張凌霄　王明益

(中國人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京　100872；山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南　250014)

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企業(yè)對外投資動(dòng)機(jī)與母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)

張凌霄王明益

(中國人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100872；山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南250014)

我國企業(yè)對外直接投資因不同的經(jīng)營戰(zhàn)略而存在不同的投資動(dòng)機(jī)，而不同的對外直接投資動(dòng)機(jī)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用渠道和影響效果也存在明顯的差異。通過探討對外直接投資的不同動(dòng)機(jī)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)理并據(jù)此提出理論假設(shè)。研究結(jié)果表明：總體上看，我國對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響方向不確定，但一系列的分樣本檢驗(yàn)均表明，我國企業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響取決于企業(yè)的對外直接投資動(dòng)機(jī)。技術(shù)尋求型對外直接投資能夠顯著地推動(dòng)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)；市場尋求型及效率尋求型對外投資均不能顯著促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)；資源尋求型對外直接投資會(huì)顯著抑制我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。研究還發(fā)現(xiàn)，任何一種動(dòng)機(jī)的對外直接投資，只要加強(qiáng)研發(fā)或改善人力資本水平，都能一定程度上刺激我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

對外直接投資；投資動(dòng)機(jī)；出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)

一、引言

自入世(WTO)以來，我國對外直接投資(OFDI)開始迅猛增長。截止到2014年底，我國對外直接投資流量已經(jīng)達(dá)到1231.2億美元，年均增長速度高達(dá)37.5%，保持連續(xù)12年的高速增長態(tài)勢。目前，我國對外直接投資的流量規(guī)模僅次于日本，居全世界第三位。*見《2014年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

隨著我國對外直接投資的迅速發(fā)展，所涉及的各類問題成為學(xué)術(shù)界的熱門話題，相關(guān)的理論研究不斷深化，理論成果眾彩紛呈。既往與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資文獻(xiàn)比較多的是從對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)等方面展開的研究。其中，在對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)層面，學(xué)者們普遍認(rèn)為企業(yè)對外直接投資存在明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。*李梅、柳士昌：《對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)》，《管理世界》2012年第1期。而在對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)層面，學(xué)術(shù)界存在較大的分歧：國際生產(chǎn)折中理論(Dunning,1977)認(rèn)為，對外直接投資會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易替代效應(yīng)；而競爭優(yōu)勢理論以及新貿(mào)易理論則認(rèn)為，對外直接投資對貿(mào)易存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)(Helpman & Melitz,2004)。雖然關(guān)于對外直接投資與國際貿(mào)易關(guān)系的討論在理論層面上還存在不少爭議，但是在實(shí)證層面的結(jié)論卻基本一致，大多數(shù)的研究均得出對外直接投資有利于促進(jìn)出口的結(jié)論。此外，還有學(xué)者研究了對外直接投資對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，認(rèn)為對外直接投資能夠改善我國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。*隋月紅、趙振華：《我國對貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的機(jī)理與實(shí)證——兼論我國動(dòng)機(jī)的拓展》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2012年第4期；項(xiàng)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》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2009年第4期。

需要指出的是，已有文獻(xiàn)把研究側(cè)重點(diǎn)大多放在了對外直接投資對我國的出口效應(yīng)、逆向技術(shù)溢出以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)等方面，而忽視了企業(yè)對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。而實(shí)際上，對外直接投資在實(shí)現(xiàn)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)、出口效應(yīng)以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善效應(yīng)的同時(shí)，它也會(huì)對母國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響。然而，目前關(guān)于對外直接投資與我國出口產(chǎn)品質(zhì)量相關(guān)的研究還比較少。杜威劍、李夢潔(2015)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)OFDI與我國出口產(chǎn)品質(zhì)量之間存在正向因果關(guān)系，并且出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)與否與企業(yè)對外直接投資動(dòng)機(jī)有關(guān)。*杜威劍、李夢潔：《對外直接投資會(huì)提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量嗎》，《國際貿(mào)易問題》2015年第8期。但是，他們的研究沒有處理變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，因此其研究結(jié)論并不可靠。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)背景下，我國勞動(dòng)力成本大幅上升，出口產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)勢難以為繼，從這個(gè)意義上說，積極推動(dòng)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)對我國出口的長期可持續(xù)發(fā)展乃至出口結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有深遠(yuǎn)的意義。

本文側(cè)重研究企業(yè)對外直接投資動(dòng)機(jī)對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，從企業(yè)對外直接投資的動(dòng)機(jī)角度切入分析我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)問題，一定程度上拓展了我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究緯度，也豐富了相關(guān)研究的內(nèi)容；第二，運(yùn)用最新的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及商務(wù)部對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了對外直接投資動(dòng)機(jī)異質(zhì)性對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，得出了一些有價(jià)值的結(jié)論；第三，本文的研究有助于在政策層面給政府及有關(guān)部門制定外貿(mào)決策提供理論參考和事實(shí)依據(jù)。

二、對外直接投資動(dòng)機(jī)對母國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)理

我國企業(yè)對外直接投資因不同的經(jīng)營戰(zhàn)略而存在不同的投資動(dòng)機(jī)，而不同的對外直接投資動(dòng)機(jī)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用渠道和影響效果也存在明顯的差異。我國商務(wù)部按照投資動(dòng)機(jī)把我國企業(yè)對外直接投資分為：商務(wù)服務(wù)、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和銷售、技術(shù)研發(fā)和資源開發(fā)等四大類。由于本文只研究我國制造業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響，因此我們將上述四大類對外直接投資動(dòng)機(jī)進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，分別稱為效率尋求型、市場尋求型、技術(shù)尋求型和資源尋求型OFDI，并根據(jù)這四種投資動(dòng)機(jī)探討它們可能產(chǎn)生的“產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)效應(yīng)”。

效率尋求型OFDI，其主要目的是為了轉(zhuǎn)移母國即將或已經(jīng)失去比較優(yōu)勢的邊際產(chǎn)業(yè)，通過對外直接投資，可以對外轉(zhuǎn)移本國的“夕陽”產(chǎn)業(yè)，從而調(diào)整本國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。如果母國某產(chǎn)業(yè)發(fā)展因?yàn)樵馐軇趧?dòng)力、部分原材料等成本大幅上升，且該產(chǎn)業(yè)在母國已經(jīng)不具備優(yōu)勢時(shí)，那么這種效率尋求型OFDI的投資動(dòng)機(jī)就產(chǎn)生了。產(chǎn)業(yè)大部分被轉(zhuǎn)移到東道國后，母國該產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模已經(jīng)很小，不再是政府重點(diǎn)扶持的產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)自身也很難有能力進(jìn)行產(chǎn)品研發(fā)升級(jí)和技術(shù)創(chuàng)新等活動(dòng)，這種情形下是不太可能出現(xiàn)該產(chǎn)業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。但是，從另一個(gè)角度看，這種類型的對外投資往往會(huì)在母國釋放大量的生產(chǎn)要素，如果這些生產(chǎn)要素能夠得到高效、優(yōu)化的配置，則有助于母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

市場尋求型OFDI，其主要目的是為了繞開東道國的種種貿(mào)易壁壘限制，擴(kuò)大產(chǎn)品銷售市場。這種類型的企業(yè)在對外直接投資時(shí)，往往會(huì)根據(jù)各東道國當(dāng)?shù)叵M(fèi)者的消費(fèi)偏好和收入水平等因素來調(diào)整產(chǎn)品的研發(fā)設(shè)計(jì)、生產(chǎn)、營銷及售后等環(huán)節(jié)，即實(shí)施本土化戰(zhàn)略。在激烈的競爭壓力下，這種類型的對外直接投資可能會(huì)刺激在東道國投資的企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，通過反饋效應(yīng)最終導(dǎo)致母國總公司出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。另一方面，它也可以憑借企業(yè)自身原有的比較優(yōu)勢(如成本優(yōu)勢、品牌優(yōu)勢、經(jīng)營管理優(yōu)勢等)來達(dá)到拓展海外市場的目的。但是，如果企業(yè)比較順利地實(shí)現(xiàn)了海外市場的擴(kuò)張，母國總公司便喪失了進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的動(dòng)力，從而抑制母國企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。因此，我們認(rèn)為，市場尋求型OFDI對母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響并不確定。

技術(shù)尋求型(或稱為戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型)OFDI，其主要目的是獲取東道國的先進(jìn)技術(shù)或利用其研發(fā)能力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，它主要是通過我國企業(yè)收購發(fā)達(dá)國家的科技或技術(shù)型企業(yè)或建立聯(lián)合研發(fā)中心等形式體現(xiàn)。已有的實(shí)證研究表明，該種類型的對外直接投資可以產(chǎn)生顯著的“逆向技術(shù)溢出效應(yīng)”，從而提升母公司的技術(shù)水平或產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新能力，因而有助于母國企業(yè)或相關(guān)行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)。

資源尋求型OFDI，其主要目的往往是為了克服國內(nèi)資源的短缺或?yàn)榱吮Ｗo(hù)國內(nèi)資源而開展的，它對出口產(chǎn)品質(zhì)量可能存在正反兩方面的效應(yīng)：一方面，獲取了國外相對穩(wěn)定的資源供應(yīng)后，企業(yè)的生產(chǎn)成本可能會(huì)下降，產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的動(dòng)力不足，會(huì)在一定程度上抑制企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)進(jìn)程；另一方面，在垂直專業(yè)化分工日益加強(qiáng)的背景下，上游企業(yè)資源供應(yīng)穩(wěn)定，在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的作用下，會(huì)刺激中游零部件產(chǎn)品規(guī)模的擴(kuò)大，最終可能引起下游產(chǎn)品質(zhì)量的提升。因此，我們認(rèn)為資源尋求型OFDI對母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響并不確定。它取決于對外投資行業(yè)與母國其它產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度的水平。產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度越高，產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的概率則越高，反之則越低。

根據(jù)以上分析，我們得到如下兩個(gè)命題：

命題1，企業(yè)對外直接投資能夠促進(jìn)母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，與其對外直接投資動(dòng)機(jī)密切相關(guān)；

命題2，技術(shù)尋求型對外直接投資有助于母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，其它動(dòng)機(jī)的對外直接投資對母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響不確定。

同時(shí)，我們認(rèn)為資源尋求型OFDI能否促進(jìn)母國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，取決于其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度水平，市場尋求型OFDI取決于對外直接投資企業(yè)面臨的競爭壓力，效率尋求型OFDI取決于對外直接投資企業(yè)在母國所釋放的生產(chǎn)要素的重新配置狀況。

三、計(jì)量模型、指標(biāo)構(gòu)造與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型

為了能夠從經(jīng)驗(yàn)層面檢驗(yàn)對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響并且驗(yàn)證理論假設(shè)，我們構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

In qualityit=α0+α1motiit+∑j=1βjcontrolit+vi+ξit

(1)

式(1)中，quality指出口產(chǎn)品質(zhì)量；moti指對外直接投資動(dòng)機(jī)；control指一系列控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、研發(fā)強(qiáng)度、所有制形式、人力資本等；vi指不可觀測的產(chǎn)品異質(zhì)效應(yīng)；ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)；i指出口產(chǎn)品；t指出口時(shí)間。為了取消對外直接投資規(guī)模和出口產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)值過大可能帶來的異方差現(xiàn)象，我們對這兩個(gè)變量均取對數(shù)處理。

(二)指標(biāo)構(gòu)造

1.出口產(chǎn)品質(zhì)量(quantity)。關(guān)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度，學(xué)術(shù)界長期以來普遍使用單位價(jià)值法來度量。*Schott, P.K. “Across-Product versus Within-Product Specialization in International Trade”, Quarterly Journal of Economics, 2004, vol.119(2), pp. 647- 678.但使用出口價(jià)值法測度產(chǎn)品質(zhì)量可能存在較大誤差，主要是因?yàn)樗鼪]有考慮除質(zhì)量以外其它因素對出口價(jià)格的影響。為了能夠準(zhǔn)確測度我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，我們借鑒Gervais(2009)的做法，測度我國制造業(yè)產(chǎn)品層面出口產(chǎn)品質(zhì)量。*Gervais, A.,2011, “Product Quality and Firm Heterogeneity in International Trade”, University of Notre Dame Unpublished Manuscript.該方法的基本思路是：某一產(chǎn)品在某一進(jìn)口國市場份額與產(chǎn)品的價(jià)格、質(zhì)量、進(jìn)口國市場同類產(chǎn)品綜合價(jià)格指數(shù)等因素密切相關(guān)，如果能有效控制產(chǎn)品價(jià)格、進(jìn)口國綜合價(jià)格指數(shù)等因素，剩余的就是產(chǎn)品質(zhì)量。其測度基本計(jì)量模型為：

ln quantityit=(σ-1)lnPit-σlnpit+(σ-1)lnλit

(2)

2.對外直接投資動(dòng)機(jī)(moti)。企業(yè)對外直接投資動(dòng)機(jī)是一個(gè)無法觀測的統(tǒng)計(jì)變量，鑒于此，我們使用虛擬變量來表示：分別給該虛擬變量賦值1，2，3，4。如果該變量取值為1，我們認(rèn)為它是技術(shù)尋求型OFDI；如果該變量取值為2，我們認(rèn)為它是市場尋求型OFDI；如果該變量取值為3，我們認(rèn)為它是效率尋求型OFDI；如果該變量取值為4，我們認(rèn)為它是資源尋求型OFDI。

3.控制變量。我們參照蔣冠宏等(2013)的做法，*蔣冠宏、蔣殿春等：《我國技術(shù)研發(fā)型外向FDI的“生產(chǎn)率效應(yīng)”》，《管理世界》2013年第9期。用企業(yè)年均從業(yè)總?cè)藬?shù)衡量企業(yè)規(guī)模(lnsize)，用企業(yè)每年研發(fā)投入額與同期出口交貨值的比值衡量企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度，用職工的工資收入衡量人力資本水平。此外，我們把企業(yè)所有制形式(own)作為一個(gè)虛擬變量，如果在樣本期內(nèi)既參與對外直接投資又同時(shí)出口的企業(yè)是國有企業(yè)，則該變量取1；如果在樣本期既參與對外直接投資又同時(shí)出口的企業(yè)是其它所有制企業(yè)，則該變量取0。

(三)數(shù)據(jù)說明

由于我國對外直接投資從2002年才開始發(fā)展起來，因此2002年之前的對外直接投資規(guī)模小且數(shù)據(jù)大量缺失，考慮到數(shù)據(jù)的完整性，我們的樣本時(shí)間段從2002年到2008年。

本文所使用的數(shù)據(jù)包括宏觀與微觀兩個(gè)層面，宏觀層面的數(shù)據(jù)主要來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》等；微觀數(shù)據(jù)主要包括：海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、商務(wù)部對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。*該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)了開展對外直接投資企業(yè)的相關(guān)信息，如證書號(hào)、“境內(nèi)投資主體”名稱、“境外投資企業(yè)機(jī)構(gòu)”名稱、“對外直接投資的國家或地區(qū)”名稱、“核準(zhǔn)日期”、“經(jīng)營范圍”、“境內(nèi)投資主體所在省市”等。其中，出口產(chǎn)品質(zhì)量測度所需要的數(shù)據(jù)均來自于《海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫》，對外直接投資數(shù)據(jù)來自于《對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫》和《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，微觀層面控制變量數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，少數(shù)宏觀數(shù)據(jù)來自于《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》等數(shù)據(jù)庫。

需要指出的是，由于各數(shù)據(jù)庫(尤其是微觀數(shù)據(jù)庫)統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)存在差異，這就需要對各數(shù)據(jù)庫進(jìn)行必要的處理與合并。其中，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在統(tǒng)計(jì)方面的紕漏、異常樣本與數(shù)據(jù)不完整等問題。據(jù)此，我們刪除了部分存在異常值和不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的數(shù)據(jù)，*限于篇幅，本文未描述具體的數(shù)據(jù)處理過程，感興趣者可參見謝千里等(2008)和余淼杰(2011)的研究。共得到282745個(gè)樣本。海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫屬于產(chǎn)品層面的月度數(shù)據(jù)，我們先把月度數(shù)據(jù)加總成為年度數(shù)據(jù)；我們再依次按照公共字段(企業(yè)名稱、電話號(hào)碼)對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并；然后把合并后的數(shù)據(jù)庫與對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫按照企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，剔除掉匹配不成功的數(shù)據(jù)后，最終我們得到2024家既出口又對外直接投資的企業(yè)共168434個(gè)研究樣本。表1是樣本期內(nèi)我國企業(yè)出口與對外直接投資的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

表1　2002-2008年我國國有及規(guī)模以上企業(yè)出口與OFDI統(tǒng)計(jì)描述

注：數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國對外直接投資公報(bào)》，部分?jǐn)?shù)據(jù)系作者計(jì)算得出

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)初步回歸結(jié)果與分析

表2第(1)列是沒有納入控制變量和固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果；第(2)列是納入對外直接投資變量的二次項(xiàng)但沒有加入控制變量和固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，目的是為了捕捉對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量可能產(chǎn)生的非線性關(guān)系；第(3)列是在第(2)列基礎(chǔ)上納入控制變量和行業(yè)、地區(qū)效應(yīng)后的估計(jì)結(jié)果。

我們發(fā)現(xiàn)：計(jì)量方程(1)中對外直接投資系數(shù)雖為正但并不顯著。這說明，在不考慮企業(yè)特征以及行業(yè)效應(yīng)的情況下對外直接投資的開展未必能夠提高我國出口產(chǎn)品質(zhì)量。方程(2)中對外直接投資的二次項(xiàng)系數(shù)雖未負(fù)但不顯著。這說明，對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在非線性影響。*當(dāng)然，這個(gè)結(jié)論可能并不嚴(yán)謹(jǐn)。因?yàn)槲覀冄芯康臉颖酒谳^短，因此無法準(zhǔn)確捕捉對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量可能帶來的非線性影響。不過，這個(gè)問題并不是本文研究的重點(diǎn)。方程(3)中納入多個(gè)控制變量以及考慮行業(yè)固定效應(yīng)后，對外直接投資系數(shù)已經(jīng)顯著為正但系數(shù)較小。這說明，對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)存在促進(jìn)作用但很有限，并且這種影響受到投資行業(yè)的影響。對于回歸系數(shù)較小這個(gè)問題，我們初步認(rèn)為這可能與對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)存在“滯后”效應(yīng)有關(guān)。因?yàn)?，已有研究已表明，對外直接投資引發(fā)的逆向技術(shù)(或知識(shí))溢出效應(yīng)存在“滯后”效應(yīng)(蔣冠宏、蔣殿春，2014)。為了驗(yàn)證這個(gè)問題，我們在計(jì)量模型(1)中分別用滯后一期和滯后二期的出口產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)代替本期的出口產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)，估計(jì)結(jié)果見表2第(4)、(5)兩列。我們發(fā)現(xiàn)，滯后一年的對外直接投資系數(shù)(3.1%)大于當(dāng)期的估計(jì)系數(shù)(2.2%)，而滯后二年的對外直接投資估計(jì)系數(shù)(4.9%)又顯著大于滯后一年的估計(jì)系數(shù)。這表明，對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響存在顯著的“滯后”效應(yīng)。*這從理論層面也能給出解釋：對外直接投資產(chǎn)生的逆向技術(shù)(知識(shí)或經(jīng)驗(yàn))溢出效應(yīng)首先需要反饋到母國企業(yè)，母國企業(yè)對新技術(shù)(知識(shí)或理念)的消化、吸收存在一個(gè)過程。然后運(yùn)用新技術(shù)(知識(shí)或理念)生產(chǎn)質(zhì)量更高的產(chǎn)品也需要一段時(shí)間。

各控制變量的估計(jì)系數(shù)表明：除企業(yè)規(guī)模(lnsize)外，企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度(rd)、所有制結(jié)構(gòu)(own)以及企業(yè)人力資本水平(lnhc)系數(shù)均顯著。這表明，企業(yè)研發(fā)、所有制結(jié)構(gòu)以及人力資本都在一定程度上顯著影響了我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量。具體地，企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度、人力資本水平都能顯著促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)系數(shù)為負(fù)，說明國有企業(yè)的對外直接投資從總體上看不利于其出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)，而規(guī)模以上非國有企業(yè)的對外直接投資有助于其出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。需要指出的是，企業(yè)規(guī)模大小對出口產(chǎn)品質(zhì)量并無顯著影響。本文所用的企業(yè)數(shù)據(jù)均來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，企業(yè)均是國有企業(yè)或規(guī)模以上的民營企業(yè)。這說明，我國企業(yè)普遍注重規(guī)模的擴(kuò)張，而不注重產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)。

表2　初步回歸結(jié)果

注：本表第(1)、(2)、(3)列分別是對外直接投資動(dòng)機(jī)(motivation)、納入對外直接投資動(dòng)機(jī)的二次項(xiàng)(motivation)2以及納入各控制變量之后的回歸結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%及1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，下同；第(4)、(5)列分別是被解釋變量滯后一期、滯后二期的估計(jì)結(jié)果

(二)進(jìn)一步的檢驗(yàn)

1.按投資動(dòng)機(jī)分組檢驗(yàn)。本文第二部分的理論分析認(rèn)為，不同動(dòng)機(jī)的對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量存在不同的影響。為了檢驗(yàn)該理論假設(shè)，本節(jié)我們根據(jù)企業(yè)對外投資動(dòng)機(jī)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。關(guān)于如何確定企業(yè)對外直接投資的動(dòng)機(jī)，我們采用Ward系統(tǒng)聚類法并參考胡博、李凌(2008)的處理方法，即根據(jù)對外直接投資東道國的人均實(shí)際收入、資源豐裕度以及科技水平三個(gè)指標(biāo)在樣本期內(nèi)(2002-2008年)的平均值進(jìn)行聚類。這幾個(gè)指標(biāo)能夠集中反映我國企業(yè)對外直接投資的動(dòng)機(jī)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3我們發(fā)現(xiàn)，技術(shù)尋求型的對外直接投資系數(shù)顯著為正，而其它動(dòng)機(jī)的對外直接投資系數(shù)是負(fù)值或不顯著。這與本文的理論假設(shè)一致。我們認(rèn)為，技術(shù)尋求型對外直接投資由于會(huì)產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)或者會(huì)明顯提升我國對外直接投資企業(yè)的研發(fā)實(shí)力，這對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)起到關(guān)鍵的作用。而以獲取國外資源、尋求國外市場或?yàn)榱宿D(zhuǎn)移“夕陽”產(chǎn)業(yè)而開展的對外直接投資，都很難實(shí)現(xiàn)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)或研發(fā)升級(jí)效應(yīng)，因此其對外直接投資也不能帶來其出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。

2.按投資目標(biāo)市場分組檢驗(yàn)。企業(yè)為了達(dá)到其特定的對外投資動(dòng)機(jī)，往往對目標(biāo)市場有所選擇。因此，我們通過對投資市場進(jìn)行分組，從而檢驗(yàn)企業(yè)投資動(dòng)機(jī)對產(chǎn)品質(zhì)量的影響。我們把對外直接投資市場分為歐美市場、非洲市場、東盟市場和俄羅斯市場四類。我們的基本假設(shè)是：我國企業(yè)對歐美地區(qū)進(jìn)行OFDI，其主要?jiǎng)訖C(jī)是為了提高自身技術(shù)水平及壯大研發(fā)實(shí)力，這有利于提升我國出口產(chǎn)品質(zhì)量；我國對非洲的OFDI，主要?jiǎng)訖C(jī)可能是為了獲取其石油等資源；對東盟10國的OFDI，主要?jiǎng)訖C(jī)可能是為了擴(kuò)大產(chǎn)品銷售市場份額以及轉(zhuǎn)移落后產(chǎn)業(yè)。

表4給出了對應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)：對歐美地區(qū)的OFDI系數(shù)顯著為正，說明對該地區(qū)的投資能夠顯著提升我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，這與我們的預(yù)期一致；對非洲與俄羅斯的OFDI系數(shù)顯著為負(fù)，說明對該地區(qū)的投資顯著抑制了我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，這與預(yù)期也基本一致；對東盟國家的投資系數(shù)顯著為正，表明我國對東盟的直接投資會(huì)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。我們認(rèn)為，一方面這與我國與東盟國家產(chǎn)品結(jié)構(gòu)類似因而存在較為激烈的競爭有密切關(guān)系，在激烈的市場競爭環(huán)境下，企業(yè)對產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行升級(jí)的動(dòng)力會(huì)更強(qiáng)烈。另一方面，這可能與東盟國家有少數(shù)相對發(fā)達(dá)的國家(如新加坡)有關(guān)，對新加坡的直接投資有助于實(shí)現(xiàn)逆向技術(shù)溢出進(jìn)而提升我國出口產(chǎn)品質(zhì)量。這個(gè)估計(jì)結(jié)果與命題2一致。

表3　按投資動(dòng)機(jī)分組估計(jì)結(jié)果

注：考慮到OFDI逆向技術(shù)溢出的滯后效應(yīng)，本表中出口產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)均使用滯后一期數(shù)值

表4　按投資目標(biāo)市場分組估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

自2002年以來，我國企業(yè)顯著加快了對外直接投資的步伐。學(xué)術(shù)界對此展開了多維度的研究，然而大多數(shù)研究側(cè)重于考察對外直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)、逆向技術(shù)(知識(shí))溢出效應(yīng)、出口效應(yīng)以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善效應(yīng)，鮮有文獻(xiàn)把對外直接投資與我國出口產(chǎn)品質(zhì)量結(jié)合起來進(jìn)行研究。但是我們應(yīng)當(dāng)看到，對外直接投資在帶來逆向技術(shù)(知識(shí))溢出效應(yīng)以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善效應(yīng)的同時(shí)，也會(huì)對母國出口產(chǎn)品質(zhì)量存在影響。近年來，隨著我國勞動(dòng)力成本的大幅上升和傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的逐漸喪失，深入研究我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)問題，對于我國出口的長期可持續(xù)增長以及出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)具有重要意義。

本文側(cè)重從企業(yè)對外直接投資的動(dòng)機(jī)視角，分析投資動(dòng)機(jī)對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。通過探討對外直接投資的不同動(dòng)機(jī)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)理并據(jù)此提出理論假設(shè)，繼而完成以工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、對外直接投資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫等的合并數(shù)據(jù)進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)分析。研究結(jié)果表明：總體上看，我國對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響方向不確定；但一系列的分樣本檢驗(yàn)均表明，我國企業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響取決于企業(yè)的對外直接投資動(dòng)機(jī)。技術(shù)尋求型對外直接投資能夠顯著地推動(dòng)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)；市場尋求型及效率尋求型對外投資均不能顯著促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)；資源尋求型對外直接投資會(huì)顯著抑制我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。研究還發(fā)現(xiàn)，任何一種動(dòng)機(jī)的對外直接投資，只要加強(qiáng)研發(fā)或改善人力資本水平，都能一定程度上刺激我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

基于上述研究結(jié)論，我們認(rèn)為，我國企業(yè)的對外直接投資必須首先明確投資動(dòng)機(jī)。從出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的角度，可以通過設(shè)立研發(fā)中心或采取并購等形式加強(qiáng)對歐美等發(fā)達(dá)國家(地區(qū))的技術(shù)尋求型對外直接投資。同時(shí)，提高對外直接投資企業(yè)自身的研發(fā)投入水平和人力資本投入質(zhì)量，從而實(shí)現(xiàn)通過較明顯的逆向技術(shù)(經(jīng)驗(yàn)或知識(shí))溢出效應(yīng)，推動(dòng)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

(責(zé)任編輯：欒曉平)

2016-06-02

張凌霄，男，中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生。

王明益，男，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師。

本文系國家社會(huì)科學(xué)一般項(xiàng)目“要素價(jià)格扭曲對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量影響機(jī)理與升級(jí)路徑研究”(編號(hào)：15BJY120)、國家統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目“大數(shù)據(jù)背景下我國出口產(chǎn)品質(zhì)量測毒方法改進(jìn)研究”(編號(hào)：2014LY010)的階段性成果。

F112.1

A

1003-4145[2016]09-0116-06