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(dú)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(jià)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(dòng)企業(yè)所占比重僅為27.4%，開展創(chuàng)新活動(dòng)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(shí)施制造強(qiáng)國戰(zhàn)略的過程中，知識(shí)和技術(shù)要素的驅(qū)動(dòng)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(dòng)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(jià)值鏈中實(shí)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(shí)，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(shí)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(shí)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(shí)，對外直接投資對國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有推動(dòng)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(jì)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(yàn)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(gè)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(xiǎn)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(shí)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(dòng)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(dòng)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)推動(dòng)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(yàn)、產(chǎn)品和技術(shù)知識(shí)，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(shí)；海外子公司把先進(jìn)的技術(shù)知識(shí)反饋給母國企業(yè)，母國企業(yè)通過模仿這一技術(shù)的實(shí)現(xiàn)過程，可以實(shí)現(xiàn)對技術(shù)的再創(chuàng)新。人力資本流動(dòng)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(dòng)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(shí)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(dòng)力和創(chuàng)新意識(shí)，進(jìn)而推動(dòng)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(shí)，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(fèi)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(shí)，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(fèi)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(shí)，利用東道國的勞動(dòng)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(dòng)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(fèi)用。

對外直接投資影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）實(shí)證方法與模型設(shè)定

本部分通過實(shí)證方法來檢驗(yàn)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(jì)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(shí)驗(yàn)，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(shí)間變化的遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，以檢驗(yàn)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(shí)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(shí)間變動(dòng)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(shí)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(dòng)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(yàn)（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(dòng)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(jì)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(shí)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(diǎn)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(jì)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(huì)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(gè)數(shù)據(jù)庫，得到本文研究樣本。由于各個(gè)企業(yè)投資的時(shí)間點(diǎn)不一致，時(shí)間跨度較大，不同時(shí)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(gè)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(gè)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(gè)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(shí)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(shí)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(dú)立性假設(shè)，應(yīng)該能夠同時(shí)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(dòng)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(huì)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(dòng)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(jì)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(huì)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(jì)

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(jì)，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?？梢钥吹?，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(dòng)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(jì)

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(jì)

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(jì)

（四）實(shí)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(jì)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(jì)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(yàn)和共同取值范圍檢驗(yàn)；估計(jì)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(bào)告了樣本的logit估計(jì)結(jié)果，所選擇的匹配變量的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)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(dòng)生產(chǎn)率（lprod）和企業(yè)規(guī)模（size）的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，說明企業(yè)具備較高的勞動(dòng)生產(chǎn)率和較大的企業(yè)規(guī)模才會(huì)進(jìn)行對外直接投資，這些企業(yè)擁有更強(qiáng)的實(shí)力承擔(dān)對外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)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(shí)隨著我國“一帶一路”倡議的實(shí)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(yàn)

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(yàn)，以保證二者之間不存在顯著差異。平衡性檢驗(yàn)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(shí)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(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于20%時(shí)，可認(rèn)為匹配過程是有效的。匹配后協(xié)變量的t檢驗(yàn)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(yàn)，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(shí)，處理組和對照組的樣本數(shù)量分別為484個(gè)和1208個(gè)，落在共同取值范圍外的處理組和對照組分別為16個(gè)和31個(gè)，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(yàn)

3.平均處理效應(yīng)

表7匯總了全部樣本PSM-DID的估計(jì)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(shí)，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(dòng)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(shí)會(huì)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(huì)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(shí)，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(shí)，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(shí)更好地學(xué)習(xí)和吸收。

表7 全部樣本的PSM-DID檢驗(yàn)

考慮到企業(yè)對外直接投資的動(dòng)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(dòng)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(shí)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(shí)，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(shí)地將對外直接投資獲取的技術(shù)知識(shí)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?；谏鲜龇治?，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?jiǎng)趧?dòng)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(dòng)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?jiǎng)訖C(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(dòng)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(lì)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(huì)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(yàn)

表9 按投資東道國劃分樣本的PSM-DID檢驗(yàn)

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(shí)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(shí)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(dòng)；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(dòng)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(shí)等資源為目標(biāo)，通過獲得發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出實(shí)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(lì)。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(shí)面臨的風(fēng)險(xiǎn)，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(dòng)，提高原始創(chuàng)新能力。就企業(yè)層面而言，企業(yè)應(yīng)意識(shí)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(dòng)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(huì)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(shí)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)。