我国金融发展促进FDI的出口增长效应实证研究

尹 华 胡 星

一、文献综述

我国出口贸易总额从1978年的97.5亿美元上升至2012年的20489.3亿美元。我国利用外商直接投资（FDI）的数额一直呈上升趋势；2012年，我国实际利用外资金额1117.16亿美元，是改革开放初期的20多倍。

一国金融发展水平越高，其外源融资依赖度较高的产业发展速度也越快；对于金融发展水平更高的国家而言，外源融资依赖程度较高的产业具有出口比较优势。金融发展降低了企业管理者的监管成本和企业信息的获取与处理成本；金融发展水平更高的国家，外源融资依赖度高的产业能够克服流动性约束并进行专业化生产，从而具有出口比较优势。通过研究外源融资约束对英国企业出口行为的影响，发现只有那些不受外源融资约束的企业才可以开拓出口市场，大多数企业由于外源融资限制难以开拓出口市场。一国的要素禀赋优势是否可以转化为出口优势取决于该国的金融发展水平，如果外源融资约束束紧，那么即使增加资本存量也不会影响其产出和回报；只有在不受外源融资约束的情况下，标准的H-O-S理论模型才会发挥其效果。黄玖立、冼国明利用中国各省份65个制造业部门的样本进行实证研究表明，由于资金供给的不平等，依赖外源融资的产业在信贷相对密集的地区出口优势较弱，但是FDI能够有效缓解这一约束，从而促进其产业出口。金融发展和FDI对中国出口贸易结构的影响是非均衡的。合资民营企业出口融资约束的缓解很大程度上依赖FDI，而非合资民营企业出口融资约束的缓解则主要依赖于金融市场改革。

国内外研究FDI出口效应的文献众多，但是，将金融发展因素考虑进去的文献却很少。我国金融发展长期滞后于出口贸易的增长，存在着相当严重的金融约束。

二、模型、变量和实证检验

（一）假设、模型与变量

本研究认为，我国出口贸易的增长主要取决于以下因素：（1）国内生产总值。经济系统存在着由经济增长到出口增长的因果关系。假定我国商品出口总额与GDP正相关。（2）资本要素。资本要素的匮乏是制约我国出口贸易发展的重要因素。以国内固定资产投资总额（INV）反映国内资本要素状况，并假定我国商品出口总额与INV正相关。FDI视作外来资本要素。（3）金融发展水平。企业需要借助金融市场获得其所需的投资和资本，发达的金融市场能够加快技术创新和有效配置金融资源，并因此缓解国内企业的融资约束，进而促进出口的增长。假定我国商品出口总额与我国金融发展水平（FD）正相关。（4）汇率。在直接标价法下，美元兑换人民币汇率的年平均价（E）越高，人民币的购买力越低，越有利于出口的增加。假定我国商品出口总额与汇率的年平均价正相关。建立实证分析模型：

EX表示我国商品出口总额；FDI表示我国实际外商直接投资额；FD表示我国金融发展水平；GDP表示我国国内生产总值；INV表示国内固定资产投资总额，等于每年我国全社会固定资产投资总额减去实际外商直接投资额；E表示美元汇率的年平均价（以100美元直接标价）；ε 为残差项。

FDI*FD表示外商直接投资与金融发展水平的乘积交叉项，是借鉴孙灵燕、崔喜君的研究，用以衡量金融发展水平对FDI的出口增长效应的影响。α3>0，表明金融发展水平对FDI促进出口增长起正的作用，反之，则表明金融发展阻碍了FDI的出口增长效应的发挥。由方程（1）可得：

说明FDI对出口增长的促进作用受到FD的影响。当α1和α3同时大于0时，FDI的出口促进作用与FD正相关，并且FDI对出口的影响为正；当α1<0、α3>0时，FDI的出口促进作用与FD正相关，但FDI对出口的影响只有在FD高于-α1/α3时才为正（门槛值为-α1/α3）；当α1>0、α3<0时，FDI的出口促进作用与FD负相关，但FDI对出口的影响在FD低于-α1/α3时仍然为正。

金融市场的发展可以看成是“量”的增加和“质”的改善两个方面。采用我国金融机构贷款余额替代金融资产的价值，并以其占GDP的比重FIR来反映我国金融发展的市场规模；将存款和贷款的比值FE作为金融发展的效率指标。由于FIR、FE都代表金融发展水平，两者存在着较大的相关性。若将其放在一个模型中分析则会导致共线性，本研究分别选择FIR、FE指标进行研究。

选取1991-2010年的数据，利用GDP缩减指数进行调整。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国债券信息网和商务部网站，详见附表1和附表2。实证分析采用Eview6.0软件。

（二）实证检验过程

（1）平稳性检验

运用ADF检验对每个变量的时间序列数据的水平及一阶差分形式进行检验。检验结果如表1所示。通过对一阶差分进行单位根检验，D（LnEX）、D（LnFDI*FIR）、D（LnFDI*FE）和D（LnGDP）在1%显著性水平上拒绝原假设，表明序列平稳；其余变量在5%的水平上显示平稳，因此可以在此基础上进行协整检验。

表1 变量的ADF 检验结果

（2）协整检验

本文采取Engle-Granger两步法对变量进行协整检验，测定各变量之间的线性组合是否存在长期的稳定均衡关系。首先采用整体样本数据对方程进行实证回归，对FIR、FE指标分别进行两类回归检验：前者不包括FDI与它们的乘积交叉项，后者加入乘积交叉项，以此检验我国金融市场发展在多大程度上与FDI相结合进而促进出口的增长。

表2的协整检验结果显示，LnEX与LnGDP、LnINV、LnE三个变量呈正相关，且显著为正；这表明国内生产总值、国内固定资产投资、汇率对我国出口的增长做出了重要贡献，这是符合理论假设的。FDI和金融发展规模的乘积交叉项LnFDI*FIR系数为负并且显著，说明金融信贷规模的扩大没有起到推动FDI促进出口增长的作用；而FDI与金融发展效率的乘积交叉项LnFDI*FE系数为正，虽然统计量不显著，但也表明金融发展效率的提高起到了推动FDI促进出口增长的作用。

表2 OLS 回归结果

然后对回归方程的残差序列进行单位根检验。如果残差序列平稳，那么原假定合理，即回归方程的因变量和自变量之间存在长期的稳定关系。

表3 残差项的ADF 检验结果

检验结果如表3所示，每组方程的残差项都能够在1%显著性水平上拒绝存在单位根的假设，表明序列平稳。

三、结论与启示

（一）我国金融市场规模FIR的扩大未能促进FDI的出口增长效应。当没有考虑FDI和FIR的乘积交叉项时，FIR的系数显著为负；但当考虑了交叉项之后，FIR的系数转为正，结果不显著，同时FDI和FIR的乘积交叉项系数为负并且显著。本文认为可能的一个解释是，FDI和FIR是互相作用的，本来我国金融市场规模的扩大有利于我国出口规模的增长，但我国金融机构贷款余额的增加不利于FDI的进入，所以总体上导致FDI和FIR的乘积交叉项系数显著为负。实证结果出现前文分析中的情况：当α1>0、α3<0时，FDI的出口促进作用与FD负相关。说明FDI与金融发展规模的联合作用对我国出口的增长贡献为负。

（二）我国金融发展效率FE的提高能够促进FDI的出口增长效应。由表2可知，代表金融发展效率的指标FE系数均为负，但是，FE和FDI的乘积交互项系数为正（不显著），实证结果出现前文分析中的情况：当α1<0、α3>0时，FDI的出口促进作用与FD正相关，但FDI对出口的影响只有在FD高于-α1/α3时才为正（门槛值为-α1/α3）。实证结果FDI前的系数显著为负，这说明目前我国金融发展效率较低，一定程度上阻碍了出口的增长，FDI出口增长效应的发挥主要是通过技术外溢等间接方式实现的。我国金融发展效率在近二十年有较大的提高，在FDI促进出口增长的过程中起了积极作用。

（三）实证结果的启示。要促进我国对FDI的吸收，最大限度地发挥FDI促进出口增长的目的，不能只是简单地通过扩大金融市场规模来实现，而要加快提高改进金融市场的效率。要建立和完善我国金融机构信贷市场，核心是要做到利率市场化；必须打破大型国有商业银行垄断的局面，在国有金融机构中建立现代企业制度，发展“市场化、自由化、民营化”的中小型银行，为我国科技创新提供更多资金支持，降低中小民营企业的融资成本；要加强金融创新，逐步引入更多的利率、汇率和信用衍生产品，要进一步丰富金融市场套期保值和避险工具，提高金融市场效率和稳健性。要促进我国企业对于FDI技术溢出的吸收，要在不断对FDI带来的技术进行消化吸收的同时，还要加大自主创新的投入力度。鼓励境内金融机构为企业“走出去”提供全方位金融服务，努力发挥政策性金融支持出口的作用。

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［7］孙灵燕，崔喜君.FDI、融资约束与民营企业出口——基于中国企业层面数据的经验分析[J].世界经济研究.2011，（1）：14-17.

附录1 论文原始数据

附录2 经GDP缩减指数调整后的数据