董曉宇

（西北工業(yè)大學(xué)，西安 710100）

股權(quán)融資成本對FDI溢出效應(yīng)的影響

董曉宇

（西北工業(yè)大學(xué)，西安 710100）

從股權(quán)融資市場的功能出發(fā)，采用了我國1995-2014年的時間序列數(shù)據(jù)，研究了股權(quán)融資的成本對FDI溢出效用的影響。并分析了這種結(jié)果的可能的原因，當(dāng)前FDI在推動國民經(jīng)濟增長中的作用；并就如何進一步發(fā)揮FDI的溢出效應(yīng)，從發(fā)展國內(nèi)金融市場的角度給出了建議。

FDI；溢出效應(yīng)；金融市場；股權(quán)融資

1 引言

FDI的溢出效應(yīng)主要來自兩個方面：一是通過資本溢出，二是通過技術(shù)溢出。中國當(dāng)前的金融體制環(huán)境下，金融市場是否發(fā)揮了這種促進FDI溢出效應(yīng)吸收的作用，是本文研究的核心內(nèi)容。

2 實證檢驗

理論模型：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgFINANCE

2.1 指標選取

PG：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，以1995年為基期，其后各年度均為剔除物價波動因素的實際值；FDI：實際利用外商直接投資額，各年度數(shù)據(jù)均按當(dāng)年平均匯率換算為人民幣，再以1995年為基期，其后各年度均為剔除了物價波動因素的實際值；FINANCE：選取滬市與深市的年平均市盈率來衡量中國金融市場的股權(quán)融資成本，分別用HPE與SPE表示；lgFDI× lgFINANCE：用以衡量股權(quán)融資成本對FDI的溢出效應(yīng)的影響。分別用HPE與SPE兩個指標替換FINANCE。本文選取了各變量1995-2014年的年度數(shù)據(jù)并且取對數(shù)消除異方差。

2.2 ADF單位根檢驗

了防止偽回歸，對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，采用ADF單位根檢驗。

檢驗結(jié)果表明，除LFDI×LSPE外其余三個變量均存在單位根，不是平穩(wěn)的時間序列，因而無法直接進行回歸分析。因此，對數(shù)據(jù)進行差分后，再進行ADF檢驗，以確定各變量是否同階單整。二階差分后ADF單位根檢驗結(jié)果表明，各變量二階差分以后，均在5%的顯著性水平下通過了ADF檢驗，因而各變量是同階單整的，可以進一步通過協(xié)整檢驗，判斷各變量之間有無長期均衡關(guān)系。

2.3 Johansen協(xié)整檢驗

（1）模型一：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgHPE

首先建立VAR向量自回歸模型，以確定最優(yōu)滯后階數(shù)。

VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果表明，最優(yōu)滯后階數(shù)為4，則Johansen協(xié)整檢驗所建立的模型中滯后區(qū)間（lag interval）為“1 to 3”。

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明t統(tǒng)計量與5%顯著性水平下t分布臨界值的比較可知，模型分別拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在一個協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在兩個協(xié)整關(guān)系”這3個原假設(shè)。因此，LPG，LFDI，LFDI×LHPE這3個變量之間存在3個協(xié)整關(guān)系。

三變量之間有長期均衡關(guān)系，可以進行回歸分析。（2）模型二：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgSPE

首先建立VAR向量自回歸模型，以確定最優(yōu)滯后階數(shù)。

VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果表明，最優(yōu)滯后階數(shù)為4，則Johansen協(xié)整檢驗建立的模型中滯后區(qū)間（lag interval）為“1 to 3”。

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明，t統(tǒng)計量與5%顯著性水平下t分布臨界值的比較可知，模型分別拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在一個協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在兩個協(xié)整關(guān)系”這3個原假設(shè)。因此，LPG，LFDI，LFDI×LHPE這三個變量之間存在3個協(xié)整關(guān)系。

三變量之間存在長期均衡關(guān)系，可以進行回歸分析。

2.4 OLS回歸

2.5 計量結(jié)果分析

（1）回歸的結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI對經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正效應(yīng)，在兩個模型中LFDI的系數(shù)分別為2.97、3.07，即FDI每增長一個單位，就會引起人均GDP增長2.97和3.07個單位。

（2）股權(quán)融資成本與FDI的相互作用對人均GDP的影響卻并不顯著。在兩個模型中，t統(tǒng)計量的絕對值（分別為-0.87、0.64）均小于其臨界值（2.1009）。這說明現(xiàn)階段中國股票市場的發(fā)展尚不足以支持FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

3 結(jié)論與建議

（1）FDI對經(jīng)濟增長的促進作用，在中國尚沒有被完全開發(fā)。相對于中國利用外資的規(guī)模來說，股權(quán)融資的成本依然較高，股權(quán)融資的規(guī)模依然較小。

（2）中國“市場換技術(shù)”的條件尚未成熟。資本是技術(shù)的孵化器，對于無法通過金融市場籌集到足夠資本的中小企業(yè)來說，要吸收FDI帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)是十分困難的。

（3）中國股權(quán)融資市場對FDI溢出效應(yīng)的作用正處于一個臨界狀態(tài)。由上文的實證檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，股權(quán)融資的成本水平對FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮既沒有顯著的促進作用，也沒有顯著的抑制作用。

建議：①中國人民銀行在使用利率調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟時，應(yīng)該更加審慎，必須遵循市場規(guī)律，要有一個長遠穩(wěn)健的規(guī)劃。②萬眾創(chuàng)新可期，大眾創(chuàng)業(yè)不必。創(chuàng)新確實是推動經(jīng)濟增長的重要因素，但是跟風(fēng)性的創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展并沒有好處。綜上所述，中國的政府應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)金融市場形成規(guī)范合理的市場秩序，減少政府行為對市場的劇烈擾動，讓市場充分發(fā)揮價格發(fā)現(xiàn)、資源配置的職能。充分吸收FDI的溢出效應(yīng)，提高自身生產(chǎn)技術(shù)、經(jīng)營管理的實力，實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，最終帶動整體經(jīng)濟的增長。

10.3969/j.issn.1673-0194.2016.15.055

F830.33

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1673-0194（2016）15-0096-01

2016-05-24