国际债务资本流动不确定性会抑制投资吗？

姜永宏 冯启迪

(暨南大学经济学院，广东 广州 510632)

一、引言

2008年全球性金融危机爆发以来，大量中、短期资本从发达经济体出逃流向中国、印度、巴西等新兴经济体。相对于其他新兴经济体，中国作为最大的发展中国家，其巨大的资本增值潜力、相对安全的投资环境与有效的市场需求等特征吸引了大量国际资本的流入。同时，伴随着国际资本账户自由化进程的推进，国际金融一体化程度的加深，中国受到国际资本流动影响的程度日益加剧。近年来，欧美国家经济状况的日益回暖，美国降低企业经营成本税改方案的推行，掀起了美国企业投资回流的热潮。国际资金从新兴市场国家回流美国(中国科学院大学国际资本流动与金融稳定研究课题组，2017)[1]，加剧了中国国际资本流动的波动程度。国际资本流动普遍分为FDI、国际证券投资与国际债务资本三种。相对于FDI与国际证券投资两者投资周期永续的特征，国际债务资本往往体现出特有的期限错配问题。作为一国企业的重要融资方式，发行境外企业债的融资成效受限于国际资本流动中的债务资本流动，加之期限错配问题的存在，剧烈的债务资本流动波动会改变企业投资行为，进而影响整个国家投资及经济运行状况。因此，研究国际债务资本流动的不确定性对中国经济增长的影响具有重要的理论与现实意义。

与发达经济体相比，新兴经济体与发展中国家的经济波动往往更加明显(Garcia-Cicco等，2010[2]；Koren和Tenreyro，2012[3])，波动幅度更大，持续时间也更长，主要原因在于新兴经济体金融市场发展尚不完善、不充分，致使本地企业融资渠道窄、成本高、期限短。债务期限短，投资回收期长，这样普遍的投融资期限错配现象在新兴经济体屡见不鲜。因此，融资途径窄的企业，其投资行为对预期融资额的变动也更加敏感。图1展示了我国1998年至2017年债务资本流入与股权资本流入总量的变化情况。

图1 1998Q1-2017Q2中国债权资本和股权资本流入总量(单位：亿元)

图1显示，在2011年之前，相对于债权资本流入，股权资本流入的波动更加明显，解释或为国内较为烦琐严格的上市程序，限制了大量企业的融资渠道，致使经济危机前大量中国企业追赶赴美上市的热潮，股权资本流入渠道较为畅通。而2011年后，部分赴美上市的国内企业回归A股，国际债权投资通道打开，使得债券投资流入波动明显增强，从2016年第一季度的净流出1507亿浮动至2017年第二季度的净流入533亿元。由此可见，近年来国际债务资本流入的变化十分剧烈。

理论上，鉴于FDI的直达性与股权融资的长期性，其阶段性波动不会产生期限错配问题，进而企业投资行为与企业投资风格受FDI与股权融资的波动影响十分有限；如果企业主要融资方式为发行境外企业债，则企业在选择投资数额、投资期限、投资方式等一系列行为上都会考虑到未来融资的可能性。剧烈的债务资本波动无疑加剧了企业对于未来融资的不确定性，更容易引发期限错配条件下企业债务展期、违约甚至破产的风险。为了验证上述假设，本文紧紧围绕不确定性与投资活动二者的相关性，在建立可能理论传导机制的基础上，结合期限错配，构建I-VAR模型来研究国际债务资本流动不确定性对国家投资活动及产出的影响。实证结果发现，滞后一期国际债务资本流动的不确定性对全社会固定资产投资额有着负向影响，影响程度随不确定性程度上升而增加，且在2008年之后，随着期限错配程度下降，不确定性对全社会投资额冲击的效果也在逐渐降低。

二、文献回顾

随着国际资本流动研究的深入，资本流入对于被流入国家经济增长的促进作用逐步成为共识。Beckmann 等(2017)[4]通过对新兴经济体的研究发现，国际资本流入对流入国GDP的增长具有显著促进作用，证券资本流入甚至比净FDI流入效果更佳显著。Converse(2017)[5]研究认为，证券资本流动的不确定性通过限制企业的投资来降低产出，新型经济体的波动要高于发达经济体，并且回收期越久的行业其投资受影响程度越大。宿玉海等(2018)[6]使用结构向量自回归模型研究发现，短期资本流动冲击国内金融市场，不利于汇率稳定与人民币国际化建设。马宇等(2017)[7]则认为资本跨国流入不仅促进经济增长，还会产生知识溢出、技术溢出等效应，然而资本异常流动会成为制约新兴市场国家发展的障碍。伴随着金融危机对全球经济的冲击，越来越多的学者针对不确定性展开研究，并普遍认为不确定性是阻碍经济平稳运行的重要因素。但纵观种种涉及不确定性的研究，大多数文献对于不确定性的刻画，停留在Baker等(2010)[8]提出的EPU指标上，且大致分为两类：一类是关于EPU对宏观经济指标的负面影响(Bachmann 等，2013[9]；Leduc 和 Sill，2013[10]；刘镜秀、门明，2015[11])，另一类从微观层面出发，讨论EPU对企业投融资行为等方面的抑制作用(Caggese，2012[12]；Kellogg，2014[13]；Arslan 等，2015[14])。理论上，由于企业投资的不可逆性与调整成本的存在，企业在不确定环境下更倾向于“等等看”而不是采取行动，从而致使不确定性对企业投资产生抑制作用(Bernanke,1983[15]；McDonald 和 Siegel, 1986[16]; Pindyck, 1991[17])。国内学者的研究也证实了不确定性冲击对于企业投资的负面影响。谭小芬等(2017)[18]认为经济政策不确定性通过实物期权和金融摩擦两种渠道抑制了企业投资，传导机制在于不确定性对资本流动性价值的冲击。饶品贵等(2017)[19]认为EPU使得中国企业投资明显受到抑制，但因为投资者更加审慎，投资效率反而随之上升。综上所述，鲜有文献从国际资本，尤其是国际债务资本流动的角度入手，结合不确定性的话题，来探讨其与企业投资行为之间的作用机制。由于国际资本流动缺乏相对高频数据，目前文献衡量国际资本流动波动，通常是在构建相应指标的基础上进行测度。如Mercado和Park (2011)[20]以5年期的滚动标准差测度国际资本流动的波动性，Converse (2017)[5]采用AR(1)模型拟合的残差通过处理后来表示国际资本流动的波动。本文在Converse(2017)[5]的方法上进行扩展，采用ARMA(1,1)模型对国际资本流动不确定性指标进行衡量，创新性结合期限错配的视角，使用新颖实用的I-VAR模型进行实证分析，来检验国际资本流动的不确定性对于中国总投资规模与GDP产出的影响。

三、理论基础

(一)基本模型

由于我国金融发展不充分，市场普遍存在摩擦。参考Converse(2017)[5]的框架，我们假设摩擦主要表现为两点：(1)企业由于上市困难等融资约束，仅能通过发行一期无风险利率债券来进行融资，无法发行长期债券，因此会大量依靠短期债务来进行融资(IMF,2005[21]；Fan等，2012[22])。(2)企业受限于外生给定的借款限制，限制随机且未知。大量研究表明，发达国家在确定国际资本流动模式方面的推动因素比被投资国的拉动因素重要得多。具体因素的相关研究不仅包括宏观经济层面(Forbes和Warnock，2012[23]；Fratzscher，2011[24])以及流动性状况(Foley-Fisher和Guimaraes，2012[25]；Edwards，2012[26])，同时也涵盖了被投资国家机构投资者资产组合的配置状况(Didier等，2010[27]；Jotikasthira 等，2011[28])，因此资本流入国面临外生给定的未来融资限制这一假设是合理的。

考虑一个投资人均为风险中性的三阶段投资模型，即t=0，1，2。t=0时，企业通过初始禀赋y0以及发行短期国际债券B1来融资，用来投资为期两期的长期项目，总投资成本为I0，到期后项目总收益率为R。t=1时，企业为了清偿到期的短期外债，选择继续发行债券，但由于借款限制，新发行的债券或许不能清偿到期的债务，因此企业会清算部分长期投资来偿债，剩余的投资品会在t=2时1∶1转化为消费品。国际债券收益率为世界利率r，借款限制为τ2，分布函数为F(τ)。投资长期项目的利润足够高，通过借款来投资可以获得利润(R>(1+r)2)。期限错配反映了企业借款与投资之间期限的差异，对于我国大部分企业来说，长期借款与上市发行股权的融资方式成本过于高昂，仅能依靠短期借款，这就使企业家需要权衡在随机且未知的借款限制τ2的约束下，于t=0时选择适当的借款数量B1与投资数量I0，来最大化三期的收益贴现之和，这既保证了自身收益的最大化，同时又避免了因过度投资导致企业现金流资不抵债情况的出现。即：

(1)

其中，β为贴现因子，dt为t期收益(1)其中，d0=y0+B1-I0，d1=y1+B2+L-(1+r)B1，d2=y2+R(I0-L)-(1+r)B2。。该最大化问题受限于四个约束条件：(1)利润非负约束，dt≥0，意味着企业无法发行股权；(2)借款约束，B2≤τ2；(3)清算非负约束，L≥0，即一旦启动项目，无法扩大投资规模；(4)清算上限约束，L≤I0。

由此，构造拉格朗日函数并求解拉格朗日方程的一阶条件：

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，λt、ξ(1)、ξ(2)、μ分别为利润非负约束、清算非负约束、清算上限约束以及借款限制的拉格朗日乘子。剔除企业违约破产风险，假设贷款者向企业贷款的数额不会超过其所能偿还的最大数额，从而清算数量不会等于投资数量，即L

这里存在两种情况：

1.当企业家拥有足够的借款能力时B2<τ2，可以依靠t=1期新的借款来偿付到期的债务，从而便不需要进行长期投资的清算，即L=0。同时由于长期投资的盈利性(R>(1+r)2)，企业家不会在第一期支付红利，d0=0，同理d1=0，企业仅在t=2时支付红利，从而第二期借款数量应该恰好为到期外债减去第二期禀赋，即B2=(1+r)B1-y1。这种情况下，企业最终阶段消费CH应等于t=2时的红利d2。

(6)

2.当企业家在第二期的借款上限连带当期禀赋无法偿还到期债务时，τ2+y1<(1+r)B1，此时B2=τ2，此时企业家需要清算部分为L的长期投资来偿还债务，清偿数量刚好足够来支付外债，即L=(1+r)B1-(y1+τ2)，这使得最终消费为：

CL=(R-(1+r))τ2-rRB1+(Ry0+Ry1+y2)

(7)

因而，企业家要选择最优借款规模来最大化其最终消费：

(8)

τ′=(1+r)B1-y1表示需要进行清算的借款临界值，如果第二期借款限制低于临界值，就必然进行清算来偿还债务。很明显，τ′的大小内生决定于企业的初始借款。将式(6)(7)带入式(8)得到：

(9)

对B1求导获得一阶条件：

(10)

这里，当τ′=τ2时，CH=CL，于是得到：

(11)

(二)不确定性增加

校准时，假定借款约束τ2服从对数正态分布，具体的参数值如表1所示。债务利率选取中国过去十年银行间同业拆借利率的均值，鉴于长期投资项目的回报率缺少实际数值，将长期投资回报率匹配为固定资产投资回报率的测算值。单豪杰等(2008)[30]测算了1978-2006年间中国工业部门资本回报率均值在15%左右，方文全(2012)[31]估测中国1993-2007年间的平均资本回报率在8%-13.9%之间，我们综合考虑将该值校准为12%。对于预期借款约束，采用中国样本期内债务资本流入占GDP百分比的平均值作为校准值，约为0.17%。不确定性增加的具体结果如图2所示。

表1 理论模型中参数的校准

注：以上校准参数采用过去10年数据估算所得。

图2 不确定性增加对清算概率的影响

根据校准，我们得到最优借款时的清算概率为F(τ′)=0.032，该最优值落在了F(τ)≤G(τ)的区域，因此当不确定性增加时，相同的借款数额反而对应了更高的清算概率，与理论假设相一致。

四、数据与方法

(一)数据描述

数据的样本区间为1999年第一季度至2017年第二季度，具体实证涉及的主要数据序列包括债务证券资本净流入、真实GDP季度数据、全社会固定资产实际投资额以及私人部门的国内信贷(占GDP的比重)。选取私人部门国内信贷的原因是，根据以往文献的研究，发现期限错配程度与金融发展程度关系密切(Fan 等，2012)[22]，采用私人部门国内信贷(占GDP的比重)来作为金融发展程度的代理变量，进一步表示期限错配程度的高低较为恰当。债务证券资本流入与证券资本总流入数据来源于国家外汇管理局发布的国际收支平衡表(BPM6)与IMF DATA-BOP(二者数据口径一致),GDP季度数据与全社会固定资产投资额来源于WIND数据库，私人部门的国内信贷(占GDP的比重)来源于国际清算银行(BIS total credit statistics)。本文还选取居民消费品价格指数CPI环比数据(2000年=100)来进行相应数据处理，数据来源同上。

(二)数据处理

针对不确定性，本文将相关国际资本流动数据用ARMA(1,1)模型进行拟合，公式如下：

flowt=δ0+δ1flowt-1+εt+θ1εt-1

(12)

flowt表示第t季度的债务资本流入额。在获得相应残差序列后，对向前3个季度的残差求标准差，结果与当季GDP的趋势值相比，得到所需的资本流动波动序列用来表示当期借款的不确定性，公式如下：

(13)

将标准差与当季度GDP做比的标准化做法，可以更加清晰地展示资本流动波动程度相对于经济总量的份额。对于其他时间序列数据，根据以往文献的做法，笔者采用TRAMO-SEATS算法对资本流入、GDP以及全社会固定资产投资额数据进行季节调整，获得趋势数据。

对数据进行平稳性检验，发现除GDP(经过季节调整后的趋势项)、全社会固定资产投资额以及证券资本总流入为平稳序列外，其余变量均为一阶单整序列，检验结果见表2。

表2 ADF平稳性检验

注：所有数据样本期均为1999年Q1至2017年Q2，检验时最优阶数由AIC指标自动选择，变量最优滞后阶数均为4阶。

表3展示了主要变量不确定性与期限错配程度对于GDP和投资额的解释能力。对于GDP来说，错配程度与不确定性的解释能力(P值越大，解释能力越弱)较低，但相比之下不确定性的解释能力优于错配程度。对于投资额LNINV，二者均有着相对显著的解释能力，不确定性的解释能力更强，符合我们对于数据的预期。

表3 主要变量Granger因果检验

注：所有数据样本期为1999年Q1至2017年Q2，检验时滞后阶数由AIC指标自动选择，变量最优之后阶数均为4阶。

最后，通过方差分解，检验不确定性、期限错配对于宏观变量的贡献程度(解释能力)。总方差分解期限为10期，具体检验结果如表4所示。表4展示了2、4、6、8、10期后的方差分解结果，分别表示半年、一年、一年半、两年、两年半后的影响，结果显示，CPI对于GDP的方差贡献位于首位，但债务不确定性的方差贡献逐渐增强，投资期限越长，不确定性对于GDP波动的影响力越明显。此外，对于投资额LNINV的波动，不确定性的贡献程度依然居于前列，并有着相同的期限趋势，期限越长，不确定性对于投资额方差贡献越大。

表4 不确定性与错配程度对宏观变量方差分解结果

注：所有数据样本期均为1999年Q1至2017年Q2，数据来源见上文，季度数据均采用TRAMO-SEATS算法进行季节调整，滞后期由最优滞后阶数准则(满足SC、AIC、HQ、LR准则最多的标准)确定。

方差分解可以有效降低格兰杰因果检验中带来的多重共线性问题，但同时，由于Cholesky分解法的限制，其结果也会因为变量在矩阵中的排列顺序而变化，因此为保证结果的可靠与稳健性，本文采用广义脉冲响应进一步分析广义脉冲对GDP与投资额LNINV的影响，结果如图3、图4所示。无论是对GDP或是投资额LNINV，一单位正向不确定性冲击会造成二者向下波动，且波动幅度随着短期内期限的增加而上升，最终向稳态收敛。相对于GDP，不确定性对LNINV的负向影响更集中在两单位标准差的置信区间内，说明该冲击的结果更可靠。值得注意的是，不确定性冲击对LNINV的负向影响在第4、第5期附近到达最大值，意味着一年左右到期的债务资本流入对我国国内投资影响最为显著。VAR模型的估计结果与以往文献相符合，但其不足在于，不能够反映同一冲击对于不同时刻不同变量水平下的响应程度，换言之，本文为了探究在不同的期限错配水平下，同一单位国际债务资本流动不确定性的冲击，是否会使投资与GDP产生不同程度的时变反映，需要使用I-VAR的方法进行进一步的实证。

图3 VAR模型下INV对不确定性冲击的广义脉冲响应

图4 VAR模型下GDP对不确定性冲击的广义脉冲响应

(三)实证方法

理论分析表明，资本流动的不确定性会在期限错配的传导下影响投资活动，因此本文选择Pellegrino(2017)[32]使用的I-VAR模型(Interacted-VAR)来进行实证分析。I-VAR模型是一个非线性VAR模型，它在标准线性VAR模型的基础上增加了一个交互项，来衡量一单位某变量的冲击效果是如何取决于另一变量水平的。本文估计的I-VAR模型形式为：

(14)

(15)

其中，Yt是内生变量向量，α是常数项向量，Ap为系数矩阵，μt为残差向量，方差—协方差矩阵(VCV)为Ω。交互项包括系数向量cp，资本流动波动unct以及私人部门贷款(占GDP的比重)，作为衡量期限错配程度的指标。资本流动波动unct反映了不确定性，即需要识别的冲击，期限错配程度为交互项中的条件变量。

内生变量向量Yt=[mist,100×lnCPIt,100×lnINVt,1000×unct-1]′，其中，mis表示期限错配，CPI为居民消费品价格指数，INV表示全社会固定投资额，unc表示不确定性。本文采用3阶滞后期以避免序列相关的问题，使用非线性的LM统计量检验并拒绝了线性VAR的原假设(P-value=0.0011)。

(16)

重复上述过程500次，便可以得到一致的GIRF点估计值，即:

(17)

式(17)是对于所需变量间广义脉冲响应的估计序列。

五、I-VAR模型下的不确定性影响研究

图5显示了随着时间变化，不确定性的冲击对实际投资额的影响。可以看出，不确定性冲击对于与全社会固定资产实际投资额的影响基本为负，因此每当一单位负的不确定性冲击发生时，固定资产投资额实际值有所上升，但在不同的时间段内有着不同的冲击响应。图5(下)显示不确定性程度与冲击响应程度具有同向变动趋势。1999年至2008年间，固定资产投资额对不确定性的冲击的响应，随着不确定性的增长而增长，每单位冲击平均引起投资大约0.5%的响应，并在2008年到达峰值1.5%，而后响应程度随着不确定性的下降而下降，并逐渐稳定在0.8%。

图5 时变不确定性冲击对投资额的影响 注：上组INV对样本内不确定性冲击的时变GIRF(冲击：1单位标准差的债务资本流入波动的下降)，下组t-1期不确定性程度与t时期INV对时变冲击的响应峰值。

数据结构显示，用于构造不确定性指标的中国国际债务资本流入在上述年间均发生了“突停”的状况。根据以往研究(Sula,2010[34]；Agosin和Huatia，2012[35])，前期资本流入的“激增”会增加下期及之后资本流入“突停”的概率，我国的资本流动数据也证明了这点，意味着前期大量的资本流入，会使借款人免疫下期借款限制的剧烈变动，借款人有相对充足的未到期可支配债务。仔细观察图5便可发现，相对于不确定性的变化，固定资产投资额的响应总是存在着一定的滞后性，滞后期大概在一年到一年半左右，这也印证了模型的假设，即融资借款的不确定性对到期借款的冲击更加剧烈。

图6展示了随着时间变化，不确定性对于GDP冲击的变化。虽然理论部分我们并未涉及关于不确定性对于GDP的影响，但鉴于GDP与INV之间高度的相关性，本文预期GDP对不确定性冲击的响应方向与INV一致。图6(上)显示相比于INV，GDP与不确定性的响应方向虽然一致，但响应程度明显更小，平均响应程度大概在0.05%左右，大概因为国际债务资本流入仅构成了GDP中极少的一部分。不同于INV，GDP的响应峰值与不确定性的程度走向并不一致甚至几近相反。这与理论部分并不一致，但考虑到中国经济的实际情况，在2008年经济危机前后，虽然不确定性到达了顶峰，但在国家“4万亿”计划的刺激下，不确定性对于GDP的冲击被这部分资金“消化”了。投资者情绪被政府政策所稳定，导致GDP并未因国际资本流动的不确定性而剧烈波动。同时，大量的资金流入基础设施建设，使得固定投资额度变化剧烈，部分财政支出的刺激被包含进了不确定性之中，这也从另一个角度揭示了INV在2008年前后对不确定性冲击的响应程度十分敏感的原因。

图6 时变不确定性冲击对GDP的影响 注：上组GDP对样本内不确定性冲击的时变GIRF(冲击：1单位标准差的债务资本流入波动的下降)，下组t-1期不确定性程度与t时期GDP对时变冲击的响应峰值。

相对于世界各国异常的投资环境，中国相对安全的投资环境成为境外资本流入的重要原因，使得融资限制的不确定性自2008年之后不断下降。面对不确定性，政府主动完善金融市场环境，减缓期限错配程度，起到了十分显著的效果。在金融危机后，债务资本流动的不确定性对于GDP的冲击响应程度的峰值逐渐升高，这是中国金融市场的进一步开放和自主化的结果。但从响应期数来看，在2008年之后，不确定性冲击发生后大约10-15期，GDP才开始有所响应，且程度愈发显著。

此外，在不同期限错配程度下，INV对冲击响应的程度不同，以2008年为界，2008年之前INV脉冲响应的时变波动性要显著大于2008年之后，这与期限错配程度是吻合的。在2008年之前，由于期限错配的普遍存在，企业借款展期率高，不同时点的不确定性冲击对于企业投资行为影响更加显著，强化了冲击响应的幅度；2008年经济危机之后，伴随着中国金融市场的进一步完善，利率市场化的推进以及融资渠道的丰富，期限错配的程度越来越小，使得不同时点上的INV对不确定性冲击的响应变动幅度趋近平稳，同时冲击响应数值也进一步降低。此外，交乘项的数值为正(0.033)，与不确定性系数值相反(-0.2755)，意味着期限错配程度的确存在着加剧不确定性对INV冲击的效应，是不确定性对投资产生冲击的渠道。

六、研究结论与政策启示

本文利用Converse(2017)[5]的方法，通过构建可能的理论模型与国际资本的不确定性指标，研究并证实了国际资本流动的不确定性对中国投资及产出的传导机制。以中国全社会固定资产投资及实际GDP为样本的检验结果表明，国际债务资本流动的不确定性通过期限错配的渠道，抑制了企业投资，进而影响中国社会投资总额与产出。具体来讲，国际资本流动的不确定性对投资的冲击显著为负且具有时变性，时变的重要渠道是期限错配程度。以金融发展程度代表期限错配程度，当金融发展程度低，金融市场摩擦大，期限错配程度高的情况下，不确定性的冲击效果对投资的负影响更为显著。国际资本流动波动的下降，使投资规模有较大的提升，同时伴随着较大的波动幅度。但随着金融发展程度的提高，金融市场日趋完善，期限错配程度不断降低，不确定性对于投资的冲击响应逐渐降低，且响应时变性会渐趋平稳。随着金融市场日趋完善，企业融资渠道丰富、融资成本低，进而不再受限于国际资本流动。国际债务资本波动对于投资的影响便会大幅下降。针对以上研究结果，给出以下建议：

(一)完善金融市场

从受众群体角度，企业投资行为被抑制的关键，在于国内金融制度环境的限制。鉴于期限错配问题依然存在，在市场发挥决定作用的前提下，中国应该学习发达经济体，针对区域异质性调节市场，缩短企业申请长期融资周期、简化申请难度，通过金融机构提供长期融资，逐步降低期限错配的程度，减缓企业投资因资金链断裂而引发的连锁反应。同时，政府应大力扶持民营企业发展，解决民营企业融资难融资贵问题，扩大金融市场准入，拓宽民营企业融资途径，从而弱化国际资本流动波动对企业投资的负面冲击影响，让企业家们“卸下包袱，轻装前行”。

(二)加强跨境资本流动管理

从冲击源头来讲，政府应加强对国际“热钱”的监管，降低短期跨境资本过度流入带来的人民币升值压力，应采用规范境外投资、加强真实性审核、实施宏观审慎措施、强化统计监测、鼓励资本流入和结汇等多种方式稳定人民币汇率，为国内企业营造相对稳定的投资环境，提高企业投资回报预期。此外，政府或能有预期地改善国际资本流动结构，通过简化外资企业设立程序，支持外资参与国有企业改制重组，进一步扩大FDI与股权投资在国际资本流动中的比重，进而降低国际债务资本流动通过期限错配的渠道，对企业及全社会投资产生的抑制作用。