FDI對企業(yè)創(chuàng)新績效影響研究
——基于溢出效應和競爭效應視角

趙鑫全

（中國勞動關系學院 經(jīng)濟管理學院，北京 100048）

1 引言

改革開放以來，自加入世界貿(mào)易組織后，我國不僅經(jīng)濟方面實現(xiàn)了快速的增長，投資環(huán)境也日益開放，并吸引了大量外商直接投資（FDI）［1］。2020年，我國實際使用FDI額度約一萬億元人民幣。我國已成為繼美國之后的第二大外商直接投資國。FDI的大量涌入不僅從宏觀角度助力了我國經(jīng)濟提升以及進出口貿(mào)易，而且對物價、生產(chǎn)率、企業(yè)就業(yè)結構和中國企業(yè)的微觀表現(xiàn)等都產(chǎn)生了重要影響。由于創(chuàng)新是國民經(jīng)濟增長和經(jīng)濟結構調(diào)整優(yōu)化的動力和源泉，因此FDI對中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響受到學者廣泛關注。

理論層面上，F(xiàn)DI對我國的本土企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響的主要因素是溢出效應以及競爭效應。首先，F(xiàn)DI不僅支援了資金，而且?guī)砀把氐募夹g、設施和管理方式，從而產(chǎn)生溢出效應，如示范效應、學習效應、人員流動效應等。隨著外資企業(yè)的進入，我國本土企業(yè)通過學習外資企業(yè)的先進技術以及管理方式，模仿并加大對研發(fā)的投入［2］。同時，由于我國本土企業(yè)吸引高級人才政策的實施，大量在外國投資企業(yè)工作或是接受過高等教育的研發(fā)人員將逐漸流向本土企業(yè)，最終助力我國本土企業(yè)創(chuàng)新績效提升。因此，從這個角度來看，F(xiàn)DI的正向溢出效應可以對本土企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響［3］。

其次，大量外資的進入將搶占國內(nèi)市場的優(yōu)質(zhì)資源，這必然會加劇行業(yè)的市場競爭，而市場競爭的逐漸增強則會對我國本土企業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生較大影響。一方面，通過“逃離競爭效應”，創(chuàng)新成功可以降低企業(yè)成本，而企業(yè)若成為技術的領跑者，則能獲取高于其他企業(yè)的創(chuàng)新利潤。企業(yè)能夠依靠自身強大的創(chuàng)新能力超越競爭企業(yè)，這代表FDI會激發(fā)本土企業(yè)推進創(chuàng)新。另一方面，通過“熊彼特效應”可得出，企業(yè)的創(chuàng)新是通過高預期的利潤所驅動，市場競爭程度的提高會導致創(chuàng)新利潤變低，最終抑制了本土企業(yè)的科研創(chuàng)新能力［4］。在市場競爭并不激烈時，“逃避競爭效應”將在市場中發(fā)揮出主導的作用，F(xiàn)DI所帶來的技術競爭增強會帶動本土企業(yè)進行創(chuàng)新。在市場競爭程度變得激烈時，“熊彼特效應”逐漸在市場中占主導地位，F(xiàn)DI引起的競爭增強則會進一步抑制本土企業(yè)的創(chuàng)新。

本研究基于2013—2020年中國制造企業(yè)微觀數(shù)據(jù)集，探討FDI對中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。與已有研究相比，本研究的主要貢獻體現(xiàn)在以下方面：（1）本研究以新產(chǎn)品產(chǎn)值作為衡量企業(yè)創(chuàng)新績效的指標，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗，如關鍵指標替代、工具變量估計（IVs）等，驗證了FDI顯著提高中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的結論。（2）本研究構建了相應的中介效應模型，實證檢驗了溢出效應和競爭效應是不是FDI影響中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的重要途徑。一方面，F(xiàn)DI通過促進企業(yè)R＆D投資對本土企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響。另一方面，隨著市場競爭的加劇，F(xiàn)DI對本土企業(yè)創(chuàng)新績效的正向作用會逐漸減弱。影響機制的分析有利于加深對FDI與本土企業(yè)創(chuàng)新關系的認識。（3）考慮FDI溢出效應的出現(xiàn)是有條件的，本研究還分析了FDI對不同類型本土企業(yè)（不同要素強度類型、生產(chǎn)力強度類型、所有制類型、區(qū)域類型、出口和非出口類型）創(chuàng)新績效的異質(zhì)性影響。通過探討FDI對不同類型本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響差異，為全面理解FDI的創(chuàng)新效應提供了豐富的視角。

2 文獻綜述

現(xiàn)有的相關實證文獻分析了FDI如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效。一些早期的研究表明，F(xiàn)DI導致額外的產(chǎn)品創(chuàng)新［5］。曹毅和陳虹［6］基于企業(yè)級面板數(shù)據(jù)考察了FDI對國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)兩者之間具有顯著的正相關關系。申建霞［7］探討了國外并購對國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，結果表明，F(xiàn)DI可以顯著提高國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新績效。Hansen［8］研究發(fā)現(xiàn)接受FDI的企業(yè)也傾向于高度參與產(chǎn)品創(chuàng)新，并且FDI對國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新具有很強的正溢出效應。相比之下，甘曉雯［9］研究認為FDI對發(fā)明專利申請沒有產(chǎn)生顯著影響，并且特定行業(yè)中FDI的增加會導致國內(nèi)企業(yè)模仿型研發(fā)投入的增加，但不一定產(chǎn)生創(chuàng)新。杭雨婷［10］利用我國制造企業(yè)的數(shù)據(jù)，考察了FDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響，結果表明FDI往往會抑制當?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新。

縱觀現(xiàn)有文獻，大多數(shù)研究都得出了FDI的引入會促進企業(yè)創(chuàng)新類似的結論，但是也有一些研究發(fā)現(xiàn)FDI的引入對于本土企業(yè)創(chuàng)新并沒有產(chǎn)生顯著的影響，或者是即使FDI能產(chǎn)生正向影響，也需要一些配套的制度來協(xié)助FDI發(fā)揮作用。FDI對本土企業(yè)創(chuàng)新所帶來的影響沒有得出一致結論的原因主要有以下2個方面：（1）不同的學者采用了不同的研究方法、樣本和企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標?，F(xiàn)有研究使用不同的指標來衡量企業(yè)創(chuàng)新，如生產(chǎn)力、研發(fā)投入、新產(chǎn)品產(chǎn)值等，且大多使用行業(yè)級數(shù)據(jù)來估計FDI的創(chuàng)新溢出效應，例如全要素生產(chǎn)率（TFP）常被作為研究的因變量，但全要素生產(chǎn)率的提高并不一定能提升企業(yè)的創(chuàng)新。程欽良等［11］研究發(fā)現(xiàn)大部分企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出（發(fā)明專利數(shù)量以及新品產(chǎn)值）都與全要素生產(chǎn)率的相關性較弱。（2）FDI溢出效應的出現(xiàn)是有條件的，許多研究表明FDI的溢出效應在未滿足條件的情況下不會自動發(fā)生。出現(xiàn)這樣情況的主要原因是由于國內(nèi)企業(yè)作為溢出效應的實踐者，其所具有的異質(zhì)性（如企業(yè)所有制類型等）會在一定程度上影響FDI所引起的創(chuàng)新溢出效應。因此，在分析FDI對本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響時，應充分考慮不同類型本土企業(yè)的異質(zhì)性。

3 模型與數(shù)據(jù)

3.1 模型說明

為分析FDI對我國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，本研究設定了回歸模型

其中下標i、j、k、t分別代表企業(yè)、行業(yè)、省份、年份，j表示的行業(yè)為中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類中的四位代碼行業(yè)。因變量LIijkt為本地企業(yè)i在行業(yè)j地區(qū)k第t年的創(chuàng)新績效。本研究采用本土企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的對數(shù)來衡量創(chuàng)新績效。核心解釋變量FDIjt為t年行業(yè)j的FDI數(shù)量。Xijkt表示一組控制變量。υi表示公司固定效應，αk表示省份固定效應，γt表示年度固定效應，μijkt表示隨機干擾項。本研究構建了如下指標來衡量外商直接投資（FDIjt）

其中FDI＿Fmijt代表企業(yè)i在行業(yè)j中第t年外資占實繳資本的比例。Yijt表示第t年行業(yè)j中企業(yè)i的總產(chǎn)出。

本研究將以下控制變量引入方程：企業(yè)規(guī)模（Size），使用企業(yè)銷售額的對數(shù)來衡量；平均工資（Wage），以應付工資總額與雇員人數(shù)之比的對數(shù)來衡量；企業(yè)年限（Age），以企業(yè)成立至今年數(shù)的對數(shù)衡量；政府補貼（Subsidy），以企業(yè)從政府獲得的補貼占企業(yè)銷售額的比例來衡量；行業(yè)集中度（HHI），由每個四位數(shù)行業(yè)的赫芬達爾—赫希曼指數(shù)（Herfindahl-Hirschman指數(shù)）衡量。

3.2 數(shù)據(jù)

本文實證分析中使用的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局編制的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（CIBPD），CIBPD包括營業(yè)額超過500萬元人民幣的所有國有企業(yè)和其他所有制類型的企業(yè)，約占中國制造業(yè)總產(chǎn)值的90%。樣本期為2013年至2020年，與現(xiàn)有的相關研究一致［12，13］。為了獲得可靠的結果，本研究選擇制造業(yè)企業(yè)作為研究對象，并去除缺失變量、員工人數(shù)少于8人的企業(yè)樣本，刪除部分違反會計常識的企業(yè)樣本（如總資產(chǎn)小于凈固定值、資產(chǎn)或實收資本小于或等于零）。本研究將外資占企業(yè)注冊資本50%以上的企業(yè)定義為外商投資企業(yè)，以區(qū)分內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)。

3.3 基準結果

本研究使用2013—2020年中國制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)集進行多元回歸，基準結果如表1所示。第（1）～（3）列顯示了包含企業(yè)、省份以及年度固定效應的回歸結果。列（1）中，F(xiàn)DI的估計系數(shù)為正且顯著，表明隨著FDI的增加，本土企業(yè)創(chuàng)新績效會相應提高。列（2）中，增加了4個企業(yè)級控制變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、平均工資和政府補貼?；貧w結果與列（1）相似，F(xiàn)DI系數(shù)顯著為正，再次表明FDI有利于提高中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效。列（3）中，進一步添加行業(yè)集中度變量Herfindahl-Hirschman指數(shù)（HHI）。FDI的估計系數(shù)仍然顯著為正。表1的第（4）～（6）列給出了加入行業(yè)固定效應重新估計等式的結果。FDI的估計系數(shù)仍然為正，這與之前控制企業(yè)固定效應得到的回歸結果相似。

表1 基準結果

縱觀表1的回歸結果，雖然控制變量的加入會改變FDI系數(shù)的大小，但系數(shù)的符號和顯著性并沒有改變，這一發(fā)現(xiàn)表明FDI對中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響不會隨著控制變量的變化而變化。

3.4 穩(wěn)健性分析

對數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性分析。本文主要分析了FDI對我國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。FDI的衡量維度是行業(yè)層面，因此反向因果關系引起的一系列內(nèi)生問題的可能性較小，這也是大部分企業(yè)微觀層面的相關研究文獻將FDI變量視為外生的原因［13］。然而，一些未觀察到的因素（例如，宏觀經(jīng)濟波動）同樣可能會影響FDI和企業(yè)創(chuàng)新，如果省略這些不可觀察的因素，那么也會引起內(nèi)生性問題。

為了避免潛在的內(nèi)生問題，本研究嘗試構造相應的工具變量（IVs），然后使用兩階段最小二乘法進行估計。首先，考慮到樣本期內(nèi)中國政府通過政策開放不斷放寬對FDI的控制，本研究采用行業(yè)層面外資企業(yè)數(shù)量的對數(shù)作為自變量。其次，本研究進一步選擇樣本期首年的外商投資金額作為自變量來估算方程（1）。兩項回歸結果顯示，F(xiàn)DI的估計系數(shù)均顯著為正。這表明之前的回歸結果不會受到內(nèi)生問題的干擾。

重新選取替代變量。通過企業(yè)發(fā)明專利申請總數(shù)對本地相關企業(yè)的創(chuàng)新績效進行估算。企業(yè)發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權局2013年至2020年發(fā)布的所有國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫［14］。從穩(wěn)定性測試結果來看，F(xiàn)DI的估計系數(shù)依然顯示為正，與之前的基準回歸結果相似。

此外，在公式（2）中構建FDI的衡量指標時以企業(yè)總產(chǎn)出為權重。現(xiàn)有的一些相關研究也將企業(yè)的銷售額或增加值作為權重來構建FDI的衡量指標［15，16］。為穩(wěn)健起見，本文也采用此方法。從回歸結果來看，F(xiàn)DI的衡量指標無論是以企業(yè)銷售額為權重（FI-S），還是以企業(yè)增加值為權重（FI-A），F(xiàn)DI的估計系數(shù)仍然顯著為正，這也與之前的基準回歸結果相似。

4 影響機制和異質(zhì)性分析

4.1 影響機制分析

前文的估計結果表明，F(xiàn)DI顯著提高了中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效，本節(jié)將進一步分析FDI促進本土企業(yè)創(chuàng)新績效的途徑。

根據(jù)前文分析，F(xiàn)DI可能通過正向溢出效應，如示范以及學習溢出效應，對我國本土企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向的積極影響。為證明這一點，本文選取我國本土企業(yè)的R＆D投入作為中介變量，并估計相應的中介效應模型，以驗證FDI是否通過促進企業(yè)R＆D投入對本土企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響，完整的中介效應模型設置如下

其中RD表示企業(yè)的研發(fā)投入，以企業(yè)當期研發(fā)投入的對數(shù)衡量。所有其他下標和變量的含義與方程（1）相同。

表2顯示了中介效應模型的計算結果。列（1）報告了公式（4）的估計結果。FDI的估計系數(shù)顯著為正，表明FDI顯著提高了企業(yè)的研發(fā)投入，這是由于外資企業(yè)通常擁有更為先進的生產(chǎn)技術以及管理方式，其進入我國市場后，會對當?shù)赝袠I(yè)的本土企業(yè)產(chǎn)生一定的示范帶頭效應；此外曾在外資企業(yè)工作過或是接受過良好教育的研發(fā)人員也可能會有一部分流向本土企業(yè)，人員流動在一定程度上也會提高本土企業(yè)的新品研發(fā)能力。列（2）報告了公式（5）的估計結果，中間變量的估計系數(shù)（RD）顯著為正，意味著研發(fā)投入的增加將顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績效。這一結果與預期一致。FDI的估計系數(shù)值和顯著性水平在加入變量（RD）后有較大的下降，初步表明溢出效應會增加“企業(yè)研發(fā)投入”。

表2 影響機制分析

為穩(wěn)健起見，本研究檢驗回歸系數(shù)在所屬中間變量的路徑上的乘積項是否顯著，也就是檢驗H0：b1d2＝0，如果拒絕原假設，那么溢出效應顯著；反之則溢出效應不明顯。檢驗結果否定了原假設，進一步驗證了“企業(yè)研發(fā)投入”溢出效應的存在。這些結果表明，促進企業(yè)R＆D投入的增加是FDI影響企業(yè)創(chuàng)新的重要渠道。

根據(jù)前面的分析，F(xiàn)DI也可能通過競爭效應影響本土企業(yè)創(chuàng)新績效，但是這種機制會根據(jù)行業(yè)競爭程度的不同而產(chǎn)生不同的影響。如果行業(yè)競爭激烈，那么“熊彼特效應”會削弱“逃避競爭效應”對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響。在這種情況下，F(xiàn)DI對企業(yè)創(chuàng)新的市場激勵作用會比較弱。相反，如果行業(yè)競爭不充分，那么FDI對企業(yè)創(chuàng)新的市場激勵作用會比較強?；诖?，本研究以行業(yè)集中度衡量市場競爭程度，并利用FDI與行業(yè)集中度的交互作用來分析“FDI競爭效應影響企業(yè)創(chuàng)新”的機制，如表2的列（3）所示。交互項的估計系數(shù)顯著為負，這意味著如果市場競爭程度低，那么FDI可以促進本土企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。這一結果主要是因為FDI有效瓦解了行業(yè)的高度壟斷，刺激了市場競爭，即市場競爭的“逃避競爭效應”占絕對優(yōu)勢［17］。但隨著市場競爭的加劇，“熊彼特效應”逐漸增強，將削弱“逃避競爭效應”的積極作用。

4.2 異質(zhì)性分析

本文研究過程中觀察到不同企業(yè)的生產(chǎn)力水平存在顯著差異，這可能使它們對FDI引起的溢出效應的反應不同。本研究估算了企業(yè)的TFP，探討FDI對不同生產(chǎn)力的本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是否存在顯著差異。本文以企業(yè)TFP的中位數(shù)為臨界值，將樣本分成兩個子樣本，低生產(chǎn)力企業(yè)與高生產(chǎn)力企業(yè)，以公式（1）重新進行估算。表3的列（1）和列（2）結果表明，F(xiàn)DI對低生產(chǎn)力企業(yè)創(chuàng)新績效沒有產(chǎn)生影響，但會顯著提升高生產(chǎn)力企業(yè)創(chuàng)新績效。其原因如下：一方面，面對FDI帶來的激烈市場競爭，只有具備高生產(chǎn)力和接近尖端技術的企業(yè)才能通過研發(fā)和技術應對競爭威脅。對于生產(chǎn)力較低、遠離高端技術的企業(yè)，競爭程度逐漸提高會降低創(chuàng)新投資產(chǎn)生的預期利潤，從而導致此類企業(yè)的創(chuàng)新激勵減少。另一方面，生產(chǎn)力高的企業(yè)往往具有較高的吸收能力和競爭力，因此模仿和學習國外先進技術和知識并引進相應技術裝備的積極性相對較高，可以從外商直接投資中獲得更多的溢出效應。

表3 不同類型生產(chǎn)力和要素強度的回歸結果

傳統(tǒng)的要素稟賦理論強調(diào)生產(chǎn)要素在企業(yè)生產(chǎn)活動中的重要作用，不同的要素密集型企業(yè)在要素投入、生產(chǎn)技術、組織等方面存在較大差異。FDI對不同要素強度的本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是否存在顯著差異，為此本研究以樣本中企業(yè)要素密度的中位數(shù)為臨界值，將樣本劃分為兩個子樣本，勞動密集型企業(yè)與資本密集型企業(yè)，以公式（1）重新進行估算。表3的列（3）和列（4）結果顯示，F(xiàn)DI對于勞動密集型企業(yè)創(chuàng)新績效并無顯著影響，但能顯著提高資本密集型企業(yè)創(chuàng)新績效，這個結果與我們的預期一致。多數(shù)情況下，資本密集型企業(yè)要比勞動密集型企業(yè)更加注重設備的更新?lián)Q代以及新品研發(fā)投入，F(xiàn)DI帶來的示范效應和人員流動效應很容易獲得較大的正溢出效應。相比之下，勞動密集型企業(yè)往往更多地依賴勞動力投入，而較少依賴創(chuàng)新和先進技術。因此，F(xiàn)DI主要是提高資本密集型企業(yè)創(chuàng)新績效。

中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在差異。沿海地區(qū)包括遼寧、天津、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西、海南等11個省份，其余省份屬于非沿海地區(qū)。與非沿海地區(qū)相比，沿海地區(qū)經(jīng)濟開放和發(fā)展程度更高，交通和基礎設施建設相對較好，吸引外商直接投資更加活躍。地區(qū)之間的差異可能導致FDI對不同地區(qū)本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響不同。為此，本研究將所有省份分為沿海和非沿海地區(qū)，使用這兩個區(qū)域的企業(yè)組成的子樣本，用公式（1）重新進行估算。表4的列（1）和列（2）結果表明，F(xiàn)DI顯著提高了非沿海地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效，但對沿海地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效卻沒有顯著影響。究其原因，可能是由于經(jīng)濟開放發(fā)展水平較高，法律制度較為完善的沿海地區(qū)企業(yè)之間的競爭較為激烈，F(xiàn)DI進一步加劇了市場競爭，使得“熊彼特效應”逐漸增強并占據(jù)主導地位，削弱了FDI帶來的正溢出效應。因此，F(xiàn)DI對沿海地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用并不顯著。

表4 不同區(qū)域、出口和所有制類型的回歸結果

改革開放以來，出口貿(mào)易為我國經(jīng)濟的快速崛起做出了突出貢獻?？紤]到非出口（即純國內(nèi)企業(yè)）和出口企業(yè)面臨不同的產(chǎn)品市場，不同市場的競爭程度可能會導致FDI對出口和非出口本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響產(chǎn)生顯著差異。為此，本研究將所有樣本企業(yè)按照是否出口分為出口企業(yè)和非出口企業(yè)，使用這兩類企業(yè)組成的子樣本，用公式（1）重新進行估算。表4的列（3）和列（4）回歸結果顯示，F(xiàn)DI顯著提高了出口企業(yè)和非出口企業(yè)的創(chuàng)新績效。但與非出口企業(yè)相比，F(xiàn)DI對出口企業(yè)創(chuàng)新績效的正向作用相對較大。其原因可能是，出口企業(yè)的部分產(chǎn)品面向海外市場，企業(yè)要面對外部更激烈的國際競爭，這可能會讓出口企業(yè)從FDI帶來的示范效應與人員流動效應中取得更大的正向溢出效應。

中國獨特的制度設置使所有制結構成為影響企業(yè)績效的重要因素。本研究將所有企業(yè)按照出資比例分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，分析FDI對不同所有制類型本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是否存在差異。使用由國有企業(yè)和非國有企業(yè)組成的子樣本，用公式（1）重新進行估算。表4的列（5）和列（6）結果發(fā)現(xiàn)，對于非國有企業(yè)，F(xiàn)DI的估計系數(shù)顯著為正，而對于國有企業(yè)，F(xiàn)DI的估計系數(shù)也為正，但未通過顯著性檢驗。這一研究表明，F(xiàn)DI對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用更多地體現(xiàn)在非國有企業(yè)。其原因也許是，國有企業(yè)在政府的保護下缺少強烈的競爭意識以及風險意識，這也是其不去學習模仿外資企業(yè)的前沿知識以及先進技術的主要原因。由于FDI帶來的競爭日益激烈，國有企業(yè)的創(chuàng)新活動可能會受到阻礙［18］。相反，非國有企業(yè)則擁有更高的吸收能力以及更強烈的學習意愿，更能夠適應激烈的市場競爭，并最終獲得FDI的額外溢出效應［19］。

5 結論與啟示

改革開放40多年來，尤其是在我國加入了世貿(mào)組織后，經(jīng)濟實現(xiàn)了快速增長，投資環(huán)境日益開放，吸引了大量外商直接投資。本研究基于2013—2020年中國制造企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，分析了FDI對中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗，本研究發(fā)現(xiàn)FDI顯著提高了中國本土企業(yè)的創(chuàng)新績效。影響機制分析表明，溢出效應和競爭效應是FDI影響中國本土企業(yè)創(chuàng)新績效的重要途徑。一方面，F(xiàn)DI通過促進企業(yè)的R＆D投入，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響；另一方面，F(xiàn)DI對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向作用隨著市場競爭的加劇而逐漸減弱。

對不同類型企業(yè)的進一步分析表明：FDI顯著提高了高生產(chǎn)力企業(yè)的創(chuàng)新績效，但對于生產(chǎn)力較低企業(yè)的創(chuàng)新績效沒有顯著影響；FDI能夠顯著提高資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新績效，但對于勞動密集型企業(yè)的創(chuàng)新績效沒有顯著影響；FDI可以促進非沿海地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新績效，但不會顯著影響沿海地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新績效；FDI促進了出口和非出口企業(yè)的創(chuàng)新績效，但對出口企業(yè)的創(chuàng)新績效影響更大；FDI對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用更多地體現(xiàn)在非國有企業(yè)。

本文研究結論具有很強的政策含義：首先，F(xiàn)DI顯著提升了我國本土企業(yè)創(chuàng)新績效，對此，我國政府需要出臺并完善吸引FDI的相關政策。我國政府能夠通過立法對外國投資者的合法權益進行保護，同樣也能通過借鑒“準入國民待遇”以及“負面清單”的管理模式，盡量減少和規(guī)范外資流入的行政審批程序，不斷優(yōu)化營商環(huán)境，提高便利化水平。其次，政府也要適時調(diào)整相應的吸引外資政策，地方政府在制定吸引外商直接投資政策時，應注重優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，調(diào)整外資流入方向，最大限度地發(fā)揮外商直接投資的溢出效應。同樣，本研究的分析表明，F(xiàn)DI對不同生產(chǎn)力企業(yè)、要素密集型企業(yè)、所有制企業(yè)、出口企業(yè)和不同區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是不同的。因此，政府在制定和調(diào)整相應的吸引FDI政策時，應高度重視FDI對不同類型企業(yè)的不同影響。