一、引言

企业出口与对外直接投资(OFDI)的关系，一直是国际经济学领域的热点话题。传统国际贸易研究一般将出口与OFDI视为相互替代的国际市场进入方式，认为出口需支付较高的贸易成本和较低的固定成本，而OFDI需支付较高的固定成本和较低的可变成本，因此当规避运输成本和贸易成本的收益超过维护国外市场运转支付的成本时，企业就会在国外进行直接投资(Horstmann and Markusen, 1996；Brainard，1997；Markusen and Venables, 2000)。随着异质性企业理论的兴起，学者们通过构建HMY模型，加入生产率异质性因素，进一步解释了出口与OFDI的关系，即生产率最高的企业进行OFDI，生产率次之的企业从事出口(Helpman et al., 2004；Greenaway and Kneller, 2007；Engel and Procher, 2012)。从实质上讲，这些研究强调的仍然是一种静态的、一次性的决策，即企业在进入国际市场时要么选择出口，要么选择对外直接投资，两者间依然是替代关系。

然而，反观现实经济生活，事实并非如此。企业国际化是一个复杂的动态发展变化过程，而非在出口与OFDI之间进行简单的替代选择。Conconi et al.(2016)发现，1998-2008年间，约99.95%的比利时制造业企业出口前在东道国市场没有OFDI，而约85.90%的OFDI企业具有向东道国出口的经验。无独有偶，本文基于2000-2006年中国海关数据库，对样本期内的OFDI企业进行统计，发现大约99.995%的企业出口之前在该市场没有OFDI，而约88.04%的企业进行OFDI之前，均在东道国拥有时间不等的出口经验。綦建红、孟珊珊(2016)以“一带一路”沿线国家为例探讨出口产品多元化时也注意到，OFDI的快速增长抑制了出口产品多元化程度的提高，这从一个侧面反映中国企业的国际化经历了从出口到OFDI的渐进式动态发展。

进一步反观理论研究，已有文献中对企业出口转型为OFDI的研究凤毛麟角，从不确定性视角出发的相关研究更是少之又少。众所周知，企业初次进入国际市场时，通常会面临高度的不确定性。在供给方面，企业不了解当地市场的竞争状况及其各种法律制度；在需求方面，企业也不了解当地消费者的需求偏好，因此企业对其能否在该市场盈利是不确定的。由于不确定性的存在，企业在国际化过程中需要掌握足够的知识，包括市场相关知识和企业自身认知的知识。而这些知识在很大程度上需要通过企业实际的国际化运营才能获取，且知识累积程度决定了在该市场资源承诺的程度(Pedersen and Petersen, 1998；Artopoulos et al., 2011)。有鉴于此，Rob and Vettas(2003)较早地引入不确定性，来探讨出口与OFDI之间的非替代选择关系。他们设定一个无限期界模型，论证了需求不确定性和直接投资不可撤销性的同时存在，使得企业具备同时以出口和OFDI两种方式服务同一市场的可能性。然而，该研究仅局限于需求不确定性，且没有相应的实证分析。在此基础上，学者们开始探讨企业由出口向OFDI转型的影响因素，结果发现：企业生产率、总资产、地区制度和行业制度均对企业由出口转型OFDI具有显著的正面影响(Wei et al., 2014；綦建红、王亚运，2015)，且生产率高或融资约束低的出口企业进行OFDI的倾向更高(杨平丽、张建民，2015)。与上述实证检验不同，Conconi et al.(2016)通过构建出口与OFDI动态选择模型，对企业进入国际市场的方式转变和动态策略选择进行了理论分析，并选取比利时企业数据进行实证检验。结果显示，出口经验对企业在同一市场进行OFDI决策的作用取决于市场不确定性的程度，即在不确定性越高的市场，出口经验对OFDI的影响就越重要。

与已有国内外研究相比，本文的边际贡献在于：其一，针对中国企业的OFDI，现有研究虽然已经涵盖逆向资源整合、制度差异、竞争优势培育、战略意图等视角，但是尚无文献关注东道国市场的不确定性及其对OFDI所带来的重要影响。对此，本文不仅采用退出率和制度质量两个指标，从供给和需求两端来反映东道国市场的不确定性，而且着重探讨了其对中国出口企业转型为OFDI的影响。其二，尽管部分文献已涉及到出口经验，但仅仅是将其作为一个解释变量，并未进行细分。本文首次尝试对出口经验按照在同一市场连续出口年限进行划分，以探讨不同出口经验与OFDI决策的关系。

二、数理模型

根据著名的乌普萨拉(Uppsala)模型，企业国际化是动态的、逐渐发展的过程，在此过程中企业利用自身积累的国外市场知识，逐步克服国外市场的各种不确定性，进而稳步提高国外市场参与程度(Johanson and Vahlne, 1977)。正是本着这一理念，本文引入了从出口到OFDI的两阶段模型。

(一) 基本假设

1.假设存在一个风险中性的代表性企业。该企业在母国市场生产产品k，通过出口或者OFDI的方式进军国外市场。因此，该企业面临两个决策：一是初期出口量的大小；二是第二阶段继续出口还是转型为OFDI。

2.假设企业出口需要支付的固定成本较低，而OFDI需要承担的可变成本较低。具体来说，企业的可变成本包括两部分：一部分是已知的单位生产成本，可以标准化为0；另一部分是未知的国外市场分销成本，记为c_k。如果企业出口至国外市场，不仅需要支付单位运输成本和贸易成本τ_k，还需要一次性支付固定成本F_k^E，用于熟悉相关海关流程与规则等事务，并假定$2\sqrt {F_k^E} + {\tau _k} < \bar \mu $，以确保即使出口至一些地理距离遥远的国家，仍然可以盈利。如果企业进行OFDI，无需支付运输成本，但是需要一次性支付固定成本F_k^I>F_k^E。同时，本文假定这两种固定成本都是不可撤销的，OFDI所需支付的固定成本大于出口支付的固定成本，且$F_k^I \ge \frac{1}{2}{\left({2\sqrt {F_k^E} + {\tau _k}} \right)^2}$，这意味着出口与OFDI在进入成本方面各具优势。

3.企业对能否在国外市场盈利是不确定的，并假设企业在国外市场面对线性需求：

$ {q_k}\left({{p_k}} \right) = {d_k} - {p_k} $

(1)

其中，q_k和p_k分别表示在国外市场的销售量和相应的价格，d_k为未知的参数。

借鉴Albornoz et al.(2012)的做法，该企业在国外市场盈利能力的不确定性用随机变量μ_k表示，即

$ {\mu _k} \equiv {d_k} - {c_k} $

(2)

其中，μ_k在区间$\left[ {\underline {{\mu _k}}, {{\bar \mu }_k}} \right]$上服从累积分布函数为G(·)的连续分布，均值为Eμ_k，方差为σ²。当同时出现可能的最高需求截距和可能的最低分销成本时，会实现区间的上限${{{\bar \mu }_k}}$；相应地，当相反的极端情况同时出现，则会实现区间的下限${\underline {{\mu _k}} }$。在进入国际市场之前，企业已知表示盈利可能性的随机变量μ_k的累积分布函数G(·)。但是，究竟其在国际市场的盈利能力如何，只有通过实际经营之后才能确知。

(二) 模型内容

在一般情况下，企业未来的收入与支出均不贴现，因此企业进入国外市场的时机决策是：第一阶段企业根据固定成本F^E，选择出口量的大小；第一阶段结束时，该企业会从所获利润中推断出μ；第二阶段企业需要选择继续出口还是转型为OFDI。本文借鉴Jovanovic(1982)的企业动态模型，认为只有通过实际出口、获取经验后才能确认其在该市场的盈利能力，故采用“倒推法”来求解企业的决策。

1. 企业第二阶段的市场决策

企业通过第一阶段的出口，确认自己在该目标市场的盈利能力μ。此时，企业必须选择是继续出口，还是在该市场OFDI，抑或是退出该市场。如果企业选择继续出口，则其第二阶段的利润为

$ {\pi ^{EE}}\left({\tau, {q^{EE}}} \right) \equiv \left({\mu - \tau - {q^{EE}}} \right){q^{EE}} $

(3)

为了保证利润最大化，企业选择销售额q^EE，从而得出第二阶段出口销售额为：

$ {{\hat q}^{EE}} = {K_{\left\{ {\mu > \tau } \right\}}}\frac{{\mu - \tau }}{2} $

(4)

式中，K_{·}是指示变量，表示是否出现μ>τ的情况。

由此，可得出第二阶段的出口利润如下：

$ {\pi ^{EE}}\left(\tau \right) = {K_{\left\{ {\mu > \tau } \right\}}}{\left({\frac{{\mu - \tau }}{2}} \right)^2} $

(5)

如果企业由出口转型为OFDI，第二阶段利润则为

$ {\pi ^{EI}}\left({{F^I}} \right) \equiv \left({\mu - {q^{EI}}} \right){q^{EI}} - {F^I} $

(6)

此时，为保证式(6)表示的利润最大化，企业的最优销售数量为${\hat q^{EI}} = \frac{\mu }{2}$，企业第二阶段由OFDI获取的利润则为

$ {\pi ^{EI}}\left({{F^I}} \right) = \frac{{{\mu ^2}}}{4} - {F^I} $

(7)

由式(7)可知企业OFDI的门槛盈利能力为${\mu ^I} \equiv 2\sqrt {{F^I}} $。类似地可以推导出企业出口盈利为零的门槛盈利能力为${\mu ^E} \equiv 2\sqrt {{F^E}} + \tau $。

相应地，如果π^EI < π^EE，则企业第二阶段仍然继续出口；反之，如果π^EI>π^EE，则企业将由出口转型为OFDI。由此，可以得出一个盈利门槛，基于该门槛盈利，企业将从出口转向OFDI：

$ {\mu ^{EI}} \equiv \frac{{2{F^I}}}{\tau } + \frac{\tau }{2} $

(8)

图 1展示了企业第二阶段分别从事出口和OFDI的利润，此时，企业已拥有出口经验，并确认盈利能力μ。可以看出：若μ < τ，出口和OFDI的利润均为负值，此时企业将会选择退出该目标市场；若τ < μ≤μ^EI，此时从事出口所获取的利润为正，且高于OFDI的利润，企业将选择继续出口；若μ>μ^EI，企业由OFDI中获取的利润高于出口的利润，此时企业将从出口向OFDI转型。

2. 企业第一阶段的市场决策

从事前角度看，企业第一阶段时对其在国外市场的盈利能力尚不确定，会评估出口获利的可能性，并决定最优出口量。

企业在第一阶段末对第二阶段的期望利润为

$ {V^E}\left({\tau, {F^I}} \right) = \int_\tau ^{{\mu ^{EI}}} {{{\left({\frac{{\mu - \tau }}{2}} \right)}^2}dG\left(\mu \right)} + \int_{{\mu ^{EI}}}^{\bar \mu } {\left({\frac{{{\mu ^2}}}{4} - {F^I}} \right)dG\left(\mu \right)} $

(9)

该式表示企业确认其在国外市场的盈利能力后，第二阶段在国外市场经营的选择价值，其中第一项表示继续出口的选择价值，第二项则为转向OFDI的选择价值。

因此，企业通过出口进入国外市场可以获取的总体期望利润为：

$ {\omega ^E}\left({\tau, {F^E}, {F^I}, {q^E}} \right) \equiv \int_{\underline \mu }^{\bar \mu } {\left({\mu - \tau - {q^E}} \right){q^E}dG\left(\mu \right)} - {F^E} + {K_{\left\{ {{q^E} > 0} \right\}}}{V^E} $

(10)

式中，前两项表示企业第一阶段由出口中获取的期望利润，最后一项为式(9)定义的第二阶段期望利润。

企业第一阶段的最优出口额取决于该企业在国外市场盈利能力的期望值。当Eμ>μ^E时，预期第一阶段出口利润为正，企业将设定出口量为${{\hat q}^E} = \frac{{E\mu - \tau }}{2}$；当τ < Eμ < μ^E时，预期利润为负值，但是只要总体期望利润为正，企业仍将出口${{\hat q}^E} = \frac{{E\mu - \tau }}{2}$，以确认盈利能力，取得出口经验。如果Eμ < τ，此时第一阶段的期望利润为负，但是只要$\left({E\mu - \tau - \varepsilon } \right)\varepsilon - {F^E} + {V^E} > 0$，企业仍愿意出口极小的量ε>0，用以测试其在该市场的盈利能力。因此，企业在第一阶段出口到国外市场所能获取的期望利润可写为：

$ {\Omega ^E}\left({\tau, {F^I}, {F^E}} \right) \equiv \\ \int\limits_\tau ^{\bar \mu } {{{\left({\frac{{\mu - \tau }}{2}} \right)}^2}dG\left(\mu \right) - {F^E}} + {K_{\left\{ {{q^E} > 0} \right\}}}\left\{ {\int_\tau ^{{\mu ^{EI}}} {{{\left({\frac{{\mu - \tau }}{2}} \right)}^2}dG\left(\mu \right)} + \int_{{\mu ^{EI}}}^{\bar \mu } {\left({\frac{{{\mu ^2}}}{4} - {F^I}} \right)dG\left(\mu \right)} } \right\} $

(11)

如果式(11)中Ω^E=0，此时的μ记为出口的期望门槛盈利能力${\tilde \mu ^E}$。

由此可见，企业可以根据进入国外市场后的期望盈利能力不同，得出第一阶段的市场进入决策。如果$E\mu < {{\tilde \mu }^E}$，出口所获的期望利润为负值，企业将选择不进入国外市场；如果${{\tilde \mu }^E} < E\mu $，以出口方式进入国外市场所获期望利润为正，此时企业将选择以出口的方式进入国外市场，并在第二阶段根据已有出口经验有可能转型为OFDI。

3. 出口转向OFDI的概率

本文以β分布表示作为随机变量的盈利能力μ的概率密度函数，其均值为μ^E。如上文所述，即使企业第一阶段所获期望利润为零，也会出口到国外市场，以期确认盈利能力和取得出口经验。图 2(a)中，超过μ^EI部分的面积表示企业在第二阶段转向OFDI的概率，其值为1-G(μ^EI)；τ下方的面积则表示企业第二阶段退出的概率，因为其在第一阶段末发现在该市场的盈利能力小于单位贸易成本；剩余的面积G(μ^EI)－G(τ)，则表示企业将继续出口的概率。需要注意的是，如果企业在第二阶段选择继续出口，则其出口量将会上升。究其原因，当企业在第一阶段进入国外市场时，其期望盈利能力为μ^E。如果企业第二阶段继续出口，则必然已经确认在该市场的盈利能力高于τ。因此，在确认得以在该市场留存的条件下，μ的相关分布就成为最初分布的截尾，意味着企业将扩大其出口。

与此同时，事前盈利能力不确定性越高，企业越需要以出口的方式测试国外市场，也意味着出口经验越重要。在图 2(b)中，随着盈利能力不确定性μ的方差σ²的增大，τ下的面积变大，说明第一阶段出口到国外市场的企业，在第二阶段停止出口的概率增大；超过μ^EI的面积也变得更大，这意味着在更高的事前盈利能力不确定性下，企业在国外市场获取出口经验后，向OFDI转型的概率也将增大。

三、数据来源与变量描述 (一) 数据来源

上述理论模型论证了不确定性条件下企业如何由出口向OFDI动态转型，并强调出口经验在该过程中具有重要作用。为检验此论点，本文首先采用2000-2006年《中国海关数据库》，依据企业名称和目的市场与商务部编制的同期《境外投资企业(机构)名录》进行匹配；然后选用同期《中国工业企业数据库》，参考戴觅、余淼杰(2011)等的做法，删除总资产、无形资产、总收入、就业人数、工业总产值、工业销售额等重要指标为负或遗漏的样本，最后依据企业名称和时间，与上述两个数据库合并。在对全样本进行倾向匹配得分法(PSM)分析时，保留了出口和未出口的所有OFDI样本，以考察出口行为对企业OFDI决策的影响；在分析不确定性条件下出口经验对OFDI的具体影响时，则删除了所有未出口的企业样本。

(二) 变量选取

本文的被解释变量为OFDI_{f, i}(t)，即企业f在t年向国家i进行OFDI的概率。

本文的解释变量包括：

1.不确定性。考虑到不确定性涵盖海外市场的供给和需求两方面，故采用两个国家层面的变量来衡量企业在海外市场面临的不确定性。

(1) 退出率(rateofexit_i)，即新出口商在某个特定国家i的平均退出率。该变量之所以被用来代理国外市场不确定性的程度，其原因在于：首先，可以准确地描述国外市场供给和需求的不确定性，即前文模型中的随机变量μ；其次，能够反映企业在某特定市场总体面临的各种不确定条件的程度；最后，可以准确地描述企业进行市场试错过程的可能性。

(2) 制度质量(Rulerate_{i, t})。依据闫雪凌、胡阳(2016)的观点，东道国的制度是影响中国OFDI的重要因素。本文选取了世界银行编制的指标Rules of Law_{i, t}表示东道国的制度质量，RuleofLaw_{i, t}，该指标由数个变量加权平均而成，包括对犯罪发生率的洞察、司法制度的效力等，其取值范围为(-3，2)，取值越大，制度质量越高，因而不确定性越低，故我们以该变量的相反数衡量与制度相关的不确定性。

2.出口经验(experience_{f, i, t})。借鉴Conconi et al.(2016)的做法，本文根据企业OFDI之前在东道国出口经验的多少，将OFDI企业分为三类：新出口商、有经验的出口商和未出口企业，并依据OFDI企业在东道国连续出口年限设定了四个与出口经验相关的虚拟变量：experience1_{f, i, t}，experience23_{f, i, t}，experience45_{f, i, t}和experience5⁺_{f, i, t}，分别表示企业在海外进行投资时在该市场拥有1年、2-3年、4-5年和5年以上出口经验。

3.其他解释变量。(1)企业生产率(TFP_{f, t})。异质企业理论强调生产率的高低是企业究竟选择OFDI、出口还是仅服务国内市场的决定性因素(Helpman et al., 2004)，故本文以OP法计算企业的全要素生产率，并作为企业层面的基础特征变量纳入实证分析；(2)企业规模(lnlabor_{f, t})。与企业生产率相似，企业规模对其国际化决策有着重要影响，且一般情况下OFDI企业的规模大于出口企业(Head and Ries, 2003；Greenaway and Kneller, 2007)，因此本文借鉴杨平丽、张建民(2015)的做法，以企业年平均就业人员数目的对数作为衡量企业规模的指标；(3)企业资产。企业特定资产或资源被认为是企业国际化竞争优势的来源(Brouthers and Hennart, 2007)，其中尤以基于技术能力的企业特定资源最为重要。一方面，本文把总资产(lntassets_{f, t})纳入实证分析的指标范围；另一方面，以无形资产(lnintassets_{f, t})来衡量企业的特定资源，通常情况下，企业拥有的无形资产越多，就越倾向于OFDI。(4)引力方程变量。本文采纳引力方程常用的变量以解释国家间的贸易和投资关系，分别为i国的国内生产总值(lnGDP_{i, t})、两国居民是否使用相同的官方语言(ComLang_i)和北京与国家i]首都之间的地理距离(lnDistance_i)。其中，国内生产总值采用UNCTAD统计的数据，后两者由CEPII编制。

考虑到不随时间变动的个体特征可能会影响企业的OFDI决策，故本文实证分析时加入企业固定效应；同时，行业差异和企业所处的经济社会环境等的变动也可能会影响企业的OFDI决策，故实证分析时还加入了行业固定效应和时间固定效应。

各变量的含义及其度量方法，见表 1。

(三) 初步证据

为了直观地说明企业出口与OFDI决策的关系，本文定义OFDIentry_{f, i, t}和exportentry_{f, i, t}分别表示企业开始进行OFDI与开始出口，并采用海关数据，依据企业名称和目的市场与同期境外投资企业数据匹配，对二者关系进行统计性描述。如果企业f在t年向i国投资，而前一年在该国没有投资，则OFDIentry_{f, i, t}取值为1，否则为0；如果定义新出口商为t年在某市场有出口，而t－1年在该市场没有出口，则间断性出口到同一市场的企业会被重复定义为新出口商。为避免这一问题，本文对exportentry_{f, i, t}进行更加严格的定义，即如果企业f在t年出口至i国，且在此前连续两年内均没有出口到该国，则取值为1，否则为0。

表 2列举了2000-2006年间中国企业在同一国外市场出口或OFDI的进入次序，从中可以发现，99.995%的样本开始出口前在该市场没有OFDI，88.04%的样本进行OFDI前在东道国已经有过出口经验。这表明，企业的OFDI决策通常都以在东道国的出口经验为基础，具有明显的渐进性特征。

四、出口经验对OFDI决策影响的实证检验 (一) 全样本基准回归结果

本文首先选取PSM来检验出口经验是否影响OFDI决策，以无出口经验的OFDI企业为对照组，有出口经验的OFDI企业为处理组，以控制可能出现的“选择偏差”问题。为此，采用“处理组的平均处理效应”(ATT)估计出口对企业OFDI决策的影响，计算如下：

$ \begin{array}{l} ATT \equiv E\left({OFDI_{f, t}^1 - OFDI_{f, t}^0\left| {Expor{t_f} = 1} \right.} \right)\\ \;\;\;\;\;\;\;\; = E\left({OFDI_{f, t}^1\left| {Expor{t_f} = 1} \right.} \right) - E\left({OFDI_{f, t}^0\left| {Expor{t_f} = 1} \right.} \right) \end{array} $

(12)

式中，OFDI¹_{f, t}和OFDI⁰_{f, t}分别表示企业出口和无出口时的OFDI决策；Export_f=1表示企业出口。

企业进入处理组的条件概率即其倾向得分如下：

$ P\left({Expor{t_f} = 1} \right) = \Phi \left\{ {h\left({{X_{f, - 1}}} \right)} \right\} $

(13)

其中，X_{f, -1}表示出口前一期可以观测到的企业特征变量，包括生产率、企业规模、总资产、无形资产和行业变量等；Φ(·)表示正态累积分布函数，h(·)采用包含自变量的高阶和交叉项的完整多项式形式。

根据倾向得分匹配后，得出本文的匹配估计量为：

$ AT{T_t} = \frac{1}{{{N_t}}}\sum\limits_f {\left({OFDI_{f, t}^1 - \sum\limits_{j \in C\left(f \right)} {{\omega _{f, j}}OFDI_{j, t}^c} } \right)} \;\;\;t = 1, 2 $

(14)

其中，N_t表示t年的企业总数，ω_{f, j}表示赋予每个与处理组企业f匹配的对照组企业j的权重，C(f)为对照组企业集合。

表 3汇报了基于全样本估计的企业出口后各期累积效应。由于需要跟踪连续出口5期的企业，所以处理组的观测样本值从初期到末期大幅下降。从符号来看，样本期内出口对OFDI的效应均在1%的水平上显著为正，表明出口行为确实对企业的OFDI决策有着显著的正面影响；从数值大小来看，该效应基本处于缓慢增长的趋势。具体而言，与无出口经验的OFDI企业相比，第一期出口对于处理组样本OFDI决策的效应约为0.5%，此后各期缓慢累积，在个别期间甚至出现下降，直至末期达到0.7%。这初步表明，受国外市场不确定性与企业在该市场知识累积程度的影响，出口对OFDI的影响在开始出口时最大，之后每期的边际影响依次递减。

(二) 出口样本企业的实证结果

在确定出口对OFDI决策具有显著性影响的前提下，本文基于所有出口样本，采用Cox比例风险模型估计风险函数OFDI_{f, i}(t)，来进一步考察不同年限的出口经验对OFDI的具体影响，其实证模型为：

$ OFD{I_{f, i}}\left(t \right) = \\ {h_0}\left(t \right)\exp \left({{\gamma _1}\exp erience{\kappa _{f, i, t}} * uncerta{\mathop{\rm int}} {y_i} + {\gamma _2}{X_{f, t}} + {\gamma _3}{G_i} + {\upsilon _f} + {\eta _f} + {\varphi _f}} \right) $

(15)

其中，OFDI_{f, i}(t)为企业f在t年向国家i投资的风险概率；h₀(t)是基准风险率；experienceκ_{f, i, t}为上述四个出口经验的变量；κ分别表示出口经验为1、2-3、4-5、及5年以上；uncertainty_i为反映不确定性的两种变量；出口经验变量与不确定性变量的交互项用以检验不确定性条件下出口经验对OFDI决策的影响程度；X_{f, t}是随时间变动的企业特征变量矩阵；G_i表示引力方程变量；${\vartheta _f}$、η_f和φ_f分别表示企业固定效应、行业固定效应和时间固定效应。式(15)的回归结果见表 4，其中第(1)和(3)列结果的关键变量是出口经验与平均退出率的交叉项，第(2)和(4)列结果的关键变量为出口经验与制度质量的交叉项。

表 4的结果显示，在衡量不确定性的两类指标中，出口经验对企业的OFDI决策均会产生持续的、显著的正面影响。首先，交叉项的符号均为正，说明不确定性程度越高，出口经验的作用越大。其次，随着出口时间的延长，系数逐渐减小，说明出口经验对OFDI的影响渐次降低。究其原因，国际市场对于初期进入的企业来说，不确定性程度最高，此时企业单位时间获取的知识量最多；而随着出口的逐渐开展，不确定性程度下降，单位时间内企业在该市场能够获取的知识量也随之减小，因此对企业OFDI决策的边际贡献也逐渐降低。最后，从两类不确定性变量的系数大小来看，市场平均退出率的系数明显大于制度变量的系数，这也验证了以平均退出率作为市场不确定性代理变量的合理性，它综合反映了一个市场的各种不确定性程度，而制度仅仅代表了市场不确定性的一个侧面，因此，其对OFDI决策的影响小于平均退出率也是预料之中的结果。

在企业层面的控制变量中，其一，全要素生产率(TFP_{f, t})的系数或正或负，且在统计意义上均不显著，说明对我国企业来说，生产率的高低不是从出口转向OFDI的决定性因素。其二，衡量企业规模的指标就业人数(lnlabor_{f, t})均显著为负，意味着规模越大、就业人数越多的企业进行OFDI的可能性越低。这是因为，一些大型企业人员臃肿，管理成本居高不下，反而拖累了其国际化进程。其三，企业总资产的系数均显著为正，说明企业总资产越多，其在国际化过程中越有能力完成资源参与，进行OFDI的可能性就越大。其四，本文所得无形资产的系数有正有负，与Wei et al.(2014)及杨平丽、张建民(2015)的结论不尽一致，说明企业拥有无形资产的数量与其OFDI决策的关系并不显著。

所有引力方程变量的结果均与传统文献一致。目标市场的GDP在1%的水平上显著为正，说明东道国的经济规模越大，对外来投资的吸引力越强。共同语言(ComLang_i)的系数显著为正，与东道国拥有共同语言降低了沟通的难度，对我国企业OFDI有正面影响。地理距离(lnDistance_i)的系数显著为负，北京与东道国首都距离的增大，意味着各种运输成本与沟通联络成本增加，从而降低了在该国家进行OFDI的可能性。

(三) 稳健性检验

Cox比例风险模型是一种半参数模型，对基准风险率h₀(t)的函数模型不施加任何限制，也不对其进行估计。这种估计方法的优势在于其较大的灵活性，但是相对于对基准风险率的函数形式施加限制的参数模型而言，其代价则是损失了效率。因此，本文选取参数模型，对上述实证结果进行稳健性检验。在可供选取的参数模型中，本文选择了Weibull模型。该模型赋予基准风险一个特定的函数形式，即${h_0}\left(t \right) = p{t^{p - 1}}\exp \left({{\beta _0}} \right)$，在此，p>0是一个待估计的辅助参数，β₀是一个常数。如果p=1，则基准风险率为一个常数；如果p>1(p < 1)，则基准风险率上升(下降)。如果基准风险率能得以适当模拟，Weibull模型将比Cox风险模型更加有效。

表 5汇报了Weibull比例风险模型回归的结果，其中第(1)和(3)列结果的关键变量是出口经验与平均退出率的交叉项，第(2)和(4)列结果的关键变量是出口经验与制度质量的交叉项。对比表 5与表 4发现，结果并未因估计方法的不同而产生较大差异。两类交叉项的系数均显著为正，且随着出口时间的延长而减小，说明出口经验对OFDI的影响随着不确定性程度的提高而愈加重要，但是与此同时，其边际效应逐年降低。交叉项experienceκ_{f, i, t}*rateofexit_i的系数明显大于experienceκ_{f, i, t}*Rulerate_{i, t}，表明平均退出率代理的不确定性对OFDI的影响大于制度质量。企业层面的控制变量与引力方程变量的结果与Cox模型结果基本一致。两种估计方法所得结果差别在于，Weibull模型估计交叉项experienceκ_{f, i, t}*rateofexit_i的系数稍小于Cox模型的结果，其他变量的系数差别不明显。因此，Weibull模型赋予基准风险以特定函数形式，其检验结果不仅验证了上述实证结果的稳健性，而且比半参数模型Cox更加有效。

五、出口经验对OFDI决策影响的进一步检验

考虑到不同所有权类型的企业在管理制度、受政策影响程度、融资约束等方面存在差异，其出口经验对转向OFDI的影响很可能存在差异。为此，本文基于所有制形式将所有出口企业分为国有企业、集体企业、私营企业和外资企业，其分组回归结果见表 6。

从整体影响来看，在四类企业中，出口经验与平均退出率和制度质量两个交叉项的系数均显著为正，说明出口经验对其OFDI决策的影响均依赖于不确定性的程度，不确定性程度越高，出口经验对OFDI决策越重要。与此同时，其他解释变量与控制变量，与前文出口样本企业的回归结果基本保持一致。

国有企业两个交叉项的系数呈现不同的走势。experienceκ_{f, i, t}*rateofexit_i的系数呈“U”型，即从出口后第1年开始持续降低，第4、5年时降至谷底，之后有所回升，表明开始出口后的前5年，出口经验对OFDI的边际影响逐渐减小，但是5年以上的出口经验对OFDI的影响不降反升；而experienceκ_{f, i, t}*Rulerate_{i, t}的系数在出口第1年后大幅下降，第2、3年时降至谷底，第4、5年又骤然攀升，之后再平缓下降。由此可见，国有企业的出口经验对OFDI的影响变化复杂且不规律，这可能与其特殊的所有制和经营管理体制相关。一方面，国有企业作为市场经济的主体之一，要努力以市场行为去适应市场不确定性和冲击；另一方面，国有企业作为政府掌控国家经济命脉的工具，又不可避免地执行政策载体的功能，尤其本文的样本期间(2000-2006年)恰好是我国“走出去”战略实施初期，国有企业的OFDI行为带有明显的政策倾向。因此，对于这样的矛盾综合体，也就不难理解其出口经验与OFDI行为之间表现出来的不规律性。

与国有企业不同，集体企业两个交叉项的数值均呈现倒“U”型走势，其系数初始小幅上升，在第2、3年时攀至封顶，之后再持续下降。这表明，集体企业出口后第2、3年的经验对OFDI的作用才是最重要的，之后逐年降低。私营企业和外资企业的两个交叉项的系数均表现出与表 4相同的规律，即出口后第1年数值最大，之后持续降低，说明在两类表示不确定性的条件下，出口经验对OFDI的影响均是开始出口时最大，之后的边际效应逐年递减。究其原因，一方面，本文大约82%的OFDI样本是私营企业和外资企业，因而可以理解其行为规律与表 4中展现的规律基本一致；另一方面，私营企业和外资企业在中国四类企业中受到政策影响的程度相对较低，其行为较之国有企业和集体企业更符合市场规律，尤其是在国外市场出口和投资时，在完全市场化的环境和冲击下，其行为规律更符合我们对市场行为的预期。

六、结论与政策建议

在国际商务实践中，国际市场对初始进入的企业而言充满了不确定性，基于获取市场相关知识的需要，企业将遵循渐进式的国际化过程。基于此，本文构建了一个出口转向OFDI的二阶段模型，阐释了在不确定性存在的条件下企业如何由出口向OFDI动态转型。在此基础上，本文选取2000-2006年中国海关数据库、中国工业企业数据库和境外投资企业名录的匹配数据，采用倾向得分匹配法(PSM)检验了出口对OFDI决策的影响，进而采用Cox比例生存分析方法检验不确定性条件下出口经验与OFDI决策的关系。结果发现，不确定性越强，出口经验对OFDI决策的作用就越重要，但是该作用会随着在同一市场连续出口时间的延长而依次递减；按所有权分类的实证结果进一步显示，私营企业和外资企业的出口对OFDI的影响持续降低；集体企业在最初第二、三年的出口经验对OFDI决策影响最大，之后逐年降低，呈倒“U”型；国有企业的出口经验对OFDI的影响始终呈现不规律变化。

本文的政策含义在于：其一，企业的出口经验可以在一定程度上减缓国际市场不确定性的冲击，对其转型为OFDI具有重要的正面影响。因此，合理运用出口促进措施不仅可以促进我国出口，而且还可以促进OFDI增长；同时，考虑到出口经验对OFDI的边际效应递减，所以出口促进措施的重点可以适当调整为激励更多的企业开始出口，而不是鼓励已有的出口企业；其二，在不确定性条件下，四类企业的出口经验对OFDI的边际效应不同，因此鼓励性政策的实施应适当注意针对性：私营企业和外资企业的出口经验对OFDI的边际效应依次递减，因此需要用市场手段促使其更多地进入出口市场；集体企业出口后第2、3年的经验对OFDI决策影响最大，故需要调整措施使更多的企业得以在国外市场存活下来；而对于国有企业，则需要尽可能地降低其行为的政策倾向，以充分发挥其出口对OFDI的作用。最后，由于出口向OFDI的转化增大了企业进入出口市场的选择权价值，因此通过改善投资自由化措施，同样可以刺激出口的持续和稳定增长。