鄒良華，曾衛(wèi)鋒

（集美大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021）

1 問題的提出

隨著世界經(jīng)濟的發(fā)展和各國人均收入水平的提高，一方面產(chǎn)品質(zhì)量競爭已成為國際市場競爭越來越重要的手段，另一方面提高產(chǎn)出質(zhì)量已成為越來越多國家經(jīng)濟發(fā)展的目標。Helpman等（2004）[1]的新新貿(mào)易理論表明，一國產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率或產(chǎn)品質(zhì)量水平處于最高區(qū)域的那部分企業(yè)會以對外直接投資（OFDI）的方式開拓國際市場，而生產(chǎn)率或產(chǎn)品質(zhì)量水平處于次高區(qū)域的那部分企業(yè)則會以出口方式開拓國際市場。由此進一步推論：隨著一國產(chǎn)出質(zhì)量水平較高企業(yè)OFDI規(guī)模的不斷擴張，是否導(dǎo)致沒有進行OFDI而留在國內(nèi)的出口企業(yè)它們的出口產(chǎn)品質(zhì)量下降。即一國OFDI是否降低其出口產(chǎn)品質(zhì)量的整體水平?；卮疬@個問題對于我國今后提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量來說無疑具有重要的意義。

本世紀以來中國OFDI規(guī)?？焖贁U張，2003年中國OFDI存量為332億美元，2016年增加到13 573.9億美元[2-3]。中國OFDI規(guī)模的擴張是否導(dǎo)致中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的整體水平下降，已經(jīng)引起了學(xué)者們的關(guān)注，但是當(dāng)前相關(guān)文獻仍然較少。Weng等（2010）[4]調(diào)查發(fā)現(xiàn)，臺灣企業(yè)的OFDI對其產(chǎn)品質(zhì)量的影響只有33.4%的企業(yè)是積極的。景光正和李平（2016）[5]從供給側(cè)的角度分析了中國各省OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的正影響，杜威劍等（2015）[6]以及鄒衍（2016）[7]也從供給側(cè)的角度實證分析了中國企業(yè)OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的正影響。實際上，對于一國的出口產(chǎn)品質(zhì)量問題，它既可以從OFDI投資國即產(chǎn)品出口國這個供給側(cè)角度去分析，也可以從OFDI東道國即產(chǎn)品進口國的需求側(cè)這個角度去分析，但當(dāng)前人們基本上忽視了從OFDI東道國需求側(cè)角度的研究。鑒于此，本文從OFDI東道國需求側(cè)角度研究投資國OFDI以及東道國收入水平和市場規(guī)模等因素對于投資國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，以此檢驗投資國的OFDI會不會降低其出口產(chǎn)品質(zhì)量的整體水平，豐富OFDI影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究，這種OFDI東道國視角的研究可以算是本文的創(chuàng)新嘗試。

2 研究假設(shè)與模型設(shè)定

2.1 研究假設(shè)

2.1.1 中國OFDI影響其出口產(chǎn)品質(zhì)量的經(jīng)濟效應(yīng)

當(dāng)代新新貿(mào)易理論的企業(yè)異質(zhì)性既可以是同等產(chǎn)出質(zhì)量下企業(yè)生產(chǎn)率水平的異質(zhì)性，也可以是同等生產(chǎn)率水平下企業(yè)產(chǎn)出質(zhì)量的異質(zhì)性，或者是其他方面的異質(zhì)性。在Melitz（2003）[8]的基礎(chǔ)上Helpman等（2004）[1]對異質(zhì)企業(yè)的研究表明，一國產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率水平或產(chǎn)品質(zhì)量水平處于最高區(qū)域的那部分企業(yè)會以O(shè)FDI的方式開拓國際市場，處于次高區(qū)域的那部分企業(yè)則以出口方式開拓國際市場，而生產(chǎn)率水平或產(chǎn)出質(zhì)量水平處于較低區(qū)域的那些企業(yè)只能在國內(nèi)市場銷售產(chǎn)品，水平處于最低區(qū)域的那些企業(yè)將會被趕出國內(nèi)外市場。Hallck等（2009）[9]的研究支持了Melitz（2003）[8]的結(jié)論，認為只有高質(zhì)量產(chǎn)品才能以更高價格在國際市場銷售，并獲得較大的利潤。根據(jù)這些研究可以進一步推論：一國OFDI有可能會降低其出口產(chǎn)品質(zhì)量的整體水平。由于當(dāng)前中國OFDI存量排序中非金融類跨國公司100強均為中國知名大企業(yè)，它們的產(chǎn)品質(zhì)量往往高于行業(yè)內(nèi)的其他企業(yè)。這些企業(yè)的OFDI有可能會使得沒有進行OFDI而留在國內(nèi)的出口企業(yè)它們的出口產(chǎn)品質(zhì)量的整體水平下降。據(jù)此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：中國OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量存在負效應(yīng)的影響。

2.1.2 東道國人均收入水平影響中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的市場深化效應(yīng)

一方面，人均收入水平差異較大的國家之間一般以基于產(chǎn)品相對價格差異的比較優(yōu)勢原則而進行產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，貿(mào)易伙伴之間的產(chǎn)品存在互補關(guān)系而不是競爭關(guān)系，在這種情況下進口國對進口品質(zhì)量的需求符合需求結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律，即進口國對于進口品質(zhì)量的需求會隨著進口國人均收入水平的提高而提高，或者說進口國人均收入水平的提高對于出口國的出口產(chǎn)品存在市場深化效應(yīng)。另一方面，對于人均收入水平差異較小的國家來說，它們之間則以基于重疊需求理論而進行產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，貿(mào)易伙伴之間的產(chǎn)品更多的是競爭關(guān)系而不是互補關(guān)系，在這種情況下，如果出口國具有較強的產(chǎn)品質(zhì)量競爭能力，則產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易應(yīng)該能夠促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高，反之則可能會降低出口國的出口產(chǎn)品質(zhì)量，而當(dāng)一國的出口產(chǎn)品質(zhì)量競爭能力處于中等水平時這種影響可能是不顯著的。結(jié)合這兩方面的分析并考慮到中國出口產(chǎn)品的質(zhì)量競爭能力在重疊需求的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中可能處于中等水平，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：同中國收入水平差異較大的東道國其人均收入水平的提高會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來正的市場深化效應(yīng)，而同中國收入水平差距較小的東道國其人均收入水平變化對于中國的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響可能是不顯著的。

2.1.3 東道國市場規(guī)模影響中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的市場廣化效應(yīng)

進口國市場規(guī)模擴張既可能為高質(zhì)量進口品也可能為質(zhì)量較低的進口品提供更多市場機會，從這一點來說，如果出口國的出口品整體質(zhì)量水平較高并且產(chǎn)品質(zhì)量競爭已經(jīng)成為該國參與國際市場競爭的主要手段，則進口國市場規(guī)模擴張應(yīng)該會提高出口國出口品的整體質(zhì)量水平，反之則相反。出口國隨著進口國市場規(guī)模擴張而能夠不斷提高其出口產(chǎn)品的整體質(zhì)量水平，這實際上是一種市場廣化效應(yīng)。鑒于目前相對于發(fā)達國家來說中國出口產(chǎn)品整體質(zhì)量水平相對較低而且產(chǎn)品質(zhì)量競爭還沒有成為中國出口產(chǎn)品參與國際市場競爭的主要手段，因此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：東道國市場規(guī)模擴張可能會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來負面的市場廣化效應(yīng)。

2.1.4 東道國經(jīng)濟危機影響中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的經(jīng)濟效應(yīng)

東道國經(jīng)濟危機往往既降低該國的人均收入水平又縮小該國的市場規(guī)模，從而給出口國同時帶來負面的市場深化效應(yīng)和市場廣化效應(yīng)，有鑒于此，顯然可以提出假設(shè)4。

假設(shè)4：東道國經(jīng)濟危機會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來負面的經(jīng)濟效應(yīng)。

2.2 模型設(shè)定

為了考察中國OFDI對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，借鑒Harding等（2010）[10]的方法設(shè)定模型：

其中，m代表中國OFDI的東道國即中國出口產(chǎn)品的進口國；t代表年份；qmt為標準化后的中國出口產(chǎn)品的相對質(zhì)量；ln ofdimt為中國對各國OFDI存量的對數(shù)；ln pgdpmt為東道國人均GDP的對數(shù)；ln gdpmt為東道國GDP的對數(shù)，以此作為東道國市場規(guī)模的代理變量；虛擬變量crisismt代表東道國是否存在經(jīng)濟危機；μm表示個體效應(yīng)，εmt表示隨機干擾項。

3 數(shù)據(jù)來源與指標測算

3.1 出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算

借鑒施炳展（2013）[11]的回歸反推法來測度中國對世界各國（地區(qū)，下同）的出口產(chǎn)品質(zhì)量。數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade database內(nèi)HS02的6位編碼160100到961800項商品，數(shù)據(jù)涵蓋所有制造業(yè)的出口。最終獲取2007年至2016年中國對174個國家（地區(qū)）3 854種產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)具有產(chǎn)品（i）—進口國（m）—年份（t）3個維度，數(shù)據(jù)總量為311萬條。提取出口總價值量及出口數(shù)量（Q），計算相關(guān)價格（P），按照HS02六位下的單一產(chǎn)品使用以下（2）式進行回歸，共進行3 854個回歸。

其中Xmt為進口國和年份兩個維度的固定效應(yīng)，回歸包含產(chǎn)品質(zhì)量的殘差項。因此產(chǎn)品層面質(zhì)量為lnλimt＝εimt/（σ-1）。為了方便比較，將產(chǎn)品進行標準化處理并將在國家—年份層面進行加權(quán)匯總得到中國出口到174個國家的出口產(chǎn)品質(zhì)量qmt。考慮到各國GDP與人均GDP獲取的有限，選擇其中153個國家作為樣本國家。

3.2 其它變量數(shù)據(jù)來源

中國OFDI存量數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。各國GDP和人均GDP數(shù)據(jù)來源于World Bank Open Data。樣本期間為2007—2016年。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計Tab.1 Definition and descriptive statistics of variables

4 模型估計及其結(jié)果分析

由于世界各國處于不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，產(chǎn)出質(zhì)量在不同發(fā)展水平的經(jīng)濟系統(tǒng)中所處的地位和它們的形成機制可能存在較大差異，因此，模型有必要根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平差異將樣本國家進行分組研究。這里以世界銀行2018年7月1日規(guī)定的人均國民總收入作為劃分標準，將所有樣本國家劃分為四組樣本，即高收入國家（人均收入大于12 055美元）、中等偏上國家（人均收入在3 896～12 055美元之間）、中等偏下國家（人均收入在996～3 895美元之間）和低收入國家（人均收入小于996美元）。使用STATA15版軟件進行模型估計。

4.1 基本回歸

四組樣本的模型估計及其結(jié)果如表2第（1）、（2）、（3）、（4）列所示。四組樣本的Chow檢驗和LM檢驗的P值都為零，均拒絕原假設(shè),說明不適合采用混合回歸。利用面板數(shù)據(jù)的虛擬變量考查是否使用變系數(shù)模型，在四組樣本中，結(jié)果表明大部分國家在1%的顯著水平下與核心變量ln OFDI的交互項回歸系數(shù)均不顯著，因此本文不采用變系數(shù)模型，而應(yīng)該采用變截距模型。Hausman檢驗結(jié)果表明，高收入國家P值為0.23，中等偏上收入國家為0.52，中等偏下收入國家為0，低收入國家為0.22，因此高收入、中等偏上收入和低收入國家采用隨機效應(yīng)回歸，而中等偏下收入國家采用固定效應(yīng)回歸。由于出口產(chǎn)品質(zhì)量越高的企業(yè)越可能會進行OFDI，這就可能導(dǎo)致模型（1）存在內(nèi)生性問題，為此，利用ln OFDI滯后一階變量作為工具變量對模型進行估計，結(jié)果如表2所示。

表2 模型（1）的回歸結(jié)果Tab.2 Regression result of model(1)

表2第（1）、（2）、（3）、（4）列的模型估計結(jié)果表明有以下4點。

（1）從核心解釋變量ln OFDI的系數(shù)估計值來看，在高收入和中等偏上收入國家當(dāng)中，中國OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量會產(chǎn)生非常顯著的負效應(yīng)，這一結(jié)果同依據(jù)異質(zhì)企業(yè)模型推論得到的結(jié)果是完全一致的，即假設(shè)1得到證實。而在中等偏下收入和低收入國家當(dāng)中l(wèi)n OFDI的系數(shù)估計值雖然為負數(shù)，但都沒有通過10%顯著性水平的檢驗，即假設(shè)1沒有得到證實，其中的原因很可能是因為中國對于這兩類國家OFDI的流量規(guī)模和存量規(guī)模都普遍較小，對于這兩類國家近年的直接投資有些甚至小到每年只有二三十萬美元，從而使得中國對這兩類國家的OFDI不會對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的影響。從高收入和中等偏上收入國家的分析結(jié)果看，文章的結(jié)果同景光正等（2016）[5]以及杜威劍等（2015）[6]等當(dāng)前的研究結(jié)果是完全相反的，當(dāng)前這些研究表明中國OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量會產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)。本文的研究同當(dāng)前的這些研究存在3方面的差別：①從東道國需求側(cè)分析中國OFDI與其出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系，即除了投資國的OFDI這個核心解釋變量之外，模型的主要解釋變量是東道國的經(jīng)濟變量，而當(dāng)前的這些研究則從供給側(cè)角度進行分析，即模型的主要解釋變量是投資國的經(jīng)濟變量；②度量出口產(chǎn)品質(zhì)量的方法不同，本文使用反推法測度出口產(chǎn)品質(zhì)量，而景光正等（2016）[5]、杜威劍等（2015）[6]則使用單價法度量出口產(chǎn)品質(zhì)量；③研究樣本存在較大的差異，景光正等（2016）[5]的樣本是中國的省際面板數(shù)據(jù)，而杜威劍等（2015）[6]樣本時間比較早，是2001—2006年的數(shù)據(jù)，由于樣本時間比較早，同現(xiàn)在的情況相比較可能意義不是很大?？偟膩碚f，關(guān)于高收入和中等偏上收入國家的分析結(jié)果同當(dāng)代異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型的推論是一致的，但當(dāng)前的研究結(jié)果似乎并不符合異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型的推論。

（2）從ln PGDP的系數(shù)估計值來看，一方面，高收入、中等偏下收入和低收入國家等它們的人均收入水平同中國的人均收入水平之間存在較大的差距，這些國家的ln PGDP的系數(shù)估計值均顯著為正，這同需求結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律是完全一致的；另一方面，從中等偏上收入國家（人均收入在3 896～12 055美元之間）的情況來看，這些國家的人均收入水平同中國差距相對較小，這類國家的ln PGDP的系數(shù)估計值為負數(shù)但沒有通過10%顯著性水平的檢驗，這同按照重疊需求理論進行分析所得到的結(jié)論是一致的。結(jié)合這兩方面的情況來看，假設(shè)2得到了證實。

（3）解釋變量ln GDP的系數(shù)估計值均為負數(shù)，只是低收入國家的系數(shù)估計值沒有通過10%顯著性水平的檢驗，其主要原因可能是因為低收入國家的市場規(guī)模普遍較小從而使得低收入國家的市場規(guī)模變化對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量缺乏市場廣化效應(yīng)。除了低收入國家的情況之外，假設(shè)3也得到了證實。

（4）代表經(jīng)濟危機的crisis其系數(shù)估計值顯著為負，假設(shè)4得以證實，在此不多加分析。

4.2 模型的穩(wěn)健性檢驗

將“高收入國家”和“中等偏上收入國家”的樣本合并為一個“中高收入國家”樣本，將“中等偏下收入國家”和“低收入國家”合并為一個“中低收入國家”的樣本，然后使用這兩個樣本進行穩(wěn)健性檢驗。從表2第（5）和第（6）列所示的穩(wěn)健性檢驗可見，兩類國家的Chow檢驗和LM檢驗的P值都為零，均拒絕原假設(shè),說明不適用混合回歸；利用面板數(shù)據(jù)的虛擬變量考查是否使用變系數(shù)模型，結(jié)果表明大部分國家在1%的顯著水平下與核心變量ln OFDI的交互項回歸系數(shù)均不顯著，因此不采用變系數(shù)模型，而應(yīng)該采用變截距模型；Hausman檢驗得到中高收入國家樣本的P值為0.03，中低收入國家樣本的P值為0.01，因此均采用固定效應(yīng)回歸；考慮到模型的內(nèi)生性，利用ln OFDI滯后一階變量作為工具變量對模型進行估計。從ln OFDI的系數(shù)估計值來看，在“中高收入國家”樣本中中國的OFDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量會產(chǎn)生顯著的負效應(yīng)，而在“中低收入國家”樣本中中國的OFDI對其出口的產(chǎn)品質(zhì)量的影響雖然為正數(shù)，但沒有通過10%顯著性水平的檢驗?？偟膩砜矗@些檢驗結(jié)果表明模型是穩(wěn)健的。

5 結(jié)論及啟示

根據(jù)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫六位編碼311萬條數(shù)據(jù)，首先運用回歸反推法測度了2007—2016年中國出口到各國的3 854種產(chǎn)品的質(zhì)量，通過建立模型進行實證分析所得到的結(jié)果表明：（1）中國在高收入與中等偏上收入國家的OFDI對中國出口到這些國家的產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的負效應(yīng)，而中國在中等偏下收入和低收入國家的OFDI對中國出口到這些國家的產(chǎn)品質(zhì)量的影響并不顯著；（2）同中國收入水平差異較大的東道國其人均收入水平的提高會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來顯著正的市場深化效應(yīng)，而同中國收入水平差距較小的東道國其人均收入水平對于中國的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著；（3）東道國市場規(guī)模擴張會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來顯著負面的市場廣化效應(yīng)；（4）東道國經(jīng)濟危機會給中國出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來顯著的負面影響。

根據(jù)以上結(jié)論可以得到兩點啟示：（1）中國OFDI要防止以犧牲出口產(chǎn)品質(zhì)量為代價，在鼓勵企業(yè)“走出去”的同時要注重提高國內(nèi)出口企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量；（2）同發(fā)達國家相比，中國出口產(chǎn)品的質(zhì)量競爭力仍然較弱，在重疊需求的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中中國還需要通過實施適當(dāng)?shù)恼叽胧┎粩嗵岣叱隹诋a(chǎn)品的質(zhì)量競爭力。