中国“走出去”企业的国际投资模式与绩效异质性：基于KS检验和四分位数估计_分位数论文

国际投资模式与中国“走出去”企业绩效异质性：基于KS检验及分位数估计，本文主要内容关键词为：位数论文,走出去论文,中国论文,绩效论文,国际投资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      2000年中国政府实施“走出去”发展战略，中国对外直接投资得到快速发展，2002年至2013年，我国企业对外投资规模由27亿美元飙升到901.7亿美元，增速远超过同期对外贸易额年均增速和实际利用外资额年均增速。近10余年来针对中国对外投资的国内外文献也不断增加，这些研究主要运用中国商务部发布的对外直接投资数据，这一数据仅为行业层面的集合数据，因此无法开展企业层面的研究；一些虽然针对企业研究，但主要是基于案例研究（Zhang & Filippov，2009；Zhang et al.，2011），其中又主要针对中国知名企业的对外投资研究，这使得研究缺乏普遍性（Fan et al.，2012）。或主要受制于数据的可获性，目前文献针对企业国际市场进入模式和企业绩效差异性的研究仍极为欠缺。从国内公开文献看，研究中国企业“走出去”与企业绩效之间关系的实证研究仅有余淼杰、田巍（2012）一文，但该文仅针对对外投资企业和非对外投资企业的生产率进行对比分析，并没有探讨企业对外投资模式和企业绩效之间的关系，且该文对外投资企业仅局限于浙江省。

      本文主要针对企业对外投资市场进入模式和企业生产率绩效差异性的关系进行研究，首次较为完整地整理了我国对外投资企业的市场进入模式、中方股权比重，投资目标国等基础数据。整理后的对外投资企业数据库通过与中国工业企业数据库匹配，能够实现本文的研究目的。因此，无论是从中国快速发展的对外投资这一现实，还是从对外投资和企业绩效异质性研究文献，尤其是对还处于空白的对外投资模式和企业绩效差异性的国内文献看都有显著的研究价值。

      二、相关文献

      20世纪90年代中期以来，微观企业行为研究开始进入国际贸易学的研究视野。Melitz（2003）构建了分析企业国际化方式和企业生产率异质性的奠基性理论框架。以该理论为基础，国内外学者开展了一系列围绕企业生产率异质性和国际化模式选择的研究。这些研究内容主要围绕企业生产率、出口行为和企业生存率等关系展开。Helpman et al.（2004）对Melitz（2003）异质企业研究进一步扩展，运用Brainard（1997）一文中“距离—集中”思想，探讨企业生产率异质性如何影响企业出口和对外投资这两种国际化方式的选择。虽然该文仅限于探讨出口和绿地水平投资方式，但这一研究对企业国际化方式和企业绩效异质性问题的研究又向前推进了一大步。不同于Helpman et al.（2004）研究水平型绿地投资，Head & Ries（2003）主要考察垂直型绿地投资，考察东道国要素价格和东道国市场规模差异对企业对外投资选择的影响。

      Greenaway & Kneller（2007）系统梳理了出口、对外投资和企业绩效的理论和实证文献，但遗憾的是该文献丝毫未提及企业对外投资的进入模式，主要原因可能是这一类研究文献最近几年才出现，而且文献非常有限。针对企业国际市场进入模式和企业异质性研究有重要突破贡献的理论文献是Nocke & Yeaple（2007）①，该文分析了出口、绿地和并购投资选择。但该文仅建立的一个理论框架。虽然Nocke & Yeaple（2007）和Neary（2009）等理论文献都揭示了区分企业国际市场进入模式的重要性，但关于对外投资进入模式与企业绩效的实证研究却非常有限，Andersson & Svensson（1994）针对绿地和并购模式选择进行实证分析，但这一研究却主要分析国家和行业特征，并不是针对企业异质性问题的实证研究。Michaela Trax（2011）运用英国的数据分析绿地和并购投资，并区分行业进行分析，是首篇针对Nocke & Yeaple（2007）理论进行实证检验的论文。Stiebale & Trax（2011）运用英国和法国的数据对比分析并购模式如何影响企业绩效，发现并购提高了法国企业生产率，但并没有提高英国企业生产率；并购没有减少国内就业，反而提高国内就业、销售和投资等。

      本文研究贡献主要体现为：在研究内容上，本文首次针对国际市场进入模式与企业绩效异质性之间的关系进行研究，重点探讨采用绿地模式和采用并购模式的中国对外投资企业间的经济绩效是否存在显著差异？这种绩效差异究竟是来自自我选择效应还是存在反向因果关系。其次，在研究方法上，不仅限于企业生产率均值差异性的考察，更关注选择不同市场进入模式的企业分布函数的差异性，运用KS一阶随机占优分布函数来考察绿地和并购模式对企业绩效的差异性，并用分位数回归进行检验。显然，这一研究方法更有助于本文对企业国际市场的进入模式和企业绩效是否存在非线性关系有更好的认识。

      三、数据和研究方法

      （一）数据说明

      长期来我国对外直接投资统计一直处于缺失状态，2002年国家统计局和原外经贸部联合建立起我国第一部《对外直接投资统计制度》（后简称《制度》），此后商务部、国家统计局、国家外汇管理司开始每年联合对外发布《我国对外投资统计公报》②。针对这套数据的准确性，一些机构和学者（OECD，2008；Buckley et al.，2008）指出商务部统计的对外投资是经过官方核准的对外投资数据，这一数据中没有包括企业再投资收益以及与企业内部之间长短期借贷交易，因此报告中企业对外投资额存在低估问题。也有学者指出，中国对外投资数据中存在明显的“返程投资”（round-tripping）现象，即企业往往会选择一些投资避税地注册，然后再以外商投资企业方式投资中国或第三地，因此无法真实反映投资目的地，因此也可能高估中国企业实际对外直接投资额（Sutherland and Ning，2011）。比如依据商务部发布数据，截至2011年，有73.6%中国对外投资额流向香港、开曼群岛和维尔京群岛等投资避税地。

      不同于简单抽样或问卷调查，中国对外投资统计制度的统计范围涵盖了所有境内对外投资主体，这些汇总后的资料，还会进一步通过与国家外汇管理局建立资本项目核对机制、与我国驻外经商机构建立国别（地区）数据核查制度，因此，可以说我国这套统计管理制度有效保障了统计的权威和全面性。当然，针对一些国际机构和学者提出其中可能存在的数据问题，为了更客观反映我国对外投资企业的真实特征，本文在数据分析中更关注企业以外投资交易数，而不是对外投资额，这样有助于克服由于个别大额投资项目（尤其是个别并购案），及克服诸如对外投资集中于一些投资避税地等模糊中国对外投资的真实特征③。

      由于自2002年开始的《中国对外投资统计公告》提供的对外投资信息是国家和行业层面的集合数据，因此并不适合开展企业层面的研究。为了获得这些集合数据后面的企业信息，本研究通过商务部下属的“对外投资和经济合作处”获取各年度境外投资企业名录，借助这些中国对外投资企业名录，逐一通过企业母公司网站、上市公司年报以及结合媒体公开报道等多种途径，通过人工方式获取和整理中国对外投资企业的信息。整理后的我国对外投资企业数据库包括有企业代码、企业对外投资的目标国、企业股权进入模式、中方股权比重、子公司主营业务、企业对外投资的初始投资额④和投资进入模式等重要信息。借助企业代码，我们进一步与中国工业企业数据库相匹配。中国工业企业数据库包含有丰富企业财务信息，是目前研究中国异质企业重要的数据库。匹配后的数据库就能满足于本文开展企业对外投资进入模式和企业生产率绩效的差异性研究。

      由于本研究主要是针对投资进入模式，因此首先剔除企业国际投资市场进入模式这一主要变量的缺失值，同时依据《制度》关于对外投资的定义⑤，本文对于中方控股权小于10%的对外直接投资项目进一步剔除。针对学术界对我国对外投资目的地为香港、开曼群岛和维尔京群岛等投资项目的质疑，将进一步将投资目的为香港、开曼群岛和维尔京群岛的对外投资企业剔除。虽然原始数据中，有3214家母公司，这些母公司共拥有4710家子公司，经过剔除关键变量的缺失值及问题值后，剩余1502家母公司，这些母公司共对应2164家子公司，平均每家母公司拥有1.43家子公司，这样共获7316个不平衡样本数，母公司的核准时间为1998-2007年，子公司的核准时间则为2002-2012年。

      全要素生产率是文献最常采用衡量企业绩效的变量。本文采用Olley-Pakes（1996）（简称OP方法）方法测算全要素生产率。由于运用OP方法计算全要素生产率并非本文重点，因此本文对计算OP过程不作单独赘述，感兴趣的读者可以参考Olley-Pakes（1996）一文对该方法的详细描述。当然，除了全要素生产率度量企业绩效外，企业销售利润率、人均工资等也是常见的衡量企业绩效的主要变量。为了使研究内容更为集中，本研究主要针对企业全要素生产率绩效的研究开展，当然这一研究也非常容易进一步拓展到其他企业绩效的研究。

      （二）研究方法

      不同于目前文献仅针对企业绩效的均值比较，为了更好体现企业异质性，本文注重企业整体分布的排序和对比，以此了解在不同排序区间，企业对外投资模式对企业生产率绩效差异性的影响。为此，将采用Kolmogorov-Smirnov（后简称KS）的一阶随机占优方法，对采用并购或绿地投资进入模式的企业生产率差异性进行非参数检验，然后运用分位数回归方法分析不同分位数下对外投资模式对企业生产率的差异性影响。

      KS方法的基本思想是通过对采用并购进入模式的企业生产率分布函数（定义为F函数）和采用绿地投资进入模式的企业生产率分布函数（定义为G函数）进行对比，当F分布函数一阶随机分布占优于G分布函数时，则采用并购的企业生产率绩效优于采用绿地投资方式，反之则采用绿地投资方式的企业生产率绩效优于并购方式。要得出F分布函数严格一阶随机占优于G分布函数，KS检验中首先要拒绝F分布等于G分布的双向原假设，同时不能拒绝F分布小于G分布的单向原假设。其中，KS双向和单向检验的原假设和备择假设如下：

      

      KS的双向和单向检验的统计量分别为：

      

      其中n和m分别代表F分布和G分布的样本数，n+m=N。

      由于影响企业生产率差异性可能还有其他因素，通过KS检验后，将通过回归方法，考察加入其他影响生产率变化的主要变量后，进一步来检验企业国际市场进入模式是否稳健地影响企业绩效的差异性。普通的OLS回归是以均值作为整体分布的代表，但事实上变量很少均衡分布，因此了解企业不同区段的分布特征就更有意义。分位数回归不仅可以度量回归变量在分布中心的影响，而且还可以度量在分布上尾和下尾的影响，因此较之经典的OLS回归具有独特的优势。此外，分位数回归在中位数检验比OLS回归的均值检验也更为有效；分位数回归中采用绝对离散值进行加权，这样使得离散值对回归带来的影响相比OLS回归都有更强的稳健性（Koenker，2005）。

      究竟是因为不同的进入模式影响了企业生产率差异，还是企业生产率差异影响了企业进入模式选择的系统性差异？为此，本文在实证检验中进一步考察了企业的自我选择问题。由于对外投资企业并非在样本第一年度就发生实际投资，实际投资可能滞后一年或数年才真实发生。在本研究中，将凡是在该样本期内或之后出现在“对外投资和经济合作处”企业名录的企业都视为对外投资企业，因此不区分企业对外投资前和投资后，简单将全样本用于分析并购或绿地投资模式的影响，可能会模糊这种生产率的差异性影响效应。依据商务部下属的“对外投资和经济合作处”提供有企业对外投资核准时间⑥，依据这一核准时间，可以将样本划分为企业对外投资前和对外投资后两个子样本。比如，某企业投资美国的核准时间是2002年，则该企业在2002年前（不包括2002年）的数据纳入投资前样本，2002年和2002年后的数据则归为企业投资后样本，由此剥离企业对外投资后对企业生产率可能存在的反向影响。值得指出，对于那些对外投资目的国不只一个的企业，则依据该企业最早对外投资目的国的核准时间为划分依据。因为即使企业可能投资不同目的国，但由于企业对外投资行为最终都反作用于母公司，因此没有必有特别针对不同的投资目标国过细区分。此外，样本中也有部分企业对外投资中存在对A国采用绿地进入模式，对B国采用并购进入模式。对于此类样本，为了与划分企业对外核准时间相统一，也依据企业最早的对外投资核准时间作为划分依据。当然，这种划分可能对结果有一定的影响，但由于出现多种市场进入模式的样本量占比不大（仅占4.5%），因此，不会对结论产生根本影响。本文对区分对外投资前和对外投资后的子样本的生产率差异同样进行KS检验，同时也对这两个子样本进行分位数回归分析。

      四、我国对外投资企业模式和企业绩效的统计学特征描述

      首先对整理后的对外投资企业的对外投资模式进行统计。以“对外投资和经济合作处”公布的企业对外投资核准时间为标准，对2002-2012年我国对外投资企业采用绿地和并购模式的项目数进行统计，结果如表1所示。

      表1显示，从采用进入模式的企业项目数看，绿地投资是我国企业对外直接投资中的主要市场进入模式。2002-2012年该类投资模式平均占比为92.5%。虽然本研究在合并和处理数据后，样本量受到较大影响，但结论与国外文献分析中国对外投资模式特征是一致的。Amighini et al.（2013）基于EMENDATA数据库，分析中国企业对欧洲的投资，发现2003-2011年中国对外投资的3020件交易中，采用绿地投资模式交易有2092件，占70%。在本研究中，虽然采用并购模式的企业较少，但本文发现2008年后中国对外投资企业采用并购模式在增加。这可能与2008年国际金融危机后，一些欧美企业市值骤然下降，为我国企业提供较多的并购机遇有关。当然，若从交易金额看，由于并购模式通常涉及的金额较大，跨国并购实际仍是中国对外投资的主要特征。依据商务部的统计数据显示，2005年1-11月境外并购类投资占同期对外直接投资总额的54.7%。依据UNCTAD2010年《世界投资发展报告》，2007年全世界有7018起并购和12210起绿地投资，并购交易额已经达到1万亿美元，成为世界对外投资的主体方式，这一趋势在2007年达到顶峰。说明无论是从交易数还是交易额看，我国对外投资的方式与同期世界对外投资并购发展趋势基本仍是一致的。

      

      从采用绿地和并购模式的企业股权看，绿地投资模式中平均有87.7%为独资企业；并购模式的企业股权类型则较为平均，各占50%。从企业所有制看，在绿地投资模式中，国有控股企业比重平均约占13.4%，在并购投资模式中，国有控股的比重则为22.7%。由于并购通常要求收购方有较雄厚的资本实力，国有控股企业在并购模式中相对绿地投资模式有更高的比重，可能也与我国国有企业有较雄厚的资金支持有关。由于国有企业的低效率一直遭受诟病，伴随我国国有企业改革的深化，对比不同所有制企业的绩效差异也就成为研究的热点。相对绿地投资方式，我国国有控股企业较为偏好并购模式，然而这些并购是否有效提升了国有控股企业的绩效，将在后面进一步探讨该问题。

      

      

      

      表3对比了绿地和并购进入模式的一些企业绩效的主要统计学特征。从该表可以明显看出，并购投资模式相比绿地投资模式无论是企业生产率、企业人均工资还是销售利润率都高。其中人均工资采用本年企业应付工资总额除以企业从业人数；销售利润率为企业利润总额除以销售收入。资本密集度则采用经过固定资产价格指数折减后的固定资产合计除以企业从业人数。

      五、计量过程

      （一）KS检验

      首先对绿地投资进入模式和并购投资进入模式的企业生产率采用KS方法进行一阶占优随机的双向和单向检验。为了对比，同时也汇报这两大投资模式的企业生产率差异的t检验结果。

      从t检验结果看，本文发现绿地和并购投资方式的企业生产率存在显著的差异。但将样本区分投资前和投资后，发现这种差异性仅存在投资前，投资后两者差异已经不显著。t检验说明了企业生产率差异决定了之后并购模式选择，存在企业自我选择效应。从KS的一阶占优的随机分布检验看，在总样本中KS检验拒绝双向原假设，而不能显著拒绝并购企业生产率小于绿地投资的单向原假设，说明并购方式的生产率显著占优绿地投资方式。当本文将样本区分投资前和投资后，发现投资前，KS检验显著地拒绝双向原假设，而无法显著拒绝单向原假设，说明在全部分布函数上，并购进入模式的企业生产率高于绿地投资进入模式的企业生产率，存在自我选择效应。企业投资后的样本变得不显著，仅在10%的显著性水平有效。图1、图2和图3分别为全样本、投资前和投资后的并购和绿地投资进入模式的企业生产率的累计分布函数。图1和图2可以较为显著看到，采用并购进入模式企业的生产率总体较为明显得位于绿地投资企业的生产率右侧。图3中发现投资后，在生产率较高的分布段，绿地投资模式的企业生产率位于并购模式的右侧；在生产率中间和中低分布段，并购投资模式的企业生产率位于绿地投资模式的企业生产率右侧。这反映了在投资后，处于不同生产率分布区段，投资模式对企业生产率差异性影响是不同的。为此，本文需要进一步借助分位数回归来分析在不同的分布区间，我国对外投资企业模式与企业生产率的差异性之间的关系。

      （二）分位数回归

      

      

      

      为了有效控制其他影响企业全要素生产率的变量，本文在分位数回归中加入文献中对投资模式影响较显著的资本密集度，同时加入时间虚拟和行业虚拟变量。为了检验不同所有制企业的并购效果对企业绩效影响的差异性，本文加入并购和企业所有制虚拟的交叉项。此外，还加入母公司对外投资目标国数目。虽然理想的分析是对比各个子公司不同市场进入模式的绩效，但由于缺乏各个子公司详细财务信息，本研究考察的是母公司绩效。加入母公司对外投资目标国数目可以一定程度上缓解这一不足。首先对全样本进行分位数回归，然后区分投资前和投资后样本进一步开展分位数回归。为了对比，同时汇报OLS回归的结果，结果依次在表5—表7中汇报。

      

      

      

      从全样本的分位数回归结果看，除了处于高分位数区段的企业外，企业并购模式对企业生产率的影响系数都显著为正，说明并购模式与企业生产率差异存在系统性的关系。并购模式的国有控股企业的生产率绩效较低，但这一影响究竟是自我选择效应的结果还是企业并购后带来呢？

      从区分投资前企业样本看，发现上述结论仍然存在，未来采用并购进入模式的企业生产率高于未来采用绿地进入模式的企业，这说明并购模式促进企业生产率存在自我选择效应，即生产率高的企业采用并购进入模式，生产率低的企业更偏向采用绿地进入模式。从投资后企业样本看，并购模式对企业生产率的影响在统计学上都不显著，尤其是对中高和高生产率分布的企业并购对企业生产率的影响符号都为负值，进一步验证了企业采用并购进入模式后并没有提高企业生产率。一个有意思的结果是，国有控股企业在并购后生产率反而在提升，虽然在统计学上总体不太显著。

      从其他变量看，企业资本密度和投资目的国数目对企业生产率影响都显著为正，这种影响在各个分位数段，无论是对全部样本还是针对投资前还是投资后样本都非常稳健。这说明企业资本密集度和增加对外投资目的国能够显著提升企业生产率。

      六、主要结论和政策启示

      本文首次检验了我国对外投资企业的国际市场进入模式与企业生产率绩效差异性之间的关系。运用本研究中收集的我国对外投资企业数据，研究显示：从交易数看，绿地投资是我国对外投资的主要模式。采用绿地投资模式的企业多为独资企业，而并购投资模式中采用独资和采用合资股权模式的企业则相对平均。相对绿地投资模式，在并购模式中，国有控股企业的比重更高。运用KS检验和分位数检验中，本文发现：我国采用并购投资或绿地投资进入模式的两组企业的生产率存在明显的差异性，无论是采用KS一阶占优随机分布还是分位数回归，发现这种差异性存在企业生产率的整个分布函数上。其中生产率高的企业更偏向选择并购投资，生产率低的企业则偏向绿地投资。相比非国有控股企业，国有控股企业的自我选择效应不显著，未来采用并购模式的国有控股企业在对外投资前生产率并不太高，而采用并购模式投资后一定程度改善了我国国有控股企业的绩效。

      本文针对企业对外投资模式和企业绩效差异性的研究得出的一项政策启示，我国大力实施“走出去”发展战略中，提高我国企业自身生产率依然是问题的核心。因此，如何进一步完善国内的市场竞争体系，提升我国企业的自身竞争水平是我国实施国际化发展战略的关键。国有控股和非国有控股企业并购绩效的差异性说明，我国国有控股企业在开展国际化前的自身竞争力非常弱，“走出去”加强国际竞争有助于改善国有控股企业的绩效。因此，增强我国国有控股企业改革，可以“双管齐下”，其一是在增强我国国有控股企业竞争力，十八届三中全会提出的“混合所有制”改革可以说是这一努力方向；另一方面，推动那些有实力的国有企业并购方式融入国际市场竞争，以国际化来反向推进我国国有企业改革。

      感谢西南财经大学国际商学院“全球化和管理研究所”为本研究提供的数据支持。

      ①Eicher & Kang（2005）一文也研究出口、绿地和并购投资模式，但该文主要研究国家和市场特征，并没有探讨企业异质性问题。

      ②依据《制度》第五条规定，对外投资统计实行“统一领导、分级管理、逐级报送”。

      ③在国外文献中，有学者也特别强调，相比对外投资额，对外投资交易数更适合研究对外投资企业的战略。因为对目标国选择和投资进入模式选择往往与企业投资额关系不大（Alessia Amighini,Claudio Cozza,Roberta Rabellotti,Marco Sanfilippo，2014）。不少的实证文献都以投资交易数作为其主要研究特征（Crescenzi et al.，2013；Amighini et al.，2013a; Amighini & Franco,2013; Ramasamy et al.,2012）。

      ④该数据缺失值较多。

      ⑤对外直接投资是指我国国内投资者以现金、实物、无形资产等方式在国外及我国港澳台地区设立、购买国（境）外企业，拥有该企业10%或以上股权，并以控制企业的经营管理权为核心的经济活动。

      

      ⑥我国先后出台有一系列关于对外投资核准的相关法律法规，按时间顺序主要包括：《关于编制、审批境外投资项目的项目建设书和可行性研究报告的规定》（1991年，国家计委）；《国务院关于投资体制改革的决定》（2004年）；《政府核准的投资项目目录》（2004年）；《境外投资项目核准暂行管理办法》（2004年，发展改革委员会）；《关于完善境外投资项目管理问题的通知》（2009年，发展改革委员会）；《境外投资管理办法》（2009年，商务部）。最新的关于境外投资项目管理办法是《境外投资项目核准和备案管理办法》（2014年，发展改革委员会）。

标签：分位数论文;  绿地投资论文;  生产率论文;  企业对外投资论文;  异质性论文;  中国模式论文;  绩效目标论文;  差异分析论文;  企业特征论文;  走出去战略论文;  特征选择论文;  投资论文;