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内容提要 文章使用中国2008～2015年上市企业匹配的微观数据，研究了全球金融危机后东道国资本管制对中国企业OFDI二元边际的影响及影响机制。研究发现，东道国资本管制放松可以显着地促进中国企业对外直接投资，主要原因是资本管制放松会降低资本使用成本，方便企业在当地融资，而且这种正向效应主要发生在对外直接投资的扩展边际上。另外，在拥有较高法治和金融发展水平，特别是政府治理水平的东道国，资本管制放松对中国企业的吸引力更大。文章的研究为中国企业“走出去”的区位选择提供了经验证据，融资约束紧的企业更适合选择到资本管制较轻的国家或地区投资。 织梦内容管理系统

关键词 对外直接投资 资本管制 融资成本 投资壁垒

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一、引言与文献综述

2008～2009年全球金融危机再次引发各国决策者和学者们对国际资本自由流通的争议。为了加强对资本流动的控制并管理随之而来的风险，部分新兴市场对外国资本实施税收或管制措施。一些已经实现资本项目自由化的国家，包括一些经济合作与发展组织（OECD）的国家也着手限制资本的自由流动（余永定和张明，2012）。如果资本管制不会影响贷款利率，为规避资本管制所花费的成本也可以忽略不计，资本管制对外国投资者的进入就不会构成阻碍。然而事实却是，资本管制会限制外国投资者进入当地资本市场的途径，限制投资和股息的自由回归，还可能限制外国人购买当地公司股权的比例（Chari和Henry，2004）。简言之，资本管制带来的投资障碍会限制外国投资者的投资机会（Henry，2007）。与此同时，中国正在大力推进“走出去”战略和“一带一路”建设，研究世界各国资本管制会对中国企业的对外投资产生怎样的影响，对于推动“走出去”战略顺利实施具有重要的理论与现实意义。

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资本管制放松对经济和投资的影响一直是一个有争议的话题（Eichengreen，2001）。以Rodrik（2010）为代表的学者持怀疑态度，认为资本管制放松与经济增加之间不存在显着的关联。Fischer（1997）则认为资本管制放松可以显着促进经济增长。游宇和黄宗晔（2016）研究发现资本管制的重点不同会对经济增长产生差异性影响，其中对直接投资进行资本管制对经济增长的影响不显着，对股票的管制阻碍经济增长，对债权的管制促进经济增长。Bekaert等（2005）、Chaff和Henry（2002）的研究发现股票市场自由化后当地上市企业的投资增加，但是投资扩张并非像预期那样源于系统性的重新定价风险，而是源于无风险利率的下降。Desai等（2006）的研究则发现，东道国资本管制解除后美国子公司的资产增长9.75％，净财产、厂房和设备则会扩大10.26％。刘莉亚等（2013）从国际资本流动异常状态、规模和波动性角度研究了资本管制对国际资本流动的影响，发现资本管制对国际资本流动的作用有限。 内容来自dedecms

除对整体经济的影响外，资本管制还会扭曲投资组合和企业行为。即使是在同一个国家，资本管制所产生的融资效应对不同企业的影响也各有差异（Rajan和Zingales，2003）。企业的政治关联状况、规模、所有制性质、出口行为、是否进行国际化经营等都会影响资本管制下企业获得融资的能力（Forbes，2007；Alfaro等，2017）。例如，在金融发展水平较低、外部融资难度较大的国家，跨国企业可以利用内部资本市场融资来规避资本管制带来的融资成本上升。在存在资本管制的国家美国，跨国企业海外子公司在当地的贷款利率比在其他国家高出5.25％，相当于税收增加27％。随着资本管制的放松，这些海外子公司的年均成长速度会提高6.9％（Desai等，2006）。由于资本管制会限制投资和利润的自由流动，跨国企业会通过转移定价、分红等方式巧妙地转移利润，而不愿意为子公司提供额外的资源促进其成长。 本文来自织梦

资本管制取决于旨在减少系统性风险和外国资本流入波动的宏观审慎措施，同时还具有保护主义或者重商主义的动机，以维持较低的币值和出口竞争力（Pasricha，2017）。巴西政府正是在过多外国资本流入，巴西货币在2004～2008年期间升值50％的背景下出台旨在控制资本流入的歧视性税收政策。正如Desai等（2006）所言，那些实施资本管制的国家同时也迫切地想要吸引外资，这两者之间的矛盾却很少受到关注。本文关注的正是东道国资本管制放松对中国企业对外直接投资的影响。本文的主要边际贡献在于：第一，区别于已有研究着重考察东道国金融发展中金融规模和金融结构的影响，本文考察金融发展的另一重要方面资本管制的影响；第二，文章不但考察东道国资本管制对中国企业对外直接投资二元边际的影响，同时考察资本管制放松促进中国企业对外直接投资所需的外部环境；第三，通过资本管制影响对于外直接投资的行业差异来识别资本管制影响对对外直接投资的途径，即资本管制的资本成本效应。 织梦好，好织梦

二、理论分析与研究假设 本文来自织梦

资本管制首先会提高外部融资成本，进而影响对外直接投资。虽然防止外国资本大量流入可能引发的汇率升值、经济波动和本国竞争力下降是实施资本管制的重要理由，但是阻碍国际资本自由流动会带来国际金融市场分割，并可能导致资本管制国的资本流入减少，资本成本上升。无论是在企业的筹建阶段，还是在之后的经营阶段，跨国企业子公司都可能从东道国融资。资本管制带来的利率上升会增加跨国企业的投资成本，对投资产生挤出效应。Desai等（2006）对比了拥有相同母公司的美国海外子公司在东道国当地融资的成本差异，发现在控制了其他可能影响当地利率水平的因素后，在存在资本管制的东道国美国子公司外部融资成本更高。资本管制带来的融资成本上升同样会被东道国本土企业所感知。Forbes（2007）研究了1991～1998年智利实施的Encaje资本管制对规模较小的上市企业的影响。他发现，在实施Encaje期间企业面临的融资约束程度受到企业规模的影响，规模较小的上市企业融资约束增强，随着企业规模扩大融资约束减弱，但是在Encaje实施之前和取消之后，企业融资约束程度与规模无显着关联。同样地，Edwards（1999）也发现，在1996年和1997年间规模较小企业的年贷款成本超出29％，而大企业在国际资本市场上的借款成本只有7％～8％。Alfaro等（2017）则重点研究了巴西对外国投资者的歧视性征税产生的影响，发现在该管制政策实施后市场利率显着上升。对外直接投资企业需要不断地依赖外部资本，企业不但会从母国金融市场融资，还会从东道国金融市场融资。实施资本管制使得东道国利率水平上升，这无疑会增加对外直接投资企业的融资难度，影响企业的投资决策。因此，得到待检假设1。

假设1：东道国资本管制会对对外直接投资产生负向效应。 dedecms.com

上述的分析还表明，资本管制对企业投资活动的影响还可能与外部融资依赖度密切相关，更多依赖外部资金的企业受到资本管制的不利影响更大。小企业因获得外部融资的途径有限，会更加依赖银行贷款。受到严格监管的银行很难规避资本管制的影响，导致银行贷款利率在资本管制收紧期间上升。小企业在银行融资困难的情况下虽然可以通过商业信用或者其他非正规渠道融资，但是这些渠道的融资成本较高，在资本管制收紧时会变得更高。不同的是，大型企业利用内部资本市场或其他资金来源的能力更强（Alfaro等，2017）。事实上，在智利实施资本管制期间，大企业在国际资本市场上融资的成本仅有小企业在国内融资成本的四分之一左右（Edwards，1999）。Forbes（2007）指出，资本管制很可能存在漏洞，寻找并利用这些漏洞虽然会花费一定的成本，但是也会带来大量低成本融资。因此，相比小企业，大企业有更多的融资途径，更可能获得低成本融资，从而规避资本管制的影响。外部融资依赖度较高行业内的企业对资本管制的反应与小企业的反应异曲同工。在外部融资依赖度较高行业中，大企业规避资本管制的能力同样会强于小企业。但是，行业的外部融资依赖度主要源于技术差异，其他条件相同时，在高外部融资依赖度行业内企业的投资活动对资本成本变化的敏感度会更高，更多地受到资本管制的不利影响。因此，得到待检假设2。 织梦好，好织梦

假设2：东道国资本管制对外部融资依赖度较高行业的对外直接投资的负向效应更强。 织梦好，好织梦

单纯地放松资本管制有时不足以吸引投资。投资人保护、会计制度、契约执行度等都会影响经济主体的融资决策和投资决策。在法律和制度体系落后的国家，资本市场和金融机构发展也会相对落后，在消除信息不对称，降低资本使用成本方面作用有限。Chinn和Ito（2006）的研究发现，只有法律和制度水平发展到一个恰当的水平时，才能与金融开放一起促进资本市场发展。制度质量的影响还表现在制度质量提高可以吸引银行业投资，提高一国的国际融资能力（Papaioannou，2009）。刘莉亚等（2013）对不同收入水平国家的研究发现，低收入国家的资本管制对资本流动尤其是FDI类净流入的波动性影响不显着。这表明通过放松资本管制来促进国际投资的政策效果可能受到东道国经济发展水平的影响。在资本管制与经济增长的研究中同样发现，收入水平、政治体制、资本管制放松前的已有政策因素等都会影响资本管制放松的经济效应（Arteta等，2003）。因此，可以得到待检假设3。 内容来自dedecms

假设3：在高制度质量和经济发展水平的国家，资本管制放松对对外直接投资的促进效应更显着。 copyright dedecms

三、模型设定、数据说明与变量构建 dedecms.com

1.计量模型设定

（1）扩展边际的计量模型

为考察东道国资本管制对中国企业对外直接投资扩展边际的影响，设定如下计量模型： 织梦内容管理系统

其中，OFDIjt表示t年中国企业在国家j对外直接投资的扩展边际，Fin_open表示东道国的资本管制水平，系数的符号和大小反映东道国资本管制松紧度对中国企业对外直接投资的影响方向和大小。X为控制变量，t、j邢εjt分别为年份固定效应、国家固定效应和随机扰动项。

本文采用两种方法来定义对外直接投资的扩展边际。方法一，如果t年中国企业在国家j至少有一次直接投资，则OFDI取值为1，反之为零，采用logit回归进行估计。方法二，借鉴Desbordes和Wei（2017）的做法，以t年中国企业在国家j的投资次数作为扩展边际，相应的估计方法为计数模型。 本文来自织梦

（2）集约边际的计量模型

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测度对外直接投资集约边际的常用方法有两类，一类是使用跨国企业海外子公司的销售数据（Buch等，2014；Bilir等，2017），另一类是使用对外直接投资项目的规模。考虑到数据可得性，本文借鉴Desbordes和Wei（2017）的做法，使用中国企业对外直接投资项目的平均规模作为集约边际的指标。为避免估计过程中可能存在的选择性偏误，计量模型设定为Heckman两阶段选择模型：

其中，OFDIVjt表示t年中国企业在国家j投资项目的平均交易金额。

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方程（2）为选择模型，其中Fin_open为东道国的资本管制水平，X为控制变量。Heckman两阶段选择模型要求选择方程中至少有一个解释变量不出现在结果方程中，因此，选择方程（2）比结果方程（3）增加了双边距离作为控制变量，这是因为双边距离的远近可能会影响母公司管理和监督子公司的成本，企业在决定是否投资时会考虑双边距离的影响。方程（3）为修正的Heckman两阶段选择模型的第二阶段，即对外直接投资的集约边际。方程中加入了逆米尔斯比率（λjt，由方程（2）估计得到）来克服自样本选择性偏误。如果λjt的估计结果显着不为0，表明存在样本选择偏误，使用Heckman两阶段估计方法进行修正是恰当有效的，反之，则不存在样本选择偏误。

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2.数据来源

本文使用的对外直接投资数据是基于清科数据库提供的中国企业跨境并购交易，以及CSMAR和巨灵数据库提供的上市企业数据，东道国数据来源于世界银行，主要涉及世界发展指数（WDI）、全球治理指标（WGI）、全球金融发展（WFD）数据库。在数据处理过程中本文选择了2008～2015年交易状态为已完成的样本，并剔除了投资目的地为中国香港和中国台湾，以及英属维京群岛等避税天堂的样本。选择A股上市企业的优点在于可以削弱企业在母国融资时面临的融资约束差异。本文关注的是东道国资本管制对投资活动的影响，但是母国的金融发展同样也会影响企业的投资决策（Desbordes和Wei，2017），不同企业由于规模、所有制性质、公司治理等因素也会存在融资能力差异。企业上市需要满足一定的条件，使得不同企业之间具有更多的相似之处，融资能力方面的差异也小于上市企业与非上市企业之间的差异，可以淡化来自母国因素的影响。 织梦内容管理系统

3.变量选择与指标构建 织梦好，好织梦

（1）东道国资本管制（Fin_open） 内容来自dedecms

Chinn和Ito（2008）设计了衡量各国资本管制程度的指标KAOPEN，本文所使用的是ITO和Chinn更新至2015年的KAOPEN指数。国际货币基金组织（IMF）在《汇率安排与汇兑限制年报》中公布了跨境金融交易限制数据，具体包括是否存在多重汇率（k1）、是否存在经常账户管制（k2）、是否存在资本账户管制（k3）、是否要求上缴出口收入（k4）4个分项指标，当分项指标为0时表明不存在管制，取值为1时表示存在资本管制。分项指标k3“是否存在资本账户管制”进一步处理为五年期均值，即： dedecms.com

KAOPEN指数是分项指标k1、k2、k′3和k4的第一主成分，取值越高表明资本管制的程度越弱。限制国际资本流动可以通过多种渠道实现，对经常账户、汇率的管制与干预，以及贸易政策调整等都可能影响资本流动。KAOPEN指标的优点就在于除资本账户管制以外，还包含了资本管制的其他方面，更加准确地衡量了资本管制的强度。

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图1（a）为中国上市企业并购数量与东道国资本管制的散点图。图1横轴为东道国资本管制程度，越往右资本管制的程度越低。从整体上看，中国企业的投资活动较为集中地发生在资本管制较低的国家，而且那些接受中国对外直接投资最多的国家也是资本管制最低的国家。投资次数与东道国资本管制程度的拟合线向右上角倾斜，这也意味着二者之间存在正相关的关系。图1（b）为中国上市企业并购交易的平均金额与东道国资本管制的散点图。可以看出，在不同资本管制程度的国家，中国企业投资的平均金额较为接近。在资本管制较为放松的国家中，中国企业平均投资金额并没有明显地高于资本管制较紧的国家，拟合线也很平坦，意味着东道国资本管制与投资规模之间不存在显着的关联。

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（2）控制变量选取 织梦内容管理系统

根据已有的研究，控制变量主要选取了东道国的市场规模（lnGDP）、人均GDP增长率（GDPPgrowth）、通胀率（inflation）、经济开放度（trade_open）、利率水平（intrate_real）、企业税率（profit_tax）以及东道国与中国的双边距离（lndistance）。市场寻求是企业对外直接投资的重要动机之一，本文采用东道国的GDP水平来反映其市场规模对中国企业的吸引力。东道国的人均GDP增长率用以控制工资成本的变化，并能反映东道国的人均实物和人力资本存量的变化，有助于将东道国金融发展对投资活动的影响从整体经济发展的影响中分离出来（Bilir等，2017）。通货膨胀水平可以反映一国的宏观经济状况，并影响企业的资产价值。刘莉亚等（2013）研究证实一个国家的通货膨胀水平与资本流入量之间存在负相关性。经济开放度使用一国贸易总额（出口额+进口额）占GDP的比重衡量。贸易不但可以影响资本流动，而且会影响企业的投资决策。有研究发现，贸易开放带来的“熟悉效应”会提高投资人进行跨国金融交易的意愿，在双边贸易规模较大的国家间国际银行信贷规模也较大（Rose和Spiegel，2002）。Antras和Caballero（2009）从理论上证明了在金融发展较为落后的发展中国家，贸易与资本流入间具有互补性，贸易一体化可以促进资本流入发展中国家。Chinn和Ito（2006）则认为跨境商品交易自由化是资本账户自由化的前提。东道国的利率水平使用世界发展指数中的实际利率来衡量。企业税率来自世界银行Doing Business Index。东道国与中国的双边距离来自CEPII中的加权双边距离。 copyright dedecms

四、实证结果与分析 织梦好，好织梦

1.基准回归结果

（1）扩展边际的检验 织梦内容管理系统

由于企业在选择对外直接投资目的国时并非随机选择，样本中如果只包含样本时间段内有投资发生的国家会造成样本选择偏误。为消除该问题的影响，除个别国家由于KAOPEN指数缺失未包含在样本中外，本文样本包含了世界上其余的所有国家。2008～2015年有并购交易的样本国家（地区）共计53个，不包含中国香港、中国台湾以及英属维尔京群岛等避税天堂。对于大多数没有并购交易发生的样本国家，扩展边际的取值全部为零。此外，资本管制的实施是针对以往的资本流动状况做出的反应，同时这又会影响一国的资本流动，因此，资本管制与对外直接投资之间会互为因果，导致估计结果受到内生性问题的干扰。本文在估计过程中全部使用解释变量的滞后一期来减少内生性的困扰。

表1反映了东道国资本管制对中国企业对外直接投资扩展边际的影响，其中第（1）列、第（2）列的被解释变量为某年中国在某东道国是否至少有一次投资发生，第（3）列、第（4）列的被解释变量为某年中国企业在某东道国投资的总次数。第（1）列提供了简化方程（1）的估计结果，控制了国家固定效应和年份固定效应后解释变量仅有东道国的资本管制，logit模型估计结果显示Fin_open的系数为0.546，且通过了1％的显着性检验。在此基础上，第（2）列的估计中增加了可能影响企业决策的其他因素，检验结果显示资本管制的估计系数为0.449，同样在1％水平上显着，表明在资本管制较松的国家中国企业选择投资的可能性也较高。

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理论分析表明，资本管制收紧会通过提高资本成本的方式阻碍跨国企业进入东道国市场。换句话说，在资本管制较紧的国家中企业面临的融资约束会增强。对融资约束条件下异质性企业对外直接投资的大量研究表明，融资约束会提高企业对外直接投资的生产率准入门槛，降低投资概率（Buch等，2014）。资本管制放松相当于降低企业对外直接投资的生产率门槛，使更多企业具有进入市场的机会。因此，在资本管制较松的国家跨国企业投资的数量也应该更多，以投资次数作为扩展边际时，核心解释变量Fin_open的估计系数应该为正。虽然如预期的那样，在第（3）列的结果中Fin_open的系数为正，但是不显着。导致估计系数不显着的原因可能在于估计方法。泊松回归有一个假设条件，即要求样本的方差与期望相等。投资次数却呈现“过度分散”的特征，样本方差为1.31，样本均值为0.274，方差是均值的五倍左右。即使排除那些2008～2015年没有并购活动发生的东道国，样本依然存在过度分散的问题。对于这种离散程度较大的数据，本文使用负二项回归重新进行估计，结果见第（4）列。此时，东道国资本管制的估计系数为0.246，大小与第（3）列接近，但是显着性水平提高到5％。Alpha统计量也在1％水平下显着，表明负二项回归比标准泊松回归更有效。 织梦好，好织梦

数据的另一特点是存在大量没有投资发生的国家和年份，因此，本文还使用零膨胀泊松回归和零膨胀负二项回归进行了检验；由于Vuong统计量没有通过显着性检验，因此，文中只报告了泊松回归和负二项回归的结果。整体而言，使用了不同的扩展边际度量方法得到一致的检验结果，即在资本管制较松的东道国中，中国企业投资的可能性更高。

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（2）集约边际的检验 织梦好，好织梦

本文将集约边际定义为每年中国企业在东道国的平均投资规模，用投资金额来反映。中国企业在海外并购中使用的货币种类有多种，主要是美元、欧元、日元、新加坡元、英镑、人民币等。本文首先将并购金额折合为人民币后再加总平均，做取对数处理。人民币与这些货币的年度汇率来自中国银行网站。对于有并购交易发生，但并购金额或者货币单位缺失的，不进入平均投资规模的计算。

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根据方程（2）和方程（3），本文使用Heckman两阶段选择模型对中国企业对外直接投资的集约边际进行了估计，结果见表2中的第（1）列、第（2）列。第（1）列为选择方程的估计结果，被解释变量为是否有投资发生，第2列为结果方程的估计结果，被解释变量为平均投资金额。选择方程的估计结果与表1中的结果近似，不再累述。第2列中资本管制的估计系数虽然为正，但是没有通过显着的检验，表明在资本管制较松的国家和较紧的国家之间中国企业投资的平均规模没有显着性差异，资本管制放松对提高投资规模没有明显的促进效应。另外，结果方程中用于判断是否存在样本选择偏误的rho也未通过显着性检验。

为稳健起见，本文采用OLS重新估计，结果见第3列。估计结果再次显示东道国的资本管制水平对中国企业的平均投资规模没有显着的影响，与图1（b）中散点图所反映的情形一致。

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2.作用机制的检验：资本成本效应 dedecms.com

针对扩展边际的检验证明东道国资本管制放松可以吸引中国企业投资，增加投资数量。但是资本管制影响资本流动的渠道有多种，本文在理论分析中重点强调的资本成本和融资效应只是渠道之一。Chinn和Ito（2006）归纳了资本账户开放促进金融体系发展的三种渠道。首先，金融自由化可以缓解金融抑制，使实际利率水平接近竞争均衡。其次，取消资本管制可以增加国内外投资人的风险投资多样性。这两个渠道都可以增加资本的可得性，降低资本成本。最后，金融开放可以提高金融机构的效率，淘汰低效率金融机构，促进金融改革。Desai等（2006）也证明除资本成本外，资本管制带来的利润汇回限制也会影响跨国企业子公司的行为。因此，扩展边际和集约边际的检验虽然证明了东道国资本管制对中国企业投资活动的影响方式和大小，但是还无法分离出来自资本成本变化的影响。本部分检验的主要目的便是以行业外部融资依赖度为基础，将资本成本效应从资本管制对对外直接投资的总体效应中分离出来。 本文来自织梦

采用行业外部融资依赖度来检验是否存在资本成本效应的合理性在于，不同行业对外部融资的依赖程度更多地取决于行业间的技术差异，不同国家的行业外部融资依赖度具有系统性的相似之处。大量的实证研究也证明外部融资依赖度较高的行业对融资环境的敏感度也更高（Desbordes和Wei，2017；Bilir等，2017）。如果东道国资本管制放松可以降低该国的资本成本，并吸引中国企业投资，那么该正向影响在外部融资依赖度高的行业会更显着。如果资本管制和行业外部融资依赖的交互项（Fin_open×Fin_Den）的系数显着为正，则说明资本管制放松可以通过资本成本效应促进中国企业投资。

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行业外部融资依赖度由资本支出中未使用营运产生的现金流的部分衡量，比重越高外部融资依赖度越高。借鉴Manova（2013）的做法，计算外部融资依赖度时本文使用了CSMAR数据库中2008～2015年A股上市企业财务数据。由于CSMAR数据库中的行业数据存在较多缺失，企业的行业类别使用巨灵数据库提供的全球行业三级分类标准。

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表3反映了检验结果。第（1）列的被解释变量为是否有至少一次投资发生。可以看到，资本管制以及资本管制与行业外部融资依赖度的交互项的系数均显着为正，表明对于外部融资依赖度较高的行业而言，资本管制越松的国家中国企业投资的可能性越高。第（2）列、第（3）列的被解释变量为投资数量，其中第（2）采用泊松回归估计，第（3）列采用负二项回归估计，两种估计方法得到的结果近似资本管制与行业外部融资依赖度交互项的系数为正向显着，表明在资本管制松的国家，中国企业投资的数量也越多。第（4）列、第（5）列为平均投资规模的检验结果，其中第（4）列为选择方程估计结果，第（5）列为结果方程估计结果。与表2中集约边际的估计结果一致，资本管制的系数在结果方程中不显着，交互项的系数同样不显着，表明东道国的资本管制水平对中国企业的平均投资规模没有显着影响，在外部融资依赖度不同的行业中其影响也无显着差异。整体而言，基于行业外部融资依赖度的检验表明，东道国资本管制产生的资本效应只在对外直接投资的扩展边际发挥作用。 copyright dedecms

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3.扩展检验 copyright dedecms

前文机理分析表明，资本管制放松在一定的经济制度环境中才能发挥吸引投资的作用。为检验假设3的合理性，本部分从东道国政府治理水平、法制水平、金融发展以及贸易开放度角度考察了东道国经济制度因素的影响（结果见表4）。表中第（1）列、第（2）列检验东道国制度质量的影响。衡量东道国政府治理水平的变量采用世界银行全球治理指标（WGI）构造，首先计算腐败控制力度、政府有效性和法治水平三个分项指标的算术平均值。如果东道国的均值高于中位数则Govern_host取值为1，反之则取值为0。第（1）列中资本管制与政府治理水平的交互项为正，显着性水平为10％，表明在政府治理水平较高的东道国，资本管制放松更可能吸引中国企业投资。第（2）列中对东道国的法治水平（Rule_law）的影响单独进行了检验。资本管制与法治水平的交互项的系数显着为正，表明在法治水平高的东道国中资本管制放松更有助于中国企业投资。较高的制度质量之所以能够促进资本管制放松对投资活动的促进效应，原因在于资本管制会带来投资环境的变化，投资者将面临更多的不确定性和信息不对称。而在法律和制度健全的国家，各种政策法规的形成和实施更加透明和规范，投资人保护力度更强，能够有效地降低国际投资风险。 内容来自dedecms

除制度质量外，东道国金融发展的其他方面也可能影响资本管制放松的效果。第（3）列检验东道国金融发展水平的影响，指标采用金融研究中常用的私人部门信贷水平（Manova，2013；Desbordes和Wei，2017），数据同样来自世界银行。当东道国的私人部门信贷水平在全样本企业的75％分位数以上时，CPdy=1，反之，CPdy=0。估计结果显示，资本管制与私人部门信贷水平的交互项的系数同样显着为正，这表明在私人部门信贷水平高的国家，资本管制放松更可能促进投资活动。第（4）列则是检验贸易开放度的影响，结果显示贸易开放度与资本管制的交互项并不显着。

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为稳健起见，本文在第（5）、（6）、（7）列中采用行业外部融资依赖度差异再次进行检验。外部融资依赖度高的行业更加需要稳定的、可预见的外部环境来保障经营活动所需的资金得到持续稳定的供给，因此，在外部融资依赖度高的行业中制度质量等因素的调节作用会更强。检验结果显示，只有第（5）列中资本管制、外部融资依赖度和治理水平的交互项是正向显着，第（6）、（7）列中包含私人部门信贷水平以及贸易开放度的交互项均不显着，这表明在促进投资方面东道国整体的制度质量水平发挥着重要的作用，正如Chinn和Ito（2006）的研究所发现的那样，在巩固资本账户开放的效果方面，一个国家整体的法律和制度水平更加重要。 copyright dedecms

五、结论及政策建议 本文来自织梦

本文采用2008～2015年中国A股上市企业跨国并购数据，从扩展边际和集约边际两个方面考察了东道国资本管制如何影响中国企业对外直接投资及其作用机制。主要结论如下：第一，东道国资本管制放松可以在扩展边际（是否有投资发生或者投资次数）上促进中国企业海外投资，在集约边际（投资项目的平均规模）上的促进效应不显着。第二，东道国资本管制放松对外部融资依赖度较高行业的投资活动具有更显着的促进效应，而且该效应主要在扩展边际上发挥作用。在外部融资依赖度较高的行业中，投资活动对东道国资本管制的反应证明了降低资本成本是资本管制放松促进投资活动的重要渠道。第三，东道国的制度质量会影响资本管制的效果。在政府治理水平和金融发展水平较高的国家，资本管制放松对投资活动的促进效应更显着。 内容来自dedecms

本文研究所得结论的意义在于：第一，2008年全球金融危机之后许多国家资本管制增强，与中国大力推动的“走出去”战略和“一带一路”建设相悖。因此，从政府角度讲，应该加强与世界各国的对话与合作，积极推动金融开放和全球化，为中国企业走出去创造良好的国际环境；第二，政府还应继续推动国内金融市场改革，改善国内融资环境，并加快中国金融机构海外布局，提高海外业务能力。母国融资也是企业对外直接投资过程中重要的融资来源，当东道国资本管制提高当地融资成本时，母国融资会更加重要。母国健全发达的金融体系一方面可以使企业从母国获得融资支持，另一方面为企业在国际资本市场融通资金提供便利，从而克服东道国资本管制带来的投资成本上升。第三，东道国的资本管制状态是影响企业对外直接投资区位选择的因素之一，但是企业对资本管制的考虑应当结合东道国的制度质量等因素，选择制度质量和金融发展水平较高的国家和地区。第四，企业自身的壮大也是应对东道国资本管制的重要条件，这不但是因为实力雄厚的企业具有政治游说的能力，还因为大企业的融资渠道更多，规避东道国资本管制的能力也更强。因此，从母国角度来看，培育更多在国际市场上具有竞争力的企业是“走出去”战略顺利实施的微观基础。 dedecms.com

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参考文献

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[1]刘莉亚，程天笑，关益众等.资本管制能够影响国际资本流动吗?[J].经济研究，2013（5）：33-46.

[2]游宇，黄宗晔.资本管制对融资结构和经济增长的影响[J].金融研究，2016（10）：32-47.

[3]余永定，张明.资本管制和资本项目自由化的国际新动向[J].国际经济评论，2012（5）：67-74. copyright dedecms