朱廷珺,武润蒲
(1. 兰州交通大学 经济管理学院,兰州 730070;2. 兰州财经大学 国际经济与贸易学院,兰州 730020)
党的二十大报告明确指出要“推进高水平的对外开放”,这对企业的海外市场拓展提出了更高的要求。改革开放四十余年来,我国企业海外市场拓展的规模不断提高,其进入模式从早期的出口为主发展到如今企业出口和企业对外直接投资并驾齐驱,两者均占据重要地位,企业的海外市场拓展已然进入高质量发展阶段。相比之下,我国企业的整体创新水平还需要进一步提升,部分关键领域面临的“卡脖子”问题致使企业生产发展非常被动(吕越等,2020)[1]。影响企业创新的因素众多,企业的贸易和对外投资行为是其中的重要因素(Bustos,2011;李兵等,2016;崔静波等,2021;黄远浙等,2021)[2-5]。因此,如何更好地整合国内外两个市场、两种资源并提升企业创新水平是未来更长时期内学界和业界关注的核心议题。
企业进行海外市场拓展一般分为三种进入模式:企业出口、企业对外直接投资和许可协议(黄速建和刘建丽,2009)[6]。其中,企业出口和企业对外直接投资两者占比较大,而企业许可协议的进入模式相对其他两种占比较小,因此国内学者通常研究前两种,本文研究的企业海外市场拓展同样不涉及企业许可协议。与本研究相关的文献主要有两类,第一类是企业出口影响企业创新的文献。国内外研究从不同视角探讨了企业出口对企业创新的促进作用,主要包括出口学习视角、企业规模视角和生产率视角。涉及企业出口学习视角的文献普遍认为出口企业通过积极学习国外先进的技术和管理经验,进而促进了企业创新水平的提升(Salomon,2005;崔静波等,2021)[4,7],这种学习效应广泛存在于发展中国家的企业。部分研究认为企业在学习发达国家技术的同时,也培养了企业的自主创新能力(李兵等,2016)[3],这提升了企业的研发效率。涉及企业规模视角的文献普遍认为随着企业出口规模的提升,企业面临更大的国际市场竞争,有更大的创新需求和动力(陈雅,2023)[8],同时规模经济使得企业生产成本降低,经营绩效提高,这提高了企业的创新投入。涉及生产率视角的文献普遍认为企业出口从技术应用、经营效益、研发投入等方面综合提升了企业生产率(BALDWIN,2004)[9],从而提升了企业创新。此外,不少学者还研究了与企业出口相关的外生因素冲击对企业创新的影响,如Bustos(2011)[2]从区域贸易协定的视角切入,研究发现贸易一体化带来的收入增加效应可以促使出口商升级技术;王雄元和卜落凡(2019)[10]将“中欧班列”开通作为准自然实验,采用双重差分法实证检验了“一带一路”战略下“中欧班列”开通对企业创新的促进作用。
第二类是有关企业对外直接投资对企业创新影响的文献。这类文献从投资类型上可进一步分为企业绿地投资影响创新和企业跨国并购影响创新两种。第一种文献普遍认为企业绿地投资通过整合吸纳人力资源,提升研发投入进而提升了企业创新水平(毛其淋和许家云,2014;薛军等,2021)[11-12]。第二种文献普遍聚焦跨国并购带来的企业绩效提高(谢洪明等,2019)[13]和创新促进效应。如吴先明和苏志文(2014)[14]选取典型案例,研究发现企业跨国并购确实能够带来技术追赶效应;张文菲等(2020)[15]进一步从企业市场化进程角度研究了企业跨国并购对企业创新的促进作用。上述研究基本证实了企业对外直接投资和企业创新间正向的线性关系,部分学者还研究了二者的非线性关系,如黄远浙等(2021)[5]运用工业企业数据库研究发现对外投资深度对企业创新的作用呈“U型”变化,这一“U型”关系主要来源于企业对“外来者劣势”的消化,即企业初步进入某一海外市场的成本较大,不利于企业创新的获取,随着企业深耕这一海外市场,其获得创新的效率会大幅提升。
综上所述,关于企业海外市场拓展对企业创新影响的研究主要集中在两个方面。一是从研究视角方面,大部分文献都基于子类指标,如企业出口和创新的关系,企业对外直接投资和创新间的关系,缺少企业出口和企业对外直接投资影响创新的对比分析;二是从数据选取方面,国内学者多使用工业企业数据库(毛其淋等,2014;李兵等,2016;黄远浙等,2021;陈雅,2023)[3,5,8,11],较少文献涉及上市企业。这为本文的研究提供了可突破的方向。基于已有研究,本文试图从上市企业出口和上市企业对外直接投资两种进入模式切入,分别考察两者对企业创新的影响。同时,本文经过对比分析,试图进一步揭示企业出口和企业对外直接投资在作用效果上的联系与区别。本研究对上市企业进行高质量海外市场拓展进而提升企业创新水平有一定意义。
本文的边际贡献有:1) 从研究视角上,在总结之前学者研究的基础上将企业海外市场拓展细分为企业出口和企业对外直接投资两种进入模式,并将二者作用效果进行进一步对比分析,拓展了研究视角。2) 从机制分析上,研究发现企业出口和企业对外直接投资均通过提升研发资金投入、提高技术人员雇佣促进了企业创新,总结并拓展了理论分析框架。3) 从研究内容上,从上市企业微观视角分析了我国的海外市场拓展,丰富了研究内容,具有一定的边际贡献。
结合已有文献和上文的分析,本文从企业研发资金投入和企业技术人员雇佣两个路径分别探究了相关的理论机制。
2.1 海外市场拓展提升企业研发资金投入
企业以出口方式进行海外市场拓展,其主要目的是拓展主营业务,占领海外市场并获取更高的利润。企业以对外直接投资的方式进行海外市场拓展,其目的一方面是拓展主营业务,如以投资建厂为结果的绿地投资;另一方面是涉足可能存在高额利润的行业或对企业战略发展重要的行业,如跨国并购的产生和进行(蒋冠宏和蒋殿春,2017)[16]。在这一过程中,企业出口对母公司创新的提升作用主要表现为处置效应(崔静波等,2021)[4],即出口促进了企业研发投入和专利获取进而提升了企业创新(王雄元和卜落凡,2019)[10]。同时,以“边出口,边学习”为代表的企业行为促进了企业研发投入和生产率的提升(李兵等,2016)[3]。企业进行对外直接投资,同样可以通过提升研发资金投入影响到企业创新。一方面,绿地投资和跨国并购两种对外直接投资类型均提高了企业对国际市场的认知度,了解了东道国的技术水平和技术优势,刺激了企业的研发投入(薛军等,2021;万筱雯和杨波,2022)[12,17];另一方面,深耕某一国际市场降低“外来者劣势”后,企业的海外市场拓展成本降低,收入提升,进而提升了企业研发投入。企业研发投入提升的表现形式多样,如购买高精设备、购买研发需要的原材料等,这会显著提升企业创新成果的产出。
2.2 海外市场拓展提高企业技术人员雇佣
在进行海外市场拓展的过程中,跨国公司往往利用东道国吸引外资的政策优势,以及东道国的资源要素和较廉价的劳动力达到降低自身生产成本的目的。因此整合海外市场资源的能力可以促进企业创新,其中人力资源是重要的影响因素(毛其淋和许家云,2014)[11]。企业出口规模的提升使得企业了解了东道国的技术优势,“边出口,边学习”的行为带来企业技术水平提升的同时也改善了企业的人才引进现状。同时,企业从海外市场获得的高收益也可能提高了研发人员的工资待遇,进而提高了企业技术人员雇佣水平。企业进行对外直接投资,适应东道国的生产环境后,会雇佣东道国熟练劳动力和技术人员,并将其与自身生产结合(薛军等,2021)[12],从而促进企业创新。在企业跨国并购的过程中,企业凭借自身的资金优势合并吸收东道国企业,获取被并购方控股权和专利技术的同时,整合了人力资源(吴先明和苏志文,2014;万筱雯和杨波,2022)[14,17],进而提高了企业技术人员雇佣。企业技术人员雇佣水平的提升可以显著提高创新成果的产出,增强企业自身的核心竞争力(黄远浙等,2021;林发勤和吕雨桐,2022)[5,18],保障了企业的技术领先。
综上所述,企业以出口和对外直接投资的进入模式进行海外市场拓展均有助于企业提升创新水平,二者的共同影响路径可能通过提升企业的研发资金投入和提高技术人员雇佣实现。根据上文的理论分析,本文建立假说1和假说2:
假说1:企业出口和企业对外直接投资均促进了企业创新。
假说2:企业出口和企业对外直接投资均可以通过提升研发资金投入、提高技术人员雇佣两个路径促进企业创新。
3.1 模型设定
为了有效识别海外市场拓展对企业创新的影响,本文将基准回归模型设定如下:
lnPi,t=β0+β1lnExporti,t+β2controlsi,t+θi+μt+εi,t
(1)
lnPi,t=β0+β1lnOFDIi,t+β2controlsi,t+θi+μt+εi,t
(2)
其中下标i表示不同上市企业,下标t表示时间,lnPi,t表示被解释变量企业创新水平,lnExporti,t表示解释变量为企业出口,lnOFDIi,t表示解释变量为企业对外直接投资额对数,θi表示控制企业固定效应,μt表示控制时间固定效应,controlsi,t表示控制变量集合,εi,t表示随机误差项。
3.2 变量选取
1) 核心被解释变量
核心被解释变量:企业创新(lnP)。本文采用存在海外业务收入且披露专利授权量的公司的专利数据,以此衡量企业创新水平。过往文献通常选择专利授权数量衡量企业创新产出(崔静波等,2021)[4]。
2) 核心解释变量
核心解释变量:本文涉及的企业海外市场拓展解释变量包括企业出口(lnExport)和企业对外直接投资(lnOFDI)两种。本文选择企业海外业务收入衡量上市公司企业出口,选择企业海外关联子公司的注册资本加总当作企业当年的对外直接投资额度。
3) 中介变量
为了检验上市企业海外市场拓展通过提升研发资金投入、提高技术人员雇佣两个路径提升企业创新的理论机制。本文选择企业研发资金投入(lnRDS)和企业研发人员对数(lnRDP)作为中介变量(李兵等,2016;王雄元和卜落凡,2019;薛军等,2021)[3,10,12]。
4) 控制变量
托宾Q值(lnTQ),用来衡量企业的投资行为;融资约束(SA),用来衡量企业面临的融资压力(鞠晓生等,2013)[19];企业年龄(lnBY),用来衡量企业的创新惯性和创新经验积累(崔静波等,2021)[4];金融化水平(Financial),用来衡量企业的金融投资行为(杜勇等,2019)[20],计算方法为:Financial=企业金融资产/企业总资产;资产负债率(ALR),用来衡量企业的负债水平(王雄元和卜落凡,2019)[10];政府补贴(lnSub),用来衡量企业当年受到的政府补贴情况(何晴等,2022)[21]。
3.3 数据处理、来源与描述性统计
1) 数据处理和来源
鉴于数据可得性和完整性,本文采用沪深A股上市企业2007-2021年各项指标匹配得到的非平衡面板数据作为数据集,其中剔除了ST或*ST企业。涉及企业对外直接投资的数据,由于不同国家人民币汇率不同,本文选择当年平均汇率匹配计算,得到上市企业对外直接投资以人民币为单位的总额。本文的数据来源于国泰安数据库(CSMAR)、同花顺数据库以及国家知识产权局。
2) 描述性统计
表1展示了变量的描述性统计结果,主要包括核心被解释变量、核心解释变量、中介变量和相关控制变量。可以看出,企业出口是比企业对外直接投资更普遍的海外市场拓展行为。
表1 描述性统计
4.1 基准回归
基准回归结果如下表2所示。其中,列(1)到列(3)展示了企业出口对企业创新影响的基准回归结果,列(1)只控制了企业固定效应,列(2)控制了企业和时间固定效应,列(3)在列(2)基础上加入了一系列控制变量。同理,列(4)到列(6)展示了企业对外直接投资对企业创新的基准回归结果。由基准回归结果可知,企业海外市场拓展显著提高了上市企业的创新水平。在控制双向固定效应且加入控制变量后,企业出口对企业创新的回归系数为0.026,且在1%误差水平下显著为正,企业对外直接投资对企业创新的回归系数为0.011,且在5%误差水平下显著为正。模型整体的拟合优度在0.5左右,证明模型拟合较好。在未来,企业应尽量提升出口和对外直接投资规模,积极拓展海外市场,从而整合资源促进企业创新水平的提升。基准回归结果验证了假说1。
表2 基准回归
4.2 稳健性、内生性检验
为了检验基准回归结果的稳健性,并缓解计量模型存在的内生性问题,有必要进行稳健性和内生性检验。本文采用缩尾处理和更换被解释变量两种方法进行稳健性检验;采用Heckman两阶段和Heckman最大似然估计(MLE)两种方法缓解计量模型存在的样本选择偏误问题;选择工具变量,采用两阶段最小二乘法缓解计量模型存在的逆向因果问题。
1) 缩尾处理
本文对回归模型中的核心被解释变量、核心解释变量和控制变量进行1%分位数缩尾处理,缓解了数据异常值对回归结果的影响,并重新拟合回归,回归结果见下表3稳健性检验。在缩尾处理后,企业出口对企业创新的影响系数在1%误差水平下显著为正,企业对外直接投资对企业创新的影响系数在5%误差水平下显著为正。
表3 稳健性检验
2) 更换被解释变量
本文更换被解释变量为企业发明专利的授权量(lnInvent),企业获得的发明数量同样是企业创新水平的象征,数据来源于同花顺数据库。
本文再次更换被解释变量为企业创新绩效(Apply)。参考王治和彭百川(2022)[22]中对企业创新绩效的衡量方法,计算方法为创新绩效(Apply)=ln(1+企业专利申请量),数据来源为国家知识产权局。
由表3稳健性检验的回归结果可知,在更换两种被解释变量的衡量方法后,企业海外市场拓展的两种进入模式均对企业创新产生正向影响。企业出口对当年的发明专利授权量和专利申请量均在5%误差水平下显著为正,企业对外直接投资对当年发明专利授权量的影响系数在5%误差水平下为正,对当年专利申请量在1%误差水平下显著为正。缩尾处理和更换被解释变量的回归结果确保了基准回归的稳健性。
3) 样本选择偏误内生性检验
基准回归中,人为地选择了存在海外业务收入且披露创新的企业,因此结果存在样本选择问题。为此,本文采用Heckman两步法以及MLE来缓解样本选择问题,并选择海外业务成本和海外业务利润两个变量以改变样本选择,回归结果见下表4。两步法中的逆米尔斯比率在1%误差水平下显著为负且MLE中的似然比检验结果均显示模型存在样本选择问题。企业出口对企业创新的样本选择偏误纠正回归中,两种方法的系数在1%误差水平下显著为正。企业对外直接投资对企业创新的样本选择偏误纠正回归中,两步法系数为正,MLE的回归系数显著为正。
表4 样本选择偏误纠正
4) 逆向因果内生性检验
本文使用两阶段最小二乘法(2SLS)缓解计量模型存在的逆向因果问题。原因是当企业的科技水平或创新水平达到一定程度时,企业也会选择拓展海外市场,比如中国光伏企业对欧洲市场的开拓。对于企业出口和企业对外直接投资两种海外市场进入模式,分别选择滞后一期的海外业务收入对数(L.lnExport)和企业对外直接投资次数(OFDInum)作为工具变量。理由是已经发生的企业出口行为会对第二年的企业出口行为产生影响,但对第二年的企业创新无直接影响;企业对外直接投资次数代表了企业对海外市场的依赖程度,影响企业后续的海外市场拓展行为,但对企业创新并无直接影响,回归结果如表5偶数列所示,可见回归结果仍显著,F值大于10,且通过了弱工具变量检验。
表5 工具变量回归
4.3 异质性分析
为了考察企业海外市场拓展对企业创新影响中存在的具体特征,本文从以下三个方面进行异质性分析,分别是企业所有制异质性、海外市场占比异质性和企业生产率水平异质性。
1) 企业所有制异质性
上市企业的所有权性质可能在企业海外市场拓展对企业创新影响中表现异质性。鉴于此,本文引入虚拟变量SOE进行进一步分析,SOE取1时,代表国有企业。企业所有制异质性回归结果见下表6,奇数列表示国有企业的回归结果。由结果可知,不论是企业出口还是企业对外直接投资,国有制企业的海外市场拓展行为对企业创新的促进效应均不强,而非国有制企业的海外市场拓展更能促进创新成果的产出,回归系数均在5%误差水平下显著,拟合优度在0.5以上。在未来,非国有企业应更积极进行海外市场拓展,获取海外技术,进而提升企业核心竞争力。
表6 企业所有制异质性分析
2) 海外市场占比异质性
上市企业海外市场占比可能会影响到企业从海外市场的技术获取,海外市场占比高的企业拥有更多海外市场的经营经验和更小的“外来者劣势”,更可能获得创新。本文计算企业海外市场占比情况,海外市场占比=企业海外业务收入/企业总营业收入,数据来源于国泰安数据库。海外市场占比的样本均值为0.2866,本文将高于均值的样本定义为海外市场占比高的企业。回归结果如下表7所示,可知,海外市场占比高的企业可以更多地提升企业的创新水平。在企业海外市场拓展的过程中,企业曾经的海外市场经验或海外市场基础发挥着重要作用,这说明进一步地提升企业海外市场占比,积累海外市场经验可以更好地提升企业创新。
表7 海外市场占比异质性分析
3) 企业生产率水平异质性
在企业进行海外市场拓展的过程中,企业自身的生产率水平也会影响海外业务的发展。为了考察不同生产率水平的企业从海外市场中获得创新的差异,本文借鉴杜传忠和金华旺(2021)[23]中有关企业全要素生产率的描述和计算方法,采用LP法计算企业全要素生产率。本文将大于全要素生产率均值的企业定义为生产率较高的企业。回归结果如下表8所示,可以看出,全要素生产率较低企业(偶数列)的海外市场拓展对企业创新的影响系数均高于生产率较高的企业。这证明,我国进行海外市场拓展的上市企业中,生产率相对较低的企业往往更易获得企业创新。
表8 企业生产率水平异质性分析
4.4 机制检验
为了检验上市企业海外市场拓展促进企业创新的路径机制,本文使用三步法进行理论机制检验,同时通过Bootstrap自助法抽样1000次确保中介效应的稳健性。建立中介效应模型如下:
lnPi,t=C+α1lnExporti,t+α2controlsi,t+θi+μt+εi,t
(3)
lnRDSi,t=C+γ1lnExporti,t+γ2controlsi,t+θi+μt+εi,t
(4)
lnPi,t=C+φ1lnExporti,t+φ2lnRDSi,t+controlsi,t+θi+μt+εi,t
(5)
其中C表示常数项,lnExporti,t代表企业当年出口额对数,θi表示控制企业固定效应,μt表示控制时间固定效应,controlsi,t表示控制变量集合,εi,t表示随机误差项,中介变量为企业研发资金投入(lnRDSi,t)。
路径机制检验的相关结果如下表9和表10所示,表9展示了企业出口促进企业创新的路径机制检验,表10展示了企业对外直接投资促进企业创新的路径机制检验,列(1)至列(3)为研发资金投入机制检验。其中,出口提升企业研发资金投入为部分中介效应,提高技术人员雇佣为完全中介效应,企业对外直接投资促进企业创新的两种路径均为完全中介效应,中介效应均显著为正。机制检验结果验证了假说2。
表9 路径机制检验
表10 路径机制检验
本文进一步考察企业出口和企业对外直接投资在作用效果上的对比。企业出口相对企业对外直接投资而言是更普遍的海外市场拓展行为,贸易的低门槛和相对较低的风险可以带来稳定的收益,进而间接促进企业创新。但是这种低门槛的决策往往无法直接接触较核心的技术。相比之下,企业的对外直接投资虽然伴随风险较高的特点,但是其对企业创新的促进作用往往更直接,尤其是企业跨国并购行为,涉及企业无形资产(如专利权)的买卖,可以直接地接触到较核心的技术,因此本文认为,企业对外直接投资对企业创新的提升效果优于企业出口。
基于上述分析,本文引入指标:海外市场进入模式倾向。计算方法为:海外市场进入模式倾向=海外业务收入额/企业对外直接投资额,比值越大则代表企业为出口倾向型,反之则代表企业为对外直接投资倾向型。本文将二者比值从小到大进行排序,并等分为两组,然后就两种进入模式进行分组回归,结果见表11。可知,不论是出口倾向型企业还是对外投资倾向型企业,企业出口对创新的促进效应均较弱,企业对外直接投资更能促进企业创新。进一步,本文将企业出口和企业对外直接投资同时纳入模型进行回归分析,得到一致结论,结果见列(3)和列(6)。在未来,企业在选择海外市场拓展进入模式时,应尽量多选择对外直接投资的方式。
表11 进入模式倾向对比分析
6.1 结论
本文基于2007-2021年上市公司微观数据,从出口和对外投资双重视角系统地考察了企业海外市场开拓对企业创新的影响及其内在机制。研究发现:第一,上市企业出口和企业对外直接投资均显著促进了企业创新。第二,两种进入模式对企业创新的具体影响结果具有类似的异质性,具体表现为:非国有制企业、海外市场占比高的企业和低生产率企业更能从海外市场拓展中获得创新。第三,路径机制检验表明,企业出口和企业对外直接投资对企业创新的影响具有相同的作用路径,均通过提升企业研发资金投入、提高技术人员雇佣进而提升了企业创新。第四,进一步对比分析发现,当年企业出口和企业对外直接投资两者并存时,不论出口倾向型企业还是对外直接投资倾向型企业,对外直接投资对创新的促进效果更强,企业出口对企业创新的影响相对较弱。
6.2 对策建议
基于理论和实证分析结果,本文提出以下几条建议:第一,上市企业在发展本土业务的同时,应该积极进行海外市场的拓展,参与国际竞争,进一步提升企业创新水平。第二,非国有制上市企业应该更主动提高海外业务规模,成为企业海外市场拓展的主力军;上市企业应较大力度地提升企业海外市场占比,积累海外市场经验,以更好地获得技术创新;生产率较低的上市企业更应开拓海外市场,提升相关业务规模,生产率较高的企业应将研发重心放在国内市场。第三,鉴于企业对外直接投资更易提升企业创新水平的事实,上市企业在处理出口和对外直接投资的占比关系上,应尽量提升对外直接投资规模和占比,从而更好地提升企业创新。
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