企業對外直接投資中的鄰居效應：理論機制分析及實證檢驗

一 引 言

自2001年中國加入世貿組織以來，我國企業對外投資不斷攀升，對外直接投資流量和存量都穩居世界前列。但近年來，國際經濟持續低迷，逆全球化思潮盛行，部分發達國家加大了貿易保護力度，對我國企業投資設置多種限制壁壘，增加了我國企業進入國際市場的風險和不確定性。2013年習近平主席提出的“一帶一路”倡議，開創了我國對外開放的新格局，這對于中國企業而言是重要的契機。根據商務部數據，2016年我國企業對外非金融類直接投資金額已達1701億美元，創歷史新高。2017年投資總金額1200.8億美元，同比下降29.4%。雖然總金額有所回落，但依然高于2015年的1180億美元，且大額項目占比大，非理性投資減少，投資的行業結構得到進一步優化。

在此背景下，研究我國企業對外直接投資的影響因素顯得尤為重要。以Melitz(2003)[1]和Bernard et al.(2003)[2]為代表的異質企業貿易理論強調企業自身的差異，從微觀角度來解釋對外直接投資的動因。然而其主要著眼于企業自身的一些因素如何影響對外直接投資，而忽略了企業之間的關聯作用。在全球化的經濟浪潮中，國際市場不確定性較大，競爭更加激烈，因此企業面臨的風險比較大。任何一個企業無法僅依靠自身有限的力量進行對外直接投資，而更多地需要從外部吸取知識和經驗，使自己的投資決策更加科學和準確。事實上，企業在進行風險投資前，常常需要從鄰近企業獲取信息和幫助(Hausmann和Rodrik, 2003)[3]。一個企業的其他決策和行為同樣會受到位于同一地區的企業影響。例如，在對外直接投資活動中，企業會通過交流投資經驗、人力資源流動，甚至相互競爭等方式影響相鄰企業的對外投資決策。

基于此，本文首先對企業對外直接投資中的鄰居效應進行了理論機制分析，將企業受鄰居企業影響的機制和渠道劃分為：知識溢出效應、競爭效應、信號傳遞的方式和產業鏈帶動。通過匹配2002-2013年間商務部《中國境外投資企業(機構)目錄》、《中國工業企業數據庫》以及《國泰安城市數據庫》的數據，構建了包含企業對外直接投資信息、企業特征及企業所在城市特征的多達數百萬樣本的數據集，考察了鄰居效應對企業對外直接投資的影響。結果顯示：鄰居企業的對外直接投資可以有效地促進企業進行對外直接投資活動。本文還進行了多種穩健性檢驗，例如剔除對香港和澳門地區的投資，研究鄰居效應對企業首次投資的影響，檢驗近三年內的鄰居效應對企業對外直接投資的影響，考察鄰居企業數量的影響以及鄰居效應對企業OFDI次數的影響等。研究結果均顯示，鄰居效應對企業對外直接投資的影響顯著為正，并且這一結論是穩健的。文章還進一步驗證鄰居效應的各個產生機制，發現鄰居效應同樣存在于省份范圍，但影響程度比城市間小；各行業內部也存在較強的鄰居效應；鄰居效應對同一目的地的投資行為具有更為明顯的促進作用。

二 文獻綜述與機制分析

(一)知識溢出

知識溢出存在地理界限，同一城市的企業由于地理和供應鏈相互配合，一般會形成產業集群。在同一產業集群中，企業相互聯系密切，會發生知識溢出(Marshell，1920)[4]。一些學者對此進行了驗證，Breschi和Malerba(2001)[5]的研究結果顯示，由于知識在空間上存在外部性，生產活動在地理上更集中的產業，更容易發生知識溢出并產生創新，這是因為鄰近的企業溝通成本低，有更多的機會通過非正式的組織和人員交流形成穩固的信任關系，可以更快地獲取創新所需要的知識。也有學者認為知識溢出的原因是一些知識需要在實際操作中才能學到，區域外的企業由于不便進行面對面交流，不容易進行知識傳遞(Audrestsch和Feldman，1996)[6]。特別是對于對外直接投資的企業而言，面臨著信息不對稱問題，需要更多的相關信息和經驗。通過與產業集群中企業的相互交流、合作等方式，企業向已經進行海外投資的鄰居企業學習，可以更快地獲得對外直接投資所需要的技術和經驗，降低企業跨國生產所面臨的不確定性。Feser和Bergman(2000)[7]則強調了人力資源對于知識溢出的作用，認為地理位置鄰近的企業有更多交流溝通機會，人力資源的頻繁流動使得知識溢出更加容易。對外直接投資企業通過引進那些具有豐富對外投資經驗的管理者和業務人員，能夠更加直接地獲取企業跨國生產所需經驗。

國內學者也從理論和實證角度證實了這種知識溢出在我國企業之間的存在性。這種知識溢出可以在產業間和產業內發生，特別是產業間知識溢出會更為明顯(彭向和蔣傳海，2011)[8]。溢出效應可以通過國內企業的合作創新和人才流動等機制促進知識的相互學習，減少企業創新成本，有效促進企業的創新活動(郭嘉儀等，2012)[9]。一些研究認為，這種知識溢出主要集中在產業集群的內部，會隨著距離的增加而減弱(王文翌和安同良，2014)[10]。周明和李宗植(2011)[11]、黃志啟(2013)[12]、杜威劍和李夢潔(2014)[13]等的研究結果均證實了我國產業集群內部存在著知識溢出現象，并有利于企業創新能力的提升。

因此，企業在對外直接投資時，通過集群內部企業合作交流、人才流動等方式，可以充分學習到投資政策、海外運營經驗等相關知識，有利于企業做出更科學的投資決策。

(二)競爭效應

由于產業集群內部的資源具有稀缺性(龍劍軍，2015)[14]，企業之間不可避免地產生市場重疊，加劇競爭(杜威劍和李夢潔，2014)[13]。競爭性的產業會促使企業努力提升自身競爭優勢，比壟斷性產業帶來更多的創新激勵(Arrow，1962)[15]。企業投資可以給企業帶來所需要的關鍵性競爭優勢(Porter，1997[16]；羅紹德和蔡奮，2007[17]；張功富，2009[18])。率先進行對外直接投資的企業，可以搶占海外市場，提高產品銷量，擴大生產規模從而降低平均成本。此外，企業還可以利用全球資源更優化的配置，提升自己的生產效率。相比于不進行對外直接投資的企業，企業獲得了巨大的競爭優勢。迫于這樣的競爭壓力，集群內相鄰的其他企業為了爭奪市場和資源，也會進行對外直接投資。因此，競爭效應也是集群內相鄰企業進行對外直接投資不可忽視的動因。

(三)信號傳遞

鄰居企業的海外投資行為也可以通過信號傳遞的間接方式促進其他企業進行對外直接投資。在社會科學的很多領域中都存在著信號傳遞現象——通過觀察別人的行為過程和結果來更新自己的認知(Bikhchandani et al.，1992[19]；Banerjee，1992[20])。這種信號傳遞效應對于企業非常重要，在面臨各種風險的國際投資中，企業尤其需要觀察鄰居企業的行為及結果來獲取信息，降低投資的不確定性。一些學者利用企業微觀數據對此進行了實證檢驗。Moretti(2011)[21]構建了一個動態學習模型，基于美國電影市場的數據，發現其他消費者的行為會影響個人對于電影質量的認知和消費決策，進而影響電影票房。Fernandes和Tang(2014)[22]將這種信號傳遞效應引入國際貿易領域，認為企業的出口行為會向母國鄰近的企業傳遞有關市場需求的正向信號，從而提高鄰居企業對該市場出口的可能性。其他學者也在不同的領域也證實了這種信號傳遞效應的存在(Foster和Rosenzweig，1995[23]；Conley和Udry，2010[24])。

當企業在對某個外國市場進行直接投資時，會間接地向它的鄰居企業發出信號，可能包括該市場需求旺盛、競爭對手少或者生產成本低、潛在利潤大等信息。由于處在同一產業集群中，企業之間溝通交流較頻繁，因此能更快捷有效地傳遞這種信息。國內的鄰居企業接收到該信號后，會加深對國外市場的了解，更新自己對該市場的原有認知，從而提高對該市場進行投資的可能性。

(四)產業鏈帶動

最后，企業進行對外直接投資時，還會受到同一條產業鏈上的鄰居企業影響。產業鏈上的一家企業對某個國外市場進行直接投資時，為了方便進行上下游的合作，產業鏈上的其他企業也會選擇到相同市場進行直接投資。

由于資源的有限性和生產的復雜性，在高度分工的現代化生產中，企業只能專注于產業鏈的某些環節，無法單獨完成整個生產。Dyer(1996)[25]對汽車行業的研究得出結論：與產業鏈廠商的緊密合作是制造業企業成功的重要因素。在產業集群中，共享的資源和便捷的交流為產業鏈的形成提供了良好條件，從而實現規模經濟(Clark，1989[26]；Dyer和Nobeoka，2000[27])。產業集群內的產業鏈具有天然的優勢，可以更好地提升企業的效率和業績。從生產運營角度來看，產業鏈上的企業集中后可以減少交易費用，降低生產的不確定性，提高企業運營能力(萬艷春和陳春花，2012)[28]。從研發角度來看，產業鏈上的企業集中可以分擔研發成本風險，縮短研發的時間，提高生產流程效率(朱濤，2007[29]；莊伯超等，2015[30])。此外，集群內的上下游企業經過長時間的合作可以建立起穩定的信任關系，降低合作成本(龍劍軍，2015)[14]。當其中的一家企業在海外市場經營時，如果可以繼續和國內的鄰居企業進行合作，相比于跟國外企業合作，可以省去不少的溝通成本和搜尋成本，這對于雙方企業都是有利的。因此，當企業與鄰居企業處在同一產業鏈上時，為了與鄰居企業繼續合作，提供配套生產或服務，企業會選擇模仿鄰居企業的對外直接投資行為，到相同的海外市場進行投資。

上述研究均表明企業投資行為對產業集群內其他企業有促進作用，這為理解企業對外直接投資的鄰居效應提供了很好的基礎。但是目前國內外的文獻中，幾乎沒有學者將企業相互之間的影響引入國際投資領域，本文彌補了這一領域的缺陷。已有的研究主要關注用企業自身的投資經歷來解釋其未來的投資動態和行為(肖慧敏和劉輝煌，2014[31]；齊亞偉，2016[32])，本文轉而分析的是鄰居企業的投資活動會對企業OFDI行為產生促進作用，這在企業集群和國際投資領域均有重要意義。其次，本文不僅從理論上闡述了鄰居效應的產生渠道和機制，還利用《中國工業企業數據庫》以及商務部《中國境外投資企業(機構)目錄》的匹配數據進行了實證檢驗，包含龐大樣本量的計量分析和一系列穩健性檢驗使得本文的結論更具有說服力。

本研究強調了產業集群內企業在國際投資中相互協作和交流的重要性，這將對中國企業“走出去”產生直接或間接影響。本文的結論可以為企業制定對外直接投資決策提供科學參考，減少非理性的盲目投資，提高企業對外投資效率，使企業在國際市場中實現資源的最優配置。

三 數據、變量與模型

(一)數據說明

本文使用的主要是2002-2013年間企業層面數據，數據來自《中國工業企業數據庫》、商務部《中國境外投資企業(機構)目錄》以及《國泰安城市數據庫》?！毒惩馔顿Y企業(機構)目錄》提供了境內投資企業名稱、投資目的地和投資年份。《中國工業企業數據庫》則提供了資產總值、從業人員、所在行業、財務狀況等企業信息?！秶┌渤鞘袛祿臁穭t包含了國內各個城市的信息。

對樣本進行如下處理：首先，將《工業企業數據庫》和商務部《境外投資企業(機構)目錄》通過企業的名稱和投資年份進行匹配；然后，刪去一些財務指標明顯錯誤的數據，比如實收資本小于0、流動資產合計大于資產總計、固定資產合計大于資產總計等，也刪除了缺少企業代碼、成立時間無效以及所在行業或地區不明確的企業。經過以上清理，得到包含企業異質性特征的對外直接投資樣本集；進一步地，將得到的數據庫再通過城市代碼和年份與《國泰安城市數據庫》進行匹配，確定每個投資企業所在城市的情況；最后，將樣本依據企業所在城市進行分組、加總計算，得到具體變量的數據。

(二)模型構建

本文基礎模型中的被解釋變量為企業是否進行對外直接投資，是一個0-1二元變量而不是連續變量，因此構建二值選擇的Probit模型。參考蔣冠宏和蔣殿春(2014)[33]、李磊和包群(2015)[34]對企業對外直接投資的研究，結合數據庫中可獲得的企業信息，構建以下模型：

Pr(Ofdiit)=β0+β1Neighborct-1+β2xit-1+γj+λt+εit

(1)

其中i表示企業，t表示年份，c表示城市，被解釋變量Pr(Ofdiit)表示企業在第i年是否進行對外直接投資，Neighborct-1為該城市的鄰居企業上年對外直接投資的情況，基礎回歸中用上一年鄰居企業密度加1的對數來衡量。xit-1為企業層面的控制變量，包括企業勞動生產率、資本密集度、企業規模、企業是否出口、企業負債比率和企業產權六個變量；γj和λt分別表示行業固定效應和年份固定效應，其中行業固定效應γj是根據國民經濟行業分類(GB分類)2分位進行構建的。ε是模型的隨機誤差項。

(三)變量選擇

1.被解釋變量

本文以企業當年是否進行外直接投資的虛擬變量Ofdi作為被解釋變量，若企業當年進行了對外直接投資，被解釋變量的值取1，否則取0。方程用Probit模型進行估計。在穩健性檢驗中:(1)為了剔除自身經驗的影響，還把企業是否首次進行OFDI作為被解釋變量；(2)為了包含企業投資數量的信息，本文還以企業當年對外直接投資次數作為被解釋變量，用泊松模型進行估計。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是鄰居企業的對外投資情況(Neighbor)。根據之前的理論機制分析，需要考慮到鄰居效應的滯后性，因此將鄰居企業具體定義為在上一年進行對外直接投資的同城市企業?？紤]到越大的城市有更多的企業，但城市中企業的距離遠近不一，可能會影響企業相互學習的概率。為消除城市面積大小對鄰居效應的影響，用鄰居企業的密度作為核心解釋變量。即上一年進行OFDI的同城市企業數量除以城市面積。因此解釋變量Neighbor是指上一年同城市進行對外直接投資的鄰居企業密度加上1的自然對數。

在穩健性檢驗中，還考察了解釋變量的其他衡量方式：(1)港澳地區在政策方面具有一定的特殊性，因此剔除了港澳地區的投資再次計算解釋變量；(2)為了檢驗不同時間跨度中的鄰居效應，用前三年鄰居企業密度的均值來衡量鄰居效應的大??；(3)除了鄰居企業密度外，也把鄰居企業數量的對數作為解釋變量進行檢驗；(4)為了檢驗同個省份內是否存在鄰居效應，將企業所在省份上一年進行對外直接投資的鄰居企業密度作為解釋變量。

3.控制變量

LP表示勞動生產率。本文用企業的人均產出來表示企業的勞動生產率，進而衡量企業的生產率。企業生產率是異質企業貿易理論中影響企業貿易和投資行為最重要的因素。Melitz(2003)[1]的研究表明：同一行業內，生產率最高的企業會通過直接投資的方式進入國外市場；隨著生產率降低，企業會依次選擇出口和國內生產銷售。生產率高的企業擁有更強的競爭優勢，有能力支付高昂的廠房、設備等投資成本，其進行對外直接投資的可能性更大。

KL表示資本密集度，為企業固定資產合計與企業從業人數之比的對數。資本密集度較高的企業往往擁有更先進的生產設備和專利技術，更迫切地希望通過對外直接投資保持競爭優勢，從而提高利潤。因此資本密集度的符號預期為正。

Scale表示企業規模，用企業從業人數的對數來表示。較大規模的企業往往擁有更強的競爭優勢、組織管理能力或更多的壟斷資源，因此更具有對外擴張的實力，更容易進行對外直接投資。

Export表示企業是否出口。若企業進行出口，則取值1，否則取值0。進行出口的企業對國外市場較為了解，能更充分地獲取各個渠道的信息，有利于企業在海外市場生存。因此進行出口的企業更可能進行對外直接投資。

Debt表示企業負債比率，為企業負債總額與資產總額之比的對數。該指標反映了企業的杠桿情況，資產負債率越高，企業單位資產用于銀行抵押可以得到越多的資金，企業融資能力越強(嚴兵和張禹，2016)[35]。預期負債比率的系數為正，即融資能力越強的企業越傾向于進行對外直接投資。

Own表示企業產權性質。本文將企業分為國有企業和非國有企業，并在模型中用虛擬變量來表示不同產權，國有企業取1，非國有企業則取0。民營企業、合資企業等非國有企業制度相對更加靈活，對市場變化的反應更為迅速，因此更傾向于對外直接投資。

本文全部變量解釋與定義如表1所示。同時為了直觀地展示各個主要變量數據的分布情況，對樣本進行描述性統計，結果見表2。

表1 變量的解釋與定義

表2 各變量的描述性統計(1)勞動生產率、資本密集度、企業規模、企業是否出口、企業負債比率均取了自然對數。

四 基礎分析

(一)計量結果分析

有研究發現企業對外直接投資會反過來影響企業的規模、生產率等特征(蔣冠宏和蔣殿春，2017)[33]，這樣會導致內生性問題。此外，企業的異質性變量對企業對外直接投資決策的影響通常存在時滯性。因此將企業層面的控制變量都滯后一期。為了克服異方差問題以及便于計算，鄰居企業密度、勞動生產率、資本密集度、企業規模、負債比率這五個變量都取了自然對數。為了使結果穩健，首先考察鄰居企業密度單個變量對企業OFDI的影響，再在其基礎上逐步加入控制變量、行業固定效應和年份固定效應。

在表3列(1)中，只加入了鄰居企業密度這一主要解釋變量，鄰居企業密度的系數顯著為正。與之前的理論分析一致。這表明同城市內，鄰居企業對企業的對外直接投資活動有促進作用，即“鄰居效應”顯著存在。列(2)中加入了六個企業層面的控制變量——勞動生產率、資本密集度、企業規模、企業是否出口、企業負債比率、產權性質，方程的偽R方明顯提高，說明方程的解釋能力有所提高。鄰居企業密度對企業是否進行對外直接投資的影響方向與列(1)一致，仍是促進作用，符合理論預期?？刂谱兞恐校瑒趧由a率、資本密集度、企業規模、企業是否出口、企業負債比率的系數顯著為正，企業產權的系數顯著為負，與之前的分析一致。即勞動生產率越高，資本密集度越高，企業規模越大，負債比率越高，有出口行為的企業更傾向于進行對外直接投資。同時，非國有企業比國有企業更可能進行對外直接投資。列(3)和列(4)中，逐步加入了行業固定效應和年份固定效應，主要解釋變量和控制變量都通過了1%的顯著水平檢驗，各個系數的符號與前兩個方程一致。主要解釋變量和控制變量的系數估計值也與列(2)接近，偽R方進一步提高。

由于Probit模型的系數大小不能直接反映解釋變量對被解釋變量的影響大小，因此進一步計算了解釋變量的邊際彈性，估計結果見列(5)。結果顯示，鄰居企業密度每增加1%，會導致企業對外直接投資的概率增加2.16%。

表3 鄰居企業對企業OFDI行為的影響

注：*、**、***分別代表估計系數在10%、5%、1%的水平上顯著。括號中為被估系數的標準差。表4～表11同。

(二)穩健性檢驗

1.排除對港澳地區的投資

由于內地企業對港澳地區的投資中存在一些以政策優惠為目的的投機行為，并且一些企業僅將中國香港和中國澳門作為投資的中轉地，在港澳地區生產后再出口到其他國家或地區。這些行為會對研究結果造成干擾，因此本文排除了對港澳地區的投資后重新進行回歸，結果見表4。此模型的樣本中，對港澳地區進行投資，被解釋變量Ofdi改為0而不是1。同樣，解釋變量中鄰居企業數量也剔除了對港澳地區的投資。

表4 鄰居企業對企業OFDI行為的影響(排除對港澳地區的投資)

根據表4的結果，四個方程中鄰居企業密度均通過了1%的顯著性水平檢驗，且符號為正，與基礎回歸結果和理論分析一致，各系數大小也與表3較接近。企業層面控制變量的符號與基礎回歸一致，并且都顯著，表明即使剔除對港澳地區的投資，結果也較為穩健，鄰居企業的促進效應依然存在。

2.企業首次進行對外直接投資

由于企業之前對外直接投資積累的國際化經營經驗也會影響企業OFDI決策(閻大穎，2008[36]；李莉，2010[37])，為了排除自身經驗的影響而只關注鄰居企業產生的影響，整理出企業首次進行對外直接投資的情況。即企業首次進行對外直接投資之前的年份，被解釋變量Ofdi取值0，首次投資的年份以及之后的年份Ofdi取值1?；貧w結果見表5。

表5 鄰居企業對企業首次OFDI活動的影響

表5的結果與基礎回歸結果相比，各解釋變量的符號和顯著性均不變，表明鄰居企業的投資行為對企業首次OFDI有促進作用。同時方程的偽R方進一步提高至0.205，說明模型的解釋力度也提高了，證明本文結論的可靠性。此結果說明企業在不具有海外投資和海外管理經驗時，可以通過向鄰居企業學習投資經驗、與鄰居企業進行合作交流、從鄰居企業投資行為獲取市場信息等方式，促進自身制定對外直接投資的決策。

3.三年內的鄰居企業投資的影響

由于企業在進行對外直接投資前需要一系列的前期準備工作，因此鄰居效應可能存在更長的時滯效應。為了檢驗更大時間跨度內的鄰居效應，計算鄰居企業密度前三年的平均值再求對數，將其作為主要解釋變量。即企業通過學習和考察鄰居企業前三年的對外直接投資行為，來進行自己的投資決策。回歸結果見表6。

表6 三年內的鄰居效應

表6的估計結果再一次證實了研究結論，鄰居企業密度三年的平均值對企業OFDI行為有顯著正向影響，系數大小與基礎回歸結果比較接近。各個控制變量依然顯著，符號不變。這表明即使在更長時間跨度內，鄰居效應依然顯著存在，本文結論較為穩健。

4.鄰居企業數量的影響

為了使結論更可靠，本文還用鄰居企業數量代替鄰居企業密度來進行穩健性檢驗。解釋變量為上年進行對外直接投資的鄰居企業數量加1的對數。表7的結果表明，把鄰居企業密度換成鄰居企業數量后，主要解釋變量和控制變量均顯著，符號也都與基礎模型一致，方程的擬合優度比基礎模型略有增加，表明本文的結論依然成立。

表7 鄰居企業數量的影響

5.鄰居效應對企業OFDI次數的影響

企業對外直接投資次數也是企業國際化戰略的重要內容?；A模型中將企業是否投資的虛擬變量作為被解釋變量，缺少投資數量的信息，進一步地本文使用泊松(Poisson)模型檢驗鄰居效應對企業對外直接投資次數的影響。被解釋變量為企業當年對外直接投資的次數，回歸結果見表8。表8中鄰居企業密度全部通過了1%顯著性水平的檢驗，系數均為正，與基礎模型一致。各個控制變量的顯著性和符號也與基礎模型相比無明顯變化。這表明鄰居企業的投資除了會影響企業是否對外直接投資的決策外，還會對企業的投資次數產生顯著的促進作用。

表8 鄰居效應對投資次數的影響

五 進一步分析

上文實證分析證明了鄰居效應的存在，接下來將對鄰居效應進行更仔細的劃分和識別，進一步探討鄰居效應的產生機制。

(一)以省份為地理單位的鄰居效應

根據之前的理論分析，知識溢出主要存在于距離較近的產業集群中，隨著距離增加，知識溢出效應會逐漸減弱。為了進一步探究更大區域范圍內的鄰居效應，本文以省份為地理劃分單位進行檢驗。主要解釋變量——鄰居企業密度用企業所在省份上一年對外直接投資的企業數量與該省地理面積之比的對數來衡量?；貧w結果見表9。根據表9列(1)～列(4)的結果，鄰居企業密度也通過了1%的顯著性水平檢驗，并且為正。表明鄰居效應不僅存在于同城市中，還存在于同省份的企業之間。表9列(5)報告的是各個解釋變量的邊際彈性系數，其中鄰居企業密度的邊際彈性為1.10，小于基礎方程中的邊際彈性2.16，說明省份范圍的鄰居效應強度小于城市范圍，這也與理論分析相符。在更大的地理范圍內，企業集聚能力相對較弱，企業合作交流和人員流動的機會相對較少，因此知識溢出的效應也隨之減弱，間接證明了鄰居效應存在知識溢出的理論機制。

表9 以省份為地理單位的鄰居效應

(二)各行業內的鄰居效應

競爭效應主要存在于各個行業內部，會促使企業與同行業的競爭對手搶奪市場和資源而進行對外直接投資。為了探究各個行業內部的鄰居效應，按照GB2行業分類，重新計算主要解釋變量——鄰居企業密度。即分別計算各年份各個城市中各行業的鄰居企業數量，再計算其密度的對數，來作為新的解釋變量。根據表10列(1)～列(3)的結果，鄰居企業密度顯著為正，表明鄰居效應確實存在于各行業內部。列(4)為各個解釋變量的邊際彈性，其中鄰居企業密度的系數為3.03，大于基礎回歸(表3)中的邊際彈性2.16。這表明行業內部的鄰居效應更強，同行業鄰居企業密度每增加1%，能導致企業對外直接投資的概率提高3.03%。同一行業內的企業除了因為產業集聚效應促進經驗的交流，還會產生強烈的競爭效應，為了在競爭中不處于劣勢，在鄰居企業對外投資后，該企業也會為了增強企業的競爭力而選擇對外直接投資。

表10 各行業內的鄰居效應對企業OFDI的影響

(三)細分投資目的地的鄰居效應

在信號傳遞的方式中，企業主要是通過鄰居企業的投資行為獲取投資地的相關信號，從而到同一國家(地區)進行投資。另外產業鏈帶動機制也主要是促使企業到同一市場進行投資，便于提供配套設施和服務等。為了檢驗這兩種機制的存在，將樣本細分成不同的投資目的地，選取我國對外直接投資存量的前二十名國家(地區)(2)截至2016年底，除開曼群島和英屬維爾京群島外，我國對外直接投資存量的前二十名國家或地區還包括：中國香港、美國、新加坡、澳大利亞、荷蘭、英國、俄羅斯、加拿大、印度尼西亞、德國、盧森堡、中國澳門、南非、老撾、哈薩克斯坦、法國、越南、阿聯酋。我國對這十八個國家或地區的投資存量占我國對外直接投資總存量的76.3%，因此可以很好地代表整體投資情況。。被解釋變量為企業是否對地區m進行投資，解釋變量為上一年在地區m投資的鄰居企業密度。

表11的結果中，鄰居企業密度的系數顯著為正，表明鄰居效應可以顯著促進企業選擇與鄰居企業相同目的地進行投資。這個結論驗證了鄰居效應的產生包括信號傳遞和產業鏈帶動這兩種作用機制。但是此模型中的控制變量企業是否出口從之前的顯著為正變得不顯著。這主要是因為不同市場的環境和政策等截然不同，當細分市場時，如果企業出口和投資是不同的市場，那么出口經驗對投資并沒有太大影響，因此回歸結果是符合實際的。

表11 細分投資市場的鄰居效應對企業OFDI的影響

六 結論及政策建議

在過去的十多年間，我國企業對外直接投資發展迅速，成為我國企業“走出去”戰略的重要途徑。產業集群中企業的關聯性和互動性是對外直接投資研究不可忽視的問題。本文從理論機制上分析了鄰居效應產生的原因有知識溢出、競爭效應、信號傳遞、產業鏈帶動等途徑。具體而言，(1)企業可以從產業集群內的鄰居企業身上學習到投資、管理經驗等知識，從而促進自己的OFDI決策；(2)企業與鄰居企業之間的激烈競爭促使企業進行OFDI擴大市場，降低成本，以獲得競爭優勢；(3)鄰居企業的對外投資活動可以給企業傳遞關于投資目的地的市場和政策等相關信息，加深了企業對該市場的認識，有利于企業對該市場進行投資；(4)當企業與鄰居企業位于同個產業鏈時，企業為了繼續與鄰居企業進行上下游合作，提供配套服務，也會對該市場進行投資。

本文通過匹配商務部《中國境外投資企業(機構)目錄》、《中國工業企業數據庫》以及《國泰安城市數據庫》得到2002-2013年期間中國工業企業的上百萬個投資數據，考察了我國企業對外直接投資中存在的鄰居效應，實證檢驗結果與理論分析一致。結果表明，同城市的鄰居企業密度對企業OFDI有顯著的正向影響，即鄰居企業的對外直接投資行為會促進企業“走出去”。鄰居企業密度每增加1%，導致企業對外直接投資的概率增加2.16%。一系列的穩健性檢驗表明，鄰居企業效應不受樣本選擇的影響；鄰居效應對企業首次對外投資也有促進作用；考慮鄰居效應更長的時滯效應以及鄰居企業數量，結論依然穩??；鄰居效應對企業對外直接投資次數同樣有顯著正向影響。

進一步的研究表明，鄰居效應也存在于同省份的企業之間，但省份內的鄰居效應較城市范圍內更弱，間接證明了鄰居效應存在知識溢出機制；各行業內部的鄰居效應較強，這部分印證了競爭效應的作用機制；鄰居企業還會促進其他企業到與自己相同的投資目的地進行投資，支持了鄰居效應的信號傳遞和產業鏈帶動機制。

在“一帶一路”倡議背景下，中國企業越來越快地邁開“走出去”步伐，企業應充分利用區位優勢，與鄰近企業保持良好的合作交流，以獲得對外直接投資相關的信息和經驗，促進自身的對外直接投資活動。其次，企業在對外直接投資中要更多地觀察相同投資目的地以及同行業的鄰居企業，從中獲取投資市場的有效信息，避免盲目投資而浪費資源。最后，政府在鼓勵企業“走出去”的同時，應搭建企業間知識交流平臺，特別是同行業企業之間的平臺，降低區域內企業之間溝通成本，促進企業之間信息的有效傳遞和人員的順暢流動，進而拉動企業的對外投資。這些措施對于提高我國企業對外直接投資成功率，提升我國企業的全球競爭力有重要意義。