胡婉婷（安徽财经大学　金融学院，安徽　蚌埠　233000）



安徽省FDI与金融发展关系的实证分析

胡婉婷
（安徽财经大学金融学院，安徽蚌埠233000）

摘要：对安徽省1995年-2015年的时间序列数据进行分析，通过单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验等计量经济学检验方法，对外商直接投资于金融发展水平进行实证分析.外商直接投资于金融发展水平存在长期的协整关系，安徽省金融规模与外商直接投资存在显著因果关系，而金融发展效率与外商直接投资不存在显著因果关系，外商直接投资与金融发展水平缺乏协调发展机制.最后给出政策性建议，以期能够对安徽省发展有所裨益.

关键词：FDI；金融发展水平；格兰杰因果检验；安徽省

1　文献综述

外商直接投资（Foreign Direct Investment）是经济全球化下国际资本流动的重要方式.随着开放性政策的普及、开放程度的增加与投资环境的优化，我国已然成为吸收FDI的较第一大国.根据哈罗德-多马模型：G=SIσ，FDI的流入带来资本的累积，从而刺激经济的增长.在国内学者研究FDI与金融发展的关系时，一般是存在于研究FDI与经济增长的实证分析中，直接研究FDI与金融发展水平的实证分析较少.JeannineN.Balliu（2000）首次提出研究外资与经济增长的关系，通过对于四十个发展中国家的数据进行分析发现，外资流入的主要渠道即为东道国的金融市场，通过金融中介有效的将其转化为投资.Alfaro Laura（2003）通过构建两部门的增长模型得出金融市场因素与FDI的共同作用是促进经济增长的重要因素［7］.Alfaro（2006）研究得出在其他前提不变的情况下，高效的金融市场是经济发展的强劲拉力［8］.王永齐（2006）表示发达的金融市场促进东道国FDI的溢出效应，从而推进经济发展.在国内的分析中集中于全国或者某一区位的FDI与金融发展的实证分析，如赖佳（2014）对于长三角地区FDI与金融发展关系分析表明，金融发展规模与金融发展效率指标并没有促进FDI和经济增长.但是对于安徽省金融发展水平与FDI关系的分析还少有研究.

2　安徽省FDI与金融发展关系的实证分析

2.1指标选取

本文选用的数据来源于1995-2015年《安徽省统计年鉴》，FDI选择实际外商直接投资，金融发展水平选择的指标为金融发展的规模指标与金融发展的效率指标.在使用金融发展规模指标中，经常选取的是货币化程度即或者为金融相关率FIR［3］，本文对于安徽省金融发展水平进行分析，对于安徽省的广义货币M2无法有效估计，所以选择金融相关比率进行表示金融发展水平.

自1995年开始，安徽省金融发展水平不断增加，金融发展规模不断扩大，与全国FIR指标相比较，由于安徽省地处我国中部地区，金融发展规模依旧处于较低水平.但是安徽省20年间存贷规模不断扩大，1995年安徽省金融机构贷款余额为1111.7万元，到2014年增加至29817.73万元增长20余倍；其金融机构存款余额从1995年的1279.3万元增长至2010年首次突破10000万元，至2015年高达22088.3万元.

选取金融效率指标时，可以选取金融机构存贷款比值或者金融机构贷款总额等指标，但是国内应用较为广泛的是非国有部门的贷款比重，即使用PRI指标［4］：

在2014年安徽省的非国有部门贷款比重为78.07%，但是在2012年江苏省的非国有部门贷款比重就已经超过80%，上海市已经超过100%，浙江省更是已经高达110%，并且三者依旧处于增长阶段.显然与长三角地区相比较，安徽省的金融发展效率不高，与长三角地区依旧存在着较大的差异，但是安徽省的非国有部门贷款目前处于稳步上升的阶段，年平均增长率达2.453%，金融效率水平也在不断加强.

2.2模型建立

本文使用eviews软件建立如下实证模型：

FDI=α0+α1FINCE+μ

其中，FDI即为安徽省实际外商直接投资，为被解释变量；解释变量FINCE为安徽省金融发展水平，本文采用PRI和FIR表示金融发展水平，PRI表示非国有部门贷款总额，为金融效率指标，FIR表示金融相关比率，为金融规模指标，μ为回归方程中的随机误差项.

2.3平稳性分析

在对时间序列数据进行分析时首先应当对数据的平稳性进行检验，避免在进行回归分析时出现“伪回归”的现象，即变量间关系本没有意义，而回归结果却存在经济学关系.本文采用单位根Augmented Dickey-Fuller检验，根据赤池AIC信息准则和施瓦茨SIC信息准则，得到滞后期为2，检验结果见表1.

表1　变量单位根检验结果

FDI、FIR和PRI均不能拒绝原假设，说明原时间序列为非平稳序列.而一阶差分FDI、FIR变量可以在显著性为5%时拒绝原假设，为平稳性时间序列，一阶差分PRI在显著性为1%时拒绝原假设同样也是平稳性时间序列，可以进一步证明一阶差分时间序列的协整性.

2.4协整性分析

在对数据进行是否存在长期性均衡关系时，可以使用基于回归残差的协整检验：Engle-Granger检验，也可以使用基于回归系数的Johansen协整检验，由于本文中的变量较少，可以使用Engle-Granger检验.

首先对于回归方程进行检验，上述ADF检验时，FDI与FIR均为一阶单整，所以可以进行基于回归残差的EG检验.首先使用OLS建立线性回归模型得到：

对上述回归方程的残差序列et进行单位根ADF检验，得到表2.

表2　回归方程残差的单位根检验结果

从上表可知，回归方程（1）随机误差项的ADF值为-1.650956，小于在显著性为10%时的临界值，则可以否定原假设，即残差序列不存在单位根，原变量间存在协整关系.回归方程（2）的随机误差项的ADF值为-2.478759，小于在显著性为5%时的临界值，则可以否定原假设，即残差序列不存在单位根，原变量间存在协整关系.

2.5格兰杰因果检验关系

格兰杰因果检验必须满足时间序列为平稳序列或者虽然时间序列不平稳，但是变量之间存在长期的协整关系.根据上文EG检验可以证明本文选取的变量存在协整关系，可以使用格兰杰因果检验对变量进行进一步分析研究.上文已使用赤池AIC信息准则和施瓦茨SIC信息准则，得到滞后期为2.检验结果如表3.

表3　变量的格兰杰检验结果

根据滞后两期的FIR进行Granger检验结果可知，在“FIR不是FDI的格兰杰关系”的假设下，在显著性α=10%的情况下，可以拒绝原假设，即FIR是FDI的格兰杰原因.同理，FDI也是FIR的格兰杰原因，则FDI与FIR之间存在明显的双向因果关系.在“PIR不是FDI的格兰杰关系”的假设下，在显著性为α=5%的情况下，可以拒绝原假设，即PRI 是FDI的格兰杰原因.但是在“FDI不是FIR的格兰杰关系”的假设下，必须接受原假设，即FDI不是PRI的格兰杰原因，FDI与PRI之间存在单项的格兰杰因果关系.

2.6结论

通过以上分析可知安徽省金融发展逐年稳步提高，但是金融发展水平依旧处于较低水平的状态，金融资源配置利用效率不高，对于外商直接投资利用存在较大的提升空间.因此，安徽省应当深化金融体制改革，提高金融资源的利用效率，提升对于外商直接投资的利用，在提升金融发展水平的同时，提高FDI的溢出效应，从而更好推进经济增长.

3　政策建议

3.1创新金融产品，提高金融发展效率

安徽省金融规模发展迅速，金融机构存贷款总额屡创新高.但是安徽省金融发展效率不高，与全国同期水平相比，PRI指标处于较低水平.因此安徽省应当注重金融效率的提高，加强对于金融市场的关注，鼓励金融创新产品的出现.关注货币市场、期货市场、股票市场等市场的流动性，关注外商直接投资与金融市场的之间的直接和间接关系，促进在金融发展的前提下，外商投资的不断涌入［1］.

3.2推进优惠政策，创造良好投资环境

大力推进安徽省对于外商投资的税收优惠政策，对外商投资企业实行减免企业所得税、免征固定资产投资调节税，对外商投资企业出口商品免征增值税等.外商直接投资的国家重点扶持项目、基础设施项目、高新技术产业等享受更多优惠税收政策.同时对于安徽省重点发展的合肥市高新技术开发区和芜湖市经济技术开发区应当给予额外的优惠政策，产生产业集群效应，吸引外资的流入.

3.3加强省内合作，省内城市协调发展

安徽省的FDI利用主要集中于合肥市、芜湖市等较为发达的省内城市，而其他城市吸收外商直接投资较少，外商投资的利用效率不高［2］.因此，安徽省应当优化资源配置，引导省内较为发达城市带动周边省内城市的发展，加强省内经济合作，共同建立经济技术开发区，如合芜蚌自主创新综合实验区，加强经济协调发展，避免省内发展严重不均衡的现象出现.

3.4推动金融市场化进程

为安徽省更加充分的利用外商直接投资，必须提高安徽省金融的发展水平，扩大安徽省金融规模，提升金融发展效率.因此，安徽省应当积极推动金融市场化发展，改变以往以商业银行为垄断的市场局面，由市场机制调节资金的供求关系，调节金融资源的配置；贯彻落实国家的金融市场化改革进程中的方针政策，抓住历史改革机遇.

参考文献：

〔1〕彭小兵，张保帅.重庆FDI与金融发展关系的实证研究［J］.贵州大学学报（社会科学版），2008，26 （3）：56-61.

〔2〕沙文兵.金融发展、FDI技术溢出与中国经济增长-基于省际面板数据的实证分析［J］.会计与经济，2012（2）：70-75.

〔3〕熊勇清，孙会.区域金融规模、效率及其对溢出效应的影响研究—来自长江三角洲经济圈的实证分析和检验［J］.财务与金融.2010（4）：4.

〔4〕赵奇伟，张诚.金融深化、FDI溢出效应与区域经济增长：基于1997～2004年省际面板数据分析［J］.数量经济技术经济研究，2007（6）：74-82.

〔5〕王永齐.FDI溢出、金融市场与经济增长［J］.数量经济技术经济研究，2006（1）：59-68.

〔6〕黄凌云，徐磊，冉茂盛.金融发展、外商直接投资与技术进步-基于中国省际面板数据的门槛模型分析［J］.管理工程学报，2009（3）：16-22.

〔7〕BailiiuJeannineN..Privatecapitalflows，financialdevelopment，andeconomicgrowthindevelopingcountries［R］.BankofCanadaWorking Paper，2000，15.

〔8〕Alfaro Laura，Areendam Chanda，Sebnem Kalemli-Ozcan，SelinSayek.FDIandeconomic growth：theroleoflocalfinancialmarkets［J］. JournalofInteternationalEconomics，2004（64）：89-I12.

中图分类号：F424.6

文献标识码：A

文章编号：1673-260X（2016）06-0117-03

收稿日期：2016-03-22