東道國金融深化、金融穩定與中國對外直接投資

王仲輝 胡涵

摘 要：本文利用2004—2015年我國對外直接投資43個國家的跨國面板數據，通過建立靜態面板固定效應模型和動態GMM回歸模型，研究東道國的金融深化與金融穩定對我國對外直接投資的影響。研究結果表明：東道國的金融深化能促進我國對外直接投資，同時我國對外直接投資也具有金融風險偏好特征，即金融穩定程度較低的國家更能吸引我國對外直接投資；通過對樣本國家進行聚類，發現發達國家和發展中國家的金融深化均能顯著促進我國對外直接投資，中國對外直接投資對發達國家存在顯著的金融風險偏好，對發展中國家投資風險偏好并不顯著，但隨著發展中國家金融深化，對發展中國家投資的風險偏好也會增強。

關鍵詞：金融深化；金融穩定；對外直接投資

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2018.05.01

中圖分類號：F125.4 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2018）05-0004-10

一、 引言

改革開放以來，我國經濟對外開放程度越來越高，特別是自2001年加入WTO后，我國與世界上越來越多的國家和地區建立起貿易合作關系，一方面積極從其他國家實施“引進來”戰略，另一方面鼓勵和支持國內企業“走出去”。為了更好促進企業“走出去”，我國不少企業逐步通過開展對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，以下簡稱OFDI）的方式進入國外市場。自2003年以來，中國對外直接投資實現連續13年增長，2015年對外直接投資是2002年的54倍，且2015年中國對外直接投資首超吸引外資，躍居全球第二。相對于我國對外直接投資的快速發展，國內金融已不能滿足我國企業對外投資活動的資金需求。因此，我國企業在國內難以獲得資金時，須在東道國當地尋求資金，這就對東道國的金融市場的發展提出了要求。中國作為發展中國家和國際投資領域的后來者，對外直接投資八成分布在發展中經濟體。根據中國官方統計，2015年末，中國在發展中經濟體的投資存量占83.9%，在發達經濟體投資存量僅占14%。相對于發達國家，發展中國家的經濟基礎大都較為薄弱、法律制度不夠健全，金融市場尚未完善，這使得我國企業在東道國當地尋求資金行為存在一定的風險，也對在當地投資的中國企業的風險管理能力提出了挑戰。因此，研究東道國金融市場的發展與穩定對我國企業進行對外直接投資的影響具有重要意義。

二、 文獻綜述

隨著我國對外直接投資的快速發展，我國企業在全球179個國家和地區都存在投資行為，但國別的投資規模分布存在著較大的差異，這使得國內外學者開始關注投資東道國的特征差異以及能夠促進我國對外投資活動的影響因素。已有研究表明，影響中國OFDI的因素包括東道國的經濟發展、政治法律、科技水平以及社會文化等因素。國內外一些學者較為全面地分析了影響中國對外直接投資區位選擇的因素，Buckley et al.（2007）分析1984—2001年中國對外直接投資數據，發現中國偏向于對市場規模以及文化與其相近的，且地理位置接近的東道國進行投資，這表明市場尋求是中國企業進行對外直接投資的一個重要動機。Kolstad和Wiig（2010）則認為對于OECD國家來說，中國對外直接投資更傾向于市場規模大的國家，而對于非OECD成員國，投資更傾向于資源豐富且制度水平較低的國家。Cheung等（2011）在考察中國對非洲國家OFDI的決定因素時，發現中國偏向于投資生產石油等能源豐富的國家，且東道國腐敗也能吸引我國對其的直接投資。國內學者李陽等（2013）利用江蘇省2007—2010年對60個國家或地區的直接投資面板數據，研究發現東道國的能源產量、制度因素和文化因素均對江蘇省的對外直接投資有顯著影響。謝孟軍和郭艷茹（2013）基于擴展的引力模型，從投資國和投資東道國的法制完善度與產權保護度等方面研究了法律制度質量對中國對外直接投資區位選擇的影響。關于東道國經濟與制度等因素的探究已經較多，而從東道國金融角度出發研究的文獻較少，具有代表性的是國內學者余官勝（2015）關于東道國規模層面與結構層面的金融發展對于我國對外投資活動的影響研究，并基于企業進行對外直接投資分為橫向動機與縱向動機進行比較分析，他認為東道國規模層面金融發展能促進我國企業對外直接投資，并且能較大程度上吸引我國橫向動機的企業對外直接投資，而結構層面只有在東道國金融發展程度較高時才能促進我國縱向動機企業對外直接投資。

事實上，東道國的金融市場的發展在一定程度上緩解了我國企業對外直接投資中存在的融資約束問題，特別是中小型企業面臨的融資問題。本文研究的金融深化是金融發展的重要方面，其衡量的是東道國金融資源總量的增多。關于金融深化的定義，耿顥（2009）和胡宗義等（2003）認為金融深化是金融資產數量的增加，反映著一個地區經濟發展進程中金融不斷加強和深化的過程；黃瑩（2013）則在此基礎上將“金融機構和資產數量的增加程度”考慮到金融深化量化標準中。已有研究關于金融深化的研究多是側重于其與經濟增長的關系，Levine和King（1993）研究發現金融中介和經濟增長之間的聯系不僅僅是一種同時期聯系，金融中介還會對經濟增長起先導作用。與此同時，東道國金融市場的穩定性也逐漸成為企業做投資決策時應考慮的重要因素，東道國的金融市場穩定在一定程度上能降低企業的投資風險，但對于存在嚴重的融資約束的我國中小型企業來說，在進行對外直接投資活動時減少融資成本相對于降低風險來說顯得更為關鍵。企業在東道國的融資成本與東道國的金融穩定程度是分不開的，但現有研究多數是從東道國整體的國家風險或經濟穩定的角度出發，并未直接從東道國金融市場穩定的角度探討我國企業的對外直接投資行為。

三、 理論機制

本文研究的東道國金融環境對于我國對外直接投資的影響主要是通過我國進行對外投資活動的企業在東道國的融資行為發生作用的，具體而言，一國的金融市場很大程度上決定了企業的融資成本。由于企業在決定是否進行對外直接投資時，需要投入大量的固定成本和沉沒成本，然而并不是所有企業都具備“走出去”的資本實力，因此融資成本對于企業來說顯得尤為重要。盡管近幾年來隨著金融改革的深化，我國金融自由化程度不斷加深，但相對于美國等西方發達國家成熟的金融市場，我國金融市場的資本配置效率還有待提升，我國企業面臨著程度不同的融資約束。據調查，銀行貸款的企業覆蓋率在規模及以上企業中不到30%，在規模及以下企業中不到5%。由于我國金融市場機制尚未完善，使得政府在一些重大投資項目的審批和重要資源的分配中仍然發揮著關鍵作用。而國有企業憑借其體制享受政策和資源的優勢，在各個經濟領域擠壓了民營企業的生存和發展空間，金融領域也不例外，我國民營企業尤其是中小民營企業面臨的融資約束問題更為嚴重。事實上，Fazzari等（1998）、Hoshi等（1991）文獻表明融資約束是各國企業普遍面臨的問題，而中小型企業的融資約束問題更加突出，這對其對外直接投資行為也有更大影響。與大型企業相比，中小企業通常失敗率更高，代理和信息不對稱問題更嚴重。為緩解融資約束，越來越多的國家開始建立諸如利息補貼、直接貸款、貸款擔保等政策措施，這也標志著是金融市場進一步發展，多種融資渠道的創新以及資本數量的擴張在一定程度上降低了企業的融資成本。基于此，本文假設東道國金融深化能促進我國企業對外直接投資。

近年來，關于東道國的政治風險、制度環境對于我國直接投資影響的研究較多。Kolstad 和Wiig（2012）基于實證研究發現我國對外直接投資偏好制度質量較低的國家，Ramasamy et al（2012）等利用中國2006—2008年的數據，采用泊松計數回歸模型研究中國對外直接投資的區位選擇因素，也得出類似的結論。本文所探討的金融穩定則是東道國金融風險的一部分，已有研究表明中國之所以偏好制度環境相對較差的國家進行投資，其主要原因在于風險在一定程度上可作為企業進入東道國市場特別是能源、公共基礎項目等領域的“潤滑劑”，幫助“走出去”企業避開繁瑣規制，減少制度摩擦，從而提高時間配置效率。類似于政治制度等風險，我們也假設東道國的金融風險也能吸引我國對其的投資，這是因為我國普遍的融資約束的存在使得企業在傳統渠道的融資成本較高，撇開擁有政策資源等優勢的國有企業不說，我國民營企業特別是中小型民營企業更傾向于風險較大的間接融資來規避傳統融資繁瑣規制，減少時間成本。更重要的是，東道國一定的金融風險例如股價的波動、部門貸款的增加的也標志著間接金融市場存在投機，這會大大吸引具有風險偏好的投資者的投資行為，而這些企業也大多是缺乏足夠的資金并且為降低融資成本避開傳統融資渠道的“走出去”企業。

四、實證設計

（一）基本模型設定

本文旨在研究東道國金融深度與金融穩定如何影響我國企業的對外直接投資行為，同時借鑒郭杰和黃保東、王偉等的研究，將東道國市場規模、資源稟賦和貿易開放程度以及東道國制度品質等作為控制變量，構建如下計量模型：

其中，被解釋變量lnOFDIit為中國t年對東道國i的對外直接投資額的對數值；Finde和Finsta為主要解釋變量，分別表示東道國的金融深度與金融穩定；Xit為基本控制變量，包括東道國的市場規模（lnGDP）、資源稟賦（Resou）、貿易開放程度（Open）和制度品質（Corh）等影響對其投資行為的因素；？滋i表示東道國的個體固定效應；？著it為隨機誤差項。

（二）變量說明與數據來源

被解釋變量lnOFDIit為中國t年對東道國i的對外直接投資額的對數值，數據來源于商務部發布的歷年《我國對外直接投資統計公報》。核心解釋變量Findeit為東道國i國t年的金融深化程度，在戈德史密斯的《金融結構與金融發展》一書中指出金融深度衡量的是貨幣化比率，等于全部金融中介體的流動負債與當季GDP的比率，即M3/GDP，各國歷年的M3和GDP均來源世界銀行WDI數據庫。Finstait為東道國i國t年的金融穩定指標，用東道國當年股票市場價格指數的波動來表示，數據來源于GFDD數據庫（Global Financial Development Database）。其他控制變量中，lnGDPit表示東道國的市場規模，用東道國i國t年的GDP對數值表示，以2003年為基期用GDP平減指數進行了調整，Resouit反映的是東道國i國的要素稟賦，以東道國t年的礦石和金屬出口占總商品出口的比例來衡量，數據均來源于世界銀行數據庫。Openit反映的是東道國的開放程度，以t年我國與東道國i國進出口總額來表示，數據來源于2014—2015年中國統計年鑒。Corhit表示東道國的制度品質，參照胡兵等（2013）的做法，本文選用的是世界銀行全球政府治理指標（Worldwide Governance Indicators， WGI）數據庫中的政治穩定和暴力/恐怖主義缺失（wgi），原始數據數值范圍為-2.5（最低）到2.5（最高），為便于實證分析，本文采取一定的方法將其數值調整為0-10，數值越高表示東道國的制度品質越高，調整方法如下：Corh=10-2×（wgi+2.5）。表1列出了模型的變量與數據來源。

根據數據的可獲得性，本文選取了中國對外直接投資規模較大的、具有一定代表性的43個國家或地區 2004—2015年的數據作為研究樣本，亞洲有巴基斯坦、菲律賓、韓國、日本、沙特阿拉伯、泰國、土耳其、新加坡、印度、印度尼西亞、越南、中國香港，非洲有埃及、毛里求斯、摩洛哥、尼日利亞和南非，歐洲有比利時、波蘭、捷克、丹麥、俄羅斯、法國、德國、荷蘭、匈牙利、愛爾蘭、意大利、馬耳他、西班牙、瑞士、英國，拉丁美洲有阿根廷、巴西、哥倫比亞、墨西哥、秘魯、委內瑞拉和智利，美國和加拿大屬于北美洲，澳大利亞、新西蘭則屬于大洋洲。在估計模型前，為降低異方差的影響，本文對我國對外直接投資額、東道國歷年GDP以及我國與各東道國之間的進出口總額均作對數處理。表2列出了各變量的統計描述，從表中可以看出中國對外直接投資流量變動幅度較大，最小值為-0.0349，最大值達到6.9132，且各東道國的金融深化程度也存在巨大差異，其標準差達到53.8124，同時各東道國的金融穩定性也有較大差異，因此利用此樣本構建模型具有一定的研究意義。

五、實證結果與分析

（一）基礎回歸

1.全樣本估計

本文首先選用了混合OLS、固定效應與隨機效應分別進行回歸（見表3）。其中模型（1）、（3）、（5）控制了東道國市場規模、資源稟賦和開放程度，模型（2）、（4）、（6）則在此基礎上控制了東道國的制度品質這一解釋變量。表3中還列出LM 檢驗統計量為481.49和426.58，p值均為0.0000，顯示隨機效應估計結果優于混合面板的估計結果。Hausman 檢驗數據分別為34.49和37.35，其p值均為 0.0000，這表明固定效應的估計結果優于隨機效應的估計結果，因此本文應選用固定效應模型進行估計，分析也主要基于固定效應回歸結果。

由固定效應估計結果（3）、（4）可以看出，主要解釋變量Finde和Finsta都在5%的水平上顯著，且其系數均為正，表明東道的金融深化會促進我國對其的直接投資，這與以往的研究結論一致，東道國的金融市場的發展在一定程度上緩解了我國企業對外直接投資的融資問題；同時我國企業的對外直接投資表現出顯著的風險偏好，即東道國的金融市場波動越大，越能吸引我國企業對其進行直接投資，這可能是由于我國作為對外投資領域的后來者，穩定的投資市場已被瓜分殆盡，我國企業只能去投資市場風險較高的金融市場尋求融資機會，金融市場的波動另一方面也意味著存在著一定的投機收益，這對我國“走出去”的中小型企業來說具有一定的吸引力。控制變量lnGDP在5%的顯著水平下顯著為負，表示東道國的市場規模越大反而會抑制我國企業的對外直接投資，這與我國企業的對外直接投資大都集中在與自身經濟發展程度相當的發展中國家這一事實相吻合；控制變量Resou在10%水平下顯著，且其系數為正，表明我國企業在進行對外直接投資選擇時更傾向于資源豐富的國家；控制變量Open在1%水平上顯著為正，這意味著東道國對于我國的開放程度越高，即兩國之間的貿易往來頻繁能夠促進我國企業對其進行直接投資。模型（4）是在模型（3）的基礎上加入Corh（東道國制度品質）這一控制變量，固定效應估計和隨機效應估計結果都顯示其在10%的水平下顯著為正，這表示我國企業進行對外直接投資時更傾向于國家制度品質較低的東道國，即東道國的腐敗在一定程度上具有“潤滑作用”，這可能與東道國的制度缺陷可以降低企業的等待成本有一定的關系。基礎回歸結果顯示固定效應估計與隨機效應估計中解釋變量的估計系數均相差不大，這表明總體樣本的估計結果具有一定的穩健性。

2.分樣本回歸

由于我國企業進行對外直接投資的國家包括發展中國家與發達國家，為進一步探究不同類型國家的金融市場特征對于我國對外直接投資的影響，本文將總體的國家樣本分為兩類分別進行回歸估計。

本文采用Ward系統聚類方法，依據總體樣本中各東道國的市場規模（GDP）、要素稟賦（Resou）以及國家制度品質（Corh）三個指標對總體樣本國家進行聚類，聚類前各變量均已進行標準正態變換，聚類結果如表4。可以看出，聚類結果顯示第一類的國家或地區的GDP即市場規模均遠遠超過第二類國家，其自然資源與國家制度品質相對于第二類國家來說較高，可認為第一類國家或地區為較發達國家或地區，第二類國家大致可歸為市場規模較小，自然資源相對較少且國家制度品質較低的發展中國家或地區。

基于系統聚類的結果，本文將分別對這兩類國家或地區進行固定效應估計（見表5所示）。模型（7）、模型（8）為第一類國家或地區樣本的估計結果，模型（9）、模型（10）為第二類國家或地區樣本的估計結果，其中模型（8）、模型（10）是在模型（7）與模型（9）的基礎上控制了東道國制度品質變量。可以看出投資東道國無論是屬于第一類（發達國家或地區）還是第二類（發展中國家或地區），其金融深化對我國對其的投資活動具有較為顯著的促進作用，這是由于金融規模的擴大增加了我國企業在當地的融資機會；同時相對于第二類國家或地區即發展中國家或地區而言，我國對發達國家或地區的直接投資具有顯著的風險偏好傾向，這很大程度上是由于發達國家或地區的金融市場更為成熟，金融市場的風險保障制度更完善。正是由于存在著更加完善的風險管理體制，將投資風險很好地控制在一定的范圍內，這使得風險的邊際偏好更強，因此對于我國走出去企業特別是中小型企業來說，基于融資機會與投機利益，在國內存在融資約束時則會將資金需求轉移至東道國；而發展中國家或地區的金融市場發展及風險管理制度均不完善，投資者在進行投資決策時也會考慮其中存在的風險因素，這使得盡管我國對其的直接投資也存在著風險偏好現象，但這種偏好是基于風險可控的基礎上，發展中國家或地區在金融風險控制與保障方面較發達國家或地區而言尚未成熟，因此對其的投資風險偏好較發達國家或地區而言并不顯著。其他控制變量中，發達國家的自然資源在10%的水平上對我國對外直接投資具有促進作用，而對發展中國家而言其促進作用并不顯著，這表明資源豐富且投資環境較好的發達國家更能吸引我國對其直接投資。與總體回歸類似，我國與東道國之間的貿易往來顯著促進了我國對其的直接投資。而東道國制度品質對于發達國家與發展中國家的影響不同，這可能是由于東道國腐敗對中國對外直接投資的影響是一定制度環境中腐敗的“摩擦效應”和“潤滑效應”這兩種力量相互平衡的結果。

（二）穩健性回歸

考慮到企業對外直接投資可能存在的連貫性，本文在靜態面板模型的基礎上加入對外直接投資的滯后一期值，并將其作為解釋變量，采用動態面板數據GMM方法進行回歸。為進一步探究東道國在不同金融深化的程度下其金融市場穩定性對于吸引我國直接投資的影響，本文還將金融深化與金融穩定的交互項納入模型，即將Finde*Finsta作為解釋變量進行回歸估計（見表6）。模型（11）與模型（12）分別為發達國家或地區與發展中國家或地區的估計結果。從中可以看到，對外直接投資的滯后項在1%的水平上顯著，表明我國企業對外直接投資存在一定的連續性。模型（11）中顯示交互項系數為正但不顯著，而模型（12）該項在1%的水平上顯著為正，這意味著投資東道國無論是發達國家還是發展中國家，隨著該國金融市場規模的擴大，我國企業對其直接投資風險偏好程度也會加強，但這種偏好的加強對于發展中國家而言更為顯著。這主要是由于發展中國家的金融市場與發達國家相比尚未成熟，金融市場各方面不確定因素較多，因此進行對外直接投資的企業特別是中小型企業為減少融資成本便會選擇這些發展程度較低且風險較高的國家進行投資，而隨著東道國金融市場規模的擴大，母國在這些發展中國家的金融市場上所獲得的融資渠道增加，將會吸引更多的中小型企業投資者，從而顯示出更強的投機偏好，這在一定程度上也驗證了前文模型（8）中Finsta顯著為正的這一結果的現實意義。其他控制變量與前文基礎回歸中的結果一致，表明結果具有穩健性。

六、結論及建議

（一）結論

東道國的金融深化會吸引我國對其的直接投資，并且我國對外投資表現出顯著的風險偏好特征，即我國企業更傾向于在金融市場波動較大的國家進行直接投資，其原因可能在于我國企業特別是中小型企業在國內存在嚴重的融資約束問題，東道國金融市場的波動則為這些企業提供了降低成本的融資方式。隨著東道國金融市場規模的擴大，我國企業進行對外直接投資的風險偏好也會增強，而發達國家或地區由于自身金融市場已較為成熟，隨著其金融不斷深化，融資渠道的創新，我國企業對其直接投資時對于金融風險偏好的增強不如發展中國家或地區顯著。或東道國的市場規模、資源稟賦、開放程度以及東道國制度環境對于我國對外直接投資也具有一定的影響。本文的實證結果顯示我國企業的對外投資活動更傾向于市場規模較小、自然資源豐富、與我國貿易往來密切且制度環境并不完善的國家，其原因在于我國對外直接投資起步較晚，投資活動各方面市場競爭力不夠，企業更傾向于在經濟發展水平、體制環境較接近且雙邊政治關系友好的發展中國家進行投資，而東道國的腐敗也在一定程度上降低了我國企業對外直接投資的融資成本，其較低的制度環境具有“潤滑效應”。

（二）政策建議

在當前我國積極推進“一帶一路”戰略和國際產能合作的背景下，結合我國企業對外直接投資現狀，本文提出以下建議：首先，政府部門應大力推進國內金融改革，創新融通資金渠道，解決國內銀行為“走出去”企業提供的融資服務，中小型企業存在的融資約束問題。其次，相關政府部門也應采取措施鼓勵國內金融機構在東道國設立分支機構，搭建資金融通平臺，為我國企業在當地的對外直接投資提供金融服務。再次，我國企業應提高海外風險識別、預警和處置能力，完善投資風險評估系統，做好項目運營期間的風險的動態監測與相應的應急預案。同時，國內的金融中介機構及相關研究部門也應積極配合“走出去”企業，加大對外投資風險研究的投入力度，創造健康的海外投資環境。最后，我國政府應采取相關金融合作途徑建立與東道國金融機構之間的良好合作關系，推進與東道國之間的貿易往來與文化交流，進一步提高我國的對外直接投資水平。

（責任編輯：李興發）

參考文獻：

[1]耿顥.山東省金融深度和金融寬度實證分析[J].金融發展研究，2009（10）：30-33.

[2]黃瑩，熊學萍.金融服務水平測度與經濟福利效應研究綜述[J].上海金融，2013（2）：27-31.

[3]胡兵，鄧富華，張明.東道國腐敗與中國對外直接投資——基于跨國面板數據的實證研究[J].國際貿易問題，2013（10）：138-148.

[4]胡宗義，劉義文，袁亮.金融均衡發展對經濟可持續增長的實證研究[J].科技與經濟，2013（7）：25-38.

[5]黃孟復.中國小企業融資狀況調査[M].北京：中國財政經濟出版社，2010.

[6]蔣冠宏，蔣殿春.中國對發展中國家的投資——東道國制度重要嗎？[J].管理世界，2012（11）：45-56.

[7]李陽，臧新，薛漫天.經濟資源、文化制度與對外直接投資的區位選擇——基于江蘇省面板數據的實證研究[J].國際貿易問題，2013（4）：148-157.

[8]林毅夫，李志赟.中國的國有企業與金融體制改革[J].經濟學（季刊），2015（3）：913-936.

[9]羅進輝.“國進民退”：好消息還是壞消息[J].金融研究，2013（5）：99-113.

[10]余官勝.東道國金融發展和我國企業對外直接投資——基于動機異質性視角的實證研究[J].國際貿易問題，2015（3）：138-145.

[11]余官勝，袁東陽.金融發展是我國企業對外直接投資的助推器還是絆腳石——基于量和質維度的實證研究[J].國際貿易問題，2014（8）：125-134.

[12]Cheng L K，Ma Z.Chinas Outward Foreign Direct Investment[M].Chicago： University of Chicago Press，2010：545-578.

[13]Fung，K.C，Garcia-Herrero Alicia. Foreign Direct Investment Outflows from China and India[J].China Economic Policy Review，2012（1）：223-231.