新興市場(chǎng)國(guó)家對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)

新興市場(chǎng)國(guó)家對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)

一重點(diǎn)解釋與其他相關(guān)文獻(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，直接投資在中國(guó)的外國(guó)問(wèn)題（bukey等人，2008）中得到了越來(lái)越多的關(guān)注。近年來(lái)中國(guó)不僅是吸收外商直接投資(ForeignDirectInvestment,FDI)的大國(guó),也是全球主要的資本輸出國(guó)。根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)《2011年世界投資報(bào)告》統(tǒng)計(jì),2010年中國(guó)對(duì)外直接投資分別占全球當(dāng)年流量和存量的5.2%和1.6%,分列全球第5位和第17位。如表1所示,2003年中國(guó)對(duì)外投資流量為28.55億美元,到2010年就迅速增加到688.11億美元,8年增加了約24倍,年均增長(zhǎng)約82.45億美元。隨著中國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施和企業(yè)實(shí)力的增強(qiáng),中國(guó)企業(yè)正全方位融入國(guó)際市場(chǎng),參與全球競(jìng)爭(zhēng)。截至2010年年底,共有約13000多家境內(nèi)投資者在國(guó)(境)外設(shè)立對(duì)外直接投資企業(yè)1.6萬(wàn)家,分布在全球178個(gè)國(guó)家(地區(qū))。在中國(guó)企業(yè)大規(guī)模對(duì)外直接投資的背景下,本文的核心問(wèn)題是:企業(yè)對(duì)外直接投資后對(duì)其生產(chǎn)率有何影響,即企業(yè)對(duì)外直接投資后是否存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”?企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”是指“知識(shí)資本”或其他“非技術(shù)信息”通過(guò)外向FDI渠道促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升。因此,企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”屬于“逆向技術(shù)溢出”范疇。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看,與本文相關(guān)的文獻(xiàn)有兩類:一類是新興市場(chǎng)國(guó)家對(duì)外直接投資的相關(guān)理論文獻(xiàn)。Hymer和Rowthom(1970)最早用壟斷優(yōu)勢(shì)解釋了企業(yè)對(duì)外直接投資問(wèn)題。此后,Dunning(1981)結(jié)合壟斷優(yōu)勢(shì)的有關(guān)思想進(jìn)一步提出了國(guó)際生產(chǎn)折衷(OLI)理論,并認(rèn)為壟斷優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)和區(qū)位優(yōu)勢(shì)共同導(dǎo)致對(duì)外直接投資的發(fā)生。上述理論在相當(dāng)程度上解釋了發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資問(wèn)題。隨著全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展,新興市場(chǎng)國(guó)家的對(duì)外直接投資問(wèn)題引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。與發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)相比,新興市場(chǎng)國(guó)家的企業(yè)并不具備傳統(tǒng)的壟斷優(yōu)勢(shì),因此很難用壟斷優(yōu)勢(shì)或OLI理論來(lái)解釋這種現(xiàn)象。針對(duì)新興市場(chǎng)國(guó)家的對(duì)外投資問(wèn)題,Dunning和Narula(2009)將投資發(fā)展周期理論(IDP)和OLI理論相結(jié)合,并提出新興市場(chǎng)國(guó)家的企業(yè)在吸收FDI過(guò)程中積累所有權(quán)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)和區(qū)位優(yōu)勢(shì),同時(shí)具備三種優(yōu)勢(shì)后,就可以成長(zhǎng)為跨國(guó)公司,進(jìn)而作為母國(guó)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資。此外,一些學(xué)者從企業(yè)微觀層面去尋找新興市場(chǎng)國(guó)家企業(yè)所特有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)并試圖以此解釋新興市場(chǎng)國(guó)家企業(yè)的海外投資行為。Wells(1983)提出了小規(guī)模技術(shù)理論,認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家企業(yè)的比較競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)自低成本,這種低成本優(yōu)勢(shì)主要來(lái)源于擁有為小市場(chǎng)需求提供服務(wù)的小規(guī)模生產(chǎn)技術(shù);即使技術(shù)不夠先進(jìn)、經(jīng)營(yíng)范圍和生產(chǎn)規(guī)模較小的發(fā)展中國(guó)家企業(yè),也能夠通過(guò)對(duì)外直接投資來(lái)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)。Lall(1983)在對(duì)印度跨國(guó)公司的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和投資動(dòng)機(jī)進(jìn)行深入研究的基礎(chǔ)上,提出了發(fā)展中國(guó)家跨國(guó)公司對(duì)外直接投資的技術(shù)地方化理論,認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家跨國(guó)公司的技術(shù)形成包含企業(yè)內(nèi)在的創(chuàng)新活動(dòng),這種創(chuàng)新活動(dòng)形成了發(fā)展中國(guó)家跨國(guó)公司特有的優(yōu)勢(shì)。另有學(xué)者認(rèn)為新興市場(chǎng)國(guó)家的“特定比較優(yōu)勢(shì)”促進(jìn)了企業(yè)對(duì)外直接投資。新興市場(chǎng)國(guó)家可以憑借要素稟賦的結(jié)構(gòu)性差異獲取后發(fā)優(yōu)勢(shì)(林毅夫,2003)。孫黎等(2010)將此種邏輯框架擴(kuò)展到跨國(guó)公司對(duì)外投資理論,并與OLI范式相結(jié)合,提出了“比較所有權(quán)優(yōu)勢(shì)”理論,以解釋新興市場(chǎng)跨國(guó)公司對(duì)外并購(gòu)現(xiàn)象。他們認(rèn)為新興市場(chǎng)的跨國(guó)公司可以通過(guò)杠桿比較優(yōu)勢(shì)來(lái)形成競(jìng)爭(zhēng)力上的結(jié)構(gòu)性差異或“異質(zhì)性”,以集聚后發(fā)優(yōu)勢(shì)(Nocke和Yeaple,2008),最終表現(xiàn)為企業(yè)在資源、能力上相對(duì)于其對(duì)手(尤其是發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)企業(yè))的所有權(quán)優(yōu)勢(shì),這就是“比較所有權(quán)優(yōu)勢(shì)”。以上文獻(xiàn)從理論上針對(duì)新興市場(chǎng)國(guó)家對(duì)外直接投資問(wèn)題給予了解釋。與本文相關(guān)的另外一類文獻(xiàn)是企業(yè)異質(zhì)性、對(duì)外直接投資以及“逆向技術(shù)溢出”的相關(guān)文獻(xiàn)。Helpmam等(2004)將Melitz(2003)的企業(yè)異質(zhì)性從出口延伸到對(duì)外直接投資,他們認(rèn)為生產(chǎn)率最高的企業(yè)選擇對(duì)外直接投資,生產(chǎn)率居中的企業(yè)選擇出口,而生產(chǎn)率最低企業(yè)只能服務(wù)本國(guó)市場(chǎng)。由于企業(yè)對(duì)外直接投資需要克服更高的固定成本,因此只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能在海外市場(chǎng)上有足夠的贏利彌補(bǔ)直接投資帶來(lái)的固定成本。這被稱為企業(yè)對(duì)外直接投資的“自選擇效應(yīng)”。而后,Mayer和Ottaviano(2007)、Tomiura(2007)、Yeaple(2009)和Ryuhei以及Takashi(2012)等大量經(jīng)驗(yàn)研究也驗(yàn)證了這一點(diǎn)。追溯企業(yè)異質(zhì)性與出口的相關(guān)文獻(xiàn),許多學(xué)者不僅關(guān)注企業(yè)出口的“自選擇”問(wèn)題,也關(guān)注出口企業(yè)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”。他們認(rèn)為企業(yè)出口后向國(guó)外消費(fèi)者和供應(yīng)商學(xué)習(xí),提高了企業(yè)生產(chǎn)率(Bernard和Jensen,1999;Biesebroeck,2005)。同樣,聚焦中國(guó)企業(yè)出口的“生產(chǎn)率效應(yīng)”,國(guó)內(nèi)外學(xué)者也得到了積極結(jié)論(Lu等,2010;Feenstra等,2011;余淼杰,2011)。于是,本文提出企業(yè)對(duì)外直接投資是否也存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”?目前還鮮有文獻(xiàn)就企業(yè)對(duì)外直接投資后的“生產(chǎn)率效應(yīng)”進(jìn)行直接檢驗(yàn)。僅有部分文獻(xiàn)檢驗(yàn)了外向FDI的“逆向技術(shù)溢出”對(duì)母國(guó)的影響。Blomstrom等(2000)研究了日本的外向FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。他們發(fā)現(xiàn)日本的外向FDI對(duì)本國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有顯著影響。同樣,Branstetter(2000)也研究了日本企業(yè)對(duì)美國(guó)直接投資的“逆向知識(shí)溢出”效應(yīng)。他的研究發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)對(duì)美國(guó)投資后,其專利申請(qǐng)數(shù)量明顯增加,從而說(shuō)明逆向“知識(shí)溢出效應(yīng)”顯著促進(jìn)了日本企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。Potterie和Lichtenberg(2001)研究了投資研發(fā)密集型國(guó)家對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響。他們發(fā)現(xiàn)技術(shù)可以通過(guò)外向FDI逆向溢出,從而促進(jìn)母國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。Pradhan和Singh(2009)研究了印度汽車企業(yè)的跨國(guó)并購(gòu)對(duì)汽車行業(yè)的影響。他們發(fā)現(xiàn)印度汽車企業(yè)的跨國(guó)并購(gòu)成功整合了國(guó)外的研發(fā)資源和先進(jìn)技術(shù),進(jìn)而促進(jìn)了印度汽車行業(yè)的發(fā)展。從國(guó)內(nèi)的文獻(xiàn)來(lái)看,趙偉等(2006)研究了中國(guó)外向FDI與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)外向FDI能夠有效促進(jìn)中國(guó)生產(chǎn)率進(jìn)步。王英和劉思峰(2008)研究了研發(fā)資本存量和外向FDI的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)外向FDI對(duì)中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步有一定負(fù)面影響。常玉春(2011)利用中國(guó)大型國(guó)有企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的境外資本對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效有顯著影響。以上文獻(xiàn)雖然研究了國(guó)家或企業(yè)對(duì)外直接投資行為的“逆向技術(shù)溢出”或“逆向知識(shí)溢出”效應(yīng),但是并沒有就企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”給予直接回答。因此,企業(yè)對(duì)外直接投資后對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率有何影響值得深入研究。特別是在中國(guó)企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ北尘跋?企業(yè)對(duì)外直接投資是否提升了企業(yè)生產(chǎn)率和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力?對(duì)上述問(wèn)題給予明確回答不僅是理論界亟待解決的問(wèn)題,也能夠更好引導(dǎo)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資。與研究出口企業(yè)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”一樣,要檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)外直接投資后的“生產(chǎn)率效應(yīng)”,選擇適當(dāng)?shù)膶?duì)照組企業(yè)異常關(guān)鍵。由于企業(yè)對(duì)外直接投資存在“自選擇”問(wèn)題,因此對(duì)外直接投資企業(yè)在投資之前就比非對(duì)外投資企業(yè)的生產(chǎn)率高。所以,如果將對(duì)外直接投資的企業(yè)與非對(duì)外直接投資企業(yè)進(jìn)行比較,所得到的結(jié)論無(wú)疑是不可信的。原因是無(wú)法區(qū)分對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率提升是由于投資前的“自選擇效應(yīng)”還是投資后的“生產(chǎn)率效應(yīng)”而導(dǎo)致的。所以,我們?cè)贕irma等(2004)、Greenway等(2007)以及Bellone等(2010)的基礎(chǔ)上,采用數(shù)據(jù)匹配方法選擇與對(duì)外直接投資企業(yè)最有可比性的企業(yè)作為對(duì)照組。然后,利用利用倍差法(Different-in-Different,DID)檢驗(yàn)了企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升作用。此外,基于穩(wěn)健性考慮,我們也計(jì)算了以對(duì)外直接投資企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組的“平均處理效應(yīng)”(AverageTreatmentEffectontheTreated,ATT)。與此同時(shí),對(duì)外直接投資企業(yè)和非對(duì)外直接投資企業(yè)備選對(duì)照組(匹配之前的對(duì)照組企業(yè))的選擇也非常關(guān)鍵。為了比較企業(yè)對(duì)外直接投資后對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的持續(xù)影響,我們選擇2004～2007年持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)作為備選對(duì)照組企業(yè)。這樣做的好處有兩個(gè):第一,排除了比較期間由于某些樣本企業(yè)退出而導(dǎo)致的樣本偏差;第二,這期間樣本數(shù)據(jù)為企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)排除了截面差異對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。本文接下來(lái)的結(jié)構(gòu)安排是:第二部分為經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ秃蛿?shù)據(jù)說(shuō)明;第三部分為經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)和結(jié)果分析;第四部分計(jì)算對(duì)外直接投資企業(yè)的ATT效應(yīng);最后總結(jié)全文。二經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ秃蛿?shù)據(jù)解釋(一)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響基于倍差法思想,我們將對(duì)外直接投資的企業(yè)視為實(shí)驗(yàn)組,將從未對(duì)外直接投資的企業(yè)視為對(duì)照組。同時(shí),我們也構(gòu)造了兩個(gè)二元虛擬變量du和dt。du表示企業(yè)是否對(duì)外直接投資,如果du=1表示企業(yè)對(duì)外直接投資,如果du=0表示企業(yè)從未對(duì)外直接投資。dt為時(shí)間二元虛擬變量,如果dt=1表示企業(yè)對(duì)外直接投資后的時(shí)期,如果dt=0表示企業(yè)對(duì)外直接投資前的時(shí)期。令tfpit表示企業(yè)i在時(shí)期t的生產(chǎn)率,Δtfpi表示企業(yè)i對(duì)外直接投資前后的生產(chǎn)率變化。若企業(yè)對(duì)外直接投資則將其兩個(gè)時(shí)期的生產(chǎn)率變化記為;若企業(yè)從未對(duì)外直接投資則將其兩個(gè)時(shí)期的生產(chǎn)率變化記為。因此,企業(yè)對(duì)外直接投資后對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際影響δ為:(1)式中事實(shí)上是不可觀察的。因?yàn)槠髽I(yè)對(duì)外直接投資后其非對(duì)外投資時(shí)的狀態(tài)其實(shí)已經(jīng)不可觀測(cè)。在此,我們利用匹配的方法為對(duì)外直接投資企業(yè)找到了最相近的從未有過(guò)對(duì)外直接投資的企業(yè)。我們可以用從未對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率變化代替對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率變化,即。那么(1)式可轉(zhuǎn)化為:然后,依據(jù)倍差法將對(duì)外直接投資的企業(yè)視為實(shí)驗(yàn)組,從未對(duì)外直接投資的企業(yè)視為對(duì)照組,比較實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)在對(duì)外直接投資前后生產(chǎn)率的變化。如果實(shí)驗(yàn)組企業(yè)在對(duì)外直接投資后的生產(chǎn)率增加顯著高于對(duì)照組企業(yè),那么我們就有理由認(rèn)為企業(yè)的對(duì)外直接投資促進(jìn)了生產(chǎn)率提升。具體的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦?上式中du和dt的含義與前文一致;i和t分別表示企業(yè)和時(shí)間;tfpit和ξit分別表示企業(yè)的生產(chǎn)率和模型誤差項(xiàng),且E(ξit)=0。(3)式中實(shí)驗(yàn)組企業(yè)在對(duì)外直接投資前后的生產(chǎn)率分別為α0+α1和α0+α1+α2+δ,因此實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為。相對(duì)應(yīng),對(duì)照組企業(yè)在對(duì)外直接投資前后的生產(chǎn)率分別為α0和α0+α2,因此對(duì)照組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為。根據(jù)(2)式可知:由(4)式可知,檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?3)的交互項(xiàng)(du×dt)系數(shù)δ為企業(yè)對(duì)外直接投資后對(duì)其生產(chǎn)率變化的實(shí)際影響。如果δ>0則表示企業(yè)對(duì)外直接投資前后實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的生產(chǎn)率增加大于對(duì)照組企業(yè)。這表明企業(yè)對(duì)外直接投資系統(tǒng)性增加了企業(yè)生產(chǎn)率,從而說(shuō)明對(duì)外直接投資促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升。基于穩(wěn)健性考慮,我們還在(3)式中加入其他控制變量和固定效應(yīng)。根據(jù)以往研究,具體包括以下控制變量:企業(yè)人均資本(capital);企業(yè)就業(yè)人數(shù)(employment);企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)間(age);企業(yè)是否出口(export);企業(yè)是否有外資股份(fdi)及企業(yè)是否有研發(fā)投入(research)。固定效應(yīng)主要有年份固定效應(yīng)(year)、地區(qū)固定效應(yīng)(region)及行業(yè)固定效應(yīng)(industry)。(二)變量配置1.模型a:回歸式投資回歸運(yùn)用普通最小二乘(OLS)方法計(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率是先估計(jì)下式:其中,va表示企業(yè)工業(yè)增加值,l和k分別為企業(yè)勞動(dòng)投入和資本存量,ηit為誤差項(xiàng)。但是,由于全要素生產(chǎn)率與企業(yè)要素投入水平間存在雙向因果關(guān)系,如企業(yè)生產(chǎn)率越高可能引致企業(yè)投資越多,因此回歸式(5)存在內(nèi)生性問(wèn)題。為此,我們采用Levinsohn和Petrin(2003)的方法,轉(zhuǎn)而估計(jì)下式:其中,m為中間投入,φ(kit,mt)為資本存量和中間投入的函數(shù)。φ(kit,mt)是由k和m表示的三階多項(xiàng)式近似(third-orderpolynomialapproximation)。由(6)式可以估計(jì)勞動(dòng)和資本投入系數(shù)。之后TFP由下式計(jì)算:在實(shí)際計(jì)算中,(6)和(7)式中變量均取對(duì)數(shù)形式。va、k和m分別用價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減,轉(zhuǎn)化為實(shí)際值;勞動(dòng)投入則用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)表示。2.企業(yè)或企業(yè)的研發(fā)能力或投入確定企業(yè)資本密度用企業(yè)固定資本存量與從業(yè)人數(shù)之比表示;企業(yè)就業(yè)人數(shù)用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)表示;企業(yè)是否出口根據(jù)出口交貨值確定(如果出口則取值為1;否則為0)。企業(yè)是否有外資股份根據(jù)企業(yè)實(shí)收資本中是否有港澳臺(tái)資本或外商資本確定(如果有則取值為1;否則為0)。企業(yè)是否有研發(fā)投入根據(jù)企業(yè)研發(fā)投入確定(如果有研發(fā)投入取值為1;否則為0)。(三)樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源本文企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。實(shí)驗(yàn)組企業(yè)來(lái)自商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù),對(duì)照組企業(yè)來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。具體方法為,首先根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的對(duì)外直接投資企業(yè)名稱與中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配,進(jìn)而找到對(duì)外投資企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)庫(kù)公布了海外投資的母公司名稱、海外投資分支機(jī)構(gòu)名稱、海外分支機(jī)構(gòu)的主要工作性質(zhì)(如商貿(mào)服務(wù)、生產(chǎn)銷售、技術(shù)研發(fā)和資源開發(fā)等)、投資東道國(guó)、母公司所屬省份及分支機(jī)構(gòu)設(shè)立時(shí)間。因此,可根據(jù)上述信息,與中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配,完善對(duì)外投資企業(yè)的數(shù)據(jù)。本文樣本時(shí)間段為2004～2006年開始對(duì)外直接投資的企業(yè)。選擇這個(gè)時(shí)間段的原因是,2004年以前中國(guó)企業(yè)還未進(jìn)行大規(guī)模對(duì)外直接投資,因此海外投資的企業(yè)數(shù)量有限。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和政府政策支持,自2004年后中國(guó)企業(yè)海外投資成倍增長(zhǎng)。因此選擇這段時(shí)間恰好反映了中國(guó)企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ钡谋尘?。根據(jù)商務(wù)部數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),2004～2006年共有2635家中國(guó)企業(yè)進(jìn)行了海外投資,經(jīng)過(guò)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)匹配,獲得970家對(duì)外直接投資的中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù),進(jìn)一步剔除在此期間連續(xù)進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)(樣本只選擇首次對(duì)外直接投資的企業(yè))。1同時(shí),由于要檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)外直接投資的持續(xù)生產(chǎn)率效應(yīng),也剔除了對(duì)外直接投資后沒有形成兩年以上時(shí)間序列數(shù)據(jù)的企業(yè)。因此,本文最終獲得761家對(duì)外直接投資企業(yè)。從未進(jìn)行過(guò)對(duì)外直接投資的企業(yè)樣本(對(duì)照組)來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(2005～2007年)。對(duì)于樣本異常值,我們參照謝千里等(2008)和余淼杰(2011)的研究進(jìn)行了常規(guī)處理:第一,刪除遺漏重要財(cái)務(wù)指標(biāo)(如企業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值、銷售額和工業(yè)總產(chǎn)值)的樣本;第二,刪除雇員人數(shù)在10人以下的樣本。此外,參照Cai和Liu(2009)與Feenstra等(2011)的研究方法,遵循一般會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(GAAP),我們還剔除了有以下情況的樣本:流動(dòng)資產(chǎn)超過(guò)固定資產(chǎn)的企業(yè),總固定資產(chǎn)超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè),固定資產(chǎn)凈值超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè)。同時(shí),也剔除了沒有企業(yè)識(shí)別碼、成立時(shí)間無(wú)效或不明確以及所屬行業(yè)不明的企業(yè)。基于相似企業(yè)的連續(xù)可比較性,我們選擇2005～2007年有連續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)面板數(shù)據(jù),最終獲得對(duì)照組企業(yè)樣本量為21678家。2三經(jīng)驗(yàn)與結(jié)果分析(一)馬氏距離匹配實(shí)驗(yàn)的結(jié)果本節(jié)我們運(yùn)用馬氏距離匹配法(mahalanobismatching)進(jìn)行匹配。馬氏距離匹配的原理如下:對(duì)于實(shí)驗(yàn)組個(gè)體p∈{dpt=1}和對(duì)照組個(gè)體q∈{dqt=0},d為二值變量(0或1)表示個(gè)體是否屬于特定組別,用Dpq表示實(shí)驗(yàn)組個(gè)體p和對(duì)照組個(gè)體q之間的馬氏距離,其計(jì)算公式如下:其中,Up和Uq分別表示實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的匹配變量的向量,C為匹配變量的協(xié)方差矩陣。通過(guò)計(jì)算Dpq,其最小值對(duì)應(yīng)的對(duì)照組個(gè)體q就是與實(shí)驗(yàn)組個(gè)體p最接近的對(duì)照組個(gè)體。因此,對(duì)照組個(gè)體q就是匹配實(shí)驗(yàn)尋找的對(duì)象。具體而言,如果Dpq滿足如下條件:則對(duì)照組個(gè)體q就是馬氏距離匹配的最優(yōu)值。當(dāng)然,根據(jù)需要我們也可以選擇匹配比例(1:n),n表示想要匹配的對(duì)數(shù)。在進(jìn)行馬氏距離匹配時(shí),首先需要選擇決定實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組個(gè)體特征d(1或0)的變量。本文研究企業(yè)對(duì)外直接投資的行為,因此我們選擇的應(yīng)該是最能夠決定企業(yè)是否對(duì)外直接投資的變量。在Bernard和Jensen(1999)、Greenaway等(2007)以及Bellone等(2010)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,我們選擇企業(yè)如下指標(biāo)作為匹配變量:企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)資本密度、企業(yè)規(guī)模及企業(yè)所屬行業(yè)等。需要強(qiáng)調(diào)的是,匹配實(shí)驗(yàn)的目的是要找到企業(yè)沒有對(duì)外投資時(shí)與其最有可比性的企業(yè),因此我們按照企業(yè)對(duì)外投資前一期的企業(yè)特征變量和樣本進(jìn)行匹配,找出在該階段與對(duì)外投資企業(yè)最接近的非對(duì)外投資企業(yè)。3具體匹配結(jié)果見表2。從表2可知,匹配前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的樣本均值相差較大且高度顯著。這說(shuō)明由于企業(yè)對(duì)外直接投資的“自選擇效應(yīng)”,使得對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率遠(yuǎn)高于非對(duì)外直接投資企業(yè)。因此,如果直接將對(duì)照組企業(yè)與實(shí)驗(yàn)組企業(yè)進(jìn)行比較,將無(wú)法識(shí)別到底是“自選擇效應(yīng)”還是“生產(chǎn)率效應(yīng)”提升了企業(yè)生產(chǎn)率。匹配后的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)的生產(chǎn)率高度接近,從T值來(lái)看可以接受實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本均值相等的原假設(shè)。因此,經(jīng)過(guò)匹配后,按企業(yè)對(duì)外直接投資的時(shí)間分,我們獲得對(duì)照組企業(yè)是:2003年為104家,2004年618家,2005年707家。然后基于研究需要,我們還可以根據(jù)2004～2006年實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)找到2005～2007年的相對(duì)應(yīng)企業(yè)。(二)企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)產(chǎn)能是企業(yè)新型基于DID方法和匹配的樣本數(shù)據(jù),我們對(duì)(3)式進(jìn)行了初始檢驗(yàn),具體見表3。我們首先不控制任何其他因素進(jìn)行檢驗(yàn),而后加入控制變量并逐步控制年份、地區(qū)和行業(yè)因素對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。本文核心檢驗(yàn)變量是交互項(xiàng)du×dt。從表3第(1)和(2)列來(lái)看,du×dt的系數(shù)顯著為正,加入控制變量后,系數(shù)和顯著性仍然穩(wěn)健。這表明企業(yè)對(duì)外投資后的生產(chǎn)率增加顯著大于非對(duì)外投資企業(yè),從而證明企業(yè)對(duì)外直接投資顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率。由于時(shí)間、地區(qū)和行業(yè)的差異可能會(huì)影響企業(yè)生產(chǎn)率。如特定年份的外部沖擊,可能影響企業(yè)的需求和供給結(jié)構(gòu),因而影響企業(yè)生產(chǎn)率。各地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模、外部市場(chǎng)需求以及特定要素供給的差異可能影響企業(yè)生產(chǎn)率。最后,企業(yè)所屬行業(yè)的差異也導(dǎo)致了企業(yè)生產(chǎn)率差異。例如,與傳統(tǒng)行業(yè)相比,高新技術(shù)行業(yè)生產(chǎn)率可能更高。因此,表3中我們逐步控制了年份、地區(qū)和行業(yè)差異對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。從第(3)～(5)列檢驗(yàn)結(jié)果看,du×dt的系數(shù)顯著為正。這再次表明企業(yè)對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升。du度量了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)的生產(chǎn)率差異,即那些不隨時(shí)間變化的其他因素對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。我們發(fā)現(xiàn)在未控制企業(yè)特征變量時(shí),對(duì)外投資企業(yè)的生產(chǎn)率要高于非對(duì)外投資企業(yè)。然而隨著企業(yè)特征變量和年份固定效應(yīng)的控制,du的系數(shù)不再顯著。這說(shuō)明企業(yè)自身特征和年份固定效應(yīng)解釋了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)的生產(chǎn)率差異。但是,地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)控制后,du的系數(shù)再次顯著。這說(shuō)明從地區(qū)和行業(yè)層面看,實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的生產(chǎn)率在絕對(duì)水平上要高于對(duì)照組企業(yè)?？傊?du的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性隨企業(yè)特征和固定效應(yīng)的控制變得不穩(wěn)健。這說(shuō)明如果不考慮時(shí)間維度的影響,實(shí)驗(yàn)組企業(yè)不一定比對(duì)照組企業(yè)的生產(chǎn)率更高。dt為企業(yè)對(duì)外直接投資前后的時(shí)間二元虛擬變量。dt的系數(shù)符號(hào)和穩(wěn)健性也不穩(wěn)健。在控制了年份、地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)后,dt的系數(shù)變?yōu)樨?fù)。這說(shuō)明如果不考慮企業(yè)是否對(duì)外直接投資的影響,不論是實(shí)驗(yàn)組還是對(duì)照組企業(yè),其生產(chǎn)率不一定隨時(shí)間而上升。從其他控制變量來(lái)看,企業(yè)資本密度和企業(yè)就業(yè)人數(shù)系數(shù)都顯著為正,說(shuō)明企業(yè)資本密度越高、就業(yè)人數(shù)越多則企業(yè)生產(chǎn)率越高。企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)間的系數(shù)顯著為負(fù),說(shuō)明企業(yè)成立時(shí)間越早生產(chǎn)率越低。對(duì)此可能的解釋有兩點(diǎn):第一,企業(yè)成立越早則采用的技術(shù)裝備可能越落后,因此生產(chǎn)率相對(duì)越低;第二,企業(yè)成立越早,越有可能受制于管理體制和所有制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。企業(yè)是否出口的系數(shù)顯著為負(fù),說(shuō)明出口企業(yè)的生產(chǎn)率不一定高。這與傳統(tǒng)理論預(yù)期相反(Melitz,2003)。然而,這卻驗(yàn)證了中國(guó)企業(yè)出口的“生產(chǎn)率悖論”。由于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分隔和地方保護(hù)主義,導(dǎo)致企業(yè)在國(guó)內(nèi)銷售的成本可能比國(guó)外市場(chǎng)更高。因此,這要求國(guó)內(nèi)銷售的企業(yè)有更高的生產(chǎn)率。此外,Lu(2010)認(rèn)為中國(guó)企業(yè)在國(guó)內(nèi)銷售的成本和出口成本取決于行業(yè)特性。對(duì)于特定行業(yè)而言,國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)比國(guó)外競(jìng)爭(zhēng)更加激烈。因此,出口企業(yè)未必比非出口企業(yè)的生產(chǎn)率高。企業(yè)是否有外資股份的系數(shù)顯著為負(fù),表明外資股份不一定提高了企業(yè)生產(chǎn)率。企業(yè)研發(fā)系數(shù)顯著為正,說(shuō)明企業(yè)的研發(fā)投入提升了企業(yè)生產(chǎn)率?？傊?通過(guò)初始檢驗(yàn)我們發(fā)現(xiàn):在控制企業(yè)特征變量和年份、地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)后,企業(yè)對(duì)外直接投資仍然顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率,說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”。(三)企業(yè)對(duì)外直接投資“生產(chǎn)率效應(yīng)”的滯后效應(yīng)分析企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”可能存在滯后作用。例如企業(yè)對(duì)外直接投資接觸到國(guó)際上先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)之后,需要學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)和改進(jìn)管理模式后才能促進(jìn)生產(chǎn)率提升,企業(yè)“生產(chǎn)率效應(yīng)”的發(fā)揮需要一段時(shí)間。但是,當(dāng)企業(yè)掌握現(xiàn)有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)后,企業(yè)從對(duì)外直接投資中學(xué)到的新技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)可能存在邊際遞減的效應(yīng)。因此,企業(yè)生產(chǎn)率并不會(huì)因?qū)ν庵苯油顿Y而持續(xù)提高。此外,企業(yè)對(duì)外直接投資前可能存在剩余產(chǎn)能,對(duì)外直接投資后市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大,剩余產(chǎn)能得以開發(fā),降低了平均成本,從而提高了企業(yè)生產(chǎn)率。但是,企業(yè)對(duì)外直接投資持續(xù)一段時(shí)間后,如果再增加產(chǎn)能可能會(huì)引致額外固定投資,從而增加平均成本,對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)面影響。總之,我們認(rèn)為企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”可能存在先上升后下降趨勢(shì)。那么實(shí)際情況如何?為檢驗(yàn)這種猜測(cè),我們進(jìn)行了滯后效應(yīng)檢驗(yàn),具體結(jié)果見表4。從核心變量(du×dt)系數(shù)來(lái)看,投資1和2年后的系數(shù)都顯著為正,說(shuō)明企業(yè)對(duì)外直接投資存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”的滯后作用。比較企業(yè)對(duì)外直接投資的滯后效應(yīng),我們發(fā)現(xiàn):第一,與投資1年后比較,投資2年后的系數(shù)增大;第二,與投資1年和2年后比較,投資3年后的系數(shù)下降,且不再顯著。上述結(jié)果表明:企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”存在先上升的過(guò)程且呈現(xiàn)滯后的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)。du的系數(shù)顯著為正,說(shuō)明在不考慮時(shí)間因素的情況下,對(duì)外直接投資的企業(yè)生產(chǎn)率更高。這表明企業(yè)對(duì)外投資對(duì)生產(chǎn)率絕對(duì)水平的提高有一定作用。其他控制變量穩(wěn)健,這里不再詳述。(四)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資與中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì),中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)主要有商貿(mào)服務(wù)、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和銷售、技術(shù)研發(fā)及資源開采等。由于不同動(dòng)機(jī)的投資與東道國(guó)要素聯(lián)系的緊密程度有差異,這可能對(duì)企業(yè)投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”產(chǎn)生一定影響。在此,我們根據(jù)中國(guó)企業(yè)的不同投資動(dòng)機(jī)分析其影響企業(yè)生產(chǎn)率的可能傳導(dǎo)機(jī)制。第一,商貿(mào)服務(wù)型對(duì)外投資。商貿(mào)服務(wù)類投資的主要目的是開拓國(guó)外市場(chǎng)、接受貿(mào)易進(jìn)出口的訂單以及售后服務(wù)等,其最終目的就是擴(kuò)大企業(yè)出口。商貿(mào)服務(wù)類投資促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升的可能機(jī)制有兩個(gè):“接近效應(yīng)”和“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”?！敖咏?yīng)”為對(duì)外投資的企業(yè)提供了兩個(gè)平臺(tái)。首先,為企業(yè)提供了接近國(guó)外創(chuàng)新型競(jìng)爭(zhēng)者、研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施、知識(shí)中心和研發(fā)成果的平臺(tái)。其次,也為企業(yè)提供了解全球消費(fèi)者偏好、產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)和未來(lái)創(chuàng)新趨勢(shì)等信息的機(jī)會(huì)。上述信息通過(guò)海外子公司以技術(shù)或非技術(shù)的信息渠道傳導(dǎo)給母公司。在全球競(jìng)爭(zhēng)日益激烈的壓力下,母公司可能會(huì)擴(kuò)大研發(fā)投入,整合流入國(guó)內(nèi)的國(guó)外知識(shí)和技術(shù),進(jìn)而提升企業(yè)生產(chǎn)率。而從“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”來(lái)看,企業(yè)對(duì)外投資擴(kuò)大了出口,促進(jìn)了“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”的發(fā)揮,進(jìn)而降低了單位產(chǎn)品的平均成本,最終提升企業(yè)生產(chǎn)率。從研究出口與企業(yè)生產(chǎn)率提升的文獻(xiàn)看,Feenstra等(2011)和余淼杰(2011)都認(rèn)為企業(yè)出口提升了企業(yè)生產(chǎn)率。所以,商貿(mào)服務(wù)型對(duì)外投資可能通過(guò)“接近效應(yīng)”和“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升。第二,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型對(duì)外投資。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資是直接在東道國(guó)生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品。它對(duì)母公司生產(chǎn)率的影響不僅包括“接近效應(yīng)”和“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”還包括“研發(fā)費(fèi)用分?jǐn)偂?、“利?rùn)反饋機(jī)制”和“中間投入出口”等方面。首先,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資的“接近效應(yīng)”除了拉近了與世界先進(jìn)技術(shù)和產(chǎn)品信息的距離,也拉近了與東道國(guó)要素市場(chǎng)的距離。不同于商貿(mào)服務(wù)類投資,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資還需雇傭東道國(guó)員工和較大規(guī)模的固定資產(chǎn)投資。對(duì)東道國(guó)生產(chǎn)要素的開發(fā)和利用,特別是優(yōu)質(zhì)研發(fā)和技術(shù)類要素的使用,有助于企業(yè)掌握先進(jìn)技術(shù)和產(chǎn)品生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)。技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)在整個(gè)公司的分享,無(wú)疑會(huì)促進(jìn)母公司生產(chǎn)率提升。其次,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”,不僅降低了企業(yè)產(chǎn)品的平均成本,也降低了單位產(chǎn)品的研發(fā)成本,并分?jǐn)偭搜邪l(fā)成本和風(fēng)險(xiǎn)。這對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升有積極影響。再次,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資的“利潤(rùn)反饋”將為母公司的技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)品升級(jí)提供更多資金支持,因而也能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升。最后,企業(yè)子公司的海外生產(chǎn)可能需要從母公司進(jìn)口中間產(chǎn)品,母公司出口的增加顯然有助于提升企業(yè)生產(chǎn)率。第三,技術(shù)研發(fā)型投資。該類型投資是中國(guó)企業(yè)為直接尋求新技術(shù)和創(chuàng)新能力對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行的投資。該類投資的特點(diǎn)是利用國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行研發(fā)活動(dòng),進(jìn)而回饋母公司以促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升。但是,技術(shù)研發(fā)型投資不一定能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步,原因有兩個(gè)方面:首先,母公司具有的“學(xué)習(xí)能力”和“吸收能力”可能并不足以吸納和掌握先進(jìn)的技術(shù)。其次,東道國(guó)企業(yè)是否有意愿輸出有市場(chǎng)價(jià)值的技術(shù)值得進(jìn)一步商榷。因此,綜合上述主觀和客觀因素,技術(shù)研發(fā)類投資是否會(huì)顯著提升母公司生產(chǎn)率需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。第四,資源開發(fā)型對(duì)外投資。資源開發(fā)類投資的目的是尋求東道國(guó)自然資源。中國(guó)的資源開發(fā)類投資大都進(jìn)入了資源豐富的發(fā)展中國(guó)家。因此,企業(yè)對(duì)外投資的“接近效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”較弱。更為重要的是,資源開發(fā)類投資可能存在“非市場(chǎng)動(dòng)機(jī)”(如戰(zhàn)略資源保障)?！胺鞘袌?chǎng)動(dòng)機(jī)”可能使得企業(yè)投資不是以市場(chǎng)價(jià)值最大化為出發(fā)點(diǎn)的。這對(duì)整個(gè)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效都有負(fù)面影響,因而不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升。所以,中國(guó)企業(yè)資源開發(fā)類投資是否提升了企業(yè)生產(chǎn)率值得檢驗(yàn)。綜合以上分析,我們的基本預(yù)期是:當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”最大,商貿(mào)服務(wù)類投資次之,而技術(shù)研發(fā)和資源開發(fā)類投資則不確定?；谏鲜瞿康?我們按照企業(yè)對(duì)外投資的動(dòng)機(jī)進(jìn)行了分類檢驗(yàn),結(jié)果見表5。從核心檢驗(yàn)變量(du×dt)的系數(shù)來(lái)看,第(12)～(13)列的系數(shù)顯著為正,說(shuō)明商貿(mào)服務(wù)和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類對(duì)外投資顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。比較第(12)和(13)列的系數(shù)和顯著性,我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型投資對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率促進(jìn)作用更加明顯。對(duì)此可能的解釋是:當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型對(duì)外直接投資與東道國(guó)要素聯(lián)系更加緊密,“學(xué)習(xí)效應(yīng)”也更加直接,對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加明顯。4第(14)～(15)列的du×dt系數(shù)都不顯著,說(shuō)明技術(shù)研發(fā)和資源開發(fā)型投資對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率促進(jìn)作用不確定。技術(shù)研發(fā)類型對(duì)外投資的目的是要提升企業(yè)生產(chǎn)率水平,但從檢驗(yàn)結(jié)果看并未起到生產(chǎn)率提升的作用。這可能說(shuō)明中國(guó)該類型企業(yè)的“學(xué)習(xí)能力”和“吸收能力”還不足。就資源型投資而言,中國(guó)該類投資大都進(jìn)入資源豐富的發(fā)展中國(guó)家,因此通過(guò)投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率的可能性不大。接下來(lái)我們檢驗(yàn)不同投資動(dòng)機(jī)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”是否有滯后作用,具體結(jié)果見表6和7。表6中第(16)～(18)列的核心檢驗(yàn)變量(du×dt)系數(shù)為正,滯后1～3年后顯著性逐漸下降,直到不顯著。這說(shuō)明商貿(mào)服務(wù)型投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升逐年遞減。第(19)和(20)列的du×dt系數(shù)在滯后1～2年后仍然高度顯著,且系數(shù)大小和顯著性上升。這說(shuō)明在投資后1～2年內(nèi),當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資的生產(chǎn)率提升作用是上升的。然而,滯后3年后du×dt的系數(shù)雖然為正,但不顯著。這說(shuō)明當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型投資的生產(chǎn)率提升作用不再顯著。比較這兩類投資,我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升更加顯著,可能的原因是當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資與東道國(guó)要素聯(lián)系更加緊密。與商貿(mào)服務(wù)類投資相比,當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資需要大量固定資產(chǎn)投資和人員雇傭,這就需要該類型投資與東道國(guó)要素聯(lián)系更加緊密,也就越有可能接觸到國(guó)際上先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),因此“干中學(xué)”效應(yīng)也就更加明顯,進(jìn)而越有可能持續(xù)提升企業(yè)生產(chǎn)率。表7中技術(shù)研發(fā)類投資的du×dt系數(shù)在投資1～2年后都不顯著,說(shuō)明中國(guó)企業(yè)技術(shù)研發(fā)類投資的持續(xù)技術(shù)創(chuàng)新能力不足,這與我們對(duì)技術(shù)研發(fā)類投資的期望有所出入。中國(guó)技術(shù)研發(fā)類投資的目的就是學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和持續(xù)技術(shù)創(chuàng)新,然而,從企業(yè)層面來(lái)看,技術(shù)研發(fā)類投資并沒有顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率。這其中的緣由值得我們進(jìn)一步研究。資源開發(fā)類投資的du×dt系數(shù)也在投資1～2年后不顯著,說(shuō)明資源開發(fā)類投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升作用并不明顯。(五)企業(yè)對(duì)外投資是否顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率影響企業(yè)對(duì)外直接投資“生產(chǎn)率效應(yīng)”的因素中,投資東道國(guó)是一個(gè)很重要的因素。投資高收入國(guó)家的企業(yè)更有可能接觸到當(dāng)今世界最先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),因而“生產(chǎn)率效應(yīng)”可能更加明顯。DeLoecker(2007)研究企業(yè)出口的“生產(chǎn)率效應(yīng)”時(shí)就發(fā)現(xiàn)出口目的地是一個(gè)重要影響因素。他認(rèn)為企業(yè)出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的生產(chǎn)率提升比出口發(fā)展中國(guó)家更大。企業(yè)出口尚且如此,企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”可能更易受到目的國(guó)影響。原因是:與企業(yè)出口相比,企業(yè)對(duì)外直接投資不僅拉近了與當(dāng)代先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的距離,而且也可能是先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的使用者或創(chuàng)造者。因此,投資的目的國(guó)可能對(duì)企業(yè)投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”有較大影響。此外,我們還發(fā)現(xiàn)中國(guó)部分企業(yè)的對(duì)外直接投資存在“制度逃避或投機(jī)”動(dòng)機(jī)。如部分在中國(guó)香港、中國(guó)澳門和傳統(tǒng)避稅“天堂”投資的企業(yè)在取得外商投資身份后又返回中國(guó)大陸投資,這些企業(yè)的目的很可能僅是利用外商直接投資的身份來(lái)獲得更多優(yōu)惠政策,因此,這種投資是否顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率?值得我們關(guān)注?；谝陨夏康?我們進(jìn)行了如表8的檢驗(yàn)。從第(26)和(27)列的檢驗(yàn)來(lái)看,du×dt的系數(shù)都顯著為正,說(shuō)明企業(yè)不管投資高收入國(guó)家還是中低收入國(guó)家都存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”。但是從系數(shù)大小來(lái)看,投資中低收入國(guó)家的“生產(chǎn)率效應(yīng)”更大。這可能與中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的結(jié)構(gòu)有關(guān)。中國(guó)企業(yè)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的直接投資主要是商貿(mào)服務(wù)和技術(shù)研發(fā),而當(dāng)?shù)厣a(chǎn)類投資相對(duì)較小。而表6和7的檢驗(yàn)表明商貿(mào)服務(wù)和技術(shù)研發(fā)類投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”衰減較快。因此,總體來(lái)看投資高收入國(guó)家的“生產(chǎn)率效應(yīng)”未必比投資中低收入國(guó)家大。第(28)列的核心檢驗(yàn)變量(du×dt)系數(shù)顯著為正,說(shuō)明企業(yè)投資中國(guó)香港以外地區(qū)顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升。而第(29)列核心檢驗(yàn)變量(du×dt)系數(shù)雖然為正,但不顯著,說(shuō)明企業(yè)只在中國(guó)香港或傳統(tǒng)避稅港投資對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率提升作用不明顯。這也表明存在“制度逃避或投機(jī)”動(dòng)機(jī)的企業(yè)其生產(chǎn)率可能并未因?qū)ν馔顿Y而顯著提升。總之,企業(yè)對(duì)外投資的目的國(guó)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升有重要影響。接下來(lái)我們檢驗(yàn)投資不同東道國(guó)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”是否存在滯后作用。表9第(30)～(32)列的du×dt系數(shù)的大小和顯著性均在滯后1～2年內(nèi)有所上升,滯后3年后雖為正,但不再顯著。這說(shuō)明中國(guó)企業(yè)投資高收入國(guó)家1～2年后顯著存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”。投資中低收入國(guó)家的du×dt系數(shù)的顯著性變化趨勢(shì)和高收入國(guó)家一致。這說(shuō)明其“生產(chǎn)率效應(yīng)”的滯后作用與投資高收入國(guó)家一致。表10中的兩類投資對(duì)企業(yè)“生產(chǎn)率效應(yīng)”的滯后影響有較大差異。首先看無(wú)香港的第(36)和(37)列的du×dt系數(shù),其大小和顯著性依次降低,滯后3期后系數(shù)雖為正,但不再顯著,說(shuō)明企業(yè)投資中國(guó)香港和傳統(tǒng)避稅港以外東道國(guó)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”是逐漸衰減的。第(39)和(40)列的du×dt系數(shù)為正,但不顯著,說(shuō)明企業(yè)投資中國(guó)香港和傳統(tǒng)避稅港并沒有顯著促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升。這再次驗(yàn)證企業(yè)的“制度規(guī)避和投機(jī)”動(dòng)機(jī)可能并沒有促進(jìn)企業(yè)效率改進(jìn)。總之,通過(guò)東道國(guó)的滯后效應(yīng)檢驗(yàn)我們認(rèn)為,企業(yè)投資不同東道國(guó)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”存在滯后現(xiàn)象,但是投資不同東道國(guó)表現(xiàn)出較大差異。四基于偏見的att測(cè)試(一)t分析模型基于穩(wěn)健性考慮,我們也根據(jù)目前文獻(xiàn)的做法(Wagner,2002;Alvarez和Lpoez,2005;DeLoecker,2007),采用偏向得分匹配法(propensityscorematching)來(lái)構(gòu)建對(duì)外直接投資企業(yè)的對(duì)照組。偏向得分匹配法的原理是:第一步,利用決定企業(yè)是否對(duì)外直接投資的變量組估計(jì)一個(gè)Probit模型,然后計(jì)算企業(yè)對(duì)外直接投資的概率(傾向得分);第二步,比較實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)對(duì)外直接投資的概率,將概率最接近的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)進(jìn)行匹配;第三步,根據(jù)匹配比例挑選新的對(duì)照組。