貿(mào)易保護主義新趨勢下金融約束與外商直接投資研究
——基于我國行業(yè)數(shù)據(jù)的面板門限模型分析

張 坤，李 巍

（華東師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)部，上海 200241）

一、引言

自從20世紀(jì)90年代世界主要經(jīng)濟體大量簽署多邊貿(mào)易協(xié)議和金融合作框架以來，關(guān)于貿(mào)易開放、金融發(fā)展與跨境資本流動之間的復(fù)雜關(guān)系就引起了各國學(xué)者的廣泛關(guān)注。外商直接投資（FDI）作為經(jīng)濟體宏觀流動性的重要組成部分，各地區(qū)政府部門和企業(yè)部門也將吸引FDI作為參與全球價值鏈并提高參與程度的一個重要途徑。與此同時，F(xiàn)DI對于經(jīng)濟發(fā)展的長期貢獻取決于其實際利用項目與本國金融環(huán)境和貿(mào)易條件構(gòu)成的互補與替代關(guān)系，對于境內(nèi)市場主體的投資行為也具有重大的外溢效應(yīng)。

近年來，我國貿(mào)易和金融開放步伐逐步提速，但是以英國脫歐和中美貿(mào)易爭端為標(biāo)志的貿(mào)易保護主義有所抬頭，發(fā)達國家競相設(shè)置貿(mào)易壁壘，美國更是于2018年3月宣布將根據(jù)“301調(diào)查”結(jié)果對從中國進口的600億美元商品大規(guī)模加征關(guān)稅，并限制中國企業(yè)對美投資并購。此次美國對我國征稅領(lǐng)域主要包括農(nóng)機裝備、高鐵裝備、新能源汽車、工業(yè)機器人、生物制藥、新材料、新一代信息技術(shù)、航空產(chǎn)品和高性能醫(yī)療器材等九大類商品和服務(wù)。當(dāng)特定行業(yè)面臨貿(mào)易條件急劇惡化背景下，我國FDI穩(wěn)定性可能受到直接或間接影響，美對華征稅商品所在行業(yè)的金融發(fā)展?fàn)顩r和企業(yè)融資成本就顯得尤為重要。與此同時，雖然我國金融市場尤其是信貸市場有了長足的進步，但是仍然面臨信息不對稱和有限擔(dān)保等金融摩擦現(xiàn)象。企業(yè)部門再一次處在了金融去杠桿的宏觀環(huán)境之中，金融市場上面臨的融資約束和融資成本日益增加。

我國在進一步深化對外開放進程中，如何提高金融為實體經(jīng)濟服務(wù)的效率？如何防范貿(mào)易保護主義導(dǎo)致的各國國際收支再平衡對于全球資產(chǎn)配置的沖擊影響？如何避免外商直接投資波動對宏觀經(jīng)濟和金融系統(tǒng)穩(wěn)定構(gòu)成的潛在威脅？對于這些問題的回答不僅需要對國內(nèi)融資約束和金融改革等問題進行再思考，而且需要從國際收支和國際金融市場環(huán)境進行全方位的審視。本文以進出口商品的相對價格區(qū)分不同行業(yè)，創(chuàng)新性的將國際貿(mào)易條件納入金融約束與FDI的研究框架，根據(jù)國際資本流動的動力來源謹(jǐn)慎定義國際貿(mào)易和跨境資本流動互補性。由此，通過理論和實證模擬分析異質(zhì)性行業(yè)貿(mào)易條件和金融約束，以期發(fā)現(xiàn)FDI的多重動機和多變沖擊方向與金融約束之間更為復(fù)雜的互動機制。研究方法上，本文根據(jù)我國國民經(jīng)濟行業(yè)分類采集行業(yè)經(jīng)濟指標(biāo)和財務(wù)指標(biāo)，通過面板門限模型方法將經(jīng)濟體貿(mào)易條件納入特定行業(yè)金融約束和FDI統(tǒng)一研究框架，分析我國FDI流動的內(nèi)在驅(qū)動力及其特定的門限效應(yīng)和區(qū)間特征。在此基礎(chǔ)上，集中解釋貿(mào)易條件、金融約束和外商直接投資的潛在內(nèi)生關(guān)系，從而發(fā)掘金融約束如何深刻改變經(jīng)濟體行業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方向和國際資本流向。

二、文獻綜述

傳統(tǒng)Heckscher-Ohlin-Mundell模型將微觀貿(mào)易理論有效的嵌入宏觀經(jīng)濟分析，不僅包含跨地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和商品流通機制，而且包含宏觀資本要素，為將企業(yè)融資約束納入外商直接投資與貿(mào)易開放研究框架提供了系統(tǒng)性理論媒介和關(guān)鍵性工具。但是根據(jù)這一理論，在不考慮貿(mào)易摩擦條件下，國際分工具備促使全球要素價格均等化的潛在作用，對于資本稀缺的新興與發(fā)展中經(jīng)濟體貿(mào)易開放與國際資本流動完全不相關(guān)。Dunning從企業(yè)利潤最大化角度提出國際直接投資理論，從國家和產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢證明國際貿(mào)易和外商直接投資之間存在替代關(guān)系［1］。

此外，Kojima提出邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論，認為國際貿(mào)易與外商直接投資是互補關(guān)系，而不是替代關(guān)系，指出對外直接投資應(yīng)從東道國已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢的產(chǎn)業(yè)（稱為“邊際產(chǎn)業(yè)”）依次進行，F(xiàn)DI目的國與東道國生產(chǎn)技術(shù)差距越小越容易加速傳統(tǒng)生產(chǎn)技術(shù)退化，國際貿(mào)易與外商投資之間是相輔相成的［2］。Rajan和Zingales將金融市場環(huán)境納入傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論提出金融比較優(yōu)勢理論，研究結(jié)論證明在勞動力數(shù)量、市場制度等其他控制條件不變情況下，不同國家差異化的金融體系會降低企業(yè)跨境融資成本，國際貿(mào)易與FDI不僅存在替代性，在一定條件下還存在互補性［3］。Eicher撰文指出貿(mào)易條件的改善有助于加劇國內(nèi)和國際市場競爭，從而促使外向型企業(yè)不得不擴大投融資規(guī)模，依靠規(guī)模優(yōu)勢獲得超額回報［4］。相反結(jié)論同樣存在，Serven研究指出如果經(jīng)濟體金融市場不完善，貿(mào)易開放可能導(dǎo)致人力和資本無法得到充分利用，經(jīng)濟資源集中于價值鏈的中低端而無法推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)向全球價值鏈高端邁進［5］。無獨有偶，Svalery和Vlachos基于OECD國家面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進行回歸分析，結(jié)果顯示發(fā)達經(jīng)濟體之間專業(yè)化分工能力與本國金融市場發(fā)展程度具有高度密切的關(guān)系，金融約束的放松和金融發(fā)展有利于行業(yè)比較優(yōu)勢的形成和專業(yè)化生產(chǎn)［6］。Nunn和Trefler更加強調(diào)國內(nèi)制度因素是國際貿(mào)易中比較優(yōu)勢的重要來源，其理論證明了各國制度因素與傳統(tǒng)要素稟賦在行業(yè)比較優(yōu)勢中發(fā)揮相同的作用，進一步提出貿(mào)易開放對國內(nèi)制度的影響是經(jīng)濟體通過貿(mào)易獲得長期收益的唯一途徑［7］。他們的研究結(jié)論為當(dāng)前貿(mào)易新形勢下金融約束對外商直接投資影響的相關(guān)研究提供了重要分析基礎(chǔ)。

國內(nèi)學(xué)者也對我國金融發(fā)展與外商直接投資關(guān)系進行了深入研究。張軍、郭為研究認為由于我國缺乏完善金融體制，民營企業(yè)需要足額實物資產(chǎn)獲得抵押貸款［8］?？鐕就ㄟ^外商直接投資渠道與民營企業(yè)相結(jié)合后，不僅可以有效實現(xiàn)外部交易內(nèi)部化，而且增加了企業(yè)實物資產(chǎn)的存量，從而降低國際貿(mào)易頻率和部分市場融資成本。包群、陽佳余基于我國凈出口率、Michaely指數(shù)以及Blassa顯性比較優(yōu)勢3種指標(biāo)衡量工業(yè)制成品區(qū)域比較優(yōu)勢，同時根據(jù)當(dāng)?shù)亟鹑谑袌鲆?guī)模、效率及期限結(jié)構(gòu)等特征構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)，實證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平較高的地區(qū)能夠通過降低工業(yè)制成品企業(yè)融資成本獲得國際貿(mào)易中比較優(yōu)勢［9］。鄧娟通過比較分析1985—2011年36個行業(yè)中美貿(mào)易數(shù)據(jù)，從兩國金融發(fā)展差異性角度研究中美貿(mào)易如何影響FDI問題，得出金融摩擦和兩國貿(mào)易摩擦程度的提高會顯著影響美國對中國制造業(yè)的直接投資，從而阻礙了中國對美國的制造業(yè)出口，加劇了中美貿(mào)易失衡的結(jié)論［9］。何宜慶、楊瓊基于2000—2014年長江經(jīng)濟帶11個省市的數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)回歸分析FDI與金融集聚的關(guān)系，實證研究認為我國應(yīng)當(dāng)進一步提升金融市場的開放程度，引導(dǎo)FDI在不同地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)間的科學(xué)分布和優(yōu)化配置，培育全方位對外開放新優(yōu)勢［11］。

從目前研究文獻來看，大部分學(xué)者從宏觀角度單獨分析貿(mào)易開放或金融發(fā)展對經(jīng)濟體外商直接投資的影響關(guān)系。本文將經(jīng)濟體金融約束與貿(mào)易條件統(tǒng)一納入到外商直接投資流動的研究框架，著重分析不同行業(yè)金融約束如何作用于國際金融市場參與主體，使其在資本籌集、生產(chǎn)和貿(mào)易過程中的決策機制與完全市場條件產(chǎn)生一定差異。同時引入外部沖擊，重點觀察在貿(mào)易保護主義抬頭、各國比較優(yōu)勢變化和出口戰(zhàn)略調(diào)整的背景下，外商直接投資與不同行業(yè)的聯(lián)系方式以及擴張和收縮的動力，并考察金融約束在這一過程中所發(fā)揮的主導(dǎo)作用。

三、理論模型構(gòu)建

為了從不同行業(yè)貿(mào)易條件發(fā)掘金融約束對于外商直接投資的主要機理，本文參考比較優(yōu)勢理論的決定因素構(gòu)建如下理論模型。

（一）模型環(huán)境

假設(shè)經(jīng)濟體采用資本和勞動力兩類要素生產(chǎn)兩種商品，分別命名為商品1和商品2。兩種商品生產(chǎn)函數(shù)均為柯布道格拉斯形式：

其中Ki和Li分別表示生產(chǎn)商品i時資本和勞動力數(shù)量，Z為?？怂怪行约夹g(shù)進步。商品生產(chǎn)的參與主體分別由企業(yè)家、貸款人和勞動力組成。其中由企業(yè)家提供的自籌資金和貸款人提供的信貸資金占資本總量的比例分別為μ和1-μ。

假定資本市場普遍存在的金融約束對于不同商品生產(chǎn)具有非對稱影響效應(yīng)，當(dāng)商品2在生產(chǎn)經(jīng)營過程中出現(xiàn)資本短缺，所有生產(chǎn)商品2的企業(yè)都將盡最大能力籌集資本，此時金融市場上資本要求回報率為δ。相反，如果商品1在經(jīng)營過程中出現(xiàn)資本短缺，那么金融約束對于企業(yè)生產(chǎn)進程的影響就相對復(fù)雜，主要原因在于：（1）只有商品1的生產(chǎn)者知道如何經(jīng)營（即企業(yè)家才能在生產(chǎn)過程中尤為重要）。（2）由于大部分生產(chǎn)商品1的企業(yè)受制于有限擔(dān)保導(dǎo)致融資規(guī)模有限，并且固定資產(chǎn)投資具有不可逆性，如果其項目投資建設(shè)之后難以為繼，就意味企業(yè)債務(wù)違約的可能性極大提升。假設(shè)違約事件發(fā)生，貸款人可以獲得的固定資產(chǎn)比例為φ∈(0,1)，因此在商品1所在產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)企業(yè)家受到的金融約束為Ii≤θKi=θK。此時，信貸乘數(shù)θ=1/(1-φ)＞1，即抵押物價值與信貸乘數(shù)正相關(guān)。假定消費者商品偏好為柯布道格拉斯形式，兩類商品消費占比分別為η和1-η。顯然，如果信貸乘數(shù)足夠大，那么兩類流向商品生產(chǎn)的資金規(guī)模占比將與商品消費占比相同。此時，商品1所在行業(yè)未受到金融約束。我們更加關(guān)注信貸乘數(shù)下降至行業(yè)面臨金融約束的臨界值，該臨界值以下足以導(dǎo)致經(jīng)濟體均衡發(fā)生改變，即：

當(dāng)不等式（2）滿足時，商品1所在行業(yè)金融約束收緊，平均總投資規(guī)模為θK。其中[ ]θ-1]K的資金規(guī)模來自借款，占比為：

這里強調(diào)企業(yè)家將所有能夠獲取的資本要素投入到商品1的生產(chǎn)當(dāng)中，而不作為單純的資金供給者經(jīng)營其他業(yè)務(wù)，這是形成市場均衡的重要前提。由于勞動力要素的分配依據(jù)其邊際產(chǎn)品價值，生產(chǎn)函數(shù)及（3）式聯(lián)合得到相對價格：

其中相對價格小于1的原因仍然在于金融約束滿足不等式（2）。商品1所在行業(yè)面臨的金融約束并沒有扭曲勞動力資源在行業(yè)間的分配，而是促使資本向商品2所在行業(yè)轉(zhuǎn)移，從而導(dǎo)致商品2產(chǎn)能過剩。由此，金融約束越高的行業(yè)，其商品相對價格越低。資本邊際產(chǎn)出和商品生產(chǎn)情況共同決定實際資本回報率，即：

上述方程聯(lián)立（4）式可以得到：

根據(jù)（5）式和（6）式，無論是名義資本回報率還是實際資本回報率均為信貸乘數(shù)的增函數(shù)，由此可見，封閉經(jīng)濟體在其他條件相同的均衡情況下，金融約束寬松的行業(yè)商品相對價格以及資金實際回報率較高。

（二）開放經(jīng)濟體均衡

為了強調(diào)金融發(fā)展在貿(mào)易和資本流動方面的重要作用，本文假定參與外商直接投資的東道國f與本國h要素稟賦相似，消費者偏好相同，生產(chǎn)者具備相同的技術(shù)條件并以同樣比例投入資本和勞動要素，唯一差異性在于行業(yè)規(guī)模和金融約束程度，即FDI東道國金融約束程度低于本國。當(dāng)兩國不存在商品貿(mào)易時，在各自均衡條件下可以得到東道國相對價格和實際資本回報率要低于本國。本國市場條件與東道國相差如此之大以至于東道國商品相對價格的決定因素并不受本國影響，即：

不等式（7）表明東道國金融約束也處于緊縮狀態(tài)。若封閉經(jīng)濟體均衡條件下，金融約束較為寬松行業(yè)的商品相對價格以及資金實際回報率較高，那么當(dāng)該國商品向全球市場開放，其相對價格將顯著提高。均衡條件下不同商品的勞動力邊際產(chǎn)品價值仍然相等，但是勞動力要素在不同行業(yè)間的配置不再與封閉條件下商品市場出清時保持一致。這是國際貿(mào)易在該模型當(dāng)中呈現(xiàn)的重要特點：經(jīng)濟體生產(chǎn)要素在不同行業(yè)之間的配置與當(dāng)?shù)匦枨髮崿F(xiàn)脫鉤。這意味本國商品面對的相對價格成為外生變量，因此商品1所在行業(yè)勞動力市場條件為：

當(dāng)商品1所在行業(yè)金融約束收緊時，行業(yè)內(nèi)勞動要素規(guī)模是相對價格p的減函數(shù)和金融發(fā)展程度θ的增函數(shù)。國際貿(mào)易使得本國相對價格下降的趨勢減緩，勞動力資源流向金融約束相對寬松的商品2所在的行業(yè)當(dāng)中，因此本國主要出口具有比較優(yōu)勢的商品2①顯而易見，只有當(dāng)θf＞θ時本國對于商品2的出口規(guī)模才為正數(shù)。。根據(jù)（3）式和（8）式，商品2的實際資本回報率為：

開放經(jīng)濟體資本回報率主要由金融約束較低行業(yè)的資本邊際產(chǎn)品決定，但是商品貿(mào)易對于資本回報率的影響與行業(yè)內(nèi)資本勞動比例密切相關(guān)。如（8）式所述，商品1相對價格上升促使該行業(yè)勞動力資源流出，而行業(yè)資本規(guī)模維持不變，從而商品1所在行業(yè)的人均資本規(guī)模上升，相反商品2所在行業(yè)的人均資本規(guī)模下降。因此，商品2所在行業(yè)的資本要素邊際產(chǎn)品提高，這表明δ也是隨著相對價格p的提高而上升②該結(jié)論的另一種表達方式是貿(mào)易開放降低了本國生產(chǎn)商品1的企業(yè)家的溢價水平（即λ與p負相關(guān)）。實際上，本國所有企業(yè)家總資本回報率R=δ+λθ也一定與相對價格p負相關(guān)。。即如果東道國的資本規(guī)?？偭看笥诒緡也煌唐匪谛袠I(yè)金融約束異質(zhì)，那么貿(mào)易條件惡化將不利于本國實際資本回報率的提升。只要本國任一行業(yè)的金融約束相對其他行業(yè)較低，貿(mào)易條件的改善就可以幫助降低金融約束對于經(jīng)濟體整體回報率的負面影響。這有助于理解相對價格相似而金融發(fā)展程度不同經(jīng)濟體之間資本回報率所表現(xiàn)的不同特性。

正如大部分國際貿(mào)易理論所述，商品可以通過跨境貿(mào)易在國際自由流動，但是生產(chǎn)要素由于各種限制性因素難以完全自由流動。我們可以將商品所在行業(yè)的貿(mào)易條件納入基礎(chǔ)模型進行比較分析說明資本流動的驅(qū)動力，假定商品1貿(mào)易成本為0，但是商品2的貿(mào)易行為是禁止性的。此時本國無法發(fā)揮行業(yè)比較優(yōu)勢，均衡狀態(tài)與封閉條件無異。根據(jù)（6）式可以得到此時δf＞δh。盡管本國和東道國擁有同樣的資本勞動比率，但是東道國的資本收益率顯著高于本國，企業(yè)家更加傾向?qū)①Y本要素轉(zhuǎn)移回東道國。從量化角度分析，那么回流東道國的外商直接投資規(guī)模占資本總量的比例F-由下式?jīng)Q定：

上述表達式表明資本流出占比與國外金融約束負相關(guān)，與本國金融約束正相關(guān)。因此，本國商品1所在行業(yè)的金融約束程度與東道國差距越大，回流東道國的外商直接投資規(guī)模越高。當(dāng)兩種商品都不存在貿(mào)易壁壘的情況下，國際市場上不同商品所在行業(yè)金融約束程度的異質(zhì)性問題仍然在本文研究框架內(nèi)。當(dāng)人力資本流動受限制時，本國和東道國均衡狀態(tài)時的資本回報率表現(xiàn)為δf＞δh。此時外商直接投資將會從東道國流向本國，而且由于本國金融約束程度較高的行業(yè)資本配置上限為μθhK，因此流向本國的外資大部分將進入到商品2所在的行業(yè)中，資本回報率使得外商直接投資流動占資本總量比例由以下條件決定：

當(dāng)本國金融發(fā)展程度接近東道國時，兩國間資本流動趨緩。通過理論模型推導(dǎo)，我們認為封閉條件下的無約束市場環(huán)境中，企業(yè)家自籌資金與投資者借貸資金是完全替代關(guān)系，且雙方都獲得平均資本收益率。但是當(dāng)金融約束收緊時，企業(yè)家自籌資金變得相對稀缺，從而獲得比平均資本回報率更高的溢價水平。當(dāng)某一商品所在行業(yè)金融約束程度較高，資本傾向于流向其他金融約束程度較低的行業(yè)；開放條件下，原本市場價格機制和投融需求間的均衡被打破，貿(mào)易條件與金融約束共同作用于異質(zhì)性行業(yè)的參與主體，包括跨國企業(yè)、金融機構(gòu)以及外向型企業(yè)在內(nèi)的各種投資和貿(mào)易決策。經(jīng)濟體商品相對價格的引入深刻改變了金融約束對于資本流動的直接效應(yīng)，是影響經(jīng)濟體比較優(yōu)勢的重要因素。即使外商直接投資東道國的資本富裕程度較高，如果行業(yè)的資本勞動替代彈性較低，那么金融約束收緊也會導(dǎo)致其商品相對價格相較于對象國趨于下降。反之，外商直接投資對象國的資本富裕程度較低，金融約束相對較低的行業(yè)同樣能表現(xiàn)出較強的比較優(yōu)勢，隨著該行業(yè)內(nèi)商品相對價格提高而產(chǎn)生的國際貿(mào)易，進一步促進外商直接投資的流入。同時，由于資本流動使得兩個經(jīng)濟體相對價格趨同，資本回報率趨同。貿(mào)易條件改善有助于資本流向金融約束較強的經(jīng)濟體，從而使得貿(mào)易開放和資本內(nèi)流成為相互促進循環(huán)模式。

盡管上述研究框架主要聚焦于金融約束對于外商直接投資的影響，但是行業(yè)貿(mào)易摩擦也很容易納入上述模型。我們假設(shè)商品1所在行業(yè)不存在貿(mào)易摩擦，而東道國對于從本國進口的商品2征收比例為τ∈(0,1)τ∈(0,1)的稅賦。同樣的也可以假設(shè)貿(mào)易摩擦發(fā)生在商品1所在行業(yè)，相當(dāng)于本國對于進口商品征收進口關(guān)稅。無論在哪種情況下，交易成本如果上升，意味著一定程度上貿(mào)易環(huán)境的惡化，相對價格變?yōu)閜f(1-τ)而非pf，貿(mào)易摩擦對本國商品相對價格的影響是單調(diào)的。由于經(jīng)濟體資本回報率與相對價格呈正相關(guān)關(guān)系，因此存在一個貿(mào)易摩擦闕值當(dāng)貿(mào)易摩擦程度高于闕值時，國內(nèi)資本回報率顯著低于國外，反之則反是。

只有商品和資本跨國間同時自由流動才能形成要素價格的趨同性，因此商品和資本自由流動是要素價格趨同的必要條件，國際貿(mào)易和資本流動在金融約束較強的經(jīng)濟體仍可以是相互促進的。模型框架顯示貿(mào)易條件與外商直接投資流動的互補性是如此之強，以至于貿(mào)易摩擦的提高很有可能扭轉(zhuǎn)資本流動的方向。外商直接投資流入規(guī)模會根據(jù)不同經(jīng)濟體貿(mào)易成本的高低增加或減少，更重要的是由于貿(mào)易壁壘較高的行業(yè)，其資本配置不受跨國間貿(mào)易和資本流動的影響，因此資本流動必然會擴大直接投資東道國的比較劣勢，同時降低投資對象國的比較優(yōu)勢，從而減少跨國間資本流動規(guī)模。相反，當(dāng)貿(mào)易摩擦減小時，資本傾向于從東道國比較劣勢的行業(yè)流向?qū)ο髧哂斜容^優(yōu)勢的行業(yè)，從而大大緩解國際資本對象國和東道國之間實際收益率的收斂速度，仍然有可能吸引國際資本的持續(xù)流入。最后，值得注意的是，由于貿(mào)易壁壘使得要素價格即使在外商直接投資不存在障礙時也無法呈現(xiàn)均等條件，因此貿(mào)易壁壘也會使得金融約束較強經(jīng)濟體的工資率維持在低水平上，外商直接投資的不穩(wěn)定性會隨著貿(mào)易壁壘的上升而進一步增強。

四、實證模型與策略

（一）數(shù)據(jù)樣本選擇

本文數(shù)據(jù)采用按照我國國民經(jīng)濟行業(yè)分類的2011年至2017年月度行業(yè)經(jīng)濟指標(biāo)和財務(wù)指標(biāo)。其中，行業(yè)經(jīng)濟指標(biāo)包含外商直接投資實際利用金額、固定資產(chǎn)投資金額（為了避免重復(fù)計算，本文將FDI從固定資產(chǎn)投資中扣除）以及進出口貿(mào)易指數(shù)；行業(yè)財務(wù)指標(biāo)包括行業(yè)銷售收入、利息支出、流動資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率、利潤率以及負債率。通過對比分析按照行業(yè)分類的外商直接投資實際利用數(shù)據(jù)和進出口貿(mào)易指數(shù)數(shù)據(jù)，本文最終選取采礦業(yè)、紡織業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備和計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)七大行業(yè)作為研究對象。受制于行業(yè)數(shù)據(jù)的可得性并避免出現(xiàn)選擇性偏誤，本文將七大行業(yè)統(tǒng)一作為截面樣本納入面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進行實證研究。時間樣本之所以選擇從2011年開始，一方面是因為2011年以后全球經(jīng)濟開始擺脫金融危機進入緩慢復(fù)蘇階段，另一方面一些反映行業(yè)金融發(fā)展的重要指標(biāo)（如負債率）自2011年才能夠獲取。上述所有行業(yè)經(jīng)濟指標(biāo)來源于國家統(tǒng)計局，行業(yè)財務(wù)指標(biāo)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫，經(jīng)過篩選匹配后總計得到588個行業(yè)月度觀測值。

（二）變量定義與實證模型

根據(jù)理論模型提出的研究假說，本文將行業(yè)貿(mào)易條件納入金融約束對經(jīng)濟體外商直接投資的實證分析①常用的貿(mào)易條件有3種不同的形式：價格貿(mào)易條件、收入貿(mào)易條件和要素貿(mào)易條件，其中價格貿(mào)易條件最有意義，通常貿(mào)易條件用該時期內(nèi)出口價格指數(shù)與進口價格指數(shù)之比來表示。。同時考慮到行業(yè)金融發(fā)展水平與固定資產(chǎn)投資規(guī)模，盈利能力等行業(yè)個體特征變量存在明顯的相關(guān)關(guān)系，故本文還在實證模型中加入相應(yīng)控制變量，因此外商直接投資規(guī)模由如下變量決定：

其中fdi_yit為行業(yè)i在t期的外商直接投資實際利用金額月度同比數(shù)據(jù)，該指標(biāo)與貿(mào)易指數(shù)相對應(yīng)，表示我國不同行業(yè)外商直接投資波動情況；inv_yit為固定資產(chǎn)投資月度同比數(shù)據(jù)，用于反映行業(yè)投資需求；進口商品數(shù)量指數(shù)imp_yit和出口商品數(shù)量指數(shù)exp_yit反映當(dāng)經(jīng)濟體面對特定行業(yè)貿(mào)易摩擦或貿(mào)易壁壘時，貿(mào)易規(guī)模影響外商直接投資變化的方向和程度；totit為特定行業(yè)貿(mào)易條件，表示所屬行業(yè)商品在國際貿(mào)易市場上的競爭力；debit為平均資產(chǎn)負債率，該指標(biāo)重點反映行業(yè)所受金融約束的平均值，以說明行業(yè)金融發(fā)展?fàn)顩r；wit為一系列反映行業(yè)財務(wù)特征的控制變量，其中rev_yit為銷售收入月度同比指標(biāo)，用于控制行業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的變動；int_yit為利息支出月度同比指標(biāo)，用于反映不同行業(yè)融資成本的變動；curit為流動資產(chǎn)與總資產(chǎn)比率，反映行業(yè)流動性狀況；proit為行業(yè)平均利潤率，用于控制不同行業(yè)盈利能力。從模型角度看，外商直接投資的波動取決于行業(yè)貿(mào)易開放、金融發(fā)展以及財務(wù)特征等事前指標(biāo)，而外商直接投資事后條件與事前條件的差異可以被認為是誤差項，包括生產(chǎn)效率沖擊、金融摩擦限制和宏觀政策條件等，從而在（1）式中引入誤差項εit～iid(0,σ2)。上述各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

（三）實證結(jié)果分析

為了進一步考察進口商品規(guī)模和出口商品規(guī)模分別對于外商直接投資的影響，同時將貿(mào)易條件相應(yīng)調(diào)整為進口價格指數(shù)和出口價格指數(shù)，從而觀察進出口商品價格變化在模型中起到作用，我們將模型（1）拓展為模型（2）和模型（3）：

正確設(shè)定模型和估計參數(shù)之前，需要對各個面板數(shù)據(jù)序列進行單位根檢驗。本文應(yīng)用LLC、IPS以及Fisher—ADF進行面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗，檢驗回歸式中同時包括常數(shù)項和趨勢項。通過表2的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果，可以看出模型（2）和模型（3）中的回歸變量均平穩(wěn)，因此將各變量一起納入回歸模型。

1．模型初步估計

根據(jù)Hausman檢驗應(yīng)采用固定效應(yīng)或是隨機效應(yīng)的計量結(jié)果，本文待估計模型均應(yīng)該采取固定效應(yīng)形式。因此，我們采用固定效應(yīng)對模型1、模型2和模型3進行初步靜態(tài)回歸分析，結(jié)果如表3所示。

2．內(nèi)生性問題

在表3初步估計結(jié)果中，盡管固定效應(yīng)估計能夠控制未觀測到的行業(yè)個體效應(yīng)，從而得到參數(shù)的一致性。但是，固定效應(yīng)估計要求解釋變量與隨機擾動項無關(guān)，即存在解釋變量外生性假定。根據(jù)經(jīng)濟運行的實踐經(jīng)驗，貿(mào)易條件和金融約束作為本文實證模型中的核心解釋變量可能存在內(nèi)生性問題。為了提高估計結(jié)果的有效性，同時緩解模型內(nèi)生性問題可能導(dǎo)致的偏誤，我們借鑒葛揚和岑樹田面板工具變量法（IV）克服內(nèi)生性問題來證實估計結(jié)果的穩(wěn)健性［12］，回歸情況詳見表4。

表1 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性（單位根）檢驗

表4 考慮內(nèi)生性問題的面板工具變量法

表3 靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

3．門限效應(yīng)估計

不同模型回歸結(jié)果均顯示行業(yè)金融約束和出口商品規(guī)模變化對于FDI變動呈現(xiàn)顯著影響關(guān)系。與此同時，根據(jù)模型2和模型3，進口商品價格指數(shù)和出口商品價格指數(shù)對于行業(yè)FDI的變動均呈現(xiàn)顯著正向作用，但是模型1的回歸結(jié)果顯示貿(mào)易條件似乎不存在顯著關(guān)系。這也許是兩類指數(shù)同時存在正負兩種相反效應(yīng)的結(jié)果，也表明模型可能存在的門限結(jié)構(gòu)和非線性關(guān)系，采用進出口商品價格指數(shù)作為門限變量可能是非常重要的。因此模型2和模型3可以拓展為兩階段門限回歸為：

其中yit為被解釋變量fdiit，zit為一系列解釋變量，相應(yīng)系數(shù)向量為θ’j，j=1,2。根據(jù)上述理論模型，本文選取imp_p和exp_p分別作為模型2和模型3外生門限變量qit，門限值為γ∈Γ，其中Γ為it密切相關(guān)的一系列子集。該模型滿足回歸系數(shù)在兩種框架下相互轉(zhuǎn)化，當(dāng)qit高于或者低于未知門限值γ，回歸系數(shù)值相應(yīng)變換為θ’1和θ’2，門限變量也作為解釋變量被納入門限模型。根據(jù)以上估計方程，門限值γ可以通過最小化誤差平方和（SSE）的集中度來實現(xiàn)，一旦獲得參數(shù)值γ?，系數(shù)估計值就能通過θ?=θ?（γ?）實現(xiàn)。Hansen使用極大似然法檢驗門限值［13］，對應(yīng)似然比檢驗統(tǒng)計量為 LR(γ )=S1(γ )-S1(γ?)/δ?2其中，S1(γ?)和δ?2分別為原假設(shè)下進行參數(shù)估計后得到的殘差平方和與殘差方差。

考慮到外商直接投資具有明顯的滯后效應(yīng)，傳統(tǒng)的動態(tài)模型分析可能存在嚴(yán)重的內(nèi)生性，從而導(dǎo)致技術(shù)有偏且估計結(jié)果不一致。為了將滯后一期被解釋變量納入模型，本文采用Hansen介紹的包含內(nèi)生變量和外生門限變量的面板數(shù)據(jù)模型［24］。與靜態(tài)面板數(shù)據(jù)門限回歸模型有所不同，含有內(nèi)生解釋變量的模型結(jié)構(gòu)需要對內(nèi)生變量進行處理，然后通過兩階段最小二乘法（2SLS）或廣義矩估計（GMM）對參數(shù)θ’1和θ’2進行分析。對于門限效應(yīng)的有效性檢驗，Hansen通過自舉法（Bootstrap）重復(fù)抽取樣本［24］，避免冗余參數(shù)對似然比（LR）統(tǒng)計量漸進分布的影響，最終獲得門限效應(yīng)顯著性檢驗的概率值。為了確定面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是否存在兩個及以上門限值，繼續(xù)重復(fù)上述檢驗過程，直到對應(yīng)門限效應(yīng)不顯著為止。本文以行業(yè)金融約束為核心變量分別對進口商品和出口商品價格指數(shù)進行門限估計。在500次自重復(fù)抽樣后，非線性門限模型呈現(xiàn)了一些如表5所示的有趣的結(jié)果：商品價格指數(shù)對金融約束和外商直接投資確實存在顯著門限效應(yīng)，進口價格指數(shù)存在一個門限值為110.9；出口價格指數(shù)存在雙重門限，兩個門限值分別為112.0和114.1。圖1和圖2分別給出進口價格指數(shù)和出口價格指數(shù)門限值的似然比（LR）統(tǒng)計量序列，中間的虛線表示95%置信度的臨界值，當(dāng)統(tǒng)計量序列落入?yún)⒖贾狄韵?，說明門限值顯著存在，也驗證了理論研究假設(shè)的合理性。

4．面板門限回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

在證實商品價格指數(shù)存在門限效應(yīng)后，本文基于模型（2）和模型（3）進行面板門限模型估計。與此同時，為了增強估計結(jié)果的穩(wěn)健性，我們借鑒Huang和Lin的方法［25］，通過逐一加入控制變量進行檢驗估計，進一步說明金融約束與外商直接投資的面板門限模型估計的穩(wěn)健性，結(jié)果如表6所示。

在表6中，模型2和模型3分別逐一加入行業(yè)財務(wù)特征的控制變量。根據(jù)不同模型下第（1）列至第（4）列結(jié)果對比分析可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的顯著性和影響系數(shù)變化較小，其他控制變量作用方向和顯著性沒有明顯改變。這說明行業(yè)金融約束與外商直接投資的非線性關(guān)系是穩(wěn)健的，金融約束放松對于行業(yè)外商直接投資的正向增加均呈正相關(guān)影響，并且會隨著進出口商品價格指數(shù)的變化而變化。當(dāng)進口價格指數(shù)低于門限值110.9時，金融約束對于外商直接投資變動的影響系數(shù)為14.74，而當(dāng)進口價格指數(shù)高于這一水平時，影響系數(shù)提高為17.67。與進口價格導(dǎo)致金融約束影響效應(yīng)單調(diào)遞增門限特征不同，出口價格導(dǎo)致金融約束影響系數(shù)呈倒U形分布。當(dāng)出口價格指數(shù)低于112.0時，金融約束對于外商直接投資變動的影響系數(shù)為9.06；當(dāng)出口價格指數(shù)高于114.1時，金融約束的影響系數(shù)為8.84；當(dāng)出口價格指數(shù)介于兩者之間時，金融約束的影響系數(shù)達到最大值18.09。此外，商品進口規(guī)模對于外商直接投資的變動沒有出現(xiàn)顯著作用，但是出口商品規(guī)模對于外商直接投資的穩(wěn)定能在一定程度上起到積極作用。理論分析中，行業(yè)資本總量中的外商直接投資占比表示存量規(guī)模，而在實證分析中更加遵循行業(yè)FDI的流量屬性。盡管進口價格指數(shù)與出口價格指數(shù)的門限調(diào)節(jié)作用，都沒有導(dǎo)致外商直接投資“逆轉(zhuǎn)”，但這在根本上并不與理論研究相悖?？傮w來看，實證分析結(jié)果證明貿(mào)易條件存在門限效應(yīng)，能夠用來調(diào)節(jié)金融約束對行業(yè)FDI的影響。當(dāng)進口導(dǎo)向的行業(yè)貿(mào)易條件惡化時，金融約束的放松對于外商直接投資的吸引力會有效增強；當(dāng)出口導(dǎo)向行業(yè)貿(mào)易條件改善時，金融約束小幅度精確調(diào)整能夠有效吸引外商直接投資。

表5 商品價格指數(shù)門限估計值

圖1 進口價格指數(shù)單一門限估計值和置信區(qū)間

圖2 出口價格指數(shù)雙重門限估計值和置信區(qū)間

表6 門限模型估計與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

金融約束和貿(mào)易條件是影響經(jīng)濟體比較優(yōu)勢的重要因素，當(dāng)以進出口商品價格來區(qū)分不同行業(yè)時，行業(yè)金融約束程度和經(jīng)濟體外商直接投資規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。盡管發(fā)展中經(jīng)濟體面對的國際貿(mào)易環(huán)境可能出現(xiàn)惡化，但是一些行業(yè)金融約束放松將大大緩解外商直接投資對象國和東道國之間實際收益率的收斂速度，仍然有可能吸引外商直接投資的持續(xù)流入。

另外，本文基于跨行業(yè)面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和工具變量的使用模擬我國不同行業(yè)貿(mào)易條件和金融約束程度。研究發(fā)現(xiàn)在開放戰(zhàn)略格局下，面板門限模型可以解釋中國2011年以后外商直接投資的內(nèi)在驅(qū)動力，并且該門限模型框架沒有割裂行業(yè)間先天異質(zhì)性的關(guān)系，同時能夠說明金融約束和貿(mào)易條件對于我國外商直接投資的流入扮演著不同的重要角色并且存在特定的區(qū)間特征。當(dāng)進口商品和出口商品價格指數(shù)均在門限值下方時，我國對于進口商品所在行業(yè)金融約束的放松會更加有效的促進外商直接投資的流入。當(dāng)出口商品價格指數(shù)越過第一門限值時，對于出口商品所在行業(yè)金融約束的放松作用會大大增強。但是在出口商品價格指數(shù)越過第二門限值時，金融約束放松作用又快速回落。

這些研究結(jié)論對于我國應(yīng)對近年來愈發(fā)嚴(yán)重的貿(mào)易保護主義具有重要的實踐意義。從表面上來看，貿(mào)易保護的邏輯在于如果逆差國主動提高貿(mào)易壁壘并加征關(guān)稅，順差國貿(mào)易數(shù)量自然會下降。但是如果全球失衡是不同地區(qū)金融約束程度高低的均衡反應(yīng)，貿(mào)易保護也許會擴大全球失衡而不是緩解。從2018年中美貿(mào)易爭端來看，即使美國針對我國的高端制造業(yè)出口商品征收25%的關(guān)稅可能導(dǎo)致通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、計算機通信及其他電子設(shè)備等行業(yè)出口商品價格指數(shù)大幅上升，但是如果我國能夠有效降低此類行業(yè)金融約束，同時按照反制措施對美加征關(guān)稅的商品清單盡量避免我國金融約束較強的行業(yè)，那么此次貿(mào)易爭端對我國外商直接投資的整體影響仍然可控?；仡櫛疚难芯績?nèi)容，由于受技術(shù)方法、數(shù)據(jù)來源等研究條件限制，本文構(gòu)建的理論模型未能納入應(yīng)對貿(mào)易保護主義的多種制度性方案，對于降低金融約束所需的綜合性金融改革也未做出更具體、更系統(tǒng)的政策建議。未來，我們將考察不同政策變量對異質(zhì)性行業(yè)外商直接投資流動的調(diào)控效應(yīng)，對于建立應(yīng)對貿(mào)易摩擦和跨境資本流動的長效機制等問題進行更加透徹的分析和挖掘。