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摘要对外直接投资受许多因素的影响，其中投资国的金融发展程度对其的影响可能是非常重要的。本文首先对金融发展对对外直接投资的影响进行分析，然后利用2003—2012年中国27个省市的省际面板数据进行实证分析，结果表明，以贷款余额占地区GDP比重衡量的金融发展深度和以私人信贷比度量的信贷资金分配市场化程度都对中国各地区对外直接投资有显著的正向影响。此外，本文还验证了一些传统变量，如经济发展水平、贸易出口、吸引外资和储蓄水平对对外直接投资的促进作用。
关键词对外直接投资面板数据金融发展
一、 引言
随着我国“走出去”战略的不断推进，在吸引外资进入的同时，政府不断鼓励有基础有能力的企业积极寻找机会投资海外。特别是2003年以来，我国对外直接投资取得了飞速发展。2012年中国对外直接投资净额为878亿美元，较2011年增长17.6%。联合国贸发会议公布的《世界投资报告》显示，2012年中国对外直接投资流量占世界的6.3%，仅次于美国和日本位列全球第三位，截止期的存量占世界2.3%，位居世界13位。然而，在看到迅速发展的同时，不应忽略我国对外直接投资仍存在的不足。这主要表现在：首先是规模严重偏小，与对外投资水平较高的美国、日本等比较还有较大差距；其次，我国已有的对外直接投资在行业选择和区位选择上存在过度集中的问题；其三，投资主体中仍以国有大型企业为主，民营企业对外投资虽在近几年得到较快发展，力量仍显不足；第四，我国对外直接投资还存在明显的地区差异，东、中、西部对外投资水平极度不平衡。地区间对外直接投资水平一定程度上的差距体现了我国对区域经济发展的思路，这种地区间的巨大差距也有可能不利于我国区域间经济的协调发展，同时也对我国“走出去”战略的进一步升级深化可能产生负面影响。
从对外直接投资的特点来看，相较国际经济活动中的出口及国际证券投资而言，它对融资规模、风险管理以及信息都提出更高的要求，而这些都离不开国内金融系统的有力支持。另外我国的对外直接投资起步较晚，即使现在仍处在相对薄弱的阶段，国内企业缺乏在国际市场上运作的经验和能力。因此中国企业走出去开展企业投资活动更需要来自国家层面的政策特别是金融政策的支持，因此，探究金融发展因素对我国对外直接投资的影响具有重要意义。
二、 文献综述
传统的国际直接投资理论，主要是从发达国家的角度来阐述一国对外直接投资的动因和条件，如海默的垄断优势理论、维农的产品生命周期理论以及巴克利等人的内部化理论等，这些理论基于其产生的背景和条件，并不能很好地解释有关发展中国家企业对外投资的动机和条件，特别是不能解释越来越多发展中国家企业对发达国家开展投资的现象。威尔斯的小规模技术理论、拉奥的技术地方化理论等对发展中国家的对外投资现象做出了一定的解释。许多学者在研究对外直接投资的影响因素时，通常从技术水平、汇率、贸易以及产出等角度进行研究，如官建成等、林治洪等运用时间序列数据从母国视角分析了人均GDP、出口、吸引外资规模、技术能力、对外贸易、人民币实际汇率和制造业职工平均工资等宏观变量对我国对外直接投资的影响。于超等则利用我国省级面板数据实证分析了贸易水平、经济发展水平、技术能力、产业结构和就业结构对我国对外直接投资的影响。
从金融发展视角出发研究对外直接投资的决定因素，国内外也有一些研究成果。如Caballero 等从资产供给角度出发，认为金融发展程度较高的国家转化为投资者红利的比例更高，且使投资者红利受到的侵蚀更小，从而能产生更大的投资收益。Mendoza 等则从资产需求入手，认为金融发展程度高的国家能够提供更为多样化、全面的保险，以充分应对对冲投资风险以及禀赋风险的冲击，所以高金融发展水平国家的消费者更倾向于持有高风险高收益的资产如FDI；而金融发展程度低的国家并不能提供足够的对冲风险的保险。郭杰等基于世界41个主要国家1995—2003年的跨国面板数据，回归分析了储蓄、公司治理和金融结构与对外直接投资的关系，他们认为，一国对外直接投资水平主要受到该国的社会总储蓄、经济发展水平以及贸易开放程度显著的正面影响。王伟等采用67个国家面板数据进行实证，发现无论是采用存量还是活跃度的金融指标都显著促进一国的对外直接投资，衡量金融发展程度的总量指标对于海外直接投资存量较小的国家影响较大，而活跃度指标对对外直接投资存量较大的国家影响更大。
分析归纳已有关于我国对外直接投资影响的母国影响因素的文献，发现在两个方面的实证研究仍较少：一是数据上多是以采用国家层面的时间序列数据为主，使用我国省级层面的面板数据进行分析的非常少；二是对影响因素的分析多以经济发展等指标为主，加入金融相关的因素变量的研究很少。基于此，本文首先对金融发展对对外直接投资的影响进行理论分析，然后运用中国对外直接投资及相关变量的省级面板数据，实证研究金融因素在我国对外直接投资中产生的影响。
三、 金融发展对对外直接投资的影响途径
金融是现代经济的核心所在，国际直接投资作为当今世界经济全球化趋势中最为重要的活动之一，无可避免地受到金融发展因素的影响。以下主要从金融提供融资和风险管理两大核心功能探析二者的紧密联系。
从融资角度来看，企业在实施“走出去”战略确定以后，通过调查、分析、研究确定投资项目，选定投资产品和投资目标地区等活动都需要大量资金成本。而确定投资方式，无论是以兼并收购还是绿地投资的方式都对企业的融资能力有巨大要求。另外从规模来看，如果进行海外投资的项目不具备相当规模则难以形成竞争优势，投资项目的盈利能力将无法保证。综上来看，企业进行对外直接投资往往在初始阶段需要大量资金，企业存在巨大融资需求。我国现代化企业发展历史较短，海外投资经营起步较晚，实力较强的都为国有大型企业，而民营企业普遍资金较少，力量单薄。因此在开展对外直接投资过程中存在诸多壁垒，最为突出的为资金的获取和风险管理方面。企业可通过内源融资和外源融资两个途径为投资进行资金筹集，其中外源融资又包括股权融资、债权融资。我国企业进行对外投资时的融资方式则过于单一，与国际顶尖公司综合熟练运用海外上市、海外发债、换股等多元化的融资手段相比，我们仍只能依靠自有资金、国内银行贷款外加少量国际银团贷款等负债方式。企业融资需要由于受到金融抑制的影响难以得到合理的满足，这就导致我国企业在对外进行直接投资时投资行业范围受到极大限制；另外资金的缺乏也是我国企业难以在国际竞争中充分发挥技术优势的重要原因，这又引致我国对外投资产业层次较低的结果。再从提供资金的金融市场一端来看，尽管我国金融市场发展迅速：资本市场得到迅速成长、债券市场逐渐成熟、金融衍生品市场获得长足进步，但仍未改变以国有大型银行以主导的金融体系。这一体系的融资方式表现为以国有大型银行的储蓄投资转化机制为主导，而这一机制无可避免地使国家对金融存在相当程度的管制，特别是利率管制。这类管制极易造成社会上不同类型企业融资成本的巨大差异，使稀有的资金资源过多流向国有产业部门和公司，而大量有活力的民营中小企业难以获得足够的融资进一步做大做强。表现在对外直接投资活动上则是只有少数能获得充足资金的国有大型企业具备走出国门进行投资的能力，而非国有、中小企业占比极低。由此分析，金融市场层次多样化、融资方式多元化、去除管制更为自由化的金融发展对于我国企业的对外直接投资存在紧密联系，而且对于我国进一步升华“走出去”战略具有重要意义。 从风险管理角度来看，本身投资活动即是放弃当前消费将资本运用于可获得增值活动以获得未来更大的回报，因此存在极大的不确定性。金融市场能够为相关活动参与者提供各类进行风险分散、风险转移和风险补偿等的金融工具。我国进行对外直接投资的企业由于自身实力较弱、对国际化运作涉入尚浅，再加上国家保障能力有待进一步提高等，往往面临较大的风险。因此建立一套完善的风险防范机制至关重要，针对面临的不同风险类型采取相应措施
四、 实证模型的设定及变量的描述
以上三个模型中，被解释变量都为取对数的中国非金融类对外直接投资流量值（lnOFDI），数据来源于中国商务统计年鉴（2003—2012年），变量的下标i表示中国各不同的省份，下标t表示不同年份。方程右边的解释变量中，a为截距常数项，b为各解释变量系数， li为各省份地区固定效应，tt为时间固定效应， εit为随机误差项。其余各解释变量分别为：
1. 金融发展因素
金融发展是指各种金融工具和金融机构的形式、性质及其相对规模代表的金融结构的变化，一国或地区的金融发展水平必然会对国内企业的对外直接投资决策产生重要影响。我国当前仍是以银行为主导的金融体系，社会融资很大程度上依然是依靠银行的储蓄贷款机制实现的。本文选取两个较有代表性且与我国对外直接投资存在较紧密联系的金融发展指标——金融发展深度和信贷资金分配市场化程度。其中，借鉴已有研究成果，本文使用各地区各类银行贷款总额占GDP比重衡量地区金融发展深度指标。另外考虑到对外直接投资所需资金的使用周期一般较长，为了对比分析及稳定性检验的需要，本文还使用中长期贷款余额代贷款指标进行了回归分析。值得注意的是，这些信贷规模指标只能从量上对金融发展水平进行衡量，考虑到我国信贷市场存在诸多类似于政府干预的倾向，有必要考察信贷资金的分配情况对对外直接投资的影响，即信贷资金如何在国企和私营部门间分配所体现的金融融资体系市场化程度可能对我国对外直接投资产生的重要影响。本文采用私人信贷比，即贷给非国有部门企业的资金占总信贷资金额的比重来衡量信贷资金分配市场化程度。在数据可得性方面，由于我国并未公布各省份企业性质的信贷资金数据，只能通过寻找其他指标代替这一变量。在现有研究中，大致有两种方法进行估计：一是参照Aziz & Duenwald的研究方法，即假定所有的银行信贷资金发放只包括国有企业和非国有企业部门，基于投资产出间的关系，再根据已有研究成果中分配给非国有企业部门的信贷资金与非国有企业部门产出间的联系，通过收集相关年份的面板数据，运用残差结构一阶自相关的固定效应面板数据方法来估计私人信贷比的替代指标。另一种方法则是考虑到国有企业或非国有企业部门获得的信贷资金与其投资额的关系，假设各个省份或地区金融机构的总信贷中分配给国有部门的信贷资金与该省份或地区中国有企业部门的固定资产投资额成正比，则私人信贷比可用（1-国有企业固定资产投资总额/全社会固定资产投资总额）表示。本文基于以下考虑采用后者：一是数据可得性和计算便利性，方法一在原始数据的基础上需要进一步的回归分析得到相应指标的估计值，对于无法保证相当准确性的原始数据容易出现更大误差；二是投资数据的变化更能体现我国私有部门经济的发展情况。
因此，在三个模型中，我们分别用LOAN代表金融机构贷款余额占GDP比重（模型1），用LLOAN代表中长期贷款余额占GDP比重（模型2），用NONA代表私人信贷比（模型3）。
2. 其他解释变量
除金融发展因素外，本文在进行实证分析时还加入其他控制变量，这些变量大多是从已有的文献中归纳而来，主要包括：经济发展水平、经济开放度、吸引外资水平、技术创新能力和储蓄水平等。
经济发展水平：根据邓宁的一国净对外直接投资的五阶段理论，一国参与国际直接投资的程度与该国经济发展水平密切关联。在实证检验方面，国内外多位学者得出对外直接投资与经济发展水平呈正相关关系，本文以取对数值的人均GDP代表经济发展水平。模型中用lnPGDP表示。
经济开放水平：对外直接投资是一国国际贸易发展到一定程度的高级表现形式，各地区对外直接投资与其经济开放程度密切相关。本文以出口与地区生产总值的比例关系衡量地区经济开放水平，模型中用EXP表示。
吸引外资水平：来自国外的FDI同样会对本国企业的对外直接投资产生重要影响，FDI可通过溢出效应、资本效应、人力资本效应和劳动工资效应等多种渠道对东道国企业进行海外直接投资发生重要影响。模型中用lnFDI表示。
技术创新能力：海默的垄断优势理论以及邓宁的所有权优势理论都认为，国内企业拥有某一方面的绝对或比较优势会促使其到海外进行投资经营以追逐更大利润。而技术创新能力是企业获得比较优势或所有权优势的重要方面之一。本文以专利申请数量衡量技术创新能力指标。模型中用lnTEC表示。
储蓄水平：我国较高的储蓄水平构成了我国对外直接投资的相较他国极其廉价的金融资本来源，储蓄水平越高，通过银行体系的储蓄投资转化机制生成的投资资本越多，相应的企业便能以更低的成本获取更高的投资资本，对我国对外直接投资能够产生促进作用。本文以各省储蓄存款度量储蓄水平，模型中用lnSAVE表示。
各个变量具体说明和数据来源见表1，本文选取的数据为2003—2012年我国27个省市的面板数据，其中贵州、甘肃、宁夏回族自治区和西藏自治区由于样本期内对外直接投资很少或没有相关数据，因此被剔除。时间跨度上选择2003—2012年，是基于以下考虑：一是数据可得性，我国从2003年才开始分省区发布相应对外直接投资数据；二是政策稳定性，我国是自2003年后才开始大力鼓励和推动国内企业的对外投资战略，相关规模从这时才开始稳步增长，而相关政策也趋于相对稳定。
五、 实证分析和结果讨论
1. 回归结果 面板数据的常用估计方法主要有固定效应模型、随机效应模型和混合面板方法，首先本文排除使用混合面板方法，因为样本数据的截面为全国几乎全部省份，并非是从大样本中选取的一个小样本，此外混合面板方法还忽略了省份间的差异性，所以得出的结果并不能很好地说明问题。至于固定效应和随机效应模型的选取问题，本文采用Hausman检验的结果进行判断。
从表2可以看出，三个模型均适用固定效应模型，使用Eviews 7.0软件进行详细的面板数据回归分析。其中模型1以各省贷款余额占GDP比重表示金融发展深度指标，作为比较再引入模型2以长期贷款占GDP比重表征金融发展深度指标。模型3为进一步分析信贷资金分配市场化程度这一指标对我国对外直接投资的影响，面板数据回归结果呈现在表3。
表3各模型回归结果
2. 结果分析
从模型1的估计结果来看，代表金融发展深度的贷款余额占GDP比重指标系数为0.007，且在10%的水平上显著，表明一个地区的金融发展水平对其海外直接投资存在较为显著的正向影响。从边际效应来看，贷款余额占GDP的比重提高一个百分点能带来对外直接投资流量0.7个百分点的增加。金融发展水平的提升的确可通过融资便利性等渠道促进我国对外直接投资规模的扩张，这与前文的理论分析及相应假设一致。
控制变量中，以人均GDP水平代表的经济发展水平影响最为明显，其系数达到2.658 9，t值检验结果显示在1%的水平上显著。表明人均GDP水平每提高1%，对外直接投资流量水平将提高2.66%。这与邓宁等的国际直接投资周期理论的预期是一致的，而诸多的研究也显示我国的对外直接投资发展水平正处在快速随经济增长而发展的第三、四阶段。这一结果也与大多数国内学者得到的实证结果（2.5%左右）基本一致。模型1的结果显示，出口占GDP的比重与对外直接投资存在显著正相关关系，这与我们前文的分析假设相符，即我国的出口贸易能够促进国内企业的对外直接投资发展。出口占GDP比值每上升一个百分点，对外直接投资水平也提高近1%。结果还表明流入我国的FDI也对我国的对外直接投资有显著的促进作用，FDI水平1个百分点的提高能够引起对外直接投资0.32%的增加。另一影响因素储蓄水平也具有一定的正向影响效应，回归系数为0.607 4，在10%的水平上显著，即地区储蓄水平增加1%可促进该地区对外直接投资水平增长0.61个百分点。比较出乎意外的结果是以发明专利申请数量代表的技术水平对对外直接投资的作用。回归结果显示，系数估计值为-0.077 9，但对应t值为-0.575 1，即便在10%的显著性水平上也无法拒绝其为0的原假设。出现这一结果的原因可能有三：一是地区内发明专利的申请数量可能并不能很好地代表该地区的技术发展水平，有待于寻求更优良的技术发展水平指标；二是技术发展水平指标所发挥的作用可能已经涵盖于人均GDP代表的经济发展水平之内；三是我国进行对外直接投资企业相应的比较优势可能较少程度来自于技术领域发展带来的核心竞争力。
模型2是选取各省长期贷款占GDP比重这一指标来衡量金融发展深度的结果。总体估计效果与模型1相差无几，核心解释变量，即以长期贷款占GDP的比值衡量的金融发展深度，系数提高至0.012 8，近乎为模型1的两倍，显著性有明显的提升，t值为2.579 4，即在1%的水平上显著。此结果表明，以长期贷款占GDP的比值更能解释金融发展对我国对外直接投资的影响，长期贷款占GDP比值提升1%将可引致对外直接投资水平增长1.28%。控制变量的回归结果也略有变化，经济发展水平的系数变化不大，模型2估计值为2.37；出口水平占GDP比重和储蓄水平的影响有所增大且显著性都有一定增强；外商直接投资变量影响效果则呈下降趋势，系数变为0.248 8，而技术水平指标并无多大改观，结果仍与模型1的估计相仿，估计值为负且不显著。
模型3代表的是信贷资金分配市场化程度对我国对外直接投资的影响，这一指标可视为金融发展的结构性指标。总体估计具有良好性态，调整后的可决系数达到0.923 7，即该模型能够解释我国对外直接投资变化的92.37%，D.W值为1.953 0，模型不存在明显的自相关性，F统计量为102.698 7，模型总体显著。核心解释变量——私人信贷比，估计系数为0.026 1，t统计量为2.582 2，即估计结果在1%的显著性水平上显著。由此可见，地区信贷资金的分配结构情况与对外直接投资存在紧密联系，信贷资金分配向非国有经济倾斜越多，越能提高该地区的对外直接投资水平。非国有经济部门的企业获得的贷款每增加1个百分点能带来对外直接投资水平2.61个百分点的提升。据此结果，我们认为，自2003年以来，我国的对外直接投资主体中非国有经济成分的企业活跃度逐渐提升，对对外直接投资的贡献程度也不断提高，所以在非国有经济获得的资金资源越来越多的情况下，对外直接投资水平有明显的提升。与模型1或2的金融发展深度指标的估计系数相比，我们认为，我国金融结构的发展优化在促进对外直接投资成长壮大方面具有良好的效果。控制变量中与模型1相比变化较大的为经济发展水平的影响效果，系数由2.66%下降至1.51%，下降超过1个百分点。可能的解释是模型1未能考虑到金融结构的发展优化对对外直接投资的影响作用可能藉由GDP水平的提高发挥作用，而在模型3分离出这一影响后，以人均GDP水平衡量的经济发展水平的影响程度便有所减弱。另外储蓄水平的估计结果系数值有较大提高并且在显著性上有较明显的改善，地区储蓄水平提高1%可刺激对外直接投资增加1.4个百分点，估计结果在1%的显著性水平上显著。模型其他控制变量在系数数量级与显著性上与模型1基本一致。
3. 稳健性检验
对外直接投资的发展总是离不开一国经济水平的提高，细数当前对外直接投资水平位居世界前列的国家的发展历程，其OFDI水平都是随着国内经济发展水平的提高不断上升的。在邓宁提出的对外直接投资发展周期理论中，更是强调发展中国家的对外直接投资倾向取决于该国家所处的经济发展阶段。我国多数省份仍处于发展中地区水平，有理由猜想以GDP水平测度的经济发展程度对国内各地区的对外直接投资存在决定性影响。而在前文的实证回归中并未控制各省GDP规模这一变量，因此得到的结果可能存在一定偏差。因此，我们将以各地区对外直接投资水平占GDP比重的对数，替换前面单纯以OFDI流量规模的对数作为被解释变量，用中长期贷款余额占GDP比重和私人信贷比代表金融发展变量，其他变量同前，进行稳健性检验。结果如表4所示。 估计方法
FE
从结果看，代表金融发展深度指标的变量LLOAN回归系数为0.015 1，在5%的统计水平上显著。私人信贷比指标变量NONA回归系数为0.037 8且在1%的统计水平上显著。由此我们发现，即使是在控制了GDP水平这一经济发展规模变量的情况下，金融发展因素仍对我国对外直接投资存在显著的影响。不失一般性，我们能够确认本文此前进行的一系列实证检验具备统计上的稳健性，结果具有较高可信度。
六、 结论和启示
综合实证分析的结果，我们发现，基于我国各省市面板数据的回归分析同样能够获得关于我国对外直接投资影响因素的较好结果。首先，代表金融发展的问题指标，即贷款总额占地区GDP的比重，对各地区对外直接投资有显著的正向影响，比重提高能够促进海外直接投资的发展。其次，使用与投资关系更为密切的长期贷款占地区GDP比重作为替代的回归结果更为显著，且该变量对地区海外直接投资的影响作用更大。另外这一替代的回归结果也从一定程度上验证了模型的稳健性。此外，以私人信贷比衡量的信贷资金分配市场化程度对地区的国际直接投资有重要影响作用，信贷资金越多地向更有效率的非国有企业部门的配置，能够更有效地促进对外直接投资的增加。最后，其他变量与对外直接投资关系的回归结果基本与已有研究成果一致。经济发展水平仍是影响我国各地区对外直接投资的最重要因素，我国仍处在经济高速发展带动海外直接投资快速增长的阶段；出口水平、吸引外资水平和地区储蓄水平的提高都能促进地区海外直接投资；当前阶段技术水平尚未能成为影响各地区对外直接投资的重要影响因素。
结合本文的理论和实证结果分析，对我国发展对外直接投资提出以下政策建议：首先，进一步向两个方向深化金融体系改革：一是引导信贷资金多流向有发展前景的实体产业；二是引导信贷资金更多地向有活力的中小、私营企业配置。依托支撑实体经济发展进一步健全金融体系的投融资功能，优化金融市场结构，提升资金配置的市场化程度。其次，各地区发展的不平衡性可能成为我国对外直接投资进一步发展的瓶颈，协调地区经济发展，缩小国内各地区经济发展基础间的差距，特别是金融服务的差距，对我国的海外直接投资更上一个台阶有重要意义。此外，经济发展仍是我国当前大部分活动的引擎所在，从提质和优化结构的维度提升经济发展水平、维持经济发展速度将有利于进一步提升我国对外直接投资水平。最后，我国的对外直接投资投向中等发达国家以及技术含量较高的产业的投资严重不足，而回归结果中也未能发现技术发展与对外直接投资的显著直接联系。这提醒我们，今后我国企业进行海外直接投资追求量增的同时更需关注质优。国家应采取相应措施，鼓励更多高技术含量的企业实现国际化运营，让技术优势成为国内企业进行跨国经营竞争优势的重要来源。
参考文献：
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（责任编辑：张晓薇）
关键词对外直接投资面板数据金融发展
一、 引言
随着我国“走出去”战略的不断推进，在吸引外资进入的同时，政府不断鼓励有基础有能力的企业积极寻找机会投资海外。特别是2003年以来，我国对外直接投资取得了飞速发展。2012年中国对外直接投资净额为878亿美元，较2011年增长17.6%。联合国贸发会议公布的《世界投资报告》显示，2012年中国对外直接投资流量占世界的6.3%，仅次于美国和日本位列全球第三位，截止期的存量占世界2.3%，位居世界13位。然而，在看到迅速发展的同时，不应忽略我国对外直接投资仍存在的不足。这主要表现在：首先是规模严重偏小，与对外投资水平较高的美国、日本等比较还有较大差距；其次，我国已有的对外直接投资在行业选择和区位选择上存在过度集中的问题；其三，投资主体中仍以国有大型企业为主，民营企业对外投资虽在近几年得到较快发展，力量仍显不足；第四，我国对外直接投资还存在明显的地区差异，东、中、西部对外投资水平极度不平衡。地区间对外直接投资水平一定程度上的差距体现了我国对区域经济发展的思路，这种地区间的巨大差距也有可能不利于我国区域间经济的协调发展，同时也对我国“走出去”战略的进一步升级深化可能产生负面影响。
从对外直接投资的特点来看，相较国际经济活动中的出口及国际证券投资而言，它对融资规模、风险管理以及信息都提出更高的要求，而这些都离不开国内金融系统的有力支持。另外我国的对外直接投资起步较晚，即使现在仍处在相对薄弱的阶段，国内企业缺乏在国际市场上运作的经验和能力。因此中国企业走出去开展企业投资活动更需要来自国家层面的政策特别是金融政策的支持，因此，探究金融发展因素对我国对外直接投资的影响具有重要意义。
二、 文献综述
传统的国际直接投资理论，主要是从发达国家的角度来阐述一国对外直接投资的动因和条件，如海默的垄断优势理论、维农的产品生命周期理论以及巴克利等人的内部化理论等，这些理论基于其产生的背景和条件，并不能很好地解释有关发展中国家企业对外投资的动机和条件，特别是不能解释越来越多发展中国家企业对发达国家开展投资的现象。威尔斯的小规模技术理论、拉奥的技术地方化理论等对发展中国家的对外投资现象做出了一定的解释。许多学者在研究对外直接投资的影响因素时，通常从技术水平、汇率、贸易以及产出等角度进行研究，如官建成等、林治洪等运用时间序列数据从母国视角分析了人均GDP、出口、吸引外资规模、技术能力、对外贸易、人民币实际汇率和制造业职工平均工资等宏观变量对我国对外直接投资的影响。于超等则利用我国省级面板数据实证分析了贸易水平、经济发展水平、技术能力、产业结构和就业结构对我国对外直接投资的影响。
从金融发展视角出发研究对外直接投资的决定因素，国内外也有一些研究成果。如Caballero 等从资产供给角度出发，认为金融发展程度较高的国家转化为投资者红利的比例更高，且使投资者红利受到的侵蚀更小，从而能产生更大的投资收益。Mendoza 等则从资产需求入手，认为金融发展程度高的国家能够提供更为多样化、全面的保险，以充分应对对冲投资风险以及禀赋风险的冲击，所以高金融发展水平国家的消费者更倾向于持有高风险高收益的资产如FDI；而金融发展程度低的国家并不能提供足够的对冲风险的保险。郭杰等基于世界41个主要国家1995—2003年的跨国面板数据，回归分析了储蓄、公司治理和金融结构与对外直接投资的关系，他们认为，一国对外直接投资水平主要受到该国的社会总储蓄、经济发展水平以及贸易开放程度显著的正面影响。王伟等采用67个国家面板数据进行实证，发现无论是采用存量还是活跃度的金融指标都显著促进一国的对外直接投资，衡量金融发展程度的总量指标对于海外直接投资存量较小的国家影响较大，而活跃度指标对对外直接投资存量较大的国家影响更大。
分析归纳已有关于我国对外直接投资影响的母国影响因素的文献，发现在两个方面的实证研究仍较少：一是数据上多是以采用国家层面的时间序列数据为主，使用我国省级层面的面板数据进行分析的非常少；二是对影响因素的分析多以经济发展等指标为主，加入金融相关的因素变量的研究很少。基于此，本文首先对金融发展对对外直接投资的影响进行理论分析，然后运用中国对外直接投资及相关变量的省级面板数据，实证研究金融因素在我国对外直接投资中产生的影响。
三、 金融发展对对外直接投资的影响途径
金融是现代经济的核心所在，国际直接投资作为当今世界经济全球化趋势中最为重要的活动之一，无可避免地受到金融发展因素的影响。以下主要从金融提供融资和风险管理两大核心功能探析二者的紧密联系。
从融资角度来看，企业在实施“走出去”战略确定以后，通过调查、分析、研究确定投资项目，选定投资产品和投资目标地区等活动都需要大量资金成本。而确定投资方式，无论是以兼并收购还是绿地投资的方式都对企业的融资能力有巨大要求。另外从规模来看，如果进行海外投资的项目不具备相当规模则难以形成竞争优势，投资项目的盈利能力将无法保证。综上来看，企业进行对外直接投资往往在初始阶段需要大量资金，企业存在巨大融资需求。我国现代化企业发展历史较短，海外投资经营起步较晚，实力较强的都为国有大型企业，而民营企业普遍资金较少，力量单薄。因此在开展对外直接投资过程中存在诸多壁垒，最为突出的为资金的获取和风险管理方面。企业可通过内源融资和外源融资两个途径为投资进行资金筹集，其中外源融资又包括股权融资、债权融资。我国企业进行对外投资时的融资方式则过于单一，与国际顶尖公司综合熟练运用海外上市、海外发债、换股等多元化的融资手段相比，我们仍只能依靠自有资金、国内银行贷款外加少量国际银团贷款等负债方式。企业融资需要由于受到金融抑制的影响难以得到合理的满足，这就导致我国企业在对外进行直接投资时投资行业范围受到极大限制；另外资金的缺乏也是我国企业难以在国际竞争中充分发挥技术优势的重要原因，这又引致我国对外投资产业层次较低的结果。再从提供资金的金融市场一端来看，尽管我国金融市场发展迅速：资本市场得到迅速成长、债券市场逐渐成熟、金融衍生品市场获得长足进步，但仍未改变以国有大型银行以主导的金融体系。这一体系的融资方式表现为以国有大型银行的储蓄投资转化机制为主导，而这一机制无可避免地使国家对金融存在相当程度的管制，特别是利率管制。这类管制极易造成社会上不同类型企业融资成本的巨大差异，使稀有的资金资源过多流向国有产业部门和公司，而大量有活力的民营中小企业难以获得足够的融资进一步做大做强。表现在对外直接投资活动上则是只有少数能获得充足资金的国有大型企业具备走出国门进行投资的能力，而非国有、中小企业占比极低。由此分析，金融市场层次多样化、融资方式多元化、去除管制更为自由化的金融发展对于我国企业的对外直接投资存在紧密联系，而且对于我国进一步升华“走出去”战略具有重要意义。 从风险管理角度来看，本身投资活动即是放弃当前消费将资本运用于可获得增值活动以获得未来更大的回报，因此存在极大的不确定性。金融市场能够为相关活动参与者提供各类进行风险分散、风险转移和风险补偿等的金融工具。我国进行对外直接投资的企业由于自身实力较弱、对国际化运作涉入尚浅，再加上国家保障能力有待进一步提高等，往往面临较大的风险。因此建立一套完善的风险防范机制至关重要，针对面临的不同风险类型采取相应措施
四、 实证模型的设定及变量的描述
以上三个模型中，被解释变量都为取对数的中国非金融类对外直接投资流量值（lnOFDI），数据来源于中国商务统计年鉴（2003—2012年），变量的下标i表示中国各不同的省份，下标t表示不同年份。方程右边的解释变量中，a为截距常数项，b为各解释变量系数， li为各省份地区固定效应，tt为时间固定效应， εit为随机误差项。其余各解释变量分别为：
1. 金融发展因素
金融发展是指各种金融工具和金融机构的形式、性质及其相对规模代表的金融结构的变化，一国或地区的金融发展水平必然会对国内企业的对外直接投资决策产生重要影响。我国当前仍是以银行为主导的金融体系，社会融资很大程度上依然是依靠银行的储蓄贷款机制实现的。本文选取两个较有代表性且与我国对外直接投资存在较紧密联系的金融发展指标——金融发展深度和信贷资金分配市场化程度。其中，借鉴已有研究成果，本文使用各地区各类银行贷款总额占GDP比重衡量地区金融发展深度指标。另外考虑到对外直接投资所需资金的使用周期一般较长，为了对比分析及稳定性检验的需要，本文还使用中长期贷款余额代贷款指标进行了回归分析。值得注意的是，这些信贷规模指标只能从量上对金融发展水平进行衡量，考虑到我国信贷市场存在诸多类似于政府干预的倾向，有必要考察信贷资金的分配情况对对外直接投资的影响，即信贷资金如何在国企和私营部门间分配所体现的金融融资体系市场化程度可能对我国对外直接投资产生的重要影响。本文采用私人信贷比，即贷给非国有部门企业的资金占总信贷资金额的比重来衡量信贷资金分配市场化程度。在数据可得性方面，由于我国并未公布各省份企业性质的信贷资金数据，只能通过寻找其他指标代替这一变量。在现有研究中，大致有两种方法进行估计：一是参照Aziz & Duenwald的研究方法，即假定所有的银行信贷资金发放只包括国有企业和非国有企业部门，基于投资产出间的关系，再根据已有研究成果中分配给非国有企业部门的信贷资金与非国有企业部门产出间的联系，通过收集相关年份的面板数据，运用残差结构一阶自相关的固定效应面板数据方法来估计私人信贷比的替代指标。另一种方法则是考虑到国有企业或非国有企业部门获得的信贷资金与其投资额的关系，假设各个省份或地区金融机构的总信贷中分配给国有部门的信贷资金与该省份或地区中国有企业部门的固定资产投资额成正比，则私人信贷比可用（1-国有企业固定资产投资总额/全社会固定资产投资总额）表示。本文基于以下考虑采用后者：一是数据可得性和计算便利性，方法一在原始数据的基础上需要进一步的回归分析得到相应指标的估计值，对于无法保证相当准确性的原始数据容易出现更大误差；二是投资数据的变化更能体现我国私有部门经济的发展情况。
因此，在三个模型中，我们分别用LOAN代表金融机构贷款余额占GDP比重（模型1），用LLOAN代表中长期贷款余额占GDP比重（模型2），用NONA代表私人信贷比（模型3）。
2. 其他解释变量
除金融发展因素外，本文在进行实证分析时还加入其他控制变量，这些变量大多是从已有的文献中归纳而来，主要包括：经济发展水平、经济开放度、吸引外资水平、技术创新能力和储蓄水平等。
经济发展水平：根据邓宁的一国净对外直接投资的五阶段理论，一国参与国际直接投资的程度与该国经济发展水平密切关联。在实证检验方面，国内外多位学者得出对外直接投资与经济发展水平呈正相关关系，本文以取对数值的人均GDP代表经济发展水平。模型中用lnPGDP表示。
经济开放水平：对外直接投资是一国国际贸易发展到一定程度的高级表现形式，各地区对外直接投资与其经济开放程度密切相关。本文以出口与地区生产总值的比例关系衡量地区经济开放水平，模型中用EXP表示。
吸引外资水平：来自国外的FDI同样会对本国企业的对外直接投资产生重要影响，FDI可通过溢出效应、资本效应、人力资本效应和劳动工资效应等多种渠道对东道国企业进行海外直接投资发生重要影响。模型中用lnFDI表示。
技术创新能力：海默的垄断优势理论以及邓宁的所有权优势理论都认为，国内企业拥有某一方面的绝对或比较优势会促使其到海外进行投资经营以追逐更大利润。而技术创新能力是企业获得比较优势或所有权优势的重要方面之一。本文以专利申请数量衡量技术创新能力指标。模型中用lnTEC表示。
储蓄水平：我国较高的储蓄水平构成了我国对外直接投资的相较他国极其廉价的金融资本来源，储蓄水平越高，通过银行体系的储蓄投资转化机制生成的投资资本越多，相应的企业便能以更低的成本获取更高的投资资本，对我国对外直接投资能够产生促进作用。本文以各省储蓄存款度量储蓄水平，模型中用lnSAVE表示。
各个变量具体说明和数据来源见表1，本文选取的数据为2003—2012年我国27个省市的面板数据，其中贵州、甘肃、宁夏回族自治区和西藏自治区由于样本期内对外直接投资很少或没有相关数据，因此被剔除。时间跨度上选择2003—2012年，是基于以下考虑：一是数据可得性，我国从2003年才开始分省区发布相应对外直接投资数据；二是政策稳定性，我国是自2003年后才开始大力鼓励和推动国内企业的对外投资战略，相关规模从这时才开始稳步增长，而相关政策也趋于相对稳定。
五、 实证分析和结果讨论
1. 回归结果 面板数据的常用估计方法主要有固定效应模型、随机效应模型和混合面板方法，首先本文排除使用混合面板方法，因为样本数据的截面为全国几乎全部省份，并非是从大样本中选取的一个小样本，此外混合面板方法还忽略了省份间的差异性，所以得出的结果并不能很好地说明问题。至于固定效应和随机效应模型的选取问题，本文采用Hausman检验的结果进行判断。
从表2可以看出，三个模型均适用固定效应模型，使用Eviews 7.0软件进行详细的面板数据回归分析。其中模型1以各省贷款余额占GDP比重表示金融发展深度指标，作为比较再引入模型2以长期贷款占GDP比重表征金融发展深度指标。模型3为进一步分析信贷资金分配市场化程度这一指标对我国对外直接投资的影响，面板数据回归结果呈现在表3。
表3各模型回归结果
2. 结果分析
从模型1的估计结果来看，代表金融发展深度的贷款余额占GDP比重指标系数为0.007，且在10%的水平上显著，表明一个地区的金融发展水平对其海外直接投资存在较为显著的正向影响。从边际效应来看，贷款余额占GDP的比重提高一个百分点能带来对外直接投资流量0.7个百分点的增加。金融发展水平的提升的确可通过融资便利性等渠道促进我国对外直接投资规模的扩张，这与前文的理论分析及相应假设一致。
控制变量中，以人均GDP水平代表的经济发展水平影响最为明显，其系数达到2.658 9，t值检验结果显示在1%的水平上显著。表明人均GDP水平每提高1%，对外直接投资流量水平将提高2.66%。这与邓宁等的国际直接投资周期理论的预期是一致的，而诸多的研究也显示我国的对外直接投资发展水平正处在快速随经济增长而发展的第三、四阶段。这一结果也与大多数国内学者得到的实证结果（2.5%左右）基本一致。模型1的结果显示，出口占GDP的比重与对外直接投资存在显著正相关关系，这与我们前文的分析假设相符，即我国的出口贸易能够促进国内企业的对外直接投资发展。出口占GDP比值每上升一个百分点，对外直接投资水平也提高近1%。结果还表明流入我国的FDI也对我国的对外直接投资有显著的促进作用，FDI水平1个百分点的提高能够引起对外直接投资0.32%的增加。另一影响因素储蓄水平也具有一定的正向影响效应，回归系数为0.607 4，在10%的水平上显著，即地区储蓄水平增加1%可促进该地区对外直接投资水平增长0.61个百分点。比较出乎意外的结果是以发明专利申请数量代表的技术水平对对外直接投资的作用。回归结果显示，系数估计值为-0.077 9，但对应t值为-0.575 1，即便在10%的显著性水平上也无法拒绝其为0的原假设。出现这一结果的原因可能有三：一是地区内发明专利的申请数量可能并不能很好地代表该地区的技术发展水平，有待于寻求更优良的技术发展水平指标；二是技术发展水平指标所发挥的作用可能已经涵盖于人均GDP代表的经济发展水平之内；三是我国进行对外直接投资企业相应的比较优势可能较少程度来自于技术领域发展带来的核心竞争力。
模型2是选取各省长期贷款占GDP比重这一指标来衡量金融发展深度的结果。总体估计效果与模型1相差无几，核心解释变量，即以长期贷款占GDP的比值衡量的金融发展深度，系数提高至0.012 8，近乎为模型1的两倍，显著性有明显的提升，t值为2.579 4，即在1%的水平上显著。此结果表明，以长期贷款占GDP的比值更能解释金融发展对我国对外直接投资的影响，长期贷款占GDP比值提升1%将可引致对外直接投资水平增长1.28%。控制变量的回归结果也略有变化，经济发展水平的系数变化不大，模型2估计值为2.37；出口水平占GDP比重和储蓄水平的影响有所增大且显著性都有一定增强；外商直接投资变量影响效果则呈下降趋势，系数变为0.248 8，而技术水平指标并无多大改观，结果仍与模型1的估计相仿，估计值为负且不显著。
模型3代表的是信贷资金分配市场化程度对我国对外直接投资的影响，这一指标可视为金融发展的结构性指标。总体估计具有良好性态，调整后的可决系数达到0.923 7，即该模型能够解释我国对外直接投资变化的92.37%，D.W值为1.953 0，模型不存在明显的自相关性，F统计量为102.698 7，模型总体显著。核心解释变量——私人信贷比，估计系数为0.026 1，t统计量为2.582 2，即估计结果在1%的显著性水平上显著。由此可见，地区信贷资金的分配结构情况与对外直接投资存在紧密联系，信贷资金分配向非国有经济倾斜越多，越能提高该地区的对外直接投资水平。非国有经济部门的企业获得的贷款每增加1个百分点能带来对外直接投资水平2.61个百分点的提升。据此结果，我们认为，自2003年以来，我国的对外直接投资主体中非国有经济成分的企业活跃度逐渐提升，对对外直接投资的贡献程度也不断提高，所以在非国有经济获得的资金资源越来越多的情况下，对外直接投资水平有明显的提升。与模型1或2的金融发展深度指标的估计系数相比，我们认为，我国金融结构的发展优化在促进对外直接投资成长壮大方面具有良好的效果。控制变量中与模型1相比变化较大的为经济发展水平的影响效果，系数由2.66%下降至1.51%，下降超过1个百分点。可能的解释是模型1未能考虑到金融结构的发展优化对对外直接投资的影响作用可能藉由GDP水平的提高发挥作用，而在模型3分离出这一影响后，以人均GDP水平衡量的经济发展水平的影响程度便有所减弱。另外储蓄水平的估计结果系数值有较大提高并且在显著性上有较明显的改善，地区储蓄水平提高1%可刺激对外直接投资增加1.4个百分点，估计结果在1%的显著性水平上显著。模型其他控制变量在系数数量级与显著性上与模型1基本一致。
3. 稳健性检验
对外直接投资的发展总是离不开一国经济水平的提高，细数当前对外直接投资水平位居世界前列的国家的发展历程，其OFDI水平都是随着国内经济发展水平的提高不断上升的。在邓宁提出的对外直接投资发展周期理论中，更是强调发展中国家的对外直接投资倾向取决于该国家所处的经济发展阶段。我国多数省份仍处于发展中地区水平，有理由猜想以GDP水平测度的经济发展程度对国内各地区的对外直接投资存在决定性影响。而在前文的实证回归中并未控制各省GDP规模这一变量，因此得到的结果可能存在一定偏差。因此，我们将以各地区对外直接投资水平占GDP比重的对数，替换前面单纯以OFDI流量规模的对数作为被解释变量，用中长期贷款余额占GDP比重和私人信贷比代表金融发展变量，其他变量同前，进行稳健性检验。结果如表4所示。 估计方法
FE
从结果看，代表金融发展深度指标的变量LLOAN回归系数为0.015 1，在5%的统计水平上显著。私人信贷比指标变量NONA回归系数为0.037 8且在1%的统计水平上显著。由此我们发现，即使是在控制了GDP水平这一经济发展规模变量的情况下，金融发展因素仍对我国对外直接投资存在显著的影响。不失一般性，我们能够确认本文此前进行的一系列实证检验具备统计上的稳健性，结果具有较高可信度。
六、 结论和启示
综合实证分析的结果，我们发现，基于我国各省市面板数据的回归分析同样能够获得关于我国对外直接投资影响因素的较好结果。首先，代表金融发展的问题指标，即贷款总额占地区GDP的比重，对各地区对外直接投资有显著的正向影响，比重提高能够促进海外直接投资的发展。其次，使用与投资关系更为密切的长期贷款占地区GDP比重作为替代的回归结果更为显著，且该变量对地区海外直接投资的影响作用更大。另外这一替代的回归结果也从一定程度上验证了模型的稳健性。此外，以私人信贷比衡量的信贷资金分配市场化程度对地区的国际直接投资有重要影响作用，信贷资金越多地向更有效率的非国有企业部门的配置，能够更有效地促进对外直接投资的增加。最后，其他变量与对外直接投资关系的回归结果基本与已有研究成果一致。经济发展水平仍是影响我国各地区对外直接投资的最重要因素，我国仍处在经济高速发展带动海外直接投资快速增长的阶段；出口水平、吸引外资水平和地区储蓄水平的提高都能促进地区海外直接投资；当前阶段技术水平尚未能成为影响各地区对外直接投资的重要影响因素。
结合本文的理论和实证结果分析，对我国发展对外直接投资提出以下政策建议：首先，进一步向两个方向深化金融体系改革：一是引导信贷资金多流向有发展前景的实体产业；二是引导信贷资金更多地向有活力的中小、私营企业配置。依托支撑实体经济发展进一步健全金融体系的投融资功能，优化金融市场结构，提升资金配置的市场化程度。其次，各地区发展的不平衡性可能成为我国对外直接投资进一步发展的瓶颈，协调地区经济发展，缩小国内各地区经济发展基础间的差距，特别是金融服务的差距，对我国的海外直接投资更上一个台阶有重要意义。此外，经济发展仍是我国当前大部分活动的引擎所在，从提质和优化结构的维度提升经济发展水平、维持经济发展速度将有利于进一步提升我国对外直接投资水平。最后，我国的对外直接投资投向中等发达国家以及技术含量较高的产业的投资严重不足，而回归结果中也未能发现技术发展与对外直接投资的显著直接联系。这提醒我们，今后我国企业进行海外直接投资追求量增的同时更需关注质优。国家应采取相应措施，鼓励更多高技术含量的企业实现国际化运营，让技术优势成为国内企业进行跨国经营竞争优势的重要来源。
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（责任编辑：张晓薇）