徐玉萍，徐 文

（1. 山東中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，山東 濟(jì)南 250355； 2. 山東中醫(yī)藥大學(xué)管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250355）

在經(jīng)濟(jì)全球化和開放式創(chuàng)新背景下，以國外技術(shù)引進(jìn)、國內(nèi)技術(shù)購買渠道為主的技術(shù)轉(zhuǎn)移和國內(nèi)研發(fā)相互作用逐漸成為后發(fā)展國家提升本土企業(yè)創(chuàng)新績效的重要途徑［1］。但企業(yè)研發(fā)的資源是有限的，外部技術(shù)獲取投入過多，勢必會擠占內(nèi)部研發(fā)資源，內(nèi)部吸收整合能力不足，導(dǎo)致引進(jìn)的外部技術(shù)不能被消化吸收，甚至?xí)蛊髽I(yè)喪失核心競爭優(yōu)勢；若只進(jìn)行內(nèi)部研發(fā)，企業(yè)會陷入技術(shù)單一、研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)過大、對市場信息反應(yīng)遲緩等困境。外部技術(shù)獲取和內(nèi)部研發(fā)之間可能存在一個(gè)平衡區(qū)間，位于此區(qū)間范圍內(nèi)的外部技術(shù)獲取和內(nèi)部研發(fā)能相互協(xié)同，更有益于企業(yè)創(chuàng)新績效的提升和健康發(fā)展［2］。近年來，圍繞外部技術(shù)獲取和內(nèi)部研發(fā)之間的互補(bǔ)和替代關(guān)系，以及外部技術(shù)獲取和企業(yè)績效、技術(shù)效率、全要素生產(chǎn)率等之間關(guān)系的研究越來越多，但多采用多元回歸模型從宏觀角度分析外部技術(shù)獲取模式與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系，且多限于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)、大中型企業(yè)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)等，較少涉及技術(shù)獲取強(qiáng)度對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新績效的影響。多元線性回歸加入平方項(xiàng)只能研究變量間的U型關(guān)系，對于可能存在的階梯型關(guān)系不敏感，但門檻回歸模型可以很好地解決這些問題。本研究中選取技術(shù)市場開放程度較高的我國東部地區(qū)的省際數(shù)據(jù)建立面板門檻回歸模型，分析了2013年至2017年醫(yī)藥制造業(yè)外部技術(shù)獲取對創(chuàng)新績效的影響，并估計(jì)對創(chuàng)新績效影響最大的外部技術(shù)獲取強(qiáng)度值，為企業(yè)權(quán)衡外部技術(shù)獲取的比重和合理配置資源提供參考，以免過度依賴外部研發(fā)而造成內(nèi)部技術(shù)研發(fā)空心化?，F(xiàn)報(bào)道如下。

1 資料與方法

1.1 資料來源

選擇我國東部地區(qū)［3］9 個(gè)省市醫(yī)藥制造業(yè)2013年至2017年的省際面板數(shù)據(jù)，因海南省相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，不作為研究對象。指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自2013年至2017年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，包括國外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)、國內(nèi)技術(shù)購買經(jīng)費(fèi)、合作研發(fā)支出、專利申請數(shù)、政府資金、研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、企業(yè)總資產(chǎn)、出口額、利潤總額、主營業(yè)務(wù)收入等。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失（缺失率約為1%），本研究中通過均值填補(bǔ)缺失值處理方法給予補(bǔ)充，取前后2年數(shù)據(jù)的平均值作為缺失年度的數(shù)據(jù)，以確保數(shù)據(jù)的完整性。

1.2 相關(guān)變量指標(biāo)選取

被解釋變量：企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出衡量指標(biāo)較多，但主要集中在專利和新產(chǎn)品類指標(biāo)。專利作為企業(yè)重要的創(chuàng)新成果，是企業(yè)創(chuàng)新績效最具代表性的指標(biāo)。新產(chǎn)品類指標(biāo)多數(shù)文獻(xiàn)采用新產(chǎn)品銷售收入作為衡量創(chuàng)新績效的指標(biāo)。我國對新產(chǎn)品并無明確定義，也無標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)計(jì)口徑，目前專利保護(hù)制度不斷健全，企業(yè)更愿采用申請專利的形式對研發(fā)成果進(jìn)行保護(hù)。因此，本研究中選用當(dāng)年發(fā)明專利申請量作為測度企業(yè)創(chuàng)新績效的指標(biāo)［4］。詳見表1。

表1 變量定義Tab.1 Definitions of variables

門檻變量：依據(jù)技術(shù)獲取來源的不同將技術(shù)獲取分為內(nèi)部研發(fā)和外部技術(shù)獲取，其中外部技術(shù)獲取包括合作研發(fā)、國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買3 種方式［5］。本研究中采用合作研發(fā)支出、國外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)和國內(nèi)技術(shù)購買經(jīng)費(fèi)占主營業(yè)務(wù)收入的比值表示外部技術(shù)獲取強(qiáng)度［6］。詳見表1。

控制變量：企業(yè)績效不僅受內(nèi)部研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)影響，故本研究中選取政府支持、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)績效和出口額作為其他影響創(chuàng)新績效產(chǎn)出的控制變量。政府支持用政府資金在R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的占比來衡量［7］；企業(yè)規(guī)模用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量［8］；經(jīng)濟(jì)績效用利潤總額和營業(yè)收入的比值表示［9］；出口額用自然對數(shù)表示［10］。詳見表1。

1.3 模型構(gòu)建

采用HANSEN［11］提出的固定效應(yīng)門檻回歸。

式（1）中，i表示省份，t表示時(shí)間，γ為門檻值，β為估計(jì)系數(shù)，qit為門檻變量，uit為截距項(xiàng)，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，I（*）為指標(biāo)函數(shù)。

以外部技術(shù)獲取強(qiáng)度作為門檻變量，分別建立單一門檻模型及雙重門檻模型，多重門檻模型以此類推。

式（2）和式（3）中，PATit表示i省份在第t年的企業(yè)創(chuàng)新績效，ETRit，SIZRit，F(xiàn)ROFit，GOVit，EXPit分別表示i省份在t年的外部技術(shù)獲取強(qiáng)度、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)績效、政府支持、出口額［12-13］。

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

PAT 最小值為105.000，最大值為1886.000，標(biāo)準(zhǔn)差為485.691，說明我國東部地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)明專利申請量存在較大差異；ETR最小值為0.191%，最大值為0.838%，說明不同省市醫(yī)藥制造業(yè)的外部技術(shù)獲取強(qiáng)度差距較大。詳見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.2 Descriptive statistical results of variables

2.2 門檻回歸結(jié)果

進(jìn)行回歸前，對模型進(jìn)行方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)，單一變量VIF 均不超過5，提示不存在嚴(yán)重的多重共線性；采用假設(shè)（HT）檢驗(yàn)考察短面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果各統(tǒng)計(jì)量的P值都在5%水平下，強(qiáng)烈拒絕了原假設(shè)，可以確定面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的［14］。采用Stata 15.0 軟件進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，確定是否存在門檻效應(yīng)及確定門檻值個(gè)數(shù)。醫(yī)藥制造業(yè)外部技術(shù)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，獲取強(qiáng)度對創(chuàng)新績效的影響存在顯著的單一門檻效應(yīng)（F= 12.940，P= 0.047），外部技術(shù)獲取強(qiáng)度的門檻值為0.230%，95%CI（0.198，0.336），BS 次數(shù)為300，10% 臨 界 值、5% 臨 界 值、1% 臨 界 值 分 別 為10.539，12.490，17.085。

回歸分析結(jié)果表明，門檻值將樣本劃分為高外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ＞0.230%）和低外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ≤0.230%）。由表3 可知，當(dāng)外部技術(shù)獲取強(qiáng)度低于門檻值（0.230%）時(shí)，回歸系數(shù)估計(jì)值為2788.797，且在5%水平下顯著為正，說明此時(shí)外部技術(shù)獲取對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的正向促進(jìn)作用。這可能是因?yàn)楦咝：涂蒲性核难邪l(fā)活動(dòng)多具有技術(shù)密集性特點(diǎn)，為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)增加了新的可能性和機(jī)會點(diǎn)，有利于企業(yè)進(jìn)行前瞻性和探索性的研發(fā)活動(dòng)，降低了企業(yè)自主研發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)；通過與上下游等其他企業(yè)的合作，企業(yè)能隨時(shí)根據(jù)市場環(huán)境的變化做出調(diào)整，反應(yīng)迅速，運(yùn)營靈活，研發(fā)成果可更加貼近市場需求；企業(yè)通過引進(jìn)國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)，不僅為其注入了新的技術(shù)力量，而且較大的技術(shù)差距促使企業(yè)不斷進(jìn)行自我提升和突破。因此，在低外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ≤0.230%）時(shí)，外部技術(shù)獲取對創(chuàng)新績效的影響顯著。當(dāng)外部技術(shù)獲取強(qiáng)度跨過門檻值時(shí)，回歸系數(shù)的估計(jì)值為394.540，外部技術(shù)獲取對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向促進(jìn)作用，但這種影響并不顯著，且相較于低外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ≤0.230%），促進(jìn)作用已明顯減弱，替代效應(yīng)開始顯現(xiàn)。這可能是由于企業(yè)過度依賴外部技術(shù)獲取帶來的短暫而快速的績效提升，不斷地加大對外部技術(shù)獲取的投入力度，導(dǎo)致內(nèi)部研發(fā)能力被忽視，核心優(yōu)勢被削弱，高成本獲取的外部技術(shù)不能被有效利用，故對創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用變得不顯著了。從單一門檻模型的其他控制變量來看，出口額的回歸系數(shù)估計(jì)值為- 406.625，在10%的水平下顯著為負(fù)；經(jīng)濟(jì)績效的回歸系數(shù)估計(jì)值為2087.368，在5%的水平下顯著為正；政府支持和企業(yè)規(guī)?；貧w系數(shù)估計(jì)值均為正，但效果均不顯著。

表3 醫(yī)藥制造業(yè)外部技術(shù)獲取強(qiáng)度門檻模型回歸結(jié)果Tab.3 Results of ETR threshold model regression of pharmaceutical manufacturing industry

2.3 研究對象的外部技術(shù)獲取強(qiáng)度分組

依據(jù)模型估計(jì)外部技術(shù)獲取強(qiáng)度的門檻值，本研究中將2013年至2017年東部地區(qū)省市進(jìn)行分組。由表4可知，除了2014年天津市和2014年、2015年廣東省位于較低外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ≤0.230%）外，其他省市在2013年至2017年均位于高外部技術(shù)獲取強(qiáng)度組（ETR ＞0.230%），說明我國東部地區(qū)大部分省市的醫(yī)藥制造業(yè)對于外部技術(shù)獲取依賴性較強(qiáng)。

表4 東部地區(qū)各省市外部技術(shù)獲取強(qiáng)度（%）Tab.4 ETR of provinces or municipalities in the eastern region（%）

3 討論

本研究中選用醫(yī)藥制造業(yè)2013年至2017年省際面板數(shù)據(jù)，準(zhǔn)確測算代表外部技術(shù)獲取強(qiáng)度、創(chuàng)新績效及其他影響因素的指標(biāo)，運(yùn)用固定效應(yīng)門檻回歸模型檢驗(yàn)外部技術(shù)獲取強(qiáng)度對創(chuàng)新績效的門檻效應(yīng)，并估計(jì)得到對創(chuàng)新績效影響最大的外部技術(shù)獲取強(qiáng)度值。外部技術(shù)獲取對創(chuàng)新績效具有顯著的促進(jìn)作用，但隨著外部技術(shù)獲取強(qiáng)度的增加，其對創(chuàng)新績效的影響并未顯著上升，反而出現(xiàn)了斷崖式下降。企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)，利用外部途徑獲取先進(jìn)的技術(shù)的確可有效解決一部分難題，但長期高強(qiáng)度依賴于外部技術(shù)獲取，是對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的強(qiáng)大沖擊，先進(jìn)的外部技術(shù)是一把“雙刃劍”［15］。因此，只有將外部技術(shù)獲取的強(qiáng)度控制在合適的范圍內(nèi)（≤0.230%），才能避免企業(yè)因一時(shí)貪圖經(jīng)濟(jì)效益的增長而提高外部研發(fā)投資比重，忽視內(nèi)部自主研發(fā)能力的培養(yǎng)，最終導(dǎo)致創(chuàng)新資源浪費(fèi)和績效下滑，故只有合理的技術(shù)結(jié)構(gòu)才能促進(jìn)企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。本研究結(jié)論并不適用于那些不具備研發(fā)能力或研發(fā)能力薄弱的企業(yè)，其研發(fā)活動(dòng)前期可能會完全依賴于外部技術(shù)獲取打造競爭優(yōu)勢，但也不能忽略內(nèi)部研發(fā)的培養(yǎng)，必須經(jīng)歷從機(jī)械性的引進(jìn)模仿逐步發(fā)展到調(diào)動(dòng)內(nèi)部資源整合利用外部技術(shù)，形成可以內(nèi)化外部技術(shù)、打造核心競爭力的內(nèi)部研發(fā)能力后，才可能考慮上述問題。

我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，對外開放程度較高，技術(shù)引進(jìn)和招商投資能力較強(qiáng)，要重點(diǎn)打造區(qū)域競爭優(yōu)勢，積極參與國際競爭，企業(yè)應(yīng)積極引進(jìn)國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)，實(shí)現(xiàn)技術(shù)源的多樣化，分散技術(shù)研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，在高起點(diǎn)上進(jìn)行技術(shù)改造、消化和吸收，但不能貪圖一時(shí)的經(jīng)濟(jì)效益而長期偏重外部技術(shù)獲取方式，要保證內(nèi)部技術(shù)研發(fā)的核心地位不能變。企業(yè)要保持在技術(shù)獲取中的主體地位，在內(nèi)化外部技術(shù)的同時(shí)增強(qiáng)自主研發(fā)能力和核心競爭優(yōu)勢，發(fā)揮內(nèi)部研發(fā)、吸收整合能力再吸引外界合作者，保持企業(yè)主動(dòng)性與再創(chuàng)新等方面的重要作用。國家應(yīng)加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的扶持力度和政策傾斜程度，積極引導(dǎo)建設(shè)有利于研發(fā)投入和創(chuàng)新成果產(chǎn)出的市場和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，搭建公共研發(fā)平臺，完善金融支持創(chuàng)新體制，促進(jìn)新技術(shù)應(yīng)用產(chǎn)業(yè)化和規(guī)?；?6-17］。