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一、金融服务业FDI的一般效应
1.资本积累效应
金融服务业的FDI有效的消除了各国金融和资本市场之间的各种障碍和壁垒，使各个国家和各个地区的金融市场和金融中心连接成为一个有机的整体，使一国的资本能在世界范围内进行优化配置，从而有效地促进了资本在全球范围内的自由流动。跨国银行全球经营和金融活动，为跨国公司的全球经营和投资活动提供广泛的国际金融服务，有效地推动了跨国公司的国际投资，推动了资本在全球范围内大规模的自由流动，为促进世界各国，尤其是发展中国家的经济增长提供了巨额的资本资源。
2.技术转移效应
现代金融业是技术密集型的行业，是受计算机技术进步影响最强烈的产业。由此所导致的金融业务（从自动提款机到网络银行业务）、金融机构（银行与保险业、证券业的混合经营）及金融制度的创新大大提高了金融业的效率，使得各种金融交易能够以较低的社会成本来进行。金融业的FDI促进了国际金融服务贸易的自由化，在这种全球化的趋势下，国内企业可以效仿国外金融企业的新产品或新服务方式以及先进的风险管理等技能。
3.国际贸易促进效应
金融服务业的FDI推动了金融服务贸易的自由化，也推动了全球贸易的自由化和经济的全球化和一体化，对于推动世界贸易的发展起了非常积极的作用。一方面，国际资本的大量流入加速了流入国的技术进步和产业结构升级，提高了其国内劳动生产率和出口商品的国际竞争能力，扩大了其对外贸易发展的基础，从而有力地推动了资本流入国对外贸易的发展。其次金融服务贸易的自由化改善了对外投资国的政治、经济和贸易环境，有利于推动本国对外贸易的发展。另一方面是金融服务业的投资既为跨国公司的全球化生产和经营活动打破了各种障碍和壁垒，特别是对跨国公司的国际投资活动所设置的各种障碍和壁垒，又为跨国公司的全球化生产和经营活动提供了广泛的金融服务，从而有力地推动了跨国公司的全球化生产、经营和投资活动，促进了国际贸易的发展。
二、实证分析
1.贸易引力模型的扩展
本文借鉴Frankel和Romer(1999)分析贸易和增长之间影响机制所采用的贸易引力模型的思路，建立中国金融服务业利用外商直接投资对经济增长作用机理的分析模型。我们对贸易引力模型进行了适应性改进，首先测算五个渠道变量对经济增长的影响作用，然后以各渠道变量为因变量，检验中国金融服务业利用FDI对各渠道变量的影响，最后分别计算出各个渠道变量对经济增长综合影响效应的大小。由此建立如下模型：
GDP=F（I，S，T，TR，E）[1]
I=G1（FDI）[2]
S=G2（FDI）[3]
T=G3（FDI）[4]
T=G3（FDI）[5]
E=G5（FDI）[6]
其中GDP表示中国经济增长，FDI为中国金融服务业利用外商直接投资，I，S，T，TR，E分别表示中国金融服务业利用外国直接投资的资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应和就业效应。模型通过“金融服务业利用外国直接投资→五个解释变量（渠道变量）→经济增长”的传递途径，检验出中国金融服务业利用外商直接投资的增长作用路径，即金融服务业利用外商直接投资对中国的经济增长的作用机理：首先我们用方程[1]分别测算出五个解释变量各自对经济的影响程度；然后，将五个解释变量作为因变量，用方程[2]至[6]分别检验金融服务业利用外商直接投资对这五个解释变量的影响，即测算出金融服务业利用FDI对金融服务业投资额、产业结构、技术、贸易和就业者五个解释变量的作用；最后结合六个回归方程结果分析金融服务业利用FDI如何通过上诉五个解释变量作用于经济增长。
2.变量的选取
变量的选取在遵循目前一般的度量方法的基础上，结合数据的可得性进行了调整，下面分别对模型中各变量所涉及的数据进行详细分析：
金融服务业利用FDI额。本文研究的主要是银行领域中利用FDI的情况，故使用外国分支银行中的资产总额代表我国金融服务业中利用的FDI额。
资本效益(I)。采用金融服务业基本建设投资额度量，数据取自中国统计年鉴“国民经济各行业基本建设投资”中金融行业的投资额。
产业结构效应(S)。产业结构一般采用产业增加值或产值比例来表示，本文采用中国金融产业在各行业增加值中所占的比例表示。
技术效应(T)。据联合跨国公司中心的研究，服务业的技术主要表现为由雇员平均报酬表示的软技术的积累，因此我们采用金融业中职工年平均工资近似表示技术效应，数据来自于中国统计年鉴“按行业分职工平均工资”中金融服务业的职工年平均工资额。需要强调的是，金融服务业职工年平均工资可以近似表示技术效应，其假设前提是劳动力市场是充分竞争的。
贸易效益(TR)。本文采用金融服务贸易出口额这一指标近似说明。
就业效应(E)。本文采用金融服务业就业人数占全部就业人数的比例来表示，数据取自中国统计年鉴，样本区间为1996-2005年。
2.3解释变量对中国经济增长的影响作用
我们将中国人均GDP的自然对数作为因变量，资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应和就业效应五个变量作为自变量，模型为：GDP=F(I,S,T,TR,E)
为消除时间的异方差性,先将各变量进行对数处理，得出模型：
lnGDP=C(1)+C(2)*lnI+C(3)*lnS+C(4)*lnT+C(t)*lnTR+C(6)*lnE+ε
回归分析的结果为：LnGDP=49.1774-0.6705LnI-0.1580LnS+1.3134LnT-0.5092LnTR+9.6939LnE+ε
(-1.3548)(-0.3065)(1.3609)(-0.8180)(2.02330)
R=0.9494 R2=0.8862 D-W=3.0914 F=15.0223
由统计结果看出，D-W统计量不理想，通过修正检验后的回归结果如下：
LnGDP=2.6064-0.0004LnI-0.0599LnS+0.5484LnT+0.1154LnTR+9.6939LnE+ε
(-0.0073)(-1.1135)(4.5307)(1.3022)(-0.9374)
R=0.9993 R2=0.9971 D-W=2.0153 F=452.27
从回归结果的拟合优度和F值看，回归结果可以通过显著性检验，而且D-W的值有了明显好转，这表明模型的设立是正确的。
资本效应不能通过显著性检验，说明这个变量对中国经济增长的影响不显著，需要剔除。故将模型修改为：GDP=F(S,T,TR,E)
消除时间序列的异方差性，同样对各变量的数值进行对数处理，得回归分析的结果为：
LnGDP=72.4509-0.3031LnS+0.5138LnT-0.5085LnTR+11.7439LnE+ε
(-0.5348)(0.7328)(-0.7560)
(2.6716)
R=0.9262 R2=0.8672 D-W=2.4566 F=15.6956
同理，产业结构和贸易效应也不能通过检验，最终修改模型为：GDP=F(T,E)，对各变量取对数后的实证结果为：
LnGDP=11.4607+0.4227LnT+1.2326LnE+ε
(7.8911)(2.6592)
R=0.9883 R2=0.9851 D-W=1.9795 F=256.46
两个解释变量的t值至少在10%的水平下显著，对中国经济增长的影响大小依次为就业效应、技术效应。R2说明模型对样本观测值的拟合优度良好，F值显然可以通过检验。其中就业效应和技术效应的符号为正，对中国经济增长有正向的推动作用。
4.中国金融服务业外商直接投资对解释变量的影响
以下我们分别测算中国金融服务业FDI对技术效应和就业效应两个解释变量的影响，分别建立以下模型：
LnT=C(1)+C(2)LnFDI+ε1[1]
LnE=C(1)+C(2)LnFDI+ε2[2]
实证分析的结果如下：
从回归结果看，两计量方程分别在1%和5%的水平通过显著性检验；各方程的拟合优度尚可；从t值表示的变量显著性来看，中国金融服务业FDI的系数均为正值，表明其与技术和就业正相关。
将以上两个解释变量对中国经济增长的影响和中国金融服务业利用FDI对两个解释变量的影响进行归纳，结果如下表所示。从符号来看中国金融服务业利用FDI对经济增长的途径均为正向的推动作用，依次为就业效应和技术效应。
三、小结
1.正面效应分析
跨国银行进入我国市场，增加了市场竞争主体和金融工具品种，提高了金融市场效率，降低了我国的融资成本，进而推动了我国金融发展和金融深化。低成本、高效率的金融市场和服务一方面可以通过提高储蓄率促进经济增长，另一方面金融服务作为其它产业的一种基本投入，也将会直接降低我国企业生产经营成本，从而促进我国的经济增长。这一促进作用主要体现在：
首先，跨国银行的进入加强了国内银行业本已日趋激烈的竞争，特别是入世承诺的实现以及人民币业务的开放，更是使国内银行体会到危机的到来。其次，在华跨国银行大多都具有先进的管理机制和技术研发能力，与内资银行相比具有更高的经营效率。通过引进战略投资者，允许其参股，并在股权安排中设置转移技术、交流管理人员等条款，中资银行能获得技术溢出效应，以实现对先进技术、制度与文化的吸纳。最后，跨国银行的进入与战略投资者的引进推动了国内银行的体制改革，尤其是有利于股份制改革的推进和法人治理结构的完善，从而增强体制创新能力，从制度层面上保证经营效率的提高。另外，通过跨国银行进入和战略投资者的引进，国内银行获得使用更多跨国银行海外分支机构的机会，为国内银行海外经营的开展和打造自己的跨国银行积累了经验，开拓了市场。
2.负面效应分析
外资银行的进入可能会造成对中小企业贷款的降低。一方面，外资银行的风险管理意识很强，对于中国本土的实际情况了解很少，在中国中小企业的贷款风险相对较大，外资银行不可能很快就扩大对于中国中小企业的信用规模。而中小企业本身由于贷款额度小、信誉度低和量化的困难等原因，要从进入的外资银行那里实现融资更是件比较困难的事情。另一方面外资银行进入给中资银行的经营效率带来了竞争压力，特别在不良贷款率方面，中资银行为了保持和增强自身的竞争力，为对中小企业贷款实施比较严格的审核，从而加大了中小企业贷款的难度；同时外资银行对优质客户的争夺增加了国内银行的压力，迫使国内银行抽出更多的资源来应付外资银行在高端客户和优质客户方面的竞争。这些都不利于我国产业结构的调整和优化。
金融服务业外资的进入在促进我国金融市场深化的同时，也会对金融市场的健康稳定发展带来不同程度的损害。外资流入，尤其是证券资金的流入，很可能干扰国内资本市场，使资产价格上扬；而证券资金频繁、大量的进出入，会加剧金融与外汇市场的震荡。外资迅速而大量流入可能会对我国的国内货币政策的自主性和有效性产生影响。
最后，外资银行的进入可能导致银行体系风险集聚，增加国内银行体系不稳定性。外资进入带来的竞争压力迫使国内商业银行为了开拓新的业务领域而加大了经营风险，而不合格的外资银行的进入导致了银行体系的不稳定。
3.总体评价
外资银行进入可以加快我国的融资机制的转变、建立现代化商业银行体系和促进中国金融业的国际化，最终深化金融改革，帮助我国尽快建立起完善的国际化现代金融体系，促进我国的改革开放，但也会对我国金融体系产生一些不稳定因素，大量的外资流入会增加风险的集聚度，影响我国金融业的自主性和经济的稳定。从宏观经济角度上讲，国内外资的增加意味着央行必须提供更多的基础货币来汇兑外汇，会带来通货膨胀的压力。从总体上来看，金融深化是一种不可逆转的趋势。因此，我国必须借鉴国际经验，把握好外资进入的进程和深度，充分发挥外资银行进入的正效应，把负效应降到最低。
（作者单位：华南师范大学经济与管理学院）
1.资本积累效应
金融服务业的FDI有效的消除了各国金融和资本市场之间的各种障碍和壁垒，使各个国家和各个地区的金融市场和金融中心连接成为一个有机的整体，使一国的资本能在世界范围内进行优化配置，从而有效地促进了资本在全球范围内的自由流动。跨国银行全球经营和金融活动，为跨国公司的全球经营和投资活动提供广泛的国际金融服务，有效地推动了跨国公司的国际投资，推动了资本在全球范围内大规模的自由流动，为促进世界各国，尤其是发展中国家的经济增长提供了巨额的资本资源。
2.技术转移效应
现代金融业是技术密集型的行业，是受计算机技术进步影响最强烈的产业。由此所导致的金融业务（从自动提款机到网络银行业务）、金融机构（银行与保险业、证券业的混合经营）及金融制度的创新大大提高了金融业的效率，使得各种金融交易能够以较低的社会成本来进行。金融业的FDI促进了国际金融服务贸易的自由化，在这种全球化的趋势下，国内企业可以效仿国外金融企业的新产品或新服务方式以及先进的风险管理等技能。
3.国际贸易促进效应
金融服务业的FDI推动了金融服务贸易的自由化，也推动了全球贸易的自由化和经济的全球化和一体化，对于推动世界贸易的发展起了非常积极的作用。一方面，国际资本的大量流入加速了流入国的技术进步和产业结构升级，提高了其国内劳动生产率和出口商品的国际竞争能力，扩大了其对外贸易发展的基础，从而有力地推动了资本流入国对外贸易的发展。其次金融服务贸易的自由化改善了对外投资国的政治、经济和贸易环境，有利于推动本国对外贸易的发展。另一方面是金融服务业的投资既为跨国公司的全球化生产和经营活动打破了各种障碍和壁垒，特别是对跨国公司的国际投资活动所设置的各种障碍和壁垒，又为跨国公司的全球化生产和经营活动提供了广泛的金融服务，从而有力地推动了跨国公司的全球化生产、经营和投资活动，促进了国际贸易的发展。
二、实证分析
1.贸易引力模型的扩展
本文借鉴Frankel和Romer(1999)分析贸易和增长之间影响机制所采用的贸易引力模型的思路，建立中国金融服务业利用外商直接投资对经济增长作用机理的分析模型。我们对贸易引力模型进行了适应性改进，首先测算五个渠道变量对经济增长的影响作用，然后以各渠道变量为因变量，检验中国金融服务业利用FDI对各渠道变量的影响，最后分别计算出各个渠道变量对经济增长综合影响效应的大小。由此建立如下模型：
GDP=F（I，S，T，TR，E）[1]
I=G1（FDI）[2]
S=G2（FDI）[3]
T=G3（FDI）[4]
T=G3（FDI）[5]
E=G5（FDI）[6]
其中GDP表示中国经济增长，FDI为中国金融服务业利用外商直接投资，I，S，T，TR，E分别表示中国金融服务业利用外国直接投资的资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应和就业效应。模型通过“金融服务业利用外国直接投资→五个解释变量（渠道变量）→经济增长”的传递途径，检验出中国金融服务业利用外商直接投资的增长作用路径，即金融服务业利用外商直接投资对中国的经济增长的作用机理：首先我们用方程[1]分别测算出五个解释变量各自对经济的影响程度；然后，将五个解释变量作为因变量，用方程[2]至[6]分别检验金融服务业利用外商直接投资对这五个解释变量的影响，即测算出金融服务业利用FDI对金融服务业投资额、产业结构、技术、贸易和就业者五个解释变量的作用；最后结合六个回归方程结果分析金融服务业利用FDI如何通过上诉五个解释变量作用于经济增长。
2.变量的选取
变量的选取在遵循目前一般的度量方法的基础上，结合数据的可得性进行了调整，下面分别对模型中各变量所涉及的数据进行详细分析：
金融服务业利用FDI额。本文研究的主要是银行领域中利用FDI的情况，故使用外国分支银行中的资产总额代表我国金融服务业中利用的FDI额。
资本效益(I)。采用金融服务业基本建设投资额度量，数据取自中国统计年鉴“国民经济各行业基本建设投资”中金融行业的投资额。
产业结构效应(S)。产业结构一般采用产业增加值或产值比例来表示，本文采用中国金融产业在各行业增加值中所占的比例表示。
技术效应(T)。据联合跨国公司中心的研究，服务业的技术主要表现为由雇员平均报酬表示的软技术的积累，因此我们采用金融业中职工年平均工资近似表示技术效应，数据来自于中国统计年鉴“按行业分职工平均工资”中金融服务业的职工年平均工资额。需要强调的是，金融服务业职工年平均工资可以近似表示技术效应，其假设前提是劳动力市场是充分竞争的。
贸易效益(TR)。本文采用金融服务贸易出口额这一指标近似说明。
就业效应(E)。本文采用金融服务业就业人数占全部就业人数的比例来表示，数据取自中国统计年鉴，样本区间为1996-2005年。
2.3解释变量对中国经济增长的影响作用
我们将中国人均GDP的自然对数作为因变量，资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应和就业效应五个变量作为自变量，模型为：GDP=F(I,S,T,TR,E)
为消除时间的异方差性,先将各变量进行对数处理，得出模型：
lnGDP=C(1)+C(2)*lnI+C(3)*lnS+C(4)*lnT+C(t)*lnTR+C(6)*lnE+ε
回归分析的结果为：LnGDP=49.1774-0.6705LnI-0.1580LnS+1.3134LnT-0.5092LnTR+9.6939LnE+ε
(-1.3548)(-0.3065)(1.3609)(-0.8180)(2.02330)
R=0.9494 R2=0.8862 D-W=3.0914 F=15.0223
由统计结果看出，D-W统计量不理想，通过修正检验后的回归结果如下：
LnGDP=2.6064-0.0004LnI-0.0599LnS+0.5484LnT+0.1154LnTR+9.6939LnE+ε
(-0.0073)(-1.1135)(4.5307)(1.3022)(-0.9374)
R=0.9993 R2=0.9971 D-W=2.0153 F=452.27
从回归结果的拟合优度和F值看，回归结果可以通过显著性检验，而且D-W的值有了明显好转，这表明模型的设立是正确的。
资本效应不能通过显著性检验，说明这个变量对中国经济增长的影响不显著，需要剔除。故将模型修改为：GDP=F(S,T,TR,E)
消除时间序列的异方差性，同样对各变量的数值进行对数处理，得回归分析的结果为：
LnGDP=72.4509-0.3031LnS+0.5138LnT-0.5085LnTR+11.7439LnE+ε
(-0.5348)(0.7328)(-0.7560)
(2.6716)
R=0.9262 R2=0.8672 D-W=2.4566 F=15.6956
同理，产业结构和贸易效应也不能通过检验，最终修改模型为：GDP=F(T,E)，对各变量取对数后的实证结果为：
LnGDP=11.4607+0.4227LnT+1.2326LnE+ε
(7.8911)(2.6592)
R=0.9883 R2=0.9851 D-W=1.9795 F=256.46
两个解释变量的t值至少在10%的水平下显著，对中国经济增长的影响大小依次为就业效应、技术效应。R2说明模型对样本观测值的拟合优度良好，F值显然可以通过检验。其中就业效应和技术效应的符号为正，对中国经济增长有正向的推动作用。
4.中国金融服务业外商直接投资对解释变量的影响
以下我们分别测算中国金融服务业FDI对技术效应和就业效应两个解释变量的影响，分别建立以下模型：
LnT=C(1)+C(2)LnFDI+ε1[1]
LnE=C(1)+C(2)LnFDI+ε2[2]
实证分析的结果如下：
从回归结果看，两计量方程分别在1%和5%的水平通过显著性检验；各方程的拟合优度尚可；从t值表示的变量显著性来看，中国金融服务业FDI的系数均为正值，表明其与技术和就业正相关。
将以上两个解释变量对中国经济增长的影响和中国金融服务业利用FDI对两个解释变量的影响进行归纳，结果如下表所示。从符号来看中国金融服务业利用FDI对经济增长的途径均为正向的推动作用，依次为就业效应和技术效应。
三、小结
1.正面效应分析
跨国银行进入我国市场，增加了市场竞争主体和金融工具品种，提高了金融市场效率，降低了我国的融资成本，进而推动了我国金融发展和金融深化。低成本、高效率的金融市场和服务一方面可以通过提高储蓄率促进经济增长，另一方面金融服务作为其它产业的一种基本投入，也将会直接降低我国企业生产经营成本，从而促进我国的经济增长。这一促进作用主要体现在：
首先，跨国银行的进入加强了国内银行业本已日趋激烈的竞争，特别是入世承诺的实现以及人民币业务的开放，更是使国内银行体会到危机的到来。其次，在华跨国银行大多都具有先进的管理机制和技术研发能力，与内资银行相比具有更高的经营效率。通过引进战略投资者，允许其参股，并在股权安排中设置转移技术、交流管理人员等条款，中资银行能获得技术溢出效应，以实现对先进技术、制度与文化的吸纳。最后，跨国银行的进入与战略投资者的引进推动了国内银行的体制改革，尤其是有利于股份制改革的推进和法人治理结构的完善，从而增强体制创新能力，从制度层面上保证经营效率的提高。另外，通过跨国银行进入和战略投资者的引进，国内银行获得使用更多跨国银行海外分支机构的机会，为国内银行海外经营的开展和打造自己的跨国银行积累了经验，开拓了市场。
2.负面效应分析
外资银行的进入可能会造成对中小企业贷款的降低。一方面，外资银行的风险管理意识很强，对于中国本土的实际情况了解很少，在中国中小企业的贷款风险相对较大，外资银行不可能很快就扩大对于中国中小企业的信用规模。而中小企业本身由于贷款额度小、信誉度低和量化的困难等原因，要从进入的外资银行那里实现融资更是件比较困难的事情。另一方面外资银行进入给中资银行的经营效率带来了竞争压力，特别在不良贷款率方面，中资银行为了保持和增强自身的竞争力，为对中小企业贷款实施比较严格的审核，从而加大了中小企业贷款的难度；同时外资银行对优质客户的争夺增加了国内银行的压力，迫使国内银行抽出更多的资源来应付外资银行在高端客户和优质客户方面的竞争。这些都不利于我国产业结构的调整和优化。
金融服务业外资的进入在促进我国金融市场深化的同时，也会对金融市场的健康稳定发展带来不同程度的损害。外资流入，尤其是证券资金的流入，很可能干扰国内资本市场，使资产价格上扬；而证券资金频繁、大量的进出入，会加剧金融与外汇市场的震荡。外资迅速而大量流入可能会对我国的国内货币政策的自主性和有效性产生影响。
最后，外资银行的进入可能导致银行体系风险集聚，增加国内银行体系不稳定性。外资进入带来的竞争压力迫使国内商业银行为了开拓新的业务领域而加大了经营风险，而不合格的外资银行的进入导致了银行体系的不稳定。
3.总体评价
外资银行进入可以加快我国的融资机制的转变、建立现代化商业银行体系和促进中国金融业的国际化，最终深化金融改革，帮助我国尽快建立起完善的国际化现代金融体系，促进我国的改革开放，但也会对我国金融体系产生一些不稳定因素，大量的外资流入会增加风险的集聚度，影响我国金融业的自主性和经济的稳定。从宏观经济角度上讲，国内外资的增加意味着央行必须提供更多的基础货币来汇兑外汇，会带来通货膨胀的压力。从总体上来看，金融深化是一种不可逆转的趋势。因此，我国必须借鉴国际经验，把握好外资进入的进程和深度，充分发挥外资银行进入的正效应，把负效应降到最低。
（作者单位：华南师范大学经济与管理学院）