劉政，楊先明，張國勝

(1.昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650093；2.云南大學(xué) 發(fā)展研究院，云南 昆明 650091；3.云南大學(xué) 博士后流動站，云南 昆明 650091)

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市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新
——立足本土還是依托海外

劉政1-3，楊先明2，張國勝2

(1.昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650093；2.云南大學(xué) 發(fā)展研究院，云南 昆明 650091；3.云南大學(xué) 博士后流動站，云南 昆明 650091)

將國內(nèi)、海外多市場特征引入企業(yè)創(chuàng)新模型，本文發(fā)現(xiàn)多市場選擇弱化了本地規(guī)模經(jīng)濟(jì)對創(chuàng)新的需求引致功能，但增強了異質(zhì)需求對創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)，最終，兩種相反影響決定企業(yè)創(chuàng)新具有多樣的市場門檻特征。結(jié)合世行數(shù)據(jù)，實證顯示存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得多市場選擇對企業(yè)創(chuàng)新具有差異影響，這證實了二者的門檻機制。因此，本土創(chuàng)新企業(yè)要兼顧國內(nèi)市場和加強海外市場并舉，避免陷入過度依賴或者完全脫離本土市場的極端情形。

市場多樣性；技術(shù)創(chuàng)新；門檻效應(yīng)；本土市場；海外市場

一、引　言

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新的動力來源，一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的重要問題。早期，以Rosenberg[1]和Dosi[2]等為代表的新古典增長理論指出，研發(fā)投入、教育水平、人力資本等供給要素是決定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵。然而，技術(shù)創(chuàng)新也是企業(yè)追逐壟斷利潤的前提與手段，Schookler[3]從實現(xiàn)壟斷利潤的角度分析了規(guī)?；枨髮ζ髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新的決定機制，提出了著名的“需求誘導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新”假說。近期，相關(guān)研究進(jìn)一步從內(nèi)需、外需兩個層面分析了需求的技術(shù)創(chuàng)新影響。就內(nèi)需而言，Melitz[4]從理論上證明規(guī)?；瘍?nèi)需能夠提升企業(yè)生產(chǎn)效率，國內(nèi)學(xué)者從降低生產(chǎn)成本[5]、減少創(chuàng)新風(fēng)險[6]、提升預(yù)期收益[7]等角度討論了大規(guī)模內(nèi)需對本土企業(yè)創(chuàng)新的作用機制，范紅忠[8]、徐康寧等[9]、佟家棟等[10]、馮偉等[11]則利用跨國、中國省際以及行業(yè)的數(shù)據(jù)分別驗證了內(nèi)需對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)功能。

無疑，先發(fā)的國內(nèi)需求可以誘發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，可以縮小國家間的技術(shù)差距[12]，而挑剔、持續(xù)的本土需求也可以刺激國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新活動[13]。盡管從內(nèi)需視角來分析企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的文獻(xiàn)得到了學(xué)界的認(rèn)可。然而，在開放條件下，國外需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響也不可忽視。與強調(diào)“內(nèi)需—規(guī)模經(jīng)濟(jì)—技術(shù)創(chuàng)新”的思路不同，基于外需來分析創(chuàng)新的文獻(xiàn)更加重視外需異質(zhì)性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的特殊影響。Aghion等[14]提出了技術(shù)距離的概念，指出海外貿(mào)易能夠誘使出口企業(yè)接近技術(shù)前沿，并提升企業(yè)技術(shù)能力。Atekeson和Burstein[15]指出海外市場與國內(nèi)市場存在競爭差異，使得出口企業(yè)比內(nèi)銷企業(yè)更易獲取海外技術(shù)。而以Melitz[16]為代表的新貿(mào)易理論則系統(tǒng)分析了出口貿(mào)易影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的兩類效應(yīng)：“自選擇效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”。國內(nèi)學(xué)者謝軍、徐青[17]、劉秀玲[18]和戴覓和余淼杰[19]等也分別對海外出口對中國本土企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響進(jìn)行了實證研究。

顯然，國內(nèi)市場和海外市場具有不同特征，佟家棟和劉竹青[10]指出當(dāng)企業(yè)面臨內(nèi)外市場的需求變動時必然會呈現(xiàn)不同的反應(yīng)，最終國內(nèi)需求與出口需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有差異影響。尤其隨著經(jīng)濟(jì)全球化的推進(jìn)，劉志彪認(rèn)為[20]需求的全球化必然進(jìn)一步?jīng)_擊傳統(tǒng)市場需求與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機理。因此，在開放條件下，國內(nèi)、海外兩類市場需求對本土企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新究竟有何機制差異？更進(jìn)一步，基于“需求—創(chuàng)新”假說，本土企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新究竟應(yīng)該立足國內(nèi)還是依托海外呢？顯然，已有文獻(xiàn)對此討論較少，而這卻是本文關(guān)注的核心命題。

通過將國內(nèi)海外的多需求特征引入企業(yè)創(chuàng)新激勵模型，本文首先在理論上分析了市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新的門檻機制，表明國內(nèi)海外的多市場選擇減弱了本地規(guī)模經(jīng)濟(jì)對企業(yè)創(chuàng)新的需求引致效應(yīng)，但增強了海外異質(zhì)需求對企業(yè)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)，最終，兩種相反的影響共同決定了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有多樣市場門檻特征。可見，這個結(jié)論解釋了本土需求與海外需求影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的機制差異。后續(xù)，利用世界銀行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年和2012年)兩組微觀數(shù)據(jù)，用企業(yè)在國內(nèi)海外多個細(xì)分市場的銷售比重的平方和來構(gòu)建企業(yè)的市場多樣性指標(biāo)，分別檢驗了市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新意愿和技術(shù)創(chuàng)新強度的影響。實證顯示，國內(nèi)海外的市場多樣性對中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有穩(wěn)健的非線性關(guān)系，存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得多樣市場對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有差異影響，這證實了國內(nèi)海外的多市場選擇影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，為本文的理論分析提供了經(jīng)驗證據(jù)。

綜合來看，本文的研究具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義。就理論價值而言，傳統(tǒng)的需求與技術(shù)創(chuàng)新的文獻(xiàn)分別討論了本土需求或海外需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，但將二者綜合考察并深入比較的文獻(xiàn)較少；本文以市場多樣的特殊視角將企業(yè)在國內(nèi)海外的多需求特征引入企業(yè)創(chuàng)新激勵模型，這使得本文區(qū)別于以往單獨討論內(nèi)外需與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的文獻(xiàn)；同時，本文將需求與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論分析拓展到開放條件，并將開放條件下創(chuàng)新企業(yè)的市場選擇內(nèi)生化，因此本文的研究有助于深入研究不同市場需求作用于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的微觀機理。從這層邏輯上講，本文的研究豐富并發(fā)展了市場需求與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論內(nèi)容。就現(xiàn)實而言，本文基于中國本土企業(yè)創(chuàng)新不足和內(nèi)需市場規(guī)模巨大的特殊背景，回答了本土企業(yè)如何依托內(nèi)外需求來提升技術(shù)能力的市場選擇問題，顯示本土企業(yè)應(yīng)該基于國內(nèi)市場與海外市場的需求差異，綜合利用國內(nèi)海外兩個市場、兩種需求來引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新；具體而言，本土企業(yè)既要立足國內(nèi)，借助內(nèi)需規(guī)模經(jīng)濟(jì)來提升企業(yè)的技術(shù)能力，同時也要加強海外拓展，借助海外市場的異質(zhì)需求來提升企業(yè)的創(chuàng)新學(xué)習(xí)效應(yīng)；盡力避免過度依賴本土市場或者完全脫離本土市場的兩種極端情形。因此，本文的研究有助于回答當(dāng)前我國本土創(chuàng)新企業(yè)如何借助內(nèi)外需市場來提升技術(shù)能力的策略選擇問題，具有重要的現(xiàn)實意義。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下，首先給出本文的理論模型，重點分析國內(nèi)海外的多市場需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻機制；其次，是本文的實證研究部分，借助世界銀行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年和2012年)兩組數(shù)據(jù)，檢驗市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，證實本文的理論分析；然后進(jìn)一步完善本文實證分析的穩(wěn)健性部分，最后提煉本文主要結(jié)論并提出政策涵義。

二、理論模型與研究假設(shè)

考慮到產(chǎn)能受限或壟斷企業(yè)的歧視性定價需要，企業(yè)M不能覆蓋所有細(xì)分市場。在產(chǎn)能一定的前提下，企業(yè)M面臨擴(kuò)大市場個數(shù)n和提升單一市場份額qi的兩難。若企業(yè)選擇市場個數(shù)n越多，表示企業(yè)的海外市場銷售比重越高，則會因此而降低其在單一市場(本土或海外)的絕對銷售數(shù)量，最終因單一市場進(jìn)入不足而損失與該市場相關(guān)的銷售規(guī)模經(jīng)濟(jì)。就企業(yè)成本構(gòu)成來看，企業(yè)M的總成本C由產(chǎn)銷成本Cps和研發(fā)成本Crd構(gòu)成。產(chǎn)銷成本Cps包括兩類固定成本：固定生產(chǎn)成本fp、固定銷售成本fs和兩類邊際成本：邊際生產(chǎn)成本cp、邊際銷售成本cs。其中，兩類固定成本fp和fs為常數(shù)，兩類邊際成本cp和cs分別取決于研發(fā)強度k和市場個數(shù)n。邊際生產(chǎn)成本cp與研發(fā)強度k有關(guān)，二者具反向關(guān)系，即隨著研發(fā)強度k增加，企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本cp隨之下降，這表明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有成本節(jié)約特征。其次，邊際銷售成本cs與企業(yè)進(jìn)入市場個數(shù)n有關(guān)，二者同向變化；原因在于，進(jìn)入更多的細(xì)分市場，意味著企業(yè)在單一市場的份額降低，這致使企業(yè)難以分?jǐn)偱c特定細(xì)分市場綁定的銷售費用，最終，多市場選擇限制了企業(yè)獲取單一市場的銷售規(guī)模經(jīng)濟(jì)，其抬高了企業(yè)的邊際銷售成本，并使得企業(yè)的市場個數(shù)n與企業(yè)邊際銷售成本cs同向變化。

綜上，企業(yè)M的邊際產(chǎn)銷成本取決于邊際生產(chǎn)成本cp和邊際銷售成本cs兩個部分，滿足如下等式：c(n,k)?F(cp(k),cs(n))，具備如下條件：

(1)

綜上，為簡化，進(jìn)一步假定企業(yè)的邊際產(chǎn)銷成本函數(shù)為c(n,k)=cp(k)+cs(n)=c0-φk/n。其中，c0為沒有創(chuàng)新時的企業(yè)初始邊際成本，k為研發(fā)強度，研發(fā)強度越大，企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本越低；-1/n為企業(yè)因擴(kuò)大市場多樣性而在單一市場(含本土市場)損失的銷售規(guī)模經(jīng)濟(jì)，-k/n反映了企業(yè)在產(chǎn)銷兩個環(huán)節(jié)獲取或損失的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，φ(φ∈(0,1))為調(diào)節(jié)參數(shù)，φ越小則企業(yè)在銷售環(huán)節(jié)損失的相對規(guī)模經(jīng)濟(jì)更嚴(yán)重。

除產(chǎn)銷成本外，企業(yè)M還承擔(dān)研發(fā)成本，假設(shè)企業(yè)研發(fā)成本Crd為研發(fā)強度的二次函數(shù)ζk2/n2，其含義如下。第一，已有文獻(xiàn)如Lambertini[21]普遍假定企業(yè)研發(fā)成本為研發(fā)投入強度的二次平方項，因此本文也假定企業(yè)研發(fā)成本具有ζk2特征；第二，本文進(jìn)一步考慮了市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。鑒于市場越多樣意味著企業(yè)進(jìn)入更多的海外市場，Romer[22]認(rèn)為創(chuàng)新知識的分布與市場種類有關(guān)，且海外市場比本土市場更具差異性，其提升了企業(yè)的技術(shù)學(xué)習(xí)能力[16]，促使企業(yè)更易接近技術(shù)前沿[14]，并增強了企業(yè)的海外技術(shù)獲取[15]。對此，為了反映市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)功能，故在企業(yè)研發(fā)成本的二次平方項的基礎(chǔ)上，用企業(yè)參與多樣市場的個數(shù)n將企業(yè)創(chuàng)新投入k進(jìn)行單位化，最終用1/n2來反映多市場選擇對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)。ζ(ζ∈(0,1))為調(diào)節(jié)參數(shù)，反映了多市場參與影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效率，ζ越大則市場多樣性誘致企業(yè)節(jié)約研發(fā)成本并促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)越強。

綜上，企業(yè)M參與n個細(xì)分市場的總成本函數(shù)C(n,k,q)為產(chǎn)銷成本Cps和研發(fā)成本Crd之和，

(2)

基于(2)式，將市場多樣性條件下企業(yè)M的多市場利潤函數(shù)ΠM(n,k,p)表示為：

(3)

對(3)式，由逆向歸納法(Backwardinduction)，將企業(yè)M的利潤函數(shù)對產(chǎn)量qi求導(dǎo)，有：

(4)

考慮到多市場對稱條件：qi=qj=q，有任一市場的企業(yè)產(chǎn)量q*和產(chǎn)品價格p*為：

(5)

將(5)式企業(yè)產(chǎn)量q*對企業(yè)市場個數(shù)n和研發(fā)強度k求導(dǎo)，有?q*/?n<0,?q*/?k>0，表明企業(yè)在單一市場的產(chǎn)量與進(jìn)入市場的個數(shù)具有反向關(guān)系，與企業(yè)研發(fā)強度具有同向關(guān)系。將上述企業(yè)產(chǎn)量q*和產(chǎn)品價格p*帶入企業(yè)利潤函數(shù)ΠM(n,k,q*)：

(6)

對于(6)式，將企業(yè)利潤函數(shù)ΠM(n,k,q*)對企業(yè)研發(fā)強度k求偏導(dǎo)，

(7)

(8)

對于(8)式，可知，企業(yè)最優(yōu)研發(fā)強度k*由分母中的兩類效應(yīng)決定，一是與研發(fā)有關(guān)的本地市場規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，即隨著市場多樣性n的擴(kuò)大，企業(yè)在單一細(xì)分市場的參與比重偏低而損失與該市場銷售環(huán)節(jié)有關(guān)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，其抑制了企業(yè)創(chuàng)新強度k*；二是與創(chuàng)新有關(guān)的異質(zhì)市場學(xué)習(xí)效應(yīng)，即隨著市場多樣性n的擴(kuò)大，企業(yè)因進(jìn)入更多的異質(zhì)市場而獲得促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)能力，其分擔(dān)了企業(yè)研發(fā)成本，并提升了企業(yè)創(chuàng)新強度k*。最終兩種相反的影響共同決定了企業(yè)最優(yōu)的研發(fā)強度k*。在(8)式基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將最優(yōu)研發(fā)強度k*與企業(yè)市場個數(shù)n求導(dǎo)，有：

(9)

不難理解，(9)式表明，最優(yōu)的企業(yè)研發(fā)強度k*與市場個數(shù)n具有門檻特征，當(dāng)市場多樣性較低時(n≤8ζ/φ2)，與市場多樣性損失企業(yè)創(chuàng)新的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相比，異質(zhì)性需求促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)占主導(dǎo)(ζ/n2≥φ2/8n)，此時市場多樣性促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；反之，一旦企業(yè)跨過了最優(yōu)的多樣性市場門檻(n>8ζ/φ2)，增加市場多樣性固然可以從異質(zhì)性需求方面增強企業(yè)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)效應(yīng)，但也因此加速損失了規(guī)模經(jīng)濟(jì)對企業(yè)創(chuàng)新的抑制影響，最終后者居主導(dǎo)地位(ζ/n2<φ2/8n)并導(dǎo)致市場多樣性阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

據(jù)此，本文提出如下假說：

假說1：國內(nèi)海外的市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有門檻特征，存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得多市場選擇對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在差異影響。

三、實證模型、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

(一)實證模型

通常，將變量平方項引入計量模型能夠研究變量間的“非線性”(或倒U型)關(guān)系，然而，直接引入平方項的思路也可能導(dǎo)致主觀的模型設(shè)定偏誤。為了更好檢驗市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性特征，本文首先采用自動識別變量結(jié)構(gòu)突變的非線性門限回歸方法進(jìn)行估計。后續(xù)，出于穩(wěn)健性考慮，將市場多樣性變量的平方項引入實證計量方程，繼續(xù)檢驗二者的非線性門檻特征。

首先，借鑒非線性回歸的一般方法[23]，構(gòu)建市場多樣性影響企業(yè)創(chuàng)新的非線性截面門限模型：*需要說明的是，Hansen[23]的門限分析主要針對面板數(shù)據(jù)，在Hansen提出面板門限回歸以前，研究門限特征的非線性估計思路主要針對截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)展開。

rdfsi=μfsi+β1markerfsiI(marketfsi≤γ)+β2marketfsiI(marketfsi>γ)+CVfsi+εfsi

(10)

其中，rd為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，market為市場多樣性，也是本文的門限變量；I()為示性函數(shù)，當(dāng)marketfsi≤γ時，I()=1，否則I()=0；γ為待估計門限值，βi(i=1,2)為待估參數(shù)，門限值γ將樣本按市場多樣性大小分為兩個區(qū)制，對應(yīng)的回歸系數(shù)β1和β2體現(xiàn)了不同區(qū)制內(nèi)市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的差異影響；μ為企業(yè)個體固定效應(yīng)，CV為影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的其他控制變量，ε為隨機擾動項，滿足ε～iid(0,σ2)，下標(biāo)f,s,i分別代表企業(yè)、省區(qū)和行業(yè)特征。

對(10)式，該門限模型包括門限估計和門限檢驗兩步。第一步，估計門限值γ和影響參數(shù)β，第二步，檢驗估計出的門限值γ顯著與否，并驗證其與真實門限值是否相等。具體而言，先對(10)式取組內(nèi)平均，消除(10)式的個體固定效應(yīng)μ，然后前后兩式相減，采用最小二乘法估計回歸系數(shù)，同時求出相應(yīng)的殘差平方和S1(γ)，再用任意的門限值γ0對γ進(jìn)行初始賦值，采取逐步搜索方法依次從小到大選定γ0，得到多個不同的殘差平方和S1(γ0)，求解殘差平方和S1(γ0)最小的門限值γ*(γ*=argminS1(γ0))。

當(dāng)然，上述相關(guān)參數(shù)估計與假設(shè)檢驗都是針對單門限模型而言，如果樣本數(shù)據(jù)還存在兩個門限或多個門限，則需重復(fù)上述步驟繼續(xù)搜尋其他門限值，對應(yīng)的估計思路和檢驗方法也與單門限模型一致，不再贅述。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)取自世界銀行2005年和2012年公布的“中國企業(yè)調(diào)查”(China Business Survey)。其中，2005年的世行“中國企業(yè)調(diào)查”包含了12400家企業(yè)，覆蓋了中國大陸30個省(直轄市)、120個城市的30個制造業(yè)部門。2012年的世行“中國企業(yè)調(diào)查”包括2848個企業(yè)樣本，覆蓋了中國大陸12個省(直轄市)、25個重要城市的19類細(xì)分行業(yè)。就數(shù)據(jù)內(nèi)容而言，上述兩套數(shù)據(jù)的問卷設(shè)計較為一致，分別兼顧了大樣本特征(2005年問卷)和強時效優(yōu)點(2012年問卷)，且均反映了企業(yè)在國內(nèi)海外的多市場特征與技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)容，這為本文從實證層面分析市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系提供了數(shù)據(jù)支持。

(三)變量設(shè)定

被解釋變量：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新rd。本文從企業(yè)創(chuàng)新與否和創(chuàng)新強度兩個層面來反映企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。首先，世行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年)詳細(xì)報告了“企業(yè)的創(chuàng)新支出情況”，按企業(yè)創(chuàng)新支出是否大于0，設(shè)定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與否的虛擬變量rd_dum，另將企業(yè)創(chuàng)新支出除以企業(yè)銷售收入，構(gòu)建企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新強度指標(biāo)rd_den。其次，針對世行“中國企業(yè)調(diào)查”(2012年)數(shù)據(jù)，其報告了“企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與否”(虛擬變量)rd_dum和“過程技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)產(chǎn)能的貢獻(xiàn)程度”rd_den指標(biāo)，將其分別作為企業(yè)創(chuàng)新與否和創(chuàng)新強度的相關(guān)變量進(jìn)行考察。

自變量：市場多樣性market。本文從市場差異化的角度來構(gòu)建企業(yè)的市場多樣性指標(biāo)，借鑒Blau等[24]測度變量異質(zhì)性(BHI)的思路，用1減去企業(yè)在國內(nèi)海外各類市場銷售占比的平方和，構(gòu)建企業(yè)的市場多樣性指標(biāo)market：

(11)

其中，sale_ratioi是企業(yè)在第i類細(xì)分市場上的銷售比例。不難理解，若市場渠道越單一，企業(yè)在各類細(xì)分市場的比例平方和越接近于1，對應(yīng)市場多樣性market的取值越小(接近于0)，反之，企業(yè)進(jìn)入的市場越多樣，其各類市場占比越均勻，對應(yīng)各類市場比例的平方和越小，則市場多樣性market的取值就越大(接近于1)。最終，market指標(biāo)從國內(nèi)及海外的市場異質(zhì)性角度體現(xiàn)了企業(yè)的市場多樣性特征。就具體指標(biāo)構(gòu)建而言，對于世行“中國企業(yè)調(diào)查”2005年數(shù)據(jù)，其從“本市”、“市外省內(nèi)”和“國內(nèi)省外”和“國外”四個渠道，分別匯報了企業(yè)在不同市場的銷售比重，用1 減去企業(yè)在上述四類細(xì)分市場的銷售比重的平方和，構(gòu)建市場多樣性指標(biāo)market。同理，對于2012年“中國企業(yè)調(diào)查”數(shù)據(jù)，其報告了企業(yè)在“國內(nèi)”、“國外間接出口”和“國外直接出口”三類不同市場渠道的銷售比重，繼續(xù)沿用上述設(shè)計市場多樣性變量的思路，構(gòu)建企業(yè)的市場多樣性指標(biāo)market。

其他控制因素，主要包括兩類：一是企業(yè)特征變量，結(jié)合吳延兵[25]等已有文獻(xiàn)，本文進(jìn)一步控制了企業(yè)規(guī)模lnsize、年齡lnage、生產(chǎn)率lntfp、國有化程度state_dum、融資約束狀態(tài)f_lack、人力資源水平HR以及企業(yè)信息化程度infor_tech等。二是企業(yè)地區(qū)特征和行業(yè)因素，即根據(jù)企業(yè)所處的省區(qū)、行業(yè)特征，通過設(shè)置省區(qū)、行業(yè)虛擬變量，來控制地區(qū)、行業(yè)因素對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

表1　變量、變量符號及定義

四、實證結(jié)果與穩(wěn)健性分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗

首先，在世行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年和2012年)兩套數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，以市場多樣性為門檻變量，依次對企業(yè)創(chuàng)新與否rd_dum和創(chuàng)新強度rd_den進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗。表2匯報了檢驗結(jié)果，其中，上半部分(Panel A)報告了2005年數(shù)據(jù)中市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否和創(chuàng)新強度的門檻檢驗結(jié)果，對應(yīng)的F統(tǒng)計值及p值顯示，企業(yè)創(chuàng)新與否在1%顯著性水平下通過了單一門檻假設(shè)，其雙重門檻檢驗沒有通過；企業(yè)創(chuàng)新強度在1%顯著性水平下通過了單一門檻和雙重門檻假設(shè)，其三重門檻檢驗沒有通過。說明基于世行“中國企業(yè)調(diào)查”2005年數(shù)據(jù)，可以得出市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在門檻特征。

表2　門檻效應(yīng)檢驗

注：p值和臨界值均采用Bootstrap反復(fù)抽樣200次得到的結(jié)果，**、***代表5%、1% 顯著性水平。

利用世行“中國企業(yè)調(diào)查”2012年數(shù)據(jù)，驗證市場多樣性與企業(yè)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，相應(yīng)檢驗的F統(tǒng)計值及p值見表2下半部(Panel B)，顯示企業(yè)創(chuàng)新與否在1%顯著性水平下通過了單一門檻假設(shè)，而雙重門檻假設(shè)檢驗沒有通過；企業(yè)創(chuàng)新強度在5%顯著性水平下通過了單一門檻假設(shè)，其雙重門檻檢驗也沒有通過。這綜合說明，即便采用新的數(shù)據(jù)并從不同視角來構(gòu)建企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新及市場多樣性指標(biāo)，仍然可以得出市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在穩(wěn)健的多樣市場門檻(單一門檻或雙重門檻)特征。

表3　市場多樣性門檻值估計結(jié)果

繼續(xù)將上述兩組數(shù)據(jù)按門檻變量market大小進(jìn)行升序排列，對排序后的樣本依次估計門檻模型，最后計算出模型殘差平方和最小的市場多樣性門檻值γ*(見表3)。表3分別匯報了兩組數(shù)據(jù)對應(yīng)的最優(yōu)市場多樣性門檻估計值，表3上半部分(Panel A)顯示，2005年數(shù)據(jù)中企業(yè)創(chuàng)新與否對應(yīng)的市場多樣性單一門檻估計值為0.18，企業(yè)創(chuàng)新強度對應(yīng)的雙重門檻估計值為0.039和0.167；表3下半部分(Panel B)顯示，2012年數(shù)據(jù)中企業(yè)創(chuàng)新與否對應(yīng)的市場多樣性單一門檻估計值為0.48，企業(yè)創(chuàng)新強度對應(yīng)的市場多樣性單一門檻估計值為0.18。這說明，即便采用不同的數(shù)據(jù)，都可以拒絕市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不存在非線性門檻關(guān)系的原假設(shè)。最終，市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系進(jìn)一步得到驗證。

(二)門檻模型估計

繼續(xù)對市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門限模型進(jìn)行估計，其結(jié)果見表4。整體而言，表4的(1)～(4)列均顯示，存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有差異影響，說明市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的非線性特征。具體而言，表4的(1)～(2)列利用世行2005年數(shù)據(jù)進(jìn)行估計，第(1)列顯示，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否rd_dum的門檻值為0.18，當(dāng)市場多樣性指標(biāo)低于0.18時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否的估計系數(shù)為0.706(1%顯著性)，當(dāng)市場多樣性指標(biāo)超過0.18時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否的估計系數(shù)降低為0.272(1%顯著性)，說明存在不同的市場多樣性區(qū)制，使市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否存在差異影響。其次，第(2)列匯報了市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新強度rd_den的雙重門檻估計結(jié)果，表明當(dāng)市場多樣性低于0.039時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新強度的估計系數(shù)為0.486(1%顯著性)，當(dāng)市場多樣性指標(biāo)超過0.039且低于0.167時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新強度的估計系數(shù)為0.0423(1%顯著性)，當(dāng)市場多樣性超過0.167時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新強度的估計系數(shù)為0.0055(1%顯著性)，這說明存在不同的市場多樣性區(qū)制，使市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新強度也存在差異影響。

無疑，表4的(1)～(2)列綜合證實了市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻特征。出于穩(wěn)健性考慮，表4的(3)～(4)列繼續(xù)采用世行“中國企業(yè)調(diào)查”2012年數(shù)據(jù)，估計了市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否和創(chuàng)新強度的門檻系數(shù)，顯示，當(dāng)市場多樣性低于0.48(或0.18)時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否(或創(chuàng)新強度)的估計系數(shù)為0.662(或0.295)(1%顯著性)，當(dāng)市場多樣性超過0.48(或0.18)時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新與否(或創(chuàng)新強度)的估計系數(shù)為0.335(或0.118)。這再次說明，存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在差異影響，這進(jìn)一步證實了市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性門檻特征。

(三)其他穩(wěn)健性考慮

為了進(jìn)一步驗證本文的門限效應(yīng)，繼續(xù)采用引入變量平方項的思路來檢驗市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系。構(gòu)建如下實證計量模型：

(12)

其中，與方程(10)的區(qū)別在于，方程(12)將市場多樣性的平方項market2引入計量方程。不難理解，此時，市場多樣性對企業(yè)創(chuàng)新的邊際影響為：?rd/?market=β1+2β2market?？梢?，市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響還取決于市場多樣性的自身變化，當(dāng)market≤β1/2β2時，?rd/?market≥0，有市場多樣性促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，反之，當(dāng)market>β1/2β2時，?rd/?market<0有市場多樣性抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。最終，方程(12)也能反映市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性門檻特征。

表4　門檻模型的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)( )、[ ]分別為t值和p值，*、**、***代表10%、5%、1% 顯著性水平。

就估計方法而言，本文控制了變量之間的內(nèi)生性問題。原因如下，除了市場需求能夠影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新外，創(chuàng)新企業(yè)也易于獲取市場份額[26]，因此企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新也可能反過來決定企業(yè)的多市場選擇，最終導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與市場多樣性之間存在逆向因果關(guān)系。因此，基于方程(12)的直接計量估計，很可能導(dǎo)致模型估計偏誤。為此，本文進(jìn)一步尋找市場多樣性的工具變量，借助工具變量方法來估計方程(12)。本文的工具變量選取需要滿足兩個條件：一是相關(guān)性條件，即工具變量與解釋變量高度相關(guān)，與誤差項不相關(guān)；二是本文在方程(12)中引入了市場多樣性和市場多樣性的平方項，也就使得該方程存在兩個內(nèi)生變量，需要進(jìn)一步考慮工具變量的可分離條件[27]，即要求市場多樣性的工具變量只能與市場多樣性高度相關(guān)，與市場多樣性的平方項不相關(guān)；而市場多樣性平方項的工具變量也只與市場多樣性平方項高度相關(guān)，與市場多樣性不相關(guān)。

本文的工具變量估計包括兩個階段。第一階段，將兩個內(nèi)生變量分別對其工具變量進(jìn)行聯(lián)合估計，驗證所選工具變量能否滿足可分離條件。參見方程 (13)，marketⅣ為市場多樣性的工具變量，(market2)Ⅳ為市場多樣性平方項的工具變量，第一階段的估計結(jié)果要求系數(shù)β11和β22高度顯著，而β12和β21不顯著。然后，進(jìn)一步按方程(12)進(jìn)行第二階段估計。

(13)

本文的工具變量選取按照Fisman等的工具變量思路[28]。Fisman等[28]認(rèn)為如果解釋變量與被解釋變量的內(nèi)生性問題若僅存于企業(yè)層面，則可以選取解釋變量所在地區(qū)—行業(yè)的平均數(shù)作為工具變量進(jìn)行估計。受此啟發(fā)，本文選擇企業(yè)所處省區(qū)—行業(yè)的市場多樣性平均數(shù)marketmean作為市場多樣性的工具變量，用企業(yè)所處省區(qū)—行業(yè)的市場多樣性平方項的平均數(shù)(market2)mean作為市場多樣性平方項的工具變量。

表5分別報告了世行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年和2012年)兩組數(shù)據(jù)對應(yīng)的穩(wěn)健性估計結(jié)果。其中，表5的(1)、(3)列采用方程(12)直接估計，(2)、(4)列采用工具變量方法進(jìn)行估計。就(1)、(3)列而言，無論是Panel A部分還是Panel B部分，對于企業(yè)創(chuàng)新與否或創(chuàng)新強度指標(biāo)，均有市場多樣性market估計系數(shù)顯著為正(1%顯著性)，市場多樣性平方項market2估計系數(shù)顯著為負(fù)(1%-10%顯著性)，這說明市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有“倒U型”特征，存在不同的市場多樣性門檻區(qū)制，使得市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響具有差別。這證實了本文的前期估計結(jié)果。

表5　其他穩(wěn)健性估計

注：括號( )、[ ]內(nèi)系數(shù)分別為t、p統(tǒng)計值，*、**、***、表示顯著水平分別為10%、5%、1%?？刂谱兞堪ǎ浩髽I(yè)規(guī)模、年齡、生產(chǎn)率、所有制、融資約束、人力資本和信息化程度。

其次，表5的(2)、(4)列，均采用工具變量方法進(jìn)行估計。其一，就Panel A和Panel B部分的第一階段估計結(jié)果而言，在各類技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)中，市場多樣性的工具變量marketmean始終與市場多樣性market高度相關(guān)(1%顯著性水平)，與市場多樣性平方項market2不相關(guān)；市場多樣性平方項的工具變量(market2)mean始終與市場多樣性平方項market2高度相關(guān)(1%顯著性水平)，與市場多樣性market不相關(guān)，說明上述兩個內(nèi)生變量的工具變量都滿足可分離條件，具有合理性。其二，就工具變量的有效性而言，(2)、(4)列均采用非線性工具變量方法進(jìn)行估計(IV-Probit或IV-Tobit)，其對應(yīng)的Wald外生性檢驗下的p值整體上處于5%以內(nèi)的高度顯著性水平，表明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與市場多樣性存在逆向因果關(guān)系，應(yīng)該采用本文的工具變量方法進(jìn)行估計。其三，就工具變量方法對應(yīng)的第二階段估計結(jié)果，顯示市場多樣性及其平方項的估計系數(shù)分別顯著為正、為負(fù)(1%-5%顯著性)，表明市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的確存在穩(wěn)健的倒“U”型關(guān)系，這再次證實市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻特征。

五、主要結(jié)論與總結(jié)

本文根據(jù)一個多產(chǎn)品企業(yè)創(chuàng)新模型，將企業(yè)在國內(nèi)與海外的多樣性市場特征引入企業(yè)創(chuàng)新激勵模型，通過考察企業(yè)選擇多市場的兩難，在理論上分析了市場多樣性影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻機制。分析顯示：一方面，多市場選擇導(dǎo)致創(chuàng)新企業(yè)在單一市場進(jìn)入不足，損失銷售規(guī)模經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而削弱因本地規(guī)模經(jīng)濟(jì)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的需求引致功能；另一方面，多市場選擇也意味著創(chuàng)新企業(yè)同時立足國內(nèi)與海外的多個細(xì)分市場，其增強了海外異質(zhì)性需求對企業(yè)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)功能。最終，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和異質(zhì)性市場學(xué)習(xí)效應(yīng)兩種相反的影響，共同決定了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有多樣的市場門檻特征。

后續(xù)，結(jié)合世行“中國企業(yè)調(diào)查”(2005年和2012年)兩組微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，用企業(yè)在國內(nèi)、海外不同市場渠道的比例平方和構(gòu)建企業(yè)的市場多樣性指標(biāo)，采用自動識別數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)突變的門限回歸方法和引入解釋變量平方項的工具變量方法，實證檢驗了市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新意愿和技術(shù)創(chuàng)新強度的影響。實證結(jié)果顯示，國內(nèi)、海外的多市場特征對中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有非常穩(wěn)健的非線性關(guān)系，存在不同的市場多樣性區(qū)制，使得多樣性市場對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有差異影響，這證實了市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻機制；后續(xù)，出于穩(wěn)健性考慮，本文進(jìn)一步引入了解釋變量的平方項，控制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)多市場選擇的逆向因果關(guān)系，采用工具變量方法控制了模型內(nèi)生性問題，繼續(xù)檢驗市場多樣性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性作用機制，顯示國內(nèi)、外海的市場多樣性對中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在異常穩(wěn)健的“倒U型”特征，這進(jìn)一步證實了市場多樣性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間穩(wěn)健的非線性門檻特征。

本文的研究結(jié)論具有一定的理論價值與現(xiàn)實意義。其一，就理論價值而言，本文在理論上從規(guī)模經(jīng)濟(jì)和需求差異兩個相反視角，建模分析了國內(nèi)、海外的多市場特征對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機制，并從“多市場減少銷售規(guī)模經(jīng)濟(jì)、損失創(chuàng)新引致功能”和“多市場增加異質(zhì)性市場參與、增強創(chuàng)新學(xué)習(xí)功能”兩個相反方面，分析了市場多樣性決定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機理，最終從本地市場規(guī)模效應(yīng)和異質(zhì)市場學(xué)習(xí)效應(yīng)兩個相反方面解釋了國內(nèi)、海外的多市場選擇對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門檻機制。因此，本文的研究進(jìn)一步豐富和發(fā)展了市場需求與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)研究內(nèi)容，具有一定的理論價值。其二，就文獻(xiàn)價值而言，已有相關(guān)文獻(xiàn)重點分析了本土市場需求的規(guī)模經(jīng)濟(jì)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用，或者分析了外海市場出口對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，但將二者統(tǒng)一并納入一個綜合框架進(jìn)行比較研究的文獻(xiàn)相對少見，本文的研究綜合考察了本土規(guī)模經(jīng)濟(jì)和海外異質(zhì)需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的差別影響，這有助于更好綜合認(rèn)識需求與技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)作用機理，豐富了相關(guān)的文獻(xiàn)研究。其三，就現(xiàn)實意義而言，本文的理論與實證研究均表明，國內(nèi)與海外的多樣性需求對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在門檻效應(yīng)，說明對于我國的本土創(chuàng)新企業(yè)而言，既要立足本土市場，充分發(fā)揮企業(yè)在本土市場的“需求發(fā)現(xiàn)”功能，利用好本土規(guī)模經(jīng)濟(jì)對我國創(chuàng)新企業(yè)的需求引致作用，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；同時，積極引導(dǎo)本土創(chuàng)新企業(yè)走出去，充分吸收海外異質(zhì)性市場需求對本土企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的互動學(xué)習(xí)功能。最終，我國創(chuàng)新企業(yè)應(yīng)該極力避免過度依賴國內(nèi)市場或者完全脫離本土而僅僅依賴海外市場的兩類極端情形，盡力借助國內(nèi)、海外兩個市場、兩種需求來提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

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責(zé)任編輯、校對：李再揚

2016-05-17

國家社科基金重點項目“企業(yè)原始創(chuàng)新的決定因素與影響效應(yīng)研究”(項目號：14AJL008)；教育部人文社科青年基金項目“雙重金融抑制下本土企業(yè)創(chuàng)新融資錯配的形成機制與應(yīng)對策略研究”(項目號：15YJC790064)；昆明理工大學(xué)人培項目(KKZ3201408013);昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院熱點前沿項目(QY2014009，QY2015006)。

劉政(1981-)，重慶市潼南區(qū)人，昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，云南大學(xué)發(fā)展研究院理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后，研究方向：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；楊先明(1953-)，浙江省寧波市人，云南大學(xué)發(fā)展研究院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)；張國勝(1977-)，湖南省臨湘市人，云南大學(xué)發(fā)展研究院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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1002-2848-2016(04)-0001-11