徐德云，王曉明

（安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 2 3 3 0 4 1）

金融發(fā)展與F D I技術(shù)溢出效應(yīng)：基于開放經(jīng)濟下的內(nèi)生增長模型分析

徐德云，王曉明

（安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 2 3 3 0 4 1）

研究表明FDI的外溢效應(yīng)和東道國自身的環(huán)境和條件相關(guān)，其中金融發(fā)展在技術(shù)外溢效應(yīng)和經(jīng)濟增長中的作用不可忽視.通過構(gòu)建一個包含金融發(fā)展和FDI的內(nèi)生增長模型，以考察金融發(fā)展水平對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響.對模型進行求解得出，在內(nèi)生增長的動力條件有保證的情況下，經(jīng)濟增長率隨著金融深化程度的加深而不斷提高，并且金融深化程度還通過影響FDI的技術(shù)溢出途徑，進而間接影響最終產(chǎn)出.以安徽省為例，具體說明金融深化程度對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響.

金融深化；FDI；經(jīng)濟增長；技術(shù)溢出效應(yīng)

1 文獻回顧

東道國金融市場是影響外商直接投資（F D I）技術(shù)溢出效應(yīng)的一個不可忽視的重要因素.對金融發(fā)展在F D I技術(shù)溢出效應(yīng)中的吸收作用，國外學者從理論模型和實證分析兩個角度對其進行了大量研究.A l f a r o（2 0 0 2）[1]認為當?shù)仄髽I(yè)能否有效獲取F D I技術(shù)溢出效應(yīng)，金融發(fā)展水平是一個決定因素.A l f a r o等（2 0 0 3）[2]在一個兩階段世代交疊模型框架中分析了金融發(fā)展對F D I技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，認為提高金融發(fā)展水平可以獲得積極的F D I技術(shù)溢出效應(yīng).H e r m e s和L e n s i n k（2 0 0 3）[3]選用了1 9 7 0-1 9 9 5年期間 6 7個國家的數(shù)據(jù)進行驗證，認為東道國金融系統(tǒng)發(fā)展對F D I的技術(shù)溢出會產(chǎn)生正的效應(yīng).C h e e-k e o n g C h o o n g等（2 0 0 4）[4]的實證研究表明，東道國金融系統(tǒng)越發(fā)達，其與F D I有關(guān)的吸收能力越強，從而F D I的技術(shù)擴散效應(yīng)就越大.

近年來，國內(nèi)學者也作了不少相關(guān)研究.陽小曉，賴明勇（2 0 0 6）[5]構(gòu)建了一個兩階段世代交疊（O P G）模型，通過考察本國代表性居民的微觀決策，指出本國金融體系效率、金融深化程度對本國F D I技術(shù)外溢的影響.王永齊（2 0 0 6）[6]通過建立代理人模型分析認為，當人力資本由外資生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)向國內(nèi)生產(chǎn)部門或建立新企業(yè)時，F(xiàn) D I內(nèi)生的技術(shù)溢出將成為可能，而新企業(yè)的建立需要向國內(nèi)金融市場進行融資，因此，金融市場將起到F D I溢出與經(jīng)濟增長的重要聯(lián)結(jié)作用，其效率的高低將直接影響到F D I溢出的效果進而影響到經(jīng)濟增長.趙奇?zhèn)?、張誠（2 0 0 7）[7]在借鑒R o m e r的研發(fā)模型基礎(chǔ)上建立構(gòu)建了一個包含金融深化程度變量的內(nèi)生增長模型，通過設(shè)定一個金融深化程度函數(shù)，并將其引入最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)函數(shù)，證明了金融深化程度是F D I技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素.孫力軍（2 0 0 8）[8]借鑒了國家對外債務(wù)模型，構(gòu)建了一個包括金融部門、外商直接投資和投資增長的小型開放經(jīng)濟一般均衡模型，揭示金融發(fā)展與外商直接投資的聯(lián)合作用對東道國資本積累和產(chǎn)出增長的影響機制.

東道國金融發(fā)展程度對F D I技術(shù)溢出是促進、阻礙還是無關(guān)？以及通過什么途徑影響F D I的技術(shù)溢出？對這些問題的探索將是本文研究的重點.

2 構(gòu)建模型

2.1 模型的設(shè)定

2.1.1 以不同種類的中間產(chǎn)品代表技術(shù)進步，且社會上存在最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門、中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門、研發(fā)部門和消費者；每一個最終產(chǎn)品生產(chǎn)者使用N種中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門生產(chǎn)的中間產(chǎn)品，且中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門對其中間產(chǎn)品擁生產(chǎn)和銷售的永久壟斷權(quán).

2.1.2 國內(nèi)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品xj共有N種，其中包括內(nèi)資企業(yè)提供的n種中間產(chǎn)品和外資企業(yè)提供的n*種中間產(chǎn)品，即N=n+n*.

2.1.3 國內(nèi)最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)是國內(nèi)革新者發(fā)明的中間產(chǎn)品的“消費者”.

2.1.4 Ft為金融市場資金配置的效率，F(xiàn)t越大代表金融市場對資金的配置效率越高.函數(shù)形式為

其中，λt是隨時間而變化的金融深化程度，當-1<λt<1時，東道國處于計劃配置資金為主的時期；0<λt<1時，東道國處于市場配置資金為主的時期.

2.1.5 研發(fā)部門進行知識創(chuàng)新，中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門從研發(fā)部門購買知識產(chǎn)品，構(gòu)成一次性的固定成本g.

2.1.6 所有企業(yè)生產(chǎn)出的產(chǎn)品在實物上都是一樣的，即產(chǎn)出可被用于消費、中間產(chǎn)品xj的生產(chǎn)以及為發(fā)明新的中間產(chǎn)品所需的研究與開發(fā).我們以同質(zhì)產(chǎn)品流Y的單位來衡量所有價格.

首先，將最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)為：Y=A FtHαYK1-α.其中，Y為最終產(chǎn)品的產(chǎn)量；A為技術(shù)水平參數(shù) (A>0)；H為最終產(chǎn)品部門的人力資本存量；K是資本品，由多種不同中間產(chǎn)品xj組成.

對于中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門而言，該部門生產(chǎn)商購買研發(fā)部門的知識產(chǎn)品作為一次性固定成本投入，并同時假定使用η單位的最終產(chǎn)品Y可以生產(chǎn)出一單位中間產(chǎn)品xj，然后出租給最終產(chǎn)品生產(chǎn)商以獲取單位租金Pxj.此外，生產(chǎn)中間產(chǎn)品需要借入資金，資金利息為r.

對研發(fā)部門來說，部門的知識產(chǎn)出一方面取決于投入到該部門的人力資本存量Hn和已有的知識存量n，另一方面則取決于國外研發(fā)部門的人力資本存量H*n和現(xiàn)有知識存量的n*的影響，這種影響的大小取決于國內(nèi)研發(fā)部門的技術(shù)吸收能力ξ.金融發(fā)展深化程度λt也在一定程度上影響著新知識的創(chuàng)造，構(gòu)造研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

新知識（知識增量）n=δλt(Hn+ξH*n)(n+ξn*)，其中，δ 為研發(fā)部門的生產(chǎn)率參數(shù)，δ>0.進一步假定內(nèi)外資企業(yè)研發(fā)部門的技術(shù)水平存在固定的比例關(guān)系，也就是，

則研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)可以寫為：n=δλtn Hn(1+ξ+ξβ)(1+β+ξθ).此外，假定代表性家庭的效用函數(shù)為：

其中，σ為邊際效用彈性，ρ為消費者的主觀時間偏好率.

2.2 均衡分析

下面依次求解最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門和研發(fā)部門的最優(yōu)化問題.首先，求解最終產(chǎn)品部門的最優(yōu)化決策：假定最終產(chǎn)品價格為PY=1，人力資本HY的單位報酬為WHY，則最終產(chǎn)品廠商面臨的最優(yōu)化決策問題為：

對中間產(chǎn)品部門而言，由于知識創(chuàng)新較為困難，其新增量較少且相對穩(wěn)定，所以內(nèi)生增長的動力——技術(shù)進步主要表現(xiàn)在新增知識的成果轉(zhuǎn)化程度上，即中間產(chǎn)品種類的增多.因此，中間產(chǎn)品部門要進行兩方面的決策：一方面從研發(fā)部門購進知識產(chǎn)品，并開始新的中間產(chǎn)品的設(shè)計，決定產(chǎn)品種類的多少；另一方面對每一種新設(shè)計的中間產(chǎn)品進行生產(chǎn)，通過利潤最大化決定產(chǎn)品的生產(chǎn)數(shù)量.

首先，產(chǎn)品種類的決定：廠商從研發(fā)部門購買知識產(chǎn)品構(gòu)成一次性的固定成本g.假定一旦被發(fā)明出來后，第j種中間產(chǎn)品的生產(chǎn)成本為d單位Y.所以從發(fā)明第j種中間產(chǎn)品中獲得的報酬現(xiàn)值為：

在（2）式，xj是在每一時期所生產(chǎn)的總數(shù)量.上式表明只有當對于t期之后的至少一部分時間而言銷售價格Pj超過邊際生產(chǎn)成本d時，發(fā)明一種新產(chǎn)品的固定成本g才能得以補償.中間產(chǎn)品部門在每一時期制定價格Pxj以最大化(Pxj-d)xj，其中，由

將式（5）代入式（4），則可確定每種產(chǎn)品生產(chǎn)的總數(shù)量為：

在將式（3）、式（6）代入式（2）中并把常數(shù)項移到積分之外，則在t時的發(fā)明的中間產(chǎn)品凈現(xiàn)值為：

對研發(fā)部門，假定其知識產(chǎn)品價格為Pn，人力資本報酬率為WHn，則研發(fā)部門的最優(yōu)化決策為：

中間產(chǎn)品部門可以自由進入，任何人都可以支付研發(fā)成本g以保證發(fā)明的中間產(chǎn)品凈現(xiàn)值V(t).若V(t)>g，則在t期會有無限數(shù)額資源投入到研發(fā)中，因此產(chǎn)品數(shù)目將會隨時間變化而增加；若V(t)

其次，產(chǎn)品數(shù)量的決定：要生產(chǎn)xj單位中間產(chǎn)品，廠商需要ηxj單位的最終產(chǎn)品，這需要借入資金ηxj，其利息成本r ηxj構(gòu)成了廠商的可變成本.所以廠商在每種中間產(chǎn)品的產(chǎn)量上面臨如下決策：

2.3 比較靜態(tài)分析

由上面模型的推導結(jié)果可以看出，均衡增長率主要由人力資本H、內(nèi)外企的技術(shù)差距β,θ、國內(nèi)研發(fā)部門的技術(shù)吸收能力ξ和金融深化程度λt決定.本文重點關(guān)注金融深化程度對產(chǎn)出增長率、特別是F D I技術(shù)溢出效應(yīng)的影響.根據(jù)式(1 1)，，因為 δ、H、α、θ、ξ、σ、β 均大于零，所以>0，即金融深化程度與產(chǎn)出增長率呈正比例變化，產(chǎn)出增長率隨金融深化程度的加深而增加.這說明金融深化程度對產(chǎn)出增長有直接促進效應(yīng)，即金融深化程度通過提高金融市場配置資金的效率來促進最終產(chǎn)出增長.

另外，金融深化程度還影響F D I的技術(shù)溢出途徑，進而間接影響最終產(chǎn)出.根據(jù)式 (1 1)，有=ξ、σ、β均大于零，當-1<λt<0時（東道國處于計劃配置資金為主的時期），此時東道國金融深化程度很低，國內(nèi)研發(fā)部門的知識積累受到極大抑制，從而在最終產(chǎn)品部門形成了顯著為負的F D I溢出效應(yīng)，這種負向效應(yīng)甚至大于金融深化程度對最終產(chǎn)出的直接促進效應(yīng)，從而使得金融深化程度對產(chǎn)出的總效應(yīng)為負，故有<0，即國內(nèi)研發(fā)部門的技術(shù)吸收能力與產(chǎn)出增長率呈反比例變化，產(chǎn)出增長率隨技術(shù)吸收能力的增強而降低.

當0<λt<1時（東道國處于市場配置資金為主的時期），此時東道國的金融深化程度較高，金融深化程度對最終產(chǎn)出的直接促進效應(yīng)才會抵消掉F D I溢出效應(yīng)的負面影響，而當金融深化程度很高時，外資部門則會在最終產(chǎn)品部門形成正的F D I溢出效應(yīng)，結(jié)合金融深化程度對產(chǎn)出的直接效應(yīng)，更加速促進了最終產(chǎn)出的增長，故有>0，即國內(nèi)研發(fā)部門的技術(shù)吸收能力與產(chǎn)出增長率呈正比例變化，產(chǎn)出增長率隨技術(shù)吸收能力的增強而增加.這說明國內(nèi)研發(fā)部門的技術(shù)吸收能力對產(chǎn)出增長率的影響存在一個拐點，造成這種影響的原因是金融發(fā)展的深化程度，即金融深化程度只有達到一定深度，技術(shù)吸收能力的增強才能發(fā)揮正向作用，從而間接的促進了產(chǎn)出增長率的提高.

本模型成立的一個關(guān)鍵條件是技術(shù)進步作為內(nèi)生增長的動力，由于知識創(chuàng)新較為困難，其新增量較少且相對穩(wěn)定，所以內(nèi)生增長的動力——技術(shù)進步主要表現(xiàn)在新增知識的成果轉(zhuǎn)化程度上，即中間產(chǎn)品種類的增多，所以只有保證中間產(chǎn)品不斷被創(chuàng)造出來，才能保證經(jīng)濟增長的持續(xù)性和穩(wěn)定性.根據(jù)式（7），有

知金融深化程度與中間產(chǎn)品的報酬現(xiàn)值呈正比例關(guān)系，隨著金融深化程度的加深，中間產(chǎn)品的報酬現(xiàn)值不斷提高，會出現(xiàn)V(t)>g，則在t期會有無限數(shù)額資源投入到研發(fā)中，產(chǎn)品數(shù)目將會隨時間變化而增加，直至V(t)>g，此時達到均衡狀態(tài).所以金融深化程度在一定程度上保證了經(jīng)濟的內(nèi)生增長.

3 實證研究

為檢驗金融深化程度對F D I促進經(jīng)濟增長的具體作用，我們以安徽省為例來進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于1 9 9 6～2 0 0 9年的《安徽省統(tǒng)計年鑒》，并構(gòu)建計量經(jīng)濟模型為：

其中，P Y：安徽省的人均G D P實際增長率，為模型的被解釋變量.

H：安徽省人力資本存量指標.用接受高等教育和中等教育在校學生人數(shù)與總?cè)藬?shù)之比來表示.

F D I G：F D I占G D P的比重，用來考察F D I的資本積累效應(yīng)對經(jīng)濟增長的貢獻.F D I數(shù)據(jù)是利用當年人民幣兌換美元的匯率中間價折算成人民幣后得到的.

F I N G：金融深化程度指標.采用各地銀行的貸款余額來替代當?shù)亟鹑谫Y產(chǎn)的價值，并以其占G D P的比重來反映當?shù)亟鹑谏罨潭?

F D I G×F I N G：外商直接投資與金融市場發(fā)展的乘積，用來衡量由金融市場發(fā)展所決定的F D I外溢效應(yīng)，即F D I外溢效應(yīng)的發(fā)生是否受到當?shù)亟鹑谑袌霭l(fā)展的限制.

G O V：除了以上變量之外，根據(jù)中國的實際情況，政府行為是影響經(jīng)濟增長的重要的制度變量，用每年政府支出占G D P的比重來表示，用以粗略反映各地區(qū)政府行為對經(jīng)濟增長的影響.

下面運用計量軟件E v i e w s 3.0，對數(shù)據(jù)進行處理并建立計量經(jīng)濟模型如下：

回歸結(jié)果表明模型整體擬合度較好，我們在此模型基礎(chǔ)上對回歸結(jié)果進行實證分析，可以看出：

（1）由回歸結(jié)果可知，人力資本投入和外商直接投資的資本輸入對安徽省的經(jīng)濟增長都有顯著的推動作用，這與新古典經(jīng)濟增長和內(nèi)生經(jīng)濟增長理論強調(diào)的資本積累對經(jīng)濟增長的貢獻結(jié)論是一致的.就人力資本投入看，當其他因素若保持不變時，受教育者比重每增加1單位，經(jīng)濟增長率將提高6.0 5 4 7單位；就外商直接投資看，當其他因素若保持不變時，外商直接投資占G D P的比重每增加1單位，經(jīng)濟增長率將提高1 0 9.3 2 1 2單位.改革開放以來安徽省的經(jīng)濟增長很大程度上是投資帶動型的，且投資對經(jīng)濟增長的促進作用較為穩(wěn)定，這一回歸結(jié)果也在一定程度上驗證了要素積累對安徽省經(jīng)濟增長所起的推動作用.

（2）金融深化程度指標系數(shù)雖為正值，但較小，且該指標不顯著，這在一定程度上反映出我國金融市場發(fā)展效率較為低下，對經(jīng)濟增長得促進作用不明顯.由于一直以來資金供給結(jié)構(gòu)上存在嚴重扭曲，使得具有良好發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)和民營企業(yè)在政府的信用分配政策中受到排斥，難以便捷地從正規(guī)的金融市場獲取發(fā)展資金，從而減小了對經(jīng)濟增長的推動作用.

（3）F D I G的系數(shù)顯著為正，而交叉項的系數(shù)為負且不顯著.這表明，在此期間外商直接投資對經(jīng)濟增長的貢獻還主要體現(xiàn)在資金積累上，而非F D I的技術(shù)外溢效應(yīng)，且受金融發(fā)展限制的F D I外溢效應(yīng)對經(jīng)濟增長有不利的影響.究其原因有兩個方面：一方面，安徽省的金融市場發(fā)展水平尚不能滿足F D I外溢的要求 (F I N G系數(shù)為正但不顯著).另一方面，安徽省的金融深化程度相對于引進外資的規(guī)模是滯后的.

（4）政府支出變量的系數(shù)為負，表明政府對經(jīng)濟的過多干預(yù)會造成資源配置的低效率.理論上“小政府”是市場化的目標，即應(yīng)該縮減政府規(guī)模，減少不必要的政府開支，但是相對于安徽省高儲蓄和消費需求相對不足的現(xiàn)狀而言，政府消費在一定程度上可以彌補居民消費的不足，從而促進經(jīng)濟的增長.而政府支出除了政府消費之外還包括政府在公共品上的投資，這有可能會對私人投資產(chǎn)生“擠出”效應(yīng).

4 結(jié)論

通過模型可以看出，金融深化程度是決定F D I技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素.由于發(fā)達國家的金融市場可以為當?shù)仄髽I(yè)提供融資上的便利，所以金融深化程度高的國家或地區(qū)可以獲取正的F D I技術(shù)溢出效應(yīng)，而金融深化程度低的國家或地區(qū)的F D I溢出效應(yīng)不明顯甚至為負.

就安徽省的實證分析可以看出，對經(jīng)濟增長的推動作用仍體現(xiàn)在資本的積累效果上，由于安徽省金融發(fā)展的不足，其對經(jīng)濟增長的影響不顯著，甚至出現(xiàn)一定程度的抑制作用.金融效率的低下，使得具有更為靈活的經(jīng)營機制和較高的投資效率的非國有企業(yè)卻難以從正規(guī)的金融市場上獲取發(fā)展資金，其融資的隱性成本過高，金融體系對其部門的介入程度不夠.這意味著，如果金融市場機制得以改善、金融服務(wù)效率得以提高，將會加速儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，這無疑會促進或加速經(jīng)濟增長.因此，一方面，我們要進一步推進金融深化進程，包括完善金融體制，為內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)造融資上的便利條件；另一方面，對某些外資比重過高的行業(yè)要對引資規(guī)模加以限制，保持適度的內(nèi)外資比例，給內(nèi)資企業(yè)以成長的空間.

〔1〕Alfaro Laura，Areendam Chanda，Sebnem Sebem K.，2002，F(xiàn)DI Spillover，F(xiàn)inancial Markets， and Econamics Development[J]，International Moneytary Fund Working Paper，WP/03/186.

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〔4〕Chee-Keong Choong，2004， Foreign direct investment in the South Pacific Island Countries:a case study of Fiji[J]，World Development，21，643-653.

〔5〕陽小曉，賴明勇.FDI與技術(shù)外溢：基于金融發(fā)展的理論視角及實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006(6).

〔6〕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).

〔7〕趙奇?zhèn)?，張誠.金融深化、FDI溢出效應(yīng)與區(qū)域經(jīng)濟增長[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007(6).

〔8〕孫力軍.金融發(fā)展、FDI與經(jīng)濟增長[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008(1).

〔9〕巴羅，薩拉伊馬丁.經(jīng)濟增長[M].北京：中國社會科學出版社，2000：199-215.

F 1 2 5.1

A

1673-260X（2010）10-0056-04

安徽省自然科學基金項目（090416248）