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        金融發(fā)展差異對(duì)中國外商直接投資引進(jìn)二元邊際的影響

        2016-10-15 05:18:20陳繼勇蔣艷萍王保雙
        湖北社會(huì)科學(xué) 2016年9期
        關(guān)鍵詞:投資國邊際金融

        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(duì)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(duì)中國外商直接投資引進(jìn)(IFDI)二元邊際的影響的實(shí)證結(jié)果表明:金融發(fā)展差異對(duì)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(duì)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(duì)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(chǎng)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(chǎng)改革的重點(diǎn)。

        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(dòng)力和接受地。據(jù)UNCTAD發(fā)布的《2015世界投資報(bào)告》,2014年發(fā)展中國家(地區(qū))在全球FDI舞臺(tái)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(huì)議:《2015年世界投資報(bào)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(jìng)爭(zhēng)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(huì)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(jí)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(jì)公報(bào)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(dòng)了FDI大量涌入中國呢?國內(nèi)外學(xué)者對(duì)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(dòng)力成本和市場(chǎng)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(shí)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(huì)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(duì)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(duì)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(duì)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(diǎn):

        (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(chǎng)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?yàn)檫@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(duì)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(duì)上述結(jié)論提出了質(zhì)疑。周申等人(2011)針對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)IFDI具有正向影響,但東部地區(qū)的金融扭曲差異對(duì)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(duì)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(shí),兩者之間的非線性關(guān)系并不明顯。[6](p127-140)Dutta&Roy(2011)的觀點(diǎn)與之相似,認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)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(duì)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(duì)IFDI的影響有賴于東道國政治局勢(shì)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(duì)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(diǎn)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(duì)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(chǎng)的健康發(fā)展不僅能提高儲(chǔ)蓄—投資的轉(zhuǎn)化率,及時(shí)有效地監(jiān)督投資項(xiàng)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(duì)稱問題,從而有效降低風(fēng)險(xiǎn)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?yàn)榭鐕顿Y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(huì)增加融資成本,降低企業(yè)的投資可能性,而隨著金融市場(chǎng)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(xiǎn)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(xiǎn)體系,為投資者提供風(fēng)險(xiǎn)防范,因此,該國投資者更偏愛諸如FDI之類的高風(fēng)險(xiǎn)、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(duì)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(duì)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(duì)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(diǎn):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(duì)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(duì)外開放、BIT等因素都會(huì)影響東道國的IFDI,而且每個(gè)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(duì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方面具有重要的理論與實(shí)踐意義。然而,現(xiàn)有的文獻(xiàn)大都是單獨(dú)考察投資國或東道國的金融發(fā)展對(duì)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(duì)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(duì)中國IFDI的影響。

        三、模型設(shè)定、金融發(fā)展差異的測(cè)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(chǎng)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(duì)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(chǔ)蓄——投資的轉(zhuǎn)化率越高,資本積累增多,金融市場(chǎng)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(duì)稱造成的信息與交易成本,及時(shí)有效地監(jiān)督投資項(xiàng)目,追蹤資金流向,降低投資風(fēng)險(xiǎn),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(duì)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(shí),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(duì)外投資能力增強(qiáng)。但考慮到東道國相對(duì)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(duì)稱導(dǎo)致成本增加,投資風(fēng)險(xiǎn)加大,還可能會(huì)降低市場(chǎng)效率,影響資本配置和項(xiàng)目監(jiān)督,降低資本運(yùn)營率,那么跨國企業(yè)對(duì)外投資的可能性必定會(huì)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(chǔ)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(duì)外投資能力下降,后勁不足,所以在無法確定對(duì)外直接投資有足夠投資回報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)保障的情況下,跨國企業(yè)會(huì)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(dòng)減少。相反,當(dāng)兩國之間的金融發(fā)展差異較小時(shí),兩國間的金融一體化水平相對(duì)較高,國際資本的流動(dòng)性增強(qiáng),在國內(nèi)外投資機(jī)會(huì)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(duì)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(yàn)金融發(fā)展差異對(duì)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(jì)中國IFDI擴(kuò)展邊際。其中,Idiit={0,1},即當(dāng)投資國i對(duì)中國存在投資時(shí),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(jì)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(chǎng)規(guī)模差異、技術(shù)發(fā)展差異、資源稟賦差異、人才儲(chǔ)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(shí)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(duì)集約邊際沒有偏效應(yīng)。同時(shí),我們?cè)冢?)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(gè)大洲,則該Dis=1,否則Dis=0。其他控制變量還包括國別和時(shí)間虛擬變量的集合。ε1it和ε2it為殘差項(xiàng)。

        (二)金融發(fā)展差異的測(cè)度。

        單個(gè)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(chǎng)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(chǎng)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(yàn)結(jié)果表明,這6個(gè)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(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)適宜做因子分析。

        表1 恰當(dāng)性檢驗(yàn)的輸出結(jié)果

        接下來本文將運(yùn)用主成分法對(duì)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(gè)因子。其中,第1個(gè)因子的特征值為3.487,方差貢獻(xiàn)率為58.12%;第2個(gè)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(gè)因子對(duì)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(gè)因子的對(duì)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(gè)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(gè)因子的得分表達(dá)式:

        在此基礎(chǔ)上,將上述2個(gè)因子成分的得分進(jìn)行綜合可得出一個(gè)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(jì)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(cè)度,關(guān)于分樣本金融發(fā)展差異的測(cè)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(duì)象是和中國存在FDI合作的145個(gè)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(jì)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(shí)證分析結(jié)果

        (一)全樣本估計(jì)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(huì)存在模型選擇偏差,所以我們首先用LSDV法對(duì)模型選擇進(jìn)行識(shí)別檢驗(yàn),結(jié)果顯示均無法拒絕不含個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的原假設(shè),所以用OLS回歸是恰當(dāng)?shù)摹5珨U(kuò)展邊際估計(jì)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(jì)金融發(fā)展差異對(duì)中國IFDI擴(kuò)展邊際的影響(實(shí)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(shí)證結(jié)果

        從表5可以看出,集約邊際估計(jì)模型的F統(tǒng)計(jì)值為64.07,P值為0,擴(kuò)展邊際估計(jì)模型的LR統(tǒng)計(jì)值分別為64.14和61.02,P值都為0,整體估計(jì)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?shí)證結(jié)果得出的主要結(jié)論有:

        第一,金融發(fā)展差異對(duì)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(jì)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(duì)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(duì)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(gè)方面的原因。一方面,中國的金融市場(chǎng)一直處于扭曲發(fā)展中:銀行業(yè)過度繁榮,股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、期貨市場(chǎng)及其他融資市場(chǎng)的發(fā)展較為滯后,信貸資金大部分都掌握在對(duì)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(chǎng)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(shí),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(huì)增加信息不對(duì)稱和融資成本,投資風(fēng)險(xiǎn)加大,還可能會(huì)降低市場(chǎng)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(duì)華投資的可能性必定會(huì)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(shí),由于母國融資途徑不通暢,金融資源較為緊張,儲(chǔ)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(duì)外投資能力下降,所以在無法確定對(duì)華直接投資有足夠投資回報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)保障時(shí),跨國企業(yè)會(huì)慎重考慮是否對(duì)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(duì)較低,阻礙了兩國金融資源的自由流動(dòng),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(duì)中國IFDI擴(kuò)展邊際存在正向影響。表5的實(shí)證結(jié)果顯示,BIT對(duì)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?yàn)橹袊鳛槭澜缟献畲蟮陌l(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(duì)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(gè)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(duì)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(gè)大洲的國家增加對(duì)華投資的幾率越大,因?yàn)橄啾戎揠H國家而言,洲內(nèi)國家的信息不對(duì)稱程度和運(yùn)輸成本相對(duì)較低,對(duì)投資的阻礙更小,這與Portes et al.(2005)的距離與雙邊資本流動(dòng)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(jì)結(jié)果。

        為進(jìn)一步考察金融發(fā)展差異對(duì)不同地區(qū)IFDI的異質(zhì)性影響,本文還分別對(duì)亞洲和非亞洲地區(qū)的分樣本進(jìn)行了實(shí)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(gè)地區(qū),主要是因?yàn)橹迌?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(duì)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(shí)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(duì)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(duì)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(duì)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?yàn)閬喼捺弴蠖鄬儆诎l(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(duì)較小,波動(dòng)不大,故對(duì)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(shí)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(duì)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(duì)中國IFDI二元邊際的主要影響方向。標(biāo)準(zhǔn)化計(jì)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(jì)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(shí)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(duì)中國IFDI擴(kuò)展邊際的抑制作用大于對(duì)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(duì)中國進(jìn)行直接投資的可能性,且該抑制作用會(huì)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(shí)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(huì)依賴于第一步的決策。倘若只估計(jì)某一步?jīng)Q策或割裂估計(jì)兩步?jīng)Q策,結(jié)果可能會(huì)受選擇偏誤的影響,此時(shí)需要綜合企業(yè)投資行為的兩步?jīng)Q策進(jìn)行估計(jì)。因此,本文采用Heckman兩步法(也稱Heckit)對(duì)(1)和(2)式進(jìn)行估計(jì),從而得出逆Mils比率λ(也稱非選擇風(fēng)險(xiǎn))。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(shí)割裂估計(jì)(1)和(2)式,或只估計(jì)其中一式都可能會(huì)出現(xiàn)模型選擇偏誤,Heckman兩步法的估計(jì)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(jì)有效。Heckman模型的估計(jì)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(duì)中國IFDI二元邊際具有顯著的抑制作用,這進(jìn)一步驗(yàn)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(jì)有效。如表8所示,Heckman模型的估計(jì)結(jié)果與二值結(jié)果模型的估計(jì)結(jié)果相似,亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異對(duì)中國IFDI二元邊際的影響不顯著,其他控制變量對(duì)中國IFDI二元邊際的影響與二值結(jié)果模型的估計(jì)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(jì)模型考察了金融發(fā)展差異對(duì)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(duì)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?yàn)橹袊嬖谳^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(shí),考慮到中國的金融抑制現(xiàn)象可能會(huì)阻礙投融資雙方的溝通和交流,增加信息不對(duì)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(bào),從而降低跨國企業(yè)對(duì)華投資的可能性;反之,由于母國金融資源緊張,儲(chǔ)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(duì)外投資能力下降,從而影響企業(yè)對(duì)華投資的積極性。另一方面,是因?yàn)閮蓢慕鹑诎l(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(dòng)。

        第二,非亞洲地區(qū)的金融發(fā)展差異對(duì)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(duì)中國IFDI二元邊際的影響并不顯著,原因可能是因?yàn)閬喼捺弴慕鹑诎l(fā)展?fàn)顩r與中國較為相似,金融發(fā)展差異較小,波動(dòng)幅度不大。

        第三,BIT對(duì)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(duì)華直接投資的可能性;距離對(duì)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(shí)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(shí),應(yīng)更加注重金融創(chuàng)新,大力推進(jìn)證券市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、保險(xiǎn)市場(chǎng)及其他衍生品市場(chǎng)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(dòng)型IFDI。

        第二,努力推動(dòng)區(qū)域金融一體化發(fā)展,逐步放松金融管制,把握時(shí)機(jī)、適時(shí)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(dòng)的成本與阻力,有效推動(dòng)兩國金融資源自由流動(dòng)。

        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(shí)證結(jié)果顯示,金融發(fā)展差異對(duì)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?yàn)榈乩砭嚯x成為阻礙FDI流入的制約因素,更重要的是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家巨大的金融發(fā)展優(yōu)勢(shì)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(chǎng)可復(fù)制的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)來加快中國金融市場(chǎng)的國際化發(fā)展成為中國金融改革的重要研究方向。

        [1]胡立法,唐海燕.論國內(nèi)金融市場(chǎng)在“外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長”中的傳導(dǎo)渠道[J].金融問題研究,2006,(09).

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        [12]宗芳宇,路江涌,武常岐.雙邊投資協(xié)定、制度環(huán)境和企業(yè)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012,(05).

        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(xiàng)目“后金融危機(jī)時(shí)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(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“全球產(chǎn)業(yè)鏈轉(zhuǎn)移新趨勢(shì)下的中國出口價(jià)值鏈提升舉措研究”(15ZDA061)和中央高?;究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金(2015632020201)。

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