对外直接投资、跨国并购绩效与全球价值链重构

王 玥

（1.菲律宾中央大学，菲律宾 伊洛伊洛 5000；
2.郑州西亚斯学院，河南 新郑 451100）

随着逆全球化负向影响日益凸显，特定区域主体合作共识不断增强，长期致力于打造高质量合作机制，参与全球价值链重构。《区域全面经济伙伴关系协定》2022年1月1日正式生效，预示着各国开始以现代、全面、高质量、互惠方式加深合作国对外直接投资，提升全球价值链嵌入水平。同时，该协定也为中国对外直接投资提供政策优势，促使国内自由贸易协议伙伴国贸易覆盖率增加至35%左右，助力中国全球价值链重构参与能力获得明显提升。另外，近些年《数字经济对外投资合作工作指引》《对外直接投资统计制度》《对外承包工程业务统计调查制度》等的出台，进一步夯实中国对外直接投资根基，加速中国参与全球价值链重构进程。然而，部分学者提出对外直接投资在扩大本土市场规模的同时，逐渐暴露出“技术吸收不足、人力资本配置效率低下、产业融合受限”等跨国并购短板[1，2]，在一程度上遏制本土市场结构转型与全球价值链重构。尤其是在较低跨国并购绩效的约束条件下，对外直接投资对全球价值链重构的影响作用日益引发争议。为此，面向“双循环”新发展格局，厘清对外直接投资、跨国绩效并购对全球价值链重构的影响作用，并探究全球价值链重构的长效机制成为关键所在。

目前，学术界关于对外直接投资、跨国并购绩效与全球价值链重构的理论及实证分析成果颇丰，但有关二者因果关系的研究仍处于初步探讨阶段。为厘清对外直接投资、跨国并购绩效与全球价值链重构相关研究，文章从两个层面对既有文献展开评述：一方面，从对外直接投资影响全球价值链重构的视域出发，刘源丹、刘洪钟(2021)认为，对外直接投资的集约边际和扩展边际会推动全球价值链重构，但这两种促进效应更多体现在发达国家[3]。王挺惠(2021)研究发现，中国与“一带一路”沿线国家对外直接投资水平提升，利于全球价值链嵌入程度提高[4]。陈志恒、纪希春(2019)提出，高标准、统筹性较强的对外直接投资利于中国跻身全球价值链高端环节，参与全球价值链重构[5]。另一方面，从跨国并购绩效影响全球价值链重构的视域出发。郭威、王志强(2017)研究指出民营企业实施跨国并购，利于全球价值链地位提高[6]。杨连星、牟彦丞(2021)立足于制造业跨国并购数据，从行业及国家层面实证探讨跨国并购逆向技术溢出促进全球价值链升级的作用机理，指出跨国并购对制造业全球价值链升级具有明显正向驱动作用[7]。许家云(2022)基于制造业微观企业数据，提出企业全球价值链分工地位提升是外资并购影响出口绩效的重要结果[8]。

现有文献为研究提供了有益借鉴与启发，但仍有三个方面亟待展开深入探讨：一是随着全球化进程加速推进，各国企业跨国并购不均衡问题愈发凸显，“弱肉强食”的跨国并购模式不利于贸易结构重塑，故将跨国并购绩效纳入全球价值链重构探讨中尤为重要；
二是因对外直接投资与全球价值链重构的关系建构需置于世界层面，单从中国视角探讨对外直接投资对全球价值链重构的影响明显有所不足；
三是跨国并购绩效对全球价值链的影响存在合理化区间，需探索跨国并购绩效的最佳状态，以最大化发挥对外直接投资对全球价值链重构的正向驱动效应。综上，文章以跨国并购绩效为切入点，进一步深化对外直接投资对全球价值链重构的研究，剖析对外直接投资对全球价值链重构的影响机制。同时，立足于2012—2020年全球208个国家和地区样本数据，构建动态面板模型及面板门槛模型，实证检验跨国并购绩效在对外直接投资与全球价值链重构关系中的门槛作用。另外，充分考虑到各国参与全球价值链重构的差异性后，进一步检验不同收入水平国家间对外直接投资影响全球价值链重构的异质性特征，为全球价值链重构顺利推进及各国全球价值链地位攀升提供经验借鉴。

1.对外直接投资对全球价值链重构的影响机理分析

随着全球对外贸易开放程度逐渐提高，各国间合作、交流机会日渐增多。对外直接投资作为对外贸易开放与国际合作的重要表现形式，在一国经济发展建设过程中发挥重要驱动作用，深刻影响着国家参与全球价值链重构。具体来看，对外直接投资对全球价值链重构的影响主要表现为：一是对外直接投资具有“集聚效应”。对外直接投资作为国际合作途径，在劳动分工、技术创新、资本、制度等方面具有加大国际互动能效作用，有利于推动全球价值链重构。一方面，对外直接投资所产生的产业集聚可以提高企业交流互鉴频率，提升企业专业化水平，驱动全球价值链重构；
另一方面，产业集聚可吸引大量各国专业人才，这在助力国家间隐性知识顺畅流转的同时，还能强化各国创新技术应用能力，提升全球价值链重构能力。二是对外直接投资具有“溢出效应”。一国借助对外投资方式吸引大量外资企业入驻，推动本土企业技术、资本、劳动力等要素交互，能够显著强化本土企业知识交流。同时，还可发挥技术知识“溢出效应”，推动其他地区企业生产技术与知识存量提升，以规模化经营方式助力全球价值链重构。三是对外直接投资具有“竞争效应”。对外直接投资可吸引大量外来企业涌入本土市场，提升市场竞争水平。这促使当地企业主动学习外来先进数字知识，加大技术创新，推动全球价值链重构。另外，对外直接投资促使外来企业大量涌入，可强化本土企业创新行为，利于其创造更多极具市场竞争力的产品，扩大市场发展优势，从侧面促进全球价值链重构。鉴于此，提出以下假设：

假设H1：对外直接投资对全球价值链重构具有正向影响，且这种影响主要源自于对外直接投资的“集聚效应”“溢出效应”与“竞争效应”。

2.跨国并购绩效的门槛效应分析

全球各经济体跨国并购行为存在显著差异，跨国并购绩效也具有一定差距。由于各国对外开放水平存在差异，跨国并购绩效较低的国家对发展中国家对外直接投资具有较大吸引力。跨国企业为加大贸易化程度，倾向于通过对外直接投资形式在跨国并购绩效较低的国家开设分公司或并购当地企业，以获得较大国际市场。该过程中，大量资本、技术涌入发展中国家，可能与该国原有资源配置与市场结构产生“对冲”现象，滞缓地区经济发展，不利于全球价值链重构。同时，为扩大本土市场规模，东道国政府可能会选择放低外商准入政策，即降低外商直接投资门槛，最终结果也会抑制其参与全球价值链重构，这主要体现于如下两方面：一方面，一国较低的跨国并购绩效可能会加大外商融入难度，致使市场资源配置失衡。若缺乏良性的外商准入制度，将致使一国跨国并购绩效始终处于较低状态，资源分布集聚区域整体创新技术知识水平难以快速提升，不利于全球价值链重构。另一方面，一国较高的跨国并购绩效会激发企业间竞争，有效筛选国际管理和盈利能力较为突出、技术创新能力较强的外来企业，协同推动本土企业技术创新能力提升，有助于驱动全球价值链重构。鉴于此，提出如下假设：

假设H2：对外直接投资对全球价值链重构存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”，提高本国跨国并购绩效有利于促进全球价值链重构，对外直接投资与全球价值链重构之间存在“U”型影响效应。

1.实证模型

第一，为设计实证结果参照系，构建对外直接投资、跨国并购绩效对全球价值链重构的调节效应模型，具体公式如下：

上式中，F1代表常数项；
GVC_ECit代表全球价值链重构（被解释变量）；
GVC_ECit-1代表全球价值链重构的一阶滞后项，旨在探查前一期全球价值链重构对当期产生的影响；
FDIit代表对外直接投资（核心解释变量）；
CPit代表跨国并购绩效（调节变量）；
LnFDIit×LnCPit代表对外直接投资与跨国并购绩效的交互项。当交互项系数明显为正时，说明对外直接投资对全球价值链重构的边际效应随跨国并购绩效提高而递增；
反之，则说明对外直接投资对全球价值链重构的边际效应随跨国并购绩效提高而递减。另外，还引入六项控制变量，包括经济增长(EG)、金融发展(FG)、财政支出(FE)、基础设施(INF)、劳动力规模(WS)、贸易开放度(TO)。此外，αk(k=1，2，3，…，10)表示估计系数；
i表示个体；
t表示年份；
νi代表个体效应；
μt表示时间效应；
εit表示误差项。

第二，参照Hansen(1999)[9]提出的门槛模型，将跨国并购绩效设为门槛变量，在此基础上构建对外直接投资对全球价值链重构的影响模型，具体公式如下所示：

上式为单一面板门槛模型，式中，F2代表常数项；
CPit表示环境规制（门槛变量）；
βn(n=1，2，…，8)表示解释变量估计系数；
I(·)代表示性函数；
χ1表示门槛值；
ξit表示误差项；
其余变量表征含义同式(1)。进一步地，基于式(2)构建双重面板门槛模型，具体公式如下：

上式中，F3表示常数项；
θm(m=1，2，3，…，9)代表解释变量估计系数；
χ1和χ2表示门槛值；
ξit表示误差项；
其余所有变量表征含义同式(1)。

2.变量选取及数据说明

（1）被解释变量

全球价值链重构(GVCR)。综合既有研究[10-13]，最终将全球价值链对外合作程度(GVC_EC)指数作为衡量全球价值链重构的替代指标。借鉴胡晓燕、郭树华(2022)[14]的思路，构建测算全球价值链对外合作程度指数的公式如下：

上式中，i代表东道国，j代表母国，Ei代表东道国总出口额，Ej代表母国总出口额；
IVij代表母国出口至东道国并被东道国二次出口产生的增加值，其同两个国家出口额总和的比值可体现出东道国对母国中间品依赖程度；
FVij代表母国出口增加值中源自于东道国的部分与两国出口额总和的比值，可体现出母国对东道国中间品依赖程度。东道国对母国中间品依赖程度与母国对东道国中间品依赖程度加总可体现两个国家间合作度。该数值越高，说明两国间联系越密切，即全球价值链重构程度越高。

（2）核心解释变量

对外直接投资(FDI)。采用一国对外直接投资流量在全球对外直接投资流量中占比衡量对外直接投资。

（3）调节变量及门槛变量

跨国并购绩效(CP)。依据吴小节、马美婷(2022)[15]研究，跨国并购绩效测算方法主要包括金融市场回报与财务会计指标。其中，金融市场回报是基于事件研究法测算累计异常收益表征股票市场的短期内回报。异常收益在财务与战略绩效中是一种较为常见和公认的并购绩效衡量指标，而市场收购反应基本同收购后续表现一致，故最后选用累计异常收益作为跨国并购绩效的替代指标。

（4）控制变量

经济增长(EG)。在遵循一般性原则基础上，选取国家人均实际GDP表征经济增长水平。

金融发展(FD)。运用年末世界商业银行各项贷款余额在一国GDP中占比衡量该国金融发展水平。

财政支出(FE)。选用财政支出在财政收入中占比衡量财政支出水平。

基础设施(INF)。利用跨国企业高管人数对全球价值链基础设施建设水平进行测算。

劳动力规模(WS)。利用跨国企业就业人员作为劳动力规模的重要表征。

贸易开放度(TO)。使用一国贸易总额在国民GDP中的占比进行衡量。

3.数据来源及描述性统计

文章采用2012—2020年208个国家和地区作为研究样本，所有数据均来源于TIVA数据库、联合国贸易与发展组织数据库、世界银行治理数据库、世界发展指标数据库、加拿大弗雷泽研究所数据库、世界发展指标数据库、联合国贸易与发展组织数据库、WIND数据库，以及聚汇数据网站平台。整体样本和依据收入水平分组样本的变量描述性统计如表1所示。收入水平分组标准来源于世界银行，即样本期内一国人均收入水平超过11906美元的国家和地区列为高收入组（包括179个国家和地区），在976～11905美元之间为中收入组（包括7个国家和地区），低于975美元则为低收入组（包括22个国家和地区）。所有变量描述性统计见表1。

表1 各变量描述性统计

1.模型检验

具体实证操作过程中，引入STATA15.0软件，对门槛模型展开检验，得到门槛效应检验和门槛值估计结果如表2所示。结果可以发现：对外直接投资与全球价值链重构之间的确存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”。一方面，从全样本分析来看，单一门槛和双重门槛面板模型的“门槛效应”均通过了10%显著性检验，门槛值分别是4.111和7.102、7.521；
另一方面，从高收入、中收入、低收入分样本检验结果来看，单一门槛和双重门槛面板模型的“门槛效应”都通过了1%或5%显著性检验。

表2 门槛效应检验和门槛值估计

2.计量结果分析

运用式(1)测算可得全样本与不同收入水平国家和地区的分样本结果（见表3）。

表3 计量结果

第一，对调节效应模型估计结果作出解释。值得注意的是，因模型中引入了全球价值链重构的一阶滞后项，故在此使用系统广义矩估计法对动态面板模型展开分析。具体而言，从模型(1)全样本考察结果来看，AR(1)、AR(2)检验结果显示文章构建的动态面板数据模型形式具备有效性；
Sargen检验结果表明模型中工具变量都属于严格外生。再从具体变量回归估计结果进行分析可以发现，对外直接投资在1%统计水平下对全球价值链重构具有正向影响，估计系数是0.0378；
跨国并购绩效对全球价值链重构的回归估计系数是0.0218，并且通过了1%显著性检验；
对外直接投资与跨国并购绩效的交互项和全球价值链重构之间也存在正向影响，估计系数是0.0133，且在1%统计水平下显著。这充分表明，引入对外直接投资和跨国并购绩效的交互项之后，对外直接投资对全球价值链重构的部分正向促进效应被跨国并购绩效进一步提高。整体上，持续提高跨国并购绩效可有效助力一国全球价值链地位提升，更好参与全球价值链重构。

第二，从不同收入水平国家异质性视角进行剖析。据模型(2)高收入组计量估计结果可知，对外直接投资在10%显著性水平下有利于一国参与全球价值链重构，估计系数是0.0428；
跨国并购绩效对全球价值链重构的估计系数是0.0191，并不显著；
二者交互项与全球价值链重构具有正相关关系，估计系数是0.0138，通过了5%显著性检验，表明二者之间存在一定互补效应。从深层次来看，高收入组国家和地区较高的跨国并购绩效，在某种程度上强化了本国对外直接投资对参与全球价值链重构的正向效应。据模型(3)中低收入组计量结果可知，对外直接投资、跨国并购绩效都对全球价值链重构具有正向推动作用，估计系数分别为0.0386和0.0009，但二者交互项却与全球价值链重构存在负相关关系，估计系数是-0.0138。这表明，对外直接投资与跨国并购绩效间存在替代效应，对外直接投资对中收入组国家和地区参与全球价值链重构的部分正向驱动效应被跨国并购绩效削弱。据模型(4)低收入组估计结果可知，对外直接投资对全球价值链重构具有明显负向影响，估计系数是-0.0569。这说明低收入组国家和地区应进一步提高本土对外投资贸易水平，创造更多与国外先进企业进行经验交流的机会，促使生产管理知识逐渐扩容、技术手段不断丰富，以此为参与全球价值链重构活动夯实基础。同高收入组和中收入组估计结果类似的一点是，低收入组跨国并购绩效同样与全球价值链重构存在正相关关系，估计系数是0.0212，而且通过了10%显著性检验。此外，低收入组国家和地区对外直接投资与跨国并购绩效的交互项也可对全球价值链重构产生正向驱动效应，估计系数是0.0130，且在1%统计水平下显著。这表明低收入组国家和地区不断提高跨国并购绩效，可在一定程度上削弱对外直接投资对本国参与全球价值链重构造成的负面影响。

据上述门槛模型检验结果可以发现，对外直接投资与全球价值链重构之间的确存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”。故在此利用式(2)和式(3)测算全样本与分样本的面板门槛计量估计结果，具体如表4所示。据模型(5)可以发现：当跨国并购绩效小于4.111时，对外直接投资对全球价值链重构存在明显抑制作用，估计系数是-0.0892；
当跨国并购绩效超过或等于4.111时，对外直接投资对全球价值链重构具有正向促进作用，估计系数是0.0145，但并不显著。这进一步验证了对外直接投资对一国参与全球价值链重构的影响存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”，即当跨国并购绩效较低时，对外直接投资对全球价值链重构的影响明显为负；
跨国并购绩效不断提高，对外直接投资对全球价值链重构的正向影响效应也在逐渐增强。可见，基于跨国并购绩效的门槛效应，对外直接投资与全球价值链重构之间存在“U”型关系，由此假设H2得到有效验证。据模型(6)回归结果可知，当跨国并购绩效低于7.102时，对外直接投资对全球价值链重构具有驱动作用，估计系数是0.0122，但并不显著，而且估计系数值相对较小；
当跨国并购绩效处于7.102和7.521区间时，对外直接投资对全球价值链重构具有显著正向影响，估计系数是0.0324；
当跨国并购绩效超过7.521时，对外直接投资对全球价值链重构也具有正向促进作用，估计系数是0.0116，但并不显著。不难发现，随着跨国并购绩效逐渐提高，一国对外直接投资对本土参与全球价值链重构活动的正向推动作用越来越大。

表4 计量结果

鉴于全球不同收入水平国家间参与全球价值链重构能力存在明显差异，对外直接投资水平也大不相同。为此，将全样本划分为高收入组、中收入组和低收入组三类样本展开异质性检验，具体分样本检验结果见表4。

第一，从高收入组视角出发，据模型(7)结果可知，当跨国并购绩效小于8.206时，对外直接投资对全球价值链重构具有负向影响，估计系数是-0.0182，但并不显著；
当跨国并购绩效超过8.206时，对外直接投资对全球价值链重构具有显著正向驱动作用，估计系数是0.0234。模型(8)结果显示，当跨国并购绩效低于8.206时，对外直接投资对全球价值链重构具有负向影响，估计系数是-0.0128，但并不显著；
但跨国并购绩效在8.206和8.712区间时，对外直接投资对全球价值链重构具有负向影响，估计系数是-0.0182，但并不显著；
当跨国并购绩效超过8.712时，对外直接投资对跨国并购绩效的影响显著为正，估计系数是0.0381，在1%统计水平下显著。为此，对于高收入组国家和地区而言，伴随跨国并购绩效逐渐提高，对外直接投资对其参与全球价值链重构的影响效应为正，即对外直接投资与高收入组国家和地区参与全球价值链重构间存在“U”型关系，这进一步验证了假设H2。

第二，从中收入组视角出发，当跨国并购绩效较低时，对外直接投资对全球价值链重构的影响为负，后续随着跨国并购绩效不断提高，对外直接投资对全球价值链重构的影响逐渐为正，即对外直接投资与全球价值链重构存在“U”型影响效应。具体而言，据模型(9)估计结果可知，当跨国并购绩效低于7.384时，对外直接投资对中收入组国家和地区参与全球价值链重构具有负向影响效应，估计系数是-0.0134，但并不显著；
当跨国并购绩效超过7.384时，对外直接投资在1%统计水平下对中收入组国家和地区参与全球价值链重构活动具有正向驱动效应，估计系数是0.0488。据模型(10)估计结果可知，当跨国并购绩效低于7.105时，对外直接投资对跨国并购绩效具有负向影响，估计系数是-0.0174，但并不显著；
当跨国并购绩效在7.105和7.237区间时，对外直接投资对跨国并购绩效具有正向驱动效应，估计系数是0.0212，但并不显著；
当跨国并购绩效超过7.237时，对外直接投资在1%统计水平下对全球价值链重构具有正向驱动作用，估计系数是0.0851。这充分表明，一国具备较高的跨国并购绩效可缓减对外直接投资对本国参与全球价值链重构的负面影响，从而有效助推本国参与全球价值链重构能力提升，验证了假设H2。

第三，从低收入组视角出发，一方面当跨国并购绩效较低时，对外直接投资对低收入组国家和地区参与全球价值链重构的影响效应显著为正；
另一方面随着跨国并购绩效不断提高，对外直接投资对低收入组国家和地区参与全球价值链重构的影响效应为负或逐渐减小。据模型(11)回归结果可知，当跨国并购绩效低于8.262时，对外直接投资在5%统计水平下对全球价值链重构存在正向驱动作用，估计系数是0.0296；
当跨国并购绩效超过8.262时，对外直接投资对全球价值链重构具有负向影响，估计系数是-0.0116，但并不显著。据模型(12)估计结果可知，当跨国并购绩效低于8.262时，对外直接投资在5%统计水平下对全球价值链重构存在正向驱动作用，估计系数是0.0269；
当跨国并购绩效在8.262和8.224区间时，对外直接投资对全球价值链重构具有明显负向影响，估计系数是-0.0738；
当跨国并购绩效超过8.224时，对外直接投资对全球价值链重构具有正向影响，估计系数是0.0112，但并不显著。整体而言，随着跨国并购绩效不断提高，低收入组国家和地区对外直接投资对全球价值链重构的影响效应逐渐减小甚至为负，此时二者间存在倒“U”型关系。

在上述分析基础上，进一步观测控制变量估计结果可知：贸易开放度对全球价值链重构具有正向促进作用。这主要是因为随着一国贸易开放程度不断加深和扩大，当地外贸企业全球价值链地位快速攀升，为本国参与全球价值链重构能力提供有益助力。对于全样本、高收入组和中收入组国家和地区而言，国内经济增长可以明显提高本国在全球价值链中地位，促进全球价值链重构。为此，创设良好经济发展环境可以为企业对外贸易发展提供充足资金，使其应用先进技术提高本国全球价值链地位，促进全球价值链重构。然而，低收入组国家经济增长却对参与全球价值链重构不利，这可能与低收入组国家和地区一直以来经济发展水平都较为落后相关。对于全样本和高收入组国家和地区而言，政府部门财政支出估计系数都为正，但中收入组和低收入组国家和地区财政支出对全球价值链重构具有负向影响。由此，文章认为一国政府部门对贸易市场过度干预可能会降低企业生产积极性，导致财政支持与政策扶持效应难以有效发挥，从而阻滞本国参与全球价值链重构进程。对于中收入组、低收入组国家和地区而言，需持续降低政府部门干预，提高科技投入水平，优化财政支出结构，驱动本土参与全球价值链重构能力提升。劳动力规模与全球价值链重构密切相关。从事外贸行业的就业人员增加所产生的人力资本积累可为全球价值链重构夯实人力资源基础。金融发展对全球价值链重构具有正向驱动作用。究其缘由，商业银行通过发放外贸融资信贷来促进行业生产效率提升，可有效驱动一国参与全球价值链重构。基础设施对全球价值链重构也具有正向影响。鉴于此，进一步夯实国家内部公共基础设施建设，大力优化本土公共基础设施布局，将有助于本国参与全球价值链重构。

3.稳健性检验

各变量内生性问题会对估计结果准确性产生直接影响。研究中，全球价值链重构可能会影响对外直接投资。因参与全球价值链重构能力提升可有效吸引外来资本流入，而外来资本流入又会对全球价值链重构产生影响，故在此采用动态面板门槛模型缓解内生性问题[16]，具体结果如表5所示。

表5 稳健性检验

第一，从全样本视角来看，对外直接投资对全球价值链重构存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”，跨国并购绩效提升对全球价值链重构具有正向影响，这与前文研究结论相吻合。据模型(13)和(14)估计结果可知，当跨国并购绩效低于7.417时，对外直接投资对全球价值链重构具有明显负向影响，估计系数是-0.1583；
当跨国并购绩效超过7.417时，对外直接投资对全球价值链重构具有正向驱动作用，估计系数是0.1487，但并不显著。综合全样本稳健性估计结果来看，对外直接投资与全球价值链重构间存在“U”型关系，这也同前文实证分析结果相契合，初步说明研究结论具有稳健性。

第二，从基于不同收入水平的分样本国家视角来看，对高收入组国家和地区而言，据模型(15)和(16)回归结果可知，当跨国并购绩效低于8.286时，对外直接投资对全球价值链重构具有负向抑制效应，估计系数是-0.1137；
当跨国并购绩效超过8.286时，对外直接投资对全球价值链重构具有正向影响，估计系数是0.1359，且在1%统计水平下显著。鉴于此，随着跨国并购绩效进一步提高，高收入组国家和地区对外直接投资对全球价值链重构的影响效应逐渐由负转变为正，即对外直接投资对高收入组国家和地区全球价值链重构的影响存在“U”型效应。对中收入组国家和地区而言，对外直接投资对全球价值链重构的影响存在基于跨国并购绩效的“门槛效应”，当跨国并购绩效较低时，对外直接投资对全球价值链重构的影响明显为负；
随着跨国并购绩效不断提高，对外直接投资对全球价值链重构的影响效应显著为正。可见，中收入组国家和地区对外直接投资对全球价值链重构的影响存在“U”型效应。具体来看，据模型(17)和(18)估计结果可知，当跨国并购绩效低于8.047时，对外直接投资对全球价值链重构具有明显正向抑制作用，估计系数是-0.1413；
跨国并购绩效超过8.047时，对外直接投资对全球价值链重构具有明显正向驱动作用，估计系数是0.1367。对低收入组国家和地区而言，当跨国并购绩效较低时，对外直接投资对全球价值链重构具有显著正向影响。据模型(19)估计结果可知，当跨国并购绩效低于7.867时，对外直接投资对全球价值链重构具有显著正向影响，估计系数是0.1669；
随着跨国并购绩效不断提高，对外直接投资对全球价值链重构的影响效应为正。据模型(20)估计结果可知，当跨国并购绩效超过7.867时，对外直接投资对全球价值链重构具有明显负向影响，估计系数是-0.1764。不难发现，低收入组国家和地区对外直接投资对全球价值链重构的影响存在倒“U”型效应。

依据上述稳健性检验结果，总体上对外直接投资对全球价值链重构的影响存在逐渐递增的“U”型效应，不断提高跨国并购绩效有助于驱动全球价值链重构。从区域异质性视角出发，高收入组、中收入组国家和地区提高跨国并购绩效可以有效驱动全球价值链重构。因此，研究结论具有稳健性。

文章深入剖析了对外直接投资、跨国并购绩效对全球价值链重构的影响机理，并构建动态面板模型及面板门槛模型实证检验对外直接投资影响全球价值链重构的跨国并购绩效高低问题。研究结果显示：第一，理论意义上存在对外直接投资→跨国并购绩效→全球价值链重构的传导路径。第二，总体上对外直接投资对全球价值链重构的影响路径呈先抑制后促进的“U”型变化曲线，跨国并购绩效在二者间充当调节变量与门槛变量。较高的跨国并购绩效可缓减对外直接投资对全球价值链重构造成的损失，从而有效驱动全球价值链重构，这一研究结论在稳健性检验后仍然成立。第三，对外直接投资对全球价值链重构的影响存在明显异质性特征，即当跨国并购绩效跨过门槛值时，对高收入组、中收入组国家和地区参与全球价值链重构发挥正向调节作用，对低收入组国家和地区发挥负向调节作用。

基于上述主要结论，提出以下政策建议：

第一，强化对外直接投资正向驱动能效。政府部门一方面应鼓励国内企业在服务业、农业、能源资源、高新技术和先进制造、产能和装备、基础设施等方面引进境外投资；
另一方面也要呼吁企业避免在体育俱乐部、娱乐业、影城、酒店、房地产等领域加大非理性境外投资，以此助力对外投资实现“高水平”和“高质量”发展。同时，应制定并出台精准化外贸扶持政策，合理配置产业结构，促使跨国并购绩效不断提升。

第二，发挥跨国并购绩效正向调节作用。各国应因地制宜推动本国对外直接投资与全球价值链重构实现协调发展，在坚持提高跨国并购绩效的前提条件下推行差异化外资引入策略。鉴于较高的跨国并购绩效对高收入组和中收入组全球价值链重构发挥正向调节效应，在此建议高收入水平组、中收入水平组国家和地区应充分利用自身优势，不断提高对外直接投资水平。此外，低收入组国家和地区应确保国内资源要素供应匹配生产力需求，着力引进先进技术密集型企业，持续推进技术创新水平提升，为本国更好参与全球价值链重构夯实“话语权”。

第三，释放对外直接投资和跨国并购绩效潜在红利。各国可鼓励地方政府部门将资源适当向跨国企业倾斜，实施高投入和强基建产业技术水平提升策略，引导跨国企业逐渐从粗放型向高质量生产模型转变。如此，不仅能有效助力本国全球价值链地位提升，还可充分发挥对外贸易和投资过程中对全球价值链重构的驱动作用。此外，还要推动本国贸易发展结构和贸易发展方式从深层次转型，最大限度降低跨国并购绩效引发的全球价值链地位下滑损失，加速提高全球价值链重构参与能力。

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