投資便利化下OFDI對企業生產率影響研究

朱文茜

內容摘要：文章基于我國A股上市公司數據，運用PSM-DID方法檢驗了2008-2016年東道國投資便利化條件下對外直接投資對企業生產率的影響。研究發現，企業對外直接投資能獲得顯著的生產率效應。企業選擇在投資便利化水平高的東道國投資其生產率水平提升更顯著。

關鍵詞：投資便利化 ? 對外直接投資 ? 生產率

引言及文獻綜述

當前，隨著我國加快構建開放型經濟新體制，特別是“一帶一路”倡議的持續推進，我國對外投資合作進入全面發展階段。截止2018年年末，我國境內投資者共在全球188個國家（區域）設立對外直接投資企業4.3萬家，我國對外直接投資流量位列全球第二。然而，全球經濟變幻莫測，我國企業在進行跨國投資時，面臨著各式貿易保護主義及投資促進體制等方面的問題，因此我國企業需要客觀準確地把握東道國投資便利化情況，如行業市場準入門檻、制度障礙、投資經營程序等，并充分考慮在這些因素下對企業“走出去”效率的影響，這對我國企業跨國投資決策具有重大的指導意義。

目前，關于對外直接投資對母國企業生產率的影響研究已較為豐富，但其尚未形成一致結論（Yang等，2013;Jeenanunta，2013;常玉春，2011;戴翔，2014;肖慧敏等，2014;蔣冠宏等，2014;袁東等，2015;毛其淋等，2016;劉曉丹等，2017）。部分學者從投資目的地異質性角度進行了研究。Pradhan等（2009）、Driffield等（2009）通過實證研究發現，無論是發達國家或發展中國家，投資均能促進其母國生產率進步;袁其剛等（2016）運用PSM-DID方法得到一致結論，其進一步研究發現企業選擇發展中國家投資獲得的生產率效應更大;肖慧敏等（2014）研究發現投資高收入國家比投資低收入國家更能促進企業生產率提升;蔣冠宏和蔣殿春（2014）研究發現，投資中低收入國家企業的生產率效應更大。

部分研究基于東道國制度質量（Wei，2000;Aizenman等，2006）、政府治理能力（Globerman等，2002）、基礎設施完善程度（胡浩，2017）、金融發展水平（Desbordes和Wei，2017;周德才等，2018;王忠誠，2018）、技術創新水平（Driffield，2009;王翠等，2016;陳昊，2016）、營商環境（周超等，2017）等方面考察了東道國異質性對企業生產率的影響。一般而言，良好的基礎設施質量、技術創新能力、政府治理水平、企業便捷程度等會降低企業在該國投資經營的風險，其通過避免因信息不對稱而導致的資源配置扭曲，從而影響企業的生產率水平。綜上所述，現階段關于東道國異質性的研究較豐富，但其尚未形成體系。本文采用“傾向評分匹配”（ Propensity Score Matching，PSM） 與“雙重差分法”（ Difference in Difference，DID）方法，探究了我國企業在選擇不同投資便利化水平的東道國投資時獲得生產率效應的差異，最終為我國企業跨國投資提出相關建議。

數據與模型設定

（一）模型設定

基于倍差法的思想，將檢驗模型即多時點DID回歸模型設定如下：

上式中，i代表企業，j代表行業，t代表年份。TFPijt 為全要素生產率;ofdiijt 為上市企業對外直接投資的虛擬變量，處理組企業對外直接投資前的年份，該指標取0，反之則取1;該項的系數β1即為DID系數，衡量了對外直接投資企業開始對外投資后與非對外直接投資企業的生產率差異;Xijt 代表其它會影響生產率的控制變量。為控制行業和年份層面不可觀測因素的影響，分別加入行業和年份的固定效應γj和γt。εijt 表示隨機擾動項。同時，為了避免異方差和自相關對回歸結果的影響，本文在檢驗了加入懷特穩健標準差和企業級別聚類的回歸結果，并以企業級別聚類回歸標準誤差的結果作為主結果。

（二）變量描述

企業全要素生產率（TFP）。本文采用Levinsohn和Petrin（2003）的半參數估計方法計算的TFP，可更準確地估計全要素生產率。由于缺少上市企業的增加值數據，本文參照袁堂軍（2009）的估計方法，將企業增加值用本期固定資產折舊、勞動者報酬、營業稅及附加及主營業務凈利潤作為產出變量;企業中間投入用主營業務成本、銷售、財務、管理費用減去本期固定資產折舊及勞動者報酬表示;資本投入用企業總資本衡量;勞動投資采用企業當期員工人數表示。為保障結果的穩健性，本文采用OLS方法對全要素生產率進行測算。

其它變量?？刂谱兞堪ㄆ髽I年齡（age）、企業年齡的平方（age2）、資產負債率（lev）、資本密集度（CI，采用固定資產與員工數比值的對數表示）、企業性質（state，用二值變量表示，其中國有企業取0，非國有企業取1）、企業員工人數（emp）及研發投入（rd）。

（三）數據來源及處理

本研究的國家宏觀數據來源于《全球競爭力報告》、《全球治理指標》的數據，企業數據來源于國泰安數據庫中2008-2016年A股上市企業數據，對外直接投資企業來源于國泰安數據庫中關聯企業相關數據。通過匹配A股上市公司數據和上市公司對外投資關聯數據，本文獲取了各上市公司的對外投資信息。為保證匹配的有效性，本文做了三項處理：第一，剔除了樣本期內存在停止對外投資行為的對外直接投資公司;第二，參照蔣冠宏和蔣殿春（2014）的處理方法，剔除了2008-2016年間持續進行對外投資的上市公司;第三，為驗證對外直接投資持續生產率效應，本文參照朱荃（2017）的做法，剔除對外直接投資后未形成兩年以上時間序列數據的企業，即刪除了2016年首次對外直接投資公司。另外，為避免數據中離群值的影響，本文對連續變量在上下1%分位數進行了縮尾處理。

經驗檢驗與結果分析

（一）數據匹配

在數據匹配時，本文首先建立Probit模型計算企業OFDI的概率并得到傾向得分，然后比較處理組與對照組企業OFDI的概率，根據最近鄰匹配1：5的匹配比例為處理組企業選取當年的控制組企業。選取的匹配變量包括TFP、資本密集度、員工人數、主營業務收入（income）、資產負債率及企業性質。由于PSM的可靠性取決于其是否滿足獨立性條件，因此參考Smith和Todd的方法對匹配結果進行平衡性檢驗。檢驗發現，匹配前處理組和控制組的樣本均值相差較大且顯著，匹配后處理組和控制組在各年的t統計量均變得不顯著，說明差異已消除。

（二）OFDI對企業生產率影響實證檢驗

1.初始檢驗?；谄ヅ涞臉颖緮祿疚牟捎肈ID方法對實證模型進行了初始檢驗。實證結果見表1。表1中，第（1）列為基準檢驗，第（2）列加入控制變量，從第（1）、（2）列來看，OFDI的系數顯著為正，在加入控制變量后，其系數和顯著性仍穩健。這表明對外投資后的企業生產率提升顯著高于未對外投資的企業，即企業對外直接投資促進了企業生產率提高。本文在第（3）列同時控制行業和年份固定差異，第（4）、（5）列分別加入了懷特穩健標準差和企業級別聚類后的回歸結果，可以看到OFDI系數仍顯著正相關，說明檢驗結果穩健。從控制變量來看，企業年齡的系數為負且顯著，企業年齡的平方為正且顯著，說明企業成立時間與生產率呈先下降后上升的趨勢;資產負債率的系數顯著為正，表明資產負債率的提高會促進企業生產率的提升;企業資本密集度顯著為正，表明企業資本密度促進生產率提高;員工人數系數在10%區間內顯著為正，表明企業規模越大，就越能促進生產率提高;研發投入的系數顯著為正，說明企業研發水平提高產生生產率效應。

2.滯后效應檢驗。一般而言，企業對外直接投資前可能存在剩余產能，對外直接投資后市場規模擴大，剩余產能得以開發降低了平均成本，從而提高了企業生產率。或通過海外子公司營業利潤的獲取，為企業研發活動和技術創新提供資金支持，因而促進了生產率的持續提高，或通過對發達國家直接投資，獲取最新技術、產品信息和管理模式，使企業通過“學習效應”提升企業效率（蔣冠宏，2015）。為考察OFDI企業的生產率滯后效應，本文采用1-4年的時間周期，分析企業對外直接投資1-4年后的生產率波動。核心解釋變量OFDI的系數在滯后1期、滯后2期、滯后3期、滯后4期的系數分別為0.1742、0.2114、0.2449、0.2827，且均通過10%水平的顯著性檢驗。該結果表明，企業對外直接投資在短期內對生產率提升具有顯著促進作用，隨著時間推移，對外直接投資的生產率效應發揮的越來越顯著。與預期結果存在一定差異，可能是企業對外直接投資的“生產率效應”先上升后下降的趨勢需要通過長時間才能反映出來。

3.穩健性檢驗。為考察實證檢驗的穩健性，本文主要采用基于不同匹配比例、基于tfp-ols為被解釋變量及基于制造業上市公司樣本的穩健性檢驗方法，結果如表2所示。第（1）列、第（2）列分別為匹配比例為1：3和1：10的檢驗結果，第（3）列為tfp-ols為被解釋變量的回歸結果，第（4）列為以制造業上市公司樣本的回歸結果，可以看到，OFDI的估計系數仍顯著為正，表明回歸結果基本穩健。

（三）投資便利化條件下OFDI對生產率影響檢驗

為進一步研究在東道國投資便利化環境下OFDI對企業生產率的影響，本文進行分組檢驗，以分析企業在投資便利化不同的環境下投資對全要素生產率的影響，具體結果見表3。表3中，第（1）、（2）列報告了按東道國投資便利化綜合值分類的結果，從OFDI的系數來看，企業到東道國便利化水平高的國家投資的估計系數顯著為正，到投資便利化水平低的國家投資估計系數為正但不顯著，表明企業到便利化水平高的東道國投資，獲得顯著的生產率效應;從分指標來看，第（3）-（4）列、第（5）-（6）列、第（7）-（8）列、第（9）-（10）列分別報告按商業投資環境、金融服務效率、基礎設施質量、技術創新能力高低分組的檢驗結果，研究表明投資到商業環境、金融服務效率、基礎設施質量、技術創新能力高或低的國家均能提高生產率，但在程度較高的東道國進行投資更能顯著提高生產率。商業環境便利化程度較高的東道國，一般為企業開展生產經營活動設立了相關平臺，其提供配套政策咨詢服務減少了企業因信息不對稱造成的成本增加（戴魁早和劉友金，2013）。金融服務效率高則能最大限度地促使資金從盈余部門向赤字部門轉化，從而使社會資源得到優化（李健等，2015），為OFDI企業投資活動及技術創新活動提供資金信貸，降低企業的融資成本。發達的交通網絡可以降低企業運輸成本，提高各生產要素的運輸效率。能源基礎設施完善則為企業開展生產經營活動提供動力保障。完備的信息基礎設施則能大大降低信息收集成本、溝通成本，從而在一定程度上減少了OFDI企業的固定成本支出;第（11）、（12）列按東道國制度質量分組檢驗，發現企業在制度質量較差的國家進行投資能獲得更高的生產率效應，這與預期不符?？赡艿脑蚴菍ν庵苯油顿Y企業存在制度逃避或投機動機（蔣冠宏等，2014）。控制變量估計系數與基準回歸結果基本一致，不再贅述。

結論與政策建議

文章基于我國A股上市公司數據，運用PSM-DID方法檢驗了2008-2016年東道國投資便利化條件下對外直接投資對企業生產率的影響。研究發現：第一，企業進行對外直接投資能獲得顯著的生產率提升;第二，相比到投資便利化水平較低的國家投資，企業在投資便利化水平較高的東道國投資其生產率水平提升更顯著。因此，在全球貿易復雜多變的形勢下，我國應堅定地實施“走出去”戰略，積極與“一帶一路”沿線國家和地區協作發展，制定相應的政策鼓勵企業實現更大范圍、更高層次上的對外直接投資，進而實現我國資源的優化配置及產業的轉型升級。另外，企業自身應選擇在投資便利化水平較高的地區投資，以便獲得持續的生產率效應，最終提高企業績效。

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