内容提要：近年来，随着东盟地区经济发展的稳步提升，政治格局趋于稳定，中国—东盟关系日益密切，东盟国家FDI投资额明显增加。基于此，本文采取—中国—东盟国别数据，建立面板门槛模型，以金融发展作为门槛变量，考察源于中国的FDI与东盟国家经济增长是否存在非线性关系。实证结果显示，中国FDI对东盟国家经济发展具有明显的金融发展门槛效应，且是单一门槛；不同门槛区间FDI对经济发展都具有促进作用，但作用关系不同；当金融发展水平低于门槛值时，FDI 对经济增长的促进作用更为显著。
关键词：金融发展；FDI；门槛效应；经济增长；“一带一路”
作者简介：申韬，经济学博士，教授，广西大学商学院副院长，中国—东盟研究院研究员，研究方向为区域金融理论与实践、信用经济；黄媚，广西大学商学院级硕士研究生，研究方向为区域金融。
一、引言
“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的倡议在先后被提出，“一带一路”经济发展理念得到广泛传播，加之我国40年来坚持改革开放，加速制定面向全球的开放性框架，实现以我国周边国家和地区的发展为依托，辐射其他国家和地区的全球发展战略，极大地推动了我国及世界其他国家经济的稳定发展。如今，我国经济实力与国家综合实力明显增强。然而，在经济全球化的浪潮下，金融危机频发，全球性挑战此起彼伏，由此，开放性对外投资、寻求周边国家联动发展、实现共同繁荣正是响应时代变革需求的必经之路。特别是近年来与独具区位优势的东盟国家的金融合作逐年深入，对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，简称OFDI）数额剧增。然而，东盟国家虽然经济金融发展增速显著，却伴随明显的金融波动，且东盟成员国之间在金融发展规模、水平和阶段上存在巨大的不对称性，中国对东盟国家投资数量及合作效果不尽相同，甚至出现一些负面影响。
东盟国家自身金融发展状况如何？其金融发展状况对来自中国的外商直接投资（Foreign Direct Investment，简称FDI）与自身经济增长是否具有阈值效应（Threshold Effect），该结果是否促进本国国民经济增长且保障金融合作顺利开展与获利？结合现有的研究成果，本文在分析东盟国家金融发展、FDI引进和经济增长的基础上，采取东盟国家金融发展作为门槛变量（Threshold Variable），实证检验源于中国的FDI与经济增长的非线性关系，并基于实证结果，提出与东盟各国金融发展相适应的政策性建议，努力促进双边金融合作，推动共赢发展。
二、文献综述
随着经济全球化的全面深入，积极引进FDI已成为补充国内资本不足、引入先进技术的重要方式。众多学者就FDI对东道国（Host Country）的作用及其机制进行了探索。研究发现，FDI对东道国经济增长的作用呈现出复杂的非线性关系，不同的研究对象之间存在促进关系，也存在抑制关系。基于此，学界基于不同门槛条件展开的假设与研究逐渐增多，其中以金融发展为门槛的研究因其重要性与合理性获得广泛关注，相关研究成果也较为丰富。
国外学者对FDI的金融发展门槛研究较早，劳拉·阿尔法罗(Laura Alfaro）等运用基于71个国家的跨国数据研究发现，一个国家金融体系的完善程度越高，有效利用FDI的作用就越明显；相反，金融体系脆弱的国家可能导致FDI对经济增长的作用为负。博洛·德布雷（Boyreau Debray）基于中国金融体系的研究发现，政府的过度干预与资金分配的不合理是造成金融体系建设缓慢的主要原因，改进金融体系建设能促进国内企业融资，进而推动经济发展。阿兹曼·塞尼（Azman Saini）选取1975—间91个国家的相关数据，建立门槛模型实证研究发现，FDI具有金融发展的单一门槛效应；只有当金融发展水平高于门槛值时，FDI对经济增长才具有显著的溢出效应；当低于门槛值时，FDI溢出效应不存在。扎德与马达尼（Zadeh & Madani）采用时间序列数据研究金融发达程度 对伊朗FDI作用于经济增长的影响，结果显示存在明显的门槛效应，只有当金融发展达到一定的高度，FDI 对经济增长的作用才开始显现。
国内关于FDI对经济增长的作用是否存在金融发展门槛效应的研究起步较晚。王永齐基于内生增长理论（Endogenous Growth Theory）框架研究金融市场效率与FDI溢出效果，他认为金融市场对FDI效应与经济增长起到联结作用。当金融市场效率提高，FDI的社会产出将会增长，FDI可以在更大程度上促进经济增长。杨国威研究以指导性贷款和金融中介规模为表征的金融发展水平对FDI的影响发现，指出金融发展水平的提高并不能促进资本的积累与技术的进步，且对经济增长存在抑制作用。罗军通过构建门槛模型发现，在金融发展程度不同的地区，FDI对经济增长存在较大差异，而金融发展程度的提高会使其呈现显著的促进作用。田梦研究发现，珠三角地区金融发展效率较低，在FDI促进经济增长的过程中存在门槛值，并且会制约FDI对经济增长作用的发挥程度。
综合上述文献发现，FDI对经济增长存在非线性关系的研究较为丰富，但研究结果尚未达成一致，具体原因可能与研究对象金融发展所处的发展阶段以及样本时间存在的差异有关。目前，在“一带一路”倡议下，一国对沿线国家的投资是否存在金融发展门槛效应的研究较少。随着我国与东盟国家发展关系日益深入，中国—东盟金融合作具有较大潜力。本文以“一带一路”合作共赢的目标，以东盟各国的实际金融发展为支点，采用门槛模型进行实证检验，深入分析在不同的金融发展条件下FDI与经济增长的关系，其实证结果对更好地理解FDI效应发挥、实现中国—东盟共赢发展具有重要的参考价值。
三、研究设计
（一） 模型选择与设定
本文旨在研究FDI与经济增长可能存在的非线性关系。门槛模型可根据门槛变量阈值的控制作用，决定不同情况下使用不同的预报方程（Prediction Equation），并试图解释各种类似于跳跃或突变的现象，即用分段的线性回归模式 来描述总体非线性预报问题，故本文采用门槛模型进行实证分析。
参照汉森（Hansen）非动态面板门槛模型建立线性方程以检验用来金融发展 为门槛的 FDI 对经济增长的作用机制，模型设定如下：
在模型中，i 和 t 分别代表国家和时间，Growth 表示经济增长率，为衡量金融发展的门槛变量；r 为具体门槛值，若括号内参数有效，则指示函数取值为 1，否则为 0；X 为控制变量向量组；根据新经济增长理论与数据可得性、完整性，可以确定对地方经济增长产生影响的其他因素还有：外商投资存量（fdi）、官方 汇率（er）、贸易总额/ 国内生产总值（td）、人力资本（eh）、城镇化率（ur）。为残差项。进行门槛回归分析的关键在于：检验门槛效应是否存在（门槛值的确 定）及门槛值与真实值是否相等。步骤如下：
1.估计门槛值r。通过普通最小二乘法（Ordinary Least Square，OLS）对门 槛变量r 进行多次回归，用以估计具体的门槛值r，该估计量的确定标准是能够 使得门槛回归模型残差平方和 s(r) 最小，即：
2. 门槛效应显著性检验。若公式（1）不存在门槛效应，即 , 通过构建渐进分布：
其中，S0 为直接采用 OLS 法估计所得的残差平方和，在门槛值 r 不确定的情 况下，统计量 F1 的分布通常是非标准的，故需在原假设条件下运用自举法（Bootstrap）对统计量 F1 及对应 p值进行估计，若 p值小于期望临界值，则拒绝原假设，即存在门槛效应。
3.面板门槛真实值检验。构建关于门槛值似然比检验统计量 LR1(r)，以检验 门槛估计值与真实门槛值 r 是否相等，即 ：
门槛值置信区间的临界值由所确定，其中 是似然比统计量LR（r）的渐近分布的百分位数。上述参数检验和估计针对的是单一门槛模型，具有双门槛值或多重门槛值的检验只需重复上述步骤。
（二）样本选取与数据来源
本文选取中国与东盟十国作为实证研究对象，采用—的数据，运用门槛回归方法（Threshold Regression Method）进行实证，试图验证选取的解释变量对被解释变量的影响，从而提出针对性建议。本文选取国内生产总值（GDP）作为经济增长衡量指标，代表一国发展程度，基于数据的可得性与完整性，具体指标的选取与数据来源如表1所示：
四、实证结果分析
（一）平稳性检验
由于时间序列大多数存在非平稳现象，进行回归分析可能会产生“虚假回归（Spurious Regression）”现象，故需要进行平稳性检验。本文采取ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，将数据取对数后进行检验。检验结果显示，部分数据的ADF单位的检验值在10%的显著性水平下不能通过，是非平稳序列。对数据进行差分处理后进行检验，得出所有变量差分序列均为平稳序列。
（二）豪斯曼（Hausman）检验
变量所采用的是面板数据，因而在建模时需对模型的个体效应进行检验，并考虑选用固定或随机影响模型分析。面板门槛模型的变量具有一致性，只是门槛变量的确定存在差异。当金融发展指标作为门槛变量时，检验结果显示 p 值为0，表示显著拒绝随机效应模型假设，即使用固定效应模型进行检验更合适。
（三） 门槛效应检验
实验基于stata14.0，采用Xtthres命令对门槛效应进行检验，得出结果如下表3所示：
由表3可见，一阶门槛效应F值为12.37，大于1% 的置信水平下的临界值，故有99% 的概率确定模型至少存在一个门槛值0.0259；双重门槛效应与三重门槛效应F值分别为1.82和1.09，P值分别为0.9020 和 0.8980，在10%的显著性水平下原假设成立，表明模型不存在双重或三重门槛效应，故确认模型只存在一个门槛值r，估计值为 0.0259。
运用似然比（Likelihood Ratio，LR）检验门槛值与真实值是否一致，金融发展水平的门槛值检验如图1所示。当金融发展门槛值为0.0259时，LR值接近于0，可以认为门槛效应检验的门槛估计值与真实值一致。
（四）门槛效应模型回归分析
结合 Hausman 检验得出的结果，采用固定效应模型，以金融发展作为门槛变量进行回归分析。参数估计结果见表 4。
根据检验结果可知，模型的控制变量官方汇率（er）和贸易开放度（td）在系数1%的显著性水平下显著；官方汇率回归系数为-0.4896，表明汇率上升对经济增长的作用为负；贸易开放度回归系数为0.4352，说明对经济增长具有正向促进作用。可能的原因在于：一般而言，一国汇率上升，则本币升值，会限制出口、增加进口，降低国内生产总值，因而对经济增长作用为负；由于气候与地理条件优越，东盟国家存在巨大的外贸优势，外贸成为经济增长的主要动力。以泰国为例，该国机农产品丰富，建筑木材质量上乘，对外销量较好，其占国内生产总值比重较大；越南则依赖于原油、鞋类、电子产品和零件等商品的出口，保持国内经济稳定增长，符合“贸易开放度的提高会促进经济增长”的结论。此外，人力资本（eh）和城镇化水平（ur）对经济增长的影响分别表现为非显著的正向影响与负面影响。
在 fd 作为门槛变量的非线性模型中，东盟国家金融市场发展水平按门槛值可以划分为两个阶段。当金融发展水平低于0.0259时，FDI的弹性系数为0.094，且系数较大，在1%的显著性水平下显著，说明该阶段内金融发展水平的增长可以促进经济增长；当金融发展水平超过门槛值0.0259时，FDI的弹性系数为0.0479，对经济增长产生不显著的正向作用。由此可见，中国FDI对金融发展程度不一的东盟国家产生的效果差异较大。对于金融发展水平较低的国家，FDI可以匹配一国市场资金需求，较大程度地促进一国经济的发展；对于金融发展水平较高的国家，金融市场竞争激烈，资金来源渠道较多，对促进一国经济增长的作用较小且不明显。
那么，东盟国家各自的金融发展程度如何呢？哪些达到门槛值？根据图2中各国金融发展水平平均值显示，以门槛值为界的国家数量各占一半，泰国金融发展水平刚好与门槛值持平，柬埔寨、新加坡、越南等五国则体现出较好的金融发展优势，处于门槛值上方；而菲律宾、马来西亚、印度尼西亚和文莱四国金融发展水平偏低，距离门槛值较远。可能原因在于：菲律宾、马来西亚和印度尼西亚是“亚洲四小虎”成员国，在20世纪90年代的高速发展时期遭遇“亚洲金融风暴”，使尚未稳定的经济基础与完善的金融管理体系被强制打破，金融市场波动剧烈。菲律宾在“金融风暴”之后政局动荡不安；印度尼西亚腐败与种族、宗教等问题严重，严重影响国家经济发展；马来西亚则大力发展旅游业与工农业，文莱主要发展石油、天然气出口与建筑业，而金融业发展相对较差。四国需进一步优化各自的金融市场，扩宽融资渠道，进一步协调发展。
（五）稳定性检验
为保证实验结果的稳定性，本文以世界性金融危机为分界点，考虑金融危机的影响的滞后性，将样本划分为两个阶段（—，—），分别进行全样本与分样本的回归检验，检验结果见表5。
根据表5的稳健性检验结果可知，在全样本回归检验下，FDI对经济增长具有正向促进作用，官方汇率（er）系数在1% 的显著性水平下显著为负，贸易开放度（td）则显著为正，支持前文实证检验结论。分段回归检验下，—期间，东盟国家金融发展水平普遍偏低，回归检验结果显示存在门槛值，而在金融发展水平有稳步提高的—样本期间则不存在门槛效应，且回归后发现FDI对经济增长的正向促进作用明显小于—样本期间，表明在金融发展水平相对较弱的阶段，FDI对经济增长的推动效果更显著，此回归结果也支持前文实证结论，增加了前文实证结果的可信度。
五、结论与建议
本文采取—中国—东盟国别数据，建立面板门槛模型，以金融发展作为门槛变量，考察中国FDI对与东盟国家经济增长之间的非线性关系。研究发现：第一，通过自抽样（Bootstrap）方法检验发现，源于我国的FDI对东盟国家经济发展存在显著的单一门槛效应，门槛值为0.0259，且门槛值通过似然比（LR）检验，即该金融发展单一门槛的构建具有一定的合理性。第二，考察该模型的门槛变量回归系数发现，正的回归系数表明FDI对经济增长具有积极的促进作用。门槛值在不同门槛区间FDI回归系数差异明显，以门槛值为结点产生逆转。当金融发展低于门槛值时，FDI回归系数为正且较大，在1%的水平下显著，即对经济增长存在明显的促进作用；当金融发展高于门槛值时，FDI回归系数仍然为正，但其对经济增长的促进作用比低于门槛值时下降将近一半。
根据实证研究结论可知，金融发展水平较低的国家具有更为强烈的资金需求，在基础设施建设、金融业发展方面，一旦外商直接投资注入，可有效刺激该国金融业的发展，较大地促进该国经济增长，也从侧面表明金融发展水平较低的国家可挖掘的发展潜力更大。反之，金融发展水平较高的国家获得外部投资的可能性更大，渠道更丰富，中国的FDI对该国经济增长的促进作用也相应降低。因此，结合东盟国家金融发展的实际情况，提出促进东盟各国经济发展的政策建议 如下：
第一，合理调节对外投资区位分布，推动人民币国际化发展。从数据看，我国对东盟国家的外商直接投资存量区位分布差距明显，新加坡和印度尼西亚占据大部分份额，两国占比约61.91%，其次是老挝、越南、马来西亚等国，而菲律宾与文莱两国占比较少，仅1.17%。而实证结果表明，菲律宾与文莱金融发展水平远低于门槛值，说明两国存在巨大的投资需求缺口，而我国投资分布与现实需求存在明显差异。基于此，我国应适当调整投资方向，制定完善的投资策略，合理调整对外投资分布，对不同国别和地区有重点、有差异地在资金融通的薄弱环节持续优化合作。一方面，针对金融发展水平较高的新加坡、越南、柬埔寨等国家，调整投资力度，注重投资效率的发挥，积极开展金融领域合作，保持双边友好发展关系。另一方面，针对金融发展水平较低的文莱、印度尼西亚和马来西亚等国家，需深入挖掘各国投资潜力，将我国与他国市场资金需求相结合，寻找需求双重匹配下的投资路径，加大对欠发达国家的资金投放力度，主动提升我国在全球范围内的普惠性和影响力，推动人民币国际化进程，实现“一带一路”互利共赢发展。
第二，适度放宽外资进入限制，有效对接本国企业和项目的融资需求。对于金融发展落后的东盟国家，应明确融资需求，加大引入外资力度，增强自身内在发展动力。首先，消除投资壁垒，为企业创造良好运营环境。目前，因越南、老挝等国家为维护主权货币，跨境人民币结算机构未能在东盟全部落地。因此，我国政府应树立长远目标，加强宏观性、战略性问题的研究，确保企业、项目的资金需求，不断扩展深化国际货币协作与合作，推动建立公平公正、包容有序的国际投资新秩序，营造良好的投资环境。其次，促进外商投资便利化。在放宽市场准入门槛的基础上，扩大鼓励外商投资的范围，会同相关部门和地方简化备案管 理程序，充分发挥外资在传统产业转型升级、新兴产业发展和区域协调发展中的作用，同时激发外资金融机构参与金融市场的积极性。最后，依法保护外资权益。积极借鉴国际投资法相关规定，强调外商的促进和保护制度，明确规定国家依法保护外国投资者和外商投资企业的相关权益，实现法制保障全面覆盖。
第三，完善双边金融合作，构建高效率的金融市场。我国明确坚持对外开放政策，积极推动“走出去”战略发展，扩大开放领域，提高开放结构；东盟部分国家面对金融市场发展低迷、产业转型升级需求缺口等问题，“引进来”政策势在必行。面对大好契机，主动融入“一带一路”倡议，积极将“走出去”与“引进来”相结合，构建互利共赢、多元平衡、安全高效的开放型经济体系，加强双边金融合作。一方面，我国目前仅中国信保是国内和海外投资提供出门信用保险业务的企业，对外投资保障机构匮乏，而对外投资面临国别风险，容易受到地缘政治、法律体系差异等因素影响。为此，应健全“走出去”风险评估和防控机制，妥善应对重大风险，引导参与“一带一路”建设的企业加强与银行、保险等金融机构的协调沟通，实现项目信息与融资保险及时对接，形成金融支持的合力。另一方面，东盟国家应以“中国—东盟大通道”为优势，把握发展机遇，将与中国形成区域金融合作为工作重点，搭乘“一带一路”政策快车，加快构建高效率的金融市场，实施区域内合理分工、金融资源有效整合，实现与中国对接的制度化、常态化、规范化，深入探索合作发展的时间、空间需求，激发金融发展潜力，提高金融服务的个性化和多元化，深化双边金融合作。
责任编辑：任康钰
