估计结果显示，无论在何种情形下，外国在华专利影响企业创新活动的系数估计值均显著为正。因此，总体上外国在华专利促进了国内企业的创新活动。以完整加入控制变量和固定效应的第（3）（6）列为基础进行分析，其中，混合最小二乘回归的估计系数为0.068（在1%的水平上显著），Tobit模型估计系数为0.077（在1%的水平上显著），表明其正相关关系不受估计方法的影响。
此外，研发投入对企业创新产出的系数估计值为正，凸显了自主研发对于企业创新的重要性。其他控制变量也保持了相应的显著性，与现有研究结果相符。其中，企业规模对企业创新估计系数显著为正。由于创新活动本身存在投入高风险大的特征，在给定期望回报率和沉没成本的条件下，通常大企业比中小企业承担创新风险的能力更强。因此，企业规模越大，创新成果越多，这与周黎安、罗凯（2005）的结论相一致。企业年龄对创新活动的影响在研究中尚未达成一致。认为企业年龄对创新活动具有正向影响的解释是，企业存续期越长，知识积累越丰富，越能帮助企业进行组织学习与技术创新。但与之相反，也有学者认为年轻企业相比成熟企业经营更灵活，更易于接受新知识，创新激励更强。这可能使企业年龄对企业创新估计系数为负且并不显著。政府补贴对企业创新的估计系数显著为正。企业通过政府补贴可以弥补自身所缺乏的创新资源，降低创新努力的边际成本和投入风险，进而提高企业的创新活动（杨洋等，2015）。企业层面财务变量的估计结果显示盈利能力强、财务风险小、有形资产比重低、成长机会大的企业拥有更多的创新活动，这与顾夏铭等（2018）的研究结论相一致。
（二）考虑吸收能力的调节作用
技术溢出对企业创新过程的影响不是自动发生的，其实际效果要受到企业吸收能力的限制。根据式（4），在基准回归中加入企业研发投入与外国在华专利交互项后，实证估计结果如表3所示，回归方法和步骤与前文一致。
表3 外国在华专利、吸收能力与企业创新的检验结果
|
POLS
|
Tobit
|
（1）
|
（2）
|
（3）
|
（4）
|
（5）
|
（6）
|
fp
|
-0.735***
|
-0.574***
|
-0.562***
|
-0.712***
|
-0.552***
|
-0.539***
|
（-10.58）
|
（-7.76）
|
（-7.60）
|
（-5.35）
|
（-4.34）
|
（-4.16）
|
fp·rd
|
0.044***
|
0.037***
|
0.036***
|
0.043***
|
0.036***
|
0.035***
|
（11.15）
|
（9.08）
|
（8.92）
|
（5.62）
|
（5.03）
|
（4.85）
|
rd
|
0.313***
|
0.143***
|
0.137***
|
0.349***
|
0.173***
|
0.167***
|
（10.63）
|
（4.63）
|
（4.43）
|
（6.16）
|
（3.24）
|
（3.09）
|
size
|
|
0.330***
|
0.370***
|
|
0.329***
|
0.370***
|
（22.12）
|
（20.66）
|
（11.14）
|
（10.51）
|
age
|
|
-0.056
|
-0.041
|
|
-0.063
|
-0.044
|
（-1.38）
|
（-0.99）
|
（-0.81）
|
（-0.57）
|
subsidy
|
|
0.022***
|
0.021***
|
|
0.023***
|
0.022***
|
（6.20）
|
（5.88）
|
（5.44）
|
（5.16）
|
roa
|
|
|
0.574**
|
|
|
0.670*
|
（2.07）
|
（1.65）
|
lev
|
|
|
-0.024
|
|
|
-0.031
|
（-0.32）
|
（-0.24）
|
tangibility
|
|
|
-0.380***
|
|
|
-0.409*
|
（-2.60）
|
（-1.83）
|
cash flow
|
|
|
-0.016
|
|
|
-0.045
|
（-0.22）
|
（-0.53）
|
tobinq
|
|
|
0.038***
|
|
|
0.038***
|
（4.25）
|
（2.84）
|
rrl
|
0.086***
|
0.286**
|
0.267*
|
0.093***
|
0.352**
|
0.332*
|
（5.71）
|
（1.96）
|
（1.84）
|
（3.29）
|
（2.01）
|
（1.89）
|
tr
|
-0.358***
|
0.401
|
0.465*
|
-0.382***
|
0.443
|
0.514
|
（-5.43）
|
（1.43）
|
（1.66）
|
（-2.93）
|
（1.25）
|
（1.44）
|
常数项
|
-4.516***
|
-11.951***
|
-12.313***
|
-5.297***
|
-13.353***
|
-13.711***
|
（-8.61）
|
（-7.02）
|
（-7.21）
|
（-5.26）
|
（-6.23）
|
（-6.27）
|
年份、行业、省份固定效应
|
不控制
|
控制
|
控制
|
不控制
|
控制
|
控制
|
样本量
|
9508
|
9508
|
9508
|
9508
|
9508
|
9508
|
R2
|
0.381
|
0.468
|
0.470
|
|
|
|
第（1）～（6）列的结果显示，引入吸收能力后，研发投入与外国专利交互项估计系数显著为正，且这一结果不受估计方法及控制变量增减的影响。这表明，在经过消化吸收后，企业能够通过学习和利用外国专利的技术信息提高自身的创新产出。企业的吸收能力越强，创新绩效越好。同时，企业所在地区人力资本存量和贸易开放度的估计系数为正，表明评价地区吸收能力的人力资本要素和贸易开放度，对当地企业的自主创新起到了良好的促进作用。
在引入交互项后，外国在华专利对企业创新活动的边际影响不再由一次项系数决定，需要综合考察一次项系数、交互项系数以及研发投入值进行推断。表4报告了在企业研发投入不同分位数下，外国在华专利对企业创新活动的边际影响。可以看出，总体上这一边际影响为正，促进了企业的创新活动，与上文基准回归的结果一致。
表4 不同研发分位数值下外国在华专利的边际效应
|
rd的分位数值 |
最小值处 |
1/4处 |
均值处 |
最大值处 |
fp |
-0.046 |
0.046 |
0.077 |
0.21 |
此时，外国在华专利一次项系数显著为负，代表在控制了企业对外国专利技术溢出的吸收能力效应后，外国在华专利对企业创新产出的影响为负效应，与抑制作用中的创新空间挤出效应和创新需求减弱效应有关。这意味着外国在华专利影响本土企业创新的抑制作用是存在的，但企业对技术溢出的吸收弥补了这一不利影响。也意味着只有当企业具备一定程度的吸收能力时，外国在华专利对企业创新活动的影响才表现为促进作用。因此，外国在华专利影响国内企业创新促进作用的发挥，必须建立在增加企业吸收能力的条件下，否则外国在华专利将挤占国内企业的创新空间，不利于国内企业创新。
