貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的影響
——基于增長期權(quán)和金融摩擦視角的實(shí)證分析

劉 晴 江 依 張艷超

一 引 言

在我國政府倡導(dǎo)的新發(fā)展理念下，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力。企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，其主要的一種創(chuàng)新形式就是產(chǎn)品創(chuàng)新(安同良和千慧雄，2014)。產(chǎn)品創(chuàng)新的過程就是整合技術(shù)知識和市場知識的過程，產(chǎn)品創(chuàng)新既能夠使新技術(shù)得到更廣泛的應(yīng)用，又能夠?yàn)槠髽I(yè)開拓新市場并創(chuàng)造超額利潤(孫曉華和鄭輝，2013；熊捷和孫道銀，2017)。受新冠肺炎疫情和經(jīng)貿(mào)摩擦等因素影響，現(xiàn)階段國內(nèi)外形勢復(fù)雜多變。厘清貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的影響機(jī)制，對我國實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的高質(zhì)量發(fā)展，構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

隨著經(jīng)貿(mào)摩擦和貿(mào)易保護(hù)主義的加劇，貿(mào)易政策不確定性(Trade Policy Uncertainty，TPU)逐漸成為研究熱點(diǎn)之一(龔聯(lián)梅和錢學(xué)鋒，2018；余淼杰和祝輝煌，2019；余智，2019)。一類文獻(xiàn)主要從等待期權(quán)理論和投資組合理論兩個方面研究不確定性影響貿(mào)易的內(nèi)在機(jī)制(Handley，2014；Handley和Lim?o，2017；Gervais，2018；Greenland et al., 2019)；另一類文獻(xiàn)主要從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性的角度實(shí)證研究不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，但對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的研究較少(陳德球等,2016;顧夏銘等，2018；張峰等，2019；Liu和Ma，2020； 蔣墨冰等，2021)。

與本文密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要是貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的相關(guān)研究。首先是用文本挖掘和分析法度量的

TPU

與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的相關(guān)研究。李敬子和劉月(2019)構(gòu)建多種計(jì)量模型，以2005-2007年中國工業(yè)企業(yè)為研究樣本，并利用Huang和Luk(2018)編制的中國貿(mào)易政策不確定性指數(shù)進(jìn)行研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，

TPU

對企業(yè)研發(fā)投資具有正向影響，該效應(yīng)通過政府補(bǔ)貼收入、出口行為和融資約束等多種渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。與上述結(jié)論相反，鄧曉飛和任颋(2020)使用2007-2017年中國上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的結(jié)果表明，

TPU

對企業(yè)專利申請數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響，并且這種抑制作用只體現(xiàn)在民營企業(yè)中，而增加企業(yè)規(guī)模、增強(qiáng)行業(yè)議價能力或緩解企業(yè)融資約束均有助于減輕

TPU

對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的抑制作用。其次是用關(guān)稅度量法度量的

TPU

與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的相關(guān)研究。中國加入WTO后，美國正式授予中國永久正常貿(mào)易關(guān)系(PNTR)地位，行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性不斷降低。佟家棟和李勝旗(2015)基于中國加入WTO這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)了

TPU

的下降對出口企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的差異化影響，并且發(fā)現(xiàn)

TPU

的影響具有明顯的時滯性特征。進(jìn)一步地，Liu和Ma(2020)利用中國專利數(shù)據(jù)庫、中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫構(gòu)建中國企業(yè)專利和出口面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)了貿(mào)易政策不確定性的降低對企業(yè)專利創(chuàng)新的促進(jìn)作用，并提出了市場擴(kuò)張效應(yīng)和創(chuàng)新投入效應(yīng)兩個作用機(jī)制。

已有文獻(xiàn)研究表明，一方面，政策不確定性是促進(jìn)還是阻礙企業(yè)創(chuàng)新行為仍然存在分歧；另一方面，學(xué)者們大多從外部整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境變動的角度探討不確定性與企業(yè)創(chuàng)新行為二者之間的關(guān)系，而忽略了貿(mào)易政策變化的作用。此外，在有限的關(guān)于貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究中，學(xué)者們多以實(shí)證分析為主，較少涉及理論分析；多關(guān)注專利創(chuàng)新，忽略了產(chǎn)品創(chuàng)新；并且更加關(guān)注出口企業(yè)的創(chuàng)新行為，忽略了內(nèi)銷企業(yè)的創(chuàng)新行為。本文從增長期權(quán)和金融摩擦的視角，系統(tǒng)地分析了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響機(jī)制，并提出了相應(yīng)的研究假說。隨后基于中國加入WTO后，美國對華貿(mào)易政策不確定性發(fā)生顯著變化的事實(shí)，以中國工業(yè)企業(yè)為研究樣本，對研究假說進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易政策不確定性的下降與企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系。同時，貿(mào)易政策不確定性的作用與企業(yè)出口狀態(tài)關(guān)系密切，貿(mào)易政策不確定性的下降會顯著抑制純內(nèi)銷企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，卻能促進(jìn)純出口企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，這一經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果為本文的理論機(jī)制提供了證據(jù)。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文主要貢獻(xiàn)如下：(1)從增長期權(quán)和金融摩擦兩個視角，揭示了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響機(jī)制。(2)從產(chǎn)品創(chuàng)新層面，而非創(chuàng)新投入層面，分析了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的影響，豐富了以“不確定性與企業(yè)創(chuàng)新”為議題的相關(guān)研究。(3)從出口狀態(tài)、地理區(qū)位和所有權(quán)等多維度，考察了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的差異化影響，研究結(jié)論可為“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下政府引導(dǎo)不同企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展提供一定政策啟示。

二 理論機(jī)制與研究假說

企業(yè)創(chuàng)新一直是學(xué)者們研究的熱點(diǎn)，但主要集中于企業(yè)或產(chǎn)品層面因素的影響，忽視了政策層面相關(guān)因素的影響，尤其是貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新之間關(guān)系的研究。實(shí)際上，貿(mào)易政策不確定性可以通過增長期權(quán)和金融摩擦兩個渠道影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。

首先，貿(mào)易政策不確定性可能通過增長期權(quán)渠道影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。奈特的“不確定性主張”提出，不確定性是企業(yè)獲取利潤的唯一來源，不確定性消失意味著利潤的消失。雖然政策不確定性會加劇企業(yè)面臨的市場風(fēng)險，但也會加速市場產(chǎn)生顛覆性變革，為企業(yè)帶來增長機(jī)會。一方面，研發(fā)投資具有不可逆性和專用性，一旦研發(fā)成功，企業(yè)能夠從新技術(shù)中獲取大量收益，這會在一定程度上抵消當(dāng)期投資的風(fēng)險。另一方面，企業(yè)為保住或重新獲取市場勢力，獲得未來增長機(jī)會，提升其長期收益，將更加看重不確定性中蘊(yùn)含的投資機(jī)會，并追逐風(fēng)險，通過當(dāng)期新產(chǎn)品創(chuàng)新投入以期在不確定性中獲得收益(劉志遠(yuǎn)等，2017)。同樣，貿(mào)易政策的不確定性使得企業(yè)無法準(zhǔn)確獲取關(guān)于市場需求或消費(fèi)者偏好的相關(guān)信息，企業(yè)的預(yù)期利潤也成為未知數(shù)。為擺脫信息不充分和不對稱的困境，或規(guī)避出口市場風(fēng)險，產(chǎn)品創(chuàng)新勢必成為不確定性環(huán)境下企業(yè)韜光養(yǎng)晦的最佳選擇。因此，企業(yè)可能會將更多的資源投入到新產(chǎn)品研發(fā)部門，通過研發(fā)新技術(shù)來推出新產(chǎn)品，以期在未來政策穩(wěn)定后憑借新產(chǎn)品迅速搶占市場。基于此，本文提出研究假說H1a。

H1a：增長期權(quán)機(jī)制下，貿(mào)易政策不確定性上升可能會促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，而貿(mào)易政策不確定性下降可能會抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。

其次，貿(mào)易政策不確定性可能通過金融摩擦渠道影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。根據(jù)金融摩擦理論，企業(yè)與債權(quán)人或投資者之間存在嚴(yán)重的信息不對稱，在融資過程中，企業(yè)并不會主動披露全部信息，從而導(dǎo)致企業(yè)的外源融資成本遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于內(nèi)源融資成本，即外部融資溢價。當(dāng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性上升時，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險隨之上升，借貸雙方之間的信息不對稱問題加劇。這會增加企業(yè)獲取外部資金的難度與成本，導(dǎo)致企業(yè)無法投入更多的資金進(jìn)行新產(chǎn)品研發(fā)，從而對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為造成不利影響。此外，以銀行為代表的金融機(jī)構(gòu)通常以安全性和收益性為基本原則，要求貸款人提供抵押品作為貸款擔(dān)保。從企業(yè)自身的角度而言，受不確定性上升的影響，企業(yè)可能會出現(xiàn)未來現(xiàn)金流難以預(yù)測、資產(chǎn)價格下降或資金錯配等問題，導(dǎo)致銀行錯估企業(yè)抵押品價值和經(jīng)營條件，相應(yīng)地會伴隨貸款的推遲或成本的增加(Carrière-Swallow和Céspedes,2013)。而從債權(quán)人或投資者的角度來看，在不確定性上升時期，基于安全性原則，銀行等金融機(jī)構(gòu)的放貸行為更加謹(jǐn)慎，并且更愿意向經(jīng)營更穩(wěn)健的企業(yè)提供資金。這也會加大企業(yè)信貸資源獲取的難度，強(qiáng)化融資約束，使得企業(yè)缺乏從事新產(chǎn)品創(chuàng)新所需的資金，進(jìn)而限制企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為?；诖耍疚奶岢鲅芯考僬fH1b。

H1b：金融摩擦機(jī)制下，貿(mào)易政策不確定性上升可能會抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，而貿(mào)易政策不確定性下降可能會促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

與Handley和Lim?o(2017)等的研究一致，本文利用“中國加入WTO后，美國授予中國PNTR地位”這一歷史事件，作為識別貿(mào)易政策不確定性變化的依據(jù)。采用雙重差分法進(jìn)行估計(jì)的基本邏輯是，美國授予中國PNTR地位較大程度上降低了中國面臨的貿(mào)易政策不確定性，不同行業(yè)的下降幅度存在差異。具體地，中國加入WTO 之前貿(mào)易政策不確定性較大的行業(yè)在中國加入WTO 之后經(jīng)歷的貿(mào)易政策不確定性的降幅更大，因而，本文采用雙重差分法，試圖通過比較中國加入WTO前后，貿(mào)易政策不確定性下降較大行業(yè)(處理組)與貿(mào)易政策不確定性下降較小行業(yè)(控制組)內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為的變化情況，來識別貿(mào)易政策不確定性下降對我國企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的因果效應(yīng)，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

Innovation

=

α

+

α

TPU

×

Post

+

α

TPU

+

α

Post

+

α

X

+

δ

+

ε

(1)

其中，

f

表示企業(yè)，

t

表示年份，

h

表示國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(CIC)4位數(shù)行業(yè)。

Innovation

表示

t

年企業(yè)

f

的產(chǎn)品創(chuàng)新行為；

TPU

表示加入WTO前中國處于

h

行業(yè)的企業(yè)面臨的貿(mào)易政策不確定性；

Post

表示政策虛擬變量，2002年及之后的年份取1，反之為0；交互項(xiàng)

TPU

×

Post

的系數(shù)用來識別貿(mào)易政策不確定性的下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響。

X

表示一系列控制變量；

δ

表示控制各類固定效應(yīng)，以避免遺漏變量的影響；

ε

表示誤差項(xiàng)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

Innovation

表示企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為，本文用新產(chǎn)品產(chǎn)值來表示。具體地，使用

Dum

_

innov

和

Innov

衡量。

Dum

_

innov

表示產(chǎn)品創(chuàng)新概率，是新產(chǎn)品產(chǎn)值啞變量，當(dāng)新產(chǎn)品產(chǎn)值大于0時，該變量取1，否則取0；

Innov

表示產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，是新產(chǎn)品產(chǎn)值+1的對數(shù)值。考慮到新產(chǎn)品產(chǎn)值衡量的企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新具有完整性和直接性的優(yōu)點(diǎn)，因而本文利用新產(chǎn)品產(chǎn)值準(zhǔn)確衡量企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。值得注意的是，與專利申請量或?qū)＠跈?quán)量一樣，新產(chǎn)品產(chǎn)值著重于衡量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，而不能有效衡量創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效。

2.核心解釋變量

本文參考Piece和Schott(2016)、Handley和Lim?o(2017)、毛其淋和許家云(2018)的做法，使用Romalis整理的1999年美國進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)(包括“斯姆特-霍利”關(guān)稅和最惠國(MFN)關(guān)稅)測算HS6位數(shù)行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性指標(biāo)，具體計(jì)算公式如下：

TPU

1=

Col

2-

MFN

(2)

(3)

(4)

其中，

TPU

1、

TPU

2和

TPU

3分別表示用不同方法測算的HS6位數(shù)行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，

Col

2表示美國向非正常貿(mào)易關(guān)系國征收的“斯姆特-霍利”關(guān)稅，

MFN

表示美國向正常貿(mào)易關(guān)系國征收的MFN關(guān)稅。這里根據(jù)HS6位數(shù)海關(guān)編碼和CIC4位數(shù)行業(yè)分類對照表，將貿(mào)易政策不確定性指數(shù)從HS6位數(shù)行業(yè)層面轉(zhuǎn)換到CIC4位數(shù)行業(yè)層面，從而得到企業(yè)所在的CIC4位數(shù)行業(yè)面臨的貿(mào)易政策不確定性

TPU

1、

TPU

2和

TPU

3。

TPU

越大，表明中國加入WTO前，企業(yè)面臨的貿(mào)易政策不確定性越大，而加入WTO后，企業(yè)面臨的貿(mào)易政策不確定性下降幅度越大。由于

TPU

主要由“斯姆特-霍利”關(guān)稅決定，而“斯姆特-霍利”關(guān)稅在1930年的《斯姆特-霍利法案》中便已經(jīng)確定，因此，

TPU

具有嚴(yán)格的外生性，這有效緩解了內(nèi)生性問題。此外，本文使用

TPU

1進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，并使用

TPU

2和

TPU

3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于：(1)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，時間跨度為1998-2007年。該數(shù)據(jù)包含了全部國有企業(yè)以及規(guī)模以上的非國有企業(yè)，記錄了企業(yè)名稱、行業(yè)代碼、控股情況、銷售額、出口交貨值、新產(chǎn)品產(chǎn)值等財務(wù)指標(biāo)。(2)Feenstra et al.(2002)整理的1989-2001年的美國進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫記錄了美國分別對正常貿(mào)易伙伴國和非正常貿(mào)易伙伴國征收的HS8位數(shù)產(chǎn)品關(guān)稅稅率，其用于計(jì)算企業(yè)的貿(mào)易政策不確定性。

根據(jù)研究需要，本文對上述數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下步驟的處理。首先，參考戴覓等(2014)的做法，按以下條件剔除中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的異常觀測值：(1)主要財務(wù)指標(biāo)(工業(yè)增加值、銷售額、平均從業(yè)人數(shù)、出口交貨值等)缺失或異常的觀測值；(2)平均從業(yè)人數(shù)少于8人的觀測值；(3)出口交貨值大于銷售總額、固定資產(chǎn)合計(jì)大于資產(chǎn)總計(jì)等的觀測值。其次，根據(jù)Brandt et al.(2012)的做法，對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2003年前后的CIC4位數(shù)行業(yè)編碼進(jìn)行了調(diào)整。最后，將HS6位數(shù)行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性根據(jù)HS6位數(shù)海關(guān)編碼和CIC4位數(shù)行業(yè)分類對照表轉(zhuǎn)換到CIC4位數(shù)行業(yè)層面，并根據(jù)CIC4位數(shù)行業(yè)編碼與上述處理得到的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，最終獲得本文經(jīng)驗(yàn)分析所需的數(shù)據(jù)。

關(guān)鍵變量的定義、計(jì)算方法及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量定義、計(jì)算方法及描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果如表2所示。核心解釋變量是

TPU

×

Post

，用于衡量中國加入WTO后每個CIC4位數(shù)行業(yè)企業(yè)出口面臨的貿(mào)易政策不確定性的下降幅度。

TPU

×

Post

越大，貿(mào)易政策不確定性的減幅越大。列(1)、 列(2)被解釋變量是

Dum

_

Innov

，表示企業(yè)是否具有創(chuàng)新能力。若企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值大于0，則取值為1，否則取值為0。列(3)、 列(4)被解釋變量是

Innov

，表示企業(yè)的創(chuàng)新強(qiáng)度，用新產(chǎn)品產(chǎn)值取對數(shù)得到。此外，表2的列(1)、 列(3)僅控制了年份固定效應(yīng)，列(2)、 列(4)同時控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，即控制了分別隨企業(yè)和年份變化的不可觀測因素的影響，并且標(biāo)準(zhǔn)誤均聚類到企業(yè)層面，即假設(shè)同一企業(yè)的觀測值在不同時間上是相互關(guān)聯(lián)的，但不同企業(yè)間的觀測值之間是沒有關(guān)聯(lián)的。表2列(1)和列(3)的回歸結(jié)果顯示，

TPU

×

Post

的系數(shù)均顯著為負(fù)，繼續(xù)控制企業(yè)固定效應(yīng)后，

TPU

×

Post

的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這表明中國加入WTO后，

TPU

的降低反而不利于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的提升。就控制變量來說，

ln

_

employ

、

ln

_

tfp

、

ln

_

kl

和

subsidy

的系數(shù)均顯著為正，

ln

_

age

的系數(shù)為正但不顯著，

lev

的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大、生產(chǎn)率水平和資本勞動比的提高、政府補(bǔ)貼的增加，企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度越強(qiáng)。

表2 貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析

TPU

對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響，并檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是考慮不同模型設(shè)定的影響。由于用新產(chǎn)品產(chǎn)值來度量企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為時，樣本數(shù)據(jù)中有接近93%樣本的被解釋變量為0，使用最小二乘估計(jì)可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤。為了驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，這里分別使用Logit模型和Probit模型對

Dum

_

Innov

回歸，使用下限為0的單側(cè)限制Tobit模型對

Innov

回歸。結(jié)果如表3列(1)-列(3)所示，無論是Logit模型、Probit模型，還是Tobit模型，核心解釋變量

TPU

×

Post

的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，這表明改變估計(jì)模型后的結(jié)果較穩(wěn)健，線性概率模型的回歸結(jié)果是可信的。二是考慮企業(yè)上期產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響。企業(yè)當(dāng)期產(chǎn)品創(chuàng)新行為不僅受到同期各種因素的影響，還可能受到企業(yè)以往創(chuàng)新績效的影響。因此，企業(yè)上期創(chuàng)新績效可能存在滯后影響，進(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)偏差。為解決這一問題，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，考慮企業(yè)上期創(chuàng)新績效影響的持久性，即將被解釋變量滯后一期(

l

1_

Dum

_

Innov

和

l

1_

Innov

)分別納入計(jì)量回歸模型?；貧w結(jié)果如表3列(4)和列(5)所示，在控制企業(yè)上期創(chuàng)新績效后，核心解釋變量系數(shù)的符號沒有發(fā)生變化，顯著性水平有所降低，但至少在5%水平上顯著，表明即使控制了企業(yè)上期創(chuàng)新績效后，

TPU

的下降仍然不利于當(dāng)期企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的提升。同時，

l

1_

Dum

_

Innov

和

l

1_

Innov

的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明上期愿意進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新的企業(yè)在當(dāng)期更加愿意進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新，上期新產(chǎn)品產(chǎn)值越高的企業(yè)在當(dāng)期也會獲得更高的新產(chǎn)品價值。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)

三是僅考慮

TPU

對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度的影響。在上述回歸中，不僅研究了

TPU

下降對產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度的影響，也研究了其對產(chǎn)品創(chuàng)新概率的影響，這里僅考慮

TPU

對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度的影響。具體做法是，不再使用新產(chǎn)品產(chǎn)值+1取對數(shù)來衡量企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，而是用新產(chǎn)品產(chǎn)值與銷售額之比加1取對數(shù)來衡量企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度(

Innov

1)，回歸結(jié)果如表4列(1)所示。通過上述處理，這里的回歸損失了絕大部分的樣本，為了擴(kuò)充樣本量，本文采用直接線性插值法和先對新產(chǎn)品產(chǎn)值取對數(shù)再使用線性插值法對2004年新產(chǎn)品產(chǎn)值的缺失值進(jìn)行填充，將樣本數(shù)據(jù)擴(kuò)展到2007年進(jìn)行重新估計(jì)，回歸結(jié)果如表4列(2)和列(3)所示。表4列(1)-列(3)結(jié)果顯示，

TPU

×

Post

的系數(shù)符號未發(fā)生變化，顯著性有所改變，但是依然表明

TPU

下降進(jìn)一步抑制了企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，這一結(jié)果基本上不受新產(chǎn)品產(chǎn)值缺失值填充方法的影響。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(2)

四是構(gòu)建兩期雙重差分模型。本文通過構(gòu)建兩期雙重差分模型，以緩解多期雙重差分模型可能存在的序列相關(guān)問題。具體做法是，將全部樣本以2002年為時間節(jié)點(diǎn)，分為加入WTO前和加入WTO后兩個階段，并對所有變量取算術(shù)平均值，進(jìn)而采用兩期雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)。回歸結(jié)果如表4列(4)和列(5)所示，

TPU

×

Post

的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明結(jié)論依然成立，這進(jìn)一步印證了本文結(jié)論的可靠性。

圖1 雙重差分模型平行趨勢檢驗(yàn)

最后是考慮模型設(shè)定的有效性問題。本文通過繪制高

TPU

行業(yè)和低

TPU

行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均創(chuàng)新水平趨勢圖以及平行趨勢檢驗(yàn)示意圖兩種方式對雙重差分模型設(shè)定的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)，如圖1所示。從圖1的左圖可以看出，行業(yè)貿(mào)易政策不確定性越高，行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均產(chǎn)品創(chuàng)新水平越高，并且在中國加入WTO之前，高

TPU

行業(yè)和低

TPU

行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均產(chǎn)品創(chuàng)新水平具有大致相同的趨勢，而在中國加入WTO之后，企業(yè)平均產(chǎn)品創(chuàng)新水平的變化出現(xiàn)了明顯差別，這初步驗(yàn)證了DID模型設(shè)定的有效性。同樣，圖1的右圖也給出了相同的結(jié)論。

(三)內(nèi)生性問題

內(nèi)生性問題的存在可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，從而使得文章結(jié)論有失偏頗。本文的內(nèi)生性問題可能來源于測量誤差、遺漏變量和反向因果三個方面。然而，在基準(zhǔn)回歸中，本文已經(jīng)控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，以及企業(yè)-年份層面的控制變量，因而由遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題幾乎不存在，這里只考慮由測量誤差和反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。首先是核心解釋變量的測量誤差問題。本文參考Pierce和Schott(2016)的做法利用2001年美國進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)采用式(2)、參考Handley和Lim?o(2017)的做法采用式(3)、參考毛其淋和許家云(2018)的做法采用式(4)重新測算貿(mào)易政策不確定性，得到

TPU

1、

TPU

2和

TPU

32是使用Handley和Lim?o(2017)的方法并取=3計(jì)算而來，限于篇幅，取=2和=4進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果不再在正文中展示，作者備索。分別與

Dum

_

Innov

和

Innov

進(jìn)行回歸。相關(guān)回歸結(jié)果如表5所示，在替換貿(mào)易政策不確定性的測度方法后，核心解釋變量的符號和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致，這表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果相對較為穩(wěn)健，結(jié)論并未受到貿(mào)易政策不確定性測度方法的影響。

表5 內(nèi)生性問題(1)

其次是反向因果問題。在基準(zhǔn)回歸中，貿(mào)易政策不確定性是由1999年美國進(jìn)口產(chǎn)品的“斯姆特-霍利”關(guān)稅和MFN關(guān)稅的差值確定的，并且主要由“斯姆特-霍利”關(guān)稅決定，該關(guān)稅水平在1930年的《斯姆特-霍利法案》中便已確定，具有明顯的外生性。然而，MFN關(guān)稅可能存在一定的內(nèi)生性，這可能會導(dǎo)致回歸結(jié)果偏差。因此，本文參考Pierce和Schott(2016)、Groppo和Piermartini(2014)的研究，分別選取1999年美國HS6位數(shù)行業(yè)進(jìn)口的“斯姆特-霍利”關(guān)稅(Col2關(guān)稅)和中國加入WTO前(選取1996-2001年)美國HS6位數(shù)行業(yè)進(jìn)口平均應(yīng)用關(guān)稅(MFN關(guān)稅)作為

TPU

的兩個工具變量，嘗試采用兩階段最小二乘法重新估計(jì)模型以克服內(nèi)生性問題?；貧w結(jié)果如表6所示，使用兩階段最小二乘法解決內(nèi)生性問題后，核心解釋變量的符號和顯著性水平并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，這表明本文結(jié)論受反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的影響并不大，結(jié)論較穩(wěn)健。

表6 內(nèi)生性問題(2)

(四)機(jī)制檢驗(yàn)

上文理論分析表明，貿(mào)易政策不確定性通過增長期權(quán)機(jī)制和金融摩擦機(jī)制來影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為。因此，構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的作用機(jī)制：

Channel

=

α

+

α

TPU

×

Post

+

α

X

+

δ

+

ε

(5)

Innovation

=

α

+

α

TPU

×

Post

+

α

Channel

+

α

X

+

δ

+

ε

(6)

中介變量

Channel

包括

Investment

和

Fin

_

const

，

Investment

表示企業(yè)的固定資產(chǎn)投資，

Fin

_

const

表示企業(yè)面臨的融資約束程度。首先，創(chuàng)新可以通過不同類型的投入實(shí)現(xiàn)，而資本強(qiáng)度常常用來作為技術(shù)的有效替代衡量指標(biāo)(Bernard et al., 2006)，因此，本文使用企業(yè)固定資產(chǎn)投資的自然對數(shù)衡量企業(yè)在不確定性環(huán)境下的產(chǎn)品創(chuàng)新投入。若

TPU

的下降通過降低企業(yè)固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為，這表明增長期權(quán)渠道是存在的。其次，參考劉晴等(2017)的做法，使用流動資產(chǎn)和流動負(fù)債差值與總資產(chǎn)的比值，即流動性約束(

Liquidity

)衡量內(nèi)源融資約束，使用企業(yè)利息支出的自然對數(shù)(

Interest

)衡量外源融資約束。若

TPU

的下降通過緩解企業(yè)面臨的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為，這表明金融摩擦渠道是存在的。表7、表8為

TPU

下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，被解釋變量為

Dum

_

Innov

、

Innov

。以表7結(jié)果為例進(jìn)行說明，列(1)-列(3)匯報了式(5)的估計(jì)結(jié)果，即

TPU

下降對中介變量的影響，列(4)-列(6)匯報了式(6)的估計(jì)結(jié)果，即納入中介變量后，

TPU

下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響。為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，列(7)匯報了同時納入三個中介變量后，

TPU

下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的估計(jì)結(jié)果。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)(1)

第一，檢驗(yàn)增長期權(quán)渠道。首先，觀察列(1)的估計(jì)結(jié)果可知，核心解釋變量

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，說明

TPU

下降使得企業(yè)減少了固定資產(chǎn)投資，不利于企業(yè)增加新產(chǎn)品創(chuàng)新投入。其次，列(4)的估計(jì)結(jié)果顯示，中介變量

Investment

的系數(shù)顯著為正，表明增加固定資產(chǎn)投資有助于提高企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度。基于以上分析可以判斷，固定資產(chǎn)投資在

TPU

下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的作用機(jī)制中表現(xiàn)為中介效應(yīng)，意味著

TPU

下降會通過降低企業(yè)固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為產(chǎn)生不利影響，即驗(yàn)證了增長期權(quán)渠道的存在。第二，檢驗(yàn)金融摩擦渠道。首先，觀察列(2)和列(3)的估計(jì)結(jié)果可知，核心解釋變量

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為正，說明

TPU

下降有效緩解了企業(yè)的內(nèi)源和外源融資約束。其次，列(5)和列(6)的估計(jì)結(jié)果顯示，中介變量

Liquidity

和

Interest

的系數(shù)顯著為正，表明緩解融資約束有助于提高企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度。基于以上分析可以判斷，融資約束在

TPU

下降對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的作用機(jī)制中表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，意味著

TPU

下降會通過緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為產(chǎn)生促進(jìn)作用，即驗(yàn)證了金融摩擦渠道的存在。第三，檢驗(yàn)增長期權(quán)渠道和金融摩擦渠道。觀察列(7)的估計(jì)結(jié)果可知，中介變量

Investment

、

Liquidity

和

Interest

的系數(shù)均顯著為正，核心解釋變量

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，但與表2列(2)和列(4)中

TPU

×

Post

系數(shù)的絕對值相比有所減小，表明

TPU

下降會同時通過增長期權(quán)渠道和金融摩擦渠道影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為。

以上機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果充分說明，貿(mào)易政策不確定性下降會通過降低企業(yè)固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，也會通過緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。這意味著貿(mào)易政策不確定性下降在影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的過程中同時存在增長期權(quán)和金融摩擦兩種作用力完全相反的渠道。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)(2)

五 異質(zhì)性分析

(一)企業(yè)出口狀態(tài)異質(zhì)性

首先，討論貿(mào)易政策不確定性下降對不同出口行為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的影響是否有差異。這里根據(jù)企業(yè)出口交貨值占銷售額的比重將總樣本分為純內(nèi)銷企業(yè)、出口且內(nèi)銷企業(yè)和純出口企業(yè)三個子樣本。分樣本回歸結(jié)果如表9所示，

TPU

×

Post

系數(shù)反映的是

TPU

下降對具有不同出口行為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的異質(zhì)性影響。估計(jì)結(jié)果顯示，列(1)和列(4)

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，列(2)和列(5)

TPU

×

Post

的系數(shù)為負(fù)，列(3)和列(6)

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為正，表明

TPU

下降后，純內(nèi)銷企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度均會降低，但純出口企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度有所提高，而同時進(jìn)行出口和內(nèi)銷企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度并沒有明顯變化。這可能是因?yàn)椋杭兂隹谄髽I(yè)的發(fā)展極易受到不確定性上升導(dǎo)致的融資成本加劇的影響，而在

TPU

大幅下降后，純出口企業(yè)從國內(nèi)單一市場融資變?yōu)橥瑫r從國內(nèi)和國外兩個市場融資，企業(yè)融資約束水平得到有效緩解，進(jìn)而促進(jìn)了其產(chǎn)品創(chuàng)新水平的提高；而純內(nèi)銷企業(yè)不享受出口退稅等政策優(yōu)惠，并且不受到貿(mào)易政策不確定性的直接影響，但不確定性下降時，行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)數(shù)量的增加會加劇市場競爭，低效率的純內(nèi)銷企業(yè)預(yù)期未來市場會惡化，因而會降低固定資產(chǎn)投資，從而降低其產(chǎn)品創(chuàng)新水平。

表9 異質(zhì)性分析(1)

采用交互項(xiàng)形式進(jìn)行企業(yè)出口狀態(tài)異質(zhì)性分析的結(jié)果見表10。表中列(1)

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為正，表明

TPU

下降確實(shí)能促進(jìn)企業(yè)出口，這也與Handley和Lim?o(2017)等的研究類似。列(2)和列(3)

TPU

×

Post

×

Export

的系數(shù)顯著為正，

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明與其他企業(yè)相比，出口企業(yè)在經(jīng)歷

TPU

下降后更能促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的提高。這可能是因?yàn)椋撼隹谄髽I(yè)享有國內(nèi)和國外兩個市場的融資機(jī)會，與其他企業(yè)相比受到的融資約束更小，更易提高企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新水平。綜合來看，雖然出口企業(yè)能通過金融摩擦渠道緩解

TPU

下降對產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的抑制作用，但整體影響是增長期權(quán)渠道占主導(dǎo)地位。

表10 異質(zhì)性分析(2)

(二)企業(yè)所有制異質(zhì)性

其次，討論貿(mào)易政策不確定性下降對不同所有制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的影響是否有差異。根據(jù)企業(yè)控股情況將國有控股和集體控股企業(yè)歸為國有企業(yè)，將私人控股和其他企業(yè)歸為私營企業(yè)，將港澳臺控股和外商控股企業(yè)歸為外資企業(yè)。分樣本的回歸結(jié)果如表11所示，

TPU

×

Post

系數(shù)反映的是

TPU

下降對不同所有制類型企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。列(1)和列(4)中，

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，其余各列

TPU

×

Post

的系數(shù)較不顯著，表明

TPU

下降后，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的降低主要體現(xiàn)在國有企業(yè)中，而對非國有企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的抑制作用不顯著。這可能是因?yàn)閲衅髽I(yè)具有穩(wěn)定市場的特殊作用，在高度不確定性的情況下，政府為了穩(wěn)定就業(yè)，往往會大幅提高對國有企業(yè)的投資支出，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。然而，在貿(mào)易政策不確定性大幅下降時，國有企業(yè)由于較低的生產(chǎn)效率會面臨更加嚴(yán)峻的市場競爭，因此，其會主動減少企業(yè)研發(fā)投資和產(chǎn)品創(chuàng)新，從而降低市場競爭對企業(yè)造成的不利影響。

表11 異質(zhì)性分析(3)

(三)企業(yè)所處地區(qū)異質(zhì)性

最后，討論貿(mào)易政策不確定性下降對不同地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的影響是否有差異。根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)將總體樣本分為東部、中部和西部地區(qū)企業(yè)三個子樣本。分樣本回歸結(jié)果如表12所示，

TPU

×

Post

系數(shù)反映的是

TPU

下降對不同地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的異質(zhì)性影響。估計(jì)結(jié)果顯示，列(2)和列(4)

TPU

×

Post

的系數(shù)顯著為負(fù)，其余各列

TPU

×

Post

的系數(shù)均不顯著，表明

TPU

下降后，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的降低主要體現(xiàn)在中部地區(qū)的企業(yè)中，而對東部、西部地區(qū)企業(yè)的作用不顯著。可能的解釋是，與東部地區(qū)相比，中部和西部地區(qū)企業(yè)在地理位置和政府政策扶持上均不占據(jù)先天優(yōu)勢，只能在不確定性環(huán)境下實(shí)現(xiàn)“彎道超車”，而在不確定性大幅下降時，會采取保守策略，降低創(chuàng)新投資以減輕市場競爭帶來的負(fù)面影響。

表12 異質(zhì)性分析(4)

六 結(jié)論與政策建議

本文以中國加入WTO為背景，基于美國授予中國PNTR地位這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法深入研究了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)和作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性下降顯著制約了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的提高。進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，從增長期權(quán)理論來看，企業(yè)固定資產(chǎn)投資的削減是貿(mào)易政策不確定性下降抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的重要渠道；從金融摩擦理論來看，貿(mào)易政策不確定性下降主要通過緩解企業(yè)融資約束的途徑對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新起到激勵作用。本文還考察了貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性下降能夠顯著提高純出口企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度，但會降低純內(nèi)銷企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度，而對同時從事出口和內(nèi)銷企業(yè)的創(chuàng)新行為的影響不顯著；進(jìn)一步地，貿(mào)易政策不確定性下降對國有企業(yè)和中部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強(qiáng)度的抑制作用更大。

基于此得到的政策啟示為：(1)根據(jù)本文的分析邏輯，貿(mào)易政策不確定性下降從總體上會抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為。因此，應(yīng)批判性地看待貿(mào)易政策變化帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，政府部門應(yīng)充分權(quán)衡貿(mào)易政策不確定性變動的利弊及其對不同經(jīng)濟(jì)活動的影響，在推動貿(mào)易自由化的同時出臺相應(yīng)的創(chuàng)新激勵政策，鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新，提升出口產(chǎn)品國際競爭力。(2)貿(mào)易政策不確定性下降雖然會通過降低企業(yè)固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，但也會緩解企業(yè)面臨的融資約束。因此，應(yīng)繼續(xù)積極推進(jìn)和深化貿(mào)易自由化，努力營造一個長期穩(wěn)定的貿(mào)易環(huán)境，加快與“一帶一路”沿線國家之間的貿(mào)易談判，高質(zhì)量推動《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》(RCEP)實(shí)施。同時，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)與美國政府的貿(mào)易磋商，創(chuàng)造一個穩(wěn)定和諧的中美貿(mào)易環(huán)境，降低企業(yè)面臨的貿(mào)易政策不確定性。(3)國家在出臺創(chuàng)新激勵和扶持政策時，需注意企業(yè)出口狀態(tài)、所有制和地域方面的差異性，更有針對性地鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新。