企業(yè)技術創(chuàng)新與對外直接投資的選擇
——基于中國制造業(yè)上市公司的研究

葉 君

（南京大學經濟學院，南京 210093）

引 言

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。

1 文獻回顧

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。

2 構建理論模型與提出假設

2.1 基礎模型的設定

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。

2.2 企業(yè)的技術創(chuàng)新

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：

2.3 企業(yè)的對外直接投資選擇

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。

3 實證模型與數(shù)據(jù)

3.1 實證模型

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。

3.2 變量定義與處理

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。

4 實證結果

4.1 是否對外直接投資

（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

4.2 逆向投資選擇

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。

4.3 “一帶一路”背景下逆向投資選擇

“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

4.4 穩(wěn)健性檢驗

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。

5 結 論

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。