一、引 言

依据《2013年度中国对外直接投资统计公报》和《2013年全国市场主体发展分析》公布的数据，2013年中国对外直接投资量达1 078.4亿美元，同比增长22.8%，境内投资主体达1.53万个。但对外投资主体仅占中国实有市场主体的0.02%，^①其投资量仅占市场实有资本量的0.66%，^②且2013年中国境内对外投资主体同比下降了4.38%。由此可见，并非中国境内所有企业都有机会进行对外直接投资。由于对外直接投资不仅是企业的一项发展战略，也是中国政府为构建开放型经济而实施的一种新战略，而这种新战略不可避免地要受到政府的影响(Costinot，2009)。因此，政府干预可能是影响企业对外直接投资的关键因素。现有文献主要从企业自身、宏观经济环境和制度背景等三个层面来考察企业对外直接投资的影响因素。其中，前两个层面侧重于企业内部和外部经济视角，而忽略了中国特殊的制度背景。即便有些文献从制度背景层面来研究对外直接投资企业，但它们忽略了对未进行对外直接投资企业样本的考察，显然，这样存在样本选择偏差问题。

①中国实有市场主体主要包括个体工商户、内资企业、外商投资企业和农民专业合作社等。

②市场实有资本是指市场主体的注册资本。

因此，本文以2003-2013年沪深A股非金融类上市公司为样本，基于企业本身所处的制度环境视角来探讨政府干预对企业对外直接投资的影响，研究发现，政府干预会抑制企业对外直接投资行为以及降低其对外直接投资数量；进一步研究发现，在不同程度的企业资源情境下，政府干预对企业对外直接投资行为和数量的影响效果存在差异，且政府干预总体上有助于提升企业的对外直接投资绩效。相较于现有文献，本文的特色主要体现在：(1)本文在样本选择上既考虑了进行对外直接投资的企业，也考虑了未进行对外直接投资的企业，从企业自身所处的制度背景出发，考察企业对外直接投资的影响因素，这在一定程度上克服了样本选择偏差问题，提高了结果的可信度。(2)现有文献大多认为政府会促进企业对外直接投资，并没有考虑政府干预的选择性问题，而本文较为细致地考察了企业的对外直接投资行为、数量和绩效的影响因素，发现政府干预会有所选择地影响企业对外直接投资。

有关对外直接投资的影响因素的文献主要集中在以下三个方面：(1)企业层面的技术因素和融资因素。企业技术可以为企业对外直接投资提供较强的竞争优势以迎合东道国的市场需求(Cavusgil和Zou，1994)，且技术竞争优势越强，企业越倾向于进行对外直接投资(葛顺奇和罗伟，2013)。对外直接投资是一项资本输出活动，融资能力强的工业企业更可能进行对外直接投资和进行多次与多国投资(李磊和包群，2015)。(2)宏观层面的经济因素。现有学者大多认为新兴经济体国家的对外投资取决于其经济发展水平，随着一国经济发展水平的不断增长，国家对外投资能力也会逐渐增强，投资规模也会不断增加(Buckley和Casson，1976；黄静波和张安民，2009)。(3)制度层面的影响。理论界依据制度理论指出，企业对外直接投资在很大程度上依靠政府扶植。Buckley(2004)发现，受政府控制的大型企业更有可能进行对外直接投资；裴长洪和樊瑛(2010)也认为，“国家特定优势”(政府宏观政策和公共服务优势)有助于企业对外直接投资，企业的对外直接投资行为是以政府政策驱动型为主的，这与Carvalho和Goldstein(2008)所发现的中国对外直接投资企业为“政府塑造型”企业的结论相似。也有众多实证研究基于中国数据检验了政府干预对企业对外直接投资的影响。例如，张为付(2008)通过考察1995-2006年对外直接投资的宏观数据后发现，政府支持力度每增加1%，中国对外直接投资将增加1.50%；阎大颖等(2009)以2006-2007年中国对外直接投资企业为考察对象，发现国有化程度越高的企业，对外直接投资量越大；宗芳宇等(2012)基于2003-2009年的对外投资企业，发现与非国有企业相比，国有企业更有可能进行对外直接投资；Wang等(2012)通过考察2006-2007年的对外直接投资企业，发现国家所有权越高以及与政府的从属关系越紧密的企业，对外直接投资数量越多。

前两个层面的研究侧重于企业内部因素和宏观经济因素，而忽略了中国特殊制度背景的影响，尤其是政府干预的影响。夏立军和方轶强(2005)指出，政府干预能够影响企业的行为。制度层面的研究虽证实了政府对企业对外直接投资的正向影响，但在样本选择上存在问题：部分学者仅基于制造业企业，这存在一定的行业限制；部分学者基于一些已经开始实施对外直接投资战略的企业，而在实施投资战略之前，企业不仅需要决策是否进行对外直接投资，还需获得政府相关部门的审批。因此，本文主要结合中国的制度背景，重点考察在企业实施对外直接投资战略之前政府通过控制决策层和审批程序两个方面来影响企业对外直接投资的作用机理。有研究表明，政府对于塑造经济主体的目标具有重要的影响(Scott，1995)，企业所处的制度环境(包括政府行为和政策法规等)在一定程度上影响着企业的重大战略决策，特别是企业的投资经营战略(陈信元和黄俊，2007)。由于对外直接投资也是一种投资行为，因此这种行为也不可避免地受到政府干预的影响。

对于中国企业来说，对外直接投资可能存在一些弊端，这主要体现在：第一，尽管从长期效应来看，企业进行对外直接投资可以带动出口，而从短期来看，该投资行为却会抑制国家的进出口贸易(蔡锐和刘泉，2004)。另外，在境外刚成立的子公司会更多地依赖于母公司的原材料和中间产品出口，但是，随着在境外开办企业的时间延长和规模扩张，可能会削弱对母公司的依赖，进而降低母国的贸易量(Bergsten等，1978)。第二，由于政府需要实现一些政策性目标，如社会稳定和充分就业等，政府会将这些目标融于企业的发展战略中。因为对外直接投资具有一定的替代效应，这会使企业的国内生产转移到国外，减少国内资本的供给，从而降低国内的就业机会(Wagner，2008)。第三，企业的对外直接投资容易在东道国受到政治阻力。企业通过对外直接投资在东道国建立子公司，会对东道国幼稚企业的成长产生负面影响，威胁竞争性相对较低的企业，而且境外子公司会通过本身所具有的天然优势在东道国进行垄断性经营，逐渐渗透东道国经济(姚枝仲，2009)，这些行为都会受到东道国的政治阻力，甚至会引起这些国家对中国的敌视行为，进而不利于中国的和平外交政策(马杰，1998)。第四，由于中国企业大多发展时间较短，规模较小，企业的国际化程度比较弱，当这些企业通过并购方式达到对外直接投资目的时，它们不仅会因为“消化不良”而造成损失，还可能会因为文化的整合不利而造成并购失败(姚枝仲，2009)。第五，对外投资企业可能会在境外投资时遭遇经营风险，造成资源浪费。投资企业会面临较高的成本，主要包括外来企业弱势、新创事业缺陷和企业面对的政治及金融风险等。这些成本会抵消甚至高于境外企业收益，使得这些企业盈利较小甚至因经营不利而损失较大(Denis等，2002)。第六，对外直接投资容易产生代理问题。首先，对外直接投资会增加中国政府部门与境外子公司之间的信息不对称程度。在境外子公司中，管理者掌握着丰富的专业化知识和较多的决策权，从而加剧了国内政府与这些子公司之间的信息不对称程度，而这不仅会激化股东与高管之间的代理矛盾，还会因空间距离的遥远而使得政府无法准确及时地了解这些企业的经营状况，这样高管就更会因缺少监督和控制而为自己谋取私利(Luo，2004)。其次，对外直接投资会强化境外子公司的内部人控制问题。企业通过对外直接投资方式在境外建立子公司，而子公司的管理需要母公司对管理者进行合理授权。母公司往往对子公司的信息掌握程度较低，这会使得授权程度过大，从而提高了子公司管理者的控制权，进而导致管理者可能做出一些有利于自己而有损于企业的决策(Nohria和Ghoshal，1994)。

因此，为克服上述弊端，政府会通过干预的方式来影响企业的对外直接投资决策(Peng等，2008)，进而有效地约束和限制其对外投资行为。政府的干预方式主要有两个方面：

第一，政府通过控制企业决策层来影响对外资投资决策。首先，政府通过拥有企业所有权来影响企业的对外直接投资决策。拥有较多企业所有权的政府，能够通过任命企业管理者或者引入政府政策来指导国有资产的经营管理(Wang等，2012)。政府拥有较高比例所有权的企业所做的决策会在很大程度上体现政府的意志，这当然包括政府关于企业对外直接投资的意志。而在对外直接投资意愿上，由于对外直接投资不仅会对经济发展、就业和政府外交产生不利影响，也会因企业能力不足而浪费资源，还会因境外子公司的高管自利行为而损害公司价值，这使得政府并不希望任何国内企业都参与对外直接投资。当企业的对外投资决策主要以政府的意志为主时，企业就会降低其对外直接投资的可能性。其次，政府通过对企业的最终控制程度来影响企业对外直接投资。夏立军和方轶强(2005)认为政府对国有企业的影响程度最大，对民营企业的影响程度最低。一方面，对于政府控制程度较强的企业来说，政府有动机和能力将国家的整体政策内化到所控制的企业中，例如，政府要求企业投资于国内，由于企业资源的稀缺性，增大国内投资会影响企业在国外的投资水平，这会使企业失去参与对外直接投资的机会。另一方面，企业高管受到政府行政限制的程度较高，这使得政府会将其关于企业对外直接投资的政策传达给企业决策层，而决策层会将这一政策作为首要参考(Peng等，2008)。由于政府并不希望有些企业进行对外直接投资，尤其是与国家相关的对外直接投资，因此企业高管的决策就是尽量避免进行对外直接投资。

第二，政府通过审批企业投资申请来影响对外投资。我国的一些法规对政府在企业进行对外直接投资中所担当的审批和核准角色做了明确规定。2004年商务部在《关于境外投资开办企业核准事项的规定》中指出，国家鼓励和支持一些有比较优势的企业进行对外直接投资，但是国内非金融企业在境外办企业时，需要得到商务部的核准；《加强国有企业对外投资管理的若干规定》(2004)以及《事业单位国有资产管理暂行办法》(财政部，2006)规定，国资委以及各级财政部门不仅能够审批企业对外直接投资的申请，而且还能够对企业的投资风险进行控制；《中央企业境外投资监督管理暂行办法》(国资委，2012)也指出，央企须在国资委的监督和管理下进行对外直接投资，而且央企在境外的非主业投资需要得到国资委的同意。因此，政府虽然鼓励国内企业对外进行投资，但也并不是盲目支持。《境外投资管理办法》(商务部，2009)规定，国内企业在进行对外直接投资时还需要对自身条件、能力以及东道国的环境进行有效评估。在现实中，也确实存在企业对外直接投资审批未通过的事件。例如，浙江某集团公司在海外有18个子公司，但只有3个通过了政府审批。可以看出，政府机构(商务部、国资委等)在处理和审批企业对外直接投资申请时具有较高的权力，而这些国家机构又会依据国家主要政策导向来审批这些申请。

综上所述，我们可以做出如下推断：政府干预程度越大，企业对外直接投资的可能性就越小，对外直接投资的数量也越低。

(一)样本和数据来源

由于中国在2003年开始依据OECD和IMF的标准向外公布对外直接投资数据(Cheung和Qian，2008)，且国泰安数据库从2003年开始详细披露了国有股数量和最终控制人性质等政府干预信息，因此本文主要选取了2003-2013年沪深A股上市公司为研究样本。我们对初始样本处理如下：(1)剔除金融行业企业；(2)考虑到异常值的影响，对主要变量进行1%的缩尾处理。最终得到18 235个观测值。

对外直接投资的相关数据主要来自商务部的《境外投资企业(机构)名录》。先从该名录中获取了所有的2003-2013年境外投资企业名单，主要包括企业名称、企业注册地和核准时间等，并从名单中筛选出在沪深A股上市的公司；依据该名单，从2003-2013年上市公司年报中查找名单企业在境外投资建立子公司(或合资公司)的注册地、注册资本和投资额等，并以上海证券交易所、深圳证券交易所和新浪网网站公告的数据作为补充。对外直接投资绩效的数据主要是依据该名单手工查询上市公司年报公布的对外直接投资营业收入。政府干预数据、财务特征数据和企业特征数据均来自国泰安CSMAR数据库；企业资源数据主要来自手工收集的上市公司年报中“支付的其他与经营活动有关的现金”、“管理费用”与“销售费用”中的研发支出费用和广告费用，并与Wind数据库、国泰安数据库进行核对；市场化程度数据来自《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》(樊纲等，2011)。

借鉴阎大颖等(2009)以及Kolstad和Wiig(2012)的做法，构建如下模型：

对外直接投资(Ofdi)的相关指标主要有三个：(1)对外直接投资行为(Ofdi_1)。借鉴宗芳宇等(2012)的做法，当企业对外直接投资获得商务部核准或者在境外存在子公司时，则说明存在进行对外直接投资行为，取值为1，否则为0。(2)对外直接投资数量(Ofdi_2)。依据现有研究(阎大颖等，2009；Wang 等，2012)的做法，使用每家上市公司年报中公布的所有境外子公司投资额的自然对数作为测量指标，这主要是因为该测量指标的对比性较高以及它能够准确地反映公司进行境外投资的战略决策和投资水平。(3)对外直接投资绩效(Ofdi_3)。在进一步分析中，我们还考察了政府干预对于对外直接投资绩效的影响效果。借鉴Rose和Shoham (2002)的做法，将对外直接投资绩效(Ofdi_3)表示为企业境外直接投资营业收入与企业营业总收入的比例。

本文使用两个指标来衡量政府干预程度(Gov)。(1)国家所有权(Gov_1)。李善民和朱滔(2006)认为国有股比例能够很好地代表政府对企业的控制程度。(2)国有控制(Gov_2)。根据夏立军和方轶强(2005)的做法，依据最终控制人的性质，将属于国有控制的企业取值为1，否则为0。 Wang 等(2012)认为国家所有权和国有控制都能影响公司的对外投资决策。

依据现有研究(陈岩等，2014)的做法，将企业资源区分为技术资源(Technologic Resources，TR)和营销资源(Marketing Resources，MR)，其中，技术资源为研发支出费用与销售收入的比例，营销资源为广告费用与销售收入的比例。Luo和Tung (2007)指出，营销资源能够缓冲企业在国际市场活动中的不确定性，能够增加企业的市场能力并促进其对外直接投资行为的制定和实施。

另外，根据现有研究(阎大颖等，2009；宗芳宇等，2012；Wang等，2012)的做法，本文还控制了如下变量：企业规模(Size)，表示为企业员工总人数的自然对数；企业年龄(Age)，表示为企业成立的年数；境外法人所有权(Share_F)，表示为境外法人持股与总股本的比例；有形资源(Tangible_R)，表示为有形资产净值与总资产的比例；组织冗余(Slack_O)，表示为所有者权益与总负债的比例；企业盈利(Profit)，表示为营业利润与总资产的比例；市场化程度(Market)，当样本所在地区市场化总指数得分高于中位数时取值为1，否则为0，该得分主要来自于《中国市场化指数》(樊纲等，2011)；^①同时，我们还控制了行业虚拟变量(Industry)和年份虚拟变量(Year)。

①由于《中国市场化指数》(2011)中市场化指数只统计到2009年，因此我们借鉴陈运森和谢德仁(2012)的做法，使用2009年的指数替代2010-2013年的数据。由于市场环境是一个缓慢渐进的过程，2010-2013年与2009年各地区的市场环境变化不大，因此本文取市场环境的中位数为检验环境好与差的虚拟变量，从而降低了各地市场环境的细微差别。

表 1给出政府干预对于企业对外直接投资的回归结果。其中，模型1_1-模型1_3是对外直接投资行为的回归结果。模型1_1只包括控制变量，结果显示：营销资源、技术资源、企业规模、境外法人所有权、盈利性、市场化程度均与企业的对外直接投资行为显著正相关，而企业年龄、有形资源、组织冗余则与企业的对外直接投资行为显著负相关。模型1_2和模型1_3分别引入了国家所有权变量(Gov_1)和国有控制变量(Gov_2)，结果表明：国家所有权变量(Gov_1)的回归系数显著为负，这表明国家所有权越高的企业越不可能进行对外直接投资；国有控制变量(Gov_2)的回归系数显著为负，这说明国有控制的企业进行对外直接投资活动的可能性较低。由此可见，政府干预越强的企业进行对外直接投资的机会越小，即越不可能进行对外直接投资。另外，对比两种政府干预形式对于企业对外直接投资的影响程度，发现国家所有权影响系数的绝对值较大，这说明政府拥有企业的所有权对于企业对外直接投资行为的负向影响更大。

模型2_1-模型2_3是企业对外直接投资数量的回归结果。其中，模型2_1是控制变量的回归结果：营销资源、技术资源、企业规模、境外法人所有权、市场化程度均与企业对外直接投资数量显著正相关，而企业年龄、有形资源均与企业对外直接投资数量负相关。模型2_2和模型2_3分别引入了国家所有权变量(Gov_1)和国有控制变量(Gov_2)，结果表明：国家所有权变量(Gov_1)的回归系数显著为负，说明国家所有权越高的企业具有较低的对外直接投资量；国有控制变量(Gov_2)的回归系数显著为负，说明国有控制的上市公司具有较低的对外直接投资数量。这说明政府干预越强的企业，对外直接投资数量越少。对比两种政府干预形式对于企业对外直接投资数量的影响程度，发现国家所有权影响系数的绝对值较大，这说明政府拥有企业的所有权对于企业的对外直接投资数量的抑制作用更大。

上述分析结果表明，政府干预(国家所有权和国有控制)对于企业对外直接投资的行为和数量都具有显著的负向影响，这意味着受到政府干预程度较强的企业进行对外直接投资的可能性较小，对外直接投资的数量也更低。这一结果验证了前文的理论分析。一方面，企业进行对外直接投资之前，政府会通过所有权关系影响企业的战略决策，作为企业股东的政府有权否决决策，从而使得企业对外直接投资的可能性降低；另一方面，企业的对外直接投资决策需经过政府有关部门(如商务部)审批，政府有关部门可能会根据企业的发展能力等实际情况否决企业的对外直接投资决策，这也在一定程度上降低了企业对外直接投资的可能性。另外，与国有控制变量相比，国家所有权变量对于企业对外直接投资的影响程度更强，说明政府拥有企业的所有权对于企业对外直接投资决策的影响更大。可能的原因是：国有控制是指企业实际控制人通过控制链条影响企业决策，而国家所有权是指通过企业股权结构影响企业决策，而股权结构的影响可能更为直接。

2004年商务部在《关于境外投资开办企业核准事项的规定》中指出，中国政府鼓励和支持一些有比较优势的企业进行对外直接投资。比较优势主要体现为企业的特有资源(营销资源和技术资源)，而企业特有资源又对政府干预与企业对外直接投资的关系起调节作用(Wang等，2012)。鉴于此，本文进一步考察不同企业资源情境下政府干预对企业对外直接投资的影响。

表 2给出的是企业资源对于政府干预与企业对外直接投资行为关系的调节作用。由模型1_4-模型1_7的估计结果可以看出，国家所有权与营销资源的乘积项(Gov_1×MR)的系数显著为正，这说明在营销资源越丰富的企业中，如果国家所有权越高，那么该企业越有可能进行对外直接投资；国有控制与营销资源的乘积项(Gov_2×MR)的系数显著为正，这说明在营销资源越丰富的企业中，国有控制的企业越可能进行对外直接投资；国家所有权与技术资源的乘积项(Gov_1×TR)的系数显著为负，这说明在技术资源越丰富的企业中，国家所有权程度越高的企业越不可能进行对外直接投资。

表 3给出的是企业资源对于政府干预与企业对外直接投资数量关系的调节作用。由模型2_4-模型2_7的估计结果可以看出，国家所有权与营销资源的乘积项(Gov_1×MR)的系数显著为正，说明在营销资源越丰富的企业中，国家所有权越高的企业进行对外直接投资的数量越多；国有控制与营销资源的乘积项(Gov_2×MR)的系数显著为正，说明在营销资源越高的企业中，国有控制的企业进行对外直接投资的数量越多。

以上结果说明，对于营销资源丰富的企业，政府干预对于企业对外直接投资的正向影响程度更强；在技术资源丰富的企业中，政府干预对于外直接投资的负向影响程度更强。因此，政府更愿支持那些国内营销资源丰富的企业进行对外直接投资。

由此可知，中国企业的对外直接投资是一种技术导向型的投资行为，是以国内丰富的营销资源为基础，获取更多的国外技术资源，从而有利于国内的技术升级和产业结构优化，这一点已被学术界证实。例如，肖慧敏和刘辉煌(2014)指出，企业投资于发达国家可以获得较为先进的技术，从而推动中国企业技术水平的提升，实现技术升级。一方面，将国内一些传统落后的产业转移到落后国家或地区，这有利于将生产资源集中到国内先进或价值链较高的产业，提升产品质量，促进产业结构有效升级(汪琦，2004)；另一方面，对外直接投资企业可以在境外与先进企业展开竞争以捕获全球资源，提升企业在国内的竞争力，对国内的竞争对手产生技术溢出效应，促使他们学习企业先进的管理技术，提升整个产业的平均管理技术水平，从而促进产业结构的优化和升级(杨大楷，2002)。

最后，本文还考察了政府干预对于企业对外直接投资绩效的影响效果。表 4给出的是政府干预与对外直接投资绩效之间的关系。模型3_1只包括控制变量，从结果可以看出，组织冗余变量对于企业对外直接投资绩效具有显著的负向影响，市场化程度变量对于企业对外直接投资绩效具有显著的正向影响。模型3_2和模型3_3分别引入了政府所有权和国家控制变量，从结果可以看出，政府所有权、国家控制均与对外直接投资绩效呈现显著的正相关关系，说明政府所有权程度越高，企业对外直接投资绩效越好；与不受国家控制的企业相比，国家控制的企业对外直接投资绩效更好。原因可能是：一方面，政府能够有效地引导有能力和竞争优势的企业集中优势资源培育自身的核心竞争力，避免资源浪费(洪联英等，2012)，从而提升对外直接投资绩效；另一方面，在政府的干预和推动下，企业更有可能投资到与母国签订双边贸易协定的东道国，从而通过法律手段给予企业较好的制度保护，降低东道国环境的不确定性(宗芳宇等2012)，使得企业能够更加专注于投资活动，从而提升对外直接投资绩效。

为了检验前文结论，本文还做了如下稳健性检验：(1)关于对外直接投资行为。本文使用每年上市公司拥有境外子公司或者获得批准在境外建立子公司的数量作为替代变量，重复上述回归，发现结果并未发生实质性的变化。(2)关于对外直接投资数量。本文使用对外直接投资数量与企业总资产的比值作为替代变量重复上述回归，发现结果并未发生实质性的变化。(3)关于对外直接投资绩效。本文使用对外直接投资营业收入的自然对数作为替代变量重复上述回归，发现结果并未发生实质性的变化。(4)考虑到企业对外直接投资决策可能受到2008年金融危机的影响，本文将2007-2009年的样本剔除，并对剩余样本进行回归，发现结果也未发生实质性的变化。(5)关于政府干预变量。以政府与企业的关系指数哑变量为衡量指标，如果样本所在地区的“减少政府对企业的干预得分”小于中位数，则取值为1，否则为0。该得分主要来源于《中国市场化指数——各地区市场相对进程2011年度报告》(樊纲等，2011)。考虑到地方政府对中央企业的弱影响，在进行稳健性检验时剔除了中央企业，发现结果并未发生实质性的变化。(6)关于内生性问题。本文借鉴Wang等(2012)的做法，使用前一年政府干预变量作为测量指标。由于国泰安数据库中的国有股比例和最终控制人信息从2003年开始披露，因此本文使用2004-2013年的数据进行检验，发现结果未发生实质性的变化。由于篇幅限制，本文未报告上述稳健性检验结果。

对外直接投资具有促进国家经济增长、实现企业技术升级和优化国内产业结构等优点，但也存在一些缺陷，例如，抑制国家的出口、减少国内就业机会、阻碍国家和平外交政策的实施、提高国外经营风险以及提高境外企业的代理成本等。因此，政府可能并非一味地鼓励企业的对外直接投资，而是有选择性地支持企业的对外投资决策，甚至会抑制一些企业的对外直接投资。基于此，本文选取2003-2013年沪深A股非金融上市公司数据为样本，考察政府在企业对外直接投资中的角色。研究发现：政府干预对于企业对外直接投资的行为和数量具有负向影响，即政府干预程度越高的企业进行对外直接投资的可能性越小，对外直接投资的数量也越少。在考察企业资源的调节作用时发现：在营销资源丰富的企业中，政府干预对于企业对外直接投资的正向影响关系更强，这表明政府会支持那些具有较高营销资源的企业进行对外直接投资和增加投资额。另外，本文还发现政府干预能够提升企业的对外直接投资绩效。

上述发现具有重要的理论意义。(1)本文发现政府干预会抑制企业的对外直接投资行为和数量，但会提升企业的对外直接投资绩效。这是对现有对外直接投资理论的补充。(2)本文还发现，在营销资源丰富的企业中，政府干预程度越强，企业就越可能顺利进行对外直接投资；而在技术资源丰富的企业中，政府干预程度越强，企业进行对外直接投资的可能性较低，因为企业更有可能是借助自身的营销资源以获取国外较为先进的技术。这为中国实施技术寻求型发展战略提供了理论补充。

本文也具有丰富的政策含义。(1)在当前形势下，国家大力支持和鼓励营销资源丰富的企业进行对外直接投资，企业要想更好地响应政府的“走出去”战略，需要不断发展自身的特有资源，尤其是丰富自身的营销资源。(2)由于较强的盈利能力能够促进企业的对外直接投资，因此，政府在制定相应的对外直接投资政策时，不仅要考虑企业的营销资源，还要考虑企业的盈利能力。企业根据自身的盈利能力来判断是否进行对外直接投资，这不仅可以避免因盲目投资而造成的资源浪费，而且能够提升企业的经营效率和促进企业的长远发展。(3)企业如果想要提升对外直接投资的可能性，可以进行混合所有制改革，积极引进多元化的投资主体，尤其是境外投资者，这样能够更好地降低国有股权在企业决策中的影响力，从而更有利于企业实施“走出去”战略。当然，本文也存在如下不足之处：由于获得非上市公司的相关数据较为困难，本文主要考察了影响上市公司的对外直接战略的因素，而无法有效考察非上市公司的对外直接投资战略的影响因素。因此，未来的研究应该更多地关注非上市公司的对外直接投资情况。