上市企業全要素生產率對其自生能力的影響機制——基于汽車制造業會計核算等式的研究

姚治國,朱聰浩,楊金朋

(1.麗水學院 商學院,浙江 麗水 323000;2. 天津外國語大學 國際商學院,天津 300270)

黨的二十大報告指出:“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務?！逼髽I作為市場經濟的主體,在經濟發展中起著十分重要的作用,企業的高質量發展自然成為目前迫切需要研究的課題。在新古典經濟學理論中,與企業高質量發展相關的概念是全要素生產率。目前相關文獻大部分是研究企業全要素生產率受哪些因素的影響,很少研究企業全要素生產率對企業競爭力和生存能力的影響機制,往往側重于研究企業全要素生產率對企業績效的影響[1-3]。從企業自身的角度來看,高質量發展的目的是提高企業的競爭力和生存能力。因此,有必要研究企業全要素生產率對企業生存能力的影響機制。

“自生能力”的概念是Lin and Tan[4]于1999年首次提出的:如果一個企業通過正常的經營管理,預期能夠在自由、開放和競爭的市場中賺取社會可接受的正常利潤,那么這個企業就是有自生能力的,否則,這個企業就是沒有自生能力的。從這個定義可以推斷出,具有自生能力的企業往往具有生存能力。因此,本文認為,可以用新結構經濟學中的自生能力來代表企業的生存能力。那么,應該從哪種角度去研究企業全要素生產率對其自生能力的影響呢?

在新結構經濟學理論的視角中,企業的自生能力問題是企業在有限預算的情況下,面對不同資本和勞動力組合,需要選擇相對成本較低的一個組合。因此企業自生能力與比較優勢密切相關,兩者都是由要素稟賦結構決定的[5]。由此產生了一系列從要素稟賦比較優勢和技術比較優勢的角度來實證研究企業自生能力的文獻[6-10]。這種研究角度是基于新結構經濟學理論,很難直接應用于來自新古典經濟學理論的全要素生產率。有學者認為,比較優勢不是影響企業自生能力的唯一因素,如果缺少技術優勢和競爭優勢,企業就很難有自生能力[11]。還有學者指出,競爭優勢的一部分來源于交易成本[12],而競爭優勢是由交易成本在內的總成本決定的,因此企業只有降低交易成本,才能將潛在的比較優勢轉變為競爭優勢[13]。這給本文的研究帶來了啟發,根據企業自生能力的定義,企業凈利潤率(凈利潤/營業總收入)是自生能力的表現,企業實際發生的成本和費用在企業年報中均有詳細記錄。因此,本文試圖通過企業年報利潤表中的核算等式,來構建一座研究全要素生產率與自生能力之間作用關系的橋梁。

汽車制造業作為國家制造業的重要組成部分,經常受到國家政策的支持。2017年發布的《汽車產業中長期發展規劃》(1)http://www.gov.cn/gongbao/content/2017/content_5230289.htm。明確指出,我國汽車產業“大而不強”的問題依然突出,表現在關鍵核心技術掌握不足,企業實力亟待提升。為推動新能源汽車產業的高質量發展,加快建設汽車強國,2020年10月20日,國務院發布了《新能源汽車產業發展規劃(2021—2035年)》(2)http://www.gov.cn/zhengce/content/2020-11/02/content_5556716.htm。,明確強調我國新能源汽車發展面臨著核心技術創新能力不強、市場競爭日益加劇等問題。上述兩個政策表明,汽車制造業企業始終存在質量不高以及企業競爭力不強的問題。因此,研究汽車制造業企業全要生產率對其自生能力的作用機制具有較強的現實意義和針對性。

本文的貢獻在于:(1)在理論上,一方面,通過柯布-道格拉斯(C-D)生產函數,論證新古典經濟理論中企業全要素生產率和新結構經濟學理論中企業自生能力的關系,提出企業全要素生產率能夠提高其自生能力;另一方面,采用會計核算等式,拆分企業總成本,研究企業全要素生產率對其自生能力的作用機制,提出企業全要素生產率通過降低生產成本、交易成本、研發成本、財務成本來提高其自生能力,同時企業全要素生產率的提高能夠緩企業解融資約束,進而提高企業自生能力。(2)在實證上,采用會計核算等式建立的模型具有一定的完備性,能夠減少內生性問題對研究結論的影響。

本文的結構安排為:第二部分對上市企業會計核算等式進行理論分析,提出研究假說;第三部分介紹實證設計,包括計量模型設定、數據來源以及指標構建;第四部分通過實證結果,分析汽車制造業上市企業全要素生產率對其自生能力的影響;最后給出結論和建議。

全要素生產率是新古典經濟學理論中的一個概念。新結構經濟學認為,新古典經濟學中生產函數不變的假設不符合現實客觀世界,生產函數應當是變化的[14]。但是目前很難對可變生產函數進行測算。因此,本文選擇研究不變生產函數下的全要素生產率對企業生存能力的影響。

在企業層面測量全要素生產率主要有兩種方式:一種是超越對數生產函數;另一種是柯布-道格拉斯(C-D)生產函數。本文主要考慮C-D生產函數下的全要素生產率與新結構經濟學理論中生產函數的關系[14-15]。

C-D生產函數的數學形式為:

(1)

新結構經濟學中生產函數形式為:

Y(t)=A(t)K(t)α(t)L(t)1-α(t)

(2)

在(1)式中,假定α、β不變,Y、K、L的任何變化都會導致A的變化。在(2)式中,Y、K、L的任何變化都會導致A(t)和α(t)的變化,而α(t)的變化在新結構經濟學理論中被認為是生產結構發生了變化,這說明A(t)的變化可以看成是除了生產結構變化以外的變化。而A(t)的變化包含很多因素,如果認為這些因素是在K和L不發生變化的情況下,A(t)發生變化而導致Y的變化,那么全要素生產率的變化可以用來表示A(t)與α(t)的變化。比如,一家企業的生產工人一開始一小時只能生產6個單位產品,在機器和工人數量沒有發生變化的情況下,通過參加學習和培訓,一小時可以生產8個單位產品,這個產出的變化就是完全由A(t)帶來的。最后,需要明確的是A(t)和α(t)的變化方向,一般情況下,對于一個正常經營的公司,其生產結構是不斷升級的,其管理方式和工人的學習能力是不斷進步的;而對于一個經營不當的公司,其管理方式可能先出問題,隨后導致公司的生產停滯不前,甚至出現變賣資產的情況。因此,本文認為A(t)和α(t)是同向變化,全要素生產率與A(t)、α(t)均為同向變化?；诖?提出假說1。

假說1:企業全要素生產率的提高有利于增強企業的自生能力。

全要素生產率的提高通常有兩種途徑:一是通過技術創新;二是通過效率變革[16-17]。全要素生產率的提高帶來產量的提高。新古典經濟學理論認為,企業單位成本的產出提高,意味著企業單位產出的成本下降。從汽車制造行業公司的實際生產和整個銷售環節來看,產量的提升意味著單位產出的生產成本、銷售費用、管理費用、研發費用、財務費用的下降。如果假設產出產品的平均價格不變,并且認為影響產出的變量除全要素生產率之外均為外生,企業營業利潤通過(3)式來表示:

Π=R(Q(A))-C-C(Q(A))-C1-C1(Q(A))-Z1

(3)

其中,Π為利潤總額,A為全要素生產率,Q(A)為產量關于全要素生產率的函數,R(Q(A))為企業收益關于產量Q(A)的函數,C為不受Q影響的生產成本,C(Q(A))為企業可變生產成本關于產量Q(A)的函數,C1為各種不受Q影響的固定交易成本,C1(Q(A))為受Q影響的各種期間費用(銷售費用、管理費用、研發費用、財務費用),Z1為稅金及附加與損益的總和。

進一步地,企業凈利潤通過(4)式來表示:

Π1=R(Q(A))-C-C(Q(A))-C1-C1(Q(A))-Z1-Z2

(4)

其中,Z2包括營業外收入、營業外支出、企業所得稅。

再對(4)式左右兩邊同時除以R,得:

(5)

假設企業存在一個不變產品價格,得:

R=P×Q(A)

(6)

再把(6)式代入到(5)式,得:

(7)

從(7)式可知,全要素生產率可以通過單位產出的生產成本和期間費用來影響企業凈利潤率。單位產出的生產成本取決于單位產出的不變生產成本和可變生產成本。如果進一步假設生產成本和期間費用與產量是穩定的一階線性關系,即單位產出需要的生產成本和期間費用不變,那么隨著產出的增加,單位產出的生產成本和期間費用下降,進而使企業的凈利潤率上升,也就是企業自生能力的提高。

本文利用交易成本這個概念對期間費用進行進一步分類。目前對于交易成本并無統一的定義[18-19]。上市企業中有四大期間費用,一般把管理費用認為是交易成本的一部分[20-21],但對于另外三大費用并無多少討論。如果將交易成本分為內生交易成本和外生交易成本,其中,內生交易成本是市場均衡與帕累托最優之間的差別,外生交易成本是指在交易過程中直接或間接發生的費用[22]。本文認為銷售費用也是交易成本,而研發費用與財務費用不能認為是交易成本?；诖?提出假說2。

假說2:企業全要素生產率主要通過降低單位產出的生產成本和交易成本以及研發費用與財務費用來提高企業自生能力。

現有研究并未涉及融資約束對企業自生能力的影響,尚未關注融資約束在企業全要生產率對企業自生能力的影響中到底扮演何種角色。企業績效與企業自生能力的含義較為接近,因此,本文借鑒有關融資約束對企業績效影響的研究文獻。劉耀棟[23]發現,大部分學者認為融資約束抑制了企業獲得資金的能力,從而不利于企業的發展。因此本文認為,一方面,融資約束過高會使企業資金緊張,無法更好地投入生產,進而降低企業自生能力;另一方面,全要素生產率的提高能夠增加企業收入,緩解融資約束,進而提高企業自生能力?；诖?提出假說3。

假說3:企業全要素生產率的提高可以緩解融資約束,從而提高企業自生能力。

(一) 模型構建

為評估企業全要素生產率對其自生能力的影響,設立如下模型:

ZSNLit=α0+α1TFPit+∑Controlit+δi+λt+εit

(8)

其中,i表示企業,t表示年份,ZSNLit表示i企業t年的自生能力,TFPit為i企業t年的全要素生產率。Control為控制變量集合,具體包括企業年齡、企業規模、稅金成本、損益成本、營業外收入、營業外支出、實際稅率。δi為企業固定效應,λi為時間固定效應,εit為隨機誤差項。對于絕對值變量采取對數化處理。

本文選擇Driscoll-Kraay標準誤進行估計,同時把其他標準誤作為檢驗穩健性的一種方法進行報告。為了檢驗機制假說,構建如下計量模型:

QYCBit=α0+α1TFPit+∑Controlit+δi+λt+εit

(9)

ZSNLit=α0+α1TFPit+RZYSit+TFPit×RZYSit+∑Controlit+δi+λt+εit

(10)

其中,QYCBit為企業成本機制變量,包括生產成本、交易成本、研發成本、財務成本;RZSY為企業融資約束,表示全要素生產率的調節變量。

(二) 變量及數據說明

1. 樣本選取

本文選取2008—2021年中國汽車制造業上市公司的財務數據。參照中證指數2021版對汽車行業的劃分,該版本的優點是準確度高,并且對于公司所處行業的一級、二級、三級、四級都有詳細劃分。本文后續對汽車產業鏈的劃分也是參考其三級行業的劃分方式。由于中證指數2021版中缺少汽車芯片相關公司的數據,為完善樣本,參考東方財富中的汽車芯片概念,加上其中的公司,總共為240家汽車制造業上市公司。

2. 企業自生能力指標的選取

根據林毅夫對自生能力的定義[5],借鑒現有文獻[6,10,24-25],本文的企業自生能力用利潤率來衡量(企業的凈利潤除以總收入)公式如下:

(11)

3. 機制變量的選取

(1)生產成本(SCCB),用企業營業成本與企業總收入的比值來表示。(2)交易成本(JYCB),用企業管理費用與銷售費用之和與企業營業總收入的比值來表示。(3)研發成本(YFCB),用研發費用與企業營業總收入的比值來表示。(4)財務成本(CWCB),用財務費用與企業營業總收入的比值來表示。(5)融資約束(RZYS),主要有四種測算指數:KZ指數、WW指數、SA指數、FC指數。由于張金鑫和王逸[26]提出FC指數的測算方法能夠很好地反映中國上市公司的融資約束問題,因此本文選取FC指數作為融資約束的測算指標。

4. 核心解釋變量的選取

目前關于全要素生產率(TFP)的測算方法主要有OP法、LP法和ACF法,但是這三種方法都有其缺陷。Olley and Pakes[27]最早提出用公司投資水平進行兩步一致估計法,解決同時性偏差。Levinsohn and Petrin[28]對OP法進行改進,提出了LP法,將中間投入作為生產率的代理變量。Ackerbergetal.[29]認為OP法和LP法的第一步估計系數可能存在嚴重的共線性問題,提出用ACF方法計算。而Wooldridge[30]基于GMM的一步估計法,提出Wooldridge估計,克服了ACF估計在第一步估計中潛在的識別問題,并且能夠得到穩健標準誤。但是由于加入滯后項會損失觀測值,魯曉東和連玉君[15]提出用MrEst估計法(動態面板工具變量方法)進行修正。

目前,在企業全要素生產率計算中,較少考慮到公司的產出應為產出增加值[31-33],因此,有必要準確計算上市公司的產出增加值。根據會計核算、會計報表以及現有工業企業數據研究對產出增加值的核算[9],本文認為,產出增加值=營業總收入-營業總成本(營業成本+稅金及附加+費用)+稅金及附加+應付職工薪酬-期初存貨+期末存貨。本文在基準回歸中用企業總收入和企業產出增加值計算的MrEst法進行對比,在穩健性檢驗中用LP法、OP法、ACF法、WRDG法替代被解釋變量。

5. 控制變量的選取

為盡可能控制影響企業自生能力的因素,本文選取的控制變量如下:(1)稅金成本(SJCB),用稅金及附加除以營業總收入來計算;(2)損益成本(SYCB),先計算營業利潤、營業成本以及四大費用之和與營業總收入的比值,再用1減去其比值后得到;(3)營業外收入(YYWSR),用營業外收入除以營業總收入來計算;(4)營業外支出(YYWZC),用營業外支出除以營業總收入來計算;(5)實際稅率(SJSL),用企業所得稅總額除以營業總收入來計算;(6)企業年齡(QYNL),用當年年份減去企業成立年份來計算;(7)企業規模(QYGM),用企業總資產的對數化值來表示。主要變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計結果

(一) 基準回歸結果及分析

表2是用全樣本的回歸結果。其中,列(1)是采用企業總收入中的增加值計算出的全要素生產率對企業自生能力的回歸結果,列(2)是利用企業總收入計算出的全要素生產率對企業自生能力的回歸結果。R2由0.593提高到了0.783,說明本文采用企業產出增加值計算出來的全要素生產率能夠更好地反映企業自生能力的變動情況;系數從0.0363提高到了0.0801,說明用公司總收入計算的全要素生產率顯著低估了其對公司自生能力的影響。

表2 企業全要素生產率與自生能力:基準回歸結果

(二) 穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量和不同的標準誤

本文選取企業凈利潤率作為衡量企業自生能力的指標,這個指標并未考慮行業層面帶來的影響。

因此將企業凈利潤率除以行業平均凈利潤率作為新的衡量企業自生能力的指標,來減弱行業整體凈利潤率下降對企業自生能力的影響?，F有關于企業自生能力的研究還較多關注資產回報率(ROA)。本文認為兩者的區別主要在于研究對象資金周轉頻率是否較高。一般來說,周轉率較高的企業往往凈利潤率較低,但不代表其自生能力低。因此,本文還選擇企業ROA除以行業ROA替代被解釋變量進行穩健性檢驗。

表3中的列(1)為考慮行業利潤率的回歸結果,發現企業全要素生產率的系數顯著為正,說明在考慮行業利潤率的情況下,回歸結果基本穩健。列(2)表示資金周轉率不同時的回歸結果,發現企業全要素生產率的系數顯著為正,說明在考慮資金周轉率情況下,回歸結果基本穩健。列(3)是聚類穩健標準的回歸結果,發現企業全要素生產率的系數顯著為正,說明在不同標準誤下,回歸結果基本穩健。

表3 企業全要素生產率與自生能力(穩健性檢驗1)

2. 替換核心解釋變量

企業全要素生產率的測算方法有很多種,其中動態面板工具變量法從理論上來講更優,但是為了避免單一測算方法帶來的偶然性和內生性問題,需要通過OP法、LP法、ACF法、WRDG法計算的企業全要素生產率來進行穩健性分析。

表4中的列(1)是用LP法計算企業全要素生產率的回歸結果,列(2)是用ACF法計算企業全要素生產率的回歸結果,列(3)是用OP法計算企業全要素生產率的回歸結果,列(4)是用ACF法計算企業全要素生產率的回歸結果,列(5)是用WRDG法計算企業全要素生產率的回歸結果。通過比較發現,企業全要素生產率系數的符號和顯著性均不變,因此本文認為選擇的企業全要素生產率計算方法較為穩健。

表4 企業全要素生產率與自生能力(穩健性檢驗2)

3. 內生性處理

雙固定效應模型往往存在一定的內生性問題,因此有必要對模型進行梳理。內生性問題主要有三大來源:一是遺漏變量,從模型來看,本文研究企業全要素生產率通過降低生產成本和期間費用對其自生能力的影響,而其他變量對自生能力的影響均控制,因此本文認為存在遺漏變量的可能性較小;二是雙向因果關系,從理論上講,企業全要素生產率影響企業其能力,此外,存在企業自生能力影響其全要素生產率的可能性,因此本文選用自生能力的一階滯后項作為工具變量,進行內生性檢驗[34];三是度量誤差,包括解釋變量度量誤差和被解釋變量度量誤差,本文在穩健性檢驗中替換了解釋變量和被解釋變量,因此這部分不用再重復考慮。

考慮到企業自生能力可能具有連續性,即當期之后幾期的自生能力也可能較弱。嘗試選取自生能力的滯后一期和滯后兩期來構建動態面板模型,并且采用系統廣義矩估計模型(SYS-GMM)進行回歸,同時本文選取的是非平衡面板數據,且存在異方差和當期截面自相關,采用BCFE估計進行修正。

表5中的列(1)報告了工具變量法的回歸結果,列(2)至列(5)分別是混合模型、固定模型、SYS-GMM模型、BCFE模型的估計回歸結果。列(1)通過了不可識別檢驗和弱工具變量檢驗,但是并未通過內生性檢驗,即P值為0.3108>0.1,因此認為雙向因果方面的內生性問題較小。SYS-GMM模型中全要素生產率系數具有一致性的條件是,因變量滯后一期的估計系數要處于混合回歸模型和雙向固定效應模型的因變量滯后一期的估計系數之間。列(4)中自生能力滯后一期的估計系數在列(2)和列(3)中自生能力滯后一期的估計系數之間,且AR(1)的P值為0.000,AR(2)的P值為0.379,Sargan檢驗和Hansen檢驗均通過,說明自生能力的系數估計較為準確。列(5)為考慮異方差和當期截面自相關的BCFE估計,自生能力滯后一期系數在列(2)和列(3)估計的系數范圍之間。因此,該模型自生能力的系數估計最為準確,說明基準回歸模型低估了全要素生產率對自生能力的影響。

表5 企業全要素生產率與自生能力:內生性處理

4. 機制檢驗

上述研究表明,企業全要素生產率對其自生能力能夠產生促進作用,本文接下來通過機制變量來檢驗企業全要素生產率對其自生能力的影響。

表6報告了五類機制變量的回歸結果。其中,列(1)是以生產成本作為因變量的回歸結果,企業全要素生產率的估計系數顯著為負,說明全要素生產率的提高可以有效降低企業生產成本,符合本文的理論邏輯。列(2)是以交易成本作為因變量的回歸結果,企業全要素生產率的估計系數顯著為負,說明全要素生產率的提高可以有效降低企業交易成本,符合本文的理論邏輯。列(3)是以研發成本作為因變量的回歸結果,企業全要素生產率的估計系數為負,顯著性較弱,說明全要素生產率的提高可以有效降低企業交易成本,符合本文的理論邏輯。列(4)是以財務成本作為因變量的回歸結果,企業全要素生產率的估計系數顯著為負,說明全要素生產率的提高可以有效降低企業財務成本,符合本文的理論邏輯。上述四列回歸結果表明假說2正確。對比這四列中企業全要素生產率的系數發現,企業全要素生產率主要是通過降低企業生產成本來提高企業自生能力,較少通過降低交易成本、財務成本和研發成本來提高企業自生能力。列(5)是用融資約束作為調節變量的回歸結果,融資約束系數為負,企業全要素生產率與融資約束交叉項為正,表明假說3正確。

表6 企業全要素生產率與自生能力:機制檢驗1

5. 異質性分析

由于不同類別的企業全要素生產率對其自生能力的影響具有差異性,因此本文從企業性質、地區、產業鏈三個角度進行異質性分析。根據中證指數行業分類2021版的三級行業劃分,將生產汽車零部件與輪胎的企業劃分為上游企業,將生產乘用車和交通運輸設備的企業劃分為中游企業,將汽車經銷商與提供汽車服務的企業劃分為下游企業,而將生產汽車芯片的企業劃分為芯片企業。

表7報告了按企業性質劃分的回歸結果。國有企業全要素生產率系數為0.0643,民營企業全要素生產率系數為0.109,外資企業全要素生產率系數為0.0816,說明相比于國有企業和外資企業,民營企業全要素生產率能夠更加有效地作用于企業自生能力。根據現有文獻[6],從比較優勢的角度來看,民營企業比國有企業更具有自生能力,因此,本文認為,由于民營企業更加具有稟賦比較優勢和技術比較優勢,因此,企業全要素生產率提高能夠更好地降低生產成本,進而提高企業自生能力。

表7 企業全要素生產率與自生能力:異質性分析1

表8報告了按產業鏈劃分的回歸結果。相比于制造業下游和中游生產企業,汽車制造業上游和汽車芯片生產企業全要素生產率能夠更有效地提升企業自生能力。其原因可能是上游和汽車芯片生產企業具有較高的生產復雜性。例如,芯片生產過程涉及高度精密的工藝(光刻、刻蝕、離子注入等),上游零部件的生產過程通常包括多個環節(鑄造、鍛造、機加工、熱處理、表面處理等)。因此,相比于中游和下游的生產企業,上游和汽車芯片生產企業全要素生產率的提高,更能有效地降低生產成本,進而提高企業自生能力,同時我們發現,相比于中游和下游的生產企業,上游和汽車芯片生產企業更加依賴和需要全要素生產率的提高。

表8 企業全要素生產率與自生能力:異質性分析2

本文基于會計核算等式,從理論和實證上分析了企業全要素生產率對其自生能力的作用機制。主要結論如下:(1)企業全要素生產率與企業自生能力存在顯著的正相關關系。(2)通過機制檢驗發現,企業全要素生產率主要是通過降低企業生產成本,較少通過降低企業交易成本、研發成本、財務成本來提高企業自生能力,同時企業全要素生產率的提高能夠緩解融資約束,進而提高企業自生能力。(3)通過異質性分析發現,國有企業全要素生產率對其自生能力的作用效果明顯低于民營企業,中游和下游生產企業全要素生產率對其自生能力的作用效果顯著低于上游和汽車芯片生產企業。

基于上述結論,本文提出如下建議:(1)對于整個汽車行業生產企業來講,應積極提高全要素生產率,進而提高企業自生能力。具體而言,一方面,通過加大研發投入,提高企業創新能力;另一方面,構建全生命周期管理體系,提高資金的利用效率。(2)提高金融中介機構對企業的貸款支持力度,緩解企業融資成本,重點支持具有創新能力和發展潛力的汽車制造業企業。政府還應對貸款資金的管理和運作進行有效監督,確保資金的合理使用。(3)國有企業應當進行精細化管理,從而更好地把握市場機會,提高生產效率,降低運營成本,提升產品品質,從而增強企業的競爭力。另外,國有企業應該挖掘自身潛力,建立激勵機制,讓員工更加積極主動地投入到工作中。除此之外,國有企業也應該加強與外部的合作和創新,引進新技術、新工藝和新產品,提高產品質量和附加值,提升企業全要素生產率和自生能力。(4)對于汽車產業鏈上游生產企業,一方面,要加大研發投入,提高產品競爭力;另一方面,培育和弘揚精益求精的工匠精神,樹立質量為先、信譽至上的經營理念,推進“品質革命”,推動“中國制造”走向“精品制造”。(5)對于生產汽車芯片的企業,大力推進以項目為主導的聯合開發,促進形成國際化戰略聯盟或者校企聯盟,降低研發成本,加速提升自主研發能力,提高企業全要生產率,增強企業自生能力。