顧欣 徐康寧 邵軍

轉(zhuǎn)型時期外資進入我國銀行業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)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(chǎn)函數(shù)作為基本方程，對外資進入我國銀行業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明，無論是在短期還是長期，在銀行業(yè)引入外資都能顯著促進經(jīng)濟的增長。而且，研究結(jié)論在引入制造業(yè)利用外資作為解釋變量后仍然穩(wěn)健，在過去十年銀行業(yè)利用外資對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)甚至超過制造業(yè)。因此，在現(xiàn)階段經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的大背景下，對于我國應(yīng)該如何更好地利用外資促進經(jīng)濟增長，銀行等金融服務(wù)業(yè)無疑是需要重點關(guān)注的方向。

外資銀行 ARDL模型 中國經(jīng)濟增長

一、引言

大力吸引外資是改革開放以來中國經(jīng)濟增長中的一個顯著特征，從引資結(jié)構(gòu)來看，長期以來，制造業(yè)無疑是主要的外資進入領(lǐng)域。然而，2001年中國加入WTO以后，中國利用外資的結(jié)構(gòu)開始發(fā)生較為明顯的改變，服務(wù)業(yè)利用外資的規(guī)模持續(xù)擴大。在金融服務(wù)業(yè)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(chǎn)規(guī)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(yè)整體增長水平高出18%；外資銀行在華營業(yè)機構(gòu)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(chǎn)生了怎樣的影響，這是一個值得我們關(guān)注的重要議題。作為一個仍在探索適合發(fā)展模式的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，金融發(fā)展的滯后是當(dāng)前中國經(jīng)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(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束問題，這些都成為中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的制約，應(yīng)該說，外資銀行的進入給中國金融業(yè)帶來了新的競爭者、新的融資渠道，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極的作用。但就目前現(xiàn)有的文獻來看，單獨針對外資進入我國銀行業(yè)的研究還比較少見，這可能是由于外資進入我國銀行業(yè)的時期較短，可供分析的樣本數(shù)據(jù)較少，導(dǎo)致一般的實證方法難于捕捉數(shù)據(jù)的變動規(guī)律。鑒于此，本文細(xì)化了數(shù)據(jù)的研究范圍，在收集過去十年外資銀行進入中國市場數(shù)據(jù)樣本的基礎(chǔ)上，采用相關(guān)變量的季度數(shù)據(jù)進行觀測，有效增加了數(shù)據(jù)序列的長度和實證結(jié)果的精確度；同時，我們構(gòu)建了自回歸分布滯后（ARDL）模型對我國銀行業(yè)利用外資的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行實證檢驗，該模型的主要優(yōu)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(guān)系和短期調(diào)整系數(shù)，與現(xiàn)實更為相符。

二、相關(guān)研究評述

外資進入與經(jīng)濟增長的關(guān)系（尤其是發(fā)展中國家）一直是學(xué)界研究的重要議題。從理論角度來看，已有的學(xué)術(shù)文獻一般都認(rèn)為外資進入通過資本積累效應(yīng)（Chenery Strout,1966）、技術(shù)轉(zhuǎn)移與外溢效應(yīng)（Macdougall,1960;Cave,1974）構(gòu)成經(jīng)濟增長的動因，促進東道國的技術(shù)進步，進而提高該國的經(jīng)濟增長率。這一觀點也得到了我國眾多實證研究的經(jīng)驗支持，外資進入被當(dāng)作促進中國經(jīng)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(yè)方面，現(xiàn)有的學(xué)術(shù)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(yè)效率的提高，促進經(jīng)濟增長

首先，外資銀行進入給東道國帶來的不僅僅是經(jīng)濟發(fā)展所需要的資本，還包括技術(shù)和制度的創(chuàng)新。外資銀行通過示范與牽動效應(yīng)，向本國銀行業(yè)溢出其先進的技術(shù)、產(chǎn)品開發(fā)及經(jīng)驗管理經(jīng)驗，提高東道國的金融服務(wù)質(zhì)量，從而促進東道國的經(jīng)濟增長（Goldsmith，1969；Levine 2001）。這種溢出效應(yīng)在經(jīng)濟發(fā)展中的轉(zhuǎn)型國家表現(xiàn)尤為明顯（Buch,1997），由于這些國家的國內(nèi)金融體系一般不夠發(fā)達和完善，當(dāng)外資銀行進入時，提升這些國家本土金融服務(wù)效率的可能性也就越大。同時，在面對具有國際聲譽和優(yōu)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(nèi)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(yīng)行動，從而產(chǎn)生“鯰魚效應(yīng)”。雖然本土銀行的壟斷利潤將受到影響，但也由此激發(fā)了其完善自身公司治理機制、迅速掌握先進經(jīng)營管理的動力，改善資源配置的效應(yīng)明顯，有利于銀行業(yè)整體效率的提高。這可以被總結(jié)為“鯰魚與外溢效應(yīng)”。

2.外資進入銀行業(yè)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(dāng)?shù)仄髽I(yè)信息成本的預(yù)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(wù)狀況好的企業(yè)提供產(chǎn)品和服務(wù)，從而造成“撇脂”（cream-skimming）效應(yīng)(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(yè)來說是個壞消息，其結(jié)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(wěn)定的角度，相對本土銀行，外資銀行在東道國宏觀經(jīng)濟波動時，更容易受到母國調(diào)撥資金的要求影響，從而增加資本流動的不穩(wěn)定性（Ye,2007）。同時外資銀行規(guī)模的擴張可能會增加?xùn)|道國金融監(jiān)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(jié)果看，目前國內(nèi)已有一些考察外資進入與銀行效率關(guān)系的文獻，比如張金清、吳有紅（2010）和Xu（2011）發(fā)現(xiàn)外資銀行進入有助于中國銀行業(yè)的競爭性改善和效率提高，與本文研究主題存在一定相關(guān)性。但直接針對外資進入銀行業(yè)對經(jīng)濟增長績效影響的研究還為數(shù)不多。例如陳剛、王燕飛（2012）利用省級面板數(shù)據(jù)實證評估了外資銀行業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，結(jié)果表明外資銀行進入與經(jīng)濟增長率之間具有正相關(guān)性。但他們的研究主要考慮的是外資進入對經(jīng)濟增長的長期貢獻率，忽略了可能的短期效應(yīng)。本研究可以看作是這些研究的延伸，但又有本質(zhì)不同。我們的研究在于，利用變量的季度數(shù)據(jù)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(yè)的長期均衡關(guān)系和短期波動效應(yīng)。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(jīng)濟增長的影響，考慮到制造業(yè)在吸收外資所占的長期優(yōu)勢份額，模型還引入制造業(yè)利用外資作為解釋變量，進一步考察結(jié)論的穩(wěn)健性。

三、研究方法與變量

1.研究方法

本文基于時間序列數(shù)據(jù)，采用ARDL模型（Pesaran et al.,2001），即自回歸分布滯后模型，對相關(guān)問題進行研究。盡管在時間序列的經(jīng)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(yīng)函數(shù)（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(jié)果會因模型中變量先后次序的改變而改變，而對研究結(jié)論穩(wěn)健性產(chǎn)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(xié)整關(guān)系，才能進一步分析變量間的長期均衡關(guān)系。不僅如此，當(dāng)模型中存在多個協(xié)整關(guān)系時，相應(yīng)地就會形成多個長期均衡關(guān)系的系數(shù)，這給解釋研究結(jié)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(yōu)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(shù)據(jù)平穩(wěn)性后再進行回歸，往往使數(shù)據(jù)中包含的長期調(diào)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(yīng)，與現(xiàn)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(wěn)I(0)還是一階單整I(1)的，亦或是否存在協(xié)整關(guān)系的，只要其單整階數(shù)不超過1，利用ARDL模型均適用，且得到的回歸系數(shù)是一致、有效的（Pesaran and Shin，1999）。

根據(jù)研究議題，本文主要考察銀行業(yè)利用外資對經(jīng)濟增長的影響，首先在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的框架下建立基準(zhǔn)模型：

其中，被解釋變量為Y，衡量經(jīng)濟發(fā)展水平；解釋變量中，F(xiàn)DI_bank是衡量銀行業(yè)利用外資的規(guī)模指標(biāo)，K和L分別衡量資本存量與勞動力規(guī)模；ln表示對變量取自然對數(shù)，這樣做是為了降低數(shù)據(jù)偏度，更好地擬合數(shù)據(jù)；t表示時間；ε是隨機擾動項。

模型（1）是基準(zhǔn)模型，要考量模型中變量間的長短期關(guān)系，我們還需要對基準(zhǔn)模型的形式進行轉(zhuǎn)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(zhǔn)模型（1）可以轉(zhuǎn)化為：

其中,λ0,λ1,φ,和θ為短期效應(yīng)系數(shù)；λ0/(1-φ),λ1/(1-φ)和θ/(1-φ)為長期均衡系數(shù);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(yīng)，λ0+λ1t+ut則用來捕捉其他因素可能產(chǎn)生的效應(yīng)。

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(shù)。

另外，考慮到Zt可能存在的內(nèi)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(guān)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(shù)。

2.變量說明與數(shù)據(jù)的預(yù)處理

本研究涉及四個主要變量，分別反映經(jīng)濟發(fā)展水平、外資進入銀行業(yè)規(guī)模、資本存量和勞動力規(guī)模。(1)采用1995年不變價格衡量的GDP來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平（Y）。（2）選取外資銀行資產(chǎn)規(guī)模占銀行業(yè)整體資產(chǎn)的比重來衡量外資進入銀行業(yè)的規(guī)模(FDI_bank)，與此變量相對應(yīng)的回歸系數(shù)的符號和顯著性將是本文關(guān)注的焦點。（3）以永續(xù)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(chǎn)投資，通過固定資產(chǎn)價格指數(shù)剔除掉價格變動的因素。其次，遵循通常的標(biāo)準(zhǔn)，我們將資本折舊率設(shè)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(nèi)新增的固定資產(chǎn)投資，初期資本存量Ky0=I0。（4）以就業(yè)人員數(shù)來衡量勞動力規(guī)模(L)。（5）加入銀行業(yè)整體的資產(chǎn)規(guī)模作為控制變量，上述指標(biāo)的度量數(shù)據(jù)均來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

本文選取2003Q1至2012Q4的季度數(shù)據(jù)作為樣本，進行實證分析。與年度數(shù)據(jù)相比，季度數(shù)據(jù)更及時，同時增加了經(jīng)濟發(fā)展周期短期信息的內(nèi)涵，提高了數(shù)據(jù)質(zhì)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(shù)據(jù)進行季度調(diào)整，如圖1所示，在未經(jīng)過調(diào)整的季度GDP序列中，可以觀察到有規(guī)律的季度波動（折線部分），整個序列呈穩(wěn)定向上趨勢。通過X-13-ARIMA季節(jié)調(diào)整之后，剔除原始序列中的季節(jié)等短期波動成分，得到調(diào)整后的數(shù)據(jù)序列（曲線部分）。

圖1原始季度GDP數(shù)據(jù)和調(diào)整后的數(shù)據(jù)（單位：10億元人民幣，1995=100）

四、經(jīng)驗分析結(jié)果

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

以時間序列為依據(jù)的經(jīng)驗分析都是假定時間序列是平穩(wěn)的。如果一個原始序列平穩(wěn)，我們稱之為I(0)；如果一個原始時間序列不平穩(wěn)，而經(jīng)過一階差分變成平穩(wěn)的，這個序列可稱之為一階單整，I(1)。平穩(wěn)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(jié)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(shù)都不超過1，符合ARDL對單整階數(shù)的要求。但是，變量單整階數(shù)并不一致，傳統(tǒng)的Eagle-Granger兩步法和Johansen協(xié)整檢驗法并不適用，因此使用ARDL模型來進行估計。

表1 系統(tǒng)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(yè)利用外資規(guī)模、資本存量和勞動力規(guī)模）對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，我們利用Schwarz Bayesian Criterion(SBC)準(zhǔn)則和Akaike Information Criterion(AIC)準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后期數(shù)為2，估計方程（5）的系數(shù)。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(jié)果的短期效應(yīng)系數(shù)，第5、6和7列給出了相應(yīng)的長期均衡系數(shù)。在得到回歸結(jié)果后，我們對回歸模型本身進行了一系列的診斷檢驗。（1）經(jīng)Breusch-Godfrey檢驗，回歸模型誤差不存在序列相關(guān)性。（2）在1%的顯著性水平下，LM檢驗接受原假設(shè)，認(rèn)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(shè)，即殘差項符合同方差標(biāo)準(zhǔn)。（4）選擇Ramsey的Reset檢驗，在5%的顯著性水平下，無法拒絕原假設(shè)，據(jù)此得出模型沒有遺失變量或是設(shè)定誤差。根據(jù)以上診斷檢驗的結(jié)果，我們可以認(rèn)定回歸模型是有效設(shè)定的。

表2 ARDL模型估計結(jié)果：被解釋變量為ΔlnY

從表2的回歸結(jié)果來看，各變量估計系數(shù)的符號基本符合預(yù)期，可以得出這樣一些結(jié)論：第一，衡量經(jīng)濟規(guī)模變量的一階滯后項lnYt-1，相應(yīng)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨經(jīng)濟規(guī)模的擴大，經(jīng)濟增長率ΔlnYt會相應(yīng)放緩。目前我國經(jīng)濟增長正處在結(jié)構(gòu)調(diào)整階段，由于后金融危機時期刺激政策的退出，經(jīng)濟新增長點尚不足以拉動經(jīng)濟增長進入新的擴張期。同時，隨工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的演進，我國潛在經(jīng)濟增長水平呈逐步放緩趨勢。這里得到的負(fù)相關(guān)的估計系數(shù)，符合我國經(jīng)濟在過去十年由高速增長階段逐步轉(zhuǎn)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(guī)模（lnLt）在1%的顯著性水平上，短期調(diào)整的估計系數(shù)分別為0.4118和0.2561，長期均衡系數(shù)分別為0.2394和0.1489。從系數(shù)上來看，在樣本數(shù)據(jù)期間內(nèi)（2003-2012），資本和勞動力投入對經(jīng)濟增長的推動作用都表現(xiàn)出積極的作用，但資本投入對經(jīng)濟增長的貢獻率要超過勞動力投入的貢獻率。不可否認(rèn)的一個經(jīng)濟事實是，中國在過去十年的經(jīng)濟增長更依賴于資本投入，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的資本密度呈上升趨勢。王小魯?shù)?2009)就指出,資本要素在經(jīng)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(zhuǎn)向更加人力密集。就長期看，通過人力資本質(zhì)量的提高，勞動力投入將繼續(xù)對經(jīng)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(shù)顯著為正，短期調(diào)整和長期均衡的估計系數(shù)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(jīng)濟增長。我們認(rèn)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(shù)量，這都可能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生持久性的影響。在表2第7、10和13行的回歸結(jié)果就可以證實這一點，變量ΔlnFDI_bankt，ΔlnFDI_bankt{1}及ΔlnFDI_bankt{2}對經(jīng)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(jīng)濟增長效應(yīng)會逐步弱化。以上變量的各回歸系數(shù)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(yè)帶來的溢出效應(yīng)對經(jīng)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(qū)動的增長模式在新的國際形式?jīng)_擊下已現(xiàn)疲態(tài)，外資進入由制造業(yè)更多地轉(zhuǎn)入金融服務(wù)業(yè)。這種外資流向的轉(zhuǎn)變，對于金融行業(yè)來說不僅僅是單純的資本累加，而是通過優(yōu)化金融資源的配置來提升銀行業(yè)的整體效率。因此，我們得出的關(guān)于外資進入銀行業(yè)具有顯著經(jīng)濟增長效應(yīng)的結(jié)論，某種程度上也說明，過去十年間由于政策傾斜導(dǎo)致的金融資源錯配已經(jīng)嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展。而銀行業(yè)引入外資，即使所占的市場規(guī)模較小，也能對扭轉(zhuǎn)金融資源錯配起到積極的促進作用,進而實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。

五、結(jié)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(yè)對經(jīng)濟增長率的長短期影響進行了分析，最終得出這樣幾點結(jié)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(jù)回歸估計的結(jié)果，無論短期調(diào)整或是長期均衡分析，外資進入銀行業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)均顯著；（2）外資進入銀行業(yè)所引發(fā)的經(jīng)濟增長效應(yīng)隨滯后期推移會逐步弱化，短期的沖擊效應(yīng)大于長期影響；（3）在回歸模型中引入制造業(yè)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(yè)對經(jīng)濟增長具有積極促進作用的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

以上結(jié)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(yè)的競爭，在很大程度上對本土的商業(yè)銀行確實扮演了“鯰魚”的角色，一定程度上可以打破現(xiàn)有壟斷結(jié)構(gòu)，提升銀行業(yè)的整體效率，也對其他行業(yè)的產(chǎn)出發(fā)揮了積極的影響。通過擴大外資銀行的在華規(guī)模，能有效推動銀行改革，減少資本要素的流動障礙，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，對于實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長，銀行等金融服務(wù)業(yè)的有序開放無疑具有重要意義。

參考文獻

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〔責(zé)任編輯：天則〕

顧欣，東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士211102

徐康寧，東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授211102

邵軍，東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)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(xué)社會科學(xué)基金指導(dǎo)項目（2013SJD790036）階段性成果。