經(jīng)濟(jì)開放提高了企業(yè)創(chuàng)新力嗎？
——基于半?yún)?shù)可加面板模型的實證分析

宋英杰 劉俊現(xiàn) 趙明亮

黨的十九大報告明確指出，我國要加快創(chuàng)新型國家的建設(shè)，創(chuàng)新是最具競爭力的因素。20世紀(jì)90年代初，我國采用了以市場換技術(shù)的政策，在大量引進(jìn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)資金的同時，國外先進(jìn)技術(shù)的引入對我國企業(yè)科技創(chuàng)新力起到了毋庸置疑的促進(jìn)作用。據(jù)統(tǒng)計，20世紀(jì)90年代初在我國投資的跨國公司有13%使用了母國正在使用的先進(jìn)技術(shù)；世界500強(qiáng)企業(yè)中有40%把其先進(jìn)技術(shù)拿到中國使用，我國企業(yè)整體創(chuàng)新水平得到了快速增長。然而，伴隨著對外開放的不斷推進(jìn)，特別是我國的經(jīng)濟(jì)開放由以前的單純以引進(jìn)為主逐步轉(zhuǎn)變?yōu)閳猿珠_放引進(jìn)同時的“走出去”戰(zhàn)略，我國企業(yè)創(chuàng)新力卻并沒有體現(xiàn)出如經(jīng)濟(jì)開放早期的穩(wěn)步提高態(tài)勢。近年來，我國對創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展提出了更高要求。2016年國務(wù)院出臺的《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》明確指出，堅持以全球視野謀劃和推動創(chuàng)新，最大限度用好全球創(chuàng)新資源，全面提升我國在全球創(chuàng)新格局中的位勢。我國企業(yè)對創(chuàng)新的需求也不同于早期的“先進(jìn)技術(shù)”而越來越多地轉(zhuǎn)向核心技術(shù)與關(guān)鍵技術(shù)的創(chuàng)新。那么，在新時代背景下，同時存在資源流入和流出的對外開放對企業(yè)創(chuàng)新力是否仍具有提升促進(jìn)作用，其細(xì)化特征如何？對于技術(shù)創(chuàng)新，未來的開放政策應(yīng)如何調(diào)整？均有待實證檢驗的分析。同時，從經(jīng)濟(jì)資源流動的角度，探究對外開放對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，對于我國繼續(xù)推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，擴(kuò)大內(nèi)需，開拓海外市場，促進(jìn)社會創(chuàng)新型財富增長均具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

二、理論分析與研究假設(shè)

基于已有研究的不足，本文針對經(jīng)濟(jì)開放的多種形式從投資開放和貿(mào)易開放兩個層面，結(jié)合企業(yè)創(chuàng)新力的雙重效應(yīng)來進(jìn)行理論分析，就其非線性影響提出相關(guān)研究假設(shè)：

(一)對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的影響

近年來，對外直接投資(OFDI)大幅增長，其形式也由最初在國外開辦一般貿(mào)易型企業(yè)、合營企業(yè)逐漸發(fā)展到海外上市、海外并購和創(chuàng)辦境外研發(fā)中心等各種形式[注]趙明亮：《國際投資風(fēng)險因素是否影響中國在“一帶一路”國家的OFDI——基于擴(kuò)展投資引力模型的實證檢驗》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》2017年第2期。。對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力存在著雙重效應(yīng)，一方面，對外直接投資可以獲取國外企業(yè)的核心技術(shù)，通過對技術(shù)的整合、消化和轉(zhuǎn)化，可以促進(jìn)自身整體技術(shù)知識和研發(fā)生產(chǎn)水平的提升；另一方面，大量的資金用于對外投資必然會減少國內(nèi)企業(yè)的自主研發(fā)投入，同時限于國外的技術(shù)壁壘和國內(nèi)的吸收能力，可能會降低國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新力。因此，由于資金的外流和國內(nèi)吸收整合能力的局限，降低了企業(yè)的短期創(chuàng)新力，長期來看由于對國外企業(yè)核心技術(shù)的整合轉(zhuǎn)化會提升本土企業(yè)的創(chuàng)新力。據(jù)此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：OFDI與企業(yè)創(chuàng)新力之間存在U型關(guān)系，呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢。

(二)外商直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的影響

假設(shè)2：FDI與企業(yè)創(chuàng)新力之間存在倒U型關(guān)系，呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。

(三)出口貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新力的影響

出口貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新力同樣具有雙重效應(yīng)，一方面，對于出口商品拓展海外市場，從而使得企業(yè)的獲利能力增加，能夠為創(chuàng)新活動提供資金支持。同時在出口過程中相同知識的重復(fù)利用能夠幫助一個企業(yè)對原來的知識有更深入的了解，并且能夠提高企業(yè)鑒別有價值的知識，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。另一方面，過高的出口強(qiáng)度會限制技術(shù)路徑的改進(jìn)。在企業(yè)反復(fù)出口活動過程中，技術(shù)路徑會逐步形成并固化下來，隨著出口強(qiáng)度的增加，突破原有技術(shù)路徑的難度會逐漸增大，吸收新知識會越來越少[注]趙明亮、臧旭恒：《國際貿(mào)易新動能塑造與全球價值鏈重構(gòu)》，《改革》2018年第7期。。因此，出口強(qiáng)度較小時，出口貿(mào)易促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新力的提升，當(dāng)出口強(qiáng)度較大時，出口貿(mào)易抑制了企業(yè)的創(chuàng)新力。據(jù)此提出假設(shè)3。

假設(shè)3：出口貿(mào)易與企業(yè)創(chuàng)新力之間存在倒U型關(guān)系，呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。

(四)進(jìn)口貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新力的影響

假設(shè)4：進(jìn)口貿(mào)易與企業(yè)創(chuàng)新力之間存在U型關(guān)系，呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢。

三、實證模型構(gòu)建與變量設(shè)置

(一)半?yún)?shù)可加模型及其擴(kuò)展

根據(jù)前文所述，為驗證相關(guān)理論分析的諸多非線性特征，同時避免傳統(tǒng)參數(shù)估計模型存在的錯誤先驗假定的隱患，對模型假定不做具體要求的非參數(shù)估計方法具有更高的適用性。但非參數(shù)回歸也有其局限性，主要表現(xiàn)為維度詛咒，即當(dāng)解釋變量個數(shù)較多而樣本量不足時會降低擬合效果。為了更好地探討解釋變量與被解釋變量的內(nèi)在聯(lián)系，本文采用半?yún)⒖杉幽Ｐ筒⑦M(jìn)行相關(guān)面板模型的擴(kuò)展。通過本模型將非參數(shù)估計與傳統(tǒng)參數(shù)估計加以結(jié)合，為本研究分析提供更為準(zhǔn)確的實證結(jié)論。

(1)

(2)

以及dN=[-iN-1IN-1]T和D=(IN?iT)dN。這里Il表示l×l單位矩陣，il是元素全部為1的l×1向量，T代表轉(zhuǎn)置運(yùn)算以及?為Kroneker乘積運(yùn)算。這樣，模型(1)可以用矩陣形式表示為：

y≈Dα+xβ+B(z)γ+e

(3)

通過式(3)，我們可以看出通過B樣條函數(shù)近似，可加半?yún)?shù)面板數(shù)據(jù)模型(1)被整體近似為一個參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型(3)。最后，參數(shù)α，β和γ的估計由下式來獲得：

(4)

(5)

其中Φ=(D,x,B(z))T。

(6)

這里，H=INT-D(DTMxD)-1DTMx-(xTMDx)-1xTMD，Mx=INT-x(xTx)-1xT以及MD=INT-D(DTD)-1DT。

(7)

(二)變量的設(shè)置

本研究主要考察經(jīng)濟(jì)開放對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，從投資開放和貿(mào)易開放兩個層面分別選取外商直接投資依存度、對外直接投資依存度、進(jìn)口依存度和出口依存度來衡量地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放度。作為本文研究的重心，這些指標(biāo)與企業(yè)創(chuàng)新力之間可能存在著非線性影響，因此將它們作為非參數(shù)部分的解釋變量。同時，考慮到其他因素對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，選取知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度、政府支持力度、企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和產(chǎn)業(yè)集聚度作為參數(shù)部分的解釋變量。具體如下：

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新力(PC)。創(chuàng)新力按主體可分為國家創(chuàng)新能力和企業(yè)創(chuàng)新能力。本文主要研究企業(yè)創(chuàng)新力，企業(yè)創(chuàng)新力又包括產(chǎn)品創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、組織與制度創(chuàng)新、管理創(chuàng)新等。本文主要關(guān)注以研發(fā)能力來衡量的企業(yè)創(chuàng)新力，借鑒王保利等對創(chuàng)新力的評價指標(biāo)[注]王保利、陳新嵐、田娟：《品牌競爭力對產(chǎn)業(yè)集聚影響的實證研究——以陜西裝備制造業(yè)為例》，《科技進(jìn)步與對策》2011年第19期。，采用各省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的專利申請量同企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)之比來衡量企業(yè)的創(chuàng)新力。

2.非參部分解釋變量：(1)外商直接投資依存度(FDI)。采用各省歷年實際利用外商直接投資額同地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量外商直接投資水平。(2)對外直接投資依存度(OFDI)。采用各省歷年實際利用非金融類對外直接投資流量同地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量地方對外直接投資水平。(3)進(jìn)口依存度(IMD)。采用各省歷年進(jìn)口額同地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量地方進(jìn)口水平。(4)出口依存度(EXD)。采用各省歷年出口額同地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量地方出口水平。

3.參數(shù)部分解釋變量：(1)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度(CB)。創(chuàng)新往往需要大量資金的投入，如果知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)度比較低，創(chuàng)新成果將極其容易被剽竊，企業(yè)投資于創(chuàng)新活動的熱情會受到抑制，從而降低企業(yè)的創(chuàng)新力[注]李停：《競爭程度、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)創(chuàng)新激勵——基于聯(lián)立方程模型的實證研究》，《山東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2017年第4期。。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于省際層面的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的度量并沒有形成統(tǒng)一的方法，本文借鑒韓玉雄等的方法[注]韓玉雄、李懷祖：《關(guān)于中國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的定量分析》，《科學(xué)學(xué)研究》2005年第3期。，采用各省歷年律師總?cè)藬?shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度的代理變量。(2)政府支持創(chuàng)新力度(ZT)?？茖W(xué)技術(shù)支出代表著政府對創(chuàng)新的支持力度。政府通過加大投入力度，能夠有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而提升企業(yè)的創(chuàng)新績效[注]任榮、徐向藝：《政府、產(chǎn)業(yè)環(huán)境、顧客與企業(yè)合作創(chuàng)新》，《山東大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)》2011年第1期。。本文采用地方政府科技支出來表示政府科技投入力度。(3)企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)(SF)。采用企業(yè)所得稅占主營業(yè)務(wù)收入的比重。由于企業(yè)所得稅不易轉(zhuǎn)嫁，稅負(fù)太高會降低企業(yè)的利潤，進(jìn)而降低企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的能力。(4) 產(chǎn)業(yè)集聚度(CJ)。產(chǎn)業(yè)集聚會加劇企業(yè)間的競爭，為保證或提升市場份額，企業(yè)可能會加速產(chǎn)品的更新?lián)Q代以滿足消費(fèi)群的需求[注]胡元木、李瑤：《熊彼特假說理論發(fā)展與評述——基于企業(yè)規(guī)模、市場力量與R&D投入》，《經(jīng)濟(jì)與管理評論》2014年第5期。；借鑒陳蓮芳等的方法[注]陳蓮芳、嚴(yán)良：《中國西部礦產(chǎn)資源產(chǎn)業(yè)集聚度與競爭力研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2011年第5期。，采用地區(qū)國民生產(chǎn)總值與各省建成區(qū)面積之比來表示產(chǎn)業(yè)集聚度。模型中主要變量的定義及其計算方法如表1所示：

表1主要變量的定義及其計算方法

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

表2主要變量的描述性統(tǒng)計

如表2所示，列出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計信息。首先，地區(qū)間企業(yè)創(chuàng)新力在地區(qū)和時間層面存在著一定的差距，極小值0.1527，極大值1.9266，均值為0.5874，為我們的研究提供了良好的基礎(chǔ)。其次，對外直接投資依存度的值較小，說明目前我國對外投資的活動正在興起，研究其對企業(yè)創(chuàng)新力的影響更能為以后的發(fā)展指明方向。最后，在控制變量方面，也可以觀察到不同地區(qū)表現(xiàn)出一定的差異性。

(四)實證模型構(gòu)建

針對經(jīng)濟(jì)開放對企業(yè)創(chuàng)新力的理論分析，結(jié)合上述有關(guān)半?yún)?shù)可加面板模型及變量設(shè)定，具體實證模型如下：

lnPCit=μi+β1f(lnFDIit)+β2f(lnOFDIit)+β3f(lnIMDit) +β4f(lnEXDit)+λlnXit+εit

(8)

在模型中，i為各省的標(biāo)識，t是各年份的標(biāo)識，PC表示企業(yè)創(chuàng)新力，F(xiàn)DI表示外商直接投資依存度，OFDI表示對外直接投資依存度，IMD表示進(jìn)口依存度，EXD表示出口依存度，X表示一組控制變量，包括知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度CB、政府支持力度ZT、稅收負(fù)擔(dān)SF和產(chǎn)業(yè)集聚度CJ等。μi代表個體效應(yīng)，εit代表隨機(jī)誤差項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)實證結(jié)果分析

實證結(jié)果分為參數(shù)和非參數(shù)兩部分，由于非參數(shù)部分無法用數(shù)值結(jié)果表示，所以采用圖形來刻畫四種不同形式的經(jīng)濟(jì)開放度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，具體結(jié)果如下：

1.非參數(shù)部分估計結(jié)果分析。對外直接投資、外商直接投資、出口依存度和進(jìn)口依存度四種開放形式對企業(yè)創(chuàng)新力的非線性影響具體結(jié)果如圖1所示。

(1)對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力影響呈現(xiàn)不規(guī)則的U型，表現(xiàn)為先緩慢下降后快速上升的趨勢，從而驗證了假設(shè)1。結(jié)合實際情況來看，中國對外直接投資近些年一直保持快速增長的態(tài)勢，在2017年創(chuàng)下1830億美元的新高，僅次于美國。對外投資存在著雙重效應(yīng)，當(dāng)大量的資金流向國外，短期內(nèi)國內(nèi)可用于研發(fā)投入的資金和資源必然減少；同時由于國內(nèi)的吸收能力不足：中國每花1元錢引進(jìn)技術(shù)，只用0.07元進(jìn)行消化吸收和技術(shù)創(chuàng)新。而工業(yè)化成長時期的日本、韓國，是花1元錢引進(jìn)技術(shù)，花5到8元進(jìn)行消化吸收和技術(shù)創(chuàng)新。所以由于創(chuàng)新研發(fā)的資源減少以及吸收能力的不足從而降低了企業(yè)的創(chuàng)新力。當(dāng)對外投資進(jìn)行到一定程度，完成對國外公司和技術(shù)的融合，可以促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新能力快速提升。

(2)外商直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的影響呈現(xiàn)倒U型，表現(xiàn)為先上升后下降的走勢，驗證了假設(shè)2。結(jié)合中國實際情況來看，在外商投資的初期階段，外資所帶來的先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗會顯著提升國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新力。從1999年到2003年，中國引進(jìn)國外技術(shù)裝備總額達(dá)到75億美元，使得中國迅速縮小了與發(fā)達(dá)國家間的技術(shù)差距。后期隨著技術(shù)差距的縮小，外資帶來的技術(shù)提升效應(yīng)逐漸減弱，而且外資的流入對國內(nèi)的研發(fā)投入形成了擠出效應(yīng)，導(dǎo)致企業(yè)的研發(fā)投入減少，使得中國對外技術(shù)依存度較高。中國在關(guān)鍵技術(shù)上的自給率低，對外技術(shù)依存度在50%以上，而美國和日本在5%左右。正是由于外商直接投資的擠出效應(yīng)導(dǎo)致了企業(yè)創(chuàng)新力下降。

(3)出口依存度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響呈現(xiàn)先快速上升后緩慢下降的趨勢，驗證了假設(shè)3的結(jié)論。同樣，出口貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新力也存在著雙重效應(yīng)。在出口的初期，巨大的市場空間使得企業(yè)獲取了大量的利潤。隨著市場競爭日益激烈，企業(yè)會將大量的資金用于研發(fā)投入，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新力。后期隨著出口強(qiáng)度的增加，突破原有技術(shù)路徑的難度會逐漸增大，吸收新知識會越來越少，從而抑制了企業(yè)的創(chuàng)新力；而且從貿(mào)易結(jié)構(gòu)來看，長期以來加工貿(mào)易在中國外貿(mào)中占有很高的比重，出口的產(chǎn)品多屬于勞動密集型產(chǎn)品，再加上技術(shù)路徑依賴的問題，更加不利于企業(yè)創(chuàng)新力的提升。

圖1 經(jīng)濟(jì)開放度對品牌創(chuàng)新力的影響趨勢圖

2.參數(shù)部分估計結(jié)果分析。參數(shù)部分解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度、政府支持力度、企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和產(chǎn)業(yè)集聚度對企業(yè)創(chuàng)新力影響的估計結(jié)果見表3。

表3全國范圍的參數(shù)部分系數(shù)估計結(jié)果

注:括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，***，**，*表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上顯著。

表3給出了參數(shù)部分的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度、政府支持力度、企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和產(chǎn)業(yè)集聚度等變量對企業(yè)創(chuàng)新力影響的估計結(jié)果?？梢钥吹?，所有的估計系數(shù)都在1%或5%的水平上顯著。從彈性系數(shù)的絕對值大小來看，企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)對企業(yè)創(chuàng)新力有較大負(fù)向影響。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)度對企業(yè)創(chuàng)新力存在著正效應(yīng)。也進(jìn)一步印證了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對科技創(chuàng)新的重要作用。政府支持力度正向影響了企業(yè)創(chuàng)新力。一方面，政府的科技支持能夠在一定程度上解決企業(yè)研發(fā)的資金約束；另一方面，有些創(chuàng)新成果具有公共品的屬性，政府作為社會利益的代表有義務(wù)進(jìn)行基礎(chǔ)性和公益性科技項目的投資，而這些基礎(chǔ)性的科技項目能降低企業(yè)研發(fā)的成本從而提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。同樣可以看出產(chǎn)業(yè)集聚度的提升也有利于區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新力的提升。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.模型設(shè)定的穩(wěn)健性檢驗。由于非參部分的解釋變量與被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新力之間的非線性關(guān)系，因此本部分根據(jù)半?yún)⒖杉用姘迥Ｐ头菂⒉糠謹(jǐn)M合圖形的形狀，引入非參數(shù)部分解釋變量的平方項，重新對變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。模型如公式(9)所示：

+λXit+μi+εit

(9)

各變量定義與前文相同。采用混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表4所示。

表4模型設(shè)定的檢驗結(jié)果

續(xù)表4

變量名稱混合回歸固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)lnZTit0.0326(0.0112)0.0852(0.0213)0.0763(0.0146)lnSFit0.7537(3.2635)0.8248(4.0313)0.6789(4.2167)lnCJit0.0764(0.0342)0.0711(0.0624)0.0844(0.0414)R20.44630.43250.3615Hausman38.253(p<2.6e08)F15.196(p<2.2e-16)

注:括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，***，**，*表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上顯著。

由于表4下方Hausman和F檢驗結(jié)果均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，所以我們選擇固定效應(yīng)來檢驗半?yún)⒖杉用姘迥Ｐ偷姆€(wěn)健性。由表4可知：(1)對外直接投資的一次項和平方項對企業(yè)創(chuàng)新力的影響在5%的水平上顯著，且一次項的系數(shù)為負(fù)，二次項的系數(shù)為正，對企業(yè)創(chuàng)新力的影響基本符合U型結(jié)構(gòu)。(2)外商直接投資的一次項和平方項對企業(yè)創(chuàng)新力分別在5%和1%的水平上影響顯著，且一次項的系數(shù)為正，二次項的系數(shù)為負(fù)，外商直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的影響基本符合倒U型結(jié)構(gòu)。(3)進(jìn)口依存度的一次項和平方項對企業(yè)創(chuàng)新力分別在5%和10%的水平上影響顯著，且一次項的系數(shù)為負(fù)，二次項的系數(shù)為正，進(jìn)口依存度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響也基本符合上文中的圖形走勢；(4)出口依存度的一次項和平方項對企業(yè)創(chuàng)新力在10%的水平上影響顯著，且一次項的系數(shù)為正，二次項的系數(shù)為負(fù)，所以出口依存度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響也基本符合上文中的圖形走勢。(5)參數(shù)部分解釋變量的系數(shù)估計結(jié)果無論是大小、方向還是顯著性水平都與半?yún)⒖杉用姘迥Ｐ偷墓烙嫿Y(jié)果基本保持一致。綜上所述，模型設(shè)定通過了穩(wěn)健性檢驗。

2.內(nèi)生性檢驗。在本文建立的模型中，根據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論分析，被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新力和解釋變量出口依存度和對外投資依存度之間可能會相互影響進(jìn)而產(chǎn)生內(nèi)生性的問題，同時四個衡量經(jīng)濟(jì)開放的指標(biāo)之間也可能會存在內(nèi)生性的問題。因此，利用差分GMM和系統(tǒng)GMM，以各指標(biāo)的滯后項作為工具變量，建立動態(tài)面板模型對變量間的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗。該動態(tài)面板模型如公式(10)所示：

(10)

其中L.lnPCit為企業(yè)創(chuàng)新力的滯后一期值，其余變量定義與前文相同。為保證GMM估計的一致性，必須要保證擾動項εit不存在自相關(guān)，因此需要對此做出檢驗。此外，由于GMM方法使用了過多的工具變量，需要通過Sargan檢驗來判斷工具變量的有效性。具體回歸結(jié)果如表5所示。

表5利用GMM對內(nèi)生性的檢驗結(jié)果

續(xù)表5

解釋變量模型估計結(jié)果差分GMM系統(tǒng)GMMln(FDI)2it0.04260.25240.03960.2487lnIMDit0.07930.27830.07130.2354ln(IMD)2it0.02440.05720.02320.0513lnEXDit0.04220.15380.04170.1546ln(EXD)2it0.00720.03540.00630.0421lnCBit0.21630.07330.20320.0854lnZTit0.03150.01540.04270.0236lnSFit0.62173.18650.73843.5472lnCJit0.06870.03250.06920.0419 AR(1)(0.0072)(0.0074) AR(2)(0.1236)(0.1473)Sargan檢驗33.0860(1.0000)27.4352(1.0000)

注：表中系數(shù)下方數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤，括號中為P值，*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著。

由表5下方 AR檢驗結(jié)果可以看出，差分GMM和系統(tǒng)GMM中擾動項不存在自相關(guān)，可以使用差分GMM和系統(tǒng)GMM估計。過度識別(Sargan)檢驗結(jié)果表明所有工具變量都有效。此外，將表5的回歸結(jié)果與模型設(shè)定檢驗的結(jié)果進(jìn)行對比，可以發(fā)現(xiàn)大部分的變量系數(shù)符號和顯著性水平?jīng)]有變動。雖然企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)不顯著，但并不影響結(jié)果分析，從而避免了內(nèi)生性問題。本部分利用半?yún)⒖杉用姘迥Ｐ涂疾榱私?jīng)濟(jì)開放對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，并通過模型設(shè)定和內(nèi)生性檢驗對實證結(jié)果做了穩(wěn)健性分析。

五、結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

本文運(yùn)用半?yún)⒖杉用姘迥Ｐ蛷耐顿Y開放和貿(mào)易開放兩個方面選取了對外直接投資、外商直接投資、出口依存度以及進(jìn)口依存度四個指標(biāo)分析了經(jīng)濟(jì)開放度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響，主要結(jié)論如下：(1)對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力影響呈現(xiàn)不規(guī)則的U型，表現(xiàn)為先緩慢下降后快速上升的趨勢。由于資金的外流和國內(nèi)吸收整合能力的局限，降低了企業(yè)的短期創(chuàng)新力；后期對于國外公司先進(jìn)技術(shù)的吸收融合，提升了企業(yè)的創(chuàng)新力。(2)外商直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的影響呈現(xiàn)倒U型，表現(xiàn)為先上升后下降的趨勢。前期FDI帶來的示范效應(yīng)提高了企業(yè)創(chuàng)新力；后期FDI的擠出效應(yīng)降低了企業(yè)創(chuàng)新力。(3)出口依存度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響呈現(xiàn)先快速上升后緩慢下降的趨勢。出口強(qiáng)度較小時，出口貿(mào)易促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新力的提升，當(dāng)出口強(qiáng)度較大時，出口貿(mào)易抑制了企業(yè)的創(chuàng)新力。(4)進(jìn)口依存度對企業(yè)創(chuàng)新力的影響也呈現(xiàn)不規(guī)則的U型結(jié)構(gòu)。前期由于利潤的減少，進(jìn)口會降低企業(yè)的創(chuàng)新能力，后期由于先進(jìn)技術(shù)的示范效應(yīng)會提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。

(二)政策建議

綜上所述，不同的經(jīng)濟(jì)開放形式對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新力的影響效果存在較大的差異性，對其變化規(guī)律的深入剖析將為當(dāng)前對外開放政策的調(diào)整提供相應(yīng)的依據(jù)，具體包括：(1)加大對外技術(shù)投資的支持力度。通過各種鼓勵措施推動企業(yè)對外直接投資，并為跨國并購提供便利的融資條件；促進(jìn)本土企業(yè)對國外先進(jìn)技術(shù)和前沿知識的吸收融合，提高本土企業(yè)的創(chuàng)新力。(2)提升外商直接投資對企業(yè)創(chuàng)新力的作用。首先，應(yīng)提高自身技術(shù)創(chuàng)新水平，增強(qiáng)消化吸收能力；其次，加大對應(yīng)用研發(fā)的支持，確保自主創(chuàng)新的資金需要。(3)鼓勵出口企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新。要轉(zhuǎn)變觀念，不應(yīng)滿足于當(dāng)前加工貿(mào)易所形成的利潤；應(yīng)逐步實施高附加值的自主創(chuàng)新出口戰(zhàn)略，從而提升市場競爭力。(4)大力引進(jìn)國外技術(shù)知識含量較高的新產(chǎn)品，可考慮制定進(jìn)口優(yōu)惠政策和設(shè)立進(jìn)口貿(mào)易專項資金；在引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的同時，更要注意對其進(jìn)行消化、吸收再創(chuàng)新。