金融深化对外商投资范文

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[摘要]本文利用协整分析深入探讨了我国金融体系的发展、FDI引入与经济增长之间的关系。结果显示FDI与经济增长明显正相关，而金融深化对FDI溢出效应具有显著的影响作用。这意味着我国在不断利用FDI促进经济增长的过程中，要特别注重金融发展，尤其要提高我国目前金融深化的水平。

[关键词]金融深化FDI经济增长协整分析

国内外的理论和实证研究表明，东道国必须具备一定的条件，才能放大外商直接投资(FDI)的溢出效应，推动FDI促进东道国经济增长，这些条件包括完善的基础设施、健全的法律制度环境、人力资本和知识结构等。但是，这些研究都普遍忽视了金融发展对于FDI溢出效应的重要作用。本文以转轨时期的中国为样本，深入探讨中国金融体系的发展与引入FDI的溢出效应之间的相互影响。

一、我国吸引FDI和金融深化现状

当前，在全球经济复苏步伐加快，跨国直接投资继续回升的形势下，我国吸收外商直接投资保持了稳定健康发展，实际使用外资金额继续名列全球前茅。截至2006年底，中国累计批准设立外商投资企业59万家，实际使用外资金额近7000亿美元；来华投资的国家和地区近200个，世界500强企业约470家在华投资，外商投资设立的各类研发机构超过750个。我国已经成为发展中国家最重要的FDI接受国。

而与此同时，在经济持续稳定发展和金融领域改革的推动下，我国金融体系日益完善，资本市场日益活跃，投融资行为日益规范，金融体系正向一个更加开放、更加有序的竞争体系转变。一方面，以2006年12月中国全面开放本土金融市场为标志，金融改革进入“后WTO”的加速调整阶段，金融市场更加开放，金融机构竞争更加激烈，金融产品种类更加繁多。另一方面，以国有商业银行股改上市、资本市场股权分置改革、人民币汇率形成机制改革等事件为标志，中国金融体制正有条不紊地进行结构性改革，企业活力不断释放，投融资渠道不断拓宽，信贷市场发展迅速（如下图所示），资本流动效率不断增强，金融风险不断降低，金融市场正进一步向市场化、国际化方向加速。（巴曙松，2005）

据统计，截至2006年底，外资银行业有14家法人机构、200家分行和79家支行、242家代表处，另有9家法人机构获准筹建；资产总额1175亿美元，约占中国银行业金融机构总资产的2%，其中贷款余额616亿美元；负债总额1081亿美元，其中存款余额350亿美元。此外，已有21家中资银行业金融机构引进29家境外投资者，投资总额190亿美元。不难看到，我国商业银行将日益面临在国内国际金融市场上与境内外金融机构同场竞技的全新格局，竞争的范围更大、领域更广、层次更高；而且同一地区、同一业态、业态与业态之间的竞争也将更加激烈。

可以看到，我国的金融深化、FDI和经济增长都处于良性发展轨道，但三者是否存在内在的联系，还需要进行科学的实证研究给予证明。下面本文将利用计量经济模型给予验证。

二、金融深化、FDI和经济增长的实证分析

（一）模型、变量及数据说明

本文采用的是VAR模型。VAR模型用当期所有变量对其自身若干滞后变量进行回归。因为滞后变量与随机干扰项是不相关的，因此可以消除联立方程模型中出现的相关问题。本文根据刘飞鸣和李杰（2007）的理论框架，构建了三个VAR模型分别考虑三者之间的动态关系：

这里FDI是指我国实际利用外资金额，用以度量外商直接投资；GDP为我国实际国内生产总值，用来度量我国的经济增长；BC是指我国银行向私人部门投放的信贷总量，用以度量金融深化。之所以采用信贷总量作为金融深化的表征，是因为当前我国的金融体制主要是以间接融资为主的银行主导型体制，而商业银行的规模扩张又主要以信贷扩张为特征。因此，我国的金融深化总体上表现为量上的增长，而信贷量的增长是其主要表现。

Chandavarkar（1992）指出，建立在较长时间序列基础上有利于更好地研究一个国家金融发展与经济增长的长期关系。因此，为了保证样本容量能够满足实证的要求，本文采用的是1994年第三季度到2006年底的季度数据①。

（二）变量的ADF检验

因为大多数时间序列数据都是不平稳的，因此，本文对每个变量的数据系列的平稳性特征采用单位根的ADF检验法，分别就每个变量的时间序列数据的水平、一阶和一阶差分形式进行检验。检验结果如表1所示。

从ADF单位根检验结果可以看出LGDP、LFDI和LBC三个序列都是非平稳序列，但是它们的差分序列却都是I（1）的。而根据协整理论，对于满足I（1）要求的多个变量之间可能存在协整关系。

根据Eviews对滞后阶数检验的结果看，LR、AIC和SC三个标准都选择了滞后二阶作为模型的滞后阶数。因此，本文的模型为三变量的VAR（2）模型。

（三）协整分析

对于VAR模型中的协整关系，我们采用Johanson协整检验方法进行检验。

从表3检验的结果看，两种统计方法都给出了一致的选择：LGDP与LFDI、LFDI与LBC以及LGDP、LFDI和LBC之间都存在明显的协整关系。不过，LGDP与LBC之间的协整检验并没有通过。

根据Johanson检验的结果，因此我们可以进一步得到上述变量组成的四个协整关系，这些关系可以表示如下：

LGDPt=-0.33+1.08LFDIt（2）

LFDIt=-0.30+0.93LBCt（3）

LFDIt=0.32+0.21GDPt+0.75LBCt（4）

LGDPt=1.54+4.78LFDIt-3.60LBCt（5）

（2）式反映了外商直接投资与经济增长之间的关系。我们很欣喜地发现二者之间存在稳定的长期均衡关系。1.08>0并且1.08>1，这说明外商直接投资对我国经济增长具有正的放大作用。当外商直接投资增长1%时，可以推动我国经济增长1.08%。

（3）式反映了金融深化与外商投资之间的关系。可以看到二者存在明显的正相关。当金融深化水平不断提高时，对FDI的吸引力也就越大。

[摘要]本文利用协整分析深入探讨了我国金融体系的发展、FDI引入与经济增长之间的关系。结果显示FDI与经济增长明显正相关，而金融深化对FDI溢出效应具有显著的影响作用。这意味着我国在不断利用FDI促进经济增长的过程中，要特别注重金融发展，尤其要提高我国目前金融深化的水平。

[关键词]金融深化FDI经济增长协整分析

国内外的理论和实证研究表明，东道国必须具备一定的条件，才能放大外商直接投资(FDI)的溢出效应，推动FDI促进东道国经济增长，这些条件包括完善的基础设施、健全的法律制度环境、人力资本和知识结构等。但是，这些研究都普遍忽视了金融发展对于FDI溢出效应的重要作用。本文以转轨时期的中国为样本，深入探讨中国金融体系的发展与引入FDI的溢出效应之间的相互影响。

一、我国吸引FDI和金融深化现状

当前，在全球经济复苏步伐加快，跨国直接投资继续回升的形势下，我国吸收外商直接投资保持了稳定健康发展，实际使用外资金额继续名列全球前茅。截至2006年底，中国累计批准设立外商投资企业59万家，实际使用外资金额近7000亿美元；来华投资的国家和地区近200个，世界500强企业约470家在华投资，外商投资设立的各类研发机构超过750个。我国已经成为发展中国家最重要的FDI接受国。

而与此同时，在经济持续稳定发展和金融领域改革的推动下，我国金融体系日益完善，资本市场日益活跃，投融资行为日益规范，金融体系正向一个更加开放、更加有序的竞争体系转变。一方面，以2006年12月中国全面开放本土金融市场为标志，金融改革进入“后WTO”的加速调整阶段，金融市场更加开放，金融机构竞争更加激烈，金融产品种类更加繁多。另一方面，以国有商业银行股改上市、资本市场股权分置改革、人民币汇率形成机制改革等事件为标志，中国金融体制正有条不紊地进行结构性改革，企业活力不断释放，投融资渠道不断拓宽，信贷市场发展迅速（如下图所示），资本流动效率不断增强，金融风险不断降低，金融市场正进一步向市场化、国际化方向加速。（巴曙松，2005）

据统计，截至2006年底，外资银行业有14家法人机构、200家分行和79家支行、242家代表处，另有9家法人机构获准筹建；资产总额1175亿美元，约占中国银行业金融机构总资产的2%，其中贷款余额616亿美元；负债总额1081亿美元，其中存款余额350亿美元。此外，已有21家中资银行业金融机构引进29家境外投资者，投资总额190亿美元。不难看到，我国商业银行将日益面临在国内国际金融市场上与境内外金融机构同场竞技的全新格局，竞争的范围更大、领域更广、层次更高；而且同一地区、同一业态、业态与业态之间的竞争也将更加激烈。

可以看到，我国的金融深化、FDI和经济增长都处于良性发展轨道，但三者是否存在内在的联系，还需要进行科学的实证研究给予证明。下面本文将利用计量经济模型给予验证。

二、金融深化、FDI和经济增长的实证分析

（一）模型、变量及数据说明

本文采用的是VAR模型。VAR模型用当期所有变量对其自身若干滞后变量进行回归。因为滞后变量与随机干扰项是不相关的，因此可以消除联立方程模型中出现的相关问题。本文根据刘飞鸣和李杰（2007）的理论框架，构建了三个VAR模型分别考虑三者之间的动态关系：

这里FDI是指我国实际利用外资金额，用以度量外商直接投资；GDP为我国实际国内生产总值，用来度量我国的经济增长；BC是指我国银行向私人部门投放的信贷总量，用以度量金融深化。之所以采用信贷总量作为金融深化的表征，是因为当前我国的金融体制主要是以间接融资为主的银行主导型体制，而商业银行的规模扩张又主要以信贷扩张为特征。因此，我国的金融深化总体上表现为量上的增长，而信贷量的增长是其主要表现。

Chandavarkar（1992）指出，建立在较长时间序列基础上有利于更好地研究一个国家金融发展与经济增长的长期关系。因此，为了保证样本容量能够满足实证的要求，本文采用的是1994年第三季度到2006年底的季度数据①。

（二）变量的ADF检验

因为大多数时间序列数据都是不平稳的，因此，本文对每个变量的数据系列的平稳性特征采用单位根的ADF检验法，分别就每个变量的时间序列数据的水平、一阶和一阶差分形式进行检验。检验结果如表1所示。

从ADF单位根检验结果可以看出LGDP、LFDI和LBC三个序列都是非平稳序列，但是它们的差分序列却都是I（1）的。而根据协整理论，对于满足I（1）要求的多个变量之间可能存在协整关系。

根据Eviews对滞后阶数检验的结果看，LR、AIC和SC三个标准都选择了滞后二阶作为模型的滞后阶数。因此，本文的模型为三变量的VAR（2）模型。

（三）协整分析

对于VAR模型中的协整关系，我们采用Johanson协整检验方法进行检验。

从表3检验的结果看，两种统计方法都给出了一致的选择：LGDP与LFDI、LFDI与LBC以及LGDP、LFDI和LBC之间都存在明显的协整关系。不过，LGDP与LBC之间的协整检验并没有通过。

根据Johanson检验的结果，因此我们可以进一步得到上述变量组成的四个协整关系，这些关系可以表示如下：

LGDPt=-0.33+1.08LFDIt（2）

LFDIt=-0.30+0.93LBCt（3）

LFDIt=0.32+0.21GDPt+0.75LBCt（4）

LGDPt=1.54+4.78LFDIt-3.60LBCt（5）

（2）式反映了外商直接投资与经济增长之间的关系。我们很欣喜地发现二者之间存在稳定的长期均衡关系。1.08>0并且1.08>1，这说明外商直接投资对我国经济增长具有正的放大作用。当外商直接投资增长1%时，可以推动我国经济增长1.08%。

（3）式反映了金融深化与外商投资之间的关系。可以看到二者存在明显的正相关。当金融深化水平不断提高时，对FDI的吸引力也就越大。