制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的合資依賴效應(yīng)分析

邵文武，馬仟惠，黃訓(xùn)江，王學(xué)強(qiáng)

（1. 沈陽航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，沈陽 110136；2. 東北大學(xué) 工商管理學(xué)院，沈陽 110004；3. 格拉斯哥大學(xué) 亞當(dāng)斯密商學(xué)院 格拉斯哥 G116QJ）

合資作為獲取先進(jìn)技術(shù)的一種重要手段，在我國不同時期產(chǎn)生了截然不同的效果。改革開放初期，在創(chuàng)新能力薄弱及國內(nèi)外技術(shù)差距巨大的背景下，我國通用制造業(yè)企業(yè)利用合資實(shí)現(xiàn)了技術(shù)的飛躍。但隨著行業(yè)技術(shù)水平的不斷提升，通過合資所獲得的技術(shù)溢出開始收縮，企業(yè)創(chuàng)新面臨巨大挑戰(zhàn)。若一味依靠“合資”實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，企業(yè)將陷入“創(chuàng)新依賴”陷阱，造成技術(shù)的低端鎖定［1］。事實(shí)上，從服務(wù)芯片銷售商華芯通宣布公司關(guān)閉到華晨集團(tuán)破產(chǎn)重整，不難發(fā)現(xiàn)過度的合資依賴正嚴(yán)重制約著我國企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。如今的合資對企業(yè)創(chuàng)新究竟產(chǎn)生了何種影響？在合資過程中，企業(yè)是否產(chǎn)生了外部技術(shù)依賴？回答這些問題對正確認(rèn)識合資企業(yè)的創(chuàng)新路徑，進(jìn)一步發(fā)揮外資創(chuàng)新正效應(yīng)、避免過度合資依賴具有重大意義。

通用設(shè)備制造業(yè)屬于技術(shù)密集型行業(yè)，符合國家促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的理念和政策要求。黨的十八大以來，我國圍繞制造強(qiáng)國戰(zhàn)略，持續(xù)出臺支持政策，通用設(shè)備制造業(yè)得到較大程度的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)增加值比重不斷攀升，創(chuàng)新道路不斷拓寬，國際競爭力迅速提升，中國的高質(zhì)量發(fā)展得到了一定的保障。雖然中國通用設(shè)備制造業(yè)體量繼續(xù)保持全球領(lǐng)先，但在技術(shù)創(chuàng)新能力方面與發(fā)達(dá)國家仍存在較大差距。諸多企業(yè)紛紛選擇與國外企業(yè)合資的方式獲取技術(shù)，占領(lǐng)市場份額，保證企業(yè)的市場領(lǐng)先地位。基于此，中國通用設(shè)備制造業(yè)創(chuàng)新成果的取得到底是大量創(chuàng)新資源投入的簡單堆砌，還是歸因于自主創(chuàng)新能力的不斷提升是一個值得探究的問題。

近年來，作為我國獲取技術(shù)溢出的重要途徑，合資受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。從行業(yè)和地區(qū)的宏觀層面來看（foreign direct invest‐ment，F(xiàn)DI）的技術(shù)溢出顯著提升了我國的技術(shù)創(chuàng)新水平［2-4］。而在合資如何對我國企業(yè)技術(shù)發(fā)展產(chǎn)生影響這一問題上，學(xué)術(shù)界并未得出一致結(jié)論。梁畢明等［5］研究一汽富維的案例時發(fā)現(xiàn)合資并未提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。張杰等［6］基于我國2008-2014年工業(yè)部門企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)國外技術(shù)推動了合資企業(yè)自主創(chuàng)新的發(fā)展。肖利平等［7］運(yùn)用1997-2010年中國30個省份的工業(yè)企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)合資對本土創(chuàng)新具有顯著的負(fù)效應(yīng)，不利于企業(yè)自主創(chuàng)新發(fā)展?，F(xiàn)有關(guān)于合資對企業(yè)創(chuàng)新的研究大都立足于地區(qū)或行業(yè)層面，選用微觀樣本與宏觀數(shù)據(jù)所得研究結(jié)論并不相同，可能存在選擇偏差；傳統(tǒng)回歸存在內(nèi)生性等問題，從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)論的偏差。因此，本文采用雙重差分法處理內(nèi)生性問題，更為客觀真實(shí)地評估合資對本土企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。

本文將企業(yè)依靠合資后外商提供的技術(shù)組織生產(chǎn)，但缺乏自主研發(fā)的行為定義為合資的創(chuàng)新依賴。具體而言，本文以中外企業(yè)合資作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多時點(diǎn)雙重差分法系統(tǒng)地評估合資對本土合資企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：（1）本文從微觀企業(yè)視角出發(fā)，對中國工業(yè)企業(yè)和中國專利兩大數(shù)據(jù)庫的企業(yè)信息進(jìn)行匹配，構(gòu)建了一個全新的微觀數(shù)據(jù)集，并采用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證研究，在很大程度上避免內(nèi)生性問題的困擾，更為客觀真實(shí)地評估合資與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。（2）本文不僅考察了合資對企業(yè)創(chuàng)新的影響，還對不同類型合資企業(yè)的對外技術(shù)依賴程度進(jìn)行了分析，在一定程度上豐富了該領(lǐng)域的研究內(nèi)容。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 基礎(chǔ)框架

參照Melitz等［8］和Guadalupe等［9］關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的理論模型，本文從創(chuàng)新決策和創(chuàng)新模式角度出發(fā)，分析合資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。假設(shè)在一個微觀經(jīng)濟(jì)市場中，消費(fèi)者擁有的CES效用函數(shù)為

式中：q（i）為企業(yè)i生產(chǎn)產(chǎn)品i的總量；N為市場中的企業(yè)數(shù)量；ρ為替代彈性σ中的一個參數(shù)；，且0＜ρ＜1。

首先，對消費(fèi)者行為進(jìn)行分析。消費(fèi)者在消費(fèi)時追求效用最大化。若用Ei表示消費(fèi)者在產(chǎn)品i上的總支出，Pi表示產(chǎn)品i的加權(quán)平均價格，則消費(fèi)者的決策可以表示成

求得此時的需求函數(shù)為

其次，對企業(yè)創(chuàng)新決策進(jìn)行分析。假設(shè)企業(yè)i生產(chǎn)商品i的初始生產(chǎn)率為φi，企業(yè)可以選擇研發(fā)或其他投資活動來提高企業(yè)自身生產(chǎn)率，使得創(chuàng)新后的生產(chǎn)率提升為γiφi，γi表示企業(yè)創(chuàng)新水平，且γi≥1，僅當(dāng)企業(yè)不進(jìn)行創(chuàng)新時γi=1。同時，假設(shè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成本為

式中：ɑi表示進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投入的固定成本；bih(γi）為創(chuàng)新所需可變成本，且企業(yè)獲得外部技術(shù)溢出將影響bi的變化。當(dāng)企業(yè)的創(chuàng)新水平γi提高時，創(chuàng)新成本ci(γi)會隨之增加，即ci(γi)＞0；相應(yīng)地，企業(yè)的生產(chǎn)率γiφi也會得到提升。根據(jù)邊際報酬遞減原則，此時進(jìn)一步提高實(shí)際生產(chǎn)率的難度變大，創(chuàng)新的邊際成本增加，即＞0。

參考Cantwell［10］的做法，假定企業(yè)員工的勞動工資為1，則企業(yè)i在實(shí)際生產(chǎn)率為γiφi的條件下，生產(chǎn)產(chǎn)品i的邊際成本可表示為。依據(jù)邊際成本加成定價原則，企業(yè)i的產(chǎn)品銷售價格應(yīng)為。設(shè)，表示企業(yè)i所在市場的規(guī)模。式（4）可簡化為

進(jìn)一步地，企業(yè)i的銷售收入和利潤可表示為

為了簡單起見，用θ表示ρσ，ki表示(γi)σ-1。因?yàn)閗i為γi的單調(diào)變換，以ki代替γi表示企業(yè)的創(chuàng)新水平。則企業(yè)的創(chuàng)新成本和利潤分別為

假設(shè)企業(yè)在合資前不存在模仿創(chuàng)新，則企業(yè)的創(chuàng)新成本和利潤可以等價成企業(yè)的自主創(chuàng)新成本和利潤。

基于均衡產(chǎn)出原則，企業(yè)i的最優(yōu)創(chuàng)新水平等價于最優(yōu)自主創(chuàng)新水平，可表示為

企業(yè)尋求利潤最大化，因此僅當(dāng)企業(yè)在創(chuàng)新條件下獲利大于未進(jìn)行創(chuàng)新時，企業(yè)才會選擇創(chuàng)新，即

對式（12）進(jìn)一步簡化，得

1.2 合資與企業(yè)創(chuàng)新

中方與外方進(jìn)行合資對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生兩種影響。一是外商股東可能通過多種途徑向本地企業(yè)溢出技術(shù)，造成企業(yè)創(chuàng)新可變邊際成本下降。若用表示合資后企業(yè)的可變邊際成本，則；二是模仿創(chuàng)新的低成本誘導(dǎo)，導(dǎo)致創(chuàng)新模式發(fā)生轉(zhuǎn)變。企業(yè)直接對外商帶來的中間產(chǎn)品和創(chuàng)新研發(fā)成果進(jìn)行模仿，模式由以前的自主創(chuàng)新為主，轉(zhuǎn)變?yōu)槟７聞?chuàng)新為主，擠占部分自主創(chuàng)新資源。

假定ksi、kmi分別代表企業(yè)自主創(chuàng)新水平和模仿創(chuàng)新水平。則企業(yè)合資后的實(shí)際生產(chǎn)率為ksikmiφi，創(chuàng)新成本和利潤分別為

此時，最優(yōu)自主創(chuàng)新水平ksi*、最優(yōu)模仿創(chuàng)新水平kmi*和企業(yè)選擇創(chuàng)新的條件分別為

由于最優(yōu)自主創(chuàng)新水平與最優(yōu)模仿創(chuàng)新水平具有對稱性，則式（16）、（17）等價。

合資對企業(yè)創(chuàng)新的影響可從企業(yè)總體創(chuàng)新水平、自主創(chuàng)新水平和創(chuàng)新決策3方面體現(xiàn)。

（1）總體創(chuàng)新水平。合資后，企業(yè)創(chuàng)新可變邊際成本下降，即，結(jié)合式（11）、（16）和f'(ki) ＞0 可知，，說明合資會提升企業(yè)總體創(chuàng)新水平。

（2）自主創(chuàng)新水平。盡管合資使企業(yè)的創(chuàng)新可變邊際成本下降，總體創(chuàng)新水平提高，但創(chuàng)新模式可能由原來的自主創(chuàng)新為主轉(zhuǎn)變?yōu)槟７聞?chuàng)新為主，部分自主創(chuàng)新資源被擠占。因此，與的關(guān)系無法判斷，合資是否促進(jìn)了企業(yè)自主創(chuàng)新水平的提升還有待進(jìn)一步探究。

基于此，提出本文的假設(shè)：盡管合資使企業(yè)的總體創(chuàng)新水平上升，但造成了企業(yè)對外部技術(shù)的依賴，企業(yè)自主創(chuàng)新水平下降。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于兩個企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)庫：中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國專利數(shù)據(jù)庫。依據(jù)謝千里等［11］的做法對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行如下處理：首先，對公司名稱缺失和重復(fù)數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除；其次，對數(shù)據(jù)庫固定資產(chǎn)、實(shí)收資本、研發(fā)成本、銷售收入數(shù)值中小于0的樣本進(jìn)行剔除；最后，對企業(yè)員工人數(shù)小于8的數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除。對上述兩個數(shù)據(jù)庫中合資企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，最終整理得到本文所需企業(yè)微觀數(shù)據(jù)集。

2.2 模型與方法

為降低樣本損失，更加準(zhǔn)確地評估合資效果，本文運(yùn)用多時點(diǎn)雙重差分法（Differencesin-Differences，DID），構(gòu)造如下基準(zhǔn)模型

式中：下腳標(biāo)i、t分別表示企業(yè)和時間；為反映企業(yè)創(chuàng)新水平相關(guān)指標(biāo)，包含總體創(chuàng)新水平（out‐put）、自主創(chuàng)新水平（lnIN）和模仿創(chuàng)新水平（IM）。D為核心解釋變量，當(dāng)企業(yè)i 在 t年開始合資，則該企業(yè)在t年及之后年份的D均為1，否則為 0。controlsi，t為控制變量的合集，包括企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）、企業(yè)員工數(shù)（labor）、資本密集度（KL）、利潤率（profit）、融資約束程度（SA）、出口占比（export）和是否為國有企業(yè)（state）；μi、μt分別為企業(yè)和時間的固定效應(yīng)，εi，t為殘差項，α1為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)。

通過分析合資前后企業(yè)總體創(chuàng)新水平、自主創(chuàng)新水平和模仿創(chuàng)新水平的變化，推斷企業(yè)的創(chuàng)新依賴問題是否存在。若合資對企業(yè)總體創(chuàng)新水平的效應(yīng)為正，對自主創(chuàng)新水平的影響效應(yīng)為負(fù)，則說明企業(yè)總體創(chuàng)新水平的提升并不由自主創(chuàng)新水平提高導(dǎo)致，而是依賴了其他外源技術(shù)，即證明合資依賴效應(yīng)的存在。

2.3 變量定義及其測量

2.3.1 被解釋變量

（1）企業(yè)總體創(chuàng)新水平（output）

借鑒劉斌等［12］的做法，選擇新產(chǎn)品銷售收入表示企業(yè)總體創(chuàng)新水平。已有文獻(xiàn)目前關(guān)于創(chuàng)新水平的測算途徑有兩種：一是創(chuàng)新過程的產(chǎn)出成果，如專利數(shù)量；二是創(chuàng)新產(chǎn)品的市場價值，如新產(chǎn)品銷售收入。新產(chǎn)品銷售收入代表了企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品所創(chuàng)造的市場價值，反映了新技術(shù)被市場消費(fèi)者接受的程度。新產(chǎn)品銷售收入能直觀反映出企業(yè)的總體創(chuàng)新水平，是企業(yè)通過自主研發(fā)和模仿創(chuàng)新等創(chuàng)新方式將新產(chǎn)品成功推向市場的指標(biāo)。

（2）企業(yè)自主創(chuàng)新水平（lnIN）

自主創(chuàng)新是通過自身努力實(shí)現(xiàn)的技術(shù)突破，并非是對已有技術(shù)成果的簡單復(fù)制和模仿。發(fā)明專利一般被認(rèn)為是根本性創(chuàng)新，是一種對原有產(chǎn)品及技術(shù)進(jìn)行重大突破或改進(jìn)的創(chuàng)新，能更好地作為自主知識產(chǎn)權(quán)的有形體現(xiàn)，有效地將不同性質(zhì)技術(shù)創(chuàng)新以統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行評價［13］。本文采用發(fā)明專利申請總量的對數(shù)來表示企業(yè)的自主創(chuàng)新水平，并用發(fā)明專利授權(quán)總量、研發(fā)投入作為被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（3）模仿創(chuàng)新水平（lnIM）

借鑒王長明等［14］的做法，用外觀設(shè)計和實(shí)用新型申請量之和取對數(shù)表示企業(yè)的模仿創(chuàng)新水平。由于實(shí)用新型和外觀設(shè)計相較于發(fā)明專利所涉及到的核心技術(shù)較少，因此實(shí)用新型和外觀設(shè)計被共同看作是低質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新，可表示合資企業(yè)的模仿創(chuàng)新水平。

2.3.2 解釋變量

由于企業(yè)的合資年份不同，本文采用多時點(diǎn)雙重差分法進(jìn)行分析，當(dāng)且僅當(dāng)i為合資企業(yè)且t為合資后年份，Di，t取值為1，否則取值為0。

2.3.3 控制變量

本文將企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）、企業(yè)員工數(shù)（labor）、資本密集度（KL）、利潤率（profit）、融資約束程度（SA）、出口占比（export）是否為國有企業(yè)（state）作為實(shí)證研究的控制變量。

根據(jù)上述設(shè)計，對變量按照數(shù)據(jù)類型進(jìn)行歸納，變量定義如表1所示。

表1 變量定義及說明

2.4 描述性統(tǒng)計

2.4.1 全樣本企業(yè)描述性統(tǒng)計分析

本文將收集的企業(yè)信息進(jìn)行整理，最終得到316 691家企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)。表2為全樣本的主要變量描述性統(tǒng)計情況。

表2 描述性統(tǒng)計情況

從表2可以發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入最小值、最大值分別為4.75和11.98；發(fā)明專利申請總量的平均值、最小值、最大值分別為1.36、0.00、4.47，實(shí)用新型和外觀設(shè)計申請專利的平均值、最小值、最大值分別為1.18、0、3.40，說明我國企業(yè)間總體創(chuàng)新水平差距懸殊，較多企業(yè)還存在著自主創(chuàng)新水平低下的問題。

2.4.2 處理組與對照組企業(yè)描述性統(tǒng)計分析

為了更清晰地觀察兩種類型企業(yè)之間的差異，基于企業(yè)是否進(jìn)行合資，將樣本劃分為處理組和對照組，分別報告兩類企業(yè)合資前后各變量的平均值信息，結(jié)果如表3所示。

表3 處理組與對照組描述性統(tǒng)計情況（平均值）

合資前，兩組數(shù)據(jù)的新產(chǎn)品銷售收入均值分別為9.19、8.36，說明兩類企業(yè)在合資前總體創(chuàng)新水平存在一定差距，且合資企業(yè)總體創(chuàng)新水平更高；發(fā)明專利申請（lnIN）均值分別為1.65、1.33，表明合資企業(yè)在合資前的自主創(chuàng)新水平更高。實(shí)用新型和外觀設(shè)計申請（lnIM）均值分別為1.13、1.25，表明合資企業(yè)在合資前的模仿創(chuàng)新的創(chuàng)新水平更低。合資企業(yè)的規(guī)模（size）、資本密集度（KL）、利潤率（profit）、出口占比（export）和國有性質(zhì)企業(yè)（state）均值分別為10.00、3.99、0.05、9.49、0.47，略高于內(nèi)資企業(yè)對應(yīng)指標(biāo)。

合資后，不同組別企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入均值分別為9.12、9.19、9.09，與合資前對比均呈上升趨勢，說明合資后所有企業(yè)的總體創(chuàng)新水平都在提升。合資企業(yè)的發(fā)明專利申請（lnIN）均值為1.51，較合資前略微下降；內(nèi)資企業(yè)的專利申請（lnIN）均值為1.37，較合資前有所上升，就總體而言，合資企業(yè)自主創(chuàng)新水平仍高于內(nèi)資企業(yè)。所有企業(yè)的實(shí)用新型和外觀設(shè)計專利申請（lnIM）均值較合資前均有不同程度增加，說明合資促進(jìn)了所有企業(yè)的模仿創(chuàng)新水平。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.1 企業(yè)創(chuàng)新的基礎(chǔ)回歸

根據(jù)式（20）進(jìn)行多時點(diǎn)雙重差分估計，探究合資對企業(yè)創(chuàng)新依賴的基礎(chǔ)回歸。

基礎(chǔ)回歸結(jié)果如表4所示，第（1）～（3）列分別為基準(zhǔn)模型及依次加入年份虛擬變量與控制變量后合資對總體創(chuàng)新水平的影響結(jié)果。從中可知，虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)均為正，且顯著性依次增強(qiáng)，說明合資后企業(yè)的總體創(chuàng)新水平得到顯著提升；第（4）～（6）列為基準(zhǔn)模型及依次加入年份虛擬變量與控制變量后，合資對自主創(chuàng)新水平的影響結(jié)果，其中虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)均為負(fù)，且在10%的水平上顯著，表明合資后企業(yè)的自主創(chuàng)新水平下降。第（7）～（9）列為基準(zhǔn)模型及依次加入年份虛擬變量與控制變量后，合資對模仿創(chuàng)新水平的影響結(jié)果，其中虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)均為正，且顯著性依次增強(qiáng)，說明合資后企業(yè)的模仿創(chuàng)新水平得到顯著提升。

表4 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

從整體上看，盡管企業(yè)的總體創(chuàng)新水平和模仿創(chuàng)新水平得到了顯著提升，但自主創(chuàng)新水平卻在下降。說明企業(yè)合資后，總體創(chuàng)新水平的提升并不由自主創(chuàng)新提供，企業(yè)更傾向于開展模仿創(chuàng)新，依賴外部的先進(jìn)技術(shù)或現(xiàn)有研究成果，造成了企業(yè)創(chuàng)新模式的轉(zhuǎn)變，模仿創(chuàng)新水平提升，最終導(dǎo)致企業(yè)自主創(chuàng)新水平下降。此結(jié)果驗(yàn)證了前文的假設(shè)。

3.2 企業(yè)創(chuàng)新的PSM-DID回歸分析

由于現(xiàn)實(shí)中外商可能更傾向于選擇資源良好的企業(yè)進(jìn)行合資，從而造成DID估計結(jié)果的偏差。為此，本文進(jìn)一步采取傾向匹配得分法來分析合資對企業(yè)創(chuàng)新依賴的影響。具體地，根據(jù)影響企業(yè)合資決策的相關(guān)特征確認(rèn)變量集X，建立與處理組相匹配的對照組，并估計傾向得分為

式中：Y為反映企業(yè)創(chuàng)新水平相關(guān)指標(biāo)；JV為是否為合資企業(yè)，合資企業(yè)取值為1，內(nèi)資企業(yè)取值為0；PY[X=(xi，t) ]是由影響合資決策的企業(yè)特征確定的相關(guān)變量集。借鑒其他學(xué)者的做法，以影響企業(yè)合資決策的特征變量作為傾向匹配得分變量，包括企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）、企業(yè)員工數(shù)（L）、資本密集度（KL）、融資約束程度（SA）、利潤率（profit）、是否為國企（state）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev），采用1：1最近鄰匹配法來估計匹配樣本的平衡性。

平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，處理組與對照組在匹配前的T檢驗(yàn)值均顯著，匹配后T檢驗(yàn)均不顯著，說明合資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)在進(jìn)行匹配前，傾向匹配變量均存在顯著差異，此時進(jìn)行回歸會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，且對實(shí)驗(yàn)結(jié)論產(chǎn)生干擾，匹配后變量間的顯著差異消失，兩組可比性提升，回歸結(jié)果改善。

表5 PSM-DID匹配變量的平衡性檢驗(yàn)

進(jìn)一步對1：1最近鄰匹配的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表6所示。

表6 PSM-DID匹配后的回歸分析

回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量Di，t的系數(shù)符號、大小及顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果均無明顯差異，進(jìn)而證明合資造成的企業(yè)創(chuàng)新依賴效應(yīng)仍然存在，相應(yīng)結(jié)論均保持較好一致性。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒羋斐斐等［15］的做法，分別使用企業(yè)的專利授權(quán)量（lnIN_s）、研發(fā)投入（lnRD）替代專利申請數(shù)（lnPA）作為被解釋變量進(jìn)行估計，得到的回歸結(jié)果如表7所示。

表7 替換被解釋變量檢驗(yàn)結(jié)果

通過檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，第（3）、（6）列核心解釋變量Di，t前的回歸系數(shù)分別為-1.45、-0.04，且均在10%的顯著性水平上顯著，表明合資顯著降低了企業(yè)的自主創(chuàng)新水平，即合資造成的總體創(chuàng)新水平提高不是由自主創(chuàng)新產(chǎn)生，而是依賴其他外部技術(shù)?；鶞?zhǔn)回歸效應(yīng)仍然穩(wěn)健，這一結(jié)論符合前文實(shí)證結(jié)果。

3.4 異質(zhì)性分析

3.4.1 外資占比異質(zhì)性

本文以外商股權(quán)占比50%為分界點(diǎn)，將外商股比小于50%定義為內(nèi)資控股合資企業(yè)，超過50%的定義為外資控股合資企業(yè)。依次進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8所示。

表8 外資股權(quán)占比異質(zhì)性的創(chuàng)新能力影響

其中，第（1）列核心解釋變量Di，t系數(shù)為0.27，且不顯著；第（2）、（3）列核心解釋變量Di，t系數(shù)分別為-0.34、0.76，且在10%水平上顯著，表明合資促進(jìn)了外資控股企業(yè)的模仿創(chuàng)新、抑制了自主創(chuàng)新。第（4）～（6）列核心解釋變量Di，t系數(shù)分別為1.88、-0.19、0.19，且均在10%水平上顯著，表明合資在提升內(nèi)資控股企業(yè)總體創(chuàng)新水平和模仿創(chuàng)新水平的同時，降低了其自主創(chuàng)新水平。從綜合回歸結(jié)果看，相對于內(nèi)資控股合資企業(yè)，合資對外資控股企業(yè)產(chǎn)生了更大的模仿創(chuàng)新促進(jìn)作用和自主創(chuàng)新抑制作用，使自主創(chuàng)新水平下降，即外資控股企業(yè)對外部技術(shù)依賴程度更高。

造成這種現(xiàn)象的原因可能是：合資企業(yè)僅是外資企業(yè)為拓展國際市場而建立的海外子公司。合資企業(yè)雖具有獨(dú)立的法人地位，但時刻要受到海外母公司多方面的干預(yù)和控制，兩者間既存在合作關(guān)系，也存在競爭關(guān)系。當(dāng)外資股權(quán)占比較大時，外商股東對合資企業(yè)擁有較大控制權(quán)，更傾向于將核心技術(shù)研發(fā)保留在母公司，以確保自身戰(zhàn)略目標(biāo)和利益的實(shí)現(xiàn)，而本土投資者較低的話語權(quán)導(dǎo)致合資企業(yè)對國外技術(shù)產(chǎn)生更大依賴；當(dāng)外資股權(quán)占比較小時，本土投資者對合資企業(yè)擁有絕對的控制權(quán)，會從企業(yè)長遠(yuǎn)利益出發(fā)，加大自主創(chuàng)新投入，降低對外資技術(shù)的依賴。

3.4.2 企業(yè)類型異質(zhì)性

由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)在公司經(jīng)營、國家政策、資金融通等方面存在一定差異，因而形成不同的創(chuàng)新決策?；诖耍疚陌凑掌髽I(yè)所有制不同進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表9所示。

表9 企業(yè)類型異質(zhì)性的創(chuàng)新能力影響

其中，第（1）列虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)為正，且不顯著，第（2）、（3）列虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)分別為-1.09、1.60，且在1%水平上顯著，表明合資促進(jìn)了國有企業(yè)模仿創(chuàng)新水平，降低了自主創(chuàng)新水平。第（4）、（6）列虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)分別為1.60、1.08，且具有10%顯著性，第（5）列虛擬變量Di，t的回歸系數(shù)在5%顯著性水平上為-0.05，說明合資提升了民營企業(yè)的總體創(chuàng)新水平和模仿創(chuàng)新水平，但降低了該類企業(yè)的自主創(chuàng)新水平。綜合來看，相對于民營企業(yè)，合資對國有企業(yè)產(chǎn)生了更大的自主創(chuàng)新抑制作用，使自主創(chuàng)新水平下降，即國有企業(yè)對外部技術(shù)依賴程度更高。

文獻(xiàn)［16］分析了造成這種現(xiàn)象的原因，使經(jīng)營者的實(shí)際權(quán)利和責(zé)任變得含糊不清。相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)會因本土經(jīng)營者決策權(quán)被弱化而導(dǎo)致外資決策權(quán)進(jìn)一步放大，形成企業(yè)對國外技術(shù)更大的依賴；同時該類企業(yè)因擁有國家優(yōu)惠政策、雄厚的資金以及豐富的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)等良好資源，使其在面臨自主創(chuàng)新時壓力較小，僅通過模仿創(chuàng)新就可以在市場上獲得同樣的利潤，企業(yè)自主創(chuàng)新惰性更強(qiáng)，更愿意以模仿創(chuàng)新替代自主創(chuàng)新，從而獲得更多利潤，造成更大的外部技術(shù)依賴。

4 結(jié)論

本文以1998-2013年通用設(shè)備制造企業(yè)為樣本數(shù)據(jù)，利用雙重差分法首先考察了合資與企業(yè)創(chuàng)新依賴間的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，合資雖提高了企業(yè)的總體創(chuàng)新水平，但也造成了企業(yè)創(chuàng)新模式的轉(zhuǎn)變，模仿創(chuàng)新水平提升，產(chǎn)生對外部技術(shù)依賴，最終導(dǎo)致企業(yè)的自主創(chuàng)新水平下降。該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。通過進(jìn)一步分析，本文還發(fā)現(xiàn)合資造成的企業(yè)創(chuàng)新依賴效應(yīng)在不同企業(yè)存在異質(zhì)性影響。相較于內(nèi)資控股企業(yè)，外商控股合資企業(yè)對國外技術(shù)的依賴性更強(qiáng)；相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)對合資產(chǎn)生的依賴更大。

基于上述實(shí)證結(jié)果，本文認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)在朝高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)邁進(jìn)的同時，如何更好利用外資，平衡外資對技術(shù)進(jìn)步和自主創(chuàng)新的影響可采取如下措施：

（1）實(shí)施精細(xì)化、長效化的外資管理政策

政府要切實(shí)強(qiáng)化頂層設(shè)計，有針對性地引進(jìn)高質(zhì)量外資，健全和完善中外合資政策，充分發(fā)揮外資技術(shù)對本土企業(yè)的積極作用，實(shí)現(xiàn)國外優(yōu)質(zhì)技術(shù)的獲取與引進(jìn)，加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新；同時企業(yè)應(yīng)預(yù)先制定長遠(yuǎn)戰(zhàn)略合作計劃，避免外商利用技術(shù)制約企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。

（2）做好模仿創(chuàng)新與自主創(chuàng)新關(guān)系的有效平衡

政府要引導(dǎo)企業(yè)積極開展自主創(chuàng)新活動，加大自主創(chuàng)新力度，充分認(rèn)識唯有自主創(chuàng)新能力的提升才是強(qiáng)化企業(yè)競爭力的核心，是縮小與行業(yè)前沿技術(shù)間的差距、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的主要方式，是引領(lǐng)新時期改革的根本動力；同時，鼓勵自主創(chuàng)新并不是要摒棄模仿創(chuàng)新，應(yīng)走以自主創(chuàng)新為主、模仿創(chuàng)新為輔的發(fā)展道路，建立相應(yīng)技術(shù)吸收、迭代平臺，形成“模仿—吸收—再創(chuàng)造”的良性循環(huán)，實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移過程中自主研發(fā)結(jié)構(gòu)的完善和隱性知識的獲取，借助合資這一有利條件，提高自主創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率。

（3）優(yōu)化市場環(huán)境、制定適宜的梯度分層技術(shù)進(jìn)步戰(zhàn)略

政府應(yīng)強(qiáng)化對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的支持力度，通用設(shè)備制造業(yè)具有集中度相對較低、產(chǎn)品差異小的特點(diǎn)。在這種市場環(huán)境下，企業(yè)的成本控制成為獲取市場競爭力的重要因素。給予企業(yè)補(bǔ)貼能為企業(yè)創(chuàng)新提供基礎(chǔ)保障。針對外資占比較低、創(chuàng)新資源較少的民營企業(yè)，政府應(yīng)給予更大程度的資金補(bǔ)貼，改善企業(yè)創(chuàng)新條件，保證自主創(chuàng)新研發(fā)的順利開展；針對外資占比較高、創(chuàng)新資源良好的國有企業(yè)，政府可以適當(dāng)弱化模仿創(chuàng)新力度，轉(zhuǎn)而強(qiáng)化技術(shù)環(huán)境建設(shè)，加強(qiáng)人才培養(yǎng)，為增強(qiáng)自主創(chuàng)新活力奠定人才基礎(chǔ)。