軟件和信息技術服務進口對企業創新影響的研究

張 寧

(上海大學經濟學院 康希通信科技(上海)有限公司)

一、引言

工業的轉型升級離不開“軟支撐”，作為現代制造業的基礎和核心，軟件發揮著重要作用，尤其在“工業4.0”的推動下，“軟件定義”成為新一輪科技革命和產業變革的新特征和新標志，賦予了企業新型能力，汽車、重大裝備、鋼鐵、石化等行業企業紛紛加快軟件化轉型，軟件能力已成為工業企業的核心競爭力。《“十四五”軟件和信息技術服務業發展規劃》提出，軟件是新一代信息技術的靈魂，是數字經濟發展的基礎，是制造強國、網絡強國、數字中國建設的關鍵支撐。但目前我國軟件和信息技術服務產品仍處于價值鏈中低端，產業基礎薄弱，關鍵核心技術存在短板。《中國工業軟件產業白皮書(2020)》披露，工業行業研發設計所用的CAD、CAE等軟件95%來自國外進口，例如，航天、航空等行業研制所需的各種仿真分析軟件基本為國外產品，兵器行業78%的設計工具，97%的仿真工具均為進口。

企業花重金購置的軟件和信息服務，是真正應用在了企業的研發創新活動上？還只是為購買而購買，并沒有實際發揮它的作用？二十大報告提出“科技是第一生產力、人才是第一資源、創新是第一動力”，傳統制造業的轉型升級是創新的關鍵一步，研究軟件和信息技術服務的進口對我國企業創新能力的影響效應和影響機制，對于我國制定相關產業政策，驅動軟件和信息技術服務行業加快自主研發，盡早成為全球軟件技術和產業創新的領先者具有重要的理論價值和實踐意義。

二、文獻回顧

唐保慶等（2011）發現技術與知識密集型服務貿易進口通過R&D溢出效應顯著促進了全要素生產率、技術效率提升以及技術進步。陳啟斐和劉志彪（2015）研究發現，在控制服務偏好之后，進口服務貿易的研發溢出可以促進技術效率的改善，從而顯著提升東道國全要素生產率。顧國達和朱晗騏（2017）研究結果表明，服務貿易進出口技術含量均能有效促進工業生產率提升，且進口技術含量的生產率效應強于出口技術含量，技術和知識越密集的進口服務品，其技術含量增加對工業生產率的拉動力度越強。目前關于軟件和信息技術服務相關的研究文獻較少，王曉紅和費嬌艷（2020）提出，信息通信技術服務貿易已經成為服務貿易發展的主導力量，也是推動貿易數字化發展的重要支撐。陳中蕾和韓冬艷（2021）認為服務貿易進口主要通過進口服務的技術溢出對本國商貿流通企業創新產生作用。尉肖帥和陳小燕（2022）以服務貿易進出口總額進行研究，發現服務貿易發展本身具備較強的技術溢出效應，是高新技術企業創新績效增長的外部提升來源。

目前鮮有文獻關注軟件和信息技術服務進口對企業創新的影響。本文以此為出發點，著重考察了軟件和信息技術服務的進口對我國不同行業、不同地區企業的創新影響效應是否有所不同，并得出結論，既豐富了企業創新影響因素的相關研究，也明晰了目前我國不同屬性的企業對進口的軟件和信息技術服務的學習吸收情況，為企業正確利用這一服務資源提供了借鑒。

三、理論分析與研究假說

（一）影響效應和機制

企業增加研發資金投入，引進國外的軟件和信息技術服務，利用外國先進的技術和知識來提升自身的技術水平和創新能力。研發投入是企業技術進步的動力和基礎，企業引進先進的知識、技術和人才等創新資源，借助對這些創新資源的整合、利用和創造性加工，形成企業的新知識、新技術和新經驗，進而帶來新產品的增加和企業創新績效的提高（石麗靜，2017）。軟件和信息技術服務的引進為企業研發活動提升了軟件水平和信息設施，為企業員工提供了更優質的科研基礎和更濃厚的科研氛圍，在這些條件下，研發人員技能提升的同時公司技術創新水平也會得到提升。

企業引進軟件和信息技術服務進行創新會產生技術溢出，技術溢出指的是在貿易或其他經濟行為中，先進技術擁有者有意識或無意識地轉讓或傳播他們的技術。技術溢出產生的根本原因在于技術本身是公共產品，某項技術一旦產生，在本質上它就是全人類的共同財富（盧健，2000）。技術溢出產生的主要渠道是：示范和模仿；廠商間的聯系；人力資本的流動（李平，1999）。由于服務品具備資本密集和技術密集雙重性質，內嵌的知識比重更高，因此，服務貿易會存在更為強烈的技術溢出（陳啟斐和劉志彪，2015）。企業引進軟件和信息技術服務進行創新，一方面會對其進行學習和模仿，新產品產出后又會帶動上下游產業同步創新，另一方面，競爭企業為搶占市場會增加研發人員投入，高薪聘用具有創新能力的技術人員，隨著技術人員流動，新技術不斷擴散到其他企業。對于企業而言，擁有高質量的人力資本，才能更好地吸收和轉化進口技術，是完成企業創新的關鍵。

基于以上分析，本文提出以下研究假說：

H1：軟件和信息技術服務進口能夠促進企業創新。

H2：軟件和信息技術服務進口可以通過影響企業研發人力資本促進企業創新。

（二）國有企業性質的調節效應

中國國有企業在發展過程中呈現出的競爭優勢，主要源于其擁有的獨特資源基礎，包括歷史遺產、物質資本、人力資本和政治資本等，體現了國有企業資源基礎的異質性和重要性，對于大型國有企業更是如此（湯吉軍，2017）。國有企業在資源獲取上比非國有企業擁有更高的自然稟賦，體現為更多的國家資助和減免稅政策，甚至在國有企業虧損時，國家資助可以幫助企業扭虧為盈（梅冰菁和羅劍朝，2020）。國有企業的優勢影響企業創新行為的發生，因此，本文提出以下研究假說：

H3：企業國有性質在軟件和信息技術服務進口影響企業創新中起正向調節作用。

（三）政府補助的調節效應

政府補助為企業提供了創新資金，緩解了企業創新資源相對不足的困境，同時補償了企業創新的知識溢出效應，進一步提高企業創新積極性，此外，政府補助傳遞了國家重點發展產業的戰略方向、政府政策傾向、扶持力度，以及該產業發展前景等有用信息，能夠鼓勵企業增加R&D投入，為企業技術創新活動提供投資保障，有利于企業把握技術創新的機會，能夠通過知識溢出效應，促進企業自主創新，提高創新產出效率（郭曉丹和何文韜，2011）。企業獲得政府創新補助會向外釋放積極信號，從而爭取到更多的社會資源集聚（郭玥，2018）。

企業要引進軟件和信息技術服務需要研發資金的支撐，企業能否得到足夠的研發資金關系到自身創新活動能否開展，政府補助一方面可以直接增加企業的研發資金，另一方面發揮“信號”作用，幫助企業吸引外來投資。基于此，本文提出以下假設：

H4：政府補助在軟件和信息技術服務進口影響企業創新中起正調節作用。

四、研究設計與數據說明

（一）模型構建

本文研究的樣本為面板數據，借鑒吳超鵬和唐菂（2016）使用宏微觀數據結合進行研究的案例，構建固定效應模型，使用LSDV估計方法，對企業所屬行業和時間進行控制，將軟件和信息技術服務進口對企業創新影響的初始計量模型設定為：

其中i表示企業，t表示年份，p表示企業所屬的省份，j表示企業所屬的行業，lnInnoi,t表示公司i在t年的創新產出能力，Techi,p,t表示公司i所在p省在t年對應的軟件和技術服務進口額，controlsi,t代表各個控制變量，θt表示時間固定，μj表示行業固定，εi,t為隨機誤差項。

（二）樣本選擇

本文將服務貿易中的知識產權使用費以及電信、計算機和信息服務費匯總，作為軟件和信息技術服務進口數據。由于我國服務貿易統計工作起步較晚，且有相關數據統計公布的省份較少，本文選取2011—2018年《中國商務年鑒》中有公布服務貿易細分行業進出口數據的14個省市，分別為安徽省、北京市、福建省、廣東省、貴州省、海南省、河北省、河南省、江西省、青海省、山東省、山西省、上海市、浙江省。14個省市的軟件和信息技術服務進口數據通過以上方法計算整理而得，其中缺失值使用插值法補全，并把美元數據按當年平均匯率換算成人民幣。

企業創新數據來源于國泰安數據庫，選取以上14省市上市公司作為研究對象，共選取966個上市企業作為研究樣本。

（三）變量說明

1.被解釋變量

企業創新（lnInno），本文研究對象為企業創新產出，參考吳堯和沈坤榮（2020）的做法，在基準回歸中使用上市公司的專利申請數來度量企業的創新產出，并使用上市公司的專利被授權數進行穩健性檢驗。為消除異方差的影響，對專利申請數和授權數進行加1后取對數處理，數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。

2.核心解釋變量

軟件和信息技術服務進口（Tech）。根據上文說明，本文選取《中國商務年鑒》中14個省市的軟件和信息技術服務進口額占對應省市GDP比重作為軟件和信息技術服務進口的代理變量。并使用城市層面對數化的軟件和信息技術服務進口額進行穩健性檢驗。

3.控制變量

本文借鑒吳超鵬和唐菂（2016），李林木和汪沖（2017），潘越等（2017）等前人研究文獻，加入了影響企業創新的其他控制變量。

省級層面的控制變量包括：市場發展程度（lnGDP），使用各省GDP作為代理變量，并取對數處理。市場增長速度(PGDP)，用各省人均GDP增長率來表示。

企業方面的控制變量包括：企業規模（lnscale），用企業總資產加1后取對數。企業盈利能力（roa），凈利潤占總資產百分比。企業償債能力（rol），期末資產負債總額占總資產的百分比。無形資產（IA），企業無形資產占總資產的百分比。政府補助（lnsub），政府給企業的補助加1后取對數來表示。企業研發投入水平（RDSR），研發投入金額占營業收入的百分比。企業上市年齡（lnage），統計當年減去企業上市當年加1后取對數。企業性質(soe），本文構建企業產業性質虛擬變量，將國有或國有控股以及事業單位統稱為國有企業，用1表示，集體企業、私營企業、外商獨資、中外合資和其他類企業統稱為非國有企業，用0表示。

其中各省GDP和人均GDP增長率來源于《中國統計年鑒》，其余企業控制變量數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。本文數據均為筆者經過計算整理而得。各變量的描述性統計分析如下表1。

表1 描述性統計分析

五、實證分析

（一）基準回歸分析

根據模型（1）將相關變量代入進行實證檢驗，本文借鑒李健等（2022）的處理方式，采用遞進式的回歸策略，表2第（1）至（3）列匯報了軟件和信息服務進口對企業創新的回歸結果，表中第（1）列僅加入了核心解釋變量，可以看出，軟件和信息技術服務對企業創新的回歸系數是0.1308，且通過了1%的顯著性水平檢驗。第（2）列加入了企業層面的控制變量，軟件和信息技術服務進口與企業創新的相關性系數和顯著性水平有所降低，可能是因為納入的都是企業層面的控制變量，稀釋了軟件和信息技術服務進口對企業創新的作用，但可以發現結果在5%的水平顯著，顯著性依然穩健。第（3）列同時加入了企業層面和省級層面的控制變量，可以發現，結果在1%的水平顯著，且相關性系數較第（1）列有略微下降，但相差不大，說明加入省級層面控制變量后，加強了宏觀因素的影響效果。從回歸結果可以看出，軟件和信息技術服務的引進可以提高企業的創新能力，假說1成立。如前文所述，軟件和信息技術服務進口可以通過增加研發資金投入的直接效應影響企業創新活動，表2第（2）列和第（3）列可以看出，企業研發資金投入對企業創新影響為正且顯著，說明直接影響機制成立。

表2 軟件和信息技術服務進口對企業創新的影響及影響機制

（二）影響機制檢驗

軟件和信息技術服務進口還通過技術溢出效應影響企業的創新產出，本土企業引進軟件和信息技術服務產生創新成果后，產生外部性，促使其競爭公司采用高薪或其他方式吸引具有該創新能力的研發人員，繼續進行創新活動。因此軟件和信息技術服務的引進通過人力資本流動產生的技術溢出效應促進了企業對研發人數的投入，本文選用企業的研發人數Human作為中介變量，對影響機制進行檢驗，式（2）表示了軟件和信息技術服務進口對企業研發人力資本的影響。企業研發人數數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。

表2第（4）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務的引進對企業研發人力資本的投入有顯著正向促進作用。人力資本的投入對企業創新的促進作用也得到了不少學者的證實：企業自身的人力資本對企業生產率有著明顯的正向影響（王恬，2008），人力資本是技術進步和TFP增長的重要決定因素（夏良科，2010），可以驅動高新技術企業自主創新的有效性（盧馨，2013），研發人員等知識型人才作為企業中最重要的人力資源之一，對企業技術創新能力有著重要的影響（蔡樹堂和呂自圓，2015）。因此軟件和信息技術服務進口通過促進企業增加人力資本投入進而提高企業創新產出，假說2成立。

（三）異質性分析

1.行業異質性分析

軟件和信息技術服務業，一方面方便了人們的日常生活，另一方面，大量工業工具軟件的知識產權、核心技術依然被國外掌控，我國目前還主要依賴購買這方面技術服務來解決工業上遇到的問題，本文將行業劃分為三組，第一組為制造業，第二組為軟件和信息技術服務業，第三組為這兩個行業之外的其他行業。表3第（1）至（3）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務進口對制造業和其他行業的企業創新影響系數為正，且在1%的水平顯著，然而對軟件和信息技術服務業企業的創新能力的影響不顯著，結果表明，軟件和信息技術服務進口對不同行業企業創新影響不同。

表3 企業所屬地區異質性分組

2.地區異質性分析

本文將14個省市分為東、中、西部地區三組，對三組地區分別進行回歸，結果匯報于表3第（4）至（6）列，可以看出，軟件和信息技術服務對東部地區企業創新影響為正，且在1%的水平上顯著，對中部地區的影響為正，在10%的水平上顯著，對西部地區影響系數為負且不顯著，結果表明軟件和信息技術服務進口對不同地區企業創新影響不同。

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量

本文采用前進一期的企業專利授權數量加1后取對數（lnInnol）作為企業創新指標的替代變量，對基準回歸進行穩健性檢驗，企業申請的專利被授權說明企業個體的創新行為得到了官方認證，是企業創新活動成果的有效體現，企業專利授權數據來源于國泰安數據庫。表4第（1）列匯報了分析結果，可以看出，軟件和信息技術服務進口對前進一期的專利授權量影響為正且通過了5%的顯著性檢驗，驗證了假說1成立。

表4 穩健性檢驗

2.替換解釋變量

根據城市GDP占對應省份GDP的比重，得出各城市軟件和信息技術服務進口額（cityTechn），并進行對數化處理后（lncityTechn）作為解釋變量的替代變量，對基準回歸進行穩健性檢驗，其中cityTechni,c,t表示企業i所屬城市c在t年的軟件和信息技術服務進口額。回歸結果如表4第（2）列所示，城市層面軟件和信息技術服務進口對企業創新的影響系數為0.0479，且在1%的水平顯著，再次驗證了假說1成立。

3.使用Tobit模型

本文的被解釋變量企業創新能力數值特點為正值連續分布且與零值共存，針對這種類型的數據，可以采用Tobit模型進行重新檢驗，以保證研究結果的有效性，如表4第（3）列結果所示，更改估計方法后，軟件和信息技術服務進口的系數為0.1634，且在5%的水平顯著，說明軟件和信息技術服務進口可以促進企業創新這一結論依然穩健。表4第（3）列回歸結果中，因Tobit模型無法使用穩健標準誤，故第(3)列使用的是普通標準誤下的t統計量。

4.時滯性檢驗

在基準回歸中，為了直觀地觀測軟件和信息技術服務進口對企業創新的影響，采用的是同期數據，但企業的技術積累和創新的實現需要一定的時間沉淀，因而企業專利申請可能會存在一定的時滯性。本文將核心解釋變量采取滯后1～3期，對滯后效應進行檢驗，表4第（4）～（6）列匯報了實證檢驗結果，可以看出，將自變量（Tech）滯后1～3期后，自變量前的回歸系數均為正，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明引進軟件和信息技術服務對企業創新具有一定時間的持續性促進作用，再次驗證了假說1成立。

5.內生性分析

考慮到軟件和信息技術服務進口與企業創新可能存在互為因果的內生性問題，本文借鑒黃群慧（2019）選擇工具變量的方法，使用1998年各省市光纜長度占省份面積的比例和第三產業從業人數占三個產業從業總人數比例為工具變量，選擇這兩項作為工具變量的原因在于光纜長度占比顯示了一地區對通信和信息傳輸的重視程度，第三產業主要為服務業，一地區第三產業人數占比可以顯示出地區服務業的發展程度，這兩項與地區軟件和信息技術服務的引進都有直接相關關系，而與單獨企業的創新能力相關性較弱，符合工具變量的選擇要求。另外由于本文探討的是面板數據，需要有時間序列，本文引入2011—2018年滯后一期的服務貿易進口總額，分別與光纜長度占省份面積比和第三產業人數占比相乘形成交互項構建面板數據，作為軟件和信息技術服務進口的工具變量。工具變量所用數據均來源于《中國統計年鑒》。使用2SLS兩階段最小二乘法進行回歸分析，表5報告了工具變量第一、二階段的回歸結果，從表中可以看出，兩個工具變量對自變量的影響為正且顯著，第一階段F值為13 854.43大于10，說明工具變量不是弱工具變量，第二階段自變量對因變量影響為正且顯著，LM統計量的P值為0.0000，顯著拒絕原假設，說明工具變量是可識別的。Cragg-Donald Wald F statistic 值為14 959.48，大于Stock-Yogo弱工具變量識別10%偏誤的臨界值19.13，也說明工具變量不是弱工具變量。Hansen過度識別檢驗結果p值為0.7501，表示接受原假設，所有工具變量都是外生的。且回歸結果在1%的水平顯著，相關性系數為0.1208，與基準回歸結果相關性系數0.1111相比，差別不大，這表明采用LSDV方法的基準回歸結果是可信的，假說1仍然成立。

表5 內生性分析-2SLS兩階段最小二乘法

（五）調節機制檢驗

1.國有企業性質的調節效應

根據假說3，企業國有性質在軟件和信息技術服務進口影響企業創新中起正向調節作用。本文將軟件和信息技術服務進口額與企業性質相乘形成交互項Tsoe_c，構建以下模型：

并進行回歸分析，結果如表6第（1）列所示，軟件和信息技術服務進口可以顯著促進企業創新，進一步驗證了假說1成立，企業性質對企業創新的影響為正，且在1%的水平上顯著，因本文設定國有企業為1，非國有企業為0，即國有企業性質對企業創新起到了顯著的促進作用。軟件和信息技術服務進口額與企業性質的交互項系數為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明國企性質對軟件和信息技術服務進口促進企業創新有一定的正向調節作用，假說3成立。

表6 國有性質和政府補助的調節效應

2.政府補助的調節效應

根據假說4，政府補助在軟件和信息技術服務進口影響企業創新中起正向調節作用。本文將軟件和信息技術服務進口額與政府補助相乘形成交互項Tsub_c，構建以下模型：

并進行回歸分析，結果如表6第（2）列所示，軟件和信息技術服務進口對企業創新具有顯著的促進作用，進一步驗證了假說1。政府補助對企業創新的影響為正，且在1%的水平上顯著，說明政府補助促進了企業的創新產出。軟件和信息技術服務進口額與政府補助的交互項系為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明政府補助對軟件和信息技術服務進口促進企業創新有一定的正向調節作用，假說4成立。

六、研究結論與政策建議

本文在前人研究的基礎上，基于2011—2018年14省市上市公司的樣本數據對軟件和信息技術服務進口對企業創新能力的影響進行研究，得出如下結論：（1）軟件和信息技術服務進口整體上可以提高企業的創新水平。（2）軟件和信息技術服務進口在不同行業和不同地區產生的創新影響不同。（3）國有企業性質和政府補助在軟件和信息技術服務進口對企業創新影響過程中均起正向調節作用。

為提高我國企業創新能力和加快企業轉型升級，本文提出以下政策建議：（1）企業在自身資金承受范圍內可增加進口軟件和信息技術服務，并應充分利用，組織企業內部技術人員進行學習消化和吸收，轉化為自身的技術資產。（2）政府應加大對軟件和信息技術服務貿易的支持力度，提供更多服務貿易交流平臺，加強國內外服務貿易企業的相互學習溝通。（3）“中美貿易摩擦”對我國軟件和信息技術服務進口造成一定影響，我國應加快自身軟件和信息技術服務行業的發展，爭取早日實現國產化替代進口。