技術創新對高新企業自主品牌價值的影響

張曉飛 肖陽

摘要：基于2014—2019年上榜世界品牌實驗室發布的《中國品牌價值500強》高新企業的面板數據，通過構建雙向固定效應模型和面板門檻回歸模型，探究技術創新對我國高新企業自主品牌價值的影響以及區域產業結構優化在此過程中的調節作用。實證結果表明：技術創新對高新企業自主品牌價值具有顯著的正向影響，且整體上呈“倒U型”特征;產業結構合理化顯著正向調節技術創新對自主品牌價值的影響;產業結構高級化在技術創新對自主品牌價值的影響過程中存在非線性的間接影響——門檻效應，并在此基礎上，進一步利用門檻回歸模型測算了產業結構高級化調節作用的門檻水平。

關鍵詞：產業結構優化;技術創新;品牌價值;面板門檻回歸模型

中圖分類號：F270.3 文獻標識碼：A 文章編號：16735595（2022）03006708

一、引言

從“中國制造”走向“中國創造”，從“本土品牌”邁向“世界品牌”，以優勢技術與優質品牌替代模仿與高成本，以合作者、競爭者、引領者的新身份參與到國際經貿活動中，是中國企業做大做強，立足國內、走向世界的必由之路。然而，品牌短板對中國企業國際影響力的制約已是不爭的事實。國內市場普遍存在一個現象：相對于更實惠的國內產品，消費者大多傾向于購買昂貴的外國產品，即使兩種產品質量差別不大。本土品牌認可度低，主要有兩方面原因：一是消費者長久以來形成的“偏見”和“刻板印象”造成的;二是企業技術創新能力不強，缺乏領先核心技術導致的[1]。事實上，“偏見”與“刻板印象”的形成是基于過去的劣勢技術，而要想改變消費者對品牌的態度，前提是改善產品質量，提高產品品質。品牌的發展與技術的創新是相互制約、相互促進的過程，品牌的形成與發展來源于技術創新[2]，品牌的維護會倒逼企業不斷進行創新[3]。因此，發展優勢技術、創造領先技術是改變我國自主品牌形象、提升自主品牌價值的根本途徑。

黨的十九大報告指出，深化供給側結構性改革，積極推動產業結構優化升級，是實現中國經濟高質量發展的關鍵。在供給側結構性改革背景下，產業結構優化是實現創新驅動戰略、推動我國制造業高質量發展的重要基礎和關鍵因素。產業結構優化的本質是將生產要素從低效率生產部門轉移到高效率生產部門，生產要素高效率地運作必然會對企業的創新活動產生重要影響[4]。從企業資源基礎觀出發，品牌對于企業是一種獨特的“無形資產”，難以復制且能夠為企業帶來持續的競爭優勢。從內生增長理論出發，技術進步是推動經濟發展的源動力?；谏鲜鰞煞N基礎理論，關于技術創新、自主品牌價值、產業結構優化三者的關系，學者們的研究成果主要集中在兩個方面：一是從理論或案例分析和討論技術創新能否以及如何提高自主品牌價值;二是產業結構優化是否會提高企業技術創新效率?，F有研究很少探討產業結構優化對自主品牌價值的影響，也少有將三者統一在一個理論框架內進行研究，實證研究較少。

企業是技術創新的主力軍，是品牌的重要載體，而一個區域的產業結構作為企業孕育品牌的外部環境，在技術創新提高自主品牌價值的過程中發揮著重要作用。推進區域產業結構優化升級，可以為企業的科研創新創造良好的外部環境，使企業的創新活動帶來更多的收益，促進企業持續創新，而持續創新是自主品牌發展的根本驅動力。綜上所述，本文將技術創新、產業結構優化、自主品牌價值結合起來，從企業層面探討三者間關系，進一步完善現有研究：（1）基于2014—2019年上榜世界品牌實驗室發布的《中國品牌價值500強》的高新企業面板數據，實證分析技術創新對高新企業自主品牌價值的影響;（2）探究區域產業結構優化在技術創新對企業自主品牌價值的影響過程中起到何種作用。

二、理論分析與研究假設

關于品牌價值的來源，學術界的主流觀點主要有兩個方面：一是顧客及其他利益相關者視角下的品牌價值觀，強調市場競爭中顧客及其他利益相關者的主觀評價與價值感知。二是企業視角下的資源價值觀，品牌的發展與品牌價值的提升來源于企業的核心競爭力。胡振華等認為品牌價值來源于品牌能夠滿足消費者的心理需求和社會需求，給消費者帶來特殊效用[5]。張燚等認為品牌價值來源不應局限于企業與顧客，也需要關注員工、供應商、競爭者、媒體等利益相關者的感知、行為及他們對品牌價值創造的影響[6]。寇宗珍等認為品牌價值來源于企業自身以及整合運用資源的能力，而企業經營活動質量會影響利益相關者對品牌價值的感知[7]。事實上，兩種觀點并不沖突，企業的核心競爭力是品牌價值的來源與基礎，而顧客與利益相關者感知到的價值是企業創造品牌的意義所在。

（一）技術創新與品牌價值

隨著科學技術的飛速發展，制造業已進入“智造”時代，科技創新能力作為現代企業核心競爭力的重要來源，逐漸成為決定企業生存發展、品牌做大做強的關鍵因素。所謂技術創新，是指企業通過投入相關科技資源創造新知識，開發新技術，或將已有知識與技術進行應用創新的過程。伴隨著市場上產品同質化日益嚴重、消費者需求日益多樣化的情況，創新儼然成為市場競爭的關鍵。技術創新可以給企業帶來新產品，這些新產品在成功推向市場后，憑借先發優勢，往往會迅速占領市場，隨著消費者對新產品的認可度和滿意度不斷增加，該企業將會在消費者及其他利益相關群體中樹立一個良好形象，企業品牌價值也會隨之提升。田潔等通過分析華為成功打造為世界級品牌的案例，提出將科技創新與品牌建設相結合是科技創新型企業實現雙贏的最佳途徑[8]。Beatriz等認為技術創新可以增加產品與服務的知名度和認可度，提高品牌的力量，從而提升企業品牌價值[9]。Coccia通過分析抗癌藥物市場，認為技術創新作為企業持續競爭優勢的來源，是影響醫藥企業品牌價值的關鍵因素[10]。劉建華等基于內生性視角，研究發現技術創新與品牌價值之間存在著相互影響、相互促進的關系，且技術創新對品牌價值的影響具有周期性[11]。然而，有研究表明技術創新存在程度臨界[12]，即創新水平達到臨界值時，技術創新對品牌價值的提升作用會衰減。一般情況下，當企業開發出的新產品取得較高的市場份額后，就會遭受其他競爭者的模仿，市場上就會不斷出現競爭產品，致使開發新產品的收益下降。吳超鵬等強調在知識產品保護制度尚未完善時，企業研發活動存在著“研發溢出”現象，隨著企業逐步加大對科研創新的投入，技術創新為企業所帶來的正向影響會逐漸減弱[12]。Sven等認為技術創新本身具有高風險性與不確定性，失敗的創新活動會有損于品牌形象，破壞企業品牌價值[13]。綜上所述，在企業技術創新的初期階段，新產品的開發或新技術的利用可以幫助企業獲得競爭優勢，擴大市場份額，提高企業聲譽，提升品牌價值，技術創新正向影響品牌價值。但在中后期階段，創新的風險和成本增加、競爭企業的模仿與改進、市場需求的變化等諸多不利因素，以及創新效率的邊際遞減規律等將導致技術創新對品牌價值負向溢出效應超過正向溢出效應，從而使技術創新對品牌價值產生負向影響?；诖耍疚奶岢黾僭OH1和假設H2：

H1：技術創新正向影響自主品牌價值。

H2：技術創新對自主品牌價值影響整體上呈“倒U型”。

（二）產業結構優化的調節效應

品牌的塑造與提升是企業內部環境與外部環境共同作用下進行的[14]，產業結構作為企業的外部環境，對企業的生存發展有著重要的影響[15]。趙慶實證研究表明產業結構優化能夠有效提高創新效率，且存在“滾雪球效應”[16]。李東?；趧撔聝r值鏈視角，發現產業結構優化對創新過程中的科技研發效率和成果轉化效率都有顯著的直接或間接影響[17]。也有學者研究發現技術創新與產業結構優化存在相互促進、相互影響的關系[18]。產業結構優化主要是指產業結構的合理化和高級化，產業結構合理化是根據科學技術水平、需求供給結構、生產資源條件，對產業結構進行調整，從而實現生產要素合理配置、各產業協調發展。產業結構高級化是在技術推動下，產業整體向著高素質方向發展。產業結構的調整，是從供給端實現生產要素的優化配置，從需求端改變市場需求結構[19]。在產業結構優化升級過程中，創新資源會流向更高效率的生產部門，供給側結構的改變勢必會引起市場需求結構的變化。合理的市場需求結構有利于品牌的培育，更高層次的需求會“倒逼”企業不斷進行創新，進而提升品牌價值?？梢姡敭a業結構更為合理和高級時，不僅會提高企業技術創新效率，同時也會促進技術創新對企業自主品牌價值的提升。因此，本文提出假設H3和假設H4：

H3：產業結構合理化正向促進技術創新對品牌價值的影響。

H4：產業結構高級化正向促進技術創新對品牌價值的影響。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文研究樣本來源于2014—2019年上榜世界品牌實驗室發布的

《中國品牌價值500強》中的高新技術企業，高新技術企業相對于其他類型企業，需要持續的研究開發和技術成果轉化，創新特征更為明顯。品牌價值數據來源于《中國品牌價值500強》排行榜，企業創新數據和財務數據來源于國泰安數據庫，部分缺失值來源于公司年報。各地區產業結構優化數據按省份劃分，來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》以及各省份的統計年鑒。剔除存在重大財務問題的企業樣本以及不完整數據后，得到100家高新企業樣本數據和其所在21個省份的產業結構數據。本文采用面板數據，研究區間為2014年1月1日—2019年12月31日。

（二）變量設計

本文被解釋變量為品牌價值（BV），借鑒王分棉等[20]的研究，采用世界品牌實驗室發布的企業品牌價值來測量。解釋變量為技術創新（RD），企業的研發活動需要投入大量資源，研發投入作為企業進行科研創新的重要資金投入，直接影響企業技術創新能力[21]，考慮到企業研發投入在時間上具有滯后性，選取滯后一期的研發投入來衡量企業技術創新。企業的規模（SIZE）、年齡（AGE）、盈利能力（PA）、管理效率（ME）都會影響到品牌價值[910]。因此，選取企業的規模、年齡、盈利能力、管理效率作為控制變量，用企業總資產來測量企業的規模（SIZE）;用企業已成立年數測量企業的年齡（AGE）;用營業收入/營業成本來測度企業盈利能力（PA）;用營業收入/管理費用衡量企業管理效率（ME）。為了降低樣本數據離散性，上述控制變量數值均取自然對數。

本文的調節變量為區域產業結構合理化（ISP）和產業結構高級化（ISA），對于產業結構合理化的測度，參照李東海等[17]研究中采用的泰爾指數來測度，具體計算方法如下所示：

式中，ISPt為某一地區第t年產業結構合理化水平;Yit為某一地區第 i個產業t年的增加值，Yt為該地區t年總產值;Lit為某一地區第i產業t年的就業人數，Lt代表該地區t年就業總人數。如果各產業處于均衡狀態，則ISPt等于零，表明產業結構合理;ISPt越大，表明產業結構偏離均衡狀態越遠，產業結構越不合理。

對于產業結構高級化的測度，本文借鑒李翔等[22]的做法，采用產業結構層次系數方法來測度，具體計算方法如下所示：

式中，ISAt為某一地區第 t 年的產業結構高級化水平，Yit為某一地區第t年i產業的增加值;Yt為某一地區第t年的總產值。

（三）模型設計

為了驗證企業技術創新對自主品牌價值的影響，構建了模型（1）和模型（2），為了驗證產業結構優化在技術創新影響品牌價值過程中存在調節效應，構建了模型（3）和模型（4）。

BVit=α0+α1RDit-1+α2SIZEit+α3AGEit+α4PAit+α5MEit+μit（1）

BVit=α0+α1RDit-1+α2RD2it-1+α3SIZEit+α4AGEit+α5PAit+α6MEit+μit（2）

BVit=α0+α1RDit-1+α2RD2it-1+α3SIZEit+α4AGEit+α5PAit+α6MEit+α7ISPit+α8ISPit×RDit-1+μit（3）

BVit=α0+α1RDit-1+α2RD2it-1+α3SIZEit+α4AGEit+α5PAit+α6MEit+α7ISAit+α8ISAit×RDit-1+μit（4）

式（1）和（2）中，被解釋變量BVit為企業i第t年的品牌價值;解釋變量RDit-1和RD2it-1分別為企業i第t-1年的創新投入和創新投入的二次方項;SIZEit、AGEit、PAit、MEit為企業的規模、年齡、盈利能力和管理效率;μit為隨機誤差項。式（3）和（4）中，ISPit、ISAit分別為不同省份的產業結構合理化與產業結構高級化;ISPit×RDit-1和ISAit×RDit-1為技術創新與產業結構合理化和產業結構高級化的交互項。

四、實證結果

（一）描述性統計與相關分析

本文使用Stata15.0軟件對樣本數據進行統計分析，樣本數據變量的描述性統計與相關性分析具體結果見表1。從表1可以看出，企業的技術創新、規模、年齡、盈利能力、管理效率與企業的品牌價值呈正向關系;各控制變量之間相關性不強。此外，各變量方差膨脹系數（VIF）均小于2，表明變量間不存在多重共線性，變量指標選取合適。

（二）技術創新對品牌價值的影響

首先，本文采用Hausman檢驗來判斷選擇固定效應模型還是隨機效應模型，具體檢驗結果和模型選擇見表2。其次，為了確?；貧w結果的穩健性，本文對樣本數據使用White檢驗和Wooldridge test檢驗，來檢驗樣本數據是否存在異方差和自相關，結果表明存在異方差和自相關。因此，本文采用雙向固定效應模型進行計量估計，從而確保回歸結果的穩健性，具體回歸結果見表2。

對于技術創新對品牌價值的影響，從模型Ⅱ—模型Ⅶ可以看出，技術創新對品牌價值有顯著的正向影響。模型Ⅱ、模型Ⅴ和模型Ⅶ的回歸系數分別為0.030、0.333和0.214，說明在控制了產業結構合理化和產業結構高級化后，技術創新對品牌價值的影響會顯著提升。從模型Ⅲ—模型Ⅵ可以看出，技術創新的二次方項系數為負，且通過了顯著性檢驗，說明技術創新從整體上看，提高了企業品牌價值，但隨著要素成本上升、風險和不確定性的增加，技術創新對品牌價值的正向影響逐漸減弱，假設H1、H2得了驗證。

對于產業結構優化對品牌價值的影響，從模型Ⅳ和模型Ⅵ可以看出，產業結構合理化和產業結構高級化回歸系數分別為0.720和0.047，但未能通過顯著性檢驗，說明產業結構優化對企業品牌價值不存在直接影響。模型Ⅴ中技術創新與產業結構合理化的交互項系數為負，且通過了顯著性檢驗，由于產業結構合理化系數越大，產業結構越不合理，說明產業結構合理化對技術創新影響品牌價值起到正向調節作用，假設H4得到驗證。事實上，產業結構越合理，生產要素配置越高效，越有利于企業技術創新效率的提高，從而促進品牌價值的提升。模型Ⅶ中技術創新與產業結構高級化的交互項系數為-0015，但未能通過顯著性檢驗，說明產業結構高級化對技術創新影響品牌價值未能起到調節作用，假設H4不成立。

為什么假設H4不成立呢？ 從理論上講，產業結構高級化是產業結構從合理狀態上升到一個更高級的合理狀態，代表著生產資料更高效率、更高質量的運作。資源的更優化配置，會使技術創新能力強的企業分配到更多的優質生產要素，從而進一步提高企業產品質量，進而提升品牌價值。另外，由模型Ⅵ和模型Ⅶ可知，技術創新與產業結構高級化的交互項系數為負，與兩個自變量的系數符號不一致。盡管交互項沒有通過顯著性檢驗，但引入交互項后技術創新和產業結構高級化系數變大，理論上是不會使兩個自變量的系數變大，那么導致系數變大的原因可能是產業結構高級化產生的調節作用是非線性的，即可能存在門檻效應?；诖?，本文構建面板門檻回歸模型實證分析產業結構高級化的非線性調節作用，進一步檢驗 H4是否成立。

五、產業結構優化間接影響的門檻效應分析

本文參考 Hansen[23]的面板數據門檻回歸模型，選取產業結構優化作為技術創新的門檻變量，構建的面板門檻回歸模型為：

BVit=α0+α1RDit-1I（qit≤γ）+α2RDit-1I（qit>γ）+α3SIZEit+α4AGEit+α5PAit+α6MEit+μit

（5）

式中，qit表示門檻變量，γ為未知門檻，εit 為隨機擾動項，I（·）為指標函數。

（一）門檻值檢驗

門檻值的檢驗，首先使用 Stata15.0對模型（5）依次設定不存在門檻，存在一個門檻、兩個門檻和三個門檻四種情況分別進行估計，來確定回歸模型門檻的個數，估計結果如表3所示。由表3可知，只有產業結構高級化的單門檻模型通過了5%顯著性檢驗，且結合門檻值估計圖（如圖1所示），產業結構高級化回歸模型的單門檻效果明顯，表明模型（5）實際上只存在1個真實門檻值，因此本文選取單門檻值。此外，產業結構合理化不存在非線性的門檻效應，也進一步驗證了產業結構合理化在技術創新影響品牌價值過程中存在正向線性調節作用。

在確定了回歸模型的門檻值之后，還需要對門檻估計值進行真實性檢驗。由于存在一個真實門檻值，根據表3，本文選取第一個門檻值2.428，其95%置信區間為[2.420，2.429]。

（二）面板門檻回歸模型的回歸結果

考慮到模型（5）是在模型（4）的基礎上構建的面板門檻回歸模型，因此對模型（5）的回歸分析同樣需要控制異方差和序列相關問題，面板門檻回歸模型的結果如表4所示。

根據表4的回歸結果，各變量均通過顯著性檢驗，模型（5）支持了假設H4，且產業結構高級化通過技術創新對自主品牌價值的間接影響呈現正向單一門檻特征。由表4可知，如果一個地區的產業結構高級化水平沒有越過門檻值（2.428）時，技術創新對品牌價值影響的回歸系數為0.033。如果一個區域的產業結構高級化水平跨過這一門檻時，技術創新對品牌價值影響的回歸系數增大到0.039。根據表5可知，截至2019年只有10個省份——北京市、遼寧省、吉林省、上海市、江蘇省、浙江省、山東省、湖南省、廣東省、重慶市跨過了產業結構高級化的門檻值（2.428）。綜上所述，產業結構高級化對品牌價值成長存在著間接影響，而且這種間接影響具有顯著的門檻特征。通過對比表4和表2的回歸結果可以發現，產業結構高級化越過門檻值前后，技術創新的回歸系數都高于表2中模型Ⅱ所示的回歸系數，表明當產業結構高級化水平一定時，增加研發投入會促進品牌價值提升，當產業結構高級化跨過門檻值后，增加研發投入會比之前更能顯著促進品牌價值的成長。

六、結論與建議

本文利用上榜《中國品牌價值500強》的高新企業2014—2019年的樣本數據，實證檢驗了技術創新對自主品牌價值的影響以及產業結構優化對自主品牌價值的間接效應。研究發現產業結構優化對高新企業自主品牌價值存在間接影響，且產業結構高級化的間接影響可能是非線性的。因此，進一步運用 Hansen[23]提出的門檻檢驗方法，選取產業結構合理化和產業結構高級化作為技術創新的門檻變量，檢驗了產業結構合理化和產業結構高級化對自主品牌價值提升間接效應的門檻水平。根據實證結果，本文得到以下研究結論：（1）技術創新能夠顯著促進企業品牌價值的提升，但技術創新效用存在邊際遞減規律，技術創新對品牌價值的影響整體上呈倒“U”型;（2）產業結構合理化顯著正向調節技術創新對自主品牌價值的影響;（3）產業結構高級化在技術創新對自主品牌價值的影響過程中存在非線性的正向間接影響——門檻效應。假設結果與實證結果對比，見表6。

根據上述研究結論，本文建議如下：（1）高新企業應加強研發經費的投入，尤其是加大核心技術開發研究經費，注重技術創新的持續性。（2）為了緩解技術創新效用的邊際遞減趨勢，企業也應重視產品創新與市場創新，對新技術、新領域進行持續不斷的研究和跟蹤，開發新產品、開辟新市場，從而為自主品牌價值的提升提供源源不斷的驅動力。（3）產業結構的轉型升級可以通過提高技術創新效率、優化市場需求結構等方式間接促進自主品牌的成長，即產業結構優化對推進我國自主品牌價值的提升具有顯著的間接作用。因此，提高產業結構合理程度，有利于我國高新企業自主品牌的成長，加快產業結構高級化，對自主品牌價值的提升具有倍增效應。然而，目前我國產業結構仍存在不合理和不高級等問題，這就需要政府采取有效措施建立和健全產業相關政策制度，提高產業結構合理化和高級化水平，尤其是尚未越過產業結構高級化門檻的省市，可根據自身市場環境、經濟發展水平等，制定有針對性的地方產業結構高級化措施，為推動自主品牌價值的發展提供良好的外部環境。

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The Influence of Technological Innovation on the Selfowned Brand Value of Highand NewTechnology Enterprises

——Based on the Modulation in the Regional Industrial Structure Optimization

ZHANG Xiaofei， XIAO Yang

（College of Economics and Management， Fuzhou University， Fuzhou 350108， Fujian， China）

Abstract：Based on the panel data of China’s top 500 brand value high and newtech enterprises released by the World Brand Lab between 2014-2019， this article explores the impact of technological innovation on the selfowned brand values of Chinese high and newtech enterprises and the modulating role of regional industrial structure optimization by constructing a twoway fixed effect model and a panel threshold regression model. The empirical results suggest that technological innovation has a significant positive impact on the selfowned brand value with generally "inverted Ushaped" features. The rationalization of industrial structure appreciably regulates the positive impact of technological innovations on the selfowned brand values. The upgrading industrial structure has a nonlinear indirect impact on the technological innovations of selfowned brand valuesthreshold effect. In this light， the threshold regression model is further used to measure the threshold level of the modulation in upgrading the industrial structure.

Key words：industrial structure optimization; technological innovation; brand value; panel threshold regression model