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在構(gòu)建全面開放的新格局下，為了提高企業(yè)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的新優(yōu)勢(shì)和全球資源配置的能力，越來越多的中國(guó)企業(yè)開始“走出去”，實(shí)現(xiàn)從“國(guó)際化”向“全球化”的轉(zhuǎn)變。一般認(rèn)為，企業(yè)對(duì)外直接投資是為了擴(kuò)展海外市場(chǎng)。但是，基于微觀數(shù)據(jù)的事實(shí)表明，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI）并不是為了占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)，而是通過當(dāng)?shù)厣a(chǎn)并出口來服務(wù)中國(guó)市場(chǎng)?；谥袊?guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)名錄的匹配數(shù)據(jù)，本文對(duì)這一問題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：以O(shè)FDI方式獲得當(dāng)?shù)厣a(chǎn)能力并進(jìn)而通過出口來服務(wù)中國(guó)市場(chǎng)，是中國(guó)企業(yè)OFDI的新動(dòng)機(jī)。

一、引 言

在國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本不斷增加和政府積極鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”的背景下，近年來中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFID）呈現(xiàn)“井噴式”增長(zhǎng)。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2012年中國(guó)首次位列世界第三大對(duì)外直接投資國(guó)，而到2015年中國(guó)對(duì)外直接投資流量則躍居全球第二，超過同期吸收外資的規(guī)模，實(shí)現(xiàn)資本凈輸出。在中國(guó)全面開放的新格局下，為了提高企業(yè)的全球競(jìng)爭(zhēng)能力與全球資源配置能力，越來越多的中國(guó)企業(yè)“走出去”，通過對(duì)外直接投資獲取企業(yè)發(fā)展所需的技術(shù)、人才、品牌、營(yíng)銷網(wǎng)絡(luò)、自然資源等生產(chǎn)和創(chuàng)新要素，實(shí)現(xiàn)從“國(guó)際化”向“全球化”的轉(zhuǎn)變。

根據(jù)傳統(tǒng)國(guó)際貿(mào)易理論，企業(yè)對(duì)外直接投資是為了占領(lǐng)海外市場(chǎng)。國(guó)際生產(chǎn)折中理論認(rèn)為，企業(yè)通過對(duì)外直接投資可以實(shí)現(xiàn)內(nèi)部化貿(mào)易來減少關(guān)稅和非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，達(dá)到占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)的目標(biāo)。［1］Buckley和Casson研究指出，當(dāng)國(guó)外市場(chǎng)規(guī)模較大時(shí)，企業(yè)對(duì)外投資可以享受較低的運(yùn)輸成本和規(guī)避貿(mào)易壁壘。［2］Markusen也強(qiáng)調(diào)，跨國(guó)公司是出于規(guī)避高運(yùn)輸成本或東道國(guó)貿(mào)易壁壘的動(dòng)機(jī)而進(jìn)行對(duì)外直接投資。［3］H-O理論認(rèn)為，戰(zhàn)略資源的全球配置，可以提升本土企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力，擴(kuò)展海外市場(chǎng)。［4］Helpman指出，企業(yè)對(duì)外投資和生產(chǎn)轉(zhuǎn)移是為了獲取更低的勞動(dòng)成本或者自然資源。［5］李磊指出，中國(guó)對(duì)外直接投資具有較強(qiáng)的資源尋求特質(zhì)，尤其是對(duì)石油、礦產(chǎn)的渴求，其在發(fā)展中國(guó)家表現(xiàn)得更加明顯。［6］Athreye和Kapur提出，中國(guó)企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資時(shí)存在著獲取技術(shù)的動(dòng)機(jī)。［7］毛其淋等指出，中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)于本國(guó)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升具有持續(xù)性的作用。［8］常玉春通過數(shù)據(jù)分析也提出相近的看法，認(rèn)為企業(yè)的境外資本顯著影響企業(yè)的技術(shù)水平的發(fā)展。［9］此外，相關(guān)學(xué)者還研究了企業(yè)對(duì)外投資對(duì)貿(mào)易的影響。蔣冠宏運(yùn)用倍差法實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)對(duì)外直接投資的“出口效應(yīng)”，中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)總體上促進(jìn)了企業(yè)出口。［10］項(xiàng)本武和張春萍提出，中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)進(jìn)出口具有非常顯著的進(jìn)出口創(chuàng)造效應(yīng)。［11］［12］

綜上所述，現(xiàn)有研究基本沒有涉及我國(guó)企業(yè)對(duì)外投資的“進(jìn)口效應(yīng)”：我國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)總體上是否促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)口。在實(shí)踐中，大量企業(yè)海外并購并不是為了占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)，而是通過當(dāng)?shù)厣a(chǎn)并出口來服務(wù)中國(guó)市場(chǎng)。為此，本文將基于中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)名錄的匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，為了解中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資動(dòng)機(jī)的研究提供最直接、最全面的微觀分析視角。

二、中國(guó)OFDI型進(jìn)口的特征事實(shí)

中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資后從東道國(guó)出口到中國(guó)市場(chǎng)呈現(xiàn)什么樣的特征事實(shí)？本文將采取描述性統(tǒng)計(jì)的方法從以下兩點(diǎn)展開分析：一是以什么企業(yè)性質(zhì)為主，二是以哪些省市為主。

據(jù)統(tǒng)計(jì)，通過對(duì)外投資，在東道國(guó)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)并將產(chǎn)品出口到母國(guó)市場(chǎng)的中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)主要以私營(yíng)企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和中外合資合作企業(yè)為主。其中，私營(yíng)企業(yè)占中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)的比重達(dá)到了29.57%，而國(guó)有企業(yè)和中外合資企業(yè)占比分別為21.75%和24.63%（見表1）。究其原因，是由于私營(yíng)企業(yè)規(guī)模相對(duì)較小，運(yùn)轉(zhuǎn)靈活，可以很好地適應(yīng)瞬息萬變的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境。國(guó)有企業(yè)通過不斷深化改革，其對(duì)外直接投資逐漸呈現(xiàn)出市場(chǎng)國(guó)際化、技術(shù)國(guó)際化、資源國(guó)家化的特點(diǎn)，無論是從產(chǎn)業(yè)、規(guī)模實(shí)力，還是從企業(yè)創(chuàng)新能力等角度來看都具有比較優(yōu)勢(shì)。中外合資合作企業(yè)憑借資源共享、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)的優(yōu)勢(shì)，獲取國(guó)外的先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)、資金支持和市場(chǎng)銷售渠道等，同時(shí)可享受外商投資者的各項(xiàng)優(yōu)惠。

表1 OFDI后進(jìn)口企業(yè)性質(zhì)特征

從地區(qū)分布來看，中國(guó)東部沿海地區(qū)地理位置優(yōu)越，交通及人員往來都很便利，技術(shù)吸收能力與創(chuàng)新能力較中西部地區(qū)更具有優(yōu)勢(shì)，因而通過對(duì)外投資在東道國(guó)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)并將產(chǎn)品出口到母國(guó)市場(chǎng)的中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)主要集中在東部沿海地區(qū)。由表2可以看出，中國(guó)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資后有產(chǎn)品進(jìn)口行為的企業(yè)主要集中在浙江、山東、江蘇、北京、深圳、上海這幾個(gè)省市。其中，浙江省最高，占比高達(dá)27.85%，其次是山東省和江蘇省，占比分別為13.24%和11.85%，這三個(gè)省份占比總計(jì)達(dá)52.94%。

表2 OFDI后進(jìn)口企業(yè)地區(qū)分布特征

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與描述

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來自商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)名錄、中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、海關(guān)信息網(wǎng)及企業(yè)統(tǒng)計(jì)報(bào)表。根據(jù)企業(yè)名稱和國(guó)家，將中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)名錄和中國(guó)企業(yè)海關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，進(jìn)而找到既有進(jìn)出口又有對(duì)外投資的企業(yè)數(shù)據(jù)。根據(jù)企業(yè)名稱、郵編、電話號(hào)碼、傳真號(hào)，將海關(guān)和企業(yè)對(duì)外投資企業(yè)名錄的匹配數(shù)據(jù)，進(jìn)一步與中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫合并，進(jìn)而完善既有進(jìn)出口又有對(duì)外投資企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。由此，最后匹配得出的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)如表3所示。

表3 匹配結(jié)果的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)

本文樣本選擇2011—2013年的中國(guó)企業(yè)海關(guān)數(shù)據(jù)、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和1983—2015年開始對(duì)外直接投資的企業(yè)。經(jīng)過中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)名錄、中國(guó)企業(yè)海關(guān)數(shù)據(jù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的匹配，總樣本量為1099257個(gè)。其中，中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資且進(jìn)出口（第I類和第II類）的樣本有4497個(gè)。進(jìn)一步，從上述三個(gè)數(shù)據(jù)庫的匹配結(jié)果中的第I類（投資且進(jìn)口）和第II類（投資且出口）中，篩選出進(jìn)出口日期晚于對(duì)外投資核準(zhǔn)日期的企業(yè)，得到中國(guó)企業(yè)在外投資后展開進(jìn)出口活動(dòng)的樣本量有2622個(gè)。

此外，本文需要確定方程(3)中兩個(gè)參數(shù)s(可貿(mào)易品的份額)和ρ(替代彈性)的取值。關(guān)于參數(shù)s，很難直接從數(shù)據(jù)中估計(jì)。Evenet和Keller認(rèn)為，可以進(jìn)行貿(mào)易的產(chǎn)出大概介于0.3～0.8之間。Novy和Jacks等將s定為0.8。因此，本文將s定為0.8和0.4。而關(guān)于替代彈性ρ，也很難有一個(gè)確定的值。［13］一般而言，較低的替代彈性意味著消費(fèi)者對(duì)價(jià)格和貿(mào)易成本缺乏敏感，因而傾向于更多的貿(mào)易。Anderson和Van Wincoop總結(jié)了現(xiàn)有的各種文獻(xiàn)的估計(jì)結(jié)果，認(rèn)為替代彈性ρ很可能介于5～10之間。［14］［15］為了較好地考察替代彈性對(duì)貿(mào)易成本的影響，本文將ρ的值定為5和8。由此，本文中的貿(mào)易成本有四個(gè)取值，具體如表4所示。

（二）模型設(shè)定與回歸

1.動(dòng)機(jī)識(shí)別。本文的研究目的是探究企業(yè)對(duì)外直接投資究竟是為了規(guī)避貿(mào)易壁壘以占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)，還是為了獲取當(dāng)?shù)刭Y源來服務(wù)母國(guó)市場(chǎng)。為了識(shí)別中國(guó)企業(yè)進(jìn)出口行為是否會(huì)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生影響，本文構(gòu)建以下回歸模型：

其中，αij是常數(shù)項(xiàng)，β1和β2分別是lnexportij,t-1和lnimportij,t-1兩個(gè)變量的參數(shù)，X是控制變量，γ是控制變量的參數(shù)估計(jì)值，λij,t是行業(yè)固定效應(yīng)，δij,t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。OFDIij,t為企業(yè)i在時(shí)間t是否到國(guó)家（或地區(qū)）j進(jìn)行對(duì)外直接投資，是一個(gè)0-1變量。lnexportij,t-1表示企業(yè)i在時(shí)間t-1向國(guó)家（或地區(qū)）j的出口額的對(duì)數(shù)值。之所以采用滯后項(xiàng)，是因?yàn)槌隹谝坏┦茏瑁M(jìn)而會(huì)考慮在下一期直接對(duì)外投資，達(dá)到規(guī)避貿(mào)易壁壘（是導(dǎo)致出口受阻的重要原因）的效果。lnimportij,t-1是企業(yè)i在時(shí)間t-1從國(guó)家（或地區(qū)）j的進(jìn)口額的對(duì)數(shù)值。同樣，滯后項(xiàng)的目的是為了識(shí)別是不是因?yàn)檫M(jìn)口受阻，導(dǎo)致企業(yè)決定通過對(duì)外直接投資。這也就是本文想識(shí)別的，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的目的是不是為了獲得東道國(guó)資源。

控制變量X包括企業(yè)性質(zhì)（ppt）、企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（ldscl）、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、最低工資（minimun）、匯率（huilv）以及貿(mào)易成本（cost）等。其中，企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（ldscl）是根據(jù)企業(yè)營(yíng)業(yè)收入除以從業(yè)人數(shù)計(jì)算得出，匯率數(shù)據(jù)來源于世界銀行和國(guó)家外匯管理局。采用NOVY引力模型來估計(jì)雙邊國(guó)家的貿(mào)易成本和地理距離的影響，該模型是一個(gè)基于融入雙邊冰山型貿(mào)易成本的多邊一般均衡貿(mào)易模型，由該模型推導(dǎo)出的引力模型形式如下［13］:

式中，EXPjk和EXPkj分別是j向k和k向j的實(shí)際出口，EXPj、GDPj和EXPk、GDPk分別是j、k實(shí)際總出口和實(shí)際GDP，sj和sk是j、k的可貿(mào)易品份額，τjk和τkj分別是j向k和k向j出口的貿(mào)易成本，ρ是替代彈性。為了能夠方便地測(cè)度貿(mào)易成本，假定雙邊貿(mào)易成本是對(duì)稱的（τjk=τkj），而且雙邊可貿(mào)易品的份額也是相等的（sj=sk），這樣就可以很容易得到貿(mào)易成本的計(jì)算公式：

表4 不同s和ρ取值的貿(mào)易成本

由此，本文得出四個(gè)該方程的Probit回歸結(jié)果，具體如表5所示。方程（1）—（4）分別是貿(mào)易成本取值為cost88、cost85、cost48、cost45的回歸結(jié)果。從表5來看，滯后一期的出口額和進(jìn)口額的回歸系數(shù)均顯著為正數(shù)，且四個(gè)不同貿(mào)易成本下的回歸系數(shù)大小與p值均相差不大。這表明企業(yè)上一期的出口（占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)）和進(jìn)口（獲得東道國(guó)資源以占領(lǐng)母國(guó)市場(chǎng)）都在一定程度上推動(dòng)了即期企業(yè)對(duì)東道國(guó)的對(duì)外直接投資，且該回歸結(jié)果的系數(shù)和顯著性是穩(wěn)健的。但是，從回歸系數(shù)大小來看，無論是哪一種貿(mào)易成本，相比于企業(yè)上一期的進(jìn)口（獲得東道國(guó)資源）推動(dòng)即期企業(yè)對(duì)外投資的程度，企業(yè)上一期的出口（占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)）推動(dòng)即期企業(yè)對(duì)外投資的程度更高。

從控制變量來看，企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率越高，企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力越大，其對(duì)外投資的可能性也越大。這與傳統(tǒng)理論預(yù)期一致，Melitz和Yeaple基于企業(yè)異質(zhì)性假設(shè)所構(gòu)建的壟斷競(jìng)爭(zhēng)理論模型分析指出，生產(chǎn)率高的企業(yè)會(huì)選擇直接投資。［16-18］Antras和Helpman將不完全契約理論引入模型，結(jié)果顯示生產(chǎn)率最高的企業(yè)會(huì)選擇對(duì)外直接投資。［19］國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)顯著為正，說明東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，越能吸引中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資。這是因?yàn)闁|道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資越能獲得先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)及品牌效應(yīng)等。最低工資的系數(shù)為正，是因?yàn)樽畹凸べY提高反映了中國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力成本的提高，這會(huì)推動(dòng)企業(yè)對(duì)外直接投資以降低生產(chǎn)成本。匯率的系數(shù)顯著為正，是因?yàn)楸疚闹械膮R率是根據(jù)間接標(biāo)價(jià)法計(jì)算得出，即以一個(gè)單位的人民幣為標(biāo)準(zhǔn)，折合若干單位的外國(guó)貨幣。匯率越高，越會(huì)提高人民幣的購買力，從而提高中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模。四個(gè)貿(mào)易成本的回歸系數(shù)雖均為正數(shù)，卻不顯著。貿(mào)易成本系數(shù)為正，是因?yàn)橘Q(mào)易成本越高，企業(yè)越偏向選擇對(duì)外直接投資而不是進(jìn)出口。而貿(mào)易成本系數(shù)不顯著，是因?yàn)橘Q(mào)易成本的變動(dòng)影響最直接的是企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)，貿(mào)易成本提高，企業(yè)會(huì)偏向于對(duì)外投資以替代進(jìn)出口，從而降低其生產(chǎn)成本。

2.效果識(shí)別。動(dòng)機(jī)識(shí)別，只是說明了企業(yè)上一期的進(jìn)口（獲得東道國(guó)資源）和出口（占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)）這兩種動(dòng)機(jī)各自在多大程度上推動(dòng)了即期企業(yè)對(duì)外投資，但并沒有回答企業(yè)是否通過對(duì)外直接投資來滿足母國(guó)市場(chǎng)這一問題。接下來，本文將分別考察企業(yè)對(duì)外投資對(duì)進(jìn)出口的影響。由此，本文構(gòu)建以下兩個(gè)模型來分別考察OFDI對(duì)進(jìn)口和出口的影響：

表5 Probit回歸結(jié)果

lnexportij,t表示企業(yè)i在時(shí)間t向國(guó)家 （或地區(qū)）j的出口額的對(duì)數(shù)值，lnimportij,t是企業(yè)i在時(shí)間t從國(guó)家（或地區(qū)）j的進(jìn)口額，αij是常數(shù)項(xiàng)，OFDIij,t-1為企業(yè)i在時(shí)間t-1是否到國(guó)家（或地區(qū)）j進(jìn)行對(duì)外投資，是一個(gè)0-1變量。X是控制變量，η是控制變量的參數(shù)估計(jì)值，δij,t是行業(yè)固定效應(yīng)，vij,t和uij,t分別是兩個(gè)方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?？刂谱兞縓包括企業(yè)性質(zhì)（ppt），企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（ldscl），國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP），最低工資（minimun），匯率（huilv）以及貿(mào)易成本（cost）等。

由此，本文分別得出進(jìn)口和出口各四個(gè)方程的Tobit回歸結(jié)果，具體如表6所示。其中，表6中的方程（1）—（4）分別是貿(mào)易成本取值為cost88、cost85、cost48、cost45的回歸結(jié)果。從表6中可以發(fā)現(xiàn)，OFDI的系數(shù)均顯著為正，說明無論是哪一種貿(mào)易成本情況下，企業(yè)對(duì)外投資都會(huì)促進(jìn)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額的增長(zhǎng)。這說明中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)可以利用東道國(guó)的技術(shù)、品牌優(yōu)勢(shì)，提升產(chǎn)品價(jià)值，從而滿足中國(guó)消費(fèi)升級(jí)的需求。從系數(shù)大小來看，在任何一種貿(mào)易成本情況下，企業(yè)對(duì)外投資的出口回歸系數(shù)均大于相應(yīng)的進(jìn)口回歸系數(shù)，意味著滯后一期的對(duì)外投資推動(dòng)即期出口的效果比其推動(dòng)即期進(jìn)口增長(zhǎng)的效果更顯著，這說明雖然中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資存在為了獲得東道國(guó)資源以服務(wù)母國(guó)市場(chǎng)的目的，但目前中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接仍以占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)為主。不同貿(mào)易成本下的各個(gè)回歸系數(shù)大小與p值均十分相近，說明該回歸結(jié)果在一定程度上具有穩(wěn)健性。

關(guān)于控制變量。勞動(dòng)生產(chǎn)率在表6中均顯著為正，說明企業(yè)生產(chǎn)率越高，競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越大，越有利于企業(yè)開展進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)。國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在表6中顯著為正，說明一國(guó)GDP越高，其進(jìn)口貿(mào)易額越大。這與林德的“需求相似理論”相一致，該理論認(rèn)為一國(guó)GDP越高，意味著本國(guó)的收入和實(shí)際購買力就越強(qiáng)，本國(guó)出口產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品的需求都會(huì)越高，從而促進(jìn)進(jìn)口貿(mào)易的增長(zhǎng)。匯率在表6進(jìn)口中顯著為正數(shù)，是因?yàn)楸疚闹械膮R率是根據(jù)間接標(biāo)價(jià)法計(jì)算得出，匯率越高，意味著人民幣升值，人民幣購買力的提高會(huì)促進(jìn)企業(yè)進(jìn)口發(fā)展。四個(gè)貿(mào)易成本的系數(shù)均顯著為負(fù)數(shù)，說明兩國(guó)貿(mào)易成本越高，越不利于兩國(guó)間進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展。這與傳統(tǒng)理論預(yù)期一致，經(jīng)濟(jì)全球化以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的不斷發(fā)展，通訊及交通技術(shù)的不斷更新，都是為了降低國(guó)際貿(mào)易成本。

表6 Tobit回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

現(xiàn)實(shí)中，很多企業(yè)對(duì)外直接投資既不是為了獲得東道國(guó)資源，也不是為了占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)，而是純粹為了避稅和規(guī)避信息披露要求等。這些樣本的存在，導(dǎo)致本文上面的估計(jì)結(jié)果是有偏的。因此，本文剔除這些樣本后再次進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文剔除了被5個(gè)及以上國(guó)際性組織認(rèn)定是避稅天堂的國(guó)家或地區(qū)：巴哈馬、百慕大群島、開曼群島、格恩西島、澤西島、馬耳他、巴拿馬、巴巴多斯、英屬維爾京群島、塞浦路斯、馬恩島、列支敦士登、荷屬安地列斯、英屬澤西島、巴哈馬、塞舌爾、圣基茨與尼維斯聯(lián)邦、瑙魯、巴拿馬、盧森堡、安道爾、、摩納哥、美屬薩摩亞、文萊、紐埃。此外，對(duì)香港的OFDI也相對(duì)特殊，需要剔除。刪除這些國(guó)家或地區(qū)后，總樣本量減少至1002489個(gè)，中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資且進(jìn)出口的樣本量為4150個(gè)，中國(guó)企業(yè)在外投資后再展開進(jìn)出口活動(dòng)的樣本量為2458個(gè)。

表7和表8分別顯示了四種貿(mào)易成本下OFDI、出口和進(jìn)口的穩(wěn)健性回歸結(jié)果，結(jié)果同前面保持一致。從表7來看，滯后一期的進(jìn)口和出口對(duì)企業(yè)對(duì)外投資的回歸系數(shù)仍然顯著為正數(shù)，這再次驗(yàn)證上一期的進(jìn)口和出口會(huì)促進(jìn)企業(yè)對(duì)外投資。其他控制變量的系數(shù)符號(hào)、大小與p值都與之前表5的回歸結(jié)果值相近，勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)對(duì)外投資有正向的促進(jìn)作用，各國(guó)GDP對(duì)企業(yè)對(duì)外投資的影響顯著且正向。這說明OFDI回歸結(jié)果較穩(wěn)健。從表8來看，滯后一期的OFDI對(duì)即期進(jìn)出口額回歸系數(shù)依然顯著為正數(shù)，說明企業(yè)對(duì)外直接投資后會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。這說明中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資后存在為了獲取東道國(guó)資源（先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)與品牌效應(yīng)）以服務(wù)母國(guó)市場(chǎng)的新投資動(dòng)機(jī)。關(guān)于其他控制變量，其系數(shù)大小與顯著性與表6的結(jié)果相似，勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)進(jìn)出口有正向的促進(jìn)作用，各國(guó)GDP對(duì)企業(yè)進(jìn)口的影響顯著且正向，匯率對(duì)企業(yè)進(jìn)口的影響顯著為正，而貿(mào)易成本則對(duì)企業(yè)進(jìn)口均有顯著的阻礙作用。這說明回歸結(jié)果較穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

表8 Tobit穩(wěn)健性回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文利用中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)名錄的匹配數(shù)據(jù)，在客觀描述中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資后又進(jìn)口的特征事實(shí)的基礎(chǔ)上，利用受限因變量模型檢驗(yàn)了企業(yè)進(jìn)出口行為與OFDI的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)上一期的出口（占領(lǐng)東道國(guó)市場(chǎng)）和進(jìn)口（獲得東道國(guó)資源）都在一定程度上推動(dòng)了即期企業(yè)對(duì)東道國(guó)的對(duì)外投資。

中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資后再進(jìn)口以滿足母國(guó)市場(chǎng)，是因?yàn)殡S著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人民生活水平的提高，需求層次相應(yīng)提高。這就要求中國(guó)企業(yè)全球布局，通過對(duì)外投資，學(xué)習(xí)東道國(guó)先進(jìn)的技術(shù)與品牌效應(yīng)，提升產(chǎn)品價(jià)值。因此，應(yīng)繼續(xù)積極堅(jiān)定地執(zhí)行改革開放政策和“走出去”的國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略，打造一批具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的本國(guó)跨國(guó)企業(yè)［20］，引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)與品牌效應(yīng)。中國(guó)企業(yè)應(yīng)加快培育國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作和競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)，在世界范圍進(jìn)行資產(chǎn)的全球配置，開拓全球市場(chǎng)。