薛迎迎

(上海財經(jīng)大學 公共經(jīng)濟與管理學院，上海 200433)

一、引言及文獻回顧

改革開放40年來，以豐富的勞動力資源為基礎，依托高投資和出口導向型發(fā)展模式，我國經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大成就，年均近10%的持續(xù)高速增長長周期，被譽為“中國增長奇跡”。我國現(xiàn)階段已經(jīng)步入中等收入國家行列，以勞動力短缺和工資持續(xù)提高為特征的“劉易斯轉折點”逐步顯現(xiàn)，“人口紅利”正在減弱。之前依靠人口紅利釋放、高投資增長、高出口增長的發(fā)展模式很難支撐跨越“中等收入陷阱”。在這個轉變過程中，資本報酬遞減現(xiàn)象開始出現(xiàn)，靠大規(guī)模的政府主導型投資以保持經(jīng)濟增長速度的方式，不再具有可持續(xù)性。經(jīng)濟增長基本理論認為，技術進步是經(jīng)濟長期持續(xù)增長的最根本因素，而全要素生產(chǎn)率(TFP)是剔除資本和勞動要素投入貢獻后所得到的殘差，能夠衡量技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻，其變化主要取決于源于創(chuàng)新的技術進步。TFP作為增長的源泉，可以抵消資本報酬遞減的不利影響，是可以實現(xiàn)經(jīng)濟增長經(jīng)久不衰的引擎[1]。當前，“提高全要素生產(chǎn)率”已經(jīng)成為新常態(tài)下轉換新舊發(fā)展動能、提高經(jīng)濟發(fā)展質量的重要突破口。

在創(chuàng)新驅動發(fā)展的過程中，企業(yè)是最重要的創(chuàng)新主體，而研發(fā)作為實現(xiàn)技術進步的重要手段，是提高全要素生產(chǎn)率的核心因素。企業(yè)通過研發(fā)提升全要素生產(chǎn)率的可能途徑有兩種：一是內(nèi)部研發(fā)，即企業(yè)通過實施自己的研發(fā)來實現(xiàn)技術進步，進而提高全要素生產(chǎn)率。[2，3]然而，內(nèi)部自主研發(fā)并不是企業(yè)唯一的技術進步方式，尤其是對中國這樣的創(chuàng)新能力尚不適應高質量發(fā)展要求，諸多企業(yè)仍存在自主創(chuàng)新能力不足、關鍵技術“卡脖子”的發(fā)展中國家而言，企業(yè)通過研發(fā)促進技術進步進而提升全要素生產(chǎn)率的另一種可能選擇是研發(fā)外包。[4，5]

研發(fā)在創(chuàng)新活動中具有核心作用，研發(fā)增長能夠顯著提高要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。同時，企業(yè)研發(fā)投資行為因受到研發(fā)本身所帶來的不確定性、溢出效應以及外部性的抑制，具有高風險性。[6]此外，研發(fā)活動還具有較高的調(diào)整成本。[7]基于此，越來越多的企業(yè)在進行內(nèi)部研發(fā)的同時，積極尋求外部研發(fā)資源，進行研發(fā)外包。企業(yè)研發(fā)外包能夠與內(nèi)部自主研發(fā)形成互補[8，9]，帶來資本節(jié)約型技術進步，增加資本密集型產(chǎn)品產(chǎn)出規(guī)模，推動生產(chǎn)可能性曲線外移。[10]尤其是國際研發(fā)外包，正成為一個快速增長的技術流來源，可以減少各國間生產(chǎn)率差異。[11]但現(xiàn)有文獻中也發(fā)現(xiàn)研發(fā)外包與內(nèi)部自主研發(fā)之間存在替代關系的證據(jù)，認為企業(yè)研發(fā)外包會反向影響內(nèi)部研發(fā)密度。[12，13]此外，研發(fā)外包還會產(chǎn)生新的成本與風險，導致其對企業(yè)自主創(chuàng)新及技術進步的影響具有不確定性。[14，15]

企業(yè)通過研發(fā)外包獲得外部研發(fā)資源，除了可能與內(nèi)部研發(fā)形成互補以應對研發(fā)高風險及高額調(diào)整成本等，更為重要的原因在于，研發(fā)外包能夠提升創(chuàng)新績效。[16，17]但這種促進創(chuàng)新績效提升的研發(fā)外包并非越多越好，而是有個最優(yōu)的度，研發(fā)外包與創(chuàng)新績效之間呈倒“U”型關系。[18-21]研發(fā)外包有利于提升企業(yè)創(chuàng)新績效，而企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新績效的提升對于全要素生產(chǎn)率具有積極作用。[22-24]因此，理論上研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率也應具有顯著作用。但目前鮮少有研究直接探討研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的作用。僅María & Huergo在探討國際研發(fā)外包決定因素時指出，研發(fā)外包有利于增加企業(yè)固定交易成本和提高全要素生產(chǎn)率。[25]并且針對研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門檻因素及最優(yōu)適度的研究，更是鮮少涉及。

基于此，本文旨在探究企業(yè)如何更加開放和融入全球科技網(wǎng)絡，通過研發(fā)外包以促進全要素生產(chǎn)率的提升。與已有文獻相比，可能的邊際貢獻包括：第一，研究內(nèi)容的拓展。區(qū)別于現(xiàn)有研究主要關注研發(fā)外包與內(nèi)部研發(fā)的關系以及研發(fā)外包對創(chuàng)新績效的影響。本文研究研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的作用效果，并對其門檻特征與最優(yōu)適度區(qū)間進行探究。第二，研究方法的完善。在使用固定效應模型進行基準線性回歸分析基礎上，進一步采用工具變量2SLS法進行分析，在一定程度上解決了可能的內(nèi)生性問題；在探究研發(fā)外包影響全要素生產(chǎn)率的門檻因素及最優(yōu)適度問題時，采用門限回歸模型，能夠避免人為設置各區(qū)間分界點可能導致的偏誤問題。第三，研究指標的改進。關于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的計算，分別通過非參數(shù)估計Malmquist-Luenberger指數(shù)和參數(shù)估計OP方法進行測算，避免了以往研究中采用單一方法進行計算所導致的誤差。

二、理論分析與研究假說

(一)研發(fā)外包與全要素生產(chǎn)率

研發(fā)外包屬于企業(yè)研發(fā)的一種，根據(jù)國家稅務總局發(fā)布的《研發(fā)費用加計扣除政策執(zhí)行指引1.0版》，企業(yè)研發(fā)活動分為自主、集中、合作、委托研發(fā)以及以上方式的組合。20世紀90年代以前，大部分企業(yè)研發(fā)主要依靠自主研發(fā)或集團內(nèi)部集中研發(fā)。[26]但近年來，隨著經(jīng)濟全球化、知識和技術進步、價值鏈改變，企業(yè)研發(fā)活動越來越外部化，部分企業(yè)選擇通過與其他企業(yè)進行合作研發(fā)。合作研發(fā)屬于企業(yè)間研發(fā)資源互補，即企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動在部分依賴內(nèi)部研發(fā)資源的基礎上，部分尋求外部研發(fā)資源的優(yōu)勢互補。企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新，除了完全依賴內(nèi)部資源進行內(nèi)部研發(fā)或者部分依賴外部資源與其他企業(yè)進行合作研發(fā)之外，還可以完全依賴外部研發(fā)資源進行委托研發(fā)。企業(yè)部分或者完全依賴外部研發(fā)資源進行創(chuàng)新的活動稱為研發(fā)外包[27]，其廣義范圍涵蓋了合作研發(fā)和委托研發(fā)。

研發(fā)外包作為企業(yè)實現(xiàn)創(chuàng)新驅動的重要因素之一，可以通過影響企業(yè)的技術進步，進而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生作用，[28]具體影響機理如下：第一，企業(yè)進行研發(fā)外包，能夠降低完全依賴自主研發(fā)所需承擔的巨額研發(fā)投入成本，有效緩解自主研發(fā)投入經(jīng)費短缺問題。第二，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有技術和市場雙重不確定性，面臨巨大的技術與財務風險，研發(fā)外包可以使企業(yè)與合作方共擔新技術研發(fā)失敗的風險，或將該風險完全轉移給合作方，同時還能縮短資金流通周期，降低研發(fā)財務和經(jīng)營風險。第三，企業(yè)通過研發(fā)外包將創(chuàng)新鏈條中的特定或所有環(huán)節(jié)交由最適合的組織完成，能夠獲取外部研發(fā)資源、技術知識，在保留企業(yè)最具競爭力的核心部分的基礎上，合理運用外部研發(fā)資源以獲得競爭優(yōu)勢。第四，企業(yè)進行研發(fā)外包，合作雙方須通過訂立合同、契約等形式明確研發(fā)成果歸屬或技術資源轉移問題，此舉能促使合作者自愿分享研發(fā)創(chuàng)新成果、技術和知識，積極進行研發(fā)創(chuàng)新投入，實現(xiàn)知識和技術溢出內(nèi)部化。第五，高質量研發(fā)人力資本缺口是許多研發(fā)創(chuàng)新企業(yè)面臨的棘手問題。通過研發(fā)外包，企業(yè)可將這一問題部分轉嫁給合作方，從而緩解研發(fā)人力資本的限制問題。綜上，企業(yè)研發(fā)外包可有效降低研發(fā)成本、分擔研發(fā)風險、發(fā)揮研發(fā)創(chuàng)新資源的內(nèi)外互補優(yōu)勢、實現(xiàn)知識和技術溢出內(nèi)部化以及緩解研發(fā)人力資本限制，有利于全要素生產(chǎn)率的提升?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H1：企業(yè)研發(fā)外包能夠促進全要素生產(chǎn)率的提升。

(二)研發(fā)外包影響全要素生產(chǎn)率的門檻因素

1．自主研發(fā)投入強度

企業(yè)內(nèi)部自主研發(fā)具有提高創(chuàng)新能力和吸收能力兩面性[29]，不僅可以創(chuàng)造新知識和技術，還能增強引進技術的消化吸收能力，利用反向工程實現(xiàn)再創(chuàng)新，使企業(yè)從技術引進轉變?yōu)樽灾鲃?chuàng)新，達到創(chuàng)新驅動的持續(xù)增長。[30]企業(yè)內(nèi)部自主研發(fā)投入強度需達到一定的程度，擁有一定的自主創(chuàng)新能力，才能成功地模仿、吸收、消化和利用研發(fā)外包的技術溢出。因此，理論上隨著自主研發(fā)投入強度的提高，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的促進作用將進一步提升。

2．政府支持力度

企業(yè)技術創(chuàng)新具有投資大、風險高、周期長、正外部性等特點，由市場主導的科技創(chuàng)新資源配置不能實現(xiàn)帕累托最優(yōu)，因此，政府會通過財政補貼、稅收優(yōu)惠等方式激勵企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)接受政府研發(fā)創(chuàng)新的支持力度也會影響研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率作用的發(fā)揮。適當獲取政府資金支持，有利于企業(yè)增加內(nèi)外部研發(fā)創(chuàng)新投入，促進技術創(chuàng)新。但過度的政府研發(fā)資助會對企業(yè)創(chuàng)新支出產(chǎn)生替代效應。[31，34]因此，當政府支持力度超過一定的門檻值時，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的積極作用會變小。

3．人力資本水平

研發(fā)外包技術溢出效應的有效發(fā)揮，需要通過企業(yè)內(nèi)部研發(fā)技術人員與外部研發(fā)機構進行有效的交流和溝通。只有擁有較高水平的技術人才團隊，才能更好地完成對外購技術的消化吸收，更加充分地獲取和運用研發(fā)外包受托方機構提供的研發(fā)成果，將研發(fā)外包獲取的知識和技術成果轉化為企業(yè)自身的研發(fā)資源，進而促進全要素生產(chǎn)率的提升。[35]因此，企業(yè)的人力資本水平須達到一定的門檻值，研發(fā)外包支出對全要素生產(chǎn)率的積極作用才會越強。

基于上述理論分析，本文提出如下假設：

H2：隨著自主研發(fā)投入強度的提高，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的積極作用增強。

H3：隨著政府研發(fā)支持力度的增加，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的積極作用減弱。

H4：隨著人力資本水平的提高，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的積極作用增強。

三、研究設計

(一)實證模型設定

根據(jù)本文研究思路，首先構造如下研發(fā)外包與全要素生產(chǎn)率關系的基準線性回歸模型：

lntfpit=α+βlnrdexterit+ρXit+μi+μt+εit

(1)

其中，下標i、t分別代表省份和年份；μi、μt分別表示省份和年份固定效應；εit為隨機誤差項；lntfp為全要素生產(chǎn)率對數(shù)值；lnrdexter為研發(fā)外包支出對數(shù)值；X為控制變量集合。

此外，為檢驗研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的非線性門檻特征，借鑒Hansen面板門限回歸模型思想[36]，設定如下模型：

lntfpit=α+∑jθjdjit+β1lnrdexteritI(qit≤γ1)+β2lnrdexteritI(γ1γn)+eit

(2)

其中，i、t、lntfp、lnrdexter定義與模型(1)一致；β為核心解釋變量的系數(shù)；j為用來區(qū)分變量dj的系數(shù)，dj為控制變量；qit為門檻變量，即研發(fā)外包影響全要素生產(chǎn)率的突變點；γ1、γ2……γn為n個不同的門檻值，α為常數(shù)項，eit為隨機誤差項。

(二)變量定義

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率(lntfp)。參考葉祥松和劉敬的方法[37]，分別通過非參數(shù)估計Malmquist-Luenberger指數(shù)和參數(shù)估計OP方法對全要素生產(chǎn)率進行測算。全要素生產(chǎn)率計算過程中所需變量定義如下：產(chǎn)出水平以主營業(yè)務收入衡量。勞動投入以從業(yè)人員的年平均數(shù)衡量。資本投入以固定資產(chǎn)凈額為基礎測算的資本存量水平衡量。投資代理變量依據(jù)It=Kt-kt-1+Dt進行估算，其中I為固定資產(chǎn)投資，K為固定資產(chǎn)總值，D為固定資產(chǎn)折舊?？紤]到價格因素的影響，產(chǎn)出和投入變量均以2011年為基期的實際值，其中產(chǎn)出以工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)平減，資本存量和固定資產(chǎn)投資以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減。基準回歸中以Malmquist-Luenberger指數(shù)表示的全要素生產(chǎn)率對數(shù)值作為被解釋變量[38]，以OP方法計算的全要素生產(chǎn)率對數(shù)值做穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量：研發(fā)外包支出(lnrdexter)。企業(yè)研發(fā)外包支出包括合作研發(fā)和委托研發(fā)支出，能夠反映規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)該項目的數(shù)據(jù)為《中國科技統(tǒng)計年鑒》中公布的外部研發(fā)支出，因此，本文以外部研發(fā)支出的自然對數(shù)值衡量研發(fā)外包支出水平。

3.其他門檻和控制變量。自主研發(fā)投入強度(rdinterint)以內(nèi)部研發(fā)支出占研發(fā)經(jīng)費總支出的比值衡量；政府支持力度(rdgov)以科技活動經(jīng)費籌措中來自政府資金的對數(shù)值衡量；人力資本水平(hr)以研發(fā)人員數(shù)量占從業(yè)人員的比值衡量；企業(yè)規(guī)模(size)以單個企業(yè)的營業(yè)收入規(guī)模的自然對數(shù)值衡量；所有制結構(owner)以國有及國有控股企業(yè)營業(yè)收入占所有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)營業(yè)收入的比值衡量；對外開放水平(open)以地區(qū)進出口貿(mào)易總額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值衡量；市場化程度(Mi)參考王小魯?shù)鹊姆椒╗39]，通過計算分省份市場化指數(shù)衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》等資料。研究對象為31個省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)，樣本時間為2011～2020年。主要變量描述性統(tǒng)計結果見表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果分析

(一)基準線性回歸結果

表2第(1)～(3)列分別匯報了三種不同情形下的基準線性回歸結果，被解釋變量均為以Malmquist-Luenberger指數(shù)表示的全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)值(lntfp_ML)，所有結果均控制了省份和年份固定效應。其中，第(1)列為不加控制變量的固定效應回歸結果，lnrdexter系數(shù)估計值為0.020，在10%水平上顯著；第(2)列在第(1)列的基礎上進一步加入控制變量，此時lnrdexter系數(shù)估計值為0.022，在5%水平上顯著，這表明企業(yè)研發(fā)外包能夠顯著促進TFP的提升，至此驗證了研究假說H1的成立。第(3)列為工具變量2SLS的回歸結果，在工具變量(IV)的選擇方面，主要考慮研發(fā)外包支出與TFP之間可能存在逆向因果關系，因此，選取研發(fā)外包支出的滯后一期值作為工具變量。不可識別檢驗和弱工具變量檢驗結果都證實這一工具變量的相關性和有效性。此時，lnrdexter系數(shù)估計值為0.081，在5%水平上顯著，這一結果表明，在解決潛在的內(nèi)生性問題之后，本文研究假說H1依然顯著成立。

表2 研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的基準線性回歸結果

表3 研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門限效應檢驗結果

表4 研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門限模型回歸結果

(二)門限模型回歸結果

依據(jù)前文分析，選取自主研發(fā)投入強度、政府支持力度、人力資本水平作為門限變量，基于模型(2)，同樣以lntfp_ML為被解釋變量，lnrdexter為核心解釋變量，依次進行門限效應檢驗和估計。門限效應檢驗結果見表3，結果顯示，模型存在以rdinterint為門限變量的顯著的單一門限和雙重門限效應；以rdgov、hr為門限變量的顯著的單一門限效應。

表4(1)～(3)列報告了以rdinterint、rdgov、hr為門限變量的門限回歸結果。各種情形下，lnrdexter系數(shù)估計值均至少在10%水平上顯著為正，同樣證實研發(fā)外包對TFP的顯著促進作用。具體來看，由(1)可知，隨著rdinterint的提高，研發(fā)外包對TFP促進作用顯著增強。當rdinterint大于第二個門限值0.9472時，研發(fā)外包對TFP的促進作用力度最強，此時最優(yōu)激勵lnrdexter系數(shù)估計值為0.090，在1%水平上顯著。結果如(2)顯示，當rdgov跨過單一門限值10.4380時，lnrdexter系數(shù)估計值由0.053降低為0.040。這表明，隨著政府支持力度提升，研發(fā)外包對TFP的促進作用在減弱。結果(3)表明，當hr低于和高于門限值0.0165時，研發(fā)外包支出每提高1%，TFP分別提高0.041%和0.047%，即隨著人力資本水平提高，研發(fā)外包對TFP的促進作用增強。至此，本文研究假說H2-H4均得以驗證。

(三)異質性分析

1．所有制異質性

表5報告了國有和非國有企業(yè)研發(fā)外包對TFP影響的線性回歸結果，結果顯示，非國有企業(yè)研發(fā)外包對TFP具有顯著促進作用，但國有企業(yè)研發(fā)外包反而不利于TFP的提高?？赡艿脑蛟谟?，國有企業(yè)由于自身的資源稟賦以及國家主導的特殊所有制性質，擁有更多的創(chuàng)新資源和享受更多政府優(yōu)惠，更專注于擅長自主研發(fā)，從而替代了研發(fā)外包積極效應的發(fā)揮。表6進一步報告了兩種性質企業(yè)的門限回歸結果。①(1)①限于篇幅，此處未匯報詳細門限檢驗結果，僅將門限值匯報于表5中，詳細結果留存?zhèn)渌?，下表同。以rdinterint為門限變量的結果(1)顯示，國有和非國有企業(yè)均存在顯著的雙重門限效應。隨著rdinterint的提高，國有企業(yè)研發(fā)外包對TFP的負面作用減弱，甚至不顯著。而隨著rdinterint的提高，非國有企業(yè)研發(fā)外包對TFP的促進作用增強。以rdgov為門限變量的結果(2)顯示，當國有企業(yè)rdgov跨過門限值13.8973時，lnrdexter的系數(shù)估計值由-0.091轉變?yōu)?0.168，此時研發(fā)外包對TFP的負面影響增強。而非國有企業(yè)隨著rdgov的提高，其研發(fā)外包對TFP的促進作用減弱。以hr為門限變量的結果(3)顯示，兩類企業(yè)均存在顯著的單一門限效應。當國有企業(yè)hr跨過較低的門限值0.0037時，其研發(fā)外包對TFP的負面作用就可顯著緩解，其系數(shù)估計值由-0.598轉變?yōu)?0.053。而非國有企業(yè)的hr需跨過較高門限值0.0095時，其研發(fā)外包對TFP的積極作用才能有所增強，其系數(shù)估計值由0.012提升為0.022。

表5 分所有制研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的線性回歸結果

表6 分所有制研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門限模型回歸結果

2．行業(yè)異質性

表7報告了將行業(yè)按資本密集程度高低分組的兩類樣本企業(yè)線性回歸結果。①(2)①參照李宇和張瑤(2014)的方法，用實際資本存量除以從業(yè)人員數(shù)量衡量資本密集程度。研發(fā)外包對TFP的顯著促進作用在兩類企業(yè)中依然成立，并且資本密集度高的企業(yè)研發(fā)外包對TFP的促進作用顯著更強?？赡艿脑蛟谟?，資本密集度高的企業(yè)通過資本深化可以為技術創(chuàng)新的開展提供物質基礎，而技術創(chuàng)新又將提升企業(yè)對新增資本的吸收能力，因而其一般具有較高的自主研發(fā)投入與較強的自主創(chuàng)新能力，在此基礎上通過研發(fā)外包能夠更好促進技術進步與全要素生產(chǎn)率的提升。表8以rdinterint為門限變量的結果(1)顯示，兩類企業(yè)均存在顯著的雙重門限效應，且隨著自主研發(fā)投入強度的提高，兩類企業(yè)研發(fā)外包對TFP的促進作用均增強，但在高資本密集度的企業(yè)中顯著更強。以rdgov為門限變量的結果(2)顯示，兩類企業(yè)均存在顯著的單一門限效應，超過單一門限值，兩類企業(yè)lnrdexter系數(shù)估計值均變小，但政府過度研發(fā)支持的負面影響在資本密集度高的企業(yè)中表現(xiàn)更早。以hr為門限變量的結果(3)顯示，兩類企業(yè)均存在顯著的雙重門限效應，且隨著hr的提高，研發(fā)外包對TFP的促進作用均增強，同樣在資本密集度高的企業(yè)中顯著更強。

表7 分行業(yè)研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的線性回歸結果

表8 分行業(yè)研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門限模型回歸結果

3．地區(qū)異質性

表9報告了東、中、西三個地區(qū)企業(yè)的線性回歸結果。研發(fā)外包對TFP的促進作用在三個地區(qū)企業(yè)中依然顯著成立，但在東部地區(qū)最強，中部次之，西部最弱。可能的原因在于，東部和中部地區(qū)經(jīng)濟相對發(fā)達，產(chǎn)業(yè)集聚，競爭激勵，企業(yè)自主研發(fā)投入及能力較強，可更好吸收利用研發(fā)外包技術溢出；西部地區(qū)經(jīng)濟相對落后，企業(yè)自主研發(fā)投入及能力薄弱，研發(fā)外包的溢出效應因此被削弱。表10中以rdinterint為門限變量的結果(1)顯示，東部和西部地區(qū)企業(yè)存在顯著雙重門限效應，但中部地區(qū)企業(yè)僅存在單一門限效應。由各門限區(qū)間lnrdexter的系數(shù)估計值大小可看出，研發(fā)外包對TFP的促進作用同樣在東部地區(qū)最強，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最弱。以rdgov為門限變量的結果(2)顯示，三個地區(qū)企業(yè)均存在顯著的單一門限效應。隨著政府支持力度的提高，東部和中部地區(qū)企業(yè)研發(fā)外包促進TFP提升的作用在減弱，而西部地區(qū)該作用在增強。這一結果表明，政府過度研發(fā)資助的消極作用在西部地區(qū)企業(yè)中并未顯現(xiàn)，未來可進一步提升對西部地區(qū)企業(yè)的研發(fā)資助力度。以hr為門限變量的結果(3)顯示，三個地區(qū)企業(yè)均存在顯著的單一門限效應。隨著hr的提高，各地區(qū)企業(yè)研發(fā)外包對TFP的促進作用均增強。

表9 分地區(qū)研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的線性回歸結果

表10 分地區(qū)研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率影響的門限模型回歸結果

續(xù)表10

(四)穩(wěn)健性檢驗

表11為替換變量的線性回歸穩(wěn)健性檢驗結果。其中，第(1)(2)和(3)(4)列分別為以OP方法計算的全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)值(lntfp_OP)替換被解釋變量，以及以研發(fā)外包支出占研發(fā)總支出的比值(rdexterp)替換核心解釋變量的回歸結果。兩種情形下的線性回歸結果均表明了本文研究假說H1的穩(wěn)健。表12報告了替換變量的門限回歸穩(wěn)健性檢驗結果。其中，表12上、下兩部分分別為以lntfp_OP替換被解釋變量和以rdexterp替換核心解釋變量的門限回歸結果。兩類結果均顯示，無論是門限個數(shù)、具體門限值，還是門限回歸中核心解釋變量的估計系數(shù)及其顯著性水平均與基準門限回歸結果較為一致，再次驗證了本文研究假說H2-H4的成立。

表11 替換變量的線性回歸穩(wěn)健性檢驗結果

表12 替換變量的門限模型回歸穩(wěn)健性檢驗結果

續(xù)表12

五、結論與建議

(一)研究結論

本文在系統(tǒng)梳理研發(fā)外包對TFP的線性與非線性影響作用機理基礎上，從“激勵-非線性激勵”兩個環(huán)節(jié)，首先考察企業(yè)研發(fā)外包對TFP的線性影響作用效果，并進一步運用門限回歸模型實證檢驗研發(fā)外包對TFP的非線性門檻特征。主要結論如下：第一，基準線性回歸結果表明，企業(yè)研發(fā)外包顯著促進了TFP的提升，這一結果在控制了內(nèi)生影響以及替換變量的穩(wěn)健性檢驗結果中依然成立。第二，門限模型回歸結果證實，隨著自主研發(fā)投入強度以及人力資本水平的提高，研發(fā)外包對TFP的促進作用增強。隨著政府支持力度的提高，研發(fā)外包對TFP的促進作用減弱。第三，針對不同所有制性質、行業(yè)類型以及地區(qū)分類企業(yè)的異質性檢驗線性回歸結果顯示，研發(fā)外包對TFP的促進作用在非國有、資本密集度高以及東部和中部地區(qū)企業(yè)中顯著更強。且受自主研發(fā)投入強度、政府支持力度、人力資本水平門限因素的影響，不同分類企業(yè)間均存在顯著的有差別的非線性門檻特征。

(二)對策建議

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，激勵企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新的同時，鼓勵企業(yè)通過多種方式進行研發(fā)外包。由于研發(fā)外包支出同樣是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的顯著積極因素，并且隨著自主研發(fā)投入強度的提高，這一促進作用增強。因此，未來應深化科技體制改革，在激勵企業(yè)自主研發(fā)的同時，鼓勵企業(yè)通過合作研發(fā)、委托研發(fā)等多種方式學習和借鑒外部先進技術，實現(xiàn)內(nèi)外部研發(fā)資源優(yōu)勢互補，促進技術升級與全要素生產(chǎn)率提升。

第二，控制政府對企業(yè)研發(fā)資助的合理限度，適當提高研發(fā)外包支出的稅收減免。適度的政府研發(fā)資助對于企業(yè)發(fā)揮研發(fā)外包促進全要素生產(chǎn)率的積極作用是有利的，但超過一定限度，其積極作用反而會被削弱。未來應綜合考慮企業(yè)性質、行業(yè)類型及地區(qū)的實際技術水平和創(chuàng)新能力等企業(yè)異質性特征，合理分配政府對各企業(yè)的研發(fā)資助額度。與此同時，由于一直以來我國的研發(fā)稅收減免政策較多強調(diào)自主研發(fā)和自主知識產(chǎn)權，對企業(yè)研發(fā)外包僅適度認可，或是有所限制。因此，未來可繼續(xù)施行并結合不同類型企業(yè)的異質性特征適度提升研發(fā)外包支出的稅收減免力度。

第三，重視研發(fā)人力資本的積極作用，優(yōu)化科技人才支持政策體系。企業(yè)的自主研發(fā)創(chuàng)新離不開高技術人才，研發(fā)外包積極作用的有效發(fā)揮同樣需要高水平人力資本的支持，隨著研發(fā)人力資本水平的提高，研發(fā)外包對全要素生產(chǎn)率的積極作用增強。據(jù)此，未來應系統(tǒng)優(yōu)化我國現(xiàn)行科技人才政策體系，協(xié)同各方積極培育高水平人才，并通過考察科技人才政策是否滿足新時期國家、產(chǎn)業(yè)、科技和人才發(fā)展的需求，提高政策體系的系統(tǒng)性和精準性。