陳再齊，郭子靖

（廣東省社會科學(xué)院，廣東 廣州 510610）

一、引 言

世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，我國正面臨實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的戰(zhàn)略全局?；趪鴥?nèi)外環(huán)境的深刻變化，黨的十九屆五中全會明確提出要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局（1）。新發(fā)展格局下，我國企業(yè)如何充分利用國內(nèi)外資源，提高自身競爭能力，進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)國際資源的高效循環(huán)顯得尤為關(guān)鍵。

在全球第六波對外直接投資浪潮推動下，我國OFDI快速發(fā)展。2020年，我國OFDI流量達(dá)到1 537億美元，躍升至世界第一（2）。同時，我國跨國公司作為后來者，挑戰(zhàn)了已經(jīng)占據(jù)優(yōu)勢地位的跨國企業(yè)，在世界市場中逐漸占據(jù)一席之地（Mathews，2002）［1］。2021年，我國世界500強(qiáng)企業(yè)數(shù)量首超美國達(dá)到132家，成為全球擁有世界500強(qiáng)企業(yè)最多的國家（3）。針對我國跨國公司發(fā)展呈現(xiàn)出的全新特點，不同學(xué)者基于OLI范式和LLL范式展開了激烈的討論。支持OLI范式的學(xué)者認(rèn)為，我國跨國公司OFDI的先決條件是所有權(quán)優(yōu)勢，從資源基礎(chǔ)觀的角度來說，跨國公司需要更高的先期研發(fā)投入才能進(jìn)行國際生產(chǎn)；而支持LLL范式的學(xué)者則認(rèn)為，企業(yè)成為跨國公司前不需要具備更高的先期研發(fā)投入，它們更多的是通過國際生產(chǎn)獲取優(yōu)勢資源。我國跨國公司是否具備優(yōu)勢資源以及是否需要更多投入以獲取優(yōu)勢資源，已經(jīng)成為21世紀(jì)國際商務(wù)研究領(lǐng)域的重要議題（Mathews，2006）［2］。

為了研究我國企業(yè)跨國性質(zhì)與優(yōu)勢資源間的相互關(guān)系，本文在兼顧我國跨國公司特殊性的基礎(chǔ)上將研究聚焦于研發(fā)投入層面。研究主要圍繞以下兩個問題展開：①我國企業(yè)OFDI是否具有研發(fā)自選擇效應(yīng)？如果存在研發(fā)自選擇效應(yīng)，那么該效應(yīng)是否具有地區(qū)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性和所有權(quán)異質(zhì)性？②究竟是研發(fā)投入更高的企業(yè)自我選擇從事OFDI，還是OFDI促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入的增加？本文以我國上市公司OFDI為例，通過理論模型和實證分析對上述問題進(jìn)行研究。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）發(fā)達(dá)國家跨國公司的相關(guān)研究

所有權(quán)優(yōu)勢理論和內(nèi)部化理論認(rèn)為，企業(yè)從事OFDI的潛在可能與其專有的無形資產(chǎn)密切相關(guān)。一方面，相比有形資產(chǎn)，無形資產(chǎn)通常不會由于對外擴(kuò)張而減小平均占用，企業(yè)更傾向于通過從事OFDI利用其無形資產(chǎn)（Rugman.2010）［3］；另一方面，由于無形資產(chǎn)在外部市場定價困難，外部交易會產(chǎn)生高額交易成本，企業(yè)傾向于通過內(nèi)部市場交易減小市場失靈帶來的耗散，導(dǎo)致?lián)碛休^多無形資產(chǎn)的企業(yè)從事OFDI的動機(jī)更強(qiáng)。知識資本和品牌效應(yīng)是企業(yè)最重要的無形資產(chǎn)，實證研究中經(jīng)常使用研發(fā)投入強(qiáng)度和廣告投入強(qiáng)度作為無形資產(chǎn)的替代指標(biāo)。Blonigen（2005）［4］總結(jié)以往研究發(fā)現(xiàn)，21世紀(jì)前十年對發(fā)達(dá)國家跨國公司的實證分析幾乎全部認(rèn)為，OFDI強(qiáng)度與研發(fā)投入間存在正相關(guān)關(guān)系。對該實證結(jié)果的解釋有兩種觀點：一種觀點認(rèn)為OFDI會促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入；另一種觀點認(rèn)為高研發(fā)投入的企業(yè)會自我選擇從事OFDI。

第一種觀點的支持者認(rèn)為，OFDI會促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入。Higon和Antolin（2012）［5］對英國的跨國公司、在英國的外國子公司以及英國本土企業(yè)進(jìn)行了比較研究，發(fā)現(xiàn)英國跨國公司和外國子公司都比本土企業(yè)的研發(fā)投入高得多（平均是15倍和4倍），他對這種現(xiàn)象的解釋是跨國公司相比本土企業(yè)具有更高創(chuàng)新能力以及更好的激勵制度，得以彌補(bǔ)研發(fā)活動的成本。Castellani（2017）［6］等通過使用外國子公司股權(quán)占比以及對外直接投資國家數(shù)作為OFDI強(qiáng)度和廣度的衡量指標(biāo)，對占據(jù)了世界90%以上研發(fā)支出的2 000多家頂級研發(fā)公司的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的跨國性質(zhì)增加了研發(fā)投資的動機(jī)，OFDI廣度和強(qiáng)度與研發(fā)投入具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且OFDI廣度對研發(fā)投入的影響更加積極，OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率的影響主要通過研發(fā)投入和技術(shù)升級來完成。

第二種觀點的支持者認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)入國際市場前存在自選擇現(xiàn)象，進(jìn)入市場前的自我選擇導(dǎo)致跨國公司與本土企業(yè)存在生產(chǎn)率、研發(fā)投入等諸多層面的異質(zhì)性。生產(chǎn)率異質(zhì)性的研究最早可以追溯到Helpman提出的跨國公司異質(zhì)性模型（HMY模型）。HMY模型概括了影響企業(yè)OFDI的事前選擇因素，認(rèn)為高生產(chǎn)率的企業(yè)更有能力從事OFDI（Helpman，et al.2004）［7］。此后，不少學(xué)者對OFDI生產(chǎn)率門檻進(jìn)行了探討。Wagner（2016）［8］通過研究33個國家的45項實證數(shù)據(jù)指出，高生產(chǎn)率企業(yè)會自我選擇進(jìn)入國際市場，而進(jìn)入國際市場并不會對企業(yè)的生產(chǎn)率帶來顯著影響。Gattai和Sal（2016）［9］認(rèn)為，只通過生產(chǎn)率衡量企業(yè)異質(zhì)性具有一定的局限性，將創(chuàng)新能力等要素納入異質(zhì)性的研究范疇已成為重要的研究趨勢。多數(shù)研究認(rèn)為，跨國公司相比本土企業(yè)具有更高前期研發(fā)投入。Hitt（1997）［10］的研究表明，OFDI與研發(fā)投入呈正相關(guān)關(guān)系，研發(fā)投入會促進(jìn)產(chǎn)品多樣化，產(chǎn)品多樣化會進(jìn)一步增加企業(yè)OFDI傾向。Caldera（2010）［11］通過對西班牙企業(yè)級別面板數(shù)據(jù)的回歸發(fā)現(xiàn)，企業(yè)OFDI行為受創(chuàng)新能力的影響，且產(chǎn)品創(chuàng)新比工藝創(chuàng)新對OFDI的影響程度更大。Pires（2014）［12］認(rèn)為，研發(fā)投資額高的企業(yè)更傾向于自選擇進(jìn)入國際市場，研發(fā)的領(lǐng)導(dǎo)者相比研發(fā)追隨者更具有國際市場上的競爭力。

（二）我國跨國公司的相關(guān)研究

國內(nèi)學(xué)者對OFDI與研發(fā)投入間關(guān)系的研究主要分為兩類：一類研究將兩者間的關(guān)系解釋為研發(fā)投入對OFDI的事前選擇；另一類研究將兩者間的關(guān)系解釋為OFDI對研發(fā)投入的事后影響。

大部分聚焦于事前選擇的研究支持了Helpman的觀點，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率是企業(yè)從事OFDI的前提。而研發(fā)投入是全要素生產(chǎn)率的重要源泉，所以研發(fā)投入對OFDI具有事前選擇效應(yīng)（張雙蘭，和孫慧，2019）［13］。田巍和余淼杰（2012）［14］對制造業(yè)企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，我國跨國公司OFDI存在生產(chǎn)率門檻，跨國公司相比本土企業(yè)具有更多勞動力、更多資本和更高的全要素生產(chǎn)率，但兩者之間的差異會隨時間推移逐漸減??；韓劍（2015）［15］的研究支持了上述觀點，并進(jìn)一步區(qū)分水平型OFDI和垂直型OFDI，認(rèn)為水平型OFDI的生產(chǎn)率門檻更高；高菠陽等（2019）［16］認(rèn)為，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出顯著影響其OFDI決策；張雙蘭和孫慧（2019）［17］認(rèn)為，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對OFDI具有正向作用，經(jīng)過二階段最小二乘法檢驗后模型結(jié)果依然穩(wěn)健。

關(guān)于OFDI對研發(fā)投入事后影響的研究尚未達(dá)成共識，主要觀點認(rèn)為OFDI對研發(fā)投入有正向作用、負(fù)向作用、“倒U”型作用和不顯著作用［17-20］，不同的實證結(jié)果主要是由于模型選取及研究對象的差異所造成（蔣冠宏，2017）［19］。通過對工業(yè)企業(yè)海外并購的研究發(fā)現(xiàn)，OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率、研發(fā)投入均具有正向作用。陳巖和郭文博（2019）［21］通過對我國信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)跨國并購的實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)OFDI行為存在生產(chǎn)率、規(guī)模等層面的自選擇效應(yīng)，而跨國并購會降低企業(yè)的研發(fā)投入，對此可能的解釋是，我國跨國公司傾向于將跨國并購獲得的戰(zhàn)略資產(chǎn)直接套利，故跨國并購對企業(yè)的研發(fā)活動存在擠出效應(yīng)。周立新和靳麗遙（2018）［22］研究認(rèn)為，家族企業(yè)OFDI強(qiáng)度對研發(fā)活動具有負(fù)向影響，而OFDI的國家數(shù)量對研發(fā)活動具有正向影響。

（三）本文的創(chuàng)新

國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)較多聚焦于OFDI對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，而將創(chuàng)新作為企業(yè)進(jìn)入國際市場事前因素的研究較少（潘清泉等，2015）［23］。自Helpman等（2004）［7］提出跨國公司異質(zhì)性模型以來（Helpman，et al.2004）［7］，大量OFDI事前決定因素的研究集中在生產(chǎn)率的測算和比對上，雖然從微觀角度來看，學(xué)術(shù)界普遍將企業(yè)自主創(chuàng)新作為全要素生產(chǎn)率的重要來源（Rugman，2010）［3］，但OFDI是否需要更高的研發(fā)投入仍需要進(jìn)一步的研究和論證，將企業(yè)異質(zhì)性的關(guān)注焦點轉(zhuǎn)向知識資本等無形資產(chǎn)已成為國內(nèi)外實證研究的趨勢（Gattai和Sali，2016）［9］。

已有文獻(xiàn)較多關(guān)注OFDI對研發(fā)行為的影響，較少關(guān)注研發(fā)行為對OFDI的影響；較為注重績效層面，對投入層面的關(guān)注不足（潘清泉等，2015）［23］。本文的創(chuàng)新之處在于：①依據(jù)我國跨國公司發(fā)展特點改進(jìn)HMY模型，將研發(fā)投入作為企業(yè)異質(zhì)性的研究重點，豐富了OFDI異質(zhì)性研究的視角。②我國企業(yè)存在明顯的特殊性，本文在進(jìn)行異質(zhì)性研究時將區(qū)域異質(zhì)性和所有權(quán)異質(zhì)性納入其中。③通過PSM傾向得分匹配法將企業(yè)首次從事OFDI的事前影響與事后影響區(qū)分，克服了自選擇偏差，較好地解決了雙向因果效應(yīng)和內(nèi)生性問題。

三、理論模型

借鑒Helpman等（2004）［7］的HMY模型，假設(shè)有N個國家，第一個國家為本國。生產(chǎn)部門有h*個，最后一個部門生產(chǎn)同質(zhì)性產(chǎn)品，第h個部門（0＜h＜h*）生產(chǎn)異質(zhì)性產(chǎn)品，異質(zhì)性產(chǎn)品的需求偏好滿足CES形式，設(shè)不變替代彈性為ε。則1國國內(nèi)企業(yè)第h（0＜h＜h*）個行業(yè)的需求函數(shù)為：

其中：P h1為1國（國內(nèi)生產(chǎn)）的產(chǎn)品價格；Q h1為1國（國內(nèi)生產(chǎn)）的產(chǎn)品產(chǎn)量；A根據(jù)外生供給水平?jīng)Q定。由于Helpman等的研究重點在低價勞動力尋求型OFDI，因而使用了最簡單的生產(chǎn)函數(shù)Q=aL，而我國跨國公司投資動機(jī)與發(fā)達(dá)國家跨國公司有很大不同，該生產(chǎn)函數(shù)Q=aL適用性不強(qiáng)。本文采用羅默的內(nèi)生增長理論的生產(chǎn)函數(shù)，更符合以技術(shù)、品牌尋求為主的我國跨國公司的OFDI。其中第一個國家第h個行業(yè)本土企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中：K h1為企業(yè)在1國生產(chǎn)（國內(nèi)生產(chǎn)）的資本投入；L h1為國內(nèi)生產(chǎn)的勞動力投入；H h1為國內(nèi)生產(chǎn)的研發(fā)投入。則本土企業(yè)的利潤函數(shù)為：

聯(lián)立（1）（2）（3），得出企業(yè)利潤最大化時應(yīng)滿足：

其中，α、β、γ為資本、勞動和知識的要素產(chǎn)出彈性，α+β+γ=1。假定同行業(yè)不同企業(yè)的要素產(chǎn)出彈性相同，則有：

將只由行業(yè)和本國資本價格θh1決定的B h提出后得到：，其中：

企業(yè)最大利潤為0的臨界條件滿足：

OFDI的需求函數(shù)為：

其中：P h2為在2國（OFDI）投資時的產(chǎn)品價格；Q h2為OFDI時企業(yè)的產(chǎn)量；A根據(jù)外生供給水平?jīng)Q定。

則OFDI企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中：K h2為企業(yè)在2國生產(chǎn)（OFDI）投入的資本；L h2為OFDI的勞動力投入；H h2為OFDI的研發(fā)投入。

其中：對于從事OFDI的企業(yè)，首先確定研究樣本為國內(nèi)上市公司，融資方式為國內(nèi)融資，資本價格與本土企業(yè)相同，都為θh1；ωh2為東道國工資水平；為第h個行業(yè)OFDI時的企業(yè)利潤；f I為OFDI需要克服的固定成本；P h2Q h2為OFDI的總收益；ωh2Lh2+θh2Kh2+f I為OFDI的總成本。

企業(yè)利潤最大化時滿足如下條件：

最大利潤為0時滿足：

由于我國人均工資較發(fā)達(dá)國家跨國公司低，市場尋求型OFDI和技術(shù)尋求型OFDI較多，不同于Helpman投資國工資水平高于東道國的假定，本文假設(shè)投資國具有更高工資水平，ωh2＞ωh1。由上述推導(dǎo)可知，跨國公司最大利潤為0的臨界點處企業(yè)研發(fā)投入滿足，小于該值的企業(yè)將退出市場；而本土企業(yè)的臨界點則是在處。OFDI相比國內(nèi)生產(chǎn)的固定成本更高，工資水平更高。由此可得，跨國公司相比本土企業(yè)具有更高研發(fā)自選擇效應(yīng)。

四、假設(shè)提出

根據(jù)改進(jìn)HMY模型的研究結(jié)果，OFDI企業(yè)需要充足的研發(fā)投入來克服國際生產(chǎn)帶來的額外成本。在資本投入、勞動力投入和研發(fā)投入給定的情況下，一個剛好有能力在國內(nèi)市場中生存的企業(yè)（只從事國內(nèi)生產(chǎn)且最大利潤為0），從事OFDI的最大利潤小于0。當(dāng)該企業(yè)提高研發(fā)投入時，國內(nèi)生產(chǎn)和OFDI的利潤都會提高，繼續(xù)提高研發(fā)投入直到研發(fā)投入Hh滿足時，OFDI的最大利潤大于0，企業(yè)具備了從事OFDI的能力。這時只要東道國具備區(qū)位吸引力，滿足從事OFDI的動機(jī)，OFDI就會發(fā)生。

綜上可知，研發(fā)投入對OFDI具有先期影響，高研發(fā)投入的企業(yè)自我選擇從事OFDI的概率更大。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：具有研發(fā)優(yōu)勢的企業(yè)更傾向于從事OFDI。

由于我國地區(qū)發(fā)展存在明顯差異，OFDI的自選擇效應(yīng)與企業(yè)所處地區(qū)有關(guān)，東部地區(qū)企業(yè)具有更好的地理位置，海外生產(chǎn)運輸成本較中西部地區(qū)企業(yè)更低，獲取具有海外生產(chǎn)經(jīng)驗、海外管理經(jīng)驗的人才更容易，克服國際生產(chǎn)的運輸和交易成本的能力更強(qiáng)。現(xiàn)有研究已經(jīng)證明東部企業(yè)具有更低的生產(chǎn)率門檻，從事OFDI相對容易（高菠陽等，2019）［16］。除此之外，東部地區(qū)配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平更高、市場更大、科技成果轉(zhuǎn)化能力更強(qiáng)，通過OFDI獲取逆向溢出更為容易（李梅和柳士昌，2012）［24］。綜上所述，東部企業(yè)克服OFDI的額外成本所需的研發(fā)投入更少。因此，本文提出假設(shè)1a。

H1a：東部跨國公司相比中西部跨國公司研發(fā)自選擇效應(yīng)更小。

由改進(jìn)后的HMY模型可知，OFDI的研發(fā)自選擇效應(yīng)與企業(yè)所處行業(yè)有關(guān)。高技術(shù)行業(yè)研發(fā)活動密集、資本投入密集，更可能具備OFDI的能力（董屹宇和郭澤光，2021；朱有為和徐康寧，2007）［25-26］。高技術(shù)行業(yè)受到更多的產(chǎn)業(yè)政策支持且本身具有較高知識資本存量，克服國際生產(chǎn)額外成本的能力更強(qiáng)。同時高技術(shù)行業(yè)企業(yè)需要與國際市場接軌，存在更多的“天生全球型跨國公司”，從逆向技術(shù)溢出中獲取收益的能力和動機(jī)都要更強(qiáng)（Mathews，2006）［2］。

綜上所述，高技術(shù)行業(yè)企業(yè)克服OFDI額外成本所需的研發(fā)投入更小。因此，本文提出假設(shè)1b。

H1b：高技術(shù)行業(yè)跨國公司相比非高技術(shù)行業(yè)跨國公司研發(fā)自選擇效應(yīng)更小。

國有企業(yè)與私營企業(yè)間存在決策差異，私營企業(yè)通常只需要考慮利潤，而國有企業(yè)除需考慮利潤外，還需要考慮國家利益，國有企業(yè)走出去的決策可能更為謹(jǐn)慎。私營企業(yè)相比國有企業(yè)對相關(guān)政策的要求更低（高菠陽等，2019）［16］。此外，國有企業(yè)在資本主義國家的投資會受到更多的限制和監(jiān)管，與發(fā)達(dá)國家間的意識形態(tài)差異也會對國有企業(yè)OFDI的決策產(chǎn)生影響?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1c。

H1c：國有跨國公司相比非國有跨國公司研發(fā)自選擇效應(yīng)更大。

五、變量及數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2020年滬深A(yù)股非銀行、非金融上市公司的年報數(shù)據(jù)，剔除以下五類企業(yè)：①ST股上市公司；②截至2020年末，實際控制人非中國國籍或?qū)嶋H控制者為外資企業(yè)的上市公司；③資產(chǎn)負(fù)債率大于1的公司；④數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失的公司；⑤研究期內(nèi)OFDI活動不連續(xù)的公司，這類企業(yè)研究期內(nèi)出售海外資產(chǎn)或者財務(wù)數(shù)據(jù)不全。篩選后，得到3 207個上市公司7年（n=3 207，t=7）的面板數(shù)據(jù)。

（一）被解釋變量

為研究研發(fā)投入對OFDI的事前影響，使用下述兩個變量對企業(yè)OFDI行為進(jìn)行衡量：

（1）是否從事OFDI（TRAN）。根據(jù)Mathews（2006）［2］的定義，從事OFDI并在兩個或兩個以上國家控制增值活動的企業(yè)為跨國公司，其余企業(yè)為本土企業(yè)。本文將成立期至研究期期末（2020年）具有海外子公司并在研究期當(dāng)年海外業(yè)務(wù)收入大于0的企業(yè)定義為1（跨國公司），其余企業(yè)定義為0（本土企業(yè)）。該變量為虛擬變量。

（2）OFDI強(qiáng)度（FSTS）。對OFDI強(qiáng)度的衡量標(biāo)準(zhǔn)一般有海外資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重（FATA）、海外雇員占總雇員的比重（FETE）、海外銷售收入占總銷售收入的比重（FSTS）以及三者的算數(shù)平均值（TNI），已有研究表明三者熵指數(shù)高度相關(guān)（楊忠，2009）［27］。本文借鑒潘清泉（2015）［23］的做法，使用海外銷售收入占總銷售收入的比重（FSTS）衡量企業(yè)OFDI強(qiáng)度，作為被解釋變量。

（二）解釋變量和控制變量

1.解釋變量

本文解釋變量為研發(fā)投入，主要采用研發(fā)年投入、研發(fā)人員投入和研發(fā)資金存量來衡量企業(yè)研發(fā)投入。其中，研發(fā)資金存量衡量企業(yè)的累積研發(fā)投入，而研發(fā)年投入則側(cè)重于衡量當(dāng)年的研發(fā)投入。

（1）研發(fā)年投入（R&D invest）。本文選取上市公司年報公布的研發(fā)投入取自然對數(shù)作為資金投入變量。

（2）研發(fā)資金存量（R&D pim））。借鑒朱有為和徐康寧（2007）［26］的研究，本文使用PIM永續(xù)盤存法測算上市公司研發(fā)資金存量。

（3）研發(fā)人員投入（R&D labor）。本文以技術(shù)人員占企業(yè)總勞動力的比重衡量研發(fā)人員投入，該變量作為先進(jìn)投入的代理變量得到了諸多研究的支持（Marceal et al，2015）［28］。

2.控制變量

本文設(shè)置的控制變量如下：

（1）人均工資水平（WAGE）。根據(jù)要素市場均衡理論，人均工資水平反映了勞動力的技能情況，高人力資本的企業(yè)會支付更高水平的人均工資，該變量與企業(yè)研發(fā)人員投入具有密切關(guān)系。參照Marcela等（2015）［28］的研究，本文將上市公司披露的人均年薪取自然對數(shù)作為控制變量。

（2）企業(yè)人員規(guī)模（LABOR））。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)海外投資行為、研發(fā)投資行為密切相關(guān)。國內(nèi)外研究對企業(yè)規(guī)?？刂谱兞康倪x取分為人員規(guī)模和資產(chǎn)規(guī)模，企業(yè)人員規(guī)模采用上市公司t年年末財務(wù)報表的員工總數(shù)取自然對數(shù)來衡量。

（3）企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（ASSET）。本文采取上市公司年報數(shù)據(jù)的總資產(chǎn)取自然對數(shù)加以衡量。

（4）企業(yè)資本結(jié)構(gòu)（CAP_COMP）。企業(yè)技術(shù)能力屬于無形資產(chǎn)，與固定資產(chǎn)共同構(gòu)成企業(yè)總資產(chǎn)。企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)人員投入、資本投入具有直接聯(lián)系。參照韓劍（2015）［15］的做法，本文以固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)總資產(chǎn)的比重加以衡量。

以上數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫上市公司年度財務(wù)報表；區(qū)分跨國企業(yè)與本土企業(yè)的虛擬變量（OFDI）主要根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫上市公司海外子公司情況、Wind數(shù)據(jù)庫海外業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)來衡量；處理海外子公司情況時，去除上市地點為中國香港、中國澳門、中國臺灣地區(qū)的子公司數(shù)據(jù)，同時去除開曼群島、百慕大、英屬維京群島等避稅天堂的數(shù)據(jù)。符合條件的A股上市公司中跨國公司1 438個，約占總樣本的44.84%（截至2020年末披露的數(shù)據(jù)）。

表1 被解釋變量、解釋變量描述性統(tǒng)計

六、實證設(shè)計

（一）OFDI與否與研發(fā)投入相關(guān)關(guān)系研究

借鑒Cragg（1971）［29］的研究思路，可以將企業(yè)OFDI決策劃分為兩個階段，第一階段決定投資與否，第二階段決定投資規(guī)模。這時可以用一個二元虛擬變量（TRAN）描述企業(yè)第一階段的決策行為。潛在投資收益大于0（即FSTS*＞0）的企業(yè)會積極從事國際OFDI（TRAN=1），而潛在收益小于0（即FSTS*≤0）的企業(yè)不會從事OFDI（TRAN=0）。面板數(shù)據(jù)下，是否跨國投資的決策依個體和時間而變，這時可以用二值選擇模型刻畫企業(yè)的投資行為：。行列式x it中，第一個元素x1t為企業(yè)t期的研發(fā)投入，其余元素x it(i＞1)為控制變量；ξi為個體固定效應(yīng)；εit為誤差擾動項。

x′it、ξi、β給定情況下TRAN的條件分布函數(shù)為：

εit滿足Logit分布時，TRAN的分布函數(shù)滿足：

行列式x it中，第一個元素x1t為企業(yè)t期的研發(fā)投入，其余元素x it(i＞1)為控制變量。

（二）OFDI強(qiáng)度與研發(fā)投入相關(guān)關(guān)系研究

在研究影響企業(yè)OFDI戰(zhàn)略的因素時，需要將OFDI強(qiáng)度作為被解釋變量，不可避免地面臨被解釋變量受限的問題。而以歸并數(shù)據(jù)為樣本時，無論只回歸跨國公司還是對所有企業(yè)進(jìn)行回歸，OLS估計均無法得到一致估計。Tobin（1958）［30］提出使用最大似然估計法估計此類問題，形成了解決歸并數(shù)據(jù)作為被解釋變量的TypeⅠTobit模型。

依照世界銀行的衡量標(biāo)準(zhǔn)，本文使用海外業(yè)務(wù)收入占總業(yè)務(wù)收入的比重作為被解釋變量衡量企業(yè)的OFDI強(qiáng)度（FSTS）。引入潛變量FSTS*，用來描述企業(yè)參與國際OFDI將會獲得的潛在海外收入與其潛在總收入之比。當(dāng)企業(yè)潛在海外收入大于0，即FSTS*＞0時，F(xiàn)STS=FSTS*，這時不可觀測的潛變量與實際觀測值相等；當(dāng)企業(yè)的潛在海外收入小于等于0，即FSTS*≤0時，企業(yè)不會從事OFDI，這時觀測值為0，即FSTS=0。

使用OFDI強(qiáng)度大于0的跨國公司樣本進(jìn)行OLS回歸時，會忽視非線性項σλ(-x′itβ/σ)導(dǎo)致擾動項與解釋變量相關(guān)，研究結(jié)果有偏差。而將全樣本的OFDI強(qiáng)度直接作為被解釋變量依然存在問題：

其中：

因此，E(FSTSit|x it)=E(FSTSit|x it;FSTSit＞0)×P(FSTSit＞0|x it)=Φ(x′itβ/σ)[x′itβ+σλ(-x′itβ/σ)]，F(xiàn)STS的條件期望是x it的非線性函數(shù)，使用OLS對整體樣本進(jìn)行線性回歸會導(dǎo)致x it的非線性項納入擾動項中，造成不一致的估計。

TypeⅠTobit模型使用MLE（最大似然估計法）估計此類問題，F(xiàn)STS混合分布的概率密度函數(shù)滿足：

其中：x1t為企業(yè)t期的研發(fā)投入；x it(i＞1)為控制變量。

這時可以解決估計系數(shù)不一致的問題。

表2 上市公司OFDI強(qiáng)度與研發(fā)投入相關(guān)關(guān)系實證結(jié)果

七、實證結(jié)果

采取Tobit模型分別以研發(fā)年投入、總研發(fā)投入存量、研發(fā)人員占比作為核心解釋變量研究企業(yè)研發(fā)投入對OFDI強(qiáng)度的影響。結(jié)果顯示，上市公司年研發(fā)投入、總投入存量與OFDI強(qiáng)度呈現(xiàn)顯著正向相關(guān)關(guān)系，Tobit模型的似然比檢驗（LR檢驗）通過，支持最大似然估計模型設(shè)定正確，OFDI強(qiáng)度與研發(fā)投入存在正相關(guān)關(guān)系。采取面板Logit模型研究核心解釋變量對企業(yè)是否參與OFDI的影響，其Hausman檢驗結(jié)果顯著，支持個體固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。

TypeⅠTobit模型和Logit固定效應(yīng)模型的研究結(jié)果表明，企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入對當(dāng)期海外收入占比具有更高影響，而研發(fā)投入存量對企業(yè)是否從事海外直接投資具有更高影響。研究結(jié)果表明，企業(yè)是否從事OFDI與其長期積累的研發(fā)存量密切相關(guān)，而一定時間內(nèi)的OFDI強(qiáng)度則受該段時間內(nèi)研發(fā)投入的影響更大。

綜上所述，跨國公司相比本土企業(yè)具有更高研發(fā)投入，且高OFDI強(qiáng)度的企業(yè)，研發(fā)投入也更高。但OFDI與研發(fā)間的正向關(guān)系可以解釋為事前選擇和事后影響，為了驗證H1，需要進(jìn)一步對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。

（一）內(nèi)生性處理

為了對內(nèi)生性問題進(jìn)行研究，本文采用PSM傾向得分匹配法將研究期前兩年（2014年、2015年）首次參與OFDI的企業(yè)與本土企業(yè)進(jìn)行對比，所選協(xié)變量與表2主回歸模型相同。首次參與OFDI年份的數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》中1989—2015年的數(shù)據(jù)。將《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》與國泰安數(shù)據(jù)庫中上市公司子公司名稱進(jìn)行匹配，匹配后在2014年首次從事OFDI的A股上市公司有74家，數(shù)據(jù)完全的實驗組有50家；2015年首次OFDI的上市公司有284家，數(shù)據(jù)完全的實驗組有240家。對實驗組首次從事OFDI的企業(yè)和對照組本土企業(yè)進(jìn)行一對一近鄰匹配，匹配結(jié)果見表3和表4所列。

表3 2014年企業(yè)首次OFDI事前選擇因素

表4 2015年企業(yè)首次OFDI事前選擇因素

表3和表4顯示，首次OFDI企業(yè)具備更大資金、人員規(guī)模和更高的平均工資、研發(fā)投入。由于2015年首次OFDI企業(yè)更多，樣本容量更大，協(xié)變量具有較高顯著性水平（在1%顯著性水平下顯著）。傾向得分匹配結(jié)果證明了OFDI需要具備更高的研發(fā)投入。在參與OFDI之前，跨國公司相比本土企業(yè)已經(jīng)具備了更高的技術(shù)水平、更多的人力資本和更大的企業(yè)規(guī)模。同時，也驗證了所有權(quán)優(yōu)勢理論對我國跨國公司的適用性，具備更大的規(guī)模、更多人力資本、更高研發(fā)投入的企業(yè)更有能力克服國際市場進(jìn)入壁壘，從而在激烈的國際競爭中占據(jù)一席之地。

表5 2014年、2015年參與OFDI對企業(yè)年研發(fā)投入的影響

表5顯示，2014年、2015年首次從事OFDI的上市公司與匹配對照組相比，研究期末的研發(fā)年投入并不具備顯著優(yōu)勢（ATT的T-stat小于1.65，10%顯著性水平下不顯著）。而實驗組與匹配前的對照組間差異顯著（匹配前T-stat均大于2.58，1%顯著性水平下顯著），結(jié)合表2—5的研究結(jié)果可以得出：我國跨國公司在從事OFDI前相比本土企業(yè)具備更高研發(fā)投入，但是隨著時間的推移，研發(fā)投入的差異變得不再顯著了。內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示，跨國公司與本土企業(yè)間研發(fā)投入的差距在OFDI之前已經(jīng)形成，H1即成立，即具有研發(fā)優(yōu)勢的企業(yè)更傾向于從事OFDI。

研究結(jié)果與Wagner（2016）［8］對發(fā)達(dá)國家OFDI生產(chǎn)率門檻的研究及國內(nèi)陳巖等人對我國跨國公司生產(chǎn)率門檻的研究相互支持。Wanger的綜述結(jié)果表明，眾多實證研究結(jié)果認(rèn)為發(fā)達(dá)國家跨國公司存在生產(chǎn)率的事前選擇效應(yīng)，而事后影響并不顯著，陳巖和郭文博（2019）［21］的研究也得出了相似的結(jié)論，本文的實證結(jié)果繼承并進(jìn)一步深化了上述研究。由于研發(fā)投入是生產(chǎn)率增長的重要來源，企業(yè)進(jìn)行OFDI前研發(fā)投入的自選擇效應(yīng)導(dǎo)致了生產(chǎn)率門檻的產(chǎn)生。OFDI對研發(fā)投入不具備顯著事后影響，導(dǎo)致了OFDI對企業(yè)生產(chǎn)率不具備顯著事后影響。

（二）異質(zhì)性研究

Logit固定效應(yīng)模型顯示，具有更高的年研發(fā)投入、研發(fā)投入存量以及更高的研發(fā)人員占比的企業(yè)從事OFDI的相對概率更高，換句話說，從事OFDI需要克服研發(fā)自選擇效應(yīng)，而該效應(yīng)可能會依地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)所有權(quán)不同而存在異質(zhì)性。將企業(yè)按照總部歸屬地分為東部、中部、西部三部分，地區(qū)分組標(biāo)準(zhǔn)參照國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)；所屬行業(yè)劃分依照企業(yè)是否為高新技術(shù)行業(yè)分為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)和非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)兩類，具體劃分標(biāo)準(zhǔn)以《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》（2020）劃分的大類行業(yè)為基準(zhǔn)，將醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通訊設(shè)備制造業(yè)、計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)、信息化學(xué)品制造業(yè)、航空、航天器及設(shè)備制造業(yè)的企業(yè)劃分為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)，其余企業(yè)劃分為非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)；按照企業(yè)所有權(quán)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。根據(jù)不同分組進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸，回歸模型為：

其中，x it為控制變量?；貧w結(jié)果見表6所列。

表6 跨國公司與本土企業(yè)研發(fā)差異的地區(qū)、行業(yè)、所有權(quán)異質(zhì)性研究實證結(jié)果

續(xù)表6

不同地區(qū)回歸結(jié)果表明，OFDI研發(fā)自選擇效應(yīng)存在地區(qū)異質(zhì)性：東部地區(qū)OFDI的自選擇效應(yīng)最低，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最高。在控制變量給定的情況下，東部地區(qū)跨國公司研發(fā)資本存量是本土企業(yè)的1.43倍，而中部地區(qū)為1.62倍，西部地區(qū)為1.86倍，H1a成立。不同行業(yè)回歸結(jié)果表明，高技術(shù)行業(yè)跨國公司研發(fā)資本存量僅為本土企業(yè)的1.09倍，而非高技術(shù)行業(yè)則高達(dá)2.03倍，證明了H1b的成立。所有權(quán)異質(zhì)性回歸結(jié)果表明，國有跨國公司與本土企業(yè)間研發(fā)資本存量差距為1.95倍，而私營企業(yè)僅為1.31倍，證明了H1c，國有跨國公司研發(fā)自選擇效應(yīng)比非國有跨國公司的自選擇效應(yīng)更大。模型使用面板固定效應(yīng)模型，豪斯曼檢驗結(jié)果顯著，支持模型設(shè)定正確。

八、結(jié)論與啟示

理論和實證結(jié)果表明，從事OFDI需要更高先期研發(fā)投入以克服額外成本，但是從事OFDI并不會促進(jìn)研發(fā)投入的提高。相較于LLL范式，本文的結(jié)果傾向于支持OLI范式的觀點，目前我國跨國公司更傾向于利用優(yōu)勢資源從事跨國投資，而不是采取激進(jìn)的OFDI策略獲取優(yōu)勢資源。本文研究結(jié)果表明，我國跨國公司的OFDI與自主創(chuàng)新間尚未形成協(xié)同效應(yīng)。異質(zhì)性研究表明，研發(fā)自選擇效應(yīng)隨著OFDI難度的提高而增加。不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同所有權(quán)的企業(yè)走出去的難度不同，研發(fā)自選擇效應(yīng)差異明顯，其中，行業(yè)差異最為明顯，非高技術(shù)企業(yè)的自選擇效應(yīng)為高技術(shù)企業(yè)的兩倍左右。本文的實證結(jié)果為企業(yè)管理實踐和決策者政策制定提供了如下啟示：首先，企業(yè)的異質(zhì)性往往決定了其走出去的難度，“走出去”戰(zhàn)略的有效實施有賴于企業(yè)管理者結(jié)合自身特點決定是否采取國際化戰(zhàn)略。其次，大力提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力是加快構(gòu)建新發(fā)展格局的關(guān)鍵。科技自立需要以高效利用國內(nèi)創(chuàng)新資源為主，實現(xiàn)國內(nèi)國外創(chuàng)新資源相互促進(jìn)。而目前我國企業(yè)的自主創(chuàng)新與OFDI還未形成良性互動，OFDI對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用有限。企業(yè)自身競爭優(yōu)勢的提升不會由于OFDI而自動獲得，只有將自主創(chuàng)新與OFDI的逆向溢出相結(jié)合，才能實現(xiàn)自主創(chuàng)新與OFDI相互促進(jìn)、協(xié)調(diào)發(fā)展。

注 釋：

（1）資料源自新華社《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》（http：//www.gov.cn/zhengce/2020-11/03/content_5556991.htm）。

（2）資料源自商務(wù)部《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（http：//www.gov.cn/xinwen/2021-09/29/content_5639984.htm）。

（3）資料源自中國經(jīng)濟(jì)周刊《從11家到全球第一，中國企業(yè)500強(qiáng)變遷史》（http：//www.ceweekly.cn/magazine/ceweekly/2021/）。