金融發(fā)展、FDI與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)性的空間效應(yīng)特征識別

潘海峰，魏宏杰

（1.安徽工程大學(xué) 數(shù)理學(xué)院，安徽 蕪湖 241000；2.中央財經(jīng)大學(xué) 中國經(jīng)濟與管理研究院，北京 100081；3.中鋁國際貿(mào)易有限公司，上海 200126）

0 引言

伴隨FDI的不斷流入，境外資金不斷增加，金融開放度也不斷深化。金融業(yè)的發(fā)展是否對經(jīng)濟增長起到推動作用？區(qū)域金融發(fā)展的差異性與FDI效能的發(fā)揮是否具有相關(guān)性？區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)在經(jīng)濟發(fā)展中起到何種作用？對這些問題的合理解答，有利于明確經(jīng)濟增長中金融發(fā)展、FDI及溢出效應(yīng)因素的具體影響，為我國制定因地制宜的金融發(fā)展和招商引資政策提供決策依據(jù)。

關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，國外文獻多基于跨國截面或面板數(shù)據(jù)，或某一國家的時間序列數(shù)據(jù)進行分析；同時，研究結(jié)果往往因選取的金融發(fā)展指標(biāo)不同、國家不同、樣本區(qū)間不同而存在差異性，出現(xiàn)了正影響、負(fù)影響和沒有顯著影響的不同結(jié)果；國內(nèi)文獻也未出現(xiàn)一致性結(jié)論。此外，關(guān)于FDI的溢出效應(yīng)，多是從金融市場發(fā)展對FDI促進經(jīng)濟增長的效應(yīng)進行分析，較少從FDI對我國金融市場發(fā)展促進經(jīng)濟增長的效應(yīng)進行分析。由于信貸資源的配置、FDI的溢出效應(yīng)對不同金融發(fā)展水平的區(qū)域所帶來的效應(yīng)往往表現(xiàn)出差異性，尤其是金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的短期和中長期影響表現(xiàn)出不同。因此，本文從以下四個方面進行改進：一是對于金融發(fā)展的度量，考慮金融發(fā)展水平和金融發(fā)展效率兩個方面，采用多個指標(biāo)，通過不同變量實證結(jié)果的對比分析，得到穩(wěn)健性的結(jié)論；二是考慮區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，采用省域面板數(shù)據(jù)的空間滯后和空間誤差模型進行實證分析，深化金融發(fā)展影響經(jīng)濟增長的機制；三是考慮信貸結(jié)構(gòu)因素，研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的短期與中長期影響；四是結(jié)合FDI因素，從FDI對我國金融市場發(fā)展溢出效應(yīng)的視角，分析FDI和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。

1 計量模型與變量選擇

1.1 空間計量模型

首先，使用Moran指數(shù)來衡量并檢驗全局空間相依性。假設(shè)地區(qū)總數(shù)為N，該指數(shù)計算公式為：

空間滯后模型（Spatial Lag Model,SLM）主要用來研究變量的空間依賴性，分析各個變量在某一地區(qū)是否有溢出或擴散效應(yīng)，其模型為：

其中，隨機誤差項 ε～N(0 ，σ2I)；wij是空間權(quán)重矩陣；ρ是空間自回歸系數(shù)，一般在（-1,1）之間，代表了空間溢出效應(yīng)的強弱，如果為正，代表著空間集聚效應(yīng)，反之，表明存在空間互斥現(xiàn)象。

空間誤差模型（Spatial Error Model,SEM）主要用來研究誤差項的空間相關(guān)性，其模型為：

其中，u是隨機誤差項，λ是空間自相關(guān)系數(shù)，ε～N(0 ，σ2I) 。

1.2 變量選擇與數(shù)據(jù)描述

實證研究中一般采用GDP或人均GDP衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，由于人均GDP能夠較好反映當(dāng)?shù)厝丝趯?jīng)濟發(fā)展的影響，因此本文被解釋變量采用人均GDP增長率衡量地區(qū)的經(jīng)濟增長水平，記為GDPG。

解釋變量包括四個方面：金融發(fā)展水平、金融發(fā)展效率、實際利用外資及溢出效應(yīng)。金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)一般采用麥?zhǔn)现笜?biāo)或戈氏指標(biāo)，但考慮到省域數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用金融產(chǎn)業(yè)增加值與GDP比值、存貸總額與GDP比值作為地區(qū)金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)，分別記為FIG和DLG。金融發(fā)展效率的度量，一般采用私有經(jīng)濟貸款與GDP的比值或直接融資占比指標(biāo)進行度量，本文采用信貸總額、短期信貸和中長期信貸與儲蓄總額的比值衡量儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的指標(biāo)，反映金融發(fā)展的效率，分別記為LDR、SLDR和LLDR。用地區(qū)實際利用外資額與GDP比值，反映利用外資對經(jīng)濟的拉動作用，記為FDI；用金融發(fā)展水平與FDI的交叉項反映FDI促進金融發(fā)展進而對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)。控制變量包括：教育水平，采用教育支出與總支出比值測度，記為EDG；對外開放度，采用省際貿(mào)易量與總貿(mào)易量比值測度，記為PTR；固定資產(chǎn)投資水平，采用固定資產(chǎn)投資與GDP比值測度，記為FAI。具體見表1。

表1 變量匯總

本文選取樣本的時間跨度為2000—2017年，由我國31個省份組成的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫及各年中國統(tǒng)計年鑒。

2 實證分析

2.1 經(jīng)濟增長的空間相依性檢驗

根據(jù)前述Moran指數(shù)公式，計算2000—2017年我國31個省份人均GDP增長率的空間依賴程度，結(jié)果見表2。

由表2可知，2000—2017年的Moran指數(shù)均大于0。其中，僅2000年Moran指數(shù)較小，未通過顯著性檢驗；其他各年均大于0.19。尤其是2010—2016年，均在0.3以上，且在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗，經(jīng)濟增長在空間上呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系。因此，經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)需要加以考慮。

表2 空間相依性檢驗

2.2 空間滯后和空間誤差模型估計

以人均GDP增長率（GDPG）為被解釋變量，解釋變量為：金融產(chǎn)業(yè)增加值與GDP比值（FIG）、信貸總額與儲蓄總額比值（LDR）、實際利用外資與GDP比值（FDI）、交叉項FIG*FDI，控制變量為EDG、PTR和FAI。估計結(jié)果見表3。根據(jù)Hausman檢驗可知，在空間滯后模型中，P值為0.9911，接受隨機效應(yīng)的原假設(shè)；對于空間誤差模型，P值為0.0167，在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受固定效應(yīng)的備擇假設(shè)。進一步結(jié)合擬合優(yōu)度，可知空間滯后的隨機效應(yīng)模型最優(yōu)。結(jié)果顯示僅FIG變量在1%的水平下顯著，反映出金融發(fā)展水平FIG對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的負(fù)影響。

表3 金融產(chǎn)業(yè)增加值/GDP估計

2.3 多模型估計及穩(wěn)健性檢驗

為研究金融發(fā)展水平、金融發(fā)展效率對區(qū)域經(jīng)濟增長的短期與長期影響，以及FDI與金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的交互影響，得到穩(wěn)健性的結(jié)論，本文基于變量的差異，通過模型進行空間計量分析。

將存貸總額與GDP比值（DLG）作為金融發(fā)展水平的變量，進行空間滯后和空間誤差模型估計，結(jié)果見表4。根據(jù)Hausman檢驗可知，空間滯后和空間誤差模型，均在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。進一步結(jié)合擬合優(yōu)度，可知空間滯后的固定效應(yīng)模型最優(yōu)。結(jié)果顯示LDR、DLG*FDI、FAI變量在5%的水平下顯著，反映出金融發(fā)展效率LDR對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的負(fù)影響；FDI對推動金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的積極作用；固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有顯著的正影響。

表4 存貸總額/GDP估計

將金融產(chǎn)業(yè)增加值與GDP比值（FIG）作為金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)，將短期信貸與儲蓄總額的比值（SLDR）、中長期信貸與儲蓄總額的比值（LLDR）作為金融發(fā)展效率的指標(biāo)，以度量金融變量對經(jīng)濟增長的短期和長期影響，結(jié)果見表5。由Hausman檢驗，并結(jié)合LR、LM檢驗可以得出，空間滯后隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型、空間誤差固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型；結(jié)合擬合優(yōu)度，最終選擇空間滯后的隨機效應(yīng)模型為最優(yōu)模型。金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)FIG在1%水平下顯著，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)影響；金融發(fā)展效率指標(biāo)SLDR、LLDR均在1%水平下顯著，反映出對經(jīng)濟的短期增長具有負(fù)影響，而對長期增長具有正影響。

將存貸總額與GDP比值（DLG），作為金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)，結(jié)合短期信貸與儲蓄總額的比值（SLDR）、中長期信貸與儲蓄總額的比值（LLDR）金融發(fā)展效率的指標(biāo)，進行空間滯后和空間誤差分析，結(jié)果見表6。結(jié)合Hausman、LR、LM和R2，可知空間滯后的隨機效應(yīng)模型最優(yōu)。結(jié)果表明，DLG、SLDR、LLDR均在1%水平下顯著。

表5 金融產(chǎn)業(yè)增加值/GDP、信貸結(jié)構(gòu)估計

表6 存貸總額/GDP、信貸結(jié)構(gòu)估計

綜合以上結(jié)論，所有模型結(jié)果表現(xiàn)出一致性，具有穩(wěn)健性。從回歸系數(shù)看，金融產(chǎn)業(yè)增加值與GDP比值、存貸總額與GDP比值、信貸總額與儲蓄總額比值等變量系數(shù)均顯著為負(fù)。這主要源于我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域差異性，由于東部、中部、西部發(fā)展不均衡，金融發(fā)展與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)出現(xiàn)一定的匹配失衡。東部地區(qū)雖然金融資源規(guī)模大，但民營企業(yè)獲得的金融資源相對不足，一定程度上成為阻礙經(jīng)濟發(fā)展的因素；中部和西部地區(qū)，雖然國有企業(yè)較多，優(yōu)勢地位明顯，但金融資源總量卻相對不足。金融發(fā)展的不均衡和金融資源分配的歧視性一定程度上對金融發(fā)展的效率產(chǎn)生負(fù)向影響。

中長期貸款主要投向周期性較長的基建、實體經(jīng)濟和房地產(chǎn)等領(lǐng)域，占固定資產(chǎn)投資的比重較大，對經(jīng)濟發(fā)展起到積極的推動作用。短期貸款并未對經(jīng)濟發(fā)展起到推動作用，反映出我國短期貸款的使用效率還存在不足。一般情況下短期貸款可以為企業(yè)的流動性提供有效補充，減少企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，是推動經(jīng)濟發(fā)展不可缺少的重要組成部分。因此，我國還需要進一步優(yōu)化貸款結(jié)構(gòu)，在合理配置中長期貸款的同時，有效提升短期貸款資金的使用效率。

外商直接投資為企業(yè)投資增加資金積累，提供外部融資方式，一定程度上可以解決企業(yè)的融資需求，并倒逼企業(yè)進行產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)創(chuàng)新。FDI中涉及的資金往來由當(dāng)?shù)亟鹑谑袌鐾瓿桑梢源龠M資金融通與配置的優(yōu)化。但正溢出效應(yīng)的不穩(wěn)健性，表明我國還需要進一步優(yōu)化FDI的質(zhì)量，加強對FDI的有效引導(dǎo)，使其配置到切實存在融資需求的實體經(jīng)濟中去，發(fā)揮緩沖國內(nèi)金融資源配置不足、促進金融體系配置效率提升的作用。

3 結(jié)論

本文基于新經(jīng)濟地理的視角，對金融發(fā)展、FDI溢出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了研究，主要結(jié)論如下：第一，我國區(qū)域經(jīng)濟增長存在著空間相依性特征，不同地區(qū)間的經(jīng)濟增長存在著空間聯(lián)系與空間鄰近效應(yīng)；第二，我國金融發(fā)展水平、金融發(fā)展效率均與地區(qū)經(jīng)濟增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，反映出我國金融業(yè)的快速發(fā)展并未對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極作用；第三，從信貸結(jié)構(gòu)看，中長期信貸與經(jīng)濟增長呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；短期信貸與經(jīng)濟增長呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；第四，一定條件下，F(xiàn)DI因素有利于提升我國金融市場發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用。