外資銀行進入、金融深化與經濟發展

一、我國外資銀行的進入、金融深化發展現狀

（一）我國外資銀行的資產和業務概況

1979年第一家外資銀行機構——日本輸出入銀行經批準進入北京設立代表處，拉開了外資銀行進入中國金融市場的序幕。改革開放以來，特別是入世以后，外資銀行在我國取得了較大的發展。1991年在華外資銀行的資產總額為232.08億元，到2005年在華外資銀行的資產總額達到6352.9億元，外資銀行在中國設立分行數目達到192家。2006年外資銀行業有14家法人機構、200家分行和79家支行在華設立，資產總額達到1175億美元。

1982年，中國允許外資銀行設立營業性機構并從事外匯金融業務，自此外資銀行在華外匯業務得到迅速發展。2001年12月中國加入世界貿易組織后，承諾對外資銀行開放人民幣業務，外資銀行的業務范圍正在從外匯業務向人民幣業務日趨擴大。隨著外資銀行開展人民幣業務的地域和客戶限制逐步取消，外資銀行人民幣業務經營量呈現日趨擴大的態勢。2004年，獲準經營人民幣業務的在華外資銀行機構已達100家，53家已獲準向中資企業提供人民幣業務。2006年，外資銀行經營人民幣業務取消地域限制。

（二）我國金融深化水平

1993年，國務院頒布了《關于金融體制改革的決定》，揭開了金融改革的序幕，隨著金融改革的逐步深化，金融發展改革的逐步深化，金融發展加速進行。金融機構逐步多元化，2004年末，我國金融業共有企業法人單位2.2萬個、就業人員353.9萬人，行政事業及其它法人單位0.1萬個、就業人員20.8萬人；金融業資產合計322862.7億元，負債合計308258.3億元，所有者權益合計14604.4億元。金融監管調控體系逐步完善，金融市場初步形成；利率市場化逐步推進，1996年放開銀行間同業拆借利率，1997年放開銀行間債券回購利率，1999年實現銀行間市場利率、國債和政策性金融債券發行利率市場；2005年放開人民幣各項貸款的計結息方式，2006年初放開人民幣普通存款利率限制、僅實行上限管理的趨勢逐步明朗。從金融資產的多樣化程度來看，我國信貸資產、證券資產都已初具規模。我國金融資產的數量迅速增加，從1980年的4481億元增加到1991年的44448億元，2004年的金融資產數量達到527088億元，占全球金融資產總額的4%，金融資產總額與當年GDP的比值為323%。

二、外資銀行進入對于金融深化和經濟發展影響的相關理論

外資銀行進入會對東道國經濟增長產生影響。國外學者認為，外資銀行的進入是金融深化的過程。發展中國家普遍存在金融抑制現象，政府對金融機構實行管制、壟斷、排斥進入，對金融活動的范圍、方式實行審批、排斥，金融產品單調，金融資產貧乏。外資銀行的進入可以使得發展中國家的金融資產得到擴張，金融工具豐富，金融市場繁榮，金融運行日益高效，金融發展水平日益提高。發展中國家金融發展的水平會對東道國經濟增長的各要素、行業成長要素、資本配置效率產生影響。外資銀行的進入會提高東道國金融發展的總體水平從而對經濟增長產生影響。金融發展水平的提高可以通過資本積累和資本配置促進經濟增長。

三、我國外資銀行進入、金融深化和經濟發展的實證分析

（一）模型和相關變量選擇

為考察外資銀行進入對我國金融深化水平和經濟發展水平的影響，采用VAR模型進行驗證。向量自回歸模型用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響。模型避開了結構建模方法中需要對系統中每個內生變量關于所有內生變量滯后值函數的建模問題。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中出現的相關問題。

外資銀行的進入變量可以用外資銀行的機構數量、資產份額和市場份額來表示。金融深化指標可以用FIR來表示，國內通常用M2/GDP來表示金融深化水平，由于金融深化水平是衡量金融資產媒介實物資產的水平，所以我們采用金融資產/實物資產來衡量金融深化水平。經濟發展水平用GDP來衡量。

建立上述變量的向量自回歸模型，以考察以上變量的動態關系。

其中，CAP代表外資銀行進入變量，FIR代表金融深化指標，GDP為我國國內實際國內生產總值，用來度量我國經濟發展水平。采用外資銀行進入變量時，外資銀行的機構數量回歸效果不好，因此，采用外資銀行資產份額占我國銀行業金融機構總資產份額的比率來衡量。

（二）變量的ADF檢驗

大部分時間序列數據都是非平穩性數據，因此需要對這些數據進行平穩性檢驗，以消除時間趨勢的影響，建立回歸模型。通常將這些數據進行對數變換和差分變換，然后采用ADF單位根檢驗。從單位根檢驗結果判斷，各變量的對數變化序列是非平穩時間序列，進行三階差分變化可以消除時間趨勢，得到平穩性時間序列。

根據Eviews統計軟件滯后階數檢驗的結果看，SC和AIC標準都選擇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）VAR模型的建立

（四）格蘭杰因果檢驗

為檢驗變量之間的因果關系，對各變量做格蘭杰因果檢驗。變量之間是否存在格蘭杰因果關系，可以通過檢驗VAR模型，以被解釋變量的方程中是否可以把全部解釋變量的之后值剔除掉而完成。檢驗結果如果F值大于相應顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，得到結論存在格蘭杰因果關系。

從格蘭杰因果檢驗的結果可以看出，△GDP是影響△CAP的原因，但△CAP不是△GDP的原因，經濟發展水平和外資銀行進入存在單向格蘭杰因果關系?！鱂RI和△CAP不存在明顯的因果關系，金融深化水平影響外資銀行進入的原因不是太明顯。經濟發展水平△GDP影響金融深化水平△CAP的原因不是很明顯。

（五）脈沖檢驗分析

由于VAR模型中的各變量系數不能很好地反映各變量之間的關系，所以采用脈沖檢驗來考察變量之間的相互關系。脈沖響應函數用來衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來取值的影響。對一個變量的沖擊直接影響該變量，然后通過VAR模型的動態結構傳遞給其他所有內生變量。脈沖響應分析所對應的VAR模型必須是平穩的。

從脈沖響應圖可以看出，外資銀行進入對金融深化水平影響的沖擊在第4期達到最大，在其后的時間影響有一定幅度的減弱，說明外資銀行進入對金融深化水平的影響存在滯后。經濟發展水平對外資銀行進入的影響在開始時最大，在其后的時間影響逐漸減弱。金融深化水平對外資銀行進入的影響是一個逐漸增大的過程，在第7期達到最大，然后逐漸減弱，說明金融深化水平對吸引外資銀行進入存在時滯。

四、實證結果分析及相關政策建議

（一）外資銀行進入與我國金融深化與經濟發展的關系

1.外資銀行進入與金融深化

外資銀行進入對我國金融深化水平的提高會產生一定影響，外資銀行的進入對我國金融深化水平的提高會產生正向沖擊，而金融深化水平的提高對外資銀行進入也會產生正向沖擊，正向沖擊的效果明顯。正向沖擊都存在滯后效應，在達到最大值后逐漸減弱。外資銀行的進入并不能促使我國金融深化水平提高，而我國金融深化水平的提高對于吸引外資銀行進入并非十分明顯。

2．外資銀行進入與經濟發展

外資銀行進入對我國經濟發展沒有明顯的影響。外資銀行的進入對于我國經濟發展的沖擊存在正向效應，但正向沖擊幅度較小。我國經濟發展水平的提高對于吸引外資銀行進入的正向沖擊在開始時效應最大，然后逐漸減弱。我國經濟發展水平的提高是吸引外資銀行進入的顯著原因，外資銀行進入并不是促進我國經濟增長的顯著原因。

實證分析結果表明，我國經濟水平的提高是吸引外資銀行進入的重要原因，而且經濟增長對外資銀行的進入不存在時滯，經濟水平的提高會在短期內促進外資銀行的進入。因此，我國經濟的高速增長可以促進外資銀行的進入。我國金融深化水平的提高對于吸引外資銀行的原因并不顯著，但金融深化水平的提高會對吸引外資銀行的進入產生較大的正向沖擊而且影響時間較長，但是存在時滯，說明金融深化水平的提高可以促進外資銀行的進入，但是金融深化水平的提高對于外資銀行的進入有一定時間間隔，其影響的持續時間較長。外資銀行的進入對于我國金融深化水平的發展會產生一定的正向作用，存在時滯。因此，促進我國金融發展可以吸引外資銀行的進入，而且外資銀行的進入對于我國金融深化水平的提高、金融的發展也會產生一定的促進作用。

（二）我國吸引外資銀行進入與促進金融深化與經濟發展的政策建議

目前，我國外資銀行的資產總額和數量雖然得到了快速增長，各項外匯、人民幣存貸款業務也不斷擴張，但是外資銀行總資產占我國銀行業總資產的份額仍然較低，只占總資產額的2%左右，外資銀行在我國銀行業中所占比重仍然較少。長期以來，外資銀行的各項業務主要集中在外匯業務上，主要服務于跨國公司在華子公司。外資銀行在2001年后才開始涉足人民幣業務，對于中資企業存貸款業務開展的時間不長，規模較小。因此，外資銀行在經營、管理、技術等方面的優勢沒有得到充分發揮。外資銀行在中間業務方面存在比較優勢，依托其在國際上較低的籌資成本，常常以高于中資銀行的利率吸收企業存款，期國際結算業務，如進口付匯、押匯等較國內銀行更有競爭力。因此，外資銀行的進入對于我國金融深化水平的提高會有較強的促進作用。由于經濟發展水平的提高可以吸引外資銀行的進入，我國應該依靠經濟發展促進外資銀行的資產份額增長，鼓勵外資銀行與中資銀行在中資企業存貸款業務領域的競爭，發揮外資銀行在中間業務上的優勢。外資銀行可以通過參股中資銀行等方式加強與中資銀行的融合，以提高中資銀行的經營管理水平及競爭能力。

（作者單位：中南財經政法大學新華金融保險學院）