融資約束、政府補(bǔ)貼與中國(guó)企業(yè)海外投資效率
——基于單邊與雙邊隨機(jī)前沿模型

綦建紅,趙雨婷

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

中國(guó)企業(yè)在海外直接投資(以下簡(jiǎn)稱海外投資)的過(guò)程中,會(huì)面臨“資金關(guān)”“法律關(guān)”“文化關(guān)”“風(fēng)險(xiǎn)關(guān)”等各種難關(guān),其中融資約束導(dǎo)致的“資金關(guān)”是最重要的難關(guān)之一。根據(jù)本文的樣本統(tǒng)計(jì),在2004—2018年“走出去”的1 034家企業(yè)中,61.64%的企業(yè)存在融資約束,其投資活動(dòng)的資金需求難以得到滿足。其中,面臨融資約束的非國(guó)有企業(yè)占比高達(dá)69.55%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了國(guó)有企業(yè)(30.45%)。融資約束的難關(guān),源于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期遺留下來(lái)的“所有制歧視性信貸”問(wèn)題,源于關(guān)系型社會(huì)結(jié)構(gòu)引致的企業(yè)融資環(huán)境差異,也源于普遍存在的金融市場(chǎng)分割現(xiàn)象,必然影響企業(yè)的海外投資行為[1-3]。

與已有研究不同,本文關(guān)注的是融資約束對(duì)海外投資效率的影響,這是因?yàn)?一方面,中國(guó)海外投資在規(guī)模和范圍持續(xù)擴(kuò)大的同時(shí),其整體投資效率仍然存在較大的提升空間[4]。因此,如何降低效率損失、提升效率水平,是當(dāng)前中國(guó)企業(yè)海外投資的焦點(diǎn)問(wèn)題之一;另一方面,在融資約束條件下,外源融資成本過(guò)高,導(dǎo)致企業(yè)的投資機(jī)會(huì)得不到充分的資金支持,無(wú)法達(dá)到最優(yōu)投資水平,造成效率損失[5]。這一點(diǎn)對(duì)于海外投資企業(yè)尤為突出:首先,海外投資企業(yè)不得不尋求多種形式的資金獲取渠道,以便支付更高的固定成本和可變成本;其次,海外投資風(fēng)險(xiǎn)高、經(jīng)營(yíng)周期長(zhǎng)的特點(diǎn)造成海外投資收益不確定性較大;最后,東道國(guó)較高的監(jiān)督成本和交易成本也使得獲取東道國(guó)的信貸支持非常不易。在這種情形下,外部融資成本更高,企業(yè)的海外投資更易偏離最優(yōu)水平,從而引發(fā)效率損失。因此,關(guān)注融資約束對(duì)企業(yè)海外投資效率的影響及其作用程度具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

從已有文獻(xiàn)來(lái)看,與本文主題相關(guān)的研究主要有三大類:

第一類是從東道國(guó)宏觀因素出發(fā),測(cè)度中國(guó)海外投資效率及其影響因素。該類研究主要采用“一帶一路”沿線國(guó)家的東道國(guó)宏觀數(shù)據(jù)測(cè)度海外投資效率,發(fā)現(xiàn)在沿線國(guó)家的海外投資效率整體偏低,且具有國(guó)別和時(shí)間差異,存在不斷提升的時(shí)變效應(yīng)[4,6]。與此同時(shí),東道國(guó)制度環(huán)境是效率損失的主要來(lái)源,即政治穩(wěn)定性、貿(mào)易壁壘、產(chǎn)權(quán)保障制度、政府監(jiān)管效率、腐敗管控力度、經(jīng)濟(jì)自由度、營(yíng)商環(huán)境等制度因素均對(duì)海外投資效率產(chǎn)生了不同程度的影響[4]。值得強(qiáng)調(diào)的是,已有研究尚停留在東道國(guó)宏觀層面,忽略了海外投資企業(yè)的微觀因素,其海外投資效率的測(cè)算方法需要進(jìn)一步改進(jìn)。

第二類是從企業(yè)融資約束出發(fā),研究融資約束對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資的影響,但是尚未涉及對(duì)海外投資效率的影響。Buch等采用德國(guó)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),融資約束整體上降低了企業(yè)海外投資的概率,對(duì)傾向于海外投資的高生產(chǎn)率企業(yè)的影響較之低生產(chǎn)率企業(yè)更為明顯[7];Raff等學(xué)者對(duì)日本的研究也證實(shí)融資約束對(duì)企業(yè)海外投資決策具有顯著的負(fù)面影響,且這種負(fù)面影響是通過(guò)抵押渠道和貸款渠道來(lái)傳遞的[8]。中國(guó)的情形亦不例外。劉莉亞等發(fā)現(xiàn),中國(guó)企業(yè)的海外投資能力會(huì)受到融資約束的制約,企業(yè)面臨的融資約束程度越嚴(yán)重,海外投資的可能性越低;對(duì)處于外源融資依賴度較高行業(yè)的企業(yè)來(lái)說(shuō),這一制約作用尤為嚴(yán)重[9]。王碧珺等不僅證實(shí)了融資約束會(huì)顯著抑制中國(guó)民營(yíng)企業(yè)海外投資的可能性,而且還發(fā)現(xiàn)其對(duì)“貿(mào)易型”和前往發(fā)達(dá)國(guó)家海外投資的企業(yè)來(lái)說(shuō)尤為突出[10]。Yan等進(jìn)一步證實(shí)融資約束對(duì)民營(yíng)企業(yè)海外投資決策的制約作用高于國(guó)有企業(yè),外部融資約束的制約作用高于內(nèi)部融資約束[11]。

第三類是從企業(yè)所獲政府補(bǔ)貼出發(fā),審視政府補(bǔ)貼是否有助于緩解海外投資企業(yè)的融資約束問(wèn)題。對(duì)此,學(xué)者們主要以國(guó)內(nèi)企業(yè)為研究對(duì)象,其研究結(jié)論尚未達(dá)成共識(shí),形成了兩種觀點(diǎn)的交鋒。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,政府補(bǔ)貼能夠通過(guò)平滑融資約束對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的負(fù)面作用和增加企業(yè)現(xiàn)金流量的方式,在一定程度上抵消融資約束帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng),降低后續(xù)融資的不確定性[12]。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為,政府補(bǔ)貼不一定能夠?qū)崿F(xiàn)緩解融資約束的初衷。長(zhǎng)時(shí)間、大范圍的政府補(bǔ)貼,有可能導(dǎo)致企業(yè)依賴性,從根本上削弱企業(yè)提升生產(chǎn)效率和創(chuàng)新活動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)機(jī);與此同時(shí),政府補(bǔ)貼很有可能在一定程度上反映了政府和企業(yè)之間政治與利益的雙重聯(lián)系渠道,增加了企業(yè)的尋租費(fèi)用,降低了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)國(guó)際化沉沒(méi)成本的彌補(bǔ)作用[13]。

與已有文獻(xiàn)相比,本文嘗試在以下兩方面有所創(chuàng)新。其一,首次實(shí)現(xiàn)了中國(guó)企業(yè)層面的海外投資測(cè)算。與Fan等已有文獻(xiàn)均從國(guó)家層面測(cè)度海外投資效率不同[6],本文使用2004—2018年Zephyr全球并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)、fDi Markets全球綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行樣本匹配和數(shù)據(jù)處理,通過(guò)拓展Richardson模型和隨機(jī)前沿引力模型,將企業(yè)投資效率的測(cè)算擴(kuò)展到海外投資層面。其二,已有研究主要探討了融資約束和信貸支持對(duì)企業(yè)海外投資決策及其二元邊際的影響,但是并未考察二者對(duì)海外投資效率的作用。為此,本文將融資約束、政府補(bǔ)貼同時(shí)納入影響因素,通過(guò)雙邊隨機(jī)前沿模型測(cè)度二者對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率的影響方向,以及共同作用下所產(chǎn)生的凈效應(yīng)。

三、核心變量測(cè)算

為了說(shuō)明核心變量的構(gòu)成與來(lái)源,本文一方面設(shè)定單邊隨機(jī)前沿模型,用以測(cè)算被解釋變量海外投資效率,另一方面對(duì)核心解釋變量融資約束和政府補(bǔ)貼進(jìn)行了指標(biāo)構(gòu)建與處理。

(一)模型設(shè)定與效率測(cè)算

1.單邊隨機(jī)前沿模型設(shè)定

如上所述,已有研究雖然從宏觀層面測(cè)算了一國(guó)對(duì)不同東道國(guó)的海外投資效率,但是尚未實(shí)現(xiàn)微觀企業(yè)層面的效率測(cè)算。對(duì)此,采用隨機(jī)前沿模型,通過(guò)拓展Richardson模型和傳統(tǒng)引力模型,構(gòu)建中國(guó)企業(yè)海外投資效率的測(cè)度模型[14]。

本文在測(cè)度融資約束對(duì)海外投資效率的影響時(shí),選擇單邊隨機(jī)前沿模型。該模型最早用于研究生產(chǎn)函數(shù)的最大前沿產(chǎn)出和個(gè)體企業(yè)的效率損失,即假定企業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)形式為:

yi=f(xi,β)ξievi

(1)

其中,β為待估參數(shù),ξi為企業(yè)i的效率水平,滿足0<ξi≤1,f(xi,β)為企業(yè)i的最大產(chǎn)出前沿即最優(yōu)水平,evi為生產(chǎn)函數(shù)受到的隨機(jī)沖擊項(xiàng)。等式兩邊取對(duì)數(shù)可得:

lnyi=lnf(xi,β)+lnξi+vi

(2)

其中,由于0<ξi≤1,故lnξi≤,定義ui=-lnξi≥0,ui為無(wú)效率項(xiàng),反映企業(yè)i與效率前沿的距離;vi為特異性誤差,表示隨機(jī)誤差項(xiàng)的對(duì)數(shù)值。

依據(jù)上述基本原理,并結(jié)合Fan等宏觀海外投資效率的測(cè)算方法[6],可以看出中國(guó)企業(yè)的海外投資效率主要受到兩方面影響:

一是企業(yè)海外投資最優(yōu)水平的影響因素。具體來(lái)說(shuō),中國(guó)企業(yè)海外投資行為是宏觀環(huán)境和微觀個(gè)體綜合作用的結(jié)果。在宏觀影響因素中,參照Fan等的做法,將引力模型與隨機(jī)前沿方法相結(jié)合,選擇引力模型的核心變量,即中國(guó)人均GDP(LnPGD_C)、東道國(guó)人均GDP(LnPGD_H)和兩國(guó)之間的地理距離(lnDist)[6]。其中,本文借鑒蔣殿春和張慶昌的做法,使用布倫特油價(jià)與雙邊首都距離的乘積作為地理距離變量[15]。同時(shí),為適用隨機(jī)前沿模型和消除異方差影響,以上變量均做對(duì)數(shù)處理。在微觀影響因素中,考慮到傳統(tǒng)Q模型中邊際Q具有不可觀測(cè)性、其替代變量Tobin’s Q只在完美資本市場(chǎng)假設(shè)下成立的缺陷,本文借鑒Richardson的投資支出預(yù)期投資模型來(lái)衡量公司的最優(yōu)投資水平[14],即企業(yè)的最優(yōu)投資水平由t-1期增長(zhǎng)機(jī)會(huì)所決定,并受到資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金存量、年齡、規(guī)模、股票年收益率等附加控制變量的影響。由于本文融資約束綜合指標(biāo)中已使用企業(yè)規(guī)模變量,為了防止模型出現(xiàn)變量共線,參考張宗益和鄭志丹的做法,刪減該變量[16]。本文參考喻坤等的做法,以企業(yè)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量其t-1期增長(zhǎng)機(jī)會(huì)(Growthit-1),同時(shí)選取了資產(chǎn)負(fù)債率(Levit-1)、現(xiàn)金存量(Cashit-1)、年齡(Ageit-1,投資年份與成立年份差值的對(duì)數(shù))和股票年收益率(ROEit-1,企業(yè)凈資產(chǎn)回報(bào)率)等附加控制變量。

二是無(wú)效率項(xiàng)的影響因素。一方面,已有研究均表明,融資約束會(huì)在一定程度上抑制企業(yè)的海外投資水平,故本文的核心無(wú)效率項(xiàng)因素為融資約束水平(FCit);另一方面,Fan等的研究結(jié)果表明,東道國(guó)制度變量會(huì)影響海外投資決策及其效率,故本文還在無(wú)效率項(xiàng)中加入東道國(guó)投資自由度(IFit)、法律制度(Lait)和監(jiān)管效率指數(shù)(Reit)[6]。

基于此,企業(yè)OFDI效率單邊測(cè)度模型可表示為:

(3)

OFDIijt=β0+β1LnPGDPit+β2LnPGDPjt+β3LnDistij+β4Growthit-1+β5Levit-1+β6Cashit-1+

β7Ageit-1+β8ROEit-1+∑Year+∑Industry+νijt-uijt

(4)

(5)

(6)

由于復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)的期望不為0,OLS估計(jì)會(huì)產(chǎn)生偏差,故模型采用最大似然估計(jì)(MLE)法估計(jì)。

2.模型數(shù)據(jù)的來(lái)源和處理

在單邊隨機(jī)前沿模型中,中國(guó)企業(yè)海外投資數(shù)據(jù)由Zephyr全球并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)、fDi Markets全球綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)匹配獲得,時(shí)間跨度為2004—2018年。其中,Zephyr數(shù)據(jù)庫(kù)是國(guó)際并購(gòu)研究領(lǐng)域知名的動(dòng)態(tài)專業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù),包含全球并購(gòu)、機(jī)構(gòu)投資者收購(gòu)、杠桿收購(gòu)和合資等交易信息,目前已收錄1997年至今涵蓋全球各行業(yè)共180萬(wàn)筆并購(gòu)記錄;fDi Markets數(shù)據(jù)庫(kù)是《金融時(shí)報(bào)》提供的投資服務(wù)產(chǎn)品,其通過(guò)實(shí)時(shí)監(jiān)控資本投資項(xiàng)目提供覆蓋全球所有國(guó)家和地區(qū)的跨境綠地投資數(shù)據(jù)。

具體數(shù)據(jù)處理與匹配過(guò)程如下:首先,企業(yè)的海外投資數(shù)據(jù)來(lái)源于Zephyr并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)和fDi Markets數(shù)據(jù)庫(kù),時(shí)間跨度為2000—2018年。由于未上市企業(yè)普遍不進(jìn)行信息披露,其財(cái)務(wù)信息不便獲取,故本文選取原始數(shù)據(jù)中上市公司和自行披露信息的企業(yè)作為研究對(duì)象。在此基礎(chǔ)上,刪除海外投資金額不明和個(gè)體投資者交易的記錄。值得注意的是,數(shù)據(jù)庫(kù)中并購(gòu)交易金額單位為千歐元,綠地投資金額數(shù)據(jù)為百萬(wàn)美元,本文將歐元與美元均換算為人民幣,匯率采用Wind數(shù)據(jù)庫(kù)外幣兌換每年月收盤價(jià)均值。初步篩選后,共得到3 162家企業(yè)6 039條海外投資觀測(cè)數(shù)據(jù),其中并購(gòu)觀測(cè)值3 573條,綠地投資數(shù)據(jù)2 466條。其次,為了滿足測(cè)算企業(yè)海外投資效率的需要,通過(guò)英文名稱識(shí)別、所屬行業(yè)比對(duì)等方法,將企業(yè)海外投資額數(shù)據(jù)與Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中A股、港股和海外交易所上市的中國(guó)公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,未上市企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)通過(guò)手動(dòng)查找公布在其官方網(wǎng)站的年度報(bào)告獲得。為盡可能避免樣本損失,本文參照申慧慧等的做法[17],刪除核心解釋變量數(shù)據(jù)存在缺失的交易記錄,并為減少極端值影響,對(duì)所有變量均做1%的Winsorize處理。最終,本文獲得2004—2018年1 033家企業(yè)2 180條海外投資記錄,其中國(guó)有企業(yè)247家,非國(guó)有企業(yè)786家;“一帶一路”沿線國(guó)家的投資記錄584條,非沿線國(guó)家1 596條;涉及18個(gè)行業(yè),其中第一產(chǎn)業(yè)的投資記錄17條,第二產(chǎn)業(yè)1 615條,第三產(chǎn)業(yè)548條。

圖1 中國(guó)企業(yè)海外投資效率的核密度分布

3.海外投資效率的測(cè)算結(jié)果

根據(jù)上述模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理,對(duì)式(4)進(jìn)行回歸,得出中國(guó)企業(yè)的海外投資效率值,其分布情況見(jiàn)圖1。

從圖1可看出,海外投資效率值主要集中于40%～60%的區(qū)間內(nèi),且具有右偏特征,表明中國(guó)企業(yè)海外投資效率整體水平不高,且效率值相對(duì)集中;與此同時(shí),這也表明中國(guó)企業(yè)普遍具有較大的投資潛力,海外投資效率水平存在明顯的提升空間。

研究表明,中國(guó)企業(yè)的海外投資效率值存在明顯的異質(zhì)性特征。如表1所示,國(guó)有企業(yè)的海外投資效率在均值(45.38%)和所有分位值上明顯高于非國(guó)有企業(yè)(41.96%),投資于“一帶一路”沿線國(guó)家的企業(yè),其效率值(40.81%)較之其他地區(qū)(43.81%)明顯偏低,這一結(jié)果與現(xiàn)有研究基本一致[4],表明“一帶一路”沿線區(qū)域存在較大的投資潛力;三大產(chǎn)業(yè)的海外投資效率也存在明顯的差異,其中第一產(chǎn)業(yè)最低(41.07%),第三產(chǎn)業(yè)最高(43.42%),說(shuō)明在實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)必須考慮對(duì)行業(yè)固定效應(yīng)的控制。

表1 中國(guó)企業(yè)海外投資效率的異質(zhì)性分布

(二)核心解釋變量構(gòu)建

1.融資約束指標(biāo)構(gòu)建

本文的核心解釋變量為企業(yè)的融資約束水平。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看,學(xué)者們?cè)诤饬咳谫Y約束時(shí)主要有三種方法:一是最早的投資現(xiàn)金流敏感性指數(shù);二是單一指標(biāo)法,如利息支付、資產(chǎn)負(fù)債率、固定資產(chǎn)比率、流動(dòng)性比率等[7,18];三是復(fù)合指數(shù)法,如KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)等[19]。鑒于單一指標(biāo)法存在度量誤差,而復(fù)合指數(shù)法存在變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題,故參考王碧珺等、Bellone等的做法[10,18],綜合企業(yè)內(nèi)源融資、外源融資、盈利能力三方面狀況,使用財(cái)務(wù)分項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)建企業(yè)融資約束的綜合指標(biāo),具體涵蓋內(nèi)容如下:

在內(nèi)源融資方面,采用現(xiàn)金比率來(lái)衡量?jī)?nèi)部融資,該指標(biāo)為企業(yè)現(xiàn)金存量占總資產(chǎn)的比重,用來(lái)反映企業(yè)內(nèi)部資金的充裕程度,數(shù)值越大表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小。本文中,企業(yè)現(xiàn)金存量使用財(cái)務(wù)報(bào)表中期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物項(xiàng)下數(shù)據(jù)來(lái)表示。

在外源融資方面,鑒于企業(yè)外部融資渠道多種多樣,選取三種指標(biāo)進(jìn)行衡量:

(1)企業(yè)規(guī)模。一般來(lái)說(shuō),銀行等金融機(jī)構(gòu)考慮到貸款的有效收回,在發(fā)放時(shí)會(huì)傾向于資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)。參考已有文獻(xiàn)的處理方法,本文使用企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值作為企業(yè)規(guī)模的量化指標(biāo)。指標(biāo)值越大,企業(yè)規(guī)模越大,越容易獲得此種外部融資。

(2)固定資產(chǎn)比率。企業(yè)進(jìn)行外部融資時(shí),債權(quán)人為在企業(yè)違約的情況下保障自身權(quán)益,會(huì)在融資時(shí)要求提供有形資產(chǎn)抵押,因此,本文使用固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重來(lái)量化此種情況下企業(yè)的融資能力。該比重越大,表明企業(yè)越容易獲得此種外部融資。

(3)流動(dòng)比率。使用流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債之差占總資產(chǎn)比重來(lái)表示企業(yè)流動(dòng)性,該指標(biāo)衡量了企業(yè)償還短期負(fù)債的能力,流動(dòng)比率越高,企業(yè)短期償債能力越強(qiáng),越易取得外源融資。

(4)盈利能力。采用銷售凈利率(企業(yè)凈利潤(rùn)與營(yíng)業(yè)收入的比值)來(lái)衡量盈利水平,該指標(biāo)越大表明企業(yè)在同等營(yíng)業(yè)收入條件下獲利能力越高,發(fā)展前景越好,相對(duì)具有更多的投資和成長(zhǎng)機(jī)會(huì),其面臨的融資約束更小。

圖2 融資約束分項(xiàng)指標(biāo)分布

圖3 SA指數(shù)的分布

基于以上三大類的5個(gè)子指標(biāo),構(gòu)建融資約束綜合指標(biāo)的步驟如下:以企業(yè)規(guī)模為例,將所有企業(yè)規(guī)模指標(biāo)按由小到大的順序排列并分為五個(gè)等分區(qū)間,并將0%～20%賦值為1,20%～40%賦值為2,40%～60%賦值為3,60%～80%賦值為4,80%～100%賦值為5,其余5項(xiàng)分指標(biāo)處理方法相同。賦值完成后,將每個(gè)企業(yè)的5項(xiàng)指標(biāo)賦值結(jié)果加總,所得值為企業(yè)綜合融資約束指標(biāo)。以上綜合指標(biāo)是本文衡量企業(yè)相對(duì)融資約束程度的基準(zhǔn)指標(biāo),根據(jù)該指數(shù)的構(gòu)建,該值越大,表明企業(yè)的綜合融資能力越強(qiáng),面臨的融資約束程度越小。

指標(biāo)構(gòu)建完成后,融資約束綜合指標(biāo)均值為14.99。本文借鑒王碧珺等的做法[10],對(duì)綜合指標(biāo)值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,將其控制在[1,10]區(qū)間內(nèi),處理結(jié)果為:在最大值為10的情況下,綜合指標(biāo)得分均值為5.55。因樣本企業(yè)的行業(yè)性質(zhì)各異,各分項(xiàng)指標(biāo)值存在一定差異,均值分別為:現(xiàn)金比率為15.7%,企業(yè)規(guī)模為22.77,固定資產(chǎn)比率為19.42%,流動(dòng)比率為19.42%,銷售凈利率為8.5%。圖2顯示了各分項(xiàng)指標(biāo)的具體分布。

為了保證本文結(jié)論不受指標(biāo)構(gòu)造方法的影響,本文還使用SA指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的指標(biāo)替換。圖3顯示了本文計(jì)算的SA指數(shù)的分布情況,依據(jù)Hadlock和Pierce的解釋,企業(yè)該指數(shù)值越大,其面臨的融資約束越嚴(yán)重[19]。

2.企業(yè)所獲政府補(bǔ)貼指標(biāo)

自2001年至今,為支持國(guó)內(nèi)企業(yè)更快更好地“走出去”,財(cái)政部和商務(wù)部連續(xù)出臺(tái)相關(guān)政策,為企業(yè)提供專項(xiàng)資金的直接補(bǔ)助和項(xiàng)目貸款的財(cái)政貼息。企業(yè)獲取政府補(bǔ)貼的數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù);對(duì)于樣本中未上市但自行發(fā)布財(cái)務(wù)報(bào)告的企業(yè),由作者手動(dòng)查找企業(yè)網(wǎng)站公開(kāi)的財(cái)務(wù)年度報(bào)告取得,均使用年報(bào)附注中“政府補(bǔ)助”和“政府補(bǔ)貼收入”項(xiàng)目。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,樣本企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼金額的均值為1.807億元人民幣,但是與此同時(shí),樣本內(nèi)差異較大,補(bǔ)貼額最低為115萬(wàn)元,最高達(dá)503.42億元。

值得注意的是,無(wú)論是融資約束指標(biāo),還是政府補(bǔ)貼指標(biāo),二者在所有制、投資區(qū)位、產(chǎn)業(yè)類型三個(gè)方面均存在明顯差異。圖4給出了融資約束綜合指標(biāo)和政府補(bǔ)貼在不同分組中的分布情況。在所有制類別中,以綜合指標(biāo)衡量的融資能力表明,國(guó)有企業(yè)的融資能力高于非國(guó)有企業(yè),彌補(bǔ)了其現(xiàn)金比率、流動(dòng)性和銷售凈利率水平相對(duì)偏低造成的融資約束;同時(shí),國(guó)有企業(yè)所獲政府補(bǔ)貼(4.78億元)也遠(yuǎn)超非國(guó)有企業(yè)(0.44億元)。三大產(chǎn)業(yè)的政府補(bǔ)貼金額數(shù)量和融資約束程度也呈現(xiàn)出鮮明的對(duì)比,第二產(chǎn)業(yè)的融資約束程度最輕,但獲得的政府補(bǔ)貼最多。鑒于上述明顯的差異,本文將在實(shí)證檢驗(yàn)中對(duì)融資約束和政府補(bǔ)貼的影響效應(yīng)進(jìn)行異質(zhì)性分析。

圖4 融資約束綜合指標(biāo)和政府補(bǔ)貼(億元)的分布

綜上,表2對(duì)本文所有變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、融資約束對(duì)海外投資效率的影響檢驗(yàn)

在初步擬合的基礎(chǔ)上,通過(guò)單邊隨機(jī)前沿模型來(lái)考察融資約束對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率的影響,并采用替代核心解釋變量、分位數(shù)回歸、更換樣本等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上,根據(jù)企業(yè)所有制、投資區(qū)位、投資類型對(duì)樣本進(jìn)行異質(zhì)性分組檢驗(yàn),以期獲得更為詳細(xì)的結(jié)論。

(一)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表3匯報(bào)了全樣本下的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在表3中,第(1)列是使用SFA模型的檢驗(yàn),原假設(shè)為“H:模型不存在無(wú)效率項(xiàng)”,即u=0,回歸結(jié)果顯示LR(似然比)檢驗(yàn)值為84.31,P值為0,強(qiáng)烈拒絕原假設(shè),表明該模型存在無(wú)效率項(xiàng)。第(2)列為無(wú)效率項(xiàng)僅為FC變量時(shí)的回歸結(jié)果,第(3)列為在無(wú)效率項(xiàng)中加入東道國(guó)制度變量的結(jié)果。

根據(jù)第(2)(3)列的回歸結(jié)果,無(wú)論無(wú)效率項(xiàng)中是否加入東道國(guó)制度變量,融資約束變量(FC)均在1%的水平上與企業(yè)海外投資效率顯著負(fù)相關(guān),且系數(shù)大約維持在-0.117左右的水平,表明企業(yè)融資能力越強(qiáng),企業(yè)偏離海外投資最優(yōu)值的幅度越小,企業(yè)的海外投資效率越高;反之,融資約束壓力越大,企業(yè)的海外投資效率越低。造成這種現(xiàn)象的原因可能在于:一方面,投資最優(yōu)水平所需資金不足。企業(yè)投資首選的內(nèi)部融資雖然成本最低,但是很可能出現(xiàn)現(xiàn)金存量和經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量不足的情況,而外部融資又會(huì)因信息不對(duì)稱造成投資者提高外源融資成本,兩種情況均會(huì)導(dǎo)致企業(yè)被迫放棄有利的投資機(jī)會(huì),實(shí)際投資額低于最優(yōu)水平,發(fā)生海外投資效率損失;另一方面,生產(chǎn)率下降。融資約束會(huì)影響企業(yè)研發(fā)和人力資本的投入,導(dǎo)致研發(fā)中斷、人才流失,制約其生產(chǎn)率的提高[12]。由于生產(chǎn)率與企業(yè)對(duì)外直接投資集約邊際正向相關(guān)[2],故生產(chǎn)率下降會(huì)導(dǎo)致實(shí)際投資額減少,偏離最優(yōu)水平。

前沿面變量的回歸結(jié)果進(jìn)一步表明,第一,東道國(guó)人均GDP水平(LnPGDP_H)對(duì)企業(yè)海外投資額呈顯著的負(fù)向影響,表明中國(guó)企業(yè)更傾向于在收入水平較低的國(guó)家(或地區(qū))進(jìn)行規(guī)模更大的投資。這一結(jié)果雖與引力模型假說(shuō)不同,但是Fan等認(rèn)為,高人均GDP通常意味著高生產(chǎn)成本,從這個(gè)意義上說(shuō),東道國(guó)的發(fā)展水平也可能帶來(lái)負(fù)向影響。同時(shí),這與商務(wù)部《2018年中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》統(tǒng)計(jì)的中國(guó)海外投資事實(shí)相同:截至2018年末,中國(guó)在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的海外投資存量為17 085.3億美元,占比86.2%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于投資于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體12.3%的比重。第二,地理距離(LnDist)的影響為正,表明與地理距離毗鄰的國(guó)家相比,中國(guó)企業(yè)在地理距離較遠(yuǎn)的國(guó)家(或地區(qū))進(jìn)行的海外投資數(shù)額較大。雖然這一結(jié)果與傳統(tǒng)引力模型的結(jié)論相反,但是歐美等遠(yuǎn)距離國(guó)家穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、較高的企業(yè)生產(chǎn)率和良好的投資環(huán)境,近年來(lái)仍然吸引了大量中國(guó)企業(yè)前去投資。第三,企業(yè)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growthit-1)的影響方向始終為正,說(shuō)明盈利能力的提高對(duì)促進(jìn)企業(yè)海外投資具有積極的影響。第四,企業(yè)年齡(Ageit-1)對(duì)海外的影響顯著為正,說(shuō)明企業(yè)成立時(shí)間越久,其海外投資額越大。第五,貨幣資金比率(Cashit-1)對(duì)海外投資額的影響顯著為負(fù),可能的原因是:一般來(lái)說(shuō),貨幣資金在總資產(chǎn)中占比的合理區(qū)間為15%～25%,可以滿足企業(yè)日常支付及投資的資金需求,但該比率過(guò)高會(huì)造成資金閑置,影響企業(yè)的增值能力及收益,從而不利于后續(xù)投資。第六,企業(yè)股票投資回報(bào)率(ROEit-1)對(duì)海外投資額的影響顯著為負(fù)?？赡艿脑蛟谟?若企業(yè)利潤(rùn)主要由政府補(bǔ)貼、債務(wù)重組或股權(quán)重組構(gòu)成,或企業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)主要由負(fù)債構(gòu)成,則企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效果差,利潤(rùn)質(zhì)量低,由此表現(xiàn)出的高水平凈資產(chǎn)回報(bào)率并不能帶來(lái)相應(yīng)高水平的新增投資額,甚至帶來(lái)反作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性,本文選用以下三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.更換融資約束指標(biāo)

企業(yè)融資約束指標(biāo)的衡量方法多樣,為避免指標(biāo)選取對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響,本文借鑒劉莉亞等的做法,選擇SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束水平[9]。依據(jù)該指數(shù)創(chuàng)立者Hadlock和Pierce的說(shuō)明,該指數(shù)值越大,企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重[19]。根據(jù)表3所匯報(bào)的結(jié)果,SA指數(shù)越大,即企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重,無(wú)效率水平也越高,海外投資效率越低。這與前文融資約束綜合指標(biāo)的回歸結(jié)果相同,表明融資約束對(duì)企業(yè)海外效率的抑制作用未受到融資約束指標(biāo)構(gòu)建方法的影響,基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果穩(wěn)定。

2.剔除避稅地海外觀測(cè)值

為消除基于避稅動(dòng)機(jī)進(jìn)行的投資行為對(duì)回歸結(jié)果的影響,刪除了投資于香港地區(qū)、巴拿馬、阿曼群島等避稅地的觀測(cè)值,回歸結(jié)果如表3所示。在剔除避稅地樣本后,回歸結(jié)果仍然與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似。

3.分位數(shù)回歸

采用分位數(shù)回歸考察不同程度融資約束對(duì)企業(yè)海外投資效率的影響,企業(yè)海外投資效率值由基準(zhǔn)回歸模型計(jì)算得到,回歸結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出,在所有分位數(shù)水平上,融資約束綜合指標(biāo)都與海外投資效率呈正向關(guān)系,且均在1%的水平上顯著,表明融資約束能力越強(qiáng)、約束程度越小,其投資效率越高,基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。同時(shí),在10%、25%、50%、75%和90%分位數(shù)上,融資約束估計(jì)系數(shù)呈現(xiàn)遞減趨勢(shì),即企業(yè)融資約束程度越大,融資約束對(duì)海外投資效率的抑制作用越大,表明融資約束對(duì)海外投資效率的抑制作用隨融資約束的緩解而降低。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn):分位數(shù)回歸

(三)異質(zhì)性考察

為了考察基準(zhǔn)回歸結(jié)果在企業(yè)異質(zhì)性特征下是否依然顯著,以及影響結(jié)果是否會(huì)出現(xiàn)異質(zhì)性差異,本文依據(jù)企業(yè)所有制、投資區(qū)位和產(chǎn)業(yè)類型進(jìn)行分組檢驗(yàn),結(jié)果如表5所示。

表5 融資約束與企業(yè)異質(zhì)性

1.基于所有制性質(zhì)

表5首先匯報(bào)了非國(guó)有企業(yè)和國(guó)有企業(yè)融資約束對(duì)海外投資效率影響的回歸結(jié)果。分樣本的回歸結(jié)果與全樣本結(jié)果一致,均在1%的水平上呈現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系,其中,非國(guó)有企業(yè)海外投資效率對(duì)融資約束的敏感度高于國(guó)有企業(yè),但國(guó)有企業(yè)的敏感系數(shù)不顯著。究其原因,國(guó)有企業(yè)較之非國(guó)有企業(yè)更易獲得各種融資支持[20],雖其分項(xiàng)指標(biāo)衡量的融資能力均值不及非國(guó)有企業(yè),但其融資約束問(wèn)題能夠通過(guò)各種渠道順利解決,從而造成融資約束作為無(wú)效率因素的作用不顯著。

2.基于投資區(qū)位

表5的估計(jì)結(jié)果表明,不管是否投資于“一帶一路”沿線國(guó)家,融資約束均對(duì)海外投資效率具有負(fù)向效應(yīng),與全樣本結(jié)果保持一致。但是,通過(guò)比較回歸系數(shù)的絕對(duì)值可知,中國(guó)企業(yè)投資于“一帶一路”沿線國(guó)家時(shí),其海外投資效率對(duì)融資約束的敏感性顯著低于非沿線國(guó)家。究其原因,與投資非沿線國(guó)家相比,除了企業(yè)融資約束問(wèn)題外,包括政治穩(wěn)定性、政府監(jiān)管效率、經(jīng)濟(jì)自由度、營(yíng)商環(huán)境等制度因素在內(nèi)的東道國(guó)制度環(huán)境也是造成企業(yè)投資“一帶一路”沿線國(guó)家效率損失的重要因素[4]。

3.基于企業(yè)所屬產(chǎn)業(yè)

不同產(chǎn)業(yè)的資本密集度不同,對(duì)融資約束的敏感性也必然存在差異。由于第一產(chǎn)業(yè)的樣本量?jī)H為36,無(wú)法進(jìn)行MLE估計(jì),因此僅對(duì)第二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行回歸估計(jì)。同時(shí),因制造業(yè)在第二產(chǎn)業(yè)投資記錄中的占比高達(dá)87.18%,故將其也納入分析。表5的結(jié)果顯示,融資約束對(duì)第二產(chǎn)業(yè)(包括制造業(yè))和第三產(chǎn)業(yè)的企業(yè)海外投資效率均具有顯著的負(fù)向影響,產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性不影響全樣本回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。其中,第二產(chǎn)業(yè)中制造業(yè)企業(yè)的海外投資效率對(duì)融資約束的敏感性更大,這可能是由產(chǎn)業(yè)性質(zhì)造成的:制造業(yè)在海外投資過(guò)程中資金投入規(guī)模大,投資占比高達(dá)34.70%,高于第三產(chǎn)業(yè)(31.90%),融資需求十分強(qiáng)烈。因此,企業(yè)投資效率對(duì)其自身融資能力具有較強(qiáng)的敏感性。

五、進(jìn)一步討論:政府補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用

為了緩解海外投資企業(yè)的融資約束問(wèn)題,鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”,中國(guó)政府采取了一系列措施,其中與其他發(fā)展中國(guó)家相似的是,政府補(bǔ)貼也成為政府扮演“扶持之手”最直接的手段。對(duì)此,本文將進(jìn)一步考察政府補(bǔ)助是否在提高海外投資效率方面發(fā)揮了調(diào)節(jié)性作用,以及融資約束與政府補(bǔ)助共同作用下的凈效應(yīng)。

(一)雙邊隨機(jī)前沿模型

針對(duì)融資約束對(duì)海外投資效率的影響,在考察政府補(bǔ)貼(Subsidyit)的調(diào)節(jié)作用時(shí),需要考慮二者對(duì)效率的反方向作用及其凈效應(yīng),故使用雙邊隨機(jī)前沿模型。該模型設(shè)定如下:

(7)

OFDIijt=β0+β1PGDPit+β2PGDPjt+β3Disij+β4Growthit-1+β5Levit-1+β6Cashit-1+β7Ageit-1+

β8ROEit-1+∑Year+∑Industry+ωijt-uijt+νijt

(8)

(9)

(10)

基于上述設(shè)定復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)εijt的概率密度函數(shù)f(εijt)可以表示為如下形式:

(11)

其中,φ(·)和Φ(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù),其他參數(shù)aijt、bijt、cijt和dijt設(shè)定如下:

(12)

基于此,可以構(gòu)建樣本觀測(cè)值對(duì)應(yīng)的極大似然估計(jì)的對(duì)數(shù)似然函數(shù):

lnL(xijt,θ)=-nln(σu+σω)+ln[eaijtΦ(cijt)+ebijtΦ(dijt)]

(13)

其中,θ=(β,σu,σw,σv)為待估計(jì)參數(shù)。對(duì)式(13)求最大值即可得到待估參數(shù)的最大似然估計(jì)?？疾靸煞N影響的凈效應(yīng),需推導(dǎo)ωijt和uijt的條件分布f(ωijt|εijt)和f(uijt|εijt):

(14)

(15)

其中,λ=1/σu+1/σω。進(jìn)一步,根據(jù)式(13)推導(dǎo)條件期望可以得到融資約束、政府補(bǔ)貼對(duì)海外投資效率的相對(duì)影響效應(yīng):

(16)

(17)

其中,E(1-e-uijt|εijt)和E(1-e-ωijt|εijt)分別反映了企業(yè)實(shí)際海外投資額在融資約束和政府補(bǔ)貼影響下負(fù)效應(yīng)和正效應(yīng)的變動(dòng)百分比,分別記為EFC和EGS?；诖?可以得出二者對(duì)海外投資效率的凈效應(yīng)(NE):

NE=EGS-EFC=E(e-uijt-e-ωijt|εijt)

(18)

該結(jié)果為融資約束與政府補(bǔ)貼兩種因素相互抵消后企業(yè)海外投資實(shí)際額相對(duì)最優(yōu)水平偏離百分比的凈值。若NE>0,表明正向偏離大于負(fù)向偏離,即現(xiàn)有融資約束和政府補(bǔ)貼共同作用下,中國(guó)企業(yè)海外投資過(guò)度;反之,則說(shuō)明二者共存時(shí),中國(guó)企業(yè)海外投資不足。

(二)政府補(bǔ)貼調(diào)節(jié)效應(yīng)與二者凈效應(yīng)

融資約束與政府補(bǔ)貼均反映了企業(yè)在投資過(guò)程中的融資問(wèn)題,究竟哪種變量對(duì)海外投資的影響更為突出,需要依據(jù)模型回歸結(jié)果做出判斷。根據(jù)式(16)、(17)和(18),采用極大似然法估計(jì)式(8)并測(cè)度雙邊凈效應(yīng),其結(jié)果分別見(jiàn)表6、表7和表8。

表6 雙邊隨機(jī)前沿模型回歸

表7 全樣本方差分解

首先,由表6的全樣本雙邊隨機(jī)前沿回歸結(jié)果可知,政府補(bǔ)貼對(duì)融資約束發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用,且在1%的水平上顯著。究其原因,其一,政府補(bǔ)貼本身可以為企業(yè)提供直接的資金來(lái)源,在帶來(lái)大量現(xiàn)金流入、緩解融資約束的同時(shí),也降低了后續(xù)融資的不確定性;其二,流向研發(fā)環(huán)節(jié)的資金便于企業(yè)證明技術(shù)有效性,提高外部融資可能性;其三,補(bǔ)貼項(xiàng)目得到政府批準(zhǔn),在一定程度上為項(xiàng)目質(zhì)量提供了積極的認(rèn)證效應(yīng),能夠引導(dǎo)其他金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)提供進(jìn)一步的融資幫助。

表8 融資約束與政府補(bǔ)助的效應(yīng)

最后,表8進(jìn)一步報(bào)告了全樣本和所有制、投資區(qū)位和投資產(chǎn)業(yè)分樣本下的凈效應(yīng)測(cè)算結(jié)果。在全樣本企業(yè)中,融資約束對(duì)企業(yè)海外投資效率產(chǎn)生57.98%的負(fù)向效應(yīng),政府補(bǔ)貼則對(duì)此有所緩解,對(duì)效率產(chǎn)生了50.51%的正向影響,二者的凈效應(yīng)為7.47%。其中,僅有前25%的樣本企業(yè),政府補(bǔ)貼緩解了融資約束的抑制作用,凈效應(yīng)達(dá)到了10.12%。上述結(jié)果表明,在現(xiàn)階段中國(guó)海外投資企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼未能完全緩解融資約束對(duì)海外投資效率的抑制作用,海外投資不足的問(wèn)題比較突出,未達(dá)到最優(yōu)水平。

在所有制分樣本中,就均值而言,非國(guó)有企業(yè)的政府補(bǔ)貼緩解效應(yīng)不及國(guó)有企業(yè),這一結(jié)果在凈效應(yīng)的所有分位數(shù)上也同樣表現(xiàn)得淋漓盡致。這表明與國(guó)有企業(yè)相比,非國(guó)有企業(yè)的融資約束問(wèn)題普遍未能通過(guò)獲取政府補(bǔ)貼得到較大程度的緩解。在投資區(qū)位分樣本中,投資于“一帶一路”沿線國(guó)家的企業(yè)凈效應(yīng)值為-8.66%,略低于非沿線國(guó)家的6.72%。盡管如此,中國(guó)企業(yè)在政府補(bǔ)貼的緩解效應(yīng)下,對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的實(shí)際投資相對(duì)最優(yōu)水平的偏離幅度已大大減小。從分位數(shù)結(jié)果可以進(jìn)一步看出,盡管所有分位數(shù)上沿線國(guó)家的融資約束負(fù)效應(yīng)均高于非沿線國(guó)家,但是其政府補(bǔ)貼的正效應(yīng)也同樣高于后者,其中約25%的企業(yè)的凈效應(yīng)值大于非沿線國(guó)家。在產(chǎn)業(yè)分樣本中,第二產(chǎn)業(yè)的政府補(bǔ)貼緩解效應(yīng)在所有分組中最強(qiáng),凈效應(yīng)僅為8.66%,其中第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)緩解作用最弱(15.19%)。

六、結(jié)論與政策建議

本文在拓展Richardson模型和傳統(tǒng)隨機(jī)前沿模型的基礎(chǔ)上,采用2004—2018年Zephyr跨國(guó)并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)、fDi Markets綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)的匹配數(shù)據(jù),考察了融資約束對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率的影響,并討論了政府補(bǔ)貼所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用以及二者的凈效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明:第一,融資約束對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率具有顯著的抑制作用,且該抑制作用具有異質(zhì)性特征,即非國(guó)有企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)和在非沿線國(guó)家投資的企業(yè),其海外投資效率對(duì)融資約束的敏感性相對(duì)較高,即效率變動(dòng)更易受融資約束水平的影響。第二,政府補(bǔ)貼可以部分緩解融資約束對(duì)海外投資效率的抑制作用,但并未消除該影響。平均而言,在二者的雙重作用下,中國(guó)企業(yè)海外投資低于最優(yōu)水平,效率損失值為7.47%。第三,政府補(bǔ)貼的緩解效應(yīng)亦存在異質(zhì)性。國(guó)有企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)和在非沿線國(guó)家投資的企業(yè),其所獲政府補(bǔ)貼產(chǎn)生的緩解作用更好,海外投資效率相對(duì)較高。

本文研究結(jié)論的政策含義在于:

對(duì)企業(yè)而言,進(jìn)行海外投資時(shí)應(yīng)重視融資約束問(wèn)題,增強(qiáng)融資能力,以便提升海外投資效率。尤其是當(dāng)企業(yè)為非國(guó)有企業(yè)或制造業(yè)企業(yè)時(shí),應(yīng)更加關(guān)注融資過(guò)程,從內(nèi)源融資、外源融資和盈利能力三方面著手,即控制現(xiàn)金存量比率使其維持在合理范圍,增強(qiáng)企業(yè)信譽(yù)及長(zhǎng)、短期償債能力,提高盈利水平注重企業(yè)發(fā)展前景,從而提升自身綜合融資能力,并最終將其轉(zhuǎn)化為海外投資效率的提升優(yōu)勢(shì)。

對(duì)政府而言,其一,政府補(bǔ)貼能夠部分緩解融資約束對(duì)效率的抑制作用,對(duì)企業(yè)提高海外投資效率具有積極影響。盡管有四分之一的企業(yè)因政府補(bǔ)貼的緩解作用實(shí)現(xiàn)了正的凈效應(yīng),但整體而言,中國(guó)企業(yè)的海外投資仍未達(dá)到最優(yōu)水平。因此,政府應(yīng)繼續(xù)為“走出去”企業(yè)提供融資幫助,同時(shí)也應(yīng)建立完善的補(bǔ)貼機(jī)制,盡可能準(zhǔn)確地識(shí)別不同企業(yè)融資能力及其融資約束程度,提供有針對(duì)性的補(bǔ)貼金額,從而實(shí)現(xiàn)有限補(bǔ)貼資金配置范圍內(nèi)海外投資效率的整體提升。其二,非國(guó)有企業(yè)是中國(guó)踐行“走出去”戰(zhàn)略的主要力量,2018年非國(guó)有企業(yè)的投資占比高達(dá)62.3%,但其政府補(bǔ)貼的緩解效應(yīng)明顯低于整體平均水平,再次說(shuō)明政府補(bǔ)貼的發(fā)放應(yīng)重視非國(guó)有企業(yè),進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)資金的優(yōu)化配置。其三,政府補(bǔ)貼對(duì)不同產(chǎn)業(yè)性質(zhì)的企業(yè)緩解效應(yīng)各不相同,因此政府補(bǔ)貼金額的設(shè)置還應(yīng)充分考慮到行業(yè)性質(zhì)對(duì)融資的要求,充分發(fā)揮政府補(bǔ)貼對(duì)海外投資效率的積極影響。