于誠 黃綺凡

摘?要

本文在分析跨國銀行聯(lián)系與對外直接投資（OFDI）之間內(nèi)在邏輯的基礎(chǔ)上，利用1990—2014年國家間新增國際銀團貸款聯(lián)系數(shù)量作為相關(guān)代理變量，探究銀行聯(lián)系對OFDI的影響及其主要路徑。研究結(jié)果表明：建立雙邊銀行聯(lián)系有助于企業(yè)降低信息摩擦成本、緩解融資約束，直接帶動母國對東道國OFDI規(guī)模的增長；同時，銀行聯(lián)系的強化會帶動雙邊貿(mào)易規(guī)模的上升，產(chǎn)生貿(mào)易—投資互補效應(yīng)，間接促進OFDI。動態(tài)效應(yīng)分析顯示，銀行聯(lián)系對OFDI會產(chǎn)生多期影響，但影響效果會隨著時間的延長逐漸減弱或淡化。研究結(jié)論為金融服務(wù)中國企業(yè)“走出去”、拓展境內(nèi)外銀行業(yè)務(wù)合作模式以及擴大金融開放提供了一定的政策啟示。

關(guān)鍵詞?銀行聯(lián)系?國際銀團貸款?對外直接投資?信息摩擦

一、引言與文獻綜述

近年來，受世界經(jīng)濟增速放緩、全球經(jīng)濟格局變化、貿(mào)易保護主義抬頭、新冠疫情反復(fù)等多種因素的影響，包括中國在內(nèi)的全球主要經(jīng)濟體對外直接投資（OFDI）面臨巨大的下行壓力。黨的二十大報告明確指出，“增強國內(nèi)國際兩個市場兩種資源聯(lián)動效應(yīng)，提升貿(mào)易投資合作質(zhì)量和水平”。對外直接投資是企業(yè)將內(nèi)部資源和能力應(yīng)用于國際市場、獲取戰(zhàn)略性資產(chǎn)和追求價值增長的重要選擇，能夠產(chǎn)生規(guī)模和范圍效應(yīng)（Buckley?et?al.，2007）、生產(chǎn)率提升效應(yīng)（Yeaple，2009）、廠商組織學(xué)習(xí)效應(yīng)（Shi??et?al.，2017；Makino?et?al.，2002）等一系列正向溢出，對于一個國家形成具有國際競爭力的跨國企業(yè)和產(chǎn)業(yè)鏈具有重要意義。

企業(yè)開展對外直接投資，離不開金融機構(gòu)的支持與幫助。在跨國投資理論和異質(zhì)性企業(yè)理論的發(fā)展過程中，眾多學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠通過降低企業(yè)融資成本、優(yōu)化資源配置等方式緩解企業(yè)融資約束，對跨國投資產(chǎn)生刺激效應(yīng)（Nguyen?&?Lee，2021；Albuquerque?et?al.，2005）。作為現(xiàn)代金融體系的關(guān)鍵支撐之一，銀行在提供信用信息、企業(yè)信息等方面的優(yōu)勢較其他金融部門更為明顯。隨著一些國家尤其是新興經(jīng)濟體不斷開放本國（地區(qū)）金融市場和放松資本項目管制，銀行機構(gòu)的全球化經(jīng)營程度和國際業(yè)務(wù)合作規(guī)模不斷提高（Claessens?&?van?Horen，2021）。Hale（2012）?利用信息不對稱解釋國內(nèi)投資偏差，發(fā)現(xiàn)銀行網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展對于消除國內(nèi)投資偏差發(fā)揮了重要作用。Poelhekke（2015）利用荷蘭數(shù)據(jù)，選用銀行業(yè)監(jiān)管指標來衡量銀行業(yè)外商直接投資（FDI），發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)“走出去”能夠推動非金融類?FDI“走出去”，并產(chǎn)生客戶追隨效應(yīng)。Ongena?et?al.（2015）研究發(fā)現(xiàn)，東道國欠發(fā)達的金融發(fā)展水平限制了以中國為代表的新興市場國家的對外直接投資，而在東道國設(shè)立母國銀行海外分支機構(gòu)則有效填補了企業(yè)投資的融資需求缺口。張相偉和龍小寧（2018）利用2003—2014年的跨國面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)中資銀行境外分支機構(gòu)的擴張能夠促進中國開展對外直接投資，尤其是對發(fā)展中國家的投資。呂越和鄧利靜（2019）研究發(fā)現(xiàn)，通過建立海外分支，母國銀行機構(gòu)能夠更好地為當(dāng)?shù)乇緡蛻籼峁└臃奖?、快捷的融資服務(wù)，減少企業(yè)投資面臨的信息不對稱，促進當(dāng)?shù)厥袌鲆?guī)模的擴大，進而推動對外直接投資。

現(xiàn)有文獻主要從母國銀行業(yè)對外投資、分支機構(gòu)擴張等空間國際化視角來解讀銀行業(yè)對OFDI的影響，但鮮有從跨國銀行業(yè)務(wù)合作視角討論母國與東道國銀行聯(lián)系對OFDI產(chǎn)生的影響。事實上，跨國銀行業(yè)務(wù)合作模式豐富，包含國際銀團貸款、代理行業(yè)務(wù)、銀行業(yè)俱樂部、銀行業(yè)戰(zhàn)略聯(lián)盟、服務(wù)外包等。與傳統(tǒng)雙邊貸款相比，銀團貸款具有節(jié)約資本、分散風(fēng)險等特征，已成為新興市場重要的外部融資渠道（吳衛(wèi)星和蔣濤，2017）。隨著中國企業(yè)“走出去”步伐的加快，中國工商銀行、中國銀行等大型國有商業(yè)銀行也積極對接國際銀團市場通行規(guī)則和業(yè)務(wù)慣例，以滿足客戶拓展海外市場過程中的多樣化融資需求，銀團籌組分銷過程中境內(nèi)外銀行間的聯(lián)動不斷加強（張明生，2021）。已有較多文獻利用國際銀團貸款數(shù)據(jù)構(gòu)建跨國銀行聯(lián)系指數(shù)，分析其對于雙邊貿(mào)易的影響。例如，Caballero?et?al.（2018）發(fā)現(xiàn)兩國間新增銀團貸款會通過降低出口風(fēng)險促進兩國貿(mào)易往來，其內(nèi)在機理為通過建立跨國銀行聯(lián)系暢通各種信息，降低由于信息不對稱帶來的風(fēng)險，從而為出口商提供可靠買家，使貿(mào)易能夠較為安全地進行，進而降低不良合同執(zhí)行率。Claessens?&?van?Horen（2021）指出，這種聯(lián)系對經(jīng)濟和金融較不發(fā)達國家或出口風(fēng)險較大行業(yè)的貿(mào)易會產(chǎn)生較大影響。

有鑒于此，本文可能的邊際貢獻在于以下三個方面：一是探討跨國銀行聯(lián)系對OFDI的影響，為研究OFDI的銀行支持因素提供了新的視角。不同于既有研究從母國的銀行業(yè)國際化視角切入，本文以國際銀團貸款表征兩國間銀行聯(lián)系的建立與深化，有助于緩解企業(yè)在OFDI過程中的信息不對稱、風(fēng)險溢價過高、融資困難、金融服務(wù)成本偏高等問題。二是利用新增國際銀團貸款聯(lián)系數(shù)量這一核心指標，實證分析其對OFDI的影響路徑和動態(tài)效應(yīng)。這不僅有助于厘清跨國銀行聯(lián)系對企業(yè)OFDI的影響路徑，也驗證了以Caballero?et?al.（2018）為代表的傳統(tǒng)文獻結(jié)論的適用性，即OFDI作為出口的一種替代形式，是否會通過銀行間的緊密關(guān)聯(lián)獲益。相較于出口貿(mào)易，OFDI?面臨更多的固定成本、更長的經(jīng)營周期，對融資規(guī)模、風(fēng)險管理、信息獲取等金融服務(wù)有著更高的要求（黃志勇等，2015）。三是為以中國為代表的新興經(jīng)濟體加強銀行開放合作、拓展金融支持“走出去”方式提供政策啟示。

余文安排如下：第二部分是在理論分析的基礎(chǔ)上提出本文的待檢驗假設(shè)；第三部分介紹實證研究使用的策略模型、變量選擇與數(shù)據(jù)描述；第四部分為實證分析，驗證提出的理論假設(shè)，并進行拓展分析；第五部分是結(jié)論與對策建議。

二、理論分析和研究假設(shè)

對外直接投資面臨著比國內(nèi)投資更高的沉沒成本、更不熟悉的外部環(huán)境和更大的投資不確定性（Buch?et?al.，2010）。這不但要求跨國企業(yè)在投資前獲取更多的目標國相關(guān)信息和必要的融資支持，更要求其在投資發(fā)生后能夠從當(dāng)?shù)孬@取持續(xù)的市場、資金等多方面支持，以支撐企業(yè)在當(dāng)?shù)亻L遠發(fā)展?？鐕髽I(yè)可以借助有效的銀行業(yè)務(wù)合作渠道來判斷東道國的制度發(fā)展和投資者保護程度（Antras?et?al.，2009），為其投資行為提供外部融資（Desai?et?al.，2004），或者為其貿(mào)易行為提供支持（Manova，2013）。本文將跨國銀行聯(lián)系對OFDI的影響進一步劃分為直接路徑與間接路徑。首先，跨國銀行聯(lián)系通過緩解信息摩擦、提高銀行流動性管理能力等路徑，直接影響跨國企業(yè)開展對外直接投資。其次，跨國銀行聯(lián)系還可通過影響母國企業(yè)對該地出口，間接影響對外直接投資。

（一）直接路徑

第一，跨國銀行聯(lián)系可以作為信息橋梁來降低母國與東道國之間的信息摩擦成本，為跨國投資企業(yè)搭建信息平臺，降低企業(yè)在東道國的生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險，從而推動企業(yè)的對外直接投資活動。實物期權(quán)理論指出，投資的沉沒成本越大、不可逆性越高，則投資者要求更低或更高的不確定性或風(fēng)險溢價意味著對信息需求的要求越充分。然而，相對于國內(nèi)投資，對外直接投資面臨著更不熟悉的外部環(huán)境（Buch?et?al.，2010），以及較為嚴重的信息摩擦問題。例如，在對外直接投資初期，企業(yè)往往面臨著難以融入東道國（尤其是國家風(fēng)險較高的發(fā)展中國家）所需信息網(wǎng)絡(luò)的問題（Zaheer?&?Mosakowski，1997）。在投資發(fā)生后，地理距離、語言文化、政治意識、制度形態(tài)等跨國差異也會增加對外投資中的溝通難度和成本，加大雙方的事前和事后信息不對稱程度。這種信息摩擦（包括信息獲取難度和信息不對稱）程度越高，對外直接投資行為的信息成本就越大?？鐕y行聯(lián)系有助于對外直接投資的交易雙方進行匹配，降低跨國投資信息門檻，并且可以在后續(xù)投資過程中起到信息橋梁作用。這種聯(lián)系的構(gòu)建初期可以顯著消除信息摩擦，并隨著項目的推進持續(xù)發(fā)揮作用。例如，通過跨國銀行聯(lián)系形成的信息渠道，對外投資企業(yè)可以更容易地獲取目標國的經(jīng)濟、文化、制度、合約履行等方面的相關(guān)信息，為其進行東道國的區(qū)位選擇以及投資方式、投資戰(zhàn)略的選擇提供信息支持。在投資進行過程中，銀行間聯(lián)系將有助于投資方更好地了解東道國合同執(zhí)行的相關(guān)信息，如東道國銀行和企業(yè)履行金融合同的可能性、各類企業(yè)在當(dāng)?shù)氐膬r值等，以確保投資資金的最佳運用。

第二，跨國銀行聯(lián)系還可以提高銀行流動性管理能力，有利于企業(yè)從母國或東道國銀行獲取更多的資金供給，促進企業(yè)參與海外投資活動。盡管企業(yè)可以利用內(nèi)部資金為對外直接投資項目提供融資（Desai?et?al.，2004），但這種基于自身融資的能力因行業(yè)和企業(yè)而異。大部分企業(yè)只能從內(nèi)部籌集對外直接投資先期固定成本的一小部分，尤其在海外項目初期，其更依賴外源性融資（Buch，2010）。目前，國際銀團已由傳統(tǒng)的“放款并持有”，轉(zhuǎn)變?yōu)槟竾y行（牽頭行）可通過二級市場轉(zhuǎn)讓或受讓貸款的方式，從而實現(xiàn)優(yōu)化客戶和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、提高銀行流動性管理能力、滿足資本充足監(jiān)管要求等目標。通過結(jié)構(gòu)化設(shè)計的國際銀團還可以在銀行間債權(quán)資金之外引入私募、信托、資管等第三方財務(wù)投資人的股權(quán)資金（張明生，2021），進一步拓寬企業(yè)的綜合融資渠道。因此，基于國際銀團貸款方式，企業(yè)可以通過母國銀行獲取對外直接投資的融資資本，選擇在其具有優(yōu)勢的市場中開展相關(guān)業(yè)務(wù)，投資設(shè)立或海外并購具有競爭力的企業(yè)，從而促進企業(yè)發(fā)展。與此同時，兩國間存在銀行聯(lián)系，特別是當(dāng)這種聯(lián)系較為緊密時，可以為東道國銀行與母國投資者之間建立信息交流的渠道，幫助銀行加深對借款方的了解，提高有實力的母國企業(yè)獲得東道國銀行信貸的可能性，緩解后續(xù)生產(chǎn)經(jīng)營面臨的金融限制問題，并且可能以更低的成本獲得融資（Ongena?&?Smith，2000）。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：跨國銀行聯(lián)系對OFDI存在一定的促進作用。

H2：跨國銀行聯(lián)系主要有助于降低母國與東道國的信息摩擦成本、緩解企業(yè)融資約束，直接促進OFDI。

（二）間接路徑

跨國銀行聯(lián)系還可以通過影響母國企業(yè)對該地出口，間接影響企業(yè)對該地投資。出口與對外直接投資是企業(yè)開拓國際市場的兩個關(guān)鍵策略選擇，二者之間存在互補效應(yīng)（Fajgelbaum?et?al.，2015），這意味著兩國間貿(mào)易規(guī)模的上升可能會促進OFDI的提高。相關(guān)研究認為，出口市場存在序貫出口（sequential?exporting）現(xiàn)象（Albornoz?et?al.，2012），即大部分企業(yè)在進行對外直接投資之前會先選擇出口。呂越和鄧利靜（2019）指出企業(yè)通過出口獲取生產(chǎn)經(jīng)營信息后，可以緩解其在東道國投資的信息不對稱，進而有助于母國企業(yè)前往該地進行投資。對外直接投資產(chǎn)生的資金需通過跨國銀行體系在母國和東道國之間進行流動，如跨國企業(yè)通常對國際金融服務(wù)有自己的需求（包括貨幣匯兌、匯款、國際結(jié)算、信用證擔(dān)保、跨國債券或股票發(fā)行與交易等），看重跨國金融服務(wù)的便捷性、資金清算系統(tǒng)的暢通性和跨境金融資產(chǎn)交易的復(fù)合性，這對東道國銀行的金融服務(wù)綜合能力提出了一定要求。對于很多從事貿(mào)易相關(guān)的跨國企業(yè)而言，在進行對外直接投資之后還需要商業(yè)銀行提供必要的貿(mào)易融資（trade?finance）服務(wù)，如信用證（L/C）、跟單托收（DC）、賣方或買方信貸等，特別是信用證的授權(quán)、開證、付款、托收等流程都需要母國與東道國商業(yè)銀行的緊密合作（Claessens?&?van?Horen，2021）。因此，兩國間建立銀行聯(lián)系不僅能夠為跨國企業(yè)直接提供更多、更全的跨境資金和國際結(jié)算服務(wù)，有利于減少跨境投資的資金在途時間，也有助于建立高覆蓋度的結(jié)算機構(gòu)和代理行網(wǎng)絡(luò)，便于跨國投資中企業(yè)與客戶開展資金交易，節(jié)約中間行的交易費用，從而促進對外直接投資?；谏鲜龇治?，本文提出如下研究假設(shè)：

H3：跨國銀行聯(lián)系通過刺激國家間貿(mào)易往來，對OFDI形成互補效應(yīng)，間接促進OFDI。

三、模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)描述

（一）模型設(shè)定

本文主要關(guān)注跨國銀行聯(lián)系對OFDI的影響。引力模型是國際經(jīng)濟學(xué)中研究跨國投資決定因素的常用模型之一，本文據(jù)此設(shè)置如下實證模型：

ofdiijt=α+βalijt-1+δ1GVit+δ2GVjt+γGCij+εijt（1）

其中，i和j分別表示母國和東道國；GVit、GVjt為隨時間t變化的重力變量，GCij為不隨時間t變化的重力常量，共同組成母國對東道國投資的控制變量。參考Anderson?&?van?Wincoop（2003）的研究，引力模型中需引入多邊貿(mào)易阻力因子，否則可能會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差，本文在回歸中控制母國、東道國和時間固定效應(yīng)，以此作為多邊阻力項的簡單近似。據(jù)此，本文基準回歸模型設(shè)置如下：

ln（1+ofdiijt）=β0+β1ln（1+alijt-1）+β2lnGDPit+β3lnGDPjt+β4lnHCjt+

β5lnFDit+β6lnFDjt+β7lnExchrRateijt+β8Crisisit+β9Crisisjt+β10RTAijt+

β11lnDistanceij+β12Borderij+β13Languageij+β14Colonyij+

β15Currencyij+αi+ηj+λt+εijt（2）

其中，ofdiijt為第t期i國對j國的國際直接投資水平，由于部分國家間的跨國投資為0，取ln（1+ofdiijt）作為被解釋變量。alijt-1為t-1期i國對j國新增銀團貸款聯(lián)系數(shù)量，考慮到本期投資決策往往需要借助于上一期信息進行判斷，同時也為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文使用銀行聯(lián)系數(shù)量的滯后一期進行回歸；類似地，由于部分國家間不存在銀行聯(lián)系，取ln（1+alijt-1）作為核心解釋變量。參考已有文獻并結(jié)合本文的研究內(nèi)容，將控制變量（包括重力變量和重力常數(shù)變量）確定如下：重力變量包括兩國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）水平GDPit、GDPjt，東道國人力資本水平HCjt，母國和東道國金融發(fā)展水平FDit、FDjt，?兩國發(fā)生金融危機虛擬變量Crisisit、Crisisjt，是否簽署區(qū)域貿(mào)易協(xié)定（RTA）虛擬變量RTAijt?；重力常數(shù)變量包括兩國間地理距離Distanceij、是否接壤虛擬變量Borderij、是否具有共同語言虛擬變量Languageij、是否有共同殖民統(tǒng)治經(jīng)歷虛擬變量Colonyij，以及是否具有共同官方貨幣虛擬變量Currencyij。αi、ηj和λt分別代表母國、東道國、時間固定效應(yīng)，εijt為誤差項。

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為第t期i國對j國的國際直接投資水平ln（1+ofdiijt）。參照大部分文獻的做法，本文采用經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）數(shù)據(jù)庫提供的外商投資存量年度數(shù)據(jù)（單位為百萬美元）進行衡量。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為母國與東道國間的銀行聯(lián)系alijt-1?？紤]到銀行聯(lián)系作用發(fā)揮可能存在滯后性，使用t-1期i國對j國新增銀團貸款聯(lián)系數(shù)量來衡量，取對數(shù)形式并進一步處理為ln（1+alijt-1）。數(shù)據(jù)來自迪羅基（Dealogic）國際和國內(nèi)銀團貸款分析數(shù)據(jù)庫，選取1990年1月1日至2014年12月31日i國商業(yè)銀行作為貸款人向j國公共和私營部門銀行發(fā)放的所有貸款的次數(shù)

Dealogic數(shù)據(jù)庫中僅能識別借款人類型，無法識別貸款人類型，即該銀團貸款數(shù)據(jù)借款方可能不是銀行。經(jīng)過對貸款人姓名的詳細審查，本文發(fā)現(xiàn)考察期內(nèi)非銀行貸款人約占樣本中所有貸款人的29%，主要包括保險公司和特殊用途車輛。因無法系統(tǒng)地排除此類樣本，本文將其予以保留，類似的做法也可見Caballero?et?al.（2018）的研究。。這些數(shù)據(jù)中60%為定期貸款，其余是循環(huán)貸款、大額可轉(zhuǎn)讓存單和各類信用工具。Caballero?et?al.（2018）認為，使用銀團貸款衡量銀行間聯(lián)系存在三個方面的優(yōu)勢：一是相較于隔夜貸款，銀團貸款期限較長，更有可能建立借貸雙方之間的深層次合作；二是相較于雙邊貸款，銀團貸款規(guī)模更大，需要貸款方在獲得借款方更多信息的情況下進行放貸，這也意味著雙方正在或已經(jīng)建立起較為密切的聯(lián)系；三是國際銀團貸款市場規(guī)模龐大且活躍（De?Haas?&?van?Horen，2012），可以更好地保證數(shù)據(jù)的可獲得性、一致性。

3.控制變量

參照主流文獻的做法（Harms?&?Knaze，2021；蔣冠宏和蔣殿春，2012），本文使用的控制變量和相關(guān)數(shù)據(jù)來源如下：（1）兩國GDP水平使用以美元表示的名義GDP水平（使用各國以本幣表示的名義GDP水平乘以其貨幣對美元的名義匯率），數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織（IMF）的世界經(jīng)濟展望（WEO）數(shù)據(jù)庫；（2）東道國人力資本水平HCjt?使用中學(xué)入學(xué)率進行衡量（Mankiw?et?al.，1992）?，數(shù)據(jù)來自世界銀行世界發(fā)展指標（WDI）數(shù)據(jù)庫；（3）母國和東道國金融發(fā)展水平FDit、FDjt使用一國私人部門的信貸量與名義?GDP?之比來衡量，數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫；（4）匯率水平Exchrateijt使用東道國和母國貨幣的名義匯率表示（陳琳等，2020），數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫；（5）RTA協(xié)議啞變量（RTAijt），當(dāng)兩國存在一個自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）或RTA時設(shè)為1，否則為0；（6）經(jīng)濟危機虛擬變量Crisisit、Crisisjt，當(dāng)東道國或母國發(fā)生金融危機時，設(shè)為1，否則設(shè)為0，數(shù)據(jù)來自Caballero?et?al.（2018）的研究；（7）兩國間距離Distanceij以及Borderij（接壤設(shè)為1，否則為0）、Languageij（有共同語言設(shè)為1，否則為0）、Colonyij（有共同殖民經(jīng)歷設(shè)為1，否則為0）、Currencyij（使用同一種貨幣設(shè)為1，否則為0）等啞變量，數(shù)據(jù)均來自法國國際展望與信息研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫。

（三）數(shù)據(jù)描述

本樣本覆蓋1990—2014年美國、英國、加拿大、澳大利亞、法國、日本等24個OECD成員國（母國）對包括中國在內(nèi)的63個國家（東道國）的新增國際銀團貸款聯(lián)系數(shù)量、直接投資及其他控制變量的數(shù)據(jù)，最終處理形成包括1512（24×63）對國家的年度數(shù)據(jù)

本文母國為樣本為：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、盧森堡、荷蘭、挪威、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國。本文東道國樣本為：阿根廷、埃及、愛爾蘭、愛沙尼亞、奧地利、澳大利亞、巴基斯坦、巴拿馬、巴西、保加利亞、比利時、冰島、波蘭、丹麥、德國、多米尼加、俄羅斯、厄瓜多爾、法國、菲律賓、芬蘭、哥倫比亞、哥斯達黎加、韓國、荷蘭、洪都拉斯、加拿大、捷克、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、羅馬尼亞、馬來西亞、美國、秘魯、摩洛哥、墨西哥、南非、挪威、葡萄牙、日本、瑞典、瑞士、薩爾瓦多、斯洛文尼亞、泰國、特立尼達和多巴哥、土耳其、委內(nèi)瑞拉、烏克蘭、烏拉圭、西班牙、希臘、新加坡、新西蘭、匈牙利、以色列、意大利、印度、印度尼西亞、英國、智利、中國。。為緩解極端值影響，本文對被解釋變量按照?1%的標準進行了縮尾處理。表1報告了上述變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本時期內(nèi)，不僅不同母國—東道國間直接投資規(guī)模存在明顯差異，相關(guān)新增銀行聯(lián)系方面也存在較大差異，最大值為474，最小值為0，均值為0.14，說明不存在新增銀行聯(lián)系，或是銀行聯(lián)系占總樣本比例較高的情況。

四、實證分析

（一）基準回歸結(jié)果分析

表2顯示了基于模型（2）的回歸結(jié)果。其中，ln（1+alijt-1）均在1%的水平上顯著，即上一期新增銀行聯(lián)系對本期OFDI存在顯著的正向影響，這意味著上一期新增銀團貸款的增加會強化兩國間銀行聯(lián)系，本年度對東道國的投資也會相應(yīng)增加。該結(jié)果符合前文提出的假設(shè)H1。

表2列（3）展示了控制變量的回歸結(jié)果。其中，東道國GDP、金融發(fā)展水平回歸系數(shù)顯著為正，說明東道國市場規(guī)模越大，經(jīng)濟、金融發(fā)展水平越高，越有利于吸引母國OFDI。兩國間距離系數(shù)顯著為負，表明地理距離越近，越有利于OFDI活動的開展，因為越接近市場，越有利于投資者控制權(quán)最大化和信息不對稱最小化。共同語言有助于降低投資過程中的溝通成本、消除語言壁壘、節(jié)約跨境投資的溝通和培訓(xùn)成本（Prutkin?et?al.，2014），對OFDI具有正面作用。類似地，殖民歷史有利于降低東道國與母國之間的文化壁壘和信息成本，從而促進外商直接投資。FTA和關(guān)稅同盟統(tǒng)稱為RTA，兩國間簽訂區(qū)域貿(mào)易協(xié)定有助于降低投資成本、減少投資壁壘，助力東道國吸引外資。匯率和共同邊境啞變量系數(shù)均不顯著，說明對外直接投資存在“匯率斷開”現(xiàn)象，并且東道國和母國是否擁有邊界并不會對OFDI存量變化產(chǎn)生重要影響。需要說明的是，東道國及母國金融危機啞變量也不顯著，這和部分現(xiàn)有研究的結(jié)論不一致（Kellard?et?al.，2022）。這可能是由于在東道國或母國金融危機時期，兩國間的銀行聯(lián)系出現(xiàn)明顯的下降，導(dǎo)致兩個啞變量的效果反映在核心解釋變量的變化上。

（二）直接路徑檢驗結(jié)果分析

根據(jù)前文的理論分析，對外直接投資中的制度摩擦和溝通難度越大，雙方信息不對稱程度就越高，越需要利用銀行聯(lián)系來緩解這種信息摩擦。這種信息摩擦成本也會與國家風(fēng)險程度呈正相關(guān)關(guān)系。由此，本文構(gòu)建銀行聯(lián)系與風(fēng)險程度變量乘積項來判斷銀行聯(lián)系是否通過降低信息摩擦成本促進OFDI。在具體指標上，本文采用廣泛使用的國際國家風(fēng)險指數(shù)（ICRG）來衡量國家風(fēng)險程度（Berkowitz?et?al.，2006）。該指數(shù)反映了一國在政治、經(jīng)濟、金融等不同層面的綜合風(fēng)險水平，既可以用于衡量跨國投資相關(guān)國家的風(fēng)險程度，也可用來衡量各國的整體信用風(fēng)險和合同執(zhí)行能力，進而側(cè)面反映信息摩擦成本。具體的回歸結(jié)果見表3。其中，母國ICRG（ICRGi，t－1）與銀行聯(lián)系的乘積項系數(shù)不顯著，但東道國ICRG（ICRGj，t－1）與銀行聯(lián)系的乘積項系數(shù)顯著為負。該結(jié)果表明，東道國的國家風(fēng)險越高，通過增強銀行聯(lián)系緩解信息摩擦，進而刺激母國對該國投資的作用就越大。

為驗證銀行聯(lián)系是否會對母國和東道國金融發(fā)展水平產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)建銀行聯(lián)系項和東道國金融發(fā)展的乘積項ln（1+alijt-1）×lnFDjt，檢驗銀行聯(lián)系是否有助于緩解企業(yè)開展對外投資面臨的融資約束。表3融資約束結(jié)果顯示，ln（1+alijt-1）×lnFDjt顯著為正，意味著銀行聯(lián)系通過促進東道國金融發(fā)展對OFDI產(chǎn)生顯著的促進作用。對于那些金融發(fā)展程度較低的國家而言，由于其服務(wù)能力和投融資便利性較弱，通過建立跨國銀行聯(lián)系可以有效降低企業(yè)在東道國投資過程中遇到的金融限制和信息溝通問題，從而增強母國企業(yè)對東道國進行投資的動力。本文進一步構(gòu)建銀行聯(lián)系和母國金融發(fā)展的乘積項ln（1+alijt-1）×lnFDit，將其納入回歸方程，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)未通過顯著性檢驗。這可能是由于本文研究樣本中的母國為金融發(fā)展水平較高的OECD成員國，相對而言這些國家為本國企業(yè)進行對外直接投資提供的融資渠道更加廣泛，增加國際銀團貸款這種銀行聯(lián)系對于緩解企業(yè)融資約束的效果并不明顯。

（三）間接路徑檢驗結(jié)果分析

根據(jù)前文的分析，銀行聯(lián)系的強化會帶來兩國間貿(mào)易規(guī)模的上升，產(chǎn)生貿(mào)易—投資互補效應(yīng)，間接促進OFDI。本文運用中介效應(yīng)模型，檢驗上述間接效應(yīng)是否存在。設(shè)定i國對j國的出口貿(mào)易為中介變量，數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN??Comtrade?Database）中的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，取對數(shù)形式并進一步處理為ln（1+tradeijt）。借鑒經(jīng)典的貿(mào)易引力模型可知，兩國間的貿(mào)易水平主要也是由模型（2）中的控制變量決定。

表4列（1）的結(jié)果顯示，銀行聯(lián)系的強化會帶來兩國間貿(mào)易規(guī)模的上升，這與Caballero等（2018）的研究結(jié)果一致。列（2）的被解釋變量調(diào)整為ln（1+FDIijt），同時引入貿(mào)易項，結(jié)果顯示兩個變量的系數(shù)均顯著為正，且模型整體通過了索貝爾（Sobel）檢驗，說明貿(mào)易—投資互補效應(yīng)是銀行聯(lián)系影響OFDI的有效中介。因此，假設(shè)H3得到驗證，即跨國銀行聯(lián)系的強化同時會帶來兩國間貿(mào)易規(guī)模的上升，進而間接促進OFDI。

（四）拓展分析：考慮銀行聯(lián)系的動態(tài)效應(yīng)

本文將前幾期形成的銀行聯(lián)系累加來構(gòu)建銀行聯(lián)系累積變量calni，j，t－1=ln1+∑ns=1ali，j，t－s，并替換原有的核心解釋變量進行回歸。如表5所示，前期形成的銀行聯(lián)系累積變量對本期影響效果均存在，但隨著滯后期的延長，銀行聯(lián)系累積變量的回歸系數(shù)值不斷減小，說明銀行聯(lián)系累積變量的平均影響效果隨著時間的延長逐漸減弱，這也意味著新建的銀行聯(lián)系對于OFDI的促進效果是不斷衰減的。可能的原因在于，一旦建立雙邊銀行關(guān)系，則母國的跨國企業(yè)可能不需要重新構(gòu)建聯(lián)系，而是直接利用這個聯(lián)系，形成對后續(xù)OFDI行為的持續(xù)支持效應(yīng)。

五、結(jié)論與建議

本文在分析跨國銀行聯(lián)系與對外直接投資之間內(nèi)在邏輯基礎(chǔ)上，利用母國對東道國新增國際銀團貸款聯(lián)系數(shù)量作為銀行聯(lián)系的代理變量，探討了跨國銀行聯(lián)系對OFDI的影響。研究結(jié)果表明：建立跨國銀行聯(lián)系，顯著提高了跨國企業(yè)開展OFDI的動力，帶動企業(yè)所在母國對東道國OFDI規(guī)模的增長。一方面，跨國銀行聯(lián)系有助于降低信息摩擦成本、緩解企業(yè)融資約束，直接促進母國對東道國OFDI規(guī)模的增長。另一方面，銀行聯(lián)系的強化同時會帶來雙邊貿(mào)易規(guī)模的上升，產(chǎn)生貿(mào)易—投資互補效應(yīng)，間接促進OFDI。動態(tài)效應(yīng)分析顯示，銀行聯(lián)系對于OFDI會產(chǎn)生多期影響，但累積變量的平均影響效果會隨著時間的延長逐漸減弱或淡化。本文的研究雖然針對OFDI母國為OECD成員國展開，但對已邁入中高等收入國家的中國同樣具有一定的啟發(fā)意義。據(jù)此，本文提出如下政策建議：

第一，繼續(xù)深化金融開放，采取多種方式加強跨國銀行聯(lián)系，加強境內(nèi)外金融同業(yè)合作，在合規(guī)前提下加強金融產(chǎn)品與服務(wù)創(chuàng)新。重點鼓勵有實力的中資銀行逐步建立國際銀團業(yè)務(wù)分銷網(wǎng)絡(luò)，促進國際銀團業(yè)務(wù)二級流轉(zhuǎn)市場發(fā)展；加大銀團貸款與股權(quán)融資、發(fā)行債券、財務(wù)顧問等投行業(yè)務(wù)的創(chuàng)新組合，為客戶提供一攬子綜合投行服務(wù)，從而有效緩解銀行聯(lián)系對OFDI促進作用的動態(tài)衰減特征；為鞏固銀行聯(lián)系的促進作用，應(yīng)當(dāng)加強包含代理行業(yè)務(wù)、銀行業(yè)俱樂部、銀行業(yè)戰(zhàn)略聯(lián)盟、服務(wù)外包在內(nèi)的多種同業(yè)合作方式。

第二，重點把握“一帶一路”市場機遇，加大與沿線國家和地區(qū)商業(yè)銀行業(yè)務(wù)合作，牽頭組建國際銀團，進一步拓展跨境及國際銀團資金來源，努力降低企業(yè)對外投資面臨的信息摩擦和融資約束。

第三，鼓勵開展對外投資的中資企業(yè)主動對接國際銀團市場，優(yōu)先選擇資金實力雄厚、境外布局完善、銀團牽頭經(jīng)驗豐富且分銷能力較強的中資大型商業(yè)銀行，通過銀行聯(lián)系渠道獲取交易撮合、項目盡職調(diào)查、價值評估、融資方案設(shè)計、投后管理等專業(yè)咨詢顧問服務(wù)，全面提升企業(yè)融資的效率和成功率。

參考文獻：

［1］陳琳，高燕麗，王捷.人民幣匯率、進（出）口依存度與對外直接投資［J］.財貿(mào)研究，2020，31（8）.

［2］黃志勇，萬祥龍，許承明.金融發(fā)展對我國對外直接投資的影響——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.世界經(jīng)濟與政治論壇，2015（1）.

［3］蔣冠宏，蔣殿春.中國對外投資的區(qū)位選擇：基于投資引力模型的面板數(shù)據(jù)檢驗［J］.世界經(jīng)濟，2012，35（9）.

［4］呂越，鄧利靜.金融如何更好地服務(wù)實體企業(yè)對外直接投資？——基于中資銀行“走出去”的影響與機制分析［J］.國際金融研究，2019（10）.

［5］路妍，閆振坤.宏觀審慎監(jiān)管與銀行流動性風(fēng)險的關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟問題，2022（9）.

［6］吳衛(wèi)星，蔣濤.外資銀行貸款利率更低——來自新興市場銀團貸款的證據(jù)及解釋［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2017，38（5）.

［7］張明生.中資銀行國際銀團貸款創(chuàng)新模式淺析［J］.國際融資，2021（1）.

［8］張相偉，龍小寧.中國境外金融機構(gòu)促進了對外直接投資嗎［J］.國際貿(mào)易問題，2018（9）.

［9］Albornoz?F，Pardo?H?F?C，?Corcos?G，?et?al.Sequential?Exporting［J］.Journal?of?International?Economics，?2012，?88（1）.

［10］Albuquerque?R，?Loayza?N，?Servén?L.World?Market?Integration?through?the?Lens?of?Foreign?Direct?Investors［J］.Journal?of?International?Economics，?2005，?66（2）.

［11］Anderson?J?E，?van?Wincoop?E.Gravity?with?Gravitas：?A?Solution?to?the?Border?Puzzle［J］.The?American?Economic?Review，?2003，?93（1）.

［12］Antràs?P，?Desai?M?A，?Foley?C?F.Multinational?Firms，?FDI?Flows?and?Imperfect?Capital?Markets［J］.The?Quarterly?Journal?of?Economics，?2009，?124（3）.

［13］Berkowitz?D，?Moenius?J，?Pistor?K.Trade，?Law，?and?Product?Complexity［J］.The?Review?of?Economics?and?Statistics，?2006，?88（2）.

［14］Buch?C?M，?Kesternich?I，?Lipponer?A，?et?al.Exports?Versus?FDI?Revisited：?Does?Finance?Matter？［Z］.CEPR?Discussion?Paper?No.7839，?2010.

［15］Buckley?P?J，?Clegg?L?J，?Cross?A?R，?et?al.The?Determinants?of?Chinese?Outward?Foreign?Direct?Investment［J］.Journal?of?International?Business?Studies，?2007，?38（4）.

［16］Caballero?J，?Candelaria?C，?Hale?G.Bank?Linkages?and?International?Trade［J］.Journal?of?International?Economics，?2018，?115.

［17］Claessens?S，?van?Horen?N.Foreign?Banks?and?Trade［J］.Journal?of?Financial?Intermediation，?2021，?45.

［18］De?Haas?R，?van?Horen?N.International?Shock?Transmission?after?the?Lehman?Brothers?Collapse：?Evidence?from?Syndicated?Lending［J］.The?American?Economic?Review，?2012，?102（3）.

［19］Desai?M?A，?Foley?C?F，?Hines?J?R.A?Multinational?Perspective?on?Capital?Structure?Choice?and?Internal?Capital?Markets［J］.The?Journal?of?Finance，?2004，?59（6）.

［20］Fajgelbaum?P，?Grossman?G?M，?Helpman?E.A?Linder?Hypothesis?for?Foreign?Direct?Investment［J］.The?Review?of?Economic?Studies，?2015，?82（1）.

［21］Hale?G.Bank?Relationships，?Business?Cycles，?and?Financial?Crises［J］.Journal?of?International?Economics，?2012，?88（2）.

［22］Harms?P，?Knaze?J.Bilateral?DeJure?Exchange?Rate?Regimes?and?Foreign?Direct?Investment：?A?Gravity?Analysis［J］.Journal?of?International?Money?and?Finance，?2021，?117.

［23］Kellard?N?M，?Kontonikas?A，?Lamla?M?J，?et?al.Risk，?Financial?Stability?and?FDI［J］.Journal?of?International?Money?and?Finance，?2022，?120.

［24］Makino?S，?Lau?C?M，?Yeh?R?S.AssetExploitation?Versus?AssetSeeking：Implications?for?Location?Choice?of?Foreign?Direct?Investment?from?Newly?Industrialized?Economies［J］.Journal?of?International?Business?Studies，?2002，?33（3）.

［25］Mankiw?N?G，?Romer?D，?Weil?D?N.A?Contribution?to?the?Empirics?of?Economic?Growth［J］.The?Quarterly?Journal?of?Economics，?1992，?107（2）.

［26］Manova?K.Credit?Constraints，?Heterogeneous?Firms，?and?International?Trade［J］.The?Review?of?Economic?Studies，?2013，?80（2）.

［27］Nguyen?C?P，?Lee?G?S.Uncertainty，?Financial?Development，?and?FDI?Inflows：?Global?Evidence［J］.Economic?Modelling，?2021，?99.

［28］Ongena?S，?Qi?S?S，?Qin?F?M.Impact?of?Foreign?Bank?Presence?on?Foreign?Direct?Investment?in?China［J］.China?&?World?Economy，?2015，?23（4）.

［29］Ongena?S，?Smith?D?C.What?Determines?the?Number?of?Bank?Relationships？?CrossCountry?Evidence［J］.Journal?of?Financial?Intermediation，?2000，?9（1）.

［30］Poelhekke?S.Do?Global?Banks?Facilitate?Foreign?Direct?Investment？?［J］.European?Economics?Review，?2015，?76.

［31］Prutkin?I，?Vajda?P，?Bielik?M，?et?al.Joint?Interpretation?of?Gravity?and?Magnetic?Data?in?the?Kolárovo?Anomaly?Region?by?Separation?of?Sources?and?the?Inversion?Method?of?Local?Corrections［J］.Geologica?Carpathica，?2014，?65（2）.

［32］Shi?W?L，?Sun?S?L，?Yan?D?Y，?et?al.Institutional?Fragility?and?Outward?Foreign?Direct?Investment?from?China［J］.Journal?of?International?Business?Studies，?2017，?48（4）.

［33］Yeaple?S?R.Firm?Heterogeneity?and?the?Structure?of?U.S.Multinational?Activity［J］.Journal?of?International?Economics，?2009，?78（2）.

［34］Zaheer?S，?Mosakowski?E.The?Dynamics?of?the?Liability?of?Foreignness：?A?Global?Study?of?Survival?in?Financial?Services［J］.Strategic?Management?Journal，?1997，?18（6）.

（責(zé)任編輯：蔣妍）