跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新與內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)

■肖琬君 沈玉昊

一、引言

隨著經(jīng)濟體制改革的進一步深化和對外開放程度的不斷提高，中國借助生產(chǎn)要素、資源環(huán)境成本優(yōu)勢和市場規(guī)模優(yōu)勢，吸引了跨國公司大規(guī)模進入，實現(xiàn)了連續(xù)多年的經(jīng)濟高速增長。然而，隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)階段，以往依靠要素投入驅(qū)動增長的模式難以為繼。黨的十八大強調(diào)“要堅持走中國特色自主創(chuàng)新道路，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”。習(xí)近平總書記明確提出將“從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動”作為中國經(jīng)濟新常態(tài)的主要特點之一。由此可見，把增強自主創(chuàng)新能力作為戰(zhàn)略基點，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，是新發(fā)展格局下中國實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的必然選擇。一般認為，跨國公司溢出效應(yīng)對東道國自主創(chuàng)新具有重要影響。本文旨在進一步研究其關(guān)鍵性問題：跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新是否有助于促進內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)及其背后可能的作用機制。

跨國公司對東道國自主創(chuàng)新的影響一直是國際直接投資理論與經(jīng)驗研究中的熱點問題，國內(nèi)外學(xué)者分別從不同角度對此進行了深入探討。相關(guān)文獻主要集中在以下三個方面：一是跨國公司的溢出效應(yīng)對東道國自主創(chuàng)新是否存在影響及其影響方向，結(jié)論主要包括三種，即抑制論[1，2]、促進論[3，4]和“雙刃劍”論[5]。國內(nèi)學(xué)者早期采用省份、行業(yè)層面數(shù)據(jù)的實證研究大多支持跨國公司對中國制造業(yè)自主創(chuàng)新具有促進作用[6—8]，而近年來采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究則大多持相反觀點[9—11]。二是根據(jù)FDI 溢出效應(yīng)機制理論[12]，從不同溢出渠道具體分析跨國公司溢出效應(yīng)對東道國自主創(chuàng)新可能產(chǎn)生的影響[13，14]。三是針對可能影響跨國公司溢出效應(yīng)與東道國自主創(chuàng)新之間關(guān)系的其他因素展開討論，如吸收能力[15]、技術(shù)差距[16]等。綜上所述，雖然現(xiàn)有文獻揭示了跨國公司對東道國自主創(chuàng)新可能產(chǎn)生的各種影響和影響渠道，關(guān)于跨國公司溢出效應(yīng)對東道國自主創(chuàng)新的重要性也得到了充分肯定，然而學(xué)術(shù)界針對以上問題所展開的廣泛研究依然尚未得出一致結(jié)論，且少有學(xué)者將跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新納入其溢出效應(yīng)的研究范疇。

值得注意的是，已有研究大多從兩個角度來定義技術(shù)溢出變量，以衡量跨國公司對東道國自主創(chuàng)新的影響。一是從外資進入程度角度，選取外資工業(yè)總產(chǎn)出、銷售收入或注冊資本等指標的行業(yè)占比，作為衡量外商直接投資的變量；二是從外資研發(fā)投入角度，選取研發(fā)經(jīng)費投入、研發(fā)勞動投入等指標與銷售總產(chǎn)值或GDP的比重，作為衡量外資研發(fā)支出的變量。然而，以上兩類變量均存在不足：一方面，外商直接投資變量只能在一定程度上從外資行業(yè)占比角度反映外資進入對東道國自主創(chuàng)新可能產(chǎn)生的影響，不能直接測度跨國公司對東道國的創(chuàng)新行為可能帶來的影響；另一方面，外資研發(fā)支出變量雖然將外資研發(fā)投入直接納入考慮范疇，但并不是所有的研發(fā)投入都能引致跨國公司產(chǎn)生直接有效的創(chuàng)新行為[17]?？紤]到以上兩個變量并不能全面準確地衡量跨國公司的創(chuàng)新行為對東道國自主研發(fā)的影響，本文選取跨國公司創(chuàng)新產(chǎn)出即產(chǎn)品創(chuàng)新，作為衡量跨國公司創(chuàng)新行為的變量來考察其對中國自主研發(fā)的影響。其合理性在于：一是產(chǎn)品創(chuàng)新作為跨國公司創(chuàng)新行為的直接產(chǎn)出成果，可以更為直接準確地衡量跨國公司的創(chuàng)新行為；二是產(chǎn)品創(chuàng)新作為創(chuàng)新產(chǎn)出，其中很大一部分將直接進入東道國市場的上下游產(chǎn)業(yè)鏈和商品流通環(huán)節(jié)，因而還可以從市場行為角度來衡量其對東道國自主研發(fā)的影響；三是從跨國公司技術(shù)轉(zhuǎn)移溢出效應(yīng)的角度而言，跨國公司很大程度上傾向于將母國的先進技術(shù)和研發(fā)成果直接用于東道國產(chǎn)品創(chuàng)新，因此產(chǎn)品創(chuàng)新更為直接客觀地體現(xiàn)了跨國公司的技術(shù)水平和研發(fā)能力。

與現(xiàn)有文獻相比，本文可能在以下方面有所貢獻：第一，從跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新角度出發(fā)，探討跨國公司的研發(fā)行為和市場行為對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響，豐富并深化了跨國公司溢出效應(yīng)與內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新之間關(guān)系的研究。第二，利用企業(yè)專利數(shù)據(jù)作為衡量內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)活動的核心指標，從而在更為細致準確的微觀層面揭示跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)活動的影響效應(yīng)。第三，不僅從水平溢出角度分析跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對行業(yè)內(nèi)內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的溢出效應(yīng)，還從垂直關(guān)聯(lián)角度分析跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過商品流通渠道對上、下游行業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的溢出效應(yīng)。第四，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型，從跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新研發(fā)行為的模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)和市場份額搶占行為的市場競爭效應(yīng)兩方面綜合分析跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的影響機制。

二、跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新影響內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的理論分析

跨國公司對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的影響，包括對其在東道國所設(shè)立的子公司自主研發(fā)活動的直接影響，以及對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)活動的間接影響[11]。本文主要針對后者展開研究?，F(xiàn)有研究通常認為，跨國公司主要通過示范效應(yīng)、人力資本流動效應(yīng)、競爭效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)四種途徑產(chǎn)生溢出效應(yīng)。本文所說的溢出效應(yīng)主要是指研發(fā)的溢出效應(yīng)，即通過研發(fā)新產(chǎn)品、新工藝等創(chuàng)新所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)，與已有相關(guān)研究認為跨國公司的技術(shù)溢出和研發(fā)溢出對東道國自主創(chuàng)新能力的影響可能存在較大差異[18，19]。接下來，本文將從行業(yè)內(nèi)水平溢出和產(chǎn)業(yè)鏈上垂直關(guān)聯(lián)兩方面具體分析跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)可能產(chǎn)生的影響及其影響機制。

水平溢出是指跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)相同類型產(chǎn)品的內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)。就學(xué)習(xí)效應(yīng)而言，傅元海等[20]認為在示范效應(yīng)和人力資本流動效應(yīng)下，模仿學(xué)習(xí)是內(nèi)資企業(yè)最主要的技術(shù)進步路徑，因而可以將其歸結(jié)為FDI 的技術(shù)轉(zhuǎn)移、擴散效應(yīng)，在一定條件下可以直接將其理解為模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)?？鐕井a(chǎn)品創(chuàng)新為內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)指明了方向，提高了其自主研發(fā)效率，降低了研發(fā)的不確定性，從而減少了內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)成本和風(fēng)險，使企業(yè)有更強的動力開展自主研發(fā)。然而，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新也有可能從兩方面抑制內(nèi)資企業(yè)開展自主研發(fā)：一方面，內(nèi)資企業(yè)可能滿足于跟隨跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新步伐，從而降低其自主研發(fā)意愿；另一方面，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新使得其在產(chǎn)品市場上占據(jù)更有利的先發(fā)優(yōu)勢和偏好優(yōu)勢，從而降低內(nèi)資企業(yè)研發(fā)激勵。就競爭效應(yīng)而言，引進技術(shù)和研發(fā)可能是內(nèi)資企業(yè)主要的技術(shù)進步路徑，而模仿學(xué)習(xí)大多是在外力迫使下對技術(shù)進步方式的選擇?？鐕井a(chǎn)品創(chuàng)新將會加劇國內(nèi)產(chǎn)品市場競爭，而跨國公司憑借產(chǎn)品的多樣性和先進性，將會擠占市場份額，使內(nèi)資企業(yè)面臨市場份額下降和產(chǎn)能過剩的挑戰(zhàn)。此時，如果內(nèi)資企業(yè)收縮生產(chǎn)規(guī)模或退出國內(nèi)市場，必然也會相應(yīng)地縮減自主研發(fā)力度。如果內(nèi)資企業(yè)積極應(yīng)對，通過增強自主研發(fā)能力積極開發(fā)新產(chǎn)品，以獲得能與跨國公司競爭所需的技術(shù)和工藝，則會對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)產(chǎn)生促進作用。然而，即便內(nèi)資企業(yè)選擇積極應(yīng)對跨國公司的有力競爭，也有可能通過采取從國外購買或引進的方式獲得相應(yīng)技術(shù)，以規(guī)避自主研發(fā)所要面對的低利潤、高風(fēng)險和長時滯等問題，因而未必會提高其自主研發(fā)水平。

垂直關(guān)聯(lián)是指跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新可能通過從內(nèi)資企業(yè)購買中間投入品從而與上游內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生后向關(guān)聯(lián)，通過向內(nèi)資企業(yè)出售中間投入品從而與下游內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生前向關(guān)聯(lián)。已有研究表明，跨國公司更有可能通過垂直關(guān)聯(lián)效應(yīng)對內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生更為顯著的影響[21，22]。首先，跨國公司進行產(chǎn)品創(chuàng)新，會相應(yīng)地提高對中間投入品的要求，并且為上游內(nèi)資企業(yè)提供相應(yīng)的技術(shù)支持、人員培訓(xùn)、管理優(yōu)化和質(zhì)量監(jiān)督等服務(wù)，以期獲得更為優(yōu)質(zhì)的中間投入品。跨國公司對中間投入品的需求加大，會使上游本土企業(yè)之間展開激烈競爭，上游企業(yè)可能通過提高自主研發(fā)水平來提高其產(chǎn)品技術(shù)和質(zhì)量，以滿足跨國公司的產(chǎn)品需求。其次，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新作為其研發(fā)產(chǎn)出成果，可能通過商品流通渠道進入下游產(chǎn)業(yè)鏈，通過為下游企業(yè)提供更多高質(zhì)量、高技術(shù)含量的中間投入品及配套服務(wù)，從而提高下游內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的能力和動力。然而，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新所需的中間投入品可能大部分選擇從國外進口，因為內(nèi)資企業(yè)短期內(nèi)無法達到其產(chǎn)品技術(shù)和質(zhì)量標準，這又可能進一步導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)通過進口先進技術(shù)替代自主研發(fā)。并且跨國公司大多以出口為導(dǎo)向，所以其創(chuàng)新產(chǎn)品可能最終大部分用于出口，直接在國內(nèi)市場銷售應(yīng)用的較少，并不能對下游企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)生直接的促進作用，且下游內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平可能相對落后，并不能馬上對其創(chuàng)新產(chǎn)品加以利用，從而提高自身的自主研發(fā)能力。這些都有可能對上下游內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)產(chǎn)生抑制作用。

綜上所述，本文提出如下對立假說：

假說H1a：跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新提高了內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平。

假說H1b：跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新降低了內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

本文的研究目的在于考察跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響，借鑒相關(guān)文獻，將基準回歸模型設(shè)定如下：

其中，下標i表示內(nèi)資企業(yè)，j表示二分位制造業(yè)行業(yè)，t表示年份。patent為本文的被解釋變量，代表內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平；newoutput為本文的核心解釋變量，代表跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新水平；X為一組企業(yè)層面的控制變量；α為常數(shù)項；λj、λd、λt分別表示行業(yè)、地區(qū)和時間固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

patent 為描述內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的指標，采用企業(yè)專利申請數(shù)來衡量。已有研究大多從研發(fā)投入角度選取研發(fā)經(jīng)費支出或研發(fā)人員數(shù)量等作為創(chuàng)新投入指標，或從研發(fā)產(chǎn)出角度選取新產(chǎn)品銷售收入、是否開發(fā)新產(chǎn)品以及新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)等作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標，來構(gòu)建衡量企業(yè)自主研發(fā)水平的相關(guān)變量。然而考慮到創(chuàng)新投入并不能直接準確地衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，而且創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出也存在一定程度的時滯，同時考慮到指標的可得性和準確性，本文認為選取企業(yè)專利申請數(shù)具有較高的合理性和可靠性。根據(jù)中國專利體系可以將專利申請數(shù)細分為發(fā)明專利（invention）、實用新型專利（utili?ty）和外觀設(shè)計專利（design）三類。

2.核心解釋變量

newoutput 為描述跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的指標。參考毛其淋等[23]、劉啟仁等[24]構(gòu)建企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新變量的思路，本文采用制造業(yè)二分位行業(yè)中三資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值與其工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示?？鐕拘庐a(chǎn)品產(chǎn)值占比越高，一方面說明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新在其生產(chǎn)活動中占有重要地位，跨國公司致力于通過開展研發(fā)創(chuàng)新活動，提高其產(chǎn)品技術(shù)含量和技術(shù)復(fù)雜度，拓展其產(chǎn)品種類范圍和技術(shù)邊沿；另一方面說明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新使其在產(chǎn)品市場上占據(jù)更為有利的先發(fā)優(yōu)勢和偏好優(yōu)勢。本文將從研發(fā)行為和市場行為兩方面來檢驗跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響機制。

3.控制變量

本文參照已有文獻，選取以下企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量（X）：①企業(yè)年齡（age），采用企業(yè)當年年份與開業(yè)年份的差來衡量；②企業(yè)規(guī)模（size），采用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)來衡量；③企業(yè)出口（expt），采用虛擬變量表示企業(yè)是否出口，若企業(yè)當年出口額大于零則為1，否則為0；④企業(yè)人均工資（wage），采用企業(yè)應(yīng)付工資總額與企業(yè)員工數(shù)的比值衡量；⑤企業(yè)資本密集度（capital），采用企業(yè)固定資產(chǎn)與企業(yè)員工人數(shù)的比值取對數(shù)衡量；⑥企業(yè)利潤（profit），采用企業(yè)銷售利潤率即企業(yè)利潤總額與銷售額的比值衡量；⑦企業(yè)融資約束（finance），采用企業(yè)利息支出與固定資產(chǎn)的比值衡量；⑧市場競爭程度（HHI），采用赫芬達爾指數(shù)衡量。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源主要有：一是國家統(tǒng)計局2005—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計調(diào)查對象涵蓋了全部國有企業(yè)以及規(guī)模以上（年銷售額在500 萬元人民幣以上）非國有企業(yè)。二是國家知識產(chǎn)權(quán)局專利數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫收錄了自1985年9月《專利法》實施以來國家知識產(chǎn)權(quán)局授權(quán)的所有專利信息，包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三類。本文將數(shù)據(jù)按企業(yè)和年份加總，從而得到2005—2013年各企業(yè)各年份專利申請數(shù)。三是2005—2013年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。該年鑒統(tǒng)計了分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)中三資企業(yè)科技研發(fā)基本情況等指標。本文據(jù)此計算出三資企業(yè)新產(chǎn)品占比變量用來衡量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新。

根據(jù)研究需要，將樣本數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）保留制造業(yè)樣本數(shù)據(jù)，刪除原始數(shù)據(jù)中采礦業(yè)、電力燃氣及水行業(yè)樣本數(shù)據(jù)；（2）根據(jù)2011版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》標準和2010年版《行政區(qū)劃代碼分類》標準，對相應(yīng)及之前年份樣本數(shù)據(jù)的行業(yè)代碼和行政區(qū)劃代碼進行調(diào)整；（3）參考Cai 等[25]、Brandt 等[26]、Feenstra等[27]的做法，對樣本數(shù)據(jù)進行刪減并剔除異常值；（4）參考Hsieh等[28]的做法，綜合企業(yè)登記注冊類型、國有控股情況和注冊資本占比等指標設(shè)定企業(yè)所有制類型，將樣本數(shù)據(jù)劃分為內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)，并將內(nèi)資企業(yè)作為本文的研究對象；（5）對本文主要變量采取了1%的縮尾（winsorize）處理，以保證本文所使用數(shù)據(jù)的合理性。表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、計量結(jié)果分析

（一）基準回歸

本文基準回歸模型采用OLS 方法，從行業(yè)內(nèi)水平溢出角度分析跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響，且在回歸分析中均控制了行業(yè)、省份和年份固定效應(yīng)，并采用行業(yè)聚類的穩(wěn)健標準誤控制可能存在的異方差和自相關(guān)問題。表2報告了根據(jù)式（1）所得基準模型的回歸結(jié)果，其中，（1）列以企業(yè)專利申請數(shù)（patent）為被解釋變量，（2）至（4）列分別以發(fā)明專利（invention）、實用新型專利（utility）和外觀設(shè)計專利（design）三大類別專利申請數(shù)為被解釋變量。從回歸結(jié)果可知，核心解釋變量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新（newoutput）對企業(yè)專利申請總數(shù)影響的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新從整體上來看確實可以提高內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平，即本文的假說H1a 成立?？鐕井a(chǎn)品創(chuàng)新對實用新型專利和外觀設(shè)計專利申請數(shù)影響的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，而對發(fā)明專利申請數(shù)影響的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新主要提高了內(nèi)資企業(yè)實用新型專利和外觀設(shè)計專利申請數(shù)，對技術(shù)含量更高、自主研發(fā)難度更大的發(fā)明專利未產(chǎn)生顯著影響。

從表2 中其他控制變量的回歸系數(shù)可以看出：企業(yè)年齡（age）對專利申請總數(shù)和外觀設(shè)計專利申請數(shù)的回歸系數(shù)顯著為負，然而回歸系數(shù)值偏小，因此可以認為企業(yè)年齡并不是影響內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的主要因素。企業(yè)規(guī)模（size）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明內(nèi)資企業(yè)規(guī)模越大越有利于促進其自主研發(fā)。這可能是由于企業(yè)規(guī)模越大越有利于實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，可以降低企業(yè)自主研發(fā)成本，使得企業(yè)更有能力開展自主研發(fā)活動。企業(yè)出口（expt）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明出口企業(yè)具有更高的自主研發(fā)水平。企業(yè)人均工資（wage）的系數(shù)也均在1%的水平上顯著為正，驗證了勞動要素價格與企業(yè)自主創(chuàng)新之間的正向關(guān)系，說明勞動力成本的上升可能會倒逼內(nèi)資企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新。企業(yè)資本密集度（capital）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，說明對內(nèi)資企業(yè)來說，資本密集度對其自主創(chuàng)新具有一定的抑制作用。企業(yè)利潤（profit）的系數(shù)顯著為正，說明內(nèi)資企業(yè)利潤越高越有能力開展自主研發(fā)活動。企業(yè)融資約束（finance）的系數(shù)顯著為負，說明內(nèi)資企業(yè)面臨的融資約束越大越不利于其開展自主研發(fā)活動。市場競爭程度（HHI）的回歸顯著為負，說明競爭性的市場結(jié)構(gòu)有利于提高內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)能力。

表2 基準模型回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.關(guān)聯(lián)效應(yīng)

本文基準回歸模型從行業(yè)內(nèi)水平溢出角度考察了跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響，然而學(xué)者們的大量研究表明，垂直關(guān)聯(lián)可能才是外資產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生溢出效應(yīng)的重要渠道[29]。且跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新作為其產(chǎn)出成果，其中一部分將通過進入國內(nèi)市場流通渠道參與上、下游內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營過程，進而可能對其自主研發(fā)行為產(chǎn)生影響。為考察垂直關(guān)聯(lián)效應(yīng)對回歸結(jié)果的影響，本文將跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)指標放入回歸模型中實行進一步考察。

前向溢出指標（newoutputfor），即處于上游行業(yè)的跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過向j行業(yè)提供中間投入品而對j行業(yè)產(chǎn)生的前向溢出效應(yīng)，由j行業(yè)所有上游行業(yè)的跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新比重加權(quán)平均計算所得，權(quán)重是每個上游行業(yè)對j 行業(yè)的中間投入占j 行業(yè)總中間投入的比重，具體計算方法見式（2）。式（2）中，σjm為權(quán)重，即行業(yè)j 從上游行業(yè)m 購買的中間投入品占行業(yè)j從所有上游行業(yè)購買的中間投入品的比重，可根據(jù)我國2007年投入產(chǎn)出表測算而得。

后向溢出指標（newoutputback），即處于下游行業(yè)的跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過向j行業(yè)購買中間投入品而對j行業(yè)產(chǎn)生的后向溢出效應(yīng)，由j行業(yè)的所有下游行業(yè)的跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新比重加權(quán)平均計算所得，權(quán)重是j 行業(yè)對每個下游行業(yè)k 的中間投入占j行業(yè)總產(chǎn)出的比重，具體計算方法見式（3）。其中，αjk為權(quán)重，即行業(yè)j作為中間投入品流向下游行業(yè)k的產(chǎn)出占行業(yè)j的產(chǎn)出中作為中間投入品流向所有行業(yè)的比重，同樣可根據(jù)我國2007年投入產(chǎn)出表測算而得。

從表3 的回歸結(jié)果可以看到，在考慮了關(guān)聯(lián)效應(yīng)之后，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新溢出效應(yīng)的回歸系數(shù)依然顯著為正，包括對發(fā)明專利申請數(shù)的回歸系數(shù)也在10%的水平上顯著為正，表明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新確實通過正向溢出效應(yīng)促進了內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的提高。然而，前向溢出指標對企業(yè)專利申請數(shù)、發(fā)明專利和實用新型專利申請數(shù)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，對外觀設(shè)計專利的回歸系數(shù)雖然為負但未通過顯著性檢驗。后向溢出指標僅對外觀設(shè)計專利的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而對其他專利申請數(shù)的回歸系數(shù)均為負且未通過顯著性檢驗。

表3 關(guān)聯(lián)效應(yīng)回歸結(jié)果

對此，本文認為存在以下幾方面原因：一是內(nèi)資企業(yè)技術(shù)水平有限，導(dǎo)致其消化吸收能力不足，從而阻礙了關(guān)聯(lián)效應(yīng)發(fā)揮作用。內(nèi)資企業(yè)只有跨越一定技術(shù)水平和吸收能力的門檻，才能有效實現(xiàn)跨國公司對上、下游產(chǎn)業(yè)鏈的配套要求。二是跨國公司進入中國市場后，通常通過中間品貿(mào)易從國外直接大量進口其所需中間投入品，而并非通過上游產(chǎn)業(yè)鏈向內(nèi)資企業(yè)采購。且大多數(shù)中間投入品進入國內(nèi)市場僅需內(nèi)資企業(yè)完成加工組裝部分進而將產(chǎn)成品出口而并非作為中間產(chǎn)品進入下游產(chǎn)業(yè)鏈，因此削弱了關(guān)聯(lián)效應(yīng)可能產(chǎn)生的影響，跨國公司存在進口依存度和出口依存度雙高特點的同時，內(nèi)資企業(yè)也存在加工貿(mào)易依存度高的特點。三是跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新很有可能倒逼上游內(nèi)資企業(yè)通過技術(shù)引進、技術(shù)購買等途徑獲取先進技術(shù)，以滿足下游跨國公司的需求，從而使替代效應(yīng)超過關(guān)聯(lián)效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，特別是國內(nèi)許多為跨國公司配套生產(chǎn)的內(nèi)資企業(yè)。這雖然能夠在一定程度上快速獲得先進技術(shù)和生產(chǎn)效率的改善，然而在跨國公司主導(dǎo)的制約下卻難以實現(xiàn)內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新。

2.替換核心變量

本文從回歸模型以及核心變量的替代選擇等方面分別進行了穩(wěn)健性檢驗，具體回歸結(jié)果見表4。在表4（1）列中，將被解釋變量替換為衡量內(nèi)資企業(yè)是否有自主研發(fā)的虛擬變量，若內(nèi)資企業(yè)專利申請數(shù)大于零則為1，否則為0，然后用Probit模型進行回歸。在（2）列中，考慮到大量企業(yè)的專利申請數(shù)量為零，因而可能存在一定程度的左截尾問題，因此采用Tobit模型進行回歸。在（3）和（4）列中，將被解釋變量替換為由內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值衡量企業(yè)自主研發(fā)水平。（3）列中被解釋變量為內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值取對數(shù)，采用tobit 模型進行回歸。（4）列中被解釋變量為內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值虛擬變量，若內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值大于零則為1，否則為0，采用Probit模型進行回歸。在（5）列中，將核心解釋變量替換為跨國公司新產(chǎn)品銷售收入占比。在（6）列中，考慮到跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響可能存在時間上的滯后，因而將所有解釋變量滯后一期進行回歸。在（7）列中，考慮到我國于2001年底加入WTO，并于2002年對《外商投資產(chǎn)業(yè)目錄》進行了大幅度修改從而放松了外資管制，為了控制政策調(diào)整對回歸結(jié)論的干擾，將樣本期設(shè)定為2005—2008年。從表4 的回歸結(jié)果來看，在分別考慮并控制了以上因素后，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新（newoutput）的回歸系數(shù)均顯著為正，說明本文的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，從而進一步驗證了跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的提高具有促進作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性問題回歸結(jié)果

3.內(nèi)生性問題

本文核心解釋變量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新可能存在內(nèi)生性問題。首先，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新與內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)之間可能存在雙向因果關(guān)系，具體表現(xiàn)為：跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新可能促進內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)，而內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)能力的增強也可能反過來促使跨國公司增強其產(chǎn)品創(chuàng)新能力以提高市場競爭力。由于跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新衡量指標是行業(yè)維度，而企業(yè)自主研發(fā)衡量指標是企業(yè)維度，以往采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的學(xué)者通常在研究中將行業(yè)層面的引資行為視為外生變量[22，30]。其次，遺漏變量和測量誤差也可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題，一些非觀測因素可能會對跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新和內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)同時產(chǎn)生影響。

本文采用工具變量法解決可能存在的內(nèi)生性問題。借鑒已有文獻的做法，選取跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新指標的滯后一期項作為工具變量，進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，相關(guān)回歸結(jié)果見表4（8）列?；貧w結(jié)果顯示，在用工具變量處理內(nèi)生性問題后，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新回歸系數(shù)仍然顯著為正。此外，為了確保工具變量的有效性，本文還進行了多種檢驗：（1）采用Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量進行不可識別檢驗，結(jié)果在1%的水平上拒絕了“不可識別”的原假設(shè)，認為工具變量與解釋變量高度相關(guān)，秩條件成立；（2）Kleibergen-Paap rk F統(tǒng)計量也在較高水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設(shè)。以上結(jié)果表明，采用工具變量法的估計結(jié)果仍然較為穩(wěn)健且可靠。

五、進一步分析

前文分析結(jié)果表明，從行業(yè)內(nèi)水平溢出角度來看，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的提高具有促進作用。然而，根據(jù)本文理論分析可知，行業(yè)內(nèi)水平溢出主要包括模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)和市場競爭效應(yīng)兩方面，且跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響也同時包括研發(fā)行為和市場行為兩方面，那么行業(yè)內(nèi)水平溢出分別有哪些具體的作用機制？模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)和競爭效應(yīng)如何分別通過研發(fā)行為和市場行為影響內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)？水平溢出效應(yīng)在是否存在異質(zhì)性？為了厘清以上問題，本文接下來將從中介效應(yīng)分析和異質(zhì)性分析兩方面進一步研究。

（一）中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)前文理論分析的內(nèi)容，本文認為跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新從研發(fā)行為角度可能通過提高內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)來促進內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)，從市場行為角度可能通過擠占內(nèi)資企業(yè)市場占有率產(chǎn)生競爭效應(yīng)來促使內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)，從而在整體上對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)產(chǎn)生促進作用。基于此，本文將內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率和內(nèi)資企業(yè)市場占有率作為中介變量，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型進一步檢驗跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響機制。

借鑒Baron等[31]、溫忠麟等[32]的中介效應(yīng)檢驗方法，本文構(gòu)建如下遞歸模型：

式（4）至（6）在本文基準模型的基礎(chǔ)上分別檢驗了跨國公司對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的中介效應(yīng)機制。其中，內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）為模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)的中介變量，采用Levinsohn 等[33]的半?yún)?shù)方法衡量；內(nèi)資企業(yè)市場占有率（market）為競爭效應(yīng)的中介變量，采用內(nèi)資企業(yè)銷售產(chǎn)值占行業(yè)銷售產(chǎn)值的比重來衡量。

根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗方法，本文分三步進行檢驗：首先，將因變量企業(yè)專利申請數(shù)（patent）對核心解釋變量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新（newoutput）進行回歸；其次，將內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）和內(nèi)資企業(yè)市場占有率（market）兩個中介變量分別對核心解釋變量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新（newoutput）進行回歸；最后，將因變量企業(yè)專利申請數(shù)（patent）分別對核心解釋變量跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新（newoutput）和中介變量（tfp/market）同時進行回歸。具體回歸結(jié)果見表5。

表5（1）至（3）列為從研發(fā)行為角度進行機制檢驗的結(jié)果。表5（1）列是對式（4）的回歸結(jié)果，與基準模型回歸結(jié)果相同，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)有正向促進作用。（2）列中跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正，表明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新確實提高了內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率。（3）列的估計結(jié)果顯示，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新和內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)均在不同水平上顯著為正，且跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)小于（1）列，說明從研發(fā)行為角度出發(fā)，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過提高內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)從而促進內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)。

表5（4）至（6）列為從市場競爭角度進行機制檢驗的結(jié)果。從（4）列的估計結(jié)果可以看出，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為負，表示跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新確實在一定程度上擠占了內(nèi)資企業(yè)市場份額從而降低內(nèi)資企業(yè)市場占有率。而（5）列的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)資企業(yè)市場占有率的回歸系數(shù)顯著為負，且跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正且小于基準模型回歸結(jié)果，表示從市場行為角度出發(fā)，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過擠占內(nèi)資企業(yè)市場占有率產(chǎn)生競爭效應(yīng)從而促使內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)。（6）列將核心解釋變量和兩個中介變量同時放入回歸分析中，可以看到跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)依然顯著為正且小于基準模型回歸系數(shù)，內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的回歸系數(shù)顯著為正的同時，內(nèi)資企業(yè)市場占有率的回歸系數(shù)顯著為負。

表5 中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

前文的回歸結(jié)果表明，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的提高有正向促進作用，然而由于內(nèi)資企業(yè)自身性質(zhì)或所屬行業(yè)存在差異，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對其所產(chǎn)生的影響可能也存在差異，或者說不同性質(zhì)或處于不同行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)會做出不同的調(diào)整措施來應(yīng)對跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新所帶來的變化和沖擊。從企業(yè)層面來看，內(nèi)資企業(yè)所有制不同，不僅其開展自主研發(fā)活動的動機可能不同，而且受到政府政策影響的程度大小同樣存在差異。從行業(yè)層面來看，不同類別行業(yè)中跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)的影響必然存在差異性，從高技術(shù)行業(yè)來看，內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)在技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量等方面都存在較大差距，而這種差距在中、低技術(shù)行業(yè)則相對較小，從而可能使其對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響存在差異。鑒于以上因素，本文接下來從內(nèi)資企業(yè)所有制、行業(yè)技術(shù)水平兩方面考察跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的異質(zhì)性影響。具體回歸結(jié)果見表6和表7。

1.企業(yè)所有制

本文按照所有制將內(nèi)資企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。從表6 的回歸結(jié)果可以看出，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新并沒有對國有企業(yè)自主研發(fā)產(chǎn)生顯著影響，僅對實用新型專利的回歸系數(shù)顯著為正。與此相反，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對非國有企業(yè)自主研發(fā)能力的提高具有顯著促進作用，然而更多的體現(xiàn)在技術(shù)含量和研發(fā)門檻較低的實用新型專利和外觀設(shè)計專利上，對于技術(shù)含量和研發(fā)門檻較高的發(fā)明專利來說，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新并未有效促進非國有企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)的增長。對此可能的解釋是：非國有企業(yè)主要是自主發(fā)展、自負盈虧，對于市場競爭帶來的沖擊更為敏感，且民營企業(yè)創(chuàng)新效率通常較高，因而為了維持企業(yè)市場份額，提升市場競爭力，有更強的動力和激勵進行自主研發(fā)。

表6 內(nèi)資企業(yè)所有制異質(zhì)性回歸結(jié)果

2.行業(yè)技術(shù)水平

本文按照國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類》標準，將醫(yī)藥制造業(yè)，航空、航天器及設(shè)備制造業(yè)，電子及通信設(shè)備制造業(yè)，計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)，醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)，信息化學(xué)品制造業(yè)這六大類制造業(yè)行業(yè)劃分為高技術(shù)行業(yè)，其余制造業(yè)行業(yè)則歸為中、低技術(shù)行業(yè)。從表7 的回歸結(jié)果可以看出，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對高技術(shù)行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)能力提高的促進作用更為顯著，而對中、低技術(shù)行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)整體自主研發(fā)水平并未產(chǎn)生顯著影響，甚至抑制了其發(fā)明專利申請數(shù)的增長，僅對外觀設(shè)計專利申請數(shù)的增長有促進作用。這可能是由于：中國高技術(shù)行業(yè)與跨國公司技術(shù)差距相對較小，且具有較高的技術(shù)水平和相似的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，因而具備更好的消化吸收能力，不僅可以通過模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)提高自身研發(fā)水平，當面對市場競爭時也具備充分的能力提高自主研發(fā)水平加以應(yīng)對；而中、低技術(shù)行業(yè)內(nèi)資企業(yè)則恰好相反，不僅與跨國公司技術(shù)差距相對較大，而且在產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品質(zhì)量方面也與跨國公司存在較大差距，因此不僅不利于內(nèi)資企業(yè)通過模仿學(xué)習(xí)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，也不利于應(yīng)對激烈的市場競爭。

表7 行業(yè)技術(shù)水平異質(zhì)性回歸結(jié)果

六、結(jié)論

本文研究結(jié)果表明：第一，跨國公司的產(chǎn)品創(chuàng)新通過行業(yè)內(nèi)水平溢出促進了內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)水平的提高。這一結(jié)論在考慮了多種穩(wěn)健性檢驗以及處理了內(nèi)生性問題的情況下依然成立，且主要表現(xiàn)在對技術(shù)含量相對較低、自主研發(fā)難度相對較小的實用新型專利和外觀設(shè)計專利的提高上，而對技術(shù)含量和研發(fā)門檻相對較高的發(fā)明專利并未產(chǎn)生顯著影響。第二，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新抑制了上游內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的同時，并未對下游內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)產(chǎn)生顯著影響，表明跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新并未通過行業(yè)間垂直關(guān)聯(lián)促進內(nèi)資企業(yè)提高自主研發(fā)水平。第三，通過跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)影響的中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，從研發(fā)行為角度出發(fā)，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過提高內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)從而促進內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)，從市場行為角度出發(fā)，跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新通過擠占內(nèi)資企業(yè)市場占有率產(chǎn)生市場競爭效應(yīng)從而促使內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)。第四，通過考察跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對不同所有制及不同行業(yè)技術(shù)水平中內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新對非國有企業(yè)和高技術(shù)行業(yè)內(nèi)資企業(yè)提高自主研發(fā)水平的影響更為顯著。本文的研究對于從跨國公司產(chǎn)品創(chuàng)新角度理解引進外資對內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)的影響具有一定的參考價值?！?/p>