OFDI、出口和全要素生产率

慕绣如　李荣林　田朔

摘要：文章首先通过核密度图简要分析了全要素生产率（TFP）在出口企业和对外直接投资企业中的差异，然后梳理了出口和OFDI相互影响的作用机制，并通过2003年到2007年中国工业企业数据库的微观数据，分别运用工具變量法的Probit模型和系统GMM模型对出口和OFDI的相互影响进行了检验，实证结果发现中国对外直接投资与出口呈现相互促进的关系。

关键词：出口；OFDI；TFP；Probit模型；GMM

一、 引言

本文主要有两个研究目标，首先是分析出口企业和OFDI企业的生产率特点，检验“自选择效应”是否存在；其次，分析企业出口和OFDI之间是替代还是互补关系。本文接下来的具体安排为：第二部分分析生产率对企业出口和OFDI选择的影响并通过核密度图分析我国OFDI企业和出口企业的生产率特定；第三部分在梳理相关文献的基础上分析出口和OFDI相互影响的机制；第四部分分别运用工具变量Probit和系统GMM对出口和OFDI的相互关系进行检验；最后一部分是结论及政策建议。

二、 出口、OFDI和生产率

1. 生产率对出口和OFDI的影响。企业可以通过出口和OFDI两种方式参与国际活动从而获得资源、资金以及技术等从而提高自身的比较优势（Mathews，2006）。传统跨国公司理论认为运输成本、贸易壁垒以及汇率等都是影响企业选择国际化形式的重要因素，新新贸易理论则认为生产率异质性是企业国际化的关键因素，生产率最高的企业选择对外直接投资，生产率次之的企业选择出口，生产率最差的则服务国内市场或退出市场（Helpman，2004），即企业参与国际活动存在“自选择效应”，该效应得到了国外学者的广泛认证。随着中国微观数据的发展，关于中国企业层面的检验也不断出现。李春顶（2010）研究发现出口企业的生产率不一定比非出口企业生产率高，提出“生产率悖论”。蒋冠宏（2013）以中国服装、纺织和鞋帽类企业为例研究了企业对外直接投资决策与其生产率之间的关系，发现生产率越高的企业越有可能对外投资。

2. 我国出口和OFDI企业的生产率特点。为检验生产率在我国企业出口和投资中的作用，我们通过企业名称把工业企业数据库和企业投资名录进行匹配，得到包含对外投资企业数据的完整数据，并进一步将样本划分为对外投资企业、出口企业和既对外投资也出口的企业三个子样本，并分别用OP方法和LP方法计算其企业层面的全要素生产率，根据生产率绘制的不同类型企业的核密度曲线图如图1所示。

图1分别展示了用不同方法测算的TFP的企业的核密度图，可以看出两者基本一致，也进一步表明了该结果的稳健性。该核密度图中的三条曲线分别表示了仅出口企业（Export）、仅对外投资企业（OFDI）、既出口也对外投资企业（Both）的生产率分布状况，可以看出后两者的生产率分布基本一致，且明显比仅出口企业的生产率曲线右移，表明对外投资企业的生产率明显高于出口企业的生产率，证明了自选择效应的存在。

三、 出口和OFDI相互影响的作用机制

1. OFDI对出口的影响。中国大规模对外出口的同时，也引发了许多问题，倾销诉讼案件不断增加，而对外直接投资可以减少出口壁垒，出口限额等贸易壁垒，降低反倾销诉讼（Gao，2013），同时还可以减少运输成本。但OFDI对出口的影响既有促进作用也有替代作用。OFDI对出口的阻碍作用主要表现在投资企业直接在东道国生产销售，在国外需求不变的情况下，降低母国对东道国的出口。

OFDI对出口的积极影响主要有逆向技术溢出和市场扩张两个方面。对外直接投资特别是技术寻求型OFDI可以获得反向技术溢出，提高母国出口产品的技术水平和出口竞争力，从而促进母国出口。巩固和扩大市场型OFDI通过在东道国设立贸易服务机构、构筑国际市场营销网络等促进母国的出口（Head，2001）；开辟新市场型OFDI以扩大和开辟海外市场为目的，通过国际直接投资的方式开辟新市场，构建国外的市场销售网络，积极寻找客户，以提高其产品在国际市场上的份额。对于这类企业，随着对外直接投资范围进一步扩大，营销网络关系逐步稳定，对出口贸易的促进作用也是递增的。Chen（2014）运用PSM方法估计发现企业对外投资以后，其出口总额、单位出口额以及出口目的国的数量都增加了。

2. 出口对OFDI的影响。现有文献中，研究投资对出口影响的较多，鲜有文献讨论出口对投资的影响。我们认为出口企业对出口东道国的政治、经济及文化环境更加熟悉，有利于企业在该国开展投资。且新新贸易理论认为企业出口存在出口学习效应，出口企业可以通过学习国外的先进技术、利用东道国的资源等方式自身的生产率水平，而根据自选择效应，生产率在企业国际化选择中起到关键作用。文章第二部分的核密度图也显示，对外投资企业的生产率较高，因此出口企业可以通过提高生产率间接促进企业对外投资。

Feliciano和Lipsey（2002）发现跨国并购更容易发生在具有出口比较优势的行业。Buckley（2007）发现母国与东道国的进出口贸易都能促进OFDI，出口导向型的经济体通过出口对国外市场产生进一步了解，从而促进其通过OFDI的方式在国际市场上开展活动。Zhang（2011）运用中国2003年～2009年的面板数据研究表明，中国对东道国的出口会显著地促进中国对其直接投资。Chen（2014）运用中国微观数据研究发现效率较高、规模较大、出口密集型的企业更容易对外直接投资。

四、 实证检验

1. 模型建立。对外直接投资和出口的相互替代和互补关系，与其说是一个理论问题，不如说是一个实证问题。为了从微观层面检验我国对外投资和出口的相互关系，我们分别以对外投资和出口为被解释变量，以影响企业国际化选择的因素为解释变量，建立如下回归模型：

OFDIit=？茁0+？茁1TFPit+？茁2EXit+？茁3Kit+？茁4Sizeit+？茁5Ownerit+？滋i+？着it（1）

EXit=？琢0+？琢1EXit+？琢2TFPit+？琢3OFDIit+？琢4Kit+？琢5Sizeit+？酌i+？着it（2）

模型（1）是一个面板Probit模型，用来检验出口对OFDI影响的模型，被解釋变量OFDI表示企业是否对外直接投资，对外投资企业为1，否则为0。主要解释变量有全要素生产率和出口，并加入了企业的资本密集度、企业规模以及企业的所有制特点等控制变量。？滋i表示时间、地区和行业固定效应。？着it为随机扰动项，均值为0。

模型（2）是动态面板模型，用来检验对外直接投资对出口的影响，被解释变量出口的滞后一期作为解释变量之一，同样的主要解释变量全要素生产率和是否对外直接投资，同样加入了模型（1）中的控制变量。

2. 变量说明。为了避免由于生产率与投入要素之间的相关性而导致的生产函数系数估计偏误，本文将分别采用Levinsohn 和Petrin（2003）的方法（LP）计算TFP，LP法以企业中间投入作为不可观测的生产率代理变量，能有效地克服企业要素投入的内生性以及传统估计方法中普遍存在的同步偏差问题和选择偏差问题。同时，为了保证模型的稳健性，我们也同样运用了Olley和Pakes（1996）的方法（OP）计算全要素生产率，OP法用企业的投资作为企业生产率的代理变量。

出口用企业的出口交货值表示；企业资本密集度，用固定资产净值年均余额与从业人员平均人数比表示；企业规模，用年末工人数表示；企业所有制，用来反映企业是否为外资企业，外资企业为1，非外资企业为0。为了减少模型的多重共线性，模型中的出口、资本密集度、企业规模、全要素生产率等变量均采用对数形式。

3. 数据来源。文章所用的数据来源于《中国工业企业数据库》和《境外投资企业（机构）名录》。《中国工业企业数据库》由国家统计局对全部国有和规模以上非国有企业每年的调查收集而成，包含了丰富的企业层面的信息，但缺少企业对外投资的数据，而《境外投资企业（机构）名录》则包含了OFDI企业的名称、所在境外投资企业（机构）及其东道国经营范围、核准日期等。我们通过企业名称将两个数据库进行匹配，从而得到企业投资、出口以及企业特征的相关数据。由于《中国工业企业数据库》的数据仅到2007年，因此本文采用了2003年～2007年的中国工业企业微观数据。

4. 回归结果。对模型（1）和模型（2）的具体检验结果如表1，其中前四列显示的是出口对OFDI的影响，后两列显示的是OFDI对出口的影响。模型（1），由于OFDI、出口和生产率的相互影响，模型可能存在内生性问题，因此我们采用工具变量法对该Probit模型进行回归。具体地，LP（1）表示以生产率的滞后期为工具变量，出口的滞后一期为解释变量的回归结果，LP（2）则表示以出口的滞后一期为工具变量，生产率的滞后一期为解释变量的回归结果；同理，OP（1）和OP（2）的回归方法相同，只是生产率的计算方法不同。在检验OFDI对出口的影响时，我们以出口的滞后期为解释变量，构建动态面板模型，通过系统GMM进行回归，很好地解决内生性，同样采用两种生产率计算方法保证模型的稳健性。

从回归结果可以看出，无论模型（1）还是模型（2），运用LP和OP两种方法计算的全要素生产率的回归结果非常接近，表明了我们模型的稳健性。在模型（1）的回归结果中，全要素生产率对OFDI的影响显著为正，表明生产率越高的企业越容易对外直接投资，与文章第二部分的结论一致，进一步验证了自选择效应。出口对OFDI的影响也显著为正，出口企业更容易对外投资，这也是与我国的国情相符合的。对外投资企业往往需要跨越较高的生产率门槛才能进行，而我国大部分企业并未达到相应的生产率门槛，只有先通过出口熟悉国外市场，才能进一步对其投资。同时，出口可以通过学习效应挺高生产率，将进一步促进企业跨越效率门槛，实现对外投资。

控制变量中，资本密集度和企业规模的系数均显著为正，表明资本越丰富、规模越大的企业越容易对外直接投资；而是否外资企业的系数为负，表明外资企业不倾向于对外投资，虽然外资企业具有丰富的海外市场和资源，但其主要想利用中国廉价的劳动力资源完成简单的组装生产任务，将最终产品返销回母国或出口到第三国，即使外资企业有对外投资动机时，它们也会倾向于母国总部直接对外投资而不会选择在中国的子公司进行（Chen，2014）。

在模型（2）的回归结果中，TFP的影响同样显著为正，符合自选择效应。OFDI的系数也显著为正，表明对外投资与出口是相互促进而非替代的关系。众所周知，出口需要较大的运输成本以及获取东道国市场信息的成本，而对外投资企业对东道国市场比较了解，可为企业出口提供信息。中国对外直接投资很大部分流向租赁和商务服务业，2013年流向该行业的OFDI占29.6%，商贸服务类投资的主要目的就是为出口服务。同样资本越丰富、规模越大的企业越容易出口。

五、 结论及展望

运用《工业企业数据库》和《境外投资企业（机构）名录》2003年～2007年的企业层面数据，通过核密度图检验了生产率在企业国际化选择中的作用，并运用Probit面板模型及动态面板模型检验了对外直接投资和出口的相互关系，得出以下结论：对外直接投资企业的生产率高于出口企业的生产率，自选择效应存在；对外直接投资和出口时相互促进作用。

经过许多年的引进外资和出口拉动政策，中国正面临劳动力成本上升的严峻问题，我们关于出口和OFDI的相互关系研究有重要的政策意义。对外直接投资可以促进出口，并维持出口收益，这可以促进我国由外商投资企业主导的加工贸易出口向本土企业主导的非加工贸易转变，甚至由制造业出口向服务员出口的转变。

参考文献：

[1] Markusen J R， Venables A J.The theory of endowment， intra-industry and multi-na- tional trade[J].Journal of international economics，2000，52（2）：209-234.

[2] Clausing K A.The impact of transfer pr- icing on intrafirm trade[M]//International taxation and multinational activity.Un- iversity of Chicago Press，2000：173-200.

[3] Feliciano Z M， Lipsey R E.Foreign own- ership， wages， and wage changes in US industries，1987-92[J].Contemporary Economic Policy，2006，24（1）：74-91.

[4] Zhang F， Weng Y， Gamache J F， et al. Performance of convection permitting hurr- icane initialization and prediction dur- ing 2008-2010 with ensemble data assim- ilation of inner-core airborne Doppler radar observations[J].Geophysical Research Letters，2011，38（15）.

[5] 蒋冠宏，蒋殿春，中国企业对外直接投资的检验[J]，世界经济研究，2013，（11）：61-65.

[6] 李春顶.中国出口企业是否存在“生产率悖论”基于中國制造业企业数据的检验[J].世界经济，2010，（7）： 64-81.

基金项目：国家社会科学基金“亚洲区域一体化的发展趋势、影响因素及战略选择”（项目号：11AZD036）。

作者简介：李荣林（1957-），男，汉族，天津市人，南开大学经济学院国际经济研究所教授、博士生导师，研究方向为国际贸易理论与政策；慕绣如（通讯作者）（1987-），女，汉族，山东省烟台市人，南开大学经济学院国际经济研究所博士生，研究方向为国际贸易和投资；田朔（1985-），女，汉族，山东省淄博市人，山东理工大学商学院讲师，南开大学经济学博士，研究方向为国际贸易与汇率。

收稿日期：2015-08-18。