中国企业对外直接投资的出口效应基于倍差法的经验研究

中国企业对外直接投资的出口效应基于倍差法的经验研究

一、“出口效应”的提出背景随着中国经济的发展，直接投资（ifdi）问题引起了人们的关注（bukey等人，2008）。据联合国贸发会议(UNCTAD)《2011年世界投资报告》统计,2010年中国对外直接投资分别占全球当年流量和存量的5.2%和1.6%,分列全球第5位和第17位。伴随我国实施“走出去”战略和企业实力增强,我国企业正全方位融入国际市场和参与全球竞争。截止2010年底,共有约13000多家境内投资者在国(境)外设立对外直接投资企业1.6万家,分布在全球178个国家(地区)。国际直接投资(ForeignDirectInvestment,FDI)是替代还是促进了母国出口一直是该领域的热点话题。在我国企业大规模“走出去”的背景下,我们自然要问我国企业的对外直接投资是替代还是促进了企业出口呢?因此本文的核心问题是:我国企业的对外直接投资是促进还是替代了企业出口?针对我国对外直接投资的“出口效应”已经有部分文献从宏观数据角度进行了研究。如项本武(2009)、谢杰和刘任余(2011)以及张春萍(2012)等。然而,鲜有文献从微观企业角度来探讨企业对外直接投资的“出口效应”。企业是对外直接投资的微观主体。基于利润最大化,水平型直接投资的企业在出口和直接投资之间权衡决策,而垂直型直接投资的企业则根据要素成本在不同国家布局生产。传统理论预期水平型直接投资替代了出口,而垂直型直接投资促进了出口(Lipseyetal.,2000;Blonigen,2005)。我国是后发型经济体,企业大规模对外直接投资才刚刚起步。因此与欧美等发达国家相比,我国企业的“可转移所有权优势”并不明显。所以,我国企业的对外直接投资有自身特点。据商务部统计,我国企业对外直接投资主要有四种动机,分别为商贸服务、当地生产和销售、技术研发和资源开发。上述投资动机具有后发型经济体的明显特征。这也是我国企业依据自身优势参与全球竞争的特定表现。因此,用传统水平或垂直型直接投资来界定我国企业的对外直接投资可能是不恰当的。例如,我国企业的商贸服务类直接投资是为了开拓贸易、进出口服务、原料和配件采购及产品宣传等。这类投资不需大规模的固定资产投资和外籍员工雇佣。它既不是水平型也不是垂直型投资。但是,该类型直接投资降低了企业出口成本,扩大了企业出口。同样,其它三类投资都具有我国经济转型时期的特色。总之,用传统国际直接投资理论可能不足以解释我国企业对外直接投资的“出口效应”。因此,在我国企业大规模“走出去”背景下,研究企业对外直接投资的“出口效应”不仅具有理论价值,也具有现实政策意义。本文接下来的结构安排如下:第二部分为文献综述,第三部分为我国企业对外直接投资影响出口的机理分析,第四部分为检验模型和数据描述,第五部分为实证检验和结果分析,第六部分为稳健性检验,最后为全文总结。二、向fdi与净出口的关系国际直接投资(FDI)是替代还是促进了出口?这是该领域的热点话题。早期局部均衡模型认为FDI是对贸易的替代。这从发达国家之间的FDI来看是显而易见的。Buckley&Casson(1981)分析表明出口面临高昂的运输成本和贸易壁垒,但无需承担在外国生产的固定成本,而FDI降低了运输成本和贸易壁垒,但必须承担在国外生产的固定成本。因此,当国外市场规模足够大时企业通常选择FDI而不是出口。所以,FDI替代了出口。然而从实证文献看,Lipsey&Wesis(1981)利用美国外向FDI数据和对东道国出口数据进行了检验。他们发现美国外向FDI与对东道国出口显著正相关,而不是理论预期的负相关。但是,Grubert&Mutti(1991)认为Lipsey&Wesis(1981)的检验存在严重内生性问题。他们利用相同数据在克服内生性问题后发现美国外向FDI与出口是负相关的。Blonigen(2001)认为外向FDI引致的双向贸易流动可能是最终产品也可能是中间投入品。如果外向FDI是在东道国生产最终产品,则减少了母国对东道国出口。这种外向FDI就是贸易替代的。如果外向FDI生产的最终产品需要从母国进口大量中间产品,则增加了母国对东道国出口。这种外向FDI就是贸易促进的。Blonigen(2001)利用日本在美国的产品层面FDI和出口数据进行了实证检验。他发现日本对美国的投资增加了日本对美国的中间产品出口,却减少了最终产品出口。Head&Ries(2001)和Swenson(2004)分别利用日本企业数据和美国行业数据都发现了类似证据。从欧洲国家来看,Blomstrometal.(1998)利用瑞典外向FDI与出口数据研究了瑞典的国外生产和出口增长问题。他们发现除个别行业外向FDI与出口负相关外,其它行业都存在正向关系。Fontagne&Pajot(2002)利用法国数据研究了法国外向FDI与净出口的关系。他们发现无论在国家还是行业层面,法国外向FDI和出口都是互补的。Mucchielli&Soubaya(2002)利用法国企业数据进行了类似研究。他们发现无论法国企业投资发达国家还是发展中国家都显著促进了企业出口。传统理论预测水平型FDI替代了出口,而垂直型FDI促进了出口。然而,实证文献的检验结果并不与传统理论预期完全一致。这可能说明外向FDI与母国出口不是简单替代或互补关系。Blonigen(2005)认为外向FDI与母国对东道国出口之间的关系取决于贸易形式,如果是最终产品贸易则替代了母国出口,如果是中间产品贸易则促进了母国出口,如果既有最终产品又有中间产品贸易则它们的关系是不确定的。随着我国经济的高速增长,企业对外直接投资大量增加。我国对外直接投资的出口效应也得到部分国内学者关注。项本武(2009)利用我国2000—2006年对50个国家的直接投资和进出口数据实证检验了外向FDI与进出口的关系。他发现外向FDI显著促进了我国对东道国出口。谢杰和刘任余(2011)也利用我国外向FDI数据检验了其贸易效应。他们发现我国外向FDI与贸易存在互补关系。张春萍(2012)利用我国1996—2010年对18个国家的直接投资和进出口数据实证检验了我国对外直接投资的贸易效应。她发现我国对外直接投资存在显著进出口创造效应。陈愉瑜(2012)利用1982—2010年我国对外直接投资和进出口数据研究了对外直接投资对贸易结构的影响。她发现我国对外直接投资显著影响了贸易结构。因此从国内研究来看,目前文献都是从宏观层面探讨我国对外直接投资对贸易的影响。我们知道宏观加总数据可能存在测量偏差和遗漏变量问题,因而实证检验的结果往往是有偏的。Blonigen(2005)认为用宏观数据很难避免对外直接投资和贸易之间的双向因果关系,因而内生性问题比较严重。再者,宏观数据不能刻画微观企业对外直接投资对出口的确切影响。由于对外直接投资的“出口效应”取决于微观企业行为,因此从微观企业角度来研究该问题将更加直接和准确。此外,我国企业的对外直接投资无论是投资动机还是生产率都存在较大异质性。所以,本文将从微观企业角度来研究企业对外直接投资的“出口效应”,以期望深化对该问题的认识。三、转移的“特定优势”企业对外直接投资后通过何种机制影响企业出口呢?根据以往文献,国际直接投资的贸易效应取决于投资类型(水平型或垂直型)、企业投资动机(市场寻求、效率改进、技术寻求、资源寻求等)和东道国收入等因素(Lipseyetal.,2000)。据商务部统计,我国对外直接投资企业按照投资动机分主要有四类,即商贸服务、当地生产和销售、技术研发和资源开发。本文依据我国企业特性,分别从这四方面来分析我国企业对外直接投资的“出口效应”。商贸服务类投资是企业以出口服务为目标的市场寻求型投资。它的目的是扩大和开辟海外市场。与一般绿地投资不同,商贸服务类投资不在东道国生产产品,因而不需要大量固定资本投资和雇佣外籍员工。所以,商贸服务类投资大大降低了企业的固定成本和可变成本。这也是我国企业对外直接投资的主要方式。具体而言,我国商贸服务类投资的主要职能有进出口服务、接受订单和仓储服务、产品推广和销售、收集产品信息、联络客户和售后服务等。因此,商贸服务类投资降低了我国企业的出口成本。市场寻求型直接投资是在出口和直接投资之间权衡的结果。当出口的可变成本较低而直接投资的固定成本较高时企业选择出口。反之,企业选择直接投资。但是,直接投资的前提是企业必须具备可转移的“特定优势”(SpecificAdvantage)以弥补高昂固定成本投资的劣势。当企业不具备可转移的“特定优势”时,企业仍然可以采用商贸服务类投资进入国际市场。商贸服务类投资既满足了企业直接进入东道国市场的需求又没有增加固定资本投资。因此,该类型投资极大降低了企业对外直接投资门槛。这是现阶段我国企业寻求东道国市场的主要方式之一。总之,商贸服务类投资降低了我国企业进入国际市场的成本,从而扩大了企业出口。因此,我们认为商贸服务类投资促进了我国企业出口。当地生产类投资是市场寻求型投资的另一形式。与商贸服务类投资不同,当地生产类投资直接在东道国生产产品,因而需要固定资本投资和雇佣外籍员工。该类型直接投资通过什么机制影响企业出口呢?Blonigen(2005)认为这取决于企业直接投资后的贸易形式。如果企业在东道国生产的最终产品不需要从母国进口中间产品,则企业直接投资可能是对贸易的替代。反之,则可能促进了贸易。具体而言,我国部分企业基于市场寻求或效率改进动机纷纷开展这类投资。该类型投资直接在东道国生产最终产品以满足当地市场需求,从而减少了企业对东道国的同类产品出口。从这个角度看,企业的直接投资替代了出口。然而,企业在东道国生产可能需要母公司提供配件、原材料及其它中间产品等,从而有可能促进企业对东道国出口。结合上述两方面因素,该类型直接投资的“出口效应”取决于企业投资后与东道国的贸易形式。所以,我国企业当地生产类投资的“出口效应”是不确定的。此外,我国企业当地生产型直接投资还包括出口的“第三方效应”。随着我国国内要素价格上涨,特别是劳动力成本上升,导致国内生产成本上升,这促使我国企业选择生产成本较低的东道国生产产品,然后再出口到第三国市场。比如,我国企业对东南亚和非洲一些国家的生产型直接投资就是为了利用东道国要素成本优势,在该国生产产品后又出口第三国市场。除此之外,近年来我国企业面临的贸易保护主义比较严重,各种关税和非关税壁垒限制了我国企业对目的国市场的直接出口,基于上述考虑我国企业也可能选择与目的国市场比较近的国家直接生产,转而通过该东道国间接出口目标国,从而规避贸易保护主义的限制。如我国企业对墨西哥、中美洲和东欧国家的直接投资,在当地生产产品后又出口美国和欧洲市场,这可能与我国企业为了规避关税和非关税贸易壁垒有关。总之,这类投资可能通过对第三方市场的出口影响我国企业的“出口效应”。与市场寻求型或效率改进型直接投资不同,技术研发类投资的目的是获取先进国家的技术或利用先进国家的研发能力进行技术创新。作为后发型国家,我国企业对外直接投资的目的之一就是获取发达国家的技术和研发能力。这主要表现在我国企业收购发达国家的科技和技术型企业或直接在发达国家建立联合研发中心。如联想、华为和中兴等企业在欧美建立联合研发中心。这类投资对企业的出口有何影响呢?直观来看,企业的技术研发对外直接投资可能不直接影响出口。但是,该类型投资的“逆向技术溢出”提升了母公司技术水平和创新能力,进而提高了产品的出口竞争力。因此,从长期来看这类投资仍然促进了企业出口。近年来占我国对外直接投资比重较大的是资源开发型投资。我国企业投资油气和矿产资源丰富的国家,如澳大利亚、加拿大、非洲和拉美地区,就是资源开发型投资。这类投资的目的是寻求东道国自然资源。通常而言,由我国企业提供资金、生产设备、技术甚至劳务,与东道国企业共同开发当地资源。这类投资间接促进了母公司的生产设备、技术及其它配套设备出口。因此,资源开发型投资也可能促进了企业出口。综上所述,本文依据我国企业对外直接投资特点,从企业投资动机角度分别阐述了企业对外直接投资可能存在的“出口效应”。这为我国企业对外直接投资后对出口的影响提供了可能的传导机制。四、试验模型和数据描述(一)式3基于拟自然实验和倍差法思想,我们将对外直接投资的企业视为实验组,将从未对外直接投资的企业视为对照组。同时,我们也构造了两个二元虚拟变量du和dt。du表示企业是否对外直接投资,du=1表示企业对外直接投资,du=0表示企业从未对外直接投资。dt为时间二元虚拟变量,dt=1表示企业对外直接投资后的时期,dt=0表示企业对外直接投资前的时期。令exit表示企业i在时期t的出口,Δexi表示企业i对外直接投资前后的出口增长。若企业对外直接投资则将其两个时期的出口增长记为;若企业从未对外直接投资则将其两个时期的出口增长记为。因此,企业对外直接投资后对出口增长的实际影响δ为:但是(1)式中事实上是不可观察的。因为企业对外直接投资后其非对外投资时的状态其实已经不可观测。在此,我们利用匹配的方法为对外直接投资企业找到了最相近的从未对外直接投资企业。因此,我们可以用从未对外直接投资企业的出口变化替换对外直接投资企业的出口变化,即,其中表示匹配后对照组企业的出口增长。1也就是说,用与实验组最相近的对照组来替换假如实验组没有经过“拟自然实验”(假如没有对外直接投资)时的状态。这就是目前文献中常用的反事实(Counterfactual)方法。所以(1)式转化为:然后,依据倍差法将对外直接投资的企业视为实验组,从未对外直接投资的企业视为对照组,比较实验组企业和对照组企业在对外直接投资前后出口的变化。如果实验组企业在对外直接投资后出口增长系统性高于对照组企业,那么我们就有理由认为企业的对外直接投资促进了出口。具体的检验模型如下:上式中du和dt的含义与前文一致;i和t分别表示企业和时间;exit和ξit分别表示企业的出口额和模型误差项,且E(ξit)=0。(3)式中实验组企业在对外直接投资前后的出口分别为α0+α1和α0+α1+α2+δ,因此实验组企业的出口变化为相对应,对照组企业在对外直接投资前后的出口分别为α0和α0+α2,因此对照组企业的出口变化为。根据(2)式可知:由(4)式可知交互项du×dt的系数δ为企业对外直接投资前后对其出口的影响。如果δ>0则表示企业对外直接投资前后实验组企业的出口增加大于对照组企业。这表明企业对外直接投资系统性增加了出口,从而说明对外直接投资与出口是互补的。基于稳健考虑我们还在(3)式中加入其它控制变量和固定效应。具体包括以下控制变量:企业生产率(tfp),企业人均资本(k),企业规模(scale),企业经营时间(age),企业是否有外资股份(fdi)。固定效应主要有年份固定效应(year)、地区固定效应(region)和行业固定效应(industry)。(二)样本数据来源由于2008—2009年中国工业企业数据库没有公布企业的中间投人和工业增加值,我们无法用Levinsohn&Petrin(2003)和Olley&Pakes(1996)的方法来计算企业生产率。所以,本文采用带有固定效应的面板数据通过估计索罗余值来计算企业全要素生产率。企业出口用企业的出口交货值与销售额的比值表示(出口强度)。企业资本密度用企业固定资本存量与从业人数之比表示。企业规模用企业年均从业人数表示。企业经营时间用样本年份与企业成立年份的差值表示。企业外资股份根据企业实收资本中是否有港澳台资本或外商资本确定(如果有则取值为1,否则为0)。本文企业数据来自商务部统计的中国对外直接投资企业与中国工业企业统计数据库。实验组企业来自商务部统计数据库,对照组企业来自中国工业企业统计数据库。首先根据商务部统计的对外直接投资企业名称与中国工业企业统计数据库匹配,进而找到对外投资企业的财务数据。商务部统计的数据库公布了企业海外投资的母公司名称、海外投资分支机构名称、海外分支机构的主要工作性质(如商贸服务、生产销售、技术研发和资源开发等)、投资东道国、母公司所属省份及分支机构设立时间。因此,将上述信息与中国工业企业统计数据库匹配,完善对外直接投资企业的数据。本文样本时间段为2005—2007年开始对外直接投资的企业。2005年以前我国企业还未进行大规模对外直接投资,因此海外投资的企业数量有限。随着我国经济发展和政府政策支持,2005年后我国企业海外投资成倍增长。因此,选择这段时间恰好反映了我国企业大规模“走出去”的背景。根据商务部数据统计,经过与中国工业企业数据匹配,获得1498家有对外直接投资的工业企业数据。从未进行对外直接投资的企业样本(对照组)来自中国工业企业统计数据库(2005—2007年)。对于样本异常值,我们参照谢千里等(2008)和余淼杰(2011)的研究进行了常规处理:第一,删除遗漏重要财务指标(如企业总产值、固定资产净值、销售额和工业总产值)的样本;第二,删除雇员人数在10人以下的样本。此外,参照Cai&Liu(2009)和Feenstraetal.(2011)的研究方法,遵循一般会计准则(GAAP),我们还剔除了有以下情况的样本:流动资产超过固定资产的企业;总固定资产超过总资产的企业;固定资产净值超过总资产的企业。同时,也剔除了没有企业识别码、成立时间无效或不明确以及所属行业不明的企业。通过上述标准,我们最终获得117482家从未对外直接投资的企业。五、试验结果的评估(一)匹配变量的选择模型(3)估计结果的准确性很大程度取决于对照组企业能够在多大程度近似实验组企业未对外直接投资的状态,即能够在多大程度上反映的变化。因此,我们采用马氏距离匹配法(MahalanobisMatching)(Rubin,1980)为实验组企业找到最相近的对照组企业。2马氏距离匹配的原理如下:对于实验组个体i∈{dit=1}和对照组个体j∈{djt=0},d为二值变量(0或1)表示个体是否属于特定组别,用Dij表示实验组个体i和对照组个体·j之间的马氏距离,其计算公式如下:其中Ui和Uj分别表示实验组和对照组的匹配变量的向量,C为匹配变量的协方差矩阵。通过计算Dij,其最小值对应的对照组个体j就是与实验组个体i最接近的对照组个体。因此,对照组个体j就是匹配实验寻找的对象。具体而言,如果Dij满足如下条件:则对照组个体j就是马氏距离匹配的最优值。当然,根据需要也可以选择匹配比例(1:n),n表示想要匹配的对数。在进行马氏距离匹配时,首先需要选择决定实验组和对照组个体特征d(1或0)的变量。本文研究企业对外直接投资的行为,因此我们选择的变量应该是最能够决定企业是否对外直接投资的变量。从目前文献来看,如Helpmanetal.(2004)和Hijzenetal.(2011)等,不管从理论还是经验证据上都证明能够对外直接投资的企业都是那些生产率更高、资本更密集和规模更大的企业。这可能说明决定企业是否对外直接投资的因素包括企业生产率、资本密度和企业规模等基本企业素质。因此,在以往文献研究的基础上(Helpmanetal.,2004;Greenawayetal.,2007;Belloneetal.,2010;Hijzenetal.,2011),我们选择企业如下指标作为匹配变量:企业全要素生产率,企业资本密度,企业规模,企业出口额和企业所属行业等。由于各年份企业特性存在较大差异,因此我们分年对样本进行匹配。此外还有两点需要特别说明。第一,由于匹配实验是要找到对外直接投资企业在未对外直接投资时与其最相近的企业,因此本文匹配的样本和指标都是企业开始投资前一期的。第二,我们在马氏距离匹配时采用偏差纠正匹配估计的方法进行匹配(BiasCorrectedMatchingEstimator),以消除在匹配估计时采用过多连续变量而导致的估计不一致问题。具体匹配结果见表1和表2。3Helpmanetal.(2004)研究表明企业的对外直接投资存在“自选择效应”,即只有效率最高的企业才选择对外直接投资。Mayer&Ottaviano(2007)、Tomiura(2007)、Yeaple(2009)和Ryuhei&Takashi(2012)分别利用欧洲、日本和美国的企业数据验证了企业对外直接投资的“自选择效应”。他们发现对外直接投资的企业不仅生产率更高而且出口更多、人均资本更高和企业规模更大。从表1、表2的匹配实验我们也发现了类似现象。匹配前对外直接投资企业的生产率、出口、人均资本和规模都远高于从未对外直接投资企业。从T值检验来看,高度拒绝实验组和对照组企业均值相等的原假设。匹配后实验组企业和对照组企业的生产率、出口、人均资本和规模高度接近。从T值检验来看,接受实验组和对照组企业均值相等的原假设。这说明马氏距离匹配后,我们找到了与对外直接投资企业最相近的从未对外直接投资企业。具体结果见表1和表2。因此,我们用数据匹配的方法解决了两个问题。第一,为实验组企业找到了最相近的对照组企业。这使得模型(3)的估计成为可能。第二,排除了企业对外直接投资的“自选择效应”对估计结果的影响。如果不排除“自选择效应”,估计结果就无法区分是企业对外直接投资的“自选择效应”还是投资后的“出口效应”影响了企业出口。所以,我们用马氏距离匹配的方法解决了上述问题。根据马氏距离匹配方法我们为2005—2007年的1498家对外直接投资企业找到了3357家相近的从未对外直接投资企业。(二)企业对外直接投资前后的仿真结果:dudt和tfp本文基于倍差法和匹配的样本数据进行了初始检验,具体如表3所示。方程(1)是不加任何控制变量和固定效应的基准检验。方程(2)加入企业特征控制变量,但没有控制固定效应。方程(3)—(5)在方程(2)的基础上逐步控制固定效应。而是度量企业是实验组还是对照组的变量。它的估计系数符号和显著性随企业特征和固定效应的控制变得不稳健。方程(1)中du的系数为正,但不显著,说明在不考虑企业基本特征和时间维度的影响时,实验组企业不一定比对照组企业出口更多。方程(2)和(3)中du的系数显著为正,说明如果控制了企业特征和时间固定效应的影响,在不考虑时间维度时实验组要比对照组企业出口更多。方程(4)和(5)中du的系数显著为负,说明如果考虑到地区和行业方面的因素,实验组企业其实要比对照组企业出口小。从du的估计系数来看,实验组和对照组企业的实际出口可能是无差异的。这说明如果不考虑企业对外直接投资前后时间维度的影响,实验组企业不一定比对照组企业出口更多。为了克服企业对外直接投资的“自选择效应”,我们采用匹配法为实验组企业找到了最相近的对照组企业。根据du的估计系数可以判断匹配方法成功解决了“自选择效应”,即企业对外直接投资前实验组企业不一定比对照组企业出口更多。dt为企业对外直接投资前后的时间二元虚拟变量。它的估计系数都显著为负。这说明如果不考虑企业是否对外直接投资的影响,不论是实验组还是对照组企业其出口都在时间维度下降。这与我国企业所处的全球经济形势一致。2008年的全球金融危机给世界各国经济造成了严重负面影响。此后,全球的外贸需求萎缩和各国贸易保护主义抬头。这给我国企业的出口造成了不利影响。因此,2008年后我国部分企业出口萎缩或甚至退出国际市场。所以,从时间维度来看企业的出口额呈下降趋势。本文核心检验变量是du×dt。在方程(1)的基准检验中du×dt显著为正。控制企业特征变量后du×dt的系数仍然显著为正。随着年份、地区和行业固定效应的控制,du×dt系数和显著性逐渐下降,但仍然显著为正。du×dt的系数显著为正说明模型(3)的δ系数为正。δ>0则表示企业对外直接投资前后实验组企业的出口增加大于对照组企业。这说明我国企业的对外直接投资促进了企业出口。关于其它控制变量。企业生产率的系数显著为负,说明出口越多的企业其生产率不一定越高。对此可能的解释有以下两点。第一,我国企业出口的“生产率悖论”问题。Melitz(2003)的理论分析表明企业生产率越高则越有可能出口。本文的检验发现出口企业的特征与传统理论预期有差异。但是,这却可能与中国企业出口的“生产率悖论”有相似之处。Lu(2010)认为中国企业在国内销售的成本不一定比出口成本低。这取决于具体的行业特性。就很多行业而言,国内竞争比国外竞争可能更加激烈。因此,出口企业未必比非出口企业的生产率高。第二,本文企业数据匹配的问题。对于企业tfp的显著为负,还可能与本文的数据匹配有关。企业tfp是数据匹配的关键变量,因此实验组和对照组之间的tfp差异不是很明显,或说两组企业之间的tfp是无差异的。然而,企业对外直接投资后实验组企业的出口大幅上升,而对照组企业的出口增速可能较慢。此时,两组企业的出口出现较大差异,而企业生产率则没有出现较大差异,故而呈现tfp的估计系数显著为负。企业人均资本的系数显著为负,说明出口越多的企业未必人均资本越多。这与我国目前的外贸出口结构一致:出口中很大部分来自加工贸易,加工贸易又是利用要素成本优势将产品简单加工和组装后即可出口。这使企业不必进行巨额机械装备和其它固定资产投资。因此,我国出口越多的企业不一定人均资本越多。企业规模的系数显著为正,说明企业规模越大出口越多,企业规模越大越有激励利用国际市场开发规模经济优势。而企业经营时间系数和符号都不稳健,表明企业经营时间对出口的确切影响并不确定。企业是否有外商投资的系数显著为正,说明有外商投资的企业往往出口越多。这与传统预期一致。外商直接投资主要目的之一就是利用我国廉价劳动力进行产品加工和组装,而后将这些产品转销母国或其它市场。因此,有外商直接投资的企业其出口也越多。(二)企业对外直接投资具有生产率门槛Helpmanetal.(2004)的理论分析表明企业对外直接投资的生产率门槛取决于东道国的收入水平和市场规模。东道国收入水平越高则要求企业直接投资的生产率门槛越高。我国企业的对外直接投资具有自身特点。与发达国家企业相比,我国企业的生产率可能没有优势。市场寻求型直接投资要求企业有更高的生产率。因此,寻求发达国家市场的直接投资对企业的生产率门槛要求更高。从目前发展阶段看,我国大部分企业可能还不能达到这种生产率门槛要求。因此,我国企业对发达国家的市场寻求型投资往往不采用水平型直接投资。不同于高收入国家,中低收入国家的工资水平较低。这压低了企业直接投资的生产率门槛。所以,东道国收入水平差异要求企业直接投资的生产率门槛存在差异。这就造成了我国企业以不同投资方式进入东道国。在高收入国家我国企业可能更多采用非直接生产型的投资方式(如商贸服务)。在中低收入国家我国企业可能更多采用直接生产型的投资方式(如当地生产)。本文的样本数据也支持了我们的分析。4这两种不同投资方式对企业“出口效应”的影响是有差异的。前者降低了企业出口成本,促进了企业出口。后者对企业“出口效应”的影响取决于贸易形式。如果企业在东道国生产最终产品时需要从母公司进口中间产品,则可能是对企业出口的促进。反之,则直接替代了母公司出口。此外,我们还发现我国部分企业的对外直接投资存在“制度逃避或投机”的动机。如部分在香港、澳门和传统避税“天堂”投资的企业在取得外商投资身份后又返回中国大陆投资。这些企业的目的很可能是利用外商直接投资的身份获得更多优惠政策。因此,这种投资很可能不会影响企业出口。综合以上分析,我们有两个检验目标:第一,我国企业投资高收入国家和中低收入国家的“出口效应”是否存在明显差异;第二,我国企业投资香港、澳门和传统避税港是否存在显著“出口效应”。基于以上目的,我们进行了如表4的检验。du的系数显著为负,说明在不考虑时间维度的影响时实验组企业不一定比对照组企业出口更多。dt系数和显著性与前文一致,这里不再详述。方程(6)的核心检验变量du×dt显著为正,说明投资高收入国家显著促进了企业出口。方程(7)的核心检验变量du×dt系数为正,但不显著,说明投资中低收入国家对企业出口的促进作用不明显。这表明我国企业投资中低收入国家可能并不是对企业出口的完全替代或完全促进。方程(8)的核心检验变量显著为正,说明我国企业投资香港、澳门和避税港以外的国家或地区显著促进了企业出口。方程(9)的核心检验变量不显著,说明在香港、澳门和避税港投资对企业的出口促进作用不明显。企业特征控制变量系数和显著性都稳健,这里不再详述。(三)企业“出口效应”的表现在本文第三部分中,我们根据我国企业对外直接投资特点,分析了不同投资动机对企业“出口效应”的影响。根据上述影响机理我们可以得到4个推测:第一,商贸服务型直接投资可能促进了企业出口;第二,基于市场寻求的当地生产投资是否促进企业出口取决于贸易的产品形式;第三,技术研发型直接投资可能通过提高企业技术水平而提升企业产品的出口竞争力;第四,资源开发类投资可能通过带动配套机械装备的出口而促进企业出口。上述影响机理是本文实证检验的理论基础。因此,本小节的目的是检验各种投资动机对企业“出口效应”的确切影响。具体见表5。方程(10)的核心检验变量系数显著为正,说明企业的商贸服务类直接投资明显促进了企业出口。方程(11)的核心检验变量系数为正,但不显著,说明企业的当地生产类直接投资对企业的出口促进作用不明显。这可能说明当地生产类直接投资在东道国生产最终产品后替代了母公司同类产品的出口。方程(12)—(13)的核心检验变量系数都为正,但都不显著,说明无论是技术研发还是资源开发类直接投资都对企业的出口促进作用不明显。因此通过对企业特定投资动机的检验,我们得到如下结论:第一,商贸服务类直接投资显著促进了企业出口;第二,虽然当地生产、技术研发和资源开发的核心检验变量系数为正,但都不显著,说明对企业的出口影响不明显。其它变量稳健,这里不再详述。(四)企业对外直接投资更有利于企业产品的持续需求发展企业对外直接投资后对出口的影响可能存在滞后效应。本文将从我国企业对外直接投资的动机角度来分析出口的滞后效应。商贸服务类直接投资通过接洽客户、宣传产品、收集市场信息和建立营销网络等途径促进企业出口。但是上述途径对企业出口的促进作用并不是“立竿见影”的,而是需要时间让消费者熟悉和接受企业产品。以产品宣传为例。产品宣传首先需要策划和发布广告,然后消费者熟悉和尝试产品,最后消费者才可能接受产品。这个过程需要一段时间。再如技术研发类直接投资。企业对外投资后首先需要学习新技术,然后将掌握的新技术反馈母公司,母公司掌握新技术后提升了技术水平,技术水平的提升增加了企业产品的出口竞争力。因此,技术研发类直接投资传导企业产品的出口竞争力提升也需要一段时间。综上分析,我们认为企业对外直接投资对出口的影响可能存在滞后效应。但是,我们还需要问这么一个问题:企业对外直接投资是否对出口有持续影响力呢?答案可能是否定的。当东道国市场对企业的产品需求趋于饱和时产品的进一步需求可能减少。因此,企业对东道国的出口可能不会持续增加。所以,通过上述两方面分析我们认为企业对外直接投资后的出口可能是先上升后下降,即呈倒“U”型。那么实际情况如何呢?具体见表6的检验。方程(14)的核心检验变量系数为正,但不显著,说明企业直接投资一年后对出口的影响不明显。方程(15)—(16)的核心检验变量系数都显著为正,且方程(16)的系数大小和显著性增加,说明企业对外直接投资2—3年后出口显著增加,且呈现递增趋势。但方程(17)的核心检验变量系数不再显著。这说明企业出口增加一段时间后呈现下降趋势。因此,企业对外直接投资后出口先上升后下降,呈现倒“U”型。这与我们上述分析一致。六、对外直接投资对企业出口的影响上节检验的被解释变量为企业出口额(出口交货值与销售额的比值)。因此,我们是检验了企业对外直接投资对出口的深度边际(IntensiveMargin)影响。在企业数据样本中我们发现部分企业在对外直接投资后由不出口转为出口。这说明企业的对外直接投资也影响企业出口的广度边际(ExtensiveMargin)。为此,本文采用Probit模型对企业出口进行广度边际检验,以检验企业对外直接投资是否增加了企业出口的概率。具体检验见表7。du的系数显著为正,说明即使不考虑时间维度的影响实验组企业仍然比对照组企业更有可能出口。dt的系数符号没有根本改变,这里不再详述。核心检验