资本市场开放如何影响中国企业对外直接投资

杨晓亮，李 冬，王维红

（1.天津财经大学 经济学院，天津300222；2.天津外国语大学 滨海外事学院，天津300270）

一、引言

近年来，中国政府持续推进资本市场对外开放。习近平总书记在党的十九大报告中指出，要“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力，提高直接融资比重，促进多层次资本市场健康发展。”资本市场开放是一国金融体系改革与资本市场健康发展的重要推动力（钟凯等，2018）［1］，亦是经济持续发展的内生动力（Bekaert et al.，2001）［2］。有研究认为，资本市场开放通过吸引境外资金增加了企业投资规模（Quinn and Toyoda，2008）［3］，进而推动了一国经济增长（Gupta and Yuan，2009）［4］；通过引入发达国家或地区的境外机构投资者，提高了公司治理水平（Ferreira and Matos，2008）［5］，提升了信息披露质量（Gul et al.，2010；Fang et al.，2015）［6～7］，促进了资本市场稳定发展（Li et al.，2011）［8］，提高了上市公司股票的定价效率（Bae et al.，2012）［9］。然而，也有研究表明，资本市场开放虽然加强了一国经济与国际市场的联动性（Stiglitz，2000）［10］，但是也可能通过“风险传染效应”加剧国内资本市场的波动风险（Prabha et al.，2010）［11］。此外，尽管来自发达国家或地区的境外投资者具有较强的信息分析处理能力，但是因为缺乏本地信息，导致其可能存在较强的短期行为动机（Choe et al.，2005）［12］，从而降低国内股票定价效率（Chan et al.，2008）［13］。上述研究结论未达成共识的重要原因之一是双向因果关系引起的内生性问题。这是由于一国资本市场开放可能是其策略性选择的结果，即资本市场开放程度潜在地取决于当地经济发展水平或者金融市场的成熟度（Mitton，2006）［14］。“沪深港通”（本文将沪港通与深港通合称为“沪深港通”）交易制度的实施，为本文探讨资本市场开放如何影响企业对外直接投资（OFDI）提供了一个天然的“准自然实验”环境。通过使用“渐进”倍差法（DID），有助于解决双向因果等内生性问题，增强经验分析的可信性。

与本研究紧密相关的文献有两个方面。一方面是关于沪深港通交易制度实施对股票市场和上市公司经济行为影响的研究。对于前者，学者们研究发现，沪港通交易制度的实施提高了沪港两市行业间的双向波动溢出程度（徐晓光等，2017）［15］；提升了上市公司信息披露质量，从而降低了股价的异质性波动（钟凯等，2018）［1］；增强了价格对资源配置的引导作用，从而提高了资本市场的运行效率（钟覃琳和陆正飞，2018）［16］。对于后者，学者们的研究表明，沪深港通交易制度的实施增强了股价对标的企业投资的引导作用（连立帅、朱松和陈超，2019）［17］；推动了企业的国内外投资行为（连立帅、朱松和陈关亭，2019）［18］；提高了企业的投资效率（陈运森、黄健峤和韩慧云，2019）［19］；提升了上市公司的现金股利支付率（陈运森和黄健峤，2019）［20］。此外，因为发达国家或地区的境外机构投资者较为注重企业的长期绩效和发展潜力（Luong et al.，2017）［21］，进而促使国内企业加大研发投入，从而提高技术创新水平（Wen et al.，2018）［22］。然而，鲜有文献研究沪深港通交易制度实施对上市公司OFDI的影响及作用机制，本文拟对这一研究主题进行深入探讨和分析。另一方面是对中国企业“走出去”影响因素的研究。现有文献对这一主题的研究已非常丰富，包括文化输出（谢孟军等，2017）［23］、汇率变化（田巍和余淼杰，2017）［24］、出口网络结构（蒋为等，2019）［25］、最低工资标准（王欢欢等，2019）［26］以及“一带一路”倡议（吕越等，2019）［27］等因素对中国企业OFDI的影响。但是基于上市公司数据进行该主题研究的文献较少，而考察资本市场开放与企业OFDI二元边际关系的文献则更少。

本文可能的贡献体现在三个方面:第一，研究视角上，在融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型进行理论分析的基础上，首次考察了以沪深港通交易制度实施为标志的资本市场开放对上市公司OFDI二元边际的影响及作用机制，有助于加深对资本市场开放与实体经济行为关系及作用机制的理解，并为“金融服务实体经济”提供证据支持。第二，研究方法上，基于沪深港通交易制度实施的准自然实验，结合其逐步开放的试点机制，使用渐进DID方法进行实证分析，从而较好地克服了双向因果和测量误差等内生性问题，令实证研究结论更具有可信性。第三，数据使用上，采用2007—2018年上市公司面板数据，尽可能地捕捉资本市场开放对企业OFDI的动态影响，以保证实证研究结论的时效性，丰富了资本市场开放和企业OFDI等主题的实证研究。

二、理论模型与研究命题

假设每个国家都生产一系列连续的差异化产品h。一国消费者对所有国家生产的h产品的效用函数为:

其中，qj（h）为j国消费者对商品h的需求，可表示为:

式（2）中，pj（h）表示j国h商品的价格；Yj表示j国的实际收入；Pj为j国的价格指数。表达式为:

假设国家中的每个企业根据成本最小化原则生产一种产品，最小化单位成本为c/φ，其中，c与该国的成本水平相关，φ是企业特有的生产率参数。令生产率参数φ为随机抽取，服从概率密度函数为［0，∞］的F（φ）分布。企业对j国OFDI时，需要以较高的生产率以克服固定成本Fj（Helpman et al.，2004）［30］。给定产品的生产率为φ，那么企业在向j国OFDI之后的产品最优售价为:

因此，该产品在j国获得的利润为:

式（5）中，σ=（ρ-1）ρ-1ρ-ρ。若要保证OFDI企业在j国销售该产品产生非负利润，需要满足条件:

由此，确定进入j国的生产率门槛为:

与Lawless（2010）［28］的研究类似，对企业OFDI的二元边际进行定义，令企业i向j国OFDI的金额为:

将式（4）代入式（8）得:

对j国的总销售额Oj是通过对所有不低于临界生产率水平的企业销售额加总而得，即:

因此，由固定成本变化所引起的总销售额的变化可表示为:

由式（11）可知，固定成本对总销售额的影响渠道有两个:一是已经超过生产率门槛的企业销售额的变化，即∂Oj（φ）/∂Fj；二是生产率门槛本身的变化，即/∂Fj。不难理解，企业一旦完成了OFDI，那么固定成本Fj对其当前的销售水平就不再有影响。因此，式（11）可简化为:

但是固定成本仍将影响总销售额，因为它被包括在确定生产率门槛水平之中。生产率门槛值的提高会导致一些企业退出j国市场。到j国OFDI的企业数量由生产率门槛决定，也就是企业OFDI的扩展边际为:

根据式（13）可知，固定成本与企业OFDI的扩展边际关系可表示为:

由生产率分布函数的性质可得F＞0，并且企业OFDI的固定成本越高，生产率门槛水平也会越高，即/∂Fj＞0，因此可得∂Nj/∂Fj＜0，其经济含义为:随着固定成本的上升，企业OFDI所需的生产率门槛水平也将上升，而能够跨过这一门槛水平的企业将会越来越少，导致OFDI企业的数量下降，即扩展边际下降。

企业OFDI的集约边际为:

固定成本与企业OFDI的扩展边际关系可表示为:

将式（12）和式（14）代入式（15）可得:

由于总销售额包括大于等于生产率门槛水平企业的销售额之和，故[Oj-Oj（）Nj]＞0，再结合式（13），可得∂Oj/N( )j/∂Fj＞0，其经济含义为:固定成本的上升将提高OFDI所需的生产率门槛水平，导致生产率水平较低的企业退出，同时保留了生产率水平较高的企业，亦即产生了“选择效应”，从而提高了OFDI企业的平均投资额，即集约边际上升。

Chaney（2016）［29］将异质性的流动性约束融入到新贸易理论中（Melitz，2003）［31］，提供了另一个企业异质性特征。假定每个企业都面临着一个随机的流动性冲击（记为θi），随着一国资本市场的不断开放，将会为企业提供较好的融资环境，从而缓解流动性约束（Quinn and Toyoda，2008［3］；连立帅、朱松和陈关亭，2019［18］）。本文假定θi越大，企业资金流动性越充裕。企业的流动性资金从两个方面影响OFDI企业所面临的固定成本约束:一方面，当企业生产率水平低于门槛值时，充裕的流动性资金缓解了企业的融资约束（记为γi），增强了企业支付OFDI固定成本的能力。换言之，此时企业面临的OFDI固定成本约束下降，即∂Fj/∂θi=( ∂γi/∂θi)( ∂Fj/∂γi)＜0，从而促进企业OFDI。另一方面，充裕的流动性资金也有助于促进企业研发创新（Wen et al.，2018）［22］，从而提升企业生产率水平，跨过固定成本的生产率门槛，即∂Fj/∂θi=( ∂φi/∂θi)( ∂Fj/∂φi)＜0，进而推动企业OFDI。综上可得:

结合式（14）和式（18），可得资本市场开放与企业OFDI扩展边际的关系为:

式（19）的经济含义为:充裕的流动性资金有助于企业克服较高的OFDI固定成本，从而增加OFDI企业的数量，即促进了企业OFDI的扩展边际。

此外，结合式（17）和式（18），可得资本市场开放与企业OFDI集约边际的关系为:

式（20）表明，当一国企业的流动性资金充裕时，虽然有助于增加OFDI企业的数量，但是同时也降低了企业OFDI的平均规模，即抑制了企业OFDI的集约边际。

综上所述，提出两个待检验命题:

命题1:资本市场开放促进了企业OFDI的扩展边际，但抑制了集约边际。

命题2:增强资金流动性和提升企业生产率是资本市场开放影响企业OFDI二元边际的两个重要渠道。

三、计量模型设定与变量测度

（一）计量模型设定

为了考察资本市场开放与企业OFDI二元边际的关系，设定计量模型如下:

式（21）中，j、i和t分别代表行业、企业和年份；被解释变量OFDI包括扩展边际和集约边际；交叉项HSHK×POST表示以沪深港通交易制度实施为标志的资本市场开放，考察其对企业“走出去”的影响；X为企业层面的控制变量集。此外，还控制了非观测的企业、时间和行业固定效应，即μi、μt和μj。ε为模型误差项。

（二）变量测度

1.企业对外直接投资的二元边际

基于Lawless（2010）［28］的定义，扩展边际（OFDI_EX）采用企业年度OFDI关联公司数表示；集约边际（OFDI_IN）采用企业年度OFDI关联公司平均投资额表示。借鉴朱荃和张天华（2015）［32］的研究，基于国泰安上市公司数据库中的“关联交易研究数据”获取企业OFDI数据。按照中国商务部对外经济合作司的解释，境外企业按设立方式主要分为子公司、联营公司和分支机构。因此，从“关联公司基本文件”中筛选上述3种关联关系公司数作为企业OFDI的扩展边际指标；从“关联交易情况文件”中筛选投资额，并结合关联公司数测度企业OFDI的集约边际指标。图1为2007—2018年关联企业数、总投资额和平均投资额的时间趋势图。观察发现，受2008年“次贷危机”的影响，3个指标皆大幅下降；2009—2014年3个指标均在波动中调整；但2015年之后，OFDI企业数和总投资额皆呈快速上升趋势，而平均投资额却缓慢下降，这一变化与沪港通交易制度的实施时间相吻合（沪港通试点于2014年11月17日正式启动），初步验证了命题1，即资本市场开放促进了企业OFDI的扩展边际，但抑制了集约边际。

图1 2007—2018年上市公司OFDI时间趋势图

2.沪深港通交易制度与资本市场开放

2014年4月10日，国务院总理李克强在博鳌亚洲论坛开幕式上发表主旨演讲指出，“将着力推动新一轮高水平对外开放，一个很重要的方面，就是要扩大服务业包括资本市场的对外开放”。当日，中国证监会正式批准沪港通试点。2014年11月17日，沪港通试点正式启动，标志着中国资本市场开放进入新阶段。沪港通交易制度是指上海与香港股票市场交易的互联互通机制。上交所与香港联交所允许中国内地与香港的投资者委托上交所会员或香港联交所参与者，买卖规定范围内对方交易所上市公司的股票。沪港通又细分为港股通和沪股通，前者是指投资者委托内地证券公司，经由上交所设立的证券交易服务公司，向香港联交所进行申报，买卖规定范围内香港联交所上市的股票；后者是指香港境内投资者可以通过香港的经纪商，经由香港联交所设立的证券交易服务公司向上交所进行申报，买卖规定范围内的沪市股票。沪股通股票范围包括上证180和380指数的成份股以及上交所上市的A+H股。首批纳入沪股通的标的股票为568只，截止至2018年12月31日，共纳入902只标的股票。在沪港通制度实施背景下，外资进入内地资本市场的渠道进一步拓宽。随着沪港通交易制度的平稳运行与经验积累，深港通交易制度也酝酿实施。2016年8月16日，国务院批准《深港通实施方案》；2016年12月5日，中国证监会与香港证监会发布联合公告，正式启动深港通。首批深股通标的股票为881只，截止至2018年底，共纳入1148只标的股票。沪深港通交易制度是中国资本市场对外开放的一个标志性事件，对资本市场健康发展意义重大。

基于沪深港通交易制度实施的准自然实验，本文的核心解释变量为交叉项HSHK×POST，以考察资本市场开放对企业OFDI的影响。其中，HSHK表示是否为沪深股通标的企业，是取值为1，否则取值为0；POST表示被纳入沪深股通标的企业的时间，纳入之前取值为0，纳入当年以及之后取值为1。因此，交叉项HSHK×POST取值为1时，表示纳入当年及之后的沪深股通标的企业，其他情况取值为0。沪深股通标的企业名单和纳入时间来源于国泰安上市公司数据库中“沪港通与深港通标的证券基本信息轨迹表”。

3.控制变量集

企业控制变量集包括:（1）规模（SIZE）。采用上市公司总资产表示，取自然对数进入计量方程①本文对连续型变量皆取自然对数进入方程（融资约束SA除外），不再赘述。。（2）经营时间（AGE）。采用当年年份减去企业成立年份之后加1表示。（3）融资约束（SA）。参考Hadlock和Pierce（2010）［33］的研究，选用SA指数衡量企业融资约束②SA=-0.737×SIZE+0.043×SIZE2-0.04×AGE。（4）生产率（TFP）。采用Levinsohn和Petrin（2003）［34］的方法测度企业全要素生产率（简称LP法），所需指标包括企业增加值、中间投入、劳动投入和资本投入③参考袁堂军（2009）［35］的方法测度，限于篇幅，未做详细汇报。。以2007年为基期，对投入产出指标进行平减。（5）资本劳动比（KL）。采用固定资产净值与员工人数的比值表示。（6）资产收益率（ROA）。采用企业净利润与总资产的比值表示。（7）所有制虚拟变量。依据股权性质，将上市公司分为国企（SOE）、民营（POE）、外资（FOE）和其他（OOE）4种类型。若属于该种所有制类型时取值为1，否则取值为0。回归估计时，以OOE作为参照，汇报所有制固定效应。

计量分析所使用数据均来源于国泰安上市公司数据库。鉴于2007年1月1日起新会计准则在上市公司正式实施，因此选取的样本期为2007—2018年。在计量分析之前，对原始数据进行如下操作:（1）剔除ST和*ST企业样本。（2）剔除金融企业样本。（3）剔除关键财务指标缺失样本。（4）对连续性变量进行1%和99%缩尾（winsorize）处理。主要变量的描述性分析见表1。

表1 变量含义与描述性分析

四、实证分析与结果汇报

（一）基准分析

考察资本市场开放对企业OFDI二元边际的影响。表2中，第1列和第3列仅考察了沪深港通交易制度实施对企业OFDI扩展边际和集约边际的影响，即未加入控制变量。同时控制了不可观测的企业、时间和行业固定效应，并使用了企业层面的聚类稳健标准误，以纠正可能存在的异方差。第2列和第4列加入了所有控制变量，即对模型（21）的估计。表2前两列中交叉项HSHK×POST的估计系数皆在1%的水平上显著为正，意味着资本市场开放显著促进了企业OFDI的扩展边际；后两列中交叉项HSHK×POST的估计系数至少在5%的水平上显著为负，意味着资本市场开放显著抑制了企业OFDI的集约边际。上述估计结果与理论分析一致，并与图1的典型化事实相互印证，从而验证了本文的研究命题1，即资本市场开放显著促进了企业OFDI的扩展边际，但抑制了集约边际。此外，各控制变量的符号与预期结果基本一致。

表2 资本市场开放与企业OFDI二元边际

（二）企业OFDI概率与样本选择偏误处理

前文的基准分析仅使用了有OFDI活动的上市公司的数据进行估计，可能会因为不满足样本选取的随机性而存在“样本选择偏误”问题，从而影响估计效果。为此，使用Heckman两步法处理这一问题。首先，表3前3列分别汇报了使用面板固定效应模型（FE）、Logit和Probit概率分布模型估计企业OFDI概率的结果。发现交叉项HSHK×POST的估计系数皆在1%的水平上显著为正①经过转换，表3第2列和第3列交叉项HSHK×POST的估计系数为边际效应。，这意味着资本市场开放显著提升了企业OFDI的概率。其次，根据第3列Probit的估计结果计算逆米尔斯比率（IMILLS）。再次，将IMILLS加入模型（21）之后重新进行估计，结果汇报于表3后2列。发现IMILLS的估计系数皆在10%的水平上不显著异于零，意味着本文不存在严重的“样本选择偏误”问题，因而核心结论可信。此外，核心解释变量的估计系数与基准回归一致，说明本文的核心结论依然稳健。

表3 企业OFDI概率与样本选择偏误处理

（三）平行趋势与安慰剂检验

基于沪深港通交易制度实施的准自然实验，采用渐进DID方法考察资本市场开放对企业OFDI二元边际的影响。然而，该方法的有效性取决于是否满足平行趋势假定，即在沪深港通交易制度实施之前，处理组和对照组的结果变量应当沿着相同的轨迹变动，因此选取制度实施前5期时间虚拟变量与HSHK的交叉项，记为BEFORE1-BEFORE5，替换模型（21）中的HSHK×POST，重新进行估计。表4前2列的估计结果表明，BEFORE1-BEFORE5的估计系数皆在10%的水平上不显著异于零，意味着满足了平行趋势假定。此外，为了保证沪深港通交易制度实施的随机性，需要对企业的预期进行安慰剂检验。通过将纳入沪深股通标的企业的时间虚设为提前3年和提前5年，对式（21）重新进行估计，结果汇报于表4后4列。发现交叉项的估计系数均在10%的水平上不显著异于零，这意味着在沪深港通交易制度实施之前并不存在显著的预期效应，通过了安慰剂检验。上述两项检验表明，渐进DID方法的有效性得以保证。

表4 平行趋势与安慰剂检验

表4（续）

（四）稳健性检验

考虑到第一批纳入沪股通和深股通标的企业的时间分别为2014年11月17日和2016年12月5日，即时间接近年末，因此还采用以下2种处理方式进行稳健性检验:一是将实施当年的POST取值为0，对式（21）重新进行估计；二是类似于Lu等（2017）［36］的方法，将第一批沪股通标的企业当年的POST取值设为1/6，将第一批深股通标的企业当年的POST取值设为1/12，然后对式（21）重新进行估计。表5汇报了上述稳健性检验的结果:交叉项的估计系数至少在5%的水平上显著，与基准回归结果一致，意味着本文的核心结论较为稳健。

表5 稳健性检验

表5（续）

（五）PSM-DID再估计

实证分析时，DID估计结果亦会受到所选取对照组的影响。为了保证核心结论的稳健性和可信性，使用倾向得分匹配方法（PSM）筛选对照组重新进行估计。使用式（21）中的控制变量作为PSM匹配变量进行筛选。匹配方法为分年度“Probit+一对一最近邻+有放回”，并将满足共同取值的样本保留，然后进行倍差法估计。图2显示了2013年样本的PSM平衡性检验结果①其他年份的匹配结果基本一致，限于篇幅，未汇报。。发现经过PSM匹配之后的连续变量，其偏差（bias）均在0值附近分布，即满足偏差小于10%的经验值，通过了平衡性检验。

图2 PSM平衡性检验

使用PSM匹配之后的样本对式（21）重新进行估计，结果见表6。对比发现，PSM-DID再估计的结果与表2中的基准回归结果一致，从而确保了本文核心结论的稳健性和可信性。

表6 PSM-DID再估计

（六）异质性分析

基于全样本的实证分析表明，总体上资本市场开放促进了企业OFDI的扩展边际，但抑制了集约边际。与现有文献类似，本文也进行异质性分析。很特别的是，资本市场开放对中国民营企业和资本密集型企业OFDI二元边际的影响，因为前者通常面临着较强的融资约束，而后者更能够反映“金融服务实体经济”的效果。构建核心交叉项与民营企业虚拟变量的三重交叉项HSHK×POST×POE考察资本市场开放对民营企业的影响。表7前两列的估计结果表明，与其他所有制类型的企业相比，沪深港通交易制度的实施显著促进了民营企业OFDI的集约边际，但是对扩展边际影响不显著。其原因可能是:短期内，资本市场开放虽然有助于提高民营企业的资金流动性，但是还不足以帮助其创立更多的新OFDI企业。资本市场开放效果更有可能表现为对原有OFDI企业投资额的追加，从而促进了平均投资额的上升。

另外，将资本劳动比KL大于75分位值的样本定义为资本密集型企业①使用中位数进行分类的估计结果在显著性上有些许差异，但基本结论并未改变。，通过构建三重交叉项HSHK×POST×C考察资本市场开放对资本密集型企业的影响。表7后2列的估计结果表明，与劳动密集型企业相比，沪深港通交易制度的实施显著促进了资本密集型企业OFDI的扩展边际，但同时也抑制了其集约边际，即推动其创立更多的新OFDI企业，但也拉低了企业的平均投资额。

表7 异质性分析

（七）影响渠道检验

为了验证命题2，以企业OFDI的扩展边际样本为例①本文亦使用了企业OFDI的集约边际样本进行影响渠道检验，结果基本一致，未汇报，备索。，考察资本市场开放对企业融资约束和全要素生产率的影响，结果见表8。首先，第1列的估计结果表明，资本市场开放显著增强了企业的资金流动性，缓解了其融资约束（SA指数衡量）；第2列是将融资约束指标替换为INTEREST（利息支出/固定资产净额）重新进行估计，结果与第1列基本一致。其次，第3列和第4列是分别以LP法和OP法（Olley and Pakes，1996）［37］测度的全要素生产率作为因变量进行的估计，结果表明:资本市场开放显著促进了企业生产率的提升。再次，为了进一步检验资本市场开放可能通过促进企业研发创新进而提升其生产率，采用国泰安“上市公司与子公司专利数据库”中的专利申请数（APPLY）和授权数（GRANTS）衡量企业研发创新②由于专利数据只更新到2017年，故样本数会有所减少。。将专利数加1取自然对数后作为因变量进行估计③本文亦使用了计数模型方法进行估计，结果基本一致，未汇报，备索。，结果见表8后2列。发现交叉项HSHK×POST的估计系数皆在1%的水平上显著为正，意味着资本市场开放显著促进了OFDI企业的研发创新。综上所述，资本市场开放通过缓解企业融资约束和提升生产率，影响了企业OFDI的二元边际，从而验证了命题2。

表8 影响渠道检验

此外，还进行了如下稳健性分析:（1）加入合格境外机构投资者的持股比例作为控制变量，这是因为《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》于2002年11月5日正式出台，也是中国资本市场开放的标志性事件之一，应消除这一事件对本文实证结果的干扰。（2）使用Logit方法进行PSM匹配重新进行估计。（3）仅使用第一批沪深股通标的企业样本重新进行估计。上述估计结果均未改变本文的核心结论①限于篇幅，结果未汇报，留存，备索。。

五、结论与启示

融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型，考察资本市场开放对企业对外直接投资二元边际的影响及其作用机制。采用2007—2018年上市公司的面板数据，并基于“沪深港通”交易制度实施的准自然实验，使用“渐进”倍差法进行实证分析，结论如下:第一，资本市场开放显著促进了中国企业对外直接投资的扩展边际，但是降低了集约边际。第二，增强企业资金流动性和提高生产率是资本市场开放影响中国企业对外直接投资二元边际的两个重要渠道。第三，资本市场开放显著促进了中国民营企业对外直接投资的集约边际和资本密集型企业对外直接投资的扩展边际，但是抑制了后者的集约边际。

基于上述研究结论，本文认为:在坚持资本市场渐进式开放原则的基础上，应进一步持续加大资本市场开放的力度，从而缓解企业，尤其是民营企业和资本密集型企业的流动性约束，促进其研发创新，继而提升生产率，促进企业对外直接投资，更好地履行“金融服务实体经济”的职能。本研究尚存在不足之处:仅从增强企业资金流动性机制角度分析资本市场开放对企业对外直接投资二元边际的影响，未能够对其他可能的影响渠道进行细致分析。例如，资本市场开放还可能通过引入发达国家或地区的优质投资者发挥公司治理作用，进而影响企业对外直接投资。在未来的研究中，将进一步完善资本市场开放对企业对外直接投资二元边际的影响机制等相关分析。