創新鏈視閾下我國大企業科學研究反哺驅動力研究

王 斌，譚清美

(1.江蘇理工學院 經濟學院，江蘇 常州 213001; 2.南京航空航天大學 經濟與管理學院，江蘇 南京 211106)

一、引言

近年來，在關鍵核心技術“卡脖子”情景下，我國大企業科學研究反哺問題日益引起社會關注和廣泛討論。然而由《中國科技統計年鑒2021》數據顯示，我國2020年基礎研究經費企業來源占比僅為6.52%，而由《美國科學與工程指標2020》數據顯示，2017年美國基礎研究經費企業來源占比已達28.8%。可見，現階段我國企業科學研究反哺力度與發達國家相比有較大差距[1]，這對我國大企業原始創新和核心技術突圍構成嚴峻挑戰。而在既往文獻研究中，關于企業科學研究投入問題的討論，多從宏觀性的科研體制和微觀性的資源根植性角度展開分析，而對中觀層面的創新鏈相關因素探討偏少。尤其是近年來隨著企業創新競爭在上中下游環節逐漸加劇情形下，從創新鏈視閾剖析企業科學研究反哺問題日益重要。與既往文獻多聚焦于對下游創新績效影響因素的剖析相比，本文從創新鏈上游環節的技術轉移、中游環節的科技轉化能力、下游環節的新產品市場績效三個層面，剖析我國企業科學研究反哺驅動問題，籍此提供一個基于“創新鏈”視閾下的中觀層面科學研究反哺分析框架。

“反哺”在生物學中常用來描述生物幼體成熟后銜食喂養其母體的現象，基于此，本文將科學研究反哺界定為企業在發展壯大后開展科學研究資源投入的行為。考慮到我國較多規上工業企業的發展多經歷一條自技術引進至業務擴大再至源頭創新的發展路徑，故本文選取規上工業企業作為科學研究反哺的代表樣本。為充分探究企業科學研究反哺的多維特征，本文從科學研究反哺傾向和反哺強度兩個維度分別剖析，前者重在考察企業反哺科學研究的意愿程度，后者重在考察企業反哺科學研究的資源投入強度。

二、研究假設

對于規上工業企業而言，科學研究的主要目的在于提升產品基礎性前沿技術或關鍵核心技術[2]，以此增強產品市場競爭力，搶占更多市場份額并獲取創新溢價空間。因此，從終端市場的逐利性動機而言，大企業更傾向于利用上游技術成果拓展下游市場并攫取更多利潤，如曾德明等(2021)研究發現企業在創新鏈上游開展廣泛且有成效的基礎研究合作對企業創新績效有正向影響[3]。反之，若企業在創新鏈上游實施過多的技術轉讓行為，則難以對產品技術升級和市場績效形成有力支撐，反而對企業科學研究反哺努力形成負反饋，打擊企業科學研究反哺信心和動力。區域專利侵權糾紛程度的加劇，可能使企業更深入認識到專利對核心技術的防護作用，促使企業構建基礎專利和外圍專利協同的技術防護網[4-5]。這有助于弱化企業技術轉讓意愿并增強高質量專利產出動力，由此激發科學研究反哺傾向并提升反哺強度。此外，企業通過產學研合作可提升技術轉化外部合作能力，從而將技術成果轉化置于優先地位[6]，如宣曉冬等(2021)認為參加產學研合作的企業更有能力開展基于科學的技術開發活動[7]；蔣舒陽等(2021)發現產學研基礎研究合作有助于企業實現突破式創新[8]。因此，產學研合作有助于對企業科學研究反哺工作形成正反饋效應，進一步激發企業科學研究反哺傾向并提升反哺強度。根據上述分析，提出假設：

假設1：在創新鏈上游環節，企業技術轉移難以有效激發科學研究反哺傾向和強度，但專利侵權糾紛和產學研合作對技術轉移的反哺抑制效應有減緩作用。

企業在創新鏈上游環節的科學研究成果更多是為了增強產品市場競爭力，從而占據更多市場份額及利潤[9-10]，而這需要一定的科技轉化能力作為支撐。因此，當企業擁有的科技轉化能力越高，則越利于增強企業科學研究成果市場轉化的預期和信心[11-12]，從而能更有效激發企業科學研究反哺意愿。然而，科技轉化能力建設本身并不能為科學研究反哺投入提供資源支撐，反而會占用企業較多研發資源，這可能會對上游環節的科學研究反哺投入形成資源競爭效應，減少科學研究反哺強度。對此，企業需要在產品終端市場獲取較高市場利潤才可有效支撐創新鏈中游和上游的資源投入需求，如賀小剛等(2017)研究發現良好的盈利能力和基礎研究收益的增加有助于支撐企業投入更多基礎研究資源[13]。故市場利潤率的提升，有助于減弱科技轉化能力建設對科學研究反哺投入的資源競爭。由上分析，提出如下假設：

假設2：在創新鏈中游環節，企業科技轉化能力建設可激發科學研究反哺傾向，但無助于提升反哺強度，但良好的市場績效可增強科技轉化能力的反哺激勵效應。

近年來，我國規上工業企業在以漸進性研發為主導的創新模式下，在新產品市場取得一定成效，這有助于激發企業開發基礎性前沿技術和關鍵核心技術的動力[14]，而在創新鏈逆向反饋作用下，區域新產品市場規模可反向激發企業科學研究反哺意愿。但現階段我國本土規上工業企業新產品市場規模仍較為有限，與大型跨國公司相比存在一定差距，尚未形成對科學研究反哺投入的強力支撐。此外，在市場競爭較為激烈的環境下，新產品市場份額更易被稀釋分散，單一企業所獲得的新產品市場績效不足以支撐科學研究反哺投入需求[15]，而市場結構的適度集中可導致企業積累必要的新產品市場份額和績效，這可能更有助于企業利用新產品市場績效反哺科學研究資源需求，如FLAVIO等(2020)發現市場集中度的提升與企業創新績效之間可形成一定的倒U型曲線關系[16]。由上分析，提出如下假設：

假設3：在創新鏈下游環節，現階段新產品市場規模雖有助于激發企業科學研究反哺傾向但無助于提升反哺強度，而市場結構適度集中可增強新產品市場規模對反哺強度的支撐。

三、研究設計

(一)變量與數據

1.被解釋變量

本文用企業科學研究經費投入與市場利潤率相比表征“科學研究反哺傾向”，這主要是考慮到當企業市場績效較好時，企業自然具備更為充足的科學研究反哺資源，在此情況下企業自然更有能力提升科學研究資源投入，但這難以表明企業具有較高的反哺傾向，而可能是一種“大河有水小河滿”的自然結果。反之，當企業市場績效欠佳狀態下，企業仍能在科學研究領域投入大量資源，則體現出企業較高的科學研究反哺傾向。本文用企業科學研究經費投入占R&D經費比重表征“科學研究反哺強度”，以體現企業科學研究反哺的實際能力。

關于“科學研究”內涵，《中國科技統計年鑒》在指標解釋中，將其界定為“基礎研究”和“應用研究”兩個構成部分。前者以獲得一般性原理或理論為成果目標，后者以獲得原理性應用模型、論文、報告及專利為成果目標。關于企業科學研究反哺經費支出，本文用“企業R&D經費內部支出”剔除“試驗發展經費支出”，以獲得企業基礎研究和應用研究經費支出總額，此外，考慮到企業科學研究反哺也包括對高校院所的資源支持，故本文將“企業R&D經費對境內研究機構及高校支出”納入其中，以充分體現企業對科學研究的資金投入。考慮到科學研究經費支出主要用于人員工資和設備購置，故以2008年為基期的加權平減指數“0.5×居民消費價格指數+0.5×固定資產投資價格指數”平減處理。

2.解釋變量

技術轉移：用區域內規上工業企業技術輸出交易額表征。考慮到技術轉移輸出額量綱較大，為降低指標量綱并弱化數據波動性，對該指標予以對數處理。

科技轉化能力：從企業研發機構人、財、物三個方面綜合表征，將企業研發機構儀器設備費、研發機構人員數、新產品開發經費三個指標綜合加權，采用熵值法測算各年份權重。上述指標中，研發儀器設備費用“永續盤存法”折舊處理并換算成存量指標，并以2008年為基期的固定資產投資價格指數平減處理；新產品開發經費以2008年為基期的加權平減指數“0.5×居民消費價格指數+0.5×固定資產投資價格指數”平減處理。

新產品市場規模：用規上工業企業新產品銷售收入表征，體現區域新產品市場規模對企業科學研究反哺的支撐力。新產品銷售收入指標數據以2008年為基期的居民消費價格指數平減處理并取對數。

3.控制變量

專利侵權糾紛：從司法和執法兩個維度綜合體現區域專利侵權糾紛程度。其中，專利侵權糾紛司法指標主要反映專利訴訟審判情況，用“0.4×專利糾紛一審訴訟率+0.6×專利糾紛二審訴訟率”測度，從北大法寶案例庫搜集專利侵權立案數，從《中國知識產權年鑒》搜集專利授權數，并用當年度專利侵權司法立案數與上年度專利授權數相比測算專利侵權糾紛訴訟率。專利侵權糾紛執法指標主要反映專利行政管理部門對區域內專利侵權行為的行政執法情況，用當年度專利侵權執法立案數與上年度專利授權數相比測算。本文用熵值法測算指標各年份權重。為提升指標量綱而將綜合指標值乘以1 000，以便于計量分析。

財政科技支持：用政府來源資金占規上工業企業R&D經費內部支出比重表征。在企業創新實踐中，財政支持意在發揮杠桿效應和風險彌補效應，以此激勵企業開展研究工作。

外資強度：用外資企業新產品銷售收入占區域新產品銷售收入的比重測算。相對而言，跨國工業企業科學研究反哺行為起步較早，對本土企業可形成一定的引導和激勵效應。

市場績效：用企業市場利潤率表征，以企業市場利潤額與主營業務收入相比測算。市場績效是企業開展科學研究工作的重要保障，故將該指標納入模型控制變量中。

產學研合作：用研企合作和校企合作強度的加權綜合指標表征。前者用企業來源資金在研發機構R&D經費中的占比表征；后者用企業來源資金在高校R&D經費中的占比表征。用熵值法測度兩個構成指標在各年份的權重。

成熟產品績效：用規上工業企業成熟產品銷售收入占主營業務收入比重測算。與新產品相比，成熟產品業務更多反映企業的守成傾向，或可導致企業創新惰性而影響科學研究動力。

表1 變量設定

4.數據來源

本文以我國30個省級區域2010—2020年規上工業企業相關指標數據為主，數據來源包括《中國工業統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》，因數據可得性問題，我國港澳臺和西藏地區未考慮在內。少部分指標如外資強度、財政科技支持因缺乏規上工業企業相關數據而搜集于《中國高技術產業統計年鑒》。專利侵權糾紛指標相關數據從北大法寶知識產權案例庫手工整理和《中國知識產權年鑒》獲得。

5.時滯處理

實踐中，技術轉移、科技轉化能力和新產品市場等因素對企業科學研究反哺的影響，并非在當年產生影響，而是存在一定滯后性。為體現變量間的時滯關系且便于學術討論，本文將各影響因素與科學研究反哺之間的時滯設為1年。

(二)基準模型構建

在企業研發實踐中，科學研究反哺行為往往具有一定的慣性特征，這導致既往年份的反哺努力也會對后期反哺行為產生影響，故需考慮企業科學研究反哺的動態性。為此，本文采用系統GMM模型開展基準模型回歸分析。

1.考察技術轉移、科技轉化能力和新產品市場規模對企業科學研究反哺的線性影響

Yit=c+β1lnTechoutit+β2Transfit+β3lnNewsit

式中SOC團儲為土壤團聚體有機碳儲量，t/hm2；SOC團為土壤團聚體的有機碳含量，g/kg；W團為團聚體質量比例(W團=M團/M土；M團為團聚體質量；M土為土壤質量)；r為土壤容重，g/cm3；H為土壤厚度，cm。

+β4Cooperit+β5FDIit+β6Profitit+β7Disputeit

+β8Finintenit+β9Matureit+ηi+μt+εit

(1)

其中，Y包括lnSRC、SRI。ηi和μt表示個體效應和時間效應，c和ε為常數項和誤差項，i表示地區，t表示年份。

在式(1)基礎上，納入虛擬變量，從區域異質性角度考察技術轉移和新產品市場規模對企業科學研究反哺的影響。設D為虛擬變量，D1=1表示東部地區，D1=0表示其他地區；D2=1表示中部地區，D2=0表示其他地區；當D1、D2均為0時，表示西部地區。

2.考察專利侵權糾紛程度對企業技術轉移影響科學研究反哺的調節效應

Yit=c+β1lnTechoutit+β2Disputeit×lnTechoutit

+β3Transfit+β4lnNewsit+βZit+ηi+μt+εit

(2)

式(2)中，Y包括lnSRC、SRI。Z為控制變量，下同。

3.考察市場績效對企業科技轉化能力影響科學研究反哺強度的調節效應

Yit=c+β1lnTechoutit+β2Transfit+β3Profitit

×Transfit+β4lnNewsit+βZit+ηi+μt+εit

(3)

4.考察市場集中度對新產品市場規模影響科學研究反哺強度的調節效應

Yit=c+β1lnTechoutit+β2Transfit+β3lnNewsit

+β4lnHHIit×lnNewsit+βZit+ηi+μt+εit

(4)

式(4)中，HHI為區域市場集中度，用Herfindahl-Hirschman Index度量。但實際計算中，無法獲取各企業的市場銷售數據，為此，本文將大型、中型、小型企業營業收入分別除以各規模類型下的企業數，得到各規模類型下單位企業的市場規模，并與區域企業總營業收入相比求得各規模下單位企業市場占有率，代入HHI公式求得區域市場集中度并對數處理。

(三)門檻模型構建

企業產學研合作水平和市場績效的發展變化，可能轉變企業技術轉移和科技轉化能力對企業科學研究反哺的作用效果。為實證分析上述門檻效應是否顯著，本文構建門檻效應模型。

1.以產學研合作為門檻變量，以企業技術轉移為核心解釋變量

Yit=c+θ1lnTechoutit×I(Cooperit≤γ)

+θ2lnTechoutit×I(Cooperit>γ)+βXit+εit

(5)

式(5)中，I(·)為指示函數，γ為門檻值，Y包括lnSRC、SCI，X為其他解釋變量和控制變量。

2.以市場利潤率為門檻變量，以科技轉化能力為核心解釋變量

Yit=c+θ1Transfit×I(Profitit≤γ)+θ2Transfit×I(Profitit>γ)+βXit+εit

(6)

式(6)中，Y為lnSRC，X為其他解釋變量和控制變量。

四、模型回歸結果分析

(一)基準回歸結果分析

1.考察創新鏈不同環節對企業科學研究反哺的線性影響

根據式(1)設定，操作STATA 15.0軟件運行SYS-GMM命令程序，得回歸結果見表2。

表2 線性回歸

在表2中，變量lnTechout系數在模型1中不顯著，且在模型2中顯著為負，表明在上游環節，企業較多技術轉移不利于激發科學研究反哺傾向，且顯著抑制反哺強度。可見，若企業不能將上游技術充分轉化應用，則會打擊科學研究反哺動力。變量Transf系數在模型1中顯著為正，但在模型2中卻不顯著，表明在中游環節，企業科技轉化能力越強，越能激發科學研究反哺傾向，但卻無助于提升反哺強度。可見，企業在中游環節提升科技轉化能力，同時在下游環節維持較高市場績效，反哺效果才能更佳，否則將導致反哺“心有余而力不足”。這可由變量Profit系數印證。變量Profit系數在模型1中不顯著，而在模型2中顯著為正，表明企業市場績效盡管對科學研究反哺傾向無顯著影響，但可有力支撐反哺強度。在創新鏈下游環節，變量lnNews系數在模型1中顯著為正，但在模型2中為負值且不顯著，表明區域新產品市場規模可激發企業科學研究反哺傾向，但卻無助于提升反哺強度。可見，現階段我國區域新產品市場規模尚不足以支撐企業科學研究反哺資源需求。在控制變量中，變量Cooper系數在模型1和2中均顯著為正，表明產學研合作有助于提升企業科學研究反哺傾向和強度；變量Dispute系數在模型1中為正值而在模型2中顯著為負，表明區域專利侵權糾紛可激發企業科學研究反哺傾向，但也易消耗企業資源而對反哺投入形成擠出效應，從而抑制反哺強度；變量Fininten系數在模型2中顯著為正，表明財政科技支持有助于提升企業科學研究反哺強度；變量Mature系數在模型1中不顯著，在模型2中為負值且具顯著性，表明企業依賴成熟業務無助于激發科學研究反哺傾向并抑制反哺強度。

2.考察創新鏈不同環節影響科學研究反哺的區域異質性效應

由式(1)所設虛擬變量，操作STATA 15.0軟件運行SYS-GMM程序，回歸結果見表3。

在表3中，變量“D1×lnTechout”在模型1中系數為負值但并不顯著，而在模型4中系數為弱正值且具顯著性，這表明對于東部地區規上工業企業而言，在上游環節的技術轉移無助于激發科學研究反哺傾向，但對反哺強度卻有弱正向促進性。變量D2×lnTechout在模型2中系數為正值且顯著性較高，而在模型5中系數為負值且顯著性也較高，這表明對于中部地區規上工業企業而言，技術轉移有助于激發科學研究反哺傾向，但卻無助于提升反哺強度；變量lnTechout在模型3和5中系數均為負值且較為顯著，表明對于西部地區規上工業企業而言，技術轉移對科學研究反哺傾向和強度均有顯著抑制效應。可見，創新鏈上游環節的技術輸出轉移，對不同地區規上工業企業的科學研究反哺有異質性影響。其中，東部地區反哺強度受其激勵；中部地區出現明顯的科學研究反哺相悖性，即反哺傾向受其激勵但反哺強度卻受其抑制；西部地區出現反哺傾向和強度的雙重抑制。

由前述線性效應可知，在創新鏈下游環節，區域新產品市場規模盡管可對科學研究反哺傾向有一定激勵作用，但卻難以對反哺強度形成充分支撐。為從區域異質性視角深入認識這一問題，本文從東、中、西部不同地區開展虛擬效應分析。由表4中變量D2×lnNews回歸結果發現，相對于東部和西部地區而言，上述結論在中部地區更為顯著。

表4 創新鏈下游環節的區域異質性效應

3.考察相關因素對創新鏈不同環節影響科學研究反哺的調節效應

根據式(2)、(3)、(4)中調節變量設定，得回歸結果見表5。

表5 調節效應

在表5中，變量Dispute×lnTechout系數值在模型1中為0.035且顯著性較強，而在表2中，變量lnTechout在模型1中系數值為-0.413且并不顯著，二者對比表明在專利侵權糾紛的調節作用下，企業在上游環節的技術轉移對科學研究反哺傾向的影響轉變為正向激勵性。在表5中，變量Dispute×lnTechout系數值在模型2中為-0.001，而在表2中，變量lnTechout系數值在模型2中為-0.015，盡管二者均為負值且均具較高顯著性，但從系數值比較看，變量Dispute×lnTechout系數值較變量lnTechout系數值更小，這表明專利侵權糾紛對企業技術轉移抑制科學研究反哺強度具有一定的減緩作用。同理，在表2中，變量Transf系數值在模型2中為-0.050，即呈弱負向性且不顯著，而在表5中，變量Profit×Transf系數值為3.250，呈強正向性且具顯著性，表明在市場績效調節下，科技轉化能力對企業科學研究反哺強度由弱抑制性轉變為正向激勵性。在表2中，變量lnNews系數值在模型2中為-0.008，呈弱負向性且不顯著，而在表5中，變量lnMHHI×lnNews系數值在模型4中為0.002，呈弱正向性但具較強顯著性，表明市場集中度的提升，對新產品市場規模影響科學研究反哺強度具有一定正向促進作用。但由變量lnMHHI×lnNews系數值的弱正向性可見，市場集中度的提升也并非越高越好，而可能具有一定的限度。可見，區域市場結構的適度提升，有助于新產品市場規模支撐企業科學研究反哺資源需求。

(二)門檻效應回歸結果分析

以產學研合作和市場利潤率作為門檻變量，以技術轉移和科技轉化能力為區制變量。根據門檻效應模型設定，通過操作STATA 15.0軟件運行門檻效應程序，得回歸結果見表6。

表6 門檻效應估計結果

由表6模型1可知，當以市場利潤率為門檻變量時，科技轉化能力對企業科學研究反哺傾向具有顯著門檻效應。當市場利潤率低于2.2%時，企業科技轉化能力對科學研究反哺傾向具有較高的抑制效應，而當市場利潤率高于2.2%時，上述抑制效應大幅減弱，并轉變為正向促進效應。這表明當企業在終端市場績效較差時，企業科技轉化能力建設反而會嚴重阻礙科學研究反哺傾向提升。在模型2和3中，當以產學研合作為門檻變量時，企業技術轉移對科學研究反哺傾向和強度的影響有顯著門檻效應。當產學研合作強度分別低于門檻值0.047和0.102時，企業技術轉移對科學研究反哺傾向和強度分別具有顯著負向影響，即當企業技術轉移額度每增長1%，可導致企業科學研究反哺傾向下降0.801%，以及導致反哺強度降低0.012個單位。而當產學研合作強度高于上述門檻值時，企業技術轉移對科學研究反哺傾向和強度的影響發生明顯轉變，其中，對反哺傾向的影響系數由-0.801降為-0.205，對反哺強度的影響系數由-0.012降為-0.004，且影響效應均變為不顯著。可見，當產學研合作強度低于一定門檻值時，企業技術轉移顯著抑制科學研究反哺傾向和強度，而隨著產學研合作強度提升并高于一定門檻值，上述抑制效應大幅減弱。

五、結論與建議

本文從創新鏈視角，剖析了上、中、下游相關因素對企業科學研究反哺傾向和強度的影響效應，籍此挖掘企業科學研究反哺阻力和動力，由實證分析得出以下結論：①在創新鏈上游環節，企業技術轉移并不能激發科學研究反哺傾向和強度，甚至具有抑制性，尤其體現在西部地區；在創新鏈中游和下游環節，企業科技轉化能力和區域新產品市場規模雖有助于激發企業科學研究反哺傾向，但卻無助于提升反哺強度，尤以中部地區為甚。②區域專利侵權糾紛對企業技術轉移影響科學研究反哺傾向具有顯著正向調節效應，并可減緩技術轉移對反哺強度的抑制效應；市場利潤率對企業科技轉化能力影響科學研究反哺強度有顯著正向調節效應；市場集中度可改善新產品市場規模對科學研究反哺強度的支撐作用。③當市場利潤率低于2.2%時，企業科技轉化能力對科學研究反哺傾向具有較高抑制性，反之則導致抑制效應發生逆轉；當產學研合作強度低于門檻值0.047和0.102時，企業技術轉移對科學研究反哺傾向和強度分別具有顯著負向影響，反之則導致抑制效應大幅減弱。

根據實證分析結論，本文提出促進企業科學研究反哺的對策建議：

第一，在創新鏈上游環節，規上工業企業應盡量減少對基礎性前沿技術和關鍵核心技術的轉移轉讓行為，以避免打擊企業科學研究信心和市場預期。同時，企業應通過產學研合作和科技轉化能力建設等多種渠道，提升企業科學研究成果市場轉化的能力，籍此增強企業科學研究反哺傾向并提升反哺強度。此外，政府應通過財政科技支持鼓勵規上工業企業構建專利防護網，形成對區域內工業企業關鍵核心技術的保護，并激發企業科學研究反哺動力。

第二，在創新鏈中游環節，規上工業企業應適度控制科技轉化能力建設資源投入，尤其應避免消耗過多研發資源而擠占科學研究反哺投入。對此，可采取若干措施，其一，企業應努力提升市場績效總體規模，從而有效平衡科技轉化能力建設和科學研究反哺間的資源競爭關系，為二者協同發展提供資源保障；其二，政府對企業科技轉化能力建設應提供一定財政支持，發揮財政杠桿激勵效應，增強企業科學研究反哺信心和成果轉化預期。

第三，在創新鏈下游環節，考慮到現階段我國規上工業企業新產品市場規模尚不足以支撐科學研究反哺資源需求，故在確保市場體系公平競爭及開放有序下，可鼓勵部分高技術企業適度提升市場集中度，增強企業開拓新產品市場的能力并積累更多市場績效。政府在選擇財政科技支持對象及支持額度時，應將新產品市場績效作為重要標準，以此鼓勵企業積極開拓新產品市場并弱化其對成熟產品市場的依賴，使企業在新產品市場具備較強的競爭力。