●区域发展
“一带一路”国家金融发展、制度环境与中国OFDI
文淑惠，胡 琼，程先楠
（昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650032）
摘 要： 文章基于2003-2016年中国对“一带一路”沿线50个国家的直接投资数据，运用固定效应和系统GMM检验东道国制度环境在东道国金融发展影响中国OFDI区位选择中是否具有调节作用。结果表明：东道国制度质量高低显著影响其金融发展对中国OFDI的吸引作用，且存在一个制度质量临界值，样本国家中以新加坡为代表的东亚国家、以科威特为代表的中东国家、以匈牙利为代表的东欧国家等17个国家金融配置效率较高，有利于中资企业获取海外融资，建议具有强烈融资动机的中资企业选择上述国家进行投资。其次，东道国金融发展本身对中国OFDI有促进作用，对于沿线其他制度环境相对较差、金融发展水平较低的东道国，建议中央政府进行更加广泛的制度性安排切实加强金融合作，最大程度解决海外投资企业普遍面临的融资困境，深化与“一带一路”沿线国家的投资合作。
关键词： 金融发展；制度环境；对外直接投资；一带一路
一、引 言
改革开放以来，中国经济踏上外向发展的征程。尤其2001年成功加入WTO以后，中国外向型经济更是步入发展的快车道。2002年，中国对外投资流量总额为27亿美元，到2014年增长到1 231.2亿美元，13年期间，中国对外直接投资流量连年保持快速增长。2013年“一带一路”倡议的提出以及2015年“共建丝绸之路愿景与行动”的发布，中国对外经贸合作又到达一个全新的高地。2003年中国对“一带一路”沿线国家的直接投资额为2亿美元，占同期总额的7.1%；2017年，我国企业对沿线国家直接投资达143.6亿美元，同比下降1.2%，占同期中国对外直接投资总额的12%，对比同年，中国对外直接投资总额相较于2016年下降幅度则高达29.4%，在国际形势不容乐观的情况下，我国对“一带一路”沿线国家的直接投资基本保持稳定。不管是总量上的变化还是占比上的变化，我们可以发现，“一带一路”沿线国家已逐渐成为中国企业开展对外投资活动的重要区域之一。然而，融资困境一直是阻碍中国企业对外直接投资快速发展的瓶颈因素，寻求在东道国获取资金融通开始成为对外直接投资企业的区位选择因素之一，凸显东道国金融发展对于吸引OFDI的重要性［1］。尤其中国对“一带一路”沿线国家的直接投资领域大多集中在资金需求庞大的电力、通讯、交通等基础设施项目，投资主体除大型国企集团外民营企业普遍面临“融资难、融资贵”的难题［2］。尽管已经设立“亚投行”“丝路基金”“金砖国家”开发银行等多种平台和模式尽可能解决企业面临的融资难题，但这些融资途径对企业要求较高，且融资额度有限，并不能很好解决大多数走出去民营企业的融资困境。因此，东道国制度质量优劣、金融市场配置效率高低，开始成为中资企业赴“一带一路”沿线国家对外直接投资的重要区位选择因素。一国的金融发展往往与其制度环境密切相关，那么，“一带一路”国家金融发展对中国OFDI的影响是否也受到其制度环境的调节？这种调节作用表现为何？本文将选择沿线50个国家2003-2016年间的数据围绕该问题进行全面而深入的研究。
二、文献回顾
回顾和总结国内外学者的研究，我们发现，目前学界认为影响中国对外直接投资的因素主要包括东道国经济发展水平、制度环境、自然资源丰裕程度、贸易依存度、外资开放度等；中国经济发展水平、出口贸易、工资水平、金融发展水平等；中国与东道国地理距离、文化差异、制度距离、双边汇率、双边贸易或投资协定等。基于东道国相关影响因素的实证研究表明：中国OFDI存在明显的市场寻求动机和资源寻求动机，东道国市场规模（GDP）越大、资源丰富度越高，对中国OFDI的吸引力越大［3-6］；东道国优越的制度环境也是吸引中国企业前往投资的重要因素，且东道国较高的外资开放水平会显著促进中国企业对外直接投资［7-8］；也有研究发现发现中国OFDI在不同经济发展水平的国家表现出不同的制度偏好特征：发达国家良好的制度环境是吸引中国OFDI的重要因素，面向发展中国家的中国OFDI则偏好较差的制度环境［9-10］。
论中小企业互联网融资模式的选择——基于成本比较角度 ………………………………………………………… 肖 涵（2/10）
基于中国相关影响因素的实证研究中，程惠芳等（2004）基于1995年、2000年和2002年三年间32个与中国发生投资合作的国家的数据利用投资引力模型进行实证分析，回归结果表明投资母国与东道国GDP之和、工资水平以及贸易往来显著正向影响双边直接投资流量，同时，两个国家之间经济规模及经济发展水平越相似，双边直接投资流量就会越大［11］。阎大颖等（2009）以2006-2007年中国企业对外直接投资的微观数据为样本，实证分析我国制度安排对中国企业对外直接投资决策的影响，结果表明政府政策扶植、海外关系资源及自身融资能力显著影响企业对外直接投资的动机和能力［12］。基于投资母国与东道国双边联系的角度，项本武（2009）的研究发现以中国出口贸易衡量的双边贸易往来显著促进中国直接投资，汇率水平的影响也很显著［13］。潘镇（2006）以中国作为东道国，将制度距离细分为文化制度距离、法律制度距离、宏观经济制度距离以及微观经济制度距离，分析四种制度差异与中国吸引外商直接投资的关系，结果表明四种制度差异越大，投资国在中国的投资就越少［14］。宗方宇等（2012）从双边投资协定的角度切入，建立了双边投资协定、东道国制度环境、母国制度环境与发展中国家企业对外投资区位选择作用的研究框架［15］。并基于中国上市公司2003年至2009年对外直接投资的数据进行实证研究，发现：双边投资协定能够促进企业到签约国投资、替补东道国制度的缺位以及弥补母国制度支持的不均衡性，有力促进中国企业对外直接投资。针对“一带一路”国家直接投资的研究，学者们主要集中在沿线国家投资风险及效率分析［16］、沿线国家来华留学教育程度对OFDI的影响［17］、中国与沿线国家投资依存度分析［18］、制度因素与中国OFDI区位选择［19］等。研究东道国金融发展水平影响中国OFDI的文献并不多，如余官胜（2015）基于企业投资动机异质性的视角，利用我国企业2005-2012年间对55个东道国的直接投资数据分析东道国金融发展水平对不同投资动机下企业开展海外投资的影响，结果表明横向动机的企业受东道国金融发展规模的影响较为明显，而纵向动机的企业则主要受东道国金融结构的影响［1］。王忠诚等（2018）的研究则是基于二元边际与生产率门槛的视角［20］。
以上文献关于中国OFDI影响因素研究已经很充分，然而，研究东道国金融发展对中国OFDI影响的文献较为欠缺，尤其是在“一带一路”背景下的相关研究更为缺乏。如前所述，东道国金融发展作为我国金融发展不足的一种补充，一定程度上能缓解中企对外投资融资约束问题。东道国金融部门授信额占GDP比重以及私人部门获得的信用额占GDP比重常常用来衡量一个国家金融发展水平高低，私人部门获得的贷款占GDP比重，可以代表其金融发展的结构优化也即金融资源配置效率［21］。在完全竞争市场中，自由公平和充分竞争是金融体系功能实现高效运转的制度保障。与市场经济要求的平等原则不同，如果一国政府过度干预市场，或者在公共治理中不清廉，则抑制金融功能的实现，削弱金融发展效率，私人部门获得的贷款支持就少。换言之，东道国制度质量高，治理清廉，其金融配置效率就会高，相应的私人部门获得的贷款支持就会更多。基于上述研究背景，本文以2003-2016年中国对“一带一路”沿线50个国家的投资数据作为样本，通过构建理论模型分析沿线国家金融发展水平和制度环境对中国OFDI的影响，并在理论分析的基础上构建数理模型，将沿线国家金融发展水平作为影响因素之一纳入传统的OFDI影响因素模型，加入金融发展与制度环境的交互项，考察东道国制度环境如何调节金融发展对中国OFDI所产生的影响。本文的研究具有以下贡献：首先，现有研究在考虑金融发展水平如何影响对外直接投资时，主要关注投资母国金融发展对其OFDI的影响，本文则是考虑东道国金融发展如何影响中国OFDI，同时考虑东道国制度环境的调节作用，这将从理论上丰富已有文献的研究。其次，理论模型构建上，本文的拓展在于将东道国制度环境视作影响对外直接投资企业在东道国所面临交易成本的关键因素，并设定该沉没成本为制度环境的递减函数从而将制度变量纳入理论模型进行分析。再次，“一带一路”倡议的提出，中国与沿线各国的经贸合作更加紧密，中国与沿线国家的金融合作也在不断加强，明晰沿线国家金融发展如何影响中国OFDI，将为进一步促进中国与沿线国家的金融合作，促进双边投资合作提供指导。
三、理论模型
中国对外直接投资本质上是中国企业到东道国开展投资活动。当企业进行对外直接投资时，需要投入固定资产用于建设厂房、安装生产设备等，同时，需要投入部分资金用于前期调研、产品推销等从而产生沉没成本。对外直接投资企业所需资金往往数额较大，企业自有资金可能无法满足资金缺口，因此需要依赖外部融资对投资成本进行弥补。本文的核心问题在于东道国金融发展如何影响中国对外直接投资，故仅考虑东道国金融市场作为对外投资企业的融资来源。一国金融市场的发展程度影响企业在该国面临的融资约束大小，在本文的理论模型中，使用融资成本侧面刻画企业在东道国面临的融资约束，融资成本越高，意味着企业面临融资约束越大。与此同时，对外投资企业的沉没成本与该国制度环境息息相关，这又会影响企业的融资需求。据此，本文做出以下理论模型推导，试图明晰东道国金融发展、制度环境在中国对外直接投资中的影响。
（一）模型假定
（1）战略投资假设：对外投资企业根据企业生产率决定是否到东道国开展OFDI。
（2）融资约束和融资固定成本假设：对外投资企业开展OFDI时面临的总投资成本（包括固定成本投资和沉没成本投入）来自两个渠道，一部分为自有资金，一部分来源于外部融资，并假定外部融资部分面临固定融资成本F，F受外部融资环境的影响，当金融市场越发达时，外部融资成本越低。
（3）“经济人假设”：消费者追求效用最大化，开展OFDI的企业追求利润最大化。
（4）假定消费者的消费偏好为CES效用函数。
（5）企业到东道国开展OFDI时，除需固定成本投资C外，还有沉没成本投入，并假定沉没成本为东道国制度环境导致的交易成本，用τ表示（τ＞0），其中τ为东道国制度环境institute的一次函数：
τ=β-β0institute，
β为固定的沉没成本，β0＞0，表示东道国制度环境改善所能带来的边际交易成本的减小。
本次共选择污染水井7眼，其中在用4眼，报废停用3眼，所有水井均在娘子关泉域范围内，开采层位均为奥陶系含水层，其污染物必然经过井孔直接进入奥陶系岩溶含水层，对娘子关泉形成污染。经过资料收集、现场勘探、孔内电视对拟治理水井井孔结构、损坏情况、水质污染情况进行统一汇总，召集相关技术人员制定治理(封堵)方案。
（二）理论模型设定
首先，设定消费者偏好为CES效用函数：
式（1）中，x(w)表示产品w的需求函数，Ω表示所有产品w的集合。ε=1/(1- α)，ε＞1，代表不同产品之间的替代弹性。由消费者效用最大化的一阶条件可以得到如下差异化产品w的需求函数x(w)：
2.2 治疗失败模式 放射治疗后，23例(26.7%)患者出现远处转移，包括肝、肺等实质脏器的转移和淋巴结转移；38例(44.2%)患者伴有食管肿瘤原发灶和淋巴结转移灶残留；6例(6.9%)患者同时出现食管肿瘤局部残留和远处转移。随访结束时，19例(22.1%)患者存活，67例(77.9%)患者死亡。56例(65.1%)死于局部肿瘤和肿瘤转移，其中15例(11.4%)死于食管肿瘤原发灶；6例(6.9%)患者为治疗相关性死亡，其中5例(6.6%)因治疗过程中或治疗后出现食管Ⅳ度损伤而死亡、1例因同时伴随心脏病意外而死亡；5例(6.6%)患者因中风和肺感染导致肺功能衰竭而死亡。
式（2）中，p(w)表示w产品的价格，Yi表示i国消费总支出，Pi表示i国价格指数。Yi和Pi的表达式具体如下：
假定单位投入与单位产出之间的比为φ，则可用φ来表示企业的生产率。同时假定生产率φ服从帕累托分布：
表2报告了“一带一路”国家金融发展、制度环境以及其他特征因素影响中国OFDI的基准回归结果。第（1）列是在控制控制变量的基础上重点考察核心解释变量金融发展（DCreditPS）对中国OFDI的直接效应，第（2）列是在第（1）列的基础上加入总体制度环境（Rul）考察两个核心解释变量对中国对外直接投资的影响。第（3）-（8）列则是在第（1）列的基础上分别引入衡量东道国制度环境的分指标进行回归的结果（检验制度变量回归结果的稳健性）。从表2中可以看出，在控制相应控制变量的基础上，各核心解释变量（DCreditPS、Rul）的系数和显著性在不同回归结果中基本一致，证明回归结果的稳健。
各东道国总体制度质量指标计算公式如下：
“我要感谢王一格同学。我在跳高的时候有点害怕，跑到跳杆前又退缩了，是王一格同学跑到我身边，拍拍我的肩膀，告诉我别害怕。她给了我力量，让我努力跑向跳杆，跳了过去。”
第一，“一带一路”国家制度环境的优劣决定其金融发展是否能显著吸引中国OFDI，且存在一个制度质量的临界值使得其金融发展对中国OFDI的积极作用得以凸显。总样本的固定效应和系统GMM回归结果表明：用不同指标衡量东道国金融发展时，总体制度质量的临界值范围均介于45～48之间，样本国家中有17个国家满足该条件，分别是以新加坡为代表的东亚国家、以科威特为代表的中东国家，以及以匈牙利为代表的东欧国家。分样本的回归中，交互项的系数为负但不显著，表明实施“一带一路”倡议后，对外直接投资企业利用东道国金融市场融资时受到其制度环境的约束在减弱，从侧面说明了“一带一路”倡议对推动企业走出去具有重要作用。
通过（7）式到（8）式的转换，企业利润π被表示为生产率φ的函数。由ε＞1可知，企业的利润会随着生产率的提高而提高。令Mi=(1- α)(αPi)ε-1Yi，用以衡量i国市场规模，则式（8）简化后为：
当m国企业到n国开展OFDI时，该企业必需的投资成本为fnI，由固定成本投资C和沉没成本投入τ构成，且fnI＞fmd。其中，fmd表示m国国内生产的固定成本投资，fnI则可表示为：
对比两个子样本的回归结果，可以发现，“一带一路”倡议实施之前，东道国金融发展对中国OFDI的影响显著受到东道国国内制度环境的调节，实施“一带一路”倡议后，制度环境的这种调节作用变得微弱，也就是说对外直接投资企业利用东道国金融市场融资时受到其制度环境的约束在减弱，从侧面说明了“一带一路”倡议对推动企业走出去具有重要作用。制度环境的约束作用在减弱，可能是因为“一带一路”倡议下，中国与沿线国家投资合作加强，更多的国内金融机构基于“追随战略”开展海外投资，服务本国对外直接投资企业，这会直接改变东道国所能提供的信贷规模，从而增大本国企业在境外融资的可获得性。
式（11）中，πmn(φ)表示m国企业对n实施OFDI所能获得的利润，wn为n国的工资水平，Mn=(1-α)(αPn)ε-1Yn指代n国的市场规模。
市场出清情况下，对外直接投资企业无法获得超额利润。依据方程（11）利润等于为0，可求得企业进行OFDI的生产效率阈值条件如下：
式（12）中，φˉm即企业到n国进行投资的生产效率阈值，其含义为：对外直接投资企业只有在其生产率高于φˉm时才会到n国进行投资。由式（12）对F求偏导：
本文通过设定面板数据模型采用固定效应回归和系统GMM回归，在相关控制变量和可能存在的内生性问题基础上检验“一带一路”沿线国家金融发展对中国OFDI的影响，以及各国制度环境在金融发展影响中的调节作用，并通过替换金融发展衡量指标回归和分样本回归做相应稳健性检验，全面考察“一带一路”国家金融发展、制度环境对中国OFDI的影响，得出有关研究结论并提出相关政策建议。
由ε＞1，θ＜1以及[ ]C+(β-β0instituteIn) ＞0，可知：
由式（14）可知企业生产率φˉm是企业外部融资成本F的递增函数，表明企业开展OFDI的生产效率阈值随和其融资成本的增大而增大。从经济学意义上解释为：对外直接投资企业面临的融资成本越低，其到东道国进行投资的门槛就越低，生产率的阈值也越小，相应地，企业到东道国投资的可能性就越大。就国家层面而言，较高的金融发展水平有利于缓解企业融资困境，促进企业开展投资活动。
同时，由式（12）对instituteIn求偏导，可得：
由ε＞1，θ＜1，F ＞0以及β0＞0，可知：
由式（16）可知，企业生产率φˉm是东道国制度环境instituteIn的递减函数，表明企业所面临的交易成本越高，则其开展OFDI的生产效率阈值就越大，而高的交易成本主要来源于东道国较差的制度环境。从经济学意义上解释为：东道国制度环境的改善会减小外资企业面临的交易成本，其到东道国进行投资的门槛就越低，生产率的阈值也越小，相应地，企业到东道国投资的可能性就越大。就国家层面而言，良好的制度环境有利于企业开展对外直接投资。
总结来看，行业内发展环境较好，主要困难在于行业竞争者的竞争，而又集中体现在技术方面，随着技术的不断追赶，我国发泡新材料行业也具备与强大的外企一较高下的能力。
四、研究设计
（一）变量选取以及数据说明
1.被解释变量（lnOFDI）
本文的被解释变量为2003-2016年中国对“一带一路”沿线50个国家①的OFDI流量数据（单位万美元），来源于2003-2016年《中国对外投资统计公报》，取对数处理。由于样本期间中国对某些国家OFDI流量存在零值和负值的情况，本文借鉴祁春凌和邹超（2013）的做法［22］，将个别国家个别年份出现的零流量和负流量赋值为1，取对数后值为0。
2.核心解释变量
（1）金融发展。本文的关键解释变量之一为东道国金融发展水平，选取世界银行数据库统计的“私人部门的国内信贷占GDP比重”DCreditPS进行衡量。相较于“金融部门提供的国内信贷占GDP比重”CreditFS和“银行体系对私人部门的信贷占GDP比重”DCreditBS这两个指标［21］，本文所选指标综合性更强。原因在于，对私人部门的国内信贷指的是金融公司，包括货币当局、存款银行以及其他可获取数据的金融公司如保险公司等，通过贷款、购买非公允证券、贸易信贷等方式向私营部门提供的金融资源。金融部门提供的国内信贷为除中央政府贷款外，以总额为基础向各部门提供的所有贷款，资金支持方式远比对私人部门的国内信贷要少。银行向私人部门提供的国内贷款则指除中央银行以外的存款性公司，通过贷款、购买公允证券以及贸易信贷等方式向私人部门提供的金融资源，与私人部门的国内信贷相比，融资渠道要稍窄。若选取“股票市值占GDP比重”衡量金融发展，所选取的东道国该指标统计数据缺失严重。相关数据来源于世界银行WDI数据。
（2）制度环境。本文的关键解释变量之二为东道国制度环境，选择全球治理指标进行衡量，数据来源于世界银行WGI数据库。全球治理指标包含六项分指标，分别是东道国法律制度指数RL（法律的完善程度和遵守程度）、民主自由权利指数VA（政府赋予公民的政治话语权）、政治稳定指数PV（市场的公平安全性）、政府效能指数GE（政府公共服务和政策质量）、监管治理指数RQ（政府对私营部门的规制强度）以及东道国腐败监管指数CC（对反腐的实施力度）。各指标取值范围为［-2.5，2.5］，为保持数据一致性，文中将其取值范围变换为［0，100］后取六项分指标的平均值衡量东道国总体制度质量高低，具体换算公式如下：
其中，wgj分别为各国六项分指标的值，Zj为调整后的分指标值。
假定fid表示企业不进行OFDI而在国内开展生产活动产生的固定成本，又当产量为x(w)时企业会额外产生可变成本x(w)wi/φ，故企业生产数量为x(w)的总成本可以表示为fdi+x(w)wi/φ。企业销售x(w)产品所获总收益为px(w)。企业总利润π=总收益-总成本：
3.控制变量
（1）东道国市场规模（lnHGDP）。经济环境优越的国家或地区，越容易吸引外资流入，东道国市场规模则是其经济环境的重要构成部分。中国产能过剩、国际产能合作背景下，拓展外部市场，瞄准目标国的市场空间成为中国企业走向“一带一路”沿线国家的重要考量因素。用东道国的国内生产总值（单位千万美元）来衡量，来源于世界银行WDI数据库，取对数处理。
（2）经济发展水平差距（lnPGDP）。中国人均GDP与东道国人均GDP之差（单位千美元），数据来源于世界银行WDI数据库，取绝对值处理。
导游自由执业改革政策指出，凡符合条件的导游员，可以不必接受旅行社聘用委派，而可以选择在国家旅游局指定网络平台“全国导游之家”或者携程、途牛、同程等OTA的导游平台注册登记，发布个人相关信息，成为其平台签约导游员，并在该网络上接受导游预约和委派导游服务[2]。互助外语导游的设想有着异曲同工之妙，此创业模式是针对已取得导游证或临时导游证的具有某个外语语种特长的在校大学生，借助运用大数据旅游及互联网+旅游新思路，建立起导游服务平台及移动终端APP，通过互联网平台完成导游的预约和支付报酬等环节，避免了校方、旅行社、导游服务机构的干扰，化解了市场运营的现实问题。
（3）双边贸易联系（lnTRADE）。对外投资企业到东道国开展对外投资活动时，提前了解目的国有关法律、文化以及消费者偏好等信息有助于提高项目的成功率，而双边贸易活动则是获取这些信息的重要来源方式和渠道。用中国与各国双边贸易总额（单位千万美元）来表示，数据来源于2004-2017年《中国统计年鉴》，取对数处理。
（4）东道国外资开放度（FDIOpen）。东道国的外资开放度一定程度上反映了外资进入的难易程度，用东道国FDI存量占GDP比重进行衡量。数据来源于国际货币基金组织WEO数据库。
（5）东道国基础设施水平（INF）。设施联通是“一带一路”倡议的战略点之一，近几年中国对“一带一路”沿线国家的投资领域集中在电力、通讯、交通等基础设施项目，也反映出东道国基础设施建设水平是影响中资企业前往投资的重要因素（闫杰宇，2016）［2］。衡量一个国家的基础设施建设情况，应包括交通、电力、通讯三方面。然而，在搜集数据的过程中，我们发现样本期间，所选国家交通基础设施和电力设施相关数据缺失较为严重，通信相关数据则较为完整，部分缺失数据也可通过插值法进行补充而不失合理。综合样本期间数据可得性及可靠性，本文选择每百万人电话和互联网用户数量作为东道国基础设施建设水平的代理指标，相关数据来源于世界银行WDI数据库。
（6）双边投资协定（Bilateral Investment Treaty，简称BIT）。双边投资协定是两国之间订立的专门用于国际投资保护的双边条约，涉及投资准入、投资待遇以及争端处理等方面的内容，具有相应的法律效应。母国企业到签订BIT的东道国进行投资，BIT在一定程度上会对投资企业起到保护作用。因而，是否签订投资协定成为影响中国OFDI的重要因素。BIT的签订信息主要来源于商务部条约法律司网站。本文借鉴宗芳宇等（2012）［15］的做法，将BIT设定为虚拟变量，如果中国与i国在第t年或第t年前签署BIT，设定i国在第t年BITit=1，否则BITit=0。
（7）东道国资源禀赋（RNS）。我国经济发展进程中的一大阻碍便是自然资源的缺乏，供不应求导致经济社会发展面临巨大的资源缺口。我国经济发展所需资源越来越多的依靠进口，最为突出的是能源矿产资源的进口依赖度。然而，依靠进口总会面临能源、资源价格波动风险，通过对外直接投资获取东道国资源以弥补国内自然资源不足成为解决资源缺口的重要途径。参照 Buckley et al．（2007）［3］，用东道国出口的矿产及燃料资源占总出口的比重（%）来衡量东道国自然资源丰裕程度，数据来源于世界银行WDI数据库。
（8）城镇化水平（URL）。已有研究表明东道国城市化水平密切影响投资母国OFDI（王培志等，2018）［23］，本文选取东道国城镇人口占总人口比重作为衡量其城市化水平的指标，数据来源于世界银行WDI数据库。各变量描述性统计结果见表1所列②。
“这不仅仅关于技术，也不仅仅关于高级的分析技能。”安永首席分析师Chris Mazzei提到，“这关乎组织的流程、文化、人本因素、以及还没有引起足够重视的其他方面。这些对于实现“数据分析”在商业过程中的关键价值才是重要的。”
表1 各变量描述性统计
（二）计量模型
1.固定效应模型
本研究的主要目的是考察“一带一路”沿线国家金融发展如何影响中国对外直接投资以及各国不同的制度安排如何调节金融发展对中国FDI流入的影响。依据前文理论分析及本文研究目的建立式（19）固定效应模型③。
教学评价是教学设计的最后一步，在学习完一节课后，应该及时进行评价。课后的教学评价能够最直观地体现出学生的学习情况。教学评价可以通过moodle平台进行，教师将随堂小测试上传到moodle平台，以课后作业的形式布置下去，让学生进行解答，在这一板块，教师应该积极鼓励学生，让学生对翻译的学生充满兴趣。
方程（19）中，i和t分别代表国家和年份；中国OFDI是被解释变量，沿线各国金融发展水平（DCredit）是关键解释变量，交互项DCredit*Rul用来衡量各国制度安排在金融发展影响中国OFDI当中的调节作用。方程中同时包含金融发展水平DCredit和制度质量Rul可确保交互项不是代表两个单独的变量而产生偏误。
（19）式中对DCreditit求偏导：
新秩序时期，印尼语的地位在第一届印尼语言政策研讨会上再次得到巩固，从此确立了至高无上的地位。该研讨会也确定了地方语和外语，但没有给华语定位，原因是政府长期以来试图以强制使用印尼语来同化华人，在法律上将华语的使用定为违法，在长达32年的时间里将华文教育置于非法地位。
如果η1系数为负，η3系数为正，那么东道国金融发展水平对中国的直接投资有正向的影响存在一个制度环境的临界值，即
如果η1和η3同时为正或同时为负，毫无疑问，东道国金融发展水平对中国OFDI相应有正的或者负的影响。
并发症发生率：研究组（5.00%）显著较对照组（25.00%）低，差异有统计学意义（P<0.05），见表 2。
以上DCredit、Rul和DCredit×Rul我们主要感兴趣的变量。X则代指前面列举的一系列控制变量。估计模型同时考虑国家固定效应（αi）和时间固定效应（λt），其中，国家固定效应用来控制国家间不可观测的不随时间变化的影响中国OFDI的因素，而时间固定效应则用来控制所有国家不可观测的随时间变化的可能会影响中国直接投资的因素。εit是随机扰动项。
2.内生性问题
反向因果的存在或者模型中遗漏某些同时影响东道国金融发展水平和中国对外直接投资的变量可能会导致模型出现内生性问题。为解决潜在内生问题，将方程（19）变换为动态面板即方程（22）并采用广义矩估计（GMM）不失为一个好的方法，此时对存在内生性问题的模型的估计量是一致的。同时，文中所用面板数据属于短面板数据，适宜采用GMM方法进行估计。滞后一期的lnOFDI、东道国制度质量Rul、中国与东道国人均GDP差异lnPGDP、东道国基础设施建设水平INF、双边投资协定BIT、东道国资源禀赋RNS、东道国城镇化水平URL属于外生变量，其余变量均为内生变量④。回归时将所有内生变量的滞后1阶作为工具变量进行回归。变量滞后一期值与当期值高度相关，同时与当期回归残差无关，不失为好的工具变量。
使用差分GMM估计常常出现弱工具变量问题，默认使用“GMM式工具变量”进行系统GMM估计又会因为增多工具变量个数导致工具变量过度识别检验的Hansen统计量被弱化，而使用“折叠式工具变量”⑤进行系统GMM回归则能很好地避免上述两个问题（Roodman，2009b）［24］。因此，使用“折叠式工具变量”进行动态面板的系统GMM回归。
五、实证检验及结果分析
（一）基准回归
垄断条件下，边际成本（MC）与边际收益（MR）相等即MC=MR，此时企业获得最大收益。企业最大收益下的边际成本MCi=wi/φ，wi表示i国工资水平。企业利润最大化时，求得产品w的定价如下：
其中系数krai和krbi的求解也可根据经济化的逼近多项式算法[13]，通过Tchebyshev多项式直接得到.
表2 固定效应基准回归结果
从金融发展（DCreditPS）来看：DCreditPS系数在每列回归结果中都为正，但显著性不一致。未引入制度变量时，DCreditPS系数在1%的水平下显著为正，即东道国金融发展水平越高，越容易吸引中国OFDI。引入制度变量后，发现同期的东道国金融发展虽正向影响中国OFDI但并不显著，可能是因为东道国金融发展和中国OFDI之间的关系受到东道国制度环境的影响。原因在于，东道国金融发展影响中国OFDI的过程，实际上是其金融体系功能实现的过程，而一国金融体系能否实现高效运转很大程度上取决于该国的制度环境（La Porta et al.，1997）［25］。
从制度环境来看：总体制度环境（Rul）系数在1%的水平下显著为正，表明东道国优越的制度环境是吸引中国OFDI的关键因素之一。分指标的回归中，除了第（6）列政府效能（GE）系数为负但不显著，其他指标系数在不同的显著性水平下显著为正，证实中国对外直接投资制度偏好论，也即中国企业偏好到制度质量高的国家或地区进行投资。这是因为，企业海外投资会面临交易成本和投资风险，而东道国良好的制度环境可以降低企业交易成本以降低投资不确定性。一国较为优越的政治环境意味着该国政府治理良好、贪污腐败较少、社会经济治理也更加稳定，投资者面临的政治风险、不确定性风险也就会越低，相应的投资成本和预期投资损失也会有所降低。一国优越的法律环境意味着该国法律法规更加健全、法律执行力度更大，面临的运营风险也相应降低，东道国完善的法治环境为外资企业和创建和经营创建了良好的法律运行条件。
控制变量中，代表东道国市场规模大小的GDP与中国OFDI投资规模显著正相关，说明中国对沿线国家的直接投资同样具有明显的市场追求动机。中国对沿线国家OFDI与两国之间人均GDP差异负相关但都不显著，说明中国与东道国经济发展水平差异并不是影响中国OFDI的主要因素。双边贸易（ln-TRADE）系数显著为负，表明中国对“一带一路”沿线国家的直接投资与双边贸易之间存在替代关系。对于外资开放度（FDIOpen），所有回归均表明东道国对外资开放程度越高越能吸引中国OFDI，这是因为东道国外资开放度越高，一定程度上反映东道国政府对外资的积极态度，而这种积极态度将会促使东道国政府制定相对宽松的外资政策，减少外资流入限制，减小投资风险从而吸引更多的外来投资。“一带一路”沿线国家大多属于发展中国家，甚至还包含几个世界最不发达国家，其经济发展相对落后，尤其需要宽松的外资开放政策吸引外资促进自身经济建设。东道国基础设施建设水平（INF）系数在所有回归中在10%水平下显著为负，也即中国OFDI倾向于流向基础设施建设水平较低的国家和地区，这可能与常理相悖。然而，这与中国与“一带一路”国家投资合作的事实很大程度上是一致的：中国企业到沿线国家开展投资时主要集中在通讯、交通等基础设施建设项目。也说明了“一带一路”建设过程中，始终把“基础设施互联互通”放在首位的重要性。双边投资协定（BIT）系数显著为正，表明BIT签订对中国企业走向“一带一路”国家开展投资活动的推动作用明显。这与BIT的保护作用密切相关：BIT作为两国之间订立的专门用于国际投资保护的双边条约，涉及投资准入、投资待遇以及争端处理等方面的内容，一定程度上降低投资企业面临的投资风险以及预期损失。中国企业到与签订BIT的国家进行投资时，BIT在一定程度上会对投资企业起到保护作用，从而促进中国企业更多到签约国投资。东道国资源禀赋（RNS）系数为负但不显著，说明“一带一路”国家丰裕的自然资源反而会阻碍中国对其直接投资，与以往的研究不一致。可能是因为，在“一带一路”沿线自然资源异常丰富的东道国如缅甸、柬埔寨往往遭遇“资源诅咒”，经济增长绩效反而不如资源相对稀缺的东道国如新加坡、马来西亚。这种情况下，中国资源寻求性企业可能会选择进入经济增长快而自然资源相对贫瘠的东道国进行投资。城市化水平（URL）系数为正但不显著，说明“一带一路”国家较高的城市化水平会吸引我国企业对其直接投资，这可能是城市化带来的产业和资源集聚效应作用的结果。
（二）交互项回归
前面分析表明，同时引入东道国金融发展和制度环境变量时，金融发展（DCreditPS）的系数虽仍为正但不显著，可能是因为金融发展对OFDI的影响受到制度环境的调节。因此，此部分就该问题展开讨论，通过引入金融发展和制度环境交互项回归，分析东道国制度环境的优劣如何调节其金融发展水平对中国OFDI的影响。表3为在表2基准回归的基础上引入金融发展和制度环境交互项进行回归的结果。
表3 固定效应回归（交互项回归）
从表3的回归结果可以看出，除了第（3）、（4）列，金融发展与制度环境的交互项（DCreditPS×Z）系数均显著为正，同时金融发展（DCreditPS）系数在1%或5%的水平下显著为负，表明只有当东道国制度质量处在一个特定的水平及以上时其金融发展水平吸引中国直接投资的作用才更明显。将表3第（1）列的相应系数代入式（21），求得总体制度环境（Rul）的临界值为45.45，也就是说只有东道国制度质量水平高于或至少等于上述临界值时其金融发展水平越高，对中国OFDI的吸引力就越大。50个样本国家中，17个国家达到上文临界值水平，这些国家包括新加坡、马来西亚、文莱、阿曼、阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、波兰、捷克、斯洛伐克、匈牙利、克罗地亚、罗马尼亚、保加利亚、希腊、斯里兰卡，与目前中国DFDI区位选择事实相符。上述国家主要分布在东亚、中东和东欧地区，金融发展程度相对较高，企业能够有效利用该区域的资金融通便利，获得当地资金支持，缓解融资困境。控制变量系数符号和显著性与基准回归结果相差并不大。
（三）系统GMM回归
表4是对式（22）使用“折叠式工具变量”进行系统GMM回归的结果，对比各列回归结果，可以发现，控制内生性问题后，同时引入金融发展和制度环境变量时，金融发展对中国OFDI的影响受到东道国制度环境的调节，印证本文的核心假设。依据式（21）代入表4中第（3）列相应系数求得求得样本期间总体制度环境（Rul）的临界值为47.82，发现与固定效应回归结果差别不大。表4中各列回归结果表明，制度变量系数在1%的水平下显著为正，说明东道国金融发展水平高低吸引中国OFDI受东道国本身制度环境的影响明显，同时也说明中国对外直接投资受东道国制度质量的影响不容忽视。所有回归结果中，滞后一期的OFDI系数均显著为正，印证了中国OFDI的自我累积效应。控制内生性之后，控制变量中，东道国基础设施建设水平（INF）、资源禀赋（RNS）以及城市化水平（URL）系数显著性提高。其他变量系数符号和显著性与固定效应回归结果相差并不大，在此不再一一赘述其含义和解释。
表4 系统GMM回归（Collapsed）
六、稳健性检验分析
为检验前述回归结果的稳健性，本文做了如下稳健性检验：替换金融发展指标的GMM回归分析、以2013年为节点的分样本GMM回归。
（一）替换核心变量
此处分别用“金融部门授信额占GDP比重”DCreditFS和“银行体系对私人部门授信额占GDP比重”DCreditBS这两个指标替代DCreditPS并控制相应的控制变量进行系统GMM回归。表5是替换金融发展指标，使用“折叠式工具变量”进行系统GMM回归的结果。不难发现，DCreditFS和DCreditBS系数显著为负，相应的交互项系数显著为正，支持本文的核心假设，即金融发展对中国OFDI的积极作用只有在东道国制度质量达到一定水平后才会更明显。依据式（21），代入表5中各列相应回归系数，求得样本期间总体制度环境（Rul）的临界值分别为44.72、46.91，与前文结果相差不大，也即前文的回归结果是稳健的。所有的Sargan检验和Hansen检验均显示文中使用的工具变量并未过度识别，动态面板回归自相关检验的AR（2）值亦支持不存在二阶自相关。
表5 替换金融发展指标的系统GMM回归
（二）分样本对比回归
“一带一路”倡议于2013年提出并开始实施，本文以2013年为时间节点，分别选取2010-2012年和2014-2016年两个对称子样本在控制内生性的基础上进行系统GMM回归，对比“一带一路”实施前后各变量系数的变化。表6是使用“折叠式工具变量”进行分样本系统GMM回归的结果⑥。
表6 分样本系统GMM回归
假设对外直接投资在开展OFDI时通过自有资金承担θfnI(0＜θ＜1)的成本，不足部分(1-θ)fnI的成本则靠外部融资的提供。本文同时假设外资企业在金融市场获得资金的成本为F(0＜F＜1)，则外部融资成本表示为(1-θ)fnIF。由此，进行OFDI的对外直接投资企业可获得利润为：
七、结论与政策启示
主动行为的主体拥有强大的内在动力，且会坚持不懈地实施这类行为[6]，不仅有助于提高个体创造力，更能积极促进组织进行变革和创新。鉴于这些优势，学界开始探究哪些因素能够激发员工展现主动行为。在个体层面，学者们认为个性特征、价值观、知识、技能、情感、动机等，都可能促进或阻碍个体实施主动行为。如心理资本[7]、积极情绪[8]、主动性人格[9]、学习目标导向[4]会促进主动行为。在组织层面，学者们普遍认为领导风格、工作氛围、同事支持和工作特征、规章制度等，是主要影响因素。如研究发现，包容型、变革型和精神型领导[10][11][12]，发展型绩效考核方式[13]等均有利于激发个体实施主动行为。
（一）研究结论
根据（2）式简化（7）式为：
第二，中国对“一带一路”沿线国家直接投资具有强烈的市场寻求动机；东道国外资开放度越大越能吸引中国OFDI，在于东道国外资开放度越高，一定程度上反映东道国政府对外资的积极态度，而这种积极态度将会促使东道国政府制定相对宽松的外资政策，减少外资流入限制，减小投资风险从而吸引更多的外来投资；沿线国家较低的基础设施建设水平有力吸引力我国企业前往投资，与“一带一路”推进过程中，始终把“基础设施互联互通”放在首位相符合；我国与沿线国家签订的BIT显著推动我国企业开展OFDI；沿线国家城市化水平所带来的产业和资源聚集效应亦吸引我国企业对外直接投资。
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（二）政策启示
第一，加强中国与沿线国家金融合作，打造综合金融服务平台。“一带一路”倡议下，中国与沿线国家投资合作加强，更多的国内金融机构基于“追随战略”开展海外投资，服务本国对外直接投资企业，这会直接改变东道国所能提供的信贷规模，从而增大本国企业在境外融资的可获得性。“一带一路”沿线大多国家制度环境普遍较差，金融市场发展较不完善，相较于制度环境优越的国家和地区，中资企业投资将会面临更大的交易成本和投资风险。近年来伴随更多的中资民营企业走出去，与国有企业相比，由于资产抵押和增信问题，民营企业融资困境更加突出。在东道国金融市场发展不完善的情况下，中国商业银行在沿线国家分支机构甚少，中资企业境外融资渠道受阻。对此，建议政府相关部门采取相关措施，鼓励中国境内金融机构积极到沿线国家广泛设立分支机构，进行更加广泛的制度性安排切实加强与沿线国家的金融合作，为中资企业开展海外投资提供境外融资支持服务，以最大程度上解决海外投资企业普遍面临的融资困境，深化与一带一路沿线国家的投资合作。
第二，政府应积极推进与“一带一路”沿线国家双边投资协定的签订或续签，不断对已签订的BIT进行完善，提高协定质量，关注中国企业在东道国投资权益的保障。一带一路”沿线国家多为制度环境较差的发展中国家，双边投资协定（BIT）作为一种保护性协定，能够显著降低我国企业在沿线国家开展OFDI时面临的风险和预期损失，对于引导我国企业前往签约国投资经营影响重大。建议中央政府在“一带一路”建设进程中，高度重视与沿线国家进行BIT的磋商签订工作，确实保障中国企业在这些国家的投资权益，弱化不确定性因素，有效化解投资风险。
注 释：
①由于某些国家统计数据缺失较为严重，无法考虑沿线全部国家，文中涉及50个样本国家包括：东盟10国（新加坡、马来西亚、印度尼西亚、缅甸、泰国、老挝、柬埔寨、越南、文莱、菲律宾）；西亚15国（伊朗、伊拉克、土耳其、约旦、黎巴嫩、以色列、沙特阿拉伯、也门、阿曼、阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、希腊、埃及）；南亚6国（印度、巴基斯坦、孟加拉国、阿富汗、斯里兰卡、尼泊尔）；中亚3国（哈萨克斯坦、塔克吉斯斯坦、吉尔吉斯斯坦）；独联体5国（俄罗斯、白俄罗斯、乌克兰、格鲁吉亚、阿塞拜疆）；中东欧10国（波兰、捷克、匈牙利、斯洛伐克、克罗地亚、阿尔巴尼亚、塞尔维亚、保加利亚、罗马尼亚、马其顿）；蒙古。
②个别国家个别年份缺失数据采用插值法进行补充。
③采用固定效应估计是因为固定效应模型可以将扰动项中那些个体异质和时间异质的同时可能导致内生性问题的误差估计出来，提高估计结果的一致性。Hausman检验结果也表明固定效应模型优于随机效应模型。
④外资流入是一国经济增长来源之一，故视东道国GDP为内生变量；外资流入具有缓解国内融资困难的窘境，某种程度上可作为一国金融市场的补充，故视东道国金融发展为内生变量；已有的研究表明贸易与投资具有互补关系，即两者之间可能互为先导，故视中国与东道国双边贸易额为内生变量。
⑤“折叠式工具变量”参考文献为Roodman，D.（2009b）.A note on the theme of too many instruments.Oxford Bulletinof Economics and Statistics，71，135-158.和 Munemo J.Foreign Direct Investment and Business Start-up in Developing Countries：The Role of Financial Market Development［J］.Quarterly Review of Economics﹠Finance，2016，65.即：在STATA数据运行中，通过在命令后面加入collapse，降低laggeg IV作为工具变量的数量，有效避免工具变量数量过多导致工具变量过度识别检验的Hansen统计量被弱化。加入collapse后，原先过多的工具变量会减少一部分，可以理解为对工具变量进行了“折叠”，故将其称之为“折叠式工具变量”回归。
⑥此处只列出DCreditPS为金融发展指标时的分样本回归结果，其余回归结果作者留存，如需可向作者索要。
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The Influence of“The Belt and Road”Countries'Financial Development and Institutional Environment on China's Outward FDI
WEN Shu-hui，HU Qiong，CHENG Xian-nan
（Faculty of Management and Economics，Kunming University of Science and Technology，Kunming 650032，China）
Abstract： Based on the direct investment data of 50 countries along“The Belt and Road”from 2003 to 2016，this paper uses fixed effect and system GMM to test whether the host country's institutional environment can moderate the influence of financial development on China's OFDI.The results show that the host country's institution has a significant impact on the attraction of its financial development to Chinese OFDI，and there is a threshold level of institution.In the sample countries，17 countries including the East Asian countries represented by Singapore，the Middle East countries represented by Kuwait，and the Eastern European countries represented by Hungary are more efficient in allocating financial resources，which is advantageous for Chinese enterprises to obtain overseas financing.Chinese enterprises with strong financing motives are advised to invest in these countries.Secondly，the financial development of host country has a stimulative effect on China's OFDI.For other host countries with relatively poor environment and low level of financial development，it is suggested that the central government should widely take institutional measures to strengthen the financial cooperation in order to solve the financing dilemma of overseas investment enterprises and deepen the investment cooperation with the“The Belt and Road”.
Keywords： financial development；institutional environment；foreign direct investment；the Belt and Road
中图分类号 ：F061.5；F125
文献标志码： A
文章编号： 1007-5097（2019）05-0057-11
［DOI］ 10.19629/j.cnki.34-1014/f.180508024
收稿日期： 2018-05-08
基金项目： 国家自然科学基金项目（41561028）；国家社会科学基金项目（16BJY081）；云南省教育厅项目（2018JS122）；昆明理工大学管理与经济学院硕博生科研激励计划项目（20171227）
作者简介 ：
文淑惠（1970-），女，贵州贵阳人，教授，博士生导师，经济学博士，研究方向：区域经济发展，国际投资与贸易；
胡 琼（1996-），女，云南昭通人，硕士研究生，研究方向：区域经济发展，国际经济；
程先楠（1988-），男，云南昆明人，讲师，通讯作者，研究方向：区域经济发展。
［责任编辑：张 青］
标签：金融发展论文; 制度环境论文; 对外直接投资论文; 一带一路论文; 昆明理工大学管理与经济学院论文;