李京　梁璐璐　張之

摘要：人們普遍認(rèn)為，外商直接投資（FDI）可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。但是，理論的實(shí)現(xiàn)需要有一個(gè)前提，即東道國(guó)必須有一個(gè)相對(duì)發(fā)達(dá)的金融體系。文章主要研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資間的關(guān)系，特別是基于金融發(fā)展的視角進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過(guò)建立包括GDP、FDI以及交叉項(xiàng)的VAR模型進(jìn)行研究。特別是，交叉項(xiàng)等于FDI乘以金融發(fā)展指標(biāo)，引入該因子解釋了由金融業(yè)發(fā)展所影響的外商直接投資，并且選取了兩個(gè)可以代表中國(guó)金融業(yè)發(fā)展水平的因素：銀行部門和股票市場(chǎng)。在銀行部門中，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極影響是顯而易見的；然而，這種影響的程度是有限的；而在股票市場(chǎng)中，F(xiàn)DI和金融發(fā)展的交互作用沒(méi)有對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和FDI之間的關(guān)系產(chǎn)生重大影響。

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；外商直接投資（FDI）；銀行部門；股票市場(chǎng)

一、 引言

近年來(lái)，中國(guó)一直保持著快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)，作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)已成為世界各地投資者熱門投資的目的地。相比其他國(guó)家，國(guó)內(nèi)豐富的人力資源會(huì)最大限度地減少生產(chǎn)成本；另一個(gè)方面，中國(guó)的金融體系日趨完善，并在過(guò)去二十多年中為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出了巨大貢獻(xiàn)。但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)政府仍較多干預(yù)國(guó)家金融體系的運(yùn)轉(zhuǎn)。

二、 文獻(xiàn)綜述

過(guò)去二十多年中，在全球范圍內(nèi)的資本流動(dòng)下，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用非常顯著。而且，發(fā)展中國(guó)家吸引了越來(lái)越多的外商直接投資的流入。根據(jù)世界發(fā)展銀行的報(bào)告，發(fā)展中國(guó)家FDI流入量的比重占到了自1998年以來(lái)世界資本流入總量的一半以上，而且這個(gè)比重還在不斷擴(kuò)大并逐年上升。許多學(xué)者撰寫了大量的文獻(xiàn)，集中研究FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系以及FDI能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等問(wèn)題。

1. FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。人們普遍認(rèn)為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的作用。理論上講，F(xiàn)DI可能會(huì)通過(guò)兩個(gè)主要的渠道來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Mello，1999）：FDI可能直接帶來(lái)勞動(dòng)力和管理技術(shù)的轉(zhuǎn)移，人力資源的轉(zhuǎn)移能夠刺激經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。另一方面，因?yàn)橘Y本的外溢效應(yīng)，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以產(chǎn)生積極作用，原因主要是資本的外溢效應(yīng)推動(dòng)了技術(shù)的進(jìn)步。同樣，Carkovic（2005），Hamid（2005），Bitzenis（2009）也得到了相似的結(jié)論。

然而，盡管FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)的關(guān)系是一個(gè)普遍的假設(shè)，但實(shí)證研究的結(jié)果卻變得不確定。Barro（1997）和Duffy（2004）通過(guò)截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是微不足道的。同樣，Aitken和Harrison在2003的報(bào)告中表示，沒(méi)有明顯的證據(jù)證明FDI可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即當(dāng)某個(gè)公司已經(jīng)確保資本的流入條件下，外商直接投資并沒(méi)有顯著提高生產(chǎn)力的水平。

2. 金融業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。十年前，大多數(shù)對(duì)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究都忽略了金融因素的作用。事實(shí)上，許多文章只是解釋了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，但是并沒(méi)有在這種分析中考慮到外商直接投資流入的影響。Shaw（1973）和Mehinnon（1973）提出了金融抑制和金融深化理論。由于發(fā)展中國(guó)家金融壓抑的狀態(tài)，Shaw提出解決發(fā)展中國(guó)家金融深化問(wèn)題的關(guān)鍵，是建立并完善其金融市場(chǎng)。如果發(fā)展中國(guó)家積極爭(zhēng)取金融深化，那么它可以依靠著國(guó)內(nèi)的資源優(yōu)勢(shì)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一個(gè)較高的水平。

Christopoulos和Luintel Tsionas（2004），和Khan（2008）利用實(shí)證分析證明了一國(guó)金融業(yè)的發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)有影響。Rousseau和Wachtel（2000），Levine（2002），Demetriades（2004）提出，一個(gè)發(fā)達(dá)的金融體系能夠?qū)?guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極的作用。同時(shí)，另一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度并不永遠(yuǎn)意味著一個(gè)良好的金融發(fā)展指標(biāo)，也就是說(shuō)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展之間存在一種非線性的關(guān)系（Odedokun，1996；Merton，2002；Bodi，2004）。

3. GDP、FDI與金融發(fā)展的關(guān)系。近年來(lái)，隨著許多發(fā)展中國(guó)家金融市場(chǎng)的完善，一些學(xué)者對(duì)FDI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及金融發(fā)展的關(guān)系更加關(guān)注了起來(lái)。FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是FDI可以促進(jìn)其增長(zhǎng)，但要有一個(gè)重要前提，即東道國(guó)必須具備相對(duì)發(fā)達(dá)的金融體系（Durham，2004；Alfaro，2004）。盡管外商直接投資并不是本國(guó)的資本，但是很顯然，國(guó)內(nèi)金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)東道國(guó)國(guó)內(nèi)的溢出效應(yīng)具有很強(qiáng)烈的影響（Gregorio，1998）。在后向聯(lián)系的條件下，國(guó)內(nèi)金融體系可以刺激FDI促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Lipsey，2002）。金融發(fā)展可以很好的解釋為何不同收入水平的國(guó)家有不同的回報(bào)生產(chǎn)力（Edison，2002）。

金融發(fā)展在FDI與GDP的關(guān)系里所發(fā)揮的作用主要有三個(gè)方面：首先，假設(shè)東道國(guó)的公司有國(guó)內(nèi)民營(yíng)企業(yè)和外商投資企業(yè)，并且假設(shè)國(guó)內(nèi)私營(yíng)部門的產(chǎn)出取決于固定資本的投資以及企業(yè)家的能力。在這種情況下，對(duì)于那些通過(guò)從本國(guó)金融市場(chǎng)中增加固定資產(chǎn)投資貸款的企業(yè)來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)所展現(xiàn)出的良好效率將會(huì)為這些企業(yè)在利潤(rùn)方面帶來(lái)規(guī)模和數(shù)量上的增加（Erosa ，2001）。

其次，一個(gè)綜合的金融體系可以提高資源配置的效率，這將增強(qiáng)吸引與外商直接投資相關(guān)資源的能力（Haskel，2003），并且認(rèn)為外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期存在一個(gè)互補(bǔ)的關(guān)系。

最后，國(guó)內(nèi)的金融中介機(jī)構(gòu)將會(huì)通過(guò)兩個(gè)渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)（Fatheldin，2005）。一方面，發(fā)達(dá)的金融中介機(jī)構(gòu)可以降低貸款成本，從而帶來(lái)從外國(guó)私人資本流入到國(guó)內(nèi)投資的積極轉(zhuǎn)變；另一方面，隨著金融中介機(jī)構(gòu)的發(fā)展，銀行將積累更多與風(fēng)險(xiǎn)效益評(píng)估相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)。

三、 數(shù)據(jù)選取

文章基于Levine在2000年的論文和Alfaro在2004年的論文方法，選取相關(guān)變量。內(nèi)生變量包括GDP、FDI和金融業(yè)發(fā)展的相關(guān)指數(shù)，其中金融業(yè)發(fā)展相關(guān)指數(shù)包括兩個(gè)角度：銀行部門和股票市場(chǎng)。

根據(jù)Levine（2000）和Alfaro（2000）的方法，采用三個(gè)參數(shù)進(jìn)行對(duì)銀行部門概念的定義：流動(dòng)負(fù)債、私人部門信貸和銀行信貸。流動(dòng)負(fù)債在數(shù)值上等于M3除以GDP。私人部門信貸相當(dāng)于國(guó)內(nèi)私人部門信貸。銀行信貸是代表銀行業(yè)所提供的國(guó)內(nèi)信貸（在本文中該數(shù)值是個(gè)固定值）。此外，在WDI所提供的數(shù)據(jù)里，中國(guó)的流動(dòng)負(fù)債數(shù)據(jù)只有1977年～1982年，而其他變量的數(shù)據(jù)是從1977年～2008年，因此，考慮樣本大小，銀行信貸只被用作金融發(fā)展中信貸制度的一個(gè)指示器。

針對(duì)股票市場(chǎng)，選取兩個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)：“交易型股票的總價(jià)值”即股票市場(chǎng)全部交易量與一國(guó)經(jīng)濟(jì)的總體規(guī)模有很強(qiáng)的相關(guān)性； “上市公司市值”該變量是用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值除以國(guó)內(nèi)上市公司股票數(shù)目。本文中用上市公司市值來(lái)表示股票市場(chǎng)，進(jìn)行相關(guān)分析。

本文需要構(gòu)建兩個(gè)VAR模型，將這兩個(gè)模型分別稱為VAR1和VAR2，分別對(duì)應(yīng)銀行部門和股票市場(chǎng)。在VAR1模型中選取了從1980年～2010年的數(shù)據(jù)，但是在VAR2模型中數(shù)據(jù)僅僅是從1991年～2010年，這是因?yàn)槲覈?guó)股票市場(chǎng)是從1990年才開始建立，因此無(wú)法找到之前的數(shù)據(jù)。另外，考慮到通脹因素的影響，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過(guò)了相應(yīng)處理，并且GDP、FDI和金融業(yè)發(fā)展相關(guān)變量都采用對(duì)數(shù)形式。

LGDP：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的對(duì)數(shù)形式；

LFDI：外商直接投資（FDI）凈流入額的對(duì)數(shù)形式；

LFDI*BANK：外商直接投資的對(duì)數(shù)乘以由銀行部門提供的本國(guó)信貸水平；

LFDI*STOCK：外商直接投資的對(duì)數(shù)乘以上市公司市值。

模型中同樣存在一些控制變量，比如人口增長(zhǎng)、政府支出和貿(mào)易開放度，這些變量通常被定義成如下模式，并且考慮到通貨膨脹的因素，所有變量都經(jīng)過(guò)了相應(yīng)處理。

PG：人口增長(zhǎng)率；

GE：政府的消費(fèi)支出（以GDP的占比形式）；

OT：貿(mào)易自由度（進(jìn)出口總額占GDP的百分比）。

在本文所構(gòu)建的VAR模型里包含了三個(gè)因變量，他們分別是：LGDP、LFDI、LFDI*BANK或者LFDI*STOCK。本文目的是探討在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和外商直接投資關(guān)系中金融發(fā)展的角色與作用，而模型中的交叉項(xiàng)解釋了在銀行部門或股票市場(chǎng)等特定環(huán)境下FDI對(duì)GDP的影響。換句話說(shuō)，該模型檢驗(yàn)了金融體系是否會(huì)使外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生積極的作用。此外，LFDI也解釋了在排除其他干擾因素的情況下，它本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的總效應(yīng)。

四、 實(shí)證分析

通過(guò)圖1可以看到，在過(guò)去30年中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、FDI、銀行部門與FDI和股票市場(chǎng)與FDI的相互作用等變量均呈現(xiàn)出一個(gè)向上的趨勢(shì)。因此，我們可以通過(guò)ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等方法對(duì)這些變量進(jìn)行計(jì)量處理。

1. 單位根檢驗(yàn)。建立VAR模型之前檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性是至關(guān)重要的。通過(guò)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，LGDP、LFDI、LFDI*BANK和LFDI*STOCK都是不平穩(wěn)的。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理之后，各統(tǒng)計(jì)量的檢測(cè)結(jié)果顯示DLGDP、DLFDI和DLFDI*STOCK在1%的水平上拒絕了原假設(shè)，同時(shí)DLFDI*BANK在5%的水平上拒絕了原假設(shè)。這個(gè)結(jié)果說(shuō)明了所有因變量的一階差分項(xiàng)都是穩(wěn)定的，也就是說(shuō)LGDP、LFDI、LFDI*BANK和LFDI*STOCK都是一階單整的。當(dāng)兩個(gè)以上變量具有相同的單整階數(shù)時(shí)，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系——即他們的線性組合可以產(chǎn)生一個(gè)穩(wěn)定的序列集，這為研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、FDI和金融市場(chǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系提供了必要的條件。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。為建立VAR模型，首先要為模型中包含的變量選取恰當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)。通過(guò)不同的標(biāo)準(zhǔn)（FPE、HQ、LR、AIC和SC），在VAR1和VAR2中，五個(gè)選擇標(biāo)準(zhǔn)都選擇變量的滯后第兩項(xiàng)。同時(shí)，也沒(méi)有根落在單位圓的外面，這說(shuō)明兩個(gè)VAR模型都滿足穩(wěn)定的條件。

接下來(lái)，通過(guò)已選取變量的滯后項(xiàng)，我們可以應(yīng)用Johansen Technique進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。銀行部門VAR1模型的檢測(cè)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、FDI和銀行部門之間只存在一種協(xié)整關(guān)系，并且可以寫出這三個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系式，即：

LGDP= 2.229*LFDI-1.217*L（FDI*BANK）（1）

股票市場(chǎng)VAR2模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、FDI和股票市場(chǎng)間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，同理，這兩個(gè)協(xié)整關(guān)系可以被整理為：

LGDP=-0.025*L（FDI*STOCK）（2）

LFDI=0.533*L（FDI*STOCK）（3）

通過(guò)對(duì)協(xié)整系數(shù)的檢驗(yàn)，我們得到了GDP、FDI和金融發(fā)展指標(biāo)之間的長(zhǎng)期關(guān)系。t檢驗(yàn)顯示所有系數(shù)都是顯著的。方程（1）等號(hào)右邊的第一項(xiàng)顯示FDI對(duì)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正效應(yīng)（系數(shù)是2.229），但是，第二項(xiàng)LFDI*BANK的系數(shù)是負(fù)的（-1.217），這說(shuō)明銀行部門阻礙著FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。

方程（2）中系數(shù)也是負(fù)的（-0.025），因此說(shuō)明股票市場(chǎng)同樣對(duì)于FDI推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程產(chǎn)生了負(fù)作用。但是，銀行部門和股票市場(chǎng)對(duì)于FDI與GDP之間關(guān)系的影響程度是不同的。對(duì)比數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)相對(duì)于股票市場(chǎng)，銀行部門對(duì)GDP和FDI之間關(guān)系的影響更加的顯著。

3. 格蘭杰因果檢驗(yàn)。既然LGDP、LFDI和LFDI*FINANCE是協(xié)整的，下一步進(jìn)行變量間的因果檢驗(yàn)。如公式（4）、（5）、（6）所示：

DLGDPt=α1+λ1ECMt-1+Σkβ11kDLGDPt-k+Σkβ12kDLFDIt-k+Σkβ13kDLFDI*FINANCEt-k+γ11PG+γ12GE+γ13OT+u1t（4）

DLFDIt=α2+λ2ECMt-1+Σkβ21kDLGDPt-k+Σkβ22kDLFDIt-k+Σkβ23kDLFDI*FINANCEt-k+γ21PG+γ22GE+γ23OT+u2t （5）

DLFDI*FINANCEt=α3+λ3ECMt-1+Σkβ31kDLGDPt-k+ Σkβ32kDLFDIt-k+Σkβ33kDLFDI*FINANCEt-k+γ31PG+γ32GE+γ33OT +u3t （6）

通過(guò)前文得到平穩(wěn)序列DLGDP、DLFDI、DLFDI*BA-NK和DLFDI*STOCK，可以運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法來(lái)確定變量間可能存在的因果關(guān)系。

通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)可以得到，D（LGDP）和D（LFDI*BANK）存在雙向的因果關(guān)系，他們?cè)?%的水平下非因果性的概率僅分別為0.001 5和0.010 5。D（LGDP）和D（LFDI）也被檢驗(yàn)出在5%的水平下具有雙向的因果關(guān)系，這個(gè)結(jié)果顯示出排除其他干擾因素，F(xiàn)DI的變化將會(huì)導(dǎo)致GDP的變化，反之亦然。此外，考慮到受銀行部門的影響，這個(gè)結(jié)果也說(shuō)明了FDI*BANK的變化和GDP的變化互為因果關(guān)系。

另一方面，股票市場(chǎng)相關(guān)模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果則稍有不同。D（LFDI）并不能成為D（LGDP）的格蘭杰原因（此時(shí)概率為0.2686），D（LFDI*STOCK）也不是D（LGDP）的格蘭杰原因（此時(shí)概率為0.8666）。相反，D（LGDP）卻是D（LFDI）和D（LFDI*STOCK）的格蘭杰原因。

總結(jié)來(lái)看，通過(guò)對(duì)我國(guó)在1980年～2008年期間GDP和FDI的格蘭杰因果檢驗(yàn)，我們得到了與早年一些文獻(xiàn)一致的結(jié)論（Mello，1997；Gregorio and Helpman，2001；Tesar，2003）。也就是說(shuō)，當(dāng)考慮將銀行部門作為金融業(yè)發(fā)展的指標(biāo)時(shí)，我國(guó)相關(guān)的歷史數(shù)據(jù)支持其存在著外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的雙向因果關(guān)系。然而，受股市影響的外商直接投資并不是導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化的格蘭杰原因。

4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。通過(guò)脈沖響應(yīng)曲線，我們可以觀察到一個(gè)變量的沖擊對(duì)其本身或者系統(tǒng)中的任一其他變量的影響。在本節(jié)中我們主要分析在受到外商直接投資和金融發(fā)展的因素的沖擊下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的反饋情況。

圖2中的a圖顯示出了在銀行部門內(nèi)LGDP的響應(yīng)情況。 線和 線分別代表受到FDI和關(guān)聯(lián)項(xiàng)的沖擊后，LGDP的響應(yīng)情況。 線在水平軸之上，說(shuō)明因?yàn)镕DI對(duì) GDP增長(zhǎng)存在積極作用； 線在水平軸下方，即 GDP對(duì)關(guān)聯(lián)項(xiàng)的沖擊反饋是消極的。進(jìn)一步觀察 線發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是積極的，而受到銀行體系的影響，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)出現(xiàn)負(fù)面作用。因此，F(xiàn)DI對(duì)GDP增長(zhǎng)的積極作用是非常有限的。

圖2中的b圖則代表股票市場(chǎng)下的脈沖響應(yīng)情況。與銀行部門相比，最明顯的區(qū)別是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是幾乎不會(huì)受到交叉項(xiàng)的沖擊（圖2 b中 線）。這說(shuō)明股市不是干擾FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系的主要原因。此外，GDP對(duì)FDI沖擊的反應(yīng)也不像VAR1模型中那樣強(qiáng)烈（圖2 b中 線）。

5. 建立VEC模型。通過(guò)上述分析，可以推斷出在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI的關(guān)系之間，銀行部門發(fā)揮著重要的作用，而股票市場(chǎng)對(duì)GDP和FDI的干擾是可以忽略不計(jì)。因此，在VAR模型的框架下我們可以只分析GDP、FDI和FDI*BANK之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。表1呈示了在動(dòng)態(tài)方程中協(xié)整項(xiàng)的系數(shù)。

根據(jù)公式（4）、公式（5）、公式（6），ECMt-1代表協(xié)整項(xiàng)，它可以在系統(tǒng)偏離均衡狀態(tài)時(shí)調(diào)整該動(dòng)態(tài)方程；λ顯示這種調(diào)整的速度。在VEC中，對(duì)于GDP的動(dòng)態(tài)變化（DLGDP），根據(jù)t檢驗(yàn)在5%的水平下λ是顯著的。但是對(duì)于DLFDI和DLFDI*BANK來(lái)說(shuō)，λ看上去并不顯著。這意味著在短期內(nèi)，協(xié)整項(xiàng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)是有影響的，但對(duì)FDI的波動(dòng)沒(méi)有影響。

五、 結(jié)論與建議

本文根據(jù)中國(guó)數(shù)據(jù)，建立VAR1和VAR2模型，分別檢驗(yàn)了金融視角下，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。銀行部門的協(xié)整方程顯示FDI的系數(shù)是正的，而交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)；而股票市場(chǎng)的協(xié)整方程顯示，交叉項(xiàng)系數(shù)仍然為負(fù)，但絕對(duì)值與銀行部門相比較小。這個(gè)實(shí)證的結(jié)果說(shuō)明，金融發(fā)展在對(duì)FDI有一定阻礙作用的情況下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI之間存在某些長(zhǎng)期的關(guān)系?？傮w來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在促進(jìn)作用，但程度非常有限。造成這一現(xiàn)象的主要原因是，銀行部門和FDI的交叉項(xiàng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中起到了負(fù)面的作用，這限制了FDI對(duì)GDP的增長(zhǎng)率的促進(jìn)和推動(dòng)，降低了FDI帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。而對(duì)于股票市場(chǎng)，這種機(jī)制似乎更加低效。此外，股票市場(chǎng)幾乎對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和外商直接投資之間的長(zhǎng)期關(guān)系沒(méi)有影響。

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作者簡(jiǎn)介：李京，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生；梁璐璐，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生；張之，就職于深圳證券交易所。