高云龍 連哲懿

摘要：本文運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型，選取歐盟23個(gè)國(guó)家為樣本，利用2005-2020年中國(guó)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng) GMM 檢驗(yàn)東道國(guó)金融發(fā)展與中國(guó)對(duì)外直接投資之間的關(guān)系。首先利用金融發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，其次再將總體指標(biāo)細(xì)分，分別對(duì)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展和金融市場(chǎng)發(fā)展進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：東道國(guó)金融發(fā)展有利于中國(guó)對(duì)外直接投資流入，同時(shí)，其金融機(jī)構(gòu)發(fā)展和金融市場(chǎng)發(fā)展都會(huì)對(duì)投資產(chǎn)生促進(jìn)作用，金融機(jī)構(gòu)的作用效果更加明顯。此外，當(dāng)加入東盟國(guó)家擴(kuò)充樣本容量后，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型一致。為此，中國(guó)應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持對(duì)外開(kāi)放政策，擴(kuò)大對(duì)外交流，加強(qiáng)同高水平國(guó)家的貿(mào)易投資合作，提升國(guó)內(nèi)金融業(yè)發(fā)展，加強(qiáng)市場(chǎng)的自我調(diào)節(jié)作用，完善風(fēng)險(xiǎn)防范體系，為中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資提供保障。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；對(duì)外直接投資；歐盟

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，國(guó)際地位不斷提升。自2019年新冠疫情暴發(fā)，全球經(jīng)濟(jì)受到?jīng)_擊，黨中央統(tǒng)籌布局，作出重大決策，讓中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持正增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷攀升，對(duì)外投資的數(shù)量不斷增加，風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)也接踵而至。就2020年的情況來(lái)看，中國(guó)對(duì)外直接投資額躍居世界第一，跨國(guó)并購(gòu)數(shù)量有所減少，但投資結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化。其中，對(duì)歐盟國(guó)家的總體投資額超過(guò)100億美元，較上一年增長(zhǎng)了5.2%，對(duì)東盟國(guó)家的投資增長(zhǎng)更快，為23.3%，流量額超過(guò)160億美元。

在與中國(guó)對(duì)外直接投資相關(guān)的文獻(xiàn)中，研究其影響因素的文獻(xiàn)較多，探究如制度質(zhì)量、投資便利化、營(yíng)商環(huán)境、政策不確定性等因素對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響。除以上因素外，東道國(guó)金融發(fā)展也會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響，當(dāng)一國(guó)金融發(fā)展水平較高時(shí)，可以為中國(guó)投資者提供更加便利的投資條件，獲得更高的收益。

鑒于此，本文利用2005-2020年中國(guó)對(duì)歐盟23個(gè)國(guó)家的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，選取反映金融發(fā)展水平的指標(biāo)，運(yùn)用兩步系統(tǒng) GMM 實(shí)證檢驗(yàn)東道國(guó)金融發(fā)展水平對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響，并進(jìn)一步擴(kuò)大樣本容量，加入東盟國(guó)家進(jìn)行檢驗(yàn)，豐富對(duì)外投資方面的相關(guān)文獻(xiàn)。

一、文獻(xiàn)綜述

在過(guò)去的研究中，關(guān)于中國(guó)對(duì)外直接投資的文獻(xiàn)較多，有將對(duì)外直接投資作為自變量的研究，也有對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資影響因素的研究，但總的來(lái)看，從東道國(guó)金融發(fā)展角度出發(fā)研究得較少。

近年來(lái)，越來(lái)越多的學(xué)者分析有關(guān)金融發(fā)展的問(wèn)題。趙麗君（2019）研究中國(guó)與東盟金融合作的路徑；田川（2020）探究中國(guó)金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。金融發(fā)展在很大程度上會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其中，金融中介的發(fā)展會(huì)有很強(qiáng)的正向影響作用，而股票市場(chǎng)則表現(xiàn)出影響相對(duì)局限的特點(diǎn)（談儒，1999）；徐亞平等（2023）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型，檢驗(yàn)數(shù)字金融發(fā)展所產(chǎn)生的影響效果。除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)通過(guò)需求、資源配置、創(chuàng)新等機(jī)制受到影響。

中國(guó)對(duì)外直接投資的相關(guān)問(wèn)題，一直是學(xué)者們的關(guān)注重點(diǎn)。部分學(xué)者探究中國(guó)對(duì)老撾、中亞地區(qū)直接投資相關(guān)問(wèn)題（劉瑞娟、彭劍峰，2021；鄧小蝶、宋良榮，2022）。制度質(zhì)量作為關(guān)鍵影響因素，不斷受到學(xué)者們的重視，邱龍宇（2020）研究發(fā)現(xiàn)東盟制度質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資有促進(jìn)作用。另外，營(yíng)商環(huán)境會(huì)表現(xiàn)出正反不同方向的影響（周超、劉夏、辜轉(zhuǎn)，2017）；由于各個(gè)國(guó)家較大的便利化水平差異，不同國(guó)家（地區(qū)）表現(xiàn)出不同的投資潛力（朱念、谷玉、龐子冰，2022）。匯率作為影響國(guó)家往來(lái)的重要因素，其對(duì)對(duì)外投資也會(huì)產(chǎn)生影響（Jie Qin，2000）。

近年來(lái)，金融發(fā)展與對(duì)外直接投資之間的關(guān)系研究受到學(xué)者們的關(guān)注。多數(shù)文獻(xiàn)從企業(yè)視角研究金融與對(duì)外直接投資的關(guān)系。陳享光等（2022）通過(guò)上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化能夠促進(jìn)其對(duì)外直接投資，而孫華平等（2022）研究發(fā)現(xiàn)金融化會(huì)加劇企業(yè)投資非效率程度；余官勝等（2023）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融對(duì)對(duì)外直接投資有正向影響；許志等（2022）通過(guò)對(duì)區(qū)域金融發(fā)展研究，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)以及相鄰城市企業(yè)對(duì)外直接投資均有促進(jìn)作用。此外，有部分文獻(xiàn)從國(guó)家層面研究。通過(guò)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)東道國(guó)金融開(kāi)放有利于吸引中國(guó)對(duì)外直接投資（何俊勇、萬(wàn)粲、張順明，2021），金融風(fēng)險(xiǎn)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資也有顯著影響；經(jīng)濟(jì)政策不確定性在金融發(fā)展對(duì)投資的影響中有正向調(diào)節(jié)作用。由此，已有文獻(xiàn)采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)的較多，基于國(guó)家面板數(shù)據(jù)的較少，特別是基于歐盟國(guó)家的更加少見(jiàn)。

因此，相較于之前的研究，本文選擇歐盟國(guó)家作為樣本，利用國(guó)際貨幣基金組織的金融發(fā)展指數(shù)，研究東道國(guó)的金融發(fā)展與中國(guó) OFDI 之間的關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：（1）以歐盟國(guó)家為研究樣本，核心解釋變量金融發(fā)展數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織，指標(biāo)的權(quán)威性較強(qiáng)。（2）考慮到對(duì)外直接投資的動(dòng)態(tài)連續(xù)性，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng) GMM 估計(jì)對(duì)東道國(guó)金融發(fā)展、金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、金融市場(chǎng)發(fā)展與中國(guó)對(duì)外直接投資之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為了驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用擴(kuò)充樣本容量的方法，加入東盟國(guó)家相關(guān)變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)描述

（一）模型設(shè)定

本文結(jié)合錢進(jìn)和王庭東（2019）的研究方法，引入變量金融發(fā)展，結(jié)合 IMF 的相關(guān)指數(shù)，分別采用金融發(fā)展、金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、金融市場(chǎng)發(fā)展3個(gè)指數(shù)作為核心解釋變量。

構(gòu)建如下靜態(tài)面板模型：

ln OFDIit =α0+α1FDit +α2 ln CGDPt +α3 ln GDPit +α4 lnPGDPit +α5 lnDISi +α6SAVEit + ui +εit??? 式（1）

ln OFDIit =β0+β1FIit +β2 ln CGDPt +β3 ln GDPit +β4 lnPGDPit +β5 lnDISi +β6SAVEit + ui +εit??? 式（2）

ln OFDIit =γ0+γ1FMit +γ2 ln CGDPt +γ3 ln GDPit +γ4 lnPGDPit +γ5 lnDISi +γ6SAVEit + ui +εit??? 式（3）

上式中，i表示東道國(guó)；t 表示年份；α、γ、β為待估參數(shù)；ui代表個(gè)體效應(yīng)；ε為誤差項(xiàng)。除金融發(fā)展、金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、金融市場(chǎng)發(fā)展和國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄，其余變量均取對(duì)數(shù)。

考慮到對(duì)外直接投資（OFDI）存在動(dòng)態(tài)連續(xù)性（項(xiàng)本武，2009），上一期的對(duì)外直接投資結(jié)果會(huì)對(duì)本期投資結(jié)果產(chǎn)生影響，本文將被解釋變量的滯后項(xiàng)加入方程。

構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型如下：

ln OFDIit =α0+α1 ln OFDIi，t -1+α2FDit +α3 ln CGDPtα4 ln GDPit +α5 lnPGDPit +α6 lnDISi +α7SAVEit + ui +εit

式（4）

ln OFDIit =β0+β1 ln OFDIi，t -1+β2FIit +β3 ln CGDPt +β4 ln GDPit +β5 lnPGDPit +β6 lnDISi +β7SAVEit + ui +εit

式（5）

ln OFDIit =γ0+γ1 ln OFDIi，t -1+γ2FMit +γ3 ln CGDPt+γ4 ln GDPit +γ5 lnPGDPit +γ6 lnDISi +γ7SAVEit + ui +εit

式（6）

在靜態(tài)面板模型的基礎(chǔ)上，在方程（4）-（6）中加入對(duì)外直接投資的滯后一期，其余變量解釋不變。

（二）樣本及變量說(shuō)明

為使樣本原始數(shù)據(jù)具有完整性，考慮到歐盟部分國(guó)家數(shù)據(jù)缺失，本文選取2005—2020年的投資數(shù)據(jù)，剔除愛(ài)沙尼亞、克羅地亞、葡萄牙、盧森堡四個(gè)國(guó)家，英國(guó)已正式脫歐，也不包含在內(nèi)，選擇其余23個(gè)國(guó)家的有關(guān)數(shù)據(jù)，具體變量如下。

1.被解釋變量

由于中國(guó)對(duì)外直接投資歷年流量數(shù)據(jù)波動(dòng)較大，參考陳升（2021）的研究，本文選擇中國(guó)對(duì)歐盟23個(gè)國(guó)家對(duì)外直接投資存量作為被解釋變量，單位為萬(wàn)美元，數(shù)據(jù)來(lái)自《2021年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

2.核心解釋變量

已有文獻(xiàn)中，金融發(fā)展的度量采用多種指標(biāo)，數(shù)據(jù)大多來(lái)源于世界銀行。概括起來(lái)包含以下幾方面：金融發(fā)展規(guī)模多采用金融部門信貸表示，金融發(fā)展效率采用私營(yíng)部門國(guó)內(nèi)信貸與 GDP 之比，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)采用股票交易額與 GDP 之比，但這些指標(biāo)往往忽視了金融發(fā)展的復(fù)雜多維性。

本文參考王雪（2021）的研究，采用國(guó)際貨幣基金組織的數(shù)據(jù)，采用金融發(fā)展指數(shù)，其值介于0到1之間。其中，金融發(fā)展指數(shù)（FD）是反映總體水平的指標(biāo)，是金融機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)在深度、效率方面的排名，數(shù)值越低則表明東道國(guó)的金融發(fā)展較低。金融機(jī)構(gòu)發(fā)展指數(shù)（FI）是機(jī)構(gòu)發(fā)展深度指數(shù)、效率指數(shù)和訪問(wèn)指數(shù)的總和，數(shù)值越高代表交易成本越低，交易越便利。金融市場(chǎng)指數(shù)（FM）是市場(chǎng)深度指數(shù)、準(zhǔn)入指數(shù)和效率指數(shù)的總和，數(shù)值越高代表融資越方便。

3.控制變量

對(duì)外直接投資除了受到東道國(guó)金融發(fā)展的影響，仍需考慮其他的因素，根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究，本文加入有關(guān)的控制變量，具體如下：

（1）中國(guó)市場(chǎng)規(guī)模（lnCGDP）：通過(guò)中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價(jià)美元值表示，單位為萬(wàn)美元。

（2）東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模（lnGDPi ）：通過(guò)歐盟成員i國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價(jià)美元值表示，單位為萬(wàn)美元。

（3）東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnPGDPi ）：該變量通過(guò)歐盟成員i國(guó)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價(jià)美元值表示，單位為萬(wàn)美元。

（4）地理距離（lnDISi ）：通過(guò)中國(guó)首都與歐盟成員i國(guó)首都間的距離來(lái)表示，單位為公里，并取對(duì)數(shù)。距離越短，交通相對(duì)越便利，越有利于投資者的管理，投資成本相對(duì)較低。

（5）國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄水平（SAVEi ）：儲(chǔ)蓄水平通過(guò)歐盟成員i國(guó)總儲(chǔ)蓄與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來(lái)衡量。儲(chǔ)蓄水平越高，中國(guó)的直接投資越多。

中國(guó)市場(chǎng)規(guī)模，東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模，東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄水平等相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行；地理距離數(shù)據(jù)來(lái)自CEPII 數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性分析

表2統(tǒng)計(jì)了對(duì)外直接投資、金融發(fā)展以及控制變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值等信息。由表中數(shù)據(jù)可得，所有變量數(shù)據(jù)均完整，沒(méi)有遺漏值。中國(guó)對(duì)歐盟國(guó)家的對(duì)外直接投資存量取對(duì)數(shù)后均值為9.0426，最大值為14.7726，說(shuō)明中國(guó)對(duì)歐盟成員國(guó)的總體投資水平較高；金融發(fā)展相關(guān)指數(shù)均值在0.5左右，其中金融發(fā)展指數(shù)和金融機(jī)構(gòu)發(fā)展指數(shù)均值均在0.5之上，最大值高達(dá)0.9268，說(shuō)明歐盟成員國(guó)整體發(fā)展水平較高，機(jī)構(gòu)發(fā)展水平也較高；金融市場(chǎng)發(fā)展指數(shù)均值為0.4547，在0.5之下，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2633，離散程度較大，說(shuō)明歐盟國(guó)家金融市場(chǎng)發(fā)展情況差距較大。

（二）結(jié)果分析

1.靜態(tài)面板模型回歸分析

本文利用 stata16.0軟件對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，地理距離由于不隨時(shí)間變化，會(huì)與個(gè)體效應(yīng)構(gòu)成多重共線性，因此固定效應(yīng)對(duì)其不做估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。第1列、第2列的核心解釋變量為金融發(fā)展（FD），固定效應(yīng)估計(jì)量為負(fù)且不顯著，混合 OLS 估計(jì)量為正且在1%的水平上顯著，說(shuō)明東道國(guó)金融發(fā)展可以創(chuàng)造便利投資環(huán)境，降低融資成本，促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資。第3列、第4列的核心解釋變量為金融機(jī)構(gòu)發(fā)展（FI），固定效應(yīng)估計(jì)量小于零且不顯著，混合 OLS 估計(jì)量大于零且在1%的水平上顯著，說(shuō)明金融機(jī)構(gòu)發(fā)展會(huì)促進(jìn)中國(guó)投資。第5列、第6列的核心解釋變量為金融市場(chǎng)發(fā)展（FM），固定效應(yīng)估計(jì)量為負(fù)且不顯著，混合 OLS 估計(jì)量為正且在1%的水平上顯著，說(shuō)明東道國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展可以提供暢通的融資環(huán)境，資金周轉(zhuǎn)速度快，吸引中國(guó)投資。

2.動(dòng)態(tài)面板模型回歸分析

本文利用 stata16.0軟件對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，參考蘇屹（2020）的做法，分別采用固定效應(yīng)、混合 OLS 和系統(tǒng) GMM 方法。表中第2、3、5、6、8、9列分別對(duì)金融發(fā)展（FD）、金融機(jī)構(gòu)發(fā)展（FI）和金融市場(chǎng)發(fā)展（FM）采用固定效應(yīng)和混合 OLS 進(jìn)行估計(jì)，由表中結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種方法所得結(jié)論不同，可能由于不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)以及內(nèi)生問(wèn)題所致，帶來(lái)估計(jì)偏差。對(duì)動(dòng)態(tài)短面板數(shù)據(jù)的估計(jì)，通常采用的方法包括差分 GMM 和系統(tǒng) GMM 方法，差分 GMM 方法往往會(huì)出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題，系統(tǒng) GMM 方法通過(guò)水平方程和差分方程的估計(jì)，可以修正沒(méi)有觀測(cè)到的個(gè)體差異，降低差分方法的潛在偏差，相對(duì)來(lái)說(shuō)更有效率。因此，考慮到對(duì)外直接投資的動(dòng)態(tài)性，加入被解釋變量滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板，本文采用系統(tǒng) GMM 方法，并進(jìn)行序列相關(guān)以及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，保證模型設(shè)定以及工具變量選擇的合理有效性，回歸結(jié)果如下：

表中第1、4、7列分別代表三個(gè)變量的系統(tǒng) GMM回歸結(jié)果。首先，lnOFDIi，t-1在1%的水平上顯著，說(shuō)明 OFDI 存在動(dòng)態(tài)性，因此加入滯后項(xiàng)是合理的。其次，Wald 檢驗(yàn)值代表所有解釋變量對(duì)被解釋變量回歸的總體顯著水平，由表中數(shù)據(jù)，其值分別為877.70、981.10、862.08，均在1%的水平下通過(guò)檢驗(yàn)，即拒絕所有系數(shù)估計(jì)值都為零的假設(shè)。再次，根據(jù)干擾項(xiàng)自回歸檢驗(yàn)的p 值可得，AR（2）檢驗(yàn)值均大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明不存在二階序列相關(guān)性，符合模型的假設(shè)條件。最后，根據(jù)表中最后兩行的檢驗(yàn)，通過(guò)了過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，工具變量選擇合理。因此，模型符合估計(jì)方法的假設(shè)條件，回歸結(jié)果具有可信性。

根據(jù)表4中系統(tǒng) GMM 結(jié)果可以看出，首先，對(duì)于金融發(fā)展（FD），其系數(shù)估計(jì)值為正，在5%的水平上顯著，說(shuō)明東道國(guó)金融發(fā)展可以吸引中國(guó)投資，且其估計(jì)值較其余兩個(gè)指標(biāo)更大，說(shuō)明在投資時(shí)整體水平更加受到關(guān)注；其次，金融機(jī)構(gòu)發(fā)展（FI）系數(shù)估計(jì)值為正，由表數(shù)據(jù)可得為2.472，說(shuō)明金融機(jī)構(gòu)信貸額、保險(xiǎn)費(fèi)、銀行存取款交易、資本回報(bào)率等因素都會(huì)影響中國(guó)對(duì)外投資，交易越頻繁，交易數(shù)量越多，越有利于中國(guó)對(duì)該國(guó)直接投資。金融機(jī)構(gòu)發(fā)展較金融市場(chǎng)發(fā)展的系數(shù)估計(jì)值高，即中國(guó)對(duì)外投資過(guò)程中，金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的影響更大。最后，金融市場(chǎng)（FM）系數(shù)估計(jì)值大于零，在三個(gè)指標(biāo)中的值最小，為1.603，但顯著水平較高，說(shuō)明股票市場(chǎng)資金周轉(zhuǎn)率、個(gè)人持有資本比率會(huì)對(duì)投資造成一定影響。金融市場(chǎng)規(guī)模的增大，可以使融資更加便利，能夠?yàn)橥赓Y企業(yè)創(chuàng)造好的環(huán)境和方便的條件，提供更大的發(fā)展空間，從而進(jìn)一步促進(jìn)外資的投入。

在控制變量方面，變量 CGDP 的回歸系數(shù)均顯著為正，表明中國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模可以對(duì)投資產(chǎn)生正向的影響，中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大促進(jìn)了對(duì)歐盟的投資，符合預(yù)期；變量 GDP 的系數(shù)為正，說(shuō)明東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模也是影響投資的變量之一，市場(chǎng)發(fā)展的規(guī)模大，深度深，可以為投資提供更廣闊的發(fā)展空間，越有利于外資的流入，符合預(yù)期；變量 PGDP 的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明 PGDP 與中國(guó)對(duì)外直接投資成反比，較高的PGDP 代表東道國(guó)人民生活水平較高，服務(wù)設(shè)施較完善，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力較高的情況下，中國(guó)會(huì)減少對(duì)其直接投資，與預(yù)期不符；變量 SAVE 的系數(shù)大于零，儲(chǔ)蓄率越高，意味著該國(guó)資本供應(yīng)越充分，金融市場(chǎng)融資成本越低，有助于中國(guó)企業(yè)在相應(yīng)國(guó)家獲得較為便利的融資，符合預(yù)期。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考鐵瑛（2019）的研究，本文選擇擴(kuò)充樣本容量的方法，對(duì)上述實(shí)證分析進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于歐盟成員國(guó)大多為發(fā)達(dá)國(guó)家，加入東盟國(guó)家可以加入避免由于發(fā)達(dá)國(guó)家金融發(fā)展水平較高的影響。綜合考慮樣本數(shù)據(jù)完整性，在原有歐盟23個(gè)國(guó)家的基礎(chǔ)上，增加?xùn)|盟8個(gè)國(guó)家（剔除緬甸、老撾兩個(gè)國(guó)家儲(chǔ)蓄水平變量數(shù)據(jù)缺失較多的國(guó)家），確定國(guó)家樣本數(shù)為31個(gè)。結(jié)果見(jiàn)表5。

表5顯示，擴(kuò)充樣本容量后的模型檢驗(yàn)結(jié)果與擴(kuò)充前檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，系統(tǒng) GMM 估計(jì)的核心解釋變量回歸系數(shù)顯著，對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響方向同擴(kuò)充前的結(jié)果相同，模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)成立。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在三個(gè)模型中，對(duì)外直接投資滯后項(xiàng)的系數(shù)都在合理范圍內(nèi)，大于固定效應(yīng)系數(shù)估計(jì)值，小于混合 OLS 估計(jì)值；東道國(guó)的金融發(fā)展（FD）、金融機(jī)構(gòu)發(fā)展（FI）、金融市場(chǎng)發(fā)展（FM）都與中國(guó)對(duì)外直接投資呈正相關(guān)，且系數(shù)估計(jì)值較擴(kuò)充樣本前的值有所增加，即東道國(guó)金融發(fā)展越好，越有利于形成良好投資環(huán)境，中國(guó)會(huì)增加對(duì)外直接投資。綜合來(lái)看，系統(tǒng) GMM 方法檢驗(yàn)結(jié)果符合邏輯并與前文結(jié)果保持一致，控制中國(guó) GDP 規(guī)模、東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理距離、國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄水平等變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果依然正常。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文基于2005-2020年中國(guó)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，選取歐盟23個(gè)國(guó)家進(jìn)行研究，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型，采用系統(tǒng) GMM 檢驗(yàn)東道國(guó)金融發(fā)展與中國(guó)對(duì)外直接投資的關(guān)系，結(jié)論如下：

第一，東道國(guó)金融發(fā)展會(huì)顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資。金融發(fā)展可以促進(jìn)中國(guó)企業(yè)獲得較為便利的融資，接受更加高質(zhì)量的金融服務(wù)，降低企業(yè)的金融風(fēng)險(xiǎn)，這對(duì)中國(guó)企業(yè)具有較大的投資吸引力。金融機(jī)構(gòu)發(fā)展會(huì)吸引外資投入，且其影響程度較大。金融機(jī)構(gòu)貸款額度、保險(xiǎn)保額、利息率會(huì)影響外國(guó)投資。金融機(jī)構(gòu)規(guī)模越大，業(yè)務(wù)種類越豐富，服務(wù)水平越高，交易數(shù)量越多，抗風(fēng)險(xiǎn)能力越強(qiáng)，外資投入越多。金融機(jī)構(gòu)效率越高，資金流動(dòng)更方便，更能吸引外資。金融市場(chǎng)發(fā)展能促進(jìn)中國(guó)對(duì)該國(guó)投資。股票市場(chǎng)活躍度、資金周轉(zhuǎn)率、資本投入量都會(huì)影響投資。金融市場(chǎng)規(guī)模越大，資本投入越多，市場(chǎng)活躍度高，資本流動(dòng)高速快捷，融資門檻低規(guī)模大，吸引外資能力強(qiáng)；金融市場(chǎng)效率高，資本流動(dòng)合理，風(fēng)險(xiǎn)降低，資金需求者的交易成本低，資源配置速度快，產(chǎn)出能力強(qiáng)，實(shí)現(xiàn)高收益，吸引外資涌入。

第二，基于國(guó)家發(fā)展水平不同，加入東盟國(guó)家擴(kuò)充樣本容量，研究發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)金融發(fā)展與中國(guó)對(duì)外直接投資顯著正相關(guān)，說(shuō)明在國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的前提下，金融發(fā)展可以吸引外資。發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，金融發(fā)展有利于創(chuàng)造好的融資條件，吸引外資，優(yōu)化資源利用配置。

（二）政策建議

本文提出如下建議：

第一，中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資要關(guān)注東道國(guó)的金融發(fā)展。企業(yè)對(duì)外直接投資，對(duì)于金融發(fā)展較好的國(guó)家，可以利用該國(guó)的金融資源，降低企業(yè)面臨的融資約束壓力，獲得更加持續(xù)、健康的資金支持，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，幫助企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，促進(jìn)社會(huì)資源高效、合理配置。同時(shí)，投資企業(yè)要關(guān)注東道國(guó)金融機(jī)構(gòu)與金融市場(chǎng)的發(fā)展情況，優(yōu)先選擇金融機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)發(fā)展良好的國(guó)家。金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展越好，其金融產(chǎn)品更加豐富多樣，資金流動(dòng)性越強(qiáng)，抗風(fēng)險(xiǎn)能力更高，更有利于企業(yè)融資便利化。金融市場(chǎng)發(fā)展好，資金投入高流動(dòng)性強(qiáng)，資本轉(zhuǎn)換效率高，收益增加，在服務(wù)好資金供給者的同時(shí)更好地滿足資金需求者，從而良性循環(huán)，創(chuàng)造健康高效的市場(chǎng)，更好地服務(wù)于融資企業(yè)。

第二，中國(guó)政府和央行應(yīng)加強(qiáng)與境外各國(guó)經(jīng)濟(jì)與金融領(lǐng)域合作，并逐步建立境外國(guó)別金融環(huán)境報(bào)告制度，既可為中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)提供穩(wěn)定可靠的對(duì)外投資環(huán)境，也可為其提供及時(shí)可信的金融環(huán)境信息。中國(guó)企業(yè)通過(guò)利用官方發(fā)布的金融環(huán)境信息，可降低其信息搜集成本，有助于其判斷影響東道國(guó)融資的主要因素，做出合理投資決策，提高對(duì)外投資成功概率。

第三，中國(guó)政府應(yīng)積極鼓勵(lì)國(guó)有商業(yè)銀行和政策性銀行提高境外投資規(guī)模，為境外投資的中國(guó)企業(yè)及其合作伙伴提供高效的金融服務(wù)。中國(guó)國(guó)有銀行應(yīng)不斷加快國(guó)際化步伐，并推動(dòng)金融產(chǎn)品的國(guó)際化創(chuàng)新。無(wú)論是在歐盟，還是在東盟，或是在境外其他區(qū)域，目前中國(guó)銀行業(yè)所占的市場(chǎng)份額仍然較小，并且其金融產(chǎn)品難以滿足當(dāng)前中國(guó)跨國(guó)企業(yè)多元化的金融需求，這與當(dāng)前中國(guó)銀行業(yè)的整體營(yíng)業(yè)規(guī)模不相匹配。因此，國(guó)有商業(yè)銀行和政策性銀行應(yīng)提高境外投資規(guī)模，改善金融服務(wù)質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

[1]鐵瑛，張明志，陳榕景. 人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、人口紅利演進(jìn)與出口增長(zhǎng)：來(lái)自中國(guó)城市層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2019（5）： 164-180.

[2]蘇屹，李丹，胡志軍. 專業(yè)化對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響研究：基于系統(tǒng) GMM 動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證分析[J]. 宏觀質(zhì)量研究， 2020（5）： 58-69.

[3]王雪，馬野馳. 東道國(guó)金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)政策不確定性與中國(guó)對(duì)外直接投資的空間溢出效應(yīng)[J]. 云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2021（8）： 1-15.

[4]陳升，過(guò)勇. 東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境與母國(guó)對(duì)外直接投資：基于中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家 OFDI 的實(shí)證研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇， 2021（3）： 78-105.

[5]項(xiàng)本武. 東道國(guó)特征與中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（7）： 33-46.

[6]錢進(jìn)，王庭東.“一帶一路”倡議、東道國(guó)制度與中國(guó)的對(duì)外直接投資：基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù) GMM 的經(jīng)驗(yàn)考量[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題， 2019（3）： 101-114.

[7]何俊勇，萬(wàn)粲，張順明. 東道國(guó)金融開(kāi)放度、制度質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資：“一帶一路”沿線國(guó)家的證據(jù)[J]. 國(guó)際金融研究， 2021（10）： 36-45.

[8]許志，王文春. 區(qū)域金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)對(duì)外直接投資的影響及空間效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)地理， 2022（12）： 124-132.

[9]余官勝，田菊芳. 數(shù)字金融發(fā)展與企業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模增長(zhǎng)：基于上市公司樣本的實(shí)證研究[J]. 國(guó)際商務(wù)（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)）， 2023（1）： 88-104.

[10]孫華平，張旭. 金融化對(duì)民營(yíng)企業(yè)投資效率的影響研究[J]. 國(guó)際商務(wù)研究， 2022（4）： 39-50.

[11]陳享光，湯龍. 實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)其 OFDI 的影響研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究， 2022（8）： 10-25.

[12]Jie Qin. Exchange Rate Risk and Two-way Foreign directinvestment[J]. International Journal of Finance and Economics，2000（5）：221-231.

[13]朱念，谷玉，龐子冰.“一帶一路”沿線國(guó)家投資便利化水平對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響研究[J]. 區(qū)域經(jīng)濟(jì)評(píng)論， 2022（6）： 140-147.

[14]周超，劉夏，辜轉(zhuǎn). 營(yíng)商環(huán)境與中國(guó)對(duì)外直接投資：基于投資動(dòng)機(jī)的視角[J]. 國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題， 2017（10）： 143-152.

[15]邱龍宇. 東盟制度質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響研究[J]. 學(xué)習(xí)與探索， 2020（12）： 154-161.

[16]TonhphanithOumaphone鄧小蝶，宋良榮. 中國(guó)對(duì)老撾直接投資存在的問(wèn)題及應(yīng)對(duì)策略研究[J]. 對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)，2022（8）： 86-91.

[17]劉瑞娟，彭劍峰. 中國(guó)企業(yè)對(duì)中亞地區(qū)直接投資風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別與規(guī)避策略探究[J]. 對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)， 2021（12）： 71-76.

[18]徐亞平，潘韻婷，史依銘. 數(shù)字普惠金融、市場(chǎng)化水平與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：來(lái)自我國(guó) 217 個(gè)地級(jí)市的證據(jù)[J]. 金融發(fā)展研究， 2023（1）： 1-10.

[19]談儒勇. 中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 1999（10）： 53-61.

[20]田川. 新時(shí)代我國(guó)金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)狀及國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的提升路徑[J]. 對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)， 2020（1）： 84-87.

[21]趙麗君.“一帶一路”背景下中國(guó)與東盟區(qū)域金融合作的創(chuàng)新路徑[J]. 對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)， 2019（12）： 58-61.

[22]劉振林.東道國(guó)（地區(qū)）數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)， 2023（4）：118-130.

[23]饒春曉，周之浩，王濱.東道國(guó)制度環(huán)境對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響——基于RCEP國(guó)家的研究[J].對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)，2023（4）：55-63.

[24]許勁，黃漫玲，肖思思.東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響——來(lái)自RCEP伙伴國(guó)的證據(jù)[J].蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2022（4）：41-53.

[25]丘儉裕“. 一帶一路”視域下制度距離對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響研究[D].長(zhǎng)春：吉林大學(xué)，2023.

[26]孫子豪.東道國(guó)金融發(fā)展水平對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響研究—來(lái)自“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[D].北京：北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué)，2022.