關鍵詞：外部科技活動；研發(fā)外包；技術引進；創(chuàng)新產(chǎn)出

DOI：10.19313/j.cnki.cn10-1223/f.20241018.007

一、引言

隨著國內外技術市場和產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新體系的發(fā)展與完善，我國企業(yè)以研發(fā)外包和對外技術引進為代表的外部科技活動力度持續(xù)加強，成為近年來研究者關注與討論的重點問題（李小平，2007；吳延兵，2008；陳啟斐等，2015；屈璐和黎津，2015；張杰等，2020）。企業(yè)通過將研發(fā)、試驗等創(chuàng)新活動委托給外部機構或直接引進外部專利技術等方式，達到獲取所需技術、節(jié)約創(chuàng)新成本等目標，隨著我國企業(yè)創(chuàng)新的內外部結構性特征持續(xù)加深，企業(yè)內外部科技活動是否形成有效互補，成為了亟待深入檢驗與系統(tǒng)分析的重要課題。同時，在當前我國推動產(chǎn)學研深度融合、加快構建企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新體系的背景下，從企業(yè)外部科技活動強度的角度深入研究企業(yè)創(chuàng)新的結構性特征對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應，對于準確回答“企業(yè)外部創(chuàng)新行為是否更有利于創(chuàng)新”這一重要現(xiàn)實問題、有效比較我國企業(yè)內外部創(chuàng)新行為的實際效果、明確未來科技創(chuàng)新的結構性發(fā)展特征、制定科學合理的創(chuàng)新引導政策具有重要的理論與現(xiàn)實意義。然而，當前我國與企業(yè)外部創(chuàng)新相關的研究存在兩方面問題：第一，研究樣本數(shù)據(jù)的代表性不足。相比于企業(yè)整體科技活動指標，企業(yè)研發(fā)外包、對外技術引進等外部具體科技活動指標數(shù)據(jù)的獲取難度較大，使得已有研究成果難以有效保證研究樣本的針對性、全面性和代表性，進而直接影響了最終研究結論的可信度；第二，未能關注到企業(yè)內外部創(chuàng)新的重要結構性特征。當前相關研究仍普遍停留在外部科技活動的總量層面，較少從份額、強度等結構特征對企業(yè)創(chuàng)新效應進行檢驗。

結合上述情況，本文綜合運用2008-2013年國家統(tǒng)計局全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本數(shù)據(jù)，深入檢驗了企業(yè)研發(fā)外包、對外技術引進等外部科技活動對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應。本文的創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，本文為外部科技活動的企業(yè)層面研究成果提供了必要的補充與完善。本文使用具有全面性與代表性的微觀層面樣本——2008-2013年國家統(tǒng)計局全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫，有效解決了企業(yè)層面研究對象的選擇問題，從而為企業(yè)外部科技活動的相關研究主題提供了必要的補充與完善。第二，本文圍繞“創(chuàng)新結構”和“創(chuàng)新產(chǎn)出”兩個重要維度，進一步拓展與深化了相關主題的研究成果。一方面，企業(yè)外部科技活動均需要結合內部科技活動，從而在“結構”上保證研究的完整性與有效性。另一方面，企業(yè)外部科技活動的最終目的在于提升企業(yè)科技創(chuàng)新水平，從而保證企業(yè)自身創(chuàng)新成果的“產(chǎn)出”水平。然而，已有研究成果均停留在“創(chuàng)新總量”與“創(chuàng)新投入”問題的研究上，未能進一步對“創(chuàng)新結構”和“創(chuàng)新產(chǎn)出”問題進行深入探討，本文對此進行了針對性與系統(tǒng)性的研究檢驗。第三，本文結合內在影響機制和重大現(xiàn)實問題對基本研究結論進行了深入剖析與解讀，發(fā)現(xiàn)并梳理出科技創(chuàng)新經(jīng)費投入和研發(fā)人員素質等核心影響機制以及政府創(chuàng)新政策和境外科技活動對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的實際影響效應，增加了本文的研究深度與現(xiàn)實意義。

本文剩余部分的結構為：第二部分為事實背景與研究假設，主要回顧現(xiàn)有文獻，建立理論基礎，提出研究假設，并分析現(xiàn)實狀況，構建事實基礎；第三部分為研究設計，對本文的數(shù)據(jù)來源與處理過程、模型設定以及相關內生性問題進行了詳細說明；第四部分為實證結果與分析，對本文的基本實證結果及其穩(wěn)健性進行了多層次的檢驗與分析；第五部分為進一步檢驗，對影響機制和重要影響因素；第六部分為結論和政策建議，對本文的主要研究結論和政策啟示進行了梳理總結。

二、文獻與研究假定

基于現(xiàn)有研究和現(xiàn)實背景，對外技術引進強度有利于提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。一方面，對外技術引進對企業(yè)內部創(chuàng)新具有互補效應，并因此呈現(xiàn)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。孫文杰和沈坤榮（2007）發(fā)現(xiàn)了對外技術引進對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的促進效應，同時檢驗出隨企業(yè)創(chuàng)新水平變動的分位數(shù)效應以及與企業(yè)內部創(chuàng)新之間的相關性。劉重力和黃平川（2011）進一步發(fā)現(xiàn)了技術進口對我國大中型企業(yè)專利申請、新產(chǎn)品開發(fā)與銷售的促進效應。在企業(yè)內部創(chuàng)新水平較低時，企業(yè)研發(fā)基礎薄弱、吸收外部技術能力較差，導致技術進口對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平提升的促進效應相對提升；當企業(yè)內部創(chuàng)新水平較高時，引進技術與國內技術的差距得到了改善與縮小，使得技術進口對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的帶動作用相對降低。另一方面，國內技術與引進的國際先進技術間仍存在一定差距（林毅夫和張鵬飛，2005；黃凌云等，2018），需要著進一步提升自主創(chuàng)新水平、擺脫對外技術依賴、加快技術趕超。在引進國外先進技術時注重自主研發(fā)能力和消化吸收能力的培育，加快擺脫“引進－模仿－再引進－再模仿”的被動局面，形成“引進—創(chuàng)新—再引進—再創(chuàng)新”的良性循環(huán)模式（吳延兵，2008；肖利平和謝丹陽，2016；張杰等，2020）。由此可見，當前對外技術引進仍然是我國企業(yè)提升自身創(chuàng)新水平的重要手段，在提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面仍具有相對明顯的促進作用。在創(chuàng)新趕超戰(zhàn)略上，我國以增強互補效應、承接吸收轉化外部技術為目標持續(xù)提升自主研發(fā)能力，進一步提升了引進技術對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效應，為企業(yè)技術引進強度的積極影響效果提供了重要條件。

同樣，研發(fā)外包強度在促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面同樣具有一定的理論與現(xiàn)實研究依據(jù)。一方面，研發(fā)外包對企業(yè)內外部技術創(chuàng)新具有更為顯著的雙重影響效應。對內部創(chuàng)新而言，研發(fā)外包為企業(yè)提供了獲取研發(fā)供應商專業(yè)知識的途徑，通過改善企業(yè)內部知識創(chuàng)造能力提升企業(yè)整體創(chuàng)新水平（Cassiman and Veugelers，2006；Tsai and Wang，2008；陳啟斐等，2015；Frank et al.，2016）；對外部創(chuàng)新而言，企業(yè)將研發(fā)創(chuàng)新外包給其他公司，使得企業(yè)可以接觸到更高水平的技術資源，獲得由其他企業(yè)創(chuàng)造的知識和技術，幫助企業(yè)進行更多研發(fā)創(chuàng)新與新產(chǎn)品生產(chǎn)，從而提升企業(yè)整體創(chuàng)新水平（田堃，2007；Nieto and Rodríguez，2011；Kamuriwo and Baden-Fuller，2016）。另一方面，以企業(yè)為主導的產(chǎn)學研融合模式是我國優(yōu)化構建科技創(chuàng)新體系、提升科技成果邊界及科技競爭力、實現(xiàn)科技高水平自立自強的關鍵手段（Gobble，2013；魏國江，2018；郭飛，2021；尹西明等，2021；高偉，2021）。作為產(chǎn)學研融合的重要實現(xiàn)形式（何郁冰，2012），增加研發(fā)外包強度對于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出這一核心目標具備充分的理論支撐與事實依據(jù)?；谏鲜鐾獠靠萍蓟顒訌姸葘ζ髽I(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的綜述，本文給出研究假定H1：

H1：以對外技術引進和研發(fā)外包為代表的企業(yè)外部科技活動強度對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平存在正向影響效應。

企業(yè)外部創(chuàng)新行為同樣受到政府相關政策的影響。吳昌南和鐘家福（2020）利用2001-2015年的數(shù)據(jù)檢驗了技術引進稅收優(yōu)惠政策與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的關系，發(fā)現(xiàn)享受技術引進稅收優(yōu)惠政策能顯著提升產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，尤其是對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的提升更為顯著，主要原因在于該政策有利于增加企業(yè)的引進技術經(jīng)費和技術改造經(jīng)費支出。陳磊等（2023）從產(chǎn)業(yè)內和產(chǎn)業(yè)間的視角考察了鼓勵技術引進政策的創(chuàng)新溢出效應，認為鼓勵技術引進政策通過激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新內部動力和增強企業(yè)創(chuàng)新外部支撐促進了產(chǎn)業(yè)內創(chuàng)新，其中增加研發(fā)投入和降低融資約束是企業(yè)承接溢出效應的關鍵。白俊紅和卞元超（2015）利用 2004—2013 年我國省份層面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府資金支持政策對產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展具有顯著促進效應，主要原因在于政府的研發(fā)補貼政策有利于鼓勵各創(chuàng)新主體參與協(xié)同創(chuàng)新、推動協(xié)同創(chuàng)新平臺構建，進而促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人才培養(yǎng)和科學研究等子系統(tǒng)之間的協(xié)作與互動，有利于產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新效果的提升。陳懷超等（2020）運用2010-2016 年我國 30 個省市區(qū)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)包括政府研發(fā)補貼在內的正式和非正式制度支持均能顯著促進產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展，從而依靠“看得見的手”彌補產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新過程中可能出現(xiàn)的市場失靈，有效推動各創(chuàng)新主體實現(xiàn)改善式的整體協(xié)同效應。本文據(jù)此給出研究假定H2：

H2：研發(fā)補貼和稅收減免等政府創(chuàng)新政策能夠顯著提升以研發(fā)外包和技術引進為代表的企業(yè)外部科技活動的實際創(chuàng)新效果。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源及處理

本文所使用的數(shù)據(jù)主要來源：（1）2008-2013年國家統(tǒng)計局全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫提供了工業(yè)企業(yè)以及相關科技服務業(yè)企業(yè)的各項科技創(chuàng)新活動指標，對于全面、準確地研究我國企業(yè)技術創(chuàng)新相關問題具有重要的參考價值。此外，該數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)而全面地提供了企業(yè)內部研發(fā)投入、外部研發(fā)投入、對外技術引進等涉及企業(yè)內外部創(chuàng)新行為的各項指標，為準確而有效地測算企業(yè)各類科技活動強度提供了關鍵條件；（2）2008-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫提供了全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的數(shù)據(jù)信息，對于本文實證部分同樣具有重要的使用價值。其原因在于，企業(yè)科技創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營情況具有極為密切的關聯(lián)，充分考慮企業(yè)規(guī)模、流動性、杠桿率等重要生產(chǎn)經(jīng)營特征，是企業(yè)創(chuàng)新相關問題研究的必要前提條件。全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫僅涵蓋了企業(yè)科技創(chuàng)新層面的相關指標，在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營指標的統(tǒng)計方面存在明顯的不足，亟待對其進行有效補充，進而提升實證研究結果的準確性與代表性。有鑒于此，本文選取中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配，進而充分解決了這一問題。

本文按照“法人代碼+年份”的識別條件將兩套數(shù)據(jù)庫進行匹配。在此基礎上，本文進一步對樣本數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除核心因變量、自變量及關鍵固定效應指標缺失的樣本。（2）對各項核心指標中明顯不符合事實的異常值樣本進行識別與刪減。（3）對主要控制變量的樣本數(shù)量與處理范圍進行統(tǒng)一對應。（4）對容易產(chǎn)生統(tǒng)計誤差的數(shù)值型變量樣本進行1%分位的雙邊縮尾處理。最終得到不含控制變量的有效樣本260751個，含控制變量樣本220561個。描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。此外，本文借鑒謝建國（2003）的方法對行業(yè)進行分類后發(fā)現(xiàn)，資本及技術密集型行業(yè)中的企業(yè)外部創(chuàng)新指標均值明顯高于勞動密集型和資本密集型行業(yè)水平（見表2）。這一特征表明，我國高技術行業(yè)一般對應更高的外部創(chuàng)新能力，其自身也普遍具備更高的創(chuàng)新產(chǎn)出水平，在一定程度上為本文研究主題提供了經(jīng)驗與事實支撐。

（二）模型設定與變量定義

（三）內生性討論

為了最大程度地保證本文結論的準確性與有效性，需要對可能存在的內生性問題進行討論與解決。與大多數(shù)實證研究成果相同，本文可能存在的內生性主要來源于兩個方面：一是逆向因果關系。雖然本文的核心因變量為創(chuàng)新產(chǎn)出指標，而自變量為創(chuàng)新投入指標，使得創(chuàng)新產(chǎn)出影響創(chuàng)新投入這一逆向影響機制的解釋力相對薄弱，但出于謹慎考慮，我們并不能完全排除兩項企業(yè)創(chuàng)新指標之間可能存在的逆向因果關系及其所導致的內生性問題；二是遺漏變量。盡管本文控制了企業(yè)基本信息、生產(chǎn)經(jīng)營與科技創(chuàng)新方面的多項核心變量以及企業(yè)個體效應，但不能完全排除實證模型中可能存在的與解釋變量相關的遺漏變量，以及由此產(chǎn)生的內生性問題。因此，為了進一步控制模型內生性影響、充分保證本文核心結論的穩(wěn)健性，本文運用兩種工具變量方法對模型內生性進行有效控制：（1）借鑒Fisman and Svensson（2007）的方法，構建“城市+行業(yè)”層面的平均指標作為本文的工具變量，從而保證對逆向因果關系以及企業(yè)層面遺漏變量相關性的有效控制，實現(xiàn)解決模型內生性的目標；（2）存在外部科技活動的企業(yè)為了能夠有效地承接與運用所引進的外部技術，需要根據(jù)外部技術特征進行相應的技術消化與吸收等創(chuàng)新行為。這就使得企業(yè)技術消化吸收經(jīng)費支出具有“專用性”和“目標性”的明顯特征，表現(xiàn)為與企業(yè)外部科技活動高度相關，而與企業(yè)其它特征指標的相關性相對較弱，從而充分滿足工具變量選取條件，成為了解決模型內生性的另一思路。綜上所述，本文通過兩種具有依據(jù)和可行性的工具變量方法對模型的內生性進行有效控制，檢驗多種研究方法下是否存在一致的實證結果，從而最大程度地確保本文基本研究結論的穩(wěn)健性。

四、實證分析

（一）基本回歸結果

表3 報告了計量模型（1）的回歸結果?？梢钥闯?，企業(yè)研發(fā)外包、對外技術引進和整體外部創(chuàng)新占比的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正。實證結果表明，從整體上看，企業(yè)外部科技活動強度對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有明顯的促進效應。按照內部分類來看，企業(yè)研發(fā)外包和對外技術引進兩種核心外部科技活動類別均能夠有效提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平。這一結論與本文假定1 形成了有效呼應。從經(jīng)濟意義上來看，一方面，以研發(fā)外包和對外技術引進為代表的企業(yè)外部創(chuàng)新行為是解決企業(yè)緊缺關鍵技術、核心技術的重要渠道，相比于企業(yè)內部創(chuàng)新行為，能夠更為有效地運用創(chuàng)新平臺、創(chuàng)新網(wǎng)絡、技術市場與產(chǎn)學研協(xié)同等重要創(chuàng)新條件，更為高效地承接外部創(chuàng)新主體的技術外溢，對于企業(yè)整體創(chuàng)新水平具有更強的提升帶動效應。另一方面，從“外部技術→消化吸收→自主創(chuàng)新能力提升”的作用邏輯與創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提升效應來看，隨著企業(yè)外部創(chuàng)新強度的提升，企業(yè)自主創(chuàng)新投入份額相對降低，但這不僅未影響企業(yè)對于外部技術的消化吸收，反而提升了企業(yè)消化吸收外部技術的能力，進一步提升了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。由此表明，對外技術引進作為我國企業(yè)提升自身創(chuàng)新水平的重要手段，在保證企業(yè)自主消化吸收能力的基礎上，仍具有進一步提升份額的空間。

在此基礎上，考慮到發(fā)明專利是對產(chǎn)品、方法或者其改進所提出的新的技術方案，相較于實用新型和外觀設計來說有更高的技術含量和創(chuàng)新價值（吳偉偉和張?zhí)煲唬?021），能夠作為企業(yè)核心技術創(chuàng)新能力的重要表征，與企業(yè)專利申請總量共同作為企業(yè)技術創(chuàng)新能力的代理變量（唐松等，2020）。因此，本文進一步以企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)量為被解釋變量進行了基本回歸檢驗。結果如表4 所示，企業(yè)研發(fā)外包、對外技術引進和整體外部創(chuàng)新占比的回歸系數(shù)仍在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，證明企業(yè)外部創(chuàng)新強度顯著提升了以發(fā)明專利申請數(shù)量為代表的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，與表3回歸結果形成了有效的呼應與補充，進一步支持了企業(yè)外部科技活動與創(chuàng)新產(chǎn)出正相關關系基本結論。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換創(chuàng)新產(chǎn)出指標檢驗

現(xiàn)有文獻中廣泛使用的創(chuàng)新產(chǎn)出指標，企業(yè)新產(chǎn)品銷售占比，（李文貴和余明桂，2015；周開國等，2017）。為了驗證本文基本研究結論在多樣化創(chuàng)新產(chǎn)出指標背景下的適用性，我們進一步將創(chuàng)新產(chǎn)出指標替換為企業(yè)新產(chǎn)品銷售額占比（Newproduct）進行穩(wěn)健性檢驗，由“企業(yè)新產(chǎn)品銷售額/企業(yè)整體銷售額”的計算方式得到。檢驗結果如表5 所示，可以看出，在替換核心被解釋變量后，模型主要回歸系數(shù)仍均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，與前文基本回歸結果保持一致。

2. 替換研究樣本檢驗

為了保證本文實證結果的準確性，本文將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營指標與全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫相結合，從而獲取包含企業(yè)完整技術創(chuàng)新與生產(chǎn)經(jīng)營情況的樣本數(shù)據(jù)，同時也不可避免地造成了一定程度的樣本損失。因此，為了更加全面和有效地運用本文所掌握的全部樣本數(shù)據(jù)，我們選用全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫2014年樣本以及2008-2013年間未能與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫形成有效匹配的樣本進行穩(wěn)健性檢驗。由于生產(chǎn)經(jīng)營指標相對不足，本部分檢驗盡可能多地選取企業(yè)研發(fā)規(guī)模、新產(chǎn)品產(chǎn)出水平、研發(fā)集中度等企業(yè)技術創(chuàng)新指標作為控制變量，如表6所示，替換研究樣本后的主要回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，從而在樣本層面驗證了本文基本研究結論的代表性與穩(wěn)健性。

3. 替換核心解釋變量檢驗

為進一步驗證企業(yè)外部創(chuàng)新行為的影響效應，本文使用虛擬變量形式的企業(yè)外部創(chuàng)新（Outinnovtion_dummy，存在外部創(chuàng)新=1；不存在外部創(chuàng)新=0）、研發(fā)外包（Outsource_dummy，存在研發(fā)外包=1，不存在研發(fā)外包=0）和對外技術引進（Adopt_dummy，存在技術引進=1，不存在技術引進=0）變量進行實證檢驗，如表7 所示。主要回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明存在相關外部創(chuàng)新行為能夠有效提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，從而與本文基本研究結論形成了有效對應。

4. 工具變量檢驗

為了有效解決可能存在的內生性問題，充分保證基本回歸結果的準確性，本文借鑒Fisman and Svensson（2007）的方法，并充分運用企業(yè)技術消化吸收經(jīng)費支出的“專用性”和“目標性”特征，構建了“城市+行業(yè)”平均水平以及“技術消化吸收”水平的雙重工具變量檢驗，如表8 所示，核心回歸系數(shù)仍保持在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，同時均在1%的統(tǒng)計水平上通過了不可識別和弱識別檢驗，在證實工具變量方法有效性的同時充分驗證了“外部科技活動強度提升了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出”的結論，為本文核心結論提供了內生性控制視角下的有效依據(jù)。但不可否認的是，考慮到外部創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間所存在的復雜關聯(lián)，以及均值工具變量檢驗的不足之處，本文在內生性控制方面仍存在進一步探索和提升的空間。

五、進一步檢驗

（一）機制檢驗

1. 研發(fā)經(jīng)費投入

既有理論與經(jīng)驗事實充分表明，要實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提升，必須實現(xiàn)內外部創(chuàng)新的有效聯(lián)動，提升企業(yè)科技創(chuàng)新經(jīng)費整體投入規(guī)模，這也是企業(yè)外部科技活動強度促進創(chuàng)新產(chǎn)出水平提升的必要條件。對外技術引進經(jīng)費并不直接提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，而是需要依靠對企業(yè)整體創(chuàng)新投入水平的促進效應來加以實現(xiàn)。從事對外技術引進的企業(yè)存在著增加內部創(chuàng)新投入、提升承接吸收轉化能力、形成“引進技術→消化吸收→自主創(chuàng)新能力提升→提高國際競爭力”發(fā)展模式的重要動機（吳延兵，2008；張杰等，2020）。研發(fā)外包、對外技術引進等外部創(chuàng)新行為作為獲取企業(yè)本身所不具備的技術創(chuàng)新能力的核心途徑（Chesbrough，2006；O’Hagan and Green，2004），相比于企業(yè)自主研發(fā)也理應對應更大的成本投入規(guī)模，以滿足更高水平的科技產(chǎn)出需求。因此，要實現(xiàn)對外技術引進強度對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的積極影響效應，就必須保證企業(yè)科技創(chuàng)新經(jīng)費整體投入規(guī)模提升這一重要機制與渠道的有效性。如表9 所示。企業(yè)外部科技活動強度均在1%的統(tǒng)計水平上顯著提升了科技創(chuàng)新經(jīng)費投入規(guī)模，并進一步在1%的統(tǒng)計水平上促進了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提升，表明企業(yè)外部創(chuàng)新強度的提升會通過促進企業(yè)科技創(chuàng)新經(jīng)費的投入，進一步增強企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力。事實上，這一機制的關鍵點在于外部創(chuàng)新結構對于科技創(chuàng)新經(jīng)費投入總量的積極影響，這更加充分地證明了外部創(chuàng)新與內部創(chuàng)新之間較強的互補效應，充分反映出我國企業(yè)外部科技活動經(jīng)過長期發(fā)展，在技術承接吸收方面所積累起來的能力與優(yōu)勢。在此基礎上，本文還構建了基于研發(fā)人員和研發(fā)經(jīng)費的創(chuàng)新效率指標（LnPatent_per、LnPatent_R&D）進行檢驗，結果如表10 所示。除列（6）技術引進對于研發(fā)經(jīng)費創(chuàng)新效率的影響效應不顯著之外，列（1）-（5）中各項外部創(chuàng)新變量系數(shù)均顯著為正，表明外部創(chuàng)新在提升企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的基礎上，還存在進一步提升企業(yè)創(chuàng)新效率的關鍵效應，從而形成促進創(chuàng)新產(chǎn)出的雙向合力。

2. 研發(fā)部門人力資本

一方面，從企業(yè)研發(fā)外包來看，組件式委托集成特征以及單位研發(fā)投入成果提升特征在企業(yè)研發(fā)外包中得到了極為顯著的體現(xiàn)（Gobble，2013），這兩項特征也共同決定了從事研發(fā)外包活動的企業(yè)需要對獲取的科技成果進行有效的承接、吸收與轉化，最終實現(xiàn)承接與吸收外部高水平技術溢出、提升內部關鍵技術與核心技術產(chǎn)出能力的目標（Cassiman and Veugelers，2006；Tsai and Wang，2008；Frank et al.，2016）。作為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新最為核心的要素以及委托研發(fā)過程的直接參與對象，研發(fā)部門人力資本是保障與提升企業(yè)整體技術創(chuàng)新能力的關鍵（Martinez et al.，2017，2019；楊帆和王滿倉，2020；裴開兵，2021；李盛楠等，2021），對于承接研發(fā)外包的技術外溢、更加有效地吸收和轉化研發(fā)外包成果、最終提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力具有重要意義。另一方面，從企業(yè)對外技術引進來看，引進和學習外部技術有利于國內企業(yè)進行人力資本的積累，進而提升對新技術的吸收能力（Azariadis and Drazen，1990）。因此，企業(yè)人力資本既承擔著消化吸收外部先進技術的任務，又發(fā)揮著加強本國企業(yè)自主研發(fā)和技術創(chuàng)新能力的作用（孫文杰和沈坤榮，2007；孫建等，2009），從而為“對外技術引進－研發(fā)人力資本改善－創(chuàng)新產(chǎn)出提升”的內在核心影響機制提供了支撐。有鑒于此，本文借鑒已有文獻對研發(fā)部門人力資本的指標構建方法（楊國超和芮萌，2020），使用研發(fā)人員素質作為企業(yè)人力資本的代理變量，以企業(yè)研發(fā)人員中本科以上學歷人數(shù)占比表示。表11 匯報了對這一影響機制的檢驗結果，可以看出，企業(yè)外部科技活動強度在1%的統(tǒng)計水平上顯著提升了企業(yè)研發(fā)人員素質，并進一步在5%-1%的統(tǒng)計水平上顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平。由此表明，企業(yè)外部創(chuàng)新強度的提升有助于改善企業(yè)研發(fā)人員素質，并進一步提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出能力。

（二）重要影響因素檢驗

1. 創(chuàng)新政策影響效應

“外部科技活動”與“企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出”均與政府創(chuàng)新政策有著極為密切的聯(lián)系。提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平是以研發(fā)補貼和稅收減免為代表的政府創(chuàng)新政策的根本目標。（黎文靖和鄭曼妮，2016；楊國超等，2017；郭玥，2018；鄭江淮和張玉昌，2019；楊國超和芮萌，2020）。鼓勵外部科技活動同樣是近年來政府創(chuàng)新政策所著重關注和發(fā)揮的重要功能。《國家中長期科學和技術發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020 年）》將“實施激勵企業(yè)技術創(chuàng)新的財稅政策”列為科技發(fā)展重要政策和措施的首要內容，并明確提出“構建政產(chǎn)學研用一體的創(chuàng)新網(wǎng)絡”“促進高等學校、職業(yè)院校和科研院所全面參與國家創(chuàng)新體系建設”和“推動跨領域跨行業(yè)協(xié)同創(chuàng)新”等與企業(yè)外部科技活動高度相關的重要政策與規(guī)劃。因此，本文引入企業(yè)受到政府創(chuàng)新政策支持的虛擬變量（Policy），在相關政策分類下分別對應研發(fā)補貼（Subsidy）和稅收減免（Tax_deduction）兩項虛擬變量（獲得相關政策支持=1，未獲支持=0），具體檢驗結果如表12 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新政策與企業(yè)外部科技活動強度的各項交乘項系數(shù)均在5%-1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明政府創(chuàng)新政策在進一步支持和引導企業(yè)外部科技活動、提升其創(chuàng)新產(chǎn)出效率方面具有顯著而積極的影響。

2. 國外技術影響效應

除政府創(chuàng)新政策因素外，另一項不容忽視的重要因素是國外技術對于本文研究主題的影響效應。提升自主創(chuàng)新能力、擺脫對外技術依賴，既有助于我國高水平科技自立自強目標的實現(xiàn)，又是當前“逆全球化”背景下我國有效應對外部科技封鎖與不確定性風險的重要戰(zhàn)略舉措。有鑒于此，本文構建了企業(yè)是否存在國外科技活動的虛擬變量（Foreign，是=1，否-0），分別對研發(fā)外包（Outsource）、對外技術引進（Asopt）和整體外部科技活動（Outinnovation）的國外技術特征進行檢驗，結果如表13 所示。可以看出，除模型（3）未引進控制變量的情況之外，企業(yè)外部科技活動與國外特征虛擬變量的交乘項均不顯著。由此表明，相比于企業(yè)在國內的外部科技活動，國外科技活動在提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面并不具有顯著優(yōu)勢。

六、結論與政策建議

形成以企業(yè)為主體、市場為導向、產(chǎn)學研用深度融合的技術創(chuàng)新體系是我國創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的重要目標。這就要求企業(yè)在保障內部自主研發(fā)能力的基礎上，更加充分、廣泛而有效地運用以研發(fā)外包和對外技術引進為代表的外部創(chuàng)新渠道，在順應國內外科技創(chuàng)新發(fā)展形勢的同時實現(xiàn)自身整體創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升。因此，有效檢驗與解答“外部創(chuàng)新強度越高的企業(yè)是否具有更高的創(chuàng)新產(chǎn)出能力”這一問題，對于深入研究我國企業(yè)創(chuàng)新結構性問題、準確檢驗外部科技活動的實際影響效果、有效指導我國創(chuàng)新協(xié)同與市場化發(fā)展的政策制定具有重要的理論與現(xiàn)實意義。本文使用2008-2013年全國創(chuàng)新調查企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本，檢驗并發(fā)現(xiàn)了企業(yè)研發(fā)外包和對外技術引進強度對創(chuàng)新產(chǎn)出水平的積極影響，證明外部科技活動強度越高的企業(yè)擁有相對更強的創(chuàng)新產(chǎn)出能力。對其內在機制進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，外部科技活動能夠通過提升企業(yè)研發(fā)部門經(jīng)費投入和人力資本水平來增強企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出能力，對政府創(chuàng)新政策與國外技術特征等企業(yè)外部創(chuàng)新重點問題進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新政策在進一步支持和引導企業(yè)外部科技活動、提升其創(chuàng)新產(chǎn)出效率方面具有顯著而積極的影響，而國外科技活動對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升并不具有顯著優(yōu)勢。

本文具有的政策借鑒意義在于：第一，我國企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新體系仍擁有承載外部科技活動技術溢出、提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的空間。相比于內部自主創(chuàng)新，以研發(fā)外包和對外技術引進為代表的企業(yè)外部科技活動不僅是我國技術追趕階段企業(yè)獲取自身所不具備的關鍵科技成果、完成模仿學習和技術吸收的重要手段，還是我國形成市場為導向、產(chǎn)學研用深度融合技術創(chuàng)新體系的必要途徑。因此，應強化市場引導與政策規(guī)范的有機結合、進一步搭建外部科技活動平臺、推動外部創(chuàng)新要素的流通與整合、持續(xù)激發(fā)企業(yè)對外部創(chuàng)新的核心需求與承載潛力，推動企業(yè)創(chuàng)新流程與創(chuàng)新產(chǎn)出能力的同步改善。第二，引導企業(yè)提升對外部創(chuàng)新成果的吸收與轉化能力，最大程度發(fā)揮外部科技活動的創(chuàng)新產(chǎn)出優(yōu)勢。在研發(fā)經(jīng)費投入方面，應進一步明確外部科技活動的成本、收益與技術特征，優(yōu)化內外部研發(fā)創(chuàng)新與生產(chǎn)經(jīng)營資金配置，積極拓寬融資渠道，確保研發(fā)資金流的平滑性與穩(wěn)定性，為暢通外部科技活動提供條件與支撐。在研發(fā)人力資本方面，應以同時滿足內外部創(chuàng)新需求為指導，以高效服務企業(yè)外部成果轉化為目標，在兼顧經(jīng)濟效益的基礎上持續(xù)深化人力資本積累和創(chuàng)新團隊建設，有效節(jié)約外部創(chuàng)新成本、優(yōu)化外部創(chuàng)新作用流程、提升創(chuàng)新產(chǎn)出水平。第三，應進一步發(fā)揮研發(fā)補貼、研發(fā)加計扣除、高新技術企業(yè)稅收優(yōu)惠等政策對于提升外部科技活動創(chuàng)新產(chǎn)出能力的積極作用，對企業(yè)加大研發(fā)投入的支持，促進各類外部創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚，通過優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新結構增強企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力。第四，近年來我國科技實力的不斷提升，國外技術在帶動企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面的優(yōu)勢逐漸減弱，這為我國加強對基礎技術、關鍵技術、核心技術的國產(chǎn)化替代、打造更加自主可控的協(xié)同創(chuàng)新體系提供了重要契機。因此，應深刻把握企業(yè)創(chuàng)新主體地位，通過推動產(chǎn)學研深度融合、構建創(chuàng)新聯(lián)合體、壯大國內技術市場等方式，提升企業(yè)外部創(chuàng)新能力、整合各類創(chuàng)新資源，助力我國科技創(chuàng)新體系和自主創(chuàng)新能力的優(yōu)化提升，加快實現(xiàn)高水平科技自立自強。