董樹功，王亞玲

（天津職業(yè)技術(shù)師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300222）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，我國實(shí)施了一系列外商投資的優(yōu)惠政策。通過吸引外商直接投資（FDI），為我國企業(yè)帶來新的融資渠道及先進(jìn)的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)。在“一帶一路”倡議和擴(kuò)大對(duì)外開放的雙重宏觀經(jīng)濟(jì)政策背景下，F(xiàn)DI已成為區(qū)域以至國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力，其經(jīng)濟(jì)與技術(shù)的溢出效應(yīng)明顯。綜合國際、區(qū)域及省際層面來看，基礎(chǔ)設(shè)施投資、勞動(dòng)力成本、稅收優(yōu)惠、勞動(dòng)力成本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其增長率等宏觀因素是決定FDI區(qū)位選擇的關(guān)鍵因素[1-3]，其中東道國的公共政策、信息及通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、聚集效應(yīng)、雙邊匯率、貿(mào)易開放度、資源配置等因素將影響FDI流入的區(qū)位選擇[4-6]，區(qū)域及省份的國際知名度、創(chuàng)新政策環(huán)境、市場一體化程度、產(chǎn)學(xué)研合作交互效應(yīng)、地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)等因素對(duì)FDI流入具有“引力作用”[7-10]。已有文獻(xiàn)基于不同的角度揭示了FDI流入的影響因素，投資者在東道國金融市場上的融資約束是國際投資的重要決策條件。地區(qū)金融發(fā)展水平理應(yīng)是FDI流入?yún)^(qū)位選擇的影響因素之一。一方面，金融發(fā)展水平的提升有利于優(yōu)化資源配置、提高資本使用效率，從而釋放出更多的土地、人力、資本、技術(shù)創(chuàng)新等要素，營造良好的營商環(huán)境，高質(zhì)量的金融服務(wù)對(duì)外商投資區(qū)位選擇決策具有正向作用[11-12]，促進(jìn)FDI的流入與利用，進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，觸發(fā)經(jīng)濟(jì)增長[13]；另一方面，金融發(fā)展直接增加外部融資渠道和間接支持整體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，一個(gè)監(jiān)管充分、運(yùn)轉(zhuǎn)穩(wěn)定的金融體系將最大限度地吸引與提高FDI的金融發(fā)展凈效益[14]。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者開始關(guān)注地區(qū)金融發(fā)展與FDI流入之間的關(guān)系，但在理論研究中對(duì)于金融發(fā)展如何影響FDI流入的研究結(jié)論尚未明確。楊尚君（2014）[15]指出東道國的金融發(fā)展對(duì)FDI產(chǎn)生擠出效應(yīng)，隨著金融體制的健全、金融市場的完善，減緩了私人部門融資困境，從而導(dǎo)致FDI流出；Soumaré & Tchana（2015）[16]利用面板數(shù)據(jù)的分析，揭示了FDI與金融市場發(fā)展的關(guān)系，證券市場的發(fā)展對(duì)FDI流入表現(xiàn)為顯著的積極作用。然而，另外一些學(xué)者持有不同的結(jié)論：FDI與金融發(fā)展的因果關(guān)系是雙向的，一國的金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展將吸引更多的外國直接投資[17]。此外有學(xué)者提出金融發(fā)展水平與對(duì)外開放水平越高，F(xiàn)DI的正作用越大，有利于減小融資約束的負(fù)作用[18]。對(duì)于科學(xué)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)和省份來說，可通過吸引FDI的流入緩解資金缺口，促進(jìn)科學(xué)技術(shù)與管理方式的創(chuàng)新，有助于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。

上述文獻(xiàn)基于不同的視角及方法分析了FDI流入的影響因素，豐富了金融發(fā)展與FDI的理論研究，然而已有的文獻(xiàn)均未考察金融發(fā)展與FDI之間的門限效應(yīng)與非線性關(guān)系。地區(qū)的FDI額對(duì)于不同程度的金融發(fā)展水平是否會(huì)呈現(xiàn)非線性變化，地區(qū)金融發(fā)展水平對(duì)FDI的吸引受哪些因素控制等也是值得深入探討的問題。本文基于面板數(shù)據(jù)，通過建立門限回歸模型研究金融發(fā)展對(duì)FDI流入的影響效應(yīng)及地區(qū)差異，為尋找金融發(fā)展水平的最優(yōu)區(qū)間范圍、提高FDI利用率、緩解區(qū)域發(fā)展不平衡提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）門限回歸模型

1.門限回歸方法

門限回歸法可克服傳統(tǒng)的非線性回歸中缺少穩(wěn)定性檢驗(yàn)的不足，實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生突變或躍升的臨界點(diǎn)（臨界區(qū)域）的分析，廣泛用于研究宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中非線性特征。在此以單一面板門限回歸模型為例，其模型方程為：

其中，I()· 為示性函數(shù)，當(dāng)符合括號(hào)內(nèi)的條件時(shí)，I()· =1，否則I()· =0；qit為門限變量，γ為待估計(jì)的門限值，二者將觀察值分割為兩個(gè)不同的階段；β1、β2為不同階段的回歸斜率；εit為殘差項(xiàng)；β0為個(gè)體效應(yīng)。

2.數(shù)據(jù)選取與門限回歸模型的設(shè)定

地區(qū)的金融發(fā)展指該地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)在整體體量及效率的連續(xù)增長，其主要外部表現(xiàn)為金融規(guī)模的增大、金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及金融風(fēng)險(xiǎn)的控制，提升金融市場的穩(wěn)定性和金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)水平，達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)增長的目標(biāo)。本文所指的金融發(fā)展圍繞其基本概念，從以下三個(gè)方面量化衡量金融發(fā)展程度：一是金融規(guī)模，金融相關(guān)比率（FIR）指全部金融資產(chǎn)價(jià)值與全部實(shí)物資產(chǎn)價(jià)值之比，是衡量金融發(fā)展最廣義的指標(biāo)。在實(shí)際運(yùn)用中，考慮到指標(biāo)信息的可獲得性與有效性，國內(nèi)外學(xué)者一般將其簡化為金融資產(chǎn)總值與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)總量的比例關(guān)系?；诖耍疚膶⒔鹑谝?guī)模定義為金融機(jī)構(gòu)年末各項(xiàng)存貸款余額之和與地區(qū)生產(chǎn)總值之比。二是金融結(jié)構(gòu)，其定義為固定資產(chǎn)投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比，即占投比，可反映地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。地區(qū)占投比越低，說明投資的效率越高，占投比越高則反映出經(jīng)濟(jì)處于基礎(chǔ)的建設(shè)狀態(tài)。投資效率越低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低。三是金融風(fēng)險(xiǎn)，其定義為年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額與年末存款余額，即存貸比。存貸比通過銀行業(yè)的信貸業(yè)務(wù)間接影響貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而影響宏觀經(jīng)濟(jì)與金融環(huán)境[19]。

本文選取我國2005—2019年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本（港澳臺(tái)地區(qū)及西藏因數(shù)據(jù)不可得性，故未包含），數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年簽》、Wind數(shù)據(jù)庫及對(duì)各省份統(tǒng)計(jì)年鑒的整理。選取FDI為被解釋變量，金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)作為門限變量分別構(gòu)建門限回歸模型進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)，研究金融發(fā)展水平對(duì)FDI流入?yún)^(qū)位選擇的非線性特征。

其中，被解釋變量：FDIit為第i省在第t年的實(shí)際利用FDI額。核心解釋變量：FIRit為金融規(guī)模，F(xiàn)STit為金融結(jié)構(gòu)，F(xiàn)Rit為金融風(fēng)險(xiǎn)。CONTit為一組控制變量，分別為反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀的地區(qū)人均生產(chǎn)總值（PGDP）、反映物價(jià)水平的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額（R & D）、美元兌人民幣的年均匯率（ER）。μit為各省份個(gè)體效應(yīng)。

（二）金融發(fā)展水平對(duì)FDI區(qū)位選擇的門限效應(yīng)分析

1.數(shù)據(jù)處理

所選取的變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。為減少數(shù)據(jù)中可能存在的異方差及時(shí)間趨勢(shì)影響，將離散程度或者量綱較高的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。本文將實(shí)際利用外商投資額（FDI）、金融規(guī)模（FIR）、地區(qū)人均生產(chǎn)總值（PGDP）、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、各地區(qū)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（R & D）五個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

表1 各變量數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征描述

2.單位根檢驗(yàn)

為確保模型的可信度，保證模型估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，對(duì)變量面板數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文對(duì)每個(gè)變量分別采用四種不同的單位根檢驗(yàn)方法，其中IPS檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)屬于異根檢驗(yàn)方法；LLC屬于同根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)原假設(shè)是所有個(gè)體都是單位根過程，即都是非平穩(wěn)的。面板數(shù)據(jù)相關(guān)變量的單位根結(jié)果如表2所示，從檢驗(yàn)結(jié)果中可得變量的原始數(shù)據(jù)均表現(xiàn)出非平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分后的各變量均表現(xiàn)平穩(wěn)趨勢(shì)（表3）。

表2 各變量面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 不平穩(wěn)變量一階差分后面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）門限效應(yīng)檢驗(yàn)

基于構(gòu)建的門限模型，進(jìn)行門限回歸并對(duì)門限效應(yīng)加以檢驗(yàn)。以金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)為門限變量，依次以是否存在門限值及存在多重門限或單一門限的假設(shè)下進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)，得到F值及基于Bootstrap方法估算的P 值，結(jié)果見表4。門限模型1 以金融規(guī)模（FSC）作為門限變量，存在單一門限的F 統(tǒng)計(jì)量為101.09，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；存在多重門限的F統(tǒng)計(jì)量分別為9.35、4.52，均未通過檢驗(yàn)。門限模型2以金融結(jié)構(gòu)（FST）作為門限變量，存在單一門限的F統(tǒng)計(jì)量為61.28，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；存在雙重門限和三重門限的假設(shè)均通過顯著性檢驗(yàn)。模型3 以金融風(fēng)險(xiǎn)（FR）為門限變量，存在單一門限的F 統(tǒng)計(jì)量為43.32，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)；存在多重門限的F統(tǒng)計(jì)量均未通過檢驗(yàn)。由此可得到結(jié)論：金融發(fā)展水平的三個(gè)維度對(duì)FDI的區(qū)位選擇均具有單一門限效應(yīng)。因此，在進(jìn)行門限回歸的估計(jì)及結(jié)果探析中，采用單一門限模型研究金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)對(duì)FDI流入的影響。

表4 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）門限值估計(jì)結(jié)果

在對(duì)三個(gè)門限模型進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步估算出三個(gè)門限模型在單一、雙重及三重門限下的門限值（見表5）。并繪制金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)門限估計(jì)的LR 統(tǒng)計(jì)量變化圖（見圖1、圖2、圖3），進(jìn)行真實(shí)性及一致性檢驗(yàn)。圖中似然函數(shù)的最低點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的值即為門限值，驗(yàn)證確定門限模型的檢驗(yàn)結(jié)果：金融發(fā)展水平的三個(gè)維度對(duì)FDI 的區(qū)位選擇均存在單一門限效應(yīng)。金融規(guī)模經(jīng)對(duì)數(shù)化處理后的單一門限值為3.8336，在95%的置信區(qū)間下門限值下限為3.8244，門限值上限為3.8371，其實(shí)際門限值及其上下限值分別為46.2287、45.8053、46.3954。金融結(jié)構(gòu)的實(shí)際單一門限值為1.2704，95%的置信區(qū)間為[1.2621，1.2795]。金融風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)際單一門限值為0.9415，95%的置信區(qū)間為[0.9342，0.9473]。

表5 模型門限值估計(jì)結(jié)果（95%置信區(qū)間）

圖1 金融規(guī)模的單一門限估計(jì)

圖2 金融結(jié)構(gòu)的單一門限估計(jì)

圖3 金融風(fēng)險(xiǎn)的單一門限估計(jì)

（三）門限模型估計(jì)結(jié)果及分析

基于門限效應(yīng)分析及門限值重?cái)?shù)檢驗(yàn)，分別以金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)為門限變量，分析地區(qū)金融發(fā)展水平對(duì)FDI流入的區(qū)位選擇的影響效應(yīng)。表6、表7、表8分別為模型基于不同門限變量下估計(jì)的各變量系數(shù)及其置信區(qū)間。三組門限回歸模型均為單一門限模型，其得到的門限回歸結(jié)果系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量分別為66.49、87.78、82.64，其對(duì)應(yīng)的P值均為0.000，可決系數(shù)值分別為0.9409、0.9388、0.9133，均在0.9以上，單一門限回歸模型均表現(xiàn)為擬合效果好且整體顯著。其中，金融發(fā)展水平的三個(gè)維度在其門限變量下的估計(jì)系數(shù)在1%及5%的水平下顯著；控制變量中地區(qū)人均生產(chǎn)總值（PGDP）均在1%的水平下顯著，表現(xiàn)為正向促進(jìn)作用；美元兌人民幣的年均匯率（ER）同在5%的水平下顯著，表現(xiàn)為負(fù)向作用；研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額（R & D）在金融規(guī)模及金融風(fēng)險(xiǎn)單一門限效應(yīng)中在5%的水平下顯著，在金融結(jié)構(gòu)單一門限效應(yīng)中在1%的水平下顯著；常數(shù)項(xiàng)及控制變量中地區(qū)價(jià)格指數(shù)（CPI）的系數(shù)估計(jì)未顯著。以下作具體分析。

表8 金融風(fēng)險(xiǎn)門限估計(jì)結(jié)果

1.金融規(guī)模對(duì)FDI區(qū)位選擇門限效應(yīng)分析

金融規(guī)模（FSC）為金融機(jī)構(gòu)年末各項(xiàng)存貸款余額之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比率。金融規(guī)模的提升對(duì)吸引FDI流入具有顯著的正向促進(jìn)作用，但在不同的金融規(guī)模下表現(xiàn)出差異性。由表6，在金融機(jī)構(gòu)年末各項(xiàng)存貸款余額之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比率小于46.2287時(shí)，金融規(guī)模每提升1單位，能增加0.3424單位的FDI的流入；當(dāng)二者比率高于46.2287時(shí)，金融規(guī)模每增加1單位，將吸引0.0116單位的FDI額。目前，在樣本的觀察年限范圍內(nèi)僅有北京、上海的金融規(guī)模穩(wěn)定地超過門限值46.2287，進(jìn)入第二區(qū)間范圍。由此說明，當(dāng)金融發(fā)展規(guī)模處于較低水平時(shí)，地區(qū)金融規(guī)模的擴(kuò)大將在更大程度上增加外商在該地區(qū)的投資意愿，有利于FDI的流入。同時(shí)金融規(guī)模的擴(kuò)大將有效降低融資借貸成本，增強(qiáng)地區(qū)金融體系的穩(wěn)定性，為投資者提供金融風(fēng)險(xiǎn)防范，從而加大國外投資的可能。在外資持續(xù)投入的利好情況下，金融規(guī)模逐漸擴(kuò)大，對(duì)FDI的需求量達(dá)到一定閾值后，地區(qū)的市場承載力趨于飽和狀態(tài)，金融發(fā)展與FDI 的互動(dòng)融合趨于穩(wěn)定后，金融規(guī)模對(duì)FDI的促進(jìn)作用將在一定程度上削弱。

表6 金融規(guī)模門限估計(jì)結(jié)果

2.金融結(jié)構(gòu)對(duì)FDI區(qū)位選擇的門限效應(yīng)分析

金融結(jié)構(gòu)（FST）為固定資產(chǎn)投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比，即占投比。金融結(jié)構(gòu)在不同的發(fā)展水平下，對(duì)于FDI 額的效應(yīng)具有相反的作用。由表7，當(dāng)金融結(jié)構(gòu)水平低于1.2704 時(shí)，金融結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為正向促進(jìn)作用，每增加1單位，F(xiàn)DI的流入量將增加0.5814單位；而當(dāng)年度固定資產(chǎn)投資總額超過該地區(qū)年生產(chǎn)總值的1.2704倍時(shí)，金融結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為負(fù)向效應(yīng)，比值每增加1單位，將減少0.4256單位的FDI額。在觀察的樣本時(shí)間范圍內(nèi)，甘肅（2015—2016年）、青海（2015—2019年）、內(nèi)蒙古（2014年）、遼寧（2013年）、吉林（2016年）五省區(qū)金融結(jié)構(gòu)的門限效應(yīng)位于第二區(qū)間，對(duì)FDI的流入表現(xiàn)出負(fù)向作用。其原因在于地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需投入大量資金，而其經(jīng)濟(jì)總量不夠，經(jīng)濟(jì)增速減緩，投資效率有待提高。從固定資產(chǎn)投資的行業(yè)分布來看，房地產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資占整個(gè)固定資產(chǎn)投資的比重最高，無形中加大了銀行金融業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)過高的占投比將占用地區(qū)其他行業(yè)的發(fā)展投入、產(chǎn)值及利潤，對(duì)其他行業(yè)的發(fā)展具有抑制作用。

表7 金融結(jié)構(gòu)門限估計(jì)結(jié)果

3.金融風(fēng)險(xiǎn)的門限效應(yīng)分析

金融風(fēng)險(xiǎn)為年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額與年末存款余額，即存貸比。在不同的金融風(fēng)險(xiǎn)區(qū)間范圍，金融風(fēng)險(xiǎn)的增大對(duì)FDI的區(qū)位選擇具有顯著的負(fù)向非線性影響。當(dāng)金融風(fēng)險(xiǎn)低于0.9415時(shí)，金融風(fēng)險(xiǎn)存貸比每增大1單位將減少1.1476單位的FDI的流入；當(dāng)金融風(fēng)險(xiǎn)高于0.9415時(shí)，其對(duì)FDI流入的負(fù)向效應(yīng)增大，金融風(fēng)險(xiǎn)每增加1單位，將致1.9524單位的FDI的降低。在觀察的樣本時(shí)間范圍內(nèi)，天津（2017—2019年）、內(nèi)蒙古（2014年、2018—2019年）、福建（2018—2019年）、海南（2019年）、貴州（2019年）、甘肅（2017—2019年）、青海（2015—2019年）、寧夏（2010—2019年）八個(gè)省區(qū)的金融風(fēng)險(xiǎn)存貸比超過了0.9415，位于第二區(qū)間范圍內(nèi)，負(fù)向效應(yīng)更為明顯。對(duì)于各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)來說，存貸比的提高意味著其盈利能力的提升，同時(shí)也減小了信貸約束，易發(fā)生盲目房貸行為，增加商業(yè)銀行不良貸款，從而造成地區(qū)信貸風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)與金融環(huán)境的不穩(wěn)定。地區(qū)的金融風(fēng)險(xiǎn)將增加外資企業(yè)的投融資成本，影響其盈利能力，不利于吸引外商投資。金融風(fēng)險(xiǎn)通過結(jié)合金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)與負(fù)債兩個(gè)角度，反映了金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)的流動(dòng)性，對(duì)宏觀金融風(fēng)險(xiǎn)調(diào)控具有一定作用，合理控制金融風(fēng)險(xiǎn)將有利于FDI流入。

四、結(jié)論與建議

金融發(fā)展與FDI聯(lián)系密切，金融市場環(huán)境是FDI流入的重要投資決策條件，F(xiàn)DI是緩解地區(qū)企業(yè)融資約束、引進(jìn)前沿技術(shù)的主要途徑。本文在實(shí)證研究中，利用面板數(shù)據(jù)從金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)維度分別構(gòu)建了Hansen面板回歸模型，討論了金融發(fā)展水平對(duì)FDI的門限效應(yīng)與二者之間的非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：地區(qū)金融發(fā)展水平是FDI流入的一個(gè)決定性因素，二者之間的影響存在階段性和區(qū)域性差異；控制變量中地區(qū)人均GDP對(duì)FDI的流入具有正向影響，匯率與研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表現(xiàn)為負(fù)向作用，這與以往研究結(jié)果相符。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)我國地區(qū)金融發(fā)展與FDI流入二者之間存在非線性關(guān)系，金融發(fā)展水平的三個(gè)維度對(duì)地區(qū)FDI的流入均存在單一門限值。其中，金融規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)FDI流入一直表現(xiàn)為正向效應(yīng)；金融結(jié)構(gòu)值先表現(xiàn)為正向積極影響，超過門限值后在第二區(qū)間表現(xiàn)為負(fù)向消極影響；金融風(fēng)險(xiǎn)值的增加將在一定程度上加大負(fù)向效應(yīng)，即在第二區(qū)間內(nèi)金融風(fēng)險(xiǎn)對(duì)FDI流入的抑制作用更大。

基于以上分析及結(jié)論，結(jié)合我國各地區(qū)金融發(fā)展水平實(shí)際與國際資本流動(dòng)現(xiàn)狀，主要從以下四個(gè)方面提出政策建議：一是擴(kuò)大金融規(guī)模，加快金融體制深化改革，優(yōu)化金融市場環(huán)境，通過積極引導(dǎo)金融資源向非銀行金融機(jī)構(gòu)流動(dòng)，推動(dòng)金融的市場化與國際化；針對(duì)金融發(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)，加大金融市場建設(shè)，緩解FDI流入的地區(qū)不平衡。二是優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，利用前期已流入的FDI調(diào)整社會(huì)融資結(jié)構(gòu)，拓展社會(huì)融資渠道；鼓勵(lì)技術(shù)型、綠色型FDI的流入，整體提升地區(qū)FDI的質(zhì)量，促進(jìn)知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動(dòng)金融服務(wù)業(yè)發(fā)展，以金融發(fā)展和FDI的協(xié)同效應(yīng)助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。三是降低金融風(fēng)險(xiǎn)，建立國際資本金融風(fēng)險(xiǎn)的監(jiān)測(cè)與預(yù)警機(jī)制，實(shí)現(xiàn)金融風(fēng)險(xiǎn)的可防可控；政府部門應(yīng)通過政策頂層設(shè)計(jì)宏觀調(diào)控金融風(fēng)險(xiǎn)，為金融科技創(chuàng)新和金融科技服務(wù)創(chuàng)造更好的政策環(huán)境，為跨國企業(yè)創(chuàng)造更好的融資、生產(chǎn)、經(jīng)營環(huán)境，吸引FDI的流入。四是進(jìn)一步提高人民幣匯率、利率同世界經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性與利益趨同性，充分融入國際金融體系。五是注重發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢(shì)，關(guān)注各個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展差異性，提升地區(qū)金融發(fā)展與FDI流入的契合度，實(shí)現(xiàn)金融市場和FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展。