張凌霄　王明益

(中國人民大學 經(jīng)濟學院，北京　100872；山東財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿學院，山東 濟南　250014)

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企業(yè)對外投資動機與母國出口產(chǎn)品質量升級

張凌霄王明益

(中國人民大學 經(jīng)濟學院，北京100872；山東財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿學院，山東 濟南250014)

我國企業(yè)對外直接投資因不同的經(jīng)營戰(zhàn)略而存在不同的投資動機，而不同的對外直接投資動機對出口產(chǎn)品質量的作用渠道和影響效果也存在明顯的差異。通過探討對外直接投資的不同動機對出口產(chǎn)品質量的影響機理并據(jù)此提出理論假設。研究結果表明：總體上看，我國對外直接投資對出口產(chǎn)品質量的影響方向不確定，但一系列的分樣本檢驗均表明，我國企業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質量升級的影響取決于企業(yè)的對外直接投資動機。技術尋求型對外直接投資能夠顯著地推動我國出口產(chǎn)品質量升級；市場尋求型及效率尋求型對外投資均不能顯著促進我國出口產(chǎn)品質量升級；資源尋求型對外直接投資會顯著抑制我國出口產(chǎn)品質量升級。研究還發(fā)現(xiàn)，任何一種動機的對外直接投資，只要加強研發(fā)或改善人力資本水平，都能一定程度上刺激我國出口產(chǎn)品質量的提升。

對外直接投資；投資動機；出口產(chǎn)品質量升級

一、引言

自入世(WTO)以來，我國對外直接投資(OFDI)開始迅猛增長。截止到2014年底，我國對外直接投資流量已經(jīng)達到1231.2億美元，年均增長速度高達37.5%，保持連續(xù)12年的高速增長態(tài)勢。目前，我國對外直接投資的流量規(guī)模僅次于日本，居全世界第三位。*見《2014年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

隨著我國對外直接投資的迅速發(fā)展，所涉及的各類問題成為學術界的熱門話題，相關的理論研究不斷深化，理論成果眾彩紛呈。既往與貿易有關的對外直接投資文獻比較多的是從對外直接投資的逆向技術溢出效應、貿易效應及產(chǎn)業(yè)結構升級效應等方面展開的研究。其中，在對外直接投資的逆向技術溢出效應層面，學者們普遍認為企業(yè)對外直接投資存在明顯的逆向技術溢出效應。*李梅、柳士昌：《對外直接投資逆向技術溢出的地區(qū)差異和門檻效應》，《管理世界》2012年第1期。而在對外直接投資的貿易效應層面，學術界存在較大的分歧：國際生產(chǎn)折中理論(Dunning,1977)認為，對外直接投資會產(chǎn)生貿易替代效應；而競爭優(yōu)勢理論以及新貿易理論則認為，對外直接投資對貿易存在貿易創(chuàng)造效應(Helpman & Melitz,2004)。雖然關于對外直接投資與國際貿易關系的討論在理論層面上還存在不少爭議，但是在實證層面的結論卻基本一致，大多數(shù)的研究均得出對外直接投資有利于促進出口的結論。此外，還有學者研究了對外直接投資對我國貿易結構的影響，認為對外直接投資能夠改善我國的貿易結構。*隋月紅、趙振華：《我國對貿易結構影響的機理與實證——兼論我國動機的拓展》，《財貿經(jīng)濟》2012年第4期；項本武：《中國對外直接投資的貿易效應研究——基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析》，《財貿經(jīng)濟》2009年第4期。

需要指出的是，已有文獻把研究側重點大多放在了對外直接投資對我國的出口效應、逆向技術溢出以及貿易結構等方面，而忽視了企業(yè)對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質量的影響。而實際上，對外直接投資在實現(xiàn)逆向技術溢出效應、出口效應以及貿易結構改善效應的同時，它也會對母國出口產(chǎn)品質量產(chǎn)生影響。然而，目前關于對外直接投資與我國出口產(chǎn)品質量相關的研究還比較少。杜威劍、李夢潔(2015)的實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)OFDI與我國出口產(chǎn)品質量之間存在正向因果關系，并且出口產(chǎn)品質量升級與否與企業(yè)對外直接投資動機有關。*杜威劍、李夢潔：《對外直接投資會提高企業(yè)出口產(chǎn)品質量嗎》，《國際貿易問題》2015年第8期。但是，他們的研究沒有處理變量之間可能存在的內生性問題，因此其研究結論并不可靠。在經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)背景下，我國勞動力成本大幅上升，出口產(chǎn)品價格優(yōu)勢難以為繼，從這個意義上說，積極推動出口產(chǎn)品質量升級對我國出口的長期可持續(xù)發(fā)展乃至出口結構的調整具有深遠的意義。

本文側重研究企業(yè)對外直接投資動機對我國出口產(chǎn)品質量升級的影響，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，從企業(yè)對外直接投資的動機角度切入分析我國出口產(chǎn)品質量升級問題，一定程度上拓展了我國出口產(chǎn)品質量的研究緯度，也豐富了相關研究的內容；第二，運用最新的海關貿易數(shù)據(jù)庫、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及商務部對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù)，實證研究了對外直接投資動機異質性對我國出口產(chǎn)品質量的影響，得出了一些有價值的結論；第三，本文的研究有助于在政策層面給政府及有關部門制定外貿決策提供理論參考和事實依據(jù)。

二、對外直接投資動機對母國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響機理

我國企業(yè)對外直接投資因不同的經(jīng)營戰(zhàn)略而存在不同的投資動機，而不同的對外直接投資動機對出口產(chǎn)品質量的作用渠道和影響效果也存在明顯的差異。我國商務部按照投資動機把我國企業(yè)對外直接投資分為：商務服務、當?shù)厣a(chǎn)和銷售、技術研發(fā)和資源開發(fā)等四大類。由于本文只研究我國制造業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質量升級的影響，因此我們將上述四大類對外直接投資動機進行適當調整，分別稱為效率尋求型、市場尋求型、技術尋求型和資源尋求型OFDI，并根據(jù)這四種投資動機探討它們可能產(chǎn)生的“產(chǎn)品質量升級效應”。

效率尋求型OFDI，其主要目的是為了轉移母國即將或已經(jīng)失去比較優(yōu)勢的邊際產(chǎn)業(yè)，通過對外直接投資，可以對外轉移本國的“夕陽”產(chǎn)業(yè)，從而調整本國的產(chǎn)業(yè)結構。如果母國某產(chǎn)業(yè)發(fā)展因為遭受勞動力、部分原材料等成本大幅上升，且該產(chǎn)業(yè)在母國已經(jīng)不具備優(yōu)勢時，那么這種效率尋求型OFDI的投資動機就產(chǎn)生了。產(chǎn)業(yè)大部分被轉移到東道國后，母國該產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模已經(jīng)很小，不再是政府重點扶持的產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)自身也很難有能力進行產(chǎn)品研發(fā)升級和技術創(chuàng)新等活動，這種情形下是不太可能出現(xiàn)該產(chǎn)業(yè)的出口產(chǎn)品質量升級。但是，從另一個角度看，這種類型的對外投資往往會在母國釋放大量的生產(chǎn)要素，如果這些生產(chǎn)要素能夠得到高效、優(yōu)化的配置，則有助于母國出口產(chǎn)品質量升級。

市場尋求型OFDI，其主要目的是為了繞開東道國的種種貿易壁壘限制，擴大產(chǎn)品銷售市場。這種類型的企業(yè)在對外直接投資時，往往會根據(jù)各東道國當?shù)叵M者的消費偏好和收入水平等因素來調整產(chǎn)品的研發(fā)設計、生產(chǎn)、營銷及售后等環(huán)節(jié)，即實施本土化戰(zhàn)略。在激烈的競爭壓力下，這種類型的對外直接投資可能會刺激在東道國投資的企業(yè)進行產(chǎn)品質量升級，通過反饋效應最終導致母國總公司出口產(chǎn)品質量的提升。另一方面，它也可以憑借企業(yè)自身原有的比較優(yōu)勢(如成本優(yōu)勢、品牌優(yōu)勢、經(jīng)營管理優(yōu)勢等)來達到拓展海外市場的目的。但是，如果企業(yè)比較順利地實現(xiàn)了海外市場的擴張，母國總公司便喪失了進行產(chǎn)品質量升級的動力，從而抑制母國企業(yè)進行產(chǎn)品質量升級。因此，我們認為，市場尋求型OFDI對母國出口產(chǎn)品質量升級的影響并不確定。

技術尋求型(或稱為戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型)OFDI，其主要目的是獲取東道國的先進技術或利用其研發(fā)能力進行技術創(chuàng)新，它主要是通過我國企業(yè)收購發(fā)達國家的科技或技術型企業(yè)或建立聯(lián)合研發(fā)中心等形式體現(xiàn)。已有的實證研究表明，該種類型的對外直接投資可以產(chǎn)生顯著的“逆向技術溢出效應”，從而提升母公司的技術水平或產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新能力，因而有助于母國企業(yè)或相關行業(yè)出口產(chǎn)品質量的升級。

資源尋求型OFDI，其主要目的往往是為了克服國內資源的短缺或為了保護國內資源而開展的，它對出口產(chǎn)品質量可能存在正反兩方面的效應：一方面，獲取了國外相對穩(wěn)定的資源供應后，企業(yè)的生產(chǎn)成本可能會下降，產(chǎn)品質量升級的動力不足，會在一定程度上抑制企業(yè)進行產(chǎn)品質量的升級進程；另一方面，在垂直專業(yè)化分工日益加強的背景下，上游企業(yè)資源供應穩(wěn)定，在產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應的作用下，會刺激中游零部件產(chǎn)品規(guī)模的擴大，最終可能引起下游產(chǎn)品質量的提升。因此，我們認為資源尋求型OFDI對母國出口產(chǎn)品質量升級的影響并不確定。它取決于對外投資行業(yè)與母國其它產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度的水平。產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度越高，產(chǎn)品質量升級的概率則越高，反之則越低。

根據(jù)以上分析，我們得到如下兩個命題：

命題1，企業(yè)對外直接投資能夠促進母國出口產(chǎn)品質量升級，與其對外直接投資動機密切相關；

命題2，技術尋求型對外直接投資有助于母國出口產(chǎn)品質量升級，其它動機的對外直接投資對母國出口產(chǎn)品質量升級的影響不確定。

同時，我們認為資源尋求型OFDI能否促進母國出口產(chǎn)品質量升級，取決于其產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度水平，市場尋求型OFDI取決于對外直接投資企業(yè)面臨的競爭壓力，效率尋求型OFDI取決于對外直接投資企業(yè)在母國所釋放的生產(chǎn)要素的重新配置狀況。

三、計量模型、指標構造與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

為了能夠從經(jīng)驗層面檢驗對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質量的影響并且驗證理論假設，我們構建如下基準計量模型：

In qualityit=α0+α1motiit+∑j=1βjcontrolit+vi+ξit

(1)

式(1)中，quality指出口產(chǎn)品質量；moti指對外直接投資動機；control指一系列控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、研發(fā)強度、所有制形式、人力資本等；vi指不可觀測的產(chǎn)品異質效應；ξ為隨機誤差項；i指出口產(chǎn)品；t指出口時間。為了取消對外直接投資規(guī)模和出口產(chǎn)品質量數(shù)值過大可能帶來的異方差現(xiàn)象，我們對這兩個變量均取對數(shù)處理。

(二)指標構造

1.出口產(chǎn)品質量(quantity)。關于出口產(chǎn)品質量的測度，學術界長期以來普遍使用單位價值法來度量。*Schott, P.K. “Across-Product versus Within-Product Specialization in International Trade”, Quarterly Journal of Economics, 2004, vol.119(2), pp. 647- 678.但使用出口價值法測度產(chǎn)品質量可能存在較大誤差，主要是因為它沒有考慮除質量以外其它因素對出口價格的影響。為了能夠準確測度我國出口產(chǎn)品質量，我們借鑒Gervais(2009)的做法，測度我國制造業(yè)產(chǎn)品層面出口產(chǎn)品質量。*Gervais, A.,2011, “Product Quality and Firm Heterogeneity in International Trade”, University of Notre Dame Unpublished Manuscript.該方法的基本思路是：某一產(chǎn)品在某一進口國市場份額與產(chǎn)品的價格、質量、進口國市場同類產(chǎn)品綜合價格指數(shù)等因素密切相關，如果能有效控制產(chǎn)品價格、進口國綜合價格指數(shù)等因素，剩余的就是產(chǎn)品質量。其測度基本計量模型為：

ln quantityit=(σ-1)lnPit-σlnpit+(σ-1)lnλit

(2)

2.對外直接投資動機(moti)。企業(yè)對外直接投資動機是一個無法觀測的統(tǒng)計變量，鑒于此，我們使用虛擬變量來表示：分別給該虛擬變量賦值1，2，3，4。如果該變量取值為1，我們認為它是技術尋求型OFDI；如果該變量取值為2，我們認為它是市場尋求型OFDI；如果該變量取值為3，我們認為它是效率尋求型OFDI；如果該變量取值為4，我們認為它是資源尋求型OFDI。

3.控制變量。我們參照蔣冠宏等(2013)的做法，*蔣冠宏、蔣殿春等：《我國技術研發(fā)型外向FDI的“生產(chǎn)率效應”》，《管理世界》2013年第9期。用企業(yè)年均從業(yè)總人數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模(lnsize)，用企業(yè)每年研發(fā)投入額與同期出口交貨值的比值衡量企業(yè)研發(fā)強度，用職工的工資收入衡量人力資本水平。此外，我們把企業(yè)所有制形式(own)作為一個虛擬變量，如果在樣本期內既參與對外直接投資又同時出口的企業(yè)是國有企業(yè)，則該變量取1；如果在樣本期既參與對外直接投資又同時出口的企業(yè)是其它所有制企業(yè)，則該變量取0。

(三)數(shù)據(jù)說明

由于我國對外直接投資從2002年才開始發(fā)展起來，因此2002年之前的對外直接投資規(guī)模小且數(shù)據(jù)大量缺失，考慮到數(shù)據(jù)的完整性，我們的樣本時間段從2002年到2008年。

本文所使用的數(shù)據(jù)包括宏觀與微觀兩個層面，宏觀層面的數(shù)據(jù)主要來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、《中國統(tǒng)計年鑒》等；微觀數(shù)據(jù)主要包括：海關貿易數(shù)據(jù)庫、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、商務部對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。*該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了開展對外直接投資企業(yè)的相關信息，如證書號、“境內投資主體”名稱、“境外投資企業(yè)機構”名稱、“對外直接投資的國家或地區(qū)”名稱、“核準日期”、“經(jīng)營范圍”、“境內投資主體所在省市”等。其中，出口產(chǎn)品質量測度所需要的數(shù)據(jù)均來自于《海關貿易數(shù)據(jù)庫》，對外直接投資數(shù)據(jù)來自于《對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》和《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，微觀層面控制變量數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，少數(shù)宏觀數(shù)據(jù)來自于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、《中國統(tǒng)計年鑒》等數(shù)據(jù)庫。

需要指出的是，由于各數(shù)據(jù)庫(尤其是微觀數(shù)據(jù)庫)統(tǒng)計標準存在差異，這就需要對各數(shù)據(jù)庫進行必要的處理與合并。其中，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在統(tǒng)計方面的紕漏、異常樣本與數(shù)據(jù)不完整等問題。據(jù)此，我們刪除了部分存在異常值和不符合會計準則的數(shù)據(jù)，*限于篇幅，本文未描述具體的數(shù)據(jù)處理過程，感興趣者可參見謝千里等(2008)和余淼杰(2011)的研究。共得到282745個樣本。海關貿易數(shù)據(jù)庫屬于產(chǎn)品層面的月度數(shù)據(jù)，我們先把月度數(shù)據(jù)加總成為年度數(shù)據(jù)；我們再依次按照公共字段(企業(yè)名稱、電話號碼)對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關貿易數(shù)據(jù)庫進行合并；然后把合并后的數(shù)據(jù)庫與對外直接投資企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫按照企業(yè)名稱進行匹配，剔除掉匹配不成功的數(shù)據(jù)后，最終我們得到2024家既出口又對外直接投資的企業(yè)共168434個研究樣本。表1是樣本期內我國企業(yè)出口與對外直接投資的統(tǒng)計分析結果。

表1　2002-2008年我國國有及規(guī)模以上企業(yè)出口與OFDI統(tǒng)計描述

注：數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國對外直接投資公報》，部分數(shù)據(jù)系作者計算得出

四、實證結果與分析

(一)初步回歸結果與分析

表2第(1)列是沒有納入控制變量和固定效應的估計結果；第(2)列是納入對外直接投資變量的二次項但沒有加入控制變量和固定效應的估計結果，目的是為了捕捉對外直接投資對出口產(chǎn)品質量可能產(chǎn)生的非線性關系；第(3)列是在第(2)列基礎上納入控制變量和行業(yè)、地區(qū)效應后的估計結果。

我們發(fā)現(xiàn)：計量方程(1)中對外直接投資系數(shù)雖為正但并不顯著。這說明，在不考慮企業(yè)特征以及行業(yè)效應的情況下對外直接投資的開展未必能夠提高我國出口產(chǎn)品質量。方程(2)中對外直接投資的二次項系數(shù)雖未負但不顯著。這說明，對外直接投資對出口產(chǎn)品質量不存在非線性影響。*當然，這個結論可能并不嚴謹。因為我們研究的樣本期較短，因此無法準確捕捉對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質量可能帶來的非線性影響。不過，這個問題并不是本文研究的重點。方程(3)中納入多個控制變量以及考慮行業(yè)固定效應后，對外直接投資系數(shù)已經(jīng)顯著為正但系數(shù)較小。這說明，對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質量升級存在促進作用但很有限，并且這種影響受到投資行業(yè)的影響。對于回歸系數(shù)較小這個問題，我們初步認為這可能與對外直接投資對出口產(chǎn)品質量升級存在“滯后”效應有關。因為，已有研究已表明，對外直接投資引發(fā)的逆向技術(或知識)溢出效應存在“滯后”效應(蔣冠宏、蔣殿春，2014)。為了驗證這個問題，我們在計量模型(1)中分別用滯后一期和滯后二期的出口產(chǎn)品質量數(shù)據(jù)代替本期的出口產(chǎn)品質量數(shù)據(jù)，估計結果見表2第(4)、(5)兩列。我們發(fā)現(xiàn)，滯后一年的對外直接投資系數(shù)(3.1%)大于當期的估計系數(shù)(2.2%)，而滯后二年的對外直接投資估計系數(shù)(4.9%)又顯著大于滯后一年的估計系數(shù)。這表明，對外直接投資對我國出口產(chǎn)品質量升級的影響存在顯著的“滯后”效應。*這從理論層面也能給出解釋：對外直接投資產(chǎn)生的逆向技術(知識或經(jīng)驗)溢出效應首先需要反饋到母國企業(yè)，母國企業(yè)對新技術(知識或理念)的消化、吸收存在一個過程。然后運用新技術(知識或理念)生產(chǎn)質量更高的產(chǎn)品也需要一段時間。

各控制變量的估計系數(shù)表明：除企業(yè)規(guī)模(lnsize)外，企業(yè)研發(fā)強度(rd)、所有制結構(own)以及企業(yè)人力資本水平(lnhc)系數(shù)均顯著。這表明，企業(yè)研發(fā)、所有制結構以及人力資本都在一定程度上顯著影響了我國的出口產(chǎn)品質量。具體地，企業(yè)研發(fā)強度、人力資本水平都能顯著促進我國出口產(chǎn)品質量提升。企業(yè)所有制結構系數(shù)為負，說明國有企業(yè)的對外直接投資從總體上看不利于其出口產(chǎn)品質量的升級，而規(guī)模以上非國有企業(yè)的對外直接投資有助于其出口產(chǎn)品質量的提升。需要指出的是，企業(yè)規(guī)模大小對出口產(chǎn)品質量并無顯著影響。本文所用的企業(yè)數(shù)據(jù)均來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，企業(yè)均是國有企業(yè)或規(guī)模以上的民營企業(yè)。這說明，我國企業(yè)普遍注重規(guī)模的擴張，而不注重產(chǎn)品質量的升級。

表2　初步回歸結果

注：本表第(1)、(2)、(3)列分別是對外直接投資動機(motivation)、納入對外直接投資動機的二次項(motivation)2以及納入各控制變量之后的回歸結果；*、**、***分別表示在10%、5%及1%的統(tǒng)計水平上顯著，下同；第(4)、(5)列分別是被解釋變量滯后一期、滯后二期的估計結果

(二)進一步的檢驗

1.按投資動機分組檢驗。本文第二部分的理論分析認為，不同動機的對外直接投資對出口產(chǎn)品質量存在不同的影響。為了檢驗該理論假設，本節(jié)我們根據(jù)企業(yè)對外投資動機進行分組檢驗。關于如何確定企業(yè)對外直接投資的動機，我們采用Ward系統(tǒng)聚類法并參考胡博、李凌(2008)的處理方法，即根據(jù)對外直接投資東道國的人均實際收入、資源豐裕度以及科技水平三個指標在樣本期內(2002-2008年)的平均值進行聚類。這幾個指標能夠集中反映我國企業(yè)對外直接投資的動機。檢驗結果如表3所示。

根據(jù)表3我們發(fā)現(xiàn)，技術尋求型的對外直接投資系數(shù)顯著為正，而其它動機的對外直接投資系數(shù)是負值或不顯著。這與本文的理論假設一致。我們認為，技術尋求型對外直接投資由于會產(chǎn)生逆向技術溢出效應或者會明顯提升我國對外直接投資企業(yè)的研發(fā)實力，這對企業(yè)產(chǎn)品質量的升級起到關鍵的作用。而以獲取國外資源、尋求國外市場或為了轉移“夕陽”產(chǎn)業(yè)而開展的對外直接投資，都很難實現(xiàn)逆向技術溢出效應或研發(fā)升級效應，因此其對外直接投資也不能帶來其出口產(chǎn)品質量的提高。

2.按投資目標市場分組檢驗。企業(yè)為了達到其特定的對外投資動機，往往對目標市場有所選擇。因此，我們通過對投資市場進行分組，從而檢驗企業(yè)投資動機對產(chǎn)品質量的影響。我們把對外直接投資市場分為歐美市場、非洲市場、東盟市場和俄羅斯市場四類。我們的基本假設是：我國企業(yè)對歐美地區(qū)進行OFDI，其主要動機是為了提高自身技術水平及壯大研發(fā)實力，這有利于提升我國出口產(chǎn)品質量；我國對非洲的OFDI，主要動機可能是為了獲取其石油等資源；對東盟10國的OFDI，主要動機可能是為了擴大產(chǎn)品銷售市場份額以及轉移落后產(chǎn)業(yè)。

表4給出了對應的估計結果。我們發(fā)現(xiàn)：對歐美地區(qū)的OFDI系數(shù)顯著為正，說明對該地區(qū)的投資能夠顯著提升我國出口產(chǎn)品質量，這與我們的預期一致；對非洲與俄羅斯的OFDI系數(shù)顯著為負，說明對該地區(qū)的投資顯著抑制了我國出口產(chǎn)品質量，這與預期也基本一致；對東盟國家的投資系數(shù)顯著為正，表明我國對東盟的直接投資會提高出口產(chǎn)品質量。我們認為，一方面這與我國與東盟國家產(chǎn)品結構類似因而存在較為激烈的競爭有密切關系，在激烈的市場競爭環(huán)境下，企業(yè)對產(chǎn)品質量進行升級的動力會更強烈。另一方面，這可能與東盟國家有少數(shù)相對發(fā)達的國家(如新加坡)有關，對新加坡的直接投資有助于實現(xiàn)逆向技術溢出進而提升我國出口產(chǎn)品質量。這個估計結果與命題2一致。

表3　按投資動機分組估計結果

注：考慮到OFDI逆向技術溢出的滯后效應，本表中出口產(chǎn)品質量指標均使用滯后一期數(shù)值

表4　按投資目標市場分組估計結果

五、結論與政策建議

自2002年以來，我國企業(yè)顯著加快了對外直接投資的步伐。學術界對此展開了多維度的研究，然而大多數(shù)研究側重于考察對外直接投資的貿易創(chuàng)造效應、逆向技術(知識)溢出效應、出口效應以及貿易結構改善效應，鮮有文獻把對外直接投資與我國出口產(chǎn)品質量結合起來進行研究。但是我們應當看到，對外直接投資在帶來逆向技術(知識)溢出效應以及貿易結構改善效應的同時，也會對母國出口產(chǎn)品質量存在影響。近年來，隨著我國勞動力成本的大幅上升和傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的逐漸喪失，深入研究我國出口產(chǎn)品質量升級問題，對于我國出口的長期可持續(xù)增長以及出口產(chǎn)品結構調整升級具有重要意義。

本文側重從企業(yè)對外直接投資的動機視角，分析投資動機對我國出口產(chǎn)品質量的影響。通過探討對外直接投資的不同動機對出口產(chǎn)品質量的影響機理并據(jù)此提出理論假設，繼而完成以工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、對外直接投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和海關統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等的合并數(shù)據(jù)進行的經(jīng)驗分析。研究結果表明：總體上看，我國對外直接投資對出口產(chǎn)品質量的影響方向不確定；但一系列的分樣本檢驗均表明，我國企業(yè)對外直接投資對出口產(chǎn)品質量升級的影響取決于企業(yè)的對外直接投資動機。技術尋求型對外直接投資能夠顯著地推動我國出口產(chǎn)品質量升級；市場尋求型及效率尋求型對外投資均不能顯著促進我國出口產(chǎn)品質量升級；資源尋求型對外直接投資會顯著抑制我國出口產(chǎn)品質量升級。研究還發(fā)現(xiàn)，任何一種動機的對外直接投資，只要加強研發(fā)或改善人力資本水平，都能一定程度上刺激我國出口產(chǎn)品質量的提升。

基于上述研究結論，我們認為，我國企業(yè)的對外直接投資必須首先明確投資動機。從出口產(chǎn)品質量升級的角度，可以通過設立研發(fā)中心或采取并購等形式加強對歐美等發(fā)達國家(地區(qū))的技術尋求型對外直接投資。同時，提高對外直接投資企業(yè)自身的研發(fā)投入水平和人力資本投入質量，從而實現(xiàn)通過較明顯的逆向技術(經(jīng)驗或知識)溢出效應，推動我國出口產(chǎn)品質量升級。

(責任編輯：欒曉平)

2016-06-02

張凌霄，男，中國人民大學經(jīng)濟學院博士研究生。

王明益，男，山東財經(jīng)大學國際經(jīng)貿學院副教授、碩士生導師。

本文系國家社會科學一般項目“要素價格扭曲對我國出口產(chǎn)品質量影響機理與升級路徑研究”(編號：15BJY120)、國家統(tǒng)計科學研究一般項目“大數(shù)據(jù)背景下我國出口產(chǎn)品質量測毒方法改進研究”(編號：2014LY010)的階段性成果。

F112.1

A

1003-4145[2016]09-0116-06