范曉緣

(四川大學經(jīng)濟學院，四川 成都 610065)

一、引言

改革開放40多年來，中國成為全球主要的投資目的國之一，同時外資作為開放經(jīng)濟中的重要一環(huán)，為我國經(jīng)濟社會的發(fā)展做出了重要貢獻。在全球經(jīng)濟增長放緩、跨國投資低迷的背景下，2019年我國吸引外資達1381.4億美元，實現(xiàn)逆勢增長，穩(wěn)居全球外資流入國第二位。近年來，越來越多的學者開始關注東道國的金融投資環(huán)境、金融市場完善程度與FDI的關系。因為在發(fā)展經(jīng)濟學中，金融發(fā)展水平被認為是推動經(jīng)濟發(fā)展的主要動力之一。而隨著我國金融體系的不斷深化和完善，研究金融發(fā)展狀況對我國外商直接投資高效引進的影響也具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

金融發(fā)展是對一個比較寬泛的測度和描述，金融發(fā)展的度量主要分為三個維度：金融規(guī)模、結構和效率。國內外學者圍繞金融發(fā)展對FDI的影響進行了深入研究，但他們關于二者關系的結論仍存在很大分歧。主要有以下四個觀點：

一是本國金融發(fā)展抑制外商直接投資，在金融發(fā)展不夠完善的發(fā)展中國家，金融體系缺陷致使資金配置效率低下，國內企業(yè)融資困難，為支持自身發(fā)展不得不尋求外國投資者，F(xiàn)DI 流入實質上是對東道國低效率金融體系的替代，表現(xiàn)為東道國對 FDI 流入的一種需求。較具代表性的理論學者是 Hausmann等(2000)。我國學者如陳萬靈等(2013)也基于我國 2001 年到 2009 年的省際面板數(shù)據(jù)，運用因子分析法和 OLS 回歸模型得出，區(qū)域金融發(fā)展水平與 FDI 流入規(guī)模之間表現(xiàn)出了較為顯著的負相關關系。

二是發(fā)達的金融市場能夠促進一國外商直接投資的流入，良好的金融環(huán)境意味著優(yōu)良的市場環(huán)境、開放靈活的管理體制，并且為FDI 提供了相關的金融服務，有利于增強資本的流動性，最終降低資本成本，從而對 FDI 產(chǎn)生更強的吸引力(孫力軍，2008)。

三是一國的金融發(fā)展對外商直接投資流入的影響是非線性的：即不同的金融發(fā)展對外商直接投資流入的作用不一。如Dutta等(2011)的研究表明，一國的金融發(fā)展對外商直接投資流入的影響是非線性的。即：金融發(fā)展程度在一定數(shù)值范圍內，對外商直接投資流入有明顯的促進作用；但超出該數(shù)值后，反而會出現(xiàn)抑制作用。

四是金融發(fā)展對外商直接投資的影響不顯著，但此觀點的例證較為鮮少。

此外，經(jīng)整理發(fā)現(xiàn)，國內相關文獻集中于研究省際差異，很少有文獻從宏觀角度去進行探討，且金融發(fā)展的維度覆蓋不是很全面。并且研究對外直接投資的影響因素或是研究領域更為廣泛的話，金融發(fā)展的影響因子就會被弱化。

三、實證分析

基于我國進一步“穩(wěn)外資”、持續(xù)高效地推動金融發(fā)展的背景，本文將重點著眼于1992 年社會主義市場經(jīng)濟確立，我國經(jīng)濟邁入發(fā)展正軌至今這段時間，選擇年度數(shù)據(jù)，從三個維度——金融規(guī)模、金融結構和金融效率實證檢驗金融發(fā)展水平對我國外商直接投資的影響。

1.數(shù)據(jù)選擇與來源

本文選取我國1992年～2019年的28年數(shù)據(jù)，建立一個含外商直接投資(FDI)、金融規(guī)模(FSC)、金融結構(FST)和金融效率(FE)的VAR模型，以此分析我國金融發(fā)展水平對FDI的動態(tài)影響。

FDI：數(shù)據(jù)原單位為美元，為與其他數(shù)據(jù)保持一致，通過各年度人民幣兌美元匯率換算為人民幣，以億元為單位。

FSC：考慮當前我國金融市場的發(fā)展現(xiàn)狀，銀行對FDI的影響程度遠遠大于證券市場產(chǎn)生的影響，本文便借鑒史思義等(2019)研究方法“金融機構年末存貸款/GDP”來度量金融規(guī)模。

FST：金融結構在很大程度上關系到信貸資金能否在國有部門和私人部門之間進行合理的分配，能否使資金流向更需要、更高效的部門?？紤]到以上因素，并參考臧金鵬(2018)的做法，此處用私人部門固定資產(chǎn)投資額除以固定資產(chǎn)投資總額來作為衡量指標。

FE：金融效率的衡量指標一般采用“金融機構年末貸款余額÷年末存款余額”表示，即存貸比。

數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，對所有變量均采用對數(shù)形式。

在建立VAR模型的部分中，分別對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗、模型滯后期確定、模型穩(wěn)定性檢驗、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)分析。

2.單位根檢驗及滯后期確定

我們首先對各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，以避免直接OLS造成的“偽回歸。通過ADF單位根檢驗，結果見表1。

表1 單位根檢驗結果

從表1中可以看出，時間序列都不存在單位根，為平穩(wěn)時間序列。因此，本文將使用LNFDI、LNFSC、LNFST和LNFE建立VAR模型。建立多變量的VAR模型，除了要滿足平穩(wěn)性條件，還應確定合適的滯后期K。經(jīng)過Eviews10.0軟件的測算，LR、FPE、AIC、SC、HQ準則下確認的最優(yōu)階數(shù)皆為1階，因此建立VAR(1)模型。

3.模型穩(wěn)定性檢驗

建立VAR(1)模型時，需要對模型進行穩(wěn)定性檢驗，即做AR根圖表分析。

圖1 VAR模型單位根檢驗

如圖1所示，該模型所有特征方程的根的倒數(shù)均落在單位圓之內，證明整個方程的估計結果是平穩(wěn)的。

4.格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，一個變量如果受到其他變量的滯后項影響，則稱它們具有格蘭杰因果關系。檢驗結果如表2所示。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

從表2來看，在滯后階數(shù)為1期的VAR模型的前提下，金融規(guī)模增大在5%顯著性水平下是我國吸引FDI的格蘭杰原因，金融結構改善和金融效率在1%的顯著性水平下也都是我國吸引FDI的格蘭杰原因。

5.脈沖響應分析

脈沖響應分析是用于表示模型在受到?jīng)_擊時，對某一變量在不同時期時產(chǎn)生的影響效果的一種分析方法。圖2至圖4分別是對金融規(guī)模、金融結構和金融效率施加一個標準差大小的沖擊后，外商直接投資對沖擊的響應程度。其中橫軸表示的滯后期(單位:年，下同)，縱軸表示脈沖響應函數(shù)值(單位：%，下同)。實線為脈沖響應函數(shù)，虛線為兩倍標準差偏離帶。

圖2 外商直接投資對金融規(guī)模的脈沖響應(滯后期為20)

從圖2可以看到，當在本期給金融規(guī)模施加一個正向的沖擊時，外商直接投資從第二期起隨機產(chǎn)生了正向的沖擊，在第6期到達峰值。在之后第7期至第20期的時期內，始終保持正向沖擊但是影響力度逐漸削弱并緩慢趨向于0。這就表明金融規(guī)模增大始終對外商直接投資產(chǎn)生正向影響，并且結合格蘭杰檢驗的結果，該動態(tài)正向影響是顯著的。

圖3 外商直接投資對金融結構的脈沖響應(滯后期為10)

圖4 外商直接投資對金融效率的脈沖響應(滯后期為10)

從圖3和圖4可以看到，當在本期分別給金融結構和金融效率施加一個正向的沖擊時，外商直接投資從第2期起隨機產(chǎn)生了正向的沖擊，都在第3期到達峰值。在之后第4期～10期內，始終保持正向沖擊但是影響力度逐漸削弱并緩慢趨向于0。函數(shù)圖形代表著金融結構改善和金融效率提高始終對外商直接投資產(chǎn)生正向影響，并且結合格蘭杰檢驗的結果，動態(tài)正向影響都是顯著的。

四、實證結論與建議

本文以1992年～2019年作為考察區(qū)間，將我國外商直接投資與金融規(guī)模、結構和效率進行建模分析，研究了我國金融發(fā)展水平對外商直接投資的影響。實證具體結論及分析如下：

金融發(fā)展水平的三個維度——金融規(guī)模、金融結構和金融效率都與我國外商直接投資存在顯著的正相關關系。也就是在1992年至今這一相對長期的發(fā)展時間內，我國整體宏觀層面上的金融抑制現(xiàn)象并不存在，而是隨著金融發(fā)展水平的提高，外商直接投資會增加。這更加要求我們要推動金融創(chuàng)新，推動金融規(guī)模發(fā)展；推動金融市場平衡發(fā)展，優(yōu)化金融資源配置效率；對外持續(xù)擴大開放，外資準入金融市場；等等。

總之，本文所得研究結果比較樂觀，對當前我國吸引外商直接投資流入和金融領域改革發(fā)展有一定的參考價值。