聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響
——基于政府財稅激勵的“U型”調節作用

范定祥，周 蓉

（湖南工業大學經濟與貿易學院, 湖南株洲，412007）

創新是企業生存和發展的必由之路。在當前環境下，企業除了依靠自身的資源進行創新外，還可通過加入技術創新聯盟共享資源以實現創新效率最大化。技術創新聯盟內的資金、技術、人才、知識等資源不斷進行整合，能為聯盟內企業提供各種支持，有助于促進聯盟內企業的技術創新能力提高。其中，隱性知識作為技術創新聯盟內部最為活躍的要素，它被聯盟企業獲取之后可與自身各種資源進行融合，有利于激活知識的有機性能，提高企業的創新績效。因此，聯盟企業對隱性知識的吸收能力也已成為技術創新的重要動因，并且吸收能力的大小直接關乎其技術創新的成效。

黨的十八大提出要推進健康中國建設，黨的十九大進一步將醫藥健康行業未來的發展規劃提升到了國家戰略的層面。事實上，2020年新冠疫情爆發，我國醫藥行業已成為抗“疫”先鋒，并為全球抗疫做出了突出貢獻。因此，不管是基于短期內新冠疫情的治療，還是基于健康中國的長遠建設，都要特別強調醫藥企業高效率的技術創新和醫藥創新聯盟的創建。此外，考慮到政府財稅激勵作用是企業研發的重要推動力，它在創新聯盟企業吸收能力對技術創新的影響中起到舉足輕重的調節作用，而目前醫藥行業這方面的研究卻鮮有。鑒于此，本文擬通過實證分析，側重探究以下兩大問題：其一，醫藥創新聯盟企業吸收能力是否會真正有效促進其技術創新？其二，創新補貼和稅收優惠這兩種政府財稅激勵形式，是否分別在醫藥創新聯盟企業吸收能力與技術創新之間存在調節效應？若存在，是一種怎樣的調節效應？

一、文獻回顧與研究假設

（一）吸收能力與技術創新

知識吸收能力是指獲取、消化并吸收外界新的且有價值的知識，并將其應用于未來企業技術創新的能力，通常可分為潛在吸收能力與現實吸收能力。[1]宋水正等學者一方面從企業學習角度出發，認為聯盟內企業的知識基礎和知識積累主要通過聯盟內企業的知識吸收能力體現。聯盟內企業會將外部進入的知識進行轉移并應用，吸收能力越大，則外部知識應用到內部創新的數目就越多，技術創新能力就越強。另一方面，從組織能力角度出發，認為產品開發周期會因為知識吸收能力的提高大大縮短，從而達到生產最大化，實現組織能力的提升，并提高技術創新績效。[2]張娜娜等指出具有較強知識吸收能力的企業可以更容易獲取、消化并利用一些外部復雜而有價值的知識，進而促進技術創新。[3]基于此，提出假設：

假設1：聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新呈正相關關系。

（二）政府財稅激勵的調節作用

政府財稅激勵分為事前補貼和事后激勵，其中，事前補貼體現為創新補貼，事后激勵體現為稅收優惠。[4]兩者在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新之間存在著一定的調節作用。

1．創新補貼的調節作用

學界大多認為創新補貼具有正向的調節作用。如，鄭明貴等認為企業技術創新離不開資金支持，創新補貼可給予企業額外的資金，以彌補其資金不足的問題，這在一定程度上緩解了企業進行研發所需內源融資的壓力，進而能夠激發企業的創新動力，使之更愿意投身于創新活動中，并幫助企業學習和積累有關研發和創新的知識。[5]因此，創新補貼有助于企業提高自身吸收能力[3]，而吸收能力的提高對于企業的合作創新尤為重要，它可以幫助合作伙伴在合作過程中學習到更多的創新知識，并通過對其高效的吸收和轉化，產生更多創新[6]。

當然，創新補貼的負面影響也必須關注。由于補貼的處置權很大程度上歸于政府，因此企業為了迎合政府，獲得更多補助，更愿意選擇將資金用于滿足政府行政管理目標的“政績工程”，而放棄將資金投資于真正有助于自身企業發展的創新活動中。[7]此外，創新補貼在缺乏有效監督的前提下，也很難保證全部用于創新活動中。[8]劉子諝等認為吸收能力通常是在企業學習和創新的過程中建立的，然而資源不足會限制這些企業的知識學習和積累。如此，資源不足就會對吸收能力的提升產生阻礙作用。[9]因此，如果創新補貼的資金沒有用于企業的創新活動，企業就會因為資源不足影響吸收能力的提升，從而不利于企業進行技術創新。

綜合上述兩方面的研究成果，可以發現創新補貼在聯盟成員吸收能力與技術創新之間并不僅是單一的正向或負向調節影響，還會存在“U型”或“倒U型”的非線性調節作用。樊霞等認為，企業創新資金存在一個“門檻值”，如果企業的自籌資金和政府輸入資金之和低于“門檻值”，則政府輸入資金僅僅“替代”了企業自籌資金[10]，此時政府資金無法發揮杠桿作用，創新補貼難以實現其功效。換言之，較低的創新補貼不能完全彌補企業在創新投入方面的缺口，而資金不足又會制約企業有效獲取和利用外部技術知識和信息的能力，使組織內部缺少先進且有價值的知識資源，并對整體技術知識的整合產生不利影響，從而阻礙企業的創新產出。但隨著創新補貼不斷提高直至達到門檻值后，研發輸入資金會與企業自籌資金形成“互補”效應，研發輸入資金開始發揮杠桿作用，不僅會增強企業的創新意愿，使之將更多資金用于創新投資，還會向投資者釋放一種積極信號，暗示該投資的風險和成本已經被政府嚴格評估過，可以放心投資。在此情況下，社會投資者會增大投資意愿，促使企業的總創新資源大為提高。如此，企業的吸收能力就會因為創新資源的提高得到提升，進而有助于企業的技術創新。[11-13]綜上，提出假設：

假設2：創新補貼在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的關系中起非線性調節作用。

2．稅收優惠的調節作用

一方面，要關注稅收優惠的“互補效應”。政府通過稅收優惠政策為企業的研發行為提供經濟援助，間接增加了企業的技術創新資源，并且稅收優惠程度也傳遞出政府對技術創新支持力度的信號，這同樣有助于提高企業的吸收能力，從而促進其技術創新。[14]此外，稅收優惠減免了企業的稅額，增加了企業內部資金，有助于企業通過內源方式進行創新融資，以增加創新資源，提升企業吸收能力和技術創新。[15]另一方面，也要關注稅收優惠的“替代效應”。以稅收優惠為主的創新激勵政策可能會引起尋租腐敗、“政府失靈”等形式的嚴重扭曲效應。李維安等認為企業會與具有資源分配選擇權的政府官員建立聯系，通過對政府官員的尋租行為獲取大量的創新激勵資金。因為超額的收益會使企業更愿意將從稅收優惠政策得到的資金用于尋租活動中，而不會真正投資于研發創新中。[16]張杰等指出各級政府會出臺多項專利補助政策幫助企業進行創新，但由于企業與政府的信息不對稱，會導致企業通過申請大量低質量專利以達到騙取稅收優惠的目的，從而產生專利“泡沫”現象。[17]

綜合上述兩方面的研究成果，本文認為稅收優惠在聯盟成員吸收能力與技術創新之間同時存在擠出和促進的雙重調節作用。在稅收優惠還沒有超過某個臨界值的情況下，企業可能將原用于研發的大部分資金轉移到了諸如尋租活動這樣的扭曲性成本之中，這使得企業真正用于創新的投入減少，進一步導致稅收優惠對企業創新活動的“替代效應”大于“互補效應”，此時稅收優惠政策會對創新的資金投入產生“擠出效應”，削減了企業的資源吸收轉化能力，不利于企業的創新發展。但當稅收優惠突破某一臨界值時，企業通過稅收優惠政策取得的創新資金超過了企業為獲取政府創新資金所包含的各種尋租活動成本，這使得企業可以將大部分資金有效轉化為真正的創新投入，從而有利于企業創新的產出。期間，稅收優惠政策中的各種正向激勵起到主要的推動作用，這導致稅收優惠對企業創新活動的“互補效應”大于“替代效應”，此時稅收優惠政策對創新資金投入具有“擠入效應”，也即可促進創新資源的有效轉化，提高資源吸收能力，提升創新產出水平。[18-20]為此，提出假設：

假設3：稅收優惠在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的關系中起非線性調節作用。

二、實證檢驗

（一）樣本選擇及數據來源

本文的醫藥企業主要包括生物醫藥企業、生物制藥企業及醫療器械企業。選取2009—2020年間的醫藥上市公司為研究樣本，大部分數據來自國泰安數據庫（CSMAR），個別缺失數據依據WIND數據庫手動補充，同時還通過查找上市公司的年報數據對偏差數值進行了校正。數據篩選：（1）通過搜索生物醫藥技術創新聯盟、中醫藥產業技術創新聯盟等聯盟的官方網站，并通過公司年報披露的信息進行核實校對，選取已加入各技術創新聯盟中的醫藥上市企業；（2）剔除核心變量數據缺失和研究期間處于ST或ST*的公司；（3）為保證結果穩健性，對連續變量進行在1%和99%分位水平下的縮尾處理。分析軟件采用Stata16．0。本文數據為非平衡面板數據，經過篩選最終獲得精華制藥、貴州百靈、廣濟藥業等53個加入了醫藥創新聯盟的上市企業數據，共356個樣本量。

（二）變量與模型

1．變量定義

（1）解釋變量：聯盟成員吸收能力（Cap）

（2）被解釋變量：技術創新（Patent）

借鑒畢茜、韻江、孔東民等的做法[21-23]，本文選用專利申請數量來表征醫藥企業的技術創新。

（3）調節變量：政府財稅激勵

政府財稅激勵分為創新補貼（Sub）和稅收優惠（Taxp），參照閆華紅等的做法[24]，用“本期跟研發相關的政府補助與本期營業收入的比值”來衡量創新補貼（Sub）；同時，借鑒曾江洪等的做法[4]，本文將“收到的各項稅費返還/（收到的各項稅費返還+支付的各項稅費）”作為衡量稅收優惠（Taxp）的指標。

（4）控制變量

參照常曦、韻江、葉永衛、趙世芳等相關文獻[22][25-27]，本文選取生產性資本密度（Fixed）、高管薪酬（Pay）、營業總收入（Income）、成立年限（Age）和高管股權激勵（Ei）五個變量作為控制變量。

X射線入射腔體，與腔體介質發生相互作用，主要是光電效應，在端面的內、外壁面分別向腔外和腔內發射光電子，從而在系統周圍和內部激勵電磁脈沖，產生的電磁場為TM模。

各變量的具體含義見表1。

表1 變量名稱及含義

2．實證模型

在上述變量設計的基礎上，首先構建模型（1）—（5）。

其中，模型（1）僅加入控制變量，模型（2）在模型（1）的基礎上引入解釋變量Cap，用來檢驗聯盟成員吸收能力是否對醫藥企業技術創新具有正向作用。若θ1＞0且顯著，則表明聯盟成員吸收能力有利于醫藥企業技術創新的提高，說明假設1成立，否則將不成立。模型（3）用來檢驗創新補貼是否存在調節聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新關系的正向作用。若聯盟成員吸收能力的系數與模型（2）的回歸系數相比有差異，則表明創新補貼具有調節效應，反之則不成立。模型（4）和模型（5）用來檢驗創新補貼對聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新關系的非線性調節效應，若模型（5）的可決系數R2大于模型（4）的可決系數，β3＜0、β4＞0且其系數顯著，則表明聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響受創新補貼調節，且為U型的非線性調節，說明假設2成立；反之，則假設2不成立。

同理，為考察調節變量“政府財稅激勵”中的稅收優惠與技術創新之間的關系，以及稅收優惠在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新之間的調節作用，將模型（3）（4）（5）中的創新補貼（Sub）替換為稅收優惠（Taxp），得到模型（6）（7）（8）。

上列各式中，i和t分別為公司和年度，∑Controls為Fixed、Pax、Income、Age和Ei這5個控制變量的合集，μi代表公司個體固定效應，vt表示時間固定效應，為不可觀測因素。

（三）實證分析

1．描述性分析本文樣本為53家加入技術創新聯盟的醫藥企業，其數據區間為2009—2020年，共有356組觀測值。對全樣本的各變量描述性統計分析見表2。

表2 全樣本描述性統計結果

由表2可知，聯盟成員吸收能力（Cap）的平均值達到16．69，標準差為22．63，說明聯盟醫藥企業的吸收能力差異較大。企業專利申請數量（Patent）的最小值為0，最大值為224，表明不同聯盟醫藥企業的技術創新產出存在一定差距。①對被解釋變量“技術創新”的處理參考了黃棟等的研究。見黃棟、方宏、王益民《國際化節奏視角下對外直接投資廣度對創新績效的影響研究》，《山東社會科學》2022年第7期，第177-184頁。另外，本文選取的專利申請數僅有幾個0值，對回歸結果影響不大，符合本文所使用的雙向固定模型的使用標準。創新補貼（Sub）的平均水平只有0．0107，稅收優惠（Taxp）的平均水平只有0．0806，表明國家對該行業的政策支持有限。

2．相關性分析

在對樣本數據進行回歸分析之前，先對所有變量進行相關性分析，初步判斷聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的關系，結果見表3。然后進行方差膨脹因子分析，以判斷變量之間是否存在多重共線性問題，具體結果見表4。

表3 全樣本相關性分析

表4 方差膨脹因子（VIF）

由表3可以得出，聯盟成員吸收能力在1%的水平上與醫藥企業的技術創新呈正相關關系，初步驗證了假設1。此外，變量之間的相關系數絕對值均小于0．5，且由表4可以看出，各變量方差膨脹因子（VIF）最大值為1．48，通過計算得出均值為1．30，均遠遠小于10的參考標準值，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性。

3．基準回歸分析

本文采用stata16．0軟件進行回歸分析，通過F檢驗及豪斯曼檢驗后表明應建立固定效應模型，以消除傳統模型中的估計偏差問題。此外，為緩解變量之間互為因果關系所產生的潛在內生性問題以及醫藥創新聯盟企業的技術創新產出可能存在的時滯性問題，本文檢驗聯盟成員當年吸收能力對下1年醫藥企業技術創新的影響，即在自變量“聯盟成員吸收能力”的基礎上作了滯后因變量“技術創新”1期的處理。同時本文還采用聚類穩健性標準誤的處理方式，以消除序列相關和異方差相關等問題。由此得到的回歸結果見表5。

由表5可知，聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的回歸系數為0．236，兩者在5%的顯著性水平上正相關，從而假設1得到驗證。這表明，聯盟成員吸收能力對醫藥企業的技術創新產生了顯著的促進作用。換言之，醫藥企業在加入技術創新聯盟后，其吸收能力在很大程度上決定著聯盟企業的技術創新能力，聯盟企業的吸收能力越大，則進行技術創新的產出也越高。

表5 聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響分析

4．政府財稅激勵的調節作用分析

為進一步分析政府財稅激勵在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新之間是否存在調節作用，下文對模型4～8進行實證。鑒于政府財稅激勵包括事前的創新補貼和事后的稅收優惠，首先研究創新補貼的調節作用，回歸結果見表6。

表6 創新補貼在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新間的調節作用分析

表6中的回歸結果顯示，模型（3）在引入創新補貼這一指標后，聯盟成員吸收能力的回歸系數由0．236降低到0．234，但依然顯著為正，表明在一定程度上創新補貼對聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的關系具有調節效應。在創新補貼的作用下，聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的正向作用依然存在，只是作用程度有所下降。

從模型（4）—（5）的回歸結果來看，可決系數R2有所增加（由0．347增加到0．359）說明模型（5）優于模型（4），模型的解釋力度有所提高。由表6中模型（5）的回歸結果可知，醫藥創新聯盟企業吸收能力對技術創新的正向影響關系仍然顯著，系數為0．529，創新補貼的一階調節項（Cap*Sub）顯著且系數為-36．53（符號為負），創新補貼的二階調節項（Cap*Sub*Sub）顯著且系數為453．8（符號為正），這驗證了創新補貼在醫藥創新聯盟企業吸收能力對技術創新的正向影響關系中具有顯著的正“U”型的非線性調節作用，即假設2成立。

類似的，為檢驗稅收優惠在聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響關系中的調節效應，即檢驗模型（6）（7）（8），可得到表7。由該表中的模型（6）的回歸結果可知，在加入稅收優惠這一指標后，回歸系數由0．236上升至0．237，初步說明稅收優惠高低存在調節對聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新的正向作用。表7中模型（7）、模型（8）的回歸結果還顯示，可決系數R2有所增加（由0．346增加到0．360）說明模型（8）優于模型（7），模型的解釋力度有所提高。此外，由模型（8）可知，稅收優惠的一階調節項（Cap*Taxp）顯著且系數為-5．870（符號為負），稅收優惠的二階調節項（Cap*Taxp*Taxp）顯著且系數為10．57（符號為正），這也驗證了稅收優惠在聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的正向影響關系中具有顯著的正“U”型調節作用，即本文的假設3成立。

表7 稅收優惠在聯盟成員吸收能力與醫藥企業技術創新間的調節作用分析

（四）穩健性檢驗

為保證回歸分析結果可靠，本文采用以下幾種方法進行穩健性檢驗。

1．替換變量。為更好衡量專利的水平，本文借鑒辛琳等的方法[28]，按照創新程度高低對發明專利、實用專利及外觀設計等3種專利類型分別進行0．5、0．3、0．2的權重賦值，得到的加權平均數為專利（Patenti）衡量的最終衡量指標。本文將其替換被解釋變量“技術創新”后，回歸結果均未發生明顯變化，表明原回歸結果是可靠穩健的。

2．改變樣本容量。考慮到回歸結果可能會因為樣本容量的大小而存在一定差異。從樣本總數中隨機抽取了292個樣本進行回歸，重新回歸的結果均未發生實質性變化，再次表明原回歸結果是可靠穩健的。

三、研究結論與啟示

本文以我國加入創新聯盟的醫藥企業為研究對象，先構建固定效應模型探討聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響作用，并在此基礎上研究了政府財稅激勵在聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的影響關系中的調節作用。研究發現：（1）聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新具有正向的影響；（2）創新補貼和稅收優惠這兩種政府財稅激勵形式，它們在聯盟成員吸收能力對醫藥企業技術創新的正向影響關系中均具有顯著的正“U型”調節作用。

由以上結論得到如下啟示：首先，聯盟內醫藥企業應該提高自身吸收能力。企業技術創新的來源主要基于經驗、訣竅等隱性知識的顯性化，聯盟內醫藥企業的吸收能力越強，隱性知識分享、轉移的就越多，技術創新也就越強。因此，醫藥企業應積極加入技術創新聯盟，增強與聯盟內合作者的信任關系，提高獲取并消化隱性知識的能力，進而促進企業進行技術創新。其次，國家應加大財稅激勵力度。政府財稅激勵只有超過一定臨界值才能在醫藥聯盟成員吸收能力與其企業技術創新之間起到一定的正向調節作用。為此，國家應積極出臺對聯盟醫藥企業技術創新的補助政策，提高對企業的創新補貼和稅收優惠并使之超過臨界值，以期實現正向調節聯盟成員吸收能力促進醫藥企業技術創新的目的。