外資準入政策放松與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新：以“負面清單”制度為例

宋賽虎 李娜

摘 要：以2018年“負面清單”制度在全國的實施為標志性事件，基于2011—2020年我國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)進行準自然實驗，綜合運用多種識別策略檢驗外資準入政策放松對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應與傳導機制。雙重差分模型分析表明“負面清單”制度的實施對我國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力提升具有顯著促進作用，在穩(wěn)健性、政策干擾排除檢驗后結論依然成立?！柏撁媲鍐巍敝贫戎饕ㄟ^FDI的溢出效應、競爭效應和關聯(lián)效應三個渠道促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。依據(jù)流入制造業(yè)FDI的“質(zhì)優(yōu)”轉向新特點進行的異質(zhì)性分析證實，外資準入政策放松后，并未導致低水平FDI的泛濫，而是促進了“質(zhì)優(yōu)”型FDI的流入，對彌合我國區(qū)域差距、倒逼企業(yè)創(chuàng)新、推動高技術和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了顯著的促進作用。最后針對企業(yè)和社會環(huán)境等因素進行調(diào)節(jié)效應的拓展分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)吸收能力越強、融資約束水平越低及地區(qū)營商環(huán)境水平越高，越能促進“負面清單”制度政策效應的發(fā)揮。文章把企業(yè)因素、產(chǎn)業(yè)因素和社會環(huán)境因素納入到一個分析框架之中，從微觀、中觀和宏觀層面進行深入分析，較為全面揭示了外資對本國企業(yè)創(chuàng)新能力變化的影響，為我國進一步擴大開放提供了理論和經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：負面清單 FDI 制造業(yè) 企業(yè)創(chuàng)新

DOI：10.19592/j.cnki.scje.411208

JEL分類號：F21，F(xiàn)23，O32? ?中圖分類號：F276

文獻標識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2024）02 - 040 - 22

一、引言與文獻綜述

制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是我國高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。我國雖已進入新興創(chuàng)新型國家行列，專利申請和授權數(shù)居全球前列，然而創(chuàng)新的質(zhì)量亟待提高，在新發(fā)展背景下，如何緊隨進一步擴大開放的步伐，繼續(xù)利用好國內(nèi)、國際兩種資源，推動我國的自主創(chuàng)新發(fā)展仍是高質(zhì)量發(fā)展的重點課題。我國制造業(yè)發(fā)展與外商直接投資（FDI）兩者關系緊密，外資對我國制造業(yè)發(fā)展的貢獻普遍得到業(yè)界和學界的認同（蔣蘭陵，2013），F(xiàn)DI對制造業(yè)產(chǎn)生的創(chuàng)新效應亦得到多方論證（諸竹君等，2020；Chen et al.，2022），其中外資進入自由化對創(chuàng)新的影響逐漸得到關注（毛其淋、方森輝，2020；劉帷韜、劉德學，2017）。2013年我國在上海自由貿(mào)易試驗區(qū)（FTZ）首試外資準入“負面清單”制度，驗證“負面清單”管理模式的科學性與可靠性，于2018年將“負面清單”制度推廣至全國范圍。有別于以往，《外商投資準入特別管理措施（負面清單）（2018年版）》（以下簡稱2018年“負面清單”）不僅縮減了近四分之一的限制措施，且首次從《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》中剝離出來，以獨立發(fā)布的方式接軌國際現(xiàn)行規(guī)則，大大推動了我國投資自由化與對外開放水平的提高。在中美貿(mào)易摩擦和COVID-19的沖擊下，流入中國的外商直接投資（FDI）不降反升，2020年中國以1444億美元的外資使用規(guī)模，超越美國成為當年全球吸引外資第一大國1；2022年中國實際使用外資金額再創(chuàng)新高，達12326.8億元人民幣，同比增長6.3%2；其中高技術外資同比增長迅速，中部地區(qū)增速大幅提高，在華再投資意愿企業(yè)超過70%。

值得關注的是，在我國實際使用外資保持高位流入的同時，F(xiàn)DI對制造業(yè)的規(guī)模和流向呈現(xiàn)新變化（見圖1）：第一，與制造業(yè)FDI下降趨勢相反，高技術制造業(yè)FDI在制造業(yè)FDI中的占比呈現(xiàn)上升趨勢，2018年占比已逾30%，表明隨著我國產(chǎn)業(yè)、政策、法制環(huán)境的變化，制造業(yè)FDI流向和結構較之以往呈現(xiàn)較大轉向，并與制造業(yè)發(fā)明專利增長態(tài)勢趨同；第二，2018年之后在貿(mào)易保護主義和不可抗力沖擊下，全球?qū)ν庵苯油顿Y銳減，但流入中國的高技術產(chǎn)業(yè)FDI仍呈現(xiàn)顯著上升趨勢。新變化與外資準入自由化是否有關，與2018年“負面清單”推行是否相關？是否對我國制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的影響？如果存在積極影響，又是通過何種機制渠道產(chǎn)生作用，對不同性質(zhì)、結構、區(qū)位的產(chǎn)業(yè)影響是否具有差異？對這些問題的探討有助于厘清2018年“負面清單”全面鋪開后的實際政策效應，加深對國內(nèi)外環(huán)境巨變下我國新型對外開放的影響效應認識，對新格局下我國持續(xù)擴大開放，利用國內(nèi)、國際兩種資源促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

從現(xiàn)有文獻來看，目前關于外資準入政策放松對東道國FDI流入的影響研究中，普遍認為外資準入政策放松可促進東道國FDI的流入（李志遠等，2022；司春曉等，2021；Conconi et al.，2016），對產(chǎn)業(yè)區(qū)域布局、東道國人口流動和對外開放等方面也有正向影響；“負面清單”制度可促進外資流入，地區(qū)外資開放程度愈高，本地的薪資水平、外資企業(yè)用工需求及專業(yè)技術人才的需求俞高（陶張靜嫻，2020），并能加速服務業(yè)的資本流動（譚文君等，2019），對中西部城市的效果尤為明顯（劉春艷、趙軍，2022），在縮小相鄰城市生產(chǎn)率差異方面作用顯著，對協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展具有積極效應（宋顏群、胡浩然，2022）。近年來以重要政策發(fā)布為節(jié)點進行的外資準入自由化研究主要包含兩支文獻。一支文獻結合工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》（2002）作為外資自由化的重要政策表征，研究外資準入政策放松對下游企業(yè)FDI溢出效應（冼國明、林洋，2023；劉帷韜、劉德學，2017）、制造業(yè)生產(chǎn)率（毛其淋、方森輝，2020）、企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量（韓超、朱鵬洲，2018）、企業(yè)創(chuàng)新（毛其淋，2019）、出口國內(nèi)附加值率（DVAR）（毛其淋、許家云，2018）、企業(yè)成本加成（韓國高、邵忠林，2021）等方面的影響，也通過準自然實驗驗證政策的效應（韓超、朱鵬洲，2018；Lu et al.，2017），充分揭示外資進入放寬行業(yè)的積極作用和長遠意義。這支文獻的研究普遍認同外資準入政策的放松有利于FDI技術溢出效應的發(fā)生，對高技術產(chǎn)業(yè)和中高技術產(chǎn)業(yè)的溢出效應更強，雖然在不同層面上衡量的本土創(chuàng)新所受影響具有差異性，但總體上的創(chuàng)新提升效應較為明顯。另一支文獻伴隨“負面清單”制度的提出，采用雙重差分模型揭示“負面清單”制度實施對城鄉(xiāng)差距和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，普遍認為“負面清單”制度有助于改善要素市場配置效率，促進產(chǎn)品市場競爭（張寬等，2023），也有助于緩解城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡（雷卓駿等，2023）。

以上兩支文獻對本研究的進行具有極大的啟示意義，第一支文獻從《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》（2002）的放寬行業(yè)出發(fā)，結合早期工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行探討。2001年12月中國加入WTO，當時中國制造業(yè)以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，技術水平整體較低，處于價值鏈底端，與歐美發(fā)達國家制造業(yè)發(fā)展水平相比差距明顯。外資的引入可以有效緩解我國經(jīng)濟發(fā)展對資金和技術的需求，外資可以有效促進我國制造業(yè)規(guī)模擴大和技術水平的提高。然而時移世易，在當前中美貿(mào)易摩擦不斷升級，美國對中國部分高科技企業(yè)技術封鎖，新時代下我國加快產(chǎn)業(yè)升級步伐，攀登全球價值鏈中高端地位的大背景下，該研究結論是否依然成立？外資對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升作用是否依然存在？這些現(xiàn)實問題都需要重新思考和進行深入研究。第二支文獻雖然從“負面清單”制度出發(fā)，但主要以2013、2015和2017年自貿(mào)區(qū)“負面清單”在自貿(mào)區(qū)實施對自貿(mào)區(qū)企業(yè)和自貿(mào)區(qū)所在城市產(chǎn)生的影響為研究重點，對2018年“負面清單”首次在全國范圍內(nèi)鋪開產(chǎn)生的經(jīng)濟影響研究較為缺乏，并且部分研究以試點城市作為政策對象進行準自然實驗，忽略了“負面清單”以行業(yè)為政策對象的事實，在政策甄別上存在改進的空間。

基于上述考慮，本文以2018年“負面清單”在全國范圍內(nèi)實施為節(jié)點，以“負面清單”放寬行業(yè)為切入點進行討論，對制造業(yè)行業(yè)放松準入后的效應進行深入研究。相較于已有研究，本文可能產(chǎn)生如下邊際貢獻。第一，以2018年“負面清單”的施行為最新外資準入政策放松的標志性事件，依托“負面清單”的開放類和限制類行業(yè)，通過準自然實驗探討新形勢下外資準入政策放松是否助推我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新，豐富了外資準入政策放松對制造業(yè)創(chuàng)新影響的微觀證據(jù)，為新時代下我國持續(xù)擴大開放，引導外資由“量優(yōu)”向“質(zhì)優(yōu)”轉變提供理論依據(jù)和實證證據(jù)。第二，在準自然實驗的基礎上，融合演繹和實證研究，從溢出效應、競爭效應和關聯(lián)效應推導并檢驗“負面清單”制度實施對企業(yè)創(chuàng)新影響的傳導機制，深化對外資影響本國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新機制路徑的認識，有助于豐富關于宏觀重大政策對微觀企業(yè)作用機制的理解；第三，增加對企業(yè)和社會環(huán)境等影響因素的考察，把產(chǎn)業(yè)因素、企業(yè)因素和社會環(huán)境因素納入到一個分析框架之中，較為全面揭示了外資對本國企業(yè)創(chuàng)新能力變化的影響，豐富了對配套措施效應影響的研究嘗試。

后續(xù)安排上，本文的第二部分對傳導機制進行理論分析，提出研究假設；第三部分介紹計量模型設立、數(shù)據(jù)來源及變量選取；第四部分進行平行趨勢檢驗，分析基準回歸結果，爾后進行穩(wěn)健性分析、政策干擾排除檢驗、機制檢驗、異質(zhì)性分析及進一步分析；第五部分為結論與啟示。

二、理論機制分析

內(nèi)部化理論認為，在市場不完全的情況下，跨國公司為了克服外部市場的某些失效，降低市場交易成本，會通過國際直接投資和一體化經(jīng)營，以企業(yè)內(nèi)部的管理機制代替外部市場機制，避免市場不完全對企業(yè)經(jīng)營效率的不利影響，獲得跨國經(jīng)營的內(nèi)部化優(yōu)勢?！柏撁媲鍐巍敝贫葘嵤┖?，在“法無禁止即可為”的市場理念下，各市場主體可以平等、公平地進入清單之外的所有行業(yè)?？鐕緸榱嗽谥袊@得內(nèi)部化優(yōu)勢，實現(xiàn)利潤最大化，通過直接投資的方式大規(guī)模進入中國市場，改變原有行業(yè)競爭格局，與本國企業(yè)展開正面競爭與合作。外資企業(yè)主要通過溢出效應、競爭效應和關聯(lián)效應影響本國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新（見圖2）。

（一）溢出效應

國際生產(chǎn)折衷理論認為當企業(yè)本身擁有所有權優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢時，傾向于選擇國際直接投資。2018年“負面清單”對航空制造、船舶制造等高端制造業(yè)全面放開，對汽車領域?qū)ν忾_放也列出了時間表，努力為外資提供公平、透明、穩(wěn)定和可預期的投資環(huán)境，促使外資增加對制造業(yè)，尤其是高端制造業(yè)的投資。外商會選擇進入自身具有競爭優(yōu)勢的行業(yè)，此時外商在生產(chǎn)效率、研發(fā)技術、管理能力等方面都優(yōu)于東道國企業(yè)（Caves，2007）。本國企業(yè)為了快速提高自身實力，縮小與外資的差距，通過觀察、學習、模仿外資企業(yè)在營銷、生產(chǎn)、管理等方面的經(jīng)驗，根據(jù)自身對本國市場的熟悉程度，有選擇地調(diào)整、改進自身在生產(chǎn)、運營和管理方面的行為和規(guī)范，不斷優(yōu)化生產(chǎn)工藝和運營流程，提高生產(chǎn)效率和運營水平（Girma et al.，2001；Narula and Marin，2005）。

國際直接投資的過程往往伴隨技術轉移、改進和創(chuàng)新，其中技術創(chuàng)新是一個高投入、高風險、高收益并存的經(jīng)濟活動（Hall，2002；Sasidharan and Kathuria，2011）。一方面，跨國公司的產(chǎn)業(yè)技術研發(fā)開始時間早，研發(fā)水平較高，研發(fā)經(jīng)驗豐富；另一方面，本土企業(yè)對本國消費市場熟悉度高，對本國消費者的需求更加了解，掌握更全面的市場信息。為了降低研發(fā)成本和風險，提高研發(fā)成功率，外資企業(yè)通常選擇與有實力的本土企業(yè)進行技術合作（毛其淋，2019），與本土企業(yè)建立長期協(xié)作、彼此信任、共同開發(fā)的創(chuàng)新合作關系。本土企業(yè)通過與外商企業(yè)在產(chǎn)品研發(fā)中的合作，獲得更多的研發(fā)資源，提升自身的研發(fā)能力。本土企業(yè)在技術路徑選擇上，也可以充分吸收外商技術研發(fā)過程的經(jīng)驗教訓，發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，選擇更加成熟、符合市場需求、未來前景好的技術方向作為研發(fā)攻關突破口，使本土企業(yè)在研發(fā)過程中少走彎路，降低本土企業(yè)在研發(fā)過程中的試錯成本，提高研發(fā)速度和研發(fā)成功率（羅偉、葛順奇，2015）。

此外，跨國公司在進入東道國市場后，通過招聘東道國的勞動者作為員工來維持企業(yè)的經(jīng)營運轉。為了使員工滿足公司的發(fā)展需求，跨國公司對員工進行生產(chǎn)、運營管理等方面的培訓，員工在日常工作中學習、吸收外資企業(yè)在營銷、生產(chǎn)和運營方面的技術知識，部分勞動者會憑借在外資企業(yè)學到的知識和技能，以高薪、高職位為要求跳槽到本國企業(yè)。外資企業(yè)先進的營銷理念、生產(chǎn)工藝和運營體系等具有競爭優(yōu)勢的技術和知識隨著勞動者在不同公司之間的流轉逐漸溢出到各本土企業(yè)甚至整個行業(yè)（Blomstr?m and Kokko，1998；Rodrik，2006；Blonigen et al.，2007）。

（二）競爭效應

新新貿(mào)易理論認為市場中的企業(yè)在規(guī)模、生產(chǎn)率和組織結構等方面都存在差異，這種差異的存在，將導致市場份額在企業(yè)間重新配置，生產(chǎn)率低的企業(yè)逐步退出市場，從而提高市場整體效率。2018年“負面清單”制度是由中央政府統(tǒng)一制定，在全國范圍內(nèi)頒布實施，為各市場主體提供了公平、開放、透明和統(tǒng)一的市場準入規(guī)制，有效約束了地方保護主義。“負面清單”制度實施后，在市場容量不變的情況下，外資企業(yè)的大規(guī)模進入，改變了原有的市場格局，加劇本國市場的競爭。面對日趨激烈的市場競爭，東道國企業(yè)一般采取“妥協(xié)策略”或“正面競爭策略”（Scherer and Huh，1992）。

外資企業(yè)大規(guī)模進入，本土企業(yè)的市場份額下降，利潤減少，導致企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營出現(xiàn)困難，一些企業(yè)可能會選擇“妥協(xié)策略”。為了避開外資企業(yè)的“侵入”，不與外資企業(yè)正面競爭，本國企業(yè)逐漸將自己的經(jīng)營范圍收縮到外資不進入的低端市場或者退出外資占優(yōu)的市場。本國企業(yè)的市場份額下降，或者退守到低端產(chǎn)品市場導致本國企業(yè)的利潤下降，降低了本國企業(yè)在技術研發(fā)方面的投入，其創(chuàng)新能力不能得到提升甚至出現(xiàn)下降（Dasgupta and Stiglitz，1980）。

另一方面，一些企業(yè)可能選擇“正面競爭策略”，與外資企業(yè)展開激烈競爭。外資企業(yè)基于其先進的技術實力和強大的研發(fā)能力，生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品獲得更多的市場份額。本國企業(yè)為了能與外資企業(yè)爭奪市場份額，需要盡快縮小與外資企業(yè)的技術差距。因此，本國企業(yè)會增加技術研發(fā)投入，突破新技術，開發(fā)新產(chǎn)品。通過新技術、新產(chǎn)品所帶來的競爭優(yōu)勢在市場中維持自身原有的市場份額，甚至搶占新市場。本國企業(yè)在市場競爭中倒逼研發(fā)創(chuàng)新，提高自身的創(chuàng)新能力（Glass and Saggi，2002）。

現(xiàn)有文獻對競爭效應與企業(yè)創(chuàng)新的作用關系存在爭議，不同的實證分析發(fā)現(xiàn)競爭對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向或者負向的影響（毛其淋，2019；Lu et al.，2017；Javorcik et al.，2018）。因此，“負面清單”制度實施引致市場競爭加劇，其產(chǎn)生的競爭效應對我國企業(yè)創(chuàng)新的影響方向不確定（Aghion et al.，2019；許明、李逸飛，2020）。

（三）關聯(lián)效應

生產(chǎn)可能性邊界理論認為，在既定的要素資源和技術條件下，企業(yè)所能生產(chǎn)的產(chǎn)品組合是有限的。為了實現(xiàn)利潤最大化的目標，企業(yè)將選擇最有效率的生產(chǎn)組合，而非生產(chǎn)所有產(chǎn)品。產(chǎn)業(yè)分工使各生產(chǎn)主體專注于自身在整個生產(chǎn)過程中所承擔的任務，各生產(chǎn)環(huán)節(jié)在提高生產(chǎn)效率和技術水平的過程中向?qū)I(yè)化、標準化、規(guī)模化發(fā)展，進而提高產(chǎn)業(yè)分工水平。

在對外投資中一般有市場導向型外資和出口導向型外資。外資企業(yè)選擇投資對象國一般基于兩方面考慮：市場需求和成本需求。市場導向型外資關注東道國市場需求，本地采購所帶來的生產(chǎn)成本降低，促使外資企業(yè)選擇嵌入東道國的產(chǎn)業(yè)鏈。而出口導向型外資企業(yè)，其在東道國投資是基于低成本要素考慮，主要選擇要素價格低且具有成熟穩(wěn)定供應鏈體系的國家為投資對象國，因此也會嵌入東道國的產(chǎn)業(yè)鏈。中國是全球唯一擁有聯(lián)合國產(chǎn)業(yè)分類中全部工業(yè)部門的國家，全國范圍內(nèi)集群效應顯著，產(chǎn)業(yè)集群耦合度高，工業(yè)配套生產(chǎn)成本低，這些都為外資企業(yè)嵌入我國工業(yè)體系提供了基礎和動力。外資嵌入本國供應鏈體系，與本國上下游相關企業(yè)產(chǎn)生關聯(lián)效應（Javorcik，2004），進而促進本土企業(yè)創(chuàng)新（Blomstr?m and Kokko，1998；張瑜、張誠，2011）。2018年“負面清單”首次在全國范圍內(nèi)實施，對一、二、三產(chǎn)業(yè)全面放開市場準入，大幅精簡清單條目，將進一步降低資金流、技術流、人才流的壁壘，推動配套產(chǎn)業(yè)的進入，強化外資和上下游產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)效應。

關聯(lián)效應包括前向關聯(lián)和后向關聯(lián)。前向關聯(lián)效應指位于產(chǎn)業(yè)鏈上游的外資企業(yè)通過生產(chǎn)經(jīng)營活動對下游本國企業(yè)的技術創(chuàng)新起促進作用。產(chǎn)業(yè)鏈上游的外資企業(yè)依靠其先進的技術水平、高標準的生產(chǎn)規(guī)范和高品質(zhì)的原材料，向下游企業(yè)提供高質(zhì)量和多樣化的中間投入品，提高下游企業(yè)產(chǎn)品的技術水平，使下游企業(yè)在市場競爭中獲得優(yōu)勢。同時，下游企業(yè)基于上游外資企業(yè)提供的多樣化中間投入品，加大產(chǎn)品創(chuàng)新力度，研發(fā)新技術，開發(fā)新產(chǎn)品，優(yōu)化產(chǎn)品結構，完善產(chǎn)品矩陣，提高整體競爭力。

后向關聯(lián)效應指外資企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動促進上游本土企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。外資企業(yè)進入會增加對上游行業(yè)生產(chǎn)中間品的需求，引致上游企業(yè)銷售額增加（毛其淋，2019），對中間投入品質(zhì)量要求也隨之提高。上游企業(yè)為了滿足下游外資企業(yè)對高質(zhì)量中間投入品的需求，將引進更先進的生產(chǎn)設備、改進生產(chǎn)技術、開發(fā)新生產(chǎn)線，提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量。為了及時獲得符合自身需求的中間產(chǎn)品，外資企業(yè)也對上游企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營、原材料采購、生產(chǎn)規(guī)范制定和生產(chǎn)技術開發(fā)方面提供幫助和支持，促進本國上游相關企業(yè)創(chuàng)新能力的提升（王然等，2010）。

綜合上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：“負面清單”制度可以促進我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升；

H2：“負面清單”制度可通過溢出效應、關聯(lián)效應對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向的促進作用；

H3：“負面清單”制度實施產(chǎn)生的競爭效應有助于倒逼我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。

三、計量模型設定、數(shù)據(jù)來源及變量選取

（一）模型構建

2018年是全國范圍內(nèi)第一次實施外商投資準入特別管理措施（負面清單），也是近些年調(diào)整范圍最大的一次，本文以2018年“負面清單”的實施產(chǎn)生的政策沖擊進行準自然實驗，考察“負面清單”制度的實施對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。

借鑒韓超、朱鵬洲（2018），孫浦陽等（2015），徐雨婧、沈瑤（2021）的方法和處理標準，結合《統(tǒng)計用產(chǎn)品分類目錄》中八位數(shù)產(chǎn)品代碼，把2018年“負面清單”中所列的條目與國民經(jīng)濟行業(yè)的四位數(shù)行業(yè)代碼逐一匹配。爾后，把“負面清單”中限制類、禁止類條目對應的四位數(shù)行業(yè)代碼視為外資限制行業(yè)，把鼓勵類和“負面清單”中未涉及的行業(yè)代碼定義為外資開放行業(yè)。

設立基準模型如下：

[innovationit]=[β0]+[β1duit]*[dtit]+[β2Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? ? ? ? ? ? （1）

被解釋變量：[innovationit]表示企業(yè)i在t時期的創(chuàng)新水平。

核心解釋變量：[duit]是政策虛擬變量，如果i企業(yè)所在的行業(yè)對外資無限制的則賦值為1，反之賦值為0；[dtit]是時間虛擬變量，政策實施之前賦值為0，政策實施之后賦值為1；[β1]是政策虛擬變量和時間虛擬變量的交互項系數(shù)，表示政策實施的凈效應。其中，[β1]是本文關注的核心解釋變量，即政策實施的凈效應。如果[β1]顯著為正，則表示外資準入“負面清單”制度能有效促進相關行業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新，反之，則表明外資準入“負面清單”制度對相關行業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力的提升起到了抑制作用。如果[β1]不顯著，則表明外資準入“負面清單”制度的實施對相關行業(yè)企業(yè)的影響效果不明顯。

控制變量：[Zit]表示控制變量（詳見表1）：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、成長能力、政府補貼、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)收益率、股權結構。

[λt]表示時間固定效應，[μi]表示個體固定效應，[εit]表示隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選取

數(shù)據(jù)時間范圍選擇2011—2020年，選取A股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫。按照慣例，剔除ST類、*ST類和主要變量缺失的樣本以及在考察期上市、退市的企業(yè)，同時為了獲得保證回歸結果的穩(wěn)健性，避免自貿(mào)區(qū)設立產(chǎn)生的影響，剔除所在城市設立自貿(mào)區(qū)的企業(yè)。此外，有的企業(yè)存在某些年份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，一般可采用插值法進行補齊，然而企業(yè)經(jīng)營狀況受到市場環(huán)境和競爭對手的影響較大，經(jīng)營數(shù)據(jù)在每年中可能存在較大差異，采用插值法可能使實證分析的數(shù)據(jù)失真，導致分析結果不準確。因此，本文對變量缺失的數(shù)據(jù)樣本進行了剔除。為了使各個企業(yè)都跨越了2018年的時間節(jié)點，同時剔除年份數(shù)據(jù)較少的樣本，最后得到530家上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)。

由于國泰安數(shù)據(jù)庫沒有關于企業(yè)三位數(shù)行業(yè)代碼和四位數(shù)行業(yè)代碼的信息，因此本文采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫的企業(yè)細分行業(yè)代碼信息進行匹配。參考韓超、朱鵬洲（2018），孫浦陽等（2015），徐雨婧、沈瑤（2021），Brandt et al. （2012），寇宗來、劉學悅（2020）的做法，首先根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)中文全稱進行匹配，然后根據(jù)企業(yè)注冊地址、成立時間和二位行業(yè)代碼進行匹配。最后將匹配好的企業(yè)行業(yè)代碼信息與Wind數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)細分行業(yè)代碼信息進行核對。由于行業(yè)分類在2017年發(fā)生調(diào)整，因此把企業(yè)行業(yè)代碼調(diào)整為國民經(jīng)濟行業(yè)分類2017版。企業(yè)專利數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，為了消除極端值對結果的影響，對主要連續(xù)變量采用1%的Winsorize縮尾處理。主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

四、實證結果與分析

（一）平行趨勢檢驗

采用DID模型時需要滿足共同趨勢的前提條件，即處理組和對照組在政策發(fā)生前變化趨勢的差異是不顯著的，在政策發(fā)生后變化趨勢具有顯著的差異。為了驗證本文的樣本是否滿足共同趨勢，以政策實施前的第7期（d_7）作為基期，對每一期數(shù)據(jù)進行雙重差分回歸，得到平行趨勢檢驗結果（見圖3）。由圖3可知，對政策實施前的每一期進行回歸，回歸系數(shù)都不顯著，表明處理組和對照組在政策發(fā)生前不存在系統(tǒng)性的差異，在政策實施當期及實施后的第一期和第二期回歸系數(shù)都為正且顯著，表明處理組和對照組存在系統(tǒng)性差異，平行趨勢檢驗通過。

（二）基準回歸

為了從總體上檢驗2018年“負面清單”實施后對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，利用模型（1）采用雙重差分法檢驗假設H1是否成立。表3匯報了模型（1）的DID基準回歸結果，第（1）—（6）列的回歸均控制了個體效應和時間效應，同時所有回歸均采用穩(wěn)健標準誤。第（1）列回歸不加入控制變量，第（2）列回歸加入控制變量，核心變量DID回歸系數(shù)分別為0.204和0.217，并在5%的統(tǒng)計水平上顯著。為了消除不同行業(yè)、不同地區(qū)在外資準入政策實施上可能存在的差異，確?；鶞驶貧w結果的穩(wěn)健，在基準回歸之后，分別增加城市固定效應、行業(yè)固定效應和“城市—行業(yè)”聯(lián)合固定效應對基準回歸結果進行檢驗。表3的第（3）—（4）列匯報了增加城市固定效應和行業(yè)固定效應后的回歸結果，第（5）—（6）列匯報了進一步控制“城市—行業(yè)”聯(lián)合固定效應的回歸結果。從回歸結果看，在加入城市、行業(yè)固定效應和“城市—行業(yè)”聯(lián)合固定效應之后，核心解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性與基準回歸結果相比基本一致，表明基準回歸結果具有較好的穩(wěn)健性。通過對基準回歸采用不同策略的估計結果表明：在準自然實驗的樣本期內(nèi)，2018年“負面清單”的實施有助于促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平上升約0.2個標準差，“負面清單”制度在全國范圍內(nèi)的推廣對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力提升具有顯著的促進作用，反映“負面清單”制度實施后，外資準入的自由化水平進一步提升，對制造業(yè)行業(yè)尤其是重點行業(yè)外資準入的放寬取得了相當?shù)某尚В欣诩涌煳覈a(chǎn)業(yè)轉型升級步伐，促進經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，假設H1得到驗證。

（三）穩(wěn)健性分析

1.安慰劑檢驗

盡管在基準回歸中已經(jīng)將與企業(yè)創(chuàng)新相關的因素作為控制變量加入模型，并且采用雙向固定效應以盡可能避免由遺漏變量所造成的回歸結果出現(xiàn)偏誤的問題，但仍有可能存在一些無法觀測和控制的因素對企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。為此本文借鑒周茂等（2016），周茂等（2018），La Ferrara et al.（2012），Liu and Lu（2015），白俊紅等（2022）的做法，利用stata軟件通過隨機抽取樣本的方法構造偽處理組，對樣本進行500次回歸，結果如圖4所示。其中橫軸表示500次回歸系數(shù)的分布，縱軸表示回歸系數(shù)的p值，黑色細線表示回歸系數(shù)，藍色小點表示p值，右側垂直紅色虛線表示基準回歸系數(shù)。由圖4可知，對樣本進行隨機500次模擬實驗回歸的DID回歸系數(shù)主要集中在0附近，與基準回歸系數(shù)0.217存在顯著差異，且p值大部分分布在y=0.1的紅線上方（在10%的統(tǒng)計水平上不顯著），表明大部分回歸系數(shù)都不顯著，反映基準回歸結果并未受到其他潛在變量的影響，不存在遺漏變量的問題。

2.替換因變量

在基準回歸部分以企業(yè)專利數(shù)據(jù)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。一般而言，專利包括發(fā)明專利、外觀設計專利和實用新型專利三類。發(fā)明專利要求與此前已有的技術相比，要有突出的實質(zhì)性特點與顯著進步，而實用新型專利則是要求要與現(xiàn)有技術相比，要有實質(zhì)性特點和進步。兩者相比，發(fā)明專利在創(chuàng)造性、實用性和新穎性方面的審查更為嚴格，獲得授權難度最大，也最能反映企業(yè)創(chuàng)新水平，因此采用企業(yè)發(fā)明專利授權數(shù)作為替換的因變量對模型（1）進行回歸，以此作為穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表4第（1）列所示。由表4可知，DID回歸系數(shù)為0.281，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，回歸系數(shù)和顯著性水平都優(yōu)于基準回歸。在采用企業(yè)發(fā)明專利授權數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量后，回歸結果依然顯著為正，表明“負面清單”制度的實施能促進企業(yè)實質(zhì)性的創(chuàng)新。

3.PSM-DID

在進行DID模型的構建時，要求處理組和對照組的樣本特征要盡可能相似，這樣才能得出更為穩(wěn)健可靠的回歸估計結果。為了進一步驗證基準回歸結果的可靠性，將傾向性得分匹配和DID結合使用進行驗證：首先根據(jù)各樣本控制變量的數(shù)據(jù)，通過logist回歸獲得各個樣本的傾向性得分，而后采用最近鄰匹配方法將處理組和對照組進行匹配，最后對匹配后的樣本重新進行DID回歸，回歸結果見表4第（2）列。由表4可知，PSM-DID的回歸系數(shù)為0.221，在1%統(tǒng)計水平上顯著性。PSM-DID回歸系數(shù)顯著為正，與基準回歸結果基本一致。

4.政策干擾效應

考慮到2018年“負面清單”實施的政策時間較短，而制造企業(yè)創(chuàng)新受到的政策影響較多，為了消除可能存在政策影響，本文結合FDI流入轉向的2013年之后我國施行的重大政策進行分析，即選擇2013年自由貿(mào)易試驗區(qū)設立、2015年《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》（簡稱《愿景》）提出，這兩大政策進行DID分析，檢驗是否存在“負面清單”以外政策對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

在估計策略上，首先把2013年、2015年、2017年設立自貿(mào)區(qū)城市的制造業(yè)企業(yè)作為處理組，全國其他未設立自貿(mào)區(qū)的城市企業(yè)作為對照組。使用模型（1），把政策虛擬變量[duit]和時間虛擬變量[dtit]的含義進行修改。如果i企業(yè)所在城市設立自貿(mào)區(qū)則[duit]賦值為1，反之賦值為0；企業(yè)所在城市設立自貿(mào)區(qū)之前[dtit]賦值為0，設立自貿(mào)區(qū)之后賦值為1。被解釋變量、控制變量的選擇和計算方法與模型（1）一致（詳見表1）。回歸結果見表4第（3）列。

其次，選取2011—2020年制造業(yè)上市公司491家共4603條數(shù)據(jù)，將2013年、2015年、2017年、2019年中對外資無限制或限制放松行業(yè)的企業(yè)作為處理組，對外資限制未放松行業(yè)的企業(yè)作為對照組，同時將未設立自貿(mào)區(qū)的省份剔除，即考察自貿(mào)區(qū)所在省份實施“負面清單”制度的城市企業(yè)和未實施“負面清單”制度的企業(yè)在創(chuàng)新能力方面是否存在顯著的差異。該檢驗通過設立模型（2）進行多期DID回歸進行探討。

[innovationit]=[β0]+[β1Dit]+[β2Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

被解釋變量：[innovationit]表示企業(yè)i在t時期的創(chuàng)新水平。

核心解釋變量：[Dit]是因個體政策實施時間差異的二元虛擬變量，如果i企業(yè)所在城市的行業(yè)在t年對外資無限制則賦值為1，反之賦值為0；[β1]是核心解釋變量，表示政策實施的凈效應；[Zit]表示控制變量，控制變量的選擇和計算方法與模型（1）一致（詳見表1）；[λt]表示行業(yè)固定效應，[μi]表示城市固定效應，[εit]表示隨機擾動項?；貧w結果見表4第（4）列。

最后，以2015年為“一帶一路”《愿景》政策實施節(jié)點，將“一帶一路”規(guī)劃版圖的地級市企業(yè)作為處理組，未被列入版圖的地級市企業(yè)作為對照組。使用模型（1），把政策虛擬變量[duit]和時間虛擬變量[dtit]的含義進行修改。如果i企業(yè)所在城市是“一帶一路”政策覆蓋城市則[duit]賦值為1，反之賦值為0；在2015年政策實施前[dtit]賦值為0，政策實施之后賦值為1。被解釋變量、控制變量的選擇和計算方法與模型（1）一致（詳見表1）?；貧w結果見表4第（5）列。

估計結果如表4第（3）—（5）列所示，研究結果顯示：第一，自貿(mào)區(qū)設立的政策效應DID回歸系數(shù)為-0.0336且不顯著，表明自貿(mào)區(qū)設立對處于該城市制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力不具有直接的積極影響；第二，自貿(mào)區(qū)“負面清單”核心解釋變量回歸系數(shù)為0.310，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明“負面清單”制度本身促進了自貿(mào)區(qū)所在城市中外資準入政策放松行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新能力提升；第三，“一帶一路”倡議對企業(yè)創(chuàng)新能力影響的政策效果為-0.015且不顯著，表明“一帶一路”倡議對企業(yè)創(chuàng)新能力不具有直接的積極影響。通過以上分析可較好排除制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力提升受到其他政策干擾的影響，反映基準回歸結論穩(wěn)健。

（四）機制檢驗

通過前文的理論分析與假設，認為“負面清單”制度實施主要是通過溢出效應、競爭效應和關聯(lián)效應對企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。因而本部分分別選取這三個效應的代理變量，設計機制檢驗模型對理論機制進行實證檢驗。

1.溢出效應

諸竹君等（2020）采用專利引用量與同行業(yè)外資進入比例相乘構建指標檢驗溢出效應的影響，考慮到聯(lián)合申請專利能進一步體現(xiàn)企業(yè)間創(chuàng)新聯(lián)合的影響，更有利于考察外資的溢出效應，本文采用聯(lián)合申請專利數(shù)與同行業(yè)外資進入比例相乘，表示外資進入比例對聯(lián)合申請專利的影響，以此構建溢出效應指標，用以衡量外資進入對相關行業(yè)中企業(yè)的協(xié)同創(chuàng)新能力的影響效應。同行業(yè)外資進入比例（fdiratio）的測算參考諸竹君等（2020），Lu et al.（2017）的做法，具體構建方法為：

[fdiratiojt]=[i∈jFit]/[i∈jYit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中，i、j、t分別表示企業(yè)、二位數(shù)行業(yè)和年份。F表示外資企業(yè)營業(yè)收入，Y表示本土企業(yè)營業(yè)收入，外資比例越高，表明行業(yè)外資進入程度越高。

機制檢驗模型設計：

[fdiratiojt]=[β0]+[β1duit]*[dtit]+[β2Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

其中，[fdiratiojt]是機制變量，其他變量設計與基準回歸模型（1）一致。回歸結果見表5第（1）列。

由表5第（1）列回歸結果可知，DID回歸系數(shù)為0.178，在10%的統(tǒng)計水平上顯著，表明“負面清單”制度下可以通過提高企業(yè)聯(lián)合申請專利促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升，假設H2得到驗證。

2.競爭效應

赫芬達爾指數(shù)是衡量市場結構變化程度的常用指標，通過計算行業(yè)內(nèi)各市場主體在整個市場中所占份額的平方和衡量市場競爭程度的變化。市場競爭程度采用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)（HHI）衡量，企業(yè)研發(fā)強度（R&D）以企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入取對數(shù)進行測算。赫芬達爾-赫希曼指數(shù)（HHI）計算公式如下：

HHI=[i=1Ns2i]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （5）

其中，HHI表示市場競爭程度，[si]表示第[i]個企業(yè)的市場份額占有率，采用單個公司營業(yè)收入計算其所占行業(yè)市場份額。

機制檢驗模型設計：

[Mit]=[β0]+[β1duit]*[dtit]+[β2Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

其中，[Mit]是機制變量，分別表示市場競爭程度（HHI）和企業(yè)研發(fā)強度（R&D），其他變量設計與基準回歸模型（1）一致。回歸結果見表5第（2）—（3）列。

表5的第（2）列為HHI作為因變量的回歸結果，DID回歸系數(shù)為-0.0021，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明外資進入行業(yè)的市場集中度下降，即外資進入使得每個企業(yè)的市場占有率下降，加劇了市場競爭程度。由理論分析可知，市場競爭加劇對企業(yè)產(chǎn)生兩種影響：一種是企業(yè)增加研發(fā)投入，提高技術優(yōu)勢，保持、擴大自身市場份額；另一種是企業(yè)在巨大的市場競爭下，迫于自身資金和技術實力的限制，選擇逃避策略，即減少研發(fā)支出，退出高端市場，只專注于技術水平低的市場，避免與外資企業(yè)和其他技術水平較高的企業(yè)正面競爭?；诖耍瑸榱丝疾焱赓Y進入后市場競爭加劇下企業(yè)的策略選擇，以研發(fā)經(jīng)費投入取對數(shù)衡量企業(yè)研發(fā)強度的變化，對研發(fā)強度進行回歸，表5的第（3）列為對研發(fā)強度的回歸結果。DID回歸系數(shù)為0.0392，在10%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在面對外資進入的情況下，企業(yè)選擇通過增強研發(fā)強度，提高自身創(chuàng)新能力，與外資企業(yè)進行競爭，從而提高自身創(chuàng)新能力。假設H3得到驗證。

3.關聯(lián)效應

參考諸竹君等（2020）的做法，通過2012年、2017年、2018年、2020年中國投入產(chǎn)出表測算制造業(yè)兩位數(shù)行業(yè)的前向關聯(lián)指標和后向關聯(lián)指標。2012年投入產(chǎn)出表量化2011—2014年，2017年投入產(chǎn)出表量化2015—2017年，2018年投入產(chǎn)出表量化2018—2019年，2020年投入產(chǎn)出表量化2020年。

前向關聯(lián)指標（[forjt]）由j行業(yè)從上游行業(yè)獲得的中間品數(shù)和上游f行業(yè)的外資進入比例計算而來，具體測算方法為：

[forjt]=[f≠j[（inputjft]/[jinputjt]）×[fdiratioft]]? ? ? ? ? ? ? ? （7）

其中，[forjt]表示j行業(yè)的前向關聯(lián)度，[inputjft]表示j行業(yè)從上游f行業(yè)所得中間品數(shù)；[jinputjt]表示j行業(yè)從上游行業(yè)中所得全部中間投入品的總和；[fdiratioft]表示上游f行業(yè)的外資進入比例，其計算方法與公式（3）一致。

后向關聯(lián)指標（[backjt]）由j行業(yè)向下游行業(yè)出售的中間品和下游b行業(yè)的外資進入比例計算而來，具體測算方法為：

[backjt]=[b≠j[（inputjbt]/[jinputjt]）×[fdiratiobt]]? ? ? ? ? ? ? （8）

其中，[backjt]表示j行業(yè)的后向關聯(lián)度，[inputjbt]表示j行業(yè)向下游b行業(yè)售出的中間品；[jinputjt]表示j行業(yè)向下游行業(yè)售出的所有中間品的總和；[fdiratiobt]表示下游b行業(yè)外資進入比例，其計算方法與公式（3）一致。

機制檢驗模型設計：

[Nit]=[β0]+[β1duit]*[dtit]+[β2Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （9）

其中，[Nit]是機制變量，分別表示前向關聯(lián)指標（[forjt]）和后向關聯(lián)指標（[backjt]），其他變量設計與基準回歸模型（1）一致?；貧w結果見表5第（4）和（5）列。

表5的第（4）列為前向關聯(lián)作為被解釋變量的回歸結果，第（5）列為后向關聯(lián)作為被解釋變量的回歸結果。由表5可知，前向關聯(lián)回歸結果系數(shù)為正但不顯著，后向關聯(lián)回歸結果系數(shù)為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。表明外資進入主要通過增強與本土企業(yè)的后向關聯(lián)強度，即上游企業(yè)通過向下游外資企業(yè)提供高質(zhì)量的中間投入品，提高相關上游企業(yè)創(chuàng)新能力。而上游外資企業(yè)向下游本土企業(yè)提供高質(zhì)量的中間投入品，并沒有明顯提升本土企業(yè)創(chuàng)新能力。當上游企業(yè)向下游外資企業(yè)提供中間投入品時，外資企業(yè)在原材料采購、生產(chǎn)規(guī)范和產(chǎn)品質(zhì)量等方面提出較高要求，迫使上游企業(yè)不斷改進自身生產(chǎn)規(guī)范和生產(chǎn)技術。上游企業(yè)為了獲得下游外資企業(yè)的產(chǎn)品訂單，滿足外資企業(yè)對中間投入品的需求，通過增加技術研發(fā)投入，提高創(chuàng)新水平。假設H2得到驗證。

（五）異質(zhì)性分析

前述分析從總體上驗證了外資準入“負面清單”制度在全國范圍鋪開后對我國制造業(yè)創(chuàng)新水平提升的促進作用，然而考慮到近年來制造業(yè)FDI呈現(xiàn)由“量優(yōu)”向“質(zhì)優(yōu)”轉變的新特點，仍有必要從分地區(qū)、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)的視角出發(fā)，進一步研究新形勢下外資準入放松是否引導優(yōu)質(zhì)外資促進我國制造業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。為此，本文從彌合區(qū)域差距、促進中小企業(yè)發(fā)展，以及推動高技術和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)發(fā)展的角度出發(fā)進行異質(zhì)性分析。在估計策略上，首先，參考毛其淋等（2020）對沿海城市和內(nèi)陸城市的劃分標準1，將企業(yè)按照注冊地分為內(nèi)陸和沿海兩個樣本，分別進行回歸；其次，根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法 （2017）》，將樣本分為大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè)，對大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè)樣本分別進行回歸；再次，參考毛其淋等（2020）的做法，按照行業(yè)對要素的需求進行分類2，將兩位數(shù)行業(yè)代碼與企業(yè)的行業(yè)代碼匹配，將企業(yè)按照行業(yè)進行分類，對分類后的四組樣本分別進行回歸；最后，根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》和《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2018）》中高新技術產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的行業(yè)四位數(shù)代碼與上市公司四位數(shù)行業(yè)代碼進行匹配，把樣本分為高新技術產(chǎn)業(yè)和非高新技術產(chǎn)業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和非戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，分別進行回歸。

回歸結果如表6、表7所示，研究發(fā)現(xiàn)：第一，內(nèi)陸企業(yè)回歸結果為0.469，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，沿海企業(yè)回歸結果為正但不顯著，表明外資對更為發(fā)達的沿海地區(qū)的帶動作用弱于內(nèi)陸地區(qū)，外資溢出效應、適度的市場競爭和產(chǎn)業(yè)鏈關聯(lián)效應，促進了內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，有助于彌合區(qū)域間發(fā)展的差異；第二，大型企業(yè)和中型企業(yè)的回歸系數(shù)分別為0.233和0.204，分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著，小型企業(yè)的回歸系數(shù)為-2.171，在5%的水平上顯著，反映了外資進入的競爭效應能夠刺激大中型企業(yè)的創(chuàng)新，對小型企業(yè)的競爭壓力加大；第三，勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術密集型行業(yè)的回歸系數(shù)分別為1.433、1.605和0.287，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，資源密集型行業(yè)的回歸系數(shù)為正但不顯著，反映外資進入具有一定路徑依賴，同時對高技術企業(yè)的創(chuàng)新效應正加速顯現(xiàn)；第四，高新技術產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)分別為0.533和0.555，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，非高新技術產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)為0.143，在10%的統(tǒng)計水平上顯著，非戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明外資進入對我國高新技術產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的提升具有顯著的促進作用。以上分析結果充分表明外資準入政策放寬后，并未導致低水平FDI的泛濫，而是促進了“質(zhì)優(yōu)”型FDI的流入。對彌合我國區(qū)域差距、倒逼企業(yè)創(chuàng)新、推動高技術和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了顯著的促進作用。

（六）進一步分析

以上對外資準入政策放松如何影響制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新進行了探討，然而尚未考慮企業(yè)環(huán)境和社會環(huán)境對政策推行可能造成的影響。譬如，當企業(yè)吸收能力較強時，本土企業(yè)能夠通過學習模仿更快地吸收外資企業(yè)先進的管理經(jīng)驗和產(chǎn)品技術，提高自身技術水平，促進創(chuàng)新能力的提升，反之則無法在激烈的市場競爭中獲得競爭優(yōu)勢（毛其淋，2019）；較低融資約束的本土企業(yè)，可以更容易從銀行等金融機構獲得貸款，緩解資金壓力，幫助其參與激烈的市場競爭，反之則會導致經(jīng)營績效降低（徐雨婧、沈瑤，2021）；同時期我國不斷發(fā)展的營商環(huán)境，也將大幅降低企業(yè)的制度性交易成本，使企業(yè)可專注于參與市場競爭和產(chǎn)品研發(fā)。那么企業(yè)環(huán)境和社會環(huán)境的變化會否強化或弱化外商投資準入放松政策的施行效應？厘清該問題對于未來產(chǎn)業(yè)政策的配套措施制定和執(zhí)行亦具有積極的意義?；诖?，本文進一步探討企業(yè)吸收能力、融資約束水平和營商環(huán)境在“負面清單”制度下對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。通過構造模型（10）繼續(xù)進行實證分析，設立模型如下：

[innovationit]=[β0]+[β1duit]*[dtit]*[Nit]+[β2duit]*[dtit]+[β3Nit]+[β4Zit]+[λt]+[μi]+[εit]? ? （10）

其中[innovationit]表示企業(yè)i在t時期的創(chuàng)新水平，[duit]*[dtit]*[Nit]表示調(diào)節(jié)變量與DID項的交乘項；[Nit]是調(diào)節(jié)變量，[β1]是核心解釋變量；其他變量設置與基準回歸模型一致。

在吸收能力方面，參考毛其淋（2019）的做法，把企業(yè)TFP作為企業(yè)吸收能力的代理變量，其中TFP的計算方法采用魯曉東、連玉君（2012）的LP法；在融資約束方面參考徐雨婧、沈瑤（2021）的做法，采用管理費用與主營業(yè)務收入的比值衡量企業(yè)面臨的融資約束水平；在營商環(huán)境方面，拓展王永進、馮笑（2018）的做法，采用銷售費用、管理費用、財務費用三者之和與銷售收入的比值來衡量。對三個變量分別進行回歸，回歸結果如表8所示。

通過表8可知：第一，企業(yè)吸收能力與DID交互項的回歸系數(shù)為0.175，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明企業(yè)吸收能力起到了正向的調(diào)節(jié)作用；第二，融資約束水平與DID的交互項回歸系數(shù)為-1.506，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明企業(yè)融資約束水平越低，外資準入對企業(yè)創(chuàng)新能力提升越顯著；第三，制度性交易成本與DID的交乘項回歸系數(shù)為-0.0061，在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明制度性交易成本越低，外資進入則更有利于企業(yè)創(chuàng)新。由此可見，企業(yè)吸收能力越高、融資約束水平越低和營商環(huán)境水平越高，越能強化“負面清單”制度政策效應的發(fā)揮。

五、結論與啟示

本文以2018年“負面清單”在全國的實施為標志性事件，基于2011—2020年我國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用準自然實驗法，綜合運用多種識別策略檢驗外資準入政策放松對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應、傳導機制，并依據(jù)流入制造業(yè)FDI的“質(zhì)優(yōu)”轉向新特點進行了異質(zhì)性分析，最后結合企業(yè)和社會環(huán)境等因素進行了調(diào)節(jié)效應的拓展分析，研究發(fā)現(xiàn)：“負面清單”制度的實施對我國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力提升具有顯著促進作用；“負面清單”制度主要通過FDI的溢出效應、競爭效應和關聯(lián)效應對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新起提升作用，其中關聯(lián)效應主要通過后向關聯(lián)進行創(chuàng)新傳導，外資的進入在一定程度上促進了我國中間品的創(chuàng)新發(fā)展；外資準入政策放寬后，并未導致低水平FDI的泛濫，而是促進了“質(zhì)優(yōu)”型FDI的流入，對彌合我國區(qū)域差距、倒逼企業(yè)創(chuàng)新、推動高技術和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了顯著的促進作用；企業(yè)吸收能力越強、融資約束水平越低、營商環(huán)境水平越高，越能配合“負面清單”制度政策效應的發(fā)揮。

本文研究帶來如下啟示：首先，從“負面清單”行業(yè)層面與企業(yè)進行匹配后的準自然實驗研究，豐富了外資準入放松對制造業(yè)創(chuàng)新影響的微觀證據(jù)，本文結論再次證實了放寬外資準入不會帶來低水平FDI的泛濫，相反將促進優(yōu)質(zhì)FDI效應的發(fā)揮，應繼續(xù)優(yōu)化“負面清單”制度，提高開放質(zhì)量，依據(jù)我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，及時調(diào)整外資政策，繼續(xù)放寬市場準入，引導外資向高技術產(chǎn)業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)等領域的投資；其次，本文從溢出、競爭、關聯(lián)效應解釋了政策放寬后FDI進入對制造業(yè)創(chuàng)新的作用渠道，有助于豐富關于宏觀重大政策對微觀企業(yè)作用機制的理解，提示應更注重把握“政府引導”和“市場主導”的結合，激發(fā)市場競爭效應；最后，本文通過對企業(yè)和社會環(huán)境疊加作用的分析認為“負面清單”的施行也需要市場、產(chǎn)業(yè)和營商環(huán)境等配套政策的支撐，因而在大力推行“負面清單”的同時也要打好政策配套組合拳，加快統(tǒng)一大市場建設、優(yōu)化企業(yè)營商環(huán)境、拓寬中小企業(yè)的融資渠道。

參考文獻

白俊紅、張藝璇、卞元超，2022，“創(chuàng)新驅(qū)動政策是否提升城市創(chuàng)業(yè)活躍度——來自國家創(chuàng)新型城市試點政策的經(jīng)驗證據(jù)”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第6期，第61-78頁。

韓超、朱鵬洲，2018，“改革開放以來外資準入政策演進及對制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響”，《管理世界》，第10期，第43-62頁。

韓國高、邵忠林，2021，“外資進入如何影響內(nèi)資企業(yè)成本加成？：基于中國制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析”，《世界經(jīng)濟研究》，第4期，第120-133+136頁。

蔣蘭陵，2013，“異質(zhì)的所有制結構、FDI的技術效率溢出和制造業(yè)技術創(chuàng)新”，《國際經(jīng)貿(mào)探索》，第2期，第34-44頁。

寇宗來、劉學悅，2020，“中國企業(yè)的專利行為：特征事實以及來自創(chuàng)新政策的影響”，《經(jīng)濟研究》，第3期，第83-99頁。

雷卓駿、黃凌云、張寬，2023，“市場準入管制放松與城鄉(xiāng)收入差距”，《財貿(mào)經(jīng)濟》，第5期，第144-160頁。

李志遠、劉丹、方枕宇，2022，“外資準入政策和外商直接投資的流入——一個準自然實驗的證據(jù)”，《中國經(jīng)濟問題》，第1期，第45-60頁。

劉春艷、趙軍，2022，“營商環(huán)境優(yōu)化對FDI區(qū)位選擇的影響研究——基于外資準入負面清單的準自然實驗”，《經(jīng)濟體制改革》，第3期，第70-76頁。

劉帷韜、劉德學，2017，“外商投資產(chǎn)業(yè)政策對外資溢出效應的影響——基于中國制造業(yè)行業(yè)的面板檢驗”，《國際經(jīng)貿(mào)探索》，第3期，第96-112頁。

魯曉東、連玉君，2012，“中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007”，《經(jīng)濟學（季刊）》，第2期，第541-558頁。

羅偉、葛順奇，2015，“跨國公司進入與中國的自主研發(fā)：來自制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)”，《世界經(jīng)濟》，第12期，第29-53頁。

毛其淋，2019，“外資進入自由化如何影響了中國本土企業(yè)創(chuàng)新？”，《金融研究》，第1期，第72-90頁。

毛其淋、方森輝，2020，“外資進入自由化如何影響中國制造業(yè)生產(chǎn)率”，《世界經(jīng)濟》，第1期，第143-169頁。

毛其淋、許家云，2018，“外資進入如何影響了本土企業(yè)出口國內(nèi)附加值？”，《經(jīng)濟學（季刊）》，第4期，第1453-1488頁。

司春曉、孫詩怡、羅長遠，2021，“自貿(mào)區(qū)的外資創(chuàng)造和外資轉移效應：基于傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）的研究”，《世界經(jīng)濟研究》，第5期，第9-23+134頁。

宋顏群、胡浩然，2022，“外資準入如何影響中國相鄰城市間生產(chǎn)率差距？”，《南方經(jīng)濟》，第1期，第56-77頁。

孫浦陽、蔣為、陳惟，2015，“外資自由化、技術距離與中國企業(yè)出口——基于上下游產(chǎn)業(yè)關聯(lián)視角”，《管理世界》，第11期，第53-69頁。

譚文君、崔凡、楊志遠，2019，“負面清單管理模式對上海自貿(mào)區(qū)服務業(yè)資本流動的影響——基于合成控制法的分析”，《宏觀經(jīng)濟研究》，第5期，第117-132頁。

陶張靜嫻，2020，“外資準入變化與人口跨省流動——基于江浙滬地區(qū)的研究”，杭州：浙江大學。

王然、燕波、鄧偉根，2010，“FDI對我國工業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響及機制——基于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的視角”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第11期，第16-25頁。

王永進、馮笑，2018，“行政審批制度改革與企業(yè)創(chuàng)新”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第2期，第24-42頁。

冼國明、林洋，2023，“上游開放政策會影響下游FDI溢出效應嗎？——基于服務業(yè)放松外資管制視角”，《南方經(jīng)濟》，第3期，第49-75頁。

徐雨婧、沈瑤，2021，“外資準入政策與產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新的協(xié)同影響研究”，《預測》，第4期，第1-8頁。

許明、李逸飛，2020，“最低工資政策、成本不完全傳遞與多產(chǎn)品加成率調(diào)整”，《經(jīng)濟研究》，第4期，第167-183頁。

張寬、雷卓駿、李后建，2023，“市場準入管制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：來自負面清單的證據(jù)”，《世界經(jīng)濟》，第5期，第152-176頁。

張瑜、張誠，2011，“跨國企業(yè)在華研發(fā)活動對我國企業(yè)創(chuàng)新的影響——基于我國制造業(yè)行業(yè)的實證研究”，《金融研究》，第11期，第139-152頁。

周茂、陸毅、杜艷、姚星，2018，“開發(fā)區(qū)設立與地區(qū)制造業(yè)升級”，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，第3期，第62-79頁。

周茂、陸毅、符大海，2016，“貿(mào)易自由化與中國產(chǎn)業(yè)升級：事實與機制”，《世界經(jīng)濟》，第10期，第78-102頁。

諸竹君、黃先海、王毅，2020，“外資進入與中國式創(chuàng)新雙低困境破解”，《經(jīng)濟研究》，第5期，第99-115頁。

Aghion， P.，A. Bergeaud，M. Lequien and M.J. Melitz，2019，“The Heterogeneous Impact of Market Size on Innovation： Evidence from French Firm-Level Exports”，Harvard University Working Paper.

Blonigen， B.A.， Davies， R. B.， Waddell， G. R. and Naughton， H. T.，2007，“FDI in Space： Spatial Autoregressive Relationships in Foreign Direct Investment”，European Economic Review，51（5）：1303-1325.

Blomstr?m， M. and A. Kokko，1998，“Multinational Corporations and Spillovers”，Journal of Economic Surveys，12（3）：247-277.

Brandt， L.，J. V. Biesebroeck and Y. Zhang，2012，“Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-Level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”，Journal of Development Economic，97（2）：339-351.

Caves， R.E.，2007，“Multinational Enterprise and Economic Analysis： Preface”，Journal of International Business Studies，14（2）：158-160.

Chen， Y.，H. Jiang，Y. Liang and S. Pan，2022，“The Impact of Foreign Direct Investment on Innovation： Evidence from Patent Filings and Citations in China”，Journal of Comparative Economics，50（4）：917-945.

Conconi， P.， Sapir， A. and Zanardi， M.，2016，“The Internationalization Process of Firms： From Exports to FDI”，Journal of International Economics，99：16-30.

Dasgupta， P. and J. Stiglitz，1980，“Industrial Structure and the Nature of Innovative Activity”，The Economic Journal，90（358）：266-293.

Girma， S.，D. Greenaway and K. Wakelin，2001，“Who Benefits from Foreign Direct Investment in the UK？”，Scottish Journal of Political Economy，48（2）：119-133.

Glass， A.J. and K. Saggi，2002，“Licensing Versus Direct Investment： Implications for Economic Growth”，Journal of International Economics，56（1）：131-153.

Hall， B.H.，2002，“The Financing of Research and Development”，Oxford Review of Economic Policy，18（1）：35-51.

Javorcik， B.S.，L.T. Alessia and M. Daniela，2018，“New and Improved： Does FDI Boost Production Complexity in Host Countries？”，The Economic Journal，128（614）：2507-2537.

Javorcik， B.S.，2004，“Does Foreign Direct Investment Increase the Productivity of Domestic Firms？ In Search of Spillovers through Backward Linkages”，The American Economic Review，94（3）：605-627.

La Ferrara， E.，A. Chong and S. Duryea，2012，“Soap Operas and Fertility： Evidence from Brazil”，American Economic Journal：Applied Economics，4（4）：1-31.

Liu， Q. and Y. Lu，2015，“Firm Investment and Exporting：Evidence from Chinas Value-Added Tax Reform”，Journal of International Economics，97（2）：392-403．

Lu， Y.，Z. Tao and L. Zhu，2017，“Identifying FDI spillovers”，Journal of International Economics，107：75-90.

Narula， R. and A. Marin，2005，“Exploring the Relationship Between Direct and Indirect Spillovers from FDI in Argentina”，Maastricht University，Maastricht Economic Research Institute on Innovation and Technology（MERIT），Research Memorandum 024.

Rodrik， D.，2006，“Whats So Special about Chinas Exports？”，China & World Economy，14（5）：1-19.

Sasidharan， S. and V. Kathuria，2011，“Foreign Direct Investment and R&D：Substitutes or Complements—A Case of Indian Manufacturing after 1991 Reforms”，World Development，39（7）：1226-1239.

Scherer， F.M. and K. Huh，1992，“R&D Reactions to High-technology Import Competition”，The Review of Economics and Statistics，74（2）：202-212.

Relaxation of Foreign Investment Access Policies and Innovation of

Manufacturing Enterprises： Taking the "Negative List" System as an Example

Song Saihu? Li Na

Abstract：Taking the implementation of the "negative list" system nationwide in 2018 as a landmark event， based on the data of listed companies in China's manufacturing industry from 2011 to 2020， a quasi-natural experiment was carried out， and a variety of identification strategies were comprehensively used to test the impact effect and transmission mechanism of the relaxation of foreign investment access policies on the innovation of Chinese manufacturing enterprises. The difference-in-difference model analysis shows that the implementation of the "negative list" system has a significant effect on the improvement of the innovation ability of Chinese manufacturing enterprises， and the conclusion is still valid after a series of robustness tests and placebo tests. The "negative list" system mainly promotes the improvement of the innovation ability of manufacturing enterprises through three channels： the spillover effect， the competition effect and the correlation effect of FDI. The heterogeneity analysis based on the new characteristics of the "quality" shift of FDI inflow into the manufacturing industry confirms that the relaxation of foreign investment access policies has not led to the proliferation of low-level FDI， but has promoted the inflow of "high-quality" FDI， which has played a significant role in narrowing China's regional gap， forcing enterprises to innovate， and promoting the development of high-tech and strategic industries. Finally， the analysis of the moderating effect of the factors such as enterprises and social environment shows that the stronger the absorptive capacity of enterprises， the lower the level of financing constraints and the higher the level of regional business environment， the more they can promote the policy effect of the "negative list" system. These findings have the following policy implications： （1） China should continue to optimize the "negative list" system， improve the quality of opening up， adjust foreign investment policies in a timely manner according to the situation of industrial development， and guide foreign investment in high-tech industries and strategic emerging industries; （2） we should pay more attention to grasping the combination of "government guidance" and "market leadership" to stimulate the vitality of market competition; （3） attach importance to supporting policy measures， accelerate the construction of a unified market， optimize the business environment for enterprises， and broaden the financing channels for small and medium-sized enterprises. This paper may have the following marginal contributions： First， it enriches the micro evidence of the impact of the relaxation of foreign investment access policies on manufacturing innovation， and provides theoretical and empirical evidence for China's continuous expansion of opening-up in the new era and guiding the transformation of foreign investment from "quantity excellence" to "quality excellence"; Second， it deepens the understanding of the path of foreign investment on the innovation mechanism of domestic manufacturing enterprises， which is helpful to enrich the understanding of the mechanism of major macro policies on micro enterprises; Thirdly， the enterprise factors， industrial factors and social environmental factors are included in an analytical framework， which comprehensively reveals the impact of foreign investment on the innovation ability of domestic enterprises， and enriches the research attempts on the impact of supporting measures.

Keywords： Negative list; FDI; Manufacturing; Enterprise Innovation

（責任編輯：謝淑娟）