陳繼勇，蔣艷萍，王保雙

（武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北　武漢　430072）

金融發(fā)展差異對中國外商直接投資引進(jìn)二元邊際的影響

陳繼勇，蔣艷萍，王保雙

（武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072）

基于2003—2012年的國家面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析、OLS回歸和二值結(jié)果模型，通過分析中國與投資國之間的金融發(fā)展差異對中國外商直接投資引進(jìn)（IFDI）二元邊際的影響的實證結(jié)果表明：金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際具有顯著的抑制作用，且該抑制作用主要表現(xiàn)在擴(kuò)展邊際方向；分樣本的回歸結(jié)果顯示，非亞洲地區(qū)投資國與中國的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際存在顯著負(fù)向影響，而亞洲投資國（地區(qū)）與中國的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響不顯著。因此，如何通過完善金融市場的發(fā)展來優(yōu)化“引進(jìn)來”戰(zhàn)略成為今后中國金融市場改革的重點。

金融發(fā)展差異；二元邊際；IFDI；金融扭曲；融資約束

一、引言

2008年的全球金融危機(jī)和隨后的歐洲債務(wù)危機(jī)引發(fā)的全球經(jīng)濟(jì)變革深刻地影響了FDI的國際格局，發(fā)展中國家逐漸成為FDI的主要驅(qū)動力和接受地。據(jù)UNCTAD發(fā)布的《2015世界投資報告》，2014年發(fā)展中國家（地區(qū)）在全球FDI舞臺上的表現(xiàn)十分搶眼，自2012年開始，已連續(xù)三年穩(wěn)超發(fā)達(dá)國家，2014年，發(fā)展中國家（地區(qū)）的FDI流入量高達(dá)6810億美元，占全球外商直接投資流入量的55.37%，成為全球最受歡迎的投資理想地。①聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議：《2015年世界投資報告》，available at：http：//unctad.org/en/PublicationsLibrary/wir2015overview_ch.pdf.由于FDI的流入不僅能通過模仿、示范和競爭等帶來技術(shù)溢出效應(yīng)（Niels&Robert，2003），還能通過資本積累效應(yīng)、增加就業(yè)機(jī)會和貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（Michie，2002；胡立法、唐海燕，2006）。［1］（p65-71）因此，世界各國，尤其是以中國為代表的發(fā)展中國家將引進(jìn)外資視為加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要戰(zhàn)略選擇。繼2013年中國以1240億美元位列全球第二大FDI流入國之后，2014年，中國FDI流入量創(chuàng)造了1290億美元的歷史新高，并超過美國成為全球最大、最受歡迎的FDI流入國。隨著“引進(jìn)來”步伐的不斷加快，中國經(jīng)濟(jì)亦獲得了飛速發(fā)展，從2000年到2011年，中國GDP平均增速高達(dá)9.26%，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)增長的奇跡。①根據(jù)2000年—2011年中國年度統(tǒng)計公報整理所得。此后，中國經(jīng)濟(jì)增速雖有所放緩（2012—2014年），中國經(jīng)濟(jì)增速由7.8%降至7.4%），但仍遠(yuǎn)高于世界經(jīng)濟(jì)平均增長水平。

然而，究竟是什么因素推動了FDI大量涌入中國呢？國內(nèi)外學(xué)者對此進(jìn)行了大量的深入研究，已有的研究表明運(yùn)輸成本和工業(yè)化程度（Head& Ries，1999；Berthelemy&Demurger，2000）、勞動力成本和市場規(guī)模（Cheng&Kwan，2000；Shatz&Venables，2000）、政策制度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（Stern，1991；Benassy et al.2007）等都是影響FDI流入的重要因素。這些研究都有利于人們清楚了解FDI大量流入中國的原因，然而，事實上，除了上述因素以外，金融發(fā)展差異也是影響FDI流入的重要因素之一（Adam&Tweneboah，2009）。

那么，在中國IFDI規(guī)模迅速增長的背景下，中國與投資國的金融發(fā)展差異是否也會影響IFDI呢？如果是，是影響IFDI擴(kuò)展邊際還是集約邊際？是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)？有何政策啟示？下面本文將運(yùn)用因子分析法、OLS回歸和二值結(jié)果模型探討兩國間的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于金融發(fā)展對IFDI的影響，國內(nèi)外學(xué)者已進(jìn)行了廣泛而深入的研究。其中，Goldsmith（1969）對金融發(fā)展問題的研究具有開創(chuàng)性意義，尤其是他提出的金融相關(guān)比率（FIR）在后來的相關(guān)研究中被廣泛運(yùn)用。隨后，關(guān)于金融發(fā)展與IFDI相互關(guān)系的研究不斷涌現(xiàn)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，主要存在三種觀點：

（一）金融扭曲與IFDI呈線性關(guān)系。部分學(xué)者認(rèn)為金融扭曲與IFDI呈正相關(guān)。尤其是那些金融發(fā)展扭曲程度較大、資本市場欠發(fā)達(dá)、機(jī)構(gòu)組織功能較弱的發(fā)展中國家，F(xiàn)DI流入增長迅猛（Eduardo &Ricardo，2001）。［2］（p34-49）因為這些國家的中小企業(yè)更容易面臨融資成本高、融資難的問題，當(dāng)?shù)卣疄橹\求經(jīng)濟(jì)發(fā)展、促進(jìn)就業(yè)，不得不大量引進(jìn)外資。其中，中國作為全球最大、最受歡迎的FDI流入國，其普遍存在的金融抑制現(xiàn)象使得國內(nèi)很多企業(yè)因面臨較大融資約束而對外資“偏愛有加”（陳萬靈、楊永聰，2013）。［3］（p73-84）然而，也有部分學(xué)者對上述結(jié)論提出了質(zhì)疑。周申等人（2011）針對中國普遍存在的金融扭曲現(xiàn)象，分析了金融扭曲差異與IFDI之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融扭曲差異抑制了IFDI的增加，且該抑制作用對IFDI流量的影響大于存量；此外，中西部地區(qū)的金融扭曲差異對IFDI流量和存量均存在顯著的抑制作用，而東部地區(qū)的影響不顯著。［4］（p17-27）隨后，張亮、周申（2012）通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：2000—2007年，中國中西部地區(qū)的金融扭曲差異雖對IFDI具有正向影響，但東部地區(qū)的金融扭曲差異對IFDI流量的影響不顯著，且抑制了IFDI存量的增加，因此金融扭曲差異對外資流入的促進(jìn)作用不可能一直存在。［5］（p11-22）

（二）金融發(fā)展與IFDI存在非線性關(guān)系。Rioja &Neven（2004）的研究表明東道國的金融扭曲發(fā)展與IFDI存在凹形的非線性關(guān)系，且當(dāng)金融發(fā)展處于較低水平時，兩者之間的非線性關(guān)系并不明顯。［6］（p127-140）Dutta&Roy（2011）的觀點與之相似，認(rèn)為金融發(fā)展對IFDI的影響是非線性的：即金融發(fā)展水平在一定數(shù)值內(nèi)，對IFDI有正向影響；但超出該數(shù)值后，則具有反向抑制作用，且金融發(fā)展對IFDI的影響有賴于東道國政治局勢的穩(wěn)定。［7］（p303-327）張亮和周申（2012）基于上述研究結(jié)論運(yùn)用System-GMM方法對中國的金融扭曲差異與IFDI之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，結(jié)果顯示中國的金融扭曲差異能顯著促進(jìn)IFDI的增加，且該促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在IFDI流量上。［8］（p87-94）他們還指出當(dāng)前中國的金融扭曲差異與IFDI并非呈線性關(guān)系而是呈U型關(guān)系，且大部分關(guān)系樣本點仍處于U型關(guān)系曲線的左側(cè)范圍。根據(jù)上述研究結(jié)論可知，金融扭曲與IFDI之間存在非線性關(guān)系，且隨著扭曲差異程度的變化，前者對后者的影響截然不同。

（三）金融發(fā)展與IFDI存在正相關(guān)關(guān)系。東道國金融市場的健康發(fā)展不僅能提高儲蓄—投資的轉(zhuǎn)化率，及時有效地監(jiān)督投資項目，還能為當(dāng)?shù)氐耐赓Y企業(yè)提供服務(wù)便利，如良好的信貸支持、外匯兌換等，并通過增加交流和溝通，減少信息不對稱問題，從而有效降低風(fēng)險和融資成本，進(jìn)一步促進(jìn)東道國IFDI的增加（Rajan&Zingales，1998；Alfaro et al.，2008等）。因為跨國投資公司的一部分資金有賴于當(dāng)?shù)匦刨J的發(fā)展，資本控制引起的高利率會增加融資成本，降低企業(yè)的投資可能性，而隨著金融市場的發(fā)展和資本控制的自由化將有利于放寬信貸條件、活躍股市和提高交易透明度，降低風(fēng)險和借貸成本（Desai et al.，2006；Sadorsky，2011）。此外，由于金融發(fā)展程度高的投資國擁有更全面、更能滿足多樣化需求的保險體系，為投資者提供風(fēng)險防范，因此，該國投資者更偏愛諸如FDI之類的高風(fēng)險、高收益資產(chǎn)（Enrique et al.，2009）。［9］（p371-416）但不同指標(biāo)衡量的金融發(fā)展，對IFDI的促進(jìn)作用不同。余官勝（2015）認(rèn)為在規(guī)模層面上，金融發(fā)展能刺激中國企業(yè)對外投資的增加，從而有效促進(jìn)東道國IFDI的增加，但在結(jié)構(gòu)層面上，金融發(fā)展的影響并不顯著。［10］（p138-145）

總的來看，國內(nèi)外學(xué)者圍繞金融發(fā)展對IFDI的影響進(jìn)行了深入研究，但他們關(guān)于二者關(guān)系的結(jié)論仍存在很大分歧，究其原因主要有三點：一是不同學(xué)者選擇衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)大相徑庭，如Goldsmith（1969）選擇FIR、Mckinnon（1973）選擇金融深化指標(biāo)（即M2/GDP）、King&Levine（1993）選擇Private和Privy指標(biāo)等；二是樣本數(shù)據(jù)選擇不同，他們或選取省際面板數(shù)據(jù)，或選取國家間的面板數(shù)據(jù)來對二者之間的關(guān)系展開研究；三是除了金融發(fā)展水平以外，其他諸如GDP、資源稟賦、對外開放、BIT等因素都會影響東道國的IFDI，而且每個國家的金融發(fā)展千差萬別，因此不能一概而論。盡管如此，國內(nèi)外學(xué)者對金融發(fā)展與IFDI之間相互關(guān)系的研究仍在以金融改革促進(jìn)雙邊投資和拉動經(jīng)濟(jì)增長方面具有重要的理論與實踐意義。然而，現(xiàn)有的文獻(xiàn)大都是單獨考察投資國或東道國的金融發(fā)展對IFDI集約邊際的影響，而鮮有文獻(xiàn)研究東道國與投資國之間的金融發(fā)展差異對IFDII二元邊際的影響。因此，本文從二元邊際的視角，考察中國與投資國之間的金融發(fā)展差異對中國IFDI的影響。

三、模型設(shè)定、金融發(fā)展差異的測度與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定。

FDI的引進(jìn)離不開充足的資金支持，而資金來源有賴于金融發(fā)展的程度（如金融工具、金融市場或金融制度的發(fā)展等）。不論是量還是質(zhì)，東道國與投資國的金融發(fā)展均對IFDI產(chǎn)生重要影響（余官勝、袁東陽，2014）。金融發(fā)展程度越高，意味著該國的金融資源越豐富，儲蓄——投資的轉(zhuǎn)化率越高，資本積累增多，金融市場的資本供給能力增強(qiáng)，能為跨國企業(yè)的直接投資提供有力的資金支持，增強(qiáng)企業(yè)的投資能力。此外，金融發(fā)展還有利于降低因信息不對稱造成的信息與交易成本，及時有效地監(jiān)督投資項目，追蹤資金流向，降低投資風(fēng)險，從而有效促進(jìn)外商直接投資的發(fā)展。

按此傳導(dǎo)路徑，東道國與投資國之間的金融發(fā)展差異也將對東道國的FDI引進(jìn)及其規(guī)模增長產(chǎn)生重要影響。當(dāng)兩國之間的金融發(fā)展差異較大時，若投資國的金融發(fā)展水平（F投）遠(yuǎn)超于東道國（F東），意味著投資國的資金供給充足，跨國投資企業(yè)的融資約束較小，對外投資能力增強(qiáng)。但考慮到東道國相對滯后的金融發(fā)展不利于投資雙方的交流與溝通，信息不對稱導(dǎo)致成本增加，投資風(fēng)險加大，還可能會降低市場效率，影響資本配置和項目監(jiān)督，降低資本運(yùn)營率，那么跨國企業(yè)對外投資的可能性必定會降低，投資規(guī)模減少。若F投遠(yuǎn)低于F東，由于母國的金融發(fā)展滯后，金融資源較為緊張，儲蓄—投資的轉(zhuǎn)化率下降，導(dǎo)致跨國企業(yè)的融資難度加大，對外投資能力下降，后勁不足，所以在無法確定對外直接投資有足夠投資回報和風(fēng)險保障的情況下，跨國企業(yè)會慎重考慮投資決策。另一方面，兩國的金融發(fā)展差異越大，意味著兩國間的金融一體化水平越低，國際資本流動減少。相反，當(dāng)兩國之間的金融發(fā)展差異較小時，兩國間的金融一體化水平相對較高，國際資本的流動性增強(qiáng)，在國內(nèi)外投資機(jī)會相差不大的情況下，東道國的各種優(yōu)惠政策將吸引FDI流入增加。

圖1　金融發(fā)展差異對東道國IFDI的傳導(dǎo)機(jī)理

基于上述影響機(jī)制，本文借鑒Berstrand（1985）、Damijan（2007）、劉海云和聶飛（2015）等人的研究，將檢驗金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響模型設(shè)定如下：

（1）式為投資選擇方程，估計中國IFDI擴(kuò)展邊際。其中，Idiit=｛0，1｝，即當(dāng)投資國i對中國存在投資時，Idiit=1；否則，Idiit=0。Probit（Idiit=1）表示投資國i在中國投資的概率。（2）式為投資引力方程，估計中國IFDI集約邊際，Ifdiit表示來自投資國i的IFDI規(guī)模。FD為金融發(fā)展差異。K為控制變量集，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、市場規(guī)模差異、技術(shù)發(fā)展差異、資源稟賦差異、人才儲備差異、開放水平差異、商業(yè)建立成本差異，具體見表4。此外，本文在（1）式中加入了虛擬變量雙邊投資協(xié)定（BIT）：如果中國與投資國i在第t年或以前（本文以BIT生效時間為準(zhǔn)）簽訂了雙邊投資協(xié)定，則BITit=1；否則，BITit=0。BIT只影響IFDI擴(kuò)展邊際，對集約邊際沒有偏效應(yīng)。同時，我們在（2）式中加入了虛擬變量距離（Dis）。本文借鑒羅來軍等人（2014）的研究選取兩國是否相鄰的虛擬變量來表示距離。［11］（p73）若兩國同屬一個大洲，則該Dis=1，否則Dis=0。其他控制變量還包括國別和時間虛擬變量的集合。ε1it和ε2it為殘差項。

（二）金融發(fā)展差異的測度。

單個指標(biāo)往往難以反映一國金融發(fā)展的全貌，因此，本文借鑒Mckinnon（1973）、Levine（1993）、陳萬靈和楊永聰（2013）等人研究思路，首先構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)體系：Bank指標(biāo)（即銀行部門所提供信貸總量/GDP）、Privy指標(biāo)（即私人部門所獲信貸/GDP）、資本化率（即上市公司市場資本總額/GDP）、證券化率（即股票交易總額/GDP）、股票交易周轉(zhuǎn)率（即股票市場交易總額/上市公司平均市值）、貨幣化率（即貨幣存量M2/GDP）。然后，運(yùn)用因子分析法得到各國金融發(fā)展水平的綜合指標(biāo)Fit，該數(shù)值越大，表明該國的金融發(fā)展水平越高。最后，根據(jù)FDit=|F中t-Fit|得出中國與投資國之間的金融發(fā)展差異。

表1中的恰當(dāng)性檢驗結(jié)果表明，這6個指標(biāo)數(shù)據(jù)的KMO值為0.629，指標(biāo)間的相關(guān)性較強(qiáng)，而且大部分指標(biāo)的SMC值都大于0.65，所以這6個指標(biāo)的數(shù)據(jù)適宜做因子分析。

表1　恰當(dāng)性檢驗的輸出結(jié)果

接下來本文將運(yùn)用主成分法對金融發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行因子分析。表2為進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)前后的因子方差貢獻(xiàn)表，根據(jù)特征值大于1的提取條件，可提取2個因子。其中，第1個因子的特征值為3.487，方差貢獻(xiàn)率為58.12%；第2個因子的特征值為1.134，累積貢獻(xiàn)率達(dá)77.03%。由此可見，這2個因子對原有變量具有較強(qiáng)的解釋力度，丟失的信息較少，能較好地反映金融發(fā)展情況。而且，進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)前后，這2個因子的對原有變量的累積方差貢獻(xiàn)度并未發(fā)生變化，只是縮小了因子間的方差貢獻(xiàn)度，所以提取2個因子是比較恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表2　進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)前后的因子方差貢獻(xiàn)表

表3　因子得分系數(shù)表

然后，根據(jù)表3給出的因子得分系數(shù)，可得出2個因子的得分表達(dá)式：

在此基礎(chǔ)上，將上述2個因子成分的得分進(jìn)行綜合可得出一個綜合指標(biāo)來反映各國的金融發(fā)展水平，即將因子經(jīng)旋轉(zhuǎn)后的方差貢獻(xiàn)率與累積方差貢獻(xiàn)率之比作為因子的權(quán)重，再分別乘以相應(yīng)因子的得分即可得到金融發(fā)展指標(biāo)的綜合得分，將其命名為Fit，則Fit的計算表達(dá)式為：

最后，根據(jù)FDit=|Fit-F中t|即可得出中國與投資國之間的金融發(fā)展差異①限于篇幅，本文僅列舉了全樣本金融發(fā)展差異的測度，關(guān)于分樣本金融發(fā)展差異的測度，有興趣的讀者可向作者索取。。

（三）數(shù)據(jù)說明。

本文的研究對象是和中國存在FDI合作的145個國家，剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的年份后，本文最終選取2003-2012年的國家面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，相關(guān)變量的計算公式及數(shù)據(jù)來源如表4所示。

表4　指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

四、實證分析結(jié)果

（一）全樣本估計結(jié)果。

本文的樣本數(shù)據(jù)為國家間面板數(shù)據(jù)，由于各國的“國情”不同，直接用OLS回歸結(jié)果有可能會存在模型選擇偏差，所以我們首先用LSDV法對模型選擇進(jìn)行識別檢驗，結(jié)果顯示均無法拒絕不含個體效應(yīng)和時間效應(yīng)的原假設(shè)，所以用OLS回歸是恰當(dāng)?shù)?。但擴(kuò)展邊際估計方程中的因變量是虛擬變量，故采用二值結(jié)果模型Probit和Logit來估計金融發(fā)展差異對中國IFDI擴(kuò)展邊際的影響（實證結(jié)果見表5）。

表5　金融發(fā)展差異與中國IFDI二元邊際的實證結(jié)果

從表5可以看出，集約邊際估計模型的F統(tǒng)計值為64.07，P值為0，擴(kuò)展邊際估計模型的LR統(tǒng)計值分別為64.14和61.02，P值都為0，整體估計較為顯著，且大部分變量都在5%的顯著水平上顯著，可見模型具有較好的擬合效果?；谌珮颖镜膶嵶C結(jié)果得出的主要結(jié)論有：

第一，金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際存在顯著的負(fù)向影響。在擴(kuò)展邊際和集約邊際的估計模型中，金融發(fā)展差異的回歸系數(shù)分別為-0.115、-0.208和-0.17，且在1%顯著水平上顯著，表明中國與投資國的金融發(fā)展差異對中國IFDI擴(kuò)展邊際和集約邊際都存在顯著的負(fù)向影響，即兩國的金融發(fā)展差異越大，投資國對中國進(jìn)行直接投資的可能性越小，IFDI規(guī)模越??；反之則相反，這與預(yù)期結(jié)果相符。之所以如此，可能存在兩個方面的原因。一方面，中國的金融市場一直處于扭曲發(fā)展中：銀行業(yè)過度繁榮，股票市場、債券市場、期貨市場及其他融資市場的發(fā)展較為滯后，信貸資金大部分都掌握在對國有大中型企業(yè)“偏愛有加”的商業(yè)銀行手中。［3］（p80）由于東道國的金融抑制使得企業(yè)融資途徑受阻，融資難迫使企業(yè)只能轉(zhuǎn)向與外資合作，換言之，IFDI在一定程度上近似替代了不完善金融市場的作用（Galina&Cheryl，2007）。但是，當(dāng)投資國的金融發(fā)展水平大大超過中國時，考慮到中國的金融抑制現(xiàn)象不利于雙方的交流和溝通，可能會增加信息不對稱和融資成本，投資風(fēng)險加大，還可能會降低市場效率，不利于企業(yè)有效分配資金和監(jiān)督資金流向，降低資本運(yùn)營率，進(jìn)而影響投資收益，那么外商企業(yè)對華投資的可能性必定會降低，投資規(guī)模減少；而當(dāng)投資國的金融發(fā)展水平遠(yuǎn)低于中國時，由于母國融資途徑不通暢，金融資源較為緊張，儲蓄—投資的轉(zhuǎn)化率下降，企業(yè)面臨的融資條件也進(jìn)一步惡化，導(dǎo)致企業(yè)的對外投資能力下降，所以在無法確定對華直接投資有足夠投資回報和風(fēng)險保障時，跨國企業(yè)會慎重考慮是否對華進(jìn)行直接投資。另一方面，中國與投資國之間的金融發(fā)展差異越大，在一定程度上反映出兩國間的金融一體化水平相對較低，阻礙了兩國金融資源的自由流動，資本配置效率下降，不利于投資的增加。

第二，雙邊投資協(xié)定對中國IFDI擴(kuò)展邊際存在正向影響。表5的實證結(jié)果顯示，BIT對中國IFDI擴(kuò)展邊際的影響系數(shù)顯著為正，這與Tobin et al.（2011）的研究結(jié)論一致，即簽訂BIT有利于發(fā)展中國家吸引外資流入。因為中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，其產(chǎn)權(quán)制度還不夠健全，制度環(huán)境質(zhì)量不高，對投資者的保護(hù)體系還不夠完善，BIT的簽訂可以為跨國投資企業(yè)提供有效的制度支持和保障，從多個環(huán)節(jié)保護(hù)跨國企業(yè)在華投資權(quán)益不被侵犯，為外商直接投資提供更好的投資環(huán)境。［12］（p74-81）

第三，距離對中國IFDI集約邊際存在正向影響?；貧w結(jié)果顯示，表示距離的離散變量Dis系數(shù)顯著為正，說明與中國同屬于一個大洲的國家增加對華投資的幾率越大，因為相比洲際國家而言，洲內(nèi)國家的信息不對稱程度和運(yùn)輸成本相對較低，對投資的阻礙更小，這與Portes et al.（2005）的距離與雙邊資本流動負(fù)相關(guān)的結(jié)論相似，只是衡量距離的方法不同而已。

（二）分樣本估計結(jié)果。

為進(jìn)一步考察金融發(fā)展差異對不同地區(qū)IFDI的異質(zhì)性影響，本文還分別對亞洲和非亞洲地區(qū)的分樣本進(jìn)行了實證分析。我們之所以將投資國來源地分為亞洲和非亞洲兩個地區(qū)，主要是因為洲內(nèi)與洲際之間的成本是非均勻變化的，往往洲內(nèi)國家之間成本差異相對較小，而洲際國家之間的成本差異較大，而且大多數(shù)亞洲鄰國都屬于發(fā)展中國家（或地區(qū)），其經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展情況較為相似。

表6的實證結(jié)果顯示，中國與亞洲投資國（或地區(qū)）的金融發(fā)展差異對中國IFDI擴(kuò)展邊際和集約邊際的影響都不顯著，表明亞洲投資國（地區(qū)）企業(yè)的在華投資決策不受兩國（地區(qū)）間金融發(fā)展差異的影響。而非亞洲地區(qū)的投資國與中國的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際均存在顯著負(fù)向影響，表明兩國金融發(fā)展差異越小越有利于提高投資國企業(yè)對華投資的可能性與投資規(guī)模，反之則相反。之所以出現(xiàn)這樣的結(jié)果，可能是因為亞洲鄰國大多屬于發(fā)展中國家（地區(qū)），與非亞洲地區(qū)的投資國相比，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融發(fā)展?fàn)顩r等都與中國較為相似，金融發(fā)展差異相對較小，波動不大，故對中國IFDI的影響不顯著。

（三）標(biāo)準(zhǔn)化二元邊際回歸系數(shù)。

上述實證結(jié)果表明，總樣本和非亞州地區(qū)的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際都有顯著負(fù)向影響，然而，這一負(fù)向影響主要體現(xiàn)在擴(kuò)展邊際還是集約邊際呢？本文借鑒盛丹等（2011）和陳繼勇等（2015）的研究，將金融發(fā)展差異的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化，然后根據(jù)數(shù)值大小判斷金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的主要影響方向。標(biāo)準(zhǔn)化計算公式如下：

其中，α*、β*分別為金融發(fā)展差異在IFDI擴(kuò)展邊際和集約邊際估計模型中標(biāo)準(zhǔn)化后的回歸系數(shù)，α1、β1為根據(jù)式（1）和式（2）進(jìn)行實證分析得出的金融發(fā)展差異回歸系數(shù)，s（*）為相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差。如果|α*|＞|β*|，表明兩國間的金融發(fā)展差異主要影響中國IFDI的擴(kuò)展邊際；反之，則表明兩國間的金融發(fā)展差異主要影響中國IFDI的集約邊際。如表7所示，|α*|均大于|β*|，表明金融發(fā)展差異對中國IFDI擴(kuò)展邊際的抑制作用大于對集約邊際的抑制作用，即兩國間的金融發(fā)展差異主要抑制投資國對中國進(jìn)行直接投資的可能性，且該抑制作用會因投資國所處地區(qū)不同，而有所差異。

表6　分地區(qū)的金融發(fā)展差異與中國IFDI二元邊際①

表7　金融發(fā)展差異回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化

五、穩(wěn)健性分析

為使本文的實證結(jié)果更加穩(wěn)健，我們假設(shè)企業(yè)的投資行為分為兩步，第一步是企業(yè)做出投資與否的決策，第二步是企業(yè)決定投資規(guī)模的大小，那么第二步的決策可能會依賴于第一步的決策。倘若只估計某一步?jīng)Q策或割裂估計兩步?jīng)Q策，結(jié)果可能會受選擇偏誤的影響，此時需要綜合企業(yè)投資行為的兩步?jīng)Q策進(jìn)行估計。因此，本文采用Heckman兩步法（也稱Heckit）對（1）和（2）式進(jìn)行估計，從而得出逆Mils比率λ（也稱非選擇風(fēng)險）。若得出的λ顯著異于0，說明這兩步投資方程具有相關(guān)性，此時割裂估計（1）和（2）式，或只估計其中一式都可能會出現(xiàn)模型選擇偏誤，Heckman兩步法的估計有效；反之則相反。

從表8的穩(wěn)健性分析結(jié)果來看，總樣本和非亞洲地區(qū)的λ并不顯著，故不存在選擇偏誤，上述估計有效。Heckman模型的估計結(jié)果顯示，總樣本和非亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異都對中國IFDI二元邊際具有顯著的抑制作用，這進(jìn)一步驗證了前文關(guān)于金融發(fā)展差異與中國IFDI二元邊際呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論。但亞洲地區(qū)的λ在1%顯著水平上顯著異于0，說明亞洲地區(qū)的兩步投資方程存在顯著相關(guān)性，故存在選擇偏誤，Heckman兩步法的估計有效。如表8所示，Heckman模型的估計結(jié)果與二值結(jié)果模型的估計結(jié)果相似，亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響不顯著，其他控制變量對中國IFDI二元邊際的影響與二值結(jié)果模型的估計結(jié)果基本一致，只是系數(shù)大小略有不同。

表8　Heckman選擇模型

六、主要結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用因子分析法、混合回歸和二值估計模型考察了金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響，得出的主要結(jié)論如下：

第一，金融發(fā)展差異對中國IFDI擴(kuò)展邊際和集約邊際均具有顯著的抑制作用，且該抑制作用主要體現(xiàn)在擴(kuò)展邊際方向，并因投資國所處地區(qū)不同而有所差異。之所以出現(xiàn)這種結(jié)果，一方面是因為中國存在較嚴(yán)重的金融抑制現(xiàn)象，當(dāng)投資國的金融發(fā)展水平遠(yuǎn)高于中國時，考慮到中國的金融抑制現(xiàn)象可能會阻礙投融資雙方的溝通和交流，增加信息不對稱和融資成本，影響企業(yè)有效監(jiān)督資金流向，減少投資回報，從而降低跨國企業(yè)對華投資的可能性；反之，由于母國金融資源緊張，儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的效率下降，導(dǎo)致企業(yè)融資約束變大，對外投資能力下降，從而影響企業(yè)對華投資的積極性。另一方面，是因為兩國的金融發(fā)展差異越大，表明兩國的金融一體化水平較低，阻礙了雙邊資本的自由流動。

第二，非亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際產(chǎn)生了顯著的抑制作用，但亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異對中國IFDI二元邊際的影響并不顯著，原因可能是因為亞洲鄰國的金融發(fā)展?fàn)顩r與中國較為相似，金融發(fā)展差異較小，波動幅度不大。

第三，BIT對中國IFDI擴(kuò)展邊際具有正向促進(jìn)作用，表明投資國與中國簽訂BIT有利于提高外商對華直接投資的可能性；距離對中國IFDI的集約邊際存在正向影響，這與Portes&Rey（2005）的結(jié)論相似，但衡量距離的方法不同。

本研究的政策啟示主要表現(xiàn)在：

第一，本文的實證結(jié)果表明金融扭曲已成為抑制中國FDI流入的重要因素，因此，今后在深化銀行業(yè)縱深發(fā)展的同時，應(yīng)更加注重金融創(chuàng)新，大力推進(jìn)證券市場、債券市場、保險市場及其他衍生品市場協(xié)調(diào)、穩(wěn)健發(fā)展，擴(kuò)寬企業(yè)融資渠道，并不斷完善銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸服務(wù)體系，提高金融資源配置效率，為各種企業(yè)提供更便利的融資服務(wù)，逐步緩解中小企業(yè)的融資約束問題，減少被動型IFDI。

第二，努力推動區(qū)域金融一體化發(fā)展，逐步放松金融管制，把握時機(jī)、適時有序推進(jìn)金融開放，消除國界壁壘，最大限度地降低資金跨國流動的成本與阻力，有效推動兩國金融資源自由流動。

第三，建立健全相關(guān)產(chǎn)權(quán)制度，提高制度環(huán)境質(zhì)量，完善投資者保護(hù)體系，從多方面、多層次保護(hù)外國投資權(quán)益不受侵犯，為“引進(jìn)來”營造良好的投資環(huán)境，從而提高跨國公司來華投資的積極性和可能性。

此外，基于分樣本的實證結(jié)果顯示，金融發(fā)展差異對中國IFDI的抑制作用在以發(fā)達(dá)國家為主的非亞洲地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯，這一方面不僅是因為地理距離成為阻礙FDI流入的制約因素，更重要的是因為發(fā)達(dá)國家巨大的金融發(fā)展優(yōu)勢成為全球FDI的重要吸引力，因此，今后如何通過借鑒發(fā)達(dá)國家成熟金融市場可復(fù)制的發(fā)展經(jīng)驗來加快中國金融市場的國際化發(fā)展成為中國金融改革的重要研究方向。

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責(zé)任編輯郁之行

F223

A

1003-8477（2016）09-0088-08

陳繼勇（1953—），男，武漢大學(xué)美國加拿大經(jīng)濟(jì)研究所所長，教授，博士生導(dǎo)師；蔣艷萍（1989—），女，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生；王保雙（1988—），男，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生。

國家社科基金重大攻關(guān)項目“后金融危機(jī)時代中國參與全球經(jīng)濟(jì)再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”（11&ZD008），國家社會科學(xué)基金重大項目“全球產(chǎn)業(yè)鏈轉(zhuǎn)移新趨勢下的中國出口價值鏈提升舉措研究”（15ZDA061）和中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金（2015632020201）。