企業(yè)對(duì)外直接投資目的地選擇的生產(chǎn)率效應(yīng)

袁其剛　樊娜娜

（1．山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院，山東濟(jì)南250014；2．南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

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企業(yè)對(duì)外直接投資目的地選擇的生產(chǎn)率效應(yīng)

袁其剛1樊娜娜2

（1．山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院，山東濟(jì)南250014；2．南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

摘要：全要素生產(chǎn)率反映了企業(yè)生產(chǎn)要素投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)品或服務(wù)的效率，是企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的體現(xiàn)。本文運(yùn)用基于倍差法的傾向評(píng)分匹配法檢驗(yàn)了2005～2011年對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，并研究了初始投資目的地以及再次投資目的地的差異影響，研究發(fā)現(xiàn)：無(wú)論投資發(fā)達(dá)國(guó)家，還是發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率；相對(duì)于投資到發(fā)達(dá)國(guó)家而言，投資于發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)生產(chǎn)率提升更大；已投資企業(yè)進(jìn)行二次海外投資時(shí)，相對(duì)于在同一類目的地的投資企業(yè)而言，目的地發(fā)生轉(zhuǎn)變的企業(yè)生產(chǎn)率提升幅度更大；在二次海外投資時(shí)，由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)生產(chǎn)率提升幅度更為明顯，這說(shuō)明企業(yè)投資選擇“先易后難”路徑對(duì)生產(chǎn)率提升作用更大。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；企業(yè)生產(chǎn)率；投資目的地；技術(shù)溢出；資本輸出；區(qū)位優(yōu)勢(shì)

樊娜娜（1989—），女，山東萊蕪人，南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

一、引言

隨著我國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的增強(qiáng)，越來(lái)越多的企業(yè)選擇對(duì)外直接投資（OFDI）的方式進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)，對(duì)外直接投資在中國(guó)經(jīng)濟(jì)和國(guó)家戰(zhàn)略中的地位凸顯。2014年中國(guó)對(duì)外直接投資創(chuàng)下了1231．2億美元的歷史新高，連續(xù)3年位列全球第三。生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎，也是企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的體現(xiàn)。對(duì)外直接投資是提高企業(yè)生產(chǎn)率的有效途徑。企業(yè)對(duì)外直接投資時(shí)會(huì)面臨向發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家投資的選擇問(wèn)題；對(duì)于已進(jìn)行投資的企業(yè)，則會(huì)面臨二次投資目的地選擇問(wèn)題。選擇不同類型國(guó)家作為投資目的地對(duì)生產(chǎn)率的影響是否存在差異？企業(yè)初次投資目的地和二次投資目的地的選擇對(duì)生產(chǎn)率有何影響？顯然，回答上述問(wèn)題對(duì)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資有一定的指導(dǎo)意義。余文結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻(xiàn)綜述，第三部分為計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明，第四部分為實(shí)證檢驗(yàn)，最后為結(jié)論及建議。

二、文獻(xiàn)綜述

獲取東道國(guó)技術(shù)溢出以提高企業(yè)生產(chǎn)率是跨國(guó)公司對(duì)外直接投資的重要原因［1］。對(duì)外直接投資能否提高母國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率，國(guó)外研究多從OFDI的逆向技術(shù)溢出視角展開(kāi)：有學(xué)者得出肯定結(jié)論，如Branstetter從知識(shí)溢出角度發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)對(duì)美投資引致母國(guó)專利申請(qǐng)數(shù)量顯著增加［2］，Potterie和Lichtenberg發(fā)現(xiàn)對(duì)研發(fā)密集型國(guó)家投資可以通過(guò)逆向溢出途徑促進(jìn)母國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率提高［3］；也有學(xué)者得出否定結(jié)論，如Bitzer和Kerekes運(yùn)用OECD17個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)OFDI逆向溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)OFDI對(duì)生產(chǎn)率的影響為負(fù)且國(guó)家間差異明顯［4］，Dierk Herzer對(duì)1980～2005年33個(gè)發(fā)展中國(guó)家對(duì)外投資進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)人力資本是造成逆向技術(shù)溢出存在國(guó)別差異的重要原因［5］。為探尋OFDI逆向技術(shù)溢出的存在性，國(guó)內(nèi)學(xué)者也作了深入研究：如趙偉等、劉明霞等、李梅等、蔣冠宏等、毛其淋等使用宏觀或微觀數(shù)據(jù)證明了OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)的存在［6］［7］［8］［9］［10］，但這種逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)率的提升作用還與母國(guó)企業(yè)吸收能力有關(guān)［11］［12］。

從投資目的地選擇角度看，企業(yè)基于初始投資動(dòng)機(jī)的不同有兩種選擇：一是對(duì)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行利用型投資，在開(kāi)發(fā)利用企業(yè)現(xiàn)有的專有優(yōu)勢(shì)中攫取利潤(rùn)；二是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行探索型投資以獲取互補(bǔ)的戰(zhàn)略性資產(chǎn)提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力［13］。企業(yè)投資目的地不同，對(duì)生產(chǎn)率影響的機(jī)制也不盡相同，如趙偉等認(rèn)為雖然對(duì)不同目的地進(jìn)行的OFDI都對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)水平提升有積極影響，但影響路徑不同，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的投資通過(guò)逆向技術(shù)溢出和母國(guó)吸收利用對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用，而對(duì)發(fā)展中國(guó)家的投資主要通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)而帶來(lái)研發(fā)成本的分?jǐn)偅?］。在實(shí)證研究上，Pradhan和Singh對(duì)1988～2008年印度汽車產(chǎn)業(yè)對(duì)外投資研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家的投資，OFDI均促進(jìn)了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率提高［14］，Driffield和Chiang利用英國(guó)1978～1994年的行業(yè)數(shù)據(jù)也得出相似結(jié)論［15］。李泳利用二階差分法分析認(rèn)為相對(duì)于對(duì)發(fā)展中國(guó)家的投資，向發(fā)達(dá)國(guó)家的投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大［16］。肖慧敏等、蔣冠宏等分別利用上市公司數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了投資目的地對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，但結(jié)論有所差異，前者認(rèn)為投資于發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)擁有更強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，更有利于獲取技術(shù)溢出，而后者則認(rèn)為投資中低收入國(guó)家的生產(chǎn)率效應(yīng)更大［17］［18］。對(duì)于企業(yè)走出去路徑選擇類的文獻(xiàn)，目前無(wú)論是“先易后難”，還是“先難后易”，抑或是“差異化的并進(jìn)模式”［13］，國(guó)內(nèi)學(xué)者相關(guān)研究多是基于思辨性論述，或者解析企業(yè)案例，規(guī)范的實(shí)證研究相對(duì)匱乏。

不同于國(guó)外研究，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究在對(duì)外直接投資是否帶來(lái)企業(yè)生產(chǎn)率提升問(wèn)題上，得出了肯定性結(jié)論，并認(rèn)為投資目的地不同對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提升存在差異影響。但對(duì)企業(yè)進(jìn)一步投資行為進(jìn)行后續(xù)考察，如走出去企業(yè)二次投資時(shí)目的地選擇對(duì)生產(chǎn)率有何影響上有待深入。本文在研究企業(yè)對(duì)外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)的基礎(chǔ)上分析了投資目的地的差異影響，并考察了企業(yè)二次投資目的地選擇對(duì)生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論對(duì)我國(guó)企業(yè)走出去目的地策略的選擇具有一定指導(dǎo)意義。

三、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）估計(jì)模型

由于存在“自選擇效應(yīng)”，OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)相比可能具有更高生產(chǎn)率，所以，采用數(shù)據(jù)匹配方法選擇與OFDI企業(yè)（處理組）最有可比性的非OFDI企業(yè)作為對(duì)照組，進(jìn)行比較。

將OFDI的企業(yè)視為處理組，非OFDI的企業(yè)為對(duì)照組，構(gòu)造虛擬變量ofdi，設(shè)ofdi＝1表示企業(yè)對(duì)外直接投資，ofdi＝0則表示企業(yè)無(wú)對(duì)外直接投資。令tfpit表示企業(yè)i在時(shí)期t的生產(chǎn)率，t＝0表示企業(yè)沒(méi)有對(duì)外直接投資的時(shí)期，t＝1表示企業(yè)開(kāi)始對(duì)外直接投資的時(shí)期，Δtfpit表示企業(yè)i在t＝0和t＝1兩個(gè)時(shí)期間生產(chǎn)率的變化：若企業(yè)進(jìn)行OFDI，則將企業(yè)在兩個(gè)時(shí)期間的生產(chǎn)率變化記為Δtfp1i；若企業(yè)無(wú)OFDI，則將企業(yè)生產(chǎn)率變化記為Δtfp0i。那么，企業(yè)進(jìn)行OFDI對(duì)生產(chǎn)率的實(shí)際影響γ為：

γ＝E（γi｜ofdii＝1）＝E（Δtfp1i｜ofdii＝1）－E（Δtfp0i｜ofdii＝1）（1）

對(duì)外直接投資企業(yè)“假如沒(méi)有對(duì)外直接投資”是假設(shè)，E（Δtfp0i｜ofdii＝1）是不可觀測(cè)的，因此式（1）是無(wú)法估計(jì)的。為此，借鑒Girma等人使用的方法，按照特征變量均衡可比的原則在沒(méi)有對(duì)外直接投資的企業(yè)中尋找替代企業(yè)（即對(duì)照組企業(yè)），要求對(duì)照組企業(yè)滿足與對(duì)外投資企業(yè)在t時(shí)對(duì)外直接投資之前具有相同的特征變量和相同的對(duì)外投資傾向（概率）的條件，但是并沒(méi)有對(duì)外直接投資［19］。如果能夠找到對(duì)照組企業(yè)，則式（1）轉(zhuǎn)化為：

其中，i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和時(shí)間。tfp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，ofdi表示企業(yè)是否有對(duì)外直接投資，如果有對(duì)外直接投資則為1，否則為0。vt、vj和vk分別控制年份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)；εijkt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為考察OFDI對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，引入以下控制變量：

1．企業(yè)相對(duì)規(guī)模（qysize）?？疾臁靶鼙颂丶僬f(shuō)”效應(yīng)的存在性①，使用固定資產(chǎn)合計(jì)對(duì)數(shù)值衡量企業(yè)規(guī)模。

2．企業(yè)資本密集度（qykl）。用固定資產(chǎn)與員工數(shù)比值的對(duì)數(shù)表示企業(yè)資本密集度。一般而言，資本密集度高的企業(yè)更重視設(shè)備更新和研發(fā)投入，從而具有更高的生產(chǎn)率。

3．企業(yè)成立時(shí)間（age）。企業(yè)成長(zhǎng)要經(jīng)歷一個(gè)成長(zhǎng)、成熟、衰退階段。在成長(zhǎng)階段，因“干中學(xué)”和研發(fā)創(chuàng)新等原因，生產(chǎn)率逐漸提高；在成熟階段，“因循守舊”會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)率下降［20］。我們預(yù)測(cè)企業(yè)成立時(shí)間與TFP呈“U型”關(guān)系，加入企業(yè)成立時(shí)間和企業(yè)成立時(shí)間平方項(xiàng)兩個(gè)變量。

4．創(chuàng)新能力（rd）。用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比衡量創(chuàng)新能力，該指標(biāo)從產(chǎn)出角度度量企業(yè)創(chuàng)新能力。企業(yè)自主創(chuàng)新是決定企業(yè)生產(chǎn)率的重要因素［21］，創(chuàng)新能力越強(qiáng)，其生產(chǎn)率水平越高。

5．融資約束（finance）。用利息支出與固定資產(chǎn)合計(jì)比值衡量融資約束［22］。融資約束會(huì)限制企業(yè)研發(fā)投入等，進(jìn)而對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響［23］。

6．出口強(qiáng)度（export）。出口企業(yè)可以通過(guò)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率［24］，使用企業(yè)出口交貨值與工業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量出口強(qiáng)度。

（二）核心變量的度量

1．生產(chǎn)率的計(jì)算?，F(xiàn)有文獻(xiàn)通常對(duì)C－D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行回歸以估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。Yit＝。其中，Yit表示產(chǎn)出，Lit表示勞動(dòng)投入，Kit表示資本投入，Ait表示生產(chǎn)率。兩邊取對(duì)數(shù)得到：ln Yit＝αln Lα＋βln Kβ＋μit。本文使用Levinsohn－Petrin方法（簡(jiǎn)稱為L(zhǎng)P方法）對(duì)其進(jìn)行回歸得到生產(chǎn)率的估計(jì)值。LP方法分兩步估計(jì)勞動(dòng)、資本和中間投入的系數(shù)：第一步，使用資本和中間投入高階多項(xiàng)式的近似式，運(yùn)用OLS方法估計(jì)勞動(dòng)的系數(shù)；第二步，利用第一步估計(jì)出的勞動(dòng)系數(shù)估計(jì)資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計(jì)。

2．發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)、發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)的界定。根據(jù)聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署（UNDP）發(fā)布的《2010年人文發(fā)展報(bào)告》對(duì)世界各國(guó)的分組作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將44個(gè)經(jīng)濟(jì)體定義為發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)，包括OECD 的28個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和非OECD中的16個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，其他經(jīng)濟(jì)體為發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)②。

（三）數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》和中國(guó)商務(wù)部《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》（以下簡(jiǎn)稱名錄）。對(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)做如下處理：刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測(cè)值；刪除總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值年平均余額以及累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊的樣本；刪除主營(yíng)業(yè)務(wù)收入（即銷售收入）少于500萬(wàn)元，或者固定資產(chǎn)凈值年平均余額低于1000萬(wàn)元的觀測(cè)值。將《名錄》和《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》根據(jù)《名錄》中境內(nèi)企業(yè)的名稱、所屬省份與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中相應(yīng)信息對(duì)接，得到2005～2011年共2269家對(duì)外直接投資企業(yè)的數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

（一）最近鄰匹配

傾向評(píng)分匹配的核心思想是對(duì)處理組與對(duì)照組企業(yè)關(guān)于匹配變量進(jìn)行傾向評(píng)分（PS），根據(jù)PS值前向或后向?qū)ふ遗c處理組企業(yè)PS值最為接近的對(duì)照組企業(yè)進(jìn)行配對(duì)。在匹配前，首先要確定決定處理組和對(duì)照組個(gè)體特征的變量。借鑒相關(guān)研究，選擇匹配變量如下：企業(yè)總資產(chǎn)（size）、企業(yè)資本密集度（qykl）、企業(yè)管理成本（ac）③和企業(yè)所屬四位數(shù)行業(yè)（gb4）［19］［25］［26］。需要注意的是：數(shù)據(jù)匹配的目的是為了找到對(duì)外直接投資之前與處理組企業(yè)最相近的從未發(fā)生對(duì)外直接投資的企業(yè)，因此在匹配時(shí)以企業(yè)對(duì)外投資前一期的特征進(jìn)行匹配。如企業(yè)在2005年對(duì)外直接投資，那么匹配變量應(yīng)是該企業(yè)在2004年的總資產(chǎn)、資本密集度、管理成本和所屬行業(yè)。

由于傾向評(píng)分匹配結(jié)果的可靠性取決于是否滿足獨(dú)立性條件，即對(duì)外直接投資企業(yè)與未對(duì)外投資企業(yè)在匹配變量上不存在顯著差異。為此，根據(jù)Smith和Todd的研究，對(duì)最近鄰匹配的結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)［27］。首先，對(duì)最近鄰匹配前后的處理組與對(duì)照組企業(yè)基于各匹配變量的均值進(jìn)行T檢驗(yàn)（見(jiàn)表1），判斷二者是否存在顯著差異；然后，繪制匹配前后處理組與對(duì)照組企業(yè)PS值的核密度函數(shù)圖（見(jiàn)圖1），檢驗(yàn)匹配效果優(yōu)劣。

表1　匹配變量的T檢驗(yàn)

圖1　最近鄰匹配前后核密度函數(shù)圖

表1中各匹配變量T檢驗(yàn)的結(jié)果表明，各匹配變量在匹配后均不存在顯著差異，說(shuō)明匹配效果較好。圖1分別表示最近鄰匹配前后處理組和對(duì)照組企業(yè)PS值的核密度函數(shù)圖，與匹配前相比，匹配后的處理組與對(duì)照組企業(yè)PS值的概率分布不存在顯著差異，表明匹配效果良好，證明最近鄰匹配結(jié)果可靠，能夠克服樣本的選擇性偏誤造成的估計(jì)結(jié)果失真，在此基礎(chǔ)上回歸分析得出的結(jié)論是有效的。

在實(shí)證檢驗(yàn)前，需對(duì)處理組和對(duì)照組企業(yè)的處理進(jìn)行說(shuō)明。處理組企業(yè)首次對(duì)外直接投資的時(shí)期為2005～2010年。以2005年為例，首先確認(rèn)在該年對(duì)外直接投資的企業(yè)，然后使用這些企業(yè)對(duì)外直接投資后2006～2011年的數(shù)據(jù)，把企業(yè)對(duì)外直接投資后的樣本作為處理組，以考察企業(yè)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。2006～2010年處理組企業(yè)的選擇依此類推。此外，還需對(duì)兩類特殊的投資企業(yè)進(jìn)行處理：第一類是在不同年份進(jìn)行兩次及以上投資企業(yè)，這類企業(yè)作為不同樣本進(jìn)行處理；第二類是在同一年份進(jìn)行多次投資企業(yè)，由于本研究的投資目的地分為發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家，因此對(duì)該類企業(yè)，如果企業(yè)只在同一類型國(guó)家投資（如只在發(fā)達(dá)國(guó)家或者只在發(fā)展中國(guó)家投資），就作為一個(gè)樣本處理；如果企業(yè)在一年對(duì)兩種類型國(guó)家同時(shí)投資，作為兩個(gè)不同的樣本處理。對(duì)于對(duì)照組企業(yè)選擇，與處理組類似：以2005年為例，首先找到匹配后與對(duì)外直接投資企業(yè)最相近的非對(duì)外投資企業(yè)，然后將對(duì)照組企業(yè)2006～2011年的數(shù)據(jù)作為對(duì)照組樣本，2006～2010年對(duì)照組企業(yè)的選擇依此類推。

本文研究樣本期間為2005～2011年。企業(yè)全要素生產(chǎn)率是基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的工業(yè)總產(chǎn)值、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)年平均余額和中間投入數(shù)據(jù)計(jì)算所得，但是2008年和2009年缺少中間投入指標(biāo)，無(wú)法準(zhǔn)確測(cè)算2008和2009年的全要素生產(chǎn)率，因此基本回歸樣本中不包含這兩年的觀察值。匹配比例的確定主要是基于估計(jì)系數(shù)的有效性與無(wú)偏性之間的權(quán)衡，實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，使用匹配比例為1－2得到的樣本進(jìn)行回歸，并分別用匹配比例為1－1和1－3的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（二）對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響

1．初步檢驗(yàn)。表2第（1）和（2）列顯示企業(yè)OFDI對(duì)生產(chǎn)率影響的估計(jì)結(jié)果，無(wú)論是否加入控制變量，ofdi的估計(jì)系數(shù)均為正，且通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這說(shuō)明對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升，存在明顯的“生產(chǎn)率效應(yīng)”。

表2　　對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響：初步檢驗(yàn)

從控制變量看，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大、創(chuàng)新能力提高、融資約束改善以及出口強(qiáng)度提高均有利于企業(yè)生產(chǎn)率提升。企業(yè)成立時(shí)間及其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號(hào)分別為正、負(fù)，且均在1%水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)成立時(shí)間與生產(chǎn)率之間呈“倒U型”關(guān)系，即企業(yè)生產(chǎn)率隨著企業(yè)成立時(shí)間先提升、后降低，與預(yù)期效果一致。企業(yè)資本密集度為正，但不顯著。

為進(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)投資目的地對(duì)生產(chǎn)率的影響，在原有計(jì)量模型中加入企業(yè)對(duì)外直接投資ofdi和投資目的地虛擬變量dc的交叉項(xiàng)（ofdi＊dc），當(dāng)企業(yè)投資目的地為發(fā)達(dá)國(guó)家時(shí)dc取值為1，否則為0。表2第（3）和（4）列顯示無(wú)論是否控制企業(yè)規(guī)模等因素，ofdi的系數(shù)均為正，ofdi＊dc的系數(shù)均為負(fù)，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。這表明雖然對(duì)兩類目的地投資均對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升有促進(jìn)作用，但相對(duì)而言，投資到發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)生產(chǎn)率的提升作用要低于對(duì)發(fā)展中國(guó)家的投資。這似乎與直覺(jué)相悖?？赡艿慕忉層袃牲c(diǎn)：一是投資到發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)因?yàn)槿狈ξ諊?guó)外先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)能力，對(duì)技術(shù)溢出吸收少［28］［29］；二是因企業(yè)接觸到國(guó)際上先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)后，需要時(shí)間來(lái)學(xué)習(xí)而產(chǎn)生滯后性。

2．穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（1）匹配比例變化對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。本文試圖檢驗(yàn)匹配比例的改變對(duì)估計(jì)結(jié)果是否產(chǎn)生影響：將匹配比例分別縮小和擴(kuò)大為1－1和1－3。表3結(jié)果顯示，在使用匹配比例為1－1和1－3的樣本回歸時(shí)，ofdi的系數(shù)顯著為正，ofdi＊dc的系數(shù)顯著為負(fù)，再次說(shuō)明企業(yè)OFDI以及投資目的地的選擇對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提升有重要影響。（2）用人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量的再檢驗(yàn)。借鑒葛順奇的做法，采用企業(yè)人均產(chǎn)出（用企業(yè)總產(chǎn)出和從業(yè)人員數(shù)的比值衡量）來(lái)體現(xiàn)企業(yè)的效率水平，盡管人均產(chǎn)出不能完全等同于企業(yè)生產(chǎn)率，但在控制資本密集度情況下，二者具有嚴(yán)格正向關(guān)系［30］。表3分別列出了使用人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量在1－1、1－2、1－3匹配比例下的估計(jì)結(jié)果：無(wú)論是哪種匹配比例，ofdi的系數(shù)均顯著為正，這再次說(shuō)明企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率具有重要影響。（3）用平滑方法測(cè)算生產(chǎn)率的再檢驗(yàn)。使用平滑方法計(jì)算2008和2009年企業(yè)生產(chǎn)率，并利用2006～2011年數(shù)據(jù)回歸。表3列出了匹配比例分別為1－1、1－2、1－3時(shí)的估計(jì)結(jié)果：在三種匹配比例下，ofdi的系數(shù)仍然顯著為正，再次驗(yàn)證了企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的重要影響。

表3　　對(duì)外直接投資對(duì)生產(chǎn)率影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）深入分析：已投資企業(yè)二次投資目的地選擇與生產(chǎn)率

已投資企業(yè)再次投資時(shí)如何選擇目的地？是只專注于同一類投資目的地，還是轉(zhuǎn)向另一類目的地更能有效促進(jìn)生產(chǎn)率提升？為驗(yàn)證此點(diǎn)，我們將再次投資的企業(yè)分為三類：一是再次投資目的地與初始投資目的地屬于同一類型國(guó)家；二是初始投資目的地為發(fā)達(dá)國(guó)家，再次投資選擇發(fā)展中國(guó)家；三是初始向發(fā)展中國(guó)家投資，再次投資時(shí)轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家。為實(shí)證考察企業(yè)再次投資目的地選擇對(duì)生產(chǎn)率的差異影響，在實(shí)證模型中引入兩個(gè)虛擬變量：change1和change2，如果企業(yè)再次投資目的地由發(fā)達(dá)國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)展中國(guó)家，change1取值為1，否則為0；如果企業(yè)再次投資目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家，change2取值為1，否則為0。模型如下：

lntfpijkt＝α0＋α1ofdiijkt＋α2ofdiijkt＊change1＋α3ofdiijkt＊change2＋βYijkt＋vj＋vk＋vt＋εijkt（7）

模型中控制變量選取與前文一致，同時(shí)控制年份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表4。由表4第（1）列可看出，ofdi＊change1和ofdi＊change2的系數(shù)均顯著為正，這說(shuō)明與再次投資目的地沒(méi)有發(fā)生轉(zhuǎn)變的企業(yè)和一直沒(méi)有對(duì)外直接投資的企業(yè)比較，企業(yè)投資目的地轉(zhuǎn)變對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。表4第（2）～（5）列分別是使用匹配比例為1－1、匹配比例為1－3、人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量以及使用平滑方法計(jì)算2008～2009年生產(chǎn)率的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其結(jié)論與第（1）列基本一致，結(jié)果穩(wěn)健。

表4　　已投資企業(yè)二次投資目的地選擇與生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果

實(shí)證檢驗(yàn)表明企業(yè)在對(duì)外投資時(shí)，兼顧兩類投資區(qū)域比專注于同一類型的區(qū)域?qū)ιa(chǎn)率的提升作用更大。那么，隨之而來(lái)的、也是爭(zhēng)議已久的問(wèn)題是：企業(yè)在對(duì)外直接投資時(shí)應(yīng)該遵循什么樣的路徑選擇策略？是首先投資于發(fā)展中國(guó)家然后轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家，還是先投資于發(fā)達(dá)國(guó)家再轉(zhuǎn)向發(fā)展中國(guó)家？也就是我們常說(shuō)的“先難后易”還是“先易后難”的問(wèn)題。對(duì)該問(wèn)題，學(xué)者們提出了不同的見(jiàn)解，如冼國(guó)明和楊銳支持企業(yè)選擇“先難后易”的路徑，并利用Dunning的附加策略變量的動(dòng)態(tài)“OIL”模型考察了企業(yè)長(zhǎng)期行為的變化，企業(yè)初始階段向發(fā)達(dá)國(guó)家投資，以便獲得技術(shù)，增強(qiáng)其競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，然后向發(fā)展中國(guó)家投資，以獲得市場(chǎng)份額和利潤(rùn)［31］。但也有學(xué)者主張應(yīng)采取“先易后難”的路徑，先進(jìn)入發(fā)展中國(guó)家，再進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家，利用發(fā)展中國(guó)家與我國(guó)類似的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，以及當(dāng)?shù)馗?jìng)爭(zhēng)對(duì)手較弱、風(fēng)險(xiǎn)低等優(yōu)勢(shì)，在發(fā)展中國(guó)家獲取市場(chǎng)份額及大量利潤(rùn)，為進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)積累必要的國(guó)際運(yùn)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)和資本［32］。盡管實(shí)踐上，兩種路徑都有成功的企業(yè)案例（如海爾選擇先難后易路徑，而TCL、美的等選擇先易后難路徑）。但本文的回歸結(jié)果表明，兩種形式的投資目的地轉(zhuǎn)變都會(huì)提升對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)，但是發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)發(fā)達(dá)國(guó)家變量的系數(shù)（0．4145）要明顯高于發(fā)達(dá)國(guó)家轉(zhuǎn)發(fā)展中國(guó)家變量的系數(shù)（0．2915），說(shuō)明企業(yè)再次投資時(shí)，將投資目的地從發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家，能在更大程度上提升對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。換言之，企業(yè)選擇“先易后難”路徑對(duì)生產(chǎn)率提升的作用更大。

五、結(jié)論及建議

自加入世貿(mào)組織以來(lái)，中國(guó)快速融入全球化并享受了開(kāi)放的紅利，這為資本輸出奠定了基礎(chǔ)［33］。按照鄧寧OLI理論，只有滿足了區(qū)位優(yōu)勢(shì)，企業(yè)才選擇對(duì)外直接投資。企業(yè)是對(duì)外直接投資主體，通過(guò)對(duì)外直接投資提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，才能更好地服務(wù)于“一帶一路”戰(zhàn)略，才能占據(jù)全球價(jià)值鏈高端，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和助力于投資目的地國(guó)家經(jīng)濟(jì)建設(shè)。本文的研究結(jié)論表明：企業(yè)對(duì)外直接投資存在顯著的“生產(chǎn)率效應(yīng)”，因此，應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)在更大范圍、更廣領(lǐng)域、更高層次上進(jìn)行對(duì)外直接投資，實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的快速升級(jí)；企業(yè)初始投資目的地和二次投資時(shí)目的地轉(zhuǎn)變對(duì)生產(chǎn)率提升有重要影響，總體來(lái)看初次對(duì)外直接投資的企業(yè)選擇發(fā)展中國(guó)家為目的地，經(jīng)過(guò)國(guó)際化實(shí)踐，企業(yè)儲(chǔ)備一定人力資源和經(jīng)濟(jì)資源、特別是國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的經(jīng)驗(yàn)后，再適時(shí)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家投資，這種路徑對(duì)生產(chǎn)率的提升作用更大。因此從企業(yè)生產(chǎn)率的提升角度，本文建議對(duì)外直接投資采取“先易后難”的策略，然后采取“差異化的并進(jìn)模式”。這并沒(méi)有排除有競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)采取M＆A方式進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家的投資策略選擇。

注釋：

①20世紀(jì)50年代初，美籍奧地利經(jīng)濟(jì)學(xué)家約瑟夫·熊彼特（J．A．Schumpeter）提出了著名的“熊彼特假設(shè)”，該假說(shuō)認(rèn)為規(guī)模較大的企業(yè)更具有技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力。

②OECD28個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體分別為：澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、匈牙利、冰島、愛(ài)爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、盧森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、西班牙、瑞典、瑞士、美國(guó)、英國(guó)。非OECD中的16個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體分別為：安道爾、巴林、巴巴多斯、文萊、塞浦路斯、愛(ài)沙尼亞、中國(guó)香港、以色列、列支敦士登、馬耳他、摩納哥、卡塔爾、圣馬力諾、新加坡、斯洛文尼亞、阿聯(lián)酋。

③在管理成本度量上，管理成本＝管理費(fèi)用／全部從業(yè)人員年平均人數(shù)。

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（責(zé)任編輯：易會(huì)文）

作者簡(jiǎn)介：袁其剛（1966—），男，山東禹城人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院教授；

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“貿(mào)易增加值為導(dǎo)向的對(duì)外直接投資區(qū)位和動(dòng)機(jī)決策研究”（15BJL083）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目“三維視角下推動(dòng)出口企業(yè)創(chuàng)新的路徑研究”（13YJA790146）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目“面向出口企業(yè)創(chuàng)新的公司治理研究”（13YJA630133）；山東省自然基金面上項(xiàng)目“山東省對(duì)外直接投資溢出效應(yīng)與企業(yè)生產(chǎn)率提升的機(jī)制研究”（2014ZRB019XV）

收稿日期：2015－10－27

中圖分類號(hào)：F832．6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003－5230（2016）01－0123－09