FDI對經濟提高影響范文

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一、文獻綜述

自從Hymer［1］在理論上開創了以fdi為對象的研究領域以來，FDI與東道國經濟增長關系問題一直備受關注。世界上大多數發達國家都認為FDI是促進本國經濟發展的有效途徑，它不僅能為東道國帶來金融資本，而且對于東道國存在著技術溢出效應，能夠促進東道國的技術進步，提高東道國的經濟發展水平，實證研究大都證實了這一點。但是對于發展中國家而言，結論并不一致。究其原因，除了母國因素外，東道國FDI技術吸收能力是主要的制約因素。人們已經開始廣泛關注東道國人力資本存量、開放水平等技術吸收能力在FDI經濟增長效應中的作用機制，然而關于金融市場效率如何影響FDI促進經濟增長的研究相對較少。國外已有學者開始研究東道國金融市場發展在FDI經濟增長效應中的作用機制，并就多國樣本進行了對比實證分析。Bailliu［2］較早地研究了私人凈資本流動(包括FDI)和經濟增長這一問題。認為許多國外私人資本是通過國內金融中介流入東道國的，而發達的金融體系具有實現儲蓄向投資有效轉化和提高投資效率的功能。在實證研究中，Bailliu對1975－1995年間40個發展中國家的動態面板數據進行了跨國回歸分析，結果表明:銀行部門發達的國家，凈私人資本流入(含FDI)對經濟增長有著正效應;反之，銀行部門欠發達國家的凈資本流入對經濟增長貢獻率則為負。Alfaro［3］等在其構建的經濟增長模型中指出FDI對母國經濟的刺激效應非常重要地取決于東道國金融市場的發展水平。Omran和Bbolbo［4］、Niels和Robert［5］等的理論和實證研究均表明，FDI對東道國經濟增長的貢獻強烈地依賴于東道國金融體系的效率，東道國金融體系富有效率的國家FDI對經濟增長有著正的貢獻率，東道國金融體系缺乏效率而且非常脆弱的國家，FDI對經濟增長的貢獻率甚至是負數。國內學者也做了相關研究，但對于我國金融市場是否有效地促進了FDI的經濟增長效應，結論并不一致。同時，針對效率不同的金融市場，其對FDI的經濟增長效應的影響也缺乏對比研究，針對以上問題，本文將進行詳細的論證。

二、FDI通過效率不同的金融市場促進經濟增長的作用機制

金融市場效率原來是指資金在融通市場上所表現出來的有效性，具體體現在五個方面:(1)市場上金融商品價格對各類信息的反映靈敏程度。(2)金融市場上各類商品的價格具有穩定均衡的內在機制。(3)金融市場的金融商品數量及創新能力。(4)金融市場剔除風險的能力。(5)交易成本。由此我們得出三種效率不同的金融市場:弱式效率市場、半強式效率市場和強式效率市場。隨著認識的不斷深入，人們對金融市場效率的認識也有了新的進展，金融市場的效率還可以表示為市場的運行效率和市場的分配效率，即金融市場作為中介可以在多大程度促進自變量對GDP的影響。本文使用的金融市場效率概念就屬此類。參考Alfaro建立的金融市場作用機制模型，金融市場可以按以下指標劃分為五種，即金融系統的流動性負債(LYL=M2/GDP)、商業銀行資產(BTOT=商業銀行資產/商業銀行資產與央行資產之和)、私人部門貸款(PRVCR=金融中介對私人部門的貸款/GDP)、銀行貸款(BANKCR=儲蓄存款貨幣銀行對私人部門的貸款/GDP)和StockLiquidity(股票市場交易額/GDP)。其中每一種金融市場對應一種金融市場效率。金融市場效率在FDI技術溢出當中起著重要作用，當先進技術通過人力資本的流動轉移到內資企業時，內資企業需要通過結構重組、改變原有的經營方式、購置新設備等手段吸收和利用FDI的先進技術。在這一過程中，有些企業可以通過內源融資來籌集資金，但原有技術與新技術間差距越大，所需要的資金就越多，企業進行外源融資的可能性就越大。在絕大多數情況下，外源融資需要在國內金融市場進行，依賴于國內的金融體系，即國內金融市場效率的高低影響這些企業的發展程度。人力資本流動還可以通過建立新的企業，將先進技術轉化為現實生產力。然而條件是必須先支付大筆初始的固定創業成本(包括學習費用、談判成本、購買關鍵技術以及設備的費用等)，這也需要在國內金融市場中進行融資，東道國金融市場運作效率將決定創業者能否在有效時期內獲得貸款以支付這筆固定成本。特別是對于那些高技術含量的創新型中小企業來說，國內金融市場的效率就非常重要，資金的及時到位，意味著企業可以將新產品率先投放市場，占有較高的市場份額以獲取利潤。因此，金融市場效率越高，融資成本越低，人力資本從外資企業轉向國內企業就越容易，而且建立新企業的可能性就越大。因此，一個具有良好功能的金融市場體系能通過人力資本擴大FDI的技術溢出效應，從而大大促進一國的技術創新和經濟增長。

三、模型的建立和數據的來源

為了分析的需要，我們建立FDI通過金融市場對經濟增長產生作用的線性回歸模型:GDP=α+βFDI+γFINANCE+η(FDI?FINANCE)+μ(1)模型中，GDP———每年實際的國內生產總值;FDI———實際流入的外國直接投資額，按照當年實際有效匯率折算成人民幣計算;FINANCE———金融市場效率;FDI?FINANCE———FDI與金融市場的相互作用，目的是用來檢驗FDI促進我國經濟增長是否需要受到國內金融市場效率的限制;α———常數項，表示除FDI之外其他所有要素投入對GDP的影響。根據Alfaro建立的金融市場作用機制模型，金融市場效率可以分別用以下5個指標來表示，即金融系統的流動性負債LYL(M2/GDP)、商業銀行資產BTOT(商業銀行資產/商業銀行資產與央行資產之和)、私人部門貸款PRVCR(金融中介對私人部門的貸款/GDP)、銀行貸款BANKCR(儲蓄存款和貨幣銀行對私人部門的貸款/GDP)和股票市場流動性資產SL(股票市場交易額/GDP)，這五個指標雖然有各自的側重點，但均被視為金融市場效率。由于我國金融市場以信貸市場和股票市場為主，本文專門選取流動性負債LYL來反映信貸市場的效率;選取SL反映我國股票市場的效率。為了避免各效率指標之間的自相關性，在實證過程中分別選擇LYL和SL替代FINANCE?？紤]到自然對數變換不改變原來的協整關系，且通過對數化以后數據序列易得到平穩序列，能夠有效消除時間序列中存在的異方差，所以對GDP、FDI等數據進行自然對數變換，得到新的時間序列，變換后的變量分別用lnGDP、lnFDI、lnLYL、lnSL、lnFINANCE表示:lnGPD=α+βlnFDI+γlnFINANCE+ηln(FDI?FINANCE)+μ(2)將LYL和SL分別代替FINANCE后得到公式:lnGDP=α1+β1lnFDI+γ1lnLYL+η1ln(FDI?LYL)+μ1(3)lnGDP=α2+β2lnFDI+γ2lnSL+η2ln(FDI?SL)+μ2(4)由于改革開放初期我國FDI流入量較少，而股票市場也僅從1993年后才有完整的年度數據，故選取1993－2009年的樣本數據研究信貸市場和股票市場的發展對FDI經濟增長效應的影響。本文的數據皆來源于歷年的《中國統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》。原始數據如表1:

四、實證分析

(一)平穩性檢驗

利用時間序列建立經濟計量模型時，時間序列必須是平穩的。為此，有必要檢驗序列的平穩性。序列的平穩性檢驗，主要是利用ADF(AugmentedDickey－Fuller)單位根檢驗法，檢驗結果見表2。表2顯示，水平序列和一階差分序列的lnGDP、lnFDI、lnLYL、lnSL、lnFDISL、lnFDILYL都不能拒絕單位根假設，說明序列是非平穩的，而二階差分則都拒絕了單位根假設，說明序列是平穩的，即都是I(2)序列，可以對變量之間的長期關系進行下一步的協整檢驗。

(二)回歸分析

為了研究FDI、金融市場效率與經濟增長的作用，用OLS法對公式(3)(4)分別進行估計，得到方程lnGDP=2．528755+0．484420lnFDI+0．776113lnLYL+0．562029lnFDILYL(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前的系數是0．484420，即GDP對于FDI變動的敏感性系數是0．484420，這表示FDI每變化1%，會引起GDP正向變動0．484420。同理可得lnLYL、lnFDILYL對GDP的影響。其中lnLYL系數較大，說明我國信貸市場對GDP有顯著影響，即信貸市場是有效率的。相應的lnFDILYL系數為0．562029，FDI通過信貸市場促進我國經濟增長的效果明顯。由方程(6)得到lnFDI前的系數是0．348668，即GDP對于FDI變動的敏感性系數是0．348668，這表示FDI每變化1%，會引起GDP正向變動0．348668。同理可得lnSL、lnFDISL對GDP的影響。其中lnSL前的系數為0．210552，相對于借貸市場，股票市場對GDP影響較小，即股票市場是缺乏效率的，相應的lnFDISL系數為0．223899，FDI通過股票市場促進我國經濟增長的效果較差。通過回歸結果可以得知，國民經濟與FDI、FINANCE和FDI?FINANCE正相關。相對于股票市場，信貸市場更具效率，FDI通過信貸市場能夠更明顯的促進經濟增長。

(三)協整檢驗

第二步得到的回歸方程反映了lnGDP、lnFDI、lnFINANCE和ln(FDI?FINANCE)之間的統計關系，從統計意義上看，方程的擬合效果很好。為了避免時間序列的偽回歸，要對這四個變量之間的協整關系進行檢驗。只要檢驗回歸方程的殘差序列是否平穩即可。我們對基于回歸方程的殘差序列進行單位根檢驗。檢驗模型為:Δ^μt=γ?^μt－1+εt結果得到ADF統計量為－2．431284，小于5%顯著性水平下的臨界值－1．970978，拒絕原假設，即殘差序列是平穩的。可以得出lnGDP、lnFDI、lnFINANCE和ln(FDI*FINANCE)之間存在協整關系，回歸方程有意義。

(四)格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果只表明變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。格蘭杰(Granger)提出的因果關系檢驗可以解決此類問題。檢驗結果表明:(1)我們有98．16%的把握確定FDI是GDP的格蘭杰原因，即FDI的流入有效地促進了我國經濟增長。(2)GDP分別和SL、LYL之間存在雙向的格蘭杰因果關系，即GDP與金融市場效率之間能夠相互促進。(3)GDP分別和FDISL、FDILYL之間存在雙向的格蘭杰因果關系。

五、結論及政策建議

由以上分析可知:我國經濟增長與FDI之間存在長期穩定的關系，FDI能夠促進我國經濟增長。更進一步講無論在借貸市場還是在股票市場，FDI與各種金融中介合作后產生的經濟推動作用均很大。并且由于中國的信貸市場更具效率，信貸市場的FDI經濟增長效應大于股票市場的FDI經濟增長效應。

為擴大FDI的經濟增長效應，實現我國經濟高速發展，應重視和發揮金融市場的作用，大力提高金融市場效率。一方面完善相關法律制度，并積極拓展債券市場、風險投資、投資基金等多種融資渠道。另一方面加大股市的融資規模，作為高新技術企業的主要融資渠道，中國股票市場近年來雖然得到了迅速發展，但是規模有限，覆蓋面相對較窄，無法為FDI企業提供充足的資本。因此，使更多的中小企業以及民營企業能上市融資應成為當前金融體制改革的主要任務。