曹 興 羅會華

1 引 言

新興技術(shù)是建立在科學(xué)發(fā)展基礎(chǔ)上的革新，具有不確定性、創(chuàng)造毀滅性以及贏者通吃的特點，易造成企業(yè)商業(yè)化成功后出現(xiàn)暫時的壟斷現(xiàn)象（Schumpeter，1911［1］）。通過對新興技術(shù)進行歷史回溯，發(fā)現(xiàn)某些新興技術(shù)率先進入企業(yè)，利用先發(fā)制人的專利優(yōu)勢的確形成了完全壟斷，如微軟作為計算機視窗操作系統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的率先進入者，在1990年時Windows3的市場份額在95%以上。但在某些新興技術(shù)領(lǐng)域，其商業(yè)化初始階段形成了寡頭壟斷市場結(jié)構(gòu)，存在勢均力敵的多個核心企業(yè)，如噴墨打印技術(shù)在1980年實現(xiàn)商業(yè)化時，西門子、佳能、惠普的市場份額在80%以上；而LED在商業(yè)化初期，如2000年全球具有量產(chǎn)規(guī)模的LED企業(yè)超過300家，存在大量產(chǎn)商，形成了壟斷競爭市場結(jié)構(gòu)。Dejardin和Carree（2011）［2］指出有些新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)并不像熊彼特所預(yù)言的那樣，呈現(xiàn)出暫時壟斷特征。

新興技術(shù)實現(xiàn)商業(yè)化前，經(jīng)歷研發(fā)創(chuàng)新階段和市場化階段，新創(chuàng)企業(yè)需要大量資源，進行研發(fā)、客戶接觸、市場營銷、設(shè)計改進和設(shè)備設(shè)計等。因此，新產(chǎn)品研發(fā)和銷售等方面的不確定性，影響著一個行業(yè)在產(chǎn)品生命周期早期的特征和結(jié)構(gòu)，新興技術(shù)能否實現(xiàn)創(chuàng)造性破壞與高度不確定的環(huán)境密切相關(guān)。企業(yè)是否選擇進入高度不確定性的新興技術(shù)領(lǐng)域，不僅會受技術(shù)研發(fā)難度、自身資源和能力、知識產(chǎn)權(quán)保護等影響創(chuàng)新成功因素的制約，而且還會受到市場競爭強度、市場發(fā)展前景和相關(guān)配套支持等影響市場化成功因素的影響。

本文認為影響企業(yè)進入數(shù)量最為關(guān)鍵的是技術(shù)研發(fā)難度和市場競爭強度，均會影響到率先進入者的策略性行為，導(dǎo)致新興技術(shù)在研發(fā)階段和市場化階段的知識溢出存在差異，從而影響商業(yè)化成功時的企業(yè)進入數(shù)量。因此，通過分析技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度對新興技術(shù)商業(yè)化過程中企業(yè)進入數(shù)量的影響，提出了企業(yè)進入數(shù)量差異性的三個假說，利用收集到的1946-2015年間86個新興技術(shù)的歷史數(shù)據(jù)，采用企業(yè)進入數(shù)量作為被解釋變量，基于OLS和負二項回歸檢驗了技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度對企業(yè)進入數(shù)量的影響，進而解釋為什么新興產(chǎn)業(yè)初始企業(yè)進入數(shù)量存在差異。

2 文獻綜述

新興技術(shù)企業(yè)進入的研究主要基于熊彼特創(chuàng)造性破壞視角來展開（Dejardin和Carree,2011［2］）。早期理論研究上，熊彼特認為企業(yè)家不必擔心機會從何而來，但技術(shù)機會對企業(yè)進入至關(guān)重要（Dejardin和Carree ,2011［2］)，隨著研究的深入，學(xué)者們更多關(guān)注解釋技術(shù)機會的來源（Shane和Ulrich，2004［3］）。企業(yè)進入的技術(shù)機會集是由知識投資內(nèi)生創(chuàng)造的，新知識不僅有助于創(chuàng)造技術(shù)機會，而且還會產(chǎn)生溢出，通常導(dǎo)致新的企業(yè)產(chǎn)生（Archibald等，2002［4］）。Karlsson等（2003）［5］指出創(chuàng)新和技術(shù)變革對企業(yè)進入市場的決定非常重要，企業(yè)可以引進一項新技術(shù)，模仿一項現(xiàn)有技術(shù)，或者移除一項過時的技術(shù)來實現(xiàn)進入。Acs等（2013）［6］構(gòu)建了創(chuàng)業(yè)知識溢出理論，指出在位企業(yè)的知識溢出對創(chuàng)業(yè)活動有顯著影響，如果在位企業(yè)將研發(fā)成果全部據(jù)為己有，就不會產(chǎn)生知識溢出；但研發(fā)投資所創(chuàng)造的新知識至少有一部分流向了新進入者，這也為新企業(yè)產(chǎn)生提供了一種解釋，即知識溢出導(dǎo)致了新企業(yè)的形成。

在實證研究上，Dunne等(1988)［7］利用美國四位數(shù)制造業(yè)的普查數(shù)據(jù)，測量了企業(yè)的進入率并實證檢驗了其主要影響因素，其他研究通過截面或者面板數(shù)據(jù)模型對企業(yè)進入展開實證研究，主要集中于探討影響企業(yè)進入制造業(yè)、銀行業(yè)、服務(wù)業(yè)等成熟時期產(chǎn)業(yè)的微觀影響因素 (Siegfried 和 Evans,1994［8］)，以 Orr（1974）［9］模型和Duetsch（1975）［10］模型為主，通過回歸模型對企業(yè)進入的影響因素進行了實證分析 (Macdonald,1986［11］; Ilmakunnas和 Topi,1999［12］)。William 等 (1990)［13］利用1972-1977年美國330個SIC四位數(shù)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，采用泊松模型對企業(yè)進入的影響因素進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)利潤率、市場規(guī)模、產(chǎn)業(yè)增長率和企業(yè)內(nèi)部效率與企業(yè)進入呈正相關(guān)，而進入壁壘對企業(yè)進入有抑制作用。Tripty(1997)［14］通過實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)資源、行業(yè)特征與政府政策對印度制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的進入模式有影響。Vannoni(2000)［15］證實了企業(yè)創(chuàng)建成本、知識產(chǎn)權(quán)是新企業(yè)進入的重要壁壘。楊天宇和張蕾(2009)［16］利用2004年中國經(jīng)濟普查153個制造業(yè)的數(shù)據(jù)，通過聯(lián)立方程模型實證分析了企業(yè)進入的決定因素，表明研發(fā)密度對企業(yè)進入有顯著的正向作用。

在新興技術(shù)企業(yè)進入的研究上，Karlsson和Nystr（2003）［5］在產(chǎn)品生命周期的框架下研究了瑞典制造業(yè)企業(yè)的進入過程，解釋了產(chǎn)品研發(fā)和生產(chǎn)方法的高度不確定性是如何影響產(chǎn)品生命周期早期階段的企業(yè)進入，表明知識強度對企業(yè)進入存在影響。Erkal和Piccinin（2010）［17］的研究表明，研發(fā)成果共享會影響產(chǎn)品市場中企業(yè)的均衡數(shù)量，其影響效應(yīng)取決于知識溢出水平。Bae等（2011）［18］探討了在位企業(yè)之間的合作關(guān)系對新企業(yè)形成的影響，認為企業(yè)間的合作關(guān)系，不論是基于地理空間還是不同知識源的交叉聯(lián)系，均有助于新企業(yè)的形成和進入，并利用1994-1998年美國生物技術(shù)產(chǎn)業(yè)國家層面的數(shù)據(jù)，證實新企業(yè)的形成與交叉聯(lián)系的數(shù)量呈正相關(guān)，交叉聯(lián)系數(shù)量負向調(diào)節(jié)組織密度并對新企業(yè)形成產(chǎn)生影響。謝理（2011）［19］利用2000-2009年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)十六個細分行業(yè)和各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，采用計數(shù)模型估計了影響企業(yè)進入戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的微觀和制度性因素，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)研發(fā)壁壘與企業(yè)進入存在負相關(guān)關(guān)系。Pathak等（2013）［20］采用多層次模型方法，實證檢驗了知識產(chǎn)權(quán)和技術(shù)引進壁壘對個人進行技術(shù)創(chuàng)業(yè)的可能性的影響，發(fā)現(xiàn)強有力的知識產(chǎn)權(quán)保護制度會對個人進行技術(shù)創(chuàng)業(yè)的可能性產(chǎn)生負向影響，而技術(shù)采用的低壁壘會增加這種可能性。

綜上所述，已有研究集中于分析成熟時期產(chǎn)業(yè)的企業(yè)進入行為，認為企業(yè)在選擇進入一個產(chǎn)業(yè)時主要考慮企業(yè)資源基礎(chǔ)、組織和行業(yè)特征、產(chǎn)業(yè)政策和環(huán)境、經(jīng)營利潤、市場準入門檻等因素，通過Orr模型、計數(shù)模型、聯(lián)立方程模型等計量模型對企業(yè)進入行為進行實證分析，探尋企業(yè)進入不同產(chǎn)業(yè)的進入壁壘和進入激勵。但對于新興技術(shù)商業(yè)化初期企業(yè)進入缺乏相應(yīng)的理論分析與實證研究，沒有回答為什么新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)商業(yè)化初期企業(yè)進入數(shù)量存在顯著差異，以及主要影響因素是什么?，F(xiàn)有研究為本文提供了研究思路，企業(yè)是否進入高度不確定性的新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)，不僅會受到技術(shù)研發(fā)難度、自身資源和能力、知識產(chǎn)權(quán)保護等影響創(chuàng)新成功因素的制約，而且還受到市場競爭強度、市場發(fā)展前景和配套支持等影響市場化成功因素的影響。

3 理論分析與假說

3.1 新興技術(shù)研發(fā)難度與企業(yè)進入數(shù)量

Pries和Guild（2011）［21］認為新興技術(shù)的技術(shù)特征具有異質(zhì)性，導(dǎo)致在研發(fā)難度上具有異質(zhì)性。如果新興技術(shù)研發(fā)難度較低，率先進入企業(yè)傾向于獨自研發(fā)，以便獲得專利優(yōu)勢，而專利作為獨占性的一種，使得創(chuàng)新成果得到了保護，能為企業(yè)獲得合法壟斷地位提供了制度壁壘，形成了暫時性的壟斷，正如Newbery(1982)［22］指出先發(fā)制人的專利優(yōu)勢有助于獲得持久的壟斷權(quán)。因此，當新興技術(shù)研發(fā)難度較低，且率先進入者具備一定研發(fā)資源和能力時，傾向于獨自研發(fā)新興技術(shù)產(chǎn)品。

某些新興技術(shù)在研發(fā)上需要進行探索性和應(yīng)用性創(chuàng)新，這使得新興技術(shù)研發(fā)難度較高。Jensen和Clausen（2017）［23］指出新技術(shù)領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新階段需要尋求探索和應(yīng)用之間的最佳平衡，但通常面臨資源限制。技術(shù)復(fù)雜性、創(chuàng)新不確定性使企業(yè)難以擁有創(chuàng)新所需的全部資源和知識，獨立創(chuàng)新變得更為困難，與其他組織合作研發(fā)有助于吸收嵌入在合作伙伴中的知識，成為企業(yè)突破技術(shù)瓶頸和提升研發(fā)效率的有效途徑。Leithold等（2016）［24］指出科技型小企業(yè)在新產(chǎn)品開發(fā)中經(jīng)常出現(xiàn)創(chuàng)新資源短缺，更傾向于與外部合作伙伴合作。Caner和Tyler（2015）［25］的研究表明合作研發(fā)有助于提高創(chuàng)新成功的概率。因此，新興技術(shù)率先進入企業(yè)在面臨技術(shù)研發(fā)難度高時，傾向選擇合作研發(fā)來提高創(chuàng)新成功的概率。

合作研發(fā)對技術(shù)知識的創(chuàng)造、轉(zhuǎn)移、擴散以及運用具有重要的促進作用，知識溢出現(xiàn)象顯著（李浩，2012［26］）。知識溢出降低了企業(yè)進入成本和提高了創(chuàng)新擴散速度，為其他潛在進入者創(chuàng)造技術(shù)機會，導(dǎo)致新企業(yè)產(chǎn)生（Tomlinson和Fai,2013［27］）。Tom-Reiel(2015)［28］指出新興技術(shù)相比其他成熟技術(shù)的知識溢出創(chuàng)新外部性更強，特別是存在從領(lǐng)導(dǎo)者到追隨者的正向動態(tài)溢出效應(yīng)（Blazsek和Escribano,2016［29］）。Capuano和 Grassi(2019)［30］的研究表明，當知識溢出足夠高且與研發(fā)活動相關(guān)的固定成本足夠低時，潛在進入者會選擇研發(fā)進入新技術(shù)領(lǐng)域。Bae等（2011）［18］證實企業(yè)間的合作關(guān)系，不論是地理距離上的還是不同的知識來源的交叉聯(lián)系，均有助于新企業(yè)產(chǎn)生。Acs等（2013）［6］構(gòu)建了創(chuàng)業(yè)知識溢出理論，指出新興技術(shù)的知識創(chuàng)造會產(chǎn)生知識溢出，而知識溢出對創(chuàng)業(yè)活動有顯著影響。因此，合作研發(fā)導(dǎo)致知識溢出，為潛在進入者進入新興技術(shù)領(lǐng)域提供了技術(shù)機會，導(dǎo)致企業(yè)進入數(shù)量增加。

綜上所述，新興技術(shù)率先研發(fā)企業(yè)在創(chuàng)新過程中根據(jù)技術(shù)研發(fā)難度進行策略選擇，當技術(shù)研發(fā)難度較低時，傾向于選擇獨自研發(fā)以便獲得獨占性；當技術(shù)研發(fā)難度較高時，傾向于與其他組織進行合作研發(fā)，以降低創(chuàng)新風(fēng)險和提高成功概率，導(dǎo)致知識溢出水平較高，降低企業(yè)進入壁壘，導(dǎo)致商業(yè)化成功時企業(yè)數(shù)量相對多。由此，本文提出假說1：

假說1：新興技術(shù)的技術(shù)研發(fā)難度正向影響商業(yè)化成功時的企業(yè)進入數(shù)量。

3.2 新興技術(shù)市場競爭強度與企業(yè)進入數(shù)量

Millson和Wilemon(2002)［31］認為新興技術(shù)市場環(huán)境包括市場競爭度、市場動態(tài)度、市場復(fù)雜度、市場潛力大小等。市場競爭強度對企業(yè)最終進入數(shù)量起到關(guān)鍵作用，而市場競爭強度取決于新興技術(shù)產(chǎn)品是否需要與采用舊技術(shù)進行生產(chǎn)的產(chǎn)品進行競爭。市場競爭強度影響著新興技術(shù)率先進入者的市場化策略（Samuelson和Davidsson，2009［32］），從而影響企業(yè)進入和初期市場結(jié)構(gòu)。如果新興技術(shù)產(chǎn)品是全新產(chǎn)品，意味著市場競爭強度低，率先進入者利用專利優(yōu)勢可能創(chuàng)造出一個新的行業(yè)。在缺乏替代品和擁有專利條件下，率先進入企業(yè)可以獲得市場勢力和壟斷利潤（Karlsson et al.,2003［5］）。因此，新興技術(shù)率先進入企業(yè)面臨的市場競爭強度較低時，傾向于選擇獨自推動市場化，并通過知識產(chǎn)權(quán)保護提高進入壁壘。

新興技術(shù)在市場化階段可能面臨與已有技術(shù)進行競爭，獨自推動市場化的策略并非是最優(yōu)選擇，特別是需要互補性資產(chǎn)的新興技術(shù)。新興技術(shù)從最初的技術(shù)物種到實現(xiàn)創(chuàng)造性破壞的過程是其與互補性資產(chǎn)共生演化的過程。新技術(shù)產(chǎn)品能否進入市場實現(xiàn)商業(yè)化，取決于新技術(shù)進步的速度以及其所擁有的互補性資產(chǎn)（Lieberman和Montgomery,1998［33］）。因此，決定創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新者和老牌企業(yè)之間競爭互動模式，以及市場化策略，主要取決于互補性資產(chǎn)的所有權(quán)和控制權(quán)的分布（Joshua等，2003［34］）。如果缺乏互補性資產(chǎn)，即便新興技術(shù)產(chǎn)品研發(fā)成功，也會在商業(yè)化的道路上面臨巨大障礙。為了獲取必要的補充性資產(chǎn)，率先進入者傾向于與擁有互補性資產(chǎn)的企業(yè)合作推動市場化。市場化層面的合作為新興技術(shù)領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)提供了分銷渠道、商業(yè)計劃協(xié)助以及與潛在客戶，為創(chuàng)業(yè)者提供有關(guān)潛在市場和競爭對手的信息（O’Gorman等，2008［35］）。因此，率先進入者面臨市場競爭強度高時，為了應(yīng)對傳統(tǒng)技術(shù)企業(yè)所設(shè)置的進入壁壘和壓制，傾向于選擇與擁有互補性資產(chǎn)的企業(yè)進行合作推動市場化。

與擁有互補性資產(chǎn)的企業(yè)合作市場化過程中，存在非自愿性知識溢出以及企業(yè)在近距離接觸中產(chǎn)生的核心知識泄露。控制關(guān)鍵互補性資產(chǎn)的企業(yè)有動機侵占創(chuàng)新者的技術(shù)，是最有可能并且最有效的潛在模仿進入者（Joshua等,2003［34］），為獲得互補性資產(chǎn)支持，率先進入企業(yè)可能被迫公開披露新技術(shù)產(chǎn)品信息，會使企業(yè)面臨更多進入者的風(fēng)險（James等，2013［36］）。此外，初創(chuàng)企業(yè)為削弱現(xiàn)有企業(yè)在產(chǎn)品市場上的優(yōu)勢，可能選擇策略性的內(nèi)生知識溢出，甚至主動公開新興技術(shù)知識并允許相關(guān)方免費使用，致使新興技術(shù)知識成為公共產(chǎn)品（Harhoff等，2003［37］），有助于潛在進入者降低創(chuàng)新成本或縮短研發(fā)時間，吸引更多進入者生產(chǎn)新產(chǎn)品及互補產(chǎn)品（James,2014［38］），以及引導(dǎo)新技術(shù)標準的建立或為新技術(shù)產(chǎn)品開拓客戶群（Harhoff等,2003［37］）。內(nèi)生知識溢出可能會提高市場化成功的概率和加速創(chuàng)新的商業(yè)化（Jürgen等 ,2015［39］），正如Joshua等(2008)［40］指出，知識產(chǎn)權(quán)保護較弱的環(huán)境中，顛覆性技術(shù)推翻現(xiàn)有市場力量的可能性更高。因此，新興技術(shù)率先進入者與擁有互補性資產(chǎn)的企業(yè)合作市場化過程中，存在非自愿性知識溢出甚至是內(nèi)生知識溢出，降低了進入壁壘，引致了新進入者。

綜上所述，當新興技術(shù)的市場競爭強度較低時，率先進入企業(yè)傾向于選擇獨自推動市場化；當市場競爭強度較高時，為了顛覆現(xiàn)有市場力量，傾向于與擁有互補性資產(chǎn)的企業(yè)進行合作，存在外生非自愿知識溢出甚至是內(nèi)生知識溢出，降低了進入新興技術(shù)領(lǐng)域的壁壘，吸引了更多潛在的新企業(yè)進入。由此，本文提出了假說2：

假說2：新興技術(shù)的市場競爭強度正向影響商業(yè)化成功時的企業(yè)進入數(shù)量。

3.3 市場競爭強度的調(diào)節(jié)作用與創(chuàng)新階段企業(yè)進入數(shù)量

新興技術(shù)率先研發(fā)者在研發(fā)階段便審視產(chǎn)品市場是否存在強有力競爭性技術(shù)，如果是全新的產(chǎn)品，潛在的市場往往會吸引大量多樣化且不可預(yù)測的進入者（Markman和Waldron，2014［41］），企業(yè)會傾向于嚴格控制知識溢出來提高進入壁壘。

如果存在強有力競爭性技術(shù)，為了實現(xiàn)技術(shù)顛覆，其在研發(fā)階段就有可能選擇主動的內(nèi)生知識溢出，以期吸引更多的企業(yè)參與到技術(shù)研發(fā)和互補性資產(chǎn)的投資。Joshua等(2003)［34］指出對互補性資產(chǎn)的投資可以在多個步驟中進行，涉及與上、下游伙伴的合作商業(yè)化戰(zhàn)略可能在任何階段展開。在創(chuàng)新階段時，初創(chuàng)創(chuàng)新者面臨技術(shù)和市場不確定性，相對提高知識溢出，以便吸引潛在進入者在研發(fā)階段加入。早期進入者可以累積更多關(guān)于技術(shù)和產(chǎn)品的隱性知識，但后期進入者可獲得關(guān)于競爭者、供應(yīng)商和市場趨勢的信息。進入者的進入模式、市場環(huán)境以及進入時間，最終會影響企業(yè)業(yè)績和生存（Carmeli和 Markman，2011［42］）。Dobrev 和 Gotsopoulos(2010)［43］認為當產(chǎn)業(yè)組織形式還沒有明晰時，早期進入者比在更成熟時的進入者更有可能失敗，證實了市場環(huán)境不確定性和早期行動劣勢之間的聯(lián)系。因此，潛在進入者同樣對技術(shù)研發(fā)難度和市場競爭強度進行審視，考慮在研發(fā)階段進入時所面臨的不確定性、資源可獲得性等（Zachary等,2015［44］），市場特征如增長機會和不確定性也成為了研發(fā)階段進入的前因（Folta和O’Brien,2004［45］）。因此，即使新興技術(shù)率先進入企業(yè)披露了新興技術(shù)研發(fā)的相關(guān)信息，但此時關(guān)于新興技術(shù)的知識存量較小，知識溢出也同樣較小，市場競爭強度會對創(chuàng)新階段的潛在進入者形成了阻嚇，抑制了創(chuàng)新階段的企業(yè)進入。

綜上所述，相比不存在強有力競爭對手的情形，當存在強有力競爭對手的情況下，同樣的技術(shù)研發(fā)難度導(dǎo)致企業(yè)進入更少，市場競爭強度負向調(diào)節(jié)了技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量的邊際影響。由此，本文提出假說3：

假說3：新興技術(shù)市場競爭強度負向調(diào)節(jié)研發(fā)階段技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量的邊際影響。

4 研究設(shè)計

4.1 變量與數(shù)據(jù)

在本文中，采用的被解釋變量為企業(yè)進入數(shù)量，用ne來表示，為某個新興技術(shù)商業(yè)化成功時采用該技術(shù)生產(chǎn)產(chǎn)品的企業(yè)數(shù)量。結(jié)合本文的理論分析，本文采用核心解釋變量主要有：

①技術(shù)研發(fā)難度，由于技術(shù)研發(fā)難度難以度量，認為技術(shù)難度研發(fā)難度最終主要體現(xiàn)在技術(shù)研發(fā)時間跨度上，技術(shù)研發(fā)時間跨度為技術(shù)（產(chǎn)品）研發(fā)成功與開始研發(fā)的時間差，因此用技術(shù)研發(fā)時間跨度來度量技術(shù)研發(fā)難度，用ts來表示。根據(jù)假說1，預(yù)期ts的估計值為正。

②市場競爭強度，用ic來表示，為虛擬變量。用是否存在替代品來度量市場競爭強度，如果市場已有相同功能的但采用傳統(tǒng)技術(shù)生產(chǎn)的產(chǎn)品存在，則賦值為1，即ic=1，表示市場競爭強度高；如不存在替代品，則賦值為0，即ic=0，表示市場競爭強度低。根據(jù)假說2，預(yù)期ic的估計值為正。

受限于歷史數(shù)據(jù)的限制，采用的其他控制變量主要有：

①合作專利占比，用cp來表示。通過搜索商業(yè)化成功時與該技術(shù)相關(guān)的專利數(shù)目和合作專利數(shù)目，用合作專利數(shù)目除以專利數(shù)目得到。新興技術(shù)產(chǎn)品在研發(fā)和市場化過程中，合作研發(fā)傾向高，越容易產(chǎn)生知識溢出，新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)進入數(shù)量越多，因此預(yù)期cp的估計值為正。

②專利開放情況，為虛擬變量，用cs來表示。如果創(chuàng)意或技術(shù)來源于公開的科學(xué)研究，或者公司沒有申報專利或者申報了專利但實施開放專利的策略，則賦值為1，即cs=1；如果率先進入企業(yè)為該技術(shù)申報了專利并進行嚴格專利保護，則賦值為0，即cs=0。專利使得廠商的創(chuàng)新成果得到了保護，構(gòu)成了企業(yè)進入壁壘，而沒有實施專利保護，潛在新進入者可以較好地利用相應(yīng)的技術(shù)和知識，導(dǎo)致新進入企業(yè)數(shù)量增加，預(yù)期cs的估計值為正。

③商業(yè)化時是否處于互聯(lián)網(wǎng)時代，為虛擬變量，用ia來表示。該新興技術(shù)實現(xiàn)商業(yè)化時的年份大于1995年，則取值為1，即ia=1；否則取值為0，即ia=0。采用ia作為控制變量的主要原因是，在一定程度可以控制和檢驗是否存在時代效應(yīng)。但在理論上，互聯(lián)網(wǎng)時代加速了知識和技術(shù)的傳播，知識溢出的速度更快更廣，降低創(chuàng)新活動的邊際成本，可能導(dǎo)致企業(yè)的進入數(shù)量相應(yīng)增多，預(yù)期ia的估計值為正。

鑒于幾乎不存在某一年涌現(xiàn)大量新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟現(xiàn)象來滿足橫截面樣本的要求，本文放寬了橫截面的時間幅度，收集從1946-2015年間商業(yè)化成功的新興技術(shù)產(chǎn)品的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過在模型中加入時代虛擬變量來控制時代效應(yīng)，并分時代通過回歸來檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。本文的樣本主要為技術(shù)型產(chǎn)業(yè)，但不包括軍工行業(yè)產(chǎn)品或者大型產(chǎn)品（如航天飛機等）。利用國際標準產(chǎn)業(yè)分類進行遴選出戰(zhàn)后的新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)，一共遴選了114個樣本，圍繞樣本再去收集相關(guān)變量的數(shù)據(jù)。相關(guān)變量數(shù)據(jù)的收集主要源于美國國家專利局和美國歷史報紙數(shù)據(jù)庫；并輔以在線訪問了樣本產(chǎn)業(yè)相關(guān)的網(wǎng)站，獲得產(chǎn)品的歷史信息及產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷程的重要事件；通過國外內(nèi)發(fā)表關(guān)于該產(chǎn)業(yè)的權(quán)威學(xué)術(shù)期刊，提煉出相關(guān)的數(shù)據(jù)；以及利用搜索引擎圍繞關(guān)鍵詞進行搜索。鑒于部分樣本的數(shù)據(jù)缺失，本文最終收集到的樣本容量為86個。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，新興技術(shù)產(chǎn)品商業(yè)化成功時，全球范圍內(nèi)進入企業(yè)數(shù)量的均值為36.8個；研發(fā)時間跨度平均為27.7年；有43.02%的新產(chǎn)品是對已有產(chǎn)品的顛覆；合作專利占比的均值為11.08%；有31.02%的技術(shù)沒有實施專利申請等知識產(chǎn)權(quán)保護措施，33.7%的新興技術(shù)產(chǎn)品商業(yè)化的時間為1995-2015年。

4.2 模型與方法

為檢驗理論分析提出的假說，其計量模型設(shè)定為：

式（1）中，下標i代表某個新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)；ne為新興技術(shù)商業(yè)化成功時進入企業(yè)數(shù)量，ts為代理技術(shù)研發(fā)難度的技術(shù)研發(fā)時間跨度，ic為市場競爭強度，ts · ic為兩者的交叉乘積項，cp代表合作專利占比，cs代表專利開放情況，ia代表商業(yè)化時是否處于互聯(lián)網(wǎng)時代，同時作為時間效應(yīng)的控制變量。β為解釋變量的偏回歸系數(shù)。ε為隨機誤差項。

被解釋變量企業(yè)進入數(shù)量為離散計數(shù)數(shù)據(jù)(Count data)，宜采用泊松分布來進行擬合。使用泊松模型需要滿足概率獨立且恒定，期望和方差必須相等的假設(shè)條件，現(xiàn)實中很難滿足這些條件。從表1可以看到，企業(yè)進入數(shù)量變量的方差為69.37，而均值為36.78，方差為均值的1.89倍，存在過度分散的現(xiàn)象。如果采用泊松模型進行估計可能會造成結(jié)果的偏誤。在方差明顯大于均值的情形下，通常采用負二項回歸模型來處理，相對具有更優(yōu)的擬合度。進一步，分別在泊松分布假設(shè)和負二項分布假設(shè)下進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2。

從表2可知，使用泊松擬合優(yōu)度(poisgof)檢驗發(fā)現(xiàn)，無論是偏差擬合優(yōu)度還是皮爾遜擬合優(yōu)度檢驗都顯示二者在統(tǒng)計上是顯著的，因而拒絕泊松分布原假設(shè)。從alpha=0的LR檢驗來看，LR檢驗統(tǒng)計量的值為1907.92，并且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明使用負二項回歸模型更為合適。

表2 自變量分布的相關(guān)檢驗結(jié)果

4.3 實證分析

表3中列出了OLS和泊松回歸的估計結(jié)果。其中，表3中列（1）為用企業(yè)進入數(shù)量水平值作為被解釋變量進行OLS估計，列（2）為采用企業(yè)進入數(shù)量對數(shù)值作為被解釋變量進行OLS估計，列（3）為泊松回歸模型的估計結(jié)果，列（4）為不含交叉項的負二項回歸模型的估計結(jié)果，列（5）為含交叉項的二項回歸模型的估計結(jié)果。

在OLS回歸框架下，采用對數(shù)模型更好地擬合了樣本，這也與大部分研究相符合（William et al.，1990）；在泊松類回歸中，上面已檢驗了采用負二項回歸更優(yōu)。對數(shù)模型的OLS回歸和負二項回歸的系數(shù)均可解釋為半彈性，對數(shù)模型的OLS估計結(jié)果與負二項的回歸結(jié)果在參數(shù)估計值和顯著性檢驗上基本一致。鑒于企業(yè)進入數(shù)量為離散計數(shù)數(shù)據(jù)，本文主要采用負二項的回歸結(jié)果進行解釋，主要實證結(jié)果如下：

代理技術(shù)研發(fā)難度的技術(shù)研發(fā)時間跨度的參數(shù)估計值為0.0308，且在1%顯著性水平上顯著不為0，說明技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量起到正向影響。在其他情況保持不變的情況下，技術(shù)研發(fā)成功時間跨度每增加1年，企業(yè)進入數(shù)量平均增加3.08%。無論是對數(shù)模型OLS回歸還是負二項回歸，技術(shù)研發(fā)時間跨度即技術(shù)研發(fā)難度對新興技術(shù)商業(yè)成功時企業(yè)進入數(shù)量都產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的正向影響，且與預(yù)期符號相符。這表明技術(shù)研發(fā)難度確實會顯著提升企業(yè)進入數(shù)量，技術(shù)研發(fā)難度越高企業(yè)進入數(shù)量越多，證實了假說1。

市場競爭強度的參數(shù)估計值為0.945，且在1%顯著性水平上顯著不為0，這表明市場競爭強度對企業(yè)的數(shù)量起到正向作用。在其他情況保持不變的情況下，相比于沒有替代品的市場，存在替代品的市場平均要高出94.5%的企業(yè)數(shù)量。無論是對數(shù)模型OLS回歸還是負二項回歸，市場競爭強度對新興技術(shù)商業(yè)成功時企業(yè)進入數(shù)量都產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的正向影響，且與預(yù)期符號相符。這表明市場競爭強度確實會顯著提升企業(yè)進入數(shù)量，市場競爭強度越高企業(yè)進入數(shù)量相對越多，證實了假說2。

表3 模型估計結(jié)果

續(xù)表

技術(shù)研發(fā)難度與市場競爭強度的交叉項的估計值為-0.00966，通過10%顯著性水平的檢驗，說明在其他變量保持不變的情況下，市場競爭強度高（強有力競爭對手）相比市場競爭強度低（不存在強有力競爭對手）的情形下，技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量的邊際影響要小，平均而言，要低0.966%。無論是對數(shù)模型OLS回歸還是負二項回歸，交叉乘積項對新興技術(shù)商業(yè)成功時企業(yè)進入數(shù)量都產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的正向影響，且與預(yù)期符號相符。這表明存在強有力競爭對手相比不存在強有力競爭對手，在技術(shù)研發(fā)難度相同的情況下，由于對市場化階段的預(yù)期呈悲觀，更少的企業(yè)進入到新興產(chǎn)業(yè)中來，市場競爭強度確實會顯著降低了技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量的邊際影響，證實了假說3。

此外，合作專利占比的參數(shù)估計值為0.0726，且在1%顯著性水平上顯著不為0，表明在其他情況保持不變的情況下，合作專利占比每相對提高1%，企業(yè)進入數(shù)量平均提高7.26%，這也與預(yù)期相符合。專利開放的參數(shù)估計值為0.784，且在1%顯著性水平上顯著不為0，表明在其他情況保持不變的情況下，相比于專利保護的產(chǎn)品，實施專利開放的產(chǎn)品，市場進入企業(yè)數(shù)量平均提高78.4%，這也符合預(yù)期。是否處于互聯(lián)網(wǎng)時代的參數(shù)估計值為0.271，但沒有通過顯著性檢驗，這說明新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)初始進入企業(yè)數(shù)量不具有顯著的時代效應(yīng)，時代的差異沒有顯著影響到企業(yè)進入。盡管近20年來，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展促進了信息流通，降低了企業(yè)搜索技術(shù)知識的成本，但新興技術(shù)知識對企業(yè)來說，仍然是隱性知識和高度機密，并且知識產(chǎn)權(quán)保護愈加嚴格，互聯(lián)網(wǎng)時代對新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)初始的企業(yè)進入數(shù)量的影響還不具有顯著性。

基于列（5）的估計結(jié)果計算了各個解釋變量的平均邊際效應(yīng)和在均值上的邊際效應(yīng)，如表4所示。當其他影響因素保持不變，代理技術(shù)研發(fā)難度的技術(shù)研發(fā)時間跨度的每增加1年，使進入企業(yè)數(shù)量的平均增加1.11家；存在強有力競爭對手相比不存在強有力競爭對手，企業(yè)進入數(shù)量平均增加6.80家。合作專利占比每提高1個百分點，企業(yè)進入數(shù)量平均增加3.63家；不進行專利保護相比專利保護的情形，企業(yè)進入數(shù)量的平均增加39.22家。在所有因素中，是否進行專利保護的影響最大，這是因為不進行專利保護，實施的是內(nèi)生知識溢出，極大降低了企業(yè)的進入壁壘。

表4 各個解釋變量對企業(yè)進入數(shù)量的邊際效應(yīng)

綜上所述，無論是在正態(tài)分布假設(shè)下采用對數(shù)模型進行OLS回歸，還是在負二項分布假設(shè)下采用負二項回歸，其核心解釋變量技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度對新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)商業(yè)化時企業(yè)進入數(shù)量都產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的正向影響，且兩者的交叉乘積項為負值，證實了本文在理論分析所提出的三個假說，表明新興產(chǎn)業(yè)在市場化成功時的企業(yè)數(shù)量受到了技術(shù)研發(fā)強度和市場競爭強度的影響，新興產(chǎn)業(yè)的初始企業(yè)數(shù)量具有較強的內(nèi)生性，由技術(shù)本質(zhì)特征和外部市場環(huán)境所決定。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

（1）零膨脹回歸

樣本中存在企業(yè)進入數(shù)量為1個的樣本為20個，即完全壟斷的情形，導(dǎo)致存在類似“0堆積”的“1堆積”現(xiàn)象。本文考慮采用增加的企業(yè)數(shù)量，即ne1=ne-1作為被解釋變量，使用零膨脹泊松回歸模型和零膨脹負二項回歸模型，對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果列于表5的列（1）和列（2），列（1）為零膨脹泊松回歸的估計結(jié)果，列（2）為零膨脹負二項回歸結(jié)果。

表5 零膨脹回歸與分樣本回歸的結(jié)果

續(xù)表

零膨脹泊松回歸模型和零膨脹負二項回歸模型，其核心解釋變量技術(shù)研發(fā)難度和市場競爭強度業(yè)對企業(yè)進入數(shù)量都產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的正向影響，且與預(yù)期符號相符，均能證實本文所提出的假說，表明采用負二項回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（2）時代差異性檢驗

本文在模型中加入變量商業(yè)化時是否處于互聯(lián)網(wǎng)時代，旨在用來控制和檢驗時代效應(yīng)，估計結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的時代效應(yīng)并不顯著。鑒于1946-2015年，世界經(jīng)濟逐步進入了全球化時代，商品、服務(wù)、資本和技術(shù)在全球范圍內(nèi)進行擴散。全球化時代促進了技術(shù)和知識在全世界范圍內(nèi)傳播更廣和更快，是否導(dǎo)致解釋變量的邊際影響存在顯著差異？本文進一步分為1985年前商業(yè)化成功和1985年后（含1985年）商業(yè)化成功兩個子樣本進行分樣本估計并比較。采用負二項回歸模型進行回歸，分樣本的估計結(jié)果列于表5的列（3）和列（4）。進一步對兩個子樣本回歸方程的系數(shù)差異進行顯著性檢驗，結(jié)果如表6所示。

通過列（3）和列（4）以及表6，比較兩個子樣本的估計結(jié)果。各變量系數(shù)除了專利開發(fā)情況外均在估計值大小上相差不大，顯著性和符號上完全一致。兩個不同時代的估計結(jié)果均表明，技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度和合作專利占比正向影響新興技術(shù)產(chǎn)品商業(yè)成功時的企業(yè)進入數(shù)量，市場競爭強度同樣負向調(diào)節(jié)技術(shù)研發(fā)難度的邊際影響。兩個子樣本只有解釋變量專利開放情況的顯著性和系數(shù)存在顯著差異，造成兩者的差異原因可能是：全球化時代由于技術(shù)和知識在全球范圍內(nèi)傳播更快更廣，沒有專利保護的新興技術(shù)將吸引到全球范圍內(nèi)的企業(yè)加入到其中，因此，企業(yè)進入數(shù)量增多的可能性得到了提高；同時，未進入全球化時代時，知識產(chǎn)權(quán)保護并不嚴格，侵犯知識產(chǎn)權(quán)的行為更為普遍，降低了專利保護的作用。

表6 參數(shù)差異的顯著性檢驗結(jié)果

在兩個不同的時期，各個解釋變量對新興技術(shù)商業(yè)化成功時企業(yè)進入數(shù)量的影響基本相同，并沒有顯著差別，表明這些解釋變量具有穩(wěn)定性，其作用效應(yīng)不受時代變化而在整體上發(fā)生顯著變化，在一定程度上說明各個解釋變量與新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)初始進入企業(yè)數(shù)量之間的關(guān)系不是隨機的，存在某種不隨時間變化的穩(wěn)定關(guān)系。

5 結(jié)論與展望

本文收集了1946-2015年間86個新興技術(shù)的歷史數(shù)據(jù)，采用企業(yè)進入數(shù)量作為被解釋變量，利用OLS和負二項回歸檢驗分析技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度對企業(yè)進入數(shù)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：技術(shù)研發(fā)難度正向影響企業(yè)進入數(shù)量，研發(fā)難度越高，商業(yè)化成功時企業(yè)進入數(shù)量越高；市場競爭強度正向影響企業(yè)進入數(shù)量，存在替代品的市場相比不存在替代品的市場，商業(yè)化成功時企業(yè)進入數(shù)量更高；市場競爭強度負向調(diào)節(jié)了技術(shù)研發(fā)難度對企業(yè)進入數(shù)量的邊際影響，存在強有力競爭對手的情況下，在技術(shù)研發(fā)難度相同的情況下，企業(yè)進入數(shù)量更少；合作專利占比和專利開放對企業(yè)進入數(shù)量起到正向影響；技術(shù)研發(fā)難度和市場競爭強度對企業(yè)進入數(shù)量的作用效應(yīng)不受時代變化而在整體上發(fā)生顯著變化。

以上研究結(jié)果在一定程度上說明技術(shù)研發(fā)難度和市場競爭強度影響企業(yè)進入數(shù)量的內(nèi)在機制，解釋了為什么新興技術(shù)在商業(yè)化成功時的企業(yè)進入數(shù)量存在顯著差異，揭示了企業(yè)進入數(shù)量乃至初始市場結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性，但本文仍存在一定的局限性，因此，在未來的研究中，重點通過構(gòu)建理論模型，充分論證技術(shù)研發(fā)難度、市場競爭強度與新興技術(shù)商業(yè)化成功時企業(yè)進入數(shù)量間的關(guān)系。