融資約束與企業(yè)對外直接投資基于工業(yè)的經(jīng)驗研究張先鋒合肥經(jīng)濟學院

1、選題范圍：7 中國利用與對外投資中英要：融資約束與企業(yè)對外直接投資基于中國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗研究摘要：中國企業(yè)是否能成功“走出去”是我國對開放水平，更次參與國際分工的關鍵，融資約束是影響中國企業(yè)對外直接投資決策的主要之一。本文深入了融資約束與企業(yè)對外直接投資的相互作用機制，特別關注企業(yè)對外直接投資對企業(yè)融資約束的反向影響，并利用 2002-2008 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及投資企業(yè)（機構）匹配的微觀數(shù)據(jù)集進行了實證分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）融資約束制約了中國工業(yè)企業(yè)對外直接投資，融資能力越強的企業(yè)越容易開展對外直接投資。（2）對外直接投資能夠緩解企業(yè)融資約束，但這種作用存在時滯，持續(xù)期一般為兩年。（

2、3）對外直接投資緩解融資約束的作用受投資東道國特征的影響。投資于 OECD 國家和非地的企業(yè)，融資約束的緩解作用更為明顯。：融資約束 對外直接投資 傾向匹配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作者簡介：張先鋒（1968.08-），男，興山人，合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院教授，國際經(jīng)濟與貿(mào)易系論與政策。大學博士，高級學者。主要研究方向：國際貿(mào)易理（1989.09-），男，江蘇常州人，合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院金融學。（1981.06-），男，合肥人，合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，國際經(jīng)濟與貿(mào)易系副，財經(jīng)大學博士。主要研究方向：國際貿(mào)易理論與政策。通訊地址：省合肥市經(jīng)濟開發(fā)區(qū)丹霞路 485 號 合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院 638 信箱國際經(jīng)濟與貿(mào)易系 張先鋒老師(收)： 230601：（張先鋒）；（張先鋒）；（）（）: z融資約束與企業(yè)對外直接投資基于工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗研究張先鋒（合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，合

7、肥230601）摘要：中國企業(yè)是否能成功“走出去”是我國對開放水平，更次參與國之一。本際分工的關鍵，融資約束是影響中國企業(yè)對外直接投資決策的主要文深入了融資約束與企業(yè)對外直接投資的相互作用機制，特別關注企業(yè)對外直接投資對企業(yè)融資約束的反向影響，并利用 2002-2008 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及投資企業(yè)（機構）匹配的微觀數(shù)據(jù)集進行了實證分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）融資約束制約了中國工業(yè)企業(yè)對外直接投資，融資能力越強的企業(yè)越容易開展對外直接投資。（2）對外直接投資能夠緩解企業(yè)融資約束，但這種作用存在時滯，持續(xù)期一般為兩年。（3）對外直接投資緩解融資約束的作用受投資東道國特征的影響。投資于 OECD

8、國家和非緩解作用更為明顯。地的企業(yè)，融資約束的：融資約束 對外直接投資傾向匹配一、引 言21 世紀以來，我國對外開放程度與市場化程度不斷提高，國內(nèi)市場競爭日趨激烈。同時，隨著我國經(jīng)濟總量迅速擴大，國內(nèi)資源環(huán)境問題日益突出，資源環(huán)境規(guī)制標準不斷提高。國內(nèi)企業(yè)對外直接投資（OFDI）作為“走出去”的主要方式，既可以有效緩解國內(nèi)產(chǎn)能過剩的壓力和資源環(huán)境的約束，又可以東道國設置的貿(mào)易壁壘，減少貿(mào)易摩擦，緩解貿(mào)易不平衡，同時還有利于國內(nèi)企業(yè)獲得的技術溢出，企業(yè)的競爭力。鼓勵國內(nèi)企業(yè)更好“走出去”是我國進一步深化對外開放，提高我國參與國際分工層次的重點。企業(yè)對外直接投資無疑著大量需求，根據(jù)中國國際貿(mào)易促進

9、2010 年中國企業(yè)對外投資現(xiàn)狀及意向顯示，受訪企業(yè)普遍認為融資約束是制約其“走出去”的重要原因。與此同時，雖然我國近些年來的金融步伐較快，但信貸現(xiàn)象仍然普通存在。大型國有企業(yè)往往能夠憑借自身所有制的地位優(yōu)勢獲得持續(xù)不斷的，而民營企業(yè)特別是中小民營企業(yè)由于自身所有制及規(guī)模限制，而無法獲得充足的金融支持。另一方面，部分經(jīng)驗也表明，在民營企業(yè)整體融資的情況下，出口可能通過獲取性及分散市場風險等對企業(yè)融資產(chǎn)生積極影響（羅長遠和，2014），即企業(yè)出口改善了企業(yè)金融狀況。那么，融資約束是否抑制了中國工業(yè)企業(yè)對外直接投資呢？企業(yè)對外直接投資是否能夠通過擴大銷售網(wǎng)絡，或者發(fā)送企業(yè)資質(zhì)的“信號”等進而對企業(yè)

10、融資也產(chǎn)生積極的影響呢？這些問題的研究有助于為我國制定科學合理、有針對性的促進企業(yè)“走出去”的金融政策提供必要的理論支撐，同時對于企業(yè)對外直接投資策略的制定有著重要的理論與現(xiàn)實意義。本文剩余部分結(jié)構安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為提出有待檢驗的理論假設；第四部分為變量數(shù)據(jù)及模型構建；第五部分為實證結(jié)果及分析；第六部分為進一步研究內(nèi)容；最后為全文總結(jié)及政策涵義。二、文獻綜述近年來，相關研究主要集中在融資約束與企業(yè)出口關系方面，研究主要從二個方向展開：一個方向是研究融資約束對企業(yè)出口的影響，大多從微觀數(shù)據(jù)著手分析，主要強調(diào)融資支持對企業(yè)出口決策的重要性（Manova，2010；和李，201

11、1；Chaney，2013；Forlani，2014）。Manova（2010）在異質(zhì)性企業(yè)模型的基礎上融入了信貸約束，研究發(fā)現(xiàn)融資約束與企業(yè)的出口傾向、出口總量以及出口種類負相關。Berman 和 Hericourt（2010）利用 9 個發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體的企業(yè)數(shù)據(jù)研究了企業(yè)與企業(yè)出口行為的關系。研究發(fā)現(xiàn)，財務狀況良好的企業(yè)出口概率較高。Minetti 和Zhu（2011）在采用了意大利企業(yè)數(shù)據(jù)后的研究結(jié)果表明，實行信貸配給的企業(yè)與未實行信貸配給的企業(yè)相比較，前者出（2011）利用世界口概率和出口量都相對較小。和投資環(huán)境調(diào)。以上學者分查數(shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，外源融資約束是阻礙企業(yè)出口的重

12、要別從外源性和內(nèi)源性融資約束不同指標著手，都發(fā)現(xiàn)融資約束抑制了企業(yè)出口，（2012）糅合了以上兩者內(nèi)容，構造了包括內(nèi)源性融資、商業(yè)信貸及企業(yè)信用特征等變量的綜合指標，同樣發(fā)現(xiàn)融資約束的改善有益于企業(yè)出口，其中，企業(yè)受益最多。與此不同的是， （2013）按照企業(yè)所有制類型的不同對融資約束與企業(yè)出口行為進行了研究，發(fā)現(xiàn)融資約束的降低能夠提高民營企業(yè)的出口概率和出口收益，而對國有企業(yè)和 企業(yè)的影響并不顯著。Forlan（i 2014）從出口現(xiàn)金儲備的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)受融資約束的企業(yè)現(xiàn)金存量每增加 10%，則其出口的可能性隨之增加 0.17%。大多數(shù)文獻研究表明，融資約束對企業(yè)出口決策具有重要影響。另一

13、類是研究企業(yè)出口是否有利于緩解融資約束，重點研究企業(yè)出口是否會改善企業(yè)金融狀況（Guariglia 和Mateut，2010；周世民等，2013；羅長遠，2014）。關于企業(yè)出口對企業(yè)融資約束的影響的研究相對缺乏，大多和研究考慮的是出口對金融變量的敏感度。Greenaway 等（2007）認為，出口可以改善企業(yè)的融資約束情況，但企業(yè)的融資約束并不會影響企業(yè)的出口行為選擇。Guariglia 和Mateut（2010）利用英國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)較之于本土其他企業(yè)而言，存貨投資對金融變量的敏感度較低。利用中國企業(yè)數(shù)據(jù)探究企業(yè)出口對融資約束影響的研究比較少見，主要從處理內(nèi)生性著手。周世民等

14、（2013）采用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)并運用倍差匹配法分析出口對民營企業(yè)融資約束的作用，發(fā)現(xiàn)出口緩解了中大型民營企業(yè)的融資約束，而對于小型企業(yè)并不明顯。曹獻飛（2015）同樣采用了工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)但運用了聯(lián)立方程模型企業(yè)出口與融資約束的相互關系，發(fā)現(xiàn)融資約束的緩解不僅促進了企業(yè)融資約束的緩解。羅長遠和了企業(yè)出口績效，同時出口又（2014）利用 2005 年世界企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口前存在融資約束問題，但企業(yè)出口能對金融狀況的改善產(chǎn)生積極影響。目前，研究融資約束與企業(yè)對外直接投資相互關系的文獻比較少。一些學者研究了融資約束對企業(yè) OFDI 的影響。Buch 等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，金融支持在出口與對外直接

15、投資中的作用不可替代。Buch 等（2014）的進一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束對高生產(chǎn)率企業(yè)對外投資的影響度要高于低生產(chǎn)率的企業(yè)。和（2015）研究表明，信貸融資能夠顯著促進我國工業(yè)企業(yè)“走出去”，融資能力與投資次數(shù)和投資東道國數(shù)目正相關，且民營企業(yè)更有可能從融資支持中受益。上述文獻對本文的進一步深入研究具有極為重要的參考價值，但也存在以下：第一，以往國內(nèi)文獻在影響本土企業(yè)對外直接投資的時，主要集政策、基礎中于宏觀層面，比如說東道國市場規(guī)模、成本、貿(mào)易政策、設施、技術水平、集聚效應等，而很少從微觀企業(yè)層面融資約束與企業(yè)對外直接投資的關系。第二，在融資約束與企業(yè)對外直接投資時，以往文獻忽略了企業(yè)對外直

16、接投資對其融資約束的反向影響。企業(yè)對外直接投資往往能夠通過影響母公司企業(yè)的出口數(shù)量、技術水平、管理水平、生產(chǎn)效率以及品牌價值等，影響投資者對企業(yè)信心，進一步影響企業(yè)的融資能力。因此，忽略企業(yè)對外直接對融資約束的反向作用，得出的研究結(jié)論是無法令人信服的。與本文研究對象較為接近的和（2015）的研究不同，本文不僅提供了融資約束影響企業(yè)對外直接投資的理論和經(jīng)驗，而且關注了企業(yè)對外直接投資對融資約束的反向作用。同時，本文還將投資東道國特征（是否為發(fā)達國家、是否為納入考慮范疇，以研究對外直接投資目的地對融資約束的不同影響。地）三、融資約束與對外投資相互作用機制分析（一）融資約束對企業(yè)對外直接投資影響企業(yè)

17、對外直接投資屬于資本輸出活動，的需求，相對較長的投資經(jīng)營期使得企業(yè)往往瓶頸，對于供應普遍不充裕的中國企業(yè)而言，融已經(jīng)成為制約企業(yè)“走出去”的關鍵。正如 Helpman（2004）所強調(diào)資的，較之于進入國際市場的初始成本，投資活動所涉及的東道國建廠生產(chǎn)經(jīng)營等都伴有較大的不確定性，因而更加依賴于融資支持。從沉沒成本的角度分析，企業(yè)進行對外直接投資不僅需要支付各種固定成本，如廠房、機器設備、技術轉(zhuǎn)移投資等，而且也包括企業(yè)在進入國外市場時收集市場信息，發(fā)展市場，為了滿外市場需求而修改產(chǎn)品以及在國外處理新的程序等成本。這些沉沒成本是對外直接投資企業(yè)所無避，與對內(nèi)投資相比，企業(yè)對外直接投資積累難以滿足需要

18、時，企業(yè)外部融資難需要的支持，當內(nèi)源性度及融資成本的高低就顯得也許能夠通過外部融資并獲取。當企業(yè)融資約束的程度較輕時，企業(yè)支持，選擇進入國外市場，進行對外投資；但當企業(yè)的融資約束比較嚴重時，企業(yè)無法及時有效地進行融資，也就無法進行對外直接投資。與此同時，由于缺乏信用擔保與存在經(jīng)營風險，對外投資企業(yè)也難以在目的地得到有力的金融支持。除此以外，在海外融資著政治法律風險，東道國政策的穩(wěn)定性和持續(xù)性往往左右投資的成敗，而且海外投資往往多種貨幣，因而容易匯率和利率問題，當國際利率匯率發(fā)生變化時，企業(yè)資產(chǎn)等同樣也會發(fā)生變化，從而增加了融資不確定性，難以融資。綜上所述，本文提出有待于檢驗的假說 1。理論假說

19、 1：企業(yè)對外直接投資需要支付額外的沉沒成本，企業(yè)的融資約強，企業(yè)對外直接投資的概率越低。長期以來，我國金融所有制類型的不同而滯后，發(fā)展不完善，我國企業(yè)因為其的融資約束也存在著差異（Allen 等，2005）。主導、投資驅(qū)動的傳統(tǒng)工業(yè)增長方式，造成了包括在內(nèi)的一些要素市場的。一方面，對策部門關于“國企”、“抓大放小”等產(chǎn)業(yè)政策顯著傾向扶持國有企業(yè)而忽略了民營企業(yè)，特別是小型民營企業(yè)。大中型商業(yè)往往更愿意把集中貸給國有及國有控股企業(yè)，這造成了信貸資源高度集中，配置主要優(yōu)先供應效率較低的國有企業(yè)而不是根據(jù)預期的獲利前景的這種選，2010）。另擇性抑制妨礙了企業(yè)的發(fā)展和對外直接投資優(yōu)勢（和一方面，以

20、國有企業(yè)為主體性較強的基礎門，占據(jù)了大量優(yōu)質(zhì)資源，可以憑借大量的固定資產(chǎn)向金融機構質(zhì)押。因此，存在明顯的的政策支持，市場分割，存在二元結(jié)構。國有企業(yè)除了擁有的資本可供抵押外，國有及國有控股企業(yè)往往資產(chǎn)規(guī)模比較大，經(jīng)營管理更加規(guī)范透明，違約率較低，因此金融機構向國有企業(yè)比向非國有企業(yè)的安全性更高，成本更低。因而國有及國家控股企業(yè)對外直接投資更少融資約束甚至沒有融資約束。對于本土的民營企業(yè)，一方面，我國向民營企業(yè)提供金融服務的中小型金融機構相對，而大型商業(yè)向中小型民營企業(yè)，成本高，收益低，風險大，放貸的積極明顯不高。另一方面，即使是大型的本土民營企業(yè)向商業(yè)融資時，也往往會遭遇到很多的，比如更高的利

21、率、更加苛刻的資格與條件、更短的時間等。很多本土民營企業(yè)因在正規(guī)、合法融資市場處于弱勢地位，而不得不向灰色或者不合法的民間去融資，其融資成本更高。因此，融資約束是影響非國有企業(yè)對外直接投資更為關鍵的因素。綜上所述，本文提出有待于檢驗的假說 2。理論假說 2：受金融滯后、信貸資源高度集中的影響，金融市場的資源配置存在選擇性抑制特征，國有及國家控股企業(yè)對外直接投資受融資約束影響較小，非國有企業(yè)受融資約束影響較大。根據(jù)融資層次偏好理論（Myers，1984），企業(yè)融資首先偏好現(xiàn)金流，其次通過信貸融資，最后才是外源融資。一般來講，對外直接投資所需量大，依靠企業(yè)自身現(xiàn)金流入或者留存收益需求，企業(yè)往往訴諸

22、于信貸融資和外源性融資。外源性融資可能會使企業(yè)承受較大控制權損失，信貸融資在我國占據(jù)主導地位（Allen 等，2008）。截止 2012 年年末，在我國各規(guī)模企業(yè)類型明細中，小微企業(yè)的信貸融資額較低，信貸融資占其總?cè)谫Y額的 13%左右，而大型企業(yè)高達 42.9%。1事實上，小型企業(yè)由于缺乏豐富完整的、經(jīng)過審計的財務報表，信用較短，可用于抵押的資產(chǎn)，難以向提供充分有效的信息，因此，小型企業(yè)融資數(shù)額與信貸比例遠低于大型企業(yè)。相對地，在同樣的融額條件下，大型企業(yè)所支付的融資成本應該更低，融資壓力較小，而小企業(yè)的融資成本函數(shù)凸度更高，邊際融資成本較大。那么如果假說 1 關于融資約束的論斷成立，企業(yè)對外

23、投資時，面對同樣的融額需求，大型企業(yè)的信貸壓力較小，因而對外投資的可能性更高，而小型企業(yè)則負有較高的融資成本，由于對外直接投資無法在即期實現(xiàn)收益，因而高昂的融資成本會制約企業(yè)投資效率（等，2014），此時，小型企業(yè)需要更為審慎地對待對外投資決策，因而大型企業(yè)融資約束的改善（融資能力的提高）對海外直接投資的邊際影響高于小型企業(yè)。鑒于此，本文提出有待于檢驗的假說 3。理論假說 3：融資約束整體上妨礙了企業(yè)的對外直接投資，但受融資邊際成本影響，大型企業(yè)融資約束的改善對海外直接投資的邊際效應高于小型企業(yè)。（二）企業(yè)對外直接投資對融資約束的影響現(xiàn)有文獻集中于論述融資約束對企業(yè)海外直接投資的影響（Buch

24、，2014；李磊和，2015），其實，企業(yè)對外直接投資本身對企業(yè)融資具有重要的影響。在開放經(jīng)濟條件下，企業(yè)融資約束不僅受本國的發(fā)展水平影響，而且可以通過國際來降低融資約束水平。企業(yè)對外直接投資緩解企業(yè)融資約束主要有四種機制：第一，對外直接投資能夠為企業(yè)帶來“生產(chǎn)率效應”。對外直接投資通過接觸國外創(chuàng)新型競爭對手、研發(fā)設施、知識中心和研發(fā)成果的平臺，對母公司產(chǎn)生了正向的知識溢出，從而使企業(yè)知識存量得以提高。特別是產(chǎn)數(shù)據(jù)依據(jù)中國金融年鑒 2013中“境內(nèi)大中小型企業(yè)統(tǒng)計表”計算。1品及技術創(chuàng)新（專利）作為企業(yè)優(yōu)質(zhì)資源，易于通過質(zhì)押等途徑獲取信貸融資，從而有效緩解企業(yè)目前的融資約束狀況。更為直接地，通

25、過企業(yè)生產(chǎn)率的提高，母公司的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模得以擴大，這為企業(yè)帶來了豐沛的流，同樣使企業(yè)金融狀況得以好轉(zhuǎn)。第二，對外直接投資能夠為企業(yè)帶來“出口效應”。海外子公司為本公司提供了了解國外消費者偏好、產(chǎn)品標準和產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢等信息的機會，通過海外子公司的對外直接投資能夠擴大企業(yè)產(chǎn)品銷售網(wǎng)絡，獲得更多的銷售收入，緩解企業(yè)的融資約束問題。我國企業(yè)對外直接投資方式多以商貿(mào)服務型投資為主，主要職能包括服務、接受訂單和倉儲服務、產(chǎn)品推廣和銷售、收集產(chǎn)品信息以及聯(lián)系客戶等等，因此，對外直接投資實際上降低了企業(yè)開拓新市場的固定成本（和春，2014），擴大了企業(yè)出口，提高了銷售收入，內(nèi)源性融資得以增加。當?shù)厣a(chǎn)類投資可

26、能需要母公司出口中間品及原料，客觀上也能促進企業(yè)向東道國出術研發(fā)類投資不直接影響出口，但通過“逆向技術溢出”能夠提高產(chǎn)品的出口競爭力。資源開發(fā)型投資則需要本國出口生產(chǎn)設備、技術及其他配套設備，也能促。第三，對外直接投資企業(yè)同時在國內(nèi)市場與國際市場經(jīng)營，分散了投資風險，增加了投資收益。第四，企業(yè)對外直接投資能夠產(chǎn)生“品牌效應”企業(yè)往往出一種企業(yè)資質(zhì)的“信號”，這能表明企業(yè)有更高的技術水平、更廣闊的市場、更強的管理能力，企業(yè)贏利能力強，所以，更愿意增加信貸，、債券融資也更容易，從而對外直接投資緩解了融資約束。鑒于此，本文提出有待于檢驗的假說 4。理論假說 4：企業(yè)對外直接投資可以提高母公司的生產(chǎn)率

27、、出口規(guī)模和企業(yè)品牌，因此，對外直接投資能夠?qū)ζ髽I(yè)融資產(chǎn)生積極影響。四、模型構建及數(shù)據(jù)說明（一）模型構建為了驗證假說 1，模型（1）：融資約束是否會影響企業(yè)對外直接投資，設立計量數(shù)（lnl），企業(yè)規(guī)模越大，越有可能進行對外直接投資，預期該符號為正；企業(yè)出口與否（export），出口可以為對外投資企業(yè)建立與投資東道國之間的聯(lián)系（Oldenski，2012），預期符號為正；企業(yè)資本密集度（lncap），資本密集度越高的企業(yè)可能采用的機械裝備進行生產(chǎn)，企業(yè)吸收學習能力較高，這將促進企業(yè)對外直接投資，預期符號為正；企業(yè)（lnage），越大的企業(yè)成長較為穩(wěn)定，對外投資概率越大（和，2013），預期符號為

28、正。除了以上列還有很多，直接回歸的結(jié)果可能會存出的變量外，影響企業(yè)對外直接投資的在偏誤。為了緩解遺漏變量，將所有非特異變量都將計入誤差項。誤差項可以分解為以下四個部分：（1）行業(yè)固定效應外直接投資企業(yè)，du=0 代表對照組，即從未開展對外直接投資的企業(yè)。dt=0 和dt=1 分別代表企業(yè)對外投資之前和之后兩個時期。finit 表示企業(yè) i 在時期 t 的融資約束水平，工業(yè)總產(chǎn)值和固定資產(chǎn)凈值等財務指標缺失的樣本予以剔除，同時剔除從業(yè)人數(shù)少于 8 人的樣本。最后參照公認的會計準則（GAAP）將存在以下情況的樣本予以剔除：資產(chǎn)高于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈額大于總資產(chǎn)、企業(yè)的法人代碼

29、缺失、無效的成建立時間（如成立時間在 1 月之前或 12 月之后）。剔除掉無效數(shù)據(jù)后，本文 2002-2008 年的樣本有 751579 家企業(yè)，1899311 個觀測值。二是的投資企業(yè)（機構），該套數(shù)據(jù)包括所在登記的非金融類對外直接投資企業(yè)層面數(shù)據(jù)，信息包括母公司名稱、公司所在地理信息、投資東道國、子公司名稱、投資核準日期、經(jīng)營范圍等。本文為了研究對外直接投資與融資約束的相互影響，將這兩套數(shù)據(jù)基于企業(yè)名稱和投資時間進行配對，2002-2008 年對外直接投資企業(yè) 1478 家，共 1574次投資。（三）指標說明1.變量（1）企業(yè)對外直接投資（OFDI）。對外直接投資虛擬變量由的投資企業(yè)（機構

30、）與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配而得，一年內(nèi)只要有一次對外投資便記為 1，否則為 0。（2）融資約束（fin）。參照李志遠和（2013）的做法，用企業(yè)利息支出的對數(shù)代表融資能力，用融資能力替代企業(yè)融資約束。2.控制變量（1）全要素生產(chǎn)率（lntfp）。本文采用的時間段為 2002-2008，對于 2004 年前工業(yè)增加值等指標缺失情況，本文按照等（2012）的做法加以推算。對于 2008 年工業(yè)增加值、中間投入、固定資產(chǎn)凈值等缺失指標，分別按照等（2015）以及口企業(yè)可能和（2015）的方法進行推算。同時，由于出口企業(yè)和非出的生產(chǎn)環(huán)境存在差異，所以在估算企業(yè)生產(chǎn)率時引入“是否出口”虛擬變量。TFP

31、根據(jù) LP 的方法測度，采用中間投入作為變量，并且對工業(yè)增加值、中間投入、固定資產(chǎn)凈值分別用以 2002 年為基期的工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者購進價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行調(diào)整。（2）企業(yè)規(guī)模（lnl）。企業(yè)反映資源配置能力和勞動力擁有情況，采用從業(yè)人數(shù)衡量。（3）企業(yè)出口與否（export）。采用虛擬變量衡量，如果企業(yè)當年出值大于 0 則為 1，否則為 0。貨（4）企業(yè)資本密集度（lncap）。反映企業(yè)投入要素組合，用固定資產(chǎn)凈值占比值的自然對數(shù)衡量。從業(yè)（5）企業(yè)（lnage）。采用企業(yè)當年時間與企業(yè)成立時間差值加上 1 的自然對數(shù)衡量。五、實證結(jié)果分析（一）基本回歸結(jié)果企

32、業(yè)對外直接投資與否是一個二元選擇過程，它受企業(yè)融資約束狀況和企業(yè)特征的影響。本文使用 Probit 模型這些對企業(yè)對外直接投資的影響，并將標準誤群聚到企業(yè)層面。模型中融資約束、資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)均取對數(shù)值。除此以外，可能還存在一些其它變量影響到企業(yè)的對外投資決策，本文的處理辦法是，基于年份、所處省份特征、所處 2 位碼行業(yè)特征設置虛擬變量，并將剩余的吸收到服從正態(tài)分布的誤差項中去。表 1基本回歸結(jié)果注：1.表格中略去了常數(shù)項；2.標準誤群聚到企業(yè)層面；3.*p0.01，*p0.05，*p0.1；4.括號內(nèi)為 z 值；5.（3）中估計系數(shù)代表各解釋變量的邊際影響。表 1 中模型（1）給出

33、了融資約束對企業(yè)對外直接投資決策的影響，在控制了其它企業(yè)內(nèi)外部特征后回歸結(jié)果顯示，以利息支出衡量的融資約束為正，且在 1%水平下顯著，說明融資能力越強的企業(yè)對外直接投資概率越高。換言之，融資約 低，企業(yè)對外直接投資的可能性越高。驗證了假說 1。表 1 中模型（2）將樣本劃分為非國有企業(yè)與國有企業(yè)分別進行回歸，回歸結(jié)果顯示，國有企業(yè)融資約束對企業(yè)對外直接投資影響不顯著，而其它非國有企業(yè)融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響為正，為 0.0363，且統(tǒng)計顯著。說明融資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約束不影響國有企業(yè)進行對外直接投資，但會影響非國有企業(yè)進行對外直接投資。驗證了假說 2。表 1 中模型（3）大小規(guī)模企業(yè)融資約束對企業(yè)對外直接的邊際影響的

36、差異。其它條件不變的情況下，對于小型企業(yè)，融資能力每提高 1 個，即融資約束每降低 1 個資約束每降低 1 個，企業(yè)對外投資概率提高 0.00009。而對于大型企業(yè)，融，企業(yè)對外投資概率提高 0.0002，相對于對外直接投資平均值提高了 24.1%2。大型企業(yè)融資約束的邊際影響顯著高于小型企業(yè)，驗證了假說 3。（二）樣本匹配及檢驗為了驗證假說 4，首先采用傾向得分匹配（Propensity score matching，PSM）的方法來找出始終沒有開展對外投資且與對照組最有可比性的企業(yè)采用最近鄰匹配的方法來構造對照組3，按照企業(yè)對外投資前一期的企業(yè)特征變量和樣本進行匹配，找出該階段與對外投資企

37、業(yè)最為接近的非對外投資企業(yè)4。參照以和春，2014；等，2015），協(xié)變量包括全要素生產(chǎn)率、往文獻（企業(yè)所有制屬性（是否為國有企業(yè)）、企業(yè)規(guī)模（從業(yè)人數(shù)、企業(yè)資產(chǎn)總額）、是否出口，并且將反映企業(yè)融資水平的現(xiàn)金存量比率、商業(yè)信貸比率、有形資產(chǎn)凈值率、清償比率、性比率、比例、銷售凈利率、資產(chǎn)收益率等也納入考慮（，2012），以及設立地區(qū)和行業(yè)虛擬變量。具體匹配結(jié)果見表 2。表 2 匹配結(jié)果注：1.本文對外投資企業(yè)時間段為 2002-2008，由于在企業(yè)對外投資前一期進行匹配，所以表中為 2003-2008 年；2.新對外投資企業(yè)數(shù)為當年開始對外直接投資且之前并沒有對外投資行為；3.成功匹配的對外投

38、資企業(yè)要求前一年有觀測值且當年和前一年關鍵變量均不缺省。表 2 中匹配前對照組企業(yè)融資能力顯著低于實驗組，說明融資能力較高的企其它變量平均水平下融資能力提高 1的邊際影響（0.0002）比上對外直接投資平均概率 0.00083。2類似的匹配技術還有其他多種方法，但各有利弊。根據(jù)De Locker（2011）和 Girma 等（2002）的研究認3為，最近鄰匹配方法具有在大樣本微觀數(shù)據(jù)條件下的穩(wěn)健性。匹配是分年，按照匹配比例為 1:3 找到對照組。也嘗試了 1:1 和 1:2 的比例，但對本文結(jié)果并沒有4顯著影響。匹配前T 值匹配后T 值新對外投資企業(yè)數(shù)成功匹配數(shù)匹配比例fin實驗組fin對照組

39、fin實驗組fin對照組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業(yè)易于開展對

40、外直接投資，與本文假說 1 相符。由于對外直接投資企業(yè)在投資之前就受融資約束較小，說明企業(yè)對外直接投資存在“自選擇”效應，如果直接將對照組與實驗組進行比較，將無法識別出企業(yè)對外直接投資是否緩解融資約束。匹配后的實驗組和對照組較為接近，從 T 值來看可以接受實驗組和對照組樣本均值相等的假設。據(jù)此匹配出 2003-2008 年的企業(yè)以及對應企業(yè) 2002-2007 年的數(shù)據(jù)。基于 DID 方法和匹配的樣本數(shù)據(jù)，對（4）式進行了檢驗，見表 3 中第一列，為投資當年與投資前一年共兩年數(shù)據(jù)。首先，不控制任何其他進行檢驗。本文的檢驗變量是交互項 dudt。（1）中第一列顯示交互項不顯著，即投資當年，對外投

41、資對企業(yè)融資約束的改善沒有幫助，為此在第二列中，加入了其他控制變量。同時考慮到由于特定年份的外部沖擊，可能影響企業(yè)國內(nèi)市場，進而通過企業(yè)銷售業(yè)績影響企業(yè)金融狀況，或者企業(yè)所處的行業(yè)特征會對企業(yè)融資狀況產(chǎn)生影響，譬如高新技術產(chǎn)業(yè)的金融政策扶持力度會較大，再者是企業(yè)所處地域特征，譬如發(fā)達省份的外部會較為完善，因此分別引入年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應。但（1）中第二列回歸結(jié)果依然不顯著。可能的原因有兩點：第一，當年投資的海外子公司處于建設階段，無法充分發(fā)揮相關職能，如吸收先進技術、拓寬銷售等職能，對本公司的生產(chǎn)率和出口規(guī)模的提高還沒有起到應有的作用。第二，雖然企業(yè)能夠企業(yè)知名度，但國內(nèi)信貸機構及國外金融

42、市場對國內(nèi)企業(yè)的認可需要一個過程，所以當年企業(yè)的融資能力并沒有提高，融資約束狀況也并沒得到有效緩解。表 3 融資約束緩解對外直接投資回歸結(jié)果（1）投資當年（2）滯后 1 年（3）滯后 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.括號

44、內(nèi)為 t 值。考慮到對外直接投資對企業(yè)融資約束的改善作用可能存在滯后，例如企業(yè)對外直接投資要通過一段時間才能學習到國外的先進技術和管理經(jīng)驗，并且也需要一定時間對母公司的管理模式進行，或者需要時間將先進技術投入使用，才能發(fā)揮“生產(chǎn)率效應”，或者也需要一定時間拓寬銷售網(wǎng)絡以發(fā)揮“出口效應”，進而改善企業(yè)金融狀況。那么實際情況如何？為檢驗這種猜測，有必要對對外投資的滯后效應進行檢驗。具體結(jié)果見表 3 中的（2）和（3）。從變量 dudt 的系數(shù)來看，投資后 1 年和 2 年的系數(shù)為正，且統(tǒng)計顯著，說明對外直接投資對融資約束的緩解具有滯后作用。整體上企業(yè)對外直接投資能夠緩解融資約束，但卻有滯后作用，表

45、現(xiàn)為投資當年并不能使企業(yè)融資狀況得以好轉(zhuǎn)，在之后的1-2 年，企業(yè)的金融狀況顯著好轉(zhuǎn)，融資約束狀況有所改善。驗證了假說 4 的內(nèi)容。雖然對外投資對融資約束具有緩解作用，依舊可以發(fā)現(xiàn)，滯后 1 年到滯后 2，交互項的系數(shù)有所下降，顯著度也有所下降，這似乎暗示企業(yè)對外投資對融資約束的改善具有先升后降的趨勢，帶著這種猜想也考慮了滯后 3-4年的情況，發(fā)現(xiàn)交互項系數(shù)不再顯著，印證了年的回歸結(jié)果不再列出。的猜想。限于篇幅，滯后 3-4六、進一步研究（一）滯后項檢驗為了避免內(nèi)生性對估計結(jié)果的影響，將回歸（1）至（3）中的解釋變量均滯后一期，其目的是考慮事前效應，即投資前融資約束是如何影響企業(yè)對外投資行為的

46、?；貧w結(jié)果見表 4。整體上，企業(yè)前期的融資約束狀況能夠影響企業(yè)的對外投資決策，這與表 2 匹配前的統(tǒng)計特征相符，可見，對外投資前企業(yè)的融資約束狀況越輕，其對外投資的概率便越高。表 4 的回歸結(jié)果與表 1 基本一致，然而小型企業(yè)的邊際影響為正，但統(tǒng)計不顯著，原因可能是即便一部分小型企業(yè)融資能力較高，的融資約束較低，但小型企業(yè)對外直接投資的經(jīng)營風險更大，譬如匯率和利率風險，一旦遭遇此類風險，企業(yè)的資產(chǎn)、負債就會相應發(fā)生變化，因而小型企業(yè)會更為審慎地做出決策，更傾向于依據(jù)當期的金融情況做出判斷，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所以融資約束在此表現(xiàn)為不顯著。而大型企業(yè)對于風險的應變能力較高，有能力處理這些風險，因而前期融資約束的邊際影響表現(xiàn)為正且顯著?？傮w上，符合假說 3 的內(nèi)容。表 4 滯后項檢驗回歸結(jié)果注：注釋 1-5 與表 1

48、相同；6.controls 為反映企業(yè)特征的控制變量；7.dummy 為行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應。（二）投資目的地與企業(yè)融資約束由于發(fā)展水平不同的國家或地區(qū)的融資體系存在差異，企業(yè)融資約束狀態(tài)可能對企業(yè)投資區(qū)位選擇也差異性。為了檢驗這種差異是否存在，本文首先對只在 OECD5國家進行投資和只在非 OECD 國家進行投資的企業(yè)分別進行檢驗，同時為了避免既在 OECD 國家進行投資又在非 OECD 國家進行投資的企業(yè)對結(jié) 果造成的影響，本文對這種情況的樣本進行了剔除。表 5 中（1）和（2）回歸結(jié) 果顯示，融資約束會對投資于兩類國家或地區(qū)的企業(yè)都產(chǎn)生影響，投資于非 OECD 國家企業(yè)融資能力的邊際

49、效應要大于投資于 OECD 國家的邊際影響。可 見，融資能力的提高，對于投資于非 OECD 國家的影響較大，雖然 OECD 國家 一般具備發(fā)達的金融體系，這對于企業(yè)海外融資可能有所助益，然而相對于一些 非 OECD 國家的發(fā)展中國家，投資于發(fā)達國家的成本更高，融資能力提高對企業(yè)海外投資的概率影響相對較小。同時，考慮到中國企業(yè)海外投資目的地是一些，譬如中國、英屬維爾京群島、開曼群島，由于投資于這類目的地企業(yè)在時可以享受到上的，因而可能融資約束的改善（融資能力提高）對于投資于此類地區(qū)的邊際影響較大。因而，本文將首次投資于中國、英屬維爾京群島、開曼群島、美屬薩摩亞及百慕大群島等的企業(yè)和投資于非的企業(yè)

50、分別進行檢驗。回歸結(jié)果見表 5 中（3）和（4）?？傮w上投資于這兩類地區(qū)的企業(yè)都會受企業(yè)融資約束狀況的影響，然而出乎意料的是，投資于地的企業(yè)融資約束的邊際影響低于投資于非地的企業(yè)?？赡茉蛟谟?，中國海外投資大部分為市場尋求型、資源尋求型對外投資，具有一定的市場導向性，企業(yè)可能更傾向于投資市場廣闊的其他國家或地區(qū)，雖然地方由于OECD 國家大多為具有高收入水平的發(fā)達國家，參照等（2015）的做法，本文將這類國家代表5發(fā)達國家，本文OECD 國家范圍為 2009 年以前加入OECD 的成員國。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面的存在知識。力，然而從其它地區(qū)可能更容易直接拓展網(wǎng)絡或?qū)W習先進表 5 對外投資影響投資目的地的回歸結(jié)果注：注釋 1-4 與表 1 相同； 5.由于 2002 樣本中沒有獨立投資于 OECD 國家和地的企業(yè)，因而在估計時將 2002 年的數(shù)據(jù)剔除；6.contr

52、ols 為反映企業(yè)特征的控制變量；7.dummy 為行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應；8.fin 系數(shù)為邊際效應。相反，由于投資的區(qū)位選擇，投資東道國不同特征同樣可能對母公司融資約首先將投資于 OECD 國家的企業(yè)作為實驗束的緩解程度產(chǎn)生不同的影響。組，將對應匹配到的非對外投資企業(yè)作為對照組構造樣本，按照同樣的方法構造投資于非 OECD 國家的樣本，再分別進行檢驗，估計結(jié)果見 6?？傮w上，對外直接投資對母公司融資約束具有一定的緩解作用，但投資于非 OECD 國家在滯后兩期后，這種作用不再顯著，投資于 OECD 國家在第二期加入控制變量和固定效應后也不再顯著。但從滯后一期的回歸結(jié)果來看，投資于 OECD

53、 國家樣本的回歸系數(shù)大于投資于非 OECD 國家的系數(shù)，可能的原因在于，發(fā)達國家消費能力更高，促進母公司提高出口的效應更明顯，而且發(fā)達國家具備較為發(fā)達的金融體系，對于企業(yè)海外投資有所助益，再加上投資于發(fā)達國家往往意味著更高的品牌效應，從而融資約束的緩解作用更為明顯。在對投資于地的檢驗中，發(fā)現(xiàn)投資于地無法緩解母公司的金融狀況，相反，投資于非地的企業(yè)融資約束的緩解作用更為明顯，滯后時間也較長?？赡艿脑蛟谟?，雖然地能夠為母公司帶來一部分，從而減小子公司運營成本，然而，這些地無法較為直接地獲取更廣的銷售，而往往需要輾轉(zhuǎn)后才能接觸目標客戶，所以對母公司的出口效應的作用有限，而且投資于這些地區(qū)相對于其它

54、一些發(fā)達地區(qū)，接觸的與所屬行業(yè)相關的技術知識相對有限，逆向的技術溢出也可能較小，導致企業(yè)的生產(chǎn)率效應不明顯，企業(yè)融資約束也并沒有得到有效緩解。表 6 投資目的國對融資約束緩解作用的回歸結(jié)果（1）投資當年（2）滯后 1 年（3）滯后 2 年投資于 OECD 國家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 國家非 OECD 國家地非地fin0.00007*（5.74）0.00009*（6.79）0

55、.00004*（4.56）0.00014*（8.23）controlsyesyesyesyesdummyyesyesyesyesPseudo R20.19340.19640.23680.2125N1678442185299214921441888510注：注釋 1-2 與表 2 相同。七、結(jié)論及政策啟示本文深入了融資約束與企業(yè)對外直接投資的相互作用機制，特別關注企業(yè)對外直接投資對企業(yè)融資約束的反向影響，并利用 2002-2008 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及投資企業(yè)（機構）匹配的微觀數(shù)據(jù)集進行了實證分析。研究結(jié)果顯示：第一，企業(yè)融資約束制約了企業(yè)對外直接投資，融資約強的企業(yè)，對外直接投資的概率越低。

56、并且，這種影響隨所有制和企業(yè)規(guī)模的不同差異性，一方面，融資約束對國有企業(yè)海外投資統(tǒng)計不顯著，另一方面，大型企業(yè)融資約束對對外投資的邊際效應大于小型企業(yè)。第二，企業(yè)對外直接投資整體上能夠緩解自身融資約束狀況，卻存在時滯效應，即只有在投資一年后，才能對融資約束產(chǎn)生緩解作用，并且緩解作用持續(xù)期約兩年。第三，融資約束與對外直接投資相互影響受投資東道國特征的影響。一方面，融資能力提高對投資于非發(fā)達國家及非地的影響較大，另一方面，投資于發(fā)達國家和非避稅地的企業(yè)，融資約束的緩解作用更為明顯。本文的研究結(jié)論具有重要的政策涵義：企業(yè)對外直接投資需要承擔的沉沒成本，著大量的需求，融資約束直接制約了企業(yè)，特別是民營

57、企業(yè)與中小企業(yè)“走出去”的步伐。與此同時，企業(yè)成功“走出去”也有利于緩解企業(yè)的融資約束。為了緩解融資約束企業(yè)“走出去”的制約作用，一方面，政dummynoyesnoyesnoyes實驗組企業(yè)數(shù)405286170投資于非OECD 國家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實驗組企業(yè)數(shù)668430252投資于地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實驗組企業(yè)數(shù)22512357投資于非地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實驗組企業(yè)數(shù)923653410府應進一步推進我國投融資，解決當前金融體系對非國有企業(yè)以及中小企業(yè)的信貸問題，同時，進一步拓寬企業(yè)融資，從而民營企業(yè)對外直

59、接投資的內(nèi)在。另一方面，要鼓勵企業(yè)對外直接投資，并通過企業(yè)對外直接投資引致的業(yè)績與品牌效應，取得國內(nèi)投資人的認可，緩解自身的融資約束。與此同時，對外投資企業(yè)要充分了解、熟悉國際政治、國際法律及投資東道國融資體系，特別是要關注發(fā)達國家的金融體系與融資規(guī)則，利用東道國的金融市場來緩解自身的融資約束。進一步鼓勵國內(nèi)金融水平，鼓勵的國外金融進入國內(nèi)市場，有效化解國外金融資源供給方和中國對外直接投資企業(yè)等之間的信息不對稱問題，使中國對外投資企業(yè)更容易獲得東道國金融體系的融資支持。參考文獻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