蔣樟生

(1.浙江工商大學 工商管理學院；2.浙江工商大學 浙商研究院，浙江 杭州 310018)

1 問題提出

習近平總書記在2018年12月慶祝改革開放40周年大會上指出，創(chuàng)新是改革開放的生命。在互聯網+時代，企業(yè)無法僅僅依靠內部創(chuàng)新獲得競爭優(yōu)勢，需要將內外部資源、創(chuàng)意和技術進行有效整合，與外部資源擁有者合作進行開放式創(chuàng)新，以鞏固和提升自身競爭優(yōu)勢[1]。開放式創(chuàng)新已經成為企業(yè)進行研發(fā)活動的主導模式，企業(yè)必須從開放視野整合可利用資源以推進開放式創(chuàng)新[2]。目前，學術界對于開放式創(chuàng)新主要從創(chuàng)新模式[3]、組織學習[4]與網絡嵌入[5]等方面進行了較為細致的探索，這些研究成果為進一步探討開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)的內在關系奠定了堅實基礎。本文基于組織網絡理論、信號傳遞理論以及市場競爭理論，擬從組織合作、政府支持和行業(yè)競爭3個層面探討以下問題：在全國大力推動開放式創(chuàng)新的戰(zhàn)略背景下，實施開放式創(chuàng)新確定能夠提高制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入嗎？面對政府出臺的各種優(yōu)惠政策與研發(fā)補助支持，制造業(yè)企業(yè)是否會積極主動地擁抱開放式創(chuàng)新？行業(yè)市場競爭程度的不斷加劇會促使制造業(yè)企業(yè)主動尋求開放式創(chuàng)新，從而獲得或保持競爭優(yōu)勢嗎？為了找到這些問題的答案，本文搜集中國滬深A股制造業(yè)上市公司2009-2019年開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入相關數據，構建非平衡面板數據模型，分析開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)投入間的作用機制，從宏觀制度環(huán)境——政府補助和行業(yè)市場環(huán)境——市場競爭的雙重外部環(huán)境視角深入探索上述兩者在開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)投入關系中的作用。

本文研究貢獻主要表現在兩個方面：一是利用制造業(yè)上市公司聯合申請的發(fā)明、實用新型和外觀設計3種專利數據測量企業(yè)是否實施了開放式創(chuàng)新，并探討其如何影響企業(yè)研發(fā)投入，豐富了組織網絡理論對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的研究；二是基于政府制度環(huán)境和行業(yè)市場競爭環(huán)境雙重外部環(huán)境視角，分別利用信號傳遞理論和市場競爭理論分析政府補助、市場競爭在開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)投入之間的作用，拓展了企業(yè)行為領域的創(chuàng)新情境研究。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 開放式創(chuàng)新對研發(fā)投入的影響

開放式創(chuàng)新是指將內部與外部創(chuàng)意相結合，有意識地與客戶、供應商、其它企業(yè)、大學以及研究機構等外部伙伴進行知識交流，進而推動企業(yè)內部創(chuàng)新以創(chuàng)造價值，外部創(chuàng)新以擴展市場的過程[6]。越來越多的企業(yè)開始與外部伙伴共享資源、進行開放式創(chuàng)新。有大量文獻對開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)關系進行了廣泛研究，但是對于這種關系仍然沒有定論[2]。有學者利用歐洲跨國公司489個研發(fā)項目[7]和意大利2 591家中小制造業(yè)企業(yè)[8]作為研究樣本進行測試，發(fā)現與外部合作伙伴進行開放式創(chuàng)新有助于提高企業(yè)研發(fā)投入，進而提升創(chuàng)新績效；也有學者利用英國213家制造業(yè)企業(yè)[9]和西班牙841家制造企業(yè)[10]作為研究樣本進行測試，發(fā)現不同類型、不同程度、不同參與者的開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入、產出水平的影響不同，說明與外部伙伴聯合開發(fā)并非總是能夠高效整合內外部知識與技術，有時會對創(chuàng)新產生顯著積極影響，有時會對創(chuàng)新產生負面影響。整體來看，大部分學者認為與外部伙伴進行的開放式創(chuàng)新合作打破了原有組織邊界，有利于推動企業(yè)內外部創(chuàng)意、技術和資源有效整合，增加企業(yè)研發(fā)投入，加速企業(yè)創(chuàng)新成果產出[11]。因此，依據組織網絡理論提出研究假設。

H1：開放式創(chuàng)新正向影響企業(yè)研發(fā)投入，即企業(yè)實施開放式創(chuàng)新有助于企業(yè)研發(fā)投入顯著增加。

2.2 政府補助對開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入關系的調節(jié)

政府可以通過制定稅收優(yōu)惠、稅收減免、資金補貼等引導政策促進企業(yè)創(chuàng)新。如企業(yè)獲得政府補助，不僅能夠刺激其加大研發(fā)投入以提高生產率[12]，而且能夠產生顯著的放大效應加快創(chuàng)新成果商業(yè)化[13]。政府補助對于企業(yè)研發(fā)投入也存在一定擠出效應，會在一定程度上替代內部研發(fā)支出，抑制企業(yè)創(chuàng)新[14]。因此，政府必須根據企業(yè)創(chuàng)新水平進行動態(tài)調整，才能更大程度地激勵企業(yè)實施高水平的技術創(chuàng)新[15]。同時，從組織網絡視角看，政府是企業(yè)開放式創(chuàng)新網絡中的主體成員，可以為企業(yè)發(fā)展營造完美的制度環(huán)境，幫助企業(yè)整合內外部資源以實現企業(yè)戰(zhàn)略目標。政府補助有利于企業(yè)與外部伙伴建立開放式創(chuàng)新網絡，提高網絡成員合作強度、增加成果產出[16]。政府補助也會被其他外部伙伴視為一個利好信號，有助于企業(yè)獲得外部創(chuàng)意、技術與資金支持，增加創(chuàng)新投入并加快創(chuàng)新產出[17]。政府補助在開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)之間具有一定調節(jié)效應，當政府給予創(chuàng)新企業(yè)一定資金補助和政策支持時，實施開放式創(chuàng)新能夠有效增加企業(yè)研發(fā)投入和成果產出[18]。因此，依據信號傳遞理論，提出研究假設。

H2：政府補助調節(jié)開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響，即企業(yè)獲得的政府補助越多，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用越大。

2.3 市場競爭對開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入關系的調節(jié)

市場競爭作為一種外部治理機制，必然影響企業(yè)內部創(chuàng)新，促使企業(yè)管理者調整創(chuàng)新決策和治理結構。為了贏得更多市場份額和保持競爭優(yōu)勢，企業(yè)會不斷加大研發(fā)投入以提高治理、生產與技術效率，即市場競爭可以在一定程度促進企業(yè)創(chuàng)新投入和成果產出。但是，隨著市場競爭加劇，企業(yè)創(chuàng)新成果被跟隨者模仿或者“彎道超車”的可能性增大，會降低企業(yè)創(chuàng)新積極性，即市場競爭程度達到一定水平后其促進效應將不斷減弱[19]。因此，關于市場競爭與企業(yè)研發(fā)投入的關系仍然備受爭議，有可能并不存在顯著影響關系[20]。在此基礎上，有學者發(fā)現面對市場競爭，民營企業(yè)會更加積極地開展研發(fā)活動，而國有企業(yè)則相對保守[21]，市場競爭也會調節(jié)政府激勵、技術聯盟、治理結構等內外部因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響[22]。同時，企業(yè)經營決策是基于市場信號作出的，企業(yè)管理者在制定創(chuàng)新決策時必然會權衡外部市場影響。面對不同程度的市場競爭，創(chuàng)新決策也會不同，進而影響企業(yè)內部治理結構和研發(fā)投入。因此，依據市場競爭理論，提出研究假設。

H3：市場競爭調節(jié)開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響，即企業(yè)所處的市場競爭程度越激烈，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用越大。

3 樣本選擇與研究設計

3.1 研究樣本與數據來源

(1)研究樣本選擇。制造業(yè)是經濟發(fā)展的核心根基，我國不斷出臺政策支持“中國制造”向“中國智造”升級，同時，制造業(yè)企業(yè)也是實施國家創(chuàng)新戰(zhàn)略的主要載體。因此，本文按照證監(jiān)會2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》，對滬深 A 股上市公司進行樣本挑選，篩選標準如下：①選擇含有C13-C43證券代碼的31個大類上市公司為基準樣本，查詢與搜集數據；②剔除經營不善、未完成股改與新上市等企業(yè)樣本，即將證券名稱中含有ST、*ST、N、S*ST、SST、NST、S字樣的樣本刪除；③結合開放式創(chuàng)新、政府補助與市場競爭等變量數據缺失情況，進一步剔除數據不完整的觀測樣本。

(2)數據區(qū)間選擇。由于2008年以前我國制造業(yè)上市公司研發(fā)費用、研發(fā)人員以及政府補助等企業(yè)研發(fā)和政府支持數據缺失嚴重。因此，為了準確估計政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的影響，搜集數據的起點是2008年12月31日，截止日期為2019年12月31日，即納入篩選的時間范圍是2008-2019年，進入數據分析的時間范圍為2009-2019年，共獲得27 148個觀察樣本。

(3)樣本數據的交叉核實。為了確保研究準確性、可靠性和重復性，所有變量數據均從第三方平臺查詢與搜集而來，其中，專利申請數據來自中國研究數據服務平臺(CNRDS)，政府補助、研發(fā)費用、營業(yè)收入來自國泰安CSMAR數據庫，資產負債率、資產總計、員工總數、技術人員數來自同花順iFinD金融數據庫。同時，利用CNRDS、CSMAR和iFinD數據庫對有重復數據的變量進行兩兩核對，查找出不一致樣本。最后，針對不一致樣本，從和訊網、 新浪財經等財經網站下載年報數據進行核實比對。

經過上述三步對研究樣本和數據來源核實后，觀測樣本由2008-2019年的29 616個變?yōu)?009-2019年的13 697個，然后采用3倍和5倍平均值的標準差識別與剔除觀測變量的離群值以及極端值后，共余下12 461個非平衡面板數據納入回歸模型。

3.2 模型構建與變量定義

(1)模型構建。借鑒已有研究成果，考慮到開放式創(chuàng)新、政府支持、市場競爭和財務狀況、資產規(guī)模、持續(xù)能力、人員規(guī)模、知識比重、變現能力以及治理結構等因素對中國滬深A股制造企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，根據收集的非平衡面板數據構建個體、時點雙固定效應模型如下：

其中，INN是因變量，表示企業(yè)研發(fā)，是由研發(fā)費用RRD和全員勞動生產率TFP兩個變量組成的向量；自變量為OPE，表示企業(yè)是否采取開放式創(chuàng)新；調節(jié)變量為MOD，是由政府補助GOV和市場競爭MAR兩個變量組成的向量，OPE*GOV主要衡量政府補助對開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)關系的調節(jié)效應，OPE*MAR主要衡量市場競爭對開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)關系的調節(jié)效應?？刂谱兞緾ontrol是由風險程度ENF、企業(yè)年齡ENY、資產規(guī)模ENS、人員規(guī)模EMP、技術密集度TEI、資產流動性CUR和持股比例SSR等7個變量組成的向量。αi表示個體固定效應，λt表示時點固定效應，i為個體，t為時點。

(2)因變量INN。有學者認為衡量企業(yè)研發(fā)投入與產出活動的指標有研發(fā)經費支出、研發(fā)人員數量、新產品銷售收入及各種專利申請授權數四大類[23]。其中，研發(fā)經費支出與研發(fā)人員數量可以測量企業(yè)研發(fā)活動投入情況；新產品銷售收入與各種專利申請授權數可以測量企業(yè)研發(fā)活動產出成果和應用情況[24]。因此，借鑒前人測度企業(yè)研發(fā)活動的指標，本文采用研發(fā)經費支出RRD反映企業(yè)研發(fā)投入，主要通過當年企業(yè)研發(fā)費用總額的自然對數測算，研發(fā)產出主要采用全員勞動生產率TFP衡量。

(3)自變量OPE。本文測量開放式創(chuàng)新活動主要基于雙方合作申請的專利，知識產權共有是企業(yè)選擇開放式創(chuàng)新方式進行技術開發(fā)的有效策略[11]?？紤]到企業(yè)從選擇開放式創(chuàng)新活動到聯合申請專利需經歷協同創(chuàng)新過程，且從專利申請到獲得授權通常需要1～2年[25]。因此，如果企業(yè)在t-1、t以及t+1三年中有聯合申請專利(包括發(fā)明、實用新型和外觀設計三種專利)記錄的，則認為該企業(yè)在t年采取開放式創(chuàng)新方式進行技術開發(fā)且賦值為1，否則為企業(yè)未采取開放式創(chuàng)新且賦值為0。

(4)調節(jié)變量MOD。本文調節(jié)變量有兩個，一個是政府補助GOV，主要衡量外部利益相關者——政府對企業(yè)研發(fā)投入的調節(jié)作用。由于創(chuàng)新具有一定外部性和風險性，政府為了鼓勵企業(yè)進行研發(fā)投入會對其進行一定資金補貼和政策支持，因此政府補助被視為矯正“市場失靈”的重要手段[26]。本文主要使用營業(yè)外收入明細中的政府補助額度GOV衡量政府對企業(yè)研發(fā)投入的鼓勵程度[27]。另一個調節(jié)變量為市場競爭MAR，主要從行業(yè)層面探討市場競爭程度對企業(yè)研發(fā)投入的影響。學者們主要采用勒納指數、CR4指數和赫芬達爾指數衡量行業(yè)競爭程度[19]。在上述研究成果的基礎上，借鑒赫芬達爾指數的計算方法，本文計算市場競爭MAR的方法為1-企業(yè)營業(yè)收入占行業(yè)營業(yè)收入總額的比重，即MAR越大，市場競爭越激烈。

(5)控制變量CONTROL。參照同類主題研究成果，本文選擇財務狀況、資產規(guī)模、持續(xù)能力、人員規(guī)模、知識比重、變現能力、財務彈性和治理結構7個細分指標作為控制變量。其中，財務狀況用風險程度ENF衡量，用第t年末財務報表中預警破產值Z的自然對數表示；持續(xù)能力用企業(yè)年齡ENY衡量，用變量觀測日減去成立日并轉換計算單位為年后的自然對數表示；資產規(guī)模ENS取第t年末總資產的自然對數；人員規(guī)模EMP取第t年末擁有在職員工人數的自然對數；知識比重用技術密集度TEI衡量，用技術人員數除以員工總數表示；變現能力用資產流動性CUR衡量，用第t年末財務報表中的流動比率表示；治理結構用持股比例SSR衡量，用第t年末財務報表中最大股東持股比例表示。變量定義見表1。

表1 變量定義及指標說明

3.3 描述性統(tǒng)計與平穩(wěn)性檢驗

(1)描述性統(tǒng)計。表2列出了企業(yè)研發(fā)投入、全員勞動生產率、開放式創(chuàng)新、政府補助、市場競爭以及控制變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2可以看出，企業(yè)研發(fā)投入的最小值為-5.116，最大值為3.467，標準差為1.317，說明在2009-2019年我國滬深A股制造業(yè)上市公司研發(fā)投入的差異程度較大；企業(yè)全員勞動生產率的最小值為-4.325，最大值為4.325，標準差為0.877，說明在研究期間我國滬深A股制造業(yè)上市公司研發(fā)產出的差異程度也非常明顯。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

(2)平穩(wěn)性檢驗。主要變量的非平衡面板數據單位根檢驗結果見表3。由表3可以看出，企業(yè)研發(fā)投入、全員勞動生產率、開放式創(chuàng)新、政府補助程度和市場競爭程度都通過了LLC檢驗、IPSW檢驗、ADF檢驗和PP檢驗，這些變量均在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，因此可以納入模型中進行非平衡面板數據回歸分析。同時，為了避免可能存在的異方差以及測量單位差異等問題，對進入非平衡面板模型的所有連續(xù)型變量進行Driscoll-Kraay標準差轉換后再進行歸回估計，從而使經中心化處理后的變量能夠在一定程度上減少調節(jié)項與其它自變量間的相關程度，避免多重共線性問題。

表3 單位根檢驗結果

4 實證檢驗與結果分析

4.1 開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入主效應分析

本文根據研究設計進行個體時間雙固定效應回歸，結果見表4。模型M1是僅添加控制變量的基準模型，在此基礎上M2加入了開放式創(chuàng)新OPE，M2的調整值R2=0.761 6大于M1的調整值R2=0.720 4，因此M2的解釋力比M1強。M2中的OPE回歸系數為0.030 5(p<0.01)，說明企業(yè)通過開放式創(chuàng)新獲得外部利益相關者互補資源、知識和信息越多，企業(yè)研發(fā)投入就越高，并會積極主動利用外部知識進行創(chuàng)新，進而提高創(chuàng)新成果產出，最終實現知識的融合、開放與分享，印證了假設H1，即企業(yè)采取開放式創(chuàng)新有助于企業(yè)研發(fā)投入顯著增加，說明面對激烈競爭的市場環(huán)境，企業(yè)需要積極擁抱開放式創(chuàng)新。從組織網絡理論看，企業(yè)需要依靠外部組織網絡進行開放式創(chuàng)新，在開放式創(chuàng)新過程中投入更多互補性資源以獲取更多新知識、新技術和新創(chuàng)意，產出更多有價值的創(chuàng)新成果[9]。例如研發(fā)過程中需要考慮上下游企業(yè)與消費者意見；為了搶占未來科技高地，需要與高?？蒲袡C構共同攻克技術難題與研發(fā)新技術；為了彌補自身能力不足，需要采取研發(fā)外包和知識產權購買等方式獲取問題解決方案。從信息資源理論視角看，開放式創(chuàng)新主體多元化有利于企業(yè)準確、及時地獲得更多關鍵信息，了解和識別外部風險與機會，有效判斷市場信號，從而克服自身資源限制，降低創(chuàng)新成本和風險[28]。例如企業(yè)與外部組織創(chuàng)建長期穩(wěn)定的合作創(chuàng)新網絡，既可以從外部組織中準確、快速地汲取創(chuàng)新資源，彌補自身資源與能力不足，又可以從外部環(huán)境及時獲取市場需求和技術機會，避免企業(yè)因過于關注自身而產生短視行為，促使企業(yè)更加注重長遠發(fā)展，加大企業(yè)研發(fā)投入以及加快創(chuàng)新成果產出與應用。

表4 回歸分析結果

4.2 政府補助對開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入的調節(jié)效應

M3在M2的基礎上增加政府補助，M3的調整值R2=0.902 9大于M2的調整值R2=0.761 6，因此M3的解釋力比M2強。M3中的GOV回歸系數為1.680 0(p<0.01)，說明企業(yè)從外部利益相關者——政府獲得資金補助后，既能夠在一定程度上提高企業(yè)技術人員研發(fā)效率，也能夠向外部利益相關者傳遞有利信號，獲得其它組織資源、改善創(chuàng)新資源投入結構，從而能夠增加企業(yè)研發(fā)投入。

為了驗證政府補助的調節(jié)效應是否顯著，在M3中增加開放式創(chuàng)新與政府補助的交互項(OPE*GOV)，進行回歸分析得到M4，M4的調整值R2=0.907 0大于M3的調整值R2=0.902 9，因此M4的解釋力比M3強。M4中交互項GOV*OPE的回歸系數為0.094 5(p<0.01)，表明如果企業(yè)獲得政府補助，同時積極實施開放式創(chuàng)新，將會帶來事半功倍的效果。這印證了假設H2的前半部分內容，即政府補助在開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響中發(fā)揮顯著調節(jié)作用。

同時，為了進一步分析政府補助的調節(jié)作用如何影響企業(yè)研發(fā)投入的變化方向，繪制政府補助調節(jié)效應圖。如圖1所示，政府補助只是改變了開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的影響，并沒有改變兩者的作用方向，說明政府補助的調節(jié)效應表現為增強作用，即政府補助越高，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響越大，印證了假設H2的后半部分內容。這就表明企業(yè)管理者為了提高企業(yè)研發(fā)投入，必須在有效利用企業(yè)現有資源的基礎上，積極獲取政府補助，加強與外部組織的資源及信息共享，通過開放式創(chuàng)新有效提高技術人員研發(fā)效率，產出更多專利技術。因此，假設H2得到驗證，即政府補助調節(jié)開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響關系，企業(yè)獲得的政府補助越多，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用越大。

圖1 政府補助的調節(jié)效應

4.3 市場競爭對開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入的調節(jié)效應

M5在M2的基礎上增加市場競爭變量，M5的調整值R2=0.772 6大于M2的調整值R2=0.761 6，因此M5的解釋力比M2強。M5中MAR回歸系數為0.057 8(p<0.01)，說明當外部市場競爭較激烈時，企業(yè)為了不被競爭對手淘汰，將會配置更多資源用于研發(fā)與創(chuàng)新，不斷提高企業(yè)研發(fā)投入水平，從而獲得市場競爭優(yōu)勢。

為了驗證市場競爭的調節(jié)效應是否顯著，在M5的基礎上增加開放式創(chuàng)新與市場競爭的交互項(OPE*MAR)，回歸得到M6，M6的調整值R2=0.788 7大于M5的調整值R2=0.772 6，因此M6的解釋力比M5強。M6中交互項OPE*MAR的回歸系數為0.221 5(p<0.01)，表明如果外部市場競爭較激烈，會促使企業(yè)采取開放式創(chuàng)新以廣泛利用外部資源，進而影響企業(yè)合作創(chuàng)新資源投入和產出，說明市場競爭顯著調節(jié)開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入水平的影響，印證了假設H3的前半部分內容。

同時，為了進一步分析市場競爭的調節(jié)作用如何影響企業(yè)研發(fā)投入的變化方向，繪制政府補助調節(jié)效應圖。如圖2所示，市場競爭高、低水平兩條直線在開放式創(chuàng)新值約等于0.320 5時有了交叉點，即當開放式創(chuàng)新大于該閾值時，市場競爭越激烈，開放式創(chuàng)新對研發(fā)投入的正向影響越大，印證了假設H3的后半部分內容；當開放式創(chuàng)新小于該閾值時，市場競爭越緩和，開放式創(chuàng)新對研發(fā)投入的正向影響越大，與假設H3的后半部分內容相反。這表明企業(yè)管理者會根據市場競爭程度，有目的地選擇合作伙伴進行開放式創(chuàng)新，以增加企業(yè)研發(fā)投入。而且，只有當企業(yè)開放式創(chuàng)新程度大于某閾值時，假設H3才能被完全驗證，即企業(yè)所處的行業(yè)市場競爭越激烈，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用越大。然而，當企業(yè)開放式創(chuàng)新程度小于某閾值時，企業(yè)所處行業(yè)市場競爭越緩和，開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用越大。即市場競爭在開放式創(chuàng)新對研發(fā)投入的正向影響中并不完全是增強作用，也起到一定削弱作用，是一種干涉性調節(jié)(見圖2)。

圖2 市場競爭的調節(jié)效應

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結果可靠性，采取如下3種方法進行穩(wěn)健性檢驗：①替換因變量，用研發(fā)產出指標全員勞動生產率TFP替換研發(fā)投入指標RRD；②采用其它估計方法，考慮當期研發(fā)活動受到前期研發(fā)活動的影響，因此在自變量中添加因變量的滯后項t-1進行估計檢驗；③采用其它樣本期限，根據樣本在不同年度分布情況，選擇2009-2017年的部分樣本進行檢驗。表5表明開放式創(chuàng)新、政府補助和市場競爭等變量在模型M7-M12中的系數值以及伴隨概率并不一樣，通過查看OPE、GOV以及GOV*OPE等主要觀測變量回歸系數、伴隨概率以及模型判決系數發(fā)現，主效應以及調節(jié)效應與前文并無顯著性差異。因此，本文結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

5 研究結論與管理啟示

本文基于2009-2019年滬深A股制造業(yè)企業(yè)相關數據，構建個體與時點雙固定效應非平衡面板模型，探討開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的影響，分析政府補助、市場競爭對開放式創(chuàng)新與研發(fā)投入關系的調節(jié)作用。研究結果表明：

(1)企業(yè)實施開放式創(chuàng)新能夠顯著增加企業(yè)研發(fā)投入。這是由于開放式創(chuàng)新參與主體多元化，如競爭對手、上下游企業(yè)、消費者、高校及科研院所等眾多外部組織，與多元化網絡主體共同進行價值創(chuàng)造有利于企業(yè)發(fā)現和獲取外部創(chuàng)新知識與資源，企業(yè)可根據自身需求與多元化主體合作，與不同主體進行資源交換與價值共創(chuàng)。其中，與競爭對手合作可以獲取互補性資源，既可以降低研發(fā)成本，又可以提高研發(fā)成功概率；與上下游企業(yè)及消費者合作與交流，有利于準確識別市場機會，產生新創(chuàng)意，及時開發(fā)新產品，滿足市場需求，提高客戶滿意度；與高校及科研院所等擁有先進技術知識的單位合作有利于發(fā)現與應用新知識、新技術，有利于企業(yè)實現尖端科技領域的戰(zhàn)略目標[29]。因此，企業(yè)在開放式創(chuàng)新過程中能夠充分利用外部組織創(chuàng)新資源進行合作創(chuàng)新，獲得多元化創(chuàng)新資源，有效實現內外部資源整合與應用，增強與外部知識源的互動與交流，有效提高企業(yè)研發(fā)投入積極性，從而產出更多研發(fā)成果并實現商業(yè)化。

(2)政府補助在開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)投入之間具有顯著調節(jié)作用。企業(yè)獲得政府補助后，既能在一定程度上緩解研發(fā)投入的資金壓力、降低研發(fā)風險，同時也會產生信號傳遞效應，促使高校、科研機構和其它組織更加愿意與獲得政府補助的企業(yè)進行“開放、共享和平等”的開放式創(chuàng)新，從而加大研發(fā)合作力度，提高合作成效。而且，企業(yè)獲得政府補助越多，在其示范影響下，來自其它組織的外部創(chuàng)新資源也會越多，企業(yè)研發(fā)投入與產出也越高，因此開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入的正向作用更顯著。

(3)外部治理機制中的市場競爭在開放式創(chuàng)新與企業(yè)研發(fā)水平之間也有顯著調節(jié)作用。面對行業(yè)中激烈的市場競爭，企業(yè)為了生存和保持競爭優(yōu)勢，既需要加大自身研發(fā)和知識產權保護力度，也需要加強企業(yè)之間的相互合作，與外部資源擁有者進行資源整合以開拓新市場，形成協同效應。而且，企業(yè)所處的市場競爭越激烈，企業(yè)間基于資源整合進行開放式創(chuàng)新的頻率也越高，為了保持競爭優(yōu)勢，企業(yè)必須不斷提高研發(fā)投入，因此開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)水平的正向作用就越強。

本文研究從政府支持、市場競爭和開放式創(chuàng)新視角拓展了現有文獻對企業(yè)研發(fā)活動的認識，考察了政府補助和市場競爭兩個外部因素在開放式創(chuàng)新對企業(yè)研發(fā)投入影響關系中的調節(jié)作用。結合研究結論，提出如下管理啟示：

第一，開放式創(chuàng)新正取代封閉式創(chuàng)新成為企業(yè)創(chuàng)新的主要模式。隨著我國創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略和《中國制造2025》的深入實施，單純的以內部自主研發(fā)為主導的技術創(chuàng)新模式越來越無法滿足制造業(yè)企業(yè)技術升級的需要，開放式創(chuàng)新已成為企業(yè)合作開發(fā)技術、聯合申請專利和共享專利商業(yè)化的主要模式。開放式創(chuàng)新可通過聯合外部利益相關者、互補資源提升企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率。因此，為實現企業(yè)轉型升級，企業(yè)管理者需要高度重視開放式創(chuàng)新，有效利用外部資源和知識，促進企業(yè)研發(fā)投入和產出。

第二，政府補助是提升企業(yè)研發(fā)投入和產出的重要推動力。為了滿足政府考核要求，企業(yè)會將資金補助主動投入到研發(fā)活動中，并且在注重創(chuàng)新數量的基礎上重視創(chuàng)新質量。為了推進“中國制造2025”計劃實施和中國智造的盡快實現，政府需要加大對企業(yè)開放式創(chuàng)新的支持，激勵企業(yè)增加聯合技術開發(fā)投入，并根據聯合專利申請與授權情況考核企業(yè)研發(fā)績效，促進制造企業(yè)轉型升級。

第三，市場競爭是促進企業(yè)管理者調整研發(fā)投入策略的有效外部治理機制之一。為了避免被其他競爭對手“彎道超車”，或者因被跟隨者模仿而降低市場競爭優(yōu)勢，企業(yè)管理者在制定創(chuàng)新決策時必須權衡外部市場影響，加強與產業(yè)鏈上下游企業(yè)、科研機構、高校和用戶間的開放式創(chuàng)新合作，提高研發(fā)投入產出效率，加快企業(yè)轉型升級和中國智造實現。