李京　梁璐璐　張之

摘要：人們普遍認為，外商直接投資（FDI）可以促進經(jīng)濟的增長。但是，理論的實現(xiàn)需要有一個前提，即東道國必須有一個相對發(fā)達的金融體系。文章主要研究中國經(jīng)濟增長與外商直接投資間的關系，特別是基于金融發(fā)展的視角進行實證檢驗，通過建立包括GDP、FDI以及交叉項的VAR模型進行研究。特別是，交叉項等于FDI乘以金融發(fā)展指標，引入該因子解釋了由金融業(yè)發(fā)展所影響的外商直接投資，并且選取了兩個可以代表中國金融業(yè)發(fā)展水平的因素：銀行部門和股票市場。在銀行部門中，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的積極影響是顯而易見的；然而，這種影響的程度是有限的；而在股票市場中，F(xiàn)DI和金融發(fā)展的交互作用沒有對中國國內生產總值和FDI之間的關系產生重大影響。

關鍵詞：國內生產總值（GDP）；外商直接投資（FDI）；銀行部門；股票市場

一、 引言

近年來，中國一直保持著快速的經(jīng)濟增長。同時，作為世界上最大的發(fā)展中國家，中國已成為世界各地投資者熱門投資的目的地。相比其他國家，國內豐富的人力資源會最大限度地減少生產成本；另一個方面，中國的金融體系日趨完善，并在過去二十多年中為經(jīng)濟增長作出了巨大貢獻。但與發(fā)達國家相比，中國政府仍較多干預國家金融體系的運轉。

二、 文獻綜述

過去二十多年中，在全球范圍內的資本流動下，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的作用非常顯著。而且，發(fā)展中國家吸引了越來越多的外商直接投資的流入。根據(jù)世界發(fā)展銀行的報告，發(fā)展中國家FDI流入量的比重占到了自1998年以來世界資本流入總量的一半以上，而且這個比重還在不斷擴大并逐年上升。許多學者撰寫了大量的文獻，集中研究FDI和經(jīng)濟增長的關系以及FDI能否促進經(jīng)濟增長等問題。

1. FDI與經(jīng)濟增長的關系。人們普遍認為FDI對經(jīng)濟增長具有積極的作用。理論上講，F(xiàn)DI可能會通過兩個主要的渠道來促進經(jīng)濟增長（Mello，1999）：FDI可能直接帶來勞動力和管理技術的轉移，人力資源的轉移能夠刺激經(jīng)濟的增長。另一方面，因為資本的外溢效應，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長可以產生積極作用，原因主要是資本的外溢效應推動了技術的進步。同樣，Carkovic（2005），Hamid（2005），Bitzenis（2009）也得到了相似的結論。

然而，盡管FDI與經(jīng)濟增長之間存在正相關的關系是一個普遍的假設，但實證研究的結果卻變得不確定。Barro（1997）和Duffy（2004）通過截面數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)FDI對經(jīng)濟增長的影響是微不足道的。同樣，Aitken和Harrison在2003的報告中表示，沒有明顯的證據(jù)證明FDI可以促進經(jīng)濟增長，即當某個公司已經(jīng)確保資本的流入條件下，外商直接投資并沒有顯著提高生產力的水平。

2. 金融業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展的關系。十年前，大多數(shù)對于外商直接投資和經(jīng)濟增長的研究都忽略了金融因素的作用。事實上，許多文章只是解釋了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，但是并沒有在這種分析中考慮到外商直接投資流入的影響。Shaw（1973）和Mehinnon（1973）提出了金融抑制和金融深化理論。由于發(fā)展中國家金融壓抑的狀態(tài)，Shaw提出解決發(fā)展中國家金融深化問題的關鍵，是建立并完善其金融市場。如果發(fā)展中國家積極爭取金融深化，那么它可以依靠著國內的資源優(yōu)勢，推動經(jīng)濟發(fā)展到一個較高的水平。

Christopoulos和Luintel Tsionas（2004），和Khan（2008）利用實證分析證明了一國金融業(yè)的發(fā)展水平對經(jīng)濟增長會有影響。Rousseau和Wachtel（2000），Levine（2002），Demetriades（2004）提出，一個發(fā)達的金融體系能夠對國家經(jīng)濟發(fā)展產生積極的作用。同時，另一些學者發(fā)現(xiàn)，較高的經(jīng)濟增長速度并不永遠意味著一個良好的金融發(fā)展指標，也就是說，在經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間存在一種非線性的關系（Odedokun，1996；Merton，2002；Bodi，2004）。

3. GDP、FDI與金融發(fā)展的關系。近年來，隨著許多發(fā)展中國家金融市場的完善，一些學者對FDI、經(jīng)濟增長以及金融發(fā)展的關系更加關注了起來。FDI與經(jīng)濟增長的關系是FDI可以促進其增長，但要有一個重要前提，即東道國必須具備相對發(fā)達的金融體系（Durham，2004；Alfaro，2004）。盡管外商直接投資并不是本國的資本，但是很顯然，國內金融業(yè)發(fā)展水平對東道國國內的溢出效應具有很強烈的影響（Gregorio，1998）。在后向聯(lián)系的條件下，國內金融體系可以刺激FDI促進其經(jīng)濟增長（Lipsey，2002）。金融發(fā)展可以很好的解釋為何不同收入水平的國家有不同的回報生產力（Edison，2002）。

金融發(fā)展在FDI與GDP的關系里所發(fā)揮的作用主要有三個方面：首先，假設東道國的公司有國內民營企業(yè)和外商投資企業(yè)，并且假設國內私營部門的產出取決于固定資本的投資以及企業(yè)家的能力。在這種情況下，對于那些通過從本國金融市場中增加固定資產投資貸款的企業(yè)來說，國內金融市場所展現(xiàn)出的良好效率將會為這些企業(yè)在利潤方面帶來規(guī)模和數(shù)量上的增加（Erosa ，2001）。

其次，一個綜合的金融體系可以提高資源配置的效率，這將增強吸引與外商直接投資相關資源的能力（Haskel，2003），并且認為外商直接投資和經(jīng)濟增長在長期存在一個互補的關系。

最后，國內的金融中介機構將會通過兩個渠道促進經(jīng)濟的增長（Fatheldin，2005）。一方面，發(fā)達的金融中介機構可以降低貸款成本，從而帶來從外國私人資本流入到國內投資的積極轉變；另一方面，隨著金融中介機構的發(fā)展，銀行將積累更多與風險效益評估相關的經(jīng)驗。

三、 數(shù)據(jù)選取

文章基于Levine在2000年的論文和Alfaro在2004年的論文方法，選取相關變量。內生變量包括GDP、FDI和金融業(yè)發(fā)展的相關指數(shù)，其中金融業(yè)發(fā)展相關指數(shù)包括兩個角度：銀行部門和股票市場。

根據(jù)Levine（2000）和Alfaro（2000）的方法，采用三個參數(shù)進行對銀行部門概念的定義：流動負債、私人部門信貸和銀行信貸。流動負債在數(shù)值上等于M3除以GDP。私人部門信貸相當于國內私人部門信貸。銀行信貸是代表銀行業(yè)所提供的國內信貸（在本文中該數(shù)值是個固定值）。此外，在WDI所提供的數(shù)據(jù)里，中國的流動負債數(shù)據(jù)只有1977年～1982年，而其他變量的數(shù)據(jù)是從1977年～2008年，因此，考慮樣本大小，銀行信貸只被用作金融發(fā)展中信貸制度的一個指示器。

針對股票市場，選取兩個變量進行檢驗：“交易型股票的總價值”即股票市場全部交易量與一國經(jīng)濟的總體規(guī)模有很強的相關性； “上市公司市值”該變量是用國內生產總值除以國內上市公司股票數(shù)目。本文中用上市公司市值來表示股票市場，進行相關分析。

本文需要構建兩個VAR模型，將這兩個模型分別稱為VAR1和VAR2，分別對應銀行部門和股票市場。在VAR1模型中選取了從1980年～2010年的數(shù)據(jù)，但是在VAR2模型中數(shù)據(jù)僅僅是從1991年～2010年，這是因為我國股票市場是從1990年才開始建立，因此無法找到之前的數(shù)據(jù)。另外，考慮到通脹因素的影響，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過了相應處理，并且GDP、FDI和金融業(yè)發(fā)展相關變量都采用對數(shù)形式。

LGDP：國內生產總值（GDP）的對數(shù)形式；

LFDI：外商直接投資（FDI）凈流入額的對數(shù)形式；

LFDI*BANK：外商直接投資的對數(shù)乘以由銀行部門提供的本國信貸水平；

LFDI*STOCK：外商直接投資的對數(shù)乘以上市公司市值。

模型中同樣存在一些控制變量，比如人口增長、政府支出和貿易開放度，這些變量通常被定義成如下模式，并且考慮到通貨膨脹的因素，所有變量都經(jīng)過了相應處理。

PG：人口增長率；

GE：政府的消費支出（以GDP的占比形式）；

OT：貿易自由度（進出口總額占GDP的百分比）。

在本文所構建的VAR模型里包含了三個因變量，他們分別是：LGDP、LFDI、LFDI*BANK或者LFDI*STOCK。本文目的是探討在國內生產總值和外商直接投資關系中金融發(fā)展的角色與作用，而模型中的交叉項解釋了在銀行部門或股票市場等特定環(huán)境下FDI對GDP的影響。換句話說，該模型檢驗了金融體系是否會使外商直接投資對經(jīng)濟的增長產生積極的作用。此外，LFDI也解釋了在排除其他干擾因素的情況下，它本身對經(jīng)濟增長產生的總效應。

四、 實證分析

通過圖1可以看到，在過去30年中，經(jīng)濟增長、FDI、銀行部門與FDI和股票市場與FDI的相互作用等變量均呈現(xiàn)出一個向上的趨勢。因此，我們可以通過ADF檢驗、協(xié)整檢驗等方法對這些變量進行計量處理。

1. 單位根檢驗。建立VAR模型之前檢驗各時間序列的平穩(wěn)性是至關重要的。通過進行ADF檢驗，LGDP、LFDI、LFDI*BANK和LFDI*STOCK都是不平穩(wěn)的。對數(shù)據(jù)進行差分處理之后，各統(tǒng)計量的檢測結果顯示DLGDP、DLFDI和DLFDI*STOCK在1%的水平上拒絕了原假設，同時DLFDI*BANK在5%的水平上拒絕了原假設。這個結果說明了所有因變量的一階差分項都是穩(wěn)定的，也就是說LGDP、LFDI、LFDI*BANK和LFDI*STOCK都是一階單整的。當兩個以上變量具有相同的單整階數(shù)時，他們之間可能存在協(xié)整關系——即他們的線性組合可以產生一個穩(wěn)定的序列集，這為研究經(jīng)濟增長、FDI和金融市場之間的長期關系提供了必要的條件。

2. 協(xié)整檢驗。為建立VAR模型，首先要為模型中包含的變量選取恰當?shù)臏箅A數(shù)。通過不同的標準（FPE、HQ、LR、AIC和SC），在VAR1和VAR2中，五個選擇標準都選擇變量的滯后第兩項。同時，也沒有根落在單位圓的外面，這說明兩個VAR模型都滿足穩(wěn)定的條件。

接下來，通過已選取變量的滯后項，我們可以應用Johansen Technique進行協(xié)整檢驗。銀行部門VAR1模型的檢測結果顯示，經(jīng)濟發(fā)展、FDI和銀行部門之間只存在一種協(xié)整關系，并且可以寫出這三個變量的協(xié)整關系式，即：

LGDP= 2.229*LFDI-1.217*L（FDI*BANK）（1）

股票市場VAR2模型的檢驗結果顯示，經(jīng)濟增長、FDI和股票市場間存在兩個協(xié)整關系，同理，這兩個協(xié)整關系可以被整理為：

LGDP=-0.025*L（FDI*STOCK）（2）

LFDI=0.533*L（FDI*STOCK）（3）

通過對協(xié)整系數(shù)的檢驗，我們得到了GDP、FDI和金融發(fā)展指標之間的長期關系。t檢驗顯示所有系數(shù)都是顯著的。方程（1）等號右邊的第一項顯示FDI對于中國的經(jīng)濟發(fā)展具有正效應（系數(shù)是2.229），但是，第二項LFDI*BANK的系數(shù)是負的（-1.217），這說明銀行部門阻礙著FDI對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。

方程（2）中系數(shù)也是負的（-0.025），因此說明股票市場同樣對于FDI推動經(jīng)濟發(fā)展的過程產生了負作用。但是，銀行部門和股票市場對于FDI與GDP之間關系的影響程度是不同的。對比數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)相對于股票市場，銀行部門對GDP和FDI之間關系的影響更加的顯著。

3. 格蘭杰因果檢驗。既然LGDP、LFDI和LFDI*FINANCE是協(xié)整的，下一步進行變量間的因果檢驗。如公式（4）、（5）、（6）所示：

DLGDPt=α1+λ1ECMt-1+Σkβ11kDLGDPt-k+Σkβ12kDLFDIt-k+Σkβ13kDLFDI*FINANCEt-k+γ11PG+γ12GE+γ13OT+u1t（4）

DLFDIt=α2+λ2ECMt-1+Σkβ21kDLGDPt-k+Σkβ22kDLFDIt-k+Σkβ23kDLFDI*FINANCEt-k+γ21PG+γ22GE+γ23OT+u2t （5）

DLFDI*FINANCEt=α3+λ3ECMt-1+Σkβ31kDLGDPt-k+ Σkβ32kDLFDIt-k+Σkβ33kDLFDI*FINANCEt-k+γ31PG+γ32GE+γ33OT +u3t （6）

通過前文得到平穩(wěn)序列DLGDP、DLFDI、DLFDI*BA-NK和DLFDI*STOCK，可以運用格蘭杰因果檢驗的方法來確定變量間可能存在的因果關系。

通過格蘭杰檢驗可以得到，D（LGDP）和D（LFDI*BANK）存在雙向的因果關系，他們在5%的水平下非因果性的概率僅分別為0.001 5和0.010 5。D（LGDP）和D（LFDI）也被檢驗出在5%的水平下具有雙向的因果關系，這個結果顯示出排除其他干擾因素，F(xiàn)DI的變化將會導致GDP的變化，反之亦然。此外，考慮到受銀行部門的影響，這個結果也說明了FDI*BANK的變化和GDP的變化互為因果關系。

另一方面，股票市場相關模型的格蘭杰因果檢驗結果則稍有不同。D（LFDI）并不能成為D（LGDP）的格蘭杰原因（此時概率為0.2686），D（LFDI*STOCK）也不是D（LGDP）的格蘭杰原因（此時概率為0.8666）。相反，D（LGDP）卻是D（LFDI）和D（LFDI*STOCK）的格蘭杰原因。

總結來看，通過對我國在1980年～2008年期間GDP和FDI的格蘭杰因果檢驗，我們得到了與早年一些文獻一致的結論（Mello，1997；Gregorio and Helpman，2001；Tesar，2003）。也就是說，當考慮將銀行部門作為金融業(yè)發(fā)展的指標時，我國相關的歷史數(shù)據(jù)支持其存在著外商直接投資和經(jīng)濟增長之間的雙向因果關系。然而，受股市影響的外商直接投資并不是導致國內生產總值變化的格蘭杰原因。

4. 脈沖響應函數(shù)分析。通過脈沖響應曲線，我們可以觀察到一個變量的沖擊對其本身或者系統(tǒng)中的任一其他變量的影響。在本節(jié)中我們主要分析在受到外商直接投資和金融發(fā)展的因素的沖擊下，國內生產總值的反饋情況。

圖2中的a圖顯示出了在銀行部門內LGDP的響應情況。 線和 線分別代表受到FDI和關聯(lián)項的沖擊后，LGDP的響應情況。 線在水平軸之上，說明因為FDI對 GDP增長存在積極作用； 線在水平軸下方，即 GDP對關聯(lián)項的沖擊反饋是消極的。進一步觀察 線發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的影響是積極的，而受到銀行體系的影響，F(xiàn)DI對中國經(jīng)濟增長也會出現(xiàn)負面作用。因此，F(xiàn)DI對GDP增長的積極作用是非常有限的。

圖2中的b圖則代表股票市場下的脈沖響應情況。與銀行部門相比，最明顯的區(qū)別是國內生產總值是幾乎不會受到交叉項的沖擊（圖2 b中 線）。這說明股市不是干擾FDI與經(jīng)濟增長之間的關系的主要原因。此外，GDP對FDI沖擊的反應也不像VAR1模型中那樣強烈（圖2 b中 線）。

5. 建立VEC模型。通過上述分析，可以推斷出在經(jīng)濟增長和FDI的關系之間，銀行部門發(fā)揮著重要的作用，而股票市場對GDP和FDI的干擾是可以忽略不計。因此，在VAR模型的框架下我們可以只分析GDP、FDI和FDI*BANK之間的動態(tài)關系。表1呈示了在動態(tài)方程中協(xié)整項的系數(shù)。

根據(jù)公式（4）、公式（5）、公式（6），ECMt-1代表協(xié)整項，它可以在系統(tǒng)偏離均衡狀態(tài)時調整該動態(tài)方程；λ顯示這種調整的速度。在VEC中，對于GDP的動態(tài)變化（DLGDP），根據(jù)t檢驗在5%的水平下λ是顯著的。但是對于DLFDI和DLFDI*BANK來說，λ看上去并不顯著。這意味著在短期內，協(xié)整項對國內生產總值的波動是有影響的，但對FDI的波動沒有影響。

五、 結論與建議

本文根據(jù)中國數(shù)據(jù)，建立VAR1和VAR2模型，分別檢驗了金融視角下，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的影響。銀行部門的協(xié)整方程顯示FDI的系數(shù)是正的，而交叉項系數(shù)為負；而股票市場的協(xié)整方程顯示，交叉項系數(shù)仍然為負，但絕對值與銀行部門相比較小。這個實證的結果說明，金融發(fā)展在對FDI有一定阻礙作用的情況下，我國經(jīng)濟增長和FDI之間存在某些長期的關系。總體來看，F(xiàn)DI對我國的經(jīng)濟增長存在促進作用，但程度非常有限。造成這一現(xiàn)象的主要原因是，銀行部門和FDI的交叉項在經(jīng)濟增長中起到了負面的作用，這限制了FDI對GDP的增長率的促進和推動，降低了FDI帶來的經(jīng)濟增長率。而對于股票市場，這種機制似乎更加低效。此外，股票市場幾乎對國內生產總值和外商直接投資之間的長期關系沒有影響。

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作者簡介：李京，南開大學經(jīng)濟學院博士生；梁璐璐，南開大學經(jīng)濟學院博士生；張之，就職于深圳證券交易所。