外資并購與企業(yè)出口績效
——基于全球價值鏈分工的研究

許家云

(南開大學 APEC研究中心，天津 300071)

一、引言

從外資進入的方式來看，跨國并購一直是最為盛行的跨國公司進入方式，其占全球跨國投資額的比重超過80%。我國的外資并購金額由2001年的20億美元增加到2014年的568億美元，占我國利用外商直接投資(FDI)總額的比重由4.97%提高到47.49%[1]，增長勢頭迅猛。近年來，國家也相繼出臺了《關于加快推進重點行業(yè)企業(yè)兼并重組的指導意見》、《關于進一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場環(huán)境的意見》等政策，試圖為外資并購的順利開展保駕護航。隨著外資并購規(guī)模的不斷擴大，其必然會對制造業(yè)企業(yè)的出口行為產(chǎn)生重要影響[2-3]。

當前已有大量學者圍繞外資并購與企業(yè)生產(chǎn)率和創(chuàng)新[4-6]、外資并購與企業(yè)貿(mào)易行為[7-8]等問題進行了深入研究，但少有研究關注全球價值鏈分工在外資并購影響企業(yè)出口績效中的作用。隨著全球價值鏈分工的不斷深化，單純的出口規(guī)模顯然已無法準確地反映一國(或地區(qū))的出口競爭優(yōu)勢和貿(mào)易收益，尤其是嵌入全球價值鏈獲取產(chǎn)品附加價值的能力與大小。也正因為如此，我國十二五規(guī)劃綱要明確指出“要提高中國出口產(chǎn)品的技術含量和附加值，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，引導產(chǎn)業(yè)向價值鏈高端延伸”。那么，企業(yè)GVC分工究竟在外資并購對企業(yè)出口績效的影響中發(fā)揮了什么作用？遺憾的是，當前鮮有文獻就此進行研究。而對上述問題的深入探討，不僅有助于全面、準確地揭示引進外資與我國出口貿(mào)易發(fā)展的關系，而且對于理解我國企業(yè)出口所處全球價值鏈的分工地位，以及如何通過利用外資政策為企業(yè)謀求全球分工地位的升級和出口貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

本文的研究特色可能在如下幾個方面體現(xiàn)：第一，在研究視角上，與以往研究采用外資份額來刻畫外資進入程度不同，本文從外資并購的視角來系統(tǒng)研究外資并購對企業(yè)出口績效的因果影響，以及識別全球價值鏈嵌入是否是外資并購影響企業(yè)出口績效的重要渠道，從而可以更為準確地評估我國引進外資的成效與意義。第二，在研究維度上，本文不僅采用PSM-DID方法考察外資并購對企業(yè)出口績效的平均影響效應，而且還充分考慮并購后外資持股比例增量的差異以及外資持股比例的高低對企業(yè)出口績效的異質(zhì)性影響，而既有關于外資并購經(jīng)濟效應的研究很少關注外資并購引致的外資持股比例本身以及增量方面的差異性。第三，在研究方法上，本文首先采用配對方法為外資并購企業(yè)篩選出合適的內(nèi)資并購企業(yè)作為控制組，然后在此基礎上構建雙重差分模型進行估計，有效地克服傳統(tǒng)回歸中可能存在的樣本選擇偏差和異質(zhì)性偏差，提高了結(jié)論的可靠性。第四，在機制識別上，本文首次從企業(yè)全球價值鏈嵌入的角度深入檢驗外資并購影響企業(yè)出口績效的作用機制，并且從GVC嵌入方式的角度，分析外資并購通過GVC上游參與度和GVC下游參與度對企業(yè)出口績效的具體作用機理，可以深化對外資并購與被并購企業(yè)GVC分工地位關系的認識。

二、理論分析與研究假設

近年來，以跨國公司為主導的要素全球配置在很大程度上促進了中國出口貿(mào)易的發(fā)展[9]，從跨國公司的進入方式來看，外資并購長期以來是最為盛行的外資進入方式。從理論上而言，外資并購可能會對被并購企業(yè)的出口績效產(chǎn)生積極影響。一方面，由于跨國公司往往具有先進的生產(chǎn)技術和管理經(jīng)驗，被并購企業(yè)可以通過直接的技術轉(zhuǎn)移或?qū)W習效應來吸收獲得先進的生產(chǎn)技術、經(jīng)營模式和管理經(jīng)驗，進而有助于被并購企業(yè)出口技術復雜度的提升；另一方面，在外資并購之后，被并購企業(yè)的資源和技術得以重新配置，能夠更好地實現(xiàn)并購資本和被并購企業(yè)的優(yōu)勢互補，提高資源和技術效率，進而有利于企業(yè)擴大出口規(guī)模和提高出口品質(zhì)。Guadalupe等(2012)[5]使用1990—2006年西班牙企業(yè)層面數(shù)據(jù)考察了外資并購對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)外資并購使得被并購企業(yè)的勞動生產(chǎn)率提升了將近11%；蔣殿春和謝紅軍(2018)[10]基于中國1999—2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進行的一項實證研究表明，外資并購顯著提升了目標企業(yè)的生產(chǎn)率，并且這一生產(chǎn)率提升效應具有持續(xù)性特征；另外，Girma和G?rg(2007)[11]對英國、Arnold和Javorcik(2009)[12]對印度尼西亞的研究也都得到了外資并購能夠顯著提升被并購企業(yè)生產(chǎn)率的證據(jù)。萬淑貞等(2021)[8]基于中國微觀企業(yè)的實證研究發(fā)現(xiàn)，被并購企業(yè)的知識資產(chǎn)和并購方自身的出口與生產(chǎn)調(diào)整是外資并購影響企業(yè)出口品質(zhì)的重要渠道，收購擁有知識資產(chǎn)的企業(yè)后，并購方需要增加研發(fā)投入以更好地整合所得知識資產(chǎn)，這將有利于增強并購方的創(chuàng)新能力，進而提升并購方的出口績效。

根據(jù)以上分析，提出如下研究假設。

H1在其他條件不變的情況下，外資并購有利于提高被并購企業(yè)的出口績效。

通常而言，生產(chǎn)效率是影響企業(yè)參與GVC分工(或GVC嵌入)的重要因素[13-14]。一方面，被并購企業(yè)往往能夠以更為便利化的方式從國外進口原材料、零部件作為中間投入[15]，提升了其參與GVC分工的程度；另一方面，生產(chǎn)效率越高的企業(yè)有能力從事越多的研發(fā)設計、品牌創(chuàng)新、關鍵零部件生產(chǎn)供應等活動，即生產(chǎn)效率的提升會促進企業(yè)從低附加值的加工制造環(huán)節(jié)向諸如研發(fā)設計、品牌創(chuàng)新等高附加值環(huán)節(jié)攀升[16]，進而提升企業(yè)GVC分工地位。楊連星和牟彥丞(2021)[7]基于中國制造業(yè)企業(yè)的研究認為企業(yè)能夠通過跨國并購獲取并購標的企業(yè)的相關技術，轉(zhuǎn)化并促進自身技術革新與升級，進而帶動所在行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，最終實現(xiàn)相關行業(yè)內(nèi)企業(yè)在全球價值鏈中整體地位的提升。外資并購通過提高企業(yè)生產(chǎn)率的方式促進企業(yè)全球價值鏈地位的提高，而企業(yè)全球價值鏈升級會進一步促進其出口績效提升。劉維林等(2014)[17]分析了全球價值鏈嵌入對企業(yè)出口技術復雜度的影響，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)通過參與全球價值鏈分工所獲取的國外中間投入推動了出口技術復雜度的提升，并且整體來看，服務投入對技術提升的貢獻更大。高運勝等(2021)[18]使用WIOD 2000-2014年數(shù)據(jù)的研究表明，融入全球價值鏈通過技術溢出效應、生產(chǎn)率和競爭力提升效應、成本效應顯著促進了中國制造業(yè)出口復雜度的提升。由此，提出以下研究假設。

H2全球價值鏈分工地位的提高可能是外資并購影響企業(yè)出口績效的重要渠道。

三、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型構建

本文借鑒路江涌(2008)[19]的做法，將外資股份不低于25%的企業(yè)歸為外資企業(yè)(Foreign)，將該比例低于25%的企業(yè)歸為內(nèi)資企業(yè)。其中，內(nèi)資企業(yè)中再按照注冊資本金是否超過50%來定義企業(yè)控股類型，并進一步將國有資本金或集體資本金占總注冊資本的比重超過50%的企業(yè)視為國有或集體企業(yè)(SCOEs)，將個人資本金占總注冊資本的比重超過50%的企業(yè)視為民營企業(yè)(Private)，其他的內(nèi)資企業(yè)統(tǒng)一定義為混合所有制企業(yè)(Mixed)。

根據(jù)上述定義，將樣本分為兩組，一組是外資并購企業(yè)(處理組)，另一組是內(nèi)資并購企業(yè)(控制組)。為了簡化分析，構造一個二元虛擬變量Treati={0,1}，當企業(yè)i為外資并購企業(yè)時，即企業(yè)所有制由SCOEs、Private、Mixed轉(zhuǎn)換為Foreign時，取值為1；而當企業(yè)i為內(nèi)資并購企業(yè)時，即企業(yè)所有制在SCOEs、Private、Mixed內(nèi)部轉(zhuǎn)換時(包括五種情形：SCOE到Private、SCOE到Mixed、Mixed到SCOE、Private到Mixed、Mixed到Private，所有制類型不發(fā)生變化的情形并不在本文的考慮范圍之內(nèi))，取值為0。

(1)

需要說明的是，選取匹配變量是進行最近鄰匹配的關鍵步驟，根據(jù)既有的理論與經(jīng)驗研究文獻，選擇如下影響企業(yè)外資并購的變量作為匹配變量：企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)、企業(yè)規(guī)模(size)、平均工資水平(wage)、企業(yè)年齡(age)、資本密集度(zb)、企業(yè)利潤率(profit)、融資約束(fin)、出口密集度(exp)、所有制虛擬變量(state)。接下來可以采用logit方法估計如下模型

p(Treatit=1)=Ф(tfpit-1,sizeit-1,wageit-1,ageit-1,zbit-1,profitit-1,finit-1,expit-1,stateit-1)

(2)

(3)

其中，Θ(i)表示與處理組企業(yè)相對應的來自于對照組企業(yè)的匹配集合，并且對于每個處理組i，僅有唯一的對照組j落入集合Θ(i)。

(4)

更進一步，式(4)等價于以下實證檢驗模型

Exportit=α0+α1Treati+α2Postt+δTreati×Postt+εit

(5)

Exportit=α0+α1Treati+α2Postt+λTreati×Postt+β·Xijkt+vj+vk+εit

(6)

(二)指標測度

1.企業(yè)出口規(guī)模

本文采用“1+企業(yè)出口額”取對數(shù)來衡量，基礎數(shù)據(jù)來自中國海關貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。

2.企業(yè)出口技術復雜度

本文借鑒李宏和喬越(2021)[20]的方法測算得到。首先，計算某一產(chǎn)品j的技術復雜度，其公式如下

(7)

其中，j表示某一種HS六位碼產(chǎn)品，c表示某一國家或地區(qū)，xcj表示國家或地區(qū)c產(chǎn)品j的出口額，Xc表示國家或地區(qū)c的總出口額。xcj/Xc表示國家或地區(qū)c產(chǎn)品j的出口份額，pcgdpc表示國家或地區(qū)c的實際人均GDP。企業(yè)出口技術復雜度表示如下

(8)

其中，xij表示企業(yè)i在產(chǎn)品j上的出口額，Xi表示企業(yè)i的總出口額；相應地，xij/Xi表示企業(yè)i產(chǎn)品j的出口占企業(yè)i總出口的比重。PRODYadj表示經(jīng)質(zhì)量調(diào)整的產(chǎn)品技術復雜度，其中PRODYadj=(qcj)λ·PRODYj；qcj衡量了國家或地區(qū)c產(chǎn)品j出口的相對價格，若該指數(shù)越大，則表明出口產(chǎn)品的質(zhì)量越高。此外，本文將λ設定為0.2。

3.其他變量的說明

企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)，本文采用擴展的Olley和Pakes(1996)[21]方法(OP法)進行測算；企業(yè)規(guī)模(size)采用企業(yè)銷售額取對數(shù)來衡量，這里企業(yè)銷售額采用了以1999年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減；平均工資水平(wage)使用1999年為基期的居民消費價格指數(shù)對名義量進行平減；企業(yè)年齡(age)用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量企業(yè)年齡；資本密集度(zb)用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)來衡量，其中固定資產(chǎn)使用以1999年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理；企業(yè)利潤率(profit)用營業(yè)利潤與企業(yè)銷售額的比值來衡量；融資約束(fin)采用融資約束綜合指標測試企業(yè)融資狀況，該指數(shù)越大，表明企業(yè)所受到的融資約束越嚴重；出口密集度(exp)用企業(yè)出口額與銷售額的比值來表示[22]；所有制虛擬變量(state)，當企業(yè)為國有或集體企業(yè)時，將其賦值為1，否則賦值為0。

(三)數(shù)據(jù)說明與典型事實

本文主要使用了兩套大型微觀數(shù)據(jù)。第一套數(shù)據(jù)是企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)，來自國家統(tǒng)計局的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。第二套數(shù)據(jù)是產(chǎn)品層面的海關貿(mào)易數(shù)據(jù)，來自中國海關總署。考慮到2007年之后的微觀數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，在關鍵指標上存在缺失，與當前國內(nèi)和國際主流期刊上大多文獻的做法類似，所用的兩套微觀數(shù)據(jù)的時間跨度均為2000—2007年。本文借鑒Yu(2015)[23]的方法對上述兩套數(shù)據(jù)庫進行合并。另外，在企業(yè)出口技術復雜度的測算過程中，主要涉及了兩組高度細分的產(chǎn)品層面貿(mào)易數(shù)據(jù)。一組是2000—2007年171個國家HS六位碼產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)，來自聯(lián)合國統(tǒng)計司的Comtrade貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；另一組是2000—2007年的中國海關貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。此外，國家或地區(qū)的人均實際GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

為與現(xiàn)有國內(nèi)外文獻保持一致，本文選取制造業(yè)進行研究，即在原始樣本中刪除采礦業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)數(shù)據(jù)。由于中國在2002年頒布了新的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》并于2003年開始正式實施，這里根據(jù)Brandt等(2012)[24]對中國工業(yè)行業(yè)分類(CIC)四位碼進行了調(diào)整。另外，貿(mào)易中間商是專門從事進出口業(yè)務的，因此其價值鏈嵌入和企業(yè)出口績效受外資并購的影響可能與其他生產(chǎn)型企業(yè)不同，因此有必要在樣本中剔除貿(mào)易中間商。這里借鑒Ahn等(2011)[25]的做法，將海關貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)名稱中包含“進出口”“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“科貿(mào)”“外經(jīng)”等字樣的企業(yè)歸屬為貿(mào)易中間商，并將其從本文的樣本中剔除。此外，本文還進一步對異常樣本進行了刪除。最后，考慮到上述樣本中有一部分企業(yè)報告的實收資本小于或等于0，同時有些企業(yè)報告的外商資本小于0，結(jié)合本文的研究目的，也將這些企業(yè)視為異常樣本，進而對它們進行刪除。最終，樣本期內(nèi)發(fā)生外資并購的處理組企業(yè)有2 686家，經(jīng)過PSM樣本匹配，本文為其找到了2 436家發(fā)生內(nèi)資并購的對照組企業(yè)。

表1報告了最終樣本數(shù)據(jù)中歷年不同并購類型企業(yè)數(shù)的統(tǒng)計結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)平均每年有384家內(nèi)資企業(yè)被外資并購。在這些企業(yè)中，大約有13.2%的企業(yè)被并購前是國有或集體企業(yè)，有56.7%的企業(yè)被并購前是混合所有制企業(yè)，被并購前屬于民營企業(yè)的比例平均在29.9%左右。此外，內(nèi)資并購方面，平均每年有348家內(nèi)資企業(yè)被其他內(nèi)資企業(yè)并購。在這些企業(yè)中，國有或集體企業(yè)被民營企業(yè)并購的占17.2%，國有或集體企業(yè)被混合型企業(yè)并購的占23.6%，混合型企業(yè)被國有或集體企業(yè)并購的占16.4%，民營企業(yè)被混合型企業(yè)并購的占19.8%，混合型企業(yè)被民營企業(yè)并購的占23%。

表1 樣本數(shù)據(jù)中不同并購類型企業(yè)數(shù)統(tǒng)計

四、基本估計結(jié)果與分析

(一)基準估計結(jié)果

在進行配對之后，采用式(6)的雙重差分模型進行估計。表2報告了外資并購對企業(yè)出口規(guī)模和出口技術復雜度的估計結(jié)果。列(1)和列(2)匯報了沒有加入任何控制變量、同時沒有控制行業(yè)和地區(qū)固定效應時，外資并購對企業(yè)出口規(guī)模和出口技術復雜度的估計結(jié)果；列(3)和列(4)在此基礎上加入所有控制變量，同時控制行業(yè)和地區(qū)固定效應的估計結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，變量Treat和變量Post的估計結(jié)果均顯著為正，說明初始年份處理組企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術復雜度明顯高于控制組企業(yè)，并且處理組企業(yè)和控制組企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術復雜度均隨時間的推移有所增加。交叉項Treat×Post的估計系數(shù)為正，表明外資并購顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術復雜度，這驗證了前文的研究假設。

表2 基準回歸結(jié)果

此外，從控制變量的估計結(jié)果可以看出，企業(yè)規(guī)模(size)、平均工資水平(wage)、資本密集度(zb)、企業(yè)利潤率(profit)以及出口密集度(exp)的估計系數(shù)在列(1)和列(3)中均為正并在1%水平上顯著，表明生產(chǎn)規(guī)模越大、經(jīng)營狀況越好的企業(yè)出口績效越高，這與通常的預期是相符合的。此外，企業(yè)融資約束(fin)的估計系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，越不利于其出口績效的提升。

(二)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制的差異

在前文分析中，并沒有區(qū)分被并購企業(yè)的所有制特征，因此，估計得到的是外資并購對被并購企業(yè)出口績效的平均影響效應。本文比較感興趣的一個問題是，外資并購對不同所有制被并購企業(yè)出口績效的影響是否存在差異？為了回答上述問題，本文根據(jù)企業(yè)的所有制性質(zhì)將被并購企業(yè)劃分為國有企業(yè)(type_1)和民營企業(yè)(type_2)兩種類型，表3的列(1)(2)給出了外資并購對不同所有制被并購企業(yè)出口績效的影響結(jié)果。從中可以看到，交叉項Treat×Post×type_1和Treat×Post×type_2的估計系數(shù)均顯著為正，表明外資并購顯著提高了兩類所有制企業(yè)的出口績效。此外，與國有企業(yè)相比，外資并購對民營被并購企業(yè)(type_2)出口績效提升的作用更大。

表3 外資并購的異質(zhì)性影響

2.企業(yè)外資持股比例及其增量的差異

在前文分析中，并沒有考慮企業(yè)被并購后外資持股比例的多少對估計結(jié)果的差異性影響，另外在并購前后，外資持股增量的不同對企業(yè)出口績效的影響可能也是截然不同的。有鑒于此，本部分進行了兩組異質(zhì)性檢驗。其一，根據(jù)企業(yè)被并購后外資持股比例的中位數(shù)值將被并購企業(yè)劃分為高外資持股企業(yè)(type_3)和低外資持股企業(yè)(type_4)兩種類型；其二，根據(jù)企業(yè)被并購前后外資持股比例增量的中位數(shù)值將被并購企業(yè)劃分為高增量外資持股企業(yè)(type_5)和低增量外資持股企業(yè)(type_6)兩種類型。

表3的列(3)(4)給出了外資并購對不同外資持股比例的被并購企業(yè)出口績效的影響。結(jié)果表明，交叉項Treat×Post×type_3和Treat×Post×type_4的估計系數(shù)均顯著為正，表明外資并購顯著提高了兩類企業(yè)的出口績效。進一步比較發(fā)現(xiàn)，與被并購后外資持股比例低的企業(yè)相比，并購對外資持股比例高的企業(yè)(type_3)出口績效的提升作用更大，即外資持股比例高的并購對企業(yè)出口績效的提升作用更強。表3最后兩列報告了不同外資持股比例增量的外資并購對被并購企業(yè)出口績效的影響。從中可以看到，交叉項Treat×Post×type_5和Treat×Post×type_6的估計系數(shù)均為正，不過前者在估計系數(shù)絕對值和顯著性水平均高于后者，這表明外資并購提高了兩類企業(yè)的出口績效，不過與外資持股比例增量較低的并購相比，外資持股比例增量較高的并購對企業(yè)出口績效提升的作用更大，換言之，外資持股比例增量大的并購對企業(yè)出口績效的提升作用更強。可見，外資并購對企業(yè)出口績效的影響確實與并購后外資持股比例的高低以及并購前后外資持股的增量有關。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.控制其他政策變動的影響

在本文研究的樣本期內(nèi)，有兩項重要的政策變動值得關注：其一是中國在2001年底正式加入WTO，隨后貿(mào)易自由化進程進一步加快[26]；另外一個是中國在2005年實行了人民匯率制度改革，此后人民幣匯率不斷升值。這兩項政策變動均有可能對企業(yè)的GVC分工產(chǎn)生影響。為了穩(wěn)健起見，這一部分進行如下兩個估計。第一，在基準模型中進一步控制行業(yè)最終品關稅(τoutput)和行業(yè)中間品關稅(τinput)。表4列(1)匯報了控制貿(mào)易自由化因素之后的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在進一步考慮了貿(mào)易自由化因素之后，本文的核心結(jié)論仍然成立。第二，控制人民幣匯率的影響。具體的做法是在模型中引入企業(yè)層面貿(mào)易加權的人民幣實際有效匯率指標(reerit)，進一步加入?yún)R率指標之后的估計結(jié)果如表4列(2)所示。可以看到，在控制人民幣匯率指標的影響之后，外資并購顯著提高了被并購企業(yè)的出口績效。因此總體而言，本文的核心結(jié)論受貿(mào)易自由化和人民幣匯率變動這兩項政策變化的潛在干擾程度較小，具有較好的穩(wěn)健性。

2.使用馬氏距離配對法

前文使用最近鄰匹配為處理組尋找合適的對照組，作為一種穩(wěn)健性檢驗，還使用馬氏距離配對法為外資并購企業(yè)尋找合適的內(nèi)資并購企業(yè)作為對照組。在進行馬氏距離配對之后，提取處理組企業(yè)i和對照組企業(yè)j組成新的樣本，即匹配后的樣本。使用新的樣本進行估計的結(jié)果見表4的列(3)。從中可以看到，在改變配對方法之后，外資并購的回歸系數(shù)符號和顯著性水平與基準回歸相比均沒有發(fā)生根本性變化，表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

3.剔除加工貿(mào)易的影響

本文根據(jù)貿(mào)易類型的不同，將企業(yè)分為純加工貿(mào)易企業(yè)、純一般貿(mào)易企業(yè)、混合型貿(mào)易企業(yè)三種類型。為了穩(wěn)健起見，進一步使用剔除純加工貿(mào)易企業(yè)之后的樣本以及同時剔除純加工貿(mào)易企業(yè)和混合型貿(mào)易企業(yè)之后的樣本計量估計，結(jié)果見表4中的列(4)和列(5)。觀察估計結(jié)果，可以看到，不管是刪除純加工貿(mào)易企業(yè)，還是僅保留純一般貿(mào)易企業(yè)樣本，核心解釋變量Treat×Post的回歸系數(shù)符號和顯著性水平與基準回歸相比均沒有發(fā)生根本性變化，表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性，即再次表明，外資并購顯著提高了被并購企業(yè)的出口績效。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.平行趨勢檢驗

倍差法估計結(jié)果可靠性的另一個重要的假設前提是要求滿足平行趨勢假設，即在政策沖擊發(fā)生之前(在本文中為外資并購)，處理組與對照組的結(jié)果變量應該具有相似的變化趨勢。這里采用事件分析法的思路來檢驗平行趨勢假設是否成立，為此設定如下回歸模型

(9)

其中，p表示外資并購發(fā)生的時期，若是負數(shù)，表示外資并購發(fā)生之前的時期，若為正數(shù)則表示外資并購發(fā)生之后的時期。由于本文的樣本期為2000—2007年，外資并購事件發(fā)生前和發(fā)生后最長的政策效果年份數(shù)各有7年，然而考慮到在外資并購發(fā)生前后年份數(shù)較長的時期，觀測值較少，為了降低估計偏差，本文采用事件分析法文獻中常用的處理方法，對位于事件發(fā)生兩端年份數(shù)較長的時期進行“歸并”處理[27]。具體地，對于外資并購事件發(fā)生前第5年及更早的時期，則1{year≤-5}取值為1，并將其作為缺省的比較基準；對于外資并購事件發(fā)生后第4年及更晚的時期，則1{year≥4}取值為1；此外，對于外資并購事件發(fā)生第p(-4≤p<4)年的時期，1{year=p}取值為1。在式(9)中，交叉項的估計參數(shù)αp是本文最為關注的，它們刻畫了外資并購對企業(yè)GVC分工地位的年度效應。具體而言，如果在外資并購發(fā)生前各交叉項的估計系數(shù)αp(p<0)不顯著，則表明處理組與對照組的結(jié)果變量在外資并購發(fā)生前具有相似的變化趨勢，滿足平行趨勢假設。

表4列(6)報告了對列(9)的檢驗結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在外資并購發(fā)生之前，各個交叉項的估計系數(shù)均為正，但都沒有通過10%水平的顯著性檢驗，這意味著處理組與對照組企業(yè)的出口績效在外資并購發(fā)生之前并沒有明顯的差異，即滿足平行趨勢假設。與此不同的是，在外資并購發(fā)生的當年及其之后的時期，交叉項的估計系數(shù)都顯著為正；并且隨著時間推移，交叉項的估計系數(shù)值有所增大。這表明在外資并購發(fā)生之后，外資并購對企業(yè)出口績效的提升作用隨時間推移逐步增強。

5.剔除外資并購反復的樣本

考慮到被外資并購企業(yè)在樣本期內(nèi)可能不具有穩(wěn)定性，比如某年是外資并購企業(yè)，而過幾年又不再是的反復情形，這可能會對本文實證估計結(jié)果的準確性造成一定的干擾。有鑒于此，本文使用剔除并購反復之后的樣本進行了一組穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見于表4的最后一列。觀察估計結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)本文的核心結(jié)論仍然成立，即外資并購對企業(yè)出口績效的提升產(chǎn)生了顯著的促進作用。

五、作用機制檢驗

前文分析了外資并購對企業(yè)出口績效的影響，接下來，本文分別通過引入交叉項和構建中介效應模型的方式，來分析外資并購通過GVC分工對企業(yè)出口規(guī)模和出口技術復雜度的影響效應，以驗證外資并購對企業(yè)出口績效的作用機制。

本文借鑒Koopman等(2010)[28]以及蘇丹妮等(2020)[29]的方法，測算GVC分工地位指數(shù)(FVAR)、企業(yè)GVC上游參與度(FVARU)以及企業(yè)GVC下游參與度(FVARd)。

(一)引入交叉項

表5中前兩列估計結(jié)果分別展示了加入外資并購與GVC分工地位指數(shù)的三重交叉項，發(fā)現(xiàn)三重交叉項的估計系數(shù)均較為顯著，即外資并購通過提高被并購企業(yè)的GVC分工地位，進一步促進了其出口貿(mào)易“量”的增長和“質(zhì)”的提升。外資并購使被并購企業(yè)和全球市場更緊密地聯(lián)系在一起，被并購企業(yè)會被納入到跨國公司的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡中去，形成更加有效率的國際分工。

表5 外資并購、GVC分工與企業(yè)出口績效

進一步地，本文在模型中加入外資并購與GVC上游嵌入度和GVC下游嵌入度的三重交叉項，發(fā)現(xiàn)三重交叉項的系數(shù)在列(3)和列(4)中均較為顯著。具體地，外資并購通過促進企業(yè)的全球價值鏈上游嵌入與抑制企業(yè)的全球價值鏈下游嵌入，進一步促進了其出口貿(mào)易量的增長和質(zhì)的提升。具體地，外資并購通過加快企業(yè)的GVC上游嵌入，降低企業(yè)的GVC下游嵌入顯著促進了企業(yè)的出口增長和質(zhì)量提升。企業(yè)在GVC上游的不斷延伸細化和下游的逐步退出和升級，會削減企業(yè)加工制造、低端組裝等微利化的價值創(chuàng)造活動，使企業(yè)更多地從事創(chuàng)新研發(fā)、新產(chǎn)品設計等高附加值的分工環(huán)節(jié)，繼而可以憑借技術創(chuàng)新優(yōu)勢和品牌優(yōu)勢，獲得在全球出口市場中更加有利的利益分配格局。

(二)中介效應檢驗

結(jié)合中介效應模型的思路，本文構建以下回歸方程

(10)

(11)

(12)

其中，F(xiàn)VARit表示企業(yè)的GVC分工地位指數(shù)；Xit為一組控制變量，定義與前文類似。表6報告了外資并購對企業(yè)出口績效的影響渠道檢驗結(jié)果。其中，式(10)與式(6)相同，表6列(1)(2)是對式(10)也即基準模型的估計結(jié)果；表6列(3)(4)是對模型式(11)進行估計的結(jié)果。進一步地，表6最后兩列是對式(12)的估計結(jié)果。

表6中列(1)(2)結(jié)果表明，外資并購顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口技術復雜度。列(3)(4)以企業(yè)全球價值鏈分工地位FVAR為因變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Treat×Post的估計系數(shù)顯著為正，即外資并購能夠顯著提高企業(yè)的全球價值鏈分工地位。

表6最后兩列在列(1)(2)的基礎上引入了中介變量FVAR，觀察估計結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)VAR的估計系數(shù)顯著為正，也就是說外資并購通過提高企業(yè)的全球價值鏈分工地位，最終顯著提高了企業(yè)的出口規(guī)模和出口質(zhì)量，全球價值鏈升級是外資并購提升企業(yè)出口績效的重要途徑。進一步地，對列(1)(2)和列(5)(6)中Treat×Post的估計系數(shù)進行了對比，不難發(fā)現(xiàn)，交叉項Treat×Post的估計系數(shù)絕對值和顯著性水平在加入中介變量之后均顯著降低，由此，可以初步斷定全球價值鏈升級中介效應的存在，即外資并購通過提高企業(yè)全球價值鏈分工地位的方式對被并購企業(yè)的出口升級產(chǎn)生影響。接下來，進行了一系列檢驗，以確認“全球價值鏈升級”是否是外資并購提高企業(yè)出口績效的中介變量。第一，設定原假設H0:b3=0，H0:η=0，如果能夠拒絕原假設，則說明FVAR是外資并購影響企業(yè)出口績效的渠道變量，否則說明中介效應并不顯著。從表6列(3)-(6)的回歸結(jié)果可以看到，F(xiàn)VAR作為中介變量是顯著的，能夠拒絕原假設，證實了“全球價值鏈升級”中介效應的存在。第二，為了進一步檢驗中介效應的存在性，本文引入第二種檢驗方法。具體地，借鑒Sobel(1987)[30]的方法來對中介效應的存在性進行嚴格的計量檢驗，其原假設是b3η=0，如果能夠拒絕原假設則說明本文的中介效應顯著。其基本步驟是：首先，計算乘積項b3η的標準差；然后使用表6中的估計結(jié)果計算得到Zb2η的值，結(jié)果表明其相伴隨概率均小于0.05，在5%的水平上顯著，該結(jié)果表明全球價值鏈分工地位的提高是外資并購影響企業(yè)出口績效的渠道變量。

表6 作用機制檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

伴隨著我國對外開放水平的日益提高和供給側(cè)結(jié)構性改革的實施，外資并購正逐步成為我國吸引和利用外資的重要手段。本文利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，采用基于傾向得分匹配的倍差法系統(tǒng)地研究了外資并購對我國企業(yè)出口績效的微觀效應，并從企業(yè)GVC分工地位的角度進行了機制檢驗。本文研究發(fā)現(xiàn)，外資并購顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大和出口技術復雜度的提升。異質(zhì)性分析表明，外資并購對企業(yè)出口績效的影響與企業(yè)所有制以及外資股權比例的高低等特征有關，外資并購對民營被并購企業(yè)出口績效的積極影響顯著大于國有企業(yè)；此外，外資持股比例高的并購以及外資持股比例增量大的并購對企業(yè)出口績效的提升作用更強。進一步的機制檢驗表明，企業(yè)GVC分工地位的提升是外資并購影響企業(yè)出口績效的重要途徑；從GVC嵌入的方式而言，外資并購通過加快企業(yè)的GVC上游嵌入，降低企業(yè)的GVC下游嵌入顯著促進了企業(yè)的出口增長和質(zhì)量提升。

本文的研究結(jié)論不僅有助于深入理解我國企業(yè)出口所處GVC的分工地位，而且對如何通過外資并購來增強我國企業(yè)在GVC中的分工地位，進而謀求出口升級具有重要的政策含義。根據(jù)本文對外資并購、全球價值鏈分工與企業(yè)出口績效關系的研究，提出如下政策建議。

第一，跨國公司作為世界經(jīng)濟的重要行為主體，對經(jīng)濟全球化的產(chǎn)生和發(fā)展起著直接的推動作用。近年來我國日益受到跨國企業(yè)的青睞，投資并購行為呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，并且外資并購在總體上顯著提升了我國企業(yè)的GVC分工地位和出口績效。因此，我國應該進一步出臺、完善相關政策以正確引導外資并購，促進引資方式多元化。多元化的引資方式有助于充分發(fā)揮其對我國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈升級和出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的積極影響。

第二，當前我國利用外資的方式較單一，主要以綠地投資為主，外資并購、參股等方式占比較小。而在當前我國要素成本上升、產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)結(jié)構轉(zhuǎn)型升級的迫切要求下，要支持內(nèi)資企業(yè)引入境外戰(zhàn)略投資者通過參股、并購等方式參與企業(yè)改造和兼并重組，鼓勵外商設立創(chuàng)投和私募股權基金，并積極利用國際金融組織及外國政府貸款，以充分發(fā)揮外資并購對企業(yè)出口升級和全球價值鏈提升的積極作用。同時，政府應發(fā)揮其在市場資源配置中的作用，通過制定相關的經(jīng)濟策略，引導外資并購比例的合理提高，并使其適當流向效率高的民營企業(yè)，以有利于民營企業(yè)出口貿(mào)易穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

第三，當前，新冠疫情、貿(mào)易保護主義以及國際政治變動等多種因素疊加引致的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和制造業(yè)回流，加劇了全球價值鏈的收縮趨勢，使其更趨向于本地化和多元化發(fā)展。我國迫切需要改變在全球價值鏈中低端加工的地位，并將迎接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的新挑戰(zhàn)。因此本文在當下為我國出口升級提供了一個可靠視角，外資并購可能成為我國應對全球產(chǎn)業(yè)鏈布局和新挑戰(zhàn)的有效手段之一。