一、我国外资银行的进入、金融深化发展现状 （一）我国外资银行的资产和业务概况 1979年第一家外资银行机构――日本输出入银行经批准进入北京设立代表处，拉开了外资银行进入中国金融市场的序幕。改革开放以来，特别是入世以后，外资银行在我国取得了较大的发展。1991年在华外资银行的资产总额为232.08亿元，到2005年在华外资银行的资产总额达到6352.9亿元，外资银行在中国设立分行数目达到192家。2006年外资银行业有14家法人机构、200家分行和79家支行在华设立，资产总额达到1175亿美元。 1982年，中国允许外资银行设立营业性机构并从事外汇金融业务，自此外资银行在华外汇业务得到迅速发展。2001年12月中国加入世界贸易组织后，承诺对外资银行开放人民币业务，外资银行的业务范围正在从外汇业务向人民币业务日趋扩大。随着外资银行开展人民币业务的地域和客户限制逐步取消，外资银行人民币业务经营量呈现日趋扩大的态势。2004年，获准经营人民币业务的在华外资银行机构已达100家，53家已获准向中资企业提供人民币业务。2006年，外资银行经营人民币业务取消地域限制。 （二）我国金融深化水平 1993年，国务院颁布了《关于金融体制改革的决定》，揭开了金融改革的序幕，随着金融改革的逐步深化，金融发展改革的逐步深化，金融发展加速进行。金融机构逐步多元化,2004年末,我国金融业共有企业法人单位2.2万个、就业人员353.9万人，行政事业及其它法人单位0.1万个、就业人员20.8万人；金融业资产合计322862.7亿元，负债合计308258.3亿元，所有者权益合计14604.4亿元。金融监管调控体系逐步完善，金融市场初步形成；利率市场化逐步推进，1996年放开银行间同业拆借利率，1997年放开银行间债券回购利率，1999年实现银行间市场利率、国债和政策性金融债券发行利率市场；2005年放开人民币各项贷款的计结息方式，2006年初放开人民币普通存款利率限制、仅实行上限管理的趋势逐步明朗。从金融资产的多样化程度来看，我国信贷资产、证券资产都已初具规模。我国金融资产的数量迅速增加，从1980年的4481亿元增加到1991年的44448亿元，2004年的金融资产数量达到527088亿元，占全球金融资产总额的4%，金融资产总额与当年GDP的比值为323%。 二、外资银行进入对于金融深化和经济发展影响的相关理论 外资银行进入会对东道国经济增长产生影响。国外学者认为，外资银行的进入是金融深化的过程。发展中国家普遍存在金融抑制现象，政府对金融机构实行管制、垄断、排斥进入，对金融活动的范围、方式实行审批、排斥，金融产品单调，金融资产贫乏。外资银行的进入可以使得发展中国家的金融资产得到扩张，金融工具丰富，金融市场繁荣，金融运行日益高效，金融发展水平日益提高。发展中国家金融发展的水平会对东道国经济增长的各要素、行业成长要素、资本配置效率产生影响。外资银行的进入会提高东道国金融发展的总体水平从而对经济增长产生影响。金融发展水平的提高可以通过资本积累和资本配置促进经济增长。 三、我国外资银行进入、金融深化和经济发展的实证分析 （一）模型和相关变量选择 为考察外资银行进入对我国金融深化水平和经济发展水平的影响，采用VAR模型进行验证。向量自回归模型用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题。VAR模型用当期所有变量对其自身若干滞后变量进行回归。因为滞后变量与随机干扰项是不相关的，因此可以消除联立方程中出现的相关问题。 外资银行的进入变量可以用外资银行的机构数量、资产份额和市场份额来表示。金融深化指标可以用FIR来表示,国内通常用M2/GDP来表示金融深化水平,由于金融深化水平是衡量金融资产媒介实物资产的水平,所以我们采用金融资产/实物资产来衡量金融深化水平。经济发展水平用GDP来衡量。 建立上述变量的向量自回归模型，以考察以上变量的动态关系。 其中，CAP代表外资银行进入变量，FIR代表金融深化指标，GDP为我国国内实际国内生产总值，用来度量我国经济发展水平。采用外资银行进入变量时，外资银行的机构数量回归效果不好，因此，采用外资银行资产份额占我国银行业金融机构总资产份额的比率来衡量。 （二）变量的ADF检验 大部分时间序列数据都是非平稳性数据，因此需要对这些数据进行平稳性检验，以消除时间趋势的影响，建立回归模型。通常将这些数据进行对数变换和差分变换，然后采用ADF单位根检验。从单位根检验结果判断，各变量的对数变化序列是非平稳时间序列，进行三阶差分变化可以消除时间趋势，得到平稳性时间序列。 根据Eviews统计软件滞后阶数检验的结果看，SC和AIC标准都选择滞后二阶作为模型的滞后阶数。因此，本文的模型为三变量的VAR（2）模型。 （三）VAR模型的建立 （四）格兰杰因果检验 为检验变量之间的因果关系，对各变量做格兰杰因果检验。变量之间是否存在格兰杰因果关系，可以通过检验VAR模型，以被解释变量的方程中是否可以把全部解释变量的之后值剔除掉而完成。检验结果如果F值大于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到结论存在格兰杰因果关系。 从格兰杰因果检验的结果可以看出，△GDP是影响△CAP的原因，但△CAP不是△GDP的原因，经济发展水平和外资银行进入存在单向格兰杰因果关系。△FRI和△CAP不存在明显的因果关系，金融深化水平影响外资银行进入的原因不是太明显。经济发展水平△GDP影响金融深化水平△CAP的原因不是很明显。 （五）脉冲检验分析 由于VAR模型中的各变量系数不能很好地反映各变量之间的关系，所以采用脉冲检验来考察变量之间的相互关系。脉冲响应函数用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来取值的影响。对一个变量的冲击直接影响该变量，然后通过VAR模型的动态结构传递给其他所有内生变量。脉冲响应分析所对应的VAR模型必须是平稳的。 从脉冲响应图可以看出，外资银行进入对金融深化水平影响的冲击在第4期达到最大，在其后的时间影响有一定幅度的减弱，说明外资银行进入对金融深化水平的影响存在滞后。经济发展水平对外资银行进入的影响在开始时最大，在其后的时间影响逐渐减弱。金融深化水平对外资银行进入的影响是一个逐渐增大的过程，在第7期达到最大，然后逐渐减弱，说明金融深化水平对吸引外资银行进入存在时滞。 四、实证结果分析及相关政策建议 （一）外资银行进入与我国金融深化与经济发展的关系 1.外资银行进入与金融深化 外资银行进入对我国金融深化水平的提高会产生一定影响，外资银行的进入对我国金融深化水平的提高会产生正向冲击，而金融深化水平的提高对外资银行进入也会产生正向冲击，正向冲击的效果明显。正向冲击都存在滞后效应，在达到最大值后逐渐减弱。外资银行的进入并不能促使我国金融深化水平提高，而我国金融深化水平的提高对于吸引外资银行进入并非十分明显。 2．外资银行进入与经济发展 外资银行进入对我国经济发展没有明显的影响。外资银行的进入对于我国经济发展的冲击存在正向效应，但正向冲击幅度较小。我国经济发展水平的提高对于吸引外资银行进入的正向冲击在开始时效应最大，然后逐渐减弱。我国经济发展水平的提高是吸引外资银行进入的显著原因，外资银行进入并不是促进我国经济增长的显著原因。 实证分析结果表明，我国经济水平的提高是吸引外资银行进入的重要原因，而且经济增长对外资银行的进入不存在时滞，经济水平的提高会在短期内促进外资银行的进入。因此，我国经济的高速增长可以促进外资银行的进入。我国金融深化水平的提高对于吸引外资银行的原因并不显著，但金融深化水平的提高会对吸引外资银行的进入产生较大的正向冲击而且影响时间较长，但是存在时滞，说明金融深化水平的提高可以促进外资银行的进入，但是金融深化水平的提高对于外资银行的进入有一定时间间隔，其影响的持续时间较长。外资银行的进入对于我国金融深化水平的发展会产生一定的正向作用，存在时滞。因此，促进我国金融发展可以吸引外资银行的进入，而且外资银行的进入对于我国金融深化水平的提高、金融的发展也会产生一定的促进作用。 （二）我国吸引外资银行进入与促进金融深化与经济发展的政策建议 目前，我国外资银行的资产总额和数量虽然得到了快速增长，各项外汇、人民币存贷款业务也不断扩张，但是外资银行总资产占我国银行业总资产的份额仍然较低，只占总资产额的2%左右，外资银行在我国银行业中所占比重仍然较少。长期以来，外资银行的各项业务主要集中在外汇业务上，主要服务于跨国公司在华子公司。外资银行在2001年后才开始涉足人民币业务，对于中资企业存贷款业务开展的时间不长，规模较小。因此，外资银行在经营、管理、技术等方面的优势没有得到充分发挥。外资银行在中间业务方面存在比较优势，依托其在国际上较低的筹资成本，常常以高于中资银行的利率吸收企业存款，期国际结算业务，如进口付汇、押汇等较国内银行更有竞争力。因此，外资银行的进入对于我国金融深化水平的提高会有较强的促进作用。由于经济发展水平的提高可以吸引外资银行的进入，我国应该依靠经济发展促进外资银行的资产份额增长，鼓励外资银行与中资银行在中资企业存贷款业务领域的竞争，发挥外资银行在中间业务上的优势。外资银行可以通过参股中资银行等方式加强与中资银行的融合，以提高中资银行的经营管理水平及竞争能力。 （作者单位：中南财经政法大学新华金融保险学院）
一、我国外资银行的进入、金融深化发展现状 （一）我国外资银行的资产和业务概况 1979年第一家外资银行机构――日本输出入银行经批准进入北京设立代表处，拉开了外资银行进入中国金融市场的序幕。改革开放以来，特别是入世以后，外资银行在我国取得了较大的发展。1991年在华外资银行的资产总额为232.08亿元，到2005年在华外资银行的资产总额达到6352.9亿元，外资银行在中国设立分行数目达到192家。2006年外资银行业有14家法人机构、200家分行和79家支行在华设立，资产总额达到1175亿美元。 1982年，中国允许外资银行设立营业性机构并从事外汇金融业务，自此外资银行在华外汇业务得到迅速发展。2001年12月中国加入世界贸易组织后，承诺对外资银行开放人民币业务，外资银行的业务范围正在从外汇业务向人民币业务日趋扩大。随着外资银行开展人民币业务的地域和客户限制逐步取消，外资银行人民币业务经营量呈现日趋扩大的态势。2004年，获准经营人民币业务的在华外资银行机构已达100家，53家已获准向中资企业提供人民币业务。2006年，外资银行经营人民币业务取消地域限制。 （二）我国金融深化水平 1993年，国务院颁布了《关于金融体制改革的决定》，揭开了金融改革的序幕，随着金融改革的逐步深化，金融发展改革的逐步深化，金融发展加速进行。金融机构逐步多元化,2004年末,我国金融业共有企业法人单位2.2万个、就业人员353.9万人，行政事业及其它法人单位0.1万个、就业人员20.8万人；金融业资产合计322862.7亿元，负债合计308258.3亿元，所有者权益合计14604.4亿元。金融监管调控体系逐步完善，金融市场初步形成；利率市场化逐步推进，1996年放开银行间同业拆借利率，1997年放开银行间债券回购利率，1999年实现银行间市场利率、国债和政策性金融债券发行利率市场；2005年放开人民币各项贷款的计结息方式，2006年初放开人民币普通存款利率限制、仅实行上限管理的趋势逐步明朗。从金融资产的多样化程度来看，我国信贷资产、证券资产都已初具规模。我国金融资产的数量迅速增加，从1980年的4481亿元增加到1991年的44448亿元，2004年的金融资产数量达到527088亿元，占全球金融资产总额的4%，金融资产总额与当年GDP的比值为323%。 二、外资银行进入对于金融深化和经济发展影响的相关理论 外资银行进入会对东道国经济增长产生影响。国外学者认为，外资银行的进入是金融深化的过程。发展中国家普遍存在金融抑制现象，政府对金融机构实行管制、垄断、排斥进入，对金融活动的范围、方式实行审批、排斥，金融产品单调，金融资产贫乏。外资银行的进入可以使得发展中国家的金融资产得到扩张，金融工具丰富，金融市场繁荣，金融运行日益高效，金融发展水平日益提高。发展中国家金融发展的水平会对东道国经济增长的各要素、行业成长要素、资本配置效率产生影响。外资银行的进入会提高东道国金融发展的总体水平从而对经济增长产生影响。金融发展水平的提高可以通过资本积累和资本配置促进经济增长。 三、我国外资银行进入、金融深化和经济发展的实证分析 （一）模型和相关变量选择 为考察外资银行进入对我国金融深化水平和经济发展水平的影响，采用VAR模型进行验证。向量自回归模型用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题。VAR模型用当期所有变量对其自身若干滞后变量进行回归。因为滞后变量与随机干扰项是不相关的，因此可以消除联立方程中出现的相关问题。 外资银行的进入变量可以用外资银行的机构数量、资产份额和市场份额来表示。金融深化指标可以用FIR来表示,国内通常用M2/GDP来表示金融深化水平,由于金融深化水平是衡量金融资产媒介实物资产的水平,所以我们采用金融资产/实物资产来衡量金融深化水平。经济发展水平用GDP来衡量。 建立上述变量的向量自回归模型，以考察以上变量的动态关系。 其中，CAP代表外资银行进入变量，FIR代表金融深化指标，GDP为我国国内实际国内生产总值，用来度量我国经济发展水平。采用外资银行进入变量时，外资银行的机构数量回归效果不好，因此，采用外资银行资产份额占我国银行业金融机构总资产份额的比率来衡量。 （二）变量的ADF检验 大部分时间序列数据都是非平稳性数据，因此需要对这些数据进行平稳性检验，以消除时间趋势的影响，建立回归模型。通常将这些数据进行对数变换和差分变换，然后采用ADF单位根检验。从单位根检验结果判断，各变量的对数变化序列是非平稳时间序列，进行三阶差分变化可以消除时间趋势，得到平稳性时间序列。 根据Eviews统计软件滞后阶数检验的结果看，SC和AIC标准都选择滞后二阶作为模型的滞后阶数。因此，本文的模型为三变量的VAR（2）模型。 （三）VAR模型的建立 （四）格兰杰因果检验 为检验变量之间的因果关系，对各变量做格兰杰因果检验。变量之间是否存在格兰杰因果关系，可以通过检验VAR模型，以被解释变量的方程中是否可以把全部解释变量的之后值剔除掉而完成。检验结果如果F值大于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到结论存在格兰杰因果关系。 从格兰杰因果检验的结果可以看出，△GDP是影响△CAP的原因，但△CAP不是△GDP的原因，经济发展水平和外资银行进入存在单向格兰杰因果关系。△FRI和△CAP不存在明显的因果关系，金融深化水平影响外资银行进入的原因不是太明显。经济发展水平△GDP影响金融深化水平△CAP的原因不是很明显。 （五）脉冲检验分析 由于VAR模型中的各变量系数不能很好地反映各变量之间的关系，所以采用脉冲检验来考察变量之间的相互关系。脉冲响应函数用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来取值的影响。对一个变量的冲击直接影响该变量，然后通过VAR模型的动态结构传递给其他所有内生变量。脉冲响应分析所对应的VAR模型必须是平稳的。 从脉冲响应图可以看出，外资银行进入对金融深化水平影响的冲击在第4期达到最大，在其后的时间影响有一定幅度的减弱，说明外资银行进入对金融深化水平的影响存在滞后。经济发展水平对外资银行进入的影响在开始时最大，在其后的时间影响逐渐减弱。金融深化水平对外资银行进入的影响是一个逐渐增大的过程，在第7期达到最大，然后逐渐减弱，说明金融深化水平对吸引外资银行进入存在时滞。 四、实证结果分析及相关政策建议 （一）外资银行进入与我国金融深化与经济发展的关系 1.外资银行进入与金融深化 外资银行进入对我国金融深化水平的提高会产生一定影响，外资银行的进入对我国金融深化水平的提高会产生正向冲击，而金融深化水平的提高对外资银行进入也会产生正向冲击，正向冲击的效果明显。正向冲击都存在滞后效应，在达到最大值后逐渐减弱。外资银行的进入并不能促使我国金融深化水平提高，而我国金融深化水平的提高对于吸引外资银行进入并非十分明显。 2．外资银行进入与经济发展 外资银行进入对我国经济发展没有明显的影响。外资银行的进入对于我国经济发展的冲击存在正向效应，但正向冲击幅度较小。我国经济发展水平的提高对于吸引外资银行进入的正向冲击在开始时效应最大，然后逐渐减弱。我国经济发展水平的提高是吸引外资银行进入的显著原因，外资银行进入并不是促进我国经济增长的显著原因。 实证分析结果表明，我国经济水平的提高是吸引外资银行进入的重要原因，而且经济增长对外资银行的进入不存在时滞，经济水平的提高会在短期内促进外资银行的进入。因此，我国经济的高速增长可以促进外资银行的进入。我国金融深化水平的提高对于吸引外资银行的原因并不显著，但金融深化水平的提高会对吸引外资银行的进入产生较大的正向冲击而且影响时间较长，但是存在时滞，说明金融深化水平的提高可以促进外资银行的进入，但是金融深化水平的提高对于外资银行的进入有一定时间间隔，其影响的持续时间较长。外资银行的进入对于我国金融深化水平的发展会产生一定的正向作用，存在时滞。因此，促进我国金融发展可以吸引外资银行的进入，而且外资银行的进入对于我国金融深化水平的提高、金融的发展也会产生一定的促进作用。 （二）我国吸引外资银行进入与促进金融深化与经济发展的政策建议 目前，我国外资银行的资产总额和数量虽然得到了快速增长，各项外汇、人民币存贷款业务也不断扩张，但是外资银行总资产占我国银行业总资产的份额仍然较低，只占总资产额的2%左右，外资银行在我国银行业中所占比重仍然较少。长期以来，外资银行的各项业务主要集中在外汇业务上，主要服务于跨国公司在华子公司。外资银行在2001年后才开始涉足人民币业务，对于中资企业存贷款业务开展的时间不长，规模较小。因此，外资银行在经营、管理、技术等方面的优势没有得到充分发挥。外资银行在中间业务方面存在比较优势，依托其在国际上较低的筹资成本，常常以高于中资银行的利率吸收企业存款，期国际结算业务，如进口付汇、押汇等较国内银行更有竞争力。因此，外资银行的进入对于我国金融深化水平的提高会有较强的促进作用。由于经济发展水平的提高可以吸引外资银行的进入，我国应该依靠经济发展促进外资银行的资产份额增长，鼓励外资银行与中资银行在中资企业存贷款业务领域的竞争，发挥外资银行在中间业务上的优势。外资银行可以通过参股中资银行等方式加强与中资银行的融合，以提高中资银行的经营管理水平及竞争能力。 （作者单位：中南财经政法大学新华金融保险学院）