雙循環背景下中國雙向FDI協調發展與企業出口產品質量

摘要：“雙循環”新發展格局背景下，探討雙向FDI協調發展的出口產品質量效應，對于培育提高貿易競爭力的新動能、建設貿易強國具有重要意義。本文基于中國工業企業數據與中國海關數據，實證檢驗我國雙向FDI協調發展與企業出口產品質量之間的影響關系與作用機制。研究發現：雙向FDI的協調發展顯著促進了我國出口產品質量的提升；機制分析發現，雙向FDI協調發展有助于推動產業結構高級化，增強產業專業化集聚效應，提高市場競爭程度，促進我國出口產品質量升級。此外，雙向FDI協調發展對企業出口產品質量的提升效應也存在不同程度的區域異質性和企業特征異質性。

關鍵詞：雙向FDI協調發展；企業出口產品質量；產業結構高級化；產業集聚；市場競爭

中圖分類號：F424；F7406；F8326文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2024）02-0033-12

收稿日期：2024-01-30

作者簡介：苗真子（1994—），女，江蘇徐州人，博士研究生，研究方向：全球化與中國經濟發展；高波（1962—），男，江蘇泰興人，教授，博士生導師，研究方向：全球化與中國經濟發展。黃婷婷（1991—），女，江蘇鹽城人，助理研究員，博士，研究方向：數字金融、農業農村經濟。

基金項目：國家社會科學基金一般項目，項目編號：18BJY112；南京大學江蘇高校優勢學科建設經費支持項目，項目編號：14809001。

一、引言

從數量擴張型轉變為質量效益型是新時代我國經濟高質量發展的主要特征。大量的理論和事實表明，我國對外貿易高質量發展的鮮明標識是企業從成本、價格優勢轉向綜合競爭優勢，推動貿易發展方式優化升級，在貿易大國的基礎上加快建設貿易強國。在這一轉型過程中，如何更深層次參與國際大循環，提高國內大循環的質量水平，最終實現國內國際雙循環相互促進已成為亟須解決的現實問題。

雙循環的發展模式本質上是在各地比較優勢的基礎上推動商品要素在國內國外兩個市場的流動。外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）是資本在國際市場上跨境流動的關鍵表征，也是我國“引進來”“走出去”雙向開放戰略的主要載體。根據聯合國貿易和發展組織發布的《2023年世界投資報告》，2022年全球FDI同比下降12%，發達經濟體FDI流入同比下降37%。然而，即便是在全球多重危機與挑戰的沖擊下，我國對外貿易仍平穩發展，商務部數據顯示，2022年我國實際利用外資額達到123萬億元，創下歷史新高。2023年引資額雖有所下降，但仍保持在萬億規模，處于歷史高位水平。與此同時，2023年中國對外直接投資104萬億元，較上年增長57%。由此可見，中國雙向直接投資在國際直接投資中的影響力不斷攀升且日趨呈現同步發展之勢。那么，中國雙向直接投資能否形成相互促進的協調發展格局，進而推動中國對外貿易的高質量發展？

在大進大出外向型經濟發展模式下，我國發揮勞動力低成本優勢，積極融入全球價值鏈分工，開拓了國際市場，助推了中國進出口貿易的迅猛發展。然而，諸多理論研究與實踐表明，我國貿易發展成就是基于要素資源投入的產品數量的增加，這種粗放型增長方式導致我國企業出口產品質量與技術含量良莠不齊，以低價取勝的“低端制造”和“低端鎖定”仍是我國出口產品在全球市場的第一印象。隨著逆全球化浪潮抬頭，國際市場競爭日益激烈，疫情后全球經濟復蘇緩慢導致主要貿易伙伴國進口需求降低，加之我國勞動力成本上升，國內技術突破難度較大，要素自由流動壁壘尚未完全破除，過去以低加工度為導向的出口模式已難以為繼?！笆奈濉币巹澓忘h的二十大報告明確提出“增強國內大循環內生動力和可靠性，提升國際循環質量和水平”“加快建設貿易強國”，這為我國對外貿易高質量發展指明了前進方向。要想成為名副其實的貿易強國，不僅要在世界貨幣體系、國際議題參與等擁有話語權，還包括提升出口產品質量與培育對外貿易新優勢等［1］。由此可見，出口產品質量水平的高低關系到我國能否從貿易大國轉變為貿易強國，由價值鏈低端鎖定向價值鏈高端攀升［2］。更進一步，企業出口產品的質量不僅是國家創新能力和企業競爭力的直接映射，也是推動我國質量變革、效率變革的重要支撐［3］。在“雙循環”新發展格局背景下，亟須轉變對外貿易發展動力，培養企業在出口市場上的內生競爭新優勢。出口集聚如何實現從單純的“數量增長”向“質量提升”轉變？如何促進我國企業出口產品在國際市場上實現“以質取勝”？對這些問題的回答將為推動對外貿易向高質量增長轉型提供微觀層面的支撐，也有助于我國企業實現價值鏈攀升。

與以往研究相比，本文可能的邊際貢獻主要有：（1）從宏觀視角分析雙向FDI對企業出口產品質量的影響。在“雙循環”新發展格局和企業出口提質增效的大背景下，本文的研究拓展了宏觀視域雙向FDI在微觀企業層面的應用。（2）本文從中觀層面的產業結構演進、產業專業化集聚和微觀層面市場競爭程度的視角，考察雙向FDI協調發展與企業出口產品質量之間的作用機制，有助于深化對雙向直接投資的出口產品質量效應的理解，為建設“貿易強國”提供新的經驗證據。（3）從多維度探討了雙向FDI協調發展影響企業出口產品質量提升的異質性特征。

二、理論分析與研究假說

近年來，我國正處于FDI和OFDI發展并重階段。雙向FDI既包括物質資本的跨境流動，也包括技術、知識、制度、信息和人力資本等高端生產要素的廣義“資本”流動，具有聯結國內外兩大市場的樞紐功能，是促進國內國際雙循環良性運轉的重要紐帶。因此，雙向FDI協調發展是指中國在“引進來”“走出去”的過程中，充分利用國內國外兩個市場，實現雙向FDI內在要素互為補充、FDI帶來的技術溢出效應與OFDI產生的逆向技術溢出效應協調發展［4］。這種協調發展的邏輯體現在：FDI促進了東道國產業結構升級、技術水平提高和生產管理經驗的傳播，進而有助于東道國資本積累?？紤]到為國內產能過剩的產品尋找新市場，同時為了獲取國外豐富的資源，東道國可能將剩余資本進行海外投資。雙向FDI協調發展具體表現為二者在數量規模上的內在統一，進而實現結構上的協調。在一個特定國家里，如果FDI和OFDI的數值接近且都具有上升趨勢，則可以認為雙向FDI協調發展程度較高［5］。

隨著全球化的深入，國家間經濟聯系日益緊密，雙向FDI日益成為推動經濟合作、技術交流和知識共享的重要手段，對一國對外貿易發展發揮至關重要的作用。同時，國家之間為尋求利益最大化，也傾向于通過雙向FDI協調發展來實現資源的有效利用和風險的共同分擔。然而，FDI與OFDI以其相反的資本流動方向，承擔著不同的經濟職能。二者數量規模的發展不同步，可能會導致各要素之間相互制約，具體而言，當FDI規模遠大于OFDI時，可能會導致技術依賴加深、個別行業產能過剩等，長期以來抑制資源配置效率和自主創新能力；當OFDI規模遠大于FDI時，則可能會造成國內資本流失和產業空心化，繼而減少國內就業機會，影響國際收支平衡。因此，確保FDI與OFDI協調發展是促進對外貿易高質量發展的關鍵。

現有研究普遍認為，雙向FDI是一國吸納技術溢出，推動技術創新和實現經濟增長模式轉換的關鍵路徑。首先，FDI主要通過技術溢出擴散效應、模仿效應和流動效應等推動東道國技術進步與經濟增長［6］。跨國企業在東道國進行投資時，通常會增加研發支出以保持其競爭優勢，這一做法不僅對東道國企業產生示范效應，還促使本土企業通過競爭效應和模仿效應，學習競爭對手的生產與管理經驗，加大研發投入進而縮小與發達國家之間的技術差距，提高生產效率和產品質量，這一過程有助于減少國內企業進入全球市場的阻礙，對于提升東道國的技術水平與出口競爭力具有至關重要的作用。其次，OFDI具有逆向技術溢出效應［7］。對外直接投資通過人力資本的“干中學”效應、借助企業并購和聯合經營，以逆向技術轉移機制引入東道國先進的生產技術和高端生產設備，進而提高國內企業的創新能力和技術水平，有助于提升生產質量，還能吸引更高質量的外資，促進國內經濟在全球價值鏈中的地位提升。最后，雙向FDI協同發展不僅架起了國內國外雙循環的橋梁，還整合了國內外比較優勢，通過雙重溢出效應加速本地技術、知識等存量積累，這對本地企業在吸收、模仿、創新生產技術，提高管理水平等方面具有促進作用。借助于技術吸收和內化的能力，形成了技術競爭優勢，既增強了產品在國際市場上滿足個性化需求的靈敏程度，也實現了企業出口產品質量升級?；诖?，本文提出以下假說：

H1：雙向FDI協調發展有助于提升我國企業出口產品質量。

關于雙向FDI協調發展與企業出口產品質量之間的影響機制，本文認為主要有“產業結構效應”“產業集聚效應”和“市場競爭效應”三條渠道。具體表述如下：

首先，雙向FDI協調發展從三個方面促進產業結構轉型升級，進而影響企業出口產品質量。第一，從FDI的角度來看，引入的外資彌補了東道國戰略性新興產業的投資缺口，加速了資源向新興產業匯集，這種動態過程有助于克服資源在低端產業的固化現象，促進了新興產業快速成長為支柱產業［8-9］。FDI通過競爭效應激發本地企業之間的競爭，導致低生產效率企業被整合并購或退出市場，存留下的企業重新分配不同產業間的資源，有助于推動產業結構的優化升級。此外，引入FDI還會激發本土企業的學習效應和模仿效應，增強研發水平和創新能力，優化產業結構，提高產品質量。第二，從OFDI的角度來看，OFDI通過資源獲得效應、產業關聯效應等，幫助母國集中資源，在發展傳統優勢產業的基礎上同時扶持新生產業的成長，為母國產業結構的轉型升級提供動力。通過對外投資，本土企業學習、模仿和轉化國際市場的先進技術與管理經驗，對上下游關聯企業產生示范效應，從而掌握全球產業鏈動態，更好地引導本國產業發展方向。第三，雙向FDI協同發展促進了技術交流和知識轉移，加強了國內外產業的互聯互通，通過整合全球市場資源和比較優勢，形成技術優勢的培育效應。既提升了制造業的技術水平和管理水平，促使生產要素在全球市場的有效配置，顯著提高了企業的創新能力，還提升了本國產業在全球價值鏈中的位置。隨著本國企業在全球市場上的活躍度增加，可以更有效地吸收和應用國際先進技術，進一步促進產業結構高端升級，顯著提高了本國企業的出口競爭力。

其次，雙向FDI通過產業專業化集聚效應影響出口產品質量。規模經濟理論認為，較大的國內市場為企業提供了初期的穩定需求基礎，提高了生產效率，促進技術創新，進而導致報酬遞增，產生規模經濟效應，在國際市場上具有出口競爭優勢［10］。此外，在新興增長理論、馬歇爾外部經濟理論和波特競爭優勢理論的框架下，產業集聚效應同樣對企業的出口產品質量具有顯著的促進作用［11］。雙向FDI帶來了國內外資本和技術的雙向流動，促進了技術外溢、知識積累和創新資源的高效配置，放大了要素的循環累積效應。在政府的顯性引導與市場的隱性調節的共同作用下，加速了信息、知識、人力與技術等關鍵要素聚集，從而加快了產業聚集的進程。這種集聚不僅提高了產業的專業化水平，地理鄰近性的優勢還加強了產業集聚區內企業之間的學習與合作，充分發揮協同創新作用，通過共享勞動力市場和中間投入品，降低了企業研發成本，提高了整體生產效率與產品質量。

最后，雙向FDI通過市場競爭效應影響出口產品質量。競爭效應理論認為，健康的市場競爭對促進企業創新、提高市場效率和加速技術發展等方面發揮著積極作用。新進入者往往具備先進的生產技術和運營管理經驗，這種市場競爭壓力倒逼東道國企業加強研發投入，創新產品、服務和管理模式，提高生產效率和產品質量［12］。雙向FDI協調發展促進了全球資源的有效配置，增強了產業和國家之間的互補性，形成了技術溢出、勞動力溢出和知識溢出，擠占了本地市場的超額利潤。這種跨國界的技術、資源流動和優化配置，為參與國創造了更加公平和激烈的市場競爭環境，市場競爭壓力驅動企業通過學習和模仿進行持續的技術與管理創新，提高運營效率、生產效率和產品質量來滿足市場需求，提升比較競爭優勢，最終提升企業在全球市場上的出口競爭力。基于以上分析，本文提出以下假說：

H2：雙向FDI協調發展通過產業結構升級效應、產業專業化集聚效應和市場競爭效應三個渠道推動出口企業產品質量升級。

我國幅員遼闊，區域間經濟發展不平衡的情況長期存在且區域間差異日趨擴大，東強西弱的格局逐漸固化。這種差異源于各地區在經濟發展水平、產業結構、對外開放程度及技術吸收能力等方面存在不均衡。具體來說，自改革開放以來東部沿海地區一直是我國經濟發展水平最高、生產活動最為密集和產業結構最優的區域［13］，對高質量外資的接受程度和消化能力較強，能夠更有效地利用雙向FDI帶來的技術溢出、知識溢出和管理經驗，促進本地企業的技術升級和二次創新，最終顯著提升出口產品的技術水平。同時，東部地區的企業通過OFDI獲取國際市場信息和先進技術，進一步增強了其產品的國際競爭力。相比之下，中部和西部地區雖然近年來通過政策引導和產業轉移加快了開放步伐，但由于起步較晚，其產業基礎和技術吸收能力相對薄弱，導致雙向FDI的溢出效應和對出口產品質量的提升作用不如東部地區顯著。在微觀企業領域，首先從企業所有制類型來看，國有企業具有融資、政策等優勢，但內部激勵機制不夠完善，管理模式較為保守，個別行業還涉及到國家安全等敏感問題，而非國營企業具有更強的風險意識和靈敏的市場反應，因此許多國有企業與外資的關聯度低于外資企業與民營企業，從雙向FDI中獲益的程度也不同。其次，企業規模決定了企業吸收和應用新技術的能力。大企業由于體量與資產規模較大，導致雙向FDI的技術溢出效應對出口產品質量的影響較??；中、小型企業在創新和管理方面較為靈活，因此在雙向FDI技術溢出的過程中，能夠對其產品技術具有顯著的提升。最后，要素密集度體現了企業在生產過程中對資本和勞動的依賴程度，這直接關系到雙向FDI對其出口產品質量的影響。資本密集型企業可能更依賴于技術進步和創新來提升產品質量，因而更可能從雙向FDI中受益?；谏鲜龇治?，本文提出以下假說：

H3：雙向FDI協調發展的出口產品質量效應存在不同程度的區域異質性和企業特征異質性。

三、模型構建、變量說明與數據來源

（一）模型構建

為了考察雙向FDI協調發展對企業出口產品質量的影響，本文設定如下基準回歸模型：

QEPc，i，t=α0+α1·IDLc，t+α2·Xc，i，t+μi+νt+εc，i，t（1）

（1）式中，c代表c省份，i表示i企業；t表示第t年；QEP表示中國企業出口產品質量，IDL表示雙向FDI互動發展水平；X是控制變量向量，主要包括省級層面和企業層面可能存在的影響因素。μi為個體固定效應，νt為時間固定效應，εc，i，t為隨機誤差項。

（二）主要變量測度與特征事實

1核心解釋變量：雙向FDI協調發展水平。首先，運用PVAR模型驗證FDI與OFDI之間是否存在互動效應。通過對比各種單位根檢驗方法的特征，選取LLC檢驗、IPS檢驗和費雪式檢驗三種方法考察主要變量的平穩性，檢驗結果如表1所示。

表1的檢驗結果表明，均在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，因此認為FDI和OFDI是平穩序列。其次，為了進一步驗證雙向FDI是否存在互動效應，還進行了格蘭杰因果檢驗。檢驗結果表明，FDI和OFDI平穩性良好且具有格蘭杰因果關系，即FDI和OFDI之間存在顯著的動態互動效應。

根據前文，雙向FDI協調發展是指FDI和OFDI相互影響，通過充分利用國內外兩個市場，實現技術溢出效應協調發展?？紤]到物理學中的容量耦合系統和雙向FDI協同發展具有相似的互動機制，既能體現雙向FDI的協同程度，又可以較好地表征雙向FDI二者協同溢出對企業出口產品質量的影響程度，因此，此處借鑒黃凌云等（2018）的測算方法［4］，構建了雙向FDI的耦合度：

Cit（IO）=FDIit·OFDIit/（αFDIit+βOFDIit）γ（2）

其中，FDIit、OFDIit分別表示i地區在第t期的FDI流量、OFDI流量。α和β表示FDI和OFDI的權重，均設定為05；γ為調節系數，設定為2。Cit（IO）的大小與耦合度正相關。由于耦合度只能反映FDI和OFDI二者相互作用程度的強弱，但雙向FDI協調程度的內涵不僅是相互作用程度，還包括在此基礎上的各變量發展水平，因此進一步引入耦合協調發展指標來表征雙向FDI協調發展程度。

Dit（IO）=C·T1/2，T=FDIit+OFDIit/2（3）

結合（2）式和（3）式，雙向FDI協調發展水平的公式如下：

Dit（IO）=［2·FDIit·OFDIit/（FDIit+OFDIit）］1/2（4）

2被解釋變量：企業出口產品質量。在基準回歸中，本文借鑒施炳展和邵文波（2014）的做法，采用KSW方法對中國出口產品質量進行測算［14］。首先，構建中國企業出口產品質量測算計量模型。

lnqimt=χmt－σlnpimt+εimt（5）

其中，i代表企業，m代表國家，t代表年份。lnqimt是m國消費者t年對企業i生產商品種類的消費量的自然對數。χmt為進口國-時間虛擬變量，lnpimt表示企業i在t年對m國出口產品的價格；εimt測度企業i在t年對m國出口的產品的質量，作為殘差項處理。σ為產品間替代彈性，此處借鑒蘇丹妮等（2018）的研究，將σ取值為3［3］。

為了將產品種類納入考量，在（5）式中加入進口國-時間虛擬變量，用以衡量出口企業的國外市場需求；借鑒黃玖立和李坤望（2006）的做法，以國內各省份的國內生產總值的加權值衡量企業國內市場需求規模［15］。此外，將企業在其他市場（除進口國m）出口產品的平均價格作為工具變量，從而緩解內生性問題。對（5）式進行回歸，將得出的（6）式定義為質量（qualityimt）。

qualityimt=lnλ^imt=ε^imt（σ－1）=lnqimt－lnq^imt（σ－1）（6）

將（6）式進行標準化處理后得到標準化質量指標（N－qualityimt），整體質量（TQ）定義如（7）式：

TQ=[SX（]vimt[]∑[DD（][]imt∈Ω[DD）]vimt[SX）]×N－qualityimt（7）

其中，Ω代表某一層面的樣本集合，vimt代表樣本的價值量（value）。

在穩健性檢驗中，采用出口技術復雜度（ETC）作為出口產品質量的代理變量之一。參考吳楚豪和王恕立（2019）的做法，首先測算微觀產品層面的出口技術復雜度，再將其加總到宏觀區域層面，對省際產品出口技術復雜度進行測度［16］。從微觀視角測度產品g的出口技術復雜度的方法如下：

ETCg=∑（epg∑epg）·PGDPp（8）

在（8）式中，epg代表某省份p產品g的出口額占p省份出口總額的比重，PGDP為該省份的人均GDP。

其次，測度單位價格產品出口質量。

QEPpg=valuepg∑n（γng·valueng）（9）

在（9）式中，valuepg表示省份p出口產品g的單位價值，γng表示省份n產品g在我國所有出口產品g中所占的比重。

再次，將（8）式和（9）式代入，修正產品g的出口技術復雜度。

ETC′g=QEP02pg·ETCg（10）

最后，將（10）式加總到省際層面。

ETC=∑e·ETC′g（11）

3機制變量。（1）產業結構高級化（IS）是指產業結構向高水平狀態演進的動態趨勢。此處采用學界的普遍做法，以第三產業增加值與第二產業增加值之比來測度產業結構高級化。（2）產業專業化集聚水平（IA）。采用省份兩位碼行業產值占全國該行業產值的比重進行衡量。（3）市場競爭程度（MC）。企業的毛利率是衡量企業競爭狀況的關鍵指標，能夠直接展現單個企業自身的競爭壓力，無論所處行業的競爭對手數量如何，較高的毛利率通常意味著企業面對的直接競爭壓力較小。此處參考孔令文等（2022）的研究，將企業的毛利潤率gpit測算方式設定如下［17］：

gpit=opitoiit（12）

其中，opit代表企業i第t年的營業利潤，oiit代表企業i第t年的營業收入，企業層面的市場競爭程度計算方法是：

MCit=1-gpit（13）

其中，0lt;MCitlt;1，MCit越大代表企業所面臨的競爭壓力就越大。

4控制變量。本文所選取的控制變量主要包括省級和企業兩個層面。

省級層面的控制變量包括：（1）對外開放度（OPEN）。對外開放的程度與轄區投融資環境息息相關，從而波及到出口產品質量的提升。此處以各地區進出口總額占GDP的比重衡量對外貿易開放的程度。（2）城鎮化率（UR），城鎮化是衡量一個國家或地區經濟社會發展進步的重要標志。根據國家統計局規定，用城鎮人口與總人口的比值來衡量城鎮化率。（3）人均GDP（PGDP）。此處采用人均GDP衡量區域經濟發展水平，為了保持數據的平穩性，以人均GDP的自然對數作為經濟發展水平的測度指標。（4）勞均資本存量（PK）。資本存量反映了某階段物質生產手段，衡量了企業現存的全部資產，也是宏觀經濟分析中重要的基礎性變量。本文用實際資本存量與勞動力人口的比值衡量勞均資本存量。（5）金融發展水平（FD）。采用各省金融機構存貸款余額與GDP的比值衡量該地區的金融發展水平。

企業層面的控制變量包括：（1）企業年齡（AGE），采用樣本年份與企業成立年份的差值加1，回歸中將企業年齡取對數。（2）企業規模（EMP），用企業從業人數的對數表示。企業年齡和規模的組合能較好地度量企業面臨的融資約束程度，一般認為，企業面臨的融資約束會制約企業的資源投入，從而對產品質量產生影響。因此，企業年齡越大，規模越大，越容易通過外部融資獲取資金。（3）利潤率（PRO），用凈利潤與總資產之比表示，該變量可以衡量企業運營和生產的效率，運營和生產效率對出口產品質量有積極影響。（4）杠桿率（LEV），用企業負債總額占資產的比重表示。杠桿率是衡量企業負債風險的監管性指標，側面反映出企業的還款能力。（5）資本密集度（KL），首先測算企業固定資產凈值年平均余額與從業人數的比值，再對其取自然對數。

（三）數據來源與處理

由于本文需要將中國工業企業數據庫與海關數據庫進行匹配，考慮到中國工業企業數據庫在2013年后存在較大程度的數據缺失，且測度關鍵解釋變量所需的FDI流量、OFDI流量數值在2003年之前同樣存在數據缺失的情況，因而實證部分的樣本區間確定為2003—2013年。除特別說明外，數據來源于《中國統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》《中國人口統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》和中國海關企業數據庫、中國工業企業數據庫、EPS數據平臺。表2為主要變量的描述性統計。

四、實證分析

（一）基準模型分析

在實證回歸之前，首先測算了基準模型中解釋變量的方差膨脹因子（VIF）判斷是否存在多重共線性，結果顯示各變量的VIF值均遠小于10，即不存在多重共線性問題。為了避免“偽回歸”，確保估計結果的可靠性，對全部數據樣本進行了LLC和Fisher-ADF單位根檢驗以保證面板數據的平穩性，兩種檢驗均拒絕存在單位根的原假設，即各變量是平穩序列。在研究方法上，首先判斷應選擇固定效應還是隨機效應，通過Hausman檢驗發現拒絕原假設，故采用固定效應模型。引入時間虛擬變量后，估計結果仍然顯著拒絕原假設，說明存在時間效應。綜上，本文采用雙向固定效應模型，控制地區個體固定效應和時間固定效應以消除地區和時間因素的影響，同時使用聚類穩健標準誤來緩解異方差和序列相關對估計結果的影響。

在表3中，依次以FDI、OFDI和雙向FDI協調發展作為自變量，因變量是企業出口產品質量（QEP）。考慮到核心解釋變量雙向FDI協調發展可能存在非線性關系及非平穩序列等計量問題，因此，在實證回歸中，本文對核心解釋變量采用了對數形式（IDL）。模型（1）和模型（2）分別單獨考察了FDI和OFDI的出口產品質量效應，回歸結果發現FDI和OFDI的系數均顯著為正，即外商直接投資和對外直接投資在一定程度上有助于提高出口產品質量。FDI通過技術溢出效應提高東道國的進出口數額和產業結構，有利于促使企業“走出去”。OFDI可以利用貿易國的高級生產要素，通過主動吸收技術外溢，提高資源配置效率，從而顯著提高中國的產品出口質量。為了進一步考察雙向FDI協調發展對出口產品質量的效應，模型（3）中以雙向FDI協調發展（IDL）作為自變量，并在模型（4）和模型（5）中逐步引入省級層面和企業層面的各控制變量。模型（6）引入了全部控制變量，實證結果表明，雙向FDI協調發展（IDL）的系數在1%的水平下顯著為正，由于雙向FDI協調發展的測度采用了取對數的形式，回歸方程變成了半對數形式，其經濟學含義是，雙向FDI協調發展程度每提高10%，對中國企業出口產品質量就有001220個單位的平均提升作用。這初步證明了本文的假說H1，即雙向FDI對企業出口產品質量具有顯著的促進作用。在國內國際“雙循環”的大背景下，我國營商環境明顯改善，在全球價值鏈的地位也發生了改變。隨著更加立體全面的開放型政策、“一帶一路”倡議的推動，雙向直接投資形成了良性互動和高水平發展，也為我國企業對外貿易的發展帶來了機遇與挑戰，充分緩解了中高端制造業和高新技術企業的融資壓力，通過吸收外國先進的生產技術實現了傳統制造業的轉型升級，加快了企業融入全球價值鏈、產業鏈的步伐，完善了企業生產服務網絡和流通體系，降低了企業的管理成本，提高了企業的人力資本、創新能力、管理能力和跨國經營水平，進而促進了出口產品質量的提升，增強了我國出口競爭力。

（二）穩健性檢驗

1．變更雙向FDI互動發展水平的度量方式

現有文獻關于雙向FDI協同效應的測度方式主要有兩種：一是如龔夢琪和劉海云（2018）的研究思路，引入FDI和OFDI的交互項來衡量二者的相互協同關系［18］；二是以黃凌云等（2018）為代表，利用耦合協調模型測度FDI與OFDI的互動發展水平［4］。在基準回歸中，考慮到耦合協調與雙向FDI的協同關系具有類似的互動機制，并且能反映出雙向FDI間的協同配合程度，因此采用耦合度公式測算互動發展水平作為雙向FDI協調發展的代理變量。但是該變量的測算采用的是省級層面FDI流量和OFDI流量數據，可能存在測量誤差導致估計結果是有偏的。為了進一步檢驗實證結果的穩健性，也為了較好地衡量雙向FDI二者協同溢出對出口產品質量的影響程度，此處將FDI和OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）作為自變量進行穩健性檢驗。

在表4中，模型（1）是基準回歸的實證結果，此處作為檢驗對照。模型（2）—（5）中以FDI和OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）作為自變量，因變量是企業層面的出口產品質量（QEP）。模型（2）中僅引入雙向FDI的交乘項，自變量的系數為正，即以交乘項形式測度的雙向FDI互動發展的出口產品質量效應是正向的。為了進一步考察雙向FDI協調發展對出口產品質量的效應，在模型（3）—（5）中逐步引入省級層面和企業層面的控制變量，穩健性檢驗結果表明，自變量的系數至少在10%的水平下顯著為正。模型（5）中，關鍵解釋變量的影響系數在1%的水平下顯著為正，其經濟學含義是，以FDI和OFDI交乘項衡量的雙向FDI協調發展程度每提高10%，企業出口產品質量將會提高000364個單位。除了估計系數略有波動外，與基準回歸的檢驗結果基本一致，說明本文基準回歸的結果較為穩健，進一步驗證了假說H1。也就是說，雙向FDI協調發展對企業出口產品質量具有明顯的促進作用。

2．變更出口產品質量的度量方式

本文在基準回歸中采用KSW方法測算了2003—2013年中國出口產品質量。這種測算方法剔除了價格的影響因素，但由于決定產品質量高低的因素會帶來樣本選擇偏誤，從而不可避免地會帶來一定的測量誤差。在產品質量的經典理論模型中，企業對其產品的定價基本遵循固定的成本加成規則，因此，企業出口產品質量與產品價格正相關。由于基準回歸中對于出口產品質量的測度基于顯示性偏好理論，從消費角度來看，高質量的含義更接近于高性價比，更能獲得消費者的喜愛，因此，本文所討論的質量指標在理論上代表的是“消費者為獲得單位效用所支付的價格”，在實際應用中，這一指標反映了出口產品的競爭力。也就是說，產品單位價值與消費者支付意愿正相關，這在一定程度上反映了相應產品質量的變化。此處借鑒盧盛峰等（2021）的做法，將出口產品的單位價格（P）作為產品質量的一個代理變量，這也較為符合現實生活中對于產品高質高價的直觀認識［19］。

由于在測算基準回歸中用到的出口產品質量時，產品間替代彈性取值為3，此處借鑒樊海潮和郭光遠（2015）的做法，將產品間替代彈性賦值為5，進一步測算出口產品質量，并在此處將其作為被解釋變量的一個代理變量（QEP-e）［20］。

此外，部分學者認為，隨著一國人均收入水平的持續增長，該國出口產品的技術含量和復雜性也會相應提高。由低技術向高技術產業間的出口產品質量升級可以通過出口技術復雜度來表征，因此，出口技術復雜度（ETC）也可以作為出口產品質量的代理變量［21］，穩健性檢驗結果見表5。

表5模型（1）是基準回歸的實證結果，此處依然作為檢驗對照。自變量為雙向FDI協調發展（IDL），模型（2）和模型（3）中因變量是產品替代彈性為5的出口產品質量（QEP-e），模型（4）和模型（5）中因變量是出口產品的單位價格（P）。模型（6）和模型（7）的因變量是出口技術復雜度（ETC）。回歸結果發現，關鍵解釋變量的系數至少在10%的水平下顯著為正，僅在數值上略有波動，進一步檢驗了前文基準回歸結果的穩健性。即無論是改變產品替代彈性重新測算出口產品質量，也或是將出口產品的單位價格作為產品質量的代理變量，雙向FDI協調發展顯著提高了我國出口產品質量。

3．變更樣本區間

考慮到2008年國際金融危機對國際市場需求造成巨大沖擊，加之全球經濟形勢急速下降與要素成本上升，可能導致該年度出口產品質量的測算和本文的實證結果出現結果偏誤。為了進一步驗證前文的實證結果，此處剔除了2008年的樣本數據后重新檢驗，回歸結果如表6所示。模型（1）和模型（2）單獨考察了FDI、OFDI的出口產品質量效應，模型（3）和模型（4）的自變量分別為雙向FDI協調發展（IDL）、FDI和OFDI的交互項（lnfdi*lnofdi），模型（5）—（7）的因變量分別是產品間替代彈性賦值為5的出口產品質量（QEP-e）、出口產品的單位價格（P）和出口技術復雜度（ETC）。此處重點關注模型（3）—（7）的估計結果，自變量的系數至少在10%的水平下顯著為正，即剔除2008年的樣本后，雙向FDI協調發展有助于提升我國出口產品質量，進一步驗證了假說H1。

4．內生性問題

本文的核心解釋變量是采用省級層面FDI和OFDI流量數據測度的雙向FDI協調發展，被解釋變量是企業出口產品質量，二者之間可能存在反向因果關系從而引發內生性問題。因此，此處借鑒朱于珂等（2022）的做法，將海外市場接近度（100/各省份省會城市到海岸線距離）作為雙向FDI協調發展的工具變量以緩解內生性問題，并采用二階段最小二乘法進行回歸［22］。這主要基于以下考量：第一，海運是國際貿易運輸的主要形式，海外市場接近度與各省份的對外貿易密切相關，地處海岸線附近的地區能夠和海外市場近距離接觸，這對于吸引外國直接投資、推動對外直接投資都具備天然的貿易優勢，因此海外市場接近度滿足工具變量相關性要求。第二，海外市場接近度主要取決于地理因素本身，滿足工具變量外生性特征。

表7是工具變量法的回歸結果。模型（1）是雙向FDI協調發展的一階段回歸結果?；貧w結果表明，雙向FDI協調發展的估計系數在1%水平上顯著為正。此外Kleibergen-PaaprkLM統計量在1%顯著性水平上拒絕原假設，說明工具變量不存在識別不足的問題；Kleibergen-PaapWaldrkF統計量大于10%顯著性水平的臨界值，可以認為不存在弱工具變量的問題。以上檢驗可以說明工具變量的選取是有效的。模型（2）展示了二階段的回歸結果，雙向FDI協調發展的估計系數在5%水平上顯著，雖然數值相較基準回歸的結果略有波動，但本文基準回歸部分的結論并沒有改變，再一次驗證了本文的假說H1。

（三）機制分析

通過上述理論梳理和實證分析，雙向FDI協調發展對我國出口產品質量具有顯著的提升效應。為了進一步探究雙向FDI協調發展與企業出口產品質量之間的內在聯系，本文進一步從產業結構高級化指數、產業專業化集聚程度和市場競爭程度三個視角進行機制分析，在基準回歸的基礎上構建中介效應模型如下：

MEDc，i，t=β0+β1·IDLc，t+β2·Xc，t+μc+νt+εc，t（14）

QEPc，i，t=γ0+γ1·IDLc，i，t+γ2·MEDc，i，t+γ3·Xc，i，t+μi+νt+εc，i，t（15）

其中，MEDc，i，t是中介變量，具體包括：產業結構高級化指數（IS），產業專業化集聚水平（IA）和企業面臨的市場競爭程度（MC），其他變量的含義同（1）式。

中介效應回歸結果如表8所示。模型（1）—（3）匯報了雙向FDI協調發展、產業結構高級化與企業出口產品質量的檢驗結果。模型（1）是表3中第（6）列的基準回歸結果，模型（2）顯示雙向FDI協調發展的回歸系數在5%水平上顯著為正，說明檢驗雙向FDI協調發展能夠顯著促進產業結構升級；模型（3）中雙向FDI協調發展的估計系數依然在5%水平上顯著為正。加入產業結構高級化指數后，雙向FDI協調發展的估計系數相較模型（1）略有降低，說明產業結構高級化在雙向FDI協調發展與企業出口產品質量中發揮部分中介效應。模型（4）和模型（5）匯報了基于產業專業化集聚的機制檢驗結果。模型（4）中雙向FDI協調發展的回歸系數在1%水平上顯著為正，說明檢驗雙向FDI協調發展能夠顯著促進產業專業化集聚；模型（5）中雙向FDI協調發展、產業專業化集聚程度對企業出口產品質量的回歸系數全部在1%水平上顯著為正，根據系數大小可以判定產業專業化集聚的部分中介效應存在。雙向FDI協調發展加速了國內外生產要素的自由流動，提高了資本與技術的配置效率，促進了知識共享、人才流動和技術創新。國外的先進技術、資本與經營管理經驗流入，與本地市場的知識與人力資源相結合，促進了國內外市場和資源的有效整合。這種互動不僅促使國內產業向高附加值和高技術水平的領域轉移，推動產業結構從低端向中高端優化升級，使企業在國際市場上增強出口競爭力；而且也形成了高度專業化的產業集群，集群內部的企業通過供應鏈的緊密聯系共享資源和成本，不僅提高了分工合作水平，還進一步增強了企業核心競爭力與企業出口產品質量。

模型（6）和模型（7）的檢驗結果表明，市場競爭程度在雙向FDI協調發展與企業出口產品質量中發揮部分中介效應。在雙向FDI協調發展的背景下，本土市場因外資企業的進入而面臨更加激烈的市場競爭環境，迫使本土企業通過創新技術水平、提高生產效率、提升產品質量來增強企業自身的競爭力。綜上，本文假說H2得證。

五、進一步分析

（一）區域異質性分析

由于我國國土面積遼闊，區域間資源稟賦和經濟環境具有較大差異，因而雙向FDI協調發展可能也存在不同程度的區域異質性。測算2003—2020年我國東、中、西部地區雙向FDI協調發展度的均值，分別為133944、64501和42606。由此可見，雙向FDI協調發展程度在東、中、西部地區確實存在一定差異，具體表現為，東部地區雙向FDI協調發展程度最高，中部和西部地區雙向FDI協調發展程度較低。據此可以認為，雙向FDI協調發展對出口產品質量的影響可能存在地區異質性，此處通過分樣本回歸，依次對東、中、西部地區的樣本數據進行分組檢驗。在進行分樣本回歸之前，均采用了費舍爾檢驗通過了組間差異檢驗。

表9展示了分地區回歸結果，被解釋變量是出口產品質量（QEP），關鍵解釋變量分別為雙向FDI協調發展（IDL）、FDI與OFDI的交乘項（lnfdi*lnofdi）。實證結果表明，雙向FDI協調發展對東、中、西部地區出口產品質量的邊際效用皆為正，但是在數值和顯著性上存在一定差異。即雙向FDI協調發展對出口產品質量的影響存在區域異質性，具體表現為東部地區雙向FDI協調發展對出口產品質量的提升效應最大，中部次之，西部最小。東部地區具有天然的地理優勢和良好的經濟基礎，貿易開放水平較高，隨著雙向FDI互動發展的不斷深化，可以充分發揮其對出口產品質量的提升作用。中部和西部地區由于在區位交通、產業結構、營商環境等方面存在劣勢，對外資的吸引力不強，對外直接投資難度較高，因此，該地區產品質量提升仍有較大困難。

（二）企業特征異質性分析

考慮到企業特征異質性可能會影響雙向FDI協調發展的出口產品質量效應，本文按照企業所有制類型、企業規模和要素密集度將樣本劃分為三類，實證結果如表10所示。關于企業所有制類型，根據國家統計局2011年印發的《關于劃分企業登記注冊類型的規定》，將樣本劃分為內資企業和外商投資企業。結合樣本期內出口導向型的經濟模式，外資企業由于流動性較強，所受限制較少，能夠獨立自由地實施母公司的全球戰略，擁有掌握母公司先進技術的直接渠道，學習能力較強，能夠敏銳地捕捉到產品質量差距，因此，對于外資企業而言，雙向FDI協調發展能夠顯著提升出口產品質量，這一效應在內資企業樣本中并不顯著。

關于企業規模，根據工業企業數據庫中的劃分，大、中型企業由于其資產規模和從業人數較大，監管措施嚴格，企業誠信度較高，因此雙向FDI協調發展對出口產品質量的影響較小。然而，雙向FDI協調發展對小型企業的出口產品質量效應在5%水平下顯著為正，這是由于小企業機制靈活，具有區域優勢和較強的社會親和力，在雙向FDI發揮技術溢出與資源配置效應時，顯著提升出口產品質量。

關于企業要素密集度，借鑒黃先海等（2018）的劃分方法［23］，首先測算出資本密集度的均值為1323101，將大于該數值的樣本劃分為資本密集型企業，其余劃分為勞動密集型企業。資本密集型企業具有市場優勢、全產業鏈優勢和地區產業集聚優勢，企業有能力占據價值鏈高端環節，隨著雙向FDI互動程度不斷加深，更有利于企業提升生產技術和研發創新能力，從而促進出口產品質量的提升。綜上，本文假說H3得以驗證。

六、結論與政策建議

本文基于海關數據和工業企業數據，測度了中國省級層面雙向FDI協調發展程度和企業層面出口產品質量，實證檢驗了我國雙向FDI協調發展與企業出口產品質量的效應關系與作用機制。研究發現：（1）當前國際市場需求疲弱、外貿傳統競爭優勢弱化與貿易摩擦加劇，在“雙循環”新發展格局背景下，雙向FDI的協調發展顯著提升了我國企業出口產品質量。在穩健性檢驗中，通過變換雙向FDI協調發展程度和出口產品質量的度量方式，變更樣本區間以及采用工具變量法弱化內生性問題，驗證了本文基本結論的可靠性。（2）機制分析發現，雙向FDI協調發展有助于推動產業結構高級化，提升產業專業化集聚水平，加劇市場競爭程度，進而促進我國出口產品質量升級。（3）雙向FDI協調發展對出口產品質量的提升效應存在不同程度的區域異質性和企業特征異質性。東部地區雙向FDI協調發展對出口產品質量的提升效應最大，中部次之，西部最小。關于企業特征異質性分析，雙向FDI協調發展對于外商投資企業、小企業和資本密集型企業的出口產品質量具有較大的提升作用?；谝陨辖Y論，本文提出如下政策啟示。

第一，在“雙循環”新發展格局下，提高企業出口產品質量是我國實現質量強國、貿易強國的重要前提?！笆奈濉币巹潓Α斑M出口協同發展，提高國際雙向投資水平”提出了明確要求。未來要進一步深化對外開放、推進貿易自由化改革，提升引進外資帶來的技術溢出效應，逐步提高外商直接投資的質量門檻，鼓勵優質外資流入高新技術企業，同時在該領域出臺相應的財政配套措施，降低貿易型企業的進口成本與民營企業的融資約束、拓寬各類高質量中間品的來源渠道，擴大稅收優惠、財政補貼的對象與范圍，實現制度資本與物質資本的良性互動，這對于我國出口產品質量的提質增效具有重要的現實意義。

第二，建立健全涉外法治體系，營造良好的法制環境和營商環境。不斷提高政府決策與財政收支的透明度，繼續深入推進“放管服”改革和實施“大眾創業，萬眾創新”政策措施，簡化行政審批流程，嚴厲打擊腐敗和尋租行為，塑造更加便捷、規范、公平和開放的企業營商環境，為有效利用外資和對外投資、促進出口產品質量升級提供內在動力。

第三，在持續推進供給側結構性改革和市場化改革的進程中，充分了解各地區和各類型企業在對外開放領域的功能定位，以區域特色和企業特征提升出口產品質量。事實上，我國中西部地區的要素稟賦和區域特征差異較大，精準識別各地區的角色定位和區域優勢將有助于加強各地區的貿易聯動。因此，應更加注重中、西部地區營商環境、市場體制的建設，加快提高外資企業、小微企業的占比。在提高企業自身競爭力的基礎上，通過吸引外資帶動企業發展，充分激發雙向FDI協調發展對提升出口產品質量的作用。

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TheCoordinatedDevelopmentofChina’sBidirectionalFDIandtheQualityofExport

ProductsbyEnterprisesundertheBackgroundofDualCirculation

MIAOZhenzi1a，GAOBo1b，HUANGTingting2

（1.NanjingUniversity，a.SchoolofBusiness，b.ChangjiangIndustrialEconomicsResearchInstitute，

Nanjing210008，China;2.RuralDevelopmentInstitute，JiangsuProvinceAcademyofSocialSciences，

Nanjing210004，China）

Abstract：Underthebackgroundofthenewdevelopmentpatternof\"dualcirculation\"，exploringthequalityeffectofexportproductsthroughcoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIisofgreatsignificanceforcultivatingnewdrivingforcestoimprovetradecompetitivenessandbuildingastrongtradingcountry.BasedondatafromChineseindustrialenterprisesandChinesecustoms，abidirectionalfixedeffectsestimationmethodwasusedtoexaminetheimpactrelationshipandmechanismbetweenthecoordinateddevelopmentofbidirectionalFDIinChinaandthequalityofexportedproducts.Researchhasfoundthatthecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhassignificantlypromotedtheimprovementofChina’sexportproductquality，andthisconclusionhaspassedtherobustnesstest;Mechanismanalysisrevealsthatthecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhelpstopromotetheupgradingofindustrialstructure，enhancetheagglomerationeffectofindustrialspecialization，improvemarketcompetition，andultimatelypromotetheupgradingofChina’sexportproductquality.Inaddition，thecoordinateddevelopmentoftwo-wayFDIhasvaryingdegreesofregionalheterogeneityandenterprisecharacteristicheterogeneityinimprovingthequalityofexportedproducts.

Keywords：coordinateddevelopmentoftwo-wayFDI;qualityofexportedproductsbyenterprises;advancedindustrialstructure;industrialagglomeration;marketcompetition

（責任編輯：趙春江）