投資便利化下OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率影響研究

朱文茜

內(nèi)容摘要：文章基于我國A股上市公司數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法檢驗了2008-2016年東道國投資便利化條件下對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外直接投資能獲得顯著的生產(chǎn)率效應(yīng)。企業(yè)選擇在投資便利化水平高的東道國投資其生產(chǎn)率水平提升更顯著。

關(guān)鍵詞：投資便利化 ? 對外直接投資 ? 生產(chǎn)率

引言及文獻綜述

當(dāng)前，隨著我國加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制，特別是“一帶一路”倡議的持續(xù)推進，我國對外投資合作進入全面發(fā)展階段。截止2018年年末，我國境內(nèi)投資者共在全球188個國家（區(qū)域）設(shè)立對外直接投資企業(yè)4.3萬家，我國對外直接投資流量位列全球第二。然而，全球經(jīng)濟變幻莫測，我國企業(yè)在進行跨國投資時，面臨著各式貿(mào)易保護主義及投資促進體制等方面的問題，因此我國企業(yè)需要客觀準確地把握東道國投資便利化情況，如行業(yè)市場準入門檻、制度障礙、投資經(jīng)營程序等，并充分考慮在這些因素下對企業(yè)“走出去”效率的影響，這對我國企業(yè)跨國投資決策具有重大的指導(dǎo)意義。

目前，關(guān)于對外直接投資對母國企業(yè)生產(chǎn)率的影響研究已較為豐富，但其尚未形成一致結(jié)論（Yang等，2013;Jeenanunta，2013;常玉春，2011;戴翔，2014;肖慧敏等，2014;蔣冠宏等，2014;袁東等，2015;毛其淋等，2016;劉曉丹等，2017）。部分學(xué)者從投資目的地異質(zhì)性角度進行了研究。Pradhan等（2009）、Driffield等（2009）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，無論是發(fā)達國家或發(fā)展中國家，投資均能促進其母國生產(chǎn)率進步;袁其剛等（2016）運用PSM-DID方法得到一致結(jié)論，其進一步研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)選擇發(fā)展中國家投資獲得的生產(chǎn)率效應(yīng)更大;肖慧敏等（2014）研究發(fā)現(xiàn)投資高收入國家比投資低收入國家更能促進企業(yè)生產(chǎn)率提升;蔣冠宏和蔣殿春（2014）研究發(fā)現(xiàn)，投資中低收入國家企業(yè)的生產(chǎn)率效應(yīng)更大。

部分研究基于東道國制度質(zhì)量（Wei，2000;Aizenman等，2006）、政府治理能力（Globerman等，2002）、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度（胡浩，2017）、金融發(fā)展水平（Desbordes和Wei，2017;周德才等，2018;王忠誠，2018）、技術(shù)創(chuàng)新水平（Driffield，2009;王翠等，2016;陳昊，2016）、營商環(huán)境（周超等，2017）等方面考察了東道國異質(zhì)性對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。一般而言，良好的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新能力、政府治理水平、企業(yè)便捷程度等會降低企業(yè)在該國投資經(jīng)營的風(fēng)險，其通過避免因信息不對稱而導(dǎo)致的資源配置扭曲，從而影響企業(yè)的生產(chǎn)率水平。綜上所述，現(xiàn)階段關(guān)于東道國異質(zhì)性的研究較豐富，但其尚未形成體系。本文采用“傾向評分匹配”（ Propensity Score Matching，PSM） 與“雙重差分法”（ Difference in Difference，DID）方法，探究了我國企業(yè)在選擇不同投資便利化水平的東道國投資時獲得生產(chǎn)率效應(yīng)的差異，最終為我國企業(yè)跨國投資提出相關(guān)建議。

數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

（一）模型設(shè)定

基于倍差法的思想，將檢驗?zāi)Ｐ图炊鄷r點DID回歸模型設(shè)定如下：

上式中，i代表企業(yè)，j代表行業(yè)，t代表年份。TFPijt 為全要素生產(chǎn)率;ofdiijt 為上市企業(yè)對外直接投資的虛擬變量，處理組企業(yè)對外直接投資前的年份，該指標(biāo)取0，反之則取1;該項的系數(shù)β1即為DID系數(shù)，衡量了對外直接投資企業(yè)開始對外投資后與非對外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率差異;Xijt 代表其它會影響生產(chǎn)率的控制變量。為控制行業(yè)和年份層面不可觀測因素的影響，分別加入行業(yè)和年份的固定效應(yīng)γj和γt。εijt 表示隨機擾動項。同時，為了避免異方差和自相關(guān)對回歸結(jié)果的影響，本文在檢驗了加入懷特穩(wěn)健標(biāo)準差和企業(yè)級別聚類的回歸結(jié)果，并以企業(yè)級別聚類回歸標(biāo)準誤差的結(jié)果作為主結(jié)果。

（二）變量描述

企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文采用Levinsohn和Petrin（2003）的半?yún)?shù)估計方法計算的TFP，可更準確地估計全要素生產(chǎn)率。由于缺少上市企業(yè)的增加值數(shù)據(jù)，本文參照袁堂軍（2009）的估計方法，將企業(yè)增加值用本期固定資產(chǎn)折舊、勞動者報酬、營業(yè)稅及附加及主營業(yè)務(wù)凈利潤作為產(chǎn)出變量;企業(yè)中間投入用主營業(yè)務(wù)成本、銷售、財務(wù)、管理費用減去本期固定資產(chǎn)折舊及勞動者報酬表示;資本投入用企業(yè)總資本衡量;勞動投資采用企業(yè)當(dāng)期員工人數(shù)表示。為保障結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用OLS方法對全要素生產(chǎn)率進行測算。

其它變量?？刂谱兞堪ㄆ髽I(yè)年齡（age）、企業(yè)年齡的平方（age2）、資產(chǎn)負債率（lev）、資本密集度（CI，采用固定資產(chǎn)與員工數(shù)比值的對數(shù)表示）、企業(yè)性質(zhì)（state，用二值變量表示，其中國有企業(yè)取0，非國有企業(yè)取1）、企業(yè)員工人數(shù)（emp）及研發(fā)投入（rd）。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本研究的國家宏觀數(shù)據(jù)來源于《全球競爭力報告》、《全球治理指標(biāo)》的數(shù)據(jù)，企業(yè)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中2008-2016年A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，對外直接投資企業(yè)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中關(guān)聯(lián)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)。通過匹配A股上市公司數(shù)據(jù)和上市公司對外投資關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)，本文獲取了各上市公司的對外投資信息。為保證匹配的有效性，本文做了三項處理：第一，剔除了樣本期內(nèi)存在停止對外投資行為的對外直接投資公司;第二，參照蔣冠宏和蔣殿春（2014）的處理方法，剔除了2008-2016年間持續(xù)進行對外投資的上市公司;第三，為驗證對外直接投資持續(xù)生產(chǎn)率效應(yīng)，本文參照朱荃（2017）的做法，剔除對外直接投資后未形成兩年以上時間序列數(shù)據(jù)的企業(yè)，即刪除了2016年首次對外直接投資公司。另外，為避免數(shù)據(jù)中離群值的影響，本文對連續(xù)變量在上下1%分位數(shù)進行了縮尾處理。

經(jīng)驗檢驗與結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)匹配

在數(shù)據(jù)匹配時，本文首先建立Probit模型計算企業(yè)OFDI的概率并得到傾向得分，然后比較處理組與對照組企業(yè)OFDI的概率，根據(jù)最近鄰匹配1：5的匹配比例為處理組企業(yè)選取當(dāng)年的控制組企業(yè)。選取的匹配變量包括TFP、資本密集度、員工人數(shù)、主營業(yè)務(wù)收入（income）、資產(chǎn)負債率及企業(yè)性質(zhì)。由于PSM的可靠性取決于其是否滿足獨立性條件，因此參考Smith和Todd的方法對匹配結(jié)果進行平衡性檢驗。檢驗發(fā)現(xiàn)，匹配前處理組和控制組的樣本均值相差較大且顯著，匹配后處理組和控制組在各年的t統(tǒng)計量均變得不顯著，說明差異已消除。

（二）OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率影響實證檢驗

1.初始檢驗?；谄ヅ涞臉颖緮?shù)據(jù)，本文采用DID方法對實證模型進行了初始檢驗。實證結(jié)果見表1。表1中，第（1）列為基準檢驗，第（2）列加入控制變量，從第（1）、（2）列來看，OFDI的系數(shù)顯著為正，在加入控制變量后，其系數(shù)和顯著性仍穩(wěn)健。這表明對外投資后的企業(yè)生產(chǎn)率提升顯著高于未對外投資的企業(yè)，即企業(yè)對外直接投資促進了企業(yè)生產(chǎn)率提高。本文在第（3）列同時控制行業(yè)和年份固定差異，第（4）、（5）列分別加入了懷特穩(wěn)健標(biāo)準差和企業(yè)級別聚類后的回歸結(jié)果，可以看到OFDI系數(shù)仍顯著正相關(guān)，說明檢驗結(jié)果穩(wěn)健。從控制變量來看，企業(yè)年齡的系數(shù)為負且顯著，企業(yè)年齡的平方為正且顯著，說明企業(yè)成立時間與生產(chǎn)率呈先下降后上升的趨勢;資產(chǎn)負債率的系數(shù)顯著為正，表明資產(chǎn)負債率的提高會促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升;企業(yè)資本密集度顯著為正，表明企業(yè)資本密度促進生產(chǎn)率提高;員工人數(shù)系數(shù)在10%區(qū)間內(nèi)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，就越能促進生產(chǎn)率提高;研發(fā)投入的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)水平提高產(chǎn)生生產(chǎn)率效應(yīng)。

2.滯后效應(yīng)檢驗。一般而言，企業(yè)對外直接投資前可能存在剩余產(chǎn)能，對外直接投資后市場規(guī)模擴大，剩余產(chǎn)能得以開發(fā)降低了平均成本，從而提高了企業(yè)生產(chǎn)率。或通過海外子公司營業(yè)利潤的獲取，為企業(yè)研發(fā)活動和技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持，因而促進了生產(chǎn)率的持續(xù)提高，或通過對發(fā)達國家直接投資，獲取最新技術(shù)、產(chǎn)品信息和管理模式，使企業(yè)通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)效率（蔣冠宏，2015）。為考察OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率滯后效應(yīng)，本文采用1-4年的時間周期，分析企業(yè)對外直接投資1-4年后的生產(chǎn)率波動。核心解釋變量OFDI的系數(shù)在滯后1期、滯后2期、滯后3期、滯后4期的系數(shù)分別為0.1742、0.2114、0.2449、0.2827，且均通過10%水平的顯著性檢驗。該結(jié)果表明，企業(yè)對外直接投資在短期內(nèi)對生產(chǎn)率提升具有顯著促進作用，隨著時間推移，對外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)發(fā)揮的越來越顯著。與預(yù)期結(jié)果存在一定差異，可能是企業(yè)對外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”先上升后下降的趨勢需要通過長時間才能反映出來。

3.穩(wěn)健性檢驗。為考察實證檢驗的穩(wěn)健性，本文主要采用基于不同匹配比例、基于tfp-ols為被解釋變量及基于制造業(yè)上市公司樣本的穩(wěn)健性檢驗方法，結(jié)果如表2所示。第（1）列、第（2）列分別為匹配比例為1：3和1：10的檢驗結(jié)果，第（3）列為tfp-ols為被解釋變量的回歸結(jié)果，第（4）列為以制造業(yè)上市公司樣本的回歸結(jié)果，可以看到，OFDI的估計系數(shù)仍顯著為正，表明回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。

（三）投資便利化條件下OFDI對生產(chǎn)率影響檢驗

為進一步研究在東道國投資便利化環(huán)境下OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文進行分組檢驗，以分析企業(yè)在投資便利化不同的環(huán)境下投資對全要素生產(chǎn)率的影響，具體結(jié)果見表3。表3中，第（1）、（2）列報告了按東道國投資便利化綜合值分類的結(jié)果，從OFDI的系數(shù)來看，企業(yè)到東道國便利化水平高的國家投資的估計系數(shù)顯著為正，到投資便利化水平低的國家投資估計系數(shù)為正但不顯著，表明企業(yè)到便利化水平高的東道國投資，獲得顯著的生產(chǎn)率效應(yīng);從分指標(biāo)來看，第（3）-（4）列、第（5）-（6）列、第（7）-（8）列、第（9）-（10）列分別報告按商業(yè)投資環(huán)境、金融服務(wù)效率、基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新能力高低分組的檢驗結(jié)果，研究表明投資到商業(yè)環(huán)境、金融服務(wù)效率、基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新能力高或低的國家均能提高生產(chǎn)率，但在程度較高的東道國進行投資更能顯著提高生產(chǎn)率。商業(yè)環(huán)境便利化程度較高的東道國，一般為企業(yè)開展生產(chǎn)經(jīng)營活動設(shè)立了相關(guān)平臺，其提供配套政策咨詢服務(wù)減少了企業(yè)因信息不對稱造成的成本增加（戴魁早和劉友金，2013）。金融服務(wù)效率高則能最大限度地促使資金從盈余部門向赤字部門轉(zhuǎn)化，從而使社會資源得到優(yōu)化（李健等，2015），為OFDI企業(yè)投資活動及技術(shù)創(chuàng)新活動提供資金信貸，降低企業(yè)的融資成本。發(fā)達的交通網(wǎng)絡(luò)可以降低企業(yè)運輸成本，提高各生產(chǎn)要素的運輸效率。能源基礎(chǔ)設(shè)施完善則為企業(yè)開展生產(chǎn)經(jīng)營活動提供動力保障。完備的信息基礎(chǔ)設(shè)施則能大大降低信息收集成本、溝通成本，從而在一定程度上減少了OFDI企業(yè)的固定成本支出;第（11）、（12）列按東道國制度質(zhì)量分組檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在制度質(zhì)量較差的國家進行投資能獲得更高的生產(chǎn)率效應(yīng)，這與預(yù)期不符?？赡艿脑蚴菍ν庵苯油顿Y企業(yè)存在制度逃避或投機動機（蔣冠宏等，2014）?？刂谱兞抗烙嬒禂?shù)與基準回歸結(jié)果基本一致，不再贅述。

結(jié)論與政策建議

文章基于我國A股上市公司數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法檢驗了2008-2016年東道國投資便利化條件下對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，企業(yè)進行對外直接投資能獲得顯著的生產(chǎn)率提升;第二，相比到投資便利化水平較低的國家投資，企業(yè)在投資便利化水平較高的東道國投資其生產(chǎn)率水平提升更顯著。因此，在全球貿(mào)易復(fù)雜多變的形勢下，我國應(yīng)堅定地實施“走出去”戰(zhàn)略，積極與“一帶一路”沿線國家和地區(qū)協(xié)作發(fā)展，制定相應(yīng)的政策鼓勵企業(yè)實現(xiàn)更大范圍、更高層次上的對外直接投資，進而實現(xiàn)我國資源的優(yōu)化配置及產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。另外，企業(yè)自身應(yīng)選擇在投資便利化水平較高的地區(qū)投資，以便獲得持續(xù)的生產(chǎn)率效應(yīng)，最終提高企業(yè)績效。

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