馬 颯，陶晶晶

(1.南通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南通 226019； 2.南通大學(xué) 江蘇長江經(jīng)濟(jì)帶研究院，江蘇 南通 226019)

0 引言

從2000年“走出去”戰(zhàn)略到2013年“一帶一路”倡議提出，中國的對(duì)外直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，2020年中國已成為全球第二大對(duì)外投資國。隨著對(duì)外開放進(jìn)入新的階段，投資總量規(guī)模的擴(kuò)大之外，迫切想了解的是中國對(duì)外直接投資的質(zhì)量高低，對(duì)外直接投資是否促進(jìn)了中國企業(yè)績效的提升？其內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制是什么？在不同產(chǎn)業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、投資目標(biāo)國及地理區(qū)域，其促進(jìn)效應(yīng)是否存在差異？這些問題的厘清有助于優(yōu)化對(duì)外投資結(jié)構(gòu)與布局，為中國實(shí)現(xiàn)對(duì)外投資大國向?qū)ν馔顿Y強(qiáng)國轉(zhuǎn)變提供理論依據(jù)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)對(duì)外直接投資(OFDI)對(duì)企業(yè)績效的影響進(jìn)行了多角度研究。在研究方法上，早期研究較少考慮內(nèi)生性問題，主要采用因子分析、事件研究、固定面板和雙重差分等模型進(jìn)行分析論證(曹榮鵬等，2014；李蕾等，2015)[1-2]。但隨著研究的深入，為了避免序列相關(guān)、遺漏偏誤以及樣本“自選擇”所帶來的內(nèi)生性問題，主要運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型、雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)以及Heckman兩階段模型等考察兩者關(guān)系(楊平麗等，2017；黃有星等，2021)[3-4]。除研究方法的改進(jìn)之外，現(xiàn)有文獻(xiàn)也將研究拓展至影響OFDI對(duì)企業(yè)績效作用的主要因素上。其中，以企業(yè)為切入點(diǎn)的影響因素研究主要圍繞投資動(dòng)機(jī)(潘素昆等，2014)[5]、企業(yè)性質(zhì)(林莎，2009)[6]、投資方式(HENNNART等，1994)[7]、國際化程度(任鴿等，2019)[8]等角度展開。還有文獻(xiàn)將研究視角轉(zhuǎn)移到東道國的制度、營商環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等角度(李平等，2018)[9]，但均未得出一致結(jié)論，研究結(jié)果主要呈現(xiàn)出正相關(guān)(CHEN and KU，2000；TRAX等，2012)[10-11]、負(fù)相關(guān)(LIU AND NUNNENKAMP，2009；BERTRAND AND BUCKLEY，2012)[12-13]以及非線性相關(guān)關(guān)系(HITT等，2004)[14]。此外，在理論上，關(guān)于OFDI對(duì)企業(yè)績效的影響也沒有形成一致意見。部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)通過OFDI能獲得技術(shù)溢出，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)，提升企業(yè)績效(KOGUT & CHANG，1991)[15]；而另一部分研究則認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行OFDI會(huì)面臨文化、制度、語言、習(xí)俗差異，出現(xiàn)信息不對(duì)稱等問題，存在“外來者劣勢”(邰鹿峰，2020)[16]。除此之外，在吸收能力有限和時(shí)間壓力下，可能會(huì)導(dǎo)致“時(shí)間壓縮不經(jīng)濟(jì)”，即同等投入回報(bào)率顯著下降(方宏等，2017)[17]。

綜上，既有關(guān)于OFDI影響企業(yè)績效的文獻(xiàn)主要采用《境外投資企業(yè)名錄》數(shù)據(jù)，圍繞投資動(dòng)因、投資方式、東道國因素、產(chǎn)業(yè)與企業(yè)差異等不同角度展開問題研究。但遺憾的是尚未針對(duì)投資地理區(qū)域的差異性及OFDI影響企業(yè)績效的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行深入研究。與已有研究相比，文中的主要?jiǎng)?chuàng)新在于：①采用《中國全球投資追蹤》(China Global Investment Tracker，CGIT)和 CNRDS數(shù)據(jù)庫公布的 2010—2019 年數(shù)據(jù)，反映了實(shí)際發(fā)生的對(duì)外直接投資，克服了《境外投資企業(yè)名錄》數(shù)據(jù)帶來的結(jié)果偏差(呂越等，2019)[18]；②引入技術(shù)升級(jí)，深入探究OFDI對(duì)企業(yè)績效的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制，為提升對(duì)外投資質(zhì)量提供理論參考；③在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將投資地理區(qū)域劃分為亞洲、歐洲、北美洲、大洋洲，以新的視角考察OFDI和企業(yè)績效之間的區(qū)域差異性，有助于厘清現(xiàn)有對(duì)外投資布局存在的問題。

1 理論機(jī)制分析

技術(shù)升級(jí)既是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)路徑，也是提高企業(yè)生產(chǎn)率、保持競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵。一般而言，企業(yè)的生產(chǎn)率越高，邊際成本越低，對(duì)企業(yè)績效的推動(dòng)作用就越明顯(毛其淋，2016)[19]。因此，如果企業(yè)對(duì)外直接投資能夠?qū)崿F(xiàn)技術(shù)升級(jí)，那么必然就會(huì)提升企業(yè)的投資回報(bào)。作為企業(yè)國際化的重要模式，對(duì)外直接投資主要通過逆向技術(shù)溢出、規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及分工專業(yè)化等效應(yīng)促使企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)從而提升企業(yè)績效。

1.1 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)

企業(yè)的對(duì)外直接投資可通過技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴(kuò)散兩個(gè)環(huán)節(jié)實(shí)現(xiàn)母國企業(yè)技術(shù)升級(jí)，提升企業(yè)績效。具體而言，主要包括以下4種機(jī)制：一是集聚溢出機(jī)制?？鐕髽I(yè)通過投資建立子公司的方式進(jìn)入東道國高新技術(shù)聚集地，深入了解當(dāng)?shù)丶夹g(shù)水平發(fā)展?fàn)顩r，并與當(dāng)?shù)仃P(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)、科研機(jī)構(gòu)合作進(jìn)行共同研發(fā)，獲取最新技術(shù)動(dòng)態(tài)，推動(dòng)技術(shù)升級(jí)(杜江等，2015)[20]。二是研發(fā)資源共享及分?jǐn)倷C(jī)制。企業(yè)在具有優(yōu)質(zhì)教育資源、研發(fā)資本密集、科研體系成熟的東道國設(shè)立研發(fā)分支機(jī)構(gòu)，充分利用當(dāng)?shù)氐难邪l(fā)要素稟賦，與東道國一起攻克關(guān)鍵核心技術(shù)，分?jǐn)偰腹镜难邪l(fā)費(fèi)用，共享研發(fā)成果，提升母公司的技術(shù)實(shí)力(潘濤，2020)[21]。三是經(jīng)營成果反饋機(jī)制。子公司主要通過內(nèi)部傳遞和外部溢出的方式向母國反饋已經(jīng)掌握的先進(jìn)工藝、技術(shù)以及研發(fā)成果(付海燕，2014)[22]。四是人員流動(dòng)機(jī)制。跨國公司人員流動(dòng)能促進(jìn)子公司和母國技術(shù)人員之間的交流，加快母國對(duì)先進(jìn)技術(shù)、知識(shí)以及研發(fā)成果的理解與運(yùn)用，提升企業(yè)的技術(shù)研發(fā)能力和知識(shí)吸收能力。

1.2 規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

對(duì)外直接投資可以使企業(yè)能夠充分利用東道國市場資源，在多個(gè)市場分?jǐn)偨?jīng)營與研發(fā)成本，積累國際化的經(jīng)驗(yàn)、優(yōu)化管理流程，從而降低平均成本，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，這一方面為企業(yè)的研發(fā)資金提供了保障，另一方面也能降低研發(fā)成本與風(fēng)險(xiǎn)，從而有利于技術(shù)創(chuàng)新與績效的提升。特別是，當(dāng)企業(yè)通過對(duì)外投資能夠在東道國實(shí)現(xiàn)同行業(yè)企業(yè)的集聚，即外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，那么這種外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)則通過多渠道有利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)與績效提升。首先，更加易于獲取專業(yè)化設(shè)備與服務(wù)。行業(yè)的地區(qū)集中為專業(yè)化供應(yīng)商的生存提供了足夠大的市場，這反過來使得企業(yè)能夠容易獲取專業(yè)設(shè)備和配套服務(wù)。其次，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力共享。勞動(dòng)力作為非常重要的生產(chǎn)要素，在企業(yè)發(fā)展中有著至關(guān)重要的作用，尤其是高端技術(shù)人才。企業(yè)的匯集推動(dòng)產(chǎn)業(yè)人才的集聚，為擁有高度專業(yè)化技術(shù)的工人提供了完整的勞動(dòng)力市場，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)提供人才支撐(柳媛，2018)[23]。最后，信息傳遞和技術(shù)擴(kuò)散。同類企業(yè)的聚集便于信息交流、人才交流和技術(shù)交流，從而帶動(dòng)知識(shí)溢出和要素流動(dòng)，加快企業(yè)技術(shù)升級(jí)的步伐(楊燕紅，2021)[24]。

1.3 專業(yè)化分工

對(duì)外直接投資還可以通過專業(yè)化分工，促使企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)與效率提升。早在18世紀(jì)，亞當(dāng)斯密就指出“分工的程度會(huì)受交換范圍的制約，即市場廣狹的限制”。換言之，市場的規(guī)模越大，參與交易的人越多，市場的分工就會(huì)越細(xì)，技術(shù)進(jìn)步就會(huì)越快。因此，市場規(guī)模的擴(kuò)大將有利于專業(yè)化分工的形成與發(fā)展。企業(yè)通過對(duì)外直接投資參與國際分工，可充分利用國內(nèi)國外2個(gè)市場，大大拓展了市場的邊界，進(jìn)一步促使其子公司與母公司之間的分工深化，各自集中于專業(yè)化的業(yè)務(wù)領(lǐng)域。這種專業(yè)化分工的發(fā)展不僅可以有力增進(jìn)勞動(dòng)者的熟練程度，提升生產(chǎn)效率，還能在全球范圍內(nèi)整合利用優(yōu)勢要素資源，構(gòu)建全球網(wǎng)絡(luò)，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的效率最大化，并通過“干中學(xué)”效應(yīng)，推動(dòng)專業(yè)化機(jī)械設(shè)備的創(chuàng)新、發(fā)明和應(yīng)用，實(shí)現(xiàn)技術(shù)的革新與效率提升(戴翔等，2021)[25]。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)計(jì)

OFDI并非隨機(jī)產(chǎn)生的，會(huì)受到企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率等因素的影響，因此存在“樣本自選擇”問題，如果直接進(jìn)行回歸可能會(huì)影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。為了克服“樣本自選擇”所帶來的內(nèi)生性問題，文中采用PSM-DID進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。選取企業(yè)規(guī)模、資本密集度、勞動(dòng)生產(chǎn)率、企業(yè)年齡、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、全要素生產(chǎn)率作為匹配變量，采取1∶2最近鄰匹配。

在傾向得分的基礎(chǔ)上，為了解決處理變量進(jìn)入的時(shí)間不同，文中參考BECK[26]等人所構(gòu)建的DID模型剖析OFDI和企業(yè)績效之間的關(guān)系，回歸方程如下

Profit=α1ofdiit+β2Controls+δi+θi+μit

(1)

式中：被解釋變量Profit為公司i在t年的企業(yè)績效，用財(cái)務(wù)指標(biāo)ROIC表示；解釋變量ofdiit為i企業(yè)在t年是否發(fā)生OFDI事件，如果i企業(yè)在t年發(fā)生OFDI事件，則ofdiit為 1，否則為 0；Controls為控制變量；δi為時(shí)間固定效應(yīng)；θi為地區(qū)固定效應(yīng)；μit為誤差項(xiàng)。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

投入資本回報(bào)率(ROIC)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，目前主要采用事件研究法和會(huì)計(jì)指標(biāo)法來評(píng)價(jià)企業(yè)績效，前者考察的是企業(yè)的短期績效，后者更注重企業(yè)長期績效。由于使用事件研究法會(huì)受外界不實(shí)傳聞?dòng)绊?，難以真實(shí)有效的考察OFDI對(duì)企業(yè)績效的影響。因此文中將基于會(huì)計(jì)指標(biāo)法采用投入資本回報(bào)率(ROIC)作為企業(yè)績效評(píng)價(jià)指標(biāo)，以便更加準(zhǔn)確地反映OFDI對(duì)企業(yè)績效的影響。ROIC綜合考慮了股權(quán)與債權(quán)，用于衡量投出資金的使用效果，決定著企業(yè)的未來價(jià)值。文中借鑒馮正強(qiáng)等(2017)[27]的方法衡量企業(yè)績效。其測量方法如下

ROIC=EBIT*(1-稅率)/投入資本

(2)

式中：EBIT為息稅前利潤，投入資本=股東權(quán)益+有息負(fù)債。

2.2.2解釋變量

對(duì)外直接投資(OFDI)。采用二元虛擬變量表示企業(yè)是否參與OFDI。當(dāng)企業(yè)參與OFDI時(shí)取1，當(dāng)企業(yè)未參與OFDI時(shí)取0。

2.2.3 控制變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)(蔣冠宏，2021；薛安偉，2017；COZZA et.al，2015)[28-30]，選取企業(yè)規(guī)模、資本密度、勞動(dòng)生產(chǎn)率、企業(yè)年齡、企業(yè)屬性作為控制變量，具體說明見表1。

表1 主要變量說明

2.3 數(shù)據(jù)說明

2.3.1 數(shù)據(jù)來源

文中OFDI事件主要來自CGIT和CNRDS數(shù)據(jù)庫。考慮到2010年以前OFDI事件較少，同時(shí)為了避免金融危機(jī)和新冠疫情對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響，研究樣本采用2010—2019年參與OFDI的上市公司。其他數(shù)據(jù)主要來自Wind數(shù)據(jù)庫。將OFDI事件與上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，共獲得433個(gè)樣本。為了使實(shí)證結(jié)果更加嚴(yán)謹(jǐn)，文中參照謝偉等(2018)、蔣冠宏(2021)[31，28]采取以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選：①剔除在數(shù)據(jù)提取期間被ST和*ST以及金融業(yè)樣本；②剔除注冊(cè)地為中國香港、中國澳門、百慕大、英屬維爾京群島和開曼群島等國際典型避稅地；③剔除數(shù)據(jù)不全的樣本；④只考察首次OFDI的樣本。由于前一次OFDI可能會(huì)對(duì)企業(yè)以后的決策產(chǎn)生影響，故只考察首次OFDI的企業(yè)。

2.3.2 描述性統(tǒng)計(jì)

表2根據(jù)投資的行業(yè)、產(chǎn)權(quán)、東道國、投資區(qū)域等方面進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述。從投資行業(yè)來看，投資發(fā)生在服務(wù)業(yè)的共計(jì)88起，投資發(fā)生在制造業(yè)的共計(jì)345起。從投資企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，國有企業(yè)101個(gè)，非國有企業(yè)332個(gè)。從東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r來看，投資發(fā)達(dá)國家企業(yè)337個(gè)，投資發(fā)展中國家企業(yè)96個(gè)。從投資區(qū)域來看，投資亞洲的企業(yè)105個(gè)，投資歐洲的企業(yè)136個(gè)、投資北美洲的企業(yè)128個(gè)，投資大洋洲的企業(yè)40個(gè)。

表2 對(duì)外直接投資分布情況

表3是未匹配前對(duì)照組和處理組主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析，從表中可以看到，對(duì)照組企業(yè)的投入資本回報(bào)率(ROIC)最大值為588.105 9，最小值為-686.456 1，均值為6.622 9。處理組企業(yè)ROIC的最大值為124.876 0，最小值為-38.556 4，均值為7.718 1。通過比較可以看出：第一，對(duì)照組企業(yè)的投入資本回報(bào)率差距較大，處理組企業(yè)的投入資本回報(bào)率數(shù)值分布更均勻，差距較小，均值較高。第二，部分企業(yè)經(jīng)營能力較好卻未選擇對(duì)外投資，這說明企業(yè)OFDI存在“自選擇”問題。因此，通過傾向得分匹配法克服“自選擇”問題所帶來的內(nèi)生性是十分必要的。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)效應(yīng)檢驗(yàn)

3.1.1 匹配的平衡性檢驗(yàn)

文中參照HEYMAN等(2007)的方法進(jìn)行逐年匹配，以期在同期的控制組中尋找最合適的匹配，避免混合匹配存在的“時(shí)間錯(cuò)配”以及“自匹配”問題[32]。與此同時(shí)，為了找到OFDI企業(yè)在未對(duì)外投資時(shí)與其最相近的企業(yè)，文中匹配的樣本和指標(biāo)都是企業(yè)開始投資前一期的(蔣冠宏，2014)[33]。匹配結(jié)果見表4，從表中可以看到匹配之前，處理組和控制組在企業(yè)規(guī)模等協(xié)變量上具有顯著的系統(tǒng)性差異，但匹配之后協(xié)變量的差異不再顯著，匹配結(jié)果較好的平衡了數(shù)據(jù)。這也進(jìn)一步說明了OFDI并非隨機(jī)發(fā)生的，采用傾向得分匹配法具有可行性。

表4 匹配的平衡性結(jié)果檢驗(yàn)(分年度，以lnsize為例)

3.1.2 OFDI對(duì)企業(yè)績效的基準(zhǔn)效應(yīng)結(jié)果

通過傾向得分匹配法得到匹配樣本，根據(jù)上述式(1)對(duì)投入資本回報(bào)率(ROIC)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表5。結(jié)果表明：無論是否加入固定效應(yīng)和控制變量，核心解釋變量OFDI對(duì)ROIC均產(chǎn)生了顯著的正向影響，始終在1%的水平上顯著，這意味著OFDI對(duì)企業(yè)績效具有顯著的促進(jìn)作用；此外，協(xié)變量的符號(hào)基本一致，說明文中的模型設(shè)定是穩(wěn)健可信的。

表5 基準(zhǔn)效應(yīng)結(jié)果

從控制變量看，企業(yè)規(guī)模(lnsize)的符號(hào)為正且顯著，說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)績效越高。資本密度(lnkl)的系數(shù)為負(fù)，但顯著性不穩(wěn)健，因此不能直接斷定資本密度與企業(yè)績效成反比。勞動(dòng)生產(chǎn)率(lnlabor)的系數(shù)顯著為正，這與理論預(yù)期一致，說明勞動(dòng)生產(chǎn)率越高，對(duì)企業(yè)績效的推動(dòng)作用越顯著。企業(yè)年齡(Age)的系數(shù)為負(fù)且顯著，反映出企業(yè)成立年限與企業(yè)績效成反比。

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用以下兩種方式進(jìn)行檢驗(yàn)。

1)更換被解釋變量。文中參照王華等(2021)、蔡璐璐等(2021)將企業(yè)績效的衡量指標(biāo)變更為總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[34-35]。表6報(bào)告了以ROA和ROE為被解釋變量，采用1∶2近鄰匹配和Kernel核匹配的回歸結(jié)果。從表中可以看到，OFDI對(duì)企業(yè)績效具有顯著的促進(jìn)作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表6 更換被解釋變量檢驗(yàn)

2)更換匹配方式。為了使實(shí)證結(jié)果更加穩(wěn)健可靠，文中更換了匹配方法，采用1∶1近鄰匹配和Kernel核匹配進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過重新匹配樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7。從表中可以看出，無論是采用1∶1近鄰匹配還是Kernel核匹配來選擇樣本，回歸結(jié)果均表明OFDI對(duì)ROIC在10%的水平上具有顯著的正向影響，與前文實(shí)證結(jié)果一致。

表7 更換匹配方式檢驗(yàn)

3.2 異質(zhì)性分析

為了更加細(xì)致地刻畫OFDI對(duì)企業(yè)績效的影響，本部分從行業(yè)、東道國發(fā)展水平、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、投資地理區(qū)域的角度進(jìn)行異質(zhì)性分析。

3.2.1 不同行業(yè)的分析

文中主要將樣本劃分為制造業(yè)和服務(wù)業(yè)兩大行業(yè)考察OFDI對(duì)企業(yè)績效的影響，通過1∶2近鄰匹配獲得對(duì)照組和處理組，進(jìn)行回歸(下同)。根據(jù)表8的回歸結(jié)果，可以看到：制造業(yè)OFDI對(duì)ROIC產(chǎn)生了正向影響，且在1%的水平上顯著；服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)ROIC的作用不顯著，說明服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)績效的促進(jìn)效果并不理想。一方面可能是因?yàn)槲覈?wù)業(yè)OFDI經(jīng)驗(yàn)不足，服務(wù)業(yè)各行業(yè)發(fā)展本身存在結(jié)構(gòu)性失衡(郝凱等，2019[36]；另一方面，與制造業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化不同，服務(wù)業(yè)在不同國家具有高度的異質(zhì)性，更易于受到文化、地理距離等因素的影響而導(dǎo)致投資成本增加。

表8 制造業(yè)和服務(wù)業(yè)差異性檢驗(yàn)

3.2.2 東道國發(fā)展水平的分析

在影響OFDI的因素中，東道國是非常重要的一個(gè)因素，它與企業(yè)的投資動(dòng)機(jī)緊密相關(guān)。文中將樣本劃分為投資發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家進(jìn)行匹配和回歸，結(jié)果見表9。從表中可以看到：①投資于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的企業(yè)績效均在5%的水平上顯著。這說明無論是投資于發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家都能對(duì)國內(nèi)企業(yè)績效提升起到促進(jìn)作用。②從OFDI系數(shù)看，發(fā)展中國家組別的回歸系數(shù)均高于發(fā)達(dá)國家，這說明投資于發(fā)展中國家的企業(yè)績效促進(jìn)效應(yīng)更大。究其原因可能在于，2008年金融危機(jī)以后，發(fā)達(dá)國家普遍出現(xiàn)了逆全球化與貿(mào)易保護(hù)主義抬頭的趨勢，這導(dǎo)致對(duì)發(fā)達(dá)國家的直接投資成本上升，從而制約了OFDI對(duì)國內(nèi)企業(yè)績效提升的作用。

表9 發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家差異性檢驗(yàn)

3.2.3 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分析

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生影響，但究竟是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)仍存在較大爭議。為此，文中將原始數(shù)據(jù)按照是否參與OFDI、是否為國有企業(yè)進(jìn)行分類。匹配回歸結(jié)果見表10。第一，非國有企業(yè)OFDI對(duì)ROIC在5%的水平上顯著，且具有穩(wěn)健性，而國有企業(yè)OFDI并未表現(xiàn)出對(duì)ROIC顯著穩(wěn)健的推動(dòng)作用。這與薛安偉(2017)的研究結(jié)果相一致[29]。其原因可能在于，非國有企業(yè)以盈利為首要目標(biāo)，因此研發(fā)能力以及對(duì)新知識(shí)學(xué)習(xí)和吸收能力都強(qiáng)于國有企業(yè)；而國有企業(yè)相比非國有企業(yè)更容易受到政府的過多干預(yù)，審批過程復(fù)雜，經(jīng)營效率低下，且存在所有者缺位、缺乏有效激勵(lì)機(jī)制等缺點(diǎn)，使得員工更加注重自身利益。

表10 國有企業(yè)和非國有企業(yè)差異性檢驗(yàn)

3.2.4 不同投資區(qū)域的分析

考慮到樣本量的問題，本部分主要考察大洋洲、北美洲、歐洲、亞洲4個(gè)地理區(qū)域，其中大洋洲主要包括澳大利亞；北美洲主要包括美國、加拿大；歐洲主要包括俄羅斯、英國、法國、德國等；亞洲主要包括新加坡、印度尼西亞、馬來西亞、老撾等“一帶一路”沿線國。根據(jù)表11的回歸結(jié)果可以看到：第一，無論是否加入控制變量，投資于大洋洲對(duì)企業(yè)ROIC的促進(jìn)作用均不顯著，一方面可能是因?yàn)槲覈鴮?duì)澳大利亞的投資以獲取豐富的礦產(chǎn)資源為主要目的，受海外礦業(yè)投資經(jīng)驗(yàn)不足和全球礦業(yè)治理的影響，中國礦業(yè)海外投資風(fēng)險(xiǎn)增加，對(duì)企業(yè)績效的提升存在一定的抑制作用(陳麗萍等，2016)[37]；另一方面，中美經(jīng)貿(mào)摩擦不斷，澳大利亞作為美國的同盟國，與中國的關(guān)系不斷惡化，增加了中國在當(dāng)?shù)赝顿Y的風(fēng)險(xiǎn)，從而會(huì)對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生一些負(fù)面影響(周方銀，2020)[38]。第二，投資于北美洲、亞洲、歐洲均對(duì)企業(yè)ROIC具有顯著的促進(jìn)作用。其原因可能在于，對(duì)北美洲的直接投資往往以獲取技術(shù)、品牌、渠道等高級(jí)要素為目的，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)較為明顯，因此對(duì)國內(nèi)企業(yè)績效提升效應(yīng)也更為顯著；而針對(duì)亞洲和歐洲的投資由于在“一帶一路”倡議下，通過“五通”建設(shè)，很大程度上起到了消除不確定性和降低外部風(fēng)險(xiǎn)的積極作用(呂越等，2019)[18]，為促進(jìn)企業(yè)績效提升創(chuàng)造了良好的條件。

表11 投資區(qū)域差異性檢驗(yàn)

3.3 進(jìn)一步的機(jī)制分析

文中認(rèn)為OFDI對(duì)企業(yè)績效的提升主要通過技術(shù)升級(jí)這一重要路徑得以實(shí)現(xiàn)。為此，選取全要素生產(chǎn)率(lntfp)作為衡量技術(shù)升級(jí)的指標(biāo)，構(gòu)建以下模型論證OFDI對(duì)企業(yè)績效的作用機(jī)制。

Dlntfpit=α1ofdiit+β2Controls+δi+θi+μi,t

(3)

Profit=α1ofdiit+β2Controls+γ3Dlntfpit+δi+θi+μi,t

(4)

為了消除中介變量隨時(shí)間趨勢波動(dòng)所造成的不平穩(wěn)性，文中借鑒陳啟斐等(2020)[39]的處理方法，對(duì)中介變量技術(shù)升級(jí)進(jìn)行一階差分處理：Dlntfp=lntfpi,t-lntfpi,t-1，獲得平穩(wěn)的序列。為了控制內(nèi)生性問題以及規(guī)避數(shù)據(jù)丟失，文中采用LP法進(jìn)行計(jì)算。

作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果見表12。表中列(1)、(3)表明無論是否加入控制變量，OFDI對(duì)技術(shù)升級(jí)均具有顯著的正向促進(jìn)作用，且分別在10%和5%的水平上顯著，說明對(duì)外直接投資確實(shí)能推動(dòng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)；列(2)、(4)表明無論是否加入控制變量，技術(shù)升級(jí)的系數(shù)均在1%的水平上顯著，反映出技術(shù)升級(jí)是OFDI提升企業(yè)績效的一個(gè)重要途徑。這主要是因?yàn)槠髽I(yè)績效通常由產(chǎn)出收益與投入之比來表示，因此凡是對(duì)收益與投入相對(duì)比值產(chǎn)生影響的因素，都將對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生影響，通過前文機(jī)理分析可知，企業(yè)能通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、專業(yè)化分工實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)，帶動(dòng)企業(yè)投入產(chǎn)出效率的提高，必然對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。

表12 影響機(jī)制檢驗(yàn)

4 結(jié)語

著重從逆向技術(shù)溢出、規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及專業(yè)化分工等角度闡述了對(duì)外直接投資通過技術(shù)升級(jí)影響企業(yè)投資績效的作用機(jī)制，在匹配CGIT和CNRDS數(shù)據(jù)庫中的對(duì)外投資事件與中國上市公司數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用PSM-DID方法進(jìn)行了相應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明：OFDI能夠顯著提升中國企業(yè)績效，技術(shù)升級(jí)是其重要途徑；OFDI對(duì)中國企業(yè)績效的影響存在顯著異質(zhì)性：制造業(yè)、非國有企業(yè)以及對(duì)北美洲、亞洲和歐洲的投資對(duì)企業(yè)績效具有顯著提升作用，服務(wù)業(yè)、國有企業(yè)及對(duì)大洋洲的投資效果不顯著，此外，投資發(fā)展中國家的企業(yè)績效促進(jìn)效果優(yōu)于發(fā)達(dá)國家。上述結(jié)論通過了更換被解釋變量與匹配方式等多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具有可靠性。

1)大力促進(jìn)國內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展，加強(qiáng)投資風(fēng)險(xiǎn)防范和預(yù)警。我國服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)企業(yè)績效的促進(jìn)作用并不顯著，一方面可能在于國內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平滯后于對(duì)外投資水平，導(dǎo)致對(duì)先進(jìn)知識(shí)、技術(shù)的吸收能力較弱(易海峰，2021)[40]，阻礙了服務(wù)業(yè)OFDI通過技術(shù)升級(jí)提升企業(yè)績效的作用通道；另一方面可能是因?yàn)榉?wù)業(yè)對(duì)外直接投資容易受到東道國文化、制度、習(xí)俗、貿(mào)易壁壘等因素影響，面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)與不確定性?；诖?，政府應(yīng)加大對(duì)服務(wù)業(yè)的扶持力度，推動(dòng)服務(wù)業(yè)向知識(shí)和技術(shù)密集性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。企業(yè)應(yīng)重點(diǎn)做好服務(wù)業(yè)對(duì)外投資風(fēng)險(xiǎn)防范工作，如在進(jìn)行服務(wù)業(yè)投資之前，對(duì)東道國的制度、營商環(huán)境、消費(fèi)習(xí)慣等進(jìn)行充分調(diào)查，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)較高的項(xiàng)目應(yīng)謹(jǐn)慎考慮，并制定相應(yīng)的對(duì)策，爭取將風(fēng)險(xiǎn)降到最低，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)外投資和企業(yè)績效之間的良性互動(dòng)。

2)充分發(fā)揮“一帶一路”倡議的優(yōu)勢，加強(qiáng)與亞歐國家之間的投資往來，優(yōu)化對(duì)外投資地理布局。實(shí)證結(jié)果表明，投資亞洲、歐洲國家的企業(yè)績效促進(jìn)效果最佳。這一定程度反映出，“一帶一路”倡議的對(duì)外投資促進(jìn)效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)。在當(dāng)前國際環(huán)境不確定的背景下，發(fā)揮“一帶一路”倡議的紐帶作用，加強(qiáng)與亞歐非國家的經(jīng)貿(mào)合作，不僅有利于優(yōu)化中國對(duì)外投資布局，降低對(duì)外投資風(fēng)險(xiǎn)，微觀上有助于國內(nèi)企業(yè)突破美國的技術(shù)封鎖與斷供，加快技術(shù)自主創(chuàng)新與升級(jí)，從而有力推動(dòng)國內(nèi)企業(yè)績效的提升。

3)推動(dòng)國有企業(yè)改革，提高國有資本競爭力。國有企業(yè)OFDI對(duì)企業(yè)績效的促進(jìn)作用不具有穩(wěn)健性，其可能的原因在于國有企業(yè)投資中，尚未建立起健全的投資保障機(jī)制，再加之國有企業(yè)相對(duì)缺乏靈活性，難以根據(jù)市場形勢及時(shí)有效地做出調(diào)整(趙珍玲，2021)[41]。因此，積極引導(dǎo)國有企業(yè)依托資本市場進(jìn)行混合所有制改革，明確自身的發(fā)展方向和發(fā)展規(guī)劃，健全對(duì)外投資保障機(jī)制，將有利于國有企業(yè)OFDI的質(zhì)量升級(jí)，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)績效的促進(jìn)效應(yīng)。