譚洪益

（廣東培正學(xué)院會計學(xué)院，廣東廣州 510830）

一、引言

在“一帶一路”倡議的推動下，我國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）平穩(wěn)健康發(fā)展，規(guī)模不斷擴(kuò)大，結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化，投資質(zhì)量顯著提高。根據(jù)商務(wù)部和外匯管理局的統(tǒng)計，2020年我國對外直接投資流量為1329.4億美元，位居全球前列，同比增長3.3%；截至2020年末，我國對外直接投資存量超2.3萬億美元，相比2015年末翻了一番①http://www.gov.cn/shuju/2021-01/29/content_5583657.htm。。與此同時，我國銀行業(yè)不斷深化改革，建立了多層次、廣覆蓋、多元化的銀行服務(wù)體系，銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和趨于分散，銀行間的競爭日益加劇。

一方面，根據(jù)金融發(fā)展理論，銀行業(yè)競爭將削減壟斷租金，使企業(yè)更容易獲得金融服務(wù)（Beck等，2004）。另一方面，根據(jù)市場力量假說，銀行業(yè)競爭將降低企業(yè)的借款成本（尹志超等，2015），緩解企業(yè)的融資約束（Rajan，1992；唐清泉和巫岑，2015；張璇等，2019）。銀行業(yè)競爭顯著改善企業(yè)的融資約束，從而增加企業(yè)的創(chuàng)新投入（Benfratello等，2008），尤其是股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行的發(fā)展顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新能力的提升（蔡競和董艷，2016；張杰等，2017）。銀行業(yè)競爭還有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率（余超和楊云紅，2016），尤其是對小企業(yè)、非國有企業(yè)、新辦企業(yè)和高技術(shù)企業(yè)的生產(chǎn)率提升作用更大（蔡衛(wèi)星，2019）。

銀行業(yè)競爭能夠提升資金配置效率（沈紅波等，2010），減緩?fù)獠咳谫Y依賴過高的消極作用、促進(jìn)企業(yè)對外直接投資（申韜和曹夢真，2020）。劉莉亞等（2015）實證研究發(fā)現(xiàn)融資約束抑制了我國企業(yè)的對外直接投資。李磊和包群（2015）認(rèn)為融資約束的緩解有助于企業(yè)開展對外直接投資。根據(jù)新新貿(mào)易理論，只有生產(chǎn)率高的企業(yè)才會開展對外直接投資。李鑫偉和牛雄鷹（2017）實證研究了中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與國際化路徑，指出技術(shù)創(chuàng)新水平的提高能夠促進(jìn)中小企業(yè)國際化的發(fā)展。田巍和余淼杰（2012）研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)率的提高顯著影響企業(yè)對外直接投資的動機(jī)和對外投資額。

從以上文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的優(yōu)化主要有三個作用：一是減緩了企業(yè)融資約束，二是提升了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，三是提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。企業(yè)融資約束的緩解、創(chuàng)新能力的增強和生產(chǎn)效率的提高，都能顯著影響企業(yè)對外直接投資活動。因此，銀行業(yè)競爭通過融資約束機(jī)制、創(chuàng)新能力機(jī)制和生產(chǎn)效率機(jī)制與企業(yè)對外直接投資存在聯(lián)系。銀行業(yè)競爭是否影響企業(yè)對外直接投資？影響機(jī)制如何？本文采用理論與實證的研究方法，探討銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響以及兩者之間的影響機(jī)制。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有兩個方面：一是在研究視角上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究金融市場發(fā)展、融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，而銀行業(yè)競爭是金融發(fā)展的表現(xiàn)形式，有利于緩解企業(yè)融資約束，因此本文嘗試建立銀行業(yè)競爭與企業(yè)對外直接投資的關(guān)系，研究銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響；二是現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響機(jī)制研究，本文從融資約束機(jī)制、技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制和生產(chǎn)效率機(jī)制研究了銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響。

二、理論分析和研究假設(shè)

根據(jù)金融發(fā)展理論，完善的金融結(jié)構(gòu)和健全的金融體系能夠優(yōu)化配置金融資源，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長。銀行業(yè)競爭的加劇推動了金融結(jié)構(gòu)的完善和金融體系的健全，從而促進(jìn)金融發(fā)展。Goldsmith（1969）研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展能夠優(yōu)化金融資源規(guī)模和資源配置方式，為企業(yè)開展對外直接投資提供資金來源和金融服務(wù)，從而促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對外直接投資增長。Rajan和Zingales（1998）認(rèn)為，金融發(fā)展一方面有效降低了企業(yè)的外部融資成本，另一方面為企業(yè)提供了多元化的金融服務(wù)，從而支撐企業(yè)開展對外直接投資活動。沈紅波等（2010）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，融資約束是抑制企業(yè)對外直接投資的重要因素，而金融市場的發(fā)展能夠有效擴(kuò)大金融資源規(guī)模，提升資源配置效率，從而緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。因此，銀行業(yè)競爭的加劇和金融市場的發(fā)展對企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，完善競爭性金融市場是促進(jìn)企業(yè)海外投資擴(kuò)張的有效途徑（張樹林等，2012）。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件不變的前提下，銀行業(yè)競爭促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。

根據(jù)市場力量假說，在競爭性銀行市場結(jié)構(gòu)下，銀行不僅關(guān)注現(xiàn)有企業(yè)客戶，而且關(guān)注關(guān)系型融資項目，從而獲得獨特競爭優(yōu)勢（Rajan，1992）。隨著銀行業(yè)競爭水平的提高和金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，金融資源配置更有效率，從而能為企業(yè)對外直接投資提供更多資金，緩解企業(yè)融資約束問題。姜付秀等（2019）通過構(gòu)建理論模型研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)競爭顯著降低了企業(yè)投資－現(xiàn)金流敏感性，緩解了企業(yè)面臨的融資約束問題。隨著外部融資能力的增強，企業(yè)國際化程度也在提高（呂越和盛斌，2015）。因此，融資約束問題的改善有效促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：銀行業(yè)競爭通過融資約束機(jī)制促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。

根據(jù)金融發(fā)展理論，金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要機(jī)制是激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，金融機(jī)構(gòu)能夠引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新，并幫助企業(yè)降低風(fēng)險。銀行業(yè)競爭與企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系（Chava等，2013），在新興市場經(jīng)濟(jì)體，銀行業(yè)市場的發(fā)展有利于金融資源優(yōu)化配置，引導(dǎo)資金流向高科技企業(yè)，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變（Amore等，2013）。創(chuàng)新能力提升了企業(yè)的核心競爭力，提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率，從而促進(jìn)企業(yè)開展對外直接投資活動?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：銀行業(yè)競爭通過技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。

King和Levine（1993）研究指出，金融發(fā)展有助于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP），而銀行業(yè)發(fā)展對全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用更大。銀行業(yè)競爭有助于提高信貸配置效率，有效改善企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。根據(jù)新新貿(mào)易理論，生產(chǎn)率是企業(yè)開展國際化投資的重要因素，企業(yè)在國際化投資過程中需要支付高額的固定成本，只有生產(chǎn)率高的企業(yè)才能承擔(dān)高額的固定成本，并在對外直接投資中獲得更高盈利（Melitz，2003）。因此，生產(chǎn)率水平高的企業(yè)傾向于開展對外直接投資活動，生產(chǎn)率差異是企業(yè)對外直接投資的關(guān)鍵因素?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：銀行業(yè)競爭通過生產(chǎn)效率機(jī)制促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。

三、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)及指標(biāo)構(gòu)建

商務(wù)部從2003年開始分國別統(tǒng)計對外直接投資數(shù)據(jù)，因此本文主要選取A股上市公司2003－2019年對外直接投資數(shù)據(jù)及相關(guān)年度財務(wù)數(shù)據(jù)。另外，為了計算銀行業(yè)競爭指標(biāo)，本文收集了銀行分支機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。借鑒劉莉亞等（2015）的做法進(jìn)行樣本選取：一是剔除了金融類的樣本公司、資產(chǎn)負(fù)債率大于100%的樣本公司和ST、*ST的公司；二是從CSMAR數(shù)據(jù)庫中篩選出來的企業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)，只要注冊地在大陸以外地區(qū)且持股10%以上，則認(rèn)定為該公司在當(dāng)年開展了對外直接投資活動；三是剔除了投資于開曼群島等避稅天堂的樣本數(shù)據(jù)。

本文選取的變量及計算方法如表1所示。

表1 變量一覽表

1.被解釋變量

本文主要研究銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響，因此參考李笑等（2019）的研究，選取對外直接投資決策（DIS_OFDI）和對外直接投資速度（SPEED）兩個變量衡量企業(yè)對外直接投資。如果企業(yè)當(dāng)年開展了對外直接投資活動，則對外直接投資決策（DIS_OFDI）取值為1，否則為0；對外直接投資速度（SPEED）采用海外子公司數(shù)量/國際化年限來衡量，其中，國際化年限為企業(yè)首次對外直接投資至報告期的時間跨度。

2.解釋變量

赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)（(Herfindahl-Hirschman Index，HHI）是一種測量產(chǎn)業(yè)集中度的綜合指數(shù)，常被用來衡量銀行業(yè)競爭情況。本文參考現(xiàn)有銀行業(yè)競爭的相關(guān)文獻(xiàn)（Degryse等，2009），使用不同銀行支行數(shù)量占比來衡量不同地區(qū)銀行業(yè)的競爭水平，根據(jù)上市公司母公司注冊地與地級市商業(yè)銀行數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配的原則，構(gòu)建各地級市的赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)，作為銀行競爭性指標(biāo)（HHI_CITY），其計算公式如下：

其中，Branchk表示第k個銀行在該城市的分支機(jī)構(gòu)數(shù)量，TotalBranches表示該城市銀行所有分支機(jī)構(gòu)數(shù)量。HHI_CITY取值范圍為（0，1），其值越大，表明該地區(qū)銀行業(yè)的集中度越高，銀行競爭水平越低；反之，則表明該地區(qū)銀行業(yè)的集中度越低，銀行競爭水平越高。

由于信用社、農(nóng)村合作銀行、政策性銀行存在貸款行為的特殊性，本文借鑒Chong等（2013）的做法，計算HHI_CITY時剔除這三類銀行，只保留商業(yè)銀行樣本。

3.控制變量

借鑒姜付秀等（2019）的做法，本文選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）、營業(yè)收入增長率（GROW）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、現(xiàn)金持有量（CASH）、獨立董事比例（INDEPEND）、兩職合一（DUALITY）等變量控制企業(yè)自身因素的影響。

本文選取各城市的GDP（GDP）、城市基礎(chǔ)設(shè)施（INROAD）兩個變量控制城市層面的影響因素。

為了控制模型的穩(wěn)健性，本文還加入行業(yè)（INDUSTRY）、年度（YEAR）和地區(qū)（REGION）三個虛擬變量，控制行業(yè)、年度和地區(qū)對結(jié)果可能造成的影響。

（二）模型構(gòu)建

本文主要研究銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響，故構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，OFDIi,t表 示第i個企業(yè)在第t年的對外直接投資，HHIi,t表示第i個企業(yè)總部所在城市第t年的銀行競爭水平，Controli,t為 控制變量，INDUSTRYj、YEARt、REGIONm分別表示行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)誤差。

另外，由于公司層面的聚類效應(yīng)可能會對回歸結(jié)果造成偏誤，本文借鑒Petersen（2009）的做法，對標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行了企業(yè)層面的聚類調(diào)整。

（三）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

可以看出，DIS_OFDI的平均數(shù)為0.548，說明超過一半的樣本公司進(jìn)行了對外直接投資，對外直接投資速度SPEED的平均數(shù)為0.426，且最小值和最大值之間差距較大，表明上公司對外直接投資的速度差距明顯。HHI_CITY的平均數(shù)為0.125，最大值為0.685，最小值為0.051，說明我國地區(qū)之間的銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)差異明顯且不均衡。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

在被解釋變量中，對外直接投資決策DIS_OFDI為虛擬變量，對外直接投資速度SPEED雖然在正值上大致連續(xù)分布，但部分公司并沒有開展對外直接投資，所以存在一部分以正概率取值為0的觀察值。因此，本文同時運用Probit和Tobit進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，HHI_CITY對DIS_OFDI、SPEED兩個被解釋變量的邊際系數(shù)分別為?0.8258、?2.2537，且均在5%水平下顯著為負(fù)。HHI_CITY為負(fù)向指標(biāo)，其值越大，銀行競爭水平越低，則抑制了企業(yè)對外直接投資；反之，其值越小，說明銀行競爭水平越高，則促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。因此，假設(shè)1得到驗證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從控制變量來看，SIZE對DIS_OFDI、SPEED兩個被解釋變量的邊際系數(shù)分別在1%和5%的水平下顯著為正，說明公司規(guī)模對企業(yè)對外直接投資決策和對外直接投資速度具有正向促進(jìn)作用。GROW對DIS_OFDI、SPEED兩個被解釋變量的邊際系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，說明營業(yè)收入增長促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。CASH對DIS_OFDI、SPEED兩個被解釋變量的邊際系數(shù)分別在1%和5%的水平下顯著為正，說明現(xiàn)金持有量支撐了企業(yè)對外直接投資。另外，所在城市的GDP和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對企業(yè)對外直接投資具有正向促進(jìn)作用。

（二）內(nèi)生性控制

一方面，由于不可觀測的時間趨勢可能導(dǎo)致銀行競爭加劇和企業(yè)對外直接投資同時增加，因此，盡管實證結(jié)果顯示銀行業(yè)競爭與企業(yè)對外直接投資存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但實際上二者可能并不存在因果關(guān)系；另一方面，由于銀行業(yè)競爭和企業(yè)對外直接投資可能存在反向因果關(guān)系，當(dāng)企業(yè)開展對外直接投資活動時可能會吸引更多銀行在當(dāng)?shù)卦O(shè)立分支機(jī)構(gòu)，從而加劇當(dāng)?shù)氐你y行業(yè)競爭。為了緩解內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。

由于跨區(qū)借貸的交易成本和信息成本較高，所以同一銀行在不同地區(qū)的貸款業(yè)務(wù)具有顯著的地域分割性特征（張杰等，2017）。一般來講，同地區(qū)的銀行傾向于貸款給本地企業(yè)，而不會跨地區(qū)貸款給異地企業(yè)。因此，其他地區(qū)的銀行業(yè)競爭水平不會直接影響到本地區(qū)企業(yè)的對外直接投資。本文根據(jù)蔡競等（2016）的做法，將全部城市劃分為直轄市、副省級城市和同一省份內(nèi)城市（除去副省級城市）三種類型；接著計算出相同類型城市的銀行業(yè)競爭衡量指標(biāo)的均值HHI_IV（不包括自身城市的銀行業(yè)競爭度指標(biāo)）作為工具變量；最后將工具變量代替基準(zhǔn)模型中的銀行競爭指標(biāo)進(jìn)行兩階段回歸。回歸結(jié)果如表4所示。

表4 工具變量法回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，兩個被解釋變量的F值均大于10，通過了弱工具變量檢驗，說明本文構(gòu)造的工具變量是有效的。另外，工具變量對銀行業(yè)競爭指標(biāo)在1%的水平下顯著為正，說明工具變量能很好地解釋內(nèi)生變量。銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對兩個被解釋變量的邊際系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，這說明采用工具變量控制內(nèi)生性后，銀行業(yè)競爭也促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗回歸結(jié)果的可靠性，本文采用替換銀行業(yè)競爭指標(biāo)的方法檢驗穩(wěn)健性。一種方法是用所在城市前三大銀行支行數(shù)量占比（CR3_CITY）替換HHI_CITY對基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸，另外一種方法是用省級HHI_PROVINCE指數(shù)替換地市級的HHI_CITY指數(shù)對基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸。兩種方法的回歸結(jié)果都與表3基本一致，表明前文的回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

五、影響機(jī)制的檢驗

本文主要采用中介效應(yīng)模型分別檢驗了銀行業(yè)競爭影響企業(yè)對外直接投資的融資約束機(jī)制、技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制和生產(chǎn)效率機(jī)制。本文采用因果逐步回歸檢驗法，通過構(gòu)建中介變量，首先將因變量對自變量進(jìn)行回歸（這一步在表3中已經(jīng)完成），然后進(jìn)行中介變量對自變量的回歸，最后是因變量同時對中介變量和自變量進(jìn)行回歸。

（一）融資約束機(jī)制

本文根據(jù)張璇等（2019）的做法，利用企業(yè)規(guī)模和年齡構(gòu)建SA指數(shù)來衡量融資約束指標(biāo)FC，其計算方法為：

其中，SIZE為企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)；AGE為企業(yè)年齡。SA指數(shù)的絕對值越大，則企業(yè)面臨的融資約束越強。

本文用融資約束指標(biāo)FC作為中介變量，回歸結(jié)果見表5?？梢钥闯?，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對融資約束指標(biāo)FC的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明銀行業(yè)越集中，企業(yè)面臨的融資約束越大，從反面說明銀行業(yè)競爭能夠緩解企業(yè)融資約束。加入融資約束指標(biāo)FC之后，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對兩個被解釋變量的邊際系數(shù)均在5%水平下顯著為負(fù)，融資約束指標(biāo)FC對兩個被解釋變量的邊際系數(shù)分別在5%和10%的水平下顯著為負(fù)，這說明融資約束顯著阻礙了企業(yè)對外直接投資，同時銀行業(yè)競爭又顯著緩解了融資約束，融資約束在銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響中發(fā)揮了中介效應(yīng)，假設(shè)2得到驗證。

表5 融資約束機(jī)制回歸結(jié)果

（二）技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制

本文根據(jù)張璇等（2019）的做法，采用對“專利總數(shù)+1”取自然對數(shù)的方法衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力（INNOVATION），并以技術(shù)創(chuàng)新能力INNOVATION作為中介變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

由表6可以看出，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)INNOVATION的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，說明銀行業(yè)競爭能夠提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。加入技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)INNOVATION之后，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY被解釋變量DIS_OFDI和SPEED的邊際系數(shù)分別在5%和10%水平下顯著為負(fù)，同時技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)INNOVATION對兩個被解釋變量的邊際系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明銀行業(yè)競爭和技術(shù)創(chuàng)新顯著促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資，同時銀行業(yè)競爭又顯著促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)創(chuàng)新在銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響中發(fā)揮了中介效應(yīng)，假設(shè)3得到驗證。

表6 技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制回歸結(jié)果

（三）生產(chǎn)效率機(jī)制

全要素生產(chǎn)率（TFP）越大，企業(yè)的生產(chǎn)效率越高。本文根據(jù)田巍和余淼杰（2012）的做法，利用LP方法計算全要素生產(chǎn)率（TFP）以衡量企業(yè)的生產(chǎn)效率，并以其作為中介變量進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表7。

從表7可以看出，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對全要素生產(chǎn)率（TFP）的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，說明銀行業(yè)競爭能夠提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。加入全要素生產(chǎn)率（TFP）指標(biāo)之后，銀行業(yè)競爭指標(biāo)HHI_CITY對被解釋變量DIS_OFDI和SPEED的邊際系數(shù)分別在5%和10%水平下顯著為負(fù)，同時全要素生產(chǎn)率（TFP）指標(biāo)對兩個被解釋變量的邊際系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明銀行業(yè)競爭和生產(chǎn)效率顯著促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資，同時銀行業(yè)競爭又顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)效率，生產(chǎn)效率在銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響中發(fā)揮了中介效應(yīng)，假設(shè)4得到驗證。

表7 生產(chǎn)效率機(jī)制回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

隨著金融體制改革不斷深化，我國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)也在不斷調(diào)整，建立了多層次的銀行業(yè)體系，商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)數(shù)目不斷增加，銀行業(yè)競爭不斷加劇。本文利用2003－2019年我國A股上市公司的對外直接投資數(shù)據(jù)實證檢驗了我國銀行業(yè)競爭對企業(yè)對外直接投資的影響及影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)競爭顯著促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資，提高了企業(yè)對外直接投資的速度。此外，本文運用中介效應(yīng)模型實證檢驗了銀行業(yè)競爭影響企業(yè)對外直接投資的融資約束機(jī)制、技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制和生產(chǎn)效率機(jī)制。銀行業(yè)競爭緩解了融資約束，提高了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和生產(chǎn)效率，從而促進(jìn)了企業(yè)對外直接投資。

本文的研究對我國銀行業(yè)改革和企業(yè)對外直接投資具有一定的政策啟示。從銀行業(yè)方面來看，一是繼續(xù)深化銀行業(yè)改革，建立多層次、多元化的銀行業(yè)體系，不斷優(yōu)化銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)，促進(jìn)金融市場發(fā)展，從而營造良好的融資環(huán)境，緩解企業(yè)融資約束；二是加強銀行之間的良性競爭，不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，從而為企業(yè)對外直接投資提供多元化的金融服務(wù)。從企業(yè)方面來看，一是不斷健全財務(wù)管理制度，加強銀企關(guān)系，改善企業(yè)融資能力；二是提高自身創(chuàng)新能力和生產(chǎn)效率，從而推動對外直接投資。