企業對外直接投資如何影響出口產品質量

華岳 鄭文卓 肖皓

摘 要：提高國際雙向投資水平，推動產業競爭力提升是中國實現高水平對外開放和加快建設貿易強國的內在要求。本文依托全球價值鏈理論框架，基于2005-2013年中國工業企業和海關貿易微觀匹配數據，深入探討中國企業OFDI影響出口產品質量的效應和機制。匹配-雙重差分和工具變量分析結果表明：中國企業進行OFDI顯著提升了出口產品質量，結論通過了一系列穩健性檢驗。機理分析和機制檢驗表明，企業OFDI主要通過中間品進口效應、自主創新研發投入效應與逆向技術溢出效應推動出口產品質量升級，異質性分析顯示，當投資主體為小規模企業、非國有企業、高管理效率企業、一般貿易企業以及高市場化程度地區企業時，OFDI會導致更大幅度的出口產品質量提升。本文為理解國際投資與國際貿易的互動關系提供了來自企業層面的新證據，為如何利用資本要素和投資舉措促進貿易高質量發展提供了政策啟示。

關鍵詞：對外直接投資；出口產品質量；中間品進口；企業技術創新

一、引言

當前世界正經歷百年未有之大變局，貿易保護主義、逆全球化思潮抬頭，疊加2020年新冠疫情全球蔓延等因素，國際市場需求呈現斷崖式下滑態勢。國內方面，價值鏈低端鎖定、出口產品質量偏低等困境使得出口貿易面臨復雜、嚴峻的形勢（劉啟仁和鐵瑛，2020）。因此，出口產品提質升級成為從根本上促進企業出口競爭力轉型升級，從而實現全球價值鏈高附加值環節延展的關鍵舉措（許家云等，2017）。貿易強國建設被置于中國“十四五”乃至更長時期實現高質量發展的重要位置，如何有效提升出口產品質量成為極具緊迫性的研究議題（盧盛峰等，2021）。

現有針對推動出口產品質量升級的研究較為豐富（Bas和Strauss＼|Kahn，2015; Crinò和Ogliari，2017;Fan等，2018），眾多研究從企業生產率（Amiti和Khandelwal，2013）、企業自主創新（宋躍剛和鄭磊，2020）、中間品貿易自由化（Fan等， 2015）、人民幣匯率（余淼杰和張睿，2017）、企業股權激勵（湯超等，2023）等視角探究了出口產品質量的決定因素與機理。推動“雙循環”的順暢運行需要高水平對外開放與高質量發展有機結合。作為挖掘東道國市場潛力、規避貿易壁壘與維護全球化貿易及分工體系的有效方式，對外直接投資（以下簡稱OFDI）迎來歷史性增長契機，隨著中國“走出去”戰略的深入實施和“一帶一路”倡議的大力推進，2023年中國全行業對外直接投資流量為1478.5億美元，居全球第二，存量近3萬億美元，居全球第三。越來越多的中國企業選擇以對外直接投資的方式參與到國際市場的競爭中，進行全球化戰略布局，據商務部統計，當前境內投資者在全球190個國家和地區共設立境外企業4.7萬家，覆蓋超過80%的國家和地區。國內外大量研究證實了企業OFDI對企業生產率（Li等，2017）、企業創新（Desai等，2009; 黃遠浙等，2021）、企業加成率（毛其淋和許家云，2016）和全球價值鏈分工地位（楊連星和羅玉輝，2017）等方面有顯著影響。其中，對外投資與對外貿易之間的互動關系問題一直是國際貿易與發展經濟學領域研究的熱點和重點，也有研究初步證實了企業OFDI對出口強度存在影響（蔣冠宏和蔣殿春，2014）。隨著全球價值鏈分工的不斷深入，企業的國際競爭優勢并不單純取決于出口規模（Fan等， 2018）。近年來，部分研究從出口技術復雜度（楊連星和劉曉光，2016）、出口產品多元化（楊汝岱和吳群鋒，2019）、出口增加值（徐國祥和張正，2020）等角度探討OFDI的出口效應。然而，在我國立足新發展階段，倡導“更大范圍、更寬領域、更深層次”的高水平對外開放背景下，上述研究均未涉及OFDI與出口產品質量的關系，已有的少量相關研究（余靜文等，2021）也并未在統一的理論框架下系統探討OFDI影響出口產品質量的微觀機理。

本文的邊際貢獻在于：第一，研究視角方面。在中國經濟面臨“三重沖擊”、外貿需求下滑的現實背景下，促進對外直接投資和加快實現出口貿易高質量發展是現階段的重要研究議題。本文通過嚴謹的因果識別方法穩健揭示了OFDI對出口產品質量的影響，一方面拓展了OFDI在開放視角下的經濟效應評估；另一方面也證實了利用資本要素和投資行為促進貿易高質量發展的合理性。第二，理論框架與機制分析方面，本文立足全球價值鏈的統一理論框架，從中間品進口、自主創新研發投入、逆向技術溢出三個層面探討OFDI對出口產品質量的影響渠道，為充分理解“從國際投資到國際貿易”這一重要議題提供了基于價值鏈環節和技術創新的新視角和新證據。第三，本文結合規模經濟理論、產權理論和區域市場分割等理論，充分揭示了企業OFDI的出口產品質量效應在企業規模、所有權、管理效率、貿易方式、所在地區市場化程度等維度上的差異，進一步擴展了本文的研究廣度，為相關政策的精準制定提供了具有針對性的參考證據。

本文后續部分安排如下：第二部分是理論分析與研究假說；第三部分介紹研究設計與數據來源；第四部分評估OFDI的出口產品質量效應，并對微觀機制進行實證檢驗；第五部分是拓展性分析；第六部分總結全文并提出政策建議。

二、理論分析與研究假說

在全球價值鏈的理論框架中，生產分工對象從最終商品擴展到價值鏈各環節上的中間產品（Antras和Chor， 2022）。作為比較優勢理論和產業分工理論的繼承和擴展，全球價值鏈理論強調生產流程中各國從事的特定環節所能實現的貿易收益，明確指出對于價值鏈各環節的比較優勢和規模經濟進行分析的重要性。因此，對于出口產品質量的探討，不能忽視出口產品制造過程的中間環節與中間產品。此外，全球價值鏈理論還重點關注產品制造周期中各環節所產生的附加價值，據此將生產環節區分為高端、中端和低端，而決定企業全球價值鏈位置和出口產品質量的一項核心要素即為企業技術創新水平，反映在生產要素使用比率與效率層面，即為技術密集型、資本密集型或勞動密集型生產模式的區分（呂越等，2018）。綜上所述，本文以全球價值鏈這一理論框架為依托，基于中間品投入視角（包括中間品質量和種類）和技術創新視角（包括自主創新與技術溢出）對企業OFDI影響出口產品質量的理論機制進行分析。

在全球價值鏈分工模式下，參與OFDI的中國工業企業較多承擔的是制造、加工和組裝等環節，因而需要大量進口中間品。現有研究已經證實，進口中間品在企業最終出口產品質量中的作用愈發重要，近乎等同于資本和技術（馬述忠和吳國杰，2016）。OFDI的中間品進口效應主要包括兩個方面：一是進口中間品的質量效應。隨著經濟社會發展與消費品質升級，消費者對高附加值和高科技含量產品的需求大幅提升，更優質的中間品是出口產品質量升級的前置性因素（Bas和Strauss＼|Kahn，2015）。當前，國產中間品尤其是關鍵零部件的質量相比同類型發達國家產品質量存在一定差距，難以滿足企業高質量生產所需；另外，即使國內廠商具備高質量中間品的生產能力，但生產成本卻遠超進口中間品（張杰等，2015）。因此，企業OFDI的進口中間品質量效應一方面直接促進最終出口品質量升級，另一方面降低生產成本，優化企業資源配置，間接地對出口產品質量產生積極效應（Halpern等，2015）。二是進口中間品的種類效應。企業可選擇中間品多元化程度的提升能夠有效降低企業進口中間品的成本（Goldberg等，2010），從而可將節約的資金配置到研發投入中，以促進出口產品提質升級（許家云等，2017）。同時，OFDI是企業獲得差異化資源（如能源型中間品與關鍵零部件）的重要渠道，進口類型更豐富的中間品有助于企業進一步優化中間品投入組合，對出口產品質量升級尤為關鍵（王雅琦等，2018）。此外，鑒于消費品種類多樣化會增大消費者效用，東道國多樣化的進口中間品與國內中間品的有機融合也被證實能帶來“整體大于部分之和”的效應（Halpern等，2015）。本文據此提出研究假說：

假說一：企業OFDI能夠通過中間品進口提升企業出口產品質量。

對外直接投資加劇了國內企業產品與國際市場同類產品的競爭，可能刺激企業增加研發資金投入、強化自主創新能力，進而推動出口產品質量升級。該效應可從兩個方面展開分析：一是直接激勵效應。企業進行OFDI后會極力促使產品在東道國競爭中脫穎而出，而最直接的手段則是加大自主創新研發的投入，增強自主創新研發能力，進而提升技術水平與核心競爭力，這一過程也被Desai等（2009）研究利用發達經濟體數據所證實。二是間接促進效應。對外直接投資規模的擴張在很大程度上意味著貿易開放度的提升，這將引致大量同類型國外產品進入國內市場，進口競爭壓力倒逼了企業開展技術創新，為維持市場競爭力與市場份額，企業會主動增強其研發強度，從而加快出口產品質量升級步伐（毛其淋和許家云，2019）。另一方面是母國市場深化效應，母國企業OFDI帶來的進口創造效應迫使國內該行業企業設法競相提高研發創新水平與生產效率以保證其市場占有率，從而提高母國國內產品質量階梯。母國市場深化有利于出口比較優勢的提高與中國全球價值鏈的升級，毋庸置疑會對出口產品質量起到積極作用。本文據此提出研究假說：

假說二：企業OFDI能夠通過自主創新研發投入提升企業出口產品質量。

OFDI是跨國企業通過全球布局，以挖掘和吸收先進知識技術和管理理念，并提升出口企業產品質量的重要手段。發展中經濟體的逆向技術溢出效應也被技術地方化理論和技術創新產業升級理論等經典理論加以證明。實踐中，逆向技術溢出主要體現在以下兩點：一是模仿學習效應，根據知識技術的外溢性與非競爭特征，企業通過OFDI方式識別東道國技術優勢，學習其生產工藝或模仿其制造流程，進一步吸收東道國新技術并內化于自身產品中，由此帶來產品附加值的提高，為出口產品質量升級提供有力保障（鄧悅和蔣琬儀，2022）。二是上下游關聯效應。首先是東道國上下游關聯效應，投資母國企業通過綠地投資或跨國并購方式與東道國上下游關聯企業建立合作關系，這不僅有利于追蹤東道國優勢產業上下游領域的技術發展動態，還增大了近距離接觸到技術網絡與一線市場的可能性（黃遠浙等，2021），更重要的是有益于汲取前后向產業部門垂直技術溢出以及先進的經營理念，為出口產品質量升級提供了豐富的知識源。其次是母國上下游關聯效應，母國企業與東道國子公司暢通便捷的知識互聯互通渠道決定了子公司從海外獲取的有價值的知識會迅速傳遞回母國，在此基礎上，母公司進一步與國內上下游企業交互合作，那么知識技術無疑會再次交融整合，成為企業出口產品質量提升的重要驅動力。本文據此提出研究假說：

假說三：企業OFDI能夠通過逆向技術溢出提升企業出口產品質量。

三、研究設計與數據來源

（一）模型構建

由于不同企業進行對外直接投資存在先后順序，本文構建交疊雙重差分模型并進行估計：

qualityit=β0+β1ofdiit+∑βkcontrolkit+μj+ηt+λp+εit（1）

式中，因變量qualityit表示i企業第t年的出口產品質量。解釋變量ofdiit表示i企業在第t年是否進行了對外直接投資，即將2005-2013年進行OFDI的企業作為處理組（以首次投資為處理發生時點），從未進行OFDI的企業作為控制組。本文感興趣的估計系數β1可以識別企業進行對外直接投資決策對出口產品質量的沖擊。controlkit為影響出口產品質量的控制變量集合（k代表控制變量個數）；ηt為年份固定效應，μj為行業固定效應，λp為省份固定效應；εit為隨機誤差項。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業出口產品質量（qualityit）。本文參照Khandelwal等（2013），將產品異質性納入框架，使用回歸反推方法對出口產品質量進行測算，具體測算方法如下：

n國消費者在第t年對中國企業i生產產品m的消費量為：

式中，qintm代表在第t年企業i對第n國出口產品m的數量；pintm表示在第t年企業i對第n國出口產品m的價格；ηintm代表在第t年企業i對第n國出口m產品質量；Ent為第n國第t年消費者支出；Pnt為第n國第t年價格指數，σ為不同種類產品間的替代彈性，參照Melitz（2003）經典模型框架關于消費者CES效用函數的設定，令σ>1。將式（2）兩邊分別取對數，通過轉化可以得到式（3）：

lnqintm=δnt-σlnpintm+εintm（3）

式中，δnt=lnEnt-lnPnt，代表出口目的國與時間二維虛擬變量，控制國家-年份固定效應。εintm=（σ-1）lnηintm為殘差項，包含出口產品m的質量信息。同時，本文在式（3）中還加入企業所在省份實際GDP以控制產品水平特征差異的影響。另外，考慮到產品質量與產品價格之間可能存在內生關系，本文借鑒王永進和施炳展（2014）的做法，對式（3）進行工具變量估計，并對殘差項進行變形化簡，定義企業i在第t年對第n國出口的m產品質量為：

為進行企業層面加總以及跨期比較，將質量指標進行標準化處理，得到出口產品質量指標：

式（5）中，maxqualityintm代表在所有年份全部企業出口到所有出口目的國的產品質量中的最大值，minqualityintm則為相應的最小值，按式（6）進行加權加總處理，即可得到企業出口產品質量指標：

式（6）中，νintm表示企業i在第t期出口到第n國產品m的價值量，Ω是企業i在第t年出口產品的樣本集合。

2.核心解釋變量：企業是否進行對外直接投資（ofdiit）：在樣本期內，如果企業i在第t年開始進行對外直接投資活動，ofdiit取值為1，否則為0。

3.控制變量：包含企業規模（lnysel），采用企業銷售額的對數進行衡量；企業管理水平（manage），采用企業主營業務收入與平均資產總額的比值衡量；企業年齡（lnage），采用企業當年所處年份減去開業年份后加1取對數來衡量；勞動生產率（lnlabor），選取企業總產值與年均就業人數比值的對數表示；資本密集度（lnkint），選取企業固定資產凈值與年均就業人數比值的對數衡量；企業利潤率（profitr），采用營業利潤與企業銷售額的比值表示；融資約束（fincon），采用企業利息支出與固定資產的比值表示；政府補貼（lnsubsidy），采用企業獲得的政府補貼的對數表示。

（三）數據來源

本文微觀企業層面數據主要來源于2005-2013年中國工業企業數據庫與海關進出口數據庫。首先，借鑒Brandt等（2012）的做法整理中國工業企業數據庫并進行以下處理：剔除工業總產值、中間投入、應付職工薪酬、銷售額、從業人員、資本存量、固定資產等重要信息存在不大于0或缺少值的企業；剔除明顯違背“通用會計準則”的樣本企業，如總資產小于流動資產、固定資產凈值的企業；剔除職工人數不大于8人的企業；剔除非國有企業的主營業務收入小于500萬元的企業。其次，參考余淼杰和張睿（2017）的做法對海關進出口數據進行處理，以從微觀層面準確測算企業出口產品質量；最后，依次按照企業名稱和年份、郵政編碼和電話號碼后七位組成的十三位數字進行匹配，并刪除重復樣本。由于初級品、資源品的產品質量主要由自然資源決定，因此在HS8分位數據轉換為HS6分位數據后，將數據與SITC編碼對應并進行轉化，剔除掉初級品和資源品，并剔除以中國為出口國的樣本數據。相關控制變量數據主要來源于中國工業企業數據庫。為了消除樣本離群值的影響，本文對連續變量進行了1%的縮尾處理。各國家和地區的國內生產總值和研發投入支出等數據均來源于聯合國商品貿易統計數據庫（UN Comtrade）和世界銀行數據庫。相關變量描述性統計匯報于表1。

四、實證結果與分析

（一）基準結果

1.雙重差分估計結果

表2報告了基于雙重差分模型的估計結果，第（1）列僅考慮核心解釋變量ofdi，第（2）列加入了企業補貼類別的控制變量（政府補貼），第（3）列進一步納入了反映企業基本面的因素作為控制變量（企業規模、企業管理水平、企業年齡），第（4）列進一步控制了反映企業生產結構和經營狀況方面的因素（勞動生產率、資本密集度、企業利潤、融資約束），第（1）～（4）列均控制了年份、行業和省份固定效應。初步估計結果顯示，本文重點關注的核心解釋變量ofdi的系數均為正，顯著性水平均一致，說明與未進行OFDI的企業相比，進行OFDI企業的出口產品質量更高，即企業進行對外直接投資決策顯著提升了出口產品質量。具體來說，進行OFDI的企業與未進行OFDI的企業相比，其出口產品質量提升了均值（0.322）的5%～14.3%。

2.平行趨勢檢驗

雙重差分估計結果的有效性需要平行趨勢假定予以支撐，即企業進行OFDI前，處理組企業與對照組企業的出口產品質量應具有共同趨勢。圖1繪制了95%置信區間下的平行趨勢圖，結果表明在企業進行OFDI前，處理組和對照組企業出口產品質量已存在顯著趨勢差異，即未通過平行趨勢檢驗。可能的原因是企業的自選擇行為，即企業是否進行對外直接投資決策并不是隨機的，而是企業基于自身勞動生產率、規模、利潤率等因素進行選擇的結果（蔣冠宏和蔣殿春，2014）。因此，為克服選擇性偏誤導致的估計結果偏差，本文進一步采用傾向得分匹配（PSM）選擇與進行OFDI企業最有可比性的企業作為對照組，再使用雙重差分法得到更可靠的估計結果。

3.樣本匹配

本文選取勞動生產率（lnlabor）、企業利潤率（profitr）、出口密集度（exportr，以出口交貨值與企業銷售額比值衡量）、企業年齡（lnage）、企業規模（lnysel）、資本密集度（lnkint）等匹配變量，以OFDI作為分組變量分年計算傾向得分，并采用“一對三近鄰匹配”方法進行逐年匹配，為進行OFDI的企業匹配到盡可能相近的從未進行OFDI的企業作為對照組。表3報告了匹配后匹配變量在處理組和對照組的均值差異，結果表明通過平衡性檢驗，進一步證明選擇的匹配變量與匹配方法是有效的。

（二）基準回歸結果

表4報告了基于PSM＼|DID方法的基準回歸結果，于第（1）～（4）列逐步加入企業層面控制變量。可以看到，核心解釋變量ofdi的估計系數均在1%水平上顯著為正，表明企業進行OFDI對出口產品質量提升具有積極效應。通過對比可以發現，表4第（4）列結果與表2第（4）列結果（0.020）在維度上的差異較小，說明企業自選擇等問題固然存在，但實際并未給估計結果帶來重大偏誤，表2中的（非PSM）DID結果在很大程度上是可信的。本文同時進行了一系列穩健性檢驗，包括工具變量分析、更換自變量及因變量測度、排除金融危機影響、控制行業和地區差異化趨勢、剔除外資企業等，結果均保持穩健，限于篇幅，具體回歸結果未進行展示。

（三）動態效應分析

上文結果表明，企業進行OFDI在平均意義上有利于推動出口產品質量升級，需要進一步考慮的是，OFDI影響產品質量這一效應的演進趨勢如何，特別是中長期提升效應是否仍然存在？本文使用目前雙重差分中應用較廣泛的事件分析法進行動態效應檢驗（張子堯和黃煒，2023），考察OFDI對出口產品質量的影響在時間維度層面的演進特征。為此，本文將式（1）擴展為：

式（7）中，Dγyear為企業OFDI年度虛擬變量，當企業處于進行OFDI后的第γ年（γ=0，1，2，3，4，5，6，7，8）時由于本文的時間跨度為2004-2013年，并且處理組的識別是從2005年開始的，因此這里最長的滯后期為8期。，Dγyear取值為1，否則為0。ofdiit×Dγyear的估計系數φγ反映企業進行OFDI后的第γ年對出口產品質量的影響。其他變量含義同式（1）。

估計結果如表5所示，包含所有控制變量的第（3）列結果顯示，交叉項估計系數除企業進行OFDI當年不顯著之外，其余年份均顯著為正，并且總體而言交叉項估計系數呈遞增趨勢，這表明OFDI對出口產品質量的提升效應存在一年的時滯，之后提升作用開始顯現并且提升程度呈上升趨勢，由此確認了企業進行OFDI具有促進出口產品質量升級的長效機制。OFDI對出口產品提質升級不存在即期影響，但促進作用隨時間不斷增強這一結果可能存在如下兩點原因，其一，根據機理分析，企業進行OFDI后，不論是獲得東道國的中間品資源，還是吸收先進知識技術，又或是在競爭環境中自主增大研發投入，都需要內部學習、處理與轉化的過程，同時又受到既定合同與訂單的約束，其推動出口產品質量升級的效果不太可能于當年立刻顯現。其二，從企業生命周期視角來看，對處于初創期和成長期的企業來說，學習國外技術知識與制造工藝、引進高質量中間品是其生存和成長的重要動力；而隨著企業向成熟期不斷邁進，其自主創新研發能力逐漸增強，逐步與國內外同類企業及上下游企業等主體建立長期合作關系，從根本上為出口產品質量升級提供穩定支持，在內外部規模經濟的作用下可能導致OFDI的出口產品質量效應得到持續放大。

（四）影響機制分析

正如機理分析中所述，企業進行OFDI可能通過進口中間品效應、自主創新研發投入效應、逆向技術溢出效應三種渠道影響出口產品質量。基于此，本文引入進口中間品質量（imquality）、進口中間品種類（lnimtypes）、研發創新密集度（rdint）、通過OFDI獲得的國際技術溢出（lnspill）作為機制變量。關于進口中間品質量，本文借鑒施炳展和曾祥菲（2015）的方式進行測算，其推算過程和模型與前文測算出口產品質量基本一致；關于進口中間品種類的數量，已有研究認為越高質量的產品需要更多種類的中間品，因此中間品種類一定程度上可以代理生產技術復雜性指標（Bloom等，2018）；關于企業研發創新密集度，本文使用新產品銷售額與企業銷售額的比值表示；關于企業進行OFDI獲得的逆向技術溢出，根據楊連星和劉曉光（2016）對國際技術溢出效應的界定，以中國OFDI獲得的國際R&D資本存量衡量OFDI的國際技術溢出。因此，借鑒宋躍剛和鄭磊（2020），利用Lichtenberg和Potterie（1998）的構建方法，根據省份OFDI存量權重加權得到省級層面對外直接投資獲得的國際R&D資本存量，進一步根據企業OFDI次數比重加權加總得到企業進行OFDI獲得的國際技術溢出（取對數衡量）。

由表6中第（1）列與第（2）列的估計結果可知，ofdi與ofdi×imquality、ofdi與ofdi×lnimtypes的估計系數均顯著為正，說明中間品進口效應（包括進口中間品質量效應與進口中間品種類效應）是OFDI提升出口產品質量的重要途徑。OFDI成為企業更多地引入國外高質量、多元化中間品的關鍵渠道，助力企業實現培育出口產品質量競爭優勢的目標。表6第（3）列中ofdi與ofdi×rdint的估計系數均在1%水平上顯著為正，表明OFDI通過自主創新研發投入效應優化出口產品質量，提高研發創新能力是解決當前中國企業出口產品“低質和低附加值”問題的重要舉措，也是對外直接投資企業提升核心競爭力，深度參與全球價值鏈的關鍵抓手。從表6第（4）列可以看出，ofdi與交互項ofdi×lnspill的回歸結果均符號為正且統計顯著，說明企業吸收逆向技術溢出同樣是OFDI促進出口產品質量升級的一個有效途徑，是OFDI企業邁向產業價值鏈中高端環節的重要驅動力。綜上，表6的實證結果基本證實了中間品進口效應、自主創新研發投入效應與逆向技術溢出效應均是OFDI對企業出口產品質量升級產生積極效應的作用渠道，驗證了機理分析中提出的3項研究假說。

五、拓展性分析

（一）企業規模異質性

不同規模企業的OFDI行為和生產管理模式存在明顯差異，基于規模經濟理論，大規模企業憑借其雄厚的資本基礎和資源優勢，能夠在生產規模、市場拓展及風險管理方面展現出較強的競爭力；而小規模企業可能依靠其更強的創新意愿、決策過程的迅速以及對市場變化的敏銳感知，以更專業化的經營方式規避規模較小的風險，以提升其在目標市場中的競爭地位。據此，本文考察不同規模企業進行OFDI的出口產品質量效應的異質性。設置虛擬變量size，若企業營業收入小于樣本企業營業收入中位數，則賦值為1，否則為0。

回歸結果參見表7第（1）列，交互項ofdi×size估計系數在10%的水平上顯著為正，這表明相較于大規模企業，小規模企業更有可能通過OFDI實現出口產品質量升級。首先，基于資源基礎視角，小規模企業面臨的資源約束迫使其在OFDI活動中更加注重資源的高效利用和優化配置，以期通過技術吸收和創新實現出口產品質量提升。其次，大規模企業雖然在資本和資源上具有優勢，能承擔更大的投資項目并利用其規模經濟來降低成本，但其在組織結構和決策流程上的復雜性往往導致反應速度較慢，創新能力的發揮受限；小規模企業由于其組織結構的靈活性和決策過程的敏捷性，能夠更快速地吸收東道國的先進技術和管理經驗，加速知識的內化過程，從而促進出口產品質量的提高。最后，小規模企業往往采取更明確和專注的市場定位策略，更加注重特定目標市場的深耕，通過OFDI加強在細分市場的定位和品牌建設，從而在出口產品質量上獲得競爭優勢。

（二）企業所有權異質性

產權理論強調所有權結構對企業行為和經濟績效的影響，國有企業和非國有企業在目標設置、運營效率和資源配置上存在本質上的差異。國有企業由于政府干預和多重目標（如社會目標）的存在，可能在追求經濟效益和出口產品質量提升方面相對受限，其決策過程可能更加注重政策導向而非市場效率。相比之下，非國有企業在追求利潤最大化的市場機制下，可能更加注重效率和創新，以提升競爭力和產品質量。據此，本文試圖進一步從考察不同所有制企業OFDI出口產品質量效應的異質性，設置虛擬變量state，若企業所有權屬性為國有企業，則賦值為1，否則為0。

估計結果報告在表7第（2）列，結果顯示交互項ofdi×state估計系數在5%水平上統計顯著且符號為負，表明OFDI的出口產品質量提升效應在國有企業更弱。對此，可能的解釋有三點：第一，對外投資目標不同。國有企業更多的是承擔國家戰略性任務和社會責任，其對外直接投資的首要目標可能并非是經濟性盈利。因此，非國有企業相較于國有企業可能具有更強的技術革新意識與核心競爭力提升意識，更趨向于將資本投入到高附加值產業中，帶來更強的出口產品質量提升效應。第二，研發創新積極性不同。非國有企業資本更具流動性、管理體系更靈活、創新愿望更強烈，這決定了其在研發創新活動方面更具有活力與動力。而國有企業往往處于市場壟斷位置，面臨的外部市場競爭壓力相對較弱，易出現創新惰性。第三，東道國制度約束強度不同，國有企業由于其政府背景，OFDI可能會受到投資東道國政府部門更嚴格的制度性限制，而非國有企業在“走出去”時能更靈活、自由地應對東道國的制度門檻，從而支撐出口產品質量升級。

（三）企業管理效率異質性

基于資源基礎理論和企業邊界理論，企業的資源和能力是其獲得持久競爭優勢的基礎。管理效率作為一種重要的組織能力，會影響企業資源的配置和利用效率，進而影響企業的競爭力和市場表現。同時，管理效率高的企業能夠更接近效率邊界，即以較低的成本實現較高的產出效率，高效的管理能力促使企業在進行OFDI時，能夠更加精準地識別和利用國際市場機會，優化全球價值鏈布局，提升產品質量和創新能力。為考察不同管理效率企業OFDI對出口產品質量的異質性影響，參考Eisfeldt和Papanikolaou（2013）的做法，以管理費用代理管理效率，人均管理費用越低，則意味著企業管理效率越高。根據行業管理效率中位數將樣本分為高管理效率企業與低管理效率企業，設置管理效率虛擬變量mef，若樣本為高管理效率則賦值為1，否則為0。

表7第（3）列匯報了相應的異質性檢驗結果，發現相對低管理效率企業，高管理效率企業OFDI對出口產品質量的提升效應更為明顯。可能的解釋是，管理效率越高，企業越善于結合內部管理經營情況與外部動態市場環境做出充分與合理的資源配置決策，從而在海外市場更好地吸收逆向技術溢出、準確選擇與自身產品生產或設計過程匹配效率更高的進口中間品投入、提振自主創新成果轉化效率，進而對出口產品質量產生更明顯的正向影響。

（四）企業貿易方式異質性

全球價值鏈理論強調了企業如何通過參與全球生產網絡來提升競爭力。一般貿易企業通過OFDI融入高端價值鏈環節，從而提高出口產品的質量和增加附加值。相比之下，加工貿易企業更側重于利用成本優勢，參與全球價值鏈中的特定環節，其OFDI可能更注重尋求成本方面的優化。基于此，考慮到從事不同貿易方式的企業在生產經營活動方面存在較大差異，依據貿易方式將樣本企業劃分為一般貿易企業與加工貿易企業，設置貿易方式虛擬變量trade，并以加工貿易企業為基準，若企業從事一般貿易則賦值為1，否則為0。

由表7第（4）列中的回歸結果可知，交乘項ofdi×trade估計系數顯著為正，這表明與加工貿易企業相比，從事一般貿易企業的對外直接投資顯示出更有效的出口產品質量提升效應。對此，可能的原因有三個方面：首先，技術創新意識方面。一般貿易企業更高概率參與高附加值產品生產，其制造流程中更多地涉及研發創新與技術升級。然而，不論是進料加工還是來料加工貿易企業，主要以低成本優勢參與全球價值鏈低端環節，因此創新意識相對較弱。其次，帶動相關產業發展方面。一般貿易往往處于產業鏈最終環節，更有能力通過“走出去”帶動更多相關產業尤其是國內零部件等中間品所在產業的發展，并反作用于出口產品質量的提升，形成良性互動。而加工貿易作為生產環節中某單一環節，在帶動相關產業發展方面作用微弱，提升出口產品質量的空間有限。最后，提質目標方面，與加工貿易企業擴大加工業務訂單的目標不同，大部分一般貿易企業為了提高其品牌認可度，以爭取到更大的市場占有率，會更加積極、主動地參與國際競爭，并立足企業實際設定逐步提升產品質量的目標。

（五）企業所在地區市場化程度異質性

基于區域市場分割理論，在大國經濟體中，不同地區的資源稟賦、產業結構、開放程度、制度環境等因素會顯著影響該地區的市場化水平，從而影響企業的經營策略和績效。在市場化程度較高的地區，企業面對的是更加成熟和完善的市場機制、更加規范的法律環境和更加開放的經濟政策，這會共同促進企業提升市場競爭力和創新能力，使得這些企業更有可能利用國際資源和市場機會來提升出口產品質量。考慮到OFDI對出口產品質量的影響可能會因市場化程度差異而存在異質性，根據王小魯等（2021）計算的各年各省份市場化指數中位數，將樣本企業所處省份分為高市場化水平地區與低市場化水平地區進行異質性考察。設置市場化程度虛擬變量market，若該省份市場化程度高于中位數則取值為1，否則為0。

回歸結果參見表7第（5）列，交互項ofdi×market估計系數在1%的水平上顯著為正，這表明相較于低市場化地區，高市場化地區的企業更有可能通過OFDI實現出口產品質量升級。可能的原因是，區域市場化水平越高，越有益于培養成熟的要素市場，具備更優質的營商環境，從而能夠更充分地發揮市場在要素資源配置中的基礎性作用。同時，高市場化還能從一定程度上壓縮商業活動中的尋租空間，使得企業尋租成本增大，從而有利于企業將更多的要素資源用于自主研發創新和市場經營活動，降低資源的錯配與扭曲，增大OFDI對企業出口產品質量的促進作用，這與毛其淋和趙柯雨（2021）的研究結論相呼應。

六、研究結論與啟示

本文采用2005-2013年企業層面微觀數據，系統分析了中國企業對外直接投資對出口產品質量的影響及其作用機制，結果發現：第一，企業OFDI對于出口產品質量具有顯著的提升效應，這一發現通過了一系列穩健性檢驗。第二，在全球價值鏈理論框架下，中間品進口效應、自主創新研發投入效應、逆向技術溢出效應是推動OFDI提升企業出口產品質量的重要渠道。第三，小規模企業、非國有企業、高管理效率企業、一般貿易企業和高市場化程度地區企業進行OFDI會表現出更大的出口產品質量提升效應。這表明對外投資對于出口貿易的影響在企業性質、管理狀況和空間地域等多維度層面存在差異。

在當前外部需求不振、貿易環境復雜多變的形勢下，以對外直接投資促進貿易質量升級，已成為中國企業提升國際競爭力，破除價值鏈“低端鎖定”的重要舉措。本研究的政策啟示包括：首先，實現高水平對外開放和加強貿易強國建設，不可忽視對外直接投資在其中的關鍵作用，政策層面，對外可更加積極地進行雙邊投資及多邊投資協定洽談，對內可制定政策激勵有條件、有意愿的企業參與或擴大海外投資。其次，從本文機制研究結論來看，在繼續加強國際技術交流合作，吸收前沿技術知識的同時，要更加注重自主研發投入和創新人才培育，持續提升價值鏈各環節上的附加值。同時，應繼續深化中間品貿易自由化改革，深度嵌入全球產業鏈，鼓勵企業進口高質量和多元化的中間品。最后，應差別化制定OFDI激勵政策，更多地挖掘大規模企業、國有企業和加工貿易企業通過OFDI提升出口產品質量的潛力，促進企業改進管理效率、優化資源配置，并通過建設全國統一大市場等舉措進一步提升重點開放城市和區域的市場化水平。

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