金融發(fā)展差異對中國外商直接投資引進二元邊際的影響

陳繼勇，蔣艷萍，王保雙

（武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北　武漢　430072）

金融發(fā)展差異對中國外商直接投資引進二元邊際的影響

陳繼勇，蔣艷萍，王保雙

（武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢430072）

基于2003—2012年的國家面板數(shù)據(jù)，運用因子分析、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（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年的全球金融危機和隨后的歐洲債務危機引發(fā)的全球經(jīng)濟變革深刻地影響了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)達國家，2014年，發(fā)展中國家（地區(qū)）的FDI流入量高達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溢出效應（Niels&Robert，2003），還能通過資本積累效應、增加就業(yè)機會和貿(mào)易創(chuàng)造效應等促進經(jīng)濟增長（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)展中國家將引進外資視為加快經(jīng)濟發(fā)展和促進產(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“引進來”步伐的不斷加快，中國經(jīng)濟亦獲得了飛速發(fā)展，從2000年到2011年，中國GDP平均增速高達9.26%，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟增長的奇跡。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)濟增速雖有所放緩（2012—2014年），中國經(jīng)濟增速由7.8%降至7.4%），但仍遠高于世界經(jīng)濟平均增長水平。

然而，究竟是什么因素推動了FDI大量涌入中國呢？國內(nèi)外學者對此進行了大量的深入研究，已有的研究表明運輸成本和工業(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）、政策制度和基礎設施建設水平（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擴展邊際還是集約邊際？是正相關還是負相關？有何政策啟示？下面本文將運用因子分析法、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、文獻綜述

關于金融發(fā)展對IFDI的影響，國內(nèi)外學者已進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比率（FIR）在后來的相關研究中被廣泛運用。隨后，關于金融發(fā)展與IFDI相互關系的研究不斷涌現(xiàn)。從現(xiàn)有文獻看，主要存在三種觀點：

（一）金融扭曲與IFDI呈線性關系。部分學者認為金融扭曲與IFDI呈正相關。尤其是那些金融發(fā)展扭曲程度較大、資本市場欠發(fā)達、機構(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?shù)卣疄橹\求經(jīng)濟發(fā)展、促進就業(yè)，不得不大量引進外資。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系，且當金融發(fā)展處于較低水平時，兩者之間的非線性關系并不明顯。［6］（p127-140）Dutta&Roy（2011）的觀點與之相似，認為金融發(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)論運用System-GMM方法對中國的金融扭曲差異與IFDI之間的關系進行了深入研究，結(jié)果顯示中國的金融扭曲差異能顯著促進IFDI的增加，且該促進作用主要體現(xiàn)在IFDI流量上。［8］（p87-94）他們還指出當前中國的金融扭曲差異與IFDI并非呈線性關系而是呈U型關系，且大部分關系樣本點仍處于U型關系曲線的左側(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存在正相關關系。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?shù)氐耐赓Y企業(yè)提供服務便利，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，從而有效降低風險和融資成本，進一步促進東道國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?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，為投資者提供風險防范，因此，該國投資者更偏愛諸如FDI之類的高風險、高收益資產(chǎn)（Enrique et al.，2009）。［9］（p371-416）但不同指標衡量的金融發(fā)展，對IFDI的促進作用不同。余官勝（2015）認為在規(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)外學者圍繞金融發(fā)展對IFDI的影響進行了深入研究，但他們關于二者關系的結(jié)論仍存在很大分歧，究其原因主要有三點：一是不同學者選擇衡量金融發(fā)展水平的指標大相徑庭，如Goldsmith（1969）選擇FIR、Mckinnon（1973）選擇金融深化指標（即M2/GDP）、King&Levine（1993）選擇Private和Privy指標等；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)外學者對金融發(fā)展與IFDI之間相互關系的研究仍在以金融改革促進雙邊投資和拉動經(jīng)濟增長方面具有重要的理論與實踐意義。然而，現(xiàn)有的文獻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、模型設定、金融發(fā)展差異的測度與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定。

FDI的引進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，能為跨國企業(yè)的直接投資提供有力的資金支持，增強企業(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，降低投資風險，從而有效促進外商直接投資的發(fā)展。

按此傳導路徑，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引進及其規(guī)模增長產(chǎn)生重要影響。當兩國之間的金融發(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。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，信息不對稱導致成本增加，投資風險加大，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，在國內(nèi)外投資機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的傳導機理

基于上述影響機制，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定如下：

（1）式為投資選擇方程，估計中國IFDI擴展邊際。其中，Idiit=｛0，1｝，即當投資國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)濟發(fā)展水平差異、市場規(guī)模差異、技術發(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）簽訂了雙邊投資協(xié)定，則BITit=1；否則，BITit=0。BIT只影響IFDI擴展邊際，對集約邊際沒有偏效應。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)展指標體系：Bank指標（即銀行部門所提供信貸總量/GDP）、Privy指標（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，運用因子分析法得到各國金融發(fā)展水平的綜合指標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中的恰當性檢驗結(jié)果表明，這6個指標數(shù)據(jù)的KMO值為0.629，指標間的相關性較強，而且大部分指標的SMC值都大于0.65，所以這6個指標的數(shù)據(jù)適宜做因子分析。

表1　恰當性檢驗的輸出結(jié)果

接下來本文將運用主成分法對金融發(fā)展指標進行因子分析。表2為進行因子旋轉(zhuǎn)前后的因子方差貢獻表，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，方差貢獻率為58.12%；第2個因子的特征值為1.134，累積貢獻率達77.03%。由此可見，這2個因子對原有變量具有較強的解釋力度，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度并未發(fā)生變化，只是縮小了因子間的方差貢獻度，所以提取2個因子是比較恰當?shù)摹?/p>

表2　進行因子旋轉(zhuǎn)前后的因子方差貢獻表

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個因子的得分表達式：

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

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，剔除部分數(shù)據(jù)嚴重缺失的年份后，本文最終選取2003-2012年的國家面板數(shù)據(jù)進行研究，相關變量的計算公式及數(shù)據(jù)來源如表4所示。

表4　指標選取與數(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法對模型選擇進行識別檢驗，結(jié)果顯示均無法拒絕不含個體效應和時間效應的原假設，所以用OLS回歸是恰當?shù)摹５珨U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向影響。在擴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擴展邊際和集約邊際都存在顯著的負向影響，即兩國的金融發(fā)展差異越大，投資國對中國進行直接投資的可能性越小，IFDI規(guī)模越?。环粗畡t相反，這與預期結(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，降低資本運營率，進而影響投資收益，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；而當投資國的金融發(fā)展水平遠低于中國時，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一步惡化，導致企業(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險保障時，跨國企業(yè)會慎重考慮是否對華進行直接投資。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)權制度還不夠健全，制度環(huán)境質(zhì)量不高，對投資者的保護體系還不夠完善，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)保護跨國企業(yè)在華投資權益不被侵犯，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相關的結(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、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)濟發(fā)展水平和金融發(fā)展狀況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）標準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向影響，然而，這一負向影響主要體現(xiàn)在擴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)標準化，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。標準化計算公式如下：

其中，α*、β*分別為金融發(fā)展差異在IFDI擴展邊際和集約邊際估計模型中標準化后的回歸系數(shù)，α1、β1為根據(jù)式（1）和式（2）進行實證分析得出的金融發(fā)展差異回歸系數(shù)，s（*）為相應變量的標準差。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)的標準化

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策進行估計。因此，本文采用Heckman兩步法（也稱Heckit）對（1）和（2）式進行估計，從而得出逆Mils比率λ（也稱非選擇風險）。若得出的λ顯著異于0，說明這兩步投資方程具有相關性，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，這進一步驗證了前文關于金融發(fā)展差異與中國IFDI二元邊際呈負相關的結(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重的金融抑制現(xiàn)象，當投資國的金融發(fā)展水平遠高于中國時，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)展狀況與中國較為相似，金融發(fā)展差異較小，波動幅度不大。

第三，BIT對中國IFDI擴展邊際具有正向促進作用，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，應更加注重金融創(chuàng)新，大力推進證券市場、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，擴寬企業(yè)融資渠道，并不斷完善銀行等金融機構(gòu)的信貸服務體系，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，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、適時有序推進金融開放，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，建立健全相關產(chǎn)權制度，提高制度環(huán)境質(zhì)量，完善投資者保護體系，從多方面、多層次保護外國投資權益不受侵犯，為“引進來”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)達國家成熟金融市場可復制的發(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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責任編輯郁之行

F223

A

1003-8477（2016）09-0088-08

陳繼勇（1953—），男，武漢大學美國加拿大經(jīng)濟研究所所長，教授，博士生導師；蔣艷萍（1989—），女，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生；王保雙（1988—），男，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生。

國家社科基金重大攻關項目“后金融危機時代中國參與全球經(jīng)濟再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”（11&ZD008），國家社會科學基金重大項目“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)務費專項資金（2015632020201）。