摘 " 要：本文基于外國對中國的直接投資數(shù)據(jù)及主要金融發(fā)展指標，檢驗了在華投資來源地的金融市場對中國直接投資的作用。研究結(jié)果表明：投資國的金融發(fā)展能積極地促進對中國的直接投資，投資國企業(yè)獲取的融資規(guī)模越大、股票市場活躍程度越高、金融深化程度越高，對中國的投資規(guī)模越大。通過分樣本檢驗發(fā)現(xiàn)，非OECD國家或地區(qū)的金融促進投資作用比OECD國家或地區(qū)更明顯，而OECD國家或地區(qū)的金融成本較非OECD國家或地區(qū)低。本文的經(jīng)驗啟示是，在新常態(tài)下，我國在有效利用外部融資、緩解企業(yè)的融資約束同時，需大力發(fā)展金融市場，為提升我國企業(yè)“走出去”的國際競爭力服務。

關鍵詞：投資國;金融發(fā)展;對外直接投資

中圖分類號：F830.59 " "文獻標識碼：A〓 "文章編號：1003-9031（2016）02-0031-06 "DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.02.07

一、引言

隨著中國經(jīng)濟的持續(xù)增長、投資環(huán)境改善，外國對中國的直接投資規(guī)模逐年增加，2013年中國實際利用外商直接投資金額1175.86億美元，同比增長5.25%。對華投資前五位國家或地區(qū)（以實際投入外資金額計）依次為：香港地區(qū)（783.02億美元）、新加坡（73.27億美元）、日本（70.64億美元）、臺灣地區(qū)（52.46億美元）、美國（33.53億美元）①。良好的外商投資形勢一方面源于中國投資環(huán)境的穩(wěn)定，或者說東道國的優(yōu)越條件，另一方面來源地的經(jīng)濟金融發(fā)展水平仍是決定是否投資或投資金額大小的重要因素。

對于國際直接投資，有一系列經(jīng)典的解釋理論，如壟斷優(yōu)勢理論（Hymer，1960）認為對外直接投資是由于其某種壟斷優(yōu)勢而決定的[1];產(chǎn)品生命周期理論（P.Vernon，1966）認為產(chǎn)品的生命周期是發(fā)達國家對發(fā)展中國家進行直接投資的決定因素[2];國際生產(chǎn)折衷理論J.H.Dunning（1977，1981）認為，一國要進行海外直接投資必須具備三個要素：所有權優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢及內(nèi)部化優(yōu)勢[3];邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論K.Kojima（1978）提出，失去比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)可以憑借標準化的技術、雄厚的資金來開拓對外直接投投資，以使投資國集中精力實現(xiàn)本國的比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)升級[4]。盡管發(fā)達國家有壟斷優(yōu)勢，成為對外投資的主力，但發(fā)展中國家仍然能開展對外直接投資。投資發(fā)展周期理論J.H.Dunning amp;R.Narula（1996）認為，發(fā)展中國家對外直接投資取決于投資國的經(jīng)濟發(fā)展階段并遵循一定的周期性，即根據(jù)人均GNP對經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為五個階段，在每個階段有不同的國際直接投資動機需求[5]。Wells（1983）認為發(fā)展中國家的獨特競爭優(yōu)勢也是有利于其對其他類似或更窮的國家開展直接投資[6]。Lall（1983）也提出了發(fā)展中國家的特定優(yōu)勢能促使其對外直接投資，主要表現(xiàn)在小規(guī)模、標準技術和勞動密集型方面[7]。

以上經(jīng)典理論發(fā)現(xiàn)，發(fā)達國家的壟斷優(yōu)勢，發(fā)展中國家的競爭優(yōu)勢，是投資國對外直接投資的基本因素，但我們認為金融市場在培育這些優(yōu)勢中具有根本性的意義，一國金融市場發(fā)達，融資渠道暢通，能更好的為優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)服務，形成良性循環(huán)，進一步強化壟斷優(yōu)勢或競爭優(yōu)勢，從而促進投資國的對外直接投資，本文主要關注對華外商直接投來源地的金融市場是否有助于對其對華投資，從而為金融市場對本國投資海外市場是否具有積極作用提供參考，同時也為我國深化“走出去”戰(zhàn)略從發(fā)展完善金融市場的角度提供政策建議。

二、文獻回顧

Tinbergen（1962）最早運用引力模型研究雙邊貿(mào)易的決定因素，表明了雙邊貿(mào)易量與兩國GDP成正比，與距離成反比[8]。De Ménil（1999）提出了引力模型與FDI流動的相關性[9]。一些學者也開始用引力模型來解釋國際直接投資現(xiàn)象[10-12]。對于出口和對外直接投資的關系，有些學者認為投資和出口是相互替代的關系，如Mundell（1968）;Helpman et al.（2004）[13-14]。而另一些學者則認為國際直接投資與國際貿(mào)易是互補的關系，如Markusen et al. （1996）[15]。

隨著金融市場逐漸發(fā)揮作用，金融市場的完善性與信貸約束的研究逐漸引起學者們的關注。有大量的文獻研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系[16-18]。如Rajan and Zingales（1998）驗證了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，指出金融發(fā)展能降低外部融資成本，促進經(jīng)濟的增長[19]。一國金融發(fā)展不僅對經(jīng)濟增長有顯著作用，其對出口貿(mào)易也表現(xiàn)出積極的影響[20-23]。如Beck（2002）研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)達的經(jīng)濟體有更少的搜尋成本，使公司更能獲得便宜且豐裕的外部融資[24]。Manova（2013）指出，如果有更多的融資，國內(nèi)的企業(yè)就能緩解生產(chǎn)扭曲，獲得資金從事出口，或出口更多[25]。

同樣，金融市場對國際直接投資的相關文獻也逐漸涌現(xiàn)。Antràs et al. （2009）發(fā)現(xiàn)東道國金融發(fā)展，即增加對投資者的保護和投資合同的履行，會降低FDI的流入[26]。Huang（2003）也通過中國的經(jīng)驗表明中國吸收了很多FDI，是因為中國的國內(nèi)企業(yè)尤其是私營企業(yè)受到了信貸約束，這種約束限制了本地企業(yè)的進入而鼓勵了外國企業(yè)通過FDI的進入[27]。Qing Liu and Larry D. Qiu（2014）研究發(fā)現(xiàn)，東道國金融的發(fā)展對母國跨國公司的決定行為產(chǎn)生影響，東道國金融發(fā)展良好，會使投資國減少對東道國的投資[28]。以上研究表明東道國金融的發(fā)展在一定程度上會減少對該國的投資。另一些學者對東道國金融發(fā)展的作用有不同的看法，認為東道國的金融發(fā)展會促進投資國對該國的投資，如Bilir，Chor，and Manova （2014）證明了東道國的金融條件不僅影響跨國公司進入的決定，還影響了附屬子公司全球銷售的模式;東道國的金融發(fā)展緩解了跨國公司的流動性約束，會促進FDI的進入及銷售總水平[29]。從投資國的角度，Di Giovanni（200

5）通過引力模型考察私人部門信貸規(guī)模和股票市場規(guī)模對海外直接投資的影響，研究顯示投資國的融資規(guī)模會促使對外的跨國兼并和并購[30]。Buckley et al.（2007）對中國的對外直接投資的影響因素進行了分析，表明資本市場發(fā)育度和政府政策的支持對中國的對外直接投資有積極的作用[31]。

在已有的金融與國際直接投資的文獻中，我們發(fā)現(xiàn)大多是從東道國的金融市場去考慮跨國公司的決策，而從投資國金融發(fā)展的角度研究對外直接投資的文獻相對較少。然而，金融市場對于一國優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的培育具有相當重要的作用，如果一國金融市場發(fā)達，資金配置有效，會激活很多的項目積極發(fā)展，當國內(nèi)市場有局限時，跨國公司便會走出國界尋找更廣的市場，獲取更多的利潤。中國是一個非常有潛力的市場，面對如此之多的投資國，盡管FDI的流量也是逐年增大，但不同的投資國其投資的規(guī)模還是有區(qū)別的，是什么使他們的投資規(guī)模不同？本文試圖從投資國的金融市場進行分析，考察是否是金融發(fā)展的程度影響了投資規(guī)模的大小。因此，本文基于2003—2011年在華直接投資的82個國家①，根據(jù)Beck et al.（1999）及更新的金融結(jié)構數(shù)據(jù)，從投資國的6個金融指標來考察投資國的金融發(fā)展狀況對中國直接投資的影響②，進一步的從規(guī)模、活躍度及金融機構的效益等多方面權衡金融市場對我國直接投資的作用[32]。

三、模型設立與經(jīng)驗研究分析

（一）模型設立

根據(jù)已有理論及文獻，建立以下模型：

Ln（fdijt）=β0+β1ln（finjt）+β2ln（distj）+β3ln（tradejt）

+β4ln（pgdpjt）+εjt " "（1）

式（1）中，fdij，t表示t年中國實際利用j國的直接投資流量，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。finj，t代表t年j國金融發(fā)展水平，分別是私人信貸占GDP的比值（pcgdp）、股票市場價值占GDP的比值（stmktcap）、股票交易總額占GDP的比重（stvaltraded）、流動負債占GDP比值（llgdp）、銀行存款占GDP的比例（bdgdp）、銀行成本占收入的比例（costinc）;數(shù)據(jù)來源于Beck et. al（1999）及其更新數(shù)據(jù)①。distj代表中國與j國的距離，數(shù)據(jù)來源于CEPII。tradej，t表示t年中國與j國之間的進出口貿(mào)易，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局;pgdpj，t表示t年j國的人均國民生產(chǎn)總值，數(shù)據(jù)來源于WDI;εjt是指誤差。對于所有的變量，本文的模型都取對數(shù)，以避免異方差。相關變量的統(tǒng)計描述及預期符號見表1。

"（二）經(jīng)驗研究分析

1.估計結(jié)果分析

對于模型（1），我們運用面板數(shù)據(jù)固定效應，采取不同的計量方法進行估計，以求更加穩(wěn)健的估計結(jié)果。由于金融指標的6個變量很可能出現(xiàn)共線性，所以我們將幾個變量根據(jù)一定的經(jīng)濟學含義對其進行分組回歸，第一組是融資規(guī)模即私人部門獲得的信貸資金比和股票市值比;第二組指標是流動性負債比，體現(xiàn)金融深化對海外直接投資的影響;第三組是金融機構提供的資金比和股票交易額比之和，體現(xiàn)私人部門的金融機構的信貸約束和股票市場的活躍度給對外直接投資帶來的效應;第四組是銀行成本收入比和銀行機構的存款，檢驗銀行機構的效益對海外直接投資的影響。在整個估計中，除了采用對數(shù)避免異方差以外，我們還采用穩(wěn)健標準差修正，盡量使結(jié)果更加可靠。

我們沒有考慮普通最小二乘法是因為數(shù)據(jù)的特點所決定的，在對中國的直接投資額中，某些年份某些國家或地區(qū)完全撤出了對中國的直接投資，致使這些數(shù)據(jù)為0，所以，整個FDI的數(shù)據(jù)就是大于或等于0的分布。如果把大于0的投資額看成是連續(xù)的分布，那么0和大于0的投資額就構成了一個離散點和連續(xù)分布組成的混合分布，這明顯體現(xiàn)了截取回歸（censored）的特征，Tobin（1958）提出了用MLE方法來解決此類問題[33]。因此，根據(jù)數(shù)據(jù)的特點，本文首先用tobit回歸以求估計結(jié)果更加準確。Tobit回歸結(jié)果見表2。

Tobit_1體現(xiàn)了私人部門在金融機構和股票市場的融資規(guī)模（pcgdp+stmktcap）對中國直接投資的顯著作用，投資國國內(nèi)企業(yè)獲得金融機構的融資資金越多，股票市場的市值越大，對外進行直接投資的可能性就越大;Tobit_2體現(xiàn)銀行流動性負債與GDP的比率（llgdp）對中國直接投資仍然在1%水平上顯著，表示一國金融深化程度越高，越能促進該國進行海外直接投資;Tobit_3列表示股票市場的交易額比（stvaltraded）對海外直接投資有積極影響，說明了股票市場的活躍度指標對中國的直接投資具有很強的正向作用;Tobit_4列運用銀行成本占收入的比例（costinc）、銀行存款占GDP的比例（bdgdp）對中國的直接投資進行回歸，考核銀行機構的效益對海外直接投資的影響。從回歸結(jié)果來看，銀行存款比對海外直接投資有促進作用，這與古典經(jīng)濟學認為儲蓄能促進投資，促進一國經(jīng)濟增長思想一致。一國有充足的儲蓄資金，便有了海外直接投資的源泉。通常銀行成本收入比越低，說明銀行的效益越高，銀行機構發(fā)展越健康，越能給海外直接投資提供一個穩(wěn)定的金融環(huán)境。但在回歸結(jié)果中，銀行成本占收入的比例體現(xiàn)出了正向作用，與預期不太一致。這可能是因為海外直接投資與銀行進行緊密的業(yè)務往來的關系，成本的增加是由于需要處理的海外直接投資的項目增加了，由此導致的管理費用、各種手續(xù)費增加了。所以成本的增加與海外直接投資的增加有顯著的影響?？紤]到結(jié)果的可靠性，本文采取了第二種方法即Heckman方法進行回歸。

為了使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，我們考慮采用Heckman兩階段模型進行回歸，以再次檢驗回歸結(jié)果的可靠性。因為樣本中的投資國或地區(qū)對中國的直接投資額呈現(xiàn)了偶然斷尾的現(xiàn)象（數(shù)據(jù)里的FDI大于或等于0），而這種偶然斷尾可能是與投資國的金融發(fā)展有關，從而出現(xiàn)了樣本選擇問題。Heckman（1979）針對此類問題提出了兩步估計法，即首先用Probit估計方程，然后用OLS進行回歸得到最終估計值[34]。目前，Heckman回歸有兩種方法可以運用，一種是兩步估計法，另一種是極大似然估計法。由于極大似然估計法比兩步估計法更有效率，因此，本文采用Heckman的極大似然估計法進行估計，估計結(jié)果見表3。

從估計結(jié)果來看，Wald p值都明顯小于0.05，說明該樣本存在樣本選擇問題，用Heckman回歸是正確的。同時，Heckman回歸結(jié)果與Tobit回歸的結(jié)果幾乎一致，金融發(fā)展的6個指標的顯著水平、系數(shù)的正負嚴格保持的一致，系數(shù)的大小接近，因此，我們的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

為了分析不同類別的國家或地區(qū)對國際直接投資可能會一些區(qū)別，本文在截取回歸的模型上進行分樣本回歸。我們將樣本里的82個國家或地區(qū)分成了OECD和非OECD兩組，檢驗OECD和非OECD國家或地區(qū)在金融發(fā)展與海外直接投資關系的區(qū)別，分樣本回歸結(jié)果如表4。我們以三組金融發(fā)展變量為例進行分樣本回歸。分別衡量信貸規(guī)模、流動性負債和銀行效益對發(fā)達經(jīng)濟體和非OECD國家或地區(qū)的區(qū)別。在Tobit分樣本_1中，信貸規(guī)模都顯著為正，OECD國家或地區(qū)的金融機構融資規(guī)模在1%水平顯著，非OECD國家或地區(qū)的金融機構提供的信貸規(guī)模對中國的直接投資在10%水平上顯著，這表明OECD國家或地區(qū)的金融機構的融資規(guī)模對中國直接投資的促進作用大于非OECD國家或地區(qū)。但非OECD國家或地區(qū)的股票市場規(guī)模對直接投資的影響較OECD國家或地區(qū)大。Tobit分樣本_2體現(xiàn)金融深化指標在OECD和非OECD國家或地區(qū)的區(qū)別，非OECD國家的流動性負債對促進其在中國的直接投資的可能性更大。Tobit分樣本_3考察了銀行的效益即金融機構的健康程度對國際直接投資的作用，在銀行成本收入比方面，OECD和非OECD國家或地區(qū)的系數(shù)都為正，只是前者不顯著，后者顯著。非OECD國家或地區(qū)體現(xiàn)了成本越高，對外直接投資越多，這種促進作用比OECD國家或地區(qū)更大，這表明非OECD國家或地區(qū)的銀行機構可能給了對外直接投資更有利的條件，在銀行服務方面加大了成本的開支，從而導致成本的增加與海外直接投資緊密相關。同時，也反應出了非OECD國家或地區(qū)在成本控制方面不如OECD國家或地區(qū)穩(wěn)定，非OECD國家或地區(qū)銀行機構的金融健康問題可能需要值得注意。在銀行存款方面OECD和非OECD國家或地區(qū)都對直接投資有積極作用，仍然是非OECD影響作用更大。綜合而言，分樣本的回歸中，除了成本收入比不同外，其他的金融指標在非OECD國家或地區(qū)都體現(xiàn)了比在OECD國家或地區(qū)有更大的積極性去促進對中國的直接投資，這表明了非OECD國家或地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展過程中更關注對類似國家的直接投資來促進本國的增長，它們更加積極的加大海外直接投資的力度，從而出現(xiàn)了銀行成本的上升與海外直接投資的積極作用，同時也反應了這些非OECD國家或地區(qū)金融機構的成本控制問題急需改善。另一方面，由于OECD國家或地區(qū)的金融市場相對成熟，經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)到了穩(wěn)定的階段，對華投資也相對穩(wěn)定，而非OECD國家或地區(qū)對金融管制一直比較嚴格，一旦金融市場的約束減少了，金融市場有了進一步的發(fā)展，其對海外直接投資的力度就非常大，所以出現(xiàn)了OECD國家或地區(qū)的指標的系數(shù)比非OECD指標的系數(shù)小。

2.內(nèi)生性問題

本文研究的問題是投資國的金融發(fā)展對中國直接投資的影響，即一國的金融發(fā)展是否是促進該國對中國進行海外直接投資的重要因素，但也可能會發(fā)生逆因果關系，即由于對外直接投資引起該國金融指標發(fā)生變化。出于反向因果關系與遺漏解釋變量而導致的內(nèi)生性問題考慮，本文將相關解釋變量滯后一期，以期在一定程度上避免該問題。估計結(jié)果與前面的Tobit、Heckman結(jié)果較為一致，說明金融發(fā)展與中國對外直接投資間并沒有逆因果關系，再次證明了前文的估計結(jié)果穩(wěn)健。

四、結(jié)論

本文在外國對中國的直接投資額的基礎上，利用2003—2011年82個國家的數(shù)據(jù)，研究了投資國的金融發(fā)展對中國直接投資的影響，考察了包含融資規(guī)模、銀行儲蓄、股票市場的活躍度、金融深化以及金融機構的效益在內(nèi)的6個金融發(fā)展指標對一國海外直接投資的作用。研究結(jié)果顯示：一是融資規(guī)模、股票市場的活躍度、銀行儲蓄、金融深化等指標形成了一國的競爭優(yōu)勢或壟斷優(yōu)勢，為一國進行海外直接投資提供了充足的資金保障，積極的促進了他們對中國的直接投資;二是非OECD國家或地區(qū)的金融促進對中國的直接投資作用大于OECD國家或地區(qū)，這是因為發(fā)展中國家長期受融資約束后，一旦金融市場自由化程度加深了，其對經(jīng)濟促進的邊際作用比發(fā)達國家更大，這對我國完善金融市場促進投資有很大的啟發(fā);三是非OECD國家或地區(qū)銀行機構的成本收入比對一國的海外直接投資的顯著作用，表明非OECD國家或地區(qū)銀行機構的效益還比較低，金融機構還存在成本控制問題。

本文研究結(jié)論的啟示是，隨著中國步入新常態(tài)，在引進外資的同時對外投資也在穩(wěn)步增加，要提高中國跨國公司的海外直接投資能力，一方面應充分利用外商投資國在我國投資的資金優(yōu)勢，另一方面通過金融機構和股票市場的融資規(guī)模、股票市場的活躍度方面進行引導，拓展金融深化指標，加強對金融機構成本的控制，提高金融機構的效益，給予國內(nèi)跨國公司更廣闊與寬松的金融環(huán)境。

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