我國金融發展促進FDI的出口增長效應實證研究

尹 華 胡 星

一、文獻綜述

我國出口貿易總額從1978年的97.5億美元上升至2012年的20489.3億美元。我國利用外商直接投資（FDI）的數額一直呈上升趨勢；2012年，我國實際利用外資金額1117.16億美元，是改革開放初期的20多倍。

一國金融發展水平越高，其外源融資依賴度較高的產業發展速度也越快；對于金融發展水平更高的國家而言，外源融資依賴程度較高的產業具有出口比較優勢。金融發展降低了企業管理者的監管成本和企業信息的獲取與處理成本；金融發展水平更高的國家，外源融資依賴度高的產業能夠克服流動性約束并進行專業化生產，從而具有出口比較優勢。通過研究外源融資約束對英國企業出口行為的影響，發現只有那些不受外源融資約束的企業才可以開拓出口市場，大多數企業由于外源融資限制難以開拓出口市場。一國的要素稟賦優勢是否可以轉化為出口優勢取決于該國的金融發展水平，如果外源融資約束束緊，那么即使增加資本存量也不會影響其產出和回報；只有在不受外源融資約束的情況下，標準的H-O-S理論模型才會發揮其效果。黃玖立、冼國明利用中國各省份65個制造業部門的樣本進行實證研究表明，由于資金供給的不平等，依賴外源融資的產業在信貸相對密集的地區出口優勢較弱，但是FDI能夠有效緩解這一約束，從而促進其產業出口。金融發展和FDI對中國出口貿易結構的影響是非均衡的。合資民營企業出口融資約束的緩解很大程度上依賴FDI，而非合資民營企業出口融資約束的緩解則主要依賴于金融市場改革。

國內外研究FDI出口效應的文獻眾多，但是，將金融發展因素考慮進去的文獻卻很少。我國金融發展長期滯后于出口貿易的增長，存在著相當嚴重的金融約束。

二、模型、變量和實證檢驗

（一）假設、模型與變量

本研究認為，我國出口貿易的增長主要取決于以下因素：（1）國內生產總值。經濟系統存在著由經濟增長到出口增長的因果關系。假定我國商品出口總額與GDP正相關。（2）資本要素。資本要素的匱乏是制約我國出口貿易發展的重要因素。以國內固定資產投資總額（INV）反映國內資本要素狀況，并假定我國商品出口總額與INV正相關。FDI視作外來資本要素。（3）金融發展水平。企業需要借助金融市場獲得其所需的投資和資本，發達的金融市場能夠加快技術創新和有效配置金融資源，并因此緩解國內企業的融資約束，進而促進出口的增長。假定我國商品出口總額與我國金融發展水平（FD）正相關。（4）匯率。在直接標價法下，美元兌換人民幣匯率的年平均價（E）越高，人民幣的購買力越低，越有利于出口的增加。假定我國商品出口總額與匯率的年平均價正相關。建立實證分析模型：

EX表示我國商品出口總額；FDI表示我國實際外商直接投資額；FD表示我國金融發展水平；GDP表示我國國內生產總值；INV表示國內固定資產投資總額，等于每年我國全社會固定資產投資總額減去實際外商直接投資額；E表示美元匯率的年平均價（以100美元直接標價）；ε 為殘差項。

FDI*FD表示外商直接投資與金融發展水平的乘積交叉項，是借鑒孫靈燕、崔喜君的研究，用以衡量金融發展水平對FDI的出口增長效應的影響。α3>0，表明金融發展水平對FDI促進出口增長起正的作用，反之，則表明金融發展阻礙了FDI的出口增長效應的發揮。由方程（1）可得：

說明FDI對出口增長的促進作用受到FD的影響。當α1和α3同時大于0時，FDI的出口促進作用與FD正相關，并且FDI對出口的影響為正；當α1<0、α3>0時，FDI的出口促進作用與FD正相關，但FDI對出口的影響只有在FD高于-α1/α3時才為正（門檻值為-α1/α3）；當α1>0、α3<0時，FDI的出口促進作用與FD負相關，但FDI對出口的影響在FD低于-α1/α3時仍然為正。

金融市場的發展可以看成是“量”的增加和“質”的改善兩個方面。采用我國金融機構貸款余額替代金融資產的價值，并以其占GDP的比重FIR來反映我國金融發展的市場規模；將存款和貸款的比值FE作為金融發展的效率指標。由于FIR、FE都代表金融發展水平，兩者存在著較大的相關性。若將其放在一個模型中分析則會導致共線性，本研究分別選擇FIR、FE指標進行研究。

選取1991-2010年的數據，利用GDP縮減指數進行調整。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、中國債券信息網和商務部網站，詳見附表1和附表2。實證分析采用Eview6.0軟件。

（二）實證檢驗過程

（1）平穩性檢驗

運用ADF檢驗對每個變量的時間序列數據的水平及一階差分形式進行檢驗。檢驗結果如表1所示。通過對一階差分進行單位根檢驗，D（LnEX）、D（LnFDI*FIR）、D（LnFDI*FE）和D（LnGDP）在1%顯著性水平上拒絕原假設，表明序列平穩；其余變量在5%的水平上顯示平穩，因此可以在此基礎上進行協整檢驗。

表1 變量的ADF 檢驗結果

（2）協整檢驗

本文采取Engle-Granger兩步法對變量進行協整檢驗，測定各變量之間的線性組合是否存在長期的穩定均衡關系。首先采用整體樣本數據對方程進行實證回歸，對FIR、FE指標分別進行兩類回歸檢驗：前者不包括FDI與它們的乘積交叉項，后者加入乘積交叉項，以此檢驗我國金融市場發展在多大程度上與FDI相結合進而促進出口的增長。

表2的協整檢驗結果顯示，LnEX與LnGDP、LnINV、LnE三個變量呈正相關，且顯著為正；這表明國內生產總值、國內固定資產投資、匯率對我國出口的增長做出了重要貢獻，這是符合理論假設的。FDI和金融發展規模的乘積交叉項LnFDI*FIR系數為負并且顯著，說明金融信貸規模的擴大沒有起到推動FDI促進出口增長的作用；而FDI與金融發展效率的乘積交叉項LnFDI*FE系數為正，雖然統計量不顯著，但也表明金融發展效率的提高起到了推動FDI促進出口增長的作用。

表2 OLS 回歸結果

然后對回歸方程的殘差序列進行單位根檢驗。如果殘差序列平穩，那么原假定合理，即回歸方程的因變量和自變量之間存在長期的穩定關系。

表3 殘差項的ADF 檢驗結果

檢驗結果如表3所示，每組方程的殘差項都能夠在1%顯著性水平上拒絕存在單位根的假設，表明序列平穩。

三、結論與啟示

（一）我國金融市場規模FIR的擴大未能促進FDI的出口增長效應。當沒有考慮FDI和FIR的乘積交叉項時，FIR的系數顯著為負；但當考慮了交叉項之后，FIR的系數轉為正，結果不顯著，同時FDI和FIR的乘積交叉項系數為負并且顯著。本文認為可能的一個解釋是，FDI和FIR是互相作用的，本來我國金融市場規模的擴大有利于我國出口規模的增長，但我國金融機構貸款余額的增加不利于FDI的進入，所以總體上導致FDI和FIR的乘積交叉項系數顯著為負。實證結果出現前文分析中的情況：當α1>0、α3<0時，FDI的出口促進作用與FD負相關。說明FDI與金融發展規模的聯合作用對我國出口的增長貢獻為負。

（二）我國金融發展效率FE的提高能夠促進FDI的出口增長效應。由表2可知，代表金融發展效率的指標FE系數均為負，但是，FE和FDI的乘積交互項系數為正（不顯著），實證結果出現前文分析中的情況：當α1<0、α3>0時，FDI的出口促進作用與FD正相關，但FDI對出口的影響只有在FD高于-α1/α3時才為正（門檻值為-α1/α3）。實證結果FDI前的系數顯著為負，這說明目前我國金融發展效率較低，一定程度上阻礙了出口的增長，FDI出口增長效應的發揮主要是通過技術外溢等間接方式實現的。我國金融發展效率在近二十年有較大的提高，在FDI促進出口增長的過程中起了積極作用。

（三）實證結果的啟示。要促進我國對FDI的吸收，最大限度地發揮FDI促進出口增長的目的，不能只是簡單地通過擴大金融市場規模來實現，而要加快提高改進金融市場的效率。要建立和完善我國金融機構信貸市場，核心是要做到利率市場化；必須打破大型國有商業銀行壟斷的局面，在國有金融機構中建立現代企業制度，發展“市場化、自由化、民營化”的中小型銀行，為我國科技創新提供更多資金支持，降低中小民營企業的融資成本；要加強金融創新，逐步引入更多的利率、匯率和信用衍生產品，要進一步豐富金融市場套期保值和避險工具，提高金融市場效率和穩健性。要促進我國企業對于FDI技術溢出的吸收，要在不斷對FDI帶來的技術進行消化吸收的同時，還要加大自主創新的投入力度。鼓勵境內金融機構為企業“走出去”提供全方位金融服務，努力發揮政策性金融支持出口的作用。

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附錄1 論文原始數據

附錄2 經GDP縮減指數調整后的數據