顧欣 徐康寧 邵軍

轉(zhuǎn)型時(shí)期外資進(jìn)入我國(guó)銀行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)研究：基于ARDL模型的實(shí)證分析

顧欣 徐康寧 邵軍

本文利用自回歸分布滯后（ARDL）模型，使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)作為基本方程，對(duì)外資進(jìn)入我國(guó)銀行業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，無(wú)論是在短期還是長(zhǎng)期，在銀行業(yè)引入外資都能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而且，研究結(jié)論在引入制造業(yè)利用外資作為解釋變量后仍然穩(wěn)健，在過去十年銀行業(yè)利用外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)甚至超過制造業(yè)。因此，在現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的大背景下，對(duì)于我國(guó)應(yīng)該如何更好地利用外資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，銀行等金融服務(wù)業(yè)無(wú)疑是需要重點(diǎn)關(guān)注的方向。

外資銀行 ARDL模型 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

大力吸引外資是改革開放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的一個(gè)顯著特征，從引資結(jié)構(gòu)來(lái)看，長(zhǎng)期以來(lái)，制造業(yè)無(wú)疑是主要的外資進(jìn)入領(lǐng)域。然而，2001年中國(guó)加入WTO以后，中國(guó)利用外資的結(jié)構(gòu)開始發(fā)生較為明顯的改變，服務(wù)業(yè)利用外資的規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大。在金融服務(wù)業(yè)方面，由于我國(guó)逐步取消了對(duì)外資銀行的進(jìn)入限制，外資銀行在華資產(chǎn)規(guī)模由2001年時(shí)不到2000億元上升到2012年的24582億元，年增長(zhǎng)8.7%，比銀行業(yè)整體增長(zhǎng)水平高出18%；外資銀行在華營(yíng)業(yè)機(jī)構(gòu)也由2001年的190家增加到2012年的411家，增長(zhǎng)了2.16倍。

外資銀行的進(jìn)入究竟產(chǎn)生了怎樣的影響，這是一個(gè)值得我們關(guān)注的重要議題。作為一個(gè)仍在探索適合發(fā)展模式的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，金融發(fā)展的滯后是當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的突出問題，銀行壟斷特征明顯，融資渠道狹窄，大量中小型非國(guó)有企業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束問題，這些都成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的制約，應(yīng)該說，外資銀行的進(jìn)入給中國(guó)金融業(yè)帶來(lái)了新的競(jìng)爭(zhēng)者、新的融資渠道，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了積極的作用。但就目前現(xiàn)有的文獻(xiàn)來(lái)看，單獨(dú)針對(duì)外資進(jìn)入我國(guó)銀行業(yè)的研究還比較少見，這可能是由于外資進(jìn)入我國(guó)銀行業(yè)的時(shí)期較短，可供分析的樣本數(shù)據(jù)較少，導(dǎo)致一般的實(shí)證方法難于捕捉數(shù)據(jù)的變動(dòng)規(guī)律。鑒于此，本文細(xì)化了數(shù)據(jù)的研究范圍，在收集過去十年外資銀行進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)數(shù)據(jù)樣本的基礎(chǔ)上，采用相關(guān)變量的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行觀測(cè)，有效增加了數(shù)據(jù)序列的長(zhǎng)度和實(shí)證結(jié)果的精確度；同時(shí)，我們構(gòu)建了自回歸分布滯后（ARDL）模型對(duì)我國(guó)銀行業(yè)利用外資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，該模型的主要優(yōu)點(diǎn)在于模型的變量不需要滿足同階單整，也能夠估計(jì)出變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期調(diào)整系數(shù)，與現(xiàn)實(shí)更為相符。

二、相關(guān)研究評(píng)述

外資進(jìn)入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系（尤其是發(fā)展中國(guó)家）一直是學(xué)界研究的重要議題。從理論角度來(lái)看，已有的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)一般都認(rèn)為外資進(jìn)入通過資本積累效應(yīng)（Chenery Strout,1966）、技術(shù)轉(zhuǎn)移與外溢效應(yīng)（Macdougall,1960;Cave,1974）構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)因，促進(jìn)東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高該國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。這一觀點(diǎn)也得到了我國(guó)眾多實(shí)證研究的經(jīng)驗(yàn)支持，外資進(jìn)入被當(dāng)作促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)肯定性變量（沈坤榮、耿強(qiáng)，2001；張建華、歐陽(yáng)軼雯，2003；陳濤濤，2006；邵軍、徐康寧，2008）。

在研究外資進(jìn)入銀行業(yè)方面，現(xiàn)有的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)主要形成了兩種基本的觀點(diǎn)：

1.外資銀行進(jìn)入有助于銀行業(yè)效率的提高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

首先，外資銀行進(jìn)入給東道國(guó)帶來(lái)的不僅僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本，還包括技術(shù)和制度的創(chuàng)新。外資銀行通過示范與牽動(dòng)效應(yīng)，向本國(guó)銀行業(yè)溢出其先進(jìn)的技術(shù)、產(chǎn)品開發(fā)及經(jīng)驗(yàn)管理經(jīng)驗(yàn)，提高東道國(guó)的金融服務(wù)質(zhì)量，從而促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Goldsmith，1969；Levine 2001）。這種溢出效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的轉(zhuǎn)型國(guó)家表現(xiàn)尤為明顯（Buch,1997），由于這些國(guó)家的國(guó)內(nèi)金融體系一般不夠發(fā)達(dá)和完善，當(dāng)外資銀行進(jìn)入時(shí)，提升這些國(guó)家本土金融服務(wù)效率的可能性也就越大。同時(shí)，在面對(duì)具有國(guó)際聲譽(yù)和優(yōu)勢(shì)的跨國(guó)銀行的競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，即使外資銀行在東道國(guó)銀行體系所占比重較小，國(guó)內(nèi)銀行都會(huì)感受到面臨的強(qiáng)大市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力，并開始采取對(duì)應(yīng)行動(dòng)，從而產(chǎn)生“鯰魚效應(yīng)”。雖然本土銀行的壟斷利潤(rùn)將受到影響，但也由此激發(fā)了其完善自身公司治理機(jī)制、迅速掌握先進(jìn)經(jīng)營(yíng)管理的動(dòng)力，改善資源配置的效應(yīng)明顯，有利于銀行業(yè)整體效率的提高。這可以被總結(jié)為“鯰魚與外溢效應(yīng)”。

2.外資進(jìn)入銀行業(yè)降低資源配置效率，造成東道國(guó)福利損失

其次，有些文獻(xiàn)同時(shí)也指出，外資銀行的進(jìn)入帶來(lái)的也不完全是積極作用。一方面，外資銀行進(jìn)入由于信息不對(duì)稱，往往受到獲取當(dāng)?shù)仄髽I(yè)信息成本的預(yù)算約束，外資銀行會(huì)傾向于向東道國(guó)市場(chǎng)上盈利能力高和財(cái)務(wù)狀況好的企業(yè)提供產(chǎn)品和服務(wù)，從而造成“撇脂”（cream-skimming）效應(yīng)(Dell'Ariccia and Marquez,2004；Sengupta，2007)。這種潛在的信息成本約束，對(duì)于不具備融資“硬”條件的中小企業(yè)來(lái)說是個(gè)壞消息，其結(jié)果是融資門檻的提高和資源配置效力的降低。另一方面，從貨幣政策和金融穩(wěn)定的角度，相對(duì)本土銀行，外資銀行在東道國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，更容易受到母國(guó)調(diào)撥資金的要求影響，從而增加資本流動(dòng)的不穩(wěn)定性（Ye,2007）。同時(shí)外資銀行規(guī)模的擴(kuò)張可能會(huì)增加?xùn)|道國(guó)金融監(jiān)管的難度，弱化貨幣政策的效果（余文建等，2005），反而降低了原有資源配置的效力，進(jìn)而造成東道國(guó)社會(huì)福利損失(Detragiache,Tressel et al.,2008)。

從文獻(xiàn)檢索結(jié)果看，目前國(guó)內(nèi)已有一些考察外資進(jìn)入與銀行效率關(guān)系的文獻(xiàn)，比如張金清、吳有紅（2010）和Xu（2011）發(fā)現(xiàn)外資銀行進(jìn)入有助于中國(guó)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性改善和效率提高，與本文研究主題存在一定相關(guān)性。但直接針對(duì)外資進(jìn)入銀行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效影響的研究還為數(shù)不多。例如陳剛、王燕飛（2012）利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證評(píng)估了外資銀行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，結(jié)果表明外資銀行進(jìn)入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間具有正相關(guān)性。但他們的研究主要考慮的是外資進(jìn)入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率，忽略了可能的短期效應(yīng)。本研究可以看作是這些研究的延伸，但又有本質(zhì)不同。我們的研究在于，利用變量的季度數(shù)據(jù)和ARDL模型的特點(diǎn)，考慮模型中變量的滯后慣性，探討外資進(jìn)入銀行業(yè)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)效應(yīng)。此外，與其他研究不同的是，除了實(shí)證檢驗(yàn)外資銀行進(jìn)入對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，考慮到制造業(yè)在吸收外資所占的長(zhǎng)期優(yōu)勢(shì)份額，模型還引入制造業(yè)利用外資作為解釋變量，進(jìn)一步考察結(jié)論的穩(wěn)健性。

三、研究方法與變量

1.研究方法

本文基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用ARDL模型（Pesaran et al.,2001），即自回歸分布滯后模型，對(duì)相關(guān)問題進(jìn)行研究。盡管在時(shí)間序列的經(jīng)驗(yàn)分析中，向量自回歸模型（VAR）和誤差修正模型（VECM）較為廣泛地使用，但在運(yùn)用VAR模型時(shí)，通常會(huì)利用脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和方差分解法(VD)來(lái)處理誤差項(xiàng)，這種處理方式得出的分析結(jié)果會(huì)因模型中變量先后次序的改變而改變，而對(duì)研究結(jié)論穩(wěn)健性產(chǎn)生顯著影響。在運(yùn)用VECM進(jìn)行研究時(shí)，該模型要求所考察的變量是同階協(xié)整關(guān)系，才能進(jìn)一步分析變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。不僅如此，當(dāng)模型中存在多個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，相應(yīng)地就會(huì)形成多個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的系數(shù)，這給解釋研究結(jié)果帶來(lái)了極大的不確定性。我們使用的ARDL模型除了可以克服以上缺點(diǎn)，還具有以下優(yōu)勢(shì)：一方面，由于大部分待檢驗(yàn)的宏觀時(shí)間序列都含有單位根（Nelson&Plosser,1982），如果通過差分獲得數(shù)據(jù)平穩(wěn)性后再進(jìn)行回歸，往往使數(shù)據(jù)中包含的長(zhǎng)期調(diào)整信息丟失。利用ARDL模型，通過考慮變量的滯后慣性，可以很容易獲得變量間的長(zhǎng)短期效應(yīng)，與現(xiàn)實(shí)更為相符，也具有很強(qiáng)的實(shí)踐價(jià)值和政策含義。另一方面，不論模型中的時(shí)間序列是平穩(wěn)I(0)還是一階單整I(1)的，亦或是否存在協(xié)整關(guān)系的，只要其單整階數(shù)不超過1，利用ARDL模型均適用，且得到的回歸系數(shù)是一致、有效的（Pesaran and Shin，1999）。

根據(jù)研究議題，本文主要考察銀行業(yè)利用外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，首先在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的框架下建立基準(zhǔn)模型：

其中，被解釋變量為Y，衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；解釋變量中，F(xiàn)DI_bank是衡量銀行業(yè)利用外資的規(guī)模指標(biāo)，K和L分別衡量資本存量與勞動(dòng)力規(guī)模；ln表示對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，這樣做是為了降低數(shù)據(jù)偏度，更好地?cái)M合數(shù)據(jù)；t表示時(shí)間；ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

模型（1）是基準(zhǔn)模型，要考量模型中變量間的長(zhǎng)短期關(guān)系，我們還需要對(duì)基準(zhǔn)模型的形式進(jìn)行轉(zhuǎn)換，具體地，我們采用ARDL方法，將解釋變量和被解釋變量的滯后項(xiàng)引入回歸方程。一個(gè)典型的ARDL（p,q）模型形式如下：

在ARDL(1,0)的模式下，擴(kuò)展后的基準(zhǔn)模型（1）可以轉(zhuǎn)化為：

其中,λ0,λ1,φ,和θ為短期效應(yīng)系數(shù)；λ0/(1-φ),λ1/(1-φ)和θ/(1-φ)為長(zhǎng)期均衡系數(shù);Zt=(FDI_bankt, Kt,Lt)′；ut為服從i.i.d.的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們使用φ獲取滯后變量Yt-1的效應(yīng)，λ0+λ1t+ut則用來(lái)捕捉其他因素可能產(chǎn)生的效應(yīng)。

對(duì)方程（3）中Zt，Yt分別引入高階滯后項(xiàng)，得到以下形式的方程：其中，φ(L)=1-Σpj=1φjLj，θ(L)=Σqj=1θjLj，p和q分別表示滯后的階數(shù)。

另外，考慮到Zt可能存在的內(nèi)生性問題,即E(ut|Zt)≠0，我們?cè)诜匠蹋?）中引進(jìn)解釋變量一階差分的滯后項(xiàng)與前置項(xiàng)，來(lái)消除解釋變量和誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性（Stock,1993）：其中，φ′(L)=Σpj=1φjLj-L,△表示差分項(xiàng)(△=1-L)，m表示△Zt的前置項(xiàng)和滯后項(xiàng)的期數(shù)。

2.變量說明與數(shù)據(jù)的預(yù)處理

本研究涉及四個(gè)主要變量，分別反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外資進(jìn)入銀行業(yè)規(guī)模、資本存量和勞動(dòng)力規(guī)模。(1)采用1995年不變價(jià)格衡量的GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Y）。（2）選取外資銀行資產(chǎn)規(guī)模占銀行業(yè)整體資產(chǎn)的比重來(lái)衡量外資進(jìn)入銀行業(yè)的規(guī)模(FDI_bank)，與此變量相對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性將是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。（3）以永續(xù)盤存法來(lái)核算資本存量(K)，分為兩個(gè)步驟，首先計(jì)算每個(gè)時(shí)期（季度）新增固定資產(chǎn)投資，通過固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)剔除掉價(jià)格變動(dòng)的因素。其次，遵循通常的標(biāo)準(zhǔn)，我們將資本折舊率設(shè)定為年度5%，也就是季度1.25%，資本存量的核算公式如下：Kyt=It+(1-0.05/ 4)×Kyt-1,其中，It表示在時(shí)段t內(nèi)新增的固定資產(chǎn)投資，初期資本存量Ky0=I0。（4）以就業(yè)人員數(shù)來(lái)衡量勞動(dòng)力規(guī)模(L)。（5）加入銀行業(yè)整體的資產(chǎn)規(guī)模作為控制變量，上述指標(biāo)的度量數(shù)據(jù)均來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

本文選取2003Q1至2012Q4的季度數(shù)據(jù)作為樣本，進(jìn)行實(shí)證分析。與年度數(shù)據(jù)相比，季度數(shù)據(jù)更及時(shí)，同時(shí)增加了經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期短期信息的內(nèi)涵，提高了數(shù)據(jù)質(zhì)量。但考慮到季度因素的影響，我們還需要利用X-13-ARIMA方法對(duì)選取數(shù)據(jù)進(jìn)行季度調(diào)整，如圖1所示，在未經(jīng)過調(diào)整的季度GDP序列中，可以觀察到有規(guī)律的季度波動(dòng)（折線部分），整個(gè)序列呈穩(wěn)定向上趨勢(shì)。通過X-13-ARIMA季節(jié)調(diào)整之后，剔除原始序列中的季節(jié)等短期波動(dòng)成分，得到調(diào)整后的數(shù)據(jù)序列（曲線部分）。

圖1原始季度GDP數(shù)據(jù)和調(diào)整后的數(shù)據(jù)（單位：10億元人民幣，1995=100）

四、經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

以時(shí)間序列為依據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析都是假定時(shí)間序列是平穩(wěn)的。如果一個(gè)原始序列平穩(wěn)，我們稱之為I(0)；如果一個(gè)原始時(shí)間序列不平穩(wěn)，而經(jīng)過一階差分變成平穩(wěn)的，這個(gè)序列可稱之為一階單整，I(1)。平穩(wěn)性的常用檢驗(yàn)方法是單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test）,我們分別使用ADF與Phillips-Perron檢驗(yàn)法對(duì)lnY、ΔlnY、lnFDI_bank、ΔlnFDI_bank、lnK、ΔlnK、lnL、ΔlnL進(jìn)行單位根進(jìn)行檢驗(yàn)。從表1結(jié)果可知，lnY、lnFDI_bank和lnL均為一階單整I(1)，lnK為I (0)，所有變量的單整階數(shù)都不超過1，符合ARDL對(duì)單整階數(shù)的要求。但是，變量單整階數(shù)并不一致，傳統(tǒng)的Eagle-Granger兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法并不適用，因此使用ARDL模型來(lái)進(jìn)行估計(jì)。

表1 系統(tǒng)中各變量中單位根檢驗(yàn)

2.ARDL模型分析

為了進(jìn)一步考慮各個(gè)解釋變量（銀行業(yè)利用外資規(guī)模、資本存量和勞動(dòng)力規(guī)模）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)，我們利用Schwarz Bayesian Criterion(SBC)準(zhǔn)則和Akaike Information Criterion(AIC)準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后期數(shù)為2，估計(jì)方程（5）的系數(shù)。具體如表2所示：

其中，表2的第2、3和4列給出了方程（5）回歸結(jié)果的短期效應(yīng)系數(shù)，第5、6和7列給出了相應(yīng)的長(zhǎng)期均衡系數(shù)。在得到回歸結(jié)果后，我們對(duì)回歸模型本身進(jìn)行了一系列的診斷檢驗(yàn)。（1）經(jīng)Breusch-Godfrey檢驗(yàn)，回歸模型誤差不存在序列相關(guān)性。（2）在1%的顯著性水平下，LM檢驗(yàn)接受原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列不在存在自回歸條件異方差（ARCH）。（3）利用Breusch-Pagan檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，無(wú)法拒絕原假設(shè)，即殘差項(xiàng)符合同方差標(biāo)準(zhǔn)。（4）選擇Ramsey的Reset檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，無(wú)法拒絕原假設(shè)，據(jù)此得出模型沒有遺失變量或是設(shè)定誤差。根據(jù)以上診斷檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)定回歸模型是有效設(shè)定的。

表2 ARDL模型估計(jì)結(jié)果：被解釋變量為ΔlnY

從表2的回歸結(jié)果來(lái)看，各變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)基本符合預(yù)期，可以得出這樣一些結(jié)論：第一，衡量經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量的一階滯后項(xiàng)lnYt-1，相應(yīng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率ΔlnYt會(huì)相應(yīng)放緩。目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正處在結(jié)構(gòu)調(diào)整階段，由于后金融危機(jī)時(shí)期刺激政策的退出，經(jīng)濟(jì)新增長(zhǎng)點(diǎn)尚不足以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入新的擴(kuò)張期。同時(shí)，隨工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的演進(jìn)，我國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平呈逐步放緩趨勢(shì)。這里得到的負(fù)相關(guān)的估計(jì)系數(shù)，符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)在過去十年由高速增長(zhǎng)階段逐步轉(zhuǎn)向中速增長(zhǎng)階段的運(yùn)行軌跡。

第二，變量資本存量（lnKt）和勞動(dòng)力規(guī)模（lnLt）在1%的顯著性水平上，短期調(diào)整的估計(jì)系數(shù)分別為0.4118和0.2561，長(zhǎng)期均衡系數(shù)分別為0.2394和0.1489。從系數(shù)上來(lái)看，在樣本數(shù)據(jù)期間內(nèi)（2003-2012），資本和勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用都表現(xiàn)出積極的作用，但資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率要超過勞動(dòng)力投入的貢獻(xiàn)率。不可否認(rèn)的一個(gè)經(jīng)濟(jì)事實(shí)是，中國(guó)在過去十年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更依賴于資本投入，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的資本密度呈上升趨勢(shì)。王小魯?shù)?2009)就指出,資本要素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中仍然起著最重要的作用，勞動(dòng)力投入正在從簡(jiǎn)單的勞動(dòng)密集轉(zhuǎn)向更加人力密集。就長(zhǎng)期看，通過人力資本質(zhì)量的提高，勞動(dòng)力投入將繼續(xù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出重要貢獻(xiàn)。

第三，衡量外資銀行進(jìn)入的變量（lnFDI_bank）估計(jì)系數(shù)顯著為正，短期調(diào)整和長(zhǎng)期均衡的估計(jì)系數(shù)分別為0.6317和0.3672，說明無(wú)論是在短期還是長(zhǎng)期，外資銀行的進(jìn)入都顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。我們認(rèn)為在此過程中，外資進(jìn)入帶來(lái)的沖擊能夠改變要素配置的效率和資源數(shù)量，這都可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生持久性的影響。在表2第7、10和13行的回歸結(jié)果就可以證實(shí)這一點(diǎn)，變量ΔlnFDI_bankt，ΔlnFDI_bankt{1}及ΔlnFDI_bankt{2}對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響在1%的水平均顯著為正，但隨著滯后期的推移，外資進(jìn)入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)會(huì)逐步弱化。以上變量的各回歸系數(shù)分別為：0.2529、0.1957和0.0987（短期）；0.1470、0.1138和0.0573（長(zhǎng)期），呈明顯的遞減趨勢(shì)。

綜合來(lái)看，外資進(jìn)入銀行業(yè)帶來(lái)的溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著積極的推動(dòng)作用，其影響程度在過去十年甚至超過了資本存量和勞動(dòng)力的投入。一個(gè)可能的解釋是，中國(guó)多年以來(lái)靠要素投入驅(qū)動(dòng)的增長(zhǎng)模式在新的國(guó)際形式?jīng)_擊下已現(xiàn)疲態(tài)，外資進(jìn)入由制造業(yè)更多地轉(zhuǎn)入金融服務(wù)業(yè)。這種外資流向的轉(zhuǎn)變，對(duì)于金融行業(yè)來(lái)說不僅僅是單純的資本累加，而是通過優(yōu)化金融資源的配置來(lái)提升銀行業(yè)的整體效率。因此，我們得出的關(guān)于外資進(jìn)入銀行業(yè)具有顯著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的結(jié)論，某種程度上也說明，過去十年間由于政策傾斜導(dǎo)致的金融資源錯(cuò)配已經(jīng)嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展。而銀行業(yè)引入外資，即使所占的市場(chǎng)規(guī)模較小，也能對(duì)扭轉(zhuǎn)金融資源錯(cuò)配起到積極的促進(jìn)作用,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。

五、結(jié)論性評(píng)述

本文基于ARDL模型，針對(duì)我國(guó)加入WTO后外資進(jìn)入銀行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的長(zhǎng)短期影響進(jìn)行了分析，最終得出這樣幾點(diǎn)結(jié)論。主要是：（1）總體上看，雖然外資銀行在我國(guó)銀行體系所占比重不大，但根據(jù)回歸估計(jì)的結(jié)果，無(wú)論短期調(diào)整或是長(zhǎng)期均衡分析，外資進(jìn)入銀行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)均顯著；（2）外資進(jìn)入銀行業(yè)所引發(fā)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)隨滯后期推移會(huì)逐步弱化，短期的沖擊效應(yīng)大于長(zhǎng)期影響；（3）在回歸模型中引入制造業(yè)利用外資變量，使用不同分析方法進(jìn)行驗(yàn)證，外資進(jìn)入銀行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極促進(jìn)作用的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

以上結(jié)論為我們?cè)谛滦蝿?shì)下如何利用外資提供了重要啟示。外資銀行的進(jìn)入，會(huì)強(qiáng)化中國(guó)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，在很大程度上對(duì)本土的商業(yè)銀行確實(shí)扮演了“鯰魚”的角色，一定程度上可以打破現(xiàn)有壟斷結(jié)構(gòu)，提升銀行業(yè)的整體效率，也對(duì)其他行業(yè)的產(chǎn)出發(fā)揮了積極的影響。通過擴(kuò)大外資銀行的在華規(guī)模，能有效推動(dòng)銀行改革，減少資本要素的流動(dòng)障礙，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，銀行等金融服務(wù)業(yè)的有序開放無(wú)疑具有重要意義。

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〔責(zé)任編輯：天則〕

顧欣，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士211102

徐康寧，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授211102

邵軍，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授211102

本文系江蘇省社科青年基金項(xiàng)目（13EYC018），江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金指導(dǎo)項(xiàng)目（2013SJD790036）階段性成果。