梁少鋒

摘 要：本文通過理論分析、實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)證了我國對外直接投資與國內(nèi)需求存在替代關(guān)系，通過面板數(shù)據(jù)模擬我國31個省市間對外直接投資與消費(fèi)需求、投資需求間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)地區(qū)間差異較大，提出了對地區(qū)有選擇地開展對外直接投資及大力開展招商引資的建議。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；內(nèi)需；面板模型

中圖分類號：F832.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B 文章編號：1674-0017-2017（7）-0036-07

自2014年以來，我國金融賬戶連續(xù)三年呈現(xiàn)凈流出態(tài)勢，其他投資項(xiàng)下逆差一直是資本外流的重要部分，但2016年直接投資首次出現(xiàn)逆差，即對外直接投資首次超過了外商直接投資。對外直接投資已連續(xù)三年達(dá)到千億規(guī)模，2016年更高達(dá)2172.03億美元，本文通過理論推導(dǎo)、數(shù)據(jù)分析對對外直接投資可能對國內(nèi)需求產(chǎn)生的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)對外直接投資會降低我國投資需求和消費(fèi)需求，但此影響在不同地區(qū)間存在明顯差異，在制定地區(qū)投資政策時需加以考慮。此外，外商直接投資會對對外直接投資的不利影響存在反作用，為維持國內(nèi)需求水平，在開展對外直接投資的同時應(yīng)重視招商引資工作。

一、對外直接投資與國內(nèi)需求的理論分析

（一）理論關(guān)系推導(dǎo)

對外直接投資與國內(nèi)需求在經(jīng)濟(jì)學(xué)中均有較為成熟的定義，本節(jié)在已有的理論基礎(chǔ)上進(jìn)行推導(dǎo)，尋找對外直接投資與國內(nèi)需求可能存在的關(guān)系。理論推導(dǎo)的基礎(chǔ)為國際收支恒等式及GDP核算方法。

1.國際收支恒等式：

NX=NCO （1）

其中：NX為出口減進(jìn)口，即貿(mào)易順差；NCO為資產(chǎn)流出減流入，即資本凈流出。此式有兩種解釋方式：（1）根據(jù)國際收支平衡原則，除去統(tǒng)計誤差與遺漏項(xiàng)目，一國的經(jīng)常賬戶差額必定與資本賬戶差額相抵消，因而貿(mào)易順差等于資本凈流出。（2）以核算定義來解釋，在國際收支平衡的條件下，每次的交易必然形成對應(yīng)的交易資金流，以商品出口為例，交易對手方以通貨或資產(chǎn)支付購買商品的費(fèi)用，因而使出口國得到外國資產(chǎn)（外匯被視為只有在國外才能實(shí)現(xiàn)的資產(chǎn)），資本凈流出增加，因而凈出口=資本凈流出。在此解釋方式下，國際間的每一筆交易可視為國際收支平衡表中的資本項(xiàng)目與經(jīng)常項(xiàng)目等價的兩方面。

若不考慮資本賬戶下的證券投資或其他投資項(xiàng)目，只考慮直接投資模式，則資本凈流出可以表示為：

NCO=NX=OFDI-FDI （2）

2.支出法GDP計算公式：

Y=C+I+G+NX （3）

其中：Y為總產(chǎn)出GDP，C為居民消費(fèi)，I為居民投資，G為政府購買。

將G政府購買分解為消費(fèi)品購買與資產(chǎn)購買，分別計入C與I，令DD代表國內(nèi)需求，則

DD=C+I=Y-NX （4）

將公式2代入4可以得到：

DD=C+I=Y-OFDI+FDI （5）

公式5表示在開放的國際市場平衡狀態(tài)下，對外直接投資與國內(nèi)需求呈負(fù)相關(guān)的線性關(guān)系，與國內(nèi)消費(fèi)需求、投資需求均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

在儲蓄一定的情況下，國內(nèi)投資與資本凈流出存在擠出效應(yīng)，可用公式推導(dǎo)如下：

由公式（1）及（3）可得

Y-C-G=I+NX=I+NCO （6）

而根據(jù)儲蓄定義

S=Y-C-G （7）

其中：S為儲蓄

S=I+NCO （8）

公式8表示在儲蓄一定的情況下，資本凈流出的增多，必然導(dǎo)致國內(nèi)投資的減少，當(dāng)NCO為負(fù)時，可以理解為為支持國內(nèi)的投資行為而進(jìn)行的國外儲蓄。

（二）對外直接投資與國內(nèi)需求可能相互影響的路徑

1.就業(yè)。當(dāng)前對外直接投資以跨國公司為主要形式，實(shí)體經(jīng)濟(jì)向國外轉(zhuǎn)移對母國最顯著的影響是就業(yè)崗位的減少，進(jìn)而降低居民可支配收入，減少消費(fèi)需求。反過來，消費(fèi)需求的減少，直接減少了對外消費(fèi)型投資（為實(shí)現(xiàn)某種消費(fèi)需求而進(jìn)行的投資）。

2.投資的擠出效應(yīng)。本節(jié)已通過公式（8）對擠出效應(yīng)進(jìn)行了推導(dǎo)，實(shí)際上擠出效應(yīng)對對外直接投資與國內(nèi)投資需求兩者都有效，而擠出效應(yīng)的大小取決于投資對于利率的敏感程度，加大外商直接投資增加國外儲蓄是減少擠出效應(yīng)的有效措施。

3.貿(mào)易進(jìn)出口。在實(shí)際利用外資不變的情況下，對外直接投資與貿(mào)易進(jìn)出口密切相關(guān)，對外直接投資增加，貿(mào)易進(jìn)出口順差增加，進(jìn)而影響國民生產(chǎn)總值，提高消費(fèi)需求與投資需求。

4.稅收。對外直接投資增加會減少國內(nèi)稅收，降低政府購買需求，即影響政府購買部分的消費(fèi)與投資需求。

5.提高富裕資金的使用效率。對外直接投資可以使國內(nèi)市場上閑置資金獲得高額收益，通過境外市場提高資金使用效率，提高資本要素收益，進(jìn)而對國內(nèi)需求產(chǎn)生影響。

6.生產(chǎn)技術(shù)升級或外溢。對外直接投資可能使用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)與國外生產(chǎn)要素相結(jié)合，造成生產(chǎn)技術(shù)的外溢，降低同類企業(yè)國際競爭力，進(jìn)而影響國內(nèi)收入及需求。相反，對外直接投資也可能使國內(nèi)獲得先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)升級。

7.投資利潤。投資收益的匯回，改善國內(nèi)企業(yè)經(jīng)常實(shí)力，直接提高國內(nèi)需求水平。

8.境外不確定性風(fēng)險。對外直接投資面臨投資國政策及市場上的各種不確定性風(fēng)險，容易造成投資資金的損失，影響國內(nèi)經(jīng)營狀況，進(jìn)而對國內(nèi)需求產(chǎn)生影響。

二、中國對外直接投資與國內(nèi)需求關(guān)系的實(shí)證分析

（一）實(shí)證檢驗(yàn)

公式（5）的成立是在開放經(jīng)濟(jì)、國際收支平衡、國內(nèi)市場出清等前提條件下，而我國存在較長時期的雙順差態(tài)勢。此外，外匯儲備相當(dāng)于資本流動的蓄水池，而我國外匯儲備存在較大規(guī)模，公式是否成立需要數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。本部分通過對外直接投資發(fā)生額與國內(nèi)需求數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。

1.變量選擇及數(shù)據(jù)收集。參照以往研究，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，使用國民生產(chǎn)總值GDP、貿(mào)易出口EXPORT、貿(mào)易進(jìn)口IMPORT季度數(shù)據(jù)計算國內(nèi)需求，由于國民生產(chǎn)總值與貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)幣種不同，首先根據(jù)匯率季平均值進(jìn)行貨幣折算。以國際收支平衡表中直接投資科目的借方發(fā)生額作為對外直接投資規(guī)模OFDI，貸方發(fā)生額作為外商直接投資FDI。樣本時間范圍為1998年1月至2017年3月的季度數(shù)據(jù)。endprint

2.數(shù)據(jù)處理過程。為消除數(shù)列的季節(jié)性影響，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，并進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，所有數(shù)列均為一階單整。ADF檢驗(yàn)結(jié)果為：所有數(shù)列均為同階單整，通過EGLE GRANGER協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)數(shù)列間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。因多數(shù)經(jīng)濟(jì)行為存在時間慣性，尤其是消費(fèi)及投資行為，為提高方程擬合效果，不影響變量系數(shù)顯著性，引入因變量的一階滯后，并加入AR（1）消除一階自相關(guān)，利用最小二乘法對參數(shù)進(jìn)行估計，結(jié)果如下：

DD=0.0519*DD（-1）+0.9189*GDP-0.7008*OFDI+0.0410*FDI+[AR（1）=0.6835]

T統(tǒng)計：（6.6042） （92.7919） （-2.3296） （0.2669） （7.5745）

概率： （0.0000） （0.0000） （0.0227） （0.7903） （0.0000）

對方程殘差進(jìn)行序列相關(guān)性的LM檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方程不存在自相關(guān)。方程擬合優(yōu)度為0.9997，OFDI系數(shù)非常顯著，明確顯示二者具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)對外直接投資增加1單位，將減少0.7008單位的國內(nèi)需求。除FDI系數(shù)顯著性較弱外，其余系數(shù)均與公式2.1.5設(shè)想一致。AR系數(shù)顯著表明前一期國內(nèi)需求水平對當(dāng)期存在較大影響。

本部分通過國內(nèi)的季度數(shù)據(jù)，對公式2.1.5進(jìn)行了驗(yàn)證，驗(yàn)證結(jié)果完全符合公式設(shè)想：國內(nèi)需求與我國對外直接投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與國民生產(chǎn)總值、外商直接投資呈正向相關(guān)關(guān)系。

（二）不同省市對外直接投資分別與國內(nèi)消費(fèi)需求、投資需求關(guān)系研究

本節(jié)主要研究不同城市不同條件下對外直接投資與國內(nèi)消費(fèi)、投資需求關(guān)系的不同，樣本采用國內(nèi)31個省市2003年至2015年年度數(shù)據(jù)，首先使用面板數(shù)據(jù)PVAR模型，驗(yàn)證對外直接投資與國內(nèi)消費(fèi)需求、投資需求的相互關(guān)系；其次，對31個省市數(shù)據(jù)建立PANEL DATA模型，分析在人均GDP、人均消費(fèi)水平、地域不同情況下三個變量的相互關(guān)系。

1.變量選取及數(shù)據(jù)采集。以地區(qū)非金融類對外直接投資代表對外直接投資OFDI，以各省市最終消費(fèi)支出、資本形成總額分別代表各地區(qū)消費(fèi)需求CONSUME、投資需求INVEST。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，面板估計參數(shù)個數(shù)不易過多，因而不再加入GDP、FDI等變量，引入因變量一階滯后項(xiàng)以減少未納入的其他因素影響。為減少2003年至2015年匯率波動對數(shù)據(jù)的影響，以年平均匯率對OFDI進(jìn)行折算，統(tǒng)一數(shù)據(jù)單位口徑為億元人民幣。變量及數(shù)據(jù)采集情況如下表所示：

2.面板數(shù)據(jù)自回歸PVAR模型。PVAR模型是將PANEL DATA面板數(shù)據(jù)與VAR模型相結(jié)合，能發(fā)揮兩個模型的特長，實(shí)現(xiàn)帶截面數(shù)據(jù)的自回歸分析。為考察三個變量間的相互關(guān)系，利用31個省市的13年數(shù)據(jù)形成新的序列PCONSUME、POFDI、PINVEST，并對含有截面數(shù)據(jù)的三個新變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：對建立的PVAR模型進(jìn)行最佳滯后期檢驗(yàn)，并根據(jù)SIC原則選擇滯后期為6，因而建立面板數(shù)據(jù)的PVAR（6）模型。

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头€(wěn)定性，對PVAR進(jìn)行單位根的倒模檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型中共有18個特征根，其倒模全部處于單位圓內(nèi)，說明該模型為穩(wěn)定模型，可以進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示在滯后6階情況下POFDI與PCONSUME、POFDI與PINVEST以及POFDI與PCONSUME、PINVEST互為格蘭杰因果關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在受到POFDI一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，PINVEST與PCONSUME均在第一時間產(chǎn)生負(fù)的脈沖相應(yīng)，并在持續(xù)幾次反彈后逐步收斂。同樣，在受到PINVEST、PCONSUME分別一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，POFDI也即時出現(xiàn)負(fù)的脈沖響應(yīng)，具體可以圖2所示：

3.面板數(shù)據(jù)PANEL DATA模型。根據(jù)PVAR格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，選擇建立以O(shè)FDI為因變量的PANEL DATA模型。首先需準(zhǔn)確確定面板模型形式，面板模型存在固定影響、隨機(jī)影響兩種模式，根據(jù)HUASMAN檢驗(yàn)確定案例中面板模型適合的影響模式。

首先，建立隨機(jī)影響回歸模型，并進(jìn)行HUASMAN檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)拒絕原假設(shè)，建立固定效應(yīng)模型。為確定最符合的形式，減少模型偏差，需進(jìn)行F檢驗(yàn)，確定固立放在模型三種形式中更為準(zhǔn)確的形式。經(jīng)檢驗(yàn)，F(xiàn)1（60，310）=3.06，F(xiàn)2（90，310）=4.05，二者均大于5%顯著性下的臨界值F1（0.05，60，310）=1.3620、F2（0.05，90，310）=1.3063，故而應(yīng)建立變系數(shù)變截距模型。模型回歸結(jié)果如表6所示：

從結(jié)果來看，在加權(quán)模式下，回歸方程擬合優(yōu)度達(dá)到0.9502，說明模型擬合效果較好。從回歸結(jié)果看：

（1）更多地區(qū)的投資需求系數(shù)顯示為負(fù)，說明投資需求的擠出效應(yīng)更為顯著。

（2）消費(fèi)需求正系數(shù)較多，除統(tǒng)計誤差因素外，還存在以下兩方面原因：因變量非金融類對外直接投資只占對外直接投資的一部分，一般為民間企業(yè)為規(guī)避他國貿(mào)易壁壘而開展的境外布局，能夠拉動進(jìn)出口貿(mào)易，提高國民生產(chǎn)總值，因而對消費(fèi)需求有正向拉動作用；消費(fèi)需求受各地區(qū)收入水平影響顯著，也與以往的消費(fèi)水平息息相關(guān)，因而在統(tǒng)計中與對外直接投資反應(yīng)的敏感性稍差。

（3）地區(qū)間存在較大差異，如山東、江蘇、河南等16個省市投資需求的負(fù)面影響更為顯著，而青海、寧夏、陜西等9個地區(qū)主要為消費(fèi)需求方面影響，而新疆、海南等6省二者均不顯著。可能的原因是山東、安徽、浙江、江蘇、河南等省市處于加快工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，部分地區(qū)承接了長三角和珠三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，地方政府也以固定資產(chǎn)投資作為經(jīng)濟(jì)增長的砝碼，市場上資金需求量較大，因而與對外直接投資資金擠占明顯；而山西、青海、寧夏等地，受能源經(jīng)濟(jì)下行影響，投資下行壓力顯著，因而投資擠出效應(yīng)不明顯。與此相反，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移導(dǎo)致的人均消費(fèi)水平下降導(dǎo)致的消費(fèi)需求不足更為顯著；新疆、海南等6省人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模均較小，回歸結(jié)果不顯著。endprint

三、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

1.對外直接投資對國內(nèi)需求呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.7008。即每增加一單位的對外直接投資，將導(dǎo)致國內(nèi)需求降低0.7008單位。但同時應(yīng)看到，國內(nèi)需求與國民生產(chǎn)總值、外商直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.9189、0.041，即國民生產(chǎn)總值每增加一單位，將分別增加國內(nèi)需求0.9189單位、0.041單位，因而在不斷加快對外直接投資進(jìn)程時，更應(yīng)大力開展招商引資活動。

2.對外直接投資對消費(fèi)需求、投資需求互為因果關(guān)系。對外直接投資和消費(fèi)需求、投資需求互為因果關(guān)系，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，對外直接投資的增加將導(dǎo)致消費(fèi)需求、投資需求的下降，且影響時期較長。同樣，消費(fèi)需求、投資需求也對對外直接投資具有負(fù)的脈沖響應(yīng)。

3.不同省市存在不同的影響情況。對外直接投資與投資需求、消費(fèi)需求關(guān)系在不同的省市間存在顯著不同，主要原因是我國東西部城市處于不同的發(fā)展階段，投資市場繁榮程度、人均收入水平、吸收外商投資情況等會影響三者的關(guān)系。從總體上看，西部地區(qū)對外直接投資更有利于降低國內(nèi)投資需求的擠出效應(yīng)，而人均可支配收入較高地區(qū)，對外直接投資降低國內(nèi)消費(fèi)需求的效果更小。

（二）建議

1.開展對外直接投資同時，更加注重吸引外商直接投資。開展對外直接投資可以利用境外資源、避開貿(mào)易壁壘、促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級等優(yōu)勢，但不可忽視其對國內(nèi)需求的負(fù)面影響，國內(nèi)需求是近年來拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要籌碼，因而在開展對外直接投資的同時，更應(yīng)注重吸引外商直接投資，即實(shí)現(xiàn)國外儲蓄對國內(nèi)投資的反哺，降低對外直接投資對國內(nèi)需求的削減作用。

2.區(qū)分省市不同特點(diǎn)，制定區(qū)域投資政策。在不同的省市，資源存在著較大差別，東西部城市處在明顯不同的發(fā)展階段，部分城市資源較為集中，人均可支配收入較高，尤其是資金較為充裕，正處于產(chǎn)業(yè)外移中的省市，可充分降低對投資需求、消費(fèi)需求的擠出效應(yīng)。而對于正處于城市化、工業(yè)化進(jìn)程中的省市，自身資金需求量較大，受對外直接投資影響較大，應(yīng)減緩對外直接投資步調(diào)。此外，與“一帶一路”相結(jié)合，對于涉及到的西部地區(qū)，擠出效應(yīng)不顯著，有針對性地制定區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y政策。

3.加強(qiáng)金融類對外直接投資數(shù)據(jù)的采集工作。當(dāng)前金融類對外直接投資及非金融類對外直接投資數(shù)據(jù)采集部門分別為外匯局和商務(wù)部，統(tǒng)計局為指導(dǎo)部門。我國的金融類對外直接投資主要涉及國家政策支持的大資金項(xiàng)目，占對外直接投資中的重要部分，但此項(xiàng)目數(shù)據(jù)真實(shí)性、詳盡性有待加強(qiáng)，對此類業(yè)務(wù)的研究及管理提高了難度。

參考文獻(xiàn)

[1]吳大琨.論戰(zhàn)后美國資本輸出對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，1961，（4）：53-62。

[2]劉振坤.講授“帝國主義是壟斷的資本主義”的一些意見[J].開封師院學(xué)報：社會科學(xué)版，1978，（5）：89-94。

[3]殷石.主要資本主義國家資本輸出情況[J].世界經(jīng)濟(jì)，1980，（5）：78-80。

[4]陳琦偉.評發(fā)展中國家和地區(qū)對外直接投資的興起[J].世界經(jīng)濟(jì)，1982，（10）：15-20。

[5]王也平.戰(zhàn)后日本的對外直接投資[J].中南民族學(xué)院學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，1983，（2）：56-61。

[6]周寶廉.日本對外直接投資的動向[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì)，1983，（5）：1-5。

[7]昭寧.印度的直接對外投資[J].國際貿(mào)易，1983，（1）：46。

[8]侯芯冰.發(fā)展對外直接投資是推動我國引進(jìn)外資的有效途徑[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，1986，（4）：1-3。

The Research on the Relationship between Chinas Foreign Direct

Investment and Domestic Demand in the New Situation

——An Empirical Analysis Based on PVAR Model

LIANG Shaofeng

（Operations Office PBC， Beijing 100045）

Abstract：Through the theoretical analysis and empirical test， the paper verifies that there exists the substitution relationship between foreign direct investment and domestic demand in China. By means of panel data， the paper simulates the relationship between foreign direct investment and consumption demand and investment demand of Chinas 31 provinces and cities， and finds that the differences between regions are great. And then， the paper proposes to carry out foreign direct investment to certain regions and make great efforts to introduce investment and capital.

Keywords： foreign direct investment； domestic demand； panel modelendprint