外資持股與企業(yè)創(chuàng)新：內(nèi)在機制和實證檢驗*

高潔超 張亦舒 孟士清

一、引言

黨的二十大報告指出，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位。創(chuàng)新作為引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，牽引著經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，在“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大新發(fā)展理念中位居第一。而企業(yè)是市場經(jīng)濟活動的主要參加者，實現(xiàn)經(jīng)濟社會創(chuàng)新發(fā)展離不開企業(yè)這一核心力量。研發(fā)創(chuàng)新是一套復雜且成本高昂的系統(tǒng)性工程，企業(yè)需要積極拓寬外部融資渠道來支撐研發(fā)引致的大量資金需求。資本市場在為企業(yè)募集外部資金和支持創(chuàng)新上具有舉足輕重的作用。

近年來，我國政府大力推動資本市場的對外開放，通過引入境外投資者做大國內(nèi)資本市場，充分發(fā)揮外資在激勵創(chuàng)新等方面的優(yōu)勢。1992年，B股市場開通標志著我國證券市場正式對外開放，從此境外法人可以通過購買股票持有國內(nèi)上市公司的股權(quán)。2002年，QFII制度在中國正式推行實施，意味著經(jīng)核準的境外合格機構(gòu)投資者可以通過嚴格監(jiān)管的專門賬戶投資當?shù)刈C券市場。2019年發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于進一步做好利用外資工作的意見》指出，取消對證券公司、證券投資基金管理公司、期貨公司、壽險公司外資持股比例不超過51%的限制，由此說明政府助力為外商投資提供更廣闊的空間，體現(xiàn)了中國以高水平開放促進資本市場改革、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的決心。

“以外促內(nèi)”是支持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略走向深入的重要途徑。一方面，利用外資可加大對國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動的資金支持力度，實現(xiàn)更高的創(chuàng)新產(chǎn)出(見圖1)；另一方面，引進外資也可發(fā)揮改善公司治理激勵創(chuàng)新的作用。與此同時，還必須進一步系統(tǒng)研判企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境對外資創(chuàng)新效應的影響，從而有的放矢地改善相關(guān)環(huán)境和條件，最大程度地實現(xiàn)引領(lǐng)創(chuàng)新的“以外促內(nèi)”模式。

注：高外資持股與低外資持股按照當年中位數(shù)進行劃分。圖1 外資持股比例差異與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出資料來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫。

有鑒于此，本文主要研究外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并借由機制分析、異質(zhì)性分析和調(diào)節(jié)效應分析全面深入地厘清外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑和擾動因素，以期更好地實現(xiàn)“以外促內(nèi)”。本文邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，已有文獻大多側(cè)重引入外資后技術(shù)溢出效應對創(chuàng)新的影響，而本文從融資約束和管理者短視兩個角度分析外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響，豐富拓展了相關(guān)研究；第二，本文對外資持股與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系在行業(yè)層面進行了異質(zhì)性分析，更加有助于在引進外資時提供針對性建議；第三，探究地方政府債務(wù)在外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新過程中的作用，彌補了相關(guān)文獻側(cè)重微觀研究而相對忽視宏觀因素影響的不足，同時也有利于從政府角度為當?shù)卣猩桃Y提供參考。

二、文獻綜述與基本假設(shè)

(一)外資持股與企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)有關(guān)于外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究可以分為兩類，即促進作用與抑制作用。促進論支持者認為，引入境外投資者持股可以為企業(yè)帶來先進的技術(shù)、管理經(jīng)驗，知識資源等，這些關(guān)鍵因素都有助于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展(毛其淋，2019；Keller &Yeaple，2013)。外資通常持有多元化投資組合，更能承受創(chuàng)新項目的失敗風險，因此在一定程度上激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新(Luong et al.，2017)。不同類型企業(yè)對技術(shù)的吸收能力不同，由此引入外資帶來的技術(shù)溢出效果也會有所差異(陽小曉和賴明勇，2006)。抑制作用支持者提出，通過外資引入的先進技術(shù)對企業(yè)內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新影響較弱，甚至會使得國內(nèi)企業(yè)形成技術(shù)依賴從而抑制創(chuàng)新(王春法和姜江，2005；Aitken &Harrison，1999)。

從圖1可以看出，在外資持股水平較高的情況下，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量較多。由于特征事實支持外資持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正相關(guān)性，提出以下假設(shè)。

H1：外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向促進作用。

(二)融資約束作為傳導機制

已有研究普遍認為，融資約束是阻礙企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要因素(殷耀寧等，2023；王紅和李克，2021)。研發(fā)投入對企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新具有“沉沒成本效應”，因此為了防止已投入的研發(fā)資金成為沉沒成本，企業(yè)傾向于持續(xù)追加創(chuàng)新項目的研發(fā)投入(何熙瓊和楊昌安，2019)。如果企業(yè)會遇到研發(fā)投入資金受限等問題，充足的持續(xù)性研發(fā)投入難以得到保障，就會阻礙企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新(翟露萌和戴亮，2022)。對于現(xiàn)金流不足的企業(yè)，其對外部融資的需求更為強烈，因此通過引入外資而帶來的直接資金效應和間接產(chǎn)生的融資效應，會對研發(fā)投入有著更大的平滑作用(陳敏娟等，2022)。基于此，提出以下假設(shè)。

H2：外資持股通過緩解融資約束從而促進企業(yè)創(chuàng)新。

(三)企業(yè)管理者的異質(zhì)性效應

管理者短視是指企業(yè)管理者單純追求短期效益，對能夠驅(qū)動公司長遠發(fā)展的項目缺少關(guān)注的行為。由于創(chuàng)新活動具有不確定性和高風險的特征，面對業(yè)績壓力時，管理層往往傾向于采用謹慎保守的短視主義從而會犧牲長遠利益，抑制企業(yè)創(chuàng)新(Stein，1988)?，F(xiàn)有研究表明海歸高管更愿意接受挑戰(zhàn)，更能夠承受短期失敗，因此創(chuàng)新意愿更強(劉鳳朝等，2017)。此外，他們具備開闊的眼界，善于充分利用外部資源立足于企業(yè)的長期發(fā)展，從而優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)戰(zhàn)略的經(jīng)營決策(韓婕珺等，2020)?；诖?，提出以下假設(shè)。

H3：不同管理者短視程度下企業(yè)創(chuàng)新受外資持股的影響具有差異性。

(四)企業(yè)所在行業(yè)的異質(zhì)性效應

企業(yè)所處的行業(yè)格局會對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的方向產(chǎn)生重要影響，因此不同行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新水平存在一定差異。劉文昌(2021)研究發(fā)現(xiàn)，電氣設(shè)備制造業(yè)與光學制造業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新能力受外資持股的正向促進作用較為顯著，而外資持股對于與居民日常消費相關(guān)的普通制造業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新能力并無顯著作用?；诖?，提出以下假設(shè)。

H4：外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果具有行業(yè)差異性。

(五)地方政府債務(wù)的調(diào)節(jié)效應

政府作為發(fā)展戰(zhàn)略的具體執(zhí)行者，其舉債現(xiàn)狀對地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新活動具有重要影響。地方政府債務(wù)主要以金融機構(gòu)的信貸擴張為支撐，這對于企業(yè)的融資能力具有擠出效應，企業(yè)的創(chuàng)新活動因融資約束受到抑制(伏潤民等，2017)?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)。

H5：地方政府債務(wù)在外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中具有負向調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)和實證設(shè)計

(一)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為創(chuàng)新產(chǎn)出。本文參照江軒宇(2016)的做法，以(專利申請數(shù)+1)的自然對數(shù)來度量企業(yè)綜合創(chuàng)新水平，其中專利申請數(shù)為發(fā)明專利、實用新型專利、外觀設(shè)計專利三種類型申請數(shù)的總和。目前，學術(shù)界主要通過企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度衡量創(chuàng)新實力，創(chuàng)新投入主要包括研發(fā)資金投入與研發(fā)人員數(shù)量等。在搜集數(shù)據(jù)時，我們發(fā)現(xiàn)與企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)數(shù)據(jù)存在大量缺失從而導致指標數(shù)據(jù)不足，所以采用創(chuàng)新產(chǎn)出的專利指標數(shù)據(jù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。專利分為專利申請與專利授權(quán)，相較于專利成功授權(quán)過程需要較長的時間，專利申請更能反映企業(yè)當年的創(chuàng)新能力，因此專利申請數(shù)成為度量企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵指標。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為外資持股。由于非十大股東占比較小，其對公司內(nèi)部的影響作用也會較弱，缺乏研究意義。因此借鑒李振等(2020)的做法，將企業(yè)前十大股東中境外股東持股比例之和作為外資持股的變量指標。

3.控制變量

控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、現(xiàn)金流水平、資產(chǎn)負債率、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨立董事占比、兩職合一。為防止多重共線性問題的存在，本文對所有變量進行了VIF檢驗，變量的方差膨脹因子均值為1.36，小于10，說明該數(shù)據(jù)間不具有多重共線性問題。

4.機制變量

機制變量包括融資約束和管理者短視。采用SA指數(shù)構(gòu)建企業(yè)融資約束指標，該指標僅由企業(yè)年齡與企業(yè)規(guī)模數(shù)據(jù)計算得出，具備一定外生性。SA指標為負數(shù)，絕對值越大，說明企業(yè)面臨融資約束越高(鞠曉生等，2013)，具體計算公式如下：

SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age

(1)

本文定義變量sa=|SA|，sa的值越大，說明企業(yè)面臨的融資約束更嚴重。

管理者短視借鑒胡楠等(2021)的做法，用短視種子詞集的詞匯詞頻與MD&A總詞頻的比值衡量管理者短視程度。詞集包括“天內(nèi)”“數(shù)月”“年內(nèi)”“盡快”“契機”“之際”“壓力”“考驗”等。該指標值越大，表明管理者越短視。

5.調(diào)節(jié)變量

對于調(diào)節(jié)效應中地方政府債務(wù)指標的構(gòu)建，參考高潔超等(2023)的做法，以當年新增地方政府債務(wù)衡量，并除以各地區(qū)的GDP來消除規(guī)模效應的影響，記為ldebt。

關(guān)于變量的定義及說明如表1所示。

表1 變量定義及說明

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2007～2020年滬深兩市全部A股上市公司作為初始研究樣本，企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來源于CSMAR和CNRDS數(shù)據(jù)庫。在初始樣本的基礎(chǔ)上，按照以下原則對數(shù)據(jù)進行篩選：(1)剔除金融行業(yè)上市公司樣本；(2)剔除 ST 上市公司樣本；(3)剔除相關(guān)變量少于十年的公司樣本；(4)為緩解極端值對實證結(jié)果的影響，對實證分析所需的連續(xù)變量進行了1%和99%水平上的縮尾處理。由于較多公司沒有在前十大股東中披露出外資股東的持股信息，導致實際樣本數(shù)較少，經(jīng)過整理，最終一共得到來自345家上市企業(yè)的4122條觀測值。

(三)模型設(shè)定

為檢驗外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響，構(gòu)建以下實證模型：

lnpatenti，t=α0+α1foreigni，t+controlsi，t+∑ind+∑pro+∑year+εi，t

(2)

其中，i代表企業(yè)，t代表年份。lnpatent是企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標，foreign是企業(yè)外資持股的衡量指標，controls為企業(yè)層面控制變量。除了對應的控制變量，本文還控制了行業(yè)層面、省份層面和時間層面的固定效應。

(四)描述性統(tǒng)計

表2為變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量企業(yè)專利申請數(shù)取對數(shù)后的均值為3.10，標準差為2.15，說明目前國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平仍然較低，企業(yè)間的創(chuàng)新能力也存在異質(zhì)性。外資持股比例最小值為0.27，最大值為72.95，反映出不同企業(yè)的外資持股水平存在較大差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證分析

(一)基準回歸

基準回歸驗證了外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響，表3的第(1)列未加入控制變量，控制了行業(yè)固定效應、時間固定效應和省份固定效應。結(jié)果表明，外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響在5%的水平上顯著為正。當?shù)?2)列加入企業(yè)層面的控制變量后，外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響在1%的水平上顯著為正。實證結(jié)果表明，外資持股比例的提高會促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力，H1得到驗證。

表3 基準回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

專利申請由發(fā)明專利、實用新型專利、外觀設(shè)計專利三個類型組成，其中發(fā)明專利主要是針對產(chǎn)品或方法提出的技術(shù)改進方案，它最能反映企業(yè)的綜合創(chuàng)新產(chǎn)出能力，因此在穩(wěn)健性檢驗中將(企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)量+1)的自然對數(shù)作為被解釋變量對上述模型進行再次估計。表4的第(1)列展示了未加入控制變量的回歸結(jié)果，外資持股對企業(yè)發(fā)明專利具有正向顯著作用且在5%水平上顯著，第(2)列加入了相關(guān)控制變量后外資持股的核心系數(shù)仍然5%水平上顯著。基于此可以得出，外資持股比例的提升對企業(yè)發(fā)明類專利產(chǎn)出具有促進效應，從而有利于提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

表4 更換被解釋變量回歸結(jié)果

2.前置被解釋變量

考慮到外資持股及其他變量會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在滯后效應，以及為了解決可能存在的內(nèi)生性問題，對被解釋變量前置一期進行回歸。如表5所示，未加入控制變量時，外資持股核心系數(shù)在5%水平上顯著為正，在加入控制變量后系數(shù)在1%水平上顯著為正。將解釋變量滯后一期后，外資持股仍然對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進作用，與上述驗證結(jié)果相同，結(jié)論具備一定穩(wěn)健性。

表5 前置被解釋變量回歸結(jié)果

(三)機制檢驗

采用逐步回歸法驗證融資約束的中介效應。表6展示了三個變量的回歸結(jié)果。第(1)列為基準回歸結(jié)果，說明外資持股可以促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；第(2)列核心解釋變量外資持股的系數(shù)在1%水平上顯著為負，結(jié)果表明外資持股比例的提高可以減少企業(yè)融資約束程度；第(3)列綜合納入融資約束與外資持股后，融資約束系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負，外資持股系數(shù)由0.0040上降低為0.0030，可以得出融資約束在外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新的機制中發(fā)揮了部分中介的作用。為了確保中介效應的穩(wěn)健性，同時進行了Sobel檢驗和抽樣次數(shù)為1000的Bootstrap檢驗，Sobel檢驗的P值遠小于0.05，中介效應占比為32.3%，Bootstrap檢驗結(jié)果顯示中介作用的置信區(qū)間不包含0，綜上所述中介效應成立。由此驗證了H2。

表6 融資約束機制檢驗

五、進一步分析

(一)管理者短視程度異質(zhì)性分析

采用分組回歸的方式驗證管理者短視對于外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新的機制作用，考察在不同的管理者短視程度下企業(yè)創(chuàng)新受外資持股的影響差異。如表7所示，按照中位數(shù)將管理者短視指標分為高和低兩組分別回歸，above_myopia =1表示管理者短視指標數(shù)值高于中位數(shù)值，即管理者更短視，反之該值為0說明管理者具備較低的短視程度。據(jù)表7顯示，在同時加入控制變量和控制固定效應后，外資持股的系數(shù)在管理者短視程度低的樣本組中顯著為正，然而在管理者更為短視的樣本中外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出沒有顯著促進作用。而且，顯著組別的樣本數(shù)量低于不顯著組別，進一步支持了管理者短視會削弱外資持股促進企業(yè)創(chuàng)新的作用。當管理者較為短視時，他們很有可能因受到短期績效考核或薪酬激勵的影響放棄企業(yè)長期研發(fā)項目的投入，從而做出阻礙企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)營決策；如果管理者更注重企業(yè)長期戰(zhàn)略，那么他們就會充分利用外資帶來的資金、技術(shù)、治理經(jīng)驗等資源加大企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入。由此驗證了H3。

表7 管理者短視的異質(zhì)性檢驗

(二)行業(yè)異質(zhì)性分析

為了探究不同行業(yè)外資持股對企業(yè)創(chuàng)新影響效應的差異性，本文以證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標準為依據(jù)，將樣本分為制造業(yè)企業(yè)與非制造業(yè)企業(yè)進行分組回歸。如表8所示，第(1)列核心變量系數(shù)在1%水平上顯著，說明外資持股比例提高有利于提升制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平，然而外資持股對非制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力無明顯影響。

表8 行業(yè)異質(zhì)性檢驗Ⅰ

接下來進一步分析外資持股對不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平影響是否存在差異，參照國家統(tǒng)計局2017年高技術(shù)制造業(yè)分類標準，將制造業(yè)企業(yè)分為高技術(shù)企業(yè)與中低技術(shù)企業(yè)。由于樣本企業(yè)都屬于制造業(yè)大類，因此該檢驗控制了企業(yè)個體固定效應、年份固定效應和省份固定效應，回歸結(jié)果如表9所示。

表9 行業(yè)異質(zhì)性檢驗Ⅱ

第(1)列結(jié)果表明，外資持股對高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平具有促進作用并在1%水平上顯著；第(2)列核心變量系數(shù)在5%的水平上為負，說明外資持股比例的提升反而會抑制中低技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。

制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)性質(zhì)決定了這類企業(yè)的發(fā)展核心在于實物產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)造，而引入外資通常會帶來最新的生產(chǎn)工藝、先進的技術(shù)和完善的質(zhì)量管理體系，這些正是促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵資源。因此，相較于非制造業(yè)企業(yè)，外資持股比例提升利于制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。我國近年來制造業(yè)具有轉(zhuǎn)型升級的趨勢，因此電子通信設(shè)備、計算機制造業(yè)等高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)利用外資高端化來發(fā)展升級的特點將更加明顯，這也解釋了高技術(shù)企業(yè)引入外資后創(chuàng)新能力顯著提升的現(xiàn)象。而外資帶來的技術(shù)溢出效應對中低技術(shù)企業(yè)作用較小，甚至這類企業(yè)可能會產(chǎn)生技術(shù)依賴，因此不利于企業(yè)長遠創(chuàng)新發(fā)展。以上分析充分驗證了H4。

(三)調(diào)節(jié)效應分析

上述異質(zhì)性分析主要聚焦于企業(yè)內(nèi)部環(huán)境或條件對外資持股和企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的影響，本部分將從企業(yè)外部環(huán)境作進一步探究。從宏觀層面來看，地方政府的舉債行為與當?shù)仄髽I(yè)的經(jīng)濟活動具有較大關(guān)聯(lián)。在銀行信貸供給量一定的情況下，地方政府債務(wù)規(guī)模的上升會使得企業(yè)從商業(yè)銀行獲取的貸款額度減少(劉歡等，2020)，由此擠占企業(yè)的信貸資源，造成創(chuàng)新投入不足。

為了驗證地方政府債務(wù)擴張的擠出效應，本文引入地方政府債務(wù)與外資持股的交乘項，探究政府債務(wù)在外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中的調(diào)節(jié)作用。參考高潔超等(2023)的研究，地方政府債務(wù)指標以當年新增債務(wù)衡量，并除以各地區(qū)的GDP來消除規(guī)模效應的影響，記為ldebt。在基準模型基礎(chǔ)上，加入省份層面控制變量，包括人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)，構(gòu)建的實證模型如下：

lnpatenti，t=α0+α1foreigni.t×ldebtp，t+α2foreigni，t+α3ldebtp，t+controls1i，t

+controls2p，t+∑ind+∑pro+∑year+εi，t

(3)

其中，controls1和controls2分別代表企業(yè)層面控制變量和省份層面控制變量，該模型同樣控制了行業(yè)、省份和時間層面的固定效應，α1為反映調(diào)節(jié)作用的核心系數(shù)?；貧w結(jié)果如表10所示。

表10 地方政府債務(wù)的調(diào)節(jié)效應檢驗

第(1)列為僅控制固定效應，未加入控制變量的結(jié)果，交乘項系數(shù)為負且在10%的水平上顯著，第(2)列和第(3)列逐步加入企業(yè)層面和省份層面控制變量后，核心系數(shù)仍為負數(shù)，并且在5%的水平上顯著。由此說明，地方政府債務(wù)在外資持股影響企業(yè)創(chuàng)新水平過程中具有負向調(diào)節(jié)作用。因此，地方政府需要注意控制舉債規(guī)模、集約用債，避免對企業(yè)創(chuàng)新活動造成擠出效應，更好釋放高水平對外開放的創(chuàng)新活力。由此驗證H5。

六、結(jié)論和政策建議

本文利用2007～2020年A股上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，實證檢驗了外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響，得到以下結(jié)論：(1)外資持股從整體上提升了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平，在相關(guān)穩(wěn)健性檢驗中該結(jié)論仍然成立。(2)影響機制方面，外資持股通過降低企業(yè)融資約束程度從而推進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。(3)外資持股提高企業(yè)創(chuàng)新水平的作用效果具有行業(yè)異質(zhì)性，高技術(shù)類制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活動受外資持股的正向影響最顯著；對于管理者短視程度較低的企業(yè)，外資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更為顯著；(4)通過分析宏觀層面的調(diào)節(jié)效應，研究發(fā)現(xiàn)地方政府債務(wù)會抑制外資持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用，顯示出對企業(yè)創(chuàng)新活動具有擠出效應。

在更高水平的對外開放背景下，上述結(jié)論對推進企業(yè)創(chuàng)新具有以下重要指導意義。

(1)從國家層面來看，由于企業(yè)可以通過引入外資提高自身創(chuàng)新能力，我國應進一步擴大對外開放程度，逐漸放松對外資進入的限制，充分利用外資促進我國企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新發(fā)展。根據(jù)2023年頒布的《國務(wù)院關(guān)于進一步優(yōu)化外商投資環(huán)境 加大吸引外商投資力度的意見》，我國應著重拓展對外開放的深度和廣度、提升投資經(jīng)驗便利化水平、加大外商投資引導力度，最后強化外商投資促進和服務(wù)保障工作。由此可以制定相關(guān)政策優(yōu)化投資環(huán)境、加強投資服務(wù)和引導投資方向，如鼓勵外資在中國設(shè)立研發(fā)中心、健全外商投資企業(yè)圓桌會議制度、積極引導外資研發(fā)中心利用“十四五”時期支持科技創(chuàng)新的進口稅收政策等。

(2)從企業(yè)層面來看，我國的高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)應積極引入外資持股，以此減少企業(yè)融資約束而加大創(chuàng)新研發(fā)投入，并利用外資的技術(shù)溢出效應促進產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型。而中低技術(shù)制造業(yè)企業(yè)應向外資股東學習先進的管理戰(zhàn)略，提高資金利用效率，減少對國外的技術(shù)依賴，自主研發(fā)創(chuàng)新加快企業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。與此同時，企業(yè)管理者需提高自身綜合素質(zhì)，借鑒學習外資股東公司治理經(jīng)驗，有效抑制短視傾向，只有管理者立足于企業(yè)長期戰(zhàn)略的發(fā)展，才會最大化提升利用外資持股促進企業(yè)創(chuàng)新的效用。

(3)從地方政府層面來看，一方面，當?shù)卣柽m當控制舉債規(guī)模、完善地方債務(wù)發(fā)債機制，并構(gòu)建系統(tǒng)的政府融資監(jiān)管體系，以此降低地方債務(wù)對當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新活動的擠出作用；另一方面，為促進當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新，政府應加大對企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費補貼，尤其需增強對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的財政扶持力度。此外，政府需積極引進人才建立科技創(chuàng)新人才培養(yǎng)體系，同時發(fā)揮創(chuàng)新企業(yè)孵化器等平臺的作用，為企業(yè)創(chuàng)新提供強有力的支持與保障。