企业对外直接投资如何影响出口产品质量

华岳 郑文卓 肖皓

摘 要：提高国际双向投资水平，推动产业竞争力提升是中国实现高水平对外开放和加快建设贸易强国的内在要求。本文依托全球价值链理论框架，基于2005-2013年中国工业企业和海关贸易微观匹配数据，深入探讨中国企业OFDI影响出口产品质量的效应和机制。匹配-双重差分和工具变量分析结果表明：中国企业进行OFDI显著提升了出口产品质量，结论通过了一系列稳健性检验。机理分析和机制检验表明，企业OFDI主要通过中间品进口效应、自主创新研发投入效应与逆向技术溢出效应推动出口产品质量升级，异质性分析显示，当投资主体为小规模企业、非国有企业、高管理效率企业、一般贸易企业以及高市场化程度地区企业时，OFDI会导致更大幅度的出口产品质量提升。本文为理解国际投资与国际贸易的互动关系提供了来自企业层面的新证据，为如何利用资本要素和投资举措促进贸易高质量发展提供了政策启示。

关键词：对外直接投资；出口产品质量；中间品进口；企业技术创新

一、引言

当前世界正经历百年未有之大变局，贸易保护主义、逆全球化思潮抬头，叠加2020年新冠疫情全球蔓延等因素，国际市场需求呈现断崖式下滑态势。国内方面，价值链低端锁定、出口产品质量偏低等困境使得出口贸易面临复杂、严峻的形势（刘啟仁和铁瑛，2020）。因此，出口产品提质升级成为从根本上促进企业出口竞争力转型升级，从而实现全球价值链高附加值环节延展的关键举措（许家云等，2017）。贸易强国建设被置于中国“十四五”乃至更长时期实现高质量发展的重要位置，如何有效提升出口产品质量成为极具紧迫性的研究议题（卢盛峰等，2021）。

现有针对推动出口产品质量升级的研究较为丰富（Bas和Strauss＼|Kahn，2015; Crinò和Ogliari，2017;Fan等，2018），众多研究从企业生产率（Amiti和Khandelwal，2013）、企业自主创新（宋跃刚和郑磊，2020）、中间品贸易自由化（Fan等， 2015）、人民币汇率（余淼杰和张睿，2017）、企业股权激励（汤超等，2023）等视角探究了出口产品质量的决定因素与机理。推动“双循环”的顺畅运行需要高水平对外开放与高质量发展有机结合。作为挖掘东道国市场潜力、规避贸易壁垒与维护全球化贸易及分工体系的有效方式，对外直接投资（以下简称OFDI）迎来历史性增长契机，随着中国“走出去”战略的深入实施和“一带一路”倡议的大力推进，2023年中国全行业对外直接投资流量为1478.5亿美元，居全球第二，存量近3万亿美元，居全球第三。越来越多的中国企业选择以对外直接投资的方式参与到国际市场的竞争中，进行全球化战略布局，据商务部统计，当前境内投资者在全球190个国家和地区共设立境外企业4.7万家，覆盖超过80%的国家和地区。国内外大量研究证实了企业OFDI对企业生产率（Li等，2017）、企业创新（Desai等，2009; 黄远浙等，2021）、企业加成率（毛其淋和许家云，2016）和全球价值链分工地位（杨连星和罗玉辉，2017）等方面有显著影响。其中，对外投资与对外贸易之间的互动关系问题一直是国际贸易与发展经济学领域研究的热点和重点，也有研究初步证实了企业OFDI对出口强度存在影响（蒋冠宏和蒋殿春，2014）。随着全球价值链分工的不断深入，企业的国际竞争优势并不单纯取决于出口规模（Fan等， 2018）。近年来，部分研究从出口技术复杂度（杨连星和刘晓光，2016）、出口产品多元化（杨汝岱和吴群锋，2019）、出口增加值（徐国祥和张正，2020）等角度探讨OFDI的出口效应。然而，在我国立足新发展阶段，倡导“更大范围、更宽领域、更深层次”的高水平对外开放背景下，上述研究均未涉及OFDI与出口产品质量的关系，已有的少量相关研究（余静文等，2021）也并未在统一的理论框架下系统探讨OFDI影响出口产品质量的微观机理。

本文的边际贡献在于：第一，研究视角方面。在中国经济面临“三重冲击”、外贸需求下滑的现实背景下，促进对外直接投资和加快实现出口贸易高质量发展是现阶段的重要研究议题。本文通过严谨的因果识别方法稳健揭示了OFDI对出口产品质量的影响，一方面拓展了OFDI在开放视角下的经济效应评估；另一方面也证实了利用资本要素和投资行为促进贸易高质量发展的合理性。第二，理论框架与机制分析方面，本文立足全球价值链的统一理论框架，从中间品进口、自主创新研发投入、逆向技术溢出三个层面探讨OFDI对出口产品质量的影响渠道，为充分理解“从国际投资到国际贸易”这一重要议题提供了基于价值链环节和技术创新的新视角和新证据。第三，本文结合规模经济理论、产权理论和区域市场分割等理论，充分揭示了企业OFDI的出口产品质量效应在企业规模、所有权、管理效率、贸易方式、所在地区市场化程度等维度上的差异，进一步扩展了本文的研究广度，为相关政策的精准制定提供了具有针对性的参考证据。

本文后续部分安排如下：第二部分是理论分析与研究假说；第三部分介绍研究设计与数据来源；第四部分评估OFDI的出口产品质量效应，并对微观机制进行实证检验；第五部分是拓展性分析；第六部分总结全文并提出政策建议。

二、理论分析与研究假说

在全球价值链的理论框架中，生产分工对象从最终商品扩展到价值链各环节上的中间产品（Antras和Chor， 2022）。作为比较优势理论和产业分工理论的继承和扩展，全球价值链理论强调生产流程中各国从事的特定环节所能实现的贸易收益，明确指出对于价值链各环节的比较优势和规模经济进行分析的重要性。因此，对于出口产品质量的探讨，不能忽视出口产品制造过程的中间环节与中间产品。此外，全球价值链理论还重点关注产品制造周期中各环节所产生的附加价值，据此将生产环节区分为高端、中端和低端，而决定企业全球价值链位置和出口产品质量的一项核心要素即为企业技术创新水平，反映在生产要素使用比率与效率层面，即为技术密集型、资本密集型或劳动密集型生产模式的区分（吕越等，2018）。综上所述，本文以全球价值链这一理论框架为依托，基于中间品投入视角（包括中间品质量和种类）和技术创新视角（包括自主创新与技术溢出）对企业OFDI影响出口产品质量的理论机制进行分析。

在全球价值链分工模式下，参与OFDI的中国工业企业较多承担的是制造、加工和组装等环节，因而需要大量进口中间品。现有研究已经证实，进口中间品在企业最终出口产品质量中的作用愈发重要，近乎等同于资本和技术（马述忠和吴国杰，2016）。OFDI的中间品进口效应主要包括两个方面：一是进口中间品的质量效应。随着经济社会发展与消费品质升级，消费者对高附加值和高科技含量产品的需求大幅提升，更优质的中间品是出口产品质量升级的前置性因素（Bas和Strauss＼|Kahn，2015）。当前，国产中间品尤其是关键零部件的质量相比同类型发达国家产品质量存在一定差距，难以满足企业高质量生产所需；另外，即使国内厂商具备高质量中间品的生产能力，但生产成本却远超进口中间品（张杰等，2015）。因此，企业OFDI的进口中间品质量效应一方面直接促进最终出口品质量升级，另一方面降低生产成本，优化企业资源配置，间接地对出口产品质量产生积极效应（Halpern等，2015）。二是进口中间品的种类效应。企业可选择中间品多元化程度的提升能够有效降低企业进口中间品的成本（Goldberg等，2010），从而可将节约的资金配置到研发投入中，以促进出口产品提质升级（许家云等，2017）。同时，OFDI是企业获得差异化资源（如能源型中间品与关键零部件）的重要渠道，进口类型更丰富的中间品有助于企业进一步优化中间品投入组合，对出口产品质量升级尤为关键（王雅琦等，2018）。此外，鉴于消费品种类多样化会增大消费者效用，东道国多样化的进口中间品与国内中间品的有机融合也被证实能带来“整体大于部分之和”的效应（Halpern等，2015）。本文据此提出研究假说：

假说一：企业OFDI能够通过中间品进口提升企业出口产品质量。

对外直接投资加剧了国内企业产品与国际市场同类产品的竞争，可能刺激企业增加研发资金投入、强化自主创新能力，进而推动出口产品质量升级。该效应可从两个方面展开分析：一是直接激励效应。企业进行OFDI后会极力促使产品在东道国竞争中脱颖而出，而最直接的手段则是加大自主创新研发的投入，增强自主创新研发能力，进而提升技术水平与核心竞争力，这一过程也被Desai等（2009）研究利用发达经济体数据所证实。二是间接促进效应。对外直接投资规模的扩张在很大程度上意味着贸易开放度的提升，这将引致大量同类型国外产品进入国内市场，进口竞争压力倒逼了企业开展技术创新，为维持市场竞争力与市场份额，企业会主动增强其研发强度，从而加快出口产品质量升级步伐（毛其淋和许家云，2019）。另一方面是母国市场深化效应，母国企业OFDI带来的进口创造效应迫使国内该行业企业设法竞相提高研发创新水平与生产效率以保证其市场占有率，从而提高母国国内产品质量阶梯。母国市场深化有利于出口比较优势的提高与中国全球价值链的升级，毋庸置疑会对出口产品质量起到积极作用。本文据此提出研究假说：

假说二：企业OFDI能够通过自主创新研发投入提升企业出口产品质量。

OFDI是跨国企业通过全球布局，以挖掘和吸收先进知识技术和管理理念，并提升出口企业产品质量的重要手段。发展中经济体的逆向技术溢出效应也被技术地方化理论和技术创新产业升级理论等经典理论加以证明。实践中，逆向技术溢出主要体现在以下两点：一是模仿学习效应，根据知识技术的外溢性与非竞争特征，企业通过OFDI方式识别东道国技术优势，学习其生产工艺或模仿其制造流程，进一步吸收东道国新技术并内化于自身产品中，由此带来产品附加值的提高，为出口产品质量升级提供有力保障（邓悦和蒋琬仪，2022）。二是上下游关联效应。首先是东道国上下游关联效应，投资母国企业通过绿地投资或跨国并购方式与东道国上下游关联企业建立合作关系，这不仅有利于追踪东道国优势产业上下游领域的技术发展动态，还增大了近距离接触到技术网络与一线市场的可能性（黄远浙等，2021），更重要的是有益于汲取前后向产业部门垂直技术溢出以及先进的经营理念，为出口产品质量升级提供了丰富的知识源。其次是母国上下游关联效应，母国企业与东道国子公司畅通便捷的知识互联互通渠道决定了子公司从海外获取的有价值的知识会迅速传递回母国，在此基础上，母公司进一步与国内上下游企业交互合作，那么知识技术无疑会再次交融整合，成为企业出口产品质量提升的重要驱动力。本文据此提出研究假说：

假说三：企业OFDI能够通过逆向技术溢出提升企业出口产品质量。

三、研究设计与数据来源

（一）模型构建

由于不同企业进行对外直接投资存在先后顺序，本文构建交叠双重差分模型并进行估计：

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

式中，因变量qualityit表示i企业第t年的出口产品质量。解释变量ofdiit表示i企业在第t年是否进行了对外直接投资，即将2005-2013年进行OFDI的企业作为处理组（以首次投资为处理发生时点），从未进行OFDI的企业作为控制组。本文感兴趣的估计系数β1可以识别企业进行对外直接投资决策对出口产品质量的冲击。controlkit为影响出口产品质量的控制变量集合（k代表控制变量个数）；ηt为年份固定效应，μj为行业固定效应，λp为省份固定效应；εit为随机误差项。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业出口产品质量（qualityit）。本文参照Khandelwal等（2013），将产品异质性纳入框架，使用回归反推方法对出口产品质量进行测算，具体测算方法如下：

n国消费者在第t年对中国企业i生产产品m的消费量为：

式中，qintm代表在第t年企业i对第n国出口产品m的数量；pintm表示在第t年企业i对第n国出口产品m的价格；ηintm代表在第t年企业i对第n国出口m产品质量；Ent为第n国第t年消费者支出；Pnt为第n国第t年价格指数，σ为不同种类产品间的替代弹性，参照Melitz（2003）经典模型框架关于消费者CES效用函数的设定，令σ>1。将式（2）两边分别取对数，通过转化可以得到式（3）：

lnqintm=δnt-σlnpintm+εintm（3）

式中，δnt=lnEnt-lnPnt，代表出口目的国与时间二维虚拟变量，控制国家-年份固定效应。εintm=（σ-1）lnηintm为残差项，包含出口产品m的质量信息。同时，本文在式（3）中还加入企业所在省份实际GDP以控制产品水平特征差异的影响。另外，考虑到产品质量与产品价格之间可能存在内生关系，本文借鉴王永进和施炳展（2014）的做法，对式（3）进行工具变量估计，并对残差项进行变形化简，定义企业i在第t年对第n国出口的m产品质量为：

为进行企业层面加总以及跨期比较，将质量指标进行标准化处理，得到出口产品质量指标：

式（5）中，maxqualityintm代表在所有年份全部企业出口到所有出口目的国的产品质量中的最大值，minqualityintm则为相应的最小值，按式（6）进行加权加总处理，即可得到企业出口产品质量指标：

式（6）中，νintm表示企业i在第t期出口到第n国产品m的价值量，Ω是企业i在第t年出口产品的样本集合。

2.核心解释变量：企业是否进行对外直接投资（ofdiit）：在样本期内，如果企业i在第t年开始进行对外直接投资活动，ofdiit取值为1，否则为0。

3.控制变量：包含企业规模（lnysel），采用企业销售额的对数进行衡量；企业管理水平（manage），采用企业主营业务收入与平均资产总额的比值衡量；企业年龄（lnage），采用企业当年所处年份减去开业年份后加1取对数来衡量；劳动生产率（lnlabor），选取企业总产值与年均就业人数比值的对数表示；资本密集度（lnkint），选取企业固定资产净值与年均就业人数比值的对数衡量；企业利润率（profitr），采用营业利润与企业销售额的比值表示；融资约束（fincon），采用企业利息支出与固定资产的比值表示；政府补贴（lnsubsidy），采用企业获得的政府补贴的对数表示。

（三）数据来源

本文微观企业层面数据主要来源于2005-2013年中国工业企业数据库与海关进出口数据库。首先，借鉴Brandt等（2012）的做法整理中国工业企业数据库并进行以下处理：剔除工业总产值、中间投入、应付职工薪酬、销售额、从业人员、资本存量、固定资产等重要信息存在不大于0或缺少值的企业；剔除明显违背“通用会计准则”的样本企业，如总资产小于流动资产、固定资产净值的企业；剔除职工人数不大于8人的企业；剔除非国有企业的主营业务收入小于500万元的企业。其次，参考余淼杰和张睿（2017）的做法对海关进出口数据进行处理，以从微观层面准确测算企业出口产品质量；最后，依次按照企业名称和年份、邮政编码和电话号码后七位组成的十三位数字进行匹配，并删除重复样本。由于初级品、资源品的产品质量主要由自然资源决定，因此在HS8分位数据转换为HS6分位数据后，将数据与SITC编码对应并进行转化，剔除掉初级品和资源品，并剔除以中国为出口国的样本数据。相关控制变量数据主要来源于中国工业企业数据库。为了消除样本离群值的影响，本文对连续变量进行了1%的缩尾处理。各国家和地区的国内生产总值和研发投入支出等数据均来源于联合国商品贸易统计数据库（UN Comtrade）和世界银行数据库。相关变量描述性统计汇报于表1。

四、实证结果与分析

（一）基准结果

1.双重差分估计结果

表2报告了基于双重差分模型的估计结果，第（1）列仅考虑核心解释变量ofdi，第（2）列加入了企业补贴类别的控制变量（政府补贴），第（3）列进一步纳入了反映企业基本面的因素作为控制变量（企业规模、企业管理水平、企业年龄），第（4）列进一步控制了反映企业生产结构和经营状况方面的因素（劳动生产率、资本密集度、企业利润、融资约束），第（1）～（4）列均控制了年份、行业和省份固定效应。初步估计结果显示，本文重点关注的核心解释变量ofdi的系数均为正，显著性水平均一致，说明与未进行OFDI的企业相比，进行OFDI企业的出口产品质量更高，即企业进行对外直接投资决策显著提升了出口产品质量。具体来说，进行OFDI的企业与未进行OFDI的企业相比，其出口产品质量提升了均值（0.322）的5%～14.3%。

2.平行趋势检验

双重差分估计结果的有效性需要平行趋势假定予以支撑，即企业进行OFDI前，处理组企业与对照组企业的出口产品质量应具有共同趋势。图1绘制了95%置信区间下的平行趋势图，结果表明在企业进行OFDI前，处理组和对照组企业出口产品质量已存在显著趋势差异，即未通过平行趋势检验。可能的原因是企业的自选择行为，即企业是否进行对外直接投资决策并不是随机的，而是企业基于自身劳动生产率、规模、利润率等因素进行选择的结果（蒋冠宏和蒋殿春，2014）。因此，为克服选择性偏误导致的估计结果偏差，本文进一步采用倾向得分匹配（PSM）选择与进行OFDI企业最有可比性的企业作为对照组，再使用双重差分法得到更可靠的估计结果。

3.样本匹配

本文选取劳动生产率（lnlabor）、企业利润率（profitr）、出口密集度（exportr，以出口交货值与企业销售额比值衡量）、企业年龄（lnage）、企业规模（lnysel）、资本密集度（lnkint）等匹配变量，以OFDI作为分组变量分年计算倾向得分，并采用“一对三近邻匹配”方法进行逐年匹配，为进行OFDI的企业匹配到尽可能相近的从未进行OFDI的企业作为对照组。表3报告了匹配后匹配变量在处理组和对照组的均值差异，结果表明通过平衡性检验，进一步证明选择的匹配变量与匹配方法是有效的。

（二）基准回归结果

表4报告了基于PSM＼|DID方法的基准回归结果，于第（1）～（4）列逐步加入企业层面控制变量。可以看到，核心解释变量ofdi的估计系数均在1%水平上显著为正，表明企业进行OFDI对出口产品质量提升具有积极效应。通过对比可以发现，表4第（4）列结果与表2第（4）列结果（0.020）在维度上的差异较小，说明企业自选择等问题固然存在，但实际并未给估计结果带来重大偏误，表2中的（非PSM）DID结果在很大程度上是可信的。本文同时进行了一系列稳健性检验，包括工具变量分析、更换自变量及因变量测度、排除金融危机影响、控制行业和地区差异化趋势、剔除外资企业等，结果均保持稳健，限于篇幅，具体回归结果未进行展示。

（三）动态效应分析

上文结果表明，企业进行OFDI在平均意义上有利于推动出口产品质量升级，需要进一步考虑的是，OFDI影响产品质量这一效应的演进趋势如何，特别是中长期提升效应是否仍然存在？本文使用目前双重差分中应用较广泛的事件分析法进行动态效应检验（张子尧和黄炜，2023），考察OFDI对出口产品质量的影响在时间维度层面的演进特征。为此，本文将式（1）扩展为：

式（7）中，Dγyear为企业OFDI年度虚拟变量，当企业处于进行OFDI后的第γ年（γ=0，1，2，3，4，5，6，7，8）时由于本文的时间跨度为2004-2013年，并且处理组的识别是从2005年开始的，因此这里最长的滞后期为8期。，Dγyear取值为1，否则为0。ofdiit×Dγyear的估计系数φγ反映企业进行OFDI后的第γ年对出口产品质量的影响。其他变量含义同式（1）。

估计结果如表5所示，包含所有控制变量的第（3）列结果显示，交叉项估计系数除企业进行OFDI当年不显著之外，其余年份均显著为正，并且总体而言交叉项估计系数呈递增趋势，这表明OFDI对出口产品质量的提升效应存在一年的时滞，之后提升作用开始显现并且提升程度呈上升趋势，由此确认了企业进行OFDI具有促进出口产品质量升级的长效机制。OFDI对出口产品提质升级不存在即期影响，但促进作用随时间不断增强这一结果可能存在如下两点原因，其一，根据机理分析，企业进行OFDI后，不论是获得东道国的中间品资源，还是吸收先进知识技术，又或是在竞争环境中自主增大研发投入，都需要内部学习、处理与转化的过程，同时又受到既定合同与订单的约束，其推动出口产品质量升级的效果不太可能于当年立刻显现。其二，从企业生命周期视角来看，对处于初创期和成长期的企业来说，学习国外技术知识与制造工艺、引进高质量中间品是其生存和成长的重要动力；而随着企业向成熟期不断迈进，其自主创新研发能力逐渐增强，逐步与国内外同类企业及上下游企业等主体建立长期合作关系，从根本上为出口产品质量升级提供稳定支持，在内外部规模经济的作用下可能导致OFDI的出口产品质量效应得到持续放大。

（四）影响机制分析

正如机理分析中所述，企业进行OFDI可能通过进口中间品效应、自主创新研发投入效应、逆向技术溢出效应三种渠道影响出口产品质量。基于此，本文引入进口中间品质量（imquality）、进口中间品种类（lnimtypes）、研发创新密集度（rdint）、通过OFDI获得的国际技术溢出（lnspill）作为机制变量。关于进口中间品质量，本文借鉴施炳展和曾祥菲（2015）的方式进行测算，其推算过程和模型与前文测算出口产品质量基本一致；关于进口中间品种类的数量，已有研究认为越高质量的产品需要更多种类的中间品，因此中间品种类一定程度上可以代理生产技术复杂性指标（Bloom等，2018）；关于企业研发创新密集度，本文使用新产品销售额与企业销售额的比值表示；关于企业进行OFDI获得的逆向技术溢出，根据杨连星和刘晓光（2016）对国际技术溢出效应的界定，以中国OFDI获得的国际R&D资本存量衡量OFDI的国际技术溢出。因此，借鉴宋跃刚和郑磊（2020），利用Lichtenberg和Potterie（1998）的构建方法，根据省份OFDI存量权重加权得到省级层面对外直接投资获得的国际R&D资本存量，进一步根据企业OFDI次数比重加权加总得到企业进行OFDI获得的国际技术溢出（取对数衡量）。

由表6中第（1）列与第（2）列的估计结果可知，ofdi与ofdi×imquality、ofdi与ofdi×lnimtypes的估计系数均显著为正，说明中间品进口效应（包括进口中间品质量效应与进口中间品种类效应）是OFDI提升出口产品质量的重要途径。OFDI成为企业更多地引入国外高质量、多元化中间品的关键渠道，助力企业实现培育出口产品质量竞争优势的目标。表6第（3）列中ofdi与ofdi×rdint的估计系数均在1%水平上显著为正，表明OFDI通过自主创新研发投入效应优化出口产品质量，提高研发创新能力是解决当前中国企业出口产品“低质和低附加值”问题的重要举措，也是对外直接投资企业提升核心竞争力，深度参与全球价值链的关键抓手。从表6第（4）列可以看出，ofdi与交互项ofdi×lnspill的回归结果均符号为正且统计显著，说明企业吸收逆向技术溢出同样是OFDI促进出口产品质量升级的一个有效途径，是OFDI企业迈向产业价值链中高端环节的重要驱动力。综上，表6的实证结果基本证实了中间品进口效应、自主创新研发投入效应与逆向技术溢出效应均是OFDI对企业出口产品质量升级产生积极效应的作用渠道，验证了机理分析中提出的3项研究假说。

五、拓展性分析

（一）企业规模异质性

不同规模企业的OFDI行为和生产管理模式存在明显差异，基于规模经济理论，大规模企业凭借其雄厚的资本基础和资源优势，能够在生产规模、市场拓展及风险管理方面展现出较强的竞争力；而小规模企业可能依靠其更强的创新意愿、决策过程的迅速以及对市场变化的敏锐感知，以更专业化的经营方式规避规模较小的风险，以提升其在目标市场中的竞争地位。据此，本文考察不同规模企业进行OFDI的出口产品质量效应的异质性。设置虚拟变量size，若企业营业收入小于样本企业营业收入中位数，则赋值为1，否则为0。

回归结果参见表7第（1）列，交互项ofdi×size估计系数在10%的水平上显著为正，这表明相较于大规模企业，小规模企业更有可能通过OFDI实现出口产品质量升级。首先，基于资源基础视角，小规模企业面临的资源约束迫使其在OFDI活动中更加注重资源的高效利用和优化配置，以期通过技术吸收和创新实现出口产品质量提升。其次，大规模企业虽然在资本和资源上具有优势，能承担更大的投资项目并利用其规模经济来降低成本，但其在组织结构和决策流程上的复杂性往往导致反应速度较慢，创新能力的发挥受限；小规模企业由于其组织结构的灵活性和决策过程的敏捷性，能够更快速地吸收东道国的先进技术和管理经验，加速知识的内化过程，从而促进出口产品质量的提高。最后，小规模企业往往采取更明确和专注的市场定位策略，更加注重特定目标市场的深耕，通过OFDI加强在细分市场的定位和品牌建设，从而在出口产品质量上获得竞争优势。

（二）企业所有权异质性

产权理论强调所有权结构对企业行为和经济绩效的影响，国有企业和非国有企业在目标设置、运营效率和资源配置上存在本质上的差异。国有企业由于政府干预和多重目标（如社会目标）的存在，可能在追求经济效益和出口产品质量提升方面相对受限，其决策过程可能更加注重政策导向而非市场效率。相比之下，非国有企业在追求利润最大化的市场机制下，可能更加注重效率和创新，以提升竞争力和产品质量。据此，本文试图进一步从考察不同所有制企业OFDI出口产品质量效应的异质性，设置虚拟变量state，若企业所有权属性为国有企业，则赋值为1，否则为0。

估计结果报告在表7第（2）列，结果显示交互项ofdi×state估计系数在5%水平上统计显著且符号为负，表明OFDI的出口产品质量提升效应在国有企业更弱。对此，可能的解释有三点：第一，对外投资目标不同。国有企业更多的是承担国家战略性任务和社会责任，其对外直接投资的首要目标可能并非是经济性盈利。因此，非国有企业相较于国有企业可能具有更强的技术革新意识与核心竞争力提升意识，更趋向于将资本投入到高附加值产业中，带来更强的出口产品质量提升效应。第二，研发创新积极性不同。非国有企业资本更具流动性、管理体系更灵活、创新愿望更强烈，这决定了其在研发创新活动方面更具有活力与动力。而国有企业往往处于市场垄断位置，面临的外部市场竞争压力相对较弱，易出现创新惰性。第三，东道国制度约束强度不同，国有企业由于其政府背景，OFDI可能会受到投资东道国政府部门更严格的制度性限制，而非国有企业在“走出去”时能更灵活、自由地应对东道国的制度门槛，从而支撑出口产品质量升级。

（三）企业管理效率异质性

基于资源基础理论和企业边界理论，企业的资源和能力是其获得持久竞争优势的基础。管理效率作为一种重要的组织能力，会影响企业资源的配置和利用效率，进而影响企业的竞争力和市场表现。同时，管理效率高的企业能够更接近效率边界，即以较低的成本实现较高的产出效率，高效的管理能力促使企业在进行OFDI时，能够更加精准地识别和利用国际市场机会，优化全球价值链布局，提升产品质量和创新能力。为考察不同管理效率企业OFDI对出口产品质量的异质性影响，参考Eisfeldt和Papanikolaou（2013）的做法，以管理费用代理管理效率，人均管理费用越低，则意味着企业管理效率越高。根据行业管理效率中位数将样本分为高管理效率企业与低管理效率企业，设置管理效率虚拟变量mef，若样本为高管理效率则赋值为1，否则为0。

表7第（3）列汇报了相应的异质性检验结果，发现相对低管理效率企业，高管理效率企业OFDI对出口产品质量的提升效应更为明显。可能的解释是，管理效率越高，企业越善于结合内部管理经营情况与外部动态市场环境做出充分与合理的资源配置决策，从而在海外市场更好地吸收逆向技术溢出、准确选择与自身产品生产或设计过程匹配效率更高的进口中间品投入、提振自主创新成果转化效率，进而对出口产品质量产生更明显的正向影响。

（四）企业贸易方式异质性

全球价值链理论强调了企业如何通过参与全球生产网络来提升竞争力。一般贸易企业通过OFDI融入高端价值链环节，从而提高出口产品的质量和增加附加值。相比之下，加工贸易企业更侧重于利用成本优势，参与全球价值链中的特定环节，其OFDI可能更注重寻求成本方面的优化。基于此，考虑到从事不同贸易方式的企业在生产经营活动方面存在较大差异，依据贸易方式将样本企业划分为一般贸易企业与加工贸易企业，设置贸易方式虚拟变量trade，并以加工贸易企业为基准，若企业从事一般贸易则赋值为1，否则为0。

由表7第（4）列中的回归结果可知，交乘项ofdi×trade估计系数显著为正，这表明与加工贸易企业相比，从事一般贸易企业的对外直接投资显示出更有效的出口产品质量提升效应。对此，可能的原因有三个方面：首先，技术创新意识方面。一般贸易企业更高概率参与高附加值产品生产，其制造流程中更多地涉及研发创新与技术升级。然而，不论是进料加工还是来料加工贸易企业，主要以低成本优势参与全球价值链低端环节，因此创新意识相对较弱。其次，带动相关产业发展方面。一般贸易往往处于产业链最终环节，更有能力通过“走出去”带动更多相关产业尤其是国内零部件等中间品所在产业的发展，并反作用于出口产品质量的提升，形成良性互动。而加工贸易作为生产环节中某单一环节，在带动相关产业发展方面作用微弱，提升出口产品质量的空间有限。最后，提质目标方面，与加工贸易企业扩大加工业务订单的目标不同，大部分一般贸易企业为了提高其品牌认可度，以争取到更大的市场占有率，会更加积极、主动地参与国际竞争，并立足企业实际设定逐步提升产品质量的目标。

（五）企业所在地区市场化程度异质性

基于区域市场分割理论，在大国经济体中，不同地区的资源禀赋、产业结构、开放程度、制度环境等因素会显著影响该地区的市场化水平，从而影响企业的经营策略和绩效。在市场化程度较高的地区，企业面对的是更加成熟和完善的市场机制、更加规范的法律环境和更加开放的经济政策，这会共同促进企业提升市场竞争力和创新能力，使得这些企业更有可能利用国际资源和市场机会来提升出口产品质量。考虑到OFDI对出口产品质量的影响可能会因市场化程度差异而存在异质性，根据王小鲁等（2021）计算的各年各省份市场化指数中位数，将样本企业所处省份分为高市场化水平地区与低市场化水平地区进行异质性考察。设置市场化程度虚拟变量market，若该省份市场化程度高于中位数则取值为1，否则为0。

回归结果参见表7第（5）列，交互项ofdi×market估计系数在1%的水平上显著为正，这表明相较于低市场化地区，高市场化地区的企业更有可能通过OFDI实现出口产品质量升级。可能的原因是，区域市场化水平越高，越有益于培养成熟的要素市场，具备更优质的营商环境，从而能够更充分地发挥市场在要素资源配置中的基础性作用。同时，高市场化还能从一定程度上压缩商业活动中的寻租空间，使得企业寻租成本增大，从而有利于企业将更多的要素资源用于自主研发创新和市场经营活动，降低资源的错配与扭曲，增大OFDI对企业出口产品质量的促进作用，这与毛其淋和赵柯雨（2021）的研究结论相呼应。

六、研究结论与启示

本文采用2005-2013年企业层面微观数据，系统分析了中国企业对外直接投资对出口产品质量的影响及其作用机制，结果发现：第一，企业OFDI对于出口产品质量具有显著的提升效应，这一发现通过了一系列稳健性检验。第二，在全球价值链理论框架下，中间品进口效应、自主创新研发投入效应、逆向技术溢出效应是推动OFDI提升企业出口产品质量的重要渠道。第三，小规模企业、非国有企业、高管理效率企业、一般贸易企业和高市场化程度地区企业进行OFDI会表现出更大的出口产品质量提升效应。这表明对外投资对于出口贸易的影响在企业性质、管理状况和空间地域等多维度层面存在差异。

在当前外部需求不振、贸易环境复杂多变的形势下，以对外直接投资促进贸易质量升级，已成为中国企业提升国际竞争力，破除价值链“低端锁定”的重要举措。本研究的政策启示包括：首先，实现高水平对外开放和加强贸易强国建设，不可忽视对外直接投资在其中的关键作用，政策层面，对外可更加积极地进行双边投资及多边投资协定洽谈，对内可制定政策激励有条件、有意愿的企业参与或扩大海外投资。其次，从本文机制研究结论来看，在继续加强国际技术交流合作，吸收前沿技术知识的同时，要更加注重自主研发投入和创新人才培育，持续提升价值链各环节上的附加值。同时，应继续深化中间品贸易自由化改革，深度嵌入全球产业链，鼓励企业进口高质量和多元化的中间品。最后，应差别化制定OFDI激励政策，更多地挖掘大规模企业、国有企业和加工贸易企业通过OFDI提升出口产品质量的潜力，促进企业改进管理效率、优化资源配置，并通过建设全国统一大市场等举措进一步提升重点开放城市和区域的市场化水平。

参考文献：

[1] 邓悦、蒋琬仪，2022： 《工业机器人、管理能力与企业技术创新》，《中国软科学》第11期。

[2] 黄远浙、钟昌标、叶劲松、胡大猛， 2021：《跨国投资与创新绩效——基于对外投资广度和深度视角的分析》，《经济研究》第1期。

[3] 蒋冠宏、蒋殿春， 2014：《中国企业对外直接投资的“出口效应”》，《经济研究》第5期。

[4] 刘啟仁、铁瑛， 2020：《企业雇佣结构、中间投入与出口产品质量变动之谜》，《管理世界》第3期。

[5] 卢盛峰、董如玉、叶初升， 2021：《“一带一路”倡议促进了中国高质量出口吗——来自微观企业的证据》，《中国工业经济》第3期。

[6] 吕越、陈帅、盛斌， 2018：《嵌入全球价值链会导致中国制造的“低端锁定”吗？》，《管理世界》第8期。

[7] 马述忠、吴国杰， 2016：《中间品进口、贸易类型与企业出口产品质量——基于中国企业微观数据的研究》，《数量经济技术经济研究》第11期。

[8] 毛其淋、许家云， 2016：《中国对外直接投资如何影响了企业加成率：事实与机制》，《世界经济》第6期。

[9] 毛其淋、许家云， 2019：《贸易自由化与中国企业出口的国内附加值》，《世界经济》第1期。

[10] 毛其淋、赵柯雨， 2021：《重点产业政策如何影响了企业出口——来自中国制造业的微观证据》，《财贸经济》第11期。

[11] 施炳展、曾祥菲， 2015：《中国企业进口产品质量测算与事实》，《世界经济》第3期。

[12] 宋跃刚、郑磊， 2020：《中间品进口、自主创新与中国制造业企业出口产品质量升级》，《世界经济研究》第11期。

[13] 汤超、祝树金、王梓瑄， 2023：《股权激励、风险承担与出口产品质量升级》，《宏观质量研究》第4期。

[14] 王小鲁、胡李鹏、樊纲， 2021：《中国分省份市场化指数报告（2021）》，北京：社会科学文献出版社。

[15] 王雅琦、张文魁、洪圣杰， 2018：《出口产品质量与中间品供给》，《管理世界》第8期。

[16] 王永进、施炳展， 2014：《上游垄断与中国企业产品质量升级》，《经济研究》第4期。

[17] 徐国祥、张正， 2020：《我国对外直接投资如何影响出口增加值——基于我国-东道国（地区）产业结构差异的视角》，《统计研究》第10期。

[18] 许家云、毛其淋、胡鞍钢， 2017：《中间品进口与企业出口产品质量升级：基于中国证据的研究》，《世界经济》第3期。

[19] 杨连星、刘晓光， 2016：《中国OFDI逆向技术溢出与出口技术复杂度提升》，《财贸经济》第6期。

[20] 杨连星、罗玉辉， 2017：《中国对外直接投资与全球价值链升级》，《数量经济技术经济研究》第6期。

[21] 杨汝岱、吴群锋， 2019：《企业对外投资与出口产品多元化》，《经济学动态》第7期。

[22] 余静文、彭红枫、李濛西， 2021：《对外直接投资与出口产品质量升级：来自中国的经验证据》，《世界经济》第1期。

[23] 余淼杰、张睿， 2017：《人民币升值对出口质量的提升效应：来自中国的微观证据》，《管理世界》第5期。

[24] 张杰、翟福昕、周晓艳， 2015：《政府补贴、市场竞争与出口产品质量》，《数量经济技术经济研究》第4期。

[25] 张子尧、黄炜， 2023：《事件研究法的实现、问题和拓展》，《数量经济技术经济研究》第9期。

[26] Amiti，M.and Khandelwal，A.，2013，Import Competition and Quality Upgrading，Review of Economics and Statistics，95（2）：476＼|490.

[27] Antras，P.and Chor，D.，2022，Global Value Chains，Handbook of International Economics，5：297＼|376.

[28] Bas，M.and Strauss＼|Kahn，V.，2015，Input＼|trade Liberalization，Export Prices and Quality Upgrading，Journal of International Economics，95（2）：250＼|262.

[29] Bloom，N.，Manova，K.，Van Reenen，J.，Sun，S.T.and Yu，Z.，2018，Managing Trade： Evidence from China and the US，NBER Working papers.

[30] Brandt，L.，Van Biesebroeck，J.and Zhang，Y.，2012，Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm＼|level Productivity Growth in Chinese Manufacturing，Journal of Development Economics，97（2）：339＼|351.

[31] Crinò，R.and Ogliari，L.，2017，Financial Imperfections，Product Quality，and International Trade，Journal of International Economics，104：63＼|84.

[32] Desai，M.A.，Foley，C.F.and Hines Jr，J.R.，2009，Domestic Effects of the Foreign Activities of US Multinationals，American Economic Journal： Economic Policy，1（1）：181＼|203.

[33] Eisfeldt，A.L.and Papanikolaou，D.，2013，Organization Capital and the Cross＼|section of Expected Returns，The Journal of Finance，68（4）：1365＼|1406.

[34] Fan，H.，Li，Y.A.and Yeaple，S.R.，2015，Trade Liberalization，Quality，and Export Prices，Review of Economics and Statistics，97（5）：1033＼|1051.

[35] Fan，H.，Li，Y.A.and Yeaple，S.R.，2018，On the Relationship between Quality and Productivity： Evidence from Chinas Accession to the WTO，Journal of International Economics，110：28＼|49.

[36] Goldberg，P.K.，Khandelwal，A.K.，Pavcnik，N.and Topalova，P.，2010，Imported Intermediate Inputs and Domestic Product Growth： Evidence from India，The Quarterly Journal of Economics，125（4）：1727＼|1767.

[37] Halpern，L.，Koren，M.and Szeidl，A.，2015，Imported Inputs and Productivity，American Economic Review，105（12）：3660＼|3703.

[38] Khandelwal，A.K.，Schott，P.K.and Wei，S.J.，2013，Trade Liberalization and Embedded Institutional Reform： Evidence from Chinese Exporters，American Economic Review，103（6）：2169＼|2195.

[39] Li，L.，Liu，X.，Yuan，D.and Yu，M.，2017，Does Outward FDI Generate Higher Productivity for Emerging Economy MNEs？-Micro＼|level Evidence from Chinese Manufacturing Firms，International Business Review，26（5）：839＼|854.

[40] Lichtenberg，F.R.and De La Potterie，B.V.P.，1998，International R&D Spillovers：A Comment，European Economic Review，42（8）：1483＼|1491.

[41] Melitz，M.J.，2003，The Impact of Trade on Intra＼|Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity，Econometrica，71（6）：1695＼|1725.