產品市場競爭與企業創新：一項準自然實驗

(1.中央財經大學會計學院，北京100081；2.上海大學悉尼工商學院，上海201800；3.北京工商大學商學院，北京100048)

一、引言

創新對于推動經濟持續健康發展具有重要意義[1]，企業作為市場經濟中最活躍的主體，是推動國家創新發展的重要力量，因此，在我國經濟進入“換擋減速增效”的背景下，進一步研究影響企業創新的因素成為理論界和實務界探討的重點問題。企業創新決策是在考慮企業自身特征后對市場環境變化做出的反應[2]，從這個角度講，作為一種外部治理機制，產品市場競爭程度的變化會通過與企業內部治理機制的互動，最終影響到企業管理層的創新決策[3]。

但關于產品市場競爭程度的變化對企業創新的影響，目前并未得出一致的結論。研究普遍認為，產品市場競爭對企業創新的影響存在區間效應，表現為先升后降的倒U型關系[4-7]；但也有研究認為，產品市場競爭程度的提高會通過清算威脅、接管風險等渠道提高企業創新水平[8-10]。此外，Grossman和Helpman(1991)[11]通過研究發現，高度的市場競爭所引發的跟隨效應和模仿行為會削弱單位產品創新所產生的價值增量，會抑制管理層的創新動機。這些研究對于理解產品市場競爭與企業創新的關系固然重要，但在理論層面和實證層面存在以下幾個方面的不足：第一，以往研究基本上是基于制度經濟學派或者“法與金融”學派的觀點，基于跨國數據或者宏觀的國家、地區層面研究產品市場競爭與企業創新的相關關系，國家之間具體國情的差異以及其他不可觀測因素的影響，使得以往的研究結論存在較大的內生性問題。第二，以往研究中關于產品市場競爭度量指標的選取存在較大的“噪音”。以往研究中普遍采用“赫芬達爾指數”(HHI)作為市場競爭程度的代理變量。HHI的前提假設是同一年度、同一行業的所有企業面臨著相同的競爭程度，但通過混合截面數據得出的企業創新水平卻存在巨大的差異，從而使結果缺乏穩健性。第三，以往的絕大多數相關研究刻畫的都是產品市場競爭與企業創新的相關關系，而不是邏輯上的因果關系。相關關系很容易受到內生性問題的干擾且難以排除替代性解釋，使得研究結論可靠性不足且難以識別二者在邏輯上的因果關系。

基于以上分析，有必要探索新的方法進一步深化對產品市場競爭與企業創新因果關系的研究。借鑒蔣靈多和陸毅(2018)[12]和Cornaggia等(2013)[13]的思路，本文采用我國政府在2011年對《外商投資產業指導目錄》(1)以下簡稱《指導目錄》。中限制性投資目錄的調整作為外生事件，利用準自然實驗的方法，研究產品市場競爭程度的提高對企業創新的影響。2011年《指導目錄》的調整大幅度減少了外商投資的限制性目錄，有利于外資更加充分地進入我國市場，對外開放水平的提高會推動國內市場競爭程度的提高[12]，從而有利于我們觀察產品市場競爭程度的變化對企業創新的影響。

相比于既有研究文獻，本研究存在以下幾個方面的增量貢獻：第一，進一步豐富了產品市場競爭與企業創新的研究成果。以往關于產品市場競爭與企業創新的研究大多基于國家或者地區層面的數據，結論容易受到不可觀測的潛在因素的影響，且對于微觀企業層面的研究不足，本文立足于我國獨特的治理背景，從微觀層面進一步建立起了產品市場競爭與企業創新的因果關系，并進一步研究了其作用環境，拓展了既有研究成果。現有文獻很多是基于研發后競爭對行業內其他企業創新動機的影響[14-15]，即行業內標桿企業進行創新后，影響了現有的市場競爭程度，進而對行業內其他企業的創新激勵產生影響。但事實上，企業創新激勵不僅受到研發后競爭的影響，也依賴于研發前的競爭[8]，因此，本文利用外生事件對現有市場競爭程度的影響，研究了研發前的競爭對企業創新激勵的作用，豐富了這一領域的研究成果。第二，關于外部市場競爭作用于企業創新的路徑，以往相關研究略顯不足，這不利于深入認識產品市場競爭與企業創新的關系，本文揭示了產品市場競爭作用于企業創新的機制。通過研究發現，產品市場競爭通過抑制代理問題、提高高管激勵有效性以及緩解信息不對稱三種路徑提高企業創新水平，深化了產品市場競爭與企業創新的研究。第三，以往研究通過具體變量對市場競爭程度進行度量，具體指標的“噪音”使得研究結果易受內生性問題的影響。本文利用準自然實驗設計，克服了傳統方法的內生性問題，更好地檢驗了產品市場競爭與企業創新的因果關系。

二、理論基礎與研究假設

(一)產品市場競爭對企業創新的作用

市場競爭與公司治理的相關關系很早就引起了理論界的關注，James和Lewis(1986)[16]最先提出了產品市場競爭與企業財務結構的“相互作用原理”，發現了產品市場競爭與企業財務決策的互動效應。自此，大量研究開始關注產品市場競爭的公司治理作用。作為一種外部治理機制，市場競爭能夠發揮比控制權市場和管理層監督更為有效的作用[17]，其原因在于產品市場競爭作用于公司治理的三種動力機制，即清算威脅假說、聲譽激勵假說和信息假說。其一，清算威脅假說認為，隨著市場競爭程度的提高，市場競爭的“淘汰效應”增強，任何偏離成本最小化和利潤最大化的公司最終會被市場所驅逐[18]，為了降低接管風險以及由此引發的雇傭風險，公司管理層會采取積極措施，自覺抑制代理成本，改善公司治理狀況[19]。此外，清算威脅所產生的倒逼機制有利于促使公司治理當局學習行業標桿的經驗，通過引入市場化的治理機制和激勵模式，使得管理層激勵方案更好地體現市場規律，提高管理層激勵有效性[20]，緩解股東與管理層的利益分歧，從而促進企業在日益激烈的競爭中取得優勢。其二，聲譽激勵假說認為，有了產品市場競爭的比較，經理人市場的信譽機制就可以更好地發揮作用。一方面，市場競爭使得股東和投資者能夠更充分地獲取管理層信息，從而壓縮了管理層通過過度投資、超額在職消費謀求個人利益的空間，抑制了管理層道德風險和逆向選擇的動機，另一方面，管理層只有通過更好的業績表現，才能樹立聲譽，從而獲得聲譽報酬。其三，信息假說認為，產品市場競爭越充分，管理層出于緩解融資約束、提高投資效率等目的，會提高信息披露數量和質量，從而緩解信息不對稱[21]。此外，市場中參與競爭的企業數量的增多，使得投資者和股東通過企業間的業績比較就可以有效識別管理層的努力程度[15,22]，也即市場競爭通過緩解信息不對稱程度，進而提高了公司治理水平。

作為反映公司治理水平的一個方面，企業創新也會受到產品市場競爭程度變化的影響。但以往研究研究認為，產品市場競爭與企業創新存在非線性的區間效應，即適度的產品市場競爭有利于促進企業創新水平的提高[4-7]。Aghion等(2013)[23]將其解釋為“逃離效應”和“熊彼特效應”，即當市場競爭程度逐步加大時，企業盈利空間隨之受到壓縮，企業出于“逃離”當前競爭狀況的目的，會加大創新力度，此時市場競爭與企業創新的關系表現為“逃離效應”，此時的市場競爭程度有利于企業創新，但競爭強度超過某一閥值時，企業在承擔創新風險的同時，其獲取的創新收益邊際價值降低，此時企業會減少創新活動，表現出“熊彼特效應”。然而，關于產品市場競爭對企業創新作用的分析不能脫離我國新興加轉型的特殊發展背景。具體而言，我國市場經濟發展時間較短且在不同行業和不同地區間很不均衡[24]，雖然通過持續的市場化改革，我國的市場競爭程度得到不斷提高，但與發達國家相比，我國的市場競爭的發育程度還不夠成熟[25]。盡管某些行業、某些地區的市場化改革已經取得了決定性勝利，但總體而言，很多非市場因素仍然在資源配置中占有重要地位，這也是我國通過擴大對外開放提高市場競爭程度的原因之一。此外，Aghion等(2013)[23]提出，對企業創新成果保護較好的國家有利于抑制“熊彼特效應”。近年來，隨著我國《專利法》的修訂與《物權法》的通過，有效地降低了創新溢出效應。因此，結合我國具體發展階段來看，當前市場競爭程度的提高有利于促進企業創新。基于此，本文提出如下假設。

H1產品市場競爭程度的提高有利于促進企業創新。

(二)產品市場競爭影響企業創新的作用路徑

根據前面的論述，產品市場競爭有利于提升企業創新水平。更進一步的問題是，產品市場競爭作為一種外部治理機制，是通過哪些渠道作用于企業管理層創新決策，最終表現為企業創新水平的提高？這個問題的回答，有助于進一步打開市場競爭與企業創新關系的“黑箱”。結合我國現階段發展背景以及獨特的公司治理模式，我們認為由外部市場競爭作用于企業創新，就微觀企業層面而言，主要存在三種路徑：代理沖突路徑、高管激勵路徑以及信息透明度路徑。具體而言，其一，代理沖突路徑。在我國上市公司中，普遍存在著兩類代理沖突，股東—管理層代理沖突(第一類代理沖突)以及大股東—中小股東代理沖突(第二類代理沖突)，其中第一類代理沖突是影響企業投資決策的主要因素[26]。在兩權分離的條件下，管理者出于風險規避與自利主義的傾向，往往通過構建“企業帝國”與追求超額在職消費以擴大自身可支配資源的范圍[27-28]，從而使得風險較高的創新投入成為被削減的對象[29]，最終抑制企業創新。但市場競爭可以緩解代理問題，一方面，相對充分的市場競爭意味著更低的行業進入壁壘和較高的沉沒成本，由此增加了公司面臨的接管風險[13]，使得管理層出于未來職業生涯和聲譽損失的考慮，會自覺降低代理成本，從而緩解了股東與管理層的代理沖突。另外，企業創新是企業獲得持續競爭力的源泉[1]，出于企業長遠發展的考慮，管理層會更加注重企業創新。其二，高管激勵路徑。市場競爭程度的提高有利于提高高管激勵有效性，一方面，市場競爭程度越高，行業標桿的作用越明顯，相對業績評價越會得到廣泛的應用[30]，加之市場競爭過程中企業之間的“學習效應”[31-32]，使得管理層有動機參考行業標桿的創新水平，并對本企業的創新活動進行調整，從而促進創新水平的提高，即市場競爭提高了管理層的自我激勵，從而促進企業創新；另一方面，外部市場競爭機制越完善，企業內部激勵機制的市場化程度越高。創新的高風險性需要薪酬契約彌補管理層人力資本溢價[33]，而單一的以貨幣薪酬為主體的薪酬契約黏性較低，不利于提高管理層風險承擔能力，市場競爭程度的提高，加之行業標桿作用的加強，股東所獲取的激勵信息更加充分，更具備在公司內部引入市場化的激勵模式，從而提高高管風險承擔能力，提高企業創新水平。其三，信息透明度路徑。處于競爭程度較高環境下的企業，其信息透明度往往較高[34]，市場競爭程度的改善顯著提高了企業信息披露的頻率和數量，且無論好消息還是壞消息的數量和內容都更加豐富[35]。在比較充分的競爭環境下，企業披露好消息可以向市場傳遞利好信號，披露壞消息可以阻止潛在競爭者進入市場。信息不對稱程度的緩解，提高了外部投資者和其他利益相關者對企業監督的效率[36]，從而有利于約束管理層的利益侵占行為，使得管理層將更多的企業資源應用于創新活動中，以此為股東創造財富并提高企業競爭力，從而提高企業創新水平。基于此，提出如下假設。

H2a代理沖突的緩解在產品市場競爭與企業創新之間發揮了中介作用；

H2b管理層激勵水平的提高在產品市場競爭與企業創新之間發揮了中介作用；

H2c信息透明度的提高在產品市場競爭與企業創新之間發揮了中介作用。

三、研究設計

(一)關鍵變量的定義與度量

1.準自然實驗設計

正如上文所述，以往研究關于產品市場競爭的度量方法噪音較大，而且使用以上的度量指標研究產品市場競爭與企業創新的關系都會或多或少受到樣本選擇偏差和反向因果產生等內生性問題的影響，因此提供的經驗證據欠缺穩健性。為了克服以往研究的內生性問題，本文擬采用準自然實驗的方法，通過外生事件的沖擊研究該事件發生前后所引發的產品市場競爭強度的變化，以及由此產生的對企業創新水平的影響。

具體而言，基于外生政策事件的可得性，本文選取2011年外商投資產業管制減少作為外生政策，進行準自然實驗。外商投資產業擴大對外開放是理想的外生事件。第一，《指導目錄》調整的重點在于進一步減少限制性外商投資行業，放寬市場準入，對外開放程度的擴大有利于提高國內市場的競爭程度[12]，從而為觀察產品市場競爭程度變化前后對企業創新水平的影響創造了合理條件。第二，該政策對于所涉及的行業具有強制性約束，所涉及行業中的企業不能根據自身狀況選擇是否適用該政策，且該政策對不同行業的影響存在差異，便于劃分實驗組和控制組。第三，企業無法事先準確預知《指導目錄》的調整時間及所涉及的行業，因此企業無法事先對自身活動進行調整。

《指導目錄》自首次發布以來歷經多次調整，之所以選取2011年修訂《指導目錄》 作為外生事件主要是基于兩方面的原因。首先，本文選取的樣本區間是2003—2017年，選取該政策使得政策沖擊前后的時間跨度相差不大，時間序列相對均衡；其次，2011年的修訂對于外商投資產業的限制有大幅度的減少，其中涉及證監會2012版行業分類目錄中的7大行業，以及制造業二細分類中的7個行業，受到政策影響的范圍較大，更加有利于觀測政策變化前后的影響。

基于以上研究思路，本文采用雙重差分(DID)方法，將研究樣本做如下設計：(1)2012年及以后的數據賦值為1，否則賦值為0；(2)對于受到政策影響的企業賦值為1，否則賦值為0。這樣可以比較“干凈地”觀測到2011年政策修訂前后所引發的產品市場競爭程度的變化，并以此為事件窗口，研究產品市場競爭程度的變化對于企業創新的影響。

2.企業創新

在以往研究中，關于企業創新的度量主要基于兩方面的視角展開。一是企業創新的強度，如通過企業年末實際研發支出數進行度量，或者用研發支出占當年營業收入的比重度量；二是企業創新的效果，主要是利用企業專利數量進行度量。但這些度量方法存在一定的不足，關于創新強度的度量，首先，研發支出只能觀測到創新投入端的情況而難以從表現出創新的其他維度特征；其次，研發支出受到企業對其進行的資本化處理和費用化處理的影響，不同的處理標準會對結果產生不同的影響[37]。關于創新成果的度量，以專利為基礎的指標只能觀察到企業創新產出端的情況，而難以與投入端建立某種必要的聯系。基于此，本文借鑒Cooper等(2017)[38]的方法，使用單位研發支出的專利數量作為企業創新的代理變量，即企業專利數量與相應年度研發支出的比值。這樣可以將企業創新的投入端和產出端聯系在一起，觀察企業運用研發支出的效率。

3.中介變量

為了對產品市場競爭作用于企業創新的機制進行檢驗，選取管理費用率(Adm)、高管持股量(Stock)和盈余管理水平(DA)作為代理沖突、高管激勵與企業信息透明度的代理變量。管理費用能夠對管理層的在職消費、不當開支等代理成本提供良好度量[39]。有效的激勵模式必然具有長期導向性和柔性機制的特征，因此，選取高管持股量的自然對數對高管激勵進行度量。對于盈余管理水平，采用修正的Jones模型度量。

4.控制變量

為了保證回歸結果的穩健性，本文控制了那些可能會對企業創新產生影響的其他相關因素。主要包括：企業規模(Size)、財務杠桿(Lev)、自由現金流量(FCF)、年末現金持有量(Cash)、資產報酬率(ROA)、企業價值(Tobinq)。以上變量的具體含義及計算公式詳見表1。

表1 變量含義定義表

變量類別變量名變量含義具體計算公式解釋變量與被解釋變量Inno企業創新企業專利數量與相應年度的研發支出的比值Com是否受到產業政策影響受到產業政策影響賦值為1,否則賦值為0Aft是否在2011年以后2012年及以后賦值為1,否則賦值為0中介變量Adm管理費用率當年管理費用/主營業務收入Stock高管激勵高管持股量的自然對數DA信息透明度采用修正Jones模型度量控制變量Size企業規模公司年末總資產的自然對數ROA盈利率凈利潤/總資產平均余額Lev財務杠桿負債總額/資產總額TobinQ成長性公司市場價值/資產重置成本Cash年末現金持有量(年末貨幣資金+短期性投資)/總資產FCF自由現金流量(凈利潤+利息費用+非現金支出)-資本性支出Year年度虛擬變量代表年度固定效應Ind行業虛擬變量代表行業固定效應

(二)樣本的選取

本文主要選取2003—2017年上市公司相關數據，本文展開研究所依賴的公司財務及公司治理的相關數據來源于國泰安(CSMAR)數據庫。與此同時，為了提高回歸結果的穩健性，本文對數據做了如下基本處理：(1)剔除了金融類上市公司樣本；(2)剔除了ST、PT上市公司樣本；(3)剔除了資不抵債的公司樣本；(4)剔除了行業內少于10家公司的樣本；(5)為了剔除極端值對樣本的影響，對樣本數據進行了上下1%的縮尾處理。通過上述處理，本文共獲取了包括14 626個有效樣本的非平衡面板數據。

(三)模型的構建

為了開展實證研究，本文構建了如下回歸模型。其中，為了使形式更加簡潔，模型中所有的控制變量均表示為Ctrl。

1.產品市場競爭與企業創新

為了建立起產品市場競爭與企業創新的因果關系，我們運用雙重差分(DID)的方法進行回歸分析，具體模型如下

(1)

模型(1)是檢驗產品市場競爭與企業創新的DID模型。主要關注交互項系數β3的方向及顯著性，根據本文的預期，系數β3應當顯著為正，從而可以說明在2011年外商投資產業政策調整后，產品市場競爭程度的提高促進了企業創新。

2.作用路徑檢驗模型

根據張涵和康飛(2016)[40]的觀點，運用bootstrap方法進行中介效應分析可以有效降低發生第Ⅰ類錯誤的概率，且相比于Sobel Z檢驗，可以有效保證樣本的正態分布，因此，本文采用bootstrap方法進行中介效應檢驗。為此，在模型(1)的基礎上構建如下模型

(2)

(3)

模型(2)和模型(3)中的Med表示中介變量，具體包括代理沖突(Adm)、高管激勵(Stock)、信息透明度(DA)。通過在實驗組和控制組隨機抽取樣本的方法進行中介效應檢驗，通過觀察模式(2)中的系數α3及模型(3)中的系數的方向及顯著性，可以判斷中介變量是否存在中介效應。

四、實證檢驗結果

(一)描述性統計

通過表2列示的結果可以發現，不同企業之間的創新水平平均達到16.72%，標準差為2.373，這反映了不同企業之間的創新水平存在較大差異。從產品市場競爭狀況(Com)來看，總體上平均有68.1%的樣本受到了外商投資開放水平提高的影響，就時間序列分布狀況而言，Aft的平均值為0.553，說明樣本在2011年前后分布較為均衡，從而為本文的研究提供了良好的研究樣本。

(二)回歸結果及分析

為了驗證本文提出的假設，檢驗產品市場競爭與企業創新的因果關系及其作用路徑，在控制了相關影響因素之后，進行了回歸分析。具體結果見表3-表5。

表2 變量描述性統計表

表3 平行趨勢假設檢驗結果

Inno2003—20112012—2017實驗組1.4251.861控制組1.3821.751Diff0.043(1.27)0.110?(1.95)

由表3的結果可以發現，在2011年《指導目錄》調整之前，實驗組與控制組樣本的創新水平不存在顯著差異，但2011年之后，隨著對外商投資管制的逐步開放，實驗組和控制組樣本的創新水平雖都有所提高，但二者的創新水平已經存在顯著差異，且實驗組樣本的提高程度更加顯著，從而驗證了平行趨勢假設。

在以上分析的基礎上，通過雙重差分模型對產品市場競爭與企業創新的關系進行檢驗。具體結果見表4。

表4的列(1)和列(2)分別列示了DID模型和動態效應模型檢驗結果。由列(1)的結果可以發現，交互項Com×Aft的系數顯著為正，說明產品市場競爭程度的提高有利于促進企業創新水平的提高。就經濟意義而言，列(1)的結果表明，產品市場競爭程度每提高1個單位，在其他條件不變的情況下，企業創新水平提高4.3%。為了從動態視角更加細致地觀察產品市場競爭程度的變化對企業創新的影響，在模型(3)的基礎上引入時間指示變量啞變量，其中D2012是2012年啞變量，若樣本屬于2012年賦值為1，否則賦值為0；D2013表示如果樣本屬于2013年賦值為1，否則賦值為0；D2014+表示如果樣本屬于2014年及之后年度賦值為1，否則賦值為0。通過動態效應模型的回歸結果可以發現，市場競爭程度的提高對企業創新水平的影響具有持續性，且作用在逐步增強，從而驗證了假設1。

表4 產品市場競爭與企業創新的回歸結果

回歸類型InnoDID模型動態效應模型(1)(2)Com0.052??(2.21)0.044?(1.81)Aft0.018?(1.66)0.021??(1.97)Com×Aft0.027???(3.37)—D2012×Com—0.026??(1.97)D2013×Com—0.032??(2.19)D2014+×Com—0.047???(2.71)Cash0.041(1.28)0.065(1.59)FCF0.031???(2.28)0.049?(1.67)Size0.078???(3.33)0.024???(3.15)Lev-0.055?(-1.71)-0.054??(-2.20)ROA0.011??(2.11)0.019???(3.01)Tobinq0.058???(2.58)0.015???(3.58)Year控制控制Ind控制控制Observations14 62614 626F值19.6222.70Adj.R20.160.21

注：括號中數值為t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。下同。

進一步地，本文試圖探討產品市場競爭作用于企業創新的可能路徑。筆者認為，產品市場競爭通過抑制管理層代理問題、提高管理層激勵有效性、提高企業信息透明度，進而促進企業創新。為了檢驗以上假設，采用依次檢驗法，并結合bootstrap中介效應檢驗法保證樣本的隨機性。第一步，通過模型(1)檢驗競爭與創新的關系；第二步，通過模型(2)檢驗競爭與中介變量的關系；第三步，通過模型(3)檢驗競爭、中介變量與創新的關系，具體結果見表5。

表5 產品市場競爭與企業創新作用機制檢驗結果

中介變量因變量Med=AdmMed=StockMed=DAMed=AdmMed=StockMed=DAAdmStockDAInnoInnoInno(1)(2)(3)(4)(5)(6)Com-0.077??(-2.12)0.023???(2.28)-0.053?(-1.73)-0.053?(-1.81)0.022?(1.85)-0.042?(-1.70)Aft-0.035???(-2.79)0.016?(1.73)-0.038??(-2.22)-0.026?(-1.73)0.021?(1.85)-0.020??(-2.14)Com×Aft-0.025??(-1.97)0.033??(2.18)-0.033?(-1.77)-0.022??(-1.99)0.027??(2.00)-0.016?(1.80)Med———-0.062???(-3.33)0.057??(2.23)-0.037??(-2.19)Cash0.008?(1.66)-0.011(-1.51)-0.006(-0.72)0.010(1.62)0.031?(1.92)0.036(1.24)FCF0.015?(1.70)0.022??(2.37)-0.081?(-1.76)0.017??(2.10)0.058??(2.18)0.013(0.81)Size0.022???(2.25)0.076???(4.05)-0.089??(-1.89)0.012???(2.60)0.055???(3.21)0.059???(2.76)Lev-0.009(-0.89)-0.002?(-1.75)0.017?(1.86)-0.006(-1.03)-0.017??(-1.96)-0.039??(-1.99)ROA0.057??(2.08)0.081???(2.72)0.092?(1.85)0.042(1.19)0.075?(1.90)0.035???(3.08)Tobinq0.105(1.52)0.099?(1.75)0.017(1.55)0.087?(1.81)0.081(1.61)0.085(0.22)Year控制控制控制控制控制控制Ind控制控制控制控制控制控制bootstrap Z值1.86?2.32???1.78?2.01??1.99??1.76?Adj R20.150.170.190.120.170.16Observations14 62614 62614 62614 62614 62614 626

表5列示了產品市場競爭與企業創新作用機制檢驗結果，其中列(1)—(3)是模型(2)的回歸結果，列(4)—(6)是模型(3)的回歸結果，Med表示本文所選取的中介變量，具體包括代理沖突(Adm)、高管激勵(Stock)以及信息透明度(DA)。通過觀察列(1)—(3)的結果可以發現，交互項Com×Aft的系數至少在10%水平上顯著，說明產品市場競爭程度的提高有效降低了代理沖突，抑制了企業盈余管理，提高了高管的激勵有效性。表5中列(4)—(6)的結果表明，Med的系數均通過顯著性水平檢驗，說明代理沖突和信息不對稱程度的降低，高管激勵有效性的提高，有利于提高企業創新水平。此外，bootstrap檢驗結果表明，本文選取三個中介變量均存在部分中介效應，即產品市場競爭通過降低代理沖突、抑制盈余管理、提高激勵有效性的機制提高了企業創新水平，從而驗證了H2a-H2c。

(三)穩健性檢驗

本文的回歸采用了相對穩健的DID方法，但作為一種準自然實驗的方法，相比于自然實驗而言，還是存在一定缺陷。從理論上講，自然實驗的樣本在實驗組和控制組之間的劃分是完全隨機的，而且能夠有效控制其他因素對于實驗結果的影響，從而其實驗的結果能夠很好地歸結于解釋變量的變化對被解釋變量的影響。但由于社會科學研究對象的復雜性，使得樣本的分組要按照是否受到政策沖擊作為標準，分配的隨機性較弱且難以完全控制干擾項的影響，因此樣本很容易受到污染。另一方面，在選取的樣本期間內，《指導目錄》出現了三次調整(2007年、2011年、2015年)，雖然每次關于限制性外商投資產業的調整涉及到不同行業，理論上不會產生政策效果的“疊加效應”。但為了避免這一潛在問題的影響，本文同樣進行了穩健性檢驗。鑒于此，采取四種方法進行穩健性檢驗：(1)進行二次政策沖擊DID檢驗。本文的主回歸部分采用2011年外商投資產業指導目錄的變動作為外生政策。2015年，我國對外商投資產業指導目錄又進行了一次修訂，其中涉及到12個行業，利用該政策，采用DID方法，以2012—2017年數據為樣本，再次進行檢驗；(2)對原樣本采用傾向得分匹配法(PSM)進行穩健性檢驗；(3)采用反事實的安慰劑檢驗(Placebo Test)。具體而言，采用政策變化的前一年(2010年)作為虛擬的外生事件，觀察在這一虛擬外生事件前后產品市場競爭與企業創新的因果關系，如果結果依然能夠通過顯著性檢驗，這說明本研究的結果不具有穩健性，反之，則說明本研究結果具有穩健性；(4)為了避免樣本期間內《指導目錄》連續調整所產生的潛在問題，采用連續DID進行穩健性檢驗，觀察結果是否存在被高估的現象，如果結果依然顯著，則說明本研究的結果具有穩健性。

表6 穩健性檢驗結果

回歸類型DID PSM-DIDPlacebo Test連續DIDInno(1)(2)(3)(4)Com0.044??(2.01)0.061?(1.67)0.061(1.22)0.072??(2.17)Aft0.051(1.22)0.071(0.99)0.027(1.51)0.022?(1.67)Com×Aft0.017???(4.79)0.045?(1.82)0.022(1.55)0.061??(1.96)Cash0.025(1.09)0.097(0.05)0.033??(1.97)0.031???(2.15)FCF0.098(0.69)0.013(0.02)0.007(1.27)0.006?(1.76)Size0.011???(4.44)0.091???(4.02)0.091???(2.82)0.109???(3.21)Lev-0.029???(-2.84)-0.045(-0.27)-0.071??(-2.21)-0.042??(-1.99)ROA1.042???(4.23)0.079???(3.36)0.013(1.53)0.088(1.58)Tobinq0.020(0.80)0.058(1.01)0.082??(2.18)0.069?(1.79)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations4 3625 26114 62614 626F值21.5620.3923.6621.51Adj.R20.170.230.170.16

通過以上四種方法進行的穩健性檢驗結果可以發現，主要變量的相關關系沒有變化，且系數的顯著性水平符合預期，從而保證了本研究結果的穩健性。特別是安慰劑檢驗結果表明，本文所檢驗的產品市場競爭與企業創新的因果關系不是機械式的因果關系，而是邏輯上的因果關系。連續DID的檢驗結果表明，主要變量系數依然顯著，從而說明雖然經歷了多次調整，但在樣本期間內，政策效果不存在“疊加效應”，結果沒有被高估，結果具有穩健性。

(四)進一步研究

通過上述檢驗，本文驗證了產品市場競爭與企業創新的因果關系，以及產品市場競爭作用于企業創新的機制。那么，產品市場競爭作用于企業創新的條件是怎樣的？或者說在不同公司內部治理和外部環境的條件下，會對產品市場競爭與企業創新的關系產生怎樣的影響？產品市場競爭在什么樣的條件下，對企業創新的促進作用更加顯著？為此，針對產品市場競爭作用于企業創新的條件問題，進行了子樣本檢驗。

表7 產品市場競爭與企業創新作用條件檢驗結果

回歸類型治理水平較高組治理水平較低組治理水平較高組治理水平較低組(1)(2)(3)(4)Com0.052???(3.56)0.050???(3.68)0.066???(2.81)0.035?(1.67)Aft0.024(1.38)0.014(1.56)0.096(1.46)0.080?(1.71)Com×Aft0.077???(3.78)0.054(1.85)0.056??(2.14)0.042?(1.88)Cash0.016(1.02)0.019(1.31)0.045(1.47)0.033??(2.11)FCF0.042(0.38)0.071(0.64)0.026(0.67)0.080(1.26)Size0.037?(1.96)0.021???(2.57)0.034(1.39)0.052??(2.22)Lev-0.022??(-2.08)-0.26???(-2.26)-0.052??(-2.18)-0.018??(-1.97)ROA0.093???(4.14)0.030???(4.12)0.091???(3.19)0.055(1.34)Tobinq0.134(2.27)0.112?(1.69)0.105?(1.85)0.095(1.52)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations6 5837 7737 0287 598F值27.6023.4823.5422.81Adj R20.150.170.190.15

1.考慮公司治理水平的影響

從式(3)中笛卡爾速度中獲得可用的離散樣本,然后可以用雅可比矩陣的列向量Ji來改寫式(3)的離散形式，得

較高的公司治理水平對企業創新的影響可能更大，一方面，較高的公司治理水平意味著公司內部的治理模式和激勵模式具有更高的市場化水平，從而更容易激勵高管致力于企業創新；另一方面，較高的公司治理水平具備較高的信息披露質量，從而有利于緩解企業內外部的信息不對稱，強化對管理層的監督，有效抑制代理問題，從而有助于促進企業創新水平的提高。參考姜軍等(2017)[41]和李玲(2014)[42]的方法，采取股權制衡度(第二至第十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例)以及是否存在兩職合一這兩個維度進行子樣本分析。其中，股權制衡度高于行業中位數以及不存在兩職合一的樣本視為治理水平較高的公司，否則視為治理水平較低的公司。表7的結果表明，相比于公司治理水平較低組，公司治理水平較高的企業，市場競爭程度的提高對其創新水平的促進作用更加顯著。

2.考慮外部環境的差異

由于很多歷史和現實的原因，我國的市場化水平在不同地區和不同行業之間存在比較明顯的差異。就地區而言，東部地區的市場化改革已經取得了決定性勝利，但在中西部地區，很多非市場化因素在資源配置中仍具有重要作用。因此，考慮到地區市場化程度的差異對產品市場競爭與企業創新關系的影響，我們進行了子樣本分析，地區市場化程度采用樊綱指數度量，高于中位數的視為市場化程度較高組，低于中位數的視為市場化程度較低組。

表8 產品市場競爭與企業創新作用條件檢驗結果

Inno市場化程度較高組市場化程度較低組競爭性企業功能性企業(1)(2)(3)(4)Com0.052?(1.72)0.058?(1.82)0.088??(2.22)0.092??(1.98)Aft0.037??(1.96)0.044??(2.00)0.042(1.64)0.030?(1.78)Com×Aft0.057???(2.66)0.034?(1.78)0.080??(2.24)0.053?(1.67)Cash0.017??(1.99)0.020??(2.13)0.008?(1.76)0.042(1.59)FCF0.082?(1.80)0.078(1.50)0.012??(1.96)0.049??(2.07)Size0.022???(2.52)0.083??(2.71)0.032???(3.28)0.052???(3.25)Lev-0.027?(-1.92)-0.028??(-1.97)-0.007???(-4.02)-0.102??(-2.21)ROA0.056(1.26)0.032??(2.07)0.055??(2.22)0.025(0.89)Tobinq0.071(1.33)0.057(1.42)0.045??(2.23)0.045???(2.67)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations8 3216 3058 7535 873F值22.2820.3025.7220.81Adj R20.140.120.160.17

此外，行業的差異也會對市場競爭程度產生影響，有些行業主要面向市場經營，更多地參與市場競爭，而有些行業的壟斷程度則相對較高。就產業部門而言，制造業、建筑業、商業等競爭性部門的市場化程度相對較高；而資源性和涉及資源的產業以及具有天然壟斷屬性的產業，具有公共產品屬性的產業市場化程度則相對較低。北京工商大學“會計與投資者保護”項目組(2014)認為可以將行業按照政府干預與市場競爭程度分為兩大類，即高政府干預與低市場競爭行業和低政府干預與高市場競爭行業。借鑒其思路，本文將證監會行業分類(2012)中的農林牧漁業(A)、采掘業(B)、石油、化學、塑膠、塑料業(C4)、金屬、非金屬業(C6)、電力、煤氣及水的生產和供應業(D)、房地產業(J)、傳播與文化產業(L)劃分為功能性行業，剩余行業劃劃分為競爭性行業。

表8的結果表明，處于市場化程度較高地區的企業以及競爭性企業，產品市場競爭程度的提高對企業創新的促進作用更加顯著。

五、結論與啟示

本文以2011年《外商投資產業指導目錄》調整為背景，以我國2003—2017年非金融類上市公司為研究對象，運用雙重差分模型檢驗了產品市場競爭程度對企業創新水平的影響并試圖建立起二者邏輯上的因果關系。通過研究發現，產品市場競爭程度的提高對企業創新具有促進作用。穩健性檢驗結果表明，產品市場競爭與企業創新之間具有邏輯上的穩健的因果關系，而不是機械式的相關關系。進一步地，中介效應結果表明，作為一種外部治理機制，產品市場競爭通過抑制股東與管理層之間的代理沖突、提高管理層激勵有效性、提高公司信息透明度這三種路徑提高了企業創新水平。也就是說，代理沖突、管理層激勵有效性和信息透明度是產品市場競爭影響企業創新的重要途徑。除作用路徑檢驗外，本文還進行了作用環境檢驗。通過研究發現，在內部治理水平較高、地區市場化程度較高的企業以及競爭性企業中，產品市場競爭對企業創新的作用更加顯著。

在政策啟示層面，本文的研究結論表明：首先，我國政府要不斷采取措施，完善市場化機制，逐步提高市場競爭程度，特別是要彌合中西部地區與東部地區市場化水平的差異，促進市場競爭的均衡發展，并以此為抓手，緩解因市場化水平的差異所導致的地區發展水平的差異，促進我國地區之間企業創新水平、經濟發展水平的均衡發。其次，政府監管與企業要密切配合，共同發力，促進企業治理模式和激勵模式市場化程度的提高。一方面，政府監管要不斷強化對公司治理狀況的監管，并配合相關法律法規，減少上市公司治理無效行為(如信息不對稱、代理沖突)，保護投資者利益；另一方面，公司治理也要借助我國市場競爭日益充分的有利契機，不斷引入市場化的治理模式和激勵模式，從而更好地促進企業發展。最后，創新資源的稀缺性應當與市場配置的有效性相結合。政府在對企業進行適度監管的同時，可以鼓勵企業采用市場化的方式對相對有限的創新資源進行配置，減少政府的直接干預，從而提高創新資源的配置效率與使用效率，在促進企業發展的同時，也促進我國經濟的綠色健康發展。

由于某些客觀原因，本文也存在一定不足：由于某些企業出于保守商業機密的需要，沒有過多披露有關研發支出方面的信息，雖然通過國泰安(CSMAR)數據庫并結合手工收集的方法在一定程度上彌補了數據缺失，但最終得到的仍然是非平衡面板數據，這些缺失的企業創新數據可能對本研究結果產生一定的影響；更進一步，相比于企業創新本身，企業創新效率是一個更深層次的問題，創新效率反映了企業利用有限資源創造出更多創新產出的能力，是企業資源整合能力的體現。隨著研究的深入，我們希望在這一領域展開進一步研究，以豐富企業創新領域的研究成果。