東盟金融發展對我國對外直接投資的影響研究

董 晶 冉旭宏

在新的開放格局下，“一帶一路”建設已逐步進入高質量發展新階段①陳尚文，李欣怡：《推動共建“一帶一路”高質量發展》，《人民日報》2022年6月30日，第4版。。與此同時，我國與“一帶一路”沿線國家的金融合作也不斷取得新進展。東盟與我國山水相連、命運與共，是我國投資的重要伙伴，是我國建立“21世紀海上絲綢之路”的重要樞紐，也是我國“走出去”的重點區域②國家發展改革委，外交部，商務部：《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，《人民日報》，2015年03月29日，第4版。。盡管當前全球經濟恢復乏力，但我國對東盟的投資依然逆勢增長。2021年，我國對東盟全行業直接投資達143.5億美元③中華人民共和國商務部：《2021年中國—東盟經貿合作簡況》，2022［2022-7-18］.http：//asean.mofcom.gov.cn/article/o/r/202201/20220103239743.shtml。，成績喜人。在這其中，東盟自身的金融發展起到了重要作用。盡管東盟國家大多數都是發展中國家，整體發展水平相對落后，但東盟的金融發展近些年表現得越來越有韌性。在變幻多端的全球形勢下，如何充分利用東盟金融發展來持續穩定推動中國OFDI成為一個值得不斷思考的問題。

一、研究基礎與假設提出

（一）金融發展與我國對外直接投資

在全球化背景下，越來越多的國內外學者研究東道國的金融發展對母國投資的影響。一些國外學者（Ang J.B.，2008；Laura et al.，2010）發現金融發展能夠吸引外國直接投資，因為企業可以以較低的成本進行融資（Azman-Saini et al.，2010），或者通過東道國金融資源的擴大，企業也可以降低其投資時面臨的風險 （Ayyagari M et al.，2008）。在蔣冠宏等（2016）看來，東道國金融發展水平越高，越能解決我國企業融資約束難題；郭娟娟等（2019）也發現東道國金融發展水平的提高有利于我國企業投資，且該促進作用在企業OFDI擴展邊際中表現更明顯。學者們研究金融發展對我國OFDI影響采用的方法不盡相同，其使用的衡量金融發展的指標也存在較大差異。為考慮衡量指標的全面性，本文將東盟的金融機構發展和金融市場發展同時考慮在內，據此提出第一個研究假設。

H1：東盟的金融市場發展與我國OFDI沒有顯著關系，東盟的金融機構發展顯著地促進了我國OFDI。

（二）金融發展、經濟發展水平與我國對外直接投資

經濟發展水平的高低在金融發展影響我國OFDI中扮演著重要角色。劉方等（2018）發現金融發展存在一個臨界值，當經濟發展水平超過該臨界值時，金融發展才能顯著促進我國OFDI；劉志東和高洪瑋（2019）發現東道國的金融發展對我國OFDI會因東道國的經濟發展水平出現異質性，即經濟發展水平越高，東道國金融發展效率的提高越能促進我國OFDI。仲深等（2018）運用了門檻回歸的方法，發現當經濟發展水平低于某一門檻值時，金融發展不利于區域OFDI，超過門檻值之后，金融發展對區域OFDI起到推動作用，這可能因為經濟發展水平的提高帶動了金融發展，使其周圍的經濟環境適合區域的OFDI。據此提出第二個研究假設。

H2：東盟的經濟發展水平顯著影響其金融發展對中國OFDI的吸引作用。

（三）金融發展的空間效應與我國對外直接投資

空間效應對研究企業OFDI有著重要作用。Blonigen et al.（2007）發現，在母國市場與消費環境平穩的前提下，如果第三國的要素成本要低于東道國，那么東道國與第三國間的OFDI出現了替代效應，這也證明空間效應是確實存在的。關于東道國吸引外資的空間性研究成果主要表現在兩個方面：一是東道國外國直接投資增長得益于相鄰國的外國直接投資，即集聚效應（龔靜和尹忠明，2015；劉娟，2019）；二是東道國外國直接投資受到相鄰國的外國直接投資的抑制，即擠出效應（熊彬，2018；屠年松，2019）。本文把東盟地區這樣的發展中國家作為研究對象，而且東盟國之間存在著較為激烈的競爭關系，據此提出第三個研究假設。

H3：中國對東盟的OFDI存在空間擠出效應。

二、研究設計

（一）指標選取和數據來源

1.指標選取

（1）被解釋變量

本文將2009-2018年這十年我國對東盟的投資存量作為被解釋變量，并作對數處理（nlOFDI）。

（2）核心解釋變量

參考King and Levine（1993）、劉志東等（2019）的方法，本文把金融發展水平分為金融機構發展（FID）和金融市場發展（SD）兩個方面；同時參考Svirydzenka（2016）、劉方等（2018）等的研究，分別從金融發展規模即金融資源的可獲得性、金融發展深度即金融發展相對于國民經濟的體量以及金融發展效率三個維度進行討論。使用主成分分析法將金融機構發展深度（b_dep）、規模（b_entr）、效率（b_eff）以及金融市場發展深度（m_dep）、規模（m_entr）、效率（m_eff）這六個指標合成金融機構發展（FID）與金融市場發展（SD）兩個指標，具體表達式如下：

（3）控制變量

本文所選取的控制變量有：①東盟的勞動力總數（lab）：東盟勞動人口的增多推動了消費的提升，有利于吸引我國的投資。②東盟的經濟發展水平（pgdp）：東盟經濟實力的提升意味著市場機制趨于完善，從而降低我國投資的風險。③東盟的外資開放度（open）：反映了外資進入的難易程度，東盟的對外開放程度越高，那么我國與東盟的貿易和資金往來也就越多。④東道國資源稟賦（natu_res）：我國自然資源較缺乏并導致供不應求，在發展經濟時更多需要進口，尤其是對礦產及燃料資源的進口，所以本文用東盟出口的礦產及燃料資源占總出口的比重來衡量東盟的金融發展。

2.數據來源

本文樣本區間為2009-2018年，在普通固定效應模型中，由于東盟部分國家金融市場發展數據存在嚴重缺失，所以本文以印尼、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國以及越南6國為代表進行分析；在空間效應模型中，以東盟10個國家進行分析。數據的處理和回歸均使用stata16.0來實現，其中，少量缺失變量運用趨勢法補齊并作為代理變量。

（二）模型設定

1.固定效應模型

本文把普通面板模型作為參照模型。通過Hausman檢驗得出應使用固定效應模型，借鑒馬述忠（2016）的文獻，最后考慮使用個體效應的固定效應模型，具體模型如下所示：

（3）式中，被解釋變量lnOFDIi，t為第t年我國對東盟的對外直接投資存量；核心解釋變量有兩個，其中FIDi，t為第i個東盟國在第t年的金融機構發展程度，SDi，t為東道國在第t年的金融市場發展程度；γXi，t為控制變量；υi為個體效應；μt為時間效應；εi，t為誤差項。

2.空間模型

（1）空間模型的設定

首先在（3）基礎上引入空間權重構造空間滯后模型（SAR），描述我國對東盟各國的投資存在空間相關性。其中ρ為空間滯后系數，此時ρ是第一個空間效應系數，用來解釋我國對某一東盟國的OFDI是否受到其他東盟國OFDI水平的影響，如（4）所示：

誤差項也可以體現空間效應，對基準模型（3）的誤差項進行刻畫，可以得出空間誤差模型（5），λ為空間誤差系數，這也是本文中第二個空間效應系數，主要考慮除金融發展等因素影響中國OFDI之外其他未知因素的影響，其他變量與（3）相同，構建如下模型：

為了進一步識別中國對東盟的OFDI的空間效應以及其他顯著性因素，本文的重點模型為空間杜賓模型（SDM），此模型說明我國對某一東盟成員的OFDI會受其他東盟成員國金融發展以及其他因素的影響，以及引入ρWLnOFDIi，t、d'iXtη空間滯后變量，前者是OFDI的滯后變量，后者是金融發展和其他控制變量的滯后變量，此時ρ是第三個空間效應系數，SDM模型也是SAR和SEM的融合，其回歸方程如下；

（2）空間權重矩陣的設定

空間計量模型離不開用不同的信息進行差異化構建的空間權重矩陣。常見的有0-1矩陣，表示各區域之間是否相鄰，但李婧（2010）認為此矩陣過于簡單且不符合客觀事實?？紤]到學術的嚴謹性，本文綜合參考馬述忠（2016）、劉娟等（2019）的相關研究成果，選取兩國首都之間地理距離的倒數作為地理距離權重，其中，dij代表i、j兩國的首都距離。這一地理距離空間矩陣，反映出以東盟為代表“一帶一路”沿線國家的地理關系。

三、實證分析

（一）各變量描述性統計結果

中國對外直接投資存量取對數處理變為lnOFDI?？刂谱兞恐袞|盟的勞動力總數、經濟發展水平同樣取對數處理，其他數據均為百分比形式，不做特殊處理，描述性統計見表1。

表1 描述性統計

從表1可以看出，對外直接投資存量的最大值和最小值相差較大，說明我國對不同東盟國家以及不同年份的投資存在差異；無論在金融機構還是金融市場上，東盟的金融發展水平也顯著存在差異；其他控制變量中，東盟的外資開放度差異明顯。因此，上述變量選取合理。

（二）空間自相關性分析

在檢驗空間溢出效應之前，對中國與東盟十國是否存在空間相關性進行檢驗。只有確立了中國與東盟十國的空間相關性，才能檢驗我國對某一東盟國家的OFDI是否會受到其他東盟成員國金融發展水平的影響。本文使用莫蘭指數（Moran＇I）來檢驗空間全局相關性。檢驗結果顯示，2008-2018年我國對東盟十國對外直接投資的莫蘭指數為負，說明隨著“一帶一路”建設的不斷深化，OFDI的空間性不斷增強，2018年的空間相關性也較為顯著。這表明采取空間計量模型是合理的，即中國在東盟國的OFDI存在空間擠出效應。

進一步計算Moran散點圖，它是通過局部莫蘭指數計算得出的。在圖1、圖2中，橫坐標表示OFDI的當期值，縱坐標表示OFDI的滯后項。我們通過繪制2009年和2018年OFDI的散點圖可以清晰看到：我國對東盟十國的OFDI存在較強的負向空間關系。

圖1 2009年東盟十國OFDI的Moran＇I散點圖

圖2 2018年東盟十國OFDI的Moran＇I散點圖

（三）東盟的金融發展對我國OFDI的固定效應模型分析

1.東盟的金融發展對我國OFDI的影響

分析前進行Hausman檢驗。結果顯示Hausman的chi2值是45.92且P＜0.001，所以我們采用固定效應模型。另外，本文采用逐步回歸的方法消除多重共線性的影響，結果如表2所示。

表2 東盟國家的金融發展對我國OFDI的固定效應模型分析

表2為不考慮空間因素的影響下，“一帶一路”倡議下東盟的金融發展對我國OFDI的固定效應模型結果。結果顯示：

①金融機構（FID）的估計系數為正且顯著，這與大多數文獻研究結論相同。

從（5）可以看出，本國金融市場發展水平每增加1%，那么我國對東盟的OFDI就會提升0.0647%，這說明東盟金融機構的發展促進了我國企業的OFDI，即我國企業對東盟的OFDI會隨著金融機構發展程度的提升而增多。其原因為：銀行主導和市場主導構成了金融體系，東盟國家經濟發展水平較低且沒有豐富的儲蓄資源，政府需要更多的干預，增加一些投資項目實現經濟增長，所以銀行等金融機構需要吸納更多的儲蓄，從而東盟的金融機構發展對我國企業的OFDI起到帶動作用。

②金融市場（SD）發展的系數隨著控制變量的增加變得越來越不顯著。

東盟的金融市場發展對推進我國OFDI基本沒有作用。這可能因為：第一，東盟國家是經濟落后的發展中國家，證券市場發展不完善且金融基礎設施薄弱，所以東盟的金融市場在促進我國OFDI的過程中不能發揮顯著作用；第二，東盟國家與我國山水相連，具有獨特的地理位置，中國在對東盟投資時可能較少考慮金融市場方面，而對東盟的經濟發展水平、勞動力等因素可能考慮較多，這可以從（2）、（3）的估計結果中得以證明。①、②結論驗證了假設H1。

③從控制變量可以看出，東盟的經濟發展水平（lnpgdp）和勞動力人口（lnlab）系數顯著為正。

東盟的經濟發展水平（lnpgdp）系數顯著為正，這表明東盟經濟實力提升有利于我國的OFDI，此結論與屠年松（2019）研究觀點一致。而GDP代表了一個地區的市場規模，企業跨國投資以對東盟服務市場為目標，所以經濟發展水平在一定程度上促進了我國OFDI；東盟的勞動力人口（lnlab）系數也顯著為正，說明吸收和引進有利于促進我國OFDI的人力資源，可以促進我國OFDI能力的提升。

2.東盟經濟發展水平影響其金融發展對我國OFDI的作用

接下來，我們探討東盟金融發展對我國OFDI的影響是否受到不同東盟國經濟發展水平的影響。于是引入交叉項金融發展（FD）與經濟發展水平（lnpgdp）的乘積—FDi，t×lnpgdpi，t來衡量上述問題。于是，根據文淑惠等（2019）的研究，我們假定以下模型：

在式（7）中，FDi，t×lnpgdpi，t為金融發展與人均GDP的乘積，其中包括金融機構發展和金融市場發展；FDi，t為東道國 在第t年的金融發展程度；lnpgdpi，t表示東盟的經濟發展水平；其它變量與（3）相同。

在式（7）中對FDi，t求偏導數為：

如（8）所示，若 α1＜0，α3＞0，則東盟金融發展對我國OFDI的影響存在東盟經濟發展水平這個臨界值，即

若α1＜0，α3＜0，那么更進一步證明了東盟金融發展不利于我國OFDI。

于是，引入交叉項進行固定面板模型分析，首先我們討論金融機構對我國OFDI的影響。如表3所示。

表3 東盟國家的金融機構發展對我國OFDI的面板效應模型分析

從表3可以看出，金融機構（FID）發展的系數顯著為負，即α1＜0，金融機構發展和經濟發展水平的交叉項（lnpgdp*FID）顯著為正，即 α3＞0，由（9）式可知，只有東盟的經濟發展水平處于一定水平上，金融機構發展才會對我國OFDI起作用，將表3的數據帶入到（9）式中得此臨界值為8.38，也就是說只有東盟地區經濟發展水平大于這一數值時，金融機構對我國OFDI吸引力就越明顯。目前，只有馬來西亞、新加坡與泰國的經濟發展水平超過8.38，而其它國家經濟發展水平低于8.38，說明馬來西亞、新加坡與泰國金融機構的發展更有利于促進我國投資。下面，我們討論金融市場對我國OFDI影響，如表4所示。

表4 東盟國家的金融市場發展對我國OFDI的面板效應模型分析

由表4可以看出，金融市場（SD）發展的系數為負且不顯著，即α1＜0，同樣交叉項的系數α3＜0，則說明東盟金融發展不利于我國OFDI，其原因與表2得出的結論相同。綜上從表3、表4得出東盟經濟發展水平顯著影響其金融發展對我國OFDI的吸引作用，驗證了假設H2。

（四）東盟金融發展對我國OFDI的空間模型分析

從表2、表4的普通面板效應模型得出金融市場發展（SD）對我國OFDI沒有顯著影響，所以在下面的空間分析中，我們剔除了金融市場（SD）這一因素，重點關注金融機構發展（FID）這一核心解釋變量對我國OFDI在空間上的特征，具體如表5所示。

如表5所示，在考慮空間因素的情況下，SAR模型、SDM模型可以看出ρ＜0，可以得到以下信息：第一，我國對東盟的OFDI存在空間相關性且顯著為負，表明了東盟國家間在吸引外資方面存在著顯著的擠出效應，這與屠年松（2019）、劉志東（2019）等結論剛好相反，他們的ρ為正，可能的原因是本文的樣本為“一帶一路”中東盟十國經濟較為落后的國家，而他們的樣本為“一帶一路”沿線多個國家，不僅包括亞洲國家，還有一些歐美等發達國家，所以樣本不同導致空間效應的差異。第二，我國對其他東盟的OFDI會對某一東道國吸收外資產生顯著影響。不考慮空間影響時，其他東盟國的吸收外資水平每提高1%，我國對某一東道國的OFDI會降低0.539%；在考慮空間影響的作用下，結果會降低0.859%。這說明在考慮金融發展對我國OFDI之后，空間競爭效應增強。

表5 東盟國家的金融發展對我國OFDI的空間模型分析

除此之外，從表5的SDM模型來看，其他東盟國家的金融發展對我國對某一東道國的OFDI的回歸系數為0.00785，但結果不太顯著。這是因為東盟各國的金融發展水平存在差異，在不同東盟國金融發展的過程中雖然可能對其他的東盟國家的OFDI產生一定程度的空間效應，但是總體上影響比較弱。從SEM模型可以看出λ＜0，也就是空間誤差系數顯著為負，進一步證明了中國對東盟的OFDI存在空間競爭效應，除本文選取的影響中國OFDI之外，也存在其他因素影響中國OFDI。

在考察控制變量對我國OFDI影響方面，W*lngdp回歸系數顯著為負，表明我國對某一東道國的OFDI會隨著東盟其他國家的經濟水平的提高而減少，意味著東盟其他國家對某一東道國的OFDI產生擠出效應，可能的原因是本文的研究主體為經濟落后的東南亞地區，它們之間的競爭較為激烈。這個結論與馬述忠（2016）估計出來的結果相同，也驗證了假設H3。除此之外，W*open也顯著性為負，也說明了東盟國家存在著一定的競爭現象。

（五）穩健性檢驗

1.普通面板固定效應模型

本文用我國OFDI存量作為被解釋變量，為保證結果準確，在穩健性檢驗中選取我國OFDI流量進行指標變換，數據來源于《2018年度中國對外直接投資公報》。其中我國對部分國家的OFDI存量會出現負值，取對數之后為0，所以表6樣本數量較表2要少。實證結果說明，東盟金融機構發展顯著促進我國OFDI，金融市場發展不顯著，即本文主要結論與表2相同并具有穩健性，具體結果如表6所示。

表6 穩健性檢驗：變換指標

2.空間固定效應模型

本文設置的空間權重只考慮了地理上的距離，并沒有考慮到經濟意義上的距離，于是，在穩健性檢驗中，我們同時考慮地理距離和經濟距離，并考慮到經濟發展水平較高的東盟國家和相對落后的東盟國家之間相互的非對稱性影響，故本文借鑒屠年松（2019）的研究，考慮這兩個因素，將權重設定如下：

其中，dij代表i、j兩國的首都距離，gi和gj代表i、j國家的GDP指標。權重值的大小取決于兩國的經濟發展相對水平和地理距離。

與表5不同之處在于，表7改變了空間權重，與普通的空間面板估計結果比較，金融機構（FID）發展系數為正且顯著性較強，說明了東盟金融機構發展顯著促進了我國OFDI。從空間上來看，在5%水平下空間滯后項系數？和空間誤差項系數？仍然顯著為負，又一次證明了中國對東盟的OFDI會產生的擠出效應顯著。此外，東盟的市場規模和開放程度等控制變量也說明東盟國家存在一定的競爭現象，以上表明本文構建的模型、實證分析的結果都存在穩健性。

表7 東盟國家的金融發展對我國OFDI的空間模型的穩健性檢驗

四、結論與發展建議

（一）結論

綜上分析，可以得出以下結論：

第一，東盟的金融機構發展顯著促進了我國OFDI。東盟的金融機構發展深度越深、規模越大、效率越高，說明東盟的金融風險低且金融環境好，更有利于促進我國企業加大對東盟的投資。

第二，東盟的金融市場發展與我國OFDI沒有相關性。這是因為多數東盟國家是經濟落后的發展中國家，證券市場發展不完善且金融基礎設施薄弱，阻礙著我國對東盟投資的持續注入。

第三，東盟經濟發展水平顯著影響其金融發展對我國OFDI的吸引作用。這是因為東盟不同國家間的經濟發展水平的不同引起各國金融發展程度的差異，而經濟發展水平本身會對我國OFDI起到調節作用。

第四，中國對“一帶一路”沿線東盟各國的OFDI存在空間擠出效應。這主要因為我國對某一東盟國的OFDI會受到相鄰國的影響，東盟各國之間競爭較激烈。

（二）發展建議

針對上述結論，提出以下發展建議：

第一，與東盟金融機構加強合作，獲得更廣泛的金融支持。一方面，我國企業應加強與東盟金融機構的合作。當前，建立穩定的銀行邊貿結算機構、成立聯合融資基金等顯得尤為重要，便于我國對外投資時有多元化的選擇。另一方面，我國企業應因地制宜增設國外金融分支機構，加強與東盟金融機構的交流，也便于為中國對東盟的投資提供金融支持。

第二，建立共同的金融交易平臺，促進資金融通。通過建立共同的金融交易平臺，為我國和東盟市場的金融產品提供交易渠道，既充分考慮了東盟各國不同的金融背景，規避相應風險，也有利于利用我國較好的金融基礎設施建設能力，進而提升東盟的金融服務和業務能力，使得東盟金融市場更加完善，更有利于保障我國對東盟的長期投資。

第三，均衡投資力度，“因地制宜”開展投資。我國企業在對東盟直接投資時，應把經濟水平低的國家作為考慮重點。一方面，可以設立投資專項基金，企業在東盟落后國家將先進產業與技術、工業制成品等引進的同時，也促進這些國家經濟基礎的建設與完善。另一方面，我國政府應引導企業對東盟各國進行差異化投資，如針對環保訴求高的國家，可進行資源節約型產業的投資。

第四，關注東盟“鄰國效應”，完善我國對東盟OFDI的空間布局。由于我國OFDI表現出較為顯著的空間效應，所以我國對東盟的OFDI不僅僅是我國和某一東道國的單向聯系，還與東盟的其他國家密切相關。因此，需要建立“一帶一路”東盟國家區域協同機制，引導我國對外投資時注重多邊關系與區域協同發展，以全局觀念指導中國企業進行OFDI。