東道國金融發(fā)展對中國對外直接投資的影響研究

高云龍 連哲懿

摘要：本文運用動態(tài)面板模型，選取歐盟23個國家為樣本，利用2005-2020年中國對外直接投資數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng) GMM 檢驗東道國金融發(fā)展與中國對外直接投資之間的關(guān)系。首先利用金融發(fā)展指標進行檢驗，其次再將總體指標細分，分別對金融機構(gòu)發(fā)展和金融市場發(fā)展進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：東道國金融發(fā)展有利于中國對外直接投資流入，同時，其金融機構(gòu)發(fā)展和金融市場發(fā)展都會對投資產(chǎn)生促進作用，金融機構(gòu)的作用效果更加明顯。此外，當加入東盟國家擴充樣本容量后，回歸結(jié)果與基準模型一致。為此，中國應(yīng)繼續(xù)堅持對外開放政策，擴大對外交流，加強同高水平國家的貿(mào)易投資合作，提升國內(nèi)金融業(yè)發(fā)展，加強市場的自我調(diào)節(jié)作用，完善風險防范體系，為中國企業(yè)對外投資提供保障。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；對外直接投資；歐盟

改革開放以來，中國經(jīng)濟高速發(fā)展，國際地位不斷提升。自2019年新冠疫情暴發(fā)，全球經(jīng)濟受到?jīng)_擊，黨中央統(tǒng)籌布局，作出重大決策，讓中國經(jīng)濟保持正增長態(tài)勢。隨著中國經(jīng)濟不斷攀升，對外投資的數(shù)量不斷增加，風險挑戰(zhàn)也接踵而至。就2020年的情況來看，中國對外直接投資額躍居世界第一，跨國并購數(shù)量有所減少，但投資結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化。其中，對歐盟國家的總體投資額超過100億美元，較上一年增長了5.2%，對東盟國家的投資增長更快，為23.3%，流量額超過160億美元。

在與中國對外直接投資相關(guān)的文獻中，研究其影響因素的文獻較多，探究如制度質(zhì)量、投資便利化、營商環(huán)境、政策不確定性等因素對中國對外直接投資的影響。除以上因素外，東道國金融發(fā)展也會對其產(chǎn)生影響，當一國金融發(fā)展水平較高時，可以為中國投資者提供更加便利的投資條件，獲得更高的收益。

鑒于此，本文利用2005-2020年中國對歐盟23個國家的對外直接投資數(shù)據(jù)，選取反映金融發(fā)展水平的指標，運用兩步系統(tǒng) GMM 實證檢驗東道國金融發(fā)展水平對中國對外直接投資的影響，并進一步擴大樣本容量，加入東盟國家進行檢驗，豐富對外投資方面的相關(guān)文獻。

一、文獻綜述

在過去的研究中，關(guān)于中國對外直接投資的文獻較多，有將對外直接投資作為自變量的研究，也有對中國對外直接投資影響因素的研究，但總的來看，從東道國金融發(fā)展角度出發(fā)研究得較少。

近年來，越來越多的學者分析有關(guān)金融發(fā)展的問題。趙麗君（2019）研究中國與東盟金融合作的路徑；田川（2020）探究中國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。金融發(fā)展在很大程度上會影響經(jīng)濟增長，其中，金融中介的發(fā)展會有很強的正向影響作用，而股票市場則表現(xiàn)出影響相對局限的特點（談儒，1999）；徐亞平等（2023）運用面板數(shù)據(jù)計量模型，檢驗數(shù)字金融發(fā)展所產(chǎn)生的影響效果。除經(jīng)濟增長外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會通過需求、資源配置、創(chuàng)新等機制受到影響。

中國對外直接投資的相關(guān)問題，一直是學者們的關(guān)注重點。部分學者探究中國對老撾、中亞地區(qū)直接投資相關(guān)問題（劉瑞娟、彭劍峰，2021；鄧小蝶、宋良榮，2022）。制度質(zhì)量作為關(guān)鍵影響因素，不斷受到學者們的重視，邱龍宇（2020）研究發(fā)現(xiàn)東盟制度質(zhì)量對中國對外直接投資有促進作用。另外，營商環(huán)境會表現(xiàn)出正反不同方向的影響（周超、劉夏、辜轉(zhuǎn)，2017）；由于各個國家較大的便利化水平差異，不同國家（地區(qū)）表現(xiàn)出不同的投資潛力（朱念、谷玉、龐子冰，2022）。匯率作為影響國家往來的重要因素，其對對外投資也會產(chǎn)生影響（Jie Qin，2000）。

近年來，金融發(fā)展與對外直接投資之間的關(guān)系研究受到學者們的關(guān)注。多數(shù)文獻從企業(yè)視角研究金融與對外直接投資的關(guān)系。陳享光等（2022）通過上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化能夠促進其對外直接投資，而孫華平等（2022）研究發(fā)現(xiàn)金融化會加劇企業(yè)投資非效率程度；余官勝等（2023）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融對對外直接投資有正向影響；許志等（2022）通過對區(qū)域金融發(fā)展研究，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展對當?shù)仄髽I(yè)以及相鄰城市企業(yè)對外直接投資均有促進作用。此外，有部分文獻從國家層面研究。通過對“一帶一路”沿線國家的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)東道國金融開放有利于吸引中國對外直接投資（何俊勇、萬粲、張順明，2021），金融風險對中國對外直接投資也有顯著影響；經(jīng)濟政策不確定性在金融發(fā)展對投資的影響中有正向調(diào)節(jié)作用。由此，已有文獻采用省級面板數(shù)據(jù)的較多，基于國家面板數(shù)據(jù)的較少，特別是基于歐盟國家的更加少見。

因此，相較于之前的研究，本文選擇歐盟國家作為樣本，利用國際貨幣基金組織的金融發(fā)展指數(shù)，研究東道國的金融發(fā)展與中國 OFDI 之間的關(guān)系。本文的貢獻體現(xiàn)在：（1）以歐盟國家為研究樣本，核心解釋變量金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織，指標的權(quán)威性較強。（2）考慮到對外直接投資的動態(tài)連續(xù)性，運用動態(tài)面板系統(tǒng) GMM 估計對東道國金融發(fā)展、金融機構(gòu)發(fā)展、金融市場發(fā)展與中國對外直接投資之間的關(guān)系進行檢驗。為了驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用擴充樣本容量的方法，加入東盟國家相關(guān)變量進行穩(wěn)健性檢驗。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)描述

（一）模型設(shè)定

本文結(jié)合錢進和王庭東（2019）的研究方法，引入變量金融發(fā)展，結(jié)合 IMF 的相關(guān)指數(shù)，分別采用金融發(fā)展、金融機構(gòu)發(fā)展、金融市場發(fā)展3個指數(shù)作為核心解釋變量。

構(gòu)建如下靜態(tài)面板模型：

ln OFDIit =α0+α1FDit +α2 ln CGDPt +α3 ln GDPit +α4 lnPGDPit +α5 lnDISi +α6SAVEit + ui +εit??? 式（1）

ln OFDIit =β0+β1FIit +β2 ln CGDPt +β3 ln GDPit +β4 lnPGDPit +β5 lnDISi +β6SAVEit + ui +εit??? 式（2）

ln OFDIit =γ0+γ1FMit +γ2 ln CGDPt +γ3 ln GDPit +γ4 lnPGDPit +γ5 lnDISi +γ6SAVEit + ui +εit??? 式（3）

上式中，i表示東道國；t 表示年份；α、γ、β為待估參數(shù)；ui代表個體效應(yīng)；ε為誤差項。除金融發(fā)展、金融機構(gòu)發(fā)展、金融市場發(fā)展和國內(nèi)儲蓄，其余變量均取對數(shù)。

考慮到對外直接投資（OFDI）存在動態(tài)連續(xù)性（項本武，2009），上一期的對外直接投資結(jié)果會對本期投資結(jié)果產(chǎn)生影響，本文將被解釋變量的滯后項加入方程。

構(gòu)建動態(tài)面板模型如下：

ln OFDIit =α0+α1 ln OFDIi，t -1+α2FDit +α3 ln CGDPtα4 ln GDPit +α5 lnPGDPit +α6 lnDISi +α7SAVEit + ui +εit

式（4）

ln OFDIit =β0+β1 ln OFDIi，t -1+β2FIit +β3 ln CGDPt +β4 ln GDPit +β5 lnPGDPit +β6 lnDISi +β7SAVEit + ui +εit

式（5）

ln OFDIit =γ0+γ1 ln OFDIi，t -1+γ2FMit +γ3 ln CGDPt+γ4 ln GDPit +γ5 lnPGDPit +γ6 lnDISi +γ7SAVEit + ui +εit

式（6）

在靜態(tài)面板模型的基礎(chǔ)上，在方程（4）-（6）中加入對外直接投資的滯后一期，其余變量解釋不變。

（二）樣本及變量說明

為使樣本原始數(shù)據(jù)具有完整性，考慮到歐盟部分國家數(shù)據(jù)缺失，本文選取2005—2020年的投資數(shù)據(jù)，剔除愛沙尼亞、克羅地亞、葡萄牙、盧森堡四個國家，英國已正式脫歐，也不包含在內(nèi)，選擇其余23個國家的有關(guān)數(shù)據(jù)，具體變量如下。

1.被解釋變量

由于中國對外直接投資歷年流量數(shù)據(jù)波動較大，參考陳升（2021）的研究，本文選擇中國對歐盟23個國家對外直接投資存量作為被解釋變量，單位為萬美元，數(shù)據(jù)來自《2021年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

2.核心解釋變量

已有文獻中，金融發(fā)展的度量采用多種指標，數(shù)據(jù)大多來源于世界銀行。概括起來包含以下幾方面：金融發(fā)展規(guī)模多采用金融部門信貸表示，金融發(fā)展效率采用私營部門國內(nèi)信貸與 GDP 之比，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)采用股票交易額與 GDP 之比，但這些指標往往忽視了金融發(fā)展的復雜多維性。

本文參考王雪（2021）的研究，采用國際貨幣基金組織的數(shù)據(jù)，采用金融發(fā)展指數(shù)，其值介于0到1之間。其中，金融發(fā)展指數(shù)（FD）是反映總體水平的指標，是金融機構(gòu)和市場在深度、效率方面的排名，數(shù)值越低則表明東道國的金融發(fā)展較低。金融機構(gòu)發(fā)展指數(shù)（FI）是機構(gòu)發(fā)展深度指數(shù)、效率指數(shù)和訪問指數(shù)的總和，數(shù)值越高代表交易成本越低，交易越便利。金融市場指數(shù)（FM）是市場深度指數(shù)、準入指數(shù)和效率指數(shù)的總和，數(shù)值越高代表融資越方便。

3.控制變量

對外直接投資除了受到東道國金融發(fā)展的影響，仍需考慮其他的因素，根據(jù)已有文獻的研究，本文加入有關(guān)的控制變量，具體如下：

（1）中國市場規(guī)模（lnCGDP）：通過中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價美元值表示，單位為萬美元。

（2）東道國市場規(guī)模（lnGDPi ）：通過歐盟成員i國的國內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價美元值表示，單位為萬美元。

（3）東道國經(jīng)濟發(fā)展水平（lnPGDPi ）：該變量通過歐盟成員i國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值現(xiàn)價美元值表示，單位為萬美元。

（4）地理距離（lnDISi ）：通過中國首都與歐盟成員i國首都間的距離來表示，單位為公里，并取對數(shù)。距離越短，交通相對越便利，越有利于投資者的管理，投資成本相對較低。

（5）國內(nèi)儲蓄水平（SAVEi ）：儲蓄水平通過歐盟成員i國總儲蓄與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來衡量。儲蓄水平越高，中國的直接投資越多。

中國市場規(guī)模，東道國市場規(guī)模，東道國經(jīng)濟發(fā)展水平，國內(nèi)儲蓄水平等相關(guān)數(shù)據(jù)均來自世界銀行；地理距離數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性分析

表2統(tǒng)計了對外直接投資、金融發(fā)展以及控制變量的均值、標準差、最小值、最大值等信息。由表中數(shù)據(jù)可得，所有變量數(shù)據(jù)均完整，沒有遺漏值。中國對歐盟國家的對外直接投資存量取對數(shù)后均值為9.0426，最大值為14.7726，說明中國對歐盟成員國的總體投資水平較高；金融發(fā)展相關(guān)指數(shù)均值在0.5左右，其中金融發(fā)展指數(shù)和金融機構(gòu)發(fā)展指數(shù)均值均在0.5之上，最大值高達0.9268，說明歐盟成員國整體發(fā)展水平較高，機構(gòu)發(fā)展水平也較高；金融市場發(fā)展指數(shù)均值為0.4547，在0.5之下，標準差為0.2633，離散程度較大，說明歐盟國家金融市場發(fā)展情況差距較大。

（二）結(jié)果分析

1.靜態(tài)面板模型回歸分析

本文利用 stata16.0軟件對靜態(tài)面板模型進行估計，地理距離由于不隨時間變化，會與個體效應(yīng)構(gòu)成多重共線性，因此固定效應(yīng)對其不做估計，結(jié)果見表3。第1列、第2列的核心解釋變量為金融發(fā)展（FD），固定效應(yīng)估計量為負且不顯著，混合 OLS 估計量為正且在1%的水平上顯著，說明東道國金融發(fā)展可以創(chuàng)造便利投資環(huán)境，降低融資成本，促進中國對外直接投資。第3列、第4列的核心解釋變量為金融機構(gòu)發(fā)展（FI），固定效應(yīng)估計量小于零且不顯著，混合 OLS 估計量大于零且在1%的水平上顯著，說明金融機構(gòu)發(fā)展會促進中國投資。第5列、第6列的核心解釋變量為金融市場發(fā)展（FM），固定效應(yīng)估計量為負且不顯著，混合 OLS 估計量為正且在1%的水平上顯著，說明東道國金融市場發(fā)展可以提供暢通的融資環(huán)境，資金周轉(zhuǎn)速度快，吸引中國投資。

2.動態(tài)面板模型回歸分析

本文利用 stata16.0軟件對動態(tài)面板模型進行估計，參考蘇屹（2020）的做法，分別采用固定效應(yīng)、混合 OLS 和系統(tǒng) GMM 方法。表中第2、3、5、6、8、9列分別對金融發(fā)展（FD）、金融機構(gòu)發(fā)展（FI）和金融市場發(fā)展（FM）采用固定效應(yīng)和混合 OLS 進行估計，由表中結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種方法所得結(jié)論不同，可能由于不可觀測的個體效應(yīng)以及內(nèi)生問題所致，帶來估計偏差。對動態(tài)短面板數(shù)據(jù)的估計，通常采用的方法包括差分 GMM 和系統(tǒng) GMM 方法，差分 GMM 方法往往會出現(xiàn)弱工具變量問題，系統(tǒng) GMM 方法通過水平方程和差分方程的估計，可以修正沒有觀測到的個體差異，降低差分方法的潛在偏差，相對來說更有效率。因此，考慮到對外直接投資的動態(tài)性，加入被解釋變量滯后項的動態(tài)面板，本文采用系統(tǒng) GMM 方法，并進行序列相關(guān)以及過度識別檢驗，保證模型設(shè)定以及工具變量選擇的合理有效性，回歸結(jié)果如下：

表中第1、4、7列分別代表三個變量的系統(tǒng) GMM回歸結(jié)果。首先，lnOFDIi，t-1在1%的水平上顯著，說明 OFDI 存在動態(tài)性，因此加入滯后項是合理的。其次，Wald 檢驗值代表所有解釋變量對被解釋變量回歸的總體顯著水平，由表中數(shù)據(jù)，其值分別為877.70、981.10、862.08，均在1%的水平下通過檢驗，即拒絕所有系數(shù)估計值都為零的假設(shè)。再次，根據(jù)干擾項自回歸檢驗的p 值可得，AR（2）檢驗值均大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，說明不存在二階序列相關(guān)性，符合模型的假設(shè)條件。最后，根據(jù)表中最后兩行的檢驗，通過了過度識別檢驗，工具變量選擇合理。因此，模型符合估計方法的假設(shè)條件，回歸結(jié)果具有可信性。

根據(jù)表4中系統(tǒng) GMM 結(jié)果可以看出，首先，對于金融發(fā)展（FD），其系數(shù)估計值為正，在5%的水平上顯著，說明東道國金融發(fā)展可以吸引中國投資，且其估計值較其余兩個指標更大，說明在投資時整體水平更加受到關(guān)注；其次，金融機構(gòu)發(fā)展（FI）系數(shù)估計值為正，由表數(shù)據(jù)可得為2.472，說明金融機構(gòu)信貸額、保險費、銀行存取款交易、資本回報率等因素都會影響中國對外投資，交易越頻繁，交易數(shù)量越多，越有利于中國對該國直接投資。金融機構(gòu)發(fā)展較金融市場發(fā)展的系數(shù)估計值高，即中國對外投資過程中，金融機構(gòu)發(fā)展的影響更大。最后，金融市場（FM）系數(shù)估計值大于零，在三個指標中的值最小，為1.603，但顯著水平較高，說明股票市場資金周轉(zhuǎn)率、個人持有資本比率會對投資造成一定影響。金融市場規(guī)模的增大，可以使融資更加便利，能夠為外資企業(yè)創(chuàng)造好的環(huán)境和方便的條件，提供更大的發(fā)展空間，從而進一步促進外資的投入。

在控制變量方面，變量 CGDP 的回歸系數(shù)均顯著為正，表明中國的市場規(guī)模可以對投資產(chǎn)生正向的影響，中國經(jīng)濟規(guī)模的擴大促進了對歐盟的投資，符合預(yù)期；變量 GDP 的系數(shù)為正，說明東道國市場規(guī)模也是影響投資的變量之一，市場發(fā)展的規(guī)模大，深度深，可以為投資提供更廣闊的發(fā)展空間，越有利于外資的流入，符合預(yù)期；變量 PGDP 的系數(shù)均顯著為負，說明 PGDP 與中國對外直接投資成反比，較高的PGDP 代表東道國人民生活水平較高，服務(wù)設(shè)施較完善，在市場競爭力較高的情況下，中國會減少對其直接投資，與預(yù)期不符；變量 SAVE 的系數(shù)大于零，儲蓄率越高，意味著該國資本供應(yīng)越充分，金融市場融資成本越低，有助于中國企業(yè)在相應(yīng)國家獲得較為便利的融資，符合預(yù)期。

四、穩(wěn)健性檢驗

參考鐵瑛（2019）的研究，本文選擇擴充樣本容量的方法，對上述實證分析進行穩(wěn)健性檢驗。由于歐盟成員國大多為發(fā)達國家，加入東盟國家可以加入避免由于發(fā)達國家金融發(fā)展水平較高的影響。綜合考慮樣本數(shù)據(jù)完整性，在原有歐盟23個國家的基礎(chǔ)上，增加東盟8個國家（剔除緬甸、老撾兩個國家儲蓄水平變量數(shù)據(jù)缺失較多的國家），確定國家樣本數(shù)為31個。結(jié)果見表5。

表5顯示，擴充樣本容量后的模型檢驗結(jié)果與擴充前檢驗結(jié)果基本一致，系統(tǒng) GMM 估計的核心解釋變量回歸系數(shù)顯著，對中國對外直接投資的影響方向同擴充前的結(jié)果相同，模型穩(wěn)健性檢驗成立。根據(jù)檢驗結(jié)果，在三個模型中，對外直接投資滯后項的系數(shù)都在合理范圍內(nèi)，大于固定效應(yīng)系數(shù)估計值，小于混合 OLS 估計值；東道國的金融發(fā)展（FD）、金融機構(gòu)發(fā)展（FI）、金融市場發(fā)展（FM）都與中國對外直接投資呈正相關(guān)，且系數(shù)估計值較擴充樣本前的值有所增加，即東道國金融發(fā)展越好，越有利于形成良好投資環(huán)境，中國會增加對外直接投資。綜合來看，系統(tǒng) GMM 方法檢驗結(jié)果符合邏輯并與前文結(jié)果保持一致，控制中國 GDP 規(guī)模、東道國市場規(guī)模、東道國經(jīng)濟發(fā)展水平、地理距離、國內(nèi)儲蓄水平等變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果依然正常。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文基于2005-2020年中國對外直接投資數(shù)據(jù)，選取歐盟23個國家進行研究，運用動態(tài)面板模型，采用系統(tǒng) GMM 檢驗東道國金融發(fā)展與中國對外直接投資的關(guān)系，結(jié)論如下：

第一，東道國金融發(fā)展會顯著促進中國對外直接投資。金融發(fā)展可以促進中國企業(yè)獲得較為便利的融資，接受更加高質(zhì)量的金融服務(wù)，降低企業(yè)的金融風險，這對中國企業(yè)具有較大的投資吸引力。金融機構(gòu)發(fā)展會吸引外資投入，且其影響程度較大。金融機構(gòu)貸款額度、保險保額、利息率會影響外國投資。金融機構(gòu)規(guī)模越大，業(yè)務(wù)種類越豐富，服務(wù)水平越高，交易數(shù)量越多，抗風險能力越強，外資投入越多。金融機構(gòu)效率越高，資金流動更方便，更能吸引外資。金融市場發(fā)展能促進中國對該國投資。股票市場活躍度、資金周轉(zhuǎn)率、資本投入量都會影響投資。金融市場規(guī)模越大，資本投入越多，市場活躍度高，資本流動高速快捷，融資門檻低規(guī)模大，吸引外資能力強；金融市場效率高，資本流動合理，風險降低，資金需求者的交易成本低，資源配置速度快，產(chǎn)出能力強，實現(xiàn)高收益，吸引外資涌入。

第二，基于國家發(fā)展水平不同，加入東盟國家擴充樣本容量，研究發(fā)現(xiàn)，東道國金融發(fā)展與中國對外直接投資顯著正相關(guān)，說明在國家經(jīng)濟發(fā)展水平不同的前提下，金融發(fā)展可以吸引外資。發(fā)展中國家的經(jīng)濟發(fā)展水平較低，金融發(fā)展有利于創(chuàng)造好的融資條件，吸引外資，優(yōu)化資源利用配置。

（二）政策建議

本文提出如下建議：

第一，中國企業(yè)的對外直接投資要關(guān)注東道國的金融發(fā)展。企業(yè)對外直接投資，對于金融發(fā)展較好的國家，可以利用該國的金融資源，降低企業(yè)面臨的融資約束壓力，獲得更加持續(xù)、健康的資金支持，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，幫助企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，促進社會資源高效、合理配置。同時，投資企業(yè)要關(guān)注東道國金融機構(gòu)與金融市場的發(fā)展情況，優(yōu)先選擇金融機構(gòu)和金融市場發(fā)展良好的國家。金融機構(gòu)的發(fā)展越好，其金融產(chǎn)品更加豐富多樣，資金流動性越強，抗風險能力更高，更有利于企業(yè)融資便利化。金融市場發(fā)展好，資金投入高流動性強，資本轉(zhuǎn)換效率高，收益增加，在服務(wù)好資金供給者的同時更好地滿足資金需求者，從而良性循環(huán)，創(chuàng)造健康高效的市場，更好地服務(wù)于融資企業(yè)。

第二，中國政府和央行應(yīng)加強與境外各國經(jīng)濟與金融領(lǐng)域合作，并逐步建立境外國別金融環(huán)境報告制度，既可為中國對外投資企業(yè)提供穩(wěn)定可靠的對外投資環(huán)境，也可為其提供及時可信的金融環(huán)境信息。中國企業(yè)通過利用官方發(fā)布的金融環(huán)境信息，可降低其信息搜集成本，有助于其判斷影響東道國融資的主要因素，做出合理投資決策，提高對外投資成功概率。

第三，中國政府應(yīng)積極鼓勵國有商業(yè)銀行和政策性銀行提高境外投資規(guī)模，為境外投資的中國企業(yè)及其合作伙伴提供高效的金融服務(wù)。中國國有銀行應(yīng)不斷加快國際化步伐，并推動金融產(chǎn)品的國際化創(chuàng)新。無論是在歐盟，還是在東盟，或是在境外其他區(qū)域，目前中國銀行業(yè)所占的市場份額仍然較小，并且其金融產(chǎn)品難以滿足當前中國跨國企業(yè)多元化的金融需求，這與當前中國銀行業(yè)的整體營業(yè)規(guī)模不相匹配。因此，國有商業(yè)銀行和政策性銀行應(yīng)提高境外投資規(guī)模，改善金融服務(wù)質(zhì)量。

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