产品市场竞争与企业创新：一项准自然实验

(1.中央财经大学会计学院，北京100081；2.上海大学悉尼工商学院，上海201800；3.北京工商大学商学院，北京100048)

一、引言

创新对于推动经济持续健康发展具有重要意义[1]，企业作为市场经济中最活跃的主体，是推动国家创新发展的重要力量，因此，在我国经济进入“换挡减速增效”的背景下，进一步研究影响企业创新的因素成为理论界和实务界探讨的重点问题。企业创新决策是在考虑企业自身特征后对市场环境变化做出的反应[2]，从这个角度讲，作为一种外部治理机制，产品市场竞争程度的变化会通过与企业内部治理机制的互动，最终影响到企业管理层的创新决策[3]。

但关于产品市场竞争程度的变化对企业创新的影响，目前并未得出一致的结论。研究普遍认为，产品市场竞争对企业创新的影响存在区间效应，表现为先升后降的倒U型关系[4-7]；但也有研究认为，产品市场竞争程度的提高会通过清算威胁、接管风险等渠道提高企业创新水平[8-10]。此外，Grossman和Helpman(1991)[11]通过研究发现，高度的市场竞争所引发的跟随效应和模仿行为会削弱单位产品创新所产生的价值增量，会抑制管理层的创新动机。这些研究对于理解产品市场竞争与企业创新的关系固然重要，但在理论层面和实证层面存在以下几个方面的不足：第一，以往研究基本上是基于制度经济学派或者“法与金融”学派的观点，基于跨国数据或者宏观的国家、地区层面研究产品市场竞争与企业创新的相关关系，国家之间具体国情的差异以及其他不可观测因素的影响，使得以往的研究结论存在较大的内生性问题。第二，以往研究中关于产品市场竞争度量指标的选取存在较大的“噪音”。以往研究中普遍采用“赫芬达尔指数”(HHI)作为市场竞争程度的代理变量。HHI的前提假设是同一年度、同一行业的所有企业面临着相同的竞争程度，但通过混合截面数据得出的企业创新水平却存在巨大的差异，从而使结果缺乏稳健性。第三，以往的绝大多数相关研究刻画的都是产品市场竞争与企业创新的相关关系，而不是逻辑上的因果关系。相关关系很容易受到内生性问题的干扰且难以排除替代性解释，使得研究结论可靠性不足且难以识别二者在逻辑上的因果关系。

基于以上分析，有必要探索新的方法进一步深化对产品市场竞争与企业创新因果关系的研究。借鉴蒋灵多和陆毅(2018)[12]和Cornaggia等(2013)[13]的思路，本文采用我国政府在2011年对《外商投资产业指导目录》(1)以下简称《指导目录》。中限制性投资目录的调整作为外生事件，利用准自然实验的方法，研究产品市场竞争程度的提高对企业创新的影响。2011年《指导目录》的调整大幅度减少了外商投资的限制性目录，有利于外资更加充分地进入我国市场，对外开放水平的提高会推动国内市场竞争程度的提高[12]，从而有利于我们观察产品市场竞争程度的变化对企业创新的影响。

相比于既有研究文献，本研究存在以下几个方面的增量贡献：第一，进一步丰富了产品市场竞争与企业创新的研究成果。以往关于产品市场竞争与企业创新的研究大多基于国家或者地区层面的数据，结论容易受到不可观测的潜在因素的影响，且对于微观企业层面的研究不足，本文立足于我国独特的治理背景，从微观层面进一步建立起了产品市场竞争与企业创新的因果关系，并进一步研究了其作用环境，拓展了既有研究成果。现有文献很多是基于研发后竞争对行业内其他企业创新动机的影响[14-15]，即行业内标杆企业进行创新后，影响了现有的市场竞争程度，进而对行业内其他企业的创新激励产生影响。但事实上，企业创新激励不仅受到研发后竞争的影响，也依赖于研发前的竞争[8]，因此，本文利用外生事件对现有市场竞争程度的影响，研究了研发前的竞争对企业创新激励的作用，丰富了这一领域的研究成果。第二，关于外部市场竞争作用于企业创新的路径，以往相关研究略显不足，这不利于深入认识产品市场竞争与企业创新的关系，本文揭示了产品市场竞争作用于企业创新的机制。通过研究发现，产品市场竞争通过抑制代理问题、提高高管激励有效性以及缓解信息不对称三种路径提高企业创新水平，深化了产品市场竞争与企业创新的研究。第三，以往研究通过具体变量对市场竞争程度进行度量，具体指标的“噪音”使得研究结果易受内生性问题的影响。本文利用准自然实验设计，克服了传统方法的内生性问题，更好地检验了产品市场竞争与企业创新的因果关系。

二、理论基础与研究假设

(一)产品市场竞争对企业创新的作用

市场竞争与公司治理的相关关系很早就引起了理论界的关注，James和Lewis(1986)[16]最先提出了产品市场竞争与企业财务结构的“相互作用原理”，发现了产品市场竞争与企业财务决策的互动效应。自此，大量研究开始关注产品市场竞争的公司治理作用。作为一种外部治理机制，市场竞争能够发挥比控制权市场和管理层监督更为有效的作用[17]，其原因在于产品市场竞争作用于公司治理的三种动力机制，即清算威胁假说、声誉激励假说和信息假说。其一，清算威胁假说认为，随着市场竞争程度的提高，市场竞争的“淘汰效应”增强，任何偏离成本最小化和利润最大化的公司最终会被市场所驱逐[18]，为了降低接管风险以及由此引发的雇佣风险，公司管理层会采取积极措施，自觉抑制代理成本，改善公司治理状况[19]。此外，清算威胁所产生的倒逼机制有利于促使公司治理当局学习行业标杆的经验，通过引入市场化的治理机制和激励模式，使得管理层激励方案更好地体现市场规律，提高管理层激励有效性[20]，缓解股东与管理层的利益分歧，从而促进企业在日益激烈的竞争中取得优势。其二，声誉激励假说认为，有了产品市场竞争的比较，经理人市场的信誉机制就可以更好地发挥作用。一方面，市场竞争使得股东和投资者能够更充分地获取管理层信息，从而压缩了管理层通过过度投资、超额在职消费谋求个人利益的空间，抑制了管理层道德风险和逆向选择的动机，另一方面，管理层只有通过更好的业绩表现，才能树立声誉，从而获得声誉报酬。其三，信息假说认为，产品市场竞争越充分，管理层出于缓解融资约束、提高投资效率等目的，会提高信息披露数量和质量，从而缓解信息不对称[21]。此外，市场中参与竞争的企业数量的增多，使得投资者和股东通过企业间的业绩比较就可以有效识别管理层的努力程度[15,22]，也即市场竞争通过缓解信息不对称程度，进而提高了公司治理水平。

作为反映公司治理水平的一个方面，企业创新也会受到产品市场竞争程度变化的影响。但以往研究研究认为，产品市场竞争与企业创新存在非线性的区间效应，即适度的产品市场竞争有利于促进企业创新水平的提高[4-7]。Aghion等(2013)[23]将其解释为“逃离效应”和“熊彼特效应”，即当市场竞争程度逐步加大时，企业盈利空间随之受到压缩，企业出于“逃离”当前竞争状况的目的，会加大创新力度，此时市场竞争与企业创新的关系表现为“逃离效应”，此时的市场竞争程度有利于企业创新，但竞争强度超过某一阀值时，企业在承担创新风险的同时，其获取的创新收益边际价值降低，此时企业会减少创新活动，表现出“熊彼特效应”。然而，关于产品市场竞争对企业创新作用的分析不能脱离我国新兴加转型的特殊发展背景。具体而言，我国市场经济发展时间较短且在不同行业和不同地区间很不均衡[24]，虽然通过持续的市场化改革，我国的市场竞争程度得到不断提高，但与发达国家相比，我国的市场竞争的发育程度还不够成熟[25]。尽管某些行业、某些地区的市场化改革已经取得了决定性胜利，但总体而言，很多非市场因素仍然在资源配置中占有重要地位，这也是我国通过扩大对外开放提高市场竞争程度的原因之一。此外，Aghion等(2013)[23]提出，对企业创新成果保护较好的国家有利于抑制“熊彼特效应”。近年来，随着我国《专利法》的修订与《物权法》的通过，有效地降低了创新溢出效应。因此，结合我国具体发展阶段来看，当前市场竞争程度的提高有利于促进企业创新。基于此，本文提出如下假设。

H1产品市场竞争程度的提高有利于促进企业创新。

(二)产品市场竞争影响企业创新的作用路径

根据前面的论述，产品市场竞争有利于提升企业创新水平。更进一步的问题是，产品市场竞争作为一种外部治理机制，是通过哪些渠道作用于企业管理层创新决策，最终表现为企业创新水平的提高？这个问题的回答，有助于进一步打开市场竞争与企业创新关系的“黑箱”。结合我国现阶段发展背景以及独特的公司治理模式，我们认为由外部市场竞争作用于企业创新，就微观企业层面而言，主要存在三种路径：代理冲突路径、高管激励路径以及信息透明度路径。具体而言，其一，代理冲突路径。在我国上市公司中，普遍存在着两类代理冲突，股东—管理层代理冲突(第一类代理冲突)以及大股东—中小股东代理冲突(第二类代理冲突)，其中第一类代理冲突是影响企业投资决策的主要因素[26]。在两权分离的条件下，管理者出于风险规避与自利主义的倾向，往往通过构建“企业帝国”与追求超额在职消费以扩大自身可支配资源的范围[27-28]，从而使得风险较高的创新投入成为被削减的对象[29]，最终抑制企业创新。但市场竞争可以缓解代理问题，一方面，相对充分的市场竞争意味着更低的行业进入壁垒和较高的沉没成本，由此增加了公司面临的接管风险[13]，使得管理层出于未来职业生涯和声誉损失的考虑，会自觉降低代理成本，从而缓解了股东与管理层的代理冲突。另外，企业创新是企业获得持续竞争力的源泉[1]，出于企业长远发展的考虑，管理层会更加注重企业创新。其二，高管激励路径。市场竞争程度的提高有利于提高高管激励有效性，一方面，市场竞争程度越高，行业标杆的作用越明显，相对业绩评价越会得到广泛的应用[30]，加之市场竞争过程中企业之间的“学习效应”[31-32]，使得管理层有动机参考行业标杆的创新水平，并对本企业的创新活动进行调整，从而促进创新水平的提高，即市场竞争提高了管理层的自我激励，从而促进企业创新；另一方面，外部市场竞争机制越完善，企业内部激励机制的市场化程度越高。创新的高风险性需要薪酬契约弥补管理层人力资本溢价[33]，而单一的以货币薪酬为主体的薪酬契约黏性较低，不利于提高管理层风险承担能力，市场竞争程度的提高，加之行业标杆作用的加强，股东所获取的激励信息更加充分，更具备在公司内部引入市场化的激励模式，从而提高高管风险承担能力，提高企业创新水平。其三，信息透明度路径。处于竞争程度较高环境下的企业，其信息透明度往往较高[34]，市场竞争程度的改善显著提高了企业信息披露的频率和数量，且无论好消息还是坏消息的数量和内容都更加丰富[35]。在比较充分的竞争环境下，企业披露好消息可以向市场传递利好信号，披露坏消息可以阻止潜在竞争者进入市场。信息不对称程度的缓解，提高了外部投资者和其他利益相关者对企业监督的效率[36]，从而有利于约束管理层的利益侵占行为，使得管理层将更多的企业资源应用于创新活动中，以此为股东创造财富并提高企业竞争力，从而提高企业创新水平。基于此，提出如下假设。

H2a代理冲突的缓解在产品市场竞争与企业创新之间发挥了中介作用；

H2b管理层激励水平的提高在产品市场竞争与企业创新之间发挥了中介作用；

H2c信息透明度的提高在产品市场竞争与企业创新之间发挥了中介作用。

三、研究设计

(一)关键变量的定义与度量

1.准自然实验设计

正如上文所述，以往研究关于产品市场竞争的度量方法噪音较大，而且使用以上的度量指标研究产品市场竞争与企业创新的关系都会或多或少受到样本选择偏差和反向因果产生等内生性问题的影响，因此提供的经验证据欠缺稳健性。为了克服以往研究的内生性问题，本文拟采用准自然实验的方法，通过外生事件的冲击研究该事件发生前后所引发的产品市场竞争强度的变化，以及由此产生的对企业创新水平的影响。

具体而言，基于外生政策事件的可得性，本文选取2011年外商投资产业管制减少作为外生政策，进行准自然实验。外商投资产业扩大对外开放是理想的外生事件。第一，《指导目录》调整的重点在于进一步减少限制性外商投资行业，放宽市场准入，对外开放程度的扩大有利于提高国内市场的竞争程度[12]，从而为观察产品市场竞争程度变化前后对企业创新水平的影响创造了合理条件。第二，该政策对于所涉及的行业具有强制性约束，所涉及行业中的企业不能根据自身状况选择是否适用该政策，且该政策对不同行业的影响存在差异，便于划分实验组和控制组。第三，企业无法事先准确预知《指导目录》的调整时间及所涉及的行业，因此企业无法事先对自身活动进行调整。

《指导目录》自首次发布以来历经多次调整，之所以选取2011年修订《指导目录》 作为外生事件主要是基于两方面的原因。首先，本文选取的样本区间是2003—2017年，选取该政策使得政策冲击前后的时间跨度相差不大，时间序列相对均衡；其次，2011年的修订对于外商投资产业的限制有大幅度的减少，其中涉及证监会2012版行业分类目录中的7大行业，以及制造业二细分类中的7个行业，受到政策影响的范围较大，更加有利于观测政策变化前后的影响。

基于以上研究思路，本文采用双重差分(DID)方法，将研究样本做如下设计：(1)2012年及以后的数据赋值为1，否则赋值为0；(2)对于受到政策影响的企业赋值为1，否则赋值为0。这样可以比较“干净地”观测到2011年政策修订前后所引发的产品市场竞争程度的变化，并以此为事件窗口，研究产品市场竞争程度的变化对于企业创新的影响。

2.企业创新

在以往研究中，关于企业创新的度量主要基于两方面的视角展开。一是企业创新的强度，如通过企业年末实际研发支出数进行度量，或者用研发支出占当年营业收入的比重度量；二是企业创新的效果，主要是利用企业专利数量进行度量。但这些度量方法存在一定的不足，关于创新强度的度量，首先，研发支出只能观测到创新投入端的情况而难以从表现出创新的其他维度特征；其次，研发支出受到企业对其进行的资本化处理和费用化处理的影响，不同的处理标准会对结果产生不同的影响[37]。关于创新成果的度量，以专利为基础的指标只能观察到企业创新产出端的情况，而难以与投入端建立某种必要的联系。基于此，本文借鉴Cooper等(2017)[38]的方法，使用单位研发支出的专利数量作为企业创新的代理变量，即企业专利数量与相应年度研发支出的比值。这样可以将企业创新的投入端和产出端联系在一起，观察企业运用研发支出的效率。

3.中介变量

为了对产品市场竞争作用于企业创新的机制进行检验，选取管理费用率(Adm)、高管持股量(Stock)和盈余管理水平(DA)作为代理冲突、高管激励与企业信息透明度的代理变量。管理费用能够对管理层的在职消费、不当开支等代理成本提供良好度量[39]。有效的激励模式必然具有长期导向性和柔性机制的特征，因此，选取高管持股量的自然对数对高管激励进行度量。对于盈余管理水平，采用修正的Jones模型度量。

4.控制变量

为了保证回归结果的稳健性，本文控制了那些可能会对企业创新产生影响的其他相关因素。主要包括：企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、自由现金流量(FCF)、年末现金持有量(Cash)、资产报酬率(ROA)、企业价值(Tobinq)。以上变量的具体含义及计算公式详见表1。

表1 变量含义定义表

变量类别变量名变量含义具体计算公式解释变量与被解释变量Inno企业创新企业专利数量与相应年度的研发支出的比值Com是否受到产业政策影响受到产业政策影响赋值为1,否则赋值为0Aft是否在2011年以后2012年及以后赋值为1,否则赋值为0中介变量Adm管理费用率当年管理费用/主营业务收入Stock高管激励高管持股量的自然对数DA信息透明度采用修正Jones模型度量控制变量Size企业规模公司年末总资产的自然对数ROA盈利率净利润/总资产平均余额Lev财务杠杆负债总额/资产总额TobinQ成长性公司市场价值/资产重置成本Cash年末现金持有量(年末货币资金+短期性投资)/总资产FCF自由现金流量(净利润+利息费用+非现金支出)-资本性支出Year年度虚拟变量代表年度固定效应Ind行业虚拟变量代表行业固定效应

(二)样本的选取

本文主要选取2003—2017年上市公司相关数据，本文展开研究所依赖的公司财务及公司治理的相关数据来源于国泰安(CSMAR)数据库。与此同时，为了提高回归结果的稳健性，本文对数据做了如下基本处理：(1)剔除了金融类上市公司样本；(2)剔除了ST、PT上市公司样本；(3)剔除了资不抵债的公司样本；(4)剔除了行业内少于10家公司的样本；(5)为了剔除极端值对样本的影响，对样本数据进行了上下1%的缩尾处理。通过上述处理，本文共获取了包括14 626个有效样本的非平衡面板数据。

(三)模型的构建

为了开展实证研究，本文构建了如下回归模型。其中，为了使形式更加简洁，模型中所有的控制变量均表示为Ctrl。

1.产品市场竞争与企业创新

为了建立起产品市场竞争与企业创新的因果关系，我们运用双重差分(DID)的方法进行回归分析，具体模型如下

(1)

模型(1)是检验产品市场竞争与企业创新的DID模型。主要关注交互项系数β3的方向及显著性，根据本文的预期，系数β3应当显著为正，从而可以说明在2011年外商投资产业政策调整后，产品市场竞争程度的提高促进了企业创新。

2.作用路径检验模型

根据张涵和康飞(2016)[40]的观点，运用bootstrap方法进行中介效应分析可以有效降低发生第Ⅰ类错误的概率，且相比于Sobel Z检验，可以有效保证样本的正态分布，因此，本文采用bootstrap方法进行中介效应检验。为此，在模型(1)的基础上构建如下模型

(2)

(3)

模型(2)和模型(3)中的Med表示中介变量，具体包括代理冲突(Adm)、高管激励(Stock)、信息透明度(DA)。通过在实验组和控制组随机抽取样本的方法进行中介效应检验，通过观察模式(2)中的系数α3及模型(3)中的系数的方向及显著性，可以判断中介变量是否存在中介效应。

四、实证检验结果

(一)描述性统计

通过表2列示的结果可以发现，不同企业之间的创新水平平均达到16.72%，标准差为2.373，这反映了不同企业之间的创新水平存在较大差异。从产品市场竞争状况(Com)来看，总体上平均有68.1%的样本受到了外商投资开放水平提高的影响，就时间序列分布状况而言，Aft的平均值为0.553，说明样本在2011年前后分布较为均衡，从而为本文的研究提供了良好的研究样本。

(二)回归结果及分析

为了验证本文提出的假设，检验产品市场竞争与企业创新的因果关系及其作用路径，在控制了相关影响因素之后，进行了回归分析。具体结果见表3-表5。

表2 变量描述性统计表

表3 平行趋势假设检验结果

Inno2003—20112012—2017实验组1.4251.861控制组1.3821.751Diff0.043(1.27)0.110∗(1.95)

由表3的结果可以发现，在2011年《指导目录》调整之前，实验组与控制组样本的创新水平不存在显著差异，但2011年之后，随着对外商投资管制的逐步开放，实验组和控制组样本的创新水平虽都有所提高，但二者的创新水平已经存在显著差异，且实验组样本的提高程度更加显著，从而验证了平行趋势假设。

在以上分析的基础上，通过双重差分模型对产品市场竞争与企业创新的关系进行检验。具体结果见表4。

表4的列(1)和列(2)分别列示了DID模型和动态效应模型检验结果。由列(1)的结果可以发现，交互项Com×Aft的系数显著为正，说明产品市场竞争程度的提高有利于促进企业创新水平的提高。就经济意义而言，列(1)的结果表明，产品市场竞争程度每提高1个单位，在其他条件不变的情况下，企业创新水平提高4.3%。为了从动态视角更加细致地观察产品市场竞争程度的变化对企业创新的影响，在模型(3)的基础上引入时间指示变量哑变量，其中D2012是2012年哑变量，若样本属于2012年赋值为1，否则赋值为0；D2013表示如果样本属于2013年赋值为1，否则赋值为0；D2014+表示如果样本属于2014年及之后年度赋值为1，否则赋值为0。通过动态效应模型的回归结果可以发现，市场竞争程度的提高对企业创新水平的影响具有持续性，且作用在逐步增强，从而验证了假设1。

表4 产品市场竞争与企业创新的回归结果

回归类型InnoDID模型动态效应模型(1)(2)Com0.052∗∗(2.21)0.044∗(1.81)Aft0.018∗(1.66)0.021∗∗(1.97)Com×Aft0.027∗∗∗(3.37)—D2012×Com—0.026∗∗(1.97)D2013×Com—0.032∗∗(2.19)D2014+×Com—0.047∗∗∗(2.71)Cash0.041(1.28)0.065(1.59)FCF0.031∗∗∗(2.28)0.049∗(1.67)Size0.078∗∗∗(3.33)0.024∗∗∗(3.15)Lev-0.055∗(-1.71)-0.054∗∗(-2.20)ROA0.011∗∗(2.11)0.019∗∗∗(3.01)Tobinq0.058∗∗∗(2.58)0.015∗∗∗(3.58)Year控制控制Ind控制控制Observations14 62614 626F值19.6222.70Adj.R20.160.21

注：括号中数值为t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。下同。

进一步地，本文试图探讨产品市场竞争作用于企业创新的可能路径。笔者认为，产品市场竞争通过抑制管理层代理问题、提高管理层激励有效性、提高企业信息透明度，进而促进企业创新。为了检验以上假设，采用依次检验法，并结合bootstrap中介效应检验法保证样本的随机性。第一步，通过模型(1)检验竞争与创新的关系；第二步，通过模型(2)检验竞争与中介变量的关系；第三步，通过模型(3)检验竞争、中介变量与创新的关系，具体结果见表5。

表5 产品市场竞争与企业创新作用机制检验结果

中介变量因变量Med=AdmMed=StockMed=DAMed=AdmMed=StockMed=DAAdmStockDAInnoInnoInno(1)(2)(3)(4)(5)(6)Com-0.077∗∗(-2.12)0.023∗∗∗(2.28)-0.053∗(-1.73)-0.053∗(-1.81)0.022∗(1.85)-0.042∗(-1.70)Aft-0.035∗∗∗(-2.79)0.016∗(1.73)-0.038∗∗(-2.22)-0.026∗(-1.73)0.021∗(1.85)-0.020∗∗(-2.14)Com×Aft-0.025∗∗(-1.97)0.033∗∗(2.18)-0.033∗(-1.77)-0.022∗∗(-1.99)0.027∗∗(2.00)-0.016∗(1.80)Med———-0.062∗∗∗(-3.33)0.057∗∗(2.23)-0.037∗∗(-2.19)Cash0.008∗(1.66)-0.011(-1.51)-0.006(-0.72)0.010(1.62)0.031∗(1.92)0.036(1.24)FCF0.015∗(1.70)0.022∗∗(2.37)-0.081∗(-1.76)0.017∗∗(2.10)0.058∗∗(2.18)0.013(0.81)Size0.022∗∗∗(2.25)0.076∗∗∗(4.05)-0.089∗∗(-1.89)0.012∗∗∗(2.60)0.055∗∗∗(3.21)0.059∗∗∗(2.76)Lev-0.009(-0.89)-0.002∗(-1.75)0.017∗(1.86)-0.006(-1.03)-0.017∗∗(-1.96)-0.039∗∗(-1.99)ROA0.057∗∗(2.08)0.081∗∗∗(2.72)0.092∗(1.85)0.042(1.19)0.075∗(1.90)0.035∗∗∗(3.08)Tobinq0.105(1.52)0.099∗(1.75)0.017(1.55)0.087∗(1.81)0.081(1.61)0.085(0.22)Year控制控制控制控制控制控制Ind控制控制控制控制控制控制bootstrap Z值1.86∗2.32∗∗∗1.78∗2.01∗∗1.99∗∗1.76∗Adj R20.150.170.190.120.170.16Observations14 62614 62614 62614 62614 62614 626

表5列示了产品市场竞争与企业创新作用机制检验结果，其中列(1)—(3)是模型(2)的回归结果，列(4)—(6)是模型(3)的回归结果，Med表示本文所选取的中介变量，具体包括代理冲突(Adm)、高管激励(Stock)以及信息透明度(DA)。通过观察列(1)—(3)的结果可以发现，交互项Com×Aft的系数至少在10%水平上显著，说明产品市场竞争程度的提高有效降低了代理冲突，抑制了企业盈余管理，提高了高管的激励有效性。表5中列(4)—(6)的结果表明，Med的系数均通过显著性水平检验，说明代理冲突和信息不对称程度的降低，高管激励有效性的提高，有利于提高企业创新水平。此外，bootstrap检验结果表明，本文选取三个中介变量均存在部分中介效应，即产品市场竞争通过降低代理冲突、抑制盈余管理、提高激励有效性的机制提高了企业创新水平，从而验证了H2a-H2c。

(三)稳健性检验

本文的回归采用了相对稳健的DID方法，但作为一种准自然实验的方法，相比于自然实验而言，还是存在一定缺陷。从理论上讲，自然实验的样本在实验组和控制组之间的划分是完全随机的，而且能够有效控制其他因素对于实验结果的影响，从而其实验的结果能够很好地归结于解释变量的变化对被解释变量的影响。但由于社会科学研究对象的复杂性，使得样本的分组要按照是否受到政策冲击作为标准，分配的随机性较弱且难以完全控制干扰项的影响，因此样本很容易受到污染。另一方面，在选取的样本期间内，《指导目录》出现了三次调整(2007年、2011年、2015年)，虽然每次关于限制性外商投资产业的调整涉及到不同行业，理论上不会产生政策效果的“叠加效应”。但为了避免这一潜在问题的影响，本文同样进行了稳健性检验。鉴于此，采取四种方法进行稳健性检验：(1)进行二次政策冲击DID检验。本文的主回归部分采用2011年外商投资产业指导目录的变动作为外生政策。2015年，我国对外商投资产业指导目录又进行了一次修订，其中涉及到12个行业，利用该政策，采用DID方法，以2012—2017年数据为样本，再次进行检验；(2)对原样本采用倾向得分匹配法(PSM)进行稳健性检验；(3)采用反事实的安慰剂检验(Placebo Test)。具体而言，采用政策变化的前一年(2010年)作为虚拟的外生事件，观察在这一虚拟外生事件前后产品市场竞争与企业创新的因果关系，如果结果依然能够通过显著性检验，这说明本研究的结果不具有稳健性，反之，则说明本研究结果具有稳健性；(4)为了避免样本期间内《指导目录》连续调整所产生的潜在问题，采用连续DID进行稳健性检验，观察结果是否存在被高估的现象，如果结果依然显著，则说明本研究的结果具有稳健性。

表6 稳健性检验结果

回归类型DID PSM-DIDPlacebo Test连续DIDInno(1)(2)(3)(4)Com0.044∗∗(2.01)0.061∗(1.67)0.061(1.22)0.072∗∗(2.17)Aft0.051(1.22)0.071(0.99)0.027(1.51)0.022∗(1.67)Com×Aft0.017∗∗∗(4.79)0.045∗(1.82)0.022(1.55)0.061∗∗(1.96)Cash0.025(1.09)0.097(0.05)0.033∗∗(1.97)0.031∗∗∗(2.15)FCF0.098(0.69)0.013(0.02)0.007(1.27)0.006∗(1.76)Size0.011∗∗∗(4.44)0.091∗∗∗(4.02)0.091∗∗∗(2.82)0.109∗∗∗(3.21)Lev-0.029∗∗∗(-2.84)-0.045(-0.27)-0.071∗∗(-2.21)-0.042∗∗(-1.99)ROA1.042∗∗∗(4.23)0.079∗∗∗(3.36)0.013(1.53)0.088(1.58)Tobinq0.020(0.80)0.058(1.01)0.082∗∗(2.18)0.069∗(1.79)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations4 3625 26114 62614 626F值21.5620.3923.6621.51Adj.R20.170.230.170.16

通过以上四种方法进行的稳健性检验结果可以发现，主要变量的相关关系没有变化，且系数的显著性水平符合预期，从而保证了本研究结果的稳健性。特别是安慰剂检验结果表明，本文所检验的产品市场竞争与企业创新的因果关系不是机械式的因果关系，而是逻辑上的因果关系。连续DID的检验结果表明，主要变量系数依然显著，从而说明虽然经历了多次调整，但在样本期间内，政策效果不存在“叠加效应”，结果没有被高估，结果具有稳健性。

(四)进一步研究

通过上述检验，本文验证了产品市场竞争与企业创新的因果关系，以及产品市场竞争作用于企业创新的机制。那么，产品市场竞争作用于企业创新的条件是怎样的？或者说在不同公司内部治理和外部环境的条件下，会对产品市场竞争与企业创新的关系产生怎样的影响？产品市场竞争在什么样的条件下，对企业创新的促进作用更加显著？为此，针对产品市场竞争作用于企业创新的条件问题，进行了子样本检验。

表7 产品市场竞争与企业创新作用条件检验结果

回归类型治理水平较高组治理水平较低组治理水平较高组治理水平较低组(1)(2)(3)(4)Com0.052∗∗∗(3.56)0.050∗∗∗(3.68)0.066∗∗∗(2.81)0.035∗(1.67)Aft0.024(1.38)0.014(1.56)0.096(1.46)0.080∗(1.71)Com×Aft0.077∗∗∗(3.78)0.054(1.85)0.056∗∗(2.14)0.042∗(1.88)Cash0.016(1.02)0.019(1.31)0.045(1.47)0.033∗∗(2.11)FCF0.042(0.38)0.071(0.64)0.026(0.67)0.080(1.26)Size0.037∗(1.96)0.021∗∗∗(2.57)0.034(1.39)0.052∗∗(2.22)Lev-0.022∗∗(-2.08)-0.26∗∗∗(-2.26)-0.052∗∗(-2.18)-0.018∗∗(-1.97)ROA0.093∗∗∗(4.14)0.030∗∗∗(4.12)0.091∗∗∗(3.19)0.055(1.34)Tobinq0.134(2.27)0.112∗(1.69)0.105∗(1.85)0.095(1.52)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations6 5837 7737 0287 598F值27.6023.4823.5422.81Adj R20.150.170.190.15

1.考虑公司治理水平的影响

从式(3)中笛卡尔速度中获得可用的离散样本,然后可以用雅可比矩阵的列向量Ji来改写式(3)的离散形式，得

较高的公司治理水平对企业创新的影响可能更大，一方面，较高的公司治理水平意味着公司内部的治理模式和激励模式具有更高的市场化水平，从而更容易激励高管致力于企业创新；另一方面，较高的公司治理水平具备较高的信息披露质量，从而有利于缓解企业内外部的信息不对称，强化对管理层的监督，有效抑制代理问题，从而有助于促进企业创新水平的提高。参考姜军等(2017)[41]和李玲(2014)[42]的方法，采取股权制衡度(第二至第十大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例)以及是否存在两职合一这两个维度进行子样本分析。其中，股权制衡度高于行业中位数以及不存在两职合一的样本视为治理水平较高的公司，否则视为治理水平较低的公司。表7的结果表明，相比于公司治理水平较低组，公司治理水平较高的企业，市场竞争程度的提高对其创新水平的促进作用更加显著。

2.考虑外部环境的差异

由于很多历史和现实的原因，我国的市场化水平在不同地区和不同行业之间存在比较明显的差异。就地区而言，东部地区的市场化改革已经取得了决定性胜利，但在中西部地区，很多非市场化因素在资源配置中仍具有重要作用。因此，考虑到地区市场化程度的差异对产品市场竞争与企业创新关系的影响，我们进行了子样本分析，地区市场化程度采用樊纲指数度量，高于中位数的视为市场化程度较高组，低于中位数的视为市场化程度较低组。

表8 产品市场竞争与企业创新作用条件检验结果

Inno市场化程度较高组市场化程度较低组竞争性企业功能性企业(1)(2)(3)(4)Com0.052∗(1.72)0.058∗(1.82)0.088∗∗(2.22)0.092∗∗(1.98)Aft0.037∗∗(1.96)0.044∗∗(2.00)0.042(1.64)0.030∗(1.78)Com×Aft0.057∗∗∗(2.66)0.034∗(1.78)0.080∗∗(2.24)0.053∗(1.67)Cash0.017∗∗(1.99)0.020∗∗(2.13)0.008∗(1.76)0.042(1.59)FCF0.082∗(1.80)0.078(1.50)0.012∗∗(1.96)0.049∗∗(2.07)Size0.022∗∗∗(2.52)0.083∗∗(2.71)0.032∗∗∗(3.28)0.052∗∗∗(3.25)Lev-0.027∗(-1.92)-0.028∗∗(-1.97)-0.007∗∗∗(-4.02)-0.102∗∗(-2.21)ROA0.056(1.26)0.032∗∗(2.07)0.055∗∗(2.22)0.025(0.89)Tobinq0.071(1.33)0.057(1.42)0.045∗∗(2.23)0.045∗∗∗(2.67)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制Observations8 3216 3058 7535 873F值22.2820.3025.7220.81Adj R20.140.120.160.17

此外，行业的差异也会对市场竞争程度产生影响，有些行业主要面向市场经营，更多地参与市场竞争，而有些行业的垄断程度则相对较高。就产业部门而言，制造业、建筑业、商业等竞争性部门的市场化程度相对较高；而资源性和涉及资源的产业以及具有天然垄断属性的产业，具有公共产品属性的产业市场化程度则相对较低。北京工商大学“会计与投资者保护”项目组(2014)认为可以将行业按照政府干预与市场竞争程度分为两大类，即高政府干预与低市场竞争行业和低政府干预与高市场竞争行业。借鉴其思路，本文将证监会行业分类(2012)中的农林牧渔业(A)、采掘业(B)、石油、化学、塑胶、塑料业(C4)、金属、非金属业(C6)、电力、煤气及水的生产和供应业(D)、房地产业(J)、传播与文化产业(L)划分为功能性行业，剩余行业划划分为竞争性行业。

表8的结果表明，处于市场化程度较高地区的企业以及竞争性企业，产品市场竞争程度的提高对企业创新的促进作用更加显著。

五、结论与启示

本文以2011年《外商投资产业指导目录》调整为背景，以我国2003—2017年非金融类上市公司为研究对象，运用双重差分模型检验了产品市场竞争程度对企业创新水平的影响并试图建立起二者逻辑上的因果关系。通过研究发现，产品市场竞争程度的提高对企业创新具有促进作用。稳健性检验结果表明，产品市场竞争与企业创新之间具有逻辑上的稳健的因果关系，而不是机械式的相关关系。进一步地，中介效应结果表明，作为一种外部治理机制，产品市场竞争通过抑制股东与管理层之间的代理冲突、提高管理层激励有效性、提高公司信息透明度这三种路径提高了企业创新水平。也就是说，代理冲突、管理层激励有效性和信息透明度是产品市场竞争影响企业创新的重要途径。除作用路径检验外，本文还进行了作用环境检验。通过研究发现，在内部治理水平较高、地区市场化程度较高的企业以及竞争性企业中，产品市场竞争对企业创新的作用更加显著。

在政策启示层面，本文的研究结论表明：首先，我国政府要不断采取措施，完善市场化机制，逐步提高市场竞争程度，特别是要弥合中西部地区与东部地区市场化水平的差异，促进市场竞争的均衡发展，并以此为抓手，缓解因市场化水平的差异所导致的地区发展水平的差异，促进我国地区之间企业创新水平、经济发展水平的均衡发。其次，政府监管与企业要密切配合，共同发力，促进企业治理模式和激励模式市场化程度的提高。一方面，政府监管要不断强化对公司治理状况的监管，并配合相关法律法规，减少上市公司治理无效行为(如信息不对称、代理冲突)，保护投资者利益；另一方面，公司治理也要借助我国市场竞争日益充分的有利契机，不断引入市场化的治理模式和激励模式，从而更好地促进企业发展。最后，创新资源的稀缺性应当与市场配置的有效性相结合。政府在对企业进行适度监管的同时，可以鼓励企业采用市场化的方式对相对有限的创新资源进行配置，减少政府的直接干预，从而提高创新资源的配置效率与使用效率，在促进企业发展的同时，也促进我国经济的绿色健康发展。

由于某些客观原因，本文也存在一定不足：由于某些企业出于保守商业机密的需要，没有过多披露有关研发支出方面的信息，虽然通过国泰安(CSMAR)数据库并结合手工收集的方法在一定程度上弥补了数据缺失，但最终得到的仍然是非平衡面板数据，这些缺失的企业创新数据可能对本研究结果产生一定的影响；更进一步，相比于企业创新本身，企业创新效率是一个更深层次的问题，创新效率反映了企业利用有限资源创造出更多创新产出的能力，是企业资源整合能力的体现。随着研究的深入，我们希望在这一领域展开进一步研究，以丰富企业创新领域的研究成果。