邱立成　　劉奎寧

(1.南開大學(xué)，天津 300071；2.天津商業(yè)大學(xué)，天津 300071)

?

融資異質(zhì)性對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向的影響
——基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

邱立成1，2劉奎寧1

(1.南開大學(xué)，天津 300071；2.天津商業(yè)大學(xué)，天津 300071)

摘要：基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)2004—2007年數(shù)據(jù)，運(yùn)用Probit模型實(shí)證分析融資能力異質(zhì)性對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向的影響。研究表明，內(nèi)部融資能力、外部融資能力與企業(yè)對(duì)外直接投資傾向呈同向變動(dòng)關(guān)系；內(nèi)部融資能力、商業(yè)信用融資能力與私營(yíng)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向呈同向變動(dòng)關(guān)系，而對(duì)國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)影響不顯著；商業(yè)信用融資能力與非出口企業(yè)對(duì)外直接投資傾向呈同向變動(dòng)關(guān)系，對(duì)出口企業(yè)影響不顯著。這都表明，私營(yíng)企業(yè)和非出口企業(yè)對(duì)外直接投資面臨的融資約束問題較為嚴(yán)重。

關(guān)鍵詞：融資能力異質(zhì)性；對(duì)外直接投資傾向；不同所有制企業(yè)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

作為發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)不同類型企業(yè)普遍面臨著較為嚴(yán)重的融資約束問題。根據(jù)世界銀行的調(diào)查，中國(guó)是融資約束最為嚴(yán)峻的國(guó)家之一(Claessens et al.，2006)。同時(shí)，中國(guó)存在嚴(yán)重的融資歧視，不同性質(zhì)的企業(yè)融資能力不盡相同。國(guó)有企業(yè)比私營(yíng)企業(yè)更容易獲取融資機(jī)會(huì)(黃鵬 等，2014)，信貸配給存在政治主從次序問題(Huang，2003；孫靈燕 等，2012)，私營(yíng)企業(yè)很難獲得融資支持；金融市場(chǎng)化水平較低，政府的干預(yù)降低了金融資源配置效率，金融資源更多流向?qū)Φ胤骄蜆I(yè)和產(chǎn)出具有重要影響的國(guó)有企業(yè)以及大企業(yè)，加劇了金融資源的不合理分配(李青原 等，2013)；此外還表現(xiàn)為企業(yè)間的“強(qiáng)制”商業(yè)信用以及信貸資源在企業(yè)間的二次分配(實(shí)質(zhì)仍為商業(yè)信用融資)，以至于企業(yè)間的債務(wù)拖欠發(fā)揮了補(bǔ)充企業(yè)所用資金不足的作用(Djankov et al.,2009)。王彥超(2014)也強(qiáng)調(diào)，由于國(guó)有企業(yè)和國(guó)家重點(diǎn)扶持的行業(yè)，獲取銀行信貸較為容易，金融資源配置的不均衡，導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)和國(guó)家重點(diǎn)扶持的行業(yè)扮演了商業(yè)信用二次分配的角色，成為金融市場(chǎng)上的“資金倒?fàn)敗薄?/p>

企業(yè)融資能力存在差異會(huì)直接影響其對(duì)外直接投資傾向。企業(yè)對(duì)外直接投資需要付出比出口更高的固定成本(Helpman，2003)，這要求企業(yè)要有較強(qiáng)的融資能力。一般而言，即使預(yù)期對(duì)外直接投資能夠獲利，融資能力弱的企業(yè)也會(huì)受限于高額的固定資本投入而無(wú)法對(duì)外直接投資。企業(yè)使用的資金按來(lái)源可劃分為自身經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流、商業(yè)信用融資和銀行借貸(Myers，1984)。中國(guó)金融機(jī)構(gòu)傾向于對(duì)國(guó)有企業(yè)和大企業(yè)融資，使其具有外部融資優(yōu)勢(shì)；外資企業(yè)在技術(shù)或管理上擁有一定的優(yōu)勢(shì)，同時(shí)還受其國(guó)內(nèi)母公司的資金支持，因而融資約束相對(duì)較輕；而私營(yíng)企業(yè)受到融資歧視，外部融資能力不強(qiáng)，存在明顯的融資約束。

當(dāng)然，對(duì)外直接投資企業(yè)的融資能力還取決于其是否從事出口。首先，很多中國(guó)企業(yè)都是經(jīng)由出口循序漸進(jìn)地過渡到對(duì)外直接投資，企業(yè)作為出口商能夠獲取出口信貸的支持，而非出口企業(yè)則無(wú)法獲得出口信貸支持(Chaney，2013)；其次，出口還有助于使企業(yè)享受到市場(chǎng)多元化以及市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大帶來(lái)的好處，避免因單個(gè)市場(chǎng)波動(dòng)導(dǎo)致的銷售額波動(dòng)(Bridges et al.,2008；Manole et al.,2010)，獲取更為穩(wěn)健的甚至是擴(kuò)大的現(xiàn)金流；再者，出口會(huì)通過“干中學(xué)”、逆向技術(shù)溢出和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等提升企業(yè)的技術(shù)水平和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，增強(qiáng)企業(yè)融資能力，緩解融資約束問題。因此，我們有必要對(duì)出口與非出口企業(yè)對(duì)外直接投資融資約束進(jìn)行研究，以了解其融資約束因素的差異。

目前，僅有少量文獻(xiàn)研究融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向的影響。Buch et al.(2010)通過研究融資約束對(duì)德國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資進(jìn)入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)規(guī)模顯著提高了企業(yè)對(duì)外直接投資傾向；企業(yè)的現(xiàn)金流越充裕對(duì)外直接投資傾向越高；較高債務(wù)比率顯著降低了企業(yè)對(duì)外直接投資傾向，企業(yè)資產(chǎn)中固定資產(chǎn)份額越高對(duì)外直接投資傾向越低。而在后續(xù)研究中，通過考察融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向的影響，得出的結(jié)論與原先的有所差異，主要表現(xiàn)在：企業(yè)規(guī)模的影響變?yōu)樨?fù)向且不顯著；固定資產(chǎn)份額仍為負(fù)向影響，但是不顯著；債務(wù)比率的影響則與原先結(jié)論相一致(Buch et al.，2014)。利用法國(guó)1998—2005年制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，Stiebale et al.(2008)證明了融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。運(yùn)用2003—2012年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，姜亞鵬等(2014)實(shí)證分析了中國(guó)國(guó)企主導(dǎo)對(duì)外直接投資的成因，發(fā)現(xiàn)金融抑制下的信貸配給是造成國(guó)有企業(yè)對(duì)外直接投資重要誘因之一。也有研究從企業(yè)微觀層面考察融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響，如田巍等(2012)、葛順奇等(2013)。

從目前研究來(lái)看，對(duì)于中國(guó)融資約束如何影響企業(yè)對(duì)外直接投資的問題，雖然已有文獻(xiàn)從微觀層面上給出了解釋，但還存在如下問題：如田巍等(2012)以及嚴(yán)兵等(2014)分別以浙江省和江蘇省的微觀企業(yè)作為研究樣本，而浙江和江蘇作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的省份，對(duì)我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的研究缺少代表性；葛順奇等(2013)所選取的研究樣本覆蓋時(shí)間太短，導(dǎo)致實(shí)證分析無(wú)法控制內(nèi)生性問題。更為突出的問題是，已有研究更加關(guān)注生產(chǎn)率的異質(zhì)性，對(duì)融資異質(zhì)性關(guān)注不夠。

基于此，本文利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)2004—2007年的微觀數(shù)據(jù)，對(duì)融資約束如何影響企業(yè)對(duì)外直接投資傾向進(jìn)行系統(tǒng)的實(shí)證分析。同時(shí)借鑒融資約束對(duì)出口的擴(kuò)展邊際影響的學(xué)術(shù)成果*融資約束問題是對(duì)外貿(mào)易和直接投資的重要研究領(lǐng)域。目前，對(duì)融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外貿(mào)易的影響研究已較為充分，而融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響的研究較少。新新貿(mào)易理論將貿(mào)易和對(duì)外直接投資置于企業(yè)異質(zhì)性的理論分析框架下(Helpman，2003)，而Chaney(2013)將融資約束因素加入異質(zhì)性理論的分析框架，構(gòu)建出分析對(duì)外貿(mào)易和投資的決定因素的統(tǒng)一框架。Buch et al.(2010)的研究是將出口擴(kuò)展邊際與對(duì)外直接投資置于相同框架之下。從理論分析框架的統(tǒng)一性來(lái)看，可以借鑒既有研究融資約束對(duì)出口擴(kuò)展邊際影響的方法分析融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。，對(duì)融資約束類型(外部融資約束、內(nèi)部融資約束以及商業(yè)信用約束)和企業(yè)類型(國(guó)有企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè))進(jìn)行區(qū)分，并對(duì)省份差異、年份差異、以及行業(yè)差異構(gòu)建虛擬變量予以控制(Greenaway et al.,2007;Minetti et al.,2011;孫靈燕 等,2012;陽(yáng)佳余，2012)。

二、模型介紹、數(shù)據(jù)來(lái)源及指標(biāo)構(gòu)建

(一)樣本說明

本文數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)*該數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)范圍涵蓋中國(guó)大陸地區(qū)年銷售額500萬(wàn)元人民幣以上的大中型制造企業(yè)以及全部的國(guó)有工業(yè)企業(yè)，共39個(gè)二分位行業(yè)。主要包含國(guó)有控股情況、企業(yè)登記注冊(cè)類型、工業(yè)增加值、產(chǎn)品銷售收入、銷項(xiàng)稅、進(jìn)項(xiàng)稅、企業(yè)所得稅、年均固定資產(chǎn)余額、中間投入、長(zhǎng)期負(fù)債、總資產(chǎn)以及年均就業(yè)人數(shù)、行業(yè)以及企業(yè)所屬地區(qū)等項(xiàng)目。，選取2004—2007年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，而企業(yè)對(duì)外直接投資信息來(lái)自商務(wù)部網(wǎng)站公布的境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄*該名錄包含對(duì)外直接投資的目的國(guó)(地)、境內(nèi)投資主體、境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))、企業(yè)所在省市、經(jīng)營(yíng)范圍以及核準(zhǔn)日期等。。

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理的過程中，首先，剔除利息支出為負(fù)、企業(yè)代碼不唯一、雇員人數(shù)少于20人的企業(yè)；其次，參照Cai et al.(2009)及Feenstra et al.(2011)以及蔣冠宏等(2013)的做法，對(duì)流動(dòng)資產(chǎn)超過固定資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)超過總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值超過總資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)的樣本予以剔除；再次，剔除企業(yè)名稱、省市自治區(qū)、成立時(shí)間無(wú)效、行業(yè)代碼項(xiàng)下存在明顯錯(cuò)誤的樣本。經(jīng)過上述篩選后，最終獲得的研究樣本中共有1659家企業(yè)，合計(jì)47556條國(guó)有企業(yè)的觀測(cè)值。

(二)模型建立

基于企業(yè)異質(zhì)性理論框架，建立考察融資能力異質(zhì)性對(duì)于企業(yè)對(duì)外直接投資傾向影響的實(shí)證模型。其中，內(nèi)部融資能力、商業(yè)信用融資能力和外部融資能力為解釋變量，生產(chǎn)率、出口強(qiáng)度、庫(kù)存以及企業(yè)年齡因素為控制變量。本文基于Buch et al.(2010，2014)建立計(jì)量模型：

Pr(OFDIi=1)=β0+β1ln(cashit)+β2creditit+β3ln(size)it+β4ln(ppit)+β5exportit+

β6ln(stockit)+β7ageit+β8areait+β9industryit+β10yearit+εit

其中：OFDI為企業(yè)是否對(duì)外直接投資的二值被解釋變量；ln(cash)是企業(yè)現(xiàn)金流的對(duì)數(shù)，表示企業(yè)的內(nèi)部融資能力；credit表示商業(yè)信用融資能力(Buch et al.,2010，2014)；ln(pp)是企業(yè)生產(chǎn)效率的對(duì)數(shù)形式；export表示企業(yè)出口強(qiáng)度；ln(size)是企業(yè)規(guī)模變量對(duì)數(shù)形式；lnstock是企業(yè)產(chǎn)成品庫(kù)存的對(duì)數(shù)；age表示企業(yè)年齡；area是省份虛擬變量，包含31個(gè)省份虛擬變量；year表示年份虛擬變量，包含4個(gè)虛擬變量；industry表示行業(yè)虛擬變量，包含39個(gè)虛擬變量；ε用以控制不可觀測(cè)變量的影響。

(三)指標(biāo)說明及其構(gòu)建

本文的被解釋變量為企業(yè)是否對(duì)外直接投資的二值變量。主要解釋變量借鑒陽(yáng)佳余(2012)的做法，采用內(nèi)部融資能力、商業(yè)信用融資能力以及外部融資能力三個(gè)指標(biāo)。控制變量包括企業(yè)的生產(chǎn)效率、出口強(qiáng)度、庫(kù)存以及企業(yè)年齡，以下是對(duì)各個(gè)指標(biāo)的介紹。

企業(yè)是否OFDI是二值變量：由于同一家企業(yè)在一年內(nèi)可能對(duì)多個(gè)國(guó)家或?qū)ν粐?guó)家進(jìn)行多項(xiàng)投資，本文忽略了這些差異，按照如下原則構(gòu)造：如果企業(yè)當(dāng)年對(duì)外直接投資或處于對(duì)外直接投資的存續(xù)期則取值為1，否則為0。

內(nèi)部融資能力指標(biāo)(ln(cash))：本文采用現(xiàn)金流指標(biāo)來(lái)衡量融資能力，該指標(biāo)值越大說明企業(yè)內(nèi)部融資能力越強(qiáng)，受到的內(nèi)部融資約束越弱。企業(yè)現(xiàn)金流指標(biāo)的構(gòu)造方法為：產(chǎn)品銷售收入扣除中間投入，再減去增值稅以及產(chǎn)品銷售稅金及附加即得到凈現(xiàn)金流，然后取對(duì)數(shù)，記為ln(cash)。

商業(yè)信用融資能力指標(biāo)：金碚(2006)指出，企業(yè)拖欠債務(wù)或貨款的行為，實(shí)際上相當(dāng)于強(qiáng)制獲取信用，這增加了“賴賬”企業(yè)的可用資金，對(duì)緩解融資約束具有一定作用。本文借鑒Peterson et al.(1994)的方法*應(yīng)付賬款與銷售收入的比值是企業(yè)商業(yè)信用融資能力大小的度量，比值越大商業(yè)信用融資能力越強(qiáng)。陽(yáng)佳余(2012)認(rèn)為應(yīng)收賬款與銷售收入之比可能也是越高越好，如果兩者相減，就有可能導(dǎo)致對(duì)企業(yè)的商業(yè)信用融資能力衡量偏誤較大。企業(yè)應(yīng)收賬款比率較高，表明供應(yīng)渠道的占款較多，可能意味著企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力較弱，企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度可能降低，可能加重企業(yè)受到的商業(yè)信用融資約束。從而應(yīng)收賬款與銷售收入的比值可能是一個(gè)不太適合的衡量指標(biāo)。故而本文不使用應(yīng)付賬款與應(yīng)收賬款的差值與銷售收入的比值來(lái)衡量商業(yè)信用融資能力。，采用企業(yè)應(yīng)付賬款與銷售收入的比值來(lái)表示企業(yè)的商業(yè)信用融資能力，記為credit。

外部融資能力指標(biāo)(size)：企業(yè)的外部融資能力體現(xiàn)為企業(yè)從銀行獲取貸款的能力，企業(yè)獲取銀行信貸的能力越強(qiáng)，對(duì)外直接投資的能力越強(qiáng)。目前常用的外部融資能力衡量指標(biāo)有企業(yè)規(guī)模size(資產(chǎn)規(guī)模或企業(yè)就業(yè)規(guī)模)、利息支出(Feenstra et al.,2011)、有形資產(chǎn)占所有資產(chǎn)比重、資產(chǎn)債務(wù)比率等。本文選取企業(yè)就業(yè)規(guī)模的對(duì)數(shù)作為外部融資約束指標(biāo)，企業(yè)規(guī)模越大，外部融資約束越小，記為size。

生產(chǎn)效率指標(biāo)：新新貿(mào)易理論認(rèn)為，高生產(chǎn)效率的企業(yè)才能夠開展對(duì)外直接投資(Helpman et al.,2003)。生產(chǎn)率指標(biāo)主要有全要素生產(chǎn)率和人均產(chǎn)出兩種，本文借鑒葛順奇等(2013)的處理方法，采用人均產(chǎn)出來(lái)表示企業(yè)生產(chǎn)率，具體構(gòu)建方法為：工業(yè)產(chǎn)出與年均就業(yè)人數(shù)相除，然后取對(duì)數(shù)記為ln(pp)。

出口強(qiáng)度：用出口交貨值與銷售額的比值來(lái)表示，記為export。

企業(yè)庫(kù)存：產(chǎn)能過剩是中國(guó)經(jīng)濟(jì)在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)的重要現(xiàn)象，產(chǎn)能過剩的一個(gè)表現(xiàn)就是非合意庫(kù)存上升。企業(yè)面臨的庫(kù)存壓力越大，其對(duì)外尋求市場(chǎng)，開拓銷售渠道的動(dòng)機(jī)越明顯(徐清，2014)。本文采用產(chǎn)成品庫(kù)存的對(duì)數(shù)表示企業(yè)庫(kù)存，記為ln(stock)。

企業(yè)年齡age：黃玖立(2012)指出，企業(yè)年齡存在著兩種效應(yīng)：其一，年齡越久，表明企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)，是生產(chǎn)效率高的標(biāo)志；其二，企業(yè)成立時(shí)間越久，在經(jīng)營(yíng)上就可能越保守，銷售渠道固定，開拓新市場(chǎng)的意愿不強(qiáng)。企業(yè)年齡的具體構(gòu)造方法為：統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)的年份減去企業(yè)成立年份，記為age。

工業(yè)總產(chǎn)值、產(chǎn)品銷售收入、增值稅、產(chǎn)品銷售稅及附加、管理費(fèi)用、工業(yè)交貨值以及中間投入運(yùn)用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)調(diào)整為2004年價(jià)格，而固定資產(chǎn)用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)調(diào)整為2004年價(jià)格。各變量的統(tǒng)計(jì)描述如表1所示。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

表2　主要變量的相關(guān)性分析

注：關(guān)于生產(chǎn)效率指標(biāo)，采用Levinsohn-Petrin方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，但是該方法計(jì)算的生產(chǎn)效率與size的相關(guān)性超過了0.8，因而轉(zhuǎn)而采用人均產(chǎn)出ln(pp)代理生產(chǎn)效率。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則，如果最大方差膨脹因子VIF=MAX{VIF1,VIF2,……VIFn}≤10，則不存在系統(tǒng)多重共線性。

解釋變量的相關(guān)性分析結(jié)果見表2。從中可見，size與ln(cash)的相關(guān)性為0.6465，在0.7的臨界值以內(nèi)。其他變量的相關(guān)性系數(shù)都比較小，處于可接受的范圍，說明變量間的多重共線性問題并不嚴(yán)重。為了保證結(jié)果的可靠性，進(jìn)一步考察各變量的方差膨脹因子(VIF)，結(jié)果顯示，VIF值區(qū)間為[1.03，3.27]，均值為1.91，均處在經(jīng)驗(yàn)法則的允許范圍之內(nèi)，這說明多重共線性的影響是可控的。

(一)全樣本檢驗(yàn)

本文的所有回歸均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差來(lái)獲取z值，這樣極大地減輕了異方差問題的干擾，提高了結(jié)論的可靠性。全樣本檢驗(yàn)結(jié)果見表3，其中第一列為內(nèi)部融資能力指標(biāo)、商業(yè)信用融資能力指標(biāo)和外部融資能力指標(biāo)的估計(jì)結(jié)果，前2列沒有控制地區(qū)、行業(yè)及年份虛擬變量，從第3列開始，將上述因素予以控制。從擬R2來(lái)看，隨著各變量的逐漸加入以及所有制、地區(qū)、行業(yè)以及年份虛擬變量的影響得到控制，模型的顯著性得到提升，表明模型設(shè)定是合理的。接下來(lái)對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

內(nèi)部融資能力指標(biāo)ln(cash)的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明內(nèi)部融資能力對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的重要性，企業(yè)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流是投資資金的重要來(lái)源，現(xiàn)金流充裕的企業(yè)內(nèi)部融資能力更強(qiáng)，更有可能對(duì)外直接投資。這與Buch et al.(2010，2014)的結(jié)論基本一致。值得注意的是，第2列l(wèi)n(cash)的系數(shù)為負(fù)，但是隨著地區(qū)、行業(yè)和年份虛擬變量的加入，ln(cash)的系數(shù)變?yōu)檎怠?/p>

外部融資能力指標(biāo)size的系數(shù)顯著為正，表明外部融資能力對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向具有顯著影響，外部融資能力越強(qiáng)的企業(yè)在對(duì)外直接投資過程中從銀行借貸的能力越強(qiáng)，對(duì)外直接投資傾向也越高。

表3　初始估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示0.01、0.05和0.10置信水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為z值。下同。

從商業(yè)信用融資能力指標(biāo)credit來(lái)看，回歸系數(shù)為負(fù)，估計(jì)系數(shù)的顯著性并不穩(wěn)定，這說明商業(yè)信用融資能力對(duì)樣本整體影響不明，有待進(jìn)一步細(xì)分樣本進(jìn)行分析。

其他控制變量。生產(chǎn)效率ln(pp)的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明生產(chǎn)效率高的企業(yè)具有更高的對(duì)外直接投資傾向；出口強(qiáng)度export的系數(shù)顯著為正，表明出口強(qiáng)度越高的企業(yè)對(duì)外直接投資的傾向越大，與葛順奇等(2013)的研究結(jié)論一致；企業(yè)庫(kù)存ln(stock)的系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明庫(kù)存的增加，提高了企業(yè)的對(duì)外直接投資傾向；企業(yè)年齡age的系數(shù)為正，表明企業(yè)成立時(shí)間越久對(duì)外直接投資的傾向越高。

表4　分所有制的檢驗(yàn)

(二)分樣本檢驗(yàn)

首先，按照企業(yè)所有制類型進(jìn)行檢驗(yàn)。全樣本包含了國(guó)有企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)以及外資企業(yè)(包含港澳臺(tái)企業(yè)在內(nèi))，將不同所有制類型的企業(yè)分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。從主要解釋變量來(lái)看：首先，內(nèi)部融資約束的影響對(duì)三種資本類型的企業(yè)具有較大差異。私營(yíng)企業(yè)內(nèi)部融資約束指標(biāo)系數(shù)顯著為正，而外資和國(guó)有企業(yè)指標(biāo)系數(shù)不顯著，這表明私營(yíng)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向與其內(nèi)部融資能力呈正向變動(dòng)關(guān)系。其次，從商業(yè)信用融資能力指標(biāo)的系數(shù)及其顯著性來(lái)看，私營(yíng)企業(yè)的回歸系數(shù)顯著為正，其它類型系數(shù)皆為負(fù)且不顯著，說明私營(yíng)企業(yè)商業(yè)信用融資能力與對(duì)外直接投資傾向呈正向變動(dòng)關(guān)系。最后，對(duì)于三種所有制企業(yè)而言，外部融資約束指標(biāo)的系數(shù)都顯著為正，表明外部融資能力越強(qiáng)的企業(yè)對(duì)外直接投資傾向越高。

為什么會(huì)出現(xiàn)這種差異呢？從表1可知，國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)的平均規(guī)模是私營(yíng)企業(yè)的2.872倍和1.744倍，說明國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)比私營(yíng)企業(yè)外部融資能力強(qiáng)。私營(yíng)企業(yè)存在顯著的內(nèi)部融資約束和商業(yè)信用融資約束，其他兩種類型企業(yè)的商業(yè)信用約束和內(nèi)部融資約束對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資傾向影響不顯著。王彥超(2014)指出，國(guó)有企業(yè)利用自身從銀行貸款的便利，向存在融資約束的企業(yè)進(jìn)行資金資源二次分配，這一定程度上解釋了國(guó)有企業(yè)不受商業(yè)信用融資約束的問題。外資企業(yè)具有較強(qiáng)的技術(shù)和管理優(yōu)勢(shì)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，內(nèi)部現(xiàn)金流較為充裕(見表1)，與私營(yíng)企業(yè)相比商業(yè)信用融資能力也具有明顯優(yōu)勢(shì)，這就解釋了外資企業(yè)受到的內(nèi)部融資約束和商業(yè)信用融資約束較小的現(xiàn)象。

控制變量回歸結(jié)果的說明。國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)效率指標(biāo)的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)效率對(duì)對(duì)外直接投資傾向的影響不顯著。余下的控制變量export、ln(stock)和age的系數(shù)及顯著性與初始估計(jì)結(jié)果無(wú)逆轉(zhuǎn)性變化。

表5　非出口企業(yè)和出口企業(yè)的檢驗(yàn)

其次，按照企業(yè)是否經(jīng)由出口對(duì)外直接投資構(gòu)造分樣本檢驗(yàn)。Helpman et al.(2004)指出，對(duì)外直接投資比出口的固定成本要高；林毅夫(2002)認(rèn)為，中國(guó)企業(yè)對(duì)外出口在一定程度上遵循了比較優(yōu)勢(shì)的原則，而遵循比較優(yōu)勢(shì)的學(xué)習(xí)成本比違背比較優(yōu)勢(shì)的成本要小。本文將樣本劃分為出口企業(yè)對(duì)外直接投資以及非出口企業(yè)對(duì)外直接投資兩個(gè)子樣本以檢驗(yàn)其差異。由于子樣本中都包含國(guó)有企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)，此處將所有制差異的影響以虛擬變量的形式加以控制。

從回歸結(jié)果來(lái)看(表5)，非出口企業(yè)與出口企業(yè)的差異在于非出口企業(yè)的商業(yè)信用融資能力credit的系數(shù)顯著為正，而出口企業(yè)的商業(yè)信用融資能力的系數(shù)為負(fù)且不顯著，表明企業(yè)是否采取循序漸進(jìn)的方式對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)融資需求有影響，非出口企業(yè)對(duì)外直接投資面臨的融資約束要高于出口企業(yè)，需要借助商業(yè)信用融資來(lái)降低固定成本。企業(yè)不經(jīng)過出口對(duì)外直接投資，而又倚重商業(yè)信用融資，反映了企業(yè)通過銀行等渠道獲取融資力度不夠。企業(yè)經(jīng)由出口然后對(duì)外直接投資，商業(yè)信用融資能力的影響不顯著，說明遵循比較優(yōu)勢(shì)的原則，先出口然后開展對(duì)外直接投資面臨的融資約束確實(shí)要小一些。

表6　內(nèi)生性分析

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，取決于解釋變量和被解釋變量間是否存在內(nèi)生性，以及關(guān)鍵變量回歸結(jié)果是否隨變量的不同而不同。內(nèi)生性問題是解釋變量和被解釋變量之間存在雙向因果關(guān)系，如果不解決該問題，可能導(dǎo)致結(jié)論有偏的。本文被解釋變量與生產(chǎn)效率之間可能存在如下的關(guān)系：(1)內(nèi)生性問題(蔣冠宏 等，2013；嚴(yán)兵 等，2014)。生產(chǎn)效率對(duì)企業(yè)OFDI具有“自選擇效應(yīng)(self-select effect)”，OFDI的逆向技術(shù)溢出又進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率提高。葛順奇等(2013)驗(yàn)證了出口對(duì)OFDI的促進(jìn)作用，蔣冠宏等(2014)驗(yàn)證了對(duì)外直接投資對(duì)出口的促進(jìn)效應(yīng)。(2)因果關(guān)系。融資約束小的企業(yè)具有較高的對(duì)外直接投資傾向，而OFDI類企業(yè)往往具有較強(qiáng)融資能力。本文將age以外的其他變量均滯后一期回歸，結(jié)果見表6，各解釋變量的回歸系數(shù)符號(hào)及其顯著性與前文的回歸結(jié)果基本一致，說明內(nèi)生性問題不影響本文的結(jié)論。值得注意的是，隨著省份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)以及年份固定效應(yīng)的加入，第7列與第8列主解釋變量ln(cash)從負(fù)顯著轉(zhuǎn)變?yōu)檎@著，與表3的情形完全一致，表明本文解釋的合理性。

表7　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

接下來(lái)按照已有文獻(xiàn)中的常用做法，采取替換關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行回歸的方式來(lái)驗(yàn)證主要解釋變量的穩(wěn)健性。此處采用利息支出的對(duì)數(shù)作為替代變量，外部融資能力較強(qiáng)的企業(yè)能獲取更多的貸款，并因而付出更多的利息。利息支出用字母lx表示，并對(duì)數(shù)化處理為ln(lx)。本文借鑒Feenstra et al.(2011)的做法，企業(yè)的利息支出代表企業(yè)的外部融資能力，企業(yè)支付的利息越多，表明企業(yè)的外部融資越多，外部融資能力越強(qiáng)，穩(wěn)健性回歸檢驗(yàn)見表7。從表7的結(jié)果來(lái)看，各主要解釋變量的系數(shù)符號(hào)及其顯著性都與前文保持一致，說明結(jié)論是穩(wěn)健的，茲不再詳述。

四、結(jié)論與政策含義

研究結(jié)果表明，企業(yè)融資異質(zhì)性對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生了重要影響，然而這種影響因所有制和企業(yè)是否跨越式國(guó)際化(即不出口而直接開展對(duì)外直接投資)而異：首先，私營(yíng)企業(yè)的內(nèi)部融資能力和商業(yè)信用融資能力與對(duì)外直接投資傾向呈正向變動(dòng)關(guān)系，而國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)則不顯著。所有類型企業(yè)外部融資能力都與對(duì)外直接投資傾向呈顯著正相關(guān)關(guān)系，但是國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)(本文所采用的外部融資能力指標(biāo)顯示)外部融資能力要遠(yuǎn)高于私營(yíng)企業(yè)。其次，出口企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)的融資約束要低一些。商業(yè)信用融資能力對(duì)出口企業(yè)對(duì)外直接投資傾向影響不顯著，但對(duì)非出口企業(yè)對(duì)外直接投資卻有顯著的促進(jìn)作用，表明非出口企業(yè)對(duì)外直接投資的融資約束比出口企業(yè)嚴(yán)重。

本研究的政策啟示在于，應(yīng)進(jìn)一步改善中國(guó)企業(yè)的融資環(huán)境，具體而言：一是大力推進(jìn)金融市場(chǎng)市場(chǎng)化，改變對(duì)私營(yíng)企業(yè)的融資歧視社會(huì)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)對(duì)不同所有制企業(yè)外部融資的公平對(duì)待；二是引導(dǎo)企業(yè)間借貸的規(guī)范和健康發(fā)展，鼓勵(lì)和引導(dǎo)不同類型的企業(yè)采取符合自身情況的國(guó)際化方式，拓寬企業(yè)融資渠道。

參考文獻(xiàn)：

葛順奇,羅偉. 2013. 中國(guó)制造業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資和母公司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[J]. 管理世界(6):28-42.

黃鵬,張宇. 2014. 融資歧視與中國(guó)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新：基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的Probit檢驗(yàn)[J]. 現(xiàn)代財(cái)經(jīng)(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào))(8):44-55.

蔣冠宏,蔣殿春，蔣昕桐. 2013. 我國(guó)技術(shù)研發(fā)型外向FDI的“生產(chǎn)率效應(yīng)”：來(lái)自工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)[J]. 管理世界(9):44-54.

姜亞鵬,姜玉梅,王飛. 2014. 國(guó)有企業(yè)主導(dǎo)中國(guó)對(duì)外直接投資的成因分析[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)(7):92-101.

金碚. 2006. 債務(wù)支付拖欠對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)及企業(yè)行為的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(5):13-19.

林毅夫. 2002. 發(fā)展戰(zhàn)略、自生能力和經(jīng)濟(jì)收斂[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2):269-300.

李青原,李江冰，江春，等. 2013. 金融發(fā)展與地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)資本配置效:來(lái)自升級(jí)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2):527-548.

孫靈燕,李榮林. 2012. 融資約束限制中國(guó)企業(yè)出口參與嗎[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(1):231-252.

田巍,余淼杰. 2012. 企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)“走出去”對(duì)外直接投資：基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2):383-408.

王彥超. 2014. 金融抑制與商業(yè)信用二次配置功能[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(6):86-99.

徐清. 2014. 金融發(fā)展、生產(chǎn)率與中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資[D]. 天津：南開大學(xué).

嚴(yán)兵,張禹，韓劍. 2014. 企業(yè)異質(zhì)性與對(duì)外直接投資：基于江蘇省企業(yè)的檢驗(yàn)[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究(4):50-63.

陽(yáng)佳余. 2012. 融資約束與企業(yè)出口行為:基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(4):1503-1524.

BRIDGES S, GUARRIGLIA A. 2006. Financial constraints，global engagement，and firm survival in the United Kingdom：evidence from micro data [J]. Scottish Journal of Political Economy, 55(4):444-464.

BUCH C M, KESTERNICH I, LIPPONER A, et al. 2010. Exports versus FDI revisited: does finance matter [J]. Munich Reprints in Economics, CEPR Discussion Paper, No.DP7839.

BUCH C M, KESTERNICH I, LIPPONER A, et al. 2014. Financial constraints and foreign direct investment: firm-level evidence [J]. Review of World Economics, 150(2)：393-420.

CAI H, LIU Q. 2009. Competition and corporate tax avoidance: evidence from chinese industrial firms [J]. The Economic Journal,119(537):764-795.

CHANEY T.2013. Liquidity constrained exporters [J]. NBER Working Paper, No.19170.

CLAESSENS S, TZIOUMIS K. 2006. Measuring firms' access to finance [R]. Mimeo,World Bank.

DJANKOV S,RAMALHO R. 2009. Employment laws in developing countries [J]. Journal of Comparative Economics, 37(1):3-13.

FEENSTRA R C, LI Z, YU M. 2011. Exports and credit constrains under incomplete information: theory and evidence from china [J]. Review of Economics and Statistics,96(4):729-744.

GREENAWAY D, GUARIGLIA A, KNELLER R. 2007. Financial factors and exporting decisions [J]. Journal of International Economics,73(2):377-395.

HELPMAN E, MELITZ M J, YEAPLE S R. 2003. Export versus FDI [J]. NBER Working Paper,No.9439.

HUANG Y. 2003. Selling china:foreign direct investment during the reform era [M]. Cambridge:Cambridge University Press.

MANOLE V, SPATAREANU M. 2010. Exporting, capital investment and financial constraints [J]. Review of World Economics ,146(1):23-37.

MINETTI R, ZHU S C. 2011. Credit constraints and firm export: microeconomic evidence from Iitaly [J]. Journal of International Economics, 83(2):109-125.

MYERS S, MAJLUF N S. 1983. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have [J]. Journal of Financial Economics,13(2):187-221.

PETERSON M A,RAJAN R G. 1994. The benefits of lending relationships:evidence from small business data [J]. Journal of Finance，49(1)：3-37.

STIEBATE J. 2008. Do financial constraints matter for foreign market entry? a firm-level examination [J]. World Economy, 34(1):123-153.

(責(zé)任編輯張坤)

Effect of Financial Heterogeneity on Propensity of Firm′s OFDI:Test Based on Chinese Industrial Enterprises

QIU LiCheng1,2LIU KuiNing1

(1.Nankai University， Tianjin 300071; 2.Tianjin Commercial University, Tianjin 300071 )

Abstract:Probit model is used in the paper to analyze the effect of financing ability heterogeneity on the propensity of firm′s OFDI based on firm-level panel data from 2004 to 2007. The result shows that internal financial ability and external financial ability change to the same direction with the propensity of OFDI, the ability of the internal financial ability and the commercial financial ability move to the same direction with the private firms′ propensity of OFDI, but the effect on state owned enterprises and foreign owned firms is not significant. The ability of the commercial financial ability changes to the same direction with the non-exporters propensity of OFDI, but its effect on exporters is insignificant. This paper suggests that private firms and non-exporting firms face stronger financial constraints of OFDI.

Keywords:financing ability heterogeneity; propensity of OFDI; enterprises of different ownership

收稿日期：2015-07-16

作者簡(jiǎn)介：邱立成(1962--)，男，河北秦皇島人，天津商業(yè)大學(xué)教授，南開大學(xué)跨國(guó)公司研究中心研究員，博士生導(dǎo)師。

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“新時(shí)期中國(guó)企業(yè)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略與績(jī)效研究”(13JJD790016)；教育部人文社科重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“對(duì)外直接投資支持體系：國(guó)際比較研究”(12JJD790035)。

中圖分類號(hào)：F812.7

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-6260(2016)03-0047-08

劉奎寧(1983--)，男，湖北襄陽(yáng)人，南開大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)研究所博士生。