发达国家制造业振兴战略对中国对外直接投资制造企业创新的影响——基于准自然实验的经验证据

吴 崇，薄思怡

（南京信息工程大学商学院，江苏南京 210044）

2008 年，国际社会爆发了严重的金融危机，美、英、德、法、日等发达国家开始实施制造业振兴战略，分别发布了《英国重振制造业战略》《美国制造业促进法案》《日本制造业竞争策略》等一系列政策法案，重新关注实体经济的发展，将推动制造业振兴发展提高到了国家战略层面。从本质上讲，发达国家希望在后危机时期通过转移经济和产业发展的重心，逐步把产业结构调整为以先进制造业为主体的格局，并借助制造业回归和竞争力提升重新获得经济繁荣和就业增长的持续动力，进一步带动新一轮产业和技术革命，构建有国际竞争力的先进制造体系。目前，发达国家的这些举措已初见成效，使得科技与制造业成为全球竞争的两个制高点。在此背景下，中国必须抓住新一轮科技革命和产业变革的机遇甚至引领变革，把振兴实体经济放在国家经济发展工作全局的战略位置。只有大力振兴实体经济，才能为顺利实现中国的“两个一百年”奋斗目标奠定坚实的基础，然而，振兴实体经济，重点在制造业、难点也在制造业。众多学者认为，中国制造业对全球技术、能源和市场等资源的需求不断扩大，而发达国家实施制造业振兴同样需要加大资源投入，势必会形成对国际资源的竞争，不可避免地挤压了中国制造企业的发展空间。进一步，发达国家为了抑制中国制造业过快发展、避免影响其利益，大力宣扬所谓的“中国制造业威胁”等论调，并在中国企业对外直接投资（OFDI）中频繁制造事端，阻碍中国企业获取战略性资源与先进技术［1］。然而，发达国家制造业振兴战略实施十余年来，中国制造业非但没有受到遏制，反而保持了强劲的发展势头，增长速度全球领先，中国已跃居为世界第一制造业大国和第二大经济体。因此，上述理论预期与实践结果的悖论引发了几个值得反思的问题：（1）2008年金融危机以来，发达国家制造业振兴战略及实施对中国制造企业的创新增长，是否非但没有产生遏制，反而激发了中国制造企业发展的新动能？（2）中国制造企业发展新动能的途径和机制是怎样形成的？是否如一些专家所推断，发达国家制造业振兴战略及举措已经对中国制造业创新产生了“倒逼机制”，即中国制造企业通过加大逆向投资力度，推进了自主创新能力的持续培育和突破发展［2］？因此，发达国家制造业振兴战略及举措对中国制造企业“走出去”的政策效果及影响机制，成为本研究需要进一步探讨的问题，以期通过深入研究，为中国制造业持续应对西方发达国家的敌意遏制和技术限制提供参考，同时，从逆向技术溢出的视角，对丰富新兴市场后发企业国际创新理论有所借鉴。

1 文献综述和研究假设

1.1 制造业振兴战略与对外直接投资制造企业创新绩效

关于发达国家制造业振兴战略对中国对外直接投资制造企业创新绩效影响的相关研究方面，目前的文献尚未对这一战略带来的创新促进或抑制作用形成统一的观点，尤其进一步聚焦到中国“走出去”制造企业受到的冲击和影响方面，缺乏跟踪性的研究成果。一些学者从抑制论的视角，以当前中国制造企业在国际化竞争中的优劣势作为落脚点，对发达国家制造业振兴战略影响中国制造企业创新绩效的主要途径进行了深入探讨和比较分析，如李伟等［3］、赵彦云等［4］指出，发达国家在大力实施制造业振兴战略的过程中，会通过持续提升研发创新强度和创新资源投入，进一步拉大中国制造企业与发达国家在先进技术方面的差距，一定程度上不利于中国制造企业高新技术水平的提升。而且，随着发达国家制造业振兴战略实施力度不断加大，发达国家与中国制造企业在高新技术等方面的角逐也日渐突显，会通过制造业回流和产品出口限制等手段切断中国制造企业获取前沿技术的渠道，增加了企业技术创新的成本和难度，进一步加剧了中国制造企业实现技术突破的压力［5］。进一步，由于中国制造企业倾向于通过面向发达国家对外直接投资获取关键资源和技术，以实现外向化创新发展，而这一路径与发达国家在实施制造业振兴战略过程中优先发展的智能制造等先进制造业领域存在较多重叠的部分，这会强化中国与发达国家的竞争态势［6］。在竞争过程中，发达国家会进一步加大对制造业核心环节如设计、研发等所需资源的争夺和抢占，这对中国制造企业利用关键创新资源实现创新发展和国际化，进而推动制造业转型升级构成了挑战［7］。

另一方面，部分学者从机遇论的视角认为，发达国家制造业振兴战略对中国制造企业创新发展产生了冲击，但也带来了机遇。一些学者如王展祥［8］认为，中国制造企业的发展在长期以来依靠对外贸易，尤其是其技术的突破和创新也一度借助创新产品和技术引进并通过技术的模仿、学习和吸收来实现，因此，随着发达国家制造业振兴战略实施的不断深入，势必会形成对中国制造企业创新能力提升和产出增长的倒逼机制，尤其重点体现在技术密集型行业，为了打破发达国家对先进技术的封锁和垄断，中国制造企业会加大面向发达国家对外直接投资的力度和规模，以寻求创新能力的持续培育和突破发展；此外，沈春苗等［9］提出，发达国家在解决产业空心化问题过程中，会通过促进制造业回流和大力推行招商引资政策以推动实现产业结构调整，在这背景下，发达国家会出现大量资金缺口，这为中国制造企业通过面向发达国家对外直接投资，嵌入当地产业链，参与其产业结构调整和获取创新资源创造了有利的条件。进一步，一些学者如Cuervocazurra等［10］、Liu等［11］从产业互补性角度强调，制造业振兴战略实施过程中，发达国家对产业内包的大力推行给中国制造企业加大面向发达国家对外直接投资，并通过实施并购、与发达国家企业建立技术合作关系等形式获取前沿技术提供了更多可能性。而且，发达国家在发展产业内包和吸引外资时会为外国投资企业提供相应的优惠政策，有利于中国制造企业开拓国际市场，获取短缺的业务和创新资源。

综上分析，尽管发达国家制造业振兴战略及政策实施会给中国制造企业的发展带来一定的不利，但是，随着中国制造业发展环境不断优化，中国会继续加大绕过贸易壁垒的对外直接投资，积极把握发达国家产业结构调整和发展产业内包等对外投资机遇，开发和利用发达国家较高质量的创新环境和研发资源，这有利于提升中国制造企业在全球分工价值链中的地位和自主创新能力。据此，提出假设1。

H1：发达国家制造业振兴战略通过发挥多样化机制的作用，对中国OFDI 制造企业创新绩效产生积极影响。

1.2 制造业振兴战略与东道国创新环境

创新环境作为创新系统运转的支撑和保障，能够在提升创新效率和创新能力中起到关键作用［12］。从创新环境的构成条件来看，政府主要通过制定经济政策、技术政策等相关政策以及建设基础设施来营造国内良好的创新环境［13］。据此，自2009 年以来，发达国家不断出台政策强化制造业振兴战略实施效果，主要包括改善基础设施建设、实施高技术人才培养、大力支持研发创新活动、扩大招商引资规模、促进制造业回流、保障制造业融资便利等，这些战略政策的实施促进了东道国创新环境的优化。具体而言，发达国家通过基础设施建设，既便利了当地信息通信、知识交流，有利于形成良好的创新交流氛围，同时通过大力新建基础设施、改善老旧设施，为当地和外商投资企业参与政府工程建设项目和开展创新活动提供了条件［14］。此外，通过持续开展创新人才培养和研发创新活动，一方面能够促进当地优秀人才的数量持续不断增长，为国内外企业研发活动提供有力支持，另一方面，政府在大力促进和支持研发活动的同时，也相继完善相应的知识产权保护制度，既促进了东道国创新意识的提升，也能够强化创新活动的公平性，有利于形成当地注重创新、敢于创新、善于创新的创新思维和创新氛围［15］。进一步，在扩大招商引资、促进制造业回流和保障制造业融资便利方面，发达国家不断出台政策吸引国外企业进行外国直接投资（FDI），同时通过补贴优惠等手段鼓励制造企业回归，促进国内就业；同时，采取措施引导金融机构加大对制造业的贷款和融资力度，发展国内制造业尤其是先进制造业。这些措施加大了FDI 企业在发达国家投资的力度，通过并购、合资等手段促成先进技术溢出和传递；同时，更多本土制造业回归，持续加大贷款和融资开发先进技术，发展先进制造业。创新型企业的不断集聚、衍生，产业集群的创新优势不断被开发，逐渐发展成为创新网络，不断改善着东道国的创新环境［16］。综合上述分析，发达国家制造业振兴战略通过内容丰富的各项措施，如改善当地基础设施、人力资本、产权保护、融资环境等，促进当地创新环境质量的提升。据此，提出假设2。

H2：发达国家制造业振兴战略的实施有利于形成东道国高质量的创新环境。

1.3 东道国创新环境与中国OFDI 制造企业创新绩效

尽管创新环境对企业创新绩效的作用机制尚未达成统一，但学者们就创新环境影响创新绩效的结论达成了共识。创新效率论认为，创新环境会对企业创新资源的利用效率产生影响，在同等的创新投入条件下，较高质量的东道国创新环境能够促成OFDI 企业创新绩效的提升［17］。具体而言，中国OFDI 制造企业在从创新投入向创新产出转化的过程中，需要外部环境的不断支持和调节，而东道国良好的创新环境是该过程的外部保障［18］。东道国良好的创新环境能够引导和激励企业进行创新活动，并帮助企业整合、优化并利用区域内的创新资源，提高创新资源的利用效率，实现创新资源的绩效优化配置，从而形成创新合力［19］。进一步，东道国良好的创新环境会改变当地社会群体的思维方式和价值观念，推动当地企业和消费者形成创新思维，从而在区域内营造良好的创新氛围，使得创新向产业化发展，能够推动进入当地产业链的中国OFDI 制造企业创新活动纵深发展，进一步提升企业创新效率［20］。此外，东道国较高质量的创新环境能够为中国OFDI 制造企业创新活动提供高素质人力资本，企业在当地更容易获得创新型人才，而企业的创新成果在很大程度上取决于研发人员的工作效率和科研能力，这也是决定企业创新绩效提升的关键［21］。最后，东道国高质量的创新环境以当地基础设施建设为基础，信息技术和交通的便利为中国OFDI 制造企业提供了开展创新活动的基础资源，也为企业间交流互动提供了条件，更有利于增强先进技术溢出效应，从而促进逆向技术溢出后企业创新绩效的提升［22］。基于上述分析，本研究认为，东道国较高质量的创新环境能够提供更为优质的创新资源并强化该类资源的利用效率，有利于促进中国OFDI 制造企业创新绩效的提升。据此，提出假设3。

H3：东道国较高质量的创新环境对中国OFDI制造企业创新绩效具有正向作用。

1.4 东道国创新环境的中介作用

中国OFDI 制造企业技术创新活动的正向溢出与东道国外部环境的有效支持密不可分，即东道国尤其是发达国家实施制造业振兴战略过程中，持续的技术研发投入、创新政策出台、人力资本支持和基础设施建设，为当地企业和中国OFDI 制造企业提供了一个较为完善的技术创新体系和支持环境［23］。受到该类创新环境的影响，创新知识的持续流动能够不断促进中国OFDI 制造企业的创新活动，随之产生的创新效益也是与日俱增的［24］。这主要体现在，一方面，东道国创新环境质量越高，创新活动的外溢性越强，中国制造企业更易借助其环境的比较优势吸收和整合“漏出”的技术资源［25］，这对于逆向技术传递后母公司创新绩效的提升具有持续的强化作用［26］；另一方面，具有良好创新环境的东道国往往是制度环境质量较好、市场风险较小的发达国家，这些国家具备较为透明的市场环境和完善的法制体系，能够保护创新者权利并对侵权者进行惩罚［27］，从而激励企业更多地从事创新活动，有利于中国OFDI 制造企业创新资源的整合和获取［28］。因此，本研究预期，发达国家通过实施制造业振兴战略，在国内营造了良好的创新环境和创新氛围，而东道国创新环境质量越高，中国OFDI 制造企业创新资源整合效率就越高，能够推动企业创新效率的提升。这表明发达国家创新环境在一定程度上在其制造业振兴战略实施带来的拉力与中国OFDI 制造企业创新效果之间存在着中介作用。据此，提出假设4。

H4：东道国创新环境在发达国家制造业振兴战略与中国OFDI 制造企业创新绩效之间起到中介作用。

1.5 东道国与母国技术差距的调节作用

技术创新产业升级理论认为，随着发展中国家工业化水平的提升，发展中国家会通过逆向投资于发达国家来获取先进技术［29］。东道国与母国的技术差距是影响技术转移和扩散的重要因素［30］。也就是说，如果两国之间的技术差距较大，国外技术相对于国内技术的获取成本相对较低，技术相对落后的母国企业可以学习与模仿的技术空间较大，企业也就有动力赶超领先的发达国家企业的技术水平［31］。这种作用在东道国创新环境影响中国OFDI 制造企业创新绩效的路径中表现得更为显著［32］。具体而言，两国之间的技术差距越大，具备学习和模仿能力的新兴市场后发企业越能够率先进入东道国尤其是发达国家的高端制造业和高附加值环节，吸收该类国家的技术溢出［33］；在东道国较高质量创新环境的支持下，这类企业能够通过学习示范效应、竞争效应和关联效应，带动当地区域内企业和相关企业的研发投入和创新活动，以促进母公司创新能力和本土企业国际竞争力的提升［34］。相反，如果两国技术差距减小，技术溢出效应也会相应减弱，并且中国OFDI 制造企业可模仿和学习的技术空间缩小，而技术学习难度持续增加，这进一步增加企业的技术获取成本［35］，此时，即便有较高质量的创新环境支持，受到挤压的技术模仿和学习空间以及较高的学习难度和成本也打击了中国OFDI 制造企业开展创新活动的动力，不利于企业创新成果产出和创新绩效的提升。因此，本研究预期，在发达国家制造业振兴战略及举措背景下，东道国较高质量创新环境对中国OFDI 制造企业创新的积极作用会在两国技术差距较大的情境下表现得更加显著，即两国技术差距对东道国创新环境的中介作用起到了正向调节的效应。据此，提出假设5。

H5：东道国创新环境的中介作用受技术差距的正向调节，在东道国与母国技术差距较大的情况下，东道国创新环境与中国OFDI 制造企业创新绩效的正相关关系更显著。

2 研究设计

2.1 数据来源和样本选择

样本数据主要来源于商务部《境外投资企业（机构）名录》中2003—2017 年OFDI 的企业，将其与国泰安（CSMAR）数据库中同期A 股及创业板上市公司中的工业企业进行匹配，匹配后的数据按照以下条件筛选：（1）剔除年报信息中海外子公司经营范围不明确且无研发活动积累的样本；（2）剔除OFDI 后3 年内资产重组并改变主营业务的样本；（3）剔除东道国或地区为开曼群岛、英属维尔京群岛等地的样本，因为企业在这些地区投资时可能更多考虑这些“避税天堂”带来的低税率等优势而非采取正常的投资行为。其中，高管团队数据和财务指标数据均来自上市公司年报，专利数据来自我国国家知识产权局专利检索数据库。考虑中国“走出去”战略及实施主要发生在2003 年以后，因此将制造企业样本的“走出去”时间维度定为2003—2017 年。另外，考虑到企业创新绩效产生的滞后性和延续性，以“走出去”后3 年作为样本企业创新绩效的测度时间，由此筛选出指标数据时期跨度为2003—2019年的混合独立横截面数据，包含40 个投资国家和地区的相关信息和5 206 个指标数据相对完整的样本观测值。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

被解释变量为企业创新绩效（lnpatet）。专利可分为发明、实用新型和外观设计3 类，由于专利审查以发明创造的新颖、实用为标准，具有客观一致性，且专利数量与其他测度创新绩效的代理变量高度相关，因此大部分文献将专利数量视为企业创新绩效的有效且稳健的测度指标［36］，基于此，考虑到中国OFDI 制造企业总体创新产出衡量的全面性和多样性，参考张树满等［37］的方法，选择制造企业OFDI后3 年国内有效专利申请总数的自然对数（lnpatet）来衡量企业创新绩效。这种做法一方面参考了多数学者研究逆向技术溢出正向影响中国OFDI 企业创新绩效的思路，如赵宸宇［38］按惯例使用国内有效专利申请数量作为中国OFDI 企业创新绩效的代理变量，该方法亦契合本研究思路，即考察中国OFDI 制造企业通过发达国家实施制造业振兴战略嵌入当地产业链，依靠东道国创新环境的中介和两国技术差距的调节等实现逆向技术溢出后母公司创新绩效的提升；另一方面，选择有效专利申请数量的考虑在于有效专利已通过专业审核机构资质认定，在一定程度上可以保障质量，并修正以专利申请数量衡量创新绩效而导致的结果偏误［39］，且专利的申请时间更能代表实际创新的时间［40］。

2.2.2 解释变量

解释变量DIDct（treatmentc×postt）表示制造业振兴战略提出后处理效应的处理组虚拟变量（treatmentc）与处理组虚拟变量（postt）的交互项。是处理组虚拟变量，如果国家为美国、英国、德国、法国和日本5 个发达国家之一，则为1，否则为0。这是因为实施制造业振兴战略的发达国家主要涉及西方七国集团中的美国、英国、德国、法国和日本5 个国家，而加拿大和意大利的制造业影响力有限，且这两个国家的制造业振兴战略设计及实施并不显著。为处理效应的时期虚拟变量，鉴于发达国家制造业振兴战略的提出是在2009 年及以后，故2009年及以后年份的 为1，之前的年份为0。这是因为2008 年金融危机之后，上述发达国家普遍以2009 年作为显著推进制造业振兴战略的元年，即上述每个发达国家样本随后也有后补政策文件的数次出台，产生该发达国家样本内叠加的总体政策冲击效应，这适应于两期双重分差分法（DID）测度2009 年前后的总体冲击效应，就如现有研究2013 年“一带一路”建设相关政策时点后序政策叠加冲击效应一样，惯例使用2013 年前后的两期DID 方法。因此，将2009 年作为上述发达国家政策冲击总效应的元年，并在后文利用平行趋势和安慰剂检验，结果通过了适用性检验且效果较为明显与稳定。

2.2.3 中介变量

中介变量为东道国创新环境（IE）。参考刘志彪等［41］的思路，从创新投入衡量的视角，利用世界银行数据库中研发支出占地区生产总值（GDP）比重作为衡量指标，在一定程度上反映了一国科技投入水平，指标值越高则表明该国的技术创新投入越多、创新环境越好。

2.2.4 调节变量

调节变量为东道国与母国的技术差距（GAP）。参考李梅等［42］的研究思路，从创新产出视角，利用世界银行数据库中高技术产品出口占总出口的比重计算出东道国与中国的差值，来衡量两国的技术差距。

2.2.5 控制变量

（1）企业层面控制变量（controlet）。利用企业年末总资产的自然对数来衡量企业规模（lnsize）；利用董事会会议次数来衡量企业董事会监管强度（Bod）；利用固定资产占总资产比重衡量资产专用性（FSP）；利用企业OFDI 当年研发人员数量占企业员工总数的比重测量企业研发人员占比（RDP）；将同一年内任职两家及两家以上公司的董事定义为连锁董事，利用企业连锁董事的联结企业总数衡量企业董事连锁数量（Lock）；利用虚拟变量控制高管海外背景（Foreign），高管有海外求学或任职背景为1，没有为0；利用虚拟变量控制高管两职兼任（Dual），高管兼任董事长和总经理为1，否则为0；利用虚拟变量控制高管兼职情况（Partjob），高管在股东单位兼职为1，否则为0。

（2）东道国层面控制变量（controlct）。财政健康（FH）利用美国传统基金会经济自由度指数要素之一进行测算，是衡量公共服务水平、经济发展和政府竞争力的重要指标，体现了一个国家的经济制度质量；话语权和问责制（VA）来自世界银行WGI 数据库的全球治理指数，是衡量政治权、公民权等方面的重要指标，体现了一个国家的治理能力和制度质量。

2.3 模型设定

2.3.1 政策效果及内在机理的检验

发达国家制造业振兴战略实施成效较为显著的主要有美国、英国、德国、法国和日本5 个发达国家，分别涉及北美洲1 国、欧洲3 国和亚洲1 国。采用DID 法，将发达国家实施制造业振兴战略视作准自然实验，探究其对中国OFDI 制造企业创新绩效的政策效果和影响机制。使用指标跨度为2003—2019 年的独立混合横截面数据，这类数据是将同一总体在不同时点的随机抽样数据混合而成的数据集，其中每一条数据都是独立的观测值，因此可以满足双重差分模型设计中残差项完全独立于分组解释变量的要求。适用于这类数据集的DID 模型基本形式是：

式（1）中：Y为被解释变量；T为时间虚拟变量；A为分组虚拟变量；T×A即是时间和分组虚拟变量的交互项；是残差；i代表每一个个体，i=1和i=0 时分别为处理组和对照组；t代表不同时间点，t=1 和t=0 时分别为处理期和对照期。重要的是，独立混合横截面数据一般满足了残差项与分组解释变量完全独立的条件，即：

相较而言，面板数据在不同时点的观测值并非独立分布，这也是它与独立混合横截面数据的最大区别。在大部分情况下，面板数据无法保证与个体自身相关的因素完全独立于分组变量，因此无法保证式（2）成立。考虑到面板数据集检验中的上述问题，需将这些因素从残差中分离出来，一般要引入固定效应变量，即包括固定效应的拓展方程：

所以，在模型设计方面，与上述面板数据集的双重差分模型不同，本研究的数据集是独立混合横截面数据，因此选择了式（1）中双重差分模型的基本形式，即参考叶芳等［43］的做法，选取制造业振兴战略实施显著的美国、英国、德国、法国和日本5 个发达国家作为处理组，其他被投资国家或地区作为对照组。进而，构建如下双重差分模型如（4）（5）所示：

式（4）（5）中：下标e、c和t分别表示企业、国家和年份；为随机误差项。

2.3.2 作用途径及边界条件的检验

首先，为了检验东道国创新环境在政策影响和创新绩效之间的中介效应，参考温忠麟等［44］的方法，构造中介效应检验模型如式（6）～（8）：

其次，为了检验技术差距在上述中介作用中的调节效应，参考温忠麟等［45］的做法，进一步构建有调节的中介效应模型，如式（9）～（12）所示：

3 实证检验与结果分析

3.1 基准回归结果：政策效果的检验

基准回归检验发达国家制造业振兴战略对中国OFDI 制造企业创新绩效的政策效果，结果如表1 所示。其中，第（1）列是DID 方法的一般模型结果，仅包含了treatment、post 和交互项treatment×post，同时加入了企业和国家控制变量，表明在1%显著性水平下发达国家制造业振兴战略与中国OFDI 制造企业创新绩效之间存在显著正向关系；进一步，考虑到行业、国家和个体的潜在趋势变化可能会产生遗漏变量偏误，合并估计结果不可信，在第（1）列的基础上，自第（2）列至第（4）列为逐步加入行业时间趋势、国家时间趋势和个体时间趋势的交互项的结果，可知各模型的符号和系数估计值均保持一致，交互项treatment×post 系数均在1%水平下显著为正，且发达国家制造业振兴战略及政策实施使处理组比对照组平均提高了约55%。上述结果一致性地表明，发达国家制造业振兴战略对中国OFDI制造企业创新绩效具有显著正向影响，H1得到验证。

表1 发达国家制造业振兴战略对中国OFDI 制造企业创新绩效影响的DID 基准回归结果

3.2 影响机制：一个有调节的中介模型检验

基准回归结果证实了发达国家制造业振兴战略对中国OFDI 制造企业的创新绩效的积极影响，但其影响机制仍有待进一步验证，即假设H2～H5中东道国创新环境的中介传导、两国技术差距的调节效应需要检验，因此，运用中介效应模型和有调节的中介模型分别加以验证。首先，按照中介效应的逐步回归程序进行检验，表2 的结果显示，第（1）列中treatment×post 对lnpat 回归系数在1% 水平上显著为正，表明发达国家制造业振兴战略对中国OFDI 制造企业创新绩效产生正向影响，再一次验证了H1；第（2）列中treatment×post 对IE 的回归系数在1%水平上显著为正，表明发达国家制造业振兴战略有利于促进东道国形成较高质量的创新环境，验证了H2；第（3）列中，在加入中介变量IE后，IE 对lnpat 的回归系数在1%水平上显著为正，表明较高质量的东道国创新环境对中国OFDI 制造企业创新绩效有正向作用，验证了假设H3，然而，treatment×post 系数仍然显著，却由0.416 6降至0.385 7，这表明IE 在发达国家制造业振兴战略实施与中国OFDI 制造企业创新绩效之间存在中介效应。进一步进行Sobel-Goodman mediation tests 检验，表2 中的Sobel Z、Aroian Z、Goodman Z 统计量皆在1%水平上显著，验证了上述中介作用稳健可靠。这表明，金融危机后发达国家制造业振兴战略及政策的影响会在东道国有利的创新环境的助推下，促进中国OFDI 制造企业积极嵌入发达国家产业链并整合创新资源，加强了该类政策对企业创新绩效的积极作用，H4得到验证。

表2 东道国创新环境的中介效应分析

其次，依据有调节的中介效应模型的步骤进行检验。表3 的结果显示，第（1）列中treatment×post对lnpat的回归系数显著为正，第（2）列 中treatment×post 对IE 的回归系数显著为正；而且在加入调节变量GAP 后，第（1）～（3）列的结果反映IE 的中介效应显著成立，在此基础上，第（4）列中交互项GAP×IE 对lnpat 的回归系数在1%水平上显著为正，从而验证了有调节的中介模型。这表明，发达国家制造业振兴战略通过东道国较高质量创新环境的中介作用，对中国企业创新绩效产生了正向影响，并且该中介作用受到技术差距的正向调节，在东道国与母国技术差距较大的情境中，东道国创新环境与中国OFDI 制造企业创新绩效的正相关关系更显著。据此，H5得到验证。

表3 东道国创新环境中介作用的两国技术差距调节效应分析

表3（续）

3.3 识别假定及稳健性检验

使用双重差分法的前提是满足平行趋势假设、安慰剂检验等要求，以保证主要解释变量在政策实施前的变化趋势保持一致，排除其他随机因素干扰的可能性，因此进一步利用以下系列检验以确保上述回归结果的稳健性。

3.3.1 平行趋势检验

确认发达国家制造业振兴战略实施之前处理组和对照组变化趋势保持一致、战略实施不存在滞后性是本研究运用DID 方法的首要前提，因此，借鉴Liu 等［46］的思路和方法，建立如下方程：

检验2009 年发达国家制造业振兴战略实施前后4 年的趋势变化，如图1 所示，2009 年前4 年所有系数估计值都不显著，表明在2009 年制造业振兴战略实施之前，处理组和对照组的变化趋势一致；而2009 年及往后4 年，系数估计值全部显著，处理组的创新绩效显著提升，平行趋势检验通过。

图1 平行趋势检验结果

3.3.2 安慰剂检验

考虑到发达国家制造业振兴战略影响可能因其他非观测遗漏变量而产生内生性问题，参考Li 等［47］、沈坤荣等［48］的方法，从全样本中随机抽取7 个样本为处理组，其余为对照组。在如式（4）的DID 模型的基础上，推导DIDct系数估计值β3如下：

考虑到如果不存在遗漏变量偏差，β3估计不会显著偏离零点，那么的值必须是0。同时，使用表1 的第（1）列回归结果作为基准，随机检验500 次。图2 是β3估计系数和t 值的概率密度分布图，可见β3估计系数和t 值皆呈对称倒“U”型分布，且估计值都集中分布在0 值附近（系数均值为0.000 3），P值基本大于0.1，而实际估计系数为0.540 5，明显为异常值，反推出为0。检验结果显示，随机设立的处理组没有显著政策效果，反推出2009 年之后发达国家制造业振兴战略对处理组创新绩效产生的显著正向影响是真实存在的。综合来看，估计结果并没有因为遗漏变量导致严重偏误，该检验通过。

图2 安慰剂检验结果

3.3.3 倾向得分匹配法检验

使用基于倾向得分匹配的双重差分方法（PSMDID）进行进一步的稳健性检验。采用Logit 回归模型预测每个国家实施制造业振兴战略的概率，再分别采用核匹配和半径（卡尺）匹配两种主要的倾向得分匹配方法，给实施制造业振兴战略的样本（处理组）匹配对照组。t 检验结果显示，匹配后处理组和对照组的协变量之间不存在系统性差异。此外，图3 是半径（卡尺）匹配的共同取值范围，绝大多数观测值均在该范围之内；图4 是核匹配的倾向得分概率密度分布，处理组与对照组概率密度接近，匹配效果较好。因此，在共同支撑假设基础上证明了PSM-DID 方法的可行性和合理性。表4 结果显示，核匹配和半径（卡尺）匹配的估计系数皆在1%水平上显著为正，与表1 的基准回归结果是一致的。因此，发达国家制造业振兴战略对中国企业创新绩效产生显著正向影响的结论稳健可靠。

表4 PSM-DID 检验结果

图3 半径（卡尺）匹配的共取值范

图4 核匹配的倾向得分密度分布

4 研究结论与启示

本研究选取2003—2017 年“走出去”的中国制造业上市公司样本，将发达国家制造业振兴战略的政策冲击视为一次准自然实验，研究发达国家实施制造业振兴战略对中国OFDI 制造企业创新绩效的政策效果及影响机理。研究发现：发达国家实施制造业振兴战略十余年来，总体上对中国OFDI 制造企业创新绩效产生显著的正向影响，会通过较高的东道国创新环境质量的正向中介作用对中国OFDI 制造企业创新绩效产生积极的影响；进一步，东道国创新环境的中介作用受东道国与母国技术差距的正向调节，即东道国和母国技术差距越大，东道国创新环境对中国OFDI 制造企业创新绩效的正向作用越强。

结合以上结论，对发达国家制造业振兴战略不断持续及演进背景下的中国企业外向化创新发展有以下启发：第一，要把握发达国家实施制造业振兴战略的机遇。中国OFDI 制造企业需要加大对发达国家的区位条件和招商引资政策的信息收集和调研力度，加强逆向投资的区位优化，并考虑企业自身发展情况和战略规划，选择有利于企业外向化创新发展的投资区位；在此基础上，充分利用发达国家实施制造业振兴战略过程中的逆向技术溢出效应，加大对其逆向投资力度，积极嵌入当地产业链，获取资源和技术，实现逆向技术传递后母公司关键技术的突破和创新绩效的提升。第二，要强化发达国家创新环境及资源开发和利用的力度。中国OFDI 制造企业应当充分利用投资区位创新环境的支撑，借助该环境的比较优势吸收和整合溢出的技术和资源；同时，充分利用投资区位内较高制度环境质量表现出的强有力的法治水平和监管质量，强化企业创新成果产出和创新绩效的提升效果，并进一步增强知识产权保护的信心，主动创新、勇于创新。第三，充分利用投资区位技术势差下的逆向溢出效应。转技术差距压力为技术追赶的动力，积极把握发达国家产业结构调整需求下招商引资的机遇，不断加提升企业学习、吸收和模仿的能力；同时通过并购或合资形式嵌入发达国家的高端制造业和高附加值环节，获取短缺的业务、技术和创新资源，从而提升中国制造企业在全球价值链分工中的地位，并通过逆向技术传递促进母公司创新绩效的提升。