全要素生產(chǎn)率、融資約束與企業(yè)對外直接投資

劉 敏，黃亮雄，黃 翔

(1.廣東財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，廣東 廣州 510320；2.華南理工大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006； 3.廣東財經(jīng)大學(xué) 創(chuàng)業(yè)教育學(xué)院，廣東 廣州 510320)

進入21世紀，中國對外直接投資飛速發(fā)展。促進對外直接投資(OFDI)，是中國尋找更廣闊國際合作空間，提升國際競爭力的重要途徑，也是中國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。黨的十九大報告強調(diào)堅持“引進來”和“走出去”并重，推動形成全面開放新格局，促進國際產(chǎn)能合作，并加快國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢。中國各級政府正不遺余力地支持企業(yè)“走出去”，中國對外直接投資將會持續(xù)快速增長。同時，基于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的壓力，越來越多的企業(yè)需要通過跨國經(jīng)營實現(xiàn)價值鏈的提升。由此，檢驗企業(yè)對外直接投資的影響因素，是極為重要的問題。

微觀層面上，全要素生產(chǎn)率與融資約束是影響企業(yè)對外直接投資的重要因素。Helpman et al.(2014)提出的企業(yè)異質(zhì)性理論指出，生產(chǎn)率高的企業(yè)進行對外投資，生產(chǎn)率次之的企業(yè)出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)服務(wù)國內(nèi)市場。[1]中國的數(shù)據(jù)也有類似的結(jié)果，生產(chǎn)率高的企業(yè)進行對外直接投資的可能性更大。[2]全要素生產(chǎn)率是生產(chǎn)率的重要度量指標,由此不少學(xué)者直接核算全要素生產(chǎn)率，來表征企業(yè)生產(chǎn)率，并檢驗其對企業(yè)對外直接投資的影響。[3]據(jù)中國國際貿(mào)易促進委員會發(fā)布的《2012年中國企業(yè)海外投資及經(jīng)營狀況調(diào)查報告》顯示，73%的小企業(yè)和61%的大企業(yè)認為資金缺乏是對外投資的主要問題。可見，融資約束已成為中國企業(yè)對外投資的最大障礙之一。國內(nèi)外學(xué)者對此問題進行了研究，發(fā)現(xiàn)融資約束限制了企業(yè)對外投資能力。[4][5]

雖然現(xiàn)有文獻已注意到提高全要素生產(chǎn)率以及降低融資約束對促進企業(yè)對外直接投資的重要性，但均只考察全要素生產(chǎn)率或融資約束對企業(yè)對外投資的影響，忽略了二者的交互效應(yīng)。事實上二者往往共同作用于企業(yè)，進一步地會形成交互作用。檢驗該交互效應(yīng)及其呈現(xiàn)條件，不但深化了以往全要素生產(chǎn)率和融資約束作用企業(yè)對外直接投資的研究，也有助于政策制定者尋找政策抓手。

一、文獻綜述

(一)全要素生產(chǎn)率與企業(yè)對外直接投資

目前，從微觀層面進行的對外直接投資研究多以Melitz(2003)[6]的貿(mào)易企業(yè)異質(zhì)性理論為基礎(chǔ)。Helpman et al.(2004)[1]基于“鄰近-集中”假設(shè)引入企業(yè)異質(zhì)性理論，構(gòu)建企業(yè)國際化模式抉擇數(shù)理模型(簡稱HYM模型)并進行實證分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)根據(jù)自身生產(chǎn)率差異進行“自我選擇”，生產(chǎn)率高的企業(yè)進行對外直接投資，生產(chǎn)率次高的進行出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)在國內(nèi)生產(chǎn)銷售。其后，較多學(xué)著對HYM模型的適用性進行了檢驗。Head & Ries(2003)[7]、Grasseni(2007)[8]、G?rg et al.(2012)[9]、Raff et al.(2011)[10]等分別用日本、意大利、德國等國企業(yè)數(shù)據(jù)對此結(jié)論進行驗證。全要素生產(chǎn)率最早由索洛(1957)[11]提出，故也被稱為索洛殘差，是生產(chǎn)率度量的典型指標往往更多地表征技術(shù)進步狀況。鑒于全要素生產(chǎn)率的重要性，直接討論全要素生產(chǎn)率對OFDI的影響的研究愈發(fā)增多。[12][13][14]

基于企業(yè)異質(zhì)性理論對中國出口行為的研究，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)中國出口企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，即生產(chǎn)率低的企業(yè)更有可能進行出口行為。[15][16]范劍勇和馮猛(2013)利用LP法估算了出口企業(yè)、內(nèi)銷企業(yè)以及不同出口密度企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率高于內(nèi)銷企業(yè)，否定了“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象的存在，并認為企業(yè)的出口密度差異是導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因。[17]張坤(2016)等研究發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)企業(yè)不存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，還揭示了企業(yè)外部融資約束度、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)人均工資水平以及企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)等因素與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。[18]由此，部分學(xué)者開始關(guān)注中國對外直接投資企業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”，即檢驗生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率對企業(yè)對外直接投資的影響。田巍和余淼杰(2012)以浙江省257家對外投資企業(yè)為研究對象，用OP法估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，得出全要素生產(chǎn)率越高對外投資的概率越大。[3]朱荃和張?zhí)烊A(2015)使用中國2006—2012年A 股上市工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究生產(chǎn)率對外投資的影響，用OP、LP估算全要素生產(chǎn)率，研究發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率對企業(yè)對外投資有顯著影響。[19]

本文引入融資約束因素，討論全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互效應(yīng)。除此之外，本文的樣本代表性更廣，不同于僅僅使用上市公司數(shù)據(jù)以及某省區(qū)的企業(yè)分析，本文試圖采用數(shù)據(jù)量更大的，更具有代表性的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，把《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》進行合并。

(二)融資約束與企業(yè)對外直接投資

部分研究雖然意識到生產(chǎn)率異質(zhì)性是提升企業(yè)對外投資的重要因素，但與對外出口以及國內(nèi)生產(chǎn)銷售相比,企業(yè)在國外投資生產(chǎn),必須要承擔(dān)國外建廠等固定成本,因此,只有企業(yè)的生產(chǎn)率高于某一門檻時,企業(yè)在國外的投資才是有利可圖的。“新新貿(mào)易理論”分析了生產(chǎn)率與企業(yè)投資抉擇的關(guān)系,但該理論假設(shè)企業(yè)并不存在融資約束,也即企業(yè)的投資都能夠獲得足夠的資金支持。而在現(xiàn)實中，許多企業(yè)往往在融資問題上遇到困難,即使企業(yè)的生產(chǎn)率水平足以讓其在國外的生產(chǎn)中獲利,但假使企業(yè)沒有足夠的資金在國外建立或是并購工廠,同樣無法實現(xiàn)對外直接投資。[20]

企業(yè)融資約束也被作為企業(yè)國際化抉擇的重要因素，但是討論對出口的影響相對較多。Manova et al.(2012)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展程度高的國家更可能出口，這種效應(yīng)在金融約束強的企業(yè)中更明顯。[21]Chaney在Melitz的模型引入流動性約束，分析金融約束下企業(yè)的出口決策，發(fā)現(xiàn)融資約束和生產(chǎn)率一樣，是企業(yè)異質(zhì)性的主要來源，融資能力更強的企業(yè)更容易選擇出口。[22]也有一些文獻直接研究融資約束對企業(yè)OFDI的影響，Buch et al.(2010)從廣延邊際和集約邊際對金融約束下對外直接投資抉擇做出分析，研究發(fā)現(xiàn)在廣延邊際上，金融約束和外部金融成本越高越不利于企業(yè)對外直接投資；在集約邊際上，外部金融成本越高，對海外子公司銷售額影響越大。[20]

國內(nèi)學(xué)者從金融角度關(guān)注融資約束對中國企業(yè)對外直接投資的影響。呂越和盛斌(2015)考察了融資約束對企業(yè)國際化策略的影響，發(fā)現(xiàn)融資能力較強的企業(yè)可以實現(xiàn)出口，融資能力最強的企業(yè)進行對外直接投資。[23]李磊和包群(2015)發(fā)現(xiàn)融資能力越強的工業(yè)企業(yè)不僅更有可能發(fā)生對外直接投資行為，而且越傾向于進行多次投資以及在多個國家進行投資。[24]王碧珺等(2015)運用浙江省制造業(yè)對外投資數(shù)據(jù)，運用Heckman模型研究得出，融資約束抑制了民營企業(yè)對外投資可能性和投資規(guī)模。[5]劉莉亞等(2015)運用上市公司數(shù)據(jù)實證研究得出，融資約束限制了中國企業(yè)對外投資能力。[25]這種約束作用對外源融資依賴度較高行業(yè)的影響更為嚴重;企業(yè)在全要素生產(chǎn)率方面的優(yōu)勢,可以在一定程度上緩解融資約束的這種負面影響。

(三)全要素生產(chǎn)率、融資約束與企業(yè)對外投資

部分學(xué)者把生產(chǎn)率異質(zhì)性和融資約束納入一個框架下討論對企業(yè)對外投資的影響。Alvarez & López(2013)對智利的研究表明，金融發(fā)展越好對高生產(chǎn)率企業(yè)出口影響越大，且在國外有分支機構(gòu)的制造業(yè)企業(yè)更依賴于外部融資。[26]Buch et al.(2010)進一步發(fā)現(xiàn)，金融約束對高生產(chǎn)率企業(yè)的影響更大，因為相對低生產(chǎn)率企業(yè)，高生產(chǎn)率企業(yè)對外直接投資可能性越大[20]。僅有少數(shù)研究提及融資約束與企業(yè)生產(chǎn)率的相互影響以及對企業(yè)對外投資的影響。慕繡如和李榮林(2016)用2004—2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄的微觀數(shù)據(jù)研究表明融資約束會提高企業(yè)出口和OFDI的生產(chǎn)率閾值,從而阻礙企業(yè)的出口和OFDI決策[27]；同時，融資約束最低的企業(yè)采取對外直接投資的方式參與國際市場,融資約束次之的企業(yè)更傾向于出口,融資約束最大的企業(yè)更傾向于國內(nèi)市場。宮旭紅和任颋(2017)使用中國民企“走出去”競爭力調(diào)查問卷數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，融資約束是影響民營企業(yè)對外投資廣度邊際的重要因素,就企業(yè)異質(zhì)性角度而言,融資約束對高生產(chǎn)率企業(yè)的影響顯著高于低生產(chǎn)率企業(yè)。[28]這表明國內(nèi)外研究已經(jīng)注意到融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響效應(yīng)在不同生產(chǎn)率的企業(yè)效果，但并沒充分討論融資約束和全要素生產(chǎn)率的交互效應(yīng)，也沒有分析該效應(yīng)的影響因素，或呈現(xiàn)的條件。

綜上所述，雖然中國企業(yè)對外直接投資研究逐漸進入微觀層面，研究也不斷強調(diào)全要素生產(chǎn)率對企業(yè)對外直接投資的作用，以及融資約束對企業(yè)對外直接投資的效應(yīng)，然而析往往，僅僅單獨討論企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)對外直接投資的影響，或者融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，忽視企業(yè)生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)，更沒有分析該交互效應(yīng)呈現(xiàn)的條件。此外，受微觀數(shù)據(jù)限制，很多研究或采用上市公司數(shù)據(jù)，或采用某個省份企業(yè)的數(shù)據(jù)，難以全面捕捉我國的整體情況。本文使用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和國家商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》合并的相對大樣本數(shù)據(jù)庫，從微觀層面分析全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，考察企業(yè)融資約束和全要素生產(chǎn)率的交互效應(yīng)以及該交互效應(yīng)呈現(xiàn)的條件，以圖對現(xiàn)有研究進行更全面和詳盡的補充。

二、數(shù)據(jù)來源和變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》(以下簡稱《工業(yè)數(shù)據(jù)庫》) 和國家商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機構(gòu)) 名錄》(以下簡稱《名錄》)。通過《名錄》信息，企業(yè)是否進行對外直接投資的信息可以加以識別。葛順奇和羅偉(2013)對《名錄》數(shù)據(jù)的準確性進行了對比分析，將《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《名錄》兩者進行核對，發(fā)現(xiàn)隨著時間推移，兩者數(shù)據(jù)差距越來越小。[29]

本文實證檢驗的數(shù)據(jù)基于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《名錄》橫向合并而得到。由于中國企業(yè)大規(guī)模對外直接投資是從2005年開始，基于“工業(yè)”統(tǒng)計口徑的數(shù)據(jù)庫自 1998 年開始采集，多數(shù)學(xué)者使用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫涉及的年份在 1999—2007 年之間，鑒于數(shù)據(jù)的準確性和完整性，本文選取2005—2007年的數(shù)據(jù)①[注]①本文選擇2005—2007年合并數(shù)據(jù)是因為：第一，中國企業(yè)大規(guī)模對外直接投資始于2005年，因此使用2005年之后的對外投資數(shù)據(jù)；第二，《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》雖然有1998—2011年的數(shù)據(jù)，但由于2008—2011年數(shù)據(jù)存在數(shù)據(jù)匹配錯亂，目前國內(nèi)研究較為少用，故本文數(shù)據(jù)截止于2007年。。對合并后的數(shù)據(jù)進行如下處理：剔除企業(yè)就業(yè)人數(shù)小于10人的企業(yè)；剔除缺失主要財務(wù)指標的企業(yè)，如工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值和工業(yè)總產(chǎn)值等；最后根據(jù) 《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《名錄》進行橫向合并獲得匹配企業(yè)2339家。其中，第一次對外直接投資企業(yè)909家①[注]①此處選擇第一次對外直接投資企業(yè)是為了能夠剔除上次對外直接投資對二次對外直接投資的影響。，涉及31個省、直轄市或自治區(qū)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

企業(yè)對外直接投資(dummy_ofdi)。由于無法獲得企業(yè)OFDI的具體金額數(shù)據(jù)，本文選擇一個二分變量來衡量。企業(yè)對外投資取值為1，不對外投資則為0。另外，分別按行業(yè)進行檢驗，從未進行對外直接投資為0，非經(jīng)營性O(shè)FDI為1、商貿(mào)類OFDI為2、生產(chǎn)類OFDI為3、綜合類OFDI為4。

2.核心解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。以往研究中國企業(yè)生產(chǎn)率和對外投資的文章中，部分學(xué)者采用勞動生產(chǎn)率，這種度量方式有一定局限，勞動力投入比例的變動會導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率的改變，當和全球企業(yè)進行比較時，具有一定誤導(dǎo)。本文使用全要素生產(chǎn)率(TFP)作為企業(yè)生產(chǎn)率的度量，度量的是剩余的技術(shù)和效率因素，不會因要素投入比例改變影響生產(chǎn)率的結(jié)果。

本文參考魯曉東和連玉君(2012)[30]的LP方法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測算。

(1)Levinsohn Petrin(LP)估計法(tfp_lp)

Vit=αLit+f(Kit,mt)+μit(1)

Vit為企業(yè)工業(yè)增加值，L和K分別表示企業(yè)勞動和資本，m為中間投入，f(Kit,mt)是資本存量和中間投入的函數(shù)，由上式可估計出勞動和資本的系數(shù)，得出tfp模型為：

企業(yè)工業(yè)增加值、資本投入和中間投入分別用價格指數(shù)和固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減，勞動投入用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)表示。

(2)企業(yè)融資約束(ficapa1)。采用企業(yè)負債比率的倒數(shù)，即企業(yè)總資產(chǎn)與企業(yè)負債的比重來衡量企業(yè)融資約束②[注]②本文采用表示間接融資的負債比率作為衡量企業(yè)融資能力，因為：第一，本文所用數(shù)據(jù)庫缺乏上市公司直接融資的數(shù)據(jù)；第二，據(jù)朱荃和張?zhí)烊A(2015)運用中國上市公司數(shù)據(jù)研究企業(yè)對外直接投資顯示，2006—2007僅有50家左右首次進行對外直接投資的企業(yè)，和本文樣本相比，這個數(shù)目相對較小，對本文使用間接融資表示企業(yè)融資能力影響不大。。融資約束低意味著企業(yè)能夠獲得更多的外部融資，說明企業(yè)的融資能力越強。融資能力強的企業(yè)更易對外直接投資。因此，我們預(yù)期企業(yè)融資約束越弱，企業(yè)對外直接投資可能性越大。為顯示結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步采用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值率的倒數(shù)(ficapa2)衡量企業(yè)融資約束。企業(yè)固定資產(chǎn)凈值率用企業(yè)固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率表示。當企業(yè)融資時，固定資產(chǎn)被作為違約時的抵押品被債券方視為償債的保障，該指標越高企業(yè)融資能力越強，融資約束越低。

3.其他控制變量

企業(yè)規(guī)模(scale)用從業(yè)人數(shù)的自然對數(shù)來衡量。該指標既衡量了企業(yè)的規(guī)模，也衡量了企業(yè)的勞動力擁有情況。企業(yè)規(guī)模越大，其實力越強，有一定規(guī)模的企業(yè)才有實力進行對外直接投資。因此，我們預(yù)期企業(yè)規(guī)模對企業(yè)對外直接投資可能具有正影響。

資本密度(kshare)用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值占企業(yè)從業(yè)人數(shù)比重的自然對數(shù)來衡量。Antràs(2003)認為資本密集度更高的企業(yè)更有可能進行對外直接投資。[31]但國內(nèi)學(xué)者的實證研究觀點卻不一，葛順奇和羅偉用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《名錄》的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)資本密度對企業(yè)對外直接投資有正向影響。[32]肖慧敏和劉輝煌(2014)用上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)資本密度對企業(yè)對外直接投資影響不顯著。因此，我們預(yù)期資本密度對企業(yè)對外直接投資影響不確定。

是否有出口行為(d_export)。該變量為虛擬變量，企業(yè)產(chǎn)品有出口行為則取值為1，否則為0。出口可以為投資國企業(yè)在東道國建立聯(lián)系，從而為企業(yè)投資鋪路，出口的企業(yè)更傾向于進行對外直接投資。因此，我們預(yù)期企業(yè)出口對企業(yè)對外直接投資具有正向影響。

企業(yè)研發(fā)投入(RD)用企業(yè)研發(fā)開發(fā)費占企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入比表示。企業(yè)研發(fā)投入越大，研發(fā)能力越強，企業(yè)實力越強，進行對外直接投資的可能性就越大。因此，我們預(yù)期企業(yè)研發(fā)投資對企業(yè)對外直接投資影響為正。

企業(yè)類別。構(gòu)造虛擬變量，國有企業(yè)(dummy_nation)取值為1，外資企業(yè)(dummy_for)取值為2，以考察這兩種類型企業(yè)對外直接投資的差異。

企業(yè)所屬地區(qū)。構(gòu)造企業(yè)所屬地區(qū)虛擬變量，分為東部(east)、中部(middle)和西部(west)三類①[注]①東部地區(qū)(east)包括北京、天津、河北、上海、遼寧、江蘇、福建、浙江、山東、廣東和海南；中部地區(qū)(middle)包括山西、黑龍江、吉林、安徽、河南、江西、湖北和湖南；西部地區(qū)(west)包括四川、重慶、云南、貴州、廣西、陜西、青海、甘肅、寧夏、新疆、西藏、內(nèi)蒙古。此外，我們控制這些虛擬變量，并不強調(diào)考察他們的單獨效應(yīng)，只是盡可能地控制住其他條件不變，便于分析全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響。。當企業(yè)在東部(east)時,取值為1，其他為0。表1給出了主要變量的簡要描述統(tǒng)計。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

(一)基本回歸

由于樣本中企業(yè)個體數(shù)N相對時間T較大，個體固定效應(yīng)模型會導(dǎo)致冗余參數(shù)和參數(shù)不一致問題；加上本文的因變量是一個二分變量，使用面板Probit 模型則只能采用隨機效應(yīng)模型進行估計，無法對個體效應(yīng)或(和)時間效應(yīng)進行有效控制。為此，本文選擇采用面板Logit 模型進行實證分析。具體公式如下：

Logit(Fijt)=β0+β1tfpit+β2ficapait+XitΓ+μijt(3)

其中，F(xiàn)ijt為被解釋變量，如果企業(yè)i在第t年對第j國進行OFDI，則為1，否則為0；tfpit為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，ficapait為企業(yè)融資約束；Xit為控制變量構(gòu)成的向量，包括企業(yè)規(guī)模、資本密集度、企業(yè)出口行為、是否國有、是否外資以及企業(yè)所屬地區(qū)等；β0為常數(shù)項，μijt為殘差項。

系數(shù)β1的符號和大小衡量全要素生產(chǎn)率對企業(yè)對外直接投資傾向的影響。如果β1顯著為正，則全要素生產(chǎn)率的提高有助于企業(yè)對外直接投資；若β1顯著為負，則全要素生產(chǎn)率的提高降低了企業(yè)對外直接投資的傾向；若β1不顯著，則全要素生產(chǎn)率對企業(yè)對外直接投資沒有顯著影響。系數(shù)β2的符號和大小衡量著融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向的影響。如果β2顯著為正，則融資約束越嚴重提高了企業(yè)對外直接投資的傾向；若β2顯著為負，則融資約束越嚴重降低了企業(yè)對外直接投資的傾向；若β2不顯著，則融資約束對企業(yè)對外直接投資沒有顯著影響。

1.全要素生產(chǎn)率和融資約束的單獨效應(yīng)

表2呈現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率提高與融資約束對企業(yè)是否對外直接投資的單獨效應(yīng)。第(1)列的解釋變量僅為全要素生產(chǎn)率(tfp)，第(2)列在全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，控制企業(yè)規(guī)模、資本密集度、研發(fā)投入、是否出口變量，從而對比研究全要素生產(chǎn)率對企業(yè)OFDI決策的影響。兩列中tfp的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高能促進企業(yè)進行對外直接投資，這與傳統(tǒng)的理論和研究結(jié)論一致[3][4][5]。其中，第(2)列指出，全要素生產(chǎn)率提高1個單位，企業(yè)對外直接投資的傾向就提高1.20個單位。第(3)列和第(4)列的核心解釋變量為融資約束，采用企業(yè)負債比率的倒數(shù)(ficapa1)來表示，前者沒有放控制變量，后者加進了控制變量。兩列回歸中的ficapa1系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負，即融資約束阻礙了企業(yè)對外直接投資，或者說企業(yè)融資約束越緊越難融資，企業(yè)對外直接投資的可能性就越低。其中，第(4)列顯示，融資約束提高1個單位，企業(yè)對外直接投資的傾向就降低0.02個單位。第(5)和(6)列同時加進全要素生產(chǎn)率與融資約束變量。無論是否添加其他控制變量，全要素生產(chǎn)率(tfp)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而融資約束(ficapa1)系數(shù)也至少在5%的水平上顯著為負，即全要素生產(chǎn)率提高促進企業(yè)對外直接投資，而融資約束提高則阻礙企業(yè)對外直接投資。這與前四列的結(jié)果一致。從數(shù)值上說，第(6)列指出，全要素生產(chǎn)率提高1個單位，企業(yè)對外直接投資的傾向就提高1.44個單位；融資約束提高1個單位，企業(yè)對外直接投資的傾向就降低0.01個單位。

從其他控制變量來看，企業(yè)規(guī)模(scale)系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，對外直接投資的可能性越大。資本密集度(kshare)系數(shù)顯著為正，資本密集度對企業(yè)OFDI決策有顯著正向影響，企業(yè)資本密集度高，更傾向于進行對外直接投資。研發(fā)投入(RD)系數(shù)顯著為正，表明研發(fā)投入對企業(yè)OFDI影響顯著為正，研發(fā)投入越大的企業(yè)，企業(yè)實力和發(fā)展?jié)摿^大，更傾向于進行對外直接投資。企業(yè)是否出口(d_export)系數(shù)顯著為正，表明有出口的企業(yè)對東道國各方面更加熟悉和了解，更容易和東道國建立聯(lián)系，因此有利于企業(yè)進行OFDI。

表2 全要素生產(chǎn)率提高和融資約束的單獨效應(yīng)

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

2.全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互效應(yīng)

為考察全要素生產(chǎn)率提高和融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)，本文在(3)式的基礎(chǔ)上加進了全要素生產(chǎn)率提高和融資約束的交互項(tfpit×ficapait)，具體設(shè)定如下：

Logit(Fijt)=β0+β1tfpit+β2ficapait+β3tfpit×ficapait+XitΓ+μijt(4)

(4)式中，系數(shù)β3的符號和大小衡量著全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向的交互效應(yīng)。如果β3顯著為正，則全要素生產(chǎn)率和融資約束的同方向變動，聯(lián)合推動企業(yè)對外直接投資傾向的提高；若β3顯著為負，全要素生產(chǎn)率和融資約束的不同方向變動，聯(lián)合推動企業(yè)對外直接投資傾向的提高；若β3不顯著，則全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資沒有顯著的交互效應(yīng)。

與表2相比，表3添加了全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互項(tfp×ficapa1)。四列回歸的結(jié)果較為一致。全要素生產(chǎn)率(tfp)系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高能促進企業(yè)進行對外直接投資，與表2的結(jié)論一致。但融資約束(ficapa1)系數(shù)由原來的顯著為負，變?yōu)椴伙@著。同時，全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互項(tfp×ficapa1)基本在10%水平上顯著為負，也就是，全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生顯著的交互效應(yīng)。該顯著為負的交互效應(yīng)可解讀為：一是，融資約束對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生的負效應(yīng)，僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)才起作用。也即，如果某企業(yè)擁有較高的全要素生產(chǎn)率，融資約束并不會對其進行對外直接投資傾向產(chǎn)生顯著影響，但在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)，融資約束將阻礙企業(yè)的對外直接投資。二是，全要素生產(chǎn)率提高企業(yè)對外直接投資傾向的效應(yīng)，在融資約束較少的企業(yè)更大。也即，全要素生產(chǎn)率提高和降低融資約束形成互補關(guān)系，共同促進企業(yè)對外直接投資傾向的提高。例如，第(4)列指出，控制其他因素不變的條件下，全要素生產(chǎn)率提高1個單位，企業(yè)對外直接投資的傾向就提高1.44個單位，如果該企業(yè)的融資約束降低1個單位，全要素生產(chǎn)率提高對外直接投資傾向的效應(yīng)再提高0.02個單位。

此外，無論添加全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互項與否，全要素生產(chǎn)率系數(shù)始終顯著為正，而融資約束系數(shù)由顯著為負轉(zhuǎn)變成不顯著，同時，交互項系數(shù)顯著為負，意味著對于企業(yè)對外直接投資的影響因素而言，全要素生產(chǎn)率是最為關(guān)鍵的，融資約束的效應(yīng)僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)能呈現(xiàn)。換言之，全要素生產(chǎn)率的提高能抹平或抑制融資約束所引起的負效應(yīng)。

表3 企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性和融資約束對企業(yè)OFDI的交互效應(yīng)

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

(二)穩(wěn)健性檢驗

以上的實證分析呈現(xiàn)了生產(chǎn)率異質(zhì)性和融資約束對企業(yè)對外投資的單獨影響，即表2，我們發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，而融資約束的系數(shù)顯著為負。在表3中，研究二者的交互效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)依然顯著為正，全要素生產(chǎn)率與融資約束的交乘項基本顯著為負，而融資約束的系數(shù)由表2的顯著為負變?yōu)椴伙@著。這表明融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向產(chǎn)生負向影響的效應(yīng)僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)成立。

本部分進行穩(wěn)健性檢驗，主要驗證以上基本回歸中主要解釋變量的系數(shù)是否穩(wěn)健，即驗證全要素生產(chǎn)率的系數(shù)依然顯著為正。結(jié)果表明全要素生產(chǎn)率與融資約束的交乘項基本顯著為負，而融資約束的系數(shù)基本不顯著。因此，表4根據(jù)不同投資動機進行檢驗，表5更換融資約束度量指標，用企業(yè)負債率和企業(yè)固定資產(chǎn)占比的倒數(shù)捕捉融資約束。參照葛順奇和羅偉(2013)的做法[32]，將企業(yè)對外直接投資分為4類：從事非經(jīng)營性業(yè)務(wù)的OFDI企業(yè)(非經(jīng)營)、從事進出口貿(mào)易和產(chǎn)品銷售，在境外不存在研發(fā)和生產(chǎn)等的商貿(mào)類OFDI企業(yè)(商貿(mào)類)、從事產(chǎn)品研發(fā)、組裝、加工、制造或生產(chǎn)的加工的研發(fā)生產(chǎn)類OFDI企業(yè)(研發(fā)生產(chǎn)類)、投資業(yè)務(wù)為銷售業(yè)務(wù)，同時包含有研發(fā)、組裝、加工制造等綜合類業(yè)務(wù)的OFDI企業(yè)(綜合類)①[注]①此處在實證處理中，行業(yè)分類按虛擬變量進行處理，如 若企業(yè)是非經(jīng)營類企業(yè)，取值為1，其他為0；若企業(yè)是商貿(mào)類企業(yè)，取值為1，其他為0，其他類此，因此樣本量變化并不大。。根據(jù)不同類型的OFDI進行分樣本回歸。

表4結(jié)果顯示，四列回歸中全要素生產(chǎn)率(tfp)基本顯著為正②[注]②雖然在研發(fā)生產(chǎn)率的企業(yè)中，tfp系數(shù)不顯著，但符號仍為正。，融資約束(ficapa1)系數(shù)不顯著，而二者交互項(tfp×ficapa1)系數(shù)也基本顯著為負。這與表3的結(jié)論是一致的。全要素生產(chǎn)率的提高顯著增強企業(yè)對外直接投資的傾向，當融資約束降低時，該促進效應(yīng)更大；融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向產(chǎn)生負向影響的效應(yīng)僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)成立。這也可表明，提高全要素生產(chǎn)率能抹平或抑制融資約束所引起的負效應(yīng)。

表4 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ：分樣本回歸

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

表5更換融資約束的度量指標，用企業(yè)負債率和企業(yè)固定資產(chǎn)占比的倒數(shù)(ficapa2)檢驗生產(chǎn)率異質(zhì)性和融資約束(tfp×ficapa2)是否如基本回歸中一樣系數(shù)為負。具體回歸由表5呈現(xiàn)。四列中，全要素生產(chǎn)率(tfp)的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，融資約束(ficapa2)系數(shù)不顯著，而二者交互項(tfp×ficapa2)系數(shù)基本在10%的水平上顯著為負。再次說明，全要素生產(chǎn)率提高顯著增強企業(yè)對外直接投資的傾向，當融資約束降低的時候，該促進效應(yīng)更大；融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向產(chǎn)生負向影響的效應(yīng)僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)成立。這也可表明，提高全要素生產(chǎn)率能抹平或抑制融資約束所引起的負效應(yīng)。這與表3的結(jié)論是一致的。

表5 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ：更換解釋變量

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

四、進一步檢驗

(一)企業(yè)類別異質(zhì)性對交互效應(yīng)的影響

表2-表5檢驗了全要素生產(chǎn)率、融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，尤其關(guān)注全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率提高顯著增強企業(yè)對外直接投資的傾向，當融資約束降低的時候，該促進效應(yīng)更大；融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向產(chǎn)生負向影響的效應(yīng)僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)成立。本部分進一步基于企業(yè)的異質(zhì)性討論全要素生產(chǎn)率和融資約束的交互效應(yīng)的不同表現(xiàn)。

表6 企業(yè)類別異質(zhì)性對交互效應(yīng)的影響

續(xù)表6

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

表6把企業(yè)分類為外資企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)，并構(gòu)建外資企業(yè)虛擬變量(d_for)，若該企業(yè)屬于外資企業(yè)，則賦值為1，其他企業(yè)則賦值為0。在此基礎(chǔ)上，把外資企業(yè)虛擬變量(d_for)以及其與全要素生產(chǎn)率、融資約束的雙重交互項(tfp×ficapa1×d_for)加入模型進行回歸。結(jié)果顯示，全要素生產(chǎn)率(tfp)系數(shù)顯著正，融資約束(ficapa1)系數(shù)不顯著，全要素生產(chǎn)率與融資約束的交互項(tfp×ficapa1)系數(shù)基本顯著為負，外資企業(yè)虛擬變量、全要素生產(chǎn)率、融資約束的雙重交互項(tfp×ficapa1×d_for)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明，就全要素生產(chǎn)率與融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)而言，在外資企業(yè)中更為顯著，效果更大。從數(shù)值上說，以第(3)列為例，相比于內(nèi)資企業(yè)，外資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)降低0.024個單位。更為詳細地，在控制其他條件不變的情況下，全要素生產(chǎn)率提高1個單位，能增大企業(yè)對外直接投資傾向1.18個單位，在內(nèi)資企業(yè)中，如果該企業(yè)的融資約束降低1個單位，全要素生產(chǎn)率增大對外直接投資傾向的效應(yīng)再提高0.027個單位；在外資企業(yè)中，交互效應(yīng)降低0.024個單位，也就是，該企業(yè)的融資約束降低1個單位，全要素生產(chǎn)率增大對外直接投資傾向的效應(yīng)僅再提高0.003個單位。也就是，相比于外資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資的負向影響的作用更大。相比于外資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)并不能獲得更多的國外支持，其抵抗市場風(fēng)險的手段較少，只能更依賴于全要素生產(chǎn)率的提升。由此，內(nèi)資更能發(fā)揮全要素生產(chǎn)率提高的效應(yīng)，包括其抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資的負向影響。

(二)企業(yè)出口異質(zhì)性對交互效應(yīng)的影響

表7檢驗企業(yè)是否出口對全要素生產(chǎn)率、融資約束對企業(yè)對外直接投資交互效應(yīng)的影響。表7在方程中加進企業(yè)是否出口虛擬變量(d_export)以及其與全要素生產(chǎn)率、融資約束的雙重交互項(tfp×ficapa1×d_export)。如表7所示，全要素生產(chǎn)率(tfp)系數(shù)顯著正，融資約束(ficapa1)系數(shù)不顯著，全要素生產(chǎn)率與融資約束的交互項(tfp×ficapa1)系數(shù)不顯著，企業(yè)是否出口虛擬變量、全要素生產(chǎn)率、融資約束的雙重交互項(tfp×ficapa1×d_export)系數(shù)在10%的水平上顯著為負。這表明，就全要素生產(chǎn)率與融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)而言，該交互效應(yīng)在出口企業(yè)更為顯著，而在內(nèi)銷企業(yè)并沒有呈現(xiàn)出來。換言之，全要素生產(chǎn)率抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向的負向效應(yīng)，僅在出口企業(yè)成立。詳細地，第(3)列指出，在控制其他條件不變的情況下，全要素生產(chǎn)率提高1個單位，能增大企業(yè)對外直接投資傾向1.40個單位，對于出口企業(yè)，如果該企業(yè)的融資約束降低1個單位，全要素生產(chǎn)率增大對外直接投資傾向的效應(yīng)再提高0.01個單位。 相比于內(nèi)銷企業(yè)，出口企業(yè)通常經(jīng)營更好，而且出口與對外直接投資往往是互補關(guān)系。一方面，出口企業(yè)更能抵御融資約束對企業(yè)對外直接投資傾向的負向效應(yīng)；另一方面，出口企業(yè)更能發(fā)揮全要素生產(chǎn)率抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資的負向影響。

表7 企業(yè)出口異質(zhì)性對交互效應(yīng)的影響

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)小括號中為標準誤；(3)N是樣本數(shù)。

五、結(jié)論

本文使用2005—2007年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》進行合并的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，檢驗全要素生產(chǎn)率、融資約束對企業(yè)對外直接投資的影響，展現(xiàn)全要素生產(chǎn)率與融資約束的交互效應(yīng)。研究認為：中國對外投資企業(yè)并不存在“生產(chǎn)率悖論”，全要素生產(chǎn)率越高的企業(yè)對外直接投資可能性越大；融資約束對企業(yè)對外投資具有負作用，融資約束越大，企業(yè)對外投資的可能性越小。由于該負作用僅在全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)呈現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率的提高能抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資的負向影響。由此，全要素生產(chǎn)率對企業(yè)是否進行對外直接投資的影響最為關(guān)鍵。進一步地，本文考察企業(yè)類別異質(zhì)性以及企業(yè)出口異質(zhì)性對交互效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)資企業(yè)和出口企業(yè)更能加強全要素生產(chǎn)率和融資約束對企業(yè)對外直接投資的交互效應(yīng)呈現(xiàn)。內(nèi)資企業(yè)更能發(fā)揮全要素生產(chǎn)率的提高能抹平融資約束對企業(yè)對外直接投資的負向影響的作用，但該抹平作用更是僅在出口企業(yè)成立。

本文研究結(jié)論對我國企業(yè)加快 “走出去”和提高對外直接投資提供了政策參考意義。

第一，中國企業(yè)進行對外直接投資時，全要生產(chǎn)率始終是對外直接投資最為重要的因素，且其提高能抵御很多因素的不利因素，如融資約束。由此，中國企業(yè)應(yīng)把提升企業(yè)自身實力作為重中之重。第二，企業(yè)融資能力在對外直接投資中發(fā)揮重要作用，由于對外直接投資企業(yè)資金尋求大、投資期限長、且承擔(dān)不確定風(fēng)險較大，目前對外直接投資企業(yè)主要是通過銀行貸款，但由于對外直接投資風(fēng)險較大，民營企業(yè)很難取得銀行貸款，嚴重制約了部分具有潛力的民營企業(yè)對外直接投資，也制約了對外直接投資數(shù)量和范圍，因此，政府應(yīng)積極拓展企業(yè)多元化融資渠道，加快企業(yè)證券市場發(fā)展，如發(fā)展股票市場以及風(fēng)險投資基金對企業(yè)進行股權(quán)融資，幫助企業(yè)提高跨境資本運作能力，實現(xiàn)在投資當?shù)剡M行融資。第三，成為社會主義強國，需要勤練內(nèi)功，需要有大而強的內(nèi)資企業(yè)，因此，我們必須重視內(nèi)資企業(yè)的建設(shè)與發(fā)展，通過增強企業(yè)實力，提高企業(yè)全球運營能力以及風(fēng)險抵御能力。此外，企業(yè)建設(shè)需要進一步開放，鼓勵企業(yè)以國際視野實行多元化生產(chǎn)，加強創(chuàng)新能力開放合作，提高企業(yè)國際競爭力。