软件和信息技术服务进口对企业创新影响的研究

张 宁

(上海大学经济学院 康希通信科技(上海)有限公司)

一、引言

工业的转型升级离不开“软支撑”，作为现代制造业的基础和核心，软件发挥着重要作用，尤其在“工业4.0”的推动下，“软件定义”成为新一轮科技革命和产业变革的新特征和新标志，赋予了企业新型能力，汽车、重大装备、钢铁、石化等行业企业纷纷加快软件化转型，软件能力已成为工业企业的核心竞争力。《“十四五”软件和信息技术服务业发展规划》提出，软件是新一代信息技术的灵魂，是数字经济发展的基础，是制造强国、网络强国、数字中国建设的关键支撑。但目前我国软件和信息技术服务产品仍处于价值链中低端，产业基础薄弱，关键核心技术存在短板。《中国工业软件产业白皮书(2020)》披露，工业行业研发设计所用的CAD、CAE等软件95%来自国外进口，例如，航天、航空等行业研制所需的各种仿真分析软件基本为国外产品，兵器行业78%的设计工具，97%的仿真工具均为进口。

企业花重金购置的软件和信息服务，是真正应用在了企业的研发创新活动上？还只是为购买而购买，并没有实际发挥它的作用？二十大报告提出“科技是第一生产力、人才是第一资源、创新是第一动力”，传统制造业的转型升级是创新的关键一步，研究软件和信息技术服务的进口对我国企业创新能力的影响效应和影响机制，对于我国制定相关产业政策，驱动软件和信息技术服务行业加快自主研发，尽早成为全球软件技术和产业创新的领先者具有重要的理论价值和实践意义。

二、文献回顾

唐保庆等（2011）发现技术与知识密集型服务贸易进口通过R&D溢出效应显著促进了全要素生产率、技术效率提升以及技术进步。陈启斐和刘志彪（2015）研究发现，在控制服务偏好之后，进口服务贸易的研发溢出可以促进技术效率的改善，从而显著提升东道国全要素生产率。顾国达和朱晗骐（2017）研究结果表明，服务贸易进出口技术含量均能有效促进工业生产率提升，且进口技术含量的生产率效应强于出口技术含量，技术和知识越密集的进口服务品，其技术含量增加对工业生产率的拉动力度越强。目前关于软件和信息技术服务相关的研究文献较少，王晓红和费娇艳（2020）提出，信息通信技术服务贸易已经成为服务贸易发展的主导力量，也是推动贸易数字化发展的重要支撑。陈中蕾和韩冬艳（2021）认为服务贸易进口主要通过进口服务的技术溢出对本国商贸流通企业创新产生作用。尉肖帅和陈小燕（2022）以服务贸易进出口总额进行研究，发现服务贸易发展本身具备较强的技术溢出效应，是高新技术企业创新绩效增长的外部提升来源。

目前鲜有文献关注软件和信息技术服务进口对企业创新的影响。本文以此为出发点，着重考察了软件和信息技术服务的进口对我国不同行业、不同地区企业的创新影响效应是否有所不同，并得出结论，既丰富了企业创新影响因素的相关研究，也明晰了目前我国不同属性的企业对进口的软件和信息技术服务的学习吸收情况，为企业正确利用这一服务资源提供了借鉴。

三、理论分析与研究假说

（一）影响效应和机制

企业增加研发资金投入，引进国外的软件和信息技术服务，利用外国先进的技术和知识来提升自身的技术水平和创新能力。研发投入是企业技术进步的动力和基础，企业引进先进的知识、技术和人才等创新资源，借助对这些创新资源的整合、利用和创造性加工，形成企业的新知识、新技术和新经验，进而带来新产品的增加和企业创新绩效的提高（石丽静，2017）。软件和信息技术服务的引进为企业研发活动提升了软件水平和信息设施，为企业员工提供了更优质的科研基础和更浓厚的科研氛围，在这些条件下，研发人员技能提升的同时公司技术创新水平也会得到提升。

企业引进软件和信息技术服务进行创新会产生技术溢出，技术溢出指的是在贸易或其他经济行为中，先进技术拥有者有意识或无意识地转让或传播他们的技术。技术溢出产生的根本原因在于技术本身是公共产品，某项技术一旦产生，在本质上它就是全人类的共同财富（卢健，2000）。技术溢出产生的主要渠道是：示范和模仿；厂商间的联系；人力资本的流动（李平，1999）。由于服务品具备资本密集和技术密集双重性质，内嵌的知识比重更高，因此，服务贸易会存在更为强烈的技术溢出（陈启斐和刘志彪，2015）。企业引进软件和信息技术服务进行创新，一方面会对其进行学习和模仿，新产品产出后又会带动上下游产业同步创新，另一方面，竞争企业为抢占市场会增加研发人员投入，高薪聘用具有创新能力的技术人员，随着技术人员流动，新技术不断扩散到其他企业。对于企业而言，拥有高质量的人力资本，才能更好地吸收和转化进口技术，是完成企业创新的关键。

基于以上分析，本文提出以下研究假说：

H1：软件和信息技术服务进口能够促进企业创新。

H2：软件和信息技术服务进口可以通过影响企业研发人力资本促进企业创新。

（二）国有企业性质的调节效应

中国国有企业在发展过程中呈现出的竞争优势，主要源于其拥有的独特资源基础，包括历史遗产、物质资本、人力资本和政治资本等，体现了国有企业资源基础的异质性和重要性，对于大型国有企业更是如此（汤吉军，2017）。国有企业在资源获取上比非国有企业拥有更高的自然禀赋，体现为更多的国家资助和减免税政策，甚至在国有企业亏损时，国家资助可以帮助企业扭亏为盈（梅冰菁和罗剑朝，2020）。国有企业的优势影响企业创新行为的发生，因此，本文提出以下研究假说：

H3：企业国有性质在软件和信息技术服务进口影响企业创新中起正向调节作用。

（三）政府补助的调节效应

政府补助为企业提供了创新资金，缓解了企业创新资源相对不足的困境，同时补偿了企业创新的知识溢出效应，进一步提高企业创新积极性，此外，政府补助传递了国家重点发展产业的战略方向、政府政策倾向、扶持力度，以及该产业发展前景等有用信息，能够鼓励企业增加R&D投入，为企业技术创新活动提供投资保障，有利于企业把握技术创新的机会，能够通过知识溢出效应，促进企业自主创新，提高创新产出效率（郭晓丹和何文韬，2011）。企业获得政府创新补助会向外释放积极信号，从而争取到更多的社会资源集聚（郭玥，2018）。

企业要引进软件和信息技术服务需要研发资金的支撑，企业能否得到足够的研发资金关系到自身创新活动能否开展，政府补助一方面可以直接增加企业的研发资金，另一方面发挥“信号”作用，帮助企业吸引外来投资。基于此，本文提出以下假设：

H4：政府补助在软件和信息技术服务进口影响企业创新中起正调节作用。

四、研究设计与数据说明

（一）模型构建

本文研究的样本为面板数据，借鉴吴超鹏和唐菂（2016）使用宏微观数据结合进行研究的案例，构建固定效应模型，使用LSDV估计方法，对企业所属行业和时间进行控制，将软件和信息技术服务进口对企业创新影响的初始计量模型设定为：

其中i表示企业，t表示年份，p表示企业所属的省份，j表示企业所属的行业，lnInnoi,t表示公司i在t年的创新产出能力，Techi,p,t表示公司i所在p省在t年对应的软件和技术服务进口额，controlsi,t代表各个控制变量，θt表示时间固定，μj表示行业固定，εi,t为随机误差项。

（二）样本选择

本文将服务贸易中的知识产权使用费以及电信、计算机和信息服务费汇总，作为软件和信息技术服务进口数据。由于我国服务贸易统计工作起步较晚，且有相关数据统计公布的省份较少，本文选取2011—2018年《中国商务年鉴》中有公布服务贸易细分行业进出口数据的14个省市，分别为安徽省、北京市、福建省、广东省、贵州省、海南省、河北省、河南省、江西省、青海省、山东省、山西省、上海市、浙江省。14个省市的软件和信息技术服务进口数据通过以上方法计算整理而得，其中缺失值使用插值法补全，并把美元数据按当年平均汇率换算成人民币。

企业创新数据来源于国泰安数据库，选取以上14省市上市公司作为研究对象，共选取966个上市企业作为研究样本。

（三）变量说明

1.被解释变量

企业创新（lnInno），本文研究对象为企业创新产出，参考吴尧和沈坤荣（2020）的做法，在基准回归中使用上市公司的专利申请数来度量企业的创新产出，并使用上市公司的专利被授权数进行稳健性检验。为消除异方差的影响，对专利申请数和授权数进行加1后取对数处理，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。

2.核心解释变量

软件和信息技术服务进口（Tech）。根据上文说明，本文选取《中国商务年鉴》中14个省市的软件和信息技术服务进口额占对应省市GDP比重作为软件和信息技术服务进口的代理变量。并使用城市层面对数化的软件和信息技术服务进口额进行稳健性检验。

3.控制变量

本文借鉴吴超鹏和唐菂（2016），李林木和汪冲（2017），潘越等（2017）等前人研究文献，加入了影响企业创新的其他控制变量。

省级层面的控制变量包括：市场发展程度（lnGDP），使用各省GDP作为代理变量，并取对数处理。市场增长速度(PGDP)，用各省人均GDP增长率来表示。

企业方面的控制变量包括：企业规模（lnscale），用企业总资产加1后取对数。企业盈利能力（roa），净利润占总资产百分比。企业偿债能力（rol），期末资产负债总额占总资产的百分比。无形资产（IA），企业无形资产占总资产的百分比。政府补助（lnsub），政府给企业的补助加1后取对数来表示。企业研发投入水平（RDSR），研发投入金额占营业收入的百分比。企业上市年龄（lnage），统计当年减去企业上市当年加1后取对数。企业性质(soe），本文构建企业产业性质虚拟变量，将国有或国有控股以及事业单位统称为国有企业，用1表示，集体企业、私营企业、外商独资、中外合资和其他类企业统称为非国有企业，用0表示。

其中各省GDP和人均GDP增长率来源于《中国统计年鉴》，其余企业控制变量数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。本文数据均为笔者经过计算整理而得。各变量的描述性统计分析如下表1。

表1 描述性统计分析

五、实证分析

（一）基准回归分析

根据模型（1）将相关变量代入进行实证检验，本文借鉴李健等（2022）的处理方式，采用递进式的回归策略，表2第（1）至（3）列汇报了软件和信息服务进口对企业创新的回归结果，表中第（1）列仅加入了核心解释变量，可以看出，软件和信息技术服务对企业创新的回归系数是0.1308，且通过了1%的显著性水平检验。第（2）列加入了企业层面的控制变量，软件和信息技术服务进口与企业创新的相关性系数和显著性水平有所降低，可能是因为纳入的都是企业层面的控制变量，稀释了软件和信息技术服务进口对企业创新的作用，但可以发现结果在5%的水平显著，显著性依然稳健。第（3）列同时加入了企业层面和省级层面的控制变量，可以发现，结果在1%的水平显著，且相关性系数较第（1）列有略微下降，但相差不大，说明加入省级层面控制变量后，加强了宏观因素的影响效果。从回归结果可以看出，软件和信息技术服务的引进可以提高企业的创新能力，假说1成立。如前文所述，软件和信息技术服务进口可以通过增加研发资金投入的直接效应影响企业创新活动，表2第（2）列和第（3）列可以看出，企业研发资金投入对企业创新影响为正且显著，说明直接影响机制成立。

表2 软件和信息技术服务进口对企业创新的影响及影响机制

（二）影响机制检验

软件和信息技术服务进口还通过技术溢出效应影响企业的创新产出，本土企业引进软件和信息技术服务产生创新成果后，产生外部性，促使其竞争公司采用高薪或其他方式吸引具有该创新能力的研发人员，继续进行创新活动。因此软件和信息技术服务的引进通过人力资本流动产生的技术溢出效应促进了企业对研发人数的投入，本文选用企业的研发人数Human作为中介变量，对影响机制进行检验，式（2）表示了软件和信息技术服务进口对企业研发人力资本的影响。企业研发人数数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。

表2第（4）列汇报了分析结果，可以看出，软件和信息技术服务的引进对企业研发人力资本的投入有显著正向促进作用。人力资本的投入对企业创新的促进作用也得到了不少学者的证实：企业自身的人力资本对企业生产率有着明显的正向影响（王恬，2008），人力资本是技术进步和TFP增长的重要决定因素（夏良科，2010），可以驱动高新技术企业自主创新的有效性（卢馨，2013），研发人员等知识型人才作为企业中最重要的人力资源之一，对企业技术创新能力有着重要的影响（蔡树堂和吕自圆，2015）。因此软件和信息技术服务进口通过促进企业增加人力资本投入进而提高企业创新产出，假说2成立。

（三）异质性分析

1.行业异质性分析

软件和信息技术服务业，一方面方便了人们的日常生活，另一方面，大量工业工具软件的知识产权、核心技术依然被国外掌控，我国目前还主要依赖购买这方面技术服务来解决工业上遇到的问题，本文将行业划分为三组，第一组为制造业，第二组为软件和信息技术服务业，第三组为这两个行业之外的其他行业。表3第（1）至（3）列汇报了分析结果，可以看出，软件和信息技术服务进口对制造业和其他行业的企业创新影响系数为正，且在1%的水平显著，然而对软件和信息技术服务业企业的创新能力的影响不显著，结果表明，软件和信息技术服务进口对不同行业企业创新影响不同。

表3 企业所属地区异质性分组

2.地区异质性分析

本文将14个省市分为东、中、西部地区三组，对三组地区分别进行回归，结果汇报于表3第（4）至（6）列，可以看出，软件和信息技术服务对东部地区企业创新影响为正，且在1%的水平上显著，对中部地区的影响为正，在10%的水平上显著，对西部地区影响系数为负且不显著，结果表明软件和信息技术服务进口对不同地区企业创新影响不同。

（四）稳健性检验

1.替换被解释变量

本文采用前进一期的企业专利授权数量加1后取对数（lnInnol）作为企业创新指标的替代变量，对基准回归进行稳健性检验，企业申请的专利被授权说明企业个体的创新行为得到了官方认证，是企业创新活动成果的有效体现，企业专利授权数据来源于国泰安数据库。表4第（1）列汇报了分析结果，可以看出，软件和信息技术服务进口对前进一期的专利授权量影响为正且通过了5%的显著性检验，验证了假说1成立。

表4 稳健性检验

2.替换解释变量

根据城市GDP占对应省份GDP的比重，得出各城市软件和信息技术服务进口额（cityTechn），并进行对数化处理后（lncityTechn）作为解释变量的替代变量，对基准回归进行稳健性检验，其中cityTechni,c,t表示企业i所属城市c在t年的软件和信息技术服务进口额。回归结果如表4第（2）列所示，城市层面软件和信息技术服务进口对企业创新的影响系数为0.0479，且在1%的水平显著，再次验证了假说1成立。

3.使用Tobit模型

本文的被解释变量企业创新能力数值特点为正值连续分布且与零值共存，针对这种类型的数据，可以采用Tobit模型进行重新检验，以保证研究结果的有效性，如表4第（3）列结果所示，更改估计方法后，软件和信息技术服务进口的系数为0.1634，且在5%的水平显著，说明软件和信息技术服务进口可以促进企业创新这一结论依然稳健。表4第（3）列回归结果中，因Tobit模型无法使用稳健标准误，故第(3)列使用的是普通标准误下的t统计量。

4.时滞性检验

在基准回归中，为了直观地观测软件和信息技术服务进口对企业创新的影响，采用的是同期数据，但企业的技术积累和创新的实现需要一定的时间沉淀，因而企业专利申请可能会存在一定的时滞性。本文将核心解释变量采取滞后1～3期，对滞后效应进行检验，表4第（4）～（6）列汇报了实证检验结果，可以看出，将自变量（Tech）滞后1～3期后，自变量前的回归系数均为正，且均通过了1%的显著性检验，说明引进软件和信息技术服务对企业创新具有一定时间的持续性促进作用，再次验证了假说1成立。

5.内生性分析

考虑到软件和信息技术服务进口与企业创新可能存在互为因果的内生性问题，本文借鉴黄群慧（2019）选择工具变量的方法，使用1998年各省市光缆长度占省份面积的比例和第三产业从业人数占三个产业从业总人数比例为工具变量，选择这两项作为工具变量的原因在于光缆长度占比显示了一地区对通信和信息传输的重视程度，第三产业主要为服务业，一地区第三产业人数占比可以显示出地区服务业的发展程度，这两项与地区软件和信息技术服务的引进都有直接相关关系，而与单独企业的创新能力相关性较弱，符合工具变量的选择要求。另外由于本文探讨的是面板数据，需要有时间序列，本文引入2011—2018年滞后一期的服务贸易进口总额，分别与光缆长度占省份面积比和第三产业人数占比相乘形成交互项构建面板数据，作为软件和信息技术服务进口的工具变量。工具变量所用数据均来源于《中国统计年鉴》。使用2SLS两阶段最小二乘法进行回归分析，表5报告了工具变量第一、二阶段的回归结果，从表中可以看出，两个工具变量对自变量的影响为正且显著，第一阶段F值为13 854.43大于10，说明工具变量不是弱工具变量，第二阶段自变量对因变量影响为正且显著，LM统计量的P值为0.0000，显著拒绝原假设，说明工具变量是可识别的。Cragg-Donald Wald F statistic 值为14 959.48，大于Stock-Yogo弱工具变量识别10%偏误的临界值19.13，也说明工具变量不是弱工具变量。Hansen过度识别检验结果p值为0.7501，表示接受原假设，所有工具变量都是外生的。且回归结果在1%的水平显著，相关性系数为0.1208，与基准回归结果相关性系数0.1111相比，差别不大，这表明采用LSDV方法的基准回归结果是可信的，假说1仍然成立。

表5 内生性分析-2SLS两阶段最小二乘法

（五）调节机制检验

1.国有企业性质的调节效应

根据假说3，企业国有性质在软件和信息技术服务进口影响企业创新中起正向调节作用。本文将软件和信息技术服务进口额与企业性质相乘形成交互项Tsoe_c，构建以下模型：

并进行回归分析，结果如表6第（1）列所示，软件和信息技术服务进口可以显著促进企业创新，进一步验证了假说1成立，企业性质对企业创新的影响为正，且在1%的水平上显著，因本文设定国有企业为1，非国有企业为0，即国有企业性质对企业创新起到了显著的促进作用。软件和信息技术服务进口额与企业性质的交互项系数为正，且通过了1%的显著性检验，说明国企性质对软件和信息技术服务进口促进企业创新有一定的正向调节作用，假说3成立。

表6 国有性质和政府补助的调节效应

2.政府补助的调节效应

根据假说4，政府补助在软件和信息技术服务进口影响企业创新中起正向调节作用。本文将软件和信息技术服务进口额与政府补助相乘形成交互项Tsub_c，构建以下模型：

并进行回归分析，结果如表6第（2）列所示，软件和信息技术服务进口对企业创新具有显著的促进作用，进一步验证了假说1。政府补助对企业创新的影响为正，且在1%的水平上显著，说明政府补助促进了企业的创新产出。软件和信息技术服务进口额与政府补助的交互项系为正，且通过了1%的显著性检验，说明政府补助对软件和信息技术服务进口促进企业创新有一定的正向调节作用，假说4成立。

六、研究结论与政策建议

本文在前人研究的基础上，基于2011—2018年14省市上市公司的样本数据对软件和信息技术服务进口对企业创新能力的影响进行研究，得出如下结论：（1）软件和信息技术服务进口整体上可以提高企业的创新水平。（2）软件和信息技术服务进口在不同行业和不同地区产生的创新影响不同。（3）国有企业性质和政府补助在软件和信息技术服务进口对企业创新影响过程中均起正向调节作用。

为提高我国企业创新能力和加快企业转型升级，本文提出以下政策建议：（1）企业在自身资金承受范围内可增加进口软件和信息技术服务，并应充分利用，组织企业内部技术人员进行学习消化和吸收，转化为自身的技术资产。（2）政府应加大对软件和信息技术服务贸易的支持力度，提供更多服务贸易交流平台，加强国内外服务贸易企业的相互学习沟通。（3）“中美贸易摩擦”对我国软件和信息技术服务进口造成一定影响，我国应加快自身软件和信息技术服务行业的发展，争取早日实现国产化替代进口。