数字金融对企业对外直接投资的影响研究

杨 轩，李洪亚

（宁波大学 商学院，浙江 宁波 315211）

一、引言

近年来，国内有效需求不足的同时国际经济形势波谲云诡，面对复杂严峻的经济形势，2020 年10月29 日第十九届中央委员会第五次全体会议通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二○三五年远景目标的建议》提出，“加快形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。这是解决我国经济长期发展问题的战略性举措。对外直接投资（OFDI）是推动我国参与国际大循环的重要途径。2022 年10 月16 日，习近平总书记在党的二十大报告中提出，“要推进高水平对外开放，依托我国超大规模市场优势，以国内大循环吸引全球资源要素，增强国内国际两个市场两种资源联动效应，提升贸易投资合作质量和水平。”然而，我国对外直接投资仍存在阻碍因素，其中融资约束问题在很大程度上限制了企业对外直接投资规模的持续增长。近年来，互联网、大数据、人工智能、区块链以及云计算等新兴数字技术方兴未艾，我国的数字经济发展突飞猛进，数字经济背景下的数字金融迅速崛起。数字金融在我国的迅速发展和普及，逐渐改变着人们的生产、生活与消费方式，在社会经济中的作用日益重要。基于此，本文研究数字金融在微观层面如何影响企业对外直接投资的规模，对相关领域进行补充。

二、文献综述

（一）数字金融

关于数字金融的研究主要从宏观和微观层面展开。

在宏观层面，数字金融通过大数据、移动互联网等信息技术，使得金融服务的范围打破了地理空间的限制，大大提高了数字金融的普惠性，最终促进了地区经济的增长（钱海章等，2020）[1]，而且由于数字金融的发展具有明显的空间溢出效应（郭峰和王瑶佩，2020）[2]，进一步扩大了社会群体的收益范围；数字金融借助技术优势缓解信息不对称，将资源进行整合，实现了规模经济的作用，有助于提高经济发展质量（唐松等，2020）[3]；数字金融降低了传统金融服务的准入门槛，为更多社会人群提供有效服务，通过缓解融资约束、优化产业结构，显著提高了区域技术创新水平，促进区域经济高质量发展（聂秀华等，2021）[4]；数字金融具备的一个重要特点就是进行有效的资源配置，数字金融对资源错配和劳动力错配存在显著的改善效应，提高了整体资源配置效率（封思贤和徐卓，2021）[5]；资源配置效率的提高，也对地区产业结构的升级起到了重要的推动作用（李晓龙和冉光和，2021）[6]。

在微观层面，数字金融的发展不仅在消费、支付方式上影响着居民的经济活动，而且也为家庭经济活动提供了更多的选择。数字金融对居民消费的影响主要表现在消费总量的增加和消费质量的提升。数字金融发展为消费者提供了更加多样的理财产品和服务，也能为广大用户财产安全提供重要的保障（江红莉和蒋鹏程，2020）[7]；数字技术使得网络购物等新型商业模式变成可能，买家和卖家可以直接在线上完成交易，大大减少了消费成本（易行健和周利，2018）[8]；除此之外，通过给消费者提供网络借贷实现平滑消费，同时也拓展了投资渠道，有助于提高居民的消费质量（封思贤和宋秋韵，2021）[9]；张勋等（2019）[10]研究发现，数字金融的发展使得农村居民的借贷更加方便，大大降低了个体小商户创业者的融资约束，提高了家庭创业活动成功的概率。在高质量经济发展的背景下，融资约束一直是中小微企业前进路上的绊脚石，数字金融为中小企业融资开辟了一条全新的道路，与此同时也激励着企业进行技术创新（谢绚丽等，2018）[11]。

（二）OFDI

现有文献主要从以下两个方面探究影响对外直接投资的因素。

东道国因素。目前，大部分学者都是基于某个具体因素来研究对OFDI产生的影响。东道国的制度环境和政治风险一直是影响OFDI的重要因素，研究发现，东道国的高政治风险不但没有阻碍我国OFDI反而产生了促进作用（Quer 等，1994）[12]；相反，东道国的政治法律制度质量对我国向发达国家开展资源和市场寻求型对外直接投资具有显著的正向促进作用（池建宇和方英，2014）[13]；中国对外直接投资存在明显的资源寻求动机，东道国丰富的自然资源对中国企业有着很强的吸引力（Buckley 等，2007）[14]；东道国的经济发展水平、市场规模、贸易自由度也是我国对外直接投资的重要影响因素（阎大颖，2013）[15]；劳动力作为社会生产的重要要素，东道国的劳动力成本与中国对外直接投资成正相关关系，高新技术人才所产生的知识溢出，也会吸引我国的OFDI。

母国因素。大部分学者依旧是从母国的经济发展水平、市场规模、人民币汇率等具体变量展开研究。张为付（2008）[16]用GDP 衡量国内市场规模，指出庞大的市场规模可以支撑企业开展对外直接投资；Gondim 等（2017）[17]通过研究，认为母国GDP、通货膨胀、经济开放度和股价波动等宏观经济因素对OFDI具有显著影响；人民币汇率的贬值会推动对外直接投资，同时能够带动出口的增加（田巍和余淼杰，2019）[18]；制度环境和风险等因素也会影响对外直接投资。母国制度发展的速度、同步性是企业OFDI的主要影响（杨柳和潘镇，2020）[19]；双边友好的政治关系以及短期高层互访也会有利于扩大投资规模（杨连星等，2016）[20]。

（三）数字金融与OFDI

目前有不少文献研究金融发展如何影响对外直接投资，文献主要从以下两个视角展开研究。

母国的金融发展影响本国的对外直接投资。Manova（2013）[21]对金融发展程度不同的国家进行分析，发现金融发展能够在很大程度上促进出口和对外直接投资；徐清（2014）[22]从金融发展的三个维度且通过生产率这个中间介质进行金融发展对OFDI影响的研究，但是产权性质的不同会使二者关系出现显著差异；陈琳和朱一帆（2017）[23]构建了反映间接融资、直接融资与效率的四个金融发展指标，发现间接融资显著促进了我国对外直接投资；刘娜燕（2020）[24]的研究结果得出金融发展对OFDI的影响存在明显的门槛效应。

东道国的金融发展影响母国在该国的直接投资。Buch 等（2009）[25]研究得出融资约束对企业出口以及对外投资具有显著影响；Dutta 和Roy（2011）[26]的研究证实了金融发展与对外直接投资之间的非线性关系；Soumar 和Tchana（2015）[27]发现股票市场发展与对外直接投资具有双向因果关系；蒋冠宏和张馨月（2016）[28]研究发现，金融发展可以有效促进OFDI存量和流量的增加；张友棠和杨柳（2020）[29]将金融发展分解为五个维度，证实东道国金融发展能够促进中国OFDI效率的提升。

三、研究假设

金融是经济的命脉，对外直接投资是国家实施“走出去”战略和顺应世界经济发展趋势的重要经济活动之一，对外直接投资不可避免地会受到金融因素的影响。

首先，对外投资行为是放弃当前消费通过增值使得未来获得更大的收益，该行为本身便存在着肉眼可见的不确定性，具有很高的风险。金融市场的一个重要功能就是管理、防范和化解实体经济或金融行为中蕴含的风险。随着我国数字金融的迅速发展，对于防范风险的系统机制也在逐步建立起来，通过大数据、区块链等新兴数字技术为企业的对外直接投资提供技术支撑，从而能够降低企业在国际贸易中不确定风险，促进企业的对外直接投资。

其次，企业在实施对外直接投资的过程中，区位选择等都需要耗费大量成本。同时投资行为都要求企业有很强的融资能力。我国对外直接投资的企业中，占多数的还是有国家出资支持的大型国有企业。尽管我国近年来资本市场不断趋于成熟，但仍然没有改变大型银行主导的金融体系。国内较差的融资环境已经成为我国企业实施对外投资的重要障碍因素（韩立岩和顾雪松，2013）[30]。数字金融的出现，凭借其高新数字技术大大缓解了客户与银行之间的信息不对称，减少了交易成本，也为非国有、中小微企业筹资开辟了新的渠道，这对企业OFDI以及对我国更大程度的深化开放格局有着重要的战略意义。基于上述分析，提出以下假设：

H1：数字金融对企业OFDI具有正向促进作用。

数字金融在互联网平台运行，依靠的是大数据和数字技术，不需要大量的人力物力，简化了中间环节，就能直接将交易双方联系起来。过程的高效快捷基本不会消耗多余的资源，从而能从源头上降低融资成本。在我国，无论是股权融资环境还是债务融资环境，投资者与筹资者之间并不是直接进行沟通，而是筹资者在金融市场上提供融资信息，被投资者或者放贷机构选择，企业信息只提供利好信息，信息的不透明导致企业不被信任，普惠金融的数字化程度具有高效性和可获得性。依托于信息技术和海量的数据信息，可在融资效率、搜寻信息和信用体系的建立方面缓解宏观环境里信息不透明所导致的融资约束。基于上述分析，提出以下假设：

H2：数字金融将缓解企业融资约束程度，进而促进企业OFDI的提升。

四、计量模型、变量与数据

（一）模型与变量

为实证探究数字金融对OFDI的影响，本文基准模型设立为：

为实证研究数字金融影响OFDI的传导机制，本文设立如下中介效应模型：

其中：lnOFDI为企业对外直接投资，DIF为数字金融指数，Controls为控制变量，SA为中介变量融资约束，Industry、Year分别表示行业和年份固定效应。

（二）指标说明

被解释变量：企业对外直接投资额。对外直接投资的规模通过世界银行数据库提供的各国货币年度官方平均汇率折算出关联方注册资本的人民币金额，与上市公司控制权益比例相乘得到上市公司对关联方的投资规模，再按年份计算出上市公司对不同关联公司的投资规模之和得出。

核心解释变量：数字金融指数。数字金融数据来自北京大学数字金融研究中心编制的《数字普惠金融指数》（2011—2021 年）中地级市层面数指标进行测度，本文对原指标值除以100 降低回归标准差。在稳健性检验方面，采用数字金融三个维度的指数，即数字金融的覆盖广度（Breadth）、使用深度（Depth）以及数字支持服务程度（Digital）指数进行估计。

控制变量：参考已有文献设置人均GDP（PGDP）、企业营业总收入（BC）、股权制衡度（BI）、企业年龄（AGE）、资产负债率（ALR）、总资产净利润率（ROA）、净资产收益率（ROE）、行业营业利润率（OPR）。

中介变量：融资约束。本文采取SA指数衡量上市企业所面临的融资约束程度，计算公式为-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×age，取值一般为负，且取值的绝对值越大意味着企业面临的融资约束程度越高，其中Size为企业总资产的自然对数值，age为企业年龄（见表1）。

表1 变量说明

（三）数据说明

本文选取2011—2021 年沪深两市非金融类A股上市公司作为样本，样本数据来自国泰安数据库。本文按照以下标准对初始数据进行筛选：（1）鉴于金融行业的财务数据与一般经营性上市公司差异明显，因此，剔除金融行业类别的上市公司样本；（2）考虑亏损类上市公司数据异常，剔除在数据提取期间被ST、*ST 的上市公司样本；（3）为控制资不抵债的不良影响，剔除负债大于资产的上市公司样本；（4）由于避税地区很可能只是中国企业的投资跳板，剔除英属维尔京群岛、开曼群岛等避税天堂的样本。最终，整理得到可用于实证研究的8 606 个样本，涉及1 898 家上市公司。如表2 所示。

表2 各主要变量的描述性统计

五、实证结果及分析

（一）基准回归结果

在本文的样本数据中，由于国泰安海外直接投资数据库缺乏较多上市公司海外子公司信息数据，且多数企业仅存在一年样本，因此无法采用面板数据进行回归。基于此，本文将不同企业不同年份样本进行混合回归，得到表3 的基准回归结果。表3 中列（1）为数字金融发展综合指标回归结果，列（2）～列（4）分别为数字金融覆盖广度、使用深度和数字化程度维度指标回归结果。从表2 中可以发现DIF的系数在列（1）中显著为正，说明数字金融发展总体上能推动企业对外直接投资规模增长，有效验证了本文基准理论假说1。在列（2）～列（4）中，DIF的系数显著为正，说明数字金融发展可以从覆盖广度、使用深度和数字化程度推动企业对外直接投资。在控制变量中，lnBC的系数均显著为正，说明营业规模越大的跨国企业对外直接投资规模越大。lnAGE的系数均显著为负，反映出年限越长的企业对外直接投资规模越小。lnPGDP 的系数不显著，说明所在地级市综合经济发展水平有助于企业对外直接投资规模增长但不稳健。ROA的系数显著为负，说明总资产净利润率提升会减少企业对外直接投资规模。ALR的系数显著为负，说明负债程度越高的企业对外直接投资规模越小。BI的系数显著为正，说明股权制衡度的提高会促进企业对外直接投资规模增长。

表3 基准回归结果

（二）稳健性检验

1.考虑内生性采用工具变量估计。通过参考文献将历史邮电业务总量以及1984 年末电话机部数作为数字金融的工具变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）考虑变量内生性问题的检验，结果如表4 所示。在列（1）和列（2）中，数字金融的系数以及系数符号均未发生实质性改变，不存在弱工具变量问题，实证结果依然稳健。

表4 稳健性性检验

2.替换变量。将数字金融指数取对数（lnDIF）作为DIF的替代变量做回归检验。在列（3）中，关键变量的显著性水平以及系数符号均未发生改变，基准回归结果依然稳健。

（三）影响机制检验

为验证企业融资约束的机制作用，对SA取绝对值之后，本文利用中介效应模型进行实证检验。表5 列（1）为数字金融对企业对外直接投资的影响检验，表5 列（2）为数字金融对融资约束影响显著为负，加入中介变量后的回归结果如表5 列（3）所示数字金融对企业对外直接投资依然显著为正，且拟合度得到提高，融资约束在数字金融促进企业对外直接投资增加过程中起中介作用，说明数字金融的发展一定程度上能缓解融资约束，进而促进企业OFDI的增加，假设2 得以验证。

表5 中介效应检验

（四）异质性回归结果

本文分别将样本按企业所有制性质分为国有企业和非国有企业分样本，以及按地级市所在区域分为东部地区和中西部地区分样本再次进行回归，得到表6 的结果。列（1）和列（2）分别为东部地区及中西部地区分样本回归，结果显示DIF的系数在列（1）中显著，在列（2）中不显著。这是因为东部地区数字金融发展程度较高，能为企业带来相应的融资支持，而中西部地区数字金融发展则较为落后，暂不能发挥作用。因此，东部地区数字金融发展能推动企业对外直接投资规模增长，而中西部地区数字金融发展对企业对外直接投资规模的影响不显著。列（3）和列（4）分别为国有企业和非国有企业分样本回归，结果显示的DIF系数在列（3）和列（4）中均显著为正，但是非国有企业样本结果更为显著。这是因为非国有企业从传统金融中获得信贷支持相对不足，数字金融能起到缓解融资约束的作用。因此，数字金融发展对国有企业对外直接投资规模的影响不显著，但能显著推动非国有企业对外直接投资规模增长。

表6 异质性检验结果

六、结论及其建议

本文运用2011—2021 年沪深A 股上市公司数据，研究了数字金融对企业对外直接投资的影响。研究主要得出以下结论：

第一，数字金融显著促进了我国企业对外直接投资。数字金融的三个维度：覆盖广度、使用深度以及数字化程度均能显著促进中国OFDI，此外，相关变量经过替换后，依旧通过稳健性检验；第二，数字金融能够通过缓解企业融资约束影响企业对外直接投资的增长；第三，在异质性分析中，相较于国有企业、中西部地区的企业而言，数字金融更能促进非国有企业与东部地区企业OFDI的增长。

根据研究结论，本文提出以下政策建议：

第一，应当稳步推进金融的数字化，优化金融资源配置，为企业高质量发展提供驱动力。加快数字金融这一新型金融服务在我国的布局，加强对数字金融政策的引导和支持力度，助力数字金融服务能力拓展，提升数字化金融服务质量，着力打造数字化新投资、拓宽中小外贸企业的融资渠道、助力国际化企业海外扩张。

第二，应加大政策支持，强化金融监管。应针对不同类型的企业，不同地区的企业，因地制宜地进行指导和支持，引导更多的企业数字化转型，逐步推广基于大数据、云计算、物联网等的新模式和新业态。降低企业融资成本，为中国企业解决从融资到投资过程中的难题。在推动企业走出国门的同时，数字金融也衍生出传导更快、波及更广、隐蔽性更强的新风险，相关部门必须借鉴先进的管理经验，加紧制定符合中国国情的数字信贷监管法规，避免企业因融资风险而导致经营失败。

第三，要加快推动我国各地区基础网络设施建设以及贯彻落实各地区协调发展战略。我国各地区经济发展不平衡，加强在中西部地区基建设施力度，扩大数字金融的覆盖广度，提升数字金融的使用深度，逐步实现移动化、数字化，不断缩小地区差距，减小数字鸿沟。同时，落后地区企业应积极挖掘后发优势，充分利用数字金融工具和服务，减小自身信用风险、流动性风险和筹投资风险，进而提升企业对外投资的竞争力。