吳金龍 陳啟斐 傅康生

一、引言

在新時代擴大開放的戰(zhàn)略背景下，服務(wù)業(yè)作為我國國民經(jīng)濟第一大產(chǎn)業(yè)，其對外直接投資(OFDI)和服務(wù)貿(mào)易出口作為服務(wù)經(jīng)濟國際化的重要渠道一直備受政府關(guān)注。2019年10月，國家發(fā)展改革委員會(國家發(fā)改委)聯(lián)合市場監(jiān)管總局印發(fā)《關(guān)于新時代服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《意見》)，《意見》強調(diào)：要進一步擴大服務(wù)業(yè)對外開放，以“一帶一路”建設(shè)為重點，引導(dǎo)有條件的企業(yè)在全球范圍內(nèi)配置資源、拓展市場，推動服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同走出去，大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易?？梢姡?wù)業(yè)對外直接投資和服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)型企業(yè)融入全球價值鏈分工體系的重要手段，是調(diào)節(jié)國際市場資源配置，激發(fā)市場要素活力，實現(xiàn)互聯(lián)互通共享發(fā)展成果的重要抓手，二者的發(fā)展對解決我國產(chǎn)能過剩問題和實現(xiàn)供給側(cè)改革目標(biāo)具有重大意義。長期以來，我國依靠低成本的資源稟賦優(yōu)勢實行出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，然而，隨著逆全球化、貿(mào)易保護主義的興起和新冠疫情的全球大流行，外部市場需求嚴(yán)重萎縮；與此同時，2019年OECD各國的服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)顯示，運輸、金融、法律服務(wù)和專業(yè)服務(wù)等領(lǐng)域均受到了東道國服務(wù)貿(mào)易壁壘的“極大限制”(劉斌、趙曉斐，2020)，導(dǎo)致我國服務(wù)貿(mào)易出口遭受巨大沖擊。因此，亟需找到促進我國服務(wù)貿(mào)易出口增長的新方式，促進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展?，F(xiàn)有研究表明我國面對高收入國家的貿(mào)易保護傾向和各類貿(mào)易保護壁壘，可以通過靈活的投資策略促進企業(yè)出口增長(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)，因此，充分利用好服務(wù)業(yè)對外直接投資是應(yīng)對服務(wù)貿(mào)易出口下滑的有效方式。

近年來，我國服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口均得到了快速的發(fā)展?！?019年度中國對外直接投資公報》顯示，我國OFDI流量穩(wěn)居世界第二，其中服務(wù)業(yè)占比為74.1%；OFDI存量穩(wěn)居世界第三，其中服務(wù)業(yè)占比超過80%。從服務(wù)貿(mào)易出口角度看，近年來，我國服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際(集約邊際和廣延邊際)均得到迅速擴張，服務(wù)貿(mào)易連續(xù)6年穩(wěn)居世界第二，年均增長率超10%。圖1表明：近年來，我國服務(wù)貿(mào)易出口增速遭遇巨大沖擊，增長率出現(xiàn)明顯下滑；而服務(wù)業(yè)對外直接投資的增長率卻呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢。那么，我國服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口有何影響？以及服務(wù)業(yè)OFDI是否可以成為服務(wù)貿(mào)易出口應(yīng)對外部沖擊和貿(mào)易壁壘，保持持續(xù)增長的突破口呢？其具體作用機制是什么？上述問題的回答，對厘清我國服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系和解決我國服務(wù)貿(mào)易出口下滑的問題，均具有一定的理論和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

圖1 我國服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口增長率(%)(1)數(shù)據(jù)來源：服務(wù)業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)(http://www.stats.gov.cn/)；服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)來源于:WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫;基于上述數(shù)據(jù)，增長率由筆者計算得出。

與既有文獻相比，本文主要有如下邊際貢獻：第一，在研究視角方面，已有研究主要從微觀層面探討了對外直接投資和服務(wù)型對外直接投資對制造業(yè)企業(yè)出口的影響，而本文基于服務(wù)業(yè)視角從微觀企業(yè)層面證實了我國服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，為我國服務(wù)業(yè)對外直接投資“出口效應(yīng)”的研究提供了基于微觀企業(yè)層面的經(jīng)驗證據(jù)。 第二，在實證研究和政策啟示方面，本文采用傾向得分匹配法和Heckman兩步法在有效規(guī)避內(nèi)生性問題和樣本自選擇問題的基礎(chǔ)上，充分證明了我國服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，豐富了服務(wù)業(yè)OFDI相關(guān)領(lǐng)域的研究；與此同時，本文還進一步基于企業(yè)異質(zhì)性角度考察了服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口的影響；并對OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機制和貿(mào)易成本機制進行了基于服務(wù)業(yè)視角的實證檢驗。上述基于三個實證角度的研究不僅有助于深化對服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間關(guān)系的認識，而且對政府制定有益于我國服務(wù)業(yè)企業(yè)“走出去”的政策和培育我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力均具有重要的理論和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

二、文獻綜述

對外直接投資和出口關(guān)系的研究，一直是國際貿(mào)易問題研究中的熱點話題。早期研究表明對外直接投資對出口具有替代效應(yīng)，即對外直接投資會抑制企業(yè)出口水平。Mundell(1957)最早在稟賦理論框架下，通過構(gòu)建H-O一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn)，國際貿(mào)易與國際資本流動是替代關(guān)系，且進一步研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資會抑制企業(yè)出口。Buckley(1976)提出內(nèi)部化理論，該理論認為企業(yè)OFDI與出口之間存在明顯的替代效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，Horst(1972)和Buckley and Casson(1981)分別從技術(shù)(壟斷)優(yōu)勢和生產(chǎn)成本及銷量角度，對二者的替代關(guān)系進行了闡釋。隨后，部分學(xué)者從實證角度對二者之間的替代關(guān)系進行了驗證，均表明二者之間存在替代關(guān)系(Kogut and Chang，1991；Helpman et al.， 2004; Oberhofer and Pfaffermayr，2012)。但是，日本經(jīng)濟學(xué)家Kojima(1975)在邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論中最早發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對出口存在促進關(guān)系，該理論認為母國會通過對外直接投資向東道國轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)母國產(chǎn)業(yè)升級，擴大母國出口產(chǎn)品競爭優(yōu)勢，從而實現(xiàn)母國出口規(guī)模擴張。隨后，不同學(xué)者從不同角度對二者的互補性關(guān)系進行了相關(guān)研究。Helpman and Krugman(1985)從資產(chǎn)專用性角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)由于跨國企業(yè)專有資產(chǎn)難以通過外部市場形成交易，會引致形成跨國公司內(nèi)貿(mào)易，在短期內(nèi)會促進母國企業(yè)出口增加。進一步地，Rugman(1990)對OFDI促進母公司出口的渠道進行了分析，該研究認為OFDI會通過縮小產(chǎn)品和東道國市場的距離、形成高效快捷的交貨與分銷渠道和提供高質(zhì)量的售后服務(wù)三個渠道提升母國企業(yè)的出口規(guī)模。與上述研究不同，Markusen and Svensson(1990)通過構(gòu)建要素比例模型研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資與出口間的關(guān)系，取決于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間的關(guān)系，若兩種要素為合作關(guān)系，則OFDI與出口呈互補關(guān)系，反之則存在替代關(guān)系，即二者之間受其他因素影響，存在權(quán)變關(guān)系。除受到貿(mào)易要素和非貿(mào)易要素之間的關(guān)系影響外，現(xiàn)有研究表明二者之間的關(guān)系還與企業(yè)對外直接投資的類型(Amiti and Wakelin，2003)、東道國環(huán)境制度和收入水平(Lim and Moon，2001)以及企業(yè)對外直接投資動機(Gray，1998)等因素有關(guān)。

隨著我國經(jīng)濟高速增長和“走出去”戰(zhàn)略的進一步深化，各產(chǎn)業(yè)對外直接投資與出口之間的關(guān)系也得到了部分學(xué)者的關(guān)注?，F(xiàn)有研究表明我國政府鼓勵企業(yè)進行對外直接投資，是為帶動對外貿(mào)易和出口增長而服務(wù)的(王迎新，2003)。項本武(2009)、陳立敏(2010)和張紀(jì)鳳(2013)通過對已有研究的梳理和采用宏觀層面OFDI和出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資在長期內(nèi)存在明顯的“出口效應(yīng)”，在短期內(nèi)則不明顯。進一步地，大部分學(xué)者聚焦于從微觀層面研究制造業(yè)OFDI與出口之間的關(guān)系。毛其淋、許家云(2014)、蔣冠宏、蔣殿春(2014b)以及閆周府等(2019)等學(xué)者以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)為研究樣本，均研究得出我國制造業(yè)OFDI存在明顯的“出口效應(yīng)”，且在不同行業(yè)間存在明顯的異質(zhì)性。與此同時，隨著我國服務(wù)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，服務(wù)型OFDI和服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的研究也逐步得到相關(guān)學(xué)者的關(guān)注。蘇二豆、薛軍(2020)以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為研究樣本，在系統(tǒng)識別企業(yè)OFDI類型的基礎(chǔ)上，考察了我國制造業(yè)企業(yè)服務(wù)型OFDI對出口的影響，并研究得出服務(wù)型OFDI顯著提升了制造業(yè)企業(yè)出口的二元邊際，同時，薛軍、蘇二豆(2020)和蘇二豆、薛軍(2021)研究發(fā)現(xiàn)我國服務(wù)型OFDI還顯著提升了制造業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新水平和產(chǎn)出水平。目前僅有一篇研究從行業(yè)層面基于SVAR模型考察了我國服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)我國服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，且服務(wù)業(yè)OFDI是服務(wù)貿(mào)易出口變化的顯著影響因子(鐘曉君、丁絨，2020)。上述服務(wù)型OFDI和服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的研究，為本文研究奠定了夯實的基礎(chǔ)。

綜上可知，目前關(guān)于OFDI與出口之間關(guān)系的研究尚未形成一致結(jié)論。且國內(nèi)大多數(shù)研究集中于考察OFDI與制造業(yè)出口之間的關(guān)系，鮮有文獻從微觀角度對服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系進行研究。為此，本文圍繞中國服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的議題，采用2000-2017年我國服務(wù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)對服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系進行機制探討和實證分析，試圖厘清我國服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系和作用機制，對促進我國服務(wù)業(yè)對外投資和貿(mào)易發(fā)展以及促進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展均具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

三、理論機制與假設(shè)

我國服務(wù)業(yè)OFDI是以何種渠道作用于出口呢？新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)指出：企業(yè)出口決策和對外直接投資均受到貿(mào)易成本和生產(chǎn)率水平的共同約束。因此，本文從貿(mào)易成本和生產(chǎn)率角度對二者的影響機制進行分析。

1.OFDI的成本效應(yīng)與企業(yè)出口。新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)關(guān)于生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)出口模型指出，出口貿(mào)易存在固定成本的門檻值，企業(yè)出口需跨越出口貿(mào)易的成本門檻，承擔(dān)一定的貿(mào)易成本(Bernard et al.，2003)。貿(mào)易成本指產(chǎn)品生產(chǎn)結(jié)束到最終消費者或下游廠商獲得產(chǎn)品之前所產(chǎn)生的其他成本，主要包括：契約成本、信息成本、運輸成本、政策壁壘成本(關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘)、匯率成本、法律法規(guī)成本以及銷售成本。因此，貿(mào)易成本會影響企業(yè)的出口決策和規(guī)模(Volpe and Carballo，2008)。而對外直接投資可以通過降低貿(mào)易成本，從而影響企業(yè)出口貿(mào)易。由于我國服務(wù)業(yè)OFDI的主要職能有進出口服務(wù)、接受訂單和倉儲服務(wù)、產(chǎn)品推廣和銷售、收集產(chǎn)品信息、聯(lián)絡(luò)客戶和售后服務(wù)等(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)。因此，基于貿(mào)易成本的中間作用機制表現(xiàn)為：由于企業(yè)出口存在固定的門檻值，加之，現(xiàn)階段各國為保護本土服務(wù)業(yè)發(fā)展人為設(shè)立了各類服務(wù)貿(mào)易壁壘(產(chǎn)品移動壁壘、資本移動壁壘、人員移動壁壘和商業(yè)存在壁壘)，這在一定程度上會增加企業(yè)出口的貿(mào)易成本。然而服務(wù)業(yè)OFDI的職能特性表明，服務(wù)業(yè)OFDI不存在較高的固定資產(chǎn)成本，跨國公司通過在東道國市場進行直接投資設(shè)立子公司可以降低傳統(tǒng)貿(mào)易成本和貿(mào)易壁壘成本，這在一定程度上有助于提升企業(yè)的出口規(guī)模和出口傾向?？梢姡覈?wù)業(yè)OFDI通過降低貿(mào)易成本的作用方式，不僅提升了服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際，而且提升了企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口的廣延邊際。

2.OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)與企業(yè)出口。新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)在基于貿(mào)易成本的基礎(chǔ)上進一步指出，生產(chǎn)率較高的企業(yè)選擇出口，生產(chǎn)率較低的企業(yè)選擇本土經(jīng)營或退出市場。關(guān)于我國企業(yè)OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)的研究均表明，我國制造業(yè)企業(yè)OFDI和服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI均能顯著提升母國企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平(蔣冠宏、蔣殿春，2014a；明秀南等，2019；陳啟斐、吳金龍，2020)。企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升有利于企業(yè)跨越對外貿(mào)易的成本門檻和提升企業(yè)創(chuàng)新水平，以提升產(chǎn)品競爭力，從而促進企業(yè)出口。因此，基于生產(chǎn)率效應(yīng)的中間機制表現(xiàn)為：首先，我國服務(wù)業(yè)企業(yè)進行OFDI有助于及時獲取消費者市場的信息反饋以及吸收東道國先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進母國企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新從而提升生產(chǎn)率水平；其次，服務(wù)業(yè)OFDI有助于在東道國市場做好產(chǎn)品的倉儲和售后等服務(wù)，縮短企業(yè)和東道國市場的距離，搶占國外市場，促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，以提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，從而促進出口；最后，研發(fā)型企業(yè)在發(fā)達國家設(shè)立分支機構(gòu)，可以吸收東道國先進的技術(shù)水平和人才，提升母國企業(yè)創(chuàng)新和生產(chǎn)率水平，強化企業(yè)國際市場競爭力，從而帶動出口。

據(jù)此，本文提出以下三個待檢驗的研究假設(shè)：

假設(shè)1：我國服務(wù)業(yè)OFDI促進了服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際(出口規(guī)模和出口概率)(2)本文服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際定義如下：企業(yè)通過對外直接投資提升了自身生產(chǎn)率水平和降低了服務(wù)貿(mào)易成本，使得海外市場可獲得的利潤上升，企業(yè)會進一步提升服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模，以獲取更大利潤(服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際)。同時，企業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)和成本效應(yīng)會降低企業(yè)出口貿(mào)易的成本門檻，使得原本只對內(nèi)服務(wù)型企業(yè)也參與服務(wù)貿(mào)易出口(服務(wù)貿(mào)易出口的廣延邊際)。與此同時，由于本文出口數(shù)據(jù)來源于財務(wù)報表中按地區(qū)分部的篩選，因此，本文集約邊際為持續(xù)在海外有營業(yè)收入的規(guī)模擴大，廣延邊際為某年開始在海外有營業(yè)收入的出口決策行為。。

假設(shè)2：我國服務(wù)業(yè)OFDI通過降低服務(wù)貿(mào)易成本，進而提升企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。

假設(shè)3：我國服務(wù)業(yè)OFDI通過提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，進而提升企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。

圖2 作用機制圖

四、實證模型與數(shù)據(jù)

(一)研究模型

為進一步研究我國服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，本文借鑒Ahn et al.(2011)的研究思路，結(jié)合本文樣本的實際特征，設(shè)定如下計量模型：

exportit=α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(1)

其中，i表示企業(yè)，j表示行業(yè)，k表示地區(qū)，t表示年份；exportit為被解釋變量，表示企業(yè)出口；ofdiit為核心解釋變量，表示企業(yè)對外直接投資；xik,t表示其他一系列企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量，主要包括企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)資本密度(kl)、研發(fā)投入(R&D)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)所有制性質(zhì)和地區(qū)人均GDP(gdpper)；μi表示個體固定效應(yīng)，μj表示行業(yè)固定效應(yīng)，δt表示影響企業(yè)出口但不隨時間變化的特定因素，εijk,t為隨機誤差項，服從正態(tài)分布，且μi和μj與εijk,t不相關(guān)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.服務(wù)貿(mào)易出口(export)。借鑒張先鋒等(2017)和蘇二豆、薛軍(2020)關(guān)于企業(yè)出口的衡量方法，利用企業(yè)出口額與營業(yè)總收入的比進行衡量，這在一定程度上不僅可以反映企業(yè)的出口規(guī)模，還能反映企業(yè)的出口能力。具體計算如下：

(2)

其中，exportit表示企業(yè)i在t時期的出口變量，expit表示企業(yè)i在t時期的出口額， totalincomeit表示企業(yè)i在t時期的營業(yè)總收入，考慮到量級對回歸系數(shù)估計值的影響，在模型估計時對該變量乘以10。

2.服務(wù)業(yè)對外直接投資(OFDI)(3)關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI變量選取的說明，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。。本文參考李磊等(2017)關(guān)于服務(wù)業(yè)對外直接投資的數(shù)據(jù)來源和做法，采用商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》，該數(shù)據(jù)包含了境內(nèi)投資企業(yè)(機構(gòu))的名稱和對外投資的年份，可用于識別企業(yè)每年對外直接投資的具體情況，這給我們提供了與服務(wù)業(yè)上市公司進行識別合并的途徑；同時，為得到本文研究所需的樣本區(qū)間，還與國泰安(CSMAR)對外直接投資數(shù)據(jù)庫進行匹配(4)《商務(wù)部對外企業(yè)(機構(gòu))投資名錄》數(shù)據(jù)時段為：1980年-2016年；國泰安(CSMAR)對外直接投資數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)時段為：2013年-2018年，為得到本文樣本研究區(qū)間，將這兩個數(shù)據(jù)庫進行合并處理。；并在此基礎(chǔ)上參考毛其淋、許家云(2014)的做法，采用虛擬變量衡量企業(yè)是否進行對外直接投資，若企業(yè)進行對外直接投資則為1，否則為0；最終，我們得到了2000-2017年我國710家服務(wù)業(yè)上市公司的對外直接投資數(shù)據(jù)。

3.控制變量選取。參考已有關(guān)于企業(yè)出口的研究，在計量模型中加入如下控制變量：①企業(yè)年齡(age)，采用企業(yè)當(dāng)期年限減去成立年限的差來衡量。②企業(yè)資本密度(kl)，采用固定資本與從業(yè)人員的比值來衡量。③企業(yè)規(guī)模(size)，采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為代理變量來衡量企業(yè)規(guī)模。④研發(fā)投入(R&D)，采用虛擬變量衡量企業(yè)研發(fā)投入，若企業(yè)進行研發(fā)則取值為1，否則取值為0。⑤企業(yè)性質(zhì)(soe)，采用虛擬變量設(shè)定企業(yè)性質(zhì)，若企業(yè)為國有企業(yè)，則取值為1，否則為0。⑥企業(yè)所屬區(qū)域人均GDP水平(gdpper)，采用企業(yè)所屬地級市人均GDP水平作為衡量企業(yè)所屬經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的代理變量。并對本文相關(guān)變量采用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和GDP平減指數(shù)進行了平減。

4.數(shù)據(jù)來源與說明。本文采用2000-2017年710家服務(wù)業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)，包含11個服務(wù)業(yè)細分行業(yè)數(shù)據(jù)(5)按照慣例由于金融業(yè)行業(yè)的特殊性以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故本文剔除金融業(yè)。。其中，服務(wù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和國泰安(CSMAR)；企業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)財務(wù)報表中損益項目的篩選，篩選標(biāo)準(zhǔn)為財務(wù)報表中分部標(biāo)準(zhǔn)中的按地區(qū)分部(張?zhí)祉?、呂金秋?018)；企業(yè)OFDI數(shù)據(jù)由Wind數(shù)據(jù)庫與商務(wù)部《對外企業(yè)(機構(gòu))投資名錄》以及國泰安(CSMAR)對外直接投資數(shù)據(jù)庫匹配所得到；企業(yè)所屬區(qū)域人均GDP來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》；以2000年為基期的GDP平減指數(shù)和固定資產(chǎn)價格指數(shù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，并由筆者計算得出；為解決內(nèi)生性問題對本文估計結(jié)果造成的偏誤，采用工具變量法解決內(nèi)生性問題，構(gòu)造工具變量的企業(yè)歷年對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于服務(wù)業(yè)上市公司各年年報，由筆者翻閱整理所得。

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見下表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析

(一)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的基準(zhǔn)回歸

基于上述理論機制和研究模型，本文采用固定效應(yīng)模型和多維固定效應(yīng)模型對2000-2017年我國服務(wù)業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2。

我國服務(wù)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口具有顯著的促進作用。由上述回歸結(jié)果可知，核心解釋變量和相關(guān)控制變量的回歸系數(shù)基本保持符號、方向和顯著性的一致性。具體看來：方程(1)核心解釋變量ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；方程(2)在加入相關(guān)控制變量后，ofdi的回歸系數(shù)依然在1%水平上顯著為正；由方程(3)～(5)可以看出，在逐步加入個體、時間、行業(yè)的固定效應(yīng)后，ofdi回歸系數(shù)的顯著性和方向均未發(fā)生改變，且模型的擬合程度得到明顯的改善，這一點從方程的擬合優(yōu)度值R2可以看出。方程(5)均值回歸結(jié)果的系數(shù)為0.482，且在1%水平上顯著為正，表明我國服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口具有明顯的促進作用，且整體上我國服務(wù)業(yè)OFDI會促進服務(wù)貿(mào)易出口增長4.82%(6)由于上文中變量選取時考慮到量級對回歸系數(shù)的影響采取了乘以10的操作，因此，我國服務(wù)業(yè)企業(yè)對外直接投資會促進服務(wù)貿(mào)易出口增長4.82%。同時，非常感謝匿名審稿專家對此處給予的寶貴意見。，這一結(jié)果印證了假設(shè)1的成立，即我國服務(wù)業(yè)OFDI促進了服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際(出口規(guī)模)。該結(jié)論與Kojima(1978)和Helpman and Krugman(1985)的研究結(jié)論相一致，對化解我國服務(wù)貿(mào)易出口下滑的困境和促進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展均具有一定的指導(dǎo)意義。

表2 服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI “出口效應(yīng)”全樣本基準(zhǔn)回歸

關(guān)于其他控制變量。資本密度和企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)物質(zhì)資本和企業(yè)發(fā)展規(guī)模越大，更有助于企業(yè)擴大出口規(guī)模。企業(yè)年齡回歸系數(shù)的符號和顯著性均不穩(wěn)健，表明企業(yè)年齡對企業(yè)出口的關(guān)系并不確定(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)。企業(yè)研發(fā)投入系數(shù)為正，表明研發(fā)投入有助于提升企業(yè)的出口能力和競爭力。企業(yè)性質(zhì)的回歸系數(shù)為正，但在統(tǒng)計上不顯著，這在一定程度上說明非國有企業(yè)相比于國有企業(yè)具有更高的效率與出口傾向，系數(shù)為正在一定程度上也表明國有企業(yè)對外直接投資能促進企業(yè)出口水平。

(二)服務(wù)企業(yè)OFDI對出口廣延邊際的影響

上文我們考察了服務(wù)業(yè)OFDI對企業(yè)集約邊際的影響。另外，我們還比較感興趣的是，服務(wù)業(yè)OFDI對企業(yè)出口的廣延邊際究竟有何影響呢？下面我們構(gòu)建Probit概率模型來對此進行考察：

Prob(Expit=1)=Φ(α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t)

(3)

其中，被解釋變量Expit為企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口的虛擬變量{0,1}，即當(dāng)企業(yè)i在第t期進行服務(wù)貿(mào)易出口時取值為1，否則取值為0。Probit模型估計結(jié)果見表3方程(1)和(2)，結(jié)果顯示：在加入控制變量后，回歸模型的系數(shù)未發(fā)生顯著變化，均在1%水平上正向顯著，表明企業(yè)選擇對外直接投資活動顯著提高了企業(yè)出口概率。同時，為穩(wěn)健起見還采用線性概率模型(Linear Probability Model， LPM)對二者關(guān)系進行了估計，結(jié)果見方程(3)和(4)，結(jié)果顯示：在加入相關(guān)控制變量后，模型估計系數(shù)未發(fā)生顯著性變化，均在1%水平上顯著為正。這與上述Probit模型估計結(jié)果一致，即我國服務(wù)業(yè)OFDI顯著提升了服務(wù)業(yè)企業(yè)出口的廣延邊際(出口概率)。因此，上述分析不僅證實了假設(shè)1的成立，同時也從服務(wù)業(yè)OFDI的角度為中國企業(yè)OFDI與出口貿(mào)易之間的互補性關(guān)系提供了進一步的證據(jù)。

表3 服務(wù)企業(yè)OFDI對出口廣延邊際的影響

(五)內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

1.樣本選擇性偏差問題：Heckman兩步法

由于企業(yè)進行出口貿(mào)易并非隨機事件，可能受到企業(yè)自身績效水平的影響。由于本文樣本中包含服務(wù)業(yè)出口企業(yè)和非出口企業(yè)，為避免由于OLS方法估計時出現(xiàn)的樣本選擇性偏差問題，采用Heckman(1979)兩步法解決由于自選擇效應(yīng)導(dǎo)致的樣本選擇性偏差問題，其核心思想為：首先，對上式(3)出口決策模型進行Probit估計，在此基礎(chǔ)上計算出逆米爾斯比率(IMR)，再將逆米爾斯比率納入出口集約邊際方程進行估計，在式(3)的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下計量模型：

exportit=α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+IMR+μi+μj+δt+εijk,t

(4)

Heckman(1979)兩步法第一階段和第二階段回歸結(jié)果見表4中方程(1)和(2)；第一階段核心變量ofdi回歸結(jié)果在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)進行OFDI顯著提升了企業(yè)出口傾向。從第二階段估計結(jié)果看，逆米爾斯比率(IMR)在1%水平上顯著，說明企業(yè)出口存在自選擇效應(yīng)會導(dǎo)致樣本估計的選擇性偏差問題，但ofdi估計系數(shù)的符號方向和顯著性均未發(fā)生變化，均在1%水平上顯著為正。由此可見，雖然本文存在樣本選擇性偏差問題，但并未對本文核心研究結(jié)論產(chǎn)生影響，即我國服務(wù)業(yè)OFDI存在顯著的“出口效應(yīng)”。

2.內(nèi)生性問題：工具變量法(panel IV-2SLS)

現(xiàn)有研究表明企業(yè)對外直接投資和出口之間通過生產(chǎn)率關(guān)聯(lián)存在較強的內(nèi)生性。為此，本文參考Fisman and Svensson(2007)構(gòu)建工具變量的方法(7)Fisman and Svensson(2007)構(gòu)建工具變量的具體思路為：若計量模型中存在遺漏重要變量、核心解釋變量測算存在誤差或者解釋變量和被解釋變量由某一共同的因素所決定，所產(chǎn)生的同步性內(nèi)生性問題時，可以通過構(gòu)建行業(yè)-地區(qū)層面的平均值作為企業(yè)層面的工具變量，來解決二者之間所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。，通過整理上市公司年報獲得各企業(yè)各樣本期對外直接投資金額，依據(jù)企業(yè)所屬行業(yè)、區(qū)域信息將對外直接投資額進行分類加總，再按照行業(yè)-區(qū)域?qū)用娴钠髽I(yè)數(shù)量取算術(shù)平均值，以獲得每一個區(qū)域不同行業(yè)的企業(yè)對外直接投資流量的平均值，以此作為企業(yè)層面對外直接投資的工具變量，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)解決二者之間的內(nèi)生性問題?；貧w結(jié)果見表4方程(4)和(5)，方程(3)采用OLS回歸對工具變量的回歸結(jié)果進行比較。由方程(4)工具變量第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量與OFDI之間存在較強的相關(guān)性，回歸結(jié)果在1%水平上正相關(guān)，且F統(tǒng)計量為818.097，遠大于10%水平上的F值，故不存在“弱工具變量”問題，表明本文工具變量選取的合理性和有效性。第二階段回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，與方程(3)回歸結(jié)果一致，表明本文上述結(jié)論是穩(wěn)健無偏的，即我國服務(wù)業(yè)OFDI具有較強的“出口效應(yīng)”。

表4 樣本選擇性偏差和工具變量回歸(panel IV-2SLS)

3.穩(wěn)健性檢驗

上文中采用Heckman兩步法和兩階段最小二乘法(Panel IV 2SLS)解決了樣本選擇性偏差問題和內(nèi)生性問題。接下來，為進一步確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從替換研究變量、替換數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和改變研究方法三個角度進行進一步的穩(wěn)健性檢驗。

(1)更換企業(yè)對外直接投資的衡量指標(biāo)。本文參考李思慧、于津平(2016)關(guān)于對外直接投資變量的衡量方法，采用企業(yè)每年OFDI的流量金額(ofdiq)(8)此處，采用以2000年為基期的GDP平減指數(shù)進行了縮減，同時，為避免異方差對回歸結(jié)果的影響，對變量進行了對數(shù)處理。作為企業(yè)當(dāng)年OFDI的衡量指標(biāo)。同時，再將核心解釋變量對外直接投資變量更換為連續(xù)型變量(conofdi)，即企業(yè)初始投資年份為1，投資持續(xù)年限為n。前者不僅可以反映企業(yè)對外直接投資決策對服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模的影響，同時可以反映企業(yè)對外直接投資規(guī)模對服務(wù)貿(mào)易出口的影響。后者在一定程度上不僅可以反映企業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口的影響，同時可以反映企業(yè)持續(xù)性投資對企業(yè)對外直接投資“出口效應(yīng)”強度的影響。回歸結(jié)果見表5的方程(1)和(2)，由回歸結(jié)果可知，企業(yè)OFDI流量的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)對外直接投資顯著促進了服務(wù)貿(mào)易出口，該結(jié)論說明了上文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

(2)更換本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗(9)此處關(guān)于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。。由于本文為縮小異方差和零值對回歸結(jié)果的影響參考張峰等(2021)的做法對企業(yè)年齡、資本密度、企業(yè)規(guī)模和地區(qū)人均GDP在加1的基礎(chǔ)上進行了對數(shù)化處理。為此，為降低經(jīng)處理后數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，此處對上述變量直接取對數(shù)進行回歸，避免了在數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)上加1對回歸結(jié)果可能造成的影響。下表5方程(3)和(4)為基于對相關(guān)變量直接取自然對數(shù)的OFDI“出口效應(yīng)”和OFDI對出口廣延邊際影響的估計結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，ofdi的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明我國服務(wù)業(yè)企業(yè)對外直接投資不僅具有明顯的“出口效應(yīng)”，而且顯著提升了企業(yè)出口的廣延邊際(出口概率)，證實了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

(3)改變研究方法的穩(wěn)健性檢驗。為進一步考察本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，接下來根據(jù)企業(yè)是否進行對外直接投資，采用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching)估計服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口的ATT效應(yīng)(平均處理效應(yīng))。在進行模型估計前，需對各協(xié)變量進行平衡性檢驗，結(jié)果顯示：各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，t檢驗結(jié)果均拒絕了控制組與處理組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異均大幅縮小，說明所有協(xié)變量均通過了平衡性檢驗，這表明相比于匹配前，匹配后對外直接投資企業(yè)與非對外直接投資企業(yè)特征差異得到較大程度的消除(10)限于篇幅，關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI各協(xié)變量平衡性檢驗的結(jié)果(包括：各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖和傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果)見附件1(圖1和表1)，同時如有需要可向作者索取。。

傾向得分匹配估計結(jié)果見表6，方程(1)～(8)分別采用1對1匹配、鄰近匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性匹配、樣條匹配和馬氏匹配對企業(yè)OFDI與企業(yè)出口的關(guān)系進行了估計。ATT效應(yīng)(平均處理效應(yīng))是本文最為關(guān)心的結(jié)果。由表6回歸結(jié)果可知，所有類型匹配ATT效應(yīng)估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且估計結(jié)果與未匹配的基準(zhǔn)模型估計結(jié)果較為接近，進一步表明本文結(jié)論的穩(wěn)健性，即我國服務(wù)業(yè)企業(yè)對外直接投資具有顯著的“出口效應(yīng)”。

表6 服務(wù)型企業(yè)OFDI對企業(yè)出口影響傾向得分匹配回歸估計結(jié)果

六、機制檢驗

上文從理論角度詳細分析了我國服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易“出口效應(yīng)”的影響機理，并從實證角度印證了我國服務(wù)業(yè)OFDI存在較強的“出口效應(yīng)”。為進一步證實服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的作用機制，本文引入企業(yè)全要素生產(chǎn)率和服務(wù)貿(mào)易成本兩個中介變量，借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)關(guān)于機制檢驗的方法，對上述理論機制進行檢驗。為此，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

Mit=γ0+γ1ofdiit+∑γjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(5)

exportit=ω0+ω1ofdiit+ω2Mit+∑ωjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(6)

其中，式(5)和式(6)為本文中介效應(yīng)模型。α0、γ0、ω0為常數(shù)項，Mit分別代表生產(chǎn)率效應(yīng)中介模型和服務(wù)貿(mào)易成本中介效應(yīng)模型中全要素生產(chǎn)率水平(lntfpit)和服務(wù)貿(mào)易成本水平(Tcostit)兩個中介變量；其余符號的含義與上文基準(zhǔn)回歸模型中保持一致。準(zhǔn)確測度企業(yè)生產(chǎn)率水平和服務(wù)貿(mào)易成本是檢驗中間機制是否成立的前提，為此關(guān)于企業(yè)生產(chǎn)率水平和服務(wù)貿(mào)易成本的測算方法如下：

(1)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。為規(guī)避同時性偏差和樣本選擇性偏差等問題，本文選取Levinsohn-Pertrin一致半?yún)?shù)估計法(Levinsohn and Pertrin，2003)測算我國服務(wù)業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。由于服務(wù)業(yè)企業(yè)當(dāng)期投資難以被準(zhǔn)確觀察，因此，本文采用中間投入作為代理變量進行測算，測算數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

(2)服務(wù)貿(mào)易成本(Tcost)。本文借鑒Novy(2006)關(guān)于貿(mào)易成本的測算方法，使用下式(7)測算中國與其他國家之間的服務(wù)貿(mào)易成本。

(7)

其中， Tcost(CHN,j)t表示t時期中國向j國出口的服務(wù)貿(mào)易成本，Tcost(j,CHN)t表示t時期j國向中國出口的服務(wù)貿(mào)易成本，假定雙邊服務(wù)貿(mào)易成本對稱，即Tcost(CHN,j)t=Tcost(j,CHN)t；export(CHN,j)和export(j,CHN)分別表示t時期中國對j國和j國對中國的服務(wù)貿(mào)易出口額；GDPCHNt和GDPjt分別表示t時期中國和j國當(dāng)年GDP的流量；s為雙邊可貿(mào)易份額，本文假定雙邊可貿(mào)易份額相等，即s=sCHN=sj；ρ表示替代彈性。參考方虹等(2010)的做法，將參數(shù)s和ρ分別設(shè)定為0.8和10。為此，本文測算了我國與28個國家(11)為確保測算結(jié)果的準(zhǔn)確性，基于OECD各國雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，對數(shù)據(jù)有缺失的國家進行刪除，最終獲得28個國家與中國的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)，分別為：Australia、Austria、Belgium、Canada、Czech Republic、Denmark、Estonia、Finland、France、Germany、Greece、Hungary、Iceland、Ireland、Italy、Japan、Latvia、Lithuania、Luxembourg、Netherlands、New Zealand、Poland、Portugal、Russia、Slovenia、Spain、Sweden、United Kingdom。貿(mào)易成本測算數(shù)據(jù)來源于OECD雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；各國GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行-世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫。各年雙邊服務(wù)貿(mào)易成本，并在此基礎(chǔ)上取算術(shù)平均值得到中國每年服務(wù)業(yè)出口的貿(mào)易成本變量。

表7方程(1)和(2)報告了服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機制。由表7方程(1)可知，企業(yè)OFDI對全要素生產(chǎn)率水平的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“生產(chǎn)率效應(yīng)”；方程(2)中企業(yè)生產(chǎn)率水平對服務(wù)貿(mào)易出口的影響系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明企業(yè)生產(chǎn)率水平提升有助于提升服務(wù)貿(mào)易出口的規(guī)模。方程(1)和(2)的回歸結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)OFDI通過影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平作用于服務(wù)貿(mào)易出口的中介效應(yīng)顯著，且OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口效應(yīng)的直接效應(yīng)在5%水平上顯著為正。根據(jù)溫忠麟、葉寶娟(2014)關(guān)于間接效應(yīng)占總效應(yīng)比例的測算方法，其生產(chǎn)率中介效應(yīng)占直接效應(yīng)的比例為19.2%(γ1·ω2/α1)。

表7方程(3)和(4)報告了企業(yè)對外直接投資“貿(mào)易成本效應(yīng)”的機制。由表7方程(3)可知，服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易成本的影響在1%水平上顯著為負，說明企業(yè)進行對外直接投資可顯著降低服務(wù)貿(mào)易成本；由方程(4)可知，在加入服務(wù)貿(mào)易成本中介變量后，服務(wù)貿(mào)易成本對服務(wù)貿(mào)易出口的影響在1%水平上顯著為負，說明服務(wù)貿(mào)易成本與服務(wù)貿(mào)易出口呈負相關(guān)關(guān)系。由方程(3)和(4)的回歸結(jié)果可知，對外直接投資通過影響服務(wù)貿(mào)易成本作用于服務(wù)貿(mào)易出口的中介效應(yīng)顯著，且服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口的直接效應(yīng)依然1%水平上顯著為正。此時，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例的絕對值為15.9%(|γ1·ω2/α1|)。

綜上分析可知，關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機制和服務(wù)貿(mào)易成本機制作用效果均顯著。其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例均較大，這充分驗證了服務(wù)業(yè)OFDI通過提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平和降低服務(wù)貿(mào)易成本從而促進服務(wù)貿(mào)易出口的原假設(shè)(假設(shè)2和假設(shè)3)。

表7 機制檢驗結(jié)果

七、進一步分析：企業(yè)異質(zhì)性檢驗

由于我國服務(wù)業(yè)發(fā)展較為滯后，服務(wù)業(yè)在各區(qū)域和行業(yè)間發(fā)展存在明顯差異。因此，考察我國服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的異質(zhì)性，對促進我國服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和應(yīng)對出口增長率下滑問題均具有重要的意義。為此，本文從服務(wù)業(yè)行業(yè)和區(qū)域發(fā)展差異角度對我國服務(wù)業(yè)OFDI的“出口效應(yīng)”進行分析，具體將其按照行業(yè)性質(zhì)劃分為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、消費性服務(wù)業(yè)和公共服務(wù)業(yè)(12)本文共涉及到Wind數(shù)據(jù)庫中11個服務(wù)業(yè)細分行業(yè)，參考以往研究本文對服務(wù)業(yè)細分行業(yè)的劃分如下：租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)，信息傳輸、軟件和信息服務(wù)，交通倉儲和郵政業(yè)這4個服務(wù)業(yè)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；住宿和餐飲服務(wù)，批發(fā)和零售業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，文化體育和娛樂業(yè)這4個為消費性服務(wù)業(yè)；教育行業(yè)，衛(wèi)生和社會工作，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，這3個為公共服務(wù)業(yè)；此處行業(yè)劃分，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。；以及按照區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異劃分為東部、中部和西部(13)按照《國家統(tǒng)計局》網(wǎng)站對我國東、中、西部分類標(biāo)準(zhǔn)，本文只涉及30個省份(直轄市、自治區(qū))劃分如下：上海市、北京市、廣東省、江蘇省、浙江省、海南省、遼寧省、福建省、山東省、天津市、河北省這11個省份(直轄市)為東部地區(qū)；湖南省、湖北省、安徽省、吉林省、山西省、河南省、江西省、黑龍江省這8個省份為中部地區(qū)；陜西省、四川省、廣西省、云南省、新疆維吾爾自治區(qū)、甘肅省、青海省、貴州省、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)這11個省份(自治區(qū))為西部地區(qū)。?；貧w結(jié)果見表8。

由表8回歸結(jié)果可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而公共服務(wù)業(yè)ofdi的回歸系數(shù)在統(tǒng)計水平上不顯著。這表明我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)的對外直接投資具有較強的“出口效應(yīng)”，且由回歸結(jié)果的系數(shù)可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI會促進企業(yè)出口增長5.68%，消費性服務(wù)業(yè)OFDI會促進企業(yè)出口增長3.52%；而公共服務(wù)業(yè)對外直接投資不存在明顯的“出口效應(yīng)”。由區(qū)域異質(zhì)性分析可知，我國東部和中部地區(qū)ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明我國東部和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI具有明顯的“出口效應(yīng)”，且由回歸結(jié)果的系數(shù)可知，東部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI會帶動企業(yè)出口增長4.97%，中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI會帶動企業(yè)出口增長3.56%；而西部服務(wù)業(yè)OFDI不存在明顯的“出口效應(yīng)”。上述回歸結(jié)果表明我國服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”同時存在行業(yè)和區(qū)域的異質(zhì)性。

表8 服務(wù)型企業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的異質(zhì)性回歸結(jié)果

出現(xiàn)上述行業(yè)異質(zhì)性的原因可能有：從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)角度看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有“中間品”追隨制造業(yè)進行對外直接投資的特性，隨著我國“一帶一路”戰(zhàn)略的實施，傳統(tǒng)制造業(yè)正通過對外直接投資加速國內(nèi)產(chǎn)業(yè)和過剩產(chǎn)能的轉(zhuǎn)移，這勢必會帶動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對外直接投資與出口的增長；與此同時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI具有技術(shù)尋求的特性，可以通過對外直接投資吸收東道國先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)提升母國企業(yè)生產(chǎn)率水平，從而促進企業(yè)出口。從消費性服務(wù)業(yè)角度看，由于我國消費性服務(wù)業(yè)發(fā)展較早，且較為成熟，具有一定的競爭優(yōu)勢，且消費性服務(wù)業(yè)具有以市場為導(dǎo)向的服務(wù)特性，因此，其對外直接投資不僅可以進一步提升競爭優(yōu)勢擴大海外市場，同時可以通過在海外設(shè)立分支機構(gòu)降低貿(mào)易成本，從而促進母國企業(yè)出口。而公共服務(wù)業(yè)對外直接投資的“出口效應(yīng)”不顯著，由于我國公共服務(wù)業(yè)發(fā)展起步較晚，且受東道國法律、文化等因素的影響，造成公共服務(wù)業(yè)對外直接投資數(shù)量較少，導(dǎo)致公共服務(wù)業(yè)OFDI與出口相關(guān)性較弱。

出現(xiàn)上述區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果的原因主要有：從政策角度看，在我國“走出去”、“一帶一路”戰(zhàn)略和國內(nèi)自由貿(mào)易試驗區(qū)等政策的推動下，服務(wù)業(yè)對外貿(mào)易和對外直接投資成為東部地區(qū)促進服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的發(fā)展重點。東部地區(qū)為鼓勵發(fā)展較為成熟的服務(wù)行業(yè)率先走出去，實現(xiàn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供和制定了一系列的政策；從企業(yè)角度看，東部地區(qū)企業(yè)主要通過OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，提升企業(yè)生產(chǎn)率水平(陳啟斐、吳金龍，2020)，降低貿(mào)易成本，來促進服務(wù)貿(mào)易出口。由于東部地區(qū)具備較好的經(jīng)濟和政策環(huán)境，因此可以多渠道通過對外直接投資促進企業(yè)出口。而中部地區(qū)相比于東部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后，現(xiàn)有研究表明我國服務(wù)業(yè)OFDI對中部地區(qū)不存在明顯的生產(chǎn)率效應(yīng)，但對其經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的拉動作用，因此，中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI可以通過形成規(guī)模經(jīng)濟、降低平均成本和貿(mào)易成本等方式對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生拉動作用。而西部地區(qū)依舊處于工業(yè)化發(fā)展階段，服務(wù)業(yè)發(fā)展占比較低，因此服務(wù)業(yè)OFDI在西部地區(qū)不存在明顯的“出口效應(yīng)”。

為進一步驗證上述異質(zhì)性分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過替換對外直接投資變量的方法，對上述異質(zhì)性結(jié)果進行檢驗，關(guān)于替換變量的選取與上文保持一致，即選取企業(yè)當(dāng)年對外直接投資流量額(lnofdiq)和企業(yè)對外直接投資的連續(xù)變量(conofdi)作為替代變量進行穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與上述表8回歸結(jié)果完全吻合(14)限于篇幅，此處本文將異質(zhì)性分析中替換變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果放入了附件1(表2和表3)，同時，如有需要也可向作者索取。，進一步證明了服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”異質(zhì)性分析的可靠性。

八、結(jié)論與政策建議

本文從理論和實證兩個角度揭示了我國服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”。在理論層面，本文基于新新貿(mào)易理論，分析了服務(wù)型企業(yè)OFDI通過提升母國企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平和降低貿(mào)易成本兩個渠道作用于企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。在實證層面，利用我國2000-2017年710家服務(wù)業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進行了經(jīng)驗分析，結(jié)果表明：第一，我國服務(wù)業(yè)OFDI顯著提升了服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際；第二，機制檢驗證實了我國服務(wù)業(yè)OFDI通過吸收東道國先進技術(shù)經(jīng)驗提升企業(yè)生產(chǎn)率和避開東道國服務(wù)貿(mào)易壁壘降低貿(mào)易成本，來促進企業(yè)出口增長；第三，我國服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”存在明顯的區(qū)域和行業(yè)的異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，而公共服務(wù)業(yè)則并不明顯；東部和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI的“出口效應(yīng)”顯著，而西部地區(qū)則并不明顯。

根據(jù)上述研究結(jié)論和國內(nèi)國際經(jīng)濟環(huán)境的發(fā)展背景，本文提出以下幾點政策建議：第一，面對經(jīng)濟逆全球化趨勢和各國設(shè)立的服務(wù)貿(mào)易壁壘，我國政府應(yīng)該在制定和完善對外投資的法律法規(guī)的基礎(chǔ)上，積極鼓勵企業(yè)“走出去”，通過對外直接投資降低服務(wù)貿(mào)易出口所面臨的外部風(fēng)險，以及通過服務(wù)業(yè)OFDI繞過東道國服務(wù)貿(mào)易壁壘，帶動服務(wù)貿(mào)易出口和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的出口增長。第二，要把握好“一帶一路”的發(fā)展契機，加強對“一帶一路”沿線國家的服務(wù)業(yè)直接投資，充分發(fā)揮服務(wù)業(yè)對外直接投資的橋頭堡作用， 帶動我國服務(wù)貿(mào)易增長，化解服務(wù)貿(mào)易出口增速下滑的困境。第三，企業(yè)要自主提升技術(shù)水平和生產(chǎn)率水平，形成服務(wù)業(yè)OFDI與出口的國際競爭比較優(yōu)勢，以應(yīng)對外部環(huán)境惡化所帶來的沖擊。第四，我們不僅要注重發(fā)展起步較早的消費性服務(wù)業(yè)OFDI對服務(wù)貿(mào)易出口的作用，更應(yīng)充分重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI的規(guī)模和質(zhì)量，有助于增強企業(yè)學(xué)習(xí)能力和充分利用逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，促進我國服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的提升。第五，東部地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮自身優(yōu)勢發(fā)展高質(zhì)量的對外直接投資，提升區(qū)域服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量；中西部地區(qū)應(yīng)充分注重區(qū)域服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，讓“一帶一路”成為促進區(qū)域服務(wù)業(yè)質(zhì)量升級與服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口新的增長點。