跨國銀行聯系與對外直接投資

于誠 黃綺凡

摘?要

本文在分析跨國銀行聯系與對外直接投資（OFDI）之間內在邏輯的基礎上，利用1990—2014年國家間新增國際銀團貸款聯系數量作為相關代理變量，探究銀行聯系對OFDI的影響及其主要路徑。研究結果表明：建立雙邊銀行聯系有助于企業降低信息摩擦成本、緩解融資約束，直接帶動母國對東道國OFDI規模的增長；同時，銀行聯系的強化會帶動雙邊貿易規模的上升，產生貿易—投資互補效應，間接促進OFDI。動態效應分析顯示，銀行聯系對OFDI會產生多期影響，但影響效果會隨著時間的延長逐漸減弱或淡化。研究結論為金融服務中國企業“走出去”、拓展境內外銀行業務合作模式以及擴大金融開放提供了一定的政策啟示。

關鍵詞?銀行聯系?國際銀團貸款?對外直接投資?信息摩擦

一、引言與文獻綜述

近年來，受世界經濟增速放緩、全球經濟格局變化、貿易保護主義抬頭、新冠疫情反復等多種因素的影響，包括中國在內的全球主要經濟體對外直接投資（OFDI）面臨巨大的下行壓力。黨的二十大報告明確指出，“增強國內國際兩個市場兩種資源聯動效應，提升貿易投資合作質量和水平”。對外直接投資是企業將內部資源和能力應用于國際市場、獲取戰略性資產和追求價值增長的重要選擇，能夠產生規模和范圍效應（Buckley?et?al.，2007）、生產率提升效應（Yeaple，2009）、廠商組織學習效應（Shi??et?al.，2017；Makino?et?al.，2002）等一系列正向溢出，對于一個國家形成具有國際競爭力的跨國企業和產業鏈具有重要意義。

企業開展對外直接投資，離不開金融機構的支持與幫助。在跨國投資理論和異質性企業理論的發展過程中，眾多學者發現金融發展能夠通過降低企業融資成本、優化資源配置等方式緩解企業融資約束，對跨國投資產生刺激效應（Nguyen?&?Lee，2021；Albuquerque?et?al.，2005）。作為現代金融體系的關鍵支撐之一，銀行在提供信用信息、企業信息等方面的優勢較其他金融部門更為明顯。隨著一些國家尤其是新興經濟體不斷開放本國（地區）金融市場和放松資本項目管制，銀行機構的全球化經營程度和國際業務合作規模不斷提高（Claessens?&?van?Horen，2021）。Hale（2012）?利用信息不對稱解釋國內投資偏差，發現銀行網絡的發展對于消除國內投資偏差發揮了重要作用。Poelhekke（2015）利用荷蘭數據，選用銀行業監管指標來衡量銀行業外商直接投資（FDI），發現銀行業“走出去”能夠推動非金融類?FDI“走出去”，并產生客戶追隨效應。Ongena?et?al.（2015）研究發現，東道國欠發達的金融發展水平限制了以中國為代表的新興市場國家的對外直接投資，而在東道國設立母國銀行海外分支機構則有效填補了企業投資的融資需求缺口。張相偉和龍小寧（2018）利用2003—2014年的跨國面板數據，實證發現中資銀行境外分支機構的擴張能夠促進中國開展對外直接投資，尤其是對發展中國家的投資。呂越和鄧利靜（2019）研究發現，通過建立海外分支，母國銀行機構能夠更好地為當地本國客戶提供更加方便、快捷的融資服務，減少企業投資面臨的信息不對稱，促進當地市場規模的擴大，進而推動對外直接投資。

現有文獻主要從母國銀行業對外投資、分支機構擴張等空間國際化視角來解讀銀行業對OFDI的影響，但鮮有從跨國銀行業務合作視角討論母國與東道國銀行聯系對OFDI產生的影響。事實上，跨國銀行業務合作模式豐富，包含國際銀團貸款、代理行業務、銀行業俱樂部、銀行業戰略聯盟、服務外包等。與傳統雙邊貸款相比，銀團貸款具有節約資本、分散風險等特征，已成為新興市場重要的外部融資渠道（吳衛星和蔣濤，2017）。隨著中國企業“走出去”步伐的加快，中國工商銀行、中國銀行等大型國有商業銀行也積極對接國際銀團市場通行規則和業務慣例，以滿足客戶拓展海外市場過程中的多樣化融資需求，銀團籌組分銷過程中境內外銀行間的聯動不斷加強（張明生，2021）。已有較多文獻利用國際銀團貸款數據構建跨國銀行聯系指數，分析其對于雙邊貿易的影響。例如，Caballero?et?al.（2018）發現兩國間新增銀團貸款會通過降低出口風險促進兩國貿易往來，其內在機理為通過建立跨國銀行聯系暢通各種信息，降低由于信息不對稱帶來的風險，從而為出口商提供可靠買家，使貿易能夠較為安全地進行，進而降低不良合同執行率。Claessens?&?van?Horen（2021）指出，這種聯系對經濟和金融較不發達國家或出口風險較大行業的貿易會產生較大影響。

有鑒于此，本文可能的邊際貢獻在于以下三個方面：一是探討跨國銀行聯系對OFDI的影響，為研究OFDI的銀行支持因素提供了新的視角。不同于既有研究從母國的銀行業國際化視角切入，本文以國際銀團貸款表征兩國間銀行聯系的建立與深化，有助于緩解企業在OFDI過程中的信息不對稱、風險溢價過高、融資困難、金融服務成本偏高等問題。二是利用新增國際銀團貸款聯系數量這一核心指標，實證分析其對OFDI的影響路徑和動態效應。這不僅有助于厘清跨國銀行聯系對企業OFDI的影響路徑，也驗證了以Caballero?et?al.（2018）為代表的傳統文獻結論的適用性，即OFDI作為出口的一種替代形式，是否會通過銀行間的緊密關聯獲益。相較于出口貿易，OFDI?面臨更多的固定成本、更長的經營周期，對融資規模、風險管理、信息獲取等金融服務有著更高的要求（黃志勇等，2015）。三是為以中國為代表的新興經濟體加強銀行開放合作、拓展金融支持“走出去”方式提供政策啟示。

余文安排如下：第二部分是在理論分析的基礎上提出本文的待檢驗假設；第三部分介紹實證研究使用的策略模型、變量選擇與數據描述；第四部分為實證分析，驗證提出的理論假設，并進行拓展分析；第五部分是結論與對策建議。

二、理論分析和研究假設

對外直接投資面臨著比國內投資更高的沉沒成本、更不熟悉的外部環境和更大的投資不確定性（Buch?et?al.，2010）。這不但要求跨國企業在投資前獲取更多的目標國相關信息和必要的融資支持，更要求其在投資發生后能夠從當地獲取持續的市場、資金等多方面支持，以支撐企業在當地長遠發展?？鐕髽I可以借助有效的銀行業務合作渠道來判斷東道國的制度發展和投資者保護程度（Antras?et?al.，2009），為其投資行為提供外部融資（Desai?et?al.，2004），或者為其貿易行為提供支持（Manova，2013）。本文將跨國銀行聯系對OFDI的影響進一步劃分為直接路徑與間接路徑。首先，跨國銀行聯系通過緩解信息摩擦、提高銀行流動性管理能力等路徑，直接影響跨國企業開展對外直接投資。其次，跨國銀行聯系還可通過影響母國企業對該地出口，間接影響對外直接投資。

（一）直接路徑

第一，跨國銀行聯系可以作為信息橋梁來降低母國與東道國之間的信息摩擦成本，為跨國投資企業搭建信息平臺，降低企業在東道國的生產經營風險，從而推動企業的對外直接投資活動。實物期權理論指出，投資的沉沒成本越大、不可逆性越高，則投資者要求更低或更高的不確定性或風險溢價意味著對信息需求的要求越充分。然而，相對于國內投資，對外直接投資面臨著更不熟悉的外部環境（Buch?et?al.，2010），以及較為嚴重的信息摩擦問題。例如，在對外直接投資初期，企業往往面臨著難以融入東道國（尤其是國家風險較高的發展中國家）所需信息網絡的問題（Zaheer?&?Mosakowski，1997）。在投資發生后，地理距離、語言文化、政治意識、制度形態等跨國差異也會增加對外投資中的溝通難度和成本，加大雙方的事前和事后信息不對稱程度。這種信息摩擦（包括信息獲取難度和信息不對稱）程度越高，對外直接投資行為的信息成本就越大?？鐕y行聯系有助于對外直接投資的交易雙方進行匹配，降低跨國投資信息門檻，并且可以在后續投資過程中起到信息橋梁作用。這種聯系的構建初期可以顯著消除信息摩擦，并隨著項目的推進持續發揮作用。例如，通過跨國銀行聯系形成的信息渠道，對外投資企業可以更容易地獲取目標國的經濟、文化、制度、合約履行等方面的相關信息，為其進行東道國的區位選擇以及投資方式、投資戰略的選擇提供信息支持。在投資進行過程中，銀行間聯系將有助于投資方更好地了解東道國合同執行的相關信息，如東道國銀行和企業履行金融合同的可能性、各類企業在當地的價值等，以確保投資資金的最佳運用。

第二，跨國銀行聯系還可以提高銀行流動性管理能力，有利于企業從母國或東道國銀行獲取更多的資金供給，促進企業參與海外投資活動。盡管企業可以利用內部資金為對外直接投資項目提供融資（Desai?et?al.，2004），但這種基于自身融資的能力因行業和企業而異。大部分企業只能從內部籌集對外直接投資先期固定成本的一小部分，尤其在海外項目初期，其更依賴外源性融資（Buch，2010）。目前，國際銀團已由傳統的“放款并持有”，轉變為母國銀行（牽頭行）可通過二級市場轉讓或受讓貸款的方式，從而實現優化客戶和資產結構、提高銀行流動性管理能力、滿足資本充足監管要求等目標。通過結構化設計的國際銀團還可以在銀行間債權資金之外引入私募、信托、資管等第三方財務投資人的股權資金（張明生，2021），進一步拓寬企業的綜合融資渠道。因此，基于國際銀團貸款方式，企業可以通過母國銀行獲取對外直接投資的融資資本，選擇在其具有優勢的市場中開展相關業務，投資設立或海外并購具有競爭力的企業，從而促進企業發展。與此同時，兩國間存在銀行聯系，特別是當這種聯系較為緊密時，可以為東道國銀行與母國投資者之間建立信息交流的渠道，幫助銀行加深對借款方的了解，提高有實力的母國企業獲得東道國銀行信貸的可能性，緩解后續生產經營面臨的金融限制問題，并且可能以更低的成本獲得融資（Ongena?&?Smith，2000）。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：跨國銀行聯系對OFDI存在一定的促進作用。

H2：跨國銀行聯系主要有助于降低母國與東道國的信息摩擦成本、緩解企業融資約束，直接促進OFDI。

（二）間接路徑

跨國銀行聯系還可以通過影響母國企業對該地出口，間接影響企業對該地投資。出口與對外直接投資是企業開拓國際市場的兩個關鍵策略選擇，二者之間存在互補效應（Fajgelbaum?et?al.，2015），這意味著兩國間貿易規模的上升可能會促進OFDI的提高。相關研究認為，出口市場存在序貫出口（sequential?exporting）現象（Albornoz?et?al.，2012），即大部分企業在進行對外直接投資之前會先選擇出口。呂越和鄧利靜（2019）指出企業通過出口獲取生產經營信息后，可以緩解其在東道國投資的信息不對稱，進而有助于母國企業前往該地進行投資。對外直接投資產生的資金需通過跨國銀行體系在母國和東道國之間進行流動，如跨國企業通常對國際金融服務有自己的需求（包括貨幣匯兌、匯款、國際結算、信用證擔保、跨國債券或股票發行與交易等），看重跨國金融服務的便捷性、資金清算系統的暢通性和跨境金融資產交易的復合性，這對東道國銀行的金融服務綜合能力提出了一定要求。對于很多從事貿易相關的跨國企業而言，在進行對外直接投資之后還需要商業銀行提供必要的貿易融資（trade?finance）服務，如信用證（L/C）、跟單托收（DC）、賣方或買方信貸等，特別是信用證的授權、開證、付款、托收等流程都需要母國與東道國商業銀行的緊密合作（Claessens?&?van?Horen，2021）。因此，兩國間建立銀行聯系不僅能夠為跨國企業直接提供更多、更全的跨境資金和國際結算服務，有利于減少跨境投資的資金在途時間，也有助于建立高覆蓋度的結算機構和代理行網絡，便于跨國投資中企業與客戶開展資金交易，節約中間行的交易費用，從而促進對外直接投資?；谏鲜龇治?，本文提出如下研究假設：

H3：跨國銀行聯系通過刺激國家間貿易往來，對OFDI形成互補效應，間接促進OFDI。

三、模型設定、變量說明與數據描述

（一）模型設定

本文主要關注跨國銀行聯系對OFDI的影響。引力模型是國際經濟學中研究跨國投資決定因素的常用模型之一，本文據此設置如下實證模型：

ofdiijt=α+βalijt-1+δ1GVit+δ2GVjt+γGCij+εijt（1）

其中，i和j分別表示母國和東道國；GVit、GVjt為隨時間t變化的重力變量，GCij為不隨時間t變化的重力常量，共同組成母國對東道國投資的控制變量。參考Anderson?&?van?Wincoop（2003）的研究，引力模型中需引入多邊貿易阻力因子，否則可能會導致估計結果出現偏差，本文在回歸中控制母國、東道國和時間固定效應，以此作為多邊阻力項的簡單近似。據此，本文基準回歸模型設置如下：

ln（1+ofdiijt）=β0+β1ln（1+alijt-1）+β2lnGDPit+β3lnGDPjt+β4lnHCjt+

β5lnFDit+β6lnFDjt+β7lnExchrRateijt+β8Crisisit+β9Crisisjt+β10RTAijt+

β11lnDistanceij+β12Borderij+β13Languageij+β14Colonyij+

β15Currencyij+αi+ηj+λt+εijt（2）

其中，ofdiijt為第t期i國對j國的國際直接投資水平，由于部分國家間的跨國投資為0，取ln（1+ofdiijt）作為被解釋變量。alijt-1為t-1期i國對j國新增銀團貸款聯系數量，考慮到本期投資決策往往需要借助于上一期信息進行判斷，同時也為了緩解潛在的內生性問題，本文使用銀行聯系數量的滯后一期進行回歸；類似地，由于部分國家間不存在銀行聯系，取ln（1+alijt-1）作為核心解釋變量。參考已有文獻并結合本文的研究內容，將控制變量（包括重力變量和重力常數變量）確定如下：重力變量包括兩國的國內生產總值（GDP）水平GDPit、GDPjt，東道國人力資本水平HCjt，母國和東道國金融發展水平FDit、FDjt，?兩國發生金融危機虛擬變量Crisisit、Crisisjt，是否簽署區域貿易協定（RTA）虛擬變量RTAijt?；重力常數變量包括兩國間地理距離Distanceij、是否接壤虛擬變量Borderij、是否具有共同語言虛擬變量Languageij、是否有共同殖民統治經歷虛擬變量Colonyij，以及是否具有共同官方貨幣虛擬變量Currencyij。αi、ηj和λt分別代表母國、東道國、時間固定效應，εijt為誤差項。

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為第t期i國對j國的國際直接投資水平ln（1+ofdiijt）。參照大部分文獻的做法，本文采用經濟合作與發展組織（OECD）數據庫提供的外商投資存量年度數據（單位為百萬美元）進行衡量。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為母國與東道國間的銀行聯系alijt-1?？紤]到銀行聯系作用發揮可能存在滯后性，使用t-1期i國對j國新增銀團貸款聯系數量來衡量，取對數形式并進一步處理為ln（1+alijt-1）。數據來自迪羅基（Dealogic）國際和國內銀團貸款分析數據庫，選取1990年1月1日至2014年12月31日i國商業銀行作為貸款人向j國公共和私營部門銀行發放的所有貸款的次數

Dealogic數據庫中僅能識別借款人類型，無法識別貸款人類型，即該銀團貸款數據借款方可能不是銀行。經過對貸款人姓名的詳細審查，本文發現考察期內非銀行貸款人約占樣本中所有貸款人的29%，主要包括保險公司和特殊用途車輛。因無法系統地排除此類樣本，本文將其予以保留，類似的做法也可見Caballero?et?al.（2018）的研究。。這些數據中60%為定期貸款，其余是循環貸款、大額可轉讓存單和各類信用工具。Caballero?et?al.（2018）認為，使用銀團貸款衡量銀行間聯系存在三個方面的優勢：一是相較于隔夜貸款，銀團貸款期限較長，更有可能建立借貸雙方之間的深層次合作；二是相較于雙邊貸款，銀團貸款規模更大，需要貸款方在獲得借款方更多信息的情況下進行放貸，這也意味著雙方正在或已經建立起較為密切的聯系；三是國際銀團貸款市場規模龐大且活躍（De?Haas?&?van?Horen，2012），可以更好地保證數據的可獲得性、一致性。

3.控制變量

參照主流文獻的做法（Harms?&?Knaze，2021；蔣冠宏和蔣殿春，2012），本文使用的控制變量和相關數據來源如下：（1）兩國GDP水平使用以美元表示的名義GDP水平（使用各國以本幣表示的名義GDP水平乘以其貨幣對美元的名義匯率），數據來自國際貨幣基金組織（IMF）的世界經濟展望（WEO）數據庫；（2）東道國人力資本水平HCjt?使用中學入學率進行衡量（Mankiw?et?al.，1992）?，數據來自世界銀行世界發展指標（WDI）數據庫；（3）母國和東道國金融發展水平FDit、FDjt使用一國私人部門的信貸量與名義?GDP?之比來衡量，數據來自世界銀行WDI數據庫；（4）匯率水平Exchrateijt使用東道國和母國貨幣的名義匯率表示（陳琳等，2020），數據來自WDI數據庫；（5）RTA協議啞變量（RTAijt），當兩國存在一個自由貿易協定（FTA）或RTA時設為1，否則為0；（6）經濟危機虛擬變量Crisisit、Crisisjt，當東道國或母國發生金融危機時，設為1，否則設為0，數據來自Caballero?et?al.（2018）的研究；（7）兩國間距離Distanceij以及Borderij（接壤設為1，否則為0）、Languageij（有共同語言設為1，否則為0）、Colonyij（有共同殖民經歷設為1，否則為0）、Currencyij（使用同一種貨幣設為1，否則為0）等啞變量，數據均來自法國國際展望與信息研究中心（CEPII）數據庫。

（三）數據描述

本樣本覆蓋1990—2014年美國、英國、加拿大、澳大利亞、法國、日本等24個OECD成員國（母國）對包括中國在內的63個國家（東道國）的新增國際銀團貸款聯系數量、直接投資及其他控制變量的數據，最終處理形成包括1512（24×63）對國家的年度數據

本文母國為樣本為：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、盧森堡、荷蘭、挪威、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國。本文東道國樣本為：阿根廷、埃及、愛爾蘭、愛沙尼亞、奧地利、澳大利亞、巴基斯坦、巴拿馬、巴西、保加利亞、比利時、冰島、波蘭、丹麥、德國、多米尼加、俄羅斯、厄瓜多爾、法國、菲律賓、芬蘭、哥倫比亞、哥斯達黎加、韓國、荷蘭、洪都拉斯、加拿大、捷克、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、羅馬尼亞、馬來西亞、美國、秘魯、摩洛哥、墨西哥、南非、挪威、葡萄牙、日本、瑞典、瑞士、薩爾瓦多、斯洛文尼亞、泰國、特立尼達和多巴哥、土耳其、委內瑞拉、烏克蘭、烏拉圭、西班牙、希臘、新加坡、新西蘭、匈牙利、以色列、意大利、印度、印度尼西亞、英國、智利、中國。。為緩解極端值影響，本文對被解釋變量按照?1%的標準進行了縮尾處理。表1報告了上述變量的描述性統計結果。樣本時期內，不僅不同母國—東道國間直接投資規模存在明顯差異，相關新增銀行聯系方面也存在較大差異，最大值為474，最小值為0，均值為0.14，說明不存在新增銀行聯系，或是銀行聯系占總樣本比例較高的情況。

四、實證分析

（一）基準回歸結果分析

表2顯示了基于模型（2）的回歸結果。其中，ln（1+alijt-1）均在1%的水平上顯著，即上一期新增銀行聯系對本期OFDI存在顯著的正向影響，這意味著上一期新增銀團貸款的增加會強化兩國間銀行聯系，本年度對東道國的投資也會相應增加。該結果符合前文提出的假設H1。

表2列（3）展示了控制變量的回歸結果。其中，東道國GDP、金融發展水平回歸系數顯著為正，說明東道國市場規模越大，經濟、金融發展水平越高，越有利于吸引母國OFDI。兩國間距離系數顯著為負，表明地理距離越近，越有利于OFDI活動的開展，因為越接近市場，越有利于投資者控制權最大化和信息不對稱最小化。共同語言有助于降低投資過程中的溝通成本、消除語言壁壘、節約跨境投資的溝通和培訓成本（Prutkin?et?al.，2014），對OFDI具有正面作用。類似地，殖民歷史有利于降低東道國與母國之間的文化壁壘和信息成本，從而促進外商直接投資。FTA和關稅同盟統稱為RTA，兩國間簽訂區域貿易協定有助于降低投資成本、減少投資壁壘，助力東道國吸引外資。匯率和共同邊境啞變量系數均不顯著，說明對外直接投資存在“匯率斷開”現象，并且東道國和母國是否擁有邊界并不會對OFDI存量變化產生重要影響。需要說明的是，東道國及母國金融危機啞變量也不顯著，這和部分現有研究的結論不一致（Kellard?et?al.，2022）。這可能是由于在東道國或母國金融危機時期，兩國間的銀行聯系出現明顯的下降，導致兩個啞變量的效果反映在核心解釋變量的變化上。

（二）直接路徑檢驗結果分析

根據前文的理論分析，對外直接投資中的制度摩擦和溝通難度越大，雙方信息不對稱程度就越高，越需要利用銀行聯系來緩解這種信息摩擦。這種信息摩擦成本也會與國家風險程度呈正相關關系。由此，本文構建銀行聯系與風險程度變量乘積項來判斷銀行聯系是否通過降低信息摩擦成本促進OFDI。在具體指標上，本文采用廣泛使用的國際國家風險指數（ICRG）來衡量國家風險程度（Berkowitz?et?al.，2006）。該指數反映了一國在政治、經濟、金融等不同層面的綜合風險水平，既可以用于衡量跨國投資相關國家的風險程度，也可用來衡量各國的整體信用風險和合同執行能力，進而側面反映信息摩擦成本。具體的回歸結果見表3。其中，母國ICRG（ICRGi，t－1）與銀行聯系的乘積項系數不顯著，但東道國ICRG（ICRGj，t－1）與銀行聯系的乘積項系數顯著為負。該結果表明，東道國的國家風險越高，通過增強銀行聯系緩解信息摩擦，進而刺激母國對該國投資的作用就越大。

為驗證銀行聯系是否會對母國和東道國金融發展水平產生調節效應，本文構建銀行聯系項和東道國金融發展的乘積項ln（1+alijt-1）×lnFDjt，檢驗銀行聯系是否有助于緩解企業開展對外投資面臨的融資約束。表3融資約束結果顯示，ln（1+alijt-1）×lnFDjt顯著為正，意味著銀行聯系通過促進東道國金融發展對OFDI產生顯著的促進作用。對于那些金融發展程度較低的國家而言，由于其服務能力和投融資便利性較弱，通過建立跨國銀行聯系可以有效降低企業在東道國投資過程中遇到的金融限制和信息溝通問題，從而增強母國企業對東道國進行投資的動力。本文進一步構建銀行聯系和母國金融發展的乘積項ln（1+alijt-1）×lnFDit，將其納入回歸方程，發現相關系數未通過顯著性檢驗。這可能是由于本文研究樣本中的母國為金融發展水平較高的OECD成員國，相對而言這些國家為本國企業進行對外直接投資提供的融資渠道更加廣泛，增加國際銀團貸款這種銀行聯系對于緩解企業融資約束的效果并不明顯。

（三）間接路徑檢驗結果分析

根據前文的分析，銀行聯系的強化會帶來兩國間貿易規模的上升，產生貿易—投資互補效應，間接促進OFDI。本文運用中介效應模型，檢驗上述間接效應是否存在。設定i國對j國的出口貿易為中介變量，數據來源于聯合國商品貿易統計數據庫（UN??Comtrade?Database）中的雙邊貿易數據，取對數形式并進一步處理為ln（1+tradeijt）。借鑒經典的貿易引力模型可知，兩國間的貿易水平主要也是由模型（2）中的控制變量決定。

表4列（1）的結果顯示，銀行聯系的強化會帶來兩國間貿易規模的上升，這與Caballero等（2018）的研究結果一致。列（2）的被解釋變量調整為ln（1+FDIijt），同時引入貿易項，結果顯示兩個變量的系數均顯著為正，且模型整體通過了索貝爾（Sobel）檢驗，說明貿易—投資互補效應是銀行聯系影響OFDI的有效中介。因此，假設H3得到驗證，即跨國銀行聯系的強化同時會帶來兩國間貿易規模的上升，進而間接促進OFDI。

（四）拓展分析：考慮銀行聯系的動態效應

本文將前幾期形成的銀行聯系累加來構建銀行聯系累積變量calni，j，t－1=ln1+∑ns=1ali，j，t－s，并替換原有的核心解釋變量進行回歸。如表5所示，前期形成的銀行聯系累積變量對本期影響效果均存在，但隨著滯后期的延長，銀行聯系累積變量的回歸系數值不斷減小，說明銀行聯系累積變量的平均影響效果隨著時間的延長逐漸減弱，這也意味著新建的銀行聯系對于OFDI的促進效果是不斷衰減的?？赡艿脑蛟谟?，一旦建立雙邊銀行關系，則母國的跨國企業可能不需要重新構建聯系，而是直接利用這個聯系，形成對后續OFDI行為的持續支持效應。

五、結論與建議

本文在分析跨國銀行聯系與對外直接投資之間內在邏輯基礎上，利用母國對東道國新增國際銀團貸款聯系數量作為銀行聯系的代理變量，探討了跨國銀行聯系對OFDI的影響。研究結果表明：建立跨國銀行聯系，顯著提高了跨國企業開展OFDI的動力，帶動企業所在母國對東道國OFDI規模的增長。一方面，跨國銀行聯系有助于降低信息摩擦成本、緩解企業融資約束，直接促進母國對東道國OFDI規模的增長。另一方面，銀行聯系的強化同時會帶來雙邊貿易規模的上升，產生貿易—投資互補效應，間接促進OFDI。動態效應分析顯示，銀行聯系對于OFDI會產生多期影響，但累積變量的平均影響效果會隨著時間的延長逐漸減弱或淡化。本文的研究雖然針對OFDI母國為OECD成員國展開，但對已邁入中高等收入國家的中國同樣具有一定的啟發意義。據此，本文提出如下政策建議：

第一，繼續深化金融開放，采取多種方式加強跨國銀行聯系，加強境內外金融同業合作，在合規前提下加強金融產品與服務創新。重點鼓勵有實力的中資銀行逐步建立國際銀團業務分銷網絡，促進國際銀團業務二級流轉市場發展；加大銀團貸款與股權融資、發行債券、財務顧問等投行業務的創新組合，為客戶提供一攬子綜合投行服務，從而有效緩解銀行聯系對OFDI促進作用的動態衰減特征；為鞏固銀行聯系的促進作用，應當加強包含代理行業務、銀行業俱樂部、銀行業戰略聯盟、服務外包在內的多種同業合作方式。

第二，重點把握“一帶一路”市場機遇，加大與沿線國家和地區商業銀行業務合作，牽頭組建國際銀團，進一步拓展跨境及國際銀團資金來源，努力降低企業對外投資面臨的信息摩擦和融資約束。

第三，鼓勵開展對外投資的中資企業主動對接國際銀團市場，優先選擇資金實力雄厚、境外布局完善、銀團牽頭經驗豐富且分銷能力較強的中資大型商業銀行，通過銀行聯系渠道獲取交易撮合、項目盡職調查、價值評估、融資方案設計、投后管理等專業咨詢顧問服務，全面提升企業融資的效率和成功率。

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（責任編輯：蔣妍）