OFDI投資模式組合、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新

林真成 王吟昕 李中源

摘 要： ??創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在?；?005—2019年上市企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，分析企業(yè)OFDI投資模式組合與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，并進(jìn)一步檢驗(yàn)融資約束在其中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：企業(yè)OFDI投資模式組合中以并購方式獲取的子公司數(shù)量占比越高，企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)越強(qiáng)。進(jìn)一步的研究表明，融資約束水平對企業(yè)OFDI投資模式組合與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。同時，異質(zhì)性融資能力對兩者關(guān)系產(chǎn)生差異化影響，在OFDI投資模式組合既定的情況下，企業(yè)外部融資能力越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平越高；企業(yè)內(nèi)部融資能力越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平越高。結(jié)論為理解企業(yè)對外直接投資創(chuàng)新效應(yīng)提供了一種新的視角。

關(guān)鍵詞： ?OFDI；企業(yè)創(chuàng)新；OFDI投資模式組合；融資約束

中圖分類號： ?F 125; F 273.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： ??A

OFDI Investment Model Portfolio， Financing Constraintsand Enterprise Innovation

LIN Zhencheng WANG Yinxin LI Zhongyuan

（School of Economic， Zhejiang University of Technology， Hangzhou 310023， China）

Abstract： ?Innovation is the primary driving force for leading development and the key to high-quality economic development. Based on the micro data of listed enterprises from 2005 to 2019， the relationship between the portfolio of OFDI investment models and enterprise innovation is analyzed， and the moderating effect of financing constraints is further examined. The results show that the higher the proportion of subsidiaries acquired through mergers and acquisitions in the OFDI investment model portfolio， the stronger the innovation performance of enterprises. Further research shows that the level of financing constraint plays a negative role in regulating the relationship between the portfolio of OFDI investment models and innovation output. At the same time， heterogeneous financing ability has a differentiated impact on the relationship between the two， and under the condition that the OFDI investment model portfolio is established， the stronger the external financing ability of the enterprise， the higher the level of enterprise innovation quality output; The stronger the internal financing ability of the enterprise， the higher the level of the enterprise's innovation quantity and output. The conclusion provides a new perspective for understanding the innovation effect of OFDI.

Key words： ?OFDI; enterprise innovation; OFDI investment model portfolio; financial constraints

新興經(jīng)濟(jì)體通過對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，以下簡寫為OFDI）獲得逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的驅(qū)動力量，在中國經(jīng)濟(jì)由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的現(xiàn)實(shí)背景下，研究OFDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對整合國內(nèi)外資源、確立中國在創(chuàng)新方面的國際競爭優(yōu)勢具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在企業(yè)層面圍繞OFDI與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系展開的研究視角主要有二，一是研究OFDI決策（毛其淋和許家云，2014）、投資模式（于立宏和蘇晨，2020）等對技術(shù)創(chuàng)新的影響，二是將OFDI視為一個持續(xù)性影響的過程，研究對外直接投資深度、廣度（黃遠(yuǎn)浙等，2021）或?qū)ν庵苯油顿Y速度（周燕和鄭涵鈺，2019）等對技術(shù)創(chuàng)新的影響。前者忽視了OFDI對企業(yè)的持續(xù)性影響，而后者未考慮到差異化的投資模式對技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。這些方法限制了對不同OFDI路徑引發(fā)的企業(yè)異質(zhì)性績效的理解（Elia等，2020）。本文試圖從OFDI投資模式組合這一獨(dú)特視角入手，將企業(yè)OFDI視為一個持續(xù)性影響的過程并將投資模式異質(zhì)性納入其中，進(jìn)一步探討OFDI對技術(shù)創(chuàng)新的影響。良好的金融環(huán)境在調(diào)動企業(yè)投資意向和促進(jìn)創(chuàng)新決策方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用，然而我國金融市場仍存在融資錯配、信貸歧視等問題。鑒于此，本文將融資約束納入企業(yè)OFDI投資模式組合與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究框架，檢驗(yàn)融資約束對企業(yè)OFDI創(chuàng)新效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于測算了企業(yè)OFDI投資模式組合中以并購方式獲取的子公司數(shù)量，準(zhǔn)確分析兩種投資模式對企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)性、異質(zhì)性影響，并進(jìn)一步將企業(yè)內(nèi)、外部融資約束納入分析框架中，探討其作用的微觀機(jī)制。

1 理論機(jī)制及研究假說

1.1 企業(yè)OFDI投資模式組合對技術(shù)創(chuàng)新的影響

綠地投資與跨國并購是OFDI的兩種投資模式，這兩種模式均能通過如改變企業(yè)吸收知識的方式、市場競爭效應(yīng)、人員流動效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)（嚴(yán)兵等，2016）等方式，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。但這兩種投資方式對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)存在著較大不同。

在綠地投資模式下，海外子公司的生產(chǎn)研發(fā)活動對母公司具有較強(qiáng)的路徑依賴（Blomkvist等，2014），吸收和利用的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)較為有限。但并購模式下，母公司可以根據(jù)自身需要，并購知識互補(bǔ)性較強(qiáng)的海外企業(yè)，從而滿足公司尋求技術(shù)突破和進(jìn)行技術(shù)聯(lián)合的需求（Fleming，2001）。此外，跨國并購能有效規(guī)避知識產(chǎn)權(quán)壁壘，并利用子公司現(xiàn)有資源構(gòu)建創(chuàng)新體系，減少前導(dǎo)時間，加速母公司對前沿技術(shù)的吸收、利用和推廣（孫靈希和儲曉茜，2018）。因此，企業(yè)OFDI投資模式組合中以跨國并購獲取的比例會直接影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升。根據(jù)創(chuàng)新程度的不同，可將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新劃分為創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量。創(chuàng)新數(shù)量的支撐基礎(chǔ)為企業(yè)現(xiàn)有資源與技術(shù)，研發(fā)資金投入需求較小。創(chuàng)新質(zhì)量的探索性與前瞻性特點(diǎn)要求其接觸大量外部知識，資金需求規(guī)模大，此時OFDI對研發(fā)投入的擠出效應(yīng)會對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，因此OFDI投資模式組合中跨國并購比例對創(chuàng)新質(zhì)量的綜合影響有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

假說H1a： ??企業(yè)OFDI投資模式組合中跨國并購比例越高，企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平越高。

假說H1b： ??企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平與企業(yè)OFDI投資模式組合中的跨國并購比例相關(guān)。

1.2 融資約束、OFDI投資模式組合與創(chuàng)新

當(dāng)母公司面臨嚴(yán)重融資約束時，會傾向于采取暫停OFDI決策、減少OFDI規(guī)模（投資深度、投資廣度），和削減子公司研發(fā)投入等舉措。這是由于風(fēng)險規(guī)避動機(jī)和較高的融資成本抑制了企業(yè)OFDI積極性。以上舉措產(chǎn)生的投資擠出效應(yīng)均會抑制OFDI創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮，從而間接影響技術(shù)創(chuàng)新水平提升（楊連星等，2020）。

外部融資渠道具有資金支持能力強(qiáng)和風(fēng)險承受程度高的特點(diǎn)，與創(chuàng)新質(zhì)量研發(fā)活動所需的資金規(guī)模大、投資風(fēng)險高的特性相匹配。因此，企業(yè)更傾向于利用外部融資渠道取得的資金擴(kuò)大OFDI規(guī)模、提升投資深度與廣度，使OFDI創(chuàng)新效應(yīng)得到充分發(fā)揮（李真等，2020）。外部融資渠道越暢通，企業(yè)的外部融資能力越強(qiáng)，越有利于企業(yè)利用投資規(guī)模效應(yīng)提升創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平。

企業(yè)內(nèi)部融資渠道具備流動性高、靈活性強(qiáng)的特點(diǎn)，成為保障企業(yè)創(chuàng)新投資活動持續(xù)穩(wěn)定的重要資金來源。創(chuàng)新數(shù)量研發(fā)活動需要平穩(wěn)的資金投入以保障OFDI創(chuàng)新效應(yīng)的持續(xù)性和穩(wěn)定性。內(nèi)部融資渠道越暢通，企業(yè)的內(nèi)部融資能力越強(qiáng)，企業(yè)越傾向于利用投資保障效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平的提升（楊興全和曾義，2014）。

假說H2a： ??總體融資約束對OFDI投資模式組合與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

假說H2b： ??外部融資能力對OFDI投資模式組合與創(chuàng)新質(zhì)量之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

假說H2c： ??內(nèi)部融資能力對OFDI投資模式組合與創(chuàng)新數(shù)量之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）以及萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫。在數(shù)據(jù)處理方面，參照以往文獻(xiàn)做法，剔除主要變量缺失企業(yè)、注冊地為開曼群島等避稅天堂企業(yè)、金融類和保險類企業(yè)及ST和*ST企業(yè)，同時對相關(guān)連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理，最終得到2005—2019年共計(jì)4656條A股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量說明

2.2.1 企業(yè)OFDI投資模式組合

本文采用跨國并購比例指標(biāo)來衡量企業(yè)OFDI投資模式組合中以并購方式獲取的比例（M&A Ratio）（Elia等，2020），即當(dāng)年累計(jì)并購數(shù)量除以上市公司對外直接投資累計(jì)總投資數(shù)。

2.2.2 企業(yè)創(chuàng)新

參照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，本文將專利授權(quán)量作為創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平（Innovation Quantity）的代理變量。同時，將發(fā)明專利授權(quán)量作為企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平（Innovation Quality）的代理變量。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

參考以往文獻(xiàn)的做法（李建軍和李俊成，2020；胡恒強(qiáng)等，2020），采用SA指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的總體融資約束水平（SA Index），采用企業(yè)信貸融資水平（Credit Financing）來衡量企業(yè)外部融資能力，即（短期借款+長期借款）/資產(chǎn)總額，采用企業(yè)現(xiàn)金流（Cash Flow）來衡量企業(yè)內(nèi)部融資能力，即企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/企業(yè)滯后一期總資產(chǎn)。上述指數(shù)越大，則代表企業(yè)對應(yīng)的融資約束/能力越強(qiáng)。

2.2.4 控制變量

一是投資深度（Depth）和投資廣度（Breath）。本文采用企業(yè)在各東道國的海外子公司累計(jì)數(shù)量平均值衡量投資深度，采用企業(yè)海外子公司所在東道國數(shù)量衡量投資廣度（黃遠(yuǎn)浙等，2021）。二是企業(yè)研發(fā)投入（R&D）。本文采用研發(fā)投入/營業(yè)總收入衡量。三是企業(yè)年齡（Firm age）。本文采用企業(yè)觀測年份與其創(chuàng)立年份的差值來表示企業(yè)年齡。四是企業(yè)規(guī)模（Firm scale）。本文采用資產(chǎn)總額來衡量企業(yè)規(guī)模（毛其淋和王澍，2022）。最后，本文選取企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率（Alr）和資產(chǎn)凈收益率（ROE）來衡量企業(yè)的財務(wù)狀況和資本結(jié)構(gòu)。

2.3 研究模型

為考察企業(yè)OFDI投資模式組合對企業(yè)創(chuàng)新的影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

Innovation Quantityit=α0+α1M&A Ratioit+α2Controlit+δt+φi+εit （1）

Innovation Quantityit=c0+c1M&A Ratioit×Moderatorit+c2M&A Ratioit+c3Moderatorit+c4Controlit+δ2t+φ2i+ε2it （2）

其中：Innovation Quantityit表示i企業(yè)t年的創(chuàng)新數(shù)量水平，采用專利授權(quán)總量指標(biāo)測度；M&A Ratioit表示i企業(yè)t年的OFDI投資模式組合中以并購方式獲取的比例；Moderatorit表示三個融資約束指標(biāo)；Controlit表示一系列隨時間變化并且影響企業(yè)創(chuàng)新績效的控制變量；δt、φi和εit分別為時間效應(yīng)、個體效應(yīng)以及誤差項(xiàng)。式（1）用于檢驗(yàn)假設(shè)H1a和H1b，式（2）用于檢驗(yàn)假設(shè)H2a、H2b和H2c。

3 基準(zhǔn)回歸

考慮到OFDI決策與企業(yè)創(chuàng)新之間存在雙向因果關(guān)系以及OFDI母國創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮存在時間滯后性，本文采用t+2專利授權(quán)量與發(fā)明專利授權(quán)量進(jìn)行基礎(chǔ)回歸。表1列（1）、（2）中核心解釋變量跨國并購比例（M&A Ratio）的系數(shù)分別在10%和1%的置信水平上顯著為正，表明當(dāng)期企業(yè)跨國并購比例能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量以及創(chuàng)新質(zhì)量水平提升。自此，基準(zhǔn)假說H1a與H1b得到了驗(yàn)證。

控制變量方面，以列（2）的結(jié)果為例。投資深度（Depth）對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平提升存在顯著負(fù)向影響，投資廣度（Breath）則為顯著正向影響。這是由于相較于投資深度，投資廣度雖然能夠穩(wěn)定獲取有效知識，但信息來源單一，減少了接觸各類東道國市場知識庫、消費(fèi)需求和創(chuàng)新環(huán)境的可能，阻礙了創(chuàng)新活動協(xié)同效應(yīng)的發(fā)揮（黃遠(yuǎn)浙等，2021）。企業(yè)年齡（Firm age）的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)年齡顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平提升。這是由于隨著年齡增長，企業(yè)對于創(chuàng)新研發(fā)的決策會趨于謹(jǐn)慎，進(jìn)而對創(chuàng)新績效產(chǎn)生不利影響（龐蘭心，2018）。企業(yè)規(guī)模（Firm scale）在1%的置信水平上顯著為正，表明其對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平起顯著促進(jìn)作用。可能受到其他變量的干擾，研發(fā)強(qiáng)度（R&D）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）以及資產(chǎn)負(fù)債率（Alr）的系數(shù)均不顯著。以上控制變量系數(shù)的符號和顯著性與以往文獻(xiàn)基本一致。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 內(nèi)生性問題

企業(yè)基于投資動機(jī)以及成本效益分析作出的OFDI投資模式組合決策，會導(dǎo)致數(shù)據(jù)樣本并不完全隨機(jī)，存在樣本選擇問題。同時，影響企業(yè)創(chuàng)新績效的因素復(fù)雜，不可避免地存在遺漏變量問題。因此，本文選取滯后一期的核心解釋變量（M&A Ratiot-1）作為工具變量，緩解內(nèi)生性問題對研究結(jié)論產(chǎn)生的不利影響。結(jié)果顯示，緩解內(nèi)生性問題后，跨國并購比例（M&A Ratio）的系數(shù)及顯著性水平基本與前文一致。

本文對工具變量進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)：首先，Kleibergen-Paap檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量為16.19，大于弱工具變量檢驗(yàn)15%顯著性水平上的臨界值，不存在弱工具變量問題。其次，Kleibergen-Paap rk 檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)量為15.24，表明模型存在顯著的內(nèi)生性問題。最后，由于本文屬于恰好識別的情況，無法進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)。表2列（1）、（2）、（3）展示了2SLS回歸結(jié)果，第二階段結(jié)果顯示并購比例的系數(shù)分別在10%和1%水平上顯著為正，說明在緩解內(nèi)生性問題后，假說H1a和H1b依舊成立。

4.2 替換模型變量

本文采用企業(yè)專利申請總量（Applyt+2）和發(fā)明專利申請總量（Patent Applyt+2）替換基準(zhǔn)回歸中的被解釋變量，考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。雖然專利申請量和發(fā)明專利申請量存在主觀性的缺陷，但專利申請量時效性強(qiáng)，同樣是表征企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的常用工具。表3中模型（1）、（2）的結(jié)果顯示，OFDI投資模式組合中并購比例的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正，再次驗(yàn)證了假說H1a和H1b。進(jìn)一步，將核心解釋變量跨國并購比例替換為跨國并購累計(jì)數(shù)量（M&A Investments）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3中列（3）、（4）的實(shí)證結(jié)果表明，OFDI投資模式組合視角下的跨國并購比例以及企業(yè)跨國并購規(guī)模都對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量存在顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，再次驗(yàn)證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.3 投資目的國異質(zhì)性

通過對投資目的國進(jìn)行區(qū)分，將核心被解釋變量替換為投資目的國為發(fā)達(dá)國家的并購比例與投資目的國為發(fā)展中國家的并購比例進(jìn)行回歸。表4列（1）、（3）的結(jié)果顯示，投資目的國為發(fā)達(dá)國家的并購比例（M&A Ratio developed）估計(jì)系數(shù)依舊在1%的置信水平上顯著為正，而列（2）、（4）結(jié)果顯示，投資目的國為發(fā)展中國家的并購比例（M&A Ratio developing）估計(jì)系數(shù)不顯著。這表明，在企業(yè)OFDI投資模式組合中，僅投資目的國為發(fā)達(dá)國家的并購比例會顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量產(chǎn)出水平的提升。

4.4 企業(yè)所有制異質(zhì)性

基于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)，本文將整體樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。表4列（6）、（8）的回歸結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)中，跨國并購比例對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量水平和企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平均有正向促進(jìn)作用。列（5）、（7）的回歸結(jié)果顯示，在國有企業(yè)中，跨國并購比例與企業(yè)創(chuàng)新無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的相關(guān)關(guān)系。這表明，OFDI投資模式組合中的跨國并購比例對企業(yè)創(chuàng)新水平的提升效應(yīng)在非國有企業(yè)樣本中更加顯著。

5 融資約束的調(diào)節(jié)作用

表5列（1）、（2）結(jié)果表明，總體融資約束水平與跨國并購比例的交互項(xiàng)系數(shù)（SA Index×M&A Ratio）顯著為正。這表明當(dāng)企業(yè)OFDI投資模式組合中的并購比例既定時，企業(yè)面臨的總體融資約束水平對企業(yè)OFDI投資模式組合與創(chuàng)新之間的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，自此研究假說H2a得到實(shí)證結(jié)果支持。列（3）結(jié)果中外部融資能力和企業(yè)跨國并購比例的交互項(xiàng)（Credit Financing×M&A Ratio）估計(jì)系數(shù)不顯著，而列（4）結(jié)果中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著。這表明當(dāng)企業(yè)OFDI投資模式組合中的并購比例既定時，公司外部融資能力越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平越高，自此研究假說H2b得到證實(shí)。列（6）結(jié)果中內(nèi)部融資能力和企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平的交互項(xiàng)（Cash Flow×M&A Ratio）估計(jì)系數(shù)不顯著，而列（5）結(jié)果中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著。這表明當(dāng)企業(yè)OFDI投資模式組合中的并購比例既定時，公司內(nèi)部融資能力越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平越高，自此研究假說H2c得到實(shí)證結(jié)果支持。

6 結(jié)論與啟示

本文的研究結(jié)果表明，若公司進(jìn)行OFDI決策時更傾向于提升以并購方式獲取海外子公司的比例，會顯著促進(jìn)其創(chuàng)新績效提升，同時這種促進(jìn)效應(yīng)具有一定的時間滯后性，并且在投資目的國為發(fā)達(dá)國家和非國有企業(yè)的子樣本中更為顯著。此外，還發(fā)現(xiàn)在OFDI投資模式組合既定的情況下，企業(yè)外部融資能力越強(qiáng)，創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出水平越高；企業(yè)內(nèi)部融資能力越強(qiáng)，創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出水平越高。

根據(jù)上述研究結(jié)論，對于如何借助企業(yè)OFDI投資模式組合有效提升企業(yè)創(chuàng)新水平進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展， 本文提出以下三點(diǎn)建議：第一，企業(yè)應(yīng)根據(jù)國際化投資的具體動因，選擇合理的OFDI投資模式組合。如果企業(yè)的國際化投資目標(biāo)是追求創(chuàng)新績效與生產(chǎn)效率，則在進(jìn)行OFDI投資模式組合的布局與決策時，應(yīng)提升以跨國并購方式獲取子公司的數(shù)量比例。第二，企業(yè)應(yīng)積極拓寬融資渠道，破解國際化投資的融資約束困境。企業(yè)需構(gòu)建以銀行信貸為主，股權(quán)融資、債券融資等方式共同發(fā)展的多元化融資渠道體系，降低資金利用成本。第三，政府需進(jìn)一步推進(jìn)金融市場化改革，改變信貸融資歧視現(xiàn)狀，緩解銀行信貸融資約束問題，在保證金融體系平穩(wěn)運(yùn)行的同時提高資金配置效率、降低企業(yè)融資成本。

參考文獻(xiàn)：

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