走出去戰(zhàn)略下中國對外直接投資的成效評估

走出去戰(zhàn)略下中國對外直接投資的成效評估

一動態(tài)面板數(shù)據(jù)2001年，中國政府提出了“離開”戰(zhàn)略。此后，國家和地方政府先后通過了促進(jìn)企業(yè)直接投資（ifd）的政策和措施，逐步建立和完善了企業(yè)的外部投資服務(wù)體系。1在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下,越來越多的企業(yè)選擇對外直接投資,中國對外直接投資的規(guī)模呈現(xiàn)出快速增長勢頭。根據(jù)歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》,OFDI企業(yè)數(shù)量從2003年的3439家上升至2012年的1.6萬家,OFDI流量從2003年的28.5億美元攀升至2012年的878億美元,年平均增長率高達(dá)52.6%。其中在2012年,中國對外直接投資流量同比增長17.6%,首次成為世界三大對外直接投資國之一,對外直接投資存量突破5000億美元,位居全球第13位。另外,從對外投資的國別分布來看,中國對外直接投資分布在全球179個國家(或地區(qū)),覆蓋率高達(dá)76.8%。自“走出去”戰(zhàn)略實施以來,中國在對外直接投資上取得了令人矚目的成就。那么,中國企業(yè)對外直接投資的成效如何?企業(yè)通過對外直接投資是否提升了自身的創(chuàng)新能力?這是學(xué)術(shù)界、政府和社會都非常關(guān)注的問題。中國實施“走出去”戰(zhàn)略至今已有十多年,有必要對過去幾年對外直接投資的成效做一個全面評估。這一方面有助于理解“走出去”戰(zhàn)略實施以來的得與失;另一方面還可以通過總結(jié)過去的成效進(jìn)而為“走出去”戰(zhàn)略的下一步實施提供有益的政策啟示。在國際經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域,已有不少文獻(xiàn)探討了OFDI的經(jīng)濟(jì)效應(yīng),不過大部分研究是在宏觀層面上展開的。例如,Potterie和Lichtenberg(2001)利用1971～1990年包含美國、日本以及11個歐洲國家在內(nèi)的樣本數(shù)據(jù),檢驗了進(jìn)口貿(mào)易、內(nèi)向FDI和OFDI等3種渠道對國際技術(shù)溢出的影響,研究發(fā)現(xiàn),OFDI和進(jìn)口貿(mào)易對母國生產(chǎn)率具有顯著的正溢出效應(yīng)。Driffield和Love(2003)利用1984～1992年英國制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù),采用動態(tài)面板GMM方法進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),OFDI對國內(nèi)制造業(yè)部門的確產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出效應(yīng),不過這種效應(yīng)只在研發(fā)密集型行業(yè)中顯著。與上述兩篇文獻(xiàn)不同的是,Pradhan和Singh(2009)以印度汽車產(chǎn)業(yè)作為考察對象,利用1988～2008年汽車產(chǎn)業(yè)的企業(yè)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),不論是對發(fā)達(dá)國家還是對發(fā)展中國家進(jìn)行對外直接投資,OFDI均對國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生了顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。Braconier等(2001)對瑞典、Vahter和Masso(2006)對愛沙尼亞以及Bitzer和Kerekes(2008)對17個經(jīng)濟(jì)合作組織(OECD)國家的研究也都基本上證實了OFDI對母國技術(shù)進(jìn)步存在溢出效應(yīng)。此外,Gazaniol和Peltrault(2013)還采用傾向得分匹配方法考察了對外直接投資對法國企業(yè)經(jīng)營績效的影響,發(fā)現(xiàn)OFDI顯著提高了法國內(nèi)資企業(yè)的經(jīng)營績效,但合資企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資之后其績效沒有明顯提升。關(guān)于中國對外直接投資的研究相對較少,并且也主要集中在宏觀層面上。比如,趙偉等(2006)梳理了OFDI影響母國技術(shù)進(jìn)步的機(jī)理,在此基礎(chǔ)上利用中國1985～2004年時間序列數(shù)據(jù)考察了OFDI與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系,認(rèn)為OFDI對中國技術(shù)進(jìn)步具有積極作用。與此不同的是,Buckley等(2007)利用1984～2001年中國對49個東道國的投資數(shù)據(jù),采用最小二乘(OLS)方法和隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗了中國對外直接投資的決定因素。李梅和柳士昌(2012)利用2003～2009年中國省級面板數(shù)據(jù),考察對外直接投資是否存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng),結(jié)果發(fā)現(xiàn):對外直接投資的逆向技術(shù)溢出存在并具有明顯的地區(qū)差異,積極的逆向溢出效應(yīng)主要發(fā)生在發(fā)達(dá)的東部地區(qū)。此外,沙文兵(2012)基于2004～2008年省級面板數(shù)據(jù),專門考察了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對國內(nèi)創(chuàng)新能力的影響,發(fā)現(xiàn)對外直接投資通過其逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對國內(nèi)創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正面影響,且呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。隨著微觀數(shù)據(jù)可獲得性的提高,國內(nèi)學(xué)者開始從企業(yè)層面研究中國對外直接投資問題。其中王方方和趙永亮(2012)利用2002～2009年廣東省企業(yè)層面數(shù)據(jù),采用多項logit方法考察中國企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性帶來的OFDI區(qū)位選擇差異,發(fā)現(xiàn)進(jìn)行OFDI的企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率,并且企業(yè)生產(chǎn)率在不同區(qū)位所表現(xiàn)出的作用大小不同;企業(yè)生產(chǎn)率越高,其進(jìn)行OFDI的東道國數(shù)量越多。田巍和余淼杰(2012)則利用2006～2008年浙江省制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),考察了企業(yè)生產(chǎn)率對OFDI決策及其規(guī)模的影響,結(jié)果表明生產(chǎn)率對企業(yè)OFDI決策和OFDI規(guī)模均具有顯著的促進(jìn)作用。Wang等(2012b)利用2006～2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),專門考察了政府參與和企業(yè)對外直接投資之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)政府參與對OFDI的水平、區(qū)位以及類型均有影響。此外,Wang等(2012a)還進(jìn)一步從企業(yè)、產(chǎn)業(yè)以及國家三個維度系統(tǒng)地考察了中國企業(yè)對外直接投資的決定因素,結(jié)果表明,母國政府的支持政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國企業(yè)對外直接投資具有很好的解釋力。與Wang等(2012a)的研究思路頗為相似,葛順奇和羅偉(2013)利用2009年《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》與《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》合并后的截面數(shù)據(jù),考察了企業(yè)對外直接投資決策的決定因素。Lu等(2014)還進(jìn)一步研究了中國企業(yè)國際化經(jīng)營差異的影響因素,發(fā)現(xiàn)行業(yè)與地區(qū)差異對企業(yè)國際化經(jīng)營的差異具有顯著的解釋力。由此可見,目前學(xué)術(shù)界對中國企業(yè)對外直接投資微觀層面的研究主要集中于回答什么樣的企業(yè)更容易選擇對外直接投資,而很少有文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)對外直接投資究竟給企業(yè)帶來了什么,即企業(yè)對外直接投資的成效問題仍未得到足夠的重視。例如,李泳(2009)利用1996～2006年中國上市公司數(shù)據(jù)庫以及中國商務(wù)部樣本企業(yè)數(shù)據(jù)庫,考察了中國企業(yè)對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)出和技術(shù)人員占比的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn),總體上企業(yè)海外投資并未明顯提高企業(yè)產(chǎn)出和技術(shù)人員占比。這一結(jié)論似乎在一定程度上反映了中國企業(yè)對外直接投資的成效并不樂觀。但是中國企業(yè)對外直接投資的規(guī)模從2005年開始才出現(xiàn)明顯增長,2因此以1996～2006年為考察期限顯然無法全面真實地揭示近期中國企業(yè)對外直接投資的成效。此外,Yang等(2013)利用1987～2000年中國臺灣地區(qū)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),采用傾向得分匹配方法考察了OFDI對企業(yè)技術(shù)效率的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)OFDI顯著提高了臺灣制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)效率。與以上文獻(xiàn)不同的是,本文的目的在于就OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響進(jìn)行更為普遍和更為精確地估計,進(jìn)而為評估近些年來中國企業(yè)對外直接投資的成效提供一個來自微觀層面的證據(jù)。本文的主要貢獻(xiàn)有:(1)受數(shù)據(jù)方面的限制,目前有關(guān)OFDI經(jīng)濟(jì)效應(yīng)方面的研究基本上停留在宏觀層面。本文利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》與《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》的合并數(shù)據(jù),首次從微觀層面全面系統(tǒng)地評估了對外直接投資對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。(2)在研究方法上,本文采用前沿性的傾向得分匹配(PropensityScoreMatching,PSM)方法估計了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng),有利于解決采用普通最小二乘法進(jìn)行估計可能存在的選擇性偏差和混合性偏差問題,使得研究結(jié)論更為可信。(3)本文不僅考察了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的即期影響,也考察了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的動態(tài)影響。此外,我們還依據(jù)三種標(biāo)準(zhǔn)對OFDI進(jìn)行分類,在此基礎(chǔ)上比較研究了不同類型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新影響的差異性。(4)既有文獻(xiàn)鮮有涉及企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的決定因素,本文采用生存分析模型首次考察了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的影響,進(jìn)而拓寬了有關(guān)OFDI與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究視角。本文余下部分安排為:第二部分為數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計;第三部分介紹模型和方法;第四部分報告估計結(jié)果并進(jìn)行分析;第五部分考察對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的影響;最后是本文的結(jié)論。二研究樣本的篩選與處理本文研究所用的樣本數(shù)據(jù)主要有兩個來源。其中之一是國家統(tǒng)計局的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》,本文選取的時間跨度為2004～2009年,其統(tǒng)計調(diào)查的對象涵蓋了全部國有工業(yè)企業(yè)以及“規(guī)模以上”(主營業(yè)務(wù)收入大于500萬元)非國有企業(yè)。3在樣本中,企業(yè)總數(shù)從2004年的279092家上升至2009年的320778家,是目前國內(nèi)可獲得的最為龐大的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫?！吨袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》包含了豐富的企業(yè)層面信息,例如企業(yè)名稱、法人代碼、四位數(shù)行業(yè)類別、企業(yè)開業(yè)時間、從業(yè)人員數(shù)、出口交貨值、新產(chǎn)品銷售額、研發(fā)支出、固定資產(chǎn)總額、利息支出等上百個指標(biāo)。盡管《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》是目前國內(nèi)可獲得的最大型的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫,具有指標(biāo)豐富、樣本信息量大等特點,但它在一些關(guān)鍵指標(biāo)的統(tǒng)計上存在一定缺失。例如在《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中,對于“研發(fā)支出”指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計的年份僅為2005～2007年,因此本文在用“研發(fā)支出”來衡量企業(yè)創(chuàng)新時,不得不把考察期限制在這3個年份。最為重要的是,《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》缺少企業(yè)對外直接投資的相關(guān)信息,這里我們利用樣本數(shù)據(jù)的另一個來源——中國商務(wù)部提供的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》進(jìn)行綜合分析。4該《名錄》提供了“證書號”、“境內(nèi)投資主體”名稱、“境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))”名稱、“對外直接投資的國家或地區(qū)”名稱、“核準(zhǔn)日期”、“經(jīng)營范圍”、“境內(nèi)投資主體所在省市”等方面的信息。其中,我們可以利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中的企業(yè)名稱與《名錄》中的“境內(nèi)投資主體”名稱進(jìn)行匹配,對于能夠成功匹配的企業(yè),我們將其標(biāo)記為對外直接投資企業(yè)。上述將《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》與《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》進(jìn)行合并后所得的綜合性數(shù)據(jù)集是本文研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù),但由于各種原因,一些企業(yè)提供的信息不夠準(zhǔn)確或部分信息缺失,結(jié)果導(dǎo)致原始數(shù)據(jù)中存在異常樣本。為了使后文的分析結(jié)論更加準(zhǔn)確和可信,我們在合并數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上做了以下篩選和處理:(1)刪除研發(fā)支出、新產(chǎn)品銷售額存在缺漏值或負(fù)值的企業(yè)樣本;(2)刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本;(3)刪除出口交貨值存在缺漏值或負(fù)值的企業(yè)樣本;(4)刪除工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)銷售額、固定資產(chǎn)、營業(yè)利潤、利息支出以及從業(yè)人員年平均人數(shù)中任何一項存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本;(5)刪除1949年之前成立的企業(yè)樣本,同時刪除企業(yè)年齡小于0的企業(yè)樣本。表1報告了經(jīng)過篩選和處理后的非OFDI企業(yè)與OFDI企業(yè)的基本情況(數(shù)據(jù)篩選前后樣本企業(yè)數(shù)目的變化情況略,備索)。從中可以看出,在樣本期內(nèi)OFDI企業(yè)數(shù)逐年增加,從2004年的62家上升至2009年的1472家。不過其占企業(yè)總數(shù)的比重較低,例如在2005年僅有0.11%5的企業(yè)進(jìn)行對外直接投資,2009年的比重最高,但也只有0.47%。在開始經(jīng)驗分析之前,我們先對中國對外直接投資企業(yè)的特征進(jìn)行描述性分析。首先,我們根據(jù)《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》提供的“對外直接投資的國家或地區(qū)”名稱這一信息,按照東道國收入水平將OFDI企業(yè)劃分為向高收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)(OFDI＿H)和向中低收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)(OFDI＿L),6結(jié)果發(fā)現(xiàn),在樣本期內(nèi)向高收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)占海外投資企業(yè)的比重為71.5%,而向中低收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)數(shù)相對較少(為28.5%)。其次,我們根據(jù)《名錄》提供的“境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))”名稱,按照境外投資企業(yè)數(shù)量將OFDI企業(yè)劃分為多分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)(OFDI＿M(jìn))和單分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)(OFDI＿S),7從表1可以看出,大部分海外投資企業(yè)為單分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)(占76.7%),而只有23.3%的企業(yè)為多分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)。最后,我們根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營范圍將OFDI企業(yè)劃分為非經(jīng)營型OFDI企業(yè)(OFDI＿FY)、貿(mào)易銷售型OFDI企業(yè)(OFDI＿TR)、研發(fā)加工型OFDI企業(yè)(OFDI＿RD)和多樣化型OFDI企業(yè)(OFDI＿ZH)等4種類型。8從表1可以看出,多樣化型OFDI企業(yè)占海外投資企業(yè)的比例最高(為43.5%),其次是貿(mào)易銷售型OFDI企業(yè)(為22.1%),而研發(fā)加工型OFDI企業(yè)和貿(mào)易銷售型OFDI企業(yè)所占的比例較低。我們感興趣的問題是,與非OFDI企業(yè)相比,OFDI企業(yè)在自主創(chuàng)新行為方面究竟有何差異?接下來我們在上文數(shù)據(jù)處理的基礎(chǔ)上,對兩類企業(yè)在創(chuàng)新活動上的差異進(jìn)行均值檢驗,結(jié)果報告在表2中。從中可以看出,非OFDI企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額均值為11.05百萬元,而OFDI企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額均值高達(dá)216.55百萬元,后者比前者高出205.50百萬元,并且這一差異值在1%水平上顯著;從表2右半部分也可以看出,OFDI企業(yè)研發(fā)支出額的均值高達(dá)18.59百萬元,比非OFDI企業(yè)高出18.21百萬元,這一差異值也在1%水平上顯著。此外,表2其余部分還報告了細(xì)分OFDI類型企業(yè)與非OFDI企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額(研發(fā)支出額)的均值檢驗結(jié)果,不論按東道國收入水平劃分,還是按境外投資企業(yè)數(shù)量劃分,或者是按企業(yè)的經(jīng)營范圍劃分,各細(xì)分OF-DI類型企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額和研發(fā)支出額的均值都高于非OFDI企業(yè),其差異值均至少通過5%水平的顯著性檢驗。以上初步分析表明,OFDI企業(yè)比非OFDI企業(yè)具有更多的新產(chǎn)品銷售額和研發(fā)支出額。但這還不足以說明是對外直接投資促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新活動,下文我們將使用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治鰜碓u估對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。三傾向得分匹配估計兩組企業(yè)創(chuàng)新本文的研究目的是評估對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新的影響,即揭示對外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在實際因果關(guān)系。然而在經(jīng)驗研究中,選擇性偏差(selectionbias)和混合性偏差(confoundingbias)往往給估計結(jié)果帶來很大的干擾。9對于兩個變量之間實際因果關(guān)系的推斷,最理想的檢驗是采用完全控制協(xié)變量的隨機(jī)試驗方法。例如在本文的研究中,最理想的方法是通過比較OFDI企業(yè)在進(jìn)行與不進(jìn)行對外直接投資時創(chuàng)新行為之間的差異,進(jìn)而揭示出OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。不過在現(xiàn)實中,我們無法觀測到OFDI企業(yè)在沒有進(jìn)行對外直接投資情況下是否會進(jìn)行創(chuàng)新活動,因為這種情況是一種反事實(counterfactual)。那么我們?nèi)绾尾拍艽_定與非OFDI企業(yè)相比,OFDI企業(yè)創(chuàng)新活動差異的確是由對外直接投資這一“干預(yù)”導(dǎo)致的?由Heckman等(1997)提出的傾向得分匹配方法(PSM)是處理上述問題較為有效的計量工具。PSM方法的基本思想是:構(gòu)建一個與OFDI企業(yè)(即處理組)在進(jìn)行對外直接投資之前的主要特征盡可能相似的非OFDI企業(yè)組(即對照組),然后將處理組中企業(yè)與對照組中企業(yè)進(jìn)行匹配,使得匹配后的兩個樣本組的配對企業(yè)之間僅在是否進(jìn)行對外直接投資方面有所不同,而其他方面相同或十分相似,接下來就可以用匹配后的對照組來最大限度地近似替代處理組的“反事實”,最后再比較在處理組企業(yè)進(jìn)行對外直接投資后兩組企業(yè)之間創(chuàng)新行為的差異,由此來確定對外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。首先我們將樣本分為兩組,一組是OFDI企業(yè)i∈Ω1,稱為處理組;另一組是非OFDI企業(yè)j∈Ω0,稱為對照組。假定某個OFDI企業(yè)i在第t期開始進(jìn)行對外直接投資,用表示OFDI企業(yè)i在第t+s期的創(chuàng)新量,用表示OFDI企業(yè)i如果不進(jìn)行對外直接投資時在第t+s期的創(chuàng)新量。根據(jù)Heckman等(1997)以及Smith和Todd(2005)的邏輯和方法,我們可以將對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新的因果影響,即處理組企業(yè)的平均處理效應(yīng)(averageeffectoftreatmentonthetreated,ATT)表示為:在上式中,E表示OFDI企業(yè)i在不進(jìn)行對外直接投資情況下的創(chuàng)新量,由上文可知,這是一種“反事實”,如果要實現(xiàn)對(1)式的估計,需要為其尋找一個合適的替代。一種做法是,把對照組企業(yè)在第t+s期的創(chuàng)新量作為E的近似替代。不過該處理方法需要滿足一個前提條件,即如果不發(fā)生對外直接投資行為,處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在創(chuàng)新量上的時間變化路徑是平行的。但是,當(dāng)處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在影響企業(yè)創(chuàng)新的一些因素上存在較大差異時,10以上前提條件將無法得到滿足。針對這一問題,現(xiàn)有文獻(xiàn)通常將共同影響因素作為匹配變量,進(jìn)而依據(jù)匹配變量從對照組中篩選出與處理組最為相似的企業(yè)進(jìn)行相應(yīng)的替代(邵敏和包群,2011;Gazaniol和Peltrault,2013)。不過以上直接的配對方法具有一定的局限性,例如,當(dāng)匹配變量數(shù)目過多時會導(dǎo)致一些處理組企業(yè)無法得到與其相配對的合適的對照組企業(yè),但匹配變量數(shù)目過少又會產(chǎn)生不合適的對照組企業(yè),進(jìn)而影響估計結(jié)果。這里借鑒Rosenbaum和Rubin(1983)的思路,采用傾向得分匹配方法為處理組企業(yè)找到合適的對照組企業(yè)。11接下來需要確定OFDI企業(yè)與作為對照組的非OFDI企業(yè)選擇進(jìn)行對外直接投資的決策概率p=p(OFDIit=1)。根據(jù)既有的理論與經(jīng)驗研究文獻(xiàn),我們選取的匹配向量Xit-1主要包括以下變量:12勞動生產(chǎn)率(LPROD),用工業(yè)總產(chǎn)值與從業(yè)人員數(shù)的比值并取對數(shù)來衡量,其中工業(yè)總產(chǎn)值采用以2004年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減;資本密集度(KLRATIO),用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)來衡量,13其中固定資產(chǎn)使用以2004年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減處理;企業(yè)規(guī)模(SIZE),采用企業(yè)銷售額取對數(shù)來衡量,這里企業(yè)銷售額采用了以2004年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減;企業(yè)年齡(AGE),用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量;企業(yè)利潤率(PROFIT),用營業(yè)利潤與企業(yè)銷售額的比值來衡量;出口密集度(EXPSHARE),采用出口交貨值與企業(yè)銷售額的比值表示;融資約束(FINANCE),采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值來衡量,該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小;所有制結(jié)構(gòu)(STATE),采用國有實收資本占總實收資本的比重來衡量;政治關(guān)聯(lián)(AFFILIATION),借鑒Wang等(2012b)的做法,將企業(yè)隸屬關(guān)系為中央、省、市、縣和其他的分別賦值為5、4、3、2、1,取值越大則表明政治關(guān)聯(lián)程度越高;此外,我們還在匹配變量向量中納入創(chuàng)新密集度因素(INNOVINTEN)以確保處理組和對照組企業(yè)在創(chuàng)新行為上沒有系統(tǒng)性差異,采用新產(chǎn)品銷售額占企業(yè)總銷售額的比重來衡量。接下來可以采用logit方法估計如下模型:14由(2)式估計得到的概率預(yù)測值p即為傾向得分,PSM方法則是根據(jù)處理組企業(yè)與對照組企業(yè)之間p值的相近程度對二者進(jìn)行配對。需要指出的是,采用以上方法對樣本進(jìn)行配對的有效性取決于以下兩個潛在假設(shè)條件:其一是條件獨(dú)立性假設(shè)(conditionalindependenceassumption,CIA),即,表示在控制了影響對外直接投資的共同因素之后,企業(yè)創(chuàng)新量的變化與企業(yè)對外直接投資決策是相互獨(dú)立的;其二是重疊條件(overlapcondition),即0<Pr(OFDIit=1|Xi,t-1)<1,這一條件可以確保每一個處理組企業(yè)都可以通過傾向得分匹配找到與其相配對的對照組企業(yè)。為了方便起見,我們將處理組企業(yè)i對外直接投資的概率預(yù)測值記為pi,對照組企業(yè)j對外直接投資的概率預(yù)測值記為pj,那么對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)匹配估計量可表示為:其中n為進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)數(shù),函數(shù)g(·)表示當(dāng)用對照組企業(yè)j的作為處理組企業(yè)i的的“反事實”替代時,給對照組企業(yè)j所施加的權(quán)重,該權(quán)重的大小取決于概率預(yù)測值pi和pj之間的差異程度。另外,當(dāng)選用不同的匹配方法時,15權(quán)重函數(shù)g(·)的表達(dá)式也各不相同?？紤]到核匹配可以充分利用所有對照組企業(yè)的信息,此外相對于其他匹配方法而言,它在使用拔靴(bootstrap)獲得配對估計的標(biāo)準(zhǔn)誤時更加有效(Gilligan和Hoddinott,2006)。因此,與Girma和Grg(2007以及邵敏和包群(2011)類似,本文也采用核匹配函數(shù)進(jìn)行估計,并通過拔靴來獲取因果效應(yīng)估計的標(biāo)準(zhǔn)誤。(4)式給出了核匹配方法中權(quán)重函數(shù)g(·)的表達(dá)式:其中,為Gaussian正態(tài)分布函數(shù),16h為帶寬參數(shù)。以上就是標(biāo)準(zhǔn)傾向得分匹配的因果效應(yīng)估計方法,也即基于水平值(levels)的傾向得分匹配。不過目前也有學(xué)者建議在傾向得分匹配的基礎(chǔ)之上,進(jìn)一步采用倍差法(Difference-in-Difference,DID)來估計因果效應(yīng)。倍差法可以處理諸如OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)不可觀測到的共同趨勢問題,通過差分能夠消除非時變的不可觀測因素對配對估計結(jié)果的干擾,進(jìn)而可能有助于提高估計效率。根據(jù)Heckman等(1997),基于倍差法的傾向得分匹配的估計模型可表示為:其中,ΔINk,t+s=INk,t+s-INk,t+s-1,k=i,j表示進(jìn)行對外直接投資前后企業(yè)k創(chuàng)新量的變動情況。最后需要說明的是,由于本文的研究目的之一在于考察對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新決策的因果效應(yīng),而創(chuàng)新決策是一個二元變量,因此對該變量直接進(jìn)行差分將存在偏差。例如,當(dāng)企業(yè)k在對外直接投資前后都有創(chuàng)新或均未有創(chuàng)新時,進(jìn)行差分后ΔINk,t+s都為0,因此無法區(qū)分企業(yè)k究竟是屬于哪種情形(即一直是創(chuàng)新型企業(yè)還是非創(chuàng)新型企業(yè))。此外,如果企業(yè)k在對外直接投資前是創(chuàng)新型企業(yè),在對外直接投資后變?yōu)榉莿?chuàng)新型企業(yè),那么進(jìn)行差分后ΔINk,t+s為負(fù)值,這在考察企業(yè)創(chuàng)新決策問題時顯然是不合理的。有鑒于此,本文主要采用標(biāo)準(zhǔn)傾向得分匹配方法來估計對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng),不過在考察對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響時,我們還進(jìn)一步采用基于倍差法的傾向得分匹配做穩(wěn)健性分析。四評估結(jié)果和分析(一)衡量企業(yè)創(chuàng)新決策和創(chuàng)新密集度的變量在進(jìn)入因果效應(yīng)分析之前,我們首先采用probit方法和泊松虛擬極大似然法(PoissonPseudo-Maximum-Likelihood,PPML)分別初步考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策與企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響,構(gòu)建如下回歸式:其中,下標(biāo)i、r、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份;vr、vk和vt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份的特定效應(yīng),εirkt表示隨機(jī)擾動項,假設(shè)服從正態(tài)分布εirkt～N(0,σ2);OFDIirkt表示企業(yè)對外直接投資啞變量,當(dāng)企業(yè)i有對外直接投資時取值為1,否則為0。在本文中,我們從創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入兩個角度來刻畫企業(yè)的創(chuàng)新活動,其中創(chuàng)新產(chǎn)出用新產(chǎn)品銷售額來衡量,創(chuàng)新投入用研發(fā)支出額來衡量。17因此在(6)式中,當(dāng)新產(chǎn)品銷售額或研發(fā)支出額大于0時,企業(yè)創(chuàng)新決策啞變量INNOVATION取值為1,否則為0;在(7)式中,INNOVINTEN表示企業(yè)創(chuàng)新密集度,用新產(chǎn)品銷售額占企業(yè)總銷售額的比重或研發(fā)支出額占企業(yè)總銷售額的比重來衡量。根據(jù)既有理論與經(jīng)驗研究文獻(xiàn)(Aghion等,2005;張杰等,2012),影響企業(yè)創(chuàng)新的因素主要包含勞動生產(chǎn)率(LPROD)、資本密集度(KLRATIO)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、企業(yè)年齡(AGE)、企業(yè)利潤率(PROFIT)、融資約束(FINANCE)和出口密集度(EXPSHARE),它們的衡量方法如前述。除此之外,我們還在中進(jìn)一步考慮了赫芬達(dá)爾指數(shù)(HERFIND),用以控制市場結(jié)構(gòu)因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響,計算公式為,其中SALEit表示企業(yè)i在t年的銷售額,SALErt表示行業(yè)r在t年的總銷售額,HERFIND越大表明企業(yè)市場集中程度越高,即壟斷性越強(qiáng),反之則意味著企業(yè)的市場競爭程度越強(qiáng)。表3第(1)和第(3)列報告了企業(yè)創(chuàng)新決策影響因素的probit估計結(jié)果,不論是從創(chuàng)新產(chǎn)出還是從創(chuàng)新投入來看,OFDI啞變量的估計系數(shù)為正,并均通過1%水平的顯著性檢驗,這說明企業(yè)對外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新決策之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。表3第(2)和第(4)列給出了企業(yè)創(chuàng)新密集度影響因素的估計結(jié)果,這里我們采用由Silva和Tenreyro(2006)發(fā)展得到PPML方法對式(7)進(jìn)行估計。18結(jié)果顯示,OFDI啞變量的估計系數(shù)也均為正,并且至少通過5%的顯著性水平檢驗,這說明在考察期內(nèi),對外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新密集度具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。并且不論是從創(chuàng)新產(chǎn)出還是從創(chuàng)新投入的角度來衡量企業(yè)創(chuàng)新密集度,這一正向關(guān)系都非常穩(wěn)健。此外,我們還想考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的動態(tài)效果,由于創(chuàng)新投入的樣本期較短,這里我們選取創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行分析。接下來我們將模型(6)和(7)中的OFDI啞變量分解成一組企業(yè)對外直接投資之后的年份啞變量,即:OFDI＿0year(企業(yè)進(jìn)行OFDI當(dāng)年)、OFDI＿1year(企業(yè)進(jìn)行OFDI后第1年)、OFDI＿2year(企業(yè)進(jìn)行OFDI后第2年)、OFDI＿3year(企業(yè)進(jìn)行OFDI后第3年)和OFDI＿4year(企業(yè)進(jìn)行OFDI后第4年)。19進(jìn)而將計量模型(6)和(7)擴(kuò)展為:很顯然,估計系數(shù)ατ和λT(τ=0,…,4)分別刻畫的是對外直接投資后第τ年OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策和企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響。通過對計量模型(8)和(9)的考察,可以揭示出OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的動態(tài)影響,也可以回答類似于OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的作用是即刻發(fā)生的還是逐步發(fā)生的以及OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響是否具有持續(xù)性等問題。對計量模型(8)和(9)的估計結(jié)果分別報告在表3第(5)和第(6)列。首先討論OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的動態(tài)影響。在企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的當(dāng)年,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策影響的估計系數(shù)為0.32,且通過1%水平的顯著性檢驗;在進(jìn)行對外直接投資后的第1年,其估計系數(shù)上升為0.40,隨后估計系數(shù)進(jìn)一步上升至0.55(對外直接投資后的第3年),在進(jìn)行OFDI后的第4年其估計系數(shù)有所下降,但在絕對值上仍然高于OFDI后前兩年的水平。20這就反映了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策不僅具有顯著的即期促進(jìn)作用,而且具有明顯的持續(xù)性,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的積極影響在企業(yè)對外直接投資之后的3年里是遞增的。第(6)列的估計結(jié)果顯示,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的提升作用不僅是即時發(fā)生的,而且也能持續(xù)一段時間,同時它對企業(yè)創(chuàng)新密集度的積極影響程度在企業(yè)對外直接投資之后的4年里總體上呈現(xiàn)出遞增的趨勢。綜合上述分析可知,OFDI不論是與企業(yè)創(chuàng)新決策還是與企業(yè)創(chuàng)新密集度之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,而且這種正相關(guān)關(guān)系在企業(yè)對外直接投資之后還能持續(xù)一段時間。盡管如此,我們還不能據(jù)此推斷OFDI與企業(yè)創(chuàng)新之間存在因果關(guān)系,下文將采用傾向得分匹配方法對此做進(jìn)一步深入地評估。(二)對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響在進(jìn)行核傾向得分匹配估計之前,我們對樣本的核配對進(jìn)行了匹配平衡性檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn),在匹配后各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均小于20%,且處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在所有的可觀測特征上均不存在顯著的差異,這表明本文對匹配變量和匹配方法的選取是恰當(dāng)?shù)?以此為基礎(chǔ)的核匹配估計結(jié)果是可信的。21表4報告了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新影響的PSM估計結(jié)果。這里也是從創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入兩個方面來刻畫企業(yè)的創(chuàng)新活動,不僅考察了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的因果效應(yīng),而且也考察了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的因果效應(yīng)。另外,為了得到更為準(zhǔn)確的評估結(jié)果,我們對2005、2006以及2007年開始進(jìn)行OFDI的情況依次進(jìn)行分析。從表4可以看出,若以新產(chǎn)品銷售來衡量企業(yè)創(chuàng)新(即創(chuàng)新產(chǎn)出),OFDI可使企業(yè)的創(chuàng)新決策提高0.10～0.17個百分點,并且估計系數(shù)均在1%水平上顯著;若以研發(fā)支出來衡量企業(yè)創(chuàng)新(即創(chuàng)新投入),OFDI可使企業(yè)的創(chuàng)新決策提高0.14～0.18個百分點,估計系數(shù)也都通過1%水平的顯著性檢驗。以上分析表明,對外直接投資與企業(yè)創(chuàng)新決策之間存在顯著的即期因果關(guān)系。除此之外,OFDI也顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新密集度,具體而言,OFDI使得企業(yè)新產(chǎn)品銷售密集度提高了0.03～0.07,使得企業(yè)研發(fā)支出密集度提高了0.002左右,并且估計系數(shù)均至少通過10%水平的顯著性檢驗。由此可見,OFDI顯著促進(jìn)了中國企業(yè)的創(chuàng)新。對此可能的解釋是:第一,對外直接投資企業(yè)的海外分支機(jī)構(gòu)可以通過吸納東道國人才等研發(fā)要素,進(jìn)而獲得最新的技術(shù);第二,海外分支機(jī)構(gòu)會通過企業(yè)內(nèi)部渠道將其所掌握的研發(fā)成果、信息技術(shù)逆向轉(zhuǎn)移至母公司,提高了母公司的創(chuàng)新能力與技術(shù)水平;第三,海外分支機(jī)構(gòu)還可以通過與東道國開展高技術(shù)研發(fā)人才合作、學(xué)習(xí)交流等途徑培養(yǎng)自己的研發(fā)人員,而這些研發(fā)人員在跨國公司內(nèi)部的流動也可以提高母公司的創(chuàng)新能力(陳菲瓊等,2013)。除此之外,對外直接投資往往會使企業(yè)面臨著更激烈的海外市場競爭,這也可能會促使OFDI企業(yè)加大研發(fā)投入、不斷提高自身創(chuàng)新能力以避免被激烈的國際市場競爭所淘汰。上述分析都是基于水平值的傾向得分匹配方法,為了穩(wěn)健起見,我們在考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響時還進(jìn)一步采用了基于倍差法的傾向得分匹配估計(PSM-DID),結(jié)果如表4第(3)和第(6)列所示。與標(biāo)準(zhǔn)的PSM估計結(jié)果相比,采用DID-PSM方法得到的估計系數(shù)的符號和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生根本性改變,而且系數(shù)大小也較為接近,這進(jìn)一步表明OFDI與企業(yè)創(chuàng)新密集度之間存在顯著的正向因果關(guān)系。(三)對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響上文通過PSM方法估計揭示了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新具有即期的正向因果效應(yīng),那么這種正向效應(yīng)是否具有持續(xù)性?盡管前文已對這一問題進(jìn)行了初步探討,但它還不足以反映二者之間的因果性。接下來我們進(jìn)一步采用PSM方法深入探究OFDI對企業(yè)創(chuàng)新影響的動態(tài)性特征。與上文類似,這里也是對2005、2006以及2007年開始進(jìn)行OFDI的情況依次進(jìn)行分析。另外,考慮到新產(chǎn)品銷售的數(shù)據(jù)相對于研發(fā)支出而言較為齊全,因此,下面的分析將主要采用新產(chǎn)品銷售額來刻畫企業(yè)創(chuàng)新活動。22OFDI對企業(yè)創(chuàng)新影響的動態(tài)性檢驗結(jié)果報告在表5中。以2005年開始OFDI的企業(yè)作為處理組為例,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響在企業(yè)進(jìn)行對外直接投資之后的4年里均顯著為正,23并且隨著時間的推移,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響程度越來越大。例如,進(jìn)行對外直接投資后的第1年,OFDI使得企業(yè)的創(chuàng)新決策比非OFDI企業(yè)提高0.12個百分點;進(jìn)行對外直接投資后的第2年,OFDI使得企業(yè)的創(chuàng)新決策比非OFDI企業(yè)提高0.14個百分點;進(jìn)行對外直接投資后的第4年,這一影響程度進(jìn)一步上升至0.16個百分點。對2006和2007年開始OFDI的情況所進(jìn)行的分析也能得到類似結(jié)論。另外,從表5第(2)列可以看出,OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度影響的時間走勢與企業(yè)創(chuàng)新決策基本相似,即OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的正向影響程度隨著企業(yè)對外直接投資年限的延長而增強(qiáng)。同時為了穩(wěn)健起見,在考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的動態(tài)性影響時還采用了PSM-DID方法進(jìn)行估計,結(jié)果見表5第(3)列。與第(2)列的結(jié)果相比,不同年限OFDI的系數(shù)值總體上有所下降,但它們的符號以及時間趨勢與前者基本一致。這就說明了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度影響的動態(tài)性特征不會因估計方法的改變而改變。(四)多分支機(jī)構(gòu)ofdi與企業(yè)創(chuàng)新由本文第二部分的分析可知,OFDI企業(yè)可以根據(jù)不同標(biāo)準(zhǔn)劃分為多種類型,為了更為細(xì)致地評估OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng),接下來我們采用PSM方法進(jìn)一步比較不同類型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新活動影響的差異性。需要說明的是,為了便于考察不同類型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新影響的動態(tài)性特征以及出于節(jié)約篇幅的考慮,這部分只選取2005年開始OFDI的企業(yè)進(jìn)行分析。首先,我們根據(jù)東道國收入水平將OFDI企業(yè)劃分為向高收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)(OFDI＿H)和向中低收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)(OFDI＿L)兩種類型,相應(yīng)的PSM估計結(jié)果報告在表6PanelA中。結(jié)果顯示,向高收入國家進(jìn)行OFDI不僅顯著地促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新決策,而且也顯著地提高了企業(yè)的創(chuàng)新密集度。另外,與未分類的OFDI類似,向高收入國家進(jìn)行OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的正向影響也具有持續(xù)性,并且其影響程度逐年增加。接下來我們看OFDI＿L對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng),發(fā)現(xiàn)向低收入國家進(jìn)行OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策具有顯著的促進(jìn)作用,并且即期影響效應(yīng)甚至大于OFDI＿H。有趣的是,盡管向低收入國家進(jìn)行OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響為正,但均未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗,說明OFDI＿L不論是在即期還是在長期都不能明顯提高企業(yè)創(chuàng)新密集度?？傮w上而言,與向低收入國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)相比,向高收入國家進(jìn)行OFDI能夠更有效地促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新活動。其可能的原因是,中國企業(yè)在高收入的發(fā)達(dá)國家進(jìn)行OFDI的動機(jī)主要是出于尋求市場、效率和資產(chǎn),但在發(fā)展中國家則主要是為了尋求資源(Milelli和Sindzingre,2013),這也就意味著在發(fā)達(dá)國家投資的企業(yè)更可能加大研發(fā)投入以提升技術(shù)水平,也更有可能從逆向溢出效應(yīng)中獲利,進(jìn)而提高其創(chuàng)新產(chǎn)出水平。此外,相對于發(fā)展中國家而言,發(fā)達(dá)國家企業(yè)所生產(chǎn)商品的質(zhì)量更高,這意味著向發(fā)達(dá)國家進(jìn)行OFDI的企業(yè)面臨著更激烈的產(chǎn)品質(zhì)量競爭,進(jìn)而也會促進(jìn)企業(yè)提高其創(chuàng)新能力。其次,我們根據(jù)境外投資企業(yè)數(shù)量將OFDI企業(yè)劃分為多分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)(OFDI＿M(jìn))和單分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)(OFDI＿S),結(jié)果報告在表6PanelB中。從中可以看出,多分支機(jī)構(gòu)OFDI對企業(yè)創(chuàng)新未能產(chǎn)生即期的引致作用,但在進(jìn)行對外直接投資2年之后,多分支機(jī)構(gòu)OFDI不僅對企業(yè)創(chuàng)新決策,而且也對企業(yè)創(chuàng)新密集度產(chǎn)生了正向影響效應(yīng),這種正向影響的程度也隨開展OFDI年限的推移而逐步增強(qiáng)。單分支機(jī)構(gòu)OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策和創(chuàng)新密集度的提高總體上具有顯著的促進(jìn)作用。通過進(jìn)一步比較OFDI＿M(jìn)和OFDI＿S的估計系數(shù)可以發(fā)現(xiàn),在短期,單分支機(jī)構(gòu)OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響效應(yīng)大于多分支機(jī)構(gòu)OFDI,但從長期來看,多分支機(jī)構(gòu)OFDI不管是對企業(yè)創(chuàng)新決策還是對創(chuàng)新密集度的影響都強(qiáng)于單分支機(jī)構(gòu)OFDI。實際上,Kafouros等(2008)對英國制造業(yè)的研究也發(fā)現(xiàn),企業(yè)在多市場中經(jīng)營更有可能獲得創(chuàng)新的成果。對此可能的解釋是:一方面,相對于單分支機(jī)構(gòu),多分支機(jī)構(gòu)OFDI可以通過更多渠道吸納東道國人才等研發(fā)要素或與更多數(shù)量的東道國開展高技術(shù)研發(fā)人才合作,進(jìn)而也相對更有可能地將所掌握的研發(fā)成果、信息技術(shù)反饋至母公司,因此會更大程度地提高母公司的創(chuàng)新水平;另一方面,多分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)比單分支機(jī)構(gòu)OF-DI企業(yè)面臨的市場競爭范圍更廣泛,進(jìn)而會在更大程度上激勵企業(yè)不斷提高創(chuàng)新能力。最后,我們根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營范圍將OFDI企業(yè)劃分為非經(jīng)營型OFDI企業(yè)(OFDI＿FY)、貿(mào)易銷售型OFDI企業(yè)(OFDI＿TR)、研發(fā)加工型OFDI企業(yè)(OFDI＿RD)和多樣化型OFDI企業(yè)(OFDI＿ZH)等4種類型,分別對這4類OFDI依次進(jìn)行估計。觀察表6PanelC的估計結(jié)果可以得到一些有趣的結(jié)論,即:(1)非經(jīng)營型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策和企業(yè)創(chuàng)新密集度的影響在整個樣本期內(nèi)都不顯著,說明此類型OFDI未能有效引致企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新。(2)除了非經(jīng)營型OFDI之外,其他3類OFDI不論是在即期還是在長期,對企業(yè)創(chuàng)新決策均產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。相比較而言,貿(mào)易銷售型OF-DI對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響程度較小,而研發(fā)加工型OFDI和多樣化型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響程度相對較大。更進(jìn)一步的,多樣化型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策的短期影響效應(yīng)大于研發(fā)加工型OFDI,但在長期,后者對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響效應(yīng)更大些。(3)從創(chuàng)新密集度的角度來看,貿(mào)易銷售型OFDI只在s=4期才對企業(yè)創(chuàng)新密集度產(chǎn)生顯著的正向提升作用,而研發(fā)加工型OFDI和多樣化型OFDI在樣本期內(nèi)對企業(yè)創(chuàng)新密集度的提高在總體上均產(chǎn)生了正向的影響。與對創(chuàng)新決策的影響關(guān)系類似,多樣化型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新密集度的短期影響效應(yīng)相對較大,但在長期,研發(fā)加工型OFDI的影響程度更大。綜合上述分析不難得出,在影響企業(yè)創(chuàng)新活動上,多樣化型OFDI和研發(fā)加工型OFDI的影響程度最大,其次是貿(mào)易銷售型OFDI,而非經(jīng)營型OFDI基本上不對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。其實也不難理解這一發(fā)現(xiàn),因為研發(fā)加工型OFDI主要在海外從事產(chǎn)品研發(fā)、加工、制造等活動,這些海外分支機(jī)構(gòu)更有可能利用東道國的技術(shù)資源優(yōu)勢形成自身的新技術(shù),并將其逆向反饋給母公司;貿(mào)易銷售型OFDI主要是在海外從事貿(mào)易和產(chǎn)品銷售活動,這些海外分支機(jī)構(gòu)有可能出于滿足東道國消費(fèi)者對產(chǎn)品高品質(zhì)的需求而不斷改進(jìn)產(chǎn)品設(shè)計,或者通過貿(mào)易渠道獲得技術(shù)溢出,因此也會在一定程度上提高母公司的技術(shù)創(chuàng)新水平;而與此不同的是,非經(jīng)營型OFDI主要從事售后服務(wù)、對外聯(lián)絡(luò)等業(yè)務(wù),因此其對母公司技術(shù)的反饋作用也就相對較弱。五對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的生存分析在前述研究中我們較為細(xì)致地評估了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新決策與企業(yè)創(chuàng)新密集度的因果效應(yīng),發(fā)現(xiàn)OFDI對企業(yè)創(chuàng)新活動具有顯著的促進(jìn)作用。但這些分析均未涉及企業(yè)創(chuàng)新活動的終止問題,我們特別感興趣的另一個主題是,OFDI是否有助于延長企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期?對該問題的深入考察有益于更全面系統(tǒng)地評估OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng),同時也具有重要的現(xiàn)實意義,因為只有連貫和持久的企業(yè)創(chuàng)新活動才能真正地為經(jīng)濟(jì)的快速增長注入活力以及提升經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。接下來,我們將采用生存分析模型進(jìn)一步考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的影響。首先,我們定義企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期為某個企業(yè)從有創(chuàng)新活動直至終止創(chuàng)新活動(中間沒有間斷)所經(jīng)歷的時間長度(單位為年)。為了避免因企業(yè)進(jìn)入退出市場行為對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期產(chǎn)生干擾,這里我們選取那些在2004～2009年持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)作為分析樣本。企業(yè)終止創(chuàng)新活動被稱為“風(fēng)險事件”,在本文中它是指企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出(新產(chǎn)品銷售額)為0。需要注意的是,如果直接采用2004～2009年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行生存分析將面臨數(shù)據(jù)左側(cè)刪失(leftcensoring)和右側(cè)刪失(rightcensoring)問題。24特別是當(dāng)忽略左側(cè)刪失問題時,將傾向于低估企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期,我們的處理方法是去掉左側(cè)刪失的樣本,即只選取在2004年沒有創(chuàng)新活動但在2005～2009年期間有創(chuàng)新活動的企業(yè)作為最后的分析樣本。另外對于右側(cè)刪失問題,可以在生存分析方法中得到合理的解決(陳勇兵等,2012)。在生存分析方法中,常用生存函數(shù)(survivorfunction)來描述生存時間的分布特征。根據(jù)陳勇兵等(2012),我們將企業(yè)創(chuàng)新的生存函數(shù)定義為企業(yè)在樣本中創(chuàng)新持續(xù)時間超過t年的概率,表示為:其中,T表示企業(yè)保持創(chuàng)新狀態(tài)的時間長度,hl為風(fēng)險函數(shù),表示企業(yè)在第t-1期有創(chuàng)新活動的條件下,在第t期終止創(chuàng)新活動的概率。進(jìn)一步的,生存函數(shù)的非參數(shù)估計通常由Kaplan-Meier乘積項的方式給出:在上式中,Nl表示在l期中處于風(fēng)險狀態(tài)中的持續(xù)時間段的個數(shù),Dl表示在同一時期觀測到的“失敗”對象的個數(shù)(即終止創(chuàng)新活動的企業(yè)數(shù))。在進(jìn)入正式的生存分析模型估計之前,我們先采用KaplanMeier估計式(11)初步考察OFDI對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的影響。圖1繪制了OFDI企業(yè)與非OFDI企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的Kaplan-Meier生存曲線。其中實線部分代表非OFDI企業(yè),虛線部分代表OFDI企業(yè)。從圖1可以看出,OFDI企業(yè)的Kaplan-Meier生存曲線位于較高的位置,這表明與非OFDI企業(yè)相比,OFDI企業(yè)面臨著相對更低的創(chuàng)新終止風(fēng)險率,即OFDI企業(yè)的創(chuàng)新持續(xù)期相對更長。另外我們還注意到,隨著時間的推移,兩類企業(yè)的Kaplan-Meier生存曲線的差異也變得越來越大。當(dāng)然,影響企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的因素還有很多,僅僅憑借上述Kaplan-Meier生存曲線就認(rèn)為OFDI延長了企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期還過于武斷。為了準(zhǔn)確揭示OFDI與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期之間的關(guān)系,下面我們進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治??？紤]到離散時間生存模型具有可以有效地處理結(jié)點問題、易于控制不可觀測的異質(zhì)性以及無需滿足“比例風(fēng)險”的假設(shè)條件等優(yōu)勢,本文采用離散時間cloglog生存模型進(jìn)行計量分析,模型設(shè)定如下:其中,hit=Pr(Ti<t+1|Ti≥t,xit)=1-exp[-exp(t+τt)]表示離散時間風(fēng)險率;τt為基準(zhǔn)風(fēng)險率,是時間的函數(shù),可用于檢驗時間依存性的具體形式;xit為協(xié)變量,包括企業(yè)對外直接投資啞變量OFDI和控制變量向量;vr、vk和vt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份特定效應(yīng),εirkt表示隨機(jī)擾動項;其他變量的定義與本文第四部分相同。表7報告了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期影響因素的生存分析估計結(jié)果,在所有回歸中均對不可觀測異質(zhì)性進(jìn)行了控制。其中前4列是基于匹配前樣本的估計,在第(1)列中未對OFDI進(jìn)行分類,即考察總體OFDI對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的影響,結(jié)果得到其估計系數(shù)為負(fù)并通過1%水平的顯著性檢驗,表明對外直接投資傾向于降低企業(yè)終止創(chuàng)新活動的風(fēng)險率,即延長了企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期,這與上文Kaplan-Meier生存曲線的初步判斷一致。其原因也正如前文分析所提到的,一方面,對外直接投資企業(yè)的海外分支機(jī)構(gòu)可以通過吸納東道國人才等研發(fā)要素進(jìn)而獲得最新的技術(shù),同時通過企業(yè)內(nèi)部渠道將其所掌握的研發(fā)成果、信息技術(shù)反饋給母公司;另一方面,海外分支機(jī)構(gòu)還可以通過與東道國開展高技術(shù)研發(fā)人才合作、學(xué)習(xí)交流等途徑培養(yǎng)自己的研發(fā)人員,而這些研發(fā)人員在跨國公司內(nèi)部的流動,有助于提高企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)性。此外,對外直接投資企業(yè)所面臨的激烈海外市場競爭也會激勵企業(yè)不斷地進(jìn)行創(chuàng)新。由于企業(yè)不可觀測異質(zhì)性的方差占總誤差方差的比例rho值約為41.4%,并且rho值的似然比檢驗也在1%水平上拒絕了“企業(yè)不存在不可觀測異質(zhì)性”的原假設(shè),因此在模型中控制不可觀測異質(zhì)性是有必要的。在第(2)列中,我們根據(jù)東道國收入水平對OFDI企業(yè)進(jìn)行分類:當(dāng)企業(yè)向低收入國家進(jìn)行OFDI時,OFDI＿L取值為1,否則為0;當(dāng)企業(yè)向高收入國家進(jìn)行OFDI時,OFDI＿H取值為1,否則為0。從中可以看出,OFDI＿L的估計系數(shù)為負(fù)但未能通過顯著性檢驗,這說明向低收入國家進(jìn)行OFDI只能微弱地延長企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期;OFDI＿H的估計系數(shù)顯著為負(fù),并且系數(shù)絕對值大于變量OFDI＿L,說明向高收入國家進(jìn)行OFDI顯著地延長了企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期。在第(3)列中,我們根據(jù)境外投資企業(yè)數(shù)量對OFDI企業(yè)進(jìn)行分類:當(dāng)企業(yè)為單分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)時,OFDI＿S取值為1,否則為0;當(dāng)企業(yè)為多分支機(jī)構(gòu)OFDI企業(yè)時,OFDI-M取值為1,否則為0。估計結(jié)果顯示,與非OFDI企業(yè)相比,單分支機(jī)構(gòu)OFDI未能顯著地延長企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期,與此不同的是,多分支機(jī)構(gòu)OFDI則顯著地延長了企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期。最后,我們還根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營范圍對OFDI企業(yè)進(jìn)行分類:當(dāng)企業(yè)為非經(jīng)營型OFDI企業(yè)時,OFDI＿FY取值為1,否則為0;當(dāng)企業(yè)為貿(mào)易銷售型OFDI企業(yè)時,OFDI＿TR取值為1,否則為0;當(dāng)企業(yè)為研發(fā)加工型OFDI企業(yè)時,OFDI＿RD取值為1,否則為0;當(dāng)企業(yè)為多樣化型OFDI企業(yè)時,OFDI＿ZH取值為1,否則為0,估計結(jié)果如第(4)列所示。不難發(fā)現(xiàn),在這4種OFDI企業(yè)類型中,除了非經(jīng)營型OFDI未能顯著延長企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期之外,其余3種類型OFDI企業(yè)均有助于延長企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)期,通過進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn),多樣化型OFDI對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)期的延長作用最大,研發(fā)加工型OFDI次之,而貿(mào)易銷售型OFDI相對較小。以上分析基于匹配前的樣本,為了檢驗結(jié)論的可靠性,我們還采用傾向得分匹配后的樣本進(jìn)行分析。與之前采用Kernel匹配方法所不同的是,這里我們采用最近鄰匹配為處理組(即OFDI企業(yè))尋找唯一一個傾向得分最為接近的對照組(即非OF