21世纪以来,东道国本土资源和技术人才优势逐渐被跨国公司挖掘,跨国公司海外子单位开始承担起挖掘东道国本土资源优势、获取全球化创新资源的新历史使命[1-2]。在此背景下,中国、印度等发展中国家逐渐成为跨国公司研发全球化布局重点,借助跨国公司研发国际化产生的技术知识溢出促进本国技术进步是当前这些国家有效利用外资的重要方面。不同于一般外资,研发类外资与东道国技术创新相关性更强,且比本土研发创新更能有效促进技术进步[3]。然而,现实情况是,我国不仅创新产出效果不尽人意[4],目前内资企业整体技术水平也偏低,而较低的技术水平始终是我国经济增长和技术赶超的一大阻碍[5]。那么,在跨国公司以东道国为创新节点进行技术创新的现实背景下,外资在华技术创新溢出对我国内资企业技术进步的推动效果如何?我国内资企业应该如何利用外资在华技术创新溢出推动自身技术进步?
现有文献表明,外商直接投资存在显著外部溢出效应,并得出促进论、抑制论和“双刃剑”论3种截然不同的观点。首先,促进论指出,外资能够为东道国带来正向技术溢出效应。如Caves[6]最早利用澳大利亚数据证实外商直接投资的正向技术溢出效应;吉生保和王晓珍[7]、Hollenstein&Berger[8]、Lee[9]进一步研究发现,外资技术创新对内资企业具有显著技术溢出效应。其次,抑制论观点认为,外资进入可能会抢占东道国市场,挤出当地企业,进而对东道国产生不利影响[10-11]。最后,“双刃剑”认为,外资技术溢出效应对东道国既会产生正向溢出效应又会产生负向溢出效应。其中,持“双刃剑”论观点的相关研究大致可以分为两类:一是通过引入异质性因素或分组对比,得出外资技术溢出效应具有“双刃剑”作用[12-13];二是指出只有越过一定门槛值,外资技术溢出效应才能发挥正向影响作用[14]。
总体而言,现有关于外资技术溢出效应的研究颇为丰富,但是也存在需要补充和完善的地方:首先,虽然外资技术溢出效应的非线性影响受到众多学者关注,但仍有一定局限。从研究方法看,已有研究多以构造连乘模型或简单分组检验为主[13],而前者不能对门槛值作出准确估计,后者又无法验证门槛估计值的正确性[15],仅有少数文献采用门槛回归且多从宏观层面出发。其次,现有文献大多简单以外资进入程度和外商投资份额间接衡量外资技术溢出水平,忽视了外资是否在东道国进行技术创新,以及技术创新程度差异产生的技术溢出和知识溢出异质性,未能完全有效评价研发类外资技术溢出的经济效应。最后,现有探讨外资技术创新溢出效应的文献多侧重于区域和产业层面,而对外资技术创新溢出如何影响微观内资企业技术进步鲜有涉及。因此,本文利用面板门槛模型,从微观内资企业技术进步角度考察外资在华技术创新溢出的门槛效应,以期对现有文献作出有益补充。
技术创新溢出是由技术创新外部性所致,技术创新活动的创新主体为其它经济体带来知识和技术进步,自身却并未从溢出中得到任何收益和回报。外资研发投资是产生技术创新溢出、促进东道国技术创新的重要途径[1,13]。盛垒[16]研究发现,外资创新投资越多,对内资企业自主创新的促进作用也就越显著;Hollenstein&Berger[8]以瑞士跨国公司为例,发现跨国公司研发投资有助于东道国本土企业创新绩效提升;吉生保和王晓珍[7]以中国行业数据为研究样本,发现外资研发嵌入显著促进国企研发效率提升;吉生保等[17]基于中国省级数据实证研究发现,外资研发嵌入通过提升本土市场创新绩效,促进对外直接投资。由此可见,随着外资在华技术创新溢出不断增加,其对内资企业技术进步的促进作用越来越大。然而,外资在华技术创新溢出水平达到某一临界点并继续上升时,外资在华技术创新溢出可能不利于内资企业技术进步。这是因为,外资在华技术创新过度溢出会加剧与内资企业之间对人才的竞争,外资企业能够凭借自身所有权优势、完善的员工福利管理制度等吸引所在国人才,加剧人才竞争并构筑行业壁垒,造成内资企业人才流失[18-19],从而不利于内资企业技术进步。综上,外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步之间可能并不是简单的线性关系,而是根据外资在华技术创新溢出水平不同,两者之间呈现出倒U型的非线性关系。基于此,本文提出如下假设:
H1:外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的影响存在门槛效应,两者之间呈倒U型关系。
通过梳理文献发现,内资模仿、外资竞争、人力资本流动是行业外资技术溢出对内资企业技术进步产生影响的3种重要渠道。那么,行业外资技术溢出对内资企业技术进步是否存在内资模仿、外资竞争、人力资本流动的门槛效应?鉴于现有研究中仅示范模仿和外资竞争两种溢出渠道被量化且被实证证实过[20],人力资本流动效应相对难以被量化测量而止步于理论讨论,因此本文仅将外资竞争和内资模仿同构纳入研究框架。此外,外资在华技术创新溢出之所以会影响内资企业技术进步,究其根本是知识流动的结果,而区域知识产权保护制度显然会影响企业间技术创新与知识流动。因此,本文还将分析行业外资技术溢出对内资企业技术进步是否存在区域知识产权保护的门槛效应。
熊彼特效应指出,竞争会带来两种截然不同的反应:一是企业有通过技术创新“逃离竞争”的内在动力;二是竞争不利于企业创新。一方面,外资会对内资企业产生竞争激励效应,这种竞争激励效应使领域资企业为应对行业领域外资企业激烈的市场竞争,通过技术引进、自主创新等方式提升自身技术水平。行业内外资竞争程度提高会使内资企业产生危机感,进而促进内资企业加快技术创新,以“逃离竞争” [19,21]。另一方面,较强的外资竞争效应也可能会压缩内资企业生存空间,进而迫使内资企业退出市场,外资企业在华技术创新的正向溢出效应被负向溢出效应抵消[22]。因此,不同程度的外资竞争,对外资企业在华技术创新溢出与内资企业技术进步的非线性关系具有异质性影响,外资企业在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在行业外资竞争的门槛效应。由此,本文提出如下假设:
H2:外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在行业外资竞争的门槛效应。
模仿同构多被认为是企业降低外部不确定性并与相关企业保持一致的简单反应[23]。更确切地说,模仿同构实际上是企业为实现与市场中其它经济体相似,同时追求合法性的过程[24]。已有研究证实,企业模仿同构行为是合理并有利可获的[25]。就内资企业模仿同构而言,一定程度的模仿活动,有利于内资企业吸收、消化和利用外资企业在本国市场进行技术创新等活动产生的大量知识和技术溢出,进而对内资企业技术进步产生积极影响。然而,内资企业过度的模仿同构可能反过来使内资企业过度依赖跨国公司,进而陷入“模仿陷阱”,不利于自身技术进步。这是因为,过度依赖外资技术创新溢出,容易导致内资企业失去创新意识和创新能力,并且在不断模仿过程中,外资企业与内资企业技术差距逐渐扩大,而过大的技术差距使得内资企业无法再进行模仿行为,从而不利于内资企业技术进步。由此可见,不同程度的内资模仿同构对外资企业在华技术创新溢出与内资企业技术进步的非线性关系具有异质性影响。鉴于此,本文提出如下假设:
H3:外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在内资模仿同构的门槛效应。
传统知识产权理论认为,当地知识产权保护制度越完善,越有利于塑造公平的技术和市场竞争氛围。低强度的区域知识产权保护使创新成果得不到有效保障,会降低内资企业创新意愿并更为依赖外资技术溢出,不利于内资企业技术进步。不完善的产权制度会加剧外资对核心技术的封锁,降低其在我国进行研发创新的意愿,反过来不利于我国企业技术进步。相反,高强度的区域知识产权保护不仅能激发外资企业在华技术创新的积极性[26],创造大量有利于内资企业技术进步的创新知识,还有利于内资企业依托外资技术创新溢出,开展自主创新活动。由此可见,区域知识产权保护强度提高有利于外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步产生正向影响。综上,不同强度的区域知识产权保护下,外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的影响作用可能也存在异质性,低强度的区域知识产权保护下,外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步之间呈负向相关关系,而随着区域知识产权保护强度提高,外资在华技术创新溢出逐渐发挥对内资企业技术进步的正向促进作用。基于此,本文提出如下假设:
H4:外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在区域知识产权保护的门槛效应。
本文主要财务数据来自国泰安数据库,研究与开发数据来源于万德数据库。考虑到数据完整性和回归模型的要求,本文选取2010—2019年中国A股上市公司平衡面板数据。对原始数据作以下处理:①参考王雄元和黄玉菁[27]的做法,将存在境外发起人股、B股流通股、H股流通股以及其它境外流通股的上市公司归为外资企业,其余为内资企业;②剔除所有ST、*ST企业以及金融行业企业;③剔除当年进行IPO的公司样本;④剔除样本公司相关财务数据缺失和异常的样本。此外,为克服离异值的影响,本文对所有连续变量进行缩尾处理。经过上述步骤处理后,本文共得到9 150个观测值。
为检验外资技术创新溢出与内资企业技术进步的非线性关系,本文首先通过加入解释变量的平方项,建立普通面板回归,初步判定两者之间是否存在非线性关系。普通面板模型如下:
TCIijt=β0+β1Hit+β2H2it+β3Xit+yeark+indm+δit
(1)
其中,TCIijt为内资企业技术进步;Hit为行业外资在华技术创新溢出,并加入其平方项,以考察非线性关系;Xit为控制变量,yeark、indm分别代表年份和行业固定效应,δit为随机误差项。
如果只是简单使用上述加入平方项的普通面板模型,验证外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步的非线性关系,可能会存在以下问题:①对于非线性影响作用的检验,在式(1)中加入平方项后,一次项与二次项之间的多重共线性可能会影响研究结论;②上述方程仅能验证线性关系及U型、倒U型非线性关系,而忽略了其它如L型、N型等非线性关系;③上述方程不能对门槛值作出准确估计。基于此,本文采用Hansen门槛模型解决上述方程中存在的模型缺陷,并能够较为准确地计算出具体门槛值,构建模型如下:
TCIijt=β0+β1Hit*I(C≤q1)+β2Hit*I(C>q1)β3Xit+yeark+indm+δit
(2)
其中,I(·)是指数函数,当括号内门槛变量C满足条件时为1,否则为0。门槛模型(2)首先考虑的是外资在华技术创新溢出的非线性特征,即以外资在华技术创新溢出为门槛变量考察其门槛效应。同时,为考察不同条件下外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的异质性门槛效应,本文将行业外资竞争、内资模仿同构和区域知识产权保护作为门槛变量引入上述门槛模型中。
2.3.1 解释变量
本文综合借鉴Goya等[28]、程晨[29]的做法,分离出行业内所有外资企业技术创新溢出水平。同时,行业性质不同,研发规模也不同,为控制行业研发规模的影响,本文以所有外资企业技术创新溢出占行业内除焦点内资企业外所有企业技术创新溢出的比重衡量行业内外资在华技术创新溢出水平。公式构造如下:
(3)
其中,Hijt为j行业内资企业i在t年获得的实际外资在华技术创新溢出水平;A为行业内市场势力,用企业当年主营业务收入占行业总营业收入比值衡量;ITfjt为j行业内外资企业f在t年内的技术创新水平,用当年研发投入衡量技术创新投入,并在后文中利用创新产出指标进行稳健性检验;ITsjt为年度行业内除内资企业i外其它企业的技术创新水平。
2.3.2 被解释变量
借鉴林毅夫[30]、陈晓华和彭榴静[5]的做法,本文内资企业技术进步计算公式为:
(4)
其中,下标i、j、t分别表示企业、行业和年份;Kijt、Lijt分别代表资本和劳动力。
2.3.3 门槛变量
行业外资竞争(com)指标参考钟昌标等[31]的做法,用行业内外资企业数与行业内所有企业数之比表示。内资模仿同构指标参照陈立敏等[25]的做法,将内资企业模仿密度(suc)按照总资产报酬率由高到低进行排列,筛选出利润比内资企业高的外资企业,然后标记出其中总资产规模排名在全部外资企业前1/4 的外资企业,并求出其总资产规模占全部外资企业的比例。知识产权保护(zs)指标参考李勃昕等[32]的研究,用区域技术市场交易额与GDP之比取对数衡量,数据来源于《中国统计年鉴》。
2.3.4 控制变量
参考以往文献,本文选取的控制变量包括:①企业年龄(age),用实际观察年份减去企业成立年份加1取对数衡量;②固定资产比例(fix),用企业固定资产与总资产之比加1取对数表示;③政府补贴(gov),用企业当年获得政府补贴总额取对数表示;④研发投入(rd),用内资企业当年研究与开发费用取对数表示,并在实际回归中同时加入研发投入的平方项,以探讨其非线性影响;⑤盈利能力(roa),用上市公司净利润与公司总资产之比表示;⑥资产负债率(lev),用公司总负债与总资产的比值衡量。表1报告了主要变量的描述性统计结果,表2为各主要变量之间的相关性分析,结果显示,各变量之间系数均在0.5以下,可以判定各变量之间不存在多重共线性问题。
表1 描述性统计结果
变量Nmeanp50sdminmaxTCI(内资企业技术进步)88811.2071.2270.3360.02253.951H(外资在华技术创新溢出)90050.1620.1330.16100.978fix(固定资产比例)91490.2220.1940.1440.0003200.872age(企业年龄)91502.7492.8330.3970.6933.611gov(政府补贴)835615.5316.173.369021.40lev(资产负债率)91490.4350.4340.2060.02245.681roa(盈利能力)91490.03370.03220.118-7.7000.572rd(研发投入)906017.7517.861.591028.08com(行业外资竞争)91500.1110.1100.070600.667suc(内资企业模仿密度)81880.1380.1500.087800.500zs(知识产权保护)90944.3091.2724.255-1.3217.3995
表2 相关性分析结果
序号变量12345678910111TCI(内资企业技术进步)12H(外资在华技术创新溢出)-0.067***13fix(固定资产比例)0.176***0.00514age(企业年龄)-0.150***0.039***0.054***15gov(政府补贴)0.083***-0.037***0.046***-0.122***16lev(资产负债率)-0.091***0.0060.115***0.227***0.067***17roa(盈利能力)-0.009-0.034***-0.051***-0.053***0.063***-0.440***18rd(研发投入)-0.123***0.029***-0.077***0.108***0.051***0.082***0.039***19com(行业外资竞争)0.0110.441***-0.023**-0.089***-0.007-0.023**-0.037***0.062***110suc(内资企业模仿密度)0.069***0.095***0.021*-0.039***-0.062***0.022*-0.191***-0.283***0.046***111zs(知识产权保护)-0.076***0.011-0.191***0.133***-0.079***-0.030***-0.069***0.176***-0.025**-0.0011
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;下同
表3中普通面板模型(1)、(2)结果显示,外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步具有倒U型作用,初步验证了外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的非线性影响。门槛模型检验结果如表3中列(3)和表4所示,当外资在华技术创新溢出水平在第一门槛区间时,其对内资企业技术进步的影响系数显著为正,但当溢出水平超过门槛值0.288后继续上升时,其影响系数为负。因此,H1成立,即外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的影响大致呈倒U型关系。
表4 门槛检验与门槛值估计结果
检验门槛层次门槛估计值F值P值BS次数H自变门槛检验单一门槛模型0.28836.5730.000300双门槛模型0.31720.5520.0133000.926三门槛模型0.4980.0000.067300稳健性检验1单一门槛模型0.16228.8770.000300双门槛模型0.16024.5820.0033000.162三门槛模型0.445-16.2900.020300稳健性检验2单一门槛模型0.92721.5990.000300双门槛模型0.31628.9440.0373000.927三门槛模型0.4690.0000.047300稳健性检验3单一门槛模型0.72310.2980.010300双门槛模型0.21414.9680.8703000.327三门槛模型0.2200.0000.027300
此外,为提高研究结论的稳健性,本文从以下方面进行稳健性检验:首先,替换指标检验。借鉴王玉泽等[33]的做法,本文采用企业无形资产净额与资产总计之比衡量企业创新产出,结果如表3中列(4)所示。可以发现,外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在倒U型作用。其次,相比于其它地区,直辖市的经济、文化、政治等区位优势可能会对主要结论产生一定程度干扰,因此本文删除来自北京、上海、天津和重庆4个直辖市的企业样本后再进行实证分析,结果如表3中列(5)所示,主要结论依然稳健。
表3 外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步非线性影响的回归结果
变量普通面板(1)线性(2)非线性面板门槛(3)自门槛检验(4)稳健性检验1(5)稳健性检验2H(外资在华技术创新溢出)-0.17060.1255*(0.0298)(0.0814)H2-0.3588***(0.0919)H_10.296***0.793***0.223***(0.0568)(0.1564)(0.0599)H_2-0.152***-1.054***-0.172***(0.0299)(0.1602)(0.0315)fix(固定资产比例)0.588***0.591***0.593***0.593***0.551***(0.0408)(0.0408)(0.0408)(0.0411)(0.0423)age(企业年龄)0.014780.020140.01720.0212-0.0148(0.03416)(0.03415)(0.0341)(0.0344)(0.0369)gov(政府补贴)-0.00484***-0.00501***-0.00486***-0.00420***-0.0045***(0.00103)(0.0010)(0.00102)(0.00103)(0.0011)lev(资产负债率)-0.1037***-0.0997***-0.101***-0.109***-0.0889**(0.0298)(0.02979)(0.0298)(0.0300)(0.0317)roa(盈利能力)0.08270.0859*0.0847*0.0895*0.0929*(0.0516)(0.05158)(0.0515)(0.0520)(0.0547)rd(研发投入)-0.0434***0.0429***-0.0452***-0.0399***-0.0412*(0.01337)(0.01335)(0.0133)(0.0135)(0.0132)rd20.0010**0.0010**0.00106**0.00092**0.00090**(0.00042)(0.00042)(0.000421)(0.000425)(0.0004)year/indyesyesyesyesyescons1.544***1.524***1.962***1.918***1.610***(0.3024)(0.3021)(0.294)(0.289)(0.2987)N80248024802480616806
3.2.1 行业外资竞争门槛估计
根据表5中模型(1),当行业外资竞争小于0.194时,外资在华技术创新溢出有利于内资企业技术进步,但当行业外资竞争程度超过0.194时,外资在华技术创新溢出不利于内资企业技术进步。由此得出结论,一定程度的外资竞争有利于外资在华技术创新促进内资企业技术进步,而外资竞争程度过高则使得外资在华技术创新溢出不利于内资企业技术进步,H2成立。区分行业(根据国家统计局分类标准,将医药制造业、仪器仪表制造业、互联网及相关服务业等9类行业定义为高技术行业,其余则为低技术行业)和企业所有权后,低技术行业在外资竞争影响下,外资在华技术创新溢出不利于内资技术进步;高技术行业、国有企业和非国有企业在外资竞争影响下,外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步之间分别呈现倒U型、N型和倒U型关系。
表5 行业外资竞争的门槛检验结果
变量(1)(2)(3)(4)(5)全样本低技术高技术国有非国有H_10.257***0.10240.254***0.421***0.218**(0.0730)(0.0956)(0.1128)(0.1294)(0.0931)H_20.291***-0.0840**-0.449***-0.648***-0.1395**(0.0848)(0.0416)(0.1228)(0.1396)(0.0391)H_3-0.448***0.5201***(0.0142)(0.1389)控制变量控制控制控制控制控制year/indyesyesyesyesyescons1.971***1.861***1.363***0.757*1.524***(0.294)(0.250)(0.440)(0.402)(0.195)N80242636193934144610门槛检验双门槛单门槛单门槛双门槛单门槛门槛估计值0.1740.0930.1710.1760.1050.1940.196
3.2.2 内资模仿同构门槛估计
表6中列(1)结果显示,内资模仿同构程度在(0,0.069]区间时,外资在华技术创新溢出促进内资企业技术进步,而当内资模仿同构程度超过门槛值0.069时,外资在华技术创新溢出不利于内资企业技术进步。内资模仿同构使得外资在华技术创新溢出与内资技术进步之间呈倒U型关系,H3成立。考虑行业和企业异质性后发现,在低技术行业和国有企业分组中,外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步之间呈N型关系;在高技术行业分组中,二者呈倒N型关系;在非国有企业分组中,二者呈倒U型关系。
表6 内资模仿同构的门槛检验结果
变量(1)(2)(3)(4)(5)全样本低技术高技术国有非国有H_10.0424*0.3972***-2.0016***0.5325***0.3213***(0.0313)(0.0938)(0.28171)(0.1808)(0.0608)H_2-0.1957***-0.4516***1.6796***-0.7391***-0.1928***(0.0232)(0.0972)(0.2350)(0.1852)(0.0405)H_30.3844***-2.0365***0.5495***(0.0986)(0.2360)(0.1819)控制变量控制控制控制控制控制year/indyesyesyesyesyescons1.367***1.918***1.575***0.6011.739***(0.1575)(0.2733)(0.4321)(0.402)(0.262)N80242636193934144610门槛检验单门槛双门槛双门槛双门槛单门槛门槛估计值0.0690.1790.0150.1820.0590.2000.0420.191
3.2.3 区域知识产权保护门槛估计
区域知识产权保护的门槛估计结果如表7所示。结果显示,在区域知识产权保护影响下,外资在华技术创新溢出与内资企业技术进步之间呈U型非线性关系,H4成立。目前,我国整体知识产权保护强度并未跨越门槛值,继续加强知识产权保护是今后阶段有效发挥外资本土化技术创新溢出正向影响的重要制度保证。此外,区分行业和企业性质后,外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的知识产权保护门槛效应存在显著行业和企业所有权异质性。
表7 区域知识产权保护的门槛检验结果
变量(1)(2)(3)(4)(5)全样本低技术高技术国有非国有H_1-0.5440-0.4097***-0.774***0.370***-0.089*(0.3960)(0.1222)(0.1760)(0.1194)(0.0503)H_20.3724*-0.04980.458***-0.529***-0.110**(0.3938)(0.0414)(0.1639)(0.1167)(0.0297)H_3-0.869***0.3334***(0.1865)(0.1234)控制变量控制控制控制控制控制year/indyesyesyesyesyescons1.3639***1.833***1.468***1.524***1.517***(0.1575)(0.2838)(0.4384)(0.380)(0.1950)N80242636193934144610门槛检验单门槛单门槛双门槛双门槛单门槛门槛估计值4.9592.4074.9444.8164.5114.9954.992
本文主要得出以下研究结论:首先,外资在华技术创新溢出自身存在门槛效应,其对内资企业技术进步的影响呈倒U型关系。外资在华技术创新溢出对内资企业具有“双刃剑”影响作用的结论在一定程度上呼应了周大鹏[34]的研究结果,并且不同于周大鹏[34]立足于本土创业角度,本文从内资企业技术进步角度证实了外资在华技术创新溢出存在最佳溢出水平,有助于丰富现有文献。其次,外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步存在外资竞争、内资模仿同构和区域知识产权保护的门槛效应,仅当外资竞争程度较低、内资模仿同构程度较低和区域知识产权保护力度较大时,外资在华技术创新溢出才能促进内资企业技术进步,且其阈值效应存在行业和企业产权异质性。
首先,进一步加大开放力度,因地制宜地引进研发创新类外商直接投资。当前,我国处于由要素驱动向创新驱动转型的关键时期,外资企业对我国技术创新活动具有特殊的现实意义。本文研究结论证明,外资在华技术创新溢出在一定程度上能够有效促进内资企业技术进步,并且现阶段外资在华技术创新溢出效应还没有达到最优解。由于高质量外资是高效外资在华技术创新溢出效应产生的前提,因此应继续扩大对外开放,有针对性地引进高质量外资,充分发挥外资在华技术创新对内资企业技术进步的促进作用。
其次,合理优化不同行业的外资竞争水平,充分发挥外资竞争效应的推动作用。本文实证表明,一定程度的行业外资竞争下,外资在华研发创新溢出有利于内资企业技术进步,但外资竞争程度过高反而不利于内资企业有效接收外资在华研发创新溢出。外资竞争程度过高容易造成行业垄断,使外资企业掌握行业技术主导权,控制竞争市场份额,压缩内资企业生存空间,特别是在内资企业处于技术劣势的情形下,即使外资在华研发创新溢出再多,内资企业也无力吸收。因此,适当程度的外资竞争会激发本土企业创新热情进而促进技术进步,合理把控行业外资竞争水平是有效利用外资为本土企业技术进步服务的重要方面。
再次,增强自主创新意识,充分利用外资在华技术创新溢出效应,为自主创新能力提升提供养料。尽管适量的模仿有利于外资企业在华技术创新溢出促进内资企业技术进步,但是模仿同构程度过高反而会抑制外资技术创新溢出的促进作用。现阶段,我国整体上已经跨越简单模仿创新阶段,短期内通过模仿创新虽然能加快内资企业技术进步,但长期来看,会抑制企业自主创新积极性,不利于技术进步。因此,面对外资在华大量技术创新知识溢出,内资企业应该树立自主创新意识、增强自主创新能力,结合自身能力,有针对性地学习外资企业先进知识和技术经验,致力于自身核心能力和技术进步的知识学习。
最后,加强知识产权保护力度,完善现代知识产权保护制度,为有效吸收外资在华技术创新溢出提供制度保证。本文研究表明,只有高水平的知识产权保护才有利于发挥外资在华技术创新溢出对内资企业技术进步的促进作用。目前,我国知识产权保护整体处于外资在华研发创新溢出不利于内资技术进步的中间水平。因此,政府应继续加强知识产权保护制度建设,进一步吸引研发类外资并鼓励和引导外资进行本土化研发创新,充分发挥外资在华研发创新溢出的最优促进作用。
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