金融市场化与企业对外直接投资：理论分析与经验检验

杨栋旭，于津平

(南京大学 商学院，南京 210093)

一、引言

进入21世纪后，随着“走出去”战略的不断推进，中国对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)取得了快速发展。据最新统计数据显示，2017年中国对外直接投资流量为1582.9亿美元，位列全球第三，对外直接投资存量更是以1.8万亿美元跻身世界第二。然而，在中国对外直接投资发展取得显著成就的同时，融资约束仍是困扰当前中国企业对外直接投资的重要因素之一。早在2010年，中国国际贸易促进委员会发布的《中国企业对外投资现状及意向调查报告》就指出，超过六成的受访企业认为融资困难是其对外投资面临的最大挑战。时至2019年3月，李克强总理在第十三届全国人民代表大会第二次会议上作《政府工作报告》，其中仍多次提到民营和小微企业“融资难融资贵”的问题，并将“着力缓解企业融资难融资贵问题”明确纳入到2019年政府工作任务里。可见，企业“融资难融资贵”已经成为困扰业界和政策制定部门的顽固性难题，如不尽快解决，短期内不仅会阻碍中国企业的跨国经营和发展壮大，长此以往还将有损于中国对外投资的持续增长和整个国民经济的高质量发展。

当前，中国许多企业(特别是民营企业和中小微企业)所面临的融资难题，除了部分企业由于自身经营规模较小、抵押担保财产不足以及经营风险较高，导致在获取信贷等融资过程中更容易遭受失败外，另一个重要原因还在于，当前国内金融市场体系仍不完善，金融市场存在不少扭曲和资源错配，从而使部分企业在融资过程中面临诸多制度性障碍，客观上增加了企业获取融资的成本和难度。而事实上，金融发展能够提升资金配置效率、分散市场投资风险以及降低信息和搜寻成本，缓解企业面临的融资约束，进而能对企业的跨国经营产生积极影响。由此，继续深化金融市场化改革，构建多层次融资体系，实现金融资源的高效配置，不仅是解决当前国内企业“融资贵融资难”的一剂良药，同时也是促进企业开展海外经营的重要支撑。

鉴于此，本文运用2008—2014年中国A股上市公司和《中国境外投资企业(机构)名录》匹配后的微观面板数据，实证检验金融市场化对企业对外直接投资决策的具体影响。研究发现：金融市场化对企业对外直接投资存在显著促进作用；相较于国有企业、大规模企业、劳动密集型企业以及东部地区企业来说，金融市场化对非国有企业、中小规模企业、资本密集型企业、技术密集型企业以及中西部地区企业对外直接投资的促进作用更显著；进一步的机制检验表明，金融市场化能够通过缓解企业面临的融资约束程度，提升企业对外直接投资的概率。在处理核心变量内生性问题和经过多项稳健性检验后，上述结论仍然稳健。

本文的边际贡献主要包括三点：第一，相较于现有多数文献更多关注融资约束对企业对外直接投资行为的影响，本文从金融市场化角度出发，探究中国企业对外直接投资的具体效应，是对现有相关主题研究的有益补充；第二，运用中国企业层面的微观数据，从多维角度实证检验金融市场化对企业对外直接投资行为的具体影响，相关研究结论对中国推进金融市场化改革和中国企业“走出去”战略规划都具有重要现实意义；第三，相较于以往同类型研究，本文通过构造工具变量处理内生性问题和进行多项稳健性检验，尽可能确保了研究结论的可靠性。

二、文献综述和理论分析

(一)文献综述

首先，关于融资约束与企业对外直接投资行为的相关文献是本文研究的重要基础。其中，Klein等(2002)[1]通过研究发现，日本银行业财务困难与本国企业的对外直接投资规模存在显著负相关，由此认为日本上世纪90年代对外直接投资的大幅下降主要是由于银行业发生大规模信贷危机后企业难以获取外部融资造成的。Maeseneire和Claeys(2012)[2]则通过对比利时中小企业进行问卷采访，发现融资约束是制约这些企业对外直接投资的重要因素。Buch等(2014)[3]通过理论和实证研究发现，融资约束显著抑制了德国企业的对外直接投资。近些年，在中小企业“融资难”问题不断凸显的现实背景下，国内部分学者开始关注融资约束对企业对外直接投资的影响，加之微观企业数据的可得性不断提高，相关实证研究也逐渐增多。其中，李磊和包群(2015)[4]运用中国工业企业数据的实证研究发现，融资能力越强的企业，不仅进行对外直接投资的概率越高，而且还更可能进行多次投资和向多国投资。刘莉亚等(2015)[5]对中国上市公司的经验检验发现，融资约束对企业对外直接投资存在显著抑制作用，且这种抑制效应在外部融资依赖度较高的行业中更明显。王碧珺等(2015)[6]的研究发现，融资约束显著降低了中国民营企业对外直接投资的倾向和规模；后续严兵和张禹(2016)[7]、冀相豹(2016)[8]、宫旭红和任颋(2017)[9]等学者使用不同数据集的经验研究也得到了类似结论。此外，董有德和宋芳玉(2017)[10]从银企关系出发，研究发现银企关系可以显著促进企业的对外直接投资，这在一定程度上也反映出融资能力与企业对外直接投资之间存在正向关系。可见，现有文献基本都发现，融资约束对企业的对外直接投资活动存在显著抑制作用。

其次，现有文献中关于金融发展与对外直接投资关系的探究，多从宏观层面出发。其中，蒋冠宏和张馨月(2016)[11]运用国家层面数据研究发现，金融发展总体上可以显著促进一国对外直接投资存量和流量的增长，但区分金融发展的具体指标后，发达国家与发展中国家存在一定差异。Desbordes和Wei(2017)[12]使用制造业行业层面数据，研究结果表明母国和东道国金融发展水平对双边对外直接投资都存在积极影响。此外，少数文献还探究了金融抑制角度对企业对外直接投资的影响。其中，王勋(2013)[13]认为金融抑制会显著促进发展中国家的对外直接投资，理由是发展中国家由于技术水平相对落后和国内金融体系不够完善，拥有净储蓄的企业会主动选择进行海外投资，通过获取先进技术和廉价生产要素提升自身生产效率和总体投资回报率。姜亚鹏等(2014)[14]通过实证研究也发现，金融抑制会部分阻碍中国企业的对外直接投资，并通过信贷配给制使国有企业成为对外直接投资的主力军。直接探究金融发展对微观企业对外直接投资行为的文献则依然较少。徐清(2015)[15]运用中国工业企业微观数据的研究发现，母国金融规模、金融结构合理的地区，企业更可能进行对外直接投资，且金融市场资金配置效率的提升会导致低效率的国有企业退出对外投资。郭娟娟和杨俊(2019)[16]则关注东道国金融发展对企业对外直接投资的影响，研究发现东道国金融发展与中国企业对外直接投资的二元边际显著正相关。

可见，现有文献关于融资约束与企业对外直接投资的研究已经较为丰富，而直接探究金融市场化与微观企业对外直接投资行为的文献仍不多见，且基于中国样本的经验研究更是明显不足；同时，现有文献对金融发展与企业对外直接投资关系的研究，还缺乏对不同所有权类型、企业所处行业特征等方面进行更为详细的理论分析和经验检验。基于此，本文将使用中国微观企业数据集，尝试弥补现有文献的上述缺憾。

(二)理论分析和研究假说

事实上，金融市场化对企业融资约束与海外经营行为都存在重要影响。异质性企业贸易理论认为，生产率是决定企业能否出口和对外直接投资的核心因素(Melitz，2003)[17]，但前提假设是企业未面临融资约束障碍。而事实是，企业开展对外直接投资通常需要支付巨大预付成本，包括新建厂房、购置设备以及前期调研和营销网络建设等固定成本和沉没成本，这些成本往往很难通过内部筹资满足，进而需要依靠外部金融市场获取。理论上，金融市场化可以提高资金配置效率、分散投资风险以及降低交易的搜寻成本和信息成本，利于缓解企业所面临的融资约束，增强其对外直接投资的意愿。首先，金融市场化有利于促进金融市场的充分竞争，实现金融机构服务效率和创新能力的提升，为企业提供更加丰富的融资渠道和融资方式；金融规模的扩大和金融效率的提升，可以降低企业的融资成本，缓解企业(特别是中小企业)融资约束(Harrison等，2004[18]；Beck等，2005[19]；Chaney，2016[20])，进而增强企业对外投资的意愿。其次，金融市场化可以促进金融工具品种的创新和丰富，满足不同融资对象的需求；同时也能为投资者提供大量安全性高、收益稳定的金融产品，增强投资者投资意愿，从而利于缓解企业融资约束(Alfaro等，2008[21])。因此，金融市场化水平的提升，使企业在海外扩张进行外部融资时，不仅可以面临更加充裕的外部融资，还能通过多种金融工具将重大项目的投资风险分散化，进而有利于增强其开展对外直接投资的意愿。最后，金融市场化还可以增强金融市场信息的透明性和传播便捷性，既有利于降低企业由于面临信息不对称导致的额外的搜寻成本和信息成本，还能够保证投资者及时获取企业投融资决策信息，为企业获取外部融资节约时间和资金成本(Demirgüc-Kunt and Maksimovic，1998[22]；张一林等，2019[23])，从而利于企业对外直接投资的开展。由此，本文提出假说1：

假说1：金融市场化能够通过缓解企业面临的融资约束，促进企业对外直接投资的开展。

金融市场化对企业对外直接投资的影响还与企业所有权性质密切相关。对于国有企业而言，一方面由于具备“所有权”优势，在获取资金融通过程中不存在所有制歧视的问题，相较于非国有企业，能以更低的成本获取信贷支持，从而在对外直接投资过程中几乎不会受到融资约束的困扰(张杰等，2012[24])；另一方面，国有企业多为金融、通讯、能源等行业领域的巨头，由于其所有权属性，往往服务于国家政策和战略目标的实现，因此在对外直接投资过程中更不容易受自身业绩和经营状况的影响，更加具备连续性和持久性。然而，对于广大非国有企业(尤其是民营企业)来说，先天并不具备国有企业的“所有权”优势，在获取外部融资过程中，也更容易受到信贷歧视(孙灵燕和李荣林，2011[25]；张杰等，2013[26])，同时对市场波动的敏感性更强，因此通常其对外直接投资行为对外部融资的依赖性更高。由此，当金融市场化水平提升时，金融市场扭曲将得到缓解，金融资源配置效率也在提升，部分盈利能力突出的非国有企业将有更大概率获取信贷资金，挤出部分原先由国有企业所占据的信贷资源。此时，相较于国有企业，非国有企业所面临融资约束可以得到更大程度的缓解，进而将有更大意愿开展对外直接投资。由此，本文提出假说2：

假说2：相较于国有企业，金融市场化对非国有企业对外直接投资的促进作用更明显。

除“所有制歧视”外，“规模歧视”在银行等信贷体系中也普遍存在(张捷和王霄，2002[27]；李宏兵等，2016[28])，因此金融市场化对企业对外直接投资的影响也会因企业规模不同而存在差异。一方面，政府部门出于财税收入等晋升业绩指标考核，相关政策会倾向优先扶持规模较大的企业，其中就包括资金、税收等方面的支持和优惠；另一方面，规模越大的企业，通常占据较大的市场份额，自身经营实力也更强，银行等金融机构出于风险考量和成本收益分析，也更愿意对其进行资金借贷，从而造成大规模企业往往占据更多的金融资源，很少面临融资约束的情况。反观规模较小的企业，相较于大规模企业，由于在企业规模、经营绩效和风险控制等方面都处于劣势地位，获取外部融资的难度也就更大。当金融市场化水平提升时，金融市场中存在的诸多扭曲会不断得到缓解，金融体系的运行也更加符合市场规律，银行等金融机构提供资金借贷的参考指标会更加多样化，企业规模在其中的重要性会逐步下降，此时经营业绩较好的中小型企业将会有更多机会从金融机构获取外部融资，缓解自身融资约束状况(Gelos和Werner，2002[29]；Ghosh，2006[30])，进而开展对外直接投资的概率也将大大增加。因此，本文提出假说3：

假说3：相较于大型企业，金融市场化对中小型企业对外直接投资的促进作用更明显。

一般而言，不同行业中企业对外部融资的依赖性也存在差异，因此金融市场化对企业对外直接投资的影响也会随企业所处行业而异。通常而言，资本密集型和技术密集型的企业开展生产经营所需的资金量很大，在单靠内源性融资不能满足自身需求的情况下，对外部融资的依赖性就会变大，更可能面临融资约束问题的阻碍。而对于劳动密集型企业而言，一方面在产品研发、制造和销售等流程所需资金投入则相对低很多，且资金回收周期也更短，从而较少面临融资约束；另一方面，虽然拥有劳动力成本低廉的优势，但同时也存在产品附加值低、市场淘汰率高等问题，金融机构基于风险评估和成本收益分析，对其进行资金融通的意愿可能并不高。因此，当金融市场化水平提升时，金融资源配置效率随着提高，金融体系风险控制和承受能力也在增强，相较于劳动密集型企业而言，此时项目风险更高、同时回报也更高的资本密集型和技术密集型企业将会获取更多外部融资的机会，进而开展对外直接投资的概率也将大大增加。由此，本文提出假说4：

假说4：相较于劳动密集型企业，金融市场化对资本密集型和技术密集型企业对外直接投资的促进作用更明显。

由于国内地区间金融发展水平差异明显，因此不同区域的金融市场化水平对企业对外直接投资的影响也将存在显著差异。对于东部地区来说，金融市场化水平更高，但相较于企业众多、融资需求巨大的现实而言，当地金融市场上的融资渠道则相对不足。融资市场上需求方之间的相互竞争过于激烈，造成金融市场化水平提升对缓解企业融资约束的边际效应甚微，进而对当地企业开展对外直接投资的能力和意愿的积极影响并不明显。反观中西部地区，由于自身金融发展水平仍然较低，金融市场融资渠道也较为单一，因而当中西部地区金融市场化水平提升时，对缓解当地企业融资约束的边际效应反而更大，进而对当地企业开展对外直接投资的意愿的刺激作用也更强。此外，近些年在“西部大开发”、“中部崛起”等一系列国家政策的帮扶和支持下，中西部地区金融市场化发展水平得到明显改观，对缓解当地企业的融资约束也更具针对性和成效性。因此，相较于东部地区企业而言，金融市场化对中西部地区企业开展对外直接投资的促进作用可能更为明显。由此，本文提出假说5：

假说5：相较于东部地区企业，金融市场化对中西部地区企业对外直接投资的促进作用更明显。

三、研究设计

(一)模型设定和变量选取

本文首先检验金融市场化对企业对外直接投资的影响，设定如下计量模型：

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

(1)

其中，被解释变量ofdi为企业是否进行对外直接投资的虚拟变量，有对外直接投资行为的取1，没有的取0。finmak表示企业所处地区的金融市场化水平，本文参考相关文献(Wang等，2008[31]；张时坤，2018[32])，选取樊纲等(2016)《中国分省份市场化指数(2016)》报告中构造的各省份金融市场化指标进行测度，取对数进入模型。该指标取值越大，表示当地金融市场化水平越高。Z表示其他控制变量，参考相关学者的做法(刘莉亚等，2015[5]；王碧珺等，2015[6])，主要包括：企业生产效率(tfp)，用LP方法估计的全要素生产率衡量；企业规模(size)，用企业员工人数的自然对数衡量；企业年龄(age)，用企业成立年限的自然对数衡量；杠杆率(leve)，用企业总负债与总资产的比值衡量；资本密集度(cap)，用企业固定资产净值的年均余额除以员工人数的自然对数衡量；人力资本(hum)，用企业员工人均工资的自然对数作为代理变量；股权性质(soe)，用是否为国有企业的虚拟变量衡量，国有企业为1，否则为0。此外，本文用ξj和ξt分别控制不可观测的行业和年份固定效应，εijkt为随机扰动项。

(二)数据说明和描述性统计

本文选取2008—2014年中国全部A股上市公司作为样本来源，通过与《中国境外投资企业(机构)名录》进行匹配后获得最终数据集。根据研究目的，本文遵循以下标准原则对原始数据进行了剔除：(1)为了避免影响研究结论的可靠性和一致性，剔除财务异常或连续亏损两年以上的ST类和PT类公司；(2)剔除了金融类上市公司样本；(3)对指标值有缺失或者不符逻辑的观测值进行剔除，如总资产、固定资产净额、营业收入、总负债、所有者权益合计、无形资产净额等缺失或小于等于0，固定资产净额高于总资产等。通过以上筛选，最终样本中还剩下2342家上市公司的非平衡面板数据，共计为12597个观测值。此外，为了消除极端值对回归结果的影响，本文还对样本中连续变量1%的两端进行了缩尾(winsorize)处理。

主要变量的描述性统计如表1所示。可以看到，OFDI企业的finmak均值大于非OFDI企业，表明OFDI企业所处地区的金融市场化水平也高于非OFDI企业。其他变量方面，通过比较两组均值可以发现，相较于非OFDI企业，OFDI企业生产率更高、人力资本水平更高、规模更大，而年龄更小，杠杆率、资本密集度和国有股比例更低；OFDI企业的wks均值小于非OFDI企业，表明OFDI企业面临的融资约束程度总体上低于非OFDI企业(1)wks是衡量企业融资约束程度的代理指标，下文机制检验部分将进行详细介绍。。以上描述性统计结果基本符合中国对外直接投资企业的总体特征，表明所选样本的代表性较好。

表1 主要变量描述性统计

表2为主要变量的相关系数检验结果。可以看到，除了企业规模和生产率之间存在较高相关性外，其余变量间的相关系数均小于0.5，表明本文选取变量间不存在严重的多重共线性。对于企业规模与生产率之间的正相关性，同已有研究结论相一致(Ericson和Pakes，1995[33])。此外，金融市场化与融资约束显著负相关，说明金融市场化水平越高，企业面临的融资约束程度越低，这也同前文理论分析相符。

表2 主要变量相关系数检验

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

四、经验分析

(一)基准估计结果

由于计量模型中被解释变量对外直接投资是二元虚拟变量，故本文选择使用Probit模型进行基准估计。首先对(1)式进行估计，检验金融市场化对企业对外直接投资决策的影响，结果见表3。其中，列(1)和列(2)的左右两列分别为Probit模型下各变量系数和边际效应的估计结果。从列(1)的估计结果可以看到，finmak的估计系数在1%的水平下显著为正，说明金融市场化对企业对外直接投资存在显著促进作用。考虑到年份和行业固定效应对模型的影响，列(2)进一步对年份和行业的固定效应进行了控制，结果显示finmak的估计系数在1%的水平下仍然显著为正，且从边际效应估计结果看，finmak的估计系数为0.0398。以上估计结果表明，金融市场化对企业对外直接投资存在显著正向影响，且平均而言，金融市场化程度每增加1个单位，企业进行对外直接投资的概率将大约上升3.98%。由此，理论假说1的基本观点得到验证。控制变量方面，生产率、规模和人力资本与企业对外直接投资显著正相关，年龄和杠杆率与企业对外直接投资显著负相关，国有企业虚拟变量显著为负，表明国有企业进行对外直接投资的概率更低，资本密集度对企业对外直接投资并无显著影响。

表3 基准回归结果

注：括号内数值是稳健的z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

(二)异质性分析

基准估计结果已经证实金融市场化对企业对外直接投资存在显著积极影响，接下来，为了进一步检验后续理论假说，本文将逐一进行如下异质性分析。

首先，本文将全样本划分为国有企业和非国有企业两类，并对两个子样本下金融市场化对企业对外直接投资决策的边际效应进行了估计，具体结果如表4列(1)和列(2)所示。可以看到，金融市场化在1%的显著性水平下对非国有企业的对外直接投资具有正向影响，说明金融市场化对非国有企业对外直接投资存在积极影响，而国有企业不显著，该结果同理论假说2的预期相一致。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

其次，本文根据企业规模(size的75%分位数为界)将全样本划分为大规模企业和中小规模企业两个子样本，表4中列(3)和列(4)汇报了两个子样本下金融市场化对企业对外直接投资决策的边际效应估计结果。可以看到，金融市场化在1%的显著性水平下对两种类型企业的对外直接投资都存在积极影响，但进一步比较估计系数大小可以发现，金融市场化对中小规模企业的对外直接投资行为的边际效应要大于大规模企业(0.0459>0.0447)。以上结果表明，金融市场化对中小规模企业的对外直接投资的积极影响要大于大规模企业，即金融市场化水平提升可能对中小企业融资状况的改善程度更大，进而对其对外直接投资的促进作用也更明显，理论假说3也得到验证。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

表4 分所有制和规模差异的边际效应回归结果

注：括号内数值是稳健的z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

然后，本文还根据企业所处行业特征将全样本划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类企业(2)根据2位数行业编码，三种行业类型的具体分类如下：劳动密集型的行业包括农林牧渔业(A)、采掘业(B)、食品饮料(C0)、纺织服装皮毛(C1)、木材家具(C2)、电力煤气及水的生产和供应业(D)、建筑业(E)、交通运输仓储业(F)、批发和零售贸易(H)、传播与文化产业(L)、综合类(M)；资本密集型行业包括造纸印刷(C3)、石油化学塑胶塑料(C4)、金属非金属(C6)、房地产业(J)、社会服务业(K)；技术密集型行业包括电子(C5)、机械设备仪表(C7)、医药生物制品(C8)、其他制造业(C9)、信息技术业(G)。，表5列(1)至列(3)依次汇报了三种行业中金融市场化对企业对外直接投资决策的边际效应估计结果。可以看到，金融市场化在1%的显著性水平下与资本密集型和技术密集型企业的对外直接投资正相关，说明金融市场化对资本密集型和技术密集型企业的对外直接投资行为存在积极影响，而劳动密集型企业不显著，该结果同理论假说4的预期相一致。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

最后，本文还根据企业所处地区将所有企业划分为东部地区企业和中西部地区企业两类，两个子样本下金融市场化对企业对外直接投资决策的边际效应估计结果如表5列(4)和列(5)所示。可以看到，金融市场化在1%的显著性水平下与中西部地区企业的对外直接投资存在正相关，说明金融市场化水平的提升会显著促进中西部地区企业对外直接投资的开展，而东部地区的企业并不显著。由此，理论假说5也得到验证。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

表5 分行业和地区差异的边际效应回归结果

注：括号内数值是稳健的z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

(三)内生性检验

本文主要关注金融市场化对企业对外直接投资行为的影响，而金融市场化与企业对外直接投资决策之间也可能存在内生性问题。原因在于，对于金融市场化而言，企业的对外直接投资行为也可能对当地金融市场化水平产生一定影响，如一个地区企业的国际化经营活动越频繁，对外部融资的需求量也会越大，由此会吸引更多的金融机构前来进行融资业务的拓展，进而促进当地金融市场的竞争和加快金融市场体系完善，最终推动当地金融市场化水平提升。因此，为尽可能缓解上述潜在内生性问题对回归结果的影响，本文将对模型进行内生性检验。具体方法包括：一是将所有解释变量进行滞后一期处理，使用Probit模型进行再估计；二是选择滞后一期值和期初值(即2008年的金融市场化水平)作为其自身的工具变量(3)工具变量如此选取的原因在于，滞后一期和期初的金融市场化水平与当期金融市场化水平相关性较高，而不会对当期企业的对外直接投资决策产生显著影响，基本符合工具变量选取的外生性假定。，使用工具变量法(IV Probit)对模型进行再估计(4)IV probit模型通常有极大似然法(MLE)和两步法(Twostep)两种估计方法，MLE更具估计效率，但内生变量较多时可能不收敛，Twostep效率不如MLE但计算方便，两者各有优势。本文选择使用更具效率的MLE估计。此外，本文还进了Twostep估计作为稳健性检验，结果同MLE估计结果基本相同，故不再汇报。。表6汇报了内生性检验的估计结果，可以看到，列(1)至列(3)中金融市场化都在1%的显著性水平下为正，且工具变量估计的Wald检验也都在5%水平下显著，说明工具变量估计结果有效，金融市场化对企业对外直接投资决策存在显著促进作用。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

表6 内生性检验结果

注：括号内数值是稳健的z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

五、机制检验和稳健性分析

(一)影响机制检验

前文理论分析中提出金融市场化可以有效缓解企业融资约束，进而对企业对外直接投资产生促进作用。为此，本文将通过构建如下中介效应模型，使用线性概率模型(Linear Probability Model，LPM)对金融市场化影响企业对外直接投资决策的融资约束缓解效应进行检验(5)本文企业对外直接投资变量ofdi是离散型的二元虚拟变量，而金融市场化和融资约束两变量为连续变量，构建中介效应模型方程组后，模型中便同时包含了离散变量和连续变量的因变量。由于线性概率模型既可以估计二元虚拟变量为因变量的模型，又可以估计连续变量为因变量的模型，因此为保证估计方法的一致性，最终选取线性概率模型进行中介效应检验更为合适。，具体模型设定如下：

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为企业融资约束程度的代理变量，具体衡量方法见下文，其余变量同模型(1)。

企业融资约束(wks)的测算。尽管诸多学者已经使用不同方法对企业融资约束进行了测度，但对于何种方法更优仍存在不小争议。然而，由于中国企业自身财务和金融体系的鲜明特征，企业运营资本更能揭示企业所面临融资约束的相关信息(Ding等，2013[34])。本文借鉴张杰等(2016)[35]，李宏亮和谢建国(2018)[36]的做法，构建运营资本投资对现金流的敏感性指标wks衡量企业的融资约束，该指标的构建主要分为两步进行。第一步，构建不包括现金流的企业运营资本投资方程，并对方程进行估计得到残差项。方程具体形式设定如下：

(3)

其中，IWK为企业运营资本投资，等于企业流动资产和流动负债的差值再减去两者上一期差值；K为期初固定资产净额。控制变量X主要包括销售收入增长率、担保水平、杠杆水平、企业年龄和规模，其中销售收入增长率用营业收入增长率衡量，担保水平用有形资产占总资产的比值衡量，其余变量同上文；ζk、ζj和ζt分别为地区、行业和年份效应，μit为随机扰动项，用于下一步构建wks指标使用。

第二步，用上一步估计得到的残差项μit构建企业运营资本投资现金流敏感性指标，具体方程设定如下：

(4)

其中，CF表示企业现金流水平，用每年年终净利润与当年折旧之和衡量；K仍为每一期期初的固定资产净额，T代表企业i的年份观测数。通过上述步骤计算出的wks指数的取值主要与0值作比较，以判别企业面临融资约束的程度。wks指数越偏离0，表示企业运营资本投资相对于现金流越敏感，因此企业面临的融资约束就越严重。为便于经验分析，本文将wks进行绝对值处理后再取自然对数，此时wks取值越大，企业面临的融资约束越严重。

表7报告了线性概率模型对融资约束缓解机制的估计结果。可以看到，列(2)中wks的估计系数显著为负，说明金融市场化能够显著降低当地企业的融资约束程度；列(3)中wks的估计系数显著为负，说明融资约束对企业对外直接投资决策的确存在显著负面影响；列(1)和列(3)中finmak的估计系数都显著为正，再次证实了金融市场化能够显著促进企业对外直接投资。综上可知，金融市场化确实能够通过缓解当地企业的融资约束，进而提升企业开展对外直接投资的概率(6)本文还根据中介效应估计结果对融资约束缓解效应的幅度进行了计算，得到金融市场化促进企业对外直接投资的融资约束缓解效应大约为12.12%(0.7606×0.0040/0.0251×100%≈12.12%)。该结果表明，金融市场化不仅能够通过融资约束缓解机制对企业对外直接投资产生积极影响，还存在其他影响渠道，如风险分散、生产效率提升甚至技术进步等，这有待未来进一步研究的证实。。该结果与本文的理论假说1预期相符。其他控制变量同基准回归结果基本一致，故不再赘述。

表7 机制检验结果

注：括号内数值是稳健的z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著

(二)稳健性检验

为了尽可能保证估计结果可靠性，本文还进行了以下多项稳健性检验。

1. 替换核心解释变量

借鉴相关文献(杜家廷，2010[37]；柏玲和姜磊，2013[38])，选取金融发展规模、金融发展结构和金融发展效率3个指标衡量金融市场化水平。其中，金融发展规模采用各地区全部金融机构贷款总额占地区GDP的比重来衡量，金融发展结构采用各地区股票总市值与银行机构贷款总额的比值衡量，金融发展效率采用银行金融机构贷款总额与存款总额的比值来衡量。表8中列(1)至(3)回归结果显示，金融规模和金融效率分别在1%和5%的显著性水平下为正，金融结构则不显著，说明金融规模和金融效率对中国企业对外直接投资存在显著正向影响，而金融结构对企业对外直接投资的影响并不明显。以上结果表明，现阶段中国企业的对外直接投资行为受金融发展规模和金融发展效率的影响更为明显，而金融结构发展相对滞后，对企业对外直接投资的影响并不显著，这与现阶段中国金融市场结构不健全，多层次资本市场建设不完善的现状基本一致。

2. 考虑稀有事件的可能影响

本文所有样本中有对外直接投资行为的观测值比例仅为7.02%(884/12597)，因此对外直接投资行为可能为稀有事件，而存在稀有事件，模型估计结果会发生偏差，而解决稀有事件偏差通常可以使用Cloglog模型(补对数—对数模型)进行偏差修正，故本文使用Cloglog模型进行了再估计。表8中列(4)的回归结果显示，金融市场化在1%的显著性水平下仍为正，同基准回归结果并无太大差异，表明模型估计结果受稀有事件偏差的影响并不明显。

3. 考虑首次OFDI情形

已有研究证实，企业在进行对外直接投资过程中存在“学习效应”和“自选择效应”，而这会导致模型存在内生性问题(田巍和余淼杰，2012[39])。因此，只观测企业首次进行对外直接投资的行为，可以在一定程度上排除上述问题存在的可能，故本文保留企业首次进行对外直接投资的样本进行再估计。表8中列(5)的回归结果显示，金融市场化仍在1%的显著性水平下为正，同基准回归结果相一致。

4. 保留连续经营企业

为了排除企业不连续经营对估计结果的可能影响，本文还对连续经营在5年及以上的企业样本进行保留，再次估计金融市场化对企业对外直接投资的影响。表8中列(6)的回归结果显示，同基准回归结果相同，金融市场化仍在1%的显著性水平下为正。

5. 更换估计模型

最后，本文使用面板Logit模型替换原有Probit模型，重新估计金融市场化对企业对外直接投资的影响。从表8中列(7)的回归结果可以看到，金融市场化在1%的显著性水平下仍然为正。以上一系列稳健性检验结果表明，本文研究结论具备良好的稳健性。

表8 稳健性检验结果

注：括号内数值是z统计量；*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著；列(1)至列(6)为边际效应估计结果，列(7)中为面板Logit随机效应对变量系数的估计结果

六、结论和政策启示

使用2008—2014年中国A股上市公司和《中国境外投资企业(机构)名录》的匹配数据，实证检验金融市场化对企业对外直接投资的具体影响。主要结论为：(1)金融市场化对企业对外直接投资存在显著促进作用；(2)异质性分析发现，相较于国有企业、大规模企业、劳动密集型企业以及东部企业来说，金融市场化对非国有企业、中小规模企业、资本密集型企业、技术密集型企业以及中西部地区企业对外直接投资的促进作用更显著；(3)进一步的机制检验表明，金融市场化能够通过缓解企业面临的融资约束程度，提升企业对外直接投资的概率。在对核心变量内生性进行处理和多项稳健性检验后，主要研究结论仍然稳健。

本文的研究结论对现阶段中国继续深化金融市场化改革和促进国内企业更好“走出去”具有重要政策启示。第一，政府部门仍需重视企业“融资难融资贵”的问题，继续深化金融市场化改革。本文研究结论表明，金融市场化对中国企业对外直接投资存在显著促进作用，而融资约束对中国企业对外直接投资存在显著抑制作用。因此，政府部门在深化金融市场改革过程中，既要稳步扩大金融市场规模，也要注重提升金融市场发展质量，通过加快构建多层次的资本市场，创新金融服务产品，改善金融机构服务业务流程，为国内企业更好“走出去”提供更加肥沃的金融土壤。第二，深化金融市场化改革过程中，侧重对资本和技术密集型企业的鼓励和支持。本文结论表明，相较于劳动密集型企业，金融市场化对资本和技术密集型企业的对外直接投资促进作用更为明显。由此，在当前中国金融市场化水平相对滞后，优质金融资源供给能力相对有限的情况下，国家为推动金融市场化改革所实施的重大金融优惠政策，应侧重于对资本和技术密集型企业的鼓励和支持。因为相较于劳动密集型企业而言，资本和技术密集型企业产品附加值通常更高，在全球价值链中的地位也更高，对于资本和技术密集型企业的对外直接投资进行金融政策支持，有利于促进国内企业向全球价值链高端攀升和提升国际竞争力。最后，消除金融领域的信贷歧视，注重区域间金融市场发展平衡。民营企业是中国经济的重要组成部分，也是促进国内经济增长和解决就业的主力军。然而，现实中广大民营企业却普遍面临信贷歧视的困扰。因此，国家应着力破除现有金融体制机制弊端，消除对广大民营企业和中小企业的融资歧视，创新和丰富面向民营企业和中小企业的融资产品和服务，让金融服务实体经济不只是一纸空话。此外，还应注重区域间金融市场的协调发展，由于经济发展水平较高，东部地区的金融市场化水平要明显高于中西部地区，因此对于中西部地区而言，国家应通过制定相关政策进行适当引导和扶持，激发中西部地区金融市场活力，为当地具备国际化经营能力的企业提供更多融资支持。