對外直接投資對我國制造業企業技術創新的影響研究

何源 王艷、2

（1.南京農業大學經濟管理學院； 2.南京農業大學中國糧食安全研究中心 江蘇南京 210095）

引言與文獻綜述

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

在實施制造強國戰略的過程中，知識和技術要素的驅動作用逐漸顯現，企業技術創新的需求越來越迫切。對外直接投資正是我國制造業企業主動獲取海外技術要素資源、提升企業技術創新、在全球價值鏈中實現攀升的重要渠道之一，企業“走出去”加速對外直接投資已成為新常態下經濟發展的重要特征，特別是“一帶一路”倡議提出后，對外直接投資規?？焖僭鲩L。通過對外直接投資整合要素資源，獲取戰略性資源和技術知識，促進自身的技術創新，成為我國制造業企業謀求外源式技術創新的重要渠道。

已有文獻表明，對發達國家的直接投資是企業獲取技術和研發資源的關鍵方式（Kumar，1998）。Cantwell（1999）研究了在英國設立研發機構的美國跨國公司的專利情況，發現美國跨國企業從自身具備相對優勢的電子設備行業，轉向了英國更加具有技術優勢的化學和制造行業，吸收英國的技術知識促進自身的技術創新。日本跨國企業在美國的R&D投入和取得的海外專利數量之間有顯著的正相關性（Iwasa，Odagiri，2004），中國企業在進行對外直接投資時能夠獲得更多的技術外溢，從而帶來顯著的創新績效提升（Liu，Buck，2007）。同時，對外直接投資對國內企業技術創新具有推動作用。通過對外直接投資渠道獲取的研發資源能夠顯著提升我國的技術創新水平，并且其影響大于以引進外資的方式獲得的國際研發溢出效應（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量都呈現為顯著正相關的關系，但對外直接投資對外觀設計專利沒有產生顯著影響。汪洋等（2015）利用1998-2013年省際面板數據的研究表明對外直接投資總額、研發人員以及研發投入都可以增強區域創新能力。沙文兵和李瑩（2018）的研究認為對外直接投資對國內創新能力能夠產生顯著的積極影響，但對不同的區域產生的影響存在差異。但是，我國對外直接投資企業對先進技術的吸收能力還不強，技術獲取型投資所占比例小，對外直接投資對我國技術創新的影響有待提高（鄒玉娟等，2008）。也有研究認為，2015年后OFDI成為除自主研發投入、人力資本投入之外提升我國創新能力的第三大創新主渠道（杜龍政、林潤輝，2018）。

基于以上背景，本研究從微觀視角出發，利用制造業上市公司及其對外投資數據，就企業對外投資對技術創新的影響進行分析，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，并檢驗對發達國家和發展中國家投資、技術密集型和非技術密集型企業投資的不同影響。

對外直接投資影響企業技術創新的理論機制

技術創新是一個周期長、失敗率高且收益不確定的復雜過程（Hsu等，2014），企業的創新行為不僅取決于企業規模、企業融資能力及內部治理結構等微觀層面的因素，而且取決于企業家對外部宏觀環境的判斷和決策。前述已有文獻研究表明，對外直接投資能夠對企業的技術創新水平產生影響。一方面，由于企業技術創新的高風險和收益不確定等特性決定了其需要充裕的資金支持，企業對外直接投資可以實現規模經濟效應，增加企業利潤，為公司的研發創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資源和技術資源，而這是企業技術創新提升的必要因素。發達國家或地區和發展中國家在技術、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創新的影響機制可能不盡相同。

如圖1所示，對發達國家或地區對外直接投資能夠通過研發成果反饋效應、模仿學習效應、人力資本流動效應和產業關聯效應推動母國企業技術創新（趙偉，2006；鄒玉娟，2008）。研發成果反饋效應即通過對外直接投資在當地建立海外子公司或是研發機構，并將在東道國研發得到的技術成果反饋給母國企業，或以跨國并購的方式直接獲取東道國的研發成果以及組成國際戰略聯盟合作研發，提升母公司技術水平和研發創新能力。模仿學習效應是模仿和學習東道國當地企業的管理經驗、產品和技術知識，通過“干中學”的機制來獲得逆向溢出技術，吸收并轉化這些知識；海外子公司把先進的技術知識反饋給母國企業，母國企業通過模仿這一技術的實現過程，可以實現對技術的再創新。人力資本流動效應是指海外子公司在東道國聘用高素質的人才提升人力資本水平促進企業的技術創新，或者母公司派遣員工到海外子公司進行學習和工作，通過母國和東道國人力資本之間的流動和交流，提升母國企業的人才素質和對技術的吸收轉化能力，從而促進企業技術創新。產業關聯效應是指海外子公司在生產經營過程中參與東道國產業鏈，通過產業關聯效應提升企業技術創新的水平，同時海外子公司面臨東道國同行業公司的競爭，激發企業的技術創新動力和創新意識，進而推動企業進行技術創新。

圖1 對外直接投資影響企業技術創新的理論機制

在對發展中國家進行直接投資時，通過利潤反饋效應、研發成本分攤效應和研發投入規模經濟效應提升企業技術創新水平（趙偉，2006；汪斌，2010）。利潤反饋效應即海外子公司將營業利潤反饋給母國企業，補充母國企業的研發費用支出，從而促進母國企業的技術創新。研發成本分攤效應是指在發展中國家投資進行市場擴張時，公司產品能夠銷往海外市場并取得海外收入，為母國企業帶來更多的營業利潤，營業利潤的增加能夠彌補企業研發費用的匱乏，攤薄企業的研發成本。研發投入規模經濟效應是指母國企業在對東道國進行對外直接投資時，利用東道國的勞動力和自然資源等生產要素，建立生產基地并優化資源配置，帶動母國上游產品的出口，提升產品的海外銷售規模，從而獲得研發投入規模經濟效益，降低單位產品的研發費用。

對外直接投資影響企業技術創新的實證檢驗

（一）實證方法與模型設定

本部分通過實證方法來檢驗對外直接投資對企業技術創新的影響。已有文獻研究指出，企業對外直接投資并非是隨機性的，僅有那些具有更高生產率和特定優勢的企業才能夠進行對外投資，企業對外直接投資存在自選擇效應（Helpman等，2004），如果直接采用OLS法就有可能導致估計結果的偏差。本文參考Bertrand（2009）、Haucap等（2019）、Howell等（2020）、蔣冠宏（2014）等的方法，將企業的對外直接投資看作是一次準自然實驗，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生的內生性問題，以檢驗企業對外投資與創新之間的因果關系。

雙重差分法（Differences-in-Differences，DID）是識別因果關系的一種普遍方法，在平行趨勢假設下，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創新的影響，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技術創新的實際影響，即平均處理效應（ATT）。

上式中，D為企業對外直接投資的虛擬變量，進行了對外直接投資的處理組賦值為1，未進行對外直接投資的對照組賦值為0；Yt1和Yt0分別表示企業對外直接投資前和對外直接投資后的結果變量，即研發投入；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假設和共同趨勢假設，然而已有研究表明，企業對外直接投資存在自我而非隨機的選擇效應，進行對外直接投資的企業相較于未對外直接投資的企業可能本身就存在特定的優勢，如較高的勞動生產率和較大的企業規模等，也無法滿足共同趨勢的假設。因此直接對非隨機的樣本進行比較可能導致選擇性偏誤，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特征相似的對照組企業，以克服選擇性偏差問題。根據以往文獻的經驗（毛其淋、許家云，2014；鄭丹青，2019）選取以下匹配變量{Xi，t0}：企業勞動生產率（LPROD），資本密集度（KLRATIO），企業規模（SIZE），企業年齡（AGE），政治關聯度（POLITICAL）。即使用logit方法估計以下模型：

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

通過上述的傾向得分匹配法能夠克服選擇性偏誤問題，但其假設企業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）相結合的方式，利用二者的優點互補，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的方法計算出企業對外直接投資對技術創新影響的平均處理效應：

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

（二）數據來源和變量選取

本文選取2013—2018年中國滬深A股制造業上市公司為樣本，以證監會2012年版的《上市公司行業分類指引》中的制造業分類為標準。上市公司的數據來自于國泰安csmar數據庫，企業對外直接投資信息則來源于商務部發布的《境外投資企業（機構）名錄》，通過匹配兩個數據庫，得到本文研究樣本。由于各個企業投資的時間點不一致，時間跨度較大，不同時間進行投資的企業內外部環境存在較大差異，需對企業投資前后的多個年份的變化進行分析，故本文按投資年份將對外投資企業進行劃分，并排除多次對外投資的混合影響，剔除缺失研發投入等關鍵數據的企業，最終獲得846家制造業上市公司2013-2018年的相關數據，共5076個樣本，其中242家制造業上市公司進行了對外直接投資、604家制造業上市公司未進行對外直接投資。主要變量說明如表1所示。

表1 主要變量說明

被解釋變量：企業技術創新通?？梢詮膭撔峦度牒蛣撔庐a出兩個方面進行衡量，技術創新投入主要是企業研發資金投入，創新產出則包含專利數量、新產品數量及新產品銷售額等。David等（2001）、馮根福和溫軍（2008）等研究指出，技術創新產出作為衡量指標的可比性較差，受外生因素的影響比較大，不易受管理層控制，故不宜把創新產出作為被解釋變量。同時考慮到數據的可得性，本文參考范承澤（2008）等的研究，選擇研發投入作為衡量企業技術創新的變量，即本文的被解釋變量。

解釋變量：本文的解釋變量為企業是否進行對外直接投資，以虛擬變量的形式賦值，當企業進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技術創新的影響，匹配變量的選取要滿足條件獨立性假設，應該能夠同時對企業的對外投資行為和技術創新產生影響。根據對以往文獻的研究，選擇如下匹配變量：企業勞動生產率（LPROD），用企業的營業收入和員工人數的比值并取對數來衡量，企業進行對外投資往往會面臨投資國市場的進入壁壘，并承擔較大的成本，故往往勞動生產率較高的企業更可能進行對外直接投資；資本密集度（KLRATIO），即企業的人均資本，用固定資產凈額與企業員工人數的比重取對數來衡量；企業規模（SIZE），用企業總資產的對數進行衡量，根據Schumpeter的創新理論，企業規模與創新存在密切關聯，小規模企業可以通過組織上的靈活性來取得技術創新成果，而規模較大、具有壟斷地位的企業能夠通過加大研發投入建立研發機構等來獲取技術創新成果；企業年齡（AGE），用當年年份與企業成立年份之差來計算企業年齡，企業年齡的差異體現了不同的發展階段可能會影響對外直接投資決策和技術創新決策；所有制性質（STATE），將公司性質劃分為國有企業（記為1）和非國有企業（記為0），國有企業往往承擔著部分對外直接投資的職能任務，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在進行對外直接投資決策以及其技術創新績效上可能有所不同。

（三）描述性統計

表2為全部制造業企業樣本主要變量的描述性統計，表3為按是否對外直接投資分類的企業樣本的均值比較。可以看到，對外直接投資企業研發投入指標的均值要高于未對外投資企業，說明對外直接投資企業在技術創新上更具優勢，企業的勞動生產率和企業規模的均值也高于未對外投資企業，這一現象可能由于這些企業在各方面的資質本身就優于未對外投資企業，存在自我選擇效應而產生內生性問題，故需要通過后續的PSMDID進行分析，匹配出合適的對照組企業，以觀察企業的技術創新是否由對外直接投資所引起。表4為按技術密集度劃分的企業樣本的均值比較，技術密集型的制造業企業研發投入均值明顯高于非技術密集型企業，說明技術密集型企業在技術創新上更具優勢。

表2 全部制造業企業樣本的描述性統計

表3 對外投資企業和未投資企業樣本的描述性統計

表4 技術密集型企業和非技術密集型樣本的描述性統計

（四）實證結果與分析

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企業技術創新的平均處理效應。具體過程為：使用Logit模型估計企業進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和未對外投資企業進行匹配，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量，對匹配后的結果進行平衡性檢驗和共同取值范圍檢驗；估計企業對外直接投資對技術創新的平均處理效應。

1.傾向得分匹配

采用企業對外直接投資前的2013-2014年的面板數據，構建logit模型進行傾向得分匹配。

其中，ofdi表示企業是否進行對外直接投資，若進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估計結果，所選擇的匹配變量的系數均在1%的統計水平下顯著，說明這些因素對企業是否進行對外直接投資具有顯著影響。其中，勞動生產率（lprod）和企業規模（size）的系數在1%的統計水平下顯著為正，說明企業具備較高的勞動生產率和較大的企業規模才會進行對外直接投資，這些企業擁有更強的實力承擔對外直接投資的風險和成本；所有制性質（state）的系數顯著為負，表明我國的非國有企業相較于國有企業更可能進行對外投資，這與我國近年來非公有經濟控股的境內投資者對外投資比重不斷上升、公有經濟控股對外投資比重逐漸下降的趨勢相一致；資本密集度（klratio）的系數顯著為負，這一結論與蔣冠宏（2015）等研究相同，可能的解釋由于與國外同類企業相比，我國資本密度高的企業在生產效率上可能并不一定占據優勢，故這些企業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，眾多的民營制造業企業紛紛走出去進行對外直接投資，而民營企業相較于國有企業來說資本密集度較低。

表5 匹配變量回歸結果

2.平衡性檢驗

在對處理組和對照組進行傾向得分匹配后，對匹配樣本進行平衡性檢驗，以保證二者之間不存在顯著差異。平衡性檢驗結果如表6所示，從匹配前和匹配后的均值和標準化偏差可以看出，在實施匹配前處理組和對照組的均值存在較大差別，進行傾向得分匹配后，匹配變量的均值較為平衡，各變量的標準化偏差的絕對值均未超過5%的水平，由Rosenbaum和Rubin（1983）等提出的經驗標準，當標準化偏差小于20%時，可認為匹配過程是有效的。匹配后協變量的t檢驗結果表明，在1%的顯著水平下，不拒絕處理組和對照組之間沒有系統差異的原假設，即對外直接投資的處理組企業和未對外直接投資的對照組企業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致偏差。在進行匹配時，處理組和對照組的樣本數量分別為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，絕大多數樣本均在共同取值范圍之內，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

表7匯總了全部樣本PSM-DID的估計結果，其中雙重差分結果反應了企業對外直接投資所引起的研發投入變化。由表7可知，對外直接投資對企業研發投入的影響系數為0.141，在10%的置信水平下顯著，說明企業對外直接投資能夠對技術創新產生顯著性影響，這與前文理論分析一致。一方面，企業進行對外直接投資時，能夠提高市場占有率并取得海外營業收入，海外子公司將營業利潤反饋給母國企業可以用于補充母國企業的研發投入支出，為母公司研發活動提供資金支持，從而促進母國企業的技術創新；另一方面，企業進行對外直接投資時會融入東道國相關的產業鏈，可能面臨與當地先進技術企業的競爭，為滿足東道國市場需求，企業會不斷加大研發投入力度，提升自身的技術創新水平。同時，在東道國建立研發機構或與海外企業進行交流時，也能夠促進企業提升自身的研發投入水平，以對海外先進技術和知識更好地學習和吸收。

表7 全部樣本的PSM-DID檢驗

考慮到企業對外直接投資的動機和區位分布存在差異，企業所處的行業和技術密集度也不同，下文將對樣本展開進一步分析。首先，由于投資動機不同，企業所選擇的投資區位也存在差異，技術尋求型投資往往以發達國家為目的地，而非技術尋求型投資則多以發展中國家為投資目的地。我國制造業企業的投資區位涉及眾多的國家和地區，并且隨著“一帶一路”倡議的實施，亞非拉地區的發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差異較大，因此需進一步考慮投資東道國差異所帶來的影響。其次，當母公司通過對外直接投資提高技術創新時，母公司的技術密集度和吸收能力至關重要。從目前來看，我國制造業企業所處行業和自身技術水平存在差異，吸收能力也不盡相同，這影響了企業能否及時地將對外直接投資獲取的技術知識資源轉化為內部研發投入，從而提升自身的技術創新水平?；谏鲜龇治?，本文按行業要素密集度將對外直接投資的制造業上市公司劃分為技術密集型和非技術密集型企業，按照投資目的地劃分為投資發達國家與投資發展中國家。

研究結果如表8和表9所示：首先，對于技術密集型企業來說，其對外直接投資對企業的研發投入的影響系數為0.193，在5%的置信水平下具有顯著的正向效應，而非技術密集型企業的對外直接投資對研發投入沒有產生顯著影響。原因可能是對于非技術密集型企業來說，更需要勞動力和資源等生產要素，技術水平和內部學習能力相對技術密集型企業較低，因而對技術的吸收能力較弱，對外直接投資不能夠顯著促進該類企業的技術創新研發投入的增加。其次，對發展中國家的直接投資活動沒有對企業的研發投入產生顯著影響，而投資發達國家的企業對外直接投資對研發投入的影響系數為0.178，具有顯著的積極影響?？赡艿脑蚴俏覈圃鞓I企業對其他多數發展中國家企業來說擁有技術上的優勢，對發展中國家直接投資的主要動機并不是獲得技術，而是為了開拓海外市場和尋求海外資源，而對發達國家的直接投資更多的是尋求先進技術，通過研發成果反饋效應、模仿學習效應、人力資本流動效應和產業關聯效應等，提升企業的研發水平和技術創新。面對東道國豐富的研發要素，企業有激勵加大研發投入，充分學習吸收并轉化為母國企業的技術創新；與發達地區企業的競爭，也會促進企業根據東道國的市場需求進行適應性技術研發，提升了技術創新水平。

表8 按技術密集度劃分樣本的PSM-DID檢驗

表9 按投資東道國劃分樣本的PSM-DID檢驗

結論與建議

本文基于2013-2018年制造業上市公司數據，使用PSM-DID的實證方法測度對外直接投資對技術創新的影響。研究結果表明：第一，就制造業企業整體層面而言，對外直接投資能夠提升企業技術創新水平，對外直接投資與企業技術創新之間存在正向因果關系。對外直接投資取得的國際研發資源和技術知識反饋給母國企業，可以用于進一步的研發創新活動；對外直接投資中取得的利潤收益也為企業的研發活動提供了資金支持，從而提升企業的技術創新水平。第二，投資于發達國家的對外直接投資能顯著提升企業的技術創新水平，投資于發展中國家的對外投資對企業技術創新的影響不顯著。技術尋求型投資的目的地通常為發達國家，企業以吸收東道國的研發要素、先進技術知識等資源為目標，通過獲得發達國家的技術溢出實現母國企業的技術創新。第三，技術密集型企業能通過對外直接投資獲得技術創新水平的提升，而非技術密集型企業的對外投資沒有對技術創新水平產生顯著作用。技術密集型與非技術密集型企業相比，往往對技術水平有著更高要求，與發達國家企業的技術差距也相對較小，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創新的提升。

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創新的提升作用，政府應發揮引導作用，將政策支持和完善服務保障體系等措施相結合，加強對企業“走出去”的引導和鼓勵。就政策層面而言，支持制造業企業對發達國家的投資，為企業的技術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，為企業在跨國并購、綠地投資等提升技術創新的路徑中提供暢通的渠道；努力化解企業在投資獲取技術資源時面臨的風險，為企業投資提供良好的外部條件；加大自主創新投入力度，積極扶持企業進行自主研發活動，提高原始創新能力。就企業層面而言，企業應意識到技術尋求型投資對技術創新的重要作用，優化投資區位分布，利用對外直接投資這一外源式創新渠道；加大研發投入和人力資本投入，不斷提升學習能力和吸收能力，從而能夠在對外直接投資中將獲得的技術資源更好地吸收、消化和應用，推動技術創新。

注釋：

①由于缺乏隨機分配和可靠的工具變量，對外直接投資的相關文獻通常會根據企業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（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進行劃分，選取了對外直接投資的時間為2015年的企業為處理組，為排除多次對外投資的混合影響，只選取2015年首次進行對外直接投資的企業。