董曉宇

（西北工業(yè)大學(xué)，西安 710100）

股權(quán)融資成本對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響

董曉宇

（西北工業(yè)大學(xué)，西安 710100）

從股權(quán)融資市場(chǎng)的功能出發(fā)，采用了我國(guó)1995-2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究了股權(quán)融資的成本對(duì)FDI溢出效用的影響。并分析了這種結(jié)果的可能的原因，當(dāng)前FDI在推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用；并就如何進(jìn)一步發(fā)揮FDI的溢出效應(yīng)，從發(fā)展國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)的角度給出了建議。

FDI；溢出效應(yīng)；金融市場(chǎng)；股權(quán)融資

1 引言

FDI的溢出效應(yīng)主要來(lái)自兩個(gè)方面：一是通過(guò)資本溢出，二是通過(guò)技術(shù)溢出。中國(guó)當(dāng)前的金融體制環(huán)境下，金融市場(chǎng)是否發(fā)揮了這種促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)吸收的作用，是本文研究的核心內(nèi)容。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

理論模型：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgFINANCE

2.1 指標(biāo)選取

PG：人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，以1995年為基期，其后各年度均為剔除物價(jià)波動(dòng)因素的實(shí)際值；FDI：實(shí)際利用外商直接投資額，各年度數(shù)據(jù)均按當(dāng)年平均匯率換算為人民幣，再以1995年為基期，其后各年度均為剔除了物價(jià)波動(dòng)因素的實(shí)際值；FINANCE：選取滬市與深市的年平均市盈率來(lái)衡量中國(guó)金融市場(chǎng)的股權(quán)融資成本，分別用HPE與SPE表示；lgFDI× lgFINANCE：用以衡量股權(quán)融資成本對(duì)FDI的溢出效應(yīng)的影響。分別用HPE與SPE兩個(gè)指標(biāo)替換FINANCE。本文選取了各變量1995-2014年的年度數(shù)據(jù)并且取對(duì)數(shù)消除異方差。

2.2 ADF單位根檢驗(yàn)

了防止偽回歸，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用ADF單位根檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，除LFDI×LSPE外其余三個(gè)變量均存在單位根，不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因而無(wú)法直接進(jìn)行回歸分析。因此，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分后，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，以確定各變量是否同階單整。二階差分后ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量二階差分以后，均在5%的顯著性水平下通過(guò)了ADF檢驗(yàn)，因而各變量是同階單整的，可以進(jìn)一步通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，判斷各變量之間有無(wú)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

（1）模型一：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgHPE

首先建立VAR向量自回歸模型，以確定最優(yōu)滯后階數(shù)。

VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，最優(yōu)滯后階數(shù)為4，則Johansen協(xié)整檢驗(yàn)所建立的模型中滯后區(qū)間（lag interval）為“1 to 3”。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明t統(tǒng)計(jì)量與5%顯著性水平下t分布臨界值的比較可知，模型分別拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系”這3個(gè)原假設(shè)。因此，LPG，LFDI，LFDI×LHPE這3個(gè)變量之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。

三變量之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。（2）模型二：lgPG=α0+α1lgFDI+α2lgFDI×lgSPE

首先建立VAR向量自回歸模型，以確定最優(yōu)滯后階數(shù)。

VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，最優(yōu)滯后階數(shù)為4，則Johansen協(xié)整檢驗(yàn)建立的模型中滯后區(qū)間（lag interval）為“1 to 3”。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，t統(tǒng)計(jì)量與5%顯著性水平下t分布臨界值的比較可知，模型分別拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”，“至多只存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系”這3個(gè)原假設(shè)。因此，LPG，LFDI，LFDI×LHPE這三個(gè)變量之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。

三變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

2.4 OLS回歸

2.5 計(jì)量結(jié)果分析

（1）回歸的結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的正效應(yīng)，在兩個(gè)模型中LFDI的系數(shù)分別為2.97、3.07，即FDI每增長(zhǎng)一個(gè)單位，就會(huì)引起人均GDP增長(zhǎng)2.97和3.07個(gè)單位。

（2）股權(quán)融資成本與FDI的相互作用對(duì)人均GDP的影響卻并不顯著。在兩個(gè)模型中，t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值（分別為-0.87、0.64）均小于其臨界值（2.1009）。這說(shuō)明現(xiàn)階段中國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展尚不足以支持FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

3 結(jié)論與建議

（1）FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，在中國(guó)尚沒(méi)有被完全開(kāi)發(fā)。相對(duì)于中國(guó)利用外資的規(guī)模來(lái)說(shuō)，股權(quán)融資的成本依然較高，股權(quán)融資的規(guī)模依然較小。

（2）中國(guó)“市場(chǎng)換技術(shù)”的條件尚未成熟。資本是技術(shù)的孵化器，對(duì)于無(wú)法通過(guò)金融市場(chǎng)籌集到足夠資本的中小企業(yè)來(lái)說(shuō)，要吸收FDI帶來(lái)的技術(shù)溢出效應(yīng)是十分困難的。

（3）中國(guó)股權(quán)融資市場(chǎng)對(duì)FDI溢出效應(yīng)的作用正處于一個(gè)臨界狀態(tài)。由上文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，股權(quán)融資的成本水平對(duì)FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮既沒(méi)有顯著的促進(jìn)作用，也沒(méi)有顯著的抑制作用。

建議：①中國(guó)人民銀行在使用利率調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)，應(yīng)該更加審慎，必須遵循市場(chǎng)規(guī)律，要有一個(gè)長(zhǎng)遠(yuǎn)穩(wěn)健的規(guī)劃。②萬(wàn)眾創(chuàng)新可期，大眾創(chuàng)業(yè)不必。創(chuàng)新確實(shí)是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，但是跟風(fēng)性的創(chuàng)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并沒(méi)有好處。綜上所述，中國(guó)的政府應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)金融市場(chǎng)形成規(guī)范合理的市場(chǎng)秩序，減少政府行為對(duì)市場(chǎng)的劇烈擾動(dòng)，讓市場(chǎng)充分發(fā)揮價(jià)格發(fā)現(xiàn)、資源配置的職能。充分吸收FDI的溢出效應(yīng)，提高自身生產(chǎn)技術(shù)、經(jīng)營(yíng)管理的實(shí)力，實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級(jí)，最終帶動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

10.3969/j.issn.1673-0194.2016.15.055

F830.33

A

1673-0194（2016）15-0096-01

2016-05-24