王 偉，楊嬌輝，邱婉萍

一、引 言

自上世紀(jì)80年代以來(lái)，全球FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸基本保持高速上升態(tài)勢(shì)，雖然在2008年金融危機(jī)期間，一些國(guó)家采取了大規(guī)模撤資行動(dòng)，包括收回投資、公司內(nèi)反向信貸，導(dǎo)致FDI資本負(fù)債頭寸大幅下降，但自2009年下半年起，隨著全球經(jīng)濟(jì)開(kāi)始緩慢復(fù)蘇，各國(guó)的撤資行為得到有效控制。根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展組織（UNCTAD）發(fā)布的《2015年世界投資報(bào)告》，2015年全球FDI預(yù)期將上升11%，2016和2017年的流量可能分別進(jìn)一步增加到1.5萬(wàn)億美元和1.7萬(wàn)億美元。據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議的業(yè)務(wù)調(diào)查，多國(guó)企業(yè)計(jì)劃在2015年至2017年增加對(duì)外直接投資支出。但是，全球FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸卻存在著分布極度不平衡的嚴(yán)重現(xiàn)象，大多數(shù)FDI資產(chǎn)與負(fù)債集中于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家。根據(jù)UNCTAD的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，1980—2014年間，整個(gè)非洲的FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸平均分別只占美國(guó)的14.95%與2.16%。

然而對(duì)于中國(guó)，卻又存在著FDI資產(chǎn)與FDI負(fù)債相對(duì)不足的問(wèn)題。自改革開(kāi)放以來(lái)，為吸引IFDI（InwardFDI）的流入，我國(guó)政府不但努力創(chuàng)造優(yōu)秀的營(yíng)商環(huán)境，而且在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)外資企業(yè)享受稅收優(yōu)惠①在2013年以前，中國(guó)的內(nèi)資公司所得稅為33%，而外資公司所得稅只有15%。。在此背景下，國(guó)外投資者在華的投資日益增加，并有效推動(dòng)了中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Liu，2002；Tangetal.，2008）。近年來(lái)，隨著中國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的不斷深化，尤其是亞投行的成立以及“一帶一路”倡議的推進(jìn)，對(duì)OFDI（OutwardFDI）的重視程度與日俱增，大量企業(yè)以海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)和跨境并購(gòu)的方式不斷“走出去”，中國(guó)的OFDI頭寸也開(kāi)始步入高速增長(zhǎng)階段。截至2014年底，中國(guó)的IFDI頭寸高達(dá)1.09萬(wàn)億美元，居全球第4位；OFDI頭寸也達(dá)到0.73萬(wàn)億美元，居全球第9位。但是，與美國(guó)相比，中國(guó)的FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸分別僅占美國(guó)的20.0%與11.5%；中國(guó)FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸占GDP的比重分別是10.5%與7.0%，而美國(guó)該比例分別是31.2%與36.4%，同樣有著非常大的差距。因此，中國(guó)較高的FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸很大程度上是由其全球第二的經(jīng)濟(jì)體量驅(qū)動(dòng)的，其相對(duì)規(guī)模仍然不足。

如何解釋當(dāng)前全球FDI資產(chǎn)負(fù)債分布的不平衡以及中國(guó)FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸的相對(duì)不足呢？當(dāng)前研究多選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展的視角，認(rèn)為隨著一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的提高，其FDI負(fù)債會(huì)相應(yīng)增加，并且當(dāng)達(dá)到某個(gè)節(jié)點(diǎn)后，F(xiàn)DI資產(chǎn)也會(huì)相對(duì)增加。但是，僅從經(jīng)濟(jì)發(fā)展視角的解讀卻忽視了國(guó)家之間的金融異質(zhì)性：首先，如果金融市場(chǎng)存在較為嚴(yán)重的融資約束問(wèn)題，會(huì)直接影響企業(yè)走出去參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)；其次，落后的金融市場(chǎng)并不能夠?yàn)楸緡?guó)企業(yè)的海外投資提供有效的保險(xiǎn)產(chǎn)品（如匯兌風(fēng)險(xiǎn)與主權(quán)風(fēng)險(xiǎn)等），同樣阻礙企業(yè)“走出去”；第三，東道國(guó)金融市場(chǎng)信息披露的不健全導(dǎo)致了跨國(guó)并購(gòu)中信息嚴(yán)重不對(duì)稱(chēng)，影響了跨國(guó)公司的進(jìn)入決策；第四，如果資本賬戶存在著較為嚴(yán)格的管制，必然直接約束FDI的流入與流出。

但是，現(xiàn)有研究卻鮮有從金融市場(chǎng)的角度系統(tǒng)論證對(duì)外直接投資雙向增長(zhǎng)問(wèn)題。因此，本文利用2009—2014年83個(gè)母國(guó)在126個(gè)東道國(guó)對(duì)外直接投資的雙邊數(shù)據(jù)，從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的視角查看金融競(jìng)爭(zhēng)力、金融開(kāi)放因素對(duì)FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸的重要影響，并進(jìn)行如下創(chuàng)新。首先，數(shù)據(jù)樣本。本文通過(guò)搜集匹配聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展（UNCTAD）、中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及國(guó)際貨幣基金組織聯(lián)合直接投資調(diào)查（CDIS）數(shù)據(jù)庫(kù)，有效擴(kuò)大了數(shù)據(jù)樣本。其次，分析框架。本文使用雙邊FDI引力模型進(jìn)行研究，不但可以同時(shí)對(duì)FDI資產(chǎn)與負(fù)債頭寸的影響因素進(jìn)行分析，而且將雙邊距離、共同語(yǔ)言等雙邊因素納入分析框架，改善了單邊數(shù)據(jù)中難以考慮此類(lèi)因素的不足。第三，指標(biāo)選擇。使用全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告中的金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)來(lái)衡量金融市場(chǎng)的完善程度，使用Chinn＆Ito（2006，2008）構(gòu)建的KAOPEN指標(biāo)衡量總體金融開(kāi)放程度以及 Schindler（2009）、Fern á ndezetal.（2016）的 KA指標(biāo)查看 FDI流入、流出及投資清盤(pán)的管制水平。

本文的具體安排如下：第二部分從國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究出發(fā)，提出本文的研究假設(shè)，論證金融競(jìng)爭(zhēng)力、金融開(kāi)放對(duì)雙邊FDI的重要理論影響機(jī)制；第三部分描述數(shù)據(jù)樣本，并構(gòu)建實(shí)證研究計(jì)量模型；第四部分是經(jīng)驗(yàn)分析，匯報(bào)實(shí)證研究的回歸結(jié)果；第五部分是結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）投資收益率差異與跨境FDI

新古典貿(mào)易理論認(rèn)為，F(xiàn)DI是國(guó)際貿(mào)易的替代，通過(guò)跨國(guó)投資的方式改變投資收益率的差異，即資本將由資本密集度高、收益率低的國(guó)家流向資本收益率高、勞動(dòng)收益率低的勞動(dòng)密集型國(guó)家 （Faeth，2009）。隨著跨國(guó)公司的不斷發(fā)展，對(duì)跨境FDI理論的解釋也逐漸由新古典貿(mào)易理論過(guò)渡到以跨國(guó)公司微觀視角為主體的“新新貿(mào)易理論”。企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性的觀點(diǎn)認(rèn)為（Helpmanetal.，2004），由于投資固定成本的存在，生產(chǎn)率最高的企業(yè)選擇對(duì)外投資，生產(chǎn)率居中的企業(yè)選擇出口，而生產(chǎn)率最低的企業(yè)只能服務(wù)本國(guó)市場(chǎng)，并且研究表明，東道國(guó)的要素稟賦條件同樣是影響生產(chǎn)率下限門(mén)檻值的重要因素。由此可見(jiàn)，無(wú)論是從新古典還是新新貿(mào)易理論、宏觀或是微觀視角，要素稟賦異質(zhì)性下的投資收益率差異均是驅(qū)動(dòng)FDI流動(dòng)的重要因素。

但是，Lucas（1990）的研究發(fā)現(xiàn)，資本并未如新古典貿(mào)易理論預(yù)測(cè)的那樣由資本密集度高的國(guó)家流向資本密集度較低的國(guó)家，并且認(rèn)為人力資本的差異以及資本市場(chǎng)的不完美是此現(xiàn)象產(chǎn)生的重要原因。在Lucas（1990）及之后的 Alfaroetal.（2008）和 Ju＆Wei（2010）對(duì)“盧卡斯之謎”的解釋中，基本均是從東道國(guó)的制度質(zhì)量對(duì)投資收益侵蝕的角度表述資本市場(chǎng)的不完美，以致資本流動(dòng)的規(guī)模并不足以達(dá)到與資本邊際收益率相等的水平。微觀視角的研究同樣強(qiáng)調(diào)對(duì)投資收益率的侵蝕是影響跨國(guó)公司投資決策的重要因素，但是也多集中于東道國(guó)制度的視角。如Grossman＆Helpman（2004）認(rèn)為東道國(guó)法律法規(guī)的健全程度直接關(guān)系到企業(yè)契約執(zhí)行，因而東道國(guó)制度環(huán)境的差異是外包交易成本的重要影響因素；Javorcik＆Wei（2009）認(rèn)為東道國(guó)的腐敗不但影響了FDI的進(jìn)入，而且還改變了所有權(quán)結(jié)構(gòu)。除制度的視角外，還有大量學(xué)者從信息不對(duì)稱(chēng)的角度闡述資本市場(chǎng)的不完美對(duì)跨境投資的影響：Stein＆Daude（2007）的研究發(fā)現(xiàn)代表信息溝通便利性的時(shí)差因素對(duì)雙邊FDI具有顯著為負(fù)的影響；Portesetal.（2001）、Portes＆Rey（2005）和Gelos＆Wei（2005）則論證了信息摩擦對(duì)跨境股權(quán)投資的影響。

（二）金融發(fā)展水平的影響

以上研究從制度質(zhì)量以及信息摩擦的角度論證了資本市場(chǎng)不完美對(duì)跨境投資的重要影響，與此同時(shí)，投資母國(guó)及東道國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展卻又可以有效降低制度及信息摩擦因素導(dǎo)致的收益率損失。

首先，投資母國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展水平的提高能夠有效緩解企業(yè)的融資約束，而企業(yè)的融資約束則是抑制企業(yè)對(duì)外直接投資的重要因素。Henry（2000）對(duì)11個(gè)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行的研究表明，金融發(fā)展可以改善金融市場(chǎng)的不完善因素，從而降低融資成本，促進(jìn)企業(yè)的投資支出。Claessens＆Laeven（2003）的研究則顯示，一國(guó)的金融發(fā)展程度越高，對(duì)外部融資依賴性較高的企業(yè)成長(zhǎng)越快，證明金融發(fā)展有效緩解了融資約束。大量研究也表明，企業(yè)的出口受到融資約束的制約。Chaney（2016）將企業(yè)的流動(dòng)性約束引入企業(yè)異質(zhì)性模型中，認(rèn)為由于流動(dòng)性約束的存在無(wú)法滿足企業(yè)出口的固定成本，導(dǎo)致本可以從出口中獲利的企業(yè)不能進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)；Manova（2013）則重點(diǎn)考慮了金融摩擦因素，金融摩擦通過(guò)阻礙企業(yè)進(jìn)入生產(chǎn)、生產(chǎn)者進(jìn)入出口以及出口額三個(gè)方面扭曲企業(yè)的出口決策，并且這種扭曲在企業(yè)抵押資產(chǎn)較少，需要外部融資較多時(shí)更加嚴(yán)重。此外，由于對(duì)外投資的固定成本比出口更高（Greenaway＆Kneller，2007），因此，其受融資約束影響的可能性就大。在國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究中，也對(duì)融資約束如何影響我國(guó)的OFDI進(jìn)行了探討。王碧珺等（2015）采用浙江省制造業(yè)生產(chǎn)和對(duì)外直接投資的企業(yè)層面數(shù)據(jù)，使用Heckman兩階段模型考察融資約束對(duì)中國(guó)民營(yíng)企業(yè)海外直接投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束不但抑制了對(duì)外直接投資的可能性，而且對(duì)投資規(guī)模的擴(kuò)張也有不利影響；劉莉亞等（2015）則發(fā)現(xiàn)在外源融資依賴度較高的行業(yè)，融資約束對(duì)OFDI的約束限制更大，而全要素生產(chǎn)率方面的優(yōu)勢(shì)則可在一定程度上緩解這種負(fù)面影響。在投資母國(guó)金融發(fā)展落后而限制OFDI時(shí)，東道國(guó)的金融發(fā)展將是有效補(bǔ)充。

其次，投資母國(guó)的金融發(fā)展水平與風(fēng)險(xiǎn)管理能力密切相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)管理水平越高，持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)FDI的動(dòng)因就越強(qiáng)。Mendozaetal.（2009）研究指出，金融發(fā)展程度高的國(guó)家能夠提供更為多樣化、全面的保險(xiǎn)，以充分對(duì)沖投資風(fēng)險(xiǎn)以及稟賦風(fēng)險(xiǎn)的沖擊。在充分保險(xiǎn)的背景下，高金融發(fā)展水平國(guó)家的消費(fèi)者更傾向于持有高風(fēng)險(xiǎn)高收益的資產(chǎn)如FDI。李俊青和韓其恒（2011）在Mendozaetal.（2009）的研究框架基礎(chǔ)上加入了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)因素，同樣得出了如下結(jié)論：金融市場(chǎng)發(fā)展的差異影響兩國(guó)居民資產(chǎn)組合的選擇，金融市場(chǎng)完全性高的國(guó)家“做多股權(quán)，做空債權(quán)”，金融市場(chǎng)完全性低的國(guó)家“做空股權(quán)，做多債權(quán)”。

最后，東道國(guó)投資信息披露受其金融市場(chǎng)完善程度的影響，金融發(fā)展水平越高，與國(guó)外投資者的信息不對(duì)稱(chēng)程度就越低，從而吸引更多的FDI流入。股權(quán)投資本土偏好的研究（VanNieuwerburgh＆Veldkamp，2009；2010）指出，信息學(xué)習(xí)存在選擇性偏差，即使微小的信息偏差也可能造成投資者非常強(qiáng)烈地偏好本國(guó)資產(chǎn)。Daude＆Fratzscher（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，相較于股權(quán)投資以及債權(quán)投資，F(xiàn)DI對(duì)信息摩擦更為敏感。而東道國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展則能夠更加有效地披露本國(guó)的宏觀、產(chǎn)業(yè)甚至本國(guó)企業(yè)的相關(guān)信息，降低國(guó)外投資者FDI進(jìn)入決策中的不確定性，從而吸引更多的FDI流入。

根據(jù)以上三點(diǎn)對(duì)金融市場(chǎng)發(fā)展影響機(jī)制的分析，我們提出本文的理論假設(shè)一如下：

假設(shè)一：FDI資產(chǎn)頭寸與投資母國(guó)的金融市場(chǎng)發(fā)展水平正相關(guān)，F(xiàn)DI負(fù)債頭寸與東道國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展水平正相關(guān)。

（三）金融開(kāi)放的影響

金融開(kāi)放是指資本管制不斷放松的過(guò)程。與金融發(fā)展水平對(duì)FDI資產(chǎn)負(fù)債的影響相比，資本管制的影響更為直觀。資本管制可以分為數(shù)量管制和價(jià)格管制兩大類(lèi)，數(shù)量管制是直接限制跨境資本流動(dòng)的數(shù)量與額度，而價(jià)格管制則是對(duì)資本的流入與流出征稅，降低投資的收益率。具體的研究中，Asiedu＆Lien（2004）檢驗(yàn)多重匯率的存在、資本賬戶的約束以及出口強(qiáng)制結(jié)匯三種形式的資本管制對(duì)FDI流入的影響，發(fā)現(xiàn)管制的作用在上世紀(jì)七八十年代并不顯著，但是在90年代卻有顯著為負(fù)的影響；Montiel＆Reinhart（1999）發(fā)現(xiàn)資本管制對(duì)資本流入總量的影響并不顯著，但是卻能夠影響資本流入的結(jié)構(gòu)——將短期資本流動(dòng)轉(zhuǎn)化為FDI形式的資本；Binicietal.（2010）將管制分為股權(quán)管制和債權(quán)管制，發(fā)現(xiàn)管制能夠有效地抑制資本流出，但是對(duì)資本流入?yún)s鮮有影響。魏彥杰等（2015）利用7個(gè)子指標(biāo)（利率自由化、信貸管制的放松、進(jìn)入壁壘的降低、金融機(jī)構(gòu)國(guó)有化比率的降低、審慎性金融監(jiān)管的加強(qiáng)、證券市場(chǎng)的開(kāi)放、國(guó)際金融自由化）構(gòu)建了金融自由化指數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)，7個(gè)子指標(biāo)均對(duì)企業(yè)投資水平差異有正向作用，特別是“信貸管制的放松”。

此外，金融開(kāi)放程度的提高可以降低金融風(fēng)險(xiǎn)。董青馬和盧滿生（2010）選取全球60個(gè)國(guó)家的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行PanelLogit模型擬合，發(fā)現(xiàn)在金融開(kāi)放程度較高的國(guó)家，銀行融資依賴程度的降低、政府治理的改進(jìn)均能有效抵御危機(jī)的發(fā)生。而金融風(fēng)險(xiǎn)是企業(yè)能否進(jìn)行對(duì)外直接投資的重要影響因素之一，東道國(guó)金融風(fēng)險(xiǎn)的下降必然能夠吸引FDI流入。

由以上研究可知，金融開(kāi)放對(duì)于FDI流入流出具有兩方面效應(yīng)。首先，直接效應(yīng)。金融開(kāi)放不但通過(guò)資本項(xiàng)目放松了對(duì)FDI數(shù)量與價(jià)格管控，而且針對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目管制的放松、取消出口強(qiáng)制結(jié)匯、取消多重匯率等措施同樣提升FDI交易；并且，金融開(kāi)放能夠降低金融風(fēng)險(xiǎn)，吸引FDI流入。其次，結(jié)構(gòu)效應(yīng)。在大量發(fā)展中國(guó)家中，資本管制普遍存在，但是對(duì)直接投資的管制通常較少，而對(duì)于其他類(lèi)別尤其是短期資本的管制較為嚴(yán)格，并導(dǎo)致了FDI在總外部資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)中占比的提升。由于本文的主要研究對(duì)象是FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸而非在總外部資產(chǎn)負(fù)債中的占比，因此，第一種效應(yīng)將起主導(dǎo)作用，并根據(jù)以上分析提出理論假設(shè)二如下：

假設(shè)二：FDI資產(chǎn)頭寸與投資母國(guó)的金融開(kāi)放度正相關(guān)，F(xiàn)DI負(fù)債頭寸與東道國(guó)金融開(kāi)放度正相關(guān)。

三、模型設(shè)定與變量選擇

（一）模型設(shè)定

本文在此嘗試使用雙邊FDI引力模型的框架進(jìn)行研究。與傳統(tǒng)的單邊模型相比，雙邊模型不但能夠控制雙邊因素（如地理距離、共同語(yǔ)言等）對(duì)跨境FDI交易的影響，而且能夠在同一框架下分析FDI資產(chǎn)負(fù)債的影響因素，投資母國(guó)即為FDI的資產(chǎn)端，東道國(guó)即為FDI的負(fù)債端，母國(guó)的FDI資產(chǎn)必然為東道國(guó)的FDI負(fù)債，避免了單邊模型中資產(chǎn)負(fù)債分析的割裂。根據(jù)FDI的引力模型，兩國(guó)之間的FDI頭寸與兩國(guó)間的經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正比，與兩國(guó)之間的距離呈反比。因此，本文的實(shí)證模型設(shè)定如（1）式所示：

其中，i代表投資母國(guó)，j代表投資東道國(guó)，t代表時(shí)間；fdiijt代表i國(guó)在t時(shí)期對(duì)j國(guó)的投資；GDPit、GDPjt分別代表母國(guó)與東道國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值；Xij代表不隨時(shí)間變動(dòng)的雙邊因素，Xijt代表隨時(shí)間變動(dòng)的雙邊因素；Yit與Yjt分別代表母國(guó)與東道國(guó)因素；α為截距項(xiàng)，δt為時(shí)間虛擬變量，εijt為誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)與變量選擇

1.被解釋變量——雙邊 FDI頭寸（fdi）

根據(jù)計(jì)量模型設(shè)定，本文選擇雙邊FDI存量作為被解釋變量（取對(duì)數(shù)）。本文在此選擇存量數(shù)據(jù)而非流量進(jìn)行研究。具體理由如下：首先，存量數(shù)據(jù)代表投資者在全球范圍內(nèi)產(chǎn)出的配置；其次，存量數(shù)據(jù)能夠更好地測(cè)度資本所有權(quán)；再次，與存量數(shù)據(jù)相比，流量數(shù)據(jù)的波動(dòng)性非常大，在較小國(guó)家的表現(xiàn)尤其明顯（B é nassy-Qu é r éetal.，2007）。

FDI的雙邊數(shù)據(jù)可以通過(guò)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)際貨幣基金組織聯(lián)合對(duì)外直接投資調(diào)查（CDIS）數(shù)據(jù)庫(kù)以及聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫(kù)獲得，但是OECD數(shù)據(jù)庫(kù)并不包括發(fā)展中國(guó)家數(shù)據(jù)，而金融發(fā)展水平的低下、金融市場(chǎng)開(kāi)放程度不足卻是發(fā)展中國(guó)家的典型特征。因此，為統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的一致性，本文在此選擇UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)以及CDIS數(shù)據(jù)庫(kù)中的對(duì)外直接投資頭寸指標(biāo)（Outward）作為數(shù)據(jù)樣本。同時(shí)，本文進(jìn)一步歸并加入中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)，以彌補(bǔ)上述數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)中國(guó)OFDI匯報(bào)不完整的問(wèn)題。

2.主要解釋變量

（1）金融競(jìng)爭(zhēng)力（finc＿i；finc＿j）

全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告2015—2016指出，有效的金融市場(chǎng)應(yīng)當(dāng)具備以下特征：資產(chǎn)價(jià)格能夠反映所有可得的共同信息、市場(chǎng)泡沫較少、對(duì)沖管理風(fēng)險(xiǎn)的能力、將儲(chǔ)蓄配置至最具生產(chǎn)力的投資中。因此，金融發(fā)展指標(biāo)不但應(yīng)當(dāng)體現(xiàn)金融中介系統(tǒng)的深度（包括貸款、股票、債券、保險(xiǎn)及其他金融產(chǎn)品的可供性與流動(dòng)性），而且能夠衡量金融市場(chǎng)的資本配置效率、在投資者與企業(yè)之間建立更加長(zhǎng)期的合作關(guān)系以及提供有效的支付系統(tǒng)以降低交易成本。

但是，在當(dāng)前衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)中，基本使用的是私人信貸占GDP的比重、M 2占GDP的比重、股市市值占GDP的比重、股市換手率、股市交易額等金融資產(chǎn)的存量或流量指標(biāo)（Becketal.，1999；Becketal.，2009；?ih á ketal.，2012）。如果根據(jù)上述指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度，2014年中國(guó)的M 2占GDP的比重為206%，私人信貸占GDP的比重為155%，股市市值占GDP的比重為75%，股市交易額占GDP的比重為362%，股市換手率占股市市值的比重為480%。諸多指標(biāo)均顯示，中國(guó)的金融發(fā)展水平處于全球領(lǐng)先水平。但是，中國(guó)是一個(gè)金融市場(chǎng)欠發(fā)達(dá)的國(guó)家，金融市場(chǎng)上存在著嚴(yán)重的金融抑制與融資約束（Abiadetal.，2010；Songetal.，2011）。由此可見(jiàn)，對(duì)于金融市場(chǎng)不健全、缺乏投資規(guī)范的發(fā)展中國(guó)家而言，上述指標(biāo)可能并非一國(guó)金融發(fā)展水平合意的測(cè)度方式。

對(duì)于上述測(cè)度指標(biāo)的不合理性，Rousseau＆Wachtel（2011）的研究甚至指出，如果沒(méi)有健全的金融機(jī)構(gòu)和金融穩(wěn)定性，過(guò)度的金融發(fā)展會(huì)導(dǎo)致金融危機(jī)的發(fā)生；在Obsetfeldetal.（2010）的研究中，使用M 2占GDP的比重指標(biāo)度量金融不穩(wěn)定程度；Moghadametal.（2011）則認(rèn)為，M 2／GDP代表本國(guó)資本外逃的可能性，因此需要外匯儲(chǔ)備來(lái)覆蓋此風(fēng)險(xiǎn)。由此可見(jiàn)，如果較高的金融資產(chǎn)的存量或流量來(lái)自于資本在金融體系內(nèi)部空轉(zhuǎn)產(chǎn)生的泡沫或者實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)的過(guò)度負(fù)債，而非金融部門(mén)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的有效支撐，則上述存量與流量指標(biāo)很大程度上代表了金融不穩(wěn)定程度，而非金融市場(chǎng)的真實(shí)發(fā)展水平。

因此，本文在此使用全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告中的第八支柱指標(biāo)“金融市場(chǎng)發(fā)展”來(lái)度量金融市場(chǎng)的深化程度。該指標(biāo)不但考察了金融市場(chǎng)的效率（包括金融服務(wù)的可提供性、金融服務(wù)的可承擔(dān)性、通過(guò)本國(guó)股市融資的可獲得性、貸款獲得的難易程度、風(fēng)險(xiǎn)資本的可提供性），而且考察了金融市場(chǎng)的可信賴性與信心（銀行穩(wěn)定性、證券交易監(jiān)管與法律規(guī)則指數(shù)），從而更好地度量了一國(guó)金融市場(chǎng)的深化程度。

（2）金融開(kāi)放（kaopen＿i；kaopen＿j）

本文在此選擇Chinn＆Ito（2006，2008）的KAOPEN指標(biāo)。該指標(biāo)能夠從整體而非僅僅從資本賬戶的角度描述一國(guó)在制度層面上對(duì)資本流動(dòng)的限制。KAOPEN的構(gòu)建方法如下。①KAOPEN指標(biāo)由四個(gè)方面的變量構(gòu)成：代表限制多重匯率存在性變量k1；代表經(jīng)常賬戶約束存在性變量k2；代表資本賬戶交易約束存在性變量k3；代表出口過(guò)程中是否需要上繳外匯的變量k4。②為了描述金融開(kāi)放度而不是管制程度，對(duì)AREAER（AnnualReportonExchangeArrangementsandExchangeRestrictions）中的上述四個(gè)變量進(jìn)行反向處理，如該項(xiàng)目不存在管制則變量取1。③由5年（當(dāng)期和滯后四期）平均的資本賬戶交易約束變量k3計(jì)算出SHAREk3。④計(jì)算k1t、k2t、SHAREk3t、k4t的標(biāo)準(zhǔn)化的第一主成分得出KAOPENt。因此，金融開(kāi)放度并不僅是由資本賬戶的管制變量SHAREk3決定，而是由四個(gè)部分綜合決定的。金融開(kāi)放總體指標(biāo)的選擇也是與Asiedu＆Lien（2004）的研究一致的，即除資本項(xiàng)下的管制之外，經(jīng)常項(xiàng)目的約束、是否存在多重匯率以及是否存在出口強(qiáng)制結(jié)匯，同樣可能影響跨境FDI交易。

3.其他控制變量

在控制變量中，本文首先根據(jù)引力模型的設(shè)定，加入母國(guó)與東道國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值（gdp＿i，gdp＿j；取對(duì)數(shù)）以控制經(jīng)濟(jì)規(guī)模，加入雙邊地理距離（dis，取對(duì)數(shù)）、共同語(yǔ)言（comlang）、共同法律起源變量（comleg）控制兩國(guó)之間的“親密關(guān)系”；此外，本文使用母國(guó)與東道國(guó)人均GDP之差（gdpp，使用2005年固定美元計(jì)價(jià)的人均GDP指標(biāo)取對(duì)數(shù)后計(jì)算得出）度量?jī)蓢?guó)之間資本要素稟賦的差異，用制度距離（inst）衡量?jī)蓢?guó)之間的制度差異①制度距離指標(biāo)的計(jì)算如下：首先，對(duì)6個(gè)維度的子指標(biāo)提取一階主成分得到投資母國(guó)與東道國(guó)的制度質(zhì)量inst＿i與 inst＿j，并定義制度距離 inst＝｜inst＿i－inst＿j｜。，用礦石與原材料出口加燃料出口占總出口的比重度量東道國(guó)自然資源的豐富程度（raw＿j）。其中，gdp＿i、gdp＿j、gdpp、raw＿j均來(lái)自于世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)（WDI），制度質(zhì)量數(shù)據(jù)來(lái)自于世界治理指標(biāo)（WGI），雙邊地理距離（dis）、共同語(yǔ)言（comlang）、共同法律起源變量（comleg）則來(lái)自于CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)。

（三）數(shù)據(jù)描述

由于金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)體系在2009年發(fā)生變動(dòng)，且CDIS數(shù)據(jù)自2009年開(kāi)始報(bào)告②在全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告2010—2011中，金融競(jìng)爭(zhēng)力中加入了對(duì)金融服務(wù)的可提供性與金融服務(wù)的可承擔(dān)性的考察。，本文數(shù)據(jù)的時(shí)間樣本自2009年開(kāi)始，在投資母國(guó)及東道國(guó)樣本中則剔除了大量西亞國(guó)家以及經(jīng)濟(jì)體量非常小的太平洋島國(guó)，數(shù)據(jù)樣本涵蓋2009—2014年間83個(gè)投資母國(guó)在126個(gè)東道國(guó)的FDI。如描述性統(tǒng)計(jì)表1所示，由于雙邊FDI數(shù)據(jù)中存在大量零值樣本，被解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后的觀測(cè)值僅有15565個(gè)，損失達(dá)7583個(gè)。因此，本文需要在實(shí)證分析中對(duì)零值樣本進(jìn)行進(jìn)一步處理；并且，由相關(guān)系數(shù)矩陣可知，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均未超過(guò)0.7，方差膨脹因子檢驗(yàn)中各解釋變量的方差膨脹系數(shù)也未超過(guò)5，即模型中并不存在嚴(yán)重的多元共線性問(wèn)題。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）基準(zhǔn)回歸

根據(jù)計(jì)量模型（1），本文使用最小虛擬變量二乘法（LSDV）進(jìn)行估計(jì)。此外，為解決零值樣本損失的問(wèn)題，本文進(jìn)行如下處理。首先，借鑒Lane＆Milesi-Ferretti（2008）的方式，對(duì)被解釋變量進(jìn)行微量調(diào)整，即在雙邊FDI原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上加入微量ε（ε＝1）之后，再進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并分別用LSDV以及Tobit模型進(jìn)行回歸。其次，使用Heckman兩階段模型進(jìn)行估計(jì)。第一階段是擴(kuò)展邊際，通過(guò)probit模型討論兩國(guó)之間是否存在FDI的影響因素。第二階段是集約邊際，討論兩國(guó)之間投資頭寸大小。由于Heckman兩階段模型有效識(shí)別的拇指法則是選擇方程中至少有一個(gè)解釋變量不出現(xiàn)在水平回歸方程中，本文在擴(kuò)展邊際的選擇方程中加入被解釋變量滯后一期，計(jì)量模型設(shè)定如（2）、（3）式所示。其中，fdi＿dumij代表i對(duì)j是否有FDI，如果雙邊FDI頭寸大于零，則該變量取1，否則為0。λijt為米爾斯逆，用以修正水平方程中的樣本選擇偏差，如果λijt顯著不等于0，則表明存在樣本選擇的偏差。

根據(jù)假設(shè)一與假設(shè)二，投資母國(guó)及東道國(guó)金融競(jìng)爭(zhēng)力（finc＿i、finc＿j）、投資母國(guó)及東道國(guó)金融開(kāi)放度（kaopen＿i、kaopen＿j）均應(yīng)顯著為正?；貧w結(jié)果表2顯示，無(wú)論是在未進(jìn)行微量調(diào)整的LSDV回歸、進(jìn)行微量調(diào)整的LSDV及Tobit模型回歸，還是在Heckman兩階段模型的集約邊際中，投資母國(guó)與東道國(guó)的金融競(jìng)爭(zhēng)力與金融開(kāi)放變量均顯著為正，有效地驗(yàn)證了假設(shè)一與假設(shè)二；金融開(kāi)放變量在擴(kuò)展邊際中并不顯著，即無(wú)論是母國(guó)還是東道國(guó)的資本管制，均不會(huì)完全抑制FDI跨境交易。

控制變量中，在列（1）—（5）中，母國(guó)及東道國(guó)人均GDP變量均在1%水平下顯著為正，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響顯著；制度距離變量顯著為負(fù)，共同語(yǔ)言、共同法律起源變量顯著為正，與FDI引力模型的預(yù)期也是相符的。制度質(zhì)量、距離變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明母國(guó)更傾向于把FDI資產(chǎn)配置到與本國(guó)制度接近的地區(qū)；母國(guó)與東道國(guó)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距（gdpp）顯著為正，F(xiàn)DI由經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較高的國(guó)家流向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較低的國(guó)家，驗(yàn)證了要素稟賦對(duì)跨境FDI交易的影響。

表2 金融競(jìng)爭(zhēng)力金融開(kāi)放與雙邊對(duì)外直接投資

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平下顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量。下表同。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

如上文所述，金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)由8個(gè)維度的子指標(biāo)加權(quán)平均得出，但是，8個(gè)維度的子指標(biāo)所代表的意義又各不相同。其中，可提供性指標(biāo)回答“在這個(gè)國(guó)家，金融部門(mén)為企業(yè)經(jīng)營(yíng)提供金融產(chǎn)品與服務(wù)的寬度如何”；可承擔(dān)性指標(biāo)回答“在這個(gè)國(guó)家，金融服務(wù)是企業(yè)經(jīng)營(yíng)可承擔(dān)的嗎”；股市融資指標(biāo)回答“企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)行股票的難易程度如何”；貸款可得指標(biāo)回答“在僅有好的商業(yè)計(jì)劃無(wú)抵押的情況下獲得銀行貸款的難易程度”；風(fēng)險(xiǎn)資本指標(biāo)回答“具有創(chuàng)新性但是高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目獲得風(fēng)險(xiǎn)投資的難易程度”；銀行穩(wěn)固指標(biāo)回答“你認(rèn)為銀行的穩(wěn)定性如何”；證券監(jiān)管指標(biāo)回答“證券交易監(jiān)管的有效性如何”；法律規(guī)則指標(biāo)回答“借款與貸款人受法律保護(hù)的程度”。得分越高，代表金融競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。上述子指標(biāo)針對(duì)的內(nèi)容各不相同，因此，在第一個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文需要查看不同維度的金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)對(duì)雙邊FDI的影響是否具有差異。

在8個(gè)維度的金融競(jìng)爭(zhēng)力子指標(biāo)的基礎(chǔ)上，本文使用Heckman兩階段模型進(jìn)行回歸，其中集約邊際的回歸結(jié)果如表3所示①由于頁(yè)面限制以及本文主要關(guān)注擴(kuò)展邊際FDI的多少，在此并未匯報(bào)集約邊際的回歸結(jié)果。結(jié)果備索。，列（1）—（8）分別為8個(gè)子指標(biāo)的回歸結(jié)果。在投資母國(guó)與東道國(guó)中，金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)均在1%水平下顯著為正，驗(yàn)證了假設(shè)一。但是在8個(gè)維度金融競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)中，金融服務(wù)的可提供性和可承擔(dān)性指標(biāo)的回歸系數(shù)相對(duì)較大，風(fēng)險(xiǎn)資本與法律規(guī)則指標(biāo)的回歸系數(shù)較小，即雙邊FDI受母國(guó)與東道國(guó)金融產(chǎn)品與服務(wù)提供的影響較大，但是對(duì)法律規(guī)則是否能夠有效保護(hù)借款人和貸款人利益、本國(guó)創(chuàng)新性項(xiàng)目能否獲得風(fēng)險(xiǎn)投資的支持相對(duì)不太敏感。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)一——金融競(jìng)爭(zhēng)力子指標(biāo)

注：由于篇幅問(wèn)題，在此僅匯報(bào)了重要解釋變量的回歸結(jié)果，其余部分備索。下表同。

根據(jù) Schindler（2009）、Fern á ndezetal.（2016）構(gòu)建的 KA數(shù)據(jù)庫(kù)，F(xiàn)DI項(xiàng)下的管制可分為流出管制、流入管制與投資清盤(pán)管制三大類(lèi)，但是，在上文重點(diǎn)分析的是整體的金融開(kāi)放指標(biāo)如何影響雙邊FDI頭寸，對(duì)于FDI項(xiàng)下的管制如何仍不明確。因此，在第二個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文需要查看投資母國(guó)的FDI流出管制（dio）、東道國(guó)的FDI流入管制（dii）以及投資清盤(pán)（ldi）管制是否會(huì)顯著降低雙邊FDI頭寸。數(shù)據(jù)處理方式與計(jì)量模型選擇均與表2相同，并得到回歸結(jié)果如表4的列（1）—（5）所示。

在KA數(shù)據(jù)庫(kù)中，使用虛擬變量的方式度量FDI流出、流入及投資清盤(pán)的管制情況，存在較為嚴(yán)格的管制則指標(biāo)取1，否則取0。由回歸結(jié)果表4可見(jiàn)，F(xiàn)DI項(xiàng)下的流入管制及投資清盤(pán)管制指標(biāo)的回歸系數(shù)基本均在1%水平下顯著為負(fù)。尤其是投資清盤(pán)管制指標(biāo)ldi的影響較大，在列（1）—（5）中，回歸系數(shù)的絕對(duì)值均顯著大于流入管制指標(biāo)dii。根據(jù)Heckman兩階段回歸結(jié)果可知，當(dāng)投資清盤(pán)管制指標(biāo)由1變化為0時(shí)，在集約邊際上兩國(guó)之間有FDI存在的概率增加2.5%，在擴(kuò)展邊際上雙邊FDI增加104%。而中國(guó)當(dāng)前存在著較為嚴(yán)格的投資清盤(pán)管制，放松對(duì)FDI清盤(pán)的管制，完善外商在華投資的退出渠道，反而可能是吸引更多FDI流入的有效方式。對(duì)于FDI的流出管制指標(biāo)，研究結(jié)論則不盡相同。在未進(jìn)行微量調(diào)整的回歸以及Heckman兩階段模型，流出管制指標(biāo)均顯著為負(fù)，即投資母國(guó)對(duì)FDI流出的管制會(huì)顯著降低其FDI資產(chǎn)頭寸。但是，在進(jìn)行微量調(diào)整的Tobit模型以及Heckman兩階段模型集約邊際的回歸結(jié)果中，dio變量卻顯著為正。對(duì)此異象，一個(gè)合理的解釋是，流出管制降低了兩國(guó)之間不存在投資的概率，即在流出管制較小的情形下，F(xiàn)DI可以自由流動(dòng)至具有比較優(yōu)勢(shì)的地區(qū)，而資本管制的強(qiáng)制力量反而可能將FDI引向本不應(yīng)該進(jìn)行投資的地區(qū)，由此導(dǎo)致了該變量的回歸系數(shù)顯著為正。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)二——FDI管制指標(biāo)

五、結(jié)論與政策建議

本文使用2009—2014年83個(gè)投資母國(guó)在126個(gè)東道國(guó)投資的雙邊FDI頭寸數(shù)據(jù)，在引力模型的框架下實(shí)證檢驗(yàn)了金融競(jìng)爭(zhēng)力、金融開(kāi)放因素對(duì)雙邊FDI的影響，并且針對(duì)零值樣本、金融競(jìng)爭(zhēng)力與金融開(kāi)放不同的測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行了若干穩(wěn)健性分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）投資母國(guó)與東道國(guó)金融競(jìng)爭(zhēng)力的提高顯著促進(jìn)了雙邊FDI，不但在擴(kuò)展邊際上影響兩國(guó)之間投資的多少，而且在集約邊際上提高兩國(guó)之間存在雙邊FDI的概率；（2）整體金融開(kāi)放指標(biāo)對(duì)雙邊FDI頭寸的影響集中于擴(kuò)展邊際，對(duì)集約邊際的影響不大，即金融開(kāi)放是兩國(guó)之間投資多少的重要影響因素，但并非是否存在投資的重要原因；（3）金融競(jìng)爭(zhēng)力各子指標(biāo)的回歸系數(shù)雖然均在1%水平下顯著，但是回歸系數(shù)大小存在差異，其中金融產(chǎn)品與服務(wù)的可提供性與可承擔(dān)性的影響較大，風(fēng)險(xiǎn)資本的提供及法律規(guī)則對(duì)借貸雙邊的保護(hù)影響較??；（4）針對(duì)FDI項(xiàng)下的管制指標(biāo)與整體金融開(kāi)放指標(biāo)的影響存在差異，其中，東道國(guó)投資清盤(pán)管制的負(fù)向影響較大，流入管制影響較小但依然顯著為負(fù)，投資母國(guó)的流出管制在擴(kuò)展邊際上顯著為負(fù)，但是較高的流出管制水平卻可能導(dǎo)致該國(guó)的FDI分布在更多的地區(qū)。

以上結(jié)論均印證了假設(shè)一與假設(shè)二，顯示出金融競(jìng)爭(zhēng)力、金融開(kāi)放對(duì)雙邊FDI的重要影響，即一國(guó)金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力與金融開(kāi)放程度的提高可以同時(shí)提高本國(guó)的FDI資產(chǎn)負(fù)債頭寸。因此，借鑒國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，在中國(guó)當(dāng)前迫切需要進(jìn)一步引進(jìn)國(guó)外高技術(shù)含量直接投資以及本國(guó)企業(yè)走出去的背景下，本文的研究結(jié)論具有如下政策意義：

首先，中國(guó)需要提高金融競(jìng)爭(zhēng)力。如圖1左圖所示，截至當(dāng)前，中國(guó)金融競(jìng)爭(zhēng)力的評(píng)分為4.08，全球排名僅為第54位，其中，金融產(chǎn)品及服務(wù)的可得性排名61，銀行系統(tǒng)的穩(wěn)定性排名78，法律規(guī)則指數(shù)排名第80。中國(guó)的金融競(jìng)爭(zhēng)力不但嚴(yán)重落后于發(fā)達(dá)國(guó)家，而且自2010年起，就再無(wú)實(shí)質(zhì)性提升。此外，此外，金融競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告2015—2016認(rèn)為，在中國(guó)營(yíng)商環(huán)境的主要不足中，難以獲得足夠的金融產(chǎn)品與服務(wù)高居第二位。因此，中國(guó)要推動(dòng)FDI的雙向流動(dòng)，持續(xù)擴(kuò)大對(duì)外直接投資的資產(chǎn)負(fù)債規(guī)模，提高本國(guó)金融市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力不可或缺。

圖1 中國(guó)的金融競(jìng)爭(zhēng)力及金融開(kāi)放

其次，繼續(xù)推動(dòng)賬戶開(kāi)放。自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)漸進(jìn)式的金融開(kāi)放已取得重要進(jìn)展，當(dāng)前經(jīng)常賬戶項(xiàng)下的管制已基本不存在，取消了多重匯率及出口強(qiáng)制結(jié)匯。但是，中國(guó)的金融賬戶項(xiàng)下依然存在著較為嚴(yán)重的管制，導(dǎo)致整體金融開(kāi)放水平并不高（金融開(kāi)放指數(shù)持續(xù)為0.16，2014年全球排名107位）。此外，雖然當(dāng)前大幅修訂了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》，并通過(guò)自貿(mào)區(qū)建設(shè)、雙邊投資協(xié)定（BIT）簽訂、“一帶一路”倡儀等政策不斷推動(dòng)中國(guó)FDI流入流出，但是整體而言，尤其是與國(guó)際上其他國(guó)家相比，中國(guó)FDI項(xiàng)下的管制依然較為嚴(yán)格（如圖1右圖所示，在KA數(shù)據(jù)庫(kù)中，中國(guó)FDI的管制水平持續(xù)為最高的1），依然需要持續(xù)推動(dòng)金融開(kāi)放尤其是FDI項(xiàng)下的開(kāi)放。

董青馬，盧滿生.金融開(kāi)放度與發(fā)展程度差異對(duì)銀行危機(jī)生成機(jī)制影響的實(shí)證分析.國(guó)際金融研究，2010（6）：79—85.李俊青，韓其恒.不完全金融市場(chǎng)、海外資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與國(guó)際貿(mào)易.經(jīng)濟(jì)研究，2011（2）：31—43.

劉莉亞，何彥林，王照飛，程天笑.融資約束會(huì)影響中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資嗎——基于微觀視角的理論和實(shí)證分析.金融研究，2015（8）：124—140.

王碧珺，譚語(yǔ)嫣，余淼杰，黃益平.融資約束是否抑制了中國(guó)民營(yíng)企業(yè)對(duì)外直接投資.世界經(jīng)濟(jì)，2015（12）：54—78.魏彥杰，鐘娟，沙文兵.中國(guó)金融自由化、金融發(fā)展與投資水平差異.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2015，36（3）：55—71.

Abiad，A.，Detragiache，E.，＆Tressel，T.ANewDatabaseofFinancialReforms.IMFStaffPapers，2010，57（2）：281－302.

Alfaro，L.，Kalemli-Ozcan，S.，＆Volosovych，V.WhyDoesn＇tCapitalFlowfromRichtoPoorCountries？AnEmpiricalInvestigation.TheReviewofEconomicsandStatistics，2008，90（2）：347－368.

Asiedu，E.，＆Lien，D.CapitalControlsandForeignDirectInvestment.WorldDevelopment，2004，32（3）：479－490.

Beck，T.，Demirg ü ?-Kunt，A.，＆Levine，R.FinancialInstitutionsandMarketsacrossCountriesandoverTimeDataandAnalysis.WorldBankPolicyResearchWorkingPaper，2009（4943）.

Beck，T.，Demirg ü ?-Kunt，A.，＆Levine，R.E.ANewDatabaseonFinancialDevelopmentandStructure.WorldBankEconomicReview，1999，14（3）：597－605.

B é nassyQu é r é，A.，Coupet，M.，＆Mayer，T.InstitutionalDeterminantsofForeignDirectInvestment.TheWorldEconomy，2007，30（5）：764－782.

Binici，M.，Hutchison，M.，＆Schindler，M.ControllingCapital？LegalRestrictionsandtheAssetCompositionofInternationalFinancialFlows.JournalofInternationalMoneyandFinance，2010，29（4）：666－684.

Chaney，T.LiquidityConstrainedExporters.JournalofEconomicDynamicsandControl，2016，（72）：141－154.

Chinn，M.D.，＆Ito，H.WhatMattersforFinancialDevelopment？CapitalControls，Institutions，andInteractions.JournalofDevelopmentEconomics，2006，81（1）：163－192.

Chinn，M.D.，＆Ito，H.ANewMeasureofFinancialOpenness.JournalofComparativePolicyAnalysis，2008，10（3）：309－322.

?ih á k，M.，Demirg ü?-Kunt，A.，F(xiàn)eyen，E.，＆Levine，R.BenchmarkingFinancialDevelopmentaroundtheWorld.WorldBankPolicyResearchWorkingPape，2012（6175）.

ClaessensS，＆LaevenL.FinancialDevelopment，PropertyRights，andGrowth.JournalofFinance，2003，58（6）：2401－2436.

Daude，C.，＆Fratzscher，M.ThePeckingOrderofCross-borderInvestment.JournalofInternationalEconomics，2008，74（1）：94－119.

Faeth，I.DeterminantsofForeignDirectInvestment-aTaleofNineTheoreticalModels.JournalofEconomicSurveys，2009，23（1）：165－196.

Fern á ndez，A.，Klein，M.W.，Rebucci，A.，Schindler，M.，＆Uribe，M.CapitalControlMeasures：ANewDataset.IMFStaffPapers，2016，64（3）：548－574.

Gelos，G.，＆Wei，S.-J.TransparencyandInternationalPortfolioHoldings.JournalofFinance，2005，60（6）：2987－3020.GreenawayD.，＆ KnellerR.FirmHeterogeneity，ExportingandForeignDirectInvestment.EconomicJournal，2007，117（517）：F 134－F 161.

Grossman，G.M.，＆Helpman，E.ManagerialIncentivesandtheInternationalOrganizationofProduction.JournalofInternationalEconomics，2004，63（2）：237－262.

Helpman，E.，Melitz，M.J.，＆Yeaple，S.R.ExportVersusFDIwithHeterogeneousFirms.AmericanEconomicReview，2004，94（1）：300－316.

HenryP.B.DoStockMarketLiberalizationsCauseInvestmentBooms.JournalofFinancialEconomics，2000，58（1）：201－334.

JavorcikB.S.，＆WeiS.J.CorruptionandCross-borderInvestmentinEmergingMarkets：Firm-levelEvidence.JournalofIn-ternationalMoney＆Finance，2009，28（4）：605－624.

Ju，J.，＆Wei，S.J.DomesticInstitutionsandtheBypassEffectofFinancialGlobalization.AmericanEconomicJournal：EconomicPolicy，2010，2（4）：173－204.

Liu，Z.ForeignDirectInvestmentandTechnologySpillover：EvidencefromChina.JournalofComparativeEconomics，2002，30（3）：579－602.

Lane，P.R.，＆Milesi-Ferretti，G.M.InternationalInvestmentPatterns.TheReviewofEconomicsandStatistics，2008，90（3）：538－549.

Lucas，R.E.WhyDoesn＇tCapitalFlowfromRichtoPoorCountries？TheAmericanEconomicReview，1990，80（2）：92－96.ManovaK.CreditConstraints，HeterogeneousFirms，andInternationalTrade.TheReviewofEconomicStudies，2013，80（2）：711－744.

Mendoza，E.G.，Quadrini，V.，＆Rios-Rull，J.V.FinancialIntegration，F(xiàn)inancialDevelopment，andGlobalImbalances.JournalofPoliticalEconomy，2009，117（3），371－416.

Moghadam，R.，Ostry，J.D.，＆Sheehy，R.AssessingReserveAdequacy.IMFPolicyPapers，2011，14.

Montiel，P.，＆Reinhart，C.M.DoCapitalControlsandMacroeconomicPoliciesInfluencetheVolumeandCompositionofCapitalFlows？Evidencefromthe 1990 s.JournalofInternationalMoneyandFinance，1999，18（4），619－635.

Obsetfeld，M.，Shambaugh，J.C.，＆Taylor，A.M.FinancialStability，theTrilemma，andInternationalReserves.AmericanEconomicJournalMacroeconomics，2010，2（2）：57－94.

Portes，R.，＆Rey，H.TheDeterminantsofCross-borderEquityFlows.JournalofInternationalEconomics，2005，65（2）：269－296.

Portes，R.，Rey，H.，＆Oh，Y.InformationandCapitalFlows：TheDeterminantsofTransactionsinFinancialAssets.EuropeanEconomicReview，2001，45（4）：783－796.

Rousseau，P.L.，＆Wachtel，P.WhatisHappeningtotheImpactofFinancialDeepeningonEconomicGrowth？EconomicInquiry，2011，49（1）：276－288.

Schindler，Martin.MeasuringFinancialIntegration：ANewDataSet.IMFStaffPapers，2009，56（1）：222－238.

Song，Z.，Storesletten，K.，＆Zilibotti，F(xiàn).GrowingLikeChina.TheAmericanEconomicReview，2011，101（1）：196－233.SteinE，＆DaudeC.LongitudeMatters：TimeZonesandtheLocationofForeignDirectInvestment.JournalofInternationalEconomics，2007，71（1）：96－112.

Tang，S.，Selvanathan，E.A.，＆Selvanathan，S.ForeignDirectInvestment，DomesticInvestmentandEconomicGrowthinChina：ATimeSeriesAnalysis.TheWorldEconomy，2008，31（10）：1292－1309.

VanNieuwerburgh，S.，＆Veldkamp，L.InformationImmobilityandtheHomeBiasPuzzle.TheJournalofFinance，2009，64（3）：1187－1215.

VanNieuwerburgh，S.，＆VeldkampD，L.InformationAcquisitionandUnder-Diversification.TheReviewofEconomicStudies，2010，77（2）：779－805.