摘要：“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，探討雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應，對于培育提高貿(mào)易競爭力的新動能、建設(shè)貿(mào)易強國具有重要意義。本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與中國海關(guān)數(shù)據(jù)，實證檢驗我國雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的影響關(guān)系與作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展顯著促進了我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升；機制分析發(fā)現(xiàn)，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，增強產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚效應，提高市場競爭程度，促進我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。此外，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應也存在不同程度的區(qū)域異質(zhì)性和企業(yè)特征異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展；企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；產(chǎn)業(yè)集聚；市場競爭

中圖分類號：F424；F7406；F8326文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2024）02-0033-12

收稿日期：2024-01-30

作者簡介：苗真子（1994—），女，江蘇徐州人，博士研究生，研究方向：全球化與中國經(jīng)濟發(fā)展；高波（1962—），男，江蘇泰興人，教授，博士生導師，研究方向：全球化與中國經(jīng)濟發(fā)展。黃婷婷（1991—），女，江蘇鹽城人，助理研究員，博士，研究方向：數(shù)字金融、農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟。

基金項目：國家社會科學基金一般項目，項目編號：18BJY112；南京大學江蘇高校優(yōu)勢學科建設(shè)經(jīng)費支持項目，項目編號：14809001。

一、引言

從數(shù)量擴張型轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量效益型是新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主要特征。大量的理論和事實表明，我國對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的鮮明標識是企業(yè)從成本、價格優(yōu)勢轉(zhuǎn)向綜合競爭優(yōu)勢，推動貿(mào)易發(fā)展方式優(yōu)化升級，在貿(mào)易大國的基礎(chǔ)上加快建設(shè)貿(mào)易強國。在這一轉(zhuǎn)型過程中，如何更深層次參與國際大循環(huán)，提高國內(nèi)大循環(huán)的質(zhì)量水平，最終實現(xiàn)國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進已成為亟須解決的現(xiàn)實問題。

雙循環(huán)的發(fā)展模式本質(zhì)上是在各地比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)上推動商品要素在國內(nèi)國外兩個市場的流動。外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）是資本在國際市場上跨境流動的關(guān)鍵表征，也是我國“引進來”“走出去”雙向開放戰(zhàn)略的主要載體。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織發(fā)布的《2023年世界投資報告》，2022年全球FDI同比下降12%，發(fā)達經(jīng)濟體FDI流入同比下降37%。然而，即便是在全球多重危機與挑戰(zhàn)的沖擊下，我國對外貿(mào)易仍平穩(wěn)發(fā)展，商務部數(shù)據(jù)顯示，2022年我國實際利用外資額達到123萬億元，創(chuàng)下歷史新高。2023年引資額雖有所下降，但仍保持在萬億規(guī)模，處于歷史高位水平。與此同時，2023年中國對外直接投資104萬億元，較上年增長57%。由此可見，中國雙向直接投資在國際直接投資中的影響力不斷攀升且日趨呈現(xiàn)同步發(fā)展之勢。那么，中國雙向直接投資能否形成相互促進的協(xié)調(diào)發(fā)展格局，進而推動中國對外貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展？

在大進大出外向型經(jīng)濟發(fā)展模式下，我國發(fā)揮勞動力低成本優(yōu)勢，積極融入全球價值鏈分工，開拓了國際市場，助推了中國進出口貿(mào)易的迅猛發(fā)展。然而，諸多理論研究與實踐表明，我國貿(mào)易發(fā)展成就是基于要素資源投入的產(chǎn)品數(shù)量的增加，這種粗放型增長方式導致我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與技術(shù)含量良莠不齊，以低價取勝的“低端制造”和“低端鎖定”仍是我國出口產(chǎn)品在全球市場的第一印象。隨著逆全球化浪潮抬頭，國際市場競爭日益激烈，疫情后全球經(jīng)濟復蘇緩慢導致主要貿(mào)易伙伴國進口需求降低，加之我國勞動力成本上升，國內(nèi)技術(shù)突破難度較大，要素自由流動壁壘尚未完全破除，過去以低加工度為導向的出口模式已難以為繼。“十四五”規(guī)劃和黨的二十大報告明確提出“增強國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性，提升國際循環(huán)質(zhì)量和水平”“加快建設(shè)貿(mào)易強國”，這為我國對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展指明了前進方向。要想成為名副其實的貿(mào)易強國，不僅要在世界貨幣體系、國際議題參與等擁有話語權(quán)，還包括提升出口產(chǎn)品質(zhì)量與培育對外貿(mào)易新優(yōu)勢等［1］。由此可見，出口產(chǎn)品質(zhì)量水平的高低關(guān)系到我國能否從貿(mào)易大國轉(zhuǎn)變?yōu)橘Q(mào)易強國，由價值鏈低端鎖定向價值鏈高端攀升［2］。更進一步，企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量不僅是國家創(chuàng)新能力和企業(yè)競爭力的直接映射，也是推動我國質(zhì)量變革、效率變革的重要支撐［3］。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，亟須轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易發(fā)展動力，培養(yǎng)企業(yè)在出口市場上的內(nèi)生競爭新優(yōu)勢。出口集聚如何實現(xiàn)從單純的“數(shù)量增長”向“質(zhì)量提升”轉(zhuǎn)變？如何促進我國企業(yè)出口產(chǎn)品在國際市場上實現(xiàn)“以質(zhì)取勝”？對這些問題的回答將為推動對外貿(mào)易向高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)型提供微觀層面的支撐，也有助于我國企業(yè)實現(xiàn)價值鏈攀升。

與以往研究相比，本文可能的邊際貢獻主要有：（1）從宏觀視角分析雙向FDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局和企業(yè)出口提質(zhì)增效的大背景下，本文的研究拓展了宏觀視域雙向FDI在微觀企業(yè)層面的應用。（2）本文從中觀層面的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和微觀層面市場競爭程度的視角，考察雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的作用機制，有助于深化對雙向直接投資的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應的理解，為建設(shè)“貿(mào)易強國”提供新的經(jīng)驗證據(jù)。（3）從多維度探討了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的異質(zhì)性特征。

二、理論分析與研究假說

近年來，我國正處于FDI和OFDI發(fā)展并重階段。雙向FDI既包括物質(zhì)資本的跨境流動，也包括技術(shù)、知識、制度、信息和人力資本等高端生產(chǎn)要素的廣義“資本”流動，具有聯(lián)結(jié)國內(nèi)外兩大市場的樞紐功能，是促進國內(nèi)國際雙循環(huán)良性運轉(zhuǎn)的重要紐帶。因此，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展是指中國在“引進來”“走出去”的過程中，充分利用國內(nèi)國外兩個市場，實現(xiàn)雙向FDI內(nèi)在要素互為補充、FDI帶來的技術(shù)溢出效應與OFDI產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出效應協(xié)調(diào)發(fā)展［4］。這種協(xié)調(diào)發(fā)展的邏輯體現(xiàn)在：FDI促進了東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)水平提高和生產(chǎn)管理經(jīng)驗的傳播，進而有助于東道國資本積累。考慮到為國內(nèi)產(chǎn)能過剩的產(chǎn)品尋找新市場，同時為了獲取國外豐富的資源，東道國可能將剩余資本進行海外投資。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展具體表現(xiàn)為二者在數(shù)量規(guī)模上的內(nèi)在統(tǒng)一，進而實現(xiàn)結(jié)構(gòu)上的協(xié)調(diào)。在一個特定國家里，如果FDI和OFDI的數(shù)值接近且都具有上升趨勢，則可以認為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度較高［5］。

隨著全球化的深入，國家間經(jīng)濟聯(lián)系日益緊密，雙向FDI日益成為推動經(jīng)濟合作、技術(shù)交流和知識共享的重要手段，對一國對外貿(mào)易發(fā)展發(fā)揮至關(guān)重要的作用。同時，國家之間為尋求利益最大化，也傾向于通過雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展來實現(xiàn)資源的有效利用和風險的共同分擔。然而，F(xiàn)DI與OFDI以其相反的資本流動方向，承擔著不同的經(jīng)濟職能。二者數(shù)量規(guī)模的發(fā)展不同步，可能會導致各要素之間相互制約，具體而言，當FDI規(guī)模遠大于OFDI時，可能會導致技術(shù)依賴加深、個別行業(yè)產(chǎn)能過剩等，長期以來抑制資源配置效率和自主創(chuàng)新能力；當OFDI規(guī)模遠大于FDI時，則可能會造成國內(nèi)資本流失和產(chǎn)業(yè)空心化，繼而減少國內(nèi)就業(yè)機會，影響國際收支平衡。因此，確保FDI與OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展是促進對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。

現(xiàn)有研究普遍認為，雙向FDI是一國吸納技術(shù)溢出，推動技術(shù)創(chuàng)新和實現(xiàn)經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵路徑。首先，F(xiàn)DI主要通過技術(shù)溢出擴散效應、模仿效應和流動效應等推動東道國技術(shù)進步與經(jīng)濟增長［6］?？鐕髽I(yè)在東道國進行投資時，通常會增加研發(fā)支出以保持其競爭優(yōu)勢，這一做法不僅對東道國企業(yè)產(chǎn)生示范效應，還促使本土企業(yè)通過競爭效應和模仿效應，學習競爭對手的生產(chǎn)與管理經(jīng)驗，加大研發(fā)投入進而縮小與發(fā)達國家之間的技術(shù)差距，提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，這一過程有助于減少國內(nèi)企業(yè)進入全球市場的阻礙，對于提升東道國的技術(shù)水平與出口競爭力具有至關(guān)重要的作用。其次，OFDI具有逆向技術(shù)溢出效應［7］。對外直接投資通過人力資本的“干中學”效應、借助企業(yè)并購和聯(lián)合經(jīng)營，以逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移機制引入東道國先進的生產(chǎn)技術(shù)和高端生產(chǎn)設(shè)備，進而提高國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新能力和技術(shù)水平，有助于提升生產(chǎn)質(zhì)量，還能吸引更高質(zhì)量的外資，促進國內(nèi)經(jīng)濟在全球價值鏈中的地位提升。最后，雙向FDI協(xié)同發(fā)展不僅架起了國內(nèi)國外雙循環(huán)的橋梁，還整合了國內(nèi)外比較優(yōu)勢，通過雙重溢出效應加速本地技術(shù)、知識等存量積累，這對本地企業(yè)在吸收、模仿、創(chuàng)新生產(chǎn)技術(shù)，提高管理水平等方面具有促進作用。借助于技術(shù)吸收和內(nèi)化的能力，形成了技術(shù)競爭優(yōu)勢，既增強了產(chǎn)品在國際市場上滿足個性化需求的靈敏程度，也實現(xiàn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級?；诖耍疚奶岢鲆韵录僬f：

H1：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有助于提升我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

關(guān)于雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的影響機制，本文認為主要有“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應”“產(chǎn)業(yè)集聚效應”和“市場競爭效應”三條渠道。具體表述如下：

首先，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展從三個方面促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，進而影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。第一，從FDI的角度來看，引入的外資彌補了東道國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的投資缺口，加速了資源向新興產(chǎn)業(yè)匯集，這種動態(tài)過程有助于克服資源在低端產(chǎn)業(yè)的固化現(xiàn)象，促進了新興產(chǎn)業(yè)快速成長為支柱產(chǎn)業(yè)［8-9］。FDI通過競爭效應激發(fā)本地企業(yè)之間的競爭，導致低生產(chǎn)效率企業(yè)被整合并購或退出市場，存留下的企業(yè)重新分配不同產(chǎn)業(yè)間的資源，有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。此外，引入FDI還會激發(fā)本土企業(yè)的學習效應和模仿效應，增強研發(fā)水平和創(chuàng)新能力，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)品質(zhì)量。第二，從OFDI的角度來看，OFDI通過資源獲得效應、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應等，幫助母國集中資源，在發(fā)展傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)上同時扶持新生產(chǎn)業(yè)的成長，為母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級提供動力。通過對外投資，本土企業(yè)學習、模仿和轉(zhuǎn)化國際市場的先進技術(shù)與管理經(jīng)驗，對上下游關(guān)聯(lián)企業(yè)產(chǎn)生示范效應，從而掌握全球產(chǎn)業(yè)鏈動態(tài)，更好地引導本國產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向。第三，雙向FDI協(xié)同發(fā)展促進了技術(shù)交流和知識轉(zhuǎn)移，加強了國內(nèi)外產(chǎn)業(yè)的互聯(lián)互通，通過整合全球市場資源和比較優(yōu)勢，形成技術(shù)優(yōu)勢的培育效應。既提升了制造業(yè)的技術(shù)水平和管理水平，促使生產(chǎn)要素在全球市場的有效配置，顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力，還提升了本國產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈中的位置。隨著本國企業(yè)在全球市場上的活躍度增加，可以更有效地吸收和應用國際先進技術(shù)，進一步促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高端升級，顯著提高了本國企業(yè)的出口競爭力。

其次，雙向FDI通過產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚效應影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。規(guī)模經(jīng)濟理論認為，較大的國內(nèi)市場為企業(yè)提供了初期的穩(wěn)定需求基礎(chǔ)，提高了生產(chǎn)效率，促進技術(shù)創(chuàng)新，進而導致報酬遞增，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應，在國際市場上具有出口競爭優(yōu)勢［10］。此外，在新興增長理論、馬歇爾外部經(jīng)濟理論和波特競爭優(yōu)勢理論的框架下，產(chǎn)業(yè)集聚效應同樣對企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進作用［11］。雙向FDI帶來了國內(nèi)外資本和技術(shù)的雙向流動，促進了技術(shù)外溢、知識積累和創(chuàng)新資源的高效配置，放大了要素的循環(huán)累積效應。在政府的顯性引導與市場的隱性調(diào)節(jié)的共同作用下，加速了信息、知識、人力與技術(shù)等關(guān)鍵要素聚集，從而加快了產(chǎn)業(yè)聚集的進程。這種集聚不僅提高了產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化水平，地理鄰近性的優(yōu)勢還加強了產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)之間的學習與合作，充分發(fā)揮協(xié)同創(chuàng)新作用，通過共享勞動力市場和中間投入品，降低了企業(yè)研發(fā)成本，提高了整體生產(chǎn)效率與產(chǎn)品質(zhì)量。

最后，雙向FDI通過市場競爭效應影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。競爭效應理論認為，健康的市場競爭對促進企業(yè)創(chuàng)新、提高市場效率和加速技術(shù)發(fā)展等方面發(fā)揮著積極作用。新進入者往往具備先進的生產(chǎn)技術(shù)和運營管理經(jīng)驗，這種市場競爭壓力倒逼東道國企業(yè)加強研發(fā)投入，創(chuàng)新產(chǎn)品、服務和管理模式，提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量［12］。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展促進了全球資源的有效配置，增強了產(chǎn)業(yè)和國家之間的互補性，形成了技術(shù)溢出、勞動力溢出和知識溢出，擠占了本地市場的超額利潤。這種跨國界的技術(shù)、資源流動和優(yōu)化配置，為參與國創(chuàng)造了更加公平和激烈的市場競爭環(huán)境，市場競爭壓力驅(qū)動企業(yè)通過學習和模仿進行持續(xù)的技術(shù)與管理創(chuàng)新，提高運營效率、生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量來滿足市場需求，提升比較競爭優(yōu)勢，最終提升企業(yè)在全球市場上的出口競爭力。基于以上分析，本文提出以下假說：

H2：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚效應和市場競爭效應三個渠道推動出口企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級。

我國幅員遼闊，區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展不平衡的情況長期存在且區(qū)域間差異日趨擴大，東強西弱的格局逐漸固化。這種差異源于各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度及技術(shù)吸收能力等方面存在不均衡。具體來說，自改革開放以來東部沿海地區(qū)一直是我國經(jīng)濟發(fā)展水平最高、生產(chǎn)活動最為密集和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最優(yōu)的區(qū)域［13］，對高質(zhì)量外資的接受程度和消化能力較強，能夠更有效地利用雙向FDI帶來的技術(shù)溢出、知識溢出和管理經(jīng)驗，促進本地企業(yè)的技術(shù)升級和二次創(chuàng)新，最終顯著提升出口產(chǎn)品的技術(shù)水平。同時，東部地區(qū)的企業(yè)通過OFDI獲取國際市場信息和先進技術(shù)，進一步增強了其產(chǎn)品的國際競爭力。相比之下，中部和西部地區(qū)雖然近年來通過政策引導和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移加快了開放步伐，但由于起步較晚，其產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和技術(shù)吸收能力相對薄弱，導致雙向FDI的溢出效應和對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用不如東部地區(qū)顯著。在微觀企業(yè)領(lǐng)域，首先從企業(yè)所有制類型來看，國有企業(yè)具有融資、政策等優(yōu)勢，但內(nèi)部激勵機制不夠完善，管理模式較為保守，個別行業(yè)還涉及到國家安全等敏感問題，而非國營企業(yè)具有更強的風險意識和靈敏的市場反應，因此許多國有企業(yè)與外資的關(guān)聯(lián)度低于外資企業(yè)與民營企業(yè)，從雙向FDI中獲益的程度也不同。其次，企業(yè)規(guī)模決定了企業(yè)吸收和應用新技術(shù)的能力。大企業(yè)由于體量與資產(chǎn)規(guī)模較大，導致雙向FDI的技術(shù)溢出效應對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響較??；中、小型企業(yè)在創(chuàng)新和管理方面較為靈活，因此在雙向FDI技術(shù)溢出的過程中，能夠?qū)ζ洚a(chǎn)品技術(shù)具有顯著的提升。最后，要素密集度體現(xiàn)了企業(yè)在生產(chǎn)過程中對資本和勞動的依賴程度，這直接關(guān)系到雙向FDI對其出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。資本密集型企業(yè)可能更依賴于技術(shù)進步和創(chuàng)新來提升產(chǎn)品質(zhì)量，因而更可能從雙向FDI中受益?；谏鲜龇治?，本文提出以下假說：

H3：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應存在不同程度的區(qū)域異質(zhì)性和企業(yè)特征異質(zhì)性。

三、模型構(gòu)建、變量說明與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

為了考察雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文設(shè)定如下基準回歸模型：

QEPc，i，t=α0+α1·IDLc，t+α2·Xc，i，t+μi+νt+εc，i，t（1）

（1）式中，c代表c省份，i表示i企業(yè)；t表示第t年；QEP表示中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，IDL表示雙向FDI互動發(fā)展水平；X是控制變量向量，主要包括省級層面和企業(yè)層面可能存在的影響因素。μi為個體固定效應，νt為時間固定效應，εc，i，t為隨機誤差項。

（二）主要變量測度與特征事實

1核心解釋變量：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平。首先，運用PVAR模型驗證FDI與OFDI之間是否存在互動效應。通過對比各種單位根檢驗方法的特征，選取LLC檢驗、IPS檢驗和費雪式檢驗三種方法考察主要變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1的檢驗結(jié)果表明，均在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，因此認為FDI和OFDI是平穩(wěn)序列。其次，為了進一步驗證雙向FDI是否存在互動效應，還進行了格蘭杰因果檢驗。檢驗結(jié)果表明，F(xiàn)DI和OFDI平穩(wěn)性良好且具有格蘭杰因果關(guān)系，即FDI和OFDI之間存在顯著的動態(tài)互動效應。

根據(jù)前文，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展是指FDI和OFDI相互影響，通過充分利用國內(nèi)外兩個市場，實現(xiàn)技術(shù)溢出效應協(xié)調(diào)發(fā)展?？紤]到物理學中的容量耦合系統(tǒng)和雙向FDI協(xié)同發(fā)展具有相似的互動機制，既能體現(xiàn)雙向FDI的協(xié)同程度，又可以較好地表征雙向FDI二者協(xié)同溢出對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響程度，因此，此處借鑒黃凌云等（2018）的測算方法［4］，構(gòu)建了雙向FDI的耦合度：

Cit（IO）=FDIit·OFDIit/（αFDIit+βOFDIit）γ（2）

其中，F(xiàn)DIit、OFDIit分別表示i地區(qū)在第t期的FDI流量、OFDI流量。α和β表示FDI和OFDI的權(quán)重，均設(shè)定為05；γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，設(shè)定為2。Cit（IO）的大小與耦合度正相關(guān)。由于耦合度只能反映FDI和OFDI二者相互作用程度的強弱，但雙向FDI協(xié)調(diào)程度的內(nèi)涵不僅是相互作用程度，還包括在此基礎(chǔ)上的各變量發(fā)展水平，因此進一步引入耦合協(xié)調(diào)發(fā)展指標來表征雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度。

Dit（IO）=C·T1/2，T=FDIit+OFDIit/2（3）

結(jié)合（2）式和（3）式，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平的公式如下：

Dit（IO）=［2·FDIit·OFDIit/（FDIit+OFDIit）］1/2（4）

2被解釋變量：企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。在基準回歸中，本文借鑒施炳展和邵文波（2014）的做法，采用KSW方法對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量進行測算［14］。首先，構(gòu)建中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算計量模型。

lnqimt=χmt－σlnpimt+εimt（5）

其中，i代表企業(yè)，m代表國家，t代表年份。lnqimt是m國消費者t年對企業(yè)i生產(chǎn)商品種類的消費量的自然對數(shù)。χmt為進口國-時間虛擬變量，lnpimt表示企業(yè)i在t年對m國出口產(chǎn)品的價格；εimt測度企業(yè)i在t年對m國出口的產(chǎn)品的質(zhì)量，作為殘差項處理。σ為產(chǎn)品間替代彈性，此處借鑒蘇丹妮等（2018）的研究，將σ取值為3［3］。

為了將產(chǎn)品種類納入考量，在（5）式中加入進口國-時間虛擬變量，用以衡量出口企業(yè)的國外市場需求；借鑒黃玖立和李坤望（2006）的做法，以國內(nèi)各省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值的加權(quán)值衡量企業(yè)國內(nèi)市場需求規(guī)模［15］。此外，將企業(yè)在其他市場（除進口國m）出口產(chǎn)品的平均價格作為工具變量，從而緩解內(nèi)生性問題。對（5）式進行回歸，將得出的（6）式定義為質(zhì)量（qualityimt）。

qualityimt=lnλ^imt=ε^imt（σ－1）=lnqimt－lnq^imt（σ－1）（6）

將（6）式進行標準化處理后得到標準化質(zhì)量指標（N－qualityimt），整體質(zhì)量（TQ）定義如（7）式：

TQ=[SX（]vimt[]∑[DD（][]imt∈Ω[DD）]vimt[SX）]×N－qualityimt（7）

其中，Ω代表某一層面的樣本集合，vimt代表樣本的價值量（value）。

在穩(wěn)健性檢驗中，采用出口技術(shù)復雜度（ETC）作為出口產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量之一。參考吳楚豪和王恕立（2019）的做法，首先測算微觀產(chǎn)品層面的出口技術(shù)復雜度，再將其加總到宏觀區(qū)域?qū)用妫瑢κ‰H產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度進行測度［16］。從微觀視角測度產(chǎn)品g的出口技術(shù)復雜度的方法如下：

ETCg=∑（epg∑epg）·PGDPp（8）

在（8）式中，epg代表某省份p產(chǎn)品g的出口額占p省份出口總額的比重，PGDP為該省份的人均GDP。

其次，測度單位價格產(chǎn)品出口質(zhì)量。

QEPpg=valuepg∑n（γng·valueng）（9）

在（9）式中，valuepg表示省份p出口產(chǎn)品g的單位價值，γng表示省份n產(chǎn)品g在我國所有出口產(chǎn)品g中所占的比重。

再次，將（8）式和（9）式代入，修正產(chǎn)品g的出口技術(shù)復雜度。

ETC′g=QEP02pg·ETCg（10）

最后，將（10）式加總到省際層面。

ETC=∑e·ETC′g（11）

3機制變量。（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（IS）是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高水平狀態(tài)演進的動態(tài)趨勢。此處采用學界的普遍做法，以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。（2）產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚水平（IA）。采用省份兩位碼行業(yè)產(chǎn)值占全國該行業(yè)產(chǎn)值的比重進行衡量。（3）市場競爭程度（MC）。企業(yè)的毛利率是衡量企業(yè)競爭狀況的關(guān)鍵指標，能夠直接展現(xiàn)單個企業(yè)自身的競爭壓力，無論所處行業(yè)的競爭對手數(shù)量如何，較高的毛利率通常意味著企業(yè)面對的直接競爭壓力較小。此處參考孔令文等（2022）的研究，將企業(yè)的毛利潤率gpit測算方式設(shè)定如下［17］：

gpit=opitoiit（12）

其中，opit代表企業(yè)i第t年的營業(yè)利潤，oiit代表企業(yè)i第t年的營業(yè)收入，企業(yè)層面的市場競爭程度計算方法是：

MCit=1-gpit（13）

其中，0lt;MCitlt;1，MCit越大代表企業(yè)所面臨的競爭壓力就越大。

4控制變量。本文所選取的控制變量主要包括省級和企業(yè)兩個層面。

省級層面的控制變量包括：（1）對外開放度（OPEN）。對外開放的程度與轄區(qū)投融資環(huán)境息息相關(guān)，從而波及到出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。此處以各地區(qū)進出口總額占GDP的比重衡量對外貿(mào)易開放的程度。（2）城鎮(zhèn)化率（UR），城鎮(zhèn)化是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展進步的重要標志。根據(jù)國家統(tǒng)計局規(guī)定，用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎祦砗饬砍擎?zhèn)化率。（3）人均GDP（PGDP）。此處采用人均GDP衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，為了保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以人均GDP的自然對數(shù)作為經(jīng)濟發(fā)展水平的測度指標。（4）勞均資本存量（PK）。資本存量反映了某階段物質(zhì)生產(chǎn)手段，衡量了企業(yè)現(xiàn)存的全部資產(chǎn)，也是宏觀經(jīng)濟分析中重要的基礎(chǔ)性變量。本文用實際資本存量與勞動力人口的比值衡量勞均資本存量。（5）金融發(fā)展水平（FD）。采用各省金融機構(gòu)存貸款余額與GDP的比值衡量該地區(qū)的金融發(fā)展水平。

企業(yè)層面的控制變量包括：（1）企業(yè)年齡（AGE），采用樣本年份與企業(yè)成立年份的差值加1，回歸中將企業(yè)年齡取對數(shù)。（2）企業(yè)規(guī)模（EMP），用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對數(shù)表示。企業(yè)年齡和規(guī)模的組合能較好地度量企業(yè)面臨的融資約束程度，一般認為，企業(yè)面臨的融資約束會制約企業(yè)的資源投入，從而對產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響。因此，企業(yè)年齡越大，規(guī)模越大，越容易通過外部融資獲取資金。（3）利潤率（PRO），用凈利潤與總資產(chǎn)之比表示，該變量可以衡量企業(yè)運營和生產(chǎn)的效率，運營和生產(chǎn)效率對出口產(chǎn)品質(zhì)量有積極影響。（4）杠桿率（LEV），用企業(yè)負債總額占資產(chǎn)的比重表示。杠桿率是衡量企業(yè)負債風險的監(jiān)管性指標，側(cè)面反映出企業(yè)的還款能力。（5）資本密集度（KL），首先測算企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人數(shù)的比值，再對其取自然對數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

由于本文需要將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行匹配，考慮到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫在2013年后存在較大程度的數(shù)據(jù)缺失，且測度關(guān)鍵解釋變量所需的FDI流量、OFDI流量數(shù)值在2003年之前同樣存在數(shù)據(jù)缺失的情況，因而實證部分的樣本區(qū)間確定為2003—2013年。除特別說明外，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》《中國人口統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和中國海關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)平臺。表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。

四、實證分析

（一）基準模型分析

在實證回歸之前，首先測算了基準模型中解釋變量的方差膨脹因子（VIF）判斷是否存在多重共線性，結(jié)果顯示各變量的VIF值均遠小于10，即不存在多重共線性問題。為了避免“偽回歸”，確保估計結(jié)果的可靠性，對全部數(shù)據(jù)樣本進行了LLC和Fisher-ADF單位根檢驗以保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，兩種檢驗均拒絕存在單位根的原假設(shè)，即各變量是平穩(wěn)序列。在研究方法上，首先判斷應選擇固定效應還是隨機效應，通過Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)拒絕原假設(shè)，故采用固定效應模型。引入時間虛擬變量后，估計結(jié)果仍然顯著拒絕原假設(shè)，說明存在時間效應。綜上，本文采用雙向固定效應模型，控制地區(qū)個體固定效應和時間固定效應以消除地區(qū)和時間因素的影響，同時使用聚類穩(wěn)健標準誤來緩解異方差和序列相關(guān)對估計結(jié)果的影響。

在表3中，依次以FDI、OFDI和雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展作為自變量，因變量是企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量（QEP）?？紤]到核心解釋變量雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可能存在非線性關(guān)系及非平穩(wěn)序列等計量問題，因此，在實證回歸中，本文對核心解釋變量采用了對數(shù)形式（IDL）。模型（1）和模型（2）分別單獨考察了FDI和OFDI的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI和OFDI的系數(shù)均顯著為正，即外商直接投資和對外直接投資在一定程度上有助于提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。FDI通過技術(shù)溢出效應提高東道國的進出口數(shù)額和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，有利于促使企業(yè)“走出去”。OFDI可以利用貿(mào)易國的高級生產(chǎn)要素，通過主動吸收技術(shù)外溢，提高資源配置效率，從而顯著提高中國的產(chǎn)品出口質(zhì)量。為了進一步考察雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的效應，模型（3）中以雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展（IDL）作為自變量，并在模型（4）和模型（5）中逐步引入省級層面和企業(yè)層面的各控制變量。模型（6）引入了全部控制變量，實證結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展（IDL）的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，由于雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的測度采用了取對數(shù)的形式，回歸方程變成了半對數(shù)形式，其經(jīng)濟學含義是，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度每提高10%，對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量就有001220個單位的平均提升作用。這初步證明了本文的假說H1，即雙向FDI對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進作用。在國內(nèi)國際“雙循環(huán)”的大背景下，我國營商環(huán)境明顯改善，在全球價值鏈的地位也發(fā)生了改變。隨著更加立體全面的開放型政策、“一帶一路”倡議的推動，雙向直接投資形成了良性互動和高水平發(fā)展，也為我國企業(yè)對外貿(mào)易的發(fā)展帶來了機遇與挑戰(zhàn)，充分緩解了中高端制造業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)的融資壓力，通過吸收外國先進的生產(chǎn)技術(shù)實現(xiàn)了傳統(tǒng)制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，加快了企業(yè)融入全球價值鏈、產(chǎn)業(yè)鏈的步伐，完善了企業(yè)生產(chǎn)服務網(wǎng)絡和流通體系，降低了企業(yè)的管理成本，提高了企業(yè)的人力資本、創(chuàng)新能力、管理能力和跨國經(jīng)營水平，進而促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，增強了我國出口競爭力。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1．變更雙向FDI互動發(fā)展水平的度量方式

現(xiàn)有文獻關(guān)于雙向FDI協(xié)同效應的測度方式主要有兩種：一是如龔夢琪和劉海云（2018）的研究思路，引入FDI和OFDI的交互項來衡量二者的相互協(xié)同關(guān)系［18］；二是以黃凌云等（2018）為代表，利用耦合協(xié)調(diào)模型測度FDI與OFDI的互動發(fā)展水平［4］。在基準回歸中，考慮到耦合協(xié)調(diào)與雙向FDI的協(xié)同關(guān)系具有類似的互動機制，并且能反映出雙向FDI間的協(xié)同配合程度，因此采用耦合度公式測算互動發(fā)展水平作為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的代理變量。但是該變量的測算采用的是省級層面FDI流量和OFDI流量數(shù)據(jù)，可能存在測量誤差導致估計結(jié)果是有偏的。為了進一步檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，也為了較好地衡量雙向FDI二者協(xié)同溢出對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響程度，此處將FDI和OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）作為自變量進行穩(wěn)健性檢驗。

在表4中，模型（1）是基準回歸的實證結(jié)果，此處作為檢驗對照。模型（2）—（5）中以FDI和OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）作為自變量，因變量是企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量（QEP）。模型（2）中僅引入雙向FDI的交乘項，自變量的系數(shù)為正，即以交乘項形式測度的雙向FDI互動發(fā)展的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應是正向的。為了進一步考察雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的效應，在模型（3）—（5）中逐步引入省級層面和企業(yè)層面的控制變量，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，自變量的系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正。模型（5）中，關(guān)鍵解釋變量的影響系數(shù)在1%的水平下顯著為正，其經(jīng)濟學含義是，以FDI和OFDI交乘項衡量的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度每提高10%，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量將會提高000364個單位。除了估計系數(shù)略有波動外，與基準回歸的檢驗結(jié)果基本一致，說明本文基準回歸的結(jié)果較為穩(wěn)健，進一步驗證了假說H1。也就是說，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有明顯的促進作用。

2．變更出口產(chǎn)品質(zhì)量的度量方式

本文在基準回歸中采用KSW方法測算了2003—2013年中國出口產(chǎn)品質(zhì)量。這種測算方法剔除了價格的影響因素，但由于決定產(chǎn)品質(zhì)量高低的因素會帶來樣本選擇偏誤，從而不可避免地會帶來一定的測量誤差。在產(chǎn)品質(zhì)量的經(jīng)典理論模型中，企業(yè)對其產(chǎn)品的定價基本遵循固定的成本加成規(guī)則，因此，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與產(chǎn)品價格正相關(guān)。由于基準回歸中對于出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度基于顯示性偏好理論，從消費角度來看，高質(zhì)量的含義更接近于高性價比，更能獲得消費者的喜愛，因此，本文所討論的質(zhì)量指標在理論上代表的是“消費者為獲得單位效用所支付的價格”，在實際應用中，這一指標反映了出口產(chǎn)品的競爭力。也就是說，產(chǎn)品單位價值與消費者支付意愿正相關(guān)，這在一定程度上反映了相應產(chǎn)品質(zhì)量的變化。此處借鑒盧盛峰等（2021）的做法，將出口產(chǎn)品的單位價格（P）作為產(chǎn)品質(zhì)量的一個代理變量，這也較為符合現(xiàn)實生活中對于產(chǎn)品高質(zhì)高價的直觀認識［19］。

由于在測算基準回歸中用到的出口產(chǎn)品質(zhì)量時，產(chǎn)品間替代彈性取值為3，此處借鑒樊海潮和郭光遠（2015）的做法，將產(chǎn)品間替代彈性賦值為5，進一步測算出口產(chǎn)品質(zhì)量，并在此處將其作為被解釋變量的一個代理變量（QEP-e）［20］。

此外，部分學者認為，隨著一國人均收入水平的持續(xù)增長，該國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和復雜性也會相應提高。由低技術(shù)向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)間的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級可以通過出口技術(shù)復雜度來表征，因此，出口技術(shù)復雜度（ETC）也可以作為出口產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量［21］，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5。

表5模型（1）是基準回歸的實證結(jié)果，此處依然作為檢驗對照。自變量為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展（IDL），模型（2）和模型（3）中因變量是產(chǎn)品替代彈性為5的出口產(chǎn)品質(zhì)量（QEP-e），模型（4）和模型（5）中因變量是出口產(chǎn)品的單位價格（P）。模型（6）和模型（7）的因變量是出口技術(shù)復雜度（ETC）?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正，僅在數(shù)值上略有波動，進一步檢驗了前文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。即無論是改變產(chǎn)品替代彈性重新測算出口產(chǎn)品質(zhì)量，也或是將出口產(chǎn)品的單位價格作為產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著提高了我國出口產(chǎn)品質(zhì)量。

3．變更樣本區(qū)間

考慮到2008年國際金融危機對國際市場需求造成巨大沖擊，加之全球經(jīng)濟形勢急速下降與要素成本上升，可能導致該年度出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算和本文的實證結(jié)果出現(xiàn)結(jié)果偏誤。為了進一步驗證前文的實證結(jié)果，此處剔除了2008年的樣本數(shù)據(jù)后重新檢驗，回歸結(jié)果如表6所示。模型（1）和模型（2）單獨考察了FDI、OFDI的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應，模型（3）和模型（4）的自變量分別為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展（IDL）、FDI和OFDI的交互項（lnfdi*lnofdi），模型（5）—（7）的因變量分別是產(chǎn)品間替代彈性賦值為5的出口產(chǎn)品質(zhì)量（QEP-e）、出口產(chǎn)品的單位價格（P）和出口技術(shù)復雜度（ETC）。此處重點關(guān)注模型（3）—（7）的估計結(jié)果，自變量的系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正，即剔除2008年的樣本后，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有助于提升我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，進一步驗證了假說H1。

4．內(nèi)生性問題

本文的核心解釋變量是采用省級層面FDI和OFDI流量數(shù)據(jù)測度的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展，被解釋變量是企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，二者之間可能存在反向因果關(guān)系從而引發(fā)內(nèi)生性問題。因此，此處借鑒朱于珂等（2022）的做法，將海外市場接近度（100/各省份省會城市到海岸線距離）作為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的工具變量以緩解內(nèi)生性問題，并采用二階段最小二乘法進行回歸［22］。這主要基于以下考量：第一，海運是國際貿(mào)易運輸?shù)闹饕问?，海外市場接近度與各省份的對外貿(mào)易密切相關(guān)，地處海岸線附近的地區(qū)能夠和海外市場近距離接觸，這對于吸引外國直接投資、推動對外直接投資都具備天然的貿(mào)易優(yōu)勢，因此海外市場接近度滿足工具變量相關(guān)性要求。第二，海外市場接近度主要取決于地理因素本身，滿足工具變量外生性特征。

表7是工具變量法的回歸結(jié)果。模型（1）是雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的一階段回歸結(jié)果。回歸結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正。此外Kleibergen-PaaprkLM統(tǒng)計量在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明工具變量不存在識別不足的問題；Kleibergen-PaapWaldrkF統(tǒng)計量大于10%顯著性水平的臨界值，可以認為不存在弱工具變量的問題。以上檢驗可以說明工具變量的選取是有效的。模型（2）展示了二階段的回歸結(jié)果，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的估計系數(shù)在5%水平上顯著，雖然數(shù)值相較基準回歸的結(jié)果略有波動，但本文基準回歸部分的結(jié)論并沒有改變，再一次驗證了本文的假說H1。

（三）機制分析

通過上述理論梳理和實證分析，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的提升效應。為了進一步探究雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的內(nèi)在聯(lián)系，本文進一步從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚程度和市場競爭程度三個視角進行機制分析，在基準回歸的基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應模型如下：

MEDc，i，t=β0+β1·IDLc，t+β2·Xc，t+μc+νt+εc，t（14）

QEPc，i，t=γ0+γ1·IDLc，i，t+γ2·MEDc，i，t+γ3·Xc，i，t+μi+νt+εc，i，t（15）

其中，MEDc，i，t是中介變量，具體包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)（IS），產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚水平（IA）和企業(yè)面臨的市場競爭程度（MC），其他變量的含義同（1）式。

中介效應回歸結(jié)果如表8所示。模型（1）—（3）匯報了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的檢驗結(jié)果。模型（1）是表3中第（6）列的基準回歸結(jié)果，模型（2）顯示雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明檢驗雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；模型（3）中雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的估計系數(shù)依然在5%水平上顯著為正。加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)后，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的估計系數(shù)相較模型（1）略有降低，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化在雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量中發(fā)揮部分中介效應。模型（4）和模型（5）匯報了基于產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚的機制檢驗結(jié)果。模型（4）中雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明檢驗雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚；模型（5）中雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚程度對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸系數(shù)全部在1%水平上顯著為正，根據(jù)系數(shù)大小可以判定產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚的部分中介效應存在。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展加速了國內(nèi)外生產(chǎn)要素的自由流動，提高了資本與技術(shù)的配置效率，促進了知識共享、人才流動和技術(shù)創(chuàng)新。國外的先進技術(shù)、資本與經(jīng)營管理經(jīng)驗流入，與本地市場的知識與人力資源相結(jié)合，促進了國內(nèi)外市場和資源的有效整合。這種互動不僅促使國內(nèi)產(chǎn)業(yè)向高附加值和高技術(shù)水平的領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低端向中高端優(yōu)化升級，使企業(yè)在國際市場上增強出口競爭力；而且也形成了高度專業(yè)化的產(chǎn)業(yè)集群，集群內(nèi)部的企業(yè)通過供應鏈的緊密聯(lián)系共享資源和成本，不僅提高了分工合作水平，還進一步增強了企業(yè)核心競爭力與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

模型（6）和模型（7）的檢驗結(jié)果表明，市場競爭程度在雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量中發(fā)揮部分中介效應。在雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下，本土市場因外資企業(yè)的進入而面臨更加激烈的市場競爭環(huán)境，迫使本土企業(yè)通過創(chuàng)新技術(shù)水平、提高生產(chǎn)效率、提升產(chǎn)品質(zhì)量來增強企業(yè)自身的競爭力。綜上，本文假說H2得證。

五、進一步分析

（一）區(qū)域異質(zhì)性分析

由于我國國土面積遼闊，區(qū)域間資源稟賦和經(jīng)濟環(huán)境具有較大差異，因而雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可能也存在不同程度的區(qū)域異質(zhì)性。測算2003—2020年我國東、中、西部地區(qū)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展度的均值，分別為133944、64501和42606。由此可見，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度在東、中、西部地區(qū)確實存在一定差異，具體表現(xiàn)為，東部地區(qū)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度最高，中部和西部地區(qū)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。據(jù)此可以認為，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響可能存在地區(qū)異質(zhì)性，此處通過分樣本回歸，依次對東、中、西部地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)進行分組檢驗。在進行分樣本回歸之前，均采用了費舍爾檢驗通過了組間差異檢驗。

表9展示了分地區(qū)回歸結(jié)果，被解釋變量是出口產(chǎn)品質(zhì)量（QEP），關(guān)鍵解釋變量分別為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展（IDL）、FDI與OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）。實證結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對東、中、西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的邊際效用皆為正，但是在數(shù)值和顯著性上存在一定差異。即雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應最大，中部次之，西部最小。東部地區(qū)具有天然的地理優(yōu)勢和良好的經(jīng)濟基礎(chǔ)，貿(mào)易開放水平較高，隨著雙向FDI互動發(fā)展的不斷深化，可以充分發(fā)揮其對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用。中部和西部地區(qū)由于在區(qū)位交通、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、營商環(huán)境等方面存在劣勢，對外資的吸引力不強，對外直接投資難度較高，因此，該地區(qū)產(chǎn)品質(zhì)量提升仍有較大困難。

（二）企業(yè)特征異質(zhì)性分析

考慮到企業(yè)特征異質(zhì)性可能會影響雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應，本文按照企業(yè)所有制類型、企業(yè)規(guī)模和要素密集度將樣本劃分為三類，實證結(jié)果如表10所示。關(guān)于企業(yè)所有制類型，根據(jù)國家統(tǒng)計局2011年印發(fā)的《關(guān)于劃分企業(yè)登記注冊類型的規(guī)定》，將樣本劃分為內(nèi)資企業(yè)和外商投資企業(yè)。結(jié)合樣本期內(nèi)出口導向型的經(jīng)濟模式，外資企業(yè)由于流動性較強，所受限制較少，能夠獨立自由地實施母公司的全球戰(zhàn)略，擁有掌握母公司先進技術(shù)的直接渠道，學習能力較強，能夠敏銳地捕捉到產(chǎn)品質(zhì)量差距，因此，對于外資企業(yè)而言，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能夠顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，這一效應在內(nèi)資企業(yè)樣本中并不顯著。

關(guān)于企業(yè)規(guī)模，根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的劃分，大、中型企業(yè)由于其資產(chǎn)規(guī)模和從業(yè)人數(shù)較大，監(jiān)管措施嚴格，企業(yè)誠信度較高，因此雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響較小。然而，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對小型企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量效應在5%水平下顯著為正，這是由于小企業(yè)機制靈活，具有區(qū)域優(yōu)勢和較強的社會親和力，在雙向FDI發(fā)揮技術(shù)溢出與資源配置效應時，顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。

關(guān)于企業(yè)要素密集度，借鑒黃先海等（2018）的劃分方法［23］，首先測算出資本密集度的均值為1323101，將大于該數(shù)值的樣本劃分為資本密集型企業(yè)，其余劃分為勞動密集型企業(yè)。資本密集型企業(yè)具有市場優(yōu)勢、全產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)勢和地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，企業(yè)有能力占據(jù)價值鏈高端環(huán)節(jié)，隨著雙向FDI互動程度不斷加深，更有利于企業(yè)提升生產(chǎn)技術(shù)和研發(fā)創(chuàng)新能力，從而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。綜上，本文假說H3得以驗證。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于海關(guān)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，測度了中國省級層面雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度和企業(yè)層面出口產(chǎn)品質(zhì)量，實證檢驗了我國雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的效應關(guān)系與作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）當前國際市場需求疲弱、外貿(mào)傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢弱化與貿(mào)易摩擦加劇，在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展顯著提升了我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。在穩(wěn)健性檢驗中，通過變換雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度和出口產(chǎn)品質(zhì)量的度量方式，變更樣本區(qū)間以及采用工具變量法弱化內(nèi)生性問題，驗證了本文基本結(jié)論的可靠性。（2）機制分析發(fā)現(xiàn)，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，提升產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚水平，加劇市場競爭程度，進而促進我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。（3）雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應存在不同程度的區(qū)域異質(zhì)性和企業(yè)特征異質(zhì)性。東部地區(qū)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應最大，中部次之，西部最小。關(guān)于企業(yè)特征異質(zhì)性分析，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對于外商投資企業(yè)、小企業(yè)和資本密集型企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有較大的提升作用?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出如下政策啟示。

第一，在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量是我國實現(xiàn)質(zhì)量強國、貿(mào)易強國的重要前提。“十四五”規(guī)劃對“進出口協(xié)同發(fā)展，提高國際雙向投資水平”提出了明確要求。未來要進一步深化對外開放、推進貿(mào)易自由化改革，提升引進外資帶來的技術(shù)溢出效應，逐步提高外商直接投資的質(zhì)量門檻，鼓勵優(yōu)質(zhì)外資流入高新技術(shù)企業(yè)，同時在該領(lǐng)域出臺相應的財政配套措施，降低貿(mào)易型企業(yè)的進口成本與民營企業(yè)的融資約束、拓寬各類高質(zhì)量中間品的來源渠道，擴大稅收優(yōu)惠、財政補貼的對象與范圍，實現(xiàn)制度資本與物質(zhì)資本的良性互動，這對于我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提質(zhì)增效具有重要的現(xiàn)實意義。

第二，建立健全涉外法治體系，營造良好的法制環(huán)境和營商環(huán)境。不斷提高政府決策與財政收支的透明度，繼續(xù)深入推進“放管服”改革和實施“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”政策措施，簡化行政審批流程，嚴厲打擊腐敗和尋租行為，塑造更加便捷、規(guī)范、公平和開放的企業(yè)營商環(huán)境，為有效利用外資和對外投資、促進出口產(chǎn)品質(zhì)量升級提供內(nèi)在動力。

第三，在持續(xù)推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和市場化改革的進程中，充分了解各地區(qū)和各類型企業(yè)在對外開放領(lǐng)域的功能定位，以區(qū)域特色和企業(yè)特征提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。事實上，我國中西部地區(qū)的要素稟賦和區(qū)域特征差異較大，精準識別各地區(qū)的角色定位和區(qū)域優(yōu)勢將有助于加強各地區(qū)的貿(mào)易聯(lián)動。因此，應更加注重中、西部地區(qū)營商環(huán)境、市場體制的建設(shè)，加快提高外資企業(yè)、小微企業(yè)的占比。在提高企業(yè)自身競爭力的基礎(chǔ)上，通過吸引外資帶動企業(yè)發(fā)展，充分激發(fā)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用。

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TheCoordinatedDevelopmentofChina’sBidirectionalFDIandtheQualityofExport

ProductsbyEnterprisesundertheBackgroundofDualCirculation

MIAOZhenzi1a，GAOBo1b，HUANGTingting2

（1.NanjingUniversity，a.SchoolofBusiness，b.ChangjiangIndustrialEconomicsResearchInstitute，

Nanjing210008，China;2.RuralDevelopmentInstitute，JiangsuProvinceAcademyofSocialSciences，

Nanjing210004，China）

Abstract：Underthebackgroundofthenewdevelopmentpatternof\"dualcirculation\"，exploringthequalityeffectofexportproductsthroughcoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIisofgreatsignificanceforcultivatingnewdrivingforcestoimprovetradecompetitivenessandbuildingastrongtradingcountry.BasedondatafromChineseindustrialenterprisesandChinesecustoms，abidirectionalfixedeffectsestimationmethodwasusedtoexaminetheimpactrelationshipandmechanismbetweenthecoordinateddevelopmentofbidirectionalFDIinChinaandthequalityofexportedproducts.Researchhasfoundthatthecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhassignificantlypromotedtheimprovementofChina’sexportproductquality，andthisconclusionhaspassedtherobustnesstest;Mechanismanalysisrevealsthatthecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhelpstopromotetheupgradingofindustrialstructure，enhancetheagglomerationeffectofindustrialspecialization，improvemarketcompetition，andultimatelypromotetheupgradingofChina’sexportproductquality.Inaddition，thecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhasvaryingdegreesofregionalheterogeneityandenterprisecharacteristicheterogeneityinimprovingthequalityofexportedproducts.

Keywords：coordinateddevelopmentoftwo-wayFDI;qualityofexportedproductsbyenterprises;advancedindustrialstructure;industrialagglomeration;marketcompetition

（責任編輯：趙春江）