對外直接投資與企業(yè)出口行為——基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究*

王 杰 劉 斌孫學(xué)敏

?

對外直接投資與企業(yè)出口行為——基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究*

王 杰1劉 斌2孫學(xué)敏3

（1．河南財經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 河南鄭州 450002）（2．對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)中國WTO研究院 北京100029）（3．鄭州大學(xué)商學(xué)院 河南鄭州 450001）

對外直接投資的“貿(mào)易效應(yīng)”是當(dāng)前學(xué)術(shù)研究的熱點，跨國公司通過對外直接投資主導(dǎo)全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)及價值鏈也已成為重要趨勢。在此背景下，本文利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)分別從企業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及貿(mào)易持續(xù)時間系統(tǒng)考察了對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，對外直接投資有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量、產(chǎn)品價格、出口數(shù)量以及出口地理范圍的廣化。第二，通過引入生存分析模型發(fā)現(xiàn)對外直接投資有利于延長企業(yè)出口持續(xù)時間，增強(qiáng)了出口企業(yè)與特定出口目的國的貿(mào)易穩(wěn)定性。因此，實施“走出去”戰(zhàn)略對于改善我國企業(yè)出口表現(xiàn)具有重要的意義。

對外直接投資 出口行為 傾向評分匹配 生存模型

一、引言與文獻(xiàn)回顧

近年來，隨著全球價值鏈的重構(gòu)，國際分工模式也發(fā)生了重要變化，“中國制造”的快速發(fā)展使得中國成為世界第一大出口國。然而，“繁榮”的背后卻存在著巨大的“隱憂”，出口產(chǎn)品附加值較低以及出口貿(mào)易的不穩(wěn)定性成為中國對外貿(mào)易發(fā)展之路上亟待解決的問題，這些問題也深刻說明我國出口企業(yè)依然處于全球價值鏈的低端環(huán)節(jié)。與此密切相關(guān)的一個事實是，在出口貿(mào)易日益增長的同時，中國企業(yè)的對外直接投資也蓬勃興起，而且隨著中國“走出去”戰(zhàn)略的實施，走國際化經(jīng)營的道路也已經(jīng)成為大量企業(yè)拓展海外市場的重要途徑，中國企業(yè)正通過對外直接投資全方位融入國際市場參與全球競爭。十八屆三中全會明確提出“擴(kuò)大企業(yè)及個人對外投資，確立企業(yè)及個人對外投資主體地位，允許發(fā)揮自身優(yōu)勢到境外開展投資合作”，對外直接投資在我國經(jīng)濟(jì)和國家戰(zhàn)略中的地位愈來愈凸顯。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2014年中國對外直接投資創(chuàng)下了1231.2億美元的歷史新高，連續(xù)3年位列全球三大對外投資國。在這一背景下，深入研究我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)具有積極的現(xiàn)實意義。

有關(guān)對外直接投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系一直是該領(lǐng)域的熱點話題，也形成了三種比較重要的理論觀點：替代關(guān)系、促進(jìn)關(guān)系以及不確定關(guān)系。比如，Buckley 和Casson（1981）研究發(fā)現(xiàn)：為了減少貿(mào)易壁壘、降低貿(mào)易運(yùn)輸成本，越來越多的企業(yè)選擇利用對外直接投資進(jìn)入東道國市場。Grubert和Mutti（1991）利用美國對外直接投資數(shù)據(jù)得出了一致的結(jié)論，即對外直接投資與出口貿(mào)易存在替代效應(yīng)。但Lipsey和Wesis（1981）同樣利用美國對外直接投資數(shù)據(jù)卻得出相反的結(jié)論，認(rèn)為對外直接投資通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)了貿(mào)易的發(fā)展。Blonigen（2001）、Head 和Ries（2001）則認(rèn)為兩者之間的關(guān)系并不明確，對外直接投資與出口之間的關(guān)系要根據(jù)產(chǎn)品性質(zhì)來判斷，如果對外直接投資在東道國生產(chǎn)最終產(chǎn)品，則會減少母國對東道國的出口，但如果生產(chǎn)這種產(chǎn)品需要從母國進(jìn)口大量中間產(chǎn)品，則會促進(jìn)母國出口。近年來，我國對外直接投資保持快速發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中扮演了重要角色。但限于數(shù)據(jù)的可獲性，有關(guān)我國企業(yè)對外直接投資出口效應(yīng)的研究相對較少。項本武（2009）利用2000-2006年中國對50個國家的直接投資和貿(mào)易數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資顯著促進(jìn)出口；謝杰和劉任余（2011）發(fā)現(xiàn)外向FDI與貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系；張春萍（2012）采用1996-2010年中國對18個國家的直接投資和貿(mào)易數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資對出口的促進(jìn)效應(yīng)。關(guān)于中國企業(yè)對外直接投資“出口效應(yīng)”微觀層面的研究文獻(xiàn)更是匱乏，蔣冠宏和蔣殿春（2014）首次運(yùn)用2005-2007年中國對外直接投資微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，通過計量檢驗發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資總體上促進(jìn)了企業(yè)出口，而且增加了出口金額。

綜上所述，已有研究結(jié)論的形成都是基于對外直接投資對行業(yè)、地區(qū)或企業(yè)出口規(guī)模影響的分析，并沒有對企業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)（包括出口產(chǎn)品質(zhì)量、價格等）和貿(mào)易穩(wěn)定性（出口持續(xù)時間）的進(jìn)一步分析?；诖耍疚膹奈⒂^企業(yè)層面考察對外直接投資對我國企業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，并進(jìn)一步驗證對外直接投資是否有利于延長企業(yè)出口持續(xù)時間。與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的改進(jìn)之處在于：第一，運(yùn)用傾向評分匹配法（Propensity Score Matching, PSM）從出口產(chǎn)品質(zhì)量、價格、數(shù)量以及出口目的地等多個維度計量檢驗了對外直接投資對企業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響；第二，引入生存模型深入考察了對外直接投資對企業(yè)出口到特定目的國持續(xù)時間的影響。從企業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)到貿(mào)易穩(wěn)定性逐步深入考察對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，對我國企業(yè)對外直接投資和貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整具有重要意義。

二、中國對外直接投資企業(yè)出口表現(xiàn)的典型事實

隨著中國企業(yè)實力的不斷增強(qiáng)以及國家“走出去”政策的刺激，中國大量企業(yè)開始通過設(shè)立海外分支機(jī)構(gòu)走國際化經(jīng)營道路。在進(jìn)行經(jīng)驗分析之前，本文首先對中國對外直接投資企業(yè)的特征及企業(yè)出口表現(xiàn)的典型事實做簡要的描述性分析。

（一）中國對外直接投資現(xiàn)狀及對外直接投資企業(yè)的特征

商務(wù)部《2014年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，截止2014年底，中國1.85萬家境內(nèi)投資者設(shè)立對外直接投資企業(yè)近3萬家，分布在全球186個國家（地區(qū)），投資存量規(guī)模達(dá)到6.4億美元，首次步入全球前10行列。表1報告了對外直接投資企業(yè)與非對外直接投資企業(yè)的基本情況。從中可以看出，在樣本期內(nèi)，除2009年外，對外直接投資企業(yè)數(shù)目逐年增加，從2004年的69家上升至2008年的1279家。雖然對外直接投資企業(yè)占企業(yè)總數(shù)的比重也逐年上升，2004年對外直接投資企業(yè)占企業(yè)總數(shù)的0.13%，2008年達(dá)到0.33%，但比重仍然較低。2009年對外直接投資企業(yè)數(shù)目下降，可能的原因是世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)導(dǎo)致世界經(jīng)濟(jì)低迷，導(dǎo)致我國企業(yè)減少對外直接投資。另外，我們按照境外投資企業(yè)數(shù)量，將對外直接投資企業(yè)劃分為多分支機(jī)構(gòu)對外直接投資企業(yè)和單分支機(jī)構(gòu)對外直接投資企業(yè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)大部分境外投資企業(yè)為單分支機(jī)構(gòu)對外直接投資企業(yè)，2009年單分支機(jī)構(gòu)對外直接投資企業(yè)達(dá)到85.8%，多分支機(jī)構(gòu)對外直接投資企業(yè)僅為14.2%。

表1 對外直接投資企業(yè)與非對外直接投資企業(yè)的基本統(tǒng)計

（二）中國企業(yè)出口表現(xiàn)的典型事實

我們感興趣的問題是，與非對外直接投資企業(yè)相比，對外直接投資企業(yè)在出口表現(xiàn)方面究竟存在哪些差異。接下來，本文就對外直接投資企業(yè)和非對外直接投資企業(yè)在出口表現(xiàn)上的差異進(jìn)行均值檢驗，結(jié)果如表2所示。從中可以看出，與非對外直接投資企業(yè)相比，對外直接投資企業(yè)的出口數(shù)量、出口產(chǎn)品質(zhì)量以及產(chǎn)品價格相對較高。其中，對外直接投資企業(yè)的出口數(shù)量均值為11.765，而非對外直接投資企業(yè)的出口數(shù)量均值僅為11.074，這一差異值在1%檢驗水平上顯著；對外直接投資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和出口產(chǎn)品價格均值分別比非對外直接投資企業(yè)高出0.022和4.266，而且差異值均通過了1%顯著性檢驗。以上初步分析表明對外直接投資企業(yè)比非對外直接投資企業(yè)具有更好的出口表現(xiàn)。那么，據(jù)此得出“對外直接投資有利于企業(yè)出口表現(xiàn)”的結(jié)論是否可靠？問題的關(guān)鍵是，單純的統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較往往會掩蓋事件背后的真相，這正是本文研究的出發(fā)點。下文將采用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治鰜頇z驗對外直接投資對企業(yè)出口表現(xiàn)的影響效應(yīng)。

表2 對外直接投資企業(yè)與非對外直接投資企業(yè)出口表現(xiàn)差異的均值檢驗結(jié)果

另外，本文對企業(yè)在特定出口國市場上的連續(xù)出口情況進(jìn)行了統(tǒng)計分析。從表3可知，在特定出口國市場上，企業(yè)連續(xù)出口超過3年的樣本僅占10.21%，55.25%的企業(yè)持續(xù)時間僅為1年，僅有6.08%的企業(yè)存在多個持續(xù)時間段（如表3所示，持續(xù)時間段的定義在后文中作詳細(xì)說明）。從以上分析可以明顯看出，在出口國市場上，中國企業(yè)出口持續(xù)時間往往較短，企業(yè)的貿(mào)易關(guān)系不具有持久性。

表3 貿(mào)易持續(xù)時間的統(tǒng)計性描述

三、計量模型、變量度量與數(shù)據(jù)說明

本文研究目的是考察對外直接投資對企業(yè)出口表現(xiàn)的影響，然而在經(jīng)驗分析中，往往會存在選擇性偏差造成估計結(jié)果的偏差。接下來，本文就為克服這一問題建立適當(dāng)?shù)墓烙嬆Ｐ?，并對主要變量和采用的?shù)據(jù)進(jìn)行測算和說明。

（一）估計模型

本文將對外直接投資企業(yè)視為處理組，將非對外直接投資企業(yè)集合視為對照組，構(gòu)造一個二元虛擬變量對外直接投資，設(shè)=1表示企業(yè)為對外直接投資企業(yè)，=0則表示企業(yè)為非對外直接投資企業(yè)。同時，我們將企業(yè)初始對外直接投資的時間記為0，為企業(yè)對外直接投資后的第年。我們用表示企業(yè)出口表現(xiàn)，包括出口產(chǎn)品價格、數(shù)量、質(zhì)量以及出口目的地數(shù)目（具體測度方法將在下文詳細(xì)闡明）。那么，企業(yè)在對外直接投資和非對外直接投資兩種情況下的出口表現(xiàn)差異就可以記為：

其中，W和W分別表示企業(yè)在對外直接投資和非對外直接投資兩種狀態(tài)下的出口表現(xiàn)。=1表示企業(yè)首次對外直接投資。但由于在企業(yè)開始對外直接投資后，其非對外直接投資時的狀態(tài)已經(jīng)不可觀測，因此是不可觀測的，導(dǎo)致公式（1）無法估計。本文參照現(xiàn)有文獻(xiàn)（Girma et al., 2004）的做法，為對外直接投資企業(yè)選取合適的對照組來研究兩種狀態(tài)下的企業(yè)出口表現(xiàn)差異。在尋找到能夠盡可能代表處理組企業(yè)的對照組企業(yè)后，本文進(jìn)一步檢驗對外直接投資后處理組和對照組企業(yè)之間的出口表現(xiàn)差異。具體模型設(shè)定如下：

（二）主要變量的測算

1、產(chǎn)品質(zhì)量的測度。本文利用事后反推的方法測度產(chǎn)品質(zhì)量（Manova and Zhang, 2012）。假設(shè)消費(fèi)者效用函數(shù)為：，其中，和分別表示產(chǎn)品種類的質(zhì)量和數(shù)量，表示產(chǎn)品種類間替代彈性。對應(yīng)的價格指數(shù)為：，對應(yīng)的消費(fèi)數(shù)量為：，其中，E為消費(fèi)者支出。企業(yè)在年對國出口產(chǎn)品的出口數(shù)量可表示為：

取對數(shù)并整理得到如下計量回歸方程式：

對式（6）測算的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而得出企業(yè)在年對國出口產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)，如式（7）：

式（8）中Q代表企業(yè)第年出口產(chǎn)品的質(zhì)量，v為企業(yè)在年對國出口產(chǎn)品的價值量（），為企業(yè)在年對國出口所有出口產(chǎn)品價值量之和。

2、其他被解釋變量的界定和度量。（1）出口價格為企業(yè)在第年出口所有產(chǎn)品價格平均值。（2）出口數(shù)量為企業(yè)在第年出口所有產(chǎn)品的數(shù)量之和。（3）出口目的地數(shù)目指企業(yè)在第年出口目的地數(shù)目之和。

3、企業(yè)生產(chǎn)率的計算。本文采用LP方法（Levinsohn and Petrin, 2003）分兩步估計勞動、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式的近似式，運(yùn)用OLS方法估計勞動的系數(shù)；第二步，利用第一步估計出的勞動系數(shù)估計資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計。其中，用企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)衡量勞動力投入；用固定資產(chǎn)凈值年平均余額衡量資本投入。

4、行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅率的計算。本文對行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅率的衡量采用如下公式：。其中，代表行業(yè)最終產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅率，表示協(xié)調(diào)編碼產(chǎn)品，表示該行業(yè)產(chǎn)品的集合，N表示HS6位數(shù)產(chǎn)品的稅目數(shù)，Tariff表示在第年進(jìn)口產(chǎn)品從價關(guān)稅率（AV Duty Rate）。

5、其他控制變量的設(shè)定。（1）企業(yè)規(guī)模用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)表示。新貿(mào)易理論強(qiáng)調(diào)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)對出口比較優(yōu)勢的作用，同時，異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論也認(rèn)為規(guī)模因素對企業(yè)出口表現(xiàn)具有重要影響。（2）企業(yè)成立時間指企業(yè)成立以來的時間，計算公式為：企業(yè)成立時間=當(dāng)年年份－企業(yè)開業(yè)年份＋1。隨著企業(yè)成立時間的增加，生產(chǎn)經(jīng)營方式也日趨成熟，經(jīng)驗越豐富的企業(yè)通常擁有更好的出口表現(xiàn)。（3）國有企業(yè)虛擬變量。由于體制性原因，國有企業(yè)缺乏技術(shù)創(chuàng)新和學(xué)習(xí)的動力，在有限的技術(shù)活動中效率低下。在識別企業(yè)所有制類型時，以國有的實收資本比例是否超過50%作為識別國有企業(yè)的方法（路江涌, 2008）。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)主要有《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》、《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》以及《中國對外直接投資數(shù)據(jù)》。本文首先按照企業(yè)名稱與年份將對外直接投資數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，然后參照田巍和余淼杰（2013）的方法，分兩步進(jìn)行匹配：首先，采用企業(yè)名稱和年份進(jìn)行匹配，然后用企業(yè)所在地郵政編碼以及企業(yè)電話號碼的后七位將用企業(yè)名稱沒有識別的企業(yè)再次合并。另外，本文對《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進(jìn)行了如下篩選：（1）刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測值。（2）刪除不符合會計原則的樣本。（3）刪除不滿足“規(guī)模以上”標(biāo)準(zhǔn)的樣本（謝千里等, 2008）。貿(mào)易伙伴國GDP數(shù)據(jù)來源于IMF數(shù)據(jù)庫；與貿(mào)易伙伴國之間的距離、貿(mào)易伙伴國是否為內(nèi)陸國數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易伙伴國的風(fēng)險等級數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。

四、對外直接投資與企業(yè)出口表現(xiàn)的估計結(jié)果及分析

本文采用最小鄰近匹配方法以及馬氏距離配對法為對外直接投資企業(yè)選擇對照組企業(yè)，并進(jìn)一步考察對外直接投資對企業(yè)出口表現(xiàn)的影響效應(yīng)。

（一）最小鄰近匹配及估計結(jié)果

表4 匹配前、后對外直接投資企業(yè)和非對外直接投資企業(yè)主要指標(biāo)的比較

由表4配對后的處理組與對照組的各類配對指標(biāo)均值差異的概率值可見，與未配對前的原始樣本相比，配對后對外直接投資企業(yè)和非對外直接投資企業(yè)在選取的匹配指標(biāo)變量上均不存在顯著的差異，這一結(jié)果說明配對效果較好。

表5 對外直接投資對企業(yè)出口表現(xiàn)的初始檢驗結(jié)果

注：①括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計量；②*、**和***分別代表10%，5%和1%的顯著性水平。③由于企業(yè)出口不同產(chǎn)品的數(shù)量、價格以及質(zhì)量不能簡單進(jìn)行加總，本文第（1）-（3）列按照“年份-企業(yè)-產(chǎn)品”層面進(jìn)行回歸，第（5）列按照年份-企業(yè)進(jìn)行回歸，所以觀測值存在差別。

表5報告了式（2）的估計結(jié)果，因變量分別為出口產(chǎn)品質(zhì)量、價格、數(shù)量以及出口目的地數(shù)目。首先，觀察一下對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量和價格的影響，表5第（1）列結(jié)果顯示，對外直接投資估計系數(shù)顯著為正，說明對外直接投資與出口產(chǎn)品質(zhì)量有密切關(guān)系。企業(yè)“走出去”必定會接觸到國外的先進(jìn)技術(shù)，產(chǎn)生的逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移可能使得母公司進(jìn)一步改善企業(yè)生產(chǎn)工藝和流程來提升出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和產(chǎn)品質(zhì)量。隨著消費(fèi)者對高質(zhì)量產(chǎn)品的需求越來越強(qiáng)烈，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高，意味著產(chǎn)品的預(yù)期價值得到提升，出口價格也就越高（施炳展, 2013）。表5第（2）列對外直接投資估計系數(shù)顯著為正，證明了對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品價格的正向促進(jìn)作用。

其次，觀察對外直接投資對企業(yè)出口數(shù)量的影響。表5第（3）列結(jié)果表明對外直接投資對企業(yè)出口數(shù)量的影響不明顯。一方面，如果企業(yè)基于東道國優(yōu)勢資源而設(shè)立分支機(jī)構(gòu)進(jìn)行生產(chǎn)和銷售，就不需要從母國進(jìn)口配件、原材料和中間品，那么無疑是對母國企業(yè)出口的替代，而且東道國企業(yè)也可能通過技術(shù)模仿掌握產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)，隨后開始生產(chǎn)和銷售該產(chǎn)品，這會進(jìn)一步替代母國企業(yè)對該國同類產(chǎn)品的出口（毛其淋和許家云, 2014）；另一方面，如果企業(yè)通過提供出口服務(wù)來擴(kuò)大和開辟海外市場，并且不在投資東道國建立工廠，那么就會減少企業(yè)的前期固定資本投資，大大降低了企業(yè)進(jìn)入國際市場的成本，一定程度上擴(kuò)大了出口；如果企業(yè)為滿足海外子公司生產(chǎn)產(chǎn)品的需求，從母國進(jìn)口配件、原材料和中間品等，顯然也促進(jìn)母國企業(yè)出口。而技術(shù)研發(fā)類投資主要傾向于利用東道國的先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)競爭力的同時必定帶來出口的增加。因此，對外直接投資對企業(yè)出口數(shù)量的影響要視“促進(jìn)效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”的大小決定。

最后，分析對外直接投資對企業(yè)出口目的地數(shù)目的影響。表5第（4）列估計結(jié)果顯示，對外直接投資的估計系數(shù)顯著為正，說明對外直接投資增加了企業(yè)出口目的地選擇范圍。中國企業(yè)對外直接投資的主要動機(jī)是擴(kuò)大和開辟海外市場，企業(yè)在某國建立海外分支機(jī)構(gòu)后，然后以該東道國為中心將出口目的地進(jìn)一步擴(kuò)大到投資東道國的鄰國；另外，對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高效應(yīng)以及對生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新效應(yīng)都會增加出口產(chǎn)品的暢銷度，進(jìn)而使產(chǎn)品出口到更多的國家。

（二）基于馬氏距離匹配的再估計

為了消除由于匹配方法的不同對估計結(jié)果造成的影響，本文進(jìn)一步運(yùn)用馬氏距離匹配法進(jìn)行研究匹配。馬氏距離配對的原理如下：對于與，與間距離D為：。其中，U和U分別為和的匹配變量值，為對照組各匹配變量值的協(xié)方差矩陣。表6運(yùn)用馬氏距離匹配后的估計結(jié)果顯示，對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量、價格以及出口目的地數(shù)目估計系數(shù)均為正，對出口數(shù)量估計系數(shù)為負(fù)，且通過顯著性水平檢驗，這與運(yùn)用最小鄰近匹配法的估計結(jié)果一致，進(jìn)一步證明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 基于馬氏距離匹配的估計結(jié)果

續(xù)表6

產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)品價格出口數(shù)量出口目的地數(shù)目（1）（2）（3）（4）是否國有企業(yè)0.0410***（3.4607）-0.4266***（-2.9908）0.2358（1.3257）-0.2755（-1.6373）成立時間0.0529***（14.0780）0.2719***（6.0935）-0.2412***（-4.3339）-0.0228（-0.4608）企業(yè)規(guī)模-0.0052（-1.6113）0.0716*（1.9053）0.0774*（1.6525）0.4274***（10.5612）行業(yè)關(guān)稅率-0.0405（-1.4223）0.2566（0.7637）-0.0624（-0.1489）-0.1788（-0.5565）常數(shù)項-1.8744***（-16.2003）-3.1099*（-1.8310）15.6657***（7.3953）2.2585（1.4564）年份效應(yīng)是是是是行業(yè)效應(yīng)是是是是地區(qū)效應(yīng)是是是是R20.47440.32290.21090.3861觀測值10,19610,17210,1721,141

五、對外直接投資與企業(yè)出口持續(xù)時間：生存分析

從上文分析結(jié)果可以看出，對外直接投資一定程度上可以解決中國企業(yè)出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題，那么企業(yè)通過對外直接投資在境外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，這種在兩國搭建的“有形橋梁”是否更有利于貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)？下面我們將進(jìn)一步采用生存分析方法來考察對外直接投資對企業(yè)在某一特定出口國市場持續(xù)時間的影響，并在此基礎(chǔ)上通過Cloglog離散時間模型進(jìn)行計量檢驗。

在生存分析中，通常用生存函數(shù)來刻畫生存時間的分布特征。由于企業(yè)在某一特定出口國市場上的生存時間更能衡量企業(yè)出口貿(mào)易的穩(wěn)定性。因此，本文利用企業(yè)對外直接投資的三維數(shù)據(jù)，包括“企業(yè)—年份—出口目的國”，更細(xì)致地考察對外直接投資是否能夠降低企業(yè)在特定出口目的國的退出風(fēng)險。

我們定義企業(yè)在某一特定出口國家的出口持續(xù)時間為企業(yè)從進(jìn)入該出口國市場到退出該市場所經(jīng)歷的時間。企業(yè)退出某一國外市場稱為“風(fēng)險事件”，風(fēng)險事件是由于企業(yè)出口交貨值為零或者企業(yè)倒閉引起的。令T表示企業(yè)出口市場上的生存時間長度，取值為t=1,2,3…，其中，表示貿(mào)易關(guān)系中的特定時間段，如果一個企業(yè)出口持續(xù)時間段是完整的，記為c=1，如果出口持續(xù)時間段是右側(cè)刪失，則記為c=0。我們把企業(yè)保持出口持續(xù)狀態(tài)的生存函數(shù)定義為：

另外，我們采用Kaplan-Meier乘積項對生存函數(shù)進(jìn)行非參數(shù)估計：

式（11）中，n表示在期處于風(fēng)險狀態(tài)中的出口持續(xù)時間段的個數(shù)，d表示在同一時期觀測到的“失敗”對象個數(shù)。風(fēng)險函數(shù)表示企業(yè)在第期出口，而在第期停止出口的概率，即：

風(fēng)險函數(shù)的非參數(shù)估計表示為：

首先采用Kaplan-Meier方法初步分析對外直接投資對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響。為了避免樣本數(shù)據(jù)刪失問題，本文利用2000年沒有出口而在2001-2006年期間有出口的企業(yè)作為新的分析樣本。從圖1可以看出，首先，生存曲線呈下降趨勢，而且隨著持續(xù)時間的延長，生存率趨于穩(wěn)定。其次，對外直接投資企業(yè)在特定出口國市場上的生存曲線一直位于未對外直接投資企業(yè)生存曲線的上方，說明對外直接投資有利于延長企業(yè)對特定國家出口的持續(xù)時間。

圖1 企業(yè)出口特定目的國的生存曲線

接下來我們使用計量模型來考察對外直接投資對企業(yè)出口的影響。由于本文樣本數(shù)據(jù)都是年度觀測值，因此選用離散時間模型進(jìn)行估計，離散時間的Cloglog生存模型如下：

表7 對外直接投資對企業(yè)特定出口目的地持續(xù)時間影響的估計結(jié)果

表7第（1）列不考慮風(fēng)險函數(shù)的時間依存性特征的結(jié)果顯示，是否對外直接投資的估計系數(shù)顯著為負(fù)，并且通過了1%顯著性水平檢驗，說明對外直接投資降低了企業(yè)退出某一特定出口國市場的風(fēng)險率，貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間更長，這與理論預(yù)期以及K-M生存曲線的初步判斷一致。企業(yè)在某一特定出口國市場進(jìn)行對外直接投資，無論其目的是擴(kuò)大市場、技術(shù)學(xué)習(xí)或者資源尋求，都是最便利的途徑。降低出口成本、逆向技術(shù)溢出以及獲取當(dāng)?shù)刭Y源，都會提高企業(yè)的出口競爭力，有助于延長企業(yè)在該國的出口持續(xù)時間。第（2）列加入時間段特定虛擬變量的估計結(jié)果顯示，是否對外直接投資系數(shù)仍然顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

在各控制變量中，企業(yè)成立時間越長、規(guī)模越大越有助于提高企業(yè)在出口市場上的生存率。國有企業(yè)比非國有企業(yè)面臨較高的風(fēng)險，如果出口企業(yè)是國有企業(yè)，則其出口持續(xù)時間會較短，這與G?rg et al.（2008）的結(jié)論是一致的。生產(chǎn)率高反而不利于出口時間的持續(xù)，說明存在“生產(chǎn)率悖論”。行業(yè)關(guān)稅率越高，其退出出口市場的可能性越低，說明我國加入WTO后，產(chǎn)出關(guān)稅的降低所引致的競爭效應(yīng)對企業(yè)生存能力會產(chǎn)生一定負(fù)向效應(yīng)。另外，我們發(fā)現(xiàn)國家層面的因素對企業(yè)出口持續(xù)時間有著重要的影響。貿(mào)易伙伴國風(fēng)險等級越高，越不利于貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)，但出口到GDP規(guī)模較大的國家或地區(qū)會降低失敗的概率。如果企業(yè)出口到內(nèi)陸國家或地區(qū)，出口持續(xù)時間會較短，與貿(mào)易伙伴國距離越近越有利于貿(mào)易關(guān)系的時間。

以上分析為多重持續(xù)時間段樣本，①為了考察估計結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也分別對唯一持續(xù)時間段樣本和首個持續(xù)時間段②樣本進(jìn)行估計。表7第（3）和（4）列結(jié)果顯示，是否對外直接投資的估計系數(shù)均為負(fù)，且均通過1%顯著性水平檢驗，再次說明了對外直接投資有利于延長企業(yè)出口到特定目的國的持續(xù)時間。

值得注意的是，表7第（2）-（4）列時間段特定虛擬變量（Duration2-Duration5）的估計系數(shù)均顯著為正，且隨著時間段的增加呈上升的趨勢，說明隨著企業(yè)在某一特定出口市場上出口持續(xù)時間段的推移，企業(yè)退出該國市場的風(fēng)險較大，反映了中國企業(yè)出口的不穩(wěn)定性，企業(yè)在特定出口國市場上的合作關(guān)系不長久，容易出現(xiàn)所謂的“一錘子買賣”現(xiàn)象，存在出口市場不穩(wěn)定的問題。

六、結(jié)論與啟示

本文利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，實證考察了對外直接投資對企業(yè)出口表現(xiàn)的影響，結(jié)果表明：對外直接投資有利于提高出口企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和價格，對外直接投資引致的“競爭效應(yīng)”和“技術(shù)外溢效應(yīng)”使得出口企業(yè)更多地參與到國際市場競爭中去，擴(kuò)大了出口目的國選擇范圍。對外直接投資對企業(yè)出口既存在替代效應(yīng)也存在促進(jìn)效應(yīng)，因此對企業(yè)出口數(shù)量的影響存在不確定性。同時，本文發(fā)現(xiàn)對外直接投資降低了企業(yè)退出某一特定出口國市場的風(fēng)險率，有助于延長企業(yè)出口持續(xù)時間。

本文研究結(jié)論對企業(yè)對外直接投資和貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整均有著重要的啟示意義：第一，鼓勵有實力的出口企業(yè)開展對外直接投資，尤其是對發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的直接投資。通過建立海外子公司可以增加與投資國家聯(lián)系的便利性，有助于企業(yè)以更加靈活的策略促進(jìn)出口；對發(fā)達(dá)國家或地區(qū)直接投資的“逆向技術(shù)溢出效應(yīng)”有利于企業(yè)改良生產(chǎn)工藝和提升創(chuàng)新能力，有助于提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，為出口提供更有利的保障；第二，通過對外直接投資延長企業(yè)出口持續(xù)時間。中國企業(yè)出口持續(xù)時間較短或者不持續(xù)，這種不平穩(wěn)性不僅不利于出口的穩(wěn)定增長，而且使得企業(yè)面對外部沖擊時毫無招架之力。企業(yè)通過海外子公司一方面更容易打開當(dāng)前營銷市場，采取因地制宜的營銷策略來減少企業(yè)與消費(fèi)者之間的信息不對稱程度，而且依據(jù)當(dāng)?shù)叵M(fèi)者的偏好生產(chǎn)產(chǎn)品，以此增加產(chǎn)品的市場接受度，提高產(chǎn)品在當(dāng)?shù)氐某掷m(xù)競爭力，另一方面可以充分了解國外的技術(shù)性貿(mào)易壁壘，加快技術(shù)創(chuàng)新步伐，提高產(chǎn)品競爭力，增強(qiáng)企業(yè)持續(xù)出口動力。

1. 蔣冠宏、蔣殿春：《中國企業(yè)對外直接投資的“出口效應(yīng)”》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第5期。

2. 路江涌：《外商直接投資對內(nèi)資企業(yè)效率的影響和渠道》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2008年第6期。

3. 毛其淋、許家云：《中國對外直接投資促進(jìn)抑或抑制了企業(yè)出口?》[J]，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2014年第9期。

4. 施炳展：《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性：測度與事實》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2013年第13卷第1期。

5. 田巍、余淼杰：《企業(yè)出口強(qiáng)度與進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化：來自中國企業(yè)的實證研究》[J]，《管理世界》2013年第1期。

6. 項本武：《中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析》[J]，《財貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2009年第4期。

7. 謝千里、羅斯基、張軼凡：《中國工業(yè)生產(chǎn)率的增長與收斂》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2008第7卷第3期。

8. 張春萍：《中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究》[J]，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2012年第6期。

9. Bernard, A. and B. Jensen, 1999, “Exceptional Exporter Performance: Cause, Effect or Both?”[J],, Vol.47(1), pp1-25.

10. Blonigen, B.A., 2001, “In Search of Substitution between Foreign Product and Export”[J],, Vol.53(1), pp81-104.

11. Girma, S., D. Greenway and R. Kneller, 2004, “Does Exporting Increasing Productivity? A Microeconomic Analysis of Matched Firms”[J],, Vol.12(5), pp855-866.

12. G?rg, H., K. Richard and M. Nalázs, 2008, “What Makes a Successful Export?” [R], CEPR Discussion Paper No. 6614.

13. Grubert, H., and J. Mutti, 1991, “Taxes, Tariffs and Transfer Pricing in Multinational Corporate Decision Making”[J],Vol.73(2), pp285-293.

14. Head, K. and J. Ries, 2001, “Overseas Investment and Firm Export”[J],Vol.9(1), pp300-316.

15. Helpman, E., M. Melitz and S. R. Yeaple, 2004, “Export vs. FDI” [J],, Vol.94(1), pp300-316.

16. Levinsohn, J. and A. Petrin, 2003, “Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservable”[R], NBER Working Paper, No.7819,.

17. Lipsey, R. E. and M. Y. Weiss, 1981, “Foreign Product and Exports in Manufacturing Industries”[J],, Vol.63(4), pp488-493.

18. Manova, K. and Z. Zhang, 2012, “Export Prices Across Firms and Destinations”[J],, Vol.127(1), pp379-436.

（RD）

①國家風(fēng)險等級變量按照OECD國家風(fēng)險分類法，0為最小風(fēng)險，7為最大風(fēng)險，由于國家風(fēng)險等級一年之內(nèi)會有多次調(diào)整，本文使用樣本期內(nèi)各國國家風(fēng)險等級的年度平均值。

①多重時間段指企業(yè)連續(xù)出口一段時間，然后轉(zhuǎn)為內(nèi)銷或者完全退出市場，或者接著再次進(jìn)入出口市場。

②例如某個企業(yè)在2001-2003年為出口企業(yè)，2004年退出出口市場并持續(xù)到2006年，但在2007年又進(jìn)入出口市場，那么2001-2003年就是首個持續(xù)時間段，顯然，唯一持續(xù)時間段一定是首個持續(xù)時間段，但首個持續(xù)時間段并不一定是唯一持續(xù)時間段。

* 本文獲得國家自然科學(xué)基金青年科學(xué)基金項目（71503046），以及教育部人文社會科學(xué)研究項目（14JDGC027）的資助。