軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究

張 寧

(上海大學經濟學院 康希通信科技(上海)有限公司)

一、引言

工業(yè)的轉型升級離不開“軟支撐”，作為現(xiàn)代制造業(yè)的基礎和核心，軟件發(fā)揮著重要作用，尤其在“工業(yè)4.0”的推動下，“軟件定義”成為新一輪科技革命和產業(yè)變革的新特征和新標志，賦予了企業(yè)新型能力，汽車、重大裝備、鋼鐵、石化等行業(yè)企業(yè)紛紛加快軟件化轉型，軟件能力已成為工業(yè)企業(yè)的核心競爭力?！丁笆奈濉避浖托畔⒓夹g服務業(yè)發(fā)展規(guī)劃》提出，軟件是新一代信息技術的靈魂，是數(shù)字經濟發(fā)展的基礎，是制造強國、網絡強國、數(shù)字中國建設的關鍵支撐。但目前我國軟件和信息技術服務產品仍處于價值鏈中低端，產業(yè)基礎薄弱，關鍵核心技術存在短板?！吨袊I(yè)軟件產業(yè)白皮書(2020)》披露，工業(yè)行業(yè)研發(fā)設計所用的CAD、CAE等軟件95%來自國外進口，例如，航天、航空等行業(yè)研制所需的各種仿真分析軟件基本為國外產品，兵器行業(yè)78%的設計工具，97%的仿真工具均為進口。

企業(yè)花重金購置的軟件和信息服務，是真正應用在了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動上？還只是為購買而購買，并沒有實際發(fā)揮它的作用？二十大報告提出“科技是第一生產力、人才是第一資源、創(chuàng)新是第一動力”，傳統(tǒng)制造業(yè)的轉型升級是創(chuàng)新的關鍵一步，研究軟件和信息技術服務的進口對我國企業(yè)創(chuàng)新能力的影響效應和影響機制，對于我國制定相關產業(yè)政策，驅動軟件和信息技術服務行業(yè)加快自主研發(fā)，盡早成為全球軟件技術和產業(yè)創(chuàng)新的領先者具有重要的理論價值和實踐意義。

二、文獻回顧

唐保慶等（2011）發(fā)現(xiàn)技術與知識密集型服務貿易進口通過R&D溢出效應顯著促進了全要素生產率、技術效率提升以及技術進步。陳啟斐和劉志彪（2015）研究發(fā)現(xiàn)，在控制服務偏好之后，進口服務貿易的研發(fā)溢出可以促進技術效率的改善，從而顯著提升東道國全要素生產率。顧國達和朱晗騏（2017）研究結果表明，服務貿易進出口技術含量均能有效促進工業(yè)生產率提升，且進口技術含量的生產率效應強于出口技術含量，技術和知識越密集的進口服務品，其技術含量增加對工業(yè)生產率的拉動力度越強。目前關于軟件和信息技術服務相關的研究文獻較少，王曉紅和費嬌艷（2020）提出，信息通信技術服務貿易已經成為服務貿易發(fā)展的主導力量，也是推動貿易數(shù)字化發(fā)展的重要支撐。陳中蕾和韓冬艷（2021）認為服務貿易進口主要通過進口服務的技術溢出對本國商貿流通企業(yè)創(chuàng)新產生作用。尉肖帥和陳小燕（2022）以服務貿易進出口總額進行研究，發(fā)現(xiàn)服務貿易發(fā)展本身具備較強的技術溢出效應，是高新技術企業(yè)創(chuàng)新績效增長的外部提升來源。

目前鮮有文獻關注軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文以此為出發(fā)點，著重考察了軟件和信息技術服務的進口對我國不同行業(yè)、不同地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新影響效應是否有所不同，并得出結論，既豐富了企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關研究，也明晰了目前我國不同屬性的企業(yè)對進口的軟件和信息技術服務的學習吸收情況，為企業(yè)正確利用這一服務資源提供了借鑒。

三、理論分析與研究假說

（一）影響效應和機制

企業(yè)增加研發(fā)資金投入，引進國外的軟件和信息技術服務，利用外國先進的技術和知識來提升自身的技術水平和創(chuàng)新能力。研發(fā)投入是企業(yè)技術進步的動力和基礎，企業(yè)引進先進的知識、技術和人才等創(chuàng)新資源，借助對這些創(chuàng)新資源的整合、利用和創(chuàng)造性加工，形成企業(yè)的新知識、新技術和新經驗，進而帶來新產品的增加和企業(yè)創(chuàng)新績效的提高（石麗靜，2017）。軟件和信息技術服務的引進為企業(yè)研發(fā)活動提升了軟件水平和信息設施，為企業(yè)員工提供了更優(yōu)質的科研基礎和更濃厚的科研氛圍，在這些條件下，研發(fā)人員技能提升的同時公司技術創(chuàng)新水平也會得到提升。

企業(yè)引進軟件和信息技術服務進行創(chuàng)新會產生技術溢出，技術溢出指的是在貿易或其他經濟行為中，先進技術擁有者有意識或無意識地轉讓或傳播他們的技術。技術溢出產生的根本原因在于技術本身是公共產品，某項技術一旦產生，在本質上它就是全人類的共同財富（盧健，2000）。技術溢出產生的主要渠道是：示范和模仿；廠商間的聯(lián)系；人力資本的流動（李平，1999）。由于服務品具備資本密集和技術密集雙重性質，內嵌的知識比重更高，因此，服務貿易會存在更為強烈的技術溢出（陳啟斐和劉志彪，2015）。企業(yè)引進軟件和信息技術服務進行創(chuàng)新，一方面會對其進行學習和模仿，新產品產出后又會帶動上下游產業(yè)同步創(chuàng)新，另一方面，競爭企業(yè)為搶占市場會增加研發(fā)人員投入，高薪聘用具有創(chuàng)新能力的技術人員，隨著技術人員流動，新技術不斷擴散到其他企業(yè)。對于企業(yè)而言，擁有高質量的人力資本，才能更好地吸收和轉化進口技術，是完成企業(yè)創(chuàng)新的關鍵。

基于以上分析，本文提出以下研究假說：

H1：軟件和信息技術服務進口能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。

H2：軟件和信息技術服務進口可以通過影響企業(yè)研發(fā)人力資本促進企業(yè)創(chuàng)新。

（二）國有企業(yè)性質的調節(jié)效應

中國國有企業(yè)在發(fā)展過程中呈現(xiàn)出的競爭優(yōu)勢，主要源于其擁有的獨特資源基礎，包括歷史遺產、物質資本、人力資本和政治資本等，體現(xiàn)了國有企業(yè)資源基礎的異質性和重要性，對于大型國有企業(yè)更是如此（湯吉軍，2017）。國有企業(yè)在資源獲取上比非國有企業(yè)擁有更高的自然稟賦，體現(xiàn)為更多的國家資助和減免稅政策，甚至在國有企業(yè)虧損時，國家資助可以幫助企業(yè)扭虧為盈（梅冰菁和羅劍朝，2020）。國有企業(yè)的優(yōu)勢影響企業(yè)創(chuàng)新行為的發(fā)生，因此，本文提出以下研究假說：

H3：企業(yè)國有性質在軟件和信息技術服務進口影響企業(yè)創(chuàng)新中起正向調節(jié)作用。

（三）政府補助的調節(jié)效應

政府補助為企業(yè)提供了創(chuàng)新資金，緩解了企業(yè)創(chuàng)新資源相對不足的困境，同時補償了企業(yè)創(chuàng)新的知識溢出效應，進一步提高企業(yè)創(chuàng)新積極性，此外，政府補助傳遞了國家重點發(fā)展產業(yè)的戰(zhàn)略方向、政府政策傾向、扶持力度，以及該產業(yè)發(fā)展前景等有用信息，能夠鼓勵企業(yè)增加R&D投入，為企業(yè)技術創(chuàng)新活動提供投資保障，有利于企業(yè)把握技術創(chuàng)新的機會，能夠通過知識溢出效應，促進企業(yè)自主創(chuàng)新，提高創(chuàng)新產出效率（郭曉丹和何文韜，2011）。企業(yè)獲得政府創(chuàng)新補助會向外釋放積極信號，從而爭取到更多的社會資源集聚（郭玥，2018）。

企業(yè)要引進軟件和信息技術服務需要研發(fā)資金的支撐，企業(yè)能否得到足夠的研發(fā)資金關系到自身創(chuàng)新活動能否開展，政府補助一方面可以直接增加企業(yè)的研發(fā)資金，另一方面發(fā)揮“信號”作用，幫助企業(yè)吸引外來投資?；诖?，本文提出以下假設：

H4：政府補助在軟件和信息技術服務進口影響企業(yè)創(chuàng)新中起正調節(jié)作用。

四、研究設計與數(shù)據說明

（一）模型構建

本文研究的樣本為面板數(shù)據，借鑒吳超鵬和唐菂（2016）使用宏微觀數(shù)據結合進行研究的案例，構建固定效應模型，使用LSDV估計方法，對企業(yè)所屬行業(yè)和時間進行控制，將軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新影響的初始計量模型設定為：

其中i表示企業(yè)，t表示年份，p表示企業(yè)所屬的省份，j表示企業(yè)所屬的行業(yè)，lnInnoi,t表示公司i在t年的創(chuàng)新產出能力，Techi,p,t表示公司i所在p省在t年對應的軟件和技術服務進口額，controlsi,t代表各個控制變量，θt表示時間固定，μj表示行業(yè)固定，εi,t為隨機誤差項。

（二）樣本選擇

本文將服務貿易中的知識產權使用費以及電信、計算機和信息服務費匯總，作為軟件和信息技術服務進口數(shù)據。由于我國服務貿易統(tǒng)計工作起步較晚，且有相關數(shù)據統(tǒng)計公布的省份較少，本文選取2011—2018年《中國商務年鑒》中有公布服務貿易細分行業(yè)進出口數(shù)據的14個省市，分別為安徽省、北京市、福建省、廣東省、貴州省、海南省、河北省、河南省、江西省、青海省、山東省、山西省、上海市、浙江省。14個省市的軟件和信息技術服務進口數(shù)據通過以上方法計算整理而得，其中缺失值使用插值法補全，并把美元數(shù)據按當年平均匯率換算成人民幣。

企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫，選取以上14省市上市公司作為研究對象，共選取966個上市企業(yè)作為研究樣本。

（三）變量說明

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新（lnInno），本文研究對象為企業(yè)創(chuàng)新產出，參考吳堯和沈坤榮（2020）的做法，在基準回歸中使用上市公司的專利申請數(shù)來度量企業(yè)的創(chuàng)新產出，并使用上市公司的專利被授權數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。為消除異方差的影響，對專利申請數(shù)和授權數(shù)進行加1后取對數(shù)處理，數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫（CSMAR）。

2.核心解釋變量

軟件和信息技術服務進口（Tech）。根據上文說明，本文選取《中國商務年鑒》中14個省市的軟件和信息技術服務進口額占對應省市GDP比重作為軟件和信息技術服務進口的代理變量。并使用城市層面對數(shù)化的軟件和信息技術服務進口額進行穩(wěn)健性檢驗。

3.控制變量

本文借鑒吳超鵬和唐菂（2016），李林木和汪沖（2017），潘越等（2017）等前人研究文獻，加入了影響企業(yè)創(chuàng)新的其他控制變量。

省級層面的控制變量包括：市場發(fā)展程度（lnGDP），使用各省GDP作為代理變量，并取對數(shù)處理。市場增長速度(PGDP)，用各省人均GDP增長率來表示。

企業(yè)方面的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（lnscale），用企業(yè)總資產加1后取對數(shù)。企業(yè)盈利能力（roa），凈利潤占總資產百分比。企業(yè)償債能力（rol），期末資產負債總額占總資產的百分比。無形資產（IA），企業(yè)無形資產占總資產的百分比。政府補助（lnsub），政府給企業(yè)的補助加1后取對數(shù)來表示。企業(yè)研發(fā)投入水平（RDSR），研發(fā)投入金額占營業(yè)收入的百分比。企業(yè)上市年齡（lnage），統(tǒng)計當年減去企業(yè)上市當年加1后取對數(shù)。企業(yè)性質(soe），本文構建企業(yè)產業(yè)性質虛擬變量，將國有或國有控股以及事業(yè)單位統(tǒng)稱為國有企業(yè)，用1表示，集體企業(yè)、私營企業(yè)、外商獨資、中外合資和其他類企業(yè)統(tǒng)稱為非國有企業(yè)，用0表示。

其中各省GDP和人均GDP增長率來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其余企業(yè)控制變量數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫（CSMAR）。本文數(shù)據均為筆者經過計算整理而得。各變量的描述性統(tǒng)計分析如下表1。

表1 描述性統(tǒng)計分析

五、實證分析

（一）基準回歸分析

根據模型（1）將相關變量代入進行實證檢驗，本文借鑒李健等（2022）的處理方式，采用遞進式的回歸策略，表2第（1）至（3）列匯報了軟件和信息服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果，表中第（1）列僅加入了核心解釋變量，可以看出，軟件和信息技術服務對企業(yè)創(chuàng)新的回歸系數(shù)是0.1308，且通過了1%的顯著性水平檢驗。第（2）列加入了企業(yè)層面的控制變量，軟件和信息技術服務進口與企業(yè)創(chuàng)新的相關性系數(shù)和顯著性水平有所降低，可能是因為納入的都是企業(yè)層面的控制變量，稀釋了軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的作用，但可以發(fā)現(xiàn)結果在5%的水平顯著，顯著性依然穩(wěn)健。第（3）列同時加入了企業(yè)層面和省級層面的控制變量，可以發(fā)現(xiàn)，結果在1%的水平顯著，且相關性系數(shù)較第（1）列有略微下降，但相差不大，說明加入省級層面控制變量后，加強了宏觀因素的影響效果。從回歸結果可以看出，軟件和信息技術服務的引進可以提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，假說1成立。如前文所述，軟件和信息技術服務進口可以通過增加研發(fā)資金投入的直接效應影響企業(yè)創(chuàng)新活動，表2第（2）列和第（3）列可以看出，企業(yè)研發(fā)資金投入對企業(yè)創(chuàng)新影響為正且顯著，說明直接影響機制成立。

表2 軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的影響及影響機制

（二）影響機制檢驗

軟件和信息技術服務進口還通過技術溢出效應影響企業(yè)的創(chuàng)新產出，本土企業(yè)引進軟件和信息技術服務產生創(chuàng)新成果后，產生外部性，促使其競爭公司采用高薪或其他方式吸引具有該創(chuàng)新能力的研發(fā)人員，繼續(xù)進行創(chuàng)新活動。因此軟件和信息技術服務的引進通過人力資本流動產生的技術溢出效應促進了企業(yè)對研發(fā)人數(shù)的投入，本文選用企業(yè)的研發(fā)人數(shù)Human作為中介變量，對影響機制進行檢驗，式（2）表示了軟件和信息技術服務進口對企業(yè)研發(fā)人力資本的影響。企業(yè)研發(fā)人數(shù)數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫（CSMAR）。

表2第（4）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務的引進對企業(yè)研發(fā)人力資本的投入有顯著正向促進作用。人力資本的投入對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用也得到了不少學者的證實：企業(yè)自身的人力資本對企業(yè)生產率有著明顯的正向影響（王恬，2008），人力資本是技術進步和TFP增長的重要決定因素（夏良科，2010），可以驅動高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新的有效性（盧馨，2013），研發(fā)人員等知識型人才作為企業(yè)中最重要的人力資源之一，對企業(yè)技術創(chuàng)新能力有著重要的影響（蔡樹堂和呂自圓，2015）。因此軟件和信息技術服務進口通過促進企業(yè)增加人力資本投入進而提高企業(yè)創(chuàng)新產出，假說2成立。

（三）異質性分析

1.行業(yè)異質性分析

軟件和信息技術服務業(yè)，一方面方便了人們的日常生活，另一方面，大量工業(yè)工具軟件的知識產權、核心技術依然被國外掌控，我國目前還主要依賴購買這方面技術服務來解決工業(yè)上遇到的問題，本文將行業(yè)劃分為三組，第一組為制造業(yè)，第二組為軟件和信息技術服務業(yè)，第三組為這兩個行業(yè)之外的其他行業(yè)。表3第（1）至（3）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務進口對制造業(yè)和其他行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新影響系數(shù)為正，且在1%的水平顯著，然而對軟件和信息技術服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力的影響不顯著，結果表明，軟件和信息技術服務進口對不同行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新影響不同。

表3 企業(yè)所屬地區(qū)異質性分組

2.地區(qū)異質性分析

本文將14個省市分為東、中、西部地區(qū)三組，對三組地區(qū)分別進行回歸，結果匯報于表3第（4）至（6）列，可以看出，軟件和信息技術服務對東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新影響為正，且在1%的水平上顯著，對中部地區(qū)的影響為正，在10%的水平上顯著，對西部地區(qū)影響系數(shù)為負且不顯著，結果表明軟件和信息技術服務進口對不同地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新影響不同。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

本文采用前進一期的企業(yè)專利授權數(shù)量加1后取對數(shù)（lnInnol）作為企業(yè)創(chuàng)新指標的替代變量，對基準回歸進行穩(wěn)健性檢驗，企業(yè)申請的專利被授權說明企業(yè)個體的創(chuàng)新行為得到了官方認證，是企業(yè)創(chuàng)新活動成果的有效體現(xiàn)，企業(yè)專利授權數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫。表4第（1）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務進口對前進一期的專利授權量影響為正且通過了5%的顯著性檢驗，驗證了假說1成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2.替換解釋變量

根據城市GDP占對應省份GDP的比重，得出各城市軟件和信息技術服務進口額（cityTechn），并進行對數(shù)化處理后（lncityTechn）作為解釋變量的替代變量，對基準回歸進行穩(wěn)健性檢驗，其中cityTechni,c,t表示企業(yè)i所屬城市c在t年的軟件和信息技術服務進口額。回歸結果如表4第（2）列所示，城市層面軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.0479，且在1%的水平顯著，再次驗證了假說1成立。

3.使用Tobit模型

本文的被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新能力數(shù)值特點為正值連續(xù)分布且與零值共存，針對這種類型的數(shù)據，可以采用Tobit模型進行重新檢驗，以保證研究結果的有效性，如表4第（3）列結果所示，更改估計方法后，軟件和信息技術服務進口的系數(shù)為0.1634，且在5%的水平顯著，說明軟件和信息技術服務進口可以促進企業(yè)創(chuàng)新這一結論依然穩(wěn)健。表4第（3）列回歸結果中，因Tobit模型無法使用穩(wěn)健標準誤，故第(3)列使用的是普通標準誤下的t統(tǒng)計量。

4.時滯性檢驗

在基準回歸中，為了直觀地觀測軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新的影響，采用的是同期數(shù)據，但企業(yè)的技術積累和創(chuàng)新的實現(xiàn)需要一定的時間沉淀，因而企業(yè)專利申請可能會存在一定的時滯性。本文將核心解釋變量采取滯后1～3期，對滯后效應進行檢驗，表4第（4）～（6）列匯報了實證檢驗結果，可以看出，將自變量（Tech）滯后1～3期后，自變量前的回歸系數(shù)均為正，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明引進軟件和信息技術服務對企業(yè)創(chuàng)新具有一定時間的持續(xù)性促進作用，再次驗證了假說1成立。

5.內生性分析

考慮到軟件和信息技術服務進口與企業(yè)創(chuàng)新可能存在互為因果的內生性問題，本文借鑒黃群慧（2019）選擇工具變量的方法，使用1998年各省市光纜長度占省份面積的比例和第三產業(yè)從業(yè)人數(shù)占三個產業(yè)從業(yè)總人數(shù)比例為工具變量，選擇這兩項作為工具變量的原因在于光纜長度占比顯示了一地區(qū)對通信和信息傳輸?shù)闹匾暢潭龋谌a業(yè)主要為服務業(yè)，一地區(qū)第三產業(yè)人數(shù)占比可以顯示出地區(qū)服務業(yè)的發(fā)展程度，這兩項與地區(qū)軟件和信息技術服務的引進都有直接相關關系，而與單獨企業(yè)的創(chuàng)新能力相關性較弱，符合工具變量的選擇要求。另外由于本文探討的是面板數(shù)據，需要有時間序列，本文引入2011—2018年滯后一期的服務貿易進口總額，分別與光纜長度占省份面積比和第三產業(yè)人數(shù)占比相乘形成交互項構建面板數(shù)據，作為軟件和信息技術服務進口的工具變量。工具變量所用數(shù)據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。使用2SLS兩階段最小二乘法進行回歸分析，表5報告了工具變量第一、二階段的回歸結果，從表中可以看出，兩個工具變量對自變量的影響為正且顯著，第一階段F值為13 854.43大于10，說明工具變量不是弱工具變量，第二階段自變量對因變量影響為正且顯著，LM統(tǒng)計量的P值為0.0000，顯著拒絕原假設，說明工具變量是可識別的。Cragg-Donald Wald F statistic 值為14 959.48，大于Stock-Yogo弱工具變量識別10%偏誤的臨界值19.13，也說明工具變量不是弱工具變量。Hansen過度識別檢驗結果p值為0.7501，表示接受原假設，所有工具變量都是外生的。且回歸結果在1%的水平顯著，相關性系數(shù)為0.1208，與基準回歸結果相關性系數(shù)0.1111相比，差別不大，這表明采用LSDV方法的基準回歸結果是可信的，假說1仍然成立。

表5 內生性分析-2SLS兩階段最小二乘法

（五）調節(jié)機制檢驗

1.國有企業(yè)性質的調節(jié)效應

根據假說3，企業(yè)國有性質在軟件和信息技術服務進口影響企業(yè)創(chuàng)新中起正向調節(jié)作用。本文將軟件和信息技術服務進口額與企業(yè)性質相乘形成交互項Tsoe_c，構建以下模型：

并進行回歸分析，結果如表6第（1）列所示，軟件和信息技術服務進口可以顯著促進企業(yè)創(chuàng)新，進一步驗證了假說1成立，企業(yè)性質對企業(yè)創(chuàng)新的影響為正，且在1%的水平上顯著，因本文設定國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0，即國有企業(yè)性質對企業(yè)創(chuàng)新起到了顯著的促進作用。軟件和信息技術服務進口額與企業(yè)性質的交互項系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明國企性質對軟件和信息技術服務進口促進企業(yè)創(chuàng)新有一定的正向調節(jié)作用，假說3成立。

表6 國有性質和政府補助的調節(jié)效應

2.政府補助的調節(jié)效應

根據假說4，政府補助在軟件和信息技術服務進口影響企業(yè)創(chuàng)新中起正向調節(jié)作用。本文將軟件和信息技術服務進口額與政府補助相乘形成交互項Tsub_c，構建以下模型：

并進行回歸分析，結果如表6第（2）列所示，軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進作用，進一步驗證了假說1。政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的影響為正，且在1%的水平上顯著，說明政府補助促進了企業(yè)的創(chuàng)新產出。軟件和信息技術服務進口額與政府補助的交互項系為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明政府補助對軟件和信息技術服務進口促進企業(yè)創(chuàng)新有一定的正向調節(jié)作用，假說4成立。

六、研究結論與政策建議

本文在前人研究的基礎上，基于2011—2018年14省市上市公司的樣本數(shù)據對軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響進行研究，得出如下結論：（1）軟件和信息技術服務進口整體上可以提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。（2）軟件和信息技術服務進口在不同行業(yè)和不同地區(qū)產生的創(chuàng)新影響不同。（3）國有企業(yè)性質和政府補助在軟件和信息技術服務進口對企業(yè)創(chuàng)新影響過程中均起正向調節(jié)作用。

為提高我國企業(yè)創(chuàng)新能力和加快企業(yè)轉型升級，本文提出以下政策建議：（1）企業(yè)在自身資金承受范圍內可增加進口軟件和信息技術服務，并應充分利用，組織企業(yè)內部技術人員進行學習消化和吸收，轉化為自身的技術資產。（2）政府應加大對軟件和信息技術服務貿易的支持力度，提供更多服務貿易交流平臺，加強國內外服務貿易企業(yè)的相互學習溝通。（3）“中美貿易摩擦”對我國軟件和信息技術服務進口造成一定影響，我國應加快自身軟件和信息技術服務行業(yè)的發(fā)展，爭取早日實現(xiàn)國產化替代進口。