经济理论与经济管理 2007年第 6期
地区间接融资的金融市场和
外商直接投资的正溢出效应
李国民，王秋石
(1．浙江大学经济学院，杭 州 310027；2．江西财经大学经济学院，南昌 330013)
[摘 要] 利用我国各省市 1985--2004年面板数据分析 FDI在地区经济发展中的贡献差
异，结果发现，FDI和经济增长没有必然的正相关关系，但是间接融资市场发展比较好的省市，
FDI对当地经济的增长有很明显的正溢出效应。因此，加快地 区间接融资市场发展，增强 FDI
的产业后向关联，对于提高FDI对我国地区经济增长的正溢出效应十分重要。
[关键词] 外商直接投资；金融发展；地区经济增长；后向关联
[中图分类号]F830．9[文献标识码]A [文章编号]1000--596X (2007)06一O070—06
自20世纪 90年代以来，大量的外商直接投资
(下面简称 FDI)流入成为我国经济发展的一个重
要方面。其特征为：一方面，FDI流入对我国经济
的快速增长发挥了重要作用，但同时 FDI的负面
作用也 日益呈现出来，如地方政府的过度优惠政
策、盲目的招商引资，由此引起的部分产业低水平
重复、高污染和能源高消耗以及贸易顺差的不断扩
大等；另一方面，FDI在我国各地区经济增长中的
分布与使用效率存在较大的差异。如何提高 FDI
在我国地区经济增长中的效率，成为现阶段促进地
区经济平衡发展的一个重要举措。
一
、 间接融资市场、产业关联和
FDI的溢出效应
吸引FDI正在成为发展中国家的一种重要发
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展策略，但是 FD1只有在一定的条件下才会显著
地促进当地的经济增长。
(一)FDI的正溢出效益与产业后 向关联
通常认为，FDI能促进流入地区的经济增长，
是因为FDI通过技术和知识的外溢效应，提高东
道国的生产率和创新率，以促进地区经济增长。
FDI的溢出效应主要有两种：产业间的外溢和产业
内的外溢。最近研究发现，跨国公司和东道国产业
间的向后关联 (backward linkages)正成为FDI产
生正溢出效应的一种重要机制 。 1][胡后 向关联是指
跨国公司作为下游产业与东道国相应的上游产业供
应商之间的联系，为了达到其期望的产品质量标准
与交货的及时性，对为其提供投入品的本地企业提
供技术指导和管理咨询，从而提高了后者的技术水
平。虽然跨国企业对其子公司的内部化技术转移通
[收稿日期] 2007—03—08
[作者简介] 李国民 (1972一)，男，江西丰城人，浙江大学经济学院博士研究生，江西财经大学经
济学院讲师；
王秋石 (1959一)，男，江西宜春人，江西财经大学经济学院院长，教授，博士生导师。
感谢匿名评审人的审稿意见，笔者已作了相应的修改，本文文责 自负。
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常会采取措施，阻止信息泄露到潜在东道国或地区
的竞争者，但是由于必须和东道国当地的供应企业
打交道，例如国内中间产品供应商和下游产业的跨
国公司之间的采购协议，跨国公司的生产和管理等
技术与知识会潜移默化地影响当地企业，使之受
益。这样跨国公司的新技术和技能，通过和东道国
产业间关联的建立转移到东道国或地区内，致使
FDI产生正溢 出效益。
在实证方面 ，罗德里戈兹一克莱 (Rodriguez—
Clare)E 分析了跨国公司如何通过生产的关联影响
欠发达地区的经济增长，发现如果跨国公司的产品
使用较多的中间品，跨国公司的总部和生产厂家的
通信成本较高，以及跨国公司流人和流出国的中间
品的差别不大时，FDI对流人 国才有利。相反 ，如
果这些条件不满足，FDI可能无助于甚至阻碍发展
中流人国或地区的经济增长。马库森和韦尼波斯
(Markusen and Venables)[4 分 析了 FDI和 当地相
同产业中国内企业的竞争，发现由于在产品和要素
市场的竞争导致当地企业的利润减少，但是供应产
业的联系可能减少投人成本从而提高利润。如果建
立一种 FDI对当地产业互补的环境，FDI将导致
当地经济增长加速。东道国企业可能通过与跨国公
司企业间的关联效应获得收益，跨国公司的进人可
能会提出对中间投人品的需求，从而引起东道国中
间品生产 的扩张 。
(二 )间接融资市场与 FDI的产业后向关联
对于如何提高 FDI的产业 向后关联 ，在理论
和实践中有多种方法，但最近国外的研究认为，东
道国的金融市场尤其是间接融资市场的规模与结构
对于提高 FDI的产业后向关联至关重要，只有当
FDI流人国和地区具有发展 良好 的金融市场 ，FDI
才能显著地促进经济增长，如艾法柔等 (Alfaro，
et a1)[2 的研究显示，在 FDI相同的情况下，完善
的金融市场经济增长率几乎是不完善金融市场经济
增长率的两倍。同时，有发展良好的金融市场，增
加 FDI的比例或者提高国外企业的相对生产率将
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导致更高的经济增长率。
当地的间接融资市场作为 FDI产业后向关联
的重要渠道，促进 FDI的正溢出效应，其机制主
要有两方面：
首先，东道国完善的金融市场可以为 FDI的
技术创新提供再融资和风险分摊。在落后地区，为
了赶上经济发达地区，需要熟悉先进技术的外部投
资者促进和带动当地的技术进步。而技术创新通常
伴随高风险，发达的金融可以为这种技术创新提供
更多的资金支持和风险分摊机制。由于当地银行直
接监控着当地的投资项目，并且为外资项目提供再
融资，发达的金融市场，一方面能吸引更多的
FDI，另一方面可以为 FDI带来的技术创新提供风
险分摊机制。因而，当地间接融资的金融市场关系
着技术创新和经济增长。
其次，完善的金融市场可以为 FDI后向关联
供应企业的创立和运营提供更多的资金支持。金融
发展可以减少企业外部融资的成本，良好的金融市
场可以为国内的中间产品提供信贷。当地的金融市
场越发达，越容易为受到资金约束的中间品企业提
供信贷。东道国的金融市场的作用是，通过提高产
业后向关联，增加 FDI对东道国经济的正外部性，
从而促进东道国的经济增长。
二、数据和模型设定
本文实证部分强调当地的间接融资市场对 FDI
溢出效应的核心作用，试图检验，在我国地区经济
增长中，当地的间接融资市场对 FDI的地区经济
溢出效应所扮演的角色。
(一 )数据说明
本文使用的数据集为我国 29个省市自治区从
1985年到 2004年的面板数据。①变量和经济增长
(Growth)为各个地区的每年人均实际增长率，地区
生产总值 (GDP)和人均生产总值 ( )为各地区每
年生产总值和人均生产总值。外商直接投资 (FDI)
为各地区每年实际使用的外商直接投资数额。所有
① 考虑到数据的延续性和对比性，我们去除了海南数据，将重庆数据纳入四川，并分成东部、中部 、西部，东部地
区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东 10省市，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安
徽、江西、河南、湖北、湖南 8省。西部地区包括内蒙古、四川、贵州、云南、广西、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、
新疆 11省自治区。
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经济理论与经济管理 2007年第 6期
数据来自 《新中国五十年统计资料汇编》、《中国统
计年鉴》各年和各省市自治区的相关年份的统计年
鉴，并按各地区相应的平减指数折算。
为了考察地区间接融资市场的规模与结构的发
展程 度，本 文 根 据 贝 克 (Beck) 等 和 阿 贡
(Aghion)等的方法,[53[63选取各地区所有金融机构
的存贷款数量、结构和储蓄率等指标来衡量。其原
因为：首先，不同金融机构在经济增长中的角色不
尽相同。在本文的模型中，只是强调地区金融市场
的发展能够为了给 FDI提供产业关联的建立成立
新企业，为FDI企业的技术更新升级带来再融资
的便利。并且这些企业主要是中小企业，目前在我
国金融市场中，它们主要是依靠间接的银行融资，
因而本文忽略了债券市场和股票市场。当地存贷款
数量的结构直接影响到企业的创业和技术改造的融
资可能性与便利性；其次，具有良好的存贷款数
量、结构和高储蓄率的地区市场，能给 FDI提供
一 种积极的信号，说明该地区 FDI的配套投资、
相应的关联产业的技术创新具有重要的金融保障。
因而，本文使用代表间接融资市场的发展程度
的指标 (Fin)：各个地区的全部金融机构的总贷
款数与其 GDP比例 (RLG)、中长期贷款占 GDP
比例 (RMLG)、全部金融机构各项存款与其 GDP
比例 (RSG)、总储蓄率 (RS)、各地区的全部金
融机构的总贷款数、总存款数指标来衡量，数据来
自1985--2004年 《中国金融年鉴》和 《中国统计
年鉴》。总储蓄率定义为 (资本形成+净出口)／
GDP=1一最终消费／GDP一1一 (最终消费率)，
总储蓄包括了私人储蓄和政府储蓄。资本形成和净
出口数量来自1985--2004年的地区统计年鉴。
此外，本文使用了几个在经济增长文献中常用
的控制变量 (controls)，其中，各省的人均 GDP
( )用于分析增长 的趋 同效应 ，中小学文化程度
人口数占全部人口的比例 (Schoo1)控制人力资本
的影 响 ，政 府 的 消费 支 出 占 GDP 的 比例 (FC／
GDP)分析公共支出的影响，国有工业总产值 占
工业总产值的比重 (RS0E)控制所有制的影响。
进出 口总 额 (Trade)为各 地区 每年 的进 出 口总
额，表示开放度对经济增长的影响。
在表 1中列出了主要变量的描述性统计结果。
从表 1中可以看出，东部、中部和西部的经济发展
和金融发展方 面也呈现 出差距 ，1985--2004年东
部的人均 GDP平均值大约是中西部的 3倍。这种
差距在外商直接投资和进出口方面更是明显，东部
的进出口总额 1985--2004年的平均值大约是中西
部的 10倍。东部地区吸引 FDI占绝对优势，中
部、西部地区比重偏低。
表 1 1985--2004年我国地区经济指标统计结果
进出口总额 外商直接投资 全部金融机构 项目 人均 GDP(元) GDP(亿元) 总储蓄率( )
(亿 美元) (亿 美元) 各 项贷款 (亿元)
东
平均 9 59O．35 3 361．75 O．51 18O．49 25．O2 8 251．68
最小 737．OO 175．71 一O．31 O．O6 0．O3 1 863．6O 吾
砖
最 大 46 718．OO 16 O39．46 O．95 1 708．49 141．13 21 364．57
巾
平均 3 784．35 1 926．68 O．39 18．44 3．17 3 645．6O
最小 219．OO 151．74 一O．O2 O．OO O．OO 1 739．87 永
最大 12 449．OO 8 815．O9 O．93 72．12 2O．52 7 243．07
西
平均 3 175．58 949．68 0．34 13．O9 1．34 2 084．47
最 小 371．OO 3O．27 ——0．04 0．O0 0．O0 365．94 部
最大 12 767．OO 6 556．O1 O．75 68．67 9．22 6 648．32
(二)模型设定
为了考查间接融资的金融市场对 FDI溢出效
应的影响，首先 ，需要验证东道地区的金融市场发
展有利于 FDI流人的假设，本文估计以下一个固
定效应模型：
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ln(FDI／GDP 一4)一 +卢lIn(Fin 一4)+
Controls + af+ y￡+ e (1)
式中，a 为各地区的非观测效应，代表影响地区经
济增长的、不随时间而变的全部因素。变量 Con—
trolsit为控制变量。t表示年，FDI／GDP 一 为地
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区 i的 FDI占 GDP的比例连续 5年的平均值，
Fin 一 表示地区 i连续 5年的地区金融发展指标
(分别考查 RLG，RSG，RLMG，RS指标)。预期
岛大于零，表示指标 Fin每增加 1 ，FDI占当地
GDP的比重将增加 ，说明良好的当地间接融
资市场有助于吸引更多的 FDI。
其次，为了估计间接融资市场作为产业后向关
联的重要渠道对 FDI正溢出效应的促进作用，先
估计一个基本的固定效应模型，不考虑金融市场的
作用，仅考虑 FDI对地区经济增长的影响：
in(Growth 4)一 + in(y )+ in
(FDI／GDP it--4)+ Controls +口 +e (2)
考虑到回归变量的内生性问题，本文用 5年平
均数据估计以下固定效应模型，以消除回归量之间
的内生问题的影响，其中Growth¨ 一 表示地区i连
续 5年的平均经济增长率，GDP¨一 表示地区 i连
续 5年的GDP的平均值。
最后，将地区间接融资市场发展指标 Fin，以
及它们和 FDI交叉项放入回归方程，估计出以下
的固定效应模型 ：
in(Growth 一4)一po+ in(y )+ in
(FDI／GDP 一4)+岛in(FDI／GDP ,t 4×Fin )+
ln(Fin )+陆S + Controls +口f+s (3)
在这个模型中，预期间接融资市场作为 FDI
的后向关联的重要渠道，会显著提高 FDI的正外
部性，即 显著大于零，也就是说，FDI和金融市
场指标Fin之间存在交互效应，表示金融市场越发
达，增加 FDI导致的经济增长率上升得越多。
三、结果和解释 一、耋口木 H，旰件
本文使用stata9．2对上述模型进行估计，在表
2、表 3和表 4中分别列出了模型 (1)、模型 (2)
和模型 (3)的估计结果。从表 2可以看出，总贷
款数与其 GDP比例、中长期贷款占GDP比例、总
存款与其 GDP比例和总储蓄率代表间接融资市场
发展指标，其系数都为正，且其中 3个在 5 9／5的统
计水平上显著。如每增加 1 的金融机构的全部贷
款数占GDP比例，在第 (1)列的模型中将引起当
地 FDI占地区生产总值的比例提高 0．33 9／5。而在
第 (2)列、第 (3)列的模型中，当地的中长期贷
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款和总存款占 GDP的比例提高 1 ，FDI占地区
生产总值比例将分别提高 0．38 和 0．617 左右。
这说明，本文的假设得到了验证 ，即良好的金融市
场有利于当地吸引更多的 FDI。同时，在表 3中也
可看出，当地的开放度和人均 GDP对 FDI的流入
也有重要的影响。
表 2 FDI与地 区金融市场发展的关系
项 目 (1) (2) (3) (4)
— — 0．055 ——0．093 ——0．068 ——0．058 年份
(一1．O9) (一 1．83) (一 1．49) (一 1．23)
总贷款 数 与 其
GDP 比 例 的 0．333
(2．17) 对数
中长期 贷 款 占 O
． 38O
GDP 比 例 的 (2
． 12) 对数
总 存 款 与 其
GDP 比 例 的 0．617
(2．61) 对数
1．472 总储蓄率
(1．27)
开放 度 (进 出
一 0．714 一 0．635 一 O．55l 一 0．723
口 总 额／GDP (
一 2．51) (一2．28) (一1．97) (一2．57) 的对数 )
财政 支出 占 0．384 0．035 ——0．108 O．473
GDP对数 (1．83) (O．13) (一0．39) (2．44)
人 均 GDP 0．643 O．623 0．600 0．586
对数 (2．11) (2．16) (2．11) (2．01)
lO9．952 l87．O22 l36．3O2 ll7．507 常数项
(1．13) (1．88) (1．52) (1．27)
N 338 338 338 338
R2 0．627 4 0．558 0 O．745 3 0．440 9
说 明：括 号 中 的值 为 相 应 统 计 变 量 t值 ； *为 <
0．05；因变量：FDI占地 区生产总值比例 (FD1／GDP)的
对数 。
在表 3中显示了 FDI影响地区经济增长的一
个基本计量模型 (2)的估计结果。第 (1)列中加
入时间趋势变量和初始人均GDP水平，结果表明，
FDI对流入地区的经济增长的贡献为正，但是在
5 的统计水平上不显著。第 (2)列中，增加地区
开放度和代表人力资本的中小学人口数占全部人口
比例两个控制变量，结果显示，FDI和开放度与人
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力资本一样对经济增长有正影响，但在 5 9／6的统计
水平上也不显著。第 (3)列、第 (4)列相应增加
了政府 消费、所有制 、城 市化和劳动力等控 制变
量，在这两种情况下，FDI对经济增长却有显著的
正效应。由表3可知，FDI对地区经济增长并没有
一 致的影响，这和以前相关的经验研究文献的结论
是相同的。_7]因为各地区经济特征的差异 (如基础
设施、人力资本、市场规模、产业结构、金融状况
等)，导致 FDI在不同地区中对经济增长的作用不
同，有的起显著的促进作用，有的对经济增长的促
进作用不显著 ，有的甚至阻碍经济增长 。
表 3 FDI对经 济增长 的影 响
项 目 (1) (2) (3) (4)
一 O．O11⋯ 一0．013 ～0．018⋯ 一0．019⋯ 年份
(一4．13) (一 3．19) (一3．77) (一3．54)
人 均 GDP 一 O．O56 一O．O25 一 O．O36 ——0．009
的对数 (一0．40) (一1．65) (一0．60) (一0．44)
FDI／GDP 0．010 0．010 0．022 0．O21
的对数 (1．70) (1．20) (2．18) (2．15)
开放度 (进
出口总额／ O．OO5 0．010 O．O10
(2．23) (2．16) (2．31) GDP)
中小 学人 口 O
． 12O —O．144 一 O．178 比例
政府 消费占
GDP比 例 O．O74 0．077
国有 工业产
值 比例 O．116 O．1O9
城市化比率 0．045
劳动力 O．OO1
常数 项 22．446 26．780“ 37．19O 38．333 O
N 42O 420 420 420
R 0．12O 6 O．321 7 O．391 2 0．490 8
说 明：括 号 中 的值 为 相应 统 计 变 量 t值； * 为 户<
0．05，**为p％0．01，***为 p％0．001；因变量：连续5
年经济平均增长率的对数。
然而，由表 4可知，如果间接融资的金融市场
发展 良好 ，FDI对东道 国或地区经济增长将产生显
著的正影响。在表 4第 (1)列、第 (2)列和第
(3)列中，分别加入不同的控制变量对计量模型
(3)估计。在第 (1)列、第 (2)列、第 (3)列和
第 (4)列的模型中，分别考察总贷款数占GDP比
74
例、中长期贷款占GDP比例、总存款占GDP比例、
总储蓄率代表间接融资的金融发展，以及它们与
FDI的交互效应。从表 4中可以看 出，FDI和金融
市场发展的交互项的系数都为正，并且在 5 的统
计水平上显著。也就是说，FDI和金融发展存在交
互效应，表明在保持其他变量不变的情况下，金融
市场越发达，FDI对流入地区的经济增长有越显著
的正影响。这验证了前面的假设，通过金融市场在
FDI和其流入地区的产业之间建立垂直的后向关联，
能显著地提高 FDI对流入地区经济增长的促进作用。
此外，从表 4中也可知，总储蓄率作为反映地区金
融发展的一个辅助指标，对地区经济增长也有显著
的正影响。
表 4 金融发展影响 FDI对经济增长 的效应
项 目 (1) (2) (3) (4)
年份 0．020 0．020⋯ O．O16¨ 0．024
人 均 GDP ～ 0．067 一0．070 ——0．050 一 O．O19
对数 (一2．79) (一2．70) (一1．71) (一1．1)
FDI／GDP的 0．012 0．032 0．051 0．043
对数 (1．13) (1．06) (1．089) (1．29)
(FDI／GDP) 0．011 O．O1O 0．002 0．029
×Fin对数 (2．19) (2．12) (2．22) (2．8)
0．038 O．O36 0．045 0．062
F 的对数 (2
． 36) (1．28) (1．56) (1．56)
政府消费占 O．253 O．253 0．298 0．198
GDP 比例 (2．11) (2．41) (2．06) (1．21)
O．O2 O．OO1 0．003 O．O25
开放度 (3
． 24) (2．28) (2．15) (2．1)
常数项 ～39．326 39．067 一31_296“ 一21．237“
其他 相 同的控制 变量 包括城 市化 比率 、国有 工业 产值 比
例 、中小 学人 口比例 。
N 338 338 338 338
R O．423 3 O．526 8 O．375 2 0．408 9
说明： 同表 3。
四、结论
随着 FDI在我国经济中的比重不断增加，如
何提高 FDI对我国地区经济的正溢出效应，成为
当前促进地区经济平衡发展的一个重要方面。理论
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研究发现，东道国或地区经济增长主要受益于 FDI
的正外溢效应，流入地的间接融资的金融发展程度
通过产业后向关联的效应成为影响 FDI正溢出效
应的关键因素。
通过实证分析，本文分析了间接融资的金融
市场发展如何影响 FDI和我国地区经济增长，结
果发现，单纯的 FDI对我国地区经济增长并没有
产生必然的正外部性 ，而间接融资的金融市场发
展比较良好的地区，FDI对经济却能产生显著的
经济理论与经济管理 2007年第 6期
正效应，因为间接融资的金融发展能够增强 FDI
与我国地区产业的后向关联，从而能显著促进地
区经济增长。因此 ，我们应该摆脱 目前各地区为
吸引外资而盲目竞争的处境，更多地关注如何提
高 FDI在地区经济增长中的使用效率，加强金融
市场的发展，提高小企业的融资便利程度，从而
达到鼓励后向关联 的建立和深化的 目的，增强
FDI的吸收能力，提高 FDI的地区经济增长溢出
效应 。
参考文献
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(责任编辑 ：付 敏 )
REGIoNAL FINANCIAL M ARKET oF INDIRECT FINANCING AND THE
PoSITIVE SPILL-oVER EFFECT oF FoREIGN DIRECT INVESTM ENTS
LI Guo—min ，WANG Qiu—shi
(1．School of Economics，Zhejiang University，Hangzhou 310027，China；
2．School of Economics，Jiangxi University of Finance，Nanchang 330013，China)
Abstract：Based on penal data of Chinese provinces and cities during 1985 to 2004，the analysis of dif—
ferent contributions of FDI for regional economic growth shows that there are no necessarily positive corre—
lations between FDI and economic growth，while there is o bvious positive spill—over effect for the areas
which have more developed indirect financing markets．So，this paper concludes that it is very important to
improve the indirect financing markets and increase the industrial afterward relations of FDI．
Key words：foreign direct investment；financial development；regional economic growth；afterward relation
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