►►
摘要
一、引言
随着通信技术的进步和贸易成本的下降，国际分工不断深化和细化，产品生产流程所涉及的研发、制造、销售等一系列生产环节逐渐分布于不同国家，形成全球价值链分工模式。这种国际分工模式引发的一个重要问题是收益分配不均等，即位于价值链两端的研发和销售等生产环节比位于价值链中间的组装、加工、制造等生产环节具有更高的增加值，而这些高增加值环节通常由发达国家及其跨国公司所掌握。中国自2001年加入WTO以来，凭借低劳动力成本等优势迅速嵌入全球价值链，出口规模连续多年位居世界第一；但是出口快速增长的背后面临“两头在外”“低端锁定”的困境，存在出口增加值低等问题。以苹果手机为例。2009年，中国向美国出口苹果手机总额达20亿美元，但是其中96.4%是从其他国家进口的零部件，中国实际出口增加值仅占3.6%。由此可见，以出口总值为统计口径的核算方法已经不能真实反映国际贸易状况和分工效益，取而代之的是出口增加值，特别是出口增加值占出口总值的比例，即出口国内增加值率（domestic value added ratio，DVAR）。当前，中国经济已经由高速增长阶段转向高质量发展阶段，要着力推动经济实现质的有效提升和量的合理增长。在此背景下，探究中国制造业出口国内增加值率的影响因素和作用机制具有重要意义。
跨国公司是推动全球价值链形成、发展、演化的主导者。在全球价值链分工模式下，企业越来越多地通过对外直接投资构建跨国生产网络，在全球范围内组织和优化生产流程。企业通过设立境外子公司，充分利用不同国家的要素禀赋和比较优势，从全球各地采购中间品，并通过企业内贸易获取进口中间品，继而完成后续产品的生产。这必然会改变企业在全球价值链中的投入决策和收益分配。中国自实施走出去战略以来对外直接投资发展迅速。根据《2021年度中国对外直接投资统计公报》，中国2021年对外直接投资流量为1788.2亿美元，位列全球第二位，与2002年相比年均增长速度高达24.7%；存量为27851.5亿美元，位列全球第三位。截至2021年底，共有2.86万家中国企业设立4.6万家境外企业，分布在全球190个国家（地区）。由此引发的问题是：中国对外直接投资对企业出口国内增加值率有何影响？对外直接投资是否会通过影响中间品的配置决策进而影响企业出口国内增加值率？企业能否通过对外直接投资实现全球价值链升级？正确回答这些问题不仅有助于揭示对外直接投资与企业出口国内增加值率之间的联系，而且可以为推进高水平对外开放、充分利用国内国际两种资源和两个市场以及加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局提供有益的政策建议。
既有的相关研究主要涉及以下两个方面。一是出口国内增加值率测度与影响因素的研究。随着全球价值链分工模式的兴起，产品生产流程逐渐被碎片化，衡量真实国际贸易利得越来越多地以出口国内增加值率为基础。一些学者采用投入产出技术测度了国家和细分行业层面的出口国内增加值率。另有学者基于会计核算等式和海关交易层面数据测度了中国企业出口国内增加值率。在此基础上，关于出口国内增加值率的影响因素及其演化特征的研究受到广泛关注。Upward等指出，出口国内增加值率在不同的贸易方式下存在显著差异，加工贸易出口国内增加值率显著低于一般贸易。Kee和Tang认为，进口中间品相对比例是企业出口国内增加值率的重要决定因素，而汇率、进口关税、外资进入等因素均可能通过影响进口中间品相对比例而影响企业出口国内增加值率。此外，还有学者研究了本币贬值、贸易自由化、外商投资、专利质量、进口中间品质量、进口产品转换等因素对企业出口国内增加值率的影响。二是对外直接投资影响母国全球价值链升级的研究。全球价值链升级的概念较为广泛，Humphrey和Schmitz将其归纳为流程升级、产品升级、功能升级、链条升级等四个方面。限于数据，早期研究以案例分析为主。随着全球价值链测度方法的完善和数据可得性的提高，越来越多的学者通过回归分析实证检验对外直接投资对全球价值链升级的影响。Li等发现，对外直接投资通过技术进步效应和贸易网络地位提升效应提高母国全球价值链参与度和参与地位。刘斌等基于边际产业转移效应、逆向技术溢出效应、市场内部化效应研究发现，对外直接投资可以促进全球价值链分工地位提升、产品升级、功能升级。还有学者发现，对外直接投资有利于提升企业创新和产品质量。
与已有研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面。第一，本文考察了对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响，发现对外直接投资显著降低了当期企业出口国内增加值率，不仅从企业行为层面上丰富了出口国内增加值率影响因素的相关研究，还将研究视野拓展至国际市场，将国内国际两种资源和两个市场相联系，将国内国际双循环相联系。这对依托高水平对外开放实现高质量发展具有重要的现实意义。第二，本文分析和检验了对外直接投资影响企业出口国内增加值率的中间品转换机制；即企业对进口中间品与国内中间品配置决策的调整，通过检验进口中间品相对比例的中介效应和不同东道国对外直接投资的异质性影响，发现对外直接投资导致企业的中间品配置由国内中间品向进口中间品转换，从中间投入品的结构转换视角补充了对外直接投资影响母国全球价值链升级的相关研究。第三，本文进一步探讨了中间品转换机制的内在动因和长期效应，发现其内在动因是寻求高质量进口中间品而非低价格进口中间品，并且对外直接投资对企业出口国内增加值率的长期效应显著为正。这为深入理解对外直接投资如何影响制造业企业全球价值链升级提供了更加全面、完整、客观的分析和评估。
二、理论分析和研究假说
根据Kee和Tang的研究，企业出口国内增加值率的决定因素主要是进口中间品与国内中间品的比例，即进口中间品相对比例。进口中间品相对比例越高，企业出口国内增加值率越低。因此，对外直接投资如果影响进口中间品相对比例，就会影响企业出口国内增加值率。
进口中间品相对比例的变化是企业中间品转换行为的直观表现。企业作为理性生产商，基于成本最小化原则或者利润最大化原则，调整进口中间品与国内中间品的配置比例，优化中间品配置决策，实现中间品转换行为。在全球价值链分工模式下，企业对外直接投资的目的之一是中间品采购。作为企业国际化的重要方式，对外直接投资扩大了企业的地理范围和控制边界。这种扩张使企业可以从更加广阔的市场来源并以更加灵活的交易方式获取生产所需的中间投入品，增加企业可选择的中间品种类，有助于企业找到更加合适的中间品，导致企业的中间品配置由国内中间品向进口中间品转换，即进口中间品相对比例增加。这些进口中间品的重要性在于，它们通常由难以发生跨国流动的区位特定要素生产而来。比如，利用东道国当地的自然禀赋、人力资本、研发集群等稀缺要素获取质量更高的中间品，或者利用当地充沛和廉价的劳动力资源获取质量相当但是价格更低的中间品。当进口中间品质量更高时，企业会为了提高产品质量而增加进口中间品相对比例；当进口中间品价格更低时，企业为了节约生产成本也会增加进口中间品相对比例。
对外直接投资主要通过缓解信息不完全的问题和合同不完全的问题帮助企业获取更新、更优质、更廉价的进口中间品。其一，对外直接投资有利于企业获得更多的海外市场信息，从而增加企业可选择的中间品种类，增加对进口中间品的使用比例。在对外直接投资之前，企业主要通过电话、邮件或贸易博览会等方式与国外供应商建立联系，了解其可交付的产品种类。这种交流方式对海外市场信息的获取程度十分有限，尤其无法对特定国家市场中的供应商及其产品作出较为全面和详尽的了解，因而企业可选择的进口中间品种类较少。但是在对外直接投资之后，企业进入东道国市场内部，增加对供应商及其产品信息的获取渠道，不仅可以与国外供应商进行面对面的交流，还可以对当地产品市场展开实地调研，降低企业在东道国获取进口中间品的信息劣势、沟通成本、搜寻成本，从而使企业可选择的进口中间品种类增加。特别是当企业投资于东道国产业集聚程度较高的地区时，产业集群内部所提供的丰富的市场信息可以极大地增加企业可选择的进口中间品种类，导致进口中间品相对比例增加。相关实证研究支持了这一观点。例如，Dong等发现，对外直接投资有利于企业获取国外市场信息，增加企业对高技术中间品的进口；余静文等发现，对外直接投资可以帮助企业寻找质量更高的中间投入品，提高企业的进口中间品质量；杨连星和罗玉辉发现，对外直接投资提高了中国制造业的中间品进口和中间品进口在出口中的比例。其二，对外直接投资有利于企业解决合同不完全的问题，降低进口中间品的交易风险，从而扩大企业可选择的中间品种类，增加进口中间品相对比例。如果将信息不完全理解为在产品种类既定情形下企业获取进口中间品时存在的问题，那么合同不完全是在需要定制化中间投入品情形下企业所面临的问题，而这种情形在全球价值链分工模式下更为普遍。在开展对外直接投资之前，企业获取进口中间品的交易方式主要是企业之间的交易，需要与国外供应商或贸易中介签订合约。这种交易方式存在的一个重要问题是合同不完全；即关于产品细节的交付标准和验收要求无法完全在合同中进行约定和说明，导致企业可能无法通过第三方对进口中间品的质量水平作出准确判定，甚至无法将该中间品与来自其他供应商的中间品相匹配。尤其是对于生产工艺较为复杂和精密的中间投入品而言，合同不完全的问题可能更加严重。因此，企业面临的进口交易风险较大，导致其实际可选择的中间品种类存在约束。对外直接投资可以解决这一问题。在对外直接投资之后，企业生产所需的进口中间品可以通过母公司与子公司之间的企业内交易获得。通过对外直接投资在东道国建立子公司，并从子公司进口中间品，有助于企业对进口产品实施更加准确、快速、灵活的质量控制，降低了企业进口中间品的交易风险，因而企业可选择的进口中间品种类增加，进口中间品相对比例也增加。
从以上分析可知，对外直接投资有助于增加企业可选择的中间品种类，从而增加企业进口中间品相对比例。进口中间品相对比例增加意味着企业在生产出口产品的过程中使用了更多的进口中间品，并相对较少地使用了国内中间品。从中间品的增加值构成来看，这两者的区别在于，进口中间品主要由进口来源国生产，其价值主要由国外增加值构成；国内中间品主要在国内完成生产，其价值主要为国内增加值。这表明，当企业进口中间品相对比例增加时，其出口产品将包含更多的国外增加值和更少的国内增加值，从而使企业出口国内增加值率降低。因此，本文提出如下假说：
假说1：对外直接投资通过中间品转换效应降低企业出口国内增加值率。
假说2：对于贸易壁垒较高的东道国而言，对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响更显著。
不同东道国的对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响程度可能是不同的。上述分析表明，对外直接投资增加了企业可选择的中间品种类，并由此通过中间品转换效应降低企业出口国内增加值率。基于此，可以预期，对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响程度可能与投资后中间品种类的增加程度有关。如果投资于某一东道国使企业可选择的中间品种类增加得较多，那么中间品转换效应预期会更强，投资对企业出口国内增加值率的影响效应会更显著。
相关研究表明，贸易壁垒影响产品种类的可得性和对外直接投资对产品种类的影响程度。例如，Amiti和Konings的研究表明，进口中间品关税下降会增加进口中间品种类。杨汝岱和吴群锋的研究表明，对于贸易壁垒越高的目的国，企业出口产品多元化水平越低，企业对外直接投资的出口多元化效果越强。由此可知，贸易壁垒会影响对外直接投资后中间品种类的增加程度。贸易壁垒越高，东道国中间品种类的可得性越低，投资后企业可选择的中间品种类增加得越多。相反，贸易壁垒越低，东道国中间品种类的可得性就越高，投资后企业可选择的中间品种类增加反而越少。如果两国之间几乎不存在贸易壁垒，那么东道国中间品在企业开展对外直接投资之前就是可以获得的，不会因对外直接投资而增加新的中间品种类。
因此，当东道国与母国之间的贸易壁垒较高时，投资于该东道国会使企业可选择的中间品种类增加更多，中间品转换效应更强，对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响效应更显著。
三、研究设计
（一）计量模型设定
本文的研究目的是考察对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响。为了有效识别对外直接投资对企业出口国内增加值率的因果效应，并考虑到企业开展对外直接投资的年份存在差异，本文借鉴Beck等、Chen和Tang设定时变双重差分计量模型如下：
其中，f和t分别表示企业和年份；DVARft表示企业出口国内增加值率；OFDIft表示企业对外直接投资虚拟变量；Zft表示企业层面控制变量。如果企业f在年份t开展了对外直接投资，那么对于企业f在t年和t年以后的观测值，OFDIft设定为1，否则为0；对于多次开展对外直接投资的企业，以其首次对外直接投资年份为准。
企业层面控制变量的选取包括：（1）全要素生产率（tfp），使用公式tfp=ln（y/l）-s×ln（k/l）估计。其中，y以工业总产值近似替代；k表示固定资产总额；l表示全部从业人员年平均人数；s表示资本贡献度，设定为1/3。借鉴张杰等的研究，使用各省份工业生产者出厂价格指数对工业总产值进行平减，使用各省份固定资产投资价格指数对固定资产总额进行平减，固定基期均为2000年。（2）资本密集度（lncapint），用固定资产总额除以全部从业人员年平均人数并取对数衡量，使用相同方法对固定资产总额进行平减。（3）企业规模（lnsize），用全部从业人员年平均人数的对数值衡量。（4）企业年龄（lnage），用当年年份减去企业开工年份加1并取对数衡量。（5）企业所有制类型虚拟变量，借鉴余淼杰和崔晓敏的研究，根据企业登记注册类型设定国有企业虚拟变量（state）和外资企业虚拟变量（foreign）。如果登记注册类型为国有企业（110）、国有联营企业（141）、国有与集体联营企业（143）或国有独资企业（151），则国有企业虚拟变量取值为1，否则为0；如果登记注册类型为外商投资企业（首位数字为3）和港澳台资企业（首位数字为2），则外资企业虚拟变量取值为1，否则为0。（6）出口虚拟变量（export）。如果企业出口额不为0，则取值为1；否则为0。（7）加工贸易出口比例（proshare），用企业加工贸易出口额除以出口总额计算。（8）企业杠杆率（leverage），用企业总负债除以总资产计算。
此外，θf和ηt分别表示企业固定效应和年份固定效应。εft为随机扰动项。考虑到可能存在的遗漏变量问题，比如行业竞争程度和地区要素市场扭曲等因素的潜在影响，本文在估计上述计量模型的同时，将年份固定效应替换为行业-年份固定效应和省份-年份固定效应进行估计，以减轻遗漏变量问题，并作为稳健性检验。
（二）企业出口国内增加值率的测度
企业出口国内增加值率是企业出口国内增加值占出口总值的比例，反映了企业参与全球价值链的获益能力和分工地位。本文借鉴Kee和Tang、张杰等的方法测度企业出口国内增加值率。具体公式如下：
其中，f和t分别表示企业和年份；P、O、M分别表示加工贸易企业、一般贸易企业、混合贸易企业；IMPadjft表示加工贸易企业实际中间品进口;IMPadj,BECft表示一般贸易企业实际中间品进口；δFft表示企业所使用的国内中间品中所包含的国外增加值；PftYft表示企业总产值;ωPft和ωOft分别表示混合贸易企业的加工贸易占比和一般贸易占比。在测度过程中，本文参考已有文献考虑并处理以下几类问题。（1）资本品进口。加工贸易企业的资本品进口有单独记录，一般贸易企业的资本品进口根据BEC编码识别并计算。（2）国内中间品的间接进口。假定国内中间品所含国外增加值比例为5%。（3）代理进口。先估算代理中间品进口比例，再调整海关记录的中间品进口数额，从而得到实际中间品进口。（4）过量进口。将中间品进口大于总中间投入的企业定义为过量进口企业并删除。
（三）数据来源和处理
本文数据主要来自中国工业企业数据库、中国海关数据库、境外投资企业（机构）名录。中国工业企业数据库涵盖了全部国有及其规模以上非国有工业企业的基本信息和财务数据。中国海关数据库详细记录了产品层面的每一笔进出口交易数据。境外投资企业（机构）名录登记了所有对外直接投资项目的境内投资主体、境外投资企业（机构）、投资国家（地区）、经营范围、核准日期等信息。借鉴已有文献，本文首先对这些数据分别进行较为细致的处理，其次通过匹配与筛选得到后文实证分析所用的基础数据，匹配后时间跨度为2000—2014年。具体处理过程如下所述。
1.中国工业企业数据库
（1）统一变量格式。剔除法人代码、企业名称、法人代表姓名等变量中存在的空格等特殊字符，并将小写字母转换为大写字母；剔除电话变量中的区号和分机号，统一为主机号码或手机号码；将省地县码、行业代码、登记注册类型、开工年份、开工月份等变量中的不合理取值视为缺失值，比如开工年份大于最大年份、开工年份大于当年年份、开工月份不在1—12月范围内等。
（2）清洗数据。借鉴余淼杰的研究，并遵循一般公认会计准则（generally accepted accounting principles），删除工业总产值、产品销售收入、总资产、总负债、固定资产总额等关键变量缺失的观测值，删除流动资产大于总资产或固定资产大于总资产的观测值，删除全部从业人员年平均人数小于8的观测值，删除营业状态取值不为1的观测值。
（3）统一代码。根据国民经济行业分类标准将1994年和2002年版本的行业代码统一为2011年版本，根据民政部行政区划代码将省地县码逐年统一为2015年版本。
（4）识别面板。使用序贯识别法识别不同年份的同一家企业。具体而言，首先使用法人代码进行识别，其次使用企业名称识别，再次使用省地县码+法人代表姓名+电话+开工年份识别，最后使用省地县码+法人代表姓名+开工年份和省地县码+电话+开工年份依次识别。
（5）估算关键变量缺失值。例如，2011年全部从业人员年平均人数存在部分缺失，使用企业前后年份该变量的均值来代替；开工年份存在缺失的，使用企业开工年份的众数来代替。
（6）保留制造业企业作为研究对象。
2.中国海关数据库
（1）剔除企业名称等变量中的特殊字符，并将小写字母转换为大写字母。
（2）删除金额、进口或出口、贸易方式、产品编码、企业名称等关键变量缺失的观测值。
（3）借鉴Kee和Tang的方法，删除进口来源国或出口目的国为中国的观测值。
（4）根据HS编码与BEC编码的对应关系，识别资本品进口。
（5）根据企业名称、进口或出口、贸易方式等变量将产品层面数据加总为企业层面年度数据。
（6）借鉴Ahn等的方法，将企业名称中包含“进出口”“经贸”“贸易”“科贸”“外经”等字样的企业识别为贸易中介并删除。
3.境外投资企业（机构）名录
（1）剔除境内投资主体等变量中的特殊字符，并将小写字母转换为大写字母。
（2）删除同一年份内境内投资主体、境外投资企业（机构）、投资国家（地区）均重复的观测值。
（3）识别特殊类型投资项目。借鉴王永钦等的方法，将投资国家（地区）属于OECD避税地名单（2000年）的投资归为避税地投资；将经营范围中包含“矿业投资”“矿产资源”“矿产”“采矿”等词语的投资归为矿产资源投资。
4.数据匹配与筛选
（1）匹配中国工业企业数据库和中国海关数据库。由于两套数据使用的企业编码不一致，本文借鉴Upward等、张杰等的方法，使用企业名称和年份进行匹配，并测度企业出口国内增加值率。
（2）匹配境外投资企业（机构）名录。使用企业名称和年份进一步匹配境外投资企业（机构）名录，从而得到三个数据库的匹配数据，并区分对外直接投资企业与非对外直接投资企业。
（3）筛选样本。删除存续期不足3年的企业和对外直接投资年份前后不足1年的企业，最终得到本文实证分析所使用的基础数据。基础数据总共包含643973条观测值，来自104474家企业。其中，对外直接投资企业为2423家，非对外直接投资企业为102051家。
5.描述性统计
为了避免异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理。描述性统计显示，主要变量的计算结果与已有文献基本一致。同时，对外直接投资企业与非对外直接投资企业之间存在显著差异。对外直接投资企业在出口国内增加值率、全要素生产率、资本密集度、企业规模等方面均显著高于非对外直接投资企业，但在是否为外资企业和加工贸易出口比例方面显著低于非对外直接投资企业。
（四）处理组和对照组的确定
双重差分方法的核心思想是比较处理组和对照组在政策发生前后的平均变化之差，从而估计政策冲击的因果效应。这要求处理组和对照组是随机决定的。在本文中，政策冲击为企业对外直接投资行为，在样本期间的不同年份均有发生，是随时间而变的。尽管通过数据匹配可以识别和区分对外直接投资企业与非对外直接投资企业，但存在的问题是，对外直接投资企业和非对外直接投资企业可能不是随机决定的，因为企业是否开展对外直接投资存在自我选择效应。企业异质性理论表明，企业对外直接投资具有自选择效应，生产率较高的企业更倾向于对外直接投资。前文的描述性统计分析也表明，对外直接投资企业与非对外直接投资企业在出口国内增加值率、全要素生产率、资本密集度、企业规模等方面均存在显著差异。这将导致估计结果存在偏误。
为了解决选择性偏误问题，本文采用倾向得分匹配方法，找出与对外直接投资企业在投资前不存在显著差异的非对外直接投资企业，并将匹配后的两组企业作为处理组和对照组。匹配后的两组企业仅在是否开展对外直接投资方面存在差异，而在其他方面十分相似，因此可以将企业是否开展对外直接投资视作随机实验。由于企业开展对外直接投资的年份不同，本文采用逐年匹配方法，即对每一年开展对外直接投资的企业按照其前一年的特征变量与非对外直接投资企业进行倾向得分匹配。借鉴已有理论和经验研究，选取以下变量作为匹配变量：（1）全要素生产率（tfp）、资本密集度（lncapint）、企业规模（lnsize）、企业年龄（lnage）、企业所有制类型虚拟变量（state和foreign）、出口虚拟变量（export）、加工贸易出口比例（proshare）、企业杠杆率（leverage），测度方法与前文一致；（2）省份和行业虚拟变量，以控制省份或行业特定的不可观测因素的影响；（3）企业出口国内增加值率（DVAR），以控制被解释变量的事前差异。匹配方法为卡尺内最邻近匹配，卡尺长度为倾向得分标准差的1/8，匹配比例为1∶5。
为了保证匹配效果的可靠性，本文在匹配后进行了平衡性检验。结果显示，匹配后投资企业与非投资企业在企业出口国内增加值率、全要素生产率、资本密集度、企业规模等方面的差异显著减小，偏差百分比均小于10%，且不存在显著差异，说明匹配效果较好。
四、基准回归结果和稳健性检验
（一）基准回归结果
在倾向得分匹配之后，本文对式（1）进行估计。表1报告了基准回归结果。表1第（1）列是没有加入控制变量的回归结果，第（2）至第（3）列是分批加入企业层面控制变量的回归结果，第（4）至第（5）列是依次加入行业-年份固定效应和省份-年份固定效应的回归结果。回归结果显示，核心解释变量企业对外直接投资的系数估计值在各个回归模型中的符号和显著性基本一致，说明回归结果的稳定性较好。以表1第（5）列为例。核心解释变量的系数估计值为正，且在1%水平上显著，说明在其他条件不变的情况下，对外直接投资显著降低了企业出口国内增加值率，初步验证了假说1。从控制变量的估计结果来看，全要素生产率、企业规模、企业年龄的系数估计值显著为正，表明企业的全要素生产率越高，规模和年龄越大，其出口国内增加值率越高。资本密集度、加工贸易出口比例、企业杠杆率的系数估计值显著为负，表明企业的资本密集度、加工贸易出口比例、杠杆率越高，其出口国内增加值率越低。控制变量的影响与已有研究基本一致。
双重差分模型的使用前提是满足平行趋势假定。为了检验平行趋势假定，本文设定如下计量模型：
其中，解释变量为一组虚拟变量。如果观测值处于企业对外直接投资的前n年，OFDIft -n则设定为1；否则为0。类似地，如果观测值处于企业对外直接投资的后n年，则OFDIft +n设定为1；否则为0。对早于企业对外直接投资年份为4年以上的观测值，设定OFDIft -4为1；对晚于企业对外直接投资年份为5年以上的观测值，设定OFDIft +5为1。参照点为企业对外直接投资当年。其他变量的含义与前文一致。图1展示了这组虚拟变量的系数估计值及其95%置信区间。图1显示，在对外直接投资之前，投资企业与非投资企业的出口国内增加值率不存在显著差异，因此满足平行趋势假定。同时，在对外直接投资之后，投资企业的出口国内增加值率显著低于非投资企业，说明对外直接投资降低了企业出口国内增加值率。
（二）稳健性检验
基准回归结果表明，对外直接投资显著降低了企业出口国内增加值率。为了保证回归结果的稳健性，本文在改变计量模型设定的同时，还从以下几个方面进行稳健性检验。
1.调整倾向得分匹配比例
在基准回归中，倾向得分匹配比例是1∶5。为了检验匹配比例是否影响回归结果，本文将匹配比例分别调整为1∶3和1∶10，重新匹配并回归。表2报告了相应的回归结果。表2第（1）至第（3）列是匹配比例为1∶3的回归结果，第（4）至第（6）列是匹配比例为1∶10的回归结果。结果显示，企业对外直接投资的系数估计值显著为负，与基准回归结果一致。
2.替换被解释变量度量指标
在基准回归中，企业出口国内增加值率的测算需要假定国内中间品中所包含的国外增加值比例为5%。为了消除这一假定的潜在影响，本文将这一比例假定为10%，重新测算企业出口国内增加值率并回归。同时，借鉴Wang等的方法对中国制造业细分行业层面的这一比例进行测算，进而计算企业出口国内增加值率并回归。结果显示，企业对外直接投资的系数估计值显著为负，表明本文主要结论依然成立。
3.剔除特殊类型对外直接投资
在基准回归中，企业对外直接投资包含所有类型的对外直接投资项目。但是，其中有些投资项目不具有实际经济意义或不符合利润最大化原则，比如投资国家（地区）为避税地和投资动机为占有矿产资源的对外直接投资。考虑到这些投资项目的特殊性，本文分别剔除这两类投资及其相关企业，并进行回归。结果显示，企业对外直接投资的系数估计值仍然显著为负，进一步表明本文的回归结果是稳健的。
五、机制检验
（一）中介效应检验
前文研究表明，对外直接投资降低了企业出口国内增加值率。本部分检验对外直接投资降低企业出口国内增加值率的作用机制。中介效应模型是机制检验的常用方法。结合前文的理论分析，本文借鉴温忠麟等、祝树金等的方法构建如下计量模型：
其中，impratioft表示企业进口中间品相对比例，使用企业中间投入品中进口中间品与国内中间品之比衡量；其他变量的含义与前文一致。表3报告了式（4）和式（5）的回归结果。表3第（1）、第（3）、第（5）列是不同计量模型设定下式（4）的回归结果，第（2）、第（4）、第（6）列是不同计量模型设定下式（5）的回归结果。从表3第（1）、第（3）、第（5）列的回归结果来看，对外直接投资对中介变量进口中间品相对比例的影响显著为正，说明对外直接投资显著提高了企业进口中间品相对比例。从表3第（2）、第（4）、第（6）列的回归结果来看，进口中间品相对比例对企业出口国内增加值率的影响显著为负，说明在其他条件不变的情况下，进口中间品相对比例越高，企业出口国内增加值率越低。此外，在加入中介变量进口中间品相对比例后，对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响仍然显著，但系数绝对值降低，说明中介效应存在，即进口中间品相对比例增加是对外直接投资降低企业出口国内增加值率的作用渠道，假说1得到验证。
（二）基于投资异质性的检验
由中间品转换效应的作用原理可推知，对不同贸易壁垒东道国的对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响程度可能存在差异。为了检验这种差异性影响是否存在，并进一步完善机制检验，本文借鉴毛其淋和许家云的方法构建如下计量模型：
其中，host_9表示企业对外直接投资类型虚拟变量。借鉴已有文献，本文采用地理距离和进口中间品关税衡量贸易壁垒。具体而言，根据本国与投资国家（地区）的地理距离将企业对外直接投资划分为对地理距离较近东道国的投资（host_clo）和对地理距离较远东道国的投资（host_far）；根据本国来自投资国家（地区）的进口中间品关税将企业对外直接投资划分为对进口中间品关税较低东道国的投资（host_low）和对进口中间品关税较高东道国的投资（host_hig）。表4报告了按地理距离划分企业对外直接投资类型的回归结果。
表4第（1）至第（3）列是采用人口最多城市之间地理距离的回归结果，第（4）至第（6）列是采用城市人口加权平均地理距离的回归结果。从表4第（1）至第（3）列的回归结果来看，不论在何种计量模型设定下，与对地理距离较近东道国的投资相比，对地理距离较远东道国的投资的系数估计值都更显著，绝对值也更大，说明投资于地理距离较远的国家对企业出口国内增加值率的影响更大。从表4第（4）至第（6）列的回归结果来看，结论是一致的。由此，假说2得到验证。
表5报告了按进口中间品关税划分企业对外直接投资类型的回归结果。表5第（1）至第（3）列是采用简单平均进口中间品关税的回归结果，第（4）至第（6）列是采用加权平均进口中间品关税的回归结果。表5第（1）至第（3）列的回归结果显示，不论在何种计量模型设定下，与对进口中间品关税较低东道国的投资相比，对进口中间品关税较高东道国的投资的系数估计值都更显著，绝对值也更大，说明投资于进口中间品关税较高的国家对企业出口国内增加值率的影响更大。表5第（4）至第（6）列的回归结果是相似的。因此，假说2再次得到验证。
六、对外直接投资影响企业出口国内增加值率：“背后的故事”
（一）中间品转换效应的内在动因
机制检验表明，对外直接投资通过中间品转换效应降低企业出口国内增加值率。但相关文献表明，中间品进口有利于提高企业生产率和创新，特别是高质量中间品进口。因此，本文关注的问题是，中间品转换效应背后的原因是否为了获取高质量进口中间品，而非低价格进口中间品。如果是为了获取低价格进口中间品，那么对于要素成本较高的企业来说，对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响预期会更强。基于这一逻辑，本文采用分样本方法进行检验，并从劳动成本和资本成本两个角度衡量企业要素成本。
本文使用单位增加值所需工资报酬度量企业劳动成本，并根据劳动成本中位数将全部企业分为低劳动成本组和高劳动成本组，然后分别进行回归。同时，使用单位增加值所需资本折旧度量企业资本成本，并根据资本成本中位数将全部企业分为低资本成本组和高资本成本组，然后分别进行回归。表6报告了回归结果。首先，从劳动成本角度分析。结果显示，不论是否考虑行业和省份因素，低劳动成本组的系数估计值都比高劳动成本组的系数估计值更显著，且绝对值更大，说明在对外直接投资之后，低劳动成本组企业反而会更倾向于增加进口中间品相对比例。这意味着中间品转换效应发生的原因不是进口中间品具有较低的价格，而是进口中间品具有较高的质量。其次，从资本成本角度分析。结果显示，低资本成本组的系数估计值比高资本成本组的系数估计值更显著，且绝对值更大；在考虑行业和省份因素后，这一差异更加明显。这说明在对外直接投资之后，低资本成本组企业会更倾向于增加进口中间品相对比例，再次验证了中间品转换效应背后的原因不是进口中间品具有较低的价格，而是进口中间品具有较高的质量。与本文研究类似，余静文等发现，对外直接投资提高了企业进口中间品质量；诸竹君等发现，进口中间品质量提升短期内会增加企业进口中间品使用比例，并降低企业出口国内增加值率。
（二）对外直接投资对企业出口国内增加值率的长期效应
考虑到中间品转换效应的内在动因是为了获取高质量进口中间品，并结合进口中间品对企业生产率和创新的促进作用，本文进一步检验对外直接投资对企业出口国内增加值率的滞后效应。表7报告了回归结果。回归结果显示，对外直接投资滞后一期和滞后二期的回归系数仍然为负，但是显著性逐渐降低；滞后三期的回归系数由负转正，但不显著；滞后四期的回归系数显著为正。这一回归结果表明，从长期来看，对外直接投资将促进企业出口国内增加值率提升。
七、结论与启示
本文使用中国工业企业数据库、中国海关数据库、境外投资企业（机构）名录的匹配数据，采用时变双重差分模型和倾向得分匹配方法，考察了对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响效应和作用机制。依次进行基准回归、稳健性检验、机制检验和进一步分析后，本文得到主要结论如下。第一，对外直接投资显著降低了当期企业出口国内增加值率。这一结论在调整匹配比例、替换关键变量度量、剔除特殊类型投资进行稳健性检验之后仍然成立。第二，中间品转换效应是对外直接投资降低当期企业出口国内增加值率的潜在机制。一方面，中介效应检验结果表明，进口中间品相对比例增加是对外直接投资降低企业出口国内增加值率的中介渠道；另一方面，基于投资异质性的检验结果表明，对地理距离较远和进口中间品关税较高国家的对外直接投资对企业出口国内增加值率的影响更显著。第三，进一步分析结果表明，低要素成本组企业会更倾向于增加进口中间品相对比例，说明中间品转换效应的内在动因是进口高质量中间品而非低价格中间品；同时，从长期来看，对外直接投资将显著提升企业出口国内增加值率，这是因为高质量中间品进口有利于提高企业生产率和创新。
本文研究表明，对外直接投资可以促进制造业企业全球价值链升级，但短期风险和长期收益并存。这对于推进高水平对外开放和促进制造业全球价值链升级具有较强的实践与政策启示。首先，对外直接投资对企业全球价值链升级的影响是复杂和变化的。对外直接投资可能使企业从进口中间品中受益，也可能使企业面临进口中间品依赖。在国际分工深化和构建新发展格局的大背景下，开展对外直接投资仍有必要。但在投资之前，企业应充分考虑对外直接投资的潜在风险，并作出综合评估；应结合自身的实际情况，实施合理的对外直接投资战略，避免盲目投资和粗犷型扩张。其次，寻求高质量进口中间品是企业开展对外直接投资之后出现中间品转换效应的内在动因，这说明关键中间品和零部件在企业参与全球价值链分工的过程中发挥重要作用。因此，企业不能仅将对外直接投资作为中间品采购渠道或出口销售平台，而应该在开展对外直接投资之后，注重对关键中间品和零部件的生产与研发，注重对关键生产环节的把控与治理，促进企业内部跨国生产网络中各生产环节之间的协同创新与联动，通过关键生产环节内部化，掌握全球价值链分工的主动权。最后，政府应积极发挥协调作用，优化对外直接投资政策，监管对外直接投资风险，鼓励具有研发实力的企业开展对外直接投资。同时，优化国内创新体系和营商环境，引导国外关键技术、人才、生产环节回流，以外循环促进内循环，促进制造业全球价值链升级，推动经济高质量发展。
南昌大学学报（人文社会科学版）
微信号｜ncdxxbskb
中文社会科学引文索引(CSSCI)来源期刊
全国中文核心期刊
中国人文社会科学核心期刊
RCCSE中国核心学术期刊
全国高校精品社科期刊
华东地区优秀期刊
