企业生产率、出口与对外直接投资选择——基于细分行业的实证分析

梁会君

（河南工学院，河南新乡453003）

对外直接投资作为中国国际产能合作的重要形式，近年来已经取得突破性进展。2015年中国对外投资超过同期吸引外资规模，达1456.7亿美元，实际使用外资金额为1356亿美元，首次成为资本净输出国。目前，中国企业对外投资（OFDI）已经进入了黄金期。研究中国企业对外直接投资的选择问题，有助于我们把握国际产能合作的要领。

就现有的文献来看，不少学者考察了企业生产率对OFDI选择的影响，认为生产率高的企业会选择对外直接投资。还有一些学者依据边际产业扩张理论认为国际直接投资与贸易是一种互补关系，开始研究出口贸易对OFDI的影响。与以往的研究相比，本文的不同之处在于：一是从制造业行业差异视角研究生产率对OFDI的影响效应，分析企业OFDI的行业和区域选择问题；二是通过研究出口对OFDI的影响效应，分析企业推进对外直接投资的有效方式；三是从企业对外直接投资决策（行业、区域、方式）的角度研究如何进一步推进国际产能合作，这与政府部门来说具有一定的参考价值。

一、数据来源、变量选择及模型设定

（一）数据来源

本文的分析主要是基于两套数据：中国商务部提供的《境外投资企业（机构）名录》和《中国工业企业数据库》。在2002～2008年的时间跨度内，选择剔除2002、2004和2008年数据①。考虑到样本的匹配性，《中国工业企业数据库》统计的对象剔除了规模以下的国有企业，只保留规模以上国有工业企业和非国有工业企业。另外，《中国工业企业数据库》剔除的指标还包括销售收入和固定资产净值小于3亿元、职工数小于100人②、应收账款（净值）小于0、新产品价值小于0、开业时间早于2002年、中间投入品小于0这些主要的异常指标。《境外投资企业（机构）名录》中可以查询到中国企业对外设立分支机构的有关记录，这样可以找出中国哪些企业进行了对外直接投资。由于不少企业并非在海外投资一家分公司，我们对数据合并处理，最后剩下的企业是2003年195家，2005年1 027家，2006年2 103家，2007年3 108家，最终得到共有5 337家企业的有效数据。

（二）模型设计与变量选择

基于HYM理论的结论，对企业异质性特征进行拓宽。考虑到其他影响企业OFDI的特定因素，采用二元Probit模型进行检验。本文设计的被解释变量、解释变量和控制变量的具体情况如下：

1）被解释变量。企业是否有对外投资行为（OFDI）。如果企业有对外投资则为1，否则为0。

2）解释变量。①加权企业全要素生产率。普遍认为，有三种较为简便的方法可以估算出企业生产率。第一种方法是计算企业劳动生产率，第二种方法是计算近似全要素生产率，第三种方法是“索洛残差法”的衍生。这三种方法得出的企业生产率有利有弊，但都不能准确地反映生产率的真实情况，还要进一步通过加权的方法来刻画全要素生产率。具体来说，根据各年三个生产率与对外投资选择的相关性系数值情况，确定权数，进一步计算出更准确的加权全要素生产率。参照前面的理论模型的结论，预计加权的企业全要素生产率的系数符号为正。②出口强度。作为企业国际化的两种方式——出口和对外直接投资（OFDI），两者之间必然有一定的关联性，一个已经实现出口或者说出口能力强的企业将会更倾向于OFDI。观察数据也发现，实行OFDI的企业大部分也是对外进行出口的企业，因为已经出口的企业会掌握更多的国外经营的经验，有利于OFDI的实现，所以预计出口强度的符号为正。③新产品占比。计算公式为新产品产值/工业总产值。一方面，新产品占比可以用来代表企业的专有资产。企业可凭借对新产品的定价权获得更高的垄断利润，所以新产品占比高的企业，垄断竞争优势更强。另一方面，新产品占比还能表示企业的技术创新能力。新产品占比越高，企业的创新能力越强；企业创新能力越强，越有利于选择对外直接投资。基于这两方面的原因，可以预计新产品占比的系数符号为正。④销售费用。计算公式为单位销售费用=销售费用/工业销售值。销售费用的增加，一方面有利于拓展对外投资渠道，另一方面作为企业进入市场所需支付的成本对于企业是否进行OFDI具有一定的限制作用，所以这里销售费用的系数符号不确定。⑤资本密集度。计算公式为企业固定资产净值（固定资产账面价值）/从业人员数。其中，固定资产净值用投资指数平减。由于中国对外直接投资的对象基本上是发达国家，对于中国的资本密集型产品的输出会有一定的抵制，所以中国的资本密集型行业较难在这些国家实现OFDI，预期资本密集度的系数符号为负。⑥企业年龄。这里企业年龄=当年年份-开业年份，系数符号不确定。⑦应收账款。企业的应收账款是企业流动资产管理的一项重要内容，间接地反映了中国的特殊制度环境。如果应收账款占比较高，则表示国内商业制度环境还不完善，那么对于OFDI会产生不利的影响，所以预期其系数符号为负。⑧现金流动性。用企业总资产周转率来反映。资产周转率在一定程度上反映了企业的市场势力。那些能较快实现融资的企业往往是在中国市场上实力较强的企业，他们更乐意将中国本土作为发展的市场，而不愿意实现企业国际化经营，所以相对对外投资较少，预期其系数符号为负。⑨金融环境。利息支出在一定程度上反映企业是否获得了外部金融支持，展现了该企业的外部金融环境。由于部分企业的利息支出为负，没有进行对数处理，所以预计其系数符号为正。⑩平均工资。平均工资越高的企业越可能调动员工的积极性，激发员工的潜力，所以平均工资高的企业对外直接投资的概率较大。平均工资=ln（应付工资+应付福利）/企业员工数，其中应付工资、应付福利用CPI进行平减。

3）控制变量。本文分别使用所有制类型、行业、地区三类变量作为虚拟变量来分别控制企业受政府干预和支持、行业特性以及地区制度差异等因素对OFDI决策的影响。①所有制因素。在样本期内由于对外直接投资的参与者里面几乎没有外商投资企业，所以本文主要考虑国有企业和私营企业。根据中国的法律把国有资产不低于50%的企业定义为国有企业，余下的就是私营企业。②行业因素。参考葛顺奇（2013）[1]的做法，在二分位行业分类的基础上，本文将企业所属的行业分为四类：轻工业、化工业、材料业、机械制造业。③地区因素。按照中国的行政区划分类方法，本文将企业所属地区分为东部、中部、西部三类。

二、计量结果及分析

（一）基准回归结果及分析

影响制造业企业OFDI选择的Probit模型基准回归结果见表1。观察回归结果可以看出：

企业全要素生产率。为了解决由于企业生产率和对外直接投资会产生的内生性问题，我们选择把企业生产率滞后一期。表1中，企业生产率的系数符号为正，且通过1%显著性水平检验，说明企业生产率对外直接投资有显著正向作用，对外直接投资的企业往往是具有较高生产率的企业，这说明了中国的制造业在对外直接投资的选择上不存在生产率悖论。

出口强度。系数符号显著为正，说明一定的国外经营经验会显著影响企业对外直接投资的决策。企业在进行OFDI之前通过出口了解国际市场，再进行对外直接投资，企业的国际化运作经营管理能力将得到提升。

新产品占比。观察表1的第1列，新产品占比的系数不显著，在第2列中，加入控制变量企业全要素生产率×技术创新，系数符号变得显著了（通过了10%的显著性水平检验）。在控制影响企业OFDI的其他解释变量之后，新产品占比对企业OFDI的平均影响为-1.361+0.613×2.38=0.098（其中2.38为企业生产率的均值）。系数的符号由不显著变成显著，说明企业生产率对新产品占比有交互影响，随着企业生产率的增加会减弱新产品占比对OFDI的负向作用。事实上，新产品占比最终与企业OFDI呈显著正相关，这一方面是中国制造业进行OFDI的企业拥有较高的研发创新能力；另一方面的原因是专有资产丰裕的企业更倾向于对外直接投资。

销售费用。系数符号始终显著为正，且通过1%显著性水平检验。说明对外直接投资的企业往往要花费较高的销售费用。

资本密集度。观察第1列，资本密集度的符号为负，勉强通过了10%的显著性水平检验。在第1列中加入控制变量企业（全要素生产率*资本密集度）。在控制影响企业OFDI的其他解释变量之后，资本密集度对企业OFDI的平均影响为0.607+（-0.291）×2.38=-0.086（其中2.38为企业生产率的均值），并且高度显著（通过了1%的显著性水平检验）。系数的符号由勉强显著变成高度显著，说明企业生产率对资本劳动比有交互影响，随着企业生产率的增加会减弱资本劳动比对OFDI的正向作用，资本密集度与企业OFDI呈显著负相关。

表1 影响企业对外直接投资与否的因素基准回归结果

（二）分行业特性回归结果及分析

由于不同的行业在技术程度、资本密集度、产品的研发和销售等方面存在不同程度的差异，影响企业OFDI决策的动因也可能会存在异质性。为了检验这种异质性是否存在以及差异大小，我们将制造业分为四种类型（轻工业、化工业、材料业、机械制造业）分别进行回归。由于化工业数据不足，导致回归结果难以估计，所以表2中只分析了其他三个行业Probit模型的估计结果。观察结果可知，企业的生产率在不同的行业中始终显著为正，这说明中国制造业企业在OFDI决策上不存在生产率悖论。从系数大小来看，轻工业＞材料业＞机械制造业，这说明轻工业企业的生产率对企业决定是否进行OFDI影响最大，其次是材料业，然后是机械制造业，即轻工业的选择效应体现得最为明显。出口强度在轻工业和机械制造业始终显著为正，在材料业则不再具有显著的影响。从系数大小来看，轻工业＞机械制造业，说明轻工业的OFDI行为更加依赖于出口行为。这可能是由于轻工业的知识和技术积累程度要低于机械制造业，因此轻工行业企业之间的生产率差异也没有机械制造行业企业生产率差异大。由于轻工业企业之间的生产率差异相对更小，在其进行OFDI之前更加需要依赖例如前期在出口市场积累的资源以及经验等其他优势进入，这样企业才能负担起OFDI的固定成本。

表2 分行业类型：影响企业对外直接投资与否的因素回归结果

三、结论及政策含义

本文考察细分行业中企业生产率、出口对进行OFDI的影响效应。主要结论是：第一，企业生产率对OFDI决策的影响总体为正效应，但是大小有异。一方面，生产率水平越高的企业进行OFDI的概率越大，而且这个结论并不取决于行业的特性，也不取决于行业的类别，说明该结论非常稳健且没有行业异质性，证明中国制造业企业的OFDI行为不具有“生产率悖论”。另一方面，不同细分行业的生产率对OFDI决策的影响大小会有差异。从系数大小来看，轻工业＞材料业＞机械制造业，说明轻工业企业的生产率对企业决定是否进行OFDI影响最大，即轻工业的选择效应体现得更为明显。第二，出口强度对OFDI决策的影响表现出较强的异质性。出口强度在轻工业和机械制造业始终显著为正，在材料业则不再具有显著的影响。从系数大小来看，轻工业＞机械制造业，说明轻工业的OFDI行为更加依赖于出口行为。第三，资本密集型行业进行OFDI的企业全要素生产率比劳动密集型的虽然要大，但是优势并不明显。这说明资本密集型行业仍有待进一步提升技术水平，提高全要素生产率。

依据上面的结论，本文的政策建议是：第一，对外投资行业的选择要充分考虑行业异质性。轻纺业并不是“夕阳产业”，相反应该作为企业对外直接投资的重点领域之一。但是根据“边际产业扩张”理论，应该将轻纺业这类劳动密集型制造业转移到经济发展水平类似于或低于我国的发展中国家和地区。二是对外投资区域的选择要充分考虑行业的资本技术能力。目前机械制造业、材料业在企业对外直接投资中占据重要份额，但是像信息通讯、装备制造等一些资本密集型行业的生产率优势还不够明显，所以需要进一步提高技术水平，才能不断开拓发达国家市场。三是充分考虑出口在国际产能合作中的重要作用，对外投资需要合理有序推进。目前我国制造业整体上还处于国际化进程的发展阶段，企业的跨国经营经验还比较欠缺。通过出口逐步过渡到对外直接投资的方式，应有序推进,这样可以减少进入更为陌生和复杂的国际市场的潜在成本，增加对外投资的成功率。

注释：

①2002年是中国加入世贸组织、正式开始履行义务的第一年，而2008年的金融危机可能会有一定的滞后反应，使得数据出现突变点，所以考虑选取2002到2008年的数据进行分析。但是，2002年和2008年数据库核心信息缺失过于严重（比如说企业代码大量缺失）甚至无法精确地确认相关企业。另外，由于2004年缺失的主要数据较多（像工业增加值、出口交货值等），这样样本的时间跨度就变成2003年、2005年、2006年以及2007年。

②这样做的原因：一是中小企业缺乏可靠的会计核算系统不仅会造成上报数据不可靠，也会带来时点上的断续；二是由于出口加工企业以中小企业为主，这样可以有效地将其删除掉，进一步精确寻找悖论的原因。