融资约束与企业对外直接投资基于工业的经验研究张先锋合肥经济学院

1、选题范围：7 中国利用与对外投资中英要：融资约束与企业对外直接投资基于中国工业企业的经验研究摘要：中国企业是否能成功“走出去”是我国对开放水平，更次参与国际分工的关键，融资约束是影响中国企业对外直接投资决策的主要之一。本文深入了融资约束与企业对外直接投资的相互作用机制，特别关注企业对外直接投资对企业融资约束的反向影响，并利用 2002-2008 年中国工业企业数据库及投资企业（机构）匹配的微观数据集进行了实证分析。研究结果发现：（1）融资约束制约了中国工业企业对外直接投资，融资能力越强的企业越容易开展对外直接投资。（2）对外直接投资能够缓解企业融资约束，但这种作用存在时滞，持续期一般为两年。（

2、3）对外直接投资缓解融资约束的作用受投资东道国特征的影响。投资于 OECD 国家和非地的企业，融资约束的缓解作用更为明显。：融资约束 对外直接投资 倾向匹配Financing Constras and Firms Outward Foreign Direct Investment: Empirical Studyon Industrial FirmsAbstract: The key of Chinas raising the level of opening to the outside and participating inhigher level ofernational divis

3、in Chientrises “going out”, moreover,financing constrais one of the main factors influencing entrises OFDI deci. Thispr investigates theeraction mechanism betn financing constraand firms OFDI byyzing the data adopted from “ChiIndustry Firms Database” and “The List of ForeignInvestment Enteffects of

4、entrises (Institutions)”,he me, it pays spel attention to the reverserises OFDI on their financing constra. The research results indicatet 1)the financing constrahas a bad impact on the industrial firms OFDI. Entrises with moreerful financing capability are more inclined to have OFDI; 2) OFDI can re

5、duce financing constra s in some degree, but there is time-lag effect and it generally lasts for two years; 3) the effect of OFDI depends on the host countrys character. The reducing effect is stronger when investing in OECD and non-tax haven.Key words: financing constra s; OFDI; Propensity Score Ma

6、tching作者简介：张先锋（1968.08-），男，兴山人，合肥工业大学经济学院教授，国际经济与贸易系论与政策。大学博士，高级学者。主要研究方向：国际贸易理（1989.09-），男，江苏常州人，合肥工业大学经济学院金融学。（1981.06-），男，合肥人，合肥工业大学经济学院，国际经济与贸易系副，财经大学博士。主要研究方向：国际贸易理论与政策。通讯地址：省合肥市经济开发区丹霞路 485 号 合肥工业大学经济学院 638 信箱国际经济与贸易系 张先锋老师(收)： 230601：（张先锋）；（张先锋）；（）（）: z融资约束与企业对外直接投资基于工业企业的经验研究张先锋（合肥工业大学经济学院，合

7、肥230601）摘要：中国企业是否能成功“走出去”是我国对开放水平，更次参与国之一。本际分工的关键，融资约束是影响中国企业对外直接投资决策的主要文深入了融资约束与企业对外直接投资的相互作用机制，特别关注企业对外直接投资对企业融资约束的反向影响，并利用 2002-2008 年中国工业企业数据库及投资企业（机构）匹配的微观数据集进行了实证分析。研究结果发现：（1）融资约束制约了中国工业企业对外直接投资，融资能力越强的企业越容易开展对外直接投资。（2）对外直接投资能够缓解企业融资约束，但这种作用存在时滞，持续期一般为两年。（3）对外直接投资缓解融资约束的作用受投资东道国特征的影响。投资于 OECD

8、国家和非缓解作用更为明显。地的企业，融资约束的：融资约束 对外直接投资倾向匹配一、引 言21 世纪以来，我国对外开放程度与市场化程度不断提高，国内市场竞争日趋激烈。同时，随着我国经济总量迅速扩大，国内资源环境问题日益突出，资源环境规制标准不断提高。国内企业对外直接投资（OFDI）作为“走出去”的主要方式，既可以有效缓解国内产能过剩的压力和资源环境的约束，又可以东道国设置的贸易壁垒，减少贸易摩擦，缓解贸易不平衡，同时还有利于国内企业获得的技术溢出，企业的竞争力。鼓励国内企业更好“走出去”是我国进一步深化对外开放，提高我国参与国际分工层次的重点。企业对外直接投资无疑着大量需求，根据中国国际贸易促进

9、2010 年中国企业对外投资现状及意向显示，受访企业普遍认为融资约束是制约其“走出去”的重要原因。与此同时，虽然我国近些年来的金融步伐较快，但信贷现象仍然普通存在。大型国有企业往往能够凭借自身所有制的地位优势获得持续不断的，而民营企业特别是中小民营企业由于自身所有制及规模限制，而无法获得充足的金融支持。另一方面，部分经验也表明，在民营企业整体融资的情况下，出口可能通过获取性及分散市场风险等对企业融资产生积极影响（罗长远和，2014），即企业出口改善了企业金融状况。那么，融资约束是否抑制了中国工业企业对外直接投资呢？企业对外直接投资是否能够通过扩大销售网络，或者发送企业资质的“信号”等进而对企业

10、融资也产生积极的影响呢？这些问题的研究有助于为我国制定科学合理、有针对性的促进企业“走出去”的金融政策提供必要的理论支撑，同时对于企业对外直接投资策略的制定有着重要的理论与现实意义。本文剩余部分结构安排如下：第二部分为文献回顾；第三部分为提出有待检验的理论假设；第四部分为变量数据及模型构建；第五部分为实证结果及分析；第六部分为进一步研究内容；最后为全文总结及政策涵义。二、文献综述近年来，相关研究主要集中在融资约束与企业出口关系方面，研究主要从二个方向展开：一个方向是研究融资约束对企业出口的影响，大多从微观数据着手分析，主要强调融资支持对企业出口决策的重要性（Manova，2010；和李，201

11、1；Chaney，2013；Forlani，2014）。Manova（2010）在异质性企业模型的基础上融入了信贷约束，研究发现融资约束与企业的出口倾向、出口总量以及出口种类负相关。Berman 和 Hericourt（2010）利用 9 个发展中国家和新兴经济体的企业数据研究了企业与企业出口行为的关系。研究发现，财务状况良好的企业出口概率较高。Minetti 和Zhu（2011）在采用了意大利企业数据后的研究结果表明，实行信贷配给的企业与未实行信贷配给的企业相比较，前者出（2011）利用世界口概率和出口量都相对较小。和投资环境调。以上学者分查数据的实证结果表明，外源融资约束是阻碍企业出口的重

12、要别从外源性和内源性融资约束不同指标着手，都发现融资约束抑制了企业出口，（2012）糅合了以上两者内容，构造了包括内源性融资、商业信贷及企业信用特征等变量的综合指标，同样发现融资约束的改善有益于企业出口，其中，企业受益最多。与此不同的是， （2013）按照企业所有制类型的不同对融资约束与企业出口行为进行了研究，发现融资约束的降低能够提高民营企业的出口概率和出口收益，而对国有企业和 企业的影响并不显著。Forlan（i 2014）从出口现金储备的角度出发，发现受融资约束的企业现金存量每增加 10%，则其出口的可能性随之增加 0.17%。大多数文献研究表明，融资约束对企业出口决策具有重要影响。另一

13、类是研究企业出口是否有利于缓解融资约束，重点研究企业出口是否会改善企业金融状况（Guariglia 和Mateut，2010；周世民等，2013；罗长远，2014）。关于企业出口对企业融资约束的影响的研究相对缺乏，大多和研究考虑的是出口对金融变量的敏感度。Greenaway 等（2007）认为，出口可以改善企业的融资约束情况，但企业的融资约束并不会影响企业的出口行为选择。Guariglia 和Mateut（2010）利用英国企业数据的研究发现，出口企业较之于本土其他企业而言，存货投资对金融变量的敏感度较低。利用中国企业数据探究企业出口对融资约束影响的研究比较少见，主要从处理内生性着手。周世民等

14、（2013）采用工业企业数据并运用倍差匹配法分析出口对民营企业融资约束的作用，发现出口缓解了中大型民营企业的融资约束，而对于小型企业并不明显。曹献飞（2015）同样采用了工业企业数据但运用了联立方程模型企业出口与融资约束的相互关系，发现融资约束的缓解不仅促进了企业融资约束的缓解。罗长远和了企业出口绩效，同时出口又（2014）利用 2005 年世界企业数据研究发现，企业出口前存在融资约束问题，但企业出口能对金融状况的改善产生积极影响。目前，研究融资约束与企业对外直接投资相互关系的文献比较少。一些学者研究了融资约束对企业 OFDI 的影响。Buch 等（2010）研究发现，金融支持在出口与对外直接

15、投资中的作用不可替代。Buch 等（2014）的进一步研究发现，融资约束对高生产率企业对外投资的影响度要高于低生产率的企业。和（2015）研究表明，信贷融资能够显著促进我国工业企业“走出去”，融资能力与投资次数和投资东道国数目正相关，且民营企业更有可能从融资支持中受益。上述文献对本文的进一步深入研究具有极为重要的参考价值，但也存在以下：第一，以往国内文献在影响本土企业对外直接投资的时，主要集政策、基础中于宏观层面，比如说东道国市场规模、成本、贸易政策、设施、技术水平、集聚效应等，而很少从微观企业层面融资约束与企业对外直接投资的关系。第二，在融资约束与企业对外直接投资时，以往文献忽略了企业对外直

16、接投资对其融资约束的反向影响。企业对外直接投资往往能够通过影响母公司企业的出口数量、技术水平、管理水平、生产效率以及品牌价值等，影响投资者对企业信心，进一步影响企业的融资能力。因此，忽略企业对外直接对融资约束的反向作用，得出的研究结论是无法令人信服的。与本文研究对象较为接近的和（2015）的研究不同，本文不仅提供了融资约束影响企业对外直接投资的理论和经验，而且关注了企业对外直接投资对融资约束的反向作用。同时，本文还将投资东道国特征（是否为发达国家、是否为纳入考虑范畴，以研究对外直接投资目的地对融资约束的不同影响。地）三、融资约束与对外投资相互作用机制分析（一）融资约束对企业对外直接投资影响企业

17、对外直接投资属于资本输出活动，的需求，相对较长的投资经营期使得企业往往瓶颈，对于供应普遍不充裕的中国企业而言，融已经成为制约企业“走出去”的关键。正如 Helpman（2004）所强调资的，较之于进入国际市场的初始成本，投资活动所涉及的东道国建厂生产经营等都伴有较大的不确定性，因而更加依赖于融资支持。从沉没成本的角度分析，企业进行对外直接投资不仅需要支付各种固定成本，如厂房、机器设备、技术转移投资等，而且也包括企业在进入国外市场时收集市场信息，发展市场，为了满外市场需求而修改产品以及在国外处理新的程序等成本。这些沉没成本是对外直接投资企业所无避，与对内投资相比，企业对外直接投资积累难以满足需要

18、时，企业外部融资难需要的支持，当内源性度及融资成本的高低就显得也许能够通过外部融资并获取。当企业融资约束的程度较轻时，企业支持，选择进入国外市场，进行对外投资；但当企业的融资约束比较严重时，企业无法及时有效地进行融资，也就无法进行对外直接投资。与此同时，由于缺乏信用担保与存在经营风险，对外投资企业也难以在目的地得到有力的金融支持。除此以外，在海外融资着政治法律风险，东道国政策的稳定性和持续性往往左右投资的成败，而且海外投资往往多种货币，因而容易汇率和利率问题，当国际利率汇率发生变化时，企业资产等同样也会发生变化，从而增加了融资不确定性，难以融资。综上所述，本文提出有待于检验的假说 1。理论假说

19、 1：企业对外直接投资需要支付额外的沉没成本，企业的融资约强，企业对外直接投资的概率越低。长期以来，我国金融所有制类型的不同而滞后，发展不完善，我国企业因为其的融资约束也存在着差异（Allen 等，2005）。主导、投资驱动的传统工业增长方式，造成了包括在内的一些要素市场的。一方面，对策部门关于“国企”、“抓大放小”等产业政策显著倾向扶持国有企业而忽略了民营企业，特别是小型民营企业。大中型商业往往更愿意把集中贷给国有及国有控股企业，这造成了信贷资源高度集中，配置主要优先供应效率较低的国有企业而不是根据预期的获利前景的这种选，2010）。另择性抑制妨碍了企业的发展和对外直接投资优势（和一方面，以

20、国有企业为主体性较强的基础门，占据了大量优质资源，可以凭借大量的固定资产向金融机构质押。因此，存在明显的的政策支持，市场分割，存在二元结构。国有企业除了拥有的资本可供抵押外，国有及国有控股企业往往资产规模比较大，经营管理更加规范透明，违约率较低，因此金融机构向国有企业比向非国有企业的安全性更高，成本更低。因而国有及国家控股企业对外直接投资更少融资约束甚至没有融资约束。对于本土的民营企业，一方面，我国向民营企业提供金融服务的中小型金融机构相对，而大型商业向中小型民营企业，成本高，收益低，风险大，放贷的积极明显不高。另一方面，即使是大型的本土民营企业向商业融资时，也往往会遭遇到很多的，比如更高的利

21、率、更加苛刻的资格与条件、更短的时间等。很多本土民营企业因在正规、合法融资市场处于弱势地位，而不得不向灰色或者不合法的民间去融资，其融资成本更高。因此，融资约束是影响非国有企业对外直接投资更为关键的因素。综上所述，本文提出有待于检验的假说 2。理论假说 2：受金融滞后、信贷资源高度集中的影响，金融市场的资源配置存在选择性抑制特征，国有及国家控股企业对外直接投资受融资约束影响较小，非国有企业受融资约束影响较大。根据融资层次偏好理论（Myers，1984），企业融资首先偏好现金流，其次通过信贷融资，最后才是外源融资。一般来讲，对外直接投资所需量大，依靠企业自身现金流入或者留存收益需求，企业往往诉诸

22、于信贷融资和外源性融资。外源性融资可能会使企业承受较大控制权损失，信贷融资在我国占据主导地位（Allen 等，2008）。截止 2012 年年末，在我国各规模企业类型明细中，小微企业的信贷融资额较低，信贷融资占其总融资额的 13%左右，而大型企业高达 42.9%。1事实上，小型企业由于缺乏丰富完整的、经过审计的财务报表，信用较短，可用于抵押的资产，难以向提供充分有效的信息，因此，小型企业融资数额与信贷比例远低于大型企业。相对地，在同样的融额条件下，大型企业所支付的融资成本应该更低，融资压力较小，而小企业的融资成本函数凸度更高，边际融资成本较大。那么如果假说 1 关于融资约束的论断成立，企业对外

23、投资时，面对同样的融额需求，大型企业的信贷压力较小，因而对外投资的可能性更高，而小型企业则负有较高的融资成本，由于对外直接投资无法在即期实现收益，因而高昂的融资成本会制约企业投资效率（等，2014），此时，小型企业需要更为审慎地对待对外投资决策，因而大型企业融资约束的改善（融资能力的提高）对海外直接投资的边际影响高于小型企业。鉴于此，本文提出有待于检验的假说 3。理论假说 3：融资约束整体上妨碍了企业的对外直接投资，但受融资边际成本影响，大型企业融资约束的改善对海外直接投资的边际效应高于小型企业。（二）企业对外直接投资对融资约束的影响现有文献集中于论述融资约束对企业海外直接投资的影响（Buch

24、，2014；李磊和，2015），其实，企业对外直接投资本身对企业融资具有重要的影响。在开放经济条件下，企业融资约束不仅受本国的发展水平影响，而且可以通过国际来降低融资约束水平。企业对外直接投资缓解企业融资约束主要有四种机制：第一，对外直接投资能够为企业带来“生产率效应”。对外直接投资通过接触国外创新型竞争对手、研发设施、知识中心和研发成果的平台，对母公司产生了正向的知识溢出，从而使企业知识存量得以提高。特别是产数据依据中国金融年鉴 2013中“境内大中小型企业统计表”计算。1品及技术创新（专利）作为企业优质资源，易于通过质押等途径获取信贷融资，从而有效缓解企业目前的融资约束状况。更为直接地，通

25、过企业生产率的提高，母公司的生产经营规模得以扩大，这为企业带来了丰沛的流，同样使企业金融状况得以好转。第二，对外直接投资能够为企业带来“出口效应”。海外子公司为本公司提供了了解国外消费者偏好、产品标准和产业发展趋势等信息的机会，通过海外子公司的对外直接投资能够扩大企业产品销售网络，获得更多的销售收入，缓解企业的融资约束问题。我国企业对外直接投资方式多以商贸服务型投资为主，主要职能包括服务、接受订单和仓储服务、产品推广和销售、收集产品信息以及联系客户等等，因此，对外直接投资实际上降低了企业开拓新市场的固定成本（和春，2014），扩大了企业出口，提高了销售收入，内源性融资得以增加。当地生产类投资可

26、能需要母公司出口中间品及原料，客观上也能促进企业向东道国出术研发类投资不直接影响出口，但通过“逆向技术溢出”能够提高产品的出口竞争力。资源开发型投资则需要本国出口生产设备、技术及其他配套设备，也能促。第三，对外直接投资企业同时在国内市场与国际市场经营，分散了投资风险，增加了投资收益。第四，企业对外直接投资能够产生“品牌效应”企业往往出一种企业资质的“信号”，这能表明企业有更高的技术水平、更广阔的市场、更强的管理能力，企业赢利能力强，所以，更愿意增加信贷，、债券融资也更容易，从而对外直接投资缓解了融资约束。鉴于此，本文提出有待于检验的假说 4。理论假说 4：企业对外直接投资可以提高母公司的生产率

27、、出口规模和企业品牌，因此，对外直接投资能够对企业融资产生积极影响。四、模型构建及数据说明（一）模型构建为了验证假说 1，模型（1）：融资约束是否会影响企业对外直接投资，设立计量数（lnl），企业规模越大，越有可能进行对外直接投资，预期该符号为正；企业出口与否（export），出口可以为对外投资企业建立与投资东道国之间的联系（Oldenski，2012），预期符号为正；企业资本密集度（lncap），资本密集度越高的企业可能采用的机械装备进行生产，企业吸收学习能力较高，这将促进企业对外直接投资，预期符号为正；企业（lnage），越大的企业成长较为稳定，对外投资概率越大（和，2013），预期符号为

28、正。除了以上列还有很多，直接回归的结果可能会存出的变量外，影响企业对外直接投资的在偏误。为了缓解遗漏变量，将所有非特异变量都将计入误差项。误差项可以分解为以下四个部分：（1）行业固定效应外直接投资企业，du=0 代表对照组，即从未开展对外直接投资的企业。dt=0 和dt=1 分别代表企业对外投资之前和之后两个时期。finit 表示企业 i 在时期 t 的融资约束水平，工业总产值和固定资产净值等财务指标缺失的样本予以剔除，同时剔除从业人数少于 8 人的样本。最后参照公认的会计准则（GAAP）将存在以下情况的样本予以剔除：资产高于总资产、总固定资产大于总资产、固定资产净额大于总资产、企业的法人代码

29、缺失、无效的成建立时间（如成立时间在 1 月之前或 12 月之后）。剔除掉无效数据后，本文 2002-2008 年的样本有 751579 家企业，1899311 个观测值。二是的投资企业（机构），该套数据包括所在登记的非金融类对外直接投资企业层面数据，信息包括母公司名称、公司所在地理信息、投资东道国、子公司名称、投资核准日期、经营范围等。本文为了研究对外直接投资与融资约束的相互影响，将这两套数据基于企业名称和投资时间进行配对，2002-2008 年对外直接投资企业 1478 家，共 1574次投资。（三）指标说明1.变量（1）企业对外直接投资（OFDI）。对外直接投资虚拟变量由的投资企业（机构

30、）与中国工业企业数据库匹配而得，一年内只要有一次对外投资便记为 1，否则为 0。（2）融资约束（fin）。参照李志远和（2013）的做法，用企业利息支出的对数代表融资能力，用融资能力替代企业融资约束。2.控制变量（1）全要素生产率（lntfp）。本文采用的时间段为 2002-2008，对于 2004 年前工业增加值等指标缺失情况，本文按照等（2012）的做法加以推算。对于 2008 年工业增加值、中间投入、固定资产净值等缺失指标，分别按照等（2015）以及口企业可能和（2015）的方法进行推算。同时，由于出口企业和非出的生产环境存在差异，所以在估算企业生产率时引入“是否出口”虚拟变量。TFP

31、根据 LP 的方法测度，采用中间投入作为变量，并且对工业增加值、中间投入、固定资产净值分别用以 2002 年为基期的工业生产者出厂价格指数、工业生产者购进价格指数、固定资产投资价格指数进行调整。（2）企业规模（lnl）。企业反映资源配置能力和劳动力拥有情况，采用从业人数衡量。（3）企业出口与否（export）。采用虚拟变量衡量，如果企业当年出值大于 0 则为 1，否则为 0。货（4）企业资本密集度（lncap）。反映企业投入要素组合，用固定资产净值占比值的自然对数衡量。从业（5）企业（lnage）。采用企业当年时间与企业成立时间差值加上 1 的自然对数衡量。五、实证结果分析（一）基本回归结果企

32、业对外直接投资与否是一个二元选择过程，它受企业融资约束状况和企业特征的影响。本文使用 Probit 模型这些对企业对外直接投资的影响，并将标准误群聚到企业层面。模型中融资约束、资本密集度、企业规模、企业均取对数值。除此以外，可能还存在一些其它变量影响到企业的对外投资决策，本文的处理办法是，基于年份、所处省份特征、所处 2 位码行业特征设置虚拟变量，并将剩余的吸收到服从正态分布的误差项中去。表 1基本回归结果注：1.表格中略去了常数项；2.标准误群聚到企业层面；3.*p0.01，*p0.05，*p0.1；4.括号内为 z 值；5.（3）中估计系数代表各解释变量的边际影响。表 1 中模型（1）给出

33、了融资约束对企业对外直接投资决策的影响，在控制了其它企业内外部特征后回归结果显示，以利息支出衡量的融资约束为正，且在 1%水平下显著，说明融资能力越强的企业对外直接投资概率越高。换言之，融资约 低，企业对外直接投资的可能性越高。验证了假说 1。表 1 中模型（2）将样本划分为非国有企业与国有企业分别进行回归，回归结果显示，国有企业融资约束对企业对外直接投资影响不显著，而其它非国有企业融资约束对企业对外直接投资的影响为正，为 0.0363，且统计显著。说明融资OFDI（1）（2）（3）AllSOEsotherssmalllargefin0.0365*（9.74）0.0368（1.14）0.036

34、3*（9.60）0.00009*（2.55）0.0002*（4.09）lntfp0.0985*（8.23）-0.0182（-0.39）0.0983*（8.11）0.0004*（3.22）0.0008*（4.81）lnl0.1373*（11.73）0.3806*（6.39）0.1387*（11.61）0.0006*（4.23）0.0008*（4.81）lncap0.0687*（7.71）0.2220*（3.05）0.0678*（7.53）0.0003*（3.03）0.0003*（3.08）export0.4197*（18.25）0.1306（1.03）0.4270*（18.39）0.0010*（

35、4.14）0.0030*（8.59）lnage0.0793*（6.46）-0.0183（-0.29）0.0939*（7.46）0.0002*（1.71）0.0005*（2.87）yearyesyesyesyesyesindustryyesyesyesyesyesregionyesyesyesyesyesPseudo R20.22310.38770.22010.22010.2524N1889090655801783589264129306698约束不影响国有企业进行对外直接投资，但会影响非国有企业进行对外直接投资。验证了假说 2。表 1 中模型（3）大小规模企业融资约束对企业对外直接的边际影响的

36、差异。其它条件不变的情况下，对于小型企业，融资能力每提高 1 个，即融资约束每降低 1 个资约束每降低 1 个，企业对外投资概率提高 0.00009。而对于大型企业，融，企业对外投资概率提高 0.0002，相对于对外直接投资平均值提高了 24.1%2。大型企业融资约束的边际影响显著高于小型企业，验证了假说 3。（二）样本匹配及检验为了验证假说 4，首先采用倾向得分匹配（Propensity score matching，PSM）的方法来找出始终没有开展对外投资且与对照组最有可比性的企业采用最近邻匹配的方法来构造对照组3，按照企业对外投资前一期的企业特征变量和样本进行匹配，找出该阶段与对外投资企

37、业最为接近的非对外投资企业4。参照以和春，2014；等，2015），协变量包括全要素生产率、往文献（企业所有制属性（是否为国有企业）、企业规模（从业人数、企业资产总额）、是否出口，并且将反映企业融资水平的现金存量比率、商业信贷比率、有形资产净值率、清偿比率、性比率、比例、销售净利率、资产收益率等也纳入考虑（，2012），以及设立地区和行业虚拟变量。具体匹配结果见表 2。表 2 匹配结果注：1.本文对外投资企业时间段为 2002-2008，由于在企业对外投资前一期进行匹配，所以表中为 2003-2008 年；2.新对外投资企业数为当年开始对外直接投资且之前并没有对外投资行为；3.成功匹配的对外投

38、资企业要求前一年有观测值且当年和前一年关键变量均不缺省。表 2 中匹配前对照组企业融资能力显著低于实验组，说明融资能力较高的企其它变量平均水平下融资能力提高 1的边际影响（0.0002）比上对外直接投资平均概率 0.00083。2类似的匹配技术还有其他多种方法，但各有利弊。根据De Locker（2011）和 Girma 等（2002）的研究认3为，最近邻匹配方法具有在大样本微观数据条件下的稳健性。匹配是分年，按照匹配比例为 1:3 找到对照组。也尝试了 1:1 和 1:2 的比例，但对本文结果并没有4显著影响。匹配前T 值匹配后T 值新对外投资企业数成功匹配数匹配比例fin实验组fin对照组

39、fin实验组fin对照组20036.25942.93213.01*6.25943.85021.561270.5820045.04723.31113.10*5.04725.6908-0.7549260.5320055.59273.122113.38*5.59275.28311.332752380.8720065.44803.148913.13*5.44805.37740.293172770.8720075.58343.146414.14*5.58345.23181.493422940.8620085.51713.235313.00*5.51715.29860.874243050.72业易于开展对

40、外直接投资，与本文假说 1 相符。由于对外直接投资企业在投资之前就受融资约束较小，说明企业对外直接投资存在“自选择”效应，如果直接将对照组与实验组进行比较，将无法识别出企业对外直接投资是否缓解融资约束。匹配后的实验组和对照组较为接近，从 T 值来看可以接受实验组和对照组样本均值相等的假设。据此匹配出 2003-2008 年的企业以及对应企业 2002-2007 年的数据。基于 DID 方法和匹配的样本数据，对（4）式进行了检验，见表 3 中第一列，为投资当年与投资前一年共两年数据。首先，不控制任何其他进行检验。本文的检验变量是交互项 dudt。（1）中第一列显示交互项不显著，即投资当年，对外投

41、资对企业融资约束的改善没有帮助，为此在第二列中，加入了其他控制变量。同时考虑到由于特定年份的外部冲击，可能影响企业国内市场，进而通过企业销售业绩影响企业金融状况，或者企业所处的行业特征会对企业融资状况产生影响，譬如高新技术产业的金融政策扶持力度会较大，再者是企业所处地域特征，譬如发达省份的外部会较为完善，因此分别引入年份、行业和地区固定效应。但（1）中第二列回归结果依然不显著。可能的原因有两点：第一，当年投资的海外子公司处于建设阶段，无法充分发挥相关职能，如吸收先进技术、拓宽销售等职能，对本公司的生产率和出口规模的提高还没有起到应有的作用。第二，虽然企业能够企业知名度，但国内信贷机构及国外金融

42、市场对国内企业的认可需要一个过程，所以当年企业的融资能力并没有提高，融资约束状况也并没得到有效缓解。表 3 融资约束缓解对外直接投资回归结果（1）投资当年（2）滞后 1 年（3）滞后 2 年du0.3175*（2.61）0.2780*（2.60）0.3175*（2.65）0.2786*（2.62）0.3175*（2.65）0.2807*（2.65）dt0.1260（1.44）-0.1468*（-1.72）0.2398*（2.43）-0.1409（-1.32）0.4457*（3.74）-0.2343（-1.59）du*dt0.1951（1.14）0.1714（1.13）0.4581*（2.41）

43、0.3635*（2.16）0.4933*（2.19）0.3562*（1.79）roa-1.2843*（-4.40）-1.6806*（-5.00）-1.7775*（-4.74）lnage0.9072*（19.16）0.8903*（16.84）0.9238*（16.39）lncap0.8929*（31.72）0.8745*（27.73）0.8656*（25.59）soe0.9202*（3.89）0.7886*（2.94）0.8661*（3.07）foe-0.3286*（-4.17）-0.3331*（-3.84）-0.2456*（-2.59）注：1. *p0.01，*p0.05，*p0.1；2.括号

44、内为 t 值。考虑到对外直接投资对企业融资约束的改善作用可能存在滞后，例如企业对外直接投资要通过一段时间才能学习到国外的先进技术和管理经验，并且也需要一定时间对母公司的管理模式进行，或者需要时间将先进技术投入使用，才能发挥“生产率效应”，或者也需要一定时间拓宽销售网络以发挥“出口效应”，进而改善企业金融状况。那么实际情况如何？为检验这种猜测，有必要对对外投资的滞后效应进行检验。具体结果见表 3 中的（2）和（3）。从变量 dudt 的系数来看，投资后 1 年和 2 年的系数为正，且统计显著，说明对外直接投资对融资约束的缓解具有滞后作用。整体上企业对外直接投资能够缓解融资约束，但却有滞后作用，表

45、现为投资当年并不能使企业融资状况得以好转，在之后的1-2 年，企业的金融状况显著好转，融资约束状况有所改善。验证了假说 4 的内容。虽然对外投资对融资约束具有缓解作用，依旧可以发现，滞后 1 年到滞后 2，交互项的系数有所下降，显著度也有所下降，这似乎暗示企业对外投资对融资约束的改善具有先升后降的趋势，带着这种猜想也考虑了滞后 3-4年的情况，发现交互项系数不再显著，印证了年的回归结果不再列出。的猜想。限于篇幅，滞后 3-4六、进一步研究（一）滞后项检验为了避免内生性对估计结果的影响，将回归（1）至（3）中的解释变量均滞后一期，其目的是考虑事前效应，即投资前融资约束是如何影响企业对外投资行为的

46、。回归结果见表 4。整体上，企业前期的融资约束状况能够影响企业的对外投资决策，这与表 2 匹配前的统计特征相符，可见，对外投资前企业的融资约束状况越轻，其对外投资的概率便越高。表 4 的回归结果与表 1 基本一致，然而小型企业的边际影响为正，但统计不显著，原因可能是即便一部分小型企业融资能力较高，的融资约束较低，但小型企业对外直接投资的经营风险更大，譬如汇率和利率风险，一旦遭遇此类风险，企业的资产、负债就会相应发生变化，因而小型企业会更为审慎地做出决策，更倾向于依据当期的金融情况做出判断，constant5.2095*（84.28）1.6592（1.23）5.2095*（85.52）2.541

47、3*（1.86）5.2095*（85.38)1.7796（1.19）yearnoyesnoyesnoyesregionnoyesnoyesnoyesindustrynoyesnoyesnoyesN885288527221722160596059Adj.R20.00310.22650.00710.22060.00930.2310F10.0534.6618.1127.5519.8726.64所以融资约束在此表现为不显著。而大型企业对于风险的应变能力较高，有能力处理这些风险，因而前期融资约束的边际影响表现为正且显著。总体上，符合假说 3 的内容。表 4 滞后项检验回归结果注：注释 1-5 与表 1

48、相同；6.controls 为反映企业特征的控制变量；7.dummy 为行业、年份和地区固定效应。（二）投资目的地与企业融资约束由于发展水平不同的国家或地区的融资体系存在差异，企业融资约束状态可能对企业投资区位选择也差异性。为了检验这种差异是否存在，本文首先对只在 OECD5国家进行投资和只在非 OECD 国家进行投资的企业分别进行检验，同时为了避免既在 OECD 国家进行投资又在非 OECD 国家进行投资的企业对结 果造成的影响，本文对这种情况的样本进行了剔除。表 5 中（1）和（2）回归结 果显示，融资约束会对投资于两类国家或地区的企业都产生影响，投资于非 OECD 国家企业融资能力的边际

49、效应要大于投资于 OECD 国家的边际影响。可 见，融资能力的提高，对于投资于非 OECD 国家的影响较大，虽然 OECD 国家 一般具备发达的金融体系，这对于企业海外融资可能有所助益，然而相对于一些 非 OECD 国家的发展中国家，投资于发达国家的成本更高，融资能力提高对企业海外投资的概率影响相对较小。同时，考虑到中国企业海外投资目的地是一些，譬如中国、英属维尔京群岛、开曼群岛，由于投资于这类目的地企业在时可以享受到上的，因而可能融资约束的改善（融资能力提高）对于投资于此类地区的边际影响较大。因而，本文将首次投资于中国、英属维尔京群岛、开曼群岛、美属萨摩亚及百慕大群岛等的企业和投资于非的企业

50、分别进行检验。回归结果见表 5 中（3）和（4）。总体上投资于这两类地区的企业都会受企业融资约束状况的影响，然而出乎意料的是，投资于地的企业融资约束的边际影响低于投资于非地的企业。可能原因在于，中国海外投资大部分为市场寻求型、资源寻求型对外投资，具有一定的市场导向性，企业可能更倾向于投资市场广阔的其他国家或地区，虽然地方由于OECD 国家大多为具有高收入水平的发达国家，参照等（2015）的做法，本文将这类国家代表5发达国家，本文OECD 国家范围为 2009 年以前加入OECD 的成员国。OFDI（1）（2）（3）AllSOEsotherssmalllargefin-10.0360*（8.73

51、）0.0122（0.635）0.0363*（8.73）0.00008（1.47）0.0003*（3.72）controls-1yesyesyesyesyesdummyyesyesyesyesyesPseudo R20.20390.37060.20120.21060.2368N1114592350481055571167739200349面的存在知识。力，然而从其它地区可能更容易直接拓展网络或学习先进表 5 对外投资影响投资目的地的回归结果注：注释 1-4 与表 1 相同； 5.由于 2002 样本中没有独立投资于 OECD 国家和地的企业，因而在估计时将 2002 年的数据剔除；6.contr

52、ols 为反映企业特征的控制变量；7.dummy 为行业、年份和地区固定效应；8.fin 系数为边际效应。相反，由于投资的区位选择，投资东道国不同特征同样可能对母公司融资约首先将投资于 OECD 国家的企业作为实验束的缓解程度产生不同的影响。组，将对应匹配到的非对外投资企业作为对照组构造样本，按照同样的方法构造投资于非 OECD 国家的样本，再分别进行检验，估计结果见 6。总体上，对外直接投资对母公司融资约束具有一定的缓解作用，但投资于非 OECD 国家在滞后两期后，这种作用不再显著，投资于 OECD 国家在第二期加入控制变量和固定效应后也不再显著。但从滞后一期的回归结果来看，投资于 OECD

53、 国家样本的回归系数大于投资于非 OECD 国家的系数，可能的原因在于，发达国家消费能力更高，促进母公司提高出口的效应更明显，而且发达国家具备较为发达的金融体系，对于企业海外投资有所助益，再加上投资于发达国家往往意味着更高的品牌效应，从而融资约束的缓解作用更为明显。在对投资于地的检验中，发现投资于地无法缓解母公司的金融状况，相反，投资于非地的企业融资约束的缓解作用更为明显，滞后时间也较长。可能的原因在于，虽然地能够为母公司带来一部分，从而减小子公司运营成本，然而，这些地无法较为直接地获取更广的销售，而往往需要辗转后才能接触目标客户，所以对母公司的出口效应的作用有限，而且投资于这些地区相对于其它

54、一些发达地区，接触的与所属行业相关的技术知识相对有限，逆向的技术溢出也可能较小，导致企业的生产率效应不明显，企业融资约束也并没有得到有效缓解。表 6 投资目的国对融资约束缓解作用的回归结果（1）投资当年（2）滞后 1 年（3）滞后 2 年投资于 OECD 国家du*dt0.3176（1.12）0.2651（1.08）0.5362*（1.71）0.5082*（1.78）0.6524*（1.68）0.5394（1.46）controlsnoyesnoyesnoyesOFDI（1）（2）（3）（4）OECD 国家非 OECD 国家地非地fin0.00007*（5.74）0.00009*（6.79）0

55、.00004*（4.56）0.00014*（8.23）controlsyesyesyesyesdummyyesyesyesyesPseudo R20.19340.19640.23680.2125N1678442185299214921441888510注：注释 1-2 与表 2 相同。七、结论及政策启示本文深入了融资约束与企业对外直接投资的相互作用机制，特别关注企业对外直接投资对企业融资约束的反向影响，并利用 2002-2008 年中国工业企业数据库及投资企业（机构）匹配的微观数据集进行了实证分析。研究结果显示：第一，企业融资约束制约了企业对外直接投资，融资约强的企业，对外直接投资的概率越低。

56、并且，这种影响随所有制和企业规模的不同差异性，一方面，融资约束对国有企业海外投资统计不显著，另一方面，大型企业融资约束对对外投资的边际效应大于小型企业。第二，企业对外直接投资整体上能够缓解自身融资约束状况，却存在时滞效应，即只有在投资一年后，才能对融资约束产生缓解作用，并且缓解作用持续期约两年。第三，融资约束与对外直接投资相互影响受投资东道国特征的影响。一方面，融资能力提高对投资于非发达国家及非地的影响较大，另一方面，投资于发达国家和非避税地的企业，融资约束的缓解作用更为明显。本文的研究结论具有重要的政策涵义：企业对外直接投资需要承担的沉没成本，着大量的需求，融资约束直接制约了企业，特别是民营

57、企业与中小企业“走出去”的步伐。与此同时，企业成功“走出去”也有利于缓解企业的融资约束。为了缓解融资约束企业“走出去”的制约作用，一方面，政dummynoyesnoyesnoyes实验组企业数405286170投资于非OECD 国家du*dt0.0933（0.41）0.0934（0.46）0.4700*（1.81）0.3872（1.63）0.4023（1.27）0.3897（1.26）controlsnoyesnoyesnoyesdummynoyesnoyesnoyes实验组企业数668430252投资于地du*dt-0.1401（-0.34）-0.1767（-0.48）0.2655（0.53

58、）0.3605（0.79）0.8622（1.25）0.8873（1.28）controlsnoyesnoyesnoyesdummynoyesnoyesnoyes实验组企业数22512357投资于非地du*dt0.2821（0.133）0.2539（1.54）0.5719*（2.73）0.4844*（2.56）0.5823*（2.33）0.4177*（1.76）controlsnoyesnoyesnoyesdummynoyesnoyesnoyes实验组企业数923653410府应进一步推进我国投融资，解决当前金融体系对非国有企业以及中小企业的信贷问题，同时，进一步拓宽企业融资，从而民营企业对外直

59、接投资的内在。另一方面，要鼓励企业对外直接投资，并通过企业对外直接投资引致的业绩与品牌效应，取得国内投资人的认可，缓解自身的融资约束。与此同时，对外投资企业要充分了解、熟悉国际政治、国际法律及投资东道国融资体系，特别是要关注发达国家的金融体系与融资规则，利用东道国的金融市场来缓解自身的融资约束。进一步鼓励国内金融水平，鼓励的国外金融进入国内市场，有效化解国外金融资源供给方和中国对外直接投资企业等之间的信息不对称问题，使中国对外投资企业更容易获得东道国金融体系的融资支持。参考文献1Allen F, Qian J, Qian M. Law, finance and economic growth

60、in China J. Journal of FinanEconomics, 2005, 77(1):57-116.l2Berman N. Finanl factors and the margins of trade: Evidence from cross-country firm-leveldataJ. Journal of Development Economics, 2010, 93(2):206-217.3Buch C M, Kesternich I, Lipponer A, et al. Exports versus FDI revisited: Does finance mat