袁其剛　樊娜娜

（1．山東財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院，山東濟南250014；2．南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，天津300071）

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企業(yè)對外直接投資目的地選擇的生產(chǎn)率效應(yīng)

袁其剛1樊娜娜2

（1．山東財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院，山東濟南250014；2．南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，天津300071）

摘要：全要素生產(chǎn)率反映了企業(yè)生產(chǎn)要素投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)品或服務(wù)的效率，是企業(yè)競爭力的體現(xiàn)。本文運用基于倍差法的傾向評分匹配法檢驗了2005～2011年對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，并研究了初始投資目的地以及再次投資目的地的差異影響，研究發(fā)現(xiàn)：無論投資發(fā)達國家，還是發(fā)展中國家，我國企業(yè)對外直接投資顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率；相對于投資到發(fā)達國家而言，投資于發(fā)展中國家的企業(yè)生產(chǎn)率提升更大；已投資企業(yè)進行二次海外投資時，相對于在同一類目的地的投資企業(yè)而言，目的地發(fā)生轉(zhuǎn)變的企業(yè)生產(chǎn)率提升幅度更大；在二次海外投資時，由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)生產(chǎn)率提升幅度更為明顯，這說明企業(yè)投資選擇“先易后難”路徑對生產(chǎn)率提升作用更大。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；企業(yè)生產(chǎn)率；投資目的地；技術(shù)溢出；資本輸出；區(qū)位優(yōu)勢

樊娜娜（1989—），女，山東萊蕪人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生。

一、引言

隨著我國“走出去”戰(zhàn)略的實施和企業(yè)競爭力的增強，越來越多的企業(yè)選擇對外直接投資（OFDI）的方式進入國際市場，對外直接投資在中國經(jīng)濟和國家戰(zhàn)略中的地位凸顯。2014年中國對外直接投資創(chuàng)下了1231．2億美元的歷史新高，連續(xù)3年位列全球第三。生產(chǎn)率是經(jīng)濟增長的重要引擎，也是企業(yè)國際競爭力的體現(xiàn)。對外直接投資是提高企業(yè)生產(chǎn)率的有效途徑。企業(yè)對外直接投資時會面臨向發(fā)達國家還是發(fā)展中國家投資的選擇問題；對于已進行投資的企業(yè)，則會面臨二次投資目的地選擇問題。選擇不同類型國家作為投資目的地對生產(chǎn)率的影響是否存在差異？企業(yè)初次投資目的地和二次投資目的地的選擇對生產(chǎn)率有何影響？顯然，回答上述問題對企業(yè)進行對外直接投資有一定的指導(dǎo)意義。余文結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻綜述，第三部分為計量模型和數(shù)據(jù)說明，第四部分為實證檢驗，最后為結(jié)論及建議。

二、文獻綜述

獲取東道國技術(shù)溢出以提高企業(yè)生產(chǎn)率是跨國公司對外直接投資的重要原因［1］。對外直接投資能否提高母國企業(yè)生產(chǎn)率，國外研究多從OFDI的逆向技術(shù)溢出視角展開：有學(xué)者得出肯定結(jié)論，如Branstetter從知識溢出角度發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)對美投資引致母國專利申請數(shù)量顯著增加［2］，Potterie和Lichtenberg發(fā)現(xiàn)對研發(fā)密集型國家投資可以通過逆向溢出途徑促進母國企業(yè)生產(chǎn)率提高［3］；也有學(xué)者得出否定結(jié)論，如Bitzer和Kerekes運用OECD17個國家產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)檢驗OFDI逆向溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)OFDI對生產(chǎn)率的影響為負(fù)且國家間差異明顯［4］，Dierk Herzer對1980～2005年33個發(fā)展中國家對外投資進行研究發(fā)現(xiàn)人力資本是造成逆向技術(shù)溢出存在國別差異的重要原因［5］。為探尋OFDI逆向技術(shù)溢出的存在性，國內(nèi)學(xué)者也作了深入研究：如趙偉等、劉明霞等、李梅等、蔣冠宏等、毛其淋等使用宏觀或微觀數(shù)據(jù)證明了OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)的存在［6］［7］［8］［9］［10］，但這種逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對生產(chǎn)率的提升作用還與母國企業(yè)吸收能力有關(guān)［11］［12］。

從投資目的地選擇角度看，企業(yè)基于初始投資動機的不同有兩種選擇：一是對發(fā)展中國家進行利用型投資，在開發(fā)利用企業(yè)現(xiàn)有的專有優(yōu)勢中攫取利潤；二是對發(fā)達國家進行探索型投資以獲取互補的戰(zhàn)略性資產(chǎn)提升企業(yè)競爭力［13］。企業(yè)投資目的地不同，對生產(chǎn)率影響的機制也不盡相同，如趙偉等認(rèn)為雖然對不同目的地進行的OFDI都對國內(nèi)技術(shù)水平提升有積極影響，但影響路徑不同，對發(fā)達國家的投資通過逆向技術(shù)溢出和母國吸收利用對生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用，而對發(fā)展中國家的投資主要通過市場規(guī)模擴大產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，進而帶來研發(fā)成本的分?jǐn)偅?］。在實證研究上，Pradhan和Singh對1988～2008年印度汽車產(chǎn)業(yè)對外投資研究發(fā)現(xiàn)，無論是對發(fā)達國家還是發(fā)展中國家的投資，OFDI均促進了國內(nèi)生產(chǎn)率提高［14］，Driffield和Chiang利用英國1978～1994年的行業(yè)數(shù)據(jù)也得出相似結(jié)論［15］。李泳利用二階差分法分析認(rèn)為相對于對發(fā)展中國家的投資，向發(fā)達國家的投資對企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用更大［16］。肖慧敏等、蔣冠宏等分別利用上市公司數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了投資目的地對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，但結(jié)論有所差異，前者認(rèn)為投資于發(fā)達國家的企業(yè)擁有更強的學(xué)習(xí)能力，更有利于獲取技術(shù)溢出，而后者則認(rèn)為投資中低收入國家的生產(chǎn)率效應(yīng)更大［17］［18］。對于企業(yè)走出去路徑選擇類的文獻，目前無論是“先易后難”，還是“先難后易”，抑或是“差異化的并進模式”［13］，國內(nèi)學(xué)者相關(guān)研究多是基于思辨性論述，或者解析企業(yè)案例，規(guī)范的實證研究相對匱乏。

不同于國外研究，國內(nèi)相關(guān)研究在對外直接投資是否帶來企業(yè)生產(chǎn)率提升問題上，得出了肯定性結(jié)論，并認(rèn)為投資目的地不同對企業(yè)生產(chǎn)率提升存在差異影響。但對企業(yè)進一步投資行為進行后續(xù)考察，如走出去企業(yè)二次投資時目的地選擇對生產(chǎn)率有何影響上有待深入。本文在研究企業(yè)對外直接投資生產(chǎn)率效應(yīng)的基礎(chǔ)上分析了投資目的地的差異影響，并考察了企業(yè)二次投資目的地選擇對生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論對我國企業(yè)走出去目的地策略的選擇具有一定指導(dǎo)意義。

三、計量模型和數(shù)據(jù)說明

（一）估計模型

由于存在“自選擇效應(yīng)”，OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)相比可能具有更高生產(chǎn)率，所以，采用數(shù)據(jù)匹配方法選擇與OFDI企業(yè)（處理組）最有可比性的非OFDI企業(yè)作為對照組，進行比較。

將OFDI的企業(yè)視為處理組，非OFDI的企業(yè)為對照組，構(gòu)造虛擬變量ofdi，設(shè)ofdi＝1表示企業(yè)對外直接投資，ofdi＝0則表示企業(yè)無對外直接投資。令tfpit表示企業(yè)i在時期t的生產(chǎn)率，t＝0表示企業(yè)沒有對外直接投資的時期，t＝1表示企業(yè)開始對外直接投資的時期，Δtfpit表示企業(yè)i在t＝0和t＝1兩個時期間生產(chǎn)率的變化：若企業(yè)進行OFDI，則將企業(yè)在兩個時期間的生產(chǎn)率變化記為Δtfp1i；若企業(yè)無OFDI，則將企業(yè)生產(chǎn)率變化記為Δtfp0i。那么，企業(yè)進行OFDI對生產(chǎn)率的實際影響γ為：

γ＝E（γi｜ofdii＝1）＝E（Δtfp1i｜ofdii＝1）－E（Δtfp0i｜ofdii＝1）（1）

對外直接投資企業(yè)“假如沒有對外直接投資”是假設(shè)，E（Δtfp0i｜ofdii＝1）是不可觀測的，因此式（1）是無法估計的。為此，借鑒Girma等人使用的方法，按照特征變量均衡可比的原則在沒有對外直接投資的企業(yè)中尋找替代企業(yè)（即對照組企業(yè)），要求對照組企業(yè)滿足與對外投資企業(yè)在t時對外直接投資之前具有相同的特征變量和相同的對外投資傾向（概率）的條件，但是并沒有對外直接投資［19］。如果能夠找到對照組企業(yè)，則式（1）轉(zhuǎn)化為：

其中，i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和時間。tfp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，ofdi表示企業(yè)是否有對外直接投資，如果有對外直接投資則為1，否則為0。vt、vj和vk分別控制年份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)；εijkt表示隨機擾動項。為考察OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，引入以下控制變量：

1．企業(yè)相對規(guī)模（qysize）?？疾臁靶鼙颂丶僬f”效應(yīng)的存在性①，使用固定資產(chǎn)合計對數(shù)值衡量企業(yè)規(guī)模。

2．企業(yè)資本密集度（qykl）。用固定資產(chǎn)與員工數(shù)比值的對數(shù)表示企業(yè)資本密集度。一般而言，資本密集度高的企業(yè)更重視設(shè)備更新和研發(fā)投入，從而具有更高的生產(chǎn)率。

3．企業(yè)成立時間（age）。企業(yè)成長要經(jīng)歷一個成長、成熟、衰退階段。在成長階段，因“干中學(xué)”和研發(fā)創(chuàng)新等原因，生產(chǎn)率逐漸提高；在成熟階段，“因循守舊”會導(dǎo)致生產(chǎn)率下降［20］。我們預(yù)測企業(yè)成立時間與TFP呈“U型”關(guān)系，加入企業(yè)成立時間和企業(yè)成立時間平方項兩個變量。

4．創(chuàng)新能力（rd）。用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比衡量創(chuàng)新能力，該指標(biāo)從產(chǎn)出角度度量企業(yè)創(chuàng)新能力。企業(yè)自主創(chuàng)新是決定企業(yè)生產(chǎn)率的重要因素［21］，創(chuàng)新能力越強，其生產(chǎn)率水平越高。

5．融資約束（finance）。用利息支出與固定資產(chǎn)合計比值衡量融資約束［22］。融資約束會限制企業(yè)研發(fā)投入等，進而對生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響［23］。

6．出口強度（export）。出口企業(yè)可以通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率［24］，使用企業(yè)出口交貨值與工業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量出口強度。

（二）核心變量的度量

1．生產(chǎn)率的計算?，F(xiàn)有文獻通常對C－D生產(chǎn)函數(shù)進行回歸以估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。Yit＝。其中，Yit表示產(chǎn)出，Lit表示勞動投入，Kit表示資本投入，Ait表示生產(chǎn)率。兩邊取對數(shù)得到：ln Yit＝αln Lα＋βln Kβ＋μit。本文使用Levinsohn－Petrin方法（簡稱為LP方法）對其進行回歸得到生產(chǎn)率的估計值。LP方法分兩步估計勞動、資本和中間投入的系數(shù)：第一步，使用資本和中間投入高階多項式的近似式，運用OLS方法估計勞動的系數(shù)；第二步，利用第一步估計出的勞動系數(shù)估計資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計。

2．發(fā)達國家或地區(qū)、發(fā)展中國家或地區(qū)的界定。根據(jù)聯(lián)合國開發(fā)計劃署（UNDP）發(fā)布的《2010年人文發(fā)展報告》對世界各國的分組作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將44個經(jīng)濟體定義為發(fā)達國家或地區(qū)，包括OECD 的28個發(fā)達經(jīng)濟體和非OECD中的16個發(fā)達經(jīng)濟體，其他經(jīng)濟體為發(fā)展中國家和地區(qū)②。

（三）數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和中國商務(wù)部《境外投資企業(yè)（機構(gòu)）名錄》（以下簡稱名錄）。對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫做如下處理：刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測值；刪除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值年平均余額以及累計折舊小于當(dāng)期折舊的樣本；刪除主營業(yè)務(wù)收入（即銷售收入）少于500萬元，或者固定資產(chǎn)凈值年平均余額低于1000萬元的觀測值。將《名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》根據(jù)《名錄》中境內(nèi)企業(yè)的名稱、所屬省份與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中相應(yīng)信息對接，得到2005～2011年共2269家對外直接投資企業(yè)的數(shù)據(jù)。

四、實證檢驗結(jié)果分析

（一）最近鄰匹配

傾向評分匹配的核心思想是對處理組與對照組企業(yè)關(guān)于匹配變量進行傾向評分（PS），根據(jù)PS值前向或后向?qū)ふ遗c處理組企業(yè)PS值最為接近的對照組企業(yè)進行配對。在匹配前，首先要確定決定處理組和對照組個體特征的變量。借鑒相關(guān)研究，選擇匹配變量如下：企業(yè)總資產(chǎn)（size）、企業(yè)資本密集度（qykl）、企業(yè)管理成本（ac）③和企業(yè)所屬四位數(shù)行業(yè)（gb4）［19］［25］［26］。需要注意的是：數(shù)據(jù)匹配的目的是為了找到對外直接投資之前與處理組企業(yè)最相近的從未發(fā)生對外直接投資的企業(yè)，因此在匹配時以企業(yè)對外投資前一期的特征進行匹配。如企業(yè)在2005年對外直接投資，那么匹配變量應(yīng)是該企業(yè)在2004年的總資產(chǎn)、資本密集度、管理成本和所屬行業(yè)。

由于傾向評分匹配結(jié)果的可靠性取決于是否滿足獨立性條件，即對外直接投資企業(yè)與未對外投資企業(yè)在匹配變量上不存在顯著差異。為此，根據(jù)Smith和Todd的研究，對最近鄰匹配的結(jié)果進行平衡性檢驗［27］。首先，對最近鄰匹配前后的處理組與對照組企業(yè)基于各匹配變量的均值進行T檢驗（見表1），判斷二者是否存在顯著差異；然后，繪制匹配前后處理組與對照組企業(yè)PS值的核密度函數(shù)圖（見圖1），檢驗匹配效果優(yōu)劣。

表1　匹配變量的T檢驗

圖1　最近鄰匹配前后核密度函數(shù)圖

表1中各匹配變量T檢驗的結(jié)果表明，各匹配變量在匹配后均不存在顯著差異，說明匹配效果較好。圖1分別表示最近鄰匹配前后處理組和對照組企業(yè)PS值的核密度函數(shù)圖，與匹配前相比，匹配后的處理組與對照組企業(yè)PS值的概率分布不存在顯著差異，表明匹配效果良好，證明最近鄰匹配結(jié)果可靠，能夠克服樣本的選擇性偏誤造成的估計結(jié)果失真，在此基礎(chǔ)上回歸分析得出的結(jié)論是有效的。

在實證檢驗前，需對處理組和對照組企業(yè)的處理進行說明。處理組企業(yè)首次對外直接投資的時期為2005～2010年。以2005年為例，首先確認(rèn)在該年對外直接投資的企業(yè)，然后使用這些企業(yè)對外直接投資后2006～2011年的數(shù)據(jù)，把企業(yè)對外直接投資后的樣本作為處理組，以考察企業(yè)對外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。2006～2010年處理組企業(yè)的選擇依此類推。此外，還需對兩類特殊的投資企業(yè)進行處理：第一類是在不同年份進行兩次及以上投資企業(yè)，這類企業(yè)作為不同樣本進行處理；第二類是在同一年份進行多次投資企業(yè)，由于本研究的投資目的地分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家，因此對該類企業(yè)，如果企業(yè)只在同一類型國家投資（如只在發(fā)達國家或者只在發(fā)展中國家投資），就作為一個樣本處理；如果企業(yè)在一年對兩種類型國家同時投資，作為兩個不同的樣本處理。對于對照組企業(yè)選擇，與處理組類似：以2005年為例，首先找到匹配后與對外直接投資企業(yè)最相近的非對外投資企業(yè)，然后將對照組企業(yè)2006～2011年的數(shù)據(jù)作為對照組樣本，2006～2010年對照組企業(yè)的選擇依此類推。

本文研究樣本期間為2005～2011年。企業(yè)全要素生產(chǎn)率是基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的工業(yè)總產(chǎn)值、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)年平均余額和中間投入數(shù)據(jù)計算所得，但是2008年和2009年缺少中間投入指標(biāo)，無法準(zhǔn)確測算2008和2009年的全要素生產(chǎn)率，因此基本回歸樣本中不包含這兩年的觀察值。匹配比例的確定主要是基于估計系數(shù)的有效性與無偏性之間的權(quán)衡，實證檢驗時，使用匹配比例為1－2得到的樣本進行回歸，并分別用匹配比例為1－1和1－3的樣本進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響

1．初步檢驗。表2第（1）和（2）列顯示企業(yè)OFDI對生產(chǎn)率影響的估計結(jié)果，無論是否加入控制變量，ofdi的估計系數(shù)均為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，這說明對外直接投資顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率提升，存在明顯的“生產(chǎn)率效應(yīng)”。

表2　　對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的影響：初步檢驗

從控制變量看，企業(yè)規(guī)模擴大、創(chuàng)新能力提高、融資約束改善以及出口強度提高均有利于企業(yè)生產(chǎn)率提升。企業(yè)成立時間及其平方項的估計系數(shù)符號分別為正、負(fù)，且均在1%水平上顯著，說明企業(yè)成立時間與生產(chǎn)率之間呈“倒U型”關(guān)系，即企業(yè)生產(chǎn)率隨著企業(yè)成立時間先提升、后降低，與預(yù)期效果一致。企業(yè)資本密集度為正，但不顯著。

為進一步驗證企業(yè)投資目的地對生產(chǎn)率的影響，在原有計量模型中加入企業(yè)對外直接投資ofdi和投資目的地虛擬變量dc的交叉項（ofdi＊dc），當(dāng)企業(yè)投資目的地為發(fā)達國家時dc取值為1，否則為0。表2第（3）和（4）列顯示無論是否控制企業(yè)規(guī)模等因素，ofdi的系數(shù)均為正，ofdi＊dc的系數(shù)均為負(fù)，且通過1%的顯著性檢驗。這表明雖然對兩類目的地投資均對企業(yè)生產(chǎn)率的提升有促進作用，但相對而言，投資到發(fā)達國家對生產(chǎn)率的提升作用要低于對發(fā)展中國家的投資。這似乎與直覺相悖?？赡艿慕忉層袃牲c：一是投資到發(fā)達國家的企業(yè)因為缺乏吸收國外先進技術(shù)的學(xué)習(xí)能力，對技術(shù)溢出吸收少［28］［29］；二是因企業(yè)接觸到國際上先進技術(shù)和管理經(jīng)驗后，需要時間來學(xué)習(xí)而產(chǎn)生滯后性。

2．穩(wěn)健性檢驗。（1）匹配比例變化對估計結(jié)果的影響。本文試圖檢驗匹配比例的改變對估計結(jié)果是否產(chǎn)生影響：將匹配比例分別縮小和擴大為1－1和1－3。表3結(jié)果顯示，在使用匹配比例為1－1和1－3的樣本回歸時，ofdi的系數(shù)顯著為正，ofdi＊dc的系數(shù)顯著為負(fù)，再次說明企業(yè)OFDI以及投資目的地的選擇對企業(yè)生產(chǎn)率提升有重要影響。（2）用人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量的再檢驗。借鑒葛順奇的做法，采用企業(yè)人均產(chǎn)出（用企業(yè)總產(chǎn)出和從業(yè)人員數(shù)的比值衡量）來體現(xiàn)企業(yè)的效率水平，盡管人均產(chǎn)出不能完全等同于企業(yè)生產(chǎn)率，但在控制資本密集度情況下，二者具有嚴(yán)格正向關(guān)系［30］。表3分別列出了使用人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量在1－1、1－2、1－3匹配比例下的估計結(jié)果：無論是哪種匹配比例，ofdi的系數(shù)均顯著為正，這再次說明企業(yè)對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率具有重要影響。（3）用平滑方法測算生產(chǎn)率的再檢驗。使用平滑方法計算2008和2009年企業(yè)生產(chǎn)率，并利用2006～2011年數(shù)據(jù)回歸。表3列出了匹配比例分別為1－1、1－2、1－3時的估計結(jié)果：在三種匹配比例下，ofdi的系數(shù)仍然顯著為正，再次驗證了企業(yè)對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)率的重要影響。

表3　　對外直接投資對生產(chǎn)率影響的穩(wěn)健性檢驗

（三）深入分析：已投資企業(yè)二次投資目的地選擇與生產(chǎn)率

已投資企業(yè)再次投資時如何選擇目的地？是只專注于同一類投資目的地，還是轉(zhuǎn)向另一類目的地更能有效促進生產(chǎn)率提升？為驗證此點，我們將再次投資的企業(yè)分為三類：一是再次投資目的地與初始投資目的地屬于同一類型國家；二是初始投資目的地為發(fā)達國家，再次投資選擇發(fā)展中國家；三是初始向發(fā)展中國家投資，再次投資時轉(zhuǎn)向發(fā)達國家。為實證考察企業(yè)再次投資目的地選擇對生產(chǎn)率的差異影響，在實證模型中引入兩個虛擬變量：change1和change2，如果企業(yè)再次投資目的地由發(fā)達國家轉(zhuǎn)向發(fā)展中國家，change1取值為1，否則為0；如果企業(yè)再次投資目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家，change2取值為1，否則為0。模型如下：

lntfpijkt＝α0＋α1ofdiijkt＋α2ofdiijkt＊change1＋α3ofdiijkt＊change2＋βYijkt＋vj＋vk＋vt＋εijkt（7）

模型中控制變量選取與前文一致，同時控制年份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)?；貧w結(jié)果見表4。由表4第（1）列可看出，ofdi＊change1和ofdi＊change2的系數(shù)均顯著為正，這說明與再次投資目的地沒有發(fā)生轉(zhuǎn)變的企業(yè)和一直沒有對外直接投資的企業(yè)比較，企業(yè)投資目的地轉(zhuǎn)變對生產(chǎn)率的促進作用更大。表4第（2）～（5）列分別是使用匹配比例為1－1、匹配比例為1－3、人均產(chǎn)出作為生產(chǎn)率替代變量以及使用平滑方法計算2008～2009年生產(chǎn)率的穩(wěn)健性檢驗，其結(jié)論與第（1）列基本一致，結(jié)果穩(wěn)健。

表4　　已投資企業(yè)二次投資目的地選擇與生產(chǎn)率估計結(jié)果

實證檢驗表明企業(yè)在對外投資時，兼顧兩類投資區(qū)域比專注于同一類型的區(qū)域?qū)ιa(chǎn)率的提升作用更大。那么，隨之而來的、也是爭議已久的問題是：企業(yè)在對外直接投資時應(yīng)該遵循什么樣的路徑選擇策略？是首先投資于發(fā)展中國家然后轉(zhuǎn)向發(fā)達國家，還是先投資于發(fā)達國家再轉(zhuǎn)向發(fā)展中國家？也就是我們常說的“先難后易”還是“先易后難”的問題。對該問題，學(xué)者們提出了不同的見解，如冼國明和楊銳支持企業(yè)選擇“先難后易”的路徑，并利用Dunning的附加策略變量的動態(tài)“OIL”模型考察了企業(yè)長期行為的變化，企業(yè)初始階段向發(fā)達國家投資，以便獲得技術(shù)，增強其競爭優(yōu)勢，然后向發(fā)展中國家投資，以獲得市場份額和利潤［31］。但也有學(xué)者主張應(yīng)采取“先易后難”的路徑，先進入發(fā)展中國家，再進入發(fā)達國家，利用發(fā)展中國家與我國類似的經(jīng)營環(huán)境，以及當(dāng)?shù)馗偁帉κ州^弱、風(fēng)險低等優(yōu)勢，在發(fā)展中國家獲取市場份額及大量利潤，為進入發(fā)達國家市場積累必要的國際運營經(jīng)驗和資本［32］。盡管實踐上，兩種路徑都有成功的企業(yè)案例（如海爾選擇先難后易路徑，而TCL、美的等選擇先易后難路徑）。但本文的回歸結(jié)果表明，兩種形式的投資目的地轉(zhuǎn)變都會提升對外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)，但是發(fā)展中國家轉(zhuǎn)發(fā)達國家變量的系數(shù)（0．4145）要明顯高于發(fā)達國家轉(zhuǎn)發(fā)展中國家變量的系數(shù)（0．2915），說明企業(yè)再次投資時，將投資目的地從發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家，能在更大程度上提升對外直接投資的生產(chǎn)率效應(yīng)。換言之，企業(yè)選擇“先易后難”路徑對生產(chǎn)率提升的作用更大。

五、結(jié)論及建議

自加入世貿(mào)組織以來，中國快速融入全球化并享受了開放的紅利，這為資本輸出奠定了基礎(chǔ)［33］。按照鄧寧OLI理論，只有滿足了區(qū)位優(yōu)勢，企業(yè)才選擇對外直接投資。企業(yè)是對外直接投資主體，通過對外直接投資提升企業(yè)競爭力，才能更好地服務(wù)于“一帶一路”戰(zhàn)略，才能占據(jù)全球價值鏈高端，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和助力于投資目的地國家經(jīng)濟建設(shè)。本文的研究結(jié)論表明：企業(yè)對外直接投資存在顯著的“生產(chǎn)率效應(yīng)”，因此，應(yīng)鼓勵企業(yè)在更大范圍、更廣領(lǐng)域、更高層次上進行對外直接投資，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的快速升級；企業(yè)初始投資目的地和二次投資時目的地轉(zhuǎn)變對生產(chǎn)率提升有重要影響，總體來看初次對外直接投資的企業(yè)選擇發(fā)展中國家為目的地，經(jīng)過國際化實踐，企業(yè)儲備一定人力資源和經(jīng)濟資源、特別是國際化經(jīng)營的經(jīng)驗后，再適時對發(fā)達國家投資，這種路徑對生產(chǎn)率的提升作用更大。因此從企業(yè)生產(chǎn)率的提升角度，本文建議對外直接投資采取“先易后難”的策略，然后采取“差異化的并進模式”。這并沒有排除有競爭力的企業(yè)采取M＆A方式進入發(fā)達國家的投資策略選擇。

注釋：

①20世紀(jì)50年代初，美籍奧地利經(jīng)濟學(xué)家約瑟夫·熊彼特（J．A．Schumpeter）提出了著名的“熊彼特假設(shè)”，該假說認(rèn)為規(guī)模較大的企業(yè)更具有技術(shù)創(chuàng)新的動力。

②OECD28個發(fā)達經(jīng)濟體分別為：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、西班牙、瑞典、瑞士、美國、英國。非OECD中的16個發(fā)達經(jīng)濟體分別為：安道爾、巴林、巴巴多斯、文萊、塞浦路斯、愛沙尼亞、中國香港、以色列、列支敦士登、馬耳他、摩納哥、卡塔爾、圣馬力諾、新加坡、斯洛文尼亞、阿聯(lián)酋。

③在管理成本度量上，管理成本＝管理費用／全部從業(yè)人員年平均人數(shù)。

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（責(zé)任編輯：易會文）

作者簡介：袁其剛（1966—），男，山東禹城人，山東財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院教授；

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“貿(mào)易增加值為導(dǎo)向的對外直接投資區(qū)位和動機決策研究”（15BJL083）；教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“三維視角下推動出口企業(yè)創(chuàng)新的路徑研究”（13YJA790146）；教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“面向出口企業(yè)創(chuàng)新的公司治理研究”（13YJA630133）；山東省自然基金面上項目“山東省對外直接投資溢出效應(yīng)與企業(yè)生產(chǎn)率提升的機制研究”（2014ZRB019XV）

收稿日期：2015－10－27

中圖分類號：F832．6

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1003－5230（2016）01－0123－09