創(chuàng)新新穎度、契約制度質量與企業(yè)研發(fā)外包傾向

楊珍增，郭曉翔

(天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，天津 300222)

一、引 言

研發(fā)外包可看作發(fā)包企業(yè)和承包企業(yè)在不同研究任務之間的專業(yè)化分工。通過研發(fā)外包，發(fā)包商以較低的成本獲得先進的知識技術。不同企業(yè)擁有的資源是稀缺且難以被模仿的，資源的異質性形成了企業(yè)獨特的競爭優(yōu)勢，而開放式創(chuàng)新有助于企業(yè)獲取自身不具備的知識、技術、信息及設備等外部研發(fā)資源。企業(yè)通過創(chuàng)新、整合、運用內外部資源和能力來提供具有復合功能特征的產(chǎn)品或服務[1]。尤其在企業(yè)研發(fā)外包的過程中，中間產(chǎn)品、產(chǎn)成品、商業(yè)秘密等在企業(yè)間發(fā)生多次轉移，企業(yè)可充分利用技術外溢效應提升自己的創(chuàng)新水平[2]。

由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段是新時代我國經(jīng)濟發(fā)展的基本特征。提高企業(yè)創(chuàng)新新穎度是創(chuàng)新驅動轉型升級、實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要動力。在從事具有較高新穎度的創(chuàng)新項目時，企業(yè)是否更傾向于實施研發(fā)外包？契約制度改善能否促進企業(yè)研發(fā)外包的實施？本文根據(jù)世界銀行的《企業(yè)調查數(shù)據(jù)庫》和《創(chuàng)新跟蹤調查數(shù)據(jù)庫》中14個國家、7342家企業(yè)的調查數(shù)據(jù)，采用Probit模型對上述問題展開探討。研究結果表明，隨著創(chuàng)新新穎度的提高，企業(yè)實施研發(fā)外包的概率顯著上升，契約制度改善對創(chuàng)新新穎度的影響存在正向調節(jié)效應。

本文可能的邊際貢獻包括：第一，既有文獻大多關注企業(yè)實施研發(fā)外包的動機和效果，我們嘗試基于不完全契約理論闡釋研發(fā)項目的新穎度特征對企業(yè)研發(fā)外包傾向的影響，并探討契約制度質量的調節(jié)作用；第二，證實企業(yè)在從事具有較高價值的創(chuàng)新項目時更傾向于采用研發(fā)外包模式，且無論從哪個初始新穎度實現(xiàn)躍升，研發(fā)外包傾向都顯著提高；第三，揭示契約制度改善存在調節(jié)效應，就契約制度質量較高的國家而言，創(chuàng)新新穎度對企業(yè)研發(fā)外包傾向的促進作用更強，且契約制度的正向調節(jié)效應主要存在于制造業(yè)。因此，在企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平不斷提高的背景下，相關政策應致力于促進技術交易市場的完善和發(fā)展，為企業(yè)實施研發(fā)外包提供良好的制度保障。

二、文獻綜述與理論分析

(一)文獻綜述

Grossman and Hart(1986)、Hart and Moore(1990)開創(chuàng)性的研究強調契約是不完全的，企業(yè)通過垂直一體化減輕由于不完全契約導致的無效率[3][4]。Aghion and Tirole(1994)基于不完全契約理論闡釋研發(fā)努力和融資對企業(yè)創(chuàng)新組織模式選擇的影響[5]。交易成本也是影響企業(yè)組織模式選擇的因素。Gooroochurn and Hanley(2007)基于8000家英國企業(yè)樣本的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，在影響企業(yè)研發(fā)外包的因素中，產(chǎn)權相對于交易成本的作用更大[6]。在不完全契約條件下，研發(fā)外包可能導致企業(yè)面臨承包方道德風險、技術優(yōu)勢喪失和對新舊產(chǎn)品更替節(jié)奏把控力下降的風險[7][8]。研發(fā)外包是企業(yè)在研發(fā)領域開展專業(yè)化分工的具體表現(xiàn)，降低了研發(fā)成本并提升創(chuàng)新績效[9][10]。張中元(2015)、白讓讓和譚詩羽(2016)的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)外包顯著提升企業(yè)引入新產(chǎn)品的概率，提高企業(yè)新產(chǎn)品生產(chǎn)的技術效率，增加了新產(chǎn)品價值[2][11]。岳中剛(2014)和陳啟斐等(2015)發(fā)現(xiàn)逆向研發(fā)外包同樣提升企業(yè)創(chuàng)新績效，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率[12][13]。

進一步的研究還考察企業(yè)研發(fā)外包決策的內外部影響因素，而行業(yè)特征是其中重要的一個。高科技行業(yè)的技術和產(chǎn)品復雜度較高，研發(fā)過程涉及的主體、事務也較多，企業(yè)更傾向于實施研發(fā)外包[14][15]。企業(yè)實施研發(fā)外包的目的往往與實現(xiàn)成本分攤及風險分散、引入外部創(chuàng)新資源等有關，因此企業(yè)規(guī)模和融資約束等對企業(yè)研發(fā)外包決策具有重要的影響[16]。在高度競爭的市場環(huán)境下，企業(yè)通過實施研發(fā)外包提高新產(chǎn)品的開發(fā)速度。Galdon-Sanchez等(2015)、Gil and Ruzzier(2018)分別針對西班牙制造業(yè)和電視行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭度提高促使企業(yè)更多地實施研發(fā)外包[17][18]。

既有文獻大多關注企業(yè)實施研發(fā)外包的動機和效果，較少重視研發(fā)項目自身特征對企業(yè)研發(fā)外包決策的影響。Azoulay(2004)分析研發(fā)項目要素密集度的影響，發(fā)現(xiàn)制藥公司傾向于外包數(shù)據(jù)密集型的臨床試驗，而將知識密集型的臨床試驗通常在內部進行[19]。Jungbauer等(2021)考察企業(yè)當前研發(fā)項目和已有產(chǎn)品的競爭性對研發(fā)外包決策的影響[7]。本文嘗試基于不完全契約理論分析創(chuàng)新新穎度對企業(yè)實施研發(fā)外包傾向性的影響，利用世界銀行的跨國企業(yè)調查數(shù)據(jù)展開經(jīng)驗檢驗，并探討契約制度質量改善對上述影響的調節(jié)作用，為企業(yè)研發(fā)外包決策問題的研究提供新的討論視角和經(jīng)驗證據(jù)，補充和擴展研發(fā)項目自身特征對企業(yè)研發(fā)外包決策影響的相關文獻。

(二)理論分析

企業(yè)的研發(fā)外包決策是其權衡收益和風險的結果。收益來自企業(yè)間的專業(yè)化分工。在不考慮市場需求變動和競爭者行為等外部條件的情況下，風險主要來源于契約的不完全性。

1.研發(fā)外包的收益和風險。外包是企業(yè)間專業(yè)化分工的一種模式。通過把非核心的生產(chǎn)、管理和研發(fā)活動外包，企業(yè)專注于核心活動進而提高經(jīng)營績效。從創(chuàng)新活動來看，企業(yè)從事的創(chuàng)新活動包含產(chǎn)品、工藝、組織等多種維度的創(chuàng)新。即便在某一特定維度上，創(chuàng)新活動也有多種類型。以產(chǎn)品創(chuàng)新為例，它涉及產(chǎn)品發(fā)明、功能改進和重新組合、外觀設計改進等一系列活動。不同創(chuàng)新活動的創(chuàng)新水平、難度、成本和要素密集度是不同的。面對內部創(chuàng)新資源的約束，企業(yè)將部分研發(fā)活動以契約的形式委托給合作者，以集中資源從事具有較高價值的研發(fā)活動。

相對于其他類型的交易，研發(fā)外包契約的不完全性更高。在研發(fā)外包中，承包方投入的部分知識是顯性知識，還有部分知識難以形成文本并清晰表達，其價值可能無法被第三方驗證，研發(fā)外包契約的不完全性導致承包方缺乏足夠的激勵共享這些隱性知識。在不完全契約的背景下，當事方存在從交易對方的專用性投資中尋求準租金的事后機會主義行為。這種事后的“敲竹杠”使企業(yè)面臨巨大的不確定性，交易雙方的討價還價能力對企業(yè)的研發(fā)外包決策產(chǎn)生根本性的影響。此外，發(fā)包方還需面臨核心技術擴散的風險。

2.創(chuàng)新新穎度提升對研發(fā)外包收益和風險的影響。較高的產(chǎn)品復雜度使企業(yè)面臨更強的資源約束，逼迫企業(yè)將非核心生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包。在研發(fā)活動中，較高新穎度的創(chuàng)新項目包含的新知識更多，需完成的創(chuàng)新活動也更多、更復雜。這就意味著企業(yè)試圖完成所有的創(chuàng)新活動時，其面臨的內部資源約束變得更加強烈，由非核心研發(fā)活動外包帶來的分工效應更為明顯。因此，隨著創(chuàng)新新穎度的上升，研發(fā)外包帶來的專業(yè)化分工收益是增大的。

由于發(fā)包方總是把新穎度和附加值率較高的創(chuàng)新活動留在企業(yè)內部完成，隨著創(chuàng)新項目新穎度的上升，其外包部分的價值占比逐漸降低。Grossman and Helpman(2002)認為發(fā)包方在此情況下的討價還價能力增強，承擔由不完全契約帶來的風險相對降低，從而更傾向于實施研發(fā)外包。隨著創(chuàng)新新穎度的上升，創(chuàng)新活動的數(shù)量和復雜度提高，承包方了解核心技術信息的可能性也更低，發(fā)包方面臨的技術優(yōu)勢喪失風險隨之下降[20]。因此，創(chuàng)新新穎度的提升降低了發(fā)包方的風險。

可見，創(chuàng)新新穎度的上升增加了研發(fā)外包的專業(yè)化分工收益，降低總體風險水平，提高研發(fā)外包的凈收益，企業(yè)更傾向于把非核心研發(fā)活動外包。由此，本文得到第一個待檢驗命題：隨著創(chuàng)新項目新穎度的上升，企業(yè)實施研發(fā)外包的概率提高。

3.契約制度質量的影響及其調節(jié)作用。既有文獻表明，契約不完全帶來的扭曲可在一定程度上被契約制度改善糾正。對于研發(fā)外包，在專業(yè)化分工收益不變的條件下，契約制度改善有助于降低發(fā)包方面臨的風險，提高源自研發(fā)外包的凈收益，發(fā)包方更傾向于實施研發(fā)外包。由于新穎度較高的創(chuàng)新項目包含的新知識更多，研發(fā)外包的契約密集度更高，對高質量契約制度的依賴程度也更強。這意味著在契約制度質量較高的情況下，創(chuàng)新新穎度的上升促進了企業(yè)實施研發(fā)外包的概率提高，契約制度具有正向調節(jié)作用。由此，本文得到第二個待檢驗命題：契約制度改善提高企業(yè)實施研發(fā)外包的概率，對創(chuàng)新新穎度的影響具有正向調節(jié)作用。

三、典型化事實

世界銀行的調查問卷采用創(chuàng)新分級測度方法，首先詢問企業(yè)在過去兩年中是否引入了新產(chǎn)品(或新服務)，然后對引入新產(chǎn)品(或新服務)的企業(yè)進一步詢問該新產(chǎn)品(或新服務)在什么范圍內是“新的”(即針對本企業(yè)、當?shù)厥袌?、國內市場還是國際市場而言)，再根據(jù)受訪企業(yè)的回答將產(chǎn)品或服務的新穎度劃分為四個層級(即企業(yè)首創(chuàng)、當?shù)厥讋?chuàng)、國內首創(chuàng)和國際首創(chuàng))。相比于采用研發(fā)投入或專利數(shù)量等指標衡量企業(yè)創(chuàng)新水平的方法，創(chuàng)新分級測度將企業(yè)創(chuàng)新的宏觀區(qū)域定位與微觀創(chuàng)新行為聯(lián)系在一起，更好地體現(xiàn)了企業(yè)技術進步的真實狀態(tài)[21]。本文引入“非首創(chuàng)”作為界定創(chuàng)新新穎度躍升的基準，并根據(jù)研究需要將創(chuàng)新新穎度劃分為非首創(chuàng)、企業(yè)首創(chuàng)、當?shù)鼗驀鴥仁讋?chuàng)、國際首創(chuàng)4個層級。

表1展示了各創(chuàng)新新穎度層級的樣本企業(yè)分布情況。在7342個樣本企業(yè)中，實施研發(fā)外包的企業(yè)數(shù)為381家(占比5.19%)，說明實施研發(fā)外包是少數(shù)企業(yè)的行為。在不同的創(chuàng)新新穎度層級上，企業(yè)數(shù)量及實施研發(fā)外包的企業(yè)占比均存在顯著差異。從企業(yè)數(shù)量來看，非首創(chuàng)最多(3944家)，其次是企業(yè)首創(chuàng)(1829家)，再次是當?shù)鼗驀鴥仁讋?chuàng)(1318家)，國際首創(chuàng)最少(僅251家)。這充分說明隨著創(chuàng)新新穎度的提高，創(chuàng)新的成本、難度和風險也在迅速增加，從事較高新穎度創(chuàng)新的企業(yè)越來越少。另外，隨著創(chuàng)新新穎度的提高，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比依次上升，國際首創(chuàng)最高(12.75%)并遠超總樣本的均值(5.19%)。這說明企業(yè)對更高價值的創(chuàng)新項目傾向于把部分研發(fā)活動外包，使自身更加專注于核心任務進而提高研發(fā)績效。

表1 各創(chuàng)新新穎度層級的樣本企業(yè)分布

顯然，隨著創(chuàng)新新穎度的上升，企業(yè)采用研發(fā)外包模式的占比整體上逐漸提高。本文使用的有效樣本企業(yè)來自14個國家，那么上述特征在國家層面是否仍然存在呢？為回答這一問題，本文計算不同創(chuàng)新新穎度層級上各國的實施研發(fā)外包的企業(yè)占比并繪制箱線圖(如圖1所示)(1)在國際首創(chuàng)這一組中，本文剔除4個國家的數(shù)據(jù)。剛果(金)的國際創(chuàng)新的企業(yè)總數(shù)為零，故計算實施研發(fā)外包的企業(yè)占比無意義；馬拉維、尼泊爾和坦桑尼亞3個國家的國際創(chuàng)新的企業(yè)總數(shù)均低于2，故計算的實施研發(fā)外包的企業(yè)占比可視為異常值。。值得注意的是，從總體上看，隨著創(chuàng)新新穎度的上升，國家層面上實施研發(fā)外包的企業(yè)占比的均值和中位數(shù)都明顯提高，與表1的總樣本分析結論相一致；在各創(chuàng)新新穎度層級上，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比在國家間存在明顯的差異，而且隨著創(chuàng)新新穎度的上升，箱體的高度加大，國家間的離散程度呈現(xiàn)擴大的趨勢，說明在后續(xù)的計量檢驗中需充分考慮國家間的差異并控制相應的國家特征變量(如經(jīng)濟發(fā)展水平或契約制度質量等)。

圖1 國家層面上實施研發(fā)外包的企業(yè)占比分布

圖2 行業(yè)層面上實施研發(fā)外包的企業(yè)占比分布

在行業(yè)層面上，本文計算不同創(chuàng)新新穎度層級上27個行業(yè)中實施研發(fā)外包的企業(yè)占比并繪制箱線圖(如圖2所示)。同樣值得注意的是，隨著創(chuàng)新新穎度的上升，行業(yè)層面上實施研發(fā)外包的企業(yè)占比的均值和中位數(shù)都在提高，與表1的總樣本分析結論也一致；在各創(chuàng)新新穎度層級上，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比在行業(yè)間存在明顯的差異，而且隨著創(chuàng)新新穎度的上升，箱體的高度加大，行業(yè)間的離散程度也呈現(xiàn)擴大的趨勢，說明在后續(xù)的計量檢驗中還需充分考慮行業(yè)間的差異并控制相應的行業(yè)特征變量。

在不同類型的行業(yè)中，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比是否隨創(chuàng)新新穎度的上升而提高呢？為此，本文按照不同的標準將行業(yè)劃分為高科技行業(yè)和非高科技行業(yè)一類、制造業(yè)和服務業(yè)另一類并分別進行統(tǒng)計分析(結果如表2所示)。無論是否為高科技行業(yè)，隨著創(chuàng)新新穎度的提高，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比總體上呈現(xiàn)上升趨勢(高科技行業(yè)的“國際首創(chuàng)”層級除外)，且高科技行業(yè)中實施研發(fā)外包的企業(yè)占比超過非高科技行業(yè)。無論制造業(yè)還是服務業(yè)，隨著創(chuàng)新新穎度的提高，實施研發(fā)外包的企業(yè)占比總體上呈現(xiàn)上升趨勢，而且制造業(yè)中實施研發(fā)外包的企業(yè)占比超過服務業(yè)。為控制行業(yè)特征的影響，本文加入是否屬于高科技行業(yè)的虛擬變量和行業(yè)競爭強度變量，并在總樣本回歸的基礎上分別對制造業(yè)和服務業(yè)兩個子樣本進行回歸。

表2 行業(yè)層面上實施研發(fā)外包的企業(yè)占比分布 單位:%

四、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型的設定

本文設定如下的Probit模型：

Prob(Yi=1|Xi)=Prob(αIL+βXi+εi>0|Xi)

(1)

其中，Yi表示企業(yè)是否實施研發(fā)外包的虛擬變量，實施記為1，未實施記為0；IL為核心解釋變量，表示企業(yè)創(chuàng)新項目的新穎度層級及其躍升；Xi為控制變量，包含企業(yè)特征(企業(yè)規(guī)模和企業(yè)融資約束)、行業(yè)特征(是否屬于高科技行業(yè)和行業(yè)競爭強度)和國家特征(契約制度質量和經(jīng)濟發(fā)展水平)；εi為隨機擾動項。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

1.數(shù)據(jù)來源。本文使用的數(shù)據(jù)取自世界銀行的《企業(yè)調查數(shù)據(jù)庫》和《創(chuàng)新跟蹤調查數(shù)據(jù)庫》。世界銀行于2011—2014年在19個國家實施企業(yè)調查，企業(yè)樣本均采用分層隨機抽樣法收集。由于少數(shù)國家在調查中存在抽樣策略調整問題，為保證一致性而剔除部分國家，最后剩余14個國家(2)具體包括剛果(金)、加納、肯尼亞、馬拉維、納米比亞、尼日利亞、南蘇丹、坦桑尼亞、烏干達、贊比亞、孟加拉國、印度、尼泊爾和巴基斯坦。。樣本國家的數(shù)據(jù)采集均在2012—2015年，未出現(xiàn)在同一個國家開展多個年份調查的情況，本文將其作為混合截面數(shù)據(jù)處理。

本文利用受訪企業(yè)的編碼(即數(shù)據(jù)庫中的idstd字段)合并兩個數(shù)據(jù)庫，并對樣本進行如下的處理：(1)剔除企業(yè)規(guī)模等重要變量存在缺失值(對相關問題回答為“Don’t know”或“Does not apply”)的樣本；(2)參考海本祿等(2020)的方法[22]，根據(jù)調查問卷A7的問題剔除子公司的企業(yè)樣本。最終共篩選企業(yè)7342家(制造業(yè)4646家、服務業(yè)2696家)，涉及27個行業(yè)。

2.變量說明

(1)被解釋變量：是否實施研發(fā)外包。在問卷中，與研發(fā)外包直接相關的問題是“過去兩年內，企業(yè)是否引入了外部研發(fā)？”外部研發(fā)被定義為由其他企業(yè)、公共或私人研究機構承擔并由本企業(yè)支付相關費用的創(chuàng)新性工作。顯然，這里的“引入外部研發(fā)”就是研發(fā)外包。據(jù)此，本文設定企業(yè)是否實施研發(fā)外包這一虛擬變量，當企業(yè)回答“曾引入了外部研發(fā)”時，該虛擬變量賦值為1，否則為0。

(2)解釋變量：創(chuàng)新新穎度及躍升。世界銀行的創(chuàng)新跟蹤調查采用創(chuàng)新分級測度法。本文借鑒Therrien等(2011)的思路[23]，利用問卷中的兩個問題對創(chuàng)新新穎度進行賦值。第一個問題是“過去兩年內，企業(yè)是否引入過新產(chǎn)品(或新服務)？”(HB1)。如果企業(yè)未引入過，則創(chuàng)新新穎度設置為0(即非首創(chuàng))。如果企業(yè)曾引入過，則考慮第二個問題，即“企業(yè)引入的新產(chǎn)品(或新服務)是否在當?shù)厥袌鰧儆谛碌?hb11a)？是否在國內市場屬于新的(hb11b)？是否在國際市場屬于新的(hb11c)？”如果在國際市場屬于新的，則創(chuàng)新新穎度設置為3(即國際首創(chuàng))；若在國內市場或當?shù)厥袌鰧儆谛碌?，則創(chuàng)新新穎度設置為2(即當?shù)鼗驀鴥仁讋?chuàng))；其余有新產(chǎn)品(或新服務)引入的，則創(chuàng)新新穎度設置為1(即企業(yè)首創(chuàng))，因為這些企業(yè)引入了原本市場上存在但本企業(yè)之前并不生產(chǎn)的產(chǎn)品。

按照上面的方法賦值雖反映了不同創(chuàng)新新穎度層級之間的高低差異，但不同的賦值并不能顯現(xiàn)創(chuàng)新新穎度層級之間的實際差距，回歸分析時將其作為等距對待易導致估計偏差。因此，本文構建創(chuàng)新新穎度躍升這一虛擬變量，以考察創(chuàng)新新穎度從特定層級升至較高層級時企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向是否出現(xiàn)顯著增強。創(chuàng)新新穎度躍升包含三種情形：第一種是從當?shù)鼗驀鴥仁讋?chuàng)到國際首創(chuàng)的躍升并記為新穎度躍升(2～3)，當創(chuàng)新新穎度為3時，虛擬變量賦值為1，創(chuàng)新新穎度為2時賦值為0，其余的樣本予以排除；第二種是從企業(yè)首創(chuàng)到當?shù)鼗驀鴥仁讋?chuàng)的躍升并記為新穎度躍升(1～2)，當創(chuàng)新新穎度為2時，虛擬變量賦值為1，創(chuàng)新新穎度為1時賦值為0，其余的樣本予以排除；第三種是從非首創(chuàng)到企業(yè)首創(chuàng)的躍升并記為新穎度躍升(0～1)，在排除創(chuàng)新新穎度為3和2的前提下，當創(chuàng)新新穎度為1時，虛擬變量賦值為1，否則為0。

表3 被解釋變量的賦值方法

(3)調節(jié)變量：契約制度質量。本文選用世界銀行的營商環(huán)境指標數(shù)據(jù)庫中契約執(zhí)行指數(shù)(Score of Enforcing Contracts)衡量樣本國家的契約制度質量。該指數(shù)的取值范圍為0～100，本文將其轉化為取值范圍為0～1的指數(shù)。

(4)控制變量。具體包括：企業(yè)規(guī)模，以企業(yè)正式雇員人數(shù)(L1)衡量并取自然對數(shù)；是否屬于高科技行業(yè)，根據(jù)企業(yè)所屬的行業(yè)(A4)劃定，若屬于高科技行業(yè)(包括化學品、電子、精密儀器和計算機)，則虛擬變量取值為1，否則為0；企業(yè)融資約束，通過問卷中“企業(yè)是否有可透支賬戶”(K7)來判斷企業(yè)是否面臨融資約束，無可透支賬戶時虛擬變量取值為1，否則為0；行業(yè)競爭強度，問卷中將行業(yè)競爭強度劃分為五檔(E30)，本文對其賦值0～4，該值越大，說明競爭壓力越大，反之則越??；經(jīng)濟發(fā)展水平，以2012年人均GDP衡量并取自然對數(shù)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行的世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫(WDI)。

(5)工具變量：專利申請。依照問卷中“過去兩年內，企業(yè)是否申請過產(chǎn)品創(chuàng)新專利？”(hf9a)來設置虛擬變量，申請過產(chǎn)品創(chuàng)新專利時虛擬變量取值為1，否則為0。

表4 變量的描述性統(tǒng)計

五、檢驗結果分析

(一)基準回歸結果

表5展示了全樣本Probit模型的回歸結果。(1)列是創(chuàng)新新穎度對企業(yè)實施研發(fā)外包傾向性的影響，發(fā)現(xiàn)控制企業(yè)、行業(yè)和國家特征后，隨著創(chuàng)新新穎度的上升，企業(yè)購買外部研發(fā)服務、實施研發(fā)外包的傾向性顯著提高。這說明隨著創(chuàng)新項目的新穎度上升，研發(fā)外包帶來的分工效應高于風險效應，企業(yè)更傾向于集中資源用于“核心”的創(chuàng)新活動，而把那些“非核心”的創(chuàng)新活動外包。(2)—(4)列給出不同初始水平的創(chuàng)新新穎度躍升對企業(yè)實施研發(fā)外包決策影響的檢驗結果?？梢?，創(chuàng)新新穎度躍升的回歸系數(shù)都顯著為正，說明無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度實現(xiàn)躍升，企業(yè)引入外部研發(fā)資源、實施研發(fā)外包的傾向性都顯著提高。

另外，隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性也顯著提高?？赡艿脑蚴牵弘S著企業(yè)規(guī)模的擴大，企業(yè)要在更多的產(chǎn)品和領域開展研發(fā)活動，導致企業(yè)需把有限的創(chuàng)新資源更多地集中在“核心”的創(chuàng)新活動上，而把“非核心”的創(chuàng)新活動外包。契約制度質量對企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性具有正向影響，說明在契約制度質量較好的國家，由于技術交易成本和道德風險相對較低，企業(yè)更傾向于實施研發(fā)外包。后文的工具變量回歸結果也顯示契約制度質量的顯著性水平出現(xiàn)明顯上升。

表5 基準回歸結果

(二)制造業(yè)與服務業(yè)的差異

創(chuàng)新新穎度躍升對企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性影響在制造業(yè)和服務業(yè)領域是否存在差異呢？表6匯報了制造業(yè)和服務業(yè)子樣本的回歸結果。從(1)(5)列看，創(chuàng)新新穎度的回歸系數(shù)顯著為正，說明隨著創(chuàng)新新穎度的上升，企業(yè)購買外部研發(fā)服務、實施研發(fā)外包的意愿顯著增強，企業(yè)更傾向于研發(fā)外包而把“非核心”的創(chuàng)新活動外包給其他的企業(yè)或機構。該特征對制造業(yè)和服務業(yè)均適用。(2)(3)列及(6)—(8)列顯示，創(chuàng)新新穎度躍升的回歸系數(shù)大部分顯著為正，說明無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度實現(xiàn)躍升，企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性都有所提高。例外的是(4)列，制造業(yè)從國內創(chuàng)新向國際創(chuàng)新躍升的回歸系數(shù)并不顯著，服務業(yè)的同級別躍升的顯著度也下降，這可能是由樣本量的大幅減少導致的，也可能與內生性問題有關。

表6 分樣本回歸結果

(三)稀有事件偏差處理與內生性處理

1.稀有事件偏差處理。本文樣本中實施研發(fā)外包的企業(yè)占比很低(5.19%)，采用普通的Probit模型估計時可能存在稀有事件偏差。借鑒謝紅軍和呂雪(2022)的做法[24]，選用Relogit和Cloglog模型分別重新估計以修正可能的偏差。結果表明，無論全樣本還是分行業(yè)，回歸系數(shù)值均有所變大，系數(shù)的符號和顯著度與基準回歸結果基本一致，說明基準結果具有高度的穩(wěn)健性(3)限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果未匯報，作者備索。。

2.內生性處理。本文關注創(chuàng)新新穎度對企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性影響，但在使用截面數(shù)據(jù)的情況下兩者之間可能并非簡單的單向因果關系，創(chuàng)新新穎度的提升可能是企業(yè)實施研發(fā)外包的結果，故存在由雙向因果關系導致的內生性問題。為解決這一問題，以企業(yè)是否有專利申請作為工具變量。一般地，專利是判斷企業(yè)創(chuàng)新結果新穎度的重要指標[25]，也是專利價值的評判標準之一[26]。專利申請與創(chuàng)新新穎度之間存在高度的相關性，但專利申請與研發(fā)外包之間很難斷定其相關性。因此，該工具變量符合選擇標準，弱工具變量檢驗也表明其是有效的。

工具變量的Probit模型回歸同樣分為全樣本、制造業(yè)和服務業(yè)子樣本(如表7、8所示)。表7匯報了全樣本的IV-Probit回歸結果，Wald test都拒絕內生變量為外生的原假設，證明上述的內生性問題確實存在。弱工具變量的檢驗結果顯示，AR test和Wald(IV test)拒絕內生變量與工具變量不相關的原假設，故不存在弱工具變量問題。在控制內生性后，我們仍可得到與前面相同的結論。(1)列顯示，創(chuàng)新新穎度的回歸系數(shù)顯著為正，說明隨著創(chuàng)新新穎度的提高，企業(yè)更愿意實施研發(fā)外包并引入外部研發(fā)資源。(2)—(4)列顯示，創(chuàng)新新穎度躍升的回歸系數(shù)都顯著為正，說明無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度實現(xiàn)躍升，企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性更明顯。

此外，與表5相比，契約制度質量的顯著度大幅上升，說明在契約制度質量較好的國家，契約制度的改善能降低交易成本，使企業(yè)更傾向于通過研發(fā)外包引入外部研發(fā)資源。

表7 全樣本的IV-Probit回歸結果

表8匯報了制造業(yè)和服務業(yè)子樣本的IV-Probit回歸結果。與全樣本的工具變量回歸結果一致，創(chuàng)新新穎度的提升對企業(yè)實施研發(fā)外包的意愿具有顯著的推動作用((1)(5)列)，創(chuàng)新新穎度躍升的回歸系數(shù)大部分顯著為正((2)—(4)列及(6)—(8)列)，說明無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度實現(xiàn)躍升，企業(yè)均愿意更多地實施研發(fā)外包、引入外部研發(fā)資源。這一結論對制造業(yè)和服務業(yè)也都成立。

表8 分樣本的IV-Probit回歸結果

(四)契約制度質量的調節(jié)作用

前文的理論分析表明，契約制度質量對創(chuàng)新新穎度的影響具有正向調節(jié)作用。這里，在解釋變量中加入契約制度質量與創(chuàng)新新穎度及躍升的交互項。表9展示了全樣本的工具變量Probit回歸結果。從(1)列看，創(chuàng)新新穎度與契約制度質量的交互項的回歸系數(shù)顯著為正，表明隨著契約制度質量的改善，創(chuàng)新新穎度的提升對企業(yè)實施研發(fā)外包意愿的推動作用顯著增強。(2)—(4)列匯報了創(chuàng)新新穎度躍升與契約制度質量的交互項的影響。值得注意的是，創(chuàng)新新穎度躍升的回歸系數(shù)均顯著為正，表明隨著契約制度質量的改善，創(chuàng)新新穎度的躍升顯著增強企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性，無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度躍升均是如此；隨著初始的創(chuàng)新新穎度的提高，交互項的回歸系數(shù)明顯增大(分別為1.055、2.992和5.557)，充分驗證了前文的理論分析結論，即較高新穎度的創(chuàng)新項目的契約密集度更高，對高質量契約制度環(huán)境的依賴程度也更高。總之，契約制度質量對創(chuàng)新新穎度影響企業(yè)實施研發(fā)外包的意愿具有顯著的正向調節(jié)作用。

表9 全樣本的調節(jié)效應回歸結果

表10報告了制造業(yè)和服務業(yè)子樣本的回歸結果，發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)顯著差異。制造業(yè)的回歸結果與全樣本高度一致，契約制度質量對創(chuàng)新新穎度影響企業(yè)實施研發(fā)外包的意愿具有正向調節(jié)效應，隨著初始的創(chuàng)新新穎度的提高，交互項的回歸系數(shù)明顯增大，契約制度質量的調節(jié)作用逐級增強。服務業(yè)的回歸結果與全樣本存在明顯差異，交互項的回歸系數(shù)顯著度很低甚至不顯著?？梢?，契約制度質量的正向調節(jié)效應主要作用于制造業(yè)。

表10 分樣本的調節(jié)效應回歸結果

六、結論和政策建議

本文考察企業(yè)在從事具有較高價值的創(chuàng)新項目時是否更愿意采用研發(fā)外包模式。隨著創(chuàng)新項目新穎度的上升，研發(fā)外包的專業(yè)化分工收益提高，總體風險水平降低，企業(yè)更傾向于把“非核心”的研發(fā)活動外包。利用世界銀行的創(chuàng)新跟蹤調查數(shù)據(jù)展開經(jīng)驗檢驗，發(fā)現(xiàn)隨著創(chuàng)新新穎度的提高，企業(yè)實施研發(fā)外包的意愿顯著增強，無論從哪個初始的創(chuàng)新新穎度實現(xiàn)躍升都是如此。這說明對更高價值的創(chuàng)新項目，企業(yè)傾向于將“非核心”的研發(fā)任務外包，使自身專注于核心任務。契約制度的改善提高了企業(yè)實施研發(fā)外包的傾向性，對創(chuàng)新新穎度的影響具有正向調節(jié)作用，但該調節(jié)作用主要體現(xiàn)在制造業(yè)中。

上述的研究結論具有重要的政策參考意義。在企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平不斷提高的背景下，相關政策應致力于促進技術交易市場的完善和發(fā)展，為技術交易提供良好的制度保障。與商品交易不同，技術交易是新知識的交易，交易雙方面臨的成本和風險更高。特別是在研發(fā)外包交易中，發(fā)包方簽訂合同購買未來的研發(fā)成果(或知識)，交易合約對承包方的研發(fā)投入、研發(fā)過程和研發(fā)成果的描述無法做到準確、詳盡，這種不完全契約必然帶來專用性投資不足和道德風險問題，進而阻礙交易的達成和合約執(zhí)行。因此，改善契約制度質量，降低交易各方的風險，是促進研發(fā)外包交易、推動企業(yè)創(chuàng)新新穎度躍升的重要制度保障。