FDI對我國地區金融增長的非線性影響及其區域間差異

年 猛 王 垚

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FDI對我國地區金融增長的非線性影響及其區域間差異

年 猛 王 垚

利用2001-2010年省級面板數據，分別考察外商直接投資對中國各區域金融增長的影響。研究結果發現：FDI對中國金融增長的影響是非線性的，且存在區域差異效應。根據中國區域經濟和金融發展存在明顯梯度差異的特性，提出了FDI對區域金融增長的倒“U”型假說。建議各地區根據本地區金融和經濟發展程度差異的實際情況采取不同引資政策。

FDI； 金融非線性增長； 地區金融； 區域差異效應； 倒“U”型假說

引 言

一國或地區金融的發展會通過提高當地居民創業的可能性，鼓勵新企業的進入，提升市場競爭程度，進而促進本國或地區的經濟增長(Schumpeter，1911[1]；McKinnon，1973[2]；Guiso，Sapienza和Zingales，2002[3])。Rajan和Zingales(2003)[4]指出，由于金融的發展使得融資變得容易，進而降低居民創造財富的難度，并最終促進本地經濟的增長。

現有研究表明，金融的發展對經濟的增長具有促進作用，那么導致金融體系自身發展的因素是什么？例如，為什么經濟發展程度相似的地區或國家(或者說一國內不同區域)金融發展水平存在明顯的差異？從20世紀90年代末期開始，理論界從法學、政治學、經濟學和社會學等不同思想體系來解釋金融發展的區域或國別差異，并予以實證檢驗。其中，LLSV(La Porta et al.，1997[5]，1998[6])從傳統的MM理論著手，認為金融發展的差異是由于各國或地區法律對投資者權力保護程度的不同。而Stulz和Williamson(2003)[7]的研究表明，文化對金融發展具有直接影響，語言和宗教對投資者權力保護具有明顯的作用。Rajan和Zingales(2001[8]，2003[4])的研究表明，來自金融業和其他產業的既得利益集團出于維護既得利益的考慮所采取的阻撓金融發展的措施成為各國金融發展呈現顯著差異的內在原因。一些學者從社會資本的角度出發，認為以信任、社會規范為構成要素的社會資本能顯著促進金融發展(Banfield，1958[9]；Coleman，1990[10]；Putnam，1993[11]；Guiso，Sapienza和Zingales，2001[3])。

金融增長是金融發展的基礎，沒有一定程度量的增長，發展就無從談起。以上文獻主要從法律等制度因素來解釋金融發展的區域差異，本文側重于從開放經濟視角研究FDI流入的區位差異對我國區域金融增長的影響。

二 文獻回顧

在FDI與金融關系方面的研究，大部分學者集中在金融對FDI的實證研究方面。Alfaro等(2004)[12]利用1975-1995年71個國家的面板數據驗證金融發展水平會對FDI溢出效應產生影響，進而影響FDI對經濟增長的貢獻，這種貢獻在金融發展良好的國家是顯著的。Hermes和Lensink(2003)[13]通過對1970-1995年期間67個發展中國家的數據進行實證檢驗，發現發達的金融體系能夠提高資源的分配效率，這有利于一國與FDI有關的吸收能力的提高，尤其重要的是，一個發達的金融體系還有利于增強FDI的技術擴散，因此這兩點都能促進東道國的經濟增長。王永齊(2006)[14]認為有效的金融市場將使得東道國可以充分利用FDI的溢出效應，進而放大FDI對經濟增長的貢獻。

在FDI對金融影響方面，Dooley等(2007)[15]利用定性的結論指出FDI與金融間的傳導路徑是：FDI增加引入了國際金融市場，從而使國內金融市場扭曲得以克服，提升了國內金融市場的效率；FDI生產并出口國際競爭的商品，利用國際產品市場，國內產品市場的扭曲得以克服，進而提升了國內生產效率。孫力軍(2008)[16]認為外商直接投資對區域金融的影響是非線性的，在進入初期有正影響，隨著外資數量的逐漸增加，促進效應逐漸下降，并最終轉為負。

國內的研究大多關注，在金融發展的條件下，FDI對本地區經濟增長的促進效應，而鮮有研究FDI自身對我國金融增長或發展的區域差異效應。研究外商直接投資對金融增長的意義在于：一方面，外商直接投資將國內金融市場和國際金融市場聯系起來，從而使國內金融市場扭曲得以克服，促進國內的金融增長與發展，同時可能將國外金融市場風險帶入東道國，從而破壞其金融市場體系，阻礙本地金融的增長；另一方面，FDI在區域空間上分布的不平衡性，也可能會造成區域金融增長的差異。

本文認為，在開放經濟條件下，由于FDI在我國的區位分布呈現不平衡、集聚性的特點，而我國金融業發展也存在明顯的區域差異，研究FDI對我國區域金融增長影響的差異，探索區域金融增長的機制，對我國未來關于FDI的政策引導和縮小區域金融差異具有一定意義。

三 模型構建與數據選取

(一)模型構建

本文基于中國省際面板數據來驗證FDI對金融業增長的影響。模型構建的理論基礎是：作為虛擬經濟的金融業，其增長與發展是以實體經濟的發展為基礎的。因此，從實體經濟對虛擬經濟影響的角度出發，本文選擇個人可支配收入、固定資產投資、外貿依存度作為控制變量。除了以上變量以外，又加入了金融相關率，控制金融市場對金融增長的影響。

遺漏變量中主要分為與誤差項相關的和與誤差項無關的，遺漏變量與誤差相關會造成不一致性，導致模型估計有誤；遺漏變量與誤差不相關則不會影響一致性。以上設計的模型中沒有包括金融工具創新等其它因素對金融業增長的影響，這些是可能遺漏的變量，但是這些變量與我們所設定的解釋變量似乎不存在關系，因此不會造成不一致性。

基于上述描述模型，本文建立以下計量模型：

lnfinanceit=β0+β1lnFDIit+β2lnfirit+β3lnfixcit+β4incit+β5lntrit+ln(FDIit)*Di+αk+uit

1.被解釋變量

financeit使用的是金融業增加值，由于金融業增加值價格指數無法獲得，再加上金融業本身屬于第三產業，因此使用第三產業增加值價格指數(以2001年為基期)進行縮減。

2.解釋變量

(1)外商直接投資

FDIit是用人民幣表示的實際利用外資額。計算方法是用實際利用外商直接投資額(億美元)按照每年的平均匯率水平折算為人民幣，然后使用固定資產投資價格指數(以2001年為基期)進行縮減。具體：

(2)控制變量

FIRit表示區域金融市場發展程度或金融深化程度，本文采用戈德史密斯(Raymond. W. Goldsmith，1969)[17]提出的金融相關率(FIR)來衡量金融發展的規模或水平。由于考慮到數據的可得性，本文就采用(存款+貸款)/GDP來反映金融相關率(陽小曉和賴明勇，2006)[18]。

fixcit表示實際固定資產投資總額，計算方法為：對全社會固定資產投資總額(億元)使用固定資產投資價格指數(以2001年為基期)進行縮減。

incit實際個人可支配收入，即對名義個人可支配收入使用個人可支配收入指數(以2001年為基期)進行縮減。

trit表示外貿依存度，計算方法為：外貿依存度=進出口總額/國內生產總值

(3)虛擬變量

Di表示虛擬變量，為了說明外商直接投資對某些特定地區的影響，我們使用虛擬變量與外商直接投資的交叉項，這里設三個虛擬變量(E、M和W，分別表示東部、中部和西部地區)，分別進行回歸。東中西部的劃分根據國家“七五”計劃提出的標準，東部地區為：遼寧、河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南、廣西；中部地區：黑龍江、吉林、內蒙古、山西、安徽、江西、湖南、湖北、河南9個省；剩余10個省市為西部地區。

(4)αk表示模型的截面固定效應

(二)數據選來源

本文使用2001-2010年中國31個省(直轄市、自治區)面板數據進行分析研究。數據主要來自：《中國金融年鑒》、《中國統計年鑒》、中經網和國研網統計數據庫。

四 基于面板數據的金融增長模型估計

(一)模型選擇

判斷使用隨機效應模型還是固定效應模型有主觀與客觀判斷兩個標準。首先，我們主觀上判斷，認為我們未觀測到的情形是與時間與個體狀況變化有關的。其次，根據客觀標準，采用Huasman方法進行檢驗。本文通過檢驗發現，應當使用固定效應模型。

面板數據需要考慮個體與時間兩個維度，通過使用Wald檢驗和LR檢驗發現，應當采用雙重固定效應模型，即在控制個體效應的同時，還要控制時間效應。面板數據增加了數據量，但也會存在截面數據和時間序列各自所存在的問題，對此，本文進行了截面異方差檢驗、序列相關檢驗、截面相關檢驗，發現數據中同時存在這三種問題，因此，我們使用Driscoll and Kraay的方法，獲得穩健的標準誤，能同時克服異方差、序列相關和截面相關的問題。

(二)模型估計

1.靜態模型

通過靜態面板模型回歸得到結果如表1所示。不考慮其他因素，外商直接投資與金融業增加值正相關，系數顯著，如方程(1)所示。如果加入二次方項，發現外商直接投資與金融業增加值之間呈現正相關，但是這種相關關系不是單純遞增的，而是呈現倒“U”型的，但是二次方項的系數不顯著，如方程(2)所示，這可能是模型沒有考慮其他相關因素導致的。在方程(3)中，加入了區域金融市場發展程度的變量，發現金融業的增長與外商直接投資之間的確存在倒“U”型關系。方程(4)中加入了宏觀經濟因素，仍然可以得到這種非線性關系。

由于外商直接投資在中國存在明顯的區域差異，因此，有必要分地區進行討論，這里分別引入各板塊的虛擬變量的交互項分別來考察這一差異。從方程(5)、(6)、(7)中可以分別看到東部地區和中部地區的外商直接投資水平對金融業的影響低于全國平均水平，西部地區的外商直接投資水平對金融業的影響高于全國平均水平，方程(8)也可以驗證這一點。加入虛擬變量的回歸方程(5)-(8)的交互項的系數都是顯著的。

對方程(1)-(8)進行Wald檢驗發現，外商直接投資對金融業增加值的影響的系數顯著不為1，說明FDI對金融業發展是缺乏彈性的。模型中其他控制變量符合預期，且基本是顯著的，具體討論見后面。

表1 靜態模型估計

注：(1)本表的樣本區間為2001-2010年，估計結果由Stata12.1軟件包給出。(2)括號內的數字是估計系數的標準誤。(3)顯著水平表示：*，p<0.1; **，p<0.05; ***，p<0.01

2.動態模型

考慮到金融業增加值與其上一期可能存在相關關系，通過使用固定效應模型與差分模型仍然不能消除其影響，因此使用動態面板模型，加入一期滯后項。加入滯后項后，會產生模型的內生性問題，因此使用金融業增加值的高于2階的滯后項作為工具變量進行回歸，結果依然證實了FDI對金融增長的非線性影響。

表2 動態模型估計

注：(1)本表的樣本區間為2001-2010年，估計結果由Stata12.1軟件包給出。(2)括號內的數字是估計系數的標準誤。(3)顯著水平表示：*，p<0.1; **，p<0.05; ***，p<0.01。(3)AR2檢驗差分方程的殘差是否存在二階自相關，H0：存在二階自相關。AR2_P給出檢驗的P值。(4)Sargan檢驗工具變量使用是否合理，H0：工具變量是有效的。Sargan_P給出P值。

通過動態面板模型回歸得到結果如表2所示。可以看到加入了上一期的滯后項之后，外商直接投資與金融業增加值之間仍然存在著明顯的倒“U”型關系。外商直接投資在中國存在的區域差異仍然顯著，各板塊的虛擬變量的交互項系數顯著，符號與靜態模型得到的結果相同。方程(D1)-(D8)進行Wald檢驗發現外商直接投資對金融業增加值的影響的系數顯著不為1，說明FDI對金融發展的影響是缺乏彈性的。模型中其他控制變量系數符號符合預期且基本上是顯著的，模型通過了自相關檢驗和過度識別檢驗。

(三)其他變量與金融增長

1.金融相關率與金融增長

由方程(4)-(8)和(D4)-(D8)可知，金融相關率對金融業增長具有正向的促進作用，這與金融發展的相關理論也比較吻合。因為金融相關率本身在一定程度上反映一個地區金融深化的程度，金融相關率越高越說明本地區金融市場發展的程度越高，自然對本地區金融業增長起到促進的作用。

2.固定資產投資與金融增長

盡管部分方程回歸結果并不顯著，但所有方程固定資產投資的符號都為正，可以說明我國固定資產投資對金融業的增長起到了正向促進作用。這主要是因為，我國固定資產投資數額巨大，需要利用金融市場進行資金籌措，這在帶動金融市場規模擴大的同時也促進金融業增長。

3.個人可支配收入增加與金融增長

所有的回歸結果都表明，個人可支配收入的增加會明顯帶動我國金融業增長。這主要是因為，隨著居民個人可支配收入的增加，出于追逐財富而進行的一系列個人投資行為，尤其是個人金融產品投資和我國居民高儲蓄傾向行為，對我國金融業增長起促進作用。

4.外貿依存度與金融業增長

外貿依存度是開放水平的評估與衡量指標，是反映一個地區對外貿易活動對本地區經濟發展的影響和依賴程度的經濟分析指標，反映一個地區或國家經濟的外向程度。所有的靜態回歸方程結果都表明，我國的外貿依存度與金融業的增長呈負向關系，這可能是由于在開放經濟條件下，隨著我國與外部經濟的聯系日益緊密，國際金融市場上的風險也會通過貿易渠道轉嫁給國內的金融市場，進而對我國金融業的增長產生負面影響。

五 研究結論與政策建議

本文的研究結果顯示：外商直接投資對我國金融增長的影響不僅存在明顯的區域性差異而且是非線性的，兩者之間存在倒U型關系。

結合我國經濟發展的區域性差異，我們認為：在經濟發展的初始階段，外商直接投資不僅帶來了資金的支持還帶來了國外先進的金融理念和管理模式，極大地促進了當地金融業的增長和發展，西部地區處于這一階段；隨著FDI的增加和本地區經濟的發展，當地對這種先進投資模式適應性逐漸增強，經濟發展開始與國際接軌，本地投資模式與外商投資模式開始融合，外商投資對本地金融發展的效率以及規模等的促進作用開始減弱，FDI對本地投資的“擠出”效應開始顯現，同時由于本地金融市場與國際金融市場的聯系更加緊密，而本地金融市場相較于國外金融市場比較“脆弱”，國外金融市場任何的“風吹草動”都可能帶來本地金融市場的“動蕩”，進而抑制本地金融的增長，中部地區金融發展程度與這階段較為相似；隨著地區經濟發展水平的進一步提高，本地逐漸擺脫對外資的依賴，由依靠外資的外生型發展模式向主要依靠自身的內部積累來獲得發展的模式轉變，同時本地金融市場也逐漸成熟起來，這種情況下，FDI對本地金融的影響減弱，東部地區則基本上處于這一階段。

金融危機以來，為順利實現經濟發展方式的轉變，我國通過優化利用外資結構、深化外商投資管理體制改革、鼓勵外商在中西部地區發展符合環保要求的勞動密集型產業等措施，對外資政策的總體方向進行調整并取得了一定的成效，但外商投資區域分布不均衡以及外商投資帶來的污染轉移、影響宏觀經濟與金融穩定等現象依然突出(章文光、趙民和劉希雅，2010)[19]。

針對上述問題，結合本文的研究結論，我們提出以下政策建議：

一是通過設立產業、技術、環境等標準有選擇地吸引外資，全面提高利用外資質量。積極引導外資進入高新技術產業、現代研發服務業以及新能源等戰略性新興產業領域，以適應中國經濟轉型升級的要求。

二是依據各區域發展階段，實施差別化的引資政策，促進各區域協調發展(李敬、冉和光和萬廣華)[20]。東部地區由于經濟發展水平已接近于中等發達國家水平，因此，對于外資的引進更要“重質輕量”、全面提高其使用效率、引導外資正確流向，才更有利于促進本地區金融創新和經濟發展。同時應鼓勵已不適應東部地區產業結構優化升級的外商企業轉移到中西部地區。中部地區因其即將步入工業化的中期階段，其外生性經濟發展模式特征比較明顯，因此，中部地區在積極吸引外商投資的過程中要主動完善自身金融市場建設，提高外資利用率，消除外資對本地投資的“擠出效應”和對本地金融增長的“抑制效應”。相比其他地區，西部地區經濟發展水平比較低，對外部資金的需求也較大，但是其金融業發展較為滯后，市場化進程較為緩慢，其相對較差的投資環境不利于吸引外商投資。因此，西部地區應積極改善本地區的投資環境尤其是金融環境，積極推進市場化改革來吸引外商直接投資，以充分發揮外資對本地金融發展和經濟增長的促進作用。

三是進一步完善法制環境。結合國際通行的慣例及中國實際情況，對涉及外資方面的法律法規進行修訂，為吸引與協調外資提供堅實的法律基礎。完善外資管理的執法體系，在公開、公平和公正的基礎上，保障作為投資者的外企和作為東道國的中國的雙方利益(鄭志剛和鄧賀斐，2010)[21]。

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[引用方式]年猛,王垚.FDI對我國地區金融增長的非線性影響及其區域間差異[J].產經評論,2015,6(2):106-113.

Nonlinear and Region-varying Effect of Foreign Direct Investment on China’s Regional Financial Growth

NIAN Meng WANG Yao

This paper investigates the impact of the FDI on the regional financial growth using the panel data on the provincial level from 2001 to 2010. We find that FDI has a clear nonlinear and region-varying effect on financial growth in China. As there is a clear gradient difference in China’s regional economic and financial development, we propose the inverted “U”-hypothesis about the impact of FDI on the growth of the regional finance. Based on our findings, we suggest that different regions should adopt different policies，based on their economic and financial levels，to attract FDI.

FDI; nonlinear financial growth; regional financial; the effect of regional difference; inverted “U” shape hypothesis

2014-09-09

年猛，經濟學博士，中國科學技術發展戰略研究院助理研究員，研究方向：區域與城市經濟學、產業經濟學、創新經濟學；王垚，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士研究生，研究方向：區域與城市經濟學。

F124

A

1674-8298(2015)02-0106 -08

[責任編輯：鄭筱婷]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.02.010