外资银行的经济增长效应：生产率增长还是资本积累？——基于增长分解的实证研究，本文主要内容关键词为：生产率论文,经济增长论文,分解论文,外资银行论文,效应论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
对外开放是中国的一项基本国策。对外开放战略的实施使得中国经济由改革开放之前的封闭经济体，一跃成为了全球引进外资和出口贸易最为活跃的国家之一，而引资规模和出口贸易的扩张则使中国经济收获了客观的“开放红利”[1]，推动了中国经济连续多年的高速增长[2]。
但是，与产品市场相比，中国要素市场的开放步伐却要滞后许多，特别是像银行业等蕴含着较高风险的部门。虽然早在1979年，外资银行就开始进入中国市场，但是在整体层面上，中国银行业的对外开放，只是在2001年中国加入WTO并逐渐放宽了对外资银行营业范围的限制之后，才取得了实质性的进展。2000～2010年，中国市场上的外资银行迅速增长，资产规模由2000年的2850.25亿元上升到了2010年的19016.15亿元，增长了6.67倍；外资银行营业机构也由2000年的167个增加到了360个，增长了2.16倍①。
过去10年，外资银行大量的进入中国市场，构成了一个理想的检验外资银行相关理论的实验背景。其中，一个具有重要理论和实践意义的课题是，中国对外开放银行业的经验是否与产品市场的开放一样，能够促使中国经济获取额外的“开放红利”？同时，外资银行的进入是否还可能对中国经济未来的增长路径产生重要影响？虽然主流观点宣称，银行业的对外开放有益于提升本国银行业的效率，并促进经济增长[3]，但是在理论上，外资银行对经济增长的影响却并非都是正向的，特别是对于发展中国家而言更是如此。例如，与东道国银行相比，由于外资银行在收集企业“软”信息方面并不具有比较优势，这将致使外资银行主要向东道国市场上的具有“硬”信息的优质企业提供产品和服务，造成了“撇脂”效应，即提高了不具备“硬”信息的小企业的融资约束，进而可能造成东道国社会福利的损失[4]。因此，研究外资银行对中国经济增长的影响，将有助于澄清外资银行与经济增长之间的关系在理论上的分歧。同时，在实践层面，上述研究课题对于中国的银行业改革以及经济增长方式的转变也具有重要的启示性含义。
在本文中，我们采用2005～2011年中国31个省(自治区、直辖市)的数据，实证检验了外资银行的进入对经济增长的影响。本文余下的结构安排是：第二部分是对现有相关文献的评述；第三部分介绍了本文的基准回归模型以及数据来源；第四部分实证了外资银行的进入对中国经济增长的影响，并在分解经济增长的基础上，分别检验了外资银行进入对经济增长各个源泉的影响；第五部分是简短的结论。
二、文献综述
金融行业是一国经济的核心部门。高效率的金融行业具有信息生产和信息分析、项目监控和公司监管、风险分散和风险管理、储蓄动员和储蓄积聚、交易平滑等多样职能，能够提高经济的资本积累率和资本配置效率，对一国长期的经济增长具有很强的解释能力[5]。但是，在广大的发展中国家和转型经济体，却普遍存在着金融抑制的现象，即政府对金融体系的过度管制和干预使得金融体系长期处于一个不发达和低效率的状态，致使这些国家的资本配置和投资效率低下，经济增长步履维艰。
实行金融自由化政策和引进外资银行，被认为是发展中国家提升本国银行业效率的一剂良药[3]。因为，外资银行的进入可能通过直接和间接渠道提升本国银行业金融服务的效率和可获得性[6]。首先，外资银行的进入不仅能够直接为东道国带来国外的资本，而且，外资银行还将向本国银行业溢出其具备的新技术和工艺、管理技能、培训程序、新产品，等等。其次，外资银行的进入加剧了东道国银行业的竞争，市场竞争则可能直接激励东道国银行业效率的提升。最后，外资银行的进入还将促使东道国的会计、审计和信用评级制度的发展，提高企业信息的质量和流动性，进而提升东道国银行业的效率。不过，外资银行的进入对东道国经济增长的影响也并非全是正向的，其也可能产生一些负面效应，进而使得外资银行的进入与经济增长之间的关系在理论上并不确定。例如，Detragiache et al.[4]通过一个“撇脂”(Market-Skimming)模型证明，与东道国的银行相比，如果外资银行不具有收集企业“软”信息的优势，那么，外资银行在东道国市场上就可能会实行“撇脂”策略，从而提高东道国银行业的营业成本和恶化“软”信息企业的融资状况，进而会降低东道国社会福利②。同时，外资银行的进入加剧了东道国银行业的市场竞争，但市场竞争对东道国银行业效率的影响却具有二面性，因为，激烈的市场竞争也可能刺激东道国银行业过度冒险的经营行为，从而导致东道国资本配置的低效率。
中国自2001年加入WTO之后，逐步放开了对外资银行地理范围和营业范围的限制，使得外资银行在中国市场上迅速成长。对此的回应，外资银行对本国银行业及宏观经济的影响也成为国内学界和政策部门关心的重要课题。其中，由于中国国内银行业的低效率是一个长期遭人诟病的问题，因而，相关文献主要集中讨论了外资银行的进入对中国银行业效率的影响，但是，研究结论并不一致。例如，Xu[7]的研究发现，外资银行的进入降低了国内银行业的净利息收入和成本，提高了国内银行的非利息收入，这说明外资银行提高了国内银行业的效率。但是，孙会国和李泽广[8]研究发现，外资银行的进入同时提高了国内银行业的管理费用和盈利能力，同时，它们在以数据包络分析(DEA)测算国内银行效率的基础上，进一步的研究显示，外资银行的进入显著降低了国内银行业的效率。陈刚和张俏[9]则评估了外资银行的进入对中国工业企业信贷融资成本的影响，研究发现，外资银行的进入显著降低了中国工业企业的信贷融资成本，但是，外资银行的进入主要是降低了中国的大型企业和国有企业的信贷融资成本，中小企业和私营企业信贷融资成本的下降却并不明显。考虑到中小企业和私营企业的成长是中国经济增长的最主要源泉[10]，它们贡献了中国60％以上的GDP，50％以上的税收，并创造了80％的城镇就业③，因而，陈刚和张俏[9]的研究意味着，外资银行的进入对中国经济增长的影响，尚待进一步的论证。
在本文中，我们将使用2005～2011年中国31个省(自治区、直辖市)的经验数据，评估外资银行的进入对中国经济增长的影响。与现有的文献相比，本文可能在如下三个方面有所贡献。首先，虽然现有文献讨论了外资银行的进入对中国银行业效率以及企业融资成本的影响，但是据我们的了解，现在还没有文献直接检验外资银行的进入对中国经济增长的影响。因而，本文可能是首篇做此尝试的研究文献。其次，本文通过经济增长的核算框架，将中国劳均GDP的增长分解为了全要素生产率和劳均资本增长率的贡献，并分别检验了外资银行的进入对中国全要素生产率和劳均资本增长率的影响，这是对国外相关文献的有益补充和完善，有助于我们全面的评估外资银行的进入影响经济增长的机制。最后，本文发展了一个外资银行的工具变量，并用以调整外资银行在经济增长回归方程中的内生性，有效地缓解了方程估计的内生性偏误，从而提高了本文研究结论的稳健性。
三、模型和数据
本文将在Barro回归方程的框架下，实证检验外资银行的进入对中国经济增长的影响。我们将基准回归方程设定为如下形式：
上述回归方程中，下标i和t分别表示第i个省的第t年，ν是地区固定效应，ε是随机扰动项。被解释变量g是衡量经济增长率的指标，本文是以2000年不变价格度量的劳均GDP增长率来衡量各地区的经济增长率。
解释变量中，foreign_bank是衡量外资银行进入的指标。本文采用外资银行资产规模占GDP的比例来度量各地区外资银行的进入率，并以此来衡量外资银行的进入。显然，与变量foreign_bank相对应的回归系数
的符号和显著性将是本文关注的焦点。
基于新古典增长模型，本文还在回归方程中纳入了衡量初期劳均GDP(pergdp)、储蓄率(save)和劳动力增长率(labor)的指标。其中，变量pergdp是衡量初期劳均GDP的指标，本文是以2000年不变价格度量的初期劳均GDP的自然对数来衡量；变量save是衡量储蓄率的指标，按照现有文献的通常做法，本文是以资本形成总额再加上净出口总额占GDP的比例度量各地区的储蓄率；变量labor是劳动力增长率的指标，本文是以就业人员数来衡量劳动力规模，并以其增长率来度量各地区的劳动力增长率。
最后，为了尽可能的缓解回归方程的遗漏变量偏误，我们还在回归方程中控制了其他影响劳均GDP增长率的重要变量。包括：教育变量education，本文是以6岁以上人口平均受教育年限来衡量；外商直接投资变量fdi，本文是以当年实际利用的外商直接投资占固定资产投资额的比例来衡量；金融发展变量findev，本文是以金融机构资产规模(扣除外资银行资产)占GDP的比例来衡量。
上述指标的度量数据来源分别是：各地区外资银行资产规模和金融机构资产规模数据摘自各地区人民银行发布的地区金融市场运行报告；其他数据均摘自相应年份的《中国统计年鉴》和各地区国民经济和社会发展统计公报。最终，本文收集了2005～2011年中国31个省(自治区、直辖市)的相关数据，实证分析外资银行的进入对中国经济增长的影响。表1中给出了主要变量的描述性统计结果。其中，本文关注的核心变量foreign_bank，其在样本数据中的最小取值是0，因为，截止到2011年，中国还有西藏、甘肃、青海和宁夏4个省(自治区)尚未引进外资银行。变量foreign_bank在样本数据中的最大取值是0.531，这个观测值来自上海。其实，上海市一直是中国引进外资银行规模最高的地区，外资银行资产规模占上海市GDP的比例平均为45.28％(2005～2011年)。
四、实证分析
本文接下来将实证评估外资银行的进入对中国经济增长的影响。实证分析按照如下的思路展开：首先，在总体层面上评估外资银行的进入对中国劳均GDP增长的影响；然后，在一个经济增长的分解框架下，将中国劳均GDP增长分解为了全要素生产率(TFP)增长和劳均资本增长，并在此基础上进一步考察了外资银行的进入对中国全要素生产率增长和劳均资本增长的影响。
(一)总体考察
我们首先采用普通最小二乘法(OLS)和固定效应模型估计了Barro回归方程，结果汇报在表2中。其中，第1～3列是OLS估计结果。第1列中，我们并未将外商直接投资变量fdi和金融发展变量findev纳入回归方程，此时，变量foreign_bank的估计系数不显著为负；第2列中，我们在回归方程中加入了外商直接投资变量fdi，用以控制FDI的经济增长效应，此时，变量foreign_bank的估计系数依然是不显著的为负；第3列中，我们又将金融发展变量findev纳入回归方程，以控制金融发展对经济增长的影响，此时，变量foreign_bank的估计系数符号变为了正，但还是未能通过显著性检验。
由于OLS估计结果，很可能由于我们没有控制地区固定效应，而存在严重的遗漏变量偏误，因此，我们进一步采用固定效应模型重新估计了回归方程，结果汇报在表2第4～6列中④。固定效应模型的估计结果显示，在消除了地区固定效应之后，变量foreign_bank的估计系数符号在各方程中均为正，但它们都未能通过显著性检验。但是，我们现在可能仍然不能根据固定效应模型的估计结果，得到关于外资银行进入与经济增长之间关系的一个稳健结论。主要原因是，虽然固定效应模型消除了地区固定效应对经济增长的影响，但此时的回归方程依然可能存在比较严重的内生性偏误，这可能主要来自经济增长影响外资银行进入的反向因果关系。因为，更高的经济增长率往往意味着更高的市场需求和投资回报率，高的市场需求和投资回报率则会吸引更多外资银行的进入。如果经济增长率的确是吸引外资银行进入的重要因素，那么，将会导致外资银行变量foreign_bank与经济增长回归方程中的随机扰动项ε相关，从而造成对回归系数的估计偏误。
接下来，我们将寻找外资银行的工具变量，并采用工具变量固定效应模型(IV－FE)再次估计回归方程。在本文中，我们选择了自2001年以来，中国逐步实施的分地区梯度向外资银行开放人民币业务的政策作为外资银行的工具变量。中国在2001年加入WTO时，不仅向外资银行开放了所有城市的外币业务，而且承诺在5年内逐步向外资银行开放人民币业务。加入WTO之后，中国政府兑现了当初的承诺，分别在2001～2005年每年的12月份逐步向外资银行开放了25个城市的人民币业务(某些城市比当初承诺的开放时间提前了一年)，并在2006年12月全面取消了对外资银行经营人民币业务的地理限制。
显然，中国逐步取消对外资银行经营开放人民币业务的地理限制，显著推动了外资银行的进入。同时，中国遵守当初入世时的承诺，逐步放开对外资银行经营人民币业务的地理限制，其本身也是与经济增长条件无关的外生事件冲击。因此，中国逐步取消对外资银行人民币业务的地理限制，将是外资银行进入的有效工具变量。工具变量iv的具体赋值情况是这样的：如果第t年某省没有城市向外资银行开放人民币业务，变量iv在该省第t年的赋值是0；如果第t年某省有城市向外资银行开放了人民币业务，那么，变量iv在该省第t年的赋值就是这些向外资银行开放了人民币业务的城市人口数占该省人口数的比例；2006年12月，中国全面取消了对外资银行经营人民币的地理限制，因此，2007年及之后，变量iv在各省的赋值都是1。
在选取了工具变量之后，我们采用工具变量固定效应模型估计了Barro回归方程，结果汇报在表3中。第1列的回归结果显示，变量foreign_bank的估计系数在10％的显著性水平上为正，说明外资银行的进入显著提高了中国劳均GDP的增长率，如果外资银行资产规模占GDP的比例增长1个标准差(0.085)，中国劳均GDP的年均增长率将会因此提高2.95％左右。第2列中，我们将FDI变量fdi纳入了回归方程，此时，变量foreign_bank估计系数的显著性下降了，而且，系数绝对值下降到了0.306，降幅高达11.82％，这可能意味着通过促进外资企业的发展，是外资银行促进中国经济增长的主要渠道。事实上，一项针对中国市场上的外资银行经营策略的微观调查结果显示，外资银行在中国市场上采取的是高端客户战略，外资银行的企业客户主要是外资企业或跨国公司[11]，这与本文的发现不谋而合。第3列中，我们在将金融发展变量findev纳入了回归方程之后，变量foreign_bank的显著性进一步下降了，但回归系数绝对值的变化幅度并不明显，意味着外资银行对中国国内金融业规模扩张的影响可能并不明显。
在其他的解释变量中，变量pergdp的回归系数为负，但并不显著，说明中国各省劳均GDP增长率在样本区间内可能并不存在显著的条件收敛。变量save和labor的回归系数符号分别为正和负，且都能通过1％的显著性检验，说明储蓄率上升能够显著提高劳均GDP增长率，劳动力增长则显著降低了劳均GDP增长率，这与新古典增长理论的预期是一致的。变量education的回归系数在15％的显著性水平上为正，说明教育的发展提高了中国劳均GDP增长率。变量fdi和findev的回归系数均为正，但都未能通过显著性检验，说明FDI和金融业的规模扩张可能并未能显著提高中国劳均GDP的增长率。
(二)基于增长分解的考察
在经济增长模型中，劳均产出的增长能够被分解为全要素生产率(TFP)增长(技术进步)和劳均资本增长的贡献。因而，我们接下来将在分解经济增长的框架下，进一步检验外资银行的进入分别对中国TFP增长率和劳均资本增长率的影响。遵循传统的经济增长分解框架，我们将中国各省的总量生产函数设定为C－D生产函数的形式，且假定其满足规模报酬不变的约束。即：
其中，Y是总产出，F是全要素生产率(TFP)，L是劳动力，K是物质资本，上标β是资本的份额参数；下标i和t依然分别表示第i个省的第t年。(2)式二边同时除以劳动力投入L，则能够得到劳均生产函数是：
其中，y是劳均产出(Y/L)，k是劳均资本(K/L)。此时，TFP能够由如下公式求得：
由(4)式可知，要求得中国经济的TFP，需要先确定劳均产出y，劳均资本k和资本的份额参数β。在本文中，我们是以2000年不变价格度量的劳均GDP来衡量劳均产出；资本的份额参数β确定为0.4，这是从Young[12]一文中借用的。资本存量的估算要复杂一些。在本文中，我们采用永续盘存法核算中国各省的资本存量，核算公式如下：
其中，I是固定资产投资；δ是资本折旧率，遵循通常的标准，我们将资本折旧率设定为0.05。进一步的，我们借鉴Coe and Helpman[13]的做法，采用如下的公式测算各地区的初期资本存量：
其中，g是固定资产投资在样本区间内(1994～2011年)的年均增长率⑤。
在按照上述思路测算得到各地区以2000年不变价格度量的劳均资本存量之后⑥，我们按照(4)式计算得到了中国各省的全要素生产率。然后，分别计算得到了2000～2011年间中国的TFP增长率(％)和劳均资本增长率(％)，并分别计算了TFP增长率和劳均资本增长率各自对劳均GDP增长的贡献(％)。分解结果显示，在2000～2011年间，中国劳均资本增长率要远远高于TFP增长率，见图1(a)，其中，劳均资本的年均增长率高达15.12％，TFP的年均增长率仅为3.9％。同时，由图1(b)可见，中国劳均GDP在2000～2011年的增长源泉主要是劳均资本的增长，资本对劳均GDP增长的年均贡献率为60.98％，特别是在2009年更是高达79.41％；相应地，TFP的年均贡献是39.02％。中国经济的投资驱动型特征是非常明显的，这几乎是不存在争议的问题。
图1 中国劳均GDP增长的分解(2000～2011年)
在分解了中国的经济增长之后，我们采用工具变量固定效应模型分别检验了外资银行的进入对中国TFP增长和劳均资本增长的影响。表4第1～3列汇报了TFP增长的回归结果。第1列中，变量foreign_bank的回归系数在5％的显著性水平上为正，说明外资银行的进入显著提高了中国TFP的增长率，如果外资银行资产规模占GDP的比例上升1个标准差(0.085)，中国TFP的年均增长率将会提高3％左右；第2列中，我们在回归方程中纳入FDI变量fdi之后，变量foreign_bank的回归系数在10％的显著性水平上为正，且系数绝对值下降到了0.252，下降幅度是28.41％，这说明外资银行的进入通过促进外资企业的发展，可能是其促进中国TFP增长的主要渠道，这与前文中的讨论是一致的；第3列中，我们进一步在回归方程中控制了金融发展变量findev之后，变量foreign_bank的回归系数在15％的显著性水平上为正，但其系数绝对值并未有明显的改变，说明外资银行对中国金融规模扩张的影响可能并不明显，这也符合前文中的讨论。
表4第4～6列汇报了劳均资本增长率的回归结果。此时，变量foreign_bank在各个回归方程中都是不显著的，说明外资银行的进入并未显著的影响中国劳均资本增长率，通过提高TFP增长是外资银行促进中国经济增长的主要机制。
在控制变量中，变量pergdp的回归系数在各列中都是不显著的，说明中国的发达地区与落后地区之间在TFP增长和劳均资本增长方面都不存在显著的条件收敛；变量save的回归系数都显著为正，说明提高储蓄率不仅能够促进中国经济TFP的增长，而且能够提高劳均资本的增长，这与理论预期是一致的；变量labor的回归系数都显著为负，说明劳动力增长同时降低了中国经济的TFP增长率和劳均资本增长率，这也符合理论预期。变量education的回归系数在TFP增长回归方程中显著为正，在劳均资本增长回归方程中则不显著，说明教育能够显著提高中国经济的TFP增长率；变量fdi在TFP增长回归中显著为正，说明FDI显著促进了中国经济的TFP增长，这符合现有的研究FDI与技术溢出文献的研究结论，同时，变量fdi在劳均资本增长回归方程中是显著为负的，说明FDI降低了中国劳均资本的增长率，主要原因可能是FDI对国内资本产生了显著的挤出效应[14]，进而降低了资本积累率。变量findev的回归系数都是不显著的为正，说明金融业规模的扩张对中国经济的TFP和劳均资本增长都不具有显著的贡献，这也从另一个侧面说明，深化银行业的对外开放和积极引进外资银行，对于中国金融业效率的提升，进而促进经济可持续增长具有重要意义。
(三)稳健性检验
本文采用了二种策略，来检验之前的回归结果是否稳健⑦。首先，本文改变了外资银行进入的衡量指标。我们分别以外资银行资产规模、从业人员和营业机构数占全部金融机构相应变量的比例作为衡量外资银行进入的指标，然后重复了前文中的回归过程。基于各种衡量外资银行进入指标的结果显示，外资银行的进入显著促进了中国的经济增长率(劳均GDP增长率)，同时，外资银行的进入所产生的经济增长效应，主要源自其提高了中国经济的TFP增长率，外资银行进入对中国劳均资本增长率的影响是不显著的。其次，本文采用数据包络分析(DEA)分解了中国的经济增长率。此时的回归结果依然说明，外资银行的进入显著促进了中国经济的TFP增长，但对劳均资本增长的影响并不显著。
五、结论
本文以2005～2011年中国31个省(自治区、直辖市)的数据为样本，在分解经济增长的框架下实证评估了外资银行的进入对中国经济增长的影响。我们在使用工具变量调整了外资银行在经济增长回归方程中的内生性之后，研究发现，外资银行的进入是显著地促进了中国的经济增长率。具体来说，外资银行资产规模占GDP的比例每增长1个标准差，中国劳均GDP的年均增长率将会因此而提高2.95个百分点左右。同时，外资银行进入影响中国经济增长的主要机制，源自外资银行的进入显著提高了中国经济全要素生产率的增长率，外资银行进入对中国资本增长的影响并不显著。上述发现在一系列稳健性检验中也是成立的。
自1978年以来，中国经济从产品市场的开放中收获了可观的“开放红利”，大量外资企业的进入和进出口贸易的扩张是中国经济保持30多年高速增长的主要驱动力[2]。但是，随着本国劳动力结构的变化和工资水平的上涨，中国吸引外资企业的低劳动力成本优势正在逐步削弱，而且，规模庞大的外汇储备也使中国出口扩张的增长模式日益艰难。因此，在产品市场的“开放红利”将逐渐消散的情况下，银行业等要素市场的对外开放将能够促使中国经济获取新的“开放红利”。
同时，主要依靠追加要素投入而非生产率的增长是中国经济可持续增长的主要障碍[15]。但本文的研究说明，外资银行的进入不仅使得中国经济获取了额外的“开放红利”，而且，这种“开放红利”主要来自全要素生产率的增长。因此，从这点上来说，适当放宽对外资银行营业资质和业务范围的限制，加大引进外资银行的力度，也将有助于推动中国经济增长方式由“粗放”向“集约”的转型，促进中国经济增长的可持续性。
收稿日期：2012－08－28；修回日期：2012－10－08
注释：
①数据摘自历年《中国金融年鉴》。
②Detragiache et al.[4]将企业财务报表等客观的、易于观察、传递、验证的信息称为“硬”信息，而将企业家的经营能力、个人品质、企业所在市场的环境等难于验证和传递的信息称为“软”信息。
③数据引自：“工信部：中小企业贡献GDP60％，并创造80％城镇就业”，http://money.163.com/12/0214/20/7Q8H8DUA00252G50.html。
④固定效应模型回归的F统计量显示，回归方程中的确存在显著的地区固定效应。
⑤在本文中，为了尽可能提高资本存量测算的可靠性，我们是将测算资本存量的初期扩展到了1994年。
⑥测算资本存量的所有原始数据均摘自历年《中国统计年鉴》。其中，固定资产投资和资本存量都是以固定资产投资价格指数调整为以2000年不变价格来衡量。
⑦限于篇幅，本文并未汇报稳健性检验的具体结果，有兴趣的读者可向作者本人索取。
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