綦 建 紅

一、引 言

隨著中國(guó)企業(yè)海外直接投資(OFDI)的迅猛增加，如何提高海外投資效率既關(guān)系到資源配置的整體布局，也關(guān)系到中國(guó)海外投資的未來(lái)走向。與國(guó)內(nèi)經(jīng)營(yíng)企業(yè)相比，OFDI企業(yè)不僅面臨融資約束、委托代理和信息不對(duì)稱等內(nèi)部不確定性因素，而且還要直面經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政治制度和自然條件等不確定性和復(fù)雜程度更高的東道國(guó)因素，并承擔(dān)更高的進(jìn)入成本。因此，相比國(guó)內(nèi)經(jīng)營(yíng)企業(yè)，OFDI企業(yè)的實(shí)際海外投資水平更易偏離最優(yōu)值：或者海外投資過(guò)度，或者海外投資不足。無(wú)論出現(xiàn)哪種情況，企業(yè)都會(huì)遭受投資效率損失。根據(jù)本文對(duì)1107家樣本企業(yè)海外投資效率值的測(cè)算，海外投資過(guò)度的樣本為393起，平均偏離水平為9%，最大偏離度甚至高達(dá)驚人的246.9%；海外投資不足的樣本達(dá)到714起，平均偏離水平為4.7%，最大偏離度為16.6%?？梢?jiàn)，中國(guó)企業(yè)的海外投資效率損失及其巨大差異，應(yīng)當(dāng)引起足夠的重視。

但是，與瞄準(zhǔn)企業(yè)投資效率的眾多文獻(xiàn)形成鮮明對(duì)比的是，國(guó)內(nèi)外學(xué)者專門針對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率及其影響因素的研究鳳毛麟角。一方面，囿于微觀數(shù)據(jù)的可得性，幾乎所有的文獻(xiàn)均是基于中國(guó)—東道國(guó)層面測(cè)算海外投資效率，其影響因素迄今仍停留在宏觀層面，鮮有落實(shí)到微觀層面?；诖?，本文擬結(jié)合異質(zhì)性企業(yè)理論與引力模型，拓展企業(yè)投資效率的傳統(tǒng)測(cè)算模型，首次從微觀層面測(cè)算得出中國(guó)企業(yè)的海外投資效率，在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的缺憾。另一方面，OFDI企業(yè)不同于國(guó)內(nèi)經(jīng)營(yíng)企業(yè)，其科學(xué)決策的前提是洞察國(guó)際市場(chǎng)環(huán)境、敏銳發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)需求、準(zhǔn)確把握投資方向，這就對(duì)企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的國(guó)際化知識(shí)儲(chǔ)備、海外管理經(jīng)驗(yàn)和全球社會(huì)資本網(wǎng)絡(luò)提出了更高的要求。由于海外背景被認(rèn)為是國(guó)際化教育經(jīng)歷和專業(yè)知識(shí)的標(biāo)志，因此，從公司治理層面出發(fā)，研究高管團(tuán)隊(duì)的海外背景對(duì)海外投資過(guò)度與不足兩種非效率情形的影響，無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)針對(duì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

從已有研究成果來(lái)看，與本文主題有關(guān)的文獻(xiàn)脈絡(luò)主要有三條：

第一條文獻(xiàn)脈絡(luò)是測(cè)算中國(guó)的海外投資效率。以Fan et al.(2016)、嚴(yán)佳佳等(2019)為代表，學(xué)者們基于中國(guó)—東道國(guó)的宏觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿引力模型(SFA)測(cè)算中國(guó)在不同國(guó)家的海外投資效率。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)海外投資效率整體處于較低水平，投資潛力尚待挖掘，但從趨勢(shì)上已經(jīng)出現(xiàn)正的時(shí)變效應(yīng)，海外投資效率逐步提升；在發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家、“一帶一路”國(guó)家等不同的區(qū)位，中國(guó)海外投資效率呈現(xiàn)出巨大的差異性，整體來(lái)看缺少高投資效率國(guó)家。與之不同，趙峰等(2019)采用A股上市的中國(guó)OFDI企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Richardson(2006)模型進(jìn)行了投資效率測(cè)算。由于在測(cè)算過(guò)程中，采用企業(yè)新增資本投資占年初總資產(chǎn)的比值來(lái)替代缺失的企業(yè)海外投資金額，因此其測(cè)算結(jié)果實(shí)際上是OFDI企業(yè)的投資效率，而非嚴(yán)格意義的海外投資效率。

第二條文獻(xiàn)脈絡(luò)是海外投資水平與效率的影響因素。學(xué)者們主要從東道國(guó)環(huán)境出發(fā)，考察了東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政治制度和自然資源等宏觀因素對(duì)OFDI企業(yè)海外投資水平的影響。例如，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面，Yeaple(2009)、Kolstad & Wiig(2012)均認(rèn)為東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高可以增強(qiáng)對(duì)海外投資的吸引力；但是有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的東道國(guó)對(duì)中國(guó)企業(yè)來(lái)說(shuō)，也是大規(guī)模海外投資的重要目標(biāo)(Yang et al.，2018)。在政治制度方面，大多數(shù)學(xué)者提出，東道國(guó)良好的政治制度可以降低市場(chǎng)交易成本，對(duì)OFDI企業(yè)提升海外投資水平具有更大的吸引力(Ramasamy et al.，2012)。在針對(duì)中國(guó)情形的研究中，以Buckley et al.(2007)為代表的學(xué)者認(rèn)為，中國(guó)企業(yè)(特別是國(guó)有企業(yè))更偏愛(ài)高政治風(fēng)險(xiǎn)的國(guó)家；但是，更多的學(xué)者對(duì)此持有異議，認(rèn)為與全球企業(yè)的平均水平相比，這一結(jié)論并不成立。例如，Mourao(2018)采用2003—2010年中國(guó)對(duì)48個(gè)非洲國(guó)家的投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)提高政治穩(wěn)定和監(jiān)管質(zhì)量可以最大限度地提升海外投資效率，而政府效能是這一效率所需的額外因素。在自然資源方面，學(xué)者們已形成共識(shí)，即中國(guó)的OFDI企業(yè)更愿意將資金投向自然資源豐富而廉價(jià)的東道國(guó)(Buckley et al.，2007；Ramasamy et al.，2012；Yang et al.，2018)。

相比之下，對(duì)海外投資效率微觀影響因素的研究屈指可數(shù)，大量文獻(xiàn)仍然定位于一般意義的企業(yè)投資效率，強(qiáng)調(diào)了融資約束、委托代理、信息不對(duì)稱、社會(huì)責(zé)任等影響因素(Jensen，1986；Gul et al.，2010；Samet & Jarboui，2017；喻坤等，2014)。與之不同，柳建華等(2015)關(guān)注到董事會(huì)對(duì)外投資權(quán)限的影響，發(fā)現(xiàn)降低公司董事會(huì)的對(duì)外投資權(quán)限可以抑制公司的過(guò)度投資傾向，這種抑制作用在國(guó)有控股上市公司中表現(xiàn)得更為明顯；但是，過(guò)低的對(duì)外投資權(quán)限設(shè)置則會(huì)導(dǎo)致投資不足。

第三條文獻(xiàn)脈絡(luò)是高管團(tuán)隊(duì)的海外背景在企業(yè)決策中的作用。已有文獻(xiàn)表明，高管團(tuán)隊(duì)的海外背景對(duì)企業(yè)國(guó)際化決策具有積極的推動(dòng)作用。國(guó)內(nèi)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)的海外背景有助于彌補(bǔ)企業(yè)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的不足，幫助企業(yè)挖掘更多的國(guó)際化成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，降低企業(yè)的海外市場(chǎng)運(yùn)作風(fēng)險(xiǎn)，從而加速企業(yè)的國(guó)際化進(jìn)程(Lee & Park，2008；Nielsen & Nielsen，2011；Wang，2015)。但是，以Barroso et al.(2011)為代表的學(xué)者對(duì)此持有異議，認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)的海外背景對(duì)企業(yè)國(guó)際化的影響并不顯著。具體到國(guó)際化路徑方面，F(xiàn)ilatotchev et al.(2009)和Oxelheim et al.(2013)分別采用中國(guó)和北歐企業(yè)樣本，考察了具有跨國(guó)公司工作經(jīng)驗(yàn)的董事與出口的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些海外背景的董事帶來(lái)了國(guó)際生產(chǎn)技術(shù)、管理技能和營(yíng)銷方法，與全球供應(yīng)商、零售商和金融服務(wù)商建立起廣泛的社會(huì)資本，顯著提高了企業(yè)的出口傾向和出口績(jī)效。與此同時(shí)，高管團(tuán)隊(duì)的海外背景還有助于提升企業(yè)的國(guó)內(nèi)投資效率。這是因?yàn)椋吖軋F(tuán)隊(duì)的海外背景能夠給國(guó)內(nèi)企業(yè)帶來(lái)國(guó)際化的企業(yè)管理理念，幫助企業(yè)嚴(yán)格遵守公司治理準(zhǔn)則，增加財(cái)務(wù)信息的透明度。而高質(zhì)量的財(cái)務(wù)信息披露可以有效監(jiān)督委托代理，緩解經(jīng)理層與投資者之間的代理沖突，抑制投資過(guò)度，改善投資不足，提高企業(yè)投資效率(代昀昊和孔東民，2017)。令人遺憾的是，尚無(wú)文獻(xiàn)涉及到海外背景董事對(duì)OFDI企業(yè)投資水平與效率的影響。

與已有研究相比，本文嘗試從以下兩方面有所突破：

一方面，囿于商務(wù)部公布的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》并未披露企業(yè)具體的OFDI金額，已有研究或者基于中國(guó)—東道國(guó)層面數(shù)據(jù)從宏觀上測(cè)度中國(guó)海外投資的整體效率，或者只能通過(guò)Richardson(2006)模型測(cè)算企業(yè)全部投資額的效率水平，無(wú)法專門計(jì)算海外投資效率。與已有文獻(xiàn)不同的是，本文使用2010—2018年fDi Markets全球綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)、Zephyr全球并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行樣本匹配和數(shù)據(jù)處理，結(jié)合異質(zhì)性企業(yè)理論和引力模型對(duì)Richardson(2006)模型進(jìn)行拓展，首次實(shí)現(xiàn)了企業(yè)層面的海外投資效率測(cè)算。

另一方面，在研究海外投資效率的影響因素時(shí)，已有文獻(xiàn)鮮有考慮OFDI企業(yè)的自身特征，公司治理因素更是很少被納入研究視野。事實(shí)上，在企業(yè)海外投資決策的過(guò)程中，高管團(tuán)隊(duì)需要具備全球性戰(zhàn)略視野、高精化專業(yè)技能、敏銳的風(fēng)險(xiǎn)嗅覺(jué)和豐富的國(guó)際資源。從這個(gè)意義上講，高管團(tuán)隊(duì)的海外背景可以成為獨(dú)特的人力資本優(yōu)勢(shì)，加快企業(yè)的海外投資步伐?；诖耍疚膹墓局卫淼囊暯浅霭l(fā)，考察海外背景董事對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率的影響，補(bǔ)充已有研究的空白。

余文安排如下：第三部分測(cè)算關(guān)鍵指標(biāo)，并描述典型化事實(shí)；第四部分為基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分從企業(yè)異質(zhì)性和董事異質(zhì)性出發(fā)進(jìn)行分組檢驗(yàn)；第六部分是結(jié)論與政策建議。

三、典型化事實(shí)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)企業(yè)海外投資數(shù)據(jù)源自三套數(shù)據(jù)庫(kù)：fDi Markets全球綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)、Zephyr全球并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為2010—2018年。其中，fDi Markets數(shù)據(jù)庫(kù)是迄今最全面的企業(yè)級(jí)綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)來(lái)自英國(guó)《金融時(shí)報(bào)》，涵蓋2003年以來(lái)全球所有國(guó)家的所有行業(yè)；Zephyr數(shù)據(jù)庫(kù)是國(guó)內(nèi)外使用最廣泛、最權(quán)威的并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)，目前收錄了全球各行業(yè)共180萬(wàn)筆并購(gòu)交易；CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)則是中國(guó)目前規(guī)模大、信息精準(zhǔn)、數(shù)據(jù)全面的經(jīng)濟(jì)金融研究型數(shù)據(jù)庫(kù)。

具體數(shù)據(jù)處理與匹配過(guò)程分兩步進(jìn)行。第一步，中國(guó)企業(yè)層面的海外投資額數(shù)據(jù)來(lái)自fDi Markets數(shù)據(jù)庫(kù)(單位為百萬(wàn)美元)和Zephyr數(shù)據(jù)庫(kù)(單位為千歐元)，并按照企業(yè)—東道國(guó)—年份維度進(jìn)行整理。為保持計(jì)價(jià)單位一致，本文將歐元與美元分別換算為人民幣，采用每年月均收盤價(jià)均值作為換算匯率，并采用2000年消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，以消除通貨膨脹的影響。第二步，在企業(yè)—東道國(guó)—年份維度數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，按照企業(yè)名稱，選取CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行企業(yè)財(cái)務(wù)信息的匹配，并刪除核心變量缺失嚴(yán)重的企業(yè)，以及投資地為百慕大、英屬維京群島、盧森堡等避稅天堂的記錄。本文最終得到2010—2018年518家企業(yè)的1107條海外投資記錄，其投資遍布104個(gè)國(guó)家(1)104個(gè)國(guó)家包括：阿聯(lián)酋、安哥拉、阿根廷、奧地利、澳大利亞、阿塞拜疆、孟加拉、比利時(shí)、保加利亞、巴林、文萊、玻利維亞、巴西、白俄羅斯、加拿大、剛果、瑞士、科特迪瓦、智利、喀麥隆、哥倫比亞、哥斯達(dá)黎加、塞浦路斯、捷克、德國(guó)、丹麥、多米尼加、阿爾及利亞、厄瓜多爾、埃及、厄立特里亞、西班牙、埃塞俄比亞、芬蘭、法國(guó)、加蓬、英國(guó)、加納、幾內(nèi)亞、希臘、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、愛(ài)爾蘭、以色列、印度、伊拉克、伊朗、冰島、意大利、牙買加、日本、肯尼亞、吉爾吉斯斯坦、柬埔寨、韓國(guó)、科威特、哈薩克斯坦、老撾、斯里蘭卡、立陶宛、盧森堡、摩洛哥、馬里、緬甸、蒙古、馬耳他、毛里求斯、墨西哥、馬來(lái)西亞、莫桑比克、納米比亞、尼日利亞、荷蘭、挪威、尼泊爾、新西蘭、巴拿馬、秘魯、巴布亞新幾內(nèi)亞、菲律賓、巴基斯坦、波蘭、葡萄牙、塞爾維亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、塞舌爾、瑞典、新加坡、斯洛文尼亞、斯洛伐克、塞拉利昂、泰國(guó)、塔吉克斯坦、突尼斯、土耳其、坦桑尼亞、烏克蘭、美國(guó)、烏拉圭、烏茲別克、委內(nèi)瑞拉、越南(按照東道國(guó)英文名稱的字母順序進(jìn)行排序)。。為減少極端異常值的影響，對(duì)所有變量均做1%的Winsorize處理。

(二)海外投資效率

本文的首要任務(wù)是測(cè)算中國(guó)企業(yè)的海外投資效率。由于Richardson(2006)模型能夠通過(guò)測(cè)度殘差的方式，直接度量企業(yè)是過(guò)度投資還是投資不足，且結(jié)果較為穩(wěn)健，因此該模型被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛用于投資效率測(cè)量?？紤]到OFDI企業(yè)面臨的不確定因素更為復(fù)雜多變，既包括微觀因素，也包括宏觀因素；既來(lái)自企業(yè)內(nèi)部，也來(lái)自國(guó)際環(huán)境，故本文結(jié)合異質(zhì)性企業(yè)理論和傳統(tǒng)引力模型，對(duì)Richardson(2006)模型加以拓展，從而較為準(zhǔn)確地測(cè)算OFDI企業(yè)的海外投資效率。

具體來(lái)說(shuō)，在被解釋變量方面，采用企業(yè)海外投資額占本年度總資產(chǎn)的比例(Iijt)來(lái)衡量；在解釋變量方面，經(jīng)典Richardson(2006)模型包含的解釋變量有：滯后一期的資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流占比、上市時(shí)間、企業(yè)規(guī)模、托賓Q和股票年回報(bào)率。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)理論，企業(yè)在海外投資時(shí)不得不面臨更高的進(jìn)入成本，只有生產(chǎn)率最高的企業(yè)才能參與海外直接投資(Helpman et al.，2004)，故在解釋變量中引入企業(yè)生產(chǎn)率；同時(shí)，根據(jù)傳統(tǒng)引力模型，引入最為常用的三個(gè)國(guó)家層面變量，即母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與地理距離。各解釋變量的符號(hào)、衡量方法與數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)表1。

表1 海外投資效率測(cè)算的變量選取

基于此，中國(guó)企業(yè)海外投資效率的估計(jì)模型如下：

Iijt=α0+α1Levit-1+α2Cashit-1+α3lnAgeit-1+α4lnSizeit-1+α5Tobinqit-1+α6Roeit-1+α7Prodit-1+α8lnGdpmt-1+α9lnGdphjt-1+α10lnDistjt-1+μt+μd+εijt

(1)

其中，為了排除不同年份和行業(yè)中不隨時(shí)間變化特征導(dǎo)致的干擾，控制時(shí)間效應(yīng)μt和行業(yè)效應(yīng)μd。殘差εijt為實(shí)際海外投資額和預(yù)期擬合海外投資額的差值，殘差為正時(shí)，表示海外投資過(guò)度；殘差為負(fù)時(shí)，表示海外投資不足。

根據(jù)式(1)的估計(jì)結(jié)果，本文得出殘差的大小和符號(hào)，并據(jù)此統(tǒng)計(jì)描述中國(guó)OFDI企業(yè)的兩種非效率情形(見(jiàn)表2)。首先，2010—2018年樣本期內(nèi)，無(wú)論是數(shù)量還是占比，海外投資不足的樣本(714起，占比68.47%)均明顯超過(guò)海外投資過(guò)度樣本(393起，占比31.53%)，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的海外投資效率損失主要表現(xiàn)為海外投資不足，這與喬晶和胡兵(2014)基于2003—2011年宏觀數(shù)據(jù)所得出的結(jié)論基本一致。其次，海外投資過(guò)度的程度較之海外投資不足更為嚴(yán)重，不僅平均偏離度為9.03%，而且部分企業(yè)的最大偏離度甚至超過(guò)150%；相比之下，海外投資不足的平均偏離度為4.74%，最大偏離度始終徘徊在12%—17%的區(qū)間內(nèi)。最后，從走勢(shì)上看，海外投資效率損失趨于減小。其中，海外投資過(guò)度的平均偏離度已經(jīng)從2010年的81.32%降至2018年的4.83%，海外投資不足的平均偏離度也從2010年的7.12%下降到2018年的3.84%，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的海外投資效率正在不斷提升。

表2 2010—2018年中國(guó)企業(yè)的海外投資效率損失

(三)海外背景董事

根據(jù)Giannetti et al.(2015)的定義，海外背景董事是指曾經(jīng)在中國(guó)大陸境外的國(guó)家和地區(qū)工作或?qū)W習(xí)的董事，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，并通過(guò)翻閱年報(bào)、查閱新浪財(cái)經(jīng)、百度百科等網(wǎng)站手工收集和補(bǔ)充。如圖1所示，在2010—2018年1107家OFDI企業(yè)樣本中，樣本期內(nèi)擁有海外背景董事的企業(yè)高達(dá)793家，占全部樣本的71.6%，可見(jiàn)海外背景董事已經(jīng)成為企業(yè)國(guó)際化進(jìn)程中不可或缺的決策者。

圖1 2010—2018年具有海外背景董事的企業(yè)數(shù)量

(四)海外背景董事與投資效率關(guān)系初探

為了初步考察海外背景董事比例與中國(guó)企業(yè)海外投資效率之間的相關(guān)性，本文在區(qū)分海外投資過(guò)度和海外投資不足的情形下，進(jìn)行兩方面的分析：

一方面，按照企業(yè)海外背景董事的比例，進(jìn)行海外投資效率的比較。具體來(lái)說(shuō)，首先篩選出擁有海外背景董事的企業(yè)，然后按照海外背景董事在董事會(huì)中的比例從低到高進(jìn)行四分位劃分，比較第一分位和第四分位的海外投資效率。計(jì)算結(jié)果顯示，在276家擁有海外背景董事的投資過(guò)度企業(yè)中，第一分位的偏離度為10.08%，而第四分位的偏離度為6.19%，說(shuō)明海外背景董事比例越高，越有可能抑制海外投資過(guò)多。與之相類似，在520家擁有海外背景董事的投資不足企業(yè)中，第一分位的偏離度為5.02%，而第四分位的偏離度為4.43%，同樣也反映了海外背景董事比例與海外投資不足之間的負(fù)向關(guān)系。

另一方面，按照海外投資過(guò)度和不足兩種情形，分別繪制了所有樣本企業(yè)效率變量與海外背景董事比例的散點(diǎn)圖及其擬合線。如圖2所示，縱軸分別為海外投資過(guò)度和海外投資不足的估計(jì)值，橫軸為海外背景董事在董事會(huì)中的比例?？梢钥闯?，在圖(A)和圖(B)中，海外背景董事的比例越高，其海外投資過(guò)度和不足的程度越往下堆積，其擬合系數(shù)分別為-0.112和-0.029，在一定程度上初顯效率變量與海外背景董事有可能存在負(fù)向關(guān)系。但是相比之下，海外投資不足的負(fù)向關(guān)系并不明顯。因此，上述結(jié)論是否成立還需要科學(xué)的計(jì)量方法加以驗(yàn)證。

圖2 海外背景董事比例與海外投資效率的散點(diǎn)圖

四、基本影響檢驗(yàn)

在典型化事實(shí)描述的基礎(chǔ)上，通過(guò)建立基準(zhǔn)回歸模型探究海外背景董事對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資效率的影響，并進(jìn)行多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)變量與模型設(shè)定

1.變量選取

本文選取海外投資過(guò)度(Over_INV)和不足(Under_INV)作為被解釋變量，選取海外背景董事比例(OBD)作為核心解釋變量。

本文的控制變量C′主要包括三類：(1)其他公司治理變量，包括董事會(huì)人數(shù)(ND)和第一大股東持股比例(FLS)，數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)；(2)海外投資特征變量，包括進(jìn)入模式(MODE)和國(guó)際化經(jīng)驗(yàn)(IE)，來(lái)自fDi Markets數(shù)據(jù)庫(kù)和Zephyr數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，當(dāng)進(jìn)入模式為跨境并購(gòu)和綠地投資時(shí)，分別賦值為0和1；當(dāng)企業(yè)之前擁有過(guò)海外投資經(jīng)歷時(shí)，取值為1，否則取值為0。(3)東道國(guó)風(fēng)險(xiǎn)變量，包括經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)與政治風(fēng)險(xiǎn)。其中，經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)(IF)采用東道國(guó)的年通貨膨脹率來(lái)衡量，該指標(biāo)越高，表示該國(guó)的經(jīng)濟(jì)不確定性越大；政治風(fēng)險(xiǎn)(GS)選取政府穩(wěn)定性為代理變量，取值范圍為0—12，該指標(biāo)越高，東道國(guó)的政治制度環(huán)境越好，風(fēng)險(xiǎn)越低，二者均來(lái)自PRS集團(tuán)發(fā)布的國(guó)家風(fēng)險(xiǎn)國(guó)際指南(ICRG)。

上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。根據(jù)VIF檢驗(yàn)可知，各解釋變量之間基本不存在多重共線性。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

2.模型設(shè)定

基于上述變量選取，基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如(2)所示。為減少內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)實(shí)證結(jié)果造成的影響，將模型(2)中的解釋變量與控制變量均滯后一期進(jìn)行估計(jì)。

(2)

式中，INVijt代表海外投資效率，當(dāng)效率值大于0時(shí)，代表海外投資過(guò)度(Over_INV)；當(dāng)效率值小于0時(shí)，代表海外投資不足(Under_INV)；i代表企業(yè)，j代表東道國(guó)，t代表年份，μt表示時(shí)間固定效應(yīng)，μj表示國(guó)家固定效應(yīng)，ξijt表示不可觀測(cè)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)表4的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，當(dāng)被解釋變量為海外投資不足時(shí)，核心解釋變量OBD在加入各類控制變量的過(guò)程中，其系數(shù)始終為負(fù)，不僅穩(wěn)定在-0.028～-0.027的水平，而且均在1%的水平上高度顯著，說(shuō)明海外背景董事的比例越高，越能顯著抑制海外投資不足的程度?？赡艿脑蛟谟?，具備海外背景的董事不僅具有廣闊的國(guó)際性視野，更加了解國(guó)際市場(chǎng)需求和投資機(jī)會(huì)，而且在國(guó)外學(xué)習(xí)和工作過(guò)程中積累的專業(yè)知識(shí)技能，也使得他們更可能作出積極大膽的海外投資決策，更有能力幫助企業(yè)解決海外投資不足方面的問(wèn)題。因此，在解決海外投資不足問(wèn)題上，海外背景董事憑借國(guó)際化知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)更有能力走向海外市場(chǎng)，在國(guó)際化之路上也更富有“進(jìn)取主義”的精神。相比之下，當(dāng)被解釋變量為海外投資過(guò)度時(shí)，核心解釋變量OBD在逐步加入控制變量前后，其系數(shù)始終為負(fù)，但是并不顯著。換言之，海外背景董事比例對(duì)海外投資過(guò)度的抑制作用并不明顯。正如上文所述，海外背景董事的國(guó)際化專業(yè)背景雖然有利于企業(yè)更好地了解國(guó)際市場(chǎng)，降低交易成本，糾正海外投資不足的決策傾向，但是其積極大膽、甚至是容易激進(jìn)的海外決策作風(fēng)很難在抑制企業(yè)海外投資過(guò)度方面發(fā)揮作用。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面，海外投資過(guò)度與海外投資不足的估計(jì)結(jié)果均表明，董事會(huì)人數(shù)(ND)和第一大股東比例(FLS)均顯著為負(fù)，說(shuō)明董事會(huì)人數(shù)越多，關(guān)于海外投資決策的爭(zhēng)論就越激烈，越有可能作出謹(jǐn)慎與理性的投資選擇；而第一大股東作為公司利益的最大相關(guān)者，在董事會(huì)中所占的比例越高，其利益相關(guān)性就越高。在這種情形下，海外投資決策更加謹(jǐn)慎，降低了企業(yè)海外投資效率損失的可能性。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可信性，本文采取以下三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.變量替換

在采用拓展Richardson(2006)模型測(cè)算海外投資效率時(shí)，本文納入了企業(yè)生產(chǎn)率，并采用LP法計(jì)算。為了確保海外投資效率測(cè)算結(jié)果的穩(wěn)健性，在此選用OP法重新測(cè)算，并納入模型(2)再次回歸。表4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，海外背景董事的比例依然對(duì)企業(yè)海外投資不足具有顯著的負(fù)向影響，對(duì)海外投資過(guò)度的影響也不顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果非常一致。

2.安慰劑檢驗(yàn)

考慮到海外背景董事有可能只是影響中國(guó)企業(yè)海外投資效率的偶然事件，導(dǎo)致本文未捕捉到影響企業(yè)海外投資效率的真實(shí)因素，因此需要對(duì)樣本進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，以控制某些觀測(cè)不到的個(gè)體因素。對(duì)此，本文借鑒許年行和李哲(2016)的方法，將核心解釋變量OBD隨機(jī)分配給樣本企業(yè)，并將隨機(jī)分配的這一變量與相應(yīng)企業(yè)的被解釋變量(Over_INV或Under_INV)進(jìn)行回歸，此隨機(jī)分配和回歸過(guò)程重復(fù)1000次。圖3展示了模擬出的t值分布圖，其中縱軸代表頻次，橫軸代表每一次回歸結(jié)果的t值?？梢钥闯?，無(wú)論是海外投資過(guò)度，還是海外投資不足，均不能拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，偏度未顯著不等于0，因此本文構(gòu)建的虛擬處理效應(yīng)并不存在，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

3.分位數(shù)回歸

為了考察海外背景董事對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資非效率程度的影響，本文采用分位數(shù)回歸對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。在對(duì)海外投資過(guò)度的影響中，隨著分位數(shù)的提高，海外背景董事的負(fù)向影響系數(shù)一直在增大，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；在對(duì)海外投資不足的影響中，海外背景董事在董事會(huì)中的比例始終顯著為負(fù)；在10%、25%、50%、75%和90%的分位數(shù)上，海外背景董事估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值逐漸增大，且一直在1%的水平上保持高顯著性水平，表明隨著企業(yè)海外投資不足的偏離度增大，海外背景董事所發(fā)揮的抑制作用會(huì)顯著增強(qiáng)，再次證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分位數(shù)回歸

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)

在本文基準(zhǔn)模型中，被解釋變量和解釋變量之間有可能存在反向因果關(guān)系，即企業(yè)海外投資的效率越低，上市公司董事會(huì)就越有可能增加海外背景董事的人數(shù)及其比例，以期通過(guò)其豐富的海外知識(shí)與經(jīng)驗(yàn)來(lái)減少海外投資過(guò)度或者不足的可能性。反向因果的存在有可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，對(duì)此，本文通過(guò)工具變量的方法來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。

本文選用OFDI企業(yè)所在省份的國(guó)際學(xué)校數(shù)量(IS)作為工具變量，數(shù)據(jù)來(lái)自《2018中國(guó)國(guó)際學(xué)校發(fā)展報(bào)告》。選用該工具變量的原因有二：一是當(dāng)?shù)貒?guó)際學(xué)校的數(shù)量，并不會(huì)直接影響樣本期內(nèi)企業(yè)的海外投資效率；二是當(dāng)?shù)亻_(kāi)辦國(guó)際學(xué)校的數(shù)量越多，一方面顯示出當(dāng)?shù)馗娱_(kāi)放和包容的價(jià)值氛圍，有助于吸引具有海外背景的人才，一定程度上提高了海外背景董事受聘于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的可能性；另一方面當(dāng)?shù)鼐用裨趪?guó)際學(xué)校不僅提高了外語(yǔ)水平，而且接觸到更多的西方文化和教育，將來(lái)前往國(guó)外發(fā)展的概率更高。當(dāng)這些人學(xué)成歸國(guó)后，有可能回到當(dāng)?shù)仄髽I(yè)任職?；诖?，本文將當(dāng)?shù)貒?guó)際學(xué)校的變量引入方程，使用2SLS估計(jì)處理內(nèi)生性問(wèn)題，結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量法

根據(jù)表6的估計(jì)結(jié)果，在第一階段中，工具變量(IS)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明當(dāng)?shù)貒?guó)際學(xué)校越多，當(dāng)?shù)豋FDI企業(yè)雇傭海外背景董事的比例就越高，證實(shí)了二者的相關(guān)性；而在第二階段中，海外背景董事(OBD)對(duì)海外投資不足的影響依然為負(fù)，并在1%的水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。同時(shí)，海外投資過(guò)度和不足的F統(tǒng)計(jì)量分別為28.011和24.247，均大于10%水平上的臨界值，拒絕了弱工具變量假設(shè)，說(shuō)明本文選取的工具變量是有效的。由此可見(jiàn)，在控制潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，海外背景董事對(duì)海外投資過(guò)度的影響仍不顯著，對(duì)海外投資不足的抑制作用依然顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

五、分組檢驗(yàn)結(jié)果

考慮到企業(yè)異質(zhì)性和董事異質(zhì)性都有可能對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文在企業(yè)層面區(qū)分了所有權(quán)性質(zhì)和進(jìn)入模式的異質(zhì)性，在董事層面區(qū)分了海外背景的異質(zhì)性，其分組結(jié)果分別見(jiàn)表7和表8。

(一)基于企業(yè)所有制性質(zhì)

根據(jù)Chen et al.(2017)的研究結(jié)果，不同企業(yè)的所有權(quán)會(huì)對(duì)投資效率帶來(lái)不同的影響。為此，本文根據(jù)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)，將全樣本企業(yè)劃分為509家國(guó)有企業(yè)(含國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè))和580家非國(guó)有企業(yè)(含私營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè))。表7的結(jié)果不僅與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，還進(jìn)一步表明無(wú)論是海外投資過(guò)度，還是海外投資不足，海外背景董事在國(guó)有企業(yè)中發(fā)揮的作用都要高于非國(guó)有企業(yè)，且這一點(diǎn)在海外投資不足中通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。與非國(guó)有企業(yè)相比，一方面，國(guó)有企業(yè)在融資可得性、獲取政府補(bǔ)貼等方面具有明顯的資源優(yōu)勢(shì)(申慧慧等，2012)，海外背景董事能夠利用這些資源和平臺(tái)充分發(fā)揮自身的國(guó)際化優(yōu)勢(shì)，在一定程度上解決了企業(yè)的海外投資不足問(wèn)題。另一方面，國(guó)有企業(yè)往往具有多重目標(biāo)，包括在海外投資過(guò)程中也不得不承擔(dān)基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外援助等多項(xiàng)任務(wù)。目標(biāo)的多樣化有可能激發(fā)管理層與股東之間的利益沖突，并產(chǎn)生代理沖突或者道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題(代昀昊和孔東民，2017)。而海外背景董事往往更為關(guān)注公司業(yè)績(jī)與股東利益，緩解了潛在的委托代理問(wèn)題，有助于企業(yè)作出更有效的海外投資決策。

(二)基于企業(yè)進(jìn)入模式

本文按照進(jìn)入模式，將全樣本企業(yè)劃分為跨境并購(gòu)與綠地投資兩組，前者是指中國(guó)企業(yè)對(duì)東道國(guó)現(xiàn)有企業(yè)進(jìn)行合并或收購(gòu)，后者是指中國(guó)企業(yè)在海外市場(chǎng)新建企業(yè)，其分組檢驗(yàn)結(jié)果亦見(jiàn)表7。表7的估計(jì)結(jié)果在支持基準(zhǔn)回歸結(jié)果的同時(shí)，還表明海外背景董事對(duì)綠地投資效率的影響系數(shù)(0.040)明顯高于跨境并購(gòu)(0.021)，顯著性水平也更高(1%)，即與跨境并購(gòu)企業(yè)相比，海外背景董事對(duì)綠地投資企業(yè)的海外投資不足影響更大?？赡艿脑蛟谟?，中國(guó)企業(yè)在東道國(guó)新建企業(yè)時(shí)，事前會(huì)對(duì)購(gòu)置土地、廠房、原材料、設(shè)備和雇用工人的費(fèi)用進(jìn)行調(diào)查和洽談，具有豐富國(guó)際化經(jīng)驗(yàn)的海外背景董事很容易對(duì)實(shí)際投資水平作出合理的預(yù)期和判斷，從而抑制投資不足的發(fā)生；但是，跨境并購(gòu)的價(jià)格會(huì)受到更多不確定因素的影響，如政治壁壘、腐敗程度、投資者保護(hù)、國(guó)家風(fēng)險(xiǎn)等，因此即使是經(jīng)驗(yàn)豐富的海外背景董事，也難以控制跨境并購(gòu)的溢價(jià)行為。

表7 分組檢驗(yàn)結(jié)果：企業(yè)異質(zhì)性

(三)基于海外背景類型

根據(jù)海外背景董事的不同經(jīng)歷，本文將全樣本劃分為海外教育背景組和海外工作背景組：前者是指董事曾在中國(guó)大陸以外的國(guó)家和地區(qū)獲得本、碩、博學(xué)位或者擔(dān)任訪問(wèn)學(xué)者、接受培訓(xùn)等，后者是指董事曾經(jīng)在境外國(guó)家和地區(qū)工作。從表8的分組檢驗(yàn)結(jié)果看，海外投資不足樣本通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且海外工作背景董事(0.036)在抑制海外投資不足方面的作用高于海外教育背景董事(0.033)。究其原因，海外教育經(jīng)歷的優(yōu)勢(shì)多見(jiàn)于跨國(guó)跨文化交流和國(guó)際網(wǎng)絡(luò)資源，而劣勢(shì)在于對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與需求了解不夠，相應(yīng)地?zé)o法對(duì)企業(yè)海外投資水平作出準(zhǔn)確的判斷。相形之下，董事的海外工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌驇椭髽I(yè)了解國(guó)外市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，準(zhǔn)確把握當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)的需求和營(yíng)銷渠道，因此在抑制投資不足、促進(jìn)海外投資水平方面略勝一籌。

表8 分組檢驗(yàn)結(jié)果：董事異質(zhì)性

六、結(jié)論與政策建議

本文采用fDi Markets全球綠地投資數(shù)據(jù)庫(kù)、Zephyr全球并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，在采用異質(zhì)性企業(yè)理論和引力模型拓展Richardson(2006)模型的基礎(chǔ)上，不僅測(cè)算出中國(guó)企業(yè)的海外投資效率值，而且從公司治理的視角分別檢驗(yàn)了海外背景董事對(duì)中國(guó)企業(yè)海外投資過(guò)度和不足的影響。實(shí)證結(jié)果表明，其一，在樣本期中，海外投資不足樣本的數(shù)量和占比明顯超過(guò)海外投資過(guò)度樣本，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的海外投資效率損失主要表現(xiàn)為海外投資不足。其二，與中國(guó)企業(yè)海外投資過(guò)度不同，海外背景董事在董事會(huì)中的比例對(duì)海外投資不足具有顯著的負(fù)向影響，即海外背景董事比例越高，其對(duì)海外投資不足的抑制作用就越強(qiáng)。在采用工具變量處理內(nèi)生性，并進(jìn)行更換變量、安慰劑和分位數(shù)檢驗(yàn)之后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。其三，基于企業(yè)異質(zhì)性和董事異質(zhì)性的分組檢驗(yàn)結(jié)果表明，海外背景董事在抑制國(guó)有企業(yè)和綠地投資企業(yè)的海外投資效率方面更為有效；與海外教育背景的董事相比，具有海外工作經(jīng)歷的董事在抑制投資不足方面的作用略勝一籌。

本文研究結(jié)論的政策含義在于：

首先，中國(guó)企業(yè)的海外投資效率問(wèn)題應(yīng)當(dāng)引起更多的重視。特別是隨著“一帶一路”倡議的推進(jìn)，越來(lái)越多的企業(yè)加快了海外直接投資的步伐，但是“一帶一路”沿線國(guó)家主要是新興經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中國(guó)家，經(jīng)濟(jì)實(shí)力和金融生態(tài)整體較為薄弱，投資環(huán)境也更加復(fù)雜多變，這就對(duì)企業(yè)海外投資決策提出了更高的要求。只有作出合理的海外投資決策，才能提高資源配置效率，實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的海外投資規(guī)模。

其次，企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極延攬具備國(guó)際工作經(jīng)驗(yàn)的人才。一方面，以海外背景董事為代表的國(guó)際化高管團(tuán)隊(duì)，能夠增強(qiáng)企業(yè)決策的全球視野，幫助企業(yè)把握國(guó)際市場(chǎng)動(dòng)態(tài)、精準(zhǔn)確定投資方向與規(guī)模，是OFDI企業(yè)建立長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要條件之一；另一方面，海外背景董事的引入不僅標(biāo)志著董事會(huì)更加多元、開(kāi)放和包容，也意味著董事會(huì)在海外投資決策過(guò)程中能夠擁有不同的聲音和多元的視角，從而降低信息不對(duì)稱程度，提高海外投資決策的質(zhì)量。因此，海外人才引進(jìn)和高管團(tuán)隊(duì)國(guó)際化是推動(dòng)企業(yè)國(guó)際化進(jìn)程的必由之路。

最后，各級(jí)政府應(yīng)當(dāng)在戰(zhàn)略層面持續(xù)推進(jìn)海外優(yōu)秀人才的引進(jìn)計(jì)劃。海外高層次人才是世界先進(jìn)科學(xué)技術(shù)、經(jīng)營(yíng)管理、文化知識(shí)和社會(huì)資本的載體，也是各國(guó)最為重要的、全力爭(zhēng)奪的戰(zhàn)略資源之一。在中國(guó)推進(jìn)創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略和全面開(kāi)放新格局的大背景下，從中央到地方政府，均應(yīng)當(dāng)結(jié)合經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和企業(yè)國(guó)際化的需要，“擇天下英才而用之”，持續(xù)推進(jìn)和落實(shí)海外高層次人才的引進(jìn)計(jì)劃，增強(qiáng)對(duì)全球人才的吸引力。