外资持股与企业创新：内在机制和实证检验*

高洁超 张亦舒 孟士清

一、引言

党的二十大报告指出，坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位。创新作为引领发展的第一动力，牵引着经济发展方式的转变和产业结构的升级，在“创新、协调、绿色、开放、共享”五大新发展理念中位居第一。而企业是市场经济活动的主要参加者，实现经济社会创新发展离不开企业这一核心力量。研发创新是一套复杂且成本高昂的系统性工程，企业需要积极拓宽外部融资渠道来支撑研发引致的大量资金需求。资本市场在为企业募集外部资金和支持创新上具有举足轻重的作用。

近年来，我国政府大力推动资本市场的对外开放，通过引入境外投资者做大国内资本市场，充分发挥外资在激励创新等方面的优势。1992年，B股市场开通标志着我国证券市场正式对外开放，从此境外法人可以通过购买股票持有国内上市公司的股权。2002年，QFII制度在中国正式推行实施，意味着经核准的境外合格机构投资者可以通过严格监管的专门账户投资当地证券市场。2019年发布的《国务院关于进一步做好利用外资工作的意见》指出，取消对证券公司、证券投资基金管理公司、期货公司、寿险公司外资持股比例不超过51%的限制，由此说明政府助力为外商投资提供更广阔的空间，体现了中国以高水平开放促进资本市场改革、推动经济高质量发展的决心。

“以外促内”是支持创新驱动发展战略走向深入的重要途径。一方面，利用外资可加大对国内企业创新活动的资金支持力度，实现更高的创新产出(见图1)；另一方面，引进外资也可发挥改善公司治理激励创新的作用。与此同时，还必须进一步系统研判企业内外部环境对外资创新效应的影响，从而有的放矢地改善相关环境和条件，最大程度地实现引领创新的“以外促内”模式。

注：高外资持股与低外资持股按照当年中位数进行划分。图1 外资持股比例差异与企业创新产出资料来源：CSMAR数据库。

有鉴于此，本文主要研究外资持股对企业创新的影响，并借由机制分析、异质性分析和调节效应分析全面深入地厘清外资持股影响企业创新的路径和扰动因素，以期更好地实现“以外促内”。本文边际贡献主要体现在：第一，已有文献大多侧重引入外资后技术溢出效应对创新的影响，而本文从融资约束和管理者短视两个角度分析外资持股对企业创新的影响，丰富拓展了相关研究；第二，本文对外资持股与企业创新的关系在行业层面进行了异质性分析，更加有助于在引进外资时提供针对性建议；第三，探究地方政府债务在外资持股影响企业创新过程中的作用，弥补了相关文献侧重微观研究而相对忽视宏观因素影响的不足，同时也有利于从政府角度为当地招商引资提供参考。

二、文献综述与基本假设

(一)外资持股与企业创新

现有关于外资持股对企业创新的影响研究可以分为两类，即促进作用与抑制作用。促进论支持者认为，引入境外投资者持股可以为企业带来先进的技术、管理经验，知识资源等，这些关键因素都有助于企业的创新发展(毛其淋，2019；Keller &Yeaple，2013)。外资通常持有多元化投资组合，更能承受创新项目的失败风险，因此在一定程度上激发了企业创新(Luong et al.，2017)。不同类型企业对技术的吸收能力不同，由此引入外资带来的技术溢出效果也会有所差异(阳小晓和赖明勇，2006)。抑制作用支持者提出，通过外资引入的先进技术对企业内生技术创新影响较弱，甚至会使得国内企业形成技术依赖从而抑制创新(王春法和姜江，2005；Aitken &Harrison，1999)。

从图1可以看出，在外资持股水平较高的情况下，企业创新产出数量较多。由于特征事实支持外资持股与企业创新产出具有正相关性，提出以下假设。

H1：外资持股对企业创新产出具有正向促进作用。

(二)融资约束作为传导机制

已有研究普遍认为，融资约束是阻碍企业创新发展的重要因素(殷耀宁等，2023；王红和李克，2021)。研发投入对企业持续性创新具有“沉没成本效应”，因此为了防止已投入的研发资金成为沉没成本，企业倾向于持续追加创新项目的研发投入(何熙琼和杨昌安，2019)。如果企业会遇到研发投入资金受限等问题，充足的持续性研发投入难以得到保障，就会阻碍企业持续性创新(翟露萌和戴亮，2022)。对于现金流不足的企业，其对外部融资的需求更为强烈，因此通过引入外资而带来的直接资金效应和间接产生的融资效应，会对研发投入有着更大的平滑作用(陈敏娟等，2022)。基于此，提出以下假设。

H2：外资持股通过缓解融资约束从而促进企业创新。

(三)企业管理者的异质性效应

管理者短视是指企业管理者单纯追求短期效益，对能够驱动公司长远发展的项目缺少关注的行为。由于创新活动具有不确定性和高风险的特征，面对业绩压力时，管理层往往倾向于采用谨慎保守的短视主义从而会牺牲长远利益，抑制企业创新(Stein，1988)。现有研究表明海归高管更愿意接受挑战，更能够承受短期失败，因此创新意愿更强(刘凤朝等，2017)。此外，他们具备开阔的眼界，善于充分利用外部资源立足于企业的长期发展，从而优化企业创新相关战略的经营决策(韩婕珺等，2020)。基于此，提出以下假设。

H3：不同管理者短视程度下企业创新受外资持股的影响具有差异性。

(四)企业所在行业的异质性效应

企业所处的行业格局会对企业创新战略的方向产生重要影响，因此不同行业的企业创新水平存在一定差异。刘文昌(2021)研究发现，电气设备制造业与光学制造业的企业创新能力受外资持股的正向促进作用较为显著，而外资持股对于与居民日常消费相关的普通制造业的企业创新能力并无显著作用。基于此，提出以下假设。

H4：外资持股对企业创新的影响效果具有行业差异性。

(五)地方政府债务的调节效应

政府作为发展战略的具体执行者，其举债现状对地区企业创新活动具有重要影响。地方政府债务主要以金融机构的信贷扩张为支撑，这对于企业的融资能力具有挤出效应，企业的创新活动因融资约束受到抑制(伏润民等，2017)。基于此，提出以下假设。

H5：地方政府债务在外资持股影响企业创新的过程中具有负向调节作用。

三、数据和实证设计

(一)变量选取

1.被解释变量

被解释变量为创新产出。本文参照江轩宇(2016)的做法，以(专利申请数+1)的自然对数来度量企业综合创新水平，其中专利申请数为发明专利、实用新型专利、外观设计专利三种类型申请数的总和。目前，学术界主要通过企业创新投入与创新产出两个角度衡量创新实力，创新投入主要包括研发资金投入与研发人员数量等。在搜集数据时，我们发现与企业研发投入的相关数据存在大量缺失从而导致指标数据不足，所以采用创新产出的专利指标数据来衡量企业创新水平。专利分为专利申请与专利授权，相较于专利成功授权过程需要较长的时间，专利申请更能反映企业当年的创新能力，因此专利申请数成为度量企业创新的关键指标。

2.核心解释变量

核心解释变量为外资持股。由于非十大股东占比较小，其对公司内部的影响作用也会较弱，缺乏研究意义。因此借鉴李振等(2020)的做法，将企业前十大股东中境外股东持股比例之和作为外资持股的变量指标。

3.控制变量

控制变量包括企业规模、资产收益率、现金流水平、资产负债率、股权集中度、董事会规模、独立董事占比、两职合一。为防止多重共线性问题的存在，本文对所有变量进行了VIF检验，变量的方差膨胀因子均值为1.36，小于10，说明该数据间不具有多重共线性问题。

4.机制变量

机制变量包括融资约束和管理者短视。采用SA指数构建企业融资约束指标，该指标仅由企业年龄与企业规模数据计算得出，具备一定外生性。SA指标为负数，绝对值越大，说明企业面临融资约束越高(鞠晓生等，2013)，具体计算公式如下：

SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age

(1)

本文定义变量sa=|SA|，sa的值越大，说明企业面临的融资约束更严重。

管理者短视借鉴胡楠等(2021)的做法，用短视种子词集的词汇词频与MD&A总词频的比值衡量管理者短视程度。词集包括“天内”“数月”“年内”“尽快”“契机”“之际”“压力”“考验”等。该指标值越大，表明管理者越短视。

5.调节变量

对于调节效应中地方政府债务指标的构建，参考高洁超等(2023)的做法，以当年新增地方政府债务衡量，并除以各地区的GDP来消除规模效应的影响，记为ldebt。

关于变量的定义及说明如表1所示。

表1 变量定义及说明

(二)样本选取与数据来源

以2007～2020年沪深两市全部A股上市公司作为初始研究样本，企业层面的数据来源于CSMAR和CNRDS数据库。在初始样本的基础上，按照以下原则对数据进行筛选：(1)剔除金融行业上市公司样本；(2)剔除 ST 上市公司样本；(3)剔除相关变量少于十年的公司样本；(4)为缓解极端值对实证结果的影响，对实证分析所需的连续变量进行了1%和99%水平上的缩尾处理。由于较多公司没有在前十大股东中披露出外资股东的持股信息，导致实际样本数较少，经过整理，最终一共得到来自345家上市企业的4122条观测值。

(三)模型设定

为检验外资持股对企业创新的影响，构建以下实证模型：

lnpatenti，t=α0+α1foreigni，t+controlsi，t+∑ind+∑pro+∑year+εi，t

(2)

其中，i代表企业，t代表年份。lnpatent是企业创新产出的衡量指标，foreign是企业外资持股的衡量指标，controls为企业层面控制变量。除了对应的控制变量，本文还控制了行业层面、省份层面和时间层面的固定效应。

(四)描述性统计

表2为变量描述性统计结果。被解释变量企业专利申请数取对数后的均值为3.10，标准差为2.15，说明目前国内企业的创新产出水平仍然较低，企业间的创新能力也存在异质性。外资持股比例最小值为0.27，最大值为72.95，反映出不同企业的外资持股水平存在较大差异。

表2 变量描述性统计结果

四、实证分析

(一)基准回归

基准回归验证了外资持股对企业创新产出水平的影响，表3的第(1)列未加入控制变量，控制了行业固定效应、时间固定效应和省份固定效应。结果表明，外资持股对企业创新产出的影响在5%的水平上显著为正。当第(2)列加入企业层面的控制变量后，外资持股对企业创新产出的影响在1%的水平上显著为正。实证结果表明，外资持股比例的提高会促进企业创新产出能力，H1得到验证。

表3 基准回归结果

(二)稳健性检验

1.替换被解释变量

专利申请由发明专利、实用新型专利、外观设计专利三个类型组成，其中发明专利主要是针对产品或方法提出的技术改进方案，它最能反映企业的综合创新产出能力，因此在稳健性检验中将(企业发明专利申请数量+1)的自然对数作为被解释变量对上述模型进行再次估计。表4的第(1)列展示了未加入控制变量的回归结果，外资持股对企业发明专利具有正向显著作用且在5%水平上显著，第(2)列加入了相关控制变量后外资持股的核心系数仍然5%水平上显著。基于此可以得出，外资持股比例的提升对企业发明类专利产出具有促进效应，从而有利于提升企业创新能力。

表4 更换被解释变量回归结果

2.前置被解释变量

考虑到外资持股及其他变量会对企业创新产出的影响存在滞后效应，以及为了解决可能存在的内生性问题，对被解释变量前置一期进行回归。如表5所示，未加入控制变量时，外资持股核心系数在5%水平上显著为正，在加入控制变量后系数在1%水平上显著为正。将解释变量滞后一期后，外资持股仍然对企业创新产出具有促进作用，与上述验证结果相同，结论具备一定稳健性。

表5 前置被解释变量回归结果

(三)机制检验

采用逐步回归法验证融资约束的中介效应。表6展示了三个变量的回归结果。第(1)列为基准回归结果，说明外资持股可以促进企业创新产出；第(2)列核心解释变量外资持股的系数在1%水平上显著为负，结果表明外资持股比例的提高可以减少企业融资约束程度；第(3)列综合纳入融资约束与外资持股后，融资约束系数仍然在1%水平上显著为负，外资持股系数由0.0040上降低为0.0030，可以得出融资约束在外资持股影响企业创新的机制中发挥了部分中介的作用。为了确保中介效应的稳健性，同时进行了Sobel检验和抽样次数为1000的Bootstrap检验，Sobel检验的P值远小于0.05，中介效应占比为32.3%，Bootstrap检验结果显示中介作用的置信区间不包含0，综上所述中介效应成立。由此验证了H2。

表6 融资约束机制检验

五、进一步分析

(一)管理者短视程度异质性分析

采用分组回归的方式验证管理者短视对于外资持股影响企业创新的机制作用，考察在不同的管理者短视程度下企业创新受外资持股的影响差异。如表7所示，按照中位数将管理者短视指标分为高和低两组分别回归，above_myopia =1表示管理者短视指标数值高于中位数值，即管理者更短视，反之该值为0说明管理者具备较低的短视程度。据表7显示，在同时加入控制变量和控制固定效应后，外资持股的系数在管理者短视程度低的样本组中显著为正，然而在管理者更为短视的样本中外资持股对企业创新产出没有显著促进作用。而且，显著组别的样本数量低于不显著组别，进一步支持了管理者短视会削弱外资持股促进企业创新的作用。当管理者较为短视时，他们很有可能因受到短期绩效考核或薪酬激励的影响放弃企业长期研发项目的投入，从而做出阻碍企业创新的经营决策；如果管理者更注重企业长期战略，那么他们就会充分利用外资带来的资金、技术、治理经验等资源加大企业的创新研发投入。由此验证了H3。

表7 管理者短视的异质性检验

(二)行业异质性分析

为了探究不同行业外资持股对企业创新影响效应的差异性，本文以证监会2012年行业分类标准为依据，将样本分为制造业企业与非制造业企业进行分组回归。如表8所示，第(1)列核心变量系数在1%水平上显著，说明外资持股比例提高有利于提升制造业企业的创新产出水平，然而外资持股对非制造业企业的创新能力无明显影响。

表8 行业异质性检验Ⅰ

接下来进一步分析外资持股对不同产业结构的制造业企业创新水平影响是否存在差异，参照国家统计局2017年高技术制造业分类标准，将制造业企业分为高技术企业与中低技术企业。由于样本企业都属于制造业大类，因此该检验控制了企业个体固定效应、年份固定效应和省份固定效应，回归结果如表9所示。

表9 行业异质性检验Ⅱ

第(1)列结果表明，外资持股对高技术制造业企业的创新产出水平具有促进作用并在1%水平上显著；第(2)列核心变量系数在5%的水平上为负，说明外资持股比例的提升反而会抑制中低技术制造业企业的创新发展。

制造业的产业性质决定了这类企业的发展核心在于实物产品的研发创造，而引入外资通常会带来最新的生产工艺、先进的技术和完善的质量管理体系，这些正是促进制造业企业创新发展的关键资源。因此，相较于非制造业企业，外资持股比例提升利于制造业企业的创新产出。我国近年来制造业具有转型升级的趋势，因此电子通信设备、计算机制造业等高技术制造业企业利用外资高端化来发展升级的特点将更加明显，这也解释了高技术企业引入外资后创新能力显著提升的现象。而外资带来的技术溢出效应对中低技术企业作用较小，甚至这类企业可能会产生技术依赖，因此不利于企业长远创新发展。以上分析充分验证了H4。

(三)调节效应分析

上述异质性分析主要聚焦于企业内部环境或条件对外资持股和企业创新关系的影响，本部分将从企业外部环境作进一步探究。从宏观层面来看，地方政府的举债行为与当地企业的经济活动具有较大关联。在银行信贷供给量一定的情况下，地方政府债务规模的上升会使得企业从商业银行获取的贷款额度减少(刘欢等，2020)，由此挤占企业的信贷资源，造成创新投入不足。

为了验证地方政府债务扩张的挤出效应，本文引入地方政府债务与外资持股的交乘项，探究政府债务在外资持股影响企业创新的过程中的调节作用。参考高洁超等(2023)的研究，地方政府债务指标以当年新增债务衡量，并除以各地区的GDP来消除规模效应的影响，记为ldebt。在基准模型基础上，加入省份层面控制变量，包括人均GDP、产业结构、城镇单位就业人数，构建的实证模型如下：

lnpatenti，t=α0+α1foreigni.t×ldebtp，t+α2foreigni，t+α3ldebtp，t+controls1i，t

+controls2p，t+∑ind+∑pro+∑year+εi，t

(3)

其中，controls1和controls2分别代表企业层面控制变量和省份层面控制变量，该模型同样控制了行业、省份和时间层面的固定效应，α1为反映调节作用的核心系数。回归结果如表10所示。

表10 地方政府债务的调节效应检验

第(1)列为仅控制固定效应，未加入控制变量的结果，交乘项系数为负且在10%的水平上显著，第(2)列和第(3)列逐步加入企业层面和省份层面控制变量后，核心系数仍为负数，并且在5%的水平上显著。由此说明，地方政府债务在外资持股影响企业创新水平过程中具有负向调节作用。因此，地方政府需要注意控制举债规模、集约用债，避免对企业创新活动造成挤出效应，更好释放高水平对外开放的创新活力。由此验证H5。

六、结论和政策建议

本文利用2007～2020年A股上市公司财务数据，实证检验了外资持股对企业创新的影响，得到以下结论：(1)外资持股从整体上提升了企业的创新产出水平，在相关稳健性检验中该结论仍然成立。(2)影响机制方面，外资持股通过降低企业融资约束程度从而推进企业创新发展。(3)外资持股提高企业创新水平的作用效果具有行业异质性，高技术类制造业企业的创新活动受外资持股的正向影响最显著；对于管理者短视程度较低的企业，外资持股对企业创新的促进作用更为显著；(4)通过分析宏观层面的调节效应，研究发现地方政府债务会抑制外资持股对企业创新产出的促进作用，显示出对企业创新活动具有挤出效应。

在更高水平的对外开放背景下，上述结论对推进企业创新具有以下重要指导意义。

(1)从国家层面来看，由于企业可以通过引入外资提高自身创新能力，我国应进一步扩大对外开放程度，逐渐放松对外资进入的限制，充分利用外资促进我国企业高质量创新发展。根据2023年颁布的《国务院关于进一步优化外商投资环境 加大吸引外商投资力度的意见》，我国应着重拓展对外开放的深度和广度、提升投资经验便利化水平、加大外商投资引导力度，最后强化外商投资促进和服务保障工作。由此可以制定相关政策优化投资环境、加强投资服务和引导投资方向，如鼓励外资在中国设立研发中心、健全外商投资企业圆桌会议制度、积极引导外资研发中心利用“十四五”时期支持科技创新的进口税收政策等。

(2)从企业层面来看，我国的高技术制造业企业应积极引入外资持股，以此减少企业融资约束而加大创新研发投入，并利用外资的技术溢出效应促进产业升级转型。而中低技术制造业企业应向外资股东学习先进的管理战略，提高资金利用效率，减少对国外的技术依赖，自主研发创新加快企业结构优化。与此同时，企业管理者需提高自身综合素质，借鉴学习外资股东公司治理经验，有效抑制短视倾向，只有管理者立足于企业长期战略的发展，才会最大化提升利用外资持股促进企业创新的效用。

(3)从地方政府层面来看，一方面，当地政府需适当控制举债规模、完善地方债务发债机制，并构建系统的政府融资监管体系，以此降低地方债务对当地企业创新活动的挤出作用；另一方面，为促进当地企业创新，政府应加大对企业的研发经费补贴，尤其需增强对高新技术产业的财政扶持力度。此外，政府需积极引进人才建立科技创新人才培养体系，同时发挥创新企业孵化器等平台的作用，为企业创新提供强有力的支持与保障。