進口競爭與企業(yè)創(chuàng)新
——基于中國制造業(yè)企業(yè)專利數據的證據

楊曉云，馬 霞

（1.重慶三峽學院財經學院，重慶 404120；2.山西大學商務學院經濟學院，山西太原 030031）

1 問題的提出

黨的十九大報告提出，中國經濟已由高速增長轉向高質量發(fā)展階段，要求以供給側結構性改革為主線，提高經濟發(fā)展質量和效益，完成經濟增長由要素驅動向創(chuàng)新驅動的動能轉換，形成源源不斷的內生動力源泉。當前看來，盡管越來越多的企業(yè)通過增加研發(fā)投入培育新的經濟增長點，但技術創(chuàng)新對中國經濟增長的貢獻度還偏低［1］，與高質量發(fā)展要求和國際先進水平相比還有較大差距，如何促進中國企業(yè)自主創(chuàng)新仍是學界、政界和企業(yè)界共同關注的焦點話題。企業(yè)創(chuàng)新決策不僅取決于其自身研發(fā)實力，還與國家不斷擴大開放的宏觀經濟環(huán)境密切相關。中國改革開放四十余年來，伴隨著在出口方面取得的矚目成就，中國進口貿易的自由化進程也在加速推進。中國入世后開啟了大范圍的關稅減讓，僅在2001—2006 年，平均進口關稅由16.4%下降至9.2%［2］，非關稅壁壘方面的進口許可證、進口配額和特定招標要求等措施也在分階段予以取消［3］。進口貿易壁壘的大幅降低為進口擴張創(chuàng)造了有利條件，自2002 年開始，中國進口額呈現指數級增長態(tài)勢，2011 年之后占全球進口總額的比例一直維持在約10%，2018 年的進口總額約為2001 年的9倍、1979 年的136 倍［4］。進口商品的大量涌入逐漸改變了中國企業(yè)生存的外部環(huán)境，形成愈加嚴峻的進口競爭壓力。那么，這種進口競爭格局又將如何影響中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新行為，這是既關系到中國的進口擴張得失，又為制訂和實施創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略提供政策啟示的重要問題。

基于以上思考，本研究利用法國國際經濟研究中心數據庫CEPII-BACI、中國工業(yè)企業(yè)專利數據庫和中國工業(yè)企業(yè)數據庫，研究進口競爭對中國制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響效應和作用機制。相較于已有文獻，本研究的邊際貢獻主要體現在：（1）田巍等［5］、張杰［6］對進口貿易與創(chuàng)新的關聯研究主要集中于中間品或資本品進口對下游產業(yè)的影響，缺乏對國內進口競爭行業(yè)的關注，本研究從微觀企業(yè)層面探討進口競爭對中國制造業(yè)企業(yè)科技創(chuàng)新的影響，按照創(chuàng)新程度區(qū)分了企業(yè)創(chuàng)新行為，處理了可能存在的內生性問題，采取了多種穩(wěn)健性檢驗方法和異質性分析確保結果的可信度。（2）本研究對進口競爭的測度采用了基于進口規(guī)模計算的進口滲透率，與采用進口關稅指標的文獻，如文獻［7-9］相比，綜合考察了關稅和非關稅壁壘共同降低帶來的進口競爭效應。（3）本研究對于企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量采用了專利申請數量，相較于楊曉云［10］、林薛棟等［11］、王業(yè)雯等［12］普遍采用的新產品產值或研發(fā)支出變量，更能反映企業(yè)技術創(chuàng)新的真實水平。（4）本研究不僅揭示了進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果，還就其影響渠道進行了中介效應模型分析，驗證了熊彼特效應的主導作用。

2 文獻回顧

從一般意義上探討競爭和創(chuàng)新關系的研究框架可追溯到產業(yè)組織理論。熊彼特［13］認為競爭與創(chuàng)新之間存在負向的線性關系，而Aghion 等［14］則發(fā)現二者間非線性的倒“U”型關系，這種看似矛盾的結論源于企業(yè)面對競爭時的兩種反應，即熊彼特效應和競爭逃離效應。前者指企業(yè)因受競爭影響削減了市場份額和利潤，會相應減少用于研發(fā)的資源配置；后者認為競爭會降低企業(yè)在無研發(fā)狀態(tài)下的壟斷租金，故競爭促使企業(yè)為了甩開競爭對手而加大研發(fā)投入。熊彼特效應和競爭逃離效應雖可同時存在，但孰勝孰負取決于行業(yè)市場結構以及與技術前沿的距離［14-15］：當市場中的企業(yè)齊頭并進，或距離技術前沿較近時，競爭逃離效應占主導；反之，當企業(yè)大幅落后于市場領導者，或距離技術前沿較遠時，則熊彼特效應占主導。上述思想在后續(xù)文獻中成為闡釋進口競爭與創(chuàng)新關系最重要的理論機制。除此之外，來自特定進口來源國的進口競爭對進口國企業(yè)創(chuàng)新的影響還存在特殊的影響渠道。Bloom 等［16］從發(fā)達國家進口國的角度提出了受困要素（trapped factor）模型，認為生產要素再配置的調整成本阻礙了要素流動，這種自然摩擦使要素受困于老產品生產。來自低成本國家的低技術進口競爭降低了受困要素的收益，從而也降低了將要素投入新產品研發(fā)的機會成本，由此促進企業(yè)研發(fā)和技術升級；而當進口來源國為技術創(chuàng)新國時，貿易又充當了一種重要的技術轉移渠道，進口產品相對于國內產品更可能是新產品［17］，國內企業(yè)通過他們的競爭對手獲得了更多信息，促使知識和技能的傳播［18］，利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。據此，進口競爭對創(chuàng)新的影響方向并不明確，需要綜合其正向效應與負向效應，正如Autor 等［19］所言，其本質是一個實證問題。進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制如圖1 所示。

圖1 進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制

隨著中國及其他發(fā)展中國家在全球經濟中扮演主角，全球貿易模式出現深刻改變，進口競爭由早期集中于低技術制造業(yè)逐漸向技術密集型行業(yè)轉移，有關國外競爭如何影響國內企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的探討開始涌現［20］。發(fā)達經濟體較為關注來自中國的進口競 爭，其中，Bloom 等［21-22］對歐洲、Ahn 等［23］對韓國的研究結論為正向影響；Kueng 等［24］對加拿大的研究結論為負向影響；在對美國的研究中，Chakravotry 等［25］的結論為正向影響，但Autor 等［19］、Xu 等［20］卻發(fā)現了負向影響。發(fā)展中國家面臨的進口競爭既有來自中國的進口擴張，也與其自身的貿易自由化有關，其中Fernandes 等［26］對智利的研究結論為正向影響；Dang［27］對越南的研究結論為非顯著性影響；在對墨西哥的研究中，Iacovone［28］的結論為非顯著性影響；Teshima［29］發(fā)現了對企業(yè)不同類型研發(fā)創(chuàng)新的差異性影響。對跨國樣本的研究結果表明，高技術產品進口有顯著負向影響，而低技術產品進口則是正向影響［30］。

從這些國別研究或跨國研究的主要文獻來看（見表1），差異化甚至相互矛盾的研究結論可能源于：第一，對于具有不同技術水平和市場結構的研究對象國，進口競爭作用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的主導機制有所不同。第二，核心指標的度量誤差可能會使對同一研究對象的研究結果有所區(qū)別。首先，在低關稅時代，關稅對貿易的調節(jié)作用不斷弱化，進口競爭的度量指標應綜合考慮關稅與非關稅壁壘的作用，基于進口規(guī)模計算的進口滲透率比僅考慮關稅等單一貿易成本變動更為有效；其次，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新多采用研發(fā)支出和專利水平予以量化，但研發(fā)投入并不必然產生創(chuàng)新成果，創(chuàng)新成果也并非必需研發(fā)投入［31］，專利無疑是更能直接和精確衡量企業(yè)技術進步的指標［32］。第三，對同一研究對象，采取相同度量指標的研究結論也會因異質性分析而出現差異，如區(qū)分研發(fā)創(chuàng)新類型、企業(yè)規(guī)模、技術或生產率水平等，這也反映出異質性分析在探討該問題時的必要性。

表1 進口競爭對技術創(chuàng)新影響的主要研究總結

3 數據來源、變量測算與模型設定

3.1 數據來源與變量測算

本研究選取1998—2013 年中國制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，數據主要源自3 個微觀數據庫，即CEPIIBACI 數據庫、中國工業(yè)企業(yè)專利數據庫和中國工業(yè)企業(yè)數據庫。CEPII-BACI 數據庫提供了全球200 多個國家和地區(qū)5 000 多種產品的雙邊海關編碼（HS）HS6 的貿易數據，每一種貿易產品還包含了出口國、進口國、貿易價值和重量信息。中國工業(yè)企業(yè)專利數據庫提供了微觀層面的專利申請數據，涵蓋發(fā)明專利、實用新型和外觀設計3 類，每條專利數據均有專利申請?zhí)?、專利名稱、技術類別、專利申請人、發(fā)明人等基本信息。中國工業(yè)企業(yè)數據庫提供了以制造業(yè)為主的39 個兩位數行業(yè)全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的微觀原始數據，就每一家企業(yè)披露了100 余條財務變量信息。

3.1.1 進口競爭指標的測算

烏拉圭回合談判后，各國關稅的下降空間已經十分有限，非關稅壁壘起到了越來越重要的作用［33］，鑒于非關稅壁壘數據可獲性低，借鑒相關文獻的做法，運用進口滲透率衡量進口競爭水平。對于進口滲透率的測度，Harrison［34］、余淼杰［33］、錢學鋒等［35］采用了行業(yè)進口額/行業(yè)總產出的比值，Ding 等［36］、黃漓江［37］、邱斌等［38］采用了行業(yè)進口額除以總消費的比值（行業(yè)進口額/行業(yè)總產出＋行業(yè)進口額—行業(yè)出口額），本研究的實證框架主要基于前者，同時也在穩(wěn)健性檢驗中使用了后者。進口滲透率計算所需的國家標準行業(yè)分類四位數行業(yè)進出口規(guī)模，根據CEPII-BACI 數據庫整理所得；產品貿易數據與制造業(yè)國家標準行業(yè)分類四位數行業(yè)的匹配，利用了Upward 等［39］提供的HS2002 版本八位數產品編碼與國家標準行業(yè)分類四位數行業(yè)代碼對應表，由于不同年份貿易數據的海關編碼版本有所差異，需將1998—2001 年的HS96 版本、2002—2006 年的HS02 版本、2007—2011 年的HS07 版本以及2012—2013 的HS12 版本全部轉換為HS02 版本；CEPIIBACI 數據庫提供的貿易額以美元計價，本研究根據研究期間的歷年《中國統計年鑒》，使用人民幣兌美元匯率年平均價換算為人民幣計價金額；行業(yè)總產出數據由工業(yè)企業(yè)數據庫中相應制造業(yè)企業(yè)工業(yè)總產值匯總所得。

3.1.2 企業(yè)創(chuàng)新指標的測算

既有文獻對企業(yè)創(chuàng)新能力的度量多采用新產品產值、研發(fā)支出強度、專利申請數量或授予數量予以表征，但為了滿足政府創(chuàng)新號召，企業(yè)存在虛報新產品產值的行為［40］，又由于創(chuàng)新行為的高風險性，企業(yè)研發(fā)支出與其實際創(chuàng)新成果可能不一致［41］；而專利授予具有較強的時間滯后，即使是審批簡化的非發(fā)明專利從申請到公開也需要2 年～3 年時間［42］，且授權的專利也存在因未繳費而取消的情況。綜合以上考慮，本研究的企業(yè)創(chuàng)新指標采用企業(yè)專利申請數量測度，參照張峰等［43］的做法，按照創(chuàng)新程度將全部產品專利劃分為發(fā)明專利與非發(fā)明專利兩類，其中發(fā)明專利屬于突破式創(chuàng)新，創(chuàng)新性和新穎性在已有技術上有實質性進步；非發(fā)明專利包括了實用新型和外觀設計，屬于漸進式創(chuàng)新，是企業(yè)針對已有產品和技術的改進。后文中，也使用了新產品產值變量進行創(chuàng)新指標的穩(wěn)健性檢驗。

3.1.3 其他企業(yè)層面特征變量

企業(yè)層面特征變量由工業(yè)企業(yè)數據庫整理所得，鑒于中國工業(yè)企業(yè)數據庫中部分企業(yè)中途更改了企業(yè)代碼、企業(yè)名稱，參照Brandt 等［44］的方法構建非平衡面板數據?？紤]到工業(yè)企業(yè)數據庫存在變量遺漏、缺失、錯誤等問題，對原始數據還進行了如下處理：（1）剔除關鍵財務指標（從業(yè)人員數量、工業(yè)總產值、固定資產年平均凈值等）缺失的企業(yè)；（2）剔除企業(yè)從業(yè)人數小于8 人的企業(yè)；（3）剔除財務指標與一般公認會計準則不符的企業(yè)，如流動資產大于總資產、固定資產年平均凈值大于總資產、總固定資產大于總資產等；（4）剔除企業(yè)年齡小于0，以及成立年份早于1949 年的企業(yè)；（5）對工業(yè)總產值、固定資產年平均凈值分別按照工業(yè)品出廠價格指數和固定資產投資價格指數進行平減；（6）僅保留制造業(yè)行業(yè)范圍，即兩位數行業(yè)代碼13～42，其中不含代碼為38 的子行業(yè)。由于Upward 等［39］的對應表僅能將HS02 版本的八位數產品編碼與國家標準行業(yè)分類2002 版本四位數行業(yè)代碼對應，本研究將樣本期內其他年份采用的1994 版本和國家標準行業(yè)分類2011 版本調整為2002 版本。工業(yè)企業(yè)數據庫與專利數據庫之間的對接采用了企業(yè)名稱字段。

3.2 基準模型設定

本研究所獲樣本為非平衡面板數據，為了考察進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，設定估計模型如下：

式（1）中：下標i為企業(yè)；j為四位數行業(yè)分類；t為年份；被解釋變量是企業(yè)層面創(chuàng)新活動，按照創(chuàng)新難易程度分為產品創(chuàng)新（，企業(yè)當年全部專利申請數目）、突破式創(chuàng)新（，企業(yè)當年發(fā)明專利申請數目）和漸進式創(chuàng)新（，企業(yè)當年實用新型和外觀設計專利申請數目）3 種類型，采用的形式；核心解釋變量為四位數行業(yè)層面的進口滲透率；企業(yè)層面控制變量包括企業(yè)規(guī)模（，以企業(yè)總資產的對數形式衡量）、勞動生產率（，以單位員工工業(yè)產值的對數形式衡量）、資產負債率（，采用企業(yè)總負債/總資產衡量）、企業(yè)年齡（，以樣本年份-企業(yè)成立時間衡量）、政府補貼強度（，以補貼收入/工業(yè)銷售產值表示）、企業(yè)所有制（，參照聶輝華等［45］的做法，將注冊類型為國有、國有聯營、國有與集體聯營、國有獨資公司的企業(yè)定義為國有企業(yè)，其余歸為非國有企業(yè)）；為截距項；為企業(yè)固定效應；為年份固定效應；為隨機誤差項。

為了緩解異常值的影響，文中所有連續(xù)變量經過上下1%的縮尾處理。依據上述變量計算方法，主要變量的描述性統計結果如表2 所示，突破式創(chuàng)新均值為0.005，漸進式創(chuàng)新均值為0.074，說明企業(yè)產品創(chuàng)新主要以漸進式創(chuàng)新為主。

表2 樣本主要變量的描述性統計

表2（續(xù)）

4 估計結果分析

4.1 基準回歸

樣本基準回歸如表3 所示，其中(1)～(2)列、(3)～(4)列和(5)～(6)列分別報告了以產品創(chuàng)新、突破式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新作為因變量的估計結果，且后一列在前一列僅控制進口滲透率和年份、企業(yè)固定效應的基礎上加入了其他控制變量。為了緩解可能存在的異方差問題，根據企業(yè)水平的聚類標準差判斷系數的顯著性。結果表明，加入企業(yè)層面控制變量后的核心變量估計系數絕對值雖有所降低，但并不改變研究結論，表明進口競爭抑制了中國企業(yè)的產品創(chuàng)新；進口競爭變量的估計系數也均顯著為負，說明進口競爭同時削弱了企業(yè)的突破式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新?；鶞驶貧w結果初步確立了熊彼特效應是中國制造業(yè)企業(yè)應對進口競爭的主導反應模式。

表3 樣本基準回歸分析

4.2 內生性檢驗

本研究主題也可能存在一定的內生性：第一是樣本選擇偏誤問題，例如高技術企業(yè)在面對進口競爭時更容易存活下來［22］；第二是遺漏變量問題，進口競爭水平的提高可能源于國內生產率沖擊或需求變動［23］，它們也會直接影響企業(yè)研發(fā)傾向，即進口競爭水平和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新受到一些共同因素的作用；第三，一些行業(yè)出于確保研發(fā)創(chuàng)新的租金收益，可能游說政府給予更多的政策保護，致使這些行業(yè)維持較高的關稅水平或是削減幅度放緩，抑或實施了較多的非關稅貿易壁壘，反作用于行業(yè)進口水平。為此，本研究采用了工具變量2SLS 和固定效應模型緩解可能的內生性問題（見表4）。表4 第(1)～(3)列為使用滯后1 期進口滲透率為工具變量的估計結果，第(4)～(6)列為采用印度行業(yè)進口關稅為工具變量的估計結果，第(7)～(9)列為將全部控制變量均滯后1 期的估計結果。滯后期變量與內生變量相關，又由于滯后期變量已經發(fā)生，為前定變量，可能與當期擾動項不相關，不可識別KP rk LM 檢驗和弱識別KP rk Wald F，檢驗結果均拒絕原假設，表明以滯后期進口滲透率充當工具變量可識別且不存在弱工具變量問題。表4 第(1)～(3)估計系數顯著為負，與基準回歸一致。中國與印度同為發(fā)展中大國，又都處于貿易自由化進程中，貿易結構和產業(yè)發(fā)展有一定的同步性，關稅水平有較高的相關性，但印度關稅不受中國企業(yè)的游說或尋租行為干擾，具有較強的外生性，針對工具變量的不可識別和弱識別檢驗也提示了其有效性?？傮w而言，無論以滯后1 期進口滲透率還是印度關稅作為工具變量，進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響系數均顯著為負，與基準回歸結論一致；而將全部控制變量均滯后1 期的回歸結果也基本不變。

表4 樣本內生性問題的緩解

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結論的可信度，本研究還從如下4 個方面進行了穩(wěn)健性檢驗：

第一，在已有研究中，企業(yè)創(chuàng)新成果除了采用專利衡量外，也會以新產品銷售收入量化［46］，因此使用了新產品產值的對數值作為企業(yè)創(chuàng)新的度量指標進行回歸，結果見表5 第(1)列，進口競爭同樣抑制了企業(yè)新產品產值的增加。

第二，依據前文所述，對進口滲透率按照行業(yè)進口額除以總消費的方法進行了重新測算并引入方程估計，結果見表5 第(2)～(4)列，進口競爭變量的估計系數仍顯著為負。

第三，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新也受到宏觀經濟形勢的影響，以實際地區(qū)生產總值（GDP）增長率（growth）衡量宏觀經濟形勢，控制隨時間變動的宏觀經濟沖擊及其他政策變動因素［47］，回歸結果見表5 第(5)～(7)列，進口競爭變量的顯著性和方向性未受影響。

表5 樣本穩(wěn)健性檢驗Ⅰ

表5（續(xù)）

第四，由于被解釋變量企業(yè)專利申報數量有截斷的情況，還可能存在樣本選擇偏誤的問題，對此，采用了Heckman 兩步法對模型進行了再估計。如表6 所示，第(1) (3) (5)列分別為產品創(chuàng)新、突破式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新的選擇方程，(2)(4)(6)列為結果方程。結果顯示逆米爾斯比率（invmillsss）顯著為負，表明存在樣本選擇偏差，驗證了選取Heckman 兩步法進行估計的合理性。Heckman 模型的回歸結果表明，在消除樣本選擇偏誤后進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應依然顯著。

表6 樣本穩(wěn)健性檢驗Ⅱ

4.4 異質性分析

為了進一步揭示進口競爭對不同類別企業(yè)研發(fā)抑制作用的效果差異，本研究區(qū)分企業(yè)特征和行業(yè)特征，從3 個視角進行了異質性分析，分組回歸的組間系數差異均通過了Efron 等［48］提出的費舍爾組合檢驗（Fisher's permutation test）。

（1）行業(yè)集中度。根據企業(yè)銷售產值占行業(yè)所有企業(yè)總銷售產值的份額計算了赫芬達爾-赫希曼（HHI）指數以衡量行業(yè)集中度，并將低于四分位行業(yè)集中度中位數的樣本劃為低集中度，即高競爭行業(yè)；反之，則屬于高集中度，即低競爭行業(yè)。區(qū)分行業(yè)集中度的回歸結果見表7 第(1)～(2)列，進口競爭對企業(yè)研發(fā)的制約效果在國內競爭程度較高的行業(yè)中更為顯著，與Aghion 等［14］的理論分析一致。

（2）政企關聯。借鑒王彥皓［49］的做法，以企業(yè)管理費用占銷售收入的比例衡量政企關聯水平（etc），將高于四位數行業(yè)etc 中位數的企業(yè)視為高政企關聯企業(yè)；反之，為低政企關聯企業(yè)。區(qū)分政企關聯的回歸結果見表7 第(3)～(4)列，高政企關聯企業(yè)的研發(fā)行為更大幅度地受到進口競爭的抑制。對此可能的解釋在于，競爭通過降低無研發(fā)狀態(tài)下的租金收益增強企業(yè)研發(fā)傾向［50］，由于高政企關聯企業(yè)更容易在無研發(fā)狀態(tài)下獲取壟斷租金，導致競爭逃離效應在這類企業(yè)中更難以顯現。

（3）技術水平。依據國家統計局《高技術產業(yè)統計分類目錄》（2002），將樣本企業(yè)劃分為高技術企業(yè)（tec=1）和非高技術企業(yè)（tec=0）兩類。區(qū)分行業(yè)技術水平的回歸結果見表7 第(5)～(6)列，進口競爭對高技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的抑制作用明顯小于非高技術企業(yè)，原因在于高技術企業(yè)距離世界技術前沿較近，易于形成競爭逃離效應［15］，對熊彼特效應起到部分對消作用。

表7 樣本異質性分析

4.5 機制驗證

前文表明進口競爭降低了中國制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新成果，初步確立了熊彼特效應是中國制造業(yè)企業(yè)面臨進口競爭的主要應對模式。但也有學者提出進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新效率有負向影響［51］。那么，研發(fā)創(chuàng)新成果受到抑制是因為進口競爭降低了企業(yè)研發(fā)效率，還是使企業(yè)研發(fā)意愿受挫，對此還需作出進一步的考察。解決這一問題的關鍵是要明確進口競爭如何影響企業(yè)研發(fā)意愿。如果企業(yè)研發(fā)意愿不足導致研發(fā)成果降低，證明熊彼特效應為主導機制；相反，如果企業(yè)研發(fā)意愿提高的同時研發(fā)成果不足，則說明存在研發(fā)效率低下的問題。盡管本研究的樣本數據中缺乏直接體現企業(yè)研發(fā)意愿的變量，但研發(fā)意愿以研發(fā)投入為載體，企業(yè)研發(fā)力度的多寡反映了研發(fā)傾向的高低。研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入是目前學界最常用的研發(fā)投入指標，將其作為中介變量，以研究開發(fā)費的對數值（r&d）表示研發(fā)經費投入，借鑒王慶喜等［52］的做法，以職工教育費的對數值（edu）量化研發(fā)人員投入，采用溫忠麟等［53］的中介效應模型驗證進口競爭影響中國制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的作用機制。設定中介效應檢驗模型如下：

式（3）（4）中的med 為中介變量，包括了研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入。

表8 報告了基于中介變量的檢驗結果。其中：第(1)～(3)列檢驗研發(fā)經費投入的中介效應，結果表明進口競爭削弱了企業(yè)的研發(fā)經費投入、降低了企業(yè)產品創(chuàng)新，控制研發(fā)經費投入后對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響程度弱化；第(4)～(6)列是研發(fā)人員投入的中介效應檢驗，結果表明進口競爭同樣削弱了企業(yè)研發(fā)人員投入，通過削減研發(fā)人員投入減少了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新成果。以上中介效應模型證明進口競爭打擊了中國制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)意愿，為熊彼特效應的存在提供了依據。

表8 樣本的影響機制檢驗：中介效應模型

表8（續(xù)）

5 結論與政策建議

5.1 結論

在經濟發(fā)展新常態(tài)階段，創(chuàng)新成為中國經濟工作的核心任務，是引領高質量發(fā)展的第一動力，也是促進企業(yè)轉型升級的主要推手。作為典型的新興市場國家，中國不僅從發(fā)達經濟體進口大量優(yōu)質產品，也要不斷挑戰(zhàn)其他發(fā)展中國家的低成本產品進入，制造業(yè)企業(yè)需要兼顧質量提升型創(chuàng)新與成本節(jié)約型創(chuàng)新，創(chuàng)新內涵更為豐富。本研究基于中國進口擴張的現實背景，以1998—2013 年中國制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，通過CEPII-BACI 數據庫、中國工業(yè)企業(yè)專利數據庫和中國工業(yè)企業(yè)數據庫的多重匹配，探討進口競爭對中國制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響效果和作用機制。研究發(fā)現，進口競爭顯著降低了企業(yè)產品創(chuàng)新，突破式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新均被削弱；異質性分析還揭示了進口競爭對高競爭行業(yè)、高政企關聯企業(yè)和低技術行業(yè)創(chuàng)新的負面作用更為顯著；中介效應模型檢驗表明進口競爭降低了企業(yè)研發(fā)意愿，通過削減研發(fā)投入抑制了研發(fā)成果，驗證了熊彼特效應在中國制造業(yè)企業(yè)應對進口競爭時起到了主導作用。

5.2 政策建議

本文的研究結論對中國進口促進戰(zhàn)略和創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略的實施具有政策啟示意義。首先，中國雖已建立起門類齊全的制造業(yè)生產體系，但產業(yè)鏈條還未完善，在關鍵零部件和核心設備上仍未完全擺脫進口依賴，制造業(yè)創(chuàng)新使命依然艱巨。在中國的貿易自由化進程中，貿易政策的制訂和實施需結合產業(yè)創(chuàng)新需求，對于國家亟需且有待突破技術瓶頸的領域，應適當放緩進口促進力度，保護企業(yè)的創(chuàng)新積極性。事實上，中國就曾基于幼稚產業(yè)保護理論的思想以高關稅扶持汽車產業(yè)渡過幼稚期，雖然其初衷是通過提高貿易壁壘擴大本國汽車產業(yè)產量，在規(guī)模經濟作用下實現成本削減、獲得競爭優(yōu)勢，但中國汽車產業(yè)在形成生產能力的同時也逐步具備了自主創(chuàng)新能力，并促成了在新能源汽車領域的技術“彎道超車”。其次，中國的研發(fā)投入雖處于快速增長期，但研發(fā)強度滯后于工業(yè)化進程，與西方發(fā)達國家相比還有一定差距，且政府研發(fā)投入尤為不足，后續(xù)需不斷加大對企業(yè)的研發(fā)補貼，完善研發(fā)優(yōu)惠政策，發(fā)揮政府研發(fā)投入的誘導和拉動作用，以抵消進口競爭對企業(yè)市場份額和利潤造成的負面沖擊，阻斷熊彼特效應的作用渠道。第三，企業(yè)也應積極主動地融入不斷擴大開放的經濟環(huán)境，增強業(yè)務調整的靈活性，實現產品創(chuàng)新和服務轉型的雙輪驅動，在成本優(yōu)勢不斷消逝的過程中延伸產品生產的服務鏈條，由硬件生產向軟件開發(fā)和服務提供轉型，從產品創(chuàng)新向服務創(chuàng)新過渡。

需要指出的是，進口貿易是技術落后國從技術領先國獲得技術擴散的重要渠道，為了破解發(fā)達國家在一些關鍵領域的技術壟斷，從進口中學習并實現技術轉移仍是發(fā)展中國家快速掌握技術的有效途徑。為了阻礙后進國家的技術趕超進程，發(fā)達國家采取了高技術出口限制政策，其中又以美國的出口管制最為典型，并在對華高技術限售中頻頻加碼。為此，針對這些受限的新興和基礎技術等領域，中國更需要加強同歐洲、日本、俄羅斯等國的技術合作，加大高技術品進口力度以繞開美國的技術遏制，填補國內技術空白。這也意味著中國今后的進口政策制定要更具戰(zhàn)略性，對于不同的產業(yè)，以及產業(yè)發(fā)展的不同階段，根據產業(yè)技術水平配置差異化的進口競爭程度，在促進競爭、適度競爭和限制競爭之間進行最優(yōu)決策，以達到推動企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的目的。