“中國制造2025”政策是否促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新？

熊英子，張冰倩，唐炎釗

（廈門大學(xué)管理學(xué)院，福建 廈門 361005）

1 引言

2015年，國務(wù)院正式發(fā)布了《中國制造2025》的通知，出臺了促進我國制造業(yè)發(fā)展和轉(zhuǎn)型升級的戰(zhàn)略部署和相關(guān)政策。目前，我國制造業(yè)增加值已是全球第一，某些優(yōu)勢領(lǐng)域已接近或者達到世界先進水平，但是，我國制造業(yè)的利潤率卻僅為2.59%，與發(fā)達國家相比，制造業(yè)發(fā)展創(chuàng)新能力不足，人員整體素質(zhì)和國際市場競爭力方面還是存在一定差距［1］。我國在世界舞臺上的形象還是“制造大國”，“中國制造2025”政策的提出將指引我國制造業(yè)由“大”向“強”轉(zhuǎn)變，也是我國新時期、經(jīng)濟新常態(tài)下的必然選擇。

雖說我國目前已建立起了工業(yè)門類完備的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系，綜合國力日漸提升，然而高端制造業(yè)的發(fā)展進入了瓶頸期，“中國制造2025”的提出目的就在于改變現(xiàn)在“大而不強”的困境，經(jīng)過10年的發(fā)展，中國進入制造強國之列，到2045年進入世界制造強國的前列。對于“中國制造2025”行動綱領(lǐng)中提出的第一個基本方針——創(chuàng)新驅(qū)動，5年的發(fā)展與努力之后究竟答案如何？近幾年專利申請數(shù)量的爆發(fā)式增長真的有效促進了企業(yè)創(chuàng)新能力還是只是“象征性”創(chuàng)新？本文將根據(jù)專利有效授權(quán)類型對企業(yè)創(chuàng)新進行區(qū)分。由于發(fā)明專利的授權(quán)需要經(jīng)過嚴格的審查，并且強調(diào)專利的開創(chuàng)性和實用性，往往具有更高的含金量，因而本文將發(fā)明專利產(chǎn)出視為實質(zhì)性創(chuàng)新；而實用新型和外觀設(shè)計專利主要是針對產(chǎn)品形狀、結(jié)構(gòu)或外觀提出的新方案［2］，所以本文將實用新型和外觀設(shè)計專利產(chǎn)出視為象征性創(chuàng)新。本文將聚焦于十大重點領(lǐng)域的技術(shù)創(chuàng)新能力進行實證分析，同時對研究對象進行異質(zhì)性分析，以期對我國未來產(chǎn)業(yè)政策的結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整提供理論參考和實證結(jié)果支持。

本文針對“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響進行研究，并以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及行業(yè)特性進行分組效應(yīng)分析，同時通過雙重差分模型及相關(guān)的內(nèi)生性檢驗進一步驗證“中國制造2025”政策的有效性，研究內(nèi)容可歸納為以下幾個方面：第一部分為引言。闡述本研究的選題背景及研究意義，進一步挖掘出政策實施面臨的有效性問題以及現(xiàn)實基礎(chǔ)，基于此進行后續(xù)的研究內(nèi)容開展和研究方法選擇。第二部分是對相關(guān)理論的回顧及文獻綜述的梳理，并針對“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策提出研究假設(shè)，根據(jù)相關(guān)理論及文獻綜述，分析了產(chǎn)業(yè)政策實施的必要性、政策實施過程中可能出現(xiàn)的問題以及對政策成效性進行總結(jié)。另外，聚焦于微觀企業(yè)層面，討論產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及行業(yè)特征對企業(yè)創(chuàng)新異質(zhì)性的影響，依據(jù)上述分析提出本文的研究假設(shè)。第三部分為實證研究。研究“中國制造2025”政策頒布前后對制造業(yè)行業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響差異，分析影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的可能因素及作用機制，建立多元回歸模型，選取有關(guān)變量并進行科學(xué)論證。為了增強分析的準確性及科學(xué)性，利用雙重差分模型對政策效應(yīng)進行檢驗，識別產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果并進一步進行穩(wěn)健性分析。第四部分為總結(jié)與建議。根據(jù)以上部分的研究內(nèi)容和實證結(jié)果，總結(jié)分析并提出政策建議，對我國高端制造業(yè)領(lǐng)域的產(chǎn)業(yè)政策提出優(yōu)化性的參考建議，促進我國制造業(yè)的良性發(fā)展。

2 文獻綜述與研究假設(shè)

2.1 文獻綜述

2.1.1 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)研究。經(jīng)濟學(xué)上對外部性的定義指自身的行為直接影響外部的經(jīng)濟環(huán)境或利益，但是卻不通過影響價格來達成，轉(zhuǎn)移了自身行為的后果，也就是說自身行為的后果并沒有完全由自己來承擔(dān)。從定義可以看出，外部性會對經(jīng)濟行為產(chǎn)生一定的影響，對市場價格造成一定的扭曲，相關(guān)資源的配置也難以達到最優(yōu)。面對市場調(diào)節(jié)不足時，有學(xué)者認為應(yīng)當利用政府這只“看得見的手”進行干預(yù)。然而，科斯定理認為“市場失靈”并不是政府對市場施加干預(yù)的充要條件，該理論認為產(chǎn)權(quán)界定清楚后將有效解決外部性問題，但是現(xiàn)實生活中，界定外部性的成本很高，在相關(guān)產(chǎn)權(quán)的界定和爭論過程中代價過大，很難在合理的成本下界定清楚，從而失去了自愿協(xié)商的前提，因此，產(chǎn)業(yè)政策的存在，在現(xiàn)有經(jīng)濟體制下具有其合理性。

根據(jù)信息不對稱理論，市場的認證信號一定程度上可以彌補信息不對稱問題，由此Megginson和Weiss兩位學(xué)者提出了認證理論（Certification Theory）［3］。盡管市場上存在各種有關(guān)信息披露的法規(guī)，但行之有效的信息披露機制仍然是缺乏的，理性的內(nèi)部者在獲得信息時會傾向于隱瞞或掩蓋對自己不利的信息，而外部參與者會猜測內(nèi)部者發(fā)布信息的真實性并產(chǎn)生猶豫。如果市場上存在某些信譽度高的市場主體來為之“背書”，且該主體如果傳遞的是虛假不實的信息，被市場揭露后會令其背負重大的損失，那么外部參與者很有可能會選擇信任該高信譽的市場主體［4］。政府主體天然具有極高的信譽度和信用，政府的相關(guān)創(chuàng)新政策和支持措施能夠向市場上釋放具備政府級別的信用認證，使其他市場主體給予企業(yè)更高的認可度和信用度，幫助企業(yè)緩解融資約束，提供一定的融資便利性。

Wernerfelt（1984）首次提出了資源基礎(chǔ)理論（Resource-Based View），認為企業(yè)的發(fā)展需要各種資源來支持，不論是有形的或無形的，都會成為企業(yè)獨特的能力，最終內(nèi)化為企業(yè)的核心競爭力。資源基礎(chǔ)理論著眼于企業(yè)擁有的各種資源，尤其是那些難以模仿、稀有、特異的資源及能力，通過合理配置這些資源及能力，從而實現(xiàn)企業(yè)超額利潤和競爭優(yōu)勢的目的。也就是說，企業(yè)對超額利潤的追求最終都化為對那些稀缺資源和特異能力的追逐、占有及配置。企業(yè)不是一個完全封閉的組織，而是一個開放系統(tǒng)，會受到內(nèi)外部資源的影響和制約，對于企業(yè)來說，政府及其他市場主體的支持不僅是重要的資源，還可以通過兩者的社會地位和資源網(wǎng)絡(luò)，幫助企業(yè)獲取其他關(guān)鍵且稀缺的資源。

2.1.2 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究。目前，針對影響企業(yè)進行創(chuàng)新的因素存有豐富的研究成果，由于各位學(xué)者研究的角度不同，提出的影響因素也各不相同。其中，解維敏等學(xué)者（2009）研究認為，政府的科研資助對企業(yè)研發(fā)支出具有刺激效應(yīng)，有利于促進企業(yè)自主創(chuàng)新［5］；馮福根和溫軍兩位學(xué)者（2005）關(guān)注的是公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系［6］；黃德春和劉志彪兩位學(xué)者（2006）基于波特假設(shè)，研究了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系［7］。筆者研讀了大量有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新影響因素的文獻，從本文的研究目的出發(fā)，選取了以下因素進行歸納梳理，以幫助本研究進行后續(xù)的假設(shè)推導(dǎo)和實證分析。

①所有制。從資源基礎(chǔ)理論出發(fā)，不同的企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)能夠賦予企業(yè)不同的資源配置方式，也決定了企業(yè)內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)和制度安排，進而有可能對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響。對于中國企業(yè)來說，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)也許面臨著不同的歷史包袱以及決策程序。國有企業(yè)作為我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，具有特殊的歷史地位，由于受中央或地方政府的管理和控制，國有企業(yè)擔(dān)任著維護經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展、社會穩(wěn)定和諧的重要角色，當其面臨虧損或危機時，政府會給予一定的支持或優(yōu)惠政策，在此背景下，學(xué)術(shù)界對于國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新作用存在兩種不同的聲音：一種觀點認為，政府對國有企業(yè)的政策傾斜會加劇資源冗余，同時國有企業(yè)內(nèi)部僵化的治理結(jié)構(gòu)以及尖銳的委托—代理問題使得資源的浪費更加嚴重，也會導(dǎo)致特權(quán)主義以及代理人不合理的高額薪資問題［8］。另外，國有企業(yè)所擔(dān)負的特殊社會責(zé)任，使其決策的程序與非國有企業(yè)相比流程更長，很有可能在科技創(chuàng)新競賽中失去研發(fā)創(chuàng)新的最佳“窗口時期”。另一種觀點認為，市場在對關(guān)鍵資源配置時常常會存在“市場失靈”的問題［9］，創(chuàng)新過程中關(guān)鍵技術(shù)的泄密或溢出效應(yīng)都會致使企業(yè)預(yù)期創(chuàng)新回報的損失，使得自主創(chuàng)新活動將面臨一定的市場風(fēng)險。基于國有企業(yè)的自身特性，其與非國有企業(yè)相比具備一個更加有利于創(chuàng)新的外部環(huán)境，通過依靠政府的支持，在金融貸款、虧損補貼及經(jīng)營保護方面具有得天獨厚的優(yōu)勢，另外，我國國有企業(yè)的高管往往需要面臨政績考核，在此壓力下，國有企業(yè)對于研發(fā)創(chuàng)新活動也會更為重視。

②行業(yè)特性。不同行業(yè)具有各自特定的行業(yè)屬性，企業(yè)是否進行創(chuàng)新研發(fā)也可能會受到行業(yè)屬性差異的影響。其中，安同良學(xué)者（2016）就曾通過對江蘇省制造企業(yè)的問卷調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)行業(yè)因素是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的主要影響因素之一［10］。對于知識密度高、科技含量高、技術(shù)研發(fā)人員需求量高的高科技行業(yè)來說，其在創(chuàng)新活動中會有更強的技術(shù)創(chuàng)新動機，且該行業(yè)發(fā)展速度快，研發(fā)競爭激烈，對其他行業(yè)的滲透力較強，此類行業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟和社會進步具有重要意義。高科技行業(yè)突出體現(xiàn)了創(chuàng)造力、創(chuàng)新力以及環(huán)境友好性，一般來說，當R&D方面的投入超過一般行業(yè)時，或者科技人員、研發(fā)人員的報酬超過一般行業(yè)時，可以認定為高科技行業(yè)。

高科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力究竟如何？鄭曼妮（2016）認為，高科技行業(yè)面臨的競爭壓力更大，為了在科技競爭中生存，該行業(yè)更可能進行高質(zhì)量的創(chuàng)新活動［11］。然而也有學(xué)者利用1998—2007年的高科技與非高科技行業(yè)的創(chuàng)新效率進行對比，發(fā)現(xiàn)高科技行業(yè)的資金利用效率較低，創(chuàng)新投入存在較大的浪費［12］。

2.2 研究假設(shè)

根據(jù)創(chuàng)新理論，在創(chuàng)新研發(fā)領(lǐng)域普遍存在創(chuàng)新外部性，創(chuàng)新研發(fā)成果是一種具有正外部性屬性的公共物品，如果在創(chuàng)新環(huán)境中沒有足夠的激勵，較難驅(qū)動企業(yè)自主進行技術(shù)創(chuàng)新，長期以往將導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品供應(yīng)不足，最終將可能影響我國科技創(chuàng)新能力。根據(jù)巨人肩膀效應(yīng)，大量的科技創(chuàng)新都是在前人研究成果的基礎(chǔ)上“青出于藍”。一項技術(shù)創(chuàng)新成果的應(yīng)用和推廣，能夠為其他科技創(chuàng)新的研發(fā)和應(yīng)用開辟道路，因此，激勵創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)政策的實施就是在給市場創(chuàng)新環(huán)境增加“催化劑”，通過政府政策的傾斜，給予市場主體足夠的激勵，誘導(dǎo)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，彌補部分外部性原因?qū)е碌募顡p失。

基于資源基礎(chǔ)理論（Resource-Based View），企業(yè)通過占有獨特的、不可替代的關(guān)鍵資源，來保持其在市場競爭中的優(yōu)勢地位，而資源的形態(tài)可以是有形的，也可以是無形的。其中，該理論認為貨幣資金為用途最廣泛的資源。企業(yè)的各項經(jīng)營決策本質(zhì)上是在分配各項可支配的資源，指定資源的用途，同時，決策的實施具有不可還原性，所以，在企業(yè)做經(jīng)營決策時，都需要考慮自身的資源儲備，通過資源配置來影響企業(yè)決策。產(chǎn)業(yè)政策的實施不僅包含土地審批、建立研究基地、人才資源等“軟支持”，還包括對重點支持領(lǐng)域的國家科技專項基金計劃、創(chuàng)新獎勵機制及風(fēng)險補償機制等“硬支持”，從一定程度上被支持企業(yè)擁有了一個豐厚的“資源包”，相比于未被支持的企業(yè)產(chǎn)生了資源優(yōu)勢，面對創(chuàng)新研發(fā)活動具有更高的靈活性。為了獲得這種“資源包”，企業(yè)可能更傾向于進行符合政策風(fēng)格的創(chuàng)新活動。《中國制造2025》文件中通過規(guī)模以上制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出占主營業(yè)務(wù)收入比重、規(guī)模以上制造業(yè)每億元主營業(yè)務(wù)收入有效發(fā)明專利數(shù)來對“創(chuàng)新能力”指標進行衡量，因此，基于政策導(dǎo)向，被支持的企業(yè)更有可能進行高質(zhì)量的創(chuàng)新。

認證理論認為，信息不對稱問題會導(dǎo)致其他市場參與者無法完全掌握企業(yè)經(jīng)營的真實情況，如果有高信用的主體對其進行認證，那么市場對該企業(yè)的認可度將可能更高，此理論廣泛地運用于風(fēng)險投資及金融領(lǐng)域。在產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，政府主體同樣具備高信譽、高信用的特征，政府對重點領(lǐng)域企業(yè)的支持，可以看作對企業(yè)經(jīng)營與發(fā)展?jié)摿Φ摹氨硶薄Ｑ邪l(fā)創(chuàng)新對企業(yè)來說是一項資金耗費量和技術(shù)人才需求量較大的項目，可能面臨研發(fā)資金短缺、研發(fā)人員匱乏的窘境；而對于有政府“背書”的企業(yè)，更有可能從其他市場參與者中吸引投資，同時，“中國制造2025”政策中明確提出了“政產(chǎn)學(xué)研用”相結(jié)合的方針，這將搭建起企業(yè)與高等院校優(yōu)秀科技人才交流的橋梁，進一步增強企業(yè)的創(chuàng)新能力。

基于上述分析，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策能夠促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；

H2：“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策能夠更顯著地促進被支持企業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新。

根據(jù)上述文獻研究，我國國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)其管理者對于政治目標的追求更加明顯，《中國制造2025》文件中強調(diào)了要將創(chuàng)新擺在制造業(yè)發(fā)展的核心位置，國有企業(yè)管理者受到政績考核的約束［13］，對于這一產(chǎn)業(yè)政策要求做出的反應(yīng)可能更加敏感，加之有利的外部創(chuàng)新環(huán)境，產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)創(chuàng)新的激勵可能更大。此外，基于“創(chuàng)新能力”考核指標的要求，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)可能有更大的動機去進行高質(zhì)量創(chuàng)新活動，通過實質(zhì)性創(chuàng)新成果，提升企業(yè)發(fā)明專利有效授權(quán)量，保證考核指標的達成。

由此，本文提出以下研究假設(shè)：

H3：相對于其他企業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更大；

H3a：相對于其他企業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的影響更大；

H3b：相對于其他企業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)象征性創(chuàng)新的影響更小。

高科技行業(yè)具有知識密度高、溢價高、資金需求密集、風(fēng)險密集的特性，決定了該行業(yè)通過創(chuàng)新謀生存的路徑。越是高質(zhì)量的技術(shù)創(chuàng)新成果，越有可能保障企業(yè)在該行業(yè)中立于不敗之地，并通過創(chuàng)新競爭獲取超額回報。產(chǎn)業(yè)政策的支持，一定程度上緩解了高科技行業(yè)資金需求量大的問題。根據(jù)認證理論，政府重點發(fā)展的領(lǐng)域很可能會吸引大量市場參與者的目光，再加之高科技行業(yè)本身高風(fēng)險、高回報的特性，機構(gòu)投資者更是趨之若鶩；而對于非高科技行業(yè)，此類吸引作用可能不及高科技行業(yè)。由此可以認為，產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)與非高科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新促進作用可能存在一定的差異。

由此，本文提出以下研究假設(shè)：

H4：相對于其他行業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更大；

H4a：相對于其他行業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的影響更大；

H4b：相對于其他行業(yè)，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)象征性創(chuàng)新的影響更小。

3 樣本選取及模型設(shè)計

3.1 樣本選取

為檢驗“中國制造2025”政策對我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文主要采用2010—2019年我國A股上市的公司為樣本，為了更加有效地檢驗政策的實施效果，本文選取2015—2019年五年的時間作為制造強國戰(zhàn)略實施后的時間年份，并選取政策實施前的五年，即2010—2014年作為制造強國戰(zhàn)略實施效果的參照年份。

為了減少異常數(shù)據(jù)及樣本對研究結(jié)果的影響，同時保證研究結(jié)論的準確性及針對性，本文按照如下步驟對A股上市公司進行了篩選和整理：①剔除了ST和ST*類上市公司；②為避免特殊業(yè)務(wù)性質(zhì)帶來數(shù)據(jù)上的差異，剔除了金融行業(yè)；③刪除重要研究指標數(shù)據(jù)大量缺失的上市公司；④由于2012年證監(jiān)會相關(guān)行業(yè)分類標準中的制造業(yè)企業(yè)不一定屬于“中國制造2025”政策的支持范疇，同時“中國制造2025”政策支持的范圍輻射至行業(yè)分類中非制造業(yè)行業(yè)，所以本文參考了逯東、池毅兩位學(xué)者（2019）的方法［14］，利用《〈中國制造2025〉重點領(lǐng)域技術(shù)路線圖》作為篩選依據(jù)，將上市公司主營業(yè)務(wù)及主要產(chǎn)品屬于技術(shù)路線圖支持的重點領(lǐng)域的企業(yè)甄別出來作為政策支持企業(yè)，設(shè)置政策虛擬變量，將樣本分為“中國制造2025”政策支持企業(yè)和非支持企業(yè)。相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、wind數(shù)據(jù)庫，專利授權(quán)數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。由于相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)采用公司合并報表的數(shù)據(jù)，為了提高數(shù)據(jù)的一致性，筆者手工整理了上市公司的控制鏈條，整理出上市公司及其子公司的關(guān)系，并通過佰騰網(wǎng)收集補充樣本企業(yè)專利數(shù)據(jù)信息。為了消除極端值及異常值對整體數(shù)據(jù)的影響，針對連續(xù)變量進行了1%和99%的Winsorize處理。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量。企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是模型的被解釋變量，通過梳理技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的文獻研究，發(fā)現(xiàn)主要有兩種測量方法：一是企業(yè)的專利申請數(shù)量、專利引用率或者專利授權(quán)量；二是從研發(fā)投入的角度來衡量，即企業(yè)實際用于研發(fā)投入的資金。本文探討的是“中國制造2025”政策對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，通過比較政策實施前后企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成果，可以直觀地體現(xiàn)出政策投入的實施效果和效用；同時，有效授權(quán)意味著后續(xù)企業(yè)須向?qū)＠掷U納專利年費，如果放棄續(xù)費就表明企業(yè)預(yù)期未來這些專利無益于自身產(chǎn)品市場發(fā)展，是一種迎合政策的短視行為，并非實質(zhì)性的技術(shù)創(chuàng)新，因而本文參照邢會等學(xué)者的做法［15］，采用專利有效授權(quán)數(shù)量來衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。在我國，專利分為三種類型：發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計，其中發(fā)明專利更加強調(diào)創(chuàng)造性，需要對產(chǎn)品、方法提出新的改進方案或新的技術(shù)方案，申請難度更大，含金量更高，企業(yè)的創(chuàng)新能力和質(zhì)量更強，同時，發(fā)明專利授權(quán)量也是《中國制造2025》文件中衡量“創(chuàng)新能力”的重要指標。本文參考黎文婧等學(xué)者的做法［2］，將企業(yè)發(fā)明專利（Inven）的有效授權(quán)視為實質(zhì)性創(chuàng)新；將實用新型（Utility）及外觀設(shè)計（Design）的有效授權(quán)視為象征性創(chuàng)新。因此，為了全面衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的水平，本文將上市公司及其子公司的上述類型專利授權(quán)數(shù)量加1的自然對數(shù)作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量。

3.2.2 解釋變量。部分產(chǎn)業(yè)政策研究文獻中采用政府補貼、稅收優(yōu)惠、貿(mào)易保護等政策手段作為產(chǎn)業(yè)政策激勵的代理變量，然而，上述手段往往針對某一具體的行業(yè)或領(lǐng)域［16］，同時，一些針對公司層面的數(shù)據(jù)難以獲得（如貿(mào)易保護、項目審批等），與本文對“中國制造2025”政策的研究不相適應(yīng)，因此，本文參照陳東華等（2010）［17］、宋凌云和王賢彬（2013）［18］、余明桂（2016）［19］、朱程玉（2020）［20］等學(xué)者對產(chǎn)業(yè)政策的衡量方式，對國家出臺的產(chǎn)業(yè)政策相關(guān)文件進行解讀，進一步定義產(chǎn)業(yè)政策（Ip）激勵對象。根據(jù)2015年國務(wù)院印發(fā)的《中國制造2025》文件中重點發(fā)展的十大領(lǐng)域?qū)颖酒髽I(yè)進行篩選，同時筆者參考國家制造強國建設(shè)戰(zhàn)略咨詢委員會發(fā)布的《〈中國制造2025〉重點領(lǐng)域技術(shù)路線圖》文件，人工比對、篩選樣本企業(yè)的經(jīng)營范圍及主營產(chǎn)品，若上市企業(yè)經(jīng)營范圍及主營產(chǎn)品屬于“中國制造2025”政策支持的十大重點領(lǐng)域，則認為是政策激勵行業(yè)，賦值Ip為1，其他為0。

3.2.3 控制變量。根據(jù)對以往研究的梳理，選取了可能對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在影響的變量指標作為控制變量。本文選取企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（Age）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Gov）以及負債率（Lev）、現(xiàn)金流（Cɑsh）、資產(chǎn)收益率（Roɑ）相關(guān)財務(wù)指標作為本文的控制變量。各變量的定義及具體測量方法如表1所示。

表1 各變量定義及測量方式

3.3 模型設(shè)計

本文主要探討“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，所以本文首先利用多元線性回歸模型進行因果性影響的分析，由于政策的實施可能存在時滯效應(yīng)，本研究將其滯后一起處理，具體模型如下：

以上模型是關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響進行分析，分別檢驗產(chǎn)業(yè)政策對專利有效授權(quán)數(shù)量（Pɑtent_ln）、發(fā)明專利數(shù)量（Inven_ln）、實用新型專利數(shù)量（Utility_ln）及外觀設(shè)計專利數(shù)量（Design_ln）的促進效果。其中，Pɑtent_ln變量僅代表企業(yè)在專利授權(quán)數(shù)量上的體現(xiàn)，Inven_ln、Utility_ln、Design_ln三個變量進一步研究了專利授權(quán)結(jié)構(gòu)，以此探究企業(yè)創(chuàng)新的質(zhì)量，C為截距項，β、α、φ、ω分別為四個模型的系數(shù)，ε為隨機誤差項，下標i為企業(yè)樣本，t表示時間。

為進一步細分產(chǎn)業(yè)政策的影響，對樣本進行分組分析，按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)特性分別進行分組檢驗，將模型（1）至（4）重新進行實證分析。

由于企業(yè)內(nèi)部高管的創(chuàng)新態(tài)度和領(lǐng)導(dǎo)力以及地區(qū)發(fā)展等因素難以獲取觀測數(shù)據(jù)，很難通過多元線性回歸模型分析所有影響產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用的因素，會產(chǎn)生遺漏變量的問題，克服內(nèi)生性問題也成為研究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新影響的重要環(huán)節(jié)。因此，本文構(gòu)建了政策評估研究領(lǐng)域最常用的DID模型進行進一步的研究。

為了更加準確評估“中國制造2025”政策的影響，本文將在多元線性回歸模型的基礎(chǔ)上進一步采用雙重差分模型（Differences-in-Differences Method）來研究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的政策效應(yīng)。雙重差分法是一種自然實驗設(shè)計，由周黎安和陳燁（2005）兩位學(xué)者首次在我國引入使用［21］，該準自然實驗的方法能夠有效克服內(nèi)生性，目前被廣泛應(yīng)用于政策評估效果的研究中。本文利用“中國制造2025”政策對十大重點領(lǐng)域的選取，設(shè)置處理組和對照組，構(gòu)建如下DID模型：

在“中國制造2025”政策發(fā)布前后，政策關(guān)注的十大重點領(lǐng)域企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新如果出現(xiàn)明顯的變化，可以認為該變化可能是產(chǎn)業(yè)政策所導(dǎo)致的。根據(jù)前文所述，國務(wù)院2015年頒布了《中國制造2025》行動綱領(lǐng)，因而政策沖擊的年份為2015年，T為政策實施虛擬變量，取值為1時為2015年之后，等于0時為2015年之前；Ip為分組虛擬變量，取值為1時即處理組，表示為“中國制造2025”政策支持的十大重點領(lǐng)域行業(yè)，取值為0時即對照組，表示不屬于十大重點領(lǐng)域行業(yè)。

4 實證研究分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2為本文相關(guān)變量觀測值、平均值、最小值、四分位數(shù)、最大值及標準差的統(tǒng)計結(jié)果，通過描述性統(tǒng)計分析先對本文研究樣本數(shù)據(jù)有一個整體的了解。

表2 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

從統(tǒng)計結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)政策支持（Ip）的平均值為0.611 0，表明在研究期間，有61.10%的樣本受到了政策支持。專利授權(quán)總數(shù)（Pɑtent）平均值為37.91，標準差為187.46，表明研究期間我國專利授權(quán)數(shù)量差異較大，技術(shù)創(chuàng)新能力良莠不齊。其中，發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量（Inven）平均值為10.97，占專利授權(quán)總數(shù)（Pɑtent）平均值（37.91）的28.94%，總體來看，我國高質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新水平可能不高；實用新型專利授權(quán)數(shù)量（Utility）平均值為21.02，約為發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量（Inven）平均值的兩倍，總體上看，我國技術(shù)創(chuàng)新可能更傾向于小發(fā)明或小專利，技術(shù)性創(chuàng)新的后勁缺乏；外觀設(shè)計專利授權(quán)數(shù)量（Design）平均值為5.91，最小值為0，最大值為929，標準差為33.44。可以發(fā)現(xiàn)專利授權(quán)總數(shù)（Pɑtent）、發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量（Inven）、實用新型專利授權(quán)數(shù)量（Utility）、外觀設(shè)計專利授權(quán)數(shù)量（Design）四個變量數(shù)據(jù)標準差較大，且偏右態(tài)分布，對以上四個變量進行了取對數(shù)處理后，標準差均顯著變小。

4.2 Spearman相關(guān)性檢驗

為了避免變量間的高度多重共線性問題，保證模型的正確性和估計的有效性，對樣本數(shù)據(jù)進行了Spearman相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示：①主要變量間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，且VIF最高值為1.58，表明變量間未存在多重共線性問題；②被解釋變量Pɑtent_ln、Inven_ln、Utility_ln與解釋變量Ip的相關(guān)系數(shù)分別為0.146、0.226、0.114，且都在1%的顯著性水平上相關(guān)，Design_ln與Ip的相關(guān)系數(shù)為0.009，表明產(chǎn)業(yè)政策支持對企業(yè)創(chuàng)新（專利授權(quán)總數(shù)、發(fā)明專利授權(quán)量、實用新型專利授權(quán)量、外觀設(shè)計專利授權(quán)量）具有積極作用。上述結(jié)果可以在一定程度上支持本文的H1假設(shè)，后文將進一步利用多元線性回歸模型進行嚴格檢驗；③大部分控制變量與因變量間的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著，表明本文模型的設(shè)計是合適的。

表3 Spearman相關(guān)性分析結(jié)果

4.3 多元回歸模型結(jié)果分析

為探討“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文對模型（1）至模型（4）進行了多元線性回歸檢驗，表4為模型（1）至模型（4）的檢驗結(jié)果，表中第（1）、（2）、（3）、（4）列分別代表專利授權(quán)總數(shù)（Pɑtent_ln）、發(fā)明專利數(shù)量（Inven_ln）、實用新型專利數(shù)量（Utility_ln）、外觀設(shè)計專利數(shù)量（Design_ln）模型的回歸結(jié)果。同時本文對年份（Yeɑr）及行業(yè)（Ind）進行了控制，由于篇幅有限，未展開年份（Yeɑr）及行業(yè)（Ind）虛擬變量結(jié)果。

表4 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

從表4的檢驗結(jié)果可以看出：①產(chǎn)業(yè)政策支持對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新總體上具有積極作用，模型（1）的Ip系數(shù)為0.677，且p＜0.01，表明被產(chǎn)業(yè)政策支持會促進企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，增加企業(yè)專利數(shù)量，支持了本文H1假設(shè)。②因表4中模型（2）的Ip系數(shù)為0.440，且在1%的水平下顯著，模型（3）的Ip系數(shù)為0.245，同樣在1%的水平下顯著，所以筆者對模型（2）和（3）的系數(shù)進行了似無相關(guān)檢驗（SUEST）［22］。檢驗結(jié)果表明，Ip系數(shù)在兩組間存在顯著差異，對應(yīng)的p-value值為0.000，表明“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策可能對發(fā)明專利創(chuàng)新的促進作用更大，企業(yè)更愿意進行高質(zhì)量、高含金量的實質(zhì)性技術(shù)創(chuàng)新，支持了本文H2假設(shè)；③模型（4）的Ip系數(shù)為-0.009，且不顯著，表明外觀設(shè)計類、樣式類的微小創(chuàng)新并未受到“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策的顯著影響。

上述實證結(jié)果表明，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策能夠促進被支持企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，H1假設(shè)成立；同時區(qū)別于過去的低水平小發(fā)明的策略性創(chuàng)新［11］，而是由過去的“數(shù)量增長”模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤百|(zhì)量發(fā)展”，更加傾向于高水平實質(zhì)性的創(chuàng)新，H2假設(shè)成立。

4.4 產(chǎn)業(yè)政策效應(yīng)分組分析

國有經(jīng)濟在我國經(jīng)濟發(fā)展進程中發(fā)揮著特殊的作用，國有企業(yè)更是國民經(jīng)濟的支柱，其覆蓋范圍包含了戰(zhàn)略性及壟斷性行業(yè)。國有企業(yè)的創(chuàng)新行為可能更容易受到政策的影響，相關(guān)政策與資源也更有可能向其傾斜；民營企業(yè)與國有企業(yè)的資源約束不同，面臨的制度環(huán)境不確定性也更加明顯，而企業(yè)創(chuàng)新面臨著較大的風(fēng)險，且有可能是一項難以獲利的策略［23］。在較早期的研究中也支持了這一點，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)有更強的創(chuàng)新意愿［24-25］，但是也有學(xué)者認為民營企業(yè)的創(chuàng)新能力更強［6，26］。因此，本文進一步劃分了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組分析，分別研究國有企業(yè)和非國有企業(yè)受到產(chǎn)業(yè)政策激勵時創(chuàng)新活動的質(zhì)量。

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不僅受企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，也可能會受到特定行業(yè)的影響。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)間的創(chuàng)新活動具有明顯的差異［10］，在主要生產(chǎn)要素（諸如勞動力、資本、技術(shù)）以及市場發(fā)展前景方面的差異可能會影響企業(yè)的內(nèi)部創(chuàng)新活動。顧夏銘等學(xué)者（2018）認為高科技行業(yè)只有保持持續(xù)性的創(chuàng)新活動才能在市場競爭中不被淘汰，并且技術(shù)創(chuàng)新競爭中的“領(lǐng)頭羊”將獲取巨大的回報［27］。高科技行業(yè)具有知識密度高、競爭強、收益大、風(fēng)險密集的市場屬性，驅(qū)使其具有更大的動力去進行技術(shù)創(chuàng)新，因此，高科技行業(yè)的創(chuàng)新活動與非高科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新將可能產(chǎn)生一定的差異。本文也將按照是否屬于高科技行業(yè)進行分組回歸分析。

綜上所述，為進一步探析產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制，本文將根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及是否屬于高科技企業(yè)進行分組分析，分別將國有企業(yè)、非國有企業(yè)、高科技行業(yè)、非高科技行業(yè)面板數(shù)據(jù)命名為Panel A、Panel B、Panel C、Panel D。

本文在進行分組回歸結(jié)果分析前先進行了似無相關(guān)模型的檢驗（SUEST），此舉是為了避免在比較分組樣本系數(shù)的顯著性水平時置信區(qū)間重疊可能造成的偏差，從而導(dǎo)致分組回歸系數(shù)不能直接比較的問題。對四個面板的數(shù)據(jù)執(zhí)行SUR估計（seemingly unrelated regression）后，分別檢驗Panel A-Panel B、Panel C-Panel D兩組間的系數(shù)差異，檢驗結(jié)果顯示對應(yīng)的Ip系數(shù)的p-value均為0.000，表明兩組系數(shù)差異明顯，進行分組回歸比較是合適的。

4.4.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組分析。根據(jù)表5及表6的結(jié)果分析可以發(fā)現(xiàn)：①從專利授權(quán)總量（Pɑtent_ln）來看，國有企業(yè)的表現(xiàn)優(yōu)于非國有企業(yè)，Panel A的模型（1）的Ip系數(shù)為1.182，Panel B的模型（1）的Ip系數(shù)為0.484，兩者都在1%的水平下顯著，總體上看，在產(chǎn)業(yè)政策的刺激下，國有企業(yè)的創(chuàng)新表現(xiàn)比非國有企業(yè)的創(chuàng)新表現(xiàn)更優(yōu)，支持了本文H3假設(shè)；②從專利結(jié)構(gòu)上看，Panel A的模型（2）的Ip系數(shù)為0.521，Panel B的模型（2）的Ip系數(shù)為0.388，兩者都顯著為正，說明在發(fā)明專利實質(zhì)性創(chuàng)新方面，國有企業(yè)和非國有企業(yè)都受到了產(chǎn)業(yè)政策的正向激勵，且國有企業(yè)的表現(xiàn)優(yōu)于非國有企業(yè)，支持了本文H3a假設(shè)；③Panel A的模型（3）的Ip系數(shù)為0.426，Panel B的模型（3）的Ip系數(shù)為0.161，在實用新型專利方面，國有企業(yè)的成果產(chǎn)出約為非國有企業(yè)的三倍；④Panel A的模型（4）的Ip系數(shù)為0.234，Panel B的模型（4）的Ip系數(shù)為-0.065，在外觀設(shè)計專利象征性創(chuàng)新方面，產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)具有一定的刺激作用，但對非國有企業(yè)產(chǎn)生擠出作用，說明產(chǎn)業(yè)政策的支持一定程度上也會引發(fā)國有企業(yè)“迎合性”創(chuàng)新行為的產(chǎn)生，反對了本文H3b假設(shè)。

表5 國有企業(yè)多元線性回歸結(jié)果

表6 非國有企業(yè)多元線性回歸結(jié)果

4.4.2 行業(yè)特性分組分析。根據(jù)表7及表8的結(jié)果分析可以發(fā)現(xiàn)：①高科技行業(yè)與非高科技行業(yè)在專利總量（Pɑtent_ln）回歸模型中的Ip系數(shù)均為正，表明產(chǎn)業(yè)政策能夠促進企業(yè)的有效創(chuàng)新活動，具體來看，Panel C的模型（1）的Ip系數(shù)為0.799，且在1%的顯著性水平下顯著；Panel D的模型（1）的Ip系數(shù)為0.165，在統(tǒng)計意義上不顯著。在產(chǎn)業(yè)政策刺激下，高科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)比非高科技行業(yè)更優(yōu)，支持了H4假設(shè)；②當以發(fā)明專利數(shù)（Inven_ln）來衡量實質(zhì)性創(chuàng)新水平時，Panel C的Ip系數(shù)為0.439，Panel D的Ip系數(shù)為0.411，且兩者都在1%的水平上顯著，說明“中國制造2025”政策可能對于提高高科技行業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更大，這與該政策的制定初衷是相符的，支持了H4a假設(shè)；③當以外觀設(shè)計專利數(shù)（Design_ln）來衡量象征性創(chuàng)新水平時，Panel C的Ip系數(shù)為0.069，Panel D的Ip系數(shù)為-0.300，兩者都在統(tǒng)計意義上顯著。在產(chǎn)業(yè)政策的支持下，高科技行業(yè)與非高科技行業(yè)相比，對于進行象征性創(chuàng)新行為的意愿更大，拒絕了H4b假設(shè)。

表7 高科技行業(yè)多元回歸結(jié)果

表8 非高科技行業(yè)多元回歸結(jié)果

4.5 雙重差分模型結(jié)果分析

“中國制造2025”政策的實施使一部分企業(yè)受到了政策的影響，而另外一部分企業(yè)可能未受到影響或者影響較小，因而可以將其理解為一個自然實驗。政策的支持可以看作是對實驗對象進行了某種“處理”，定義為處理組，而未受政策影響的對象定義為對照組，通過受到政策支持的處理組和未受到政策支持的對照組之間的對比，可以觀測到政策產(chǎn)生的效果。

考慮到在多元線性回歸檢驗產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因果關(guān)系時，一定程度上會受到內(nèi)生性問題的困擾，使結(jié)果存在偏誤，為了更加科學(xué)、準確地評估政策效果，本文利用DID模型進行了自然實驗檢驗，結(jié)果分析如表9所示。

表9 “中國制造2025”與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

根據(jù)上文所述，本文關(guān)注的是分組虛擬變量（Ip）和政策實施虛擬變量（T）交乘項（Ip×T）的系數(shù)，從表8中可以看出：Ip×T的系數(shù)在模型（1）和模型（2）的檢驗中非常顯著，且都為正數(shù)，說明“中國制造2025”政策的實施使我國受到政策支持的企業(yè)比未受到政策支持的企業(yè)的專利數(shù)量高出約e0.32，表明本文H1假設(shè)顯著成立；從專利結(jié)構(gòu)上看，Ip×T的系數(shù)在第（1）、（2）、（3）列分別為0.210 1、0.082 2、0.027 5，說明政策的實施對處理組企業(yè)的發(fā)明專利創(chuàng)新、實用新型專利創(chuàng)新、外觀設(shè)計專利創(chuàng)新都具有一定的促進作用，且發(fā)明專利創(chuàng)新估計的Ip×T系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，“中國制造2025”政策對被支持企業(yè)的發(fā)明專利創(chuàng)新具有更顯著的作用，對外觀設(shè)計專利創(chuàng)新的作用不顯著，說明本文H2假設(shè)顯著成立。

4.6 穩(wěn)健性檢驗

4.6.1 平行趨勢檢驗。雙重差分模型使用的前提條件是需要滿足平行趨勢（common test）假設(shè)，為了保證檢驗結(jié)果的無偏性，在產(chǎn)業(yè)政策實施前，處理組和對照組應(yīng)該擁有共同趨勢。

本研究通過畫圖和回歸的方法來進行平行趨勢假設(shè)的穩(wěn)健性檢驗。將模型（5）中的Ti,t項變?yōu)槟攴萏摂M變量，如果在政策實施前有n年，設(shè)置n個年份虛擬變量，同時生成了與Ipi,t相乘的n個交互項，利用交互項檢驗政策沖擊前處理組和對照組的差異，如果交互項不顯著，即表示不存在明顯差異，通過平行趨勢假設(shè)；然后，通過事件研究法繪制處理組和對照組的檢驗圖。為了進行平行趨勢檢驗，本文構(gòu)造了以下檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

本文以2015年作為政策實施的基準年，選取2015年前后3年進行趨勢檢驗，結(jié)果顯示：在2015年以前的年份，系數(shù)γk的回歸結(jié)果在統(tǒng)計意義上不顯著，也就是說在置信區(qū)間內(nèi)存在0值，兩者不存在顯著差異，基本通過了平行趨勢假設(shè)。根據(jù)檢驗結(jié)果繪制的趨勢圖（圖1）所示：γk的系數(shù)在“中國制造2025”政策實施前確實在0值附近波動，而政策實施后，γk的系數(shù)顯著大于0值，這說明本文的雙重回歸模型是合適的，處理組和對照組可以進行比較分析。

圖1 平行趨勢檢驗結(jié)果圖

4.6.2 安慰劑檢驗。本文根據(jù)“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策的“準自然實驗”，利用2010—2019年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，針對產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響進行了政策評估，但是對于研究的結(jié)論而言還存在一個質(zhì)疑，即專利數(shù)量指標顯著可能受到某些未考慮到的隨機因素影響，模型中可能存在重要的遺漏變量，因此，筆者借鑒了Liu和Lu（2015）兩位學(xué)者［28］以及周茂等學(xué)者（2018）［29］的研究方法，通過對隨機生產(chǎn)實驗組進行安慰劑檢驗，來檢測產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用是否由未觀測到的隨機因素造成。

本檢驗的目的是為了排除由于遺漏變量而產(chǎn)生的其他隨機性因素對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的作用，該檢驗可以使本研究因果識別效應(yīng)的可信度得到增強。本研究通過多次隨機抽取實驗組，并且縱向合并1 000次安慰劑結(jié)果的系數(shù)和標準誤，利用Stata 15軟件繪制其分布圖進行觀測，如果系數(shù)集中分布于零附近，即可以認為不存在隨機性因素干擾估計結(jié)果，進一步證明實證結(jié)果是無偏的。

筆者利用Stata 15軟件進行安慰劑檢驗繪制了圖2，可以從分布圖中看出，t值統(tǒng)計量明顯收斂于0值附近，這說明“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用比較穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗結(jié)果圖

5 總結(jié)與建議

本文為了研究“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用，選取了2010—2019年公司專利授權(quán)數(shù)據(jù)及財務(wù)數(shù)據(jù)，從企業(yè)微觀層面的視角來檢驗宏觀的產(chǎn)業(yè)政策效果，依據(jù)前文相關(guān)理論的闡釋與實證分析，本文的研究結(jié)論如下。

第一，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在促進作用，對不同專利類型的產(chǎn)出存在一定的差異，其中對于發(fā)明專利、實用新型專利具有顯著的促進作用，對于外觀設(shè)計專利不具有顯著影響。

第二，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在促進作用，且對于實質(zhì)性創(chuàng)新的產(chǎn)出具有顯著的積極作用。與其他企業(yè)相比，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對于國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更大，且在發(fā)明專利創(chuàng)新產(chǎn)出方面具有更顯著的促進作用。

第三，對于不同行業(yè)特性的企業(yè)來說，“中國制造2025”產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)更加顯著，且對不同類型專利（發(fā)明專利、實用新型專利、外觀設(shè)計專利）的促進作用都很顯著。

結(jié)合本文的理論分析與實證檢驗結(jié)果，為了實現(xiàn)中國制造業(yè)由“大”向“強”的轉(zhuǎn)變，更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)政策的作用，提出以下建議，希望對相關(guān)實踐提供參考。

首先，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)階段，政府在制定相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策的時候，應(yīng)更加注重功能性、普惠性產(chǎn)業(yè)政策的運用。傳統(tǒng)的政府補貼手段可能并不能真正促進企業(yè)創(chuàng)新［12］，而需要通過一攬子產(chǎn)業(yè)支持措施來促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，充分發(fā)揮市場機制的作用，強調(diào)市場主導(dǎo)、政府引導(dǎo)，減少政府的直接干預(yù)，改變過去選擇特定企業(yè)或產(chǎn)品進行扶持的模式，轉(zhuǎn)變?yōu)楣δ苄援a(chǎn)業(yè)政策，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，利用“市場友好型”的產(chǎn)業(yè)政策，去完善“市場失效”的問題，彌補市場調(diào)節(jié)不足的缺陷，提供更完善的制度保障，促進創(chuàng)新研發(fā)活動的順利開展。

其次，政府在制定和實施相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策時，應(yīng)充分考慮不同行業(yè)、不同企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性。政策的實施應(yīng)當“因事制宜”，不能對所有的創(chuàng)新行為不加甄別地支持，容易造成創(chuàng)新資源配置錯亂。建議政府成立相關(guān)創(chuàng)新小組，對企業(yè)的專利產(chǎn)出進行識別，對于技術(shù)含量高、應(yīng)用前景廣闊的實質(zhì)性創(chuàng)新給予大力支持，激勵其進行后續(xù)的研發(fā)創(chuàng)新；建立政策扶持績效監(jiān)測機制和退出機制，形成嚴格的創(chuàng)新績效評估體系，避免出現(xiàn)企業(yè)利用產(chǎn)業(yè)政策進行短期投機行為；對于產(chǎn)能過剩的行業(yè)，也要通過過渡性退出機制引導(dǎo)其更好地適應(yīng)市場競爭，擺脫對產(chǎn)業(yè)政策的依賴。

最后，對于企業(yè)自身而言，應(yīng)當妥善利用好產(chǎn)業(yè)政策提供的支持，提升企業(yè)價值，在創(chuàng)新和生產(chǎn)過程中發(fā)現(xiàn)并解決問題，增強質(zhì)量管理，加強企業(yè)人才培養(yǎng)。企業(yè)的經(jīng)營管理也需要走出舒適圈，擺脫過去對政府補貼的依賴，積極主動適應(yīng)市場競爭規(guī)則，尊重并維護知識產(chǎn)權(quán)，提高自身在國際上的競爭力，利用好兩個市場、兩種資源，深化國際合作，積極推動產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型。