服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的出口效應(yīng)
——基于我國(guó)微觀企業(yè)的研究

吳金龍 陳啟斐 傅康生

一、引言

在新時(shí)代擴(kuò)大開放的戰(zhàn)略背景下，服務(wù)業(yè)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)第一大產(chǎn)業(yè)，其對(duì)外直接投資(OFDI)和服務(wù)貿(mào)易出口作為服務(wù)經(jīng)濟(jì)國(guó)際化的重要渠道一直備受政府關(guān)注。2019年10月，國(guó)家發(fā)展改革委員會(huì)(國(guó)家發(fā)改委)聯(lián)合市場(chǎng)監(jiān)管總局印發(fā)《關(guān)于新時(shí)代服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》(以下簡(jiǎn)稱《意見》)，《意見》強(qiáng)調(diào)：要進(jìn)一步擴(kuò)大服務(wù)業(yè)對(duì)外開放，以“一帶一路”建設(shè)為重點(diǎn)，引導(dǎo)有條件的企業(yè)在全球范圍內(nèi)配置資源、拓展市場(chǎng)，推動(dòng)服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同走出去，大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。可見，服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資和服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)型企業(yè)融入全球價(jià)值鏈分工體系的重要手段，是調(diào)節(jié)國(guó)際市場(chǎng)資源配置，激發(fā)市場(chǎng)要素活力，實(shí)現(xiàn)互聯(lián)互通共享發(fā)展成果的重要抓手，二者的發(fā)展對(duì)解決我國(guó)產(chǎn)能過剩問題和實(shí)現(xiàn)供給側(cè)改革目標(biāo)具有重大意義。長(zhǎng)期以來，我國(guó)依靠低成本的資源稟賦優(yōu)勢(shì)實(shí)行出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，然而，隨著逆全球化、貿(mào)易保護(hù)主義的興起和新冠疫情的全球大流行，外部市場(chǎng)需求嚴(yán)重萎縮；與此同時(shí)，2019年OECD各國(guó)的服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)顯示，運(yùn)輸、金融、法律服務(wù)和專業(yè)服務(wù)等領(lǐng)域均受到了東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易壁壘的“極大限制”(劉斌、趙曉斐，2020)，導(dǎo)致我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口遭受巨大沖擊。因此，亟需找到促進(jìn)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)的新方式，促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。現(xiàn)有研究表明我國(guó)面對(duì)高收入國(guó)家的貿(mào)易保護(hù)傾向和各類貿(mào)易保護(hù)壁壘，可以通過靈活的投資策略促進(jìn)企業(yè)出口增長(zhǎng)(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)，因此，充分利用好服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資是應(yīng)對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口下滑的有效方式。

近年來，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口均得到了快速的發(fā)展。《2019年度中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》顯示，我國(guó)OFDI流量穩(wěn)居世界第二，其中服務(wù)業(yè)占比為74.1%；OFDI存量穩(wěn)居世界第三，其中服務(wù)業(yè)占比超過80%。從服務(wù)貿(mào)易出口角度看，近年來，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際(集約邊際和廣延邊際)均得到迅速擴(kuò)張，服務(wù)貿(mào)易連續(xù)6年穩(wěn)居世界第二，年均增長(zhǎng)率超10%。圖1表明：近年來，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口增速遭遇巨大沖擊，增長(zhǎng)率出現(xiàn)明顯下滑；而服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)率卻呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢(shì)。那么，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口有何影響？以及服務(wù)業(yè)OFDI是否可以成為服務(wù)貿(mào)易出口應(yīng)對(duì)外部沖擊和貿(mào)易壁壘，保持持續(xù)增長(zhǎng)的突破口呢？其具體作用機(jī)制是什么？上述問題的回答，對(duì)厘清我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系和解決我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口下滑的問題，均具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

圖1 我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率(%)(1)數(shù)據(jù)來源：服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)(http://www.stats.gov.cn/)；服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)來源于:WTO國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫;基于上述數(shù)據(jù)，增長(zhǎng)率由筆者計(jì)算得出。

與既有文獻(xiàn)相比，本文主要有如下邊際貢獻(xiàn)：第一，在研究視角方面，已有研究主要從微觀層面探討了對(duì)外直接投資和服務(wù)型對(duì)外直接投資對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口的影響，而本文基于服務(wù)業(yè)視角從微觀企業(yè)層面證實(shí)了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，為我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資“出口效應(yīng)”的研究提供了基于微觀企業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 第二，在實(shí)證研究和政策啟示方面，本文采用傾向得分匹配法和Heckman兩步法在有效規(guī)避內(nèi)生性問題和樣本自選擇問題的基礎(chǔ)上，充分證明了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，豐富了服務(wù)業(yè)OFDI相關(guān)領(lǐng)域的研究；與此同時(shí)，本文還進(jìn)一步基于企業(yè)異質(zhì)性角度考察了服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的影響；并對(duì)OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機(jī)制和貿(mào)易成本機(jī)制進(jìn)行了基于服務(wù)業(yè)視角的實(shí)證檢驗(yàn)。上述基于三個(gè)實(shí)證角度的研究不僅有助于深化對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)，而且對(duì)政府制定有益于我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)“走出去”的政策和培育我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口競(jìng)爭(zhēng)力均具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)外直接投資和出口關(guān)系的研究，一直是國(guó)際貿(mào)易問題研究中的熱點(diǎn)話題。早期研究表明對(duì)外直接投資對(duì)出口具有替代效應(yīng)，即對(duì)外直接投資會(huì)抑制企業(yè)出口水平。Mundell(1957)最早在稟賦理論框架下，通過構(gòu)建H-O一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際資本流動(dòng)是替代關(guān)系，且進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資會(huì)抑制企業(yè)出口。Buckley(1976)提出內(nèi)部化理論，該理論認(rèn)為企業(yè)OFDI與出口之間存在明顯的替代效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，Horst(1972)和Buckley and Casson(1981)分別從技術(shù)(壟斷)優(yōu)勢(shì)和生產(chǎn)成本及銷量角度，對(duì)二者的替代關(guān)系進(jìn)行了闡釋。隨后，部分學(xué)者從實(shí)證角度對(duì)二者之間的替代關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證，均表明二者之間存在替代關(guān)系(Kogut and Chang，1991；Helpman et al.， 2004; Oberhofer and Pfaffermayr，2012)。但是，日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kojima(1975)在邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論中最早發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)出口存在促進(jìn)關(guān)系，該理論認(rèn)為母國(guó)會(huì)通過對(duì)外直接投資向東道國(guó)轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，擴(kuò)大母國(guó)出口產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而實(shí)現(xiàn)母國(guó)出口規(guī)模擴(kuò)張。隨后，不同學(xué)者從不同角度對(duì)二者的互補(bǔ)性關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究。Helpman and Krugman(1985)從資產(chǎn)專用性角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)由于跨國(guó)企業(yè)專有資產(chǎn)難以通過外部市場(chǎng)形成交易，會(huì)引致形成跨國(guó)公司內(nèi)貿(mào)易，在短期內(nèi)會(huì)促進(jìn)母國(guó)企業(yè)出口增加。進(jìn)一步地，Rugman(1990)對(duì)OFDI促進(jìn)母公司出口的渠道進(jìn)行了分析，該研究認(rèn)為OFDI會(huì)通過縮小產(chǎn)品和東道國(guó)市場(chǎng)的距離、形成高效快捷的交貨與分銷渠道和提供高質(zhì)量的售后服務(wù)三個(gè)渠道提升母國(guó)企業(yè)的出口規(guī)模。與上述研究不同，Markusen and Svensson(1990)通過構(gòu)建要素比例模型研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與出口間的關(guān)系，取決于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間的關(guān)系，若兩種要素為合作關(guān)系，則OFDI與出口呈互補(bǔ)關(guān)系，反之則存在替代關(guān)系，即二者之間受其他因素影響，存在權(quán)變關(guān)系。除受到貿(mào)易要素和非貿(mào)易要素之間的關(guān)系影響外，現(xiàn)有研究表明二者之間的關(guān)系還與企業(yè)對(duì)外直接投資的類型(Amiti and Wakelin，2003)、東道國(guó)環(huán)境制度和收入水平(Lim and Moon，2001)以及企業(yè)對(duì)外直接投資動(dòng)機(jī)(Gray，1998)等因素有關(guān)。

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)和“走出去”戰(zhàn)略的進(jìn)一步深化，各產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資與出口之間的關(guān)系也得到了部分學(xué)者的關(guān)注。現(xiàn)有研究表明我國(guó)政府鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，是為帶動(dòng)對(duì)外貿(mào)易和出口增長(zhǎng)而服務(wù)的(王迎新，2003)。項(xiàng)本武(2009)、陳立敏(2010)和張紀(jì)鳳(2013)通過對(duì)已有研究的梳理和采用宏觀層面OFDI和出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)對(duì)外直接投資在長(zhǎng)期內(nèi)存在明顯的“出口效應(yīng)”，在短期內(nèi)則不明顯。進(jìn)一步地，大部分學(xué)者聚焦于從微觀層面研究制造業(yè)OFDI與出口之間的關(guān)系。毛其淋、許家云(2014)、蔣冠宏、蔣殿春(2014b)以及閆周府等(2019)等學(xué)者以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)為研究樣本，均研究得出我國(guó)制造業(yè)OFDI存在明顯的“出口效應(yīng)”，且在不同行業(yè)間存在明顯的異質(zhì)性。與此同時(shí)，隨著我國(guó)服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，服務(wù)型OFDI和服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的研究也逐步得到相關(guān)學(xué)者的關(guān)注。蘇二豆、薛軍(2020)以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為研究樣本，在系統(tǒng)識(shí)別企業(yè)OFDI類型的基礎(chǔ)上，考察了我國(guó)制造業(yè)企業(yè)服務(wù)型OFDI對(duì)出口的影響，并研究得出服務(wù)型OFDI顯著提升了制造業(yè)企業(yè)出口的二元邊際，同時(shí)，薛軍、蘇二豆(2020)和蘇二豆、薛軍(2021)研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)服務(wù)型OFDI還顯著提升了制造業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新水平和產(chǎn)出水平。目前僅有一篇研究從行業(yè)層面基于SVAR模型考察了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，且服務(wù)業(yè)OFDI是服務(wù)貿(mào)易出口變化的顯著影響因子(鐘曉君、丁絨，2020)。上述服務(wù)型OFDI和服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的研究，為本文研究奠定了夯實(shí)的基礎(chǔ)。

綜上可知，目前關(guān)于OFDI與出口之間關(guān)系的研究尚未形成一致結(jié)論。且國(guó)內(nèi)大多數(shù)研究集中于考察OFDI與制造業(yè)出口之間的關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)從微觀角度對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系進(jìn)行研究。為此，本文圍繞中國(guó)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的議題，采用2000-2017年我國(guó)服務(wù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系進(jìn)行機(jī)制探討和實(shí)證分析，試圖厘清我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系和作用機(jī)制，對(duì)促進(jìn)我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)外投資和貿(mào)易發(fā)展以及促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展均具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

三、理論機(jī)制與假設(shè)

我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI是以何種渠道作用于出口呢？新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)指出：企業(yè)出口決策和對(duì)外直接投資均受到貿(mào)易成本和生產(chǎn)率水平的共同約束。因此，本文從貿(mào)易成本和生產(chǎn)率角度對(duì)二者的影響機(jī)制進(jìn)行分析。

1.OFDI的成本效應(yīng)與企業(yè)出口。新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)關(guān)于生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)出口模型指出，出口貿(mào)易存在固定成本的門檻值，企業(yè)出口需跨越出口貿(mào)易的成本門檻，承擔(dān)一定的貿(mào)易成本(Bernard et al.，2003)。貿(mào)易成本指產(chǎn)品生產(chǎn)結(jié)束到最終消費(fèi)者或下游廠商獲得產(chǎn)品之前所產(chǎn)生的其他成本，主要包括：契約成本、信息成本、運(yùn)輸成本、政策壁壘成本(關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘)、匯率成本、法律法規(guī)成本以及銷售成本。因此，貿(mào)易成本會(huì)影響企業(yè)的出口決策和規(guī)模(Volpe and Carballo，2008)。而對(duì)外直接投資可以通過降低貿(mào)易成本，從而影響企業(yè)出口貿(mào)易。由于我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI的主要職能有進(jìn)出口服務(wù)、接受訂單和倉儲(chǔ)服務(wù)、產(chǎn)品推廣和銷售、收集產(chǎn)品信息、聯(lián)絡(luò)客戶和售后服務(wù)等(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)。因此，基于貿(mào)易成本的中間作用機(jī)制表現(xiàn)為：由于企業(yè)出口存在固定的門檻值，加之，現(xiàn)階段各國(guó)為保護(hù)本土服務(wù)業(yè)發(fā)展人為設(shè)立了各類服務(wù)貿(mào)易壁壘(產(chǎn)品移動(dòng)壁壘、資本移動(dòng)壁壘、人員移動(dòng)壁壘和商業(yè)存在壁壘)，這在一定程度上會(huì)增加企業(yè)出口的貿(mào)易成本。然而服務(wù)業(yè)OFDI的職能特性表明，服務(wù)業(yè)OFDI不存在較高的固定資產(chǎn)成本，跨國(guó)公司通過在東道國(guó)市場(chǎng)進(jìn)行直接投資設(shè)立子公司可以降低傳統(tǒng)貿(mào)易成本和貿(mào)易壁壘成本，這在一定程度上有助于提升企業(yè)的出口規(guī)模和出口傾向。可見，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI通過降低貿(mào)易成本的作用方式，不僅提升了服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際，而且提升了企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口的廣延邊際。

2.OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)與企業(yè)出口。新新貿(mào)易理論(Melitz，2003)在基于貿(mào)易成本的基礎(chǔ)上進(jìn)一步指出，生產(chǎn)率較高的企業(yè)選擇出口，生產(chǎn)率較低的企業(yè)選擇本土經(jīng)營(yíng)或退出市場(chǎng)。關(guān)于我國(guó)企業(yè)OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)的研究均表明，我國(guó)制造業(yè)企業(yè)OFDI和服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI均能顯著提升母國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平(蔣冠宏、蔣殿春，2014a；明秀南等，2019；陳啟斐、吳金龍，2020)。企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升有利于企業(yè)跨越對(duì)外貿(mào)易的成本門檻和提升企業(yè)創(chuàng)新水平，以提升產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，從而促進(jìn)企業(yè)出口。因此，基于生產(chǎn)率效應(yīng)的中間機(jī)制表現(xiàn)為：首先，我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)行OFDI有助于及時(shí)獲取消費(fèi)者市場(chǎng)的信息反饋以及吸收東道國(guó)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)母國(guó)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新從而提升生產(chǎn)率水平；其次，服務(wù)業(yè)OFDI有助于在東道國(guó)市場(chǎng)做好產(chǎn)品的倉儲(chǔ)和售后等服務(wù)，縮短企業(yè)和東道國(guó)市場(chǎng)的距離，搶占國(guó)外市場(chǎng)，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，以提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，從而促進(jìn)出口；最后，研發(fā)型企業(yè)在發(fā)達(dá)國(guó)家設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，可以吸收東道國(guó)先進(jìn)的技術(shù)水平和人才，提升母國(guó)企業(yè)創(chuàng)新和生產(chǎn)率水平，強(qiáng)化企業(yè)國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而帶動(dòng)出口。

據(jù)此，本文提出以下三個(gè)待檢驗(yàn)的研究假設(shè)：

假設(shè)1：我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際(出口規(guī)模和出口概率)(2)本文服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際定義如下：企業(yè)通過對(duì)外直接投資提升了自身生產(chǎn)率水平和降低了服務(wù)貿(mào)易成本，使得海外市場(chǎng)可獲得的利潤(rùn)上升，企業(yè)會(huì)進(jìn)一步提升服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模，以獲取更大利潤(rùn)(服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際)。同時(shí)，企業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)和成本效應(yīng)會(huì)降低企業(yè)出口貿(mào)易的成本門檻，使得原本只對(duì)內(nèi)服務(wù)型企業(yè)也參與服務(wù)貿(mào)易出口(服務(wù)貿(mào)易出口的廣延邊際)。與此同時(shí)，由于本文出口數(shù)據(jù)來源于財(cái)務(wù)報(bào)表中按地區(qū)分部的篩選，因此，本文集約邊際為持續(xù)在海外有營(yíng)業(yè)收入的規(guī)模擴(kuò)大，廣延邊際為某年開始在海外有營(yíng)業(yè)收入的出口決策行為。。

假設(shè)2：我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI通過降低服務(wù)貿(mào)易成本，進(jìn)而提升企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。

假設(shè)3：我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI通過提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，進(jìn)而提升企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。

圖2 作用機(jī)制圖

四、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)

(一)研究模型

為進(jìn)一步研究我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI與服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，本文借鑒Ahn et al.(2011)的研究思路，結(jié)合本文樣本的實(shí)際特征，設(shè)定如下計(jì)量模型：

exportit=α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(1)

其中，i表示企業(yè)，j表示行業(yè)，k表示地區(qū)，t表示年份；exportit為被解釋變量，表示企業(yè)出口；ofdiit為核心解釋變量，表示企業(yè)對(duì)外直接投資；xik,t表示其他一系列企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量，主要包括企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)資本密度(kl)、研發(fā)投入(R&D)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)所有制性質(zhì)和地區(qū)人均GDP(gdpper)；μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，μj表示行業(yè)固定效應(yīng)，δt表示影響企業(yè)出口但不隨時(shí)間變化的特定因素，εijk,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布，且μi和μj與εijk,t不相關(guān)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.服務(wù)貿(mào)易出口(export)。借鑒張先鋒等(2017)和蘇二豆、薛軍(2020)關(guān)于企業(yè)出口的衡量方法，利用企業(yè)出口額與營(yíng)業(yè)總收入的比進(jìn)行衡量，這在一定程度上不僅可以反映企業(yè)的出口規(guī)模，還能反映企業(yè)的出口能力。具體計(jì)算如下：

(2)

其中，exportit表示企業(yè)i在t時(shí)期的出口變量，expit表示企業(yè)i在t時(shí)期的出口額， totalincomeit表示企業(yè)i在t時(shí)期的營(yíng)業(yè)總收入，考慮到量級(jí)對(duì)回歸系數(shù)估計(jì)值的影響，在模型估計(jì)時(shí)對(duì)該變量乘以10。

2.服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資(OFDI)(3)關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI變量選取的說明，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。。本文參考李磊等(2017)關(guān)于服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的數(shù)據(jù)來源和做法，采用商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》，該數(shù)據(jù)包含了境內(nèi)投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))的名稱和對(duì)外投資的年份，可用于識(shí)別企業(yè)每年對(duì)外直接投資的具體情況，這給我們提供了與服務(wù)業(yè)上市公司進(jìn)行識(shí)別合并的途徑；同時(shí)，為得到本文研究所需的樣本區(qū)間，還與國(guó)泰安(CSMAR)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配(4)《商務(wù)部對(duì)外企業(yè)(機(jī)構(gòu))投資名錄》數(shù)據(jù)時(shí)段為：1980年-2016年；國(guó)泰安(CSMAR)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)時(shí)段為：2013年-2018年，為得到本文樣本研究區(qū)間，將這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并處理。；并在此基礎(chǔ)上參考毛其淋、許家云(2014)的做法，采用虛擬變量衡量企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資，若企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資則為1，否則為0；最終，我們得到了2000-2017年我國(guó)710家服務(wù)業(yè)上市公司的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)。

3.控制變量選取。參考已有關(guān)于企業(yè)出口的研究，在計(jì)量模型中加入如下控制變量：①企業(yè)年齡(age)，采用企業(yè)當(dāng)期年限減去成立年限的差來衡量。②企業(yè)資本密度(kl)，采用固定資本與從業(yè)人員的比值來衡量。③企業(yè)規(guī)模(size)，采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為代理變量來衡量企業(yè)規(guī)模。④研發(fā)投入(R&D)，采用虛擬變量衡量企業(yè)研發(fā)投入，若企業(yè)進(jìn)行研發(fā)則取值為1，否則取值為0。⑤企業(yè)性質(zhì)(soe)，采用虛擬變量設(shè)定企業(yè)性質(zhì)，若企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，則取值為1，否則為0。⑥企業(yè)所屬區(qū)域人均GDP水平(gdpper)，采用企業(yè)所屬地級(jí)市人均GDP水平作為衡量企業(yè)所屬經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境的代理變量。并對(duì)本文相關(guān)變量采用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和GDP平減指數(shù)進(jìn)行了平減。

4.數(shù)據(jù)來源與說明。本文采用2000-2017年710家服務(wù)業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)，包含11個(gè)服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)(5)按照慣例由于金融業(yè)行業(yè)的特殊性以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故本文剔除金融業(yè)。。其中，服務(wù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和國(guó)泰安(CSMAR)；企業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安(CSMAR)財(cái)務(wù)報(bào)表中損益項(xiàng)目的篩選，篩選標(biāo)準(zhǔn)為財(cái)務(wù)報(bào)表中分部標(biāo)準(zhǔn)中的按地區(qū)分部(張?zhí)祉敗谓鹎铮?018)；企業(yè)OFDI數(shù)據(jù)由Wind數(shù)據(jù)庫與商務(wù)部《對(duì)外企業(yè)(機(jī)構(gòu))投資名錄》以及國(guó)泰安(CSMAR)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)庫匹配所得到；企業(yè)所屬區(qū)域人均GDP來源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；以2000年為基期的GDP平減指數(shù)和固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并由筆者計(jì)算得出；為解決內(nèi)生性問題對(duì)本文估計(jì)結(jié)果造成的偏誤，采用工具變量法解決內(nèi)生性問題，構(gòu)造工具變量的企業(yè)歷年對(duì)外直接投資額數(shù)據(jù)來源于服務(wù)業(yè)上市公司各年年報(bào)，由筆者翻閱整理所得。

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見下表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的基準(zhǔn)回歸

基于上述理論機(jī)制和研究模型，本文采用固定效應(yīng)模型和多維固定效應(yīng)模型對(duì)2000-2017年我國(guó)服務(wù)業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2。

我國(guó)服務(wù)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口具有顯著的促進(jìn)作用。由上述回歸結(jié)果可知，核心解釋變量和相關(guān)控制變量的回歸系數(shù)基本保持符號(hào)、方向和顯著性的一致性。具體看來：方程(1)核心解釋變量ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；方程(2)在加入相關(guān)控制變量后，ofdi的回歸系數(shù)依然在1%水平上顯著為正；由方程(3)～(5)可以看出，在逐步加入個(gè)體、時(shí)間、行業(yè)的固定效應(yīng)后，ofdi回歸系數(shù)的顯著性和方向均未發(fā)生改變，且模型的擬合程度得到明顯的改善，這一點(diǎn)從方程的擬合優(yōu)度值R2可以看出。方程(5)均值回歸結(jié)果的系數(shù)為0.482，且在1%水平上顯著為正，表明我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口具有明顯的促進(jìn)作用，且整體上我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI會(huì)促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)4.82%(6)由于上文中變量選取時(shí)考慮到量級(jí)對(duì)回歸系數(shù)的影響采取了乘以10的操作，因此，我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資會(huì)促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)4.82%。同時(shí)，非常感謝匿名審稿專家對(duì)此處給予的寶貴意見。，這一結(jié)果印證了假設(shè)1的成立，即我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易出口的集約邊際(出口規(guī)模)。該結(jié)論與Kojima(1978)和Helpman and Krugman(1985)的研究結(jié)論相一致，對(duì)化解我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口下滑的困境和促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展均具有一定的指導(dǎo)意義。

表2 服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI “出口效應(yīng)”全樣本基準(zhǔn)回歸

關(guān)于其他控制變量。資本密度和企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)物質(zhì)資本和企業(yè)發(fā)展規(guī)模越大，更有助于企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模。企業(yè)年齡回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性均不穩(wěn)健，表明企業(yè)年齡對(duì)企業(yè)出口的關(guān)系并不確定(蔣冠宏、蔣殿春，2014b)。企業(yè)研發(fā)投入系數(shù)為正，表明研發(fā)投入有助于提升企業(yè)的出口能力和競(jìng)爭(zhēng)力。企業(yè)性質(zhì)的回歸系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這在一定程度上說明非國(guó)有企業(yè)相比于國(guó)有企業(yè)具有更高的效率與出口傾向，系數(shù)為正在一定程度上也表明國(guó)有企業(yè)對(duì)外直接投資能促進(jìn)企業(yè)出口水平。

(二)服務(wù)企業(yè)OFDI對(duì)出口廣延邊際的影響

上文我們考察了服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)企業(yè)集約邊際的影響。另外，我們還比較感興趣的是，服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)企業(yè)出口的廣延邊際究竟有何影響呢？下面我們構(gòu)建Probit概率模型來對(duì)此進(jìn)行考察：

Prob(Expit=1)=Φ(α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t)

(3)

其中，被解釋變量Expit為企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口的虛擬變量{0,1}，即當(dāng)企業(yè)i在第t期進(jìn)行服務(wù)貿(mào)易出口時(shí)取值為1，否則取值為0。Probit模型估計(jì)結(jié)果見表3方程(1)和(2)，結(jié)果顯示：在加入控制變量后，回歸模型的系數(shù)未發(fā)生顯著變化，均在1%水平上正向顯著，表明企業(yè)選擇對(duì)外直接投資活動(dòng)顯著提高了企業(yè)出口概率。同時(shí)，為穩(wěn)健起見還采用線性概率模型(Linear Probability Model， LPM)對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果見方程(3)和(4)，結(jié)果顯示：在加入相關(guān)控制變量后，模型估計(jì)系數(shù)未發(fā)生顯著性變化，均在1%水平上顯著為正。這與上述Probit模型估計(jì)結(jié)果一致，即我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI顯著提升了服務(wù)業(yè)企業(yè)出口的廣延邊際(出口概率)。因此，上述分析不僅證實(shí)了假設(shè)1的成立，同時(shí)也從服務(wù)業(yè)OFDI的角度為中國(guó)企業(yè)OFDI與出口貿(mào)易之間的互補(bǔ)性關(guān)系提供了進(jìn)一步的證據(jù)。

表3 服務(wù)企業(yè)OFDI對(duì)出口廣延邊際的影響

(五)內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.樣本選擇性偏差問題：Heckman兩步法

由于企業(yè)進(jìn)行出口貿(mào)易并非隨機(jī)事件，可能受到企業(yè)自身績(jī)效水平的影響。由于本文樣本中包含服務(wù)業(yè)出口企業(yè)和非出口企業(yè)，為避免由于OLS方法估計(jì)時(shí)出現(xiàn)的樣本選擇性偏差問題，采用Heckman(1979)兩步法解決由于自選擇效應(yīng)導(dǎo)致的樣本選擇性偏差問題，其核心思想為：首先，對(duì)上式(3)出口決策模型進(jìn)行Probit估計(jì)，在此基礎(chǔ)上計(jì)算出逆米爾斯比率(IMR)，再將逆米爾斯比率納入出口集約邊際方程進(jìn)行估計(jì)，在式(3)的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下計(jì)量模型：

exportit=α0+α1ofdiit+∑βjxik,t+IMR+μi+μj+δt+εijk,t

(4)

Heckman(1979)兩步法第一階段和第二階段回歸結(jié)果見表4中方程(1)和(2)；第一階段核心變量ofdi回歸結(jié)果在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)進(jìn)行OFDI顯著提升了企業(yè)出口傾向。從第二階段估計(jì)結(jié)果看，逆米爾斯比率(IMR)在1%水平上顯著，說明企業(yè)出口存在自選擇效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致樣本估計(jì)的選擇性偏差問題，但ofdi估計(jì)系數(shù)的符號(hào)方向和顯著性均未發(fā)生變化，均在1%水平上顯著為正。由此可見，雖然本文存在樣本選擇性偏差問題，但并未對(duì)本文核心研究結(jié)論產(chǎn)生影響，即我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI存在顯著的“出口效應(yīng)”。

2.內(nèi)生性問題：工具變量法(panel IV-2SLS)

現(xiàn)有研究表明企業(yè)對(duì)外直接投資和出口之間通過生產(chǎn)率關(guān)聯(lián)存在較強(qiáng)的內(nèi)生性。為此，本文參考Fisman and Svensson(2007)構(gòu)建工具變量的方法(7)Fisman and Svensson(2007)構(gòu)建工具變量的具體思路為：若計(jì)量模型中存在遺漏重要變量、核心解釋變量測(cè)算存在誤差或者解釋變量和被解釋變量由某一共同的因素所決定，所產(chǎn)生的同步性內(nèi)生性問題時(shí)，可以通過構(gòu)建行業(yè)-地區(qū)層面的平均值作為企業(yè)層面的工具變量，來解決二者之間所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。，通過整理上市公司年報(bào)獲得各企業(yè)各樣本期對(duì)外直接投資金額，依據(jù)企業(yè)所屬行業(yè)、區(qū)域信息將對(duì)外直接投資額進(jìn)行分類加總，再按照行業(yè)-區(qū)域?qū)用娴钠髽I(yè)數(shù)量取算術(shù)平均值，以獲得每一個(gè)區(qū)域不同行業(yè)的企業(yè)對(duì)外直接投資流量的平均值，以此作為企業(yè)層面對(duì)外直接投資的工具變量，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)解決二者之間的內(nèi)生性問題。回歸結(jié)果見表4方程(4)和(5)，方程(3)采用OLS回歸對(duì)工具變量的回歸結(jié)果進(jìn)行比較。由方程(4)工具變量第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量與OFDI之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，回歸結(jié)果在1%水平上正相關(guān)，且F統(tǒng)計(jì)量為818.097，遠(yuǎn)大于10%水平上的F值，故不存在“弱工具變量”問題，表明本文工具變量選取的合理性和有效性。第二階段回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，與方程(3)回歸結(jié)果一致，表明本文上述結(jié)論是穩(wěn)健無偏的，即我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI具有較強(qiáng)的“出口效應(yīng)”。

表4 樣本選擇性偏差和工具變量回歸(panel IV-2SLS)

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文中采用Heckman兩步法和兩階段最小二乘法(Panel IV 2SLS)解決了樣本選擇性偏差問題和內(nèi)生性問題。接下來，為進(jìn)一步確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從替換研究變量、替換數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和改變研究方法三個(gè)角度進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)更換企業(yè)對(duì)外直接投資的衡量指標(biāo)。本文參考李思慧、于津平(2016)關(guān)于對(duì)外直接投資變量的衡量方法，采用企業(yè)每年OFDI的流量金額(ofdiq)(8)此處，采用以2000年為基期的GDP平減指數(shù)進(jìn)行了縮減，同時(shí)，為避免異方差對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。作為企業(yè)當(dāng)年OFDI的衡量指標(biāo)。同時(shí)，再將核心解釋變量對(duì)外直接投資變量更換為連續(xù)型變量(conofdi)，即企業(yè)初始投資年份為1，投資持續(xù)年限為n。前者不僅可以反映企業(yè)對(duì)外直接投資決策對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模的影響，同時(shí)可以反映企業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的影響。后者在一定程度上不僅可以反映企業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的影響，同時(shí)可以反映企業(yè)持續(xù)性投資對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資“出口效應(yīng)”強(qiáng)度的影響。回歸結(jié)果見表5的方程(1)和(2)，由回歸結(jié)果可知，企業(yè)OFDI流量的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易出口，該結(jié)論說明了上文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

(2)更換本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(9)此處關(guān)于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。。由于本文為縮小異方差和零值對(duì)回歸結(jié)果的影響參考張峰等(2021)的做法對(duì)企業(yè)年齡、資本密度、企業(yè)規(guī)模和地區(qū)人均GDP在加1的基礎(chǔ)上進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。為此，為降低經(jīng)處理后數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)可能對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，此處對(duì)上述變量直接取對(duì)數(shù)進(jìn)行回歸，避免了在數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)上加1對(duì)回歸結(jié)果可能造成的影響。下表5方程(3)和(4)為基于對(duì)相關(guān)變量直接取自然對(duì)數(shù)的OFDI“出口效應(yīng)”和OFDI對(duì)出口廣延邊際影響的估計(jì)結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，ofdi的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資不僅具有明顯的“出口效應(yīng)”，而且顯著提升了企業(yè)出口的廣延邊際(出口概率)，證實(shí)了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(3)改變研究方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步考察本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，接下來根據(jù)企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資，采用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching)估計(jì)服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的ATT效應(yīng)(平均處理效應(yīng))。在進(jìn)行模型估計(jì)前，需對(duì)各協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，t檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕了控制組與處理組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異均大幅縮小，說明所有協(xié)變量均通過了平衡性檢驗(yàn)，這表明相比于匹配前，匹配后對(duì)外直接投資企業(yè)與非對(duì)外直接投資企業(yè)特征差異得到較大程度的消除(10)限于篇幅，關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI各協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果(包括：各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖和傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果)見附件1(圖1和表1)，同時(shí)如有需要可向作者索取。。

傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果見表6，方程(1)～(8)分別采用1對(duì)1匹配、鄰近匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性匹配、樣條匹配和馬氏匹配對(duì)企業(yè)OFDI與企業(yè)出口的關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)。ATT效應(yīng)(平均處理效應(yīng))是本文最為關(guān)心的結(jié)果。由表6回歸結(jié)果可知，所有類型匹配ATT效應(yīng)估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且估計(jì)結(jié)果與未匹配的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果較為接近，進(jìn)一步表明本文結(jié)論的穩(wěn)健性，即我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資具有顯著的“出口效應(yīng)”。

表6 服務(wù)型企業(yè)OFDI對(duì)企業(yè)出口影響傾向得分匹配回歸估計(jì)結(jié)果

六、機(jī)制檢驗(yàn)

上文從理論角度詳細(xì)分析了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易“出口效應(yīng)”的影響機(jī)理，并從實(shí)證角度印證了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI存在較強(qiáng)的“出口效應(yīng)”。為進(jìn)一步證實(shí)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的作用機(jī)制，本文引入企業(yè)全要素生產(chǎn)率和服務(wù)貿(mào)易成本兩個(gè)中介變量，借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)關(guān)于機(jī)制檢驗(yàn)的方法，對(duì)上述理論機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。為此，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

Mit=γ0+γ1ofdiit+∑γjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(5)

exportit=ω0+ω1ofdiit+ω2Mit+∑ωjxik,t+μi+μj+δt+εijk,t

(6)

其中，式(5)和式(6)為本文中介效應(yīng)模型。α0、γ0、ω0為常數(shù)項(xiàng)，Mit分別代表生產(chǎn)率效應(yīng)中介模型和服務(wù)貿(mào)易成本中介效應(yīng)模型中全要素生產(chǎn)率水平(lntfpit)和服務(wù)貿(mào)易成本水平(Tcostit)兩個(gè)中介變量；其余符號(hào)的含義與上文基準(zhǔn)回歸模型中保持一致。準(zhǔn)確測(cè)度企業(yè)生產(chǎn)率水平和服務(wù)貿(mào)易成本是檢驗(yàn)中間機(jī)制是否成立的前提，為此關(guān)于企業(yè)生產(chǎn)率水平和服務(wù)貿(mào)易成本的測(cè)算方法如下：

(1)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。為規(guī)避同時(shí)性偏差和樣本選擇性偏差等問題，本文選取Levinsohn-Pertrin一致半?yún)?shù)估計(jì)法(Levinsohn and Pertrin，2003)測(cè)算我國(guó)服務(wù)業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。由于服務(wù)業(yè)企業(yè)當(dāng)期投資難以被準(zhǔn)確觀察，因此，本文采用中間投入作為代理變量進(jìn)行測(cè)算，測(cè)算數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

(2)服務(wù)貿(mào)易成本(Tcost)。本文借鑒Novy(2006)關(guān)于貿(mào)易成本的測(cè)算方法，使用下式(7)測(cè)算中國(guó)與其他國(guó)家之間的服務(wù)貿(mào)易成本。

(7)

其中， Tcost(CHN,j)t表示t時(shí)期中國(guó)向j國(guó)出口的服務(wù)貿(mào)易成本，Tcost(j,CHN)t表示t時(shí)期j國(guó)向中國(guó)出口的服務(wù)貿(mào)易成本，假定雙邊服務(wù)貿(mào)易成本對(duì)稱，即Tcost(CHN,j)t=Tcost(j,CHN)t；export(CHN,j)和export(j,CHN)分別表示t時(shí)期中國(guó)對(duì)j國(guó)和j國(guó)對(duì)中國(guó)的服務(wù)貿(mào)易出口額；GDPCHNt和GDPjt分別表示t時(shí)期中國(guó)和j國(guó)當(dāng)年GDP的流量；s為雙邊可貿(mào)易份額，本文假定雙邊可貿(mào)易份額相等，即s=sCHN=sj；ρ表示替代彈性。參考方虹等(2010)的做法，將參數(shù)s和ρ分別設(shè)定為0.8和10。為此，本文測(cè)算了我國(guó)與28個(gè)國(guó)家(11)為確保測(cè)算結(jié)果的準(zhǔn)確性，基于OECD各國(guó)雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，對(duì)數(shù)據(jù)有缺失的國(guó)家進(jìn)行刪除，最終獲得28個(gè)國(guó)家與中國(guó)的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)，分別為：Australia、Austria、Belgium、Canada、Czech Republic、Denmark、Estonia、Finland、France、Germany、Greece、Hungary、Iceland、Ireland、Italy、Japan、Latvia、Lithuania、Luxembourg、Netherlands、New Zealand、Poland、Portugal、Russia、Slovenia、Spain、Sweden、United Kingdom。貿(mào)易成本測(cè)算數(shù)據(jù)來源于OECD雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；各國(guó)GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行-世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫。各年雙邊服務(wù)貿(mào)易成本，并在此基礎(chǔ)上取算術(shù)平均值得到中國(guó)每年服務(wù)業(yè)出口的貿(mào)易成本變量。

表7方程(1)和(2)報(bào)告了服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機(jī)制。由表7方程(1)可知，企業(yè)OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率水平的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“生產(chǎn)率效應(yīng)”；方程(2)中企業(yè)生產(chǎn)率水平對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的影響系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明企業(yè)生產(chǎn)率水平提升有助于提升服務(wù)貿(mào)易出口的規(guī)模。方程(1)和(2)的回歸結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)OFDI通過影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平作用于服務(wù)貿(mào)易出口的中介效應(yīng)顯著，且OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口效應(yīng)的直接效應(yīng)在5%水平上顯著為正。根據(jù)溫忠麟、葉寶娟(2014)關(guān)于間接效應(yīng)占總效應(yīng)比例的測(cè)算方法，其生產(chǎn)率中介效應(yīng)占直接效應(yīng)的比例為19.2%(γ1·ω2/α1)。

表7方程(3)和(4)報(bào)告了企業(yè)對(duì)外直接投資“貿(mào)易成本效應(yīng)”的機(jī)制。由表7方程(3)可知，服務(wù)業(yè)企業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易成本的影響在1%水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資可顯著降低服務(wù)貿(mào)易成本；由方程(4)可知，在加入服務(wù)貿(mào)易成本中介變量后，服務(wù)貿(mào)易成本對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的影響在1%水平上顯著為負(fù)，說明服務(wù)貿(mào)易成本與服務(wù)貿(mào)易出口呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由方程(3)和(4)的回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資通過影響服務(wù)貿(mào)易成本作用于服務(wù)貿(mào)易出口的中介效應(yīng)顯著，且服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的直接效應(yīng)依然1%水平上顯著為正。此時(shí)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例的絕對(duì)值為15.9%(|γ1·ω2/α1|)。

綜上分析可知，關(guān)于服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的生產(chǎn)率機(jī)制和服務(wù)貿(mào)易成本機(jī)制作用效果均顯著。其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例均較大，這充分驗(yàn)證了服務(wù)業(yè)OFDI通過提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平和降低服務(wù)貿(mào)易成本從而促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口的原假設(shè)(假設(shè)2和假設(shè)3)。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

七、進(jìn)一步分析：企業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展較為滯后，服務(wù)業(yè)在各區(qū)域和行業(yè)間發(fā)展存在明顯差異。因此，考察我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的異質(zhì)性，對(duì)促進(jìn)我國(guó)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和應(yīng)對(duì)出口增長(zhǎng)率下滑問題均具有重要的意義。為此，本文從服務(wù)業(yè)行業(yè)和區(qū)域發(fā)展差異角度對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI的“出口效應(yīng)”進(jìn)行分析，具體將其按照行業(yè)性質(zhì)劃分為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、消費(fèi)性服務(wù)業(yè)和公共服務(wù)業(yè)(12)本文共涉及到Wind數(shù)據(jù)庫中11個(gè)服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)，參考以往研究本文對(duì)服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)的劃分如下：租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)，信息傳輸、軟件和信息服務(wù)，交通倉儲(chǔ)和郵政業(yè)這4個(gè)服務(wù)業(yè)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；住宿和餐飲服務(wù)，批發(fā)和零售業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，文化體育和娛樂業(yè)這4個(gè)為消費(fèi)性服務(wù)業(yè)；教育行業(yè)，衛(wèi)生和社會(huì)工作，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，這3個(gè)為公共服務(wù)業(yè)；此處行業(yè)劃分，非常感謝匿名審稿專家給予的寶貴意見。；以及按照區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異劃分為東部、中部和西部(13)按照《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》網(wǎng)站對(duì)我國(guó)東、中、西部分類標(biāo)準(zhǔn)，本文只涉及30個(gè)省份(直轄市、自治區(qū))劃分如下：上海市、北京市、廣東省、江蘇省、浙江省、海南省、遼寧省、福建省、山東省、天津市、河北省這11個(gè)省份(直轄市)為東部地區(qū)；湖南省、湖北省、安徽省、吉林省、山西省、河南省、江西省、黑龍江省這8個(gè)省份為中部地區(qū)；陜西省、四川省、廣西省、云南省、新疆維吾爾自治區(qū)、甘肅省、青海省、貴州省、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)這11個(gè)省份(自治區(qū))為西部地區(qū)。。回歸結(jié)果見表8。

由表8回歸結(jié)果可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費(fèi)性服務(wù)業(yè)ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而公共服務(wù)業(yè)ofdi的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。這表明我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費(fèi)性服務(wù)業(yè)的對(duì)外直接投資具有較強(qiáng)的“出口效應(yīng)”，且由回歸結(jié)果的系數(shù)可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI會(huì)促進(jìn)企業(yè)出口增長(zhǎng)5.68%，消費(fèi)性服務(wù)業(yè)OFDI會(huì)促進(jìn)企業(yè)出口增長(zhǎng)3.52%；而公共服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資不存在明顯的“出口效應(yīng)”。由區(qū)域異質(zhì)性分析可知，我國(guó)東部和中部地區(qū)ofdi回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明我國(guó)東部和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI具有明顯的“出口效應(yīng)”，且由回歸結(jié)果的系數(shù)可知，東部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI會(huì)帶動(dòng)企業(yè)出口增長(zhǎng)4.97%，中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI會(huì)帶動(dòng)企業(yè)出口增長(zhǎng)3.56%；而西部服務(wù)業(yè)OFDI不存在明顯的“出口效應(yīng)”。上述回歸結(jié)果表明我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”同時(shí)存在行業(yè)和區(qū)域的異質(zhì)性。

表8 服務(wù)型企業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”的異質(zhì)性回歸結(jié)果

出現(xiàn)上述行業(yè)異質(zhì)性的原因可能有：從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)角度看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有“中間品”追隨制造業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的特性，隨著我國(guó)“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施，傳統(tǒng)制造業(yè)正通過對(duì)外直接投資加速國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)和過剩產(chǎn)能的轉(zhuǎn)移，這勢(shì)必會(huì)帶動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資與出口的增長(zhǎng)；與此同時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI具有技術(shù)尋求的特性，可以通過對(duì)外直接投資吸收東道國(guó)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)提升母國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率水平，從而促進(jìn)企業(yè)出口。從消費(fèi)性服務(wù)業(yè)角度看，由于我國(guó)消費(fèi)性服務(wù)業(yè)發(fā)展較早，且較為成熟，具有一定的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，且消費(fèi)性服務(wù)業(yè)具有以市場(chǎng)為導(dǎo)向的服務(wù)特性，因此，其對(duì)外直接投資不僅可以進(jìn)一步提升競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)擴(kuò)大海外市場(chǎng)，同時(shí)可以通過在海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)降低貿(mào)易成本，從而促進(jìn)母國(guó)企業(yè)出口。而公共服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的“出口效應(yīng)”不顯著，由于我國(guó)公共服務(wù)業(yè)發(fā)展起步較晚，且受東道國(guó)法律、文化等因素的影響，造成公共服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資數(shù)量較少，導(dǎo)致公共服務(wù)業(yè)OFDI與出口相關(guān)性較弱。

出現(xiàn)上述區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果的原因主要有：從政策角度看，在我國(guó)“走出去”、“一帶一路”戰(zhàn)略和國(guó)內(nèi)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)等政策的推動(dòng)下，服務(wù)業(yè)對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外直接投資成為東部地區(qū)促進(jìn)服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的發(fā)展重點(diǎn)。東部地區(qū)為鼓勵(lì)發(fā)展較為成熟的服務(wù)行業(yè)率先走出去，實(shí)現(xiàn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供和制定了一系列的政策；從企業(yè)角度看，東部地區(qū)企業(yè)主要通過OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，提升企業(yè)生產(chǎn)率水平(陳啟斐、吳金龍，2020)，降低貿(mào)易成本，來促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口。由于東部地區(qū)具備較好的經(jīng)濟(jì)和政策環(huán)境，因此可以多渠道通過對(duì)外直接投資促進(jìn)企業(yè)出口。而中部地區(qū)相比于東部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，現(xiàn)有研究表明我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)中部地區(qū)不存在明顯的生產(chǎn)率效應(yīng)，但對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的拉動(dòng)作用，因此，中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI可以通過形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)、降低平均成本和貿(mào)易成本等方式對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生拉動(dòng)作用。而西部地區(qū)依舊處于工業(yè)化發(fā)展階段，服務(wù)業(yè)發(fā)展占比較低，因此服務(wù)業(yè)OFDI在西部地區(qū)不存在明顯的“出口效應(yīng)”。

為進(jìn)一步驗(yàn)證上述異質(zhì)性分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過替換對(duì)外直接投資變量的方法，對(duì)上述異質(zhì)性結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，關(guān)于替換變量的選取與上文保持一致，即選取企業(yè)當(dāng)年對(duì)外直接投資流量額(lnofdiq)和企業(yè)對(duì)外直接投資的連續(xù)變量(conofdi)作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上述表8回歸結(jié)果完全吻合(14)限于篇幅，此處本文將異質(zhì)性分析中替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果放入了附件1(表2和表3)，同時(shí)，如有需要也可向作者索取。，進(jìn)一步證明了服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”異質(zhì)性分析的可靠性。

八、結(jié)論與政策建議

本文從理論和實(shí)證兩個(gè)角度揭示了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”。在理論層面，本文基于新新貿(mào)易理論，分析了服務(wù)型企業(yè)OFDI通過提升母國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平和降低貿(mào)易成本兩個(gè)渠道作用于企業(yè)服務(wù)貿(mào)易出口。在實(shí)證層面，利用我國(guó)2000-2017年710家服務(wù)業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，結(jié)果表明：第一，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI顯著提升了服務(wù)貿(mào)易出口的二元邊際；第二，機(jī)制檢驗(yàn)證實(shí)了我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI通過吸收東道國(guó)先進(jìn)技術(shù)經(jīng)驗(yàn)提升企業(yè)生產(chǎn)率和避開東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易壁壘降低貿(mào)易成本，來促進(jìn)企業(yè)出口增長(zhǎng)；第三，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI“出口效應(yīng)”存在明顯的區(qū)域和行業(yè)的異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費(fèi)性服務(wù)業(yè)OFDI具有顯著的“出口效應(yīng)”，而公共服務(wù)業(yè)則并不明顯；東部和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI的“出口效應(yīng)”顯著，而西部地區(qū)則并不明顯。

根據(jù)上述研究結(jié)論和國(guó)內(nèi)國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的發(fā)展背景，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，面對(duì)經(jīng)濟(jì)逆全球化趨勢(shì)和各國(guó)設(shè)立的服務(wù)貿(mào)易壁壘，我國(guó)政府應(yīng)該在制定和完善對(duì)外投資的法律法規(guī)的基礎(chǔ)上，積極鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”，通過對(duì)外直接投資降低服務(wù)貿(mào)易出口所面臨的外部風(fēng)險(xiǎn)，以及通過服務(wù)業(yè)OFDI繞過東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易壁壘，帶動(dòng)服務(wù)貿(mào)易出口和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的出口增長(zhǎng)。第二，要把握好“一帶一路”的發(fā)展契機(jī)，加強(qiáng)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的服務(wù)業(yè)直接投資，充分發(fā)揮服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的橋頭堡作用， 帶動(dòng)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易增長(zhǎng)，化解服務(wù)貿(mào)易出口增速下滑的困境。第三，企業(yè)要自主提升技術(shù)水平和生產(chǎn)率水平，形成服務(wù)業(yè)OFDI與出口的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)比較優(yōu)勢(shì)，以應(yīng)對(duì)外部環(huán)境惡化所帶來的沖擊。第四，我們不僅要注重發(fā)展起步較早的消費(fèi)性服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的作用，更應(yīng)充分重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI的規(guī)模和質(zhì)量，有助于增強(qiáng)企業(yè)學(xué)習(xí)能力和充分利用逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的提升。第五，東部地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)發(fā)展高質(zhì)量的對(duì)外直接投資，提升區(qū)域服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量；中西部地區(qū)應(yīng)充分注重區(qū)域服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，讓“一帶一路”成為促進(jìn)區(qū)域服務(wù)業(yè)質(zhì)量升級(jí)與服務(wù)業(yè)OFDI和服務(wù)貿(mào)易出口新的增長(zhǎng)點(diǎn)。