金融發展、對外直接投資與母國生產率增長

李梅

(武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

一、引言

對外直接投資(outward foreign direct investment，OFDI)是發展中國家跨國公司融入全球化、在全球范圍內獲取先進技術、知識和經驗等創造性資產的重要途徑。近年來，來自發展中國家的OFDI在全球直接投資總額中占的比例越來越大。《世界投資報告》顯示，2013年發展中國家的直接投資流出量達到4540億美元，占全球直接投資流出總量的39%。從理論上說，通過對外投資，跨國公司可獲得國內無法獲得的先進技術和資源，對母公司、母公司所在行業乃至整個母國的生產率產生積極的溢出效應。但是，這種對母國的逆向生產率溢出效應并不會自動產生，而是取決于母公司和母國其他企業的吸收能力。

中國自改革開放以來，整體經濟實力不斷增強，金融資產規模逐年增加。《中國金融統計年鑒》顯示，我國全部金融機構人民幣貸款余額由2003年的15.90萬億元增長到2013年的71.9萬億元，年均增長率達16.29%。高效的金融系統能夠為企業對外投資和吸收先進技術知識提供充分的融資支持，從而提升企業進行對外投資的意愿和能力，在通過對外投資促進母國生產率增長中必將起到正向促進作用。雖然近年來我國整體金融得到發展，但是從區域角度看，我國金融發展呈現出較強的非均衡性。東部地區集中了全國絕大多數金融資源，其金融機構網點個數、從業人員和信貸總額在全國占比例最高。據《2013年中國區域金融運行報告》統計，2013年中國東部、中部、西部和東北部地區的金融機構貸款余額分別為42.2萬億、11.1萬億、14.6萬億和5.2萬億，分別占比57.73%、15.19%、19.97%和7.11%。這種區域間的金融發展差異是由地理位置、金融政策、制度、歷史文化等因素造成的。這種不合理的地區分布導致金融資源的配置效率不高。金融發達的地區能為本地企業的人力資本提升和技術創新活動提供資金保障和融資支持，增強該地區對先進技術的吸收能力，而金融發達程度不高的地區顯然將受制于此。

發展中國家的跨國公司希冀通過對外投資促進生產率提升，但其能否實現取決于母公司乃至整個國家的吸收能力。金融發展作為吸收能力的重要一環，理應在其中發揮重要作用。但是，遺憾的是，目前還鮮有文獻對此進行關注。以往OFDI的相關文獻大多停留在檢驗OFDI是否促進了母國生產率增長，缺乏對金融發展這一可能影響OFDI的生產率溢出效應的重要因素進行深入研究。在當前越來越多的中國企業“走出去”，希冀通過對外投資獲取東道國先進技術知識的背景下，如何利用母國的金融發展等資源，有效吸收和利用由國外得來的先進技術和知識，促進母國生產率增長，是非常有意義的論題。但是我國目前金融發展呈現的這種區域化的非均衡特征為我國充分發揮金融資源對生產率增長的促進作用提出了挑戰。要緊緊圍繞市場在資源配置中起決定作用的因素深化經濟體制改革，其中金融改革的重點方向將是健全多層次資本市場體系和提升金融資源配置效率。因此，本文將探究金融發展對OFDI的母國生產率增長效應的影響，并在此基礎上，為各級政府根據地區金融發展差異制定積極有效的地區金融發展戰略，努力提升金融資源配置效率以確保OFDI最大的生產率溢出提供參考建議。

二、文獻評述和理論分析

(一)對外直接投資與母國生產率增長

關于對外直接投資與母國生產率增長的關系，目前國內外學者進行了一些研究，但是未能得到一致結論。Driffield等(2009)的研究表明跨國公司對外投資能促進母國生產率增長[1]。但是，Bitzer和Kerekes(2008)的研究卻得到了不同的結論，他們運用OECD國家產業層面的數據對OFDI逆向生產率溢出效應進行檢驗時發現，OFDI對母國生產率的提升效果并不明顯，并且非西方七國(G7)的OFDI對國內生產率增長還有顯著的負面效應[2]。Bitzer和Gorg(2009)、Dierk(2010)關于OFDI的跨國比較研究進一步證實了OFDI逆向生產率溢出效應的國別差異[3-4]。國內部分學者研究了OFDI對母國生產率增長的溢出效應，由于樣本、時期及研究方法的差異，得到的結果也不一致。較新的一項基于微觀企業數據的研究表明，對外投資企業的生產率增長明顯高于非對外投資企業(蔣冠宏等，2013)[5]。

基于OFDI對母國生產率溢出效應存在的國別差異，有學者進一步指出這可能因母國經濟發展水平、經濟結構、自然資源稟賦、技術水平、金融市場發展程度、貿易開放度、政府政策等引起[4]。這些因素可稱之為廣義吸收能力。廣義吸收能力是影響國際知識溢出的重要因素。學者們在研究FDI溢出時發現，東道國吸收能力，包括人力資本[6]、研發投入[7]、技術差距[8]等對FDI的東道國生產率溢出均有重要影響。但是遺憾的是，國外尚鮮見學者從這些吸收能力角度對OFDI的母國生產率溢出效應做進一步研究。國內少數學者從吸收能力角度做了嘗試性研究(陳巖，2011； 李梅和柳士昌，2012)[9-10]，但是這些研究尚不夠深入。

(二)金融發展對OFDI的母國生產率增長效應的作用機制分析

本文主要關注金融發展這一廣義吸收能力。一國的金融發展水平對投資決策與技術創新具有重要影響，發達的金融體系通過為技術創新提供便利融資而提升創新活動的效率(Hsu，2014)[11]。一些學者研究金融發展、FDI和東道國生產率增長的關系后發現，發達的金融體系不僅能提高資源配置效率，而且還有利于增強東道國與FDI有關的吸收能力，促進FDI溢出效應的發揮[12]。Azman-Saini等(2010)進一步指出，作為吸收能力的金融發展水平在促進FDI的生產率溢出效應發揮中存在一個最低的“門檻”，只有當以流動性作為衡量指標的金融市場發展超過這個最低門檻時，FDI對東道國生產率的促進才可能發生[13]。國內學者近年來也日益關注金融發展與FDI的生產率溢出的關系。一些研究證實了金融效率的提高有利于吸收外資企業技術外溢[14-15]。

以上文獻研究了金融發展作為吸收能力在FDI和東道國生產率增長關系中所起到的積極作用。我們不難推斷，基于創造性資產尋求動機的發展中國家跨國公司對外投資，要真正獲得并吸收利用國外的創造性資產，提升本公司、本行業乃至整個母國的生產率水平，也離不開母國金融體系的支持。母國金融發展主要通過以下幾個途徑影響OFDI的母國生產率增長效應：

1. 為企業對外投資活動和獲取國外新技術提供融資支持。企業到發達國家進行投資需要大量的資金，而母國發達的金融市場可為此提供充分支持，增強企業對外投資的意愿和能力，為企業學習吸收國外先進技術知識奠定基礎。相關研究表明，國內較差的融資環境已經成為我國企業實施對外投資的重要障礙因素(韓立巖和顧雪松，2013)[16]。

2. 為企業學習和吸收新技術提供融資支持。知識的外部性使得企業通過對外投資獲得來自東道國的先進技術知識成為可能，但是要更好地學習和吸收這種逆向溢出的新知識和新技術，企業需要進行人員培訓、設備購置、技術改造甚至兼并重組等，而金融市場作為資金籌措的場所，可以為和企業技術學習和創新相關的活動提供融資支持，增強對外來先進技術的吸收能力，進而增強本公司競爭優勢和促進生產率提升。

3. 為OFDI獲得的新技術在全行業乃至全國范圍的溢出提供融資支持。新技術的溢出一般由以下途徑產生：人力資本效應、競爭效應和模仿效應、產業關聯。金融發展通過影響以下這些途徑來促進OFDI獲取的新技術的溢出：

一是人力資本效應。OFDI企業的員工在對外投資實踐中積累了一定的知識和技術經驗后，可以通過回流到母國本土企業和創立新企業兩種方式實現外來新技術的轉移。一般來說，掌握發達東道國先進技術和管理經驗的員工回流到母國后，其雇傭成本比較高。本土企業為了實現生產率提升，需要支付較高的薪酬以吸納這些回流的高級人才，這一行為需要金融市場的資金支持。回流員工還可以在母國創立新企業，促使技術知識向現實生產率轉化。這些具備創新潛能的高級人才的創業活動大多需要國內金融市場的資金支持。因此，發達的金融市場對這兩類人力資本的金融支持必將增加對通過對外投資獲取的先進技術知識的吸收能力，有助于母國生產率提升。

二是競爭效應和模仿效應。OFDI企業憑借其獲得的國外新技術優勢，為了爭奪市場份額，獲取高額利潤，與本行業其他企業進行競爭，迫使本行業的企業進行技術革新。另一方面，OFDI企業采用的國外先進的生產和管理技術又為本行業企業提供了學習和模仿的對象，形成了示范效應。但本行業企業實現技術的自我創新和技術的學習模仿有一定的成本，包括購買新設備、培訓員工、提供高薪以吸引高技術和管理人才等，完善的金融市場將為此類活動提供金融支持，從而有利于本行業生產率的提升。

三是產業關聯效應。從理論上講，金融發展水平高的地區，更有助于OFDI企業與母國其他企業的產業鏈接(Alfaro，2010)[17]。順暢的OFDI企業與母國本土企業的前后向產業鏈接，必將推進OFDI企業獲得的國外先進技術更具速度和更有效率地向國內其他行業轉移，最終將帶動行業外企業乃至全國范圍的生產率提升。

綜上所述，在OFDI與母國生產率增長的關系中，母國金融發展可能扮演著一個非常重要的角色，而目前尚鮮見相關文獻對此進行深入系統的研究，這給本研究提供了一個契機。此外，有關東道國金融發展和FDI生產率溢出的文獻表明，東道國金融發展和FDI溢出的關系可能并不呈現簡單的線性關系，金融發展促進FDI溢出效應發揮可能存在一個最低的“門檻”[13]，只有當金融發展達到這個最低門檻時，才可能對FDI溢出起到積極的促進作用。因此，我們預期，母國金融發展和OFDI逆向生產率溢出的關系也可能呈現一種非線性的“門檻”特征，即只有當金融發展超過一個最低“門檻”值時，跨國公司通過對外投資獲取的先進技術、知識和經驗才可能在高效的金融體系支持下，傳導回國內并在全產業乃至全國范圍內波及，FDI對母國生產率的逆向溢出效應才可能產生。因此，本文將借鑒Hansen(1999)的面板門檻模型，運用2003-2011年中國對外投資的省際面板數據，研究母國金融發展對OFDI的母國生產率溢出效應的影響[18]。在我國目前地區金融發展不均衡的情境下，不同水平的金融發展對OFDI生產率溢出的影響如何，以及如何根據地區金融發展差異制定積極有效的金融發展戰略、創造一個良好的金融市場環境以最大限度促進OFDI對母國生產率的溢出是一個比較有意義的論題。

三、研究設計和數據處理

(一)實證模型

借鑒國際R&D溢出回歸模型的思路，本文構建基本實證模型如下：

(1)

本文借鑒Hansen(1999)的面板門檻回歸模型研究金融發展對中國OFDI的母國生產率溢出的門檻效應。該模型克服了傳統門檻分析方法的缺陷，具有不需要給定非線性模型的具體形式、門檻值完全由樣本數據內生決定、依據漸進分布理論建立待估參數的置信區間、可運用bootstrap方法估計門檻值的統計顯著性等優點，可以很好地檢驗不同金融發展水平對OFDI的母國生產率增長效應的影響。將基本模型(1)擴展為門檻模型如下：

(2)

其中，金融發展FINit為門檻變量，γ為待估算的門檻值，I(·)為指標函數。

模型(2)為單門檻模型。雙門檻模型和多門檻模型可由單門檻模型擴展得到。例如雙門檻模型可擴展如下：

(3)

在估計門檻值時，首先采用“格柵搜索法”(Grid Search)連續給出門檻回歸中的候選門檻值γ，然后對模型進行回歸，選擇回歸殘差平方和最小的候選門檻值作為回歸估計的真實門檻值。估計出門檻值后，還需要對門檻效應的顯著性和門檻估計值的真實性進行檢驗。具體模型估計和檢驗方法詳見Hansen(1999)，在此不再贅述。

(二)變量含義和數據處理

在估計門檻值時，首先采用“格柵搜索法”(Grid Search)連續給出門檻回歸中的候選門檻值，然后對模型進行回歸，選擇回歸殘差平方和最小的候選門檻值作為回歸估計的真實門檻值。估計出門檻值后，還需要對門檻效應的顯著性和門檻估計值的真實性進行檢驗。具體模型估計和檢驗方法詳見Hansen(1999)，在此不再贅述。

本文的主要分析數據來自《中國統計年鑒》、《中國對外直接投資統計公報》、《國際統計年鑒》和《OECD Factbook》。由于我國對外直接投資統計始于2003年，因此本文的樣本期確定為2003-2011年。樣本包括全國29個省、自治區和直轄市，其中重慶數據合并到四川省進行分析，西藏由于對外投資太少予以剔除。各變量的測度如下：

全要素生產率(TFP)：采用基于DEA的Malmquist生產率指數模型對各省全要素生產率指數進行測算。各省區的產出(Y)以折算為2003年不變價格的實際GDP表示。2003-2011年當年價GDP和GDP指數來源于《中國統計年鑒》。投入變量資本存量(K)采用永續盤存法估計，基本公式為Kit=Iit+(1-δ)Ki,t-1,其中Kit為i省第t年的固定資本存量，Iit為i省第t年固定資本形成總額，各省數據來自《中國統計年鑒》，并用各省固定資產投資價格指數折算為2003年不變價格。δ為資本折舊率，取9.6%。基年(2003年)及后續各年的各省固定資本存量按張軍等(2004)的方法計算[19]。投入變量勞動力投入(L)采用各省年末就業人員數表示，數據來自《中國統計年鑒》。

金融發展(FIN)：借鑒以往文獻，本文用兩類指標分別從金融發展規模和金融發展效率兩方面衡量金融發展：

一是金融發展規模指標。用“地區金融機構存貸款總額/GDP”來近似表示。考慮到部分金融機構的存款可能并沒有形成真實信貸以及形成固定資產投資，以“存貸款總額/GDP”來確定金融發展規模可能有失偏頗，其只能作為衡量潛在金融發展規模的指標。部分學者也認為，在金融不發達的國家或地區，金融中介的功能主要體現為信貸資金的運用程度，將“存款余額”包括進戈氏指標的“金融資產”中可能不恰當(王晉斌，2007)[20]。因此本文借鑒國內大多數研究的做法[14]，用“地區金融機構貸款總額/GDP”(FIN1)表示地區金融發展規模進行檢驗。在此基礎上，再運用“地區金融機構存貸款總額/GDP”(FIN2)作為金融發展規模的潛在指標進行進一步檢驗。地區存貸款余額數據和GDP數據來自各年《中國統計年鑒》和《金融統計年鑒》。

二是金融發展效率指標。以往研究指出，信貸提供給國有部門的金融機構在評估管理者、篩選投資項目和提供服務方面不及于把信貸提供給私人部門的金融中介，因此，將信貸區分為投向私人部門的部分和投向國有部門的部分，并用私人部門貸款的深度來刻畫金融體系資金配置效率將更能反映金融發展水平[21]。借鑒前人思路，本文采用“非國有企業貸款/GDP”(FIN3)作為金融發展的效率指標做進一步檢驗。由于沒有公布按照企業性質分的信貸配給數據，本文假定各省分配到國有企業的貸款和該省國有企業的固定資產投資額成正比，則非國有部門貸款比重可表示為全部貸款占GDP的比率扣除掉配給到國有企業的比重，即金融發展程度(非國有部門貸款比重)=總貸款/GDP×(1-國有經濟固定資產投資總額/全社會固定資產投資總額)。其中，固定資產投資數據和貸款余額數據分別來自各年《中國統計年鑒》和《金融統計年鑒》。

四、實證分析結果

(一)對外直接投資的母國生產率增長效應和地區差異

首先檢驗中國OFDI對母國生產率的總體溢出效應和地區差異，結果如表1所示。在不考慮地區差異時(Model 1)，lnSfo的系數為正，但是不顯著，表明現階段中國OFDI并未帶來明顯的國家層面的生產率溢出。

表1 OFDI對母國生產率的溢出效應及地區差異

注：**p<0.05；***p<0.01。

考慮到中國各地區之間存在巨大的差異，如東部發達地區的經濟、制度等環境明顯優于中部和西部欠發達地區，我們預期其對外直接投資能對該地區的生產率有更大更顯著的促進。因此，我們以西部地區為參照，設立東部虛擬變量(D1)和中部虛擬變量(D2)，進一步檢驗OFDI生產率溢出效應的地區差異(Model 2)。正如我們所料，東部地區的對外直接投資獲得了顯著正的生產率溢出，其系數為0.016，西部地區的生產率溢出效應不明顯，中部地區的生產率溢出效應則顯著為負，表明中部地區的對外直接投資非但未能提升其生產率，反而對其有一定程度的損害。

鑒于積極的逆向生產率溢出發生在經濟相對發達的東部地區，因此可以推測地區的技術吸收能力可能是決定OFDI生產率溢出效應的關鍵。吸收能力越強的地區對OFDI帶來的先進技術的吸收越充分，生產率溢出效應就越顯著。接下來運用Hansen(1999)的門檻回歸模型研究金融發展這一重要吸收能力因素對OFDI生產率溢出效應的影響。

(二)OFDI和母國生產率增長：基于金融發展規模(FIN1)的門檻回歸分析

1. 門檻分析結果

按照Hansen(1999)的門檻估計方法，使用STATA軟件分別對單門檻模型(模型2)、雙門檻模型(模型3)和三門檻模型進行估計。首先進行門檻效應檢驗，在單門檻、雙門檻和三門檻的假設下對門檻效應進行分析，得到的F統計量和通過自抽樣法(bootstrap)得到的P值如表2所示。由表2可以看出，單門檻效應和雙門檻效應分別在1%和10%水平下顯著，而三門檻效應卻不顯著。因此，門檻效應檢驗顯示金融發展對OFDI的生產率溢出存在雙門檻作用。

表2 門檻效應檢驗(FIN1)

注：(1)*p<0.10;***p<0.01；(2)P值和臨界值均為采用bootstrap方法模擬300次后得到的結果。下同。

表3 門檻值估計結果及其置信區間(FIN1)

在確定金融發展對OFDI的生產率溢出存在雙門檻效應后，進一步對此雙門檻模型中兩個門檻值進行估計和檢驗，表3報告了雙門檻模型門檻值的估計結果以及門檻值的95%置信區間。借助STATA軟件可以繪制似然比值與門檻參數的關系圖(見圖1和圖2)，圖中虛線為似然比統計量的臨界值，在5%的顯著性水平下，似然比統計量的臨界值為7.35。從圖1和圖2不難看出：當門檻1估計值為1.143和門檻2估計值為1.734時，似然比值為0；當門檻1估計值處于[1.143，1.158]區間內和門檻2估計值處于[1.693，1.990]區間內時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設接受域內，即兩個門檻值都與實際門檻值相等。門檻γ1和門檻γ2估計出來后便可以對雙門檻模型進行參數估計，其參數估計結果列于表4。

表4 門檻模型參數估計結果(FIN1)

注:* p<0.10，***p<0.01。

圖1 門檻1的估計值及95%置信區間(FIN1)

圖2 門檻2的估計值及95%置信區間(FIN1)

通過表4所示的門檻回歸結果，可以看出金融發展程度對我國OFDI生產率溢出存在顯著的“雙門檻效應”，兩個門檻估計值分別為1.143和1.734。模型的估計結果顯示：一個地區金融市場發展程度未跨越最低門檻值1.143時，OFDI對該地區生產率的提升不顯著；跨越最低門檻后，生產率溢出效應才開始變得顯著，但是此時溢出效應僅為0.042；但若該地區的金融市場發展程度跨越了第二個門檻值1.734后，生產率溢出效應就提升為0.071。這說明一個地區的金融市場發展程度對該地區OFDI的生產率溢出效應有很大影響。如前所述，發達的金融體系將為企業獲取和學習吸收國外先進技術知識提供充分的融資支持，增強對先進技術的吸收能力，促進企業生產率增長，并進一步通過人力資本效應、競爭和模仿效應、產業關聯將學到的先進技術知識溢出到其他企業，最終促進整個地區生產率提升。如果地區金融市場發展程度跨越了最低門檻，金融部門為企業提供了充分的融資支持，企業將有足夠資金進行對外投資和提升自身吸收能力來吸收和利用從國外獲得的新技術，從中獲得顯著的生產率溢出效應。當金融發展跨越到更高的門檻后，企業對逆向溢出技術和知識的吸收將更充分，此時，企業獲得的生產率溢出效應將更大。

此外，關于模型中的控制變量，雙門檻回歸結果顯示，FDI和進口貿易對我國生產率均沒有起到正向促進作用，但是，我國國內研發投入顯著提升了國內生產率。這說明當前國內研發投入仍然是促進國內技術進步的主要源泉。在強調通過各種渠道獲得國際技術溢出的同時，仍然要重視通過加強國內研發投入提升自主創新能力。

2. 基于金融發展的我國省域劃分

根據表3所示的兩個門檻值可以將我國29個省市分成三個不同的區域，分別為：低金融發展區域(FIN1<1.143)、中等金融發展區域(1.143≤FIN1<1.734)和高金融發展區域(FIN1≥1.734)，表5報告了每年三個區域內的省份數。

表5 不同金融發展區域的省份數

通過表5可以看出，各地區金融發展在2004-2011年基本保持比較平穩的狀態，未越過第一門檻的地區占絕大多數，這些地區由于金融發展水平較低，在尋求外部金融支持以更好地吸收和利用對外投資獲得的新技術方面受到極大的限制，導致對外投資的生產率溢出效應不明顯。少部分地區的金融發展程度越過了第一個門檻，進入了中等金融發展區域。例如在2011年，東部地區由于國家長期的扶持政策和地區良好的經濟基礎使得五個地區(北京、天津、上海、浙江、海南)的金融發展水平保持在第一個門檻之上，西部地區則由于國家近年來的政策傾斜，五個地區(四川、貴州、云南、青海、寧夏)的金融市場也得到了一定的發展從而越過了第一門檻。越過第一門檻的地區由于金融市場為對外投資企業提供了融資便利，使得這部分地區的對外投資能獲得一定的資金支持，但是由于金融市場發達程度不夠，對外投資企業的融資需求并未得到充分滿足，企業的吸收能力未能得到充分提升，導致其對生產率的促進效應還不足夠大。只有當越過了第二個門檻后，有了充分的融資支持，企業對新技術的學習和吸收才會更加充分。但是截至2011年，全國僅有兩個地區(北京和上海)進入了高金融發展區域。這意味著我國整體金融發展水平還較低，在開展對外投資促進生產率增長中還沒有發揮足夠大的作用。我國各級政府促進企業“走出去”的過程中，不應忽視而應大力提升我國的整體金融水平。

另外，值得注意的是，中部八省份無一越過第一門檻。長期以來，東部地區因其地理位置、政策扶持等因素，其經濟發展水平遠高于中部和西部地區，也集中了全國絕大多數的金融資源，這為該地區對外投資及生產率溢出提供了非常可觀的資金保障和融資支持；西部地區則因為政府的“西部大開發”政策而受益，其金融資源的配置略強于中部地區，這就造成了中部地區的塌陷，其與東部和西部地區的金融發展的差距呈現緩慢擴大的趨勢。金融資源的不足無法對中部地區吸收逆向溢出提供充分的外部融資支持，這就導致了其OFDI的生產率溢出效應不明顯甚至可能因為對外投資擠占了國內投資而對生產率造成了負面影響。我國政府應改善這種金融發展嚴重不平衡的狀況，重視并加大對中部的金融支持力度，努力為中部地區的對外投資和吸收國外獲得的新技術創造良好的融資環境，使中部盡可能地從對外投資中獲益，促進生產率增長。

3. 滯后期檢驗

考慮到金融發展和其他各自變量(國內R&D、FDI、進口貿易、OFDI)對生產率的影響可能存在一定的滯后效應，因此為了進一步驗證研究結論，將門檻模型中的各自變量和門檻變量(即金融發展指標FIN1)均取滯后一期，檢驗金融發展的門檻效應是否仍然存在。實證結果表明，當各自變量取滯后一期時，金融發展對OFDI生產率溢出的門檻效應仍然存在，并仍然表現出雙門檻特征，兩個門檻值分別是0.827和1.147。檢驗結論和自變量取當期時的檢驗結論一致，進一步驗證了金融發展對OFDI生產率溢出的門檻效應的存在。

4. 金融發展規模與OFDI生產率溢出效應的再檢驗：“地區存貸款總額/GDP”(FIN2)

考慮到地區存款也是金融資產的一部分，存款余額也可以計入金融資產總量，因此進一步運用“地區存貸款總額/GDP”作為金融發展的潛在指標進行進一步檢驗。檢驗結果也表明，采用“存貸款總額/GDP”這一衡量潛在金融發展水平的指標時，金融發展仍然對生產率增長的影響呈現門檻特征，不過這種門檻效應表現出單門檻特征：當存貸款總額比重低于門檻值2.274時，對外投資的生產率增長效應并不明顯，但是一旦該指標超過2.274，生產率增長變得顯著，達到0.027。這一檢驗結果進一步印證了前面的結論。

(三)OFDI和母國生產率增長：基于金融發展效率的門檻回歸分析(FIN3)

以“非國有企業貸款/GDP”(FIN3)作為衡量金融發展效率的指標對金融發展的門檻效應進行檢驗。結果表明，金融發展效率仍然對生產率溢出呈現門檻特征，不過這種門檻效應表現出單門檻特征：當非國有企業貸款比重低于門檻值0.692時，對外投資對生產率的促進作用并不明顯，但是一旦該指標超過0.692，對生產率的促進變得顯著，達到0.035。表6-表8匯報了金融發展效率的門檻估計結果。

截至2011年，越過門檻值的省份數達16個(北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、廣東、海南、四川、貴州、云南、青海、寧夏)，這意味著大多數省份以非國有貸款占GDP比重衡量的金融發展效率已經達到能促使生產率提高的門檻值，但同時仍然有部分地區未能超過門檻值，主要集中在中部和西部地區。由于未能對地區對外投資和吸收先進技術提供充分的金融支持，這些金融發展效率落后地區的對外投資未能帶來明顯的生產率增長。就該指標所反映的金融發展來看，中部地區仍然處于塌陷狀態。這說明，無論是以金融發展的規模衡量，還是以金融發展的效率衡量，中部地區都明顯弱于東部和西部地區。

表6 門檻效應檢驗(FIN3)

注：***p<0.01。

表7 門檻值估計結果及其置信區間(FIN3)

表8 門檻模型參數估計結果(FIN3)

注：***p<0.01。

各年各金融發展效率區域的省份數量變化趨勢如圖3所示。從圖3可以看出，低金融發展效率區域的省份數在不斷下降，高金融發展效率區域的省份數在逐漸增加。這一趨勢和前面金融發展規模指標表現的趨勢不同，表明雖然各地區的金融資產總量近年來變化不太大，但是金融資源的配置效率正逐年改善，各地區投放于非國有部門的貸款逐年增多，金融資源正逐漸配置到更有效率更有創新性的非國有部門，這必將對OFDI的生產率溢出效應產生越來越積極的作用。值得注意的是，雖然跨過金融效率(FIN3)門檻的省份數多于跨過金融規模(FIN1)門檻的省份數，但是由于金融規模總量的不足，尤其是中西部金融規模總量的不足，導致這兩個區域的對外投資尚未對本地區生產率產生明顯的促進作用。

圖3 各區域省份數變化趨勢圖

五、研究結論和政策建議

一國或地區的金融發展水平在跨國企業通過對外投資帶動本企業和本國生產率提升中扮演著重要角色，主要通過為跨國企業對外投資活動提供融資保障以及為先進技術知識的學習吸收提供融資支持、增強企業的吸收能力促進OFDI的生產率溢出。本文運用中國對外投資的省際面板數據，研究了母國金融發展對OFDI的生產率溢出效應的具體影響。研究結果表明，在OFDI與母國生產率增長的關系中，金融發展表現出明顯的門檻特征，即只有當地區金融發展水平跨越某一特定“門檻”時，對外投資才可能對母國生產率增長產生積極的促進作用。通過對金融發展規模和金融發展效率的門檻效應的檢驗，發現目前只有部分省份通過了金融發展規模門檻和效率門檻，尤其是金融規模指標，大部分省份仍徘徊在門檻值之下，達到第二門檻的唯有北京和上海兩地。這說明我國目前整體金融發展尚未達到促使OFDI產生充分的生產率溢出的水平。金融體系的不發達已經成為制約我國OFDI的生產率溢出效應的一個重要因素。此外，研究還發現，目前金融發展的省際差異明顯，跨過門檻值的基本為東部和西部省份，中部地區甚少。在金融發展方面，中部地區遠遠落后于東部和西部地區。

結合本文的研究結論，提出以下建議：

1. 推進市場化導向的金融體制改革，提高金融體系運作效率，改善我國OFDI的生產率溢出效應的金融支持環境，推動各地區金融發展跨過門檻值，進而提升各地區對OFDI溢出知識技術的吸收能力。一是加快商業銀行信貸管理改革，加大對小企業、初創企業和非國有企業的信貸支持力度。充分發揮市場機制在改善金融資源配置效率中的作用，盡可能將金融資源投向更有效率的部門。逐步消除基于所有制性質的信貸歧視，賦予民營企業和國有企業、外資企業同等的融資便利和信貸支持，切實解決民營企業長期以來面臨的融資難的困境。二是大力鼓勵和發展金融創新，積極拓寬多種融資渠道，尋求解決企業尤其是廣大中小企業融資困境的新思路。近年來以阿里金融為代表的互聯網金融創新模式涌現，因其具有融資門檻低、操作便捷等優勢逐漸成為中小企業融資的有效途徑，并成為現有金融體系的有益補充。政府應從加強和完善制度建設入手，采取有效措施規范和引導互聯網金融發展，包括：完善規范互聯網金融行業的相關法律法規體系、加強互聯網金融融資平臺政策引導和行業監管、規范互聯網金融信用體系建設、加強互聯網金融融資風險監控等。三是繼續大力完善資本市場，構建多層次的金融支撐體系，優化全社會融資規模結構，滿足不同融資主體多元化的融資需求。要積極發展風險投資基金、創業投資基金和私募股權投資基金，豐富以個人投資者、創業投資基金和私募股權為基礎的高新技術企業融資渠道。同時加強資本市場的規范管理，提升資本市場效率，完善企業債券融資的機制和渠道，改善企業過分倚重銀行融資的狀況，順暢企業自主融資渠道，有效實現企業融資渠道的分流。通過金融體制改革，快速推進地區金融發展跨越門檻值，在促進OFDI生產率溢出效應發揮積極作用。

2. 基于金融發展的地區差異，政府應制定長期的、規范的區域金融發展戰略，實施差異化的金融改革措施，協調各地區金融均衡發展，以充分利用金融體系的支持最大限度地獲得OFDI的生產率溢出。對于東部和西部地區而言，其金融發展規模和效率均好于中部，部分省份已經跨越了門檻值，這些跨越門檻值的省份應充分利用本地區的金融資源優勢，完善和優化現有的金融結構，開拓和豐富多元化的融資渠道，為更多不同的融資主體提供更充分的融資便利。對于西部省份來說，尤其要注意進一步提高金融資源配置效率，加快建立現代金融體系和完善金融服務機制，把握西部大開發的契機，盡快建立起更加規范有序和更有活力的金融體系。中部地區整體金融發展水平相對落后，政府應首先將戰略重點放在對該地區金融資源總量的調節上，結合中部地區良好的教育資源和“中部崛起”的經濟建設的總體規劃，采取有效措施努力提高金融機構占有的金融資源總量。在此基礎上，以提高資金配置效率為目的，逐步形成市場主導的金融結構，努力構建有利于地方金融發展的政策體系，促進地區金融生態環境的全面提升，以爭取早日跨過門檻值，盡可能快地為本地區的對外投資和生產率溢出效應的獲取發揮積極作用。

3. 鼓勵和引導企業積極開展海外融資，拓寬企業對外投資的融資渠道。據調查，我國企業對外投資的資金90%以上來自國內，以企業自有資金和本國金融市場為主要來源。融資渠道有限，融資方式單一。政府應采取有效措施鼓勵、引導和支持企業在對外投資中將海外融資與境內融資相結合，拓展融資渠道。一是加大金融機構走出去力度，在稅收優惠、準入門檻等方面出臺政策鼓勵和扶持有條件的金融機構通過在海外設立分支機構等渠道，到境外開展業務，構筑全球金融服務網絡，為我國企業對外投資提供金融服務支撐；二是積極搭建各級海外融資平臺，通過匯集和海外融資相關的金融產品和政策展示，可以暢通融資主體與外匯銀行雙方的融資供求信息渠道，從而有效促進雙方對接。同時鼓勵和支持對外投資企業通過境外上市或設立海外子公司等方式搭建企業海外融資平臺，通過在國際資本市場或投資東道國市場發行債券、股票進行融資，或向國際商業銀行和國際金融機構貸款等方式籌措所需資金，充分保證對外投資企業資金鏈暢通；三是完善海外融資政策，為對外投資企業的海外融資保駕護航。包括：設立政策性擔保公司為境外融資提供保證，增強“走出去”企業外部融資能力，降低金融機構放款風險；放寬境內外匯指定銀行為我國境外投資企業融資提供對外擔保的門檻；放寬外匯管理，為企業對外投資提供匯兌便利。通過積極引導和支持跨國企業拓展海外融資渠道，充分發揮金融市場對技術溢出的積極作用，為對外投資企業提供更多更充分的資金保障，促使OFDI為我國帶來更積極的生產率溢出。

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