劉斐然

內(nèi)容提要：使用2007-2018年中國上市公司數(shù)據(jù)并與其專利申請信息相匹配，研究市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機理，以及資金補貼和知識產(chǎn)權保護兩種政府支持方式對市場競爭作用機制的異質性影響。結果表明，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新具有“U”形影響，但對絕大部分企業(yè)樣本而言，市場競爭促進了產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。分樣本檢驗表明，只有當政府的資金補貼力度較弱、知識產(chǎn)權保護力度較強，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新才具有顯著影響，這說明以知識產(chǎn)權保護為主的政府支持方式可以保障市場競爭機制作用的發(fā)揮，而以資金補貼為主的政府支持方式則扭曲了市場競爭機制。在調(diào)整檢驗方法、考慮模型內(nèi)生性后研究結論依然穩(wěn)健，為完善市場經(jīng)濟體制、優(yōu)化政府支持方式并推進產(chǎn)學研合作創(chuàng)新提供了有益啟示。

一、 引 言

隨著中國經(jīng)濟轉型升級的不斷深入，創(chuàng)新能力日益成為企業(yè)發(fā)展的根本推動力。企業(yè)與高校和科研機構之間的合作創(chuàng)新既可以加速先進技術的產(chǎn)業(yè)化，又有利于企業(yè)創(chuàng)新效率的提高、新產(chǎn)品的開發(fā)和新技術的迅速融合發(fā)展，因而如何推動產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，正受到政策制定者和學術研究的日益重視。

在此背景下，近年來已有越來越多的研究開始探討企業(yè)產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的內(nèi)外部影響因素。一方面，相關研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、企業(yè)自身的研發(fā)投入以及企業(yè)戰(zhàn)略選擇等企業(yè)內(nèi)部因素，是影響企業(yè)產(chǎn)學研合作意愿和創(chuàng)新績效的重要因素(Jones和Graciela，2016；Kobarg等，2019)；另一方面，還有許多研究從外部因素展開探討，但其中大部分研究都集中于政府因素對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響，并且大部分研究認為政府支持可以有效促進產(chǎn)學研的合作創(chuàng)新。例如，白俊紅和卞元超(2015)基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究，發(fā)現(xiàn)政府支持可以顯著促進產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新；周海濤和張振剛(2016)發(fā)現(xiàn)政府科技經(jīng)費可以對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作產(chǎn)生滯后的促進作用；陳懷超等(2020)基于省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)正式和非正式制度支持均對產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新有正向影響。

可以看到，對于如何推動產(chǎn)學研合作這一問題，學者們普遍認為政府支持對產(chǎn)學研起到了重要的促進作用。然而，相比于對政府支持的普遍重視，市場競爭機制對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的作用則被學術研究所普遍忽視了，這使得現(xiàn)有研究尚存在局限性。隨著中國市場經(jīng)濟的不斷完善，市場競爭機制對企業(yè)產(chǎn)生了最直接而根本的影響，如果僅關注政府支持因素而忽視了市場競爭的根本性影響，顯然不利于產(chǎn)學研合作的健康、持續(xù)發(fā)展，也不利于建設以企業(yè)為主體、市場為導向、產(chǎn)學研深度融合的國家技術創(chuàng)新體系。然而，目前涉及市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新影響的研究十分稀缺，并且均缺乏嚴謹?shù)膶嵶C證據(jù)。例如，樊霞等(2012)基于調(diào)查問卷的實證研究表明產(chǎn)業(yè)競爭程度對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新效率沒有顯著影響，但受限于數(shù)據(jù)可得性，該研究以“企業(yè)出口額占企業(yè)銷售收入的比重”測度產(chǎn)業(yè)競爭程度，其結論還有待于更為嚴謹?shù)臋z驗?，F(xiàn)有產(chǎn)學研合作相關研究的另一局限性是，關于政府支持方式的研究視角普遍局限于直接的資金補貼(劉斐然等，2020)，而對其他支持方式的研究則較少，并且未能厘清市場機制與政府支持的互動機理。在中國這樣的轉型經(jīng)濟體中，政府支持和市場競爭對創(chuàng)新的重要影響均不可忽視，因此探究怎樣的政府支持方式才能與市場競爭有效協(xié)調(diào)互補，同樣是十分重要的問題。

綜上，本文研究目的就在于考察市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的作用機理，并進一步探討政府補貼和知識產(chǎn)權保護兩種政府支持方式對市場競爭作用機理的影響。在理論分析之后，本文使用2007-2018年中國上市公司數(shù)據(jù)及其專利申請信息，實證檢驗了市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機制，并通過分樣本檢驗考察不同政府支持方式的異質性影響。與現(xiàn)有研究相比，本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下三點：第一，拓展了產(chǎn)學研合作的影響因素研究，現(xiàn)有研究普遍關注政策因素對產(chǎn)學研合作的影響，本文則重點考察市場競爭機制的影響；第二，豐富了政府支持影響產(chǎn)學研合作的研究視角，相關研究的理論視角和實證測度普遍基于政府對企業(yè)的資金支持，本文則考察了知識產(chǎn)權保護的支持方式及其異質性影響；第三，本文發(fā)現(xiàn)對產(chǎn)學研合作而言，知識產(chǎn)權保護可以保障市場競爭作用機制的發(fā)揮，而資金補貼則扭曲了市場競爭機制，這為中國完善創(chuàng)新政策、優(yōu)化市場與政府的關系提供了政策啟示與新的研究思路。

二、 理論基礎與假說

目前涉及市場競爭影響產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的研究十分稀缺，并且缺乏穩(wěn)健的實證結論，因而本部分將結合現(xiàn)有研究，從幾個方面梳理市場競爭對產(chǎn)學研合作的影響機理，并提出理論假說以待實證檢驗。之后，將進一步分析不同政府支持方式下市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的異質性影響。

1. 市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機理

結合相關文獻，本文認為市場競爭可能從正反兩個方面對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的動機產(chǎn)生影響，這使得從現(xiàn)實來看，市場競爭對產(chǎn)學研合作的影響效應可能呈現(xiàn)正面、負面及非線性影響。

一方面，產(chǎn)學研合作可以幫助企業(yè)開拓新市場或形成差異化以抵御競爭壓力，因而市場競爭可以提高企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的動力。與企業(yè)自身創(chuàng)新的漸進性、應用性特征不同，高校和科研機構的創(chuàng)新成果普遍具有更強的激進性和突破性(Belderbos等，2004；Wirsich 等，2016)，因而許多研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)參與產(chǎn)學研合作的重要目的在于，借助產(chǎn)學研合作的突破性創(chuàng)新成果以開拓全新的細分市場或形成競爭對手難以模仿的差異化優(yōu)勢(Bertrand和Mol，2013)。當市場競爭程度上升，企業(yè)更可能寄希望于開拓新市場或形成差異化以在激烈競爭中脫穎而出，而這意味著企業(yè)更加需要產(chǎn)學研合作創(chuàng)新?；谝陨戏治觯疚奶岢觯?/p>

假說1a:市場競爭促進企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。

另一方面，由于產(chǎn)學研創(chuàng)新存在著一定的風險性，市場競爭也可能降低企業(yè)參與產(chǎn)學研合作的動力。由于高校和科研院所的創(chuàng)新方向往往集中于基礎性和理論性領域，因此產(chǎn)學研合作的創(chuàng)新成果真正轉化為商業(yè)價值常常需要較長周期(Cohen等，2002；L?fsten和Lindel?f，2005)，這一過程必然面臨著創(chuàng)新失敗或成果轉化失敗的風險，而當市場競爭趨于激烈，企業(yè)可能會傾向于采取短期策略以保證其當前的市場地位(Porter，1980；Das和Teng，2000)，這使得企業(yè)參與產(chǎn)學研合作的決策反而更加謹慎。因此，當市場競爭加劇，企業(yè)也可能傾向于以更為緩和且能在短期內(nèi)見效的方式加以應對，如采取調(diào)整產(chǎn)品定價和產(chǎn)量等方式，而放棄具有一定風險性的產(chǎn)學研創(chuàng)新活動，故企業(yè)可能會降低其參與產(chǎn)學研合作的動機?；谝陨戏治?，本文提出：

假說1b:市場競爭抑制企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。

最后，由于市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作兼具正面與負面效應，隨著市場競爭水平的變化，其對產(chǎn)學研合作的影響也可能具有非線性機理?？梢灶A見，如果市場競爭較為緩和，企業(yè)不需要冒險開發(fā)新技術、開拓新市場就足以維持其超額利潤，此時市場競爭程度升高，企業(yè)只需要采取較為緩和、穩(wěn)妥的方式就足以應對競爭壓力，因而可能會放棄具有風險性的產(chǎn)學研合作項目。反之，在競爭激烈的市場結構中，創(chuàng)新成功的企業(yè)具有“贏者通吃”的效果(Hamel，1991)，此時價格競爭、產(chǎn)量競爭等傳統(tǒng)應對方式已經(jīng)無法幫助企業(yè)贏得競爭，只有通過實現(xiàn)難以模仿的差異化或開辟具有技術壁壘的全新市場才能從競爭中脫穎而出，而這些戰(zhàn)略的實施更需要產(chǎn)學研之間的深度合作，因此市場競爭程度的增加更可能促使企業(yè)參與產(chǎn)學研合作。因此綜合考量，本文認為市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機制可能為非線性，在市場競爭程度較低的條件下，市場競爭水平將抑制企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的傾向；在市場競爭程度較高的條件下，由于企業(yè)開辟新市場、實現(xiàn)差異化的動機更加強烈，市場競爭水平將促進企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的傾向?；谝陨戏治?，本文提出：

假說1c：市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響呈U形，即隨著市場競爭水平的增加，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響由抑制轉為促進。

2. 政府支持方式的異質性影響機理

考慮到政府對創(chuàng)新的支持方式十分多樣，既包括資金補貼等直接支持，也包括知識產(chǎn)權保護、公共平臺建設等間接支持，在本部分，本文選取資金補貼和知識產(chǎn)權保護兩種典型支持方式，分析不同政府創(chuàng)新支持方式如何影響市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的作用機理。

第一，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響受到政府補貼力度的影響。周燕和潘遙(2019)認為，在某些行業(yè)中補貼政策破壞了市場競爭準則，使得企業(yè)能否獲得競爭優(yōu)勢主要不取決于技術創(chuàng)新，而是取決于能否獲得政府補貼?；谶@一邏輯，本文認為對于獲得補貼較多的企業(yè)而言，由于其競爭優(yōu)勢地位和經(jīng)濟利潤受到保障，因而市場競爭對企業(yè)各項決策的影響十分有限，因此市場競爭也不會對其產(chǎn)學研創(chuàng)新決策產(chǎn)生顯著影響。反之，對于較少獲得政府補貼的企業(yè)而言，通過具有突破性的創(chuàng)新成果實現(xiàn)產(chǎn)品差異化、開辟新市場是其抵御市場競爭、獲取競爭優(yōu)勢的重要途徑，因此當市場競爭程度上升時，這些企業(yè)更可能尋求產(chǎn)學研合作以爭取競爭優(yōu)勢?；谝陨戏治?，本文提出：

假說2：當政府補貼力度較強時，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新沒有顯著影響；當政府補貼力度較弱時，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新更可能產(chǎn)生顯著且正向的影響。

第二，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響受到知識產(chǎn)權保護力度的影響。根據(jù)知識產(chǎn)權保護和企業(yè)創(chuàng)新的相關理論，只有在知識產(chǎn)權保護較為充分的市場環(huán)境下，企業(yè)創(chuàng)新成果才不容易被競爭對手模仿或侵犯，創(chuàng)新活動才能夠順利轉化為競爭優(yōu)勢和商業(yè)價值(Anton等,2006;童超等，2019)。相比于其他創(chuàng)新活動，由于產(chǎn)學研合作涉及多方參與，因此如果政府對知識產(chǎn)權保護力度不足，企業(yè)在產(chǎn)學研合作研發(fā)過程中面臨的信息泄露或創(chuàng)新成果被模仿的可能性更大(Wu，2012)，那么產(chǎn)學研合作就無法成為企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的有效措施。因此可以推測，在政府知識產(chǎn)權保護力度不足時，企業(yè)不會以產(chǎn)學研合作的方式應對市場競爭，故市場競爭不能顯著影響企業(yè)的產(chǎn)學研合作決策；反之，只有政府對知識產(chǎn)權保護力度較高時，企業(yè)才可能通過產(chǎn)學研合作創(chuàng)新以應對市場競爭，從而市場競爭更可能促使企業(yè)尋求產(chǎn)學研合作?；谝陨戏治觯疚奶岢觯?/p>

假說3：當政府對知識產(chǎn)權保護的力度較弱時，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新沒有顯著影響；當政府對知識產(chǎn)權保護的力度較強時，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新更可能產(chǎn)生顯著且正向的影響。

三、 實證研究設計

在實證研究部分，本文基于2007-2018年中國A股上市公司的專利申請數(shù)據(jù)及財務數(shù)據(jù)，檢驗市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機制。

1. 樣本和數(shù)據(jù)

本文實證研究的數(shù)據(jù)源于三個方面：第一，上市公司基本信息和財務數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，遵循一般做法，本文剔除被實施退市風險警示的企業(yè)樣本，剔除金融、保險業(yè)樣本以及同時發(fā)行B股或H股的企業(yè)樣本；第二，上市公司的專利申請數(shù)據(jù)來源于中國國家知識產(chǎn)權局網(wǎng)站的專利檢索功能，本文依據(jù)公司名稱搜索樣本期間內(nèi)的上市公司專利申請信息作為原始數(shù)據(jù)；第三，地區(qū)層面數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和《中國知識產(chǎn)權年鑒》等統(tǒng)計年鑒。最后，在收集樣本數(shù)據(jù)之后，借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)的做法，本文僅保留了樣本期間存在專利申請的企業(yè)樣本，因為其余上市公司的發(fā)展和決策與創(chuàng)新活動幾乎無關。

2. 變量測算

(1) 產(chǎn)學研合作創(chuàng)新(iur)。在相關研究中，對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新水平的測度主要基于調(diào)查問卷和間接數(shù)據(jù)兩類。中國大部分相關研究基于調(diào)查問卷，也有部分研究基于省級層面的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。但由于調(diào)查問卷數(shù)據(jù)的客觀性不能得到很好的保證且樣本容量較小，而以省級層面數(shù)據(jù)描述企業(yè)層面的經(jīng)濟活動又不夠精確，因此本文借鑒Hong和Su (2013)、劉斐然等(2020)的方法，以企業(yè)與高校、科研機構的聯(lián)合專利申請測度產(chǎn)學研合作——本文以從國家知識產(chǎn)權局網(wǎng)站搜索到的上市公司全部專利申請信息為原始數(shù)據(jù)，并根據(jù)“大學”“學院”“研究院”等關鍵詞對專利的聯(lián)合申請人信息進行篩選，從而將上市公司與高校和科研院所聯(lián)合申請的專利定義為產(chǎn)學研合作成果。最后，本文以此構建產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的虛擬變量，如果企業(yè)在當年具有產(chǎn)學研合作成果，則將其賦值為1，否則賦值為0。需要指出的是，專利申請并非產(chǎn)學研合作的唯一成果，但從數(shù)據(jù)可得性和客觀性綜合考慮，聯(lián)合專利申請的測度方式具有兩個方面的優(yōu)勢。第一，相比于調(diào)查問卷，公開的專利數(shù)據(jù)來源更可靠、更全面。第二，由于產(chǎn)學研合作成果往往是基礎性、突破性的技術創(chuàng)新，這些創(chuàng)新更需要申請專利加以保護，因此聯(lián)合專利申請指標可以很好地契合產(chǎn)學研創(chuàng)新特征。

在測算產(chǎn)學研合作創(chuàng)新變量之后，本文對該變量的統(tǒng)計特征進行了初步分析，發(fā)現(xiàn)僅有9.49%的企業(yè)樣本參與過產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。從變化趨勢來看，參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的企業(yè)比例整體呈現(xiàn)上升趨勢，從2007年的7.02%上升至2018年的10.57%。這些分析結果表明，中國企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的積極性還較為不足，但在近年來出現(xiàn)了明顯提升，產(chǎn)學研合作對企業(yè)創(chuàng)新的重要性逐年提高。

(2) 市場競爭變量(com)。市場競爭常見的測度方式有赫芬達爾—赫希曼指數(shù)(HHI指數(shù))、行業(yè)集中度、熵指數(shù)等(Aghion等，2005；Haushalter等，2007)，其中HHI指數(shù)的應用最為普遍。由于HHI指數(shù)是市場競爭程度的反向指標，本文在基本回歸檢驗中使用“逆HHI指數(shù)”測度市場競爭水平。具體而言，本文首先根據(jù)二位數(shù)行業(yè)代碼將上市公司劃分為不同行業(yè)，以企業(yè)營業(yè)收入占行業(yè)營業(yè)收入的比重表示企業(yè)的市場份額，計算行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)市場份額的平方和即可求得該行業(yè)的HHI指數(shù)，由于HHI指數(shù)越大表明壟斷程度越高，因此本文使用“1-HHI”測度企業(yè)所處市場的競爭程度，并將其定義為“逆HHI指數(shù)”，顯然，該指數(shù)越大說明企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度越高，企業(yè)所面臨著的市場競爭越激烈。為保證結果穩(wěn)健性，本文在穩(wěn)健性檢驗中使用另外兩種方式對市場競爭加以測度。第一種方式仍使用逆HHI指數(shù)，但計算市場份額時不使用企業(yè)營業(yè)收入變量，而將其調(diào)整為企業(yè)總資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)的比重；第二種方式則使用“逆行業(yè)集中度”指標，即測算行業(yè)內(nèi)規(guī)模最大的前4家企業(yè)占該行業(yè)總規(guī)模的比重作為行業(yè)集中度，再用“1-行業(yè)集中度”作為“逆行業(yè)集中度”指標，該指標越大，表明企業(yè)面臨的市場競爭水平越高。

(3) 政府補貼變量(sub)和知識產(chǎn)權保護變量(ip)。為檢驗政府支持方式的異質性影響，本文測度政府補貼力度和知識產(chǎn)權保護變量，并根據(jù)這兩個變量進行分樣本檢驗。其中，政府補貼力度(sub)，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中的政府補助條目，以企業(yè)獲得的政府補助金額與當年總資產(chǎn)的比值表示。知識產(chǎn)權保護力度(ip)，借鑒史宇鵬和顧全林(2013)等研究，以專利侵權糾紛案件的結案比率(累計結案數(shù)占累計立案數(shù)的比例)測度企業(yè)所在地區(qū)的知識產(chǎn)權保護力度，結案比率越高則說明該地區(qū)對于專利侵權案件的處理力度越大, 政府對知識產(chǎn)權保護的支持力度越高。

(4) 其他控制變量。本文分別引入了企業(yè)層面和企業(yè)所在省份的地區(qū)層面的控制變量，以避免遺漏關鍵變量所造成的估計偏誤問題。在企業(yè)層面，以營業(yè)收入取自然對數(shù)代表企業(yè)規(guī)模(size)；以資產(chǎn)負債率代表企業(yè)負債程度(lev)，以企業(yè)股權性質是否為國有構建虛擬變量代表企業(yè)股權性質(soe)；以“樣本年份-企業(yè)成立年份+1”代表企業(yè)成立年限(age)；以無形資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比代表無形資產(chǎn)比率(intan)；以流動資產(chǎn)與流動負債之比代表流動比率(cur)；以固定資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)之比代表固定資產(chǎn)比例(fix)；以上一年度企業(yè)專利申請數(shù)代表企業(yè)往年創(chuàng)新水平(ino)。為避免異常值干擾實證估計結果，本文針對以上企業(yè)層面的連續(xù)變量進行1%和99%百分位上的縮尾處理。在地區(qū)層面，以各地區(qū)可比GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)；以財政支出與可比GDP的比值代表政府干預力度(fin)；以公路里程與土地面積之比代表基礎設施水平(way)；以地區(qū)高校數(shù)量代表高校資源(col)。此外，為控制時間效應，本文引入了年份虛擬變量；為控制地區(qū)效應，引入了31個省份的虛擬變量；為控制行業(yè)效應，考慮到制造業(yè)、軟件和信息服務業(yè)企業(yè)在樣本中占比較高且有其行業(yè)特殊性，引入了這兩個行業(yè)的虛擬變量。

本文實證研究涉及的各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

3. 實證模型設計

本文基本回歸模型如式(1)、式(2)所示：

Probit(iurit)=β1comit-1+βX+μit

(1)

(2)

式(1) 中的被解釋變量為產(chǎn)學研合作創(chuàng)新虛擬變量(iur)，如果企業(yè)在當年與高?；蚩蒲袡C構聯(lián)合申請過專利則該變量為1，否則賦值為0。核心解釋變量為市場競爭水平(com)，以企業(yè)所在行業(yè)的逆HHI指數(shù)測度。為避免雙向因果關系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文將市場競爭變量滯后一期。X表示本文所引入的一系列企業(yè)層面和地區(qū)層面的控制變量，μit表示隨機誤差項。式(2)則在式(1)的基礎上進一步引入了市場競爭變量的二次項com2，從而檢驗市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新可能的非線性影響。由于本文的被解釋變量為虛擬變量，使用面板數(shù)據(jù)二值選擇模型比普通OLS估計更為合適。因此，本文使用Probit模型，控制模型的時間、行業(yè)和地區(qū)固定效應并估計穩(wěn)健性標準誤。

在進行基本回歸檢驗之后，為檢驗不同政府支持方式下市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的異質性影響機理，本文將分別測算政府補貼力度和知識產(chǎn)權保護力度變量的中位數(shù)，并按中位數(shù)分組進行分樣本檢驗。

四、 實證結果分析

1. 基本回歸檢驗

市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新影響的Probit估計結果如表2所示，被解釋變量為企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的虛擬變量。模型一為僅引入市場競爭變量一次項(com)的估計結果，該變量系數(shù)為正但并不顯著。模型二為進一步引入市場競爭變量二次項(com2)的估計結果，可以看到，市場競爭變量一次項顯著為負，二次項顯著為正，由此說明市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響呈U形，即隨著市場競爭程度的增加，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響為先抑制后促進。根據(jù)Haans等(2016)的檢驗方法，測算表明市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新U形影響的拐點為0.5274(1)Probit模型的系數(shù)并非代表變量的平均邊際效應，而是“對數(shù)機率比”(log-odds ratio)的邊際變化，但Haans等(2016)證明，對Probit、Logit等二值選擇模型中拐點的測算，與常見的OLS模型測算方式完全相同。，該拐點及其置信區(qū)間均位于樣本區(qū)間內(nèi)，并且樣本區(qū)間左側的斜率顯著為負，右側斜率顯著為正，這進一步說明了該U形影響是顯著存在的。以上實證結果證明了本文的理論假說1c，即存在著一個臨界值，當市場競爭小于該臨界值時，市場競爭水平的上升將降低企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的可能性，而當市場競爭大于該臨界值時，市場競爭水平則轉而促進企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的可能性。結合理論分析，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的U形影響，原因在于：當市場競爭程度較低時，市場競爭的增加會促使企業(yè)采取更為穩(wěn)妥、緩和的應對策略，并放棄具有一定風險性的產(chǎn)學研合作，而當市場競爭程度較高時，在“贏者通吃”的市場結構中企業(yè)只能通過開辟新市場或差異化戰(zhàn)略來應對激烈的市場競爭，而這些戰(zhàn)略的實施，使企業(yè)更傾向于借助與高?；蚩蒲袡C構的合作。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，在回歸模型使用的全部16409個樣本中，大于拐點的樣本數(shù)為15967，即有97.31%的樣本位于U形曲線拐點的右邊，這表明對實證研究中的絕大部分樣本而言，市場競爭將顯著提高企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的可能性，并且這種促進作用還隨著市場競爭的增加而呈現(xiàn)邊際效應遞增的趨勢。這說明，為提升企業(yè)參與產(chǎn)學研合作的動力、提高產(chǎn)學研創(chuàng)新水平，市場競爭的推動作用不可忽視。

續(xù)表

此外由表2還可以看到，政府補貼力度(sub)可以顯著促進產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，這印證了以往大部分研究的發(fā)現(xiàn)，而知識產(chǎn)權保護力度(ip)則不顯著，說明其對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新沒有直接的促進作用，這可能是以往研究普遍忽視知識產(chǎn)權保護作用的重要原因。從其他控制變量來看，政府補貼力度(sub)、企業(yè)規(guī)模(size)和企業(yè)往年的創(chuàng)新水平(ino)均顯著促進了企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的可能性，國有企業(yè)變量(soe)同樣顯著為正，說明相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)的產(chǎn)學研合作水平更高。這些產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響因素值得進一步研究。

2. 穩(wěn)健性檢驗

(1) Logit模型估計。Probit模型和Logit模型均是常見的二值選擇模型，在前文的實證估計中，本文使用的是Probit估計，該估計方法假設隨機變量服從正態(tài)分布，在本部分則假設隨機變量服從邏輯概率分布，并使用Logit模型重新進行估計，估計結果如表3所示。

可以看到，表3模型一中市場競爭的一次項不顯著，模型二中的一次項顯著為負而二次項顯著為正，這說明市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響呈U形。進一步測算表明，該U形影響的拐點為0.5267，有97.32%的樣本位于拐點右側，即對絕大部分樣本企業(yè)而言，市場競爭可以提升其參與產(chǎn)學研合作的可能性。盡管表3與表2采用不同的估計方式，但得出了一致的研究結論，對拐點的測算結果也近乎相同，從而驗證了實證結論的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性：Logit估計

(2) 替換核心解釋變量。本文對市場競爭變量的測算方法進行了兩種調(diào)整并重新進行了實證估計，估計結果如表4所示。第一種調(diào)整方式是將計算市場競爭變量涉及的企業(yè)營業(yè)收入指標替換為企業(yè)總資產(chǎn)，通過測算各企業(yè)總資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)的份額，繼而測算“逆HHI指數(shù)”及其二次項，且仍以com和com2表示，估計結果見表4中模型一。第二種調(diào)整方式是以“逆市場集中度”測算市場競爭水平，即“1-行業(yè)內(nèi)規(guī)模最大的前四家企業(yè)的市場份額”，以icenter表示，估計結果見表4中模型二。可以看到，盡管兩模型以不同的測度方式測算市場競爭，但均表明市場競爭的一次項顯著為負而二次項顯著為正，這說明市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響呈U形，這再次印證了假說1c。經(jīng)過測算，表4中兩模型分別有97.59%和95.77%的樣本位于U形拐點的右側，因而對絕大部分樣本而言，市場競爭水平將顯著促進產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，這一結論也與前文一致, 驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

(3) 引入工具變量。在本文實證研究中，被解釋變量產(chǎn)學研合作創(chuàng)新是企業(yè)層面變量，而核心解釋變量市場競爭是行業(yè)層面變量，從理論來說，模型因逆向選擇而產(chǎn)生嚴重內(nèi)生性問題的可能性很低，但考慮到關鍵變量遺漏、測量誤差等問題也可能會引起內(nèi)生性問題，因此本文為市場競爭變量及其二次項引入工具變量并重新進行Probit估計。首先，本文選取的第一個工具變量是前文測度的“逆市場集中度”，第二個工具變量則根據(jù)企業(yè)利潤率水平，測算各行業(yè)的平均利潤率，行業(yè)平均利潤率越高，說明該行業(yè)越可能獲得較高的超額利潤，該行業(yè)的市場結構越趨于壟斷，即企業(yè)面臨的市場競爭程度相對較低。顯然，這兩個工具變量均與作為核心解釋變量的市場競爭直接相關，并且對于產(chǎn)學研合作創(chuàng)新具有較強的外生性。因此，這兩個變量很好地滿足了工具變量的選取標準。此外，根據(jù)Haans等(2016)研究的建議，由于實證模型中還包含了市場競爭變量的二次項，本文還分別引入兩變量的二次項作為工具變量。引入工具變量并進行Probit兩步法估計的實證結果如表5所示。

表4 穩(wěn)健性：替換核心解釋變量

表5中，Sargan統(tǒng)計量表明實證模型通過了過度識別檢驗(伴隨概率為0.2077)，說明工具變量有效，市場競爭變量的一次項顯著為負而二次項顯著為正，由此表明在考慮模型內(nèi)生性之后，實證結論仍然穩(wěn)健地說明市場競爭對產(chǎn)學合作存在U形影響。進一步根據(jù)系數(shù)進行測算可知，實證樣本中約有97.39%的樣本位于U形拐點右側，即表明對絕大部分企業(yè)樣本而言，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新具有顯著且邊際效應遞增的促進作用。

表5 穩(wěn)健性：引入工具變量

3. 政府支持方式的異質性影響

本文通過分樣本回歸以檢驗在不同政府支持方式下，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響差異(2)在分樣本回歸部分，市場競爭變量均使用以企業(yè)營業(yè)收入為原始數(shù)據(jù)測算的“逆HHI指數(shù)”，使用穩(wěn)健性檢驗中調(diào)整后的市場競爭變量測算結果也基本一致，限于篇幅，文中未展示，備索。。

(1) 基于政府補貼力度的異質性分析。本文根據(jù)政府補貼力度的中位數(shù)將企業(yè)樣本分為高補貼力度和低補貼力度兩組并進行分樣本檢驗，實證結果如表6所示。表6中模型一為高補貼力度樣本組，市場競爭的一次項和二次項均不顯著，說明對于獲得政府補貼較多的企業(yè)而言，市場競爭對產(chǎn)學研合作沒有顯著影響；模型二為低補貼力度樣本組，市場競爭的一次項顯著為負，二次項顯著為正，說明對獲得政府補貼較少的企業(yè)而言，市場競爭對其產(chǎn)學研合作具有顯著的U形影響，經(jīng)計算有96.19%的企業(yè)樣本位于U型拐點右邊，即對大部分低補貼力度樣本而言，市場競爭可以促進企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。表6中的實證結果支持了假說2，當政府補貼力度較大時，企業(yè)由于較少受到市場競爭壓力的影響，因而市場競爭壓力的變化不會影響其參與產(chǎn)學研合作的決策；當政府補貼力度較小時，市場競爭對企業(yè)績效和各項決策的影響更加深刻，因而其產(chǎn)學研合作決策受到市場競爭的顯著影響，并且這種影響以正向為主。

表6 基于政府補貼力度的分樣本檢驗

(2) 基于知識產(chǎn)權保護力度的異質性分析。本文根據(jù)知識產(chǎn)權保護力度的中位數(shù)進行分樣本回歸，回歸結果如表7所示。表7中模型一為高知識產(chǎn)權保護力度樣本組，結果表明市場競爭變量的一次項顯著為負而二次項顯著為正，說明在知識產(chǎn)權保護力度較強的條件下，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響呈U形，通過對拐點進行測算，發(fā)現(xiàn)對該分組中97.96%的樣本而言，市場競爭促進了企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的可能性。模型二為低知識產(chǎn)權保護力度樣本組，結果表明市場競爭變量的一次項和二次項均不顯著，這說明在低知識產(chǎn)權保護力度的地區(qū)，市場競爭不能對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。表7中的分樣本檢驗結果表明，在知識產(chǎn)權保護力度較低的地區(qū)中，市場競爭不能對企業(yè)產(chǎn)學研決策產(chǎn)生顯著影響，只有當知識產(chǎn)權保護力度較高時，市場競爭才能顯著影響并有效推動大部分企業(yè)的產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。表7中實證結果支持了假說3。當政府的知識產(chǎn)權保護力度較低時，由于產(chǎn)學研合作面臨著較高的信息泄露或創(chuàng)新成果被模仿的風險，市場競爭無法有效促使企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，只有當政府對知識產(chǎn)權保護較為重視時，企業(yè)才可能選擇產(chǎn)學研合作作為應對市場競爭的手段，市場競爭水平的變化才能對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

表7 基于知識產(chǎn)權保護力度的分樣本檢驗

此外，為保證實證結論穩(wěn)健性，本文還選取其他方式測度知識產(chǎn)權保護力度并重新進行實證檢驗，即以企業(yè)所在地的累計立案數(shù)與專利累計授權數(shù)之比測度知識產(chǎn)權被侵權程度，該指標越大，說明該地區(qū)知識產(chǎn)權被侵權的頻率較大，意味著該地區(qū)知識產(chǎn)權保護力度較低。經(jīng)過基于中位數(shù)的分樣本檢驗表明，在知識產(chǎn)權侵權頻繁的樣本中，市場競爭對產(chǎn)學研合作不具顯著影響，在知識產(chǎn)權侵權較少的樣本中，市場競爭對產(chǎn)學研合作具有顯著的U形影響機理，并且對97.38%的樣本而言，市場競爭可以有效促進企業(yè)參與產(chǎn)學研創(chuàng)新，這再次驗證了本文理論假說(3)限于篇幅，實證檢驗結果未列示，備索。。

本文實證研究表明，政府補貼對產(chǎn)學研合作具有直接的促進作用，卻扭曲了市場競爭對產(chǎn)學研合作的影響機制，使市場競爭無法顯著影響產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，知識產(chǎn)權保護不能直接促進產(chǎn)學研合作，卻是保障市場競爭發(fā)揮其影響機制的必要條件。由此可見，為推進產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，必須對各類政府支持方式的直接影響和間接影響進行綜合分析，并特別重視政府支持方式與市場競爭機制的協(xié)調(diào)互補。

五、 結論與啟示

為探索企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響因素，并由此提出推動中國產(chǎn)學研深度融合的相關政策建議，本文基于2007-2018年中國上市公司數(shù)據(jù)及其專利申請信息測度中國的產(chǎn)學研合作創(chuàng)新情況，分析、檢驗了市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響，結果表明，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研創(chuàng)新的影響呈U形，但對絕大部分樣本而言，市場競爭可以顯著促進企業(yè)參與產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，并且這一促進作用呈現(xiàn)邊際效應遞增的趨勢。之后，本文還進一步考察了不同政府支持方式下，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響效果差異。結果表明，只有在政府補貼力度較弱、知識產(chǎn)權保護力度較強的情境下，市場競爭對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響機制才是顯著的，并且對其中絕大部分樣本而言，市場競爭可以推動其產(chǎn)學研合作創(chuàng)新。因此，對產(chǎn)學研合作而言，以知識產(chǎn)權保護為主的政府支持方式有利于市場機制的有效發(fā)揮，而以資金補貼為主的政府支持方式則扭曲了市場機制，使市場競爭無法對產(chǎn)學研合作產(chǎn)生顯著影響。

本文最重要的政策含義在于，在中國日漸完善的市場經(jīng)濟體制下，推進產(chǎn)學研的深度融合需要充分重視市場力量對企業(yè)參與產(chǎn)學研創(chuàng)新的根本影響，并且需要注意創(chuàng)新支持方式的調(diào)整，以保障市場競爭真正發(fā)揮出其推動力量。具體而言，本文的政策建議體現(xiàn)在以下三個方面。

第一，重視市場力量對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的推動作用。近年來中國各級政府越發(fā)重視對產(chǎn)學研合作的支持，學術研究也普遍關注政策因素對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的影響效果。一方面，中國產(chǎn)學研合作起步較晚，以政策支持彌補創(chuàng)新活動的“市場失靈”、推進產(chǎn)學研合作進程顯然是必要的。但另一方面，市場作為創(chuàng)新活動的根本導向，其對產(chǎn)學研合作的重要影響在長期以來被忽視了。本文的研究表明，市場競爭對企業(yè)參與產(chǎn)學研具有顯著影響，并且對絕大部分樣本而言，市場競爭對產(chǎn)學研合作具有邊際效應遞增的促進作用。因此，應充分重視市場力量對產(chǎn)學研的重要影響，維護并促進市場經(jīng)濟的良性競爭，破除不必要的行業(yè)壟斷，特別是破除行政壟斷和地方保護，讓市場充分發(fā)揮力量，以此激勵企業(yè)主動參與到產(chǎn)學研創(chuàng)新當中，并加速產(chǎn)學研合作的市場化進程。

第二，提高知識產(chǎn)權保護力度。本文的分樣本檢驗表明，對于對知識產(chǎn)權保護力度較大的地區(qū)而言，市場競爭可以促進絕大部分企業(yè)的產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，而在知識產(chǎn)權保護力度較小的地區(qū)，市場競爭則無法發(fā)揮作用。因此，應進一步健全和完善知識產(chǎn)權保護的執(zhí)法體系、提高知識產(chǎn)權執(zhí)法力度，以此提高知識產(chǎn)權案件的處理效率、減少知識產(chǎn)權侵權事件，從而保障市場力量對產(chǎn)學研合作創(chuàng)新的有效促進。

第三，在推動產(chǎn)學研合作的過程中，必須重視政府補貼對市場競爭機制的扭曲。本文的研究表明，盡管市場競爭可以有效促進絕大部分企業(yè)展開產(chǎn)學研合作，但高額的政府補貼則阻礙了市場機制發(fā)揮作用。因此，政府在制定創(chuàng)新政策和產(chǎn)學研支持政策時，應減少政策因素對市場機制的扭曲，為此，可以考慮減少直接的資金補貼，而更多采取優(yōu)化企業(yè)營商環(huán)境、提高知識產(chǎn)權保護力度、建立和完善技術交易平臺等不會破壞市場競爭機制的創(chuàng)新支持方式。