基于Feldstein-Horioka方法的中國省域資本流動能力初探

摘 要：本文基于Feldstein－Horioka方法考察了中國省域資本流動能力及其時變過程。研究發現：中國省域的儲蓄保留系數較低，省域資本的流動能力較強；省域資本流通能力在1992年發生結構性改變；整體呈下降趨勢的儲蓄保留系數表明中國省域資本流動能力在不斷增強。

關鍵詞：資本流動能力；儲蓄；投資；Feldstein－Horioka方法

中圖分類號：F224 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)02－００16－０5 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.02.04

一、文獻回顧與問題的提出

Feldstein與Horioka（1980）開創了以儲蓄和投資之間的相關程度來測度資本流動能力的數量方法[1]。在資本流動的假設下，一個國家的儲蓄在沒有資本流動限制的條件下可以自由流動到生產效率較高的國家或地區，因而一國的投資并不絕對依賴于其國民儲蓄，國民儲蓄的增加也并不必然促使其國內投資的增加。隨著資本流動能力的加強，金融資本的流動性會不斷增強，從而使得一國的國內投資與國民儲蓄間產生背離。他們以21個經濟合作與發展組織（OECD）成員國為對象，實證發現OECD國家的資本流動能力較低，該結論與OECD國家的資本在20世紀中后期高度流動的事實相悖，由此引發了諸多學者的廣泛研究。

其他的實證研究，一些研究者（Fieleke，1982；Tobin，1983；Summers，1988）認為諸如經濟周期、生產率改進與政府政策等因素容易導致儲蓄內生性[2-4]。對此，Feldstein（1983）使用人口數量，Frankel（1986）使用65歲以上人口占比（私人儲蓄的決定因素）和軍費占GNP的比例（政府儲蓄的決定因素）為工具變量試圖解決儲蓄內生性問題，但研究結果與1980年的結論并無二致[5-6]。另一些研究者（Finn，1990；Mendoza，1991；Vertura，2002）認為，跨期經常賬戶理論只是一個局部均衡理論[7-9]，應該使用一般均衡理論。他們分別構造了動態隨機一般均衡模型（DSGE）考察全球性的經濟沖擊對儲蓄和投資的影響。但這些DSGE模型設定了特殊的經濟結構和沖擊，得出的結論依具體的沖擊和經濟結構而顯不同。

理論研究方面，諸多學者試圖從國家規模效應、企業內部融資與本土偏好（home bias）等多個角度解釋Feldstein－Horioka之謎。Harberger（1980）認為在經濟規模大的國家中，經濟比較分散，當國內某些地區或行業受到沖擊時不必從國外融資，因此，以大國為樣本得到的儲蓄保留系數自然會比較大[10]。Obstfeld（1995）與Hebbel et al.（1996）認為，在金融市場不完善的國家，經濟實體都會面臨信貸約束[11-12]。為了避免信貸配給與高融資成本造成資金瓶頸而制約生產，經濟實體趨向于采取內源融資。該行為將直接導致投資主體和儲蓄主體產生重疊，而這一現象恰恰是導致國民儲蓄和國內投資高相關性的主要原因。Frech與Poterba（1991）認為，投資者普遍具有本土偏好，即不管是直接投資還是間接投資，各國投資者都會將其資本投資在本國市場，而對國際投資熟視無睹[13]。Gordon與Bovenberg（1996）研究發現，投資的本土偏好主要是信息不對稱引起的，進而資本在國際間本來就是缺乏流動性的，而且資本流動能力還會因為資本管制等原因降低[14]。

由于Feldstein－Horioka方法在研究一國內部的資本流動能力方面并不涉及到匯率風險溢價和國家規模效應等問題，國內學者利用Feldstein－Horioka方法在中國區域資本流動方面進行了有益的研究。封培育（2010）和胡永平等（2004）分別基于面板協整和ARDL－ECM模型，運用Feldstein－Horioka方法檢驗了資本在中國東部、中部和西部區域間的流動能力[15-16]。研究表明，東部為資本凈流入地區，西部為凈流出地區，中部地區基本持平。但是，張穎熙（2007）利用Feldstein－Horioka方法，對中國東部、中部和西部三個經濟區域的實證研究發現，隨著區域經濟的發展，中國區域的資本流動能力不升反降[17]。趙巖與趙留彥（2005）利用中國省級儲蓄率和投資率組成橫截面數據，運用Feldstein－Horioka方法研究了資本在中國省級間的流動能力，發現因中國缺乏統一有效的金融市場，資本的跨地區流動存在限制[18]。于春海（2007）運用Feldstein－Horioka方法研究了中國1978—2004的投資儲蓄關系。研究發現，在長周期樣本中，投資和儲蓄的相關性較高，國內投資對國民儲蓄的變動十分敏感；在短周期樣本中，資本流動性的變化對儲蓄和投資沒有顯著影響[19]。

諸多研究表明，高儲蓄與高投資是中國經濟增長的一個重要的因素，但中國的高經濟增長速度是不是緣于有效率的儲蓄投資轉化能力，這是一個具有理論和現實意義的研究課題。本文基于Feldstein－Horioka方法，從中國各省的儲蓄率和投資率出發，考察中國省域的資本流動能力及其時變，探討中國省域資本流動能力的變化趨勢，考察政府政策是否以及在多大程度上對中國省域的資本流動能力產生影響。

二、實證模型設定與數據描述

（一）模型設定

在Feldstein與Horioka（1980）建立下列橫截面模型來考察OECD成員國資本流動能力的高低。

其中，i代表第i個國家，（I/Y）代表投資率；（S/Y）代表儲蓄率；?茁是儲蓄保留系數，它度量了該國的資本流動能力，越大表明該國的資本流動能力越弱；反之則表明資本流動能力越強。?滋是隨機擾動項。

為了更好地反映儲蓄與投資之間的動態轉化特征以及各國的異質性特點，需要將上述橫截面模型擴展為如下的面板數據模型：

其中，i代表第i個國家，t代表第t年。

如果投資率和儲蓄率序列平穩，或者二者均不平穩但存在長期均衡的協整關系，則可以直接對（2）式進行實證檢驗。如果投資率和儲蓄率序列均不平穩，且二者之間也不協整，則將投資率和儲蓄率序列差分以使其平穩，式（2）變形為式（3）：

其中，△為差分算子，D為虛擬變量，i和t分別代表第i個國家和第t年。

（二）數據描述

本文以中國31個省份作為截面，并選取1985－2010年年度投資率和儲蓄率①數據作為實證分析的樣本序列。本文數據來源于中宏數據庫（MCDB）。由于西藏、寧夏和重慶在樣本區間內缺乏完整的數據，故本文樣本的截面省份實為28個。之所以選擇1985年作為樣本區間的始點，主要是因為國民收入分配體制改革和投融資體制改革的推進促使資本跨省流動和跨地區流動在1984年底才基本得以實現，而此后的銀行、股票市場以及相互融通的信貸資金管理體制為資本的跨省和跨地區流動提供了可能性和實現渠道。

三、實證檢驗結果與分析

（一）中國省域全樣本實證檢驗

1．面板單位根檢驗

本文先對投資率和儲蓄率序列進行面板單位根檢驗。面板單位根檢驗方法較多，且各種面板單位根檢驗對橫截面單元和時間單元存在不同的漸近性要求。因此，在進行面板單位根檢驗時，必須結合樣本數據橫截面單元和時間單元的特征，綜合選取合宜的檢驗統計量。在本文的平衡面板數據中，橫截面單元明顯大于時間單元，且橫截面單元趨于固定，選取Fisher-ADF、Fisher-PP和IPS三種檢驗統計量。

在1%的顯著性水平下，幾乎三種面板單位根檢驗統計量都一致地表明投資率和儲蓄率的水平序列均是非平穩的，而其一階差分序列均是平穩的。因此，可以認為，中國省域的投資率和儲蓄率數據均服從一階單整（I（1））過程。

２．面板協整檢驗

中國省域的投資率和儲蓄率數據均服從I（1）過程，因此，本文檢驗投資和儲蓄序列之間是否協整，以考察二者是否存在長期均衡關系。表2給出了Pedroni協整檢驗結果，在1%的顯著性水平上，可以認為儲蓄與投資之間存在協整關系。

３．模型檢驗

通過對（3）式進行初步檢驗，結果顯示，在1%的顯著性水平上，儲蓄保留系數β約為0.88，這表明中國省域間的資本流動能力較弱。然而，該回歸結果并不可靠，因為模型中可能存在的異方差、自相關以及截面相關問題。本文逐一對其進行了相關檢驗。其中，組間異方差使用Modified Wald檢驗，橫截面相關問題使用Pesaran檢驗，自相關問題使用Wooldridge檢驗。檢驗結果如表3所示。

由表3可知，儲蓄率和投資率存在一階自相關，且模型存在截面相關和異方差問題。為此，運用可行廣義最小二乘法（FGLS）對非球形擾動項進行糾正，回歸結果如表4所示。

從表4可知：（1）常數項為為0.312，表明中國整體上處于資本凈流入的狀況；（2）在遠遠小于1%的顯著性水平下，經FGLS糾正以后的儲蓄保留系數較之前有明顯下降，這意味著，中國各省的投資中約有40%的比例來源于本省的國民儲蓄，約有60%的國民儲蓄通過各種渠道轉化為對其他地區的投資。同時，各省都居于資本凈流入狀況，外資在各省經濟的發展中占有較大的比例。

（二）分類子樣本實證研究

過去的三十多年中，中國財政金融領域改革不斷深化，對外開放程度不斷加深，政府政策是否以及在多大程度上對中國省域資本的流動能力產生影響？針對此問題，本文分兩步進行研究：

首先，本文運用最小二乘虛擬變量方法估計如下的個體時間雙維（two-way）固定效應模型。

同理，本文分別采用Modified Wald 檢驗、Wooldridge檢驗和Pesaran檢驗來分別考察模型可能存在的組間異方差、序列自相關和橫截面相關問題。結果顯示，個體時間雙維固定效應模型同時存在一階序列自相關、組間異方差及截面相關問題，運用FGLS對其予以糾正，實證回歸的儲蓄保留系數都十分顯著。

從圖1可以看出，中國省域資本流動能力在1992年發生了結構性突變。這可能是由于中共十四大會議明確建立社會主義市場經濟體制之后，全國特別是東部沿海省份的市場化改革和對外開放的進程加速，使得中西部省份的儲蓄資本在利益驅使下急劇向東部沿海省份流入，引致資本流動能力發生結構性轉變。值得注意的是，省域儲蓄保留系數在1985—1988年之間下降的速率比較快，這可能是中國改革開放政策實施效果的表征之一。另外，2008—2010年的儲蓄保留系數下降也較為明顯，這可能是因為中國這三年的貨幣供應量以及應對次級貸款危機的經濟刺激政策所致。此外，1994年的分稅制改革在經驗分析中常被作為分段點來考慮，而這一并不適合分析省域資本流動能力的變化軌跡。從圖1中可以看出，分稅制改革并未對資本流動能力產生顯著影響。

其次，在上述結構性分析的前提下，本文以1992年作為分段點進行分段回歸。由于政策效應往往具有一定的時滯，故在研究中國省域資本流動能力的政策反應時，去掉1992年和1993年的數據，這樣更有利于分析中國省域資本流動能力的結構性變化。

在1985年至1991年的子樣本中，投資和儲蓄的水平序列均不存在單位根；在1994年至2010年的子樣本中，投資和儲蓄的水平序列均存在單位根。但進一步對該樣本進行面板單位根檢驗發現，在1%的顯著性水平上，投資和儲蓄的一階差分序列均不存在單位根。由于樣本的投資和儲蓄序列均服從一階單整過程，本文對子樣本進行Pedroni協整檢驗，結果顯示投資和儲蓄序列間不存在協整關系（表6）。

綜上所述，本文余下的實證分兩類進行：對1985年至1991年的子樣本，直接用投資率和儲蓄率序列的水平值進行回歸；對1994年至2010年的子樣本，則用投資率與儲蓄率序列的一階差分值進行回歸。表7中給出了兩個分類子樣本的可行廣義最小二乘（FGLS）的估計結果。

從表7發現，省域資本流動能力在兩個子樣本區間內表現出了十分明顯的差異。在中共十四大會議召開之前，省域儲蓄保留系數為0.32，而之后省域資本流動能力較之前有十分明顯的上升，儲蓄保留系數下降至0.185，而且都十分顯著。結果表明在中共十四大會議之后，中國省域間的資本流動能力明顯增強，省域間的金融一體化程度不斷上升。另外，兩個子樣本區間的常數項都為正，這表明中國各省在研究區間內均處于資本凈流入的狀況。

四、結論與評析

本文在對Feldstein-Horioka方法及其相關研究的基礎上，結合面板單位根和面板協整等相關檢驗方法，通過修正的Feldstein-Horioka方法，對中國1985—2010年的省域資本流動能力展開了分析。本文主要結論：在全樣本回歸中，中國省域間的資本流動能力較高，省域儲蓄直接轉化為投資的能力較強，但各省間的金融一體化程度仍有進一步的提升空間。同時，樣本區間內各省都處于資本凈流入狀況。在分類子樣本回歸中，省域資本流動能力在中共十四大會議之后有明顯的上升，這與我國經濟的高速發展是相符的。在中共十四大會議之后，中國各省的資本凈流入比例下降十分明顯，這與近年來中國金融開放深度不斷上升、國內資本不斷進入國際市場的現實有一定程度的吻合。總的來說，中國省域的儲蓄轉化為投資是有效率的，省域資本流動能力的穩步上升與中國經濟持續較高的增長速度是一致的。但究竟是資本流動能力的上升引致中國經濟的高速增長還是中國經濟的高速增長引起資本流動能力的上升，還有待研究。

（特約編輯：羅洋）

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