融資約束與我國企業(yè)對外直接投資——基于浙江省微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究

余官勝

(溫州大學 商學院， 浙江 溫州 325035)

?

融資約束與我國企業(yè)對外直接投資
——基于浙江省微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究

余官勝

(溫州大學 商學院， 浙江 溫州 325035)

企業(yè)對外直接投資是我國當前重要的外向經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，因此探明其影響因素對于深化對外開放具有重要意義。文章在此背景下從微觀企業(yè)角度研究融資約束如何影響企業(yè)對外直接投資，構建理論框架闡明融資約束的提升會制約勞動密集型企業(yè)的對外直接投資決策，但是會逆向促進資本密集型企業(yè)的對外直接投資決策；在此基礎上，通過匹配《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國境外投資企業(yè)(機構)名錄》中的浙江省企業(yè)數(shù)據(jù)在微觀上驗證了理論推論。進一步地，分樣本數(shù)據(jù)回歸表明國有企業(yè)、外資企業(yè)和重工業(yè)企業(yè)對外直接投資不受融資約束制約，而非國有企業(yè)、非外資企業(yè)和輕工業(yè)企業(yè)對外直接投資受融資約束影響明顯。此外，文章通過零膨脹回歸和排序數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)較低(高)的融資約束增加了勞動(資本)密集型企業(yè)的對外直接投資項目數(shù)并加快其投資決策時間，與對外直接投資傾向的影響機制一致。

融資約束；對外直接投資；二值選擇模型；零膨脹回歸；排序數(shù)據(jù)回歸

一、 問題的提出

在全球經(jīng)濟形勢變化的背景下，近年來我國出現(xiàn)了企業(yè)對外直接投資快速增長的現(xiàn)象，國內(nèi)外多種因素的共同作用使得我國企業(yè)對外直接投資流量在2012年底躍居世界第三位，僅次于日本和美國。近期，“一帶一路”方針的推行將我國企業(yè)對外直接投資推至更為重要的戰(zhàn)略地位，也使研究我國企業(yè)對外直接投資促進和制約因素不僅具有重要的理論意義，也具備了較強的政策時效作用。在經(jīng)典國際投資理論中，母國和東道國宏觀變量及企業(yè)自身微觀變量均構成了企業(yè)對外直接投資的影響因素，異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論則從企業(yè)外向決策角度認為企業(yè)間生產(chǎn)率及其他差異是構成是否進行對外直接投資決策的重要因素。本文則基于我國宏觀層面金融發(fā)展落后的現(xiàn)狀從微觀企業(yè)層面出發(fā)研究企業(yè)融資約束如何影響對外直接投資決策傾向，從而在微觀層面強調(diào)金融支撐對于我國企業(yè)對外直接投資的重要性。

在發(fā)展中國家企業(yè)對外直接投資的影響因素中，Kayam(2009)[1]以及Khanindra(2013)[2]等強調(diào)國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展、開放程度以及技術水平是推動企業(yè)對外直接投資的正向因素，生產(chǎn)成本、政治環(huán)境和商業(yè)環(huán)境則是負面推動因素。在針對我國的研究中，宏觀層面上制度和政府政策被認為是推動我國企業(yè)對外直接投資的重要因素，Kolstad和Wiig(2009)[3]、閻大穎等(2009)[4]、謝孟軍和郭艷茹(2013)[5]以及王永欽等(2014)[6]分別從資源制度、經(jīng)濟制度和法律制度分析了制度因素對我國企業(yè)對外直接投資的影響；閻大穎等(2009)[7]和Wang等(2012)[8]則指出我國政策因素是企業(yè)對外直接投資的重要推力。東道國引力因素也是吸引我國企業(yè)進行對外直接投資的重要因素，Cheung和Qian(2009)[9]發(fā)現(xiàn)東道國資源、何本芳和張祥(2009)[10]發(fā)現(xiàn)東道國勞動成本、宗芳宇等(2012)[11]發(fā)現(xiàn)東道國之間的雙邊投資協(xié)議等均構成了我國企業(yè)對外直接投資的吸引因素。余官勝和李會粉(2013)[12]以及余官勝和林俐(2014)[13]分別利用宏觀和微觀數(shù)據(jù)研究了東道國吸引我國橫向及縱向企業(yè)對外直接投資的影響因素。

盡管國內(nèi)外多重因素有利于推動我國企業(yè)對外直接投資，但資金問題仍是阻礙我國企業(yè)對外直接投資持續(xù)增長的瓶頸之一，尤其是民營企業(yè)對外直接投資[14]。企業(yè)對外直接投資可以從母國和東道國進行融資，余官勝和袁東陽(2014)[15]以及余官勝(2015a，2015b)[16-17]的一系列論文分別研究了國內(nèi)正規(guī)金融發(fā)展、民間金融發(fā)展以及東道國金融發(fā)展對我國企業(yè)對外直接投資的影響[15-17]。在微觀層面，融資約束也限制了我國企業(yè)尤其是民營企業(yè)的投資行為[18]，在開放經(jīng)濟領域，孫靈燕和李榮林(2011)[19]論述了融資約束對我國企業(yè)出口的影響，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和外資企業(yè)出口受融資約束的影響不明顯，但民營企業(yè)出口受融資約束的影響則非常顯著。在企業(yè)對外直接投資領域，Buch等(2014)[20]根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論框架表明融資約束對高生產(chǎn)率企業(yè)的對外直接投資傾向影響更大，并用德國本國和跨國企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)融資約束對大企業(yè)的對外直接投資決策有較大的影響；李磊和包群(2015)[21]匹配《中國境外投資企業(yè)(機構)名錄》與《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》發(fā)現(xiàn)融資能力更高的企業(yè)有更強的對外直接投資傾向；并且在民營企業(yè)及低融資依賴行業(yè)，融資約束的影響更大。

從現(xiàn)有文獻中可以發(fā)現(xiàn)，當前從微觀層面考察融資約束問題如何影響企業(yè)對外直接投資的研究較少，已有的少數(shù)研究也未考慮不同要素密集度企業(yè)融資約束影響的差異性。本文也匹配《中國境外投資企業(yè)(機構)名錄》與《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》構建樣本數(shù)據(jù)庫研究融資約束對我國企業(yè)對外直接投資的影響，為強調(diào)市場因素，本文選取兩個數(shù)據(jù)庫中民營企業(yè)數(shù)量眾多的浙江企業(yè)樣本數(shù)據(jù)進行匹配。與其他研究不同的是，考慮到不同要素密集度企業(yè)的資本需求存在差異，本文從動機異質(zhì)性出發(fā)區(qū)分勞動密集型和資本密集型企業(yè)融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響。研究表明勞動密集型企業(yè)較高的融資約束會阻礙企業(yè)對外直接投資，相反資本密集型企業(yè)較高的融資約束反而能促進企業(yè)對外直接投資。出現(xiàn)這種影響的差異性是因為勞動密集型企業(yè)因?qū)で蟾偷膭趧映杀具M行對外直接投資，而資本密集型企業(yè)則因?qū)で蟾偷馁Y本成本進行對外直接投資。進一步地，本文發(fā)現(xiàn)在企業(yè)分類上，國有企業(yè)、外資企業(yè)以及重工業(yè)企業(yè)的融資約束并不影響對外直接投資傾向，而非國有企業(yè)、非外資企業(yè)以及輕工業(yè)企業(yè)的融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響呈現(xiàn)出上述方式，說明對于不同類型企業(yè)而言，融資問題在對外直接投資行為中的重要性存在較大差異。此外，本文的計數(shù)模型零膨脹回歸和排序數(shù)據(jù)與發(fā)現(xiàn)融資約束也影響了勞動密集型和資本密集型企業(yè)的對外直接投資項目數(shù)量以及投資時間。

二、 理論機理

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提升，一方面勞動成本不斷增加，另一方面金融改革的滯后使融資成本依然高居不下，兩者均增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本負擔，也造就了我國成本規(guī)避動機企業(yè)對外直接投資的出現(xiàn)。對于尋求低成本動機的企業(yè)對外直接投資，盡管東道國邊際要素成本可能低于母國，但要承擔額外的固定成本。勞動密集型企業(yè)更傾向于對比國內(nèi)勞動成本，融資約束的影響產(chǎn)生于固定成本的投資過程中；資本密集型企業(yè)更傾向于對比國內(nèi)資本成本，融資約束的影響則產(chǎn)生于國內(nèi)資本邊際成本以及固定成本投資過程中。鑒于融資約束對兩類企業(yè)的影響方式不同，本文分別闡述融資約束對勞動密集型和資本密集型企業(yè)對外直接投資的影響機理。

(一) 勞動密集型企業(yè)

圖1 勞動密集型企業(yè)融資約束與國內(nèi)外生產(chǎn)成本

勞動密集型企業(yè)最主要的生產(chǎn)投入為勞動，因而勞動成本也構成了最為主要的生產(chǎn)成本，企業(yè)對比國內(nèi)外勞動成本決定國內(nèi)生產(chǎn)還是通過對外直接投資進行國外生產(chǎn)。與國內(nèi)生產(chǎn)相比，國外生產(chǎn)需要融資進行額外的固定成本投入，并且這種固定成本隨著融資約束程度的提升而增加。因此勞動密集型企業(yè)計劃將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移至低勞動成本國家時需綜合考慮國外生產(chǎn)的勞動成本和固定成本對比國內(nèi)勞動成本進行權衡。當融資約束較低時，固定投資成本較低，對低勞動成本國家進行對外直接投資則更具有吸引力；而當融資約束較高時，固定投資成本較高，對低成本國家進行對外直接投資的吸引力也相應減弱。圖1對比了這種情況下國內(nèi)生產(chǎn)和國外生產(chǎn)的相對成本。

推論1：對于勞動密集型企業(yè)，較低的融資約束能提升企業(yè)對外直接投資傾向。

(二) 資本密集型企業(yè)

圖2 資本密集型企業(yè)融資約束與國內(nèi)外生產(chǎn)成本

資本密集型企業(yè)最重要的生產(chǎn)投入為資本，因而資本成本也構成了最為主要的生產(chǎn)成本，類似的企業(yè)對比國內(nèi)外的資本成本進行生產(chǎn)決策。同樣，與國內(nèi)生產(chǎn)相比，除邊際成本外，企業(yè)在國外生產(chǎn)需投入額外的固定成本，并且只有當固定投資完成后才能在東道國融資，因此固定成本投資需在國內(nèi)融資并隨國內(nèi)融資約束增加而提升。同理，企業(yè)需綜合權衡東道國生產(chǎn)的固定成本和資本邊際成本對比國內(nèi)資本成本進行生產(chǎn)決策。當國內(nèi)融資約束較低時，國內(nèi)資本成本較低，此時選擇國內(nèi)生產(chǎn)；相反當國內(nèi)融資成本較高時，國內(nèi)生產(chǎn)的資本成本較高，此時企業(yè)將選擇對外直接投資進行國外生產(chǎn)。圖2展示了這一對比。

推論2：對于資本密集型企業(yè)而言，較高的融資約束能提升企業(yè)的對外直接投資傾向。

三、 實證研究

(一) 模型與數(shù)據(jù)

為研究融資約束如何分別影響勞動密集型和資本密集型企業(yè)的對外直接投資傾向，本文基于微觀數(shù)據(jù)建立如下回歸模型：

ODIi=α0+α1lnSi+α2REXi+α3RTi+α4FCi+α5FCi* lnKLi+ui

(1)

表1 數(shù)據(jù)基本信息

變量對外直接投資企業(yè)非對外直接投資企業(yè)lnSi11．683(1．515)10．059(1．164)REXi0．469(0．393)0．253(0．388)RTi0．005(0．015)0．002(0．012)lnKLi4．242(1．146)3．726(1．127)FCi4．176(6．392)5．614(5．133)樣本數(shù)29762774

注:表中數(shù)值為變量均值，括號內(nèi)為標準差。

式(1)中因變量ODIi為企業(yè)i的對外直接投資二值變量，當該企業(yè)有對外直接投資行為時，變量取值1；當該企業(yè)不存在對外直接投資行為時，變量則取值0。lnSi、REXi和RTi為控制變量，其中l(wèi)nSi為企業(yè)i的規(guī)模，用該企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值對數(shù)值衡量；REXi為企業(yè)i的出口傾向，用出口交貨值占工業(yè)銷售值的比重度量；RTi為企業(yè)i的研發(fā)投入傾向，用研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重度量。FCi為企業(yè)i的融資約束指標，本文使用企業(yè)總負債占固定資產(chǎn)的比重度量，對于大部分企業(yè)而言，尤其是浙江省眾多的中小企業(yè)，獲取貸款融資往往需要進行資產(chǎn)抵押，因此較高的負債-固定資產(chǎn)比意味著可用抵押貸款資產(chǎn)的不足，即較高的融資約束；反之，較低的負債-固定資產(chǎn)比意味著充足的可抵押資產(chǎn)，即較低的融資約束。lnKLi為企業(yè)i的資本勞動比，用勞均固定資產(chǎn)的對數(shù)值衡量。FCi* lnKLi為兩者的乘積項，用來研究不同資本密集度下融資約束如何影響企業(yè)的對外直接投資。

為更突出市場化因素的影響，并考慮到融資約束對企業(yè)對外直接投資影響的滯后性，本文選取2010年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和2010-2012年間《中國境外投資企業(yè)(機構)名錄》中的浙江省企業(yè)進行匹配，共得到297家對外直接投資企業(yè)和62774家非對外直接投資企業(yè)。表1列出了數(shù)據(jù)的基本信息。

從數(shù)據(jù)信息中可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資企業(yè)的規(guī)模、出口傾向、研發(fā)投入以及資本密集度均高于非對外直接投資企業(yè)，并且融資約束小于非對外直接投資企業(yè)。該數(shù)據(jù)信息恰好與異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論一致，即對外直接投資企業(yè)在經(jīng)營業(yè)績及企業(yè)效率上均高于非對外直接投資企業(yè)。

(二)全樣本回歸結(jié)果

由于本文回歸方程中因變量為1或0的二值變量，因此本文需要使用二值選擇模型進行回歸，得到表2中的probit和logit模型回歸結(jié)果。

從表2中的probit和logit回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，(1)和(3)列未包含企業(yè)融資約束和資本密集度的乘積項FCi* lnKLi；(2)和(4)列則包含了該交互乘積項。在(1)—(4)列中，lnSi的系數(shù)均顯著為正，說明規(guī)模更大的企業(yè)有更大的對外直接投資傾向，這是因為規(guī)模更大的企業(yè)有更高的抗風險能力。REXi的系數(shù)顯著為正，說明出口傾向越高的企業(yè)也更傾向于進行對外直接投資，與大多數(shù)強調(diào)出口貿(mào)易與企業(yè)對外直接投資正相關的文獻一致。RTi的系數(shù)顯著為正，反映出研發(fā)投入越高的企業(yè)更有可能進行對外直接投資，這是因為研發(fā)投入能提升企業(yè)的技術水平，從而增加市場競爭力，更易于在國外市場立足。(1)和(3)列中FCi的系數(shù)不顯著，說明融資約束對企業(yè)對外直接投資沒有直接影響。而(2)和(4)列中FCi的系數(shù)顯著為負，F(xiàn)Ci* lnKLi的系數(shù)顯著為正，說明當資本勞動比較低時，更高的融資約束不利于企業(yè)對外直接投資；而當資本勞動比較高時，更高的融資約束則能推動企業(yè)對外直接投資。由于較低的資本勞動比對應于勞動密集型企業(yè)，較高的資本勞動比對應于資本密集型企業(yè)，因此該回歸結(jié)果恰好驗證了本文理論機理分析部分的推論1和推論2，即勞動密集型企業(yè)更高的融資約束阻礙了對外直接投資，資本密集型企業(yè)更高的融資約束則逆向推動了企業(yè)對外直接投資。

表2 全樣本回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)為回歸P值；上標***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

表3 企業(yè)所有制性質(zhì)分樣本回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)為回歸P值；上標***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。因篇幅所限僅列出probit模型回歸結(jié)果，logit模型回歸結(jié)果的系數(shù)和顯著性與probit一致。

(三) 分樣本回歸結(jié)果

進一步地，考慮到不同所有制性質(zhì)類型企業(yè)的資金來源不同，融資約束對于企業(yè)對外直接投資的重要性也不一樣，本文分別將企業(yè)樣本分為國有企業(yè)、非國有企業(yè)、外資企業(yè)以及非外資企業(yè)進行實證研究，得到表3的結(jié)果。

對比表3和表2，可以發(fā)現(xiàn)研發(fā)變量RTi在國有企業(yè)和非外資企業(yè)分樣本回歸中不顯著，說明這兩類企業(yè)的技術水平不是對外直接投資的重要影響因素。在國有企業(yè)和外資企業(yè)分樣本回歸結(jié)果中，F(xiàn)Ci和FCi* lnKLi的系數(shù)均不再顯著，非國有企業(yè)和非外資企業(yè)的回歸結(jié)果與表2保持一致，說明國有企業(yè)和外資企業(yè)資金較為充裕，融資問題不構成對外直接投資的影響因素；而融資約束對非國有企業(yè)和非外資企業(yè)仍存在較為重要的影響。

類似地，不同工業(yè)屬性企業(yè)因自身資金實力不同或?qū)θ谫Y的依賴程度存在差別，融資約束對其對外直接投資決策傾向的影響也有區(qū)別，因此本部分分別對重工業(yè)和輕工業(yè)分樣本企業(yè)進行回歸，得到表4的結(jié)果。

對比表4和表2可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)變量RTi在輕工業(yè)企業(yè)樣本回歸中不顯著，說明技術研發(fā)不是影響輕工業(yè)企業(yè)對外直接投資的主要因素。FCi和FCi* lnKLi的回歸系數(shù)在重工業(yè)企業(yè)分樣本中不再顯著，在輕工業(yè)企業(yè)分樣本中與表2一致，說明重工業(yè)企業(yè)對外直接投資不受融資約束的限制，而輕工業(yè)企業(yè)對外直接投資則受融資約束的影響，這是因為重工業(yè)企業(yè)本身具有較為充足的資金，融資問題影響較小。

表4 工業(yè)屬性分樣本回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)為回歸P值；上標***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

(四) 對外直接投資項目數(shù)回歸結(jié)果

企業(yè)間除了是否存在對外直接投資行為的區(qū)別外，還存在投資項目個數(shù)的差異，為了進一步考察融資約束如何影響企業(yè)設立對外直接投資項目數(shù)，本文建立如下的回歸方程：

NUMi=β0+β1lnSi+β2REXi+β3RTi+β4FCi+β5FCi* lnKLi+vi

(2)

式(2)中NUMi為企業(yè)i在2010-2012年間設立的對外直接投資項目數(shù)，其他變量與模型(1)保持一致。在該回歸方程中，被解釋變量為非負整數(shù)，且存在大量零值，因此需要采用計數(shù)模型中的零膨脹回歸方法進行回歸，得到表5的結(jié)果。

表5 企業(yè)對外直接投資項目數(shù)零膨脹回歸

注:括號內(nèi)為回歸P值；上標***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)零膨脹泊松回歸和零膨脹負二項回歸的Vuong統(tǒng)計量均顯著，均拒絕了非零膨脹回歸的原假設，說明該模型的設定是合理的。對比表5和表2，可以發(fā)現(xiàn)各變量的回歸系數(shù)符合及顯著性均未發(fā)生變化，同理意味著對于勞動密集型企業(yè)而言，越小的融資約束將會增加對外直接投資項目數(shù)；對于資本密集型企業(yè)而言，越大的融資約束則會逆向增加對外直接投資項目數(shù)。

(五) 對外直接投資時間排序回歸

融資約束會對企業(yè)后續(xù)年份的對外直接投資決策產(chǎn)生影響，這在本文之前的回歸中已經(jīng)得到了驗證，本部分則繼續(xù)深入研究融資約束是否會對企業(yè)對外直接投資決策時間的早晚產(chǎn)生影響。為了對此展開實證研究，本文構建如下的排序回歸模型：

TIMEi=γ0+γ1lnSi+γ2REXi+γ3RTi+γ4FCi+γ5FCi*lnKLi+ωi

(3)

表6 企業(yè)對外直接投資時間排序回歸

注:括號內(nèi)為回歸P值；上標***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

式(3)中TIMEi為時間排序變量，當企業(yè)i在2010、2011、2012年進行對外直接投資時，分別排序為3、2、1，無對外直接投資行為則記為0；其他變量和模型(1)、(2)保持一致。由于因變量具有排序數(shù)據(jù)的性質(zhì)，因此需要用排序回歸方法進行回歸，得到表6的結(jié)果。

從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，排序模型的oProbit回歸和ologit回歸的各變量系數(shù)符號及顯著性與表2保持一致，說明規(guī)模越大、出口傾向越高及研發(fā)投入越多的企業(yè)傾向于更快做出對外直接投資決策。同時，對于勞動密集型企業(yè)而言，更低的融資約束促使其進行對外直接投資決策，目的在于更快獲取國外的低生產(chǎn)成本；對于資本密集型企業(yè)而言，更高的融資約束則促使其加大進行對外直接投資以尋求在東道國快速獲取資金投入。

四、 結(jié)論與政策含義

在“一帶一路”背景下，我國企業(yè)對外直接投資將成為推動區(qū)域間合作的重要決定因素，但是金融支撐的不足可能會成為阻礙我國企業(yè)對外直接投資快速增長的瓶頸因素。為排解這一問題，首先需要探明融資約束如何影響我國企業(yè)對外直接投資決策傾向?；谶@種目的，本文構建理論框架分別探討融資約束對勞動密集型企業(yè)和資本密集型企業(yè)對外直接投資傾向的影響機理，并利用浙江省微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗。本文的理論和實證研究均發(fā)現(xiàn)融資約束的增加會阻礙勞動密集型企業(yè)的對外直接投資，但卻能逆向促進資本密集型企業(yè)的對外直接投資傾向。進一步地，本文的分樣本回歸發(fā)現(xiàn)這種影響機理不存在于國有企業(yè)、外資企業(yè)以及重工業(yè)企業(yè)中，但對非國有企業(yè)、非外資企業(yè)和輕工業(yè)企業(yè)的影響較為明顯，說明國有企業(yè)、外資企業(yè)以及重工業(yè)企業(yè)在對外直接投資中不存在資金問題。此外，本文通過計數(shù)模型的零膨脹回歸和排序模型回歸發(fā)現(xiàn)，較低的融資約束能增加勞動密集型企業(yè)的對外直接投資項目數(shù)并提前其決策時間；反之，較高的融資約束能逆向增加資本密集型企業(yè)的對外直接投資項目數(shù)并提前其決策時間。本文的研究在微觀上有效地探明了企業(yè)對外直接投資在金融層面的影響因素，為該領域現(xiàn)有文獻增加了新的理論框架，構成了本文的學術創(chuàng)新。隨著大樣本微觀數(shù)據(jù)越來越容易獲得，未來針對企業(yè)融資約束如何影響對外直接投資的研究將主要集中在如下兩個方面：一是從東道國視角研究東道國和母國融資約束對企業(yè)對外直接投資行為決策及區(qū)位選擇的交叉影響；二是從企業(yè)內(nèi)部視角研究融資渠道多元化如何影響企業(yè)對外直接投資的傾向和規(guī)模。

本文的研究對于當前制定促進企業(yè)對外直接投資的政策措施也有一定的借鑒意義。首先，本文的研究表明融資約束確實構成了企業(yè)對外直接投資的重要影響因素，因此，為促進企業(yè)對外直接投資，商務部門和金融部門應聯(lián)合為對外直接投資相關企業(yè)設立專項資金貸款業(yè)務，保障效益良好的對外直接投資企業(yè)不受資金問題阻礙。其次，針對勞動密集型企業(yè)的實證研究發(fā)現(xiàn)融資約束限制了企業(yè)對低勞動成本國家的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移，為加速勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，釋放國內(nèi)產(chǎn)能，各級政府部門應開辟多種途徑為勞動密集型企業(yè)提供資金服務，包括推動正規(guī)金融市場化、引導民間金融發(fā)展以及和東道國金融部門間達成合作協(xié)議等。再次，針對資本密集型企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)較高的融資約束逆向倒逼企業(yè)到國外投資，說明國內(nèi)金融發(fā)展落后和資本匱乏，因此在推動企業(yè)對外直接投資走出去的同時也應繼續(xù)推進引進外商直接投資，實現(xiàn)資本的互補。最后，本文的實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、出口傾向和研發(fā)投入等內(nèi)部因素均能有效推動企業(yè)對外直接投資，因此商務部門在企業(yè)進行對外直接投資之前應引導企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部結(jié)構提升績效，一方面有利于更便捷地進行對外直接投資，另一方面增強競爭力實現(xiàn)在東道國發(fā)展的持續(xù)性。

[1]KAYAM S. Home Market Determinants of FDI Outflows from Developing and Transition Economies[R].MPRA Paper，2009，No.16781.

[2]KHANINDRA C. Home Country Determinants of Outward FDI from Developing Countries[J].The Journal of Applied Economic Research February，2013,12(1):93-116.

[3]KOLSTAD I，WIIG A. What Determines Chinese Outward FDI?[J]. Journal of World Business，2012,47(1):26-34.

[4]閻大穎.中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇及其決定因素[J].國際貿(mào)易問題，2013(7):128-135.

[5]謝孟軍，郭艷茹.法律制度質(zhì)量對中國對外直接投資區(qū)位選擇影響研究——基于投資動機視角的面板數(shù)據(jù)實證檢驗[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2013(6):107-118.

[6]王永欽,杜巨瀾,王凱.中國對外直接投資區(qū)位選擇的決定因素：制度、稅負和資源稟賦[J].經(jīng)濟研究,2014(12):126-142.

[7]閻大穎,洪俊杰,任兵.中國對外直接投資的決定因素：基于制度視角的經(jīng)驗分享[J].南開管理評論,2009(6):135-142.

[8]WANG C，HONG J，KAFOUROS M，et al. What Drives Outward FDI of Chinese Firms? Testing the Explanatory Power of Three Theoretical Frameworks[J]. International Business Review,2012,21(2):425-438.

[9]CHENUG Y，QIAN X. Empirical of China’s Outward Direct Investment[J]. Pacific Economic Review，2009,15(3):312-341.

[10]何本芳，張祥.我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇模型探索[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2009(2):96-101.

[11]宗芳宇，路江涌，武常岐.雙邊投資協(xié)定、制度環(huán)境和企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇[J].經(jīng)濟研究，2012(5):71-82.

[12]余官勝，李會粉.橫向、縱向抑或兩者兼具——中國企業(yè)對外直接投資動機實證研究[J].財貿(mào)研究，2013(5):79-85.

[13]余官勝，林俐.民營企業(yè)因何動機進行對外直接投資？——基于溫州微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的二值選擇模型實證研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2014(2):65-74.

[14]楊挺，田云華，鄒赫.2013-2014年中國對外直接投資特征及趨勢[J].國際經(jīng)濟合作，2014(1):25-32.

[15]余官勝，袁東陽.金融發(fā)展是我國企業(yè)對外直接投資的助推器還是絆腳石——基于量和質(zhì)維度的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2014(8):125-134.

[16]余官勝.東道國金融發(fā)展和我國企業(yè)對外直接投資——基于動機異質(zhì)性視角的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2015a(3):138-145.

[17]余官勝.民間金融發(fā)展對民營企業(yè)對外直接投資的影響——基于溫州企業(yè)層面數(shù)據(jù)的實證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2015b(6):69-75.

[18]沈紅波，寇宏，張川.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)投資的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2010(6):55-64.

[19]孫靈燕，李榮林.融資約束限制中國企業(yè)出口參與嗎？[J].經(jīng)濟學(季刊),2011(1):232-252.

[20]BUCH M，KESTERNICH I，LIPPONER A. Financial Constraints and Foreign Direct Investment: Firm-level Evidence[J]. Review of World Economics，2014,150(2):393-420.

[21]李磊，包群.融資約束制約了中國工業(yè)企業(yè)的對外直接投資嗎？[J].財經(jīng)研究，2015(6):120-131.

(責任編輯 畢開鳳)

Financing Constraints and Foreign Direct Investment of Chinese Enterprises——Empirical Study based on Micro Data of Enterprises in Zhejiang Province

YU Guan-sheng

(SchoolofBusiness,WenzhouUniversity,Wenzhou325035,China)

Foreign direct investment is an important overseas economic development strategy in China. The exploration of it impact has great significance for China’s opening up. This paper studies how financing constrains influence enterprises’ foreign direct investment in China from the microcosmic viewpoint. A theoretical framework is set up to elucidate that the promotion of financing constraints will restrict foreign direct investment decision of labor intensive enterprises, but will promote foreign direct investment decision of capital intensive enterprise in reverse. Based on this, the theoretical deduction is verified by matching enterprises’ data of Zhejiang province inChina’sIndustrialEnterpriseDatabaseandListofChina’sForeignInvestmentEnterprises(Institutions). Furthermore, the sample data regression shows that the foreign direct investment of state-owned enterprises, foreign-funded enterprises and heavy industrial enterprises are not restricted by financing constraints; but the foreign direct investment of non-state-owned enterprises, non-foreign-funded enterprises and light industrial enterprises are restricted by financing constraints. In addition, our zero-inflated regression and ordered data regression find that lower (higher) financing constraints increase the labor (capital) intensive enterprises’ number of foreign direct investment projects and accelerate its investment decision time, which is consistent with the influence mechanism of foreign direct investment tendency.

financing constrains; foreign direct investment; binary choices model; zero-inflated regression; ordered data regression

2016-03-23

浙江省社科規(guī)劃“之江青年課題”項目“浙江省企業(yè)對外直接投資融資約束問題研究”(16ZJQN051YB)

余官勝，男，副教授，經(jīng)濟學博士，主要從事國際經(jīng)濟學研究。

F74；F061.3

A

1000-2154(2016)11-0079-07