FDI对经济增长的影响研究_基于不同金融市场效率的分析.pdf

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1、第 2 期 总第 118 期2012 年 3 月山 东 财 政 学 院 学 报JOURNAL OF SHANDONG UNIVERSITY OF FINANCENo2 Vol118Mar 2012FDI 对经济增长的影响研究 基于不同金融市场效率的分析宋琳，吴竞(山东财经大学 金融学院，山东 济南250014)摘要:FDI 主要通过资本积累效应和技术溢出效应实现对东道国经济增长的持续推动，但这些作用的发挥受到东道国金融市场发展水平的制约。FDI 能够促进我国经济增长，其借助与金融市场的相互作用可以对经济增长发挥明显的推动作用。特别地，针对效率不同的信贷市场和股票市场，FDI 通过效率更高的信贷

2、市场对中国经济的促进作用更加明显。关键词:FDI;经济增长;金融市场效率;作用机制;实证检验中图分类号:F832 48文献标识码:A文章编号:1008 2670(2012)02 0020 06收稿日期:2011 12 15作者简介:宋琳(1969 )男，山东夏津人，经济学博士，山东财经大学院金融学院教授，研究方向:金融投资;吴竞(1986 )男，山东济南人，山东财经大学院金融学院硕士研究生，研究方向:金融投资。一、文献综述自从 Hymer1 在理论上开创了以 FDI 为对象的研究领域以来，FDI 与东道国经济增长关系问题一直备受关注。世界上大多数发达国家都认为 FDI 是促进本国经济发展的有效

3、途径，它不仅能为东道国带来金融资本，而且对于东道国存在着技术溢出效应，能够促进东道国的技术进步，提高东道国的经济发展水平，实证研究大都证实了这一点。但是对于发展中国家而言，结论并不一致。究其原因，除了母国因素外，东道国 FDI 技术吸收能力是主要的制约因素。人们已经开始广泛关注东道国人力资本存量、开放水平等技术吸收能力在FDI 经济增长效应中的作用机制，然而关于金融市场效率如何影响 FDI 促进经济增长的研究相对较少。国外已有学者开始研究东道国金融市场发展在 FDI 经济增长效应中的作用机制，并就多国样本进行了对比实证分析。Bailliu2 较早地研究了私人净资本流动(包括 FDI)和经济增长

4、这一问题。认为许多国外私人资本是通过国内金融中介流入东道国的，而发达的金融体系具有实现储蓄向投资有效转化和提高投资效率的功能。在实证研究中，Bailliu 对 1975 1995 年间 40 个发展中国家的动态面板数据进行了跨国回归分析，结果表明:银行部门发达的国家，净私人资本流入(含 FDI)对经济增长有着正效应;反之，银行部门欠发达国家的净资本流入对经济增长贡献率则为负。Alfaro3 等在其构建的经济增长模型中指出 FDI 对母国经济的刺激效应非常重要地取决于东道国金融市场的发展水平。Omran 和 Bbolbo4、Niels 和 Robert5 等的理论和实证研究均表明，FDI 对东道

5、国经济增长的贡献强烈地02第 2 期宋琳，吴竞:FDI 对经济增长的影响研究依赖于东道国金融体系的效率，东道国金融体系富有效率的国家 FDI 对经济增长有着正的贡献率，东道国金融体系缺乏效率而且非常脆弱的国家，FDI 对经济增长的贡献率甚至是负数。国内学者也做了相关研究，但对于我国金融市场是否有效地促进了 FDI 的经济增长效应，结论并不一致。同时，针对效率不同的金融市场，其对 FDI 的经济增长效应的影响也缺乏对比研究，针对以上问题，本文将进行详细的论证。二、FDI 通过效率不同的金融市场促进经济增长的作用机制金融市场效率原来是指资金在融通市场上所表现出来的有效性，具体体现在五个方面:(1)

6、市场上金融商品价格对各类信息的反映灵敏程度。(2)金融市场上各类商品的价格具有稳定均衡的内在机制。(3)金融市场的金融商品数量及创新能力。(4)金融市场剔除风险的能力。(5)交易成本。由此我们得出三种效率不同的金融市场:弱式效率市场、半强式效率市场和强式效率市场。随着认识的不断深入，人们对金融市场效率的认识也有了新的进展，金融市场的效率还可以表示为市场的运行效率和市场的分配效率，即金融市场作为中介可以在多大程度促进自变量对 GDP 的影响。本文使用的金融市场效率概念就属此类。参考 Alfaro 建立的金融市场作用机制模型，金融市场可以按以下指标划分为五种，即金融系统的流动性负债(LYL=M2/

7、GDP)、商业银行资产(BTOT=商业银行资产/商业银行资产与央行资产之和)、私人部门贷款(PRVCR=金融中介对私人部门的贷款/GDP)、银行贷款(BANKCR=储蓄存款货币银行对私人部门的贷款/GDP)和 Stock Liquidity(股票市场交易额/GDP)。其中每一种金融市场对应一种金融市场效率。金融市场效率在 FDI 技术溢出当中起着重要作用，当先进技术通过人力资本的流动转移到内资企业时，内资企业需要通过结构重组、改变原有的经营方式、购置新设备等手段吸收和利用 FDI 的先进技术。在这一过程中，有些企业可以通过内源融资来筹集资金，但原有技术与新技术间差距越大，所需要的资金就越多，企

8、业进行外源融资的可能性就越大。在绝大多数情况下，外源融资需要在国内金融市场进行，依赖于国内的金融体系，即国内金融市场效率的高低影响这些企业的发展程度。人力资本流动还可以通过建立新的企业，将先进技术转化为现实生产力。然而条件是必须先支付大笔初始的固定创业成本(包括学习费用、谈判成本、购买关键技术以及设备的费用等)，这也需要在国内金融市场中进行融资，东道国金融市场运作效率将决定创业者能否在有效时期内获得贷款以支付这笔固定成本。特别是对于那些高技术含量的创新型中小企业来说，国内金融市场的效率就非常重要，资金的及时到位，意味着企业可以将新产品率先投放市场，占有较高的市场份额以获取利润。因此，金融市场效

9、率越高，融资成本越低，人力资本从外资企业转向国内企业就越容易，而且建立新企业的可能性就越大。因此，一个具有良好功能的金融市场体系能通过人力资本扩大 FDI 的技术溢出效应，从而大大促进一国的技术创新和经济增长。三、模型的建立和数据的来源为了分析的需要，我们建立 FDI 通过金融市场对经济增长产生作用的线性回归模型:GDP=+FDI+FINANCE+(FDIFINANCE)+(1)模型中，GDP 每年实际的国内生产总值;FDI 实际流入的外国直接投资额，按照当年实际有效汇率折算成人民币计算;FINANCE 金融市场效率;FDIFINANCE FDI 与金融市场的相互作用，目的是用来检验 FDI

10、促进我国经济增长是否需12山东财政学院学报2012 年要受到国内金融市场效率的限制;常数项，表示除 FDI 之外其他所有要素投入对 GDP 的影响。根据 Alfaro 建立的金融市场作用机制模型，金融市场效率可以分别用以下 5 个指标来表示，即金融系统的流动性负债 LYL(M2/GDP)、商业银行资产 BTOT(商业银行资产/商业银行资产与央行资产之和)、私人部门贷款 PRVCR(金融中介对私人部门的贷款/GDP)、银行贷款 BANKCR(储蓄存款和货币银行对私人部门的贷款/GDP)和股票市场流动性资产 SL(股票市场交易额/GDP)，这五个指标虽然有各自的侧重点，但均被视为金融市场效率。由于

11、我国金融市场以信贷市场和股票市场为主，本文专门选取流动性负债 LYL 来反映信贷市场的效率;选取 SL 反映我国股票市场的效率。为了避免各效率指标之间的自相关性，在实证过程中分别选择 LYL 和 SL 替代 FINANCE。考虑到自然对数变换不改变原来的协整关系，且通过对数化以后数据序列易得到平稳序列，能够有效消除时间序列中存在的异方差，所以对 GDP、FDI 等数据进行自然对数变换，得到新的时间序列，变换后的变量分别用 lnGDP、lnFDI、lnLYL、lnSL、lnFINANCE 表示:lnGPD=+lnFDI+lnFINANCE+ln(FDIFINANCE)+(2)将 LYL 和 SL

12、 分别代替 FINANCE 后得到公式:lnGDP=1+1lnFDI+1lnLYL+1ln(FDILYL)+1(3)lnGDP=2+2lnFDI+2lnSL+2ln(FDISL)+2(4)由于改革开放初期我国 FDI 流入量较少，而股票市场也仅从 1993 年后才有完整的年度数据，故选取1993 2009 年的样本数据研究信贷市场和股票市场的发展对 FDI 经济增长效应的影响。本文的数据皆来源于历年的 中国统计年鉴 、中国金融统计年鉴。原始数据如表 1:表 1本文分析引用数据GDPFDI(人民币)股票市场的交易额M2199335260 02471702732 29263718 6434879

13、80199448108 45644959282 62158815 5846923 50199559810 529211193220 058012047 7360750 50199670142 491651400044 133023064 1676094 90199778060 835001558874 875032391 1490995 30199883024 279771658825 110024317 67104498 50199988479 154751768698 303033276 65119897 90200098000 454311960009 086064517 6413461

14、0 402001108068 220602162445 093038305 18158301 902002119095 689302384295 69902799 45185007 002003135173 976102707534 742032115 27221222 802004159586 747903198118 428042333 95254107 002005184088 600003690976 430031664 78298755 702006213131 700004275421 902090468 89345603 592007251483 220205047268 229

15、0460556 20403442 202008300670 000006037453 6000279818 40475200 002009335353 000006737241 7700533161 00606225 0022第 2 期宋琳，吴竞:FDI 对经济增长的影响研究四、实证分析(一)平稳性检验利用时间序列建立经济计量模型时，时间序列必须是平稳的。为此，有必要检验序列的平稳性。序列的平稳性检验，主要是利用 ADF(Augmented Dickey Fuller)单位根检验法，检验结果见表 2。表 2单位根检验变量ADF 统计量5%显著性水平临界值结论R2lnGDP3 2921471 9

16、68430序列不稳定0 677382lnGDP0 1821671 970978序列不稳定0 4294482lnGDP2 3539141 974028序列稳定0 336126lnFDI0 4294481 968430序列不稳定0 028185lnFDI1 0059931 970978序列不稳定0 0706722lnFDI2 6834211 974028序列稳定1 974028lnSL1 3284161 968430序列不稳定0 196730lnSL2 1780883 144920序列不稳定3 1449202lnSL5 8294301 974028序列稳定0 855173lnLYL0 331492

17、3 791172序列不稳定0 376826lnLYL3 5804634 886426序列不稳定0 7180392lnLYL3 1462891 974028序列稳定0 729792lnFDISL2 0927593 791172序列不稳定0 365295lnFDISL3 8534793 828975序列不稳定0 7089702lnFDISL6 0104191 974028序列稳定0 847376lnFDILYL5 4351163 828975序列不稳定0 811486lnFDILYL3 5916623 144920序列不稳定0 6425052lnFDILYL2 4253591 974028序列稳定

18、0 395332注:表示一阶差分，2表示二阶差分。统计结果来自软件 Eviews 6 0。表 2 显示，水平序列和一阶差分序列的 lnGDP、lnFDI、lnLYL、lnSL、lnFDISL、lnFDILYL 都不能拒绝单位根假设，说明序列是非平稳的，而二阶差分则都拒绝了单位根假设，说明序列是平稳的，即都是 I(2)序列，可以对变量之间的长期关系进行下一步的协整检验。(二)回归分析为了研究 FDI、金融市场效率与经济增长的作用，用 OLS 法对公式(3)(4)分别进行估计，得到方程lnGDP=2 528755+0 484420lnFDI+0 776113lnLYL+0 562029lnFDIL

19、YL(5)(1 663244)(0 134816)(0 211544)(0 157909)R2=0 948278DW=0 804392lnGDP=1 423599+0 348668lnFDI+0 210552lnSL+0 223899lnFDISL(6)(0 940813)(4 598603)(0 974321)(1 150293)R2=0 895707DW=1 182914由方程(5)得到 lnFDI 前的系数是 0 484420，即 GDP 对于 FDI 变动的敏感性系数是 0 484420，这表示FDI 每变化 1%，会引起 GDP 正向变动 0 484420。同理可得 lnLYL、ln

20、FDILYL 对 GDP 的影响。其中 lnLYL 系数较大，说明我国信贷市场对 GDP 有显著影响，即信贷市场是有效率的。相应的 lnFDILYL 系数为 0 562029，FDI 通过信贷市场促进我国经济增长的效果明显。32山东财政学院学报2012 年由方程(6)得到 lnFDI 前的系数是 0 348668，即 GDP 对于 FDI 变动的敏感性系数是 0 348668，这表示FDI 每变化 1%，会引起 GDP 正向变动 0 348668。同理可得 lnSL、lnFDISL 对 GDP 的影响。其中 lnSL 前的系数为 0 210552，相对于借贷市场，股票市场对 GDP 影响较小，

21、即股票市场是缺乏效率的，相应的 lnFDISL 系数为 0 223899，FDI 通过股票市场促进我国经济增长的效果较差。通过回归结果可以得知，国民经济与 FDI、FINANCE 和 FDIFINANCE 正相关。相对于股票市场，信贷市场更具效率，FDI 通过信贷市场能够更明显的促进经济增长。(三)协整检验第二步得到的回归方程反映了 lnGDP、lnFDI、lnFINANCE 和 ln(FDIFINANCE)之间的统计关系，从统计意义上看，方程的拟合效果很好。为了避免时间序列的伪回归，要对这四个变量之间的协整关系进行检验。只要检验回归方程的残差序列是否平稳即可。我们对基于回归方程的残差序列进行

22、单位根检验。检验模型为:t=t 1+t结果得到 ADF 统计量为 2 431284，小于 5%显著性水平下的临界值 1 970978，拒绝原假设，即残差序列是平稳的。可以得出 lnGDP、lnFDI、lnFINANCE 和 ln(FDI*FINANCE)之间存在协整关系，回归方程有意义。(四)格兰杰因果关系检验协整检验结果只表明变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰(Granger)提出的因果关系检验可以解决此类问题。表 3格兰杰因果检验Null Hypothesis:ObsF StatisticProblnGDP does not Granger

23、 Cause lnFDI123 685140 1562lnFDI does not Granger Cause lnGDP18 73910 0184Null Hypothesis:ObsF StatisticProblnSL does not Granger Cause lnGDP122 274250 2628lnGDP does not Granger Cause lnSL5 354330 0997Null Hypothesis:ObsF StatisticProblnLYL doesnot Granger Cause lnGDP1219 06490 0180lnGDP does not G

24、ranger Cause lnLYL1 959730 3036Null Hypothesis:ObsF StatisticProblnFDILYL does not Granger Cause lnGDP122 388880 2501lnGDP does not Granger Cause lnFDILYL3 934580 1448Null Hypothesis:ObsF StatisticProblnFDISL does not Granger Cause lnGDP122 002050 2975lnGDP does not Granger Cause lnFDISL13 26740 029

25、9检验结果表明:(1)我们有 98 16%的把握确定 FDI 是 GDP 的格兰杰原因，即 FDI 的流入有效地促进了我国经济增长。(2)GDP 分别和 SL、LYL 之间存在双向的格兰杰因果关系，即 GDP 与金融市场效率之间能够相互促进。(3)GDP 分别和 FDISL、FDILYL 之间存在双向的格兰杰因果关系。42第 2 期宋琳，吴竞:FDI 对经济增长的影响研究五、结论及政策建议由以上分析可知:我国经济增长与 FDI 之间存在长期稳定的关系，FDI 能够促进我国经济增长。更进一步讲无论在借贷市场还是在股票市场，FDI 与各种金融中介合作后产生的经济推动作用均很大。并且由于中国的信贷市

26、场更具效率，信贷市场的 FDI 经济增长效应大于股票市场的 FDI 经济增长效应。为扩大 FDI 的经济增长效应，实现我国经济高速发展，应重视和发挥金融市场的作用，大力提高金融市场效率。一方面完善相关法律制度，并积极拓展债券市场、风险投资、投资基金等多种融资渠道。另一方面加大股市的融资规模，作为高新技术企业的主要融资渠道，中国股票市场近年来虽然得到了迅速发展，但是规模有限，覆盖面相对较窄，无法为 FDI 企业提供充足的资本。因此，使更多的中小企业以及民营企业能上市融资应成为当前金融体制改革的主要任务。参考文献:1 HYMER The International Operations of Na

27、tional Firms:A Study of Direct Foreign Investment M Cambridge，1976 2 BAILLIU Private Capital Flows，Financial Development，and Economic Growth in Developing Countries R Bank of Canada in itsSeries Working Papers，2000(1):0 16 3 LAUREA ALFAROA FDI and Economic Growth:the Role of Local Financial Market J

28、 Journal of International Economics，2004(5):91 120 4 OMRAN，BBOLBOLM Foreign Direct Investment，Finance Development and Economic Growth:Evidence from Arab countries J Review of Middle East Economics and Finance，2003(3):240 245 5 NIELS，ROBERT Foreign Direct Investment，Financial Development and Economic

29、 GrowthJ The Journal of Development Stud-ies，2003(40):100 163A Study on FDI s Role in Economic Growth Based on an Analysis of the Different Efficiencies of Financial MarketsSONG Lin，WU Jing(School of Finance，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China)Abstract:FDI plays the role

30、of promoting the host country s economic growth mainly through capital accumula-tion effect and technology spillover effect However，this role is restricted by the developing level of the host coun-try s financial market FDI is to promote China s economic growth Through interplaying with the financia

31、l market，FDI can obviously promote China s economic growth;and in particular，since credit markets and stock markets aredifferent in their efficiencies，FDI promotes China s economic growth even more obviously through those more effi-cient onesKey words:FDI;economic growth;financial market efficiency;mechanism of action;empirical test(责任编辑刘小平)52