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第 30 卷摇 第 4 期 余官胜: 民营企业对外直接投资决策内部影响因素
区) 和发展中国家( 地区) 进行对外直接投资的企
业; 非对外直接投资民营企业有 5 180 家 。 本文
因变量为 2006—2010 年间民营企业 i 的对外直
接投资决策, 自变量为 2006 年时民营企业 i 的企
业内部因素变量。 这样处理有两个好处: 一是可
以反映对外直接投资决策的时间延续性; 二是可
以避免回归过程中对外直接投资反向影响企业内
部发展的内生性问题。
( 二 ) 回归结果及分析
由于在式(1) 中被解释变量 Yi 是取值为 1 或
0 的离散变量,因此该回归方程属于二值选择模
型。 本文分别使用二值选择模型中的 Probit 回归
方法和 Logit 回归方法对式(1) 进行回归 ,得到表
2 的结果。
表 2摇 民营企业对外直接投资决策的内部影响因素回归结果
变量 Probit 模型 Logit 模型
( 1 ) ( 2 ) ( 3 ) (4 ) ( 5) ( 6 )
C - 7郾 852 *** - 7郾 650 *** - 8郾 353 *** - 18郾 615*** - 18郾 082 *** - 19郾 716***
( 0郾 000) ( 0郾 000 ) (0郾 000 ) ( 0郾 000) ( 0郾 000) ( 0郾 000)
lnSCAi 0郾 457*** 0郾 446*** 0郾 468 *** 1郾 096 *** 1郾 070 *** 1郾 119***
( 0郾 000) ( 0郾 000 ) (0郾 000 ) ( 0郾 000) ( 0郾 000) ( 0郾 000)
lnPROi 0郾 275*** 0郾 260*** 0郾 297 *** 0郾 723 *** 0郾 678 *** 0郾 770***
( 0郾 000) ( 0郾 002 ) (0郾 000 ) ( 0郾 000) ( 0郾 001) ( 0郾 000)
XPi 0郾 609*** 0郾 624*** 0郾 645 *** 1郾 526 *** 1郾 574 *** 1郾 623***
( 0郾 000) ( 0郾 000 ) (0郾 000 ) ( 0郾 000) ( 0郾 000) ( 0郾 000)
TECi 10郾 395 * 25郾 390**
( 0郾 058 ) ( 0郾 029)
PRMi 3郾 507 ** 8郾 290**
(0郾 020 ) ( 0郾 012)
R 2 0郾 183 0郾 187 0郾 190 0郾 189 0郾 191 0郾 193
摇 摇 注:括号内为回归 p 值; ***、**和 * 分别代表在 1% 、5 % 和 10% 水平下显著。
摇 摇 表 2 中,回归结果(1) 和(4) 仅包含了影响民
营企业对外直接投资决策的企业规模、 生产率和
出口倾向等基础变量,(2) 和 (5) 以及 (3) 和 (6)
分别添加了企业技术能力和内部管理效率变量。
从回归结果中可以发现,ln SCAi 、lnPROi 和 XPi 的
所有回归系数符号均显著为正 ,说明具有更大的
企业规模、更高的生产率以及更高的出口倾向的
民营企业更倾向于进行对外直接投资。 在回归结
果(2) 和(5) 中, TEC i 的系数符号均显著为正 , 说
明更高的技术能力投入也能提升民营企业进行对
外直接投资的决策倾向, 验证了民营企业所有权
优势发挥的作用。 在回归结果 (3 ) 和 ( 6 ) 中 ,
PRMi 的系数符号均显著为正,意味着内部管理费
用的增加,即较低的企业内部管理效率会促使民
营企业将更多的生产转移到其他国家, 通过减少
国内生产规模的方式降低边际管理费用。 所有回
归结果均与前文的数据分析一致, 在多个维度验
证了本文的研究结论。
( 三 ) 分地区对外直接投资决策的回归结果
及分析
发达国家( 地区 ) 和发展中国家 ( 地区 ) 存在
较大的差异, 因而民营企业对其直接投资也存在
较大的动机差异, 从而可能导致影响对两者直接
投资决策的企业内因素也不同。 为了对此进行探
究, 本文将式(11)中的被解释变量 Yi 分别用是否
对发达国家 ( 地区 ) 或发展中国家 ( 地区 ) 进行对
外直接投资进行衡量, 再次使用二值选择模型进
行回归, 得到表 3 和表 4 的结果。
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