王仲輝 胡涵

摘 要：本文利用2004—2015年我國對外直接投資43個(gè)國家的跨國面板數(shù)據(jù)，通過建立靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型和動態(tài)GMM回歸模型，研究東道國的金融深化與金融穩(wěn)定對我國對外直接投資的影響。研究結(jié)果表明：東道國的金融深化能促進(jìn)我國對外直接投資，同時(shí)我國對外直接投資也具有金融風(fēng)險(xiǎn)偏好特征，即金融穩(wěn)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(jìn)行聚類，發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的金融深化均能顯著促進(jìn)我國對外直接投資，中國對外直接投資對發(fā)達(dá)國家存在顯著的金融風(fēng)險(xiǎn)偏好，對發(fā)展中國家投資風(fēng)險(xiǎn)偏好并不顯著，但隨著發(fā)展中國家金融深化，對發(fā)展中國家投資的風(fēng)險(xiǎn)偏好也會增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：金融深化；金融穩(wěn)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(xiàn)標(biāo)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(jīng)濟(jì)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(qū)建立起貿(mào)易合作關(guān)系，一方面積極從其他國家實(shí)施“引進(jìn)來”戰(zhàn)略，另一方面鼓勵(lì)和支持國內(nèi)企業(yè)“走出去”。為了更好促進(jìn)企業(yè)“走出去”，我國不少企業(yè)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(jìn)入國外市場。自2003年以來，中國對外直接投資實(shí)現(xiàn)連續(xù)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(fā)展，國內(nèi)金融已不能滿足我國企業(yè)對外投資活動的資金需求。因此，我國企業(yè)在國內(nèi)難以獲得資金時(shí)，須在東道國當(dāng)?shù)貙で筚Y金，這就對東道國的金融市場的發(fā)展提出了要求。中國作為發(fā)展中國家和國際投資領(lǐng)域的后來者，對外直接投資八成分布在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體。根據(jù)中國官方統(tǒng)計(jì)，2015年末，中國在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的投資存量占83.9%，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體投資存量僅占14%。相對于發(fā)達(dá)國家，發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)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(yè)在東道國當(dāng)?shù)貙で筚Y金行為存在一定的風(fēng)險(xiǎn)，也對在當(dāng)?shù)赝顿Y的中國企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)管理能力提出了挑戰(zhàn)。因此，研究東道國金融市場的發(fā)展與穩(wěn)定對我國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的影響具有重要意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

隨著我國對外直接投資的快速發(fā)展，我國企業(yè)在全球179個(gè)國家和地區(qū)都存在投資行為，但國別的投資規(guī)模分布存在著較大的差異，這使得國內(nèi)外學(xué)者開始關(guān)注投資東道國的特征差異以及能夠促進(jìn)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(jīng)濟(jì)發(fā)展、政治法律、科技水平以及社會文化等因素。國內(nèi)外一些學(xué)者較為全面地分析了影響中國對外直接投資區(qū)位選擇的因素，Buckley et al.（2007）分析1984—2001年中國對外直接投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國偏向于對市場規(guī)模以及文化與其相近的，且地理位置接近的東道國進(jìn)行投資，這表明市場尋求是中國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的一個(gè)重要動機(jī)。Kolstad和Wiig（2010）則認(rèn)為對于OECD國家來說，中國對外直接投資更傾向于市場規(guī)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(shí)，發(fā)現(xiàn)中國偏向于投資生產(chǎn)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(nèi)學(xué)者李陽等（2013）利用江蘇省2007—2010年對60個(gè)國家或地區(qū)的直接投資面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)東道國的能源產(chǎn)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(kuò)展的引力模型，從投資國和投資東道國的法制完善度與產(chǎn)權(quán)保護(hù)度等方面研究了法律制度質(zhì)量對中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響。關(guān)于東道國經(jīng)濟(jì)與制度等因素的探究已經(jīng)較多，而從東道國金融角度出發(fā)研究的文獻(xiàn)較少，具有代表性的是國內(nèi)學(xué)者余官勝（2015）關(guān)于東道國規(guī)模層面與結(jié)構(gòu)層面的金融發(fā)展對于我國對外投資活動的影響研究，并基于企業(yè)進(jìn)行對外直接投資分為橫向動機(jī)與縱向動機(jī)進(jìn)行比較分析，他認(rèn)為東道國規(guī)模層面金融發(fā)展能促進(jìn)我國企業(yè)對外直接投資，并且能較大程度上吸引我國橫向動機(jī)的企業(yè)對外直接投資，而結(jié)構(gòu)層面只有在東道國金融發(fā)展程度較高時(shí)才能促進(jìn)我國縱向動機(jī)企業(yè)對外直接投資。

事實(shí)上，東道國的金融市場的發(fā)展在一定程度上緩解了我國企業(yè)對外直接投資中存在的融資約束問題，特別是中小型企業(yè)面臨的融資問題。本文研究的金融深化是金融發(fā)展的重要方面，其衡量的是東道國金融資源總量的增多。關(guān)于金融深化的定義，耿顥（2009）和胡宗義等（2003）認(rèn)為金融深化是金融資產(chǎn)數(shù)量的增加，反映著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中金融不斷加強(qiáng)和深化的過程；黃瑩（2013）則在此基礎(chǔ)上將“金融機(jī)構(gòu)和資產(chǎn)數(shù)量的增加程度”考慮到金融深化量化標(biāo)準(zhǔn)中。已有研究關(guān)于金融深化的研究多是側(cè)重于其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，Levine和King（1993）研究發(fā)現(xiàn)金融中介和經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系不僅僅是一種同時(shí)期聯(lián)系，金融中介還會對經(jīng)濟(jì)增長起先導(dǎo)作用。與此同時(shí)，東道國金融市場的穩(wěn)定性也逐漸成為企業(yè)做投資決策時(shí)應(yīng)考慮的重要因素，東道國的金融市場穩(wěn)定在一定程度上能降低企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)，但對于存在嚴(yán)重的融資約束的我國中小型企業(yè)來說，在進(jìn)行對外直接投資活動時(shí)減少融資成本相對于降低風(fēng)險(xiǎn)來說顯得更為關(guān)鍵。企業(yè)在東道國的融資成本與東道國的金融穩(wěn)定程度是分不開的，但現(xiàn)有研究多數(shù)是從東道國整體的國家風(fēng)險(xiǎn)或經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的角度出發(fā)，并未直接從東道國金融市場穩(wěn)定的角度探討我國企業(yè)的對外直接投資行為。

三、 理論機(jī)制

本文研究的東道國金融環(huán)境對于我國對外直接投資的影響主要是通過我國進(jìn)行對外投資活動的企業(yè)在東道國的融資行為發(fā)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(yè)的融資成本。由于企業(yè)在決定是否進(jìn)行對外直接投資時(shí)，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(yè)都具備“走出去”的資本實(shí)力，因此融資成本對于企業(yè)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(fā)達(dá)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(yè)面臨著程度不同的融資約束。據(jù)調(diào)查，銀行貸款的企業(yè)覆蓋率在規(guī)模及以上企業(yè)中不到30%，在規(guī)模及以下企業(yè)中不到5%。由于我國金融市場機(jī)制尚未完善，使得政府在一些重大投資項(xiàng)目的審批和重要資源的分配中仍然發(fā)揮著關(guān)鍵作用。而國有企業(yè)憑借其體制享受政策和資源的優(yōu)勢，在各個(gè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域擠壓了民營企業(yè)的生存和發(fā)展空間，金融領(lǐng)域也不例外，我國民營企業(yè)尤其是中小民營企業(yè)面臨的融資約束問題更為嚴(yán)重。事實(shí)上，F(xiàn)azzari等（1998）、Hoshi等（1991）文獻(xiàn)表明融資約束是各國企業(yè)普遍面臨的問題，而中小型企業(yè)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(yè)相比，中小企業(yè)通常失敗率更高，代理和信息不對稱問題更嚴(yán)重。為緩解融資約束，越來越多的國家開始建立諸如利息補(bǔ)貼、直接貸款、貸款擔(dān)保等政策措施，這也標(biāo)志著是金融市場進(jìn)一步發(fā)展，多種融資渠道的創(chuàng)新以及資本數(shù)量的擴(kuò)張?jiān)谝欢ǔ潭壬辖档土似髽I(yè)的融資成本?；诖?，本文假設(shè)東道國金融深化能促進(jìn)我國企業(yè)對外直接投資。

近年來，關(guān)于東道國的政治風(fēng)險(xiǎn)、制度環(huán)境對于我國直接投資影響的研究較多。Kolstad 和Wiig（2012）基于實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資偏好制度質(zhì)量較低的國家，Ramasamy et al（2012）等利用中國2006—2008年的數(shù)據(jù)，采用泊松計(jì)數(shù)回歸模型研究中國對外直接投資的區(qū)位選擇因素，也得出類似的結(jié)論。本文所探討的金融穩(wěn)定則是東道國金融風(fēng)險(xiǎn)的一部分，已有研究表明中國之所以偏好制度環(huán)境相對較差的國家進(jìn)行投資，其主要原因在于風(fēng)險(xiǎn)在一定程度上可作為企業(yè)進(jìn)入東道國市場特別是能源、公共基礎(chǔ)項(xiàng)目等領(lǐng)域的“潤滑劑”，幫助“走出去”企業(yè)避開繁瑣規(guī)制，減少制度摩擦，從而提高時(shí)間配置效率。類似于政治制度等風(fēng)險(xiǎn)，我們也假設(shè)東道國的金融風(fēng)險(xiǎn)也能吸引我國對其的投資，這是因?yàn)槲覈毡榈娜谫Y約束的存在使得企業(yè)在傳統(tǒng)渠道的融資成本較高，撇開擁有政策資源等優(yōu)勢的國有企業(yè)不說，我國民營企業(yè)特別是中小型民營企業(yè)更傾向于風(fēng)險(xiǎn)較大的間接融資來規(guī)避傳統(tǒng)融資繁瑣規(guī)制，減少時(shí)間成本。更重要的是，東道國一定的金融風(fēng)險(xiǎn)例如股價(jià)的波動、部門貸款的增加的也標(biāo)志著間接金融市場存在投機(jī)，這會大大吸引具有風(fēng)險(xiǎn)偏好的投資者的投資行為，而這些企業(yè)也大多是缺乏足夠的資金并且為降低融資成本避開傳統(tǒng)融資渠道的“走出去”企業(yè)。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）基本模型設(shè)定

本文旨在研究東道國金融深度與金融穩(wěn)定如何影響我國企業(yè)的對外直接投資行為，同時(shí)借鑒郭杰和黃保東、王偉等的研究，將東道國市場規(guī)模、資源稟賦和貿(mào)易開放程度以及東道國制度品質(zhì)等作為控制變量，構(gòu)建如下計(jì)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(shù)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(wěn)定；Xit為基本控制變量，包括東道國的市場規(guī)模（lnGDP）、資源稟賦（Resou）、貿(mào)易開放程度（Open）和制度品質(zhì)（Corh）等影響對其投資行為的因素；？滋i表示東道國的個(gè)體固定效應(yīng)；？著it為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量說明與數(shù)據(jù)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(shù)值，數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部發(fā)布的歷年《我國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。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(jié)構(gòu)與金融發(fā)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(fù)債與當(dāng)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(shù)據(jù)庫。Finstait為東道國i國t年的金融穩(wěn)定指標(biāo)，用東道國當(dāng)年股票市場價(jià)格指數(shù)的波動來表示，數(shù)據(jù)來源于GFDD數(shù)據(jù)庫（Global Financial Development Database）。其他控制變量中，lnGDPit表示東道國的市場規(guī)模，用東道國i國t年的GDP對數(shù)值表示，以2003年為基期用GDP平減指數(shù)進(jìn)行了調(diào)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(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)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(jìn)出口總額來表示，數(shù)據(jù)來源于2014—2015年中國統(tǒng)計(jì)年鑒。Corhit表示東道國的制度品質(zhì)，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(biāo)（Worldwide Governance Indicators， WGI）數(shù)據(jù)庫中的政治穩(wěn)定和暴力/恐怖主義缺失（wgi），原始數(shù)據(jù)數(shù)值范圍為-2.5（最低）到2.5（最高），為便于實(shí)證分析，本文采取一定的方法將其數(shù)值調(diào)整為0-10，數(shù)值越高表示東道國的制度品質(zhì)越高，調(diào)整方法如下：Corh=10-2×（wgi+2.5）。表1列出了模型的變量與數(shù)據(jù)來源。

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了中國對外直接投資規(guī)模較大的、具有一定代表性的43個(gè)國家或地區(qū) 2004—2015年的數(shù)據(jù)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(shí)、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(nèi)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(jì)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(jìn)出口總額均作對數(shù)處理。表2列出了各變量的統(tǒng)計(jì)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(dá)到6.9132，且各東道國的金融深化程度也存在巨大差異，其標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到53.8124，同時(shí)各東道國的金融穩(wěn)定性也有較大差異，因此利用此樣本構(gòu)建模型具有一定的研究意義。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基礎(chǔ)回歸

1.全樣本估計(jì)

本文首先選用了混合OLS、固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)分別進(jìn)行回歸（見表3）。其中模型（1）、（3）、（5）控制了東道國市場規(guī)模、資源稟賦和開放程度，模型（2）、（4）、（6）則在此基礎(chǔ)上控制了東道國的制度品質(zhì)這一解釋變量。表3中還列出LM 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為481.49和426.58，p值均為0.0000，顯示隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果優(yōu)于混合面板的估計(jì)結(jié)果。Hausman 檢驗(yàn)數(shù)據(jù)分別為34.49和37.35，其p值均為 0.0000，這表明固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，因此本文應(yīng)選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，分析也主要基于固定效應(yīng)回歸結(jié)果。

由固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)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(shù)均為正，表明東道的金融深化會促進(jìn)我國對其的直接投資，這與以往的研究結(jié)論一致，東道國的金融市場的發(fā)展在一定程度上緩解了我國企業(yè)對外直接投資的融資問題；同時(shí)我國企業(yè)的對外直接投資表現(xiàn)出顯著的風(fēng)險(xiǎn)偏好，即東道國的金融市場波動越大，越能吸引我國企業(yè)對其進(jìn)行直接投資，這可能是由于我國作為對外投資領(lǐng)域的后來者，穩(wěn)定的投資市場已被瓜分殆盡，我國企業(yè)只能去投資市場風(fēng)險(xiǎn)較高的金融市場尋求融資機(jī)會，金融市場的波動另一方面也意味著存在著一定的投機(jī)收益，這對我國“走出去”的中小型企業(yè)來說具有一定的吸引力?？刂谱兞縧nGDP在5%的顯著水平下顯著為負(fù)，表示東道國的市場規(guī)模越大反而會抑制我國企業(yè)的對外直接投資，這與我國企業(yè)的對外直接投資大都集中在與自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相當(dāng)?shù)陌l(fā)展中國家這一事實(shí)相吻合；控制變量Resou在10%水平下顯著，且其系數(shù)為正，表明我國企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資選擇時(shí)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(mào)易往來頻繁能夠促進(jìn)我國企業(yè)對其進(jìn)行直接投資。模型（4）是在模型（3）的基礎(chǔ)上加入Corh（東道國制度品質(zhì)）這一控制變量，固定效應(yīng)估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果都顯示其在10%的水平下顯著為正，這表示我國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資時(shí)更傾向于國家制度品質(zhì)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(yè)的等待成本有一定的關(guān)系?；A(chǔ)回歸結(jié)果顯示固定效應(yīng)估計(jì)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)中解釋變量的估計(jì)系數(shù)均相差不大，這表明總體樣本的估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

2.分樣本回歸

由于我國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的國家包括發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家，為進(jìn)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(jìn)行回歸估計(jì)。

本文采用Ward系統(tǒng)聚類方法，依據(jù)總體樣本中各東道國的市場規(guī)模（GDP）、要素稟賦（Resou）以及國家制度品質(zhì)（Corh）三個(gè)指標(biāo)對總體樣本國家進(jìn)行聚類，聚類前各變量均已進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變換，聚類結(jié)果如表4?？梢钥闯觯垲惤Y(jié)果顯示第一類的國家或地區(qū)的GDP即市場規(guī)模均遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過第二類國家，其自然資源與國家制度品質(zhì)相對于第二類國家來說較高，可認(rèn)為第一類國家或地區(qū)為較發(fā)達(dá)國家或地區(qū)，第二類國家大致可歸為市場規(guī)模較小，自然資源相對較少且國家制度品質(zhì)較低的發(fā)展中國家或地區(qū)。

基于系統(tǒng)聚類的結(jié)果，本文將分別對這兩類國家或地區(qū)進(jìn)行固定效應(yīng)估計(jì)（見表5所示）。模型（7）、模型（8）為第一類國家或地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果，模型（9）、模型（10）為第二類國家或地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果，其中模型（8）、模型（10）是在模型（7）與模型（9）的基礎(chǔ)上控制了東道國制度品質(zhì)變量。可以看出投資東道國無論是屬于第一類（發(fā)達(dá)國家或地區(qū)）還是第二類（發(fā)展中國家或地區(qū)），其金融深化對我國對其的投資活動具有較為顯著的促進(jìn)作用，這是由于金融規(guī)模的擴(kuò)大增加了我國企業(yè)在當(dāng)?shù)氐娜谫Y機(jī)會；同時(shí)相對于第二類國家或地區(qū)即發(fā)展中國家或地區(qū)而言，我國對發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的直接投資具有顯著的風(fēng)險(xiǎn)偏好傾向，這很大程度上是由于發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的金融市場更為成熟，金融市場的風(fēng)險(xiǎn)保障制度更完善。正是由于存在著更加完善的風(fēng)險(xiǎn)管理體制，將投資風(fēng)險(xiǎn)很好地控制在一定的范圍內(nèi)，這使得風(fēng)險(xiǎn)的邊際偏好更強(qiáng)，因此對于我國走出去企業(yè)特別是中小型企業(yè)來說，基于融資機(jī)會與投機(jī)利益，在國內(nèi)存在融資約束時(shí)則會將資金需求轉(zhuǎn)移至東道國；而發(fā)展中國家或地區(qū)的金融市場發(fā)展及風(fēng)險(xiǎn)管理制度均不完善，投資者在進(jìn)行投資決策時(shí)也會考慮其中存在的風(fēng)險(xiǎn)因素，這使得盡管我國對其的直接投資也存在著風(fēng)險(xiǎn)偏好現(xiàn)象，但這種偏好是基于風(fēng)險(xiǎn)可控的基礎(chǔ)上，發(fā)展中國家或地區(qū)在金融風(fēng)險(xiǎn)控制與保障方面較發(fā)達(dá)國家或地區(qū)而言尚未成熟，因此對其的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好較發(fā)達(dá)國家或地區(qū)而言并不顯著。其他控制變量中，發(fā)達(dá)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(jìn)作用，而對發(fā)展中國家而言其促進(jìn)作用并不顯著，這表明資源豐富且投資環(huán)境較好的發(fā)達(dá)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(mào)易往來顯著促進(jìn)了我國對其的直接投資。而東道國制度品質(zhì)對于發(fā)達(dá)國家與發(fā)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(huán)境中腐敗的“摩擦效應(yīng)”和“潤滑效應(yīng)”這兩種力量相互平衡的結(jié)果。

（二）穩(wěn)健性回歸

考慮到企業(yè)對外直接投資可能存在的連貫性，本文在靜態(tài)面板模型的基礎(chǔ)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(tài)面板數(shù)據(jù)GMM方法進(jìn)行回歸。為進(jìn)一步探究東道國在不同金融深化的程度下其金融市場穩(wěn)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(wěn)定的交互項(xiàng)納入模型，即將Finde*Finsta作為解釋變量進(jìn)行回歸估計(jì)（見表6）。模型（11）與模型（12）分別為發(fā)達(dá)國家或地區(qū)與發(fā)展中國家或地區(qū)的估計(jì)結(jié)果。從中可以看到，對外直接投資的滯后項(xiàng)在1%的水平上顯著，表明我國企業(yè)對外直接投資存在一定的連續(xù)性。模型（11）中顯示交互項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著，而模型（12）該項(xiàng)在1%的水平上顯著為正，這意味著投資東道國無論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，隨著該國金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，我國企業(yè)對其直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度也會加強(qiáng)，但這種偏好的加強(qiáng)對于發(fā)展中國家而言更為顯著。這主要是由于發(fā)展中國家的金融市場與發(fā)達(dá)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(jìn)行對外直接投資的企業(yè)特別是中小型企業(yè)為減少融資成本便會選擇這些發(fā)展程度較低且風(fēng)險(xiǎn)較高的國家進(jìn)行投資，而隨著東道國金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，母國在這些發(fā)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(yè)投資者，從而顯示出更強(qiáng)的投機(jī)偏好，這在一定程度上也驗(yàn)證了前文模型（8）中Finsta顯著為正的這一結(jié)果的現(xiàn)實(shí)意義。其他控制變量與前文基礎(chǔ)回歸中的結(jié)果一致，表明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、結(jié)論及建議

（一）結(jié)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(xiàn)出顯著的風(fēng)險(xiǎn)偏好特征，即我國企業(yè)更傾向于在金融市場波動較大的國家進(jìn)行直接投資，其原因可能在于我國企業(yè)特別是中小型企業(yè)在國內(nèi)存在嚴(yán)重的融資約束問題，東道國金融市場的波動則為這些企業(yè)提供了降低成本的融資方式。隨著東道國金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，我國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)偏好也會增強(qiáng)，而發(fā)達(dá)國家或地區(qū)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(chuàng)新，我國企業(yè)對其直接投資時(shí)對于金融風(fēng)險(xiǎn)偏好的增強(qiáng)不如發(fā)展中國家或地區(qū)顯著?；驏|道國的市場規(guī)模、資源稟賦、開放程度以及東道國制度環(huán)境對于我國對外直接投資也具有一定的影響。本文的實(shí)證結(jié)果顯示我國企業(yè)的對外投資活動更傾向于市場規(guī)模較小、自然資源豐富、與我國貿(mào)易往來密切且制度環(huán)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(yè)更傾向于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、體制環(huán)境較接近且雙邊政治關(guān)系友好的發(fā)展中國家進(jìn)行投資，而東道國的腐敗也在一定程度上降低了我國企業(yè)對外直接投資的融資成本，其較低的制度環(huán)境具有“潤滑效應(yīng)”。

（二）政策建議

在當(dāng)前我國積極推進(jìn)“一帶一路”戰(zhàn)略和國際產(chǎn)能合作的背景下，結(jié)合我國企業(yè)對外直接投資現(xiàn)狀，本文提出以下建議：首先，政府部門應(yīng)大力推進(jìn)國內(nèi)金融改革，創(chuàng)新融通資金渠道，解決國內(nèi)銀行為“走出去”企業(yè)提供的融資服務(wù)，中小型企業(yè)存在的融資約束問題。其次，相關(guān)政府部門也應(yīng)采取措施鼓勵(lì)國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)在東道國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，搭建資金融通平臺，為我國企業(yè)在當(dāng)?shù)氐膶ν庵苯油顿Y提供金融服務(wù)。再次，我國企業(yè)應(yīng)提高海外風(fēng)險(xiǎn)識別、預(yù)警和處置能力，完善投資風(fēng)險(xiǎn)評估系統(tǒng)，做好項(xiàng)目運(yùn)營期間的風(fēng)險(xiǎn)的動態(tài)監(jiān)測與相應(yīng)的應(yīng)急預(yù)案。同時(shí)，國內(nèi)的金融中介機(jī)構(gòu)及相關(guān)研究部門也應(yīng)積極配合“走出去”企業(yè)，加大對外投資風(fēng)險(xiǎn)研究的投入力度，創(chuàng)造健康的海外投資環(huán)境。最后，我國政府應(yīng)采取相關(guān)金融合作途徑建立與東道國金融機(jī)構(gòu)之間的良好合作關(guān)系，推進(jìn)與東道國之間的貿(mào)易往來與文化交流，進(jìn)一步提高我國的對外直接投資水平。

（責(zé)任編輯：李興發(fā)）

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