跨國公司產品創新與內資企業自主研發

■肖琬君 沈玉昊

一、引言

隨著經濟體制改革的進一步深化和對外開放程度的不斷提高，中國借助生產要素、資源環境成本優勢和市場規模優勢，吸引了跨國公司大規模進入，實現了連續多年的經濟高速增長。然而，隨著中國經濟進入新常態階段，以往依靠要素投入驅動增長的模式難以為繼。黨的十八大強調“要堅持走中國特色自主創新道路，實施創新驅動發展戰略”。習近平總書記明確提出將“從要素驅動、投資驅動轉向創新驅動”作為中國經濟新常態的主要特點之一。由此可見，把增強自主創新能力作為戰略基點，推動產業結構調整和經濟發展方式轉變，促進經濟可持續發展，是新發展格局下中國實現創新驅動發展的必然選擇。一般認為，跨國公司溢出效應對東道國自主創新具有重要影響。本文旨在進一步研究其關鍵性問題：跨國公司產品創新是否有助于促進內資企業自主研發及其背后可能的作用機制。

跨國公司對東道國自主創新的影響一直是國際直接投資理論與經驗研究中的熱點問題，國內外學者分別從不同角度對此進行了深入探討。相關文獻主要集中在以下三個方面：一是跨國公司的溢出效應對東道國自主創新是否存在影響及其影響方向，結論主要包括三種，即抑制論[1，2]、促進論[3，4]和“雙刃劍”論[5]。國內學者早期采用省份、行業層面數據的實證研究大多支持跨國公司對中國制造業自主創新具有促進作用[6—8]，而近年來采用微觀企業數據的實證研究則大多持相反觀點[9—11]。二是根據FDI 溢出效應機制理論[12]，從不同溢出渠道具體分析跨國公司溢出效應對東道國自主創新可能產生的影響[13，14]。三是針對可能影響跨國公司溢出效應與東道國自主創新之間關系的其他因素展開討論，如吸收能力[15]、技術差距[16]等。綜上所述，雖然現有文獻揭示了跨國公司對東道國自主創新可能產生的各種影響和影響渠道，關于跨國公司溢出效應對東道國自主創新的重要性也得到了充分肯定，然而學術界針對以上問題所展開的廣泛研究依然尚未得出一致結論，且少有學者將跨國公司產品創新納入其溢出效應的研究范疇。

值得注意的是，已有研究大多從兩個角度來定義技術溢出變量，以衡量跨國公司對東道國自主創新的影響。一是從外資進入程度角度，選取外資工業總產出、銷售收入或注冊資本等指標的行業占比，作為衡量外商直接投資的變量；二是從外資研發投入角度，選取研發經費投入、研發勞動投入等指標與銷售總產值或GDP的比重，作為衡量外資研發支出的變量。然而，以上兩類變量均存在不足：一方面，外商直接投資變量只能在一定程度上從外資行業占比角度反映外資進入對東道國自主創新可能產生的影響，不能直接測度跨國公司對東道國的創新行為可能帶來的影響；另一方面，外資研發支出變量雖然將外資研發投入直接納入考慮范疇，但并不是所有的研發投入都能引致跨國公司產生直接有效的創新行為[17]?？紤]到以上兩個變量并不能全面準確地衡量跨國公司的創新行為對東道國自主研發的影響，本文選取跨國公司創新產出即產品創新，作為衡量跨國公司創新行為的變量來考察其對中國自主研發的影響。其合理性在于：一是產品創新作為跨國公司創新行為的直接產出成果，可以更為直接準確地衡量跨國公司的創新行為；二是產品創新作為創新產出，其中很大一部分將直接進入東道國市場的上下游產業鏈和商品流通環節，因而還可以從市場行為角度來衡量其對東道國自主研發的影響；三是從跨國公司技術轉移溢出效應的角度而言，跨國公司很大程度上傾向于將母國的先進技術和研發成果直接用于東道國產品創新，因此產品創新更為直接客觀地體現了跨國公司的技術水平和研發能力。

與現有文獻相比，本文可能在以下方面有所貢獻：第一，從跨國公司產品創新角度出發，探討跨國公司的研發行為和市場行為對內資企業自主研發的影響，豐富并深化了跨國公司溢出效應與內資企業自主創新之間關系的研究。第二，利用企業專利數據作為衡量內資企業自主研發活動的核心指標，從而在更為細致準確的微觀層面揭示跨國公司產品創新對內資企業自主研發活動的影響效應。第三，不僅從水平溢出角度分析跨國公司產品創新對行業內內資企業自主研發的溢出效應，還從垂直關聯角度分析跨國公司產品創新通過商品流通渠道對上、下游行業內資企業自主研發的溢出效應。第四，通過構建中介效應模型，從跨國公司產品創新研發行為的模仿學習效應和市場份額搶占行為的市場競爭效應兩方面綜合分析跨國公司產品創新的影響機制。

二、跨國公司產品創新影響內資企業自主研發的理論分析

跨國公司對內資企業自主研發水平的影響，包括對其在東道國所設立的子公司自主研發活動的直接影響，以及對內資企業自主研發活動的間接影響[11]。本文主要針對后者展開研究?，F有研究通常認為，跨國公司主要通過示范效應、人力資本流動效應、競爭效應和關聯效應四種途徑產生溢出效應。本文所說的溢出效應主要是指研發的溢出效應，即通過研發新產品、新工藝等創新所產生的溢出效應，與已有相關研究認為跨國公司的技術溢出和研發溢出對東道國自主創新能力的影響可能存在較大差異[18，19]。接下來，本文將從行業內水平溢出和產業鏈上垂直關聯兩方面具體分析跨國公司產品創新對內資企業自主研發可能產生的影響及其影響機制。

水平溢出是指跨國公司產品創新對行業內生產相同類型產品的內資企業的自主研發所產生的溢出效應。就學習效應而言，傅元海等[20]認為在示范效應和人力資本流動效應下，模仿學習是內資企業最主要的技術進步路徑，因而可以將其歸結為FDI 的技術轉移、擴散效應，在一定條件下可以直接將其理解為模仿學習效應。跨國公司產品創新為內資企業的自主研發指明了方向，提高了其自主研發效率，降低了研發的不確定性，從而減少了內資企業的研發成本和風險，使企業有更強的動力開展自主研發。然而，跨國公司產品創新也有可能從兩方面抑制內資企業開展自主研發：一方面，內資企業可能滿足于跟隨跨國公司產品創新步伐，從而降低其自主研發意愿；另一方面，跨國公司產品創新使得其在產品市場上占據更有利的先發優勢和偏好優勢，從而降低內資企業研發激勵。就競爭效應而言，引進技術和研發可能是內資企業主要的技術進步路徑，而模仿學習大多是在外力迫使下對技術進步方式的選擇。跨國公司產品創新將會加劇國內產品市場競爭，而跨國公司憑借產品的多樣性和先進性，將會擠占市場份額，使內資企業面臨市場份額下降和產能過剩的挑戰。此時，如果內資企業收縮生產規模或退出國內市場，必然也會相應地縮減自主研發力度。如果內資企業積極應對，通過增強自主研發能力積極開發新產品，以獲得能與跨國公司競爭所需的技術和工藝，則會對內資企業自主研發產生促進作用。然而，即便內資企業選擇積極應對跨國公司的有力競爭，也有可能通過采取從國外購買或引進的方式獲得相應技術，以規避自主研發所要面對的低利潤、高風險和長時滯等問題，因而未必會提高其自主研發水平。

垂直關聯是指跨國公司產品創新可能通過從內資企業購買中間投入品從而與上游內資企業產生后向關聯，通過向內資企業出售中間投入品從而與下游內資企業產生前向關聯。已有研究表明，跨國公司更有可能通過垂直關聯效應對內資企業產生更為顯著的影響[21，22]。首先，跨國公司進行產品創新，會相應地提高對中間投入品的要求，并且為上游內資企業提供相應的技術支持、人員培訓、管理優化和質量監督等服務，以期獲得更為優質的中間投入品?？鐕緦χ虚g投入品的需求加大，會使上游本土企業之間展開激烈競爭，上游企業可能通過提高自主研發水平來提高其產品技術和質量，以滿足跨國公司的產品需求。其次，跨國公司產品創新作為其研發產出成果，可能通過商品流通渠道進入下游產業鏈，通過為下游企業提供更多高質量、高技術含量的中間投入品及配套服務，從而提高下游內資企業自主研發的能力和動力。然而，跨國公司產品創新所需的中間投入品可能大部分選擇從國外進口，因為內資企業短期內無法達到其產品技術和質量標準，這又可能進一步導致內資企業通過進口先進技術替代自主研發。并且跨國公司大多以出口為導向，所以其創新產品可能最終大部分用于出口，直接在國內市場銷售應用的較少，并不能對下游企業的研發產生直接的促進作用，且下游內資企業的技術水平可能相對落后，并不能馬上對其創新產品加以利用，從而提高自身的自主研發能力。這些都有可能對上下游內資企業的自主研發產生抑制作用。

綜上所述，本文提出如下對立假說：

假說H1a：跨國公司產品創新提高了內資企業自主研發水平。

假說H1b：跨國公司產品創新降低了內資企業自主研發水平。

三、計量模型與數據說明

（一）計量模型設定

本文的研究目的在于考察跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響，借鑒相關文獻，將基準回歸模型設定如下：

其中，下標i表示內資企業，j表示二分位制造業行業，t表示年份。patent為本文的被解釋變量，代表內資企業自主研發水平；newoutput為本文的核心解釋變量，代表跨國公司產品創新水平；X為一組企業層面的控制變量；α為常數項；λj、λd、λt分別表示行業、地區和時間固定效應；εit為隨機誤差項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

patent 為描述內資企業自主研發水平的指標，采用企業專利申請數來衡量。已有研究大多從研發投入角度選取研發經費支出或研發人員數量等作為創新投入指標，或從研發產出角度選取新產品銷售收入、是否開發新產品以及新產品開發項目數等作為創新產出指標，來構建衡量企業自主研發水平的相關變量。然而考慮到創新投入并不能直接準確地衡量創新產出，而且創新投入轉化為創新產出也存在一定程度的時滯，同時考慮到指標的可得性和準確性，本文認為選取企業專利申請數具有較高的合理性和可靠性。根據中國專利體系可以將專利申請數細分為發明專利（invention）、實用新型專利（utili?ty）和外觀設計專利（design）三類。

2.核心解釋變量

newoutput 為描述跨國公司產品創新的指標。參考毛其淋等[23]、劉啟仁等[24]構建企業產品創新變量的思路，本文采用制造業二分位行業中三資企業新產品產值與其工業總產值的比重來表示。跨國公司新產品產值占比越高，一方面說明跨國公司產品創新在其生產活動中占有重要地位，跨國公司致力于通過開展研發創新活動，提高其產品技術含量和技術復雜度，拓展其產品種類范圍和技術邊沿；另一方面說明跨國公司產品創新使其在產品市場上占據更為有利的先發優勢和偏好優勢。本文將從研發行為和市場行為兩方面來檢驗跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響機制。

3.控制變量

本文參照已有文獻，選取以下企業和行業層面的控制變量（X）：①企業年齡（age），采用企業當年年份與開業年份的差來衡量；②企業規模（size），采用企業總資產的對數來衡量；③企業出口（expt），采用虛擬變量表示企業是否出口，若企業當年出口額大于零則為1，否則為0；④企業人均工資（wage），采用企業應付工資總額與企業員工數的比值衡量；⑤企業資本密集度（capital），采用企業固定資產與企業員工人數的比值取對數衡量；⑥企業利潤（profit），采用企業銷售利潤率即企業利潤總額與銷售額的比值衡量；⑦企業融資約束（finance），采用企業利息支出與固定資產的比值衡量；⑧市場競爭程度（HHI），采用赫芬達爾指數衡量。

（三）數據說明

本文數據來源主要有：一是國家統計局2005—2013年中國工業企業數據庫。該數據庫的統計調查對象涵蓋了全部國有企業以及規模以上（年銷售額在500 萬元人民幣以上）非國有企業。二是國家知識產權局專利數據庫。該數據庫收錄了自1985年9月《專利法》實施以來國家知識產權局授權的所有專利信息，包括發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三類。本文將數據按企業和年份加總，從而得到2005—2013年各企業各年份專利申請數。三是2005—2013年《中國科技統計年鑒》。該年鑒統計了分行業大中型工業企業中三資企業科技研發基本情況等指標。本文據此計算出三資企業新產品占比變量用來衡量跨國公司產品創新。

根據研究需要，將樣本數據進行如下處理：（1）保留制造業樣本數據，刪除原始數據中采礦業、電力燃氣及水行業樣本數據；（2）根據2011版《國民經濟行業分類》標準和2010年版《行政區劃代碼分類》標準，對相應及之前年份樣本數據的行業代碼和行政區劃代碼進行調整；（3）參考Cai 等[25]、Brandt 等[26]、Feenstra等[27]的做法，對樣本數據進行刪減并剔除異常值；（4）參考Hsieh等[28]的做法，綜合企業登記注冊類型、國有控股情況和注冊資本占比等指標設定企業所有制類型，將樣本數據劃分為內資企業和外資企業，并將內資企業作為本文的研究對象；（5）對本文主要變量采取了1%的縮尾（winsorize）處理，以保證本文所使用數據的合理性。表1報告了本文主要變量的描述性統計結果。

表1 主要變量的描述性統計結果

四、計量結果分析

（一）基準回歸

本文基準回歸模型采用OLS 方法，從行業內水平溢出角度分析跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響，且在回歸分析中均控制了行業、省份和年份固定效應，并采用行業聚類的穩健標準誤控制可能存在的異方差和自相關問題。表2報告了根據式（1）所得基準模型的回歸結果，其中，（1）列以企業專利申請數（patent）為被解釋變量，（2）至（4）列分別以發明專利（invention）、實用新型專利（utility）和外觀設計專利（design）三大類別專利申請數為被解釋變量。從回歸結果可知，核心解釋變量跨國公司產品創新（newoutput）對企業專利申請總數影響的回歸系數在10%的水平上顯著為正，說明跨國公司產品創新從整體上來看確實可以提高內資企業自主研發水平，即本文的假說H1a 成立。跨國公司產品創新對實用新型專利和外觀設計專利申請數影響的回歸系數均在5%的水平上顯著為正，而對發明專利申請數影響的回歸系數未通過顯著性檢驗，說明跨國公司產品創新主要提高了內資企業實用新型專利和外觀設計專利申請數，對技術含量更高、自主研發難度更大的發明專利未產生顯著影響。

從表2 中其他控制變量的回歸系數可以看出：企業年齡（age）對專利申請總數和外觀設計專利申請數的回歸系數顯著為負，然而回歸系數值偏小，因此可以認為企業年齡并不是影響內資企業自主研發的主要因素。企業規模（size）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明內資企業規模越大越有利于促進其自主研發。這可能是由于企業規模越大越有利于實現規模效應，可以降低企業自主研發成本，使得企業更有能力開展自主研發活動。企業出口（expt）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明出口企業具有更高的自主研發水平。企業人均工資（wage）的系數也均在1%的水平上顯著為正，驗證了勞動要素價格與企業自主創新之間的正向關系，說明勞動力成本的上升可能會倒逼內資企業進行研發創新。企業資本密集度（capital）的系數均在1%的水平上顯著為負，說明對內資企業來說，資本密集度對其自主創新具有一定的抑制作用。企業利潤（profit）的系數顯著為正，說明內資企業利潤越高越有能力開展自主研發活動。企業融資約束（finance）的系數顯著為負，說明內資企業面臨的融資約束越大越不利于其開展自主研發活動。市場競爭程度（HHI）的回歸顯著為負，說明競爭性的市場結構有利于提高內資企業自主研發能力。

表2 基準模型回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.關聯效應

本文基準回歸模型從行業內水平溢出角度考察了跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響，然而學者們的大量研究表明，垂直關聯可能才是外資產品創新產生溢出效應的重要渠道[29]。且跨國公司產品創新作為其產出成果，其中一部分將通過進入國內市場流通渠道參與上、下游內資企業的生產經營過程，進而可能對其自主研發行為產生影響。為考察垂直關聯效應對回歸結果的影響，本文將跨國公司產品創新的產業關聯指標放入回歸模型中實行進一步考察。

前向溢出指標（newoutputfor），即處于上游行業的跨國公司產品創新通過向j行業提供中間投入品而對j行業產生的前向溢出效應，由j行業所有上游行業的跨國公司產品創新比重加權平均計算所得，權重是每個上游行業對j 行業的中間投入占j 行業總中間投入的比重，具體計算方法見式（2）。式（2）中，σjm為權重，即行業j 從上游行業m 購買的中間投入品占行業j從所有上游行業購買的中間投入品的比重，可根據我國2007年投入產出表測算而得。

后向溢出指標（newoutputback），即處于下游行業的跨國公司產品創新通過向j行業購買中間投入品而對j行業產生的后向溢出效應，由j行業的所有下游行業的跨國公司產品創新比重加權平均計算所得，權重是j 行業對每個下游行業k 的中間投入占j行業總產出的比重，具體計算方法見式（3）。其中，αjk為權重，即行業j作為中間投入品流向下游行業k的產出占行業j的產出中作為中間投入品流向所有行業的比重，同樣可根據我國2007年投入產出表測算而得。

從表3 的回歸結果可以看到，在考慮了關聯效應之后，跨國公司產品創新溢出效應的回歸系數依然顯著為正，包括對發明專利申請數的回歸系數也在10%的水平上顯著為正，表明跨國公司產品創新確實通過正向溢出效應促進了內資企業自主研發水平的提高。然而，前向溢出指標對企業專利申請數、發明專利和實用新型專利申請數的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，對外觀設計專利的回歸系數雖然為負但未通過顯著性檢驗。后向溢出指標僅對外觀設計專利的回歸系數在1%的水平上顯著為正，而對其他專利申請數的回歸系數均為負且未通過顯著性檢驗。

表3 關聯效應回歸結果

對此，本文認為存在以下幾方面原因：一是內資企業技術水平有限，導致其消化吸收能力不足，從而阻礙了關聯效應發揮作用。內資企業只有跨越一定技術水平和吸收能力的門檻，才能有效實現跨國公司對上、下游產業鏈的配套要求。二是跨國公司進入中國市場后，通常通過中間品貿易從國外直接大量進口其所需中間投入品，而并非通過上游產業鏈向內資企業采購。且大多數中間投入品進入國內市場僅需內資企業完成加工組裝部分進而將產成品出口而并非作為中間產品進入下游產業鏈，因此削弱了關聯效應可能產生的影響，跨國公司存在進口依存度和出口依存度雙高特點的同時，內資企業也存在加工貿易依存度高的特點。三是跨國公司產品創新很有可能倒逼上游內資企業通過技術引進、技術購買等途徑獲取先進技術，以滿足下游跨國公司的需求，從而使替代效應超過關聯效應占據主導地位，特別是國內許多為跨國公司配套生產的內資企業。這雖然能夠在一定程度上快速獲得先進技術和生產效率的改善，然而在跨國公司主導的制約下卻難以實現內資企業的自主創新。

2.替換核心變量

本文從回歸模型以及核心變量的替代選擇等方面分別進行了穩健性檢驗，具體回歸結果見表4。在表4（1）列中，將被解釋變量替換為衡量內資企業是否有自主研發的虛擬變量，若內資企業專利申請數大于零則為1，否則為0，然后用Probit模型進行回歸。在（2）列中，考慮到大量企業的專利申請數量為零，因而可能存在一定程度的左截尾問題，因此采用Tobit模型進行回歸。在（3）和（4）列中，將被解釋變量替換為由內資企業新產品產值衡量企業自主研發水平。（3）列中被解釋變量為內資企業新產品產值取對數，采用tobit 模型進行回歸。（4）列中被解釋變量為內資企業新產品產值虛擬變量，若內資企業新產品產值大于零則為1，否則為0，采用Probit模型進行回歸。在（5）列中，將核心解釋變量替換為跨國公司新產品銷售收入占比。在（6）列中，考慮到跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響可能存在時間上的滯后，因而將所有解釋變量滯后一期進行回歸。在（7）列中，考慮到我國于2001年底加入WTO，并于2002年對《外商投資產業目錄》進行了大幅度修改從而放松了外資管制，為了控制政策調整對回歸結論的干擾，將樣本期設定為2005—2008年。從表4 的回歸結果來看，在分別考慮并控制了以上因素后，跨國公司產品創新（newoutput）的回歸系數均顯著為正，說明本文的回歸結果較為穩健，從而進一步驗證了跨國公司產品創新對內資企業自主研發水平的提高具有促進作用。

表4 穩健性檢驗和內生性問題回歸結果

3.內生性問題

本文核心解釋變量跨國公司產品創新可能存在內生性問題。首先，跨國公司產品創新與內資企業自主研發之間可能存在雙向因果關系，具體表現為：跨國公司產品創新可能促進內資企業自主研發，而內資企業自主研發能力的增強也可能反過來促使跨國公司增強其產品創新能力以提高市場競爭力。由于跨國公司產品創新衡量指標是行業維度，而企業自主研發衡量指標是企業維度，以往采用微觀企業數據的學者通常在研究中將行業層面的引資行為視為外生變量[22，30]。其次，遺漏變量和測量誤差也可能導致內生性問題，一些非觀測因素可能會對跨國公司產品創新和內資企業自主研發同時產生影響。

本文采用工具變量法解決可能存在的內生性問題。借鑒已有文獻的做法，選取跨國公司產品創新指標的滯后一期項作為工具變量，進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，相關回歸結果見表4（8）列?；貧w結果顯示，在用工具變量處理內生性問題后，跨國公司產品創新回歸系數仍然顯著為正。此外，為了確保工具變量的有效性，本文還進行了多種檢驗：（1）采用Kleibergen-Paap rk LM 統計量進行不可識別檢驗，結果在1%的水平上拒絕了“不可識別”的原假設，認為工具變量與解釋變量高度相關，秩條件成立；（2）Kleibergen-Paap rk F統計量也在較高水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設。以上結果表明，采用工具變量法的估計結果仍然較為穩健且可靠。

五、進一步分析

前文分析結果表明，從行業內水平溢出角度來看，跨國公司產品創新對內資企業自主研發水平的提高具有促進作用。然而，根據本文理論分析可知，行業內水平溢出主要包括模仿學習效應和市場競爭效應兩方面，且跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響也同時包括研發行為和市場行為兩方面，那么行業內水平溢出分別有哪些具體的作用機制？模仿學習效應和競爭效應如何分別通過研發行為和市場行為影響內資企業自主研發？水平溢出效應在是否存在異質性？為了厘清以上問題，本文接下來將從中介效應分析和異質性分析兩方面進一步研究。

（一）中介效應檢驗

根據前文理論分析的內容，本文認為跨國公司產品創新從研發行為角度可能通過提高內資企業生產率產生模仿學習效應來促進內資企業自主研發，從市場行為角度可能通過擠占內資企業市場占有率產生競爭效應來促使內資企業自主研發，從而在整體上對內資企業自主研發產生促進作用?；诖?，本文將內資企業生產率和內資企業市場占有率作為中介變量，通過構建中介效應模型進一步檢驗跨國公司產品創新對內資企業自主研發的影響機制。

借鑒Baron等[31]、溫忠麟等[32]的中介效應檢驗方法，本文構建如下遞歸模型：

式（4）至（6）在本文基準模型的基礎上分別檢驗了跨國公司對內資企業自主研發的中介效應機制。其中，內資企業全要素生產率（tfp）為模仿學習效應的中介變量，采用Levinsohn 等[33]的半參數方法衡量；內資企業市場占有率（market）為競爭效應的中介變量，采用內資企業銷售產值占行業銷售產值的比重來衡量。

根據中介效應的檢驗方法，本文分三步進行檢驗：首先，將因變量企業專利申請數（patent）對核心解釋變量跨國公司產品創新（newoutput）進行回歸；其次，將內資企業全要素生產率（tfp）和內資企業市場占有率（market）兩個中介變量分別對核心解釋變量跨國公司產品創新（newoutput）進行回歸；最后，將因變量企業專利申請數（patent）分別對核心解釋變量跨國公司產品創新（newoutput）和中介變量（tfp/market）同時進行回歸。具體回歸結果見表5。

表5（1）至（3）列為從研發行為角度進行機制檢驗的結果。表5（1）列是對式（4）的回歸結果，與基準模型回歸結果相同，跨國公司產品創新的回歸系數在10%的水平上顯著為正，表明跨國公司產品創新對內資企業自主研發有正向促進作用。（2）列中跨國公司產品創新的回歸系數顯著為正，表明跨國公司產品創新確實提高了內資企業全要素生產率。（3）列的估計結果顯示，跨國公司產品創新和內資企業全要素生產率的回歸系數均在不同水平上顯著為正，且跨國公司產品創新的回歸系數小于（1）列，說明從研發行為角度出發，跨國公司產品創新通過提高內資企業生產率產生模仿學習效應從而促進內資企業自主研發。

表5（4）至（6）列為從市場競爭角度進行機制檢驗的結果。從（4）列的估計結果可以看出，跨國公司產品創新的回歸系數顯著為負，表示跨國公司產品創新確實在一定程度上擠占了內資企業市場份額從而降低內資企業市場占有率。而（5）列的回歸結果顯示，內資企業市場占有率的回歸系數顯著為負，且跨國公司產品創新的回歸系數顯著為正且小于基準模型回歸結果，表示從市場行為角度出發，跨國公司產品創新通過擠占內資企業市場占有率產生競爭效應從而促使內資企業自主研發。（6）列將核心解釋變量和兩個中介變量同時放入回歸分析中，可以看到跨國公司產品創新的回歸系數依然顯著為正且小于基準模型回歸系數，內資企業生產率的回歸系數顯著為正的同時，內資企業市場占有率的回歸系數顯著為負。

表5 中介效應檢驗回歸結果

（二）異質性分析

前文的回歸結果表明，跨國公司產品創新對內資企業自主研發水平的提高有正向促進作用，然而由于內資企業自身性質或所屬行業存在差異，跨國公司產品創新對其所產生的影響可能也存在差異，或者說不同性質或處于不同行業的內資企業會做出不同的調整措施來應對跨國公司產品創新所帶來的變化和沖擊。從企業層面來看，內資企業所有制不同，不僅其開展自主研發活動的動機可能不同，而且受到政府政策影響的程度大小同樣存在差異。從行業層面來看，不同類別行業中跨國公司產品創新對內資企業的影響必然存在差異性，從高技術行業來看，內資企業與外資企業在技術水平和產品質量等方面都存在較大差距，而這種差距在中、低技術行業則相對較小，從而可能使其對內資企業自主研發的影響存在差異。鑒于以上因素，本文接下來從內資企業所有制、行業技術水平兩方面考察跨國公司產品創新對內資企業自主研發的異質性影響。具體回歸結果見表6和表7。

1.企業所有制

本文按照所有制將內資企業劃分為國有企業和非國有企業。從表6 的回歸結果可以看出，跨國公司產品創新并沒有對國有企業自主研發產生顯著影響，僅對實用新型專利的回歸系數顯著為正。與此相反，跨國公司產品創新對非國有企業自主研發能力的提高具有顯著促進作用，然而更多的體現在技術含量和研發門檻較低的實用新型專利和外觀設計專利上，對于技術含量和研發門檻較高的發明專利來說，跨國公司產品創新并未有效促進非國有企業發明專利申請數的增長。對此可能的解釋是：非國有企業主要是自主發展、自負盈虧，對于市場競爭帶來的沖擊更為敏感，且民營企業創新效率通常較高，因而為了維持企業市場份額，提升市場競爭力，有更強的動力和激勵進行自主研發。

表6 內資企業所有制異質性回歸結果

2.行業技術水平

本文按照國家統計局發布的《高技術產業（制造業）分類》標準，將醫藥制造業，航空、航天器及設備制造業，電子及通信設備制造業，計算機及辦公設備制造業，醫療儀器設備及儀器儀表制造業，信息化學品制造業這六大類制造業行業劃分為高技術行業，其余制造業行業則歸為中、低技術行業。從表7 的回歸結果可以看出，跨國公司產品創新對高技術行業中內資企業自主研發能力提高的促進作用更為顯著，而對中、低技術行業中內資企業整體自主研發水平并未產生顯著影響，甚至抑制了其發明專利申請數的增長，僅對外觀設計專利申請數的增長有促進作用。這可能是由于：中國高技術行業與跨國公司技術差距相對較小，且具有較高的技術水平和相似的產品結構，因而具備更好的消化吸收能力，不僅可以通過模仿學習效應提高自身研發水平，當面對市場競爭時也具備充分的能力提高自主研發水平加以應對；而中、低技術行業內資企業則恰好相反，不僅與跨國公司技術差距相對較大，而且在產品結構和產品質量方面也與跨國公司存在較大差距，因此不僅不利于內資企業通過模仿學習產生溢出效應，也不利于應對激烈的市場競爭。

表7 行業技術水平異質性回歸結果

六、結論

本文研究結果表明：第一，跨國公司的產品創新通過行業內水平溢出促進了內資企業自主研發水平的提高。這一結論在考慮了多種穩健性檢驗以及處理了內生性問題的情況下依然成立，且主要表現在對技術含量相對較低、自主研發難度相對較小的實用新型專利和外觀設計專利的提高上，而對技術含量和研發門檻相對較高的發明專利并未產生顯著影響。第二，跨國公司產品創新抑制了上游內資企業自主研發的同時，并未對下游內資企業自主研發產生顯著影響，表明跨國公司產品創新并未通過行業間垂直關聯促進內資企業提高自主研發水平。第三，通過跨國公司產品創新對內資企業自主研發影響的中介效應檢驗發現，從研發行為角度出發，跨國公司產品創新通過提高內資企業生產率產生模仿學習效應從而促進內資企業自主研發，從市場行為角度出發，跨國公司產品創新通過擠占內資企業市場占有率產生市場競爭效應從而促使內資企業自主研發。第四，通過考察跨國公司產品創新對不同所有制及不同行業技術水平中內資企業自主研發的異質性影響，發現跨國公司產品創新對非國有企業和高技術行業內資企業提高自主研發水平的影響更為顯著。本文的研究對于從跨國公司產品創新角度理解引進外資對內資企業自主研發的影響具有一定的參考價值?！?/p>