金融集聚視角下FDI對國際貿易影響的門檻效應分析
——以長江經濟帶為例

■何宜慶，楊　瓊

金融集聚視角下FDI對國際貿易影響的門檻效應分析
——以長江經濟帶為例

■何宜慶，楊瓊

基于2000～2014年長江經濟帶11個省市的數據，在構建面板門檻回歸的基礎上，以用熵值法構建的金融集聚指數為門檻變量，實證研究FDI（外商直接投資）對國際貿易發展的影響。研究表明，FDI對國際貿易的影響存在顯著的金融集聚“雙門檻效應”。當金融集聚指數跨越了第一道門檻時，FDI對國際貿易發展影響的變化并不大，但是當跨越第二道門檻后，其促進作用有了顯著的提高。而長江經濟帶較多省市的金融集聚處于未達到第二道門檻的水平，FDI對國際貿易發展的促進作用未能很好的發揮，但是存在較大的潛力。同時各地區金融集聚發展的整體差異在減小，各地區應進一步加強合作、因地制宜，推動金融發展進程以促進國際貿易發展的進一步躍升。

金融集聚；國際貿易；門檻效應；長江經濟帶；熵值法

何宜慶（1961-），江西進賢縣人，南昌大學經濟管理學院，南昌大學金融證券研究所，教授，博士生導師，研究方向為公司金融、金融工程；楊瓊（1992-），江西大余縣人，南昌大學經濟管理學院，碩士生，研究方向為金融與貿易。（江西南昌330031）

長江經濟帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州11省市，面積約205萬平方公里，人口和生產總值均超過全國的40%，長江經濟帶橫跨我國東中西三大區域，具有獨特優勢和巨大發展潛力①2014年9月25日，國務院發布關于依托黃金水道推動長江經濟帶發展的指導意見中所提。。如何促進長江經濟帶國際貿易的發展進而帶動該地區經濟整體協調發展成為一個值得探究的問題。外商直接投資（FDI）作為國際資本流動的重要手段和國際投資的基本形式，在促進國際貿易發展從而帶動該國經濟增長中發揮著無可比擬的作用。截止到2015年年末，中國的FDI流入量達1262.7億美元，連續多年超越美國成為全球最大的外商直接投資流入國。金融集聚水平的高低直接影響到一國或地區對FDI溢出效應的吸收。長江經濟帶內部各省市之間的金融集聚水平有著較為顯著的差異，經濟發展水平也存在著非均衡性。從金融集聚的角度來看，FDI對長江經濟帶內部不同省市的國際貿易的影響是否存在差距？國際貿易水平作為衡量區域內部經濟發展差距的關鍵性指標是否受FDI的影響？二者究竟是線性還是非線性的關系？在已有的文獻中，很少有從金融集聚的視角來研究FDI與國際貿易關系的文獻。隨著經濟全球化不斷擴展和深入，國際貿易在長江經濟帶的增長引擎中占據著越來越重要的地位，受到包括學術界在內的社會成員的關注和重視。因此，從金融集聚視角研究長江經濟帶FDI的國際貿易效應具有重要的理論和現實意義。

一、文獻回顧

國內外學者對于FDI與國際貿易之間的關系都做了較多研究。國外學者中，Mundell（1957）認為在自由貿易及要素均等化條件下，FDI與國際貿易具有完全替代的關系，并且資本流動越自由，替代國際貿易的作用也就越大。Markusen（1984）提出了跨國企業的概念，他認為由于跨國企業在全世界范圍內的水平分工，滿足了當地的產品需求，減少了商品貿易，因而得出FDI與國際貿易是替代關系的結論。然而，更多的研究成果證實，FDI與國際貿易存在互補關系。Helpman（1984）提出了垂直跨國企業的概念，他認為由于跨國企業在全世界范圍內的垂直分工而產生的中間品貿易，導致了FDI與國際貿易的互補關系。小島清（1987）結合日本的實踐經驗，得出FDI與國際貿易是互補關系。最近幾年，國外學者又從其他角度探究了二者之間的關系，如Lee（2009）研究了29個國家的動態面板數據，發現國際貿易與FDI的關系具有不確定性。Medvedev （2012）利用國家層面的面板數據進行研究，發現優惠貿易協定比FDI更能推動國際貿易發展。

許多國內學者也對FDI與國際貿易關系進行了有益探索。江小娟（1999）發現，FDI改變了我國進口產品貿易的結構，即由原來的消費型轉變為生產型。邱斌、唐保慶等（2006）利用江蘇及全國的相關數據重新檢驗了國際貿易與FDI之間的長期相互關系，實證結果表明FDI對國際貿易的影響存在顯著的地區差異。而邵軍、徐康寧（2007）利用面板單位根及面板協整時間序列方法，對外資與中國外貿之間的關系進行了實證檢驗，得出外資與中國外貿之間存在著較為明顯的互補關系的結論。

近年來，“門檻模型”的提出為進一步研究FDI提出了新的思路。李子豪、劉輝煌（2012）利用門檻面板回歸方法，從收入門檻和人力資本門檻兩個角度，檢驗了FDI對環境影響的門檻效應。劉敏、曹衷陽（2011）通過建立基于外商直接投資對經濟發展影響的居民相對消費水平雙門檻模型，證實了當居民相對消費水平位于第一與第二門檻之間時，FDI對經濟的推動作用最明顯。冉光和，魯釗陽（2011）采用Hansen提出的門檻回歸方法構建面板門檻模型，以金融發展水平為門檻變量，實證外商直接投資（FDI）對城鄉收入差距的影響。已有的研究廣泛證實了FDI“門檻效應”的存在性，為進一步的研究提供了基礎。而對FDI的貿易效應則很少涉及。為了反映FDI與國際貿易的關系的非線性特征，本文以長江經濟帶為例，采用Hansen（2000）的面板門檻模型，以金融集聚指數為門檻變量來分析FDI對國際貿易的影響，并提出有利于推動國際貿易發展的少許建議。

二、模型設定與檢驗方法

通常情況下，不同宏觀經濟變量之間的關系具有非線性特征，而常規的線性模型不適用于研究具有這種特征的變量。學者們廣泛運用計量經濟學中的門檻回歸理論捕捉宏觀經濟變量間關系的這種非線性特征。為了更好地度量FDI對國際貿易的影響，本文主要借鑒Hansen提出的門檻回歸思想，通過建立、估計和檢驗門檻回歸模型來定量分析FDI對國際貿易的影響。首先要弄清楚金融集聚、FDI與國際貿易發展的關系。金融發展的一大特征便是金融資源的集聚化。一國的金融發展程度很大程度上通過以下兩個方面決定和影響FDI溢出效應。一是本國金融發展制約著外部融資的需要，而本國企業融資的難易程度決定了其采用新技術的積極性，直接影響了FDI的技術溢出效應；二是不完善的金融市場不利于關聯市場潛力的提升，影響了跨國企業的后向溢出效應。而FDI對東道國貿易結構影響主要表現在FDI的流入能促使東道國優化貿易結構，跨國企業以出口結構的多元化的方式對東道國經濟產生影響，FDI輸入時，成立外資企業成為突破貿易壁壘進行直接投資的形式，并且對改善東道國產業與貿易結構發揮正面積極作用。此外，受我國不同地區經濟發展水平的影響，我國各區域的金融發展水平、人力資本水平、固定資本存量狀況、人均收入水平、研發投入水平等方面也存在明顯差異，這些因素也從不同方面影響著地區的國際貿易發展。綜上，本文以金融集聚指數為門檻變量，以人力資本水平、人均收入水平、固定資本投資、研發投入為控制變量，建立如下模型描述FDI對國際貿易發展的影響：

式（1）中，Open表示i省t時期的國際貿易水平；Fa表示金融集聚指數；FDI表示外商實際直接投資額；Agdp表示人均GDP，用來衡量人均收入水平；Hr表示i省t時期的人力資本水平；Gd表示固定資本存量；本文在模型中加入地區虛擬變量PI，用來衡量政策因素。μi為虛擬變量；εit為隨機擾動項。

為研究金融集聚水平、FDI和國際貿易的關系，本文以金融集聚指數作為FDI對國際貿易影響的門檻變量，考察長江經濟帶各地區金融集聚水平是否達到FDI溢出效應的門檻水平，以促進國際貿易的顯著提高，并進一步檢驗是否存在多個門檻變量。考慮到Hansen（2000）的非動態面板門檻模型不僅能夠估計出門檻值，而且能夠對門檻值的正確性及內生“門檻效應”進行顯著性檢驗。本文將采用Hansen（1999）的面板門檻回歸方法構建了如下門檻模型：

式中γ是門檻值，Fdiit×I為指示函數，式（2）是單門檻模型，式（3）是雙門檻模型，多門檻可擴展而得。

三、數據樣本及變量選取

（一）解釋變量、被解釋變量與變量說明

本文采用2000～2014年長江經濟帶11個省市的面板數據進行研究分析。通過各年各省市的CPI指數對于涉及到價格因素的變量進行了處理。數據來源于《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料》以及各省市的統計年鑒。

門檻模型式（2）、（3）中，Open表示i省t時期的國際貿易水平。考慮到數據的可獲取性，本文采用地區對外貿易進出口總額來衡量國際貿易水平；Fa表示金融集聚指數，通過熵值法計算得出；Agdp表示人均GDP，用來衡量人均收入水平；Gd表示固定資本存量；Hr表示i省t時期的人力資本水平。Romer指出，人力資本的規模效應使得其對區域貿易發展具有正向推動作用。本文采用6歲以上人口平均受教育年數來衡量人力資本水平，即設文盲半文盲、小學、初中、高中、大專以上教育程度的居民的平均受教育年數分別為0年、6年、9年、12年和16年，然后計算加權平均值。樣本的描述性統計變量如表1。

（二）門檻變量金融集聚指數的計算

1.金融集聚指數測度方法

表1　描述性統計變量

利用改進的熵值法求得2000～2014年長江經濟帶11省市各指標的權重，再綜合得到各省市金融集聚程度的指標。熵值法是利用信息熵來測算指標值的變異程度對多指標系統進行綜合評價的方法。在利用熵值法進行綜合發展水平評價時，常會遇到區域間各項指標單位不一致和同一指標值差異過大等情況，為克服這些情況引起測度結果的偏差，應對各指標值進行無量綱化和非負化處理。得到各項指標的權重再與各省市的具體指標分別相乘再進行求和，即得到2000～2014年長江經濟帶11個省市的金融集聚指數。

表2　金融集聚指標體系

2.指標的選取與數據的收集

借鑒以往研究成果，文中從銀行業、證券業、保險業和金融密度4個方面衡量金融集聚水平。所有數據均來自于《中國金融統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》、各省統計年鑒和各省市相關統計信息網站。具體選取的指標見表2。

依據表2的指標數據，用改進的熵值法計算的2000～2014年長江經濟帶11個省市的金融集聚指數如表3。

表3　金融集聚指數數據

四、實證檢驗及分析

在使用時間序列數據進行最小二乘回歸分析時，要求數據平穩以避免偽回歸。本文使用的是長江經濟帶2000～2014年11個省市的數據，而門檻回歸模型主要對門檻變量的平穩性要求較為嚴格，因此本文先對各變量數據進行對數化處理，之后選取了LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗對門檻變量即金融集聚指數進行平穩性檢驗。通過eviews7.0檢驗得出數據是平穩的，可因而繼續進行門檻回歸分析。

（一）門檻模型的顯著性檢驗及置信區間估計

以金融集聚指數作為門檻變量，為確定門檻的個數，分別利用stata14.0在單門檻、雙門檻和三門檻假設下對FDI的門檻效應進行分析。表4顯示了金融集聚指數門檻的顯著性檢驗、門檻估計值及其置信區間，可見，在5%的顯著性水平上存在單門檻，在1%的顯著性水平下存在雙重門檻效應，而三門檻檢驗并不顯著。因此，FDI與國際貿易發展之間存在著雙門檻效應，兩個門檻值（Fa）分別為0.210和0.563。同時，門檻1估計值處于［0.026，0.938］區間內且門檻2估計值處于［0.563，0.563］區間內時，似然比值小于1%顯著性水平下的臨界值，在原假設接受域內，即兩個門檻值都與實際門檻值相等。

表4　門檻變量的顯著性檢驗和置信區間

圖1　雙重門檻模型門檻參數估計圖

（二）門檻模型估計結果與分析

1.回歸結果與分析

對門檻回歸模型進行參數估計的結果見表5。回歸結果表明，除了固定資本存量指標之外，各解釋變量都在一定程度上促進了國際貿易的發展。其中，人均收入對國際貿易發展有最為顯著的促進作用，這與現實情況也是較為相符的。同時，人力資本與研發投入對國際貿易的促進作用也較為明顯。不難理解，改革開放初期，我國因較大的人口紅利而在加工貿易出口中占有重大份額。而加大對研究與實驗發展的投入有利于提高企業創新能力，實現產品結構升級，促進高附加值產品的出口，故而對國際貿易發展有較大的正向作用。通過回歸結果也可以發現，FDI對國際貿易的發展也發揮了重要作用，FDI對國際貿易發展的影響存在著金融集聚門檻效應，具體分析如下：FDI對長江經濟帶國際貿易發展影響的雙門檻效應中，門檻（Fa）值分別為0.210和0.563。從表5的參數估計結果可知，當長江經濟帶的金融集聚指數尚未跨越第一個門檻值0.210時，FDI對其貿易發展的作用一般，其影響系數為0.2708；當跨越第一個門檻值，金融集聚水平有一定的提高，金融集聚指數變大，大于0.210且小于0.563時，FDI對長江經濟帶各省市國際貿易發展的影響與金融集聚指數小于0.210時相比略微變小，但是變化并不明顯，其影響系數為0.2559；當繼續跨越第二個門檻值時，即金融集聚指數超過0.563時，這種促進作用變得格外明顯，達到0.3483，比前一階段提高36.11%。門檻估計結果充分說明，長江經濟帶金融集聚指數對FDI促進國際貿易發展有重要的影響，金融集聚水平高的地區吸收FDI來推動貿易發展的作用更大。這可能是因為金融集聚的不斷發展，使得金融市場配置資源、發現價格、提高流動性、降低成本的功能得到更好的發揮，這同時促進了FDI與金融發展的良性互動。

表5　門檻模型的參數估計結果

2.具體分析

（1）整體分析。長江經濟帶11個省市FDI對國際貿易發展影響的金融集聚門檻分析表明，金融集聚對FDI與國際貿易發展的作用關系的影響有高、中、低三種不同程度。金融集聚水平越高，FDI對國際貿易發展的促進作用越大。將2000～2014年長江經濟帶各省市的金融集聚指數值與兩個門檻值相比，將其分為三類，即金融集聚高等水平區域（Fa≥0.563）、金融集聚中等水平區域（0.210≤Fa＜0.563）及金融集聚低等水平區域（Fa＞0.210）。2000～2014年各省市的金融集聚指數和門檻值如圖2所示。可以發現，2000～2014年各個省市的金融集聚指數值基本呈現出逐年遞增的趨勢，即金融集聚水平不斷提高。金融集聚低等水平區域個數在2000年為5個，2000年到2006年各省市金融集聚水平整體并無變化。但2007年金融集聚水平中等的省市多了一個。上海、江蘇、浙江始終處于金融集聚水平較高的狀態，這與長三角三個省市的現實情況也是相符合的。而其他省市還是處于金融集聚中等和較低的水平，未能跨過第二道門檻，其FDI對國際貿易發展的影響與上海、江蘇和浙江相差比較大。這是因為金融集聚水平的提高有利于吸收FDI以促進國際貿易的發展。我國長三角三個省市金融業發展相對較早，機制相對比較完善，不論是金融規模還是金融效率各方面都遠遠超過長江經濟帶上的其他省市。而其他省市的金融業發展仍然處于低級水平，尚不能對國際貿易的發展發揮很大的促進作用。

圖2　2000～2014年各省市的金融集聚指數和門檻值

表6　長江經濟帶2000～2014年不同金融集聚水平的省市個數

（2）上、中、下游各省市分析。重慶、四川、貴州和云南四個省市處于長江經濟帶上游地區，湖南、湖北、安徽和江西四個省份處于長江經濟帶中游地區，而上海、江蘇及浙江三個省市則處于長江經濟帶下游地區。從表6和圖4可以清楚看出，長江經濟帶下游地區始終處于金融集聚水平較高狀態，其FDI對國際貿易發展的影響較大。具體而言，上海地區的金融集聚水平有略微下降的，而江蘇和浙江兩省則處于不斷提高的狀態。為進一步了解長江經濟帶上、中、下游金融集聚水平的變化特征及規律，利用σ收斂檢驗對其金融集聚指數進行簡單分析。利用σ值可以測度地區間金融集聚指數的離散程度，來了解地區差異，如果σt+1＜σt，則表明發生σ收斂，各地區金融集聚水平差距在不斷減少。結果如圖3所示，2000～2014年長江經濟帶11個省市整體金融集聚指數在2007年之前是逐年略有上升的，而2007年之后則是逐年下降的。具體而言，下游地區的差異變化較大，差異不斷縮小；而中游地區震蕩比較明顯，地區差異波動比較大；而上游地區的差異反而越來越大。長江經濟帶11個省市整體上的金融集聚水平差異是在縮小的，但是趨勢變化比較微弱，而且不管是從整體還是從上中下游三個地區來看，σ值都是在波動起伏的，說明各地區金融集聚水平差異是不斷變化的。

圖3　2000～2014年長江經濟帶各省市金融集聚指數收斂檢驗圖

五、研究結論與政策建議

本文構建了面板門檻模型，利用我國長江經濟帶11個省市2000～2014年的面板數據，以金融集聚指數為門檻變量，研究了FDI對國際貿易發展的影響。研究結果表明：地區的金融集聚發展水平、人均收入水平、固定資本存量狀況、人力資本水平、研究與發展經費投入對國際貿易的發展都有影響。在控制其他變量的情況下，金融集聚發展水平、人均收入水平、人力資本水平、研究與發展經費投入對國際貿易發展均存在正向影響，而固定資本存量狀況對其有輕微的負向作用。同時，FDI對長江經濟帶國際貿易發展的影響存在基于金融集聚水平的“雙門檻效應”，當區域金融集聚水平跨越第一道門檻時，FDI對國際貿易的影響并沒有顯著變化，但是當繼續跨越第二道門檻時，促進作用增強很多。金融集聚水平提升到一定水平時，FDI將會被充分利用吸收，從而進一步促進國際貿易的發展。目前，長江經濟帶多數省市的金融集聚水平未達到第二道門檻，且地區差異雖然有所減小但仍然較大，FDI吸收能力不足，其FDI對國際貿易發展的促進作用不明顯。

本文根據以上結論提出以下幾點政策建議：

（一）根據控制變量對地區國際貿易發展的不同影響作用，應對各個因素因勢利導，而不能脫離實際盲目跟風。具體來說，各地要立足擴大內需這一戰略方針，加快建立擴大消費需求長效機制，釋放居民消費潛力，保持投資合理增長；增加研發支出，提高原始創新、集成創新和引進消化吸收再創新能力，更加注重協同創新，完善知識創新體系，強化基礎研究、前沿技術研究、社會公益技術研究，提高科研水平和成果轉化能力；增加教育投入，提高勞動者的綜合素質。

（二）基于各地金融集聚發展水平在推動FDI促進國際貿易發展進程中存在顯著的地區差異的事實，本文認為，在當前深化金融體制改革的宏觀背景之下，應當根據各地實際情況，實施差異化的金融體制改革戰略。具體而言，長江經濟帶下游地區的改革重點是對現有金融體系的完善與優化，發揮長三角地區的龍頭輻射優勢，而中、上游地區的改革重點則是金融體系的建構，努力實現地區間的資源優勢互補、產業分工協作、城市互動合作。同時，應當提高金融市場的開放程度，優化金融資源配置，并培育全方位對外開放新優勢，以在地區內形成金融發展與國際貿易發展之間的良性互動。同時，本文認為FDI的引入應當堅持適度原則，即應與本地區金融、經濟發展水平相匹配，FDI的引入并非多多益善，質量往往比數量更加重要。因此，各地區應加強宏觀調控，引導FDI在不同地區不同產業間的科學分布和優化配置。同時，應當進一步提升金融市場的開放程度，優化金融資源的合理配置，培育全方位對外開放新優勢，要堅持金融服務實體經濟這一基本理念，為國際貿易的發展提供有力的金融支持。

［1］Mundell.R A.International Trade and Factor Mobility［J］.American Economic Review，1957，47（3）：321～335

［2］Markusen James R.Multinationals，Multiplant Economies，and the Gains from Trade［J］.Journal of International Economics，1984，（16），205～226.

［3］Helpman E.A Simple Theory of International Trade with Multinational Corporations［J］.Journal of Political Economy，1984，（92），451～472.

［4］小島清.對外貿易論［M］.天津：南開大學出版社，1987：173～176.

［5］LeeJ.Trade， FDI， andProductivity Convergence：A Dynamic Panel Data Approach in 25 Countries［J］.Janpan and the World Economy，2009，21（3）：226～238.

［6］Medvedev D.Beyond Trade：the Impact of Preferential Trade Agreements on FDI Inflows［J］. World Development，2012，40（1）：49～61.

［7］江小涓.利用外資與經濟增長方式的轉變［J］.管理世界，1999，（02）：7～15.

［8］邱斌，唐保慶，孫少勤.對中國國際貿易與FDI相互關系的重新檢驗［J］.南開經濟研究，2006，（04）：32～46+70.

［9］邵軍，徐康寧.基于面板協整方法的外資與外貿關系研究［J］.數量經濟技術經濟研究，2007，10：91～99+107.

［10］李子豪，劉輝煌.FDI對環境的影響存在門檻效應嗎——基于中國220個城市的檢驗［J］.財貿經濟，2012，（09）：101～108.

［11］劉敏，曹衷陽.外商直接投資對經濟發展影響的門檻效應研究——基于居民相對消費水平視角［J］.工業技術經濟，2011，（12）：134～142.

［12］冉光和，魯釗陽.金融發展、外商直接投資與城鄉收入差距——基于我國省級面板數據的門檻模型分析［J］.系統工程，2011，（07）：19～25.

［13］Hansen B E.Sample Splitting and Threshold Estimation［J］.Econometric，2000，68（3）：575～603.

［14］張保帥.FDI對國際貿易影響的雙門檻效應［J］.技術經濟，2013，（08）：33～39.

［15］Enders W.Applied Econometric Time Series ［M］.New York：Wiley，2004：8～33.

［16］劉耀彬，周依仿，王希祖，周家興，宋一凡.市場一體化視角下FDI對經濟發展影響的門檻效應研究——以長江經濟帶為例［J］.經濟問題探索，2015，（06）：118～125.

［17］Romer P M.Increasing Returns and Long Run Growth［J］.Journal of Political Economy，1986，94 （5）：1002～1037.

［18］高楠，馬耀峰，李天順，趙多平，林志慧.1993～2010年中國入境旅游與進口貿易耦合關系時空分異研究［J］.經濟地理，2012，（11）：143～148.

［19］白彩全，黃芽保，宋偉軒，何宜慶.省域金融集聚與生態效率耦合協調發展研究［J］.干旱區資源與環境，2014，（9）：1～7.

［20］李華敏.金融發展視角下FDI溢出效應對貿易增長的影響研究［D］.西安，陜西師范大學，2013.

［21］趙奇偉，張誠.FDI溢出效應與區域經濟增長：基于東道國要素市場發展的理論視角及中國經驗［J］.世界經濟研究，2007，（7）：66～74.

F727

A

1006-169X（2016）08-0015-07

國家自然科學基金項目“金融集聚、要素流動與區域經濟空間差異及趨同演化仿真研究：生態效率的視角”（71263039），江西省社會科學（2015）“十二五”規劃項目（15YJ18）““昌九新區”金融集聚、經濟增長與生態效率提升的對策研究”，南昌大學研究生創新項目“金融集聚、要素流動與對外貿易轉型發展研究”（CX2015075）。本項目由南昌大學研究生創新資金資助。