葉 君
(南京大學經濟學院,南京 210093)
雖然全球對外直接投資總量連續(xù)4年下滑,但2020年中國對外直接投資逆勢增長,首次躍居世界第一,凈額為1537.1億美元,其中制造業(yè)投資凈額為258.4億美元,占總額的16.8%①,對外直接投資仍然是中國制造業(yè)企業(yè)參與全球經濟的重要途徑。企業(yè)在對外直接投資過程中,投資前期的調研考察、投資中期的溝通談判、投資后期的管理和整合等各個環(huán)節(jié)的投入增加了企業(yè)的運營成本,這些成本無疑會增加企業(yè)未來經營的不確定性,提高企業(yè)的盈利難度,因此企業(yè)在考慮是否對外直接投資時,必須慎重考慮之后依據(jù)自身狀況作出恰當?shù)膶ν庵苯油顿Y選擇。早期企業(yè)異質性貿易理論重點關注企業(yè)的生產率異質性[1],但企業(yè)的生產率并非是固定不變的,創(chuàng)新可能會提高企業(yè)的生產率[2],因此,近期的異質性企業(yè)研究逐漸從生產率異質性拓展到考慮創(chuàng)新和生產率變化對國際貿易的影響[3,4],技術創(chuàng)新對企業(yè)對外直接投資的影響是本文關注的重點。
本文拓展了企業(yè)異質性的分析框架,考慮技術創(chuàng)新對生產率的影響,構建了企業(yè)技術創(chuàng)新和對外直接投資的理論模型,有助于梳理企業(yè)的技術創(chuàng)新與企業(yè)對外直接投資決策的邏輯關系;并且區(qū)分了對發(fā)展中國家順向投資和對發(fā)達國家逆向投資,更為細致地分析了中國企業(yè)對外直接投資的方向;使用時間相對較新且樣本范圍較廣的2008~2020年制造業(yè)上市公司微觀數(shù)據(jù)進行實證分析,相對于已有研究,本研究更有可能得到一個普遍的結果。
關于對外直接投資的研究從國家和產業(yè)層面逐漸深入到企業(yè)層面,企業(yè)的微觀特性的重要性越來越凸顯。Melitz[5]的異質性貿易理論重點關注企業(yè)的生產率異質性,研究發(fā)現(xiàn)生產率最高的企業(yè)才會選擇對外直接投資。諸多學者利用各種微觀數(shù)據(jù)驗證了中國企業(yè)對外直接投資中存在生產率的 “自選擇效應”,即生產率越高的企業(yè)對外直接投資的概率越大[6,7]。
生產率異質性會影響企業(yè)的對外直接投資選擇,但是關于生產率異質性的很多研究都假定生產率是外生給定、靜態(tài)不變的,這個假定與現(xiàn)實并不相符,實際上,企業(yè)的生產率是動態(tài)變化的,幾乎所有的企業(yè)都試圖提高自身生產率,獲取競爭優(yōu)勢。生產率的變化與企業(yè)的創(chuàng)新存在緊密的聯(lián)系,Hall[2]建立了創(chuàng)新影響生產率的模型,并利用該模型分析了企業(yè)創(chuàng)新和生產率的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)產品創(chuàng)新顯著提高了生產率,甄峰[9]也利用紡織業(yè)的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)驗證了創(chuàng)新對生產率的顯著正向影響。上述研究顯示創(chuàng)新與生產率之間有著密切的關系,因此在研究企業(yè)對外直接投資時,考慮企業(yè)的技術創(chuàng)新是十分必要的。
一些學者關注了創(chuàng)新異質性與企業(yè)國際化路徑的聯(lián)系,但是目前的研究更多集中在出口。大量的研究都表明,技術創(chuàng)新與企業(yè)出口之間既存在 “自選擇效應”又存在 “學習效應”,技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)出口的概率越高,且出口會促進企業(yè)技術創(chuàng)新[10-13]。除了出口,對外直接投資也是企業(yè)國際化的重要路徑,毛其淋和許家云[14]、趙宸宇和李雪松[15]分別利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國上市公司的微觀數(shù)據(jù)驗證了存在對外直接投資促進企業(yè)技術創(chuàng)新的 “學習效應”。但少有研究關注技術創(chuàng)新影響企業(yè)對外直接投資的 “自選擇效應”。
技術創(chuàng)新不僅會影響企業(yè)是否進行對外直接投資,更進一步,還可能會影響企業(yè)投資的目的地。趙云輝等[16]關注了中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇問題,運用模糊集定性比較分析方法,探索企業(yè)異質性等因素對中國企業(yè)對外直接投資影響。李童和皮建才[17]、吳先明和黃春桃[18]都強調在研究中應區(qū)分投資目的國是否為發(fā)達國家,即區(qū)分企業(yè)的順向投資和逆向投資。
通過梳理文獻發(fā)現(xiàn),技術創(chuàng)新影響企業(yè)對外直接投資的研究相對較少,且實證研究中較少區(qū)分企業(yè)投資目的國是否為發(fā)達國家。本文將在一個異質企業(yè)模型基礎上,研究企業(yè)技術創(chuàng)新對企業(yè)對外直接投資決策的影響,并區(qū)分企業(yè)的順向投資和逆向投資,利用2008~2020年制造業(yè)上市公司微觀數(shù)據(jù)進行檢驗,有助于深入理解中國企業(yè)對外投資的行為,為企業(yè)對外直接投資行為的研究提供有益的借鑒。
Melitz和 Redding[4]的異質性貿易理論模型中假設消費者對產品的偏好是CES(常替代彈性)函數(shù),替代彈性為σ>1,消費者對差異化產品的需求量為q;對企業(yè)的設定是: (1)每個企業(yè)選擇一種差異化產品進行生產;(2)勞動力是唯一的生產要素,工資為w; (3)生產需要f單位的復合投入固定生產成本和邊際生產成本,其中邊際生產成本與企業(yè)生產率φ有關,生產者生產q單位的產品需要的總投入是。在上述假設下,企業(yè)對產品的定價為,企業(yè)收益為r(φ)=Ap(φ)1-σ(A為常數(shù)),企業(yè)利潤為π,生產更有效率的企業(yè)對應著更高的收益和利潤。
本文在Melitz和Redding[4]模型的基礎上將生產率內生化,考慮技術創(chuàng)新對生產率的不確定影響,并分析技術創(chuàng)新如何影響企業(yè)對外直接投資選擇。
假設企業(yè)初始生產率為φ0,技術創(chuàng)新對企業(yè)生產率的影響是不確定的,若企業(yè)存在技術創(chuàng)新I(I∈[0,1]),且I在[0,1]上均勻分布,企業(yè)的創(chuàng)新成本為kI(k>1),技術創(chuàng)新提高生產率的概率為φ(I),假設φ(I)=φ0[1+φ(I)],其中φ(I)=1-e-bI(b>1)。若企業(yè)無技術創(chuàng)新,I=0,則φ(I)=0,企業(yè)的生產率保持不變,仍為φ0。
即企業(yè)的生產率分布及期望為:
均衡的企業(yè)利潤及期望為:
企業(yè)可以選擇是否對外直接投資,若投資則需要支付一個固定的成本fO(fO>0),借鑒Atkeson和Burstein(2010)[19]在考慮國際貿易時,設置企業(yè)是否出口的指標變量,本文引入企業(yè)是否對外直接投資的指標變量x,若投資,則取值1,否則取值0??紤]投資成本,企業(yè)利潤及期望為:
企業(yè)作為逐利的理性經濟主體,只有在期望利潤大于等于0的前提下,才會進行生產,否則會退出市場,考慮期望利潤為0的臨界情形。
將E[φ(I)]=φ0[1+φ2(I)]代入E[x*]的表達式,E[x*]對I求偏導。
假說1:技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè),對外直接投資的可能性越大。
細化中國企業(yè)對外直接投資的選擇,區(qū)分企業(yè)對發(fā)展中國家的順向投資與對發(fā)達國家的逆向投資,對應的對外直接投資指標變量分別為xCO和xRO,企業(yè)投資目的地不同,面臨的固定成本不同,分別對應fCO和fRO,發(fā)達國家的場地成本都更高,因此向發(fā)達國家投資的固定成本高于向發(fā)展中國家投資,即存在fCO<fRO。而零利潤條件E[π(I)]=0對應的E[x*]臨界值分別為:
其中fCO<fRO,因此,即技術創(chuàng)新能力強的公司對發(fā)達國家逆向投資的可能性更大,由此提出假設2。
假說2:技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè),對發(fā)達國家逆向投資的可能性越大。
“一帶一路”倡議提出后,對 “一帶一路”國家的投資更加便利,孟醒[20]發(fā)現(xiàn)受 “一帶一路”倡議支持的企業(yè)能獲得更多的財政補貼和稅收優(yōu)惠,可以降低企業(yè)的投資成本,在假說2的基礎上區(qū)分 “一帶一路”國家與非 “一帶一路”國家,“一帶一路”國家順向投資的固定成本fCO1、非“一帶一路”國家順向投資的固定成本fCO2、“一帶一路”國家逆向投資的固定成本fRO1、非 “一帶一路”國家逆向投資的固定成本fRO2之間有fCO1<fCO2<fRO1<fRO2,則有,技術創(chuàng)新能力強的企業(yè)對非 “一帶一路”發(fā)達國家逆向投資的可能性更大,由此提出假設3。
假設3:技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè),對非 “一帶一路”發(fā)達國家逆向投資的可能性越大。
為了檢驗假設1企業(yè)技術創(chuàng)新對企業(yè)是否對外直接投資的影響,設置檢驗模型如下:
其中,OFDIi,t表示企業(yè)i在t年及之前是否對外直接投資的虛擬變量,1表示投資,0表示不投資,Innovationi,t-1表示企業(yè)技術創(chuàng)新,Xi,t-1為企業(yè)層面的其他控制變量,包括企業(yè)規(guī)模、資本密集度、資產負債率、凈利潤率等微觀企業(yè)特征,所有制性質、所屬行業(yè)、地區(qū)、年份等狀態(tài)變量采用虛擬變量予以控制,企業(yè)層面的解釋變量均滯后1期,以控制企業(yè)的選擇性偏誤問題,采用Probit模型對企業(yè)是否對外直接投資進行實證回歸。
為了檢驗假設2,選用排序模型進行檢驗,企業(yè)有不投資、順向投資、逆向投資3個選擇。假設Y*為連續(xù)且不可觀測的潛變量,用以表示企業(yè)對外直接投資的選擇傾向,該潛變量Y*與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在如下的對應關系,即:
式 (10)中,X′為企業(yè)技術創(chuàng)新及其他控制變量,β為模型回歸系數(shù),ε為隨機擾動項,式(11)中r1<r2為待估參數(shù),是決定對外直接投資選擇的門限值。Y為實際觀察到的企業(yè)對外直接投資選擇,考慮3種選擇,0表示 “不投資”,1表示 “順向投資”,2表示 “逆向投資”。排序模型說明的是因變量落入不同區(qū)間的概率,如果參數(shù)β的估計值為正,則企業(yè)技術創(chuàng)新水平越高,潛變量Y*值越大。采用排序Probit模型對企業(yè)投資選擇進行實證回歸:
同樣的,為了檢驗假設3,選用排序模型進行檢驗,式 (12) 中r1<r2<r3<r4為待估參數(shù),考慮5種選擇,0表示 “不投資”,1表示 “對 ‘一帶一路’國家順向投資”,2表示 “對非 ‘一帶一路’國家順向投資”,3表示 “對 ‘一帶一路’國家逆向投資”,4表示 “對非 ‘一帶一路’國家逆向投資”,同樣采用排序Probit模型對企業(yè)在“一帶一路”背景下的對外直接投資選擇進行實證回歸。
被解釋變量1:是否對外直接投資。對外直接投資變量指企業(yè)是否投資的虛擬變量,為了避免企業(yè)對外直接投資學習效應的內生性影響,借鑒周茂等[21]的處理方式,企業(yè)對外直接投資之后,將其從樣本中刪除。刪除向避稅天堂投資企業(yè)、ST企業(yè)、企業(yè)基本信息等關鍵變量缺失的樣本。
被解釋變量2:順向逆向對外直接投資的選擇。在被解釋變量1的基礎上做進一步區(qū)分,企業(yè)可以選擇不投資、順向投資、逆向投資[18]。
被解釋變量3:“一帶一路”背景下順向逆向對外直接投資的選擇。在被解釋變量2的基礎上做進一步區(qū)分,結合投資國家是否是 “一帶一路”國家即可對企業(yè)的對外直接投資類別再次劃分?!耙粠б宦贰背h于2013年提出,因此在被解釋變量3的實證中只保留2014年及之后的樣本。
核心解釋變量:企業(yè)技術創(chuàng)新。企業(yè)的技術創(chuàng)新必然需要大量的研發(fā)投入,本文用研發(fā)費用投入代表一個企業(yè)的技術創(chuàng)新。在穩(wěn)健性檢驗中,本文同時引入企業(yè)專利申請數(shù)、累計專利獲得數(shù)作為企業(yè)技術創(chuàng)新的替代指標進行回歸。
控制變量的選取借鑒冼國明和明秀南[22]、田巍和余淼杰[23]的研究,選擇企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密集度、所有制性質和資產負債率作為控制變量。表1為所有變量的定義和描述性統(tǒng)計。
表1 變量定義和描述性統(tǒng)計
本文使用的數(shù)據(jù)來自 《國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫》,對外直接投資信息來源于2008~2020年《CSMAR國泰安中國上市公司海外直接投資數(shù)據(jù)庫》。為了控制企業(yè)的選擇性偏誤問題,核心解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)滯后1期,企業(yè)技術創(chuàng)新的數(shù)據(jù)來源于 《CSMAR國泰安中國上市公司專利與研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫》,控制變量來源于 《CSMAR國泰安中國上市公司數(shù)據(jù)庫》。經檢驗,回歸樣本期間設置為2008~2019年或2008~2020年,實證結果不存在顯著差別,故認為新冠肺炎疫情對本文實證研究的影響可以忽略。
(1)全樣本估計結果。采用上述數(shù)據(jù)對式(9)進行回歸,同時控制了企業(yè)微觀層面其他因素的影響,檢驗結果見表2,表2分別報告了制造業(yè)企業(yè)的線性概率模型(LPM)回歸結果和Probit回歸結果②。列 (1)LPM回歸結果顯著為正,列 (2)~(6)逐步加入控制變量和各個層面的固定效應進行回歸,表2技術創(chuàng)新的系數(shù)都顯著為正,表明回歸結果具有較好的穩(wěn)健性。表2的結果表明,技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)越有可能對外直接投資,即中國企業(yè)對外直接投資存在技術創(chuàng)新自選擇效應,驗證了假設1。企業(yè)的技術創(chuàng)新異質性會影響其對外直接投資選擇,技術創(chuàng)新能力越強的企業(yè)越有能力進行對外直接投資,因此政府在引導企業(yè)投資時,要重點關注技術創(chuàng)新能力較強的企業(yè),引導企業(yè)技術創(chuàng)新能力較強的企業(yè)進行投資。
表2 是否對外直接投資的全樣本估計結果
控制變量的結果基本符合預期。表2回歸結果中企業(yè)規(guī)模系數(shù)均顯著為正,表明大企業(yè)更有可能對外直接投資。一般而言,對外投資需要較大的資金支持,且企業(yè)在對外投資中很有可能遇到投資限制、政治阻礙、工會談判等各種阻礙,規(guī)模較大的企業(yè)更有能力解決這些問題;且規(guī)模較大的企業(yè)風險承擔能力相對較強,更能承受投資失敗的后果,因此,規(guī)模較大的企業(yè)更有可能對外直接投資。資本密集度系數(shù)顯著為正,資本密集度高的企業(yè)更希望通過對外直接投資獲取先進的設備、技術以及管理經驗[24]。企業(yè)所有制性質的系數(shù)顯著為負,很多東道國政府出于國家安全的考慮,會以嚴格甚至嚴苛的標準審查中國國有企業(yè)的對外直接投資,從而導致國有企業(yè)對外直接投資的成本大幅增加,甚至有一些東道國政府出于政治安全的考慮,在一些敏感行業(yè)禁止中國國有企業(yè)進入,因此國有企業(yè)身份會對企業(yè)對外直接投資形成阻礙。
(2)分樣本估計結果。為了分析企業(yè)技術創(chuàng)新對不同區(qū)位、不同要素密集型企業(yè)對外直接投資的影響是否存在差異,本文將整體樣本分組進一步討論。
首先將樣本分為東、中、西部,表3列 (1)~(3)分地區(qū)回歸結果顯示,東部和西部的企業(yè)技術創(chuàng)新系數(shù)顯著為正,說明技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)越可能對外直接投資,這一現(xiàn)象在東部和西部都存在,盡管西部地區(qū)的經濟發(fā)展水平、對外開放度低于東部地區(qū),但技術創(chuàng)新水平高的企業(yè)更可能對外直接投資這一結論,對西部地區(qū)的企業(yè)也適用。目前西部地區(qū)的發(fā)展相對落后,西部地區(qū)的企業(yè)從地理位置和經濟環(huán)境上都不具備優(yōu)勢,而對外直接投資或許可以為西部企業(yè)的發(fā)展提供新的契機,政府應積極引導西部企業(yè)走出去,重點引導西部技術創(chuàng)新能力強的企業(yè)對外直接投資。
借鑒魯桐和黨?。?5]的研究將樣本按照要素密集型分類回歸,回歸結果見表3列 (4)~(6)。分密集型回歸結果顯示,技術創(chuàng)新對技術密集型的企業(yè)對外直接投資有顯著正向的影響。全樣本回歸結果顯示,企業(yè)對外直接投資存在技術創(chuàng)新自選擇效應,而分密集型回歸結果進一步表明,這一自選擇效應主要存在于技術密集型企業(yè),技術創(chuàng)新水平越高的技術密集型企業(yè)越有動力對外直接投資,以便其進行技術尋求,保持自身在所屬行業(yè)的領先地位。
表3 是否對外直接投資分地區(qū)、分密集型回歸結果
李童和皮建才[17]梳理了中國企業(yè)對外直接投資的動因,并指出中國企業(yè)的逆向投資有強烈的技術尋求動因,但未從實證的角度進行驗證。本文根據(jù)企業(yè)對外直接投資的目的國不同,將企業(yè)分為不投資、向發(fā)展中國家順向投資和向發(fā)達國家逆向投資3類,運用排序Probit模型對式 (11)進行實證檢驗,表4為回歸結果。
表4中全樣本回歸結果顯示,技術創(chuàng)新的系數(shù)顯著為正,說明技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)越可能逆向投資,驗證了假設2。可能的解釋是:(1)逆向投資是對技術水平更高的發(fā)達國家進行投資,技術創(chuàng)新水平高的企業(yè)更在意企業(yè)的技術創(chuàng)新,企業(yè)更有動力進行逆向投資;(2)技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)在所在行業(yè)的競爭優(yōu)勢越大,企業(yè)有信心和能力承擔逆向投資的短期巨額支出,企業(yè)更有實力進行逆向投資;(3)技術創(chuàng)新和對外直接投資都具有長期獲益的特點,企業(yè)注重技術創(chuàng)新說明企業(yè)在意長期發(fā)展和長遠利益,因此企業(yè)更愿意為了長期利益承受逆向投資的風險??傊嫦蛲顿Y雖然短期需要較大的投入,但長期來看可以縮短企業(yè)技術累積的過程,鞏固和擴大其技術創(chuàng)新的優(yōu)勢,技術創(chuàng)新能力越強的企業(yè)越可能進行逆向投資。
表4 順向逆向投資選擇的回歸結果
為了分析企業(yè)技術創(chuàng)新對不同區(qū)位、不同密集型企業(yè)逆向順向投資選擇的影響差異,本文將整體樣本分組進行討論。表4中分地區(qū)回歸結果顯示,東部地區(qū)的企業(yè)技術創(chuàng)新對企業(yè)逆向投資的影響是正顯著的,可能的解釋是:東部地區(qū)是我國經濟發(fā)展最活躍的地區(qū),東部地區(qū)技術創(chuàng)新水平較高的企業(yè)更有能力承擔逆向投資的成本和風險;另外,東部地區(qū)企業(yè)眾多,企業(yè)之間競爭激烈,注重技術創(chuàng)新的東部企業(yè)更有動力通過逆向投資獲取發(fā)達國家的先進技術,從而獲得競爭優(yōu)勢。分密集型回歸結果中,只有技術密集型企業(yè)的技術創(chuàng)新對企業(yè)逆向投資的影響是正顯著的,即技術創(chuàng)新水平越高的技術密集型企業(yè),逆向投資的可能性越大,這可以看做是中國企業(yè)的逆向投資技術尋求動因的佐證,自身技術創(chuàng)新水平越高的技術密集型企業(yè)越希望保持和擴大自己的技術優(yōu)勢,越愿意通過逆向投資尋求發(fā)達國家的先進技術。
“一帶一路”倡議提出后,企業(yè)對 “一帶一路”國家投資的風險和成本有所降低,可能會影響企業(yè)對外直接投資的方向。表5為式 (12)排序Probit模型回歸結果。表5中全樣本回歸結果顯示,技術創(chuàng)新的系數(shù)顯著為正,說明技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)對非 “一帶一路”國家逆向投資的可能性越大,驗證了假設3?!耙粠б宦贰背h可以降低企業(yè)對沿路國家的投資風險和成本,而對非 “一帶一路”國家逆向投資難度最高、阻力最大,技術創(chuàng)新水平高的企業(yè)才能夠克服各種阻礙,達成投資。
為了分析企業(yè)技術創(chuàng)新影響企業(yè)投資是否存在差異,本文將整體樣本按照不同區(qū)位、不同資本密集度類型分組進行討論。表5中分地區(qū)的回歸結果顯示,東部地區(qū)的企業(yè)技術創(chuàng)新會顯著促進企業(yè)對非 “一帶一路”國家逆向投資。與表4一樣,分密集型回歸結果顯示,技術密集型企業(yè)的系數(shù)依然是正顯著的,即技術密集型企業(yè)存在技術創(chuàng)新水平越高越可能對非 “一帶一路”國家逆向投資的自選擇效應。技術密集型企業(yè)對非 “一帶一路”發(fā)達國家的投資既不能享受 “一帶一路”的政策扶持,還需要承受投資發(fā)達國家的高成本,技術尋求可能是主要的投資目的。資本密集型企業(yè)的系數(shù)也是正顯著的,資本密集型企業(yè)的技術創(chuàng)新也會顯著促進企業(yè)對非 “一帶一路”國家逆向投資,對非 “一帶一路”國家的逆向投資政策支持相對較少、資金壓力相對較大,技術創(chuàng)新水平更高的資本密集型企業(yè)更具備競爭優(yōu)勢,更有實力承擔對非 “一帶一路”國家逆向投資的成本和風險。
表5 “一帶一路”背景下對外直接投資選擇的估計結果
前文用企業(yè)研發(fā)投入衡量企業(yè)技術創(chuàng)新,從創(chuàng)新投入的角度衡量了企業(yè)的技術創(chuàng)新。為了檢驗結果的穩(wěn)健性,增加技術創(chuàng)新成果的指標,用專利申請總數(shù)、累計獲得專利數(shù)作為技術創(chuàng)新的替代變量進行回歸。實證結果與原模型一致,說明模型是穩(wěn)健的。
基于2008~2020年中國制造業(yè)上市公司對外直接投資的數(shù)據(jù),本文研究了技術創(chuàng)新如何影響企業(yè)對外直接投資選擇,結果顯示:(1)技術創(chuàng)新水平越高的中國制造業(yè)上市公司對外直接投資、對發(fā)達國家逆向投資、對非 “一帶一路”發(fā)達國家逆向投資的可能性越大,上述結論在更換變量指標和計量方法后仍然穩(wěn)??;(2)東部企業(yè)和技術密集型企業(yè)的技術創(chuàng)新顯著促進了企業(yè)對外直接投資,還促進了企業(yè)對發(fā)達國家的逆向投資;(3)技術創(chuàng)新顯著促進了技術密集型和資本密集型企業(yè)對非 “一帶一路”發(fā)達國家逆向投資。
本文從理論和實證上豐富了企業(yè)異質性與企業(yè)對外直接投資選擇的研究,為深入理解技術創(chuàng)新如何影響企業(yè)對外直接投資行為提供了微觀證據(jù)。本文的結論具有重要的現(xiàn)實意義,本文結論表明,企業(yè)進行技術創(chuàng)新與企業(yè)積極 “走出去”是協(xié)調統(tǒng)一的,技術創(chuàng)新水平越高的企業(yè)對外直接投資的概率越大。企業(yè)是國家微觀經濟主體,中國企業(yè)積極進行技術創(chuàng)新和對外直接投資對于中國建設創(chuàng)新型國家和融入全球經濟發(fā)展具有重要意義,對未來中國政府而言,如何制定合理的政策引導企業(yè)技術創(chuàng)新是一個亟待解決的問題,對此,政府可從一些方面做出調整:(1)以國家戰(zhàn)略等形式強調技術創(chuàng)新的重要作用,幫助企業(yè)搭建技術創(chuàng)新平臺和對外直接投資風險防范體系,分散企業(yè)技術創(chuàng)新風險,引導企業(yè)加大研發(fā)投入;(2)放寬企業(yè)高層次人才引進和技術引進的限制,在企業(yè)的技術創(chuàng)新過程中提供助力;(3)從法律層面加強知識產權保護力度,保護企業(yè)的技術創(chuàng)新成果,使企業(yè)能切實從技術創(chuàng)新中獲得收益,實現(xiàn)技術創(chuàng)新的良性循環(huán)。政府可以通過上述政策促進企業(yè)技術創(chuàng)新,進而引導技術創(chuàng)新水平更高的企業(yè)對外直接投資。
融入全球經濟是企業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略方向,本文研究結果對于指導中國企業(yè)對外投資有一定的意義,不同類型的對外直接投資難度不同,政府應引導企業(yè)做出恰當?shù)膶ν庵苯油顿Y選擇。具體而言,政府應充分考慮企業(yè)的特性,以企業(yè)自身發(fā)展為首要目標,堅持市場化自主競爭,激發(fā)民營企業(yè)的投資潛力,提供恰當?shù)膰艺咧危攸c引導東部技術創(chuàng)新水平較高的技術密集型企業(yè)進行對外直接投資,促使中國企業(yè)深入?yún)⑴c經濟全球化。
注釋:
①數(shù)據(jù)來源:2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報。
②因為有些年份寧夏所有樣本企業(yè)均未發(fā)生OFDI行為,而在回歸中同時控制了年份和省份虛擬變量,這些樣本在Probit回歸時會被自動剔除,所以Probit回歸樣本數(shù)略小于LPM。