外資并購(gòu)與企業(yè)出口績(jī)效
——基于全球價(jià)值鏈分工的研究

許家云

(南開大學(xué) APEC研究中心，天津 300071)

一、引言

從外資進(jìn)入的方式來看，跨國(guó)并購(gòu)一直是最為盛行的跨國(guó)公司進(jìn)入方式，其占全球跨國(guó)投資額的比重超過80%。我國(guó)的外資并購(gòu)金額由2001年的20億美元增加到2014年的568億美元，占我國(guó)利用外商直接投資(FDI)總額的比重由4.97%提高到47.49%[1]，增長(zhǎng)勢(shì)頭迅猛。近年來，國(guó)家也相繼出臺(tái)了《關(guān)于加快推進(jìn)重點(diǎn)行業(yè)企業(yè)兼并重組的指導(dǎo)意見》、《關(guān)于進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場(chǎng)環(huán)境的意見》等政策，試圖為外資并購(gòu)的順利開展保駕護(hù)航。隨著外資并購(gòu)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，其必然會(huì)對(duì)制造業(yè)企業(yè)的出口行為產(chǎn)生重要影響[2-3]。

當(dāng)前已有大量學(xué)者圍繞外資并購(gòu)與企業(yè)生產(chǎn)率和創(chuàng)新[4-6]、外資并購(gòu)與企業(yè)貿(mào)易行為[7-8]等問題進(jìn)行了深入研究，但少有研究關(guān)注全球價(jià)值鏈分工在外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效中的作用。隨著全球價(jià)值鏈分工的不斷深化，單純的出口規(guī)模顯然已無法準(zhǔn)確地反映一國(guó)(或地區(qū))的出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和貿(mào)易收益，尤其是嵌入全球價(jià)值鏈獲取產(chǎn)品附加價(jià)值的能力與大小。也正因?yàn)槿绱?，我?guó)十二五規(guī)劃綱要明確指出“要提高中國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和附加值，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)向價(jià)值鏈高端延伸”。那么，企業(yè)GVC分工究竟在外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響中發(fā)揮了什么作用？遺憾的是，當(dāng)前鮮有文獻(xiàn)就此進(jìn)行研究。而對(duì)上述問題的深入探討，不僅有助于全面、準(zhǔn)確地揭示引進(jìn)外資與我國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展的關(guān)系，而且對(duì)于理解我國(guó)企業(yè)出口所處全球價(jià)值鏈的分工地位，以及如何通過利用外資政策為企業(yè)謀求全球分工地位的升級(jí)和出口貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

本文的研究特色可能在如下幾個(gè)方面體現(xiàn)：第一，在研究視角上，與以往研究采用外資份額來刻畫外資進(jìn)入程度不同，本文從外資并購(gòu)的視角來系統(tǒng)研究外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的因果影響，以及識(shí)別全球價(jià)值鏈嵌入是否是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的重要渠道，從而可以更為準(zhǔn)確地評(píng)估我國(guó)引進(jìn)外資的成效與意義。第二，在研究維度上，本文不僅采用PSM-DID方法考察外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的平均影響效應(yīng)，而且還充分考慮并購(gòu)后外資持股比例增量的差異以及外資持股比例的高低對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的異質(zhì)性影響，而既有關(guān)于外資并購(gòu)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究很少關(guān)注外資并購(gòu)引致的外資持股比例本身以及增量方面的差異性。第三，在研究方法上，本文首先采用配對(duì)方法為外資并購(gòu)企業(yè)篩選出合適的內(nèi)資并購(gòu)企業(yè)作為控制組，然后在此基礎(chǔ)上構(gòu)建雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，有效地克服傳統(tǒng)回歸中可能存在的樣本選擇偏差和異質(zhì)性偏差，提高了結(jié)論的可靠性。第四，在機(jī)制識(shí)別上，本文首次從企業(yè)全球價(jià)值鏈嵌入的角度深入檢驗(yàn)外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的作用機(jī)制，并且從GVC嵌入方式的角度，分析外資并購(gòu)?fù)ㄟ^GVC上游參與度和GVC下游參與度對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的具體作用機(jī)理，可以深化對(duì)外資并購(gòu)與被并購(gòu)企業(yè)GVC分工地位關(guān)系的認(rèn)識(shí)。

二、理論分析與研究假設(shè)

近年來，以跨國(guó)公司為主導(dǎo)的要素全球配置在很大程度上促進(jìn)了中國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展[9]，從跨國(guó)公司的進(jìn)入方式來看，外資并購(gòu)長(zhǎng)期以來是最為盛行的外資進(jìn)入方式。從理論上而言，外資并購(gòu)可能會(huì)對(duì)被并購(gòu)企業(yè)的出口績(jī)效產(chǎn)生積極影響。一方面，由于跨國(guó)公司往往具有先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，被并購(gòu)企業(yè)可以通過直接的技術(shù)轉(zhuǎn)移或?qū)W習(xí)效應(yīng)來吸收獲得先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、經(jīng)營(yíng)模式和管理經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而有助于被并購(gòu)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；另一方面，在外資并購(gòu)之后，被并購(gòu)企業(yè)的資源和技術(shù)得以重新配置，能夠更好地實(shí)現(xiàn)并購(gòu)資本和被并購(gòu)企業(yè)的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，提高資源和技術(shù)效率，進(jìn)而有利于企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模和提高出口品質(zhì)。Guadalupe等(2012)[5]使用1990—2006年西班牙企業(yè)層面數(shù)據(jù)考察了外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)外資并購(gòu)使得被并購(gòu)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率提升了將近11%；蔣殿春和謝紅軍(2018)[10]基于中國(guó)1999—2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行的一項(xiàng)實(shí)證研究表明，外資并購(gòu)顯著提升了目標(biāo)企業(yè)的生產(chǎn)率，并且這一生產(chǎn)率提升效應(yīng)具有持續(xù)性特征；另外，Girma和G?rg(2007)[11]對(duì)英國(guó)、Arnold和Javorcik(2009)[12]對(duì)印度尼西亞的研究也都得到了外資并購(gòu)能夠顯著提升被并購(gòu)企業(yè)生產(chǎn)率的證據(jù)。萬淑貞等(2021)[8]基于中國(guó)微觀企業(yè)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，被并購(gòu)企業(yè)的知識(shí)資產(chǎn)和并購(gòu)方自身的出口與生產(chǎn)調(diào)整是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口品質(zhì)的重要渠道，收購(gòu)擁有知識(shí)資產(chǎn)的企業(yè)后，并購(gòu)方需要增加研發(fā)投入以更好地整合所得知識(shí)資產(chǎn)，這將有利于增強(qiáng)并購(gòu)方的創(chuàng)新能力，進(jìn)而提升并購(gòu)方的出口績(jī)效。

根據(jù)以上分析，提出如下研究假設(shè)。

H1在其他條件不變的情況下，外資并購(gòu)有利于提高被并購(gòu)企業(yè)的出口績(jī)效。

通常而言，生產(chǎn)效率是影響企業(yè)參與GVC分工(或GVC嵌入)的重要因素[13-14]。一方面，被并購(gòu)企業(yè)往往能夠以更為便利化的方式從國(guó)外進(jìn)口原材料、零部件作為中間投入[15]，提升了其參與GVC分工的程度；另一方面，生產(chǎn)效率越高的企業(yè)有能力從事越多的研發(fā)設(shè)計(jì)、品牌創(chuàng)新、關(guān)鍵零部件生產(chǎn)供應(yīng)等活動(dòng)，即生產(chǎn)效率的提升會(huì)促進(jìn)企業(yè)從低附加值的加工制造環(huán)節(jié)向諸如研發(fā)設(shè)計(jì)、品牌創(chuàng)新等高附加值環(huán)節(jié)攀升[16]，進(jìn)而提升企業(yè)GVC分工地位。楊連星和牟彥丞(2021)[7]基于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的研究認(rèn)為企業(yè)能夠通過跨國(guó)并購(gòu)獲取并購(gòu)標(biāo)的企業(yè)的相關(guān)技術(shù)，轉(zhuǎn)化并促進(jìn)自身技術(shù)革新與升級(jí)，進(jìn)而帶動(dòng)所在行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，最終實(shí)現(xiàn)相關(guān)行業(yè)內(nèi)企業(yè)在全球價(jià)值鏈中整體地位的提升。外資并購(gòu)?fù)ㄟ^提高企業(yè)生產(chǎn)率的方式促進(jìn)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位的提高，而企業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)其出口績(jī)效提升。劉維林等(2014)[17]分析了全球價(jià)值鏈嵌入對(duì)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，發(fā)現(xiàn)中國(guó)制造業(yè)通過參與全球價(jià)值鏈分工所獲取的國(guó)外中間投入推動(dòng)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，并且整體來看，服務(wù)投入對(duì)技術(shù)提升的貢獻(xiàn)更大。高運(yùn)勝等(2021)[18]使用WIOD 2000-2014年數(shù)據(jù)的研究表明，融入全球價(jià)值鏈通過技術(shù)溢出效應(yīng)、生產(chǎn)率和競(jìng)爭(zhēng)力提升效應(yīng)、成本效應(yīng)顯著促進(jìn)了中國(guó)制造業(yè)出口復(fù)雜度的提升。由此，提出以下研究假設(shè)。

H2全球價(jià)值鏈分工地位的提高可能是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的重要渠道。

三、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

本文借鑒路江涌(2008)[19]的做法，將外資股份不低于25%的企業(yè)歸為外資企業(yè)(Foreign)，將該比例低于25%的企業(yè)歸為內(nèi)資企業(yè)。其中，內(nèi)資企業(yè)中再按照注冊(cè)資本金是否超過50%來定義企業(yè)控股類型，并進(jìn)一步將國(guó)有資本金或集體資本金占總注冊(cè)資本的比重超過50%的企業(yè)視為國(guó)有或集體企業(yè)(SCOEs)，將個(gè)人資本金占總注冊(cè)資本的比重超過50%的企業(yè)視為民營(yíng)企業(yè)(Private)，其他的內(nèi)資企業(yè)統(tǒng)一定義為混合所有制企業(yè)(Mixed)。

根據(jù)上述定義，將樣本分為兩組，一組是外資并購(gòu)企業(yè)(處理組)，另一組是內(nèi)資并購(gòu)企業(yè)(控制組)。為了簡(jiǎn)化分析，構(gòu)造一個(gè)二元虛擬變量Treati={0,1}，當(dāng)企業(yè)i為外資并購(gòu)企業(yè)時(shí)，即企業(yè)所有制由SCOEs、Private、Mixed轉(zhuǎn)換為Foreign時(shí)，取值為1；而當(dāng)企業(yè)i為內(nèi)資并購(gòu)企業(yè)時(shí)，即企業(yè)所有制在SCOEs、Private、Mixed內(nèi)部轉(zhuǎn)換時(shí)(包括五種情形：SCOE到Private、SCOE到Mixed、Mixed到SCOE、Private到Mixed、Mixed到Private，所有制類型不發(fā)生變化的情形并不在本文的考慮范圍之內(nèi))，取值為0。

(1)

需要說明的是，選取匹配變量是進(jìn)行最近鄰匹配的關(guān)鍵步驟，根據(jù)既有的理論與經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)，選擇如下影響企業(yè)外資并購(gòu)的變量作為匹配變量：企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)、企業(yè)規(guī)模(size)、平均工資水平(wage)、企業(yè)年齡(age)、資本密集度(zb)、企業(yè)利潤(rùn)率(profit)、融資約束(fin)、出口密集度(exp)、所有制虛擬變量(state)。接下來可以采用logit方法估計(jì)如下模型

p(Treatit=1)=Ф(tfpit-1,sizeit-1,wageit-1,ageit-1,zbit-1,profitit-1,finit-1,expit-1,stateit-1)

(2)

(3)

其中，Θ(i)表示與處理組企業(yè)相對(duì)應(yīng)的來自于對(duì)照組企業(yè)的匹配集合，并且對(duì)于每個(gè)處理組i，僅有唯一的對(duì)照組j落入集合Θ(i)。

(4)

更進(jìn)一步，式(4)等價(jià)于以下實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

Exportit=α0+α1Treati+α2Postt+δTreati×Postt+εit

(5)

Exportit=α0+α1Treati+α2Postt+λTreati×Postt+β·Xijkt+vj+vk+εit

(6)

(二)指標(biāo)測(cè)度

1.企業(yè)出口規(guī)模

本文采用“1+企業(yè)出口額”取對(duì)數(shù)來衡量，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。

2.企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度

本文借鑒李宏和喬越(2021)[20]的方法測(cè)算得到。首先，計(jì)算某一產(chǎn)品j的技術(shù)復(fù)雜度，其公式如下

(7)

其中，j表示某一種HS六位碼產(chǎn)品，c表示某一國(guó)家或地區(qū)，xcj表示國(guó)家或地區(qū)c產(chǎn)品j的出口額，Xc表示國(guó)家或地區(qū)c的總出口額。xcj/Xc表示國(guó)家或地區(qū)c產(chǎn)品j的出口份額，pcgdpc表示國(guó)家或地區(qū)c的實(shí)際人均GDP。企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度表示如下

(8)

其中，xij表示企業(yè)i在產(chǎn)品j上的出口額，Xi表示企業(yè)i的總出口額；相應(yīng)地，xij/Xi表示企業(yè)i產(chǎn)品j的出口占企業(yè)i總出口的比重。PRODYadj表示經(jīng)質(zhì)量調(diào)整的產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，其中PRODYadj=(qcj)λ·PRODYj；qcj衡量了國(guó)家或地區(qū)c產(chǎn)品j出口的相對(duì)價(jià)格，若該指數(shù)越大，則表明出口產(chǎn)品的質(zhì)量越高。此外，本文將λ設(shè)定為0.2。

3.其他變量的說明

企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)，本文采用擴(kuò)展的Olley和Pakes(1996)[21]方法(OP法)進(jìn)行測(cè)算；企業(yè)規(guī)模(size)采用企業(yè)銷售額取對(duì)數(shù)來衡量，這里企業(yè)銷售額采用了以1999年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；平均工資水平(wage)使用1999年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)名義量進(jìn)行平減；企業(yè)年齡(age)用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量企業(yè)年齡；資本密集度(zb)用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對(duì)數(shù)來衡量，其中固定資產(chǎn)使用以1999年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減處理；企業(yè)利潤(rùn)率(profit)用營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與企業(yè)銷售額的比值來衡量；融資約束(fin)采用融資約束綜合指標(biāo)測(cè)試企業(yè)融資狀況，該指數(shù)越大，表明企業(yè)所受到的融資約束越嚴(yán)重；出口密集度(exp)用企業(yè)出口額與銷售額的比值來表示[22]；所有制虛擬變量(state)，當(dāng)企業(yè)為國(guó)有或集體企業(yè)時(shí)，將其賦值為1，否則賦值為0。

(三)數(shù)據(jù)說明與典型事實(shí)

本文主要使用了兩套大型微觀數(shù)據(jù)。第一套數(shù)據(jù)是企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)，來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。第二套數(shù)據(jù)是產(chǎn)品層面的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，來自中國(guó)海關(guān)總署。考慮到2007年之后的微觀數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，在關(guān)鍵指標(biāo)上存在缺失，與當(dāng)前國(guó)內(nèi)和國(guó)際主流期刊上大多文獻(xiàn)的做法類似，所用的兩套微觀數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度均為2000—2007年。本文借鑒Yu(2015)[23]的方法對(duì)上述兩套數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。另外，在企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算過程中，主要涉及了兩組高度細(xì)分的產(chǎn)品層面貿(mào)易數(shù)據(jù)。一組是2000—2007年171個(gè)國(guó)家HS六位碼產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)，來自聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)司的Comtrade貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；另一組是2000—2007年的中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。此外，國(guó)家或地區(qū)的人均實(shí)際GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

為與現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)保持一致，本文選取制造業(yè)進(jìn)行研究，即在原始樣本中刪除采礦業(yè)、電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)數(shù)據(jù)。由于中國(guó)在2002年頒布了新的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》并于2003年開始正式實(shí)施，這里根據(jù)Brandt等(2012)[24]對(duì)中國(guó)工業(yè)行業(yè)分類(CIC)四位碼進(jìn)行了調(diào)整。另外，貿(mào)易中間商是專門從事進(jìn)出口業(yè)務(wù)的，因此其價(jià)值鏈嵌入和企業(yè)出口績(jī)效受外資并購(gòu)的影響可能與其他生產(chǎn)型企業(yè)不同，因此有必要在樣本中剔除貿(mào)易中間商。這里借鑒Ahn等(2011)[25]的做法，將海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)名稱中包含“進(jìn)出口”“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“科貿(mào)”“外經(jīng)”等字樣的企業(yè)歸屬為貿(mào)易中間商，并將其從本文的樣本中剔除。此外，本文還進(jìn)一步對(duì)異常樣本進(jìn)行了刪除。最后，考慮到上述樣本中有一部分企業(yè)報(bào)告的實(shí)收資本小于或等于0，同時(shí)有些企業(yè)報(bào)告的外商資本小于0，結(jié)合本文的研究目的，也將這些企業(yè)視為異常樣本，進(jìn)而對(duì)它們進(jìn)行刪除。最終，樣本期內(nèi)發(fā)生外資并購(gòu)的處理組企業(yè)有2 686家，經(jīng)過PSM樣本匹配，本文為其找到了2 436家發(fā)生內(nèi)資并購(gòu)的對(duì)照組企業(yè)。

表1報(bào)告了最終樣本數(shù)據(jù)中歷年不同并購(gòu)類型企業(yè)數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)平均每年有384家內(nèi)資企業(yè)被外資并購(gòu)。在這些企業(yè)中，大約有13.2%的企業(yè)被并購(gòu)前是國(guó)有或集體企業(yè)，有56.7%的企業(yè)被并購(gòu)前是混合所有制企業(yè)，被并購(gòu)前屬于民營(yíng)企業(yè)的比例平均在29.9%左右。此外，內(nèi)資并購(gòu)方面，平均每年有348家內(nèi)資企業(yè)被其他內(nèi)資企業(yè)并購(gòu)。在這些企業(yè)中，國(guó)有或集體企業(yè)被民營(yíng)企業(yè)并購(gòu)的占17.2%，國(guó)有或集體企業(yè)被混合型企業(yè)并購(gòu)的占23.6%，混合型企業(yè)被國(guó)有或集體企業(yè)并購(gòu)的占16.4%，民營(yíng)企業(yè)被混合型企業(yè)并購(gòu)的占19.8%，混合型企業(yè)被民營(yíng)企業(yè)并購(gòu)的占23%。

表1 樣本數(shù)據(jù)中不同并購(gòu)類型企業(yè)數(shù)統(tǒng)計(jì)

四、基本估計(jì)結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行配對(duì)之后，采用式(6)的雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)。表2報(bào)告了外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度的估計(jì)結(jié)果。列(1)和列(2)匯報(bào)了沒有加入任何控制變量、同時(shí)沒有控制行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)時(shí)，外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度的估計(jì)結(jié)果；列(3)和列(4)在此基礎(chǔ)上加入所有控制變量，同時(shí)控制行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，變量Treat和變量Post的估計(jì)結(jié)果均顯著為正，說明初始年份處理組企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度明顯高于控制組企業(yè)，并且處理組企業(yè)和控制組企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度均隨時(shí)間的推移有所增加。交叉項(xiàng)Treat×Post的估計(jì)系數(shù)為正，表明外資并購(gòu)顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度，這驗(yàn)證了前文的研究假設(shè)。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

此外，從控制變量的估計(jì)結(jié)果可以看出，企業(yè)規(guī)模(size)、平均工資水平(wage)、資本密集度(zb)、企業(yè)利潤(rùn)率(profit)以及出口密集度(exp)的估計(jì)系數(shù)在列(1)和列(3)中均為正并在1%水平上顯著，表明生產(chǎn)規(guī)模越大、經(jīng)營(yíng)狀況越好的企業(yè)出口績(jī)效越高，這與通常的預(yù)期是相符合的。此外，企業(yè)融資約束(fin)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，越不利于其出口績(jī)效的提升。

(二)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制的差異

在前文分析中，并沒有區(qū)分被并購(gòu)企業(yè)的所有制特征，因此，估計(jì)得到的是外資并購(gòu)對(duì)被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的平均影響效應(yīng)。本文比較感興趣的一個(gè)問題是，外資并購(gòu)對(duì)不同所有制被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的影響是否存在差異？為了回答上述問題，本文根據(jù)企業(yè)的所有制性質(zhì)將被并購(gòu)企業(yè)劃分為國(guó)有企業(yè)(type_1)和民營(yíng)企業(yè)(type_2)兩種類型，表3的列(1)(2)給出了外資并購(gòu)對(duì)不同所有制被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的影響結(jié)果。從中可以看到，交叉項(xiàng)Treat×Post×type_1和Treat×Post×type_2的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明外資并購(gòu)顯著提高了兩類所有制企業(yè)的出口績(jī)效。此外，與國(guó)有企業(yè)相比，外資并購(gòu)對(duì)民營(yíng)被并購(gòu)企業(yè)(type_2)出口績(jī)效提升的作用更大。

表3 外資并購(gòu)的異質(zhì)性影響

2.企業(yè)外資持股比例及其增量的差異

在前文分析中，并沒有考慮企業(yè)被并購(gòu)后外資持股比例的多少對(duì)估計(jì)結(jié)果的差異性影響，另外在并購(gòu)前后，外資持股增量的不同對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響可能也是截然不同的。有鑒于此，本部分進(jìn)行了兩組異質(zhì)性檢驗(yàn)。其一，根據(jù)企業(yè)被并購(gòu)后外資持股比例的中位數(shù)值將被并購(gòu)企業(yè)劃分為高外資持股企業(yè)(type_3)和低外資持股企業(yè)(type_4)兩種類型；其二，根據(jù)企業(yè)被并購(gòu)前后外資持股比例增量的中位數(shù)值將被并購(gòu)企業(yè)劃分為高增量外資持股企業(yè)(type_5)和低增量外資持股企業(yè)(type_6)兩種類型。

表3的列(3)(4)給出了外資并購(gòu)對(duì)不同外資持股比例的被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的影響。結(jié)果表明，交叉項(xiàng)Treat×Post×type_3和Treat×Post×type_4的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明外資并購(gòu)顯著提高了兩類企業(yè)的出口績(jī)效。進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，與被并購(gòu)后外資持股比例低的企業(yè)相比，并購(gòu)對(duì)外資持股比例高的企業(yè)(type_3)出口績(jī)效的提升作用更大，即外資持股比例高的并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的提升作用更強(qiáng)。表3最后兩列報(bào)告了不同外資持股比例增量的外資并購(gòu)對(duì)被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的影響。從中可以看到，交叉項(xiàng)Treat×Post×type_5和Treat×Post×type_6的估計(jì)系數(shù)均為正，不過前者在估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值和顯著性水平均高于后者，這表明外資并購(gòu)提高了兩類企業(yè)的出口績(jī)效，不過與外資持股比例增量較低的并購(gòu)相比，外資持股比例增量較高的并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效提升的作用更大，換言之，外資持股比例增量大的并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的提升作用更強(qiáng)?？梢?，外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響確實(shí)與并購(gòu)后外資持股比例的高低以及并購(gòu)前后外資持股的增量有關(guān)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制其他政策變動(dòng)的影響

在本文研究的樣本期內(nèi)，有兩項(xiàng)重要的政策變動(dòng)值得關(guān)注：其一是中國(guó)在2001年底正式加入WTO，隨后貿(mào)易自由化進(jìn)程進(jìn)一步加快[26]；另外一個(gè)是中國(guó)在2005年實(shí)行了人民匯率制度改革，此后人民幣匯率不斷升值。這兩項(xiàng)政策變動(dòng)均有可能對(duì)企業(yè)的GVC分工產(chǎn)生影響。為了穩(wěn)健起見，這一部分進(jìn)行如下兩個(gè)估計(jì)。第一，在基準(zhǔn)模型中進(jìn)一步控制行業(yè)最終品關(guān)稅(τoutput)和行業(yè)中間品關(guān)稅(τinput)。表4列(1)匯報(bào)了控制貿(mào)易自由化因素之后的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)一步考慮了貿(mào)易自由化因素之后，本文的核心結(jié)論仍然成立。第二，控制人民幣匯率的影響。具體的做法是在模型中引入企業(yè)層面貿(mào)易加權(quán)的人民幣實(shí)際有效匯率指標(biāo)(reerit)，進(jìn)一步加入?yún)R率指標(biāo)之后的估計(jì)結(jié)果如表4列(2)所示?？梢钥吹?，在控制人民幣匯率指標(biāo)的影響之后，外資并購(gòu)顯著提高了被并購(gòu)企業(yè)的出口績(jī)效。因此總體而言，本文的核心結(jié)論受貿(mào)易自由化和人民幣匯率變動(dòng)這兩項(xiàng)政策變化的潛在干擾程度較小，具有較好的穩(wěn)健性。

2.使用馬氏距離配對(duì)法

前文使用最近鄰匹配為處理組尋找合適的對(duì)照組，作為一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，還使用馬氏距離配對(duì)法為外資并購(gòu)企業(yè)尋找合適的內(nèi)資并購(gòu)企業(yè)作為對(duì)照組。在進(jìn)行馬氏距離配對(duì)之后，提取處理組企業(yè)i和對(duì)照組企業(yè)j組成新的樣本，即匹配后的樣本。使用新的樣本進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果見表4的列(3)。從中可以看到，在改變配對(duì)方法之后，外資并購(gòu)的回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸相比均沒有發(fā)生根本性變化，表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

3.剔除加工貿(mào)易的影響

本文根據(jù)貿(mào)易類型的不同，將企業(yè)分為純加工貿(mào)易企業(yè)、純一般貿(mào)易企業(yè)、混合型貿(mào)易企業(yè)三種類型。為了穩(wěn)健起見，進(jìn)一步使用剔除純加工貿(mào)易企業(yè)之后的樣本以及同時(shí)剔除純加工貿(mào)易企業(yè)和混合型貿(mào)易企業(yè)之后的樣本計(jì)量估計(jì)，結(jié)果見表4中的列(4)和列(5)。觀察估計(jì)結(jié)果，可以看到，不管是刪除純加工貿(mào)易企業(yè)，還是僅保留純一般貿(mào)易企業(yè)樣本，核心解釋變量Treat×Post的回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸相比均沒有發(fā)生根本性變化，表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性，即再次表明，外資并購(gòu)顯著提高了被并購(gòu)企業(yè)的出口績(jī)效。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

倍差法估計(jì)結(jié)果可靠性的另一個(gè)重要的假設(shè)前提是要求滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即在政策沖擊發(fā)生之前(在本文中為外資并購(gòu))，處理組與對(duì)照組的結(jié)果變量應(yīng)該具有相似的變化趨勢(shì)。這里采用事件分析法的思路來檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)是否成立，為此設(shè)定如下回歸模型

(9)

其中，p表示外資并購(gòu)發(fā)生的時(shí)期，若是負(fù)數(shù)，表示外資并購(gòu)發(fā)生之前的時(shí)期，若為正數(shù)則表示外資并購(gòu)發(fā)生之后的時(shí)期。由于本文的樣本期為2000—2007年，外資并購(gòu)事件發(fā)生前和發(fā)生后最長(zhǎng)的政策效果年份數(shù)各有7年，然而考慮到在外資并購(gòu)發(fā)生前后年份數(shù)較長(zhǎng)的時(shí)期，觀測(cè)值較少，為了降低估計(jì)偏差，本文采用事件分析法文獻(xiàn)中常用的處理方法，對(duì)位于事件發(fā)生兩端年份數(shù)較長(zhǎng)的時(shí)期進(jìn)行“歸并”處理[27]。具體地，對(duì)于外資并購(gòu)事件發(fā)生前第5年及更早的時(shí)期，則1{year≤-5}取值為1，并將其作為缺省的比較基準(zhǔn)；對(duì)于外資并購(gòu)事件發(fā)生后第4年及更晚的時(shí)期，則1{year≥4}取值為1；此外，對(duì)于外資并購(gòu)事件發(fā)生第p(-4≤p<4)年的時(shí)期，1{year=p}取值為1。在式(9)中，交叉項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)αp是本文最為關(guān)注的，它們刻畫了外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)GVC分工地位的年度效應(yīng)。具體而言，如果在外資并購(gòu)發(fā)生前各交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)αp(p<0)不顯著，則表明處理組與對(duì)照組的結(jié)果變量在外資并購(gòu)發(fā)生前具有相似的變化趨勢(shì)，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

表4列(6)報(bào)告了對(duì)列(9)的檢驗(yàn)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在外資并購(gòu)發(fā)生之前，各個(gè)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均為正，但都沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這意味著處理組與對(duì)照組企業(yè)的出口績(jī)效在外資并購(gòu)發(fā)生之前并沒有明顯的差異，即滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。與此不同的是，在外資并購(gòu)發(fā)生的當(dāng)年及其之后的時(shí)期，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正；并且隨著時(shí)間推移，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)值有所增大。這表明在外資并購(gòu)發(fā)生之后，外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的提升作用隨時(shí)間推移逐步增強(qiáng)。

5.剔除外資并購(gòu)反復(fù)的樣本

考慮到被外資并購(gòu)企業(yè)在樣本期內(nèi)可能不具有穩(wěn)定性，比如某年是外資并購(gòu)企業(yè)，而過幾年又不再是的反復(fù)情形，這可能會(huì)對(duì)本文實(shí)證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性造成一定的干擾。有鑒于此，本文使用剔除并購(gòu)反復(fù)之后的樣本進(jìn)行了一組穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見于表4的最后一列。觀察估計(jì)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)本文的核心結(jié)論仍然成立，即外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的提升產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析了外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響，接下來，本文分別通過引入交叉項(xiàng)和構(gòu)建中介效應(yīng)模型的方式，來分析外資并購(gòu)?fù)ㄟ^GVC分工對(duì)企業(yè)出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)，以驗(yàn)證外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的作用機(jī)制。

本文借鑒Koopman等(2010)[28]以及蘇丹妮等(2020)[29]的方法，測(cè)算GVC分工地位指數(shù)(FVAR)、企業(yè)GVC上游參與度(FVARU)以及企業(yè)GVC下游參與度(FVARd)。

(一)引入交叉項(xiàng)

表5中前兩列估計(jì)結(jié)果分別展示了加入外資并購(gòu)與GVC分工地位指數(shù)的三重交叉項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)三重交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均較為顯著，即外資并購(gòu)?fù)ㄟ^提高被并購(gòu)企業(yè)的GVC分工地位，進(jìn)一步促進(jìn)了其出口貿(mào)易“量”的增長(zhǎng)和“質(zhì)”的提升。外資并購(gòu)使被并購(gòu)企業(yè)和全球市場(chǎng)更緊密地聯(lián)系在一起，被并購(gòu)企業(yè)會(huì)被納入到跨國(guó)公司的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中去，形成更加有效率的國(guó)際分工。

表5 外資并購(gòu)、GVC分工與企業(yè)出口績(jī)效

進(jìn)一步地，本文在模型中加入外資并購(gòu)與GVC上游嵌入度和GVC下游嵌入度的三重交叉項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)三重交叉項(xiàng)的系數(shù)在列(3)和列(4)中均較為顯著。具體地，外資并購(gòu)?fù)ㄟ^促進(jìn)企業(yè)的全球價(jià)值鏈上游嵌入與抑制企業(yè)的全球價(jià)值鏈下游嵌入，進(jìn)一步促進(jìn)了其出口貿(mào)易量的增長(zhǎng)和質(zhì)的提升。具體地，外資并購(gòu)?fù)ㄟ^加快企業(yè)的GVC上游嵌入，降低企業(yè)的GVC下游嵌入顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口增長(zhǎng)和質(zhì)量提升。企業(yè)在GVC上游的不斷延伸細(xì)化和下游的逐步退出和升級(jí)，會(huì)削減企業(yè)加工制造、低端組裝等微利化的價(jià)值創(chuàng)造活動(dòng)，使企業(yè)更多地從事創(chuàng)新研發(fā)、新產(chǎn)品設(shè)計(jì)等高附加值的分工環(huán)節(jié)，繼而可以憑借技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)和品牌優(yōu)勢(shì)，獲得在全球出口市場(chǎng)中更加有利的利益分配格局。

(二)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

結(jié)合中介效應(yīng)模型的思路，本文構(gòu)建以下回歸方程

(10)

(11)

(12)

其中，F(xiàn)VARit表示企業(yè)的GVC分工地位指數(shù)；Xit為一組控制變量，定義與前文類似。表6報(bào)告了外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果。其中，式(10)與式(6)相同，表6列(1)(2)是對(duì)式(10)也即基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果；表6列(3)(4)是對(duì)模型式(11)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。進(jìn)一步地，表6最后兩列是對(duì)式(12)的估計(jì)結(jié)果。

表6中列(1)(2)結(jié)果表明，外資并購(gòu)顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術(shù)復(fù)雜度。列(3)(4)以企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位FVAR為因變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Treat×Post的估計(jì)系數(shù)顯著為正，即外資并購(gòu)能夠顯著提高企業(yè)的全球價(jià)值鏈分工地位。

表6最后兩列在列(1)(2)的基礎(chǔ)上引入了中介變量FVAR，觀察估計(jì)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)VAR的估計(jì)系數(shù)顯著為正，也就是說外資并購(gòu)?fù)ㄟ^提高企業(yè)的全球價(jià)值鏈分工地位，最終顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口質(zhì)量，全球價(jià)值鏈升級(jí)是外資并購(gòu)提升企業(yè)出口績(jī)效的重要途徑。進(jìn)一步地，對(duì)列(1)(2)和列(5)(6)中Treat×Post的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行了對(duì)比，不難發(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)Treat×Post的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值和顯著性水平在加入中介變量之后均顯著降低，由此，可以初步斷定全球價(jià)值鏈升級(jí)中介效應(yīng)的存在，即外資并購(gòu)?fù)ㄟ^提高企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的方式對(duì)被并購(gòu)企業(yè)的出口升級(jí)產(chǎn)生影響。接下來，進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)，以確認(rèn)“全球價(jià)值鏈升級(jí)”是否是外資并購(gòu)提高企業(yè)出口績(jī)效的中介變量。第一，設(shè)定原假設(shè)H0:b3=0，H0:η=0，如果能夠拒絕原假設(shè)，則說明FVAR是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的渠道變量，否則說明中介效應(yīng)并不顯著。從表6列(3)-(6)的回歸結(jié)果可以看到，F(xiàn)VAR作為中介變量是顯著的，能夠拒絕原假設(shè)，證實(shí)了“全球價(jià)值鏈升級(jí)”中介效應(yīng)的存在。第二，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性，本文引入第二種檢驗(yàn)方法。具體地，借鑒Sobel(1987)[30]的方法來對(duì)中介效應(yīng)的存在性進(jìn)行嚴(yán)格的計(jì)量檢驗(yàn)，其原假設(shè)是b3η=0，如果能夠拒絕原假設(shè)則說明本文的中介效應(yīng)顯著。其基本步驟是：首先，計(jì)算乘積項(xiàng)b3η的標(biāo)準(zhǔn)差；然后使用表6中的估計(jì)結(jié)果計(jì)算得到Zb2η的值，結(jié)果表明其相伴隨概率均小于0.05，在5%的水平上顯著，該結(jié)果表明全球價(jià)值鏈分工地位的提高是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的渠道變量。

表6 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

伴隨著我國(guó)對(duì)外開放水平的日益提高和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施，外資并購(gòu)正逐步成為我國(guó)吸引和利用外資的重要手段。本文利用中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，采用基于傾向得分匹配的倍差法系統(tǒng)地研究了外資并購(gòu)對(duì)我國(guó)企業(yè)出口績(jī)效的微觀效應(yīng)，并從企業(yè)GVC分工地位的角度進(jìn)行了機(jī)制檢驗(yàn)。本文研究發(fā)現(xiàn)，外資并購(gòu)顯著促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大和出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。異質(zhì)性分析表明，外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響與企業(yè)所有制以及外資股權(quán)比例的高低等特征有關(guān)，外資并購(gòu)對(duì)民營(yíng)被并購(gòu)企業(yè)出口績(jī)效的積極影響顯著大于國(guó)有企業(yè)；此外，外資持股比例高的并購(gòu)以及外資持股比例增量大的并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的提升作用更強(qiáng)。進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，企業(yè)GVC分工地位的提升是外資并購(gòu)影響企業(yè)出口績(jī)效的重要途徑；從GVC嵌入的方式而言，外資并購(gòu)?fù)ㄟ^加快企業(yè)的GVC上游嵌入，降低企業(yè)的GVC下游嵌入顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口增長(zhǎng)和質(zhì)量提升。

本文的研究結(jié)論不僅有助于深入理解我國(guó)企業(yè)出口所處GVC的分工地位，而且對(duì)如何通過外資并購(gòu)來增強(qiáng)我國(guó)企業(yè)在GVC中的分工地位，進(jìn)而謀求出口升級(jí)具有重要的政策含義。根據(jù)本文對(duì)外資并購(gòu)、全球價(jià)值鏈分工與企業(yè)出口績(jī)效關(guān)系的研究，提出如下政策建議。

第一，跨國(guó)公司作為世界經(jīng)濟(jì)的重要行為主體，對(duì)經(jīng)濟(jì)全球化的產(chǎn)生和發(fā)展起著直接的推動(dòng)作用。近年來我國(guó)日益受到跨國(guó)企業(yè)的青睞，投資并購(gòu)行為呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)，并且外資并購(gòu)在總體上顯著提升了我國(guó)企業(yè)的GVC分工地位和出口績(jī)效。因此，我國(guó)應(yīng)該進(jìn)一步出臺(tái)、完善相關(guān)政策以正確引導(dǎo)外資并購(gòu)，促進(jìn)引資方式多元化。多元化的引資方式有助于充分發(fā)揮其對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)和出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的積極影響。

第二，當(dāng)前我國(guó)利用外資的方式較單一，主要以綠地投資為主，外資并購(gòu)、參股等方式占比較小。而在當(dāng)前我國(guó)要素成本上升、產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的迫切要求下，要支持內(nèi)資企業(yè)引入境外戰(zhàn)略投資者通過參股、并購(gòu)等方式參與企業(yè)改造和兼并重組，鼓勵(lì)外商設(shè)立創(chuàng)投和私募股權(quán)基金，并積極利用國(guó)際金融組織及外國(guó)政府貸款，以充分發(fā)揮外資并購(gòu)對(duì)企業(yè)出口升級(jí)和全球價(jià)值鏈提升的積極作用。同時(shí)，政府應(yīng)發(fā)揮其在市場(chǎng)資源配置中的作用，通過制定相關(guān)的經(jīng)濟(jì)策略，引導(dǎo)外資并購(gòu)比例的合理提高，并使其適當(dāng)流向效率高的民營(yíng)企業(yè)，以有利于民營(yíng)企業(yè)出口貿(mào)易穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

第三，當(dāng)前，新冠疫情、貿(mào)易保護(hù)主義以及國(guó)際政治變動(dòng)等多種因素疊加引致的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和制造業(yè)回流，加劇了全球價(jià)值鏈的收縮趨勢(shì)，使其更趨向于本地化和多元化發(fā)展。我國(guó)迫切需要改變?cè)谌騼r(jià)值鏈中低端加工的地位，并將迎接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的新挑戰(zhàn)。因此本文在當(dāng)下為我國(guó)出口升級(jí)提供了一個(gè)可靠視角，外資并購(gòu)可能成為我國(guó)應(yīng)對(duì)全球產(chǎn)業(yè)鏈布局和新挑戰(zhàn)的有效手段之一。