中国OFDI企业绩效的影响因素研究——基于东道国制度环境的视角

十九大专题研究之一 开放型经济研究
㊀㊀[基金项目]山东省社会科学规划重大理论和现实问题协同创新研究专项一般项目 新常态下山东省全要素生产率提升研究 (１６ＣＣＸＪ１０)ꎻ山东省自然科学基金面上项目 山东省要素错配的开放动因识别与ＴＦＰ提升路径选择 (ＺＲ２０１７ＭＧ０２６)㊀㊀[作者简介]李平(１９６９－㊀)ꎬ男ꎬ浙江宁波人ꎬ山东理工大学经济与管理学部教授㊁博士生导师ꎮ主要研
究方向:国际经济与贸易ꎮ
①资料来源:商务部«中国对外直接投资统计公报»ꎮ
中国ＯＦＤＩ企业绩效的影响因素研究
基于东道国制度环境的视角
李㊀平１㊀丁㊀宁２
(１.山东理工大学经济与管理学部ꎬ山东淄博㊀２５５０００ꎻ２.山东理工大学经济学院ꎬ山东淄博㊀２５５０００)㊀㊀[摘㊀要]㊀以２０００－２００７年进行ＯＦＤＩ的中国工业企业为研究样本ꎬ实证检验了东道国制度环境对ＯＦＤＩ企业绩效的影响ꎬ并进一步分析了企业制度依赖性对东道国制度环境与企业绩效关系的调节作用ꎮ结果表明ꎬ中国ＯＦＤＩ企业整体具有显著制度依赖性ꎬ这种制度依赖性对东道国制度环境和ＯＦＤＩ企业绩效的关系有正向调节作用ꎻ东道国制度环境对中国ＯＦＤＩ企业绩效具有差异性影响ꎬ发达国家的制度环境对中国ＯＦＤＩ企业绩效有正向作用ꎬ发展中国家制度环境则具有反向影响ꎻ在发达国家ꎬ资源寻求型㊁市场寻求型和技术寻求型ＯＦＤＩ企业绩效均受当地制度环境的正向作用ꎻ在发展中国家ꎬ制度环境对资源寻求型ＯＦＤＩ企业绩效的影响为正ꎬ对市场寻求型和技术寻求型ＯＦＤＩ企业绩效的影响为负ꎮ
[关键词]㊀东道国制度环境ꎻＯＦＤＩꎻ企业绩效[ＤＯＩ编码]㊀１０.１３９６２/ｊ.ｃｎｋｉ.３７－１４８６/ｆ.２０１８.０１.００２
[中图分类号]Ｆ７５２㊀㊀[文献标识码]Ａ㊀㊀[文章编号]２０９５－３４１０(２０１８)０１－００１８－１３
一㊁引言
党的十九大报告指出ꎬ我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段ꎬ正处在转变发展方式㊁优化经济结构㊁转换增长动力的攻关期ꎮ从经济增长的动力看ꎬ现代化经济体系是以创新作为经济增长的主要驱动力ꎬ经济增长的源泉是以依靠创新带来的全要素生产率的提升ꎻ从发展环境来看ꎬ现代化经济体系面临的是全方面开放的国际化环境ꎮ因此ꎬ对企业而言ꎬ不仅要先修 内功 以增强自主创新能力ꎬ还需要通过拓展国际市场提升竞争力ꎮ作为 走出去 战略的重要组成部分ꎬ近年来我国对外直接投资(ＯｕｔｗａｒｄＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔꎬＯＦＤＩ)进入迅猛发展阶段ꎬ国内的企业海外投资更是呈现井喷之势ꎮ２０１５年ꎬ中国ＯＦＤＩ净额为１４５６.７亿美元ꎬ较２００２年的２７亿美元增长了５３.９倍ꎬ首次位列世界第二ꎮ截至２０１５年底ꎬ中国２.０２万家境内投资者在国(境)外设立境外企业ꎬ较２００３年底的３４３９家增长了５.８７倍①ꎮ然而ꎬ
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十九大专题研究之一 开放型经济研究回顾中国ＯＦＤＩ十几年的发展历程ꎬ虽然数量上取得较大突破ꎬ但绩效不甚理想(李珮璘ꎬ２０１０[１]ꎻ阎大颖ꎬ２０１１[２]ꎻ周淼ꎬ２０１３[３])ꎮ许多企业的海外经营负面结果不断ꎬ每年都有１/３的企业退出ＯＦＤＩ(张凌霄ꎬ２０１６[４])ꎮ事实上ꎬＯＦＤＩ企业经营的难度远超国内企业ꎮＭｅｚｉａｓ(２００２[５])分析发现海外企业遭受劳动诉讼的概率远高于本土企业ꎬＰｅｎｎｉｎｇｓ等(１９９４)[６]基于对４６２家荷兰企业的研究发现国外企业解散概率高于国内企业ꎮ为适应东道国经营环境ꎬ海外投资企业需要花费更多的信息搜寻成本ꎬ付出更多努力(Ｚａｈｅｅｒꎬ１９９５[７]ꎻＫｏｓｔｏｖａ和Ｚａｈｅｅｒꎬ１９９９[８])ꎮ
虽然对外直接投资与企业绩效的关系在实践中已有体现ꎬ但是ＯＦＤＩ如何影响企业绩效还鲜有学者进行研究ꎮ关于对外直接投资的研究最开始主要集中于探讨影响对外直接投资的行为㊁进入模式和区位选择等方面(张为付ꎬ２００８[９]ꎻＬｅｂｅｄｅｖ等ꎬ２０１４[１０]ꎻ王永钦等ꎬ２０１４[１１])ꎮ随着对外直接投资规模的逐渐扩大ꎬ关于ＯＦＤＩ为母国带来的宏观经济效应逐渐成为研究热点ꎮ学者们认为ꎬ对外直接投资可以有效促进国内经济结构变化㊁产业结构调整(Ｂｌｏｍｓｔｒｏｍ等ꎬ２０００[１２])ꎬ加快投资企业母国的产业升级㊁提高产业竞争力(李逢春ꎬ２０１２[１３])ꎬ对我国进出口贸易产生明显的创造效应(王恕立㊁向姣姣ꎬ２０１４[１４])ꎮ目前ꎬ实践发展和微观层面数据的可获得性使得学者们在ＯＦＤＩ对企业出口㊁创新等方面的研究比较深入(蒋冠宏㊁蒋殿春ꎬ２０１４[１５]ꎻ毛其淋㊁许家云ꎬ２０１４[１６])ꎮ总体而言ꎬ对外直接投资存在 出口效应 ꎬ对企业出口是促进作用ꎮ另外ꎬＯＦＤＩ可以持续性地促进企业创新ꎬ通过对外直接投资ꎬ企业可以快速获得高水平专业技能和先进技术ꎬ但是不同类型对外直接投资对企业绩效的影响存在差异ꎮ虽然ＯＦＤＩ一直是学者们的研究热点ꎬ然而很少有学者将对该问题的探讨置于企业绩效上ꎮ部分研究主要集中在国际化程度对企业经营绩效的影响ꎬ关于ＯＦＤＩ与企业绩效的关系缺乏应有关注ꎬ少数学者开始进行初步探索ꎮＧａｚａｎｉｏｌ和Ｐｅｌｔｒａｕｌｔ(２０１３)[１７]研究发现ꎬ对外直接投资对企业绩效的影响取决于企业的所有制性质ꎬ能显著提高内资企业的绩效ꎬ而对外资企业没有正向作用ꎮ值得注意的是ꎬ该分析侧重于企业层面的影响因素ꎬ而忽视了国际化环境中另一重要因素 制度的作用ꎮ
中国作为新兴经济体ꎬ国内企业并不具备发达国家企业所具备的所有权优势ꎬ企业的竞争环境更加恶劣ꎬ所处的母国制度环境也并不完善ꎮ因而ꎬ研究制度因素的影响是探求新兴经济体制定何种国际化战略的关键ꎮ由于历史发展轨迹和自我选择方式不同ꎬ各国制度环境存在较大差异ꎬ东道国制度环境对ＯＦＤＩ影响的研究也一直持续进行ꎮ现有文献多是在一般均衡框架下ꎬ突出东道国制度环境或制度距离对中国ＯＦＤＩ节奏和模式影响的重要性(Ｂｕｃｋｌｅｙ等ꎬ２０１０[１８]ꎻＫｏｌｓｔａｄ和Ｗｉｉｇꎬ２０１０[１９]ꎻＣｈｅｕｎｇ等ꎬ２０１１[２０]ꎻ蒋冠宏㊁蒋殿春ꎬ２０１２[２１]ꎻ宗芳宇等ꎬ２０１２[２２])ꎬ忽视了企业对外直接投资之后的绩效变化ꎬ而绩效是衡量企业能否在国际和国内市场生存的综合指标ꎮ新制度经济学认为ꎬ制度因素会直接影响到企业优势的发挥ꎬ进而影响到其投资效益(Ｗａｎｇ等ꎬ２０１２[２３])ꎮ正如Ｎｏｒｔｈ(１９９０)[２４]所言ꎬ企业的交易方式和结果与制度环境关系密切ꎬ在不同国家进行同种交易存在制度差异ꎮ换言之ꎬ企业的成功与否不仅取决于自身的管理水平ꎬ还取决于其所面临的制度环境ꎮ对于ＯＦＤＩ企业而言ꎬ一旦到海外投资设厂ꎬ其成立的子公司便成为当地经济组织的一员ꎬ来自东道国的制度环境压力将会通过作用于子
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十九大专题研究之一 开放型经济研究
公司而对母公司绩效带来全新考验ꎮＥｎｇｌｉｓｈ和Ｍｏｏｒｅ(２００２)[２５]研究了投资者权益与公司价值之间的关系ꎬ发现当海外企业分布在那些投资者权益模糊的国家时ꎬ企业价值会受到负面影响ꎮ阎大颖(２００９)[２６]对东道国制度约束对中国企业跨国并购绩效影响和决定的机制进行了多因素考察和实证研究ꎬ认为东道国管制性制度约束越严格ꎬ中国企业跨国并购后绩效越差ꎻ东道国规范性约束越小ꎬ跨国并购后绩效越好ꎮ事实上ꎬ东道国的制度从多个方面塑造了其境内所有企业经营共同面临的博弈规则ꎬ各个制度领域的差异直接影响一国企业的发展方向和发展效率ꎬ进而海外投资企业的绩效会因东道国不同呈现差异ꎮ
本文试图基于制度视角ꎬ深入剖析东道国制度环境对海外投资企业绩效的影响ꎮ同时ꎬ本文认为并不是所有的海外投资企业都能从完善的东道国制度环境中获益ꎬ因为东道国制度环境对企业绩效的影响还取决于企业的制度依赖性ꎬ即不同企业与东道国制度环境的适配性ꎮ因此ꎬ本文还将进一步研究企业制度依赖性对东道国制度环境与企业绩效关系的调节作用ꎮ
二、理论分析
在企业经营活动中ꎬ制度作为一种规则影响企业经营决策和过程以及利润可获得性和成本ꎮ因此ꎬ在研究ＯＦＤＩ企业绩效的过程中ꎬ对制度尤其是东道国制度环境的探讨十分关键ꎮ跨国企业进行海外投资时ꎬ承担着比东道国经营者更大的风险(Ｗｉｌｌｉａｍｓｏｎꎬ２００５[２７])ꎬ成熟稳定的东道国制度意味着政务公开㊁投资者权益明确㊁信息透明㊁腐败程度低ꎬ能够减少企业成本㊁降低企业海外运营风险ꎬ为企业投资活动提供良好的环境ꎬ是企业生存的基本保障(Ｇｌｏｂｅｒｍａｎ和Ｓｈａｐｉｒｏꎬ２００３[２８])ꎮ而制度质量较低的国家或地区可能意味着政府腐败㊁政局不稳定以及政府工作效率低下ꎬ将增加交易成本减少企业利润(Ｗａｌｓｈ和Ｙｕꎬ２０１０[２９])ꎮＨａｇｅｎｄｏｒｆｆ和Ｃｏｌｌｉｎｓ(２００８)[３０]检验了１９９６－２００４年间美国㊁欧洲金融业跨国并购对收购公司股东回报的影响ꎬ结果发现目标公司所在国恶劣的制度环境会增加跨国经营的管理成本ꎮ世界银行公布的世界治理指数(ＷｏｒｌｄＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＩｎｄｉｃａｔｏｒｓꎬＷＧＩ)衡量了一国的制度环境水平ꎬ并将其分为六个维度:腐败监管㊁政府效能㊁政治稳定㊁监管治理㊁法律制度以及民主自由权利ꎮ本文试图通过这几个维度分析东道国制度环境对ＯＦＤＩ企业绩效的影响机制ꎮ首先ꎬ高制度质量的东道国拥有完善的民主自由权利ꎬ有利于营造企业经营所需要的投资氛围ꎮ民主自由权利的实施有助于监督政府权力不被滥用ꎬ确保政府政策的制定与投资者和大众的利益一致ꎬ因而能够激发ＯＦＤＩ企业的投资热情ꎮ高风险的政治环境会导致不确定性和信任危机ꎬ从而增加了ＯＦＤＩ企业在东道国开展投资活动的风险ꎬ抑制投资意愿和降低投入产出ꎮ稳定的政治为市场参与者建构了安全的投资环境ꎬ降低企业经营风险ꎬ激发投资意愿和增加投入产出ꎮ因此ꎬ在一个民主自由㊁政治稳定的东道国制度环境下ꎬ各主体投资热情高涨ꎬＯＦＤＩ企业在拓展海外市场㊁获得利润的同时ꎬ还可以通过子公司与当地企业实现信息共享和战略合作ꎬ有利于丰富海外子公司的经营经验ꎬ并进一步提高企业绩效ꎮ
其次ꎬ基于资源基础理论ꎬ企业是各种资源的集合体ꎬ拥有的资源具有异质性ꎬ这种异质性决定了企业竞争力和可持续优势的差异ꎮ然而ꎬ有价值的资源一旦被特定群体所掌控ꎬ其余个体便不能获得相应的竞争优势ꎮ一个拥有稳定政府效能的东道国可以合理配置稀缺资源ꎬ为企业经营提供有效保障ꎮ新兴经济体正处于不稳定的制度转型期ꎬ政府掌控大量资源ꎬ这使得 ０２
十九大专题研究之一 开放型经济研究企业ꎬ尤其是缺乏政府保护的非国有企业ꎬ往往需要采取非市场策略ꎬ耗费大量人力㊁物力和财力ꎬ通过与政府建立政治联系获取非正式制度保护以便获得政府支配的资源ꎮ通过海外投资方式进入制度环境良好东道国的企业ꎬ不再需要采取非市场策略应对母国制度失灵ꎬ可以直接通过市场机制获取各种资源ꎮ一个完善的东道国政府不仅能够为企业合理配置各种资源ꎬ还能提供投资项目中介服务机构㊁投诉服务网络等企业经营过程中所需的外部支持ꎮ通过市场机制获取资源有利于降低企业成本ꎬ提高产出ꎬ增加企业绩效ꎮ
最后ꎬ制度学派重点关注制度是如何通过增加和减少交易成本来阻碍和促进企业经济活动的ꎮ基于交易成本理论ꎬ东道国有效的监管治理㊁有利的腐败监管和高水平的法律制度有助于降低企业在东道国从事经营活动的风险和不确定性ꎮ有效的监管治理意味着交易双方信息披露完整㊁规范ꎬ保证了市场上交易的透明ꎬ同时ꎬ政府监管能够降低信息的不对称程度ꎬ降低交易成本ꎮ高水平的法律制度能够保障投资者权益ꎬ降低企业海外经营的风险ꎬ保障投资收益ꎮ东道国产权保护制度越完善ꎬ对于抄袭等行为的惩罚机制越严厉ꎮ研发是企业增长的重要动力来源ꎬ然而研发的周期较长ꎬ面临的不确定性较高ꎬ因此需要良好的产权保护政策来确保企业获得研发投入的劳动成果ꎬ提高企业内部资源的配置效率ꎬ提高企业生产率(Ｌｉｎ等ꎬ２０１０[３１]ꎻＣｌａｅｓｓｅｎｓ和Ｌａｅｖｅｎꎬ２００３[３２])ꎮ另外ꎬ健全的产权保护制度能够规范经济部门之间的交易行为ꎬ使经济行为的违约成本提高(武力超㊁范芹ꎬ２０１２[３３])ꎬ降低交易成本ꎬ提高企业利
润ꎮ因而ꎬ东道国产权保护制度越健全ꎬ企业的营运环境也越规范ꎬ企业产权越能得到有效保护(Ｗｅｉꎬ２０００[３４]ꎻ张建红㊁周朝鸿ꎬ２０１０[３５]ꎻ杨全发㊁韩樱ꎬ２００６[３６])ꎬ越有利于ＯＦＤＩ企业绩效的提升ꎮ良好的制度环境意味着较低的契约不完全程度ꎬ契约优化意味着劳动分工深化和技术采用率提高ꎬ进一步会提高企业劳动生产率(Ａｃｅｍｏｇｌｕ等ꎬ２００７[３７]ꎻＣｏｓｔｉｎｏｔꎬ２００９[３８])ꎬ促进企业经营绩效提升ꎮ但是ꎬＲｕｉｚ和Ｒｅｑｕｅｇｏ(２０１１)[３９]认为一国制度环境越完善ꎬ该国公司治理水平越高ꎬ竞争越激烈ꎮ由此可以预期ꎬ如果东道国制度环境相对完善ꎬ那么契约执行效率相对较低ꎬ母国ＯＦＤＩ企业运营成本增加ꎬ利润降低ꎮ从劳工保护的角度看ꎬ劳工标准的制定旨在衡量劳动力在就业方面受到的保障程度ꎬ同时也是支持劳动力市场发挥有效作用而给予劳动者的必要自由权(刘京华ꎬ２００６[４０])ꎮ一方面ꎬ较高的劳工标准将提高海外投资成本ꎻ另一方面ꎬ高劳工标准意味着劳动力产权界定清晰ꎬ而低劳工标准意味着劳动力产权不完整ꎬ虽然短期内契约成本较低ꎬ但是契约执行过程中的风险较大(祁毓和王学超ꎬ２０１２[４１])ꎬ因而东道国严苛的劳工保护标准长期内有利于ＯＦＤＩ企业绩效的提升ꎮ周大鹏(２０１６)[４２]也指出ꎬ东道国劳动标准制度的健全稳定程度与中国ＯＦＤＩ企业绩效呈正相关关系ꎮ
综上所述ꎬ东道国制度环境水平对ＯＦＤＩ企业绩效具有正向作用ꎬ即东道国制度环境水平越高ꎬ对ＯＦＤＩ企业绩效越有利ꎬ但不同类型东道国制度环境对ＯＦＤＩ企业绩效的影响可能存在差异ꎮ
三㊁模型设定㊁变量说明及数据来源
(一)模型设定
本文侧重考察东道国制度环境对中国企业ＯＦＤＩ绩效的影响ꎮ在构建模型时ꎬ被解释变量为ＯＦＤＩ企业绩效ꎬ解释变量为制度环境指数ꎮ本文基于微观企业层面ꎬ将计量模型设定如下:
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十九大专题研究之一 开放型经济研究
ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｉｔ＝α０＋α１ｉｎｓｔｉｔｕｔｉｏｎｉｔ＋ðｎｉ＝１βｉｃｏｎｔｒｏｌｉｔ＋φ＋η＋ε(１)其中ꎬｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｉｔ表示ＯＦＤＩ企业绩效ꎬｉｎｓｔｉｔｕｔｉｏｎｉｔ表示东道国制度环境指数ꎬｃｏｎｔｒｏｌｉｔ为相应的控制变量ꎬα０为常数项ꎬφ和η分别表示不可观测的年份固定效应和行业固定效应ꎬε为随机误差项ꎮ
(二)变量说明
１.企业绩效ꎮ资产收益率(ＲｅｔｕｒｎＯｎＡｓｓｅｔｓꎬ简称ＲＯＡ)能够有效测度企业国际化所达到的效果ꎬ是衡量国际化企业经营绩效的有效指标(Ｍｅｊｊａ和Ｐａｌｉｃｈꎬ１９９７[４３])ꎮ然而ꎬ该指标的测度包含扣除利息和税金费用后的企业净利润额ꎬ会受到企业筹资决策影响ꎮ本文试图评估企业的经营活动效果而非财务运作能力ꎬ使用ＲＯＡ作为本文企业绩效的测度指标并不恰当ꎬ因此选用总资产报酬率(ＲｅｔｕｒｎＯｎＴｏｔａｌＡｓｓｅｔｓꎬ简称ＲＯＴＡ)作为企业绩效指标的替代变量ꎬ其中ＲＯＴＡ＝(利润总额＋利息支出)/[(期初资产总额＋期末资产总额)/２]ꎮＲＯＴＡ的测度采用包含利息支出的全部资产ꎬ全面反映企业的投入产出效果ꎬ该比率越高表明企业资产利用效率越高ꎬ盈利能力越强ꎮ
２.东道国制度环境ꎮ目前ꎬ国际上关于制度环境的量化指标主要包括世界银行的 全球治理指标 以及世界经济论坛的 全球竞争力报告 ꎮ借鉴王永钦等(２０１４)[１１]的做法ꎬ本文采用世界银行的世界治理指标(ＷｏｒｌｄｗｉｄｅＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＩｎｄｉｃａｔｏｒꎬＷＧＩ)测度东道国制度环境ꎮＷＧＩ包括六个维度:腐败监管㊁政府效能㊁政府稳定性㊁监管治理㊁法律制度和民主自由权利ꎬ世界银行提供了各国这六项指标的得分情况ꎬ分数越高表示制度环境越好ꎬ本文选取这六项指标的平均得分作为东道国制度环境的衡量指标ꎮ此外ꎬ我们选取美国传统基金会发布的全球经济自由度指数(ＥｃｏｎｏｍｉｃＦｒｅｅｄｏｍＩｎｄｅｘꎬＥＦＩ)作为东道国制度环境代理指标进行稳健性检验ꎮ３.其他控制变量ꎮ依据既有理论以及企业绩效因素的相关研究文献ꎬ实证模型中ꎬ本文考虑了可能对ＯＦＤＩ企业绩效产生影响的相关控制变量ꎬ包括企业年龄(ａｇｅ)ꎬ采用企业当年年份与企业建立年份之差测度企业年龄ꎻ市场势力(ｔｕｒｎｏｖｅｒ)ꎬ借鉴吕越和盛斌(２０１５)[４４]的方法ꎬ采用总资产周转率指标来反映企业的市场势力ꎬ以主营业务收入占平均资产总额比重测度ꎻ所有制结构(ｓｔａｔｅ)ꎬ采用国有实收资本占总实收资本的比重衡量ꎻ融资约束(ｆｉｎａｎｃｅ)ꎬ本文采用利息支出与固定资产投资的比值衡量ꎻ行业竞争度(ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ)ꎬ目前大多数文献使用市场份额或赫芬达尔指数衡量市场竞争度ꎬ但是这两种衡量指标过于依赖对企业经营地理位置和特定产品市场的准确定义ꎬ因而对跨区经营和跨行业经营的测度变得不准确(徐晓萍等ꎬ２０１７[４５])ꎬ本文采用销售费用占主营业务收入的比重衡量行业竞争程度ꎻ出口行为(ｅｘｐｏｒｔ)ꎬ该指标为虚拟变量ꎬ有出口行为则取值为１ꎬ否则为０ꎮ
(三)数据来源与处理
本文实证分析主要基于两方面数据:中国商务部提供的«境外投资企业(机构)名录»(以下简称«名录»)和来源于国家统计局的«中国工业企业数据库»(以下简称«工业数据库»)ꎮ«名录»包括境内投资主体的名称ꎬ可用于指示中国具体有哪些企业进行对外直接投资ꎬ同时其所提供的境外数据可用于对投资主体加以区分ꎮ«工业数据库»统计了全部国有企业和规模以上(主营业务收入超过５００万元)非国有企业经营情况ꎬ该数据库存在大量的数据统计错 ２２
十九大专题研究之一 开放型经济研究误和数据缺失现象ꎮ对此ꎬ我们借鉴谢千里等(２００８)[４６]㊁聂辉华等(２０１２)[４７]㊁田巍和余淼杰(２０１２)[４８]的做法ꎬ使用如下标准剔除异常样本:首先ꎬ关键指标(如企业总资产㊁职工人数㊁固
定资产净值㊁销售额和工业总产值)有遗漏的样本被剔除ꎻ其次ꎬ由于工库中的所有非国有企业均达到规模以上ꎬ为保持数据的一致性ꎬ剔除雇员人数在１０人以下的企业ꎻ然后ꎬ遵循一般公认的会计准则(ＧＡＡＰ)ꎬ我们还剔除了总资产小于固定资产净值㊁总资产小于流动资产㊁累计折旧小于当期折旧㊁成立时间无效的企业(即成立时间在１２月份之后或者１月份之前的企业)ꎻ再次ꎬ剔除关键指标的极端值(前后各０.５％)ꎻ最后ꎬ由于部分企业在对外投资时可能更多地考虑避税天堂带来的低税率优势ꎬ而非正常投资行为ꎬ因而剔除仅向避税地(开曼群岛㊁英属维尔京群岛和百慕大群岛)投资的企业ꎬ并在东道国集合中删掉了避税地国家(地区)ꎮ由于２００８年之后的工业企业数据库未统计工业增加值ꎬ而工业增加值是本文所需的核心数据ꎬ因此本文使用的企业数据截止到２００７年ꎮ借鉴葛顺奇和罗伟(２０１３)[４９]的方法ꎬ将２０００－２００７年«名录»和相应年份的«工业数据库»基于企业名称横向合并后得到本文分析所使用的中国ＯＦＤＩ制造业企业数据集ꎬ共计８４０家样本制造业企业对外直接投资ꎮ
四、经验分析
(一)描述统计结果
表１列出了各变量的均值(Ｍｅａｎ)㊁标准差(Ｓ.Ｄ.)㊁方差膨胀因子(ＶＩＦ)和相关系数矩阵ꎮ从表１可以看出ꎬ全部变量的方差膨胀因子均小于１０ꎬ且各指标间的相关系数均小于０.８ꎬ说明变量之间不存在多重共线性ꎮ
㊀表１主要变量描述统计和相关系数表
ＶａｒｉａｂｌｅｓＭｅａｎＳ.Ｄ.ＶＩＦ１２３４５６７８１.ｒｏａｔ０.１０３６０.１８２４１.００００
２.ＷＧＩ０.６２６９０.９１５７１.１２０.０３６８１.００００
３.ａｇｅ９.６８６１８.００３６１.１２－０.０６６０－０.０２９５１.００００
４.ｔｕｒｎｏｖｅｒ１.８２７９２.２０３６１.０５０.７５９１０.０１３０－０.１５３７１.００００
５.ｓｔａｔｅ０.０２４０２０.１３７２１.０４－０.０５５００.０４４１０.２８８０－０.０９０６１.００００
６.ｆｉｎａｎｃｅ０.０６５４０.１０４７１.０４０.００７６－０.００４０－０.０５８２０.０１０８－０.０７４７１.００００
７.ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ０.０３７４０.０４５０１.０３－０.０８９５－０.０３１７０.０８６２－０.１４９７０.０１８７－０.０２６６１.００００
８.ｅｘｐｏｒｔ０.７１３６０.４５２２１.０１－０.０６８４０.１４０３０.００２９－０.０１１７－０.１００８０.０３３５－０.０８３０１.０００(二)基准回归结果
首先ꎬ本文使用ＯＬＳ方法对模型(１)进行估计ꎬ估计结果报告于表２第(１)列ꎬ通过观察可以发现ꎬ东道国制度环境与ＯＦＤＩ企业绩效之间存在正向关系ꎬ这初步表明良好的东道国制度环境有利于中国ＯＦＤＩ企业绩效的提升ꎮ进一步ꎬ采用ＧＭＭ估计方法ꎬ将东道国制度环境的滞后一期作为工具变量ꎬ结果报告于表２第(３)－(５)列ꎮＧＭＭ回归结果显示ꎬ东道国制度环境对ＯＦＤＩ企业绩效仍表现为显著正向效应ꎮ在控制东道国制度环境后ꎬ企业出口行为与ＯＦ￣ＤＩ企业绩效之间表现出负向关系ꎬ说明虽然企业的出口行为可能会给海外投资带来经验借鉴ꎬ但总体上出口和ＯＦＤＩ行为共存并不会带企业绩效的增加ꎮ此外ꎬ企业年龄和市场势力与企业绩效之间存在显著正向关系ꎬ即对企业绩效具有促进作用ꎮ而所有制结构和行业竞争度与企业绩效之间的负向关系ꎬ表明企业的国有结构和竞争激烈的行业环境对基于政府政策指引而非市场导向的中国企业而言有反向调节作用ꎮ
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十九大专题研究之一 开放型经济研究
㊀表２基准回归结果变量ＯＬＳＧＭＭ
(１)(２)(３)(５)ＷＧＩ０.００７７∗∗∗(２.３５)０.００７７∗∗(２.２３)０.００６８∗∗(１.９１)
ａｇｅ０.００１２∗∗∗(３.２０)０.０００７∗∗(１.９１)０.００１３∗∗∗(３.６７)０.０００８∗∗(２.４５)
ｔｕｒｎｏｖｅｒ０.０６３６∗∗∗(４６.３６)０.０６４３∗∗∗(４６.８２)０.０６３６∗∗∗(１２.１０)０.０６４２∗∗∗(１２.５０)
ｓｔａｔｅ－０.０１２５(－０.５５)－０.０１５０(－０.６３)－０.０１２５(－０.８４)－０.１５２３(－０.９９)
ｆｉｎａｎｃｅ０.００７９(０.２８)０.０１７１(０.６０)０.００７９(０.２９)０.０１９１(０.６６)
ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ０.０６８７(１.０２)－０.０５００(－０.６９)０.０６８７(１.２７)－０.０５０３(－０.８６)
ｅｘｐｏｒｔ－０.０２６１∗∗∗(－３.９１)－０.０１７８∗∗∗(－２.５８)－０.０２６１∗∗∗(－３.４０)－０.０１７８∗∗(－２.５０)
常数项－０.０１３７∗(－１.６７)０.０９１７(０.６５)－０.０１３８(－１.２４)－０.０８３６(－１.２８)
年份效应否是否是
行业效应否是否是
观察值１５９７１５９７１５９７１５９７
Ｒ２０.５８４１０.６１６１０.５８４１０.６１３４
㊀注:∗∗∗㊁∗∗和∗分别表示１％㊁５％和１０％的显著性水平ꎻ括号中的数字为ｔ值ꎮ
(三)分样本检验
１.按东道国国家类别检验ꎮ考虑到中国ＯＦＤＩ各东道国在经济发展和制度环境等多个方面存在显著差异ꎬ为检验中国企业在不同类别东道国投资的绩效差异ꎬ本文采用国际通用标准将东道国按照经济发展水平分为发达国家和发展中国家ꎬ其中发达国家２０个ꎬ发展中国家６６个ꎬ分别检验了制度环境对中国ＯＦＤＩ企业绩效的影响ꎬ具体结果见表３ꎮ
从表３可以看出ꎬ对于发达国家ꎬ中国ＯＦＤＩ企业对东道国的制度环境具有正向要求ꎬ即发达国家的制度环境越好ꎬ中国ＯＦＤＩ企业绩效水平越高ꎬ说明在制度体系较为完善的发达国家ꎬ制度约束力较强ꎬ为中国ＯＦＤＩ企业的各项利益提供了较为有效的保护ꎬ此时ꎬ东道国制度环境对企业绩效具有正向影响ꎮ而对于发展中国家ꎬ中国ＯＦＤＩ企业对东道国制度环境具有反向要求ꎬ即东道国制度环境越差ꎬ中国ＯＦＤＩ企业绩效水平越高ꎬ这说明发展中国家不利的制度条件可能恰好是中国企业选择发展中国家进行海外投资的原因ꎬ在制度环境较差的国家ꎬ企业进行经营活动的成本低ꎬ这使得中国ＯＦＤＩ企业更容易适应发展中国家较差的制度环境ꎮ㊀表３东道国国家类别检验(ＧＭＭ)
变量发达国家发展中国家
ＷＧＩ０.０１７７(１.３５)０.０１９６(１.４１)－０.００６０(－０.８４)－０.００２９(－０.４１)
ａｇｅ０.０００５(１.２２)０.０００４(０.９３)０.００１７∗∗∗(３.１８)０.０００９∗(１.８５)
ｔｕｒｎｏｖｅｒ０.０６８０∗∗∗(１２.２９)０.０６８０∗∗∗(１２.７２)０.０４６２∗∗∗(５.８３)０.０４６８∗∗∗(６.１３)
ｓｔａｔｅ０.０１５７(１.０８)－０.００３９(－０.２２)－０.０６３９∗∗(－２.０８)－０.０４２１(－１.３６)
ｆｉｎａｎｃｅ－０.００９７(－０.２５)０.００９６(０.２３)０.０４２２(１.２９)０.０４８６(１.４８)
ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ０.１０２９(１.３９)－０.０４３２(－０.４９)－０.０１１７(－０.１６)－０.０１８１(－０.２３)
ｅｘｐｏｒｔ－０.０３１８∗∗∗(－３.０１)－０.０３１０∗∗∗(－３.０７)－０.０１６５(－１.５５)０.０００１(０.００)
常数项－０.０２２４(－０.９８)－０.０３６０(－０.４７)０.０００３(０.０２)－０.０１１８(－０.４０)
年份效应否是否是
行业效应否是否是
观测值９２７９２７６８２６８２
Ｒ２０.６８５１０.７０４００.２８４７０.３６５４
㊀注:∗∗∗㊁∗∗和∗分别表示１％㊁５％和１０％的显著性水平ꎻ括号中的数字为ｔ值ꎮ
４２
十九大专题研究之一 开放型经济研究
２.按不同投资动机国家检验ꎮ东道国制度环境对不同投资动机的ＯＦＤＩ企业的影响效果
可能不同ꎬ根据企业对外直接投资的动机ꎬ本文将投资到的发达和发展中国家进一步分为资源寻求型ＯＦＤＩ样本国家㊁市场寻求型ＯＦＤＩ样本国家㊁技术寻求型ＯＦＤＩ样本国家①ꎬ分别进行检验ꎮ回归结果见表４ꎮ
从表４可以看出ꎬ不同投资动机的企业绩效对东道国制度环境的反应不同ꎮ在发达国家ꎬ资源寻求型㊁市场寻求型和技术寻求型ＯＦＤＩ企业绩效均受当地制度环境的正向作用ꎻ在发展中国家ꎬ制度环境对资源寻求型ＯＦＤＩ企业绩效的影响为正ꎬ对市场寻求型和技术寻求型ＯＦ￣ＤＩ企业绩效的影响为负ꎮ对资源寻求型ＯＦＤＩ企业而言ꎬ由于资源开发带来巨大租金ꎬ造成资源丰富国家的腐败和寻租效应ꎬ从而导致制度环境恶劣(Ｒｏｂｉｎｓｏｎ等ꎬ２００６[５１])ꎬ因此ꎬ资源丰富的国家往往制度恶劣ꎮ虽然有研究指出由于东道国制度环境越差ꎬ中国资源寻求型ＯＦＤＩ规模越大(蒋冠宏㊁蒋殿春ꎬ２０１２[２１])ꎬ但东道国制度环境动荡将会导致外资政策缺乏连贯性ꎬ从而损害投资者的利益ꎮ因此ꎬ在企业进入东道国市场后ꎬ相比于市场寻求型和技术寻求型ＯＦＤＩ企业ꎬ资源寻求型ＯＦＤＩ企业更需要制度环境的稳定来保障企业利益ꎮ
㊀表４
不同投资动机检验(ＧＭＭ)
变量发达国家
发展中国家资源寻求型市场寻求型技术寻求型资源寻求型市场寻求型技术寻求型ＷＧＩ０.０７２２
(１.５４)０.００５１(０.２０)０.０１４７(０.７８)０.００５７(０.５５)－０.０１７２(－１.０２)－０.０９２９∗(－１.６４)常数项－０.１８７８∗∗(－２.２５)
０.０４６８(０.８７)－０.０１０１(－０.１４)－０.００８２(－０.１３)－０.０５３７(－０.６３)０.０２０５(０.３６)控制变量是是是是是是年份效应是是是是是是行业效应是是是是是是观测值５３２２３６５１３３４２９７３７Ｒ２
０.８６６５
０.４７１２
０.７４１９
０.４４６６
０.３７４４
０.８７２１
㊀注:∗∗∗㊁∗∗和∗分别表示１％㊁５％和１０％的显著性水平ꎻ括号中的数字为ｔ值ꎮ
(四)稳健性检验
为了保证研究结果的可靠性ꎬ我们选择美国传统基金会公布的世界经济自由度指数作为东道国制度环境的另一个代理指标进行稳健性分析ꎮ该指数包括法律规章㊁政府干预㊁监管效率以及市场开放度四个维度ꎬ指数值越高ꎬ代表该国的经济自由度越高ꎬ说明该国的制度环境越好ꎮ回归结果如表５所示ꎮ
由表５所示结果可以看出ꎬ以经济自由度衡量的东道国制度环境对ＯＦＤＩ企业绩效的正向影响表现稳健ꎬ稳健性检验结果与前文基本一致ꎮ
５２ ①借鉴潘素坤等(２０１４)
[５０]
的样本国家分类方法ꎬ本文选取的资源寻求型样本国家包括沙特阿拉伯㊁伊
朗㊁哈萨克斯坦㊁俄罗斯㊁蒙古㊁阿尔及利亚㊁南非㊁巴西㊁委内推拉㊁澳大利亚等３４个国家ꎻ市场寻求型样本国家包括东南亚的菲律宾㊁柬埔寨㊁老挝㊁越南㊁马来西亚㊁缅甸㊁泰国等２５个国家(地区)和南亚的巴基斯坦㊁孟加拉国和斯里兰卡３国ꎻ技术寻求型国家包括欧盟２７国㊁美国㊁加拿大㊁日本㊁新西兰㊁瑞士㊁韩国㊁印度和新加坡ꎮ。