企業生產率、出口與對外直接投資選擇
——基于細分行業的實證分析

梁會君

（河南工學院，河南新鄉453003）

對外直接投資作為中國國際產能合作的重要形式，近年來已經取得突破性進展。2015年中國對外投資超過同期吸引外資規模，達1456.7億美元，實際使用外資金額為1356億美元，首次成為資本凈輸出國。目前，中國企業對外投資（OFDI）已經進入了黃金期。研究中國企業對外直接投資的選擇問題，有助于我們把握國際產能合作的要領。

就現有的文獻來看，不少學者考察了企業生產率對OFDI選擇的影響，認為生產率高的企業會選擇對外直接投資。還有一些學者依據邊際產業擴張理論認為國際直接投資與貿易是一種互補關系，開始研究出口貿易對OFDI的影響。與以往的研究相比，本文的不同之處在于：一是從制造業行業差異視角研究生產率對OFDI的影響效應，分析企業OFDI的行業和區域選擇問題；二是通過研究出口對OFDI的影響效應，分析企業推進對外直接投資的有效方式；三是從企業對外直接投資決策（行業、區域、方式）的角度研究如何進一步推進國際產能合作，這與政府部門來說具有一定的參考價值。

一、數據來源、變量選擇及模型設定

（一）數據來源

本文的分析主要是基于兩套數據：中國商務部提供的《境外投資企業（機構）名錄》和《中國工業企業數據庫》。在2002～2008年的時間跨度內，選擇剔除2002、2004和2008年數據①。考慮到樣本的匹配性，《中國工業企業數據庫》統計的對象剔除了規模以下的國有企業，只保留規模以上國有工業企業和非國有工業企業。另外，《中國工業企業數據庫》剔除的指標還包括銷售收入和固定資產凈值小于3億元、職工數小于100人②、應收賬款（凈值）小于0、新產品價值小于0、開業時間早于2002年、中間投入品小于0這些主要的異常指標。《境外投資企業（機構）名錄》中可以查詢到中國企業對外設立分支機構的有關記錄，這樣可以找出中國哪些企業進行了對外直接投資。由于不少企業并非在海外投資一家分公司，我們對數據合并處理，最后剩下的企業是2003年195家，2005年1 027家，2006年2 103家，2007年3 108家，最終得到共有5 337家企業的有效數據。

（二）模型設計與變量選擇

基于HYM理論的結論，對企業異質性特征進行拓寬。考慮到其他影響企業OFDI的特定因素，采用二元Probit模型進行檢驗。本文設計的被解釋變量、解釋變量和控制變量的具體情況如下：

1）被解釋變量。企業是否有對外投資行為（OFDI）。如果企業有對外投資則為1，否則為0。

2）解釋變量。①加權企業全要素生產率。普遍認為，有三種較為簡便的方法可以估算出企業生產率。第一種方法是計算企業勞動生產率，第二種方法是計算近似全要素生產率，第三種方法是“索洛殘差法”的衍生。這三種方法得出的企業生產率有利有弊，但都不能準確地反映生產率的真實情況，還要進一步通過加權的方法來刻畫全要素生產率。具體來說，根據各年三個生產率與對外投資選擇的相關性系數值情況，確定權數，進一步計算出更準確的加權全要素生產率。參照前面的理論模型的結論，預計加權的企業全要素生產率的系數符號為正。②出口強度。作為企業國際化的兩種方式——出口和對外直接投資（OFDI），兩者之間必然有一定的關聯性，一個已經實現出口或者說出口能力強的企業將會更傾向于OFDI。觀察數據也發現，實行OFDI的企業大部分也是對外進行出口的企業，因為已經出口的企業會掌握更多的國外經營的經驗，有利于OFDI的實現，所以預計出口強度的符號為正。③新產品占比。計算公式為新產品產值/工業總產值。一方面，新產品占比可以用來代表企業的專有資產。企業可憑借對新產品的定價權獲得更高的壟斷利潤，所以新產品占比高的企業，壟斷競爭優勢更強。另一方面，新產品占比還能表示企業的技術創新能力。新產品占比越高，企業的創新能力越強；企業創新能力越強，越有利于選擇對外直接投資。基于這兩方面的原因，可以預計新產品占比的系數符號為正。④銷售費用。計算公式為單位銷售費用=銷售費用/工業銷售值。銷售費用的增加，一方面有利于拓展對外投資渠道，另一方面作為企業進入市場所需支付的成本對于企業是否進行OFDI具有一定的限制作用，所以這里銷售費用的系數符號不確定。⑤資本密集度。計算公式為企業固定資產凈值（固定資產賬面價值）/從業人員數。其中，固定資產凈值用投資指數平減。由于中國對外直接投資的對象基本上是發達國家，對于中國的資本密集型產品的輸出會有一定的抵制，所以中國的資本密集型行業較難在這些國家實現OFDI，預期資本密集度的系數符號為負。⑥企業年齡。這里企業年齡=當年年份-開業年份，系數符號不確定。⑦應收賬款。企業的應收賬款是企業流動資產管理的一項重要內容，間接地反映了中國的特殊制度環境。如果應收賬款占比較高，則表示國內商業制度環境還不完善，那么對于OFDI會產生不利的影響，所以預期其系數符號為負。⑧現金流動性。用企業總資產周轉率來反映。資產周轉率在一定程度上反映了企業的市場勢力。那些能較快實現融資的企業往往是在中國市場上實力較強的企業，他們更樂意將中國本土作為發展的市場，而不愿意實現企業國際化經營，所以相對對外投資較少，預期其系數符號為負。⑨金融環境。利息支出在一定程度上反映企業是否獲得了外部金融支持，展現了該企業的外部金融環境。由于部分企業的利息支出為負，沒有進行對數處理，所以預計其系數符號為正。⑩平均工資。平均工資越高的企業越可能調動員工的積極性，激發員工的潛力，所以平均工資高的企業對外直接投資的概率較大。平均工資=ln（應付工資+應付福利）/企業員工數，其中應付工資、應付福利用CPI進行平減。

3）控制變量。本文分別使用所有制類型、行業、地區三類變量作為虛擬變量來分別控制企業受政府干預和支持、行業特性以及地區制度差異等因素對OFDI決策的影響。①所有制因素。在樣本期內由于對外直接投資的參與者里面幾乎沒有外商投資企業，所以本文主要考慮國有企業和私營企業。根據中國的法律把國有資產不低于50%的企業定義為國有企業，余下的就是私營企業。②行業因素。參考葛順奇（2013）[1]的做法，在二分位行業分類的基礎上，本文將企業所屬的行業分為四類：輕工業、化工業、材料業、機械制造業。③地區因素。按照中國的行政區劃分類方法，本文將企業所屬地區分為東部、中部、西部三類。

二、計量結果及分析

（一）基準回歸結果及分析

影響制造業企業OFDI選擇的Probit模型基準回歸結果見表1。觀察回歸結果可以看出：

企業全要素生產率。為了解決由于企業生產率和對外直接投資會產生的內生性問題，我們選擇把企業生產率滯后一期。表1中，企業生產率的系數符號為正，且通過1%顯著性水平檢驗，說明企業生產率對外直接投資有顯著正向作用，對外直接投資的企業往往是具有較高生產率的企業，這說明了中國的制造業在對外直接投資的選擇上不存在生產率悖論。

出口強度。系數符號顯著為正，說明一定的國外經營經驗會顯著影響企業對外直接投資的決策。企業在進行OFDI之前通過出口了解國際市場，再進行對外直接投資，企業的國際化運作經營管理能力將得到提升。

新產品占比。觀察表1的第1列，新產品占比的系數不顯著，在第2列中，加入控制變量企業全要素生產率×技術創新，系數符號變得顯著了（通過了10%的顯著性水平檢驗）。在控制影響企業OFDI的其他解釋變量之后，新產品占比對企業OFDI的平均影響為-1.361+0.613×2.38=0.098（其中2.38為企業生產率的均值）。系數的符號由不顯著變成顯著，說明企業生產率對新產品占比有交互影響，隨著企業生產率的增加會減弱新產品占比對OFDI的負向作用。事實上，新產品占比最終與企業OFDI呈顯著正相關，這一方面是中國制造業進行OFDI的企業擁有較高的研發創新能力；另一方面的原因是專有資產豐裕的企業更傾向于對外直接投資。

銷售費用。系數符號始終顯著為正，且通過1%顯著性水平檢驗。說明對外直接投資的企業往往要花費較高的銷售費用。

資本密集度。觀察第1列，資本密集度的符號為負，勉強通過了10%的顯著性水平檢驗。在第1列中加入控制變量企業（全要素生產率*資本密集度）。在控制影響企業OFDI的其他解釋變量之后，資本密集度對企業OFDI的平均影響為0.607+（-0.291）×2.38=-0.086（其中2.38為企業生產率的均值），并且高度顯著（通過了1%的顯著性水平檢驗）。系數的符號由勉強顯著變成高度顯著，說明企業生產率對資本勞動比有交互影響，隨著企業生產率的增加會減弱資本勞動比對OFDI的正向作用，資本密集度與企業OFDI呈顯著負相關。

表1 影響企業對外直接投資與否的因素基準回歸結果

（二）分行業特性回歸結果及分析

由于不同的行業在技術程度、資本密集度、產品的研發和銷售等方面存在不同程度的差異，影響企業OFDI決策的動因也可能會存在異質性。為了檢驗這種異質性是否存在以及差異大小，我們將制造業分為四種類型（輕工業、化工業、材料業、機械制造業）分別進行回歸。由于化工業數據不足，導致回歸結果難以估計，所以表2中只分析了其他三個行業Probit模型的估計結果。觀察結果可知，企業的生產率在不同的行業中始終顯著為正，這說明中國制造業企業在OFDI決策上不存在生產率悖論。從系數大小來看，輕工業＞材料業＞機械制造業，這說明輕工業企業的生產率對企業決定是否進行OFDI影響最大，其次是材料業，然后是機械制造業，即輕工業的選擇效應體現得最為明顯。出口強度在輕工業和機械制造業始終顯著為正，在材料業則不再具有顯著的影響。從系數大小來看，輕工業＞機械制造業，說明輕工業的OFDI行為更加依賴于出口行為。這可能是由于輕工業的知識和技術積累程度要低于機械制造業，因此輕工行業企業之間的生產率差異也沒有機械制造行業企業生產率差異大。由于輕工業企業之間的生產率差異相對更小，在其進行OFDI之前更加需要依賴例如前期在出口市場積累的資源以及經驗等其他優勢進入，這樣企業才能負擔起OFDI的固定成本。

表2 分行業類型：影響企業對外直接投資與否的因素回歸結果

三、結論及政策含義

本文考察細分行業中企業生產率、出口對進行OFDI的影響效應。主要結論是：第一，企業生產率對OFDI決策的影響總體為正效應，但是大小有異。一方面，生產率水平越高的企業進行OFDI的概率越大，而且這個結論并不取決于行業的特性，也不取決于行業的類別，說明該結論非常穩健且沒有行業異質性，證明中國制造業企業的OFDI行為不具有“生產率悖論”。另一方面，不同細分行業的生產率對OFDI決策的影響大小會有差異。從系數大小來看，輕工業＞材料業＞機械制造業，說明輕工業企業的生產率對企業決定是否進行OFDI影響最大，即輕工業的選擇效應體現得更為明顯。第二，出口強度對OFDI決策的影響表現出較強的異質性。出口強度在輕工業和機械制造業始終顯著為正，在材料業則不再具有顯著的影響。從系數大小來看，輕工業＞機械制造業，說明輕工業的OFDI行為更加依賴于出口行為。第三，資本密集型行業進行OFDI的企業全要素生產率比勞動密集型的雖然要大，但是優勢并不明顯。這說明資本密集型行業仍有待進一步提升技術水平，提高全要素生產率。

依據上面的結論，本文的政策建議是：第一，對外投資行業的選擇要充分考慮行業異質性。輕紡業并不是“夕陽產業”，相反應該作為企業對外直接投資的重點領域之一。但是根據“邊際產業擴張”理論，應該將輕紡業這類勞動密集型制造業轉移到經濟發展水平類似于或低于我國的發展中國家和地區。二是對外投資區域的選擇要充分考慮行業的資本技術能力。目前機械制造業、材料業在企業對外直接投資中占據重要份額，但是像信息通訊、裝備制造等一些資本密集型行業的生產率優勢還不夠明顯，所以需要進一步提高技術水平，才能不斷開拓發達國家市場。三是充分考慮出口在國際產能合作中的重要作用，對外投資需要合理有序推進。目前我國制造業整體上還處于國際化進程的發展階段，企業的跨國經營經驗還比較欠缺。通過出口逐步過渡到對外直接投資的方式，應有序推進,這樣可以減少進入更為陌生和復雜的國際市場的潛在成本，增加對外投資的成功率。

注釋：

①2002年是中國加入世貿組織、正式開始履行義務的第一年，而2008年的金融危機可能會有一定的滯后反應，使得數據出現突變點，所以考慮選取2002到2008年的數據進行分析。但是，2002年和2008年數據庫核心信息缺失過于嚴重（比如說企業代碼大量缺失）甚至無法精確地確認相關企業。另外，由于2004年缺失的主要數據較多（像工業增加值、出口交貨值等），這樣樣本的時間跨度就變成2003年、2005年、2006年以及2007年。

②這樣做的原因：一是中小企業缺乏可靠的會計核算系統不僅會造成上報數據不可靠，也會帶來時點上的斷續；二是由于出口加工企業以中小企業為主，這樣可以有效地將其刪除掉，進一步精確尋找悖論的原因。