葛璐瀾 程小慶

1 引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟的高速發(fā)展提升了中國在國際市場中的地位。伴隨著“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議對海外投資的支持，中國的對外直接投資規(guī)模也在不斷擴大。根據(jù)商務(wù)部發(fā)布的《2018 年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，截至2018 年底，中國企業(yè)在188 個國家（地區(qū)）進行對外直接投資，中國已經(jīng)成為全球第二大直接投資國。

早期在國家政策引導(dǎo)支持下，中國企業(yè)集中在能源類項目進行投資。隨著中國對外直接投資的不斷發(fā)展和企業(yè)國際分工地位的不斷提升，制造業(yè)行業(yè)的對外直接投資比重也在不斷上升，根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計的數(shù)據(jù)顯示，制造業(yè)直接投資占總直接投資流量的比例從2008年的3.16%上升至2017 年的18.64%①數(shù)據(jù)來源：2008-2017 年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。。國務(wù)院2015年部署的《中國制造業(yè)2025》鼓勵企業(yè)通過對外直接投資的方式獲取國外先進的技術(shù)和優(yōu)質(zhì)的戰(zhàn)略資源，提高全球產(chǎn)業(yè)價值鏈嵌入程度，提升企業(yè)核心競爭力。制造業(yè)作為國民經(jīng)濟的重要行業(yè)，其對外直接投資也值得更多的關(guān)注。

許多文獻從宏觀層面出發(fā)分析了中國對外直接投資行為的影響因素，關(guān)注點包括市場潛力、制度環(huán)境、廉價勞動力、資源稟賦、外資開放度等（Buckley 等，2007［1］；Kolstad 和Wiig，2009［2］；閻大穎，2013［3］）。事實上，金融發(fā)展也是影響企業(yè)對外直接投資的重要因素。我們注意到，融資困難是企業(yè)跨境投資面臨的主要挑戰(zhàn)②《2010 年中國企業(yè)對外投資現(xiàn)狀及意向調(diào)查報告》。，許多中小企業(yè)因為無法籌措足夠資金而失去投資機會。王碧等（2015）［4］、劉莉亞等（2015）［5］均指出融資約束會抑制中國企業(yè)對外直接投資的可能性和規(guī)模，而金融市場的發(fā)展可以通過改善融資環(huán)境來緩解企業(yè)的融資約束，從而促進企業(yè)對外直接投資（Manova，2013［6］）。雖然企業(yè)會首先選擇在母國進行融資，但東道國金融市場的發(fā)展也能影響企業(yè)的對外直接投資行為。這是因為，對于在母國面臨融資約束的企業(yè)而言，若企業(yè)無法在國內(nèi)市場獲得足夠的融資，會轉(zhuǎn)而在東道國進行融資，較高的東道國金融發(fā)展水平可以增加企業(yè)在東道國融資的可能性、降低了企業(yè)的融資成本，從而緩解企業(yè)的融資約束，促進企業(yè)進行海外投資。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2017 年，72%的中國跨境并購交易選擇在境外進行融資，這預(yù)示著東道國金融發(fā)展與中國對外直接投資有著密切的關(guān)系，由此也凸顯了從東道國角度分析融資環(huán)境如何影響中國企業(yè)的對外直接投資這一議題的重要性。但目前關(guān)注金融發(fā)展對企業(yè)直接投資影響的研究中，大多文獻只考慮了母國的金融環(huán)境，而忽略了東道國的融資環(huán)境，所以亟需有研究全面深入地考察東道國融資環(huán)境對中國對外直接投資的影響機制。

處于以上考量，本文研究了東道國金融發(fā)展水平與中國對外直接投資之間的關(guān)系。本文構(gòu)建理論模型指出東道國金融發(fā)展會通過競爭效應(yīng)和融資效應(yīng)兩種渠道影響中國對外直接投資，而且兩種效應(yīng)的作用相反。但這兩種效應(yīng)究竟誰強誰弱，目前并無定論，所以本文利用2003-2016 年中國20 個制造業(yè)行業(yè)的對外直接投資數(shù)據(jù)，希望通過經(jīng)驗研究得到確切的結(jié)論。本文的研究一方面能夠進一步豐富有關(guān)中國對外直接投資的研究，另一方面能夠為中國企業(yè)國際投資決策提供可靠的理論依據(jù)和經(jīng)驗支持，幫助中國企業(yè)提高國際投資成功率。在中國對外直接投資不斷發(fā)展的背景下，本文的研究對于優(yōu)化對外直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級具有重要的現(xiàn)實意義。

與既有的研究相比，本文有以下創(chuàng)新之處：首先，在理論上，基于Bilir 等（2019）［7］的分析框架，本文從融資約束的角度考察了東道國金融發(fā)展水平對吸收直接投資的影響機制，為經(jīng)驗研究提供了理論基礎(chǔ)。其次，不同于以往研究從母國金融發(fā)展水平考察中國對外直接投資，本文從東道國金融發(fā)展角度探討融資環(huán)境變化對中國對外直接投資的影響機制。最后，基于細分行業(yè)的制造業(yè)投資樣本，本文加入東道國金融發(fā)展和行業(yè)融資依賴度交互項，分析金融發(fā)展對于不同融資需求行業(yè)直接投資影響的差異。

2 文獻綜述

企業(yè)進行對外直接投資需要支付高額的固定成本，例如進行海外市場調(diào)查、購置固定資產(chǎn)設(shè)備等，企業(yè)自有資金很難滿足這一需求（Manova 等，2015［8］）；同時企業(yè)在海外市場進行投資面臨巨大的不確定性，對外部融資環(huán)境的依賴較大（Chaney，2016［9］），所以金融發(fā)展水平能夠影響跨境資本的流動。Rajan 和Zingales（1998）［10］指出金融發(fā)展水平的提高可以促進經(jīng)濟發(fā)展，擴大市場份額，從而吸引更多外國投資。海外投資項目一般周期長、風險高，母國金融機構(gòu)往往會因無法對投資項目進行有效監(jiān)控而減少對跨國企業(yè)的信貸額度，加劇企業(yè)面臨的融資約束（Buch 等，2009［11］）。當企業(yè)轉(zhuǎn)向資本市場發(fā)展落后的東道國進行融資時，Desai 等（2004）［12］指出跨國企業(yè)海外分支的借貸成本會上升。隨著東道國金融發(fā)展水平的提高，跨國企業(yè)在東道國所面臨的融資約束會減?。↙ove，2003［13］）。Bilir 等（2019）［7］基于美國企業(yè)層面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，更高的東道國金融發(fā)展水平能夠促進跨國公司進入該國市場，并在當?shù)孬@得更多的銷售額。Desbordes 和Wei（2017）［14］以金融發(fā)展水平作為衡量企業(yè)在一國獲得資本和金融服務(wù)有效程度的指標，研究發(fā)現(xiàn)母國和東道國的金融發(fā)展水平都會顯著促進直接投資的跨國流動，不管是綠地投資還是跨境并購形式的直接投資。但也有少量文獻研究發(fā)現(xiàn)，東道國金融發(fā)展水平可能會負向影響母國向東道國的對外直接投資。如Ju 和Wei（2011）［15］指出，東道國金融發(fā)展水平的上升會推動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，增加跨國企業(yè)在當?shù)厥袌鏊媾R的競爭，從而對企業(yè)的跨國投資產(chǎn)生負向作用。

隨著中國對外直接投資規(guī)模的不斷擴大，對于中國對外直接投資的研究也在不斷深入，越來越多的文獻從金融結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)考慮中國的對外直接投資行為。郭杰和黃保東（2010）［16］指出，中國較高的總社會儲蓄、較差的金融結(jié)構(gòu)等金融因素，對中國對外直接投資發(fā)展具有重要作用。黃益平（2013）［17］指出母國金融抑制會導(dǎo)致發(fā)展中國家儲蓄大于投資，在國內(nèi)投資機會匱乏的情況下企業(yè)會選擇進行海外投資。杜思正等（2016）［18］利用2003-2006 年期間中國31 個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了金融發(fā)展指數(shù)并測算了資本效率，指出母國的金融發(fā)展水平能夠顯著提升中國對外直接投資的水平。黃志勇等（2015）［19］基于2003-2012 年期間27 個省的面板數(shù)據(jù)指出，以金融貸款余額占GDP 比重衡量的母國金融發(fā)展深度和以私人信貸額度衡量的母國信貸市場發(fā)展程度都能正向促進中國對外直接投資額。蔣冠宏和張馨月（2016）［20］提出母國金融發(fā)展能夠顯著促進母國的海外直接投資。王勛（2013）［21］基于發(fā)展中國家數(shù)據(jù)表明發(fā)展中國家的金融抑制能夠提高發(fā)展中國家海外投資的水平。王昱和成力為（2014）［22］指出母國金融發(fā)展可以促進母國對外直接投資凈流出，但對不同經(jīng)濟體的影響機理不同。

有少數(shù)研究考察了東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的影響。沈軍和包小玲（2013）［23］基于中國對非洲的直接投資樣本，指出金融發(fā)展并不影響中國對非直接投資。余官勝（2016）［24］基于2005-2012 期間中國對55 個國家的直接投資樣本，發(fā)現(xiàn)東道國銀行信貸規(guī)模的上升能促進橫向擴張動機的直接投資，而私營企業(yè)獲得信貸額的上升能夠吸引縱向動機的直接投資。但這些研究都是基于中國對外直接投資的加總數(shù)據(jù)，并未在細分行業(yè)的基礎(chǔ)上對東道國金融發(fā)展的影響機制進行更加深入的研究。

為了彌補這一研究缺憾，文章基于2003-2016 年中國20 個制造業(yè)行業(yè)的對外直接投資數(shù)據(jù)，探討了東道國金融發(fā)展對中國制造業(yè)直接投資的影響以及對不同融資需求和不同要素結(jié)構(gòu)行業(yè)影響的差異性。本文的研究旨在完善金融發(fā)展水平對中國對外直接投資的經(jīng)驗研究，為企業(yè)“走出去”和“一帶一路”戰(zhàn)略的實施提供理論依據(jù)和微觀經(jīng)驗支撐。

3 理論與機制分析

我們在Bilir 等（2019）［7］模型的基礎(chǔ)上，分析中國的對外直接投資行為。假設(shè)經(jīng)濟體中存在兩個國家分別為：中國（C）和東道國（F）。區(qū)別如下：（1）中國的名義工資為1，東道國的名義工資為ω（ω＜1）；（2）中國金融市場相對外國發(fā)達，借貸利率為R＞1，而東道國借貸利率大于R。

3.1 消費

參照Helpman 等（2004）［25］，假定消費者偏好滿足CES 效用函數(shù)形式：

式（1）中，下標i 表示國家，i=C，F(xiàn)。Ω 為所有異質(zhì)類產(chǎn)品的合集，q(a)為異質(zhì)類產(chǎn)品a 的數(shù)量，ε= 1/1-σ＞1 為產(chǎn)品替代彈性。G(a)為生產(chǎn)技術(shù)的密度函數(shù)。

假定生產(chǎn)一單位q(a)，企業(yè)需投入a 單位勞動力，則企業(yè)的生產(chǎn)率為1/a。參照Dixit 和Stiglitz（1977）［26］，最大化效用函數(shù)（式（1））之后可以得到平均價格指數(shù)為：

式（2）中，pi(a)為i 國產(chǎn)品a 的價格。

每個國家的消費者可以消費來自經(jīng)濟體中所有國家生產(chǎn)的異質(zhì)類產(chǎn)品，由此可得i 國居民對差異化產(chǎn)品的總需求為：

式（3）中，Yi為i 國居民的總收入。

3.2 企業(yè)生產(chǎn)決策

接下來考慮企業(yè)的生產(chǎn)決策。每個中國企業(yè)都會面臨三個選擇：（1）僅在國內(nèi)市場銷售；（2）出口銷售；（3）進行對外直接投資。公司在進入市場之前需要支付一定的固定成本，其中進入國內(nèi)市場的固定成本為fD，出口的固定成本為fX，進行對外直接投資的固定成本為fI，且fX＜fD＜fI①這樣的假設(shè)具有合理性：因為企業(yè)出口不需要重新購置廠房等設(shè)備，所以企業(yè)選擇出口所需要承擔的固定成本比維持在本地生產(chǎn)所需支付的固定成本低；同時，選擇進行對外直接投資時，企業(yè)需要在海外重新購置生產(chǎn)設(shè)備，故進行對外直接投資所需支付的固定成本比在國內(nèi)銷售所需支付的固定成本高。。為了考察金融市場的作用，假設(shè)這些固定成本的支付需要依靠外部市場，借貸利率為R。

由于外國工資水平較低（ω＜1），中國企業(yè)可能選擇向外國進行對外直接投資。假設(shè)中國企業(yè)一旦在外國設(shè)立子公司，則母公司不再進行生產(chǎn)。那么，中國企業(yè)進行對外直接投資所獲利潤為：

只有當對外直接投資的利潤大于在國內(nèi)銷售和出口銷售的總利潤時，企業(yè)才有動力進行對外直接投資，即滿足：

由式（5）可得中國企業(yè)在東道國進行對外直接投資的最低生產(chǎn)率要求為：

為了考慮東道國金融發(fā)展水平對對外直接投資的影響，假設(shè)企業(yè)從本國金融市場獲得的最大資金支持為fD。故在進行對外直接投資時，固定成本中(fI-fD)部分需要在東道國進行融資。由于東道國金融市場并不發(fā)達，存在融資約束，參照Aghion等（2007）［27］，本文采用企業(yè)的違約成本(η ∈［0,1］)來衡量東道國金融市場水平，假定若企業(yè)違約，則企業(yè)會損失η 部分的收入①η 可以衡量一國的金融發(fā)展水平，這是因為金融發(fā)展水平越高，企業(yè)越難以隱藏財務(wù)信息，故一旦違約，損失比例也會越大。。若企業(yè)無法在東道國獲得足夠融資，則企業(yè)也無法進行對外直接投資，故企業(yè)面臨的融資約束為：

由式（6）可以得出，當存在融資約束時，中國企業(yè)在東道國進行對外直接投資的最低生產(chǎn)率要求為：

由于東道國金融市場發(fā)展并不完善，當?shù)仄髽I(yè)也面臨融資約束：

由式（7）可以得出東道國當?shù)仄髽I(yè)僅在本國市場銷售時的最低生產(chǎn)率要求為：

綜合以上分析，東道國金融發(fā)展水平的改善可能通過兩種途徑影響中國的對外直接投資流動：

下文通過經(jīng)驗研究，考察東道國金融發(fā)展水平如何影響中國向東道國的對外直接投資。雖然宏觀數(shù)據(jù)無法判斷每種效應(yīng)的大小，但根據(jù)回歸系數(shù)的符號，我們可以判斷哪種效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。如果我們觀察到東道國金融發(fā)展水平的改善吸引了更多來自中國的對外直接投資，那么可以由此判斷，融資效應(yīng)強于競爭效應(yīng)。

4 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

4.1 計量模型設(shè)定

參照學術(shù)界廣泛運用的交互作用模型，本文引入行業(yè)融資依賴度和金融發(fā)展水平的交互項以衡量東道國金融發(fā)展水平通過緩解融資約束促進中國對東道國直接投資這一機制的有效性。具體來說，構(gòu)造如下計量模型：

式（8）中，下標 j 表示行業(yè)，c 為東道國，t 為時間。OFDIjct為t 年東道國行業(yè)j 吸收中國OFDI 投資額，考慮到零投資額的樣本，文章采用ln ( OFDIjct+1 )來代替ln ( OFDIjct)。EDj為行業(yè)j 的融資依賴程度，衡量行業(yè)的融資需求。FINc,t-1為東道國c 在t-1 年的金融發(fā)展程度，本文將金融發(fā)展變量取滯后一期，消除同期東道國金融發(fā)展與中國向東道國跨境并購的影響，從而在一定程度上解決模型的內(nèi)生性問題。EDj×FINc,t-1為行業(yè)融資依賴度和金融發(fā)展水平的交互項。Xct為其他可能影響中國對外直接投資的控制變量，包括東道國與中國之間的地理距離、東道國市場規(guī)模和人均購買力。μt和δj分別為年份和行業(yè)固定效應(yīng)，用于控制同一年份內(nèi)（或同一行業(yè)內(nèi)）所有東道國（行業(yè)）所經(jīng)歷的共同沖擊。εjct為誤差項。

4.2 數(shù)據(jù)說明

本文對外直接投資數(shù)據(jù)來自Thomson SDC 全球并購交易數(shù)據(jù)庫（簡稱SDC 數(shù)據(jù)庫）。本文采用跨境并購數(shù)據(jù)來研究中國企業(yè)的對外直接投資行為，這是因為：（1）跨境并購占中國對外直接投資的比例很大，日漸成為企業(yè)進行對外直接投資的重要方式（劉青等，2017［28］）。（2）囿于數(shù)據(jù)的可得性，現(xiàn)有文獻只能考慮東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資總量的影響，而無法在區(qū)分行業(yè)的基礎(chǔ)上進行更加深入的研究。SDC 數(shù)據(jù)庫公布了企業(yè)跨境并購交易金額，使得本文能夠基于細分的行業(yè)數(shù)據(jù)估計東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的影響。

具體地，本文對數(shù)據(jù)進行如下處理：

（1）根據(jù)收購公司和目標公司的注冊地信息，篩選出收購公司注冊地為中國但目標公司注冊地不是中國的交易信息；

（2）根據(jù)交易狀態(tài)篩選出交易狀態(tài)為完成（“completed”）的交易信息；

（3）剔除交易金額缺失的交易信息；

（4）考慮到港澳臺和中國大陸的特殊關(guān)系，剔除目標公司位于香港、澳門和臺灣的交易信息；

（5）由于投資于離岸金融中心的資本一般出于避稅原因，而并非投資的最終目的地（楊嬌輝等，2016［29］），剔除開曼群島和英屬維爾京群島作為目的地的投資樣本；

（6）參照Blonigen 和Lee（2016）［30］，本文基于目標企業(yè)所在的行業(yè)作為行業(yè)j 的界定標準，故根據(jù)目標公司的SIC 兩位行業(yè)代碼，保留制造業(yè)行業(yè)（SIC 兩位行業(yè)代碼為20-39）的跨境并購交易樣本①在SDC 數(shù)據(jù)庫提供的2003-2016 年期間中國企業(yè)的跨境并購?fù)顿Y中，制造業(yè)交易金額占總交易金額的32.74%。

最終，我們得到320 家企業(yè)在2003-2016 年期間對45 個東道國（地區(qū)）進行的396 條交易信息。表1 列出了2003-2016 年期間20 個制造業(yè)行業(yè)直接投資的交易金額和交易數(shù)量，可以看出，2003-2016 年期間，中國企業(yè)并沒有涉及煙草制品業(yè)和皮革以及皮革制品制造業(yè)的直接投資。中國在電子設(shè)備制造業(yè)的直接投資交易金額最大，共計214.29 億美元，占總交易金額的31.8%；木材加工和木制品行業(yè)的直接投資交易金額最少，僅為0.38 億美元，占總交易金額的0.06%。

表1 2003-2016 年中國制造業(yè)對外直接投資交易金額和交易數(shù)量

續(xù)表

4.3 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

（1）東道國金融發(fā)展

本文采用兩個指標衡量東道國金融發(fā)展水平：①銀行和其他金融機構(gòu)向私人部門的信貸額度與GDP 的比重來衡量東道國的間接融資規(guī)模，記為PRIVATE；②股票市場總市值占GDP 比重來衡量東道國的直接融資規(guī)模，記為SCAPT。數(shù)據(jù)來自世界銀行金融發(fā)展和結(jié)構(gòu)（Financial Development and Structure）數(shù)據(jù)庫。

（2）行業(yè)融資依賴度

本文采用外部資金依賴度（EDj）來反映行業(yè)的融資需求。外部資金依賴度指標由Rajan 和Zingales（1998）［10］提出，他們將這一指標定義為這一行業(yè)中企業(yè)不通過營業(yè)現(xiàn)金流獲得資本支出占總資本支出的比例，他們認為行業(yè)的金融依賴程度是外生給定的，不會受到東道國的金融發(fā)展水平的影響，這一指標也被廣泛運用于文獻中（Manova，2013［6］；Desbordes 和Wei，2017［14］）。由于Rajan 和Zingales（1998）［10］是基于ISIC Rev2 的3 位代碼定義行業(yè)融資依賴的，而SDC 數(shù)據(jù)庫的行業(yè)分類則基于SIC 代碼，故根據(jù)ISIC 和SIC 對于各個行業(yè)的定義，將SIC 代碼和ISIC 代碼進行手動匹配，得到20 個制造業(yè)行業(yè)的金融依賴程度，其結(jié)果列于表2 中。

表2 各制造業(yè)行業(yè)融資依賴程度

續(xù)表

（3）其他控制變量

參考已有文獻，本文選擇以下控制變量：

①地理距離。地理距離的增加一方面會導(dǎo)致跨國企業(yè)的運輸和通訊成本的上升，另一方面也會增加中國與東道國之間制度和文化的差異，提高跨國企業(yè)的進入門檻。參照Fidrmuc 和Fidrmuc（2003）［31］的做法，本文采用兩國首都之間的絕對距離（公里數(shù)）來衡量中國與東道國之間的地理距離，數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。

②市場規(guī)模。市場規(guī)模是影響中國對外直接投資的重要因素之一（Zhang，2003［32］）。市場規(guī)模的擴大意味著更多的市場機會，因此，企業(yè)傾向投資于市場規(guī)模更大的東道國（Cuyvers 等，2011［33］）。參照Buckley 等（2007）［1］，本文使用GDP 來衡量東道國的市場規(guī)模。

③市場購買力。企業(yè)參與直接投資的一大動機是擴大市場份額獲得超額收益，所以本文加入東道國市場購買力指標來衡量東道國市場需求。參照Bénassy- Quéré等（2007）［34］，本文使用人均GDP 來衡量東道國的市場購買力。另一方面，人均GDP 也被用來衡量東道國的勞動力成本（Helpman，1987［35］），所以人均GDP 對對外直接投資的影響并沒有定論。GDP 和人均GDP 數(shù)據(jù)來自世界銀行世界發(fā)展指標（World Development Indicator）數(shù)據(jù)庫。

由于CEPII 數(shù)據(jù)庫未涵蓋塞爾維亞，故樣本剔除了東道國為塞爾維亞的交易樣本。參照宗芳宇等（2012）［36］的做法，本文將每年新進行跨境并購的行業(yè)和東道國與樣本中當年及以前投資過的東道國和行業(yè)構(gòu)成了每年的觀測值，將396 條交易信息拓展為行業(yè)-東道國-年份面板數(shù)據(jù)，整個樣本共3,755 條觀測值。在估計模型參數(shù)時，為降低異方差性，本文對中國對外直接投資交易額、地理距離、東道國GDP 和人均GDP 均取自然對數(shù)，表3 給出了樣本中各變量的描述性統(tǒng)計。

表3 各變量描述性統(tǒng)計

5 經(jīng)驗結(jié)果分析

5.1 全樣本檢驗結(jié)果

下面文章進行經(jīng)驗研究來考察東道國金融發(fā)展水平對中國對外直接投資的影響，表4 列出了全樣本估計結(jié)果。模型（1）-（2）顯示東道國信貸市場規(guī)模指標（PRIVATE）和股票市場規(guī)模指標（SCAPT）估計系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，這說明東道國銀行信貸規(guī)模的擴大和資本市場的深化都能夠促進中國向東道國進行直接投資。另外，信貸市場規(guī)模指標的系數(shù)估計值（0.739）大于股票市場規(guī)模指標的系數(shù)估計值（0.287），這說明東道國信貸市場的發(fā)展對中國對外直接投資的影響更大。

進一步地，模型（3）-（4）在模型（1）-（2）的基礎(chǔ)上加入行業(yè)融資依賴度和金融發(fā)展的交互項，考察行業(yè)融資依賴度如何調(diào)節(jié)東道國金融發(fā)展水平對中國外直接投資的影響。結(jié)果顯示，金融發(fā)展變量的估計值和顯著性與模型（1）-（2）相比未發(fā)生明顯改變，同時，金融發(fā)展和行業(yè)外部融資依賴度的交互項（PRIVATE×ED，SCAPT×ED）系數(shù)顯著為正，這表明東道國金融發(fā)展水平的提高可以拉動中國對其的直接投資額，且隨著行業(yè)融資依賴度的提高，這一拉動作用不斷增強，這一結(jié)論指出，東道國金融發(fā)展通過改善企業(yè)融資約束從而促進企業(yè)對外直接投資。模型（5）-（6）在模型（3）-（4）的基礎(chǔ)上加入控制變量，結(jié)果顯示金融發(fā)展以及金融發(fā)展和行業(yè)融資依賴度交互項的估計系數(shù)依然為正，且顯著性未發(fā)生改變。本文的第三章提出東道國金融環(huán)境的改善會通過競爭效應(yīng)和融資效應(yīng)兩種渠道影響中國對外直接投資，基于本小節(jié)的經(jīng)驗研究結(jié)果，東道國融資環(huán)境改善帶來的融資效應(yīng)大于競爭效應(yīng)。

其他控制變量中，地理距離（ln(dis)）的估計系數(shù)為正，這說明雖然地理距離的擴大意味著運輸和通訊成本的上升，但這并不會給中國對外直接投資帶來負向的影響。東道國市場規(guī)模（ln(GDP)）的估計系數(shù)為正，且在1%顯著性水平下統(tǒng)計顯著，這與已有的研究結(jié)論一致。東道國人均購買力（ln(GDPcap)）的估計系數(shù)在10%的顯著性水平下不存在統(tǒng)計顯著性，這說明東道國的市場規(guī)模的擴大會吸引中國的對外直接投資，但東道國人均購買力對中國的對外直接投資沒有顯著影響。

表4 全樣本回歸結(jié)果

5.2 基于行業(yè)融資依賴度差異的檢驗結(jié)果

表4 的結(jié)論指出東道國金融發(fā)展可以通過緩解中國企業(yè)面臨的融資約束來吸引中國的直接投資，本部分檢驗這一機制是否因為行業(yè)融資依賴度不同而表現(xiàn)出差異。參照齊俊妍和王曉燕（2016）［37］，本文將20 個制造業(yè)行業(yè)按融資依賴水平區(qū)分為高融資依賴度的行業(yè)和低融資依賴度的行業(yè)①高融資依賴度的行業(yè)包括化學原料和化學制品制造業(yè)、石油和煤炭加工業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、石材、粘土和玻璃制品制造業(yè)、工業(yè)器械和設(shè)備制造業(yè)、電子設(shè)備制造業(yè)、運輸設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、其他制造業(yè)；低融資依賴度的行業(yè)包括食品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、服飾業(yè)、木材加工和木制品、家具制造業(yè)、造紙和紙制品業(yè)、印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)、金屬原料制造業(yè)、金屬制品業(yè)。，分別進行回歸，其檢驗結(jié)果列于表5中?？偨Y(jié)表5 的檢驗結(jié)果，有以下發(fā)現(xiàn)：

第一，東道國私人信貸規(guī)模的擴大對高融資依賴度行業(yè)和低融資依賴度行業(yè)的直接投資均有顯著的正向影響，而東道國股票市場規(guī)模的擴大僅對高融資依賴度行業(yè)的直接投資有明顯的拉動作用。

第二，在模型（1）-（2）中，金融發(fā)展和行業(yè)融資依賴度的交互項系數(shù)在1%的水平下顯著為正，而在模型（3）-（4）中，這一交互項系數(shù)為負，且在10%顯著性水平下不具有統(tǒng)計顯著性。這說明東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的促進作用具有門檻系效應(yīng)，只有當行業(yè)對外部資金的需求達到一個特定水平之后，東道國金融發(fā)展通過緩解中國跨國企業(yè)融資約束從而吸引中國對外直接投資這一機制才存在。

表5 基于行業(yè)融資依賴度差異的檢驗結(jié)果

5.3 基于行業(yè)要素結(jié)構(gòu)差異的檢驗結(jié)果

本部分考察不同要素結(jié)構(gòu)行業(yè)的對外直接投資受到東道國金融發(fā)展影響的差異性。參照沈能等（2014）［38］，本文基于行業(yè)的投入要素結(jié)構(gòu)將20 個制造業(yè)行業(yè)分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)①勞動密集型行業(yè)包括：食品制造業(yè)、紡織業(yè)；資本密集型行業(yè)包括：紡織服裝、服飾業(yè)、木材加工和木制品、家具制造業(yè)、造紙和紙制品業(yè)、印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)、化學原料和化學制品制造業(yè)、石油和煤炭加工業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、石材、粘土和玻璃制品制造業(yè)、金屬原料制造業(yè)、金屬制品業(yè)；技術(shù)密集型行業(yè)包括：工業(yè)器械和設(shè)備制造業(yè)、電子設(shè)備制造業(yè)、運輸設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、其他制造業(yè)。，分別進行回歸，其結(jié)果分別列于表6 的模型（1）-（2）、模型（3）-（4）和模型（5）-（6）中。

總結(jié)表6，我們有以下結(jié)論：

第一，東道國信貸市場規(guī)模和行業(yè)融資依賴度交互項在勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)中顯著為負，但在技術(shù)密集型行業(yè)中顯著為正。這說明東道國信貸融資的改善可以通過緩解技術(shù)密集型企業(yè)的融資約束從而吸引企業(yè)對其的直接投資，但這一機制并不存在于勞動密集型和資本密集型的企業(yè)中。

第二，東道國股票市場規(guī)模和行業(yè)融資依賴度交互項在技術(shù)密集型行業(yè)中顯著為正，但在勞動和資本密集型行業(yè)中不顯著。這表明東道國股票市場規(guī)模的擴大可以拉動技術(shù)密集型行業(yè)的直接投資，而對勞動密集型和資本密集型行業(yè)的直接投資沒有顯著影響。

表6 基于行業(yè)要素結(jié)構(gòu)差異的檢驗結(jié)果

5.4 其他行業(yè)融資依賴指標的檢驗結(jié)果

為了檢驗東道國對中國對外直接投資影響機制的穩(wěn)健性，本文采用有形資產(chǎn)比例來衡量行業(yè)的融資依賴度。企業(yè)的有形資產(chǎn)可以作為抵押品，若企業(yè)有形資產(chǎn)比例越高，則融資難度越小，對外部資金的依賴程度越低。行業(yè)有形資產(chǎn)比例指標來自Kroszner 等（2007）［39］，記為TANG，表7 列出了各制造業(yè)行業(yè)的有形資產(chǎn)比例。

表7 各制造業(yè)行業(yè)有形資產(chǎn)比例

表8 列出了以有形資產(chǎn)比例衡量行業(yè)融資依賴度的估計結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，東道國信貸市場規(guī)模（PRIVATE）和股票市場規(guī)模（SCAPT）的估計系數(shù)均為正，且在1%顯著性水平下統(tǒng)計顯著，與表4 的結(jié)論一致。模型（3）-（4）中東道國金融發(fā)展與行業(yè)有形資產(chǎn)比例的交互項（PRIVATE×TANG，SCAPT×TANG）估計系數(shù)顯著為負，這說明東道國金融發(fā)展水平提高對中國企業(yè)對外直接投資的促進作用隨著企業(yè)有形資產(chǎn)比例的下降而增強，即東道國金融環(huán)境的改善對面臨較高融資約束的企業(yè)促進作用更大，符合本章第一部分得出的結(jié)論。進一步地，模型（5）-（6）在模型（3）-（4）的基礎(chǔ)上加入了金融發(fā)展和行業(yè)外部資金依賴度的交互項（PRIVATE×ED，SCAPT×ED），與表4 相比，PRIVATE×ED 和SCAPT×ED 的估計值和顯著性沒有發(fā)生明顯改變，說明本文得出的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表8 其他融資依賴度指標的檢驗結(jié)果

續(xù)表

6 結(jié)論與建議

東道國融資環(huán)境是影響中國企業(yè)進行對外直接投資的重要因素。從融資約束的角度出發(fā)，本文分析了東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的作用機理，在理論分析的基礎(chǔ)上，利用2003-2016 年中國20 個制造業(yè)行業(yè)的對外直接投資數(shù)據(jù)，通過經(jīng)驗研究檢驗了東道國金融環(huán)境對中國對外直接投資的影響機制。研究結(jié)論指出，第一，東道國金融發(fā)展水平的提高能夠吸引中國向東道國進行直接投資，且這一促進作用隨著行業(yè)融資依賴度的上升而增強。這是因為，若東道國具有健全的金融市場和銀行體系，則能夠為在中國面臨融資約束的企業(yè)提供資金保障，進而能夠促進中國企業(yè)在東道國進行投資。第二，基于行業(yè)融資依賴度差異的檢驗結(jié)果表明，東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的促進作用具有門檻系效應(yīng)，只有當行業(yè)的融資需求達到一定水平時，東道國金融發(fā)展才可以通過緩解企業(yè)融資約束促進中國對外直接投資。第三，基于行業(yè)要素結(jié)構(gòu)的分樣本回歸結(jié)果顯示，東道國金融發(fā)展水平的提高對技術(shù)密集型行業(yè)的直接投資具有明顯的拉動作用，但是對勞動和資本密集型行業(yè)的直接投資并不存在這一正向影響機制。

基于本文的研究結(jié)論，我們有以下政策啟示。第一，我國政府應(yīng)該及時更新東道國金融環(huán)境發(fā)展相關(guān)信息，幫助企業(yè)準確評估國際直接投資的金融環(huán)境和投資風險，這也將有助于提高中國企業(yè)對外直接投資的成功率。第二，中國企業(yè)對外直接投資規(guī)模對于東道國金融市場的依賴反映了國內(nèi)金融市場發(fā)展存在不足，企業(yè)只有在無法從國內(nèi)市場獲得足夠的融資時，才會轉(zhuǎn)而向東道國進行融資，而一般來說，東道國的融資成本較于母國高，這會降低對外投資企業(yè)的利潤，不利于企業(yè)的長足發(fā)展。因此政府部門應(yīng)當加強對金融系統(tǒng)的改革力度，優(yōu)化金融資源的配置體系，完善中小企業(yè)融資制度，保證企業(yè)能夠在本國獲得充足的資金支持，更好地促進本國企業(yè)走出國門，實現(xiàn)國際化運營。第三，本文結(jié)論指出相較于勞動和資本密集型行業(yè)的企業(yè)而言，技術(shù)密集型行業(yè)的跨國企業(yè)更容易受到東道國融資環(huán)境的影響。當前中國制造業(yè)正處在轉(zhuǎn)型期，技術(shù)密集型行業(yè)是制造業(yè)升級的重點行業(yè)?？紤]到科技創(chuàng)新型公司總是受到較大的融資約束（Brown 等，2011［40］），故政府應(yīng)加強對技術(shù)密集型行業(yè)的政策和資金支持，提升技術(shù)密集型企業(yè)的核心競爭力，促進制造業(yè)企業(yè)向價值鏈上游移動，加快中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。第四，對于我國企業(yè)來說，跨國企業(yè)自身也要積極尋找東道國的金融資源，緩解自身的融資約束，提高資金使用效率，增強自身的國際競爭力。