鄒衍

一、 引言

自中國政府提出實(shí)施“走出去”政策以來，中國對外直接投資（OFDI）的規(guī)模一路高歌猛進(jìn)。在2002年，中國對外直接投資流量只有27億美元，隨后以年均45%的增長率快速擴(kuò)張。截止2013年，中國對外直接投資流量高達(dá)1078.4億美元；與此同時(shí)，中國對外直接投資存量由2002年的299億美元上升至2013年的6605億美元，增長了將近21倍。根據(jù)《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，中國目前已有1.53萬家境內(nèi)投資者在境外設(shè)立2.54萬家分支機(jī)構(gòu)，分布在全球184個(gè)國家（或地區(qū)），投資覆蓋率將近80%。毋庸置疑，在過去十多年，中國對外直接投資取得了令人矚目的成績。在此背景下，本文旨在研究中國對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。

實(shí)際上，中國對外直接投資與企業(yè)出口之間的關(guān)系已經(jīng)引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注（毛其淋和許家云，2014a；蔣冠宏和蔣殿春，2014），這些研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)出口。在當(dāng)前，中國的出口貿(mào)易已趕超德國位居全球首位，占世界出口貿(mào)易的比重達(dá)11.8%。然而，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的加快和國際分工的深入，一個(gè)國家或地區(qū)的出口競爭優(yōu)勢已不再取決于體量和規(guī)模，而在于其出口品的質(zhì)量與在全球價(jià)值鏈中的位置。因此，與即有的單純關(guān)注中國企業(yè)出口規(guī)模的文獻(xiàn)相比，本文通過深入研究對外直接投資與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的關(guān)系具有更為重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。為此，本文首先采用“回歸反推法”準(zhǔn)確地測算了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，然后采用配對方法為對外直接投資企業(yè)（即處理組）篩選出最為合適的非對外直接投資企業(yè)（即對照組），在此基礎(chǔ)上再構(gòu)建倍差法模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。本文研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，其中投資高收入國家OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用要明顯大于那些投資中低收入國家OFDI。

與即有的研究文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)體現(xiàn)在如下幾個(gè)方面：第一，如同前文所述，即有文獻(xiàn)主要關(guān)注對外直接投資與企業(yè)出口之間的關(guān)系，而本文則是深入考察中國對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的微觀影響，因此從視角上極大地豐富了企業(yè)對外直接投資與國際貿(mào)易之間關(guān)系的研究，同時(shí)也豐富了有關(guān)評估中國企業(yè)對外直接投資成效的研究文獻(xiàn)。第二，在企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)的構(gòu)造上，本文利用高度細(xì)化的中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，采用“回歸反推法”進(jìn)行測算，進(jìn)而克服了前人直接采用單位價(jià)格來衡量產(chǎn)品質(zhì)量的局限性。第三，本文采用比較前沿的基于傾向得分匹配的倍差法（PSM-DID）估計(jì)了中國對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的微觀影響，可以較好地處理和控制樣本選擇偏差與內(nèi)生性問題，進(jìn)而提高了研究結(jié)論的可靠性。最后，本文還深入檢驗(yàn)了對外直接投資影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制，有助于深化對對外直接投資與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分構(gòu)建計(jì)量模型，并對指標(biāo)與數(shù)據(jù)進(jìn)行說明；第四部分報(bào)告估計(jì)結(jié)果并對其進(jìn)行分析；第五部分檢驗(yàn)對外直接投資影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制；最后是本文的結(jié)論與政策啟示。

二、 文獻(xiàn)綜述

本文的目的在于考察對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，與本文密切相關(guān)的一類文獻(xiàn)是分析企業(yè)對外直接投資的經(jīng)濟(jì)效果。在這類文獻(xiàn)中，Potterie和Lichtenber（2001）利用跨國面板數(shù)據(jù)比較研究了對外直接投資、外商直接投資和進(jìn)口對國際技術(shù)溢出的影響，他們發(fā)現(xiàn)對外直接投資和進(jìn)口對母國生產(chǎn)率進(jìn)步產(chǎn)生了積極的作用。Driffield和Love（2003）基于英國制造業(yè)行業(yè)層面數(shù)據(jù)，考察了對外直接投資對制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外直接投資確實(shí)產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，但該效應(yīng)只存在于研發(fā)密集型行業(yè)。隨后，Branstetter（2006）利用日本企業(yè)層面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了日本對美國直接投資的“知識(shí)溢出效應(yīng)”的存在性，研究結(jié)果表明，日本企業(yè)的專利申請數(shù)量在其開展對外直接投資之后明顯上升，進(jìn)而證實(shí)了“知識(shí)溢出效應(yīng)”的存在性。此外，Vahter和Masso（2006）對愛沙尼亞、Pradhan和Singh（2009）對印度以及Gazaniol和Peltrault（2013）對法國的經(jīng)驗(yàn)研究也都發(fā)現(xiàn)了對外直接投資能夠顯著促進(jìn)母國技術(shù)進(jìn)步的證據(jù)。近些年來，對外直接投資與中國企業(yè)績效之間的關(guān)系也引起了國內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注。其中，李泳（2009）利用中國上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明中國企業(yè)海外投資顯著提高了企業(yè)產(chǎn)出和技術(shù)人員占比。蔣冠宏等（2013）利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)專門檢驗(yàn)了技術(shù)研發(fā)型對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)開展技術(shù)研發(fā)型對外直接投資可以明顯提升企業(yè)生產(chǎn)率。進(jìn)一步，毛其淋和許家云（2014b）采用傾向得分匹配方法深入分析了對外直接投資對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新，并且該促進(jìn)作用具有持續(xù)性，另外，對外直接投資還在總體上顯著延長了企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)時(shí)間。最近，毛其淋和許家云（2016）還專文從成本加成率的視角深入評估了對外直接投資對企業(yè)績效的影響，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，與非對外直接投資企業(yè)相比，企業(yè)開展對外直接投資可使成本加成率得到更大幅度的提升。

與本文相關(guān)另外一類文獻(xiàn)是研究產(chǎn)品質(zhì)量的測算及其決定因素。首先，在產(chǎn)品質(zhì)量的測算方面，早期的學(xué)者如Schott（2004）、Hummels和Klenow（2005）以及Hallak（2006）等主要采用產(chǎn)品單位價(jià)值來直接衡量產(chǎn)品質(zhì)量，這些文獻(xiàn)的基本假定是，產(chǎn)品質(zhì)量越高，則該產(chǎn)品單位價(jià)值越高。但是在很多情況下，單位價(jià)值量除了包含質(zhì)量信息之外，還可能包含成本信息，因此簡單地采用單位價(jià)值量來測算產(chǎn)品質(zhì)量可能是不準(zhǔn)確的。為了更加合理地測算產(chǎn)品質(zhì)量，Hallak和Schott（2011）放棄單位價(jià)值量等同于產(chǎn)品質(zhì)量這一假設(shè)，首次采用事后推理的思路較為準(zhǔn)確地測算了產(chǎn)品質(zhì)量，隨后這一方法得到了廣泛的運(yùn)用，例如Khandelwal（2010）、David（2011）、Mark等（2012）、Gervais（2013）、施炳展（2013）等等。其次，在產(chǎn)品質(zhì)量的決定因素方面，其中大部分學(xué)者關(guān)注了貿(mào)易自由化對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。例如，Amiti和Khandelwal（2013）利用56個(gè)國家對美國出口的產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口關(guān)稅減免（或進(jìn)口貿(mào)易自由化）顯著促進(jìn)了高品質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量提高，但抑制了低品質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量升級。Bas和Strauss-Kahn（2015）利用中國2000—2006年海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)專門考察了中間品貿(mào)易自由化對產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，結(jié)果表明，中間品關(guān)稅減免促使出口企業(yè)進(jìn)口和使用更多高質(zhì)量的中間品，進(jìn)而顯著促進(jìn)了出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級。同樣利用中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，F(xiàn)an等（2015）的一項(xiàng)實(shí)證研究表明，進(jìn)口關(guān)稅減免顯著提高了異質(zhì)品出口的單位價(jià)格與質(zhì)量，但降低了同質(zhì)品出口的單位價(jià)格與質(zhì)量。除此之外，施炳展和邵文波（2014）發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)效率、政府補(bǔ)貼、融資約束緩解等一系列因素均有利于提高產(chǎn)品質(zhì)量；樊海潮和郭光遠(yuǎn)（2015）也發(fā)現(xiàn)了企業(yè)生產(chǎn)率與產(chǎn)品出口質(zhì)量存在正相關(guān)關(guān)系的證據(jù)。

通過上述文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn)，雖然當(dāng)前已有不少研究關(guān)注了對外直接投資對企業(yè)績效的影響，以及出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素，但遺憾的是，鮮有文獻(xiàn)直接考察對外直接投資究竟會(huì)如何影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。有鑒于此，本文基于中國企業(yè)對外直接投資與日俱增這一現(xiàn)實(shí)背景，采用基于傾向得分匹配度的倍差法深入研究對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的微觀影響與作用機(jī)制。

三、計(jì)量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

為了準(zhǔn)確地估計(jì)對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的因果效應(yīng)，本文采用由Heckman等（1997）發(fā)展得到的傾向得分匹配方法進(jìn)行研究。其基本邏輯是：構(gòu)建一個(gè)與OFDI企業(yè)（即處理組）在其進(jìn)行對外直接投資之前的主要特征盡可能相似的非OFDI企業(yè)組（即對照組），然后將處理組中企業(yè)與對照組中企業(yè)進(jìn)行匹配，使得匹配后的兩個(gè)樣本組的配對企業(yè)之間僅在是否進(jìn)行對外直接投資決策方面有所不同，而其他方面相同或十分相似，接下來就可以用匹配后的對照組來最大程度地近似替代處理組的“反事實(shí)”，最后再比較在處理組企業(yè)進(jìn)行對外直接投資后兩組企業(yè)之間出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異，由此來確定對外直接投資與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變化之間的因果關(guān)系。

具體而言，我們首先將樣本分為兩組，一組是OFDI企業(yè)（記為處理組），另一組是從未進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)（記為對照組）。為了便于表述，我們構(gòu)造一個(gè)虛擬變量OutwardFDIi={0，1}，當(dāng)企業(yè)i為OFDI企業(yè)時(shí)，OutwardFDIi取1，否則取值為0；另外我們還構(gòu)造虛擬變量Postt={0，1}，其中Postt=0和Postt=1分別表示企業(yè)進(jìn)行對外直接投資之前與之后時(shí)期。另外，我們定義企業(yè)i的出口產(chǎn)品質(zhì)量在Postt=0和Postt=1兩個(gè)時(shí)期的變化量為ΔEXPQualit，進(jìn)一步，我們用ΔEXPQual1it表示OFDI企業(yè)在兩個(gè)時(shí)期的出口產(chǎn)品質(zhì)量變化量，用ΔEXPQual0it表示非OFDI企業(yè)在兩個(gè)時(shí)期的出口產(chǎn)品質(zhì)量變化量。在此基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建如下式子來刻畫企業(yè)i在進(jìn)行對外直接投資和如果沒有進(jìn)行對外直接投資兩種狀態(tài)下的出口產(chǎn)品質(zhì)量差異（即處理組企業(yè)的平均處理效應(yīng)，ATT）：

γ=E（γiQutwardFDIi=1）=E（ΔEXPQual1itOutwardFDIi=1）-

E（ΔEXPQual0itOutwardFDIi=1）（1）

需要注意的是，E（ΔEXPQual0itOutwardFDIi=1）表示OFDI企業(yè)i在沒有進(jìn)行對外直接投資情況下的出口產(chǎn)品質(zhì)量，是一種“反事實(shí)”。為了實(shí)現(xiàn)對（1）式的估計(jì)，我們將采用最近鄰傾向得分匹配為處理組（即OFDI企業(yè)）尋找相近的對照組（即非OFDI企業(yè)）。假定經(jīng)過匹配之后，得到的與處理組企業(yè)相配對的對照組企業(yè)集合為Ψ（i），它們的出口產(chǎn)品質(zhì)量的變化量E（ΔEXPQual0itOutwardFDIi=0， i∈Ψ（i））可作為E（ΔEXPQual0itOutwardFDIi=1）的較好的替代。據(jù)此，（1）式可重新表示為：

γ=E（γiOutwardFDIi=1）=E（ΔEXPQual1itOutwardFDIi=1）-

E（ΔEXPQual0itOutwardFDIi=0， i∈Ψ（i））（2）

實(shí)際上，（2）式的一個(gè)等價(jià)性的可用于實(shí)證檢驗(yàn)的表述為：

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit+α3OutwardFDIit×Postit

+βX′it+ωi+ωk+μit（3）

其中，下標(biāo)i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份。EXPQualit表示企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post是我們最為感興趣的變量，它的估計(jì)系數(shù)α3刻畫了對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的因果影響。如果α3>0，意味著在進(jìn)行對外直接投資前后，處理組企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升幅度大于對照組企業(yè)，即對外直接投資提高了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。為了穩(wěn)健起見，我們在（3）式中控制了影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的企業(yè)層面影響因素Xit，具體包括：企業(yè)規(guī)模（Firmsize），采用企業(yè)銷售額取對數(shù)來衡量，這里企業(yè)銷售額采用了以2004年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；企業(yè)年齡（Firmage），用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量；資本密集度（KLratio），采用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)來表示，其中固定資產(chǎn)使用以2004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)生產(chǎn)率（Productivity），為了降低因傳統(tǒng)普通最小二乘法（OLS）估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)所可能存在的偏差問題，本文采用Levinsohn和Petrin（2003）的半?yún)?shù)法估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率；國有企業(yè)虛擬變量（Stateowned）和外資企業(yè)虛擬變量（Foreignowned），如果企業(yè)i屬于國有企業(yè)，則Stateowned取值為1，否則取值為0，類似的，如果企業(yè)i屬于外資企業(yè)，則Foreignowned取值為1，否則取值為0。此外，我們還控制了非觀測的行業(yè)特征ωj和非觀測的地區(qū)特征ωk。

（二）企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度

在早期，學(xué)者們一般采用產(chǎn)品單位價(jià)值來衡量產(chǎn)品質(zhì)量，如Schott（2004）、Hummels和Klenow（2005）、Hallak（2006）等，這一做法的基本假定是，如果產(chǎn)品質(zhì)量越高，那么該產(chǎn)品單位價(jià)值越高。然而近年來，越來越多的學(xué)者（如Khandelwal，2010；Gervais，2013）指出，直接利用出口產(chǎn)品單位價(jià)值衡量出口產(chǎn)品質(zhì)量存在諸多弊端，在很多情況下，高價(jià)格并不一定意味著高質(zhì)量。為了更加準(zhǔn)確地衡量企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，本文采用新近發(fā)展起來的事后推理方法進(jìn)行測算（Hallak和Schott，2011）。具體的，本文分三步測算企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量。第一步，計(jì)算企業(yè)-國家-產(chǎn)品層面的產(chǎn)品質(zhì)量。給定某個(gè)海關(guān)HS8位碼產(chǎn)品，將企業(yè)i在t年對c國的出口產(chǎn)品數(shù)量表示為：xicht=p-σichtλσ-1icht（Yct/Pct）。對該式取對數(shù)并經(jīng)整理可得到：

lnxicht=ct-σlnpicht+εicht（4）

其中，xicht和picht分別表示企業(yè)出口產(chǎn)品的數(shù)量和價(jià)格；ct=lnYct-lnpct表示國家時(shí)間維度的固定效應(yīng)，可用來控制僅隨進(jìn)口國變化的特征變量、僅隨時(shí)間變化的特征變量以及同時(shí)隨進(jìn)口國和時(shí)間變化的特征變量等；εicht=（σ-1）lnλicht表示包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項(xiàng)。對（4）式進(jìn)行估計(jì)，可以計(jì)算得到產(chǎn)品質(zhì)量，表示為Qualicht=lnicht=icht/（σ-1）=（lnxicht-lnicht）/（σ-1），在基本估計(jì)中，與Fan等（2015）類似，假定σ=5。接下來，采用Rel_Qualicht=（Qualicht-Qualminicht）/（Qualmaxicht-Qualminicht）對以上產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，其中Qualminicht和Qualmaxicht表示對每一種HS8位碼產(chǎn)品，在企業(yè)-國家-時(shí)間維度分別求最小值和最大值。最后，我們將企業(yè)-國家-產(chǎn)品層面的相對產(chǎn)品質(zhì)量（Rel_Qualicht）加總到企業(yè)層面：EXPQualit=∑ch∈Aitvalicht∑ch∈Aitvalicht·Rel_Qualicht，其中，Rel_Qualicht表示企業(yè)層面的產(chǎn)品質(zhì)量，Ait表示企業(yè)i在t年的出口產(chǎn)品和目的地集合，valicht表示樣本的價(jià)值量。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文研究使用了三套大型微觀數(shù)據(jù)。第一套是中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，來自中國海關(guān)總署，它記錄了各個(gè)月度通關(guān)企業(yè)的每一筆產(chǎn)品層面（HS8位碼）的交易信息。這里我們將月度數(shù)據(jù)加總為年度數(shù)據(jù)。海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的主要優(yōu)勢在于對每筆產(chǎn)品層面的進(jìn)出口交易信息都有翔實(shí)的記錄，這些細(xì)化的交易記錄為本文從微觀層面準(zhǔn)確地測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提供了可能。第二套數(shù)據(jù)是來自國家統(tǒng)計(jì)局的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，其統(tǒng)計(jì)調(diào)查的對象涵蓋了全部國有工業(yè)企業(yè)以及“規(guī)模以上”（主營業(yè)務(wù)收入大于500萬元）非國有企業(yè)。為了研究的需要，我們的首要工作是將以上兩套數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼采用的是兩套編碼系統(tǒng)，例如，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼是9位數(shù)，而海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼則是10位數(shù)。因此我們不能直接根據(jù)企業(yè)代碼將兩套數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。這里我們借鑒Yu（2013）的方法對這兩套數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。需要說明的是，不論是工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫還是海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，都沒有提供企業(yè)是否進(jìn)行對外直接投資的相關(guān)信息。為了彌補(bǔ)這一不足，我們進(jìn)一步利用樣本數(shù)據(jù)的第三個(gè)來源——商務(wù)部的關(guān)于中國對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫即由商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》，來自http：//wszw.hzs.mofcom.gov.cn/fecp/fem/corp/fem_cert_stat_view_list.jsp。進(jìn)行綜合分析。具體的，我們利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（或海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫）中的企業(yè)名稱與中國對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中的“境內(nèi)投資主體”名稱進(jìn)行合并，本文所用的時(shí)間跨度為2004—2007年。這主要是因?yàn)?，?004年之前，中國企業(yè)只有少數(shù)開展對外直接投資，而從2004年開始迅速增加，因此選取2004年及其之后的樣本可以更加準(zhǔn)確地揭示對外直接投資與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的關(guān)系。

在本文中，處理組的選擇標(biāo)準(zhǔn)為，企業(yè)在2004年沒有進(jìn)行對外直接投資，而在2005—2007年期間開始進(jìn)行對外直接投資；對照組的選擇標(biāo)準(zhǔn)為企業(yè)在2004—2007年期間始終未進(jìn)行對外直接投資。與現(xiàn)有的國內(nèi)外文獻(xiàn)保持一致，我們選取制造業(yè)作為分析對象。此外，由于各種原因，一些企業(yè)提供的信息不夠準(zhǔn)確或尚未提供部分信息，結(jié)果導(dǎo)致原始數(shù)據(jù)中存在異常樣本。為此，我們在合并數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上做了以下篩選和處理：（1）刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；（2）刪除出口額存在缺漏值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（3）刪除工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)銷售額、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)以及從業(yè)人員年平均人數(shù)中任何一項(xiàng)存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（4）刪除1949年之前成立的企業(yè)樣本，同時(shí)刪除企業(yè)年齡小于0的企業(yè)樣本。

我們感興趣的問題是，與非對外直接投資企業(yè)相比，對外直接投資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量有何差異。接下來我們在上文數(shù)據(jù)處理的基礎(chǔ)上，對兩類企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量差異進(jìn)行初步檢驗(yàn)，結(jié)果報(bào)告在表1。從中可以看出，非OFDI企業(yè)的平均出口產(chǎn)品質(zhì)量為0.399，而OFDI企業(yè)的平均出口產(chǎn)品質(zhì)量高達(dá)0.421，比前者高出0.022，并且這一差異值在5%水平上顯著。另外，表1其余部分還報(bào)告了不同投資目的地OFDI類型企業(yè)與非OFDI企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的均值檢驗(yàn)結(jié)果。這里是按照世界銀行2008年收入分組標(biāo)準(zhǔn)，將人均國民總收入高于11906美元的劃分為高收入國家，其余為中低收入國家。若企業(yè)向高收入國家進(jìn)行對外直接投資，記為OFDI_H，否則記為OFDI_L?？梢园l(fā)現(xiàn)，投向中低收入國家OFDI企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量與非OFDI企業(yè)相比沒有明顯差異，而投向高收入國家OFDI企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量明顯高于非OFDI企業(yè)，具體而言，它比前者高出0.098，且這一差異值通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。在下文，我們將采用PSM-DID方法進(jìn)行計(jì)量分析，以期更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)亟沂緦ν庵苯油顿Y對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的因果影響效應(yīng)。

四、 估計(jì)結(jié)果與分析

（一）基本估計(jì)結(jié)果

在對倍差法模型（3）式進(jìn)行估計(jì)之前，我們首先采用傾向得分匹配法對樣本進(jìn)行匹配，即為處理組（OFDI企業(yè)）尋找合適的對照組（非OFDI企業(yè)）。我們將企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的概率表示為：

P=Pr{OutwardFDIit=1}=Φ{Zit-1}（5）

其中，表示影響企業(yè)對外直接投資的因素，即匹配變量或共同影響因素。我們主要選取了選取企業(yè)規(guī)模（Firmsize）、企業(yè)年齡（Firmage）、企業(yè)生產(chǎn)率（Productivity）、資本密集度（KLratio）、國有企業(yè)虛擬變量（Stateowned）和外資企業(yè)虛擬變量（Foreignowned）作為匹配變量。根據(jù)方程（5）式，我們可以計(jì)算得到每個(gè)企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的預(yù)測概率值，傾向得分匹配則是將預(yù)測概率值相近的企業(yè)進(jìn)行配對。在本文中，我們主要采用最近鄰匹配方法為每個(gè)處理組企業(yè)配對得到唯一最相近的對照組企業(yè)，其匹配原則可用下式表示：

Ψ（i）=minji-j， j∈（OutwardFDI=0）（6）

其中，i和j分別表示處理組和對照組的概率預(yù)測值（或傾向得分），Ψ（i）表示與處理組企業(yè)相對應(yīng)的來自于對照組企業(yè)的匹配集合，并且對于每個(gè)處理組i，僅有唯一的對照組j進(jìn)入集合Ψ（i）。

表2報(bào)告了匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。從中可以看到，在進(jìn)行匹配之后，處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在匹配變量上沒有顯著的差異（即t檢驗(yàn)相伴概率均大于0.1），并且匹配后各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均小于20%?？傮w而言，匹配滿足了平衡性假設(shè)，即本文對匹配方法和匹配變量的選取是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

在進(jìn)行上述最近鄰傾向得分匹配之后，我們對（3）式的基準(zhǔn)模型進(jìn)行倍差法估計(jì)，結(jié)果如表3所示。為了穩(wěn)健起見，表3第（1）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和其他固定效應(yīng)，以此作為比較基礎(chǔ)；第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應(yīng)；第（3）列在此基礎(chǔ)上控制了行業(yè)固定效應(yīng)；第（4）列則進(jìn)一步控制了地區(qū)固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，我們最感興趣的倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post在各個(gè)回歸中的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生根本性變化，說明本文的回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。從第（4）列完整的回歸結(jié)果可以看到，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明在控制了其他影響因素之后，與不進(jìn)行對外直接投資相比，開展對外直接投資使得企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量得到了更大幅度的提高。具體而言，對外直接投資使得企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量額外提高了0.035，即對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

（二）投資目的國異質(zhì)性分析

前文第三部分均值檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，不同類型OFDI企業(yè)在出口產(chǎn)品質(zhì)量方面存在顯著的差異。由此引申的一個(gè)重要問題是，投資目的地的差異究竟會(huì)如何影響OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)的微觀效應(yīng)。為了更深入地揭示對外直接投資與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系，我們根據(jù)中國對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中給出的“對外直接投資的國家或地區(qū)”名稱信息，將企業(yè)對外直接投資劃分為投資高收入國家和投資中低收入國家兩種類型。在此基礎(chǔ)上建立如下擴(kuò)展后的倍差法模型來檢驗(yàn)不同類型對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的差異性：

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit

+∑2=1λOutwardFDIit×Postit×Dum_+βX′it+ωj+ωk+μit（7）

其中，Dum_（=1、2）表示企業(yè)對外直接投資類型虛擬變量。具體的，根據(jù)“投資目的地”將企業(yè)對外直接投資劃分為投資高收入國家（Dum_1）和投資中低收入國家（Dum_2）兩類。

表4報(bào)告了對擴(kuò)展倍差法模型（7）式的估計(jì)結(jié)果。由于基準(zhǔn)組是從未進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)，因此，可以直接通過比較交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)大小來識(shí)別不同類型OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的差異性。與前文估計(jì)的步驟類似，表4第（1）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和其他固定效應(yīng)，第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應(yīng)，第（3）列在此基礎(chǔ)上控制了行業(yè)固定效應(yīng)，第（4）列則進(jìn)一步控制了地區(qū)固定效應(yīng)。從第（1）列回歸結(jié)果可以看到，交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Dum_1和OutwardFDI×Post×Dum_2的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明投資不同目的地OFDI均有利于提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。不過通過進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Dum_1的估計(jì)系數(shù)大小明顯大于交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Dum_2，這說明與投資中低收入國家相比，投資高收入國家OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用更大。有趣的是，隨著企業(yè)層面控制變量以及非觀測固定效應(yīng)的逐步加入（表4第（2）—（4）列），交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Dum_1的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，而交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Dum_2的估計(jì)系數(shù)大小出現(xiàn)下降并且未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明在控制了其他影響因素之后，只有投資高收入國家OFDI才能顯著提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，而投資中低收入國家OFDI未能產(chǎn)生明顯的影響。這一結(jié)果意味著，不同投資目的國OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響具有顯著的異質(zhì)性，其中投資高收入國家OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用明顯大于那些投資中低收入國家的OFDI。對此可能的解釋是，與中低收入國家相比，高收入的發(fā)達(dá)國家往往擁有更加殷實(shí)雄厚的技術(shù)存量、研發(fā)資金和人力資本，是全球技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)祥地；因此，對這些高收入的發(fā)達(dá)國家進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)具有更多的機(jī)會(huì)學(xué)習(xí)與獲得最先進(jìn)的技術(shù)和知識(shí)，并利用投資國當(dāng)?shù)丶夹g(shù)條件、人力資本和創(chuàng)新環(huán)境等資源進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新（蔣冠宏等，2013；毛其淋和許家云，2016），這無疑會(huì)反過來更加明顯地提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

（三）對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響

從前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高具有顯著的促進(jìn)作用，然而這種影響是平均意義上的。接下來我們將進(jìn)一步檢驗(yàn)對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)是否存在時(shí)滯以及對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用是否具有持續(xù)性特征，也即考察對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。為此，我們將基準(zhǔn)計(jì)量模型（3）式擴(kuò)展為：

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit

+∑2τ=0λτOutwardFDIit×Postit×D_τyear+βX′it+ωj+ωk+μit（8）

在上式中，D_τyear為企業(yè)對外直接投資年度虛擬變量，當(dāng)企業(yè)處于對外直接投資后的第τ期（τ=0、1、2）時(shí)由于本文的時(shí)間跨度為2004—2007年，并且處理組的識(shí)別是從2005年開始，因此這里最長的滯后期為2期。，D_τyear取值為1，否則為0。交叉項(xiàng)OutwardFDIit×Postit×D_τyear的估計(jì)系數(shù)λτ反映了企業(yè)對外直接投資后第τ年對出口產(chǎn)品質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響。

表5報(bào)告了對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。為了穩(wěn)健起見，我們?nèi)匀徊捎弥鸩椒湃肟刂谱兞康姆椒ㄟM(jìn)行估計(jì)，具體而言，表5第（1）列僅考慮倍差法模型的基礎(chǔ)變量，第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應(yīng)，第（3）列在此基礎(chǔ)上控制了行業(yè)固定效應(yīng)，第（4）列則進(jìn)一步控制了地區(qū)固定效應(yīng)。通過逐步回歸發(fā)現(xiàn)，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post×D_τyear的估計(jì)結(jié)果沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，具有較好的穩(wěn)定性。接下來以第（4）列最為完整的回歸結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×D_0year的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)，表明對外直接投資在即期未能對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生明顯的影響；另外，交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×D_1year和OutwardFDI×Post×D_2year均顯著為正，且后者的系數(shù)大小和顯著性水平都明顯大于前者。這表明，對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響可能存在一年的時(shí)滯，隨后它對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高具有顯著的促進(jìn)作用，并且影響程度具有遞增的趨勢。出現(xiàn)這一結(jié)果可能的原因是，企業(yè)通過“走出去”對外直接投資獲得先進(jìn)的技術(shù)知識(shí)與管理經(jīng)驗(yàn)之后，并不能直接迅速地將其內(nèi)部化為企業(yè)的一部分，而相反需要經(jīng)過一定的時(shí)間進(jìn)行不斷地學(xué)習(xí)、吸收和消化，然后才能對產(chǎn)品質(zhì)量升級產(chǎn)生積極的影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.使用其他方法測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。前文在測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)，將產(chǎn)品替代彈性σ取值為5，為了穩(wěn)健起見，這里我們借鑒Bas和Strauss-Kahn（2015）的思路，采用Broda和Weinstein（2006）的方法估計(jì)產(chǎn)品替代彈性，然后在此基礎(chǔ)上重新測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量EXPQual′。以EXPQual′為因變量的倍差法回歸結(jié)果報(bào)告在表6前4列。從中可以看到，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)均為正，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，這再次表明對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。以第（4）列完整的回歸結(jié)果為例，在控制了其他影響因素之后，對外直接投資可以使得企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量額外提高了0.0367。另外我們還注意到，控制變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性與基本估計(jì)結(jié)果相比沒有發(fā)生根本性變化，這也進(jìn)一步說明本文的回歸結(jié)果不會(huì)因企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算方法的不同而有差異，具有較好的穩(wěn)健性。

2.采用馬氏距離匹配法進(jìn)行樣本配對。在前文分析中，為了克服樣本選擇偏差問題，我們采用了最近鄰傾向得分匹配方法為處理組（即OFDI企業(yè)）尋找合適的對照組（即非OFDI企業(yè)）。為了保證回歸結(jié)果的可靠性，這里我們進(jìn)一步采用馬氏距離匹配法進(jìn)行樣本配對。具體的，處理組企業(yè)i與對照組企業(yè)j的馬氏距離可用如下式子表示：

d（i，j）=（Ui-Vj）T·C-1·（Ui-Vj）（9）

在上式中， C為來自整個(gè)對照組企業(yè)集合的匹配變量的樣本協(xié)方差矩陣，Ui和Vj分別表示處理組企業(yè)i和對照組企業(yè)j的匹配變量取值。這種配對方法的基本邏輯是，對于處理組企業(yè)i，只有那些具有最小距離d（i，j）的一個(gè)對照組企業(yè)被篩選出來作為新的對照組，接下來將成功配對的觀測值從數(shù)據(jù)集中移除，然后重復(fù)進(jìn)行這一過程直至為所有處理組企業(yè)找到相應(yīng)的配對企業(yè)。表6后4列報(bào)告了基于馬氏距離匹配后樣本的倍差法估計(jì)結(jié)果。從中不難發(fā)現(xiàn)，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)均為正，并且在系數(shù)大小和顯著性水平上與基準(zhǔn)回歸結(jié)果十分相似，這再次表明，對外直接投資有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。

五、 影響機(jī)制分析

前文分析得到的基本結(jié)論是，對外直接投資顯著提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。我們感興趣的一個(gè)問題是，企業(yè)對外直接投資提高出口產(chǎn)品質(zhì)量的可能影響渠道是什么。對這一問題進(jìn)行深入的探討，一方面可以深化我們對于企業(yè)對外直接投資與出口質(zhì)量升級之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)，另一方面有助于更好地評估企業(yè)對外直接投資的經(jīng)濟(jì)績效。根據(jù)既有的理論與實(shí)證研究文獻(xiàn)，進(jìn)口中間品質(zhì)量與研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的重要途徑（Kugler和Verhoogen， 2012；Hallak和Sivadasan， 2013；施炳展和邵文波，2014；Bas和Strauss-Kahn，2015）。與此同時(shí)，企業(yè)對外直接投資會(huì)通過逆向技術(shù)溢出、學(xué)習(xí)效應(yīng)、人員流動(dòng)、研發(fā)費(fèi)用分?jǐn)偟韧緩綄o形的技術(shù)知識(shí)或有形的技術(shù)設(shè)備傳遞給母公司，而母公司則將重要的技術(shù)知識(shí)內(nèi)部化為企業(yè)的一部分，且將其與原先已有技術(shù)進(jìn)行整合進(jìn)而最終提升研發(fā)創(chuàng)新能力（Yang等，2013；毛其淋和許家云，2014b）；此外，與國內(nèi)企業(yè)相比，企業(yè)通過“走出去”對外直接投資熟悉國際產(chǎn)品市場、有更多的機(jī)會(huì)接觸國外先進(jìn)的生產(chǎn)商與高品質(zhì)中間品，進(jìn)而使得企業(yè)對高品質(zhì)中間品進(jìn)口增加。通過上述分析，我們推測研發(fā)創(chuàng)新增加與進(jìn)口中間品質(zhì)量提升是對外直接投資促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的兩個(gè)可能的渠道。為此，我們在基準(zhǔn)倍差法模型的基礎(chǔ)上分別引入研發(fā)創(chuàng)新、進(jìn)口中間品質(zhì)量與倍差法估計(jì)量的三重交叉項(xiàng)，進(jìn)而構(gòu)建如下計(jì)量模型來檢驗(yàn)對外直接投資影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制：

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit+α3OutwardFDIit×Postit

+α4OutwardFDIit×Postit×Innovationit+βX′it+ωj+ωk+μit（10）

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit+α3OutwardFDIit×Postit

+α4OutwardFDIit×Postit×IMPqualityit+βX′it+ωj+ωk+μit（11）

EXPQualit=α0+α1OutwardFDIit+α2Postit+α3OutwardFDIit×Postit

+α4OutwardFDIit×Postit×Innovationit

+α5OutwardFDIit×Postit×IMPqualityit

+βX′it+ωj+ωk+μit（12）

其中，下標(biāo)i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份；EXPQualit表示企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。與前文類似，OutwardFDIit為處理組虛擬變量，如果企業(yè)i是對外直接投資企業(yè)，則OutwardFDIit取值為1，否則取值為0；Postit為時(shí)間虛擬變量，如果是企業(yè)進(jìn)行對外直接投資之后的年份取值為1，否則取值為0。Innovationit為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，用新產(chǎn)品銷售額與企業(yè)銷售額的比值來表示；IPMqualityit為進(jìn)口中間品質(zhì)量，我們基于中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫并采用施炳展和曾祥菲（2015）的方法進(jìn)行測算得到。在回歸式（10）—（12）中，三重交叉項(xiàng)OutwardFDIit×Postit×Innovationit和OutwardFDIit×Postit×IMPqualityit是我們最為關(guān)注的，如果它們的估計(jì)系數(shù)為正且顯著，則表明對外直接投資通過研發(fā)創(chuàng)新增加與中間品進(jìn)口質(zhì)量提升渠道促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。另外，我們在各個(gè)回歸模型中加入了企業(yè)層面的控制變量以及控制非觀測的行業(yè)特征ωj和非觀測的地區(qū)特征ωk。

表7報(bào)告了影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果，其中前3列是基于最近鄰匹配樣本的估計(jì)結(jié)果，后3列則是基于馬氏距離匹配樣本的估計(jì)結(jié)果。我們首先分析基于最近鄰匹配樣本的影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果。在表7第（1）列中，我們加入了三重交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Innovation（即對應(yīng)回歸式（10）），結(jié)果顯示，其估計(jì)系數(shù)為正且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這初步表明，對外直接投資通過研發(fā)創(chuàng)新增加的渠道顯著提高了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量；另外我們還注意到，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的回歸系數(shù)及其顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比均出現(xiàn)了明顯的下降，這進(jìn)一步說明研發(fā)創(chuàng)新是對外直接投資提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的一個(gè)重要的渠道。表7第（2）列加入了三重交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×IMPquality（即對應(yīng)回歸式（11）），我們發(fā)現(xiàn)，它的估計(jì)系數(shù)顯著為正，并且此時(shí)倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明中間品進(jìn)口質(zhì)量提升也是對外直接投資促進(jìn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的另一個(gè)重要的渠道。進(jìn)一步，在表7第（3）列中，我們同時(shí)加入了兩個(gè)三重交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Innovation和OutwardFDI×Post×IMPquality（即對應(yīng)回歸式（12）），回歸結(jié)果顯示，三重交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Innovation和OutwardFDI×Post×IMPquality的估計(jì)系數(shù)均為正且至少通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，另外，倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)依然未能通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這進(jìn)一步表明研發(fā)創(chuàng)新增加與中間品進(jìn)口質(zhì)量提升是對外直接投資提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的兩個(gè)重要的渠道。為了穩(wěn)健起見，我們還采用馬氏距離匹配樣本重新進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表7第（4）—（6）列所示。我們發(fā)現(xiàn)，核心變量的估計(jì)系數(shù)及其顯著性與基于最近鄰匹配樣本的估計(jì)結(jié)果十分相似。具體而言，三重交叉項(xiàng)OutwardFDI×Post×Innovation和OutwardFDI×Post×IMPquality的估計(jì)系數(shù)在不同回歸模型中都顯著為正，而倍差法估計(jì)量OutwardFDI×Post的估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，在大小和顯著性水平上均出現(xiàn)了明顯下降，這就進(jìn)一步驗(yàn)證了研發(fā)創(chuàng)新增加與中間品進(jìn)口質(zhì)量提升是對外直接投資提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的兩個(gè)重要的途徑。

六、 結(jié)論與政策含義

對外直接投資與企業(yè)出口之間的關(guān)系已引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注（Belderbos和Sleuwaegen，1998；Fontagne和Pajot，2002；毛其淋和許家云，2014a；蔣冠宏和蔣殿春，2014），然而鮮有文獻(xiàn)關(guān)注對外直接投資究竟如何影響了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。本文以中國“走出去”政策實(shí)施引發(fā)的大規(guī)模企業(yè)對外直接投資為背景，深入地研究了企業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響及其作用機(jī)制。為了準(zhǔn)確地揭示對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的因果效應(yīng)，我們首先采用配對方法為對外直接投資企業(yè)挑選出最為合適的非對外直接投資企業(yè)（即對照組），然后在此基礎(chǔ)上構(gòu)建倍差法模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。歸納起來，本文主要有如下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，在控制了其他影響因素之后，與不進(jìn)行對外直接投資相比，開展對外直接投資使得企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高幅度更大，即對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

第二，不同投資目的國對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響具有顯著的異質(zhì)性，其中投資高收入國家OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用明顯大于那些投資中低收入國家OFDI。

第三，動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響可能存在一年的時(shí)滯，隨后它對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高具有顯著的促進(jìn)作用，并且影響程度具有遞增的趨勢。

第四，通過影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)創(chuàng)新增加與中間品進(jìn)口質(zhì)量提升是對外直接投資促進(jìn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的兩個(gè)重要的途徑。

本研究具有重要的政策含義。本文研究的一個(gè)主要發(fā)現(xiàn)是，對外直接投資顯著提高了企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，因此，為了促進(jìn)出口質(zhì)量升級和提升企業(yè)出口競爭力，我國政府需要進(jìn)一步加大力度引導(dǎo)和鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”參與對外直接投資。具體而言，現(xiàn)階段管理對外投資的部門存在審批環(huán)節(jié)多、政策穩(wěn)定性不足等問題，接下來要大力改革對外投資的審批管理體制，徹底跳出項(xiàng)目核準(zhǔn)和備案的傳統(tǒng)管理思路，通過下放權(quán)力、簡化程序來提高效率和降低企業(yè)“走出去”的準(zhǔn)入門檻，為真正的投資者開辟“綠色通道”。此外，本文研究的另一個(gè)重要發(fā)現(xiàn)是，不同投資目的國對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響具有顯著的異質(zhì)性，為了充分地發(fā)揮對外直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用，我國政府要積極引導(dǎo)更多有條件的企業(yè)向發(fā)達(dá)國家或地區(qū)進(jìn)行對外直接投資，以充分吸收和獲得世界最先進(jìn)的技術(shù)和知識(shí)。具體的，我國需要加快制定和出臺(tái)獨(dú)立的鼓勵(lì)企業(yè)對外投資的稅收政策，同時(shí)考慮對一些重要地區(qū)和領(lǐng)域的對外投資給予稅收優(yōu)惠。例如，通過稅收優(yōu)惠形式鼓勵(lì)和支持國內(nèi)企業(yè)向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體開展對外投資活動(dòng)，以提升逆向技術(shù)吸收能力；通過稅收優(yōu)惠來引導(dǎo)和鼓勵(lì)企業(yè)將資金投向技術(shù)水平和附加值較高的高科技領(lǐng)域，通過與國外先進(jìn)企業(yè)聯(lián)合開展研發(fā)投資，借助逆向技術(shù)溢出效應(yīng)來提升我國企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量和在全球價(jià)值鏈中的地位。

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（責(zé)任編輯：趙英杰）