孫凱+任麗明

內(nèi)容摘要：國(guó)內(nèi)學(xué)者在應(yīng)用Feldstein-Horioka測(cè)度衡量資本流動(dòng)性大小時(shí)，往往默認(rèn)流動(dòng)性越大，儲(chǔ)蓄留存系數(shù)越小，很少有人檢驗(yàn)這一理論假設(shè)在現(xiàn)實(shí)中是否正確。本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型，通過(guò)我國(guó)西部地區(qū)在實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略前后兩個(gè)時(shí)期的對(duì)比、我國(guó)東部與西部地區(qū)在同一個(gè)時(shí)期的對(duì)比，發(fā)現(xiàn)當(dāng)資本流動(dòng)性大的時(shí)候，儲(chǔ)蓄留存系數(shù)不是小，而是大，從而得到與國(guó)外大量同類研究相同的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：Feldstein-Horioka之迷 區(qū)域資本流動(dòng) 時(shí)間序列分析 誤差修正模型

Feldstein、Horioka（1980）認(rèn)為，對(duì)于一個(gè)很少與國(guó)外發(fā)生資本流動(dòng)的封閉國(guó)家來(lái)說(shuō)，本國(guó)的投資只能來(lái)自本國(guó)的儲(chǔ)蓄，本國(guó)的儲(chǔ)蓄也只能用于本國(guó)的投資，因此本國(guó)的投資與儲(chǔ)蓄之間有很高的相關(guān)性。反之，對(duì)于資本流動(dòng)性較大的國(guó)家，其投資與儲(chǔ)蓄相關(guān)性很低。后來(lái)人們將這一方法應(yīng)用于同一個(gè)國(guó)家內(nèi)部的區(qū)域資本流動(dòng)的測(cè)度，例如Dekle（1996）對(duì)于日本各地區(qū)的測(cè)度，Helliwell、Mckitrick（1999）對(duì)于加拿大各地區(qū)的測(cè)度。較近的如Chan（2011）應(yīng)用FH方法對(duì)我國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)的測(cè)度。這一相關(guān)主題的研究幾十年來(lái)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要問(wèn)題。

方法與數(shù)據(jù)

Feldstein、Horioka（1980）的基本方程式為

（1）

上式左邊為投資率，右邊為儲(chǔ)蓄率。我國(guó)學(xué)者在應(yīng)用FH方法測(cè)度資本流動(dòng)性時(shí)，絕大多數(shù)都默認(rèn)該方法的可靠性，或者說(shuō)上式（1）中β系數(shù)（儲(chǔ)蓄留存系數(shù)）越大，資本流動(dòng)性越小。但是，追根溯源，F(xiàn)eldstein、Horioka（1980）的計(jì)算結(jié)果恰恰相反：資本流動(dòng)性較大，β反而較大，或者說(shuō)理論推導(dǎo)與實(shí)測(cè)結(jié)果恰好相反。正因如此，才被后人稱為FH之迷。

對(duì)于FH測(cè)度，從數(shù)據(jù)分析上看有3種基本方法：橫截面數(shù)據(jù)方法、時(shí)間序列數(shù)據(jù)方法、面板數(shù)據(jù)方法。早期（包括Feldstein、Horioka（1980）在內(nèi)）往往使用橫截面方法，后來(lái)隨著經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)技術(shù)的發(fā)展，時(shí)間序列方法與面板數(shù)據(jù)方法開始成為主流。本文采用時(shí)間序列方法。

我國(guó)于1999年決定實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，并于2000年開始實(shí)施。本文選取西部大開發(fā)前后不同時(shí)期的西部地區(qū)進(jìn)行對(duì)比。我國(guó)西部地區(qū)長(zhǎng)期以來(lái)經(jīng)濟(jì)落后于東部中部地區(qū)，這在很大程度上是因?yàn)橹胁繓|部地區(qū)吸引了大量的資金，進(jìn)行經(jīng)濟(jì)建設(shè)，而西部地區(qū)缺乏資金投入。我國(guó)西部大開發(fā)的一個(gè)主要措施就是由中央政府大力增加在西部地區(qū)的資金投入。根據(jù)Feldstein、Horioka（1980），由于大量的外部資金涌入，因此西部地區(qū)在西部大開發(fā)后的投資將減少對(duì)本地區(qū)資金儲(chǔ)蓄的依賴，該地區(qū)的投資率與儲(chǔ)蓄率的相關(guān)性應(yīng)該減小，上述（1）式中的β系數(shù)應(yīng)該降低。

根據(jù)類似原理，我國(guó)的東部地區(qū)長(zhǎng)期以來(lái)在三大地區(qū)中最為先進(jìn)，在改革開放后吸收了大量資金，尤其是吸引了我國(guó)引進(jìn)外資中的絕大部分，因此與經(jīng)濟(jì)最為落后的西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的β系數(shù)應(yīng)該較低。由于在2000年后西部地區(qū)得到中央政府大量資金支持，因此為了更準(zhǔn)確地進(jìn)行對(duì)比，在進(jìn)行東部地區(qū)與西部地區(qū)的對(duì)比時(shí)，時(shí)間限定為西部大開發(fā)之前。

這樣，本文的對(duì)比就分為兩組：1978年至1999年的西部地區(qū)與2000年至2012年的西部地區(qū)；1978年至1999年的西部地區(qū)與同時(shí)期的東部地區(qū)。數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。由于缺失西藏早期數(shù)據(jù)，因此沒有將西藏列入。本文所用軟件為Stata10。

實(shí)證分析結(jié)果

（一）單位根檢驗(yàn)

這里選用3個(gè)檢驗(yàn)：ADF、Phillips-Perron檢驗(yàn)與KPSS檢驗(yàn)。對(duì)于ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，原序列選擇10%臨界值，差分序列選擇的臨界值為1%（3星）、5%（2星）、10%（1星）。對(duì)于KPSS檢驗(yàn)，原序列選擇1%臨界值，差分序列選擇10%臨界值。

表1中的前4欄為西部地區(qū)2000年至2012年，表的中間4欄為西部地區(qū)1978年至1999年，表后4欄為東部地區(qū)1978年至1999年，rinvest為投資率，rsave為儲(chǔ)蓄率，d.為差分算子?？梢钥吹剑瑢?duì)于原序列來(lái)說(shuō)，對(duì)于原假設(shè)為存在單位根的ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)，即使標(biāo)準(zhǔn)放松到10%水平，仍然無(wú)法拒絕單位根的存在。而對(duì)于原假設(shè)為平穩(wěn)序列的KPSS檢驗(yàn)，即使標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格到1%水平，也可以拒絕平穩(wěn)的假設(shè)。對(duì)于一階差分序列來(lái)說(shuō)，對(duì)于前2個(gè)檢驗(yàn)，分別可以在10%、5%、1%的水平拒絕單位根的存在，對(duì)于KPSS檢驗(yàn)，即使放松到了10%，也無(wú)法否定穩(wěn)定的零假設(shè)。綜合上述結(jié)果，可以認(rèn)為在西部地區(qū)的2個(gè)不同時(shí)期、東部地區(qū)這3種情況下的投資率與儲(chǔ)蓄率時(shí)間序列都是一階單整的，I（1）。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

使用Janhansen檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的零假設(shè)為存在小于或等于r個(gè)協(xié)整關(guān)系。表2為跡（trace）統(tǒng)計(jì)量，括號(hào)里分別為5%水平與1%水平臨界值。

表2的上面兩行對(duì)應(yīng)西部地區(qū)后期（2000年至2012年），中間兩行對(duì)應(yīng)西部地區(qū)前期（1978年至1999年），下面兩行對(duì)應(yīng)1978年至1999年的東部地區(qū)?？梢钥吹剑谏鲜?0個(gè)計(jì)算中，除去兩個(gè)沒有一致結(jié)論的計(jì)算外，西部地區(qū)后期與東部地區(qū)各在1%水平（3星）至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，西部地區(qū)前期在5%水平（2星）至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。由于僅有投資率與儲(chǔ)蓄率兩個(gè)變量，因此不可能存在2個(gè)或以上協(xié)整關(guān)系，表2的3個(gè)“r=1”行的計(jì)算結(jié)果也驗(yàn)證了這一結(jié)論。這樣，可以認(rèn)為上述3個(gè)時(shí)期的投資率與儲(chǔ)蓄率存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整計(jì)算

根據(jù)以上檢驗(yàn)的結(jié)果，設(shè)定誤差修正模型（error-correction model， ECM）為：

Δrinvestt=α1Δrinvestt-1+α2Δrsavet-1+γ（rinvestt-1+βrsavet-1+c1）+c2 （2）endprint

這里主要關(guān)心γ系數(shù)與β系數(shù)，表3列出這兩個(gè)系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的z值。

表3里的γ系數(shù)全部為負(fù)，符合預(yù)期。β系數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期，而且顯著水平全在1%以上。

（四）對(duì)估計(jì)結(jié)果的合理性的檢驗(yàn)

對(duì)于上述協(xié)整計(jì)算，我們關(guān)心殘差是否存在自相關(guān)。如果存在，說(shuō)明方程設(shè)定沒有充分消除自相關(guān)，可以考慮需要增加滯后項(xiàng)。進(jìn)行Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)（見表4，括號(hào)內(nèi)為p值）。

該檢驗(yàn)的零假設(shè)是不存在自相關(guān)，從表4中結(jié)果可以看到有足夠的理由認(rèn)為回歸后的殘差不存在自相關(guān)，比較令人滿意。

下面考察上述3個(gè)方程的穩(wěn)定性。每個(gè)方程共4個(gè)特征根，其中1個(gè)特征根設(shè)定為1，其余3個(gè)特征根的值如表5（括號(hào)內(nèi)為模）。

可以看到，所有特征根都在單位圓內(nèi)，并且遠(yuǎn)離圓周，因此可以斷定上述3個(gè)方程都是穩(wěn)定的。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

關(guān)心投資率與儲(chǔ)蓄率之間是否存在著因果關(guān)系，見表6。

可以看出，在10%的顯著水平下可以認(rèn)為儲(chǔ)蓄率是投資率的格蘭杰原因，但投資率不是儲(chǔ)蓄率的格蘭杰原因。雖然格蘭杰原因并不等同于經(jīng)濟(jì)原因，但我們還是有理由認(rèn)為我國(guó)的儲(chǔ)蓄對(duì)于形成投資具有影響，上述的3個(gè)方程還是有意義的。

結(jié)論

本文利用Feldstein-Horioka測(cè)度，采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，來(lái)考察我國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)性的大小。從縱向比較看，西部大開發(fā)以后的西部地區(qū)的資本流動(dòng)性要大于西部大開發(fā)以前的資本流動(dòng)性，但本文的計(jì)算結(jié)果是儲(chǔ)蓄留存系數(shù)增大；從橫向比較看，西部大開發(fā)前的東部地區(qū)的資本流動(dòng)性大于西部地區(qū)，但本文的計(jì)算結(jié)果是東部地區(qū)的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)大于西部地區(qū)。這樣，通常被我國(guó)學(xué)者默認(rèn)為正確的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)與資本流動(dòng)性成反比的FH假說(shuō)，其預(yù)期的結(jié)論與我國(guó)的實(shí)測(cè)結(jié)果恰好相反。

參考文獻(xiàn)：

1.Chan， Kenneth， Vinh Dang， Jennifer Lai， Isabel Yan. Regional capital mobility in China：1978-2006[J]. Journal of International Money and Finance. 2011.30

2.Feldstein， M.， Horioka， C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. The Economic Journal. 1980.6

3.Helliwell， John， Ross Mckitrick. Comparing capital mobility across provincial and national borders[J]. Canadian Journal of Economics. 1999.5endprint

這里主要關(guān)心γ系數(shù)與β系數(shù)，表3列出這兩個(gè)系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的z值。

表3里的γ系數(shù)全部為負(fù)，符合預(yù)期。β系數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期，而且顯著水平全在1%以上。

（四）對(duì)估計(jì)結(jié)果的合理性的檢驗(yàn)

對(duì)于上述協(xié)整計(jì)算，我們關(guān)心殘差是否存在自相關(guān)。如果存在，說(shuō)明方程設(shè)定沒有充分消除自相關(guān)，可以考慮需要增加滯后項(xiàng)。進(jìn)行Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)（見表4，括號(hào)內(nèi)為p值）。

該檢驗(yàn)的零假設(shè)是不存在自相關(guān)，從表4中結(jié)果可以看到有足夠的理由認(rèn)為回歸后的殘差不存在自相關(guān)，比較令人滿意。

下面考察上述3個(gè)方程的穩(wěn)定性。每個(gè)方程共4個(gè)特征根，其中1個(gè)特征根設(shè)定為1，其余3個(gè)特征根的值如表5（括號(hào)內(nèi)為模）。

可以看到，所有特征根都在單位圓內(nèi)，并且遠(yuǎn)離圓周，因此可以斷定上述3個(gè)方程都是穩(wěn)定的。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

關(guān)心投資率與儲(chǔ)蓄率之間是否存在著因果關(guān)系，見表6。

可以看出，在10%的顯著水平下可以認(rèn)為儲(chǔ)蓄率是投資率的格蘭杰原因，但投資率不是儲(chǔ)蓄率的格蘭杰原因。雖然格蘭杰原因并不等同于經(jīng)濟(jì)原因，但我們還是有理由認(rèn)為我國(guó)的儲(chǔ)蓄對(duì)于形成投資具有影響，上述的3個(gè)方程還是有意義的。

結(jié)論

本文利用Feldstein-Horioka測(cè)度，采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，來(lái)考察我國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)性的大小。從縱向比較看，西部大開發(fā)以后的西部地區(qū)的資本流動(dòng)性要大于西部大開發(fā)以前的資本流動(dòng)性，但本文的計(jì)算結(jié)果是儲(chǔ)蓄留存系數(shù)增大；從橫向比較看，西部大開發(fā)前的東部地區(qū)的資本流動(dòng)性大于西部地區(qū)，但本文的計(jì)算結(jié)果是東部地區(qū)的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)大于西部地區(qū)。這樣，通常被我國(guó)學(xué)者默認(rèn)為正確的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)與資本流動(dòng)性成反比的FH假說(shuō)，其預(yù)期的結(jié)論與我國(guó)的實(shí)測(cè)結(jié)果恰好相反。

參考文獻(xiàn)：

1.Chan， Kenneth， Vinh Dang， Jennifer Lai， Isabel Yan. Regional capital mobility in China：1978-2006[J]. Journal of International Money and Finance. 2011.30

2.Feldstein， M.， Horioka， C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. The Economic Journal. 1980.6

3.Helliwell， John， Ross Mckitrick. Comparing capital mobility across provincial and national borders[J]. Canadian Journal of Economics. 1999.5endprint

這里主要關(guān)心γ系數(shù)與β系數(shù)，表3列出這兩個(gè)系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的z值。

表3里的γ系數(shù)全部為負(fù)，符合預(yù)期。β系數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期，而且顯著水平全在1%以上。

（四）對(duì)估計(jì)結(jié)果的合理性的檢驗(yàn)

對(duì)于上述協(xié)整計(jì)算，我們關(guān)心殘差是否存在自相關(guān)。如果存在，說(shuō)明方程設(shè)定沒有充分消除自相關(guān)，可以考慮需要增加滯后項(xiàng)。進(jìn)行Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)（見表4，括號(hào)內(nèi)為p值）。

該檢驗(yàn)的零假設(shè)是不存在自相關(guān)，從表4中結(jié)果可以看到有足夠的理由認(rèn)為回歸后的殘差不存在自相關(guān)，比較令人滿意。

下面考察上述3個(gè)方程的穩(wěn)定性。每個(gè)方程共4個(gè)特征根，其中1個(gè)特征根設(shè)定為1，其余3個(gè)特征根的值如表5（括號(hào)內(nèi)為模）。

可以看到，所有特征根都在單位圓內(nèi)，并且遠(yuǎn)離圓周，因此可以斷定上述3個(gè)方程都是穩(wěn)定的。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

關(guān)心投資率與儲(chǔ)蓄率之間是否存在著因果關(guān)系，見表6。

可以看出，在10%的顯著水平下可以認(rèn)為儲(chǔ)蓄率是投資率的格蘭杰原因，但投資率不是儲(chǔ)蓄率的格蘭杰原因。雖然格蘭杰原因并不等同于經(jīng)濟(jì)原因，但我們還是有理由認(rèn)為我國(guó)的儲(chǔ)蓄對(duì)于形成投資具有影響，上述的3個(gè)方程還是有意義的。

結(jié)論

本文利用Feldstein-Horioka測(cè)度，采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，來(lái)考察我國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)性的大小。從縱向比較看，西部大開發(fā)以后的西部地區(qū)的資本流動(dòng)性要大于西部大開發(fā)以前的資本流動(dòng)性，但本文的計(jì)算結(jié)果是儲(chǔ)蓄留存系數(shù)增大；從橫向比較看，西部大開發(fā)前的東部地區(qū)的資本流動(dòng)性大于西部地區(qū)，但本文的計(jì)算結(jié)果是東部地區(qū)的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)大于西部地區(qū)。這樣，通常被我國(guó)學(xué)者默認(rèn)為正確的儲(chǔ)蓄留存系數(shù)與資本流動(dòng)性成反比的FH假說(shuō)，其預(yù)期的結(jié)論與我國(guó)的實(shí)測(cè)結(jié)果恰好相反。

參考文獻(xiàn)：

1.Chan， Kenneth， Vinh Dang， Jennifer Lai， Isabel Yan. Regional capital mobility in China：1978-2006[J]. Journal of International Money and Finance. 2011.30

2.Feldstein， M.， Horioka， C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. The Economic Journal. 1980.6

3.Helliwell， John， Ross Mckitrick. Comparing capital mobility across provincial and national borders[J]. Canadian Journal of Economics. 1999.5endprint