FDI、金融發展與經濟增長

[摘要]廠商間的聯系效應是FDI推動經濟增長的重要途徑，東道國金融發展水平越高，聯系效應就越明顯，經濟增長就越快。通過經驗檢驗，本文沒有發現中國金融發展與FDI的結合顯著地促進了聯系效應的發揮，究其原因，主要源于中國金融發展的低水平。因此，推進中國金融制度變遷，實現金融市場化與自由化，提升金融發展水平，是強化聯系效應、促進經濟增長的重要選擇。

[關鍵詞]FDI 聯系效應 金融發展 經濟增長

[中圖分類號]F832 [文獻標識碼]A [文章編號]1004-6623（2012）01-0080-05

[作者簡介]金山（1974—），湖北襄陽人，廣東金融學院華南金融研究所，經濟學博士，研究方向：國際貿易與國際金融、貨幣政策；汪前元（1963—），湖北洪湖人，廣東金融學院華南金融研究所教授，經濟學博士，研究方向：宏觀經濟運行。

中國改革開放30多年來，經濟規模得到極大增長，金融市場也在不斷發展。本文以發展中大國（中國）經濟的數據為經驗研究基礎，分析FDI是否對中國經濟增長起到推動作用，以及中國金融的發展和FDI結合是否有效地促進聯系效應的發揮并進而間接地推動中國經濟增長。

一、理論模型

（一）家戶

設追求效用最大化的家戶從其最終產品的消費中所能獲得的最大效用為：

（1）

其中，u(.)為連續、可微、嚴格為凹的效用函數，ρ為貼現率，Cτ表示在τ時刻家戶對最終產品Y的消費量。Y在世界市場上以價格Pt（為簡化分析將其標準化為1）自由貿易。

（二）廠商

1．最終產品部門

設最終產品由內資廠商和外資廠商共同生產，其生產函數為：

其中ρ≤1，Yt，d、Yt，f 與Pt，d、Pt，f 分別表示內、外資廠商的產出與價格，μ表示在最終產出中Yt，f 相對于Yt，d的份額。設ε=1/(1-ρ)表示Yt，d 與Yt，f 之間的替代彈性。

在收益最大化條件下，有：

由于價格（已標準化為1）等于邊際成本，則有：

2．生產過程

假定最終產品的生產過程需要投入非熟練勞動力、熟練勞動力和中間品。設勞動力在國際間不可流動，非熟練勞動力與熟練勞動力的數量在短期內分別固定為L與H；勞動市場的競爭確保其各自的價格（工資）Wt，u，Wt，s等于各自的邊際產出。為簡化分析，我們假定中間品是不可貿易的。

內、外資廠商的產出可由C-D函數表示：

其中， 0<βd，γd，λ<1且βd+γd+λ=1，0<βf，γf <1且βf +γf +λ=1，Lt，d、Ht，d、It，d和Lt，f、Ht，f、It，f 分別表示內、外資廠商在t時刻所使用的非熟練勞動、熟練勞動和中間品。假定內、外資廠商使用的勞動總量是相同的。因而有γf -γd = βd -βf 。

根據Ethier（1982）的假定（在給定中間品總量的情況下，中間品的種類越多，最終產品的產出越高），有：

（7）

其中，xt，i 表示在t時刻最終產品生產中i類中間品的使用量，n表示中間品種類的數量。設1/(1-a)表示中間品之間不變的替代彈性。當xt，i=0時，每類中間品都相同地進入生產函數，并且其邊際產出是無限的。這意味著廠商將以同樣數量使用所有的中間品，則xt，i =xt 。令Xt = ntxt，則可將中間品投入改寫為 。因而內、外資廠商的產出分別為：

可見，在保持中間品總量不變的條件下，增加中間品的種類（n），可以提高最終產品的產出。

3．中間品部門

假設中間品部門具有壟斷競爭的特點。由于潛在的中間品種類是無限的，企業家就不會選擇生產他人已經生產的，而會選擇去生產一種新的中間品。因此第i類中間品x只由單個廠商生產，并以Pi價格銷售以實現收益最大化。所有的廠商都視中間品、最終產品和投入要素的價格是既定的，在一個對稱均衡中，所有中間品的價格都是相似的。因此，每一時期內第i類中間品生產商的收益最大化意味著：

maxπi = pixi - cx(wu，ws，xi)xi

每一類中間品廠商的利潤為：

設vt表示t時刻一個中間品廠商未來收益的貼現值， 。

股東有權獲得廠商的未來收益，他們的瞬時回報為πt+v（即利潤與資本利得）?？紤]資本市場的套利

條件 ，則有如下等式成立：

即持有廠商股份的收益率等于利息率。

4 ．引入金融市場

為了生產新的中間品，需要在中間品部門建立一家新廠商。這需要一定的初始投資資本：

其中，θ表示新中間品的引入對既有中間品存量的影響。若θ>0意味著存在正的“擠入效應”；若θ<0意味著存在“擠出效應”。a可視為創新部門的效率水平。

為簡化分析，我們假定生產中間品只需要資本一種投入。企業家在某個時點上生產新的中間品對資本的需求量是K=a/nθ（從而n＝1）。生產一種新的中間

品的成本為 ，如果金融市場是不完全的，初始資

本必須從國內信貸市場上以利率i（銀行貸款率，也即投資成本）融入。i反應了國內金融市場的發展水平，金融市場越發達，i越低（在金融自由化的條件下）。

假設中間品部門可以自由進入。在均衡時，如果中間品種類增加，則有：

結合式（13）、（14）和（15），可以得到：

可見，中間品種類的增加，將導致內、外資廠商產出的增加，進而總產出增加。

（三）一般均衡增長路徑

均衡時勞動市場有：

Ld + Lf + nLx = L （17）

Hd + Hf + nHx = H （18）

沿著平衡增長路徑，勞動份額必須保持不變。這

意味著 應該是不變的；也暗含了Pd / Pf 是不變的。

為了能夠解中間品種類的均衡增加率 需要解一組價格變量 和產出變量?？?/p>

以解出的經濟的均衡增長率 模型展示了以中間品種類增加為基礎的內生增長的特點?？梢钥闯觯兀↙和H）投入越大，產出會越大，從而經濟增長率也會越高。λ（在最終產品投入中中間品所占比重）越大，經濟增長率也會越高。a（中間品之間的替代彈性）越低，經濟增長率也會越高，因為這提高了生產新的中間品的可能性。金融市場越發達，廠商融資的效率就越高而融資成本則越低，就越有利于新廠商的建立，就越有利于聯系效應的發揮，從而越有利于經濟增長率的提高。

二、基于中國數據的經驗檢驗

（一）變量說明與數據來源

本文采用以下的經驗模型進行檢驗：

Y = c0 + c1 FDI + c2 FDI * FINANCE + C3 FINANCE + c4 CONTROL+η

其中，c0為常數項，c1、c2、c3、c4為解釋變量系數，η為隨機誤差項。

Y為被解釋變量，以實際人均GDP增長率表示，根據相關年份GDP與人口數相除并經過通貨膨脹調整計算而得到。變量FDI表示外商直接投資，用實際利用的FDI存量占GDP的比率表示，用來反應FDI對經濟增長的直接效應（資本積累效應）。FDI*FINANCE表示變量FDI與金融發展的交互相乘項，用來反應金融發展與FDI的結合對經濟增長的間接影響（聯系效應）。經驗檢驗的關鍵是判斷交互項的系數c2是否顯著為正。如果檢驗結果能夠通過，則表明金融市場發展與FDI的結合間接促進了經濟增長。

變量FINANCE表示金融發展水平，用來反映金融發展對經濟增長的直接效應。依據相關經驗文獻，本文選取兩類指標來表示。一類是間接金融（銀行信貸）發展水平指標（Kinne，1993b），具體選擇三個指標：一是廣義貨幣供給量M2與GDP之比（RM2），反映金融機構對社會金融資產的集中程度；二是對私人部門信貸額與GDP之比（PRIVY），反映信貸的資源配置與風險控制能力；三是實際利率（RIR），由名義貸款利率減去通貨膨脹率而得到，用來表示金融深化水平。二類是直接金融（證券市場）發展水平指標（Levine ，1998），具體選擇兩個指標：一是股票市場規模（SVAL），以上市公司股票市值與GDP之比表示；二是股票市場流動性（SLIQ），以股票市場交易額與GDP之比表示。為避免各金融指標間可能存在的自相關性，在檢驗時，將每次選用一個指標來替換FINANCE。

考慮到影響經濟增長的因素有很多，故加入相關控制變量（CONTROL）以提高經驗結果的有效性。本文選取的控制變量主要包括：投資率（RI），以固定資本形成額與GDP之比表示；政府消費率（RGOV），以政府消費額與GDP之比表示；對外開放度（OPEN），以進出口貿易額與GDP之比表示；通貨膨脹率（INFLA），以GDP平減指數表示。

（二）經驗檢驗結果與分析

本文依次采用不同的指標作為金融發展水平的衡量指標分別進行檢驗，具體結果見表1。其中：結果①的解釋變量不包括金融發展水平及其與FDI的交互項，即在不考慮金融發展的情況下檢驗FDI對經濟增長的影響；②～⑥分別以RM2、PRIVY、RIR、SVAL和SLIQ為金融發展的衡量指標進行檢驗。

回歸結果表明，調整后R2都較高，說明模型的擬合優度較好，D.W.檢驗值基本都在合理區間內，說明殘差基本無序列相關，F值也表明回歸方程能夠通過顯著性檢驗。

根據回歸結果，對金融發展水平在FDI與經濟增長關系中的作用作以下三點分析。

1．FDI對經濟增長的直接效應。檢驗結果顯示變量FDI的系數均顯著為正，這表明FDI本身（通過資本積累）直接推動了經濟增長。這與大多數經驗文獻的結果是一致的。從檢驗結果中還可以發現，在加入金融市場的變量之后，變量FDI的系數幾乎都有所上升，其中結果②和③中的系數上升較大（由0.03分別上升到0.12并和0.15）。這表明金融市場為外資廠商融入了更多資本，促進了FDI對經濟增長的直接效應。此外，RM2與PRIVY的趨勢表明中國的金融市場水平有提高的趨勢，因此變量FDI項的系數值相應也較大。隨著中國金融發展水平的提高，這種直接效應將會更明顯。

2．金融發展對經濟增長的直接效應。根據結果②～⑥，無論采用何種指標衡量，變量FINANCE項的系數的t統計值均不顯著，這反映了中國整體金融發展的低水平，未能有效促進中國經濟增長，這與大多數經驗文獻的結果也是一致的。

3．金融發展與FDI的結合對經濟增長的間接效應。大量的經驗研究表明，金融市場越發達，就越有利于新企業的建立或企業規模的擴張，從而廠商間聯系效應就越大。結果②、③、⑤和⑥顯示，以RM2、PRIVY、SVAL和SLIQ作為金融發展衡量指標的交互項系數顯著為負，或者為負但不顯著。這在一定程度上反映了我國金融體系效率較低，金融市場沒有能夠有效促進企業的形成與廠商間的技術外溢。結果④顯示，以RIR作為金融發展衡量指標的交互項系數顯著為正，這與其他指標的結果恰恰相反，這是一個例外。這個指標表明了中國存在金融抑制（利率管制）情況，金融發展水平較低，但這似乎并未降低FDI的聯系效應，反而推動了經濟增長。

三、結 論

FDI可以通過廠商間的聯系效應促進東道國的經濟增長；聯系效應越大，經濟增長就越快。聯系效應的大小受到包括東道國金融發展水平在內的諸多因素的制約。本文的理論模型分析表明，東道國金融市場越發達，廠商融資的效率就越高而成本則越低，就越有利于新廠商的建立和聯系效應的發揮，從而越有利于經濟增長。

基于中國數據的經驗研究表明，FDI通過資本積累直接推動了中國的經濟增長，但中國金融發展的低水平既未能直接推動經濟增長，也未能和FDI結合有效地促進聯系效應的發揮并進而間接地推動中國經濟增長。例外的是，以實際利率作為金融發展水平的衡量指標時，經驗檢驗的結果卻顯示聯系效應的存在；這是中國特定經濟環境決定的，其成本很高且也是難以持續的。

為了更有效地利用FDI，既發揮其通過資本積累直接推動經濟增長的作用，又發揮其借助聯系效應間接推動經濟增長的作用，中國在優化外資政策以吸引更多優質外資的同時，必須優化發展包括金融市場在內的整體國內環境，從而更好地強化FDI對經濟增長的直接效應與間接效應。金融市場在發展策略上，中國應當積極推進金融體系的制度變遷、推動利率市場化進程、發展直接融資渠道、建立審慎監管體系等，從而推動中國金融市場的深度和廣度。

[參考文獻]

[1] A Kokko. Technology， Market Characteristics and Spillovers[J]. Journal of Development Economics， 1994， 43（2）：79-93.

[2] M Kugler. The Diffusion of Externalities from Foreign Direct Investment: The Sectoral Pattern of Technological Spillovers[J]. mimeo， University of Southampton.， 2001

[3] K Zukowska-Gagelmann. Productivity Spillovers from Foreign Direct Investment in Poland[J]. Economic Systems， 2000， 24（3）: 223-256.

[4] World Bank. Global Development Finance Report[R]. The World Bank， Washington， DC， 2001.

[5] E Borensztein， J De Gregorio， J-W Lee. How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth[J]，Journal of International Economics， 1998，45（1）：115-135.

[6] L Alfaro， A Chanda， S Kalemli-Ozcan，S Sayek. FDI and Economic Growth: the Role of Local Financial Markets[J]， Journal of International Economics， 2004， 64（1）：89-112.

[7] N Hermes， R Lensink. Foreign Direct Investment， Financial Development and Economic Growth[J]， Journal of Development Studies ， 2003，40（1）:142-163.

[8] L Alfaro， A Chanda， S Kalemli-Ozcan，S Sayek. How Does Foreign Direct Investment Promote Economic Growth? Exploring the Effects of Financial Markets on Linkages[J]. NBER Working Paper， 2007（9），No. 12522:1-57.

[9] WJ Ethier . National and International Returns to Scale in the Modern Theory of International Trade[J]. American Economic Review，1982， 72（3）: 389-405.

[10] R King， R Levine. Finance， Entrepreneurship and Growth: Theory and Evidence[J]. Journal of Monetary Economics， 1993b， 32（3）:513- 542.

[11] R Levine， S Zervos. Stock Markets， Banks and Economic Growth[J]. American Economic Review， 1998， 88（3）: 537-558.

[12] G Saint-Paul. Technological Choice， Financial Markets and Economic Development[J]. European Economic Review， 1992，36(4):763-781.

[13] Haizhou Huang， Chenggang Xu. Institutions， Innovations， and Growth[J]. American Economic Review，1999，89( 2): 438-443.

[14] 包群，賴明勇，陽小曉．外商直接投資、吸收能力與經濟增長[M]．上海三聯書店，2006， 258-264．

FDI， Financial Growth and Economic DevelopmentJin Shan，Wang Qianyuan

（South China Institute of Finance，Guangdong University of Finance; Guangdong Guangzhou 510521）

Abstract: The linkaging effect is an important way through which FDI can accelerate economic growth. There are many factors to affect the linkaging effects. Through theoretical analysis， the article indicates that the more advanced the level of financial development in hosting country， the stronger the linkaging effects， the faster economic growth. Through empirical test， there is no indication that there exits the strong linkaging effects in China; The result can be owing to the lower level of financial development in China. Therefore， it is a necessary choice for China to reforming the financial system， realize the marketization and liberalization of finance in order to enhances linkaging effects and accelerate economic growth.Keywords: FDI Linkaging Effects Financial Development Economic Growth.（收稿日期: 2011-11-18 責任編輯: 余凌曲）