一#65380;前言

就FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，在實(shí)證檢驗(yàn)中得出了不同的結(jié)論。Globerman(1979)對(duì)加拿大制造業(yè)的研究#65380;1]Blomstrom Persson(1983)對(duì)墨西哥制造業(yè)的研究等，[2]均表明FDI確實(shí)對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向外部性;但Haddad Harrsion(1993)對(duì)摩洛哥的研究#65380;[3]Kokko(1996)對(duì)烏拉圭的研究等卻得出相反的結(jié)論。[4]

類似的情況也出現(xiàn)在基于中國(guó)樣本的實(shí)證檢驗(yàn)中。徐濤(2003)針對(duì)國(guó)家層面數(shù)據(jù)#65380;[5]何潔(2000)針對(duì)省際層面數(shù)據(jù)#65380;[6]陳濤濤(2003)針對(duì)行業(yè)層面數(shù)據(jù)所進(jìn)行的實(shí)證分析均認(rèn)定FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了正向外部性;[7]但王志鵬(2003)針對(duì)省際層面數(shù)據(jù)#65380;[8]姚洋(2001)針對(duì)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)研究卻表明FDI沒(méi)有對(duì)我國(guó)省內(nèi)和行業(yè)內(nèi)產(chǎn)生明顯的正向外部性。[9]

對(duì)同一問(wèn)題的經(jīng)驗(yàn)研究卻得出了不同的結(jié)論，原因可能在于沒(méi)有考慮到東道國(guó)的具體環(huán)境限制了對(duì)FDI作用的吸收。如，Xu(2000)就認(rèn)為在引進(jìn)FDI發(fā)展東道國(guó)經(jīng)濟(jì)時(shí)，東道國(guó)人力資本存量都會(huì)在很大程度上限制東道國(guó)對(duì)FDI的利用。[10]

而在所有吸收能力中，東道國(guó)金融市場(chǎng)是一個(gè)不容忽視的重要因素。Laura Alfaro(2004)的分析就表明具有良好金融市場(chǎng)的國(guó)家能更有效地利用FDI來(lái)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)服務(wù)。金融市場(chǎng)功能主要體現(xiàn)在融資服務(wù)及對(duì)資源的再配置。FDI外部性效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)以及更有效地利用外資發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)，在一定程度上都離不開東道國(guó)金融市場(chǎng)這兩大功能。[11]

東道國(guó)金融市場(chǎng)的功能在促進(jìn)FDI發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)時(shí)所起到作用主要體現(xiàn)在以下幾點(diǎn):

首先，東道國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展能夠?yàn)楸就疗髽I(yè)吸收FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)提供融資支持。本土企業(yè)在學(xué)習(xí)FDI所帶來(lái)的先進(jìn)技術(shù)發(fā)展本企業(yè)生產(chǎn)時(shí)，需要頻繁地更新機(jī)器#65380;雇傭工人以及重組生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，而這都需要融資做后盾，而在發(fā)展中國(guó)家自籌資金有限的情況下，金融市場(chǎng)所擔(dān)任的外部融資就變得相當(dāng)重要了，尤其是本土企業(yè)與FDI的技術(shù)水平之間差距越大以及生產(chǎn)周期越長(zhǎng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所凸顯出的融資缺口也就越大，金融市場(chǎng)所提供的融資服務(wù)也就變得越重要。

其次，東道國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展還在一定程度上左右著FDI對(duì)東道國(guó)上游企業(yè)所創(chuàng)造的后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。FDI進(jìn)入增加了對(duì)東道國(guó)上游本土企業(yè)產(chǎn)出的需求，由于可以使上游企業(yè)獲得規(guī)模效應(yīng)乃至刺激更多上游本土企業(yè)的出現(xiàn)，但是，在缺少金融市場(chǎng)融資服務(wù)的前提下，這些潛在的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)會(huì)因上游企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張受阻而無(wú)法實(shí)現(xiàn)。

再次，金融市場(chǎng)發(fā)展程度的欠缺還會(huì)阻礙潛在企業(yè)家精神的實(shí)現(xiàn)。FDI進(jìn)入會(huì)帶來(lái)新思想，提供新的商機(jī)，從而會(huì)激發(fā)本土人士潛在的企業(yè)家精神，在新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)環(huán)境下，這種潛在的企業(yè)家精神無(wú)疑是至關(guān)重要的，而這種精神的實(shí)現(xiàn)卻在很大程度上離不開金融市場(chǎng)為其開辦企業(yè)所提供的融資借貸服務(wù)。

最后，東道國(guó)金融市場(chǎng)的資源再配置功能可以確保在信息不對(duì)稱的情況下，讓外資投放到生產(chǎn)效率更好#65380;回報(bào)率更高的生產(chǎn)項(xiàng)目之中。

本文實(shí)證分析的目的就是要檢驗(yàn)基于金融市場(chǎng)的吸收功能，F(xiàn)DI是否有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二#65380;經(jīng)驗(yàn)實(shí)證

(一)模型設(shè)立

前文分析表明FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的促進(jìn)作用并不一定就隨著FDI的進(jìn)入而自動(dòng)實(shí)現(xiàn)，需借助東道國(guó)金融市場(chǎng)功能才有可能實(shí)現(xiàn)，同時(shí)金融市場(chǎng)功能也確保FDI能投放到高效率的回報(bào)項(xiàng)目之中，基于此，我們提出以下三個(gè)基本假設(shè):

假設(shè)一:FDI的進(jìn)入并不會(huì)自動(dòng)地對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用。在不借助金融市場(chǎng)功能前提下，把FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用稱作直接效應(yīng)，那么假設(shè)一也就表明FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)并不一定為正。

假設(shè)二:借助我國(guó)金融市場(chǎng)的吸收功能，F(xiàn)DI能夠?qū)ξ覈?guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用。借助我國(guó)金融市場(chǎng)吸收能力，把FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用稱作間接效應(yīng)，那么假設(shè)二也就表明FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)為正。

假設(shè)三:定義FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)，則在發(fā)揮金融市場(chǎng)功能前提下，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)為正。

利用我國(guó)29個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)假設(shè)一進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為此，構(gòu)筑第一個(gè)回歸方程:

GROWTHit 代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量;InitialGDPi0代表初始國(guó)民收入情況，取自然對(duì)數(shù)，其系數(shù)反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂程度;FDIit代表外商直接投資，其回歸系數(shù)β2度量了FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng);Controlsit包含了一系列影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量;Dummy代表區(qū)域虛擬變量;uit代表誤差項(xiàng);i代表樣本中的截面成員數(shù)，t代表樣本中的時(shí)期跨度數(shù)。

為檢驗(yàn)假設(shè)二，在回歸方程－1的基礎(chǔ)上，通過(guò)加入一個(gè)外商直接投資變量與金融市場(chǎng)變量的交互項(xiàng)以及單獨(dú)的金融市場(chǎng)變量得到:

FinancialMarketsit代表金融市場(chǎng)變量，其與外商直接投資變量交互項(xiàng)(FDIit×FinancialMarketsit)系數(shù)β2′則度量FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)選取

各變量數(shù)據(jù)選取如下:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量(GRPWTHit)用各省市平減后的GDP除以固定資產(chǎn)投資后的年均增長(zhǎng)率來(lái)衡量，能夠更好的反映出源自投資效率而產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。初始收入情況(InitialGDPi0)用樣本中各地區(qū)初始年份的GDP衡量，取自然對(duì)數(shù)。外商投資變量(FDIit)用各地區(qū)實(shí)際外商直接投資額除以GDP來(lái)表示。Controlsit中包含的控制變量有:人力資本變量(Schoolit)，以各省市每年人口中普通中學(xué)在校學(xué)生比率表示;人口增長(zhǎng)率變量(PopulationGrowthit)，以各省市每年人口的自然增長(zhǎng)率表示;政府消費(fèi)變量(GovernmentConsumptionit)，以各省市每年財(cái)政支出占GDP比重表示;宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量(Inflationit)用各省市的GDP平減指數(shù)來(lái)表示，在回歸中，將該指數(shù)全部換算成以1978年為基期，對(duì)外開放程度變量(TradeVolumeit)用進(jìn)出口總額占GDP比重表示。Dummy包含兩個(gè)以東部為基組的區(qū)域虛擬變量，中部虛擬變量Midi和西部虛擬變量Westi。以上控制變量和FDI#65380;GDP所用數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料五十年匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，個(gè)別地區(qū)的年份資料有所缺失。

由于我國(guó)金融市場(chǎng)起步較晚發(fā)展不夠全面因而不能嚴(yán)格的參照國(guó)外學(xué)者所給出戈氏定義和麥?zhǔn)隙x來(lái)進(jìn)行量化－King Levine，1993[13]從我國(guó)金融市場(chǎng)實(shí)際情況出發(fā)國(guó)內(nèi)已有學(xué)者給出了我國(guó)金融市場(chǎng)的不同量化指標(biāo)－易綱1996;周立，2004，[14][15]其中，周立給出了我國(guó)31個(gè)省份從1978-2000年金融市場(chǎng)量化數(shù)據(jù)，較為齊全。在此，本文選取周立對(duì)金融市場(chǎng)的量化指標(biāo)來(lái)進(jìn)行本文的實(shí)證檢驗(yàn)，其對(duì)金融市場(chǎng)的量化指標(biāo)建立如下:

其中，Ds，Ls，St，Lt分別代表國(guó)有銀行存款#65380;國(guó)有銀行貸款#65380;全部金融機(jī)構(gòu)存款和全部金融機(jī)構(gòu)貸款。根據(jù)以上三種量化指標(biāo)的計(jì)算公式，周立分別計(jì)算出我國(guó)30個(gè)省份(重慶除外)1978-2000年的國(guó)有金融相關(guān)比率SOFIR#65380;1999-2000年的全部金融相關(guān)比率TFIR和金融市場(chǎng)化比率FMR，其中SOFIR的絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料五十年匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2000-2001》，數(shù)據(jù)跨期較長(zhǎng)且統(tǒng)計(jì)口徑均保持一致，該指標(biāo)的可信度較高。而TFIR的數(shù)據(jù)則分別來(lái)源于《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒1991-2001》#65380;《改革開放十七年來(lái)的中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)》和《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)》。

(三)回歸結(jié)果

從相關(guān)變量的回歸系數(shù)中可以得出以下結(jié)論。(因篇幅有限，本文回歸檢驗(yàn)過(guò)程及數(shù)據(jù)省略，有興趣者，可與作者聯(lián)系?！幷甙?

1. FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為負(fù)。從外商直接投資變量(FDI/GDP)的回歸系數(shù)結(jié)果看，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用為負(fù)，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，這就表明FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)并不一定為正，這同國(guó)內(nèi)一些學(xué)者的檢驗(yàn)結(jié)果相背(沈坤榮，2001;江錦凡，2004)，[16][17]假設(shè)一得以證實(shí)，這也進(jìn)一步證實(shí)了Blomstrom Kokko－2001先前實(shí)證分析所得出的結(jié)論，即FDI的引進(jìn)并不會(huì)自動(dòng)地對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。[18]

2. FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)為正。采用不同金融市場(chǎng)量化指標(biāo)條件下對(duì)假設(shè)二的檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)在加入金融市場(chǎng)同外商直接投資的交互項(xiàng)指標(biāo)以及單獨(dú)的金融市場(chǎng)指標(biāo)后，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)仍然為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上顯著，這從外商直接投資變量(FDI/GDP)的回歸系數(shù)中得出，假設(shè)一繼續(xù)得以證實(shí)。另外，從交互項(xiàng)回歸系數(shù)的結(jié)果可以看出，在選取不同的金融市場(chǎng)量化指標(biāo)下FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)卻為正，且都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這就表明FDI進(jìn)入以后，要借助金融市場(chǎng)功能才能對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極促進(jìn)作用，假設(shè)二得以證實(shí)。

3. FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)為正。

依照公式(6)計(jì)算FDI對(duì)各省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)，需對(duì)各變量就各省市在樣本期內(nèi)取平均值，表1報(bào)告了根據(jù)式(6)計(jì)算得出結(jié)果，并就各省市凈效應(yīng)符號(hào)的正負(fù)性進(jìn)行了歸類，同時(shí)還報(bào)告了該凈效應(yīng)的平均值#65380;最大值和最小值:

表1 FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)凈效應(yīng)

從表1中的結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是采用哪一種金融市場(chǎng)量化指標(biāo)，樣本中29個(gè)省份的FDI凈效應(yīng)計(jì)算結(jié)果均為正，這表明FDI的進(jìn)入雖然不會(huì)自動(dòng)地對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到直接的促進(jìn)作用，但經(jīng)過(guò)我國(guó)金融市場(chǎng)作用后，卻對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了明顯的凈增長(zhǎng)效應(yīng)，假設(shè)三得以證實(shí)。

(四)對(duì)金融市場(chǎng)功能的再檢驗(yàn)

回歸結(jié)果證實(shí)了上述三個(gè)假設(shè)，表明我國(guó)金融市場(chǎng)在利用FDI發(fā)展我國(guó)經(jīng)濟(jì)時(shí)確實(shí)起到了突出的作用，金融市場(chǎng)的功能不容忽視，為了進(jìn)一步驗(yàn)證金融市場(chǎng)對(duì)資本的利用效率，我們可以在方程(1)和(2)的基礎(chǔ)上分別加進(jìn)代表國(guó)內(nèi)投資的變量(Domestic Investment)及其與金融市場(chǎng)的交互項(xiàng)，用于檢驗(yàn)假設(shè)四和假設(shè)五。

假設(shè)四:在不發(fā)揮金融市場(chǎng)功能前提下，國(guó)內(nèi)投資也不一定會(huì)促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即國(guó)內(nèi)投資的直接效應(yīng)不一定為正。

假設(shè)五:結(jié)合金融市場(chǎng)功能，國(guó)內(nèi)投資對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)為正。

檢驗(yàn)結(jié)果表明兩類資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)都不為正(方程(5)和(6)中FDI系數(shù)均為正，但卻都未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，仍表明其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)不一定為正)，假設(shè)一和假設(shè)四同時(shí)得以證實(shí)。而對(duì)兩類資本的間接效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果(6)卻表明在發(fā)揮金融市場(chǎng)功能前提下，都能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向的間接效應(yīng)，假設(shè)二和假設(shè)五得以證實(shí)。

三#65380;結(jié)論及政策建議

本文基于我國(guó)金融市場(chǎng)吸收能力，實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)金融市場(chǎng)在利用FDI發(fā)展我國(guó)經(jīng)濟(jì)時(shí)所起到作用。檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)DI的進(jìn)入不會(huì)自動(dòng)地對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，即FDI的直接效應(yīng)為負(fù)，但在發(fā)揮金融市場(chǎng)功能前提下，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，即間接效應(yīng)為正，且FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和——凈效應(yīng)為正，在加入國(guó)內(nèi)投資變量之后，對(duì)我國(guó)金融市場(chǎng)功能的進(jìn)一步檢驗(yàn)也得出了同樣的結(jié)論。

應(yīng)該重視金融市場(chǎng)在利用FDI發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)中所起到的重要作用，特別是要對(duì)新興產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)行業(yè)的建立提供特別的融資支持，擴(kuò)大證券流通范圍#65380;完善股票債券市場(chǎng)，同時(shí)還要改變目前證券市場(chǎng)為扶持國(guó)有企業(yè)所進(jìn)行的“圈錢”#65380;“輸血”行為，真正要讓金融市場(chǎng)成為企業(yè)發(fā)展所依賴的外源融資后盾，為中小企業(yè)股票上市提供強(qiáng)有力的支持。只有這樣才能使國(guó)內(nèi)企業(yè)更好地消化吸收FDI進(jìn)入所帶來(lái)的各種積極效應(yīng)，以及引導(dǎo)資本投向符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展目標(biāo)的領(lǐng)域，更加有效地利用外資服務(wù)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)。

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(責(zé)任編輯:姜天鷹)

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