金融深化對外商投資范文
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[摘要]本文利用協整分析深入探討了我國金融體系的發展、FDI引入與經濟增長之間的關系。結果顯示FDI與經濟增長明顯正相關，而金融深化對FDI溢出效應具有顯著的影響作用。這意味著我國在不斷利用FDI促進經濟增長的過程中，要特別注重金融發展，尤其要提高我國目前金融深化的水平。
[關鍵詞]金融深化FDI經濟增長協整分析
國內外的理論和實證研究表明，東道國必須具備一定的條件，才能放大外商直接投資(FDI)的溢出效應，推動FDI促進東道國經濟增長，這些條件包括完善的基礎設施、健全的法律制度環境、人力資本和知識結構等。但是，這些研究都普遍忽視了金融發展對于FDI溢出效應的重要作用。本文以轉軌時期的中國為樣本，深入探討中國金融體系的發展與引入FDI的溢出效應之間的相互影響。
一、我國吸引FDI和金融深化現狀
當前，在全球經濟復蘇步伐加快，跨國直接投資繼續回升的形勢下，我國吸收外商直接投資保持了穩定健康發展，實際使用外資金額繼續名列全球前茅。截至2006年底，中國累計批準設立外商投資企業59萬家，實際使用外資金額近7000億美元；來華投資的國家和地區近200個，世界500強企業約470家在華投資，外商投資設立的各類研發機構超過750個。我國已經成為發展中國家最重要的FDI接受國。
而與此同時，在經濟持續穩定發展和金融領域改革的推動下，我國金融體系日益完善，資本市場日益活躍，投融資行為日益規范，金融體系正向一個更加開放、更加有序的競爭體系轉變。一方面，以2006年12月中國全面開放本土金融市場為標志，金融改革進入“后WTO”的加速調整階段，金融市場更加開放，金融機構競爭更加激烈，金融產品種類更加繁多。另一方面，以國有商業銀行股改上市、資本市場股權分置改革、人民幣匯率形成機制改革等事件為標志，中國金融體制正有條不紊地進行結構性改革，企業活力不斷釋放，投融資渠道不斷拓寬，信貸市場發展迅速（如下圖所示），資本流動效率不斷增強，金融風險不斷降低，金融市場正進一步向市場化、國際化方向加速。（巴曙松，2005）
據統計，截至2006年底，外資銀行業有14家法人機構、200家分行和79家支行、242家代表處，另有9家法人機構獲準籌建；資產總額1175億美元，約占中國銀行業金融機構總資產的2%，其中貸款余額616億美元；負債總額1081億美元，其中存款余額350億美元。此外，已有21家中資銀行業金融機構引進29家境外投資者，投資總額190億美元。不難看到，我國商業銀行將日益面臨在國內國際金融市場上與境內外金融機構同場競技的全新格局，競爭的范圍更大、領域更廣、層次更高；而且同一地區、同一業態、業態與業態之間的競爭也將更加激烈。
可以看到，我國的金融深化、FDI和經濟增長都處于良性發展軌道，但三者是否存在內在的聯系，還需要進行科學的實證研究給予證明。下面本文將利用計量經濟模型給予驗證。
二、金融深化、FDI和經濟增長的實證分析
（一）模型、變量及數據說明
本文采用的是VAR模型。VAR模型用當期所有變量對其自身若干滯后變量進行回歸。因為滯后變量與隨機干擾項是不相關的，因此可以消除聯立方程模型中出現的相關問題。本文根據劉飛鳴和李杰（2007）的理論框架，構建了三個VAR模型分別考慮三者之間的動態關系：
這里FDI是指我國實際利用外資金額，用以度量外商直接投資；GDP為我國實際國內生產總值，用來度量我國的經濟增長；BC是指我國銀行向私人部門投放的信貸總量，用以度量金融深化。之所以采用信貸總量作為金融深化的表征，是因為當前我國的金融體制主要是以間接融資為主的銀行主導型體制，而商業銀行的規模擴張又主要以信貸擴張為特征。因此，我國的金融深化總體上表現為量上的增長，而信貸量的增長是其主要表現。
Chandavarkar（1992）指出，建立在較長時間序列基礎上有利于更好地研究一個國家金融發展與經濟增長的長期關系。因此，為了保證樣本容量能夠滿足實證的要求，本文采用的是1994年第三季度到2006年底的季度數據①。
（二）變量的ADF檢驗
因為大多數時間序列數據都是不平穩的，因此，本文對每個變量的數據系列的平穩性特征采用單位根的ADF檢驗法，分別就每個變量的時間序列數據的水平、一階和一階差分形式進行檢驗。檢驗結果如表1所示。
從ADF單位根檢驗結果可以看出LGDP、LFDI和LBC三個序列都是非平穩序列，但是它們的差分序列卻都是I（1）的。而根據協整理論，對于滿足I（1）要求的多個變量之間可能存在協整關系。
根據Eviews對滯后階數檢驗的結果看，LR、AIC和SC三個標準都選擇了滯后二階作為模型的滯后階數。因此，本文的模型為三變量的VAR（2）模型。
（三）協整分析
對于VAR模型中的協整關系，我們采用Johanson協整檢驗方法進行檢驗。
從表3檢驗的結果看，兩種統計方法都給出了一致的選擇：LGDP與LFDI、LFDI與LBC以及LGDP、LFDI和LBC之間都存在明顯的協整關系。不過，LGDP與LBC之間的協整檢驗并沒有通過。
根據Johanson檢驗的結果，因此我們可以進一步得到上述變量組成的四個協整關系，這些關系可以表示如下：
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資與經濟增長之間的關系。我們很欣喜地發現二者之間存在穩定的長期均衡關系。1.08>0并且1.08>1，這說明外商直接投資對我國經濟增長具有正的放大作用。當外商直接投資增長1%時，可以推動我國經濟增長1.08%。
（3）式反映了金融深化與外商投資之間的關系?？梢钥吹蕉叽嬖诿黠@的正相關。當金融深化水平不斷提高時，對FDI的吸引力也就越大。
[摘要]本文利用協整分析深入探討了我國金融體系的發展、FDI引入與經濟增長之間的關系。結果顯示FDI與經濟增長明顯正相關，而金融深化對FDI溢出效應具有顯著的影響作用。這意味著我國在不斷利用FDI促進經濟增長的過程中，要特別注重金融發展，尤其要提高我國目前金融深化的水平。
[關鍵詞]金融深化FDI經濟增長協整分析
國內外的理論和實證研究表明，東道國必須具備一定的條件，才能放大外商直接投資(FDI)的溢出效應，推動FDI促進東道國經濟增長，這些條件包括完善的基礎設施、健全的法律制度環境、人力資本和知識結構等。但是，這些研究都普遍忽視了金融發展對于FDI溢出效應的重要作用。本文以轉軌時期的中國為樣本，深入探討中國金融體系的發展與引入FDI的溢出效應之間的相互影響。
一、我國吸引FDI和金融深化現狀
當前，在全球經濟復蘇步伐加快，跨國直接投資繼續回升的形勢下，我國吸收外商直接投資保持了穩定健康發展，實際使用外資金額繼續名列全球前茅。截至2006年底，中國累計批準設立外商投資企業59萬家，實際使用外資金額近7000億美元；來華投資的國家和地區近200個，世界500強企業約470家在華投資，外商投資設立的各類研發機構超過750個。我國已經成為發展中國家最重要的FDI接受國。
而與此同時，在經濟持續穩定發展和金融領域改革的推動下，我國金融體系日益完善，資本市場日益活躍，投融資行為日益規范，金融體系正向一個更加開放、更加有序的競爭體系轉變。一方面，以2006年12月中國全面開放本土金融市場為標志，金融改革進入“后WTO”的加速調整階段，金融市場更加開放，金融機構競爭更加激烈，金融產品種類更加繁多。另一方面，以國有商業銀行股改上市、資本市場股權分置改革、人民幣匯率形成機制改革等事件為標志，中國金融體制正有條不紊地進行結構性改革，企業活力不斷釋放，投融資渠道不斷拓寬，信貸市場發展迅速（如下圖所示），資本流動效率不斷增強，金融風險不斷降低，金融市場正進一步向市場化、國際化方向加速。（巴曙松，2005）
據統計，截至2006年底，外資銀行業有14家法人機構、200家分行和79家支行、242家代表處，另有9家法人機構獲準籌建；資產總額1175億美元，約占中國銀行業金融機構總資產的2%，其中貸款余額616億美元；負債總額1081億美元，其中存款余額350億美元。此外，已有21家中資銀行業金融機構引進29家境外投資者，投資總額190億美元。不難看到，我國商業銀行將日益面臨在國內國際金融市場上與境內外金融機構同場競技的全新格局，競爭的范圍更大、領域更廣、層次更高；而且同一地區、同一業態、業態與業態之間的競爭也將更加激烈。
可以看到，我國的金融深化、FDI和經濟增長都處于良性發展軌道，但三者是否存在內在的聯系，還需要進行科學的實證研究給予證明。下面本文將利用計量經濟模型給予驗證。
二、金融深化、FDI和經濟增長的實證分析
（一）模型、變量及數據說明
本文采用的是VAR模型。VAR模型用當期所有變量對其自身若干滯后變量進行回歸。因為滯后變量與隨機干擾項是不相關的，因此可以消除聯立方程模型中出現的相關問題。本文根據劉飛鳴和李杰（2007）的理論框架，構建了三個VAR模型分別考慮三者之間的動態關系：
這里FDI是指我國實際利用外資金額，用以度量外商直接投資；GDP為我國實際國內生產總值，用來度量我國的經濟增長；BC是指我國銀行向私人部門投放的信貸總量，用以度量金融深化。之所以采用信貸總量作為金融深化的表征，是因為當前我國的金融體制主要是以間接融資為主的銀行主導型體制，而商業銀行的規模擴張又主要以信貸擴張為特征。因此，我國的金融深化總體上表現為量上的增長，而信貸量的增長是其主要表現。
Chandavarkar（1992）指出，建立在較長時間序列基礎上有利于更好地研究一個國家金融發展與經濟增長的長期關系。因此，為了保證樣本容量能夠滿足實證的要求，本文采用的是1994年第三季度到2006年底的季度數據①。
（二）變量的ADF檢驗
因為大多數時間序列數據都是不平穩的，因此，本文對每個變量的數據系列的平穩性特征采用單位根的ADF檢驗法，分別就每個變量的時間序列數據的水平、一階和一階差分形式進行檢驗。檢驗結果如表1所示。
從ADF單位根檢驗結果可以看出LGDP、LFDI和LBC三個序列都是非平穩序列，但是它們的差分序列卻都是I（1）的。而根據協整理論，對于滿足I（1）要求的多個變量之間可能存在協整關系。
根據Eviews對滯后階數檢驗的結果看，LR、AIC和SC三個標準都選擇了滯后二階作為模型的滯后階數。因此，本文的模型為三變量的VAR（2）模型。
（三）協整分析
對于VAR模型中的協整關系，我們采用Johanson協整檢驗方法進行檢驗。
從表3檢驗的結果看，兩種統計方法都給出了一致的選擇：LGDP與LFDI、LFDI與LBC以及LGDP、LFDI和LBC之間都存在明顯的協整關系。不過，LGDP與LBC之間的協整檢驗并沒有通過。
根據Johanson檢驗的結果，因此我們可以進一步得到上述變量組成的四個協整關系，這些關系可以表示如下：
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資與經濟增長之間的關系。我們很欣喜地發現二者之間存在穩定的長期均衡關系。1.08>0并且1.08>1，這說明外商直接投資對我國經濟增長具有正的放大作用。當外商直接投資增長1%時，可以推動我國經濟增長1.08%。
（3）式反映了金融深化與外商投資之間的關系?？梢钥吹蕉叽嬖诿黠@的正相關。當金融深化水平不斷提高時，對FDI的吸引力也就越大。
