银行业集聚、融资约束与中国企业对外直接投资

摘 要：本文使用《境外投资企业（机构）名录》和银行业分支机构信息，以中国工业企业数据为基础考察了银行业集聚对企业对外直接投资的影响。研究结果显示，银行业集聚通过缓解企业融资约束，显著提升了其对外直接投资的概率。异质性分析表明，银行业集聚对化工行业企业和外资企业的对外直接投资有显著的促进效应，对民营企业的对外直接投资有抑制作用。本研究对于推动金融机构改革、完善金融服务体系以更好地支持中国企业“走出去”和实现更高水平对外开放具有借鉴意义。

关键词：银行业集聚；融资约束；对外直接投资

中图分类号：F830.59 文献标识码： A 文章编号：1674-2265（2024）08-0065-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.08.007

一、引言

改革开放以来，出口导向和进口替代相结合的对外开放战略促进外资企业大规模涌入，为中国经济的高速发展提供了资金与技术支持。面对国际经济新形势和国民经济发展的内在需求，中国积极参与全球经济，对外开放进入崭新阶段，对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）发展迅速。中国的对外直接投资经历了从无到有、从单一到多样化的发展过程，表现为参与对外直接投资的企业类型的多元化和行业范围、投资合作领域的逐步扩大①。2020年中国对外直接投资流量达1537.1亿美元，首次位居全球第一。截至2022年底，2.9万家中国境内投资主体在全球190个国家（地区）设立了4.66万家对外直接投资企业②。对外直接投资企业在获得投资效益带动出口的同时，也为东道国的税收和就业提供了有力支持，实现了双赢。党的二十大报告指出，“依托我国超大规模市场优势，以国内大循环吸引全球资源要素，增强国内国际两个市场两种资源联动效应，提升贸易投资合作质量和水平。”因此，探讨新发展格局下企业对外直接投资的影响因素，对于培育企业国际化竞争力具有重要意义。

已有研究试图从母国政策背景、企业生产率、融资约束、贸易替代等角度解释中国企业对外直接投资的决策行为（田巍和余淼杰，2012；宗芳宇等，2012；王碧珺等，2015；严兵等，2024）[1-4]，但鲜有文献注意到银行业集聚的作用。为更好地服务实体经济，中国政府针对银行业实行了一系列改革，尤其是金融监管部门逐步放松银行分支机构的市场准入规制，通过鼓励设立更多的分支机构来加强银行对地方经济和各类企业的支持力度③，推动了以股份制银行和城市商业银行为主的银行业分支机构的迅速扩张。2020年中国银行业分支机构数量已是1990年的5倍④，银行业分支机构的集聚使中国的银行业经历了从高度垄断到竞争加剧的发展过程（姜付秀等，2019）[5]，这一特征为本文从银行业视角探究企业对外直接投资的影响因素提供了事实依据。同时，已有研究表明融资约束是中国企业对外直接投资的重要阻碍（王碧珺等，2015；刘莉亚等，2015）[3，6]，那么银行业分支机构扩张引致的银行业集聚能否通过缓解融资约束进而促进中国企业对外直接投资呢？厘清以上问题，能够在深入了解银行业发展在企业对外直接投资决策中的作用的基础上，为探索金融以更高效率服务实体经济进而推动中国企业对外直接投资、实现高水平对外开放提供参考。

鉴于此，本文基于中国《境外投资企业（机构）名录》（以下简称《名录》）和银行业分支机构信息，结合中国工业企业数据库，以企业所在县（市、区）范围内的银行业分支机构数量度量银行业集聚程度，使用面板二值选择模型研究银行业集聚对企业对外直接投资的影响。本文的边际贡献在于拓展了银行业集聚效应和中国企业对外直接投资影响因素的分析。已有文献大多关注企业层面的生产率和融资约束以及国家层面的政策环境等因素对对外直接投资的影响（田巍和余淼杰，2012；宗芳宇等，2012；王碧珺等，2015）[1-3]，或是银行业集聚对企业融资约束、企业创新等方面的影响（姜付秀等，2019；Chong等，2013；蔡竞和董艳，2016）[5，7，8]，以及金融发展对对外直接投资的逆向溢出效应（Huang等，2023）[9]。鲜有文献将银行业集聚与企业对外直接投资行为联系起来，并关注银行业集聚对企业对外直接投资的影响，而本文的研究补充了这方面的文献。同时，本文在金融供给侧结构性改革与企业国际化发展战略方面具有一定的实践指导意义：一方面，为金融监管部门客观评估银行业市场结构改革的经济绩效提供新视角；另一方面，为提升中国企业对外直接投资的效率，形成更高水平的对外开放格局提供经验支持。

二、文献综述与理论分析

（一）文献综述

企业对外直接投资的影响因素一直备受关注，与本研究具有较强关联的文献主要从母国宏观环境和企业自身特征两方面展开研究。就母国宏观环境而言，一国的经济增长对企业的国际化进程有直接的促进作用（Ciesielska和Kołtuniak，2017）[10]，除此之外，母国在政策、区位等方面的特定优势将有利于本国企业参与国际竞争，是影响本国企业对外直接投资的重要因素（裴长洪和郑文，2011；Minakshee，2020；孙林和董成明，2023）[11-13]。通过政策扶植鼓励国内企业走出去，是大多数处于对外直接投资发展初期的发展中国家采用的战略。在中国企业对外直接投资的实践中，有力的政策体系是形成国家特定优势、加速企业形成特定优势的基本条件，也是中国企业走出去的理论依据和政策选择（裴长洪和樊瑛，2010；Qu等，2022）[14，15]。“一带一路”倡议更是为各国构建了一个优势互补、畅通循环的国际生产合作网络（吕越等，2022）[16]，借助区位优势，中国对“一带一路”国家的直接投资不断增加（方慧等，2024）[17]。刘晓凤等（2017）[18]探讨了中国与“一带一路”国家距离与中国企业“走出去”区位选择的关系，发现中国企业对东南亚、蒙俄、西亚北非、中亚、南亚、中东欧地区投资设厂的规模依次变小。

企业是否进行对外直接投资还在很大程度上受自身特征的影响。跨国公司理论强调，企业进入国外市场需要具备超过东道国本土企业以及第三国企业的显著优势，如在创新、品牌、财务、管理经验或营销等专有资产方面具有绝对优势（Caves，1971；葛顺奇和罗伟，2013）[19，20]。一些学者试图从企业生产率、融资约束等方面探究企业对外直接投资的影响因素，如Helpman等（2004）[21]、Greenaway和Kneller（2007）[22]

将企业异质性纳入跨国多部门模型，认为生产率差异是企业海外市场进入决策的重要决定因素。田巍和余淼杰（2012）[1]、周茂等（2015）[23]、Yan等（2018）[24]使用中国制造业数据，也证实了中国企业对外直接投资的概率、规模及海外市场进入模式均受到企业生产率的影响。与国内投资相比，海外经营活动的风险更高，如果企业需要支付进入海外市场的固定成本，有足够流动性的企业则更有机会参与国际市场（Chaney，2016）[25]。Berman和Héricourt（2010）[26]利用9个新兴发展中国家的5000家企业数据进行研究，发现企业的金融因素对其国际化决策具有重要影响，具体表现为金融约束造成了企业生产率与其出口选择之间的脱节，并且只有当企业有足够的外部融资渠道时，生产率才是其出口决策的重要决定因素。因此，低生产率是阻碍企业跨国投资的重要因素，但并不是影响企业对外投资决策的唯一因素，还应考虑到企业进入国外市场的成本差异。

银行业集聚的经济效应是当前学术研究中另一个引起高度关注的问题，现有文献主要从微观层面探讨银行分支机构扩张对企业绩效的影响，如蔡竞和董艳（2016）[8]、戴静等（2020）[27]、张伟俊等（2021）[28]使用中国工业企业数据证实了银行业分支机构扩张对企业研发创新活动有促进作用。吕铁和王海成（2019）[29]以股份制商业银行在县域设立分支机构作为准自然试验，研究发现股份制商业银行扩张能够通过提高银行业竞争程度促进企业创新。但Chava等（2013）[30]使用美国的数据却得出了相反的结论，认为银行业放松管制会增加当地银行的市场力量，从而降低企业创新水平。另外，胡海峰等（2023）[31]的研究表明银行业放松管制能吸引企业异地投资，Wang和Mao（2024）[32]利用企业层面的数据研究发现银行竞争会影响企业从加工模式向普通贸易模式的转变。方芳和蔡卫星（2016）[33]、蔡卫星（2019）[34]、李志生和金凌（2021）[35]等分别讨论了银行业扩张对企业成长、企业生产率、企业投资水平和投资效率等方面的促进作用。也有诸多学者研究了银行业扩张与企业融资约束的关系，如Álvarez和Jara（2016）[36]以6个拉美国家的上市公司为样本，结合理论与实证分析发现，由于信息不对称和代理成本的存在，银行业扩张会降低银行与企业建立贷款关系的动力，从而增加金融约束。但Khan和Kutan（2023）[37]基于48个发展中经济体的研究发现，银行业的发展通过信用信息的可获得性降低了信息不对称，从而降低了银行市场支配力对企业融资的抑制作用。姜付秀等（2019）[5]、Chong等（2013）[7]使用中国数据发现银行业扩张能够缓解企业融资约束。

综上所述，现有文献从宏观层面的政策环境，微观层面的企业生产率、融资约束等方面对企业对外直接投资的影响因素进行了有益探讨，为本文的研究提供了理论支持。然而，鲜有文献关注银行业集聚这一现象对企业对外直接投资决策的影响。东道国的金融发展能够通过直接增加企业外部融资和间接支持经济活动，降低企业面临的融资约束，促进资源的有效配置，并影响企业的国际化战略，这一点已经从发达国家的数据中得到验证（Berman和Héricourt，2010；Desbordes和Wei，2017；Tan等，2019）[26，38，39]，但发展中国家的银行业与企业对外直接投资的关系还有待考察。本文将研究银行业集聚对中国企业对外直接投资的影响，对已有文献进行补充和扩展。

（二）理论分析

对外直接投资往往具有收益不确定和信息不对称的特点，投资过程复杂且风险较大，需要在前期支付较高的固定成本，当企业内部资金不足时，便需要通过外部融资来承担国外市场的进入成本。因此，融资约束可能会限制企业的对外投资决策，降低企业进行对外直接投资的概率（Maeseneire和Claeys，2012；Buch等，2014）[40，41]。针对企业对外直接投资中的融资约束问题，Todo（2011）[42]、Maeseneire和Claeys（2012）[40]使用日本、比利时对外直接投资企业数据，均验证了融资约束对企业对外直接投资的阻碍作用。Rice和Strahan（2010）[43]、Caggese和Cuñat（2013）[44]基于意大利制造业企业调查数据研究了信贷配给与企业出口的关系，结果表明融资约束扭曲了企业的国际化战略。刘莉亚等（2015）[6]、王碧珺等（2015）[3]、Yan等（2018）[24]分别使用中国上市公司数据、浙江省制造业数据、中国工业企业数据库研究了融资约束与企业对外直接投资的关系，结果表明中国企业对外直接投资决策也受到融资约束的影响。融资能力强的工业企业不仅更有可能发生对外直接投资行为，而且更倾向于进行多次投资以及在多个国家进行投资（李磊和包群，2015）[45]。

银行在中国的金融体系中占据主导地位，因此，银行贷款是企业外部融资的主要形式。银行业集聚的直接效应是信贷资源供给的增加，已有研究表明，银行分支机构的数量与银行竞争之间存在正相关关系，银行分支机构越多，银行主体类型越多样化，特定银行主导市场的可能性就越小，银行业的竞争就会越激烈（Jayaratne和Strahan，1996）[46]。根据产业组织理论，银行垄断将导致贷款供应不足和贷款利率上升，而加强竞争可以降低融资成本，增加贷款的可用性（Love和Peria，2014）[47]。银行业集聚加剧银行业竞争，银行在竞争环境中有强烈的动机收集企业信息、创新服务方式以获得竞争优势，这将降低企业的融资成本（Gao等，2017）[48]，同时提高企业申请贷款的意愿（Rice和Strahan，2010；Braggion和Ongena，2019）[43，49]，更有利于企业扩大规模。

基于以上分析，本文提出如下研究假设：银行业集聚能够通过缓解企业融资约束提升企业对外直接投资的概率。

三、模型与数据说明

（一）计量模型

本文的样本包含对外直接投资的企业和未对外直接投资的企业组成的非平衡面板数据，被解释变量设置为虚拟变量。参考Chen（2015）[50]的做法，采用面板二值选择模型进行估计，模型设置如下：

[OFDIit=α0+α1Bankit+α2Xit+μi+νt+εit] （1）

[i]表示企业，[t]表示年份。被解释变量[OFDIit]表示[i]企业在[t]年是否进行对外直接投资的虚拟变量⑤，若企业进行对外直接投资，[OFDIit]取值为1，否则为0。[Bankit]表示企业[i]所在行政区划范围内的银行业集聚程度，以企业和银行的行政区划位置为基础，用企业所在县（区）范围内的银行分支机构数量的对数作为银行业集聚的代理指标（Wang和Mao，2024；李志生和金凌，2021）[32，35]。本文预期系数[α1]显著为正。[Xit]表示企业层面的控制变量，[μi]表示企业固定效应，[νt]是年份固定效应，[εit]是随机误差项。

参考以往文献并结合工业企业样本数据特征，选取以下企业层面的控制变量：资本密集度（Capi），以年度固定资产平均余额与员工人数之比来衡量；企业规模（[Size]），以企业总资产的对数来衡量；杠杆率（Levr），以总负债与总资产的比值表示；外贸活动（Expt），设置为虚拟变量，有出口交货值的企业取值为1，没有则取值为0；管理费用（Mag），以管理费用与从业人数的比值表示；税率水平（Tax），以本年应交增值税与工业销售总产值的比值表示；盈利能力（Roa），以利润总额与总资产的比值度量。各变量的描述性统计如表1所示。

（二）数据说明

银行业分支机构数据来源于原银保监会金融许可证信息数据库，该数据库包含了1949年至今中国银行业近26万家分支机构的信息，包括分支机构名称、机构编码、成立时间、发证日期、地址等。本文样本中的银行业指吸收公众存款的金融机构，因此，不包含政策性银行。本文整理了截至2019年12月31日的银行业情况，整理得到的银行业分支机构设立情况如表2所示。从总部数量上看，银行业具有多样化特征，村镇银行、农村信用社、农村商业银行数量最多，超过了1000家；从分支机构数量上看，国有商业银行依然具有绝对优势地位，其分支机构超过10万家。观察分支机构数量与总部数量比值发现，国有商业银行分支机构在市场中占据主导地位，平均每家国有商业银行拥有分支机构1.9万余家，若以2019年末2846个县级行政区来计算，平均每家国有商业银行在每个县（区）内存在6.8家分支机构，国有商业银行在目前依然占据较大的市场份额。股份制商业银行和城市商业银行的分支机构数量比较接近，但从平均分支机构数来看，股份制商业银行的市场覆盖率是城市商业银行的9倍多。

企业对外直接投资数据是通过整理商务部对外投资和经济合作司发布的《名录》得到的，《名录》内容包括证书号、对外投资国家（地区）、境内投资主体、境外投资企业（机构）、境内企业所在地区、企业经营范围、核准日期等信息。但从2016年起，不再公布对外投资核准日期，故本文的对外投资企业整理到2015年末，对外直接投资事件累计41715件，排除重复对外直接投资企业，合计29597家企业对外直接投资，时间最早为1983年。具体方法是将《名录》与中国工业企业数据库通过企业名称进行精确匹配，在剔除时间跨度只有1年的企业样本后，得到共计5414家对外直接投资企业样本，其中有1327家企业在2008年或之前获得对外投资批准。图1描述了1998—2015年对外直接投资企业和银行业分支机构的数量变化趋势。在2005年之前对外直接投资企业数量较少，但在2005年后数量开始急剧增加。比较对外直接投资企业数量与银行业分支机构数量可以发现，银行业分支机构的扩张与对外直接投资企业数量的增长具有较为一致的变动趋势，那么，以分支机构扩张衡量的银行业集聚是否是企业对外直接投资的重要影响因素？本文将通过实证分析回答这一问题。

四、实证结果分析

（一）基准估计结果

在对模型（1）进行估计之前，先使用Hausman检验判断随机效应和固定效应对本文研究内容的适用性，检验原假设为随机效应模型正确。计算得到的统计量值为598.13，对应的P值小于1%，即拒绝原假设，说明使用固定效应模型更为合适，下文均使用固定效应模型。添加控制变量后使用固定效应进行估计的结果如表3列（1）所示。结果表明，控制其他可能影响企业对外直接投资决策的因素后，银行业集聚依然显著提升了企业对外直接投资可能性。从其他控制变量的估计系数来看：资本密集度对对外直接投资有正向影响，可能原因是在中国制造业企业对外直接投资中，资本密集型产业（如交通、钢铁、石油化学等）占较大份额。企业规模、杠杆率、外贸活动、管理费用、盈利能力均对企业对外直接投资概率有正向影响，税率水平对企业对外直接投资概率的影响为负，与已有研究结论基本一致（王碧珺等，2015；葛顺奇和罗伟，2013）[3，20]。

（二）稳健性检验

1. 替换银行业集聚的度量方式。银行业集聚衡量方式的差异可能导致研究结论偏误，本文参考方芳和蔡卫星（2016）[33]、蔡卫星（2019）[34]的方法，用非国有商业银行的市场份额来衡量银行业集聚。度量方式如下：

[Bankit=1-CR5it] （2）

其中，[CR5it]为企业所在县（市、区）范围内的工、农、中、建、交五大行的分支机构数占银行业分支机构总数的比重。银行业集聚的取值位于0和1之间。估计结果如表3列（2）所示。核心解释变量的估计系数依然显著为正，通过1%的显著性水平检验，表明结果是稳健的。

测度银行业集聚时可能存在一个问题，即在极端情况下，市场上只有一家银行，虽然有很多分支机构，但这种情况形成了市场垄断，不属于银行业机构的多样化集聚。本文参考已有关于银行业竞争的文献（Chong等，2013；蔡竞和董艳，2016）[7，8]，使用赫芬达尔指数来替代原银行业集聚衡量指标，计算公式如下：

[HHIi，t=jBranchi，j，tBranchi，t2] （3）

其中，[Branchi，j，t]表示[t]年企业[i]所在县（市、区）的银行[j]的分支机构数量。[Branchi，j，t]越大，意味着属于同一家银行的分支机构越多，银行业越倾向于垄断而非竞争，即[HHIi，t]越大，银行业竞争程度越小，银行业集聚程度越低，因此，[HHIi，t]为银行业集聚的反向指标，若其估计系数显著为负，说明银行业集聚对企业对外直接投资决策具有正向作用。以赫芬达尔指数替代原核心解释变量的估计结果如表3列（3）所示，回归系数显著为负，与预测的估计结果一致。综合以上分析可知，核心解释变量的度量方式并不影响实证结果，本文的主要结论是稳健的。

2. 控制宏观政策环境因素的影响。自2001年加入世界贸易组织（WTO）后，中国融入全球经济的步伐加快。同年，“走出去”战略被正式写入国家“十五规划”，我国逐渐放松对外投资管制并鼓励企业对外投资。而在此之前，中国的国际投资政策侧重于“引进来”，以吸引外商直接投资为主。在国内政策环境转变的背景下，企业对外直接投资的决策可能会受到影响。为控制这种影响，以2001年为时间节点设置一个政策虚拟变量Policy，在2001年之前取值为0，2001年之后取值为1，将Policy作为控制变量加入原模型中，估计结果如表3列（4）所示。结果显示Policy的估计系数不显著，而银行业集聚的估计系数依然显著为正。在控制宏观政策环境变化的影响后，本文的估计结果依然稳健。

3. 内生性讨论。银行在某地设立分支机构的决策并非完全外生，而是受到多重因素的影响，通常更倾向于将分支机构设立在经济活动密集度高的区域，这就导致一定区域范围内的企业投资活动可能会影响银行在此地设立分支机构的决策。为排除双向因果关系对估计结果的影响，使用每年县（市、区）范围内银行业新增分支机构数的对数作为解释变量，即对银行业集聚做差分处理以消除解释变量中与过去企业对外直接投资决策相关部分的影响（李志生和金凌，2021）[35]。估计结果如表3列（5）所示，估计系数显著为正，与基准实证结果一致。

五、机制分析

已有研究证实融资约束是企业对外直接投资的重要影响因素（刘莉亚等，2015；Buch等，2014）[6，41]，本文在验证融资约束与企业对外直接投资关系的基础上，进一步探讨银行业集聚是否缓解了企业面临的融资约束，以此讨论银行业集聚对企业对外直接投资的作用机制。

（一）融资约束对企业对外直接投资的影响

目前广泛采用的企业融资约束度量方法主要有两种：第一种是单一指标度量方法；第二种是综合指标度量方法。结合数据特征以及度量方式的合理性，本文分别使用利息支出的对数IP和SA指数衡量企业的融资约束，SA指数的计算方式如下：

[SAit=-0.737×Sizeit+0.043×Size2it-0.04×Ageit]

（4）

[Sizeit]为企业[i]在[t]年实际总资产的对数，[Ageit]为企业[i]在[t]年的年龄，即成立年限。SA指数的值越大，表示企业面临的融资约束越大；IP的值越大，表示企业利息支出越多，意味着企业从银行取得了更多的贷款，面临的融资约束越小。为考察融资约束对企业对外直接投资的影响，估计模型设置为：

[OFDIit=α0+α1SAit+α2Xit+μi+νt+εit] （5）

[OFDIit=α0+α1IPit+α2Xit+μi+νt+εit] （6）

回归结果如表4列（1）、（2）所示，IP的估计系数显著为正，SA指数的估计系数显著为负，表明融资约束确实是影响企业对外直接投资可能性的重要因素，与王碧珺等（2015）[3]、刘莉亚等（2015）[6]的研究结论一致。

（二）银行业集聚对企业融资约束的影响

以融资约束变量为被解释变量，以银行业集聚为解释变量，讨论银行业集聚与企业融资约束之间的关系，估计模型见式（7）。[FCit]为企业融资约束的代理变量，分别以IP和SA指数表示，其他变量和基准模型一致。

[FCit=α0+α1Bankit+α2Xit+μi+νt+εit] （7）

对上述模型的估计结果如表4列（3）—（6）所示。其中，列（3）、（5）以IP作为被解释变量，列（4）、（6）以SA指数作为被解释变量，列（3）、（4）是使用全样本数据的估计结果，列（5）、（6）是使用对外直接投资企业样本的估计结果。结果显示，银行业集聚显著促进了企业的利息支出增加，即缓解了企业融资约束，无论是在全样本还是对外直接投资企业样本中，这一结论均成立；以SA指数作为被解释变量的估计结果表明，银行业集聚显著降低了对外直接投资企业的融资约束，但就全样本而言，银行业集聚对于其融资约束的缓解并未产生积极影响。

综合以上分析，融资约束抑制了企业对外直接投资，而银行业集聚能够提升企业获得外部融资的可能性，缓解企业融资约束，提升其对外直接投资的概率。尤其是对外直接投资企业，银行业集聚对其融资约束的缓解效果更加明显。

六、异质性分析

（一）行业异质性

目前中国的对外直接投资已经覆盖了国民经济所有行业类别，其中租赁和商业服务业、批发和零售业、金融业、信息传输/软件和信息技术服务业、制造业、采矿业等六个行业对外投资存量规模已达千亿美元以上。基于此，在模型（1）的基础上引入行业特征虚拟变量（C）和银行业集聚的交叉项，通过观察交叉项的系数特征，总结银行业集聚影响企业对外直接投资的行业差异。按照《国民经济行业分类》（GB/T4754-2002）的分类标准，并参考葛顺奇和罗伟（2013）[20]的行业划分方法，将样本企业分为四类：（1）轻工业，包括食品、印刷、纺织、家具、文教、工艺等相关行业；（2）化工业，包括化学、医药、橡胶、塑料、燃气等相关行业；（3）原材料工业，包括煤炭、石油、矿产、石油等相关行业；（4）其他，主要为设备、机械制造加工业等。估计结果如表5列（1）—（4）所示，银行业集聚显著促进了化工业企业的对外直接投资，对轻工业、材料工业及其他行业的影响不显著。可能的原因是，化工业属于资本密集型行业，对技术的依赖程度较高，资金需求量较大，因此，银行业集聚为化工业企业的海外投资和技术升级提供了资金支持。而轻工业可能更关注劳动力成本和市场需求的变化，材料工业则可能受到原材料供应和价格波动的影响更大，二者更依赖于内源融资或民间融资，因而其对外直接投资行为对银行业集聚的敏感度较低。

（二）企业经营性质

对外直接投资企业包含国有企业、民营企业和外资企业等，不同性质企业面临的融资约束可能存在差异，导致银行业集聚效应存在异质性。本文通过引入企业经营性质特征虚拟变量（C）与银行业集聚的交叉项，观察交叉项系数以判断其异质性特征。按照企业的登记注册类型划分为国有企业、外资企业和其他企业。估计结果如表5列（5）—（7）所示，结果显示银行业集聚显著促进了外资企业对外直接投资，降低了其他类型企业（以民营企业为主）对外直接投资的概率。可能的原因是，国有企业的资金来源比其他类型的企业更稳定，受融资环境的影响较小，外资企业拥有的国内外市场资源使得其在融资过程中具有更强的议价能力，而民营企业在竞争激烈的信贷市场中依然处于弱势地位。

七、结论与政策启示

本文将《名录》和银行业分支机构信息与中国1998—2008年的工业企业数据结合，使用面板二值选择模型，研究了银行业集聚对企业对外直接投资的影响。结论显示，银行业集聚显著提升了企业对外直接投资的概率，且主要通过缓解对外直接投资企业的融资约束来发挥效应。行业异质性检验显示，银行业集聚显著促进了化工行业企业的对外直接投资；企业类型异质性检验显示，银行业集聚对外资企业的对外直接投资促进作用显著，对民营企业有明显的抑制效应，对国有企业的影响不明显。

基于研究结论，本文提出以下政策建议：第一，积极推进银行业市场结构改革，构建多元化、多层次的银行业服务体系。在完善金融监管体制和防范化解系统性金融风险的同时，鼓励和支持中小银行发展，改变银行市场垄断格局，优化信贷资源配置，提升银行对企业的服务能力和服务效率。第二，合理规划银行业的空间布局，提升银行的金融服务能力，打造区域金融服务中心，使其成为对外直接投资的重要支撑平台，推动地区银行与国际金融机构建立合作关系，支持企业对外直接投资。第三，完善支持企业“走出去”的制度与政策安排，畅通企业国际化发展渠道。通过整合产业、金融、税收、贸易等政策，形成支持企业对外直接投资和行业长期稳定发展的配套政策体系，为企业“走出去”扫清障碍。

注：

①1998年2月，党的十五届二中全会要求，在积极扩大出口的同时，要有领导有步骤地组织和支持一批有实力有优势的国有企业走出去，到国外主要是到非洲、中亚、中东、东欧、南美等地投资办厂。1999年2月14日，国务院办公厅转发《关于鼓励企业开展境外带料加工装配业务的意见》。2015年5月13日，印发《国务院关于推进国际产能和装备制造合作的指导意见》。2016年8月1日，工业和信息化部印发《促进中小企业国际化发展五年行动计划（2016—2020 年）》。

②资料来源：《2022年度中国对外直接投资统计公报》。

③2006年，原银监会印发《城市商业银行异地分支机构管理办法》，鼓励城市商业银行在市场和自愿的原则下，以联合、重组为前提，在充分整合金融资源和化解金融风险的基础上，设立异地分支机构。2009年，原银监会下发《关于中小商业银行分支机构市场准入政策的调整意见（试行）》，针对全国性股份制商业银行和城市商业银行放宽和简化机构设立。

④数据来源于作者整理的银行机构统计资料。

⑤虚拟变量的设置方式遵循两个原则：（1）如果企业在不同年份对不同国家进行对外直接投资，均以其第一次对外直接投资的时间作为起始时间。（2）如果企业是在当年的7月之前被核准进行对外直接投资，将其对外直接投资的时间设定为当年，虚拟变量在当年取值为1；否则往后顺延一年作为对外直接投资的起始时间，即当年虚拟变量取值为0，下一年虚拟变量取值为1。

参考文献：

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Banking Agglomeration，Financing Constraint and Outward Foreign Direct Investment of Chinese Enterprises

Mao Xia1/Chen Xiao2

（1. School of International Business，Hainan University，Haikou 570228，Hainan，China；

2. School of Public Finance and Taxation，Southwestern University of Finance and Economics，

Chengdu 611130，Sichuan，China）

Abstract：Using the Directory of Enterprises（Institutions）Investing Abroad and information on banking branches，this paper examines the impact of banking agglomeration on enterprises' outward FDI based on data on Chinese industrial enterprises' . The results of the study show that banking agglomeration significantly increases the probability of OFDI by firms by alleviating their financing constraints. Heterogeneity analysis shows that banking agglomeration has a significant promotional effect on OFDI of chemical industry firms and foreign firms，and a dampening effect on OFDI of private firms. This study is of great significance in promoting the reform of financial institutions and improving the financial service system to better support Chinese enterprises in "going out" and realizing a higher level of opening up to the outside world.

Key Words：banking agglomeration，financing constraints，Outward Foreign Direct Investment（OFDI）

（责任编辑 刘 阳；校对 LY，WY）