融資約束、東道國匯率風險與企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇
——基于浙江省微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的實證研究

余官勝

(溫州大學 商學院，浙江 溫州 325035)

一、 引 言

近十年來，我國對外開放的主要特征之一體現(xiàn)在對外直接投資的快速增長上，2012年后我國企業(yè)對外直接投資流量已在全球各國中穩(wěn)固位列第三位。顯然，隨著企業(yè)對外直接投資規(guī)模的不斷增長，其對我國經(jīng)濟發(fā)展的重要程度也不斷提升，因而持續(xù)推動企業(yè)對外直接投資也成為實施“一帶一路”倡議下的重要舉措。盡管如此，我國企業(yè)對外直接投資在國內外均面臨著一定的阻礙，在國內，融資約束導致企業(yè)對外直接投資業(yè)務較難獲得充足的資金支持，尤其是對于規(guī)模較小的民營企業(yè)；在國外，東道國存在的各類風險使得企業(yè)對外直接投資的收益穩(wěn)定性和經(jīng)營持續(xù)性缺乏穩(wěn)固的保障，同樣小規(guī)模的民營企業(yè)面臨的風險更大。國內融資約束和國外經(jīng)濟風險的存在也使得企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇時面臨較大的限制，在一定程度上影響了投資效益。在這種背景下，當前針對企業(yè)對外直接投資的研究越來越關注融資約束和東道國風險兩個因素產(chǎn)生的影響。在諸多的東道國風險中，匯率風險直接關系到企業(yè)對外直接投資收益的穩(wěn)定性，因而也是企業(yè)區(qū)位選擇中的重要參考因素。本文以此為切入點研究融資約束如何影響企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇中對東道國匯率風險的選擇，旨在探明融資約束是否會對企業(yè)對外直接投資的風險偏好產(chǎn)生影響。

隨著我國企業(yè)對外直接投資的異軍突起，近年來國內外對此的研究也逐漸興起，其中與本文直接相關的文獻包括針對國外因素對我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響以及國內融資約束影響的研究。在我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇國外影響因素的文獻中，Cheung和Qian區(qū)分了發(fā)達國家和發(fā)展中國家東道國因素產(chǎn)生的不同影響[1]；Kolstad和Wiig研究了東道國資源和制度因素產(chǎn)生的交叉影響[2]。國內文獻中，羅偉和葛順奇研究了東道國市場因素對我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響，包括市場規(guī)模和勞動成本等因素[3]；邱立成和楊德彬區(qū)分了影響我國國有企業(yè)和民營企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的不同東道國因素[4]。在我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇文獻中，針對東道國風險因素影響的研究與本文的相關性最大，事實上我國企業(yè)對外直接投資在東道國面臨的各類風險也已受到學術界的重視與關注[5]。在經(jīng)濟風險因素中，王海軍和高明研究了東道國經(jīng)濟風險產(chǎn)生的區(qū)位選擇影響，表明我國企業(yè)對外直接投資傾向于選擇經(jīng)濟風險較低的東道國[6]。在政治風險影響研究中，張艷輝等研究了東道國多維政治風險產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)東道國政府穩(wěn)定性和腐敗是影響我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的重要政治因素[7]。

在發(fā)展經(jīng)濟學中，金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用得到了較多關注[8]，鑒于我國金融發(fā)展程度不高，企業(yè)各類投資也面臨著較大的信貸困境，因此在國內企業(yè)對外直接投資的研究中也開始強調宏觀金融發(fā)展和微觀融資約束所產(chǎn)生的影響。在微觀融資約束上，Buch等構建的企業(yè)融資異質性模型為研究我國企業(yè)對外直接投資融資約束問題提供了基本框架[9]。在此基礎上，劉莉亞等、李磊和包群以及冀相豹均發(fā)現(xiàn)融資約束是阻礙我國企業(yè)對外直接投資的重要因素，并且存在行業(yè)和企業(yè)屬性上的差異[10-12]。王碧珺等構建了包含內源性和外源性的融資約束指標，發(fā)現(xiàn)浙江省民營企業(yè)對外直接投資受到了融資約束較大的不利影響[13]。余官勝和都斌利用浙江省微觀層面企業(yè)樣本數(shù)據(jù)研究融資約束對企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束在一定程度上限制了企業(yè)對外直接投資時對優(yōu)質市場的選擇[14]。

本文從東道國匯率風險角度著手研究融資約束對我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響，東道國較高的匯率風險一方面增加了對外直接投資企業(yè)收益的不穩(wěn)定性，減少了區(qū)位吸引力；另一方面，較高的匯率風險反映出東道國寬松的金融監(jiān)管，從而也便于企業(yè)在東道國的融資，這對于存在融資約束的企業(yè)而言增加了區(qū)位吸引力。本文構建理論模型對這兩個相反方向的機制進行分析，發(fā)現(xiàn)對于高融資約束企業(yè)而言，東道國高匯率風險所蘊含的融資便利更具有吸引力。在實證研究上，本文匹配《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構)名錄》中的浙江省企業(yè)構建微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并在度量各東道國匯率風險的基礎上設計實證研究方程，發(fā)現(xiàn)融資約束較大的企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇時傾向于選擇匯率風險較高的東道國。這個結論意味著相比于面臨的收益穩(wěn)定性風險，存在高融資約束的企業(yè)在對外直接投資中更傾向于融資需求，同時也說明融資約束會提高對外直接投資企業(yè)的風險偏好程度，從而也增加了投資經(jīng)營過程中的風險。

二、 理論模型與推斷

(1)

(2)

企業(yè)在進行對外直接投資時除了考慮在東道國的投資利潤收益外，還需考慮東道國匯率風險導致利潤匯回國內時可能遭受的損失。而東道國匯率風險在這里會產(chǎn)生兩重方向相反的影響，一方面高匯率風險會造成較高收益損失，另一方面高匯率風險意味著寬松的金融監(jiān)管[15]，會降低在東道國的融資成本。體現(xiàn)在企業(yè)對外直接投資利潤函數(shù)中，用σ表示企業(yè)在東道國面臨的匯率風險，同時為簡化起見，也用σ代表企業(yè)因匯率風險損失的匯回國內利潤收益比例，因此越大的σ代表越高的東道國匯率風險。同時，東道國利率成本和匯率風險σ負相關，由此可得企業(yè)的匯回投資利潤收益為：

(3)

企業(yè)最終關注的是匯回國內的投資利潤，因而為考察東道國匯率風險對企業(yè)對外直接投資的影響，將式(3)對東道國匯率風險σ求導，得到：

經(jīng)整理可得：

(4)

(5)

由于較大的β反映企業(yè)面臨較低的融資約束，因此從式(5)中可以發(fā)現(xiàn)當企業(yè)融資約束越小時，對外直接投資匯回利潤收益隨著東道國匯率風險的提高而減少；當企業(yè)面臨越大的融資約束時，對外直接投資匯回利潤收益隨著東道國匯率風險的提高而增加。由于企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇時最終關注的是獲得較多匯回國內的利潤收益，而本文的理論模型表明這和東道國的匯率風險相關，綜合理論推導，可得出本文的理論推斷：

對于融資約束較小的企業(yè)，在對外直接投資區(qū)位選擇時傾向于匯率風險較低的東道國；對于融資約束較大的企業(yè)對外直接投資，在對外直接投資區(qū)位選擇時傾向于匯率風險較高的東道國。

三、 樣本與數(shù)據(jù)特征

(一) 企業(yè)對外直接投資

為了從微觀數(shù)據(jù)層面研究融資約束對企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的影響，本文將《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和商務部《境外投資企業(yè)(機構)名錄》通過企業(yè)名稱進行匹配構造本文實證研究的數(shù)據(jù)庫?！吨袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》包含了國有企業(yè)和規(guī)模以上非國有企業(yè)的微觀績效數(shù)據(jù)，包括經(jīng)營數(shù)據(jù)和財務數(shù)據(jù)等，因而可以度量企業(yè)融資約束?！毒惩馔顿Y企業(yè)(機構)名錄》提供了對外直接投資企業(yè)的名稱、目的國、所處行業(yè)等相關信息。考慮到浙江省企業(yè)主要由民營企業(yè)構成，最能體現(xiàn)對外直接投資中的市場因素，因而本文利用兩個數(shù)據(jù)庫中的浙江省企業(yè)進行匹配作為實證研究樣本。另外考慮到企業(yè)根據(jù)自身狀況進行對外直接投資決策的滯后性，本文將2010年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和2010-2012年間《境外投資企業(yè)(機構)名錄》的浙江省企業(yè)進行匹配，共得到292條樣本信息，有57個對外直接投資東道國。表1列出了企業(yè)樣本數(shù)據(jù)的分類信息。

表1 浙江省對外直接投資企業(yè)分類信息

注：括號內為所占比重；數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構)名錄》的匹配。

從表1中可以發(fā)現(xiàn)，浙江省對外直接投資企業(yè)的90%以上是非國有企業(yè)，這主要跟浙江省民營企業(yè)高度發(fā)達有關，并且國有企業(yè)更多地是對發(fā)展中國家進行對外直接投資。絕大多數(shù)的對外直接投資企業(yè)存在出口行為，這是因為一般而言出口是企業(yè)對外直接投資行為的先導，而這個比例在發(fā)展中國家的投資企業(yè)中略高，產(chǎn)生的原因是發(fā)展中國家的經(jīng)濟風險更高，更需要企業(yè)事先通過出口進行試探[16]。此外，在浙江省對外直接投資企業(yè)中，輕工業(yè)的比重占了60%以上，這也跟浙江省產(chǎn)業(yè)結構偏向輕工業(yè)相關。

(二) 東道國匯率風險

在本文的樣本中，浙江省企業(yè)對57個東道國進行對外直接投資，本文采用兩個指標對這些東道國的匯率風險進行度量。第一個指標利用世界銀行發(fā)布的世界發(fā)展指標(World Development Index，WDI)中的各國匯率(每1美元兌換本國貨幣數(shù))貶值率進行度量，越大的指標數(shù)值表示相對于美元，該東道國的貶值程度越大，意味著較高的匯率風險。由于美元被選為基準貨幣，而歐元區(qū)使用相同的貨幣，因而這個指標無法對美國和歐元區(qū)國家進行匯率風險度量。第二個指標來自于美國政治風險服務集團(The PRS Group)發(fā)布的跨國風險指南報告(ICRG)，該指南包括了各主要國家的政治、經(jīng)濟和金融風險量化指標，并通過排序得分的方式對各個風險指標進行度量，較高的得分代表較低的風險。其中金融風險有5個分項指標構成，其中便包含匯率穩(wěn)定性風險指標，恰好可以在本文中用來度量東道國的匯率風險。

從東道國這兩個匯率風險的基本數(shù)據(jù)信息可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家東道國用兩個指標度量的匯率風險均高于發(fā)達國家東道國，并且發(fā)達國家和發(fā)展中國家東道國的內部匯率風險差異性也很大。尤其是發(fā)展中國家，由于國家發(fā)展模式和發(fā)展程度均存在多樣化的特征，匯率風險的國別差異程度也更大，這也可能導致發(fā)展中國家匯率風險對我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇產(chǎn)生的影響可能有別于發(fā)達國家東道國。

四、 實證研究

(一) 回歸方程與方法

根據(jù)本文的理論模型分析，為了對融資約束條件下東道國匯率風險如何影響我國企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇進行實證研究，本文構建如下的微觀層面計量回歸方程：

CRi=α0+α1lnSCi+α2REXi+α3Ti+α4FCi+ui

(R)

這里CRi為企業(yè)i在對外直接投資區(qū)位選擇時對東道國匯率風險的選擇變量，按照第三部分描述介紹的東道國匯率風險指標，本文做兩種方法的處理，一種方法是二值處理方法，將匯率風險較低的一半東道國取1值，匯率風險較高的一半東道國取0值；另一種方法采取排序方式，將匯率風險較低的前1/3東道國取值3，居中的1/3東道國取值2，匯率風險最低的1/3東道國取值1。這樣處理有兩個目的，一是企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇時并不關注東道國匯率風險的小幅差異，而是根據(jù)宏觀形勢大體判斷，因此采用離散的二值或者排序方式進行度量更為合適；二是采用兩種處理方法進行回歸可以同時對結果的穩(wěn)健性進行檢驗。lnSCi為企業(yè)i的規(guī)模變量，這里用該企業(yè)的就業(yè)人員總數(shù)的對數(shù)值衡量，意在檢驗不同規(guī)模企業(yè)在對外直接投資中對風險的偏好；REXi為企業(yè)i的出口傾向度，用該企業(yè)的出口交貨值占工業(yè)銷售總值度量，用來檢驗出口程度較高的企業(yè)是否也具有更高的風險偏好；Ti為企業(yè)i的成立年限，由于本文使用2010年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進行實證研究，因此該指標的截止時間也為2010年，旨在研究年限越長的企業(yè)是否具有更高的風險偏好；ui為回歸殘差。FCi為企業(yè)i的融資約束指標，類似于Guariglia和Liu[17]，本文使用企業(yè)負債總額對固定資產(chǎn)總額的比值度量，采用這個指標的原因是浙江省對外直接投資企業(yè)多為民營企業(yè)，而民營企業(yè)獲取金融機構貸款基本需要固定資產(chǎn)進行擔保，因而較高的負債—固定資產(chǎn)比意味著可用于繼續(xù)擔保的固定資產(chǎn)相對不足，即企業(yè)面臨較高的融資約束。

本文實證研究的樣本數(shù)據(jù)根據(jù)第三部分所介紹的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《境外投資企業(yè)(機構)名錄》中的浙江省企業(yè)，以及《世界發(fā)展指標》和ICRG報告匹配而成。按照本文對東道國匯率風險區(qū)位選擇指標的選擇方式，當采用1或0二值選擇時，在方法上應采用離散被解釋變量的二值選擇模型進行回歸；而當采用排序方式對東道國匯率風險選擇指標進行度量時，應采用離散被解釋變量的排序模型進行回歸。

(二) 回歸結果及解釋

由于本文分別采用世界銀行指標(WDI)國家匯率風險數(shù)據(jù)和ICRG國家匯率波動風險數(shù)據(jù)構建本文的東道國匯率風險指標，因而分別用這兩個指標構建被解釋變量進行二值選擇模型和排序模型進行回歸，得到表2和表3的結果。

表2 匯率風險WDI指標回歸結果

注：括號內為回歸標準差；上標***，**，*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著。

表3 匯率風險ICRG指標回歸結果

注：括號內為回歸標準差；上標***，**，*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著。

從表2和表3的回歸結果中可以發(fā)現(xiàn)，在所有變量中，顯著的僅有Ti和FCi，說明企業(yè)對外直接投資針對東道國匯率風險因素的區(qū)位選擇中僅受企業(yè)年限和融資約束兩個條件的影響。Ti僅在匯率風險ICRG指標的二值選擇模型回歸結果中顯著為負，在其他回歸中均不顯著，說明年限越長的企業(yè)擁有較多的經(jīng)驗和資源積累，具備一定的風險抵御能力，能在企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇中更傾向于高匯率風險的東道國追求高回報的可能性，然而企業(yè)年限產(chǎn)生的影響方式卻也非常微弱。在表2匯率風險WDI指標的回歸結果中，F(xiàn)Ci僅在二值選擇模型顯著為負，而在排序模型中不顯著。在表3匯率風險ICRG指標的回歸結果中，F(xiàn)Ci在二值選擇模型和排序模型中均顯著為負。這是因為匯率風險WDI指標的全面度較低，企業(yè)對外直接投資以此為依據(jù)進行對外直接投資區(qū)位選擇決策時區(qū)分度要低于ICRG指標。由于越大的FCi意味著企業(yè)面臨越大的融資約束，而匯率風險構建的兩個離散指標較大均意味著東道國的匯率風險越低，因此FCi的系數(shù)限制為負說明融資約束較大的企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇時傾向于匯率風險較高的東道國。該回歸結果與第二部分理論模型的推斷一致，即當企業(yè)融資約束較大時，在對外直接投資區(qū)位選擇中更重視東道國較高匯率風險所含的融資貸款便利度，從而抵消收益不穩(wěn)定性產(chǎn)生的負面影響，傾向于選擇匯率風險較高的東道國。這也意味著融資約束的存在增加了企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇中的風險偏好程度。

考慮到發(fā)達國家和發(fā)展中國家之間經(jīng)濟發(fā)展的差異性以及由此產(chǎn)生的較大匯率風險差異，進而也可能使融資約束產(chǎn)生的企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇影響存在不同。為了對此進行檢驗，本文進一步地使用浙江省企業(yè)對發(fā)達國家和發(fā)展中國家東道國進行對外直接投資的分樣本數(shù)據(jù)對方程(R)進行回歸，分別得到表4和表5的結果。

表4 發(fā)達國家東道國分樣本回歸結果

注：括號內為回歸標準差；上標***，**，*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著；由于Logit模型回歸結果和Probit模型回歸結果一致，為節(jié)省篇幅，本部分僅列出Probit模型的結果。

表5 發(fā)展中國家東道國分樣本回歸結果

注：括號內為回歸標準差；上標***，**，*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著；由于Logit模型回歸結果和Probit模型回歸結果一致，為節(jié)省篇幅，本部分僅列出Probit模型的結果。

從表中可以發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家樣本中所有變量的回歸系數(shù)均不顯著，這是由于發(fā)達國家匯率風險相對較低，并不構成企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇的考慮因素。在發(fā)展中國家樣本中，前兩列針對匯率風險WDI指標的回歸結果和表2保持一致，后兩列針對匯率風險ICRG指標的回歸中除了Ti和FCi仍顯著為負外，lnSCi的系數(shù)也顯著為負?；貧w結果說明ICRG指標在度量發(fā)展中國家匯率風險時所包含的信息量更大，并且高匯率風險的發(fā)展中國家除了吸引高融資約束企業(yè)追求對外直接投資的融資便利外，也吸引抗風險能力強的大規(guī)模企業(yè)和長年限企業(yè)進行對外直接投資以追求潛在的高收益。

(三) 穩(wěn)健性檢驗和雙變量Probit模型回歸

在本文的實證研究中，采用兩種數(shù)據(jù)來源構建東道國匯率風險二元指標分別進行二值選擇模型回歸，事實上構成了因變量不同而自變量相同的兩個二值選擇模型回歸方程，也使得兩個方程的回歸擾動項可能存在相關性。在這種情況下，為了充分利用方程之間的信息，也為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本部分使用雙變量Probit模型對兩個變量方程進行同時回歸，得到表6的結果。

表6 雙變量Probit模型回歸結果

注：括號內為回歸標準差；上標***，**，*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著。

對比表6和表2—表5可以發(fā)現(xiàn)，表6的回歸結果基本沒有發(fā)生變化，即融資約束變量在全樣本和發(fā)展中國家樣本中顯著為負，而在發(fā)達國家不顯著。由此可以說明雙變量Probit模型并未改變回歸結果，即融資約束較大的企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇中傾向于高匯率風險的東道國，此也說明本文回歸結果是穩(wěn)健的。

五、 結論與政策含義

融資約束和東道國風險分別是影響我國企業(yè)對外直接投資可持續(xù)發(fā)展的國內和國外因素，因而兩者對我國企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生的影響也備受關注。不同于以往文獻，本文的切入點是融資約束的存在是否會導致企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇中偏向高風險的東道國，從而增加投資經(jīng)營的風險性，并選取與企業(yè)收益直接相關的東道國匯率風險展開理論和實證研究。在理論上，東道國匯率風險會對我國企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生兩種方向相反的影響，負面的影響是高匯率風險會增加企業(yè)投資收益的不確定性，正面的影響是高匯率風險包含的低金融管制會降低企業(yè)在東道國的融資成本。本文構建理論模型分析該影響機制，研究發(fā)現(xiàn)對于融資約束較高的企業(yè)，選擇在高匯率風險的東道國進行對外直接投資能獲得較高的收益；而對于融資約束較低的企業(yè)，選擇在低匯率風險的東道國進行對外直接投資能獲得較高的收益。在實證研究中，本文通過企業(yè)名稱匹配《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構)名錄》中的浙江省企業(yè)構建微觀數(shù)據(jù)庫，并分別利用世界銀行的《世界發(fā)展指標》和美國政治風險服務集團ICRG報告的金融風險指標度量東道國的匯率風險，在此基礎上構建二值選擇模型和排序模型進行回歸，發(fā)現(xiàn)融資約束較大的企業(yè)在對外直接投資區(qū)位選擇中傾向于匯率風險較大的東道國。進一步地，本文采用雙變量Probit模型驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。綜合理論和實證研究，事實上本文發(fā)現(xiàn)融資約束的存在使得企業(yè)在對外直接投資中不得不選擇風險較大的東道國，提高了企業(yè)的風險偏好態(tài)度，從而也不利于投資經(jīng)營的總體穩(wěn)定性。

本文的理論與實證研究結果對于制定促進與穩(wěn)定我國企業(yè)對外直接投資的政策措施也有一定的參考意義，包含緩解企業(yè)融資約束和降低投資風險兩個方面。由于本文的研究表明融資約束的存在限制了企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇范圍，提升了投資風險度，因而商務部門和金融部門應聯(lián)合在多個維度針對性地增加企業(yè)對外直接投資的融資來源。第一，應在政策性金融機構和商業(yè)銀行中設立專門的企業(yè)對外直接投資信貸業(yè)務，同時鼓勵商業(yè)銀行在東道國設立分支機構，為企業(yè)提供優(yōu)惠的政策性貸款，降低企業(yè)融資成本。第二，引導民間資本為企業(yè)對外直接投資提供資金服務，開發(fā)民間金融為境外業(yè)務提供金融服務的潛力，同時制定相關的規(guī)范措施，降低民間資本流向境外的風險。第三，加強與東道國之間的金融合作，通過政府力量為對外直接投資企業(yè)在境外的貸款融資提供擔保，通過國家關系為企業(yè)在東道國爭取當?shù)卣膬?yōu)惠貸款。第四，協(xié)助企業(yè)提升對外直接投資融資能力，引進優(yōu)質跨國公司提供融資示范，借鑒成熟跨國公司的國際融資經(jīng)驗，同時以行業(yè)組織為載體加強同行對外直接投資企業(yè)之間的融資經(jīng)驗交流，挖掘內部資源提升融資能力。

另一方面，本文的研究表明在融資約束短期內難以化解的情況下，企業(yè)在對外直接投資時會選擇高匯率風險的東道國，因此為了緩沖投資風險加大帶來的不穩(wěn)定性，商務部門和金融部門也應采取降低企業(yè)對外直接投資風險的政策措施。第一，商務部門應加強東道國各類風險信息的收集與發(fā)布，定期編制國別風險分析報告并通過信息公開或其他渠道第一時間向對外直接投資企業(yè)公布，為其投資區(qū)位選擇決策提供科學參考。第二，商務部門應聯(lián)合金融部門設立企業(yè)對外直接投資保險業(yè)務，為投資收益提供保險，保障收益的穩(wěn)定性，以此保障對外直接投資的可持續(xù)性。第三，加強在東道國的境外合作區(qū)建設，既可通過對外直接投資企業(yè)的集聚享受規(guī)模經(jīng)濟的收益，又可加強對東道國風險的總體控制力，增加合力應對風險的能力。第四，中央政府應在國際上增加規(guī)制制定的話語權，提升人民幣在國際結算中的地位，切實保障國際投資規(guī)制和金融制度不會損害我國企業(yè)在國際投資中的收益。

[1]CHEUNG Y,QIAN X.Empirical of China’s outward direct investment[J].Pacific economic review,2009,14(3):312-341.

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