金融服務業ＦＤＩ的效應分析

一、金融服務業FDI的一般效應

1.資本積累效應

金融服務業的FDI有效的消除了各國金融和資本市場之間的各種障礙和壁壘，使各個國家和各個地區的金融市場和金融中心連接成為一個有機的整體，使一國的資本能在世界范圍內進行優化配置，從而有效地促進了資本在全球范圍內的自由流動。跨國銀行全球經營和金融活動，為跨國公司的全球經營和投資活動提供廣泛的國際金融服務，有效地推動了跨國公司的國際投資，推動了資本在全球范圍內大規模的自由流動，為促進世界各國，尤其是發展中國家的經濟增長提供了巨額的資本資源。

2.技術轉移效應

現代金融業是技術密集型的行業，是受計算機技術進步影響最強烈的產業。由此所導致的金融業務（從自動提款機到網絡銀行業務）、金融機構（銀行與保險業、證券業的混合經營）及金融制度的創新大大提高了金融業的效率，使得各種金融交易能夠以較低的社會成本來進行。金融業的FDI促進了國際金融服務貿易的自由化，在這種全球化的趨勢下，國內企業可以效仿國外金融企業的新產品或新服務方式以及先進的風險管理等技能。

3.國際貿易促進效應

金融服務業的FDI推動了金融服務貿易的自由化，也推動了全球貿易的自由化和經濟的全球化和一體化，對于推動世界貿易的發展起了非常積極的作用。一方面，國際資本的大量流入加速了流入國的技術進步和產業結構升級，提高了其國內勞動生產率和出口商品的國際競爭能力，擴大了其對外貿易發展的基礎，從而有力地推動了資本流入國對外貿易的發展。其次金融服務貿易的自由化改善了對外投資國的政治、經濟和貿易環境，有利于推動本國對外貿易的發展。另一方面是金融服務業的投資既為跨國公司的全球化生產和經營活動打破了各種障礙和壁壘，特別是對跨國公司的國際投資活動所設置的各種障礙和壁壘，又為跨國公司的全球化生產和經營活動提供了廣泛的金融服務，從而有力地推動了跨國公司的全球化生產、經營和投資活動，促進了國際貿易的發展。

二、實證分析

1.貿易引力模型的擴展

本文借鑒Frankel和Romer(1999)分析貿易和增長之間影響機制所采用的貿易引力模型的思路，建立中國金融服務業利用外商直接投資對經濟增長作用機理的分析模型。我們對貿易引力模型進行了適應性改進，首先測算五個渠道變量對經濟增長的影響作用，然后以各渠道變量為因變量，檢驗中國金融服務業利用FDI對各渠道變量的影響，最后分別計算出各個渠道變量對經濟增長綜合影響效應的大小。由此建立如下模型：

GDP=F（I，S，T，TR，E）[1]

I=G¹（FDI）[2]

S=G²（FDI）[3]

T=G³（FDI）[4]

T=G³（FDI）[5]

E=G⁵（FDI）[6]

其中GDP表示中國經濟增長，FDI為中國金融服務業利用外商直接投資，I，S，T，TR，E分別表示中國金融服務業利用外國直接投資的資本效應、產業結構效應、技術效應、貿易效應和就業效應。模型通過“金融服務業利用外國直接投資→五個解釋變量（渠道變量）→經濟增長”的傳遞途徑，檢驗出中國金融服務業利用外商直接投資的增長作用路徑，即金融服務業利用外商直接投資對中國的經濟增長的作用機理：首先我們用方程[1]分別測算出五個解釋變量各自對經濟的影響程度；然后，將五個解釋變量作為因變量，用方程[2]至[6]分別檢驗金融服務業利用外商直接投資對這五個解釋變量的影響，即測算出金融服務業利用FDI對金融服務業投資額、產業結構、技術、貿易和就業者五個解釋變量的作用；最后結合六個回歸方程結果分析金融服務業利用FDI如何通過上訴五個解釋變量作用于經濟增長。

2.變量的選取

變量的選取在遵循目前一般的度量方法的基礎上，結合數據的可得性進行了調整，下面分別對模型中各變量所涉及的數據進行詳細分析：

金融服務業利用FDI額。本文研究的主要是銀行領域中利用FDI的情況，故使用外國分支銀行中的資產總額代表我國金融服務業中利用的FDI額。

資本效益(I)。采用金融服務業基本建設投資額度量，數據取自中國統計年鑒“國民經濟各行業基本建設投資”中金融行業的投資額。

產業結構效應(S)。產業結構一般采用產業增加值或產值比例來表示，本文采用中國金融產業在各行業增加值中所占的比例表示。

技術效應(T)。據聯合跨國公司中心的研究，服務業的技術主要表現為由雇員平均報酬表示的軟技術的積累，因此我們采用金融業中職工年平均工資近似表示技術效應，數據來自于中國統計年鑒“按行業分職工平均工資”中金融服務業的職工年平均工資額。需要強調的是，金融服務業職工年平均工資可以近似表示技術效應，其假設前提是勞動力市場是充分競爭的。

貿易效益(TR)。本文采用金融服務貿易出口額這一指標近似說明。

就業效應(E)。本文采用金融服務業就業人數占全部就業人數的比例來表示，數據取自中國統計年鑒，樣本區間為1996-2005年。

2.3解釋變量對中國經濟增長的影響作用

我們將中國人均GDP的自然對數作為因變量，資本效應、產業結構效應、技術效應、貿易效應和就業效應五個變量作為自變量，模型為：GDP=F(I，S，T，TR，E)

為消除時間的異方差性，先將各變量進行對數處理，得出模型：

lnGDP=C(1)+C(2)*lnI+C(3)*lnS+C(4)*lnT+C(t)*lnTR+C(6)*lnE+ε

回歸分析的結果為：LnGDP=49.1774-0.6705LnI-0.1580LnS+1.3134LnT-0.5092LnTR+9.6939LnE+ε

(-1.3548)(-0.3065)(1.3609)(-0.8180)(2.02330)

R=0.9494 R²=0.8862 D-W=3.0914 F=15.0223

由統計結果看出，D-W統計量不理想，通過修正檢驗后的回歸結果如下：

LnGDP=2.6064-0.0004LnI-0.0599LnS+0.5484LnT+0.1154LnTR+9.6939LnE+ε

(-0.0073)(-1.1135)(4.5307)(1.3022)(-0.9374)

R=0.9993 R²=0.9971 D-W=2.0153 F=452.27

從回歸結果的擬合優度和F值看，回歸結果可以通過顯著性檢驗，而且D-W的值有了明顯好轉，這表明模型的設立是正確的。

資本效應不能通過顯著性檢驗，說明這個變量對中國經濟增長的影響不顯著，需要剔除。故將模型修改為：GDP=F(S，T，TR，E)

消除時間序列的異方差性，同樣對各變量的數值進行對數處理，得回歸分析的結果為：

LnGDP=72.4509-0.3031LnS+0.5138LnT-0.5085LnTR+11.7439LnE+ε

(-0.5348)(0.7328)(-0.7560)

(2.6716)

R=0.9262 R²=0.8672 D-W=2.4566 F=15.6956

同理，產業結構和貿易效應也不能通過檢驗，最終修改模型為：GDP=F(T，E)，對各變量取對數后的實證結果為：

LnGDP=11.4607+0.4227LnT+1.2326LnE+ε

(7.8911)(2.6592)

R=0.9883 R²=0.9851 D-W=1.9795 F=256.46

兩個解釋變量的t值至少在10%的水平下顯著，對中國經濟增長的影響大小依次為就業效應、技術效應。R²說明模型對樣本觀測值的擬合優度良好，F值顯然可以通過檢驗。其中就業效應和技術效應的符號為正，對中國經濟增長有正向的推動作用。

4.中國金融服務業外商直接投資對解釋變量的影響

以下我們分別測算中國金融服務業FDI對技術效應和就業效應兩個解釋變量的影響，分別建立以下模型：

LnT=C(1)+C(2)LnFDI+ε₁[1]

LnE=C(1)+C(2)LnFDI+ε₂[2]

實證分析的結果如下：

從回歸結果看，兩計量方程分別在1%和5%的水平通過顯著性檢驗；各方程的擬合優度尚可；從t值表示的變量顯著性來看，中國金融服務業FDI的系數均為正值，表明其與技術和就業正相關。

將以上兩個解釋變量對中國經濟增長的影響和中國金融服務業利用FDI對兩個解釋變量的影響進行歸納，結果如下表所示。從符號來看中國金融服務業利用FDI對經濟增長的途徑均為正向的推動作用，依次為就業效應和技術效應。

三、小結

1.正面效應分析

跨國銀行進入我國市場，增加了市場競爭主體和金融工具品種，提高了金融市場效率，降低了我國的融資成本，進而推動了我國金融發展和金融深化。低成本、高效率的金融市場和服務一方面可以通過提高儲蓄率促進經濟增長，另一方面金融服務作為其它產業的一種基本投入，也將會直接降低我國企業生產經營成本，從而促進我國的經濟增長。這一促進作用主要體現在：

首先，跨國銀行的進入加強了國內銀行業本已日趨激烈的競爭，特別是入世承諾的實現以及人民幣業務的開放，更是使國內銀行體會到危機的到來。其次，在華跨國銀行大多都具有先進的管理機制和技術研發能力，與內資銀行相比具有更高的經營效率。通過引進戰略投資者，允許其參股，并在股權安排中設置轉移技術、交流管理人員等條款，中資銀行能獲得技術溢出效應，以實現對先進技術、制度與文化的吸納。最后，跨國銀行的進入與戰略投資者的引進推動了國內銀行的體制改革，尤其是有利于股份制改革的推進和法人治理結構的完善，從而增強體制創新能力，從制度層面上保證經營效率的提高。另外，通過跨國銀行進入和戰略投資者的引進，國內銀行獲得使用更多跨國銀行海外分支機構的機會，為國內銀行海外經營的開展和打造自己的跨國銀行積累了經驗，開拓了市場。

2.負面效應分析

外資銀行的進入可能會造成對中小企業貸款的降低。一方面，外資銀行的風險管理意識很強，對于中國本土的實際情況了解很少，在中國中小企業的貸款風險相對較大，外資銀行不可能很快就擴大對于中國中小企業的信用規模。而中小企業本身由于貸款額度小、信譽度低和量化的困難等原因，要從進入的外資銀行那里實現融資更是件比較困難的事情。另一方面外資銀行進入給中資銀行的經營效率帶來了競爭壓力，特別在不良貸款率方面，中資銀行為了保持和增強自身的競爭力，為對中小企業貸款實施比較嚴格的審核，從而加大了中小企業貸款的難度；同時外資銀行對優質客戶的爭奪增加了國內銀行的壓力，迫使國內銀行抽出更多的資源來應付外資銀行在高端客戶和優質客戶方面的競爭。這些都不利于我國產業結構的調整和優化。

金融服務業外資的進入在促進我國金融市場深化的同時，也會對金融市場的健康穩定發展帶來不同程度的損害。外資流入，尤其是證券資金的流入，很可能干擾國內資本市場，使資產價格上揚；而證券資金頻繁、大量的進出入，會加劇金融與外匯市場的震蕩。外資迅速而大量流入可能會對我國的國內貨幣政策的自主性和有效性產生影響。

最后，外資銀行的進入可能導致銀行體系風險集聚，增加國內銀行體系不穩定性。外資進入帶來的競爭壓力迫使國內商業銀行為了開拓新的業務領域而加大了經營風險，而不合格的外資銀行的進入導致了銀行體系的不穩定。

3.總體評價

外資銀行進入可以加快我國的融資機制的轉變、建立現代化商業銀行體系和促進中國金融業的國際化，最終深化金融改革，幫助我國盡快建立起完善的國際化現代金融體系，促進我國的改革開放，但也會對我國金融體系產生一些不穩定因素，大量的外資流入會增加風險的集聚度，影響我國金融業的自主性和經濟的穩定。從宏觀經濟角度上講，國內外資的增加意味著央行必須提供更多的基礎貨幣來匯兌外匯，會帶來通貨膨脹的壓力。從總體上來看，金融深化是一種不可逆轉的趨勢。因此，我國必須借鑒國際經驗，把握好外資進入的進程和深度，充分發揮外資銀行進入的正效應，把負效應降到最低。

（作者單位：華南師范大學經濟與管理學院）