对外直接投资能否提高企业出口国内附加值率

王培志 孙利平

(山东财经大学国际经贸学院，山东 济南 250014)

一、引言

在全球价值链分工日益深化进程中，单纯依靠出口规模显然已无法准确判断一国(地区)的国际竞争优势和贸易利得，更为重要的是看其在出口贸易中俘获附加值的能力和潜力。自2001年入世以来，中国年均出口增长率为15.3%，但制造业出口国内附加值率(domestic value added ratio，DVAR)在2000-2013年间均值为59.5%，平均年增长率仅为1.2%。

截止2017年，中国已在全球189个国家和地区累计直接投资(OFDI)达1.81万亿美元，许多研究也证实扩大对外投资可以有效促进母国对东道国出口(张春萍，2012[1]；刘海云、毛海欧，2016[2]；陈培如、冼国明，2018[3])，但这些研究并没有论证OFDI能否提高母国的出口附加值俘获能力。进一步讲，迅猛增长的对外直接投资能否成为提高我国企业出口国内附加值率的有效方式呢？如果可以，具体作用机制如何？什么类型企业对外直接投资对DVAR促进作用更为显著？目前学界对这些问题鲜有研究。

本文首先从OFDI影响企业生产率和出口产品结构等方面分析OFDI对企业出口附加值率的作用机制并提出研究假说，然后基于2000-2013年中国工业企业数据库、海关贸易数据库和《境外投资企业(机构)名录》数据库的匹配数据，构建双重差分模型(DID)研究企业对外直接投资对DVAR的影响，从多角度探究企业OFDI对出口国内附加值率影响的异质性问题。

二、文献综述

对外直接投资的出口效应问题一直以来都是学术界研究热点。学界一开始关注OFDI与出口规模的关系。一类研究认为OFDI对出口存在替代效应。Mundell(1957)[4]以H-O-S模型为框架从理论层面首次论证贸易和资本跨国流动是替代关系，认为贸易壁垒刺激对外投资，投资反向抑制出口。Buckley(1976)[5]提出的内部化理论也认为OFDI 与出口之间具有替代效应。Kogut 和Chang(1991)[6]基于日本对美国的贸易和投资数据，证实了日本自愿出口限制促进了日本对美国直接投资。Helpman和Melitz(2004)[7]利用美国52个制造业部门数据论证了美国对外直接投资和贸易之间具有替代倾向。Oberhofer和Pfaffermayr(2012)[8]使用63351家欧洲企业数据证实了欧洲出口和对外投资替代关系的存在。另一类研究认为OFDI与出口之间存在互补倾向。Kojima(1975)[9]提出边际产业扩张理论并认为边际产业转移可以促进母国技术进步和产业升级从而保持出口竞争力。Eaton和Tamura(1994)[10]以及Head和Ries(2001)[11]分别使用日本行业数据和企业数据证实了日本对外直接投资和出口之间存在互补关系。对中国OFDI和出口关系而言，研究结论多认为中国对外直接投资具有显著的贸易创造效应(张如庆，2005[12]；张春萍，2012[1])，并且这种贸易创造效应存在区域差异，对发展中国家进行OFDI的出口促进效应更为显著(柴庆春、胡添雨，2012)[13]。乔晶和胡兵(2015)[14]从微观企业视角论证了中国对外直接投资对出口贸易正向影响的存在。

随着研究深入和贸易新问题出现，OFDI与出口关系研究逐渐由出口规模向其他出口问题延展和深化。有学者开始关注OFDI对出口结构的影响。隋月红和赵振华(2012)[15]认为顺-逆梯度OFDI并存提升了我国高技术产品的出口比重。陈俊聪和黄繁华(2014)[16]进一步指出OFDI显著促进了我国零部件等中间品出口增长。有学者研究OFDI与出口产品质量问题。张凌霄和王明益(2016)[17]认为我国企业对外直接投资对出口产品质量的影响取决于企业对外直接投资动机。技术寻求型OFDI能够显著推动我国出口产品质量升级，资源寻求型OFDI反而会抑制我国出口产品质量。景光正和李平(2016)[18]从微观企业视角论证了中国OFDI可以通过技术反馈、市场深化以及资源重配三种机制提升出口产品质量。

上述文献分别探讨了OFDI对出口规模、出口结构、出口质量的影响，但鲜有文献探讨对外投资对出口国内附加值率(DVAR)的影响，本研究拟在现有文献基础上对此展开研究。准确测算出口附加值率以及探寻出口附加值影响因素是本研究关键。前期研究多基于投入产出表从宏观角度对出口附加值率进行度量，Hummels和 Ishii(2001)[19]提出垂直专业化率(VS)从前项关联角度测度一国附加值俘获能力。Koopman 和Wang(2012)[20]进一步将贸易类型区分为加工贸易和其他贸易，对二者设定不同投入产出系数计算DVAR。马风涛(2015)[21]基于TiVA数据库测度中国出口国内增加值，发现中国国内出口增加值在1995-2009年间呈下降趋势。随着研究深入和微观企业出口数据可得，Upward(2013)[22]基于改进的垂直专业化率测算了中国微观企业层面的DVAR，认为中国加工贸易企业的国内附加值率低于其他贸易类型。但张杰和陈志远(2013)[23]进一步指出，由于中国资本品进口比例较大，DVAR更为精确的测算方法应该建立在扣除进口资本品折旧基础之上。在影响宏观出口国内附加值因素方面，董蓉(2001)[24]认为我国加工贸易比重过大，长期采取“薄利多销”和以价取胜战略导致出口附加值低，但金融市场发展程度和市场化水平、服务业开放程度对行业出口国内附加值的影响显著为正(陈陶然、谭之博，2018[25]；姜悦、黄繁华，2018[26])。在企业出口国内附加值影响因素方面，最低工资上涨会降低出口企业成本加成率，进而降低其出口国内附加值(高翔、刘啟仁，2018)[27]，而外资进入(毛其淋，2018)[28]、要素市场扭曲(崔晓敏，2018)[29]、本币贬值(余淼杰，2018)[30]则会提高中国企业出口国内附加值率。

三、理论分析

一国(地区)出口附加值创造能力主要来自产业结构优化和全球价值链分工地位提升(陈昊，2018)[31]。产业结构优化促使一国从低附加值产业向高附加值产业转移，而价值链分工地位升级则意味着一国从低附加值环节攀升到高附加值环节，由此提高附加值创造能力。而对企业而言，宏观层面的产业升级对应着企业出口产品结构优化，而提高国际价值链分工地位的根本路径在于实现自身技术进步。因此，本文拟从生产率进步效应和出口产品结构优化效应两方面分析企业OFDI对出口国内附加值率的作用机制。

企业通过OFDI可以提升全要素生产率。对外直接投资可以从三方面提高企业全要素生产率：一是技术进步效应，中国企业对外直接投资可以通过逆向技术溢出、合作研发、引导资源向研发流动等途径实现母国企业技术进步，继而提高生产技术水平(唐宜红、张鹏杨，2017)[32]。二是企业边界扩张效应，企业对外设立子公司可以在一定程度上将市场交易行为内部化，降低交易费用并通过干中学效应提高技术水平。三是价值链势力效应，中国企业在通过逆向技术外溢、强化自身研发投入和干中学效应提高生产率后，会实现价值链分工地位提升并依靠技术优势维持相对领先地位(龚静，2019)[33]。企业提高全要素生产率有助于降低企业生产边际成本和提高技术水平，进而促进企业价值链分工地位和附加值俘获能力。

企业通过OFDI可以优化出口产品结构。不同产品所蕴含的国内附加值比例不同构成了企业出口产品结构升级的基础，当企业生产和出口国内附加值高的产品时，通过优化出口产品结构可以有效提高出口国内附加值率(陈陶然、谭之博，2018)[25]。企业对外直接投资可以通过以下两条路径优化出口产品结构：一是促进本国高附加值产品生产能力。中国企业对外直接投资可以将边际产业或者产业低端环节转移至东道国，有助于实现生产要素向高端产业或者高端环节集聚，有更多资源流向高附加值生产(Bloom等,2013)[34]；此外，企业对外直接投资会实现技术进步，从而有能力生产附加值更高产品。二是提高东道国对母国高附加值产品有效需求。一方面，对外投资企业更加了解当地消费者需求偏好，促进出口产品多元化(杨汝岱、吴群锋，2019)[35]；另一方面，企业对外投资可以促进东道国经济发展继而提高对高附加值产品的需求能力，促进母国高附加值产品出口。而且对外投资企业在扩大高附加值产品出口后可以凭借市场优势增强中间品市场势力，获得并维持长期高附加值产品出口能力。

OFDI对企业出口国内附加值率的影响具有异质性特征，主要体现在企业规模和企业所有权类型异质性。企业在规模扩张阶段会侧重于开拓市场和提高出口数量，但随着企业规模的扩大和市场后期竞争加剧，企业有能力也有需求侧重于加大研发投入，加之企业干中学效应的经验积累，企业在实现一定规模基础上进行OFDI会显著提高出口国内附加值率。此外，不同所有权类型企业对外直接投资对企业出口国内附加值率的影响也不尽不同。外资企业尤其是“两头在外”的加工贸易企业，由于其发展定位在于利用当地资源优势降低生产成本，对研发投入相对较低，当本地劳动力成本上升时，这一类企业会通过对外直接投资的形式向第三国转移以延续低成本优势，因此这一类企业OFDI对出口附加值率的提升作用相对有限(唐宜红、张鹏杨，2017)[32]；国有企业对外直接投资更加重视和配合国家战略，如保证资源供给安全等，因此OFDI的出口附加值率促进效应不高；对私有企业而言，对外直接投资是为了获得更强的国际竞争力和攀升价值链高端，因此私有企业OFDI对企业的DVAR的促进效应也会更优。此外，不同地理区位的企业OFDI对出口附加值率的影响可能具有异质性，东部地区相对于中西部而言人力资本积累丰富导致对OFDI引致的技术溢出具有更强吸收能力(孔群喜，2019)[36]，东部地区企业OFDI对DVAR的促进效应更优。

基于以上分析，本文提出两个待检验假说：

假说1：企业对外直接投资可以通过提高全要素生产率和优化出口产品结构提高企业出口国内附加值率，并且OFDI对企业出口国内附加值率的影响在这两种机制上具有差异。

假说2：企业OFDI对出口附加值率的影响依企业规模、企业所有权和地理区位不同而表现出异质性，企业规模达到一定程度才会对DVAR产生正向促进效应，私有企业OFDI对DVAR的促进效应要优于国有企业和外资企业，东部地区企业促进效应更显著。

四、模型设定和数据来源

(一)双重差分模型设定

为构造准自然实验，本文将开展对外直接投资的企业归为处理组，将从未对外直接投资的企业归为控制组，并设置两个二元虚拟变量OFDI和YEAR：OFDI表示企业在样本期内是否进行对外直接投资，如果开展对外投资则OFDI取值为1，否则取值为0；YEAR为时间虚拟变量，企业对外直接投资之前取值为0，企业开始对外直接投资及以后取值为1。基于“反事实”思想，企业对外直接投资对企业出口国内附加值率的影响为：

(1)

DVARit=β0+β1OFDI_YEAR+∑CONTROL+ωi+ωt+εit

(2)

(二)企业出口国内附加值率计算

企业出口国内附加值本质上是企业使用纯国内生产材料实现的价值增值部分，即出口价值中扣除进口价值和为了实现出口国内附加值而计提的资本折旧后所剩余的价值。相应地，企业出口附加值率是指纯国内生产材料实现的价值增值占实际出口值比率。本文借鉴张杰和陈志远(2013)[23]、张鹏杨和唐宜红(2018)[37]的思路，分四步计算企业出口国内附加值率:

(3)

但是，如果企业为混合贸易企业，则其出口国内附加值(率)为：

(4)

(三)数据来源与处理

本文使用2000-2013年中国工业企业数据库、中国海关贸易数据库和《境外投资企业(机构)名录》的合并数据进行分析。首先参考Brandt(2012)[38]的匹配方法合并历年工企数据，并参照张杰和陈志远(2013)[23]的方法对原始工企数据进行异常值和离散值处理，处理后得到3482581个观测值，占原始数据约54.43%。然后，使用袁东和余淼杰(2015)[39]的方法对工业企业数据、海关数据和企业投资名录数据进行匹配，最后得到388081个观测值，占处理后工企数据库样本总量的11.15%。文章对所有非类别、非比例变量做对数转换，并在1%和99%水平进行缩尾处理。核心变量统计性特征与意义如表1所示。

表1 核心变量基本统计特征

五、实证分析

(一)基本回归分析

我们首先采用面板双固定和混合效应模型估计回归方程(公式2)，以实证分析企业是否对外投资对企业DVAR的作用方向和大小，回归结果如表2所示。其中，表2第(1)列为不加入任何控制变量下的OFDI对企业出口国内附加值率的影响，回归结果表明差分项OFDI_YEAR的系数显著为正，初步证实企业对外直接投资可以提高出口国内附加值率。第(2)列为加入连续型控制变量的回归结果，OFDI_YEAR回归系数在1%统计水平显著为正，第(3)列为继续加入是否研发新产品NEW和是否获得政府补贴SUBSIDE两个虚拟变量的回归结果，可以发现差分项的系数依然显著为正，表明在控制其他影响因素后，企业对外直接投资确实可以有效促进出口国内附加值率，回归结果符合预期。此外，鉴于样本数据具有典型短面板特征，本文进一步采用混合估计模型进行回归，回归结果如第(4)-(6)列所示，结果进一步证实了对外直接投资对企业DVAR促进效应的存在。

表2 基本回归分析结果

在控制变量方面，表2第(3)列表明，企业年龄和企业规模对企业出口附加值率影响为正，说明随着企业规模和企业年龄的增加，企业研发能力和技术积累都大幅度提高，使企业具有较强的出口竞争优势。赫芬达尔指数HHIjt的系数显著为正，表明行业存在一定的垄断特征会提高对外直接投资企业国际市场竞争力。企业研发新产品能够显著促进企业出口国内附加值率，但政府补贴却不一定会提高企业DVAR，这可能和企业对政府补贴的具体使用有关。

(二)稳健性检验

1.内生性问题

上述分析论证了企业对外直接投资可以促进企业出口附加值率的提升，但是我们不可否认的是企业出口附加值率的提高可能会加大企业对外直接投资倾向。也就是说，高出口附加值率的企业可能会更倾向也更有能力展开对外直接投资。因此，有必要进一步考虑企业对外直接投资和出口附加值率之间可能存在的内生性问题。谢宜泽(2017)[40]认为中国省际对外投资具有显著空间正相关集聚特征，相邻省份投资行为具有显著空间溢出效应。Wang和Zhou(2020)[41]使用中国制造业企业数据发现，企业出于学习模仿和利润驱使动机，同侪效应对企业对外投资决策具有正向影响。基于以上研究，本文拟以企业OFDI的“同侪效应”作为工具变量。假定在代表性地级市中有一个典型企业i，如果i周边集聚较多对外直接投资企业，则“同侪效应”会刺激没有对外投资企业i展开OFDI，但是其他企业对外直接投资并不会直接作用于企业i的出口国内附加值率(如果i有出口的话)。因此，本文将各地级市里面对外直接投资的企业数量占总企业数量的比例RATIO作为企业对外直接投资的工具变量，如果该比例越大，受“同侪效应”影响，企业越会倾向对外直接投资。回归结果见表3。其中，表3第(1)列为作为对照的面板双固定模型回归结果；第(2)列和第(3)列分别为面板工具变量(2SLS法)回归结果和直接将差分项替换为RATIO的回归结果。通过对比可以发现：无论是采取工具变量法估计，还是直接将RATIO纳入回归模型，其回归系数都显著为正。表明考虑内生性问题后研究结论依然稳健。

表3 内生性检验回归结果

2.安慰剂检验

使用非置换检验的方法进行安慰剂检验可以从两方面检验参数回归中可能存在的问题：一是可以检验使用双重差分进行经验分析的正确性，由于回归法分析对残差做正态分布假设，可能会由于标准误偏差而导致过度拒绝零假设问题；二是通过多次重复抽样，将抽中的样本作为虚拟处理组进行检验，可以验证回归结果为是否为偶然所得。具体地，我们从388081个观测值中随机抽取和OFDI_YEAR取值为1样本个数等同数量的观测值(15907个)作为虚拟处理组，其他样本作为对照组(即假定其OFDI_YEAR取值为0)，然后以此为基础进行回归分析。将这一过程重复1000次，获得1000个OFDI_YEAR回归系数，作为差分项的虚拟替代系数。如果企业对外直接投资确实可以促进企业DVAR提高，那么计量模型(公式2)差分项系数应该位于置换检验中系数分布的低尾位置。我们基于基本回归模型中的(3)式进行模拟回归，相应的差分项回归系数分布如图1所示。同正态分布(实线曲线)相比，安慰剂检验中差分项系数概率分布(虚线)近似以0为中心的正态分布，图中右侧垂线位置表示基本回归模型(3)式的OFDI_YEAR回归系数，可以发现对外直接投资确实可以提高企业出口附加值率。

图1 模拟回归差分项系数频率分布图

(三)异质性分析

1.区分企业规模。不同规模企业对外直接投资的能力和目的各不相同，这会导致企业对外直接投资对DVAR的影响在不同规模企业之间具有差异特征。本文根据企业总产出的20、40、60和80分位数将样本五等分，得到企业规模为1-5的五种类型企业，对不同规模企业样本进行回归的结果分别对应表4的第(1)-(5)列。通过对比可以发现：企业对外直接投资的DVAR效应依企业规模呈现出先上升后下降的特征，规模取值为2和3的企业(归类为中等企业)对外投资对企业DVAR促进效应最优，规模取值为1的企业(归类为中小企业)OFDI对DVAR促进效应次之，规模取值为4和5的企业(归类为大型企业)OFDI对DVAR促进效应最低。这可能是由于对于成长期的企业而言，如果选择对外直接投资，其目的更多的是为了获得更加先进的技术以满足进一步发展需要；对于发展成熟期的企业而言，通过对外投资和组建跨国公司可以扩大市场规模和提高市场势力。

表4 基于企业规模的异质性检验回归结果

2.区分企业所有权属性。结合我国不同所有制企业共存的现实背景，企业对外直接投资对DVAR的影响在不同所有权类型企业可能会表现出差异性。具体地，我们根据企业所有权ownership类别变量(ownership取值1、2、3分别代表国有企业、外资企业和私有企业)将样本细分为3个子样本并进行回归，回归结果分别对应表5的第(1)-(3)列。通过对比可以发现：不同子样本回归结果的OFDI_YEAR系数都显著为正，而且第(3)列回归结果的差分项系数显著大于第(1)列和第(2)列的差分项系数，表明私有企业OFDI对DVAR促进效应显著优于国有企业和外资企业。这可能是由于国有企业相较私有企业而言，需要承担较多社会责任和政治责任职能；外资企业对外投资促进企业DVAR的效应最低，这其中的一种可能原因在于一开始入驻的外资企业多为加工贸易企业，具有“大进大出”和“两头在外”的特征，随着中国劳动力成本上升，这一类企业对外直接投资更多是为了从第三方市场获得低成本优势，因此对DVAR促进效应相对较低。此外，我们进一步考察了不同地理区位企业对外直接投资对企业DVAR的影响，发现东部地区企业对外投资的DVAR促进效应显著优于中西部地区企业(3)限于篇幅，基于企业地理区位的异质性检验结果留存备索。。

表5 基于企业所有权的异质性检验回归结果

(四)机制检验

Mit=α1+γ1OFDI_YEARit+∑CONTROL+ωi+ωt+εit

(5)

DVARit=α2+γ2OFDI_YEARit+∑CONTROL+ωi+ωt+εit

(6)

DVARit=α3+γ3OFDI_YEARit+γ4Mit+∑CONTROL+ωi+ωt+εit

(7)

作用机制检验结果如表6所示。其中，表6第(1)列为公式(6)的估计结果，回归结果同基本回归一致。第(2)和(4)列为基于公式(5)估计的对外直接投资分别对中介变量TFPit和lnSTRUCit的回归结果，可以发现企业对外直接投资对企业生产率和出口产品结构的影响至少在5%水平显著为正，表明对外直接投资可以促进企业生产率提高和出口产品结构优化。第(3)和(5)列为将中介变量TFPit和lnSTRUCit分别同OFDI_YEARit一起纳入回归方程(7)式的估计结果，可以发现第(3)列中OFDI_YEARit回归系数从基础回归分析中的0.074下降为0.028且在10%统计水平显著，第(5)列中的对外投资回归系数从0.074降为0.052且在1%水平显著，表明企业对外直接投资分别通过生产率促进机制和出口产品结构优化机制促进了企业出口国内附加值率提升。对比第(3)列和第(5)列对外投资和中介变量的回归系数，可以发现企业生产率进步对DVAR的促进效应优于出口产品结构优化对DVAR促进效应。

表6 机制检验回归结果

六、结论

本文在全球价值链分工深化和我国对外直接投资迅猛增长背景下，基于企业生产和贸易数据分析了对外直接投资对企业出口国内附加值率的促进效应问题。在理论部分探讨了对外直接投资对企业出口国内附加率的作用机制，在实证部分主要通过构建双重差分模型估计了企业对外直接投资对DVAR的影响。基本研究结论为：从整体上看，企业对外直接投资可以通过提高企业生产率和优化出口产品结构的途径提高企业出口国内附加值率，且企业生产率进步对DVAR的促进效应优于出口产品结构优化对DVAR的促进效应；企业对外投资对DVAR的促进效应依企业规模、所有权属性和地理区位不同呈现异质特征，企业对外直接投资对DVAR的促进效应依企业规模呈现出先上升后下降的特征，中等规模企业对外投资的DVAR促进效应最优；私有企业对外直接投资对DVAR促进效应优于国有企业和外资企业，东部地区企业OFDI对出口附加率的促进效应优于中西部地区。

研究结论的政策意义可以概括如下：第一，认识到OFDI本身就是提高企业出口国内附加值率的有效手段。在改革开放新时期，培育一批有竞争力的中国跨国公司服务国家攀升价值链高端是重要时代任务。应大力支持有实力企业通过垂直投资的形式走出去，剥离和向国际分包非核心业务，聚焦和扩大核心零部件的研发和出口，提高企业出口附加值率和提高企业在国际价值链中的分工地位。第二，由于不同类型企业OFDI对企业附加值率的作用效果不同，因此针对不同类型企业可以制定差异化的对外投资政策。鼓励较小规模企业采用投资联合体的形式展开对外投资；对私有企业要给予政策倾斜和融资支持，积极协助私有企业海外布局；对外资企业而言，在引进外资时应强化引资质量，当前阶段应鼓励高技术企业引进，不应继续扩大出口加工型企业引进规模；加强国有企业股权改革，充分调动国有企业的积极性和发挥国企的规模优势，提高国企OFDI对DVAR的促进效应；加大对东部地区企业对外投资政策支持力度。第三，就优化OFDI对DVAR的影响机制而言，一方面可以通过优化本国创新环境和创新要素生产机制，提高母国企业创新能力和出口竞争力；另一方面可以通过构建自身主导的投资合作框架助力本国边际产业转移和高附加值中间品出口，通过优化出口产品结构提高企业附加值俘获能力。