一、数据说明
本章使用的数据集为1985-2005年我国28个省（自治区、直辖市）的面板（panel）数据。我们的变量，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（y）为各地区每年的生产总值和人均生产总值。外商直接投资（FDI）为各地区的每年实际使用的外商直接投资数额。所有数据来自《新中国五十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》各年和各省（自治区、直辖市）的相关年份的统计年鉴，并按各地区的GDP平减指数折算。
为了考察地区金融发展的规模和结构的发展程度，我们没有选取一般的宏观金融发展和深化指标，如短期流动性贷款、非银行资产（如股票和债券）等，而是根据Beck等（2000）的方法，选取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，在我们的模型中，只是强调，地区金融市场的发展能够给那些为FDI提供产业关联而成立的新企业以及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，它们在目前我国金融市场中，主要是依靠直接的银行融资，因而我们忽略了债券市场和股票市场。当地存贷款的数量和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，具有良好的存贷款的数量、结构和高储蓄率的地区市场，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，我们使用代表金融市场发展程度的指标（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）。
其中各地区金融机构的总贷款数、总存款数指标数据来自《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》各年。总储蓄率定义为：（资本形成+净出口）/GDP=1-最终消费/GDP=1-（最终消费率）。总储蓄包括私人储蓄和政府储蓄。资本形成和净出口数量来自各年的地区统计年鉴。
此外，我们使用了几个在经济增长文献中常用的控制变量（Controls），其中，各省的初始人均GDP（y），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（School），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（RSOE），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。
列出了我们对主要变量的描述性统计结果。从中可以看出，各地区的经济指标存在较大差异，如人均GDP方面，最高的上海是最低的贵州的11倍左右。从地区分类来看，东、中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，中西部地区比重偏低，如2004年，东、中和西部的FDI的比例分别为86.11%和11.02%、2.88%，其中前五位的地区吸引的FDI就占全国FDI的65.43%。
我们先用图形初步分析地区金融市场发展与FDI流入的关系。根据Beck等（2000）用金融机构的全部贷款衡量金融市场发展程度的方法，我们考察1985-2004年全国28个省市FDI与金融市场的关系。
图中横轴为全部金融机构私人贷款的对数，纵轴为FDI占GDP的比例。
FDI与金融市场存在正相关性，初步验证了地区的金融市场发展有利于FDI流入的假设。然而我们也能看出，其中存在差异，如广东、北京、福建、上海、江苏等城市的FDI的比例较高，同时其贷款数额的自重也较大，而这些指标在中西部地区却较低。
二、模型设定
为考察金融市场对FDI溢出效应的影响，从而验证东道国的金融市场发展有利于FDI流入的假设。
其次，为了估计金融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，我们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。
考虑到回归变量的内生性问题，我们用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。
在这个模型中，我们预期金融市场作为FDI的后向关联的重要渠道，会显着提高FDI的正外部性，即β3显着地大于零。也就是，FDI与金融市场指标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就越多。
第四节结果与解释
本节使用Stata9.2对上述模型进行估计，分别列出了计量模型（4‐1）、（4‐2）和（4‐3）的估计结果。可以看出，我们分别以总贷款数与其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金融市场发展指标，其系数都为正，且其中三个在5%的统计水平上显着。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的FDI占地区生产总值比例提高0.33%。而在第（2）、（3）列的模型中，当地的中长期贷款和总存款占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，我们的假设得到了验证，即良好的金融市场有利于当地吸引更多的FDI。同时，表4‐3也表明，当地的开放度和人均GDP对FDI的流入也有重要的影响。
FDI影响地区经济增长的一个基本计量模型的估计结果。第（1）列中，我们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%的统计水平上不显着。
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和开放度与人力资本一样对经济增长有正影响，但在5%的统计水平上也不显着。第（3）、（4）列相应增加了政府消费、所有制、地理位置、城市化和劳动力等控制变量，在这两种情况下，FDI对经济增长却有显着的正效应。告诉我们，FDI对地区经济增长并没有一致的影响，这与我们的理论以及相关的经验研究文献的结论是相同的（Alfaro等，2004）。因为各地区的经济特征的差异（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，有的起显着的促进作用，有的对经济增长的促进作用不显着，还有的甚至阻碍经济增长。
然而表明，如果金融市场发展良好，FDI对东道国和地区经济增长将产生显着的正影响。可以看出，FDI与金融市场发展的交互项的系数都正，并且在5%的统计水平上显着，也就是说，FDI与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就有越显着的正影响。这验证了我们在前面的假设，通过金融市场在FDI与其流入地区的产业之间建立垂直的后向关联，能显着地提高FDI对流入地区经济增长的促进作用。此外也告诉我们，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着的正影响。
第五节结论与启示
随着外商直接投资（FDI）流入数量在我国经济中的不断增大，FDI经济在我国的经济增长中发挥越来越重要的作用。近年来，我国人均GDP的地区性差异，比较突出地表现在东、中、西部地区之间。为了促进经济增长，各地区在不遗余力地吸引外资。随着FDI在地区经济中份额的增加，由于各地吸引的FDI的数量和实用的效率差异，FDI的负面效益开始出现，同时地区经济差异仍然在逐渐加大。
东道国和地区经济增长主要受益于FDI的正外溢效应。理论研究发现，FDI产生显着的正溢出效应最为关键的因素是FDI流入国的吸收能力，没有足够的配套环节的投入，这种溢出效应难以转变为实际的经济增长。目前，我国许多地区采取了众多的优惠政策措施以吸引外资，但是由于FDI的配套设施建设没有到位，制约了FDI的吸收能力，严重限制了FDI的正效应的发挥，同时形成了一种低效率的重复建设，加重了我国贸易顺差的矛盾。
本章分析了金融市场发展如何影响FDI对我国地区经济增长，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，而金融市场发展比较良好的地区，FDI对经济却能产生显着的正效应。因为金融市场发展能够增强FDI与我国地区产业的后向关联，从而能显着促进地区经济增长。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，而要更多地关注如何提高FDI在地区经济增长中的使用效率。为此，加强金融市场的发展，提高小企业的融资便利程度，增强FDI的吸收能力，增强地区经济增长溢出效应，对提高FDI的正溢出效应非常重要。
参考文献
［1]胡浩.论国际投资中东道国后向关联促进政策的选择.郑州轻工业学院学报（社会科学版），2004（2）.
［2]胡心宇，张建民.后向联系：跨国公司技术扩散的重要渠道.世界经济与政治论坛，2004（4）.
［3]江锦凡.外国直接投资在中国经济增长中的作用机制.世界经济，2004（1）.
［4]江小涓.利用外资与经济增长方式的转变.管理世界，1999（2）.
［5]赖明勇，包群.外商直接投资的吸收能力：理论与中国的实证研究.上海经济研究，2002（6）.
［6]沈坤荣，耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长.中国社会科学，2001（5）.
［7]魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响.经济研究，2002（4）.
［8]萧政，沈艳.外国直接投资与经济增长的关系及影响.经济理论与经济管理，2002（1）.