城市金融發展與外商直接投資
——基于古寺院金融的研究視角?

黃新飛 王升泉 杜靈珊 葉梓南

一、引言

外商直接投資(foreign direct investment，FDI) 在促進我國經濟社會快速發展方面發揮了重要作用，地方政府競相通過稅收優惠(徐建煒等，2013)、降低最低工資和排污標準(朱平芳等，2011；鄭新業等，2018) 等各種措施吸引FDI。金融發展水平也被認為是影響FDI 區位選擇的重要因素，但現有文獻在金融發展是促進FDI 還是抑制FDI 上存在分歧。一方面，東道國或地區具備較為發達的金融市場(如股票市場)，為FDI 進入提供了更好的融資環境并較好地緩解了融資約束，而且地區金融發展水平的提高也會促進產業集聚，實現外商企業的規模經濟，因此金融發展會促進FDI 流入(Alfaro 等，2004；Antràs 等，2009；Hyun 和Kim，2010)。另一方面，金融發展水平的提高可能導致要素價格上漲、市場競爭加劇，從而抑制FDI 的流入，即存在金融發展的“競爭效應” (Desbordes 和Wei，2017；Bilir 等，2019)。

具體到中國實踐的研究，Huang (2003) 的理論分析認為中國的金融體系具有明顯的國企偏向性，私有企業面臨較強的融資約束，而FDI 為私有企業提供了一種融資渠道，因此預測中國表現為較低的金融發展水平與較大的FDI 規模。但基于中國各省或地級市數據的實證研究表明，中國金融發展水平對FDI 有顯著促進作用(呂朝鳳和黃梅波，2018；Yao 等，2018a；Yao 等，2018b)。

由此可見，無論基于跨國數據還是中國各省或地級以上城市數據，現有研究均未就金融發展與FDI 的關系達成一致結論。本文認為，金融發展與FDI 的實證研究存在著較為嚴重的反向因果關系。一方面，FDI 會通過商業信用對東道國企業融資約束產生影響(Lin 和Ye，2018)，進而從資金需求側對東道國金融發展產生影響；另一方面，FDI 作為東道國企業尤其私營企業的一種重要的融資工具，會減少東道國企業對本國金融發展水平的依賴程度，即FDI 對東道國的金融發展有替代作用。基于跨國數據的實證研究較少對反向因果問題進行探討，因此面臨嚴重的內生性問題，可能會導致研究結論的分歧。而基于中國地區層面數據的實證研究試圖通過尋找金融發展的工具變量克服內生性問題，但所選取的工具變量均不能嚴格地滿足外生性要求，因此研究結論可能是有偏的。

在工具變量的選擇上，Yao 等(2018a) 選取金融部門從業人員占比作為金融發展的工具變量，但由于金融部門從業人員占比增大可能意味著該地區勞動力成本增加，從而會抑制FDI 的進入，故不滿足工具變量外生性的要求。Yao 等(2018b) 采用樣本城市到深圳和上海的半正矢距離作為金融發展的工具變量，但距離深圳和上海較近的東部沿海地區可能出現土地資源緊張的現象，故該工具變量可能通過影響外商準入條件進而對FDI 產生影響。呂朝鳳和黃梅波(2018) 選取20 世紀初各省區基督教高級教會小學注冊學生數在當地人口中的比例以及社會信任程度作為金融發展的工具變量。前者用于衡量當地受西方文化影響的程度，但在基督教活躍之處，以教會學校學生為主體的基督教組織單位——團契，常常開展豐富的社會服務活動，以公益救濟等方式提升社會公德，從而可以促進地區社會的穩定，而社會穩定的地區往往更受外商的青睞；后者則可通過倒逼政府改革，影響地方正式制度的開放程度從而影響外商的決策。此外，他們還提出使用各省區新民主主義經濟時期的私營工業發展水平作為金融發展的工具變量，但產業結構可能存在路徑依賴，故可能影響當地行業在全球價值鏈中的位置，進而影響外商的決策制定，因此該文選取的工具變量的外生性也值得商榷。

因此，為了準確識別金融發展與FDI 的因果關系，本文認為有必要為金融發展尋找更為有效的工具變量。以往文獻中工具變量的選擇均聚焦于近現代金融發展的外部客觀條件，本文認為，雖然從現代歷史經驗出發，尤其是1978 年改革開放后，各地區金融發展可能受到當地經濟和地理變量的影響，但從更為長遠的歷史角度出發，當前的金融發展實際上是我國歷史金融制度框架下的延續。首先，歷史制度可以通過塑造個體內在行為準則、信仰與價值觀對當代經濟產生影響(Nunn 和Wantchekon，2011)。我國貨幣金融制度可追溯到先秦時期，后經過歷朝歷代的實踐與創新，對當今金融體系的發展和完善產生深遠影響。其次，歷史金融制度中蘊含大量的非正式制度，而這些非正式制度可以通過民族宗教與文化等渠道實現世代相傳(Bisin 和Verdier，2000)，并通過內在驅動力對當今經濟主體的金融行為產生影響。因此，本文選擇歷史上我國各地區金融發展中的非正式制度(即古寺院金融) 作為我國現代金融發展水平的工具變量。

基于以上分析，本文構建了我國各地級及以上城市“佛教寺院數量×未來兩年全國廣義貨幣供應量占國內生產總值比重的均值”，以此作為地區金融發展的工具變量，與Nunn 和Qian (2014)①Nunn 和Qian (2014) 研究了美國對外食品援助對受援國國內沖突的影響，為解決可能存在的內生性問題，使用了一種基于交互項的構建工具變量的方法，具體為“滯后一期的美國小麥產量×受援國于樣本期內接受援助的概率”。分解來看，無論是滯后一期的美國小麥產量還是受援國于樣本期內接受援助的概率均滿足相關性和外生性的要求，因此構造的交互項也能滿足兩個工具變量的要求。但與此同時，又是一個隨受援國和隨時間變化的變量。類似。該工具變量的每個成分都滿足相關性和外生性的要求，因此交互項也同樣滿足要求，且該工具變量隨城市和隨時間變化。具體來看，與現有文獻提出的工具變量相比，該工具變量更為有效。從相關性來看，首先，佛教寺院集宗教與金融功能為一身，其獨有的教義可為金融業務中公平信用做擔保，進而通過營造良好的宗教氛圍影響金融活動發展；其次，佛教寺院是我國早期的信用機構，其經營形式得以不間斷地傳承與創新，為近現代諸多金融業務中的制度安排奠定實踐基礎；最后，佛教寺院可以實現不依賴于血緣和法律的社會化募資，并通過締結社會關系影響當今人們的金融決策。從外生性來看，由于佛教寺院均不具備對外營業的商業牌照，無法對各地區經濟變量造成直接影響。

本文使用的工具變量以及構建工具變量的思路可在相關研究中使用。賈俊生等(2017) 在金融發展影響企業創新的研究中同樣參考了Nunn 和Qian (2014)，使用了與本文類似的構建工具變量的思路，構造了“1936 年銀行數量×年份” 作為金融發展的工具變量，類似地，他們還在穩健性檢驗里使用“1997—2005 年市場中介組織和法制環境指數的平均值×年份” 作為金融發展的工具變量。劉行和葉康濤(2014) 在金融發展影響企業所得稅負的研究中，采用了“企業所在地區港口城市的數量” “在第一次鴉片戰爭后的清朝時期，企業所在地區是否有向外國開放口岸” “在第一次鴉片戰爭后的清朝時期，企業所在地區是否存在外國的租界” 這三個變量作為金融發展的工具變量。

概括來看，在Acemoglu 等(2001) 后，基于歷史變量構造當代變量的工具變量已成為一種重要方法。具體到金融發展的工具變量上，現有文獻中尋找影響當代金融發展的歷史變量，并基于該歷史變量構造金融發展的工具變量也成為主流方法。參考關于寺廟金融的相關研究(王任遠等，2017；周建波等，2018；周建波，2018)，激發了我們采用古寺廟金融作為現代金融發展的工具變量的新視角。

本文的邊際貢獻有以下三點: 第一，利用我國261 個地級及以上城市樣本數據，系統研究地區金融發展對FDI 區位選擇的影響，國內對該話題的研究還相對較少；第二，從文化金融的視角出發，闡述寺院金融對當代金融發展的影響途徑，將其作為城市金融發展水平的工具變量，深入理解當今城市金融發展差異的長期原因；第三，與以往研究結論不同，本文認為金融發展通過“競爭效應” 抑制了城市吸收FDI，該結論有助于認識和實現區域經濟協調發展，因此具有重要的政策含義。

二、理論分析

其中，s表示東道國，Ass為東道國消費者對東道國企業所生產商品的總需求。α為溢價因子，R為東道國的利率，fS為每期的可變成本，三者均外生。

此外，沿用Bilir 等(2019) 的設定，東道國消費者對東道國企業所生產商品的總需求與對外國企業所生產商品的總需求相等，即:

其中，w表示母國，Asw為東道國消費者對外國企業所生產商品的總需求。

考慮到我國國有企業與私有企業在市場中扮演的角色有較大差異，本文特將兩類企業區分開來，關注私企與外企之間的競爭。我們以θ∈[0，1] 衡量我國私有企業(p)的市場份額①學界常以樊綱指數衡量我國市場化程度，樊綱指數包含“非國有經濟的發展” “非國有經濟主營業務收入占比” 等子項目，因此本文認為地區的市場化程度可表示為私營企業市場份額的單增函數。考慮到簡便性，同時不失一般性，以下本文也以θ 衡量地區市場化程度。，并將其納入Bilir 等(2019) 的理論模型中。此時生產率為(即每生產1 單位商品所需asp單位的勞動力) 的東道國私有企業的預期利潤為:

在自由進入與退出的市場環境下，所有企業的預期成本與預期收益相等:

其中，δ表示該企業被淘汰的概率，Gs(asp) 為東道國企業技術水平的分布函數，。②參考Bilir 等(2019)，只有當該企業生產1 單位商品所需勞動力數量小于asp 時，才能在市場中生存。

Bilir 等(2019) 假定金融機構可觀測到所有企業的收入，并在企業違約時向其收取其收入的η∈[0，1] 比例作為違約懲罰金。考慮到我國金融機構對私有企業的貸款約束較強的現實問題，本文假定金融機構為規避自身的風險，將設定θ＝1，即在企業違約時，金融機構向其收取的違約懲罰金。因此，當且僅當滿足以下條件時，企業會選擇違約:

可得臨界值為:

此外，考慮到我國金融發展滯后于實體經濟(孫伍琴，2004；田利輝，2014)，本文僅考慮金融發展水平不高于市場化程度的情況，即:

總結以上結論，可得命題1 與命題2。①因篇幅所限，本文省略了命題1 與命題2 的詳細推導過程，感興趣的讀者可在《經濟科學》 官網論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。

命題1 金融發展水平的提高將降低我國私有企業進入市場的門檻，但在市場化程度更高的地區，降低的程度更低。

命題2 金融發展水平的提高將降低我國消費者對外企所生產商品的需求，且在市場化程度更高的地區，降低的程度更高。

以上模型在我國金融發展落后于實體經濟的大環境下，重點強調了我國私有企業與外企的競爭關系，并將融資約束納入私有企業的利潤最優化問題。我國金融發展水平提升會產生兩個方面的效應。第一，金融發展會放松我國私有企業面臨的融資約束，即降低我國私有企業進入產品市場的門檻，這意味著產品市場競爭程度加劇；第二，隨著我國私有企業的進入，消費者會增加對我國私有企業所生產的產品的需求，減少對外企所生產產品的需求，即我國私有企業通過競爭效應擠出了外企。綜上，可得命題3。②命題3 的詳細推導過程請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。

命題3 金融發展水平的提高將抑制FDI 流入。

結合上述三個命題，可得我國金融發展水平的提高可能通過降低私有企業進入門檻抑制FDI 的流入，且在市場化程度越高的地區，抑制效應將越明顯。考慮我國實際情況，相比于國有企業，私有企業是更有活力、更有效率的市場主體(吳延兵，2012；Groves等，1994)，私有企業的進入會促進市場競爭③余明桂與潘虹波(2010) 提出金融發展水平的提高會提高私營企業的競爭力，且在初始金融發展水平越高的地區，該效應越顯著，本文異質性分析部分的實證結果也與該結論相呼應。，形成對FDI 的擠出效應。而在市場化程度較高(初始競爭更為激烈) 的地區，市場本身對存活企業生產率的篩選也必然更加嚴格，因此相對市場化程度較低的地區而言，這些地區憑借金融發展而新進入市場的私有企業平均技術水平更高，對外商的威脅也更大，從而FDI 增速減緩也更為明顯。此外，在市場化程度較高的地區，金融的發展會較不利于外企在我國擴張，因此可能促使其轉向第三方市場。

三、現代金融發展的工具變量: 古寺院金融

我們首先回顧古寺院金融的發展背景，接著闡述古寺院金融對現代金融發展產生影響的渠道，并論證古寺院金融作為現代金融發展的工具變量的合理性。

(一) 古寺院金融的發展背景

宗教對一國或地區的金融發展起到了重要作用(Iannaccone，1998；Mccleary 和Barro，2006；Iyer，2016)，具體表現在宗教會通過信仰引導和制度安排鼓勵信徒從事金融活動或作為實體直接參與金融經營。信仰引導方面，宗教強調“后世” 效用，并會傳達金融相關教義理論，加之宗教提供了信用擔保，這些均為宗教信徒從事金融活動提供了經濟激勵和天然優勢。制度安排方面，宗教會憑借其在戰亂時代中較高的社會地位，直接從事金融經營。具體到我國，佛教在戰亂時期得以迅速發展，直到唐中期達到頂峰。和平時期，官府和寺院間勞動力競爭的矛盾不斷激化，官府開始采取強制手段限制佛教發展，最終寺院金融逐漸退出歷史舞臺。

(二) 現代金融發展與古寺院金融: 工具變量相關性的分析

產生于特殊歷史時期的寺院金融是否會對我國現代金融發展產生影響? 本文認為雖然寺院金融已完全退出歷史舞臺，但其創造的宗教氛圍、信用機構以及社會化募資等都對我國現代金融發展產生了深遠的影響。

首先，宗教強調為善才能得到“救贖”，營造了崇尚誠實和反對欺詐的宗教氛圍，這種宗教氛圍會得以繼承和發展，并對現代金融活動產生影響。新制度經濟學的研究認為，宗教氛圍作為一種重要的非正式制度，會對居民收入、企業違規及盈余管理、企業代理問題及信息不對稱等產生影響(陳冬華等，2013)。其次，南北朝時期寺院建立的信用機構——質庫，其經營與衍生的金融活動會對現代金融制度產生影響。質庫以典當制進行借貸，發展到現代則稱為抵押制度。唐朝時期，個人和一些專營機構開始典當業務，而寺院也推出了存款和代客管理錢財等業務。唐中后期，雖然寺院金融逐漸消失，但其發展的金融業務得到了傳承，如明清時期典當行發展到了最高峰，存貸業務也常見于后來的錢莊、票號等。最后，宗教通過締結社會關系實現了早期的社會化募資，這加速了我國金融業的發展。寺院金融后出現了多種社會化募資的形式，如姓氏宗族內募資、商幫募資等。無論是宗族還是商幫，其內部信用的基礎往往在于統一的宗教信仰。

因此，本文有理由相信寺院金融會對我國現代金融發展產生影響，即滿足工具變量的相關性要求。進一步地，從寺院金融(以佛教寺院數目為測度) 與現代金融發展(以金融深度和金融相關率為測度) 的關系中可以看出，一個城市中佛教寺院數目越多，其金融深度和金融相關率指數也越高，即寺院金融與現代金融發展存在較強的相關性。

(三) 工具變量外生性的分析

本文認為寺廟金融作為現代金融發展的工具變量滿足外生性條件。首先，寺院金融的興起與傳播是否與各地到沿海的距離相關? 各地到沿海的距離雖為一個先決地理變量，但能夠通過氣候、貿易等渠道影響各地經濟變量，意味著如果本文的工具變量與其相關，則可能面臨嚴重的外生性挑戰。鑒于此，本文將工具變量對各地到沿海港口的最短距離進行回歸，回歸結果表明其系數為-0.102，p值為0.612，R2＝0.0009，因此可認為二者之間在統計上不存在相關性。其次，寺院金融是否通過產出水平、產業結構、國際貿易等因素影響FDI? 第一，寺院金融主要通過非正式制度作用于人們的金融行為，不直接影響技術水平、資本存量與勞動力總量，即不直接作用于生產函數。第二，寺院金融不對地域自然稟賦造成顯著影響，而產業結構往往由地區稟賦決定。第三，寺院金融難以對匯率、產業鏈等因素造成較大影響，因此不直接作用于當地進出口總額。

表1 報告了以本文工具變量為解釋變量，分別以人均GDP、產業結構、進出口總額占GDP 比重作為被解釋變量的回歸結果，可見三個回歸的系數均不顯著，意味著工具變量與各地主要經濟變量均不存在強相關性。

表1 驗證工具變量的外生性: 探究工具變量與經濟基本面的相關性

進一步地，我們參考黃新飛等(2013) 的思路，增加了關于工具變量外生性的回歸分析。基本思路是，當工具變量滿足外生性要求時，若將工具變量置于被解釋變量的回歸方程中，預期可以看到工具變量的系數不顯著，否則工具變量就可能存在其他影響被解釋變量的渠道，不滿足外生性要求。表2 報告了加入工具變量的回歸結果，在控制金融發展水平后，工具變量的系數不顯著，說明本文的工具變量僅通過金融發展水平影響FDI 的流入，工具變量外生性得到驗證。

四、實證模型、樣本選擇與變量說明

(一) 模型設定

基于已有文獻，本文采用工具變量兩階段最小二乘法(IV-2SLS) 來識別城市金融發展水平對FDI 的影響。2SLS 的第二階段和第一階段回歸模型分別為:

其中，i表示城市，t表示年份，λ(j)it為控制變量。βj、γj分別為第二階段和第一階段對應的控制變量的回歸系數，αi為城市固定效應，φt為年份固定效應。εit、μit分別為第二階段和第一階段的誤差項。考慮到FDI 在進行區位選擇時主要考慮上一期的城市金融發展，因此本文在回歸中使用滯后一期的金融發展水平(financeit-1) 變量。Buddhismit為寺院金融的代理變量。

(二) 樣本選擇

本文以261 個我國地級及以上城市2004—2016 年的面板數據為研究樣本。與基于省級數據的研究相比，城市數據克服了基于加總數據時可能面臨的加總偏誤問題。因為各省FDI 往往集中于其省會城市，表現出省內分布的極不均衡，基于省份層面數據無法捕捉省內城市FDI 的異質性，因此無法克服區域分割和市場扭曲對實證結果的干擾。

(三) 變量說明

(1) 被解釋變量: 外商直接投資(lfdi)。使用取自然對數處理后的實際利用外資金額，數據來源為中經網統計數據庫。

(2) 解釋變量: 金融發展，使用金融深度(Depth) 與金融相關率(FIR) 衡量各城市金融發展情況。其中，參考Lu 和Yao (2009)，金融深度(Depth) 采用金融機構年末貸款余額占名義GDP 的比重。參考Goldsmith (1969)，金融相關率(FIR) 指某一時點上現存金融資產總額占國民總財富比重，用于衡量一國經濟金融化程度，但考慮到城市層面數據的可得性，本文參考鐘騰和汪昌云(2017) 的做法，用區域金融機構年末存貸款余額之占與地區GDP 的比重表示。數據來源均為CSMAR 區域經濟數據庫。

(3) 工具變量: 古寺院金融(Buddhism)。本文使用各地級及以上城市佛教寺院的數量①考慮到直接搜集各市古代寺院數量較為困難，我們使用CSMAR 數據庫中最新的2018 年各市寺院數量。需要說明的是，我國規定寺廟不可以新建，只能恢復重建，因此使用最新的數據更能反映各市古代寺院的全貌；另外，我國寺院重建手續繁瑣、周期長(詳見國家統戰部于2005 年發布的《宗教活動場所設立審批和登記辦法》)，我們隨機抽取一定數量寺院追溯其在樣本期內的存續情況，發現樣本區內各市寺院數量沒有發生明顯變化。與未來兩年全國廣義貨幣供應量(M2) 占GDP 比重的均值的交互項，作為金融發展水平的工具變量。前者的數據來源為CSMAR 文化數據庫，后者的數據來源為中經網統計數據庫。

(4) 需求側控制變量: 第一，FDI 的集聚效應。FDI 的集聚效應可能通過正反饋來吸引更多的FDI (魏后凱，2003)，因此本文回歸中包含各城市滯后一期的FDI，用于衡量FDI 的集聚效應。第二，市場規模和潛力。本文使用人均GDP 與各地級及以上城市人口數兩個指標衡量市場規模，使用地區GDP 增長率衡量市場潛力。第三，產業結構。本文使用第二產業產值占地區GDP 比重衡量各城市產業結構。以上數據均來源于中經網統計數據庫。

(5) 供給側控制變量: 跨國公司在進行區位選擇時往往需要考慮當地人力資本、政策優惠、交通運輸便利程度等因素。本文使用各地級市一般公共預算支出中的教育支出與名義GDP 的比值衡量各城市教育水平；使用各地級市一般公共預算支出中的科技支出與名義GDP 之比衡量各城市創新能力；使用公路面積增加值衡量城市基礎設施；使用各地級市進出口總額衡量各城市貿易開放程度。數據來源為中經網統計數據庫、中國經濟與社會發展統計數據庫、CEIC 數據庫和各城市統計年鑒。①各變量的定義與說明請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A1。

(6) 其他說明: 為減輕極端值的影響，本文對所有連續變量進行上下1%的Winsorize處理。從主要變量的描述性統計結果可以看出②主要變量描述性統計請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A2。，FDI 的自然對數的均值與中位數分別是91.329 和90.655，二者相差較小，標準差為19.272。金融深度的均值與中位數分別是76.935 和63.042，標準差為43.379，金融相關率的均值與中位數分別是198.506 和171.393，標準差為93.064，不同城市間金融發展水平差距較大。

五、實證結果與分析

(一) 基準結果

表3 匯報了基準回歸結果。其中，第(1) 列為使用金融深度作為金融發展的代理變量時第一階段回歸結果，第(2) 列為對應的第二階段回歸結果。第(3) 列為使用金融相關率作為金融發展的代理變量時的第一階段回歸結果，第(4) 列為對應的第二階段回歸結果。

表3 金融發展對外商直接投資的影響: 基于2SLS 法

由第(1) 列可知，寺院金融在1%的顯著性水平下對城市金融深度產生了正向影響，且工具變量通過了弱工具變量檢驗，WaldF統計量為15.44，Wald rkF統計量為10.23。該結果驗證了前文提出的“寺院金融可通過多種渠道對現代金融發展產生影響”的論述，也表明本文構造的工具變量是有效的。由第(2) 列可知，FDI 與城市金融深度在5%顯著性水平下呈負相關關系，表明在其他因素保持不變的情況下，金融深度的提高會顯著降低該城市FDI 的流入，研究結果與Desbordes 和Wei (2017) 以及Bilir 等(2019) 一致，他們認為金融發展水平的提高可能導致要素價格上升，加劇市場競爭程度，從而抑制FDI 的流入，即存在金融發展的“競爭效應”。同時這一結論與以往基于我國數據的實證研究結果有所不同，以往研究則認為金融發展能夠有效吸引FDI 流入。除此之外，城市的市場潛力和集聚效應可顯著正向吸引外商直接投資流入，其他控制變量不顯著。

同樣，由第(3) 列可知，寺廟金融在1%顯著性水平下與金融相關率呈正相關關系，且該工具變量通過了弱工具變量檢驗，WaldF統計量為21.70，Wald rkF統計量為12.66。因此本文構造的工具變量仍然有效。第(4) 列報告了金融相關率對FDI 顯著的負效應，表明在保持其他因素不變的情況下，金融相關率的提高會顯著降低該城市FDI 的流入。另外，城市的市場潛力和集聚效應顯著正向吸引FDI 流入，其他控制變量不顯著。

基準實證分析表明，在不同的金融發展測度下，金融發展的提升均會顯著降低該城市FDI 的流入。

(二) 穩健性檢驗①穩健性檢驗相關結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。

本文從以下幾個方面對以上基準回歸結果進行穩健性檢驗。

(1) 替換金融發展水平指標。基準分析使用了余額變量來構建金融發展水平指標。進一步地，我們使用總額變量構建金融發展水平指標。具體來說，我們分別使用城市金融機構年末貸款總額占GDP 比重(Depth_total)、城市金融機構年末存貸款總額之和占GDP 比重(FIR_total) (Levine，1997) 表示該城市金融發展水平。除此之外，參考Beck等(2008)，我們還使用城市金融機構存款余額占GDP 比重(Deposit) 作為另一個替代指標。從替代指標的回歸結果可以看出①例如，《道德經》 強調“鄰國相望，雞犬之聲相聞，民至老死不相往來”，表明道教強調人際關系的簡單化，避免涉及經濟往來。，第二階段結果中，三個金融發展的替代指標均在5%顯著性水平上抑制FDI 流入，說明本文研究結論是穩健的。

(2) 剔除金融危機的影響。當出現重大流動性危機時，企業并購價大幅下降，外商的投機心理會導致大量跨國并購的發生。基于此，為消除2008 年全球金融危機對本文研究結論的可能干擾，我們剔除了2007—2009 年的研究樣本，再次進行工具變量二階段回歸。結果表明，剔除金融危機不改變本文的基準結果，即城市金融發展仍顯著地抑制FDI 流入。

(3) 剔除一線大城市的影響。發達一線城市的金融發展水平和FDI 規模相對于非一線城市較大，因此可能會對基準研究結論產生影響。本文剔除了北京、上海、廣州和深圳四個城市的樣本重新進行實證檢驗。結果表明，剔除四個一線城市樣本后，本文基準研究結論仍穩健。

(4) 考慮勞動力成本的影響。勞動力成本是FDI 區位選擇的重要影響因素(謝科進等，2018)。為避免可能的遺漏變量問題，本文將勞動力成本加入回歸模型，重復以上實證研究。我們使用各城市城鎮單位在崗職工平均工資作為勞動力成本的衡量指標，數據來源于中經網統計數據庫。實證結果表明，基準研究結論依然穩健。

(5) 安慰劑檢驗。道教崇尚“清靜無為”，因此道觀不涉及任何金融業務。這為本文提供了進行安慰劑檢驗的可能。我們使用道觀數量替換佛教寺院構造新的工具變量(Taoism)，檢驗道教文化是否會對現代金融發展產生影響。實證結果如表4 所示，雖然第二階段回歸結果表明，金融發展仍顯著地對FDI 產生負向效應，但該結論是不可信的，因為第一階段回歸結果表明基于道教構建的工具變量無法通過弱工具變量檢驗。因此，可以認為僅有基于佛教寺院構建的工具變量與現代金融發展存在顯著相關性。

表4 替換工具變量的實證結果

(續表)

(三) 異質性檢驗: 基于“競爭效應” 的視角①異質性檢驗相關結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。

1.基于金融發展水平的異質性檢驗

基準結果表明，由于“競爭效應” 的存在，城市金融發展水平的提高會顯著減少FDI 的流入。本文需要進一步回答的是，初始金融發展水平較高的城市，其金融發展水平的提高是否會引致更激烈的競爭，進而對FDI 產生更強的抑制作用?

本文分別以城市金融深度和金融相關率的中位數為基準，將樣本分為低金融發展組與高金融發展組，重復基準回歸模型。結果表明，只有在高金融發展組中，金融發展對FDI 的負效應才是顯著的。在外商看來，金融較發達城市的金融市場進一步發展未必有利于其經營與發展，因為會面臨更為激烈的競爭。該結論表明從“競爭效應” 角度解釋基準研究結論是合理的。

表5 基于初始金融發展水平的異質性實證結果(金融深度)

對于低金融發展組，Adj-R2為-2.589。Adj-R2為負，是因為引入了解釋力不強的變量而增加了自由度，導致模型擬合效果不好。另外，Adj-R2的絕對值較大，可能的原因是線性模型不能很好地刻畫低發展組的FDI 變化情況。這說明，在低金融發展組，金融發展并不是解釋FDI 變化的一個好的變量，而在高金融發展組，金融發展是解釋FDI 變化的一個顯著變量。這也證明了異質性的存在。

2.基于外商集聚程度的異質性檢驗

此外，“競爭效應” 的大小還依賴于FDI 的集聚程度，因為當兩個城市面臨同樣的初始金融發展水平時，FDI 集聚程度越高的城市，其競爭效應也越為強烈，因此城市金融發展水平的提升，會對外商集聚程度較高的城市產生較強的FDI 的抑制作用。

為驗證這一推論，本文將FDI 的集聚程度按中位數分為低集聚組與高集聚組，分別對兩組重復基準回歸分析。實證結果表明，只有在外商集聚程度較高的組中，城市金融發展才顯著地抑制FDI 的流入，在外商集聚程度較低的組中，該效應不顯著。因此，該異質性分析進一步驗證了“競爭效應” 的存在。

表6 基于外商集聚的異質性實證結果(金融深度)

3.基于市場化程度的異質性檢驗

“競爭效應” 還依賴于市場是否提供了公平且有效的制度環境，預期在市場化程度較高的城市，市場競爭更為激烈，城市金融發展對FDI 的抑制作用更為顯著。由于數據的可獲得性，本文按照中國分省市場化進程指數①該指數由中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所編制，從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境等方面衡量市場化的進展。的中位數，將研究樣本分為低市場化樣本組和高市場化樣本組。結果表明，只有在市場化程度較高的組中，城市金融發展才會顯著地抑制FDI，在低市場化組，兩者的關系不顯著。這進一步印證了城市“競爭效應” 的存在。

表7 基于市場化程度的異質性實證結果(金融深度)

六、結論與政策含義

本文使用了我國2004—2016 年261 個地級及以上城市的數據實證檢驗了城市金融發展水平對FDI 的影響，并從非正式制度的角度出發尋找導致當前各城市金融發展水平差異性的原因，選擇寺院金融作為金融發展的工具變量。本文認為寺院金融會通過營造宗教氛圍、創立信用機構以及提供社會化募資的渠道對現代金融發展產生影響，且實證結果顯示，該工具變量相比于現有文獻使用的工具變量更為有效。

本文研究結論表明，金融發展水平會顯著地抑制城市FDI 的流入。該研究結論與現有文獻有所不同，本文認為金融發展的提升會引起要素價格上漲和產品市場競爭加劇，進而外商會選擇不進入或退出該市場，即存在金融發展引致的“競爭效應”。

為保證基準研究結論的穩健性，本文從替換金融發展指標、剔除金融危機樣本、剔除發達一線城市樣本和考慮勞動力成本等角度進行穩健性分析，發現基準研究結論保持不變。進一步地，基于佛教和道教在金融活動上的明顯差別，本文使用道觀構建了一個新的工具變量，對本文結論進行安慰劑檢驗。我們認為，道觀構建的工具變量是無效的，因此從側面證實了寺院金融對現代金融發展確實產生了深遠影響，是現代金融發展的良好工具變量。

此外，基于“競爭效應” 的視角，本文從金融發展水平、外商集聚程度和市場化程度三個角度進行了異質性分析，發現基準結論在金融發展水平較高的組、外商集聚程度較高的組和市場化程度較高的組成立，這驗證了“競爭效應” 的存在。

本文的研究結論是否意味著在政策上應該抑制金融發展以吸引外資流入呢? 答案并非如此。首先，金融發展對地區經濟的影響是多方面的。例如，經典的“金融抑制” 論認為在發展中國家實行金融自由化、促進金融發展有助于經濟增長(McKinnon，1973；Shaw，1973)；金融發展還利于收入不平等程度的降低(De Haan 和Sturm，2017)。因此，金融發展對FDI 的抑制作用只是效應之一，在制定金融發展政策時需要綜合考慮金融發展帶來的成本與收益，合理確定金融發展的最優規模。

其次，金融發展對FDI 的抑制作用有利于實現區域均衡發展。①實際上，現有研究還表明，在金融發展程度較高的地區，FDI 對國內投資的拉動作用較小(譚之博和趙岳，2014)。結合本文結論，進一步證明金融發展可以通過外資渠道利于區域間協調發展。我國面臨比較嚴重的區域發展不平衡問題，促進區域協調發展有助于實現資源的優化配置和發展方式轉變。FDI 作為一種促進區域經濟增長的重要資源，可在促進區域協調發展中發揮重要作用。本文研究結論的重要政策含義在于，我國區域間金融發展水平的差異，即東部沿海城市金融發展遠高于中西部內陸城市，有助于引導外資流入欠發達的中西部城市，從而促進區域間的協調發展。從我國金融發展水平和FDI 趨同的散點關系圖可以看出②請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。，線性擬合表明FDI 標準差與金融發展水平負相關，意味著金融發展水平的提高伴隨著城市間FDI 流入差距的縮小，即實現城市間FDI 的相對趨同。這意味著，鼓勵金融發展的政策實現了促進本地經濟和縮小區域間經濟差距的雙重目標。