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．南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

?

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：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企業(yè)生產(chǎn)率提升問題上，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)沒有對(duì)外直接投資的時(shí)期，t＝1表示企業(yè)開始對(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）。考察“熊彼特假說”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“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)來自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》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500萬元，或者固定資產(chǎn)凈值年平均余額低于1000萬元的觀測(cè)值。將《名錄》和《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》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，無論是否加入控制變量，ofdi的估計(jì)系數(shù)均為正，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這說明對(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：無論是哪種匹配比例，ofdi的系數(shù)均顯著為正，這再次說明企業(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，這說明與再次投資目的地沒有發(fā)生轉(zhuǎn)變的企業(yè)和一直沒有對(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，隨之而來的、也是爭(zhēng)議已久的問題是：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？也就是我們常說的“先難后易”還是“先易后難”的問題。對(duì)該問題，學(xué)者們提出了不同的見解，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，中國(guó)快速融入全球化并享受了開放的紅利，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)。

參考文獻(xiàn)：

［1］Kogut，B．，Chang S．J．Technological Capabilities and Japanese Foreign Direct Investment in the United States［J］．The Review of Economics and Statistics，1991，73（3）：401—413．

［2］Branstetter，L．Is Foreign Direct Investment a Channel of Knowledge Spillovers？Evidence from Japan’s FDI in the United States［Z］．NBER Working Paper，2000，No．8015．

［3］Potterie，B．V．P．D．L．，Lichtenberg，F(xiàn)．Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders［J］．The Review of Economics and Statistic，2001，83（3）：490—497．

［4］Bitzer，J．，Gorg，H．Foreign Direct Investment，Competition and Industry Performance［J］．The World Economy，2009，32（2）：221—233．

［5］Dierk，H．The Long－run Relationship between Outward FDI and Total Factor Productivity：Evidence for Developing Countries［J］．The Journal of Development Studies，2011，47（5）：767—785．

［6］趙偉，古廣東，何元慶．外向FDI與中國(guó)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．

［7］劉明霞，王學(xué)軍．中國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）：57—62．

［8］李梅．人力資本、研發(fā)投入與對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2010，（10）：69—75．

［9］蔣冠宏，蔣殿春，蔣昕桐．我國(guó)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．

［10］毛其淋，許家云．中國(guó)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．

［11］闞大學(xué)．對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)［J］．商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2010，（1）：54—58．

［12］李梅，柳士昌．對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析［J］．管理世界，2012，（1）：21—66．

［13］王鳳彬，楊陽．我國(guó)企業(yè)FDI路徑選擇與“差異化的同時(shí)并進(jìn)”模式［J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010，（2）：121—129．

［14］Pradhan，J．P．，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—187．

［15］Driffield，N．，Chang，M．The Effects of Offshoring to China：Reallocation，Employment and Productivity in Taiwan［J］．International Journal of the Economics of Business，2009，（16）：19—38．

［16］李泳．中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資成效研究［J］．管理世界，2009，（9）：34—43．

［17］肖慧敏，劉輝煌．中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的學(xué)習(xí)效應(yīng)研究［J］．財(cái)經(jīng)研究，2014，40（4）：42—55．

［18］蔣冠宏，蔣殿春．中國(guó)工業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資與企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2014，（9）：53—76．

［19］Girma，S．，Greenaway，D．，Kneller，R．Does Exporting Increase Productivity？A Microeconomic Analysis of Matched Firms［J］．Review of International Economics，2004，12（5）：855—866．

［20］周黎安，張維迎，顧全林，汪淼軍．企業(yè)生產(chǎn)率的代際效應(yīng)和年齡效應(yīng)［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2007，6（4）：1298—1318．

［21］張杰，李勇，劉志彪．出口與中國(guó)本土企業(yè)生產(chǎn)率——基于江蘇制造業(yè)企業(yè)的實(shí)證分析［J］．管理世界，2008，（11）：56—63．

［22］孫靈燕，李榮林．融資約束限制中國(guó)企業(yè)出口參與嗎？［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011，（1）：232—252．

［23］毛其淋，盛斌．中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的進(jìn)入退出與生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演化［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2013，（4）：16—29．

［24］Melitz，M．J．The Impact of Trade on Intra－industry Reallocation and Aggregate Industry Productivity［J］．Econometria，2003，71（6）：1695—1725．

［25］Greenaway，D．Guariglia，A．，Kneller，R．Financial Factors and Exporting Decisions［J］．Journal of International Economics，2007，73（2）：377—395．

［26］Bellone，F(xiàn)．，Musso，P．，Schiavo，S．Financial Constraints and Firm Export Behavior［J］．World Economy，2010，33（3）：347—373．

［27］Smith，J．，Todd，P．Does Matching Overcome Lalonde’s Critique of Non－experimental Estimators［J］．Journal of Econometrics，2005，125（2）：305—353．

［28］Kokko，A．Technology，Market Characteristics and Spillovers［J］．Journal of Development Economics，1994，43 （2）：279—293．

［29］Glass，A．，Saggi，K．International Technology Transfer and the Technology Gap［J］．Journal of Development Economics，1998，55（2）：369—398．

［30］葛順奇，羅偉．中國(guó)制造業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資和母公司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)［J］．管理世界，2013，（6）：28—42．

［31］冼國(guó)明，楊銳．技術(shù)累積、競(jìng)爭(zhēng)策略與發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資［J］．經(jīng)濟(jì)研究，1998，（11）：56—63．

［32］何志毅．中國(guó)企業(yè)國(guó)際化途徑選擇——海爾與TCL海外投資戰(zhàn)略比較［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2002，（6）：4—8．

［33］姜華欣，史本葉，范思琦．我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的行業(yè)選擇與思考［J］．經(jīng)濟(jì)縱橫，2013，（5）：38—41．

（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