金融在中国双向直接投资中的作用与影响机制分析

田素华 史晋星 窦菲菲

(复旦大学 世界经济系，上海 200433；华东政法大学 商学院，上海 201620)

国际直接投资(FDI)是加速中国经济与世界经济融合的重要方式。从流量来看，2013年中国对外直接投资(OFDI)同比增长22.8%，首次突破千亿美元，创下1078亿美元的阶段性新高；同年中国实际利用外商直接投资(IFDI)1176亿美元，中国IFDI流量与OFDI流量之间首次接近平衡。2017年中国对外直接投资1202亿美元，实际利用外商直接投资1310亿美元，两者连续5年双双超过1000亿美元。*参见《中华人民共和国2017年国民经济和社会发展统计公报》，国家统计局2018年2月。联合国贸发会议公布的2017年中国对外直接投资数据为1250亿美元。

在双向直接投资蓬勃发展的同时，中国全部对外资产中储备资产占据绝对比重且其规模在2008年全球金融危机后显著上升，在2015年后略有回落。国家外汇管理局2017年12月28日公布的中国国际投资头寸数据显示*《中国国际投资头寸表》，国家外汇管理局2017年12月28日。，2016年底中国对外直接投资存量为13172亿美元，占对外资产比重为20.37%；储备资产占47.9%，为30978亿美元。对外负债中外商直接投资28659亿美元，占61.42%，储备资产以固定收益的外国政府债券为主。

中国对外投资和利用外资的结构特征，预示着可能存在的巨大资源配置效率损失和投资收益损失。统计数据表明*《国家外汇管理局年报 2016》第15页，国家外汇管理局2017年5月3日。，2016年中国国际投资收益逆差650亿美元，同期中国拥有对外资产净头寸为18005亿美元；中国全球资产配置间接损失表现为金融抑制引起出口导向型经济结构失衡，以及因过度依赖外国技术而损害国内自主创新能力提升。

因此，提高对外投资收益，优化国际投资头寸结构，基于IFDI和国际间接投资(FPI)同时发展的事实而有效扩大中国对外直接投资规模，逐步进入到IFDI和OFDI同时发展阶段，对中国经济持续发展意义重大。本文基于中国与188个国家(经济体)的双边FDI数据，分析影响中国双向FDI发展的金融总量因素、金融结构因素和金融效率因素，有助于理解中国IFDI促进OFDI发展的金融影响。

一、 文献综述

随着中国利用外商直接投资(IFDI)和中国企业对外直接投资(OFDI)蓬勃发展，相关研究文献也大量涌现。现有研究中国IFDI和OFDI发展的文献包括以下三个方面：

第一，着重从FDI进入总量和进入结构角度，运用实证分析方法，探究中国FDI流入的影响因素。比如，程惠芳等(2004)用引力模型分析了FDI在中国的区位选择问题[注]程惠芳、阮翔：《用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择》，《世界经济》2004年第11期。；李永军(2003)利用工业普查数据研究了FDI在中国行业分布的决定因素[注]李永军：《中国外商直接投资行业分布的决定因素》，《世界经济》2003年第7期。；潘镇等(2006)把外资进入中国的地区和行业差异与中国的外资政策联系起来加以研究[注]潘镇、鲁明泓：《在华外商直接投资进入模式选择的文化解释》，《世界经济》2006年第2期。；田素华(2013)结合中国利用外资政策变化，研究了影响中国IFDI母国结构和行业结构变动影响因素[注]田素华：《外商直接投资进入中国的结构变动与效应研究》，北京：中央编译出版社，2013年。。类似的研究还有唐宜红(2003)[注]唐宜红：《外资进入行为研究——兼析外资政策及其引资效应》，北京：人民出版社，2003年。、刘军和徐康宁(2009)[注]刘军、徐康宁：《台商对大陆投资地区性聚集的实证研究》，《国际贸易问题》2009年第3期。、杨丹辉等(2017)[注]杨丹辉、渠慎宁、李鹏飞：《中国利用外资区位条件的变化：基于中美制造业成本的比较分析》，《国际贸易》2017年第9期。。许多学者对中国FDI大量流入的成因进行了研究。比如，Dooley等(2004)研究认为，FDI大量流入与中国维持人民币汇率低估有关[注]Michael P. Dooley, David Folkerts-Landau, and Peter Garber, “Direct Investment, Rising Real Wages and the Absorption of Excess Labor in the Periphery,” NBER Working Paper 10626, 2016.；黄亚生(Huang，2003)研究认为，FDI大量流入与中国资本市场低效率有关[注]Y.S. Huang, Selling China-Foreign Direct Investment During the Reform Era (Cambridge: Cambridge University Press, 2003). 中文本：《改革时期的外国直接投资》，北京：新星出版社，2005年。。但这些研究结论受到了许多质疑，比如Prasad and Wei(2005)[注]E. Prasad, and S.J. Wei, “The Chinese Approach to Capital Inflows: Patterns and Possible Explanations,” IMF Working Paper WP/05/79, 2005。。

第二，从中国国内政策扶持和东道国因素等方面，分析中国OFDI发展决定因素。比如，美国Peterson国际经济研究局报告分析了中国OFDI发展的驱动力问题(Rosen和Hanemann, 2009)[注]Daniel H. Rosen, and Thilo Hanemann, “China’s Changing Outbound Foreign Direct Investment Profile: Drivers and Policy Implications,” Peterson Institute of International Economics, Policy Brief 09-14, 2009。。有许多文献从中国本身因素出发来研究中国企业OFDI发展的决定因素。比如，裴长洪和郑文(2011)[注]裴长洪、郑文：《国家特定优势：国际投资理论的补充解释》，《经济研究》2011年第11期。、阎大颖和洪俊杰等(2009)[注]阎大颖、洪俊杰、任兵：《中国企业对外直接投资的决定因素：基于制度视角的经验分析》，《南开管理评论》2009年第6期。、王碧珺等(2015)[注]王碧珺、谭语嫣、余淼杰、黄益平：《融资约束是否抑制了中国民营企业对外直接投资》，《世界经济》2015年第12期。。在此类研究中，有相当多的研究强调国内市场扭曲对中国OFDI的影响。比如，Chen等(2016)分析了中国国内市场扭曲对民营企业OFDI的影响，指出国内市场对民营企业歧视是中国民营企业发展OFDI的重要动力[注]Cheng Chen, Wei Tian, and Miaojie Yu, “Outward FDI and Domestic Input Distortions: Evidence from Chinese Firms,” University of Hong Kong Working Paper, 2016.。姜亚鹏等(2014)从金融发展角度解释中国OFDI发展机制，指出金融抑制在一定程度上约束了中国企业OFDI，以致中国国有企业对外直接投资成为主导。[注]姜亚鹏、姜玉梅、王飞：《国有企业主导中国对外直接投资的成因分析》，《财经科学》2014年第7期。有文献基于投资发展路径思路来研究中国OFDI发展的原因，比如凃万春和陈奉先(2006)[注]涂万春、陈奉先：《中国对外直接投资阶段的实证分析》，《西部论坛》2006年第1期。。Gao、Liu和Zou(2013)研究了人口双向流动对中国OFDI的影响，指出中国留学生和学者等高素质人口双向跨境流动有利于促进中国OFDI发展[注]Lan Gao, Xiaohui Liu, and Huan Zou, “The Role of Human Mobility in Promoting Chinese Outward FDI: A Neglected Factor,” International Business Review 22.2 (2013): 437-449.。有许多文献研究了东道国因素和国际环境因素对中国OFDI发展的影响。比如，Sanfilippo(2010)[注]Marco Sanfilippo, “Chinese FDI to Africa: What is the Nexus with Foreign Economic Cooperation?” African Development Review 22. S1 (2010): 599-614.、Zhang和Daly(2011)[注]Zhang Xiaoxi, and Kevin Daly, “The Determinants of China’s Outward Foreign Direct Investment,” Emerging Markets Review 12 (2011): 389-398.、聂名华(2017)[注]聂名华：《中国对外直接投资的主要特征与发展策略思考》，《国际贸易》 2017年第4期。。曲文俏等(2013)检验了东道国金融发展对中国OFDI的影响[注]曲文俏等：《政治风险、金融发展与中国对外FDI的二元扩张》，《武汉金融》2013年第10期。。韦军亮和陈漓高(2009)研究了东道国政治风险对中国OFDI的影响[注]韦军亮、陈漓高：《政治风险对中国对外直接投资影响》，《经济评论》2009年第4期。。

现有文献对中国发展OFDI的制约因素有许多讨论。比如，Sauvant和Davies(2010)讨论了人民币升值对中国OFDI的影响[注]K.P. Sauvant, and K. Davies, “What will an Appreciation of China’s Currency Do to Inward and Outward FDI?” Transnational Corporations Review 2.4 (2010):1-4.。有许多文献将中国OFDI发展与其他国家进行了对比研究。比如，Goldstein和Pusterla(2010)比较了巴西和中国OFDI发展路径[注]A. Goldstein, and F. Pusterla, “Emerging Economies’ Multinationals: General Features and Specificities of the Brazilian and Chinese Cases,” Kites Working Papers 5.3/4 (2010): 289-306.，Zhao(2011)比较了中国和印度OFDI决定因素[注]Zhao Hong, “The Expansion of Outward FDI: A Comparative Study of China and India,” South Asia Studies 9.1 (2010): 1-25。。有一些文献试图基于中国OFDI发展实践，构建有助于解释这一现象的新FDI理论框架。比如，吴先明(2007)[注]吴先明：《中国企业对发达国家的逆向投资：创造性资产的分析视角》，《经济理论与经济管理》2007年第7期。、冼国明和杨锐(1998)[注]冼国明、杨锐：《技术累积、竞争策略与发展中国家对外直接投资》，《经济研究》1998年第11期。、裴长红和樊英(2010)[注]裴长洪、樊英：《中国企业对外直接投资的国家特定优势》，《中国工业经济》2010年第7期。。

第三，对中国IFDI与OFDI互动发展的研究。有很多文献研究中国“引进来”与“走出去”之间的关系。比如周志亮(2004)认为，“引进来”有助于“走出去”。[注]周志亮：《科技型企业“引进来、走出去”的战略思考》，《世界经济研究》2004年第3期。此类观点可概括为“引进来”是基础和先导，“走出去”是结果和目的，IFDI和OFDI互为因果、相互影响。尹应凯(2002)研究认为，IFDI和OFDI可以齐头并进，不存在先后顺序关系[注]尹应凯：《试论发展中国家利用外资与对外投资的互动关系》，《国际贸易问题》2002年第1期。。朱华(2010)认为，“走出去”与“引进来”存在着相辅相成、相互促进的辩证统一关系，发展中国家“走出去”一般要滞后于“引进来”，“引进来”是“走出去”的基础，“走出去”是对外开放的更高阶段，而“走出去”又能弥补“引进来”的不足，可以获得“引不进来”的资源。[注]朱华：《关于引进来与走出去相互关系的理论思考》，《大连海事大学学报》(社会科学版)2010年第1期。此外，胡立法和唐海燕(2006)研究了中国IFDI与OFDI的不对称性[注]胡立法、唐海燕：《外商直接投资、对外直接投资与国际收支》，《财贸研究》2006年第2期。，潘文卿等(2015)研究了中国外商直接投资流入对企业国际直接投资的影响[注]潘文卿、陈晓、陈涛涛等：《吸引外资会引起对外投资吗？》，《经济学报》2015年第3期。；庞明川(2014)研究了中国与发达经济体之间的相互直接投资。[注]庞明川：《市场变迁、政策红利与政治风险：中国与发达经济体的相互投资》，《经济社会体制比较》2014年第2期。

Rademaker和Martin(2012)基于中国数据研究发现，跨国公司合资联盟会对中国本土企业海外投资产生以下三个方面的影响：其一，通过合资联盟，本土企业可更好地了解海外市场，尤其是合作方的市场。其二，合资战略联盟的成功经验使本土企业海外扩张时也更加倾向于采用战略联盟形式。其三，本土企业与跨国公司在国内的成功合作经验会促使双方继续采取此模式进入跨国公司母国。[注]Linda Rademaker, and X. Martin, “From Here to There: Home Country Alliance Experience and Foreign Subsidiary Survival,” In Academy of Management Annual Meeting Proceedings, 2014.Yao等(2016)分析了中国实际OFDI与均衡OFDI之间的关系，以中国IFDI来源地作为中国OFDI东道国，实证研究了中国IFDI对中国OFDI的影响，发现中国IFDI对中国在IFDI母国的OFDI有正向推动作用。[注]Yao Shujie, Pan Wang, Jing Zhang, and Jinghua Qu, “Dynamic Relationship between China’s Inward and Outward Foreign Direct Investments,” China Economic Review 40 (2016): 54-70.

有许多文献研究了中国经济发展对双向直接投资的影响，比如刘红忠(2001)[注]刘红忠：《中国对外直接投资的实证研究及国际比较》，上海：复旦大学出版社，2001年。、梁军和谢康(2008)[注]梁军、谢康：《中国双向投资的结构：阶段检验与发展趋势》，《世界经济研究》2008年第1期。、王广谦(2017)[注]王广谦：《中国对外投资与引进外资的新变化及政策建议》，《金融论坛》2017年第7期。等。此类文献多以邓宁国际直接投资发展周期理论为基础，利用统计数据对中国双向直接投资发展阶段进行实证分析。

可以看出，现有研究中国IFDI发展的文献、研究中国OFDI发展的文献、研究中国双向直接投资发展的文献，比较多的是对中国IFDI和OFDI发展分别进行研究，即使是研究中国IFDI和OFDI之间的关系，也多是从宏观经济角度单方面分析中国IFDI对OFDI的影响，而且大多数是基于投资发展阶段(IDP)框架分析中国OFDI和IFDI同时发展的问题。双向直接投资蓬勃发展正成为中国经济生活中的重要现象，外商直接投资流入和对外直接投资规模逐渐接近。但现有文献对中国IFDI促进OFDI发展的影响机制的关注还远远不够。

不同于现有文献，我们基于中国IFDI和国际间接投资(FPI)同时发展的事实，讨论金融市场发展在中国IFDI和OFDI发展中的作用，并基于中国与188个国家(经济体)之间的双边FDI存量数据，以部分存货调整模型为分析框架，实证研究影响中国双向FDI发展的金融因素。本文对理解中国双向直接投资发展趋向、分析中国IFDI和OFDI变动规律有重要帮助。

二、 理论分析

(一) 金融因素对OFDI发展影响的融资约束缓解效应

新贸易理论认为，决定企业是否对外直接投资的关键在于生产率高低，前提是企业不存在融资约束(Melitz，2003)。[注]M.J. Melitz, “The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity,” Econometrica 71. 6 (2001): 1695-1725.如果企业缺乏资金在海外投资建厂，对外直接投资也只能是镜中花水中月。高昂的投资调整成本和融资约束会制约企业创新活动(鞠晓生等，2013)[注]鞠晓生、卢荻、虞义华：《融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性》，《经济研究》2013年第1期。，不稳定的融资来源直接影响到企业生产效率的提升。

金融发展可以通过降低融资成本、分散投资风险、促进企业技术创新等机制提高企业生产率，进而促进企业对外直接投资发展(徐清，2015[注]徐清：《金融发展、生产率与中国企业对外直接投资》，《投资研究》2015年第11期。；Harrison等，2004[注]A.E. Harrison, Love Inessa, and M.S. McMillan, “Global Capital Flows and Financing Constraints,” Journal of Development Economics 75 (2004): 269-301.)。国别面板数据显示，金融总量扩张和金融活跃度提升均有助于对外直接投资发展(蒋冠宏等，2016；[注]蒋冠宏、张馨月：《金融发展与对外直接投资——来自跨国的证据》，《国际贸易问题》2016年第1期。王伟等，2013[注]王伟、孙大超、杨娇辉：《金融发展是否能够促进国外直接投资——基于面板分位数的经验分析》，《国际贸易问题》2013年第9期。)。

宏观金融从基准利率水平变动、流动性供给、宏观金融稳定等方面影响企业融资成本、投资权衡、风险控制等，进而影响企业IFDI和OFDI决策，引起IFDI和OFDI发展变化。比如，日本企业选择经营区位时，规避汇率变动风险动机是促使其IFDI和OFDI同时发展的重要因素(Qin，2000)[注]Jie Qin, “Exchange Rate Risk and Two-way Foreign Direct Investment,” International Journal of Finance and Economics 5 (2000): 221-231.。

在完美的资本和金融市场中，企业融资决策与投资行为之间不相关(Modigliani 和Miller, 1958)。[注]F. Modigliani, and M.H. Miller, “The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment,” American Economic Review 48.3 (1958): 261-297.就微观金融而言，金融中介和股票市场发展，有利于缓解中小企业融资约束(Beck等，2005；2008)[注]Thorsten Beck, Asli Demirguc-Kunt, and Vojislav Maksimovic. Financial and Legal Constraints to Growth: Does Firm Size Matter? Journal of Finance 60.1 (2005): 137-177; Thorsten Beck, Asli Demirguc-Kunt, and Vojislav Maksimovic, “Financing Patterns around the World: Are Small Firms Different?” Journal of Financial Economics 89.3 (2008): 467-487.，进而影响企业国际扩张(Chaney，2005)[注]Thomas Chaney, “Liquidity Constrained Exporters,” NBER Working Paper 19170, 2005.。生产率高的企业能够提供更好的投资回报是因其更能克服融资约束的影响(Manova，2006)。[注]K. Manova, “Credit Constraints, Heterogeneous Firms, and International Trade,” Review of Economic Studies 80. 2 (2008): 711-744.由于对外直接投资进入国外市场所需固定成本更高，且利用外源融资面临的成本(不只与生产率差异有关)各异，故企业除了要迈过生产率门槛之外，还需要迈过融资约束的门槛(Bunch等，2008；2010)[注]Todo(2011)和Bunch等(2014)研究日本企业和德国企业发现，融资约束对OFDI发展有负面影响。参见：(1)Y. Todo, “Quantitative Evaluation of the Determinants of Export and FDI: Firm-level Evidence from Japan,” World Economy 34.3 (2011): 355-381;(2)Claudia M. Bunch, Iris Kesternich, Alexander Lipponer, and Monika Schnitzer, “Real Versus Financial Barriers to Multinational Activity,” Working Paper (2008)；(3)Claudia M. Bunch, Monika Schnitzer, Iris Kesternich, and Alexander Lipponer, 2010. Exports versus FDI Revisited: Does Finance Matter? CEPR Discussion Paper No. DP7839。。

(二) 中国金融体系变迁与双向FDI发展的经济学逻辑

中国金融市场虽然规模扩张很快，但直接融资占比仍然较低，在由信息不对称带来的信贷配给和国家政策导向影响下，银行信贷资金大多流向国有企业，金融抑制现象明显，具有发展潜力的民营企业面临较多的融资约束。

银行业竞争和信贷资金分配市场化程度对中国对外直接投资影响显著(张树林等， 2012)。[注]张树林等：《中国对外直接投资：政府拉动还是金融推动》，《新金融》2012年第8期。在中国企业OFDI投资主体中国有企业占据主导，例如2008～2009年，国有企业占中国全部对外直接投资比重高达69.4%(Wang等，2012)。[注]Wang Chengqi, Junjie Hong, Mario Kafouros, and Mike Wright, “Exploring the Role of Government Involvement in Outward FDI from Emerging Economies,” Journal of International Business Studies 43 (2012): 655-676.中国OFDI以国有企业为主有以下原因：第一，国内经济结构的外延反映。国有企业凭借政策和资源优势，在各个领域挤压民营企业生存和发展空间(罗进辉，2013)。[注]罗进辉：《“国进民退”：好消息还是坏消息》，《金融研究》2013年第5期。第二，对外直接投资动机使然。对外直接投资发展路径假说表明，企业OFDI动机有市场寻求、资源寻求、效率寻求和战略资产寻求等四个方面(Buckley等， 2007)。[注]P. J. Buckley, L. Jeremy Clegg, R. Adam, Cross, Xin Liu, Hinrich Voss, and Ping Zheng, “The Determinants of Chinese OFDI,” Journal of International Business Studies 38.4 (2007): 499-518.中国企业对外直接投资也有这种变化过程，即从获取资源和战略资产(“中国模式”)到寻求效率(“日本模式”)再到占领当地市场(“美国模式”)。第三，民营企业面临融资约束。融资约束显著降低了民营企业对外直接投资的可能性(王碧珺等，2015)[注]王碧珺等：《融资约束是否抑制了中国民营企业对外直接投资》，《世界经济》2015年第12期。，且对外源融资依赖度较高行业受到的制约影响更为明显(刘莉亚等，2015)[注]刘莉亚等：《融资约束会影响中国企业对外直接投资吗？》，《金融研究》2015年第8期。。

中国国内由中小银行发展所推动的银行业结构变化，显著缓解了中小企业融资约束(姚耀军和董钢锋，2015)。[注]姚耀军、董钢锋：《中小企业融资约束缓解：金融发展水平重要抑或金融结构重要》，《金融研究》2015年第4期。金融发展对融资约束的缓解效应和金融发展对企业现金流的影响，需要区分民营企业和国有企业，以及区分中小企业和大型企业(王艳林等，2012)。[注]王艳林等：《金融发展、融资约束与现金-现金流敏感性》，《上海金融》2012年第3期。IFDI可以为东道国带来稀缺资本，缓解金融抑制(Harrison等，2004)。[注]A. E. Harrison, and M. S. McMillan, “Does Foreign Direct Investment Affect Domestic Firm Credit Constraints?” Journal of International Economics 61.1 (2003): 73-100.外商直接投资进入通过改善信贷市场供求双方信息不对称，有助于通过垂直效应和水平效应，缓解中国国内民营企业面临的融资约束(罗长远和陈琳，2011[注]罗长远、陈琳：《FDI是否能够缓解中国企业的融资约束》，《世界经济》2011年第4期。；Hricourt 和Poncet,2009[注]J. Hricourt, and S. Poncet, “FDI and Credit Constraints: Firm Level Evidence in China,” Economic Systems 33.1 (2009): 1-21.)。

中国在大量引进FDI的同时，不断积累的储备资产最初主要用于投资美国国库券(FPI，国际间接投资)。随着中国企业国际竞争力的增强，对国际投资环境日益适应，特别是国内金融服务能力提高以后，对外间接投资(FPI)逐渐转变为企业OFDI(参见图1)。

说明：FPI为对外证券投资或称为对外间接投资，IFDI表示中国引进的国际直接投资，OFDI表示中国对外直接投资。图1 中国金融体系变迁与IFDI和OFDI同时发展

三、 计量分析方程

(一) 部分存货调整模型

部分存货调整模型被Chow(1967)提出来以后[注]G. C. Chow, “Technological Change and the Demand for Computers,” American Economic Review 57.5 (1967): 1117-1130.，经常被应用于分析FDI集聚效应和决定因素[注]比如，Yao等(2016)运用部分存货调整模型分析了中国与172个经济体之间的OFDI决定因素。参见Yao Shujie, Pan Wang, Jing Zhang, and Jinghua Qu, “Dynamic Relationship between China’s Inward and Outward Foreign Direct Investments,” China Economic Review 40 (2016): 54-70。。本文以部分存货调整模型为基础，分析金融发展对中国OFDI发展的影响。

在(5)式中，lnIFDIit-1表示中国吸收外商直接投资存量的滞后一期值，FDit表示中国与i国(经济体)之间的相对金融发展水平，Xit表示其他解释变量，countryi代表国家效应，timet表示时间固定效应，νit表示残差项。将(5)式代入(4)式后得到(6)式。在(6)式中，α0=αθ0/(1+α)，α1=1/(1+α)，α2=αθ1/(1+α)，β1=αθ2/(1+α)，γ=αλ/(1+α),ni=[α/(1+α)]*countryi，yeart=[α/(1+α)]*timet，εit=[α/(1+α)]νit。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+

β1FDit+γXit+ni+yeart+εit

(6)

(二) 金融发展指标

中国金融发展水平是核心解释变量，我们借鉴徐清(2015)的做法，将金融因素分为金融规模FINAt、金融结构FINSTRt和金融效率FINEFFt等大类指标[注]国际上较为常用的金融发展指标是世界银行的GFDD数据库提供的指标，我们根据数据可得性和金融指标现实意义，参照该数据库，选择了部分指标。。

1. 金融规模

我们用人均贷款规模averloanct、金融业增加值占GDP比重finangdpct、证券化率stockgdpct、债券市值比bondgdpct、股市交易量占GDP比重volumegdpct这五个分指标标准化后的算术平均值来表示中国绝对金融规模。人均贷款规模averloanct表示实体经济从金融体系获得的资金余额；证券化率stockgdpct等于股票总市值占GDP比重，用于刻画股票市场规模；债券市值比bondgdpct等于债券总市值占GDP比重，用于刻画债券市场规模；股市交易量占GDP比重volumegdpct表示资本市场活跃程度。金融业增加值占GDP比重finangdpct数据来自国家统计局，其余指标来自WDI数据库。具体标准化方法参见(7)式[注]此处的指标处理借鉴了樊纲等(2011)的计算方法。参见樊纲等:《中国市场化指数：各地区市场化相对进程 2011年报告》，北京：经济科学出版社，2011年。。

ZSctj=(FINActj-FINActj_min)/

(FINActj_max-FINActj_min)

(7)

在(7)式中，FINActj_max和FINActj_min分别表示中国第j项金融规模指标的最大值和最小值。标准化处理后求解算术平均值，得到中国金融规模绝对指标FINAct。

(8)

金融规模指标可用于刻画金融深化程度。金融深化会通过收入效应、储蓄效应、投资效应和就业效应等促进经济增长(Shaw, 1973)[注]A. S. Shaw, Financial Deepening in Economic Development (New York: Oxford University Press, 1973).，有助于国内企业改善盈利能力进而发展OFDI；但是，金融发展超过某一临界点以后，金融业会挤占其他行业资源,导致资源错配，引起经济增长放缓。因此，金融规模发展对OFDI的影响难以确定。

为衡量中国与i国(经济体)之间的相对金融规模大小，我们将i国(经济体)股票证券化率stockgdpit和股市交易量占GDP比重volumegdpit标准化，构造i国(经济体)金融规模指标FINAit，计算方法与中国金融规模绝对指标FINAct相同。两者相减以后得到中国与i国(经济体)之间的相对金融规模指标FINAcit。

FINAcit=FINAct-FINAit

(9)

2. 金融结构

在衡量中国绝对金融结构时，我们采用直接融资占社会融资规模比值directaggct和债券融资占直接融资比值bondirectct这两个指标来刻画。其中，直接融资总量=企业债券融资+非金融企业境内股票融资，数据均来自中国人民银行调查统计司。

ZSTctj=(FINSTRctj-FINSTRctj_min)/

(FINSTRctj_max-FINSTRctj_min)

(10)

在(10)式中，FINSTRctj_max和FINSTRctj_min分别表示中国第j项金融结构指标的最大值和最小值。标准化处理后求解算术平均值，得到中国金融结构绝对指标FINSTRct。

(11)

中国金融体系以间接融资(银行贷款)为主，直接融资不够发达，导致国内企业尤其是民营企业饱受融资约束困扰；此外，相比于股票市场，债券市场规模更小，且多为地方政府城投债。金融结构中直接融资占比上升有助于缓解企业融资约束，促进国内企业发展对外直接投资，对OFDI影响预期为正。

考虑到样本国家(经济体)直接融资占社会融资规模比值和债券融资占直接融资比值这两个指标的数据可获得性，且M2/GDP除了能测度金融深化程度外，也可反映银行业发展程度即间接融资水平[注]Bando(1998)通过分析亚洲经济体M2占GDP的比重，指出货币供应量作为银行负债，可以用于刻画金融中介化程度。参见Shunsuke Bando, “Money Supply Control in ASEAN Economies,” Working Paper 41 (1998)。，本文将i国(经济体)M2/GDP指标标准化并构造金融结构指标FINSTRit，但由于M2/GDP既表征金融深化程度，又反映间接融资水平，因而对OFDI影响方向不能确定。我们运用类似于FINSTRct的计算方法得到i国(经济体)金融结构绝对指标FINSTRit，进而得到中国与i国(经济体)之间的相对金融结构水平FINSTRcit。

FINSTRcit=FINSTRct-FINSTRit

(12)

3. 金融效率

我们用储蓄转化效率loandepsct、国内私营部门信贷比prisecreditct、人均贷款对数lnaverloanct和人均ATM机数量ATMct等指标来刻画中国金融效率。其中，储蓄转化效率=当年累计新增贷款/累计新增存款，其数据来自CEIC数据库；国内私营部门信贷比表示私人部门获取信贷能力，其数据来自世界银行WDI数据库；人均贷款数据来自中国人民银行调查统计司，人均ATM机数量来自世界银行WDI数据库。上述四项金融效率指标用以下方法做标准化处理。

ZEFFctj=(FINEFFctj-FINEFFctj_min)/

(FINEFFctj_max-FINEFFctj_min)

(13)

在(13)式中，FINEFFctj_max和FINEFFctj_min分别表示中国第j项金融效率指标的最大值和最小值。我们使用标准化处理后的指标求解算术平均值，计算得到中国金融效率绝对指标FINEFFct。

(14)

为了衡量中国相对于i国(经济体)的相对金融效率高低，我们首先计算得到i国(经济体)人均ATM机数量ATMit和国内私营部门信贷比prisecreditit经过标准化后的指标，再对经过标准化后的指标求解算术平均数，得到i国(经济体)金融效率绝对指标FINEFFit；然后基于中国人均ATM机数量ATMct和国内私营部门信贷比prisecreditct经过标准化后的指标，用算术平均方法计算得到中国金融效率绝对指标FINEFFct_1，进而使用(15)式计算出中国与i国(经济体)之间的相对金融效率指标FINEFFcit。

FINEFFcit=FINEFFct_1-FINEFFit

(15)

受金融抑制影响，国有企业更容易获得贷款。私营部门信贷比提高相当于资本配置效率提升，有助于缓解国内民营企业信贷约束，进而促进OFDI发展，金融效率提升对OFDI影响预期为正。

(三) 控制变量

1. 基本控制变量

(1) FDI积聚效应。东道国已有的外商直接投资存量有助于降低后来投资者的不确定性，后来者可模仿先行者的选址决策，通过集中扎堆等方式享有技术、人才、基础设施等正外部性(Lu等，2017)。[注]Y. Lu, Tao Zhigang, and Zhu Lianming, “Identifying FDI Spillovers,” Journal of International Economics 107 (2017): 75-90.lnOFDIit-1表示中国在东道国OFDI存量滞后一期自然对数值，lnIFDIit-1表示中国吸收东道国外商直接投资进入存量的滞后一期自然对数值[注]Cheng和Kwan(2000)研究发现，中国29个省份1985～1995年的FDI进入有显著的自我强化效应。参见L.K.Cheng, and Yum K. Kwan, “What are the Determinants of the Location of Foreign Direct Investment? The Chinese Experience,” Journal of International Economics 51.2 (2000): 379-400。。采用滞后一期值可以避免回归分析伪相关。

(2) 贸易关系与经济对外开放度。我们用进出口贸易来刻画经济对外开放程度，用lnexportit和lnimportit表示中国与i国(经济体)之间的双边贸易往来。Markusen(1984)提出的市场寻求型FDI理论认为，FDI以服务东道国当地市场为目的时，出口与对外直接投资之间存在替代关系。[注]James R. Markusen, “Multinationals, Multi-plant Economies, and the Gains from Trade,” Journal of International Economics 16.3-4 (1984): 205-226.Helpman(1984)的效率寻求型FDI理论认为，企业对外直接投资是为了降低生产成本，与出口贸易存在互补关系。[注]Elhanan Helpman, “A Simple Theory of Trade with Multinational Corporations,” Journal of Political Economy 92.3 (1984): 451-471.考虑到有众多中国制造业企业通过出口贸易参与全球价值链分工进而发展对外直接投资的事实，我们预期双边贸易往来对中国OFDI发展的影响为正。我们用lntradeit表示i国(经济体)贸易开放度，tradeit为i国(经济体)t时期进出口贸易之和。i国(经济体)贸易开放度越高，越有利于吸引中国直接投资进入，对中国OFDI发展的影响预期为正。

2. 经济体其他特征

(1) 经济发展水平。我们用lngdpit、lngdpperit分别表示i国(经济体)t时期GDP水平和人均GDP，i国GDP水平越高表示市场规模越大，商业机会越多，对中国OFDI发展的影响预期为正[注]Dunning (1981)的IDP理论认为，人均收入水平与FDI发展有显著联系。参见John H. Dunning, “Explaining the International Direct Investment Position of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach,” Review of World Economics 117.1 (1981): 30-64。。i国人均GDP水平既可表示劳动生产率高低，又与企业对外直接投资生产成本相关，对中国发展OFDI的影响不能确定。

(2) 汇率水平。我们用lnexrateit表示t时期年末i国货币对美元名义汇率(直接标价法)。在人民币汇率钉住美元时，i国货币对美元升值(exrateit降低)意味着以人民币表示的国外资产较为昂贵，不利于中国对外直接投资发展。

(3) 经济稳定程度。我们用通胀水平inflationit表示i国t时期经济稳定程度。高通胀会侵蚀企业利润，对中国OFDI发展的影响预期为负。

(4) 自然资源状况。我们用resourceit表示i国t时期自然资源禀赋，等于石油、矿石和金属等商品在其出口贸易中的比重。我们用hightecit表示i国t时期科技水平，等于高科技产品在其出口贸易中的比重。此两项指标用以反映中国资源寻求型OFDI或技术效率寻求型OFDI动机。

我们使用的核心解释变量、被解释变量和控制变量说明参见表1。

表1 被解释变量与解释变量说明

说明： c表示中国，i表示中国对外直接投资东道国或中国吸引直接投资母国，t表示年份。

(四) 计量分析方程

将金融发展指标FDcit拆解并考虑其他控制变量后，我们得到计量回归模型(16)式。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+β1FINAcit+β2FINSTRcit+β3FINEFFcit+γXit+ni+yeart+εit(16)

四、 中国IFDI对OFDI影响的实证分析

(一) 数据描述

本文以与中国有FDI往来的188个国家或地区2003～2015年的面板数据为基础，进行实证分析。从散点图可以看出，OFDI存在明显的集聚效应，lnIFDIit-1与lnOFDIit明显正相关；金融规模、金融结构和金融效率这三项指标与lnOFDIit存在正相关关系。[注]样本国家或地区信息参见附表。因篇幅限制，此处没有报告各类变量的统计性描述，有需要的读者可直接联系作者索取。

(二) 计量分析方法

本文使用的2003～2015年中国与188个国家或地区间的双边FDI数据属于短面板，在做金融发展对中国双向FDI发展影响分析时，考虑到是静态面板数据，我们对比了随机效应分析方法和固定效应分析方法，经豪斯曼(Hausman)检验后采取固定效应分析方法；在做IFDI对OFDI影响机制分析时，我们用滞后一期数据做工具变量，属于动态面板，实证分析采取差分GMM分析方法和系统GMM分析方法。

(三) IFDI对OFDI的影响检验

我们暂不考虑金融因素，直接检验中国IFDI与OFDI之间的相互影响关系。自变量之间的相关系数显示lngdpit与lnexportit、lnimportit之间的相关性很高，为了减少解释变量之间多重共线性对计量分析结果的影响，回归分析时我们剔除lnexportit、lnimportit两个变量。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+

γXit+ni+yeart+εit

(17)

表2回归分析结果表明，中国吸收外商直接投资(IFDI)对发展对外直接投资(OFDI)的影响统计检验显著，且对外直接投资有明显的集聚效应，即滞后一期OFDI对当期OFDI影响显著。控制变量中，i国(经济体)GDP增长有利于中国企业对外直接投资发展。系统GMM回归中i国(经济体)货币对美元贬值有利于中国OFDI发展。此外，不论是OLS方法还是系统GMM回归分析方法，都表明i国(经济体)自然资源禀赋对中国发展OFDI极具吸引力。

表2 IFDI对OFDI的影响

(续表)

分析方法OLS差分GMM系统GMMhightecit-0.002840.001930.00401(0.00233)(0.00501)(0.00632)resourceit0.00366***0.001750.0158**(0.000995)(0.00370)(0.00802)常数项-0.158-34.63***-11.39**(0.299)(6.233)(5.288)拟合优度0.930国家效应NoYesYes国家(地区)数量141138141观测值133511681335AR(1)检验-0.00160.0000AR(2)检验-0.60360.7991Sargan检验-0.13200.0803

说明：(1)括号内为标准差，所有估计均使用自抽样稳健标准差；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上统计显著。

五、 中国金融发展与IFDI对OFDI影响的实证分析

(一) 中国绝对金融发展与IFDI对OFDI的影响

我们加入IFDI滞后一期值lnIFDIit-1分别与中国绝对金融发展指标FINAct、FINSTRct、FINEFFct指标交互项，来分析中国金融发展绝对水平对IFDI促进OFDI发展的影响。参见(18)式。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+β1(FINAct*lnIFDIit-1)+β2(FINSTRct*lnIFDIit-1)+β3(FINEFFct*lnIFDIit-1)+γXit+ni+yeart+εit(18)

核心解释变量统计性描述参见表3。解释变量相关系数表明，lnexportit与lnimportit、lngdpit与lngdpperit相关性系数较高。为了避免回归分析过程中的多重共线性，我们在回归分析时剔除lnimportit和lngdpit。对于lnIFDIit-1*FINAct、lnIFDIit-1*FINSTRct、lnIFDIit-1*FINEFFct等交互项，给出系统GMM和差分GMM回归分析结果。

表3 核心变量统计性描述

表4 中国绝对金融发展与IFDI对OFDI的影响

说明：(1)括号中为标准差，所有估计均使用自抽样稳健标准差；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上统计显著。

表4中的系统GMM回归分析结果表明，金融效率、金融结构和金融规模等绝对指标都显著增强了中国IFDI对OFDI影响的促进作用。此外，出口贸易加强和i国(经济体)货币对美元贬值有利于中国OFDI发展，i国自然资源对中国OFDI发展的影响统计检验显著。我们用差分GMM方法得到了同样结果(参见表4)。

(二) 中国相对金融发展与IFDI对OFDI的影响

考虑到研究样本是中国与i国(经济体)的双边FDI面板数据，2003～2015年中国绝对金融发展水平未必能完全反映国家(或地区)间相对金融发展程度，我们进一步运用中国与i国(经济体)金融发展指标相对值进行回归分析。回归方程参见(19)式。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+β1(FINAcit*lnIFDIit-1)+β2(FINSTRcit*lnIFDIit-1)+β3(FINEFFcit*lnIFDIit-1)+γXit+ni+yeart+εit(19)

核心解释变量统计性描述参见表5。解释变量相关系数表明，lngdpit与lnexportit、lnimportit之间的相关性较高。为了避免多重共线性问题，我们在回归分析时不考虑lnGDPit因素。

表5 核心解释变量统计性描述

表6 中国相对金融发展与IFDI对OFDI的影响

说明：(1)括号中为标准差，所有估计均使用自抽样稳健标准差；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上统计显著。(3)控制变量出口贸易lnexportit等计量分析结果符合预期，因篇幅限制此处没有报告，有需要的读者可联系作者索取。

表6中的回归结果表明，与金融市场相对规模相比，中国相对金融效率和相对金融结构提升更有利于增强IFDI对OFDI发展的促进作用。我们用差分GMM方法得到了相同结论(参见表6)。

(三) IFDI对OFDI影响的金融发展机制分指标检验

为了进一步分析具体金融因素在IFDI对OFDI促进作用方面的不同影响，以下部分我们就金融发展水平综合指标中的单项指标分别进行分析。我们先对相对值指标中的单项指标进行分析，对比中国绝对和相对金融发展在IFDI对OFDI促进方面的影响，即金融效率着重分析人均ATM机数量ATMct和国内私人部门信贷比重prisecreditct，金融结构着重分析M2/GDP，金融规模着重分析股票证券化率stockgdpct和股市交易活跃度volumegdpct。参见(20)式。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+β1(ATMct*lnIFDIit-1)+β2(prisecreditct*lnIFDIit-1)+β3(M2/gdpct*lnIFDIit-1)+β4(stockgdpct*lnIFDIit-1)+β5(volumegdpct*lnIFDIit-1)+γXit+ni+yeart+εit(20)

变量统计性描述参见表7。解释变量之间的相关系数显示，M2/gdpct、ATMct和prisecreditct之间的相关性较高。为了避免变量之间多重共线性对回归分析结果的影响，我们没有用这些变量同时进行回归分析。

表7 中国绝对金融发展水平分指标统计性描述

表8的回归分析结果表明，代表金融效率的ATMct、prisecreditct和代表金融结构的 M2/gdpct显著增强了IFDI对OFDI发展的促进作用，而股票市场规模stockgdpct和金融活跃度volumegdpct对此影响并不显著。

表8 中国绝对金融发展与IFDI对OFDI发展影响的分指标分析

说明：(1)括号中为标准差，所有估计均使用自抽样稳健标准差；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上统计显著。(3)控制变量出口贸易lnexportit等计量分析结果符合预期，因篇幅限制此处没有报告，有需要的读者可联系作者索取。

为了分析i国(经济体)金融发展水平的影响，我们以中国与i国(经济体)各金融分指标标准化后的相对值与lnIFDIit-1交互项进行回归分析。计量分析方程参见(21)式。

lnOFDIit=α0+α1lnOFDIit-1+α2lnIFDIit-1+β1(ATMcit*lnIFDIit-1)+β2(prisecreditcit*lnIFDIit-1)+β3(M2/gdpcit*lnIFDIit-1) +β4(stockgdpcit*lnIFDIit-1)+β5(volumegdpcit*lnIFDIit-1)+γXit+ni+yeart+εit(21)

变量统计性描述参见表9。解释变量之间的相关系数表明，lnexportit与lnimportit、lngdpit与lngdpperit相关性较高，回归方程中不考虑lnimportit和lngdpit。

表9 中国相对金融发展水平分指标统计性描述

表10的回归结果表明，在相对金融效率中，prisecreditcit比ATMcit更能增强中国IFDI对OFDI发展的促进作用。我们的解释是，中国国内私营部门信贷比重提高要比单纯的人均ATM机数量增加更能缓解中小企业融资约束。与表8回归结果不同的是，在相对金融规模指标中，代表股市交易活跃度的volumegdpcit也有利于增强IFDI对OFDI发展的影响，原因可能在于股票市场交易活跃度提升有助于企业在资本市场获得融资支持。

表10 中国相对金融发展与IFDI对OFDI发展影响的分指标分析

说明：(1)括号中为标准差，所有估计均使用自抽样稳健标准差；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上统计显著。(3)控制变量出口贸易lnexportit等计量分析结果符合预期，因篇幅限制此处没有报告，有需要的读者可联系作者索取。

考虑到中国金融效率、金融规模、金融结构绝对值所选取的各项分指标与相对值有所差别，本文也对以上绝对指标分别做回归分析。分析结论如下：[注]我们尝试了分大洲和时间段进行子样本回归，但由于样本数较少且部分国家(地区)缺失值较多，回归结果不理想，因此没有报告分析结果。

第一，代表金融效率的人均ATMct机数量、国内私人部门信贷比prisecreditct、人均贷款规模lnaverloanct都在1%水平上，对增强IFDI促进OFDI发展的作用统计检验显著；储蓄转化率loandepsct未能通过萨根检验，银行信贷分配效率统计检验不显著。

第二，代表金融规模的债券证券化率bondgdpct和金融业增加值占GDP比重finangdpct分别在5%和1%水平上，对增强IFDI促进OFDI发展的作用统计检验显著。

第三，代表金融结构的直接融资占比directaggct、债券融资占直接融资比重bonddirectct和M2/GDPct均在1%水平上统计检验显著；前两个指标提升有助于缓解中小民营企业融资约束，M2/GDPct提高更多地反映了金融深化水平，金融抑制缓解有助于中国企业发展OFDI。

第四，i国(经济体)控制变量中自然资源水平resourceit大多统计检验显著，科技水平hightecit和GDP等变量统计检验不显著。我们认为，现阶段中国企业走出去的动机大多在于获取当地自然资源而非效率寻求或占领当地市场。

六、 结论和政策建议

本文通过构建中国金融发展绝对指标和相对指标，分析金融对中国双向FDI同时发展的影响。本文以部分存货调整模型为基础，从金融深化视角，对IFDI影响OFDI发展的机制做了分析。本文研究结论有以下几个方面：

第一，中国金融发展对双向FDI发展有促进作用。中国金融发展从规模、效率和结构等三方面改善了企业融资约束，有利于更好地实现IFDI溢出效应，提高中国本地企业效率，进而促进中国本地企业走出去发展对外直接投资(OFDI)。

第二，中国吸收外商直接投资有利于中国企业发展对外直接投资，发展对外直接投资表现出明显的地区集聚效应。中国IFDI发展通过行业内示范与竞争效应、上下游关联企业垂直溢出和横向人力资本流动溢出效应，以及IFDI通过促进经济增长、缓解资金约束等渠道，促进中国企业发展OFDI。

第三，中国金融发展增强了IFDI对OFDI发展的促进作用，金融发展通过提高资金分配效率、改善企业融资约束，有助于增强本地企业对IFDI溢出效应的吸收能力。

第四，相较于金融规模因素，金融效率提高和金融结构改善对IFDI促进OFDI发展的影响更为突出，尤其是国内私人部门信贷比、直接融资占比、债券融资占直接融资比重和M2/GDP等因素。

总而言之，金融发展有利于中国IFDI和OFDI同时发展，金融效率提升与金融结构改善，包括直接融资占比提升和提高债券融资比重，比单纯扩张金融规模更有利于企业发展对外直接投资。

根据前述结论及中国金融发展事实，本文提出以下政策建议：

第一，扩大金融业对内对外开放，提高资金配置效率。改革开放以来的实践表明，中国经济起飞源于激励机制的正向促进，从对内实施农村土地承包责任制、国有企业抓大放小、财税体制改革，到对外加入世界贸易组织(WTO)，发展进出口贸易，在此过程中金融业对内对外开放扮演了极为重要的角色。

亚洲金融危机后银行业通过股份制改革，引入海外战略投资者，顺利实现上市；1996年人民币经常项目下实现可兑换，资本项目也逐步放开，直接投资实现基本可兑换；利率市场化改革随着2015年10月央行宣布放开存款利率上限已基本顺利完成。总体来看，金融业改革有助于提高资金配置效率，但仍存在中小企业 “融资难、融资贵”、资金脱离实体经济而转向虚拟经济等问题。对内发展普惠金融，允许民间资本发起设立金融机构，对外实现人民币资本项目可兑换等，对于中国IFDI和OFDI同时发展意义重大。

第二，发展多层次资本市场，提高直接融资比重。为了解决民营中小企业融资约束问题，以银行间接融资主导的金融结构需要有所改变。提高直接融资占比举措包括股票市场注册制改革、债券市场扩容、完善中小企业股权交易市场等多种方式，以不断丰富金融市场层次，通过合适的金融创新拓宽企业直接融资渠道。

附表 样本国家或地区清单

资料来源： 作者自行整理。注：*塞黑在2006年以后分裂为塞尔维亚和黑山。