1、 珞 珈 青 年 学 者 经 济 与 管 理 论 坛 系 列 论 文 之 四 Luojia Yung Scholars Seminar oEcnomics and Mgt Workin Paper Sies No.4 “卢卡斯之谜” 、国际资本流动与中国的实证研究罗 知 1 武汉大学经济发展研究中心 摘 要：本文首先从新古典理论与“卢卡斯之谜”之争入手，结合国外学者的研究从收益、风险和投资环境三个方面分析了影响国际资本流动方向的因素。然后在此基础上利用我国 1979-2004 年的时间序列数据和协整方法检验了影响外国资本流入我国的因素。结果显示，从长期来看，经济增长、对外贸易开放、金融市场的开
2、放、人力资本的提高、税负减轻和稳定的经济环境对我国资本流入有显著的正效应，在短期内只有金融市场的开放因素会促进我国吸引外资。 关键词：卢卡斯之谜 国际资本流动 协整检验Abstract : This paper first presents the argument about neo-classical theory and the Lucas paradox, then analyses the reasons of the Lucas paradox in three aspects: the profit ,the risk and the investment environment
3、 .On the basis above, I use the time series data of China from 1979-2004 and cointegration regression method to test the factors which affect the international capital inflow of China .Key world: Lucas paradox；International capital inflow；Cointegration regression一、新古典理论与“卢卡斯之谜”的争论新古典理论认为资本的边际报酬是递减的，
4、发达国家的资本远多于发展中国家，因此发达国家资本的收益率比发展中国家的要低，在资本可以自由流动的情况下，资本会从发达国家流向发展中国家。但是卢卡斯在 1990 年的一篇经典论文中指出：“我们当然可以看到一些富国向穷国投资的现象，但这种资本流动远远没有达到新古典理论预测的水平” 。按照新古典理论，他计算出印度的资本的边际产出大约是美国的 58 倍，并指出“如果事实上面对如此大的回报差1联系方式：湖北省武汉大学经济发展研究中心， 430072 。联系电话：13476181758 电子邮箱：。距，我们将预期不再有资本投入到富裕国家资本流动的这一标准的新古典预测毫无精确性可言，产生本例结果的技术和贸易
5、假设也是完全错误的” 。卢卡斯的提出的这一资本并没有如此大规模的从富国流向穷国的问题被称为“卢卡斯之迷” 。在解释“卢卡斯之谜”时，卢卡斯提出了三种可能的原因：一是劳动质量或人力资本的异质性，即新古典理论将不同国家的工人人均有效劳动投入视为相等的，忽略了劳动质量或人力资本的差异，二是人力资本的外部收益，三是发展中国家的政治风险或资本市场不完全。卢卡斯假设各国有相同的常规模回报的生产函数，并且将人力资本的因素加入到生产函数中，得到（1）hAky其中 h 为工人的人均人力资本， 为外部效应，k 为每有效工人资本，y 每工人有效收入，则资本的边际收益率为（2）hyAr1按照（2）式，卢卡斯式计算出印
6、度和美国之间的预期资本收益率之比减少到 1.04，即按照他的方法将人力资本及其外部性考虑进来后完全消除了两国资本流动的预期收益差距。因此他指出发达国家和发展中国家人力资本的差距将阻碍资本从富国流向穷国。从新古典理论的对国际资本流动方向的推导过程来看，其预测并没有错误，但是现实情况表明新古典理论存在缺陷，问题可能在于遗漏了重要的变量或者市场中存在摩擦。无论新古典理论提出资本会从富国流向穷国还是“卢卡斯之谜” ，他们实际上都是从资本的边际收益率的角度来解释资本流动方向及规模，其结论的不同实质上是新古典增长理论和内生增长理论的区别造成的。新古典增长理论强调的是资本和劳动力的数量对经济增长的作用，资本
7、的边际收益率是人均资本的减函数，而卢卡斯（1989）提出的内生增长理论还强调人力资本的重要作用，考虑了人力资本因素之后资本的边际收益率是有效人均资本的减函数，是人力资本的增函数。新古典理论向我们阐明了资本流动的最直接动力资本边际收益率的不同，而卢卡斯则进一步认为人力资本的不同则会缩小富国与穷国之间的资本收益率差距，两种理论所派生出来的结论是对国际资本流动方向的不同预测。二、影响国际资本流动方向的因素国际资本的流动方向实际上是受多种因素所影响，不能单纯的用资本边际收益率或者人力资本来解释。笔者认为直接投资、证券投资和国际贷款是国际长期资本流动的主要构成，除了少量的国际援助，国际资本实质上是一种跨
8、国投资资本，而任何一种投资决策都必须考虑三种因素：收益、风险和投资环境，只要会影响到国际资本的收益、风险和投资环境的因素都会影响国际资本流动的规模和方向，而无论是新古典理论还是卢卡斯都只是从收益的角度来论述的。下面本文将结合国外学者的研究，从收益、风险和投资环境分析影响国际资本流动的方向。（一）收益因素正如新古典理论和卢卡斯指出的，较高的资本边际收益率是促使国际资本流动的最直接的原因。在上文新古典理论与卢卡斯之争时已经讨论过人均资本存量、人力资本及其外部性对资本边际收益率的影响，这里就不再赘述。下面将讨论 TFP、制度和政策因素会如何影响国际资本的流动。1全要素生产率 TFP。由 (2)式可知
9、资本的边际收益率是 A 的增函数， A即为全要素生产率 TFP。因此，在其他条件相同的情况下，资本会流向 TFP 较高的国家。实证方面 Sorensen and Yosha(2005)利用经典的新古典模型和美国各州的数据得出结论：资本会流向 TFP 较高的地区，同时各州的经济增长速度最终会收敛，一旦 TFP 差别不再存在，资本在各州之间就会停止流动。他之所以使用各州的数据而非不同国家的数据原因在于：美国各州的制度、政策、文化相似，市场之间也不存在摩擦，这些有利条件可以排除其它因素的干扰。2.经济政策因素。税收和汇率政策对国际投资收益也具有直接的影响。在国际资本流动中考虑税收的影响即在（2）式中
10、加入税率 ， （2）转化为（3）hyAr1)1(资本边际收益率式税率 的减函数，一国税率越小对国际资本流入的吸引就越大。汇率政策的选择对国际资本流动的影响在于，汇率变化幅度的增大可以促进国际资本的流动特别是私人资本流动，因此固定汇率对国际资本流动的吸引程度小于爬行钉住汇率和调整钉住汇率，而后两者的效果又劣于浮动汇率。因此，相比之下，如果一国采取高税率和非浮动汇率政策就可能会阻碍资本的流入。另一方面，国际资本来源国的经济政策也会影响资本的流向。当国家资本来源国采取紧缩的财政政策与货币政策，会减少其国际资本流出，影响东道国的资本流入。80 年代初拉美国家出现的债务危机的部分原因就是美国执行紧缩性财
11、政政策，提高利率水平，使拉美国家的国际资本流入突然减少，流出的资本增加，偿债能力严重恶化。反之当国家资本来源国采取扩张的财政和货币政策时会比较有利于东道国吸收外国资本。(二)风险因素影响国际资本收益风险的因素主要是指造成资本收益不确定性或风险溢价提高的因素，主要包括国际资本市场信息不对称、信贷市场风险、政治风险以及新兴市场危机溢出效应，这些因素都有可能影响国际资本的流动方向。 1.国际资本市场信息不对称。Gordon and Bovenberg (1994)在分析资本在发达国家与发展中国家之间缺乏流动性时，认为资本市场信息不对称是最关键的因素。一方面，一国的投资者对其他国家的经济发展认识不如当
12、地居民深入，很可能做出错误的决策。例如，Hau(2000) 在对德国的研究中指出，外国交易者在德国证券市场上得到的收益明显小于德国居民，而说德语的投资者比不说德语的人收益更多。另一方面如果他们雇佣当地的专家进行投资分析又会面临委托代理问题。这两种问题都是由国际资本信息市场不对成所造成，因此国际资本更偏好选择自己熟悉的市场或者是信息更加透明的市场进行投资。Gordon and Bovenberg (1994)和 Boyd and Smith（1992）也都提出了国际资本市场存在严重的逆向选择的问题，富裕国家的投资者或许会吸引风险很高的借款人，但由此造成的损失可能会超过其他投资收益，因此即便在发展
13、中国家存在很高的资本回报率, 富国的投资者可能也缺乏投资意愿。Portes and Rey(2001)利用引力模型检验了国际资本市场信息不对称对国际资本流动的影响。他们经验分析的结果显示市场信息不对称的作用显著且为负值，特别是对于国际资本流动中的直接投资和证券投资信息不对称具有很强的解释力。2.信贷市场风险或违约（default ）风险。Reinhart and Rogoff(2004)指出信贷市场风险是影响国际资本流动方向的重要原因。他们搜集到各国在15012002 年间的违约次数（未偿债次数） ，从数据的分析中他们指出穷国更加容易违约。他们认为发达国家和发展中国国家的国际资本流入结构也从一
14、个侧面说明了该问题，所有的 OECD 成员国的国际资本流动是以证券投资和银行贷款等其他投资为主，而发展中国家则以外国直接投资和银行贷款为主要方式。造成这种国际资本结构区别的原因在于，发展中国家的信贷市场风险大，而FDI 相对与其他形式的国际资本比较容易避免这种风险。他们也反对卢卡斯对1945 年前印度缺少资本流动的解释。卢卡斯认为由于当时印度属于英国的殖民地，因此印度的信贷市场不存在违约风险。但他们指出，无论是习俗、制度上的巨大差别，还是印度不断反抗的历史都说明英国对印度的监管十分困难，违约风险很大，这才是印度缺少国际资本流入的原因。3政治风险。政治风险也是国际资本投资特别注意的风险之一，包括
15、资产被征用、剥夺的可能，税收政策的变更，外币对该国货币汇兑限制等。因此东道国不稳定的宏观经济政策、国际政治格局的变化或重大政治事件的发生都是影响资本流入的原因。政治风险对国际资本流动的危害在历史上是反复出现过的，例如 70 年代初美、英、法等国在发展中国家的直接投资被普遍实行国际化，海湾战争时期各国在科威特的投资也受到严重破坏等。4新兴市场危机溢出效应。新兴市场危机溢出效应通过两种途径影响国际资本流动：第一种途径是通过金融危机的传染性。一国金融危机可能会通过金融、贸易渠道传染给其他国家和地区，演变成区域性金融危机。金融危机会使被传染的国家和地区货币恶性贬值、外汇储备耗尽，股市狂泻、经济出现负增
16、长，这些不利因素都会增加国际资本的投资风险，使国际资本流入规模大幅萎缩。第二种途径是通过预期效应对国际资本流动带来严重的负面影响。新兴市场危机使投资者的信心降低，这种预期还会蔓延到即使没有发生危机但受到相同外部冲击或者存在同样弱点的新兴市场国家。1997 年的亚洲金融危机就是对新兴市场溢出效应的例证，1997 年的泰国金融危机爆发后演变为亚洲金融危机，以至于整个新兴市场国家都受其影响资本流入大幅减少，直到 2001 年还未恢复到 1990 年的流入规模。(三)投资环境因素投资环境是指决定和影响投资活动的相互联系、相互影响、相互制约的外部条件因素和状况组合。影响资本流动方向的投资环境因素主要包括
17、资本管制、制度等。1资本管制。如果一国对资本流动严格控制，即使新古典的理论预测是完全正确的，我们也无法看到与之一致的事实。一般而言，如果东道国因国内投资不足、储蓄不足、经济基础较差而制定了严格的资本管制策略，或是受内向型发展战略或其他政治因素的影响，在很长一段时间内资本市场不对外开放或采取较严格的监管，就会严重制约资本的向该国流动。2.制度因素。制度是影响国际资本投资成本和保障国际资本收益的重要因素。制度包括非正式的制度和正式的制度。非正式制度是指习俗、传统等，而正式的制度是指法律、规章等。如果东道国的文化习俗、语言都和国际资本来源国相距甚远，那么非正式制度将从文化认知感的角度加大投资者决策的
18、难度。正式制度通过有效保障投资者的收益而影响投资者决策，如果东道国的制度不完善、腐败问题严重、民主程度较低、产权的保护措施不得力，将会造成交易成本过高、收益得不到保障，实际上降低了资本在东道国的收益，减少了他们对国际资本的吸引力。Alfaro et.al(2003,2006)从实证上也证明了上面的观点，他们认为制度为经济提供了激励机制，是决定资本流动的最重要的原因。Alfaro et.al(2003)将人均资本存量、人力资本、资本市场不完美、制度等因素作为控制变量，利用 73 个国家的横截面数据检验它们对资本流入的影响，结果显示制度是最重要的解释变量。Tornell and Velasco(1
19、992)利用博弈论也证明了制度对资本流动的影响。他们认为穷国缺乏有力的产权保护，使“公地的悲剧”在穷国的资本市场中广泛存在，因此国际资本宁愿选择边际收益率较低的富国进行投资，因为该决策反而可以增加收益，增进福利水平。影响资本流动方向的投资环境因素还包括基础设施因素等，基础设施的不完善会加大外国投资的难度，增加投资成本，不利于一国吸引外资。三、中国国际资本流入的实证分析改革开放以来，随着我国相继颁布了一系列鼓励外商投资、进一步扩大开放的法律和法规，国际资本开始不断涌入我国。1979 年至 1991 年期间，外资的流入处于起步阶段，到 1992 年外资流入总额从 1991 年的 195.83 亿美
20、元陡增为 694.39 亿美元，除去 1998 年亚洲金融危机的影响，1992 年后外资流入规模一直稳步增长，到 2004 年流入我国的外资总额已达到 1565.88 亿美元，2002年之后我国取代美国成为全球第一大 FDI 输入国（以上数据均来自中国统计年鉴 ） 。从以上数据来看，卢卡斯之谜在我国表现得似乎并不明显，甚至可以说在一定程度上是卢卡斯之谜的反例，同时在我国吸收国际资本规模不断扩大的过程中，上文中提到的影响国际资本流动的收益、风险、投资环境因素的也在向好的方向发展，例如我国的经济增长一直保持良好的态势，金融、贸易对外开放程度不断加强，投资环境尤其是法律软环境的改善十分明显，国家对教
21、育的投资持续增长。因此，本文试图利用改革开放以来的数据，分析上文中提到各种因素是如何对我国吸引国际资本的流入。1、模型、数据及方法根据 Alfaro. et.al(2003)的实证分析，本文采用如下的向量自回归（VAR）模型： ni tniniittttnitnitnitnit INTOFHCGDPCF 11176514131210 其中，CF 为资本流入量， GDP 为国内生产总值（以 1950 年为基期）用来度量外国资本在本国的收益状况，HC 为每万人中中学生的人数用来度量人力资本指标，FO 为 M2/GDP 用来表示我国的金融市场开放程度，TO 为贸易依存度用来表示我国的对外开放，T 为
22、国内税负指标利用国内总税收收入于 GDP 的比值表示，IN 为基础设施指标由我国新增公路长度表示， 为通货膨胀率用来估计国家政策的稳定性。结合上文中提到的收益、风险和投资环境三大因素，GDP 和 T 是用以度量外资在我国的投资收益状况，FO、TO、IN 是用以衡量我国的投资环境， 是用以度量外资在我国的投资风险的。一般而言，国外学者在进行面板数据或横截面数据分析时采用一国在历史上的违约次数作为对风险的度量，用一国与各金融中心的距离的加权平均值来衡量市场信息的不完全，但由于本文所用的模型属于时间序列模型，而以上两种度量标准基本上为常数，因此文中无法采用以上两种指标，而以通货膨胀率作为替代市场风险
23、的指标。由于我国利用外资是从改革开放之后开始的，因此我们选择 19792004 年的数据进行分析，所有数据来源于新中国五十五年统计资料汇编 中国统计年鉴（19792004 各年） 。为避免模型出现伪回归的现象，本文首先利用 Dichey 和 Fuller(1981)提出的考虑残差序列相关的 ADF 单位根检验，检验变量的平稳性，对于非平稳的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的，那么将对相关变量进行协整检验分别确定各种变量于我国资本流入的长期关系。协整理论是研究非平稳时间序列的一个重要方法。Engle and Granger(1987)指出，如果两个或两个以上的非平稳时间序列是协整
24、的，称得到的平稳的线性组合为协整方程，可以认为协整方程的存在说明这些变量之间存在长期的均衡关系。本文将采用Johansen 提出的协整检验（JJ 检验）方法来检验变量之间的协整关系。 1、实证检验结果（1）单位根检验本文利用 Eviews4.1 软件对变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。由于涉及到的变量除 、T 之外都由长期趋势，且变量的单位不统一。因此我们对除 、T 之外的其它变量均取自然对数。通过检验发现除变量 IN 之外，变量 CF、 GDP、FO、TO 、 HC、 T 、 在 5的显著水平下均为非平稳变量。我们对非平稳变量的处理采用差分法，结果见表 1，经过差分处理后的变量在5的显
25、著水平下均成为平稳变量。表 1 单位根检验结果变量 ADF 检验 检验类型 滞后阶数 显著水平（临界值）CF -2.641335 含线性趋势和常数项 1 10（ -3.243079）CF-3.092842 不含线性趋势和常数项 1 1%（-2.664853 ）GDP -3.239695 含线性趋势和常数项 1 10%(-3.243079)GDP -4.778972 不含线性趋势有常数项 1 1%（-3.920350 ）FO -0.011186 含线性趋势和常数项 1 10%(-3.238054)FO-3.472018 不含线性趋势有常数项 1 5%(-3.098996)TO -2.246700
26、 含线性趋势和常数项 1 10%(-3.238054)TO -4.444242 不含线性趋势有常数项 1 1%(-3.737853)HC -0.866263 含线性趋势和常数项 1 10%(-3.261452)HC-3.367202 不含线性趋势和常数项 1 1%(-2.669359)T -2.970103 不含线性趋势有常数项 1 5%(-3.052169)T -3.098130 不含线性趋势和常数项 1 5%(-3.065585)IN 5.191190 含线性趋势和常数项 1 10%(-3.268973)IN3.589864 含线性趋势和常数项 1 10%(-2.665194)-2.930
27、934 不含线性趋势有常数项 1 5%（-2.991878 ）-3.940475 不含线性趋势有常数项 1 1%（-3.788030 ）（2）协整检验由于上述变量除 IN 之外均为单整的，因此，我们利用 Johansen 检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定变量之间的符号关系。Johansen 检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在检验之前，必须首先确定 VAR模型的结构。根据 SC 准则可以确定 VAR 模型的最优滞后期数为 1 期。在此基础上，我们可以得到协整检验的具体结果如表 2 和表 3 所示：表 2 迹统计量检验结果临界值零假设：协整向量数目特征值 迹统计量5显著水平
28、10显著水平0 * 0.982404 314.2557 124.24 133.57至多1个 * 0.921847 217.2942 94.15 103.18至多2个 * 0.911341 156.1162 68.52 76.07至多3个 * 0.803458 97.96510 47.21 54.46至多4个 * 0.765084 58.91997 29.68 35.65至多5个 * 0.625013 24.15528 15.41 20.04至多6 个 0.025282 0.614571 3.76 6.65表 3 最大特征值检验结果临界值零假设：协整向量数目特征值 最大特征值5显著水平 10显著
29、水平0 * 0.982404 96.96158 45.28 51.57至多一个 * 0.921847 61.17801 39.37 45.10至多2个 * 0.911341 58.15107 33.46 38.77至多3个 * 0.803458 39.04513 27.07 32.24至多4个 * 0.765084 34.76469 20.97 25.52至多5个 * 0.625013 23.54071 14.07 18.63至多6 个 0.025282 0.614571 3.76 6.65由上面两个检验结果可知，协整检验表明在 19792004 年的样本区间内，CF 与 GDP、FO 、TO 、HC 、T 和 这几个变量之间存在协整关系。根据向量误差修正模型（ECM）我们得到均衡向量如下；（1.000000, -0.455436, -0.020882, -1.609254, -0.882104, 0.113580，0.011712）则这六个变量之间的协整方程为：CF=0.455436GDP+0.020882FO+1.609254TO+0.882104HC-0.113580T0.011712
