高新技術企業(yè)認定對技術生態(tài)位的動態(tài)政策效應研究
——來自高端裝備制造業(yè)A股上市公司的經驗證據

陳藝靈，陳關聚

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

0 引言

國務院《關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)的決定》明確指出，優(yōu)先發(fā)展高端裝備制造業(yè)，推動未來制造業(yè)強國建設[1]。高端裝備制造業(yè)是我國七大戰(zhàn)略新興產業(yè)之一，該產業(yè)既處于價值鏈高端，又是產業(yè)鏈核心環(huán)節(jié)。2008年，科技部、財政部、國家稅務總局出臺高新技術企業(yè)認定政策后，我國高端裝備制造業(yè)A股上市公司申請認定為高新技術企業(yè)比例一直保持在50%左右，專利申請數量由2008年的1 925項上升到2019年的24 400多項，增長約13倍。大力培育發(fā)展高端裝備制造業(yè)是提升我國產業(yè)核心競爭力、拉動經濟增長、提升國家綜合實力與科技水平、實現大國向強國轉變的重要戰(zhàn)略。關注高新技術企業(yè)認定政策對創(chuàng)新專利產出數量與增長趨勢的作用，全面評估認定政策對企業(yè)當前創(chuàng)新能力的影響，以及對創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑兊恼咝行П苊狻皞胃咝隆?、研發(fā)費用操縱等問題，具有重要現實意義。

技術生態(tài)位概念最早由Schot等[2]提出，是為可持續(xù)發(fā)展、突破技術創(chuàng)新建立的一個避免與主流競爭的保護空間。技術生態(tài)位體現了企業(yè)現有創(chuàng)新實力與潛力，以及在創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中的生態(tài)地位[3]。自朱春全[4]提出生態(tài)位態(tài)勢理論后，許多學者將態(tài)勢理論運用到技術生態(tài)位研究中。如孫冰等[5]認為，引入態(tài)勢能夠整體解釋技術生態(tài)位的發(fā)展狀態(tài)，包含過去的積累、現在的狀態(tài)及未來發(fā)展?jié)摿?；曹興等(2017)以技術創(chuàng)新產出數量與增長率衡量技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”，反映技術創(chuàng)新能力的現狀及趨勢。

基于微觀視角，現有研究主要從研發(fā)投入、研發(fā)產出等方面評估高新技術企業(yè)認定的政策效應。在研發(fā)投入方面，圍繞異質性個體的研究認為，認定政策對國營與民營企業(yè)、母公司與子公司、大型企業(yè)，以及政府干預較多、知識產權保護程度低地區(qū)的企業(yè)有顯著政策效應[7-9]。基于不同類別研發(fā)投入，陳珍珍等[8]從人力投入和財力投入兩方面，檢驗企業(yè)在認定前、認定期間和認定期滿的政策效應差異；Dai等[10]基于投資行為，從研究支出和開發(fā)支出兩方面評估政策效應。在研發(fā)產出方面，部分學者持正面效應觀點，如雷根強等[8]認為，企業(yè)獲得認定資格后，政府補助、稅收優(yōu)惠等政策可激勵企業(yè)提高研發(fā)水平，對研發(fā)產出尤其是實質性創(chuàng)新產出有顯著正向激勵；另有學者持反面效應觀點，如楊國超等[11]認為，由于信息不對稱和企業(yè)尋租行為，研發(fā)操縱行為普遍存在，導致研發(fā)產出績效降低。此外，圍繞產業(yè)扶持政策與高新技術企業(yè)創(chuàng)新產出存在以下3種觀點：①積極論，如有研究認為，直接資金等政府補助、加計扣除等稅收優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新產出具有正向影響[12-17]；②消極論，如Guan&Yam[18]認為，直接指定用途的財政政策對高新技術企業(yè)專利產出有負面影響，但影響程度并不顯著；③無關論，如有研究認為，稅收政策等政府財政激勵措施都與高新技術企業(yè)專利產出無關[18]。

學界就產業(yè)扶持政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新產出的作用存在爭議，且圍繞高新技術企業(yè)認定政策與創(chuàng)新研發(fā)產出的關系研究不夠深入，行業(yè)政策效應檢驗不足。創(chuàng)新產出的測量多為數量指標，反映企業(yè)當下創(chuàng)新能力，認定政策隨時間變化的動態(tài)效應尚未得到驗證。鑒于此，本文借助生態(tài)位態(tài)勢理論，利用技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”指標，從技術創(chuàng)新產出數量與增長率方面衡量創(chuàng)新主體當前技術創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，搜?008—2019年高端裝備制造業(yè)A股上市公司相關數據，運用PSM-DID模型全面評估高新技術企業(yè)認定對企業(yè)技術生態(tài)位的政策效應。

本文的主要貢獻有：在研究視角方面，基于技術生態(tài)位視角，采用技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”衡量企業(yè)當前創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，綜合評估認定政策的激勵效應，在檢驗政策時效性的基礎上，引入是否連續(xù)認定和認定期限，分析政策效應的動態(tài)變化，有助于全面了解認定政策對企業(yè)當前創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿Φ淖饔?，從微觀層面揭示認定政策的薄弱環(huán)節(jié)，為政策制定和執(zhí)行提供參考；在研究數據方面，現有研究大多采用省級面板或上市公司全樣本數據，只有少數研究涉及具體制造業(yè)，本文運用高端裝備制造業(yè)相關數據展開研究，不僅有利于豐富認定政策行業(yè)效應檢驗的研究成果，而且可為平息產業(yè)扶持政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新產出作用的爭議，提供一定參考和證據支持。

1 理論分析與研究假設

生態(tài)位的完整概念由美國生物學家 Grinnell在1917年首次提出，其認為生態(tài)位是生物種群賴以生存的空間范圍。生態(tài)學中對生態(tài)位概念的描述從空間、功能等宏觀分類定位方面提出了各自理論(葉芬斌和許為民，2012)。因此，借助生態(tài)位理論對技術生態(tài)位的界定不一，如Schot &Geels[2]將技術生態(tài)位定義為“準演化”的微觀技術環(huán)境；Agnolucci&Mcdowall[19]認為，技術生態(tài)位是推動新技術發(fā)展的輔助動力器；Lopolito等[20]將技術生態(tài)位定義為以各部分間緊密關系和系統(tǒng)集體行為為特征的復雜系統(tǒng)；葉芬斌和許為民(2012)認為，技術生態(tài)位是指時間和空間內技術環(huán)境提供的各種可利用資源集合。本文借鑒雷雨嫣等[21]對技術生態(tài)位的界定，即企業(yè)在技術創(chuàng)新活動中占據的技術領域空間。

朱春全[4]提出了生態(tài)位態(tài)勢理論，認為“態(tài)”是生物單元的狀態(tài)，即過去積累的結果；“勢”是對環(huán)境現實的影響力或支配力，如生物增長率等。此后，越來越多的學者將態(tài)勢理論應用于技術生態(tài)位研究中，如陳瑜等[6]將生態(tài)位的“態(tài)”定義為過去狀態(tài)的累積，“勢”是指未來增長趨勢；曹興等(2017)借助態(tài)勢理論，采用技術生態(tài)位的“態(tài)”衡量以往積累與現有技術創(chuàng)新能力，同時采用技術生態(tài)位的“勢”衡量技術創(chuàng)新能力與環(huán)境的潛在影響。借鑒已有研究，本文技術生態(tài)位的“態(tài)”以技術創(chuàng)新產出數量衡量，反映創(chuàng)新主體過去積累形成的當前技術創(chuàng)新能力；技術生態(tài)位的“勢”以技術創(chuàng)新產出增長率衡量，反映創(chuàng)新主體技術創(chuàng)新能力增長趨勢，即創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?。從技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”兩方面，評估高新技術認定政策對企業(yè)當前創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿Φ淖饔谩?/p>

1.1 高新技術企業(yè)認定與技術生態(tài)位

基于資源基礎理論，獲得高新技術企業(yè)認定資格的企業(yè)，可以享受到稅收優(yōu)惠、創(chuàng)新補貼等各項政策支持，充裕的資金流會增強企業(yè)資源獲取能力和研發(fā)投入強度，促進企業(yè)創(chuàng)新產出[7]，提升企業(yè)在產業(yè)集群內的影響力和技術地位，企業(yè)人才、知識等優(yōu)質資源得以不斷積累、沉淀，從而有利于技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展?；趹?zhàn)略生態(tài)位管理理論，Lopolito等[20]著眼于創(chuàng)新生態(tài)位與現有技術制度之間的互動，提出創(chuàng)新生態(tài)位產生需要三大機制相互作用，即愿景、網絡力量和知識，并驗證了信息傳播、提供補貼等政策干預在創(chuàng)新生態(tài)位發(fā)展中的重要作用?；谛盘杺鬟f理論，政府通過信息傳播增強行動者對技術的期望，而高新技術企業(yè)認定政策同樣具有指向信號(區(qū)別于競爭對手的質量屬性)和激活信號(增加貨幣量的質量屬性)[22]，可推動企業(yè)在創(chuàng)新網絡中多方合作支持[7]，提高研發(fā)成功率，促進技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H1a：高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位的“態(tài)”具有正向激勵效應；

H1b：高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位的“勢”具有正向激勵效應。

不同政策具有不同時效性。已有研究表明，高新技術認定政策對研發(fā)投入的作用存在滯后[10]；稅收優(yōu)惠政策對專利申請的影響存在時滯性[17]；首次獲得認證資格的企業(yè)，由于不確定政府資助是否具有連續(xù)性，使得企業(yè)投資決策者更多投資短期而非長期研究項目[10]。企業(yè)受機會主義、研發(fā)操縱[11]、非生產性尋租等行為影響，導致技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展不穩(wěn)定。但從長遠看，基于生態(tài)位開發(fā)形成的社會網絡具有的特征，促使創(chuàng)新主體即使看不到短期市場價值的情況下，也愿意投資新技術，以維持或擴展生態(tài)位[23]。而且，資金補貼等政策可有效分攤企業(yè)研發(fā)成本和創(chuàng)新風險，政府補貼越高，研發(fā)成本越低，戰(zhàn)略新興產業(yè)越傾向擴張生態(tài)位[6]。獲得認定資格后，隨著創(chuàng)新資源積累，企業(yè)有能力投資新技術，推進產學研平臺等創(chuàng)新網絡構建與擴展，同時帶來額外價值行動者[5](如擁有可觀網絡資源或新技術信息的企業(yè)、公共機構等)加入網絡，從而使企業(yè)占據的技術空間領域不斷擴張，促進企業(yè)技術創(chuàng)新能力不斷積累與增長?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H2a：高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”歷年的正向激勵效應大小呈曲線波動上升；

H2b：高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“勢”歷年的正向激勵效應大小呈曲線波動上升。

宏觀經濟政策能夠激發(fā)企業(yè)的狀態(tài)依賴性[24]，已獲得認定資格的企業(yè)更傾向于繼續(xù)獲得政策優(yōu)惠，狀態(tài)依賴性引發(fā)連續(xù)認定的期望，使企業(yè)提前規(guī)劃研發(fā)費用歸集、項目預算和專利申請等，進入獲得認定、期望連續(xù)認定(增加研發(fā)投入、專利申請數量等)到再次認定的良性循環(huán)中。此外，政府實施的高新技術企業(yè)認定政策及其激發(fā)連續(xù)認定的狀態(tài)依賴性，提高了合作創(chuàng)新網絡參與者在網絡中的定位，即在戰(zhàn)略、愿景上朝著同一方向發(fā)展、運行的程度[23]，而在網絡中的定位越高，生態(tài)位開發(fā)的范圍就越大[25]，越利于技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展。基于以上分析，提出如下假設：

H3a：連續(xù)認定可增強認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的正向激勵效應；

Dai等[10]研究認為，稅收優(yōu)惠對初次認定、重復認定和多次認定企業(yè)的政策激勵顯著不同。創(chuàng)新活動的高沉沒成本會促使企業(yè)保持創(chuàng)新持續(xù)性[24]，隨著認定期限增加，企業(yè)創(chuàng)新資源儲備充足，研發(fā)項目投資經驗成熟，企業(yè)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿χ饾u增強。達到一定期限后，企業(yè)創(chuàng)新積極性減弱，且政府選擇性補助也會對企業(yè)創(chuàng)新產生擠出效應[7]，從而出現創(chuàng)新資源配置效率低[26]、投資過度等問題，進而降低認定政策的激勵效應。此外，曹興等(2017)研究發(fā)現，創(chuàng)新網絡中心度與技術生態(tài)位的“態(tài)”“勢”呈倒U型關系，結構洞和關系強度對技術生態(tài)位“勢”的影響呈倒U型。隨著認定期限增加，政府通過認定政策提高行動者對技術的期望，增強其對網絡資源的控制力，進而減弱認定政策對技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展的作用?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H3b：隨著認定期限增加，認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，呈倒U型變化趨勢；

H3c：隨著認定期限增加，認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，呈倒U型變化趨勢。

1.2 高新技術企業(yè)認定對所有制異質性企業(yè)技術生態(tài)位的影響

理論界對所有制異質性企業(yè)創(chuàng)新產出的產業(yè)扶持政策效應存在爭議，如雷根強等[7]、陳玥卓[17]認為，扶持政策對國有企業(yè)創(chuàng)新產出激勵效果更好；Bronzini&Piselli[14]、賀康等[16]則認為，扶持政策對非國有企業(yè)政策激勵效果更好?；谥袊榫埃疚恼J為國有企業(yè)在創(chuàng)新網絡中具有優(yōu)勢地位，更容易獲得政府直接資助[18]，占據可觀的網絡資源和技術更能促進企業(yè)技術創(chuàng)新領域擴張。而非國有企業(yè)在監(jiān)管、市場準入等方面長期處于劣勢[7]，受研發(fā)操縱[11]、短期投資[10]等行為影響，創(chuàng)新資源積累較慢，導致認定政策對其技術生態(tài)位態(tài)勢的激勵效應較弱。基于以上分析，提出如下假設：

H4：與非國有企業(yè)相比，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的政策激勵效應更強。

國有企業(yè)在市場競爭中具有得天獨厚的優(yōu)勢、豐富的知識產權儲備、較高的社會地位與影響力。認定政策具有指向信號和激活信號[22]，獲得認定資格是對企業(yè)技術水平和創(chuàng)新發(fā)展能力的官方肯定[11]，國有企業(yè)更傾向于連續(xù)獲得認定資格，持續(xù)性地進行研發(fā)創(chuàng)新活動，鞏固自身社會地位，證明自身創(chuàng)新實力。連續(xù)獲得認定資格的國有企業(yè)，創(chuàng)新資源種類與數量的獲取、積累都優(yōu)于非國有企業(yè)，更易充分利用網絡資源開展技術創(chuàng)新活動?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H5: 與非國有企業(yè)相比，連續(xù)認定更能增強認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的政策激勵效應。

隨著認定期限增加，國有企業(yè)基于嚴重的委托代理問題，在國家戰(zhàn)略和多種政治目標鞭策下，促使其保持創(chuàng)新持續(xù)性、積極性，創(chuàng)新產出會持續(xù)保持在較高水平。國有企業(yè)支持在現有技術基礎上，在較長時間內擁有足夠資源維持生態(tài)位開發(fā)[25]，并以其特有的影響力占據創(chuàng)新網絡中心位置，協(xié)調不同創(chuàng)新成員間的知識交流[27]，刺激網絡擴展。隨著時間推移，網絡擴展帶來更多資源供創(chuàng)新主體使用，網絡也因此更加穩(wěn)定，關系穩(wěn)定和網絡復雜有利于國有企業(yè)在技術創(chuàng)新領域擴張。因此，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的正向激勵不斷增強。

隨著認定期限增加，政府給予資質認定向外釋放的積極信號，促使非國有企業(yè)獲取多元技術合作和資金支持，可有效緩解融資約束等問題[7]，技術創(chuàng)新活動所需資源要素的空間范圍迅速擴張?；诟叱翛]成本和狀態(tài)依賴性[24]，非國有企業(yè)管理層更傾向于關注企業(yè)創(chuàng)新產出數量和效率，因此認定政策的激勵效應會逐漸增大。雷根強等[7]研究發(fā)現，認定政策對民營企業(yè)研發(fā)產出的激勵只源于實質性創(chuàng)新(發(fā)明專利)，但實質性創(chuàng)新并不是一蹴而就的，其對企業(yè)創(chuàng)新資源積累、市場需求敏感度、戰(zhàn)略調整速度、資源柔性等都有較高要求。而達到一定期限后，非國有企業(yè)技術創(chuàng)新會面臨資源匱乏、創(chuàng)新成本高、風險不可控等一系列問題，創(chuàng)新產出數量和效率會降低，認定政策對其技術生態(tài)位態(tài)勢發(fā)展的促進作用就會減弱。根據以上分析，提出如下假設：

H6a：隨著認定期限增加，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向影響逐漸增大，對非國有企業(yè)的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，存在倒U型變化趨勢。

H6b：隨著認定期限增加，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的正向影響逐漸增大，對非國有企業(yè)的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，存在倒U型變化趨勢；

國有企業(yè)創(chuàng)新方向受政府干預較多，投資自主權受限，基于多重政治目標，國有企業(yè)會放棄投資風險較高的創(chuàng)新活動[16]。而非國有企業(yè)具有完全投資自主權，能夠及時根據外部環(huán)境完善企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略，調整資源配置和創(chuàng)新方向，促進技術研發(fā)成功，快速進入并占領創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)的有利空間，與獲得認定資格前相比，非國有企業(yè)技術創(chuàng)新產出數量顯著增加。因此，隨著認定期限增加，認定政策更能調動非國有企業(yè)創(chuàng)新積極性和自主性，對其技術生態(tài)位“態(tài)”的激勵效應增加大于國有企業(yè)。

隨著認定期限增加，企業(yè)在技術創(chuàng)新活動中占據的技術創(chuàng)新領域空間(技術生態(tài)位)不斷變遷，如要進一步獲取生存空間，就必須調動更多創(chuàng)新要素[21]。基于中國情景，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)是更具控制力的核心組織，能夠為整個技術生態(tài)位網絡帶來額外價值[5]。因此，隨著認定期限增加，國有企業(yè)不依賴現有網絡資源，更有能力打破現有網絡局面，快速建立新的聯(lián)盟網絡，在技術創(chuàng)新領域不斷擴張，技術生態(tài)位“勢”的發(fā)展速度較快。根據以上分析，提出如下假設：

H6c：隨著認定期限增加，認定政策對非國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的激勵效應增加大于國有企業(yè)，即認定政策更能調動非國有企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力；

H6d：隨著認定期限增加，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的激勵效應增加大于非國有企業(yè)，即認定政策更能調動國有企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑儭?/p>

2 研究設計

2.1 變量選取

被解釋變量為企業(yè)技術生態(tài)位。借鑒已有研究(曹興等，2017)，從技術生態(tài)位的“態(tài)”(TNs)和“勢”(TNp)兩方面反映技術生態(tài)位。技術生態(tài)位的“態(tài)”以企業(yè)當年發(fā)明專利總量衡量，反映創(chuàng)新主體當前技術創(chuàng)新能力；技術生態(tài)位的“勢”以企業(yè)當年發(fā)明專利數量與基期差值/基期衡量，反映企業(yè)技術創(chuàng)新能力增長趨勢，即創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ΑＴ?007—2019年間，企業(yè)首次專利申請年份為該企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的計算基期，通過測量之后年份在基期基礎上的增長情況，研究認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“勢”(創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?演變的促進作用。

核心解釋變量為是否認定為高新技術企業(yè)(RHT)。企業(yè)認定為高新技術企業(yè)取1，包括初次認定和處在認定期限內，否者取0。此外，參考雷根強等[7]、Dai等[10]、王康等[28]的研究，選取相應的控制變量：公司規(guī)模(lnscale)、員工數量(lnnoe)、股權性質(nature)、資本勞動比(CIR)、資本密集度(CI)、資產報酬率(roa)、公司年齡(age)。詳見表1。

2.2 數據來源與樣本選擇

本文借鑒李香菊和楊歡[29]的樣本處理方法，選取高端裝備制造業(yè)9個子行業(yè)A股上市公司作為研究對象，數據主要來源于CSMAR數據庫、金融Choice(近兩年專利申請數量查詢國家知識產權局網進行完善)。對數據進行如下處理：①剔除ST、樣本數據缺失企業(yè)(人工查找可得除外)；②考慮變量增長率計算，剔除統(tǒng)計數據當年企業(yè)上市不足兩年的研究對象。最終得到2008—2019年間2 225個樣本觀測值，包括1 078個認定組觀測值和1 147個未認定組觀測值，具體變量描述性統(tǒng)計如表2所示。結果顯示，高新技術認定企業(yè)技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”均值遠遠大于未認定企業(yè)，同時公司規(guī)模、資本勞動比等變量也是如此，說明高新技術認定企業(yè)可能具有更高的創(chuàng)新能力。如果直接進行比較分析，則無法規(guī)避自選擇效應、內生性等問題干擾。鑒于此，本文采用PSM-DID方法有效規(guī)避相關干擾，以確保高新技術企業(yè)認定對技術生態(tài)位政策效應的精確檢驗。

表1 主要變量定義及說明

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

2.3 模型設定

本文利用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)，考慮企業(yè)認定為高新技術企業(yè)的時間不同，采用多期DID模型，借鑒Beck等[30]、王康等[28]的研究，檢驗高新技術企業(yè)認定政策對高端裝備制造業(yè)A股上市公司技術生態(tài)位的激勵效應。模型如下：

Yit=α0+α1RHTit+αjcontrolit+λi+θi+εit

(1)

其中，Yit代表被解釋變量技術生態(tài)位的“態(tài)”(TNs)和“勢”(TNp)，RHTit表示企業(yè)i在t年是否認定為高新技術企業(yè)，controlit為控制變量，λi、θi分別代表個體固定效應和時間固定效應，εit代表隨機擾動項。

PSM樣本匹配采用最近鄰匹配算法，匹配比例按1∶1(匹配容差0.05)進行逐年匹配。具體處理如下：在基于logistic離散選擇模型的高新技術企業(yè)認定預測估計中，選擇age、lnscale、lnnoe、CIR、nature、roa、CI變量作為匹配特征進行控制，匹配后作均衡性檢驗，最后得到1 674個基礎觀測數據集。匹配后傾向得分核密度高度接近，匹配效果較好，匹配前后樣本均衡性檢驗結果見表3。結果顯示，匹配后實驗組與控制組基本不存在顯著差異，標準化偏差基本都小于5%，滿足均衡性假設。通過上述傾向得分匹配修正樣本數據，解決樣本自選擇問題引起的估計偏差。

3 實證結果及分析

3.1 基準回歸

3.1.1 回歸結果分析

高新技術企業(yè)認定政策對技術生態(tài)位作用的實證檢驗結果如表4所示。結果顯示，高新技術企業(yè)認定(RHT)對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的系數分別為99.884 6和4.344 5，且在1%的水平上顯著，H1a和H1b成立。表明高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”具有正向激勵效應，即認定政策不僅能顯著促進企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力提升，也會影響企業(yè)技術創(chuàng)新能力增長趨勢，促進企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑儭?/p>

在控制變量方面，公司規(guī)模、年齡、員工數量、資產報酬率與技術生態(tài)位“態(tài)”的相關系數均顯著為正。公司規(guī)模越大、經營時間越長、人力資源越充裕、盈利水平越高，其經濟實力、技術人員儲備及研發(fā)能力越強，越傾向于技術生態(tài)位積累，從而增強企業(yè)自身持續(xù)競爭優(yōu)勢。資本深化、資本密集度對技術生態(tài)位“勢”的系數均顯著為負?？赡苁怯捎诮M織資源冗余，導致創(chuàng)新資源配置效率下降，從而使資本深化程度與資本密集度抑制了專利申請數量增長。此外，股權性質對技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的影響系數表明，與國有企業(yè)相比，高端裝備制造業(yè)中非國有企業(yè)專利申請數量較高，但專利申請數量增長卻較低。

表3 傾向得分匹配前后變量誤差消減情況

表4 基準回歸結果

3.1.2 穩(wěn)健性檢驗

(1)平行趨勢檢驗。借鑒Cerulli[31]等的做法，運用動態(tài)擴展模型進行平行趨勢檢驗，檢驗模型如下：

(2)

其中，Yit表示因變量技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”，控制變量不變；d_ij表示企業(yè)i認定為高新技術企業(yè)前第j年，dik表示企業(yè)i初次認定后第k年仍為高新技術企業(yè)，實驗組企業(yè)取1，控制組企業(yè)取0；其它變量含義同上。本文考察認定前的4年與初次認定后的10年，共14個時間點兩組的差異。圖1顯示了平行趨勢檢驗的δj、δk值變化情況，即企業(yè)認定為高新技術企業(yè)前，δj值均在0附近平緩波動，實驗組與控制組無顯著差異；認定后，技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”存在顯著差異。因此，平行趨勢檢驗滿足DID方法共同趨勢假設的基本前提。

(2)替代被解釋變量。本文驗證認定政策對人均專利申請(per_tns)和人均專利申請增長率(per_tnp)的政策效應，結果如表4所示。結果顯示，是否認定(RHT)的影響系數為10.884和0.6132，且在1%的水平下顯著為正。

(3)加入地區(qū)和行業(yè)虛擬變量。由于不同行業(yè)、不同地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新存在差異，因此加入地區(qū)和行業(yè)虛擬變量進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示(因篇幅所限，省略)，是否認定(RHT)的影響系數仍在1%的水平下顯著為正，認定政策對技術生態(tài)位的促進效應未發(fā)生實質性變化。

通過上述一系列穩(wěn)健性檢驗可知，高新技術企業(yè)認定對技術生態(tài)位的“態(tài)”與“勢”有顯著正向影響，研究結論穩(wěn)健。

3.2 動態(tài)效應檢驗

3.2.1 政策時效性

借鑒王康等[28]的研究，利用動態(tài)擴展模型檢驗高新技術企業(yè)認定政策對技術生態(tài)位在企業(yè)獲得認定資格第1年(初次認定當年為d1)到第11年(d11)(包含5個第12年的觀測值)的政策效應變化情況，如表5所示。結果顯示，除d3對技術生態(tài)位“態(tài)”的作用系數不顯著外，其余均顯著為正。同時，認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”歷年的正向激勵效應大小以認定期限為周期波動上升，H2a和H2b成立。此外，認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”(TNs)的影響系數在3年認定期內呈現U型變化趨勢，說明認定政策能有效刺激企業(yè)連續(xù)認定的狀態(tài)依賴性。而為了規(guī)避未來獲得政策資助的不確定性，企業(yè)會有效規(guī)劃每年專利申請數量，延遲部分專利申請，確保認定期滿當年資格復審時再次獲得認定資格。這也驗證了何熙瓊等[24]提出的狀態(tài)依賴性是企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的作用機制。對技術生態(tài)位“勢”(TNp)的影響系數在3年認定期內逐年遞增，說明與認定政策實施前相比，獲得認定資格的企業(yè)在3年認定期限內專利申請增長率連續(xù)增加。但d3、d4、d6、d7、d9、d10的系數分別為3.020 77、1.718 3、6.517 7、6.337 6、6.818 4、10.374 2，說明在認定期滿與下個認定期前的銜接時間點上，企業(yè)可能采取了保守型研發(fā)投資決策，規(guī)避機會成本，從而使專利增長率下降，認定政策對技術生態(tài)位“勢”的政策激勵效應減弱。該結果與Dai等[11]提出的基于政府資助連續(xù)性不確定的投資動機類似。

圖1 平行趨勢檢驗(左邊為TNs，右邊為TNp)

表5 政策時效性檢驗結果

3.2.2 連續(xù)認定與認定期限作用

借鑒王康等[28]的研究，在式1基礎上加入是否連續(xù)認定(CRHT)與高新技術企業(yè)認定(RHT)的交互項，得到式(3)。通過估計交互項系數，考察連續(xù)認定在認定政策與技術生態(tài)位關系中的作用。同時，加入認定期限(TRHT)與高新技術企業(yè)認定(RHT)的交互項，以及認定期限(TRHT)平方與高新技術企業(yè)認定(RHT)的交互項得到式(4)。通過估計交互項系數，考察認定期限在認定政策與企業(yè)技術生態(tài)位關系中的作用。

Yit=β0+β1RHT×CRHTit+βjcontrolit+λi+θi+εit

(3)

Yit=χ0+χ1RHT×TRHTit+χ2RHT×TRHT2it+χjcontrolit+λi+θi+εit

(4)

表6 連續(xù)認定與認定期限的政策效應檢驗結果

3.3 基于所有制異質性分樣本檢驗

所有制異質性檢驗結果如表7、8所示。在模型1、3中，RHT、RHT×CRHT對國有企業(yè)和非國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的影響系數均顯著為正，但對國有企業(yè)的影響系數大于非國有企業(yè)，H4和H5成立。相對于非國有企業(yè)，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的額外激勵效應更強，連續(xù)認定更能增強認定政策對國有企業(yè)的政策激勵效應。

表7 基于“態(tài)”的所有制異質性檢驗結果

表8 基于“勢”的所有制異質性檢驗結果

認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”的作用。模型4結果顯示，在國有企業(yè)樣本中，RHT×TRHT的系數顯著為正，RHT×TRHT2的系數為負且不顯著；在非國有企業(yè)樣本中，RHT×TRHT系數顯著為正，RHT×TRHT2系數顯著為負，H6a得到驗證。隨著認定期限增加，認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向影響逐漸增大，對非國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，存在倒U型變化趨勢。認定政策對非國有企業(yè)的影響系數為66.56，大于23.84，H6c得到驗證。認定政策對非國有企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向激勵效應增加大于國有企業(yè)，即隨著認定期限增加，認定政策更能促進非國有企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力提升。

認定政策對技術生態(tài)位“勢”的作用。國有企業(yè)與非國有企業(yè)樣本結果均顯示，RHT×TRHT的系數顯著為正，RHT×TRHT2的系數不顯著，H6b未得到驗證。隨著認定期限增加，認定政策對非國有和國有企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的正向影響逐漸增大，且不存在倒U型變化趨勢，但對國有企業(yè)的影響系數大于非國有企業(yè)，H6d得到驗證。認定政策對國有企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的正向激勵效應增加大于非國有企業(yè)，即隨著認定期限增加，認定政策更能促進國有企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑儭?/p>

4 研究結論及政策建議

4.1 研究結論

本文利用2008—2019年高端裝備制造業(yè)A股上市公司樣本數據，采用PSM-DID模型，在評估高新技術企業(yè)認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”效應的基礎上，運用動態(tài)擴展模型檢驗政策時效性，引入是否連續(xù)認定和認定期限變量，分析政策的動態(tài)效應變化，進一步分樣本檢驗所有制異質性企業(yè)的政策差異。本文得到以下結論：首先，高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”具有顯著促進作用，即認定政策有助于提高企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?；連續(xù)認定增強了認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的激勵效應；與非國有企業(yè)相比，是否認定和是否連續(xù)認定對國有企業(yè)的額外政策激勵效應更強。其次，認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”歷年的正向激勵效應大小，以3年認定期限為周期波動上升。其中，認定政策對技術生態(tài)位“態(tài)”的政策效應在3年認定期內呈U型變化趨勢，對“勢”的政策效應在3年認定期內逐年增長。再次，隨著認定期限增加，認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“態(tài)”的正向影響先逐漸增大，到達拐點后逐漸減小，呈倒U型變化趨勢，但對國有企業(yè)不存在倒U型變化趨勢；短期內認定政策對國有企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力的政策激勵更強，但隨著認定期限增加，認定政策更能調動非國有企業(yè)當前技術創(chuàng)新能力。最后，隨著認定期限增加，認定政策對企業(yè)技術生態(tài)位“勢”的正向影響逐漸增大；認定政策對非國有和國有企業(yè)的政策效應均不存在倒U型變化趨勢，即隨著認定期限增加，認定政策能夠有效促進所有企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑儯珜衅髽I(yè)的額外政策激勵效應更強。

4.2 政策建議

(1)增強政策柔性，提高政策扶持均衡度。高新技術認定政策對企業(yè)當前創(chuàng)新能力和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿Χ季哂谐掷m(xù)長效的促進作用，但在一定程度上對國有企業(yè)的政策激勵效應更強。政府需加強政策柔性，為各類企業(yè)營造公平、良好的市場環(huán)境。具體而言，關注技術創(chuàng)新水平提升幅度和創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑兯俣?，對持續(xù)創(chuàng)新機制建設較好的民營、外資企業(yè)，給予額外獎勵，以緩解企業(yè)研發(fā)壓力和風險；有效抑制企業(yè)在認定周期銜接年的保守決策、投機性創(chuàng)新等問題，避免人才、技術等資源支配權高度集中，提高民營和外資企業(yè)資源支配力、行業(yè)影響力和市場競爭地位，促進非國有企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展?jié)摿ρ葑?，推進整個產業(yè)快速均衡發(fā)展。

(2)弱化申請認定機制，強化事前事中事后監(jiān)督。認定政策的時效性檢驗結果表明，認定政策可有效激發(fā)企業(yè)對外部環(huán)境的狀態(tài)依賴性?；凇陡咝录夹g企業(yè)認定管理辦法》對知識產權、研發(fā)投入占比等條件的硬性要求，企業(yè)會提前規(guī)劃研發(fā)費用投入與歸集，放緩專利申請數量與速度，抑制企業(yè)實現真正意義上的“自主創(chuàng)新”[24]。結合國務院近期發(fā)布的《深化北京市新一輪服務業(yè)擴大開放綜合試點建設國家服務業(yè)擴大開放綜合示范區(qū)工作方案》(國函〔2020〕123號)文件精神，弱化高新技術企業(yè)認定機制，擴大“報備即批準”試點范圍，強化事前事中事后監(jiān)督，推進企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新，促進企業(yè)實現真正意義的“自主創(chuàng)新”。

(3)改革專利申報制度，確保政策扶持的精準性。到達一定程度后，認定期限增加反而會抑制認定政策對企業(yè)專利申請數量的促進作用。通過調研可知，在高新技術企業(yè)申報中，對于申請人不唯一的專利，在提供其它企業(yè)放棄使用該專利申報高新技術企業(yè)的證明后，在認定環(huán)節(jié)，申報人知識產權評分與申請人唯一的專利無明顯區(qū)別，這給企業(yè)提供了很大操縱空間。建議從源頭治理，鼓勵合作創(chuàng)新，改革專利申請制度，多個組織申請同一專利時，要求申請人就各自貢獻進行分攤，高新技術企業(yè)申報時評審專家根據申報企業(yè)在專利中的貢獻率評分。通過改革專利申請制度，再借助專利申請到公告的時間差，壓縮企業(yè)在專利申請數量上的操縱空間，確保認定政策扶持對象的精準性，降低認定期限增加對政策促進效應的抑制作用。

4.3 不足與展望

本文從技術生態(tài)位視角評估了高新技術企業(yè)認定的動態(tài)政策效應，還存在一定不足。首先，本文未深入探討高新技術企業(yè)認定對技術生態(tài)位“態(tài)”與“勢”的作用機制。未來研究可以嘗試深入檢驗中介、調節(jié)效應，揭示高新技術企業(yè)認定對技術生態(tài)位的作用路徑及政策有效性的邊界條件。其次，本文僅考慮了所有制異質性企業(yè)動態(tài)政策效應的差異。按照本文研究思路，未來可擴展研究對象，解析政策對不同產業(yè)、不同地區(qū)企業(yè)技術生態(tài)位的作用，進一步驗證并豐富已有研究。