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金融市场是资金融通市场，是指资金供应者和资金需求者双方通过信用工具进行交易而融通资金的市场，广而言之，是实现货币借贷和资金融通、办理各种票据和有价证券交易活动的市场。比较完善的金融市场定义是：金融市场是交易金融资产并确定金融资产价格的一种机制 。
摘要：本文基于外国对中国的直接投资数据及主要金融发展指标，检验了在华投资来源地的金融市场对中国直接投资的作用。研究结果表明：投资国的金融发展能积极地促进对中国的直接投资，投资国企业获取的融资规模越大、股票市场活跃程度越高、金融深化程度越高，对中国的投资规模越大。通过分样本检验发现，非OECD国家或地区的金融促进投资作用比OECD国家或地区更明显，而OECD国家或地区的金融成本较非OECD国家或地区低。本文的经验启示是，在新常态下，我国在有效利用外部融资、缓解企业的融资约束同时，需大力发展金融市场，为提升我国企业“走出去”的国际竞争力服务。
关键词：投资国;对外直接投资;金融发展
一、引言
随着中国经济的持续增长、投资环境改善，外国对中国的直接投资规模逐年增加，2013年中国实际利用外商直接投资金额1175.86亿美元，同比增长5.25%。对华投资前五位国家或地区(以实际投入外资金额计)依次为：香港地区(783.02亿美元)、新加坡(73.27亿美元)、日本(70.64亿美元)、台湾地区(52.46亿美元)、美国(33.53亿美元)①。良好的外商投资形势一方面源于中国投资环境的稳定，或者说东道国的优越条件，另一方面来源地的经济金融发展水平仍是决定是否投资或投资金额大小的重要因素。
对于国际直接投资，有一系列经典的解释理论，如垄断优势理论(Hymer，1960)认为对外直接投资是由于其某种垄断优势而决定的[1];产品生命周期理论(P.Vernon，1966)认为产品的生命周期是发达国家对发展中国家进行直接投资的决定因素[2];国际生产折衷理论J.H.Dunning(1977，1981)认为，一国要进行海外直接投资必须具备三个要素：所有权优势、区位优势及内部化优势[3];边际产业扩张理论K.Kojima(1978)提出，失去比较优势的产业可以凭借标准化的技术、雄厚的资金来开拓对外直接投投资，以使投资国集中精力实现本国的比较优势产业升级[4]。尽管发达国家有垄断优势，成为对外投资的主力，但发展中国家仍然能开展对外直接投资。投资发展周期理论J.H.Dunning &R.Narula(1996)认为，发展中国家对外直接投资取决于投资国的经济发展阶段并遵循一定的周期性，即根据人均GNP对经济发展水平划分为五个阶段，在每个阶段有不同的国际直接投资动机需求[5]。Wells(1983)认为发展中国家的独特竞争优势也是有利于其对其他类似或更穷的国家开展直接投资[6]。Lall(1983)也提出了发展中国家的特定优势能促使其对外直接投资，主要表现在小规模、标准技术和劳动密集型方面[7]。
以上经典理论发现，发达国家的垄断优势，发展中国家的竞争优势，是投资国对外直接投资的基本因素，但我们认为金融市场在培育这些优势中具有根本性的意义，一国金融市场发达，融资渠道畅通，能更好的为优势产业服务，形成良性循环，进一步强化垄断优势或竞争优势，从而促进投资国的对外直接投资，本文主要关注对华外商直接投来源地的金融市场是否有助于对其对华投资，从而为金融市场对本国投资海外市场是否具有积极作用提供参考，同时也为我国深化“走出去”战略从发展完善金融市场的角度提供政策建议。
二、文献回顾
Tinbergen(1962)最早运用引力模型研究双边贸易的决定因素，表明了双边贸易量与两国GDP成正比，与距离成反比[8]。De Ménil(1999)提出了引力模型与FDI流动的相关性[9]。一些学者也开始用引力模型来解释国际直接投资现象[10-12]。对于出口和对外直接投资的关系，有些学者认为投资和出口是相互替代的关系，如Mundell(1968);Helpman et al.(2004)[13-14]。而另一些学者则认为国际直接投资与国际贸易是互补的关系，如Markusen et al. (1996)[15]。
随着金融市场逐渐发挥作用，金融市场的完善性与信贷约束的研究逐渐引起学者们的关注。有大量的文献研究金融发展与经济增长的关系[16-18]。如Rajan and Zingales(1998)验证了金融发展与经济增长的关系，指出金融发展能降低外部融资成本，促进经济的增长[19]。一国金融发展不仅对经济增长有显著作用，其对出口贸易也表现出积极的影响[20-23]。如Beck(2002)研究发现，金融发达的经济体有更少的搜寻成本，使公司更能获得便宜且丰裕的外部融资[24]。Manova(2013)指出，如果有更多的融资，国内的企业就能缓解生产扭曲，获得资金从事出口，或出口更多[25]。
同样，金融市场对国际直接投资的相关文献也逐渐涌现。Antràs et al. (2009)发现东道国金融发展，即增加对投资者的保护和投资合同的履行，会降低FDI的流入[26]。Huang(2003)也通过中国的经验表明中国吸收了很多FDI，是因为中国的国内企业尤其是私营企业受到了信贷约束，这种约束限制了本地企业的进入而鼓励了外国企业通过FDI的进入[27]。Qing Liu and Larry D. Qiu(2014)研究发现，东道国金融的发展对母国跨国公司的决定行为产生影响，东道国金融发展良好，会使投资国减少对东道国的投资[28]。以上研究表明东道国金融的发展在一定程度上会减少对该国的投资。另一些学者对东道国金融发展的作用有不同的看法，认为东道国的金融发展会促进投资国对该国的投资，如Bilir，Chor，and Manova (2014)证明了东道国的金融条件不仅影响跨国公司进入的决定，还影响了附属子公司全球销售的模式;东道国的金融发展缓解了跨国公司的流动性约束，会促进FDI的进入及销售总水平[29]。从投资国的角度，Di Giovanni(2005)通过引力模型考察私人部门信贷规模和股票市场规模对海外直接投资的影响，研究显示投资国的融资规模会促使对外的跨国兼并和并购[30]。Buckley et al.(2007)对中国的对外直接投资的影响因素进行了分析，表明资本市场发育度和政府政策的支持对中国的对外直接投资有积极的作用[31]。
在已有的金融与国际直接投资的文献中，我们发现大多是从东道国的金融市场去考虑跨国公司的决策，而从投资国金融发展的角度研究对外直接投资的文献相对较少。然而，金融市场对于一国优势产业的培育具有相当重要的作用，如果一国金融市场发达，资金配置有效，会激活很多的项目积极发展，当国内市场有局限时，跨国公司便会走出国界寻找更广的市场，获取更多的利润。中国是一个非常有潜力的市场，面对如此之多的投资国，尽管FDI的流量也是逐年增大，但不同的投资国其投资的规模还是有区别的，是什么使他们的投资规模不同?本文试图从投资国的金融市场进行分析，考察是否是金融发展的程度影响了投资规模的大小。因此，本文基于2003―2011年在华直接投资的82个国家①，根据Beck et al.(1999)及更新的金融结构数据，从投资国的6个金融指标来考察投资国的金融发展状况对中国直接投资的影响②，进一步的从规模、活跃度及金融机构的效益等多方面权衡金融市场对我国直接投资的作用[32]。
三、模型设立与经验研究分析
(一)模型设立
根据已有理论及文献，建立以下模型：
Ln(fdijt)=β0+β1ln(finjt)+β2ln(distj)+β3ln(tradejt)
+β4ln(pgdpjt)+εjt (1)
式(1)中，fdij，t表示t年中国实际利用j国的直接投资流量，数据来源于国家统计局。finj，t代表t年j国金融发展水平，分别是私人信贷占GDP的比值(pcgdp)、股票市场价值占GDP的比值(stmktcap)、股票交易总额占GDP的比重(stvaltraded)、流动负债占GDP比值(llgdp)、银行存款占GDP的比例(bdgdp)、银行成本占收入的比例(costinc);数据来源于Beck et. al(1999)及其更新数据①。distj代表中国与j国的距离，数据来源于CEPII。tradej，t表示t年中国与j国之间的进出口贸易，数据来源于国家统计局;pgdpj，t表示t年j国的人均国民生产总值，数据来源于WDI;εjt是指误差。对于所有的变量，本文的模型都取对数，以避免异方差。相关变量的统计描述及预期符号见表1。
(二)经验研究分析
1、估计结果分析
对于模型(1)，我们运用面板数据固定效应，采取不同的计量方法进行估计，以求更加稳健的估计结果。由于金融指标的6个变量很可能出现共线性，所以我们将几个变量根据一定的经济学含义对其进行分组回归，第一组是融资规模即私人部门获得的信贷资金比和股票市值比;第二组指标是流动性负债比，体现金融深化对海外直接投资的影响;第三组是金融机构提供的资金比和股票交易额比之和，体现私人部门的金融机构的信贷约束和股票市场的活跃度给对外直接投资带来的效应;第四组是银行成本收入比和银行机构的存款，检验银行机构的效益对海外直接投资的影响。在整个估计中，除了采用对数避免异方差以外，我们还采用稳健标准差修正，尽量使结果更加可靠。
我们没有考虑普通最小二乘法是因为数据的特点所决定的，在对中国的直接投资额中，某些年份某些国家或地区完全撤出了对中国的直接投资，致使这些数据为0，所以，整个FDI的数据就是大于或等于0的分布。如果把大于0的投资额看成是连续的分布，那么0和大于0的投资额就构成了一个离散点和连续分布组成的混合分布，这明显体现了截取回归(censored)的特征，Tobin(1958)提出了用MLE方法来解决此类问题[33]。因此，根据数据的特点，本文首先用tobit回归以求估计结果更加准确。Tobit回归结果见表2。
Tobit_1体现了私人部门在金融机构和股票市场的融资规模(pcgdp+stmktcap)对中国直接投资的显著作用，投资国国内企业获得金融机构的融资资金越多，股票市场的市值越大，对外进行直接投资的可能性就越大;Tobit_2体现银行流动性负债与GDP的比率(llgdp)对中国直接投资仍然在1%水平上显著，表示一国金融深化程度越高，越能促进该国进行海外直接投资;Tobit_3列表示股票市场的交易额比(stvaltraded)对海外直接投资有积极影响，说明了股票市场的活跃度指标对中国的直接投资具有很强的正向作用;Tobit_4列运用银行成本占收入的比例(costinc)、银行存款占GDP的比例(bdgdp)对中国的直接投资进行回归，考核银行机构的效益对海外直接投资的影响。从回归结果来看，银行存款比对海外直接投资有促进作用，这与古典经济学认为储蓄能促进投资，促进一国经济增长思想一致。一国有充足的储蓄资金，便有了海外直接投资的源泉。通常银行成本收入比越低，说明银行的效益越高，银行机构发展越健康，越能给海外直接投资提供一个稳定的金融环境。但在回归结果中，银行成本占收入的比例体现出了正向作用，与预期不太一致。这可能是因为海外直接投资与银行进行紧密的业务往来的关系，成本的增加是由于需要处理的海外直接投资的项目增加了，由此导致的管理费用、各种手续费增加了。所以成本的增加与海外直接投资的增加有显著的影响。考虑到结果的可靠性，本文采取了第二种方法即Heckman方法进行回归。
为了使回归结果更加稳健，我们考虑采用Heckman两阶段模型进行回归，以再次检验回归结果的可靠性。因为样本中的投资国或地区对中国的直接投资额呈现了偶然断尾的现象(数据里的FDI大于或等于0)，而这种偶然断尾可能是与投资国的金融发展有关，从而出现了样本选择问题。Heckman(1979)针对此类问题提出了两步估计法，即首先用Probit估计方程，然后用OLS进行回归得到最终估计值[34]。目前，Heckman回归有两种方法可以运用，一种是两步估计法，另一种是极大似然估计法。由于极大似然估计法比两步估计法更有效率，因此，本文采用Heckman的极大似然估计法进行估计，估计结果见表3。
