軍民深度協同對企業關鍵核心技術突破的影響

孫磊華，何海燕，常曉涵，袁 偉

(北京理工大學 管理與經濟學院，北京 100081)

0 引言

軍民深度協同是我國統籌經濟建設與國防建設協調發展的重要手段。在當前大國戰略博弈加劇、以美國為首的西方發達國家加緊對我國關鍵核心技術“卡脖子”以及軍民技術邊界愈加模糊的復雜背景下，軍民深度協同可實現關鍵核心技術突破的邏輯在于，其可通過軍民創新體系深度融合、資源高效整合、成果共用共享、主體互動協同[1]，盤活軍地科技創新資源并提升軍民協同攻關能力，以新型舉國體制優勢破解制約大國博弈戰略能力的軍民共性關鍵核心技術。同時，企業是技術創新的重要主體，因而系統分析軍民深度協同對軍民協同企業關鍵核心技術突破的影響及作用機制與作用情境等，具有重要理論價值和現實意義。

從已有研究看，軍民協同相關問題歷來備受關注。早期文獻主要總結了美、英、日等發達國家軍民科技協同的經驗[2]，大多從實踐和理論層面探討國家軍民深度協同政策制度設計[3]與理論機理[4-5]。近期文獻開始從宏觀和微觀層面探討軍民深度協同的影響因素、經濟后果及作用機理。例如，在國家層面，相關文獻評估我國軍民協同發展水平[6]、軍民協同政策[7]、軍民科技創新合作網絡結構與演化[8]，以及不同模式技術融合壁壘對軍民技術協同策略的差異化影響[9]；在產業層面，已有文獻研究軍民產業技術協同創新能力的影響因素[10]，發現軍民協同嵌入產業網絡能夠提升其創新績效[11]；基于高校視角，已有文獻研究軍民協同背景下高校國防科技人才培養與高校軍民協同科研創新的影響因素[12-13]；基于微觀企業視角，相關研究實證分析民參軍知識轉移與技術轉移的影響因素[14]。現有關于關鍵核心技術突破的研究大多關注概念特征(胡旭博，原長弘，2022)、遴選識別[15]、發展態勢(鄭思佳等，2021)、體制路徑[16]及相關案例分析[17]。囿于數據可得性、保密性等，實證研究軍民深度協同對企業關鍵核心技術突破的影響及內在機理的文獻相對匱乏。

2016年，中共中央、國務院、中央軍委印發《關于經濟建設和國防建設融合發展的意見》(以下簡稱《意見》)這一統籌推進經濟建設和國防建設的綱領性文件，明確新形勢下軍民協同發展的總體思路、重點任務和政策措施，提出要“加強科技領域統籌，著力提高軍民協同創新能力，開展聯合攻關，加強基礎技術、前沿技術、關鍵技術研究”。這一政策提供了一個外生沖擊，為通過構建雙重差分模型識別軍民深度協同對企業關鍵核心技術突破的影響提供了絕佳的研究機會。

基于此，本文以《意見》實施的準自然實驗為切入點，利用雙重差分法考察軍民深度協同對軍民協同企業關鍵核心技術突破的影響，從軍地聯合技術研發、軍民兩大市場資源配置與軍民協同企業創新資源壓力3個維度，系統分析其作用機制，并將樣本企業劃分為軍轉民企業與民參軍企業，以探討上述關系的作用情境。

本文可能的貢獻在于：第一，構建軍民深度協同突破關鍵核心技術的分析框架。基于系統科學理論，分析軍民深度協同如何系統影響企業關鍵核心技術突破這一問題，并提出技術研發—市場配置—政策支持的“三輪驅動”機制，以豐富上述細分研究領域的理論框架，加深對發揮新型舉國體制優勢，整合軍地力量突破“卡脖子”問題的理解。第二，從微觀企業視角，檢驗相關戰略政策實施效果，以期豐富宏觀戰略與微觀企業行為關系研究。從軍民深度協同視角考察關鍵核心技術突破，以期豐富關鍵核心技術突破影響因素研究，拓展軍民協同相關經濟后果研究。第三，通過實證研究提供軍民深度協同戰略影響關鍵核心技術突破的微觀證據，揭示其內在作用路徑，有助于決策者制定政策，對軍民協同發展戰略后續部署具有重要參考價值。

1 理論分析與研究假設

1.1 軍民深度協同與企業關鍵核心技術突破

新中國成立以來，受不同歷史時期經濟發展水平與國防建設重點的影響，我國逐步形成經濟建設與國防建設相對隔離、各自運行的軍地“二元結構”。隨著科技迅猛發展，國家戰略競爭力、經濟實力、國防實力耦合度越來越高，軍用技術和民用技術邊界愈發模糊，傳統二元結構弊端凸顯，既阻礙了通用性強且先進的軍事技術與民用技術向對方領域拓展，又限制了軍民協同突破關鍵技術的潛力，不僅不利于經濟與國防實力同步提升，而且易造成重復建設、效能低下等問題。

以《意見》發布實施為標志，我國進一步把國防和軍隊建設融入經濟社會發展體系，把經濟布局調整同國防布局完善有機結合，尤其在科技領域，積極開展關鍵核心技術聯合攻關，促進軍民協同創新能力同步提升。

基于系統科學理論視角，國防創新體系與民用創新體系可看作國家創新體系的兩大子系統。初期，國防科技創新在相對獨立或者封閉的體系內運行，與民用科技創新的聯系并不緊密[3]。根據熱力學第二定律，若國家創新體系中，經濟與國防兩大子系統相互封閉，其將各自朝著熵增(無序)方向變化。隨著相關戰略調整，國防創新體系與民用創新體系間的緊密程度不斷提升。根據協同學理論，若兩大子系統間實現協同，包括相互協調和合作或同步聯合作用及集體行為，則能夠創造出1+1>2的效果[18]。軍民深度協同能夠有效推動軍民創新體系深度融合、資源高效整合、成果共用共享、主體互動協同[1]，盤活軍地科技創新資源，實現科技創新投入產出效能最大化，進而提升軍地聯合技術研發能力、軍民兩大市場資源配置效率，緩解軍民協同企業創新資源壓力，幫助協同企業關鍵核心技術突破“卡脖子”難題。基于此，本文提出以下假設：

H1：軍民深度協同有助于關鍵核心技術突破。

1.2 軍地聯合技術研發能力提升路徑

軍民深度協同從技術資源共用共享、軍民聯合研發攻關兩個方面提高協同企業技術研發水平，進而助力其突破關鍵核心技術。一方面，通過軍民深度協同，軍地雙方可以接觸到新的技術領域，獲取、改造與應用共通性技術資源[10]。在軍民深度協同穩步推進過程中，可預見軍民兩大系統間將迎來技術轉移高峰。軍民協同企業有機會接觸并獲取更多系統外的先進技術，并將其改造應用于自身。在此過程中，可能通過集成創新大幅提升協同企業技術研發水平[14]，進而有助于關鍵核心技術突破。另一方面，軍地雙方以突破關鍵核心技術為目標，聯合開展技術研發攻關。軍民深度協同創新遠不只是軍民技術轉移，而是針對同一目標在同一創新平臺上進行聯合創新[1]，促使軍民協同企業研發能力進一步提升，極有可能在協同攻關過程中突破“卡脖子”關鍵核心技術。基于此，本文提出以下假設：

H2：軍民深度協同通過提升軍地聯合技術研發能力助力關鍵核心技術突破。

1.3 軍民兩大市場資源配置效率提升路徑

市場機制也被稱為“看不見的手”，其依據理性人假設運行，在當前我國經濟制度中發揮主導作用。軍民相關政策需要發揮市場作用，激發軍民兩大市場活力，優化軍地資源配置。軍民深度協同意味著軍民協同企業將同時擁有軍民兩大市場，能夠在軍民兩大市場中按照獲利情況配置資源[5,19]。從動機上看，更高的獲利能夠激勵軍民協同企業擴大經營范圍與規模、開發產品[5]，更有動力進行協同創新，突破一系列關鍵核心技術；從能力上看，更高的獲利能夠為軍民協同企業協同創新提供可持續的資金支持[19]，助推其突破制約，進一步解決“卡脖子”關鍵核心技術難題。基于此，本文提出以下假設：

H3：軍民深度協同將通過提高軍民兩大市場資源配置效率助力關鍵核心技術突破。

1.4 軍民協同企業創新資源壓力緩解路徑

軍民深度協同通過增加協同企業可獲取的政策支持等方式緩解創新資源壓力，助推其突破關鍵核心技術。統籌經濟和國防建設融合發展是我國立足總體國家安全觀，著眼國家安全和發展戰略全局的重大戰略選擇。除借此推動經濟高質量發展外，其戰略目的更多聚焦于提升國防實力、維護國家安全方面。因此，軍民協同企業更有可能獲得如研發補助等政策性支持[20]。相關研究表明，政府干預能夠解決市場自身力量無法解決的系統問題[21]。例如，研發補助等政策性支持能夠緩解企業創新面臨的資源約束，降低企業創新活動的邊際成本，分散企業創新活動風險[22]。軍民協同戰略實施后，一方面，軍民協同企業能夠獲得財稅金融、創新補助等政策支持，緩解軍民協同創新突破關鍵核心技術的資金壓力[20]；另一方面，政府致力于推動建立一批軍民結合、產學研一體化科技協同創新平臺[23]，這將極大地降低協同企業創新活動成本，有利于企業開展關鍵核心技術攻關。基于此，本文提出以下假設：

H4：軍民深度協同通過緩解企業創新資源壓力助力關鍵核心技術突破。

綜上，本文構建理論模型，如圖1所示。

圖1 理論概念模型Fig.1 Theoretical research model

2 研究設計

2.1 數據來源與處理

本文以政策批準與實施為實驗時間，其批準時間為2016年3月，印發實施時間為2016年7月，因而選取2016—2019年軍民協同類上市公司為實驗組。為確保實驗事件發生前后的時間區一致，以2012—2019年為樣本區間，研究對象為滬深A股上市公司。參考既有研究的固定做法，剔除金融類、ST、*ST類上市企業及核心變量缺失樣本，最終獲得基于發明專利的2 712個樣本，基于專利引用數據的11 654個樣本。為消除異常值的影響，本文對所有連續變量進行上下1%縮尾處理。本文核心變量數據均來自國泰安(CSMAR)數據庫，其中，技術研發(R&D)數據是在國泰安創新數據的基礎上，由董事會報告中披露的研發數據補充獲得，使用Stata15.1對數據進行處理與回歸分析。

2.2 模型設定與變量說明

利用基于準自然實驗的雙重差分模型(DID)可以有效估計政策實施效果，并能夠利用兩次差分緩解政策外其它因素對估計結果的干擾。為識別軍民深度協同對關鍵核心技術突破的“凈影響”，本文設定如下雙重差分模型,如式(1)所示。

KCT1it+1/KCT2it+1=α0+α1Treatit+α2Postit+α3Treatit×Postit+αcControlit+λYear+λInd+εit

(1)

在基準模型(1)的基礎上，進一步探究軍民深度協同助力關鍵核心技術突破的技術研發、市場配置與政策支持等“三輪驅動”路徑，根據溫忠麟等[24]的研究成果，設定如下模型：

R&Dit/MLit/Subit=α0+α1Treatit+α2Postit+α3Treatit×Postit+αcControlit+λYear+λInd+εit

(2)

KCT1it+1/KCT2it+1=α0+α1Treatit+α2Postit+α3Treatit×Postit+α4R&Dit/MLit/Subit+αcControlit+λYear+λInd+εit

(3)

(1)關鍵核心技術變量組(KCT1/KCT2)為被解釋變量。借鑒現有研究成果[25]，本文從專利屬性和專利影響范圍兩個維度，對關鍵核心技術加以度量。從專利屬性維度看，現有研究普遍認為，相較于外觀設計與實用新型專利，發明專利的科技含量與質量較高，故大多使用其度量突破性創新(高太山，柳卸林，2016)。本文使用發明專利數加1的自然對數度量關鍵核心技術(KCT1)。從專利影響范圍維度看，專利被引證數代表專利在初創性與通用性方面的關鍵度，當專利屬于關鍵核心專利時，其在技術研發領域中的開創性或通用性較強[26]，因而專利被引頻次提升。因此，借鑒已有研究成果[27]，本文使用專利引用數加1的自然對數衡量關鍵核心技術(KCT2)。此外，從現實影響看，關鍵核心技術突破是全要素生產率提升的樞紐[28]。因此，在穩健性檢驗中，本文使用全要素生產率衡量關鍵核心技術。組內指標均為正指標，指標越大，表明企業關鍵核心技術越可能實現突破。

(2)軍民協同虛擬變量(Treat)與《意見》實施虛擬變量(Post)的乘積(Treat *Post)為解釋變量。其中，軍民協同虛擬變量(Treat)是指當企業屬于軍民協同類企業時取值1，否則取值0；《意見》實施虛擬變量(Post)是指當樣本所處年份為2016年及以后年份時取1，否則取0。交互項Treat*Post的系數α3能夠刻畫協同企業與非協同企業在《意見》實施前后突破關鍵核心技術的能力差異，若α3顯著為正，則說明軍民深度協同能夠促進軍民協同企業關鍵核心技術突破。

(3)企業技術研發(R&D)、市場資源配置(ML)與政府研發支持(Sub)為中介變量組。首先是技術研發路徑，借鑒David等[29]的研究成果，以協同企業技術研發衡量企業技術合作，R&D為企業研發投入與營業收入之比。其次是市場配置路徑，市場的重要作用在于配置資源且以盈利為目的，當產品毛利率提升時，說明企業資源配置效率提升。因此，借鑒Rumyantsev等[30]的研究方法，選擇以產品毛利率衡量企業資源配置效率。再次是政策支持路徑，借鑒楊洋等[22]的研究成果，以政府研發支持(Sub)作為政府對企業政策支持的代理變量，即當期收到政府研發補助金額加1的自然對數。組內指標均為正指標，指標越大，表明軍民深度協同越有助于促進技術研發、市場配置與政策支持。

(4)Control為一組控制變量。為了盡可能克服遺漏變量的影響，借鑒相關研究的做法[31]，本文控制上市年限(Age)、資產規模(Size)、債務規模(Lev)、成長性(TBQ)、第一大股東持股(Top1)、總資產報酬率(Roa)與現金流水平(Cashflow)等多個變量。同時，控制行業(Ind)與年度(Year)效應的影響。此外，考慮到軍民深度協同對關鍵核心技術突破的影響可能存在滯后性，本文將關鍵核心技術變量組提前一期，即探究t期軍民深度協同對突破t+1期關鍵核心技術的影響，變量定義與測度方法如表1所示。

表1 變量定義與說明Tab.1 Variable definitions and descriptions

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

表2為基于模型(1)的基準回歸結果。由表2列(1)與列(2)可見，Treat *Post對基于發明專利與專利引用衡量的關鍵核心技術突破的影響系數均在1%水平下顯著為正，說明軍民深度協同能夠顯著促進企業關鍵核心技術突破，由此驗證本文假設H1。

表2 基準回歸結果Tab.2 Basic regression results

3.2 平行趨勢檢驗

雙重差分模型的潛在前提條件是軍民協同企業與非協同企業在《意見》實施之前具有相同趨勢。因此，本文檢驗軍民協同企業與非協同企業關鍵核心技術突破(KCT1、KCT2)年度趨勢分布，并以繪圖形式直觀呈現二者變化趨勢。圖2為軍民協同企業與非協同企業平行趨勢圖，前者基于發明專利量，后者基于專利引用量，實線為軍民協同企業年均關鍵核心技術突破水平，虛線為非協同企業年均關鍵核心技術突破水平。由圖2可以看出，2012—2015年軍民協同企業與非協同企業關鍵核心技術突破水平基本一致，2016-2019年軍民協同企業關鍵核心技術突破水平顯著超過非協同企業。由此，說明本文雙重差分模型的平行趨勢假定得到支持。

圖2 軍民協同企業與非軍民協同企業平行趨勢Fig.2 Parallel trend of military civilian collaborative enterprises and non-military civilian collaborative enterprises

3.3 安慰劑檢驗

(1)構建虛擬處理組。為了確保研究結論的穩健性，本文通過構造虛擬處理組的方法進行安慰劑檢驗。第一，參考徐思等(2019)的研究成果，通過構建虛擬處理組檢驗作用對象的正確性。在基準回歸中，軍民協同企業關鍵核心技術突破情況能夠充分反映政策實施的微觀效果，因而將其作為處理組，以此分析軍民深度協同對企業關鍵核心技術突破的影響。本文改變上述劃分方法，只選取非軍民協同企業并按照企業所在地是否屬于融合重點省份作為分組標準，將所在地位于重點省份的企業作為虛擬處理組，其余企業作為控制組。考慮到數據可得性與保密等原因，此處融合重點省份的確定方法是根據各省份軍工上市公司規模確定各省軍工資源稟賦，若其高于年度全國中值水平則取1，否則取0。本文采取上述劃分方法的原因在于，在非軍民協同企業中，位于融合重點省份的企業更有可能受政策的影響。表3列(1)(2)結果顯示，虛擬處理組與Post的交互項系數并未顯著為負，這與基準回歸結果不一致，側面證明了基準回歸結果的可靠性。第二，參考曹春方等(2020)的做法，隨機打亂處理組和對照組，使政策對軍民協同企業的沖擊變得隨機(由計算機隨機生成)，即在全樣本中隨機抽取等量協同企業，Treat取1，其它企業取0，帶入模型(1)進行重新檢驗。將上述隨機過程重復1 000次，隨機處理后，軍民深度協同突破關鍵核心技術的回歸系數不再顯著。圖3為隨機處理1 000次后的Treat *Post 回歸系數分布情況。由此可以發現，其系數集中分布在0的附近，有別于真實值(KCT1：1.125；KCT2：0.529)，說明協同企業關鍵核心技術突破確系軍民深度協同所致。

表3 安慰劑檢驗結果：虛擬處理組Tab.3 Placebo test: virtual treatment groups

圖3 隨機處理后Treat *Post交互項系數分布Fig.3 Coefficient distribution of Treat *Post interactive term after random processing

(2)構建虛擬處理年份。為了進一步確保研究結論的穩健性，本文借鑒曹春方等(2020)的做法，通過構造虛擬處理年份的方法進行安慰劑檢驗。假定企業關鍵核心技術突破并不是因為《意見》實施，而是隨著時間推移，企業技術環境改善所致。此時，這種改善與政策實施沒有任何關聯，因而將政策出臺時間向前平推兩年(2014年)，使用虛擬政策出臺時間(當年份為2014年和2015年時，Post取值為1，當年份為2012年、2013年時，Post取值為0)進行測試發現，效應依然存在(Post與Treat的交互項系數仍顯著)，結果如表4列(1)(2)所示。由此可以看出，Post與Treat的交互項系數均不顯著，說明2016年政策時點選取具有合理性。

表4 安慰劑檢驗結果：虛擬處理年份Tab.4 Placebo test: virtual treatment years

3.4 穩健性檢驗

本文進一步通過傾向得分匹配檢驗、Tobit回歸、更換代理變量、控制其它政策的影響以及剔除政策實施當年數據等方法對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

(1)傾向得分匹配檢驗(PSM)。為避免政策可能存在的非隨機選擇導致的內生性問題，本文借鑒王桂軍等[32]的做法，進一步采取傾向得分匹配與雙重差分相結合(PSM+DID)的方法對模型進行回歸。首先，利用估計Logit模型計算每個樣本對應的傾向得分，其中被解釋變量為企業是否為軍民協同企業的虛擬變量，解釋變量包括基準回歸模型中的控制變量。其次，采取0.001比例進行半徑匹配，匹配前后的平衡性檢驗情況如圖4所示。由圖4可見，匹配后軍民協同企業與非協同企業間的偏差顯著降低，匹配效果較優。基于新樣本的檢驗結果如表5列(1)(2)所示，結果發現，在使用傾向得分匹配方法進行回歸后，本文主要結論仍舊成立。

圖4 傾向得分匹配前后平衡性檢驗Fig.4 Balance test before and after propensity score matching

表5 傾向得分匹配檢驗結果(PSM)Tab.5 Propensity score matching test (PSM)

(2)Tobit回歸。由于本文被解釋變量均大于等于零，為避免OLS回歸方法可能產生的偏誤，此處采取Tobit模型重新進行回歸，結果如表6列(1)(2)所示。由表6可知，Treat *Post的回歸系數均在1%水平下顯著為正，所得結論與基準回歸結果一致。

表6 Tobit回歸結果Tab.6 Tobit regression results

(3)控制其它政策的影響。2016年3月25日，與《意見》同時經中共中央政治局審議通過的文件有《長江經濟帶發展規劃綱要》，它是推動長江經濟帶發展的國家重大戰略綱領性文件，對“創新驅動產業轉型升級”“努力構建全方位開放新格局、創新區域協調發展體制機制”等方面進行了闡述，能夠顯著提高所在地企業技術協同攻關能力。為了控制該政策的影響，本文剔除上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州等11省(市)重新進行回歸，結果如表7列(1)(2)所示。由結果可知，Treat *Post的回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明在排除其它政策干擾后，軍民深度協同依然可以顯著促進軍民協同企業關鍵核心技術突破，本文結論具有穩健性。

(4)更換代理變量。前文以較高質量的發明專利與專利被引量度量關鍵核心技術突破，雖然基于專利對相關變量進行衡量是現有研究通用的做法，但實際上關鍵核心技術突破會引發企業全要素生產率躍遷，而這也是關鍵核心技術突破的重要意義之一。因此，此處使用全要素生產率作為關鍵核心技術突破的代理變量，回歸結果如表8列(1)(2)所示。由此可知，Treat *Post的回歸系數均在5%水平下顯著為正，表明在更換代理變量后，軍民深度協同能夠促進軍民協同企業關鍵核心技術突破，本文研究結論依然不變。

表7 排除其它政策的影響Tab.7 Excluding other policy impacts

表8 更換代理變量檢驗結果Tab.8 Replacement of proxy variables

(5)剔除政策實施當年數據。因為《意見》于2016年審議通過并實施，前文將2012—2015年定義為政策實施之前，將2016—2019年定義為政策實施之后(Post)。此處，為了避免可能的測量誤差問題，剔除2016年所有樣本企業觀測值，重新對模型(1)進行檢驗，相關結果如表9列(1)(2)所示。結果顯示，Treat *Post的回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明本文核心結論依然成立。

表9 剔除政策實施年度樣本檢驗結果Tab.9 Elimination of annual samples of policy implementation

3.5 影響機制檢驗

基于前文理論分析，本文認為，軍地深度協同通過技術研發、市場配置與政策支持3條路徑助力企業關鍵核心技術突破。

(1)軍地聯合技術研發能力提升路徑。為檢驗技術研發路徑的存在性，借鑒溫忠麟等[24]檢驗中介作用的步驟，在基準回歸結果的基礎上，本文依次檢驗軍地深度協同對企業技術研發的影響，以及將技術研發變量加入基準回歸后的結果，如表10列(1)-(4)所示。其中，由表10列(1)(3)可知，不論基于何種度量方式，軍民深度協同(Treat *Post)均與企業技術研發(RDSR)顯著正相關；由表10列(2)(4)可知，加入中介變量后，軍民深度協同對關鍵核心技術突破影響的系數均在1%水平下顯著為正，且該系數相較于基準回歸系數有所降低。由此可知，企業技術研發在軍民深度協同與企業關鍵核心技術突破間發揮部分中介作用，驗證了本文假設H2。

表10 機制檢驗結果(軍地聯合技術研發能力提升路徑)Tab.10 Mechanism test 1(technical path to improve the military civilian joint technology R & D capability)

(2)軍民兩大市場資源配置效率提高路徑。為檢驗市場配置路徑的存在性，借鑒溫忠麟等[24]檢驗中介作用的步驟，在基準回歸結果的基礎上，本文依次檢驗軍地深度協同對企業資源配置效率的影響，以及將資源配置效率加入基準回歸后的結果，如表11列(1)～(4)所示。其中，由表11列(1)(3)可知，不論基于何種度量方式，軍民深度協同(Treat *Post)均與資源配置效率(ML)顯著正相關；由表11列(2)(4)可知，加入中介變量后，軍民深度協同對關鍵核心技術突破影響的系數均在1%水平下顯著為正，且該系數相較于基準回歸系數有所降低。由此可知，資源配置效率在軍民深度協同與企業關鍵核心技術突破間發揮部分中介作用，驗證了本文假設H3。

表11 機制檢驗結果(軍民兩大市場資源配置效率提高路徑)Tab.11 Mechanism test 2(market path to improve the efficiency of resource allocation in military and civilian markets)

(3)軍民協同企業創新資源壓力緩解路徑。為檢驗政策支持路徑的存在性，借鑒溫忠麟等[24]檢驗中介作用的步驟，在基準回歸結果的基礎上，本文依次檢驗軍地深度協同對政策支持的影響，以及將政策支持加入基準回歸后的結果，如表12列(1)～(4)所示。其中，由表12列(1)(3)可知，不論基于何種度量方式，軍民深度協同(Treat *Post)均與政策支持(YFBZ)顯著正相關；由表12列(2)(4)可知，加入中介變量后，軍民深度協同對關鍵核心技術突破影響的系數均在1%水平下顯著為正，且該系數相較于基準回歸系數有所降低。由此可知，政策支持在軍民深度協同與企業關鍵核心技術突破間發揮部分中介作用，驗證了本文假設H4。

表12 機制檢驗結果(軍民協同企業創新資源壓力緩解路徑)Tab.12 Mechanism test 3(policy path to relieve the pressure on innovation resources of military civilian collaborative enterprises)

3.6 進一步研究

現實中，軍民協同企業可以進一步細分為軍轉民企業與民參軍企業。上述兩類企業分別代表軍民深度協同創新中兩種技術擴散模式，前者是指技術首先產生于軍事需求，繼而通過技術溢出效應擴散至民用領域并繼續產生效益，而現實中大量高新技術研發來源于國防研發，如計算機、互聯網、航天產業與原子能技術等；后者是指新興領域技術不斷經受市場檢驗，逐步發展壯大，而后因軍事需求被國防建設引進吸收再創新，實現技術的國防功能屬性[32]。在軍民深度協同穩步推進過程中，兩類企業關鍵核心技術突破水平是否受此影響而有所提升？檢驗上述問題可以在微觀企業層面進一步回答軍民協同發展戰略實施能否實現國防實力與經濟實力同步提升的目標。

在具體做法上，本文根據軍民協同企業是否屬于軍工概念股加以區分，若軍民協同企業為軍工概念股，則為軍轉民企業，否則為民參軍企業。在此基礎上，基于基準模型(1)進行估計，回歸結果如表13列(1)～(4)所示。根據表13列(1)(2)可知，不論采取何種方式度量關鍵核心技術，軍民深度協同(Treat *Post)對關鍵核心技術變量組(KCT1/KCT2)影響的回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明軍民深度協同能夠促進軍轉民企業關鍵核心技術突破；根據表13列(3)(4)可知，軍民深度協同能夠促進民參軍企業關鍵核心技術突破。由此可知，軍民協同戰略實施能夠促進經濟與國防實力同步提升。

4 結語

4.1 研究結論

以《意見》印發實施的準自然實驗為切入點，利用雙重差分模型實證檢驗軍民深度協同對軍民協同企業關鍵核心技術突破的影響。

(1)總體上，軍民深度協同有助于軍民協同企業關鍵核心技術突破。該結論通過了系列穩健性檢驗，說明隨著軍民技術邊界愈發模糊與軍民技術通用性增強，持續推進軍民深度協同能夠通過盤活軍地科技創新資源提升軍民協同攻關能力，從而突破關鍵核心技術。

(2)在作用機制上，軍民深度協同通過提升軍地聯合技術研發能力、軍民兩大市場資源配置效率與緩解軍民協同企業創新資源壓力等“三輪驅動”機制，助力軍民協同企業關鍵核心技術突破。由此可見，軍民深度協同是一項系統性工程，需要從技術研發、市場配置與政策支持等維度加以推進。

(3)在作用情境上，軍民深度協同可以助推軍轉民企業與民參軍企業關鍵核心技術突破。由此可見，軍民深度協同對于兩類企業關鍵核心技術突破具有正向作用，兩種技術擴散模式在軍民深度協同過程中均能發揮一定作用。

表13 異質性檢驗結果(軍轉民企業與民參軍企業)Tab.13 Heterogeneity test 1: military-into-civilian enterprises and civilian-invested military enterprises

4.2 對策建議

(1)堅持軍民深度協同發展。研究結論表明，軍民深度協同有助于企業關鍵核心技術突破，且對于軍轉民企業與民參軍企業均存在正向作用，結合當前國際戰略博弈加劇的緊迫形勢，未來應以戰略協同為引領，以法規、標準協同為支撐，以信息協同為突破口，堅定推進軍民深度協同發展。

(2)打造多主體參與的軍民協同創新平臺，提升軍地聯合技術研發能力。研究表明，軍民深度協同可以通過提升軍地聯合技術研發能力助力協同企業關鍵核心技術突破。因此，為確保軍地聯合技術研發攻關順利開展，應聯合多部門、多主體，積極建設一批形式多樣、多主體參與的軍民協同創新平臺，為軍地雙方提供信息互聯、科技人才交流和兩用技術關鍵技術保護等一系列公共服務。

(3)以市場手段激發軍民兩大市場活力，優化軍民兩大市場資源配置。研究表明，市場配置機制在軍民深度協同促進企業關鍵核心技術突破過程中發揮了中介作用。因此，在充分考慮跨軍地科研合作、產品研發的指令性、保密性、特殊性的基礎上，以資產重組、相互參股等途徑廣泛吸納市場優質資源，并探索通過創新產權保護、完善協同企業法人治理結構等方式激發市場主體活力，優化軍民兩大市場資源配置。

(4)健全配套政策措施，加大對軍民協同企業的支持力度。研究表明，通過增加政府研發補助等方式能夠緩解企業創新資源壓力，是促進企業通過軍民深度協同關鍵核心技術突破的路徑之一。為此，應進一步落實并細化財政、稅收、補貼等創新激勵政策，營造有利于各類企業參與軍民深度協同的良好政策生態。

(5)對于軍轉民與民參軍兩類企業的現實需求，應予以適當支持。研究表明，雖然技術擴散模式存在差異，但兩類企業在推進軍民深度協同過程中均能突破關鍵核心技術。因此，應針對軍轉民與民參軍兩類企業的現實需求，給予特定的支持。

4.3 不足與展望

本文存在以下不足：第一，變量測量方法存在局限性。雖然專利可以較好地反映企業技術成果，但出于商業機密或技術保護的考慮，企業可能不會將所有核心技術進行公開披露，軍民協同企業更是如此。由此，未來研究可以對測量方式加以完善，如考慮通過聚焦關鍵研究團隊的方式識別關鍵核心技術等。第二，樣本數據存在局限性，受保密與其它客觀條件的限制，研究樣本主要來自上市公司數據，雖選取具有代表性的融合概念成分股，但研究結果的普適性受到一定影響。由此，未來可考慮使用其它可獲取的樣本數據進行研究。第三，研究內容存在局限性。本文使用基于準自然實驗的雙重差分模型研究軍民深度協同對關鍵核心技術突破的影響，難免存在作用路徑與情境研究不全等問題。由此，未來可進一步探索其它作用路徑與現實情境。