王 偉，楊嬌輝，邱婉萍

一、引 言

自上世紀80年代以來，全球FDI資產(chǎn)負債頭寸基本保持高速上升態(tài)勢，雖然在2008年金融危機期間，一些國家采取了大規(guī)模撤資行動，包括收回投資、公司內(nèi)反向信貸，導致FDI資本負債頭寸大幅下降，但自2009年下半年起，隨著全球經(jīng)濟開始緩慢復蘇，各國的撤資行為得到有效控制。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展組織（UNCTAD）發(fā)布的《2015年世界投資報告》，2015年全球FDI預期將上升11%，2016和2017年的流量可能分別進一步增加到1.5萬億美元和1.7萬億美元。據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議的業(yè)務調(diào)查，多國企業(yè)計劃在2015年至2017年增加對外直接投資支出。但是，全球FDI資產(chǎn)負債頭寸卻存在著分布極度不平衡的嚴重現(xiàn)象，大多數(shù)FDI資產(chǎn)與負債集中于歐美發(fā)達國家。根據(jù)UNCTAD的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，1980—2014年間，整個非洲的FDI資產(chǎn)負債頭寸平均分別只占美國的14.95%與2.16%。

然而對于中國，卻又存在著FDI資產(chǎn)與FDI負債相對不足的問題。自改革開放以來，為吸引IFDI（InwardFDI）的流入，我國政府不但努力創(chuàng)造優(yōu)秀的營商環(huán)境，而且在相當長時期內(nèi)外資企業(yè)享受稅收優(yōu)惠①在2013年以前，中國的內(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，國外投資者在華的投資日益增加，并有效推動了中國的技術(shù)進步與經(jīng)濟增長（Liu，2002；Tangetal.，2008）。近年來，隨著中國“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，對OFDI（OutwardFDI）的重視程度與日俱增，大量企業(yè)以海外設(shè)立分支機構(gòu)和跨境并購的方式不斷“走出去”，中國的OFDI頭寸也開始步入高速增長階段。截至2014年底，中國的IFDI頭寸高達1.09萬億美元，居全球第4位；OFDI頭寸也達到0.73萬億美元，居全球第9位。但是，與美國相比，中國的FDI資產(chǎn)負債頭寸分別僅占美國的20.0%與11.5%；中國FDI資產(chǎn)負債頭寸占GDP的比重分別是10.5%與7.0%，而美國該比例分別是31.2%與36.4%，同樣有著非常大的差距。因此，中國較高的FDI資產(chǎn)負債頭寸很大程度上是由其全球第二的經(jīng)濟體量驅(qū)動的，其相對規(guī)模仍然不足。

如何解釋當前全球FDI資產(chǎn)負債分布的不平衡以及中國FDI資產(chǎn)負債頭寸的相對不足呢？當前研究多選擇經(jīng)濟發(fā)展的視角，認為隨著一國經(jīng)濟增長水平的提高，其FDI負債會相應增加，并且當達到某個節(jié)點后，F(xiàn)DI資產(chǎn)也會相對增加。但是，僅從經(jīng)濟發(fā)展視角的解讀卻忽視了國家之間的金融異質(zhì)性：首先，如果金融市場存在較為嚴重的融資約束問題，會直接影響企業(yè)走出去參與國際競爭；其次，落后的金融市場并不能夠為本國企業(yè)的海外投資提供有效的保險產(chǎn)品（如匯兌風險與主權(quán)風險等），同樣阻礙企業(yè)“走出去”；第三，東道國金融市場信息披露的不健全導致了跨國并購中信息嚴重不對稱，影響了跨國公司的進入決策；第四，如果資本賬戶存在著較為嚴格的管制，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的角度系統(tǒng)論證對外直接投資雙向增長問題。因此，本文利用2009—2014年83個母國在126個東道國對外直接投資的雙邊數(shù)據(jù)，從國際經(jīng)驗的視角查看金融競爭力、金融開放因素對FDI資產(chǎn)負債頭寸的重要影響，并進行如下創(chuàng)新。首先，數(shù)據(jù)樣本。本文通過搜集匹配聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展（UNCTAD）、中國對外直接投資統(tǒng)計公報以及國際貨幣基金組織聯(lián)合直接投資調(diào)查（CDIS）數(shù)據(jù)庫，有效擴大了數(shù)據(jù)樣本。其次，分析框架。本文使用雙邊FDI引力模型進行研究，不但可以同時對FDI資產(chǎn)與負債頭寸的影響因素進行分析，而且將雙邊距離、共同語言等雙邊因素納入分析框架，改善了單邊數(shù)據(jù)中難以考慮此類因素的不足。第三，指標選擇。使用全球競爭力報告中的金融競爭力指標來衡量金融市場的完善程度，使用Chinn＆Ito（2006，2008）構(gòu)建的KAOPEN指標衡量總體金融開放程度以及 Schindler（2009）、Fern á ndezetal.（2016）的 KA指標查看 FDI流入、流出及投資清盤的管制水平。

本文的具體安排如下：第二部分從國內(nèi)外現(xiàn)有研究出發(fā)，提出本文的研究假設(shè)，論證金融競爭力、金融開放對雙邊FDI的重要理論影響機制；第三部分描述數(shù)據(jù)樣本，并構(gòu)建實證研究計量模型；第四部分是經(jīng)驗分析，匯報實證研究的回歸結(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)易理論認為，F(xiàn)DI是國際貿(mào)易的替代，通過跨國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、收益率低的國家流向資本收益率高、勞動收益率低的勞動密集型國家 （Faeth，2009）。隨著跨國公司的不斷發(fā)展，對跨境FDI理論的解釋也逐漸由新古典貿(mào)易理論過渡到以跨國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)性的觀點認為（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)只能服務本國市場，并且研究表明，東道國的要素稟賦條件同樣是影響生產(chǎn)率下限門檻值的重要因素。由此可見，無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FDI流動的重要因素。

但是，Lucas（1990）的研究發(fā)現(xiàn)，資本并未如新古典貿(mào)易理論預測的那樣由資本密集度高的國家流向資本密集度較低的國家，并且認為人力資本的差異以及資本市場的不完美是此現(xiàn)象產(chǎn)生的重要原因。在Lucas（1990）及之后的 Alfaroetal.（2008）和 Ju＆Wei（2010）對“盧卡斯之謎”的解釋中，基本均是從東道國的制度質(zhì)量對投資收益侵蝕的角度表述資本市場的不完美，以致資本流動的規(guī)模并不足以達到與資本邊際收益率相等的水平。微觀視角的研究同樣強調(diào)對投資收益率的侵蝕是影響跨國公司投資決策的重要因素，但是也多集中于東道國制度的視角。如Grossman＆Helpman（2004）認為東道國法律法規(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）認為東道國的腐敗不但影響了FDI的進入，而且還改變了所有權(quán)結(jié)構(gòu)。除制度的視角外，還有大量學者從信息不對稱的角度闡述資本市場的不完美對跨境投資的影響：Stein＆Daude（2007）的研究發(fā)現(xiàn)代表信息溝通便利性的時差因素對雙邊FDI具有顯著為負的影響；Portesetal.（2001）、Portes＆Rey（2005）和Gelos＆Wei（2005）則論證了信息摩擦對跨境股權(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不完美對跨境投資的重要影響，與此同時，投資母國及東道國金融市場的發(fā)展卻又可以有效降低制度及信息摩擦因素導致的收益率損失。

首先，投資母國金融市場發(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)對外直接投資的重要因素。Henry（2000）對11個發(fā)展中國家進行的研究表明，金融發(fā)展可以改善金融市場的不完善因素，從而降低融資成本，促進企業(yè)的投資支出。Claessens＆Laeven（2003）的研究則顯示，一國的金融發(fā)展程度越高，對外部融資依賴性較高的企業(yè)成長越快，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)的流動性約束引入企業(yè)異質(zhì)性模型中，認為由于流動性約束的存在無法滿足企業(yè)出口的固定成本，導致本可以從出口中獲利的企業(yè)不能進入國際市場；Manova（2013）則重點考慮了金融摩擦因素，金融摩擦通過阻礙企業(yè)進入生產(chǎn)、生產(chǎn)者進入出口以及出口額三個方面扭曲企業(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更加嚴重。此外，由于對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。在國內(nèi)學者的研究中，也對融資約束如何影響我國的OFDI進行了探討。王碧珺等（2015）采用浙江省制造業(yè)生產(chǎn)和對外直接投資的企業(yè)層面數(shù)據(jù)，使用Heckman兩階段模型考察融資約束對中國民營企業(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外直接投資的可能性，而且對投資規(guī)模的擴張也有不利影響；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OFDI的約束限制更大，而全要素生產(chǎn)率方面的優(yōu)勢則可在一定程度上緩解這種負面影響。在投資母國金融發(fā)展落后而限制OFDI時，東道國的金融發(fā)展將是有效補充。

其次，投資母國的金融發(fā)展水平與風險管理能力密切相關(guān)，風險管理水平越高，持有風險資產(chǎn)FDI的動因就越強。Mendozaetal.（2009）研究指出，金融發(fā)展程度高的國家能夠提供更為多樣化、全面的保險，以充分對沖投資風險以及稟賦風險的沖擊。在充分保險的背景下，高金融發(fā)展水平國家的消費者更傾向于持有高風險高收益的資產(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)濟波動因素，同樣得出了如下結(jié)論：金融市場發(fā)展的差異影響兩國居民資產(chǎn)組合的選擇，金融市場完全性高的國家“做多股權(quán)，做空債權(quán)”，金融市場完全性低的國家“做空股權(quán)，做多債權(quán)”。

最后，東道國投資信息披露受其金融市場完善程度的影響，金融發(fā)展水平越高，與國外投資者的信息不對稱程度就越低，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，信息學習存在選擇性偏差，即使微小的信息偏差也可能造成投資者非常強烈地偏好本國資產(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對信息摩擦更為敏感。而東道國金融市場的發(fā)展則能夠更加有效地披露本國的宏觀、產(chǎn)業(yè)甚至本國企業(yè)的相關(guān)信息，降低國外投資者FDI進入決策中的不確定性，從而吸引更多的FDI流入。

根據(jù)以上三點對金融市場發(fā)展影響機制的分析，我們提出本文的理論假設(shè)一如下：

假設(shè)一：FDI資產(chǎn)頭寸與投資母國的金融市場發(fā)展水平正相關(guān)，F(xiàn)DI負債頭寸與東道國金融市場發(fā)展水平正相關(guān)。

（三）金融開放的影響

金融開放是指資本管制不斷放松的過程。與金融發(fā)展水平對FDI資產(chǎn)負債的影響相比，資本管制的影響更為直觀。資本管制可以分為數(shù)量管制和價格管制兩大類，數(shù)量管制是直接限制跨境資本流動的數(shù)量與額度，而價格管制則是對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）檢驗多重匯率的存在、資本賬戶的約束以及出口強制結(jié)匯三種形式的資本管制對FDI流入的影響，發(fā)現(xiàn)管制的作用在上世紀七八十年代并不顯著，但是在90年代卻有顯著為負的影響；Montiel＆Reinhart（1999）發(fā)現(xiàn)資本管制對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，但是對資本流入?yún)s鮮有影響。魏彥杰等（2015）利用7個子指標（利率自由化、信貸管制的放松、進入壁壘的降低、金融機構(gòu)國有化比率的降低、審慎性金融監(jiān)管的加強、證券市場的開放、國際金融自由化）構(gòu)建了金融自由化指數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)，7個子指標均對企業(yè)投資水平差異有正向作用，特別是“信貸管制的放松”。

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

由以上研究可知，金融開放對于FDI流入流出具有兩方面效應。首先，直接效應。金融開放不但通過資本項目放松了對FDI數(shù)量與價格管控，而且針對經(jīng)常項目管制的放松、取消出口強制結(jié)匯、取消多重匯率等措施同樣提升FDI交易；并且，金融開放能夠降低金融風險，吸引FDI流入。其次，結(jié)構(gòu)效應。在大量發(fā)展中國家中，資本管制普遍存在，但是對直接投資的管制通常較少，而對于其他類別尤其是短期資本的管制較為嚴格，并導致了FDI在總外部資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)中占比的提升。由于本文的主要研究對象是FDI資產(chǎn)負債頭寸而非在總外部資產(chǎn)負債中的占比，因此，第一種效應將起主導作用，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)頭寸與投資母國的金融開放度正相關(guān)，F(xiàn)DI負債頭寸與東道國金融開放度正相關(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、共同語言等）對跨境FDI交易的影響，而且能夠在同一框架下分析FDI資產(chǎn)負債的影響因素，投資母國即為FDI的資產(chǎn)端，東道國即為FDI的負債端，母國的FDI資產(chǎn)必然為東道國的FDI負債，避免了單邊模型中資產(chǎn)負債分析的割裂。根據(jù)FDI的引力模型，兩國之間的FDI頭寸與兩國間的經(jīng)濟規(guī)模呈正比，與兩國之間的距離呈反比。因此，本文的實證模型設(shè)定如（1）式所示：

其中，i代表投資母國，j代表投資東道國，t代表時間；fdiijt代表i國在t時期對j國的投資；GDPit、GDPjt分別代表母國與東道國的國民生產(chǎn)總值；Xij代表不隨時間變動的雙邊因素，Xijt代表隨時間變動的雙邊因素；Yit與Yjt分別代表母國與東道國因素；α為截距項，δt為時間虛擬變量，εijt為誤差項。

（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)計量模型設(shè)定，本文選擇雙邊FDI存量作為被解釋變量（取對數(shù)）。本文在此選擇存量數(shù)據(jù)而非流量進行研究。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)的波動性非常大，在較小國家的表現(xiàn)尤其明顯（B é nassy-Qu é r éetal.，2007）。

FDI的雙邊數(shù)據(jù)可以通過經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）數(shù)據(jù)庫、國際貨幣基金組織聯(lián)合對外直接投資調(diào)查（CDIS）數(shù)據(jù)庫以及聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫獲得，但是OECD數(shù)據(jù)庫并不包括發(fā)展中國家數(shù)據(jù)，而金融發(fā)展水平的低下、金融市場開放程度不足卻是發(fā)展中國家的典型特征。因此，為統(tǒng)計指標的一致性，本文在此選擇UNCTAD數(shù)據(jù)庫以及CDIS數(shù)據(jù)庫中的對外直接投資頭寸指標（Outward）作為數(shù)據(jù)樣本。同時，本文進一步歸并加入中國對外直接投資統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)，以彌補上述數(shù)據(jù)庫對中國OFDI匯報不完整的問題。

2.主要解釋變量

（1）金融競爭力（finc＿i；finc＿j）

全球競爭力報告2015—2016指出，有效的金融市場應當具備以下特征：資產(chǎn)價格能夠反映所有可得的共同信息、市場泡沫較少、對沖管理風險的能力、將儲蓄配置至最具生產(chǎn)力的投資中。因此，金融發(fā)展指標不但應當體現(xiàn)金融中介系統(tǒng)的深度（包括貸款、股票、債券、保險及其他金融產(chǎn)品的可供性與流動性），而且能夠衡量金融市場的資本配置效率、在投資者與企業(yè)之間建立更加長期的合作關(guān)系以及提供有效的支付系統(tǒng)以降低交易成本。

但是，在當前衡量金融發(fā)展水平的指標中，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（Becketal.，1999；Becketal.，2009；?ih á ketal.，2012）。如果根據(jù)上述指標進行測度，2014年中國的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%。諸多指標均顯示，中國的金融發(fā)展水平處于全球領(lǐng)先水平。但是，中國是一個金融市場欠發(fā)達的國家，金融市場上存在著嚴重的金融抑制與融資約束（Abiadetal.，2010；Songetal.，2011）。由此可見，對于金融市場不健全、缺乏投資規(guī)范的發(fā)展中國家而言，上述指標可能并非一國金融發(fā)展水平合意的測度方式。

對于上述測度指標的不合理性，Rousseau＆Wachtel（2011）的研究甚至指出，如果沒有健全的金融機構(gòu)和金融穩(wěn)定性，過度的金融發(fā)展會導致金融危機的發(fā)生；在Obsetfeldetal.（2010）的研究中，使用M 2占GDP的比重指標度量金融不穩(wěn)定程度；Moghadametal.（2011）則認為，M 2／GDP代表本國資本外逃的可能性，因此需要外匯儲備來覆蓋此風險。由此可見，如果較高的金融資產(chǎn)的存量或流量來自于資本在金融體系內(nèi)部空轉(zhuǎn)產(chǎn)生的泡沫或者實體經(jīng)濟部門的過度負債，而非金融部門對實體經(jīng)濟的有效支撐，則上述存量與流量指標很大程度上代表了金融不穩(wěn)定程度，而非金融市場的真實發(fā)展水平。

因此，本文在此使用全球競爭力報告中的第八支柱指標“金融市場發(fā)展”來度量金融市場的深化程度。該指標不但考察了金融市場的效率（包括金融服務的可提供性、金融服務的可承擔性、通過本國股市融資的可獲得性、貸款獲得的難易程度、風險資本的可提供性），而且考察了金融市場的可信賴性與信心（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金融市場的深化程度。

（2）金融開放（kaopen＿i；kaopen＿j）

本文在此選擇Chinn＆Ito（2006，2008）的KAOPEN指標。該指標能夠從整體而非僅僅從資本賬戶的角度描述一國在制度層面上對資本流動的限制。KAOPEN的構(gòu)建方法如下。①KAOPEN指標由四個方面的變量構(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；代表出口過程中是否需要上繳外匯的變量k4。②為了描述金融開放度而不是管制程度，對AREAER（AnnualReportonExchangeArrangementsandExchangeRestrictions）中的上述四個變量進行反向處理，如該項目不存在管制則變量取1。③由5年（當期和滯后四期）平均的資本賬戶交易約束變量k3計算出SHAREk3。④計算k1t、k2t、SHAREk3t、k4t的標準化的第一主成分得出KAOPENt。因此，金融開放度并不僅是由資本賬戶的管制變量SHAREk3決定，而是由四個部分綜合決定的。金融開放總體指標的選擇也是與Asiedu＆Lien（2004）的研究一致的，即除資本項下的管制之外，經(jīng)常項目的約束、是否存在多重匯率以及是否存在出口強制結(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，加入母國與東道國的國民生產(chǎn)總值（gdp＿i，gdp＿j；取對數(shù)）以控制經(jīng)濟規(guī)模，加入雙邊地理距離（dis，取對數(shù)）、共同語言（comlang）、共同法律起源變量（comleg）控制兩國之間的“親密關(guān)系”；此外，本文使用母國與東道國人均GDP之差（gdpp，使用2005年固定美元計價的人均GDP指標取對數(shù)后計算得出）度量兩國之間資本要素稟賦的差異，用制度距離（inst）衡量兩國之間的制度差異①制度距離指標的計算如下：首先，對6個維度的子指標提取一階主成分得到投資母國與東道國的制度質(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自然資源的豐富程度（raw＿j）。其中，gdp＿i、gdp＿j、gdpp、raw＿j均來自于世界銀行的世界發(fā)展指標（WDI），制度質(zhì)量數(shù)據(jù)來自于世界治理指標（WGI），雙邊地理距離（dis）、共同語言（comlang）、共同法律起源變量（comleg）則來自于CEPII數(shù)據(jù)庫。

（三）數(shù)據(jù)描述

由于金融競爭力指標體系在2009年發(fā)生變動，且CDIS數(shù)據(jù)自2009年開始報告②在全球競爭力報告2010—2011中，金融競爭力中加入了對金融服務的可提供性與金融服務的可承擔性的考察。，本文數(shù)據(jù)的時間樣本自2009年開始，在投資母國及東道國樣本中則剔除了大量西亞國家以及經(jīng)濟體量非常小的太平洋島國，數(shù)據(jù)樣本涵蓋2009—2014年間83個投資母國在126個東道國的FDI。如描述性統(tǒng)計表1所示，由于雙邊FDI數(shù)據(jù)中存在大量零值樣本，被解釋變量進行對數(shù)化處理后的觀測值僅有15565個，損失達7583個。因此，本文需要在實證分析中對零值樣本進行進一步處理；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)的絕對值均未超過0.7，方差膨脹因子檢驗中各解釋變量的方差膨脹系數(shù)也未超過5，即模型中并不存在嚴重的多元共線性問題。

表1 描述性統(tǒng)計

四、經(jīng)驗分析

（一）基準回歸

根據(jù)計量模型（1），本文使用最小虛擬變量二乘法（LSDV）進行估計。此外，為解決零值樣本損失的問題，本文進行如下處理。首先，借鑒Lane＆Milesi-Ferretti（2008）的方式，對被解釋變量進行微量調(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，再進行對數(shù)化處理，并分別用LSDV以及Tobit模型進行回歸。其次，使用Heckman兩階段模型進行估計。第一階段是擴展邊際，通過probit模型討論兩國之間是否存在FDI的影響因素。第二階段是集約邊際，討論兩國之間投資頭寸大小。由于Heckman兩階段模型有效識別的拇指法則是選擇方程中至少有一個解釋變量不出現(xiàn)在水平回歸方程中，本文在擴展邊際的選擇方程中加入被解釋變量滯后一期，計量模型設(shè)定如（2）、（3）式所示。其中，fdi＿dumij代表i對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，投資母國及東道國金融競爭力（finc＿i、finc＿j）、投資母國及東道國金融開放度（kaopen＿i、kaopen＿j）均應顯著為正?；貧w結(jié)果表2顯示，無論是在未進行微量調(diào)整的LSDV回歸、進行微量調(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，投資母國與東道國的金融競爭力與金融開放變量均顯著為正，有效地驗證了假設(shè)一與假設(shè)二；金融開放變量在擴展邊際中并不顯著，即無論是母國還是東道國的資本管制，均不會完全抑制FDI跨境交易。

控制變量中，在列（1）—（5）中，母國及東道國人均GDP變量均在1%水平下顯著為正，經(jīng)濟規(guī)模的影響顯著；制度距離變量顯著為負，共同語言、共同法律起源變量顯著為正，與FDI引力模型的預期也是相符的。制度質(zhì)量、距離變量均顯著為負，說明母國更傾向于把FDI資產(chǎn)配置到與本國制度接近的地區(qū)；母國與東道國之間經(jīng)濟發(fā)展水平的差距（gdpp）顯著為正，F(xiàn)DI由經(jīng)濟發(fā)達程度較高的國家流向經(jīng)濟發(fā)達程度較低的國家，驗證了要素稟賦對跨境FDI交易的影響。

表2 金融競爭力金融開放與雙邊對外直接投資

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

（二）穩(wěn)健性檢驗

如上文所述，金融競爭力指標由8個維度的子指標加權(quán)平均得出，但是，8個維度的子指標所代表的意義又各不相同。其中，可提供性指標回答“在這個國家，金融部門為企業(yè)經(jīng)營提供金融產(chǎn)品與服務的寬度如何”；可承擔性指標回答“在這個國家，金融服務是企業(yè)經(jīng)營可承擔的嗎”；股市融資指標回答“企業(yè)經(jīng)營發(fā)行股票的難易程度如何”；貸款可得指標回答“在僅有好的商業(yè)計劃無抵押的情況下獲得銀行貸款的難易程度”；風險資本指標回答“具有創(chuàng)新性但是高風險的項目獲得風險投資的難易程度”；銀行穩(wěn)固指標回答“你認為銀行的穩(wěn)定性如何”；證券監(jiān)管指標回答“證券交易監(jiān)管的有效性如何”；法律規(guī)則指標回答“借款與貸款人受法律保護的程度”。得分越高，代表金融競爭力越強。上述子指標針對的內(nèi)容各不相同，因此，在第一個穩(wěn)健性檢驗中，本文需要查看不同維度的金融競爭力指標對雙邊FDI的影響是否具有差異。

在8個維度的金融競爭力子指標的基礎(chǔ)上，本文使用Heckman兩階段模型進行回歸，其中集約邊際的回歸結(jié)果如表3所示①由于頁面限制以及本文主要關(guān)注擴展邊際FDI的多少，在此并未匯報集約邊際的回歸結(jié)果。結(jié)果備索。，列（1）—（8）分別為8個子指標的回歸結(jié)果。在投資母國與東道國中，金融競爭力指標均在1%水平下顯著為正，驗證了假設(shè)一。但是在8個維度金融競爭力指標中，金融服務的可提供性和可承擔性指標的回歸系數(shù)相對較大，風險資本與法律規(guī)則指標的回歸系數(shù)較小，即雙邊FDI受母國與東道國金融產(chǎn)品與服務提供的影響較大，但是對法律規(guī)則是否能夠有效保護借款人和貸款人利益、本國創(chuàng)新性項目能否獲得風險投資的支持相對不太敏感。

表3 穩(wěn)健性檢驗一——金融競爭力子指標

注：由于篇幅問題，在此僅匯報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，F(xiàn)DI項下的管制可分為流出管制、流入管制與投資清盤管制三大類，但是，在上文重點分析的是整體的金融開放指標如何影響雙邊FDI頭寸，對于FDI項下的管制如何仍不明確。因此，在第二個穩(wěn)健性檢驗中，本文需要查看投資母國的FDI流出管制（dio）、東道國的FDI流入管制（dii）以及投資清盤（ldi）管制是否會顯著降低雙邊FDI頭寸。數(shù)據(jù)處理方式與計量模型選擇均與表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)庫中，使用虛擬變量的方式度量FDI流出、流入及投資清盤的管制情況，存在較為嚴格的管制則指標取1，否則取0。由回歸結(jié)果表4可見，F(xiàn)DI項下的流入管制及投資清盤管制指標的回歸系數(shù)基本均在1%水平下顯著為負。尤其是投資清盤管制指標ldi的影響較大，在列（1）—（5）中，回歸系數(shù)的絕對值均顯著大于流入管制指標dii。根據(jù)Heckman兩階段回歸結(jié)果可知，當投資清盤管制指標由1變化為0時，在集約邊際上兩國之間有FDI存在的概率增加2.5%，在擴展邊際上雙邊FDI增加104%。而中國當前存在著較為嚴格的投資清盤管制，放松對FDI清盤的管制，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。對于FDI的流出管制指標，研究結(jié)論則不盡相同。在未進行微量調(diào)整的回歸以及Heckman兩階段模型，流出管制指標均顯著為負，即投資母國對FDI流出的管制會顯著降低其FDI資產(chǎn)頭寸。但是，在進行微量調(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。對此異象，一個合理的解釋是，流出管制降低了兩國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可以自由流動至具有比較優(yōu)勢的地區(qū)，而資本管制的強制力量反而可能將FDI引向本不應該進行投資的地區(qū)，由此導致了該變量的回歸系數(shù)顯著為正。

表4 穩(wěn)健性檢驗二——FDI管制指標

五、結(jié)論與政策建議

本文使用2009—2014年83個投資母國在126個東道國投資的雙邊FDI頭寸數(shù)據(jù)，在引力模型的框架下實證檢驗了金融競爭力、金融開放因素對雙邊FDI的影響，并且針對零值樣本、金融競爭力與金融開放不同的測度指標進行了若干穩(wěn)健性分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）投資母國與東道國金融競爭力的提高顯著促進了雙邊FDI，不但在擴展邊際上影響兩國之間投資的多少，而且在集約邊際上提高兩國之間存在雙邊FDI的概率；（2）整體金融開放指標對雙邊FDI頭寸的影響集中于擴展邊際，對集約邊際的影響不大，即金融開放是兩國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）金融競爭力各子指標的回歸系數(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)品與服務的可提供性與可承擔性的影響較大，風險資本的提供及法律規(guī)則對借貸雙邊的保護影響較??；（4）針對FDI項下的管制指標與整體金融開放指標的影響存在差異，其中，東道國投資清盤管制的負向影響較大，流入管制影響較小但依然顯著為負，投資母國的流出管制在擴展邊際上顯著為負，但是較高的流出管制水平卻可能導致該國的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，顯示出金融競爭力、金融開放對雙邊FDI的重要影響，即一國金融市場競爭力與金融開放程度的提高可以同時提高本國的FDI資產(chǎn)負債頭寸。因此，借鑒國際經(jīng)驗，在中國當前迫切需要進一步引進國外高技術(shù)含量直接投資以及本國企業(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，中國需要提高金融競爭力。如圖1左圖所示，截至當前，中國金融競爭力的評分為4.08，全球排名僅為第54位，其中，金融產(chǎn)品及服務的可得性排名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。中國的金融競爭力不但嚴重落后于發(fā)達國家，而且自2010年起，就再無實質(zhì)性提升。此外，此外，金融競爭力報告2015—2016認為，在中國營商環(huán)境的主要不足中，難以獲得足夠的金融產(chǎn)品與服務高居第二位。因此，中國要推動FDI的雙向流動，持續(xù)擴大對外直接投資的資產(chǎn)負債規(guī)模，提高本國金融市場的競爭力不可或缺。

圖1 中國的金融競爭力及金融開放

其次，繼續(xù)推動賬戶開放。自改革開放以來，中國漸進式的金融開放已取得重要進展，當前經(jīng)常賬戶項下的管制已基本不存在，取消了多重匯率及出口強制結(jié)匯。但是，中國的金融賬戶項下依然存在著較為嚴重的管制，導致整體金融開放水平并不高（金融開放指數(shù)持續(xù)為0.16，2014年全球排名107位）。此外，雖然當前大幅修訂了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》，并通過自貿(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中國FDI流入流出，但是整體而言，尤其是與國際上其他國家相比，中國FDI項下的管制依然較為嚴格（如圖1右圖所示，在KA數(shù)據(jù)庫中，中國FDI的管制水平持續(xù)為最高的1），依然需要持續(xù)推動金融開放尤其是FDI項下的開放。

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