企業(yè)異質(zhì)性與對(duì)外直接投資決策——基于中國(guó)制造業(yè)百?gòu)?qiáng)企業(yè)的分析

■湯曉軍 張進(jìn)銘

一、引言

中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資(簡(jiǎn)稱OFDI)在近年投資規(guī)模迅速增加，投資主體、客體、目標(biāo)區(qū)域呈現(xiàn)多元化發(fā)展。至2011年底，中國(guó)13 500多家境內(nèi)投資者在國(guó)（境）外設(shè)立OFDI企業(yè)1.8萬(wàn)家，分布在全球177個(gè)國(guó)家或地區(qū);中國(guó)OFDI凈額（流量）為746.5億美元，累計(jì)凈額4 247.8億美元，年末境外企業(yè)資產(chǎn)總額接近2萬(wàn)億美元。其中制造業(yè)企業(yè)是中國(guó)OFDI的主體之一。

開(kāi)展對(duì)外直接投資，有利于企業(yè)利用兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源，解決國(guó)內(nèi)產(chǎn)能剩余，緩解原材料、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素緊缺問(wèn)題，學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)、營(yíng)銷技巧，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。因此，OFDI正成為企業(yè)進(jìn)行國(guó)際化的一大選擇，也成為政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)企業(yè)OFDI國(guó)際化行為的影響因素進(jìn)行了較為深入的研究。Melitz[1]提出異質(zhì)性企業(yè)模型來(lái)解釋企業(yè)生產(chǎn)率的差異及其出口選擇行為。Helpman等[2]在異質(zhì)性企業(yè)模型的基礎(chǔ)上引入對(duì)外直接投資，建立了HMY模型。該模型認(rèn)為，在企業(yè)國(guó)際化經(jīng)營(yíng)中，最高生產(chǎn)率的企業(yè)才會(huì)選擇OFDI，生產(chǎn)率較高的企業(yè)選擇出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)只能在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)、銷售。魯明泓[3]、Buckley et al.[4]、項(xiàng)本武[5]從宏觀層面探討了制度、市場(chǎng)規(guī)模、地理、政治風(fēng)險(xiǎn)、匯率等因素對(duì)中國(guó)OFDI的影響;鐘昌標(biāo)[6]、陳漓高等[7]、趙偉等[8]等從產(chǎn)業(yè)層面探討了中國(guó)OFDI方面問(wèn)題。還有學(xué)者從微觀企業(yè)角度研究中國(guó)企業(yè)OFDI行為，如洪聯(lián)英等[9]、劉淑琳等[10]運(yùn)用企業(yè)異質(zhì)性理論對(duì)中國(guó)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，認(rèn)為對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率高于出口企業(yè)和在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)、銷售的企業(yè)。

上述對(duì)中國(guó)OFDI開(kāi)展的研究，多數(shù)是基于傳統(tǒng)投資理論從宏觀和中觀視角進(jìn)行研究，對(duì)解釋中國(guó)為什么、到哪里進(jìn)行對(duì)外直接投資有較大的啟示。而從企業(yè)微觀層面研究的文獻(xiàn)還較為缺乏，在企業(yè)異質(zhì)性理論產(chǎn)生后，國(guó)內(nèi)有部分學(xué)者運(yùn)用該理論對(duì)中國(guó)企業(yè)國(guó)際化行為進(jìn)行研究，得到不統(tǒng)一的結(jié)論，如劉淑琳運(yùn)用企業(yè)異質(zhì)性理論研究中國(guó)上市公司的OFDI，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率高于出口企業(yè)和在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)、銷售的企業(yè)，而李春頂發(fā)現(xiàn)中國(guó)國(guó)際化企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”①，出口企業(yè)的生產(chǎn)率并未明顯高于未出口企業(yè)。隨著中國(guó)企業(yè)不斷擴(kuò)大向新興市場(chǎng)國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行OFDI，無(wú)論是基于傳統(tǒng)投資理論，還是單從生產(chǎn)率這一企業(yè)異質(zhì)性因素視角來(lái)解釋這種中國(guó)企業(yè)OFDI行為，其解釋力都存在明顯的不足，無(wú)法深層次地把握具有中國(guó)特色背景的OFDI企業(yè)微觀層面異質(zhì)性因素。

本文采用2010年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)百?gòu)?qiáng)樣本企業(yè)數(shù)據(jù)，在計(jì)算它們各自的生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，基于中國(guó)國(guó)情，對(duì)HMY模型進(jìn)行拓展，分析影響中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI異質(zhì)性因素。

二、計(jì)量模型

企業(yè)在作對(duì)外直接投資決策時(shí)面臨兩個(gè)選擇:對(duì)外進(jìn)行直接投資和不對(duì)外進(jìn)行直接投資。企業(yè)異質(zhì)性理論認(rèn)為，企業(yè)國(guó)際化行為主要取決于生產(chǎn)率這一異質(zhì)性特征，生產(chǎn)率最高的企業(yè)選擇OFDI，生產(chǎn)率較高的企業(yè)選擇出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)只能在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)銷售。本文基于這一理論，結(jié)合中國(guó)企業(yè)實(shí)際，對(duì)企業(yè)異質(zhì)性特征進(jìn)行拓寬，沿著這一思路，我們選擇二元Probit模型來(lái)進(jìn)行分析。

本文建構(gòu)模型考慮的問(wèn)題是：給定行業(yè)特征下，企業(yè)是如何進(jìn)行OFDI決策的，其中研究注意力集中在企業(yè)OFDI決策的離散性上，為獲取回歸用的模型，我們?cè)O(shè)計(jì)了一個(gè)企業(yè)OFDI的潛在決策模型：

其中Di為決策變量，如果Di=1，企業(yè)就對(duì)外進(jìn)行直接投資；如果Di=0，企業(yè)就不對(duì)外進(jìn)行直接投資。Zi為解釋列變量，包括可能影響企業(yè)對(duì)外直接投資決策的主要因素。εi是服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)變量，代表被模型忽略的但對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策產(chǎn)生影響的其他因素的總體效果，β為待估系數(shù)向量。在給定企業(yè)個(gè)體特征Zi的前提下，其對(duì)外直接投資決策可能性Pi，表示為：

其中，φ（β·Zi）為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù)，χi為影響企業(yè)對(duì)外直接投資的變量。與此相對(duì)應(yīng)，在相同條件下，企業(yè)不對(duì)外直接投資可能性Pi表示為φ（-β·Zi）。

三、變量解釋、數(shù)據(jù)來(lái)源和統(tǒng)計(jì)性描述

(一)變量設(shè)計(jì)

影響企業(yè)對(duì)外直接投資 （OFDI）的異質(zhì)性特征有很多，既包含國(guó)家或地區(qū)層面，又包含產(chǎn)業(yè)、企業(yè)層面，本文在假定其他特征相似或相同的情況下，只考慮企業(yè)層面異質(zhì)性特征變量，包括企業(yè)生產(chǎn)率ln（ATFP）或ln（LP）、企業(yè)的所有制性質(zhì) N、企業(yè)盈利 ln（PROF）、企業(yè)規(guī)模ln（L）等，具體解釋如下:

1.被解釋變量。被解釋變量為企業(yè)對(duì)外直接投資參與狀態(tài)(對(duì)外直接投資為1，沒(méi)有對(duì)外投資為0)。

2.解釋變量。第一，企業(yè)生產(chǎn)率，以近似全要素生產(chǎn)率 ln（ATFP）或勞動(dòng)生產(chǎn)率 ln（LP）代理。第二，企業(yè)所有制性質(zhì)，這一變量為虛擬變量，1表示有國(guó)有企業(yè)，0表示非國(guó)有企業(yè)。第三，企業(yè)盈利，選用企業(yè)利潤(rùn)ln（PROF）表示。第四，企業(yè)規(guī)模，以企業(yè)員工人數(shù)ln（L）作為代理指標(biāo)。

我們選取銷售收入指標(biāo)代表產(chǎn)出，它是指制造業(yè)企業(yè)在報(bào)告期內(nèi)以貨幣收入表現(xiàn)的企業(yè)所有生產(chǎn)投入的最終產(chǎn)出。投入方面，從理論上資本和勞動(dòng)足以反映企業(yè)的投入，其他中間投入不過(guò)是將原值復(fù)制，不會(huì)增加價(jià)值，所以我們選取資本和勞動(dòng)作為投入要素。在資本投入的處理中，由于資本包括年度內(nèi)的流動(dòng)資本以及固定資本總額，它們都構(gòu)成了企業(yè)的投入，我們選取資產(chǎn)合計(jì)值作為資本總量。勞動(dòng)投入的處理上，我們選取年終企業(yè)員工數(shù)。上述變量及預(yù)期符號(hào)見(jiàn)表1。

(二)生產(chǎn)率計(jì)算

生產(chǎn)率計(jì)算方法一般包括參數(shù)和非參數(shù)兩種，參數(shù)方法是指通過(guò)先設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)的形式再計(jì)算生產(chǎn)率等;非參數(shù)方法的估計(jì)過(guò)程不需要設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式。

本文采用兩種方法來(lái)計(jì)算企業(yè)生產(chǎn)率。第一種是采用近似全要素生產(chǎn)率ATFP估算，源于Keith Head＆John Ries[11]，公式如下:

第二種是借鑒李春頂[12]和湯二子等[13]算法，采用勞動(dòng)生產(chǎn)率LP來(lái)估量:

其中，產(chǎn)出(企業(yè)銷售收入)為Q，勞動(dòng)投入(企業(yè)員工數(shù))為L(zhǎng)，資本投入(企業(yè)固定資產(chǎn))為K，s表示生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度，其值在0到1之間，如果為0則生產(chǎn)率等于勞動(dòng)生產(chǎn)率，如果為1，則生產(chǎn)率為資本生產(chǎn)率。

表1 研究變量及預(yù)期符號(hào)

(三)統(tǒng)計(jì)性描述

本文運(yùn)用2010年中國(guó)制造業(yè)百?gòu)?qiáng)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用湯二子等(2011)的計(jì)算方法，對(duì)(4)式中s進(jìn)行估算，得到s=0.43②。運(yùn)用公式(4)和(5)，得出2010年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)百?gòu)?qiáng)企業(yè)ATFP、LP均值，具體描述如表2:

表2 整體樣本生產(chǎn)率均值比較

通過(guò)觀察表2，我們發(fā)現(xiàn):(1)以ATFP為企業(yè)生產(chǎn)率代理變量估算時(shí)，在不考慮行業(yè)作為控制變量情況下，對(duì)整體樣本求生產(chǎn)率均值發(fā)現(xiàn)，OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率低于未開(kāi)展OFDI的企業(yè)，存在“生產(chǎn)率悖論”。同時(shí)，樣本中國(guó)有制造業(yè)OFDI企業(yè)的整體生產(chǎn)率低于未開(kāi)展OFDI國(guó)有企業(yè)。這說(shuō)明“走出去”企業(yè)生產(chǎn)率并不一定高于未走出去企業(yè)。(2)以LP作為代理變量估計(jì)時(shí)，在不考慮行業(yè)作為控制變量條件下，通過(guò)對(duì)整體樣本求勞動(dòng)生產(chǎn)率均值發(fā)現(xiàn)，OFDI企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率高于未開(kāi)展OFDI的企業(yè)，不存在“生產(chǎn)率悖論”，且高于樣本生產(chǎn)率均值，國(guó)有制造業(yè)企業(yè)的整體生產(chǎn)率高于非國(guó)有企業(yè)。

從表3可以觀察到:(1)以ATFP作為生產(chǎn)率代理指標(biāo)時(shí)，16個(gè)行業(yè)中8個(gè)行業(yè)的企業(yè)既有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)又有對(duì)外直接投資，其中4個(gè)行業(yè)的企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”，即OFDI企業(yè)生產(chǎn)率低于未開(kāi)展OFDI企業(yè)，國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率總體上并不顯著高于樣本均值(見(jiàn)※)。(2)以LP作為代理指標(biāo)時(shí)，9個(gè)行業(yè)國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率總體上并不低于非國(guó)有企業(yè)(見(jiàn)＊)，這可能緣于國(guó)有制造業(yè)企業(yè)所具有的特有融資優(yōu)勢(shì)。

接下來(lái)我們進(jìn)一步從行業(yè)角度，考察中國(guó)制造業(yè)OFDI企業(yè)投資行業(yè)分布情況，主要目的在于考察企業(yè)對(duì)外投資項(xiàng)目是否是勞動(dòng)密集型、資本密集型、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)還是資源獲取型或其他，以便進(jìn)一步考察其對(duì)外投資的驅(qū)動(dòng)力，仍以2010年中國(guó)制造業(yè)百?gòu)?qiáng)中對(duì)外進(jìn)行直接企業(yè)作為樣本進(jìn)行分析。

表3 按行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)和是否參與對(duì)外投資劃分的樣本生產(chǎn)率均值比較

表4 樣本企業(yè)對(duì)外投資狀態(tài)、所在行業(yè)、企業(yè)所有制性質(zhì)具體情況

從表4可以看出，在制造業(yè)百?gòu)?qiáng)企業(yè)中，共有41家企業(yè)境外投資，其中國(guó)有企業(yè)31家，非國(guó)有企業(yè)(全部是民營(yíng)企業(yè))10家;從所屬項(xiàng)目行業(yè)歸屬來(lái)看，這41家對(duì)外投資企業(yè)投資項(xiàng)目中，資源獲取型投資占比超過(guò)50%。

綜合以上觀察:國(guó)有制造業(yè)企業(yè)是中國(guó)制造業(yè)OFDI企業(yè)的主體;中國(guó)制造業(yè)OFDI企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)并非是中國(guó)制造業(yè)OFDI企業(yè)對(duì)外直接投資的主要驅(qū)動(dòng)力;獲取戰(zhàn)略性資源是中國(guó)制造業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資的一個(gè)重要?jiǎng)訖C(jī)。

盡管缺乏翔實(shí)的中國(guó)整體微觀主體數(shù)據(jù)，本部分的統(tǒng)計(jì)分析還比較粗略和間接，但結(jié)果仍具備一定可信度，在中國(guó)特定的市場(chǎng)下，生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)似乎都無(wú)法成為競(jìng)爭(zhēng)主體在國(guó)際市場(chǎng)絕對(duì)立足之本，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)與其進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)的決策行為是呈正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，是否存在另類特殊“異質(zhì)性”特征影響企業(yè)對(duì)外投資，程度如何，還需通過(guò)實(shí)證來(lái)進(jìn)一步解釋驗(yàn)證。

四、回歸結(jié)果與分析

本文采用極大似然法對(duì)模型的系數(shù)進(jìn)行估計(jì)。為避免產(chǎn)生多重共線性，我們先對(duì)解釋變量進(jìn)行相關(guān)性統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)性質(zhì)呈現(xiàn)高度相關(guān)性(在中國(guó)，國(guó)有企業(yè)尤其是中央企業(yè)的規(guī)模相對(duì)其他性質(zhì)的企業(yè)規(guī)模較大)，因此，在進(jìn)行回歸分析時(shí)，我們首先剔除該變量，然后分別以ln（ATFP）、ln（LP）作為生產(chǎn)率的代理變量對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到結(jié)果(見(jiàn)表5和表6):

表5 Probit 模型回歸結(jié)果

表6 Probit 模型回歸結(jié)果

表5、表6回歸結(jié)果表明，在影響企業(yè)是否對(duì)外進(jìn)行直接投資的因素中，企業(yè)性質(zhì)是一個(gè)更為重要、顯著的因素，企業(yè)生產(chǎn)率、資本價(jià)值增值目標(biāo)對(duì)企業(yè)投資決策行為影響不顯著。

第一，在納入拓展的異質(zhì)性變量之后，企業(yè)性質(zhì)始終5%的水平上顯著，它對(duì)制造業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資決策行為影響顯著。如果企業(yè)是國(guó)有企業(yè)，企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的概率將提高23%。這在一定程度上佐證了前面統(tǒng)計(jì)性描述，目前大部分制造業(yè)企業(yè)OFDI行為仍以國(guó)有企業(yè)為主導(dǎo)，其OFDI行為大都屬于政府推動(dòng)型。

第二，企業(yè)生產(chǎn)率在5%的水平上不顯著，在10%的水平上顯著。企業(yè)生產(chǎn)率每提高1%，OFDI的概率提高10%，這說(shuō)明企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)對(duì)外直接投資起著一定的推動(dòng)作用。但與企業(yè)的性質(zhì)相比，對(duì)制造業(yè)企業(yè)對(duì)外投資決策行為影響仍顯不足。這與前面統(tǒng)計(jì)性描述基本吻合，即中國(guó)制造業(yè)OFDI企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”。

第三，企業(yè)生產(chǎn)率也在5%的水平上不顯著，但在10%的水平上顯著。企業(yè)利潤(rùn)每提高1%，其進(jìn)行OFDI的概率提高4%，這也說(shuō)明利潤(rùn)對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI決策影響并不顯著。這在一定程度上說(shuō)明中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)主要依靠單位勞動(dòng)資本的大量投入，生產(chǎn)仍處在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈低增值環(huán)節(jié)階段，從另一角度說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)OFDI行為并非是受生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)所驅(qū)動(dòng)。

五、結(jié)論與啟示

通過(guò)以上分析，本文得出以下主要結(jié)論:

第一，企業(yè)性質(zhì)這一異質(zhì)性因素對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI的影響顯著大于企業(yè)生產(chǎn)率。這可能歸因于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI行為以國(guó)有企業(yè)為主導(dǎo)，它們對(duì)外直接投資多為政府推動(dòng)型原因所致。

第二，資本價(jià)值增值并非是中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI的主要驅(qū)動(dòng)力。這可能源于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI動(dòng)機(jī)往往伴有實(shí)現(xiàn)國(guó)家戰(zhàn)略意圖，如獲取國(guó)家戰(zhàn)略資源。

第三，非國(guó)有企業(yè)是中國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，但在OFDI活動(dòng)的作用還有待進(jìn)一步提升。

依據(jù)以上推論，本文得到以下啟示:其一，制造業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資行為既非生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)所推動(dòng)，也非資本價(jià)值增值目的所驅(qū)動(dòng)，這種對(duì)外直接投資模式能否可持續(xù)發(fā)展，值得我們反思;其二，如何擺脫這種主要依賴國(guó)有企業(yè)來(lái)發(fā)展對(duì)外直接投資局面，應(yīng)成為中國(guó)政府決策層重視的問(wèn)題。

注釋:

①“生產(chǎn)率悖論”是李春頂發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率并未顯著高于非出口企業(yè)，甚至低于非出口企業(yè)。本文指對(duì)外投資企業(yè)并非如異質(zhì)性企業(yè)理論所預(yù)期的對(duì)外直接投資企業(yè)生產(chǎn)率顯著高于未發(fā)生對(duì)外直接投資的企業(yè)，恰恰相反，本文樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出對(duì)外投資企業(yè)生產(chǎn)率顯著低于未對(duì)外進(jìn)行直接投資的企業(yè)。

②假設(shè)一個(gè)規(guī)模報(bào)酬不變C-D函數(shù):Q=AKSL1-S，通過(guò)兩邊取對(duì)數(shù)變換后可得，LnQ=LnA+sLnK/L，在運(yùn)用2010年整體樣本對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)，得到S=0.43。

[1]Melitz，M.J.The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity.Econometrica， 2003，(71).

[2]Helpman，E.Melitz， M.J.and Yeaple， S.R.Export Versus FDI with Heterogeneous Firms.American Economic Review，2004，(94).

[3]魯明泓.制度因素與國(guó)際直接投資區(qū)位分布：一項(xiàng)實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999，（7）.

[4]Peter J Buckley et al.The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment.Journal of International Business Studies ，2007，38（4）.

[5]項(xiàng)本武.東道國(guó)特征與中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，(7).

[6]鐘昌標(biāo).中國(guó)實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略的產(chǎn)業(yè)選擇和區(qū)位選擇[J].管理世界，2001，（3）.

[7]陳漓高，張燕.對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)選擇:基于產(chǎn)業(yè)地位劃分法的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2007，（11）.

[8]趙偉，江東.OFDI與產(chǎn)業(yè)升級(jí)——機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)，2010，(3).

[9]洪聯(lián)英，羅能生.全球生產(chǎn)與貿(mào)易新格局下企業(yè)國(guó)際化發(fā)展路徑及策略選擇——基于生產(chǎn)率異質(zhì)性理論的分析方法[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007，(12).

[10]劉淑琳，黃靜波.對(duì)外直接投資與企業(yè)生產(chǎn)率——基于中國(guó)上市公司的實(shí)證分析[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2011，(2).

[11]Keith Head，John Ries.HETEROGENEITY and the Fdi Versus Export Decision of Japana-Se Manufacturers.Nber Working Paper，2003.

[12]李春頂，尹翔碩.中國(guó)出口企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”及其解釋[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009，（11）.

[13]湯二子，李影，張海英.異質(zhì)性企業(yè)、出口與“生產(chǎn)率悖論”——基于2007年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)層面的證據(jù)[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2011，（3）.

[14]王方方.企業(yè)異質(zhì)性條件下中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇研究[D].廣州:暨南大學(xué)，2012.