对外直接投资、全球价值链分工与出口持续概率

林梨奎

(广东金融学院 金融与投资学院，广东 广州 510521)

一、引言及文献综述

2020年7月30日召开的中共中央政治局会议提出，要加快形成“以国内循环为主体、国内国际双循环相互促进”的新发展格局。国内国外双循环新格局的形成，既需要依靠国内超大规模市场优势的发挥，同时也需要国际产业分工网络的有效支撑。出口平稳发展是改善国际大循环、服务国内大循环并最终实现双循环发展格局定位的重要基础。当前，世界治理体系深刻变化将让企业在开展国际化业务过程中面临诸多不确定性，尤其是在目前贸易保护主义抬头和新冠肺炎疫情爆发等因素影响下，使得全球需求市场萎缩以及出口商品需求结构出现明显的变化，导致中国出口贸易面临多年不遇的大变局，2020年1-2月中国出口贸易出现大幅下滑(-15.9%)，出口持续问题得到重点关注。对外直接投资是与出口持续问题紧密相关的话题。关于对外直接投资与出口贸易之间的关系，已有大量研究成果。如Helpman等研究发现当贸易摩擦较少或企业所获得的经济规模水平越高时，企业倾向于选择出口贸易的概率更高[1]。程中海等认为中国对外直接投资对出口贸易会产生显著的正向影响[2]；毛海鸥等认为企业对外直接投资行为对于双边互补贸易形成的促进效应显著存在[3]。也有学者认为上述两种关系均存在且随着背景条件的变化可能发生改变[4]。更进一步地，随着海关微观数据的普及应用，陆续有学者开始从微观层面研究企业对外直接投资行为对其出口行为的影响作用[5]，且主要探讨企业对外直接投资行为对其出口规模扩大、出口产品质量提升等方面的影响作用[6]。根据目前检索结果，仅有王杰等使用2004—2009年数据样本，检验企业对外直接投资行为对其出口持续时间的影响作用，但其并没有对其异质性特征以及中间传导机制展开论证和分析，这或许与其在进行研究论述中仅将企业对外直接投资对其出口持续时间影响作用作为进一步分析内容进行阐述有关[7]。因此，一方面，关于企业对外直接投资对其出口持续的影响，根据目前的成果检索结果可以认为，暂时还没有发现有学者对企业对外直接投资的出口持续效应进行系统、全面的论证和分析；另一方面，全球价值链分工位置变化对其出口持续影响作用已有较为丰富的研究成果[8]，但微观视角的研究仍较为薄弱。相较之下，本文从微观视角论证企业对外直接投资影响其出口持续的影响作用，进一步考察全球价值链分工位置变化在其中的中间传导作用。

本文创新点可能在于：第一，相较于可检索到的文献成果，首次从出口持续效应视角，系统探讨企业对外直接投资对其出口行为的影响作用以及异质性特征表现。第二，相较于可检索到的文献成果，首次引入中介模型以及带调节的中介模型，进一步探讨企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置变化对其出口持续概率的影响作用以及内在传导机制。

二、理论分析与研究假说

(一)对外直接投资与出口持续概率

基于理性经济人假设，企业做决策往往是为了实现利润最大化，因此当企业最终决策开展对外直接投资活动时，其对外直接投资时实现的利润水平必然不低于其不对外直接投资时的利润水平。此时，对于这个企业而言，相较于选择出口，选择直接投资更有利。根据对称性原则，其他企业也将选择对外直接投资，进一步导致国外同类产品价格下降，不利于仍停留在国内没有对外直接投资的企业出口，企业对外直接投资行为对其整个出口市场可能存在替代效应。更进一步地，企业主要通过对外直接投资以及出口贸易两种方式实现“走出去”参与国际分工的战略部署。从投资来看，企业在开展对外扩张行为时，均需要在人、财、物上进行投资，在企业实力给定的情况下，企业一旦选择对外直接投资进行海外扩张，其可用于开展出口贸易活动的要素资源则会相对减少，因此对外直接投资行为可能对其出口决策产生替代效应，且这种替代效应主要在对企业出口规模、出口决策等方面，从而进一步降低其出口持续概率。

因此，本文提出以下研究假说：

H1：企业开展对外直接投资活动，对于其出口持续概率的影响作用显著为负，在统计意义上表现为抑制效应。

(二)对外直接投资、全球价值链分工位置提升与出口持续概率

虽然企业对外直接投资与出口决策在要素资源投入上可能存在某种程度的非此即彼的替代关系，但也有学者研究发现，企业对外直接投资将带来企业某种特征的变化，进而对其出口贸易产生间接的促进效应[9]。更进一步地，已有研究成果发现，企业对外直接投资将显著影响其全球价值链分工位置的变化，此时选择全球价值链分工位置变化作为中介变量，来考察企业对外直接投资行为影响其出口持续概率的中介传导机制在理论上存在合理性[10]。

因此，本文提出以下研究假说：

H2：企业对外直接投资行为将通过其全球价值链位置变化对其出口持续概率提升产生中介效应，且这种影响作用显著为正。

三、计量模型、变量选取与数据说明

(一)计量模型设定

1.Cox模型设定

本文选择Cox模型来检验企业在特定产品全球价值链分工地位提升对其出口持续概率的影响。Cox模型基于比例风险模型框架，可有效解决参数回归高度依赖分布假定这一缺点。Cox模型在探讨出口持续问题中已有广泛应用，Besedeš等最早围绕“企业出口持续受何种因素影响”这一问题进行实证分析，并引入Cox比例风险模型对这一问题进行研究，认为出口多元产品的企业比出口单一产品的企业具备更高的抗风险能力，且企业出口产品初始交易价值越高，则其出口持续概率越高[11]。模型设定见式(1)。

γt+λy+λp+λn+εit

(1)

其中，hitd表示i企业在t时期出口到d国家(或地区)的离散风险概率，Git表示i企业在t时期所处全球价值链分工位置，X表示一系列控制变量，h0(t)表示基准风险水平，γt表示基准风险率，λy、λp和λn分别表示年份固定效应、地区固定效应和行业固定效应。

2.中介模式设定

本文选取全球价值链分工位置全要素生产率为中介变量，对企业特定产品全球价值链嵌入位置提升影响其出口持续时间的机制进行检验。本文采用三步法构建中介模型。式(2)为基准回归模型，式(3)检验企业特定产品全球价值链嵌入位置提升对中介变量的影响作用，式(4)则识别企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置提升对其出口持续概率的中介效应。式(2)、式(3)和式(4)中的X等变量均进行标准化处理。如式(4)所示，全球价值链分工位置变化的中介效应为b1×c2，表示企业全球价值链分工地位提升通过全要素生产率水平提升对其出口持续的影响作用。

γt+λy+λp+λn+εit

(2)

lnh0(t)+γt+λy+λp+λn+εit

(4)

3.有调节的中介模型设定

引入调节变量搭建带调节的中介效应回归模型。如式(5)和式(6)所示，有调节的中介效应为(b1+b3W)×(c4+c5W)。

γt+λy+λp+λn+εit

(5)

(二)变量选取

关于被解释变量，本文采用风险函数来表示，被解释变量取值越大，则出口企业特定产品在国际市场的生存概率越低。

关于核心解释变量，本文重点考察企业对外直接投资行为对其出口持续的影响作用，特别是考察其通过全球价值链分工位置变化对其出口持续的影响作用。因此，采用表示企业在当期是否采取对外直接投资行为的虚拟变量作为核心解释变量。

关于中介变量。本文采用出口国内增加值率R对企业在特定产品全球价值链中的分工位置进行测算。此外，还使用企业-产品层面出口国内增加值率占行业龙头企业最大值比重M进行稳健性检验。具体计算见式(7)。对上述计算得到的出口国内增加值率在1%和 99%分位上进行缩尾处理，并采用标准化法进行无量纲化处理。

(7)

其中，E表示企业出口贸易额，PD、MD分别表示来自本国要素市场的中间投入品的价格和数量，PI、MI分别表示来自国外要素市场的中间投入品的价格和数量，δD、δF分别表示来自国外要素市场的中间投入品的本国成分、来自本国要素市场的中间投入品的国外成分。其中，关于δD的估算，借鉴Koopman、Wang和Wei的做法，运用WIOD数据库对行业层面的数据进行测算，以此作为替代变量[12]；关于δF的估算，同样借鉴Koopman等的做法，运用WIOD数据库对行业层面的数据进行测算，以此作为替代变量[13]。此外，本文还使用企业-产品层面出口国内增加值率占行业龙头企业最大值比重M进行稳健性检验。具体计算见式(8)。

关于调节变量，本文采用全要素生产率对数形式来衡量的企业技术效率、利息支出占总资产比重来衡量的企业融资能力以及企业出口产品质量指标[14]。所有调节变量均进行缩尾处理以及标准化法无量纲化处理。

关于控制变量，主要分为企业特征变量、产品特征变量和引力模型变量。其中，企业特征变量包括企业技术效率lnTFP、企业融资能力FC、资本密集度lnCI、贸易密度EI、沉没成本SC、新产品产值比率NPR、行业集中度HHI、市场势力指数MI、企业规模lnL、企业年龄lnAGE、企业出口产品种类多元化PD[15-16]，产品特征变量包括出口产品质量REQ、出口产品核心程度CORE、企业-产品出口规模lnRV，引力模型变量包括双边距离DIST、出口目的国经济水平RPGDP、出口目的国风险程度NRI以及双边实际汇率波动ERF。其中，除了企业出口产品种类多元化变量以及双边距离变量，其他变量均进行缩尾处理。所有控制变量均采用标准化法进行无量纲化处理。主要变量选择及定义见表1。

表1 主要变量选择及定义

(三)数据说明

本文所使用数据主要来源于中国工业企业调查数据库、中国海关进出口数据库、国家商务部对外直接投资机构名录。为保障研究成果的完整性，本文采用规模以上工业企业数据样本。根据数据缺失情况，先后剔除国别或地区数据缺失样本、剔除国家风险指数数据缺失样本以及剔除出口运抵国家或地区货币兑人民币汇率数据缺失样本，由于受篇幅所限，具体剔除的国家或地区样本在此不一一罗列，有兴趣的读者可向作者索取。最后，由于中国工业企业数据库中仅2000—2007年以及2010年有对工业增加值进行统计，因此本文须通过其他渠道对2008年以及2009年的工业增加值进行插补。计算得到2000—2007年各企业应交增值税占工业增加值比重平均值，以此估算2008年、2009年各企业工业增加值，并引入2010年中国投入产出表中各细分行业中间投入占行业增加值比重估算2008年、2009年和2010年各企业当年工业中间投入。本文以2000年为基期进行平减处理。对中间贸易商进行识别并剔除。

四、实证结果及分析

(一)基准回归结果

本文选择Cox比例风险模型进行实证分析，基准回归结果见表2。需要留意的是，Cox模型的被解释变量是企业出口退出概率，因此如果回归估计系数显著为负，则意味着其对企业出口持续概率的影响作用显著为正。以上回归结果均通过基于舍恩菲尔德残差的PH检验，检验结果P值均大于10%，无法拒绝存在比例风险假定的原假设。模型(1)和模型(2)回归结果显著性水平存在差异，这可能是遗漏变量造成的。因此，本文进一步增加控制产品特征变量以及引力模型变量，得到的回归结果基本一致。因此，可能达成以下结论，即企业对外直接投资行为开展，在统计意义上显著降低其出口持续概率水平。

(二)稳健性检验

本文采用基于指数分布假设的参数回归进行稳健性检验。结果与基准回归结果基本一致。受篇幅所限，在这里不详细阐述。

(三)异质性检验

1.按贸易方式分组检验

本文所获取的海关数据样本中，2007—2010年的数据里面，仅有一般贸易和加工贸易两种方式，所以2000—2006年的数据库仅保留一般贸易和加工贸易的数据，以确保数据一致性。贸易方式分类为，一般贸易为主的企业，以及加工贸易为主的企业。如果企业-产品-国家层面的出口贸易中一般贸易占比超过50%，则视为一般贸易为主的企业，反之则视为加工贸易为主的企业。回归结果发现，从贸易方式分类来看，企业对外直接投资显著降低其出口持续概率，对其出口行为的延续存在替代效应，且这种影响作用主要体现在以一般贸易为主的企业样本。

表2 基准回归结果

2.行业要素密集类型分组检验

回归结果发现，企业对外直接投资对其出口持续概率的影响作用显著为负，其主要体现在劳动密集型企业。也就是说，对于劳动密集型企业，其对外直接投资对其出口活动直接产生替代性的挤出效应，导致其出口持续概率出现下滑趋势。

3.按投资目的地分组检验

回归结果发现，企业对外直接投资对其出口持续概率的影响作用显著为负，且相较于对发达国家或地区直接投资的企业，对发展中国家或地区直接投资的企业，其对出口的替代效应更为突出。这可能是因为，企业对发达国家或地区直接投资，更多地是为了寻求一种新的前沿技术或先进管理经验等，其对外直接投资更多体现为技术进步、产品质量提升等，对企业出口业务并不会产生直接冲击；然而，当企业选取对发展中国家或地区直接投资，其更多的是为了寻求销售市场，此时企业在海外投资设厂并在海外销售商品，将直接导致本国企业出口额减少。

(四)中介效应检验

本文的研究重点不仅仅考察企业对外直接投资对其出口持续概率的直接效应，更是需要考虑企业对外直接投资通过全球价值链分工位置变化对其出口持续概率的中介效应。本文依据中介模型采用三步法对全球价值链分工位置提升的中介效应进行回归检验。回归结果见表3。其中，模型(1)和模型(4)对应式(2)，被解释变量均为(1-企业出口持续概率)；模型(2)和模型(5)对应式(3)，被解释变量分别为全球价值链分工位置指标以及企业全球价值链分工位置占龙头企业比重；模型(3)和模型(6)对应式(4)，被解释变量。其中模型(1)、模型(3)、模型(4)和模型(6)均通过基于舍恩菲尔德残差的PH检验，检验结果P值均大于10%，无法拒绝存在比例风险假定的原假设。

表3 中介效应的基准回归结果及稳健性检验

回归结果发现，虽然企业对外直接投资对其出口持续概率的直接效应显著为负，但其通过全球价值链分工位置提升对其出口持续概率的中介效应则显著为正，这是一个比较有趣的研究发现。这意味着，企业对外直接投资活动的开展，一方面可能是因为对出口活动的替代效应而对其出口持续概率产生抑制作用；另一方面则因为会带来企业全球价值链分工位置的提升，从而对其出口持续概率在某种程度上形成促进作用。这两种作用机制相互制衡，这使得企业对外直接投资对其出口持续概率的影响作用存在辩证的变化规律，政府可出于某种政策调控需要采取措施调节其对外直接投资对其出口持续概率的作用机制。

五、进一步分析

本文将进一步引入企业技术效率、企业融资能力以及出口产品质量，考察其对上述中介效应的调节效应。

(一)企业技术效率的调节效应

引入企业全要素生产率lnTFP与企业对外直接投资虚拟变量的交乘项以及企业全要素生产率lnTFP与企业全球价值链分工位置的交乘项，捕捉企业技术效率对企业对外直接投资对其出口持续的直接效应以及中介效应的调节效应。这里，我们采用企业-产品层面的出口国内增加值率为核心解释变量进行基准回归，并选取企业-产品层面出口国内增加值率占行业内龙头企业最大值的比重为核心解释变量的替代变量进行稳健性检验。回归结果见表4。其中，模型(1)和模型(3)对应式(5)，被解释变量分别为全球价值链分工位置指标以及企业全球价值链分工位置占龙头企业比重；模型(2)和模型(4)对应式(6)，被解释变量为(1-企业出口持续概率)。以上回归结果均通过基于舍恩菲尔德残差的PH检验，检验结果P值均大于10%，无法拒绝存在比例风险假定的原假设。

表4 调节效应基准回归及稳健性检验(企业全要素生产率)

回归结果发现，此时企业全要素生产率对其影响效应的调节效应强烈程度可以表示为(-0.013×lnTFP+0.014)×(-0.003×lnTFP-0.013)，可以发现，只有当-0.013×lnTFP+0.014<0时，经过企业技术效率调节后的中介效应才会转变为负。然而，由于企业全要素生产率绝对值小于或等于1，上述式子恒大于0，因此可以认为，企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置提升对其出口持续概率的中介效应显著为正，且这种正向的中介效应将随着企业技术效率的提升而进一步增强。

(二)企业融资能力的调节效应

引入企业融资能力FC与企业对外直接投资虚拟变量的交乘项以及企业融资能力FC与企业全球价值链分工位置的交乘项，捕捉企业融资能力对企业对外直接投资对其出口持续的直接效应以及中介效应的调节效应。回归结果见表5。其中，模型(1)和模型(3)对应式(5)，被解释变量分别为全球价值链分工位置指标以及企业全球价值链分工位置占龙头企业比重；模型(2)和模型(4)对应式(6)，被解释变量为(1-企业出口持续概率)。以上回归结果均通过基于舍恩菲尔德残差的PH检验，检验结果P值均大于10%，无法拒绝存在比例风险假定的原假设。

表5 调节效应基准回归及稳健性检验(企业融资能力)

回归结果发现，此时企业融资能力对其影响效应的调节效应强烈程度可以表示为(0.005×FC+0.004)×(-0.005×FC-0.014)，可以发现，相较于企业技术效率，融资能力的调节效应更为强烈。因此，或许可以认为，企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置提升对其出口持续概率的中介效应显著为正，这种正向的中介效应将随着企业融资能力的提升而进一步增强，且其调节效应更为强烈。

(三)企业出口产品质量的调节效应

引入企业出口产品质量变量REQ与企业对外直接投资虚拟变量的交乘项以及企业出口产品质量REQ与企业全球价值链分工位置的交乘项，捕捉企业出口产品质量对企业对外直接投资对其出口持续的直接效应以及中介效应的调节效应。回归结果见表6。其中，模型(1)和模型(3)对应式(5)，被解释变量分别为全球价值链分工位置指标以及企业全球价值链分工位置占龙头企业比重；模型(2)和模型(4)对应式(6)，被解释变量为(1-企业出口持续概率)。以上回归结果均通过基于舍恩菲尔德残差的PH检验，检验结果P值均大于10%，无法拒绝存在比例风险假定的原假设。回归结果发现，企业出口产品质量的调节效应不显著。

表6 调节效应基准回归及稳健性检验(企业出口产品质量)

六、结论与启示

(一)研究结论

在经济全球化背景下，国内国外双循环新格局的形成，除了要充分发挥国内超大规模市场优势外，还需依赖全球价值链分工网络的协同和畅通，此时探讨企业出口持续问题具有其学术价值和现实意义。本文所使用数据样本年份周期为2000—2010年，借助Cox模型进行实证分析得到以下研究结论。

第一，企业对外直接投资行为对其出口持续概率影响作用处于辩证变化状态。回归结果发现，企业对外直接投资行为对其出口持续概率的直接效应显著为负，但其通过全球价值链分工位置提升对其出口持续概率的中介效应则显著为正，这说明企业对外直接投资行为对其出口持续概率的影响作用同时存在直接的替代效应以及间接的促进效应。

第二，企业对外直接投资行为对其出口持续概率的直接效应依据其贸易方式、要素密集类型特征以及投资目的地不同而变化。贸易方式分组异质性检验结果显示，企业对外直接投资行为对其出口持续概率的直接效应显著为负，其这种影响作用主要体现在以一般贸易为主的企业上；要素密集类型分组异质性检验结果显示，企业对外直接投资行为对其出口持续概率的直接效应显著为负，且这种影响作用主要体现在劳动密集型企业上；投资目的地分组异质性检验结果显示，企业对外直接投资行为对其出口持续概率的直接效应显著为负，这种影响作用在不同投资目的地的企业均有体现，且对发展中国家直接投资的企业表现得最为强烈。

第三，企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置变化对其出口持续概率的中介效应的调节效应各有特点。回归结果发现，企业融资能力的调节效应最为强烈，其次是企业技术效率，企业出口产品质量调节效应不显著。

(二)政策启示

一是制定出口退税等补助政策鼓励企业维持出口贸易业务。企业保持稳定的出口持续状况，是确保中国出口贸易实现可持续发展的重要保障。基于回归结果，首先企业对外直接投资对其出口持续的直接效应显著为负，政府应通过出口退税等补助政策鼓励企业维持出口贸易业务。特别是要加大政策扶持鼓励企业开展一般贸易业务，优化出口贸易结构；加快推进劳动密集型企业技术改造，提高产品技术附加价值。

二是鼓励和支持企业加快实现业务模式多元化升级。企业对外直接投资通过其全球价值链分工位置变化对其出口持续概率的中介效应显著为正，政府可采取一系列措施鼓励和支持企业在扩大国际市场的同时，抢占国内需求市场，实现业务模式多元化发展，缓解来自国际市场外部冲击对企业出口销售业务的冲击。同时，还可以通过制定政策促进企业提高融资能力、提升全要素生产率等方面，进一步扩大其全球价值链分工位置提升对出口持续概率的促进效应。

(三)研究不足与展望

虽然回归结果发现，企业出口产品质量的调节效应不显著，但这仅仅是统计平均意义上的不显著，如上文所述，企业所采用的贸易方式、行业要素密集类型、投资目的地等差异导致企业行为特征具有其异质性。因此，可能存在某种类型的企业，其出口产品质量因素仍在发挥影响作用，这有待进一步论证和检验。同样地，企业融资能力以及企业技术效率这些因素的调节效应的异质性特征，也有待进一步深入探讨。此外，上述调节变量的调节效应发挥作用的传导机制，也是下一步要继续深化和完善的重要方向。