張帥

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)中亞經(jīng)貿(mào)研究院，新疆　烏魯木齊　830012）

金融發(fā)展、外商直接投資與新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于有向無環(huán)圖的分析

張帥

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)中亞經(jīng)貿(mào)研究院，新疆烏魯木齊830012）

金融發(fā)展在促進(jìn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)中起著重要作用，文章首次采用有向無環(huán)圖（DAG）技術(shù)對(duì)SVAR模型進(jìn)行識(shí)別，并利用基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解考察了金融發(fā)展、外商直接投資對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊效應(yīng)。結(jié)果表明，新疆金融發(fā)展水平的提高能夠顯著促進(jìn)FDI的吸收，從而推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，且這種溢出效應(yīng)高于外商直接投資單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。應(yīng)當(dāng)努力推進(jìn)新疆金融市場(chǎng)建設(shè)，充分發(fā)揮金融發(fā)展作為FDI技術(shù)外溢效應(yīng)推動(dòng)器的作用，更好地服務(wù)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

金融發(fā)展；外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；有向無環(huán)圖

一、引言

長(zhǎng)期以來，很多國家都在不斷提供各種優(yōu)惠政策吸引外資，外資流入對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越顯重要。理論上講，F(xiàn)DI的流入不僅能夠?yàn)橐粐峁└嗟馁Y本，而且能夠通過技術(shù)溢出為東道國提供先進(jìn)的技術(shù)、管理理念、品牌設(shè)計(jì)等無形資產(chǎn)。然而大量的實(shí)證研究就FDI與一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系并沒有得出一致的結(jié)論，說明東道國對(duì)FDI溢出效應(yīng)的吸收受到其他特殊因素的影響，而作為一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展核心的金融市場(chǎng)，能夠有效地提高資本積累率，促進(jìn)資源有效配置，F(xiàn)DI也能很好地被吸收和利用，從而促進(jìn)東道國技術(shù)的升級(jí)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善，推動(dòng)一國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，金融發(fā)展水平的高低是影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素。

已經(jīng)有大量的國內(nèi)外學(xué)者對(duì)金融發(fā)展、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。國外學(xué)者主要是采用不同國家的面板數(shù)據(jù)來考察金融發(fā)展在FDI溢出效應(yīng)的中介作用，研究結(jié)果均顯示一國金融發(fā)展水平的提高能顯著促進(jìn)FDI的吸收，從而推動(dòng)一國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。如Niels、Robert［1］通過對(duì)67個(gè)LDC國家的研究表明，一國金融體系的發(fā)展情況決定著FDI的溢出效應(yīng)，從而影響著該國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Omran、Bbolbol［2］選擇了11個(gè)阿拉伯國家作為研究對(duì)象，研究得出金融發(fā)展與FDI相互作用時(shí)能夠有效地促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；Chee-Keong Choong、Zulkornain Yusop［3］運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)方法分析了東亞的發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家中金融體系在FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中的作用，研究結(jié)果表明，金融市場(chǎng)發(fā)展水平越高，東道國對(duì)FDI的吸收能力就越強(qiáng)，就更能夠促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由于不同國家經(jīng)濟(jì)環(huán)境、金融制度的差異性很大，忽視這種差異性而采用統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析將會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差。而國內(nèi)學(xué)者主要側(cè)重于對(duì)中國及不同區(qū)域金融發(fā)展影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的考察，研究結(jié)果呈現(xiàn)一定的差異性。當(dāng)選擇中國整體作為分析對(duì)象時(shí)，學(xué)者認(rèn)為我國的金融發(fā)展并未有效的促進(jìn)FDI的溢出效應(yīng)。如曾慧［4］通過建立理論模型，認(rèn)為受到“金融市場(chǎng)發(fā)展門檻”的限制，我國金融市場(chǎng)效率相對(duì)較低，不能為FDI的技術(shù)外溢提供高效的金融環(huán)境支持，F(xiàn)DI主要是通過增加資本積累來促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而選擇我國不同區(qū)域作為研究對(duì)象時(shí)，學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展影響FDI的溢出效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異性。如李金昌等［5］、趙奇?zhèn)サ龋?］、曾慧［7］通過采用省際面板數(shù)據(jù)，研究表明：金融深化程度是影響FDI溢出效應(yīng)的重要因素，而這種溢出效應(yīng)存在著明顯的地區(qū)差異性和階段性；覃堯［8］、彭繼增［9］、吳迪［10］通過建立VAR模型，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)分別對(duì)重慶市、廣州市、江西省的FDI溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究，分析得出金融發(fā)展與FDI的交互作用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。雖然國內(nèi)研究克服了不同國別異質(zhì)性的影響，但是研究方法主要選擇構(gòu)建VAR模型并在其基礎(chǔ)上進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)、方差分解及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，然而這些研究方法均存在較大的局限性。VAR模型中的自變量并未包含當(dāng)期的內(nèi)生變量，變量間當(dāng)期的相關(guān)關(guān)系隱藏在誤差結(jié)構(gòu)中，是無法通過模型來解釋的，這在一定程度上影響著研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

隨著國家政策的傾斜，新疆近些年來無論是金融發(fā)展、外資直接投資還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均取得了顯著的成果，如何有效地利用外資，推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)于加快新疆“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”核心區(qū)建設(shè)具有重要意義。據(jù)此，本文采用“有向無環(huán)圖”（DAG）及SVAR模型考察新疆金融發(fā)展對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響，這對(duì)于完善新疆金融市場(chǎng)建設(shè)，提高外商直接投資利用效率，推動(dòng)新疆跨越式發(fā)展意義深遠(yuǎn)。

二、研究方法及數(shù)據(jù)說明

（一）研究方法

鑒于VAR模型的局限性，后有學(xué)者在VAR模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了SVAR模型，將變量之間的當(dāng)期關(guān)系從隨機(jī)誤差項(xiàng)中分離出來，即模型中的右端包含了當(dāng)期的內(nèi)生變量，有效彌補(bǔ)了VAR模型的不足。

考慮含有K個(gè)變量的P階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR（P）一般形式如下：

其中：

對(duì)于該模型，需施加更多約束條件，模型的參數(shù)才能被估計(jì)。而在基于Bernanke分解方法的SVAR模型識(shí)別中，約束條件主要依靠主觀判斷、先驗(yàn)信息及經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)進(jìn)行設(shè)定，缺少客觀依據(jù)。Spirtes（2000）等提出的“有向無環(huán)圖”（DAG）的分析方法通過考察擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)，能夠準(zhǔn)確識(shí)別擾動(dòng)項(xiàng)間的同期因果關(guān)系，為SVAR模型擾動(dòng)項(xiàng)的設(shè)定提供了客觀依據(jù)。

有向無環(huán)圖方法通過分析各變量之間的相關(guān)系數(shù)及偏相關(guān)系數(shù)來識(shí)別變量間的同期因果關(guān)系。具體而言，當(dāng)存在X到Y(jié)的單向因果關(guān)系時(shí)，用“X→Y”表示；當(dāng)X與Y存在雙向因果關(guān)系時(shí)，用“X←→Y”表示；當(dāng)X與Y存在因果關(guān)系，但指向不明確時(shí)，用“X—Y”表示；當(dāng)X與Y無因果關(guān)系時(shí)，用“X Y”表示。

假設(shè)存在三個(gè)變量X、Y、Z，則相關(guān)系數(shù)與變量間因果關(guān)系對(duì)應(yīng)如表1所示。

在分析實(shí)際事例中，Spirtes（2000）設(shè)計(jì)出了一套PC算法，通過“去線”和“定向”兩方面來識(shí)別變量間因果關(guān)系。首先通過構(gòu)造Fisher′s z統(tǒng)計(jì)量，表達(dá)式如下：

表1　相關(guān)系數(shù)及因果關(guān)系

若任意兩個(gè)變量的無條件相關(guān)系數(shù)、一階偏相關(guān)系數(shù)、二階偏相關(guān)系數(shù)、…、N-2階偏相關(guān)系數(shù)（N為變量數(shù)目）為0，則移除變量之間的連線，反之則保留。接著進(jìn)行“定向”判定，當(dāng)變量X、Y、Z存在“Y—X—Z”這種關(guān)系時(shí)，若X不屬于Y和Z的隔離集，則可推斷出X、Y、Z三者的同期因果關(guān)系應(yīng)為“Y→X←Z”；如果已知“X→Z”，Y和Z相鄰，而X與Z不相鄰，且Y和Z間并無有向邊指向Y，則可推斷Y和Z兩者的同期因果關(guān)系應(yīng)為“Y→Z”［11］。此外對(duì)于小樣本（樣本容量小于200），為了提高DAG的分析的有效性，通常提高統(tǒng)計(jì)量的顯著水平（一般是30%），以達(dá)到準(zhǔn)確識(shí)別變量同期因果關(guān)系的目的。

（二）指標(biāo)及數(shù)據(jù)說明

同國內(nèi)外學(xué)者一樣，本文選擇人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的衡量指標(biāo)，選擇實(shí)際利用外資額作為外商直接投資（FDI）的代表變量。同時(shí)由于我國金融市場(chǎng)主要是以銀行類金融機(jī)構(gòu)為主導(dǎo)的，資本市場(chǎng)發(fā)展相對(duì)滯后，新疆亦是如此，銀行信貸能夠在一定程度上反映新疆金融市場(chǎng)的發(fā)展水平，因此選擇存貸款余額與GDP的比值作為新疆金融發(fā)展（FIR）的代表變量。而金融發(fā)展在FDI技術(shù)外溢中介作用的衡量同國內(nèi)外學(xué)者，選擇FDI＊FIR的交互項(xiàng)作為衡量指標(biāo)。

本文選擇的樣本區(qū)間為1985-2015年，變量均為年度數(shù)據(jù)。人均GDP、GDP、實(shí)際利用外資額、存貸款余額數(shù)據(jù)來源于各年份的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中2015年數(shù)據(jù)來源于新疆統(tǒng)計(jì)局，實(shí)際利用外資額按照當(dāng)年的年均匯率折算成人民幣，匯率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站。

表2　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在建立VAR模型之前，首先要對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)兩種方法來分析變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

兩種檢驗(yàn)結(jié)果均表明，RGDP、FDI、FIR、FDI＊FIR原序列均存在單位根，而在一階差分之后，所有序列在5%的顯著水平下均拒絕了非平穩(wěn)的假設(shè)，即所有變量均是一階單整序列。

圖1　

圖2　

圖3　

（二）同期因果關(guān)系的DAG分析及SVAR識(shí)別

根據(jù)AIC和SC最小原則，確定了VAR模型的滯后階數(shù)為2，通過對(duì)VAR（2）進(jìn)行估計(jì)，得到各變量的擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣，如表3所示：

表3　擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣

以變量間擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣為基礎(chǔ)，采用有向無環(huán)圖（DAG）對(duì)變量間的同期因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別，為建立SVAR模型提供客觀依據(jù)。首先將各變量相互間用無方向的線進(jìn)行連接，如圖1所示，表示各變量間可能存在同期的因果關(guān)系；接著采用TETRAD V軟件中嵌套的PC算法對(duì)變量間的相關(guān)系數(shù)顯著性進(jìn)行分析，明確變量間同期因果關(guān)系的指向。

首先對(duì)變量間無條件相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，在30%的顯著水平下，F(xiàn)DI與FIR的相關(guān)系數(shù)為-0.027789，其概率值達(dá)到88.3%，無法拒絕兩者無條件相關(guān)系數(shù)為0的假設(shè)，可以認(rèn)為FDI與FIR之間不存在同期因果關(guān)系，則將兩者之間連線移除，而其他變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)均顯著不為0。接著分析偏相關(guān)系數(shù)，當(dāng)以任何一個(gè)變量擾動(dòng)為條件變量時(shí)，發(fā)現(xiàn)其他所有變量間的偏相關(guān)系數(shù)均顯著不為0，這樣得到圖2中的有向無環(huán)圖形式。

接著對(duì)可能存在同期因果關(guān)系的變量進(jìn)行方向的確定，通過對(duì)偏相關(guān)系數(shù)的分析可以看出，RGDP不屬于FDI與FIR的隔離集，則可推斷出RGDP、FDI、FIR三者的同期因果關(guān)系應(yīng)為“FDI→RGDP←FIR”，又由于ρ（FDI，F(xiàn)IR）顯著為0，而ρ（FDI，F(xiàn)IR FDI*FIR）顯著不為0，三者之間又存在“FDI→FDI*FIR←FIR”的因果關(guān)系，同時(shí)ρ（FDI，F(xiàn)DI*FIR）顯著為0，而ρ（FDI，F(xiàn)DI*FIR RGDP）顯著不為0，則三者之間又同時(shí)存在“FDI→RGDP←FDI*FIR”的因果關(guān)系。因此，所有變量的同期因果關(guān)系如圖3所示，即在同一時(shí)期，金融發(fā)展（FIR）、外商直接投資（FDI）、FDI的溢出效應(yīng)（FDI*FIR）的變動(dòng)均會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的變化；金融發(fā)展（FIR）、外商直接投資（FDI）的變動(dòng)也會(huì)影響FDI的溢出效應(yīng)（FDI*FIR）的變化。這在一方面說明了新疆金融市場(chǎng)的發(fā)展及FDI的流入一定程度上直接推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，另一方面表明了以銀行信貸為主的間接融資市場(chǎng)能夠給FDI的技術(shù)外溢提供有效的金融支持，為外商提供有效的融資渠道，使得FDI對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用不僅表現(xiàn)在直接效應(yīng)上，而且體現(xiàn)在技術(shù)溢出效應(yīng)上。

在DAG分析的基礎(chǔ)上，對(duì)同期系數(shù)矩陣進(jìn)行識(shí)別，對(duì)沒有同期因果關(guān)系的變量間施加零約束，即：

根據(jù)該系數(shù)約束矩陣，建立SVAR模型，利用Eviews 6.0軟件對(duì)該模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)得到的系數(shù)矩陣為：

對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量（1.909）對(duì)應(yīng)概率值為0.53，表明在5%的顯著水平下，不能拒絕“過度約束為真”的假設(shè)，從而說明基于DAG方法對(duì)變量同期因果關(guān)系識(shí)別所添加約束是合理的。

表4　基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解單位：%

（三）基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解

通過DAG方法的分析，明確了各變量之間同期的因果關(guān)系，但為了進(jìn)一步探索資本流動(dòng)、對(duì)外貿(mào)易對(duì)國內(nèi)價(jià)格的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)，將在DAG分析的基礎(chǔ)上，對(duì)建立的SVAR模型進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解，結(jié)果如表4所示。

首先，金融發(fā)展（FIR）、外商直接投資（FDI）以及外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）均能顯著地促進(jìn)新疆經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。RGDP的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果表明：金融發(fā)展（FIR）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最大，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋由第1期的3.99%增加到第12期的9.01%，而外商直接投資（FDI）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋由第1期的1.54%增加到第12期的6.63%，低于金融發(fā)展的影響。這說明了外商直接投資（FDI）作為投資的一部分，增加了資本的積累，而金融發(fā)展（FIR）能夠?yàn)橥顿Y者提供更多的融資平臺(tái)，促進(jìn)儲(chǔ)蓄投資的轉(zhuǎn)化，推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。而在考慮了金融發(fā)展在FDI外溢效應(yīng)的中介作用后，外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋由第1期的2.08%增加到第12期的7.75%，均高于外商直接投資（FDI）單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。這體現(xiàn)了以銀行信貸為主的間接融資市場(chǎng)能夠?yàn)镕DI的技術(shù)外溢提供良好的融資環(huán)境，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

圖4　RGDP遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

圖5　FDI遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

其次，新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展是FDI長(zhǎng)期流入及金融發(fā)展的直接原因。FDI、FIR的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果表明：外商直接投資（FDI）、金融發(fā)展（FIR）除主要受到自身波動(dòng)的影響外，新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）對(duì)外商直接投資（FDI）及金融發(fā)展（FIR）的貢獻(xiàn)相對(duì)較大。其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）對(duì)外商直接投資（FDI）的解釋由第1期的20.47%增加到第12期的35.28%，對(duì)金融發(fā)展（FIR）的解釋由第1期的25.08增加到第12期的45.29%。FDI*FIR的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果表明，交互項(xiàng)（FDI*FIR）主要受到外商直接投資（FDI）、金融發(fā)展（FIR）的影響，這主要是由于交互項(xiàng)（FDI*FIR）是通過兩者來構(gòu)造的。

（四）穩(wěn)健性分析——遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

為了驗(yàn)證基于DAG方法的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)論在所選擇的樣本區(qū)間內(nèi)是否穩(wěn)健，并進(jìn)一步分析金融發(fā)展、外商直接投資在不同時(shí)期對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)變化，本文將進(jìn)行遞歸的預(yù)測(cè)方差分解。首先選擇以1985-2010年為基期，在DAG結(jié)論的基礎(chǔ)上建立SVAR模型，并進(jìn)行第一方差分解。接著以1985-2011年為第二期，進(jìn)行第二次方差分解，以此類推直到選取1985-2015年整個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行方差分解，并把每次方差分解第12期的結(jié)果繪成如圖4、圖5、圖6、圖7所示。

首先，金融發(fā)展（FIR）、外商直接投資（FDI）及外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)均是穩(wěn)健的。由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的遞歸預(yù)測(cè)方差分解可知，外商直接投資（FDI）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的解釋力度由2011年（第一期）的6.34%增加到2015年（最后一期）的6.63%，總體維持在6%左右；金融發(fā)展（FIR）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的解釋力度由2011年（第一期）的7.94%增加到2015年（最后一期）的9.01%，總體穩(wěn)定在10%以內(nèi)，大于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋由2011年（第一期）的6.89%增加到2015年（最后一期）的7.75%，基本保持在7%左右，均高于外商直接投資（FDI）單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

其次，金融發(fā)展（FIR）、外商直接投資（FDI）及外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI＊FIR）各自的預(yù)測(cè)方差分解也均是穩(wěn)健的。同樣，由外商直接投資（FDI）的遞歸預(yù)測(cè)方差分解可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）對(duì)外商直接投資（FDI）的解釋總體維持在37%左右，金融發(fā)展（FIR）對(duì)外商直接投資（FDI）的解釋基本維持在2%左右，外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）對(duì)外商直接投資（FDI）的解釋基本保持在3%以內(nèi)，而外商直接投資（FDI）對(duì)自身的解釋則基本穩(wěn)定在60%左右，變化幅度不大。由金融發(fā)展（FIR）及外商直接投資與金融發(fā)展交互項(xiàng)（FDI＊FIR）的遞歸預(yù)測(cè)方差分解可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）、外商直接投資（FDI）、外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)（FDI*FIR）對(duì)金融發(fā)展（FIR）的解釋分別維持在47%、2%、2.5%左右，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）、外商直接投資（FDI）、金融發(fā)展（FIR）對(duì)外商直接投資與金融發(fā)展交互項(xiàng)（FDI*FIR）的解釋分別保持在7%、57%、33%左右，基本保持穩(wěn)定。

從遞歸預(yù)測(cè)方差分解的結(jié)果中可以看出，基于DAG方法的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)論并未隨著樣本期的改變而發(fā)生變化，因此本文研究得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖6　FIR遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

圖7　FDI*FIR遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文通過采用有向無環(huán)圖（DAG）和基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解方法，對(duì)新疆金融發(fā)展、外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行了分析，克服了傳統(tǒng)的基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)及Choleski方差分解方法的局限性，主要得出以下結(jié)論：

1.同期因果關(guān)系識(shí)別的DAG分析表明，金融發(fā)展、外商直接投資及金融發(fā)展與外商直接投資的交互項(xiàng)均是推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。

2.基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解進(jìn)一步表明，金融發(fā)展較外商直接投資對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，而在考慮了金融發(fā)展在FDI外溢效應(yīng)的中介作用后，外商直接投資與金融發(fā)展的交互項(xiàng)明顯高于外商直接投資單獨(dú)對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

3.新疆經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)同時(shí)能夠吸引大量的外資流入，推動(dòng)金融規(guī)模的不斷擴(kuò)張，促使金融市場(chǎng)的快速發(fā)展。

（二）政策建議

總體來說，外商直接投資作為投資的一部分，增加了資本積累，而金融發(fā)展能夠?yàn)橥顿Y者提供更多的融資平臺(tái)，促進(jìn)儲(chǔ)蓄投資的轉(zhuǎn)化，兩者均有效地推動(dòng)了新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。同時(shí)以銀行信貸為主的新疆間接融資市場(chǎng)能夠促進(jìn)外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)，為外商提供更多的金融支持，使得更多先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等無形資產(chǎn)被合理的吸收和利用，為新疆的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)注入了更多的動(dòng)力。因此，“十三五”規(guī)劃期間，新疆應(yīng)該努力推進(jìn)金融市場(chǎng)建設(shè)，建立起與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、居民生活和社會(huì)進(jìn)步相適應(yīng)的金融服務(wù)體系，切實(shí)從新疆的實(shí)際情況和政策方向出發(fā)，充分利用新疆豐富的礦產(chǎn)資源優(yōu)勢(shì)，采取符合地方特色和區(qū)域特征的招商引資政策，在承接國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移的同時(shí)，積極引進(jìn)和學(xué)習(xí)外商的先進(jìn)技術(shù)，服務(wù)于本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，充分發(fā)揮起金融發(fā)展作為FDI技術(shù)外溢效應(yīng)推動(dòng)器的作用。

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（責(zé)任編輯：胡宜挺）

張帥（1989-），男，河南周口人，博士研究生，研究方向：國際金融。