金融發(fā)展對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)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(qū)的社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)模型討論金融發(fā)展對其對外直接投資的影響。實證結(jié)果表明，“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的金融發(fā)展顯著地促進了對外直接投資;并且金融發(fā)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(qū)的金融發(fā)展對其對外直接投資促進作用顯著，而低收入國家和地區(qū)的促進作用有限，甚至不顯著。此外，研究還表明，金融發(fā)展對其對外直接投資的促進作用與貿(mào)易開放程度有關(guān)，即貿(mào)易開放程度越高，金融發(fā)展對其對外直接投資促進作用越大。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展;對外直接投資;貿(mào)易開放程度;“一帶一路”

中圖分類號：F830? 文獻標(biāo)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(qū)對外直接投資規(guī)模持續(xù)增長。近年來，世界范圍內(nèi)各個國家和地區(qū)經(jīng)貿(mào)與資金往來日趨頻繁，跨境資金收支無論是總體規(guī)模還是增長幅度均有不同程度的提升。以我國為例，據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2018年對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)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(chǔ)設(shè)施建設(shè)逐年增加、國際產(chǎn)能合作逐步加深，但“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r差異較為明顯，對外直接投資規(guī)模和增幅差異較大。為進一步發(fā)揮促進沿線國家和地區(qū)跨境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和國際產(chǎn)能合作開展，何種因素影響“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的對外直接投資水平引起國內(nèi)外學(xué)者廣泛關(guān)注。

對外直接投資影響因素眾多，如技術(shù)水平（雷欣和陳繼勇，2012）[1]、經(jīng)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(mào)易水平（張為付，2008）[6]等。在發(fā)展經(jīng)濟學(xué)中金融發(fā)展已被公認(rèn)為是推動經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，其發(fā)展水平也直接影響投資行為（Beck和Levine，2002）[7]。大量實證研究結(jié)果表明，金融發(fā)展不足將制約各類投資行為（沈紅波等，2010）[8]。有學(xué)者討論金融發(fā)展與對外直接投資的關(guān)系（王勛，2013;余官勝和袁東陽，2014）[9，10]，認(rèn)為金融發(fā)展落后將導(dǎo)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(fā)展不足也將產(chǎn)生經(jīng)常項目失衡引發(fā)經(jīng)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(fā)展水平降低將不利于對外直接投資，反之，金融發(fā)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(xué)者關(guān)于金融發(fā)展和對外直接投資關(guān)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(qū)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(qū)為研究對象進行討論，以填補當(dāng)前研究可能的不足。（2）金融發(fā)展和對外直接投資的關(guān)系仍有待深入探討，如收入異質(zhì)性分析、貿(mào)易開放程度調(diào)節(jié)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(fā)展與對外直接投資關(guān)系進一步分析。當(dāng)前，探討“一帶一路”沿線國家和地區(qū)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(fā)揮對外投資作用，促進區(qū)域間協(xié)同發(fā)展，持續(xù)深化合作實現(xiàn)互惠共贏。進一步分析關(guān)系存在的收入異質(zhì)性，有助于引導(dǎo)全面發(fā)展。明確貿(mào)易開放程度作用，將有助于推進對外投資發(fā)展。

二、研究設(shè)計

本文旨在討論“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的金融發(fā)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(qū)第[t]年對外直接投資指標(biāo);[Xit]金融發(fā)展水平指標(biāo);[Zit]表示其他控制變量指標(biāo)，如包括經(jīng)濟增長、貿(mào)易開放程度、技術(shù)進步水平指標(biāo);[a1]、[a2]和[a3]表示常數(shù)項、變量待估計系數(shù)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(guī)模效應(yīng)影響，選擇“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的對外直接投資占地區(qū)生產(chǎn)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(biāo)討論對外直接投資影響因素等問題。關(guān)鍵自變量[Xit]是金融發(fā)展水平，選擇以“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的國內(nèi)私人部門信貸和金融部門提供國內(nèi)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(yīng)用該指標(biāo)表征國家層面金融發(fā)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(shù)據(jù)可得性和完整性，主要選擇經(jīng)濟發(fā)展、貿(mào)易開放程度和技術(shù)進步水平三個指標(biāo)：第一，經(jīng)濟增長選擇GDP增長率來表征，該指標(biāo)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(chǔ)計算GDP增長率，經(jīng)濟增長迅速代表其市場規(guī)模越大，容易獲得規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，導(dǎo)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(mào)易開放程度選擇貿(mào)易、商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易占GDP比重來表征，所有指標(biāo)是以現(xiàn)價美元計算，貿(mào)易水平越高，對外直接投資水平越高（張為付，2008）[6];第三，技術(shù)進步選擇研發(fā)支出占GDP比重來表征，研發(fā)支出是指系統(tǒng)性創(chuàng)新工作的經(jīng)常支出和資本支出，技術(shù)進步水平高的國家和地區(qū)更有可能進行對外直接投資（Helpman等，2004;嚴(yán)兵和張禹，2016）[20，21]。

鑒于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征，本文采用面板數(shù)據(jù)回歸模型予以分析。與此同時，為了討論不同經(jīng)濟發(fā)展水平下金融發(fā)展水平和對外直接投資的關(guān)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(biāo)準(zhǔn)，將“一帶一路”沿線國家和地區(qū)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(mào)易開放程度對金融發(fā)展和對外直接投資關(guān)系的作用，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)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(qū)第[t]年貿(mào)易開放程度，[Xit×NXit]表示金融發(fā)展與貿(mào)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(gòu)建與回歸方程（1）保持一致;[b1]、[b2]、[b3]和[b5]表示常數(shù)項、變量待估計系數(shù)或向量，[b4]表示調(diào)節(jié)效應(yīng)估計系數(shù);[εit]表示隨機擾動項。

本文的樣本數(shù)據(jù)是2000—2018年111個“一帶一路”沿線國家和地區(qū)。其中，涉及的所有指標(biāo)均來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。目前已有136個國家和地區(qū)與我國簽訂共建“一帶一路”合作協(xié)議，但由于部分沿線國家和地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，僅選擇數(shù)據(jù)完善的沿線國家和地區(qū)作為研究對象。此外，因存在較少部分國家和地區(qū)的年度數(shù)據(jù)缺失，采用平滑方法進行數(shù)據(jù)補充處理。

三、實證結(jié)果

（一）統(tǒng)計描述

表1報告的是全樣本和收入分組的統(tǒng)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(nèi)私人部門信貸和金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重兩個指標(biāo)衡量金融發(fā)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(nèi)的GDP年平均增長率為4%，其貿(mào)易占GDP比重和研發(fā)支出占GDP比重年平均值依次是97.76%和6.25%。依據(jù)世界銀行收入分類標(biāo)準(zhǔn)，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(fā)展方面，收入分組差距也較大，高收入組的國內(nèi)私人部門信貸和金融部門提供國內(nèi)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(fā)展對其對外直接投資的影響

表2報告的是金融發(fā)展對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)對外直接投資的影響。表2中模型1和模型2是以國內(nèi)私人部門信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果;模型3和模型4是以金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果。模型1和模型3是控制了GDP增長率和貿(mào)易占GDP比重兩個指標(biāo)，而模型2和模型4則是在此基礎(chǔ)之上增加了研發(fā)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(lián)合解釋力度。結(jié)果顯示，在控制了經(jīng)濟增長、貿(mào)易開放程度和技術(shù)進步水平后，自變量金融發(fā)展與因變量對外直接投資均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，意味著“一帶一路”國家和地區(qū)的金融發(fā)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(nèi)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(fā)展水平較高的國家和地區(qū)，擁有充足的資金供給，為對外直接投資提供便利;同時，其經(jīng)常賬戶均衡，經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)定，促進對外直接投資進一步增加。

表征經(jīng)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(guān)關(guān)系，表明“一帶一路”沿線國家和地區(qū)對外直接投資的經(jīng)濟促進作用并未獲得充分發(fā)揮;表征技術(shù)進步的研發(fā)支出占GDP比重、表征貿(mào)易開放程度的貿(mào)易占GDP比重都與其對外直接投資呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，意味著技術(shù)進步水平和貿(mào)易開放程度的增加將有助于提高對外直接投資。

（三）穩(wěn)健性檢驗

表3報告的是金融發(fā)展對對外直接投資影響的穩(wěn)健性檢驗。主要考慮三個方面：首先，金融發(fā)展水平和對外直接投資可能存在互為因果關(guān)系，導(dǎo)致內(nèi)生性問題，因此選擇系統(tǒng)GMM估計方法予以克服，表3中模型1和模型5報告這一結(jié)果;其次，面板數(shù)據(jù)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(yīng)估計方法予以克服，表3中模型2和模型6報告這一結(jié)果;最后，貿(mào)易可以細分為商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易兩種，更換貿(mào)易變量，表3中模型3—模型4和模型7—模型8報告這一結(jié)果。其中，表3中模型1—模型4是以國內(nèi)私人部門信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果;模型5—模型8是以金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果。

模型1和模型5是系統(tǒng)GMM估計方法，自相關(guān)檢驗顯示該模型擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故接受擾動項無自相關(guān)的原假設(shè)，可以使用系統(tǒng)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(shè)，可以使用系統(tǒng)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(lián)合解釋力度。

結(jié)果顯示，所有穩(wěn)健性檢驗一致表現(xiàn)為國內(nèi)私人部門信貸和金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重兩個金融發(fā)展指標(biāo)對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)對外直接投資具有顯著的促進作用，與基準(zhǔn)模型結(jié)論保持一致。

（四）異質(zhì)性檢驗

不同經(jīng)濟發(fā)展水平可能會對金融發(fā)展與對外直接投資關(guān)系產(chǎn)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(jié)果。

表4中模型1—模型4是以國內(nèi)私人部門信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果;模型5—模型8是以金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)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(jié)果顯示，“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的金融發(fā)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(fā)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(chǎn)生一定的積極影響。

為了進一步討論經(jīng)濟發(fā)展對金融發(fā)展與對外直接投資關(guān)系的影響，構(gòu)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(fā)展進行交互，其結(jié)果報告于表5。表5中模型1和模型2是以國內(nèi)私人部門信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果;模型3和模型4是以金融部門提供國內(nèi)信貸占GDP比重為金融發(fā)展衡量指標(biāo)的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，收入分組與金融發(fā)展交互項是顯著正相關(guān)關(guān)系，表明金融發(fā)展對對外直接投資影響與經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān)，即與低經(jīng)濟發(fā)展水平相比，高經(jīng)濟發(fā)展水平國家和地區(qū)的金融發(fā)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(fā)展對對外直接投資影響為0.044，若屬于低收入組，則金融發(fā)展對對外直接投資影響為0.015。

（五）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

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

四、結(jié)論與政策建議

本文基于“一帶一路”沿線111個國家和地區(qū)2000—2018年的樣本，研究金融發(fā)展水平對其對外直接投資的影響。實證結(jié)果表明：（1）“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的金融發(fā)展水平對其對外直接投資產(chǎn)生顯著的積極影響，此外，貿(mào)易開放程度和技術(shù)進步也是對外直接投資的重要影響因素。（2）金融發(fā)展對其對外直接投資的影響具有異質(zhì)性，即高收入國家金融發(fā)展產(chǎn)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(mào)易開放程度有助于促進金融發(fā)展的積極影響。

本研究結(jié)果對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的金融發(fā)展改革和對外投資領(lǐng)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(qū)金融改革，鼓勵對外直接投資，促進經(jīng)濟發(fā)展;其次，應(yīng)關(guān)注低收入國家的金融發(fā)展，實現(xiàn)世界范圍內(nèi)對外直接投資增加，最終實現(xiàn)共同的經(jīng)濟發(fā)展;最后，需要提升貿(mào)易開放水平，推動對外直接投資發(fā)展。

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