鄭云虹, 譚 聰

(東北大學(xué) 工商管理學(xué)院, 遼寧 沈陽 110169)

截至2019 年末,中國對外直接投資(outward foreign direct investment,簡稱OFDI)存量與流量分別達21 988.8億美元與1 369.1億美元,位居世界前列。面對錯綜復(fù)雜的外部環(huán)境, 企業(yè)OFDI風(fēng)險亦有增加。一方面,中國跨國公司的負債率與國內(nèi)公司相比顯著更高,2006年至2018年中國OFDI流量中,債務(wù)工具投資總額為2 595億美元,占OFDI流量總額和外源融資總額的21%和34%(1)數(shù)據(jù)來源:商務(wù)部《中國對外投資發(fā)展報告2019》。。而中國企業(yè)OFDI的支付方式以國內(nèi)外銀行貸款的現(xiàn)金交易為主,企業(yè)高比例外源融資導(dǎo)致財務(wù)杠桿風(fēng)險加大。另一方面,近年來隨著英國脫歐、美國的保護主義等“逆全球化”現(xiàn)象以及地區(qū)爭端、新冠疫情等不確定性事件頻發(fā),全球化市場及供應(yīng)鏈屢遭破壞,中國企業(yè)OFDI經(jīng)營風(fēng)險增加。

“走出去”的企業(yè)面臨一定的投資杠桿風(fēng)險,表現(xiàn)為由于債務(wù)的存在導(dǎo)致的財務(wù)杠桿風(fēng)險以及外部環(huán)境變化帶來的經(jīng)營杠桿風(fēng)險。財務(wù)杠桿風(fēng)險是由于債務(wù)等融資成本的存在使得股東承擔(dān)的額外風(fēng)險;經(jīng)營杠桿風(fēng)險則是由于銷售額的變化導(dǎo)致企業(yè)單位產(chǎn)品固定成本的波動,進而對利潤產(chǎn)生的影響。已有研究多從宏觀視角關(guān)注企業(yè)對外直接投資與企業(yè)風(fēng)險之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)東道國政治風(fēng)險[1]、文化差異[2]以及經(jīng)濟政策不確定性[3]都會對企業(yè)OFDI產(chǎn)生抑制效應(yīng)。也有學(xué)者從微觀視角探討OFDI對企業(yè)的影響,如以資產(chǎn)收益率波動衡量企業(yè)的對外投資風(fēng)險水平[4];關(guān)于財務(wù)杠桿風(fēng)險,已有研究認為對外直接投資會給企業(yè)帶來財務(wù)風(fēng)險[5]、過度負債[6],而關(guān)于經(jīng)營杠桿風(fēng)險的研究甚少,僅側(cè)重于對外投資企業(yè)海外經(jīng)營中的資本配置效率[7]以及經(jīng)營績效[8]。

立足于企業(yè)微觀視角,將財務(wù)杠桿風(fēng)險與經(jīng)營杠桿風(fēng)險納入OFDI企業(yè)對外投資風(fēng)險框架下,探究OFDI影響企業(yè)杠桿風(fēng)險的微觀機制,有助于OFDI企業(yè)制定更加積極的內(nèi)部管控機制以降低企業(yè)風(fēng)險水平。本文的創(chuàng)新點主要在于:第一,研究內(nèi)容上從融資約束、研發(fā)投入、全要素生產(chǎn)率、企業(yè)多元化水平四個方面深刻揭示OFDI影響企業(yè)杠桿風(fēng)險的路徑,科學(xué)而全面地展現(xiàn)OFDI與企業(yè)杠桿風(fēng)險之間的內(nèi)在聯(lián)系;第二,現(xiàn)有關(guān)于融資約束影響企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險的研究結(jié)論不一致甚至互相矛盾,本文通過中國OFDI企業(yè)樣本,揭示融資約束在企業(yè)OFDI過程中對于財務(wù)杠桿風(fēng)險的作用;第三,在微觀層面擴展OFDI與企業(yè)自身風(fēng)險水平的研究,為企業(yè)在OFDI活動中降低投資風(fēng)險、提高經(jīng)營水平提供決策依據(jù)。

一、 理論分析與研究假設(shè)

1. 融資約束與OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險

OFDI企業(yè)的融資決策往往同時受母國和東道國多種因素的共同影響。國內(nèi)融資干擾諸多,國外融資又缺乏信貸擔(dān)保;經(jīng)濟政策不確定性加重企業(yè)的融資約束,影響企業(yè)債權(quán)融資[9]。Helpman等[10]研究發(fā)現(xiàn)跨國公司所特有的國際化模式凸顯了企業(yè)實際融資約束的不同,較低的負債比和較高的現(xiàn)金流致使跨國公司在國際化的過程中難以滿足自身融資需求。

過度“杠桿化”是OFDI企業(yè)的突出問題。融資約束通過以下兩種途徑影響OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險。①高利率。企業(yè)OFDI會面臨固定成本高、經(jīng)營環(huán)境不確定性等復(fù)雜狀況,對于國內(nèi)債權(quán)人來說監(jiān)督成本高、信息不對稱等問題突出,債權(quán)人在面臨較高信貸風(fēng)險時會提高信貸利率以保障自身利潤,由此加大了OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險[11]。②高負債。企業(yè)OFDI伴隨巨大的資金需求,并具有明顯的現(xiàn)金支付偏好,而所支付的現(xiàn)金主要來自于國內(nèi)外銀行貸款,加之OFDI企業(yè)面臨項目風(fēng)險大、東道國風(fēng)險高等問題,導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)過度債務(wù)依賴現(xiàn)象[12]。由此,本文提出假設(shè)H1:融資約束的增大加大了OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險。

2. 研發(fā)投入與OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險

Bilir等[13]認為國際市場的激烈競爭驅(qū)動OFDI企業(yè)在國際化擴張中提高企業(yè)研發(fā)投入占比。融資優(yōu)序理論認為:由于內(nèi)源融資相比外源融資不需要抵押和逆向選擇,也不放大財務(wù)危機,所以企業(yè)利潤積累和留存收益成為企業(yè)創(chuàng)新投入的資金來源[14]。雖然企業(yè)在研發(fā)投入中更加傾向于內(nèi)源融資,但是由于研發(fā)活動沉沒成本大,大多企業(yè)融資需求往往存在很大的缺口。當(dāng)內(nèi)源融資不足時,外源融資便是企業(yè)研發(fā)的重要資金來源,而以銀行貸款為主的外源融資無疑會加大企業(yè)的財務(wù)杠桿風(fēng)險[15]。由此,本文提出假設(shè)H2:研發(fā)投入的增加加大了OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險。

3. 全要素生產(chǎn)率與OFDI企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險

異質(zhì)性理論認為企業(yè)參與國際競爭是一種“自選擇效應(yīng)”,即低生產(chǎn)率企業(yè)由于無法克服高運輸和固定投資成本,所以只能將目光集中于國內(nèi)市場;而高生產(chǎn)率企業(yè)往往服務(wù)于國際市場。OFDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有逆向促進作用,主要通過以下兩種途徑實現(xiàn):①通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)獲得國外先進企業(yè)的知識、管理和經(jīng)驗,進而促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提高[16];②OFDI企業(yè)面對更有競爭力的對手以及不同消費偏好的市場等外部環(huán)境,從而倒逼企業(yè)在“干中學(xué)”中促進生產(chǎn)率的提升[17]。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率質(zhì)量高低對于企業(yè)經(jīng)營績效具有顯著的正向因果關(guān)系[18]。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高會推動其產(chǎn)出增長,進而直接帶動企業(yè)經(jīng)營效益的增長以及間接降低企業(yè)固定成本,降低經(jīng)營杠桿風(fēng)險[19];另外,OFDI企業(yè)生產(chǎn)率水平的高低也是企業(yè)抗風(fēng)險能力的關(guān)鍵因素,面對東道國復(fù)雜的制度、法律和文化環(huán)境,較高生產(chǎn)率水平的企業(yè)通過吸引東道國優(yōu)質(zhì)人才、打造特色經(jīng)營產(chǎn)品來降低自身經(jīng)營杠桿風(fēng)險。由此,本文提出假設(shè)H3:全要素生產(chǎn)率的提升降低了OFDI企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險。

4. 多元化水平與OFDI企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險

OFDI企業(yè)更傾向于實施多元化經(jīng)營戰(zhàn)略,包括產(chǎn)品多樣化與投資區(qū)域擴大化。以投資帶動出口是OFDI企業(yè)多元化發(fā)展的重要方向:①OFDI 企業(yè)具有當(dāng)?shù)匦畔?yōu)勢,能夠顯著降低出口成本,促進企業(yè)出口產(chǎn)品多元化[20];②海外投資的出口替代效應(yīng)可降低出口市場集中度,出口促進效應(yīng)可促進出口市場數(shù)量增加,進而帶動企業(yè)投資區(qū)域擴大化,促進企業(yè)的多元化布局[21]。

OFDI企業(yè)通過風(fēng)險規(guī)避和績效反饋兩方面影響經(jīng)營杠桿風(fēng)險。①由于存在“外來者”劣勢,OFDI企業(yè)缺乏海外投資經(jīng)驗。投資區(qū)域多元化則可以利用更多區(qū)域的區(qū)位優(yōu)勢,充分利用全球資源,學(xué)習(xí)不同區(qū)域企業(yè)先進的經(jīng)營管理理念和生產(chǎn)技術(shù)等,從而充分發(fā)揮企業(yè)整體所有權(quán)優(yōu)勢和內(nèi)部化優(yōu)勢,進而規(guī)避經(jīng)營風(fēng)險[22]。②OFDI企業(yè)通過多元化經(jīng)營主動尋求國際化經(jīng)驗和技術(shù),從而在全球化市場獲得強大競爭力及快速績效提升;此外,企業(yè)通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”積累經(jīng)驗,逐步適應(yīng)東道國環(huán)境,國際化收益逐漸超過成本,國際化經(jīng)營促進績效提升[23]。由此,本文提出假設(shè)H4:多元化水平的提高降低了OFDI企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險。

二、 研究設(shè)計

1. 模型設(shè)定

(1)

(2)

最后,根據(jù)DID模型的設(shè)定,將進行OFDI的企業(yè)設(shè)為實驗組,未進行OFDI的企業(yè)設(shè)定為對照組,比較兩組企業(yè)在OFDI前后杠桿風(fēng)險水平的變化幅度,若實驗組的結(jié)果變量顯著高于(低于)對照組,那么可以認為OFDI企業(yè)顯著提升(降低)企業(yè)杠桿風(fēng)險水平。具體基準(zhǔn)模型設(shè)定如下:

levit=α0+α1dui+α2dt+βdui×dt+γXit+μi+φt+εit

(3)

其中,i,t分別代表企業(yè)和年份;levit為企業(yè)杠桿風(fēng)險,分為財務(wù)杠桿風(fēng)險(f_levit)和經(jīng)營杠桿風(fēng)險(o_levit)兩個部分;dui×dt是核心解釋變量;Xit為控制變量;μi為個體固定效應(yīng);φt為年份固定效應(yīng);εit為隨機誤差項;α0,α1,α2,β,γ為各變量的系數(shù)。

2. 變量選取

(1) 被解釋變量

財務(wù)杠桿風(fēng)險。財務(wù)杠桿是由于債務(wù)的存在而導(dǎo)致普通股每股利潤變動大于息稅前利潤變動的杠桿效應(yīng),本文用財務(wù)杠桿風(fēng)險系數(shù)表示財務(wù)杠桿風(fēng)險:(稅前利潤+財務(wù)費用)/稅前利潤[24]。

經(jīng)營杠桿風(fēng)險。經(jīng)營杠桿是企業(yè)經(jīng)營中由于固定成本的存在而導(dǎo)致息稅前利潤變動大于產(chǎn)銷業(yè)務(wù)量變動率的杠桿效應(yīng)。本文用經(jīng)營杠桿風(fēng)險系數(shù)表示經(jīng)營杠桿風(fēng)險:營業(yè)利潤/(稅前利潤+財務(wù)費用)[24]。

(2) 解釋變量

依據(jù)DID模型設(shè)定,dui表示分組差異對企業(yè)杠桿風(fēng)險的影響;dt表示時間變動對企業(yè)杠桿風(fēng)險的影響;dui×dt是核心解釋變量,β為本文關(guān)注的核心系數(shù),反映了OFDI行為對企業(yè)杠桿風(fēng)險的影響,β>0(β<0)說明企業(yè)OFDI對自身杠桿風(fēng)險有正向(負向)的影響。

(3) 控制變量

本文控制變量選取如下:①凈資產(chǎn)收益率(roe)。凈資產(chǎn)收益率用企業(yè)稅后利潤/凈資產(chǎn)表示。②凈利潤率(npr)。凈利潤率用凈利潤/總營業(yè)收入表示。③托賓Q值(tobinq)。托賓Q值用(流通股市值+非流通股賬目價值+負債賬目價值)/總資產(chǎn)表示,用來衡量公司的成長性。④營業(yè) 收入機會(oio)。營業(yè)收入機會用主營業(yè)務(wù)收入/總資產(chǎn)表示。⑤公司現(xiàn)金持有量(cash)。用現(xiàn)金持有量/總資產(chǎn)表示,反映公司財務(wù)戰(zhàn)略和經(jīng)營戰(zhàn)略。⑥公司資本密集度(capital)。公司資本密集度用固定資產(chǎn)凈額/企業(yè)員工數(shù)表示,取對數(shù)。⑦企業(yè)類型(soe)。企業(yè)類型為二分變量,國企取1,否則取0。

3. 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

對外直接投資數(shù)據(jù)來自于國泰安海外直接投資數(shù)據(jù)庫與上市公司年報手工整理。本文選擇2010—2018年A股上市公司對外直接投資數(shù)據(jù),其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。通過將OFDI數(shù)據(jù)和上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)進行匹配,合并成一套完整的數(shù)據(jù)樣本。同時對數(shù)據(jù)進行以下處理:①剔除子公司投資異常、重要財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)不全和投資數(shù)據(jù)只有2018年一年以及連續(xù)經(jīng)營小于等于兩年的企業(yè)數(shù)據(jù);②剔除投資地為中國香港、開曼群島等避稅天堂的數(shù)據(jù);③剔除持股比例小于等于20%的數(shù)據(jù);④剔除金融、ST類型企業(yè);⑤對所有連續(xù)型變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。

三、 實證結(jié)果分析

1. 描述性統(tǒng)計分析

本文將OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)相關(guān)變量作了描述性對比,統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

OFDI企業(yè)財務(wù)杠桿系數(shù)均值略大于非OFDI企業(yè),企業(yè)在樣本期間內(nèi)的財務(wù)杠桿系數(shù)差距明顯,最小值與最大值相差較大,說明了大部分OFDI企業(yè)在對外直接投資過程中存在債務(wù)融資現(xiàn)象,企業(yè)負債“走出去”的現(xiàn)象明顯,存在一定的財務(wù)杠桿風(fēng)險。而OFDI企業(yè)經(jīng)營杠桿系數(shù)均值略小于非OFDI企業(yè),原因可能在于“走出去”企業(yè)自身綜合實力較強,具有較高的應(yīng)對風(fēng)險能力,因此企業(yè)經(jīng)營杠桿系數(shù)較低。從融資約束指數(shù)、研發(fā)投入、全要素生產(chǎn)率和多元化水平四個變量的均值可看出,OFDI企業(yè)都略高于非OFDI企業(yè)。以上均在一定程度上印證了前文的理論假設(shè)。

2. PSM結(jié)果分析

本文參照Rosenbaum等[25]提出的PSM方法,設(shè)定企業(yè)進行對外直接投資的概率為

P=Pr{OFDIit=1}=Φ{Zit-1}

(4)

PSM的基本思想是依據(jù)特定的匹配規(guī)則, 在樣本中找到某個非OFDI企業(yè), 使得該企業(yè)與OFDI企業(yè)個體特征的可觀測變量盡可能地相似。 其中,Zit-1為匹配變量, 匹配變量既要影響公司OFDI選擇又要影響被解釋變量企業(yè)杠桿風(fēng)險水平, 因此本文選定公司主營業(yè)務(wù)收入(mbi)、公司固定資產(chǎn)凈額(nfa)、 公司負債總額(debt)、 公司資產(chǎn)規(guī)模(size)、 總資產(chǎn)收益率(roa)、 公司全要素生產(chǎn)率(tfp_lp)作為匹配變量, 基于傾向得分的分年度核匹配方法, 使用Logit估計傾向性得分, 并僅對共同取值范圍內(nèi)的個體進行匹配, 得到與實驗組基于上述可觀測個體特征相似的控制組。 從表2的匹配結(jié)果顯示, 匹配前OFDI企業(yè)的匹配變量均值明顯高于非OFDI企業(yè), 符合樣本“自選擇效應(yīng)”。 匹配后變量的t值和p值不能拒絕實驗組和控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè), 表明匹配結(jié)果符合實驗組和控制組的可比性要求。

表2 平衡性檢驗:以2010年財務(wù)杠桿風(fēng)險為例

3. 初始回歸結(jié)果分析

表3顯示了初始回歸結(jié)果, 列(1)～列(3)的被解釋變量反映財務(wù)杠桿風(fēng)險, 列(4)～列(6)的被解釋變量反映經(jīng)營杠桿風(fēng)險。 列(1)、列(4)沒有加入控制變量, 列(2)、列(5)加入了控制變量但未加入行業(yè)固定效應(yīng), 列(3)、列(6)進一步加入了行業(yè)固定效應(yīng), 并控制了個體和年份固定效應(yīng), 本文在控制了年份固定效應(yīng)后未報告時間虛擬變量, 后文同。 從結(jié)果可以看出, 列(1)～列(3)交互項dui×dt的系數(shù)為正, 說明企業(yè)對外直接投資加大了自身的財務(wù)杠桿風(fēng)險水平, 列(3)在加入了控制變量以及行業(yè)固定效應(yīng)基礎(chǔ)上依然為正, 并在5%水平上顯著, 說明結(jié)果具有穩(wěn)健性; 列(4)～列(6)交互項dui×dt的系數(shù)為負, 說明企業(yè)OFDI降低了自身的經(jīng)營杠桿風(fēng)險水平, 列(6)在加入了控制變量以及行業(yè)固定效應(yīng)基礎(chǔ)上依然為負, 并在1%水平上顯著, 說明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 初始回歸結(jié)果

四、 OFDI的杠桿風(fēng)險傳導(dǎo)機制

1. 中介效應(yīng)模型設(shè)定

本文采用逐步法來檢驗中介效應(yīng)機制的合理性,步驟如下:第一步,檢驗企業(yè)對外直接投資是否影響企業(yè)杠桿風(fēng)險; 第二步,檢驗企業(yè)對外直接投資是否影響中介變量; 第三步,將交互項dui×dt和中介變量對企業(yè)杠桿風(fēng)險進行回歸,如果交互項dui×dt 和Mit估計系數(shù)顯著或不顯著,則說明OFDI對企業(yè)杠桿風(fēng)險的作用來自或并未來自中介變量的影響。根據(jù)以上三步,設(shè)定模型如下:

其中,Mit為中介變量,分別代表融資約束指數(shù)(kz)、研發(fā)投入(rd)、全要素生產(chǎn)率(tfp_lp)和多元化水平(dyh_entro),其他變量設(shè)定和基準(zhǔn)模型一樣。①融資約束指數(shù)。構(gòu)建融資約束指數(shù)kz[26], kz越大,則上市公司面臨的融資約束程度越高,融資效率越低。②研發(fā)投入。用企業(yè)研發(fā)投入總額統(tǒng)一加1之后取自然對數(shù)表示。③全要素生產(chǎn)率。本文用LP法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。④多元化水平。以收入熵指數(shù)S衡量企業(yè)多元化水平,S=∑piln(1/pi),pi表示第i個行業(yè)在總收入中的比重,指數(shù)越大則企業(yè)多元化水平越高[27]。

2. 中介效應(yīng)結(jié)果分析

表4顯示了企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險的影響機制,列(1)～列(3)、列(4)～列(6)分別顯示了式(5)～式(7)的回歸結(jié)果。列(1)交互項dui×dt回歸系數(shù)為0.069并通過5%的顯著性檢驗,表明企業(yè)OFDI能夠顯著地加大自身財務(wù)杠桿風(fēng)險;列(2)交互項dui×dt回歸系數(shù)為0.197并通過了1%的顯著性檢驗,說明OFDI增大了企業(yè)的融資約束,降低了企業(yè)的融資能力;列(3)交互項dui×dt的回歸系數(shù)為0.061并通過10%的顯著性檢驗,融資約束的回歸系數(shù)為0.063并通過了1%的顯著性檢驗,說明OFDI通過增大自身融資約束水平加大了企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險,驗證了假設(shè)H1。同理,列(5)說明OFDI增加了企業(yè)研發(fā)投入水平;列(6)交互項dui×dt的回歸系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗,但是研發(fā)投入的回歸系數(shù)不顯著,說明OFDI不會通過增加研發(fā)投入影響企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險,假設(shè)H2未得到驗證。

表4 OFDI影響企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險的機制分析

表5顯示了企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險的影響機制, 列(1)交互項dui×dt回歸系數(shù)為-0.033并通過1%的顯著性檢驗, 表明OFDI能夠顯著地降低企業(yè)的經(jīng)營杠桿風(fēng)險; 列(2)交互項dui×dt回歸系數(shù)為0.173并通過了1%的顯著性檢驗, 說明OFDI能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率; 列(3)交互項dui×dt的回歸系數(shù)為-0.020并通過1%的顯著性檢驗, 全要素生產(chǎn)率的系數(shù)-0.071也通過了1%的顯著性檢驗, 說明OFDI通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率降低了企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險, 驗證了假設(shè)H3。 同理,列(5)說明OFDI提高了企業(yè)的多元化水平; 列(6)表明OFDI企業(yè)通過提高多元化水平可以降低自身經(jīng)營杠桿風(fēng)險,驗證了假設(shè)H4。

表5 OFDI影響企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險的機制分析

3. 穩(wěn)健性檢驗

為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用三種方式對基準(zhǔn)回歸和中介效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗。首先,在基礎(chǔ)回歸中依次增加了控制變量和行業(yè)、個體、年份固定效應(yīng),在前文已經(jīng)列出。其次,改變被解釋變量度量方式:將財務(wù)杠桿風(fēng)險用總負債/總資產(chǎn)(lev)作為穩(wěn)健性檢驗指標(biāo),將經(jīng)營杠桿風(fēng)險用凈利潤/(稅前利潤+財務(wù)費用)(o_lev2)作為穩(wěn)健性檢驗指標(biāo)。最后,改變前文PSM的匹配方式,采用近鄰1∶2匹配。表6和表7結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是基準(zhǔn)回歸還是中介效應(yīng)檢驗,關(guān)鍵系數(shù)符號并未發(fā)生顯著變化,進一步驗證了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 基準(zhǔn)模型穩(wěn)健性檢驗

表7 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

五、 異質(zhì)性分析

1. OFDI類型與企業(yè)杠桿風(fēng)險

不同類型企業(yè)的經(jīng)營理念、投資目的差別顯著,因此顯示出不同程度的杠桿風(fēng)險。本文將企業(yè)OFDI分為三種類型:資源尋求型、商貿(mào)服務(wù)型和研究開發(fā)型(2)將投資企業(yè)經(jīng)營范圍描述中包含關(guān)鍵詞石油、天然氣、礦產(chǎn)、勘探等對外直接投資項目歸為資源尋求型;含關(guān)鍵詞銷售、貿(mào)易、加工制造、工程等對外直接投資項目歸為商貿(mào)服務(wù)型;含關(guān)鍵詞研發(fā)、設(shè)計、技術(shù)、專利等對外直接投資項目歸為研究開發(fā)型。。表8顯示:對于財務(wù)杠桿風(fēng)險而言,商貿(mào)服務(wù)型投資有典型的市場尋求動機導(dǎo)向,在進入東道國市場時存在“后來者劣勢”,企業(yè)為擴大海外市場會采取降價促銷、擴大廣告宣傳等措施,從而消耗企業(yè)大量資本存量,企業(yè)在內(nèi)外融資需求擴大情況下財務(wù)杠桿風(fēng)險會增大;而資源尋求型投資是保障國內(nèi)資源供需平衡和國民經(jīng)濟健康運行的重要投資活動,開展此類投資的企業(yè)通常自身資金雄厚,同時,政府也會給予減稅降費等相關(guān)支持政策;研究開發(fā)型投資的企業(yè)自主創(chuàng)新能力強,企業(yè)投入多產(chǎn)出也多,兩者能有效循環(huán)互補,財務(wù)杠桿風(fēng)險較低。對于經(jīng)營杠桿風(fēng)險而言,商貿(mào)服務(wù)型企業(yè)的短期投資效益和資金流轉(zhuǎn)速度明顯高于其他兩類企業(yè),加之該類型企業(yè)服務(wù)不同類型市場,能有效對沖企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險。而資源尋求型企業(yè)多是國企,在東道國投資會被貼上“政治意圖”的標(biāo)簽,研究開發(fā)型企業(yè)在發(fā)達國家也受到層層阻礙,加之近年來貿(mào)易保護主義抬頭,眾多企業(yè)不僅會受到嚴(yán)格審查還會在生產(chǎn)經(jīng)營中頗受干擾,因此經(jīng)營杠桿風(fēng)險高于商貿(mào)服務(wù)型投資企業(yè)。

表8 不同投資類型的差異性檢驗

2. OFDI模式與企業(yè)杠桿風(fēng)險

本文將企業(yè)OFDI進入模式分為綠地投資和跨國并購兩類(3)將投資數(shù)據(jù)庫進入模式中“投資設(shè)立”確定為綠地投資;“同一控制下合并”與“非同一控制下合并”確定為跨國并購;若同一企業(yè)包含以上多種情況,則以投資初始年份為起點比較兩種模式總投資規(guī)模,選擇較大的規(guī)模作為企業(yè)進入模式。。表9顯示:綠地投資對企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險和經(jīng)營杠桿風(fēng)險影響顯著而跨國并購并不顯著。一方面,綠地投資是跨國公司在東道國創(chuàng)建新企業(yè)的投資模式,企業(yè)大量的籌建工作在短期內(nèi)需要充足的資金作為保障,為此會加大企業(yè)的財務(wù)杠桿風(fēng)險;而跨國并購是強強聯(lián)合的投資模式,企業(yè)不僅能夠優(yōu)勢互補,而且容易得到東道國的優(yōu)惠信貸支持,因此財務(wù)杠桿風(fēng)險較低。另一方面,開展綠地投資的往往是實力強大的跨國公司,企業(yè)能控制自身經(jīng)營風(fēng)險并在各個項目中占據(jù)主動性,另外綠地投資相比于跨國并購能為東道國提供更多的就業(yè)機會,政治風(fēng)險較小,也能得到稅收優(yōu)惠,企業(yè)還能利用自身管理、技術(shù)等優(yōu)勢擴大市場,因此更能有效地降低自身的經(jīng)營杠桿風(fēng)險。跨國并購面臨的最大問題是并購后的企業(yè)整合,不同企業(yè)在企業(yè)文化、經(jīng)營管理上存在巨大差距,因此短期內(nèi)會存在較高的經(jīng)營杠桿風(fēng)險。

表9 不同進入模式的差異性檢驗

六、 結(jié)論與啟示

本文以中國上市公司為樣本,研究OFDI如何影響企業(yè)杠桿風(fēng)險,具體結(jié)論有以下三個方面。①OFDI加大了企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險而降低了企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險。②企業(yè)融資約束提升了財務(wù)杠桿風(fēng)險,而研發(fā)投入對企業(yè)財務(wù)杠桿風(fēng)險的影響不明顯。OFDI企業(yè)通過提升全要素生產(chǎn)率和多元化水平降低了企業(yè)經(jīng)營杠桿風(fēng)險。③異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)商貿(mào)服務(wù)型OFDI、綠地投資顯著影響了企業(yè)杠桿風(fēng)險。

基于研究結(jié)論,本文提出以下兩點啟示。 第一,作為OFDI的主體,在當(dāng)前外部環(huán)境不確定性加大情況下, 企業(yè)應(yīng)強化融資風(fēng)險管控意識,加強對外部環(huán)境的評估,提高外部市場經(jīng)營水平。 首先,在OFDI過程中,為解決資金需求,應(yīng)盡力拓寬融資渠道,優(yōu)先選擇內(nèi)源融資,在間接融資的基礎(chǔ)上利用好直接融資方式,尋求股權(quán)投資、公募私募基金等多種渠道,從而避免過度杠桿化、債務(wù)化; 其次,充分利用東道國資源和區(qū)位優(yōu)勢,加強對東道國文化習(xí)俗、消費需求的了解,提供符合當(dāng)?shù)叵M偏好的產(chǎn)品, 促進企業(yè)多元化經(jīng)營和績效提升; 最后,注重自身生產(chǎn)率水平的提高,通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”“逆向技術(shù)溢出效應(yīng)”, 結(jié)合外部市場規(guī)模優(yōu)勢降低自身經(jīng)營杠桿風(fēng)險。 第二,各級政府部門加強與東道國的友好交流合作,積極為企業(yè)搭建對外投資的橋梁, 管控外部環(huán)境不確定性風(fēng)險, 為企業(yè)創(chuàng)建機會與條件, 從而降低企業(yè)的投資經(jīng)營風(fēng)險。 針對商貿(mào)服務(wù)型企業(yè)和綠地投資類企業(yè)融資難問題,適當(dāng)放松對相關(guān)企業(yè)的融資限制,降低融資門檻與成本, 提供一定的財政補貼或稅收減免等政策支持; 支持建立健全公共信息服務(wù)平臺, 積極為企業(yè)提供東道國市場消費結(jié)構(gòu)、文化習(xí)俗、經(jīng)濟狀況等相關(guān)經(jīng)營活動信息, 從而減少企業(yè)OFDI過程中由于信息不對稱所導(dǎo)致的經(jīng)營杠桿風(fēng)險。