：綠地投資和并購哪種方式更有助于促進我國企業(yè)生產(chǎn)率進步？針對該問題，本文利用2004-2009年中國統(tǒng)計的中國綠地對外投資企業(yè)與BVD統(tǒng)計的中國并購企一 引受關(guān)注（Buckleyetal2008FDI理論，企業(yè)對外直接投資可分為綠地投資和跨綠地投資和并購投資都在迅猛增長。如表1所示，近年來中國對外直接投資總量和2012年就上升到434億，9增加了接近15倍。從占比來看，并購金額占對外直接投資額的較大，如2004和2008年達到了54%左右，占總投資額的一半以上，年43.10%。我國企業(yè)的大規(guī)模“走出去”引起了學術(shù)界的高度關(guān)注。針對我國后表1中國對外直接投資和并購統(tǒng)計（流量 總投地投資還是并購哪種方式更能夠促進企業(yè)生產(chǎn)率進步？首先我們需要回答2個問題。其投資模式的區(qū)別。根據(jù)傳統(tǒng)FDI理論，綠地直接投資是指企業(yè)在東道國新建與母公司一樣前者是建立新的企業(yè)，而后者是已經(jīng)存在的企業(yè)。NockeandYeaple(2007)認為前者更有二 文獻回直接投資的“逆向技術(shù)溢出”通常是指“知識資本”或其它“非技術(shù)信息”通過外向FDIal,2011Chang(1991)研究了對的直接投資問題。他們發(fā)現(xiàn)對的直接投資主要集中投資的方式（綠地投資、并購、合資和獨資等，他們發(fā)現(xiàn)對的投資主要以合資為主。從這可以看出對美投資更青睞合資是為了企業(yè)的技術(shù)和研發(fā)能力。Headetal(2002)和Branstetter(2000)利用企業(yè)對的投資數(shù)據(jù)也確實發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外直接投資顯著促進了企業(yè)的技術(shù)水平。從歐美等發(fā)達國家的經(jīng)驗來看，Braconieretal(2001)利用瑞典的對外直接投資數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，瑞典外向FDI的“逆向技術(shù)溢出”效應顯著存在。PotterieandLichtenberg(2001)以1971-1990和歐盟等國家為樣本，對進出FDIFDIFDI的FDIFDI對母國經(jīng)濟的影響。如PradhanandSingh(2009)研究了汽車企業(yè)并購后對母公司的影響。他們發(fā)現(xiàn)和倍差法研究了企業(yè)對外直接投資對其生產(chǎn)率進步的影響。如，Navarettietal(2006)研究了意大利企業(yè)、KleinertandToubal(2007)研究了德國企業(yè)、Hijzenetal(2007)研究了企業(yè)和Hijzenetal(2011)研究了法國企業(yè)等。向技術(shù)溢出”問題。等（2006）研究了我國外向FDI與技術(shù)進步的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)外向FDI能夠有效促進我國生產(chǎn)率進步。和（2008）研究了研發(fā)資本存量和外向研究我國問題的文獻看，目前的文獻要么關(guān)注我國外向FDI的總體逆向技術(shù)溢出，要么只

三 模型設定、變量和數(shù)i示企業(yè)并購，如果du0表示企業(yè)綠地投資。dt為時間二元虛擬變量，如果dt1表示企業(yè)對外直接投資后的時期（并購或綠地投資，如果dt0表示企業(yè)對外直接投資前的時期。令tfpit表示企業(yè)i在時期t的生產(chǎn)率，tfpi表示企業(yè)i對外直接投資前后的生產(chǎn)ii兩個時期的生產(chǎn)率變化記為tfp0。因此，企業(yè)并購對其生產(chǎn)率的實際影響為iE(du1)E(tfp1du1)E(tfp0du 但是（1）式中E(tfp0du1)事實上是不可觀察的。因為企業(yè)并購后其非 未并購的綠地投資企業(yè)的生產(chǎn)率變化來近似并購企業(yè)的生產(chǎn)率變化，即E(tfp0du1E(tfp0du0)。所以（1） E(du1)E(tfp1du1)E(tfp0du 然后，依據(jù)倍差法將并購的企業(yè)視為實驗組，綠地投資的企業(yè)視為對照組，比較tfpit01du2dtdudt 產(chǎn)率分別為01和012 E(tfp0du0)。根據(jù)（2） E(tfp1du1)E(tfp0du0) 由（4）式可知，檢驗模型（3）的交互項（dudt）系數(shù)為企業(yè)對外直接投資后對其生產(chǎn)率變化的實際影響。如果0則表示企業(yè)對外直接投資前后實驗組企業(yè)的生產(chǎn)率增明并購更能夠促進其生產(chǎn)率進步。如果0顯著存在，則說明與并購相比，綠地體包括以下控制變量：企業(yè)人均資本（capital，企業(yè)就業(yè)人數(shù)（employment，企業(yè)經(jīng)12008-2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺中國企業(yè)并購企業(yè)數(shù)據(jù)來自BVD（Zephyr）統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。BVD（Zephyr）統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫收錄了全球發(fā)生的并購數(shù)據(jù)。本文的企業(yè)數(shù)據(jù)（并購的工業(yè)企業(yè)）都來自這也是目前研究并購問題的主要數(shù)據(jù)庫之一。根據(jù)BVD（Zephyr）統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，我們2004-2009年我國82家進行并購的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。對于數(shù)據(jù)還需要說明是：為了消除四 馬氏距離匹（Rubin,1980距離匹配的原理如下。對于實驗組i{dit1}和對照組j{djt0}，d為二值變D(UU)TC1(UU 其中Ui和Uj分別表示實驗組和對照組的匹配變量的向量，C為匹配變量的協(xié)方差矩陣。通過計算Dij，其最小值對應的對照組j就是與實驗組i最接近的對照組。因Dmin{(UU)TC1(UU);id,jd 則對照組j就是馬氏距離匹配的最優(yōu)值。當然，根據(jù)需要我們也可以選擇匹配比例(1:n)n表示想要匹配的對數(shù)。在進行馬氏距離匹配時，首先需要選擇決定實驗組和對照組特征d（1或0）的變量。本文研究企業(yè)對外直接投資時選擇并購還是綠地投資往文獻研究的基礎上（Greenawayetal2007;NockeandYeaple，2007；Belloneetal,2010企業(yè)最接近的非并購企業(yè)（即綠地投資企業(yè)。1具體匹配結(jié)果見表2。2匹配結(jié)TT------分重復配對的企業(yè)樣本，所以匹配結(jié)果中1：3比例呈現(xiàn)結(jié)果。需要說明的是，我們也按照1:11:2的Yeaple 1舉例來說：如果企業(yè)在2004年開始并購，匹配時就使用相應企業(yè)2003年的特征變量與當年綠地投T值來看2004-2009年

五 實證檢驗和結(jié)果分果du×dt的系數(shù)顯著大于零，則說明與綠地投資模式相比，并購能夠促進企業(yè)生產(chǎn)率生產(chǎn)率的影響。通過檢驗我們發(fā)現(xiàn)，不管是控制了企業(yè)特征變量還是固定效應，du的系數(shù)dt為企業(yè)對外直接投資前后的時間二元虛擬變量。dt的系數(shù)不穩(wěn)健且都不顯著。這說明如capital的系數(shù)為正，但是都不顯著，說明scale的系數(shù)為正，但也不顯著，說明對兩組企業(yè)而言，企業(yè)規(guī)模的大小可能不影響其生業(yè)出口export的系數(shù)為正，且控制了行業(yè)固定效應后顯著。這說明出口有助于企業(yè)生產(chǎn)率的進步。企業(yè)fdi的系數(shù)顯著為負，且控制固定效應后仍然穩(wěn)健。這說明對兩組企業(yè)而言，越多則其生產(chǎn)率可能越低。企業(yè)利潤率profit的系數(shù)顯著為負。這可能說-----(-(-(-(-(---------(-(-(-(-----(--(--(--(--(-(-(-(---(-(-Nadj.F注：1、回歸系數(shù)下的括t值，“、和”分別表示在“1%、5%10%”水平上顯著（下表同。括相應企業(yè)在2005-2009年的滯后樣本。購能夠促進企業(yè)生產(chǎn)率的更快增長。方程（8）-（9）是制造業(yè)的檢驗。方程（8）du×dt4綠地投資-制造業(yè)和非制造非制非制制造制造----(-(-(-(----(-(-(--(-Nadj.F些變量穩(wěn)健，基于節(jié)約篇幅考慮，用firm來表示。（下表同）投資模式能夠明顯促進企業(yè)生產(chǎn)率的更快增長。方程（12）du×dt系數(shù)也顯著為正，控5綠地投資-東道國收入差高收高收中低中低----(-(-(-(--(-Nadj.F應，本文按照并購的東道國收入差異分別進行了檢驗。具體見表7。方程（14）-（15）du×dt系數(shù)為正，但是都不顯著。這說明與綠地投資模式相比較，企業(yè)在高收入國家采用 并購模式的“逆向技 表 高收

高收

中低

中低--(-(-----(-(-(-(-----(-(-(-(-Nadj.F程（18）的du×dt系數(shù)顯著為正，控制了各固定效應后，其系數(shù)和顯著性下降，但是仍然在5%水平上顯著為正。這說明，與綠地投資模式相比，我國企業(yè)在高技術(shù)行業(yè)采用并方程（20）-（21）的du×dt系數(shù)都為正，但是都不顯著。這說明在低技術(shù)部門，我國企業(yè)通過上述檢驗我們可知，在高技術(shù)行業(yè)，我國企業(yè)采用并購模式比綠地投資模式更能夠高技高技低技低技----(-(-(-(-----(-(-(-(----(-(-(-Nadj.F進行檢驗，以觀察“逆向技術(shù)溢出”差異的動態(tài)趨勢。具體檢驗見表9。方程（22）的1年后，du×dt1地投資模式相比，并購對企業(yè)生產(chǎn)率進步的促進作用變大。投資2年后，du×dt的系數(shù)也顯著為正，且系數(shù)和顯著性都上升。這說明在投資2年后，并購模式對企業(yè)生產(chǎn)率進步的促進作用持續(xù)增強。然而，在投資3-4年后，du×dt的系數(shù)為負，也不再顯著。這說明3-4年后，與綠地投資相比，并購模式對企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用可能沒有明顯優(yōu)勢。但是，投資5年后，du×dt的系數(shù)又變得顯著為正。這說明經(jīng)過2年時間的調(diào)整，并購為什么并購對企業(yè)生產(chǎn)率提升的優(yōu)勢會呈現(xiàn)如此變化？這可能與并購的性質(zhì)9滯后效當后1后2后3后4后5------(-(-(-(-(-(-----(-(-(-(--(-Nadj.F六 穩(wěn)健性分Loecke,2007，采用偏向得分匹配法（propensityscorematching）來構(gòu)建并購企業(yè)的對照組。偏向得分匹配法的原理是：第一步，利用決定企業(yè)是否并購的變量組估計一個 xi(t1)eaple2007TreatedTTATT1(tfp1tfp0N N 在顯著差異。如果ATT顯著大于0，則說明實驗組企業(yè)的生產(chǎn)率增長更快。這表明與綠地投資相比，并購的模式促進了企業(yè)生產(chǎn)率的更快增長。如果ATT顯著小于0，則說明ATTATT值。由來看投資當年的生產(chǎn)率增長差異。由表10可見，總體來看對外直接投資當年并購促進中，ATT顯著為正，說明并購促進企業(yè)生產(chǎn)率的更快增長。在并購分樣本中，對中低111年后，ATT的檢驗結(jié)果與當年一致，且ATT系數(shù)明顯增大。這也表明，與綠地投資相比，并購對企業(yè)生產(chǎn)率提升的促進作用更大，且與投資當年相比，1年后的作用明顯增強。由表12可知，企業(yè)對外直接投資2年后，從總體和考慮到綠地投資的東道國收入差異以及投133年后，除了對高技術(shù)并購的促進作用下降外，其它檢驗仍然155年后，并購中低收入國家仍然顯著，且對高技術(shù)行業(yè)的ATT檢驗，我們?nèi)匀话l(fā)現(xiàn)，與綠地投10當總高收中低入非生生并購收并購低收并購技并購低技111總高收中低入非生生并購收并購低收并購技并購低技122總高收中低入非生生并購收并購低收并購技并購技（1.76）133總高收中低非生生并購收并購低收并購技并購低技- 滯后總高收中低入非生生并購收并購低收并購技并購低技-(-155總高收中低入非生生并購收并購低收并購技并購低技--(-(-69 七 結(jié)論和政策建作用的差異?；诖耍覀兝?004-2009中國綠地對外直接投資企業(yè)和BVD的并購匹配法為并購企業(yè)（實驗組）找到了最相近的綠地投資企業(yè)（對照組然而利用倍差（ATT9（2008：第4期。Alvarez,R.,andR.Lopez,“ExportingandPerformance:EvidencefromChileanCanadianJournalofEconomics,2005,38(4),pp.1384-Bellone,F.,P.MussoandS.Schiavo,“FinancialConstrainsandFirmExportBehavior”,WorldEconomy,2010,33,pp.347-373.Bernard,A.,andB,Jensen,“ExceptionalExporterPerformance:Cause,Effect,orJournalofInternationalEconomics,1999,47(1),pp.1-Biesebroeck,J.V,“ExportingRaisesProductivityinSub-SaharanAfricanManufacturingFirms”,JournalofInternationalEconomics,2005,67,pp.373-391.Braconier,H.,K.EkholmandK.H.Knarvik,“InSearchofFDI-TransmittedR&DSpillovers:AStudyBasedonSwedishData”,WeltwirtschaflichesArchiv,2001,137(4),pp.664-665.Branstetter,L,“IsForeignDirectInvestmentaChannelofKnowledgeSpillovers?EvidencefromJapan`sFDIintheUnitedStates”,NBERWorkingPaper,No.8015,2000.Buckley,P.J.,A.R.Cross.,H.Tan.,L.Xin.,andHinrich.Voss,“HistoricandEmergentTrendsinOutwardDirectInvestment”,ManagementInternationalReview,2008,48(6),DeLoecker,J.,“DoesExportingGenerateHighProductivity?EvidencefromJournalofInternationalEconomics,2007,73(1),pp.69-Driffield,N.,H.J.Love,“ForeignDirectInvestment,TechnologySourcingandReverseSpillovers”,TheManchesterSchool,2003,6.Feenstra,R.,Z.Li,andM.Yu,“ExportsandCreditConstrainsunder 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