黃文炎 向麗

【摘 要】 中國工業(yè)企業(yè)在加大自主研發(fā)力度的同時，有效發(fā)揮R&D外包優(yōu)勢，加快推進綠色技術(shù)創(chuàng)新，對于工業(yè)行業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級具有重要作用。文章基于中國27個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運用可行廣義最小二乘法（FGLS）實證分析了自主研發(fā)對工業(yè)企業(yè)兩種類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及R&D外包對自主研發(fā)與不同類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間存在顯著的U型關(guān)系，但自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新之間具有顯著的倒U型關(guān)系;R&D外包正向調(diào)節(jié)自主研發(fā)與不同類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，在R&D外包的不同區(qū)間內(nèi)，自主研發(fā)對工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新的邊際量不同。

【關(guān)鍵詞】 自主研發(fā); R&D外包; 綠色產(chǎn)品創(chuàng)新; 綠色工藝創(chuàng)新

【中圖分類號】 F273.1? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2019）08-0050-06

近年來，隨著中國研發(fā)投入的持續(xù)增長，自主研發(fā)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響問題引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注。作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的首要途徑，自主研發(fā)會顯著地正向影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并有助于增加企業(yè)創(chuàng)新績效[1]。但自主研發(fā)具有研發(fā)周期較長、成本較高、風(fēng)險較大等劣勢，因而企業(yè)僅僅通過自主研發(fā)來實現(xiàn)所有創(chuàng)新技術(shù)的獲取是非經(jīng)濟的[2]。在環(huán)境規(guī)制背景下，綠色技術(shù)創(chuàng)新日漸成為企業(yè)增強自身競爭優(yōu)勢的路徑選擇。部分學(xué)者的研究驗證了自主研發(fā)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向影響。企業(yè)通過R&D外包能夠獲得更先進的技術(shù)知識以及更多的技術(shù)機會，有助于實現(xiàn)競爭資源的互補。但現(xiàn)有文獻(xiàn)中仍缺少對R&D外包在自主研發(fā)與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響研究。中國工業(yè)企業(yè)在加大自主研發(fā)力度的同時，如何有效發(fā)揮R&D外包優(yōu)勢，推進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型升級仍有待探究。本文嘗試運用可行廣義最小二乘法實證研究自主研發(fā)對工業(yè)企業(yè)兩種類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，并考察R&D外包在自主研發(fā)與不同類型綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）自主研發(fā)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響

綠色技術(shù)創(chuàng)新可劃分為綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新兩種類型。其中，企業(yè)在產(chǎn)品生命周期的各階段均按照環(huán)保要求進行綠色化產(chǎn)品的設(shè)計、開發(fā)和生產(chǎn)等活動屬于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新;企業(yè)通過改造工藝技術(shù)、更新工藝設(shè)備、廢物回收利用等方式以降低污染物的產(chǎn)生量和排放量，從而減少工業(yè)活動對環(huán)境的危害的活動屬于綠色工藝創(chuàng)新。原毅軍等[3]的研究結(jié)果表明，自主研發(fā)通過促進企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新，進而正向影響我國制造業(yè)技術(shù)升級。宋維佳等[4]通過研究得出，研發(fā)資金投入對我國綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向影響，且在對外直接投資逆向技術(shù)溢出水平超過一定門檻值以后，研發(fā)資金投入會更顯著地正向影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。尤濟紅等[5]通過研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入有利于促進中國工業(yè)的綠色技術(shù)進步，但這種促進作用具有一定的滯后性，并認(rèn)為自主R&D投入結(jié)構(gòu)有待進一步優(yōu)化。萬倫來等[6]的研究也表明，自主R&D投入能夠?qū)I(yè)企業(yè)綠色技術(shù)效率產(chǎn)生積極影響，但會在一定程度上抑制企業(yè)綠色技術(shù)進步水平，且低R&D投入行業(yè)企業(yè)受到的抑制作用更明顯。王惠等[7]的研究結(jié)果顯示，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入強度與綠色創(chuàng)新效率之間存在顯著的非線性關(guān)系。當(dāng)企業(yè)規(guī)模較小時，研發(fā)資金匱乏使得企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新難以開展，且綠色創(chuàng)新研發(fā)人才流失加速，從而導(dǎo)致綠色創(chuàng)新效率偏低。但當(dāng)企業(yè)具備一定規(guī)模后，R&D投入強度對企業(yè)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的正向作用，這是因為“知識外溢”效應(yīng)使得企業(yè)研發(fā)人員更容易獲得交流機會，其通過學(xué)習(xí)綠色創(chuàng)新理念能夠更快積累研發(fā)經(jīng)驗，進而推動企業(yè)綠色產(chǎn)品研發(fā)和綠色工藝創(chuàng)新。據(jù)此提出假設(shè)1、假設(shè)2。

H1：自主研發(fā)與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間具有非線性關(guān)系。

H2：自主研發(fā)與綠色工藝創(chuàng)新之間具有非線性關(guān)系。

（二）R&D外包的調(diào)節(jié)作用

R&D外包是指發(fā)包方通過契約方式提供資金給外部專業(yè)研究機構(gòu)等，以此獲得新產(chǎn)品、新工藝或新思路等技術(shù)成果的創(chuàng)新過程[8]。學(xué)者們一致認(rèn)為R&D外包能夠?qū)ζ髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。企業(yè)將部分研發(fā)工作進行外包，有利于降低研發(fā)成本，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，使其能夠在擅長的領(lǐng)域培育獨特的技術(shù)優(yōu)勢，并在提升新產(chǎn)品研發(fā)速度的同時，有效降低研發(fā)風(fēng)險，進而增加創(chuàng)新績效。在R&D外包過程中，企業(yè)應(yīng)不斷地改進自身狀況來盡快適應(yīng)外部異質(zhì)性知識和技術(shù)，并持續(xù)提升自主創(chuàng)新能力以充當(dāng)一個有效的外部選擇。Katila[9]的研究指出，企業(yè)通過對內(nèi)外部知識資源進行整合、消化和吸收，并轉(zhuǎn)化為自身的知識體系，有助于其內(nèi)部研發(fā)能力的提升，進而促使企業(yè)加快開發(fā)新技術(shù)和新工藝。也有學(xué)者指出R&D外包與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在倒U型關(guān)系，隨著內(nèi)外部研發(fā)力度的不斷加大，企業(yè)因為R&D外包而增加的企業(yè)固定交易成本可能會下降[10]。陳啟斐等[11]的研究表明，R&D外包促進了中國制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率的提升，但R&D外包的自主創(chuàng)新效應(yīng)受到企業(yè)人力資本存量的影響。在開放式創(chuàng)新背景下，企業(yè)應(yīng)處理好自主研發(fā)與外部研發(fā)的關(guān)系。對于關(guān)鍵技術(shù)，企業(yè)應(yīng)保持自主研發(fā);而對于一些外圍技術(shù)，企業(yè)應(yīng)進行適度的R&D外包以實現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)換和技術(shù)追趕。據(jù)此提出假設(shè)3、假設(shè)4。

H3：R&D外包正向調(diào)節(jié)自主研發(fā)與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的關(guān)系。

H4：R&D外包正向調(diào)節(jié)自主研發(fā)與綠色工藝創(chuàng)新的關(guān)系。

二、計量模型、變量與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型構(gòu)建

基于前文的理論分析，并借鑒學(xué)界研究企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素的通常做法，本文分別構(gòu)建了自主研發(fā)對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新影響的計量模型。為減少可能存在的異方差，本文對除ird和rdo外的變量均取自然對數(shù)。構(gòu)建基本計量模型如下：

其中，i、t分別代表行業(yè)和年份;α0、α1、α2表示待估參數(shù);βi為系數(shù)向量，μi為不可觀測的行業(yè)效應(yīng)，εi，t為隨機擾動項。被解釋變量中，Ln gpti，t表示行業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平，Ln gpri，t表示行業(yè)綠色工藝創(chuàng)新水平。解釋變量中，irdi，t表示行業(yè)自主研發(fā)強度，ird2i，t表示自主研發(fā)的平方項。Xi，t為控制變量。具體表達(dá)為：

其中，α3、α4、α5表示待估參數(shù);調(diào)節(jié)變量rdoi，t代表各工業(yè)行業(yè)的R&D外包強度，rdoi，t×irdi，t、rdoi，t×ird2i，t分別表示R&D外包與自主研發(fā)、R&D外包與自主研發(fā)的平方的乘積項，體現(xiàn)了R&D外包在自主研發(fā)與企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新關(guān)系中的作用。

（二）變量的測度

1.被解釋變量：綠色產(chǎn)品創(chuàng)新、綠色工藝創(chuàng)新?，F(xiàn)有研究對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的測算主要有兩種方法：一是采用新產(chǎn)品單位能耗，即能源消耗量與新產(chǎn)品產(chǎn)量的比值來衡量;二是采用新產(chǎn)品銷售收入與能源消耗量的比值來測度。綠色工藝創(chuàng)新的測算方法可分為三類：一是采用綠色工藝專利數(shù)、有毒氣體排放量等單一指標(biāo)來測度;二是采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費投入之和作為綠色工藝創(chuàng)新的衡量指標(biāo);三是通過構(gòu)建多指標(biāo)綜合評價體系對綠色工藝創(chuàng)新績效進行測算。本文基于數(shù)據(jù)的可得性，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（gpt）采用能源消費量與新產(chǎn)品產(chǎn)值的比值進行測算[12];綠色工藝創(chuàng)新（gpr）采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費投入的總和來衡量[13]。

2.解釋變量：自主研發(fā)。學(xué)界有關(guān)自主研發(fā)的測算方法包括三種：一是將企業(yè)內(nèi)部R&D支出作為衡量指標(biāo)，通過永續(xù)盤存法對各行業(yè)的R&D存量進行估算，再采用研發(fā)指數(shù)做價格平減;二是使用人均內(nèi)部研發(fā)支出進行測度;三是采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來測度。本文采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來測度各工業(yè)行業(yè)的自主研發(fā)強度（ird）[14]。為考察解釋變量與被解釋變量之間可能存在的非線性關(guān)系，將自主研發(fā)的平方項（ird2）作為解釋變量引入回歸模型。

3.調(diào)節(jié)變量：R&D外包。學(xué)界對R&D外包的測算主要有兩種方法：一是借鑒外包強度測量指標(biāo)，使用R&D外包廣度與R&D外包深度的乘積作為R&D外包強度的替代指標(biāo)[15];二是采用測算服務(wù)外包的FH指數(shù)法，以及Daveri et al.提出的DJ指數(shù)來測度R&D外包率[16]。但FH指數(shù)法測度行業(yè)中間品進口容易出現(xiàn)偏差，也不能對行業(yè)進行區(qū)分，且存在“相同比例假定”的缺陷。相較FH指數(shù)法，DJ指數(shù)法對于分行業(yè)研發(fā)外包強度的測算更為精準(zhǔn)。借鑒陳啟斐等[11]的做法，本文運用DJ指數(shù)法測度各工業(yè)行業(yè)的R&D外包強度。具體計算方法如下：

rdoi，t=mji，t /yi，t=（mj，t×bi，j）/yi，t? （8）

其中，i、t表示行業(yè)和年份，rdo為R&D外包強度，mji，t為第j種中間投入品進口，yi，t表示中間投入品總量，mj，t、bi，j分別表示第j種中間投入品的總進口量和完全消耗系數(shù)。

4.控制變量。企業(yè)規(guī)模（sca）選取大中型工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)數(shù)量的比值作為衡量指標(biāo);所有制結(jié)構(gòu)（str）使用國有企業(yè)在各行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值中所占比例進行測算;企業(yè)績效（epr）采用大中型工業(yè)企業(yè)利潤總額與總資產(chǎn)的比值計算得到[17];技術(shù)復(fù)雜度（tc）沿用馬晶梅[18]的做法進行測算;行業(yè)競爭強度（icn）通過計算大中型工業(yè)企業(yè)的總產(chǎn)值、企業(yè)數(shù)量、資產(chǎn)總值、銷售收入4項指標(biāo)與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)相同指標(biāo)之間的比值的算術(shù)平均值得出[19];環(huán)境規(guī)制（eri）沿用王杰等[20]的做法計算得到各工業(yè)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度;外商直接投資（fdi）以外商和港澳臺商企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占比來衡量;融資環(huán)境（fie）以金融機構(gòu)貸款占科技活動經(jīng)費的比重表示。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中的兩位數(shù)工業(yè)行業(yè)分類，將2002年和2007年《中國投入產(chǎn)出表》中相應(yīng)部門的投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進行合并，并設(shè)定27個代表性行業(yè)為研究樣本。由于我國新的國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)從2003年開始實施，且現(xiàn)有的工業(yè)細(xì)分行業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)截至2011年，因此本文的樣本區(qū)間為2003—2011年。研究所需的相關(guān)數(shù)據(jù)由《中國投入產(chǎn)出表》（2002、2007年）、聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議數(shù)據(jù)庫（UNCTAD），以及《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》（2004—2012年）直接得出或根據(jù)公式計算求得。并通過對部分變量的原始數(shù)據(jù)作價格平減，以此消除物價變動因素的影響。

三、實證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

表1是各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析結(jié)果?？梢钥闯?，各變量之間的相關(guān)系數(shù)值均低于0.7。從方差膨脹因子檢驗結(jié)果（限于篇幅未列出）來看，所有變量的VIF值均低于10，表明本文構(gòu)建的模型均不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）回歸檢驗結(jié)果分析

在進行回歸分析之前，本文采用HT檢驗法驗證了面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，并通過F檢驗、LSDV法檢驗和Hausman檢驗判定，應(yīng)采用個體固定效應(yīng)模型進行回歸分析。本文最終運用STATA/MP13.1軟件的可行廣義最小二乘法（FGLS）進行模型參數(shù)估計，檢驗結(jié)果見表2。

模型1反映了控制變量對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸分析結(jié)果。企業(yè)規(guī)模、技術(shù)復(fù)雜度、行業(yè)競爭強度和外商直接投資4項指標(biāo)均對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向影響，所有制結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制和融資環(huán)境3項指標(biāo)均顯著正向影響綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。企業(yè)績效對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新具有不顯著的正向影響。模型2引入了自主研發(fā)和自主研發(fā)的平方項，其結(jié)果表明自主研發(fā)顯著負(fù)向影響綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（β=-1.170，p<0.01），單純地依靠自主研發(fā)難以促進綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平有效提升。自主研發(fā)的平方項的系數(shù)顯著為正（β=0.164，p<0.01），表明自主研發(fā)與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新間具有顯著的U型關(guān)系。這驗證了假設(shè)1。

模型3引入調(diào)節(jié)變量后R&D外包的系數(shù)不再顯著（β=-4.929，p>0.1）。模型4加入了R&D外包與自主研發(fā)的交互項，以及R&D外包與自主研發(fā)平方項的交互項。由回歸結(jié)果可知，自主研發(fā)和自主研發(fā)的平方項均對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響，且呈U型關(guān)系。R&D外包與自主研發(fā)平方的交互項的系數(shù)顯著為正（β=66.731，p<0.1），說明R&D外包與自主研發(fā)兩者之間相互影響作用，且自主研發(fā)影響作用于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新時，需要企業(yè)具備一定的R&D外包水平。在R&D外包的不同區(qū)間內(nèi)，自主研發(fā)對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的邊際量不同。這驗證了假設(shè)3。

模型5是控制變量對綠色工藝創(chuàng)新的回歸檢驗結(jié)果。企業(yè)規(guī)模、所有制結(jié)構(gòu)、外商直接投資和融資環(huán)境4項指標(biāo)顯著正向影響綠色工藝創(chuàng)新，技術(shù)復(fù)雜度對綠色工藝創(chuàng)新起到顯著的負(fù)向作用。但企業(yè)績效、環(huán)境規(guī)制、行業(yè)競爭程度對綠色工藝創(chuàng)新影響均不顯著。模型6引入了自主研發(fā)和自主研發(fā)的平方項兩個解釋變量，其結(jié)果顯示自主研發(fā)顯著正向影響綠色工藝創(chuàng)新（β=1.784，p<0.01），說明工業(yè)企業(yè)的綠色工藝創(chuàng)新水平將隨著其自主研發(fā)程度的提高而上升，加大自主研發(fā)力度是促進業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的有效路徑。自主研發(fā)的平方項的系數(shù)值顯著為負(fù)，表明自主研發(fā)強度存在一個最優(yōu)值，自主研發(fā)與綠色工藝創(chuàng)新之間有顯著的倒U型關(guān)系。這驗證了假設(shè)2。

模型7引入調(diào)節(jié)變量后R&D外包的系數(shù)不顯著（β=-51.561，p>0.1），說明R&D外包與綠色工藝創(chuàng)新之間的關(guān)系仍有待探究。模型8引入R&D外包與自主研發(fā)的交互項，以及R&D外包與自主研發(fā)平方項的交互項?？梢姡灾餮邪l(fā)和自主研發(fā)的平方項均對綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響，且呈倒U型關(guān)系。R&D外包與自主研發(fā)平方的交互項的系數(shù)顯著為負(fù)（β=-66.350，p<0.05），說明只有當(dāng)工業(yè)企業(yè)具備一定的R&D外包水平時，自主研發(fā)才能影響作用于綠色工藝創(chuàng)新，且在R&D外包的不同區(qū)間內(nèi)，自主研發(fā)對綠色工藝創(chuàng)新的邊際量存在差異。這驗證了假設(shè)4。

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文先將占比5%的自主研發(fā)強度最高和最低的樣本去掉，然后對各模型重新做了回歸檢驗，并在樣本區(qū)間內(nèi)選取2003—2008年作為新的觀測期，再對各模型進行重新估計?；貧w檢驗結(jié)果（限于篇幅未列出）表明，本文的基本結(jié)論仍然成立，研究結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

四、結(jié)論與討論

本文通過實證研究得出：（1）自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間存在顯著的U型關(guān)系。隨著自主研發(fā)程度的提高，工業(yè)企業(yè)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平呈現(xiàn)“先降后升”的發(fā)展態(tài)勢。（2）自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新之間具有顯著的倒U型關(guān)系。隨著自主研發(fā)程度的提高，工業(yè)企業(yè)的綠色工藝創(chuàng)新水平也將得以提升，但自主研發(fā)存在一個最優(yōu)值。（3）R&D外包對自主研發(fā)與兩種類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用。R&D外包是自主研發(fā)影響工業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的基本條件。R&D外包與自主研發(fā)兩者之間相互影響作用，且自主研發(fā)影響作用于企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新時，均需要企業(yè)具備一定的R&D外包水平。在R&D外包的不同區(qū)間內(nèi)，自主研發(fā)對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新的邊際量不同。

基于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為中國工業(yè)企業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮R&D外包的成本節(jié)約和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，適度加大R&D外包力度，并進一步強化企業(yè)自主研發(fā)，進而有效提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新績效和市場競爭力。地方政府應(yīng)從創(chuàng)新項目開發(fā)、創(chuàng)新市場開拓、創(chuàng)新資金支持及創(chuàng)新機制構(gòu)建等方面加快推進創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)建設(shè)，引導(dǎo)更多的創(chuàng)新要素向工業(yè)企業(yè)聚集，為工業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供強力支撐。應(yīng)根據(jù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新需求制定形式多樣的扶持政策和融資貸款優(yōu)惠政策，引導(dǎo)規(guī)模較小的企業(yè)適度擴大規(guī)模，激勵已經(jīng)具備一定規(guī)模的企業(yè)做大做強。此外，還應(yīng)不斷完善稅收和R&D補貼政策，鼓勵工業(yè)企業(yè)將非核心的研發(fā)業(yè)務(wù)外包給第三方企業(yè)，并對綠色技術(shù)創(chuàng)新效果較好的企業(yè)予以獎勵或稅收減免，激發(fā)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性和主動性，促進企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級。

本文的理論貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩個方面：第一，本研究的結(jié)果表明自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)不同類型的綠色技術(shù)創(chuàng)新之間均具有顯著的非線性關(guān)系。自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間存在顯著的U型關(guān)系，但自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新之間存在顯著的倒U型關(guān)系?？梢?，過低或過高的自主研發(fā)強度均不利于中國工業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新?；貧w檢驗結(jié)果也表明規(guī)模較大、技術(shù)復(fù)雜度較高、行業(yè)競爭較激烈的工業(yè)企業(yè)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平并不高，但規(guī)模較大、企業(yè)績效較好的工業(yè)企業(yè)的綠色工藝創(chuàng)新水平相對較高。這有助于學(xué)界深化對自主研發(fā)與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的認(rèn)識，是對自主研發(fā)領(lǐng)域理論研究的補充。第二，本研究發(fā)現(xiàn)R&D外包正向調(diào)節(jié)自主研發(fā)與工業(yè)企業(yè)不同類型綠色技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系。該發(fā)現(xiàn)深化了對R&D外包在自主研發(fā)與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系中的作用的認(rèn)識，有利于相關(guān)領(lǐng)域后續(xù)研究更為深入地認(rèn)識R&D外包在企業(yè)自主研發(fā)及其綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中的重要性，并有助于中國工業(yè)企業(yè)進一步探索破解自主研發(fā)現(xiàn)實困境的實施方案。但本文仍存在一定局限性，研究中僅將R&D外包作為調(diào)節(jié)變量，未來研究可以通過引入新的調(diào)節(jié)變量對自主研發(fā)與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的其他因素進行更為全面的識別與分析。

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