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Taking the pilot policy of civil-military integration of intellectual property rights as a quasi-natural experiment, the study selects the data of China's A-share private listed companies from 2011 to 2022, and a total of 18 834 observation data are obtained from 3 004 private enterprises in 214 prefecture-level cities. To avoid estimation bias caused by extreme values, a 1% winsorization is applied to continuous variables. It then constructs a multi-time difference-in-differences model to test the impact effect of civil-military integration of intellectual property on the R&D vitality of private enterprises. It is found that civil-military integration of intellectual property has a significant role in promoting the R&D investment of private enterprises, and the conclusion is still true after parallel trend test, placebo test, PSM-DID test and other robustness tests. Furthermore, civil-military integration of intellectual property promotes the R&D investment of private enterprises through information transmission, governance empowerment, reduction of financing costs and R&D cooperation, and its effect is affected by friction factors such as the development level of science and technology finance and judicial protection of intellectual property. In the enterprise samples of different scales, development stages and factor intensities, the influence effect of civil-military integration of intellectual property shows significant heterogeneity.
On the basis of the conclusions, this study puts forward the following countermeasures and suggestions to promote the two-way conversion of military and civilian intellectual property rights and the development of private enterprise innovation investment. It is necessary to (1) further strengthen the application and protection of the two-way conversion of military-civilian intellectual property rights, and crack the policy obstacles and institutional problems that restrict the conversion of intellectual property rights to promote the deep integration of military-civilian and scientific and technological innovation of private enterprises; (2) deepen the construction and improvement of the military-civilian integrated public information platform for intellectual property operation, and build a military-civilian innovation consortium;(3) keep the supply of science and technology finance, alleviate financing constraints and build a modern financial system that comprehensively supports innovation; (4) build a "dual-track" protection system for civil-military integration of intellectual property, improve the judicial protection system for civil-military intellectual property, and strengthen the administrative protection of intellectual property.
The study has the following innovations. In terms of research perspective, it provides a new perspective for exploring the function and value of civil-military integration strategy of intellectual property by taking the pilot policy of civil-military integration of intellectual property as a quasi-natural experiment.In terms of research content, it explains the influence mechanism of civil-military integration of intellectual property from the dimensions of information transmission, governance empowerment, cross-organizational cooperation, and provides new ideas for analyzing the incentive mechanism of strategies. In terms of research methods, the multi-period DID model and two-step method are used to investigate the effect and transmission path of the military-civilian integration policy of intellectual property rights, providing a useful reference for measuring the two-way conversion of military-civilian intellectual property rights.
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进入新发展阶段,知识产权作为国家发展战略性资源和国际竞争力核心要素的重要作用愈加凸显。在党中央、国务院一系列重大决策部署推动下,我国知识产权法律法规制度体系不断健全,知识产权保护工作取得历史性成就,走出了一条特色鲜明的知识产权发展之路。世界知识产权组织发布的《全球创新指数2023》显示,中国排名上升至全球第12位,科技集群(以PCT国际专利发明人为主要衡量指标)数量达24个。近年来,为进一步强化知识产权制度供给,深入推进军民融合发展战略,国家知识产权局、中央军委装备发展部开展知识产权军民融合试点工作,江苏、福建、山东、北京、青岛等省市先后入选试点地区,对加快军民知识产权双向转化与保护,凝聚科技创新力量,以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴具有重要现实意义。
当前,世界之变、时代之变、历史之变正以前所未有的方式展开,局部冲突和动荡多发频发,我国发展进入战略机遇和风险挑战并存、不确定难预料因素增多的时期。在重大突发事件、大国博弈加剧、新一轮科技革命等交织影响下,消费与投资需求复苏缓慢、企业经营成本上升以及市场预期下降,深刻影响民营企业创新和民间投资活力。国家统计局、全国工商联数据显示,2023年前三季度我国民间固定资产投资同比下降0.6%;民营企业500强有效专利数减少3.86%,开展海外投资企业数、海外投资项目数分别下降20%、9.81%。知识产权军民融合作为科技创新新兴领域,其带来的新业态新场景新模式能否为民营企业带来新的投资方向,激励民营企业创新投入,是亟待深入研究的重要话题。因此,本文基于知识产权军民融合试点这一准自然实验,尝试回答以下问题:①知识产权军民融合能否提升民营企业研发投资活力?②若存在显著正向影响,其背后存在怎样的传导机制?③是否存在摩擦因素影响知识产权军民融合的积极作用?④知识产权军民融合对不同企业具有怎样的异质性影响?
本文可能的边际贡献包括:①将知识产权军民融合试点政策作为一项准自然实验,为探讨知识产权军民融合战略功能与价值提供新视角;②从信息传递、治理赋能、跨组织合作等宏微观维度阐释知识产权军民融合影响机制,为解析相关激励机制提供新思路:③运用多期DID模型和两步法考察知识产权军民融合政策效应及其传导路径,为测度军民知识产权双向转化效果提供有益借鉴;④研究结论为深入推进知识产权强国战略、军民融合发展战略,促进民营企业创新和激发民间投资活力提供参考。
为深入推进知识产权领域“军转民”“民参军”,国家知识产权局与中央军委装备发展部于2018年联合开展首批知识产权军民融合试点工作。聚焦制约知识产权促进军民深度融合的制度性壁垒、政策性障碍和体制性问题,以强化知识产权军民双向转化运用和保护为重点,推动军民融合创新资源整合、创新要素融合与创新优势聚合,以知识产权军民融合新技术、新产品、新业态、新模式服务国防建设和经济发展,不断提升军民融合整体效益。2018年8月,广东、江苏、山东、湖南、重庆、四川省成都市、上海市闵行区等13个省市区入选首批知识产权军民融合试点名单。随后,北京、山东省青岛市增补成为试点地区。
知识产权军民融合主要从开源与节流两个方面影响民营企业研发投入。从开源视角看,知识产权军民融合有利于为民营企业研发活动开辟新赛道,提供新动能[1]。试点要求利用地方资源开展国防专利受理业务,逐步开放国防专利代理服务行业以及国防知识产权信息服务,围绕军民融合领域为民营企业技术创新提供便利;通过设立专项基金为民营企业提供资金支持,为国防专利、军用技术提供优惠政策支持;推动降低民营企业内外部信息不对称水平,吸引外部投资者支持民营企业军民融合创新,为民营企业提供外部资金来源。从节流视角看,知识产权军民融合有助于节约民营企业研发成本。一方面,试点通过建立国防知识产权军地联合维权工作机制,有效规避国防技术领域专利侵权风险,降低民营企业维权成本;另一方面,开放知识产权信息服务促进知识和技术要素流动,减少知识搜索成本[2],同时提升民营企业信息透明度、降低融资成本。此外,利用地方资源受理国防专利业务,下调国防专利实施备案与转让审批层级,可简化审批流程,降低企业申请与获得国防专利的时间成本,减少对创新资源的挤占[3]。据此,本文提出以下假设:
H1:知识产权军民融合有助于提高民营企业研发投入。
知识产权军民融合对民营企业研发投入的影响主要体现为强化民营企业研发投入动机和提升民营企业研发投入能力。一方面,知识产权军民融合可发挥信息传递效应,提升民营企业透明度,降低企业技术风险与财务风险,同时促进企业研发合作,提升研发意愿;另一方面,知识产权军民融合有助于发挥治理赋能效应,优化外部治理环境,提升内部治理水平,并且降低融资成本,缓解融资约束,从而增强民营企业研发投入能力。因此,知识产权军民融合在促进军转民、民参军企业创新的同时,其政策溢出可对民营企业研发形成有效激励。
(1)知识产权军民融合、信息传递与民营企业研发投入。知识产权军民融合通过发挥信息传递效应、缓解企业间信息不对称,促进民营企业研发投入。技术是构成民营企业竞争力的主要方面,为保障技术安全,企业倾向于“院墙高筑”,不愿向外部披露技术信息[4],知识产权保护缺失进一步加剧企业间信息不对称。而知识产权军民融合为民营企业尤其是民参军企业,提供了向外披露技术信息的安全保障,有利于降低信息不对称程度,使外部投资者了解企业真实技术情况,增强投资信心。此外,知识产权军民融合有助于营造良好的社会信任环境,并有效缓解企业外部信息不对称问题[5]。因此,知识产权军民融合推动产权共享与技术信息交互,促进民营企业增加研发投入。据此,本文提出以下假设:
H2:知识产权军民融合通过信息传递促进民营企业增加研发投入。
(2)知识产权军民融合、研发合作与民营企业研发投入。在知识产权军民融合试点工作的推动下,国防知识产权信息服务机构、国防知识产权转民用机构以及国防知识产权审查审批机构等产权转移转化载体加速生成,有效降低民营企业参与军民融合技术创新的制度性交易成本和合作研发成本[6]。公共服务平台有利于促进民营企业之间的知识流动和技术溢出水平提升,增强民营企业间沟通效率和合作研发意愿。此外,军民融合领域技术创新存有一定市场风险,民营企业较难独立承担重大研发项目,合作研发更利于实现知识共享和风险共担[7],增强研发信心。据此,本文提出如下假设:
H3:知识产权军民融合通过强化研发合作促进民营企业研发投入。
(3)知识产权军民融合、治理赋能与民营企业研发投入。知识产权军民融合通过赋能企业内外部治理,对民营企业研发投入产生积极影响。军民知识产权双向转化和保护的系列举措为民营企业提供进入军民融合领域的新契机,民营企业需引入并培育适合军民技术创新的专用性资产以适应市场化需求[8]。而培育军民专用性资产可以完善民营企业外部治理环境,同时,有助于减少企业管理者短视行为,优化企业内部治理。此外,知识产权军民融合为企业提供具有一定确定性的创新收益[9],缓解企业创新道德风险和逆向选择问题,激发民营企业研发活力。据此,本文提出如下假设。
H4:知识产权军民融合通过发挥治理赋能效应促进民营企业研发投入。
(4)知识产权军民融合、融资成本与民营企业研发投入。知识产权军民融合可以有效降低企业融资成本,缓解企业融资约束,进而激发民营企业研发活力。长期以来,融资难、融资能力弱等是民营企业发展面临的难题,强化制度供给是破解这一难题的重要抓手[10]。一方面,知识产权军民融合有助于健全科技金融供给体系,为民营企业提供专利质押、专利保险等融资方式,拓宽知识产权融资渠道,从债权融资角度降低民营企业融资成本;另一方面,开放国防知识产权信息服务,增强国防技术信息披露信心,有利于吸引优质资本参与产权融合,降低民营企业股权融资成本。此外,知识产权军民融合试点政策有利于提升军民融合领域产权专属收益权和市场价值[11],有效缓解民营企业融资约束。据此,本文提出如下假设:
H5:知识产权军民融合通过降低融资成本促进民营企业研发投入。
本文将知识产权军民融合试点政策作为准自然实验,构建多期双重差分模型开展实证检验,模型如式(1)所示。
RDIi,t=α+βdidi,t+γControlsi,t+μi+φt+εi,t
(1)
其中,RDIi,t表示民营企业研发投入,下标i、t分别表示企业和年份;didi,t为核心解释变量,表征知识产权军民融合政策冲击;Controlsi,t为控制变量集;μi、φt分别表示企业固定效应和时间固定效应;εi,t为随机扰动项。
以2011-2022年中国A股民营上市公司为研究样本,参考以往研究做法[12],对样本数据作如下预处理:首先,剔除金融业样本;其次,剔除企业性质缺失、无法确定以及样本期内企业性质发生变更的样本;再次,剔除ST、ST*以及PT企业样本;最后,剔除变量数据异常或严重缺失样本。最终获得214个地级市3 004家民营企业18 834个观测数据。为避免极端值可能导致的估计偏误,对连续变量进行上下1%缩尾处理。
2.2.1 被解释变量
民营企业研发投入(RDI)。参考李健等[13]、黎文靖等[14]的研究,以企业研发费用与总资产的比值、企业研发费用与营业收入的比值、企业研发人员占比衡量企业研发投资活力,分别记为RDI1、RDI2、RDI3。其中,RDI2和RDI3用作稳健性检验,并剔除未披露研发费用的企业样本。
2.2.2 核心解释变量
知识产权军民融合(did)。该变量是知识产权军民融合试点政策的虚拟变量,若企业i所隶属的省份或城市于t年入选知识产权军民融合试点,则将该企业列入处理组,并令t年及以后did的值为1,反之为0。知识产权军民融合试点城市包括省、直辖市、地级市等行政单位,且存在地级市及其所隶属省份共同入选的情况。为避免叠加效应对政策评估造成系统性影响,本文仅将上述地级市对应的省份纳入处理组。同时,参考韩律等(2023)的处理办法,将上海闵行区上一级行政单位上海市作为处理组。
2.2.3 控制变量
参考以往研究,从企业基本特征、财务特征、治理结构等方面,构建影响民营企业研发投入的控制变量集。
(1)企业基本特征变量:企业年龄(age),以当前年份减去企业上市年份的对数值表示;企业规模(size),采用总资产的对数衡量。
(2)企业财务特征变量:偿债能力(lev),以资产负债率衡量;盈利能力(roa),采用总资产净利润率衡量;发展能力(tagr),以总资产增长率表征;营运能力(wctr),采用营运资金周转率衡量;资产结构(astr),以固定资产净额与存货净额加总除以总资产衡量;现金持有量(cash),用货币资金与交易性金融资产加总除以总资产衡量;企业市场价值(tobin),用托宾Q值衡量。
(3)企业治理结构变量:股权集中度(top10),以前十大股东持股比例衡量;两权分离度(sep),采用公式((控制权-现金流权)/现金流权)*100%计算得到。
本文数据源于国家知识产权局、中央军委装备发展部官网,以及中国研究数据服务平台(CNRDS数据库)、国泰安(CSMAR)数据库。从表1变量描述性统计结果看,被解释变量及核心解释变量的样本标准差较小,说明相关变量在研究期内的波动幅度不大,间接佐证样本数据平稳。
表1 变量描述性统计结果
Table 1 Descriptive statistics of variables
变量符号 观测数平均值标准差最小值最大值民营企业研发投入RDI118 8340.026 6 0.019 9 0.000 3 0.121 4 知识产权军民融合did18 8340.277 1 0.447 6 0.000 0 1.000 0 企业年龄age18 3761.661 1 0.886 6 0.000 0 3.258 1 企业规模size18 83421.751 1 1.030 4 19.589 7 24.843 5 偿债能力lev18 8340.358 1 0.183 5 0.045 0 0.827 8 盈利能力roa18 8340.045 2 0.067 4 -0.274 4 0.220 0 发展能力tagr18 8330.250 9 0.430 4 -0.285 3 2.760 0 营运能力wctr17 0233.764 9 7.575 2 0.216 0 57.523 7 资产结构astr18 6180.314 9 0.150 8 0.017 8 0.691 4 现金持有量cash18 8340.229 9 0.159 9 0.025 4 0.765 8 市场价值tobin18 0852.101 1 1.213 6 0.937 8 8.192 3 股权集中度top1018 6140.371 0 0.161 6 0.127 8 0.841 0 两权分离度sep16 6254.794 1 7.237 0 0.000 0 28.342 4
基准回归结果如表2所示,列(1)(2)仅考察政策冲击对民营企业研发投入的独立影响,并依次加入固定效应。知识产权军民融合估计系数在1%水平上显著为正,表明知识产权军民融合有利于民营企业提高研发投入,激发民营企业创新投资活力。为进一步排除其它潜在因素对民营企业研发投入的可能影响,在列(1)(2)基础上加入控制变量,并纳入个体效应和时间效应。结果表明,知识产权军民融合系数仍显著为正,意味着知识产权军民融合产生了较强的政策溢出效应,对民营企业研发投入具有正向激励作用。因此,知识产权军民融合对民营企业研发投入具有正向影响,假设H1得到初步验证。
表2 基准回归结果
Table 2 Benchmark regression results
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;括号内为聚类到企业层面的稳健标准误;因部分控制变量在个别年份存在缺失值,Stata软件自动删除缺失样本,故不同模型的样本量略有不同。下同
变量RDI1RDI1RDI1RDI1(1)(2)(3)(4)did0.005 4***0.003 9***0.006 9***0.001 5***(0.000 6)(0.000 4)(0.000 6)(0.000 6)age-0.002 31***-0.002 3***(0.000 5)(0.000 5)size-0.000 3-0.002 7***(0.000 5)(0.000 6)lev0.002 80.001 2(0.002 3)(0.001 7)roa0.0203***0.010 4***(0.005 2)(0.002 9)tagr-0.005 2***-0.004 3***(0.000 4)(0.000 3)wctr0.000 1 -0.000 1(0.000 0)(0.000 0)astr-0.017 9***0.006 1***(0.002 4)(0.001 9)cash0.003 4-0.003 7***(0.002 1)(0.001 3)tobin0.003 9***0.001 3***(0.000 3)(0.000 2)top10-0.006 2***-0.003 2(0.002 0)(0.002 0)sep-0.000 1*-0.000 1(0.000 0)(0.000 0)常数项0.025 1***0.025 5***0.033 1***0.085 6***(0.000 4)(0.000 1)(0.010 4)(0.013 3)年份效应NoNoNoYes企业效应NoYesNoYesN18 83418 57614 33013 837R20.014 50.018 30.134 00.091 1
双重差分模型可有效缓解内生性问题[15],但使用该方法的前提是须通过平行趋势检验,即需要验证处理组与对照组在政策冲击发生之前具有相同变动趋势。参照陈永昌等[11]的做法,采用Jacobson事件研究法进行平行趋势检验,并探讨政策冲击对民营企业研发投入的动态效应[16]。
(2)
其中,treat表示政策虚拟变量,如果企业i所在城市于t年入选知识产权军民融合试点,则取值为1,否则为0;M、N分别表示政策实施前及实施后包含的时期数;βτ依次表示政策实施前期、政策实施当期及政策实施后期的政策效果。若政策实施前期的系数不显著,则意味着模型满足平行趋势假设,政策实施后期的系数可以反映政策的动态效应。为避免内生性的影响,本文剔除政策发生前第1期(pre1)的数据。
平行趋势检验结果如图1所示。在入选知识产权军民融合试点之前,RDI1的系数大多位于0附近且不显著,意味着在知识产权军民融合试点开展之前,处理组与对照组的变动趋势不存在显著差异,基准回归模型通过平行趋势检验。此外,就政策冲击的动态效应而言,知识产权军民融合试点开展当期对民营企业研发投入的促进作用并不明显,但在政策实施之后几年,政策冲击的系数显著为正且整体上呈现缓慢上升趋势,政策冲击对研发投入的影响效应不断增强。这表明知识产权军民融合试点政策效应具有一定滞后性,并且具有动态持续促进作用。
图1 RDI1平行趋势检验结果
Fig.1 Parallel trend test results of RDI1
为进一步排除未被观测到的潜在因素或其它政策冲击等随机因素对上述结论的影响,本文参考余永泽等[17]的处理方法,通过随机选择实验组的方式进行1 000次重复随机抽样的安慰剂检验。具体操作如下:首先,从样本中随机筛选出1 773家民营企业作为“伪实验组”,同时,为其随机抽取一个时间节点作为政策冲击的基期,构建随机生成的政策冲击虚拟变量,并对其进行回归分析,获得新生成的政策虚拟变量的估计系数及相应P值;其次,将上述过程重复1 000次,获得1 000个新的估计系数及其对应的P值;最后,根据上述结果绘制核密度图及P值分布图。
安慰剂检验结果如图2所示。由1 000次随机模拟得到的回归系数集中在0附近,基本呈正态分布,基准回归报告的知识产权军民融合估计系数显著异于模拟结果,且回归分析所得P值多大于0.1,说明本文基准回归结果并非偶然获得,且未受到其它潜在因素和其它政策冲击的影响,验证了基准回归的稳健性。
图2 RDI1安慰剂检验结果
Fig.2 Placebo test results of RDI1
注:pre表示政策发生前,post表示政策发生后,curren表示政策发生当年
3.4.1 PSM-DID检验
双重差分方法无法规避政策试点对模型造成的选择性偏差,而知识产权军民融合试点的选择受到资源禀赋、政策制度乃至社会文化等因素的复合影响,可能导致入选试点丧失一定的随机性。参考高峰等[18]的处理方法,使用控制变量集为处理组匹配合适的对照组,依次进行近邻匹配、核匹配以及半径匹配,将匹配后数据代入基准回归模型重新检验。回归结果如表3所示,知识产权军民融合的估计系数仍显著为正,与基准回归结果保持一致。
表3 PSM-DID检验结果
Table 3 PSM-DID Test results
变量RDI1RDI1RDI1近邻匹配核匹配半径匹配(1)(2)(3)did0.001 3**0.001 5***0.001 5***(0.000 6)(0.000 6)(0.000 6)ControlsYesYesYes常数项0.084 4***0.085 6***0.085 2***(0.013 7)(0.013 3)(0.013 3)年份效应YesYesYes企业效应YesYesYesN13 26713 83713 832R20.086 80.091 10.090 8
3.4.2 更改模型设置
借鉴邱子迅等[19]的做法,剔除第二批入选知识产权军民融合试点的省市样本,将回归模型变更为单期DID,结果如表4列(1)所示。知识产权军民融合的估计系数在5%水平上显著为正,与基准回归结果保持一致。
表4 其它稳健性检验结果
Table 4 Other robustness test results
变量 RDI1RDI1RDI1RDI1RDI2RDI3(1)(2)(3)(4)(5)(6)did0.001 4**0.001 1**0.001 3***0.001 5**0.256 0*0.741 0***(0.000 6)(0.000 5)(0.000 5)(0.000 6)(0.131 0)(0.278 0)did-10.000 6 (0.000 6)did-20.000 3 (0.000 6)IPdid-0.000 3 (0.000 5)ControlsYesYesYesYesYesYes常数项0.077 1***0.085 6***0.085 6***0.085 7***5.053 0*6.782 0(0.013 1)(0.013 3)(0.013 3)(0.013 3)(2.782 0)(8.721 0)年份效应YesYesYesYesYesYes企业效应YesYesYesYesYesYesN12 62413 83713 83713 83713 47310 505R20.088 10.091 20.091 20.091 20.088 80.014 6
3.4.3 剔除预期效应
政策试点公布前的相关报道会对各级经济主体产生一定的心理预期,可能促使经济主体采取相应举措以提高入选几率,使政策不满足外生性要求。参考江小涓(2017)的研究,在基准回归模型基础上纳入知识产权军民融合试点前一期政策虚拟项did-1,以及前两期政策虚拟项did-2,结果如表4列(2)(3)所示。知识产权军民融合的估计系数仍然显著为正,但did-1和did-2的估计系数不显著。这说明剔除预期效应后,知识产权军民融合仍有效促进民营企业研发投入提升,结果与基准回归保持一致。
3.4.4 排除其它政策交互影响
知识产权军民融合试点工作开展的同时,其它相关政策的实施亦可能影响试点政策的净效应。参考陈永昌等[11]研究,本文进一步控制国家知识产权示范城市政策的影响。为加强知识产权保护,国家知识产权局自2012年起先后评选出6批次知识产权示范城市,旨在促进要素集聚与科技创新,时间跨度为2012—2019年,与知识产权军民融合试点存在重叠。本文设置6批次试点地区的政策虚拟项(IPdid),并将其纳入基准回归模型,结果如表4列(4)所示。知识产权军民融合试点的估计系数并未发生较大变化且在5%水平上显著,国家知识产权示范城市的估计系数未通过显著性检验,表明其它政策未对估计结果造成偏差,进一步说明基准回归结果稳健。
3.4.5 更换变量
将RDI2和RDI3代入基准回归模型,如表4列(5)(6)所示,知识产权军民融合估计系数分别在10%和1%水平上显著为正,表明知识产权军民融合能有效提升民营企业研发投入,与基准回归结果保持一致。
为尽可能避免内生性问题,基于上文理论分析并参考江艇(2022)对机制分析的操作建议,本文运用“两步法”对知识产权军民融合影响机制进行检验,并将机制变量Medi,t代入式中。
Medi,t=α0+α1didi,t+αControlsi,t+μi+φt+εi,t
(3)
4.1.1 信息传递效应检验
参考于蔚等(2012)研究,对股票流动性比率、非流动性比率、收益率反转指标进行主成分分析,以特征值大于1或累计方差解释率达到75%的第一、第二主成分刻画非对称信息的主要特征,将其作为信息不对称的代理变量,分别记为ASY1和ASY2。其值越大,企业股票流动性越低,企业对外公开的信息不对称程度越高。表5结果显示,信息不对称的估计系数分别在5%、10%的水平上显著为负,意味着知识产权军民融合试点工作可以有效降低民营企业间信息不对称水平,打破军民融合领域敏感信息对民营企业的限制壁垒,促进企业间、企业与金融机构间信息传递,扩大民营企业外部资金来源,提升民营企业研发信心并促进研发投入,因此假设H2通过检验。
表5 机制检验结果
Table 5 Mechanism test results
变量 ASY1ASY2JPAJPLTCICCOCCOD(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)did-0.025 3**-0.024 3*0.104***0.038 6*0.002 7**0.102***-0.003 1*-0.006 5**(0.012 6)(0.014 4)(0.030 3)(0.020 1)(0.001 3)(0.038 3)(0.001 7)(0.003 3)ControlsYesYesYesYesYesYesYesYes常数项8.134***9.976***-1.399***-0.837**0.090 0***-3.861***0.071 0**0.205***(0.237 0)(0.299 0)(0.517 0)(0.331 0)(0.029 1)(0.935 0)(0.034 1)(0.055 2)年份效应YesYesYesYesYesYesYesYes企业效应YesYesYesYesYesYesYesYesN13 79113 79113 67813 67613 72911 6789 01310 629R20.2940.3190.005 810.004 590.052 30.075 50.050 20.006 4
4.1.2 研发合作效应检验
知识产权军民融合试点工作有效推动企业间、企业与其它机构间研发合作,通过建立合作契约推动研发风险共担、成果共享,在提升研发效率的同时,提升企业间合作研发意愿,进而促进民营企业研发投入。参考张红娟等(2022)研究,选取CNRDS数据库中企业专利数据,以民营企业当年联合申请发明专利数量、当年联合获得发明专利数量的对数衡量研发合作水平,分别记为JPA和JPL。其数值越大,说明民营企业研发合作水平越高。表5结果显示,JPA和JPL的回归系数分别在1%、10%的水平上显著为正,表明知识产权军民融合试点有利于加强企业间研发合作,降低企业独立研发风险,提高企业创新效率和创新收益,激发民营企业加大研发投入。因此,假设H3得到验证。
4.1.3 治理赋能效应检验
知识产权军民融合试点政策有效改善民营企业内外部治理环境,发挥治理赋能效应,促进民营企业研发投入。试点工作的开展推动民营企业培育新的专用性资产,缓解恶性市场竞争,同时,提高民营企业创新收益确定性,改善管理者短视行为和代理问题,为民营企业研发活动扫清制度性障碍,进而提升民营企业研发活力。本文从内外双重视角探讨知识产权军民融合的治理赋能效应,参考袁淳等(2021)研究,以企业无形资产占总资产比重的对数值衡量企业外部交易成本(TC)。参考李建发等(2023)的处理方法,采用迪博企业内部控制指数衡量企业内部控制质量(IC),该指数越大表示公司治理水平越高。如表5所示,外部交易成本系数在5%水平上显著为正,表明知识产权军民融合试点通过增强民营企业的资产专用性,推动企业培育新的、适应市场需求的专用性资产,进而提升企业研发投入。同时,公司内部治理估计系数在1%水平上显著为正,表明知识产权军民融合有助于提升企业治理水平和治理能力,缓解代理成本压力,进而增强民营企业研发能力,因此假设H4得以验证。
4.1.4 融资成本效应检验
知识产权军民融合显著降低民营企业融资成本,有效缓解民营企业融资约束,提升民营企业创新投资预期,增强民营企业研发活力。参考王翌秋等[20]研究,从权益融资成本和债务融资成本两个方面考察融资成本效应,运用PEG模型测算民营企业权益融资成本(COC)。借鉴周楷唐等(2017)的测度方式,以下一年度利息支出与当年长短期负债平均值之比衡量民营企业债务融资成本。上述变量数值越大,意味着民营企业融资成本越高。由表5可知,权益融资成本的估计系数在10%水平上显著为负,债务融资成本的估计系数在5%显著性水平上为负,表明知识产权军民融合能有效降低民营企业融资成本,缓解民营企业资金压力,促进企业研发投入。因此,假设H5通过检验。
知识产权军民融合对民营企业研发投入的积极影响可能受到摩擦因素干扰,使得其促进作用短期内未能达到预期。为进一步研判知识产权军民融合影响效应是否受摩擦因素干扰,本文从以下两个方面开展摩擦效应检验。
4.2.1 科技金融发展水平
知识产权军民融合推进过程中,需要完善的金融体系与之互补,才能有效实现其对民营企业研发投入的促进作用。较高的科技金融水平有利于精准识别民营企业融资需求,制定有针对性的融资方案,缓解民营企业融资约束,而较低的科技金融水平一定程度上阻碍知识产权军民融合对民营企业研发投入的促进作用。参照李春涛等(2020)的做法,通过百度新闻关键词测算地区科技金融水平,并按中位数对研究样本进行分组回归,结果如表6列(1)(2)所示。低科技金融分组中知识产权军民融合的估计系数不显著,高科技金融水平分组中知识产权军民融合的估计系数在10%水平上显著为正,说明较低的科技金融水平阻碍知识产权军民融合对民营企业研发投入的促进作用。此外,本文使用北京大学数字普惠金融指数进行交叉检验,结果与科技金融分析结果保持一致,高普惠金融水平分组中知识产权军民融合的估计系数在1%水平上显著为正,且其组间差异系数显著,进一步验证了科技金融水平的摩擦效应。
表6 摩擦效应检验结果
Table 6 Frictional effect test results
注:Diff为分组回归组间系数差异检验结果,检验方法为似无相关模型检验
变量低科技金融高科技金融低数字金融高数字金融低行政保护高行政保护低司法保护高司法保护RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)did0.001 80.001 1*-0.000 10.002 6***0.001 5**0.001 7**0.000 90.002 3***(0.001 2)(0.000 6)(0.000 5)(0.000 9)(0.000 7)(0.000 8)(0.000 8)(0.000 8)ControlsYesYesYesYesYesYesYesYes常数项0.067 3***0.134***0.065 3**0.098 7***0.095 4***0.080 9***0.056 3***0.129***(0.016 9)(0.028 2)(0.027 3)(0.015 5)(0.021 6)(0.018 3)(0.016 8)(0.018 7)年份效应YesYesYesYesYesYesYesYes企业效应YesYesYesYesYesYesYesYesDiff0.001(P=0.142)-0.003(P=0.001)-0.000 2(P=0.337)-0.001(P=0.011)N6 461 6 772 4 763 8 619 6 506 6 576 6 649 6 427 R20.061 50.1420.083 40.1090.0960.1060.078 20.133
4.2.2 知识产权保护“双轨制”
我国实行行政保护与司法保护并行的“双轨制”知识产权保护制度,在制度建设初期,知识产权军民融合举措多围绕行政保护展开,具有实施门槛低、主动性强、专业性高等优点,对当地行政基础的依赖性相对较低。高效、便捷、专业的军民知识产权行政保护措施能够有效激励民营企业研发投入,且其影响作用在不同行政保护水平下的差异并不明显。相比之下,军民知识产权司法保护举措的实施以及司法保护体系的建立需要地区具备较好的法律基础,较低司法保护水平可能对知识产权军民融合的积极作用产生影响。参考方杰炜等[21]的做法,利用行政机关专利执法结案数、知识产权审判结案数分别表征行政保护水平和司法保护水平,并按中位数进行分组回归。如表6列(5)(6)所示,高行政保护组和低行政保护组的估计系数没有明显差异,表明地区知识产权行政保护水平未对知识产权军民融合的创新促进效应产生影响。如表6列(7)(8)所示,知识产权军民融合对民营企业研发投入的促进作用仅在高司法保护组显著,且两组间存在明显差异,说明较低的知识产权司法保护水平会阻碍知识产权军民融合的创新效应。
对于不同规模、不同发展阶段的民营企业,知识产权军民融合激励效应可能存在差异。因此,分别从企业规模、企业生命周期以及企业要素特征等方面,探讨知识产权军民融合对民营企业研发投入的异质性影响。
4.3.1 企业规模
相比中小规模企业,一方面,大规模企业资金实力更为雄厚,技术、人才要素更为充足,为维持其自身竞争优势,大企业进行大量研发投入,知识产权军民融合激励效应可能具有边际递减效应;另一方面,企业规模过大使企业受组织惯性的影响较大,军民融合领域的研发投入阻力可能更强。而中小企业囿于资源有限,对市场需求变化和新颖投资方向更敏感,知识产权军民融合对其研发投资活动的影响可能更显著。按照企业总资产中位数,本文将民营企业划分为大型企业和中小企业并开展分组回归,结果如表7列(1)(2)所示,知识产权军民融合对中小企业研发投入的影响比大型企业更显著。
表7 异质性检验结果
Table 7 Heterogeneity test results
变量RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1RDI1中小企业大企业成长期成熟期衰退期劳动密集资本密集技术密集(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)did0.002 0**0.001 00.001 1*0.002 5**0.002 4*-0.000 70.000 30.002 1**(0.000 9)(0.000 8)(0.000 7)(0.001 1)(0.001 4)(0.001 0)(0.000 9)(0.000 8)ControlsYesYesYesYesYesYesYesYes常数项0.089 5***0.085 0***0.059 4***0.102***0.134***0.115***0.101***0.091 9***(0.022 2)(0.021 4)(0.015 9)(0.024 6)(0.030 6)(0.028 6)(0.021 1)(0.017 7)年份效应YesYesYesYesYesYesYesYes企业效应YesYesYesYesYesYesYesYesN6 9396 5366 2733 7051 7671 9793 2708 521R20.083 80.082 80.093 40.057 10.1160.0850.0920.105
4.3.2 企业生命周期
成长期的民营企业,其资金能力、公司治理水平均存在一定不足,更倾向于追求高回报、高收益的经营活动,而对高风险、高不确定性的研发投资相对谨慎。相比之下,成熟期企业受到的资源约束和规则限制较少,出于塑造竞争优势的目的会加强研发投入。衰退期企业往往对创新持保守态度,但其较中小企业更具资源优势。借鉴刘诗源等(2020)的做法,运用现金流组合法将研究样本划分为成长期、成熟期和衰退期3类,分组回归结果如表7列(3)—(5)所示,知识产权军民融合对成熟期企业研发投入具有更强的影响作用,验证了知识产权军民融合对不同发展阶段企业研发投入的影响具有异质性。
4.3.3 企业要素特征
不同行业技术保护需求和研发投入水平的关联程度存在差异,资本密集型和劳动密集型民营企业对军民融合领域关键技术创新的需求相对较低,知识产权军民融合的影响作用不明显,而技术密集型企业拥有更高的意愿围绕军民融合关键领域开展技术创新,进而提升企业研发投入。参照郭凯明等(2020)的研究,本文将民营企业按照生产要素密集度划分为劳动密集型、资本密集型、技术密集型3类,分组回归结果如表7列(6)—(8)所示,军民知识产权双向转化有利于技术密集型企业研发创新,对非技术密集型企业研发投入的影响不显著。
本文基于知识产权军民融合试点政策的准自然实验,选取2011—2022年A股民营上市公司数据,运用多期双重差分模型考察知识产权军民融合对民营企业研发投入的影响效应与作用机制,得到主要结论如下:①知识产权军民融合对民营企业研发投入具有显著正向作用,这一结论在经过平行趋势检验、安慰剂检验以及其它稳健性检验后仍然成立;②知识产权军民融合能够强化民营企业研发投入动机,通过发挥信息传递效应与促进研发合作,提升民营企业研发投入;③知识产权军民融合显著增强民营企业研发投入能力,通过治理赋能效应与降低融资成本,激励民营企业加大研发投入;④较低的科技金融水平和知识产权司法保护可能阻碍军民知识产权双向转化对民营企业研发投入的积极作用;⑤知识产权军民融合对中小企业、成熟期企业、技术密集型企业研发投入的影响比其它类型企业更显著。
(1)进一步强化军民知识产权双向转化运用和保护。研究表明,知识产权军民融合显著促进民营企业研发投入提升,应针对不同民营企业制定分级管理、阶梯式培育的行动方案。凝练知识产权军民融合试点工作的经验做法和典型举措,适当扩大试点范围,破解制约知识产权转化促进军民深度融合和民营企业科技创新的政策性障碍、体制性问题。
(2)加强知识产权军民融合公共信息平台建设。知识产权军民融合通过信息传递效应促进民营企业研发投入,因此,应依托政策保护和公共信息平台消除民营企业与政府、投资者之间的技术信息壁垒,以更加开放的国防知识产权信息服务,构建信息合理公开、技术有效保护、合作创新共进的军民创新联合体。
(3)以科技金融供给缓解融资约束。进一步推进科技创新链与金融资本链有机结合,不断提高区域科技金融水平,加快形成支持全面创新的制度体系。综合运用专项扶持资金、优质社会资本等,推动军民知识产权双向转化。
(4)构建知识产权军民融合“双轨制”保护体系。进一步健全军民知识产权司法保护体系,同时提升知识产权行政保护水平,强化侵权纠纷即时办理行政执法规范,增加军民知识产权保护在部门考核中的比重,构建互为补充、相互促进的军民知识产权“双轨制”保护格局。
本文存在一些不足:一是样本范围存在一定局限性。囿于数据可得性,以民营上市公司为研究样本,未考虑知识产权军民融合试点对非上市民营企业研发投入的影响作用。民营中小企业是推进“民参军”工作的重要主体,未来可检验知识产权军民融合对非上市企业是否存在积极效应。二是未将市场因素纳入研究框架。本文从技术和制度角度切入,考察知识产权军民融合试点政策对民营企业研发投入的影响,兼论制度供给与产权保护的协同作用,未考察市场因素对民营企业研发投入的影响,未来研究可检验市场因素对民营企业研发投入的作用机制。
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