顏振軍,吳欣彥,李 靜

(北京師范大學(xué) 經(jīng)濟與資源管理研究院,北京 100875)

0 引言

創(chuàng)新具有外部效應(yīng)并深刻影響市場主體的創(chuàng)新行為。在正確認識外部效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新影響的基礎(chǔ)上,如何強化知識產(chǎn)權(quán)保護、科學(xué)規(guī)劃創(chuàng)新聯(lián)合體和創(chuàng)新集聚區(qū)建設(shè)、不斷擴大對外開放、構(gòu)建更加公平的市場競爭環(huán)境同樣具有重要的實踐價值。知識溢出即創(chuàng)新的正外部性是內(nèi)生增長理論解釋經(jīng)濟增長、新經(jīng)濟地理分析產(chǎn)業(yè)集聚和創(chuàng)新空間分布的重要概念。知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入有怎樣的影響?當(dāng)前普遍認為,若知識溢出較強,一方面將導(dǎo)致企業(yè)因研發(fā)成功獲得的經(jīng)濟租金減少,另一方面則有助于提高其它企業(yè)的市場競爭優(yōu)勢,從而對本企業(yè)研發(fā)產(chǎn)生抑制作用,造成企業(yè)研發(fā)投入下降[1-3]。從實踐來看,知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入的單調(diào)抑制作用也構(gòu)成知識產(chǎn)權(quán)保護、聯(lián)合研發(fā)、交叉持股等有利于外部效應(yīng)內(nèi)部化、限制知識溢出的各種制度和組織安排。

然而,關(guān)于知識溢出抑制企業(yè)研發(fā)投入的理論分析與經(jīng)驗研究難以匹配?；谛陆?jīng)濟地理的理論和實證分析認為,知識溢出推動了產(chǎn)業(yè)集聚[4],而產(chǎn)業(yè)集聚進一步強化了企業(yè)間的知識溢出[5],如果知識溢出確實對企業(yè)研發(fā)投入具有單調(diào)抑制作用,那么集聚后顯著增強的知識溢出會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入較集聚前有明顯下降。然而實證研究結(jié)果卻與上述推論不盡一致。如Moretti[6]針對美國高科技產(chǎn)業(yè)集聚的實證研究發(fā)現(xiàn),高科技企業(yè)地理上的集聚顯著提高了企業(yè)專利申請數(shù)量和質(zhì)量;黃訓(xùn)江[7]針對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的分析也發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)研發(fā)投入有促進作用。再如,知識產(chǎn)權(quán)保護可以有效降低知識溢出,若知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用是單調(diào)的,那么隨著知識產(chǎn)權(quán)保護強度提升,企業(yè)研發(fā)投入應(yīng)該單調(diào)遞增,但該推論未獲得實證研究支持[8]。

針對相關(guān)理論分析結(jié)果與實際的不一致,本文認為,知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入收益的影響可以分為兩方面:一方面,知識溢出會減少企業(yè)研發(fā)成功后獲得的經(jīng)濟租金,因此會降低其研發(fā)投入期望收益;另一方面,由于其它企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的知識溢出,導(dǎo)致該企業(yè)有機會“搭便車”,即不進行研發(fā)投入,其收益也會由于知識溢出而增加,因此知識溢出有助于提高企業(yè)研發(fā)投入期望收益?，F(xiàn)有關(guān)于知識溢出與研發(fā)投入關(guān)系的理論模型側(cè)重于考察上述影響的第一個方面,從而得出知識溢出抑制研發(fā)投入的結(jié)論。區(qū)別于現(xiàn)有理論分析,本文通過構(gòu)建關(guān)于企業(yè)研發(fā)投入的局部均衡模型,綜合考察知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入期望收益兩個方面的影響,發(fā)現(xiàn)在一定條件下知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入也具有促進作用,更好地擬合與解釋了經(jīng)濟實踐。

知識溢出屬于創(chuàng)新的正外部效應(yīng),同時,創(chuàng)新也具有負外部效應(yīng)。創(chuàng)新的負外部性是指由于產(chǎn)品市場存在競爭,創(chuàng)新使得企業(yè)能夠獲得競爭優(yōu)勢并導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)其它企業(yè)利潤下降。市場競爭越激烈,某企業(yè)創(chuàng)新對其它企業(yè)利潤的影響越顯著,創(chuàng)新的負外部性則越強[9]。關(guān)于創(chuàng)新的負外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響主要有兩種觀點:一是基于Dixit &Stiglitz[10]對市場競爭和經(jīng)濟租金關(guān)系的分析認為,市場競爭會加劇創(chuàng)新的負外部性,降低企業(yè)創(chuàng)新成功獲得的經(jīng)濟租金,進而對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用;第二種觀點以Aghion等(2005)為代表,認為創(chuàng)新的負外部性對企業(yè)研發(fā)投入具有倒U型影響。

本文的理論分析表明,創(chuàng)新的外部效應(yīng)對研發(fā)投入的影響可以根據(jù)凈外部效應(yīng)和行業(yè)研發(fā)投入兩個維度,劃分為4種情形。Romer(1990)、Dixit &Stiglitz(1977)、Aghion等(2005)對外部效應(yīng)與研發(fā)投入關(guān)系的分析均可視作某情形下本文理論模型的特例。首先,根據(jù)理論模型,當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正且行業(yè)研發(fā)投入較高時,知識溢出會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用,這對應(yīng)于Romer(1990)的分析;其次,當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負時,本文分析認為,創(chuàng)新的負外部效應(yīng)增強會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生單調(diào)抑制作用,這對應(yīng)于Dixit &Stiglitz(1977)的分析;第三,由理論模型可以得到,若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正,對于研發(fā)投入較高的行業(yè),負外部效應(yīng)增強將激勵企業(yè)研發(fā)投入,但對于研發(fā)投入較低的行業(yè),負外部效應(yīng)增強會抑制企業(yè)研發(fā)投入,這對應(yīng)于Aghion等(2005)的結(jié)論。本文的理論模型更具一般性,并在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上進一步擴展了凈外部效應(yīng)為正且行業(yè)研發(fā)投入較低情形下創(chuàng)新外部性與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的分析,認為由于其它企業(yè)的知識溢出會提高企業(yè)研發(fā)投入的邊際收益,導(dǎo)致此種情形下企業(yè)研發(fā)投入會隨知識溢出增加而提高,因此將知識溢出和市場競爭對研發(fā)投入的非單調(diào)影響納入統(tǒng)一分析框架,有利于全面考察創(chuàng)新的兩類外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

此外,本文也對競爭均衡企業(yè)的穩(wěn)定性和效率問題進行分析,并利用中國制造業(yè)行業(yè)層面數(shù)據(jù)對知識溢出與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系進行實證檢驗。本文研究有助于深化對創(chuàng)新外部性與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的理解,為產(chǎn)業(yè)集聚、研發(fā)合作等理論和實證研究提供參考,并為知識產(chǎn)權(quán)保護、研發(fā)補貼和獎勵等科技政策制定與實施提供理論支撐。

1 文獻綜述

在知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入的影響方面,現(xiàn)有研究主要有3種觀點。第一種觀點以Romer(1990)為代表,認為知識溢出降低了企業(yè)研發(fā)成功獲得的經(jīng)濟租金,從而抑制企業(yè)研發(fā)投入。雖然關(guān)于知識溢出會抑制研發(fā)投入的觀點成為學(xué)界主流,并且大量研究也以此作為研究假設(shè),然而直接對知識溢出與研發(fā)投入關(guān)系進行的實證分析并不充分,與知識產(chǎn)權(quán)保護、企業(yè)聯(lián)合研發(fā)等相關(guān)的實證研究僅為知識溢出與研發(fā)投入關(guān)系分析提供了一些間接證據(jù)。例如Branstetter &Sakakibara[11]對企業(yè)參與聯(lián)合研發(fā)前后的研發(fā)投入進行實證分析,發(fā)現(xiàn)潛在知識溢出程度較高企業(yè)參與聯(lián)合研發(fā)有助于降低知識溢出并顯著增加研發(fā)投入。第二種觀點認為,企業(yè)的知識溢出能夠提高其它企業(yè)研發(fā)投入。例如葉靜怡等[12]構(gòu)建的理論模型認為,不同所有權(quán)企業(yè)的知識溢出作用具有不對稱性,國有企業(yè)的知識溢出對私營企業(yè)研發(fā)投入具有促進作用。第三種觀點認為,創(chuàng)新的正外部性對企業(yè)研發(fā)投入具有異質(zhì)性影響。如黃訓(xùn)江(2017)提出知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入的影響隨產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模不同而存在差異,當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模較小時,知識溢出有助于增加企業(yè)用于學(xué)習(xí)和吸收新技術(shù)的研發(fā)支出;而當(dāng)集聚規(guī)模較大時,因知識溢出導(dǎo)致的“搭便車”行為將提高企業(yè)研發(fā)風(fēng)險、增加企業(yè)成本,從而抑制企業(yè)研發(fā)投入。

如上所述,關(guān)于創(chuàng)新的負外部性對企業(yè)研發(fā)投入的影響,主要有兩種觀點:一是以Dixit &Stiglitz(1977)的分析為基礎(chǔ),認為創(chuàng)新的負外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入有抑制作用[13-14]。Nickell[15]為此提供了經(jīng)驗證據(jù),其分析結(jié)果表明,市場競爭加劇了創(chuàng)新的負外部效應(yīng),從而降低企業(yè)研發(fā)投入。還有一種觀點認為,創(chuàng)新的負外部效應(yīng)對創(chuàng)新的影響是非單調(diào)的。如Aghion等(2005)通過構(gòu)建一般均衡模型的分析表明,創(chuàng)新的負外部效應(yīng)與企業(yè)研發(fā)投入呈倒U型關(guān)系——當(dāng)市場競爭程度較低、創(chuàng)新的負外部效應(yīng)較弱時,企業(yè)為了維持現(xiàn)有利潤,其研發(fā)投入會隨著競爭程度加劇而提高;而當(dāng)市場競爭激烈、外部效應(yīng)較強時,研發(fā)投入會因期望收益下降呈現(xiàn)出隨外部性強度提升而降低的趨勢。

還有研究關(guān)注正、負外部效應(yīng)交互對企業(yè)研發(fā)投入的影響。如Leahy &Neary[16]構(gòu)建了一個同時包含創(chuàng)新正、負外部效應(yīng)的兩階段模型,分析認為,創(chuàng)新的兩類外部效應(yīng)均會抑制企業(yè)研發(fā)投入。新近研究則認為創(chuàng)新的外部效應(yīng)與研發(fā)投入關(guān)系可能是非線性的。如Lopez &Vives[17]對交叉持股與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系進行理論分析,認為交叉持股使得外部效應(yīng)內(nèi)部化,弱化了競爭,從而降低了創(chuàng)新的負外部性。他們的分析表明,對于知識溢出較高的行業(yè),交叉持股比例提升有助于提高競爭均衡企業(yè)的研發(fā)投入,而對于知識溢出較低的行業(yè),競爭均衡企業(yè)的研發(fā)投入會隨交叉持股比例提升而逐漸減少。還有實證研究發(fā)現(xiàn),創(chuàng)新的兩類外部效應(yīng)均對企業(yè)研發(fā)投入有促進作用(龐瑞芝等, 2021)。

綜合來看,現(xiàn)有研究雖然對創(chuàng)新的外部效應(yīng)與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系有豐富的分析,但尚存在一些不足。一是認為創(chuàng)新的正外部效應(yīng)會抑制研發(fā)投入的主流觀點與典型事實不匹配;二是直接對正外部性與研發(fā)投入關(guān)系進行的實證分析不充分;三是缺乏綜合考慮兩類創(chuàng)新外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入影響的分析框架。鑒于此,本文擬綜合考慮創(chuàng)新的正、負兩類外部效應(yīng),構(gòu)建局部均衡模型,對外部性強度與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系進行分析,并利用中國制造業(yè)數(shù)據(jù)對二者關(guān)系進行實證檢驗,以期為相關(guān)理論發(fā)展和科技政策制定提供參考。

2 創(chuàng)新外部性與研發(fā)投入關(guān)系的理論分析

2.1 模型設(shè)定

與生產(chǎn)相比,企業(yè)研發(fā)具有兩個典型特征:一是研發(fā)投入有助于提高企業(yè)研發(fā)成功概率,但是研發(fā)投入的產(chǎn)出具有較大不確定性;二是由研發(fā)投入形成的創(chuàng)新對其它企業(yè)具有正、負兩類外部效應(yīng)。本文的理論分析基于安同良等(2021)的模型設(shè)定,著重考察研發(fā)投入的上述兩個特征。假設(shè)產(chǎn)業(yè)中有n個企業(yè),企業(yè)i在單位時間內(nèi)的利潤為πi,其研發(fā)經(jīng)費投入為xi。率先研發(fā)成功的企業(yè)在單位時間內(nèi)能夠在利潤πi的基礎(chǔ)上額外獲得價值為P的收益,記貼現(xiàn)率為r,因此率先研發(fā)成功企業(yè)的額外收益現(xiàn)值等于P/r。同時,創(chuàng)新具有正、負兩類外部效應(yīng)。創(chuàng)新正外部效應(yīng)表現(xiàn)為知識溢出,或者是提高其它企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[18],或者是降低其它企業(yè)成本[19]),從而增加其它企業(yè)利潤。創(chuàng)新的負外部性表現(xiàn)為,研發(fā)成功企業(yè)能夠獲得競爭優(yōu)勢,導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)其它企業(yè)利潤下降[9]。因此,企業(yè)i創(chuàng)新的正、負外部效應(yīng)均可以通過其它企業(yè)利潤變化加以識別。假設(shè)企業(yè)i研發(fā)成功,導(dǎo)致其它企業(yè)的利潤變化為(1+β)πj。其中,β∈[-1,+∞]代表了創(chuàng)新凈外部效應(yīng)的強弱程度。β>0,表示創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正;β<0,則表示創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負。

企業(yè)i研發(fā)成功所需時間Ti服從參數(shù)λi=λ(xi)的指數(shù)分布,進而企業(yè)i研發(fā)成功所需時間的期望值為1/λi。λ(xi)是企業(yè)研發(fā)的效率函數(shù),并且滿足:

(1)

2.2 研發(fā)投入的競爭均衡解

根據(jù)Feynman-Kac等式,t時刻企業(yè)i的期望收益Ri(t)可表示為:

(2)

其中,Et(·)表示t時刻的期望值,EtdRi可以看作無窮小時間段dt上企業(yè)i收益變化期望值。由企業(yè)收入結(jié)構(gòu)可以得到:

(3)

將式(3)代入式(2)可以解得Ri(t),從而得到企業(yè)期望利潤最大化問題為:

(4)

假設(shè)企業(yè)具有相同的研發(fā)效率函數(shù),所以競爭均衡時企業(yè)研發(fā)投入相等,記為x。將xi=xj=x代入企業(yè)期望利潤最大化的一階條件,可以得到競爭均衡時創(chuàng)新的凈外部性強度與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系為:

(5)

記x0為外部效應(yīng)為0時的研發(fā)投入水平,因此x0滿足λ'(x0)=r2/P。當(dāng)競爭均衡時,β對x的導(dǎo)數(shù)為:

(6)

使式(6)等于0的研發(fā)投入水平xv滿足λ'2-λλ''-λ'r2/P=0。將λ'(x0)=r2/P代入xv的定義式,可以得到:λ'[λ'(xv)-λ'(x0)]=λλ''<0。由于λ'呈單調(diào)遞減,因此x00,即凈外部效應(yīng)為負時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部效應(yīng)增強或負外部效應(yīng)減弱而呈單調(diào)遞增。當(dāng)凈外部效應(yīng)為正時,有x>x0,并且當(dāng)x∈(x0,xv)時,dβ/dx>0,因此競爭均衡的企業(yè)研發(fā)投入隨正外部性增強或者負外部性減弱而提高;而當(dāng)x∈(xv,+∞)時,dβ/dx<0,即競爭均衡時的研發(fā)投入隨正外部性增強或負外部性減弱而降低。

綜合來看,當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正時,研發(fā)投入與凈外部性強度呈倒U型關(guān)系。當(dāng)行業(yè)研發(fā)投入處于低水平階段時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部性增強或負外部性減弱而提高,在行業(yè)研發(fā)投入進入高水平階段時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部性增強或負外部性減弱而降低。當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負時,競爭均衡的企業(yè)研發(fā)投入隨正外部效應(yīng)增強或負外部效應(yīng)減弱而單調(diào)降低。

圖1顯示的是利用λ(x)=xα對β與x的關(guān)系進行數(shù)值模擬的結(jié)果。模擬的基準(zhǔn)參數(shù)是α=0.8,π=0.1,P=0.01,n=10,r=0.1。此外,圖1也模擬了模型參數(shù)變化對競爭均衡狀態(tài)的影響。其中,基準(zhǔn)參數(shù)對應(yīng)的β(x)在圖1中以實線標(biāo)示,點劃線和虛線分別表示相應(yīng)基準(zhǔn)參數(shù)提高和降低10%后的β(x)?？梢园l(fā)現(xiàn),α、P和n變化對β(x)的作用方向一致,即β(x)隨其提高而向下移動,而r提高卻導(dǎo)致β(x)向上移動。此外,r、P對x0和xv均有影響;研發(fā)效率α提高會導(dǎo)致xv降低,但并不影響無外部效應(yīng)時的研發(fā)投入水平x0;n對x0和xv均無影響。綜合以上分析,得到假設(shè)命題H1。

圖1 研發(fā)投入與外部性強度關(guān)系數(shù)值模擬Fig.1 Numerical simulation of the relationship between R&D investment and the externalities of innovation

H1:給定其它條件,如果創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正,則正外部性強度和負外部性強度均對競爭均衡企業(yè)的研發(fā)投入具有非單調(diào)影響,當(dāng)行業(yè)研發(fā)投入較低時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部效應(yīng)增強而增大,隨負外部效應(yīng)增強而減少,而當(dāng)行業(yè)研發(fā)投入較高時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部效應(yīng)增強而減少,隨負外部效應(yīng)增強而增大;如果創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負,則凈外部效應(yīng)對競爭均衡企業(yè)的研發(fā)投入具有單調(diào)抑制作用,此時研發(fā)投入隨正外部效應(yīng)增強而增大,隨負外部效應(yīng)增強而減少。

2.3 研發(fā)投入的社會最優(yōu)解

當(dāng)存在外部效應(yīng)時,競爭均衡解會偏離社會最優(yōu)解。由于社會計劃者能夠同時調(diào)整所有企業(yè)研發(fā)投入以實現(xiàn)利潤最大化,其面臨的期望利潤最大化問題是:

(7)

將社會最優(yōu)解記為xs,則可以得到同時滿足期望利潤最大化一階和二階條件的社會最優(yōu)解為:

(8)

由于社會最優(yōu)解的結(jié)構(gòu)比較復(fù)雜,本文利用數(shù)值模擬討論競爭均衡解與社會最優(yōu)解關(guān)系。圖2對社會最優(yōu)解與競爭均衡解關(guān)系進行了數(shù)值模擬,模擬的基準(zhǔn)參數(shù)與圖1相同,基準(zhǔn)參數(shù)對應(yīng)的β(xs)以實線標(biāo)示,點劃線和虛線則分別表示基準(zhǔn)參數(shù)提高與降低10%后的β(xs)曲線。圖2(I)為凈外部效應(yīng)為負時社會最優(yōu)解與競爭均衡解的關(guān)系。可以看出,當(dāng)凈外部效應(yīng)低于-P/(n-1)π的臨界值時,社會最優(yōu)研發(fā)投入為0,而競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入仍保持較高水平。此外,在β>-P/(n-1)π的外部效應(yīng)水平上,競爭均衡解均高于社會最優(yōu)解,直至外部效應(yīng)為0時二者相等。同時,由于競爭均衡時企業(yè)不將其它企業(yè)的當(dāng)前收益納入自身期望利潤最大化的目標(biāo)函數(shù),所以收益越高,競爭均衡解對社會最優(yōu)解的偏離越大。

圖2 研發(fā)投入競爭均衡解與社會最優(yōu)解比較Fig.2 Comparison between the competitive equilibrium solution and the socially optimal solution for R&D investment

圖2分兩種情況對凈外部效應(yīng)為正時競爭均衡解與社會最優(yōu)解的關(guān)系進行了數(shù)值模擬。圖2(II)和(III)分別顯示了行業(yè)研發(fā)投入較低或較高時,競爭均衡解與社會最優(yōu)解的關(guān)系?？梢钥闯?第一,兩種情形下社會最優(yōu)解與競爭均衡解隨外部效應(yīng)變化的方向一致;第二,在同一外部性水平上競爭均衡時的企業(yè)研發(fā)投入低于社會最優(yōu)水平,并且收益越高競爭均衡解對社會最優(yōu)解的偏離越大。

由競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入可知,當(dāng)行業(yè)研發(fā)投入較高時,競爭均衡狀態(tài)不穩(wěn)定,有利的外部沖擊將導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入達到xmax的水平。圖2(IV)對競爭均衡穩(wěn)定解與社會最優(yōu)解關(guān)系進行了數(shù)值模擬?？梢钥闯?在同一正外部性水平上,即使xmax也小于社會最優(yōu)解,表明在有利的外部沖擊下企業(yè)研發(fā)投入會大幅上升至xmax,但仍然低于研發(fā)投入的社會最優(yōu)水平。綜合上述分析,得到如下假設(shè)命題H2。

H2:若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為0,則企業(yè)研發(fā)投入的競爭均衡解與社會最優(yōu)解相等;若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正,企業(yè)研發(fā)投入的競爭均衡解與競爭均衡穩(wěn)定解均小于社會最優(yōu)解;如創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負,企業(yè)研發(fā)投入的競爭均衡解大于社會最優(yōu)解。

3 實證研究設(shè)計

3.1 實證研究模型

本文理論模型的主要結(jié)論是,當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正時,凈外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響呈倒U型。由于正外部效應(yīng)增強時凈外部效應(yīng)上升,因此正外部效應(yīng)對研發(fā)投入的影響為倒U型,但因為負外部效應(yīng)增強時凈外部效應(yīng)下降,所以負外部效應(yīng)對研發(fā)投入的影響為U型。考慮到企業(yè)研發(fā)投入可能具有一階自相關(guān),為了檢驗兩類外部效應(yīng)對研發(fā)投入的影響,使用動態(tài)面板模型,并借鑒Lind &Mehlum[20]的研究方法,對正外部效應(yīng)對研發(fā)投入的倒U型影響和負外部效應(yīng)對研發(fā)投入的U型影響進行存在性檢驗。動態(tài)面板模型為:

(9)

其中,RD表示企業(yè)研發(fā)投入,Spill表示正外部效應(yīng)強度,Comp表示負外部效應(yīng)強度,X為控制變量,t為時間趨勢項,前綴ln表示對相應(yīng)變量取自然對數(shù)。被解釋變量RD表示產(chǎn)業(yè)內(nèi)開展研發(fā)活動企業(yè)的平均R&D經(jīng)費支出。其中,R&D經(jīng)費支出包括R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和外部支出?？紤]到各類科技政策對企業(yè)研發(fā)投入有較大影響,因此將企業(yè)研發(fā)投入中的政府資金投入Sub作為控制變量。此外,根據(jù)式(5),還選取以下控制變量:企業(yè)研發(fā)的全要素生產(chǎn)率rdTFP(反映研發(fā)效率,即理論模型中的α)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的平均利潤Prof(代表理論模型中的π)、開展研發(fā)活動企業(yè)的平均新產(chǎn)品銷售收入Rev(反映研發(fā)成功后企業(yè)獲得的額外利潤,即理論模型中的P)、開展研發(fā)活動企業(yè)上一年度R&D人員平均勞務(wù)費Wage(反映研發(fā)投入的邊際成本,即理論模型中的MC)、開展研發(fā)的企業(yè)數(shù)量rdN(反映理論模型中的n)。由于R&D經(jīng)費支出中包含當(dāng)期R&D人員勞務(wù)費,因此以本年度R&D人員勞務(wù)費作為控制變量對RD的回歸系數(shù)必然為正,所以控制變量中選取上一年度R&D人員平均勞務(wù)費作為研發(fā)投入邊際成本的代理變量。此外,為保證變量的平穩(wěn)性,所有控制變量均取自然對數(shù)。

3.2 變量選取

3.2.1 創(chuàng)新的正外部效應(yīng)

(10)

其中,ln(At+1/At)表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長率。企業(yè)自主研發(fā)形成的技術(shù)增長,可以表示為企業(yè)R&D經(jīng)費支出(RD)的函數(shù);技術(shù)引進導(dǎo)致的技術(shù)變化可以表示為購買技術(shù)經(jīng)費支出(Purch)的函數(shù);產(chǎn)業(yè)公共技術(shù)基礎(chǔ)的提升則表示為時間t的函數(shù)。因此,由式(10)可以構(gòu)造如下固定效應(yīng)模型:

(11)

式(11)控制了全要素生產(chǎn)率變化的其它來源,其殘差項包含因知識溢出引發(fā)企業(yè)技術(shù)變化的相關(guān)信息,因此可以利用該殘差項對知識溢出進行測度。但由于企業(yè)會根據(jù)知識溢出調(diào)整自身研發(fā)投入,從而導(dǎo)致式(11)的殘差項與RD相關(guān),造成估計結(jié)果存在偏誤,以致低估知識溢出的作用。在知識溢出的作用下,要提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,需要企業(yè)投入一定的技術(shù)改造經(jīng)費支出(Renov),因此可以將知識溢出表示為RD與Renov的函數(shù),將其代入式(11)得到:

(12)

其中,w(RDit,Renovit)表示知識溢出,eit包含測量誤差和對全要素生產(chǎn)率變化的隨機沖擊。根據(jù)式(12),可以利用全要素生產(chǎn)率估算解決內(nèi)生性偏誤的OP方法,將RD作為狀態(tài)變量,Renov作為代理變量,Purch作為自由變量,得到式(11)各參數(shù)的一致估計。

基于上述研究思路,首先借鑒謝莉娟等[21]的研究方法,使用DEA-Malmquist指數(shù)方法測算行業(yè)全要素生產(chǎn)率;其次將行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率作為因變量,使用OP法對式(11)進行估計,并將對各參數(shù)一致估計的殘差作為正外部效應(yīng)的估計值。

3.2.2 創(chuàng)新的負外部效應(yīng)

創(chuàng)新的負外部效應(yīng)是本文的另一核心解釋變量。由于市場競爭越激烈,某企業(yè)創(chuàng)新對其它企業(yè)利潤的影響就越顯著,創(chuàng)新的負外部性也越強,因此以市場競爭強度衡量創(chuàng)新的負外部效應(yīng)。參考Aghion等(2005)的研究,以行業(yè)內(nèi)企業(yè)邊際成本與產(chǎn)品價格之比度量市場競爭強度。計算方法為:

(13)

其中,Prof表示企業(yè)平均利潤總額,Rev為企業(yè)平均主營業(yè)務(wù)收入。從某種角度而言,企業(yè)利潤等于產(chǎn)品銷售收入減去成本,即Prof=p·y-AC·y,而Rev=p·y。將其代入式(13),可得Comp=AC/p。由于完全競爭時企業(yè)平均成本等于邊際成本,即AC=MC,可以得到Comp=MC/p。因此,Comp是企業(yè)邊際成本與產(chǎn)品價格之比,當(dāng)市場為完全競爭時p=MC,Comp=1;當(dāng)市場為不完全競爭時,p>MC,Comp<1。因此,Comp越大表示市場競爭強度越大,創(chuàng)新負外部性越強。

3.2.3 研發(fā)效率

利用半?yún)?shù)OP法計算企業(yè)研發(fā)全要素生產(chǎn)率,并將其作為研發(fā)效率的代理變量。與理論模型設(shè)定一致,假設(shè)企業(yè)創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)為:lnλ=lnTFP+αlnR+βlnK,并設(shè)定固定效應(yīng)模型為:

lnλit=α1Rit+α2Kit+Zi+εit

(14)

其中,λ為單位時間內(nèi)企業(yè)研發(fā)成功次數(shù)期望值,以產(chǎn)業(yè)內(nèi)開展研發(fā)活動企業(yè)的年度平均專利申請數(shù)表示;R為研發(fā)中投入的人力資本,以產(chǎn)業(yè)內(nèi)開展研發(fā)活動企業(yè)平均擁有的研究人員數(shù)測度;K為研發(fā)中投入的物質(zhì)資本,以產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)平均固定資產(chǎn)凈值表示。因此,式(14)的殘差項可表示企業(yè)研發(fā)投入的全要素生產(chǎn)率。由于企業(yè)會根據(jù)自身研發(fā)效率調(diào)整研發(fā)投入,造成殘差項與解釋變量相關(guān),致使直接估計式(14)產(chǎn)生內(nèi)生性偏誤。同時,企業(yè)研發(fā)效率變化會影響企業(yè)當(dāng)期R&D內(nèi)部經(jīng)費支出中的儀器和設(shè)備投資(Inve)費用,所以再次利用全要素生產(chǎn)率估計中解決內(nèi)生性偏誤的OP方法,將K作為狀態(tài)變量,Inve作為代理變量,R作為自由變量,從而得到式(14)中各參數(shù)的一致估計,并將由此得到的一致估計殘差項作為企業(yè)研發(fā)全要素生產(chǎn)率的估計值。

3.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

選取中國制造業(yè)34個行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本。各行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的R&D經(jīng)費支出、新產(chǎn)品銷售收入、研究人員數(shù)、購買技術(shù)經(jīng)費支出、技術(shù)改造經(jīng)費支出、企業(yè)數(shù)量、開展R&D活動企業(yè)數(shù)等數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》;各行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)固定資產(chǎn)凈值、利潤總額、工業(yè)銷售產(chǎn)值、平均從業(yè)人員數(shù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于2012年各產(chǎn)業(yè)平均從業(yè)人員數(shù)據(jù)缺失,利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》,對2012年各產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)加總進行數(shù)據(jù)補充。此外,因為《中國科技統(tǒng)計年鑒》只提供了制造業(yè)43個行業(yè)大類中34個行業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù),所以選取34個行業(yè)作為研究樣本。此外,由于2017、2018年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)缺失和2010年統(tǒng)計口徑調(diào)整,因此選取時間跨度為2010-2016年。實證分析中各變量說明及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Variable description and descriptive statistics

4 實證結(jié)果與分析

4.1 研發(fā)投入與外部效應(yīng)關(guān)系檢驗

Wooldridge自回歸檢驗發(fā)現(xiàn)被解釋變量lnRD存在一階自相關(guān),因此將lnRDi,t-1作為解釋變量,利用動態(tài)面板模型進行分析。由于被解釋變量的一階差分即研發(fā)投入增長率可能與個體效應(yīng)相關(guān),因此動態(tài)面板模型均采用差分GMM方法進行估計。此外,由式(12)可知,Spillit與TFPi,t-1相關(guān),進而與lnRDi,t-1及εi,t-1相關(guān),且創(chuàng)新也具有負外部效應(yīng),從而導(dǎo)致Compit也可能與lnRDi,t-1及εi,t-1相關(guān)。因此回歸中將Spill2、Spill、Comp2和Comp設(shè)定為前定變量,并取其一階滯后項作為工具變量,回歸結(jié)果見表2。

表2 研發(fā)投入與外部效應(yīng)關(guān)系檢驗結(jié)果Tab.2 Relationship between R&D investment and the externalities of innovation

從回歸結(jié)果看,AR(1)檢驗與AR(2)檢驗結(jié)果表明,可以接受殘差項不存在自相關(guān)的零假設(shè),Sargan檢驗結(jié)果也表明選取的工具變量不存在過度識別問題。Spill2的系數(shù)在1%的水平上顯著為負,并且倒U型存在性檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上拒絕二者存在單調(diào)或正U型關(guān)系的零假設(shè);Comp2的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,并且U型存在性檢驗結(jié)果表明,在1%的顯著性水平上拒絕二者存在單調(diào)或倒U型關(guān)系的零假設(shè)。由此可知,動態(tài)面板回歸結(jié)果支持本文主要結(jié)論,即正外部效應(yīng)和負外部效應(yīng)均對研發(fā)投入具有非單調(diào)影響,并且正外部效應(yīng)對研發(fā)投入的影響呈倒U型,而負外部性對研發(fā)投入的作用呈U型。

4.2 內(nèi)生性問題

企業(yè)研發(fā)投入會產(chǎn)生知識溢出,影響企業(yè)競爭,同時,知識溢出與市場競爭也會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制或促進作用。外部效應(yīng)與企業(yè)研發(fā)投入間的相互作用可能導(dǎo)致對二者關(guān)系的估計存在內(nèi)生性偏誤。新經(jīng)濟地理理論和實證研究認為,產(chǎn)業(yè)集聚通過MAR外部性、Porter外部性和Jacobs外部性促進知識溢出[22],影響企業(yè)競爭[23],同時,產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)研發(fā)投入的影響通過知識溢出、市場競爭、研發(fā)效率、研發(fā)成本等渠道發(fā)揮作用[24]。因此,將產(chǎn)業(yè)集聚作為創(chuàng)新外部效應(yīng)的工具變量,并在模型中控制企業(yè)研發(fā)效率和研發(fā)成本等因素,能夠滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求,將外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響剝離出來,解決可能存在的內(nèi)生性問題。根據(jù)該設(shè)計思想,本文選取專業(yè)化產(chǎn)業(yè)集聚、多樣化產(chǎn)業(yè)集聚、無關(guān)多樣化產(chǎn)業(yè)集聚作為正外部效應(yīng)和負外部效應(yīng)的工具變量,進一步對外部效應(yīng)與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系進行實證檢驗。

借鑒韓峰等[25]的研究,分別構(gòu)建專業(yè)化和多樣化產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)i的專業(yè)化集聚指標(biāo)為:

(15)

其中,Lir表示r地區(qū)i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),Lrx表示r地區(qū)總就業(yè)人數(shù),Li表示i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),L表示總就業(yè)人數(shù)。產(chǎn)業(yè)i的專業(yè)化集聚指數(shù)是將區(qū)域內(nèi)該產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例以區(qū)域內(nèi)該產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比為權(quán)重加權(quán)后的平均值。

以赫芬達爾-赫希曼指數(shù)的倒數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)i的多樣化集聚水平。該指數(shù)計算方法是:

(16)

式中,Li'r表r區(qū)域內(nèi)除i產(chǎn)業(yè)外的其它產(chǎn)業(yè)企業(yè)就業(yè)人數(shù),Li'表示除i外的其它產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),其它變量含義與式(15)相同。

參考Frenken等[26]的研究,構(gòu)建產(chǎn)業(yè)無關(guān)多樣化集聚指標(biāo)為:

(17)

式中,Sir表示r地區(qū)i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占該產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)的比例。無關(guān)多樣化集聚指標(biāo)在(0,1)內(nèi)取值,且各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)在地區(qū)間分布越均衡,該值就越大。在計算產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)過程中各地區(qū)分產(chǎn)業(yè)就業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。將產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)作為正外部效應(yīng)及負外部效應(yīng)的額外工具變量的動態(tài)面板模型回歸結(jié)果見表3。

表3 使用工具變量的回歸結(jié)果Tab.3 Regression results using instrumental variables

從工具變量的回歸結(jié)果看,AR(1)檢驗、AR(2)檢驗和Sargan檢驗結(jié)果表明,模型擾動項不存在自相關(guān)問題,工具變量也不存在過度識別問題,Spill2的系數(shù)在1%的水平上顯著為負,并且倒U型存在性檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上拒絕知識溢出與研發(fā)投入存在單調(diào)或正U型關(guān)系的零假設(shè);Comp2的系數(shù)在5%的水平上顯著為負,并且U型存在性檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上拒絕負外部效應(yīng)與研發(fā)投入存在單調(diào)或倒U型關(guān)系的零假設(shè)。因此,考慮可能存在的內(nèi)生性后,正外部效應(yīng)與負外部效應(yīng)均對研發(fā)投入具有非單調(diào)影響,本文主要結(jié)論依然成立。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,重新構(gòu)建知識溢出的代理變量以進行檢驗。參考Bloom等[27]的研究,行業(yè)i獲得的知識溢出可表示為:

(18)

其中,Rjt為其它行業(yè)技術(shù)存量,可以用其它行業(yè)創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出表示。借鑒現(xiàn)有研究,分別使用行業(yè)層面專利申請數(shù)量(Patent)、R&D人員折合全時當(dāng)量(L)、新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出(NPExp)作為Rjt,計算知識溢出程度,并將其作為Spill的代理變量,進行穩(wěn)健性檢驗。

式(18)中wij表示行業(yè)j的技術(shù)存量溢出至行業(yè)i的比例。為簡化計算,定義權(quán)重矩陣W是以wij為元素的矩陣,Rt、Spillt分別是以Rjt、Spillit為元素的列向量,I為單位矩陣,則式(18)可表示為Spillt=(W-I)Rt。

借鑒潘文卿等[28]和張萃[29]的研究方法,計算權(quán)重矩陣W。假設(shè)行業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)與行業(yè)技術(shù)相似度成正比,則在最終的產(chǎn)品生產(chǎn)過程中兩個行業(yè)對中間產(chǎn)品的投入越相近,其技術(shù)相似度就越高。因此,將wij定義為行業(yè)i與行業(yè)j的技術(shù)相似度,并采用以下方法計算:

(19)

式中,aki表示行業(yè)i對行業(yè)k貨物或服務(wù)的直接消耗系數(shù),wij在(0,1)內(nèi)取值,并且wij越大表示行業(yè)i與行業(yè)j的技術(shù)相似度越高。權(quán)重矩陣W使用2012年投入產(chǎn)出表中的直接消耗系數(shù)表計算。

穩(wěn)健性檢驗均使用動態(tài)面板模型,將Spill、Spill2、Comp、Comp2設(shè)定為前定變量,并取其一階滯后項作為工具變量。此外,與上文分析一致,回歸中將產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)作為外部效應(yīng)額外的工具變量,穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表4。檢驗結(jié)果顯示,正外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的倒U型影響以及負外部效應(yīng)對研發(fā)投入的U型作用比較穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.4 Robustness test results

5 結(jié)論與建議

大量有關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚、知識產(chǎn)權(quán)保護、外商直接投資、研發(fā)合作等與創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的實證研究結(jié)果表明,知識溢出與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系可能是非單調(diào)的,但關(guān)于二者的非單調(diào)關(guān)系尚缺乏系統(tǒng)的理論建構(gòu)和直接的實證檢驗。基于此,本文綜合考慮創(chuàng)新產(chǎn)出不確定性和創(chuàng)新的外部效應(yīng),構(gòu)建企業(yè)研發(fā)投入理論模型,從理論上分析創(chuàng)新外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響,以及競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入效率問題。在理論分析基礎(chǔ)上,選取中國制造業(yè)34個行業(yè)面板數(shù)據(jù),對創(chuàng)新外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響進行實證檢驗。理論分析結(jié)果主要為以下4點:

(1)若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正,則創(chuàng)新的正外部性即知識溢出對企業(yè)研發(fā)投入具有非單調(diào)影響。當(dāng)行業(yè)研發(fā)處于較低水平時,企業(yè)研發(fā)投入隨知識溢出增強而遞增;當(dāng)行業(yè)研發(fā)水平較高時,知識溢出增強會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入下降。

(2)若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為正,則創(chuàng)新的負外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入也具有非單調(diào)影響,但作用方向與正外部效應(yīng)相反。當(dāng)行業(yè)研發(fā)處于較低水平時,企業(yè)研發(fā)投入隨負外部效應(yīng)增強而遞減;當(dāng)行業(yè)研發(fā)水平較高時,負外部性增強會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入上升。

(3)若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負,則正外部效應(yīng)與負外部效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響均是單調(diào)的,但二者作用方向相反。即當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負時,企業(yè)研發(fā)投入隨正外部性增強而單調(diào)遞增,但隨負外部性增強而單調(diào)遞減。

(4)當(dāng)創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為零時,競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入等于社會最優(yōu)的研發(fā)投入。若創(chuàng)新具有正的凈外部效應(yīng),競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入低于社會最優(yōu)水平;若創(chuàng)新的凈外部效應(yīng)為負,競爭均衡下的企業(yè)研發(fā)投入則高于社會最優(yōu)水平。

基于理論推導(dǎo)和實證檢驗結(jié)果,本文提出以下政策建議:首先,政府需要合理設(shè)計知識產(chǎn)權(quán)保護制度。一般情況下,創(chuàng)新能夠帶來正向的凈外部效應(yīng)。對于研發(fā)投入較大行業(yè),需要保證知識產(chǎn)權(quán)保護強度不能過低,這是因為知識產(chǎn)權(quán)保護強度提升有助于降低知識溢出水平。因此,在其它條件不變時,提高知識產(chǎn)權(quán)保護強度有利于激發(fā)高研發(fā)投入行業(yè)企業(yè)不斷加大研發(fā)投入。但是對于研發(fā)投入較小行業(yè)而言,知識產(chǎn)權(quán)保護力度不能過大,否則會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生較強抑制作用。因此,政府應(yīng)該審時度勢,根據(jù)實際情況設(shè)置合理的知識產(chǎn)權(quán)保護強度。其次,要堅定不移、持續(xù)推動市場化改革,打造競爭適度的市場營商環(huán)境。若由創(chuàng)新帶來的知識溢出正外部效應(yīng)大于其帶來的競爭效應(yīng),會促進低研發(fā)投入行業(yè)增加研發(fā)投入,同時,抑制高研發(fā)投入行業(yè)增加研發(fā)投入,進而導(dǎo)致創(chuàng)新數(shù)量增長但是創(chuàng)新質(zhì)量整體下降。因此,在強化知識產(chǎn)權(quán)保護以限制知識溢出的同時,需要不斷擴大對外開放、構(gòu)建更加公平的市場競爭環(huán)境以強化技術(shù)創(chuàng)新的競爭效應(yīng),從而使創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量雙雙得到有效保證。最后,技術(shù)創(chuàng)新的外部效應(yīng)對不同行業(yè)研發(fā)投入的影響具有差異性,需要構(gòu)建高效可行的協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng),促進中低技術(shù)行業(yè)和高技術(shù)行業(yè)聯(lián)合發(fā)展,形成不同行業(yè)間、企業(yè)間技術(shù)轉(zhuǎn)移與擴散機制,從而使技術(shù)創(chuàng)新充分發(fā)揮帶動整體經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動作用。