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摘要：本文对资本形成中的内外资融合进行了深入的研究，通过ADF检验、OLS估计、协整检验和Granger因果检验，实证分析了FDI存量与国内资本存量的关系。结果表明：FDI对全国国内投资产生了微弱的挤入效应，对三次产业分别产生了显著的挤入效应。FDI与全国及第一、三产业国内投资之间分别存在单向因果关系，与第二产业存在双向的因果关系。基于此，本文提出了相应的结论及建议。
关键词：外商直接投资 全社会固定资产投资 三次产业 挤入效应 挤出效应
由于外商直接投资(FDI)是资本、技术和管理技能集合的载体，被视为直接资本输入和间接技术溢出的重要来源(Balasubramanyam et al，1996)，因此，我国把引进外资作为经济发展的一个重要战略。一直以来，我国在利用外资的绝对量上成绩斐然。虽然自2005年开始，我国利用外资已经结束了快速增长的阶段，进入了平稳、低速增长阶段，但这并非坏事。目前我国正处于经济转型的关键时期，如何促进外商直接投资的结构趋于优化、合理，统筹内外资的使用，实现内外资互动融合发展显得尤为重要。
一、内外资融合的模式
内资与外资融合发展有多种可行的途径，本文将其具体归纳为四种模式：一是资本形成中的融合，要求一方面外资流入对内资发挥明显的挤进作用，另一方面内资也为外资提供配套资金；二是内外资产业内的融合；三是内外资企业结合形成产业链；四是内外资企业结合形成集群经济。
本文将对第一种模式——资本形成中的内外资融合进行深入的研究。根据全国层面和三次产业层面的数据实证分析FDI与国内资本形成的关系，如果FDI与国内投资互为因果关系，则可以理解为内外资是相互促进、互动发展的，即产生了资本形成中的内外资融合。
二、实证方法及数据处理
（一）模型的引入
国外不少学者构建了很多模型来考察FDI对资本形成的影响，在此笔者借鉴Agosin和Mayer（2000）所做的模型：
It=α+β1Ft +β2Ft-1 +β3Ft-2 +β4It-1 +β5It-2 +β6Gt +β7Gt-1 +β8Gt-2 +εt（2.1）
由于实证分析之前并未得到结论，因而式（4.4）只具有一般性。所以在利用该方程式做回归分析时，应根据实际情况调整滞后期数。本文不考虑GDP的影响，建立简单的双变量回归模型进行实证分析，即：
Ｋ= α+ βFDI++ ε（2.2）
α为 方程的截距项，β是K相对于FDI变化的弹性系数，ε是方程随机干扰项。
本文采用时间序列分析方法，选取的数据属于宏观经济时间序列数据，而宏观经济中的时间序列数据一般都是非平稳的，如果用非平稳的变量直接做回归分析则很可能导致伪回归。因此,在处理时间序列的数据之前先要对这些数据进行平稳性检验。只有平稳的数据序列才可以直接用于时间序列分析，否则要用协整的方法处理。本文使用Eviews6.0软件来进行平稳性检验、协整检验、Granger因果检验。
（二）数据的处理
本文所选用的数据均来自于《中国统计年鉴》。在研究全国总体内外资融合发展实证分析时所选取外商直接投资和全社会固定资产投资数据样本的时期为1992-2009年，而由于产业层面数据不全，在研究产业层面时采用1996-2009年的数据。一般来讲，在研究资本对长期经济增长的作用时，资本存量要比流量更为有效，因此，本文采用FDI存量和固定资产投资资本存量。
1.资本存量K
本文采用永续盘存法估算资本存量，永续盘存资本形成方程表示为：
Ｋt=(1-γ)Kt-1+It （2.3）
其中， Ｋt、 Kt-1分别表示第t、t-1年的资本存量， It表示经过GDP平减指数调整的第t年全社会固定资产投资， y表示折旧率，本文采用宋国青（2007）计算中国资本回报率所确定的折旧率10%。初始年份的资本存量采用Hall-Jones（1999）的方法进行估算，即
（2.4）
其中,ρ 表示计算期内可比价格表示的固定资产投资额的平均增长率， γ为折旧率。以后各期的资本存量根据资本形成方程，代入经平减后的新增固定资产投资数据和各年的折旧率逐步推算样本期间每一年的固定资本存量，单位是亿元人民币，取自然对数后简记为K。
2.外商直接投资资本存量FDI
我国从1992年开始流入大量的FDI，因此本文选取1992年FDI累计额为作为全国层面基期FDI存量。由于产业层面的数据难以获取，因此近似采用1996年FDI累计额为作为产业层面基期FDI存量。各年FDI流量经过汇率调整，再经过GDP平减指数（1992=100）消除价格因素后，得到各年不变价格的新增FDI。最后将新增FDI流量和基期的资本存量以及10%的折旧率（假设与上文计算固定资产存量时的折旧率相同）代入资本形成方程，得到1992-2009年各年不变人民币价格计量的FDI存量值，以亿元人民币为单位，取自然对数后简记为FDI。
上文所用到的GDP平减指数的计算方法如下：假如1992年的名义GDP为A，以1978年为基年的GDP指数为a，第t年的名义GDP为B，以1978年为基年的GDP指数为b，则第t年以1992年为基年的GDP平减指数=B/（A*b /a）。
三、中国内外资融合发展——基于资本形成的实证分析
本节通过对全国数据和三次产业数据分别进行OLS回归和Granger因果检验，来实证分析FDI对资本形成影响的全国效应和产业效应。
（一）时间序列的平稳性ADF检验
在对经济变量时间序列进行回归分析前，要进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性，只有平稳的序列才能进行回归分析。在此采用ADF检验，结果如下：
表1 FDI和K的平稳性ADF检验结果
说明：（1）变量FDI和K已取过对数；（2）D（*）表示变量的一阶差分；（3）检验类型括号中的C表示ADF检验时估计方程中的常数项，为0则不含常数项；T表示时间趋势项，为0则表示不含时间趋势项；最后一项为自回归滞后长度。
由表1可知，FDI和K在1%、5%以及10%的显著水平下都没有通过平稳性检验，它们都是非平稳序列；但这两个变量的一阶差分在不同显著水平下，ADF统计值小于相应的临界值，即两个序列均通过了平稳性检验，说明变量FDI和K具有一阶单整性I（1）。这也就是说，序列FDI和K符合协整分析的基本条件。
（二）协整检验
首先，根据全国和第一、二、三产业的时间序列数据，对式（2.2）进行OLS回归。然后根据回归结果进行协整检验来证明变量FDI和K之间是否存在长期稳定的关系。OLS回归结果如下：
全国的回归方程：
K=2.279872+1.007317FDI （3.1）
(2.295694)(9.417473) R2=0.847166 F=88.68880
第一产业的回归方程：
K=-10.18129+3.342741FDI （3.2）
(-4.772870)(8.538478) R2=0.858667 F=72.50961
第二产业的回归方程：
K=-5.613551+1.786828FDI（3.3）
(-2.917426)(8.615593) R2=0.860835F=74.22845
第三产业的回归方程：
K=-16.15167+3.256834FDI （3.4）
(-7.667140)(12.99946) R2=0.933697 F=168.9860
上述回归方程中变量之间是否存在长期稳定的关系，需要进行协整检验。对上述回归方程的残差项ADF检验结果如下：
表2 残差项ADF检验结果
回归方程残差项ADF检验统计量小于相应显著水平下的临界值，表明全国及三次产业的FDI与本地资本存量存在协整关系。
上述四个回归方程调整的判定系数基本都不低于0.85，表明回归方程拟合度较高。变量FDI的t-统计量均大于8.5，高度显著，说明全国及三次产业的FDI与国内资本存量高度相关。方程（3.1）中FDI的系数为1.007317，即实际利用FDI每增加1个单位，导致国内资本存量增加1.007317个单位，表明FDI与我国国内资本之间不存在“挤出效应”，而存在微弱的“挤入效应”。方程（3.2）、（3.3）和（3.4）中FDI的系数分别为3.342741 、1.786828 和3.256834 ，表明FDI与国内投资K存在长期稳定的比例关系，且弹性系数大于1，存在显著的“挤入效应”。
（三）Granger因果关系检验
不过，到底是我国的FDI带动了国内投资，还是国内投资吸引了FDI，我们通过Granger因果检验进行分析，具体结果见下表：
表3FDI和K的Granger因果检验结果
经检验可知，全国和第一、三产业的Granger因果检验结果拒绝原假设“FDI存量不是资本存量的原因”，接受“资本存量不是FDI存量的原因”，即FDI增长是国内投资K增长的原因，但K不是FDI的原因。因此，就全国和第一、三产业来看，我国FDI与国内资本形成存在单向因果关系，没有达到内外资相互促进、互动发展的效果。而第二产业的Granger因果检验结果则同时拒绝了两个原假设，表明FDI增长是国内投资K增长的原因，同时K也是FDI增长的原因，这从侧面证明了近年来我国第二产业的高速发展大大得益于内外资的互动融合。
四、结论及建议
本文利用全国及三次产业1992-2009年的数据，实证研究了FDI与全国及三次产业国内投资的关系，结果发现FDI并没有挤出国内资本，不同产业的FDI与国内投资的相互影响也是不同的。基于此，本文提出以下结论和建议：
（一）就全国而言，FDI与国内资本之间存在单向因果关系，FDI对全国资本形成有微弱的“挤入效应”。 近年来我国存在双溢出现象，于是有些观点认为目前应缩小利用外资规模，但笔者认为，目前我国经济高速发展需要更多资金，不少内资企业存在资金短缺问题，这与我国的双溢出现象相矛盾。因此，问题的关键不是减少外资，而是如何提升外资的质量，如何协调内外资的关系，促使两者融合发展。
（二）就产业结构而言，FDI对三次产业国内资本形成都有显著的“挤入效应”。但第一、三产业的FDI与国内资本之间存在单向因果关系，而第二产业的FDI与国内资本之间存在双向因果关系，即在FDI促进国内资本形成的同时，国内投资的增加也吸引了更多的FDI。第二产业的FDI与国内资本相互促进，这在一定程度上反映了我国第二产业发展水平较高，可以为外资提供配套的资源，从而吸引更多外资，而第一、三产业FDI与国内资本并不存在相互促进的关系，说明我国第一、三产业发展水平较低，对外资不具有足够的吸引力。这从侧面反映了我国外商投资在产业结构的分布上存在一定的偏差，外资主要集中于第二产业，其次是第三产业，最后是第一产业。与同期国际投资产业结构的一般趋势相比，我国第一产业和第三产业的外资比例太小，不利于我国产业结构的优化和升级。因此，必须实施合理的优惠政策来吸引外资，进一步创造适合第一、三产业的良好投资环境。
参考文献：
[1]Balasubramanyam Y，Salisu M，Sapford D.，1996.Foreign
Direct Investment and Growth in EP and IS Countries.
Economic Journal，1996，106(2)：92-105
[2]陆妙燕.试论我国内资与外资的互补机制[J].世界经济研究，2004(1).
[3]杜群阳，程慧芳.内外资融合理论及对浙江吸引外资的
政策建议[J].浙江金融，2005(1)．
[4]马淑琴.内外资互动融合：浙江产业竞争力提升的新支
点[J].商业经济与管理，2005(5)．
[5] 薄文广.FDI挤入或挤出了中国的国内投资么？——基
于面板数据的实证分析与检验[J].财经论丛，2005(1)．
[6]杨新房，任丽君，李红芹.外国直接投资对国内资本“挤
出”效应的实证研究[J].国际贸易问题，2006(9)．
[7]张焕明.发展战略与经济收敛：以中国各省份为样本[J].
统计研究，2008(11)．
关键词：外商直接投资 全社会固定资产投资 三次产业 挤入效应 挤出效应
由于外商直接投资(FDI)是资本、技术和管理技能集合的载体，被视为直接资本输入和间接技术溢出的重要来源(Balasubramanyam et al，1996)，因此，我国把引进外资作为经济发展的一个重要战略。一直以来，我国在利用外资的绝对量上成绩斐然。虽然自2005年开始，我国利用外资已经结束了快速增长的阶段，进入了平稳、低速增长阶段，但这并非坏事。目前我国正处于经济转型的关键时期，如何促进外商直接投资的结构趋于优化、合理，统筹内外资的使用，实现内外资互动融合发展显得尤为重要。
一、内外资融合的模式
内资与外资融合发展有多种可行的途径，本文将其具体归纳为四种模式：一是资本形成中的融合，要求一方面外资流入对内资发挥明显的挤进作用，另一方面内资也为外资提供配套资金；二是内外资产业内的融合；三是内外资企业结合形成产业链；四是内外资企业结合形成集群经济。
本文将对第一种模式——资本形成中的内外资融合进行深入的研究。根据全国层面和三次产业层面的数据实证分析FDI与国内资本形成的关系，如果FDI与国内投资互为因果关系，则可以理解为内外资是相互促进、互动发展的，即产生了资本形成中的内外资融合。
二、实证方法及数据处理
（一）模型的引入
国外不少学者构建了很多模型来考察FDI对资本形成的影响，在此笔者借鉴Agosin和Mayer（2000）所做的模型：
It=α+β1Ft +β2Ft-1 +β3Ft-2 +β4It-1 +β5It-2 +β6Gt +β7Gt-1 +β8Gt-2 +εt（2.1）
由于实证分析之前并未得到结论，因而式（4.4）只具有一般性。所以在利用该方程式做回归分析时，应根据实际情况调整滞后期数。本文不考虑GDP的影响，建立简单的双变量回归模型进行实证分析，即：
Ｋ= α+ βFDI++ ε（2.2）
α为 方程的截距项，β是K相对于FDI变化的弹性系数，ε是方程随机干扰项。
本文采用时间序列分析方法，选取的数据属于宏观经济时间序列数据，而宏观经济中的时间序列数据一般都是非平稳的，如果用非平稳的变量直接做回归分析则很可能导致伪回归。因此,在处理时间序列的数据之前先要对这些数据进行平稳性检验。只有平稳的数据序列才可以直接用于时间序列分析，否则要用协整的方法处理。本文使用Eviews6.0软件来进行平稳性检验、协整检验、Granger因果检验。
（二）数据的处理
本文所选用的数据均来自于《中国统计年鉴》。在研究全国总体内外资融合发展实证分析时所选取外商直接投资和全社会固定资产投资数据样本的时期为1992-2009年，而由于产业层面数据不全，在研究产业层面时采用1996-2009年的数据。一般来讲，在研究资本对长期经济增长的作用时，资本存量要比流量更为有效，因此，本文采用FDI存量和固定资产投资资本存量。
1.资本存量K
本文采用永续盘存法估算资本存量，永续盘存资本形成方程表示为：
Ｋt=(1-γ)Kt-1+It （2.3）
其中， Ｋt、 Kt-1分别表示第t、t-1年的资本存量， It表示经过GDP平减指数调整的第t年全社会固定资产投资， y表示折旧率，本文采用宋国青（2007）计算中国资本回报率所确定的折旧率10%。初始年份的资本存量采用Hall-Jones（1999）的方法进行估算，即
（2.4）
其中,ρ 表示计算期内可比价格表示的固定资产投资额的平均增长率， γ为折旧率。以后各期的资本存量根据资本形成方程，代入经平减后的新增固定资产投资数据和各年的折旧率逐步推算样本期间每一年的固定资本存量，单位是亿元人民币，取自然对数后简记为K。
2.外商直接投资资本存量FDI
我国从1992年开始流入大量的FDI，因此本文选取1992年FDI累计额为作为全国层面基期FDI存量。由于产业层面的数据难以获取，因此近似采用1996年FDI累计额为作为产业层面基期FDI存量。各年FDI流量经过汇率调整，再经过GDP平减指数（1992=100）消除价格因素后，得到各年不变价格的新增FDI。最后将新增FDI流量和基期的资本存量以及10%的折旧率（假设与上文计算固定资产存量时的折旧率相同）代入资本形成方程，得到1992-2009年各年不变人民币价格计量的FDI存量值，以亿元人民币为单位，取自然对数后简记为FDI。
上文所用到的GDP平减指数的计算方法如下：假如1992年的名义GDP为A，以1978年为基年的GDP指数为a，第t年的名义GDP为B，以1978年为基年的GDP指数为b，则第t年以1992年为基年的GDP平减指数=B/（A*b /a）。
三、中国内外资融合发展——基于资本形成的实证分析
本节通过对全国数据和三次产业数据分别进行OLS回归和Granger因果检验，来实证分析FDI对资本形成影响的全国效应和产业效应。
（一）时间序列的平稳性ADF检验
在对经济变量时间序列进行回归分析前，要进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性，只有平稳的序列才能进行回归分析。在此采用ADF检验，结果如下：
表1 FDI和K的平稳性ADF检验结果
说明：（1）变量FDI和K已取过对数；（2）D（*）表示变量的一阶差分；（3）检验类型括号中的C表示ADF检验时估计方程中的常数项，为0则不含常数项；T表示时间趋势项，为0则表示不含时间趋势项；最后一项为自回归滞后长度。
由表1可知，FDI和K在1%、5%以及10%的显著水平下都没有通过平稳性检验，它们都是非平稳序列；但这两个变量的一阶差分在不同显著水平下，ADF统计值小于相应的临界值，即两个序列均通过了平稳性检验，说明变量FDI和K具有一阶单整性I（1）。这也就是说，序列FDI和K符合协整分析的基本条件。
（二）协整检验
首先，根据全国和第一、二、三产业的时间序列数据，对式（2.2）进行OLS回归。然后根据回归结果进行协整检验来证明变量FDI和K之间是否存在长期稳定的关系。OLS回归结果如下：
全国的回归方程：
K=2.279872+1.007317FDI （3.1）
(2.295694)(9.417473) R2=0.847166 F=88.68880
第一产业的回归方程：
K=-10.18129+3.342741FDI （3.2）
(-4.772870)(8.538478) R2=0.858667 F=72.50961
第二产业的回归方程：
K=-5.613551+1.786828FDI（3.3）
(-2.917426)(8.615593) R2=0.860835F=74.22845
第三产业的回归方程：
K=-16.15167+3.256834FDI （3.4）
(-7.667140)(12.99946) R2=0.933697 F=168.9860
上述回归方程中变量之间是否存在长期稳定的关系，需要进行协整检验。对上述回归方程的残差项ADF检验结果如下：
表2 残差项ADF检验结果
回归方程残差项ADF检验统计量小于相应显著水平下的临界值，表明全国及三次产业的FDI与本地资本存量存在协整关系。
上述四个回归方程调整的判定系数基本都不低于0.85，表明回归方程拟合度较高。变量FDI的t-统计量均大于8.5，高度显著，说明全国及三次产业的FDI与国内资本存量高度相关。方程（3.1）中FDI的系数为1.007317，即实际利用FDI每增加1个单位，导致国内资本存量增加1.007317个单位，表明FDI与我国国内资本之间不存在“挤出效应”，而存在微弱的“挤入效应”。方程（3.2）、（3.3）和（3.4）中FDI的系数分别为3.342741 、1.786828 和3.256834 ，表明FDI与国内投资K存在长期稳定的比例关系，且弹性系数大于1，存在显著的“挤入效应”。
（三）Granger因果关系检验
不过，到底是我国的FDI带动了国内投资，还是国内投资吸引了FDI，我们通过Granger因果检验进行分析，具体结果见下表：
表3FDI和K的Granger因果检验结果
经检验可知，全国和第一、三产业的Granger因果检验结果拒绝原假设“FDI存量不是资本存量的原因”，接受“资本存量不是FDI存量的原因”，即FDI增长是国内投资K增长的原因，但K不是FDI的原因。因此，就全国和第一、三产业来看，我国FDI与国内资本形成存在单向因果关系，没有达到内外资相互促进、互动发展的效果。而第二产业的Granger因果检验结果则同时拒绝了两个原假设，表明FDI增长是国内投资K增长的原因，同时K也是FDI增长的原因，这从侧面证明了近年来我国第二产业的高速发展大大得益于内外资的互动融合。
四、结论及建议
本文利用全国及三次产业1992-2009年的数据，实证研究了FDI与全国及三次产业国内投资的关系，结果发现FDI并没有挤出国内资本，不同产业的FDI与国内投资的相互影响也是不同的。基于此，本文提出以下结论和建议：
（一）就全国而言，FDI与国内资本之间存在单向因果关系，FDI对全国资本形成有微弱的“挤入效应”。 近年来我国存在双溢出现象，于是有些观点认为目前应缩小利用外资规模，但笔者认为，目前我国经济高速发展需要更多资金，不少内资企业存在资金短缺问题，这与我国的双溢出现象相矛盾。因此，问题的关键不是减少外资，而是如何提升外资的质量，如何协调内外资的关系，促使两者融合发展。
（二）就产业结构而言，FDI对三次产业国内资本形成都有显著的“挤入效应”。但第一、三产业的FDI与国内资本之间存在单向因果关系，而第二产业的FDI与国内资本之间存在双向因果关系，即在FDI促进国内资本形成的同时，国内投资的增加也吸引了更多的FDI。第二产业的FDI与国内资本相互促进，这在一定程度上反映了我国第二产业发展水平较高，可以为外资提供配套的资源，从而吸引更多外资，而第一、三产业FDI与国内资本并不存在相互促进的关系，说明我国第一、三产业发展水平较低，对外资不具有足够的吸引力。这从侧面反映了我国外商投资在产业结构的分布上存在一定的偏差，外资主要集中于第二产业，其次是第三产业，最后是第一产业。与同期国际投资产业结构的一般趋势相比，我国第一产业和第三产业的外资比例太小，不利于我国产业结构的优化和升级。因此，必须实施合理的优惠政策来吸引外资，进一步创造适合第一、三产业的良好投资环境。
参考文献：
[1]Balasubramanyam Y，Salisu M，Sapford D.，1996.Foreign
Direct Investment and Growth in EP and IS Countries.
Economic Journal，1996，106(2)：92-105
[2]陆妙燕.试论我国内资与外资的互补机制[J].世界经济研究，2004(1).
[3]杜群阳，程慧芳.内外资融合理论及对浙江吸引外资的
政策建议[J].浙江金融，2005(1)．
[4]马淑琴.内外资互动融合：浙江产业竞争力提升的新支
点[J].商业经济与管理，2005(5)．
[5] 薄文广.FDI挤入或挤出了中国的国内投资么？——基
于面板数据的实证分析与检验[J].财经论丛，2005(1)．
[6]杨新房，任丽君，李红芹.外国直接投资对国内资本“挤
出”效应的实证研究[J].国际贸易问题，2006(9)．
[7]张焕明.发展战略与经济收敛：以中国各省份为样本[J].
统计研究，2008(11)．