梁會君

(河南工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 新鄉(xiāng) 453003)

一、引 言

就現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，對企業(yè)國際化的研究一般是單獨(dú)討論出口或者是對外直接投資(OFDI)的生產(chǎn)率效應(yīng)，而且大多集中在行業(yè)和區(qū)域的視角進(jìn)行分析(Head & Ries，2003[1]； Girma，Kneller & Pisu，2005[2]；Damijan et al．，2007[3]； Yeaple，2009[4]；李春頂，2009[5]；趙偉等，2010[6]；田巍和余淼杰，2012[7]；王方方和趙永亮，2012[8]；張?zhí)祉敽椭軓?qiáng)，2016[9])。另外一些學(xué)者依據(jù)邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論認(rèn)為國際直接投資與貿(mào)易是一種互補(bǔ)關(guān)系，開始研究出口貿(mào)易對OFDI的影響，很少有從區(qū)域差異的視角進(jìn)行考察。

本文在參考國內(nèi)外相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，從企業(yè)所有制差異方面考察生產(chǎn)率對我國企業(yè)出口以及對外直接投資模式的影響及作用機(jī)理。與以往的研究相比，本文的不同之處在于：一是基于企業(yè)所有制差異的視角，同時(shí)考慮了出口與對外直接投資兩種進(jìn)入國際市場模式的選擇問題，并進(jìn)行了對比分析，目的是找到不同所有制類型的企業(yè)更合適的國際化經(jīng)營方式；二是通過對影響和作用機(jī)理的分析，找到了阻礙不同所有制企業(yè)國際化發(fā)展的主要原因，對政府政策建議提供參考。

二、理論模型

Melitz(2003)[10]主要考察生產(chǎn)率異質(zhì)的企業(yè)在出口市場和國內(nèi)市場的選擇問題。Helpman, Melitz 和Yeaple( 2004)[11]將Melitz的模型進(jìn)行了拓展，主要考察范圍是異質(zhì)性企業(yè)在出口和FDI行為上的差異。Helpman(2006)[12]進(jìn)一步對模型進(jìn)行闡述，假設(shè)有一個(gè)行業(yè)是提供差別產(chǎn)品的行業(yè)，行業(yè)中每一個(gè)廠商生產(chǎn)的商品都是不同的品牌。廠商j所面對的需求函數(shù)為x(j)=Ap(j)-ε，其中x是需求數(shù)量，p是價(jià)格，A是需求水平的一個(gè)度量，ε=1/(1-α)是需求彈性，且0<α<1，這意味著ε>1。

廠商j進(jìn)入該行業(yè)后其生產(chǎn)率為θ(j)，單位產(chǎn)出的可變生產(chǎn)成本用c/θ(j)表示，固定成本用cfD表示。其中固定成本中的c度量的是資源成本，fD表示資源成本度量的固定成本。廠商為實(shí)現(xiàn)利潤最大化，可得到p(j)=c/αθ(j)，利潤用下面的公式表示：

πD(Θ)=ΘB-cfD

(1)

其中，Θ=θε-1是生產(chǎn)率指標(biāo)，Β=(1-α)A(c/α)1-ε。

假設(shè)公式(1)表示的是廠商在國內(nèi)市場上的利潤函數(shù),同時(shí)，假設(shè)廠商往另一個(gè)國家L也出售產(chǎn)品，這時(shí)其面對的需求函數(shù)為x(j)=A'p(j)-ε。另外，假定本國到L國還存在一個(gè)運(yùn)輸成本，設(shè)每單位產(chǎn)品的運(yùn)輸成本為τ，τ>1。固定出口成本為cfx。那么在這種情況下，如果該廠商選擇對外出口，那么就可以獲得一個(gè)額外的利潤，這個(gè)利潤可以表示為：

(2)

如果該企業(yè)選擇對L國直接投資，那么固定成本就變成cfI，單位可變成本變?yōu)閏/θ(j)，那么利潤可表示為：

(3)

三、數(shù)據(jù)處理與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

對于出口選擇問題，主要是基于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，時(shí)間跨度上，去掉2002年、2004年和2008年數(shù)據(jù)。 另外，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)的對象是全部的國有工業(yè)企業(yè)和規(guī)模以上的非國有工業(yè)企業(yè)，因此，考慮樣本的匹配性，我們剔除了規(guī)模以下的國有企業(yè)，只保留規(guī)模以上國有工業(yè)企業(yè)和非國有工業(yè)企業(yè)。另外，本文剔除的指標(biāo)還包括銷售收入和固定資產(chǎn)凈值小于3億、職工數(shù)小于100人 、應(yīng)收賬款(凈值)小于0、新產(chǎn)品價(jià)值小于0、開業(yè)時(shí)間早于2002年、中間投入品小于0這些異常指標(biāo)。對于如何識別企業(yè)所有制，現(xiàn)有文獻(xiàn)通常采用兩種方式：一是注冊資本，二是實(shí)收資本。由于兩種識別方法是有差別的，而控股比例能更好地反映企業(yè)的所有制類型，因此本文使用實(shí)收資本比例來定義企業(yè)所有制性質(zhì)。雖然數(shù)據(jù)庫報(bào)告了國有、集體、法人、私人、港澳臺和外商6種成分企業(yè)的實(shí)收資本數(shù)額，但是本文簡單地把企業(yè)分為三大類：第一類是國有企業(yè)，即國有資本比例超過50%的企業(yè)；第二類是外資企業(yè)包括港澳臺和外商企業(yè)，即港澳臺和外商資本超過25%的企業(yè)；第三類是私營企業(yè)，本文把剩下的非國有非外資企業(yè)都?xì)w為私營企業(yè)。通過對樣本的嚴(yán)格篩選和處理之后，我們在4年(2003年、2005年、2006年、2007年)共1 106 786個(gè)觀測值中，最終獲得36 953個(gè)優(yōu)質(zhì)數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)正好可以構(gòu)建平衡面板，為精確計(jì)量結(jié)果打下扎實(shí)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。對于OFDI的選擇問題，主要基于兩套數(shù)據(jù)：中國商務(wù)部提供的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。最后本文將《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)進(jìn)行交叉匹配處理得到本文數(shù)據(jù)分析的面板數(shù)據(jù)集。整理后發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)進(jìn)行OFDI的共15家，私營企業(yè)進(jìn)行OFDI共92家。

(二)變量選取

本文采用離散被解釋變量的二值選擇模型，被解釋變量為企業(yè)是否進(jìn)行出口或 OFDI，如果有則取值為 1，否則取值為 0。

選取的解釋變量主要有：加權(quán)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(WTFP)、貿(mào)易成本(COST)、市場分割(SEG)、資本密集度(KLR)、技術(shù)創(chuàng)新(INO)、企業(yè)年齡(AGE)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、企業(yè)現(xiàn)金流動性(CASH)、金融環(huán)境(INTER)、補(bǔ)貼收入(SUB)、平均工資(WAGE)。

綜上三種方法得出的企業(yè)生產(chǎn)率有利有弊，還不能準(zhǔn)確反映生產(chǎn)率的真實(shí)情況，進(jìn)一步通過加權(quán)的方法來刻畫全要素生產(chǎn)率。具體來說，根據(jù)各年三個(gè)生產(chǎn)率與對外投資選擇的相關(guān)性系數(shù)值的情況，確定權(quán)數(shù)，進(jìn)一步計(jì)算出更準(zhǔn)確的加權(quán)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，簡記為WTFP，設(shè)其求解公式為：

WTFP=λ1LTFP+λ2ATFP+λ3HTFP (λ1+λ2+λ3=1)

(4)

其中λ1、λ2、λ3分別為三種表示生產(chǎn)率的權(quán)數(shù)，用三種生產(chǎn)率與對外直接投資與否的相關(guān)性情況來表示。計(jì)算過程中工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來進(jìn)行平減，資產(chǎn)總額用投資指數(shù)進(jìn)行平減。

(2)貿(mào)易成本(COST)。我們用每單位銷售產(chǎn)值需要支付的銷售費(fèi)用來表示，計(jì)算公式為：單位銷售費(fèi)用=銷售費(fèi)用/工業(yè)銷售值。

(3)市場分割(SEG)。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，目前主要有三種辦法來判斷市場分割程度，它們分別是：貿(mào)易流法、生產(chǎn)法和價(jià)格法，由于價(jià)格法有其獨(dú)特的優(yōu)勢，所以本文主要采用這種方法。具體的做法是：首先，計(jì)算出鄰省間市場分割的指數(shù)，通過采用相對價(jià)格方差的處理方法，計(jì)算出每個(gè)年度各個(gè)商品之間的價(jià)格變動方差，在此基礎(chǔ)上，根據(jù)改進(jìn)后的公式，計(jì)算出鄰省市場分割指數(shù)。其次，根據(jù)計(jì)算好的鄰省間市場分割指數(shù)，經(jīng)過一定均值的處理，得到省級類別的以及區(qū)域類別的市場分割指數(shù)。

(4)資本密集度(KLR)。計(jì)算公式為：企業(yè)固定資產(chǎn)凈值(固定資產(chǎn)賬面價(jià)值)/從業(yè)人員數(shù)。其中，固定資產(chǎn)凈值用投資指數(shù)平減。

(5)技術(shù)創(chuàng)新(INO)。計(jì)算公式為：新產(chǎn)品產(chǎn)值/工業(yè)總產(chǎn)值。一方面，新產(chǎn)品占比可以用來代表企業(yè)的專有資產(chǎn)，企業(yè)可憑借對新產(chǎn)品的定價(jià)權(quán)獲得更高的壟斷利潤，所以新產(chǎn)品占比高的企業(yè)壟斷競爭優(yōu)勢更強(qiáng)；另一方面，新產(chǎn)品占比還能代表企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，技術(shù)創(chuàng)新通過生產(chǎn)流程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新這兩個(gè)途徑來強(qiáng)化企業(yè)的競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新產(chǎn)品通常需要新的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)流程，所以說用新產(chǎn)品占比的高低能更好地體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力。

(6)企業(yè)年齡(AGE)。這里企業(yè)年齡=當(dāng)年年份-開業(yè)年份，企業(yè)年齡的系數(shù)符號不好確定。

(7)企業(yè)規(guī)模(SIZE)。這里我們使用企業(yè)從業(yè)人數(shù)作為企業(yè)規(guī)模指標(biāo)。

(8)現(xiàn)金流動性(CASH)。企業(yè)現(xiàn)金流動性用企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來反映，其中，企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率=主營業(yè)務(wù)收入/資產(chǎn)總額×100%。

(9)金融環(huán)境(INTER)。用企業(yè)利息支出表示。

(10)補(bǔ)貼收入(SUB)。政府對出口企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼，會對其出口具有一定的促進(jìn)作用。若該企業(yè)有政府補(bǔ)貼則為1，否則為0。

(11)平均工資(WAGE)。平均工資越高的企業(yè)越可能調(diào)動員工的積極性，激發(fā)員工的潛力，并提升勞動技能。所以平均工資高的企業(yè)對外直接投資的概率也較大。這里的平均工資=ln[(應(yīng)付工資+應(yīng)付福利) /企業(yè)員工數(shù)]。其中應(yīng)付工資、應(yīng)付福利用CPI進(jìn)行平減。

四、計(jì)量檢驗(yàn)

(一)出口選擇的回歸結(jié)果分析

先觀察樣本的生產(chǎn)率情況(表1)，對于國有企業(yè)，出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平(2.336)高于只從事內(nèi)銷的非出口企業(yè)(2.266)，這符合Melitz的“自我選擇”假說，說明只有生產(chǎn)率高的國有企業(yè)選擇出口。進(jìn)一步實(shí)證的檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表5)，為解決內(nèi)生性問題，企業(yè)生產(chǎn)率取滯后一期(WTFPt-1),國有企業(yè)生產(chǎn)率(WTFPt-1)與出口呈顯著正相關(guān)(見方程2)。而進(jìn)一步觀察表1會發(fā)現(xiàn)，從事出口的國有企業(yè)的貿(mào)易成本要高于從事內(nèi)銷的企業(yè)。根據(jù)《政府治理、投資環(huán)境與和諧社會》調(diào)查報(bào)告(如表2所示)，國有企業(yè)與政府打交道的時(shí)間成本要遠(yuǎn)高于外資企業(yè)和私營企業(yè)。這主要是因?yàn)閲衅髽I(yè)是地區(qū)行政壟斷的主要受益者，國有企業(yè)與政府有著緊密的聯(lián)系。在地區(qū)行政壟斷下，不僅外地的企業(yè)難以進(jìn)入市場，連本地的非國有企業(yè)也很難進(jìn)入。這就是說，行政壟斷程度越高，則國有企業(yè)進(jìn)入國內(nèi)市場的成本越低。國有企業(yè)在國內(nèi)市場的準(zhǔn)入成本要低于其他企業(yè)。但是，國有企業(yè)進(jìn)入海外市場時(shí)卻沒有類似的保護(hù)。從表3調(diào)查報(bào)告的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，國有企業(yè)的出口通關(guān)天數(shù)要高于外資企業(yè)。這就是說政府通過行政壟斷增加了出口的固定成本。所以說，在政府行政壟斷下，國有企業(yè)的出口固定成本會高于國內(nèi)市場進(jìn)入成本，這樣只有生產(chǎn)率高的國企才會選擇出口。

外資企業(yè)和私營企業(yè)中，出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平均低于只從事內(nèi)銷的非出口企業(yè)(見表1)。進(jìn)一步的回歸結(jié)果(表5)顯示，外資企業(yè)和私營企業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)率(WTFPt-1)與出口呈顯著負(fù)相關(guān)，說明存在明顯的“生產(chǎn)率悖論”。進(jìn)一步觀察，我們會發(fā)現(xiàn)，從事出口的外資企業(yè)和私營企業(yè)的貿(mào)易成本要低于從事內(nèi)銷的企業(yè)。這樣我們可以猜測，出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的原因可能就是外資企業(yè)和私營企業(yè)的國內(nèi)市場貿(mào)易成本比出口的成本還高，從而迫使生產(chǎn)率低的企業(yè)反而選擇出口。事實(shí)上觀察表2可以發(fā)現(xiàn)，外資企業(yè)和私營企業(yè)與政府接觸相對較少，與政府的關(guān)系不是很緊密，所以如果企業(yè)在國內(nèi)市場銷售的話可能會面臨比國企更多的銷售成本、與政府溝通的費(fèi)用，等等，這樣就會加大國內(nèi)貿(mào)易成本。

進(jìn)一步分析導(dǎo)致外企和私企出現(xiàn)“國內(nèi)市場貿(mào)易成本大于出口貿(mào)易成本”的根本原因。首先來看外企，基于前面的分析，我們在外資的回歸方程中加入了企業(yè)勞動生產(chǎn)率和市場分割的交互項(xiàng)(WTFPt-1*SEG)(見外企欄中表5中方程5)。結(jié)果顯示，外資企業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)雖然顯著，但是沒有出現(xiàn)生產(chǎn)率悖論，這說明市場分割并不是外企出現(xiàn)生產(chǎn)率悖論的直接原因，這可能是因?yàn)橥赓Y企業(yè)在中國受到超國民待遇，具有一定程度的行政干預(yù)能力(比私營企業(yè)要大)，使外企在開發(fā)中國市場的時(shí)候受到的市場分割的影響有限。或者說市場分割可能還沒有使國內(nèi)市場的貿(mào)易成本比出口貿(mào)易成本大很多。這也就意味著市場分割并不是外資企業(yè)國內(nèi)市場貿(mào)易成本大于出口貿(mào)易成本的直接原因。那么導(dǎo)致外資企業(yè)出現(xiàn)這種情況的主要原因是什么呢？據(jù)Lu(2010)[13]年的研究以及前面的模型分析，不同性質(zhì)的企業(yè)生產(chǎn)率對出口行為的影響不同，所以我們考慮加入企業(yè)勞動生產(chǎn)率和資本要素密集度的交互項(xiàng)(WTFPt-1*KLR)(外企欄中方程6)，結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的系數(shù)符號顯著為正，勞動密集型企業(yè)易出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”。外資企業(yè)多集中在勞動密集型行業(yè)，而這些行業(yè)的競爭環(huán)境激烈、國內(nèi)市場準(zhǔn)入成本往往較高是導(dǎo)致“生產(chǎn)率悖論”的主要原因。再來看私企，我們在私企的回歸方程中加入了企業(yè)勞動生產(chǎn)率和市場分割的交互項(xiàng)(WTFPt-1*SEG)(見表5私企欄中方程5和方程6)，結(jié)果顯示交互項(xiàng)(WTFPt-1*SEG)顯著為負(fù)，這說明嚴(yán)重的市場分割會強(qiáng)化企業(yè)的生產(chǎn)率悖論。這主要是因?yàn)樗綘I企業(yè)是市場分割的受害者，地區(qū)市場分割無疑會加大國內(nèi)貿(mào)易成本，從而迫使大量生產(chǎn)率低的私營企業(yè)出口。例如，私營企業(yè)的旅行和娛樂開支最大(見表4)，這就從一個(gè)角度說明私企的國內(nèi)市場貿(mào)易成本較高。所以說，市場分割是私營企業(yè)出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的主要原因。

對于其他解釋變量，技術(shù)創(chuàng)新(INO)的系數(shù)在各類型的企業(yè)中顯著為正，說明技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)的企業(yè)越是會主動選擇出口。就企業(yè)年齡(AGE)來說，私企對出口的影響呈顯著的正向關(guān)系，說明較年老的企業(yè)具有較高的出口傾向。企業(yè)規(guī)模(SIZE)對于國企和私企系數(shù)始終顯著為正，都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大對于國有企業(yè)和外資企業(yè)出口的促進(jìn)作用較大?，F(xiàn)金流動性(CASH)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明那些能較快實(shí)現(xiàn)現(xiàn)金流動的企業(yè)往往是在中國市場上勢力較強(qiáng)的企業(yè)，它們或許更樂意舍遠(yuǎn)求近，將中國本土作為目標(biāo)市場發(fā)展，而不愿意實(shí)現(xiàn)企業(yè)國際化經(jīng)營，所以出口較少。金融環(huán)境(INTER)系數(shù)顯著為正，說明良好的融資環(huán)境會利于企業(yè)的出口。補(bǔ)貼收入(SUB)在國企和私企與出口之間呈現(xiàn)出顯著且穩(wěn)健的正向關(guān)系，內(nèi)資企業(yè)由于政府減免和補(bǔ)貼的力度往往小于外企，出口遭受反補(bǔ)貼和反傾銷等貿(mào)易摩擦的概率較小，所以政府補(bǔ)貼有利于出口。平均工資(WAGE)的系數(shù)在各類企業(yè)中在1%的統(tǒng)計(jì)水平始終為正，這或許是因?yàn)閱T工福利的提高有利于調(diào)動員工的工作積極性，促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新，增加企業(yè)利潤，促進(jìn)出口。

表1 不同所有制類型企業(yè)的統(tǒng)計(jì)特征

表2不同所有制類型企業(yè)平均每年與政府打交道的情況(天)

東南環(huán)渤海東北中部西南西北總計(jì)國有企業(yè) 58 84 74 62 76 89 443外資企業(yè) 56 71 69 50 60 87 393私營企業(yè) 30 45 34 31 43 45 228

資料來源：2006年《政府治理、投資和和諧社會》報(bào)告.

表3不同所有制類型企業(yè)平均所需通關(guān)天數(shù)(天)

東南環(huán)渤海東北中部西南西北總計(jì) 國有企業(yè) 8.3 10.113.814.013.416.375.9 外資企業(yè) 5.4 6.88.410.28.210.149.1 私營企業(yè) 9.7 6.914.48.522.717.179.3

資料來源：2006年《政府治理、投資和和諧社會》報(bào)告.

表4 不同所有制類型企業(yè)旅行和娛樂開支與銷售之比的平均值 (%)

資料來源：2006年《政府治理、投資和和諧社會》報(bào)告.

(二)OFDI選擇的回歸結(jié)果

這里，除了前面所提到的變量，本文還加入了出口強(qiáng)度(EXP)變量來考察出口對OFDI的影響。另外，分別使用所有制類型、行業(yè)、地區(qū)三類變量作為虛擬變量，目的是分別控制企業(yè)受政府干預(yù)和支持、行業(yè)特性以及地區(qū)制度差異等因素對OFDI決策的影響。其中，對于行業(yè)變量，本文將企業(yè)所屬行業(yè)分為四類：輕工業(yè)、化工業(yè)、材料業(yè)、機(jī)械制造業(yè)。對于地區(qū)變量，按照中國的行政區(qū)劃分類方法，將企業(yè)所屬地區(qū)分為東部、中部、西部三類。

下面先估計(jì)影響企業(yè)OFDI選擇平衡面板下的回歸結(jié)果，見表6。表中先估計(jì)在不同的解釋變量集下的Probit模型的結(jié)果，然后再估計(jì)在Logist模型下的結(jié)果以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。具體分析如下：

1.核心解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(WTFP)。由于企業(yè)生產(chǎn)率和對外直接投資會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，為了解決這個(gè)問題，我們選擇把企業(yè)生產(chǎn)率滯后一期(WTFPt-1)。先觀察樣本的生產(chǎn)率情況(表1)，國有和私營企業(yè)進(jìn)行OFDI的生產(chǎn)率都大于不進(jìn)行OFDI的企業(yè)。所以，預(yù)計(jì)國有企業(yè)和私營企業(yè)對外直接投資都不存在生產(chǎn)率悖論。觀察表6的結(jié)果明顯可以看出，私營企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)符號顯著為正，說明私營企業(yè)的生產(chǎn)率與對外直接投資有顯著正向作用，對外直接投資的企業(yè)往往是具有較高生產(chǎn)率的企業(yè)，這符合HYM模型的結(jié)論。國有企業(yè)的生產(chǎn)率系數(shù)符號雖然為正，但是并不顯著，這或許是因?yàn)閲衅髽I(yè)的對外投資行為往往有諸多的政治因素和政府的干預(yù)，使得企業(yè)生產(chǎn)率對OFDI的正向作用并不明顯。

貿(mào)易成本(COST)。貿(mào)易成本的符號始終顯著為正，且都通過了至少5%顯著性水平檢驗(yàn)。這說明不同所有制企業(yè)對外直接投資都需要較高的銷售費(fèi)用，比如說在國外建廠，打通銷售渠道等費(fèi)用。

資本密集度(KLR)。對于國有企業(yè)，觀察表6方程1和方程2資本密集度的系數(shù)通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明資本密集度與國有企業(yè)OFDI呈顯著負(fù)相關(guān)。對于私營企業(yè)，觀察方程3可知資本密集度的系數(shù)沒有通過檢驗(yàn)，這是否就說明其資本密集度與企業(yè)對外直接投資沒有顯著的相關(guān)性呢？進(jìn)一步在方程4中加入控制變量企業(yè)KLR*WTFPt-1和INO*WTFPt-1占比，系數(shù)的符號由不顯著變成顯著(通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn))。在控制影響企業(yè)OFDI的其他解釋變量之后，資本密集度對企業(yè)OFDI的平均影響為0.533+(-0.235)×2.404=-0.032(其中2.404為私營企業(yè)生產(chǎn)率的均值)。系數(shù)的符號由不顯著變成顯著，這說明私營企業(yè)生產(chǎn)率對資本勞動比有交互影響，隨著企業(yè)生產(chǎn)率的增加會減弱資本勞動比對OFDI的正向作用。

技術(shù)創(chuàng)新(INO)。對于國有企業(yè)，新產(chǎn)品占比的系數(shù)不顯著；對于私營企業(yè)即使是在方程4中加入INO*WTFPt-1之后，系數(shù)仍然不顯著。

2.其他解釋變量

出口強(qiáng)度(EXP)，對于私營企業(yè)，系數(shù)符號顯著為正，國有企業(yè)的系數(shù)則不顯著。這說明私營企業(yè)在國外的經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)會顯著影響企業(yè)的對外直接投資決策，在國外有良好出口經(jīng)歷的企業(yè)會有助于其進(jìn)行OFDI；國有企業(yè)可能是由于政府在某種程度上的干預(yù)使得這些企業(yè)的對外投資并不依賴于在國外的經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)。企業(yè)年齡(AGE)對于國有企業(yè)它的系數(shù)符號顯著為負(fù)，私營企業(yè)的系數(shù)則不顯著。說明在較年輕的國有企業(yè)可能受到更多的政府支持而具有較高的OFDI傾向?，F(xiàn)金流動性(CASH)對于國有和私營企業(yè)的OFDI具有顯著的負(fù)向影響。金融環(huán)境(INTER)對國有企業(yè)和私營企業(yè)OFDI具有顯著的正向影響。這說明金融環(huán)境越好，沒有融資約束的企業(yè)更可能進(jìn)行OFDI。平均工資(WAGE)對于各種類型的企業(yè)它的系數(shù)符號顯著為正，說明提高員工工資對于各種類型所有制企業(yè)都有利于對外進(jìn)行OFDI。

3.控制變量

對于私營企業(yè)，化工業(yè)、材料業(yè)虛擬變量的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)，這說明輕工業(yè)企業(yè)OFDI的概率顯著高于化工業(yè)、材料業(yè)；機(jī)械制造業(yè)虛擬變量估計(jì)系數(shù)不顯著。中部地區(qū)虛擬變量不顯著，西部地區(qū)估計(jì)系數(shù)顯著為正(但是并不穩(wěn)健)。對于國有企業(yè)，化工業(yè)、材料業(yè)、機(jī)械制造業(yè)虛擬變量的估計(jì)系數(shù)都不顯著。中部地區(qū)虛擬變量不顯著，西部地區(qū)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，下面將對分所有制類型的非平衡面板的結(jié)果進(jìn)行估計(jì)(見表7)，估計(jì)的思路和方法和上面的平衡面板類似。從估計(jì)結(jié)果來看，回歸的結(jié)果和表6的結(jié)果幾乎沒有差別，各變量除了系數(shù)的大小有細(xì)微的變化，系數(shù)的符號和顯著性并沒有發(fā)生改變，說明上述分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 分所有制的影響企業(yè)對外直接投資與否的因素回歸結(jié)果(平衡面板)

續(xù)表6 分所有制的影響企業(yè)對外直接投資與否的因素回歸結(jié)果(平衡面板)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。括號內(nèi)Z值為White 異方差穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算所得.

表7 分所有制的影響企業(yè)對外直接投資與否的因素回歸結(jié)果(非平衡面板)

續(xù)表7 分所有制的影響企業(yè)對外直接投資與否的因素回歸結(jié)果(非平衡面板)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。括號內(nèi)Z值為White 異方差穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算所得.

五、結(jié)論及政策建議

本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了生產(chǎn)率對不同所有制企業(yè)進(jìn)入國際市場模式的選擇效應(yīng)。結(jié)果表明，就選擇效應(yīng)來說，國企的生產(chǎn)率對出口有較顯著的促進(jìn)作用，生產(chǎn)率高的國企會優(yōu)先選擇出口，證明國有企業(yè)不存在“生產(chǎn)率悖論”；外企和私企的選擇效應(yīng)較弱，存在一定程度的生產(chǎn)率悖論。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，外企產(chǎn)生生產(chǎn)率悖論的主要原因是較低的資本勞動比，私營企業(yè)產(chǎn)生生產(chǎn)率悖論的原因主要是市場分割。國企的生產(chǎn)率對 OFDI 雖然有一定的促進(jìn)作用，但是并不顯著，而私企對OFDI有較顯著的選擇效應(yīng)，在私企不存在OFDI的生產(chǎn)率悖論。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，私營企業(yè)的出口對OFDI有較為顯著的促進(jìn)作用，這說明私營企業(yè)國外的經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)會顯著影響企業(yè)的對外直接投資決策，在國外有良好出口經(jīng)歷的企業(yè)會有助于其進(jìn)行OFDI。結(jié)合本文的研究結(jié)論，提出如下政策建議：

一是企業(yè)國際化路徑選擇應(yīng)充分考慮到企業(yè)所有制的差異，應(yīng)鼓勵(lì)更多生產(chǎn)率高的私企走出去進(jìn)行對外直接投資。一方面，較國企來說，私企較少受到政府干預(yù)和政治因素的影響，比較容易進(jìn)入外國市場；另一方面，私營企業(yè)可以通過前期出口積累的跨國經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)，減少進(jìn)入國外市場的潛在成本，增加對外投資的成功率。

二是提高出口和投資的便利化水平，減少國內(nèi)外市場的行政干預(yù)，降低企業(yè)國際化的成本。行政壟斷和干預(yù)增加了出口成本，使得生產(chǎn)率低的外企和私企反而優(yōu)先出口，這將不利于我國出口競爭力的提高。國企的對外直接投資往往由于受到更多政治因素的影響，進(jìn)入國際市場遇到了較多的阻礙，增加了走出去的成本。所以政府要進(jìn)一步簡政放權(quán)、加強(qiáng)監(jiān)管、優(yōu)化服務(wù)，不斷提高企業(yè)的國際化水平，推動不同類型的企業(yè)有序健康發(fā)展，最終走向國際化。