康瑞英

(遼寧大學 國際經(jīng)濟政治學院， 遼寧 沈陽 110136)

一、引言

出口和對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，以下簡稱“OFDI”)是中國企業(yè)國際化的兩種主要方式。 2018年，中國外貿(mào)出口總值為2.48萬億美元，同比增長9.9%，其中，排名前五位的行業(yè)分別是機電產(chǎn)品、高新技術產(chǎn)品、手持無線電話機及其零件、自動數(shù)據(jù)處理設備及其部件、服裝及衣著附件。相應地，2018年中國對外直接投資流量達到1 430.4億美元，成為全球第二大對外投資國，對外直接投資存量達1.98萬億美元，涵蓋國民經(jīng)濟的18個行業(yè)大類，主要流向租賃和商務服務、批發(fā)零售、金融、信息傳輸、制造和采礦等六大領域。中國出口和對外直接投資的迅速發(fā)展催生了大量的相關研究，學者們關注的主要問題是哪些影響因素促進了企業(yè)出口和對外直接投資。這類研究從企業(yè)層面出發(fā)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率和融資約束是影響企業(yè)國際化選擇的主要因素。但是，很少有研究從行業(yè)層面來研究生產(chǎn)率和融資約束的影響方式和影響規(guī)律，而國家產(chǎn)業(yè)政策的制定更需要對行業(yè)發(fā)展規(guī)律進行深入了解。因此，本文從行業(yè)層面出發(fā)，引入生產(chǎn)力分布這一變量，考察生產(chǎn)力分布如何影響行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口和對外直接投資數(shù)量。另外，緩解融資約束的政策包括金融發(fā)展、金融市場化、寬松的貨幣政策、利率市場化等，這些政策會同時促進企業(yè)出口和OFDI，導致行業(yè)內(nèi)出口和OFDI企業(yè)數(shù)量的增加。那么，同樣的政策在促進出口和OFDI方面是否有差別呢？這是本文關注的另一個問題。

新新貿(mào)易理論表明，企業(yè)國際化水平與企業(yè)生產(chǎn)力直接相關，生產(chǎn)率最高的企業(yè)會選擇對外直接投資，生產(chǎn)率居中的企業(yè)會選擇出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)僅能服務于本國市場。這就意味著，出口和OFDI均存在著生產(chǎn)率門檻效應，而生產(chǎn)率門檻上具體有多少企業(yè)還要取決于一個行業(yè)的生產(chǎn)力分布情況。Helpman等通過構建理論模型(以下簡稱“HMY模型”)和實證檢驗發(fā)現(xiàn)，行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散，出口的企業(yè)越少，OFDI的企業(yè)越多[1]。但是該模型基于一個關鍵的理論假設——“鄰近-集中交易”(Proximity-Concentration Tradeoff)，企業(yè)出口過程中需要支付關稅和運費等可變成本，但不需要支付在海外新建生產(chǎn)設施的固定成本，這就導致出口產(chǎn)品的成本構成中可變成本較高，但固定成本較低；而對外直接投資需要支付在東道國新建生產(chǎn)設施等的固定成本，但不需要支付關稅和運費等可變成本，所以可變成本較低，固定成本較高[2-4]。因此，企業(yè)會綜合考慮固定成本和可變成本帶來的總成本，在出口和OFDI兩種國際市場參與方式中選擇成本較低的生產(chǎn)方式，這被稱為 “鄰近-集中交易”。這一假定將HMY模型中所指的對外直接投資限制在了水平型OFDI，水平型OFDI會替代母國對東道國出口[5]，這意味著出口和OFDI之間是相互替代的。美國等發(fā)達國家的發(fā)展歷史也證明，出口和OFDI的替代效應是存在的[6]，但關于中國的現(xiàn)有實證研究則表明，中國企業(yè)的OFDI有“貿(mào)易創(chuàng)造”效應[7-8]。因此，HMY理論模型可能并不適用于中國的現(xiàn)實情況?；谶@種考慮，本文在原有理論模型的基礎上，放棄了“鄰近-集中交易”的假設條件，對理論模型進行了修改，用以考察生產(chǎn)力分布對我國企業(yè)國際化的影響。

融資約束會通過提高企業(yè)的生產(chǎn)力門檻來抑制企業(yè)的出口和OFDI[9-13]。因為OFDI的固定成本大于出口的固定成本，融資約束對企業(yè)OFDI的影響要大于對企業(yè)出口的影響[14-15]，但現(xiàn)有研究顯然并未考慮到生產(chǎn)力分布的影響。現(xiàn)有行業(yè)生產(chǎn)力分布的假設情況較為復雜，但普遍認為生產(chǎn)率較低的企業(yè)較多，而生產(chǎn)率較高的企業(yè)較少。在這種現(xiàn)實下，由于出口企業(yè)的生產(chǎn)率門檻低于OFDI的生產(chǎn)率門檻，具備出口能力的企業(yè)相對較多，而具備OFDI能力的企業(yè)相對較少，因此當考慮到生產(chǎn)力分布的影響后，融資約束對企業(yè)OFDI的影響大于企業(yè)出口的影響這一結論不一定成立。

可見，生產(chǎn)力分布既可以單獨影響中國企業(yè)國際化，又可以在融資約束影響企業(yè)國際化的過程中發(fā)揮作用。生產(chǎn)力分布(Productivity Distribution)包括生產(chǎn)力的行業(yè)分布和空間分布，本文的生產(chǎn)力分布主要是指生產(chǎn)力的行業(yè)分布，定義為一個行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)力的分布規(guī)律，它是行業(yè)布局、行業(yè)發(fā)展階段和行業(yè)性質(zhì)綜合作用的結果。采用生產(chǎn)力分布這一概念主要是為了區(qū)別于以往的生產(chǎn)力布局這一概念，生產(chǎn)力布局亦稱生產(chǎn)力配置，是指生產(chǎn)力在地理位置上的分布和配置，即在一定范圍內(nèi)(國家、地區(qū)、城市等)生產(chǎn)力系統(tǒng)的空間分布與組合。生產(chǎn)力布局能體現(xiàn)出較強的政策動機和主觀能動性，側重于政府對企業(yè)生產(chǎn)行為的規(guī)劃和配置，但生產(chǎn)力分布這一概念側重于行業(yè)內(nèi)企業(yè)競爭后的自然結果和客觀規(guī)律，國家可以通過生產(chǎn)力布局影響生產(chǎn)力分布規(guī)律，但不能對生產(chǎn)力分布規(guī)律起到?jīng)Q定性作用[16]。

為明確生產(chǎn)力分布在中國企業(yè)國際化中的作用方式，本文在HMY理論的基礎上修改假設條件，構建新的更加適應中國實際情況的理論模型，然后采用2004年到2010年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對理論模型的結論進行檢驗。結果表明：首先，行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散，出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越少；其次，融資約束對出口企業(yè)數(shù)量和OFDI企業(yè)數(shù)量的影響呈倒U型，生產(chǎn)力分布在其中起到調(diào)節(jié)作用；然后，生產(chǎn)力分布越分散，融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量和OFDI企業(yè)數(shù)量越少；最后，考慮到生產(chǎn)力分布后，融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響要大于對OFDI企業(yè)數(shù)量的影響。

本文其余部分的安排如下：第二部分為理論模型構建和假設提出；第三部分為計量模型、數(shù)據(jù)來源和變量描述；第四部分為回歸結果分析；第五部分為結論。

二、理論模型和假設的提出

(一)基本理論模型

假設兩個對稱國家，具有H+1個行業(yè)，H個行業(yè)生產(chǎn)異質(zhì)性商品，1個行業(yè)生產(chǎn)同質(zhì)化商品。一國的總效用函數(shù)如下：

U=MμA1-μ, 0<μ<1

(1)

其中，M代表異質(zhì)性商品加總的消費函數(shù)，A代表同質(zhì)性商品的消費函數(shù)。異質(zhì)性商品消費占比為μ，同質(zhì)性商品消費占比為1-μ。

每個異質(zhì)性行業(yè)用h表示，H個行業(yè)異質(zhì)性商品消費的總效用為：

(2)

每個行業(yè)的消費者效用函數(shù)為CES形式：

(3)

其中，h行業(yè)內(nèi)共有V個品牌的產(chǎn)品，每個品牌產(chǎn)品的消費量為q(v)，其中，v∈V。行業(yè)內(nèi)各品牌之間的替代彈性為ε=1/(1-β)，ε>1。

假設每單位同質(zhì)化商品僅需要一個勞動力，而每單位勞動力的價格w=1，一國總消費等于勞動力數(shù)量，Y=L。行業(yè)h的總消費占總收入的比例設為α，因此，h行業(yè)總消費為

(4)

其中，n代表市場上的所有產(chǎn)品種類，包括同質(zhì)化行業(yè)商品和異質(zhì)性行業(yè)商品。

(5)

(6)

出口需要支付較高的邊際成本，而對外直接投資需要支付較高的固定成本fI>τε-1fX。

πX=τa1-εB-fX

(7)

πI=a1-εB-fI

(8)

只有當πX>0時，企業(yè)進行出口，此時出口生產(chǎn)率門檻為

(9)

同理，企業(yè)進行對外直接投資的生產(chǎn)率門檻為

(10)

(二)融資約束下理論模型的擴展

假設企業(yè)出口和對外直接投資的固定成本融資約束，全部需要進行外援融資，融資成本為r，此時利潤函數(shù)變?yōu)?/p>

πX=τa1-εB-(1+r)fX

(11)

πI=a1-εB-(1+r)fI

(12)

生產(chǎn)率門檻變?yōu)?/p>

(13)

(14)

則相應的生產(chǎn)率門檻的提升幅度為

(15)

(16)

綜上，這一部分說明融資約束會提高出口和OFDI的生產(chǎn)率門檻，并且融資約束對OFDI生產(chǎn)率門檻的提升作用要大于融資約束對出口的生產(chǎn)率門檻的提升作用。

(三)生產(chǎn)力分布、融資約束與企業(yè)國際化

在前文的基礎上，我們進一步加入生產(chǎn)力分布函數(shù)。當生產(chǎn)力服從均勻分布的時候，生產(chǎn)力門檻變化影響的企業(yè)數(shù)如圖1。當生產(chǎn)力分布服從均勻分布時，融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量為面積C，融資約束影響的OFDI企業(yè)數(shù)量見面積D。

(17)

(18)

顯而易見，D>C，因此在均勻分布下，融資約束影響的OFDI的企業(yè)數(shù)量大于融資約束影響的出口的企業(yè)數(shù)量。

但現(xiàn)實生活中企業(yè)的生產(chǎn)力分布卻并非均勻分布的理想狀況，較為可能的情況是符合帕累托分布，即生產(chǎn)率低的企業(yè)較多，生產(chǎn)率高的企業(yè)較少。我們假設生產(chǎn)力分布符合帕累托分布，得到圖2，融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量見面積E，融資約束影響的OFDI企業(yè)數(shù)量見面積F。

圖1 生產(chǎn)力服從均勻分布時融資約束對行業(yè)內(nèi)企業(yè)的影響

根據(jù)前文設定，每個廠商生產(chǎn)一單位產(chǎn)品所需的勞動力服從F(X>a)=a-k,a∈[1,+∞)，服從帕累托分布，因此

(19)

其中，k為生產(chǎn)力分布的離散度，k>1，k越大，生產(chǎn)力分布越集中。此時，融資約束影響的企業(yè)數(shù)量為

(20)

(21)

(22)

可見，k越大，出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越多。說明，生產(chǎn)力分布越集中，出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越多，行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越少。

進一步分析生產(chǎn)力離散度、融資約束和出口、OFDI企業(yè)數(shù)量之間的關系，分別用E和F生產(chǎn)力分布k求偏導，發(fā)現(xiàn)

(23)

(24)

可見，生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)受融資約束影響的出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越少。行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)的數(shù)量越多意味著企業(yè)出口的概率越大，行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)的數(shù)量越少意味著企業(yè)出口的概率越小。OFDI同理可證。因此，提出如下假設：

假設1：生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)的數(shù)量越少。

假設2：生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)OFDI的企業(yè)數(shù)量越少。

假設3：生產(chǎn)力分布越分散，融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響越小。

假設4：生產(chǎn)力分布越分散，融資約束對OFDI企業(yè)數(shù)量的影響越小。

假設5：融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量大于融資約束影響的OFDI企業(yè)數(shù)量。

三、模型設定、變量描述和數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定

根據(jù)既往研究和前文的理論模型，本文的回歸模型設定如下：

lnsumexht=β0+β1grouphangyeht+β2lnsait+βcontrolsit+μt+εit

(25)

由于現(xiàn)有研究普遍認為融資約束僅影響生產(chǎn)率在一定范圍內(nèi)的企業(yè)的出口，所以融資約束對企業(yè)出口的影響呈倒U型，本文的研究則表明融資約束對企業(yè)出口的影響僅存在于生產(chǎn)率門檻附近，也表明融資約束對企業(yè)出口的影響呈倒U型，因此，在回歸中引入融資約束的二次項。

(26)

進一步，為了證明生產(chǎn)力分布對融資約束影響出口的調(diào)節(jié)作用，引入生產(chǎn)力分布和融資約束的交互項。

lnsumexht=β0+β1grouphangyeht+β2lnsait+β3grouphangyeht*lnsait+βcontrolsit+μt+εit

(27)

(28)

其中，lnsumexht表示h行業(yè)t年的出口企業(yè)個數(shù)，grouphangyeht代表h行業(yè)t年的行業(yè)生產(chǎn)力分布情況，lnsait代表i企業(yè)t年的融資約束，controlsit代表i企業(yè)t年的控制變量，包括企業(yè)生產(chǎn)率(tfp_e)、企業(yè)年齡(lnage)、企業(yè)規(guī)模(lnL)、企業(yè)資本密集度(lnintens)。

同理，OFDI相關檢驗與出口相關檢驗方式相同，如：

(29)

其中，lnsumfdiht表示h行業(yè)t年的對外直接投資企業(yè)的數(shù)量。

(二)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源主要有兩個：一是國家統(tǒng)計局發(fā)布的“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，二是商務部發(fā)布的《境外投資企業(yè)(機構)名錄》(下簡稱《名錄》)。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫主要提供了企業(yè)的財務變量、是否出口的變量，而《名錄》主要提供了企業(yè)是否有OFDI的變量。將兩者進行合并，得到一個2004—2010年的非平衡面板數(shù)據(jù)。考慮到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫可能存在的問題，對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行如下處理：(1)刪除資產(chǎn)總額、銷售額、從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)缺失或者為0的變量；(2)刪除從業(yè)人數(shù)小于8的樣本；(3)刪除流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本。最后得到2 065 656個樣本，其中出口752 071項，OFDI共2 185項。

(三)變量描述

1.出口企業(yè)數(shù)量

根據(jù)每年39個行業(yè)的出口企業(yè)數(shù)量匯總計算，并進行對數(shù)標準化。

2.OFDI企業(yè)數(shù)量

根據(jù)每年39個行業(yè)的OFDI企業(yè)數(shù)量匯總計算，并進行對數(shù)標準化。

3.生產(chǎn)力分布

生產(chǎn)力分布用一個行業(yè)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)力的標準差來表示，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率之間的標準差越大，代表行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散。另外，企業(yè)主營業(yè)務收入的標準差也可以表示企業(yè)生產(chǎn)力分布情況。因此，用企業(yè)主營業(yè)務收入的標準差進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)2004年至2010年的數(shù)據(jù)，計算生產(chǎn)力分布情況，按照生產(chǎn)率離散度分為高生產(chǎn)率離散度、中等生產(chǎn)率離散度和低生產(chǎn)率離散度三組。具體結果見表1。

表1 2004—2010年行業(yè)生產(chǎn)力離散度范圍

根據(jù)統(tǒng)計結果，高生產(chǎn)率離散度行業(yè)主要集中在有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，通信設備、計算機等高技術電子設備制造業(yè)，以及電力、熱力、燃氣供應業(yè)。低生產(chǎn)率離散度行業(yè)主要集中在輕工業(yè)、紡織業(yè)和金屬、非金屬采選業(yè)。

4.融資約束

融資約束采取SA指數(shù)來計算[17]，計算公式為：SA 指數(shù)=-0.737size+0.043size2-0.04age，其中age表示企業(yè)年齡，size表示以百萬為單位的企業(yè)資產(chǎn)總額。由于根據(jù)計算的SA指數(shù)最大值和最小值之間相差較大，并且存在負值，因此將SA指數(shù)加一個固定常數(shù)調(diào)為正值并進行對數(shù)標準化。

5.控制變量

控制變量包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度。企業(yè)全要素生產(chǎn)率用索洛余值來計算，其中，資產(chǎn)用資產(chǎn)總額表示，勞動力用從業(yè)人數(shù)表示，產(chǎn)出用主營業(yè)務收入表示；企業(yè)年齡用年份減去企業(yè)成立時間來計算；企業(yè)規(guī)模用從業(yè)人數(shù)來表示；資本密集度用固定資產(chǎn)和勞動力的比值來表示。對企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模和資本密集度3個控制變量進行對數(shù)標準化。

四、實證結果分析

(一)生產(chǎn)力分布、融資約束與出口

首先，考慮生產(chǎn)力分布、融資約束對行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)數(shù)量的影響。根據(jù)Hausman檢驗結果，采用面板數(shù)據(jù)固定效應模型，為了保證回歸結果不受年份變化因素的影響，控制了年份虛擬變量。所有表中(1)列為基礎回歸；所有表中(2)列在第一列的基礎上加入了融資約束的二次項；所有表中(3)列在所有表中(1)列的基礎上加入了生產(chǎn)力分布和融資約束的交乘項；所有表中(4)列在所有表中(2)列的基礎上，加入了融資約束一次項、二次項和生產(chǎn)力的交互項?；貧w結果見表2。

生產(chǎn)力分布的回歸系數(shù)始終在1%的水平上顯著為負，表示生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)出口的企業(yè)數(shù)量越少，假設1得證。融資約束對行業(yè)出口企業(yè)數(shù)量的影響則較為復雜，表2(1)列融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響系數(shù)為負但并不顯著。表2(2)列融資約束的一次項的系數(shù)為正，二次項的系數(shù)為負，均在1%的水平上顯著，證明融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響為倒U型，與模型中“融資約束對生產(chǎn)率門檻附近的企業(yè)影響最大”一致，也與既往的對企業(yè)出口概率的研究結論相一致。表2(3)列中，融資約束的回歸系數(shù)顯著為負，行業(yè)生產(chǎn)力分布和融資約束的交互項回歸系數(shù)為正，證明生產(chǎn)力分布越分散，融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量越少。表2(4)列，融資約束一次項的系數(shù)顯著為負，融資約束二次項的系數(shù)顯著為正，兩者與行業(yè)生產(chǎn)力的交互項的系數(shù)均與原指數(shù)系數(shù)相反且顯著，說明行業(yè)生產(chǎn)力分布在融資約束抑制企業(yè)出口的過程中起到調(diào)節(jié)作用，會減輕融資約束對出口的抑制作用，假設3得證。

表2 生產(chǎn)力分布、融資約束與出口

(二)生產(chǎn)力分布、融資約束與OFDI

進一步分析生產(chǎn)力分布、融資約束對行業(yè)內(nèi)OFDI企業(yè)個數(shù)的影響。沿襲上文，依然采用固定效應面板回歸，同時控制年份虛擬變量。在表3(1)(2)(3)(4)列中，行業(yè)生產(chǎn)力分布均顯著為負，證明行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散，OFDI的企業(yè)數(shù)量越少，假設2得證。再分析融資約束的影響，在表3(2)列中，融資約束的一次項顯著為正，融資約束的二次項顯著為負，證明融資約束對企業(yè)OFDI的影響也呈倒U型。表3(3)列中，融資約束的系數(shù)顯著為負，融資約束和生產(chǎn)力分布的交互項顯著為正，生產(chǎn)力分布越分散，融資約束對OFDI的抑制作用越小。表3(4)列中，融資約束的一次項顯著為負，一次項和生產(chǎn)力分布的交互項顯著為正，融資約束的二次項顯著為正，二次項和生產(chǎn)力分布的交互項顯著為負，再次證明分散的生產(chǎn)力分布減小融資約束對OFDI的影響，假設4得證。

表3 生產(chǎn)力分布、融資約束與OFDI

(三)生產(chǎn)力分布對企業(yè)出口和OFDI影響的比較

生產(chǎn)力分布對企業(yè)出口和OFDI的影響具體有什么區(qū)別呢？根據(jù)上文回歸，生產(chǎn)力分布、融資約束對企業(yè)出口的影響可總結為以下公式：

(30)

(31)

由于兩個方程的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，不存在顯著性差異，可以直接比較兩個方程的回歸系數(shù)，前者的融資約束的回歸系數(shù)為-2.113，0.234，2.142和-0.274，后者相應的回歸系數(shù)為 -0.466，0.049 7，0.492和-0.064 1，前者的回歸系數(shù)的絕對值均大于后者，證明從行業(yè)角度講，融資約束影響的出口企業(yè)數(shù)量多于OFDI企業(yè)數(shù)量，假設5得證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了增加研究的可靠性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，首先，將生產(chǎn)力分布變量替換為主營業(yè)務收入的標準差，采用面板數(shù)據(jù)固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表4和表5。

表4 生產(chǎn)力分布、融資約束與出口(替換生產(chǎn)力分布變量)

表5 生產(chǎn)力分布、融資約束與OFDI(替換生產(chǎn)力分布變量)

表4中生產(chǎn)力分布的回歸系數(shù)始終為負且在1%的水平上顯著。融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響不變，融資約束和生產(chǎn)力分布的交互項的回歸系數(shù)在顯著性和系數(shù)符號上都與表2中保持一致，可見生產(chǎn)力分布的計算方式不影響結論的穩(wěn)健性。

表5中生產(chǎn)力分布的系數(shù)始終為負，融資約束、生產(chǎn)力分布和融資約束的交互項的回歸系數(shù)均顯著，且與表3中的符號相一致，證明生產(chǎn)力分布對OFDI數(shù)量的影響與計算方式無關，回歸結果是穩(wěn)健的。從系數(shù)比較上可以看出，融資約束影響OFDI的相關回歸系數(shù)的絕對值均小于融資約束影響出口的回歸系數(shù)。假設5的結論也是穩(wěn)健的。

其次，采用隨機效應模型，考察回歸結果的穩(wěn)健性。具體結果見表6和表7。隨機效應回歸的結果與固定效應的回歸結果完全一致，可見更換實證方法后，本文的回歸結果依然是穩(wěn)健的。

表6 行業(yè)生產(chǎn)力分布對出口企業(yè)數(shù)量的影響——隨機效應

表7 行業(yè)生產(chǎn)力分布對OFDI企業(yè)數(shù)量的影響——隨機效應

續(xù)表(表7)

五、結論與政策建議

相較于以往研究，本文從產(chǎn)業(yè)角度出發(fā)闡述了生產(chǎn)力分布、融資約束對企業(yè)國際化的影響。通過放松HMY模型中出口和OFDI相互替代的理論假設，重構理論模型，提出理論假設，然后基于2004年到2010年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《境外投資企業(yè)(機構)名錄》的合并數(shù)據(jù)進行實證分析。結果表明：第一，行業(yè)生產(chǎn)力分布越分散，行業(yè)內(nèi)出口和OFDI的企業(yè)數(shù)量越少；第二，融資約束對出口和OFDI企業(yè)數(shù)量的影響呈倒U型，也可以表述為融資約束主要影響生產(chǎn)率門檻附近的企業(yè)；第三，生產(chǎn)力分布在融資約束抑制企業(yè)出口的過程中起到調(diào)節(jié)作用，生產(chǎn)力分布越分散，融資約束的影響越?。坏谒?，生產(chǎn)力分布在融資約束抑制企業(yè)OFDI的過程中起到調(diào)節(jié)作用，生產(chǎn)力分布越分散，融資約束的影響越?。坏谖?，從行業(yè)角度來講，融資約束對出口企業(yè)數(shù)量的影響大于對OFDI企業(yè)數(shù)量的影響。

在對行業(yè)生產(chǎn)力分布狀況的統(tǒng)計中，我們發(fā)現(xiàn)：有色金屬冶煉及加工業(yè)，通信設備、計算機等高技術電子設備制造業(yè)，以及電力、熱力、燃氣供應業(yè)等行業(yè)的生產(chǎn)力分布較分散；輕工業(yè)、紡織業(yè)和采礦業(yè)的生產(chǎn)力分布較為集中。結合我們的研究結論，緩解融資約束的普惠性金融措施在促進有色金屬冶煉及加工業(yè)、通信設備、計算機等高級技術電子設備制造業(yè)以及電力、熱力、燃氣供應業(yè)等行業(yè)國際化方面的作用較小，在促進輕工業(yè)、紡織業(yè)和采礦業(yè)國際化的過程中，會發(fā)揮更大的作用。這種同一政策不同效果的效應與中國現(xiàn)階段的發(fā)展狀態(tài)不謀而合。根據(jù)我國出口數(shù)據(jù)，中國現(xiàn)階段輕工業(yè)和紡織行業(yè)是中國出口的主要行業(yè)，而采礦業(yè)是中國對外直接投資的第二大行業(yè)。在中國金融高速發(fā)展的背景下，采礦業(yè)、紡織業(yè)、輕工業(yè)均表現(xiàn)出較強的國際化趨勢。

根據(jù)研究結論，結合我國生產(chǎn)力分布特征，提出如下政策建議：

首先，改善行業(yè)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)力布局，提高行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)力分布的集中度。對于搬遷較為容易且對生產(chǎn)地沒有過多限制的行業(yè)，應考慮建立和強化工業(yè)區(qū)建設，將這些行業(yè)的上下游企業(yè)和同一行業(yè)企業(yè)集中在一起，這樣既有利于企業(yè)之間的技術、生產(chǎn)技能和管理經(jīng)驗的互相學習，強化技術溢出效應，也有利于加強技能工人和管理干部在各企業(yè)間的相互交流和流動。通過地理位置的集中，促進行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)力分布的進一步集中。對于采礦業(yè)、電力、熱力、燃氣及水的供應業(yè)等必須在固定區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)的企業(yè)，應促進各企業(yè)之間的交流，號召低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)學習，高生產(chǎn)率企業(yè)向低生產(chǎn)率企業(yè)進行技術指導，通過人員交流，克服地理位置上的距離，彌補生產(chǎn)率方面的差距。這種交流和學習可先在國有企業(yè)進行內(nèi)部試點，然后將試行范圍進一步擴大到民營企業(yè)。另一方面，在電力、熱力、燃氣和水的生產(chǎn)供應業(yè)等國有企業(yè)占比高的行業(yè)，也可直接采用對高生產(chǎn)率企業(yè)的復制和移植，在結合地方地理特點，考慮南北差異、東西差異的基礎上，建立統(tǒng)一的標準化的供應企業(yè)。此外，中央政府也可以通過提高行業(yè)標準等方法，鼓勵低生產(chǎn)率企業(yè)主動學習進步，彌補與高生產(chǎn)率企業(yè)之間的技術、管理經(jīng)驗差距?？傊岣咭粋€產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率集中度，是提高一個產(chǎn)業(yè)在國際上的競爭力的行之有效的辦法，國家應制定更多強有力的措施來提高各行業(yè)的生產(chǎn)率集中度。

其次，對于行業(yè)生產(chǎn)力分布較為分散的行業(yè)，應該給予更多的利息優(yōu)惠和貸款便利，以提高行業(yè)的國際化程度。根據(jù)我們的研究，普惠性的金融政策，如降低存款準備金率，降低利率，實行擴張性的貨幣政策等，對生產(chǎn)力分布集中的行業(yè)的國際化影響較大，對生產(chǎn)力分布分散的行業(yè)的影響較小。我國現(xiàn)階段生產(chǎn)力分布分散的行業(yè)主要集中在計算機、通信設備等高技術電子設備制造業(yè)以及有色金屬壓延和加工業(yè)。有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)具有技術含量高、制備工藝相對復雜和加工難度高的特點，其產(chǎn)品要求具有較高的性能，對行業(yè)企業(yè)的技術研發(fā)能力、流程設計和質(zhì)量控制能力均有較高的要求。有色金屬壓延加工業(yè)與計算機、通信設備及其他電子設備制造業(yè)一樣，均屬于高技術行業(yè)，也是我國未來產(chǎn)業(yè)發(fā)展的著力點和關注點。這些高技術行業(yè)的發(fā)展既需要引進來，又需要走出去。產(chǎn)業(yè)國際化本身有利于企業(yè)的技術提升，而技術提升會進一步促進有色金屬壓延加工業(yè)與計算機通信設備及其他電子設備制造業(yè)的國際化。可見，高技術行業(yè)的國際化與產(chǎn)業(yè)技術升級之間是一種相互促進、相輔相成的關系。對于國家政策關注的重點高技術產(chǎn)業(yè)，考慮到其行業(yè)生產(chǎn)力分布較為分散的特點，銀行業(yè)應該給予特定傾向性的利息優(yōu)惠和貸款便利，通過提高這些行業(yè)的融資能力，促進這些行業(yè)的國際化，助力我國產(chǎn)業(yè)鏈由低端向高端攀升，加快我國產(chǎn)業(yè)升級的步伐。

最后，制定更加具有針對性的促進OFDI的政策，助力中國企業(yè)國際化。普惠性金融政策對于出口和OFDI的影響不同：對于出口的影響更大，對于OFDI的影響更小?，F(xiàn)階段，我國企業(yè)OFDI還處于起步階段，但中國企業(yè)OFDI在獲得資源和技術等戰(zhàn)略性資產(chǎn)方面發(fā)揮著重要作用，是我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要助推力量。所以，對于出口和OFDI，中央銀行、國有銀行、股份制銀行等應該根據(jù)國家發(fā)展目標制定差異化的融資政策， 要對企業(yè)OFDI給予適度的政策傾斜，降低企業(yè)OFDI的融資成本，提高企業(yè)OFDI資金的可獲得性，縮減企業(yè)OFDI的融資流程，助力中國企業(yè)國際化。