企業(yè)異質(zhì)性條件下遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策選擇

基金項目：遼寧省社科基金“基于技術(shù)創(chuàng)新視角的出口技術(shù)復(fù)雜度對遼寧制造業(yè)出口競爭力提升的促動效應(yīng)研究”（L16CJL003）；遼寧省教育廳高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)項目“跨國投資對出口技術(shù)復(fù)雜度提升的影響機(jī)理與效用研究—基于技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)視角”（JW201615401）

中圖分類號：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：伴隨我國外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的出口對于遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)生產(chǎn)率提高與核心競爭力增強(qiáng)具有重要意義。本文基于企業(yè)異質(zhì)性理論，依據(jù)將《境外投資企業(yè)名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》整合后所形成微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，開展有關(guān)遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策問題的研究。實(shí)證分析結(jié)果表明，影響遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策的主要因素包括企業(yè)生產(chǎn)率水平、勞動密集度、資本密集度、投資回報率、企業(yè)對外出口強(qiáng)度、企業(yè)利潤率水平等。其中企業(yè)對外出口強(qiáng)度對企業(yè)投資戰(zhàn)略決策影響最為突出。此外，企業(yè)所屬的地理位置以及所有權(quán)性質(zhì)對企業(yè)對外直接投資決策也存在顯著影響。

關(guān)鍵詞：企業(yè)異質(zhì)性 生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易 微觀企業(yè) 投資決策

引言

自改革開放以來，隨著世界經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程加快和全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)主體逐步從工業(yè)社會轉(zhuǎn)型為服務(wù)型社會。生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)作為從制造業(yè)內(nèi)部的生產(chǎn)活動中分離出來的獨(dú)立專業(yè)化產(chǎn)業(yè)，已成為制造業(yè)中間投入的重要部分。盡管近年來我國服務(wù)貿(mào)易在世界服務(wù)貿(mào)易出口中的比重不斷提高，但是在產(chǎn)品附加值、出口結(jié)構(gòu)、市場競爭力、勞動和其它要素生產(chǎn)力等方面仍相對落后于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體國家。與此同時，遼寧省高附加值產(chǎn)品服務(wù)增長速度緩慢，服務(wù)貿(mào)易主體側(cè)重于運(yùn)輸服務(wù)、旅游、建筑服務(wù)等傳統(tǒng)出口服務(wù)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，跨境服務(wù)品牌缺失，核心競爭力較弱。為保證貿(mào)易的順利開展，一些企業(yè)嘗試通過參與對外直接投資的方式實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置、開拓海外市場和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整。據(jù)遼寧省政府工作報告顯示，2014年度遼寧省服務(wù)貿(mào)易出口額同比增長12%，對外直接投資增長13%。遼寧省核準(zhǔn)開展對外直接投資企業(yè)數(shù)量由2012年的175家增加至2014年的222家。但是，受統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制以及制造業(yè)企業(yè)自身參與海外投資總額較小等原因的影響，針對企業(yè)微觀層面的對外直接投資問題研究并不常見，國內(nèi)有關(guān)學(xué)者在生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資方面的相關(guān)研究和結(jié)論屈指可數(shù)。

本文在構(gòu)建生產(chǎn)服務(wù)型企業(yè)對外投資決策模型的基礎(chǔ)上，利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對我國生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)進(jìn)行樣本數(shù)據(jù)篩選，整理出遼寧生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù)集合，并依據(jù)該數(shù)據(jù)集合開展實(shí)證回歸分析，重點(diǎn)分析以企業(yè)異質(zhì)性理論為基礎(chǔ)的遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資問題。

文獻(xiàn)回顧與問題提出

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（producer services）的概念是由Machlup（1962）最早提出來的，他認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)必須是產(chǎn)出知識的產(chǎn)業(yè)?，F(xiàn)代服務(wù)部門分為消費(fèi)性服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，其中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在生產(chǎn)中的地位極其重要。值得關(guān)注的是，本文所涉及的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不是直接用來消費(fèi)的，而是指被其它商品和服務(wù)的生產(chǎn)者作為中間投入的服務(wù)。有關(guān)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的研究主要集中在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)競爭力以及生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)與制造業(yè)部門的相互影響方面。

國內(nèi)外眾多研究結(jié)果表明：國內(nèi)制造業(yè)部門市場需求越旺盛，生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)市場競爭力越強(qiáng)、專業(yè)化程度越高，二者顯著正相關(guān)。并且生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)生產(chǎn)的邊際成本差異性是影響生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)整體規(guī)模擴(kuò)大的決定因素（劉培林、宋湛，2006）。梁瑩瑩、孟凡峰（2014）通過顯性比較優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易競爭力指數(shù)和Michacly指數(shù)考察不同國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的比較優(yōu)勢，闡釋金融服務(wù)發(fā)展對于生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響。目前，國內(nèi)部分學(xué)者基于微觀層面對我國對外直接投資的研究開始增加，如肖慧敏（2014）利用2005-2014年上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)從企業(yè)層面考察對外直接投資對企業(yè)技術(shù)水平和產(chǎn)出增長的影響。顧露露運(yùn)用市場模型評估1994-2009年我國157個企業(yè)海外并購事件的短期和中長期績效。在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，Griffith等（2004）采用統(tǒng)計分析的方式以企業(yè)生產(chǎn)率為視角對英國服務(wù)全行業(yè)企業(yè)展開研究，認(rèn)為相對于綠地投資而言，并購?fù)顿Y模式的服務(wù)業(yè)企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率，并進(jìn)一步分析這一現(xiàn)象主要是由于企業(yè)存在選擇效應(yīng)而非學(xué)習(xí)效應(yīng)。Bush和Lipponer（2007）則對德國的銀行業(yè)對外投資展開研究，并得到利潤更高且規(guī)模較大的銀行其海外活動越密集、國際化經(jīng)營的可能性更大的結(jié)論。周旋和綦建紅（2014）同樣以銀行業(yè)為研究對象開展研究，對認(rèn)為在出口深度方面，我國銀行業(yè)的對外直接投資存在“追隨客戶”現(xiàn)象。而趙先進(jìn)等（2015）則認(rèn)為對我國服務(wù)業(yè)企業(yè)對外直接投資進(jìn)入選擇模式主要集中于新建模式。由于受到數(shù)據(jù)可獲性的限制，現(xiàn)有研究多集中于從國民經(jīng)濟(jì)全行業(yè)范圍展開企業(yè)對外投資問題的研究。以服務(wù)業(yè)企業(yè)為研究主體，尤其是針對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)對外直接投資問題的研究成果更為有限。

上述文獻(xiàn)均側(cè)重于生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)核心競爭力影響因素的分析，或?qū)ιa(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)關(guān)系互動關(guān)聯(lián)等從偏宏觀視角剖析，而微觀層面則主要著眼于對生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)開展對外直接投資的整體性分析，并且研究范圍存在區(qū)域局限性（田巍等，2012）。有關(guān)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策影響因素的研究尚處于空白階段。本文針對這一空白所做的相關(guān)研究以企業(yè)異質(zhì)性為理論基礎(chǔ)，同時基于遼寧省企業(yè)微觀層面以生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資信息為樣本數(shù)據(jù)，對遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資問題展開研究。本文主要包含以下方面：一是利用將《境外投資企業(yè)名錄》（以下簡稱《名錄》）與2008年度《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》整合后的樣本數(shù)據(jù)開展實(shí)證分析和檢驗(yàn)，分析影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對外投資決策的影響因素；二是按照企業(yè)所有制類型不同劃分，考察不同所有制下的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策差異性；三是生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)所處區(qū)域地理位置對開展對外直接投資決策的影響。

生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策的實(shí)證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究對象與研究目的，本文樣本數(shù)據(jù)的選取主要參考兩套數(shù)據(jù)，一套是國家統(tǒng)計局2008年度在《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》公布的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了我國廣大內(nèi)陸地區(qū)營業(yè)額達(dá)500萬元以上的大中型制造企業(yè)，迄今為止，共收錄了我國43多萬家企業(yè)，所占比例達(dá)我國工業(yè)總產(chǎn)值的90%以上。該數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計測度指標(biāo)較為完善，統(tǒng)計范圍比較廣泛，但是卻缺乏相關(guān)企業(yè)參與對外直接投資活動的數(shù)據(jù)信息，這對實(shí)證分析結(jié)果產(chǎn)生極大阻礙。針對這一問題，研究需要借用另一套數(shù)據(jù)來予以補(bǔ)充。該套數(shù)據(jù)庫為《名錄》，但是其中不足之處是《名錄》中僅將參與對外直接投資活動的企業(yè)名稱對外公布，卻缺少統(tǒng)計投資總值的相關(guān)信息，但在實(shí)證檢驗(yàn)過程中，并不影響研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和整體性。

為實(shí)現(xiàn)樣本數(shù)據(jù)的規(guī)范性，本文剔除《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中信息準(zhǔn)確度不夠的企業(yè)后，最終在樣本數(shù)據(jù)庫中保留了380543家制造業(yè)企業(yè)信息數(shù)據(jù)信息。把剔除異常樣本數(shù)據(jù)處理后的2008年度《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中的企業(yè)按照企業(yè)名稱相同方法與《名錄》進(jìn)行橫向匹配，從而建立起一個全新的制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)庫。本文共收集到5601家開展對外直接投資活動的企業(yè)信息，其中有1754家在2008年度以前獲得國家審批資格。經(jīng)過這一過程，按照四分位的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)代碼原則將數(shù)據(jù)樣本信息分布集中的企業(yè)予以甄選，從而得到遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的樣本信息。按照這一原則對樣本信息進(jìn)行處理后，共統(tǒng)計出106家生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)，其中有18家企業(yè)參與對外直接投資活動。表1為106家生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)樣本的詳細(xì)情況。

（二）各決定因素變量選取及基本假設(shè)

本文將被解釋變量界定為生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與對外直接投資活動的選擇，并形成一個二元選擇變量。當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與對外投資活動時取1，否則為0。本文將選取經(jīng)濟(jì)分析中經(jīng)常采用的二元離散選擇模型對計量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證回歸分析。

對于解釋變量的選取，本文借鑒Melitiz（2003）、田巍、余淼杰等人已有的研究經(jīng)驗(yàn)，將回歸統(tǒng)計的解釋變量定義為企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)資本、企業(yè)勞動數(shù)量、企業(yè)出口強(qiáng)度、投資回報率、企業(yè)利潤率及資本密集度等因素。

生產(chǎn)率。隨著對異質(zhì)性企業(yè)理論的深入研究，企業(yè)生產(chǎn)效率在企業(yè)是否開展對外投資活動中扮演著越來越重要的角色。基于本文理論部分的研究，并結(jié)合Melitz（2003）等人的研究成果，生產(chǎn)率水平是生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)決定是否開展對外直接投資活動的重要影響因素，并且只有在企業(yè)生產(chǎn)率達(dá)到某一特定值時，生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)才有參與對外直接投資活動的傾向。本文采用企業(yè)人均產(chǎn)出水平作為企業(yè)生產(chǎn)率水平度量指標(biāo)，即為某一生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)員工數(shù)量之比，并提出假設(shè)1：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的生產(chǎn)率水平與企業(yè)是否參與對外直接投資活動呈正相關(guān)。

關(guān)于勞動，本文選用勞動者數(shù)量作為代表變量。當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)生產(chǎn)欲走出國門，投資海外市場時，意味著經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大，這一過程需要充足的人力資本支持。因此對生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的勞動力數(shù)量需求將會增加。因此，本文選取數(shù)據(jù)庫中全部從業(yè)人員數(shù)量作為衡量勞動的指標(biāo)，并提出假設(shè)2：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)所擁有勞動力數(shù)量與其參與對外直接投資決策呈正相關(guān)。

資本。本文將選取生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的總資產(chǎn)作為測度其資本的指標(biāo)，即企業(yè)總資產(chǎn)越多，可供其開展對外投資活動的資本則越充裕。文中有關(guān)總資產(chǎn)的核算采用聯(lián)合國《國民經(jīng)濟(jì)核算體系》中的計算標(biāo)準(zhǔn)，即全部為企業(yè)持有或控制的，并能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來預(yù)期經(jīng)濟(jì)效益的資產(chǎn)總額。具體而言包括全部流動資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、企業(yè)債權(quán)等。在此本文提出假設(shè)3：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的資本充裕度與其參與對外直接投資活動的決策成正相關(guān)。

利潤不僅是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的首要目標(biāo)，也是其賴以生存和發(fā)展的關(guān)鍵。企業(yè)利潤率與企業(yè)進(jìn)行資本積累、擴(kuò)大商品市場息息相關(guān)，將其作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營情況的測量指標(biāo)對于企業(yè)來說具有重要意義。企業(yè)是否擁有強(qiáng)大的資本是影響企業(yè)海外投資的關(guān)鍵。生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)開展海外投資所需資本則主要依托于利潤的順利實(shí)現(xiàn)。本文選用生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的銷售額水平與工業(yè)銷售總值之比作為測度其利潤率水平的代表指標(biāo)，并提出假設(shè)4：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的利潤率水平越高，其參與對外直接投資的傾向越強(qiáng)。

知識資本密集度。對于制造業(yè)企業(yè)部門而言，知識資本密集度是影響其市場競爭力的決定因素（張博偉，2010）。具體而言，知識資本密集度對于增強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的專業(yè)化程度，延長產(chǎn)業(yè)鏈，提高勞動和其它要素的生產(chǎn)率具有重要意義。企業(yè)資本密集度提升對于促進(jìn)企業(yè)在參與對外直接投資活動中的比較優(yōu)勢具有重要意義。因此本文提出假設(shè)5：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)資本密集程度越高，其參與對外直接投資活動的傾向越強(qiáng)。

企業(yè)出口。在參考Bonaccorsi（1992）的研究文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，可以得知企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模越大，企業(yè)出口強(qiáng)度越大。這一過程與國家間地緣成負(fù)相關(guān)。因此，與某些內(nèi)向型企業(yè)相比，積極參與對外直接投資活動的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)將更擁有條件利用豐富的海外投資經(jīng)驗(yàn)和東道國的資源開拓海外市場，參與國際競爭。在此，本文將采用生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)出口貿(mào)易指標(biāo)測度企業(yè)的出口強(qiáng)度，并據(jù)此提出假設(shè)6：生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的出口強(qiáng)度與其參與對外直接投資決策成正相關(guān)。

此外，為消除因所選指標(biāo)所導(dǎo)致的計量回歸結(jié)果的誤差，本文將引進(jìn)兩類控制變量。其一，采用虛擬變量的方式將企業(yè)所有制類型引入計量模型，并依據(jù)資本類型將生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)劃分為國有企業(yè)、私有企業(yè)與外資企業(yè)。其二，針對遼寧省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，將不同地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)進(jìn)行劃分，具體而言將遼寧地區(qū)劃分為遼東、遼西、遼南、遼北地區(qū)。各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2所示。

（三）模型建立及回歸結(jié)果分析

依據(jù)前文所述，本文建立如下經(jīng)濟(jì)計量模型，進(jìn)一步研究基于企業(yè)異質(zhì)性理論的遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與對外直接投資決策影響因素。其中，被解釋變量為生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)是否參與對外直接投資的決策，并設(shè)定Probit模型如下：

P（OFDIid=1│Xi）=φ（Xiβ）=Xiβ+μi

在上述表達(dá)式中，下標(biāo)i代表遼寧省某一任意生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)；X為全部解釋變量和控制變量；φ為累積分布函數(shù)；β為各變量的回歸系數(shù)；μi為擾動項，并假設(shè)其服從標(biāo)準(zhǔn)整體分布。這樣，P的概率可進(jìn)一步表示為：

被解釋變量是一個包含生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)開展對外直接投資概率p的自然對數(shù)函數(shù)，且有：Xiβ=ln（P/1-P）。

本文進(jìn)一步對probit模型進(jìn)行回歸分析，回歸分析結(jié)果如表3所示，在表3的（1）中，對生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的勞動力、利潤率水平進(jìn)行回歸分析，計量結(jié)果顯示，勞動力數(shù)量和資本密集度越高，企業(yè)參與對外直接投資傾向性越強(qiáng)，且資本和勞動每增加一個單位，企業(yè)參與對外直接投資決策的機(jī)會成本是0.38，這一點(diǎn)與假設(shè)相符，說明企業(yè)勞動力數(shù)量和資本密集度與其參與對外直接投資決策成顯著正相關(guān)。為了確保計量回歸結(jié)果的完整性、準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性，本文采用逐步擴(kuò)展解釋變量來分別進(jìn)行回歸分析。在表3的（2）-（5）中，本文逐一添加企業(yè)利潤率、資本密集度和企業(yè)出口強(qiáng)度等測量指標(biāo)，回歸結(jié)果與先前假設(shè)部分相符。具體而言，企業(yè)生產(chǎn)率越高，企業(yè)參與對外直接投資活動傾向越強(qiáng)。但是在表3的（3）-（4）中，資本密集度代表變量的系數(shù)，卻與原假設(shè)相反，即為負(fù)值。針對這一與預(yù)期相反的結(jié)果，其原因在于資本密集度對于遼寧省生產(chǎn)性投資企業(yè)參與對外直接投資決策影響并不顯著。在企業(yè)基于搶占國際市場份額的戰(zhàn)略目標(biāo)的驅(qū)使下，即使資本并不是十分豐裕，仍然可以通過信貸、融資等方式獲得資本，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)選擇開展對外投資業(yè)務(wù)。

為控制遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)所有制類型和其所處地理位置對企業(yè)參與對外直接投資決策研究結(jié)果的偏差，在表3的（6）-（7）中引入控制變量進(jìn)行回歸分析。在控制了影響生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)對外直接投資決策的解釋變量后，相比于外資企業(yè)，遼寧省國有生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與對外直接投資的概率明顯高，與經(jīng)濟(jì)實(shí)力相對落后的遼西、遼北地區(qū)相比，遼南與遼東地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與對外直接投資的概率較高。而且，遼寧省出口強(qiáng)度系數(shù)為正值，這也與先前假設(shè)內(nèi)容相符，即企業(yè)出口的經(jīng)驗(yàn)與參與對外直接投資傾向成顯著正相關(guān)。同時，這一回歸分析及結(jié)果也與之前的一些研究如Johanson&Vahlne（2003）、葛順奇和羅偉（2013）等文獻(xiàn)相符。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管邊際彈性回歸結(jié)果能夠說明各解釋變量對企業(yè)對外直接投資決策的影響強(qiáng)弱，但是畢竟不同指標(biāo)的變動幅度是存在差異的，這樣可能會導(dǎo)致部分指標(biāo)對投資選擇概率影響的準(zhǔn)確度出現(xiàn)偏差。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了LPM模型的回歸（過程略），且LPM模型與 模型邊際效應(yīng)的估計系數(shù)非常接近。同樣地，投資收益率回歸系數(shù)顯著為負(fù)，并且生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的出口強(qiáng)度對其對外直接投資具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，也再次證明了國際經(jīng)驗(yàn)的獲得對生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)“走出去”所起到的作用是至關(guān)重要的。資本回歸系數(shù)次之，表明生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)所擁有的資本豐裕程度在企業(yè)決定是否開展對外直接投資中有著較大的影響力。

另外，在投資動力上，國有企業(yè)明顯要高于其他所有制類型企業(yè)，如外資企業(yè)和私營企業(yè)等；位于遼寧東部地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)也明顯高于其它地區(qū)。這可能是由于國有企業(yè)相比之下容易獲得有關(guān)對外直接投資政策的支持和政府的幫扶，同時位于遼寧東部地區(qū)企業(yè)的競爭優(yōu)勢也較為突出所導(dǎo)致的?；貧w結(jié)果再次說明，生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的所有制類型和所屬區(qū)位對投資概率的影響十分顯著。

結(jié)論

本文將2008年度《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》與我國商務(wù)部公布的《名錄》相結(jié)合建立成一個新的樣本數(shù)據(jù)庫，結(jié)合四分位國民經(jīng)濟(jì)代碼原則將收集到的遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)數(shù)據(jù)，從微觀信息層面研究其開拓海外市場、參與國際競爭的決策選項影響因素。具體研究結(jié)論如下：

首先，與遼寧省內(nèi)向型的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)相比，企業(yè)生產(chǎn)率、勞動和資本等主要解釋變量指標(biāo)在回歸分析中與參與對外直接投資決策成正相關(guān)關(guān)系。即企業(yè)生產(chǎn)率越高，其參與海外直接投資傾向越高；企業(yè)勞動資本越多，企業(yè)越有可能參與海外投資，開拓國際市場；企業(yè)所擁有的資本豐裕度越高，企業(yè)參與海外投資的意愿更強(qiáng)烈。這說明企業(yè)生產(chǎn)率、勞動和資本是遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)走出國門的決定性因素。

其次，遼寧省生產(chǎn)服務(wù)性企業(yè)的利潤率，資本密集度和對外出口強(qiáng)度與企業(yè)參與對外直接投資決策成正相關(guān)關(guān)系。其中，企業(yè)對外出口強(qiáng)度對企業(yè)“走出去”的戰(zhàn)略決策具有關(guān)鍵的推動作用，這表明企業(yè)在參與海外競爭中所累積的對外投資經(jīng)驗(yàn)將為企業(yè)參與國際競爭提供便利條件。

再次，在回歸分析部分，基于對控制變量企業(yè)所有制類型的計量回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)國有生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)參與海外直接投資的意愿更為強(qiáng)烈。這反映了國有企業(yè)因?yàn)榫哂姓鄳?yīng)的扶植政策做后盾，企業(yè)先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)為支撐，其海外投資即使在利潤率不高的情況下依然會發(fā)生。

最后，生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)所處地理位置也是影響企業(yè)投資決策的重要因素之一。具體表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為先進(jìn)的遼南和遼東地區(qū)因其配套設(shè)施較為完善，資本積累較為雄厚，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展環(huán)境優(yōu)越等多種因素的綜合作用下，無論其參與對外投資的實(shí)力還是意愿較遼西和遼北地區(qū)都更為強(qiáng)勁。這與當(dāng)時遼寧地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相平衡，經(jīng)濟(jì)較為落后的遼西和遼北地區(qū)的參與海外競爭傾向存在著巨大的提升空間。

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作者簡介：梁瑩瑩，遼寧遼陽人，遼寧工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。研究方向：國際貿(mào)易理論與政策，國際投資。