中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響

■王丁玄

（江蘇師范大學(xué) 江蘇圣理工學(xué)院-中俄學(xué)院）

引 言

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國(guó)也開(kāi)始逐漸轉(zhuǎn)型，開(kāi)始向“走出去”發(fā)展。截至2019年末，中國(guó)對(duì)外直接投資存量位列世界第三位，僅次于美國(guó)和荷蘭。同時(shí)自“一帶一路”倡議開(kāi)展以來(lái)，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的對(duì)外直接投資額也有著顯著地增長(zhǎng)，截至目前已超過(guò)1000億美元?！耙M(jìn)來(lái)，走出去”也一直是我國(guó)重要的國(guó)策。

吸收外國(guó)直接投資的溢出效應(yīng)已經(jīng)得到了很多學(xué)者的證明，而企業(yè)主動(dòng)對(duì)外直接投資能否促進(jìn)其自身全要素生產(chǎn)率的提高也成為了近年來(lái)研究的一個(gè)焦點(diǎn)。大多數(shù)的學(xué)者都認(rèn)為中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資有逆向的技術(shù)溢出效應(yīng)，可以促進(jìn)中國(guó)全要素生產(chǎn)率的提高。劉明霞（2019）等利用中國(guó)2003—2007年的省際面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了中國(guó)的情況，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資可以顯著地促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。劉淑琳（2011）則采用了K-S檢驗(yàn)研究了中國(guó)上市公司企業(yè)生產(chǎn)率的分布情況，發(fā)現(xiàn)存在對(duì)外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)率較高。但上述的方法并沒(méi)有真正地將自選擇效應(yīng)與成為跨國(guó)公司的這兩種效應(yīng)分離開(kāi)來(lái)。

已經(jīng)有諸多的研究表明中國(guó)企業(yè)吸收外資促進(jìn)了我國(guó)企業(yè)技術(shù)水平的提升同時(shí)為我國(guó)發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)、融入世界產(chǎn)業(yè)鏈提供了巨大的助力。因此本文將重點(diǎn)研究中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)其全要素生產(chǎn)率的作用，使用LP方法對(duì)中國(guó)2005年開(kāi)始進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)進(jìn)行分析，測(cè)算其全要素生產(chǎn)，從而為中國(guó)企業(yè)進(jìn)一步地走出去，擴(kuò)大對(duì)外直接投資提供合理的借鑒。

1 LP模型設(shè)定

Dunning（1977）就在其代表作Trade Location of Economic Activities and the MNE：A Search for an Eclectic Approach中提出了著名的OIL理論。即企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資是由于其自身具有所有權(quán)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)與區(qū)位優(yōu)勢(shì)。因此要研究企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響就必須把其自身優(yōu)勢(shì)剝離開(kāi)來(lái)，單獨(dú)地考慮成為跨國(guó)公司對(duì)其全要素生產(chǎn)率的提升作用，即所說(shuō)的“生產(chǎn)率”效應(yīng)。而研究這一問(wèn)題的最佳方法就是采用雙重差分模型。

在本文中根據(jù)企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資將企業(yè)劃分為實(shí)驗(yàn)組和控制組。用ofdi=1來(lái)表示實(shí)驗(yàn)組的企業(yè)，用ofdi=0來(lái)表示控制組的企業(yè)。同時(shí)為了識(shí)別時(shí)間的變化引入了變量postt。如果postt=1則表明企業(yè)已經(jīng)進(jìn)行了對(duì)外直接投資，postt=0則表示企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資前的年份。TFPit則表示企業(yè)i在t年的全要素生產(chǎn)率，用ΔTFPt1和ΔTFPt0表示企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資前后全要素生產(chǎn)率的變化。因此對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際影響即剔除掉了其自身優(yōu)勢(shì)的影響之后的效果為：

依據(jù)雙重差分的模型設(shè)定，本文采用如下的方程來(lái)進(jìn)行回歸分析：

其中需要重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)是模型交互項(xiàng)的系數(shù)。因?yàn)樵撓禂?shù)為雙重差分之后的系數(shù)結(jié)果。如果在回歸當(dāng)中該系數(shù)為正數(shù)就可以表明企業(yè)對(duì)外直接投資的行為可以促進(jìn)其全要素生產(chǎn)率的提高，反之為負(fù)數(shù)的話就表明對(duì)外直接投資對(duì)于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有阻礙的作用。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)的來(lái)源分為兩部分。企業(yè)的具體數(shù)據(jù)及各項(xiàng)指標(biāo)來(lái)自于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)外投資的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)商務(wù)部公布的對(duì)外直接投資企業(yè)名錄。首先本文從1980—2013年中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)名錄中篩選出核準(zhǔn)日期為2005年的企業(yè)，共得到881個(gè)剔除重復(fù)值后的企業(yè)。然而考慮到這些企業(yè)可能存在著在1980—2004年間就已經(jīng)進(jìn)行對(duì)外直接投資的情況，因此將這882個(gè)企業(yè)與1980—2004間核準(zhǔn)的企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，發(fā)現(xiàn)在2005年的企業(yè)中有9家企業(yè)在1980—2014年間就已經(jīng)開(kāi)展了對(duì)外直接投資，因此將這9家企業(yè)予以剔除，得到了872個(gè)在2005年首次進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)名稱。

接下來(lái)為了保證企業(yè)數(shù)據(jù)在每年中的可得性，因此將這872個(gè)企業(yè)名稱利用stata中的merge函數(shù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中2002—2007年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行取交集，從而得到了101家在2002—2007年間都包含的企業(yè)。在利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的具體數(shù)據(jù)以及LP方法計(jì)算得到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率后，發(fā)現(xiàn)有9家企業(yè)在2002—2007年的部分年份存在著缺失值，因此再將這9家企業(yè)進(jìn)行剔除，從而得到了92家2005年首次進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)作為本文的實(shí)驗(yàn)組。

接下來(lái)利用PSM方法將這92家企業(yè)與2005年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的全部企業(yè)按照1:3的k近鄰匹配方法進(jìn)行匹配，共得到276家企業(yè)。然后再將這276家企業(yè)與2002—2007數(shù)據(jù)庫(kù)取交集，并剔除掉其全要素生產(chǎn)率存在缺失值的企業(yè)，最終得到了94家企業(yè)作為本次研究的控制組。

基于LP方法的全要素生產(chǎn)率測(cè)算全要素生產(chǎn)率是模型中重要的被解釋變量，因此全要素生產(chǎn)率的測(cè)算方法十分地重要。蔣冠宏，蔣殿春（2013）指出傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率的計(jì)算方法會(huì)存在著嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題，因?yàn)槠鋵⒁赝度胱鳛榱私忉屪兞浚赝度牒腿厣a(chǎn)率之間則存在著雙向的關(guān)系。而Levinsohn和Pertin（2003）出的LP方法將中間品的投入作為了解釋變量，從而可以避免內(nèi)生性的問(wèn)題。其提出的回歸方程為：

而TFP則為該回歸方程的殘差值，即在去除掉資本和勞動(dòng)的增長(zhǎng)率后剩下的部分即為全要素生產(chǎn)率。其中表示企業(yè)的工業(yè)增加值，表示企業(yè)所雇傭的勞動(dòng)，在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中使用從業(yè)人數(shù)年平均值進(jìn)行代替。則表示企業(yè)所使用的的資本量，在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中使用固定資產(chǎn)凈值年平均余額進(jìn)行表示。則表示企業(yè)的中間品投入，此值可以在2002—2007的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中直接找到。下角標(biāo)t表示時(shí)間。需要特別指出的是，由于2004的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失工業(yè)增加值這一數(shù)據(jù)，因此參考了劉小玄、李雙杰（2008）提出的方法進(jìn)行代替。

表1 LP方法變量說(shuō)明表

2004的工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)根據(jù)此方法測(cè)算得到。在計(jì)算時(shí)對(duì)工業(yè)增加值和中間投入按照以2002年為基期的工業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減，固定資產(chǎn)凈值則按照以2002年為基期的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。具體的stata代碼則參考了Pertin（2004）文章中提供的Stata代碼。對(duì)實(shí)驗(yàn)組與控制組的企業(yè)進(jìn)行TFP測(cè)算后得到的回歸結(jié)果如下：

表2 LP方法回歸系數(shù)

Employment代表年平均從業(yè)人數(shù)，fanet代表固定資產(chǎn)凈值年平均余額。根據(jù)此回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)資本和勞動(dòng)的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的水平之內(nèi)顯著，因此我們的TFP的測(cè)算結(jié)果是合理的。

3 結(jié) 語(yǔ)

通過(guò)以上的LP模型的實(shí)證分析以及回歸性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資可以顯著地提高其全要素生產(chǎn)率。并且提升的幅度和企業(yè)的固定資產(chǎn)水平、規(guī)模、經(jīng)營(yíng)年限呈正相關(guān)的關(guān)系，因此規(guī)模越大的企業(yè)對(duì)外直接投資也可以促進(jìn)其自身全要素生產(chǎn)率的提高。