金融發展對“一帶一路”沿線國家和地區對外直接投資影響的實證研究

楊志明

摘? ?要：本文利用世界銀行2000—2018年111個“一帶一路”沿線國家和地區的社會經濟數據，運用面板數據模型討論金融發展對其對外直接投資的影響。實證結果表明，“一帶一路”沿線國家和地區的金融發展顯著地促進了對外直接投資;并且金融發展的積極影響存在收入差異性，即“一帶一路”沿線高收入國家和地區的金融發展對其對外直接投資促進作用顯著，而低收入國家和地區的促進作用有限，甚至不顯著。此外，研究還表明，金融發展對其對外直接投資的促進作用與貿易開放程度有關，即貿易開放程度越高，金融發展對其對外直接投資促進作用越大。

關鍵詞：金融發展;對外直接投資;貿易開放程度;“一帶一路”

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2020）05-0044-06

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.05.006

一、引言

在“一帶一路”倡議的推動下，沿線國家和地區對外直接投資規模持續增長。近年來，世界范圍內各個國家和地區經貿與資金往來日趨頻繁，跨境資金收支無論是總體規模還是增長幅度均有不同程度的提升。以我國為例，據商務部統計，2018年對“一帶一路”沿線國家和地區直接投資156億美元，增長8.9%，占我國對外直接投資的12%。雖然跨境基礎設施建設逐年增加、國際產能合作逐步加深，但“一帶一路”沿線國家和地區的經濟發展狀況差異較為明顯，對外直接投資規模和增幅差異較大。為進一步發揮促進沿線國家和地區跨境基礎設施建設和國際產能合作開展，何種因素影響“一帶一路”沿線國家和地區的對外直接投資水平引起國內外學者廣泛關注。

對外直接投資影響因素眾多，如技術水平（雷欣和陳繼勇，2012）[1]、經濟制度（閻大穎，2013）[2]、資源和制度（Kolstad和Wiig，2009;李陽等，2013）[3，4]、法律制度（謝孟軍和郭艷茹，2013）[5]、貿易水平（張為付，2008）[6]等。在發展經濟學中金融發展已被公認為是推動經濟發展的重要因素，其發展水平也直接影響投資行為（Beck和Levine，2002）[7]。大量實證研究結果表明，金融發展不足將制約各類投資行為（沈紅波等，2010）[8]。有學者討論金融發展與對外直接投資的關系（王勛，2013;余官勝和袁東陽，2014）[9，10]，認為金融發展落后將導致資金供給不足，制約對外直接投資水平（余官勝，2015）[11];同時，金融發展不足也將產生經常項目失衡引發經濟問題，進一步影響對外直接投資（王勛，2013）[9]。由此可見，金融發展水平降低將不利于對外直接投資，反之，金融發展水平提高有助于增加對外直接投資。

本文可能的邊際貢獻在于：（1）盡管學者關于金融發展和對外直接投資關系研究已較為豐富，但是尚未有研究以“一帶一路”沿線國家和地區為樣本展開討論，研究仍顯不足，本文以“一帶一路”沿線國家和地區為研究對象進行討論，以填補當前研究可能的不足。（2）金融發展和對外直接投資的關系仍有待深入探討，如收入異質性分析、貿易開放程度調節作用等問題尚未得到解決，因此，本文拓展研究主題，圍繞金融發展與對外直接投資關系進一步分析。當前，探討“一帶一路”沿線國家和地區的對外直接投資影響因素，將有助于制定有益金融改革的政策，充分發揮對外投資作用，促進區域間協同發展，持續深化合作實現互惠共贏。進一步分析關系存在的收入異質性，有助于引導全面發展。明確貿易開放程度作用，將有助于推進對外投資發展。

二、研究設計

本文旨在討論“一帶一路”沿線國家和地區的金融發展對其對外直接投資的影響，參考江偉（2011）[12]、余官勝（2015）[11]等研究，建立回歸方程：

[Yit=a1+a2Xit+a3Zit+εit]? ? ? （1）

其中，[Yit]表示第[i]國家和地區第[t]年對外直接投資指標;[Xit]金融發展水平指標;[Zit]表示其他控制變量指標，如包括經濟增長、貿易開放程度、技術進步水平指標;[a1]、[a2]和[a3]表示常數項、變量待估計系數或向量;[εit]表示隨機擾動項。

具體來看，因變量[Yit]是對外直接投資，為了消除規模效應影響，選擇“一帶一路”沿線國家和地區的對外直接投資占地區生產總值（GDP）比重來表征，項本武（2009）[13]、王勝等（2014）[14]、王永欽等（2014）[15]采用該指標討論對外直接投資影響因素等問題。關鍵自變量[Xit]是金融發展水平，選擇以“一帶一路”沿線國家和地區的國內私人部門信貸和金融部門提供國內信貸占GDP比重來表征，江春（2005）[16]、沈軍和包小玲（2013）[17]、徐麗芳等（2017）[18]應用該指標表征國家層面金融發展水平。在控制變量[Zit]選擇方面，影響對外直接投資因素較多，然而限于數據可得性和完整性，主要選擇經濟發展、貿易開放程度和技術進步水平三個指標：第一，經濟增長選擇GDP增長率來表征，該指標中涉及GDP是基于2010年為基期的不變價本幣計算，以此為基礎計算GDP增長率，經濟增長迅速代表其市場規模越大，容易獲得規模經濟和范圍經濟，導致對外直接投資增加（沈軍和包小玲，2013;冀相豹，2014）[17，19];第二，貿易開放程度選擇貿易、商品貿易和服務貿易占GDP比重來表征，所有指標是以現價美元計算，貿易水平越高，對外直接投資水平越高（張為付，2008）[6];第三，技術進步選擇研發支出占GDP比重來表征，研發支出是指系統性創新工作的經常支出和資本支出，技術進步水平高的國家和地區更有可能進行對外直接投資（Helpman等，2004;嚴兵和張禹，2016）[20，21]。

鑒于數據結構特征，本文采用面板數據回歸模型予以分析。與此同時，為了討論不同經濟發展水平下金融發展水平和對外直接投資的關系，采用分層回歸的方法進行討論。本文按照世界銀行國家分類標準，將“一帶一路”沿線國家和地區劃分為四類，包括高、中高、中低和低收入國家，同時將高和中高等收入國家作為高收入組，將中低和低收入國家作為低收入組。

為了進一步考察貿易開放程度對金融發展和對外直接投資關系的作用，構建調節效應回歸方程：

[Yit=b1+b2Xit+b3NXit+b4Xit×NXit+b5Zit+εit]? ?（2）

其中，[NXit]表示第[i]國家和地區第[t]年貿易開放程度，[Xit×NXit]表示金融發展與貿易開放程度的交互項，為防止可能存在多重共線性，進行中心化后進行交互;其他變量的構建與回歸方程（1）保持一致;[b1]、[b2]、[b3]和[b5]表示常數項、變量待估計系數或向量，[b4]表示調節效應估計系數;[εit]表示隨機擾動項。

本文的樣本數據是2000—2018年111個“一帶一路”沿線國家和地區。其中，涉及的所有指標均來自世界銀行數據庫。目前已有136個國家和地區與我國簽訂共建“一帶一路”合作協議，但由于部分沿線國家和地區數據缺失嚴重，僅選擇數據完善的沿線國家和地區作為研究對象。此外，因存在較少部分國家和地區的年度數據缺失，采用平滑方法進行數據補充處理。

三、實證結果

（一）統計描述

表1報告的是全樣本和收入分組的統計描述。平均來看，樣本的對外直接投資占GDP比重的年平均值為2.75%。以國內私人部門信貸和金融部門提供國內信貸占GDP比重兩個指標衡量金融發展水平，其年平均值分別為47.8%和63.67%。所有國家樣本期間內的GDP年平均增長率為4%，其貿易占GDP比重和研發支出占GDP比重年平均值依次是97.76%和6.25%。依據世界銀行收入分類標準，高收入組和低收入組的對外直接投資占GDP比重依次是3.68%和1.04%，高收入組對外直接投資明顯高于低收入組。而金融發展方面，收入分組差距也較大，高收入組的國內私人部門信貸和金融部門提供國內信貸占GDP比重依次是57.53%和72.99%，遠高于低收入組的29.83%和46.47%。

（二）金融發展對其對外直接投資的影響

表2報告的是金融發展對“一帶一路”沿線國家和地區對外直接投資的影響。表2中模型1和模型2是以國內私人部門信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果;模型3和模型4是以金融部門提供國內信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果。模型1和模型3是控制了GDP增長率和貿易占GDP比重兩個指標，而模型2和模型4則是在此基礎之上增加了研發支出占GDP比重。逐漸增加變量，其R2也逐漸增大，且表2中模型2和模型4的R2均接近0.6，說明因變量對自變量具有一定聯合解釋力度。結果顯示，在控制了經濟增長、貿易開放程度和技術進步水平后，自變量金融發展與因變量對外直接投資均具有顯著正相關關系，意味著“一帶一路”國家和地區的金融發展水平提高將促進其對外直接投資水平。以表2中模型2為例，在其他變量保持不變的情況下，國內私人部門信貸占GDP比重每增加1%，其對外直接投資占GDP比重將增加0.05%，金融發展水平較高的國家和地區，擁有充足的資金供給，為對外直接投資提供便利;同時，其經常賬戶均衡，經濟發展穩定，促進對外直接投資進一步增加。

表征經濟增長的GDP增長率與對外直接投資并未顯示出顯著正相關關系，表明“一帶一路”沿線國家和地區對外直接投資的經濟促進作用并未獲得充分發揮;表征技術進步的研發支出占GDP比重、表征貿易開放程度的貿易占GDP比重都與其對外直接投資呈現出顯著正相關關系，意味著技術進步水平和貿易開放程度的增加將有助于提高對外直接投資。

（三）穩健性檢驗

表3報告的是金融發展對對外直接投資影響的穩健性檢驗。主要考慮三個方面：首先，金融發展水平和對外直接投資可能存在互為因果關系，導致內生性問題，因此選擇系統GMM估計方法予以克服，表3中模型1和模型5報告這一結果;其次，面板數據重點考察個體因素，除此之外，時間因素也十分重要，因此選擇雙固定效應估計方法予以克服，表3中模型2和模型6報告這一結果;最后，貿易可以細分為商品貿易和服務貿易兩種，更換貿易變量，表3中模型3—模型4和模型7—模型8報告這一結果。其中，表3中模型1—模型4是以國內私人部門信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果;模型5—模型8是以金融部門提供國內信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果。

模型1和模型5是系統GMM估計方法，自相關檢驗顯示該模型擾動項的差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，故接受擾動項無自相關的原假設，可以使用系統GMM估計;過度識別檢驗顯示接受所有工具變量都有效的原假設，可以使用系統GMM估計。模型4—模型8、模型6—模型8R2均達到0.6，說明因變量對自變量具有一定聯合解釋力度。

結果顯示，所有穩健性檢驗一致表現為國內私人部門信貸和金融部門提供國內信貸占GDP比重兩個金融發展指標對“一帶一路”沿線國家和地區對外直接投資具有顯著的促進作用，與基準模型結論保持一致。

（四）異質性檢驗

不同經濟發展水平可能會對金融發展與對外直接投資關系產生差異性影響。運用分層回歸方法對高、低收入組進行檢驗，表4報告了分組估計結果。

表4中模型1—模型4是以國內私人部門信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果;模型5—模型8是以金融部門提供國內信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果。表4中模型1和模型2、模型5和模型6是高收入組;模型3和模型4、模型7和模型8是低收入組。結果顯示，“一帶一路”沿線國家和地區的金融發展對高收入組的對外直接投資具有顯著的促進作用，而金融發展對低收入組的對外直接投資促進作用有限，甚至不顯著，對對外直接投資產生一定的積極影響。

為了進一步討論經濟發展對金融發展與對外直接投資關系的影響，構建收入分組虛擬變量，將上述高收入組視為1，低收入組視為0，并且將收入分組變量與金融發展進行交互，其結果報告于表5。表5中模型1和模型2是以國內私人部門信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果;模型3和模型4是以金融部門提供國內信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果。結果顯示，收入分組與金融發展交互項是顯著正相關關系，表明金融發展對對外直接投資影響與經濟發展水平有關，即與低經濟發展水平相比，高經濟發展水平國家和地區的金融發展對其對外直接投資具有更大的促進作用。以表5中模型4為例，在其他變量保持不變的情況下，若屬于高收入組，則金融發展對對外直接投資影響為0.044，若屬于低收入組，則金融發展對對外直接投資影響為0.015。

（五）調節效應檢驗

在基準模型上增加金融發展與貿易占GDP比重的交互項（見表6），模型1和模型2是以國內私人部門信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果;模型3和模型4是以金融部門提供國內信貸占GDP比重為金融發展衡量指標的估計結果。結果顯示，金融發展對對外直接投資具有顯著的促進作用，這與主結果保持一致;金融發展與貿易開放程度交互項顯著為正，則表明貿易開放程度能夠有效提高金融發展對對外直接投資的積極作用。

四、結論與政策建議

本文基于“一帶一路”沿線111個國家和地區2000—2018年的樣本，研究金融發展水平對其對外直接投資的影響。實證結果表明：（1）“一帶一路”沿線國家和地區的金融發展水平對其對外直接投資產生顯著的積極影響，此外，貿易開放程度和技術進步也是對外直接投資的重要影響因素。（2）金融發展對其對外直接投資的影響具有異質性，即高收入國家金融發展產生積極影響，而低收入國家積極影響有限，甚至并未顯示。（3）貿易開放程度有助于促進金融發展的積極影響。

本研究結果對“一帶一路”沿線國家和地區的金融發展改革和對外投資領域政策制定具有一定的參考價值。首先，需要積極推動“一帶一路”沿線國家和地區金融改革，鼓勵對外直接投資，促進經濟發展;其次，應關注低收入國家的金融發展，實現世界范圍內對外直接投資增加，最終實現共同的經濟發展;最后，需要提升貿易開放水平，推動對外直接投資發展。

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