發達國家制造業振興戰略對中國對外直接投資制造企業創新的影響
——基于準自然實驗的經驗證據

吳 崇，薄思怡

（南京信息工程大學商學院，江蘇南京 210044）

2008 年，國際社會爆發了嚴重的金融危機，美、英、德、法、日等發達國家開始實施制造業振興戰略，分別發布了《英國重振制造業戰略》《美國制造業促進法案》《日本制造業競爭策略》等一系列政策法案，重新關注實體經濟的發展，將推動制造業振興發展提高到了國家戰略層面。從本質上講，發達國家希望在后危機時期通過轉移經濟和產業發展的重心，逐步把產業結構調整為以先進制造業為主體的格局，并借助制造業回歸和競爭力提升重新獲得經濟繁榮和就業增長的持續動力，進一步帶動新一輪產業和技術革命，構建有國際競爭力的先進制造體系。目前，發達國家的這些舉措已初見成效，使得科技與制造業成為全球競爭的兩個制高點。在此背景下，中國必須抓住新一輪科技革命和產業變革的機遇甚至引領變革，把振興實體經濟放在國家經濟發展工作全局的戰略位置。只有大力振興實體經濟，才能為順利實現中國的“兩個一百年”奮斗目標奠定堅實的基礎，然而，振興實體經濟，重點在制造業、難點也在制造業。眾多學者認為，中國制造業對全球技術、能源和市場等資源的需求不斷擴大，而發達國家實施制造業振興同樣需要加大資源投入，勢必會形成對國際資源的競爭，不可避免地擠壓了中國制造企業的發展空間。進一步，發達國家為了抑制中國制造業過快發展、避免影響其利益，大力宣揚所謂的“中國制造業威脅”等論調，并在中國企業對外直接投資（OFDI）中頻繁制造事端，阻礙中國企業獲取戰略性資源與先進技術［1］。然而，發達國家制造業振興戰略實施十余年來，中國制造業非但沒有受到遏制，反而保持了強勁的發展勢頭，增長速度全球領先，中國已躍居為世界第一制造業大國和第二大經濟體。因此，上述理論預期與實踐結果的悖論引發了幾個值得反思的問題：（1）2008年金融危機以來，發達國家制造業振興戰略及實施對中國制造企業的創新增長，是否非但沒有產生遏制，反而激發了中國制造企業發展的新動能？（2）中國制造企業發展新動能的途徑和機制是怎樣形成的？是否如一些專家所推斷，發達國家制造業振興戰略及舉措已經對中國制造業創新產生了“倒逼機制”，即中國制造企業通過加大逆向投資力度，推進了自主創新能力的持續培育和突破發展［2］？因此，發達國家制造業振興戰略及舉措對中國制造企業“走出去”的政策效果及影響機制，成為本研究需要進一步探討的問題，以期通過深入研究，為中國制造業持續應對西方發達國家的敵意遏制和技術限制提供參考，同時，從逆向技術溢出的視角，對豐富新興市場后發企業國際創新理論有所借鑒。

1 文獻綜述和研究假設

1.1 制造業振興戰略與對外直接投資制造企業創新績效

關于發達國家制造業振興戰略對中國對外直接投資制造企業創新績效影響的相關研究方面，目前的文獻尚未對這一戰略帶來的創新促進或抑制作用形成統一的觀點，尤其進一步聚焦到中國“走出去”制造企業受到的沖擊和影響方面，缺乏跟蹤性的研究成果。一些學者從抑制論的視角，以當前中國制造企業在國際化競爭中的優劣勢作為落腳點，對發達國家制造業振興戰略影響中國制造企業創新績效的主要途徑進行了深入探討和比較分析，如李偉等［3］、趙彥云等［4］指出，發達國家在大力實施制造業振興戰略的過程中，會通過持續提升研發創新強度和創新資源投入，進一步拉大中國制造企業與發達國家在先進技術方面的差距，一定程度上不利于中國制造企業高新技術水平的提升。而且，隨著發達國家制造業振興戰略實施力度不斷加大，發達國家與中國制造企業在高新技術等方面的角逐也日漸突顯，會通過制造業回流和產品出口限制等手段切斷中國制造企業獲取前沿技術的渠道，增加了企業技術創新的成本和難度，進一步加劇了中國制造企業實現技術突破的壓力［5］。進一步，由于中國制造企業傾向于通過面向發達國家對外直接投資獲取關鍵資源和技術，以實現外向化創新發展，而這一路徑與發達國家在實施制造業振興戰略過程中優先發展的智能制造等先進制造業領域存在較多重疊的部分，這會強化中國與發達國家的競爭態勢［6］。在競爭過程中，發達國家會進一步加大對制造業核心環節如設計、研發等所需資源的爭奪和搶占，這對中國制造企業利用關鍵創新資源實現創新發展和國際化，進而推動制造業轉型升級構成了挑戰［7］。

另一方面，部分學者從機遇論的視角認為，發達國家制造業振興戰略對中國制造企業創新發展產生了沖擊，但也帶來了機遇。一些學者如王展祥［8］認為，中國制造企業的發展在長期以來依靠對外貿易，尤其是其技術的突破和創新也一度借助創新產品和技術引進并通過技術的模仿、學習和吸收來實現，因此，隨著發達國家制造業振興戰略實施的不斷深入，勢必會形成對中國制造企業創新能力提升和產出增長的倒逼機制，尤其重點體現在技術密集型行業，為了打破發達國家對先進技術的封鎖和壟斷，中國制造企業會加大面向發達國家對外直接投資的力度和規模，以尋求創新能力的持續培育和突破發展；此外，沈春苗等［9］提出，發達國家在解決產業空心化問題過程中，會通過促進制造業回流和大力推行招商引資政策以推動實現產業結構調整，在這背景下，發達國家會出現大量資金缺口，這為中國制造企業通過面向發達國家對外直接投資，嵌入當地產業鏈，參與其產業結構調整和獲取創新資源創造了有利的條件。進一步，一些學者如Cuervocazurra等［10］、Liu等［11］從產業互補性角度強調，制造業振興戰略實施過程中，發達國家對產業內包的大力推行給中國制造企業加大面向發達國家對外直接投資，并通過實施并購、與發達國家企業建立技術合作關系等形式獲取前沿技術提供了更多可能性。而且，發達國家在發展產業內包和吸引外資時會為外國投資企業提供相應的優惠政策，有利于中國制造企業開拓國際市場，獲取短缺的業務和創新資源。

綜上分析，盡管發達國家制造業振興戰略及政策實施會給中國制造企業的發展帶來一定的不利，但是，隨著中國制造業發展環境不斷優化，中國會繼續加大繞過貿易壁壘的對外直接投資，積極把握發達國家產業結構調整和發展產業內包等對外投資機遇，開發和利用發達國家較高質量的創新環境和研發資源，這有利于提升中國制造企業在全球分工價值鏈中的地位和自主創新能力。據此，提出假設1。

H1：發達國家制造業振興戰略通過發揮多樣化機制的作用，對中國OFDI 制造企業創新績效產生積極影響。

1.2 制造業振興戰略與東道國創新環境

創新環境作為創新系統運轉的支撐和保障，能夠在提升創新效率和創新能力中起到關鍵作用［12］。從創新環境的構成條件來看，政府主要通過制定經濟政策、技術政策等相關政策以及建設基礎設施來營造國內良好的創新環境［13］。據此，自2009 年以來，發達國家不斷出臺政策強化制造業振興戰略實施效果，主要包括改善基礎設施建設、實施高技術人才培養、大力支持研發創新活動、擴大招商引資規模、促進制造業回流、保障制造業融資便利等，這些戰略政策的實施促進了東道國創新環境的優化。具體而言，發達國家通過基礎設施建設，既便利了當地信息通信、知識交流，有利于形成良好的創新交流氛圍，同時通過大力新建基礎設施、改善老舊設施，為當地和外商投資企業參與政府工程建設項目和開展創新活動提供了條件［14］。此外，通過持續開展創新人才培養和研發創新活動，一方面能夠促進當地優秀人才的數量持續不斷增長，為國內外企業研發活動提供有力支持，另一方面，政府在大力促進和支持研發活動的同時，也相繼完善相應的知識產權保護制度，既促進了東道國創新意識的提升，也能夠強化創新活動的公平性，有利于形成當地注重創新、敢于創新、善于創新的創新思維和創新氛圍［15］。進一步，在擴大招商引資、促進制造業回流和保障制造業融資便利方面，發達國家不斷出臺政策吸引國外企業進行外國直接投資（FDI），同時通過補貼優惠等手段鼓勵制造企業回歸，促進國內就業；同時，采取措施引導金融機構加大對制造業的貸款和融資力度，發展國內制造業尤其是先進制造業。這些措施加大了FDI 企業在發達國家投資的力度，通過并購、合資等手段促成先進技術溢出和傳遞；同時，更多本土制造業回歸，持續加大貸款和融資開發先進技術，發展先進制造業。創新型企業的不斷集聚、衍生，產業集群的創新優勢不斷被開發，逐漸發展成為創新網絡，不斷改善著東道國的創新環境［16］。綜合上述分析，發達國家制造業振興戰略通過內容豐富的各項措施，如改善當地基礎設施、人力資本、產權保護、融資環境等，促進當地創新環境質量的提升。據此，提出假設2。

H2：發達國家制造業振興戰略的實施有利于形成東道國高質量的創新環境。

1.3 東道國創新環境與中國OFDI 制造企業創新績效

盡管創新環境對企業創新績效的作用機制尚未達成統一，但學者們就創新環境影響創新績效的結論達成了共識。創新效率論認為，創新環境會對企業創新資源的利用效率產生影響，在同等的創新投入條件下，較高質量的東道國創新環境能夠促成OFDI 企業創新績效的提升［17］。具體而言，中國OFDI 制造企業在從創新投入向創新產出轉化的過程中，需要外部環境的不斷支持和調節，而東道國良好的創新環境是該過程的外部保障［18］。東道國良好的創新環境能夠引導和激勵企業進行創新活動，并幫助企業整合、優化并利用區域內的創新資源，提高創新資源的利用效率，實現創新資源的績效優化配置，從而形成創新合力［19］。進一步，東道國良好的創新環境會改變當地社會群體的思維方式和價值觀念，推動當地企業和消費者形成創新思維，從而在區域內營造良好的創新氛圍，使得創新向產業化發展，能夠推動進入當地產業鏈的中國OFDI 制造企業創新活動縱深發展，進一步提升企業創新效率［20］。此外，東道國較高質量的創新環境能夠為中國OFDI 制造企業創新活動提供高素質人力資本，企業在當地更容易獲得創新型人才，而企業的創新成果在很大程度上取決于研發人員的工作效率和科研能力，這也是決定企業創新績效提升的關鍵［21］。最后，東道國高質量的創新環境以當地基礎設施建設為基礎，信息技術和交通的便利為中國OFDI 制造企業提供了開展創新活動的基礎資源，也為企業間交流互動提供了條件，更有利于增強先進技術溢出效應，從而促進逆向技術溢出后企業創新績效的提升［22］。基于上述分析，本研究認為，東道國較高質量的創新環境能夠提供更為優質的創新資源并強化該類資源的利用效率，有利于促進中國OFDI 制造企業創新績效的提升。據此，提出假設3。

H3：東道國較高質量的創新環境對中國OFDI制造企業創新績效具有正向作用。

1.4 東道國創新環境的中介作用

中國OFDI 制造企業技術創新活動的正向溢出與東道國外部環境的有效支持密不可分，即東道國尤其是發達國家實施制造業振興戰略過程中，持續的技術研發投入、創新政策出臺、人力資本支持和基礎設施建設，為當地企業和中國OFDI 制造企業提供了一個較為完善的技術創新體系和支持環境［23］。受到該類創新環境的影響，創新知識的持續流動能夠不斷促進中國OFDI 制造企業的創新活動，隨之產生的創新效益也是與日俱增的［24］。這主要體現在，一方面，東道國創新環境質量越高，創新活動的外溢性越強，中國制造企業更易借助其環境的比較優勢吸收和整合“漏出”的技術資源［25］，這對于逆向技術傳遞后母公司創新績效的提升具有持續的強化作用［26］；另一方面，具有良好創新環境的東道國往往是制度環境質量較好、市場風險較小的發達國家，這些國家具備較為透明的市場環境和完善的法制體系，能夠保護創新者權利并對侵權者進行懲罰［27］，從而激勵企業更多地從事創新活動，有利于中國OFDI 制造企業創新資源的整合和獲取［28］。因此，本研究預期，發達國家通過實施制造業振興戰略，在國內營造了良好的創新環境和創新氛圍，而東道國創新環境質量越高，中國OFDI 制造企業創新資源整合效率就越高，能夠推動企業創新效率的提升。這表明發達國家創新環境在一定程度上在其制造業振興戰略實施帶來的拉力與中國OFDI 制造企業創新效果之間存在著中介作用。據此，提出假設4。

H4：東道國創新環境在發達國家制造業振興戰略與中國OFDI 制造企業創新績效之間起到中介作用。

1.5 東道國與母國技術差距的調節作用

技術創新產業升級理論認為，隨著發展中國家工業化水平的提升，發展中國家會通過逆向投資于發達國家來獲取先進技術［29］。東道國與母國的技術差距是影響技術轉移和擴散的重要因素［30］。也就是說，如果兩國之間的技術差距較大，國外技術相對于國內技術的獲取成本相對較低，技術相對落后的母國企業可以學習與模仿的技術空間較大，企業也就有動力趕超領先的發達國家企業的技術水平［31］。這種作用在東道國創新環境影響中國OFDI 制造企業創新績效的路徑中表現得更為顯著［32］。具體而言，兩國之間的技術差距越大，具備學習和模仿能力的新興市場后發企業越能夠率先進入東道國尤其是發達國家的高端制造業和高附加值環節，吸收該類國家的技術溢出［33］；在東道國較高質量創新環境的支持下，這類企業能夠通過學習示范效應、競爭效應和關聯效應，帶動當地區域內企業和相關企業的研發投入和創新活動，以促進母公司創新能力和本土企業國際競爭力的提升［34］。相反，如果兩國技術差距減小，技術溢出效應也會相應減弱，并且中國OFDI 制造企業可模仿和學習的技術空間縮小，而技術學習難度持續增加，這進一步增加企業的技術獲取成本［35］，此時，即便有較高質量的創新環境支持，受到擠壓的技術模仿和學習空間以及較高的學習難度和成本也打擊了中國OFDI 制造企業開展創新活動的動力，不利于企業創新成果產出和創新績效的提升。因此，本研究預期，在發達國家制造業振興戰略及舉措背景下，東道國較高質量創新環境對中國OFDI 制造企業創新的積極作用會在兩國技術差距較大的情境下表現得更加顯著，即兩國技術差距對東道國創新環境的中介作用起到了正向調節的效應。據此，提出假設5。

H5：東道國創新環境的中介作用受技術差距的正向調節，在東道國與母國技術差距較大的情況下，東道國創新環境與中國OFDI 制造企業創新績效的正相關關系更顯著。

2 研究設計

2.1 數據來源和樣本選擇

樣本數據主要來源于商務部《境外投資企業（機構）名錄》中2003—2017 年OFDI 的企業，將其與國泰安（CSMAR）數據庫中同期A 股及創業板上市公司中的工業企業進行匹配，匹配后的數據按照以下條件篩選：（1）剔除年報信息中海外子公司經營范圍不明確且無研發活動積累的樣本；（2）剔除OFDI 后3 年內資產重組并改變主營業務的樣本；（3）剔除東道國或地區為開曼群島、英屬維爾京群島等地的樣本，因為企業在這些地區投資時可能更多考慮這些“避稅天堂”帶來的低稅率等優勢而非采取正常的投資行為。其中，高管團隊數據和財務指標數據均來自上市公司年報，專利數據來自我國國家知識產權局專利檢索數據庫。考慮中國“走出去”戰略及實施主要發生在2003 年以后，因此將制造企業樣本的“走出去”時間維度定為2003—2017 年。另外，考慮到企業創新績效產生的滯后性和延續性，以“走出去”后3 年作為樣本企業創新績效的測度時間，由此篩選出指標數據時期跨度為2003—2019年的混合獨立橫截面數據，包含40 個投資國家和地區的相關信息和5 206 個指標數據相對完整的樣本觀測值。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為企業創新績效（lnpatet）。專利可分為發明、實用新型和外觀設計3 類，由于專利審查以發明創造的新穎、實用為標準，具有客觀一致性，且專利數量與其他測度創新績效的代理變量高度相關，因此大部分文獻將專利數量視為企業創新績效的有效且穩健的測度指標［36］，基于此，考慮到中國OFDI 制造企業總體創新產出衡量的全面性和多樣性，參考張樹滿等［37］的方法，選擇制造企業OFDI后3 年國內有效專利申請總數的自然對數（lnpatet）來衡量企業創新績效。這種做法一方面參考了多數學者研究逆向技術溢出正向影響中國OFDI 企業創新績效的思路，如趙宸宇［38］按慣例使用國內有效專利申請數量作為中國OFDI 企業創新績效的代理變量，該方法亦契合本研究思路，即考察中國OFDI 制造企業通過發達國家實施制造業振興戰略嵌入當地產業鏈，依靠東道國創新環境的中介和兩國技術差距的調節等實現逆向技術溢出后母公司創新績效的提升；另一方面，選擇有效專利申請數量的考慮在于有效專利已通過專業審核機構資質認定，在一定程度上可以保障質量，并修正以專利申請數量衡量創新績效而導致的結果偏誤［39］，且專利的申請時間更能代表實際創新的時間［40］。

2.2.2 解釋變量

解釋變量DIDct（treatmentc×postt）表示制造業振興戰略提出后處理效應的處理組虛擬變量（treatmentc）與處理組虛擬變量（postt）的交互項。是處理組虛擬變量，如果國家為美國、英國、德國、法國和日本5 個發達國家之一，則為1，否則為0。這是因為實施制造業振興戰略的發達國家主要涉及西方七國集團中的美國、英國、德國、法國和日本5 個國家，而加拿大和意大利的制造業影響力有限，且這兩個國家的制造業振興戰略設計及實施并不顯著。為處理效應的時期虛擬變量，鑒于發達國家制造業振興戰略的提出是在2009 年及以后，故2009年及以后年份的 為1，之前的年份為0。這是因為2008 年金融危機之后，上述發達國家普遍以2009 年作為顯著推進制造業振興戰略的元年，即上述每個發達國家樣本隨后也有后補政策文件的數次出臺，產生該發達國家樣本內疊加的總體政策沖擊效應，這適應于兩期雙重分差分法（DID）測度2009 年前后的總體沖擊效應，就如現有研究2013 年“一帶一路”建設相關政策時點后序政策疊加沖擊效應一樣，慣例使用2013 年前后的兩期DID 方法。因此，將2009 年作為上述發達國家政策沖擊總效應的元年，并在后文利用平行趨勢和安慰劑檢驗，結果通過了適用性檢驗且效果較為明顯與穩定。

2.2.3 中介變量

中介變量為東道國創新環境（IE）。參考劉志彪等［41］的思路，從創新投入衡量的視角，利用世界銀行數據庫中研發支出占地區生產總值（GDP）比重作為衡量指標，在一定程度上反映了一國科技投入水平，指標值越高則表明該國的技術創新投入越多、創新環境越好。

2.2.4 調節變量

調節變量為東道國與母國的技術差距（GAP）。參考李梅等［42］的研究思路，從創新產出視角，利用世界銀行數據庫中高技術產品出口占總出口的比重計算出東道國與中國的差值，來衡量兩國的技術差距。

2.2.5 控制變量

（1）企業層面控制變量（controlet）。利用企業年末總資產的自然對數來衡量企業規模（lnsize）；利用董事會會議次數來衡量企業董事會監管強度（Bod）；利用固定資產占總資產比重衡量資產專用性（FSP）；利用企業OFDI 當年研發人員數量占企業員工總數的比重測量企業研發人員占比（RDP）；將同一年內任職兩家及兩家以上公司的董事定義為連鎖董事，利用企業連鎖董事的聯結企業總數衡量企業董事連鎖數量（Lock）；利用虛擬變量控制高管海外背景（Foreign），高管有海外求學或任職背景為1，沒有為0；利用虛擬變量控制高管兩職兼任（Dual），高管兼任董事長和總經理為1，否則為0；利用虛擬變量控制高管兼職情況（Partjob），高管在股東單位兼職為1，否則為0。

（2）東道國層面控制變量（controlct）。財政健康（FH）利用美國傳統基金會經濟自由度指數要素之一進行測算，是衡量公共服務水平、經濟發展和政府競爭力的重要指標，體現了一個國家的經濟制度質量；話語權和問責制（VA）來自世界銀行WGI 數據庫的全球治理指數，是衡量政治權、公民權等方面的重要指標，體現了一個國家的治理能力和制度質量。

2.3 模型設定

2.3.1 政策效果及內在機理的檢驗

發達國家制造業振興戰略實施成效較為顯著的主要有美國、英國、德國、法國和日本5 個發達國家，分別涉及北美洲1 國、歐洲3 國和亞洲1 國。采用DID 法，將發達國家實施制造業振興戰略視作準自然實驗，探究其對中國OFDI 制造企業創新績效的政策效果和影響機制。使用指標跨度為2003—2019 年的獨立混合橫截面數據，這類數據是將同一總體在不同時點的隨機抽樣數據混合而成的數據集，其中每一條數據都是獨立的觀測值，因此可以滿足雙重差分模型設計中殘差項完全獨立于分組解釋變量的要求。適用于這類數據集的DID 模型基本形式是：

式（1）中：Y為被解釋變量；T為時間虛擬變量；A為分組虛擬變量；T×A即是時間和分組虛擬變量的交互項；是殘差；i代表每一個個體，i=1和i=0 時分別為處理組和對照組；t代表不同時間點，t=1 和t=0 時分別為處理期和對照期。重要的是，獨立混合橫截面數據一般滿足了殘差項與分組解釋變量完全獨立的條件，即：

相較而言，面板數據在不同時點的觀測值并非獨立分布，這也是它與獨立混合橫截面數據的最大區別。在大部分情況下，面板數據無法保證與個體自身相關的因素完全獨立于分組變量，因此無法保證式（2）成立。考慮到面板數據集檢驗中的上述問題，需將這些因素從殘差中分離出來，一般要引入固定效應變量，即包括固定效應的拓展方程：

所以，在模型設計方面，與上述面板數據集的雙重差分模型不同，本研究的數據集是獨立混合橫截面數據，因此選擇了式（1）中雙重差分模型的基本形式，即參考葉芳等［43］的做法，選取制造業振興戰略實施顯著的美國、英國、德國、法國和日本5 個發達國家作為處理組，其他被投資國家或地區作為對照組。進而，構建如下雙重差分模型如（4）（5）所示：

式（4）（5）中：下標e、c和t分別表示企業、國家和年份；為隨機誤差項。

2.3.2 作用途徑及邊界條件的檢驗

首先，為了檢驗東道國創新環境在政策影響和創新績效之間的中介效應，參考溫忠麟等［44］的方法，構造中介效應檢驗模型如式（6）～（8）：

其次，為了檢驗技術差距在上述中介作用中的調節效應，參考溫忠麟等［45］的做法，進一步構建有調節的中介效應模型，如式（9）～（12）所示：

3 實證檢驗與結果分析

3.1 基準回歸結果：政策效果的檢驗

基準回歸檢驗發達國家制造業振興戰略對中國OFDI 制造企業創新績效的政策效果，結果如表1 所示。其中，第（1）列是DID 方法的一般模型結果，僅包含了treatment、post 和交互項treatment×post，同時加入了企業和國家控制變量，表明在1%顯著性水平下發達國家制造業振興戰略與中國OFDI 制造企業創新績效之間存在顯著正向關系；進一步，考慮到行業、國家和個體的潛在趨勢變化可能會產生遺漏變量偏誤，合并估計結果不可信，在第（1）列的基礎上，自第（2）列至第（4）列為逐步加入行業時間趨勢、國家時間趨勢和個體時間趨勢的交互項的結果，可知各模型的符號和系數估計值均保持一致，交互項treatment×post 系數均在1%水平下顯著為正，且發達國家制造業振興戰略及政策實施使處理組比對照組平均提高了約55%。上述結果一致性地表明，發達國家制造業振興戰略對中國OFDI制造企業創新績效具有顯著正向影響，H1得到驗證。

表1 發達國家制造業振興戰略對中國OFDI 制造企業創新績效影響的DID 基準回歸結果

3.2 影響機制：一個有調節的中介模型檢驗

基準回歸結果證實了發達國家制造業振興戰略對中國OFDI 制造企業的創新績效的積極影響，但其影響機制仍有待進一步驗證，即假設H2～H5中東道國創新環境的中介傳導、兩國技術差距的調節效應需要檢驗，因此，運用中介效應模型和有調節的中介模型分別加以驗證。首先，按照中介效應的逐步回歸程序進行檢驗，表2 的結果顯示，第（1）列中treatment×post 對lnpat 回歸系數在1% 水平上顯著為正，表明發達國家制造業振興戰略對中國OFDI 制造企業創新績效產生正向影響，再一次驗證了H1；第（2）列中treatment×post 對IE 的回歸系數在1%水平上顯著為正，表明發達國家制造業振興戰略有利于促進東道國形成較高質量的創新環境，驗證了H2；第（3）列中，在加入中介變量IE后，IE 對lnpat 的回歸系數在1%水平上顯著為正，表明較高質量的東道國創新環境對中國OFDI 制造企業創新績效有正向作用，驗證了假設H3，然而，treatment×post 系數仍然顯著，卻由0.416 6降至0.385 7，這表明IE 在發達國家制造業振興戰略實施與中國OFDI 制造企業創新績效之間存在中介效應。進一步進行Sobel-Goodman mediation tests 檢驗，表2 中的Sobel Z、Aroian Z、Goodman Z 統計量皆在1%水平上顯著，驗證了上述中介作用穩健可靠。這表明，金融危機后發達國家制造業振興戰略及政策的影響會在東道國有利的創新環境的助推下，促進中國OFDI 制造企業積極嵌入發達國家產業鏈并整合創新資源，加強了該類政策對企業創新績效的積極作用，H4得到驗證。

表2 東道國創新環境的中介效應分析

其次，依據有調節的中介效應模型的步驟進行檢驗。表3 的結果顯示，第（1）列中treatment×post對lnpat的回歸系數顯著為正，第（2）列 中treatment×post 對IE 的回歸系數顯著為正；而且在加入調節變量GAP 后，第（1）～（3）列的結果反映IE 的中介效應顯著成立，在此基礎上，第（4）列中交互項GAP×IE 對lnpat 的回歸系數在1%水平上顯著為正，從而驗證了有調節的中介模型。這表明，發達國家制造業振興戰略通過東道國較高質量創新環境的中介作用，對中國企業創新績效產生了正向影響，并且該中介作用受到技術差距的正向調節，在東道國與母國技術差距較大的情境中，東道國創新環境與中國OFDI 制造企業創新績效的正相關關系更顯著。據此，H5得到驗證。

表3 東道國創新環境中介作用的兩國技術差距調節效應分析

表3（續）

3.3 識別假定及穩健性檢驗

使用雙重差分法的前提是滿足平行趨勢假設、安慰劑檢驗等要求，以保證主要解釋變量在政策實施前的變化趨勢保持一致，排除其他隨機因素干擾的可能性，因此進一步利用以下系列檢驗以確保上述回歸結果的穩健性。

3.3.1 平行趨勢檢驗

確認發達國家制造業振興戰略實施之前處理組和對照組變化趨勢保持一致、戰略實施不存在滯后性是本研究運用DID 方法的首要前提，因此，借鑒Liu 等［46］的思路和方法，建立如下方程：

檢驗2009 年發達國家制造業振興戰略實施前后4 年的趨勢變化，如圖1 所示，2009 年前4 年所有系數估計值都不顯著，表明在2009 年制造業振興戰略實施之前，處理組和對照組的變化趨勢一致；而2009 年及往后4 年，系數估計值全部顯著，處理組的創新績效顯著提升，平行趨勢檢驗通過。

圖1 平行趨勢檢驗結果

3.3.2 安慰劑檢驗

考慮到發達國家制造業振興戰略影響可能因其他非觀測遺漏變量而產生內生性問題，參考Li 等［47］、沈坤榮等［48］的方法，從全樣本中隨機抽取7 個樣本為處理組，其余為對照組。在如式（4）的DID 模型的基礎上，推導DIDct系數估計值β3如下：

考慮到如果不存在遺漏變量偏差，β3估計不會顯著偏離零點，那么的值必須是0。同時，使用表1 的第（1）列回歸結果作為基準，隨機檢驗500 次。圖2 是β3估計系數和t 值的概率密度分布圖，可見β3估計系數和t 值皆呈對稱倒“U”型分布，且估計值都集中分布在0 值附近（系數均值為0.000 3），P值基本大于0.1，而實際估計系數為0.540 5，明顯為異常值，反推出為0。檢驗結果顯示，隨機設立的處理組沒有顯著政策效果，反推出2009 年之后發達國家制造業振興戰略對處理組創新績效產生的顯著正向影響是真實存在的。綜合來看，估計結果并沒有因為遺漏變量導致嚴重偏誤，該檢驗通過。

圖2 安慰劑檢驗結果

3.3.3 傾向得分匹配法檢驗

使用基于傾向得分匹配的雙重差分方法（PSMDID）進行進一步的穩健性檢驗。采用Logit 回歸模型預測每個國家實施制造業振興戰略的概率，再分別采用核匹配和半徑（卡尺）匹配兩種主要的傾向得分匹配方法，給實施制造業振興戰略的樣本（處理組）匹配對照組。t 檢驗結果顯示，匹配后處理組和對照組的協變量之間不存在系統性差異。此外，圖3 是半徑（卡尺）匹配的共同取值范圍，絕大多數觀測值均在該范圍之內；圖4 是核匹配的傾向得分概率密度分布，處理組與對照組概率密度接近，匹配效果較好。因此，在共同支撐假設基礎上證明了PSM-DID 方法的可行性和合理性。表4 結果顯示，核匹配和半徑（卡尺）匹配的估計系數皆在1%水平上顯著為正，與表1 的基準回歸結果是一致的。因此，發達國家制造業振興戰略對中國企業創新績效產生顯著正向影響的結論穩健可靠。

表4 PSM-DID 檢驗結果

圖3 半徑（卡尺）匹配的共取值范

圖4 核匹配的傾向得分密度分布

4 研究結論與啟示

本研究選取2003—2017 年“走出去”的中國制造業上市公司樣本，將發達國家制造業振興戰略的政策沖擊視為一次準自然實驗，研究發達國家實施制造業振興戰略對中國OFDI 制造企業創新績效的政策效果及影響機理。研究發現：發達國家實施制造業振興戰略十余年來，總體上對中國OFDI 制造企業創新績效產生顯著的正向影響，會通過較高的東道國創新環境質量的正向中介作用對中國OFDI 制造企業創新績效產生積極的影響；進一步，東道國創新環境的中介作用受東道國與母國技術差距的正向調節，即東道國和母國技術差距越大，東道國創新環境對中國OFDI 制造企業創新績效的正向作用越強。

結合以上結論，對發達國家制造業振興戰略不斷持續及演進背景下的中國企業外向化創新發展有以下啟發：第一，要把握發達國家實施制造業振興戰略的機遇。中國OFDI 制造企業需要加大對發達國家的區位條件和招商引資政策的信息收集和調研力度，加強逆向投資的區位優化，并考慮企業自身發展情況和戰略規劃，選擇有利于企業外向化創新發展的投資區位；在此基礎上，充分利用發達國家實施制造業振興戰略過程中的逆向技術溢出效應，加大對其逆向投資力度，積極嵌入當地產業鏈，獲取資源和技術，實現逆向技術傳遞后母公司關鍵技術的突破和創新績效的提升。第二，要強化發達國家創新環境及資源開發和利用的力度。中國OFDI 制造企業應當充分利用投資區位創新環境的支撐，借助該環境的比較優勢吸收和整合溢出的技術和資源；同時，充分利用投資區位內較高制度環境質量表現出的強有力的法治水平和監管質量，強化企業創新成果產出和創新績效的提升效果，并進一步增強知識產權保護的信心，主動創新、勇于創新。第三，充分利用投資區位技術勢差下的逆向溢出效應。轉技術差距壓力為技術追趕的動力，積極把握發達國家產業結構調整需求下招商引資的機遇，不斷加提升企業學習、吸收和模仿的能力；同時通過并購或合資形式嵌入發達國家的高端制造業和高附加值環節，獲取短缺的業務、技術和創新資源，從而提升中國制造企業在全球價值鏈分工中的地位，并通過逆向技術傳遞促進母公司創新績效的提升。