王廣宇 張倩肖

一、前 言

根據(jù)《2014年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》的最新統(tǒng)計結(jié)果，2014年中國對外直接投資(OFDI)凈額為1231.2億美元，較上年增長14.2%，流量位列全球第3，存量位居全球第8。截至2014年底，中國1.85萬家境內(nèi)投資者在國外設(shè)立企業(yè)2.97萬家，分布在全球186個國家，年末境外企業(yè)資產(chǎn)總額3.1萬億美元，中國企業(yè)的OFDI取得了前所未有的發(fā)展。這種國際化路徑的選擇是否和企業(yè)的生產(chǎn)率水平有關(guān)？企業(yè)OFDI和企業(yè)生產(chǎn)率兩者之間存在什么樣的關(guān)系？這些問題的解決有助于對中國企業(yè)大量進行OFDI背后深層動因的把握，從而因勢利導(dǎo)地進一步推動更多的優(yōu)秀企業(yè)走出國門。

近幾年，異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論開始從企業(yè)的微觀層面出發(fā)來考察企業(yè)國際化路徑的選擇和企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。Helpman(2004)認為，生產(chǎn)率是決定企業(yè)選擇國際化路徑的決定因素，生產(chǎn)率由高到低的企業(yè)依次選擇OFDI、出口和國內(nèi)市場三種經(jīng)營方式?；诋愘|(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，企業(yè)國際化路徑選擇和企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系主要圍繞兩個方面：一方面是研究自我選擇效應(yīng)，生產(chǎn)率高的企業(yè)是否自發(fā)地選擇了OFDI的經(jīng)營方式來主動拓寬國際市場提升經(jīng)營業(yè)績；另一方面是研究學(xué)習(xí)效應(yīng)，選擇了OFDI的企業(yè)是否通過這種國外經(jīng)營經(jīng)驗提高了自身的生產(chǎn)率水平。國外相關(guān)文獻對各國的OFDI企業(yè)是否存在這兩種效應(yīng)進行驗證。從自我選擇效應(yīng)來看，Girma(2005)、Wangner(2006)、Cieslik(2009)、Bernard(2007)分別使用英國、德國、日本和美國的企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析，得出OFDI企業(yè)存在自我選擇效應(yīng)的結(jié)論。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，Head(2002)、Hansson(2005)、Castellani(2008)、Reed(2011)分別對日本、瑞典、意大利和中國的跨國公司企業(yè)進行了研究，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)的OFDI行為提高了企業(yè)的績效和生產(chǎn)率。

近幾年國內(nèi)的研究重點從中國出口轉(zhuǎn)向了 OFDI，內(nèi)容都是考察企業(yè)生產(chǎn)率和OFDI決策之間的聯(lián)系，可以將其現(xiàn)有文獻劃分成兩個方向：一個方向是研究企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)OFDI決策的影響，即自我選擇效應(yīng)，另一個方向是研究OFDI行為對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，即學(xué)習(xí)效應(yīng)。從自我選擇效應(yīng)來看，現(xiàn)有大多數(shù)文獻認為中國OFDI企業(yè)自我選擇效應(yīng)是顯著存在的。田巍和于淼杰(2012)采用浙江省 2006—2008三年面板數(shù)據(jù)，研究了浙江省OFDI企業(yè)和企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)從事OFDI的企業(yè)生產(chǎn)率高于非 OFDI企業(yè)。朱荃(2015)采用 2006—2012年的上市公司企業(yè)數(shù)據(jù)來研究中國企業(yè) OFDI是否存在生產(chǎn)率悖論，結(jié)果發(fā)現(xiàn)并不存在悖論，生產(chǎn)率高的企業(yè)選擇了 OFDI的經(jīng)營方式。蔣冠宏(2015)利用中國企業(yè)對外投資數(shù)據(jù)，實證檢驗了企業(yè)異質(zhì)性和對外投資決策的相互關(guān)系，并進一步驗證了企業(yè)生產(chǎn)率越高越有可能對外投資的觀點。嚴兵(2014)利用江蘇省制造企業(yè)數(shù)據(jù)，驗證了全要素生產(chǎn)率高的企業(yè)更可能選擇對外直接投資的傳統(tǒng)理論，并發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率不僅影響到企業(yè)是否對外投資的決策，而且對投資金額也有顯著影響。宮旭紅(2015)基于多元 Logit回歸模型分析企業(yè)生產(chǎn)率對國際化模式選擇的影響，全樣本回歸結(jié)果顯示企業(yè)生產(chǎn)率有效促進了企業(yè)對外投資。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，目前國內(nèi)學(xué)術(shù)界對企業(yè) OFDI學(xué)習(xí)效應(yīng)直接研究的文獻較少，更多是結(jié)合其他的研究背景間接地驗證了學(xué)習(xí)效應(yīng)，但從間接的研究結(jié)果來看，OFDI有助于提高企業(yè)的經(jīng)營效率和生產(chǎn)率水平。袁東(2015)從母公司特征和子公司進入策略的視角發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率能從 OFDI中獲益，從首次進行對外直接投資后一年開始其生產(chǎn)率會顯著高于非 OFDI的企業(yè)。齊亞偉(2016)研究了企業(yè)研發(fā)投入及投資區(qū)位對OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響，結(jié)果顯示OFDI企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)是顯著存在的，并且持續(xù)研發(fā)企業(yè)對外直接投資的學(xué)習(xí)效應(yīng)會更加明顯。肖慧敏(2014)采用2005—2011年上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，基于傾向得分匹配方法檢驗企業(yè) OFDI是否存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，研究結(jié)果表明中國企業(yè)通過 OFDI顯著提升了技術(shù)水平。蔣冠宏和蔣殿春(2014)運用倍差法檢驗了企業(yè)OFDI的“生產(chǎn)率效應(yīng)”，發(fā)現(xiàn)企業(yè)OFDI顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率，但是這種“生產(chǎn)率效應(yīng)”會受企業(yè)投資動機和東道國發(fā)展水平因素的影響而表現(xiàn)得有所差異。

通過對文獻的梳理，現(xiàn)有研究 OFDI企業(yè)兩種效應(yīng)的檢驗常用傾向得分匹配和倍差法，即先采用數(shù)據(jù)匹配方法選擇與 OFDI企業(yè)最有可比性的企業(yè)作為對照組，然后利用倍差法檢驗企業(yè) OFDI與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。這種方法有效地控制了內(nèi)生性問題，但是在匹配找出對照組企業(yè)時，參照的實驗組仍然是 OFDI企業(yè)總樣本，并沒有對總樣本中的 OFDI企業(yè)類型和經(jīng)營狀態(tài)進行細分，每一年都有部分 OFDI企業(yè)狀態(tài)發(fā)生改變，有的企業(yè)正在進入，正在退出或者持續(xù)存在于 OFDI市場上。OFDI企業(yè)類型和經(jīng)營狀態(tài)發(fā)生的變化是否和企業(yè)自身的生產(chǎn)率水平存在必然的聯(lián)系。以往有關(guān)此方面的研究方法忽視了這種聯(lián)系，難以從企業(yè)類型和經(jīng)營狀態(tài)細分的角度出發(fā)去進一步地探究自我選擇和學(xué)習(xí)效應(yīng)，本文則正是以此為切入點。本文的貢獻在于：第一，在企業(yè)境外直接投資數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上，按照 OFDI企業(yè)的經(jīng)營狀態(tài)將企業(yè)分類成新OFDI企業(yè)、持續(xù)OFDI企業(yè)、退出OFDI企業(yè)和非OFDI企業(yè)，并運用隨機占優(yōu)KS非參數(shù)檢驗的方法對企業(yè)的自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)進行驗證。第二，通過構(gòu)造一個可以同時檢驗自我選擇和學(xué)習(xí)效應(yīng)的回歸方程，并使用系統(tǒng) GMM 估計方法，將這兩種效應(yīng)置于同一個框架中進行檢驗，并控制住地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)等影響因素，分組對這兩種效應(yīng)進行全面規(guī)范的驗證，從而對 OFDI這種國際化路徑的選擇和企業(yè)的生產(chǎn)率水平之間的關(guān)系進行深入探究。

二、數(shù)據(jù)說明和全要素生產(chǎn)率的估算

（一）數(shù)據(jù)描述

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于 1999—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和商務(wù)部的《對外投資企業(yè)名錄》數(shù)據(jù)庫的匹配整合，具體方法就是根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計的對外直接投資企業(yè)的名稱和所屬省份與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配，匹配成功的企業(yè)就兼具了商務(wù)部對外直接投資企業(yè)的信息和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的財務(wù)信息。本文所使用數(shù)據(jù)的時間跨度是 1999—2007年，這是因為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫目前雖然已經(jīng)更新到2010年，但是2007年之后很多統(tǒng)計指標發(fā)生變化，與2007年之前的統(tǒng)計口徑差異很大，指標的變化和缺失不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估算，而且參考目前國內(nèi)相關(guān)文獻對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用情況，年份都截至到2007年，因此本文數(shù)據(jù)采用1999—2007年的時間跨度。商務(wù)部的《對外投資企業(yè)名錄》數(shù)據(jù)庫涵蓋了對外直接投資企業(yè)的母公司名稱、國外子公司名稱、經(jīng)營范圍、投資的東道國、母公司省份和子公司設(shè)立時間等相關(guān)信息。在成功匹配出每一年的 OFDI企業(yè)數(shù)量后，以此為基礎(chǔ)本文進一步對每一年的 OFDI企業(yè)狀態(tài)進行分類，以 1999—2006年各年為基期，將前一年非OFDI當年開始OFDI的企業(yè)定義為新OFDI企業(yè)，將連續(xù)兩年都從事OFDI的企業(yè)定義為持續(xù) OFDI企業(yè)，將前一年從事 OFDI當年卻退出市場的企業(yè)定義為退出 OFDI企業(yè)，將兩年都不從事OFDI的企業(yè)定義為非OFDI企業(yè)。具體的匹配統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，隨著年份的增長，從事OFDI的企業(yè)數(shù)量也在逐年增長，各種類型的OFDI企業(yè)也呈現(xiàn)出逐年增長的態(tài)勢。

表1 不同類型的OFDI企業(yè)數(shù)統(tǒng)計

（二）全要素生產(chǎn)率的估計

對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的估計，Olley和Pakes(1996)、Levinsohn和Petrin(2003)分別提出了 OP和LP的估計方法，分別選用投資額和中間品投入作為代理變量，合理解決了計量技術(shù)上的同時性偏差和樣本選擇偏差問題，使得 TFP估計更為科學(xué)。本文在得到OP方法和LP方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之后，首先使用OP方法得到的TFP來進行實證分析，最后使用LP方法測度的TFP來進一步做回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。分別用OP方法和LP方法估算出的TFP值描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果

三、自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的KS非參數(shù)檢驗

為了合理地進行OFDI企業(yè)自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的檢驗，本文首先將采用第一等隨機占優(yōu)的KS非參數(shù)檢驗方法。雙邊KS檢驗用于檢驗兩組樣本的分布是否存在差異，單邊KS檢驗用于檢驗一組樣本是否隨機占優(yōu)于另一組樣本，基于隨機占優(yōu)的KS非參數(shù)檢驗方法反映了兩組樣本間更全面的分布差異，是一種更為嚴格的檢驗方法。

（一）自我選擇效應(yīng)的檢驗

由于跨國企業(yè)進入國際市場并在國外設(shè)立分支機構(gòu)需要承擔(dān)一定的 OFDI成本，具體包括在外國設(shè)立子公司、在外國進行市場調(diào)研、建立外國市場銷售渠道等費用，這些成本比從事出口所承擔(dān)的貿(mào)易成本還要高，因此只有生產(chǎn)率高的企業(yè)才能以 OFDI經(jīng)營方式參與國際市場競爭(Melize，2004)，這就是所謂的自我選擇效應(yīng)：企業(yè)的高生產(chǎn)率是在從事OFDI之前就已經(jīng)存在，OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率高不是進行OFDI的結(jié)果，而是因為生產(chǎn)率高的企業(yè)才能夠承擔(dān)得起進行跨國經(jīng)營的成本。因此，根據(jù)對自我選擇效應(yīng)的解釋，本文提出兩個假設(shè)，并基于隨機占優(yōu)的方法來進一步驗證 OFDI企業(yè)的自我選擇效應(yīng)。假設(shè)1：從企業(yè)進入OFDI方式來看，新OFDI企業(yè)在即將進入OFDI市場時的生產(chǎn)率分布應(yīng)該隨機占優(yōu)于非OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率分布。假設(shè)2：從企業(yè)退出OFDI方式來看，持續(xù)OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率分布應(yīng)該隨機占優(yōu)于即將退出OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率分布。

表3和表4顯示了新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)、持續(xù)OFDI企業(yè)與退出OFDI企業(yè)之間TFP分布的KS檢驗。表3中KS雙邊檢驗在所有年份1%,的顯著水平下拒絕了“新 OFDI企業(yè)與非 OFDI企業(yè) TFP分布來自于同一分布”的零假設(shè)，說明新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)TFP之間存在差異；KS 單邊檢驗在所有年份于5%,顯著水平下無法拒絕“新OFDI企業(yè)TFP分布隨機占優(yōu)于非OFDI企業(yè)TFP分布”的零假設(shè)，這說明新 OFDI企業(yè)在即將進入 OFDI市場時的生產(chǎn)率高于非 OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率，驗證了假設(shè) 1。表4中 KS雙邊檢驗在所有年份 5%,的顯著水平下拒絕了“持續(xù)OFDI企業(yè)與退出 OFDI企業(yè) TFP分布來自于同一分布”的零假設(shè)，說明持續(xù) OFDI企業(yè)與退出OFDI企業(yè)TFP之間存在差異；KS 單邊檢驗在所有年份于5%顯著水平下無法拒絕“持續(xù)OFDI企業(yè)TFP分布隨機占優(yōu)于即將退出OFDI企業(yè)TFP分布”的零假設(shè)，這說明持續(xù)OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率高于即將退出OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率，只有生產(chǎn)率高的企業(yè)才能承擔(dān)得起跨國經(jīng)營的成本，驗證了假設(shè)2。

表3 新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)

表4 持續(xù)OFDI企業(yè)與退出OFDI企業(yè)

（二）學(xué)習(xí)效應(yīng)的檢驗

OFDI企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)可能來源于幾個方面：其一，國外市場規(guī)模的擴大不僅給OFDI企業(yè)提供了增加利潤收入的機會，而且給了相關(guān)企業(yè)更大的壓力來解決如何提升效率的問題以便應(yīng)對激烈的國際市場競爭(Greenaway，2007)。其二，東道國市場的消費者對產(chǎn)品的價值和質(zhì)量方面的要求可能比國內(nèi)消費者更為苛刻，這就造成 OFDI企業(yè)為了生產(chǎn)出品質(zhì)更高的產(chǎn)品，積極去吸收國際先進的技術(shù)，改進生產(chǎn)工藝，提高技術(shù)標準，加大對職工的培訓(xùn)力度(Javorcik，2004；Dunning，2008)。其三，對于一些國家的 OFDI企業(yè)還可以從東道國企業(yè)獲取逆向技術(shù)溢出，通過聘用當?shù)氐母呒寄芄と撕途哂泻诵募夹g(shù)的人才，吸取東道國先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，顯著提升了自身技術(shù)水平(Branstetter，2006)。OFDI企業(yè)通過以上的經(jīng)歷，不斷學(xué)習(xí)和進步，使得自身的生產(chǎn)率水平在從事了跨國經(jīng)營之后明顯提高，這就是所謂的學(xué)習(xí)效應(yīng)。為了檢測學(xué)習(xí)效應(yīng)，就需要測度選擇了 OFDI經(jīng)營的企業(yè)的生產(chǎn)率增長率是否比不從事 OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率要高。因此，根據(jù)對學(xué)習(xí)效應(yīng)的解釋，本文提出兩個假設(shè)并基于隨機占優(yōu)的方法來進一步驗證 OFDI企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)。對于學(xué)習(xí)效應(yīng)的檢驗，是針對企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)發(fā)生變化的前后兩年時間里后一年相對于前一年的生產(chǎn)率的增長率所進行的 KS檢驗，主要強調(diào)企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)發(fā)生變化后是否正是這種變化促進了生產(chǎn)率的提高。與自我選擇效應(yīng)檢驗的不同點在于，自我選擇效應(yīng)是針對企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)即將發(fā)生變化的前一年時間里對企業(yè)生產(chǎn)率水平進行的 KS檢驗，這是為了說明是否因為企業(yè)自身生產(chǎn)率水平的高低而自發(fā)地選擇經(jīng)營狀態(tài)的改變。自我選擇效應(yīng)的 KS檢驗側(cè)重于企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)發(fā)生變化的前一年，而學(xué)習(xí)效應(yīng)側(cè)重于企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)發(fā)生變化的后一年。假設(shè) 3：新 OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率分布隨機占優(yōu)于非 OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率分布。假設(shè)4：持續(xù)OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率分布隨機占優(yōu)于新OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率分布。

表5和表6顯示了新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)、持續(xù)OFDI企業(yè)與新OFDI企業(yè)之間TFP增長率分布的KS檢驗。表5中KS雙邊檢驗所有年份都在5%,的顯著水平下拒絕了“新 OFDI企業(yè)與非 OFDI企業(yè) TFP增長率分布來自于同一分布”的零假設(shè)，說明新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)TFP增長率之間存在差異；KS 單邊檢驗在所有年份于5%,顯著水平下無法拒絕“新OFDI企業(yè)TFP增長率分布隨機占優(yōu)于非OFDI企業(yè)TFP增長率分布”的零假設(shè)，說明新OFDI企業(yè)在進入OFDI市場后的生產(chǎn)率增長率高于非OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率，企業(yè)選擇了OFDI經(jīng)營方式通過學(xué)習(xí)效應(yīng)提升了自身的生產(chǎn)率水平，驗證了假設(shè)3。表6中KS雙邊檢驗除了2000年、2001年、2007年三年在 5%,的顯著水平下拒絕以外，其余年份都在 10%,的顯著水平下拒絕了“持續(xù)OFDI企業(yè)與新 OFDI企業(yè) TFP增長率分布來自于同一分布”的零假設(shè)，說明持續(xù)OFDI企業(yè)與新OFDI企業(yè)TFP之間存在差異；KS單邊檢驗在所有年份都于5%,顯著水平下無法拒絕“持續(xù)OFDI企業(yè)TFP增長率分布隨機占優(yōu)于新OFDI企業(yè)TFP增長率分布”的零假設(shè)，這說明持續(xù) OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率高于新 OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率增長率，OFDI企業(yè)經(jīng)營年限越長學(xué)習(xí)效應(yīng)所起的作用越大，驗證了假設(shè)4。

表5 新OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)

表6 持續(xù)OFDI企業(yè)與新OFDI企業(yè)

四、自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的模型估計與檢驗

上文運用KS非參數(shù)檢驗比較不同類型的OFDI企業(yè)的生產(chǎn)率分布和生產(chǎn)率增長率分布的差異，從而探究中國 OFDI企業(yè)中是否存在這兩種效應(yīng)。下面本文運用傳統(tǒng)的經(jīng)驗研究方法，使用同一樣本數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造一個可以同時檢驗自我選擇和學(xué)習(xí)效應(yīng)的回歸方程，控制住年份時間效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和企業(yè)性質(zhì)等因素，從而更規(guī)范、全面地來驗證這兩種效應(yīng)。

（一）模型的設(shè)定和變量的選取

首先，本文設(shè)定的計量模型如下：

控制變量。方程中Scaleit表示企業(yè)的規(guī)模水平，本文采用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值來衡量。Capitalit表示企業(yè)的資本密集度，用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)從業(yè)人員人數(shù)的比值來衡量。Ownerit表示企業(yè)的控股類型，是一個二元虛擬變量，值為 1表示企業(yè)是國有控股，值為 0表示企業(yè)是非國有控股。Ageit表示企業(yè)的年齡，即從企業(yè)設(shè)立到目前的時間，以年為單位。λit、γit、μt分別表示企業(yè)的省份特征、行業(yè)特征和時間特征的固定效應(yīng)。εit是殘差項。各個變量的描述性統(tǒng)計如表7所示。

表7 變量的描述性統(tǒng)計

（二）實證結(jié)果分析

由于所采用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，本文使用動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM方法對模型進行估計，考慮到動態(tài)面板估計方法的需要，并且前一期的TFP增長率對當期的TFP增長率也會產(chǎn)生影響，所以在解釋變量中加入TFP增長率的滯后一期值(DlnTFPit-1)。對于動態(tài)面板模型，由于DlnTFPit-1與固定效應(yīng)λit、γit相關(guān)，這個內(nèi)生性如果不控制，將產(chǎn)生動態(tài)面板偏誤，如果數(shù)據(jù)時間維度較短，偏誤就會更為嚴重。問題是，通過組內(nèi)估計轉(zhuǎn)換的滯后因變量和殘差項依然相關(guān)，因而不能克服偏誤的問題。針對動態(tài)模型，Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(2000)等設(shè)計出的系統(tǒng)GMM方法能有效克服動態(tài)面板模型參數(shù)估計的上述問題。該方法將差分后的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為水平方程中對應(yīng)變量的工具變量，將水平的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為差分方程中對應(yīng)變量的工具變量，對水平方程和差分方程參數(shù)進行估計和識別后通過加權(quán)得到最終的水平方程系統(tǒng) GMM 估計結(jié)果，即同時利用水平方程和差分方程，通過增加矩條件來提高估計效率。因此，我們將使用stata12.0軟件中的xtabond2命令進行系統(tǒng)GMM的估計。

1.全樣本的實證檢驗結(jié)果

為了進行比較分析，首先本文對方程還使用了 OLS方法和面板固定效應(yīng)方法的估計，在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)之間選擇時，進行豪斯曼檢驗，檢驗統(tǒng)計量的值為chi2(6)＝14.655，P值為 0.031，拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)估計。接著進行系統(tǒng) GMM的估計，本文報告三項檢驗統(tǒng)計指標：sargan檢驗對應(yīng)的統(tǒng)計值和P值，AR(1)和AR(2)。對全樣本的實證結(jié)果如表8所示，模型(1)、(2)、(3)是沒考慮地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和時間年份效應(yīng)的估計結(jié)果。模型(4)、(5)、(6)是考慮了這三種效應(yīng)的估計結(jié)果，需要說明的是在使用固定效應(yīng)模型時不隨時間變化的虛擬變量都被并入了固定效應(yīng)中，所以模型(5)只能體現(xiàn)時間效應(yīng)。從總體上來看，OFDI企業(yè)同時存在自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)，而且自我選擇效應(yīng)比學(xué)習(xí)效應(yīng)表現(xiàn)得更為顯著。核心變量 start的系數(shù)及其顯著性表示學(xué)習(xí)效應(yīng)，在沒有考慮地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和時間年份效應(yīng)的條件下，OLS、面板固定效應(yīng)和系統(tǒng) GMM 估計出的系數(shù)都在 5%,的水平下表現(xiàn)顯著，在加入了控制變量之后，OLS和面板固定效應(yīng)估計出的系數(shù)在數(shù)值和顯著性方面都有所提高，這說明地區(qū)和行業(yè)因素對 OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響還是存在的。核心變量 Both的系數(shù)及其顯著性表示自我選擇效應(yīng)，從實證結(jié)果中可以看出，在考慮地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和時間效應(yīng)前后 OFDI的自我選擇效應(yīng)都很顯著，顯著性很強，這說明自我選擇效應(yīng)是顯著存在的。模型(3)和模型(6)使用了系統(tǒng) GMM 方法，針對這兩個模型的AR(1)和AR(2)檢驗表明，差分方程的殘差序列存在顯著的一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，意味著模型設(shè)定總體上是可取的。判定工具變量是否有效的 Sargan檢驗不能拒絕原假設(shè)，表明各工具變量的構(gòu)造均是有效的。并且，生產(chǎn)率增長率滯后一期值L.DlnTFP的系數(shù)為正，非常顯著。通過對比發(fā)現(xiàn)，考慮了地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和時間效應(yīng)的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果，Both系數(shù)的顯著性有所提高，自我選擇效應(yīng)變得更加顯著。

表8 全樣本的實證檢驗結(jié)果

2.分地區(qū)的實證檢驗結(jié)果

受國家地區(qū)政策、地方政府利益格局等因素的影響，我國不同地區(qū)的省份之間制度環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展水平存在差距。這種地區(qū)制度環(huán)境的差異是否會對所屬地企業(yè)的生產(chǎn)率水平產(chǎn)生影響值得進一步探究。從自我選擇效應(yīng)來看，受地區(qū)因素影響不太明顯，相對于生產(chǎn)率較低的企業(yè)，生產(chǎn)率高的企業(yè)不滿足于國內(nèi)市場，自愿會去承擔(dān) OFDI成本，選擇境外直接投資的經(jīng)營方式去擴展海外市場，爭取在海外市場獲得更大利潤。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，所屬地的制度環(huán)境越好，越有利于企業(yè)外出投資辦廠的法律法規(guī)得到很好的實施，越能更好地保障企業(yè)利益，海外分支機構(gòu)與國內(nèi)母公司在內(nèi)部進行知識和技術(shù)轉(zhuǎn)移的成本和阻礙就越小，更有利于企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高，學(xué)習(xí)效應(yīng)表現(xiàn)得就更強。因此，從分地區(qū)的角度本文提出兩個假設(shè)。假設(shè)5：從分地區(qū)來看，所屬不同地區(qū)的 OFDI企業(yè)存在自我選擇效應(yīng)，但是自我選擇效應(yīng)受地區(qū)差異的影響較小。假設(shè) 6：從分地區(qū)來看，所屬不同地區(qū)的企業(yè)存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，并且受地區(qū)差異的影響較大，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)要強于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的該效應(yīng)。

按照世界銀行(2006)的劃分，中國內(nèi)地被劃分為 6大經(jīng)濟區(qū)域，分別是東北地區(qū)(吉林、遼寧、黑龍江)、東南地區(qū)(江蘇、上海、福建、廣東、浙江)、環(huán)渤海地區(qū)(北京、河北、天津、山東)、中部地區(qū)(湖南、湖北、安徽、江西、河南)、西北地區(qū)(陜西、山西、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆、青海、甘肅)和西南地區(qū)(重慶、四川、云南、廣西、貴州、海南、西藏)。本文分地區(qū)來檢驗位于不同地區(qū)和省份的 OFDI企業(yè)是否存在這兩種效應(yīng)以及是否會因地區(qū)差異而表現(xiàn)不同。首先將這六大區(qū)域生成地區(qū)虛擬變量放入同一模型中，單獨考察在不受行業(yè)、時間、企業(yè)性質(zhì)等因素影響下地區(qū)虛擬變量系數(shù)的表現(xiàn)差異。如表9模型(1)所示，地區(qū)虛擬變量系數(shù)都比較顯著，其中東南、環(huán)渤海、中部地區(qū)系數(shù)都為正，西北、西南地區(qū)系數(shù)為負，這說明同一方程中地區(qū)虛擬變量的系數(shù)差異是顯著存在的，地區(qū)差異作為重要的影響因素，對企業(yè)生產(chǎn)率增長率所起的作用是不容忽視的，因此按地區(qū)再分組做檢驗。表9模型(2)—模型(7)的實證結(jié)果顯示，不同地區(qū)OFDI企業(yè)表現(xiàn)差異較大。從自我選擇效應(yīng)來看，不同地區(qū)的 Both系數(shù)都為正且較為顯著，這說明自我選擇效應(yīng)受地區(qū)因素影響不太明顯，相對于生產(chǎn)率較低的企業(yè)，各地區(qū)生產(chǎn)率高的企業(yè)不滿足于國內(nèi)市場，自愿會去承擔(dān) OFDI成本，選擇境外直接投資的經(jīng)營方式去擴寬海外市場，爭取海外市場帶來的更大利潤，自我選擇效應(yīng)不受地區(qū)差異的影響，驗證了假設(shè) 5。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，東南、環(huán)渤海和中部地區(qū)的 OFDI企業(yè)Start系數(shù)較為顯著，表明這三個地區(qū)的學(xué)習(xí)效應(yīng)較為顯著，而東北、西北、西南地區(qū)的學(xué)習(xí)效應(yīng)不是很顯著，這可能因為東南、環(huán)渤海這些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的制度環(huán)境比較優(yōu)越，地方政府出臺了更多地維護企業(yè)利益的法律法規(guī)，針對“走出去”企業(yè)實施了更多的優(yōu)惠政策，良好的制度環(huán)境促使這些地區(qū)的企業(yè)形成了產(chǎn)業(yè)集聚，已從過去的單打獨斗轉(zhuǎn)變?yōu)閰^(qū)域集群式規(guī)模式發(fā)展，使得這些地區(qū)的企業(yè)走出國門時更善于從對外直接投資經(jīng)歷中總結(jié)經(jīng)驗提升效率，更有利于企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高，學(xué)習(xí)效應(yīng)表現(xiàn)得更強，從而驗證了假設(shè)6。

表9 分地區(qū)的實證檢驗結(jié)果

3.分行業(yè)的實證檢驗結(jié)果

根據(jù)段文斌(2013)的處理辦法，將涉及的二維碼行業(yè)進行分類，分別是資源密集型行業(yè)(06、07、15、16、20、22、25、45、46)、勞動密集型行業(yè)(08、09、10、11、13、14、17、18、19、21、23)和資本密集型行業(yè)(24、26、27、28、29、30、31、32、33、34、35、36、37、39、40、41、42、43)。結(jié)合不同行業(yè)的特征，來研究對 OFDI企業(yè)生產(chǎn)率的影響：從自我選擇效應(yīng)來看，不同行業(yè)里的生產(chǎn)率高的企業(yè)往往難以滿足國內(nèi)市場帶來的利潤，為了提高企業(yè)的競爭力，都會自主選擇境外直接投資去拓展國際市場。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，行業(yè)特征的影響較為明顯，資本密集型行業(yè)中包含了很多高技術(shù)行業(yè)，對技術(shù)工人和高質(zhì)量人才需求量大，匯聚了大量技術(shù)工人和高質(zhì)量人才，提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力和盈利水平，促進了先進的技術(shù)和創(chuàng)新知識在公司內(nèi)部的交流，所以在資本密集型行業(yè)中學(xué)習(xí)效應(yīng)表現(xiàn)得比較顯著。相對于勞動密集型和資源密集型行業(yè)，更多使用的是普通勞動力資源，創(chuàng)新能力不足，學(xué)習(xí)效應(yīng)所起的作用有限。因此，從分行業(yè)的角度本文提出以下兩個假設(shè)。假設(shè) 7：從分行業(yè)來看，所屬不同行業(yè)的 OFDI企業(yè)存在自我選擇效應(yīng)，但是自我選擇效應(yīng)受行業(yè)特征的影響較小。假設(shè) 8：從分行業(yè)來看，所屬不同行業(yè)的 OFDI企業(yè)存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，并且受行業(yè)特征的影響較大，一般來說，資本密集型行業(yè)的OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)要強于勞動密集型和資源密集型行業(yè)。

首先將這三大行業(yè)生成行業(yè)虛擬變量放入同一模型中，單獨考察在不受地區(qū)、時間、企業(yè)性質(zhì)等因素影響下行業(yè)虛擬變量系數(shù)表現(xiàn)的差異。如表10模型(1)所示，行業(yè)虛擬變量系數(shù)都比較顯著，其中資本密集型行業(yè)系數(shù)為正，勞動密集型行業(yè)系數(shù)為負，這說明同一方程中行業(yè)虛擬變量的系數(shù)差異是顯著存在的，行業(yè)差異會對企業(yè)生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生影響，因此按行業(yè)再分組做檢驗并考察不同行業(yè)分組方程之間系數(shù)的差異。表10模型(2)—模型(4)顯示，不同行業(yè)類型對 OFDI企業(yè)自我選擇效應(yīng)影響不大，但對學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響明顯。從自我選擇效應(yīng)來看，資本密集、資源密集和勞動密集型行業(yè) Both的系數(shù)都為正且較為顯著，這說明自我選擇效應(yīng)受行業(yè)特征因素影響不明顯，不同行業(yè)里的生產(chǎn)率高的企業(yè)會自主選擇境外直接投資拓展國際市場，驗證了假設(shè)7。從學(xué)習(xí)效應(yīng)來看，資本密集行業(yè)的OFDI企業(yè)Start系數(shù)較為顯著，表明該行業(yè)中 OFDI企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)較為顯著，而資源密集和勞動密集行業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)不是很顯著，這可能因為資本密集型行業(yè)更傾向于雇傭技術(shù)工人和高質(zhì)量人才而提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力，促進了先進的技術(shù)和創(chuàng)新知識在公司內(nèi)部的交流，從而提高了企業(yè)自身的生產(chǎn)率水平和經(jīng)營效率，所以表現(xiàn)出的學(xué)習(xí)效應(yīng)較強，驗證了假設(shè)8。

4.分企業(yè)性質(zhì)的實證檢驗結(jié)果

本文根據(jù)企業(yè)控股情況將企業(yè)劃分成國有企業(yè)和民營企業(yè)并分組做實證。從自我選擇效應(yīng)看，無論是國有企業(yè)還是私營企業(yè)都存在一個“強者恒強”的市場法則，生產(chǎn)率高的企業(yè)會充分使用各種資源，利用各種信息來促進公司的發(fā)展，當國內(nèi)市場資源難以滿足公司進一步的發(fā)展需求時，這些企業(yè)往往會向海外市場尋求突破，因此自我選擇效應(yīng)受企業(yè)性質(zhì)影響并不顯著。從學(xué)習(xí)效應(yīng)看，國有企業(yè)雖然長期以來在政策支持方面占有一定的優(yōu)勢，但經(jīng)常面臨委托代理問題，母公司的委托人與海外分支機構(gòu)的代理人之間目標利益不一致，企業(yè)創(chuàng)新剩余索取權(quán)和控制權(quán)分離，造成國有企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新動力不足，創(chuàng)新技術(shù)和知識難以在內(nèi)部有效交流。民營企業(yè)產(chǎn)權(quán)明晰，組織結(jié)構(gòu)合理，企業(yè)創(chuàng)始人往往具有較強的企業(yè)家創(chuàng)新精神和市場意識，所以民營企業(yè)在創(chuàng)新資源利用方面領(lǐng)先，源源不斷地創(chuàng)新動力促使企業(yè)內(nèi)部較好地消化新技術(shù)和新知識，學(xué)習(xí)效應(yīng)就表現(xiàn)得比較顯著。因此，本文從分企業(yè)性質(zhì)的角度提出以下兩個假設(shè)。假設(shè) 9：從分企業(yè)性質(zhì)來看，國有和民營 OFDI企業(yè)都存在自我選擇效應(yīng)，但是自我選擇效應(yīng)受企業(yè)性質(zhì)的影響較小。假設(shè) 10：從分企業(yè)性質(zhì)來看，國有和民營 OFDI企業(yè)都存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，并且受企業(yè)性質(zhì)的影響較大，一般來說，民營企業(yè)的 OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)要強于國有企業(yè)。

表10 分行業(yè)、分企業(yè)性質(zhì)的實證檢驗結(jié)果

首先將企業(yè)性質(zhì)生成虛擬變量(Ownerit，國有企業(yè)為1，民營企業(yè)為0)放入同一模型中，單獨考察在不受地區(qū)、行業(yè)、時間等因素影響下企業(yè)性質(zhì)系數(shù)表現(xiàn)的差異。如表10模型(5)所示，虛擬變量系數(shù)比較顯著，其中Ownerit系數(shù)為負，這說明同一方程中企業(yè)性質(zhì)虛擬變量的系數(shù)差異是顯著存在的，企業(yè)控股類型會對企業(yè)生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生影響，因此按國有和民營再分組做檢驗來考察不同國有和民營企業(yè)分組方程之間系數(shù)的差異。實證檢驗結(jié)果如表10模型(6)、(7)所示，民營 OFDI企業(yè)比國有 OFDI企業(yè)自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)都要顯著。從自我選擇效應(yīng)看，國有和民營 OFDI企業(yè)的Both系數(shù)都為正且較為顯著，這說明自我選擇效應(yīng)受企業(yè)性質(zhì)因素影響不太明顯，無論是國有還是民營企業(yè)，生產(chǎn)率高的企業(yè)都在“走出去”戰(zhàn)略激勵下自主走出國門，尋求國際市場上更大的發(fā)展空間，驗證了假設(shè) 9。從學(xué)習(xí)效應(yīng)看，民營企業(yè) Start系數(shù)較為顯著，表明民營企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)較為顯著，而國有企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)不是很顯著，這可能因為民營企業(yè)在境外相對于國有企業(yè)經(jīng)營更加靈活，產(chǎn)權(quán)更加明晰，企業(yè)創(chuàng)始人往往具有較強的企業(yè)家創(chuàng)新精神和市場意識，所以民營企業(yè)在創(chuàng)新資源利用方面領(lǐng)先，源源不斷地創(chuàng)新動力促使企業(yè)內(nèi)部較好地消化新技術(shù)和新知識，學(xué)習(xí)效應(yīng)就表現(xiàn)得比較顯著。國有企業(yè)可能因為國家戰(zhàn)略需要出于非市場動機，母公司的委托人與海外分支機構(gòu)的代理人之間目標利益不一致，阻礙了新技術(shù)和新知識的有效交流，這就造成民營企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)要顯著強于國有企業(yè)，驗證了假設(shè)10。

表11 穩(wěn)健性檢驗(一)

5.穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上文所做的實證結(jié)果是否可靠，使用 LP方法估算出的全要素生產(chǎn)率(TFP)進行穩(wěn)健性檢驗，以TFP的增長率為被解釋變量進行回歸實證分析。如表11所示，模型(1)是對全樣本進行的檢驗，模型(2)、(3)、(4)是分行業(yè)進行的檢驗，模型(5)、(6)是分企業(yè)性質(zhì)進行的檢驗。表12所示的是分地區(qū)進行實證檢驗的結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與上文所得出的結(jié)論基本一致，有效地驗證了實證結(jié)果。只是在分地區(qū)進行檢驗時，東南、環(huán)渤海地區(qū)的企業(yè)自我選擇和學(xué)習(xí)效應(yīng)都是最顯著的，西南地區(qū)企業(yè)要顯著于東北和中部地區(qū)企業(yè)，這與上文的西部地區(qū)整體落后的實證檢驗結(jié)果有所出入，但不影響全國整體的區(qū)域性特征。穩(wěn)健性檢驗的各個模型其他解釋變量都很顯著，所使用的系統(tǒng)GMM方法都接受了判定工具變量是否有效的Sargan檢驗原假設(shè)，差分方程的殘差序列都存在顯著的一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，意味著模型設(shè)定總體上都是可取的。

表12 穩(wěn)健性檢驗(二)

五、結(jié)論和政策建議

本文使用 1999—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和商務(wù)部境外直接投資企業(yè)名錄數(shù)據(jù)庫匹配后的樣本數(shù)據(jù)，在對OFDI企業(yè)狀態(tài)進行分類的基礎(chǔ)上，對中國OFDI企業(yè)是否存在自我選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)進行檢驗，得到以下結(jié)論：第一，從樣本總體來看，兩種效應(yīng)同時存在，但自我選擇效應(yīng)更加顯著且強于學(xué)習(xí)效應(yīng)，無論是分地區(qū)、分行業(yè)、分企業(yè)性質(zhì)，自我選擇效應(yīng)都是顯著存在的，然而學(xué)習(xí)效應(yīng)更容易受到這些因素的影響。第二，從分地區(qū)來看，東南、環(huán)渤海地區(qū)的 OFDI企業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)要顯著強于東北、西北等其他地區(qū)的企業(yè)，可能因為這些地區(qū)制度環(huán)境較好，能夠更好地保障企業(yè)利益，海外分支機構(gòu)與國內(nèi)母公司在內(nèi)部進行知識和技術(shù)轉(zhuǎn)移的成本和阻礙更小，更有利于企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高。第三，從分行業(yè)來看，因為資本密集的行業(yè)能夠使用先進的機械裝備或具有更為進步的技術(shù)水平，而且使用更多的技術(shù)工人和高質(zhì)量人才，提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力和盈利水平，促進了先進的技術(shù)和創(chuàng)新知識在公司內(nèi)部的交流，所以在資本密集型行業(yè)中學(xué)習(xí)效應(yīng)表現(xiàn)得比較顯著。第四，從分企業(yè)性質(zhì)來看，民營企業(yè)隨著國內(nèi)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進行境外直接投資的比重逐年增加，其產(chǎn)權(quán)明晰，經(jīng)營更加靈活，企業(yè)創(chuàng)始人往往具有較強的企業(yè)家創(chuàng)新精神和市場意識，所以民營企業(yè)在創(chuàng)新資源利用方面領(lǐng)先，源源不斷地創(chuàng)新動力促使企業(yè)內(nèi)部較好地消化新技術(shù)和新知識，學(xué)習(xí)效應(yīng)就表現(xiàn)得比較顯著。

基于本文所得出的經(jīng)驗研究，給出以下政策建議。第一，地方政府需要推進各地區(qū)制度建設(shè)和加強政策執(zhí)行力度，通過完善各地區(qū)制度環(huán)境來降低企業(yè)經(jīng)營成本，幫助本地企業(yè)走出國門。第二，優(yōu)化行業(yè)人才發(fā)展戰(zhàn)略，加大各行業(yè)技術(shù)工人和高質(zhì)量人才的使用比例，從而提高各行業(yè)企業(yè)“走出去”的經(jīng)濟效益和創(chuàng)新能力。第三，繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，完善國有企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，降低委托代理成本，改進創(chuàng)新激勵機制，激發(fā)國有企業(yè)的創(chuàng)新活力。

［1］段文斌，劉大勇，余泳澤.異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)節(jié)能減排的技術(shù)路徑與比較優(yōu)勢——理論模型及實證檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2013(4)：69-81.

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