黃新飛 王升泉 杜靈珊 葉梓南

一、引言

外商直接投資(foreign direct investment，F(xiàn)DI) 在促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展方面發(fā)揮了重要作用，地方政府競(jìng)相通過(guò)稅收優(yōu)惠(徐建煒等，2013)、降低最低工資和排污標(biāo)準(zhǔn)(朱平芳等，2011；鄭新業(yè)等，2018) 等各種措施吸引FDI。金融發(fā)展水平也被認(rèn)為是影響FDI 區(qū)位選擇的重要因素，但現(xiàn)有文獻(xiàn)在金融發(fā)展是促進(jìn)FDI 還是抑制FDI 上存在分歧。一方面，東道國(guó)或地區(qū)具備較為發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)(如股票市場(chǎng))，為FDI 進(jìn)入提供了更好的融資環(huán)境并較好地緩解了融資約束，而且地區(qū)金融發(fā)展水平的提高也會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，實(shí)現(xiàn)外商企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因此金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)FDI 流入(Alfaro 等，2004；Antràs 等，2009；Hyun 和Kim，2010)。另一方面，金融發(fā)展水平的提高可能導(dǎo)致要素價(jià)格上漲、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，從而抑制FDI 的流入，即存在金融發(fā)展的“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” (Desbordes 和Wei，2017；Bilir 等，2019)。

具體到中國(guó)實(shí)踐的研究，Huang (2003) 的理論分析認(rèn)為中國(guó)的金融體系具有明顯的國(guó)企偏向性，私有企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束，而FDI 為私有企業(yè)提供了一種融資渠道，因此預(yù)測(cè)中國(guó)表現(xiàn)為較低的金融發(fā)展水平與較大的FDI 規(guī)模。但基于中國(guó)各省或地級(jí)市數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，中國(guó)金融發(fā)展水平對(duì)FDI 有顯著促進(jìn)作用(呂朝鳳和黃梅波，2018；Yao 等，2018a；Yao 等，2018b)。

由此可見(jiàn)，無(wú)論基于跨國(guó)數(shù)據(jù)還是中國(guó)各省或地級(jí)以上城市數(shù)據(jù)，現(xiàn)有研究均未就金融發(fā)展與FDI 的關(guān)系達(dá)成一致結(jié)論。本文認(rèn)為，金融發(fā)展與FDI 的實(shí)證研究存在著較為嚴(yán)重的反向因果關(guān)系。一方面，F(xiàn)DI 會(huì)通過(guò)商業(yè)信用對(duì)東道國(guó)企業(yè)融資約束產(chǎn)生影響(Lin 和Ye，2018)，進(jìn)而從資金需求側(cè)對(duì)東道國(guó)金融發(fā)展產(chǎn)生影響；另一方面，F(xiàn)DI 作為東道國(guó)企業(yè)尤其私營(yíng)企業(yè)的一種重要的融資工具，會(huì)減少東道國(guó)企業(yè)對(duì)本國(guó)金融發(fā)展水平的依賴(lài)程度，即FDI 對(duì)東道國(guó)的金融發(fā)展有替代作用。基于跨國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究較少對(duì)反向因果問(wèn)題進(jìn)行探討，因此面臨嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題，可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論的分歧。而基于中國(guó)地區(qū)層面數(shù)據(jù)的實(shí)證研究試圖通過(guò)尋找金融發(fā)展的工具變量克服內(nèi)生性問(wèn)題，但所選取的工具變量均不能?chē)?yán)格地滿(mǎn)足外生性要求，因此研究結(jié)論可能是有偏的。

在工具變量的選擇上，Yao 等(2018a) 選取金融部門(mén)從業(yè)人員占比作為金融發(fā)展的工具變量，但由于金融部門(mén)從業(yè)人員占比增大可能意味著該地區(qū)勞動(dòng)力成本增加，從而會(huì)抑制FDI 的進(jìn)入，故不滿(mǎn)足工具變量外生性的要求。Yao 等(2018b) 采用樣本城市到深圳和上海的半正矢距離作為金融發(fā)展的工具變量，但距離深圳和上海較近的東部沿海地區(qū)可能出現(xiàn)土地資源緊張的現(xiàn)象，故該工具變量可能通過(guò)影響外商準(zhǔn)入條件進(jìn)而對(duì)FDI 產(chǎn)生影響。呂朝鳳和黃梅波(2018) 選取20 世紀(jì)初各省區(qū)基督教高級(jí)教會(huì)小學(xué)注冊(cè)學(xué)生數(shù)在當(dāng)?shù)厝丝谥械谋壤约吧鐣?huì)信任程度作為金融發(fā)展的工具變量。前者用于衡量當(dāng)?shù)厥芪鞣轿幕绊懙某潭?，但在基督教活躍之處，以教會(huì)學(xué)校學(xué)生為主體的基督教組織單位——團(tuán)契，常常開(kāi)展豐富的社會(huì)服務(wù)活動(dòng)，以公益救濟(jì)等方式提升社會(huì)公德，從而可以促進(jìn)地區(qū)社會(huì)的穩(wěn)定，而社會(huì)穩(wěn)定的地區(qū)往往更受外商的青睞；后者則可通過(guò)倒逼政府改革，影響地方正式制度的開(kāi)放程度從而影響外商的決策。此外，他們還提出使用各省區(qū)新民主主義經(jīng)濟(jì)時(shí)期的私營(yíng)工業(yè)發(fā)展水平作為金融發(fā)展的工具變量，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能存在路徑依賴(lài)，故可能影響當(dāng)?shù)匦袠I(yè)在全球價(jià)值鏈中的位置，進(jìn)而影響外商的決策制定，因此該文選取的工具變量的外生性也值得商榷。

因此，為了準(zhǔn)確識(shí)別金融發(fā)展與FDI 的因果關(guān)系，本文認(rèn)為有必要為金融發(fā)展尋找更為有效的工具變量。以往文獻(xiàn)中工具變量的選擇均聚焦于近現(xiàn)代金融發(fā)展的外部客觀(guān)條件，本文認(rèn)為，雖然從現(xiàn)代歷史經(jīng)驗(yàn)出發(fā)，尤其是1978 年改革開(kāi)放后，各地區(qū)金融發(fā)展可能受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)和地理變量的影響，但從更為長(zhǎng)遠(yuǎn)的歷史角度出發(fā)，當(dāng)前的金融發(fā)展實(shí)際上是我國(guó)歷史金融制度框架下的延續(xù)。首先，歷史制度可以通過(guò)塑造個(gè)體內(nèi)在行為準(zhǔn)則、信仰與價(jià)值觀(guān)對(duì)當(dāng)代經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響(Nunn 和Wantchekon，2011)。我國(guó)貨幣金融制度可追溯到先秦時(shí)期，后經(jīng)過(guò)歷朝歷代的實(shí)踐與創(chuàng)新，對(duì)當(dāng)今金融體系的發(fā)展和完善產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。其次，歷史金融制度中蘊(yùn)含大量的非正式制度，而這些非正式制度可以通過(guò)民族宗教與文化等渠道實(shí)現(xiàn)世代相傳(Bisin 和Verdier，2000)，并通過(guò)內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力對(duì)當(dāng)今經(jīng)濟(jì)主體的金融行為產(chǎn)生影響。因此，本文選擇歷史上我國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展中的非正式制度(即古寺院金融) 作為我國(guó)現(xiàn)代金融發(fā)展水平的工具變量。

基于以上分析，本文構(gòu)建了我國(guó)各地級(jí)及以上城市“佛教寺院數(shù)量×未來(lái)兩年全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重的均值”，以此作為地區(qū)金融發(fā)展的工具變量，與Nunn 和Qian (2014)①Nunn 和Qian (2014) 研究了美國(guó)對(duì)外食品援助對(duì)受援國(guó)國(guó)內(nèi)沖突的影響，為解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，使用了一種基于交互項(xiàng)的構(gòu)建工具變量的方法，具體為“滯后一期的美國(guó)小麥產(chǎn)量×受援國(guó)于樣本期內(nèi)接受援助的概率”。分解來(lái)看，無(wú)論是滯后一期的美國(guó)小麥產(chǎn)量還是受援國(guó)于樣本期內(nèi)接受援助的概率均滿(mǎn)足相關(guān)性和外生性的要求，因此構(gòu)造的交互項(xiàng)也能滿(mǎn)足兩個(gè)工具變量的要求。但與此同時(shí)，又是一個(gè)隨受援國(guó)和隨時(shí)間變化的變量。類(lèi)似。該工具變量的每個(gè)成分都滿(mǎn)足相關(guān)性和外生性的要求，因此交互項(xiàng)也同樣滿(mǎn)足要求，且該工具變量隨城市和隨時(shí)間變化。具體來(lái)看，與現(xiàn)有文獻(xiàn)提出的工具變量相比，該工具變量更為有效。從相關(guān)性來(lái)看，首先，佛教寺院集宗教與金融功能為一身，其獨(dú)有的教義可為金融業(yè)務(wù)中公平信用做擔(dān)保，進(jìn)而通過(guò)營(yíng)造良好的宗教氛圍影響金融活動(dòng)發(fā)展；其次，佛教寺院是我國(guó)早期的信用機(jī)構(gòu)，其經(jīng)營(yíng)形式得以不間斷地傳承與創(chuàng)新，為近現(xiàn)代諸多金融業(yè)務(wù)中的制度安排奠定實(shí)踐基礎(chǔ)；最后，佛教寺院可以實(shí)現(xiàn)不依賴(lài)于血緣和法律的社會(huì)化募資，并通過(guò)締結(jié)社會(huì)關(guān)系影響當(dāng)今人們的金融決策。從外生性來(lái)看，由于佛教寺院均不具備對(duì)外營(yíng)業(yè)的商業(yè)牌照，無(wú)法對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量造成直接影響。

本文使用的工具變量以及構(gòu)建工具變量的思路可在相關(guān)研究中使用。賈俊生等(2017) 在金融發(fā)展影響企業(yè)創(chuàng)新的研究中同樣參考了Nunn 和Qian (2014)，使用了與本文類(lèi)似的構(gòu)建工具變量的思路，構(gòu)造了“1936 年銀行數(shù)量×年份” 作為金融發(fā)展的工具變量，類(lèi)似地，他們還在穩(wěn)健性檢驗(yàn)里使用“1997—2005 年市場(chǎng)中介組織和法制環(huán)境指數(shù)的平均值×年份” 作為金融發(fā)展的工具變量。劉行和葉康濤(2014) 在金融發(fā)展影響企業(yè)所得稅負(fù)的研究中，采用了“企業(yè)所在地區(qū)港口城市的數(shù)量” “在第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)后的清朝時(shí)期，企業(yè)所在地區(qū)是否有向外國(guó)開(kāi)放口岸” “在第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)后的清朝時(shí)期，企業(yè)所在地區(qū)是否存在外國(guó)的租界” 這三個(gè)變量作為金融發(fā)展的工具變量。

概括來(lái)看，在Acemoglu 等(2001) 后，基于歷史變量構(gòu)造當(dāng)代變量的工具變量已成為一種重要方法。具體到金融發(fā)展的工具變量上，現(xiàn)有文獻(xiàn)中尋找影響當(dāng)代金融發(fā)展的歷史變量，并基于該歷史變量構(gòu)造金融發(fā)展的工具變量也成為主流方法。參考關(guān)于寺廟金融的相關(guān)研究(王任遠(yuǎn)等，2017；周建波等，2018；周建波，2018)，激發(fā)了我們采用古寺廟金融作為現(xiàn)代金融發(fā)展的工具變量的新視角。

本文的邊際貢獻(xiàn)有以下三點(diǎn): 第一，利用我國(guó)261 個(gè)地級(jí)及以上城市樣本數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究地區(qū)金融發(fā)展對(duì)FDI 區(qū)位選擇的影響，國(guó)內(nèi)對(duì)該話(huà)題的研究還相對(duì)較少；第二，從文化金融的視角出發(fā)，闡述寺院金融對(duì)當(dāng)代金融發(fā)展的影響途徑，將其作為城市金融發(fā)展水平的工具變量，深入理解當(dāng)今城市金融發(fā)展差異的長(zhǎng)期原因；第三，與以往研究結(jié)論不同，本文認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 抑制了城市吸收FDI，該結(jié)論有助于認(rèn)識(shí)和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，因此具有重要的政策含義。

二、理論分析

其中，s表示東道國(guó)，Ass為東道國(guó)消費(fèi)者對(duì)東道國(guó)企業(yè)所生產(chǎn)商品的總需求。α為溢價(jià)因子，R為東道國(guó)的利率，fS為每期的可變成本，三者均外生。

此外，沿用Bilir 等(2019) 的設(shè)定，東道國(guó)消費(fèi)者對(duì)東道國(guó)企業(yè)所生產(chǎn)商品的總需求與對(duì)外國(guó)企業(yè)所生產(chǎn)商品的總需求相等，即:

其中，w表示母國(guó)，Asw為東道國(guó)消費(fèi)者對(duì)外國(guó)企業(yè)所生產(chǎn)商品的總需求。

考慮到我國(guó)國(guó)有企業(yè)與私有企業(yè)在市場(chǎng)中扮演的角色有較大差異，本文特將兩類(lèi)企業(yè)區(qū)分開(kāi)來(lái)，關(guān)注私企與外企之間的競(jìng)爭(zhēng)。我們以θ∈[0，1] 衡量我國(guó)私有企業(yè)(p)的市場(chǎng)份額①學(xué)界常以樊綱指數(shù)衡量我國(guó)市場(chǎng)化程度，樊綱指數(shù)包含“非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展” “非國(guó)有經(jīng)濟(jì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占比” 等子項(xiàng)目，因此本文認(rèn)為地區(qū)的市場(chǎng)化程度可表示為私營(yíng)企業(yè)市場(chǎng)份額的單增函數(shù)?？紤]到簡(jiǎn)便性，同時(shí)不失一般性，以下本文也以θ 衡量地區(qū)市場(chǎng)化程度。，并將其納入Bilir 等(2019) 的理論模型中。此時(shí)生產(chǎn)率為(即每生產(chǎn)1 單位商品所需asp單位的勞動(dòng)力) 的東道國(guó)私有企業(yè)的預(yù)期利潤(rùn)為:

在自由進(jìn)入與退出的市場(chǎng)環(huán)境下，所有企業(yè)的預(yù)期成本與預(yù)期收益相等:

其中，δ表示該企業(yè)被淘汰的概率，Gs(asp) 為東道國(guó)企業(yè)技術(shù)水平的分布函數(shù)，。②參考Bilir 等(2019)，只有當(dāng)該企業(yè)生產(chǎn)1 單位商品所需勞動(dòng)力數(shù)量小于asp 時(shí)，才能在市場(chǎng)中生存。

Bilir 等(2019) 假定金融機(jī)構(gòu)可觀(guān)測(cè)到所有企業(yè)的收入，并在企業(yè)違約時(shí)向其收取其收入的η∈[0，1] 比例作為違約懲罰金?？紤]到我國(guó)金融機(jī)構(gòu)對(duì)私有企業(yè)的貸款約束較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，本文假定金融機(jī)構(gòu)為規(guī)避自身的風(fēng)險(xiǎn)，將設(shè)定θ＝1，即在企業(yè)違約時(shí)，金融機(jī)構(gòu)向其收取的違約懲罰金。因此，當(dāng)且僅當(dāng)滿(mǎn)足以下條件時(shí)，企業(yè)會(huì)選擇違約:

可得臨界值為:

此外，考慮到我國(guó)金融發(fā)展滯后于實(shí)體經(jīng)濟(jì)(孫伍琴，2004；田利輝，2014)，本文僅考慮金融發(fā)展水平不高于市場(chǎng)化程度的情況，即:

總結(jié)以上結(jié)論，可得命題1 與命題2。①因篇幅所限，本文省略了命題1 與命題2 的詳細(xì)推導(dǎo)過(guò)程，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展” 欄目下載。

命題1 金融發(fā)展水平的提高將降低我國(guó)私有企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)的門(mén)檻，但在市場(chǎng)化程度更高的地區(qū)，降低的程度更低。

命題2 金融發(fā)展水平的提高將降低我國(guó)消費(fèi)者對(duì)外企所生產(chǎn)商品的需求，且在市場(chǎng)化程度更高的地區(qū)，降低的程度更高。

以上模型在我國(guó)金融發(fā)展落后于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的大環(huán)境下，重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了我國(guó)私有企業(yè)與外企的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，并將融資約束納入私有企業(yè)的利潤(rùn)最優(yōu)化問(wèn)題。我國(guó)金融發(fā)展水平提升會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)方面的效應(yīng)。第一，金融發(fā)展會(huì)放松我國(guó)私有企業(yè)面臨的融資約束，即降低我國(guó)私有企業(yè)進(jìn)入產(chǎn)品市場(chǎng)的門(mén)檻，這意味著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度加劇；第二，隨著我國(guó)私有企業(yè)的進(jìn)入，消費(fèi)者會(huì)增加對(duì)我國(guó)私有企業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品的需求，減少對(duì)外企所生產(chǎn)產(chǎn)品的需求，即我國(guó)私有企業(yè)通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)擠出了外企。綜上，可得命題3。②命題3 的詳細(xì)推導(dǎo)過(guò)程請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

命題3 金融發(fā)展水平的提高將抑制FDI 流入。

結(jié)合上述三個(gè)命題，可得我國(guó)金融發(fā)展水平的提高可能通過(guò)降低私有企業(yè)進(jìn)入門(mén)檻抑制FDI 的流入，且在市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，抑制效應(yīng)將越明顯?？紤]我國(guó)實(shí)際情況，相比于國(guó)有企業(yè)，私有企業(yè)是更有活力、更有效率的市場(chǎng)主體(吳延兵，2012；Groves等，1994)，私有企業(yè)的進(jìn)入會(huì)促進(jìn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)③余明桂與潘虹波(2010) 提出金融發(fā)展水平的提高會(huì)提高私營(yíng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，且在初始金融發(fā)展水平越高的地區(qū)，該效應(yīng)越顯著，本文異質(zhì)性分析部分的實(shí)證結(jié)果也與該結(jié)論相呼應(yīng)。，形成對(duì)FDI 的擠出效應(yīng)。而在市場(chǎng)化程度較高(初始競(jìng)爭(zhēng)更為激烈) 的地區(qū)，市場(chǎng)本身對(duì)存活企業(yè)生產(chǎn)率的篩選也必然更加嚴(yán)格，因此相對(duì)市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)而言，這些地區(qū)憑借金融發(fā)展而新進(jìn)入市場(chǎng)的私有企業(yè)平均技術(shù)水平更高，對(duì)外商的威脅也更大，從而FDI 增速減緩也更為明顯。此外，在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，金融的發(fā)展會(huì)較不利于外企在我國(guó)擴(kuò)張，因此可能促使其轉(zhuǎn)向第三方市場(chǎng)。

三、現(xiàn)代金融發(fā)展的工具變量: 古寺院金融

我們首先回顧古寺院金融的發(fā)展背景，接著闡述古寺院金融對(duì)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響的渠道，并論證古寺院金融作為現(xiàn)代金融發(fā)展的工具變量的合理性。

(一) 古寺院金融的發(fā)展背景

宗教對(duì)一國(guó)或地區(qū)的金融發(fā)展起到了重要作用(Iannaccone，1998；Mccleary 和Barro，2006；Iyer，2016)，具體表現(xiàn)在宗教會(huì)通過(guò)信仰引導(dǎo)和制度安排鼓勵(lì)信徒從事金融活動(dòng)或作為實(shí)體直接參與金融經(jīng)營(yíng)。信仰引導(dǎo)方面，宗教強(qiáng)調(diào)“后世” 效用，并會(huì)傳達(dá)金融相關(guān)教義理論，加之宗教提供了信用擔(dān)保，這些均為宗教信徒從事金融活動(dòng)提供了經(jīng)濟(jì)激勵(lì)和天然優(yōu)勢(shì)。制度安排方面，宗教會(huì)憑借其在戰(zhàn)亂時(shí)代中較高的社會(huì)地位，直接從事金融經(jīng)營(yíng)。具體到我國(guó)，佛教在戰(zhàn)亂時(shí)期得以迅速發(fā)展，直到唐中期達(dá)到頂峰。和平時(shí)期，官府和寺院間勞動(dòng)力競(jìng)爭(zhēng)的矛盾不斷激化，官府開(kāi)始采取強(qiáng)制手段限制佛教發(fā)展，最終寺院金融逐漸退出歷史舞臺(tái)。

(二) 現(xiàn)代金融發(fā)展與古寺院金融: 工具變量相關(guān)性的分析

產(chǎn)生于特殊歷史時(shí)期的寺院金融是否會(huì)對(duì)我國(guó)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響? 本文認(rèn)為雖然寺院金融已完全退出歷史舞臺(tái)，但其創(chuàng)造的宗教氛圍、信用機(jī)構(gòu)以及社會(huì)化募資等都對(duì)我國(guó)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。

首先，宗教強(qiáng)調(diào)為善才能得到“救贖”，營(yíng)造了崇尚誠(chéng)實(shí)和反對(duì)欺詐的宗教氛圍，這種宗教氛圍會(huì)得以繼承和發(fā)展，并對(duì)現(xiàn)代金融活動(dòng)產(chǎn)生影響。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究認(rèn)為，宗教氛圍作為一種重要的非正式制度，會(huì)對(duì)居民收入、企業(yè)違規(guī)及盈余管理、企業(yè)代理問(wèn)題及信息不對(duì)稱(chēng)等產(chǎn)生影響(陳冬華等，2013)。其次，南北朝時(shí)期寺院建立的信用機(jī)構(gòu)——質(zhì)庫(kù)，其經(jīng)營(yíng)與衍生的金融活動(dòng)會(huì)對(duì)現(xiàn)代金融制度產(chǎn)生影響。質(zhì)庫(kù)以典當(dāng)制進(jìn)行借貸，發(fā)展到現(xiàn)代則稱(chēng)為抵押制度。唐朝時(shí)期，個(gè)人和一些專(zhuān)營(yíng)機(jī)構(gòu)開(kāi)始典當(dāng)業(yè)務(wù)，而寺院也推出了存款和代客管理錢(qián)財(cái)?shù)葮I(yè)務(wù)。唐中后期，雖然寺院金融逐漸消失，但其發(fā)展的金融業(yè)務(wù)得到了傳承，如明清時(shí)期典當(dāng)行發(fā)展到了最高峰，存貸業(yè)務(wù)也常見(jiàn)于后來(lái)的錢(qián)莊、票號(hào)等。最后，宗教通過(guò)締結(jié)社會(huì)關(guān)系實(shí)現(xiàn)了早期的社會(huì)化募資，這加速了我國(guó)金融業(yè)的發(fā)展。寺院金融后出現(xiàn)了多種社會(huì)化募資的形式，如姓氏宗族內(nèi)募資、商幫募資等。無(wú)論是宗族還是商幫，其內(nèi)部信用的基礎(chǔ)往往在于統(tǒng)一的宗教信仰。

因此，本文有理由相信寺院金融會(huì)對(duì)我國(guó)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響，即滿(mǎn)足工具變量的相關(guān)性要求。進(jìn)一步地，從寺院金融(以佛教寺院數(shù)目為測(cè)度) 與現(xiàn)代金融發(fā)展(以金融深度和金融相關(guān)率為測(cè)度) 的關(guān)系中可以看出，一個(gè)城市中佛教寺院數(shù)目越多，其金融深度和金融相關(guān)率指數(shù)也越高，即寺院金融與現(xiàn)代金融發(fā)展存在較強(qiáng)的相關(guān)性。

(三) 工具變量外生性的分析

本文認(rèn)為寺廟金融作為現(xiàn)代金融發(fā)展的工具變量滿(mǎn)足外生性條件。首先，寺院金融的興起與傳播是否與各地到沿海的距離相關(guān)? 各地到沿海的距離雖為一個(gè)先決地理變量，但能夠通過(guò)氣候、貿(mào)易等渠道影響各地經(jīng)濟(jì)變量，意味著如果本文的工具變量與其相關(guān)，則可能面臨嚴(yán)重的外生性挑戰(zhàn)。鑒于此，本文將工具變量對(duì)各地到沿海港口的最短距離進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果表明其系數(shù)為-0.102，p值為0.612，R2＝0.0009，因此可認(rèn)為二者之間在統(tǒng)計(jì)上不存在相關(guān)性。其次，寺院金融是否通過(guò)產(chǎn)出水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)際貿(mào)易等因素影響FDI? 第一，寺院金融主要通過(guò)非正式制度作用于人們的金融行為，不直接影響技術(shù)水平、資本存量與勞動(dòng)力總量，即不直接作用于生產(chǎn)函數(shù)。第二，寺院金融不對(duì)地域自然稟賦造成顯著影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)往往由地區(qū)稟賦決定。第三，寺院金融難以對(duì)匯率、產(chǎn)業(yè)鏈等因素造成較大影響，因此不直接作用于當(dāng)?shù)剡M(jìn)出口總額。

表1 報(bào)告了以本文工具變量為解釋變量，分別以人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、進(jìn)出口總額占GDP 比重作為被解釋變量的回歸結(jié)果，可見(jiàn)三個(gè)回歸的系數(shù)均不顯著，意味著工具變量與各地主要經(jīng)濟(jì)變量均不存在強(qiáng)相關(guān)性。

表1 驗(yàn)證工具變量的外生性: 探究工具變量與經(jīng)濟(jì)基本面的相關(guān)性

進(jìn)一步地，我們參考黃新飛等(2013) 的思路，增加了關(guān)于工具變量外生性的回歸分析?；舅悸肥?，當(dāng)工具變量滿(mǎn)足外生性要求時(shí)，若將工具變量置于被解釋變量的回歸方程中，預(yù)期可以看到工具變量的系數(shù)不顯著，否則工具變量就可能存在其他影響被解釋變量的渠道，不滿(mǎn)足外生性要求。表2 報(bào)告了加入工具變量的回歸結(jié)果，在控制金融發(fā)展水平后，工具變量的系數(shù)不顯著，說(shuō)明本文的工具變量?jī)H通過(guò)金融發(fā)展水平影響FDI 的流入，工具變量外生性得到驗(yàn)證。

四、實(shí)證模型、樣本選擇與變量說(shuō)明

(一) 模型設(shè)定

基于已有文獻(xiàn)，本文采用工具變量?jī)呻A段最小二乘法(IV-2SLS) 來(lái)識(shí)別城市金融發(fā)展水平對(duì)FDI 的影響。2SLS 的第二階段和第一階段回歸模型分別為:

其中，i表示城市，t表示年份，λ(j)it為控制變量。βj、γj分別為第二階段和第一階段對(duì)應(yīng)的控制變量的回歸系數(shù)，αi為城市固定效應(yīng)，φt為年份固定效應(yīng)。εit、μit分別為第二階段和第一階段的誤差項(xiàng)?？紤]到FDI 在進(jìn)行區(qū)位選擇時(shí)主要考慮上一期的城市金融發(fā)展，因此本文在回歸中使用滯后一期的金融發(fā)展水平(financeit-1) 變量。Buddhismit為寺院金融的代理變量。

(二) 樣本選擇

本文以261 個(gè)我國(guó)地級(jí)及以上城市2004—2016 年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。與基于省級(jí)數(shù)據(jù)的研究相比，城市數(shù)據(jù)克服了基于加總數(shù)據(jù)時(shí)可能面臨的加總偏誤問(wèn)題。因?yàn)楦魇DI 往往集中于其省會(huì)城市，表現(xiàn)出省內(nèi)分布的極不均衡，基于省份層面數(shù)據(jù)無(wú)法捕捉省內(nèi)城市FDI 的異質(zhì)性，因此無(wú)法克服區(qū)域分割和市場(chǎng)扭曲對(duì)實(shí)證結(jié)果的干擾。

(三) 變量說(shuō)明

(1) 被解釋變量: 外商直接投資(lfdi)。使用取自然對(duì)數(shù)處理后的實(shí)際利用外資金額，數(shù)據(jù)來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(2) 解釋變量: 金融發(fā)展，使用金融深度(Depth) 與金融相關(guān)率(FIR) 衡量各城市金融發(fā)展情況。其中，參考Lu 和Yao (2009)，金融深度(Depth) 采用金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額占名義GDP 的比重。參考Goldsmith (1969)，金融相關(guān)率(FIR) 指某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額占國(guó)民總財(cái)富比重，用于衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)金融化程度，但考慮到城市層面數(shù)據(jù)的可得性，本文參考鐘騰和汪昌云(2017) 的做法，用區(qū)域金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額之占與地區(qū)GDP 的比重表示。數(shù)據(jù)來(lái)源均為CSMAR 區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(3) 工具變量: 古寺院金融(Buddhism)。本文使用各地級(jí)及以上城市佛教寺院的數(shù)量①考慮到直接搜集各市古代寺院數(shù)量較為困難，我們使用CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)中最新的2018 年各市寺院數(shù)量。需要說(shuō)明的是，我國(guó)規(guī)定寺廟不可以新建，只能恢復(fù)重建，因此使用最新的數(shù)據(jù)更能反映各市古代寺院的全貌；另外，我國(guó)寺院重建手續(xù)繁瑣、周期長(zhǎng)(詳見(jiàn)國(guó)家統(tǒng)戰(zhàn)部于2005 年發(fā)布的《宗教活動(dòng)場(chǎng)所設(shè)立審批和登記辦法》)，我們隨機(jī)抽取一定數(shù)量寺院追溯其在樣本期內(nèi)的存續(xù)情況，發(fā)現(xiàn)樣本區(qū)內(nèi)各市寺院數(shù)量沒(méi)有發(fā)生明顯變化。與未來(lái)兩年全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量(M2) 占GDP 比重的均值的交互項(xiàng)，作為金融發(fā)展水平的工具變量。前者的數(shù)據(jù)來(lái)源為CSMAR 文化數(shù)據(jù)庫(kù)，后者的數(shù)據(jù)來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(4) 需求側(cè)控制變量: 第一，F(xiàn)DI 的集聚效應(yīng)。FDI 的集聚效應(yīng)可能通過(guò)正反饋來(lái)吸引更多的FDI (魏后凱，2003)，因此本文回歸中包含各城市滯后一期的FDI，用于衡量FDI 的集聚效應(yīng)。第二，市場(chǎng)規(guī)模和潛力。本文使用人均GDP 與各地級(jí)及以上城市人口數(shù)兩個(gè)指標(biāo)衡量市場(chǎng)規(guī)模，使用地區(qū)GDP 增長(zhǎng)率衡量市場(chǎng)潛力。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文使用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP 比重衡量各城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(5) 供給側(cè)控制變量: 跨國(guó)公司在進(jìn)行區(qū)位選擇時(shí)往往需要考慮當(dāng)?shù)厝肆Y本、政策優(yōu)惠、交通運(yùn)輸便利程度等因素。本文使用各地級(jí)市一般公共預(yù)算支出中的教育支出與名義GDP 的比值衡量各城市教育水平；使用各地級(jí)市一般公共預(yù)算支出中的科技支出與名義GDP 之比衡量各城市創(chuàng)新能力；使用公路面積增加值衡量城市基礎(chǔ)設(shè)施；使用各地級(jí)市進(jìn)出口總額衡量各城市貿(mào)易開(kāi)放程度。數(shù)據(jù)來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、CEIC 數(shù)據(jù)庫(kù)和各城市統(tǒng)計(jì)年鑒。①各變量的定義與說(shuō)明請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中表A1。

(6) 其他說(shuō)明: 為減輕極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。從主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出②主要變量描述性統(tǒng)計(jì)請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中表A2。，F(xiàn)DI 的自然對(duì)數(shù)的均值與中位數(shù)分別是91.329 和90.655，二者相差較小，標(biāo)準(zhǔn)差為19.272。金融深度的均值與中位數(shù)分別是76.935 和63.042，標(biāo)準(zhǔn)差為43.379，金融相關(guān)率的均值與中位數(shù)分別是198.506 和171.393，標(biāo)準(zhǔn)差為93.064，不同城市間金融發(fā)展水平差距較大。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 基準(zhǔn)結(jié)果

表3 匯報(bào)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，第(1) 列為使用金融深度作為金融發(fā)展的代理變量時(shí)第一階段回歸結(jié)果，第(2) 列為對(duì)應(yīng)的第二階段回歸結(jié)果。第(3) 列為使用金融相關(guān)率作為金融發(fā)展的代理變量時(shí)的第一階段回歸結(jié)果，第(4) 列為對(duì)應(yīng)的第二階段回歸結(jié)果。

表3 金融發(fā)展對(duì)外商直接投資的影響: 基于2SLS 法

由第(1) 列可知，寺院金融在1%的顯著性水平下對(duì)城市金融深度產(chǎn)生了正向影響，且工具變量通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)，WaldF統(tǒng)計(jì)量為15.44，Wald rkF統(tǒng)計(jì)量為10.23。該結(jié)果驗(yàn)證了前文提出的“寺院金融可通過(guò)多種渠道對(duì)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響”的論述，也表明本文構(gòu)造的工具變量是有效的。由第(2) 列可知，F(xiàn)DI 與城市金融深度在5%顯著性水平下呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明在其他因素保持不變的情況下，金融深度的提高會(huì)顯著降低該城市FDI 的流入，研究結(jié)果與Desbordes 和Wei (2017) 以及Bilir 等(2019) 一致，他們認(rèn)為金融發(fā)展水平的提高可能導(dǎo)致要素價(jià)格上升，加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，從而抑制FDI 的流入，即存在金融發(fā)展的“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”。同時(shí)這一結(jié)論與以往基于我國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果有所不同，以往研究則認(rèn)為金融發(fā)展能夠有效吸引FDI 流入。除此之外，城市的市場(chǎng)潛力和集聚效應(yīng)可顯著正向吸引外商直接投資流入，其他控制變量不顯著。

同樣，由第(3) 列可知，寺廟金融在1%顯著性水平下與金融相關(guān)率呈正相關(guān)關(guān)系，且該工具變量通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)，WaldF統(tǒng)計(jì)量為21.70，Wald rkF統(tǒng)計(jì)量為12.66。因此本文構(gòu)造的工具變量仍然有效。第(4) 列報(bào)告了金融相關(guān)率對(duì)FDI 顯著的負(fù)效應(yīng)，表明在保持其他因素不變的情況下，金融相關(guān)率的提高會(huì)顯著降低該城市FDI 的流入。另外，城市的市場(chǎng)潛力和集聚效應(yīng)顯著正向吸引FDI 流入，其他控制變量不顯著。

基準(zhǔn)實(shí)證分析表明，在不同的金融發(fā)展測(cè)度下，金融發(fā)展的提升均會(huì)顯著降低該城市FDI 的流入。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①穩(wěn)健性檢驗(yàn)相關(guān)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

本文從以下幾個(gè)方面對(duì)以上基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1) 替換金融發(fā)展水平指標(biāo)?；鶞?zhǔn)分析使用了余額變量來(lái)構(gòu)建金融發(fā)展水平指標(biāo)。進(jìn)一步地，我們使用總額變量構(gòu)建金融發(fā)展水平指標(biāo)。具體來(lái)說(shuō)，我們分別使用城市金融機(jī)構(gòu)年末貸款總額占GDP 比重(Depth_total)、城市金融機(jī)構(gòu)年末存貸款總額之和占GDP 比重(FIR_total) (Levine，1997) 表示該城市金融發(fā)展水平。除此之外，參考Beck等(2008)，我們還使用城市金融機(jī)構(gòu)存款余額占GDP 比重(Deposit) 作為另一個(gè)替代指標(biāo)。從替代指標(biāo)的回歸結(jié)果可以看出①例如，《道德經(jīng)》 強(qiáng)調(diào)“鄰國(guó)相望，雞犬之聲相聞，民至老死不相往來(lái)”，表明道教強(qiáng)調(diào)人際關(guān)系的簡(jiǎn)單化，避免涉及經(jīng)濟(jì)往來(lái)。，第二階段結(jié)果中，三個(gè)金融發(fā)展的替代指標(biāo)均在5%顯著性水平上抑制FDI 流入，說(shuō)明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

(2) 剔除金融危機(jī)的影響。當(dāng)出現(xiàn)重大流動(dòng)性危機(jī)時(shí)，企業(yè)并購(gòu)價(jià)大幅下降，外商的投機(jī)心理會(huì)導(dǎo)致大量跨國(guó)并購(gòu)的發(fā)生?；诖?，為消除2008 年全球金融危機(jī)對(duì)本文研究結(jié)論的可能干擾，我們剔除了2007—2009 年的研究樣本，再次進(jìn)行工具變量二階段回歸。結(jié)果表明，剔除金融危機(jī)不改變本文的基準(zhǔn)結(jié)果，即城市金融發(fā)展仍顯著地抑制FDI 流入。

(3) 剔除一線(xiàn)大城市的影響。發(fā)達(dá)一線(xiàn)城市的金融發(fā)展水平和FDI 規(guī)模相對(duì)于非一線(xiàn)城市較大，因此可能會(huì)對(duì)基準(zhǔn)研究結(jié)論產(chǎn)生影響。本文剔除了北京、上海、廣州和深圳四個(gè)城市的樣本重新進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，剔除四個(gè)一線(xiàn)城市樣本后，本文基準(zhǔn)研究結(jié)論仍穩(wěn)健。

(4) 考慮勞動(dòng)力成本的影響。勞動(dòng)力成本是FDI 區(qū)位選擇的重要影響因素(謝科進(jìn)等，2018)。為避免可能的遺漏變量問(wèn)題，本文將勞動(dòng)力成本加入回歸模型，重復(fù)以上實(shí)證研究。我們使用各城市城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資作為勞動(dòng)力成本的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。實(shí)證結(jié)果表明，基準(zhǔn)研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

(5) 安慰劑檢驗(yàn)。道教崇尚“清靜無(wú)為”，因此道觀(guān)不涉及任何金融業(yè)務(wù)。這為本文提供了進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)的可能。我們使用道觀(guān)數(shù)量替換佛教寺院構(gòu)造新的工具變量(Taoism)，檢驗(yàn)道教文化是否會(huì)對(duì)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響。實(shí)證結(jié)果如表4 所示，雖然第二階段回歸結(jié)果表明，金融發(fā)展仍顯著地對(duì)FDI 產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，但該結(jié)論是不可信的，因?yàn)榈谝浑A段回歸結(jié)果表明基于道教構(gòu)建的工具變量無(wú)法通過(guò)弱工具變量檢驗(yàn)。因此，可以認(rèn)為僅有基于佛教寺院構(gòu)建的工具變量與現(xiàn)代金融發(fā)展存在顯著相關(guān)性。

表4 替換工具變量的實(shí)證結(jié)果

(續(xù)表)

(三) 異質(zhì)性檢驗(yàn): 基于“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的視角①異質(zhì)性檢驗(yàn)相關(guān)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

1.基于金融發(fā)展水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)結(jié)果表明，由于“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的存在，城市金融發(fā)展水平的提高會(huì)顯著減少FDI 的流入。本文需要進(jìn)一步回答的是，初始金融發(fā)展水平較高的城市，其金融發(fā)展水平的提高是否會(huì)引致更激烈的競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而對(duì)FDI 產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制作用?

本文分別以城市金融深度和金融相關(guān)率的中位數(shù)為基準(zhǔn)，將樣本分為低金融發(fā)展組與高金融發(fā)展組，重復(fù)基準(zhǔn)回歸模型。結(jié)果表明，只有在高金融發(fā)展組中，金融發(fā)展對(duì)FDI 的負(fù)效應(yīng)才是顯著的。在外商看來(lái)，金融較發(fā)達(dá)城市的金融市場(chǎng)進(jìn)一步發(fā)展未必有利于其經(jīng)營(yíng)與發(fā)展，因?yàn)闀?huì)面臨更為激烈的競(jìng)爭(zhēng)。該結(jié)論表明從“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 角度解釋基準(zhǔn)研究結(jié)論是合理的。

表5 基于初始金融發(fā)展水平的異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果(金融深度)

對(duì)于低金融發(fā)展組，Adj-R2為-2.589。Adj-R2為負(fù)，是因?yàn)橐肓私忉屃Σ粡?qiáng)的變量而增加了自由度，導(dǎo)致模型擬合效果不好。另外，Adj-R2的絕對(duì)值較大，可能的原因是線(xiàn)性模型不能很好地刻畫(huà)低發(fā)展組的FDI 變化情況。這說(shuō)明，在低金融發(fā)展組，金融發(fā)展并不是解釋FDI 變化的一個(gè)好的變量，而在高金融發(fā)展組，金融發(fā)展是解釋FDI 變化的一個(gè)顯著變量。這也證明了異質(zhì)性的存在。

2.基于外商集聚程度的異質(zhì)性檢驗(yàn)

此外，“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的大小還依賴(lài)于FDI 的集聚程度，因?yàn)楫?dāng)兩個(gè)城市面臨同樣的初始金融發(fā)展水平時(shí)，F(xiàn)DI 集聚程度越高的城市，其競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)也越為強(qiáng)烈，因此城市金融發(fā)展水平的提升，會(huì)對(duì)外商集聚程度較高的城市產(chǎn)生較強(qiáng)的FDI 的抑制作用。

為驗(yàn)證這一推論，本文將FDI 的集聚程度按中位數(shù)分為低集聚組與高集聚組，分別對(duì)兩組重復(fù)基準(zhǔn)回歸分析。實(shí)證結(jié)果表明，只有在外商集聚程度較高的組中，城市金融發(fā)展才顯著地抑制FDI 的流入，在外商集聚程度較低的組中，該效應(yīng)不顯著。因此，該異質(zhì)性分析進(jìn)一步驗(yàn)證了“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的存在。

表6 基于外商集聚的異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果(金融深度)

3.基于市場(chǎng)化程度的異質(zhì)性檢驗(yàn)

“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 還依賴(lài)于市場(chǎng)是否提供了公平且有效的制度環(huán)境，預(yù)期在市場(chǎng)化程度較高的城市，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更為激烈，城市金融發(fā)展對(duì)FDI 的抑制作用更為顯著。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文按照中國(guó)分省市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)①該指數(shù)由中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革研究基金會(huì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)研究所編制，從政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境等方面衡量市場(chǎng)化的進(jìn)展。的中位數(shù)，將研究樣本分為低市場(chǎng)化樣本組和高市場(chǎng)化樣本組。結(jié)果表明，只有在市場(chǎng)化程度較高的組中，城市金融發(fā)展才會(huì)顯著地抑制FDI，在低市場(chǎng)化組，兩者的關(guān)系不顯著。這進(jìn)一步印證了城市“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的存在。

表7 基于市場(chǎng)化程度的異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果(金融深度)

六、結(jié)論與政策含義

本文使用了我國(guó)2004—2016 年261 個(gè)地級(jí)及以上城市的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了城市金融發(fā)展水平對(duì)FDI 的影響，并從非正式制度的角度出發(fā)尋找導(dǎo)致當(dāng)前各城市金融發(fā)展水平差異性的原因，選擇寺院金融作為金融發(fā)展的工具變量。本文認(rèn)為寺院金融會(huì)通過(guò)營(yíng)造宗教氛圍、創(chuàng)立信用機(jī)構(gòu)以及提供社會(huì)化募資的渠道對(duì)現(xiàn)代金融發(fā)展產(chǎn)生影響，且實(shí)證結(jié)果顯示，該工具變量相比于現(xiàn)有文獻(xiàn)使用的工具變量更為有效。

本文研究結(jié)論表明，金融發(fā)展水平會(huì)顯著地抑制城市FDI 的流入。該研究結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)有所不同，本文認(rèn)為金融發(fā)展的提升會(huì)引起要素價(jià)格上漲和產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，進(jìn)而外商會(huì)選擇不進(jìn)入或退出該市場(chǎng)，即存在金融發(fā)展引致的“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”。

為保證基準(zhǔn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從替換金融發(fā)展指標(biāo)、剔除金融危機(jī)樣本、剔除發(fā)達(dá)一線(xiàn)城市樣本和考慮勞動(dòng)力成本等角度進(jìn)行穩(wěn)健性分析，發(fā)現(xiàn)基準(zhǔn)研究結(jié)論保持不變。進(jìn)一步地，基于佛教和道教在金融活動(dòng)上的明顯差別，本文使用道觀(guān)構(gòu)建了一個(gè)新的工具變量，對(duì)本文結(jié)論進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。我們認(rèn)為，道觀(guān)構(gòu)建的工具變量是無(wú)效的，因此從側(cè)面證實(shí)了寺院金融對(duì)現(xiàn)代金融發(fā)展確實(shí)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，是現(xiàn)代金融發(fā)展的良好工具變量。

此外，基于“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的視角，本文從金融發(fā)展水平、外商集聚程度和市場(chǎng)化程度三個(gè)角度進(jìn)行了異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)基準(zhǔn)結(jié)論在金融發(fā)展水平較高的組、外商集聚程度較高的組和市場(chǎng)化程度較高的組成立，這驗(yàn)證了“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)” 的存在。

本文的研究結(jié)論是否意味著在政策上應(yīng)該抑制金融發(fā)展以吸引外資流入呢? 答案并非如此。首先，金融發(fā)展對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響是多方面的。例如，經(jīng)典的“金融抑制” 論認(rèn)為在發(fā)展中國(guó)家實(shí)行金融自由化、促進(jìn)金融發(fā)展有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(McKinnon，1973；Shaw，1973)；金融發(fā)展還利于收入不平等程度的降低(De Haan 和Sturm，2017)。因此，金融發(fā)展對(duì)FDI 的抑制作用只是效應(yīng)之一，在制定金融發(fā)展政策時(shí)需要綜合考慮金融發(fā)展帶來(lái)的成本與收益，合理確定金融發(fā)展的最優(yōu)規(guī)模。

其次，金融發(fā)展對(duì)FDI 的抑制作用有利于實(shí)現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。①實(shí)際上，現(xiàn)有研究還表明，在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)，F(xiàn)DI 對(duì)國(guó)內(nèi)投資的拉動(dòng)作用較小(譚之博和趙岳，2014)。結(jié)合本文結(jié)論，進(jìn)一步證明金融發(fā)展可以通過(guò)外資渠道利于區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展。我國(guó)面臨比較嚴(yán)重的區(qū)域發(fā)展不平衡問(wèn)題，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展有助于實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。FDI 作為一種促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要資源，可在促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中發(fā)揮重要作用。本文研究結(jié)論的重要政策含義在于，我國(guó)區(qū)域間金融發(fā)展水平的差異，即東部沿海城市金融發(fā)展遠(yuǎn)高于中西部?jī)?nèi)陸城市，有助于引導(dǎo)外資流入欠發(fā)達(dá)的中西部城市，從而促進(jìn)區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。從我國(guó)金融發(fā)展水平和FDI 趨同的散點(diǎn)關(guān)系圖可以看出②請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，線(xiàn)性擬合表明FDI 標(biāo)準(zhǔn)差與金融發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，意味著金融發(fā)展水平的提高伴隨著城市間FDI 流入差距的縮小，即實(shí)現(xiàn)城市間FDI 的相對(duì)趨同。這意味著，鼓勵(lì)金融發(fā)展的政策實(shí)現(xiàn)了促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)和縮小區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差距的雙重目標(biāo)。