闞大學，呂連菊，南昌工程學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，江西 南昌 330099

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要素市場扭曲抑制了企業(yè)對外直接投資嗎
——基于Heckman模型的實證分析

闞大學，呂連菊，南昌工程學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，江西 南昌 330099

摘要：走出去戰(zhàn)略是構(gòu)建中國開放型經(jīng)濟新格局的重要舉措。文章基于中國要素市場化進程較為滯后這一特征事實，構(gòu)建Heckman兩階段模型；基于工業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，利用MLE法對要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響進行實證分析。研究結(jié)果表明，要素市場扭曲程度越高，企業(yè)對外直接投資傾向及其強度越高；分內(nèi)外資屬性看，相對內(nèi)資企業(yè)，要素市場扭曲顯著提高了三資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度；分所有制性質(zhì)看，要素市場扭曲提高了國有企業(yè)對外直接投資傾向及其強度，針對民營企業(yè)的估計結(jié)果與之相反；分地區(qū)看，要素市場扭曲提高了東部地區(qū)企業(yè)對外直接投資傾向及其強度；分行業(yè)屬性看，要素市場扭曲提高了勞動密集型企業(yè)和資本密集型企業(yè)的對外直接投資傾向及其強度，對技術密集型企業(yè)對外直接投資傾向及其強度則產(chǎn)生了不利影響。據(jù)此，需推進要素市場的市場化進程，促進企業(yè)對外直接投資可持續(xù)增長。

關鍵詞：要素市場扭曲； 對外直接投資； Heckman模型

一、引言

改革開放以來，中國對外直接投資取得了顯著成就，1982年對外直接投資額僅為0.44億美元，2005年和2008年分別首次超過100億美元和500億美元，2013年更是首次突破1 000億美元，2014年則達到1 160億美元，同比增長15.5%，繼續(xù)保持2012年以來的世界第三位。其中，非金融類對外直接投資為1 028.9億美元，同比增長14.1%。1982-2014年，中國對外直接投資年均增長26.96%，遠高于同期中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。截至2014年底，中國對外直接投資存量達7 764.8億美元。與此同時，中國各省區(qū)對外直接投資也取得顯著成績，發(fā)展迅速，2014年地方企業(yè)對外直接投資額為451.1億美元，同比增長36.8%，占當年對外直接投資總額的43.8%，與2013年該比重相比，增加了7.2個百分點。由此可知，中國及各地方正在積極地走出去，并且由引資為主轉(zhuǎn)向了引資和對外投資并重的階段。2014年，中國引進外資為1 196億美元，僅比對外直接投資規(guī)模高36億美元。在這樣背景下，如何更好、更有效地促進企業(yè)實施走出去戰(zhàn)略，為政府部門提出有針對性的對策建議，顯然是一個值得思考和極具現(xiàn)實意義的問題。因此，探討中國對外直接投資的影響因素成為學術界最為關注的熱點之一。國內(nèi)外學者對于中國對外直接投資的影響因素的研究成果較為豐富，但卻未關注改革開放以來中國要素市場扭曲這一特征事實對對外直接投資的影響。在中國漸進增量式改革中各級地方政府為了招商引資、增加就業(yè)和GDP增長，對勞動力、資本、土地、資源等各種要素的價格和配置進行干預和控制，造成要素流動障礙、要素價格剛性、要素價格差別化以及要素價格的低估，最終導致要素市場扭曲。要素市場扭曲可能會導致中國企業(yè)對外直接投資成本、動機與目的改變，影響企業(yè)對外直接投資行為，因此，本研究將關注要素市場扭曲對中國企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生的影響，豐富現(xiàn)有的研究內(nèi)容。

二、 文獻綜述

關于對外直接投資的影響因素研究主要包括三個方面：一是國內(nèi)影響因素研究，學者們分析了發(fā)達國家、發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體對外直接投資的國內(nèi)影響因素，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易條件、生產(chǎn)成本、政治風險、技術水平、商業(yè)環(huán)境等對一國對外直接投資均產(chǎn)生了影響。對于中國的研究則發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術水平、對外貿(mào)易、人力資本、民營經(jīng)濟發(fā)展程度、政府政策、資源需求、勞動力成本、匯率、國家所有權(quán)、政府與企業(yè)的從屬關系、制度、宏觀調(diào)控力度、政府參與企業(yè)程度、人才流動、洗錢行為、企業(yè)生產(chǎn)率、高管境外背景等因素影響了中國企業(yè)對外直接投資[1][2][3][4][5]。二是從東道國視角出發(fā)來分析?，F(xiàn)有文獻研究發(fā)現(xiàn)東道國的市場潛力、經(jīng)濟發(fā)展類型、區(qū)位條件、工資水平、技術水平、自然資源稟賦、戰(zhàn)略資產(chǎn)稟賦、制度、金融發(fā)展、外資開放度、反傾銷、勞工標準、腐敗、服務業(yè)發(fā)展水平、文化習俗、通訊能力、企業(yè)海外集群、投資風險、政治穩(wěn)定度等因素對中國對外直接投資均產(chǎn)生了重要影響[6][7][8]。三是從母國和東道國的雙邊因素來進行分析。其中，關于文化距離對對外直接投資影響的研究有Randy and Dibrell[9]，研究發(fā)現(xiàn)文化距離越大，挪威對外直接投資規(guī)模越大，而Flores and Aguilera[10]、陳巖等[11]對美國和中國的研究結(jié)論正好與之相反，殷華方和魯明泓[12]則實證發(fā)現(xiàn)文化距離與對外直接投資流向間存在S形曲線關系。關于制度距離對對外直接投資影響的研究有Kang and Jiang[13]、祁春凌和鄒超[14]等人，他們實證發(fā)現(xiàn)制度距離促進了中國對外直接投資，而蔣冠宏和蔣殿春[15]、周經(jīng)和劉厚俊[16]的實證結(jié)果均支持制度距離阻礙了中國對外直接投資。關于雙邊投資協(xié)定對對外直接投資影響的研究結(jié)論則較為統(tǒng)一，絕大多數(shù)實證文獻發(fā)現(xiàn)雙邊投資協(xié)定的簽訂減少了企業(yè)走出去的障礙，如宗芳宇等[17]、李平等[18]的研究。最后，部分學者研究了雙邊政治關系、腐敗距離、技術距離、人力資源距離對對外直接投資的影響。

上述關于對外直接投資影響因素的研究較為深入，為本研究奠定了堅實基礎，但上述文獻均未在理論分析和實證研究時納入要素市場扭曲這一因素；同時學術界主要研究了要素市場扭曲對生產(chǎn)率、能源效率、企業(yè)研發(fā)、自主創(chuàng)新、出口、產(chǎn)業(yè)升級、投資消費、就業(yè)、國際技術溢出、居民收入差距、收入分配等方面的影響，也未研究要素市場扭曲對對外直接投資的影響。區(qū)別上述文獻，本研究可能在以下四方面豐富現(xiàn)有文獻：(1)在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下從要素市場扭曲這一獨特視角來研究對外直接投資的影響因素；(2)首次較為系統(tǒng)地對要素市場扭曲對對外直接投資的影響機理進行理論分析；(3)從投資傾向和投資規(guī)模兩方面構(gòu)建Heckman模型，利用企業(yè)數(shù)據(jù)，從微觀層面上實證分析要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響；(4)分內(nèi)外資屬性、分所有制、分地區(qū)、分行業(yè)屬性就要素市場扭曲對中國企業(yè)對外直接投資的影響做進一步實證研究。

三、要素市場扭曲對對外直接投資的影響機理分析

(一)要素市場扭曲抑制了企業(yè)生產(chǎn)率，不利于企業(yè)對外直接投資

首先，要素市場扭曲刺激中國企業(yè)密集使用有形要素，較少有動力和壓力進行研發(fā)投入，且要素市場扭曲創(chuàng)造的尋租機會使得企業(yè)能以較低成本獲得要素，進而獲取超額利潤或租金收益，抑制了企業(yè)自主創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高[19]；同時要素市場扭曲中融資結(jié)構(gòu)扭曲和引致的高融資成本，不利于企業(yè)研發(fā)投入，抑制了企業(yè)自主創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高[20][21]。其次，要素市場扭曲導致企業(yè)畸形依賴社會網(wǎng)絡特別是政府關系網(wǎng)來獲取生產(chǎn)要素，由此導致的經(jīng)營目標短期化，直接抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率；且要素市場扭曲致使勞動力未能得到合理的回報，降低了勞動力的積極性，也擠壓了人們及其后代的教育投入，不利于人力資本形成和培養(yǎng)，制約了生產(chǎn)率提高[22]；同時要素市場扭曲造成了資源錯配，不利于企業(yè)生產(chǎn)率提高[23][24][25]。再者，要素市場扭曲通過中間品進口抑制效應、外資流入復合效應、政府控制要素定價權(quán)力下的專利引用擠出效應顯著抑制了國際技術溢出，且地方政府扭曲要素市場在吸引更多外資的同時犧牲了外資質(zhì)量，進而弱化、抑制了FDI技術溢出效應[26]，這均不利于生產(chǎn)率提高。此外，要素市場扭曲不僅通過影響在位企業(yè)的資源配置效率，而且會通過壟斷勢力改變企業(yè)的進入、退出行為而間接降低生產(chǎn)率[27][28]。由于要素市場扭曲抑制了企業(yè)自主創(chuàng)新和生產(chǎn)率，一方面增加了企業(yè)走出去的失敗風險概率，不利于企業(yè)走出去和增加對外直接投資；另一方面拉大了與發(fā)達國家的技術相對差距，不利于中國企業(yè)通過吸收對外直接投資的逆向技術溢出效應達到以促進技術進步的目的，這也制約了企業(yè)對外直接投資。因此，要素市場扭曲抑制了企業(yè)生產(chǎn)率，而生產(chǎn)率越低的企業(yè)對外直接投資規(guī)模越小。

(二)要素市場扭曲導致出口增長迅猛，迫使企業(yè)對外直接投資

地方政府扭曲要素市場，致使企業(yè)將要素市場扭曲產(chǎn)生的低成本因素轉(zhuǎn)化為出口優(yōu)勢，增強了企業(yè)出口競爭力，企業(yè)出口概率傾向、出口多元化水平、貿(mào)易廣度提高，導致企業(yè)出口規(guī)模增長迅猛[29][30]，貿(mào)易順差不斷擴大，成為其他國家對中國實施貿(mào)易保護主義的重要依據(jù)，企業(yè)為了降低貿(mào)易摩擦的負面影響，選擇對外直接投資，提高投資強度。

(三)要素市場扭曲造成產(chǎn)能過剩，促使企業(yè)對外直接投資

首先，從投資方面而言，要素市場扭曲壓低了要素價格，降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，以超額利潤的形式對企業(yè)投資進行了補貼[31]，使?jié)撛谄髽I(yè)過度進入，在位企業(yè)過度投資；同時要素市場扭曲導致已經(jīng)產(chǎn)能過剩的行業(yè)退出的沉沒成本較高，主要是退出后無法獲得低價格的要素與當初獲取所付出的競爭成本和尋租支出，這抬高了企業(yè)的退出壁壘，引致產(chǎn)能過剩。其次，從消費角度而言，要素市場扭曲使得勞動報酬低于其邊際生產(chǎn)力，勞動者收入降低，抑制了消費[32]，且要素市場扭曲導致資本密集型產(chǎn)業(yè)超常發(fā)展，誘發(fā)有偏的技術進步，導致資本對勞動力的替代，不利于吸納就業(yè)與勞動者收入提高；同時要素市場扭曲導致貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)從勞動密集型轉(zhuǎn)向資本密集型，勞動者收入下降[33]，不利于消費。此外，要素市場中人為壓低要素和資源價格很可能造成一般產(chǎn)品的價格被低估，進一步扭曲一般產(chǎn)品價格和資產(chǎn)價格的比價關系，導致財富向資產(chǎn)所有者轉(zhuǎn)移[34]，這擴大了收入差距；同時地方政府可能更傾向給予那些能夠創(chuàng)造更多產(chǎn)值和財稅收入的資本密集型國有壟斷企業(yè)各項優(yōu)惠條件，這導致壟斷部門與一般部門間的收入差距擴大，而收入差距的拉大會提高儲蓄率和投資率，致使內(nèi)需不足，引發(fā)產(chǎn)能過剩，這迫使企業(yè)通過對外直接投資和加大對外直接投資力度轉(zhuǎn)移富余產(chǎn)能。

(四)要素市場扭曲抑制資源利用效率，迫使企業(yè)對外直接投資

首先，要素市場扭曲中要素價格低估使得落后產(chǎn)能未被淘汰，也抑制了企業(yè)進行研發(fā)投入和自主創(chuàng)新的動力，同時在現(xiàn)行政績考核體制下導致大量要素流向資本密集型、高能耗、高產(chǎn)值的重化工業(yè)或低水平的加工業(yè)，阻礙了地區(qū)產(chǎn)業(yè)向技術知識密集型升級及轉(zhuǎn)型，這均導致了粗放增長模式的鎖定，不利于資源利用效率的提升。其次，要素市場扭曲所滋生的尋租行為使得要素沒有分配給效率高的企業(yè)，而更多地分配給有政治關聯(lián)的企業(yè)，通常該類企業(yè)生產(chǎn)效率較低[35]，導致資源沒有有效利用。再者，在地方政府以GDP為目標的錦標賽競爭下，其傾向于將要素優(yōu)先分配給本地區(qū)企業(yè)，這不利于要素流動和地區(qū)間生產(chǎn)分工，阻礙了資源利用效率提升[36]。而資源利用效率低導致資源消耗大幅增加，以能源為例，2014年中國能源消費總量高達426 000萬噸標準煤，比當年能源生產(chǎn)總量多66 000萬噸標準煤，能源平衡差額負增長不斷擴大。在中國資源日趨接近約束邊界和進口依存度迅速提高的情況下，促使企業(yè)對外直接投資以獲取資源。

(五)要素市場扭曲通過其他因素不利于企業(yè)對外直接投資

首先，要素市場扭曲不利于人力資本形成和金融深化，企業(yè)難以通過吸收對外直接投資的逆向技術溢出效應達到促進技術進步的目的，這制約了企業(yè)對外直接投資；其次，要素市場扭曲促使企業(yè)利用低價格要素在本國進行生產(chǎn)，沒有促使企業(yè)對外直接投資進而降低生產(chǎn)成本；再者，要素市場扭曲不利于企業(yè)家才能發(fā)揮及配置與企業(yè)家精神的培育[37]，影響了企業(yè)跨國投資后成功經(jīng)營的概率，不利于企業(yè)走出去和加大對外直接投資力度。

綜上所述，要素市場扭曲一方面降低了生產(chǎn)成本，抑制了企業(yè)生產(chǎn)率，不利于人力資本形成、金融深化、企業(yè)家才能發(fā)揮及配置與企業(yè)家精神培育，對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生了負面影響；一方面導致出口增長迅猛和產(chǎn)能過剩，抑制了資源利用效率，促使企業(yè)對外直接投資?？梢?，要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資究竟產(chǎn)生何種影響，需通過實證檢驗才能知曉。

四、模型構(gòu)建、變量測度與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構(gòu)建

本研究考察的對象是中國要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響，而在收集企業(yè)層面對外直接投資數(shù)據(jù)時，發(fā)現(xiàn)并不是所有企業(yè)都進行對外直接投資，只有一部分樣本企業(yè)，因此，如果將沒有對外直接投資的企業(yè)忽略或直接剔除出樣本，將會導致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。其原因在于只有對外直接投資行為發(fā)生是隨機的，忽略或直接剔除非對外直接投資企業(yè)才可能不會造成偏差，而事實往往并非如此。企業(yè)進行對外直接投資并不是隨機事件，而是受要素市場扭曲的影響。因此，忽略或直接剔除非對外直接投資企業(yè)，僅基于對外直接投資企業(yè)樣本進行回歸時采用了一個自我選擇樣本，而非隨機樣本，這種非隨機的數(shù)據(jù)篩選本身就導致了有偏估計，也是造成變量內(nèi)生性問題的原因之一。文章采用Heckman[38]構(gòu)造的兩階段選擇模型克服上述問題。其中，第一階段是Probit對外直接投資選擇模型，考查企業(yè)是否會選擇對外直接投資；第二階段是線性回歸模型，進一步考查影響企業(yè)對外直接投資強度的因素。

第一階段模型：Pr=α1Factorit+α2Zit+uit

第二階段模型：ODIit=β1Factorit+β2Zit+β3λit+εit

其中，Pr表示企業(yè)對外直接投資傾向，如果企業(yè)實施了對外直接投資，則Pr為1，否則為0，因此P為二值變量，第一階段模型可用Probit模型估計；Factorit表示要素市場扭曲；Zit為控制變量，即其他影響企業(yè)對外直接投資的因素；ODIit為企業(yè)對外直接投資強度，即企業(yè)對外直接投資規(guī)模與企業(yè)投資的比重；uit和εit分別為兩個模型的殘差項。與OLS方法不同的是在第二階段模型中加入了λit項，該值被稱為逆米爾斯比(inverse Mill′s ratio)，用于克服樣本選擇的偏差問題，即通過對第一階段模型回歸得到λit，將其加入到第二階段模型中。由于與樣本誤差呈線性關系并且具有0均值，從而保證了估計結(jié)果的無偏性。具體地，根據(jù)第一階段模型可以得到λit的計算公式：

λit=φ(α1Factorit+α2Zit)/ψ(α1Factorit+α2Zit)

其中，φ(·)為標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)；ψ(·)為標準正態(tài)分布的概率分布函數(shù)。如果λit顯著不等于0，則說明模型中存在樣本選擇偏差，采取Heckman模型是合適的。

(二)變量選擇及測度

首先，對于要素市場扭曲(Factor)的測度，目前主要有生產(chǎn)函數(shù)法、隨機前沿分析法、影子價格法和可計算一般均衡法，每種方法均有優(yōu)缺點。張杰等[19]則構(gòu)造了兩個指標來測度要素市場扭曲：一個是(產(chǎn)品市場市場化指數(shù)-素市場市場化指數(shù))/產(chǎn)品市場市場化指數(shù)，一個是(總體市場市場化指數(shù)-要素市場市場化指數(shù))/總體市場市場化指數(shù)，本研究則采用這兩個指標的平均值來衡量要素市場扭曲，進而更準確地測度中國要素市場扭曲程度。其次，控制變量選擇及測度。根據(jù)對外直接投資區(qū)位選擇理論和對外直接投資影響因素的國內(nèi)外文獻，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，主要選擇了如下控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模(size)。文章采用企業(yè)資產(chǎn)值衡量。企業(yè)規(guī)模越大，資金實力越強，也更易產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應，這均有助于企業(yè)對外直接投資。(2)企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)。采用索洛余額法計算的全要素生產(chǎn)率測度。企業(yè)生產(chǎn)率越高，其在海外競爭力越強，越能克服企業(yè)投資海外市場所需的額外固定成本和沉沒成本，促使企業(yè)對外直接投資。(3)企業(yè)出口增長率(gro)。采用企業(yè)出口交貨值增長率衡量。出口增長率越高，說明企業(yè)出口規(guī)模越大，易遇到貿(mào)易摩擦，迫使企業(yè)對外直接投資。(4)產(chǎn)能過剩(pro)。采用企業(yè)存貨收入比測度。產(chǎn)能過剩程度越高，企業(yè)通過對外直接投資輸出過剩產(chǎn)能的可能性越大。(5)資源利用率(uti)。采用企業(yè)工業(yè)增加值與流動資產(chǎn)總計的比值衡量。資源利用率越低，資源消耗越大，企業(yè)通過對外直接投資獲取資源的可能性越大。(6)企業(yè)出口經(jīng)驗(exp)。采用企業(yè)出口交貨值與銷售額的比值測度。企業(yè)出口經(jīng)驗越豐富，意味著越熟悉海外市場，有助于降低企業(yè)對外直接投資的不確定性，促進企業(yè)對外直接投資。(7)企業(yè)人力資本(hum)。采用企業(yè)人均培訓費用衡量。企業(yè)人力資本越高，越容易獲得對外直接投資的學習效應，故預期企業(yè)人力資本與對外直接投資成正相關關系。(8)企業(yè)勞動力成本(wor)。采用企業(yè)人均工資水平測度。企業(yè)勞動力成本越高，促使企業(yè)越可能通過對外直接投資降低生產(chǎn)成本，獲取更高利潤。(9)企業(yè)研發(fā)投入強度(res)。采用企業(yè)研發(fā)支出占銷售額的比重衡量。企業(yè)研發(fā)投入強度越大，通常生產(chǎn)效率越高，越容易通過自我選擇效應進入海外市場進行直接投資。(10)金融因素(fin)。采用企業(yè)是否有利息支出測度。企業(yè)獲得外部貸款越容易，則越有助于企業(yè)對外直接投資。(11)東道國經(jīng)濟發(fā)展水平(agdp)。采用東道國人均GDP測度。東道國經(jīng)濟發(fā)展水平越高，顯然越有助于中國企業(yè)對其進行投資，預期兩者是正相關關系。(12)東道國投資風險(ris)。采用東道國直接投資風險指標測度。顯然東道國投資風險較大，會增加企業(yè)投資不確定性，預期東道國投資風險與企業(yè)對外直接投資成負相關關系。(13)地理距離(dis)。與東道國地理距離越大，企業(yè)對東道國了解程度可能越低，投資不確定性越高，不利于企業(yè)對外直接投資。(14)企業(yè)內(nèi)外資屬性。doe表示若企業(yè)為內(nèi)資企業(yè)，則取值為1，否則為0；joi表示若企業(yè)為三資企業(yè)，則取值為1，否則為0。(15)企業(yè)所有制性質(zhì)。sts表示若企業(yè)為國有企業(yè)，則取值為1，否則為0；pri表示若企業(yè)為民營企業(yè)，則取值為1，否則為0。(16)企業(yè)所處地區(qū)(are)。若企業(yè)位于東部地區(qū)，則取值為1，否則為0。(17)企業(yè)所屬行業(yè)。lab表示若企業(yè)屬于勞動密集型行業(yè)，則取值為1，否則為0；cap表示若企業(yè)屬于資本密集型行業(yè)，則取值為1，否則為0；tec表示若企業(yè)屬于技術密集型行業(yè)，則取值為1，否則為0。此外，為了減弱變量的異方差性，企業(yè)規(guī)模、人力資本、勞動力成本、金融因素、東道國經(jīng)濟發(fā)展水平和地理距離等變量均以對數(shù)形式納入模型中。

(三)數(shù)據(jù)說明

受數(shù)據(jù)可得性的影響，本研究的樣本區(qū)間為2006-2011年。所有企業(yè)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》、商務部的《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄)》和商務部2006年以來進行對外直接投資登記記錄的信息庫。由于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》數(shù)據(jù)庫存在諸如指標缺失、異常值和明顯的統(tǒng)計誤差等問題，因此，首先對其進行相應處理，具體處理如下：(1)去掉企業(yè)代碼、企業(yè)名稱和數(shù)據(jù)年份為空的樣本；(2)依據(jù)企業(yè)代碼和名稱，剔除樣本期間非持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)；(3)剔除總產(chǎn)值、主營業(yè)務收入、出口交貨值、固定資產(chǎn)原值、固定資產(chǎn)凈值、從業(yè)人員數(shù)、工業(yè)銷售收入、應付工資總額、資產(chǎn)合計等關鍵變量存在缺失值、零值或小于零值的企業(yè)樣本；(4)去掉不符合會計準則的企業(yè)和重復的企業(yè)數(shù)據(jù)。然后按照企業(yè)名稱的序貫識別法將余下企業(yè)數(shù)據(jù)和《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄)》數(shù)據(jù)庫進行合并，由于后者中含有進行對外直接投資的企業(yè)名稱、所在省區(qū)、東道國、核準日期等信息，這樣合并后的數(shù)據(jù)庫中既包括沒有對外直接投資的企業(yè)數(shù)據(jù)，也包括了進行對外直接投資的企業(yè)數(shù)據(jù)，因此，可以用來實證檢驗要素市場扭曲是否有助于企業(yè)選擇對外直接投資。但由于上述兩個數(shù)據(jù)庫中均沒有企業(yè)對外直接投資額數(shù)據(jù)，因此無法進行第二階段的實證研究，故利用商務部2006年以來進行對外直接投資登記記錄的信息庫中的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)包含了對外直接投資企業(yè)名稱、投資時間、投資地、投資額等信息，因此，將該數(shù)據(jù)庫對接上述已經(jīng)合并的數(shù)據(jù)庫，形成研究最終估計所需的樣本數(shù)據(jù)。此外，2006-2009年測度要素市場扭曲的產(chǎn)品市場、要素市場、總體市場的市場化指數(shù)源自樊綱等的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》[39]。2010-2011年測度要素市場扭曲所需的上述市場化指數(shù)則依據(jù)樊綱等人的方法進行計算得到，東道國人均GDP數(shù)據(jù)源自世界銀行發(fā)布的《World Development Indicator》，東道國直接投資風險指標數(shù)據(jù)來源于PRS Group，地理距離數(shù)據(jù)源自CEPII數(shù)據(jù)庫。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析

在正式估計之前，為了判斷變量之間是否存在嚴重的多重共線性問題，有必要檢驗各主要變量之間的相關系數(shù)。首先檢驗相關性，發(fā)現(xiàn)所有相關系數(shù)均低于規(guī)定的臨界值，且VIF 值都小于10，故不存在嚴重的多重共線性問題。由于Heckman模型有極大似然估計法(MLE)和兩步法兩種，后者估計效率較低，因此采用MLE法進行估計。 表2是第一階段選擇模型估計結(jié)果，表3是第二階段線性回歸模型估計結(jié)果。從表3中可知，逆米爾斯比λit不等于0，且均通過了顯著性檢驗，說明模型中存在樣本選擇偏差，采取Heckman二階段模型是合適的。

(一)要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響

從表2和表3可知，模型1和模型8是沒有控制交叉項的估計結(jié)果，其中，模型1中變量Factor的估計系數(shù)為正，模型8中變量Factor的估計系數(shù)也為正，且分別在5%和10%水平上顯著，說明在其他條件不變情況下，要素市場扭曲程度越高，企業(yè)對外直接投資傾向和對外直接投資強度越大。這說明要素市場扭曲通過促進出口快速增長，導致產(chǎn)能過剩，抑制資源利用效率等對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生的促進作用超過了其通過抑制生產(chǎn)率，不利于人力資本形成和金融深化等對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生的負面影響，提高了企業(yè)對外直接投資傾向，表現(xiàn)為企業(yè)對外投資熱情高漲。但模型8中變量Factor的估計系數(shù)較小，說明由于近年來企業(yè)海外投資頻頻失敗，導致企業(yè)對外直接投資強度較低。為了驗證要素市場扭曲是否通過上述渠道影響了企業(yè)對外直接投資傾向，在模型2中加入了Factor×tfp、Factor×gro、Factor×pro、Factor×uti、Factor×hum、Factor×fin交叉項進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)Factor×tfp、Factor×hum、Factor×fin的估計系數(shù)在不同水平上顯著為負，F(xiàn)actor×gro、Factor×pro、Factor×uti的估計系數(shù)均顯著為正，這證實了要素市場扭曲通過抑制生產(chǎn)率、不利于人力資本形成和金融深化，以及促進出口快速增長、導致產(chǎn)能過剩、抑制資源利用效率等渠道影響了企業(yè)對外直接投資傾向，驗證了理論分析結(jié)論。

(二)要素市場扭曲對不同特征企業(yè)對外直接投資的影響

進一步考察要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度的影響是否因企業(yè)內(nèi)外資屬性、所有制性質(zhì)、區(qū)位因素和行業(yè)屬性不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性。在模型1中分別相應加入Factor×doe、Factor×joi、Factor×sts、Factor×pri、Factor×are、Factor×lab、Factor×cap、Factor×tec交叉項進行檢驗。首先從模型3和模型9中可知，在加入Factor×doe、Factor×joi交叉項后，要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資傾向及其強度依然表現(xiàn)為正面影響。加入其他交叉項后也均未改變這一結(jié)論。

1.企業(yè)內(nèi)外資屬性。首先，模型3中Factor×doe的估計系數(shù)為正，在模型9中該交叉項估計系數(shù)也為正，但均沒有通過顯著性檢驗，說明要素市場扭曲對內(nèi)資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度的提高作用并不顯著。模型3和模型9中Factor×joi的估計系數(shù)分別在10%和5%水平上顯著為正，表明要素市場扭曲顯著提高了三資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度。其原因可能在于相對內(nèi)資企業(yè)，三資企業(yè)在要素市場扭曲中獲得了政府所給予的更多各種優(yōu)惠要素條件，其資金、土地等要素成本較低，其在對外直接投資時融資渠道范圍更廣，同時三資企業(yè)對海外市場較為熟悉，其對外直接投資風險相對較低。上述因素的疊加，致使要素市場扭曲顯著提高了三資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度，并且近年來我國各種要素價格上升，制造業(yè)遇到的貿(mào)易摩擦較為嚴重，加上內(nèi)資企業(yè)競爭力提升，使得不少三資企業(yè)特別是外資企業(yè)通過撤資，加大對其他國家地區(qū)直接投資力度來緩解上述不利因素。

表2　要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資傾向的影響

注：括號內(nèi)為t值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上通過顯著性檢驗

表3　要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資強度的影響

注：除LR Ch2(1)一行的括號內(nèi)為P值，其他括號內(nèi)為t值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上通過顯著性檢驗

2.企業(yè)所有制性質(zhì)。首先，模型4中Factor×sts的估計系數(shù)在5%水平上顯著為正，而在模型10中該交叉項估計系數(shù)在10%水平上顯著為正，這說明要素市場扭曲提高了國有企業(yè)對外直接投資傾向及其強度。其原因可能是由于長期受到政策庇護，國有企業(yè)能獲取超額壟斷利潤，在對外直接投資競爭力不強和對海外投資風險意識不足的情況下，基于要素市場扭曲中政府所給予的資金、政策等優(yōu)惠要素條件，達到獲取海外資源、占領市場和轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能的目的，做出了對外直接投資的決策。但近年來，國有企業(yè)在海外連續(xù)虧損，其在海外的盈利情況不理想，這使得國有企業(yè)的對外直接投資強度也較低。其次，模型4和模型10中Factor×pri的估計系數(shù)分別在10%和5%水平上顯著為負，這說明要素市場扭曲降低了民營企業(yè)對外直接投資傾向及其強度。其原因可能在于要素市場扭曲在一定程度上降低了民營企業(yè)勞動力等要素成本，但也致使其在對外直接投資時面臨融資渠道狹窄和融資成本高企，在市場研判能力和風險防范能力不足、缺乏政府政策和專業(yè)機構(gòu)支持下，民營企業(yè)對外直接投資傾向及其強度降低。

3.企業(yè)所處區(qū)域。模型5和模型11中的Factor×are的估計系數(shù)均顯著為正，說明要素市場扭曲提高了東部地區(qū)企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度。其原因可能在于相對中西部地區(qū)，東部地區(qū)由于政策環(huán)境較為開放，政府對要素市場干預程度相對較低，對企業(yè)生產(chǎn)率、人力資本、金融發(fā)展水平、企業(yè)家才能發(fā)揮及配置與企業(yè)家精神培育等抑制程度較低，促使企業(yè)做出對外直接投資的決策以獲取技術、資源、市場和戰(zhàn)略資產(chǎn)；且東部地區(qū)由于地理位置優(yōu)越和歷史等政策因素使得企業(yè)在與海外市場的長期往來中積累了大量經(jīng)驗，降低了對外直接投資的不確定性，有助于該地區(qū)企業(yè)對外直接投資，并且近年來，東部地區(qū)勞動力、原材料、土地等要素價格大幅增加，為了緩解成本上升，獲取技術和市場，規(guī)避日益嚴重的貿(mào)易摩擦，企業(yè)提高了對外直接投資強度。

4.企業(yè)所屬行業(yè)。首先，模型6和模型12中的Factor×lab的估計系數(shù)均在5%水平上顯著為正，這說明要素市場扭曲提高了勞動密集型企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度。其原因可能在于勞動密集型企業(yè)主要以勞動力和資源要素投入為主，顯然要素市場扭曲使得該類企業(yè)成本大幅下降，導致其將成本優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為出口優(yōu)勢，促進了出口增長，積累了一定的海外市場經(jīng)驗，同時要素市場扭曲導致該類企業(yè)勞動力收入較低，為了獲取更多收入，該類企業(yè)勞動者技能熟練程度和勞動強度較高，生產(chǎn)率得以提高，這均有助于企業(yè)做出對外直接投資的決策。但近年來人口紅利和資源紅利趨于消失，出口優(yōu)勢難以為繼，在該類企業(yè)的資源利用效率并未相應提高與金融危機后發(fā)達國家和發(fā)展中國家實施貿(mào)易保護主義情況下，提高了對外直接投資強度。其次，F(xiàn)actor×cap的估計系數(shù)在模型6和模型12中均顯著為正，說明要素市場扭曲提高了資本密集型企業(yè)對外直接投資傾向及其強度。其原因在于地方政府出于對GDP增長的激勵，更傾向?qū)Y本密集型企業(yè)給予各種要素優(yōu)惠，主要是低價格的資金、資源和土地要素，使得偏離出口比較優(yōu)勢的資本密集型企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品獲得了出口競爭力，產(chǎn)品出口增長較快，迫使該類企業(yè)規(guī)避貿(mào)易摩擦，進行對外直接投資；出口也使得該類企業(yè)積累了海外市場經(jīng)驗，有助于其對外直接投資；同時要素市場扭曲造成了該類企業(yè)產(chǎn)能過剩，資源利用效率較低，而廉價的資金和要素市場各種政策優(yōu)惠顯然有助于該類企業(yè)通過對外直接投資占領海外市場，獲取海外資源和轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能。再者，模型5和模型10中的Factor×tec的估計系數(shù)均顯著為負，這說明要素市場扭曲對技術密集型企業(yè)對外直接投資傾向及其強度產(chǎn)生了負面影響。其原因在于要素市場扭曲更加不利于技術密集型企業(yè)研發(fā)投入和人力資本形成，抑制了生產(chǎn)率提高，不利于該類企業(yè)對外直接投資，且該類企業(yè)研發(fā)投入密集度較高，要素市場扭曲并未給予其在出口方面的特別激勵，因此不存在出口迅速增長、迫使企業(yè)提高對外直接投資強度。

此外，表2的模型7和表3的模型13均是引入所有控制變量的估計結(jié)果，從中可知，要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度影響的估計系數(shù)的正負號并未發(fā)生改變，僅是估計系數(shù)大小和顯著性發(fā)生了變化。同樣，這一結(jié)論適合于要素市場扭曲對內(nèi)外資企業(yè)、不同所有制性質(zhì)、處于不同區(qū)域和不同類型行業(yè)企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度的影響。

最后，從模型7和模型13可知，關于其他控制變量對企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度影響如下：(1)企業(yè)規(guī)模、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)出口增長率、產(chǎn)能過剩、資源利用率、企業(yè)出口經(jīng)驗、人力資本、企業(yè)勞動力成本、企業(yè)研發(fā)投入強度、金融因素等控制變量分別在不同顯著水平上與對外直接投資傾向和投資強度呈正相關關系，這與現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致。(2)東道國經(jīng)濟發(fā)展水平與對外直接投資傾向和投資強度的正相關關系未能通過顯著性檢驗，原因可能在于中國對外直接投資中對發(fā)展中國家投資的比重日益增加，發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展水平越高，相應的勞動力、原材料等成本上升就越快，這抑制了部分以降低成本和獲取原材料為目的的中國企業(yè)對發(fā)展中國家對外投資，導致東道國經(jīng)濟發(fā)展水平對中國企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度的促進作用不顯著。(3)東道國投資風險分別在5%和10%水平上與對外直接投資傾向和投資強度呈負相關關系，地理距離分別在10%和5%水平上抑制了企業(yè)對外直接投資動機和降低了投資強度，這與現(xiàn)有文獻實證結(jié)果相一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

首先，本文采用Heckman模型克服內(nèi)生性問題進行實證研究，得到的結(jié)果是可靠的；其次，研究考察的是地方政府政策造成的要素市場扭曲對微觀企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度的影響，這也在一定程度上消除了內(nèi)生性問題，原因在于微觀企業(yè)對外直接投資行為對政府政策制定產(chǎn)生影響存在較大難度和較高成本；再者，采用系統(tǒng)GMM方法克服內(nèi)生性問題以及本研究中樣本區(qū)間短和樣本數(shù)多的不足，再次進行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)各變量的估計系數(shù)符號未改變，估計系數(shù)大小和顯著性水平有所變化，但并沒有實質(zhì)性改變，表明上述估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策含義

基于中國要素市場化進程較為滯后這一特征事實，本文首先對要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響機理進行了分析，然后構(gòu)建了Heckman兩階段模型，利用MLE法實證檢驗要素市場扭曲對企業(yè)對外直接投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：要素市場扭曲程度越高，企業(yè)對外直接投資傾向和對外直接投資強度越高；要素市場扭曲通過抑制生產(chǎn)率、不利于人力資本形成和金融深化對企業(yè)對外直接投資傾向產(chǎn)生了負面影響，但通過促進出口快速增長、導致產(chǎn)能過剩、抑制資源利用效率等渠道提高了企業(yè)對外直接投資傾向；要素市場扭曲對內(nèi)資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度的提高作用不顯著，但顯著提高了三資企業(yè)對外直接投資傾向及其強度；要素市場扭曲提高了國有企業(yè)對外直接投資傾向及其強度，未提高民營企業(yè)對外直接投資傾向及其強度；要素市場扭曲提高了東部地區(qū)企業(yè)對外直接投資傾向及其強度；要素市場扭曲提高了勞動密集型企業(yè)和資本密集型企業(yè)對外直接投資傾向及其強度，但對技術密集型企業(yè)對外直接投資傾向及其強度則產(chǎn)生了負面影響。

根據(jù)上述實證結(jié)論，本文認為需推進要素市場的市場化進程，雖然短期會對企業(yè)對外直接投資傾向及其強度，特別是國有企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型企業(yè)和資本密集型企業(yè)的對外直接投資傾向及其強度產(chǎn)生負面影響，但其提高了民營企業(yè)和技術密集型企業(yè)的對外直接投資傾向及其強度，更為重要的是推進要素市場的市場化進程長期有助于提高生產(chǎn)率、人力資本和金融發(fā)展水平，進而提高各種企業(yè)尤其是內(nèi)資企業(yè)對外直接投資傾向和投資強度，促進對外直接投資規(guī)模可持續(xù)增長，而不是靠貿(mào)易摩擦、產(chǎn)能過剩、資源利用效率低迫使企業(yè)做出對外直接投資的決策和提高投資強度。在中國企業(yè)沒有做好各項準備工作、抗對外投資風險能力較低的情況下，企業(yè)被迫對外直接投資顯然失敗率會較高，企業(yè)不可持續(xù)對外直接投資*當然的確規(guī)避了部分貿(mào)易摩擦，輸出了部分過剩產(chǎn)能和獲取了一定資源，但這更多地取決于國外企業(yè)以及政府，即便在中國具備較強國際競爭力的高鐵走出去時也依然如此。此外，在對外直接投資所獲收益方面，多數(shù)國內(nèi)企業(yè)往往也不具備談判優(yōu)勢和主動權(quán)。，因此，為了提高中國企業(yè)對外直接投資的成功概率，穩(wěn)步推進要素市場的市場化進程顯然是一個根本的方法。具體而言，改革戶籍制度和檔案制度，促進城鄉(xiāng)勞動力和高層次人才自由流動，同時加強工會力量，提高工人談判能力，降低勞動力市場扭曲程度；深化金融制度改革，加快推進利率市場化，消除金融抑制，降低資本市場扭曲程度；加快財稅制度改革，并完善工業(yè)用地招標、拍賣、掛牌出讓制度，推進土地價格市場形成機制，降低土地市場扭曲程度；加快資源性產(chǎn)品價格市場化機制改革，減少政府干預和政府管制，降低資源要素市場扭曲程度。

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責任編輯胡章成

作者簡介：闞大學，經(jīng)濟學博士，南昌工程學院經(jīng)濟貿(mào)易學院副教授，研究方向為國際貿(mào)易理論與政策；呂連菊，經(jīng)濟學碩士，南昌工程學院經(jīng)濟貿(mào)易學院講師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟。

基金項目：國家社會科學青年基金項目“多重約束下的中國區(qū)域分工演化與協(xié)調(diào)發(fā)展研究”(13CJL062)

收稿日期：2016-02-02

中圖分類號：F710

文獻標識碼：A

文章編號：1671-7023(2016)04-0110-12

Does Factor Market Distortion Inhibit the Enterprise Outward Direct Investment——Empirical Analysis Based on Heckman Model

KAN Da-xue,LV Lian-ju

(School of Economics and Trade,Nanchang Institute of Technology,Nanchang 330099,China)

Abstract:Going out strategy is an important measure to construct the new pattern of open economy in China.Based on the fact that the process of China's factor market is lagging behind,this article constructs the Heckman two stage model,based on the sample data of industrial enterprises,and analyzes the influence of the factor market distortion on the outward direct investment by MLE method.The results show that:the degree of factor market distortion is higher,the tendency and intensity of outward direct investment are higher; in view of the capital attribute,relative to domestic enterprises,factor market distortion has significantly increased the tendency and intensity of outward direct investment of joint-venture enterprises; in view of the nature of ownership,the factor market distortion enhances the tendency and intensity of outward direct investment of state-owned enterprises,the estimate results of private enterprises is the contrary; in view of the region,the factor market distortion has increased the tendency and intensity of outward direct investment for the enterprises in the east; in view of the industry attribute,the factor market distortion improves the tendency and intensity of outward direct investment for the labor intensive enterprises and capital intensive enterprises,which has a negative impact on the tendency and intensity of outward direct investment for the technology intensive enterprises.

Key words:factor market distortion; outward direct investment; Heckman model