金融市場(chǎng)化與企業(yè)對(duì)外直接投資：理論分析與經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

楊棟旭，于津平

(南京大學(xué) 商學(xué)院，南京 210093)

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)后，隨著“走出去”戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，中國(guó)對(duì)外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)取得了快速發(fā)展。據(jù)最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2017年中國(guó)對(duì)外直接投資流量為1582.9億美元，位列全球第三，對(duì)外直接投資存量更是以1.8萬(wàn)億美元躋身世界第二。然而，在中國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展取得顯著成就的同時(shí)，融資約束仍是困擾當(dāng)前中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的重要因素之一。早在2010年，中國(guó)國(guó)際貿(mào)易促進(jìn)委員會(huì)發(fā)布的《中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資現(xiàn)狀及意向調(diào)查報(bào)告》就指出，超過(guò)六成的受訪企業(yè)認(rèn)為融資困難是其對(duì)外投資面臨的最大挑戰(zhàn)。時(shí)至2019年3月，李克強(qiáng)總理在第十三屆全國(guó)人民代表大會(huì)第二次會(huì)議上作《政府工作報(bào)告》，其中仍多次提到民營(yíng)和小微企業(yè)“融資難融資貴”的問(wèn)題，并將“著力緩解企業(yè)融資難融資貴問(wèn)題”明確納入到2019年政府工作任務(wù)里?？梢?jiàn)，企業(yè)“融資難融資貴”已經(jīng)成為困擾業(yè)界和政策制定部門(mén)的頑固性難題，如不盡快解決，短期內(nèi)不僅會(huì)阻礙中國(guó)企業(yè)的跨國(guó)經(jīng)營(yíng)和發(fā)展壯大，長(zhǎng)此以往還將有損于中國(guó)對(duì)外投資的持續(xù)增長(zhǎng)和整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

當(dāng)前，中國(guó)許多企業(yè)(特別是民營(yíng)企業(yè)和中小微企業(yè))所面臨的融資難題，除了部分企業(yè)由于自身經(jīng)營(yíng)規(guī)模較小、抵押擔(dān)保財(cái)產(chǎn)不足以及經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較高，導(dǎo)致在獲取信貸等融資過(guò)程中更容易遭受失敗外，另一個(gè)重要原因還在于，當(dāng)前國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)體系仍不完善，金融市場(chǎng)存在不少扭曲和資源錯(cuò)配，從而使部分企業(yè)在融資過(guò)程中面臨諸多制度性障礙，客觀上增加了企業(yè)獲取融資的成本和難度。而事實(shí)上，金融發(fā)展能夠提升資金配置效率、分散市場(chǎng)投資風(fēng)險(xiǎn)以及降低信息和搜尋成本，緩解企業(yè)面臨的融資約束，進(jìn)而能對(duì)企業(yè)的跨國(guó)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生積極影響。由此，繼續(xù)深化金融市場(chǎng)化改革，構(gòu)建多層次融資體系，實(shí)現(xiàn)金融資源的高效配置，不僅是解決當(dāng)前國(guó)內(nèi)企業(yè)“融資貴融資難”的一劑良藥，同時(shí)也是促進(jìn)企業(yè)開(kāi)展海外經(jīng)營(yíng)的重要支撐。

鑒于此，本文運(yùn)用2008—2014年中國(guó)A股上市公司和《中國(guó)境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》匹配后的微觀面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的具體影響。研究發(fā)現(xiàn)：金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著促進(jìn)作用；相較于國(guó)有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)以及東部地區(qū)企業(yè)來(lái)說(shuō)，金融市場(chǎng)化對(duì)非國(guó)有企業(yè)、中小規(guī)模企業(yè)、資本密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)以及中西部地區(qū)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更顯著；進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，金融市場(chǎng)化能夠通過(guò)緩解企業(yè)面臨的融資約束程度，提升企業(yè)對(duì)外直接投資的概率。在處理核心變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題和經(jīng)過(guò)多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)健。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要包括三點(diǎn)：第一，相較于現(xiàn)有多數(shù)文獻(xiàn)更多關(guān)注融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資行為的影響，本文從金融市場(chǎng)化角度出發(fā)，探究中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的具體效應(yīng)，是對(duì)現(xiàn)有相關(guān)主題研究的有益補(bǔ)充；第二，運(yùn)用中國(guó)企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，從多維角度實(shí)證檢驗(yàn)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資行為的具體影響，相關(guān)研究結(jié)論對(duì)中國(guó)推進(jìn)金融市場(chǎng)化改革和中國(guó)企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略規(guī)劃都具有重要現(xiàn)實(shí)意義；第三，相較于以往同類(lèi)型研究，本文通過(guò)構(gòu)造工具變量處理內(nèi)生性問(wèn)題和進(jìn)行多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，盡可能確保了研究結(jié)論的可靠性。

二、文獻(xiàn)綜述和理論分析

(一)文獻(xiàn)綜述

首先，關(guān)于融資約束與企業(yè)對(duì)外直接投資行為的相關(guān)文獻(xiàn)是本文研究的重要基礎(chǔ)。其中，Klein等(2002)[1]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，日本銀行業(yè)財(cái)務(wù)困難與本國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資規(guī)模存在顯著負(fù)相關(guān)，由此認(rèn)為日本上世紀(jì)90年代對(duì)外直接投資的大幅下降主要是由于銀行業(yè)發(fā)生大規(guī)模信貸危機(jī)后企業(yè)難以獲取外部融資造成的。Maeseneire和Claeys(2012)[2]則通過(guò)對(duì)比利時(shí)中小企業(yè)進(jìn)行問(wèn)卷采訪，發(fā)現(xiàn)融資約束是制約這些企業(yè)對(duì)外直接投資的重要因素。Buch等(2014)[3]通過(guò)理論和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，融資約束顯著抑制了德國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資。近些年，在中小企業(yè)“融資難”問(wèn)題不斷凸顯的現(xiàn)實(shí)背景下，國(guó)內(nèi)部分學(xué)者開(kāi)始關(guān)注融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響，加之微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的可得性不斷提高，相關(guān)實(shí)證研究也逐漸增多。其中，李磊和包群(2015)[4]運(yùn)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，融資能力越強(qiáng)的企業(yè)，不僅進(jìn)行對(duì)外直接投資的概率越高，而且還更可能進(jìn)行多次投資和向多國(guó)投資。劉莉亞等(2015)[5]對(duì)中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著抑制作用，且這種抑制效應(yīng)在外部融資依賴(lài)度較高的行業(yè)中更明顯。王碧珺等(2015)[6]的研究發(fā)現(xiàn)，融資約束顯著降低了中國(guó)民營(yíng)企業(yè)對(duì)外直接投資的傾向和規(guī)模；后續(xù)嚴(yán)兵和張禹(2016)[7]、冀相豹(2016)[8]、宮旭紅和任颋(2017)[9]等學(xué)者使用不同數(shù)據(jù)集的經(jīng)驗(yàn)研究也得到了類(lèi)似結(jié)論。此外，董有德和宋芳玉(2017)[10]從銀企關(guān)系出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)銀企關(guān)系可以顯著促進(jìn)企業(yè)的對(duì)外直接投資，這在一定程度上也反映出融資能力與企業(yè)對(duì)外直接投資之間存在正向關(guān)系?？梢?jiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)基本都發(fā)現(xiàn)，融資約束對(duì)企業(yè)的對(duì)外直接投資活動(dòng)存在顯著抑制作用。

其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于金融發(fā)展與對(duì)外直接投資關(guān)系的探究，多從宏觀層面出發(fā)。其中，蔣冠宏和張馨月(2016)[11]運(yùn)用國(guó)家層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展總體上可以顯著促進(jìn)一國(guó)對(duì)外直接投資存量和流量的增長(zhǎng)，但區(qū)分金融發(fā)展的具體指標(biāo)后，發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家存在一定差異。Desbordes和Wei(2017)[12]使用制造業(yè)行業(yè)層面數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明母國(guó)和東道國(guó)金融發(fā)展水平對(duì)雙邊對(duì)外直接投資都存在積極影響。此外，少數(shù)文獻(xiàn)還探究了金融抑制角度對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。其中，王勛(2013)[13]認(rèn)為金融抑制會(huì)顯著促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資，理由是發(fā)展中國(guó)家由于技術(shù)水平相對(duì)落后和國(guó)內(nèi)金融體系不夠完善，擁有凈儲(chǔ)蓄的企業(yè)會(huì)主動(dòng)選擇進(jìn)行海外投資，通過(guò)獲取先進(jìn)技術(shù)和廉價(jià)生產(chǎn)要素提升自身生產(chǎn)效率和總體投資回報(bào)率。姜亞鵬等(2014)[14]通過(guò)實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，金融抑制會(huì)部分阻礙中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資，并通過(guò)信貸配給制使國(guó)有企業(yè)成為對(duì)外直接投資的主力軍。直接探究金融發(fā)展對(duì)微觀企業(yè)對(duì)外直接投資行為的文獻(xiàn)則依然較少。徐清(2015)[15]運(yùn)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，母國(guó)金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)合理的地區(qū)，企業(yè)更可能進(jìn)行對(duì)外直接投資，且金融市場(chǎng)資金配置效率的提升會(huì)導(dǎo)致低效率的國(guó)有企業(yè)退出對(duì)外投資。郭娟娟和楊俊(2019)[16]則關(guān)注東道國(guó)金融發(fā)展對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)東道國(guó)金融發(fā)展與中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的二元邊際顯著正相關(guān)。

可見(jiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于融資約束與企業(yè)對(duì)外直接投資的研究已經(jīng)較為豐富，而直接探究金融市場(chǎng)化與微觀企業(yè)對(duì)外直接投資行為的文獻(xiàn)仍不多見(jiàn)，且基于中國(guó)樣本的經(jīng)驗(yàn)研究更是明顯不足；同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金融發(fā)展與企業(yè)對(duì)外直接投資關(guān)系的研究，還缺乏對(duì)不同所有權(quán)類(lèi)型、企業(yè)所處行業(yè)特征等方面進(jìn)行更為詳細(xì)的理論分析和經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)?；诖?，本文將使用中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)集，嘗試彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的上述缺憾。

(二)理論分析和研究假說(shuō)

事實(shí)上，金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)融資約束與海外經(jīng)營(yíng)行為都存在重要影響。異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論認(rèn)為，生產(chǎn)率是決定企業(yè)能否出口和對(duì)外直接投資的核心因素(Melitz，2003)[17]，但前提假設(shè)是企業(yè)未面臨融資約束障礙。而事實(shí)是，企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資通常需要支付巨大預(yù)付成本，包括新建廠房、購(gòu)置設(shè)備以及前期調(diào)研和營(yíng)銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)等固定成本和沉沒(méi)成本，這些成本往往很難通過(guò)內(nèi)部籌資滿(mǎn)足，進(jìn)而需要依靠外部金融市場(chǎng)獲取。理論上，金融市場(chǎng)化可以提高資金配置效率、分散投資風(fēng)險(xiǎn)以及降低交易的搜尋成本和信息成本，利于緩解企業(yè)所面臨的融資約束，增強(qiáng)其對(duì)外直接投資的意愿。首先，金融市場(chǎng)化有利于促進(jìn)金融市場(chǎng)的充分競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)效率和創(chuàng)新能力的提升，為企業(yè)提供更加豐富的融資渠道和融資方式；金融規(guī)模的擴(kuò)大和金融效率的提升，可以降低企業(yè)的融資成本，緩解企業(yè)(特別是中小企業(yè))融資約束(Harrison等，2004[18]；Beck等，2005[19]；Chaney，2016[20])，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)對(duì)外投資的意愿。其次，金融市場(chǎng)化可以促進(jìn)金融工具品種的創(chuàng)新和豐富，滿(mǎn)足不同融資對(duì)象的需求；同時(shí)也能為投資者提供大量安全性高、收益穩(wěn)定的金融產(chǎn)品，增強(qiáng)投資者投資意愿，從而利于緩解企業(yè)融資約束(Alfaro等，2008[21])。因此，金融市場(chǎng)化水平的提升，使企業(yè)在海外擴(kuò)張進(jìn)行外部融資時(shí)，不僅可以面臨更加充裕的外部融資，還能通過(guò)多種金融工具將重大項(xiàng)目的投資風(fēng)險(xiǎn)分散化，進(jìn)而有利于增強(qiáng)其開(kāi)展對(duì)外直接投資的意愿。最后，金融市場(chǎng)化還可以增強(qiáng)金融市場(chǎng)信息的透明性和傳播便捷性，既有利于降低企業(yè)由于面臨信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致的額外的搜尋成本和信息成本，還能夠保證投資者及時(shí)獲取企業(yè)投融資決策信息，為企業(yè)獲取外部融資節(jié)約時(shí)間和資金成本(Demirgüc-Kunt and Maksimovic，1998[22]；張一林等，2019[23])，從而利于企業(yè)對(duì)外直接投資的開(kāi)展。由此，本文提出假說(shuō)1：

假說(shuō)1：金融市場(chǎng)化能夠通過(guò)緩解企業(yè)面臨的融資約束，促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資的開(kāi)展。

金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響還與企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)密切相關(guān)。對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，一方面由于具備“所有權(quán)”優(yōu)勢(shì)，在獲取資金融通過(guò)程中不存在所有制歧視的問(wèn)題，相較于非國(guó)有企業(yè)，能以更低的成本獲取信貸支持，從而在對(duì)外直接投資過(guò)程中幾乎不會(huì)受到融資約束的困擾(張杰等，2012[24])；另一方面，國(guó)有企業(yè)多為金融、通訊、能源等行業(yè)領(lǐng)域的巨頭，由于其所有權(quán)屬性，往往服務(wù)于國(guó)家政策和戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，因此在對(duì)外直接投資過(guò)程中更不容易受自身業(yè)績(jī)和經(jīng)營(yíng)狀況的影響，更加具備連續(xù)性和持久性。然而，對(duì)于廣大非國(guó)有企業(yè)(尤其是民營(yíng)企業(yè))來(lái)說(shuō)，先天并不具備國(guó)有企業(yè)的“所有權(quán)”優(yōu)勢(shì)，在獲取外部融資過(guò)程中，也更容易受到信貸歧視(孫靈燕和李榮林，2011[25]；張杰等，2013[26])，同時(shí)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)的敏感性更強(qiáng)，因此通常其對(duì)外直接投資行為對(duì)外部融資的依賴(lài)性更高。由此，當(dāng)金融市場(chǎng)化水平提升時(shí)，金融市場(chǎng)扭曲將得到緩解，金融資源配置效率也在提升，部分盈利能力突出的非國(guó)有企業(yè)將有更大概率獲取信貸資金，擠出部分原先由國(guó)有企業(yè)所占據(jù)的信貸資源。此時(shí)，相較于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)所面臨融資約束可以得到更大程度的緩解，進(jìn)而將有更大意愿開(kāi)展對(duì)外直接投資。由此，本文提出假說(shuō)2：

假說(shuō)2：相較于國(guó)有企業(yè)，金融市場(chǎng)化對(duì)非國(guó)有企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更明顯。

除“所有制歧視”外，“規(guī)模歧視”在銀行等信貸體系中也普遍存在(張捷和王霄，2002[27]；李宏兵等，2016[28])，因此金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響也會(huì)因企業(yè)規(guī)模不同而存在差異。一方面，政府部門(mén)出于財(cái)稅收入等晉升業(yè)績(jī)指標(biāo)考核，相關(guān)政策會(huì)傾向優(yōu)先扶持規(guī)模較大的企業(yè)，其中就包括資金、稅收等方面的支持和優(yōu)惠；另一方面，規(guī)模越大的企業(yè)，通常占據(jù)較大的市場(chǎng)份額，自身經(jīng)營(yíng)實(shí)力也更強(qiáng)，銀行等金融機(jī)構(gòu)出于風(fēng)險(xiǎn)考量和成本收益分析，也更愿意對(duì)其進(jìn)行資金借貸，從而造成大規(guī)模企業(yè)往往占據(jù)更多的金融資源，很少面臨融資約束的情況。反觀規(guī)模較小的企業(yè)，相較于大規(guī)模企業(yè)，由于在企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)績(jī)效和風(fēng)險(xiǎn)控制等方面都處于劣勢(shì)地位，獲取外部融資的難度也就更大。當(dāng)金融市場(chǎng)化水平提升時(shí)，金融市場(chǎng)中存在的諸多扭曲會(huì)不斷得到緩解，金融體系的運(yùn)行也更加符合市場(chǎng)規(guī)律，銀行等金融機(jī)構(gòu)提供資金借貸的參考指標(biāo)會(huì)更加多樣化，企業(yè)規(guī)模在其中的重要性會(huì)逐步下降，此時(shí)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)較好的中小型企業(yè)將會(huì)有更多機(jī)會(huì)從金融機(jī)構(gòu)獲取外部融資，緩解自身融資約束狀況(Gelos和Werner，2002[29]；Ghosh，2006[30])，進(jìn)而開(kāi)展對(duì)外直接投資的概率也將大大增加。因此，本文提出假說(shuō)3：

假說(shuō)3：相較于大型企業(yè)，金融市場(chǎng)化對(duì)中小型企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更明顯。

一般而言，不同行業(yè)中企業(yè)對(duì)外部融資的依賴(lài)性也存在差異，因此金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響也會(huì)隨企業(yè)所處行業(yè)而異。通常而言，資本密集型和技術(shù)密集型的企業(yè)開(kāi)展生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所需的資金量很大，在單靠?jī)?nèi)源性融資不能滿(mǎn)足自身需求的情況下，對(duì)外部融資的依賴(lài)性就會(huì)變大，更可能面臨融資約束問(wèn)題的阻礙。而對(duì)于勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，一方面在產(chǎn)品研發(fā)、制造和銷(xiāo)售等流程所需資金投入則相對(duì)低很多，且資金回收周期也更短，從而較少面臨融資約束；另一方面，雖然擁有勞動(dòng)力成本低廉的優(yōu)勢(shì)，但同時(shí)也存在產(chǎn)品附加值低、市場(chǎng)淘汰率高等問(wèn)題，金融機(jī)構(gòu)基于風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和成本收益分析，對(duì)其進(jìn)行資金融通的意愿可能并不高。因此，當(dāng)金融市場(chǎng)化水平提升時(shí)，金融資源配置效率隨著提高，金融體系風(fēng)險(xiǎn)控制和承受能力也在增強(qiáng)，相較于勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，此時(shí)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)更高、同時(shí)回報(bào)也更高的資本密集型和技術(shù)密集型企業(yè)將會(huì)獲取更多外部融資的機(jī)會(huì)，進(jìn)而開(kāi)展對(duì)外直接投資的概率也將大大增加。由此，本文提出假說(shuō)4：

假說(shuō)4：相較于勞動(dòng)密集型企業(yè)，金融市場(chǎng)化對(duì)資本密集型和技術(shù)密集型企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更明顯。

由于國(guó)內(nèi)地區(qū)間金融發(fā)展水平差異明顯，因此不同區(qū)域的金融市場(chǎng)化水平對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響也將存在顯著差異。對(duì)于東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，金融市場(chǎng)化水平更高，但相較于企業(yè)眾多、融資需求巨大的現(xiàn)實(shí)而言，當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)上的融資渠道則相對(duì)不足。融資市場(chǎng)上需求方之間的相互競(jìng)爭(zhēng)過(guò)于激烈，造成金融市場(chǎng)化水平提升對(duì)緩解企業(yè)融資約束的邊際效應(yīng)甚微，進(jìn)而對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的能力和意愿的積極影響并不明顯。反觀中西部地區(qū)，由于自身金融發(fā)展水平仍然較低，金融市場(chǎng)融資渠道也較為單一，因而當(dāng)中西部地區(qū)金融市場(chǎng)化水平提升時(shí)，對(duì)緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束的邊際效應(yīng)反而更大，進(jìn)而對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的意愿的刺激作用也更強(qiáng)。此外，近些年在“西部大開(kāi)發(fā)”、“中部崛起”等一系列國(guó)家政策的幫扶和支持下，中西部地區(qū)金融市場(chǎng)化發(fā)展水平得到明顯改觀，對(duì)緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束也更具針對(duì)性和成效性。因此，相較于東部地區(qū)企業(yè)而言，金融市場(chǎng)化對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用可能更為明顯。由此，本文提出假說(shuō)5：

假說(shuō)5：相較于東部地區(qū)企業(yè)，金融市場(chǎng)化對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定和變量選取

本文首先檢驗(yàn)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響，設(shè)定如下計(jì)量模型：

Pr(ofdiit)=α0+α1finmakkt+α2Zit+ξj+ξt+εijkt

(1)

其中，被解釋變量ofdi為企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資的虛擬變量，有對(duì)外直接投資行為的取1，沒(méi)有的取0。finmak表示企業(yè)所處地區(qū)的金融市場(chǎng)化水平，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)(Wang等，2008[31]；張時(shí)坤，2018[32])，選取樊綱等(2016)《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)(2016)》報(bào)告中構(gòu)造的各省份金融市場(chǎng)化指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度，取對(duì)數(shù)進(jìn)入模型。該指標(biāo)取值越大，表示當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)化水平越高。Z表示其他控制變量，參考相關(guān)學(xué)者的做法(劉莉亞等，2015[5]；王碧珺等，2015[6])，主要包括：企業(yè)生產(chǎn)效率(tfp)，用LP方法估計(jì)的全要素生產(chǎn)率衡量；企業(yè)規(guī)模(size)，用企業(yè)員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)年齡(age)，用企業(yè)成立年限的自然對(duì)數(shù)衡量；杠桿率(leve)，用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量；資本密集度(cap)，用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值的年均余額除以員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量；人力資本(hum)，用企業(yè)員工人均工資的自然對(duì)數(shù)作為代理變量；股權(quán)性質(zhì)(soe)，用是否為國(guó)有企業(yè)的虛擬變量衡量，國(guó)有企業(yè)為1，否則為0。此外，本文用ξj和ξt分別控制不可觀測(cè)的行業(yè)和年份固定效應(yīng)，εijkt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明和描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取2008—2014年中國(guó)全部A股上市公司作為樣本來(lái)源，通過(guò)與《中國(guó)境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》進(jìn)行匹配后獲得最終數(shù)據(jù)集。根據(jù)研究目的，本文遵循以下標(biāo)準(zhǔn)原則對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了剔除：(1)為了避免影響研究結(jié)論的可靠性和一致性，剔除財(cái)務(wù)異常或連續(xù)虧損兩年以上的ST類(lèi)和PT類(lèi)公司；(2)剔除了金融類(lèi)上市公司樣本；(3)對(duì)指標(biāo)值有缺失或者不符邏輯的觀測(cè)值進(jìn)行剔除，如總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈額、營(yíng)業(yè)收入、總負(fù)債、所有者權(quán)益合計(jì)、無(wú)形資產(chǎn)凈額等缺失或小于等于0，固定資產(chǎn)凈額高于總資產(chǎn)等。通過(guò)以上篩選，最終樣本中還剩下2342家上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計(jì)為12597個(gè)觀測(cè)值。此外，為了消除極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文還對(duì)樣本中連續(xù)變量1%的兩端進(jìn)行了縮尾(winsorize)處理。

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。可以看到，OFDI企業(yè)的finmak均值大于非OFDI企業(yè)，表明OFDI企業(yè)所處地區(qū)的金融市場(chǎng)化水平也高于非OFDI企業(yè)。其他變量方面，通過(guò)比較兩組均值可以發(fā)現(xiàn)，相較于非OFDI企業(yè)，OFDI企業(yè)生產(chǎn)率更高、人力資本水平更高、規(guī)模更大，而年齡更小，杠桿率、資本密集度和國(guó)有股比例更低；OFDI企業(yè)的wks均值小于非OFDI企業(yè)，表明OFDI企業(yè)面臨的融資約束程度總體上低于非OFDI企業(yè)(1)wks是衡量企業(yè)融資約束程度的代理指標(biāo)，下文機(jī)制檢驗(yàn)部分將進(jìn)行詳細(xì)介紹。。以上描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本符合中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)的總體特征，表明所選樣本的代表性較好。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹?，除了企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)率之間存在較高相關(guān)性外，其余變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明本文選取變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。對(duì)于企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間的正相關(guān)性，同已有研究結(jié)論相一致(Ericson和Pakes，1995[33])。此外，金融市場(chǎng)化與融資約束顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明金融市場(chǎng)化水平越高，企業(yè)面臨的融資約束程度越低，這也同前文理論分析相符。

表2 主要變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

四、經(jīng)驗(yàn)分析

(一)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

由于計(jì)量模型中被解釋變量對(duì)外直接投資是二元虛擬變量，故本文選擇使用Probit模型進(jìn)行基準(zhǔn)估計(jì)。首先對(duì)(1)式進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的影響，結(jié)果見(jiàn)表3。其中，列(1)和列(2)的左右兩列分別為Probit模型下各變量系數(shù)和邊際效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。從列(1)的估計(jì)結(jié)果可以看到，finmak的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著促進(jìn)作用?？紤]到年份和行業(yè)固定效應(yīng)對(duì)模型的影響，列(2)進(jìn)一步對(duì)年份和行業(yè)的固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，結(jié)果顯示finmak的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下仍然顯著為正，且從邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果看，finmak的估計(jì)系數(shù)為0.0398。以上估計(jì)結(jié)果表明，金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著正向影響，且平均而言，金融市場(chǎng)化程度每增加1個(gè)單位，企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的概率將大約上升3.98%。由此，理論假說(shuō)1的基本觀點(diǎn)得到驗(yàn)證?？刂谱兞糠矫?，生產(chǎn)率、規(guī)模和人力資本與企業(yè)對(duì)外直接投資顯著正相關(guān)，年齡和杠桿率與企業(yè)對(duì)外直接投資顯著負(fù)相關(guān)，國(guó)有企業(yè)虛擬變量顯著為負(fù)，表明國(guó)有企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的概率更低，資本密集度對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資并無(wú)顯著影響。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是穩(wěn)健的z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

(二)異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果已經(jīng)證實(shí)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著積極影響，接下來(lái)，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)后續(xù)理論假說(shuō)，本文將逐一進(jìn)行如下異質(zhì)性分析。

首先，本文將全樣本劃分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩類(lèi)，并對(duì)兩個(gè)子樣本下金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的邊際效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)，具體結(jié)果如表4列(1)和列(2)所示?？梢钥吹剑鹑谑袌?chǎng)化在1%的顯著性水平下對(duì)非國(guó)有企業(yè)的對(duì)外直接投資具有正向影響，說(shuō)明金融市場(chǎng)化對(duì)非國(guó)有企業(yè)對(duì)外直接投資存在積極影響，而國(guó)有企業(yè)不顯著，該結(jié)果同理論假說(shuō)2的預(yù)期相一致。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

其次，本文根據(jù)企業(yè)規(guī)模(size的75%分位數(shù)為界)將全樣本劃分為大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)兩個(gè)子樣本，表4中列(3)和列(4)匯報(bào)了兩個(gè)子樣本下金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹剑鹑谑袌?chǎng)化在1%的顯著性水平下對(duì)兩種類(lèi)型企業(yè)的對(duì)外直接投資都存在積極影響，但進(jìn)一步比較估計(jì)系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)，金融市場(chǎng)化對(duì)中小規(guī)模企業(yè)的對(duì)外直接投資行為的邊際效應(yīng)要大于大規(guī)模企業(yè)(0.0459>0.0447)。以上結(jié)果表明，金融市場(chǎng)化對(duì)中小規(guī)模企業(yè)的對(duì)外直接投資的積極影響要大于大規(guī)模企業(yè)，即金融市場(chǎng)化水平提升可能對(duì)中小企業(yè)融資狀況的改善程度更大，進(jìn)而對(duì)其對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用也更明顯，理論假說(shuō)3也得到驗(yàn)證。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

表4 分所有制和規(guī)模差異的邊際效應(yīng)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是穩(wěn)健的z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

然后，本文還根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)特征將全樣本劃分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類(lèi)企業(yè)(2)根據(jù)2位數(shù)行業(yè)編碼，三種行業(yè)類(lèi)型的具體分類(lèi)如下：勞動(dòng)密集型的行業(yè)包括農(nóng)林牧漁業(yè)(A)、采掘業(yè)(B)、食品飲料(C0)、紡織服裝皮毛(C1)、木材家具(C2)、電力煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)(D)、建筑業(yè)(E)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)(F)、批發(fā)和零售貿(mào)易(H)、傳播與文化產(chǎn)業(yè)(L)、綜合類(lèi)(M)；資本密集型行業(yè)包括造紙印刷(C3)、石油化學(xué)塑膠塑料(C4)、金屬非金屬(C6)、房地產(chǎn)業(yè)(J)、社會(huì)服務(wù)業(yè)(K)；技術(shù)密集型行業(yè)包括電子(C5)、機(jī)械設(shè)備儀表(C7)、醫(yī)藥生物制品(C8)、其他制造業(yè)(C9)、信息技術(shù)業(yè)(G)。，表5列(1)至列(3)依次匯報(bào)了三種行業(yè)中金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹?，金融市場(chǎng)化在1%的顯著性水平下與資本密集型和技術(shù)密集型企業(yè)的對(duì)外直接投資正相關(guān)，說(shuō)明金融市場(chǎng)化對(duì)資本密集型和技術(shù)密集型企業(yè)的對(duì)外直接投資行為存在積極影響，而勞動(dòng)密集型企業(yè)不顯著，該結(jié)果同理論假說(shuō)4的預(yù)期相一致。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

最后，本文還根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)將所有企業(yè)劃分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)兩類(lèi)，兩個(gè)子樣本下金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表5列(4)和列(5)所示?？梢钥吹?，金融市場(chǎng)化在1%的顯著性水平下與中西部地區(qū)企業(yè)的對(duì)外直接投資存在正相關(guān)，說(shuō)明金融市場(chǎng)化水平的提升會(huì)顯著促進(jìn)中西部地區(qū)企業(yè)對(duì)外直接投資的開(kāi)展，而東部地區(qū)的企業(yè)并不顯著。由此，理論假說(shuō)5也得到驗(yàn)證。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

表5 分行業(yè)和地區(qū)差異的邊際效應(yīng)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是穩(wěn)健的z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文主要關(guān)注金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資行為的影響，而金融市場(chǎng)化與企業(yè)對(duì)外直接投資決策之間也可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。原因在于，對(duì)于金融市場(chǎng)化而言，企業(yè)的對(duì)外直接投資行為也可能對(duì)當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)化水平產(chǎn)生一定影響，如一個(gè)地區(qū)企業(yè)的國(guó)際化經(jīng)營(yíng)活動(dòng)越頻繁，對(duì)外部融資的需求量也會(huì)越大，由此會(huì)吸引更多的金融機(jī)構(gòu)前來(lái)進(jìn)行融資業(yè)務(wù)的拓展，進(jìn)而促進(jìn)當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)和加快金融市場(chǎng)體系完善，最終推動(dòng)當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)化水平提升。因此，為盡可能緩解上述潛在內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文將對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。具體方法包括：一是將所有解釋變量進(jìn)行滯后一期處理，使用Probit模型進(jìn)行再估計(jì)；二是選擇滯后一期值和期初值(即2008年的金融市場(chǎng)化水平)作為其自身的工具變量(3)工具變量如此選取的原因在于，滯后一期和期初的金融市場(chǎng)化水平與當(dāng)期金融市場(chǎng)化水平相關(guān)性較高，而不會(huì)對(duì)當(dāng)期企業(yè)的對(duì)外直接投資決策產(chǎn)生顯著影響，基本符合工具變量選取的外生性假定。，使用工具變量法(IV Probit)對(duì)模型進(jìn)行再估計(jì)(4)IV probit模型通常有極大似然法(MLE)和兩步法(Twostep)兩種估計(jì)方法，MLE更具估計(jì)效率，但內(nèi)生變量較多時(shí)可能不收斂，Twostep效率不如MLE但計(jì)算方便，兩者各有優(yōu)勢(shì)。本文選擇使用更具效率的MLE估計(jì)。此外，本文還進(jìn)了Twostep估計(jì)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果同MLE估計(jì)結(jié)果基本相同，故不再匯報(bào)。。表6匯報(bào)了內(nèi)生性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，可以看到，列(1)至列(3)中金融市場(chǎng)化都在1%的顯著性水平下為正，且工具變量估計(jì)的Wald檢驗(yàn)也都在5%水平下顯著，說(shuō)明工具變量估計(jì)結(jié)果有效，金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策存在顯著促進(jìn)作用。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是穩(wěn)健的z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

五、機(jī)制檢驗(yàn)和穩(wěn)健性分析

(一)影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文理論分析中提出金融市場(chǎng)化可以有效緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生促進(jìn)作用。為此，本文將通過(guò)構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型，使用線性概率模型(Linear Probability Model，LPM)對(duì)金融市場(chǎng)化影響企業(yè)對(duì)外直接投資決策的融資約束緩解效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)(5)本文企業(yè)對(duì)外直接投資變量ofdi是離散型的二元虛擬變量，而金融市場(chǎng)化和融資約束兩變量為連續(xù)變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型方程組后，模型中便同時(shí)包含了離散變量和連續(xù)變量的因變量。由于線性概率模型既可以估計(jì)二元虛擬變量為因變量的模型，又可以估計(jì)連續(xù)變量為因變量的模型，因此為保證估計(jì)方法的一致性，最終選取線性概率模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)更為合適。，具體模型設(shè)定如下：

ofdiit=α0+α1finmakkt+α2Zit+ξj+ξt+εijkt

(2.1)

wksit=α0+α1finmakkt+α2Zit+ξj+ξt+εijkt

(2.2)

ofdiit=α0+α1finmakkt+α2wksit+α3Zit+ξj+ξt+εijkt

(2.3)

其中，wks為企業(yè)融資約束程度的代理變量，具體衡量方法見(jiàn)下文，其余變量同模型(1)。

企業(yè)融資約束(wks)的測(cè)算。盡管諸多學(xué)者已經(jīng)使用不同方法對(duì)企業(yè)融資約束進(jìn)行了測(cè)度，但對(duì)于何種方法更優(yōu)仍存在不小爭(zhēng)議。然而，由于中國(guó)企業(yè)自身財(cái)務(wù)和金融體系的鮮明特征，企業(yè)運(yùn)營(yíng)資本更能揭示企業(yè)所面臨融資約束的相關(guān)信息(Ding等，2013[34])。本文借鑒張杰等(2016)[35]，李宏亮和謝建國(guó)(2018)[36]的做法，構(gòu)建運(yùn)營(yíng)資本投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性指標(biāo)wks衡量企業(yè)的融資約束，該指標(biāo)的構(gòu)建主要分為兩步進(jìn)行。第一步，構(gòu)建不包括現(xiàn)金流的企業(yè)運(yùn)營(yíng)資本投資方程，并對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)得到殘差項(xiàng)。方程具體形式設(shè)定如下：

(3)

其中，IWK為企業(yè)運(yùn)營(yíng)資本投資，等于企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)和流動(dòng)負(fù)債的差值再減去兩者上一期差值；K為期初固定資產(chǎn)凈額?？刂谱兞縓主要包括銷(xiāo)售收入增長(zhǎng)率、擔(dān)保水平、杠桿水平、企業(yè)年齡和規(guī)模，其中銷(xiāo)售收入增長(zhǎng)率用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量，擔(dān)保水平用有形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值衡量，其余變量同上文；ζk、ζj和ζt分別為地區(qū)、行業(yè)和年份效應(yīng)，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，用于下一步構(gòu)建wks指標(biāo)使用。

第二步，用上一步估計(jì)得到的殘差項(xiàng)μit構(gòu)建企業(yè)運(yùn)營(yíng)資本投資現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)，具體方程設(shè)定如下：

(4)

其中，CF表示企業(yè)現(xiàn)金流水平，用每年年終凈利潤(rùn)與當(dāng)年折舊之和衡量；K仍為每一期期初的固定資產(chǎn)凈額，T代表企業(yè)i的年份觀測(cè)數(shù)。通過(guò)上述步驟計(jì)算出的wks指數(shù)的取值主要與0值作比較，以判別企業(yè)面臨融資約束的程度。wks指數(shù)越偏離0，表示企業(yè)運(yùn)營(yíng)資本投資相對(duì)于現(xiàn)金流越敏感，因此企業(yè)面臨的融資約束就越嚴(yán)重。為便于經(jīng)驗(yàn)分析，本文將wks進(jìn)行絕對(duì)值處理后再取自然對(duì)數(shù)，此時(shí)wks取值越大，企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重。

表7報(bào)告了線性概率模型對(duì)融資約束緩解機(jī)制的估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹?，列(2)中wks的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明金融市場(chǎng)化能夠顯著降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束程度；列(3)中wks的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的確存在顯著負(fù)面影響；列(1)和列(3)中finmak的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，再次證實(shí)了金融市場(chǎng)化能夠顯著促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。綜上可知，金融市場(chǎng)化確實(shí)能夠通過(guò)緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束，進(jìn)而提升企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的概率(6)本文還根據(jù)中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果對(duì)融資約束緩解效應(yīng)的幅度進(jìn)行了計(jì)算，得到金融市場(chǎng)化促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資的融資約束緩解效應(yīng)大約為12.12%(0.7606×0.0040/0.0251×100%≈12.12%)。該結(jié)果表明，金融市場(chǎng)化不僅能夠通過(guò)融資約束緩解機(jī)制對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生積極影響，還存在其他影響渠道，如風(fēng)險(xiǎn)分散、生產(chǎn)效率提升甚至技術(shù)進(jìn)步等，這有待未來(lái)進(jìn)一步研究的證實(shí)。。該結(jié)果與本文的理論假說(shuō)1預(yù)期相符。其他控制變量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，故不再贅述。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是穩(wěn)健的z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了盡可能保證估計(jì)結(jié)果可靠性，本文還進(jìn)行了以下多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 替換核心解釋變量

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)(杜家廷，2010[37]；柏玲和姜磊，2013[38])，選取金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率3個(gè)指標(biāo)衡量金融市場(chǎng)化水平。其中，金融發(fā)展規(guī)模采用各地區(qū)全部金融機(jī)構(gòu)貸款總額占地區(qū)GDP的比重來(lái)衡量，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)采用各地區(qū)股票總市值與銀行機(jī)構(gòu)貸款總額的比值衡量，金融發(fā)展效率采用銀行金融機(jī)構(gòu)貸款總額與存款總額的比值來(lái)衡量。表8中列(1)至(3)回歸結(jié)果顯示，金融規(guī)模和金融效率分別在1%和5%的顯著性水平下為正，金融結(jié)構(gòu)則不顯著，說(shuō)明金融規(guī)模和金融效率對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著正向影響，而金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響并不明顯。以上結(jié)果表明，現(xiàn)階段中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資行為受金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率的影響更為明顯，而金融結(jié)構(gòu)發(fā)展相對(duì)滯后，對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響并不顯著，這與現(xiàn)階段中國(guó)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)不健全，多層次資本市場(chǎng)建設(shè)不完善的現(xiàn)狀基本一致。

2. 考慮稀有事件的可能影響

本文所有樣本中有對(duì)外直接投資行為的觀測(cè)值比例僅為7.02%(884/12597)，因此對(duì)外直接投資行為可能為稀有事件，而存在稀有事件，模型估計(jì)結(jié)果會(huì)發(fā)生偏差，而解決稀有事件偏差通?？梢允褂肅loglog模型(補(bǔ)對(duì)數(shù)—對(duì)數(shù)模型)進(jìn)行偏差修正，故本文使用Cloglog模型進(jìn)行了再估計(jì)。表8中列(4)的回歸結(jié)果顯示，金融市場(chǎng)化在1%的顯著性水平下仍為正，同基準(zhǔn)回歸結(jié)果并無(wú)太大差異，表明模型估計(jì)結(jié)果受稀有事件偏差的影響并不明顯。

3. 考慮首次OFDI情形

已有研究證實(shí)，企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資過(guò)程中存在“學(xué)習(xí)效應(yīng)”和“自選擇效應(yīng)”，而這會(huì)導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問(wèn)題(田巍和余淼杰，2012[39])。因此，只觀測(cè)企業(yè)首次進(jìn)行對(duì)外直接投資的行為，可以在一定程度上排除上述問(wèn)題存在的可能，故本文保留企業(yè)首次進(jìn)行對(duì)外直接投資的樣本進(jìn)行再估計(jì)。表8中列(5)的回歸結(jié)果顯示，金融市場(chǎng)化仍在1%的顯著性水平下為正，同基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。

4. 保留連續(xù)經(jīng)營(yíng)企業(yè)

為了排除企業(yè)不連續(xù)經(jīng)營(yíng)對(duì)估計(jì)結(jié)果的可能影響，本文還對(duì)連續(xù)經(jīng)營(yíng)在5年及以上的企業(yè)樣本進(jìn)行保留，再次估計(jì)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。表8中列(6)的回歸結(jié)果顯示，同基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同，金融市場(chǎng)化仍在1%的顯著性水平下為正。

5. 更換估計(jì)模型

最后，本文使用面板Logit模型替換原有Probit模型，重新估計(jì)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。從表8中列(7)的回歸結(jié)果可以看到，金融市場(chǎng)化在1%的顯著性水平下仍然為正。以上一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文研究結(jié)論具備良好的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值是z統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著；列(1)至列(6)為邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，列(7)中為面板Logit隨機(jī)效應(yīng)對(duì)變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論和政策啟示

使用2008—2014年中國(guó)A股上市公司和《中國(guó)境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》的匹配數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的具體影響。主要結(jié)論為：(1)金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著促進(jìn)作用；(2)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，相較于國(guó)有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)以及東部企業(yè)來(lái)說(shuō)，金融市場(chǎng)化對(duì)非國(guó)有企業(yè)、中小規(guī)模企業(yè)、資本密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)以及中西部地區(qū)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用更顯著；(3)進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，金融市場(chǎng)化能夠通過(guò)緩解企業(yè)面臨的融資約束程度，提升企業(yè)對(duì)外直接投資的概率。在對(duì)核心變量?jī)?nèi)生性進(jìn)行處理和多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，主要研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

本文的研究結(jié)論對(duì)現(xiàn)階段中國(guó)繼續(xù)深化金融市場(chǎng)化改革和促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)更好“走出去”具有重要政策啟示。第一，政府部門(mén)仍需重視企業(yè)“融資難融資貴”的問(wèn)題，繼續(xù)深化金融市場(chǎng)化改革。本文研究結(jié)論表明，金融市場(chǎng)化對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著促進(jìn)作用，而融資約束對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著抑制作用。因此，政府部門(mén)在深化金融市場(chǎng)改革過(guò)程中，既要穩(wěn)步擴(kuò)大金融市場(chǎng)規(guī)模，也要注重提升金融市場(chǎng)發(fā)展質(zhì)量，通過(guò)加快構(gòu)建多層次的資本市場(chǎng)，創(chuàng)新金融服務(wù)產(chǎn)品，改善金融機(jī)構(gòu)服務(wù)業(yè)務(wù)流程，為國(guó)內(nèi)企業(yè)更好“走出去”提供更加肥沃的金融土壤。第二，深化金融市場(chǎng)化改革過(guò)程中，側(cè)重對(duì)資本和技術(shù)密集型企業(yè)的鼓勵(lì)和支持。本文結(jié)論表明，相較于勞動(dòng)密集型企業(yè)，金融市場(chǎng)化對(duì)資本和技術(shù)密集型企業(yè)的對(duì)外直接投資促進(jìn)作用更為明顯。由此，在當(dāng)前中國(guó)金融市場(chǎng)化水平相對(duì)滯后，優(yōu)質(zhì)金融資源供給能力相對(duì)有限的情況下，國(guó)家為推動(dòng)金融市場(chǎng)化改革所實(shí)施的重大金融優(yōu)惠政策，應(yīng)側(cè)重于對(duì)資本和技術(shù)密集型企業(yè)的鼓勵(lì)和支持。因?yàn)橄噍^于勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，資本和技術(shù)密集型企業(yè)產(chǎn)品附加值通常更高，在全球價(jià)值鏈中的地位也更高，對(duì)于資本和技術(shù)密集型企業(yè)的對(duì)外直接投資進(jìn)行金融政策支持，有利于促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)向全球價(jià)值鏈高端攀升和提升國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。最后，消除金融領(lǐng)域的信貸歧視，注重區(qū)域間金融市場(chǎng)發(fā)展平衡。民營(yíng)企業(yè)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，也是促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和解決就業(yè)的主力軍。然而，現(xiàn)實(shí)中廣大民營(yíng)企業(yè)卻普遍面臨信貸歧視的困擾。因此，國(guó)家應(yīng)著力破除現(xiàn)有金融體制機(jī)制弊端，消除對(duì)廣大民營(yíng)企業(yè)和中小企業(yè)的融資歧視，創(chuàng)新和豐富面向民營(yíng)企業(yè)和中小企業(yè)的融資產(chǎn)品和服務(wù)，讓金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)不只是一紙空話。此外，還應(yīng)注重區(qū)域間金融市場(chǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，東部地區(qū)的金融市場(chǎng)化水平要明顯高于中西部地區(qū)，因此對(duì)于中西部地區(qū)而言，國(guó)家應(yīng)通過(guò)制定相關(guān)政策進(jìn)行適當(dāng)引導(dǎo)和扶持，激發(fā)中西部地區(qū)金融市場(chǎng)活力，為當(dāng)?shù)鼐邆鋰?guó)際化經(jīng)營(yíng)能力的企業(yè)提供更多融資支持。