引入外资股东提高企业出口产品质量了吗？

Has the Introduction of Foreign Shareholders Improved the Quality of Export Products of Enterprises?

摘要: 本文首次从公司治理的角度考察了引入外资股东对我国上市制造业企业出口产品质量的影响及相关机制。研究结果发现：第一，引入外资股东对出口产品质量呈现出显著的正向效应，并且随着外资持股比例越高，出口产品质量提升效应越明显。第二，外资股东主要通过缓解企业融资约束、增加海归高管和激励模仿创新三种路径促进了企业出口产品质量升级。第三，外资股东对出口产品质量的促进效应在不同入股方式和不同地域特征方面存在异质性，即相比企业IPO当年后入股和地处内陆地区，外资股东在IPO当年之前入股以及企业位于东部沿海地区组别中表现得更为明显。

Abstract: From the perspective of corporate governance, this paper first investigates the influence of introducing foreign shareholders on the quality of export products of listed manufacturing enterprises in China and its related mechanisms. The results show that: firstly, the introduction of foreign shareholders has a significant positive effect on the quality of export products, and the higher the proportion of foreign shareholders, the more obvious the effect of improving the quality of export products. Secondly, foreign shareholders mainly promote the quality upgrade of export products by easing the financing constraints of enterprises, increasing the number of overseas executives and encouraging imitation and innovation. Thirdly, the promotion effect of foreign shareholders on the quality of export products is heterogeneous in different ways of investment and different geographical characteristics, that is, compared with the enterprises that invested in shares after the year of IPO and located in inland areas, the foreign shareholders invested in shares before the year of IPO and the enterprises located in the eastern coastal areas are more obvious.

1. 引言

中国自改革开放以后，外贸进入了快速发展的阶段。依托资源优势、人口红利以及国际产业转移的良好趋势，中国的出口规模呈现出超越发达经济体的繁荣现象。出口贸易额由2003年36287.89亿元攀升至2021年217287.38亿元，并在2009年实现了货物贸易第一大国的地位。然而“大进大出”背后下粗放的贸易格局带来的是“低质低价”产品印象，时至今日中国仍未完全摆脱低质量标签的束缚。近年来，伴随着外部恶劣国际关系、疫情冲击过后经济下行以及国内逐步消失的劳动力成本优势，长期固化于全球价值链的低端环节中国出口贸易将面临着更为严峻的挑战。既此，处于这样对外贸易发展的特殊时期，要想构建新的贸易比较优势，增强国际竞争力，便需要从出口产品质量升级入手，依靠提升出口产品质量牵动作用推动出口贸易由“要素驱动”转向“创新驱动”，助力我国贸易的高质量发展。在实践中，出口竞争优势培育应以新发展理念为指引，落脚于微观企业层面，因此从微观视角探究如何提高企业出口产品质量对培育国家贸易竞争新优势有着重要现实意义。

出口产品质量升级过程本质上是一个摒弃短期利润、持续投入资金以及充满风险挑战的长期过程(汤超和祝树金，2022) [1] 。产品质量提升过程中的设计研发、材料采购、质量控制、产品测试等每个环节都对企业的技术创新水平、生产管理水平以及资金流提出了更高要求。近年来，伴随着中国资本市场逐步开放，外资股东在中国证券市场扮演着日益重要的角色。作为对外开放政策的重要组成部分，资本市场开放允许境外投资者通过股票交易方式持有上市公司的股权，促进了资本、技术和管理经验跨境自由流动，对于我国企业出口产品质量升级、出口高质量发展具有重要影响作用。理论上，外资股东作为资本市场的重要参与者，以境外投资者和上市公司股东的双重身份不仅能给企业带来充足的发展资金、技术支持和先进可借鉴的国外优秀管理经验，还能对上市公司管理层起到监督管理作用，因而外资股东有利于企业出口产品质量升级。然而现有研究认为，外资股东对我国出口贸易的影响既存在正向作用也存在负面效应。这是因为境外投资者对于被投资企业往往面临着物理距离、语言障碍和法律规则等信息不对称问题而导致的交易成本上升，使其不愿意关注企业长期收益计划。若这些短期境外投资者过多关注于短期高额收益时，一旦企业业绩没有达到预期目标，就会立即抛售所持企业股票，这会引导企业管理层过多关注股价短期的波动，从而引发企业管理层短视行为，不利于企业出口产品质量的提升。那么引入外资股东对出口产品质量到底会造成什么样的影响？是积极影响还是消极影响？若是积极影响具体的影响机制又是什么？在现有理论和实证研究基础上，本文以2003~2015年所有A股制造业上市公司与海关匹配数据为研究样本，将公司治理理论和溢出效应理论纳入研究框架，探究外资持股对出口产品质量最终影响。本文的研究结论不仅丰富了关于出口产品质量影响因素研究和外资股东经济后果研究的相关文献，也为引入外资股东在微观企业出口竞争力起到正向作用提供了理论及实验数据支撑。

2. 理论分析与假设

按照资源依赖理论，企业生存和发展需要组织外部所提供的资源，对资源依赖程度不仅决定了企业在市场竞争中的地位，而且影响着企业各种经营活动的展开。从资源依赖理论出发，境外投资者作为上市公司股东，股东身份能为企业出口产品质量升级提供稳固雄厚的发展资金。一方面相较于我国境内投资者，这些境外投资者往往来自成熟发达的资本市场，遵循可持续投资理念，因此更加趋向理性价值投资，谋求企业的长期收益，为企业带来稳定的资金流(覃琳和陆正飞，2018) [2] ；另一方面，产品质量管理提升过程决定着提高出口产品质量过程本身就具有风险，在实践过程中必然包含着大量失败经历。但由于境外投资者拥有良好的理财分析团队，使其能够通过调整投资组合的方式达到风险收益平衡，因而更容易接受被投资企业短期失败引发的投资收益下降，维持对企业现金流的稳定(连立帅等，2019) [3] 。根据溢出效应理论，外资引入能为企业溢出先进生产技术和管理经验，同时给上市公司出口活动带来高效的信息资源和社会关系资源(Bhaumik et al., 2010; Luong et al., 2017) [4] [5] 。在出口产品质量升级的研发设计环节，外资引入能够溢出相关产品的生产技术和设计理念，给本土企业产生技术溢出效应。通过模仿和干中学，本土企业可以吸收外资带来的先进技术，提升企业出口产品的技术含量，确保产品符合出口市场的需求和标准。在公司管理上，外资股东因不受国内政治压力，通常更有动机和能力去约束管理层机会主义行为，通过挑选符合自身利益的海归高管和董事经营企业，采取“用手投票”方式参与公司治理，促进企业关注长期利益，提升出口产品质量(Gillan and Starks, 2003) [6] 。至此引入外资股东对改善企业出口产品质量产生正面效果。基于上述分析，我们提出本文的第一个假设：

假设1：外资股东的引入会促进出口产品质量的升级。

不同于外资的正向效应，外资持股逐利性会导致这些外资股东仅仅看重被投资企业良好的发展前景和广阔的资本增值空间，他们不会真正参与企业的公司治理和日常经营。这是因为相较于内资股东，外资股东往往面临着文化、距离和法律规定等信息劣势，境外投资者必须比国内投资者花费更多的交易成本来降低信息不对称问题，因而这些外资股东不愿意关注企业的长期收益计划，他们投资目的更可能是寻求短期高额收益(Ye et al., 2021) [7] 。当大量短期境外机构投资者关注企业短期利润时，会引导企业管理层过多关注股价短期的波动，形成管理层短视行为，不利于企业长期竞争力的培养。Bushee (1998)研究结果发现，当短期机构投资者对被投资企业进行高比例持股时，其高投资组合周转率会增加企业管理层减少研发支出的概率，因而外资股东很可能会因逐利性降低出口产品质量。另外外资入股被投资企业主要目的在于利用国内低成本劳动力和巨大的市场潜力去推广自有品牌、提高市场占有率，而非真正提升国内企业技术创新和管理水平，因而改善上市企业经营业绩、提升产品质量的期望可能无法实现 [8] 。

假设2：外资股东的引入会抑制出口产品质量的升级。

3. 研究设计

3.1. 样本选取和数据来源

本文出口产品质量指标的相关数据来自《中国海关进出口贸易数据库》，上市公司全部财务和治理数据来源于国泰安数据库(CSMAR)，其中外资持股数据来自于上市公司股东信息字库的十大股东文件。由于数据可得性，国泰安数据库中收集的有关外资持股信息始于2003年，而2016年中国海关进出口贸易数据库中尚未披露商品数量和单价等具体信息，因此经过综合考察，本文的研究样本为2003~2015年全部A股上市公司。结合本文的研究目的，探究外资持股对出口产品质量的影响，还需将上市公司数据库与海关进出口贸易数据库进行精准匹配。按照已有文献主流处理方法，将上市公司基本信息和海关进出口贸易数据按照企业所有曾用名和年份进行逐年匹配，并以企业邮编以及电子邮箱等信息作为补充，若经过前述环节仍无法实现匹配，则应舍弃该条数据。经过多轮匹配，本文最终得到包含证券代码、企业名称、年份、出口单价等2003~2015年所有A股上市公司进出口贸易的初始数据。最后，将合并成功的数据进行筛选和清洗，并保留后期计算和实证研究所需要的全部信息。

具体的数据筛选过程分为海关贸易层面和上市公司层面，其中海关贸易层面处理步骤按顺序如下：(1) 在国际HS六分位编码基础上，将HS六分位编码同SITC Rev.2三分位编码和四分位编码转换，在完成编码转换基础上，仅保留制造业样本数据，即保留SITC四分位编码位于5000~9000之间的产品样本信息；(2) 剔除出口目的国为“中华人民共和国”的产品样本；(3) 剔除单笔贸易数量不足1以及单笔贸易额不足50美元的产品样本；(4) 剔除总样本量小于100的产品样本；(5) 剔除出口信息不完整的样本数据，包括无企业代码、无产品代码、无出口地名称、无产品数量和无产品单价。

上市公司数据层面处理步骤按顺序如下：(1) 剔除带有ST和*ST标识上市公司样本。(2) 由于本文重点关注实体经济领域，因此仅保留制造业行业公司样本；(3) 剔除无行业代码以及其他主变量存在严重缺失的公司样本。经过上述整理，最终获得2003~2015年314246条企业–年份–产品–国家层面具有高度的代表性面板数据，共592家A股制造业上市企业。为确保后续实证过程的公允，对本文连续变量进行1%双缩尾处理，以降低变量数据中个别极端值对本文结果造成的干扰。

3.2. 变量选取与说明

3.2.1. 被解释变量

出口产品质量(Quality)。本文将采用Khandelwal et al. (2013)信息需求反推法来测算各个维度出口产品质量 [9] 。该方法的基本原理是当不同种类产品的销售价格相同时，市场份额越大的产品质量也越高。基于CES效用函数，在消费者效用和生产者利益最大化条件下，企业f在t年对m国出口的HS02六位码产品的数量和价格可以表示为：

$\ln q_{fhmt}+\gamma \ln p_{fhmt}={\varphi }_{mt}+{\epsilon }_{fhmt}$ (1)

其中 ${\varphi }_{mt}$ 为出口目的国—年份虚拟变量，用来控制影响出口产品数量中因出口国和时间变动的因素， ${\epsilon }_{fhmt}$ 为公式的残差项。考虑到产品质量与单位价格相关而导致回归模型产生内生性偏误，施炳展和邵文波(2014)利用企业对其他国家出口产品的平均价格作为企业对该国出口的产品价格的工具变量能在一定程度上缓解该问题 [10] 。除此之外，产品种类的多样性也会影响模型中产品需求变量从而引发新的内生性问题。参考借鉴苏丹妮等(2018)的做法，在(1)式中加入反应国内市场需求规模各省份实际GDP的对数以控制产品多样化带来的影响 [11] 。 $\gamma$ 取值借鉴Broda & Weinstein (2006)¹估算的73国家不同SITC三位码产品的替代弹性。回归残差后，企业f在t年对m国出口的产品h的质量定义为：

$qualit{y}_{fhmt}=\ln {\hat{\lambda }}_{fhmt}=\frac{{\hat{\epsilon }}_{fhmt}}{\gamma -1}=\frac{\ln q_{fhmt}-\ln {\hat{q}}_{fhmt}}{\gamma -1}$ (2)

由(2)式可以测算出企业在每个年度出口的HS02六位码产品质量绝对数值，为了实现对不同种类间产品质量加总及对比，还需对(3)式中结果进行标准化处理，处理方法如式(3)所示：

$r\_qualit{y}_{fhmt}=\frac{qualit{y}_{fhmt}-\min qualit{y}_{fhmt}}{\max qualit{y}_{fhmt}-\min qualit{y}_{fhmt}}$ (3)

其中 $\max qualit{y}_{fhmt}$ 表示的是产品h在所有出口国家层面、年份层面、企业层面中所对应质量的最大值，同理 $\min qualit{y}_{fhmt}$ 表示的是对应产品质量的最小值。该结果位于0~1之间，且没有单位。 $r\_qualit{y}_{fhmt}$ 为最终得到企业–产品–国家–年份层面的标准化四维出口产品质量。

3.2.2. 核心解释变量

外资股东(Foreign)。使用公司前十大股东中是否存在持股比例超过10%以上的外资大股东(Foreign_if)衡量，该指标为二值虚拟变量，若上市公司当年十大股东中存在持股比例10%以上的外资大股东，取值为1，否则为0。外资持股数据通过上市公司十大股东文件手工查询境外投资者的方式获得，其中境外投资者包含外国法人、自然人和其他组织，以及港澳台地区的法人、自然人和其他组织。指标选用10%作为界定标准的依据在于：在中国《公司法》中规定持股比例10%以上的有表决权股东有权提议召集主持股东会临时会议，这表明持股比例10%以上的股东在上市公司中拥有举足轻重的话语权，能够对企业行为构成实质性影响，因而以此标准作为外资股东的判断标准相对合理。此外进一步使用前十大股东的持股比例之和(Foreign_rate)来验证引入外资股东对出口产品质量的影响。

3.2.3. 控制变量

根据文献回顾，企业规模、企业年龄、资产负债率、资本密集度、行业竞争程度以及全要素生产率对出口产品质量产生显著影响，因此，我们在模型中将以上影响因素作为模型控制变量。

企业规模(Size)：以企业员工人数加1取自然对数衡量。企业年龄(Age)：以当年年份与公司成立年份差额加1取自然对数衡量。资产负债率(Lev)：采用期末负债总额与资产总额的比值来衡量，通常又称为财务杠杆和举债经营比率。资本密集度(Lnkl)：以企业固定资产净额与员工人数比值取自然对数衡量。行业竞争程度(Hhi)：以营业收入计算的赫芬达尔指数衡量，即采用某一行业内所有企业营业收入占比的平方和表示。全要素生产率(Tfp)：采用能克服同时性偏差的LP方法来计算企业全要素生产率。

3.3. 模型设计

为了验证假设1和假设2，本文运用2003~2015年592个制造业上市企业面板数据，对引入外资股东与出口产品质量的关系性进行实证分析，相应的回归模型设定如下：

$Qualit{y}_{fhmt}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Foreig{n}_{ft}+{\alpha }_{2}X+{\phi }_f+{\mu }_t+{\epsilon }_{fhmt}$ (4)

其中，下标f表示企业，h为HS02六位码产品，m表示出口目的国，t表示年份。 $Qualit{y}_{fhmt}$ 代表企业–产品–国家–年份层面的出口产品质量。外资股东具体使用两种指标衡量，一是企业十大股东是否存在外资大股东 $Foreign\_i{f}_{ft}$ ， $Foreign\_i{f}_{ft}$ 是二维虚拟变量，若企业f前十大股东中是否在t年存在外资大持股则为1，否则为0；二是企业十大股东中外资大股东的持股比例之和 $Foreign\_rat{e}_{ft}$ 。X为企业层面和行业层面控制变量集。 ${\phi }_f$ 为企业层面固定效应，用以控制企业个体层面其他相关因素影响； ${\mu }_t$ 为时间层面固定效应，用以控制随时间变化的影响因素； ${\epsilon }_{fhmt}$ 则为模型随机误差项。系数 ${\alpha }_1$ 用来表示外资持股对企业出口产品质量的影响效果，如果回归结果中显著为正，表明引入外资股东能够促进出口产品质量升级，即验证假设1成立；否则假设2成立。为缓解模型的异方差问题，回归方程(4)加入了异方差稳健标准误。

4. 实证分析

4.1. 描述性统计

表1展示了模型中的所有变量的描述性统计结果。企业出口产品质量(Quality)的均值为0.5，最小值为0.06，最大值为0.94，说明样本期间我国制造业企业出口的产品质量普遍处于中等水平。是否引入外资大股东(Foreign_if)均值为0.08，这表明在全部出口的制造业上市企业中，仅有8%上市企业的十大股东中有外资大持股的情形，外资大股东参与实体经济投资积极性总体较低。

Table 1. Descriptive statistic

表1. 描述性统计

4.2. 基准回归分析

为检验外资持股对企业出口产品质量的最终影响，本文分别从中国制造业上市企业十大股东中是否存在外资大股东以及外资大股东持股比例两个角度进行了相应考察。表2展示了具体的回归分析结果。其中在列PanelA部分第1列显示的是未纳入其他控制变量时引入外资大股东对出口产品质量直接效应。从报告结果可知，在仅控制企业个体层面以及时间层面的影响差异后，是否引入外资大股东(Foreign_if)与出口产品质量(Quality)在10%显著性水平上呈现正相关关系。第2列在第一列的基础上增添了其余的控制变量，结果显示引入外资股东对出口产品质量的影响依旧为正，并在统计意义1%水平上显著，再次验证了引入外资大股东对企业出口产品质量的积极影响。依照同样的论证思路，在加入控制变量之后外资大股东持股比例(Foreign_rate)对出口产品质量产生的正向效应和显著性都有所提高，因此也能够进一步佐证了引入外资持大股东能够提高企业出口产品质量的结论，由此表2基准回归结果验证了假设1的成立。

Table 2. Benchmark regression results

表2. 基准回归结果

4.3. 稳健性检验

4.3.1. 替换被解释变量

虽然本文在计算被解释变量时使用了更为严格的信息需求反推法，但仍不可避免会出现数据搜集过程中测量误差等问题，因此在某些情况下，被解释变量可能不具有稳健性。参考孔祥贞等(2020)的做法，在控制企业出口产品种类异质性时，利用企业所在省份的人口数量代表企业面临的市场规模对出口产品质量进行重新测量，具体回归结果如表3的第1列和第3列。在更换被解释变量后，Foreign_if对Quality的回归系数分别为0.007，并在1%水平上显著，说明引入外资大股东(Foreign_if)有助于企业出口产品质量提高，验证了假设1的成立。同时，Foreign_rate与Quality的回归系数也均显著为正，回归结果显示上述的研究结论仍然成立。

4.3.2. 剔除08年金融危机影响

在本文所选取的样本时间段里存在2008年全球金融危机这个特殊的时间节点。因金融危机导致的资金紧张和经营困难，部分外资企业可能会减少子公司或者合作公司的投资，包括技术转移、管理经验以及市场拓展的支持，对本土的出口产品技术升级和质量提升产生严重负面影响。基于上述分析，金融危机很可能会对外资股东和企业出口产品质量产生额外冲击，从而干扰本文对研究结论的准确判断。因而为明晰外资股东对出口产品质量的影响，本文剔除2008年以及2009年期间企业所有样本。

表3第2列和第4列展示了在原始数据上剔除08年金融危机影响进行再次回归的结果。稳健性检验显示，在控制企业固定效应和年份固定效应后，引入外资大股东与外资大股东持股比例对出口产品质量回归结果依然显著为正，表明制造业上市公司外资持股能有效提升企业出口产品质量，并且持股比例越高，出口产品提升效应越明显，这与前文预期假设以及基准回归所估计结果相一致，因此可以认为回归结果是稳健的。

Table 3. Robustness test results-replacing explained variables/excluding 2008 financial crisis

表3. 稳健性检验结果–替换被解释变量/剔除08年金融危机

4.3.3. Heckman两阶段检验

内生性是本文需要考虑的问题。由于出口产品质量的指标测算完全依赖企业的出口数据，而无法观测到非出口企业样本信息。因遗漏潜在的非出口企业产品数据可能会造成前文的回归模型存在偏误，致使估计结果不够准确，因此，本文采取Heckman两阶段模型对因变量的样本选择偏差问题进行处理。依照Heckman的检验思路，第一步选择Probit模型估计企业的出口概率，并计算逆米尔斯比率(IMR)。为提高实证研究的严谨性，根据以往学者的实证研究建议，需要在第一步的检验模型中至少包含一个与企业出口行为相关但与企业出口产品质量不直接相关的排他性约束变量。借鉴张杰等(2015)等做法，选取企业上一期的出口状态作为企业当期是否出口虚拟变量工具变量 [12] 。

Heckman第一阶段的模型具体如回归方程(5)所示， $e{x}_{ft}$ 表示当期企业是否出口的虚拟变量， $e{x}_{ft-1}$ 则表示上一期是否出口行为选择， $X_{ft}$ 为企业年份层面所有控制变量，其与基准回归的控制变量相一致。可以看出，上一期的出口状态确实对当期的出口行为产生显著影响，满足排他性约束条件的相关性条件。在Heckman两阶段检验的第二步中，将第一步回归方程获得的逆米尔斯比率带入原有的质量方程中重新回归，相应的结果如表4第2列和第3列所示，检验结果证实在控制了企业出口的自选择偏差后，引入外资大股东以及外资大股东持股比例依然对企业出口产品质量的显著为正，说明基准回归结论具有稳健性，另外从Heckman第二阶段的选择偏差系数Imr系数的未通过显著检验来看，前文的基准回归模型存在的样本自选择问题不是特别严重，再次印证模型设定的准确性。

$probit\left(e{x}_{ft}=1\right)={\beta }_0+{\beta }_{1}e{x}_{ft-1}+{\beta }_2{X}_{ft}$ (5)

Table 4. Robustness test results-Heckman two-stage test

表4. 稳健性检验结果-Heckman两阶段检验

5. 影响机制分析

5.1. 融资约束渠道

具备充足的流动资金是企业获取竞争优势的首要条件。然而，由于企业处于不完美资本市场中，信息不对称使得企业实际经营发展常常会面临外部融资受限，产生融资约束问题。由于融资约束不仅抑制了出口产品质量升级所需的高端设备等固定资产和中间品投资，而且也抑制了研发和人力资本的投入，因此融资约束不利于出口产品质量提升(杨青龙，2020) [13] 。外资持股作为企业的股权融资方式，相比债务融资而言股权融资所需资金门槛低而且财务风险小，能够满足企业持续经营所需的资本投入，缓解企业的融资约束。以大型投资机构为主的外资股东相较于境内投资者更具有投资经验和投资能力，这些优势也促使其在整体投资风格上更偏重于长期持有，维持企业出口产品质量升级所需的大量流动资金。同时具有资本管理能力的外资大股东能够承担一定的投资风险，对于出口产品质量升级过程中风险概率具有较强包容性。由此引入外资大股东能够通过缓解企业融资约束路径有助于促进出口产品质量提升。

如前所述，为验证引入外资大股东是否通过缓解融资约束路径提高企业出口产品质量，本文将使用机制检验两步法进行检验，其中融资约束指标(infinit)以张杰等(2013)做法，采用“经营活动产生的现金流量净额/总资产”度量，该指标为反向指标 [14] 。第一步本文考察引入外资股东与出口产品质量是否有因果关系。由表5第一列可以发现，引入外资股东显著提高了出口产品质量。第二步，考察是否引入外资大股东对机制变量融资约束是否有因果关系。从表5 PanelA和PanelB的第一列发现外资大股东与融资约束指标在1%水平上显著为正，并且持股比例越高融资约束越小，这说明引入外资大股东有效抑制了企业融资约束问题。结合已有文献关于融资约束对企业出口产品质量的提升存在明显的抑制作用的结论，本文认为缓解融资约束是引入外资大股东助力企业出口产品质量升级的一条路径。

Table 5. Test Results of mechanism effect-financing constraints/returned executives

表5. 机制效应检验结果-融资约束/海归高管

5.2. 海归高管渠道

外资股东本不能直接参与企业的日常经营活动，但却通过选举和驻派可信赖的高管和董事作为“传声筒”来增加他们对企业经营决策的影响。外资股东在进入企业后，出于缓解信息不对称以及维护自身利益目的，可能会偏向于任命具有海外经历的高管，海归高管通过推出企业的试验性产品、促进中间品和人力资本的质量，有助于实现出口产品质量升级(刘海云和王丽霞，2022) [15] 。因此，本文认为外资大股东能够通过任命具有海归高管提升企业的出口产品质量。为验证此猜想的正确性，本文将继续采用机制效应两步法进行检验，其中机制变量海归高管(oversea)使用企业海归高管占所有高管的比例衡量，海归高管指具有海外任职或求学经历的高级管理人员、董事会成员以及监事会成员。根据表5的回归结果可以发现，PanelA和PanelB的第二列显示引入外资大股东的海归高管比例更高，外资大股东与海归高管比例具有显著的正相关关系，并且外资持股比例越高，海归高管人数越多。由此表明，外资大股东能够通过增加和选举海归高管对企业出口产品质量产生激励效应。

5.3. 技术创新渠道

技术创新是提升企业出口产品质量的核心驱动力(Faruq, 2010) [16] 。来自发达国家的外资大股东通常拥有国外先进的技术知识储备和技术资源，当外资股东与内资企业管理层进行的深入交流和互动后，会对企业形成知识扩散和技术溢出，促进被投资企业通过模仿和自主学习获取技术创新(唐未兵等，2014) [17] 。但此动机下，外资大股东是否能够真正通过技术创新提升企业出口产品质量还需要进一步的实证检验。表6回归结果展示了从两种不同的技术创新模式–自主创新(innov_self)和模仿创新(innov_copy)考察外资大股东影响企业出口产品质量升级的具体渠道。根据已有文献处理方式，采用技术专利授权类型的发明专利授权量作为自主创新指标(innov_self)，模仿创新(innov_copy)用外观设计和实用新型授权量之和表示。由表6PanelA中引入外资大股东与自主创新的系数−0.0306和PanelB中外资大股东持股比例与自主创新的系数−0.1128可知，引入外资股东不能提升企业的自主创新水平，反而显著抑制了企业的自主创新。而不同的是引入外资大股东和外资大股东的持股比例都能够显著提升模仿创新，同时谢众和李婉晴(2020)指出自主创新和模仿创新都能对企业出口产品质量具有显著促进作用，这表明企业外资大股东之所以能够提升企业出口产品质量源于模仿创新在其中发挥的积极作用，而非自主创新 [18] 。

Table 6. Test results of mechanism effect-technological innovation

表6. 机制效应检验结果–技术创新

6. 异质性分析

6.1. 入股方式

外资股东的入股方式在一定程度上反映外资股东的持股动机。若外资大股东在企业IPO上市当年或者之前进入被投资企业，那么作为原始股东目的是长期持有公司股份，参与公司经营管理，谋求企业价值最大化。而若外资大股东在企业IPO上市后进入企业，这类外资股东则相比IPO上市前表现出更强的投机动机。显然，投机动机都不会促使外资股东参与企业日常经营，短期投资期限的股东甚至会对企业高管施加压力，形成管理层短视行为，阻碍了出口产品质量升级。基于此，本文有必要对上市公司中的外资股东持股动机进行区分，以进一步考察其对出口产品质量的不同影响。外资股东的入股方式以外资股东“是否在企业ipo当年之前或之后进入”为标准，表7具体展现了引入外资大股东和外资大股东持股比例在不同入股方式下对企业出口产品质量的影响。研究结果可以发现在IPO之前进入的子样本中，引入外资大股东显著促进企业出口产品质量提升，而在ipo之后进入的子样本中，两者的回归系数显著为负，这说明持股动机的不同严重影响了出口产品质量的提升效应，只有企业ipo之前进入企业的外资股东对企业出口产品质量升级具有显著正向效应。同样当解释变量为外资大股东持股比例与是否引入外资股东时结论一致。

Table 7. Heterogeneity test results-shareholding mode

表7. 异质性检验结果–入股方式

6.2. 地区特征

现阶段，中国各地区之间经济发展水平仍不平衡，不同区域之间企业发展也呈现出分层趋势。相比内陆地区，东部沿海地区企业因其优越地理位置、丰富人才资源和旺盛市场需求使得企业吸引外资以及实行出口贸易方面具有天然优势，因而东部沿海地区制造业企业在先进技术和管理经验方面表现出更强的吸收能力。那么外资持股对出口产品质量的影响是否存在地区差异呢？基于上述分析，本文按照国家统计局对中国地理范围的界定，将我国大陆31个省份划分为沿海地区和内陆地区两个子样本进行实证研究²，外资持股对出口产品质量的回归结果如表8所示。由检验结果可知外资持股对企业出口产品质量积极影响在沿海省份样本中显著而在内陆省份不显著，说明沿海地区的开放环境有益于外资持股对企业出口产品质量提升效应。同样，在沿海省份外资持股比例与企业出口产品质量也表现出显著的正相关关系，而在内陆地区不显著。

Table 8. Heterogeneity test results-regional differences

表8. 异质性检验结果–地区差异

7. 结论与政策含义

自加入世界贸易组织后，我国积极有序地通过一系列举措不断推动资本市场开放，这使得境外投资者能够更加便利地持有我国企业股票，成为我国上市公司的外资股东。引入外资股东不仅在公司治理领域中发挥作用，也对我国实体经济领域产生巨大影响，利用好外资股东这个“潜在资源”对我国实体经济高质量发展而言具有重大意义。出口产品质量作为企业实体经济出口高质量发展的衡量指标，探究引入外资股东对企业出口产品质量影响符合当前的时代要求和现实意义。

基于此，本文在相关理论研究的基础上，选取了2003~2015年上市制造业企业面板数据进行实证研究。研究的结论表明：1、引入外资股东对出口产品质量发挥显著促进作用，并且持股比例越高，出口产品质量提升效益越高，该结论在采用替换变量、排除宏观政策干扰以及Heckman两阶段方法后依旧稳健；2、外资股东能够通过影响缓解企业融资约束、增加海归高管以及促进企业模仿创新渠道影响出口产品质量，但不能通过自主创新提升企业出口产品质量；3、相对于在IPO之后进入企业的外资股东，在IPO当年或之前进入企业的外资股东对出口产品质量的激励效应更加显著；在地区差别方面，引入外资股东对沿海地区的出口产品质量表现出更强的影响力。本文的政策含义如下。

第一，在全球经济增长缓慢以及贸易战负面影响持续冲击背景下，坚持对外开放以建设更高层次的开放型经济体是当前我国经济持续发展的必由之路。本文的研究认为，外资股东在促进我国实体经济出口高质量发展的过程中将会产生越来越重要的基础作用。因此，中国需要继续坚定不移的将“引进来”战略与“走出去”战略相结合，建设更大范围、更宽领域、更深层次对外开放格局。通过完善外资持股的相关法律法规，引导高质量的外资股东对我国实体经济进行战略投资，为中国企业出口高质量发展提供稳定外源动力。

第二，对于企业自身而言，应把握外资流入的契机，合理利用外资带来的资金、技术和管理经验，加强公司治理能力，提升企业出口竞争力。同时上市公司应加强自我创新能力，改变核心技术受制于人，转变技术进步路径由技术引进到模仿创新再到自主创新，避免单纯进行技术引入而落入低端锁定的陷阱之中。

第三、政府相关部门应着力改善区域外资投资平衡，促进区域之间协调发展。对于不同地区的内资企业，政府应实施“因地制宜”政策，例如对于东部沿海地区等经济较为发达地区，可以放松外资引入标准，在加大外资投资规模基础上保证外资投入质量，支持企业走自主创新发展道路。而对于中西部地区企业，政府应在进一步完善基础设施建设，逐步引导外资在中西部等欠发达地区发挥积极影响。

参考文献

NOTES

¹Broda &Weinstein产品替代弹性：http://www.columbia.edu/~dew35/TradeElasticities/TradeElasticities.html。

²中国大陆沿海省份有11个，具体为天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、广西壮族自治区和海南省，其余为内陆地区。