)靜態(tài)分析相結(jié)合的方式，通過(guò)ARDL-ECM模型來(lái)研究FDI和非FDI兩類國(guó)外投資對(duì)我國(guó)本地投資的“擠入-擠出”作用。研究證實(shí)：FDI對(duì)我國(guó)本地投資的影響較強(qiáng)，且呈現(xiàn)“先擠入后擠出”的特征；而非FDI對(duì)我國(guó)本地投資的影響相對(duì)較弱，短期來(lái)看并沒(méi)有對(duì)我國(guó)本地投資起到顯著影響，但從長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)擠出我國(guó)本地投資；貿(mào)易開(kāi)放程度、價(jià)格貿(mào)易條件和貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)本地投資始終具有促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和利率在短期內(nèi)會(huì)對(duì)本地投資起到較弱的抑制作用，而在長(zhǎng)期將轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，總體呈現(xiàn)“創(chuàng)造性毀滅”的作用效果；通貨膨脹短期內(nèi)會(huì)刺激我國(guó)投資率增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期則會(huì)對(duì)本地投資產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制作用，總體上對(duì)于投資率的影響表現(xiàn)為短暫刺激。

外資對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)資本的“擠入-擠出”效應(yīng)在很大程度上取決于國(guó)內(nèi)政治經(jīng)濟(jì)政策和環(huán)境。從短期來(lái)講，政府應(yīng)當(dāng)制定有效的經(jīng)濟(jì)政策，充分發(fā)揮FDI在短期內(nèi)拉動(dòng)我國(guó)本地投資的作用，適度招商引資，學(xué)習(xí)外資企業(yè)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，從而帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展。而從長(zhǎng)期來(lái)講，政府應(yīng)盡力避免或抑制FDI對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)資本的擠出效應(yīng)，一方面根據(jù)我國(guó)實(shí)際資本需求的缺口決定引入FDI的規(guī)模和形式，另一方面應(yīng)當(dāng)在政策層面上對(duì)內(nèi)外資企業(yè)一視同仁，發(fā)展公平合理的內(nèi)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制?；趯?shí)證結(jié)果，短期內(nèi)以非FDI形式進(jìn)入的外資對(duì)我國(guó)本地投資的擠入和擠出效應(yīng)并不明顯，而長(zhǎng)期時(shí)則表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，說(shuō)明政府的政策導(dǎo)向雖然在現(xiàn)今沒(méi)有起到反作用，但長(zhǎng)期來(lái)看仍存在不足之處。非FDI不僅沒(méi)有充分發(fā)揮出國(guó)外貸款和投資組合的反應(yīng)快、效率高等特點(diǎn)，還使其對(duì)未來(lái)的國(guó)內(nèi)資本積累起到反作用。因此，現(xiàn)階段我國(guó)應(yīng)提高對(duì)非FDI的使用效率，引導(dǎo)和鼓勵(lì)這部分外資向互補(bǔ)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品領(lǐng)域投資，合理限制其在那些與國(guó)內(nèi)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性或替代程度較高的產(chǎn)業(yè)投資，把錢用在刀刃上。

投資、消費(fèi)、進(jìn)出口是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)力。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)處在新常態(tài)和追求中等發(fā)達(dá)國(guó)家水平的過(guò)程中，提高投資率有其必然性、合理性和積極作用。從短期看，在消費(fèi)結(jié)構(gòu)還難以明顯升級(jí)的情況下，提高我國(guó)投資率是帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增加財(cái)政收入、擴(kuò)大就業(yè)的重要手段；從長(zhǎng)期看，提高投資率是確保我國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)必不可少的重要條件。為此，政府應(yīng)繼續(xù)穩(wěn)步提高我國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放程度，大力發(fā)展零部件加工工業(yè)以降低對(duì)加工貿(mào)易中零部件進(jìn)口的依賴性，從而降低大量中間產(chǎn)品高價(jià)進(jìn)口對(duì)出口效益增長(zhǎng)所帶來(lái)的負(fù)面影響。此外，政府不能忽視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投資的作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)給投資提供堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度影響著投資增長(zhǎng)的速度，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式?jīng)Q定著投資方式，所以必須保持投資適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相協(xié)調(diào)。短期內(nèi)降低利率會(huì)促使儲(chǔ)蓄存款向投資轉(zhuǎn)化，以此帶動(dòng)總投資增加，這正是我國(guó)中央銀行近期多次下調(diào)利率的主要目的之一，但從長(zhǎng)期來(lái)看，政府還應(yīng)適當(dāng)提高利率，控制我國(guó)投資率增速，確保其持續(xù)而穩(wěn)定的增長(zhǎng)。

[1] 朱延福,宋勇超.FDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資擠入還是擠出[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2012,11(3):33- 40.

[2] Barrio S, Gorg H, Strobl E. Foreign direct investment, competition and industrial development in the host country[J]. European Economic Review, 2005, 49(7): 1761-1784.

[3] 劉騫文,閆笑.地方政府“土地引資”背景下的FDI擠入擠出效應(yīng)研究[J].財(cái)經(jīng)研究,2016,42(1):17-29.

[4] 龍小寧,朱艷麗,蔡偉賢,等.基于空間計(jì)量模型的中國(guó)縣級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2014,48(8):41-53.

[5] Harrison A, McMillan M. Does direct foreign investment affect domestic credit constraints[J]. Journal of International Economics, 2003, 61(1): 73-100.

[6] Markusen J R, Venables A J. Foreign direct investment as a catalyst for industrial development[J]. European Economic Review, 1999, 43(2): 335-356.

[7] 程培堽,周應(yīng)恒,殷志揚(yáng).FDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠出(入)效應(yīng):產(chǎn)業(yè)組織的視角[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2009,8(4):1527-1548.

[8] 楊新房,任麗君,李紅芹.外國(guó)直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)資本“擠出”效應(yīng)的實(shí)證研究——從資本形成角度看FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2006,32(9):74-78.

[9] 羅長(zhǎng)遠(yuǎn).FDI與國(guó)內(nèi)資本:擠出還是擠入[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2007,6(2):381- 400.

[10] Ayyagari M, Kosova R. Does FDI facilitate domesticentry? Evidence from the Czech Republic[J]. Review of International Economics, 2010, 18(1): 14-29.

[11] Kim D, Seo J S. Does FDI inflow crowd out domestic investment in Korea[J]. Journal of Economic Studies, 2003, 30(6): 605- 622.

[12] Kristine F, Denis D C, Bart V. Institutions, foreign direct investment, and domestic investment:crowding out or crowding in[J]. World Development, 2014, 33(5): 1-9.

[13] Szkorupova Z. Relationship between foreign direct investment and domestic investment in selected countries of central and Eastern Europe[J]. Procedia Economics and Finance, 2015, 23(1): 1012-1022.

[14] Li J, Chen D, Shapiro D M. FDI Spillovers at the national and subnational level: the impact on product innovation by Chinese firms[J]. Management and Organization Review, 2013, 9(3): 413- 435.

[15] Anward S, Sun S. Can the presence of foreign investment affect the capital structure of domestic firms[J]. Journal of Corporate Finance, 2015, 30(2): 32- 43.

[16] Wang Y. FDI and productivity growth: the role of inter-industry linkages[J]. Canadian Journal of Economics, 2010, 43(4): 1243-1272.

[17] 王志鵬,李子奈.外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資擠入擠出效應(yīng)的重新檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)研究,2004,21(7):37- 42.

[18] 李艷麗.FDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)——基于地區(qū)差異及資金來(lái)源結(jié)構(gòu)視角的分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2010,17(10):20-23.

[19] 方友林,冼國(guó)明.FDI對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng):地區(qū)差異及動(dòng)態(tài)特征[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2008,27(6):69-73.

[20] 余壯雄,王美今,章小韓.FDI進(jìn)入對(duì)我國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2010,10(1):111-132.

[21] Pesaran M I I, Shin Y, Smith R J. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J]. Journal of Applied Econometrics, 2001, 16(3): 289-326.

TheInfluenceofForeignCapitalInflowonLocalInvestmentinChinafromShortandLongTermPerspective

ZHAO Kai, WANG Hong-yuan

(InstituteforQuantitativeEconomics,HuaqiaoUniversity,Xiamen361021,China)

F224.0

A

1003-5192(2017)05- 0049- 06

10.11847/fj.36.5.49

2016-10-25

國(guó)家自然科學(xué)基金青年資助項(xiàng)目(71603087)；福建省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年資助項(xiàng)目(FJ2016C131)；福建省中青年教師教育科研資助項(xiàng)目(JAS15009)