張 皞，吳小路

（華東師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)部，上海200062）

黨的十九屆四中全會提出，堅持互利共贏的開放戰(zhàn)略，推動共建“一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展，維護完善多邊貿(mào)易體制，推動貿(mào)易和投資自由化便利化，推動構(gòu)建面向全球的高標(biāo)準(zhǔn)自由貿(mào)易區(qū)網(wǎng)絡(luò)，推動建設(shè)開放型世界經(jīng)濟。在此過程中，中國企業(yè)需要充分利用國內(nèi)國際兩個市場、高效利用國內(nèi)國際兩種資源，提升企業(yè)的國際競爭力，在推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級、促進產(chǎn)業(yè)向價值鏈高端邁進過程中發(fā)揮重要作用。

在一系列開放戰(zhàn)略的推進下，中國企業(yè)OFDI規(guī)模不斷擴大?！?020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（以下簡稱《統(tǒng)計公報》）顯示，2020年，中國OFDI流量達到1 537.1億美元，首次躍居世界第一，占全球份額的20.2%。那么，如何對企業(yè)績效進行更準(zhǔn)確和全面的評價？企業(yè)OFDI是否提高了企業(yè)績效？企業(yè)OFDI的績效改善是否在時間、企業(yè)性質(zhì)、投資動機等方面存在差異？本研究要對其進行定量化測度和實證檢驗。基于中國上市公司微觀數(shù)據(jù)評估OFDI對企業(yè)績效的影響，對于進一步推進中國企業(yè)雙向投資、推動中國構(gòu)建新發(fā)展格局具有非常重要的意義。

1 文獻綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者采用不同數(shù)據(jù)實證檢驗OFDI與企業(yè)績效之間的關(guān)系，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為OFDI可以從創(chuàng)新能力、資本回報率及利潤等方面改善企業(yè)績效，二者之間的關(guān)系可以總結(jié)為如下幾種：一是U型關(guān)系[1-4]。代表理論為組織學(xué)習(xí)派，該理論認(rèn)為國際化是促進企業(yè)組織學(xué)習(xí)、知識發(fā)展和技術(shù)進步的漸進過程，企業(yè)在此過程中逐漸適應(yīng)海外經(jīng)營環(huán)境，充分利用規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟及區(qū)位優(yōu)勢等不斷改善企業(yè)績效。二是倒U型關(guān)系。企業(yè)的經(jīng)營成本會因為國際化程度的加深而增加，在國際化達到一定程度時，企業(yè)績效就會下降，即呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[5]。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)OFDI速度和母國企業(yè)績效及企業(yè)生產(chǎn)效率存在倒U型關(guān)系[6]。三是S型關(guān)系。有學(xué)者通過對美國和日本企業(yè)OFDI的研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效隨著OFDI的發(fā)展呈現(xiàn)先下降、后上升、再下降的趨勢[7-8]，以中國企業(yè)為樣本的一項研究也得出相似結(jié)論[9]。

大多數(shù)學(xué)者選擇上市公司作為研究樣本，一項基于2012—2017年A股上市公司數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)融資約束程度的提高可以促進企業(yè)績效的提升[10]。非國有企業(yè)績效提升的效應(yīng)顯著高于國有企業(yè)的績效提升效應(yīng)，說明OFDI企業(yè)績效的促進效應(yīng)存在所有制的異質(zhì)性[11]。企業(yè)績效改善與企業(yè)國際化擴張速度有關(guān)，國際化擴張速度越快，企業(yè)資本回報率就越高[12]。但是，這種績效改善效應(yīng)不是始終存在的。在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，我國企業(yè)OFDI的績效都比較低[13]，投資規(guī)模較小、投資波動較大、融資渠道不通暢、投資風(fēng)險較高、投資經(jīng)驗缺乏等都會阻礙企業(yè)績效提高，而制度安排不當(dāng)和政府行為失當(dāng)是導(dǎo)致企業(yè)績效不佳的深層原因[14]。

就研究方法而言，大部分學(xué)者采用事件研究法。一項研究以772例OFDI事件為樣本，測算中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)營績效[15]。近年來，有學(xué)者開始采用PSM-DID方法，有的以法國企業(yè)為研究樣本[16]，有的以中國企業(yè)為研究樣本[17]，都得出OFDI改善企業(yè)績效的結(jié)論。

東道國制度是一個被重點考慮的因素。學(xué)者們普遍認(rèn)為企業(yè)績效受到投資目的國制度環(huán)境的深刻影響，相對較差的制度環(huán)境會增加企業(yè)的經(jīng)營成本，從而降低企業(yè)績效[18]，制度環(huán)境越好的東道國，越能提供較好的經(jīng)營環(huán)境，從而為企業(yè)節(jié)約經(jīng)營成本，如此一來，企業(yè)績效就能提高[19]。制度環(huán)境的穩(wěn)定性也很重要，東道國制度環(huán)境越穩(wěn)定，越有利于跨國企業(yè)的生存和發(fā)展[20]。逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是解釋OFDI影響企業(yè)績效的最重要的作用機制，OFDI通過逆向技術(shù)溢出促進母國公司的技術(shù)創(chuàng)新，從而進一步改善企業(yè)的經(jīng)營績效[21]。中國企業(yè)OFDI對母公司經(jīng)營績效的改善主要是由低技術(shù)行業(yè)OFDI所主導(dǎo)，在高技術(shù)行業(yè)并不明顯。中國企業(yè)OFDI主要是通過市場定價渠道提高母公司的經(jīng)營績效，生產(chǎn)效率渠道并不明顯[22]。大中型國有企業(yè)主要通過提高研發(fā)強度改善企業(yè)經(jīng)營績效[23]。OFDI的動機差異會對企業(yè)績效產(chǎn)生不同的影響，技術(shù)尋求型OFDI可以提升企業(yè)創(chuàng)新績效，在自身資源冗余時可以更好地改善經(jīng)營績效[6]。

2 中國上市公司OFDI的特征事實

《統(tǒng)計公報》顯示，2010—2019年，中國OFDI的年均增長速度為9%，2020年中國OFDI凈額為1 537.1億美元。截至2020年末，中國上市公司全年累計OFDI總金額約為7 863.94億元。

《統(tǒng)計公報》顯示，中國OFDI的區(qū)域范圍很廣，全世界80%以上的國家或地區(qū)都有中國的投資足跡。2019年，中國向亞洲的投資最多，占比80.9%，其中，對中國香港的投資金額最多，占對亞洲總投資的81.7%；其次是歐洲，占比7.7%。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫及公開的相關(guān)資料整理發(fā)現(xiàn)，中國上市公司OFDI投向亞洲的占比為59%，投向北美洲和歐洲的占比分別21%和12%。上市公司在OFDI區(qū)位選擇時會考慮更多的國家和地區(qū)。

上市公司OFDI的行業(yè)分布見表1，其中，制造業(yè)企業(yè)的數(shù)量最多，占比為63.38%。制造業(yè)企業(yè)中，大多數(shù)是技術(shù)密集型的高科技企業(yè)，如130家是計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)企業(yè)、85家是醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)、81家是專用設(shè)備制造業(yè)企業(yè)，說明中國上市高科技企業(yè)會更傾向于OFDI。

表1 中國上市公司OFDI行業(yè)分布

從上市公司投資主體構(gòu)成來看，2019年進行OFDI的企業(yè)中，民營企業(yè)占比57.8%，國有企業(yè)占比33.2%，外資企業(yè)占比7.1%。民營企業(yè)在上市之后需要開拓更多的業(yè)務(wù)，獲取更多的資本，它們經(jīng)營方式靈活，通過OFDI可以快速熟悉海外市場并開展海外業(yè)務(wù)。

3 中國上市公司績效評價及數(shù)據(jù)說明

3.1 企業(yè)績效評價體系構(gòu)建

本文基于2003年商務(wù)部頒布的《境外投資綜合績效評價辦法（試行）》具體內(nèi)容，參考薛安偉[24]、班博和張紅婭[25]的指標(biāo)體系，從四個方面構(gòu)建企業(yè)績效評價體系，具體內(nèi)容見表2。

表2 企業(yè)績效評價體系

3.2 因子分析

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫以及Wind數(shù)據(jù)庫。從A股上市公司中篩選出2016年有OFDI的企業(yè)，標(biāo)記為實驗組。根據(jù)商務(wù)部發(fā)布的OFDI企業(yè)名錄與A股上市公司名單進行比較，篩選出沒有OFDI的企業(yè)，標(biāo)記為對照組，并從Wind數(shù)據(jù)庫中選取企業(yè)績效評價所需的財務(wù)數(shù)據(jù)。

為避免某些企業(yè)的數(shù)據(jù)缺失或異常對分析結(jié)果造成誤差，需做到以下幾點：第一，剔除被標(biāo)記為ST或*ST的企業(yè)；第二，剔除2016年以后上市的企業(yè)；第三，剔除投資規(guī)模相對較小的企業(yè)；第四，剔除OFDI年份不連續(xù)的企業(yè)。通過篩選，2016年有OFDI的實驗組企業(yè)共442個，沒有OFDI的對照組企業(yè)共1 038個，先利用因子分析法計算樣本企業(yè)2015—2019年的綜合績效值。

首先觀察KMO的值，其取值范圍為0～1，以2016年實驗組企業(yè)數(shù)據(jù)為例，如表3所示，KMO的取值為0.776，巴特利特檢驗顯著性為0.000，樣本數(shù)據(jù)可以進行因子分析。

表3 KMO和巴特利特檢驗

其次，采用最大方差旋轉(zhuǎn)提取主成分因子，提取結(jié)果見表4。

表4 總方差提取主成分因子

基于表4提取4個因子的方差貢獻率為72.941%，大于70%，說明提取的4個主成分涵蓋原變量的大量信息，可以反映投資當(dāng)年的企業(yè)績效情況。之后，進行旋轉(zhuǎn)提取因子，旋轉(zhuǎn)后的結(jié)果見表5。根據(jù)表5列出因子對應(yīng)的績效評價內(nèi)容，見表6。

表5 旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣

表6 因子對應(yīng)的評價內(nèi)容與具體指標(biāo)

SPSS給出表7各個成分因子所對應(yīng)的得分系數(shù)用于權(quán)重計算，最終得到因子得分公式。

表7 成分得分系數(shù)矩陣

最后，采用方差貢獻率21.752%、21.222%、16.102%、13.865%作為四個因子的加權(quán)變量，得出OFDI當(dāng)年的綜合績效評價公式為：

其余年份的算法相同，可以得到表8實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)綜合績效得分的描述性統(tǒng)計。

表8 2015—2019年實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)綜合績效得分

圖1是實驗組和對照組企業(yè)2015—2019年企業(yè)績效的變化情況。實驗組上市公司2016年OFDI，相比2015年，投資當(dāng)年績效有所下滑，2017—2019年績效有明顯改善，尤其是2017年績效水平上升幅度較大，2018年企業(yè)績效由負(fù)轉(zhuǎn)正，表現(xiàn)為比較典型的“J”型。同期對照組企業(yè)的績效在2016年有明顯的下降，之后2017年則大幅改善，2017—2019年又呈現(xiàn)下降的趨勢，整體表現(xiàn)為比較典型的倒“N”型。

圖1 2015—2019年實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)績效變化

為了觀察兩組樣本在四項能力評價指標(biāo)上的差異，將對實驗組和對照組中四項能力評價指標(biāo)的因子以及績效綜合得分的均值進行比較，即ΔFi=Fi（實驗組）-Fi（對照組）和ΔYi=Yi（實驗組）-Yi（對照組）。在樣本較多的情況下計算的均值數(shù)值量較小，為便于觀察，統(tǒng)一將數(shù)值量同倍擴大，具體情況見表9。

表9 實驗組和對照組因子與綜合得分差值比較

從歷年綜合得分來看，實驗組在前三年都弱于對照組，特別是在盈利能力、償債能力和經(jīng)營能力方面較差；但從2018年開始，實驗組的綜合得分好于對照組，整體能力都得到提升。長期來看，有OFDI的企業(yè)績效要好于沒有OFDI企業(yè)的績效。

從四項能力的分值來看，在企業(yè)OFDI的前一年（2015年）和投資當(dāng)年（2016年），實驗組在發(fā)展能力方面的表現(xiàn)好于對照組，而在償債能力、盈利能力、經(jīng)營能力三個方面則弱于對照組，說明在資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率和股權(quán)性質(zhì)等方面相似的企業(yè)，在進行OFDI決策時需要考慮企業(yè)的營業(yè)狀況和收益狀況。2017年，實驗組的發(fā)展能力仍然優(yōu)于對照組，同時盈利能力有所提升。但因為OFDI后資金大量流出，投資回報存在滯后性，所以導(dǎo)致償債能力和經(jīng)營能力下降，實驗組顯著劣于對照組。結(jié)合綜合得分為負(fù)數(shù)的情況來看，說明企業(yè)績效提升的效果不佳。

在投資后第三年即2019年，除了盈利能力外，實驗組的償債能力、經(jīng)營能力和發(fā)展能力都好于對照組，在三個方面的績效表現(xiàn)均得到改善。

從描述性統(tǒng)計來看，有OFDI企業(yè)的發(fā)展能力一直優(yōu)于沒有OFDI企業(yè)的發(fā)展能力，OFDI可以有效提高企業(yè)的償債能力和經(jīng)營能力，OFDI雖然短時間內(nèi)可以提高企業(yè)的盈利能力，但是長期來看企業(yè)的盈利能力有所波動。

4 PSM-DID實證檢驗

有學(xué)者提出，由于一般經(jīng)驗研究中可能存在的選擇性偏差和混合性偏差[24]，采用PSM則能夠以反事實的方式控制企業(yè)OFDI的內(nèi)生性影響。也就是說，采用PSM可以在無法比較同一家企業(yè)有OFDI與沒有OFDI時績效變化的情況，有效識別OFDI企業(yè)績效的提高是由“自我選擇效應(yīng)”還是“學(xué)習(xí)效應(yīng)”引致的[26]。

4.1 PSM設(shè)定

根據(jù)Logit模型參數(shù)估計得出實驗組和對照組中每個樣本的PS值，然后將PS值最接近的進行匹配，以便從對照組樣本企業(yè)中找出與實驗組樣本企業(yè)最相似的企業(yè)。

假設(shè)有N個樣本，每個樣本企業(yè)狀態(tài)Di有兩種，即有OFDI和沒有OFDI，分別表示為Di=1，Di=0。表示有OFDI的測試結(jié)果，表示沒有OFDI的測試結(jié)果。該模型可以表示為：

E表示期望，但是，E（Y0i|Di=1））是一種“反事實狀態(tài)”，因為有OFDI的企業(yè)在沒有OFDI假設(shè)下的績效是不可觀測的，所以在前期需要運用Logit模型參數(shù)估計計算傾向得分，即PS值，這時表達式（1）可以改寫為：

所以，衡量OFDI對企業(yè)績效影響的ATT效應(yīng)可以表示為：

參考他人研究企業(yè)微觀績效的指標(biāo)[27]，選取資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)性質(zhì)為匹配度量的標(biāo)準(zhǔn)。

4.2 樣本匹配結(jié)果

匹配前后協(xié)變量的均值變化如表10所示，匹配之后，大多數(shù)協(xié)變量的特征值都非常接近，匹配效果較好。

表10 匹配前后協(xié)變量的均值變化

再對匹配前后做平衡性檢驗，見表11。從表11可以看出，匹配后偏差值的絕對值均小于10%，通過了平穩(wěn)性檢驗。

表11 匹配前后平衡性檢驗

由于需采用是否進行OFDI來分析OFDI對企業(yè)績效的影響，所以在估計總體ATT值時，采用PSM中臨近匹配（nearest neighbor matching）的方法檢驗結(jié)果，如表12所示。將匹配前后的平均處理效應(yīng)（ATT）比較發(fā)現(xiàn)，匹配前的企業(yè)績效比匹配后的企業(yè)績效高8.15%，說明在各方面特征相似的情況下，企業(yè)在OFDI時可能存在“自我選擇效應(yīng)”。而且在影響企業(yè)績效的過程中也有不隨時間變化的不可觀測變量，所以，為了綜合分析對外投資前后企業(yè)績效的變化情況，需要通過DID來作進一步研究。

表12 樣本總體ATT效果

4.3 DID設(shè)定

首先，構(gòu)造OFDI對企業(yè)績效影響的面板數(shù)據(jù)模型，區(qū)分是否進行OFDI（OFDIi={0，1}）和OFDI的時間（Postit={0，1}）兩個虛擬變量。OFDIi表示某一企業(yè)i是否進行OFDI。如果在某一時期某一企業(yè)i進行OFDI，那么該企業(yè)就是實驗組的樣本，OFDIi賦值為1。如果在某一時期某一企業(yè)沒有進行OFDI，那么該企業(yè)的OFDIi賦值為0。Postit是區(qū)分某一企業(yè)在某一時期有沒有進行OFDI。如果賦值Postit=0，表示i企業(yè)在t時期沒有進行OFDI，當(dāng)企業(yè)i在t時期進行OFDI，t時期及以后的時期Postit=1。Yit表示上市公司的綜合績效，由上文通過因子分析法計算得出；ΔYit表示企業(yè)績效變化，是否進行OFDI的不同時期之間的差值變化分別為和，根據(jù)以上表述，可以得到OFDI對企業(yè)績效的實際影響δ為：

然后，根據(jù)DID估計思想構(gòu)建實證分析的計量模型：

其中，Yit是企業(yè)績效，核心解釋變量是OFDIi×Postit，OFDIi×Postit的估計系數(shù)β1反映企業(yè)對外直接投資對企業(yè)績效的影響效應(yīng)。資本密集度（capital）、企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）、資產(chǎn)負(fù)債率（ratio）、股權(quán)性質(zhì)（ownership）是一系列控制變量。γi表示個體固定效應(yīng)，ti表示時間固定效應(yīng)，實證時還同時控制了行業(yè)固定效應(yīng)industry。

4.4 實證分析與結(jié)果討論

4.4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

OFDI對企業(yè)績效影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表13。

表13 OFDI對企業(yè)績效影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型（1）是沒有加入控制變量的一元回歸，交互項OFDIi×Postit的系數(shù)為正，而且在1%的水平下顯著，說明企業(yè)在OFDI之后改善了企業(yè)績效，而且平均每增加一單位的對外直接投資，企業(yè)績效就會上升1%。模型（2）加入一系列控制變量之后系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)在OFDI與控制變量的共同作用下對企業(yè)績效產(chǎn)生消極作用，而且平均每增加一單位的對外直接投資，企業(yè)績效就會下降0.2%，這與吳鈞等[27]的研究結(jié)論一致。企業(yè)OFDI需要消耗大量資本，導(dǎo)致企業(yè)的資金流動性減弱，資源整合過程中會產(chǎn)生較高的成本，一方面會對之后的企業(yè)資源投入產(chǎn)生限制，另一方面，對投資回報的期望使企業(yè)管理者傾向利用有限的資本投資回報周期短但價值較低的項目，循環(huán)往復(fù)，小資本的運作模式不會給企業(yè)帶來明顯的績效改善。

再來看控制變量的情況。企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡與企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)。企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)越具有較高的風(fēng)險抵抗能力和經(jīng)驗，越對企業(yè)績效產(chǎn)生積極作用。企業(yè)成立時間越久，其越具有豐富的國際化運營經(jīng)驗，OFDI的方式選擇、資源整合能力等都較強，因此有利于企業(yè)績效的改善。

資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效呈顯著負(fù)相關(guān)。流動資金的減少會抑制OFDI的效率，資本減少情況下企業(yè)會傾向于先穩(wěn)定企業(yè)內(nèi)部運營情況，此時OFDI的選擇不僅有海外市場的不確定風(fēng)險，還有資金鏈可能斷裂風(fēng)險概率的上升。如果一個企業(yè)負(fù)債較多，說明企業(yè)存在償債風(fēng)險，企業(yè)沒有足夠的運營資本，績效就會降低。

不同性質(zhì)企業(yè)的政策約束不同，同時企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略也存在差異，會對OFDI的績效產(chǎn)生影響。國有企業(yè)在制定發(fā)展戰(zhàn)略時需要考慮社會效應(yīng)，而非國有企業(yè)更注重企業(yè)的經(jīng)濟效應(yīng)，因此，存在非國有企業(yè)比國有企業(yè)的OFDI對績效的促進作用更為明顯的情況。

4.4.2 穩(wěn)健性檢驗

借鑒已有文獻的做法，對OFDI與企業(yè)績效之間的關(guān)系做安慰劑檢驗。

通過假設(shè)企業(yè)OFDI的時間提前來觀察其對企業(yè)績效的影響。首先，把企業(yè)OFDI的時間分別提前一年（Postit_advanced1）、兩年（Postit_advanced2）、三年（Postit_advanced3），觀察虛擬變量OFDIi×Postit對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響。如果交互項系數(shù)不顯著，說明企業(yè)在沒有對外直接投資之前，實驗組和對照組之間的系統(tǒng)性誤差不存在，那么上述結(jié)果是可信的。表14中交互項系數(shù)均不顯著，說明實證結(jié)果穩(wěn)健。

表14 穩(wěn)健性檢驗

4.4.3 OFDI對企業(yè)績效影響的動態(tài)效果檢驗

OFDI后企業(yè)在資源、員工、技術(shù)、文化等方面的整合需求較大，企業(yè)績效的變化可能在各種協(xié)同作用下需要較長的時間才會有所體現(xiàn)，因此OFDI對企業(yè)績效的影響可能存在滯后效應(yīng)。將2016—2019年分別表示為OFDI當(dāng)年（Postit_after0）、OFDI后第一年（Postit_after1）、OFDI后第二年（Postit_after2）、OFDI后第三年（Postit_after3），逐年回歸，利用四個交互項OFDIi×Postit_after0、OFDIi×Postit_after1、OFDIi×Postit_after2和OFDIi×Postit_after3分別觀察企業(yè)不同時間的績效，以考察OFDI對企業(yè)績效的長期影響，結(jié)果見表15。

表15 OFDI對企業(yè)績效影響的動態(tài)效果檢驗

表15結(jié)果顯示，在進行OFDI的四年時間里，OFDI對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響總體表現(xiàn)為促進—抑制—作用消失—再次促進的形態(tài)，初始階段會有一個低谷時期，經(jīng)過一段時間的發(fā)展，OFDI可以改善企業(yè)績效。無論企業(yè)國際化的動機是市場擴張還是資源獲取，都需對資源進行鋪排和整合以實現(xiàn)資源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。雖然企業(yè)OFDI的決策會對企業(yè)跨國資源及跨國經(jīng)驗的累積產(chǎn)生促進作用，但同時也面臨經(jīng)營戰(zhàn)略的調(diào)整、經(jīng)營資源的優(yōu)化及經(jīng)營業(yè)務(wù)的重組等挑戰(zhàn)，而這些在短時間內(nèi)很難形成協(xié)同效應(yīng)。隨著進一步的資源流入，企業(yè)和管理者都通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”獲得經(jīng)驗，實現(xiàn)企業(yè)的價值創(chuàng)造，并在長期內(nèi)對企業(yè)績效產(chǎn)生促進作用。

4.4.4 企業(yè)異質(zhì)性檢驗

根據(jù)樣本企業(yè)所屬行業(yè)和主營業(yè)務(wù)，將樣本劃分為高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)進行異質(zhì)性檢驗，分類依據(jù)是國家重點扶持的八大高科技領(lǐng)域。

不同類型企業(yè)OFDI對企業(yè)績效影響的異質(zhì)性結(jié)果見表16。

表16 企業(yè)異質(zhì)性檢驗

表16結(jié)果顯示，高科技企業(yè)的OFDI有利于改善企業(yè)績效，并且平均每增加一單位的OFDI，企業(yè)績效可以改善0.7%，而非高科技企業(yè)的OFDI對企業(yè)績效沒有明顯的改善作用。高科技企業(yè)傾向于通過OFDI獲得先進的技術(shù)或優(yōu)秀的管理經(jīng)驗，通過研發(fā)技術(shù)的吸收、人才資源的增加等方式掌握核心生產(chǎn)技術(shù)，從而改善企業(yè)的經(jīng)營績效。非高科技企業(yè)多是勞動密集型或資源密集型企業(yè)，特別對中國企業(yè)而言，除了那些具有較強潛在規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢或全球標(biāo)準(zhǔn)化優(yōu)勢的企業(yè)之外，OFDI反而會增加企業(yè)的營運成本，因此其對企業(yè)績效的改善效應(yīng)并不明顯。

4.4.5 投資動機異質(zhì)性檢驗

為了深入研究高科技企業(yè)OFDI對企業(yè)績效的促進效應(yīng)，選取投資動機的異質(zhì)性進行考察。通過對實驗組企業(yè)OFDI公告和年報文本的處理，將其中主要涉及“資源供應(yīng)”“廉價資源”等內(nèi)容的界定為資源尋求型企業(yè)，涉及“拓展銷售渠道”“打開國外市場”等內(nèi)容的界定為市場尋求型企業(yè)，涉及“利用生產(chǎn)制造設(shè)備”等內(nèi)容的界定為效率尋求型企業(yè)，涉及“獲得研發(fā)技術(shù)”“共同開發(fā)”等內(nèi)容的界定為戰(zhàn)略資源尋求型企業(yè)。由于效率尋求型企業(yè)的樣本數(shù)少于30，為保證結(jié)果的準(zhǔn)確，將這一類型刪除，對其他三種投資動機企業(yè)OFDI對企業(yè)績效的影響進行檢驗，回歸結(jié)果見表17。

表17結(jié)果顯示，戰(zhàn)略資源尋求型企業(yè)OFDI能夠顯著促進企業(yè)績效。對于高新技術(shù)行業(yè)而言，戰(zhàn)略資源多為與技術(shù)相關(guān)的人力資源、技術(shù)要素及管理經(jīng)驗等。企業(yè)通過獲得專利技術(shù)或在與海外機構(gòu)聯(lián)合研發(fā)新的生產(chǎn)工藝或技術(shù)的過程中，以逆向技術(shù)溢出效應(yīng)作用于母公司，并通過學(xué)習(xí)效應(yīng)將其發(fā)展為自身的核心技術(shù)。通過掌握核心技術(shù)，可以提高企業(yè)生產(chǎn)效率，進行大規(guī)模生產(chǎn)，同時可利用該競爭優(yōu)勢獲得更強的市場控制權(quán)。

表17 投資動機異質(zhì)性檢驗

5 結(jié)論與政策建議

本文將2015—2019年中國A股上市公司與商務(wù)部《境外投資企業(yè)（機構(gòu)）名錄》中的企業(yè)進行匹配，運用PSM-DID方法，確定2016年開始OFDI的實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)，實證檢驗上市公司OFDI能否改善其績效。研究結(jié)果表明，中國A股上市公司OFDI對企業(yè)績效的影響存在滯后性，具有動態(tài)特征。OFDI決策當(dāng)期績效要弱于投資前一年，說明短期內(nèi)有負(fù)向影響。長期來看，OFDI可以提高企業(yè)績效，改善效應(yīng)普遍出現(xiàn)在投資后的第二年。就動態(tài)效應(yīng)而言，OFDI對企業(yè)績效的影響總體上呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，表現(xiàn)為“J”型。而同期沒有OFDI的對照組企業(yè)的績效特征呈現(xiàn)先下降、后上升、再下降的趨勢，表現(xiàn)為倒“N”型。有OFDI企業(yè)的發(fā)展能力一直優(yōu)于沒有OFDI的企業(yè)，這在一定程度上支持壟斷所有權(quán)優(yōu)勢理論對于新興經(jīng)濟體企業(yè)跨國經(jīng)營的適用性。OFDI可以有效提高企業(yè)的償債能力和經(jīng)營能力，短時間內(nèi)可以提高企業(yè)的盈利能力，長期內(nèi)對企業(yè)盈利能力的影響有所波動。這與學(xué)者提出的“OFDI對于企業(yè)盈利能力的影響并不顯著，只有市場尋求動機的OFDI對企業(yè)的盈利能力存在積極的影響”的結(jié)論相一致[28]。其中，高科技企業(yè)的OFDI對企業(yè)績效有改善作用，特別是戰(zhàn)略資源尋求型OFDI可以顯著促進高科技企業(yè)的績效。技術(shù)作為高科技企業(yè)重要的戰(zhàn)略資源，在企業(yè)長期發(fā)展過程中對全要素生產(chǎn)率的促進作用顯著，繼而能夠在長期內(nèi)顯著改善企業(yè)績效。

實證研究采用最新上市公司數(shù)據(jù)，應(yīng)用PSMDID方法，為分析OFDI對我國企業(yè)績效的影響提供中國企業(yè)的微觀證據(jù)。目前，我國經(jīng)濟已由高速增長階段進入高質(zhì)量發(fā)展階段，而經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展離不開企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展涉及多維度指標(biāo)，但企業(yè)內(nèi)生型的發(fā)展動力、高水平的綜合產(chǎn)出效率、高品質(zhì)的產(chǎn)品服務(wù)和高契合度的市場化運營機制等是其中不可或缺的內(nèi)涵，而這些與企業(yè)績效都有著非常密切的關(guān)系和相互促進的作用[29]。因此，為了更好地鼓勵企業(yè)在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，通過OFDI改善企業(yè)績效繼而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提出如下政策建議。

（1）OFDI對企業(yè)績效的改善具有滯后性，且改善企業(yè)績效不是企業(yè)OFDI的唯一目標(biāo)，需要根據(jù)企業(yè)發(fā)展生命周期、經(jīng)營目標(biāo)等確定合理且多元化的目標(biāo)及相應(yīng)的經(jīng)營策略。例如，初創(chuàng)型企業(yè)目標(biāo)是優(yōu)先尋求戰(zhàn)略型生產(chǎn)資源，此時償債能力的降低并不意味著企業(yè)盈利能力的持續(xù)下降；成長型企業(yè)重點進行市場拓展，通過銷售渠道的優(yōu)化等持續(xù)改善企業(yè)的盈利能力和經(jīng)營績效。因此，從企業(yè)角度來看，需要不斷更新和選擇合適的指標(biāo)制定評價體系，結(jié)合投資戰(zhàn)略等設(shè)置科學(xué)的指標(biāo)權(quán)重和標(biāo)準(zhǔn)，協(xié)調(diào)好長短期之間的關(guān)系，在提高企業(yè)績效的同時實現(xiàn)企業(yè)長期的高質(zhì)量發(fā)展。從政府層面來看，政府應(yīng)探索鼓勵企業(yè)OFDI的長效機制，鼓勵具有壟斷所有權(quán)優(yōu)勢的企業(yè)通過長期OFDI提升國際競爭力。

（2）從實證結(jié)果來看，非國有企業(yè)、高科技企業(yè)特別是戰(zhàn)略資源尋求型企業(yè)的OFDI能更好地促進企業(yè)績效。因此，金融機構(gòu)應(yīng)對這類企業(yè)的海外投資提供更加有效的融資支持[10]。同時，通過支持性的產(chǎn)業(yè)政策鼓勵國內(nèi)有條件的企業(yè)通過跨國并購及戰(zhàn)略聯(lián)盟等OFDI方式，通過鏈接—撬動—學(xué)習(xí)（linkage-leverage-learning）,進入全球科技創(chuàng)新的研發(fā)網(wǎng)絡(luò)，獲得國外的先進技術(shù)等戰(zhàn)略性資源，通過自主吸收、自主學(xué)習(xí)，通過研發(fā)成果和研究人員的雙向流動，在融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)體系的同時，實現(xiàn)科技創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的融入，形成網(wǎng)絡(luò)中不可或缺的創(chuàng)新節(jié)點，推動中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。