基于投资渠道的金融危机传导

第二节　基于投资渠道的金融危机传导——以中国为例

根据国际收支基本原理，商品的跨国流动必然对应资本或者资金的跨国流动，金融危机影响了国家之间的贸易规模，必然也将影响国家之间与贸易相联系的资本流动规模。一国发生金融危机导致该国进口量或者出口量发生变化，相应的导致危机输入国出口量或者进口量发生变化，而一国进口通常需要利用本国外部资产进行支付，一国出口通常对应于本国外部资产的增加。所以，当金融危机导致其他国家出口下降的情况下，会相应的导致这些国家与出口相联系的外部资产增幅下降。同时，金融危机也会导致国际直接投资发生变化。国际直接投资的主要特征是投资者对另一经济体的企业拥有所有权，国际直接投资的特征决定了金融危机对其影响的特点。一方面，对于已经进行的国际直接投资而言，这种类型资本的流动性较弱，所以金融危机不会在短时期内造成危机国或者危机输入国直接投资的迅速减少;另一方面，对于将要进行的国际直接投资而言，由于危机导致投资前景不确定以及危机对投资主体的负向冲击，所以将要进行的国际直接投资往往被搁置，或者实际投资规模低于计划投资规模，这会导致资源浪费以及对国内资金需求增加。

一、外商直接投资对中国的技术溢出效应分析

(一)技术溢出效应的内涵

FDI的大量流入，除了使中国增加资本存量、提高投资质量以及缓解就业压力之外，对中国经济长期发展的根本性影响还在于其技术溢出效应。^[3]FDI技术溢出效应是指跨国公司在中国实施FDI引起当地技术或生产力的进步，而跨国公司无法获取其中的全部收益的一种外部效应。^[4]这一效应的大小反映了FDI通过跨国公司向本地企业进行新技术传输的程度，受到很多因素的影响:①中国的吸收能力(absorb ability)。中国劳动力的技术水平和接受教育的程度，直接决定了新技术的使用范围和模仿程度;良好的基础设施建设可以为投资创造一个更广阔的平台，并决定了新技术的传播速度;法律和制度的完备性能够保证投资者的合法收益，有利于激发投资者热情;对产品专利权和知识产权的保护，牵涉到对投资收益稳定性的预期，由此会影响跨国公司的经验决策——是简单地服务于本地市场还是进一步制定出口导向型的运营计划，是否与国内供应商建立更大的纵向联系等等。②中国政府对跨国公司的政策限制。中国往往对外国厂商实施业绩要求(performance requirement)，以达到让他们符合本国宏观经济规划的目的。例如:规定本地雇员的最小比例、汇回母国利润的最大比例以及用于出口创汇产品的最小比例。此外，厂商的生产必须服从投入品的本国成分要求，或者禁止外国厂商聚集在特定的关键行业等等。^[5]实际上，中国对跨国公司的限制措施或干涉越多，外国投资者就越不愿意与中国企业更多地分享技术，同时也更不愿意把最前沿的知识传递给中国企业。更有甚者，当中国政府对跨国公司的干涉过多时，跨国公司会报复性地采用申请技术专利许可证的方式，限制本企业先进技术的转移速度和传播范围。毕竟能够得到跨国公司技术专利许可证的本土企业是有限的，而且这些企业必须遵守严格的技术保密协议。如此一来，不利于中国市场的技术外溢。③规模经济。对国内经济规模较小的转型经济来说，通过一体化可以实现规模经济。同样，一个国家如果具有规模经济特征，那么通过一体化在促进规模扩大的同时，也可以让技术传播取得事半功倍的效果。经济体一旦产生了规模效应，那么随着跨国公司商业活动的扩大，对技术的需求也就更加旺盛。在知识经济时代，很多技术具有研发成本高、复制成本低的特征，因此技术需求的扩大在让跨国公司加快技术复制的同时，也会间接地让更多的本土企业分享技术模仿带来的好处。

此外我们需要注意的是，由于这里所说的技术知识，并不仅仅限于生产技术。它体现在一系列旨在提高要素生产能力的新设想和组织技能之上。在Romer的内生增长理论中，内生性的知识是未来经济增长最主要的决定因素。通过技术溢出效应，FDI可以使中国的技术水平、组织效率和管理技能不断提高，帮助中国国民经济走上内生化的增长道路。FDI在中国的技术溢出效应如何，是衡量其吸引外资质量和水平高低的重要指标。

(二)建模

本书利用传统的Cobb—Douglas生产函数将影响FDI技术溢出效应的要素动态化内生到生产函数中，得到:

本文仅将K分为国内和国外，以考察FDI的技术溢出效应对各行业的影响，对于L没有区分，因为FDI的技术溢出对于中主国家的影响能够通过国内从业人员扩散到相关行业和部门。因此，

其中，Y_st代表行业s在t时期的产出增加值，K_d代表国内固定资产投资额，K_f代表外商直接投实际利用额。新古典增长理论将技术进步视为由常数项A_t所表示的残值来度量全要素生产率(TFP)。其中包括教育、政府制度变迁、开放程度等因素。

通过将A分解，本书设计了如下的线性计量回归模型，对FDI的溢出效应进行实证分析:

其中，C_i(i=0，...5)分别表示常数项，LnFG_t，LnEdu_t，LnSOE_t，LnOpen_t为对被解释变量LnY_t的弹性，ε_t为随机扰动项。

LnY_t:考察年份t的地区生产总值(单位:亿RMB)的自然对数，LnY_t为被解释变量。

LnFG_t:用GDP矫正后的FDI，即各年份FDI流入量(单位:亿美元)与对应年份的地区生产总值的比例，各行业实际利用外资总额，并且按历年人民币兑换美元的汇价换算而得(单位:亿元人民币)。该变量反映外商直接投资通过资本要素对于行业产生的溢出效应大小。理论上分析，LnFG_t与被解释变量LnY_t应呈正相关关系，说明FDI对经济增长的正溢出效应。

LnEdu_t:教育水平，用各年份的高校人数比例来代表，从理论上分析，FDI通过相对高素质的人力资本对经济增长产生作用，该项与被解释变量应呈正相关关系。

LnSOE_t:制度变迁、政府效率等环境因素，用各年份的国有工业增加值与工业总增加值之比粗略替代，从理论上分析，该项与被解释变量应呈负相关关系。

LnOpen_t:开放程度，用各年份进出口总额占GDP的比例表示，从理论上分析，该项与被解释变量应呈正相关关系。

1.数据与计量方法

本书采用了1990—2009年中国16个行业(包括农、林、牧、渔业，采掘业，制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，建筑业，地质勘察、水利管理业，交通运输、仓储及邮电通信业，批发和零售贸易餐饮业，金融、保险业，房地产业，社会服务业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术广播电影电视业，科学研究和综合技术服务业，其他行业)，利用外资的Panel Data，利用OSL进行回归分析。相关数据来自《中国统计年鉴》(1991—2009年)各期。

2.计量检验

本书主要分析FDI与中国经济增长的相关性。为了详细测量每一变量的影响率，本书逐渐扩大解释变量的个数，并删除不显著的变量。具体结果见表9.3。在表9.3的第二列中，本书只选取FGt一个解释变量，从结果可以看出，这一变量对LnY_t有显著影响，并呈正相关关系。从第三列开始本书依次加入Edut、SOEt和Opent等变量，第四、五、六各列各解释变量均通过检验。

表9.3　FDI与中国经济增长的相关性分析

注:①本表估计结果均由Eviews3.1软件包完成。

②表内括号内数字为对应系数的t检验值。

③*、＊＊分别表示在1%、5%的水平上统计显著。

计量检验结果表明:

第一，经GDP矫正的FDI对中国经济增长(以GDP衡量)有着明显的稳定作用。从估计结果可以看出，该变量的弹性系数估计值始终为正，且均在0.3以上，表明中国实际利用外资相对与GDP的比例每增加1%，相应的GDP就将增加超过3%，而且计量检验中的R²均在65%以上，变量越多，拟和度越高。这表明，中国作为利用外资最多的地区，外资贡献率也相对较高，外资对经济发展的溢出效应明显。

第二，Edu作为高人力资本的象征，检验结果并不理想。这说明中国高校数、在校学生人数等指标虽然高居全国前列，但是由于内涵式增长环境尚不完全具备，因此，该变量的促进作用表现较差。再者，本书利用高校在校人数这一指标替代人力资本本身存在偏差，在一定程度上反映了中国在留住并吸引高素质人才的用人环境建设方面仍存在差距，这也是间接导致教育对经济增长作用不明显的原因之一。

第三，SOE作为制度环境、市场公平程度、政府政策等因素的替代变量，其对经济的影响呈现负相关关系，即国有经济占经济总量的比重每提高1%，对应的经济增长就将下降0.8%。这反映了市场适应性较弱的国有企业对开放型经济的某种制约作用。这与现实情况基本相符，也是中国今后提高利用外资水平的着力点之一。

第四，Open衡量对外开放程度，其系数为0.64，即进出口总额占GDP比重增加1%，相应的经济增长就增加0.64%。这一点说明中国经济国际化战略实施以来，对外开放水平对经济整体的促进作用比较明显。

二、资本渠道的传导机制

金融危机会导致国际直接投资发生变化。国际直接投资的主要特征是投资者对另一经济体的企业拥有所有权，国际直接投资的特征决定了金融危机对其影响的特点。一方面，对于已经进行的国际直接投资而言，这种类型资本的流动性较弱，所以金融危机不会在短时期内造成危机国或者危机输入国直接投资的迅速减少;另一方面，对于将要进行的国际直接投资而言，由于危机导致投资前景不确定以及危机对投资主体的负向冲击，所以将要进行的国际直接投资往往被搁置，或者实际投资规模低于计划投资规模，这会导致资源浪费以及对国内资金需求增加。

(一)资本渠道传导机制的模型解释

对于金融渠道传导，一些学者运用不同模型进行解释。例如，Kaminsky＆Reinhart(1999a)利用最优资产组合模型解释资本渠道传导，还解释了在不同信息条件下的国际资本流动，Dooley(2002)利用道德风险模型分析危机的传导。Schina＆Smith(1999)分析了在信息完全的条件下由于最优资产组合调整而导致的金融渠道传导，他们认为在存在杠杆投资的条件下投资者在受到冲击时出售风险资产是其最优选择。他们只考虑了两种风险资产的情况，金洪飞(2004)将风险资产的数量扩展到N个，并且引入了效用函数将模型扩展，但是没有考虑资本市场线在最优投资组合推导中的作用。笔者在Schina＆Smith(1999)和金洪飞(2004)的基础上，从经典的最优投资组合模型出发，分析最优资产组合结构调整而引起的资本流动。

1.假设条件

假设一个代表性投资者自有资本数量为E，投资组合的价值为V。存在一种无风险资产和两种风险资产，无风险资产的预期收益率为r₀，两种风险资产的预期收益率r₁和r₂，显然r₁﹥r₀，r₂﹥r₀，波动率为σ₁和σ₂，相关系数为ρ。投资者可以在无风险资产和风险资产之间分配资产，у表示由两种风险资产组成的风险资产组合р的份额，1－у表示无风险资产的份额。同时，在风险资产组合中，第一种风险资产的份额为w，第二种风险资产的份额为1－w。

2.推导过程

根据假设条件，可以得到风险资产组合p的预期收益率为:

r_p=wr₁+(1－w)r₂

风险资产组合p的标准差为:

为了实现最优风险资产组合，即风险既定下预期收益最大，预期收益即定下风险最小，需要调整风险资产的权重使资产配置线的斜率s_p最大，即:

则风险资产组合p中两种风险资产份额分别为:

此外，笔者假定对两种风险资产的需求为正，则存在两种情况:

由于相关系数需要满足－1≤ρ≤1，所以第二种情况不成立，笔者只考虑第一种情况。

投资者不仅在风险资产组合中分配不同风险资产的份额，也要选择无风险资产和风险资产组合在其投资组合C中的份额。

投资组合C的预期收益率r_c为:r_c=(1－y)r₀+yr_p

投资者对其资产在无风险和风险资产组合中的分配受到效用函数的制约，令U表示投资组合的效用，A表示风险厌恶系数，A越大表示风险厌恶越强。

为了选择最优的投资组合，那么必须满足投资者效用U的最大化，即

令一阶导数为0，则:

风险资产1的投资份额:

风险资产2的投资份额:

(二)模型分析

根据上述模型，笔者分析风险厌恶程度、无风险利率、风险资产预期收益率等因素变动对于国际资本流动的影响。一方面，当投资者投资总额发生变化，即使投资份额不变，也会导致不同市场资产投资数量的变动，进而引起国际资本流动;另一方面，在投资者投资总额不变的条件下，投资份额变化会导致资产投资数量的变动，进而引起国际资本流动。

1.风险厌恶程度变动的影响

A是投资者的风险厌恶程度。当金融危机发生时，不确定性大大增大，投资者的风险厌恶程度变强。

所以，A增加，y₀将增加。在其他情况不变的条件下，投资者风险厌恶程度的增加导致投资者对无风险资产投资份额增加，对锋线组合投资份额下降。由于A只出现在投资者的效用函数中，所以A的变化不会影响风险投资组合中两资产的份额，但由于风险组合投资份额的下降，所以两种风险资产的投资数量将减少。

2.无风险利率变动的影响

通过上式可知，无风险资产的投资份额对无风险利率的一阶导数为正，所以当无风险利率r₀上升时，无风险资产的投资份额上升;当无风险利率r₀下降时，无风险资产的投资份额下降。

3.风险资产预期收益率变动的影响

笔者分析风险资产1预期收益率变动的影响。假设风险资产1原来的预期收益率为r₁，变动后为λr₁，且λ＞0。若0＜λ＜1，则表示风险资产1的预期收益率下降;若λ＞1，则表示风险资产1的预期收益率上升。

当风险资产1的预期收益率变动后，风险资产组合中风险资产1的份额为:

由于上式的分母为正值，所以考虑分子的情况。

∵1＜p＜1，∴1－p²＞0;

又∵r₂＞r₀，∴r₂－r₀＞0

∴当0＜λ＜1时，λ－1＜0，(1－ρ²)(r₂－r₀)(λ－1)

即当风险资产1的预期收益率下降时，风险资产1在风险资产组合中的投资份额下降;当风险资产1的预期收益率上升时，风险资产1在风险资产组合中的投资份额上升。值得注意的是，风险资产预期收益率的真是变动和虚假变动都会导致投资组合份额的改变，形成了信息不完全条件下的资产配置和资产流动。

4.风险资产波动率变动的影响

笔者考虑风险资产1波动率增加的影响。假设风险资产1原来的波动率为σ₁，变动后的波动率为λσ₁，且λ＞1，则风险资产组合中风险资产1的投资份额为:

由于上式的分母为正值，所以考虑分子的情况。

∵λ＞1，∴λ－1＞0;

同时σ₁＞0，σ₂＞0，∴(λ－1)σ₁σ₂＞0;

又∵r₁＞r₀，r₂＞r₀，∴(r₁－r₀)σ₂＞0，λ(r₂－r₀)σ₁＞0

∴(r₂－r₀)ρσ₁－(r₁－r₀)σ₂＜0;且(r₁－r₀)ρσ₂－(r₁－r₀)σ₁＜0

∴(r₁－r₀)σ₂［(r₁－r₀)ρσ₂－(r₂－r₀)σ₁］+λ(r₂－r₀)σ₁［(r₂－r₀)ρσ₁－(r₁－r₀)σ₂］＜0

∴上式分子小于0

∴风险资产1波动率上升导致投资组合中风险资产1投资份额的下降。

此外，如果两种风险资产的相关系数大于0，即一种风险资产波动率上升，另一种风险资产的波动率也会相应上升时，那么，风险资产组合的份额y^*会下降，无风险资产的份额y₀将上升。

当投资者面临资本约束的条件下，如果危机造成投资者的损失，需要利用自有资本进行弥补，那么会导致自有资本的下降。为了保证大于既定的最小比例要求，投资者将会按照最优资产组合确定的份额缩减所有资产的数量，在其他条件不变下，这意味着所有资产的投资数量减少，造成资本从原有金融市场的流出。总之，风险厌恶程度、无风险利率、资产收益率和波动率等因素变动都会对投资份额产生影响。如果投资者在国内金融市场中选择不同的资产投资，那么上述因素的变动真实的和虚假的会导致国内市场中不同资产的资本流动。如果投资者在国际市场中选择不同国家的金融资产，那么上述因素的变动会导致资本在不同国家的变动。所以，当金融危机发生时，影响投资份额的因素会发生变化，从而导致资本的流动，使危机传导到其他市场和国家。

自美国次贷危机爆发以来，中国吸收FDI速度明显放缓。2009年1—8月，中国实际使用外资金额558.67亿美元，同比下降17.52%，并且下降的速度持续有所加快。2009年7月，全国实际使用外资金额53.59亿美元，同比下降35.71%。这是自2008年10月份中国实际使用外资连续9个月下降以来，其下降幅度最大的一个月。与此同时，新设外商投资企业数量持续减少，减速持续加快。2009年1月份，全国新批设立外商投资企业1496家，同比下降48.73%。根据美林提供的数据显示，2008年全球共有707.19亿美元外资从韩国、泰国、印度尼西亚、菲律宾、印度与中国台湾等市场撤出。在中国广东、浙江、等东部沿海省份，外商撤资也很突出。有关部门的统计显示，2008年前10个月，广东省内因欠薪逃匿引发的30人以上群体性事件251宗，同比增加92%。江浙地区外企老板出逃现象也很普遍。截止2009年7月，浙江省停产和宣布破产的企业已超过1200家，大约是过去10年的总和，其中1/3的企业中大部分外资企业主当了逃跑老板。这种“非正常撤资”的主要方式为:外商在前期偷偷将资产全面转移，然后选择“一夜消失”，遗留下劳资纠纷、建设工程以及买卖合同纠纷等大量问题。青岛“韩资企业撤资”问题到2008年达到最盛。这些问题在短期内集中爆发无疑会加重中国实体经济的负担。

【注释】

[1]Roland Döhrn，The New Trade Structure Between East and West:Is Integration Already a Matter of Fact?，cited by Wolfgang Potratz and Brigitta Widmaier(Eds.)，East European Integration and New Division of Labor in Europe，Workshop doucument，1998，p9.

[2]同上。

[3]Blomström，M.and Kokko，Multinational Corporations and Spillovers，Journal of Economic Surveys，1998.

[4]Blomström，M and Persson，H.，Foreign Investment and Spillover Efficiency in An Underdevelopment Economy:Evidence from the Mexican Manufacturing Industry，World Development，1983.

[5]Dennis R.Appleyard and Alfred J.Field，J.:《国际经济学》，机械工业出版社2003年版，第184页。