比較金融體制對一國OFDI的影響研究

景紅橋 董二磊

（南開大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津300071）

一、引言

從20世紀(jì)90年代以來，在外向型和出口導(dǎo)向型政策的指引下，我國融入經(jīng)濟全球化的進程日益加速。對外直接投資作為各國參與全球經(jīng)濟的重要方式之一，中國也積極參與到全球?qū)ν庵苯油顿Y活動中。尤其在“走出去”海外投資戰(zhàn)略提出后，我國對外直接投資進入一個高速增長時期。國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境的不斷改善，例如政策及資金支持、相關(guān)投資保護機制的不斷完善、WTO的加入等，進一步加快了我國對外直接投資的步伐；同時國際環(huán)境的變化如全球經(jīng)濟一體化、金融市場的全球化與自由化、各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等為我國企業(yè)進入國際市場提供了機遇和支持。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，在1990～2012年間，我國對外直接投資由44.55億美元增長至5 319.4億美元，增幅達118.4倍。2012年我國對外直接投資分別占全球當(dāng)年流量、存量的6.3%和2.3%，在全球國家和地區(qū)排名中分別占第3位和13位，但相關(guān)報告指出，我國對外直接投資規(guī)模相比其他發(fā)達國家仍然偏小。

根據(jù)國際收支平衡理論，當(dāng)經(jīng)常賬戶出現(xiàn)順差時，資本金融賬戶中的資本流出可以有效緩解經(jīng)常賬戶順差，從而有助于實現(xiàn)一國國際收支的總體平衡。圖1中，存在經(jīng)常賬戶順差的德國、日本和中國（銀行導(dǎo)向型金融體制國家），其資本金融賬戶中的OFDI資產(chǎn)持有量（流出）遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于經(jīng)常賬戶存在較大逆差的美國、英國（市場導(dǎo)向型金融體制國家）。就全球角度而言，各經(jīng)濟體經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶的反向變動將導(dǎo)致全球國際收支不平衡程度進一步加深。從全球不同金融體制國家持有OFDI的情況來看，圖2顯示市場導(dǎo)向型金融體制國家持有OFDI的比重一直維持在70%～80%左右，顯著高于銀行導(dǎo)向型金融體制國家。從以上分析可以看出，比較金融體制可能是影響OFDI的一個重要原因。首先，不同金融體制經(jīng)濟體中的投資參與者對待風(fēng)險的態(tài)度截然不同，市場主導(dǎo)型金融體制國家的投資者更傾向于投資高風(fēng)險高收益的風(fēng)險類資產(chǎn)，而銀行導(dǎo)向型金融體制國家的投資者則傾向于投資低風(fēng)險穩(wěn)定收益的資產(chǎn)。其次，市場導(dǎo)向型金融體制國家的金融市場比較發(fā)達，能夠承受較大的來自外部的風(fēng)險沖擊，而銀行導(dǎo)向型金融體制國家對于外部風(fēng)險的承受能力相對較弱，因此，在選擇資產(chǎn)投資類型上呈現(xiàn)出截然不同的觀點。

圖1 主要國家OFDI的存量

圖2 不同金融體制國家OFDI占比

目前對于一國OFDI的影響因素研究，學(xué)者們主要集中于經(jīng)濟發(fā)展、金融發(fā)展、金融開放以及制度等因素對對外直接投資的影響，而鮮有關(guān)于比較金融體制和對外直接投資之間關(guān)系的研究。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，從比較金融體制視角研究其對一國OFDI的影響，從國際經(jīng)驗出發(fā)，為我國的對外直接投資提供參考。

二、文獻綜述

從20世紀(jì)60年代開始，各國跨國公司迅速崛起，對外直接投資的相關(guān)研究引起廣大學(xué)者的關(guān)注。IDP（investment development path）投資發(fā)展周期理論的提出揭開了對對外直接投資研究的序幕，該理論旨在闡述一國經(jīng)濟發(fā)展階段與結(jié)構(gòu)決定著對外直接投資的發(fā)展[1]。由于該理論在剛提出時僅僅闡述了一國對外直接投資的能力和意愿隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而增強，沒有考慮其他因素對OFDI的影響，因此，在說服力上存在一定的不足。20世紀(jì)90年代以來，全球?qū)ν庵苯油顿Y活動進入活躍期，對外直接投資的研究在范圍和視角方面進行了大幅擴展。很多學(xué)者將其他宏觀因素考慮進來，如貿(mào)易開放、經(jīng)濟發(fā)展、全球化程度、政治風(fēng)險和技術(shù)升級等。

根據(jù)IDP理論，經(jīng)濟發(fā)展對于一國OFDI的發(fā)展起著決定性的作用。后期學(xué)者指出，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，經(jīng)濟總量的提升可以更好地完善本國企業(yè)的特殊優(yōu)勢，并使企業(yè)在對外直接投資活動中占據(jù)一定的先導(dǎo)地位[2]。國家儲蓄總量作為經(jīng)濟總量的良好度量，其提升一方面可以保證企業(yè)在對外直接投資時獲得更多的低成本資金支持，另一方面也可能通過壓低市場，降低企業(yè)對外直接投資的資金機會成本，進而促進一國對外直接投資的發(fā)展。

經(jīng)濟金融全球化給全球企業(yè)經(jīng)營環(huán)境帶來顯著變化，從而間接影響一國的對外直接投資水平。Durdu等認(rèn)為，金融發(fā)展程度高的國家能夠提供更為多樣化、全面的保險服務(wù)以對沖投資及稟賦沖擊[3]，從而投資者更傾向于持有高風(fēng)險高收益的資產(chǎn)，在選擇海外資產(chǎn)時，具有高風(fēng)險高收益的OFDI資產(chǎn)將作為其主要投資種類。Krykilis和Pantelidis研究發(fā)現(xiàn)，一個金融更加開放的經(jīng)濟體能夠推動企業(yè)去海外市場進行信息收集和技能提升，從而進一步提高本國企業(yè)產(chǎn)品的國際化水平[4]。對外直接投資是國際貿(mào)易活動的有效補充，國際貿(mào)易活動的增強在一定程度上為對外直接投資提供了便利，貿(mào)易開放度的提高，使跨國公司最大程度地將所有權(quán)優(yōu)勢與東道國的區(qū)位優(yōu)勢相結(jié)合，有效地增強了跨國公司對外直接投資的動力。

近期研究則認(rèn)為一國經(jīng)濟狀態(tài)（制度環(huán)境、政治風(fēng)險及技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施等）對該國的對外直接投資具有重要影響。制度不完善（比如：區(qū)域保護、高稅收、高腐敗水平、知識產(chǎn)權(quán)保護不力及政府干預(yù)力度強等因素）的經(jīng)濟體，更容易激發(fā)企業(yè)通過加大對外直接投資力度來尋求更有效的制度安排，以期獲得自己理想的收益[5]。另外，技術(shù)水平的提高能夠提升一國企業(yè)的國際競爭力，進一步保證本國企業(yè)在對外直接投資活動中處于壟斷優(yōu)勢地位。早期的研究發(fā)現(xiàn)，大量跨國公司基本都集中于資本與技術(shù)密集的行業(yè)中。

本文的研究與一國比較金融體制密切相關(guān)，目前學(xué)者對比較金融體制的研究主要集中于以下幾方面：Allen和Gale研究發(fā)現(xiàn)，兩種金融體制具有不同的風(fēng)險分擔(dān)功能，具體表現(xiàn)為市場導(dǎo)向型金融體制在橫向風(fēng)險分擔(dān)（在同一時間點上允許個人之間進行風(fēng)險互換）方面具有比較優(yōu)勢，而銀行導(dǎo)向型金融體制在跨期風(fēng)險分擔(dān)方面具有優(yōu)勢[6]（P113）。Leibrecht和Scharler研究也發(fā)現(xiàn)，市場導(dǎo)向型金融體制相比銀行導(dǎo)向型金融體制可以通過投資組合更少地受到特殊性風(fēng)險的沖擊[7]。其他研究主要關(guān)注比較金融體制與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，Luintel等采用時間序列和動態(tài)異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)金融結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟增長具有很強的解釋力[8]。Yeh等的研究表明，市場導(dǎo)向型金融體制國家具有更快的經(jīng)濟增長速度，但是也承受著更大的經(jīng)濟不穩(wěn)定性的沖擊[9]。

從上述文獻梳理中不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展、貿(mào)易開放、制度環(huán)境、技術(shù)升級等因素對一國對外直接投資的影響，鮮有研究國家比較金融體制和對外直接投資之間的關(guān)系，本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上著重探討國家金融體制是否對一國的對外直接投資帶來顯著影響。

三、研究假設(shè)的提出

資金問題一直是制約企業(yè)進行對外直接投資的首要問題，市場導(dǎo)向型金融體制國家具備較為發(fā)達的資本市場，一方面，外部融資渠道的增加使企業(yè)的潛在投資者數(shù)量明顯增加，可以為本國企業(yè)進行對外直接投資提供充足的資金來源；另一方面，潛在投資者和金融中介之間的競爭，在一定程度上降低了企業(yè)的融資成本，充足的資金來源進一步保障了本國企業(yè)對外直接投資的可持續(xù)發(fā)展。

從風(fēng)險角度來看，首先，不同金融體制國家的個體風(fēng)險偏好存在一定的差別，Allen和Gale研究指出，在以英美為代表的市場導(dǎo)向型金融體制國家中，個人持有風(fēng)險性資產(chǎn)的比例要明顯高于以德日為代表的銀行導(dǎo)向型金融體制國家[6]（P39）。OFDI作為一種高收益高風(fēng)險的資產(chǎn)，理應(yīng)受到市場導(dǎo)向型金融體制國家投資者的青睞。其次，不同金融體制國家對于風(fēng)險的處理方式不同，在銀行導(dǎo)向型金融體制國家，投資者主要通過跨期平滑分散風(fēng)險；而市場導(dǎo)向型金融體制國家具有更為發(fā)達完善的市場，能夠為投資者創(chuàng)造出更多的投資產(chǎn)品、衍生金融產(chǎn)品或產(chǎn)品組合，有利于投資者在同一時點上通過投資組合進行風(fēng)險的分散管理，從而能更小地受到特殊性風(fēng)險的沖擊[9]。因此，市場導(dǎo)向型金融體制更有助于投資者對沖對外直接投資帶來的風(fēng)險，保證本國企業(yè)在對外直接投資活動中獲得穩(wěn)定收益。

從制度環(huán)境和政策支持來看，市場導(dǎo)向型金融體制國家具備比較完善的投資者保護法規(guī)，較低腐敗水平和鼓勵公平競爭[10]，良好的企業(yè)成長環(huán)境保證了本國企業(yè)無論在技術(shù)還是管理水平上在國際企業(yè)競爭中都處于領(lǐng)先地位，進一步激勵了本國企業(yè)積極參與對外直接投資活動；市場導(dǎo)向型金融體制國家在長期發(fā)展過程中建立了較為完善的投資保險制度、信息咨詢和技術(shù)援助機構(gòu)、鼓勵對外直接投資的稅收優(yōu)惠政策等，在一定程度上也促進了對外直接投資的發(fā)展。

從參與對外直接投資的主體來看，在銀行導(dǎo)向型金融體制國家中，投資參與者多為大型金融中介，企業(yè)融資以間接融資為主，具有政府背景的銀行中介機構(gòu)優(yōu)先將資金配置到具有國家戰(zhàn)略意義的大型項目上，這一特殊的資金配置方式使得國有企業(yè)成為其對外直接投資的主要力量，從而使其對外直接投資蒙上一層政治色彩；而市場導(dǎo)向型金融體制國家對外直接投資的主體是私人投資者，相比前者，后者以自身收益最大化為目的。另外，在市場導(dǎo)向型金融體制國家中，企業(yè)之間兼并重組競爭激烈，為進一步鞏固自己對企業(yè)的控制權(quán)，企業(yè)管理者必須以收益最大化作為企業(yè)的首要目標(biāo)，這將激發(fā)企業(yè)在對外直接投資活動中努力提升競爭力，在國家層面上直觀地表現(xiàn)為OFDI存量的增加。基于此，本文作出如下假設(shè)。

假設(shè)：具有市場導(dǎo)向型金融體制的國家OFDI的持有量要高于銀行導(dǎo)向型金融體制國家。

四、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）被解釋變量

對外直接投資（ofdi）：對外直接投資資產(chǎn)存量取對數(shù)，選取存量數(shù)據(jù)可以避免對外直接投資的大幅波動帶來的不穩(wěn)定性。該數(shù)據(jù)來源于LM外部主權(quán)財富數(shù)據(jù)庫。

（二）本文主要解釋變量：比較金融體制（sys）

1.在基準(zhǔn)回歸中，比較金融體制的測度采用Yeh等的研究方法，按照年度指標(biāo)分別測算各個經(jīng)濟體的如下指標(biāo)：相對活力FS-Activity（股市交易總值GDP占比／私人信貸GDP占比的對數(shù)值），相對規(guī)模FS-Size（股市市值GDP占比／私人信貸GDP占比的對數(shù)值），相對效率FS-Efficiency（股市交易總值GDP占比×銀行管理費用占銀行資產(chǎn)比的對數(shù)值），F(xiàn)S-Activity、FS-Size或者FS-Efficiency值越大代表一國越傾向于市場導(dǎo)向型金融體制，反之則為銀行導(dǎo)向型金融體制[9]。

2.在穩(wěn)健性檢驗中，本文使用如下測度方法所得結(jié)果作為比較金融體制的代理變量：（1）筆者在Demirguc-Kunt和Levine的比較金融體制測度方法的基礎(chǔ)上，先對原始數(shù)據(jù)進行10年移動平均處理（進行這樣處理后，符合測算要求的國家樣本及最后觀測樣本數(shù)量將減少），而后計算相對活力FSActivity、相對規(guī)模FS-Size、相對效率FS-Efficiency3個指標(biāo)，對3個指標(biāo)均采用去平均處理方法計算得到各個經(jīng)濟體年度的3個分指標(biāo)值，3個分指標(biāo)值的平均值即為每個國家的金融結(jié)構(gòu)年度值str，金融結(jié)構(gòu)str值越大代表一國越傾向于市場導(dǎo)向型金融體制，越小則越傾向于銀行導(dǎo)向型金融體制[10]。（2）按照Levine的研究方法，計算出相對活力FS-Activity、相對規(guī)模FS-Size、相對效率FSEfficiency 3個指標(biāo)后，按照年份對各年樣本內(nèi)3個指標(biāo)使用主成分分析方法，提取第一主成分測得各個經(jīng)濟體的年度金融結(jié)構(gòu)值strl，strl結(jié)構(gòu)值越高，說明一國越傾向于市場導(dǎo)向型金融體制，反之則為銀行導(dǎo)向型金融體制[11]。（3）按照Demirguc-Kunt和Levine的研究，本文也通過對各個國家各年度結(jié)構(gòu)值str和各年度全部樣本國家str的中位數(shù)進行比較，使用二分法得到比較金融體制的虛擬變量d，大于中位數(shù)則取“1”，反之則取“0”?！?”代表具有市場導(dǎo)向型金融體制國家，“0”代表具有銀行導(dǎo)向型金融體制國家[10]。以上使用的數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫中GFDD（Global Financial Development Database）全球金融發(fā)展數(shù)據(jù)。

（三）控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）：經(jīng)濟發(fā)展水平的度量可以分為絕對水平和相對增速，本文使用人均GDP對數(shù)值來控制一國經(jīng)濟發(fā)展的絕對水平，數(shù)據(jù)來自WDI。

總儲蓄（save）：本文采用總儲蓄量的對數(shù)值來控制一國的經(jīng)濟總量，一國儲蓄率的增加能夠有效緩沖國際資本流動的沖擊，儲蓄資本的增加可以促進一國對外直接投資規(guī)模的增加[12]。數(shù)據(jù)來源于WDI。

貿(mào)易開放度（trade）：全球大部分的對外直接投資都發(fā)生在貿(mào)易部門或者與其相關(guān)的部門，一國的貿(mào)易開放度影響其對外直接投資水平，貿(mào)易開放度由進出口總額占GDP比重的對數(shù)值衡量，數(shù)據(jù)均來自于WDI。

金融開放度（kaopen）：資本管制顯著地降低了資本的流動[13]，本文采用Chin和Ito構(gòu)建的法律范式的金融開放度指標(biāo)[14]，考察金融開放度對于一國對外直接投資的影響。

金融發(fā)展水平（fd）：本文使用私人信貸的GDP占比的對數(shù)值來衡量一國的金融發(fā)展水平，一國金融發(fā)展水平的提高可以顯著地促進一國對外直接投資[12]，數(shù)據(jù)來源于WDI。

通貨膨脹率（cpi）：因引起國民資產(chǎn)貶值，通貨膨脹在一定程度上影響一國的對外直接投資活動。本文采用各國年度的消費物價指數(shù)來衡量通貨膨脹水平，數(shù)據(jù)來源于WDI。

文化差距（culture）：遺傳距離（民族間距其最近的共同祖先過去的時間）可以反映不同國家在文化特征上的不同[15]（P17）。本文中的文化差距使用樣本國與美國的遺傳距離之差的對數(shù)值來代表，美國作為文化比較開放的代表性經(jīng)濟體，與美國的文化差距越小則代表樣本國文化越開放。本文預(yù)測其與OFDI負(fù)相關(guān)。

技術(shù)資本投入（tech）：本文使用研究和開發(fā)費用的GDP占比的對數(shù)值來衡量一國的技術(shù)資本投入，借此來研究其與一國對外直接投資之間的關(guān)系。數(shù)據(jù)來源于WDI。

制度環(huán)境（quality）：文獻綜述部分已指出，制度質(zhì)量與對外直接投資之間具有相關(guān)關(guān)系，本文使用法律和規(guī)章制度（取值0～6）作為衡量一國制度環(huán)境的代理變量，值越高則代表一國的制度環(huán)境越好。數(shù)據(jù)來源于國家政治風(fēng)險指南（Political Risk Services International Country Risk Guide，PRS）。

五、模型構(gòu)建和經(jīng)驗分析

本文選取全球93個國家1990～2010年的面板數(shù)據(jù)，在控制了影響一國OFDI的相關(guān)因素后，重點考察比較金融體制是否依然對一國的OFDI存在影響作用，模型構(gòu)建如下：

lnofdiit＝α＋βsysit＋γXit＋ηculturei＋εit

上述回歸表達式中，i代表國家，t代表時間，lnofdiit代表i國在t時期的對外直接投資存量的對數(shù)值，sysit分別代表i國在t時期的FS-Activityit、FS-Efficiencyit、FS-Sizeit，取值較大則表示一國更加傾向于市場導(dǎo)向型金融體制，反之則為銀行導(dǎo)向型金融體制，Xit為本文中所使用的一系列控制變量，εit代表殘差項。

由于每個國家具有不同的特征，可能存在不隨時間變化的遺漏變量，最小二乘虛擬變量（LSDV）估計方法可以有效控制因遺漏異質(zhì)性國別因素所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因此，本文使用該方法對樣本進行估計。基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表1所示，本文所關(guān)注的代表比較金融體制的主要解釋變量相對活力FSActivity、相對效率FS-Efficiency和相對規(guī)模FS-Size均在1%的水平下對對外直接投資有顯著正影響，系數(shù)值分別為0.187、0.237、0.444。即一國越傾向于市場導(dǎo)向型金融體制，其對外直接投資量越多?；貧w結(jié)果很好地吻合了本文的研究假設(shè)，在控制了其他影響一國OFDI的因素后，市場導(dǎo)向型金融體制能夠提升一國對外直接投資存量。

人均GDP（pgdp）系數(shù)顯著為正，說明隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，支撐對外直接投資的資金越多，從而促進一國對外直接投資的發(fā)展。技術(shù)發(fā)展（tech）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，印證了技術(shù)升級有利于一國對外直接投資的發(fā)展?？們π睿╯ave）及金融發(fā)展水平（fd）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，這與王偉等的研究相吻合[12]，一國儲蓄總量的提升可以為對外直接投資提供充足的資金保障，同時儲蓄總量的提升可以使國內(nèi)資金用于對外直接投資的機會成本降低，進一步促進了一國對外直接投資的發(fā)展；金融發(fā)展水平的提高可以顯著促進一國的對外直接投資。貿(mào)易開放度（trade）系數(shù)顯著為正，說明一國的貿(mào)易開放度越高，提供給本國企業(yè)進行對外直接投資的機遇也較多，其對外直接投資規(guī)模越大。金融開放度指標(biāo)（kaopen）僅在模型2中在10%水平下顯著為正，在模型1和3中為正但不顯著，可能的解釋是一國金融開放度的影響是通過促進金融市場的規(guī)模及活力來實現(xiàn)的，因此，在使用金融市場規(guī)模和活力來代理比較金融體制變量時，金融開放度的提高對于一國OFDI的獨立影響不再存在。通貨膨脹（cpi）系數(shù)顯著為負(fù)，首先，一國通脹水平的提高將直接導(dǎo)致以本幣計算的對外直接投資成本上升，其次，通脹水平的提高增加了企業(yè)投資預(yù)期利潤的不確定性，不利于對外直接投資可持續(xù)的發(fā)展。代表文化差距的變量（culture）顯著為負(fù)，與比較開放的美國文化的差距越大，其外部資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中具有高風(fēng)險高收益的對外直接投資份額就越小。制度變量（quality）系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，這一結(jié)論驗證了Luo等的研究，制度不完善的經(jīng)濟體，更容易激發(fā)企業(yè)通過加大對外直接投資力度來尋求更有效的制度安排，以期獲得理想的收益[5]。

表1 影響OFDI的因素分析

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）穩(wěn)健性檢驗——變換被解釋變量

為驗證上述結(jié)論，在穩(wěn)健性檢驗中，本文采用一國對外直接投資存量比固定資本形成總量作為一國對外直接投資的代理變量，比較金融體制變量依然采用FS-Activity、FS-Efficiency和FS-Size，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果詳見表1。從表1的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可以看出，在變換衡量一國對外直接投資的被解釋變量后，本文的主要解釋變量FS-Activity、FS-Efficiency和FS-Size的系數(shù)依然在1%水平下顯著為正，技術(shù)升級變量（tech）僅在模型3中在5%水平下顯著，在模型1、2中不顯著但為正，其他解釋變量無論在顯著性水平還是符號方面都與基準(zhǔn)回歸基本一致。

（二）穩(wěn)健性檢驗——變換解釋變量

在此穩(wěn)健性回歸中使用str、strl和d作為比較金融體制的代理變量，被解釋變量采用基準(zhǔn)回歸中定義的變量，結(jié)果見表2。表2顯示，作為比較金融體制的替代變量str、strl和d依然在1%水平下顯著為正，充分表明比較金融體制對一國對外直接投資的影響是穩(wěn)定的。其他變量的系數(shù)及顯著性與基準(zhǔn)回歸沒有太大出入，在此不再贅述。

表2 變換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗——分位數(shù)回歸

一方面，本文研究數(shù)據(jù)顯示，各國OFDI存在很大差異；另一方面，該數(shù)據(jù)的分布可能不滿足正態(tài)性假設(shè)。這就意味著用一般的線性解釋模型很難準(zhǔn)確反映各變量對OFDI的影響，而分位數(shù)回歸模型與傳統(tǒng)模型相比，不僅對數(shù)據(jù)沒有嚴(yán)格服從正態(tài)分布的假設(shè)，而且不受離群值的干擾，該方法可以分析解釋變量對被解釋變量在不同分位點上的邊際影響。鑒于此，本文使用分位數(shù)回歸方法來驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)現(xiàn)有文獻的一般做法，選取5個具有代表性的分位點10%、25%、50%、75%、90%，使用面板分位數(shù)估計方法進行回歸，相關(guān)回歸結(jié)果見表3。從表3可以看出，代理比較金融體制的變量FS-Activity、FS-Efficiency、FS-Size、str、strl、d在各分位點均在1%水平下顯著且符號為正。隨著分位點的提高，回歸系數(shù)呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢，意味著一國在OFDI初期，市場導(dǎo)向型金融體制起著重要的作用，但隨著投資量的增加，市場導(dǎo)向型金融體制的影響逐漸下降，但是依然具有顯著的正向影響作用。分位數(shù)回歸結(jié)果充分驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3 分位數(shù)回歸穩(wěn)健性檢驗

七、結(jié)論與政策含義

隨著經(jīng)濟金融全球化進程的加速，全球各個經(jīng)濟體OFDI呈現(xiàn)出突飛猛進的勢頭。但從國際收支平衡理論中經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶互補角度來看，全球OFDI的持有存在嚴(yán)重不平衡現(xiàn)象。是什么因素影響著不同經(jīng)濟體OFDI的異質(zhì)性呢？本文基于93個國家和地區(qū)1990～2010年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他因素影響后，市場導(dǎo)向型金融體制國家傾向于進行更多的對外直接投資。本文的其他控制變量如經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展程度、貿(mào)易開放度、總儲蓄水平、技術(shù)升級能夠促進一國OFDI的發(fā)展；制度水平比較差的經(jīng)濟體，在一定程度上會激發(fā)國內(nèi)企業(yè)在海外尋找發(fā)展機會；通貨膨脹因?qū)е聡鴥?nèi)物價水平不穩(wěn)定而阻礙其對外直接投資的發(fā)展。

目前，我國OFDI存量偏低，據(jù)統(tǒng)計，2010年中國的對外直接投資在所有外部資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中的占比為7.4%，而同期美國的該比例為22.2%，日本為12.1%，德國為16.9%。圖1顯示，中國現(xiàn)階段持有的OFDI資產(chǎn)仍處于較低水平，這與我國的全球經(jīng)濟地位嚴(yán)重不匹配。加大我國OFDI資產(chǎn)的份額，可以優(yōu)化我國外部資產(chǎn)結(jié)構(gòu)并在一定程度上緩解我國外部失衡問題。通過跨國經(jīng)驗分析可知，要進一步提升我國OFDI水平，應(yīng)該在經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、貿(mào)易開放、抑制通貨膨脹和技術(shù)升級等方面加大力度。

通過測算跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，目前我國尚屬于銀行導(dǎo)向型金融體制國家。要想進一步優(yōu)化我國的外部資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，增加OFDI，發(fā)展成熟的資本市場，構(gòu)建市場導(dǎo)向型金融體制是非常有必要的。隨著金融改革的不斷深化，我國市場化水平與市場導(dǎo)向型金融體制國家的差距在不斷縮小。從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，我國應(yīng)該借鑒國際成功經(jīng)驗，在已取得的經(jīng)濟成果基礎(chǔ)上堅持漸進式改革，發(fā)展多層次的資本市場；在不斷完善金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、加強信息與技術(shù)援助、提供財政與金融支持、完善相關(guān)政策法規(guī)和投資保險服務(wù)的前提下，確保我國向市場導(dǎo)向型金融體制平穩(wěn)過渡。

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