何鈺子，魏華陽

(1.武漢大學 中國中部發(fā)展研究院，湖北 武漢 430072；2.四川大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 610065)

一、引 言

外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)的外部效應對當?shù)亟?jīng)濟活動的影響一直是學界關(guān)注的重點話題，F(xiàn)DI對當?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)率的間接影響已得到大量文獻的探討與證明。如Liu等[1]與Bandick和Karpaty[2]分別基于英國和瑞典制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究證明了FDI對當?shù)仄髽I(yè)的正向溢出效應。類似的，潘文卿[3]基于中國工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI能夠?qū)χ袊I(yè)的產(chǎn)出帶來正向溢出效應。楊紅麗和陳釗[4]進一步從上游供應商視角闡述了FDI的技術(shù)溢出機制。但路江涌[5]認為，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應并不明顯，甚至在一定程度上損害了本土企業(yè)的績效。隨著FDI溢出效應研究的不斷深入和拓展，除了從產(chǎn)出和生產(chǎn)率視角，F(xiàn)DI對本土出口活動的影響也得到越來越多的研究與探討。Aitken等[6]與Greenaway等[7]認為FDI帶來的出口市場信息共享、先進技術(shù)溢出與示范等外部經(jīng)濟效應是推動東道國出口增長的有效因素之一。但Ruane和Sutherland[8]研究指出，F(xiàn)DI的增長反而擠占了本土企業(yè)的出口空間。Aitken和Harrison[9]強調(diào)，F(xiàn)DI在為內(nèi)資企業(yè)帶來正向溢出效應的同時，伴隨而來的還有市場競爭力的沖擊，后者可能造成內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的下降和出口積極性的降低。因此，F(xiàn)DI對東道國企業(yè)的最終影響取決于前者所產(chǎn)生的正負兩種效應的力量博弈。

關(guān)于FDI與本土企業(yè)出口之間關(guān)系的研究結(jié)論出現(xiàn)巨大差異可能是由研究視角、研究樣本以及研究方法的不同所致，為此，本文將基于2001—2011年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)詳細探討FDI對中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的影響及其差異。

二、文獻回顧

關(guān)于FDI與東道國出口貿(mào)易之間的關(guān)系研究，Aitken等[6]開創(chuàng)性地通過數(shù)理推導闡述了FDI的信息溢出對東道國企業(yè)出口參與的推動作用，并運用墨西哥制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)證明了FDI的地理集聚是東道國企業(yè)參與出口的有效因素之一。具體來說，外資企業(yè)往往具有較為豐富的國際市場需求和供給信息，東道國企業(yè)能夠借助FDI的信息溢出提高參與出口的積極性。隨后，基于各國數(shù)據(jù)的相關(guān)實證研究逐漸豐富起來。在出口規(guī)模方面。Kokko等[10]運用烏拉圭制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究表明，處于外資參與程度較高的行業(yè)中的本土企業(yè)，往往具有更高的出口傾向。Greenaway等[7]基于英國制造業(yè)數(shù)據(jù)分別從市場競爭效應、出口示范效應以及出口溢出效應這三個方面檢驗和分析了FDI對東道國出口貿(mào)易的影響，研究發(fā)現(xiàn)，市場競爭效應和出口溢出效應對東道國的出口擴張均表現(xiàn)出顯著的推動作用。柴敏[11]與趙新泉[12]運用中國省級面板數(shù)據(jù)再次證明了FDI的出口溢出效應。趙偉和陳文芝[13]運用中國高技術(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)驗證了FDI的市場競爭效應和出口示范效應。

在出口競爭力方面，F(xiàn)DI對中國出口貿(mào)易的積極影響同樣得到了部分學者的證明。文東偉等[14]在詳細描述了中國自改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢之后，探討了FDI在此演變過程中所扮演的角色。研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI顯著地改善了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和出口競爭力，且這種積極影響在外資參與程度較高的行業(yè)中尤為明顯。宋紅軍[15]與王雪珂[16]進一步從行業(yè)要素密集度視角探討了FDI對不同行業(yè)出口競爭力的影響，前者認為FDI對出口競爭力的推動作用主要體現(xiàn)在勞動密集型行業(yè)中；但后者的研究結(jié)果表明，資本密集型行業(yè)出口競爭力受到FDI的積極影響最為顯著，勞動密集型行業(yè)受到的影響相對較小。但部分研究指出，由于市場競爭效應的存在，F(xiàn)DI對東道國出口貿(mào)易發(fā)展的負面影響不容忽視。Ruane和Sutherland[8]基于愛爾蘭企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，由于愛爾蘭作為歐盟的出口平臺，本土企業(yè)與外資企業(yè)之間的聯(lián)系十分微弱。在缺少出口溢出效應的情況下，當區(qū)域內(nèi)外資企業(yè)數(shù)量超過一定程度后，過度的市場競爭抑制了本土企業(yè)的出口份額。同樣，趙新泉[12]與趙偉和陳文芝[13]也基于行業(yè)和省級數(shù)據(jù)證明了FDI對內(nèi)資企業(yè)負向市場競爭效應的存在。

基于以上文獻回顧筆者不難發(fā)現(xiàn)，目前關(guān)于FDI與東道國出口貿(mào)易之間的關(guān)系研究主要存在兩個問題：一方面，不論是基于出口規(guī)模、出口結(jié)構(gòu)還是出口競爭力，國內(nèi)關(guān)于FDI對中國內(nèi)資企業(yè)出口貿(mào)易的影響研究視角均是基于行業(yè)層面或者省級層面，樣本較為有限，缺乏更為微觀細致的數(shù)據(jù)支持；另一方面，隨著新新貿(mào)易理論的興起，除了原有出口企業(yè)的出口規(guī)模，那些未出口企業(yè)未來參與出口的可能性也是企業(yè)出口研究中不可忽視的內(nèi)容。但由于過去的相關(guān)研究主要基于宏觀和中觀層面，F(xiàn)DI對企業(yè)選擇參與出口的可能性的研究較為鮮見。鑒于此，本文將運用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和Heckman兩步法模型，從微觀層面詳細探討FDI的參與程度及其所帶來的市場競爭效應和出口示范效應對中國本土制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的影響，并分析該影響在不同企業(yè)樣本中存在的差異和原因。

三、傳導機制分析

(一)FDI通過影響本土企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量作用于出口參與

來自發(fā)達國家或地區(qū)的外資企業(yè)往往具有相對先進的生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)品質(zhì)量，這也意味著本土企業(yè)面臨著更加激烈的市場競爭環(huán)境。一方面，外資企業(yè)中高素質(zhì)勞動力和知識溢出有助于中國本土制造業(yè)企業(yè)通過學習和模仿實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量升級，進而能夠更大范圍內(nèi)地滿足國際市場對產(chǎn)品質(zhì)量的要求，最終實現(xiàn)出口規(guī)模的擴張以及那些未出口企業(yè)在未來進入國際市場的可能性；另一方面，目前中國制造業(yè)企業(yè)的出口發(fā)展模式仍然是以“低價競爭、數(shù)量取勝”為主[17]，這種情況下，特別是出口導向型的外資企業(yè)更容易對本土企業(yè)產(chǎn)生擠出效應，導致企業(yè)出口參與程度的下降。

(二)FDI通過影響本土企業(yè)的生產(chǎn)成本和生產(chǎn)率作用于出口參與

Melitz[18]指出，出口成本和生產(chǎn)率是決定企業(yè)是否進入出口市場的關(guān)鍵因素。借助于外資企業(yè)的技術(shù)溢出、人才流動以及先進的經(jīng)營管理經(jīng)驗，中國本土制造業(yè)企業(yè)的平均生產(chǎn)成本能夠得以降低，相應的生產(chǎn)率也實現(xiàn)了提升。此外，外資企業(yè)往往掌握豐富的國際市場供給和需求信息以及多種銷售渠道。因此，本土企業(yè)能夠通過人才交流獲取國際市場信息，降低信息搜尋成本，且能夠更有針對性地進行大規(guī)模生產(chǎn)和出口。然而，Aitken和Harrison[9]指出，F(xiàn)DI持續(xù)增加也有可能出現(xiàn)擠占本土企業(yè)市場份額的現(xiàn)象，加之大量外資企業(yè)的大規(guī)模生產(chǎn)引致的以勞動力為代表的要素市場的供不應求和要素成本的增加[19]，導致本土企業(yè)面臨生產(chǎn)成本大幅增加以及規(guī)模經(jīng)濟的明顯下降，這無疑將抑制本土企業(yè)參與出口的積極性。

(三)FDI通過價值鏈垂直溢出作用于出口參與

在中國大量制造業(yè)企業(yè)廣泛參與全球生產(chǎn)網(wǎng)絡的背景下，中國的外資企業(yè)往往與本土企業(yè)分布于同一產(chǎn)品價值鏈中，本土企業(yè)與外資企業(yè)的業(yè)務接觸更為頻繁和深入，伴隨而來的便是垂直溢出效應[4]。對于位于外資企業(yè)上游的內(nèi)資供應商，外資企業(yè)在生產(chǎn)過程中對中間產(chǎn)品的大量需求刺激了本土供應商快速提升生產(chǎn)率；對于位于外資企業(yè)下游的內(nèi)資企業(yè)，能夠借助外資企業(yè)提供的相對較高質(zhì)量的中間產(chǎn)品而帶動自身的生產(chǎn)率水平，進而提高了企業(yè)的出口競爭力。同時，在同一生產(chǎn)價值鏈中，本土企業(yè)可以通過模仿和改進外資企業(yè)的產(chǎn)品提升自身產(chǎn)品多樣化水平，進而有助于提高本土企業(yè)供給與國際市場需求之間的匹配程度。但另一方面，外商來華投資的目的之一便是利用中國相對廉價的簡單勞動力。產(chǎn)品價值鏈中的本土企業(yè)在長期與外資企業(yè)合作過程中，也有可能被鎖定在全球價值鏈的低端[20]，最終抑制了企業(yè)出口參與程度的深化。

綜上所述，F(xiàn)DI既能夠通過技術(shù)溢出、出口示范效應和信息共享提升本土企業(yè)的生產(chǎn)率和出口競爭力，又有可能發(fā)生擠占本土企業(yè)市場份額、提高生產(chǎn)要素成本等不利于本土企業(yè)參與出口的多種負向影響。因此，F(xiàn)DI流入最終能否促進東道國企業(yè)出口參與取決于正負兩種效應的對比與博弈。

四、模型設(shè)定與變量說明

企業(yè)的出口參與往往分為兩部分內(nèi)容：一是企業(yè)選擇是否進入出口市場，即出口擴展邊際；二是出口企業(yè)的出口規(guī)模，即出口集約邊際。由于企業(yè)的出口擴展邊際和出口集約邊際可能存在一定程度的聯(lián)系，為避免分別對二者回歸所帶來的估計偏誤，本文將運用Heckman兩步法進行檢驗與分析。企業(yè)出口規(guī)模方程和出口選擇方程如下式所示：

exporti,t=α0+α1FDIi,t-1+α2compi,t-1+α3spilli,t-1+α4proi,t-1+α5percapitali,t-1+α6salaryi,t-1+α7finconstraini,t-1+α8subsidyi,t-1+μyear

(1)

exportdummyi,t=α0+α1FDIi,t-1+α2compi,t-1+α3spilli,t-1+α4proi,t-1+α5percapitali,t-1+α6salaryi,t-1+α7finconstraini,t-1+α8subsidyi,t-1+α9exportdummyi,t-1+μyear

(2)

其中，export表示企業(yè)的出口規(guī)模，即出口集約邊際，本文以企業(yè)的出口交貨值占銷售產(chǎn)值的比重表示。exportdummy表示企業(yè)選擇出口的概率，即出口擴展邊際，如果企業(yè)存在出口行為，取值為1；否則，取值為0。式(1)表示企業(yè)的出口方程，式(2)表示企業(yè)的選擇方程。同時，Heckman[21]強調(diào)，選擇方程的變量要多于出口方程的變量，為此，本文在選擇方程中加入了企業(yè)是否出口這一變量的滯后一期，這樣同時也能夠觀察企業(yè)過去的出口選擇對未來出口決定的影響。

核心解釋變量為FDI、comp以及spill，分別體現(xiàn)了各個城市FDI的整體參與程度、FDI所帶來的市場競爭效應以及出口示范效應。

同時，本文選取了若干能夠反映企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征的控制變量。pro表示企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，本文以企業(yè)的人均產(chǎn)出來表示。percapital表示企業(yè)的資本深化水平，本文以人均固定資產(chǎn)表示。salary表示企業(yè)的勞動力成本，本文用人均薪酬表示：salary=(應付工資總額+應付福利總額)/從業(yè)人數(shù)。finconstrain表示企業(yè)的流動性約束，本文以企業(yè)的流動比率表示：finconstrain=流動資產(chǎn)/流動負債。subsidy表示企業(yè)是否獲得了政府補貼，如果是，取值為1；否則，取值為0。此外，考慮到自變量作用于因變量往往需要一定的時期，同時為了避免自變量與因變量之間可能存在的反向因果關(guān)系，所有自變量均以滯后一期的形式帶入到計量模型中。為了克服和緩解變量之間可能存在的異方差，pro、percapital、salary和finconstrain在回歸過程中均以對數(shù)形式體現(xiàn)。

數(shù)據(jù)來源于2001—2011年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國城市統(tǒng)計年鑒》，并剔除了固定資產(chǎn)、出口交貨值和從業(yè)人數(shù)等指標為負的樣本，最終樣本涵蓋了286個地級市的1 940 841個企業(yè)。

五、檢驗與分析

(一)全樣本檢驗

本文運用Heckman兩步法對中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際與FDI之間的關(guān)系進行檢驗，首先，表1展示了全樣本估計結(jié)果。其中，選擇方程表示企業(yè)決定參與出口的概率，即出口擴展邊際；出口方程表示出口企業(yè)的出口比重，即出口集約邊際。

表1 FDI影響中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的全樣本估計結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，括號里的數(shù)字表示估計系數(shù)對應的標準差，下同。

由表1可知，首先，逆米爾斯比率λ的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，這表明本文運用的Heckman兩步法是合理的。從整體上看，F(xiàn)DI參與程度的提高抑制了企業(yè)的出口集約邊際，同時促進了企業(yè)的出口擴展邊際。比如，在(1)和(2)兩列中，F(xiàn)DI指標的估計系數(shù)分別顯著為正和顯著為負。在加入控制變量之后，F(xiàn)DI指標的估計結(jié)果依然穩(wěn)健。這意味著FDI提高了企業(yè)進入出口市場的可能性，但同時降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模。(5)—(8)列進一步展示了FDI所帶來的市場競爭效應和出口示范效應對企業(yè)出口二元邊際的影響。我們可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI所引致的市場競爭和出口示范對企業(yè)出口二元邊際的影響完全相反。比如在(5)和(6)兩列中，市場競爭效應指標的估計系數(shù)分別為負數(shù)和正數(shù)，且均通過了顯著性檢驗。但與此同時，出口示范效應的估計系數(shù)分別顯著為正和顯著為負。這意味著FDI的市場競爭效應抑制了企業(yè)進入出口市場的可能性，但同時也提高了已出口企業(yè)的出口規(guī)模；FDI的出口示范效應則提高了企業(yè)進入出口市場的可能性，但同時降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模。在(5)和(6)兩列的基礎(chǔ)上加入控制變量之后，市場競爭指標和出口示范指標的估計系數(shù)的方向和顯著性依然穩(wěn)健。此外，根據(jù)FDI的參與對企業(yè)出口二元邊際的影響與出口示范效應相一致這一結(jié)果，我們可以判斷目前中國FDI的出口示范效應要高于市場競爭效應。在控制變量方面，企業(yè)生產(chǎn)率的提高反而抑制了企業(yè)選擇出口的可能性，同時其對企業(yè)出口規(guī)模的影響雖然為正，但并不明顯。出現(xiàn)這種“生產(chǎn)率悖論”的原因可能在于部分企業(yè)在克服出口固定成本進入出口市場并占據(jù)一定市場份額之后，怠于創(chuàng)新投入和提升生產(chǎn)率，表現(xiàn)出生產(chǎn)率并未隨著出口規(guī)模的增加而提高的現(xiàn)象。人均資本以及薪酬水平的估計系數(shù)在選擇方程中均顯著為正，但在出口方程中則均顯著為負。這表明企業(yè)資本的深化以及人力成本的增加提高了未出口企業(yè)決定出口的概率，但同時削弱了已出口企業(yè)的出口規(guī)模。企業(yè)的流動性約束的估計系數(shù)表明，企業(yè)出口概率和出口規(guī)模隨著流動性約束的加深分別呈現(xiàn)顯著的降低和增加趨勢。此外，補貼的估計系數(shù)在選擇方程和出口方程中分別為正數(shù)和負數(shù)，且均通過了顯著性檢驗，這表明政府補貼有助于提高未出口企業(yè)進入出口市場的積極性，但同時降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模。最后，企業(yè)出口滯后一期的估計結(jié)果表明，上一年存在出口行為的企業(yè)，接下來繼續(xù)選擇出口的可能性更高。

(二)分地區(qū)檢驗

考慮到中國不同地區(qū)之間FDI與出口貿(mào)易發(fā)展水平的巨大差異，本文將樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，分別探討FDI的參與及其帶來的市場競爭效應和出口示范效應對企業(yè)出口二元邊際的影響，結(jié)果如表2所示。

表2 FDI影響中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的分地區(qū)估計結(jié)果

由表2可知，不同地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口的二元邊際與FDI參與之間的關(guān)系存在明顯的差異。在東部地區(qū)，制造業(yè)企業(yè)的出口擴展邊際與FDI參與程度呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，與此同時，企業(yè)的出口集約邊際受到FDI參與的影響并不顯著。相比之下，在中部地區(qū)，F(xiàn)DI參與的估計系數(shù)在選擇方程和出口方程中分別顯著為正和顯著為負，這表明中國中部地區(qū)的FDI提升了企業(yè)進入出口市場的積極性，同時降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模。西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口的二元邊際受到FDI的影響與中部地區(qū)完全相反，F(xiàn)DI的估計系數(shù)在選擇方程和出口方程中分別顯著為負和顯著為正。

相應的，表3展示了FDI中的市場競爭效應和出口示范效應對企業(yè)出口二元邊際的影響。在市場競爭效應方面，F(xiàn)DI引致的市場競爭效應削弱了東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)選擇出口的概率，并促進了已出口企業(yè)的出口規(guī)模。如表3可知，如(1)和(2)兩列所示，市場競爭指標的估計系數(shù)分別為-0.140和0.169，且均通過了顯著性檢驗。相比之下，該影響在中部地區(qū)則完全相反，F(xiàn)DI的市場競爭效應促進了企業(yè)的出口概率，卻降低了企業(yè)的出口規(guī)模。在(3)和(4)兩列中，指標的估計系數(shù)分別顯著為正和顯著為負。而在西部地區(qū)，可能是由于大量資源密集型企業(yè)的存在，導致FDI的市場競爭效應未對企業(yè)出口二元邊際產(chǎn)生顯著的影響。在出口示范效應方面，各地區(qū)FDI帶來的出口示范效應并未對企業(yè)的出口集約邊際產(chǎn)生促進作用，反而帶來了不同程度的負向影響。比如在(2)和(4)兩列中，出口示范指標的回歸系數(shù)均顯著為負，同時在西部地區(qū)，該指標的回歸系數(shù)仍為負，但并不顯著。此外，F(xiàn)DI帶來的出口溢出對企業(yè)出口擴展邊際的積極影響主要體現(xiàn)在東部地區(qū)，中西部地區(qū)企業(yè)的出口擴展邊際受到來自FDI的出口示范效應的促進作用則十分有限，并不明顯。比如，(1)列中出口示范指標的回歸系數(shù)為0.004，并通過了顯著性檢驗。相比之下，該指標的估計系數(shù)在(3)和(5)兩列中雖然為正，但均不顯著。

表3 FDI的市場競爭效應和出口示范效應對企業(yè)出口二元邊際影響的分地區(qū)估計結(jié)果

(三)分集約類型檢驗

除了地理區(qū)位的差異，由于FDI往往看中的是中國充裕的勞動力和資源等生產(chǎn)要素，因此，具有不同要素特征企業(yè)的出口對FDI的反應可能也不盡一致，為此，本文將樣本劃分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型這三大類型并在控制控制變量和時間效應的基礎(chǔ)上進行分樣本檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。由表4 可知，F(xiàn)DI的參與對本土企業(yè)出口二元邊際的影響并未由于企業(yè)所處行業(yè)要素特征的不同而存在差異。FDI的估計系數(shù)在選擇方程中均顯著為正，而在出口方程中全部顯著為負。

表4 FDI影響中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的分行業(yè)估計結(jié)果[注]考慮到篇幅所限，作者將FDI及其市場競爭效應和出口示范效應的估計結(jié)果展示在同一表格內(nèi)。

進一步分離了FDI的市場競爭效應和出口示范效應的估計結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的市場競爭效應和出口示范效應對中國本土企業(yè)出口參與的顯著影響主要存在于勞動密集型和資本密集型企業(yè)中，而對于技術(shù)密集型企業(yè)，F(xiàn)DI的市場競爭效應和出口示范效應對其出口二元邊際的影響并不明顯。出現(xiàn)此結(jié)果的原因，來華投資的外資企業(yè)往往是為了獲取中國的勞動力成本優(yōu)勢，F(xiàn)DI在生產(chǎn)經(jīng)營活動中與勞動和資本要素的聯(lián)系更為緊密，中國勞動密集型和資本密集型制造業(yè)企業(yè)也更傾向于參與到外資企業(yè)主導的生產(chǎn)網(wǎng)絡中。因此，F(xiàn)DI的市場競爭效應和出口示范能夠顯著地影響中國勞動密集型和資本密集型企業(yè)的出口參與。相比之下，技術(shù)密集型企業(yè)與FDI的直接交集相對較少，且前者參與出口的主要競爭力來自于自身的技術(shù)優(yōu)勢，因此，F(xiàn)DI引致的市場競爭效應和出口示范效應對技術(shù)密集型企業(yè)出口二元邊際的影響并不十分明顯。

(四)分所有制檢驗

本文進一步從企業(yè)所有制視角探討了FDI對本土企業(yè)出口二元邊際的影響，在控制控制變量和時間效應基礎(chǔ)上，檢驗結(jié)果如表5所示。由表5可知，不論是FDI的整體參與程度還是將其分解為市場競爭效應和出口示范效應，F(xiàn)DI主要對民營制造業(yè)企業(yè)的出口二元邊際產(chǎn)生了顯著的影響，相比之下，國有企業(yè)的出口參與尚未受到FDI的明顯沖擊。比如表5中的(1)—(4)列，F(xiàn)DI整體指標以及市場競爭效應和出口示范指標的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著，而(5)—(8)列中FDI相關(guān)變量的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗。進一步觀察民營企業(yè)出口二元邊際受到的沖擊，各城市中FDI的流入顯著提高了民營企業(yè)選擇出口的可能性，但同時抑制了企業(yè)的出口規(guī)模。我們初步判斷出現(xiàn)此結(jié)果的原因主要是由FDI的出口示范效應所致。即FDI引致的出口示范效應帶動了本土未出口企業(yè)選擇出口的積極性，但出口企業(yè)數(shù)量的增加無疑將導致已出口企業(yè)出口份額的減少。市場競爭效應則抑制了民營企業(yè)的出口概率，同時促進了民營企業(yè)的出口規(guī)模。以上結(jié)果表明，從企業(yè)所有制層面看，F(xiàn)DI對中國本土企業(yè)出口二元邊際的影響主要體現(xiàn)在民營企業(yè)中。其原因可能在于，相比于具有政策和規(guī)模優(yōu)勢的國有企業(yè)，中國民營企業(yè)整體的資金和技術(shù)基礎(chǔ)較為薄弱，出口活動更容易受到外界環(huán)境的沖擊和影響。

表5 FDI影響中國制造業(yè)企業(yè)出口二元邊際的分所有制估計結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文從企業(yè)出口二元邊際視角探討了FDI的參與程度及其引致的市場競爭效應和出口示范效應對中國企業(yè)出口貿(mào)易的影響，研究發(fā)現(xiàn)：從全國范圍內(nèi)看，F(xiàn)DI的流入及其帶來的出口示范效應抑制了企業(yè)選擇出口的概率，同時提升了已出口企業(yè)的出口規(guī)模；FDI引致的市場競爭效應則促進了企業(yè)選擇出口的概率，同時降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模。進一步的分樣本檢驗發(fā)現(xiàn)：(1)在地區(qū)層面，東部地區(qū)FDI的參與顯著抑制了企業(yè)選擇出口的概率；中部地區(qū)FDI提升了企業(yè)進入出口市場的積極性，降低了出口企業(yè)的出口規(guī)模；西部地區(qū)則與中部地區(qū)完全相反。進一步，F(xiàn)DI引致的市場競爭效應削弱了東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)選擇出口的概率，并促進了已出口企業(yè)的出口規(guī)模；相比之下，該影響在中部地區(qū)則完全相反；在西部地區(qū)，F(xiàn)DI的市場競爭效應未對企業(yè)出口二元邊際產(chǎn)生顯著的影響。(2)在集約類型層面，F(xiàn)DI的整體參與對本土企業(yè)出口二元邊際的影響并未由于企業(yè)所處集約類型不同而存在差異。但進一步分離了FDI的市場競爭效應和出口示范效應的研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的市場競爭效應對中國本土勞動密集型和資本密集型企業(yè)的出口概率和出口規(guī)模分別產(chǎn)生了顯著的負向和正向影響，相應的出口示范效應對出口概率和規(guī)模分別產(chǎn)生了顯著的正向和負向影響。相比之下，技術(shù)密集型企業(yè)的出口二元邊際尚未受到FDI帶來的市場競爭效應和出口示范效應的影響。(3)在所有制層面，不論是FDI的整體參與程度還是帶來的市場競爭效應和出口示范效應，F(xiàn)DI主要對中國民營制造業(yè)企業(yè)的出口二元邊際產(chǎn)生了顯著的影響，國有企業(yè)的出口參與尚未受到FDI的明顯沖擊。

根據(jù)以上研究結(jié)論可以得出以下政策啟示：由于有限的出口市場份額和市場競爭效應的存在，F(xiàn)DI的流入難免會對中國本土制造業(yè)企業(yè)的出口活動產(chǎn)生一定程度的擠占，但這并不能否定FDI對中國本土企業(yè)出口的促進作用。在這種情況下，中國可以根據(jù)出口發(fā)展戰(zhàn)略適時調(diào)整外資引進政策，盡可能謀求與高技術(shù)外資企業(yè)在價值鏈上游的深入合作，最大程度地發(fā)揮外資企業(yè)的凈溢出效應。同時對于企業(yè)自身而言，需要繼續(xù)增加研發(fā)和人力資本投入，提高學習和吸收FDI技術(shù)溢出的能力和效率，并加強開發(fā)和生產(chǎn)符合國際市場需求的新產(chǎn)品，以實現(xiàn)企業(yè)的出口擴展邊際和出口集約邊際均能夠借助FDI的技術(shù)溢出效應和出口示范效應而持續(xù)擴張的目的。