FDI對區域金融效率影響的實證分析

萬欣榮，徐理軍，劉 燕

（中山大學a.教育學院;b.社會科學處，廣州510275）

1 FDI對東道國金融效率的作用機制

FDI是否優化了國內金融結構，提升國內金融效率，對于這個問題分歧較大。事實上，FDI每年保持了快速的增長，國內金融結構也在變化，但并沒有發生實質性變化，中國金融結構的調整滯后于經濟結構的變化，企業融資結構不合理，國有銀行在市場中依然處于壟斷地位。FDI在金融結構變化中所發揮了什么作用，作用效應有多大呢，這是我們想要回答的問題。要深刻理解和解決這個問題，我們首先要在理論中探索FDI對國內金融結構和金融效率的影響機制。

（1）FDI促進了東道國金融體系的改革。Claessens等(2001)卻認為隨著越來越多的FDI進入,它們對融資渠道和投資空間的要求促進了東道國金融體系的改革,幫助東道國完善金融系統，從而提升國內金融效率。因而FDI與東道國資本市場發展呈互補關系。根據他們的看法,FDI與東道國金融效率呈正相關。

（2）FDI克服市場結構扭曲。Dooley等（2004）指出，從國內金融市場扭曲和國內產品市場扭曲就FDI與金融結構間的傳導機制給予了解釋：FDI流入增加→引入了國際金融市場→國內金融市場扭曲得以克服→提升國內金融效率→FDI生產并出口國際競爭的商品→直接利用國際產品市場→國內產品市場的扭曲得以克服→提升國內生產效率,但是他們并未進行實證檢驗。

（3）Edwards（1995）指出，一國的金融發展程度越高，該國的居民儲蓄率越低。一國的投資既可以通過本國儲蓄來融資，也可以通過外部融資來滿足。因此外部融資的難易程度可能影響本國儲蓄率的高低。對于缺乏成熟資本市場的中低收入國家而言，FDI一直是主要的融資來源之一。按照他的邏輯關系，在高收入國家金融發展、金融結構合理度與儲蓄率呈負相關關系、與FDI呈正相關關系。在中低收入國家金融發展、金融結構合理度與FDI呈負相關關系。

綜上所述，FDI與東道國金融效率間的作用關系并沒有形成一致的結論，在經濟轉型下FDI通過以上種機制和途徑對金融效率起作用：促進了東道國金融體系的改革、彌補市場結構扭曲。

中國的經濟轉型呈現出“二元結構”特征，有經濟發達地區，也有經濟落后地區；有市場經濟發達地區，也有市場經濟剛剛起步地區。因此，金融結構在不同地區與經濟結構出現匹配的差異就很容易理解了。各區域的經濟轉型的程度和速率并不一致。造成了東部沿海區域聚集了大量的私人企業，中部地區和西部地區域則聚集了較多的國有企業。在金融歧視下的國有企業、私人企業、外資企業行為導致了金融資源的流動方向和機制，也就是說，金融歧視通過改變國有企業、私人企業和外資企業的融資行為來對金融效率產生影響。東部地區的金融資源總量大，但私人部門企業并沒有獲得相應多的金融資源，為尋找更多的金融資源，地方政府和企業積極尋求與外商合作，增加補貼促進FDI的流入，FDI與私人企業的合作能激勵銀行向私人部門提供貸款，FDI成為推動當地經濟增長的重要因素；跨國公司并不是擔心與東道國企業合作技術開發的風險，而是看重東道國對外資的優惠補貼政策。因此，FDI選擇了補貼政策，我們則選擇了FDI的穩定性。FDI彌補了金融結構扭曲帶來的損失，FDI有助于區域金融效率的提升。在目前條件下，我們認為FDI對國內的金融結構優化的作用是有限的，對彌補金融效率缺失是有效的。因此本文提出如下理論假說：FDI對區域金融效率的作用關系并非單一不變的，而是一種非線性的動態關系，兩者間的作用方向取決于外部環境，如各省區的經濟結構、經濟轉型和金融改革的速率。在東道國金融結構存在扭曲的情況下，FDI有利于彌補金融結構扭曲，提升東道國的區域金融效率。

2 實證模型、變量和數據說明

我們利用各省區的經濟數據對前面的理論機制進行實證檢驗，檢驗FDI對區域金融效率提升作用的差異性。

2.1 計量模型設定

為檢驗FDI對金融效率的作用，我們運用動態面板數據，采用一階差分GMM的估計方法，構建一個動態Panel模型。我們用解釋變量的自身和解釋變量滯后一期值作為一階差分估計的工具變量。為了檢驗工具變量的有效性，我們利用Sargan檢驗值來判斷是否存在過度識別約束。在過度識別約束有效的原假設下，Sargan統計量服從（n-k）個自由度的χ2分布，其中n是工具變量的秩（rank），k是估計系數的個數。建立的模型如下：

Ploanit表示金融效率，eit表示市場化程度，eit是介于0與1間。當β1≥0時，FDI為私人部門企業提供大量的外部融資，從而FDI有助于金融效率的提升，在經濟結構下FDI促進了金融結構的優化，而且這種變化是可逆的,也就是說,FDI對金融結構的優化會受到經濟結構（E）的制約，經濟轉型程度并不總是隨時間由低到高逐漸提升的,在經濟發展的不同階段，FDI對金融市場的配置效率作用是模糊的，只有在一定經濟轉型程度條件下，FDI才會對金融效率起到提升作用。Ploan為私人企業獲得的貸款比重，我們用Ploan表示金融效率。由于金融歧視的存在，私人企業對經濟增長貢獻大，但所獲得的貸款少，這個指標是金融結構弱質性造成的金融效率表現，如果FDI有助于Ploan的升高，則可以認為FDI存在利于金融效率的提升。

2.2 數據來源及說明

本文使用的主要數據包括我國大陸的29個省區1991—2006年的Panel數據。數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《新中國五十五年統計資料匯編》。建立了我國各省區金融發展、金融結構數據庫，并對某些數據進行了修正。

中國按現行區位劃分，除香港、澳門、臺灣外，東部地區包括：廣東省、浙江省、福建省、江蘇省、山東省、北京市、上海市、天津市、海南省、遼寧省、河北省。中部地區包括：安徽省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省、黑龍江省、江西省、山西省。西部地區包括：四川省、廣西壯族自治區、云南省、貴州省、陜西省、甘肅省、內蒙古自治區、寧夏回族自治區、青海省、新疆維吾爾自治區。由于重慶市于1997年成為中央直轄市，其統計數據不全，西藏自治區的數據也不全，本文所研究的數據樣本包括除西藏、重慶市外的29個省區。

國內、外許多學者關于金融效率指標的選取可謂五花八門，這也是金融效率本身難以定義的一種反映。一般而言，金融結構反映金融效率，金融結構主要包括金融產業結構、金融市場結構、金融資產結構、企業融資結構和地區金融結構。這些金融結構定義是金融效率的反映，本文采用企業融資結構Ploan：私人部門貸款/總貸款的比重作為被解釋變量，表示金融效率，而私人部門貸款/總貸款的比重的數據比較難以獲取，因此我們采取了兩種方法：

第一，張軍在2005年曾經指出,所謂“私人部門”的統計口徑也沒有清楚地定義。各省份銀行給私人企業貸款的口徑不一致,無法獲得各地區全部金融機構對私人部門貸款數量的全部數據；因此,選擇私人部門貸款這個指標會低估中國金融中介的深化程度。我們在收集歷年的統計資料時，也發現了張軍所說問題的存在，但我們認為這一指標仍是反映金融效率非常好的指標，我們認同李廣眾和陳平（2002）采用私人信貸作為金融中介的效率指標；Liang(2005),盧峰和姚洋(2004)使用了銀行給私人部門的貸款(在他們相應的回歸方程中稱為PRIVATE變量)來解釋金融與中國經濟增長的關系。在統計年鑒中，我們發現統計口徑：短期貸款=工業貸款+商業貸款+建筑業貸款+農業貸款+私營企業及個體貸款+鄉鎮企業貸款+三資企業貸款；而有些省區沒有私營企業及個體貸款、鄉鎮企業貸款、三資企業貸款。如北京、江西、廣東。我們通過公式：私人部門貸款=短期貸款-工業貸款-商業貸款-建筑業貸款-農業貸款進行了數據補充。

第二，采用與Aziz&Duenwald（2002）、張軍和金煜（2005）同樣的方法估計私人部門貸款數量，各省區配給到國有企業的貸款應該與該省國有企業的產出成正比。則非國有部門貸款比重可表示為,全部信貸與GDP的比率扣除掉配給到國有企業的比重來表示金融效率。基于“殘差結構一階自相關（AR1）”的固定效應（FE）面板數據方法來估計私人部門貸款數量。假設國有企業獲得的銀行信貸與企業規模相關，國有企業工業總產值占比重越大，則獲得的銀行信貸越多。利用各省區1991～2006年“國有企業產值/工業總產值”比重數據（SOE）作為解釋變量，用相應年度的“銀行信貸/GDP”比重數據（FD）作為被解釋變量，方程可以表達如下：

公式（1）中βsoeit度量銀行信貸資源中分配給到國有企業中的部分，其大小由國有企業的規模決定，除βsoeit外的三項表示私人企業的銀行貸款，由αit、ηi、ξit組成。其中ηi表示各省區的虛擬變量，用來控制不隨時間變化但隨省區變化而變化因素的影響，以控制各省區非國有企業發展水平差異的影響。公式（2）中采用一階自回歸(AR1)過程來調整誤差項中貸款的序列相關問題。

表1報告了估計結果。根據這個結果，我們很容易計算出各省區1991～2006年銀行給私人企業的信貸,可以簡單地通過從全部銀行信貸中減去回歸模型中由國有企業規模比重解釋的部分。筆者認為采用張軍的方法來定義金融效率，不管是國有企業的產出還是國有企業的固定資產投資額都呈現出下降趨勢，用上述方法來估計非國有部門貸款比重所表示的金融效率有高估的可能。因此，我們認為在實證部分私人貸款數據應介于這二組數據之間。好在通過分別采用這二組私人貸款數據，所得到的一般性結論并沒有發生嚴重的偏差，并不會影響到本文的最終結論。

解釋變量：FDI

FDI的年度數據從1991開始統計,FDI增長率是換算成人民幣計算的,匯率為當年的平均值,數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

控制變量：包括政府支出占GDP的比重、經濟結構、居民儲蓄存款/GDP的比重、各項存、貸款/GDP的比重、個體經濟固定資產投資占全社會固定資產投資的比重、宏觀經濟的穩定性因素。

（1）GOV:政府支出/GDP的比重反映了政府對經濟的干預。

（2）PINV:個體經濟固定資產投資/全社會固定資產投資總額,反映私人企業投資比重。

（3）Loan:存、貸款總量占GDP比例,反映各省區的金融發展水平和當地銀行部門的規模。

（4）E:是非國有企業工業總產值比重表征經濟結構的變量,1-(國有及國有控股企業工業總產值/工業總產值)。

（5）S:是居民儲蓄存款/GDP的比重，中國居民處理風險的手段則相當匱乏，在相當長一段時期內只能通過以銀行存款的積累來應對未來收入或支出的風險，因此居民儲蓄存款構成了投資的主要金融資源。

（6）INF:消費者零售物價指數(CPI)的增長率反映通貨膨脹率,是宏觀經濟的穩定性的表現。快速的經濟增長和穩定的宏觀經濟，是國內金融結構優化的基礎。

表1 1991～2006年國有企業銀行貸款（Panel數據回歸的固定效應)

3 實證結果分析

為了比較不同區域的FDI是否有助于彌補金融結構的弱質表現，是否有利于金融效率的提升。我們將按中國現行區域劃分為東部地區、中部地區和西部地區。我們分別利用1991～2006年東部地區、中部地區和西部地區各省區的樣本數據對計量方程進行回歸，并作相應檢驗，檢驗結果見表3。

回歸結果和討論：

我們用私人企業所獲得貸款比重（Ploan）作為因變量來進行回歸，然后用FDI的增長率，以及FDI與經濟結構的交叉項進行了回歸。我們采用Sargan test檢驗過度識別約束的有效性，三個模型都是有效的。

（1）前期的私人企業貸款（Ploan(-1)）與現期的私人企業貸款（Ploan）。表3中結果表明不同區域的前期私人企業貸款與現期私人企業貸款間的關系呈現出明顯的差異，模型①顯示東部地區私人企業貸款具有顯著正向動態關系，而模型②、模型③顯示中部地區和西部地區則呈現出顯著負向動態關系，東部區域聚集了大量的私人企業，前期的私人企業貸款對金融結構具有彌補功能，有利于金融效率的提升。中部地區和西部地區轉型程度較慢，私人企業數量較少，私人企業貸款對金融結構不具有這樣的彌補功能。

表2 統計變量的均值、標準差、最大值、最小值數據的描述性統計量：1991～2006年

（2）FDI在現行經濟結構下（FDI*E）與Ploan。表3中結果表明在現行的經濟結構下，模型①顯示東部地區的FDI對私人企業貸款起到促進作用，并且是顯著的，促進作用達到0.216108。模型②、模型③顯示中部地區和西部地區的FDI并沒有出現對金融結構的彌補作用。這樣從一個側面說明東部沿海地區的FDI彌補了金融融資功能的缺失。也支持了前面的理論機制所給出的結論，FDI彌補金融結構弱質性的功能與經濟轉型程度有關，東部地區的經濟轉型速度較快，FDI對金融效率起到明顯提升作用。分析結果表明FDI對金融效率正的提升作用取決于各區域的經濟轉型程度。

東部沿海經濟一直保持了高速運轉，其中東部沿海地區的私人部門企業對經濟增長起到關鍵作用，由于金融歧視的存在，私人企業并沒有享受到相應的金融支持，私人企業會尋找與FDI的合作。FDI與私人企業的合作能激勵銀行向私人部門提供貸款，通過FDI可以緩解國內私人企業的信貸約束，FDI對金融結構扭曲起到了彌補作用，有利于金融效率的提升。但也延緩了本國金融業結構自身的優化進程。我們發現FDI對經濟增長的直接作用中，東部地區遠遠大于西部地區，FDI在東部地區的直接效應相當突出，絕大多數FDI聚集在東部地區。與東部地區經濟快速變化相對應，東部地區的金融發展相對緩慢。雖然金融總量較大，但結構性問題突出，東部地區現階段的金融結構并未能為民眾創建企業提供良好的融資環境,如果東部地區金融結構更加完善和合理，可以從FDI中獲益更多。西部地區則更應注重FDI絕對數量的提升。

表3 FDI對金融效率的作用：基于東部、西部、中部樣本自變量：Ploan

從短期看，FDI對區域金融效率提升起到了一定的作用，但從長期看，FDI的流入并不有利于金融結構的優化，反而會延緩了本國金融業結構自身的優化進程，阻礙金融結構的完善與發展。從這點分析，一些區域和行業在經過大量吸收FDI階段后，區域和行業競爭力得到提高時，應該減少對FDI的過多依賴，積極加大國內金融改革和發展力度。

（3）宏觀經濟環境（INF）與Ploan。表3中結果表明宏觀經濟環境與私人企業貸款比重呈現出不同的相關關系，模型②顯示西部地區兩者的相關性并不顯著，模型①和模型③顯示東部地區與中部地區相比，應加快營造營商環境建設，特別是針對私人企業發展的政策法規建設。

（4）政府對經濟的干預（GOV）與Ploan。表3中結果表明政府對經濟的干預與私人企業貸款在三區域均呈現出正相關關系，東部地區最為顯著，促進作用最大；其次是西部地區，而中部地區并不顯著。這反映了東部地區政府對私人企業的支持力度是最大的。

（5）私人投資（PINV）與Ploan。表3中結果表明私人投資與與私人企業貸款在三區域均呈現出正的相關關系，東部地區最為顯著，促進作用最大；其次是部地區，而中部地區并不顯著。這反映了東部地區私人投資相對中部地區和西部地區的量較大，巨大的私人投資引致私人企業貸款增長，有利于區域金融效率的提升。

（6）總貸款（Loan）與Ploan。表3中結果表明金融機構總貸款與私人企業貸款呈現出顯著的負相關關系，這說明了總貸款的增加并不利于私人企業貸款量的增加，金融資源總量提高并不能提升區域金融效率。

（7）儲蓄（S）與Ploan。表3中結果表明儲蓄與私人企業貸款呈現出顯著的正相關關系，這反映了總體的金融資源增長有利于私人企業貸款的增加，對區域金融效率有促進作用。

4 總結

就全國而言，各區域都在經歷經濟轉型，但由于地方保護主義及市場分割造成的“諸侯經濟”,其表現為不同地區間形成了不平等的競爭，在不同地區之間形成了不同的發展速度。沿海地區和內地經濟差距不是在縮小，而是在擴大。因此，區域金融效率存在差異，FDI的存在彌補了金融結構的弱質性。FDI增加會通過支撐私人企業的融資不足來促進本地區的經濟增長。

本文發現FDI在現行的經濟結構下對金融效率起到提升作用，在分區域實證分析中，FDI的這種作用東部區域最為顯著的，而中、西部區域的FDI并沒有出現對金融效率起到提升作用。

東部地區應繼續保持金融發展總量上的優勢但更要注重結構上的調整。對于東部地區要加快金融改革的力度，通過建立多種金融體制的機構來完善市場競爭機制，改善中、小企業融資環境來支持它們的發展，增強中、小企業把資金投向實體經濟的動力。改變一方面銀行存款非常多，另一方面中、小企業資金需求又得不到滿足的局面。當然，從更深層次來看，這還需要中央政府將財政體制、金融體制和政府體制改革盡量納入統一的架構相互協調，從而減少制度轉型中的“摩擦成本”。通過加快中部地區和西部地區的經濟轉型速率，為私人企業創建營造良好的營商環境。中部地區和西部地區較東部地區經濟轉型慢，應同步加快金融和經濟體制改革的力度，盡管我們說中部地區和西部地區的金融結構扭曲度不高，經濟結構與之相對應的金融結構呈現出趨同性，甚至出現金融結構上的適配性，但這一種低水平、不全面的適配，只會造成經濟的低增長。中部地區和西部地區在進行金融改革的同時，降低私人創辦企業的門檻，加快了國有企業轉制的步伐。

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