[摘要]本文利用協(xié)整分析深入探討了我國金融體系的發(fā)展、FDI引入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。結(jié)果顯示FDI與經(jīng)濟增長明顯正相關(guān)，而金融深化對FDI溢出效應具有顯著的影響作用。這意味著我國在不斷利用FDI促進經(jīng)濟增長的過程中，要特別注重金融發(fā)展，尤其要提高我國目前金融深化的水平。

[關(guān)鍵詞]金融深化 FDI 經(jīng)濟增長 協(xié)整分析

[中圖分類號]F832[文獻標識碼]A[文章編號]1004-6623（2007）04-0095-04

[作者簡介]劉飛鳴（1969—），女，安徽淮南人，供職于深圳市高凱投資公司，南開大學世界經(jīng)濟專業(yè)博士研究生，研究方向為國際投資；李杰（1978—），女，河南信陽人，經(jīng)濟學博士，深圳大學經(jīng)濟學院講師，研究方向為區(qū)域金融、空間經(jīng)濟學。

國內(nèi)外的理論和實證研究表明，東道國必須具備一定的條件，才能放大外商直接投資(FDI)的溢出效應，推動FDI促進東道國經(jīng)濟增長，這些條件包括完善的基礎(chǔ)設(shè)施、健全的法律制度環(huán)境、人力資本和知識結(jié)構(gòu)等。但是，這些研究都普遍忽視了金融發(fā)展對于FDI溢出效應的重要作用。本文以轉(zhuǎn)軌時期的中國為樣本，深入探討中國金融體系的發(fā)展與引入FDI的溢出效應之間的相互影響。

一、我國吸引FDI和金融深化現(xiàn)狀

當前，在全球經(jīng)濟復蘇步伐加快，跨國直接投資繼續(xù)回升的形勢下，我國吸收外商直接投資保持了穩(wěn)定健康發(fā)展，實際使用外資金額繼續(xù)名列全球前茅。截至2006年底，中國累計批準設(shè)立外商投資企業(yè)59萬家，實際使用外資金額近7000億美元；來華投資的國家和地區(qū)近200個，世界500強企業(yè)約470家在華投資，外商投資設(shè)立的各類研發(fā)機構(gòu)超過750個。我國已經(jīng)成為發(fā)展中國家最重要的FDI接受國。

而與此同時，在經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展和金融領(lǐng)域改革的推動下，我國金融體系日益完善，資本市場日益活躍，投融資行為日益規(guī)范，金融體系正向一個更加開放、更加有序的競爭體系轉(zhuǎn)變。一方面，以2006年12月中國全面開放本土金融市場為標志，金融改革進入“后WTO”的加速調(diào)整階段，金融市場更加開放，金融機構(gòu)競爭更加激烈，金融產(chǎn)品種類更加繁多。另一方面，以國有商業(yè)銀行股改上市、資本市場股權(quán)分置改革、人民幣匯率形成機制改革等事件為標志，中國金融體制正有條不紊地進行結(jié)構(gòu)性改革，企業(yè)活力不斷釋放，投融資渠道不斷拓寬，信貸市場發(fā)展迅速（如下圖所示），資本流動效率不斷增強，金融風險不斷降低，金融市場正進一步向市場化、國際化方向加速。（巴曙松，2005）

據(jù)統(tǒng)計，截至2006年底，外資銀行業(yè)有14家法人機構(gòu)、200家分行和79家支行、242家代表處，另有9家法人機構(gòu)獲準籌建；資產(chǎn)總額1175億美元，約占中國銀行業(yè)金融機構(gòu)總資產(chǎn)的2%，其中貸款余額616億美元；負債總額1081億美元，其中存款余額350億美元。此外，已有21家中資銀行業(yè)金融機構(gòu)引進29家境外投資者，投資總額190億美元。不難看到，我國商業(yè)銀行將日益面臨在國內(nèi)國際金融市場上與境內(nèi)外金融機構(gòu)同場競技的全新格局，競爭的范圍更大、領(lǐng)域更廣、層次更高；而且同一地區(qū)、同一業(yè)態(tài)、業(yè)態(tài)與業(yè)態(tài)之間的競爭也將更加激烈。

可以看到，我國的金融深化、FDI和經(jīng)濟增長都處于良性發(fā)展軌道，但三者是否存在內(nèi)在的聯(lián)系，還需要進行科學的實證研究給予證明。下面本文將利用計量經(jīng)濟模型給予驗證。

二、金融深化、FDI和經(jīng)濟增長的實證分析

（一）模型、變量及數(shù)據(jù)說明

本文采用的是VAR模型。VAR模型用當期所有變量對其自身若干滯后變量進行回歸。因為滯后變量與隨機干擾項是不相關(guān)的，因此可以消除聯(lián)立方程模型中出現(xiàn)的相關(guān)問題。本文根據(jù)劉飛鳴和李杰（2007）的理論框架，構(gòu)建了三個VAR模型分別考慮三者之間的動態(tài)關(guān)系：

這里FDI是指我國實際利用外資金額，用以度量外商直接投資；GDP為我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，用來度量我國的經(jīng)濟增長；BC是指我國銀行向私人部門投放的信貸總量，用以度量金融深化。之所以采用信貸總量作為金融深化的表征，是因為當前我國的金融體制主要是以間接融資為主的銀行主導型體制，而商業(yè)銀行的規(guī)模擴張又主要以信貸擴張為特征。因此，我國的金融深化總體上表現(xiàn)為量上的增長，而信貸量的增長是其主要表現(xiàn)。

Chandavarkar（1992）指出，建立在較長時間序列基礎(chǔ)上有利于更好地研究一個國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系。因此，為了保證樣本容量能夠滿足實證的要求，本文采用的是1994年第三季度到2006年底的季度數(shù)據(jù)①。

（二）變量的ADF檢驗

因為大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，因此，本文對每個變量的數(shù)據(jù)系列的平穩(wěn)性特征采用單位根的ADF檢驗法，分別就每個變量的時間序列數(shù)據(jù)的水平、一階和一階差分形式進行檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。

從ADF單位根檢驗結(jié)果可以看出LGDP、LFDI和LBC三個序列都是非平穩(wěn)序列，但是它們的差分序列卻都是I（1）的。而根據(jù)協(xié)整理論，對于滿足I（1）要求的多個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)Eviews對滯后階數(shù)檢驗的結(jié)果看，LR、AIC和SC三個標準都選擇了滯后二階作為模型的滯后階數(shù)。因此，本文的模型為三變量的VAR（2）模型。

（三）協(xié)整分析

對于VAR模型中的協(xié)整關(guān)系，我們采用Johanson協(xié)整檢驗方法進行檢驗。

從表3檢驗的結(jié)果看，兩種統(tǒng)計方法都給出了一致的選擇：LGDP與LFDI、LFDI與LBC以及LGDP、LFDI和LBC之間都存在明顯的協(xié)整關(guān)系。不過，LGDP與LBC之間的協(xié)整檢驗并沒有通過。

根據(jù)Johanson檢驗的結(jié)果，因此我們可以進一步得到上述變量組成的四個協(xié)整關(guān)系，這些關(guān)系可以表示如下：

LGDPt = -0.33+1.08LFDIt（2）

LFDIt = -0.30+0.93LBCt （3）

LFDIt =0.32+0.21GDPt+0.75LBCt （4）

LGDPt =1.54+4.78LFDIt-3.60LBCt （5）

（2）式反映了外商直接投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。我們很欣喜地發(fā)現(xiàn)二者之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。1.08>0并且1.08>1，這說明外商直接投資對我國經(jīng)濟增長具有正的放大作用。當外商直接投資增長1%時，可以推動我國經(jīng)濟增長1.08%。

（3）式反映了金融深化與外商投資之間的關(guān)系?？梢钥吹蕉叽嬖诿黠@的正相關(guān)。當金融深化水平不斷提高時，對FDI的吸引力也就越大。

（4）式考慮了加入經(jīng)濟增長因素后的關(guān)系。此時金融深化對FDI的吸引力有所下降。這是因為吸引FDI流入的因素，除了金融深化水平外，一國的總體經(jīng)濟發(fā)展情況也是關(guān)鍵因素。

（5）式是以LGDP為標準的協(xié)整關(guān)系。令人驚訝的是當我們同時考慮外商直接投資與金融深化時，二者的彈性大幅增大。我們可以從這個變化中得到兩個結(jié)論：一是金融深化放大了FDI的溢出效應。雖然我國的金融深化表現(xiàn)出數(shù)量的特點，但是不可否認的是我國的金融市場的確取得了長足的進步，與世界先進水平的差距正在逐步縮小。當這種發(fā)展達到了一定的水平，比如達到了“門檻”的要求之后，就會對FDI產(chǎn)生積極的作用。二是FDI對國內(nèi)投資有擠出效應。當FDI增加4.78%時，反而會導致國內(nèi)信貸規(guī)模下降3.60%。這個結(jié)果與楊柳勇、沈國良（2002）的結(jié)論是一致的。

（四）Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要利用因果分析進行研究。變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系的檢驗，可以通過檢驗VAR模型，以被解釋變量的方程中是否可以把全部滯后變量剔除掉而完成。在檢驗中，如果統(tǒng)計量F大于相應顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，得到結(jié)論存在格蘭杰因果關(guān)系。

從Granger因果檢驗中可以看出，F(xiàn)DI、金融深化與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系并不是很明顯。只有金融深化水平與FDI增長存在單向的Granger因果關(guān)系，金融深化水平是吸引FDI流入的Granger原因，但是FDI增長并不是金融深化的Granger原因。

（五）脈沖響應分析

為了進一步分析FDI、金融深化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，我們下一步來考查脈沖響應函數(shù)。

經(jīng)過前文的協(xié)整檢驗可知，VAR模型中的時間序列向量為協(xié)整的，即此模型中的各個指標從長期來看是具有均衡關(guān)系的，但在短期內(nèi)由于受到隨機干擾的影響，這些變量可能偏離均衡值，這種偏離是暫時的，最終會回到均衡狀態(tài)。而脈沖響應函數(shù)的意思是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對于內(nèi)生變量當前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳遞給其他所有的內(nèi)生變量。由于脈沖響應分析所對應的VAR模型必須是平穩(wěn)的，而在協(xié)整分析中所使用的數(shù)據(jù)均為單位根過程，因此我們?nèi)圆捎弥暗腣AR模型。

從圖3可以看到，一期和二期的信息沖擊對于FDI并沒有什么明顯影響，但是二期以后的沖擊影響非常明顯。這說明金融深化對于外資進入的影響是有滯后期的。而隨著金融深化水平不斷提高，就會對外商直接投資的增長產(chǎn)生累積的影響。但是值得注意的是，隨著時間推移，金融深化對外商直接投資的邊際效應呈現(xiàn)遞減的趨勢。金融深化對FDI的高度敏感在一定程度上說明金融深化是當前影響我國FDI流動的非常重要的因素。FDI的溢出效應是與東道國的吸收能力緊密相關(guān)的，而金融深化水平是吸收FDI溢出效應并進一步放大的關(guān)鍵因素。

三、實證分析的啟示

本文利用計量工具對金融發(fā)展、FDI和經(jīng)濟增長三者之間的關(guān)系進行了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）金融深化、FDI和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，金融深化對FDI溢出效應有顯著的放大作用，但同時FDI對國內(nèi)信貸投資具有擠出效應；（2）三個變量的Granger因果關(guān)系檢驗表明，金融深化水平與FDI增長存在單向的Granger因果關(guān)系，即金融深化水平是吸引FDI流入的Granger原因，但是FDI增長并不是金融深化的Granger原因。這表明了金融深化對FDI具有重要影響；（3）脈沖響應分析結(jié)果顯示，金融深化對FDI的影響存在滯后期，但隨著金融深化水平的不斷提高，對FDI增長的累積影響將增大。這再次證明金融深化水平是吸收FDI溢出效應并進一步放大的關(guān)鍵因素。這意味著我們在不斷利用FDI溢出效應促進經(jīng)濟增長的過程中，完善金融體制，提高金融市場效率，提高我國的金融深化水平是必不可少的。

[參考文獻]

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[3]巴曙松. 2005年中國金融改革回眸與展望[J]. 新財經(jīng)，2005，（1）.

[4]王永齊. FDI溢出、金融市場與經(jīng)濟增長[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006，（1）.

[5]楊柳勇，沈國良. 外商直接投資對國內(nèi)投資的擠入擠出效應分析[J]. 統(tǒng)計研究，2002，（3）.

(收稿日期: 2007-05-18 責任編輯: 垠 喜)

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文”