摘 要：本文使用《境外投資企業(yè)（機構(gòu)）名錄》和銀行業(yè)分支機構(gòu)信息，以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)考察了銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資的影響。研究結(jié)果顯示，銀行業(yè)集聚通過緩解企業(yè)融資約束，顯著提升了其對外直接投資的概率。異質(zhì)性分析表明，銀行業(yè)集聚對化工行業(yè)企業(yè)和外資企業(yè)的對外直接投資有顯著的促進效應(yīng)，對民營企業(yè)的對外直接投資有抑制作用。本研究對于推動金融機構(gòu)改革、完善金融服務(wù)體系以更好地支持中國企業(yè)“走出去”和實現(xiàn)更高水平對外開放具有借鑒意義。

關(guān)鍵詞：銀行業(yè)集聚；融資約束；對外直接投資

中圖分類號：F830.59 文獻標(biāo)識碼： A 文章編號：1674-2265（2024）08-0065-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.08.007

一、引言

改革開放以來，出口導(dǎo)向和進口替代相結(jié)合的對外開放戰(zhàn)略促進外資企業(yè)大規(guī)模涌入，為中國經(jīng)濟的高速發(fā)展提供了資金與技術(shù)支持。面對國際經(jīng)濟新形勢和國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在需求，中國積極參與全球經(jīng)濟，對外開放進入嶄新階段，對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）發(fā)展迅速。中國的對外直接投資經(jīng)歷了從無到有、從單一到多樣化的發(fā)展過程，表現(xiàn)為參與對外直接投資的企業(yè)類型的多元化和行業(yè)范圍、投資合作領(lǐng)域的逐步擴大①。2020年中國對外直接投資流量達1537.1億美元，首次位居全球第一。截至2022年底，2.9萬家中國境內(nèi)投資主體在全球190個國家（地區(qū)）設(shè)立了4.66萬家對外直接投資企業(yè)②。對外直接投資企業(yè)在獲得投資效益帶動出口的同時，也為東道國的稅收和就業(yè)提供了有力支持，實現(xiàn)了雙贏。黨的二十大報告指出，“依托我國超大規(guī)模市場優(yōu)勢，以國內(nèi)大循環(huán)吸引全球資源要素，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?！币虼耍接懶掳l(fā)展格局下企業(yè)對外直接投資的影響因素，對于培育企業(yè)國際化競爭力具有重要意義。

已有研究試圖從母國政策背景、企業(yè)生產(chǎn)率、融資約束、貿(mào)易替代等角度解釋中國企業(yè)對外直接投資的決策行為（田巍和余淼杰，2012；宗芳宇等，2012；王碧珺等，2015；嚴(yán)兵等，2024）[1-4]，但鮮有文獻注意到銀行業(yè)集聚的作用。為更好地服務(wù)實體經(jīng)濟，中國政府針對銀行業(yè)實行了一系列改革，尤其是金融監(jiān)管部門逐步放松銀行分支機構(gòu)的市場準(zhǔn)入規(guī)制，通過鼓勵設(shè)立更多的分支機構(gòu)來加強銀行對地方經(jīng)濟和各類企業(yè)的支持力度③，推動了以股份制銀行和城市商業(yè)銀行為主的銀行業(yè)分支機構(gòu)的迅速擴張。2020年中國銀行業(yè)分支機構(gòu)數(shù)量已是1990年的5倍④，銀行業(yè)分支機構(gòu)的集聚使中國的銀行業(yè)經(jīng)歷了從高度壟斷到競爭加劇的發(fā)展過程（姜付秀等，2019）[5]，這一特征為本文從銀行業(yè)視角探究企業(yè)對外直接投資的影響因素提供了事實依據(jù)。同時，已有研究表明融資約束是中國企業(yè)對外直接投資的重要阻礙（王碧珺等，2015；劉莉亞等，2015）[3，6]，那么銀行業(yè)分支機構(gòu)擴張引致的銀行業(yè)集聚能否通過緩解融資約束進而促進中國企業(yè)對外直接投資呢？厘清以上問題，能夠在深入了解銀行業(yè)發(fā)展在企業(yè)對外直接投資決策中的作用的基礎(chǔ)上，為探索金融以更高效率服務(wù)實體經(jīng)濟進而推動中國企業(yè)對外直接投資、實現(xiàn)高水平對外開放提供參考。

鑒于此，本文基于中國《境外投資企業(yè)（機構(gòu)）名錄》（以下簡稱《名錄》）和銀行業(yè)分支機構(gòu)信息，結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以企業(yè)所在縣（市、區(qū)）范圍內(nèi)的銀行業(yè)分支機構(gòu)數(shù)量度量銀行業(yè)集聚程度，使用面板二值選擇模型研究銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資的影響。本文的邊際貢獻在于拓展了銀行業(yè)集聚效應(yīng)和中國企業(yè)對外直接投資影響因素的分析。已有文獻大多關(guān)注企業(yè)層面的生產(chǎn)率和融資約束以及國家層面的政策環(huán)境等因素對對外直接投資的影響（田巍和余淼杰，2012；宗芳宇等，2012；王碧珺等，2015）[1-3]，或是銀行業(yè)集聚對企業(yè)融資約束、企業(yè)創(chuàng)新等方面的影響（姜付秀等，2019；Chong等，2013；蔡競和董艷，2016）[5，7，8]，以及金融發(fā)展對對外直接投資的逆向溢出效應(yīng)（Huang等，2023）[9]。鮮有文獻將銀行業(yè)集聚與企業(yè)對外直接投資行為聯(lián)系起來，并關(guān)注銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資的影響，而本文的研究補充了這方面的文獻。同時，本文在金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)國際化發(fā)展戰(zhàn)略方面具有一定的實踐指導(dǎo)意義：一方面，為金融監(jiān)管部門客觀評估銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)改革的經(jīng)濟績效提供新視角；另一方面，為提升中國企業(yè)對外直接投資的效率，形成更高水平的對外開放格局提供經(jīng)驗支持。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

企業(yè)對外直接投資的影響因素一直備受關(guān)注，與本研究具有較強關(guān)聯(lián)的文獻主要從母國宏觀環(huán)境和企業(yè)自身特征兩方面展開研究。就母國宏觀環(huán)境而言，一國的經(jīng)濟增長對企業(yè)的國際化進程有直接的促進作用（Ciesielska和Ko?tuniak，2017）[10]，除此之外，母國在政策、區(qū)位等方面的特定優(yōu)勢將有利于本國企業(yè)參與國際競爭，是影響本國企業(yè)對外直接投資的重要因素（裴長洪和鄭文，2011；Minakshee，2020；孫林和董成明，2023）[11-13]。通過政策扶植鼓勵國內(nèi)企業(yè)走出去，是大多數(shù)處于對外直接投資發(fā)展初期的發(fā)展中國家采用的戰(zhàn)略。在中國企業(yè)對外直接投資的實踐中，有力的政策體系是形成國家特定優(yōu)勢、加速企業(yè)形成特定優(yōu)勢的基本條件，也是中國企業(yè)走出去的理論依據(jù)和政策選擇（裴長洪和樊瑛，2010；Qu等，2022）[14，15]?！耙粠б宦贰背h更是為各國構(gòu)建了一個優(yōu)勢互補、暢通循環(huán)的國際生產(chǎn)合作網(wǎng)絡(luò)（呂越等，2022）[16]，借助區(qū)位優(yōu)勢，中國對“一帶一路”國家的直接投資不斷增加（方慧等，2024）[17]。劉曉鳳等（2017）[18]探討了中國與“一帶一路”國家距離與中國企業(yè)“走出去”區(qū)位選擇的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)對東南亞、蒙俄、西亞北非、中亞、南亞、中東歐地區(qū)投資設(shè)廠的規(guī)模依次變小。

企業(yè)是否進行對外直接投資還在很大程度上受自身特征的影響。跨國公司理論強調(diào)，企業(yè)進入國外市場需要具備超過東道國本土企業(yè)以及第三國企業(yè)的顯著優(yōu)勢，如在創(chuàng)新、品牌、財務(wù)、管理經(jīng)驗或營銷等專有資產(chǎn)方面具有絕對優(yōu)勢（Caves，1971；葛順奇和羅偉，2013）[19，20]。一些學(xué)者試圖從企業(yè)生產(chǎn)率、融資約束等方面探究企業(yè)對外直接投資的影響因素，如Helpman等（2004）[21]、Greenaway和Kneller（2007）[22]

將企業(yè)異質(zhì)性納入跨國多部門模型，認(rèn)為生產(chǎn)率差異是企業(yè)海外市場進入決策的重要決定因素。田巍和余淼杰（2012）[1]、周茂等（2015）[23]、Yan等（2018）[24]使用中國制造業(yè)數(shù)據(jù)，也證實了中國企業(yè)對外直接投資的概率、規(guī)模及海外市場進入模式均受到企業(yè)生產(chǎn)率的影響。與國內(nèi)投資相比，海外經(jīng)營活動的風(fēng)險更高，如果企業(yè)需要支付進入海外市場的固定成本，有足夠流動性的企業(yè)則更有機會參與國際市場（Chaney，2016）[25]。Berman和Héricourt（2010）[26]利用9個新興發(fā)展中國家的5000家企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的金融因素對其國際化決策具有重要影響，具體表現(xiàn)為金融約束造成了企業(yè)生產(chǎn)率與其出口選擇之間的脫節(jié)，并且只有當(dāng)企業(yè)有足夠的外部融資渠道時，生產(chǎn)率才是其出口決策的重要決定因素。因此，低生產(chǎn)率是阻礙企業(yè)跨國投資的重要因素，但并不是影響企業(yè)對外投資決策的唯一因素，還應(yīng)考慮到企業(yè)進入國外市場的成本差異。

銀行業(yè)集聚的經(jīng)濟效應(yīng)是當(dāng)前學(xué)術(shù)研究中另一個引起高度關(guān)注的問題，現(xiàn)有文獻主要從微觀層面探討銀行分支機構(gòu)擴張對企業(yè)績效的影響，如蔡競和董艷（2016）[8]、戴靜等（2020）[27]、張偉俊等（2021）[28]使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)證實了銀行業(yè)分支機構(gòu)擴張對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動有促進作用。呂鐵和王海成（2019）[29]以股份制商業(yè)銀行在縣域設(shè)立分支機構(gòu)作為準(zhǔn)自然試驗，研究發(fā)現(xiàn)股份制商業(yè)銀行擴張能夠通過提高銀行業(yè)競爭程度促進企業(yè)創(chuàng)新。但Chava等（2013）[30]使用美國的數(shù)據(jù)卻得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為銀行業(yè)放松管制會增加當(dāng)?shù)劂y行的市場力量，從而降低企業(yè)創(chuàng)新水平。另外，胡海峰等（2023）[31]的研究表明銀行業(yè)放松管制能吸引企業(yè)異地投資，Wang和Mao（2024）[32]利用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)銀行競爭會影響企業(yè)從加工模式向普通貿(mào)易模式的轉(zhuǎn)變。方芳和蔡衛(wèi)星（2016）[33]、蔡衛(wèi)星（2019）[34]、李志生和金凌（2021）[35]等分別討論了銀行業(yè)擴張對企業(yè)成長、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)投資水平和投資效率等方面的促進作用。也有諸多學(xué)者研究了銀行業(yè)擴張與企業(yè)融資約束的關(guān)系，如álvarez和Jara（2016）[36]以6個拉美國家的上市公司為樣本，結(jié)合理論與實證分析發(fā)現(xiàn)，由于信息不對稱和代理成本的存在，銀行業(yè)擴張會降低銀行與企業(yè)建立貸款關(guān)系的動力，從而增加金融約束。但Khan和Kutan（2023）[37]基于48個發(fā)展中經(jīng)濟體的研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)的發(fā)展通過信用信息的可獲得性降低了信息不對稱，從而降低了銀行市場支配力對企業(yè)融資的抑制作用。姜付秀等（2019）[5]、Chong等（2013）[7]使用中國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)擴張能夠緩解企業(yè)融資約束。

綜上所述，現(xiàn)有文獻從宏觀層面的政策環(huán)境，微觀層面的企業(yè)生產(chǎn)率、融資約束等方面對企業(yè)對外直接投資的影響因素進行了有益探討，為本文的研究提供了理論支持。然而，鮮有文獻關(guān)注銀行業(yè)集聚這一現(xiàn)象對企業(yè)對外直接投資決策的影響。東道國的金融發(fā)展能夠通過直接增加企業(yè)外部融資和間接支持經(jīng)濟活動，降低企業(yè)面臨的融資約束，促進資源的有效配置，并影響企業(yè)的國際化戰(zhàn)略，這一點已經(jīng)從發(fā)達國家的數(shù)據(jù)中得到驗證（Berman和Héricourt，2010；Desbordes和Wei，2017；Tan等，2019）[26，38，39]，但發(fā)展中國家的銀行業(yè)與企業(yè)對外直接投資的關(guān)系還有待考察。本文將研究銀行業(yè)集聚對中國企業(yè)對外直接投資的影響，對已有文獻進行補充和擴展。

（二）理論分析

對外直接投資往往具有收益不確定和信息不對稱的特點，投資過程復(fù)雜且風(fēng)險較大，需要在前期支付較高的固定成本，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金不足時，便需要通過外部融資來承擔(dān)國外市場的進入成本。因此，融資約束可能會限制企業(yè)的對外投資決策，降低企業(yè)進行對外直接投資的概率（Maeseneire和Claeys，2012；Buch等，2014）[40，41]。針對企業(yè)對外直接投資中的融資約束問題，Todo（2011）[42]、Maeseneire和Claeys（2012）[40]使用日本、比利時對外直接投資企業(yè)數(shù)據(jù)，均驗證了融資約束對企業(yè)對外直接投資的阻礙作用。Rice和Strahan（2010）[43]、Caggese和Cu?at（2013）[44]基于意大利制造業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)研究了信貸配給與企業(yè)出口的關(guān)系，結(jié)果表明融資約束扭曲了企業(yè)的國際化戰(zhàn)略。劉莉亞等（2015）[6]、王碧珺等（2015）[3]、Yan等（2018）[24]分別使用中國上市公司數(shù)據(jù)、浙江省制造業(yè)數(shù)據(jù)、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫研究了融資約束與企業(yè)對外直接投資的關(guān)系，結(jié)果表明中國企業(yè)對外直接投資決策也受到融資約束的影響。融資能力強的工業(yè)企業(yè)不僅更有可能發(fā)生對外直接投資行為，而且更傾向于進行多次投資以及在多個國家進行投資（李磊和包群，2015）[45]。

銀行在中國的金融體系中占據(jù)主導(dǎo)地位，因此，銀行貸款是企業(yè)外部融資的主要形式。銀行業(yè)集聚的直接效應(yīng)是信貸資源供給的增加，已有研究表明，銀行分支機構(gòu)的數(shù)量與銀行競爭之間存在正相關(guān)關(guān)系，銀行分支機構(gòu)越多，銀行主體類型越多樣化，特定銀行主導(dǎo)市場的可能性就越小，銀行業(yè)的競爭就會越激烈（Jayaratne和Strahan，1996）[46]。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論，銀行壟斷將導(dǎo)致貸款供應(yīng)不足和貸款利率上升，而加強競爭可以降低融資成本，增加貸款的可用性（Love和Peria，2014）[47]。銀行業(yè)集聚加劇銀行業(yè)競爭，銀行在競爭環(huán)境中有強烈的動機收集企業(yè)信息、創(chuàng)新服務(wù)方式以獲得競爭優(yōu)勢，這將降低企業(yè)的融資成本（Gao等，2017）[48]，同時提高企業(yè)申請貸款的意愿（Rice和Strahan，2010；Braggion和Ongena，2019）[43，49]，更有利于企業(yè)擴大規(guī)模。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：銀行業(yè)集聚能夠通過緩解企業(yè)融資約束提升企業(yè)對外直接投資的概率。

三、模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型

本文的樣本包含對外直接投資的企業(yè)和未對外直接投資的企業(yè)組成的非平衡面板數(shù)據(jù)，被解釋變量設(shè)置為虛擬變量。參考Chen（2015）[50]的做法，采用面板二值選擇模型進行估計，模型設(shè)置如下：

[OFDIit=α0+α1Bankit+α2Xit+μi+νt+εit] （1）

[i]表示企業(yè)，[t]表示年份。被解釋變量[OFDIit]表示[i]企業(yè)在[t]年是否進行對外直接投資的虛擬變量⑤，若企業(yè)進行對外直接投資，[OFDIit]取值為1，否則為0。[Bankit]表示企業(yè)[i]所在行政區(qū)劃范圍內(nèi)的銀行業(yè)集聚程度，以企業(yè)和銀行的行政區(qū)劃位置為基礎(chǔ)，用企業(yè)所在縣（區(qū)）范圍內(nèi)的銀行分支機構(gòu)數(shù)量的對數(shù)作為銀行業(yè)集聚的代理指標(biāo)（Wang和Mao，2024；李志生和金凌，2021）[32，35]。本文預(yù)期系數(shù)[α1]顯著為正。[Xit]表示企業(yè)層面的控制變量，[μi]表示企業(yè)固定效應(yīng)，[νt]是年份固定效應(yīng)，[εit]是隨機誤差項。

參考以往文獻并結(jié)合工業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)特征，選取以下企業(yè)層面的控制變量：資本密集度（Capi），以年度固定資產(chǎn)平均余額與員工人數(shù)之比來衡量；企業(yè)規(guī)模（[Size]），以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)來衡量；杠桿率（Levr），以總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值表示；外貿(mào)活動（Expt），設(shè)置為虛擬變量，有出口交貨值的企業(yè)取值為1，沒有則取值為0；管理費用（Mag），以管理費用與從業(yè)人數(shù)的比值表示；稅率水平（Tax），以本年應(yīng)交增值稅與工業(yè)銷售總產(chǎn)值的比值表示；盈利能力（Roa），以利潤總額與總資產(chǎn)的比值度量。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

（二）數(shù)據(jù)說明

銀行業(yè)分支機構(gòu)數(shù)據(jù)來源于原銀保監(jiān)會金融許可證信息數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含了1949年至今中國銀行業(yè)近26萬家分支機構(gòu)的信息，包括分支機構(gòu)名稱、機構(gòu)編碼、成立時間、發(fā)證日期、地址等。本文樣本中的銀行業(yè)指吸收公眾存款的金融機構(gòu)，因此，不包含政策性銀行。本文整理了截至2019年12月31日的銀行業(yè)情況，整理得到的銀行業(yè)分支機構(gòu)設(shè)立情況如表2所示。從總部數(shù)量上看，銀行業(yè)具有多樣化特征，村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村信用社、農(nóng)村商業(yè)銀行數(shù)量最多，超過了1000家；從分支機構(gòu)數(shù)量上看，國有商業(yè)銀行依然具有絕對優(yōu)勢地位，其分支機構(gòu)超過10萬家。觀察分支機構(gòu)數(shù)量與總部數(shù)量比值發(fā)現(xiàn)，國有商業(yè)銀行分支機構(gòu)在市場中占據(jù)主導(dǎo)地位，平均每家國有商業(yè)銀行擁有分支機構(gòu)1.9萬余家，若以2019年末2846個縣級行政區(qū)來計算，平均每家國有商業(yè)銀行在每個縣（區(qū)）內(nèi)存在6.8家分支機構(gòu)，國有商業(yè)銀行在目前依然占據(jù)較大的市場份額。股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行的分支機構(gòu)數(shù)量比較接近，但從平均分支機構(gòu)數(shù)來看，股份制商業(yè)銀行的市場覆蓋率是城市商業(yè)銀行的9倍多。

企業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)是通過整理商務(wù)部對外投資和經(jīng)濟合作司發(fā)布的《名錄》得到的，《名錄》內(nèi)容包括證書號、對外投資國家（地區(qū)）、境內(nèi)投資主體、境外投資企業(yè)（機構(gòu)）、境內(nèi)企業(yè)所在地區(qū)、企業(yè)經(jīng)營范圍、核準(zhǔn)日期等信息。但從2016年起，不再公布對外投資核準(zhǔn)日期，故本文的對外投資企業(yè)整理到2015年末，對外直接投資事件累計41715件，排除重復(fù)對外直接投資企業(yè)，合計29597家企業(yè)對外直接投資，時間最早為1983年。具體方法是將《名錄》與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫通過企業(yè)名稱進行精確匹配，在剔除時間跨度只有1年的企業(yè)樣本后，得到共計5414家對外直接投資企業(yè)樣本，其中有1327家企業(yè)在2008年或之前獲得對外投資批準(zhǔn)。圖1描述了1998—2015年對外直接投資企業(yè)和銀行業(yè)分支機構(gòu)的數(shù)量變化趨勢。在2005年之前對外直接投資企業(yè)數(shù)量較少，但在2005年后數(shù)量開始急劇增加。比較對外直接投資企業(yè)數(shù)量與銀行業(yè)分支機構(gòu)數(shù)量可以發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)分支機構(gòu)的擴張與對外直接投資企業(yè)數(shù)量的增長具有較為一致的變動趨勢，那么，以分支機構(gòu)擴張衡量的銀行業(yè)集聚是否是企業(yè)對外直接投資的重要影響因素？本文將通過實證分析回答這一問題。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)估計結(jié)果

在對模型（1）進行估計之前，先使用Hausman檢驗判斷隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)對本文研究內(nèi)容的適用性，檢驗原假設(shè)為隨機效應(yīng)模型正確。計算得到的統(tǒng)計量值為598.13，對應(yīng)的P值小于1%，即拒絕原假設(shè)，說明使用固定效應(yīng)模型更為合適，下文均使用固定效應(yīng)模型。添加控制變量后使用固定效應(yīng)進行估計的結(jié)果如表3列（1）所示。結(jié)果表明，控制其他可能影響企業(yè)對外直接投資決策的因素后，銀行業(yè)集聚依然顯著提升了企業(yè)對外直接投資可能性。從其他控制變量的估計系數(shù)來看：資本密集度對對外直接投資有正向影響，可能原因是在中國制造業(yè)企業(yè)對外直接投資中，資本密集型產(chǎn)業(yè)（如交通、鋼鐵、石油化學(xué)等）占較大份額。企業(yè)規(guī)模、杠桿率、外貿(mào)活動、管理費用、盈利能力均對企業(yè)對外直接投資概率有正向影響，稅率水平對企業(yè)對外直接投資概率的影響為負(fù)，與已有研究結(jié)論基本一致（王碧珺等，2015；葛順奇和羅偉，2013）[3，20]。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換銀行業(yè)集聚的度量方式。銀行業(yè)集聚衡量方式的差異可能導(dǎo)致研究結(jié)論偏誤，本文參考方芳和蔡衛(wèi)星（2016）[33]、蔡衛(wèi)星（2019）[34]的方法，用非國有商業(yè)銀行的市場份額來衡量銀行業(yè)集聚。度量方式如下：

[Bankit=1-CR5it] （2）

其中，[CR5it]為企業(yè)所在縣（市、區(qū)）范圍內(nèi)的工、農(nóng)、中、建、交五大行的分支機構(gòu)數(shù)占銀行業(yè)分支機構(gòu)總數(shù)的比重。銀行業(yè)集聚的取值位于0和1之間。估計結(jié)果如表3列（2）所示。核心解釋變量的估計系數(shù)依然顯著為正，通過1%的顯著性水平檢驗，表明結(jié)果是穩(wěn)健的。

測度銀行業(yè)集聚時可能存在一個問題，即在極端情況下，市場上只有一家銀行，雖然有很多分支機構(gòu)，但這種情況形成了市場壟斷，不屬于銀行業(yè)機構(gòu)的多樣化集聚。本文參考已有關(guān)于銀行業(yè)競爭的文獻（Chong等，2013；蔡競和董艷，2016）[7，8]，使用赫芬達爾指數(shù)來替代原銀行業(yè)集聚衡量指標(biāo)，計算公式如下：

[HHIi，t=jBranchi，j，tBranchi，t2] （3）

其中，[Branchi，j，t]表示[t]年企業(yè)[i]所在縣（市、區(qū)）的銀行[j]的分支機構(gòu)數(shù)量。[Branchi，j，t]越大，意味著屬于同一家銀行的分支機構(gòu)越多，銀行業(yè)越傾向于壟斷而非競爭，即[HHIi，t]越大，銀行業(yè)競爭程度越小，銀行業(yè)集聚程度越低，因此，[HHIi，t]為銀行業(yè)集聚的反向指標(biāo)，若其估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資決策具有正向作用。以赫芬達爾指數(shù)替代原核心解釋變量的估計結(jié)果如表3列（3）所示，回歸系數(shù)顯著為負(fù)，與預(yù)測的估計結(jié)果一致。綜合以上分析可知，核心解釋變量的度量方式并不影響實證結(jié)果，本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

2. 控制宏觀政策環(huán)境因素的影響。自2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）后，中國融入全球經(jīng)濟的步伐加快。同年，“走出去”戰(zhàn)略被正式寫入國家“十五規(guī)劃”，我國逐漸放松對外投資管制并鼓勵企業(yè)對外投資。而在此之前，中國的國際投資政策側(cè)重于“引進來”，以吸引外商直接投資為主。在國內(nèi)政策環(huán)境轉(zhuǎn)變的背景下，企業(yè)對外直接投資的決策可能會受到影響。為控制這種影響，以2001年為時間節(jié)點設(shè)置一個政策虛擬變量Policy，在2001年之前取值為0，2001年之后取值為1，將Policy作為控制變量加入原模型中，估計結(jié)果如表3列（4）所示。結(jié)果顯示Policy的估計系數(shù)不顯著，而銀行業(yè)集聚的估計系數(shù)依然顯著為正。在控制宏觀政策環(huán)境變化的影響后，本文的估計結(jié)果依然穩(wěn)健。

3. 內(nèi)生性討論。銀行在某地設(shè)立分支機構(gòu)的決策并非完全外生，而是受到多重因素的影響，通常更傾向于將分支機構(gòu)設(shè)立在經(jīng)濟活動密集度高的區(qū)域，這就導(dǎo)致一定區(qū)域范圍內(nèi)的企業(yè)投資活動可能會影響銀行在此地設(shè)立分支機構(gòu)的決策。為排除雙向因果關(guān)系對估計結(jié)果的影響，使用每年縣（市、區(qū)）范圍內(nèi)銀行業(yè)新增分支機構(gòu)數(shù)的對數(shù)作為解釋變量，即對銀行業(yè)集聚做差分處理以消除解釋變量中與過去企業(yè)對外直接投資決策相關(guān)部分的影響（李志生和金凌，2021）[35]。估計結(jié)果如表3列（5）所示，估計系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致。

五、機制分析

已有研究證實融資約束是企業(yè)對外直接投資的重要影響因素（劉莉亞等，2015；Buch等，2014）[6，41]，本文在驗證融資約束與企業(yè)對外直接投資關(guān)系的基礎(chǔ)上，進一步探討銀行業(yè)集聚是否緩解了企業(yè)面臨的融資約束，以此討論銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資的作用機制。

（一）融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響

目前廣泛采用的企業(yè)融資約束度量方法主要有兩種：第一種是單一指標(biāo)度量方法；第二種是綜合指標(biāo)度量方法。結(jié)合數(shù)據(jù)特征以及度量方式的合理性，本文分別使用利息支出的對數(shù)IP和SA指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束，SA指數(shù)的計算方式如下：

[SAit=-0.737×Sizeit+0.043×Size2it-0.04×Ageit]

（4）

[Sizeit]為企業(yè)[i]在[t]年實際總資產(chǎn)的對數(shù)，[Ageit]為企業(yè)[i]在[t]年的年齡，即成立年限。SA指數(shù)的值越大，表示企業(yè)面臨的融資約束越大；IP的值越大，表示企業(yè)利息支出越多，意味著企業(yè)從銀行取得了更多的貸款，面臨的融資約束越小。為考察融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，估計模型設(shè)置為：

[OFDIit=α0+α1SAit+α2Xit+μi+νt+εit] （5）

[OFDIit=α0+α1IPit+α2Xit+μi+νt+εit] （6）

回歸結(jié)果如表4列（1）、（2）所示，IP的估計系數(shù)顯著為正，SA指數(shù)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明融資約束確實是影響企業(yè)對外直接投資可能性的重要因素，與王碧珺等（2015）[3]、劉莉亞等（2015）[6]的研究結(jié)論一致。

（二）銀行業(yè)集聚對企業(yè)融資約束的影響

以融資約束變量為被解釋變量，以銀行業(yè)集聚為解釋變量，討論銀行業(yè)集聚與企業(yè)融資約束之間的關(guān)系，估計模型見式（7）。[FCit]為企業(yè)融資約束的代理變量，分別以IP和SA指數(shù)表示，其他變量和基準(zhǔn)模型一致。

[FCit=α0+α1Bankit+α2Xit+μi+νt+εit] （7）

對上述模型的估計結(jié)果如表4列（3）—（6）所示。其中，列（3）、（5）以IP作為被解釋變量，列（4）、（6）以SA指數(shù)作為被解釋變量，列（3）、（4）是使用全樣本數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，列（5）、（6）是使用對外直接投資企業(yè)樣本的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，銀行業(yè)集聚顯著促進了企業(yè)的利息支出增加，即緩解了企業(yè)融資約束，無論是在全樣本還是對外直接投資企業(yè)樣本中，這一結(jié)論均成立；以SA指數(shù)作為被解釋變量的估計結(jié)果表明，銀行業(yè)集聚顯著降低了對外直接投資企業(yè)的融資約束，但就全樣本而言，銀行業(yè)集聚對于其融資約束的緩解并未產(chǎn)生積極影響。

綜合以上分析，融資約束抑制了企業(yè)對外直接投資，而銀行業(yè)集聚能夠提升企業(yè)獲得外部融資的可能性，緩解企業(yè)融資約束，提升其對外直接投資的概率。尤其是對外直接投資企業(yè)，銀行業(yè)集聚對其融資約束的緩解效果更加明顯。

六、異質(zhì)性分析

（一）行業(yè)異質(zhì)性

目前中國的對外直接投資已經(jīng)覆蓋了國民經(jīng)濟所有行業(yè)類別，其中租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、信息傳輸/軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、制造業(yè)、采礦業(yè)等六個行業(yè)對外投資存量規(guī)模已達千億美元以上?；诖耍谀Ｐ停?）的基礎(chǔ)上引入行業(yè)特征虛擬變量（C）和銀行業(yè)集聚的交叉項，通過觀察交叉項的系數(shù)特征，總結(jié)銀行業(yè)集聚影響企業(yè)對外直接投資的行業(yè)差異。按照《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T4754-2002）的分類標(biāo)準(zhǔn)，并參考葛順奇和羅偉（2013）[20]的行業(yè)劃分方法，將樣本企業(yè)分為四類：（1）輕工業(yè)，包括食品、印刷、紡織、家具、文教、工藝等相關(guān)行業(yè)；（2）化工業(yè)，包括化學(xué)、醫(yī)藥、橡膠、塑料、燃?xì)獾认嚓P(guān)行業(yè)；（3）原材料工業(yè)，包括煤炭、石油、礦產(chǎn)、石油等相關(guān)行業(yè)；（4）其他，主要為設(shè)備、機械制造加工業(yè)等。估計結(jié)果如表5列（1）—（4）所示，銀行業(yè)集聚顯著促進了化工業(yè)企業(yè)的對外直接投資，對輕工業(yè)、材料工業(yè)及其他行業(yè)的影響不顯著?？赡艿脑蚴?，化工業(yè)屬于資本密集型行業(yè)，對技術(shù)的依賴程度較高，資金需求量較大，因此，銀行業(yè)集聚為化工業(yè)企業(yè)的海外投資和技術(shù)升級提供了資金支持。而輕工業(yè)可能更關(guān)注勞動力成本和市場需求的變化，材料工業(yè)則可能受到原材料供應(yīng)和價格波動的影響更大，二者更依賴于內(nèi)源融資或民間融資，因而其對外直接投資行為對銀行業(yè)集聚的敏感度較低。

（二）企業(yè)經(jīng)營性質(zhì)

對外直接投資企業(yè)包含國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)等，不同性質(zhì)企業(yè)面臨的融資約束可能存在差異，導(dǎo)致銀行業(yè)集聚效應(yīng)存在異質(zhì)性。本文通過引入企業(yè)經(jīng)營性質(zhì)特征虛擬變量（C）與銀行業(yè)集聚的交叉項，觀察交叉項系數(shù)以判斷其異質(zhì)性特征。按照企業(yè)的登記注冊類型劃分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和其他企業(yè)。估計結(jié)果如表5列（5）—（7）所示，結(jié)果顯示銀行業(yè)集聚顯著促進了外資企業(yè)對外直接投資，降低了其他類型企業(yè)（以民營企業(yè)為主）對外直接投資的概率。可能的原因是，國有企業(yè)的資金來源比其他類型的企業(yè)更穩(wěn)定，受融資環(huán)境的影響較小，外資企業(yè)擁有的國內(nèi)外市場資源使得其在融資過程中具有更強的議價能力，而民營企業(yè)在競爭激烈的信貸市場中依然處于弱勢地位。

七、結(jié)論與政策啟示

本文將《名錄》和銀行業(yè)分支機構(gòu)信息與中國1998—2008年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)結(jié)合，使用面板二值選擇模型，研究了銀行業(yè)集聚對企業(yè)對外直接投資的影響。結(jié)論顯示，銀行業(yè)集聚顯著提升了企業(yè)對外直接投資的概率，且主要通過緩解對外直接投資企業(yè)的融資約束來發(fā)揮效應(yīng)。行業(yè)異質(zhì)性檢驗顯示，銀行業(yè)集聚顯著促進了化工行業(yè)企業(yè)的對外直接投資；企業(yè)類型異質(zhì)性檢驗顯示，銀行業(yè)集聚對外資企業(yè)的對外直接投資促進作用顯著，對民營企業(yè)有明顯的抑制效應(yīng)，對國有企業(yè)的影響不明顯。

基于研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，積極推進銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)改革，構(gòu)建多元化、多層次的銀行業(yè)服務(wù)體系。在完善金融監(jiān)管體制和防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險的同時，鼓勵和支持中小銀行發(fā)展，改變銀行市場壟斷格局，優(yōu)化信貸資源配置，提升銀行對企業(yè)的服務(wù)能力和服務(wù)效率。第二，合理規(guī)劃銀行業(yè)的空間布局，提升銀行的金融服務(wù)能力，打造區(qū)域金融服務(wù)中心，使其成為對外直接投資的重要支撐平臺，推動地區(qū)銀行與國際金融機構(gòu)建立合作關(guān)系，支持企業(yè)對外直接投資。第三，完善支持企業(yè)“走出去”的制度與政策安排，暢通企業(yè)國際化發(fā)展渠道。通過整合產(chǎn)業(yè)、金融、稅收、貿(mào)易等政策，形成支持企業(yè)對外直接投資和行業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展的配套政策體系，為企業(yè)“走出去”掃清障礙。

注：

①1998年2月，黨的十五屆二中全會要求，在積極擴大出口的同時，要有領(lǐng)導(dǎo)有步驟地組織和支持一批有實力有優(yōu)勢的國有企業(yè)走出去，到國外主要是到非洲、中亞、中東、東歐、南美等地投資辦廠。1999年2月14日，國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)《關(guān)于鼓勵企業(yè)開展境外帶料加工裝配業(yè)務(wù)的意見》。2015年5月13日，印發(fā)《國務(wù)院關(guān)于推進國際產(chǎn)能和裝備制造合作的指導(dǎo)意見》。2016年8月1日，工業(yè)和信息化部印發(fā)《促進中小企業(yè)國際化發(fā)展五年行動計劃（2016—2020 年）》。

②資料來源：《2022年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

③2006年，原銀監(jiān)會印發(fā)《城市商業(yè)銀行異地分支機構(gòu)管理辦法》，鼓勵城市商業(yè)銀行在市場和自愿的原則下，以聯(lián)合、重組為前提，在充分整合金融資源和化解金融風(fēng)險的基礎(chǔ)上，設(shè)立異地分支機構(gòu)。2009年，原銀監(jiān)會下發(fā)《關(guān)于中小商業(yè)銀行分支機構(gòu)市場準(zhǔn)入政策的調(diào)整意見（試行）》，針對全國性股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行放寬和簡化機構(gòu)設(shè)立。

④數(shù)據(jù)來源于作者整理的銀行機構(gòu)統(tǒng)計資料。

⑤虛擬變量的設(shè)置方式遵循兩個原則：（1）如果企業(yè)在不同年份對不同國家進行對外直接投資，均以其第一次對外直接投資的時間作為起始時間。（2）如果企業(yè)是在當(dāng)年的7月之前被核準(zhǔn)進行對外直接投資，將其對外直接投資的時間設(shè)定為當(dāng)年，虛擬變量在當(dāng)年取值為1；否則往后順延一年作為對外直接投資的起始時間，即當(dāng)年虛擬變量取值為0，下一年虛擬變量取值為1。

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Banking Agglomeration，F(xiàn)inancing Constraint and Outward Foreign Direct Investment of Chinese Enterprises

Mao Xia1/Chen Xiao2

（1. School of International Business，Hainan University，Haikou 570228，Hainan，China；

2. School of Public Finance and Taxation，Southwestern University of Finance and Economics，

Chengdu 611130，Sichuan，China）

Abstract：Using the Directory of Enterprises（Institutions）Investing Abroad and information on banking branches，this paper examines the impact of banking agglomeration on enterprises' outward FDI based on data on Chinese industrial enterprises' . The results of the study show that banking agglomeration significantly increases the probability of OFDI by firms by alleviating their financing constraints. Heterogeneity analysis shows that banking agglomeration has a significant promotional effect on OFDI of chemical industry firms and foreign firms，and a dampening effect on OFDI of private firms. This study is of great significance in promoting the reform of financial institutions and improving the financial service system to better support Chinese enterprises in "going out" and realizing a higher level of opening up to the outside world.

Key Words：banking agglomeration，financing constraints，Outward Foreign Direct Investment（OFDI）

（責(zé)任編輯 劉 陽；校對 LY，WY）