對外直接投資對我國制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究

何源 王艷、2

（1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院； 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國糧食安全研究中心 江蘇南京 210095）

引言與文獻(xiàn)綜述

我國建立了門類齊全獨立完整的工業(yè)體系，制造業(yè)規(guī)模保持快速發(fā)展，但是在由制造大國邁向制造強(qiáng)國的過程中，仍存在產(chǎn)品附加值較低、處于全球價值鏈中低端、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平不足等問題。我國研發(fā)投入占GDP的比重低于美國、德國、日本等發(fā)達(dá)國家，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中有R&D活動企業(yè)所占比重僅為27.4%，開展創(chuàng)新活動的企業(yè)僅占39.85%。在2019年全球創(chuàng)新指數(shù)（GII） 排名中，我國位列全球第14位，與發(fā)達(dá)國家還存在差距。

在實施制造強(qiáng)國戰(zhàn)略的過程中，知識和技術(shù)要素的驅(qū)動作用逐漸顯現(xiàn)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的需求越來越迫切。對外直接投資正是我國制造業(yè)企業(yè)主動獲取海外技術(shù)要素資源、提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、在全球價值鏈中實現(xiàn)攀升的重要渠道之一，企業(yè)“走出去”加速對外直接投資已成為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要特征，特別是“一帶一路”倡議提出后，對外直接投資規(guī)?？焖僭鲩L。通過對外直接投資整合要素資源，獲取戰(zhàn)略性資源和技術(shù)知識，促進(jìn)自身的技術(shù)創(chuàng)新，成為我國制造業(yè)企業(yè)謀求外源式技術(shù)創(chuàng)新的重要渠道。

已有文獻(xiàn)表明，對發(fā)達(dá)國家的直接投資是企業(yè)獲取技術(shù)和研發(fā)資源的關(guān)鍵方式（Kumar，1998）。Cantwell（1999）研究了在英國設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)的美國跨國公司的專利情況，發(fā)現(xiàn)美國跨國企業(yè)從自身具備相對優(yōu)勢的電子設(shè)備行業(yè)，轉(zhuǎn)向了英國更加具有技術(shù)優(yōu)勢的化學(xué)和制造行業(yè)，吸收英國的技術(shù)知識促進(jìn)自身的技術(shù)創(chuàng)新。日本跨國企業(yè)在美國的R&D投入和取得的海外專利數(shù)量之間有顯著的正相關(guān)性（Iwasa，Odagiri，2004），中國企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資時能夠獲得更多的技術(shù)外溢，從而帶來顯著的創(chuàng)新績效提升（Liu，Buck，2007）。同時，對外直接投資對國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有推動作用。通過對外直接投資渠道獲取的研發(fā)資源能夠顯著提升我國的技術(shù)創(chuàng)新水平，并且其影響大于以引進(jìn)外資的方式獲得的國際研發(fā)溢出效應(yīng)（吳建軍、仇怡，2013）。劉明霞（2009）的研究表明，對外直接投資與三種類型的專利申請數(shù)量都呈現(xiàn)為顯著正相關(guān)的關(guān)系，但對外直接投資對外觀設(shè)計專利沒有產(chǎn)生顯著影響。汪洋等（2015）利用1998-2013年省際面板數(shù)據(jù)的研究表明對外直接投資總額、研發(fā)人員以及研發(fā)投入都可以增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力。沙文兵和李瑩（2018）的研究認(rèn)為對外直接投資對國內(nèi)創(chuàng)新能力能夠產(chǎn)生顯著的積極影響，但對不同的區(qū)域產(chǎn)生的影響存在差異。但是，我國對外直接投資企業(yè)對先進(jìn)技術(shù)的吸收能力還不強(qiáng)，技術(shù)獲取型投資所占比例小，對外直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響有待提高（鄒玉娟等，2008）。也有研究認(rèn)為，2015年后OFDI成為除自主研發(fā)投入、人力資本投入之外提升我國創(chuàng)新能力的第三大創(chuàng)新主渠道（杜龍政、林潤輝，2018）。

基于以上背景，本研究從微觀視角出發(fā)，利用制造業(yè)上市公司及其對外投資數(shù)據(jù)，就企業(yè)對外投資對技術(shù)創(chuàng)新的影響進(jìn)行分析，采用傾向得分匹配法和雙重差分法對影響的程度開展定量研究，并檢驗對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家投資、技術(shù)密集型和非技術(shù)密集型企業(yè)投資的不同影響。

對外直接投資影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論機(jī)制

技術(shù)創(chuàng)新是一個周期長、失敗率高且收益不確定的復(fù)雜過程（Hsu等，2014），企業(yè)的創(chuàng)新行為不僅取決于企業(yè)規(guī)模、企業(yè)融資能力及內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)等微觀層面的因素，而且取決于企業(yè)家對外部宏觀環(huán)境的判斷和決策。前述已有文獻(xiàn)研究表明，對外直接投資能夠?qū)ζ髽I(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。一方面，由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的高風(fēng)險和收益不確定等特性決定了其需要充裕的資金支持，企業(yè)對外直接投資可以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，增加企業(yè)利潤，為公司的研發(fā)創(chuàng)新活動提供豐厚的資金；另一方面，通過對外直接投資可以從外部接近或直接獲取研發(fā)資源和技術(shù)資源，而這是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升的必要因素。發(fā)達(dá)國家或地區(qū)和發(fā)展中國家在技術(shù)、市場、人力資本等方面存在差異，因此投資于不同東道國對技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制可能不盡相同。

如圖1所示，對發(fā)達(dá)國家或地區(qū)對外直接投資能夠通過研發(fā)成果反饋效應(yīng)、模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)、人力資本流動效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)推動母國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（趙偉，2006；鄒玉娟，2008）。研發(fā)成果反饋效應(yīng)即通過對外直接投資在當(dāng)?shù)亟⒑Ｍ庾庸净蚴茄邪l(fā)機(jī)構(gòu)，并將在東道國研發(fā)得到的技術(shù)成果反饋給母國企業(yè)，或以跨國并購的方式直接獲取東道國的研發(fā)成果以及組成國際戰(zhàn)略聯(lián)盟合作研發(fā)，提升母公司技術(shù)水平和研發(fā)創(chuàng)新能力。模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)是模仿和學(xué)習(xí)東道國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的管理經(jīng)驗、產(chǎn)品和技術(shù)知識，通過“干中學(xué)”的機(jī)制來獲得逆向溢出技術(shù)，吸收并轉(zhuǎn)化這些知識；海外子公司把先進(jìn)的技術(shù)知識反饋給母國企業(yè)，母國企業(yè)通過模仿這一技術(shù)的實現(xiàn)過程，可以實現(xiàn)對技術(shù)的再創(chuàng)新。人力資本流動效應(yīng)是指海外子公司在東道國聘用高素質(zhì)的人才提升人力資本水平促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，或者母公司派遣員工到海外子公司進(jìn)行學(xué)習(xí)和工作，通過母國和東道國人力資本之間的流動和交流，提升母國企業(yè)的人才素質(zhì)和對技術(shù)的吸收轉(zhuǎn)化能力，從而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)是指海外子公司在生產(chǎn)經(jīng)營過程中參與東道國產(chǎn)業(yè)鏈，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的水平，同時海外子公司面臨東道國同行業(yè)公司的競爭，激發(fā)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新動力和創(chuàng)新意識，進(jìn)而推動企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。

圖1 對外直接投資影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論機(jī)制

在對發(fā)展中國家進(jìn)行直接投資時，通過利潤反饋效應(yīng)、研發(fā)成本分?jǐn)傂?yīng)和研發(fā)投入規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平（趙偉，2006；汪斌，2010）。利潤反饋效應(yīng)即海外子公司將營業(yè)利潤反饋給母國企業(yè)，補(bǔ)充母國企業(yè)的研發(fā)費用支出，從而促進(jìn)母國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。研發(fā)成本分?jǐn)傂?yīng)是指在發(fā)展中國家投資進(jìn)行市場擴(kuò)張時，公司產(chǎn)品能夠銷往海外市場并取得海外收入，為母國企業(yè)帶來更多的營業(yè)利潤，營業(yè)利潤的增加能夠彌補(bǔ)企業(yè)研發(fā)費用的匱乏，攤薄企業(yè)的研發(fā)成本。研發(fā)投入規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是指母國企業(yè)在對東道國進(jìn)行對外直接投資時，利用東道國的勞動力和自然資源等生產(chǎn)要素，建立生產(chǎn)基地并優(yōu)化資源配置，帶動母國上游產(chǎn)品的出口，提升產(chǎn)品的海外銷售規(guī)模，從而獲得研發(fā)投入規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，降低單位產(chǎn)品的研發(fā)費用。

對外直接投資影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實證檢驗

（一）實證方法與模型設(shè)定

本部分通過實證方法來檢驗對外直接投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。已有文獻(xiàn)研究指出，企業(yè)對外直接投資并非是隨機(jī)性的，僅有那些具有更高生產(chǎn)率和特定優(yōu)勢的企業(yè)才能夠進(jìn)行對外投資，企業(yè)對外直接投資存在自選擇效應(yīng)（Helpman等，2004），如果直接采用OLS法就有可能導(dǎo)致估計結(jié)果的偏差。本文參考Bertrand（2009）、Haucap等（2019）、Howell等（2020）、蔣冠宏（2014）等的方法，將企業(yè)的對外直接投資看作是一次準(zhǔn)自然實驗，采用傾向得分匹配和雙重差分法（PSM-DID）緩解因選擇性偏差和不隨時間變化的遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，以檢驗企業(yè)對外投資與創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。

雙重差分法（Differences-in-Differences，DID）是識別因果關(guān)系的一種普遍方法，在平行趨勢假設(shè)下，通過一階差分消除對照組和處理組各自的不可觀測變量和不隨時間變動的因素對技術(shù)創(chuàng)新的影響，再通過對照組和處理組的二階差分來得到對外直接投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實際影響，即平均處理效應(yīng)（ATT）。

上式中，D為企業(yè)對外直接投資的虛擬變量，進(jìn)行了對外直接投資的處理組賦值為1，未進(jìn)行對外直接投資的對照組賦值為0；Yt1和Yt0分別表示企業(yè)對外直接投資前和對外直接投資后的結(jié)果變量，即研發(fā)投入；T和C則分別代表處理組和對照組。

雙重差分法需滿足樣本選擇隨機(jī)假設(shè)和共同趨勢假設(shè)，然而已有研究表明，企業(yè)對外直接投資存在自我而非隨機(jī)的選擇效應(yīng)，進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)相較于未對外直接投資的企業(yè)可能本身就存在特定的優(yōu)勢，如較高的勞動生產(chǎn)率和較大的企業(yè)規(guī)模等，也無法滿足共同趨勢的假設(shè)。因此直接對非隨機(jī)的樣本進(jìn)行比較可能導(dǎo)致選擇性偏誤，故需通過傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）找到和對外直接投資企業(yè)特征相似的對照組企業(yè)，以克服選擇性偏差問題。根據(jù)以往文獻(xiàn)的經(jīng)驗（毛其淋、許家云，2014；鄭丹青，2019）選取以下匹配變量{Xi，t0}：企業(yè)勞動生產(chǎn)率（LPROD），資本密集度（KLRATIO），企業(yè)規(guī)模（SIZE），企業(yè)年齡（AGE），政治關(guān)聯(lián)度（POLITICAL）。即使用logit方法估計以下模型：

由（2）式估算得到企業(yè)對外直接投資的概率值p是傾向得分，通過p值將處理組企業(yè)和對照組企業(yè)進(jìn)行匹配，從而得到與處理組總體特征相近的未對外直接投資企業(yè)作為反事實結(jié)果。

通過上述的傾向得分匹配法能夠克服選擇性偏誤問題，但其假設(shè)企業(yè)的對外直接投資行為完全由可觀測變量決定，而不受不可觀測變量的影響。如前所述，雙重差分法正好可以解決這一問題，因此本文選擇傾向得分匹配法和雙重差分法（PSM-DID）相結(jié)合的方式，利用二者的優(yōu)點互補(bǔ)，以克服可觀測變量和不可觀測變量對樣本選擇的影響。通過PSM-DID的方法計算出企業(yè)對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新影響的平均處理效應(yīng)：

其中，Xt0為上述匹配變量，即對外直接投資前影響企業(yè)對外投資決策的一組變量。

（二）數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文選取2013—2018年中國滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本，以證監(jiān)會2012年版的《上市公司行業(yè)分類指引》中的制造業(yè)分類為標(biāo)準(zhǔn)。上市公司的數(shù)據(jù)來自于國泰安csmar數(shù)據(jù)庫，企業(yè)對外直接投資信息則來源于商務(wù)部發(fā)布的《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》，通過匹配兩個數(shù)據(jù)庫，得到本文研究樣本。由于各個企業(yè)投資的時間點不一致，時間跨度較大，不同時間進(jìn)行投資的企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境存在較大差異，需對企業(yè)投資前后的多個年份的變化進(jìn)行分析，故本文按投資年份將對外投資企業(yè)進(jìn)行劃分，并排除多次對外投資的混合影響，剔除缺失研發(fā)投入等關(guān)鍵數(shù)據(jù)的企業(yè)，最終獲得846家制造業(yè)上市公司2013-2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)，共5076個樣本，其中242家制造業(yè)上市公司進(jìn)行了對外直接投資、604家制造業(yè)上市公司未進(jìn)行對外直接投資。主要變量說明如表1所示。

表1 主要變量說明

被解釋變量：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新通?？梢詮膭?chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面進(jìn)行衡量，技術(shù)創(chuàng)新投入主要是企業(yè)研發(fā)資金投入，創(chuàng)新產(chǎn)出則包含專利數(shù)量、新產(chǎn)品數(shù)量及新產(chǎn)品銷售額等。David等（2001）、馮根福和溫軍（2008）等研究指出，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出作為衡量指標(biāo)的可比性較差，受外生因素的影響比較大，不易受管理層控制，故不宜把創(chuàng)新產(chǎn)出作為被解釋變量。同時考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文參考范承澤（2008）等的研究，選擇研發(fā)投入作為衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的變量，即本文的被解釋變量。

解釋變量：本文的解釋變量為企業(yè)是否進(jìn)行對外直接投資，以虛擬變量的形式賦值，當(dāng)企業(yè)進(jìn)行了對外直接投資時賦值為1，否則為0。

匹配變量：本文使用PSM-DID的方法分析對外直接投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，匹配變量的選取要滿足條件獨立性假設(shè)，應(yīng)該能夠同時對企業(yè)的對外投資行為和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。根據(jù)對以往文獻(xiàn)的研究，選擇如下匹配變量：企業(yè)勞動生產(chǎn)率（LPROD），用企業(yè)的營業(yè)收入和員工人數(shù)的比值并取對數(shù)來衡量，企業(yè)進(jìn)行對外投資往往會面臨投資國市場的進(jìn)入壁壘，并承擔(dān)較大的成本，故往往勞動生產(chǎn)率較高的企業(yè)更可能進(jìn)行對外直接投資；資本密集度（KLRATIO），即企業(yè)的人均資本，用固定資產(chǎn)凈額與企業(yè)員工人數(shù)的比重取對數(shù)來衡量；企業(yè)規(guī)模（SIZE），用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)進(jìn)行衡量，根據(jù)Schumpeter的創(chuàng)新理論，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新存在密切關(guān)聯(lián)，小規(guī)模企業(yè)可以通過組織上的靈活性來取得技術(shù)創(chuàng)新成果，而規(guī)模較大、具有壟斷地位的企業(yè)能夠通過加大研發(fā)投入建立研發(fā)機(jī)構(gòu)等來獲取技術(shù)創(chuàng)新成果；企業(yè)年齡（AGE），用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份之差來計算企業(yè)年齡，企業(yè)年齡的差異體現(xiàn)了不同的發(fā)展階段可能會影響對外直接投資決策和技術(shù)創(chuàng)新決策；所有制性質(zhì)（STATE），將公司性質(zhì)劃分為國有企業(yè)（記為1）和非國有企業(yè)（記為0），國有企業(yè)往往承擔(dān)著部分對外直接投資的職能任務(wù)，其對外投資行為也不完全是為了追求利潤，因此不同所有制企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資決策以及其技術(shù)創(chuàng)新績效上可能有所不同。

（三）描述性統(tǒng)計

表2為全部制造業(yè)企業(yè)樣本主要變量的描述性統(tǒng)計，表3為按是否對外直接投資分類的企業(yè)樣本的均值比較。可以看到，對外直接投資企業(yè)研發(fā)投入指標(biāo)的均值要高于未對外投資企業(yè)，說明對外直接投資企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上更具優(yōu)勢，企業(yè)的勞動生產(chǎn)率和企業(yè)規(guī)模的均值也高于未對外投資企業(yè)，這一現(xiàn)象可能由于這些企業(yè)在各方面的資質(zhì)本身就優(yōu)于未對外投資企業(yè)，存在自我選擇效應(yīng)而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，故需要通過后續(xù)的PSMDID進(jìn)行分析，匹配出合適的對照組企業(yè)，以觀察企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是否由對外直接投資所引起。表4為按技術(shù)密集度劃分的企業(yè)樣本的均值比較，技術(shù)密集型的制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入均值明顯高于非技術(shù)密集型企業(yè)，說明技術(shù)密集型企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上更具優(yōu)勢。

表2 全部制造業(yè)企業(yè)樣本的描述性統(tǒng)計

表3 對外投資企業(yè)和未投資企業(yè)樣本的描述性統(tǒng)計

表4 技術(shù)密集型企業(yè)和非技術(shù)密集型樣本的描述性統(tǒng)計

（四）實證結(jié)果與分析

本部分使用傾向得分匹配和雙重差分法估計對外直接投資對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的平均處理效應(yīng)。具體過程為：使用Logit模型估計企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的概率，即傾向得分，并以此將對外投資企業(yè)和未對外投資企業(yè)進(jìn)行匹配，本文采用核匹配得到匹配后的處理組和對照組；為了保證樣本匹配的質(zhì)量，對匹配后的結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗和共同取值范圍檢驗；估計企業(yè)對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新的平均處理效應(yīng)。

1.傾向得分匹配

采用企業(yè)對外直接投資前的2013-2014年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建logit模型進(jìn)行傾向得分匹配。

其中，ofdi表示企業(yè)是否進(jìn)行對外直接投資，若進(jìn)行對外直接投資則賦值為1，否則為0；Xit為匹配變量，表示影響企業(yè)對外直接投資的一組變量，具體見表1。

表5報告了樣本的logit估計結(jié)果，所選擇的匹配變量的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，說明這些因素對企業(yè)是否進(jìn)行對外直接投資具有顯著影響。其中，勞動生產(chǎn)率（lprod）和企業(yè)規(guī)模（size）的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，說明企業(yè)具備較高的勞動生產(chǎn)率和較大的企業(yè)規(guī)模才會進(jìn)行對外直接投資，這些企業(yè)擁有更強(qiáng)的實力承擔(dān)對外直接投資的風(fēng)險和成本；所有制性質(zhì)（state）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明我國的非國有企業(yè)相較于國有企業(yè)更可能進(jìn)行對外投資，這與我國近年來非公有經(jīng)濟(jì)控股的境內(nèi)投資者對外投資比重不斷上升、公有經(jīng)濟(jì)控股對外投資比重逐漸下降的趨勢相一致；資本密集度（klratio）的系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)論與蔣冠宏（2015）等研究相同，可能的解釋由于與國外同類企業(yè)相比，我國資本密度高的企業(yè)在生產(chǎn)效率上可能并不一定占據(jù)優(yōu)勢，故這些企業(yè)對外直接投資的可能性也較低，同時隨著我國“一帶一路”倡議的實施，眾多的民營制造業(yè)企業(yè)紛紛走出去進(jìn)行對外直接投資，而民營企業(yè)相較于國有企業(yè)來說資本密集度較低。

表5 匹配變量回歸結(jié)果

2.平衡性檢驗

在對處理組和對照組進(jìn)行傾向得分匹配后，對匹配樣本進(jìn)行平衡性檢驗，以保證二者之間不存在顯著差異。平衡性檢驗結(jié)果如表6所示，從匹配前和匹配后的均值和標(biāo)準(zhǔn)化偏差可以看出，在實施匹配前處理組和對照組的均值存在較大差別，進(jìn)行傾向得分匹配后，匹配變量的均值較為平衡，各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對值均未超過5%的水平，由Rosenbaum和Rubin（1983）等提出的經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于20%時，可認(rèn)為匹配過程是有效的。匹配后協(xié)變量的t檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著水平下，不拒絕處理組和對照組之間沒有系統(tǒng)差異的原假設(shè)，即對外直接投資的處理組企業(yè)和未對外直接投資的對照組企業(yè)在各變量上均差異較小，傾向得分匹配效果較為理想。此外，還需進(jìn)行共同取值范圍檢驗，確保處理組和對照組的傾向得分取值范圍有著相同的部分，如果共同取值范圍較小則可能導(dǎo)致偏差。在進(jìn)行匹配時，處理組和對照組的樣本數(shù)量分別為484個和1208個，落在共同取值范圍外的處理組和對照組分別為16個和31個，絕大多數(shù)樣本均在共同取值范圍之內(nèi)，滿足共同取值范圍假定。

表6 傾向得分匹配樣本的平衡性檢驗

3.平均處理效應(yīng)

表7匯總了全部樣本PSM-DID的估計結(jié)果，其中雙重差分結(jié)果反應(yīng)了企業(yè)對外直接投資所引起的研發(fā)投入變化。由表7可知，對外直接投資對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)為0.141，在10%的置信水平下顯著，說明企業(yè)對外直接投資能夠?qū)夹g(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著性影響，這與前文理論分析一致。一方面，企業(yè)進(jìn)行對外直接投資時，能夠提高市場占有率并取得海外營業(yè)收入，海外子公司將營業(yè)利潤反饋給母國企業(yè)可以用于補(bǔ)充母國企業(yè)的研發(fā)投入支出，為母公司研發(fā)活動提供資金支持，從而促進(jìn)母國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；另一方面，企業(yè)進(jìn)行對外直接投資時會融入東道國相關(guān)的產(chǎn)業(yè)鏈，可能面臨與當(dāng)?shù)叵冗M(jìn)技術(shù)企業(yè)的競爭，為滿足東道國市場需求，企業(yè)會不斷加大研發(fā)投入力度，提升自身的技術(shù)創(chuàng)新水平。同時，在東道國建立研發(fā)機(jī)構(gòu)或與海外企業(yè)進(jìn)行交流時，也能夠促進(jìn)企業(yè)提升自身的研發(fā)投入水平，以對海外先進(jìn)技術(shù)和知識更好地學(xué)習(xí)和吸收。

表7 全部樣本的PSM-DID檢驗

考慮到企業(yè)對外直接投資的動機(jī)和區(qū)位分布存在差異，企業(yè)所處的行業(yè)和技術(shù)密集度也不同，下文將對樣本展開進(jìn)一步分析。首先，由于投資動機(jī)不同，企業(yè)所選擇的投資區(qū)位也存在差異，技術(shù)尋求型投資往往以發(fā)達(dá)國家為目的地，而非技術(shù)尋求型投資則多以發(fā)展中國家為投資目的地。我國制造業(yè)企業(yè)的投資區(qū)位涉及眾多的國家和地區(qū)，并且隨著“一帶一路”倡議的實施，亞非拉地區(qū)的發(fā)展中國家成為了對外投資的重要目的地，由于投資東道國技術(shù)差異較大，因此需進(jìn)一步考慮投資東道國差異所帶來的影響。其次，當(dāng)母公司通過對外直接投資提高技術(shù)創(chuàng)新時，母公司的技術(shù)密集度和吸收能力至關(guān)重要。從目前來看，我國制造業(yè)企業(yè)所處行業(yè)和自身技術(shù)水平存在差異，吸收能力也不盡相同，這影響了企業(yè)能否及時地將對外直接投資獲取的技術(shù)知識資源轉(zhuǎn)化為內(nèi)部研發(fā)投入，從而提升自身的技術(shù)創(chuàng)新水平。基于上述分析，本文按行業(yè)要素密集度將對外直接投資的制造業(yè)上市公司劃分為技術(shù)密集型和非技術(shù)密集型企業(yè)，按照投資目的地劃分為投資發(fā)達(dá)國家與投資發(fā)展中國家。

研究結(jié)果如表8和表9所示：首先，對于技術(shù)密集型企業(yè)來說，其對外直接投資對企業(yè)的研發(fā)投入的影響系數(shù)為0.193，在5%的置信水平下具有顯著的正向效應(yīng)，而非技術(shù)密集型企業(yè)的對外直接投資對研發(fā)投入沒有產(chǎn)生顯著影響。原因可能是對于非技術(shù)密集型企業(yè)來說，更需要勞動力和資源等生產(chǎn)要素，技術(shù)水平和內(nèi)部學(xué)習(xí)能力相對技術(shù)密集型企業(yè)較低，因而對技術(shù)的吸收能力較弱，對外直接投資不能夠顯著促進(jìn)該類企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加。其次，對發(fā)展中國家的直接投資活動沒有對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生顯著影響，而投資發(fā)達(dá)國家的企業(yè)對外直接投資對研發(fā)投入的影響系數(shù)為0.178，具有顯著的積極影響?？赡艿脑蚴俏覈圃鞓I(yè)企業(yè)對其他多數(shù)發(fā)展中國家企業(yè)來說擁有技術(shù)上的優(yōu)勢，對發(fā)展中國家直接投資的主要動機(jī)并不是獲得技術(shù)，而是為了開拓海外市場和尋求海外資源，而對發(fā)達(dá)國家的直接投資更多的是尋求先進(jìn)技術(shù)，通過研發(fā)成果反饋效應(yīng)、模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)、人力資本流動效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)等，提升企業(yè)的研發(fā)水平和技術(shù)創(chuàng)新。面對東道國豐富的研發(fā)要素，企業(yè)有激勵加大研發(fā)投入，充分學(xué)習(xí)吸收并轉(zhuǎn)化為母國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；與發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)的競爭，也會促進(jìn)企業(yè)根據(jù)東道國的市場需求進(jìn)行適應(yīng)性技術(shù)研發(fā)，提升了技術(shù)創(chuàng)新水平。

表8 按技術(shù)密集度劃分樣本的PSM-DID檢驗

表9 按投資東道國劃分樣本的PSM-DID檢驗

結(jié)論與建議

本文基于2013-2018年制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，使用PSM-DID的實證方法測度對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新的影響。研究結(jié)果表明：第一，就制造業(yè)企業(yè)整體層面而言，對外直接投資能夠提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，對外直接投資與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在正向因果關(guān)系。對外直接投資取得的國際研發(fā)資源和技術(shù)知識反饋給母國企業(yè)，可以用于進(jìn)一步的研發(fā)創(chuàng)新活動；對外直接投資中取得的利潤收益也為企業(yè)的研發(fā)活動提供了資金支持，從而提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。第二，投資于發(fā)達(dá)國家的對外直接投資能顯著提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，投資于發(fā)展中國家的對外投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著。技術(shù)尋求型投資的目的地通常為發(fā)達(dá)國家，企業(yè)以吸收東道國的研發(fā)要素、先進(jìn)技術(shù)知識等資源為目標(biāo)，通過獲得發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出實現(xiàn)母國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。第三，技術(shù)密集型企業(yè)能通過對外直接投資獲得技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，而非技術(shù)密集型企業(yè)的對外投資沒有對技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生顯著作用。技術(shù)密集型與非技術(shù)密集型企業(yè)相比，往往對技術(shù)水平有著更高要求，與發(fā)達(dá)國家企業(yè)的技術(shù)差距也相對較小，因而具備較好的吸收能力，能夠從對外直接投資中獲得技術(shù)創(chuàng)新的提升。

我國在對外開放過程中要利用好國際資源和市場，注重對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新的提升作用，政府應(yīng)發(fā)揮引導(dǎo)作用，將政策支持和完善服務(wù)保障體系等措施相結(jié)合，加強(qiáng)對企業(yè)“走出去”的引導(dǎo)和鼓勵。就政策層面而言，支持制造業(yè)企業(yè)對發(fā)達(dá)國家的投資，為企業(yè)的技術(shù)尋求型投資提供良好的政策支持；建立完善的對外直接投資保障體系，為企業(yè)在跨國并購、綠地投資等提升技術(shù)創(chuàng)新的路徑中提供暢通的渠道；努力化解企業(yè)在投資獲取技術(shù)資源時面臨的風(fēng)險，為企業(yè)投資提供良好的外部條件；加大自主創(chuàng)新投入力度，積極扶持企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)活動，提高原始創(chuàng)新能力。就企業(yè)層面而言，企業(yè)應(yīng)意識到技術(shù)尋求型投資對技術(shù)創(chuàng)新的重要作用，優(yōu)化投資區(qū)位分布，利用對外直接投資這一外源式創(chuàng)新渠道；加大研發(fā)投入和人力資本投入，不斷提升學(xué)習(xí)能力和吸收能力，從而能夠在對外直接投資中將獲得的技術(shù)資源更好地吸收、消化和應(yīng)用，推動技術(shù)創(chuàng)新。

注釋：

①由于缺乏隨機(jī)分配和可靠的工具變量，對外直接投資的相關(guān)文獻(xiàn)通常會根據(jù)企業(yè)的特征使用傾向得分匹配法選擇對照組，再使用雙重差分法考查對外直接投資的平均處理效應(yīng)（Bertrand，2009；Haucap et al.，2019；Howell et al.，2020；Jens et al.，2009；Stiebale et al.，2011；Girma et al.，2007；Kazuma et al.，2014）。

②本文按投資年份將對外投資企業(yè)進(jìn)行劃分，選取了對外直接投資的時間為2015年的企業(yè)為處理組，為排除多次對外投資的混合影響，只選取2015年首次進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)。