開放式創新對制造業企業研發投入的影響
——政府補助與市場競爭的調節作用

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，創新是改革開放的生命。在互聯網+時代，企業無法僅僅依靠內部創新獲得競爭優勢，需要將內外部資源、創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新，以鞏固和提升自身競爭優勢[1]。開放式創新已經成為企業進行研發活動的主導模式，企業必須從開放視野整合可利用資源以推進開放式創新[2]。目前，學術界對于開放式創新主要從創新模式[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新與企業研發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、政府支持和行業競爭3個層面探討以下問題：在全國大力推動開放式創新的戰略背景下，實施開放式創新確定能夠提高制造業企業研發投入嗎？面對政府出臺的各種優惠政策與研發補助支持，制造業企業是否會積極主動地擁抱開放式創新？行業市場競爭程度的不斷加劇會促使制造業企業主動尋求開放式創新，從而獲得或保持競爭優勢嗎？為了找到這些問題的答案，本文搜集中國滬深A股制造業上市公司2009-2019年開放式創新與研發投入相關數據，構建非平衡面板數據模型，分析開放式創新與企業研發投入間的作用機制，從宏觀制度環境——政府補助和行業市場環境——市場競爭的雙重外部環境視角深入探索上述兩者在開放式創新與企業研發投入關系中的作用。

本文研究貢獻主要表現在兩個方面：一是利用制造業上市公司聯合申請的發明、實用新型和外觀設計3種專利數據測量企業是否實施了開放式創新，并探討其如何影響企業研發投入，豐富了組織網絡理論對企業創新行為影響的研究；二是基于政府制度環境和行業市場競爭環境雙重外部環境視角，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新與企業研發投入之間的作用，拓展了企業行為領域的創新情境研究。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 開放式創新對研發投入的影響

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

H1：開放式創新正向影響企業研發投入，即企業實施開放式創新有助于企業研發投入顯著增加。

2.2 政府補助對開放式創新與研發投入關系的調節

政府可以通過制定稅收優惠、稅收減免、資金補貼等引導政策促進企業創新。如企業獲得政府補助，不僅能夠刺激其加大研發投入以提高生產率[12]，而且能夠產生顯著的放大效應加快創新成果商業化[13]。政府補助對于企業研發投入也存在一定擠出效應，會在一定程度上替代內部研發支出，抑制企業創新[14]。因此，政府必須根據企業創新水平進行動態調整，才能更大程度地激勵企業實施高水平的技術創新[15]。同時，從組織網絡視角看，政府是企業開放式創新網絡中的主體成員，可以為企業發展營造完美的制度環境，幫助企業整合內外部資源以實現企業戰略目標。政府補助有利于企業與外部伙伴建立開放式創新網絡，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，有助于企業獲得外部創意、技術與資金支持，增加創新投入并加快創新產出[17]。政府補助在開放式創新與企業研發之間具有一定調節效應，當政府給予創新企業一定資金補助和政策支持時，實施開放式創新能夠有效增加企業研發投入和成果產出[18]。因此，依據信號傳遞理論，提出研究假設。

H2：政府補助調節開放式創新對企業研發投入的正向影響，即企業獲得的政府補助越多，開放式創新對企業研發投入的促進作用越大。

2.3 市場競爭對開放式創新與研發投入關系的調節

市場競爭作為一種外部治理機制，必然影響企業內部創新，促使企業管理者調整創新決策和治理結構。為了贏得更多市場份額和保持競爭優勢，企業會不斷加大研發投入以提高治理、生產與技術效率，即市場競爭可以在一定程度促進企業創新投入和成果產出。但是，隨著市場競爭加劇，企業創新成果被跟隨者模仿或者“彎道超車”的可能性增大，會降低企業創新積極性，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研發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，有學者發現面對市場競爭，民營企業會更加積極地開展研發活動，而國有企業則相對保守[21]，市場競爭也會調節政府激勵、技術聯盟、治理結構等內外部因素對企業創新的影響[22]。同時，企業經營決策是基于市場信號作出的，企業管理者在制定創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，創新決策也會不同，進而影響企業內部治理結構和研發投入。因此，依據市場競爭理論，提出研究假設。

H3：市場競爭調節開放式創新對企業研發投入的正向影響，即企業所處的市場競爭程度越激烈，開放式創新對企業研發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。制造業是經濟發展的核心根基，我國不斷出臺政策支持“中國制造”向“中國智造”升級，同時，制造業企業也是實施國家創新戰略的主要載體。因此，本文按照證監會2012年發布的《上市公司行業分類指引》，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)數據區間選擇。由于2008年以前我國制造業上市公司研發費用、研發人員以及政府補助等企業研發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創新的影響，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、研發費用、營業收入來自國泰安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個變為2009-2019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，考慮到開放式創新、政府支持、市場競爭和財務狀況、資產規模、持續能力、人員規模、知識比重、變現能力以及治理結構等因素對中國滬深A股制造企業創新活動的影響，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，表示企業研發，是由研發費用RRD和全員勞動生產率TFP兩個變量組成的向量；自變量為OPE，表示企業是否采取開放式創新；調節變量為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新與企業研發關系的調節效應，OPE*MAR主要衡量市場競爭對開放式創新與企業研發關系的調節效應。控制變量Control是由風險程度ENF、企業年齡ENY、資產規模ENS、人員規模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研發投入與產出活動的指標有研發經費支出、研發人員數量、新產品銷售收入及各種專利申請授權數四大類[23]。其中，研發經費支出與研發人員數量可以測量企業研發活動投入情況；新產品銷售收入與各種專利申請授權數可以測量企業研發活動產出成果和應用情況[24]。因此，借鑒前人測度企業研發活動的指標，本文采用研發經費支出RRD反映企業研發投入，主要通過當年企業研發費用總額的自然對數測算，研發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選擇開放式創新方式進行技術開發的有效策略[11]。考慮到企業從選擇開放式創新活動到聯合申請專利需經歷協同創新過程，且從專利申請到獲得授權通常需要1～2年[25]。因此，如果企業在t-1、t以及t+1三年中有聯合申請專利(包括發明、實用新型和外觀設計三種專利)記錄的，則認為該企業在t年采取開放式創新方式進行技術開發且賦值為1，否則為企業未采取開放式創新且賦值為0。

(4)調節變量MOD。本文調節變量有兩個，一個是政府補助GOV，主要衡量外部利益相關者——政府對企業研發投入的調節作用。由于創新具有一定外部性和風險性，政府為了鼓勵企業進行研發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]。本文主要使用營業外收入明細中的政府補助額度GOV衡量政府對企業研發投入的鼓勵程度[27]。另一個調節變量為市場競爭MAR，主要從行業層面探討市場競爭程度對企業研發投入的影響。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-企業營業收入占行業營業收入總額的比重，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、資產規模、持續能力、人員規模、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；持續能力用企業年齡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；資產規模ENS取第t年末總資產的自然對數；人員規模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 描述性統計與平穩性檢驗

(1)描述性統計。表2列出了企業研發投入、全員勞動生產率、開放式創新、政府補助、市場競爭以及控制變量的描述性統計結果。從表2可以看出，企業研發投入的最小值為-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股制造業上市公司研發投入的差異程度較大；企業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股制造業上市公司研發產出的差異程度也非常明顯。

表2 變量描述性統計結果

(2)平穩性檢驗。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，企業研發投入、全員勞動生產率、開放式創新、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 開放式創新與研發投入主效應分析

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)，說明企業通過開放式創新獲得外部利益相關者互補資源、知識和信息越多，企業研發投入就越高，并會積極主動利用外部知識進行創新，進而提高創新成果產出，最終實現知識的融合、開放與分享，印證了假設H1，即企業采取開放式創新有助于企業研發投入顯著增加，說明面對激烈競爭的市場環境，企業需要積極擁抱開放式創新。從組織網絡理論看，企業需要依靠外部組織網絡進行開放式創新，在開放式創新過程中投入更多互補性資源以獲取更多新知識、新技術和新創意，產出更多有價值的創新成果[9]。例如研發過程中需要考慮上下游企業與消費者意見；為了搶占未來科技高地，需要與高校科研機構共同攻克技術難題與研發新技術；為了彌補自身能力不足，需要采取研發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，開放式創新主體多元化有利于企業準確、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，降低創新成本和風險[28]。例如企業與外部組織創建長期穩定的合作創新網絡，既可以從外部組織中準確、快速地汲取創新資源，彌補自身資源與能力不足，又可以從外部環境及時獲取市場需求和技術機會，避免企業因過于關注自身而產生短視行為，促使企業更加注重長遠發展，加大企業研發投入以及加快創新成果產出與應用。

表4 回歸分析結果

4.2 政府補助對開放式創新與研發投入的調節效應

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技術人員研發效率，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、改善創新資源投入結構，從而能夠增加企業研發投入。

為了驗證政府補助的調節效應是否顯著，在M3中增加開放式創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)，表明如果企業獲得政府補助，同時積極實施開放式創新，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新對企業研發投入的正向影響中發揮顯著調節作用。

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

圖1 政府補助的調節效應

4.3 市場競爭對開放式創新與研發投入的調節效應

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，企業為了不被競爭對手淘汰，將會配置更多資源用于研發與創新，不斷提高企業研發投入水平，從而獲得市場競爭優勢。

為了驗證市場競爭的調節效應是否顯著，在M5的基礎上增加開放式創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，會促使企業采取開放式創新以廣泛利用外部資源，進而影響企業合作創新資源投入和產出，說明市場競爭顯著調節開放式創新對企業研發投入水平的影響，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作用如何影響企業研發投入的變化方向，繪制政府補助調節效應圖。如圖2所示，市場競爭高、低水平兩條直線在開放式創新值約等于0.320 5時有了交叉點，即當開放式創新大于該閾值時，市場競爭越激烈，開放式創新對研發投入的正向影響越大，印證了假設H3的后半部分內容；當開放式創新小于該閾值時，市場競爭越緩和，開放式創新對研發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新，以增加企業研發投入。而且，只有當企業開放式創新程度大于某閾值時，假設H3才能被完全驗證，即企業所處的行業市場競爭越激烈，開放式創新對企業研發投入的促進作用越大。然而，當企業開放式創新程度小于某閾值時，企業所處行業市場競爭越緩和，開放式創新對企業研發投入的促進作用越大。即市場競爭在開放式創新對研發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(見圖2)。

圖2 市場競爭的調節效應

4.4 穩健性檢驗

為了驗證上述結果可靠性，采取如下3種方法進行穩健性檢驗：①替換因變量，用研發產出指標全員勞動生產率TFP替換研發投入指標RRD；②采用其它估計方法，考慮當期研發活動受到前期研發活動的影響，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現，主效應以及調節效應與前文并無顯著性差異。因此，本文結果是穩健的。

表5 穩健性檢驗結果

5 研究結論與管理啟示

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

(1)企業實施開放式創新能夠顯著增加企業研發投入。這是由于開放式創新參與主體多元化，如競爭對手、上下游企業、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造有利于企業發現和獲取外部創新知識與資源，企業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。其中，與競爭對手合作可以獲取互補性資源，既可以降低研發成本，又可以提高研發成功概率；與上下游企業及消費者合作與交流，有利于準確識別市場機會，產生新創意，及時開發新產品，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現與應用新知識、新技術，有利于企業實現尖端科技領域的戰略目標[29]。因此，企業在開放式創新過程中能夠充分利用外部組織創新資源進行合作創新，獲得多元化創新資源，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，有效提高企業研發投入積極性，從而產出更多研發成果并實現商業化。

(2)政府補助在開放式創新與企業研發投入之間具有顯著調節作用。企業獲得政府補助后，既能在一定程度上緩解研發投入的資金壓力、降低研發風險，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進行“開放、共享和平等”的開放式創新，從而加大研發合作力度，提高合作成效。而且，企業獲得政府補助越多，在其示范影響下，來自其它組織的外部創新資源也會越多，企業研發投入與產出也越高，因此開放式創新對企業研發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新與企業研發水平之間也有顯著調節作用。面對行業中激烈的市場競爭，企業為了生存和保持競爭優勢，既需要加大自身研發和知識產權保護力度，也需要加強企業之間的相互合作，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，企業所處的市場競爭越激烈，企業間基于資源整合進行開放式創新的頻率也越高，為了保持競爭優勢，企業必須不斷提高研發投入，因此開放式創新對企業研發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新視角拓展了現有文獻對企業研發活動的認識，考察了政府補助和市場競爭兩個外部因素在開放式創新對企業研發投入影響關系中的調節作用。結合研究結論，提出如下管理啟示：

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

第二，政府補助是提升企業研發投入和產出的重要推動力。為了滿足政府考核要求，企業會將資金補助主動投入到研發活動中，并且在注重創新數量的基礎上重視創新質量。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開放式創新的支持，激勵企業增加聯合技術開發投入，并根據聯合專利申請與授權情況考核企業研發績效，促進制造企業轉型升級。

第三，市場競爭是促進企業管理者調整研發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勢，企業管理者在制定創新決策時必須權衡外部市場影響，加強與產業鏈上下游企業、科研機構、高校和用戶間的開放式創新合作，提高研發投入產出效率，加快企業轉型升級和中國智造實現。