姜亞鵬　姜玉梅　王飛

[內容摘要]本文從金融發(fā)展視角討論國有企業(yè)主導中國對外直接投資的成因。在動態(tài)面板模型GMM檢驗后，運用Geweke因果分解檢驗考察了中國金融發(fā)展與對外直接投資間的關系。結果顯示，金融抑制在一定程度上約束了企業(yè)對外直接投資，金融抑制下的信貸配給制是國有企業(yè)主導中國對外直接投資的重要因素。不應僅僅依賴政策性金融、開發(fā)性金融或者行政行為等暫時對策，而應該通過促進金融自身發(fā)展來推動中國對外直接投資平等、合理地可持續(xù)發(fā)展。

[關鍵詞]國有企業(yè)主導；對外直接投資；金融發(fā)展；信貸配給

中國對外直接投資呈現國有企業(yè)占主導地位的結構特征。作為轉型與增長雙重考慮的最大發(fā)展中國家，中國正經歷一個更均勻融入世界的過程。2012年中國對外直接投資流量達878億美元，位列全球第三。但值得注意的是，中國對外直接投資主體結構與發(fā)達國家呈現顯著差異，國有企業(yè)在全部資本輸出中占主導地位，投資行為主要由在國內擁有壟斷優(yōu)勢的國有企業(yè)進行?！吨袊鴮ν庵苯油顿Y統(tǒng)計制度》實施以來，非金融類對外直接投資中國有企業(yè)占比始終保持在60%以上，2006年更是一度達到81%，2012年仍占投資流量的近50%，凸顯了投資主體的結構單一。

是什么導致了國有企業(yè)主導的對外直接投資的結構特征呢？是資金來源不足限制了非國有企業(yè)投資么？似乎不能這樣說。實際上，中國存在巨額居民儲蓄與企業(yè)儲蓄。最近數年，相比美、法、日、韓及墨西哥等國，中國社會總儲蓄與GDP之比、企業(yè)儲蓄與GDP之比及政府儲蓄與GDP之比都保持最高水平（Kuijs，2006）。1990-2012年，中國社會儲蓄總額與GDP之比從36%上升到64%，其中企業(yè)儲蓄與GDP之比從10.2%上升到26.3%，增幅達一倍以上，因而很難說是資金來源不足限制了中國對外直接投資。那么是什么導致了非國有企業(yè)對外投資偏少呢？

我們試圖從金融發(fā)展視角來解釋這一現象。伴隨對2007全球金融危機的反思，金融因素及更為現實的市場缺陷被更多地納入經濟學理論和模型中進行討論。傳統(tǒng)理論中，無論是發(fā)達國家跨國公司理論，還是發(fā)展中國家跨國公司理論，多從微觀視角進行討論，關注宏觀因素的較少（周業(yè)安，1999；張少華，2005；仇娟東，2011），對金融發(fā)展與國際間資本流動關系的討論更少，罕見關于金融發(fā)展與對外直接投資關系的討論，因而我們的研究恰逢其時。

一、文獻回顧

與本研究關系最密切的文獻集中在企業(yè)跨國經營融資難與保險機制缺失的應對方面。資金不足與風險擔保機制不健全是企業(yè)跨國經營中的兩大“瓶頸”（虞瑾，2006）。首先是融資難。目前提供對外直接投資政策性融資支持的僅有中國進出口銀行與中國銀行，但其服務多集中在對外貿易方面，投放于對外直接投資的仍較少（肖楠，2007），而國內企業(yè)信用評級機制的不完善則進一步提高了企業(yè)在國際市場上融資的難度。其次是保險機制缺失。中國海外投資遍布全球近200個國家，企業(yè)的跨境經營受到商業(yè)風險與政治風險的雙重影響，2012年敘利亞內戰(zhàn)給中方帶來的巨大損失就是一例。我國海外投資保險起步較晚，直到2001年才出現了由中國出口信用保險公司承保的海外投資險，但其業(yè)務范圍仍傾向于貿易。

市場失靈情況下必須以“看得見的手”彌補這一失靈。政府對對外直接投資的影響力最早體現在Kojima與Denning的文獻中。在Heckscher-Ohlin資源稟賦理論基礎上，Kojima（1977）提出政府應推動已經或即將處于比較劣勢產業(yè)的對外直接投資，其后的Denning（1981）投資發(fā)展周期論則明確提出了制度、法律及市場機制對跨境資本流動的影響。

近期文獻亦強調了政府對跨國企業(yè)金融服務所呈現的顯著制度化特征。建立政策性金融、開發(fā)性金融乃至財稅政策等渠道成為主要對策（Sansing，1996；Hufbauer等，2001；全操，2004；張翼飛，2007；王艷，2007；郭麗，2008；廖一榕，2008）。其中，黃金?。?004）的最優(yōu)控制模型證明，財政政策不但能夠改變資本存量，而且能顯著改變投資邊際收益。李庚寅（2005）與王逸（2008）則明確提出，跨國投資戰(zhàn)略轉變與稅制優(yōu)化目標應放在對“引進來”與“走出去”的雙向激勵上，重視投資稅抵免對投資規(guī)模、區(qū)位與產業(yè)的引導。

目前對策性研究都強調了政策性金融、開發(fā)性金融及優(yōu)惠財稅政策的重要性，認為政策性金融的出發(fā)點是國家和社會利益最大化，提供融資和保險等金融服務是“走出去”戰(zhàn)略有效實施的重要環(huán)節(jié)，也是世貿規(guī)則所允許的政府扶持行為（楊愛梅，2008；Yan等，2010）。政策性金融具有資金“虹吸”效應，它先市場而行，將資金投放到符合國家發(fā)展戰(zhàn)略的重點產業(yè)，表明國家意圖，進而引導其他資金參與（白欽先，1993；肖楠，2007）。

我們認為已有研究存在以下值得商榷的地方：一是政策性金融難以全員覆蓋企業(yè)跨國投資融資需求。中國社會主義初級階段的國情決定了政策性信貸“僧多粥少”，這種頭疼醫(yī)頭、腳疼醫(yī)腳的權宜之計很難從根本上扭轉跨境投資的融資難與保險機制缺失局面。二是政府主導的信貸配給可能帶來金融資源配置扭曲，國有企業(yè)與監(jiān)管部門間天然的聯系可能慣性地帶來政策性信貸對國企的有偏配置（張磊，2010）。三是金融自身的發(fā)展可能意義更大。金融發(fā)展是解決企業(yè)融資難的需要、是分散風險的需要、是國企改革的需要，更是宏觀調控的需要（李煒，2007）。

二、引入金融中介的企業(yè)跨境投資規(guī)范分析

即f（PR）=f（A、φ、δ、mps）。顯然，對外直接投資決定于A、φ、δ、mps等系數，而這些系數則決定于金融發(fā)展水平。其作用途徑主要有4個：首先是提高存量資本配置效率，其次是提高新增資本配置效率，再次是通過提高儲蓄資本轉化率加快資本累積速度，最后則是幫助經濟甄別出可能實現創(chuàng)新的企業(yè)家（Patrick，1966；Gree，1960）?！按艘饬x上的信貸供給要求經濟體系適應企業(yè)家的目的和需要，此條件下的循環(huán)才有可能促進經濟增長”。

三、中國金融發(fā)展與對外直接投資關系檢驗

（一）動態(tài)面板模型GMM檢驗分析

由于對外直接投資明顯受前期投資經驗與收益的影響，因而動態(tài)項存在較大內生性可能，同時其他解釋變量也可能由于慣性出現內生性問題，計量結果可能出現嚴重上偏。因而我們采用系統(tǒng)GMM檢驗，將滯后一期的被解釋變量（LOFDI）引入檢驗。

1 模型、數據與方法。

（1）模型設定。由前述理論分析構建檢驗模型如式（17）。

（2）變量選取與數據采集。被解釋變量為中國對外直接投資規(guī)模（OFDI）。解釋變量5個，分別為：①滯后一期的被解釋變量（LOFDI）；②金融發(fā)展規(guī)模指標金融相關率（FIR），取FIR=全社會存貸款總額/GDP；③貨幣深度（M2），取M2/GDP，以度量經濟中以貨幣為媒介進行的交易比重；④金融市場效率指標儲蓄投資轉化率（SCR），取SCR=貸款/存款；⑤考慮到開放經濟假設，將匯率（EXCH）引入模型，取歷年人民幣對美元匯率的中間值?？刂谱兞?個，分別為：①全社會固定資產投資規(guī)模（FIXINV），取歷年全社會固定資產投資總額；②高校畢業(yè)生規(guī)模（STUCENT），計算公式為STUDENT=高校在校生人數/地區(qū)人口；③歷年國內生產總值（GDP）；④實際利用外國直接投資量（FDI）。

各變量數據為2003-2012年除西藏以外的中國省際面板數據，分別采自各年度《中國對外貿易年鑒》、《世界投資報告》、《對外直接投資公報》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國國際收支平衡表》及《中國統(tǒng)計資料60年》。

數據處理。首先將數據轉化為人民幣計價單位；其次剔除價格因素，以固定資產投資價格指數對對外直接投資額及全社會固定資產投資額進行平減，以GDP平減指數對GDP平減；最后為降低異方差可能，將各變量進行對數化處理。由于篇幅所限，各變量統(tǒng)計性描述結果未予報告。計量工具為Eviews7.2工具包。

2 動態(tài)面板模型GMM檢驗結果分析。經多次估計，優(yōu)選獲得模型（1）到模型（6），詳見表1。其中，模型（1）包含全部解釋變量與控制變量。模型（2）到模型（6）則是在排除共線性因素后的結果。

廣義矩估計的有效性依賴于工具變量的有效性。可以看到，SARGN檢驗P值較大，說明GMM檢驗中的工具變量不存在過度識別問題，AR（2）的P值表明差分后殘差無二階序列相關，因而工具變量有效。系數聯合顯著性WALD檢驗在1%的顯著水平下拒絕了解釋變量系數為0的原假設，表明模型總體線性關系顯著。同時，模型（1）到模型（6）的R²從0.630337增長到0.938032，有顯著提升，因此方程估計結果值得信賴。

總體上看，金融市場發(fā)展程度都對中國OFDI產生顯著影響。LNSCR對于對外直接投資的影響最大，彈性達到了3.3614，強調了儲蓄投資轉化率對本國企業(yè)參與對外直接投資的顯著影響，這與Dunning（1981）的投資發(fā)展周期論相一致。

各顯著解釋變量中LNSCR的顯著影響較大，彈性達到3.3614，LNFIR的影響則較小，彈性為0.048945。排除共線性因素后，LNFIR與LNSCR在方程3、4、5、6中與LNOFDI顯著正相關，而LNM2在排除共線性因素后的方程3、4、5、6中卻表現為顯著負相關，這是出乎我們預料的。后面我們在Geweke檢驗中討論其可能成因。另一個出乎意料的是，LNM2在排除共線性后的模型3、4、5、6中都與LNOFDI負相關，其原因可能為信貸規(guī)模的擴張不如合理的信貸投向機制更有效率，Boyreau等（2003）、Allen等（2006）及林毅夫（2008）等關于金融發(fā)展與經濟增長關系的討論中亦提出過類似結論，即不具有效率優(yōu)勢的國企獲得較大比例信貸配給的狀況帶來了經濟增長趨緩。而LNEXCH與LNOFDI關系的不顯著則可能源于中國長期實行固定匯率。控制變量中值得注意的是LNFDI，它在各方程中起到顯著正向作用，支持了關于引進外資與對外直接投資相互促進的認識。

（二）Geweke因果分解檢驗

Geweke因果分解檢驗（Geweke1982）可以深入檢驗x對y的因果關系、y對x的因果關系及x與y的即時因果關系。檢驗結果見表2。

1 長期中LNOFDI與LNM2間存在顯著單向因果關系，但無即時因果關系。（1）長期中LNOFDI是IAVM2的原因而LNM2不是LNOFDI的原因。這表明資本流出對金融市場提出了新要求，促進了貨幣化程度提高，但貨幣化程度提升并不能促進資本流出，兩者尚未形成良性互動。其原因可能在于對M2/GDP的分析必須結合M1/GDP進行。M1/GDP穩(wěn)定增長下的M2/GDP才反映金融機構的長期資金供給，否則資產泡沫、不良貸款等資本非有效性因素等都會影響對于M2/GDP的分析（Bando，1998）。中國M2的增加多表現為資產貨幣化，而流向實體經濟的較少，參與對外直接投資的更少。（2）長期中LNOFDI與LNM2兩者間即時因果關系較弱。其原因可能在于：一方面，“走出去”初期的中國企業(yè)多為政府主導型對外直接投資（姜亞鵬，2011），且在相當長時間里表現為技術援助與國際合作，所以本國M2影響并不很顯著；另一方面，資本化進程的深入引起貨幣需求上升，進而引起M2/GDP上升，這在一定程度上擠占了對外直接投資資本。

2 長期中LNFIR與LNOFDI間存在顯著單向因果關系，但無即時因果關系。（1）長期中LNFIR是LNOFDI的原因，LNOFDI不是LNFIR的原因，對外直接投資對金融發(fā)展的反饋達63.7%，表明金融發(fā)展對對外直接投資影響較強，而后者對前者影響較小；（2）兩者間缺乏即時關系的原因可能在于：正規(guī)金融的效率改進未能及時反映到對外直接投資上。中國金融中介市場具有顯著的結構單一特征，很多企業(yè)只能依賴于內源融資和非正規(guī)金融市場，這為非正規(guī)金融市場形成提供了條件（白當偉，2004），亦帶來了LNFIR與LNOFDI間即時關系的不顯著。

3 長期中LNSCR與LNOFDI存在顯著單向因果關系，但無顯著即時因果關系。（1）長期中LNSCR是LNOFDI的原因，說明LNSCR有效地促進了LNOFDI的發(fā)展，而后者則不是前者的原因則可能源于儲蓄投資轉化率不高；（2）兩者不存在顯著即時因果關系的可能原因在于，中國近年來激增的對外直接投資多依賴民間借貸，所以短期看LNSCR波動對LNOFDI的影響不大。

4 無論從長期還是即時來看LNFDI與LNOFDI間都存在顯著雙向因果關系，這與前述GMM檢驗結論一致。兩者間短期因果關系相對于即時因果關系更大的可能原因在于：無論改革開放之初還是最近十年，中國對外直接投資規(guī)模相對引進外資規(guī)模都較小，雖然有即時因果關系，但長期中相互影響較弱。尤其值得注意的是，長期中LNOFDI是LNFDI的原因，這支持了Buckley等（2007）關于引進外資與對外直接投資必須協調發(fā)展的觀點。

綜上，金融發(fā)展規(guī)模及金融市場效率與中國對外直接投資在長期中都有顯著相關性，但沒有即時因果關系，這顯然與傳統(tǒng)金融理論關于金融是經濟增長引擎的認識相悖。早在1781年，Hamilton就提出“作為最令人愉快的經濟增長引擎，銀行通過方便大型項目融資在英國工業(yè)革命進程中起到關鍵作用”，Hicks（1969）亦強調真正引起英國工業(yè)革命的是金融創(chuàng)新而不是通常所說的技術創(chuàng)新，“金融創(chuàng)新通過向大型項目融資提供了工業(yè)革命前就已存在的技術實現其價值的條件”。

那么是什么造成了長期與短期現象的背離呢？我們認為是中國長期金融發(fā)展不足造成的。McKinnon等（1973）的金融深化理論值得我們深刻反思。作為典型的發(fā)展中國家，中國經歷了長期的金融抑制向金融深化的過渡過程，中國金融發(fā)展與成熟市場經濟國家尚有顯著差距。這一差距表現之一就是正規(guī)金融市場對跨境企業(yè)融資需求反應的時滯，直接導致難以獲得支持的企業(yè)轉而求助于非正規(guī)金融，因而出現了前述中國金融發(fā)展與對外直接投資之間長期與即時關系的背離。

四、信貸配給下的國有企業(yè)對外直接投資優(yōu)勢形成

實踐中，伴隨金融抑制的是事實上存在的信貸配給，而這可能帶來了國有企業(yè)對外直接投資優(yōu)勢。長期的金融抑制帶來中國金融市場制度設計尚不夠完善（Buckley等，2007；Morck等，2008）。主要表現在金融市場準入限制、負利率與儲蓄增長并存以及貸款方向扭曲等方面，這直接導致銀行業(yè)競爭不足及行業(yè)集中度較高（李輝，2008）?！@些特征帶來了儲蓄投資轉化率不高與信貸資源緊缺，是中國對外直接投資中國有企業(yè)主導的誘因之一。

前文第二部分規(guī)范分析顯示，金融中介通過影響儲蓄率、儲蓄投資轉化率及資本產出比3個途徑來影響對外直接投資，這一影響過程是遞進的。

（一）金融抑制導致對外直接投資金融資源相對有限

一方面，金融抑制帶來了儲蓄擠出。面對金融抑制帶來的長期低于通脹率的人為低利率，儲蓄者不但得不到儲蓄回報，反而可能上交通脹稅。這直接導致邊際儲蓄率下降，政府不得不通過“保值儲蓄”等資源動員來彌補儲蓄擠出。另一方面，人為低利率導致銀行惜貸，偏好風險規(guī)避型資產，經營保守。兩方面的結合進一步導致跨境投資資金支持不足。

（二）金融資源不足導致了低效率的信貸配給制

面對人為低利率，金融資源供不應求，這直接減弱了金融資源配置過程的投資鑒別功能，只能由政府主導進行信貸配給。在信貸配給環(huán)境下，投資者實際上是用投資向監(jiān)管方“購買”投資環(huán)境，這一扭曲的投資者甄別機制使得實力強的投資者得到較好的投資環(huán)境，實力弱的投資者面臨較差的投資環(huán)境，其投資需求也被壓抑（羅長遠等，2003），表現為不同企業(yè)跨境投資能力的差異。

（三）信貸配給成為中國對外直接投資國有企業(yè)主導的誘因之一

信貸配給偏愛國有企業(yè)帶來了信貸資源配置失效。一方面，作為內生變量的經濟政策，一旦被置頂，就會在政治、經濟的相互作用下沿著自己的軌跡演變（Krueger，1988）。利益集團的存在會帶來顯著道德風險，中國經濟中金融資源和商業(yè)機會的分配是按照從國有到集體再到民營的順序進行（黃亞生，2003），這直接反映為國有企業(yè)所面臨的低利率與民營企業(yè)受到的信用約束。另一方面，關系性金融以及銀行信貸風險鑒別能力弱化帶來了政府的兜底預期。此預期下國有企業(yè)無破產壓力，往往拖延還貸甚至不歸還貸款，強行占有受配給地位，這加劇了民營部門融資難，加劇了市場道德風險，降低了信貸配置效率（Auki等，1997、1998；王躍生，1999；Allen等，2005）。而國有企業(yè)資本回報率較低的事實則進一步降低了金融市場效率（Dollar等，2007），這凸顯了國有企業(yè)低成本資金優(yōu)勢及政府對經濟的強力控制對中國對外直接投資的影響（Buckley等，2007；Merck等，2008）。此機制下，國有企業(yè)自然主導了中國對外直接投資。

五、結論與建議

金融發(fā)展對中國對外直接投資產生顯著影響，金融約束與實際上的信貸配給抑制了中國對外直接投資發(fā)展，金融發(fā)展不足給中國企業(yè)對外直接投資帶來了融資成本高、投資風險分散難及投資主體結構單一等問題，因此，必須以市場方式推進金融服務自身的完善與發(fā)展。

鑒于對外直接投資水平受到儲蓄規(guī)模、儲蓄投資轉化率、經濟發(fā)展水平及對外開放度的顯著影響，建議從以下四方面加強建設：

1 完善對外直接投資統(tǒng)一領導機制，明確監(jiān)管方與金融機構的職責劃分，減少政策性金融、開發(fā)性金融及財政補貼等短期行為對商業(yè)金融的替代。商務部、財政部及人民銀行工作重點應放在對外投資的審批、日常監(jiān)管與信息服務方面，而金融市場的功能則應放在融資便利與海外投資風險分擔方面。

2 全方位構建對外直接投資金融與保險的市場化體系。這一體系不應僅僅包括政策性金融，更重要的是推進金融深化，進一步明確政策性金融與商業(yè)性金融的分工，構建多層次、寬領域、分階段的金融支持體系。監(jiān)管方應針對不同類型、不同階段的海外投資實行差異化支持政策，構建商業(yè)性金融與政策性金融協調互補的新型金融結構。融資服務方面，可以通過國家信用手段滿足企業(yè)“走出去”的初期資金需要，發(fā)揮政策性金融的“虹吸”效應，引導商業(yè)性資金參與。其后，隨著商業(yè)性金融不斷進入，政策性金融應擇機退出。保險方面，應著重創(chuàng)新保險品種，擴大保險覆蓋面，增設政治險，使跨國企業(yè)不僅僅能“走得出”，還能“走得穩(wěn)”。

3 優(yōu)化金融市場結構，促進金融業(yè)競爭。優(yōu)化金融服務不能單純依靠金融市場的規(guī)模擴張，更要提高金融服務的效率與質量，這就要求降低金融市場準入門檻，促進市場主體多元化，準許民營資本進入，提高金融服務質量與市場競爭程度。

4 著力解決信貸資源有偏配置，確保各類企業(yè)公平參與跨境投資。在保證國有企業(yè)在支柱產業(yè)中占主導地位的同時，應積極為民營企業(yè)提供平等金融支持，保證有投資意愿的民營企業(yè)能夠“走出去”。

責任編輯：邵華明