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关键词：债权国，对外金融，金融资产，投资模式
摘要：促成这种状况的直接原因在于以储备资产为主的对外金融资产快速增长，深层原因在于国内外各种总量和结构因素。金融债权国地位带来了国民财富流失、内外失衡加剧等负效应。必须加快经济发展方式和对外投资模式转型，抑制对外金融资产过快增长，摆脱债权国困境。
一、中国金融债权大国的崛起历程与特点
这里通过分析年的国际投资头寸来揭示中国金融债权大国的崛起历程与特点。①为便于行文，特做以下符号设定：对外资产－FA，对外负债－FL，对外直接投资－ODI，外国来华直接投资－FDI，对外金融资产－FFA，对外金融负债－FFL。于是有：国际投资净头寸NOI=FA-FL，国际直接投资净头寸NODI=ODI-FDI，国际金融投资净头寸NOFI=FFA-FFL=NOI-NODI。分析显示，我国债权债务地位演进具有以下特点：
第一，于1995年首先在金融投资方面实现了债权债务转变。将国际投资分解为直接和金融两部分来看，我国两种净头寸总体上呈反向对称变化态势。如图1所示，NOFI在1995年前呈负值减少趋势年对外金融净负债年均降幅年由负转正年对外金融净资产年均增幅57·46%。而NODI则一直呈现负值增大趋势，年年均负增长27·2%。
图1：中国国际投资净头寸演进态势
第二，于2000年实现了总体债权债务转变。如图1所示，NOI于2000年由负转正，之后以年均65·55%的速度快速增长。按照IMF对主要国家和地区对外净资产的统计和排名，我国于2006年成为世界第三大债权国，2008年超过德国，位居第二。从图1中三线对比来看，NOFI与NOI走势基本一致，但快于NOI，NODI与NOI则完全相反。这说明，20世纪90年代是我国债权债务地位快速转变时期，推动力主要来自金融资本流动，其净流出抵消和超出了直接投资净流入，从而使我国拥居金融债权国和直接投资债务国双重身份。
图2：中国私人对净头寸与官方储备资产对比（单位：亿美元）
[@图头@]图2：中国私人对净头寸与官方储备资产对比（单位：亿美元）
第三，集官方债权国和私人债务国于一身。如果将NOI扣除储备资产视为私人对外净头寸，可以看出（见图2），年我国这一指标总体上一直呈负值增大态势，净负债年均增长9·78%；储备资产则持续快速正增长（、四年微幅下降），年均增幅高达32·37%。这意味着，推动我国债权债务身份转变的动力主要来自官方，从性质上看，我国目前只是一个官方债权大国，私人投资方面始终处于债务国地位。
第四，金融和官方债权国的形成动力主要来自以储备资产为主的对外金融资产快速增长。图3显示，虽然对外金融资产和负债总体上都呈上升态势，但前者增速明显快于后者，年年均增长率分别为17·48%和6·99%。这意味着促成金融债权国地位的主动力来自对外金融资产快速增长。进一步分析可以发现，储备资产占对外金融资产的比率呈不断上升态势，1981年只有13·71%，2009年上升到75&88%。这说明储备资产是推动我国对外金融资产快速增长、从而成为金融和官方债权国的根本动力。
图3：中国对外金融资产负债及储备资产占比演进态势（单位：亿美元）
[@图头@]图3：中国对外金融资产负债及储备资产占比演进态势（单位：亿美元）
我国国际投资头寸演变特点集中于对外金融资产、特别是储备资产的快速增长，那么，推动其增长的力量来自何方?带来了何种效应?应采取何种对策?本文将对这些问题展开分析。
二、中国金融债权大国崛起动因分析
（一）理论推断
基于理论和逻辑推演，对我国对外金融资产各影响因素的作用方向作以下判断（“+”、“-”分别表示其对对外金融资产的正向或负向影响）：
1·经济全球化（+）。从经济循环角度看，我国对外金融资产是历年贸易顺差动态累积的结果。20世纪80年代下半期以后，在由跨国公司推动的经济全球化浪潮中，逐渐形成了如Dooley等（2004）所述的以三大区域之间特殊的经济循环为特征的国际格局，处于贸易账户区的我国，依靠丰富和廉价的劳动力资源优势被定位于制造业基地。面对广阔的国际市场，我国借助改革开放焕发出的巨大生产力和创造力，抓住全球化带来的历史机遇，大力推动出口，从而使贸易顺差、进而对外金融资产持续快速增长。由此可以推断，经济全球化对我国对外金融资产构成正向影响。
2·美国货币供给（+）。20世纪80年代中期以后，作为国际主导货币的美元形成了贸易渠道流出、金融渠道回流的循环模式，美国依赖货币扩张政策支撑以双赤字和高负债为特征的国内经济循环，由此塑造出一个巨大的商品和金融市场，吸引贸易国家商品源源流入，美元资产快速增长（张纯威，2008）。基于美国1985年后一直是我国主要贸易顺差来源地和对外资产投放地的现实，可以推断，作为美国货币政策主要指标的货币供给会对我国对外金融资产构成正向影响。
3·经济规模（+）。从长远的角度看，作为国民财富存在形式的对外金融资产增长是国内实体经济规模不断扩大的结果，但会呈现阶段性特征：起飞准备阶段因国内物资和资金缺乏而存在“外汇缺口”和“储蓄缺口”，对外金融资产增速慢于经济增速；起飞阶段前者则会快于后者。
4·产能过剩（+）。观察20世纪90年代以来的我国经济运行，可以得到这样一种直观感觉：出口增长与产能扩大之间存在明显的互动关系，出口增长会拉动产能扩大，当产能超出国内市场容量时，企业必将尽力拓展国际市场来消化过剩产能，从而推动对外金融资产增加。于是，产能过剩度越高，对外金融资产增长就会越快。
5·劳动力成本（-）。劳动力成本低廉是推动我国出口和对外金融资产增长的重要力量，因此，从逻辑上讲，对外金融资产会随着劳动力成本的下降（上升）而增加（减少）。
6·工业化（+）。我国经济崛起的过程也是工业化的过程，工业化意味着生产能力、技术水平及国际竞争力提高，从而有利于推动对外金融资产增长。
7·对外开放（+）。对外开放为我国廉价商品输出提供了良好的政策环境，也吸引了外资的不断流入，在对外直接投资较少、且增长缓慢的情况下，必然推动对外金融资产增大。
8·城市化（+）。二元经济转型必然伴随着城市化进程，农村人口不断向城镇转移在推动产业结构演进和经济增速加快的同时，也增大了就业压力，从而使政府和企业在扩大产能和开拓国际市场方面形成合力，由此推动出口和对外金融资产增加。
（二）计量分析
以下基于年数据进行计量分析。将对外金融资产、经济规模、产能过剩、劳动力成本和工业化视为内生变量，将经济全球化、美国货币量、对外开放及城市化视为外生变量。①为统一量纲，所有国内绝对量指标都经过汇率折算，以美元计值，因此将汇率也视为一个外生变量。
1·变量符号及数据来源说明
表1：对外金融资产FFA与各解释变量之间的相关系数
（1）对外金融资产FFA如前文所述（2）经济全球化符号表示为GLOB，以“全球贸易总额/全球GDP”来简要计量，数据源于世界银行在线数据库。（3）美国货币量符号表示为USM，数据源于美联储网站的M2。（4）我国经济规模以真实GDP计量，符号为RGDP，2007年前数据源于《中国统计年鉴2009》（按1978年不变价计算），2008年后数据根据实际增长率计算。（5）产能过剩符号表示为RSOT，以历年“实际生产性固定资产存量/实际商品零售额”相对于29年均值的离差来简要计量。
2·相关性分析
对各解释变量与对外金融资产进行相关性考察发现（表1所示），其间关系完全符合理论预期，其中RGDP、RSOT及USM与对外金融资产高度相关。
3·回归分析
为便于数据分析，对绝对量指标进行对数化处理，符号前加ln，由此将构建一个半对数模型。为了选择适当的计量方法，首先对各变量进行ADF单位根检验，结果显示所有变量都为一阶单整序列（见表2），适宜在VAR模型框架下进行回归分析。
表2：对外金融资产相关变量的ADF单位根检验结果
在VAR模型下进行Johansen检验，显示协整关系成立（见表3）。于是，基于VEC模型进行回归分析，①2阶滞后情况下得到长期协整方程（1）式。回归效果良好，符合理论预期。相比较来看，RGDP的影响力度最强，每变动1%将导致FFA同向变动2·12%；其后依次为ULC、SNA和RSOT，各自变动1个百分点将分别导致FFA变动0·602%（反向）、0·145%和0·00014%。②
表3：Johansen协整检验结果
lnFFA=-19·397+2·1203lnRGDP+0·0143RSOT-60·18ULC+14·5SNA（1）
（0·031，68·39）（0·6）（0·7159，-84·07）（0·）
R2=0·9491，-R2=0·8587，F=10·498，LOG=55·12
在VEC模型下，考虑到外生变量的影响，进行内生变量间的因果检验，结果显示（见表4），各解释变量值都是FFA变动的单向原因。由此证明前述有关我国对外金融资产变动原因的理论推断及回归分析成立。
累积脉冲响应分析显示（见图4），短期看，lnRGDP和SNA对lnFFA构成正向冲击，RSOT和ULC对lnFFA构成负向冲击。这就是说，除产能过剩外，其他因素的短期影响与长期影响完全一致。
图4：lnFFA脉冲响应图
为避免Cholesky方差分解存在的变量排序问题，这里综合了4个解释变量的24种排序结果得到表5所示的方差分解状况，如果将解释变量的总体方差贡献视为100%，那么，各自贡献率由大到小依次为劳动力成本、非农产业比率、经济规模和产能过剩，分别为34·68%、29·05%、24·75%和11·52%。
由上述定量分析可以看出，ULC最值得关注，它不仅从长短期视角看都对FFA构成负向冲击，而且短期影响最大，长期影响仅次于GDP。年间ULC呈不断下降态势，有21年为同比负增长。这就是说，劳动力成本低且不断下降是推动我国对外金融资产快速增长的最重要因素。
三、中国金融债权国经济效应分析
对外金融资产快速增长具有一定的积极效应，例如提高国际收支危机防范能力、增大国际博弈筹码、为我国产品占领国际市场创造有利条件等，但这些效应多是战略性的，且并未充分显现。现实中观察到的多为消极效应，突出表现在两个方面：
1·负国民财富效应
债权国本可坐享投资收益，加快国民财富积累，而我国目前的债权国地位带来的却是国民财富不断流失，主要表现在投资净收益差损、汇率差损和通胀差损等方面。
从绝对金额来看，对外金融资产的快速增长似乎给我国带来了不断增加的投资收益，但如果与对外负债联系起来，就会发现一种极为荒谬的现象。将国际收支平衡表中投资收益的贷方和借方金额分别与国际投资头寸表中的资产和负债相比，计算出对外资产收益率和对外负债成本率，结果显示：年二者年均分别为3%和1·56%，国际投资正利差率1·44%；年，随着对外金融净头寸由负转正并不断扩大，对外资产收益率却下降到年均2·42%、而对外负债成本率上升到年均4·80%，国际投资负利差率2·38%，也就是说，均衡状态下的国际投资年均净损失率为2·38%，对外净头寸越多，损失越大。
表5：lnFFA的方差分解
由于对外资产多种多样，总体汇率差损和通胀差损难以准确界定，但仅就我国持有的美国证券资产进行粗略计算，就足以看出这类损失的严重程度。基于美国财政部统计的中国持有美国证券规模，按照美元名义有效汇率、美国生产者价格指数及国际黄金价格，计算出年因美元相对于他国货币、实物商品及黄金贬值而使我国年均损失率分别为2·13%、3·95%和14·6%，①累计损失额的美元值分别为622·63亿、2312·29亿和8416·48亿。考虑到期间我国持有美国证券年均余额为6994亿美元，将同期年均对外资产17505亿美元及其所带来的累计收益3829亿美元与之相比，可以推断：我国对外投资收益还不足以抵补汇率和通胀差损。
如果这种局面不能得以有效扭转，那么，中国人民在实体经济中通过辛勤劳动所积累的财富就会通过国际金融渠道不断流失，对外金融资产越多，国民财富流失就越严重。
2·加剧内外失衡效应
国内外结构性因素造成我国外贸出超，外资流入，从而使人民币具有了来自市场的巨大升值动能，为避免过快升值对实体经济造成剧烈冲击，央行不得不持续进行汇市干预，由此对内导致基础货币过度投放，对外导致储备资产快速增长，这使央行持续承压于本币升值和货币冲销。因顾忌冲击经济增长和引发投机性资本流入，央行难以采用提高利率、抑制需求的方式，而只能主要求助于发行票据和提高存款准备率等规模型调控手段来遏制货币供给增长。
冲销性干预在缓解经济总量失衡的同时却加剧了结构性失衡，因汇市干预而投放的资金直接流入了贸易品部门和外向型地区，而冲销带来的流动性相对紧缩却面对整个社会，这使非贸易品部门和内向型地区资金流入相对更少，成为冲销性干预冲击的主要承受者，从而加剧了产业及地区失衡，经济的对外依存度和敏感性提高，潜在风险增大。
四、中国金融债权国地位的改进
基于前述分析，为减弱官方和金融债权国地位的负效应，就必须抑制以储备资产为主的对外金融资产增长。具体的政策措施可归类为：对内，调节国内各影响因素；对外，促使对外直接投资更快增长。
在影响对外金融资产的各因素中，国际因素是一种客观存在，我国可采取的政策措施有限；国内城市化、工业化、对外开放及经济增长均属正向影响因素，但它们既是不可逆转的趋势，也是社会经济发展的必要，不能舍本逐末地抑制它们的增长；只有压缩过剩产能和提高劳动力成本两种措施可资利用。
压缩过剩产能可以适度控制固定资产投资增速和扩大国内消费双向着力。为实现前者，严控重复建设、盲目投资、关停一批“两高”企业都有必要，但是，为保持经济稳定协调运行，这类措施不可过激。扩大国内消费的前提和根本在于提高居民收入，特别是普通劳动者及低收入群体的收入，这与提高劳动力成本水平、扭转劳动报酬占GDP比重持续下降局面、缩小收入差距的要求是一致的。由此看来，对内措施的重点在于提高劳动者收入，促进经济发展方式转变。
在对外总资产一定情况下，对外直接投资和对外金融资产互为消长，因此，转变对外投资模式、提高对外直接投资占比就成为抑制对外金融资产增长的有效手段。
依据Dunning（1986）的IDP（投资发展路径）理论，①沿用Narula（1996）的二次函数模型和Buckley和Castro（1998）的五次函数模型，②基于年数据进行实证检验，结果显示（见表6），我国对外直接投资发展路径符合二次函数模型。根据模型测算，扭转NODI负值增大趋势的人均GDP拐点值为2554亿美元，而我国现实的人均GDP2007年达到2566亿美元，这意味着NODI由此进入负值减少阶段，经济发展已赋予对外直接投资以强大的增长动力。借此有利时机，假以政策推动，必将得以迅速增长。
表6：对外投资发展路径模型的估计结果
针对我国目前对外直接投资方面存在的问题，需要采取以下措施：（1）提高认识水平。切实把鼓励和支持企业“走出去”作为一项国家战略来实施，促进各类企业扩大海外投资，拓宽投资领域。（2）
理顺管理体制。建立《对外投资法》，以统一指导和规范对外投资管理；建立专门管理机构，以消除政出多门、相互扯皮推诿等现象。（3）改进服务效率。放宽用汇额度，减少审批程序，压缩审批时间，增大投资自由度。
五、总结与引申
中国目前已成为世界第二债权大国，但只是一个官方和金融债权大国，在私人和直接投资方面仍然处于债务国地位。促成这种状况的直接原因在于储备资产推动下的对外金融资产快速增长，深层原因在于国内外各种总量和结构因素，其中有合理的正常因素，也有扭曲的因素。金融债权大国地位带给我国经济的正效应不明显，负效应却十分突出，例如国民财富不断流失、内外失衡加剧等。
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数据分析的时候，把坐标 log 化有何意义？
作者：admin
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这个问题可以参考：处理金融数据为什么要对数化？除此之外，其实也还有很多意义，随便写几个：在很多计算中（例如做极大似然的时候），取对数可以将本来需要做的乘法变成加法；取对数可以避免数值巨大，计算机难于处理的困难；与对数有关的数据可以反映出物理量尺度的变化，例如物理中，对于各个大小不同的体系，我们仍然会希望仍然可以比较这两个体系，这时候就需要做一些尺度变换，利用到齐次函数的有关性质，这种时候用对数来处理是很方便的，因此在处理像重整化和有限尺度标度的时候会需要用到对数曲线，只有这样，一个 20*20 的格子才能跟 200*200 的格子来进行比较。又例如金融数据中股票价格的涨落是与股票现在的价格有关的，高股价的股票涨跌 1 元跟低股价的股票涨跌 1 元起效果完全不同，这种时候大家考虑的是对数正态分布；对数处理之后还可以使诸多 Power-Law 的效果凸显出来，这时候的拟合也就变成了一个线性拟合的问题。
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农村金融数据处理的分析
　　说，选择的农村贷款、农村存款、财政支农和第一产业国内生产总值、农民人均纯收入等解释变量与被解释变量，在统计年鉴中都是当年价格计算的名义数据，名义值在反映变量变动时不够精确，因而为了在模型检验中得到准确的结论，这里使用以1978年为基期的价格指数将上述解释变量与被解释变量转化为实际值。
　　对于农村贷款、农村存款、财政支农、农民收入都使用以1978年为基期的商量零售价格指数来进行换算。在《新中国60年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》当中，都有以上年为100的商品零售价格指数，因而可以将这一指标转化为以1978年为基期的商品零售价格指数，这样就能够对农村贷款、农村存款、财政支农、农民收入进行处理，转化为以1978年为基期的实际值。
　　对于农业增长指标第一产业国内生产总值，需要使用第一产业国内生产总值指数进行平减，而这一指标却难以得到，这里使用《新中国60年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》中的农业生产资料价格指数来近似替代，和商品零售价格指数一样，这里也是将以上年为100的农业生产资料价格指数转为以1978年为基期的，然后将第一产业生产总值转化为以1978年为基期的实际值。
　　在确定变量的同时，也要确定数据的时期选择，在本文的研究中，根据当前所拿到的资料，虽然第一产业生产总值、农民人均纯收入、财政支农都能够得到截止到2011年的数据，但是在近两年的《中国金融年鉴》中，己经直接得不到农村贷款和农村存款的数据，只能截止到2010年，因而本文在研究中，所使用的数据时期选择为1978年到2010年。
　　分析，在得到原始数据之后，需要观察数据的变动趋势，从以1978年为基期的原始数据可以看出，解释变量、被解释变量都有着指数变化的趋势，在进行计量分析的时候，为了保持数据的平稳性，消除异方差的影响，这里对所有的变量进行对数化处理，对数化处理之后，解释变量农村贷款、农村存款、财政支农分别记，被解释变量第一产业国内生产总值、农民人均纯收入分别记。
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