朱榮軍，林 云，王 潔

（浙江師范大學(xué)，浙江 金華 321004）

關(guān)于“風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系”，主要有理論和實證兩方面的研究。理論研究中：Gebhardt[1]認(rèn)為風(fēng)險投資能為中小企業(yè)提供資本服務(wù)和增值服務(wù)；李先江[2]認(rèn)為風(fēng)險投資能為技術(shù)創(chuàng)新活動提供制度支持，能提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力；Engel and Keilbach[3]認(rèn)為風(fēng)險投資能顯著地促進(jìn)企業(yè)的盈利能力的提升，并進(jìn)一步誘發(fā)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動；朱孝忠[4]認(rèn)為風(fēng)險投資的參與使資本的配置從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到高科技產(chǎn)業(yè)，推動了產(chǎn)業(yè)升級。理論研究均表明風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正效應(yīng)。

實證研究則分別從國家層面[5]、地區(qū)層面[4]、產(chǎn)業(yè)層面[6-7]和企業(yè)層面[8]對兩者的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出了不同的結(jié)論。有的研究者認(rèn)為風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新存在正向促進(jìn)作用，而企業(yè)現(xiàn)有的水平對企業(yè)能否獲得風(fēng)險投資沒有顯著影響[4]；有的研究者認(rèn)為風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的促進(jìn)作用，甚至比R&D活動更有效[6]；有的研究者指出風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新不存在任何作用[5]；部分研究則指出風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新存在負(fù)作用[7]。

關(guān)于風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，現(xiàn)有的研究結(jié)論存在顯著的差異，甚至出現(xiàn)完全相反的情況。針對這一現(xiàn)象，本文先從理論上分析風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用，再對我國7個地區(qū)的風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，將風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系研究在理論上和實證上進(jìn)行統(tǒng)一，進(jìn)而建立起統(tǒng)一的研究框架。

一、風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新作用的機理分析

（一）研究假設(shè)

假設(shè)全社會由非資本、技術(shù)創(chuàng)新資本和非技術(shù)創(chuàng)新資本三部分構(gòu)成，技術(shù)創(chuàng)新資本用于全社會的技術(shù)創(chuàng)新活動，而非技術(shù)創(chuàng)新資本則用于全社會的傳統(tǒng)生產(chǎn)活動，三者之間不存在流動，如圖1所示。

現(xiàn)從非技術(shù)創(chuàng)新資本中分離出風(fēng)險投資資本，由于風(fēng)險投資的介入，全社會的技術(shù)創(chuàng)新活動可以從非資本市場中獲得資本支持，且部分非技術(shù)創(chuàng)新資本也會向技術(shù)創(chuàng)新資本轉(zhuǎn)移，全社會的資本開始流動，如圖2所示。

圖1 全社會資本構(gòu)成

圖2 全社會資本流動

假設(shè)全社會的技術(shù)創(chuàng)新資本為K0，技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出為α；從非技術(shù)創(chuàng)新資本中分離出大小為V的風(fēng)險投資資本，并投入到技術(shù)創(chuàng)新活動中，此時全社會的技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出為β，全社會技術(shù)創(chuàng)新活動從非資本市場獲得大小為K1的資本支持，且受到巨大利益的驅(qū)動，部分非技術(shù)創(chuàng)新資本也投入到技術(shù)創(chuàng)新活動中，該部分的資本大小為K2。

（二）假設(shè)分析

不存在風(fēng)險投資之前，全社會的技術(shù)創(chuàng)新為：

存在風(fēng)險投資之后，全社會的技術(shù)創(chuàng)新為：

則風(fēng)險投資帶來的全社會技術(shù)創(chuàng)新變化為：

式（3）中，（β-α）（K0+V）為技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出的變動效應(yīng)，αV+βK2為資本增加效應(yīng)，βK1為增值服務(wù)效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出的變動效應(yīng)是單位技術(shù)創(chuàng)新資本的產(chǎn)出在風(fēng)險投資進(jìn)入技術(shù)創(chuàng)新活動前后所產(chǎn)生的變化；資本增加效應(yīng)是風(fēng)險投資進(jìn)入技術(shù)創(chuàng)新活動后所帶來的技術(shù)創(chuàng)新資本的增加；增值服務(wù)效應(yīng)是風(fēng)險投資進(jìn)入技術(shù)創(chuàng)新活動后所帶來的傳統(tǒng)融資渠道資本的增加。

在風(fēng)險投資進(jìn)入技術(shù)創(chuàng)新活動之前，R&D活動是企業(yè)或者全社會技術(shù)創(chuàng)新活動的重要組成部分，且R&D活動的邊際產(chǎn)出效應(yīng)為顯著的正效應(yīng)，而風(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出則存在三種情況，使得風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用也存在正效應(yīng)、負(fù)效應(yīng)和不存在效應(yīng)這三種情況。

具體而言，當(dāng)風(fēng)險投資進(jìn)入技術(shù)創(chuàng)新活動后，若風(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出為正，且高于R&D活動的邊際產(chǎn)出，則0＜α＜β，此時風(fēng)險投資帶來的技術(shù)創(chuàng)新變化為正，且同時存在技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出的增加效應(yīng)、資本增加效應(yīng)和增值服務(wù)效應(yīng)；若風(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出為正，且和R&D活動的邊際產(chǎn)出相同，則0＜α=β，此時風(fēng)險投資帶來的技術(shù)創(chuàng)新變化為正，但只存在資本增加效應(yīng)和增值服務(wù)效應(yīng)；若風(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出為正，但低于R&D活動的邊際產(chǎn)出，則0＜β＜α，此時技術(shù)創(chuàng)新邊際產(chǎn)出的變動效應(yīng)為負(fù)，而資本增加效應(yīng)和增值服務(wù)效應(yīng)為正，最終無法判斷風(fēng)險投資帶來的技術(shù)創(chuàng)新變化大?。蝗麸L(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出為負(fù)，但符合0＜β＜α，最終也無法判斷風(fēng)險投資帶來的技術(shù)創(chuàng)新變化大??；若風(fēng)險投資的邊際產(chǎn)出為負(fù)，且β=0，則風(fēng)險投資帶來的技術(shù)創(chuàng)新變化為負(fù)的邊際產(chǎn)出變動效應(yīng)。

二、風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新作用的實證分析

上述理論分析表明風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用存在三種情況，為了進(jìn)行進(jìn)一步的證明，按照《中國風(fēng)險投資年鑒（2004-2012》的做法，將我國31個省市自治區(qū)劃分為北京、上海、東北、華北、華東、中南和西部7個地區(qū)，其中東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江，華北地區(qū)包括天津、河北、山西、內(nèi)蒙古，華東地區(qū)包括山東、江蘇、安徽、浙江、江西、福建，中南地區(qū)包括河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南，西部地區(qū)包括陜西、新疆、重慶、四川、貴州、甘肅、青海、寧夏、云南、西藏。以2003～2011年這7個地區(qū)的風(fēng)險投資資本存量、R&D資本存量和專利申請量數(shù)據(jù)為研究樣本，對我國風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。

（一）數(shù)據(jù)來源

在衡量技術(shù)創(chuàng)新能力時，一般選用專利申請量數(shù)據(jù)[9]。在衡量技術(shù)創(chuàng)新的投入時，考慮到R&D活動和風(fēng)險投資活動對當(dāng)期的以及后期的知識生產(chǎn)均產(chǎn)生影響，本文選用R&D資本存量和風(fēng)險投資資本存量作為技術(shù)創(chuàng)新投入。專利申請量數(shù)據(jù)直接從《中國科技統(tǒng)計年鑒（2004-2012）》中獲得。參考Coe and Helpman[10]與呂忠偉和李峻浩[11]的做法，對R&D資本存量和風(fēng)險投資資本存量進(jìn)行估算，估算公式為：

當(dāng)期R&D支出數(shù)據(jù)來自 《中國科技統(tǒng)計年鑒（2004-2012）》，折舊率 δi=15%，R&D 支出價格指數(shù)選用各省市自治區(qū)的GDP縮減指數(shù)。采用式（5）對基期資本存量進(jìn)行估算，以2003年為基期，并參考Sliker[12]的方法估算出g值，代入式（5）即可估算出R&D基期資本存量。得到上述4個指標(biāo)后，代入式（4）即可得到各省市自治區(qū)的R&D資本存量，并按照劃分的地區(qū)進(jìn)行加總估算出7個地區(qū)的R&D資本存量。

（二）模型選擇和計量分析

參考朱孝忠[4]的做法，將本文的模型設(shè)定為：

其中P代表各地區(qū)的專利申請量，R&D代表各地區(qū)的R&D資本存量，VC代表各地區(qū)的風(fēng)險投資資本存量，u為殘差。進(jìn)行計量分析，結(jié)果如表1所示。

風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新主要存在正、負(fù)兩種效應(yīng)，且大部分地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用均存在滯后效應(yīng)。其中上海、東北和華北這三個地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新起著正效應(yīng)，且東北地區(qū)的風(fēng)險投資在滯后5期才對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生作用；而北京、華東、中南和西部地區(qū)的則為負(fù)效應(yīng)，各地區(qū)的風(fēng)險投資分別在滯后3期、滯后2期和滯后1期對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生作用。東北地區(qū)和上海的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于R&D活動的作用，兩個地區(qū)每增加一單位的風(fēng)險投資支出僅能增加0.08單位和0.10單位的專利申請量，表明這兩個地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用非常小，技術(shù)創(chuàng)新主要依靠R&D活動推動；華北地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用和R&D活動對技術(shù)創(chuàng)新的作用最接近，每增加一單位的風(fēng)險投資支出能增加0.23單位的專利申請量，表明該地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新起著比較明顯的正效應(yīng)，該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新活動依靠R&D活動和風(fēng)險投資活動共同推動。

表1 7個地區(qū)的模型計量結(jié)果

北京、華東、中南和西部地區(qū)的風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新起著負(fù)效應(yīng)，其中北京地區(qū)最為明顯，達(dá)到了-0.31；R&D活動對技術(shù)創(chuàng)新的作用則全部為正，表明這四個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新主要依靠R&D活動推動，而風(fēng)險投資并沒有起到應(yīng)有的促進(jìn)作用。其中北京地區(qū)的R&D活動對技術(shù)創(chuàng)新的正作用最顯著，風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)作用也最顯著，這可能和北京地區(qū)的風(fēng)險投資活動與R&D活動的特點有關(guān)。北京地區(qū)的R&D支出以每年17.69%的速度增長，受到外在因素的干擾很小，因而能對技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生持續(xù)穩(wěn)定的促進(jìn)作用，而風(fēng)險投資支出的波動十分明顯，增幅最大的達(dá)到了276.52%，而降幅最大的也達(dá)到了-38.71%，表明北京地區(qū)的風(fēng)險投資環(huán)境和體系存在諸多的缺陷，嚴(yán)重地制約了北京地區(qū)風(fēng)險投資的穩(wěn)定發(fā)展。因此，為了促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，使風(fēng)險投資起到應(yīng)有的促進(jìn)作用，必須加快發(fā)展和完善北京地區(qū)的風(fēng)險投資環(huán)境和體系，促進(jìn)風(fēng)險投資的健康發(fā)展。其余三個地區(qū)的風(fēng)險投資活動均存在和北京地區(qū)類似的問題，均需要對各地區(qū)的風(fēng)險投資環(huán)境和體系進(jìn)行進(jìn)一步的完善。

三、結(jié)語

通過理論分析，可以看出風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用存在三種情況：存在正效應(yīng)、不存在效應(yīng)和存在負(fù)效應(yīng)。在這一理論分析的基礎(chǔ)上，以2003～2011年我國7個地區(qū)的數(shù)據(jù)為研究樣本實證分析了風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新存在正負(fù)兩種效應(yīng)，這一實證結(jié)果完整地證明了上述理論分析結(jié)論，建立起了風(fēng)險投資和技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究的統(tǒng)一框架。

此外通過實證分析，可以看出我國各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新活動主要依靠R&D活動推動，風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用非常小，甚至為負(fù)，并沒有起到應(yīng)有的促進(jìn)作用，因此為了更好的促進(jìn)我國的技術(shù)創(chuàng)新，需要加快完善風(fēng)險投資的環(huán)境和體系，為風(fēng)險投資的發(fā)展提供支持。

[1]Gebhardt G.A Soft Budget Constraint Explanation for the Venture Capital Cycle[D].Bavaria：Univ.of Munich，2006.

[2]李先江.風(fēng)險投資與高新技術(shù)企業(yè)的關(guān)系研究[J].武漢大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2008（1）：43-48.

[3]Engel D,Keilbach M.Firm-level implications of early stage venture capital investment-An empirical investigation[J].Journal of Empirical Finance，2007，14（2）：150-167.

[4]朱孝忠.風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新的作用研究[D].北京：中國社會科學(xué)院研究生院，2008.

[5]王建梅，王筱萍.風(fēng)險投資促進(jìn)我國技術(shù)創(chuàng)新的實證研究[J].科技進(jìn)步與對策，2011，28（8）：24-27.

[6]Kortum S,Lerner J.Assessing the Contribution of Venture Capital to Innovation [J].RAND Journal of Economics，2000，31（4）：674-692.

[7]尹潔.中國風(fēng)險投資與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新——基于中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的理論與實證分析[D].杭州：浙江大學(xué)，2012.

[8]Davila A,Foster G,Gupta M.Venture capital and the growth strategy of startup firms[J].Journal of Business Venturing，2003（18）：689-708.

[9]龍勇，楊曉燕.風(fēng)險投資對技術(shù)創(chuàng)新能力的作用研究[J].科技進(jìn)步與對策，2009，26（23）：16-20.

[10]Coe D T,Helpman E.International R＆D Spillovers[J].European Economic Review，1995(39):859-887.

[11]呂忠偉，李峻浩.R&D空間溢出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用研究[J].統(tǒng)計研究，2008，25（3）：27-34.

[12]Sliker B.2007 R&D satellite account methodologies:R&D capital stocks and net rates of return R&d satellite account background paper[Z].Bureau of Economic Analysis/National Science Foundation,2007.