轉型時期外資進入我國銀行業的經濟增長效應研究：基于ARDL模型的實證分析

顧欣 徐康寧 邵軍

轉型時期外資進入我國銀行業的經濟增長效應研究：基于ARDL模型的實證分析

顧欣 徐康寧 邵軍

本文利用自回歸分布滯后（ARDL）模型，使用Cobb-Douglas生產函數作為基本方程，對外資進入我國銀行業與經濟增長的關系進行實證研究。結果表明，無論是在短期還是長期，在銀行業引入外資都能顯著促進經濟的增長。而且，研究結論在引入制造業利用外資作為解釋變量后仍然穩健，在過去十年銀行業利用外資對經濟增長的拉動效應甚至超過制造業。因此，在現階段經濟轉型的大背景下，對于我國應該如何更好地利用外資促進經濟增長，銀行等金融服務業無疑是需要重點關注的方向。

外資銀行 ARDL模型 中國經濟增長

一、引言

大力吸引外資是改革開放以來中國經濟增長中的一個顯著特征，從引資結構來看，長期以來，制造業無疑是主要的外資進入領域。然而，2001年中國加入WTO以后，中國利用外資的結構開始發生較為明顯的改變，服務業利用外資的規模持續擴大。在金融服務業方面，由于我國逐步取消了對外資銀行的進入限制，外資銀行在華資產規模由2001年時不到2000億元上升到2012年的24582億元，年增長8.7%，比銀行業整體增長水平高出18%；外資銀行在華營業機構也由2001年的190家增加到2012年的411家，增長了2.16倍。

外資銀行的進入究竟產生了怎樣的影響，這是一個值得我們關注的重要議題。作為一個仍在探索適合發展模式的轉型經濟體，金融發展的滯后是當前中國經濟增長中的突出問題，銀行壟斷特征明顯，融資渠道狹窄，大量中小型非國有企業面臨著嚴重的融資約束問題，這些都成為中國經濟可持續發展的制約，應該說，外資銀行的進入給中國金融業帶來了新的競爭者、新的融資渠道，對經濟增長產生了積極的作用。但就目前現有的文獻來看，單獨針對外資進入我國銀行業的研究還比較少見，這可能是由于外資進入我國銀行業的時期較短，可供分析的樣本數據較少，導致一般的實證方法難于捕捉數據的變動規律。鑒于此，本文細化了數據的研究范圍，在收集過去十年外資銀行進入中國市場數據樣本的基礎上，采用相關變量的季度數據進行觀測，有效增加了數據序列的長度和實證結果的精確度；同時，我們構建了自回歸分布滯后（ARDL）模型對我國銀行業利用外資的經濟增長效應進行實證檢驗，該模型的主要優點在于模型的變量不需要滿足同階單整，也能夠估計出變量間的長期均衡關系和短期調整系數，與現實更為相符。

二、相關研究評述

外資進入與經濟增長的關系（尤其是發展中國家）一直是學界研究的重要議題。從理論角度來看，已有的學術文獻一般都認為外資進入通過資本積累效應（Chenery Strout,1966）、技術轉移與外溢效應（Macdougall,1960;Cave,1974）構成經濟增長的動因，促進東道國的技術進步，進而提高該國的經濟增長率。這一觀點也得到了我國眾多實證研究的經驗支持，外資進入被當作促進中國經濟增長的一個肯定性變量（沈坤榮、耿強，2001；張建華、歐陽軼雯，2003；陳濤濤，2006；邵軍、徐康寧，2008）。

在研究外資進入銀行業方面，現有的學術文獻主要形成了兩種基本的觀點：

1.外資銀行進入有助于銀行業效率的提高，促進經濟增長

首先，外資銀行進入給東道國帶來的不僅僅是經濟發展所需要的資本，還包括技術和制度的創新。外資銀行通過示范與牽動效應，向本國銀行業溢出其先進的技術、產品開發及經驗管理經驗，提高東道國的金融服務質量，從而促進東道國的經濟增長（Goldsmith，1969；Levine 2001）。這種溢出效應在經濟發展中的轉型國家表現尤為明顯（Buch,1997），由于這些國家的國內金融體系一般不夠發達和完善，當外資銀行進入時，提升這些國家本土金融服務效率的可能性也就越大。同時，在面對具有國際聲譽和優勢的跨國銀行的競爭時，即使外資銀行在東道國銀行體系所占比重較小，國內銀行都會感受到面臨的強大市場競爭壓力，并開始采取對應行動，從而產生“鯰魚效應”。雖然本土銀行的壟斷利潤將受到影響，但也由此激發了其完善自身公司治理機制、迅速掌握先進經營管理的動力，改善資源配置的效應明顯，有利于銀行業整體效率的提高。這可以被總結為“鯰魚與外溢效應”。

2.外資進入銀行業降低資源配置效率，造成東道國福利損失

其次，有些文獻同時也指出，外資銀行的進入帶來的也不完全是積極作用。一方面，外資銀行進入由于信息不對稱，往往受到獲取當地企業信息成本的預算約束，外資銀行會傾向于向東道國市場上盈利能力高和財務狀況好的企業提供產品和服務，從而造成“撇脂”（cream-skimming）效應(Dell'Ariccia and Marquez,2004；Sengupta，2007)。這種潛在的信息成本約束，對于不具備融資“硬”條件的中小企業來說是個壞消息，其結果是融資門檻的提高和資源配置效力的降低。另一方面，從貨幣政策和金融穩定的角度，相對本土銀行，外資銀行在東道國宏觀經濟波動時，更容易受到母國調撥資金的要求影響，從而增加資本流動的不穩定性（Ye,2007）。同時外資銀行規模的擴張可能會增加東道國金融監管的難度，弱化貨幣政策的效果（余文建等，2005），反而降低了原有資源配置的效力，進而造成東道國社會福利損失(Detragiache,Tressel et al.,2008)。

從文獻檢索結果看，目前國內已有一些考察外資進入與銀行效率關系的文獻，比如張金清、吳有紅（2010）和Xu（2011）發現外資銀行進入有助于中國銀行業的競爭性改善和效率提高，與本文研究主題存在一定相關性。但直接針對外資進入銀行業對經濟增長績效影響的研究還為數不多。例如陳剛、王燕飛（2012）利用省級面板數據實證評估了外資銀行業的經濟增長效應，結果表明外資銀行進入與經濟增長率之間具有正相關性。但他們的研究主要考慮的是外資進入對經濟增長的長期貢獻率，忽略了可能的短期效應。本研究可以看作是這些研究的延伸，但又有本質不同。我們的研究在于，利用變量的季度數據和ARDL模型的特點，考慮模型中變量的滯后慣性，探討外資進入銀行業的長期均衡關系和短期波動效應。此外，與其他研究不同的是，除了實證檢驗外資銀行進入對中國經濟增長的影響，考慮到制造業在吸收外資所占的長期優勢份額，模型還引入制造業利用外資作為解釋變量，進一步考察結論的穩健性。

三、研究方法與變量

1.研究方法

本文基于時間序列數據，采用ARDL模型（Pesaran et al.,2001），即自回歸分布滯后模型，對相關問題進行研究。盡管在時間序列的經驗分析中，向量自回歸模型（VAR）和誤差修正模型（VECM）較為廣泛地使用，但在運用VAR模型時，通常會利用脈沖響應函數（IRF）和方差分解法(VD)來處理誤差項，這種處理方式得出的分析結果會因模型中變量先后次序的改變而改變，而對研究結論穩健性產生顯著影響。在運用VECM進行研究時，該模型要求所考察的變量是同階協整關系，才能進一步分析變量間的長期均衡關系。不僅如此，當模型中存在多個協整關系時，相應地就會形成多個長期均衡關系的系數，這給解釋研究結果帶來了極大的不確定性。我們使用的ARDL模型除了可以克服以上缺點，還具有以下優勢：一方面，由于大部分待檢驗的宏觀時間序列都含有單位根（Nelson&Plosser,1982），如果通過差分獲得數據平穩性后再進行回歸，往往使數據中包含的長期調整信息丟失。利用ARDL模型，通過考慮變量的滯后慣性，可以很容易獲得變量間的長短期效應，與現實更為相符，也具有很強的實踐價值和政策含義。另一方面，不論模型中的時間序列是平穩I(0)還是一階單整I(1)的，亦或是否存在協整關系的，只要其單整階數不超過1，利用ARDL模型均適用，且得到的回歸系數是一致、有效的（Pesaran and Shin，1999）。

根據研究議題，本文主要考察銀行業利用外資對經濟增長的影響，首先在柯布-道格拉斯生產函數的框架下建立基準模型：

其中，被解釋變量為Y，衡量經濟發展水平；解釋變量中，FDI_bank是衡量銀行業利用外資的規模指標，K和L分別衡量資本存量與勞動力規模；ln表示對變量取自然對數，這樣做是為了降低數據偏度，更好地擬合數據；t表示時間；ε是隨機擾動項。

模型（1）是基準模型，要考量模型中變量間的長短期關系，我們還需要對基準模型的形式進行轉換，具體地，我們采用ARDL方法，將解釋變量和被解釋變量的滯后項引入回歸方程。一個典型的ARDL（p,q）模型形式如下：

在ARDL(1,0)的模式下，擴展后的基準模型（1）可以轉化為：

其中,λ0,λ1,φ,和θ為短期效應系數；λ0/(1-φ),λ1/(1-φ)和θ/(1-φ)為長期均衡系數;Zt=(FDI_bankt, Kt,Lt)′；ut為服從i.i.d.的隨機擾動項。我們使用φ獲取滯后變量Yt-1的效應，λ0+λ1t+ut則用來捕捉其他因素可能產生的效應。

對方程（3）中Zt，Yt分別引入高階滯后項，得到以下形式的方程：其中，φ(L)=1-Σpj=1φjLj，θ(L)=Σqj=1θjLj，p和q分別表示滯后的階數。

另外，考慮到Zt可能存在的內生性問題,即E(ut|Zt)≠0，我們在方程（4）中引進解釋變量一階差分的滯后項與前置項，來消除解釋變量和誤差項之間的相關性（Stock,1993）：其中，φ′(L)=Σpj=1φjLj-L,△表示差分項(△=1-L)，m表示△Zt的前置項和滯后項的期數。

2.變量說明與數據的預處理

本研究涉及四個主要變量，分別反映經濟發展水平、外資進入銀行業規模、資本存量和勞動力規模。(1)采用1995年不變價格衡量的GDP來衡量經濟發展水平（Y）。（2）選取外資銀行資產規模占銀行業整體資產的比重來衡量外資進入銀行業的規模(FDI_bank)，與此變量相對應的回歸系數的符號和顯著性將是本文關注的焦點。（3）以永續盤存法來核算資本存量(K)，分為兩個步驟，首先計算每個時期（季度）新增固定資產投資，通過固定資產價格指數剔除掉價格變動的因素。其次，遵循通常的標準，我們將資本折舊率設定為年度5%，也就是季度1.25%，資本存量的核算公式如下：Kyt=It+(1-0.05/ 4)×Kyt-1,其中，It表示在時段t內新增的固定資產投資，初期資本存量Ky0=I0。（4）以就業人員數來衡量勞動力規模(L)。（5）加入銀行業整體的資產規模作為控制變量，上述指標的度量數據均來源于相應年份的《中國統計年鑒》。

本文選取2003Q1至2012Q4的季度數據作為樣本，進行實證分析。與年度數據相比，季度數據更及時，同時增加了經濟發展周期短期信息的內涵，提高了數據質量。但考慮到季度因素的影響，我們還需要利用X-13-ARIMA方法對選取數據進行季度調整，如圖1所示，在未經過調整的季度GDP序列中，可以觀察到有規律的季度波動（折線部分），整個序列呈穩定向上趨勢。通過X-13-ARIMA季節調整之后，剔除原始序列中的季節等短期波動成分，得到調整后的數據序列（曲線部分）。

圖1原始季度GDP數據和調整后的數據（單位：10億元人民幣，1995=100）

四、經驗分析結果

1.數據平穩性檢驗

以時間序列為依據的經驗分析都是假定時間序列是平穩的。如果一個原始序列平穩，我們稱之為I(0)；如果一個原始時間序列不平穩，而經過一階差分變成平穩的，這個序列可稱之為一階單整，I(1)。平穩性的常用檢驗方法是單位根檢驗（Unit Root Test）,我們分別使用ADF與Phillips-Perron檢驗法對lnY、ΔlnY、lnFDI_bank、ΔlnFDI_bank、lnK、ΔlnK、lnL、ΔlnL進行單位根進行檢驗。從表1結果可知，lnY、lnFDI_bank和lnL均為一階單整I(1)，lnK為I (0)，所有變量的單整階數都不超過1，符合ARDL對單整階數的要求。但是，變量單整階數并不一致，傳統的Eagle-Granger兩步法和Johansen協整檢驗法并不適用，因此使用ARDL模型來進行估計。

表1 系統中各變量中單位根檢驗

2.ARDL模型分析

為了進一步考慮各個解釋變量（銀行業利用外資規模、資本存量和勞動力規模）對經濟增長的影響效應，我們利用Schwarz Bayesian Criterion(SBC)準則和Akaike Information Criterion(AIC)準則，選擇最優滯后期數為2，估計方程（5）的系數。具體如表2所示：

其中，表2的第2、3和4列給出了方程（5）回歸結果的短期效應系數，第5、6和7列給出了相應的長期均衡系數。在得到回歸結果后，我們對回歸模型本身進行了一系列的診斷檢驗。（1）經Breusch-Godfrey檢驗，回歸模型誤差不存在序列相關性。（2）在1%的顯著性水平下，LM檢驗接受原假設，認為殘差序列不在存在自回歸條件異方差（ARCH）。（3）利用Breusch-Pagan檢驗，在5%的顯著性水平下，無法拒絕原假設，即殘差項符合同方差標準。（4）選擇Ramsey的Reset檢驗，在5%的顯著性水平下，無法拒絕原假設，據此得出模型沒有遺失變量或是設定誤差。根據以上診斷檢驗的結果，我們可以認定回歸模型是有效設定的。

表2 ARDL模型估計結果：被解釋變量為ΔlnY

從表2的回歸結果來看，各變量估計系數的符號基本符合預期，可以得出這樣一些結論：第一，衡量經濟規模變量的一階滯后項lnYt-1，相應的估計系數顯著為負，表明隨經濟規模的擴大，經濟增長率ΔlnYt會相應放緩。目前我國經濟增長正處在結構調整階段，由于后金融危機時期刺激政策的退出，經濟新增長點尚不足以拉動經濟增長進入新的擴張期。同時，隨工業化、城鎮化發展階段的演進，我國潛在經濟增長水平呈逐步放緩趨勢。這里得到的負相關的估計系數，符合我國經濟在過去十年由高速增長階段逐步轉向中速增長階段的運行軌跡。

第二，變量資本存量（lnKt）和勞動力規模（lnLt）在1%的顯著性水平上，短期調整的估計系數分別為0.4118和0.2561，長期均衡系數分別為0.2394和0.1489。從系數上來看，在樣本數據期間內（2003-2012），資本和勞動力投入對經濟增長的推動作用都表現出積極的作用，但資本投入對經濟增長的貢獻率要超過勞動力投入的貢獻率。不可否認的一個經濟事實是，中國在過去十年的經濟增長更依賴于資本投入，經濟結構的資本密度呈上升趨勢。王小魯等(2009)就指出,資本要素在經濟增長中仍然起著最重要的作用，勞動力投入正在從簡單的勞動密集轉向更加人力密集。就長期看，通過人力資本質量的提高，勞動力投入將繼續對經濟增長做出重要貢獻。

第三，衡量外資銀行進入的變量（lnFDI_bank）估計系數顯著為正，短期調整和長期均衡的估計系數分別為0.6317和0.3672，說明無論是在短期還是長期，外資銀行的進入都顯著促進了經濟增長。我們認為在此過程中，外資進入帶來的沖擊能夠改變要素配置的效率和資源數量，這都可能對經濟增長產生持久性的影響。在表2第7、10和13行的回歸結果就可以證實這一點，變量ΔlnFDI_bankt，ΔlnFDI_bankt{1}及ΔlnFDI_bankt{2}對經濟增長率的影響在1%的水平均顯著為正，但隨著滯后期的推移，外資進入的經濟增長效應會逐步弱化。以上變量的各回歸系數分別為：0.2529、0.1957和0.0987（短期）；0.1470、0.1138和0.0573（長期），呈明顯的遞減趨勢。

綜合來看，外資進入銀行業帶來的溢出效應對經濟增長起著積極的推動作用，其影響程度在過去十年甚至超過了資本存量和勞動力的投入。一個可能的解釋是，中國多年以來靠要素投入驅動的增長模式在新的國際形式沖擊下已現疲態，外資進入由制造業更多地轉入金融服務業。這種外資流向的轉變，對于金融行業來說不僅僅是單純的資本累加，而是通過優化金融資源的配置來提升銀行業的整體效率。因此，我們得出的關于外資進入銀行業具有顯著經濟增長效應的結論，某種程度上也說明，過去十年間由于政策傾斜導致的金融資源錯配已經嚴重阻礙了經濟轉型發展。而銀行業引入外資，即使所占的市場規模較小，也能對扭轉金融資源錯配起到積極的促進作用,進而實現經濟的可持續增長。

五、結論性評述

本文基于ARDL模型，針對我國加入WTO后外資進入銀行業對經濟增長率的長短期影響進行了分析，最終得出這樣幾點結論。主要是：（1）總體上看，雖然外資銀行在我國銀行體系所占比重不大，但根據回歸估計的結果，無論短期調整或是長期均衡分析，外資進入銀行業的經濟增長效應均顯著；（2）外資進入銀行業所引發的經濟增長效應隨滯后期推移會逐步弱化，短期的沖擊效應大于長期影響；（3）在回歸模型中引入制造業利用外資變量，使用不同分析方法進行驗證，外資進入銀行業對經濟增長具有積極促進作用的結論具有穩健性。

以上結論為我們在新形勢下如何利用外資提供了重要啟示。外資銀行的進入，會強化中國銀行業的競爭，在很大程度上對本土的商業銀行確實扮演了“鯰魚”的角色，一定程度上可以打破現有壟斷結構，提升銀行業的整體效率，也對其他行業的產出發揮了積極的影響。通過擴大外資銀行的在華規模，能有效推動銀行改革，減少資本要素的流動障礙，促進經濟結構的轉型升級，對于實現經濟的可持續增長，銀行等金融服務業的有序開放無疑具有重要意義。

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〔責任編輯：天則〕

顧欣，東南大學經濟管理學院博士211102

徐康寧，東南大學經濟管理學院教授211102

邵軍，東南大學經濟管理學院副教授211102

本文系江蘇省社科青年基金項目（13EYC018），江蘇省教育廳高校哲學社會科學基金指導項目（2013SJD790036）階段性成果。