外向型對(duì)外直接投資與母公司生產(chǎn)率——對(duì)母公司特征和子公司進(jìn)入策略的考察

袁 東 李霖潔 余淼杰

一、引 言

21 世紀(jì)初期，中國啟動(dòng)了“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵(lì)和支持有比較優(yōu)勢(shì)的企業(yè)進(jìn)行對(duì)外投資。隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，中國對(duì)外直接投資的金額和企業(yè)數(shù)都有了迅速增加。各年《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，我國2002 年①2002 年中國開始建立對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度。至2013 年非金融類對(duì)外直接投資金額年均復(fù)合增長(zhǎng)率達(dá)37.57%,，從2012 年開始成為僅次為美國、日本的世界第三大對(duì)外直接投資國。境內(nèi)投資主體數(shù)存量從2003 年的1975 家到2012 年超過16000 家，分布在全球179 個(gè)國家(地區(qū))。

不斷增長(zhǎng)的對(duì)外直接投資會(huì)影響本國經(jīng)濟(jì)，而最直接的影響就是母公司的生產(chǎn)率。本文主要研究對(duì)外直接投資對(duì)于母公司生產(chǎn)率的影響，并著重探討不同母(子)公司特征如何影響對(duì)外投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。

本文通過運(yùn)用商務(wù)部企業(yè)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)庫、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以及作者搜集的子公司進(jìn)入模式的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)外直接投資會(huì)提高母公司的生產(chǎn)率且這種提升效應(yīng)從投資后第二年到第四年逐漸增強(qiáng)。我們還發(fā)現(xiàn)企業(yè)吸收能力和企業(yè)所有權(quán)屬性等母公司特征會(huì)影響對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)，投資目的地、子公司進(jìn)入模式的差異也會(huì)影響對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。此外，我們考察了避稅天堂等對(duì)于對(duì)外投資生產(chǎn)率效應(yīng)的影響。雖然以前也有文獻(xiàn)探討對(duì)外直接投資對(duì)母公司就業(yè)、產(chǎn)出、技術(shù)等帶來的影響(如Lipsey，1995；Blomstr?m et al.，1997；Branstetter，2006；Barba Navaretti et al.，2010；Chen and Yang，2013；趙偉 等，2006；常玉春，2011；毛其淋、許家云，2013；蔣冠宏等，2013 等)，卻少有運(yùn)用中國全國層面的跨多期的微觀企業(yè)樣本并深入探討母公司特征和子公司進(jìn)入策略如何影響對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)的文章。

首先，本文使用改進(jìn)后的Olley 和Pakes(1996)方法(簡(jiǎn)稱OP 方法)來度量企業(yè)的生產(chǎn)率①在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分我們也使用了Levinsohn- Petrin(2003)方法來度量企業(yè)的生產(chǎn)率。，特別是將是否有對(duì)外直接投資這一虛擬變量加入到生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)中，避免了因未考慮此因素而可能帶來的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)偏誤。由于選擇性偏誤和聯(lián)立性偏誤的存在，直接用OLS 方法估計(jì)索洛殘差得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率是有偏的，必須考慮到各個(gè)企業(yè)的特點(diǎn)，用修正后的OP 法才能準(zhǔn)確度量企業(yè)生產(chǎn)率(如De Loecker，2011；Yu，2014)。其次，我們使用了2002—2008 年中國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)年度調(diào)查數(shù)據(jù)和中國對(duì)外直接投資企業(yè)數(shù)據(jù)來估計(jì)對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)率的即期和長(zhǎng)期提升效應(yīng)，可以有效避免宏觀數(shù)據(jù)帶來的統(tǒng)計(jì)誤差(Holz，2004)。為了控制生產(chǎn)率高的企業(yè)可能會(huì)選擇對(duì)外直接投資帶來的自選擇效應(yīng)，我們采用了傾向得分匹配(propensity score matching)的方法為對(duì)外直接的企業(yè)選取對(duì)照組。最后，本文不僅考察了對(duì)外直接投資整體層面的生產(chǎn)率效應(yīng)，還著重考察了不同吸收能力、企業(yè)所有權(quán)屬性等母公司特征以及子公司所在國和進(jìn)入模式等子公司進(jìn)入策略對(duì)于生產(chǎn)率效應(yīng)的異質(zhì)性影響，這拓寬了對(duì)影響對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)因素的認(rèn)識(shí)。

事實(shí)上，在國內(nèi)外已有相關(guān)文獻(xiàn)研究了外向型對(duì)外直接投資(即，OFDI)給投資企業(yè)、母國帶來的學(xué)習(xí)效應(yīng)。Van Pottelsberghe 和Lichtenberg(2001)運(yùn)用1971—1990 年美、日等13 個(gè)工業(yè)化國家宏觀層面的數(shù)據(jù)，得出在研發(fā)密集的國家進(jìn)行投資會(huì)提高母國生產(chǎn)率，但研發(fā)密集的國家在其它國家投資不會(huì)提高東道國的生產(chǎn)率。Branstetter(2006)采用專利引用數(shù)據(jù)衡量知識(shí)外溢效應(yīng)，得出了日本企業(yè)在美國投資既促進(jìn)了美國本土企業(yè)知識(shí)的進(jìn)步，也促使了日本母公司技術(shù)的進(jìn)步。Pradham 和Singh(2009)使用印度汽車行業(yè)1988—2008 年的數(shù)據(jù)，說明印度汽車企業(yè)的對(duì)外直接投資使其母公司能夠獲得國外技術(shù)和市場(chǎng)信息，從而提升了母公司的研發(fā)密集度。Navaretti 等(2010)使用意大利1993—2000 年跨國公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)OFDI 提高了意大利企業(yè)國內(nèi)的生產(chǎn)率。Chen 和Yang(2013)使用中國臺(tái)灣地區(qū)制造業(yè)1992—2005 年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國臺(tái)灣地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的OFDI 與其地區(qū)內(nèi)的研發(fā)支出顯著相關(guān)，且在研發(fā)密集型行業(yè)中尤為明顯?；?985—2004 年我國對(duì)外直接投資宏觀層面的數(shù)據(jù)，趙偉等(2006)研究發(fā)現(xiàn)OFDI 對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步存在正向影響。利用我國國有大型企業(yè)2007—2008 年的數(shù)據(jù)，常玉春(2011)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)的專利發(fā)明有顯著正向影響?；?005—2008 年我國技術(shù)研發(fā)型對(duì)外投資的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，蔣冠宏等(2013)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的技術(shù)研發(fā)型外向FDI 顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率。

然而，并非所有文獻(xiàn)都證實(shí)了OFDI 生產(chǎn)率效應(yīng)的存在。Braconier 等(2001)實(shí)證檢驗(yàn)了外向型對(duì)外直接投資是否會(huì)影響母國生產(chǎn)率。運(yùn)用瑞典企業(yè)和行業(yè)層面的數(shù)據(jù)，他們并沒有發(fā)現(xiàn)由OFDI 引致的生產(chǎn)率提高?；?7 個(gè)OECD 國家1973—2000年的數(shù)據(jù)，Bitzer 和Kerekes(2008)使用廣義最小二乘法并沒有發(fā)現(xiàn)與OFDI 相關(guān)的技術(shù)外溢。

綜合上述文獻(xiàn)可知，對(duì)于對(duì)外直接投資是否能帶來企業(yè)生產(chǎn)率提高這一問題，以往的研究并沒有得出一致的結(jié)論。本文運(yùn)用微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，不僅從總體上檢驗(yàn)了外向型對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)，還分析了母公司特征和子公司進(jìn)入策略對(duì)于對(duì)外投資生產(chǎn)率效應(yīng)的重要影響。對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)異質(zhì)性的研究是本文的重要貢獻(xiàn)，而且這有利于理解以前文獻(xiàn)在OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)上為什么會(huì)得出不同結(jié)論。

另外，本文的研究還有重要的現(xiàn)實(shí)意義。雖然中國企業(yè)對(duì)外直接投資在最近幾年取得了巨大進(jìn)展，但各種投資失敗的案例也經(jīng)常見諸于新聞報(bào)刊。那么我們必然要問：我國企業(yè)對(duì)外投資的成效究竟如何？母公司特征和子公司進(jìn)入模式又會(huì)如何影響這種生產(chǎn)率效應(yīng)？本文的研究有利于增強(qiáng)對(duì)于中國“走出去”戰(zhàn)略的成效的理解，并對(duì)于引導(dǎo)國內(nèi)企業(yè)更好地走出去提供了有益的思路。

本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)如下：其一，本文不僅研究了中國企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)母公司生產(chǎn)率的總體影響，更重要的是我們考察了企業(yè)吸收能力、所有權(quán)屬性等母公司特征以及投資區(qū)位、進(jìn)入模式等子公司進(jìn)入策略對(duì)于這種生產(chǎn)率效應(yīng)的影響。其二，相比于以前的研究，本文在生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)方面更加精準(zhǔn)，在估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)考慮了是否出口、是否進(jìn)行了對(duì)外直接投資等可能影響企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的因素，從而有效避免了以前文獻(xiàn)未控制可能影響企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的因素而導(dǎo)致的生產(chǎn)率估計(jì)偏誤問題。

二、數(shù) 據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來源于三個(gè)部分：一個(gè)是“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，該數(shù)據(jù)庫包含了全部國有企業(yè)和年銷售收入在500 萬元及以上的非國有工業(yè)企業(yè)①事實(shí)上《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的工業(yè)部分以及《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)就來源于此數(shù)據(jù)庫。。本文采用的數(shù)據(jù)年份從2002 年到2008 年②雖然本文主要使用的是2002 年至2008 年的數(shù)據(jù)，但當(dāng)考慮企業(yè)前一年生產(chǎn)經(jīng)營狀況涉及到2001 年的數(shù)據(jù)時(shí)，我們也會(huì)使用2001 年該企業(yè)的數(shù)據(jù)，所以更確切地說，我們所使用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)所跨年份為2001—2008 年。，工業(yè)企業(yè)樣本從2002 年超過18 萬到2008 年超過41萬，涵蓋了中國工業(yè)約40個(gè)兩分位行業(yè)，包括會(huì)計(jì)三大報(bào)表(即資產(chǎn)負(fù)債表、利潤表、現(xiàn)金流量表)上的財(cái)務(wù)指標(biāo)、產(chǎn)品信息(生產(chǎn)的產(chǎn)品類別)等一百多個(gè)變量③由于數(shù)據(jù)中2008 年沒有工業(yè)中間投入值，我們參考韓國高等(2011)的方法，通過間接方法予以計(jì)算：根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的解釋，工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+應(yīng)交增值稅，從而推出，工業(yè)中間投入=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)增加值+應(yīng)交增值稅。在此我們假設(shè)2008 年工業(yè)增加值與工業(yè)總產(chǎn)值的比例與2007 年相同，則可以用每個(gè)企業(yè)2008 年工業(yè)總廠值與2007 年的工業(yè)增加值率計(jì)算出該企業(yè)2008 年的工業(yè)增加值，再結(jié)合本年應(yīng)交增值稅額繼而可以計(jì)算出每個(gè)企業(yè)2008 年的工業(yè)中間投入。這種做法是為了更充分地利用2008 年的企業(yè)樣本，當(dāng)然僅利用2001—2007 年數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，我們發(fā)現(xiàn)本文的結(jié)論并未發(fā)生顯著變化。。雖然該數(shù)據(jù)庫樣本量大、指標(biāo)豐富，但由于部分企業(yè)會(huì)計(jì)報(bào)表不規(guī)范、上報(bào)登記錯(cuò)誤等原因，數(shù)據(jù)存在一些異常值，需要在做分析之前對(duì)異常樣本進(jìn)行剔除。本文先參考Feenstra 等(2014)的做法，將缺失主要財(cái)務(wù)指標(biāo)(如資產(chǎn)總額、工業(yè)總產(chǎn)值和固定資產(chǎn)凈值)的樣本剔除，再將從業(yè)人員數(shù)少于8 人的樣本剔除，因?yàn)檫@些企業(yè)處于不同的法律制度下(Brandt et al.，2012；Yu，2014)；最后，按照一般公認(rèn)的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(GAAP)將存在以下情況的樣本剔除：(1)流動(dòng)資產(chǎn)大于總資產(chǎn)，(2)總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)，(3)固定資產(chǎn)凈額大于總資產(chǎn)，(4)企業(yè)的法人代碼缺失，(5)無效的成建立時(shí)間(如成立時(shí)間在1 月之前或12 月之后)。剔除掉無效數(shù)據(jù)后，在本文2002—2008 年的樣本中共有600,707 個(gè)企業(yè)，1,947,744 個(gè)觀測(cè)值。表1 給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

本文使用的第二個(gè)數(shù)據(jù)庫是來源于商務(wù)部提供的對(duì)外直接投資企業(yè)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)包括所有在商務(wù)部登記注冊(cè)的非金融類對(duì)外直接投資企業(yè)層面數(shù)據(jù)，變量包括母公司名稱、母公司所在省份、投資目的國、子公司名稱、核準(zhǔn)日期④考慮到公司核準(zhǔn)日期并不一定能十分精準(zhǔn)的衡量子公司成立的年份，我們通過對(duì)每個(gè)公司的官網(wǎng)(如果有)進(jìn)行檢索，使用母公司官網(wǎng)上的子公司成立年份來代替相應(yīng)子公司的成立時(shí)間，最大限度地接近子公司真實(shí)的成立時(shí)間。、經(jīng)營范圍等，涉及的樣本包括了從2002 年中國建立對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度①2002 年，原外經(jīng)貿(mào)部、國家統(tǒng)計(jì)局共同制定了中國第一份《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度》。按統(tǒng)計(jì)制度的規(guī)定，年末境外直接投資企業(yè)個(gè)數(shù)是指境內(nèi)投資主體在報(bào)告年度末直接擁有或控制10%或以上的投票權(quán)或其他等價(jià)利益的境外企業(yè)數(shù)目。以來所有中國大陸非金融類對(duì)外直接投資公司，所以本文有利于從全國層面認(rèn)識(shí)對(duì)外直接投資對(duì)母公司的影響。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的第三部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于地方政府的報(bào)告、商務(wù)部網(wǎng)站以及對(duì)外投資企業(yè)的官方網(wǎng)站，這部分?jǐn)?shù)據(jù)主要用來構(gòu)建企業(yè)對(duì)外直接投資的進(jìn)入模式，這部分?jǐn)?shù)據(jù)的使用也是以前研究中國對(duì)外直接投資的文獻(xiàn)未曾涉及的。這部分?jǐn)?shù)據(jù)的收集規(guī)則如下：首先，我們僅對(duì)能與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配的子公司搜集其對(duì)外直接投資進(jìn)入模式信息；其次，信息搜集順序?yàn)椋泄?包括母公司和子公司)網(wǎng)站的先在公司網(wǎng)站收集，若沒有公司網(wǎng)站就查找母公司當(dāng)?shù)厣虅?wù)部(廳、局)的官方報(bào)告，若仍然沒有，就會(huì)搜索相關(guān)新聞報(bào)道；最后，我們僅對(duì)確認(rèn)性信息進(jìn)行記錄，對(duì)可能、或許、傳言等非確認(rèn)性信息不予記錄。如果信息中提及“成立”、“建立”、“創(chuàng)立”或“新建”子公司等相關(guān)字眼，則認(rèn)為是“綠地投資”；如果信息中說的是“并購”、“兼并”或“收購”等字眼，則認(rèn)為是“兼并收購”。如果沒有找到相關(guān)信息，則默認(rèn)此指標(biāo)缺失。

我們先將第一和第二部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行合并。由于從第二部分?jǐn)?shù)據(jù)并不知道進(jìn)行對(duì)外投資的母公司是否屬于制造業(yè)，我們按照《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》的數(shù)據(jù)進(jìn)行推算。在2008 年末時(shí)，我國對(duì)外直接投資的境內(nèi)母公司中約有42.7%,來自于制造業(yè)，而2002—2008 年的境外企業(yè)為5820 家，故可推算其中大約有2485 家對(duì)外直接投資企業(yè)來自于制造業(yè)②此處我們假設(shè)按境外投資企業(yè)計(jì)數(shù)時(shí)，來自于制造業(yè)的比例也為42.7%，由于中國的跨國公司發(fā)展還處于初級(jí)階段，在境外擁有超過2 家跨國公司的比例還非常低，故此假設(shè)在做粗略推算時(shí)問題不大。，合并后的數(shù)據(jù)有2033 家境外企業(yè)(共1516 家境內(nèi)企業(yè))，故匹配率達(dá)到約81%,。基于匹配后的數(shù)據(jù)，我們對(duì)每家子公司的進(jìn)入模式信息進(jìn)行搜集，共找到1102 家子公司有進(jìn)入模式信息，數(shù)據(jù)完整率約為54%,③由于子公司進(jìn)入模式的信息缺失較多，我們將在分析進(jìn)入模式時(shí)進(jìn)行相應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。

三、實(shí)證策略與預(yù)先性分析

（一）企業(yè)生產(chǎn)率的度量

傳統(tǒng)的生產(chǎn)率的測(cè)度是通過企業(yè)實(shí)際產(chǎn)出與由OLS 計(jì)算所得的估計(jì)值之間的差額來實(shí)現(xiàn)的，這種方法簡(jiǎn)單易操作，但由于受到聯(lián)立性偏誤和選擇性偏差的影響(Olley and Pakes，1996)，簡(jiǎn)單通過索洛殘差來估算企業(yè)生產(chǎn)率得到的結(jié)果是有偏的。為了解決這個(gè)問題，Olley 和Pakes(1996)(簡(jiǎn)稱為OP 方法)假設(shè)企業(yè)投資額可以作為生產(chǎn)率的代理變量，并且考慮企業(yè)的生存概率以盡可能估計(jì)出無偏的企業(yè)生產(chǎn)率。

盡管傳統(tǒng)的OP 方法較為有效地解決了聯(lián)立性偏差和選擇性偏差問題，但是De Loecker(2011 & 2012)指出在估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)若不控制可能影響企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的因素，傳統(tǒng)的OP 方法所估計(jì)出的企業(yè)生產(chǎn)率仍然可能有偏。由于出口企業(yè)和非出口企業(yè)可能會(huì)面臨不同的生產(chǎn)環(huán)境(De Loecker，2007；Yu，2014)，故本文在估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)引入“是否有出口”這一虛擬變量以允許出口企業(yè)與非出口企業(yè)擁有不同的生產(chǎn)函數(shù)。更重要的是，由于有對(duì)外直接投資的跨國公司會(huì)面臨不同的市場(chǎng)環(huán)境和資源配置過程(Markusen，2002)，故在估計(jì)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)時(shí)，需要將“是否有對(duì)外直接投資”的虛擬變量加入待估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)，否則將出現(xiàn)未控制可能影響企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的因素而導(dǎo)致的生產(chǎn)率估計(jì)偏誤(De Loecker，2011、2012)，而這一點(diǎn)也是以前研究對(duì)外投資與企業(yè)生產(chǎn)率的文獻(xiàn)所未考慮的。

（二）預(yù)先性分析

為了檢驗(yàn)進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)是否有較高的生產(chǎn)率，本文設(shè)定了如下模型：

其中，ln T FPit、O F DIit分別表示企業(yè)i 在第t 年的全要素生產(chǎn)率和對(duì)外直接投資的情況(若當(dāng)年存在對(duì)外直接投資OFDI 取1，否則取0)；Xit包含一系列控制變量，如企業(yè)是否出口的虛擬變量、所有權(quán)類型、企業(yè)規(guī)模(用企業(yè)從業(yè)人數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)總額來表示)等變量。為了控制出口企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)(Delgado et al.，2002；Lileeva and Trefler，2010 等)①出口學(xué)習(xí)效應(yīng)最早可以追溯到Arrow(1962)提出的干中學(xué)(Learning by doing)效應(yīng)，隨后許多學(xué)者將其運(yùn)用到各個(gè)領(lǐng)域，這其中就包括國際貿(mào)易中的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)。，回歸中加入了企業(yè)是否存在出口的虛擬變量(在該年存在出口則為1，否則為0)。由于企業(yè)規(guī)模會(huì)影響到企業(yè)資源配置的能力，從而企業(yè)規(guī)模可能影響企業(yè)生產(chǎn)率(Leung et al.，2008；De Nagaraj，2014)，故本文將其放入控制變量中，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)從業(yè)人數(shù)來表示。αi和ηt分別表示企業(yè)和年份固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。

表2 給出了方程(1)的估計(jì)結(jié)果。

表2 對(duì)外投資企業(yè)和非對(duì)外投資企業(yè)生產(chǎn)率的差異

從表2 可知，在控制了企業(yè)所有者屬性、是否出口、從業(yè)人數(shù)和資產(chǎn)以后，對(duì)外投資企業(yè)較之于非對(duì)外投資企業(yè)有較高的生產(chǎn)率，但這只是一種偏相關(guān)關(guān)系；結(jié)合Helpman 等(2004)、田巍和余淼杰(2012)的研究可知，總體上來講企業(yè)對(duì)外投資存在著生產(chǎn)率的自選擇效應(yīng)，所以如果不對(duì)這種自選擇效應(yīng)進(jìn)行控制，可能會(huì)高估企業(yè)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。

（三）計(jì)量模型

為了控制企業(yè)對(duì)外直接投資自選擇效應(yīng)的影響，我們采用傾向得分匹配(Propensity score matching)的方法來估計(jì)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。為了找出實(shí)驗(yàn)組企業(yè)(有OFDI 的企業(yè))生產(chǎn)率的反事實(shí)，我們采用最近鄰匹配的方法來構(gòu)建對(duì)照組①匹配是分年、分行業(yè)按傾向得分向上、向下各找一個(gè)對(duì)照組。我們也嘗試了選取單個(gè)對(duì)照企業(yè)和更多的對(duì)照企業(yè)的匹配方式，但對(duì)本文結(jié)論沒有顯著影響。。我們采用Probit 模型對(duì)企業(yè)下一期進(jìn)行對(duì)外直接投資的概率進(jìn)行建模，參考以前文獻(xiàn)，解釋變量包括全要素生產(chǎn)率、企業(yè)所有權(quán)(由是否是國有企業(yè)、是否是外商投資企業(yè)來衡量)、企業(yè)規(guī)模(由從業(yè)人數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)總額表示)、是否是出口企業(yè)，以及表示年份和行業(yè)的虛擬變量。

在得到了實(shí)驗(yàn)組企業(yè)生產(chǎn)率的反事實(shí)以后，我們用下式(2)和式(3)來估算對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。用C 表示控制組，C (i )表示與實(shí)驗(yàn)組企業(yè)i 匹配的企業(yè)集合，表示與企業(yè)i 匹配的企業(yè)的數(shù)量，各個(gè)與企業(yè)i 匹配的企業(yè)j 的權(quán)重為ω1、ωc分別表示實(shí)驗(yàn)組和控制組的生產(chǎn)率，則對(duì)外直接投資在第s 期的生產(chǎn)率水平效應(yīng)可表示為：

很明顯，式(3)估計(jì)的生產(chǎn)率效應(yīng)實(shí)際上是實(shí)驗(yàn)組企業(yè)在OFDI 后生產(chǎn)率變化情況和匹配后的對(duì)照組①本文中我們采用了從未進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)作為對(duì)照組。與此相對(duì)應(yīng)的另一種做法是將當(dāng)年未進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)作為對(duì)照組，顯然這種作法忽略了以前進(jìn)行過對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)今后發(fā)展的影響，因此本文未將這些樣本作為對(duì)照組。企業(yè)在相同時(shí)期生產(chǎn)率變化的平均差異。

按照上述傾向得分匹配的方法，表3 給出了成功匹配的比例。

表4 給出了匹配前后關(guān)鍵變量對(duì)比情況。從其中可以看出，在匹配前，與從未進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)相比，開始進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)會(huì)更大、生產(chǎn)率會(huì)更高，說明對(duì)外直接投資確實(shí)存在自選擇效應(yīng)；在匹配后，這種差異在統(tǒng)計(jì)上不在顯著，說明我們所找的對(duì)照企業(yè)能有效地控制對(duì)外投資的自選擇效應(yīng)。

表3 新的對(duì)外投資企業(yè)數(shù)目與匹配比例

表4 匹配前后關(guān)鍵變量對(duì)比情況

四、估計(jì)結(jié)果

（一）工業(yè)企業(yè)整體層面

表5 給出了工業(yè)企業(yè)整體層面的估計(jì)結(jié)果。第(1)部分呈現(xiàn)的是對(duì)各期(s 期)生產(chǎn)率水平值的影響，第(2)部分呈現(xiàn)的是與對(duì)外直接投資前一期相比，各期生產(chǎn)率的增長(zhǎng)效應(yīng)。結(jié)果顯示對(duì)外直接投資對(duì)母公司企業(yè)生產(chǎn)率確實(shí)存在促進(jìn)作用。從對(duì)外當(dāng)直接投資當(dāng)年開始①雖然生產(chǎn)率水平值的差異在對(duì)外直接投資當(dāng)年并不顯著，但生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率在投資當(dāng)年卻顯著為正，所以可以認(rèn)為，總體上來說對(duì)外直接投資對(duì)母公司生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在對(duì)外投資第一年就開始顯現(xiàn)。，這些有對(duì)外投資的企業(yè)開始變得更加有生產(chǎn)力，到投資后第3 年(s=3)，相比于其它企業(yè)，有對(duì)外直接投資的企業(yè)生產(chǎn)率比其它企業(yè)平均高11.8%,。從第(2)部分可知，生產(chǎn)率的逐年增長(zhǎng)效應(yīng)并不是在每年都顯著，這意味著雖然有對(duì)外直接投資的企業(yè)的生產(chǎn)率會(huì)變得比其它企業(yè)高，但并非每年生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率都會(huì)顯著高于其它企業(yè)②這個(gè)發(fā)現(xiàn)也和De Loecker(2007)關(guān)于出口的生產(chǎn)率效應(yīng)的結(jié)論類似。。

表5 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——工業(yè)企業(yè)整體層面③ 此表中，對(duì)外直接投資的企業(yè)樣本數(shù)少于合并后的企業(yè)樣本數(shù)，原因有三：一是匹配時(shí)需要用到企業(yè)前一年的生產(chǎn)經(jīng)營情況，故前一年數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)會(huì)被踢除；二是不滿足平衡條件，無法找到對(duì)照企業(yè)的樣本會(huì)被踢除；三是用OP 方法計(jì)算生產(chǎn)率時(shí)會(huì)用到中間投入的信息，此變量缺失的樣本也會(huì)被踢除。后文在估計(jì)時(shí)樣本情況與此類似。

（二）母公司特征對(duì)于對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)的影響

1. 吸收能力與企業(yè)生產(chǎn)率

眾所周知，企業(yè)的吸收能力會(huì)影響企業(yè)對(duì)新的、外部有用信息的認(rèn)知，從而可能對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)產(chǎn)生影響。參考以前的文獻(xiàn)(Cohen and Levinthal，1990；Griffith et al.，2004；Dai and Yu，2013)，本文采用是否進(jìn)行了研發(fā)來衡量企業(yè)的吸收能力。我們認(rèn)為，在對(duì)外直接投資前進(jìn)行了研發(fā)的企業(yè)，具有較高的吸收能力，能在對(duì)外投資后更好地利用外部信息，能更好地吸收已有知識(shí)、創(chuàng)新技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，從而可以更大程度地提高企業(yè)生產(chǎn)率。

為了證驗(yàn)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)是否會(huì)受到企業(yè)吸收能力的影響，本文按照是否有對(duì)外直接投資以及以前年份是否有研發(fā)將樣本分為四部分，然后將以前年份有研發(fā)的無對(duì)外直接投資企業(yè)作為對(duì)照組，重新匹配后計(jì)算出有對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)的生產(chǎn)率效應(yīng)，再將以前年份無研發(fā)的企業(yè)作為對(duì)照組，重新匹配后計(jì)算出無對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)的生產(chǎn)率效應(yīng)。表6 給出了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表6 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——分有無對(duì)外直接投資前研發(fā)① 有、無對(duì)外直接投資前研發(fā)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組的樣本加總后小于表5 中的實(shí)驗(yàn)組總樣本，這是因?yàn)楦鶕?jù)以前年份有無研發(fā)將樣本細(xì)分以后，在某些年份、部分行業(yè)中由于樣本太少無法滿足平衡條件(balancing condition)從而不能給實(shí)驗(yàn)組企業(yè)找到合適的對(duì)照組，故為了保持結(jié)果的準(zhǔn)確性，在估計(jì)時(shí)將無法找到有效對(duì)照組的企業(yè)進(jìn)行了剔除。各文分組匹配后出現(xiàn)的數(shù)量情況與些類似。從表6 可知，有對(duì)外直接投資前研發(fā)的企業(yè)所占比重接近50%，明顯高于不區(qū)分有無對(duì)外直接投資時(shí)有研發(fā)企業(yè)的比例，后者在2002—2008 年的比例約為12%。

由表6 可知：不論以前年份有無研發(fā)，對(duì)外直接投資都會(huì)促進(jìn)母公司生產(chǎn)率的提高，但這種促進(jìn)作用對(duì)于吸收能力不同的企業(yè)效果有顯著差異，對(duì)外直接投資對(duì)投資前研發(fā)的企業(yè)生產(chǎn)率提升作用更加明顯。從TFP 水平值來看，對(duì)于有對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)，對(duì)外直接投資對(duì)于生產(chǎn)率的促進(jìn)作用非常顯著：平均來說，投資當(dāng)年其企業(yè)生產(chǎn)率會(huì)變得比無對(duì)外投資企業(yè)顯著高4%,，到對(duì)外投資后第3 年(s=3)，其生產(chǎn)率已顯著高于無對(duì)外投資企業(yè)14.5%,。對(duì)于無對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)，對(duì)外直接投資帶來的生產(chǎn)率獲益只在部分年份(對(duì)外投資后第1年和第2 年，即s=1和s=2時(shí))顯著，并且生產(chǎn)率增長(zhǎng)程度也低于有對(duì)外直接投資前研發(fā)的企業(yè)。

2. 企業(yè)所有權(quán)屬性——國有企業(yè)與非國有企業(yè)的比較

以往的研究表明，國有企業(yè)有更低的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，從而會(huì)有更低的生產(chǎn)率(Hsieh and Klenow，2009)，為了檢驗(yàn)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)對(duì)于國有與非國有企業(yè)是否存在不同，我們按是否是國有企業(yè)、是否進(jìn)行了對(duì)外直接投資將數(shù)據(jù)分成4 個(gè)部分。以未進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)作為對(duì)照組，研究對(duì)外直接投資對(duì)于國有企業(yè)的影響；以未進(jìn)行對(duì)外直接投資的非國有企業(yè)作為對(duì)照組，研究對(duì)外直接投資對(duì)于非國有企業(yè)的影響。估計(jì)結(jié)果見表7。

從表7 可知，對(duì)外直接投資確實(shí)顯著促進(jìn)了非國有企業(yè)生產(chǎn)率的提高，生產(chǎn)率的獲益從對(duì)外投資當(dāng)年的2.2%,提高到對(duì)外投資后第3 年的10.7%,。國有企業(yè)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)并不明顯，當(dāng)然對(duì)待這個(gè)結(jié)論時(shí)要非常謹(jǐn)慎，因?yàn)閿?shù)據(jù)中有對(duì)外直接投資的國有企業(yè)樣本非常有限①按《2008 年中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》的數(shù)據(jù)，截止2008 年末，國有企業(yè)占中國所有對(duì)外直接投資的企業(yè)數(shù)量為16.1%，但這里面包括非金融類企業(yè)，考慮到有對(duì)外直接投資的金融類企業(yè)絕大多數(shù)為國有企業(yè)，故若將金融類企業(yè)剔除，國有企業(yè)所占比重還會(huì)下降，加之不滿足平衡條件的實(shí)驗(yàn)組企業(yè)被剔除，以此導(dǎo)致數(shù)據(jù)中國有企業(yè)樣本數(shù)量有限。；從標(biāo)準(zhǔn)差來看，國有企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差非常大，說明對(duì)外投資后，國企表現(xiàn)差異非常大，可能的原因是那些管理能力差、吸收能力不足的國企并沒有從對(duì)外投資中獲得技術(shù)、規(guī)模優(yōu)勢(shì)，從而出現(xiàn)了“拖后腿”現(xiàn)象。

表7 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——根據(jù)企業(yè)性質(zhì)劃分② 事實(shí)上，雖然國有企業(yè)對(duì)外直接投資的金額非常大，但有對(duì)外直接投資的母公司數(shù)量并不多。

（三）子公司進(jìn)入策略對(duì)于對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)的影響

對(duì)于子公司進(jìn)入策略，本文主要從投資區(qū)位(目的國)和子公司進(jìn)入模式來研究。

1. 子公司投資區(qū)位與企業(yè)生產(chǎn)率

由于發(fā)展水平不同的國家有著不同的生產(chǎn)技術(shù)，發(fā)達(dá)國家處于生產(chǎn)技術(shù)前沿，而發(fā)展中國家多處于世界科技和產(chǎn)業(yè)前沿以內(nèi)(林毅夫，2012)，故到發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家進(jìn)行投資給企業(yè)帶來的影響可能會(huì)有較大差異。為了檢驗(yàn)這種差異是否真的存在，本文對(duì)只在OECD①由于OECD 國家絕大多數(shù)都是高收入的發(fā)達(dá)國家，故以此代表到發(fā)達(dá)國家的投資，本文的OECD 國家范圍為 2009 年以前加入 OECD 的成員國，包括美國、英國、德國等在內(nèi)的 30 個(gè)國家，詳見：http：//www.oecd.org/about/membersandpartners/list-oecd-member-countries.htm。國家進(jìn)行過投資和只在非OECD 國家進(jìn)行過投資的企業(yè)分別進(jìn)行檢驗(yàn)②為了避免既在OECD 國家進(jìn)行過投資，又在非OECD 國家進(jìn)行過投資對(duì)估計(jì)結(jié)果所帶來的混淆效應(yīng)，在進(jìn)行估計(jì)時(shí)我們將對(duì)OECD 和非OECD 國家均進(jìn)行了投資的樣本進(jìn)行了剔除。，估計(jì)結(jié)果見表8。

從表8 可知，不論到OECD 國家進(jìn)行投資還是到非OECD 國家進(jìn)行投資，企業(yè)的生產(chǎn)率都會(huì)獲得顯著提升?？紤]到非OECD 國家技術(shù)優(yōu)勢(shì)相對(duì)不足，到非OECD 國家投資帶來的生產(chǎn)率獲益從側(cè)面在一定程度上驗(yàn)證了對(duì)外直接投資帶來的資源分配效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。同時(shí)，表8 也反映了在多數(shù)年份，向OECD 國家進(jìn)行投資能帶來更大的生產(chǎn)率提升效應(yīng)，這也說明了對(duì)外直接投資對(duì)母公司帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)確實(shí)存在。

表8 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——根據(jù)投資目的地劃分③ 此處向OECD 國家和非OECD 國家投資的樣本數(shù)之和小于工業(yè)企業(yè)整體層面的樣本之和還有一個(gè)原因，即此處將既有向OECD 國家進(jìn)行了投資又有向非OECD 國家進(jìn)行了投資的企業(yè)進(jìn)行了剔除。

2. 子公司進(jìn)入模式

總體來說進(jìn)入國外投資的模式可以被分為兩類：綠地投資和兼并收購。這兩種投資模式下國外子公司可能會(huì)面臨不同的管理方式、企業(yè)文化以及技術(shù)獲益渠道，從而會(huì)影響國外子公司表現(xiàn)(Li，1995；Brouthers，2002；Kim and Gray，2008)。子公司的表現(xiàn)也會(huì)通過企業(yè)績(jī)效、技術(shù)外溢等渠道進(jìn)一步影響國內(nèi)母公司的表現(xiàn)。為了探討子公司進(jìn)入模式對(duì)于母公司生產(chǎn)率有無影響，我們根據(jù)初次對(duì)外直接投資時(shí)企業(yè)的進(jìn)入模式，分組探討了不同進(jìn)入模式下對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)的差異，結(jié)果見表9。

從表9 可知，綠地投資和兼并收購均能夠促使母公司生產(chǎn)率的提高，但這種生產(chǎn)率的提升作用在到來時(shí)間上有所差異。綠地投資后第一年(s=1)就開始有明顯的生產(chǎn)率提升效應(yīng)，且這種效應(yīng)隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)；而兼并收購在投資后兩年生產(chǎn)率雖有提高但統(tǒng)計(jì)上并不顯著，直到投資后第三年時(shí)生產(chǎn)率效應(yīng)才開始顯著①需要特別說明的是，雖然可能存在不能找到子公司進(jìn)入模式信息的問題，但這種信息缺失一般都只存在綠地投資中(因?yàn)榧娌⑹召弴夤疽话愣际怯袑?shí)力的大公司的行為，這些公司的信息公開情況更好，而且兼并收購國外公司一般會(huì)引起更大關(guān)注，這就導(dǎo)致這些信息的曝光率更高)，為了檢驗(yàn)文章結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將進(jìn)入模式缺失的子公司的進(jìn)入模式替換為綠地投資，再按文中方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示本文有關(guān)子公司進(jìn)入模式的分析仍然成立：綠地投資后第一年就開始有明顯的生產(chǎn)率提升效應(yīng)，且這種效應(yīng)隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)。當(dāng)然兼并收購的結(jié)論更不受影響，因?yàn)槠錁颖疚窗l(fā)生變化。。這種現(xiàn)象的可能解釋是：相比于綠地投資，兼并收購給企業(yè)會(huì)帶來更多挑戰(zhàn)，例如企業(yè)文化融合、歷史包袱的處理等，能否有效整合被并購企業(yè)的資源將影響母公司生產(chǎn)率的表現(xiàn)。

表9 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——根據(jù)進(jìn)入模式劃分② 為了避免有綠地投資又有兼并收購進(jìn)入模式帶來的混淆影響，我們將初次投資當(dāng)年存在兩種進(jìn)入模式的樣本予以剔除(初次投資當(dāng)年同一公司可能有多次對(duì)外直接投資，從而可能存在不同的進(jìn)入模式)。另外，部分不能確認(rèn)進(jìn)入模式的企業(yè)在此部分也被剔除。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與進(jìn)一步分析

（一）生產(chǎn)率的度量

為了檢驗(yàn)本文的估計(jì)結(jié)果對(duì)于不同的生產(chǎn)率估計(jì)方法是否穩(wěn)健，參考Levinsohn和Petrin(2003)的做法(即LP 方法)，分行業(yè)重新估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率。這種方法采用中間投入作為企業(yè)生產(chǎn)率的代理變量，用以控制企業(yè)生產(chǎn)投入決策和不可觀測(cè)的企業(yè)生產(chǎn)率的相關(guān)性，以此解決估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)的同時(shí)性偏誤問題。在估計(jì)出企業(yè)生產(chǎn)率后，我們按照第四部分的估計(jì)方法對(duì)于對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果顯示本文的主要結(jié)論并沒有因?yàn)樯a(chǎn)率估計(jì)方法的改變而發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。限于篇幅，結(jié)果未在此報(bào)出。

（二）避稅天堂會(huì)有影響嗎？

中國的對(duì)外直接投資有相當(dāng)大一部分投向了中國的香港特別行政區(qū)以及英屬維爾京群島、開曼群島、美屬薩摩亞以及百慕大群島等避稅天堂①從《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》可知，按投資目的地劃分，流向中國的香港特別行政區(qū)、英屬維爾京群島和開曼群島的對(duì)外直接投資流量經(jīng)常位于前十位。。眾所周知，流向這些地方的對(duì)外投資很可能最終投資目的只是在此注冊(cè)以獲得稅收優(yōu)惠。那么，這種投向香港和傳統(tǒng)避稅天堂的投資是否能促使母公司生產(chǎn)率提高呢？為了檢驗(yàn)這個(gè)問題，本文將初次投資時(shí)只投向了避稅天堂和只投向了非避稅天堂的公司分開②基于對(duì)中國企業(yè)經(jīng)常投資目的地的分析，我們使用的避稅天堂的名單為：英屬維京群島、開曼群島、美屬薩摩亞、百慕大群島以及中國的香港特別行政區(qū)(考慮香港是因?yàn)橄愀劢?jīng)常被中國內(nèi)地企業(yè)視為投資中轉(zhuǎn)地)。，分別按前文給出的傾向得分匹配的方法尋找對(duì)照組，然后再分別進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表10。

從表10 可知：向非避稅天堂進(jìn)行的對(duì)外投資能顯著促進(jìn)母公司生產(chǎn)率的進(jìn)步，這種生產(chǎn)率效應(yīng)從對(duì)外直接投資后第一年(s=1)的3.8%,，增長(zhǎng)到第三年(s=3)的12.2%,；投向避稅天的對(duì)外直接投資所帶來的生產(chǎn)率效應(yīng)相對(duì)更小，但在投資后第二、三年這種生產(chǎn)率效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上顯著。我們自然要問：為什么即使投向中國的香港特別行政區(qū)和其它避稅天堂的投資也能在一定程度上促進(jìn)母公司生產(chǎn)率的發(fā)展呢？對(duì)此我們認(rèn)為可能有以下幾種解釋：其一，雖然投向中國的香港特別行政區(qū)和其它避稅天堂的投資可能會(huì)以外資身份又回到內(nèi)地，但相當(dāng)一部分投資最終會(huì)流向其它國家和地區(qū)，這就會(huì)產(chǎn)生和其它直接投向非避稅天堂的投資類似的效果；其二，由于中國的香港特別行政區(qū)是全球金融中心之一，良好的融資體系有助于解決國內(nèi)企業(yè)面臨的融資約束問題，從而促進(jìn)母公司的發(fā)展；其三，到中國的香港特別行政區(qū)進(jìn)行投資的企業(yè)，有許多是商務(wù)服務(wù)公司，能夠?yàn)槟腹咎峁└鼫?zhǔn)確及時(shí)的信息咨詢服務(wù)，促進(jìn)母公司及時(shí)調(diào)整經(jīng)營策略，同時(shí)促使母公司更好地融入到全球價(jià)值鏈中，增強(qiáng)母公司產(chǎn)品的進(jìn)出口能力。

表10 對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)——避稅天堂是否有影響?

（三）用一步系統(tǒng)矩估計(jì)方法估計(jì)對(duì)外直接投資的影響

考慮到一步系統(tǒng)矩估計(jì)方法(One-step system-GMM)的靈活性，參考Yu(2014)等文章的做法，我們可以不用先估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率，而直接一步探究對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)率的作用①這種方法實(shí)際上是將對(duì)外直接投資看成全要素生產(chǎn)率的組成部分，顯示在相同的投入要素下對(duì)外直接投資是否能顯著提高企業(yè)產(chǎn)出。。也就是同時(shí)估計(jì)出生產(chǎn)函數(shù)的投入系數(shù)和對(duì)外直接投資系數(shù)，以作為額外的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其估計(jì)方程如下：

其中，Y、L、M 和K 分別表示產(chǎn)出、從業(yè)人數(shù)、中間投入和資本存量，ηt、θk和εikt分別表示時(shí)間固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和擾動(dòng)項(xiàng)，start 表示初次對(duì)外直接投資，由于對(duì)外直接投資具有自選擇性，為了控制此內(nèi)生性，我們采用滯后一期的對(duì)外投資變量，以估計(jì)對(duì)外直接投資對(duì)于下一期企業(yè)產(chǎn)出的影響②對(duì)于存在對(duì)外直接投資的企業(yè)，我們僅保留了初次對(duì)外投資當(dāng)年(s=0)和投資后第二年(s=1)的數(shù)據(jù)。由于在估計(jì)方程中將start 變量取了滯后一期值，故實(shí)際上只估計(jì)了相對(duì)于未對(duì)外投資企業(yè)，初次對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)第二年績(jī)效的影響。，估計(jì)結(jié)果見表11。從表11 可知，總體來說對(duì)外直接投資確實(shí)會(huì)帶來顯著的生產(chǎn)率獲益；這種生產(chǎn)率又會(huì)受到企業(yè)吸收能力的影響，在有對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)生產(chǎn)率獲益更大，而對(duì)于無對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)，這種生產(chǎn)率效應(yīng)則更小(在此方法估計(jì)下也不顯著)；此外投資目的地的差異也會(huì)影響對(duì)外投資的生產(chǎn)率效應(yīng)，投向OECD 國家的投資更能促進(jìn)母公司生產(chǎn)率的提高，而投向非OECD 國家的投資帶給母公司的生產(chǎn)率效應(yīng)更低且顯著性也更低。

表11 包含對(duì)外直接投資的生產(chǎn)函數(shù)一步系統(tǒng)矩估計(jì)

六、結(jié)論與政策建議

盡管以前的理論和實(shí)證研究都表明對(duì)外直接投資的企業(yè)比沒進(jìn)行對(duì)外投資的企業(yè)有更高的生產(chǎn)率，但對(duì)于對(duì)外投資是否能提高母公司(母國)生產(chǎn)率這一問題沒有一致的答案。找到哪些因素影響企業(yè)對(duì)外投資的生產(chǎn)率效應(yīng)將有助于我們理解為什么之前的研究會(huì)得出不同的結(jié)論。

從現(xiàn)實(shí)意義上來說，伴隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，中國企業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模不斷膨脹，在企業(yè)“走出去”的同時(shí)，也出現(xiàn)了許多對(duì)企業(yè)對(duì)外投資成敗的質(zhì)疑。本文從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度入手，考察了不同母(子)公司的特征對(duì)于對(duì)外投資能否提高企業(yè)生產(chǎn)率的問題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，有助于大家加深對(duì)中國企業(yè)“走出去”成效的理解。

本文通過利用2002 年到2008 年全國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)、商務(wù)部的中國企業(yè)對(duì)外投資數(shù)據(jù)以及作者自己搜集的有關(guān)子公司進(jìn)入模式的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了對(duì)外直接投資整體層面的生產(chǎn)率即期和長(zhǎng)期效應(yīng)，并考察了不同企業(yè)特征和東道國特征下，這種生產(chǎn)率效應(yīng)的差異。我們使用擴(kuò)展的Olley 和Pakes(1996)以及Levinsohn 和Petrin(2003)的方法估計(jì)了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并采用了傾向得分匹配的方法來控制生產(chǎn)率高的企業(yè)選擇對(duì)外投資所帶來的內(nèi)生性問題。

研究結(jié)果表明：(A)整體而言，對(duì)外投資確實(shí)能夠促進(jìn)母公司生產(chǎn)率的提高，根據(jù)TFP 估計(jì)方法的不同，這種提升效應(yīng)在對(duì)外投資后第一年達(dá)4%,～7%,①前者是生產(chǎn)率采用OP 估計(jì)方法的結(jié)果，后者是生產(chǎn)率采用LP 估計(jì)方法的結(jié)果，下同。，到投資后第三年上升到12%,～18%,；但生產(chǎn)率的水平值的顯著提高并不意味著生產(chǎn)率的逐年增長(zhǎng)率也會(huì)顯著高于無對(duì)外投資的企業(yè)。(B)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)對(duì)于不同特征的母公司和子公司存在明顯的異質(zhì)性：(1)對(duì)于有對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)，這種生產(chǎn)率提升效應(yīng)更加迅速且顯著，根據(jù)不同TFP 的估計(jì)方法，生產(chǎn)率的當(dāng)年效應(yīng)從4%,到6%,不等，投資后第三年的效應(yīng)從15%,到31%,不等；而無對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)，對(duì)外投資帶來的生產(chǎn)率提升作用要么不顯著，要么不持續(xù)且比有對(duì)外投資前研發(fā)的企業(yè)弱。(2)從本文的樣本來看，對(duì)外直接投資并沒有給國有企業(yè)帶來顯著的生產(chǎn)率提升。雖然估計(jì)出的對(duì)外投資的平均效應(yīng)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明對(duì)外投資后國有企業(yè)表現(xiàn)差異很大，存在部分企業(yè)“拖后腿”的現(xiàn)象。(3)投資目的國的特征也會(huì)影響對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。實(shí)證表明投向OECD 國家的企業(yè)生產(chǎn)率提高更多，且持續(xù)性顯著；而投向非OECD 國家的生產(chǎn)率效應(yīng)更弱且并非持續(xù)性顯著。(4)區(qū)分子公司進(jìn)入模式的估計(jì)結(jié)果表明，綠地投資給母公司帶來的生產(chǎn)率提升效應(yīng)持續(xù)且統(tǒng)計(jì)上顯著；兼并收購會(huì)給母公司帶來更大挑戰(zhàn)，但對(duì)于能夠在較長(zhǎng)期成功應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)的母公司其生產(chǎn)率也會(huì)有顯著提升。此外我們對(duì)避稅天堂的考察表明，向非避稅天堂進(jìn)行的投資從投資后第一年開始便能顯著提升母公司生產(chǎn)率；向中國的香港特別行政區(qū)和傳統(tǒng)避稅天堂進(jìn)行的投資雖然生產(chǎn)率效應(yīng)更弱，但在統(tǒng)計(jì)上也顯著。

本文的研究對(duì)于經(jīng)濟(jì)理論也有相應(yīng)貢獻(xiàn)。首先，我們驗(yàn)證了吸收能力的作用(Cohen and Levinthal，1990；Griffith et al.，2004 等)，從實(shí)證上證實(shí)了吸收能力對(duì)于對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，吸收能力強(qiáng)的企業(yè)，在對(duì)外投資后能更加有效地吸收國外先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)，從而有效提高企業(yè)生產(chǎn)率。其次，本文的結(jié)論支持了國有經(jīng)濟(jì)低效的學(xué)說(Hsieh and Klenow，2009 等)，國有企業(yè)由于受政府管制，其進(jìn)行對(duì)外投資可能會(huì)更多地考慮政治因素，從而影響了其對(duì)外投資的效率。再次，我們?cè)趪议g發(fā)展差異的理論上，實(shí)證檢驗(yàn)了這種差異如何影響對(duì)外投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。本文研究表明，東道國越發(fā)達(dá)，投向這些地區(qū)的投資對(duì)母公司的生產(chǎn)率的促進(jìn)作用就會(huì)越明顯，反之，投向欠發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行的投資對(duì)母公司生產(chǎn)率的促進(jìn)作用可能就會(huì)越弱。最后，我們對(duì)跨國公司進(jìn)入模式(Li，1995；Brouthers，2002 等)理論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究了綠地投資和跨國并購對(duì)發(fā)展中國家跨國投資的作用，這對(duì)于進(jìn)一步了解展中國家對(duì)兩種跨國投資策略的選擇提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

基于本文的研究，我們也能得出豐富的政策含義。其一，總體來說，我國應(yīng)該堅(jiān)持推進(jìn)“走出去”戰(zhàn)略。2008 年金融危機(jī)以來，世界其它主要經(jīng)濟(jì)體都經(jīng)歷了不同程度的金融危機(jī)的沖擊，歐洲陷入主權(quán)債務(wù)危機(jī)、日本經(jīng)濟(jì)一直處于“失去”狀態(tài)，美國經(jīng)濟(jì)也恢復(fù)緩慢，隨著我國人口紅利逐漸減少以及人民幣升值的不斷推進(jìn)，中國企業(yè)正面臨“走出去”的大好時(shí)機(jī)；本文的研究也表明企業(yè)對(duì)外直接投資后生產(chǎn)率還能在不同程度上受益，這更從理論上表明，我們應(yīng)該支持有條件的企業(yè)走出國門，走向世界。其二，要繼續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)改革，讓國有企業(yè)充分參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。除了在關(guān)系國家安全的領(lǐng)域保持國有企業(yè)的相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位外，其它領(lǐng)域應(yīng)該加大改革，降低行業(yè)進(jìn)入門檻，為民營經(jīng)濟(jì)和外資企業(yè)創(chuàng)造更加公平合理的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)政企分離、特別是減少地方政府對(duì)地方國企經(jīng)營決策的干預(yù)，讓國企回歸市場(chǎng)，尊重市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律。同時(shí)推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改造，或者允許更多的國有企業(yè)上市，讓其經(jīng)營更加公開透明，接受民眾監(jiān)督，以提高國有企業(yè)經(jīng)營績(jī)效。其三，進(jìn)入“十二五規(guī)劃”的后期，我國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)逐漸加強(qiáng)，專利發(fā)明創(chuàng)新不斷增多，但相對(duì)于美國、日本等發(fā)達(dá)國家，我國專業(yè)申請(qǐng)?zhí)貏e是實(shí)用價(jià)值高的發(fā)明專利的企業(yè)平均申請(qǐng)量還非常低。從本文研究可知，在企業(yè)“走出去”之前應(yīng)該“修煉內(nèi)功”，加大研發(fā)創(chuàng)新力度，要逐漸轉(zhuǎn)變過去單純的依靠模仿、仿造的發(fā)展思路，走出一條自主創(chuàng)新之路，這樣才能在走出國門后擁有后續(xù)發(fā)展的強(qiáng)勁動(dòng)力。其四，要?jiǎng)?chuàng)造企業(yè)家再學(xué)習(xí)的氛圍，鼓勵(lì)企業(yè)家學(xué)習(xí)海外投資(特別是兼并收購)方面的經(jīng)驗(yàn)。鼓勵(lì)培養(yǎng)有跨國背景的國際商務(wù)人才，特別要培養(yǎng)具有國際視野和懂得國際政治、國際法律的復(fù)合型經(jīng)營管理人才。只有這樣，才能促使“走出去”戰(zhàn)略的益處得以更充分的實(shí)現(xiàn)。

當(dāng)然由于樣本量的原因，我們無法對(duì)投資目的地和跨國投資進(jìn)入模式的聯(lián)合效應(yīng)進(jìn)行更為細(xì)分的分析，但這個(gè)有意思的話題可以在將來進(jìn)一步研究。

［1］ 常玉春. 企業(yè)FDI 微觀績(jī)效的影響因素：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2010(4)：154-160.

［2］ 韓國高，高鐵梅，王立國，齊鷹飛，王曉姝. 中國制造業(yè)產(chǎn)能過剩的測(cè)度、波動(dòng)及成因研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011(12)：18-31.

［3］ 蔣冠宏，蔣殿春，蔣昕桐. 我國技術(shù)研發(fā)型外向FDI 的“生產(chǎn)率效應(yīng)”——來自工業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J]. 管理世界，2013(9)：44-54.

［4］ 林毅夫. 中國經(jīng)濟(jì)專題[M]. 北京：北京大學(xué)出版社，2012，第二版.

［5］ 毛其淋，許家云. 中國企業(yè)對(duì)外直接投資是否促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2014(8)：98-125.

［6］ 田 巍，余淼杰. 企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)“走出去”對(duì)外直接投資：基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2012(2)：383-408.

［7］ 余淼杰. 加工貿(mào)易、企業(yè)生產(chǎn)率和關(guān)稅減免——來自中國產(chǎn)品面的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2011(4)：1251-1280.

［8］ 趙 偉，古廣東，何元慶. 外向FDI 與中國技術(shù)進(jìn)步：機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J]. 管理世界，2006(7)：53-60.

［9］ Amiti，M. and Konings，J. Trade Liberalization，Intermediate Inputs，and Productivity：Evidence from Indonesia [J]. American Economic Review，2007，97(5)：1611-38.

［10］ Arrow，K. J. The Economic Implications of Learning by Doing [J]. The Review of Economic Studies，1962，29(3)：155-73.

［11］ Becker，S. O. and Ichino，A. Estimation of Average Treatment Effects Based on Propensity Scores [J]. Stata Journal，2002，2(4)：358-77.

［12］ Bitzer，J. and Kerekes，M. Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders?New Evidence [J]. Economics Letters，2008，100(3)：355-58.

［13］ Blomstr?m，M. et al. Foreign Direct Investment and Employment：Home Country Experience in the United States and Sweden [J]. The Economic Journal，1997，107(445)：1787-97.

［14］ Braconier，H. et al. In Search of FDI-Transmitted R&D Spillovers：A Study Based on Swedish Data [J]. Weltwirtschaftliches Archiv，2001，137(4)：644-65.

［15］ Brandt，L. et al. Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing [J]. Journal of Development Economics，2012，97(2)：339-51.

［16］ Branstetter，L. Is Foreign Direct Investment a Channel of Knowledge Spillovers? Evidence from Japan's FDI in the United States [J]. Journal of International Economics，2006，68(2)：325-44.

［17］ Brouthers，K. D. Institutional，Cultural and Transaction Cost Influences on Entry Mode Choice and Performance [J]. Journal of International Business Studies，2002，33(2)：203-21.

［18］ Cai，H. and Liu，Q. Does Competition Encourage Unethical Behavior the Case of Corporate Profit Hiding in China [J]. Economic Journal，2009(119)：764-95.

［19］ Chen，K. and Yang，S. Impact of Outward Foreign Direct Investment on Domestic R&D Activity：Evidence from Taiwan's Multinational Enterprises in Low-wage Countries [J]. Asian Economic Journal，2013，27(1)：17-38.

［20］ Cohen，W. M. and Levinthal，D. A. Absorptive Capacity：A New Perspective on Learning and Innovation [J]. Administrative Science Quarterly，1990，35(1)：128-52.

［21］ Dai，M. and Yu，M. Firm R&D，Absorptive Capacity and Learning by Exporting：Firm-level Evidence from China [J]. The World Economy，2013，36(9)：1131-45.

［22］ Danny Leung，C. M. A. Y. Firm Size and Productivity[R]. Bank of Canada Working Paper，2008，No. 45.

［23］ De Loecker，J. Do Exports Generate Higher Productivity? Evidence from Slovenia [J]. Journal of International Economics，2007，73(1)：69-98.

［24］ De Loecker，J. Product Differentiation，Multiproduct Firms，and Estimating the Impact of Trade Liberalization on Productivity [J]. Econometrica，2011，79(5)：1407-51.

［25］ De Loecker，J. et al. Prices，Markups and Trade Reform. National Bureau of Economic Research[R]. Working Paper，No. 17925，2012.

［26］ De，P. K. and Nagaraj，P. Productivity and Firm Size in India [J]. Small Business Economics，2014，42(4)：891-907.

［27］ Delgado，M. A. et al. Firm Productivity and Export Markets：A Non-Parametric Approach [J].Journal of International Economics，2002，57(2)：397-422.

［28］ Feenstra，R. C. et al. Exports and Credit Constraints under Incomplete Information：Theory and Evidence from China [J]. Review of Economics and Statistics，2014，96(4)：729-44.

［29］ Giorgio Barba Navaretti，D. C. A. A. How Does Investing in Cheap Labour Countries Affect Performance at Home? Firm-Level Evidence from France and Italy [J]. Oxford Economic Papers，2010，62(2)：234-60.

［30］ Griffith，R. et al. Mapping the Two Faces of R&D：Productivity Growth in a Panel of OECD Industries [J]. The Review of Economics and Statistics，2004，86(4)：883-95.

［31］ Helpman，E. et al. Export Versus FDI with Heterogeneous Firms [J]. The American Economic Review，2004，94(1)：300-16.

［32］ Holz，C. A. China's Statistical System in Transition：Challenges，Data Problems，and Institutional Innovations [J]. The Review of Income and Wealth，2004，3(50)：381-409.

［33］ Hsieh，C. and Klenow，P. J. Misallocation and Manufacturing TFP in China and India [J]. Quarterly Journal of Economics，2009，124(4)：1403-48.

［34］ Kim，Y. and Gray，S. J. The Impact of Entry Mode Choice on Foreign Affiliate Performance：The Case of Foreign MNEs in South Korea [J]. Management International Review，2008，48(2)：165-88.

［35］ Levinsohn，J. and Petrin，A. Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables [J]. The Review of Economic Studies，2003，70(2)：317-41.

［36］ Li，J. Foreign Entry and Survival：Effects of Strategic Choices on Performance in International Markets [J]. Strategic Management Journal，1995，16(5)：333-51.

［37］ Lileeva，A. and Trefler，D. Improved Access to Foreign Markets Raises Plant-level Productivity for Some Plants [J]. Quarterly Journal of Economics，2010，125(3)：1051-99.

［38］ Lipsey，R. E. Outward Direct Investment and the U. S. Economy[R]. NBER Working Paper Series，No. 1995.

［39］ Loecker，J. D. Product Differentiation，Multiproduct Firms，and Estimating the Impact of Trade Liberalization on Productivity [J]. Econometrica，2011，79(5)：1407-51.

［40］ Markusen，J. R. Multinational Firms and the Theory of International Trade [M]. MIT Press，2002.

［41］ Olley，G. S. and Pakes，A. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry [J]. Econometrica，1996，64(6)：1263-97.

［42］ Van Pottelsberghe，B. and Lichtenberg，F(xiàn). Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders? [J]. Review of Economics and Statistics，2001，83(3)：490-97.

［43］ Pradhan，J. P. and Singh，N. Outward FDI and Knowledge Flows：A Study of the Indian Automotive Sector [J]. International Journal of Institutions and Economies，2009，1(1)：156-87.

［44］ Yu，M. Processing Trade，Tariff Reductions，and Firm Productivity：Evidence from Chinese Firms [J]. The Economic Journal，2014：Forthcoming.