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創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)

2016-06-06 01:58葉靜怡
學(xué)習(xí)與探索 2016年5期
關(guān)鍵詞:研發(fā)投入全要素生產(chǎn)率創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)

葉靜怡,林 佳

(北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京100871)

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創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)

葉靜怡,林佳

(北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京100871)

摘要:創(chuàng)新活動(dòng)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。對(duì)于中國(guó)規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn):第一,以研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)度量的企業(yè)創(chuàng)新從無(wú)到有分別導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)4.9%和3.1%;第二,在控制企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后,企業(yè)研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的效應(yīng)下降為3.5%和2.5%;第三,民營(yíng)企業(yè)研發(fā)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)最高,外資企業(yè)次之,國(guó)有企業(yè)最差,說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)在從“要素驅(qū)動(dòng)”向“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”轉(zhuǎn)變過(guò)程中具有重要的作用。

關(guān)鍵詞:創(chuàng)新驅(qū)動(dòng);研發(fā)投入;專(zhuān)利申請(qǐng);全要素生產(chǎn)率

引言

近年來(lái),中國(guó)企業(yè)的研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)經(jīng)歷了史無(wú)前例的快速增長(zhǎng)。2001年,中國(guó)研發(fā)投入占GDP的比重為1%,到2014年提高到2.05%,增長(zhǎng)了1.05個(gè)百分比,基本完成了“科技起飛” 。與此同時(shí),專(zhuān)利申請(qǐng)由2001年的165 773件上升到2014年的2 210 616件,年均增速為22%,呈現(xiàn)出爆炸式增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)的大幅增長(zhǎng),是否提高了中國(guó)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變,這是中國(guó)各界高度關(guān)注的問(wèn)題。

大量研究說(shuō)明,全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)與創(chuàng)新行為關(guān)系密切[1]?;诿绹?guó)1957—1977年制造業(yè)1 000家頂端企業(yè)數(shù)據(jù),使用Cobb-Doglous生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算出全要素生產(chǎn)率(TFP)的研究發(fā)現(xiàn),全要素生產(chǎn)率的研發(fā)彈性介于0.09和0.017之間[2];基于西班牙1990—1998年2 300家制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),使用半?yún)⒌姆椒ㄓ?jì)算出全要素生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)工藝創(chuàng)新從無(wú)到有將導(dǎo)致TFP增長(zhǎng)1.5%[3];以法國(guó)1986—1990年制造業(yè)企業(yè)為樣本的研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)激進(jìn)式創(chuàng)新導(dǎo)致TFP增長(zhǎng)2.2%,而漸進(jìn)式創(chuàng)新對(duì)TFP的增長(zhǎng)沒(méi)有顯著影響[4];基于中國(guó)20世紀(jì)90年代中期數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),中國(guó)的高新技術(shù)企業(yè)TFP的研發(fā)投入彈性高達(dá)0.32,比美國(guó)高[5];外資企業(yè)研發(fā)對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用最大,民營(yíng)企業(yè)次之,國(guó)有企業(yè)最低[6];基于2001—2011年上市公司數(shù)據(jù)的研究認(rèn)為,企業(yè)研發(fā)和專(zhuān)利的TFP彈性分別為0.004和0.018,私營(yíng)企業(yè)的彈性系數(shù)高于國(guó)有企業(yè)[7]。

本文研究企業(yè)研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,對(duì)已有文獻(xiàn)的主要改進(jìn)是:第一,擴(kuò)大了研究樣本,使結(jié)論更具一般性。Boeing et al.(2016)的研究基于上市公司(A股)樣本,我們通過(guò)匹配中國(guó)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局公布的專(zhuān)利數(shù)據(jù) 和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),得到了中國(guó)制造業(yè)全部規(guī)模以上企業(yè)1998—2007年的樣本數(shù)據(jù),因此,本研究的樣本更大、更具有代表性。第二,基于通過(guò)匹配得到的企業(yè)面板數(shù)據(jù),本文采用企業(yè)固定效應(yīng)模型對(duì)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行估計(jì),克服了現(xiàn)有研究中采用普通最小二乘法可能造成的內(nèi)生性問(wèn)題,研究結(jié)論更為可靠。第三,已有文獻(xiàn)分別考察了研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響,本文則從傳導(dǎo)機(jī)制的視角檢驗(yàn)研發(fā)投入通過(guò)技術(shù)成果(專(zhuān)利申請(qǐng))和市場(chǎng)價(jià)值對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。最后,本研究控制了“干中學(xué)”效應(yīng),使企業(yè)研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響估計(jì)更為準(zhǔn)確。

一、模型設(shè)定與描述統(tǒng)計(jì)

(一)模型設(shè)定

1.企業(yè)創(chuàng)新行為。創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出是研究企業(yè)創(chuàng)新行為最為普遍采用的兩個(gè)維度,相應(yīng)地,研發(fā)投入和專(zhuān)利產(chǎn)出是度量創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的常用指標(biāo)。本文通過(guò)企業(yè)是否存在創(chuàng)新投入和是否擁有專(zhuān)利申請(qǐng)兩個(gè)虛擬變量,考察企業(yè)的創(chuàng)新行為。之所以不采用研發(fā)投入量和專(zhuān)利數(shù)量指標(biāo),主要是因?yàn)楸疚乃褂玫难邪l(fā)投入數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中存在較大測(cè)量誤差,及專(zhuān)利中可能存在的參差不齊的質(zhì)量問(wèn)題。另一個(gè)原因是,研發(fā)和專(zhuān)利虛擬變量的構(gòu)建有利于我們清楚地看到擁有研發(fā)的企業(yè)和擁有專(zhuān)利申請(qǐng)的企業(yè)與其他企業(yè)在生產(chǎn)率進(jìn)步上的差異。

2.全要素生產(chǎn)率。本文關(guān)注的因變量不是總產(chǎn)出(值)或人均產(chǎn)出(值),而是總產(chǎn)出(值)中不能由勞動(dòng)、資本要素投入解釋的剩余部分——索洛余值,估計(jì)一個(gè)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)TFP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。由于使用OP方法計(jì)算得出的中國(guó)制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)出資本和勞動(dòng)彈性的系數(shù)與理論非常吻合[8],因此本文將采用這一方法測(cè)算企業(yè)的TFP。

3.其他控制變量。我們?cè)谥饕貧w方程中加入企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、平均工資、出口等變量,以控制同時(shí)影響企業(yè)TFP和創(chuàng)新行為關(guān)系的關(guān)鍵變量。首先,根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新理論,企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)越多,因此需要對(duì)企業(yè)規(guī)模加以控制,我們?cè)谟?jì)算企業(yè)TFP時(shí)也考慮了企業(yè)規(guī)模的影響。其次,企業(yè)年齡不僅反映企業(yè)的生命周期,而且也是企業(yè)存續(xù)和競(jìng)爭(zhēng)能力的重要體現(xiàn)。經(jīng)驗(yàn)研究表明,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率隨著年齡的增加而上升,具有非常明顯的年齡效應(yīng)[9],企業(yè)存活期越長(zhǎng),技術(shù)儲(chǔ)備越多,對(duì)前沿技術(shù)的判斷和把握能力越強(qiáng),對(duì)企業(yè)研發(fā)決策和效率具有重要的影響。再次,企業(yè)人均工資可以作為企業(yè)勞動(dòng)力質(zhì)量或人力資本的一個(gè)近似代理,較高的工資更容易吸引到具有較高素質(zhì)的勞動(dòng)力,而這些擁有較高人力資本和知識(shí)水平的員工更有能力從事一些創(chuàng)新性活動(dòng)[10],進(jìn)而影響企業(yè)TFP。最后,出口不僅會(huì)影響研發(fā),而且還會(huì)影響生產(chǎn)率,有研究指出,對(duì)于出口前存在研發(fā)投入的企業(yè)而言,出口對(duì)生產(chǎn)率存在著持續(xù)且幅度較大的提升作用[11]。參考相關(guān)經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)的基本做法,我們采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)(對(duì)數(shù))、企業(yè)存續(xù)期、人均工資和出口虛擬變量分別代理企業(yè)規(guī)模、年齡、平均工資和出口行為。

企業(yè)在產(chǎn)品生產(chǎn)過(guò)程中學(xué)習(xí)和積累經(jīng)驗(yàn),進(jìn)而使企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)成為可能。與此同時(shí),企業(yè)“干中學(xué)”的工作模式和管理方式可能也會(huì)影響企業(yè)研發(fā)部門(mén)的生產(chǎn),進(jìn)而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此,不管是出于對(duì)研發(fā)模型和“干中學(xué)”模型兩大理論的檢驗(yàn),還是為了獲得企業(yè)創(chuàng)新一致、穩(wěn)健的估計(jì)系數(shù),本文都需要控制企業(yè)“干中學(xué)”的影響。為此,借鑒熊瑞祥等人的做法[12],我們?cè)跀U(kuò)展回歸中加入企業(yè)累積工業(yè)增加值的對(duì)數(shù),以此作為“干中學(xué)”的代理變量。

專(zhuān)利是反映創(chuàng)新產(chǎn)出水平的最重要指標(biāo)之一,但專(zhuān)利并不直接反映創(chuàng)新產(chǎn)出的市場(chǎng)價(jià)值,企業(yè)新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入能在一定程度上反映市場(chǎng)價(jià)值,雖然它并不是對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的直接度量。這說(shuō)明,企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)步中存在技術(shù)成果和市場(chǎng)價(jià)值兩種不同的“創(chuàng)新投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出—企業(yè)生產(chǎn)率”傳導(dǎo)路徑。為了打開(kāi)創(chuàng)新如何驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)步這個(gè)黑匣子,本文在擴(kuò)展回歸中加入研發(fā)、專(zhuān)利和新產(chǎn)品三個(gè)虛擬變量的兩組交互項(xiàng),*由于從創(chuàng)新投入到創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定的時(shí)滯,因此交互項(xiàng)中的研發(fā)取滯后一期值,專(zhuān)利和新產(chǎn)品取當(dāng)期值。以檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入對(duì)TFP影響的兩個(gè)傳導(dǎo)路徑。

雖然本文的基準(zhǔn)回歸為固定效應(yīng)模型,企業(yè)所有制類(lèi)型作為企業(yè)固定效應(yīng)的一部分被控制,但鑒于不同所有制類(lèi)型企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)差異較大[7],本文在異質(zhì)性討論部分中加入創(chuàng)新與民營(yíng)企業(yè)(POE)、創(chuàng)新與外資企業(yè)(FIE)兩組交互項(xiàng),對(duì)比它們與國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新對(duì)TFP影響的差異 。

4.實(shí)證模型。首先,綜合考慮以上各個(gè)變量,本文基準(zhǔn)回歸固定效應(yīng)模型設(shè)定如下:

TFPit=α0+α1RDit+α2sizeit+α3ageit+α4exportit+α5wageit+firmi+εit

(1)

TFPit=β0+β1PATit+β2sizeit+β3ageit+β4exportit+β5wageit+firmi+εit

(2)

其中,TFPit是i企業(yè)t年的全要素生產(chǎn)率, RDit和PATit為i企業(yè)t年是否研發(fā)和是否專(zhuān)利申請(qǐng)的0-1變量,1表示存在研發(fā)和專(zhuān)利活動(dòng),0表示沒(méi)有;sizeit、ageit、exportit和wageit表示i企業(yè)t年的規(guī)模、年齡、出口(0-1變量)和人均工資;firmi表示i企業(yè)的固定效應(yīng)。以上實(shí)證模型中,除了RDit、PATit和exportit三個(gè)0-1變量外,其他變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

其次,考慮干中學(xué)效應(yīng)后的擴(kuò)展回歸固定效應(yīng)模型分別為:

TFPit=α0+α1RDit+α2learnit+α3sizeit+α4ageit+α5exportit+α5wageit+firmi+εit

(3)

TFPit=β0+β1PATit+β2learnit+β3sizeit+β4ageit+β5exportit+β6wageit+firmi+εit

(4)

其中,learnit表示i企業(yè)t年的“干中學(xué)”效應(yīng)。

最后,創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的兩種機(jī)制的檢驗(yàn)?zāi)P头謩e為:

TFPit=γ0+γ1RDi,t-1+γ2PATit+γ3RDi,t-1*PATit+γ4sizeit+γ5ageit+γ6exportit+γ7wageit+firmi+εit

(5)

TFPit=γ0+γ1RDi,t-1+γ2PATit+γ3RDi,t-1*PATit+γ4learnit+γ5sizeit+γ6ageit+γ7exportit+γ8wageit+firmi+εit

(6)

TFPit=δ0+δ1RDi,t-1+δ2XCPit+δ3RDi,t-1*XCPit+δ4learnit+δ5sizeit+δ6ageit+δ7exportit+δ8wageit+firmi+εit

(7)

其中,XCPit表示i企業(yè)t年的新產(chǎn)品銷(xiāo)售的0-1變量。

(二)描述統(tǒng)計(jì)

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局公布的專(zhuān)利數(shù)據(jù)(2012年光盤(pán)版)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。通過(guò)匹配1998—2007年的工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和專(zhuān)利數(shù)據(jù)庫(kù) ,本文得到32 154家具有專(zhuān)利申請(qǐng)(發(fā)明專(zhuān)利和實(shí)用新型專(zhuān)利)信息的樣本企業(yè)(專(zhuān)利庫(kù)中擁有專(zhuān)利申請(qǐng)的企業(yè)有155 525家,匹配率為22.19%),涉及272 208條發(fā)明和實(shí)用新型專(zhuān)利。我們?cè)诠I(yè)庫(kù)中抽取相應(yīng)的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),包括企業(yè)年齡、登記注冊(cè)類(lèi)型、從業(yè)人數(shù)、出口、工資、研發(fā)等信息。我們對(duì)匹配后的樣本做了如下處理:首先,剔除了相關(guān)變量缺失、為負(fù)值、為零值的樣本,包括銷(xiāo)售額、職工人數(shù)、總資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值、工資變量;其次,剔除了企業(yè)TFP值缺失的樣本;最后,剔除了企業(yè)TFP位于前后0.5%分位的異常樣本。處理后的樣本觀測(cè)值為1 774 898個(gè),共計(jì)511 264家工業(yè)企業(yè)。

表1

描述統(tǒng)計(jì)

由表1可知:第一,企業(yè)TFP(對(duì)數(shù))的均值和中位數(shù)分別為2.66和2.78,略微左偏態(tài);標(biāo)準(zhǔn)差為1.32,企業(yè)TFP分布較為集中;最小值和最大值分別為-4.51和5.89。第二,研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)活動(dòng)集中在少數(shù)企業(yè)中,平均而言,約5%的樣本企業(yè)擁有研發(fā)活動(dòng),2%的企業(yè)存在專(zhuān)利申請(qǐng)。剔除企業(yè)研發(fā)信息缺失的年份后,擁有研發(fā)的企業(yè)占比為10.55% 。此外,7%的樣本企業(yè)存在新產(chǎn)品銷(xiāo)售活動(dòng)。第三,累積的工業(yè)增加值(對(duì)數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為9.45和1.64;從業(yè)人數(shù)(對(duì)數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為4.69和1.23;企業(yè)年齡(對(duì)數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.03和0.92,換言之,樣本企業(yè)的平均年齡為11.7年;人均工資(對(duì)數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.53和0.70。以上四個(gè)變量的分布接近于正態(tài)。平均而言,約有28%的樣本企業(yè)存在出口行為。

二、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果,本文的基準(zhǔn)模型采用固定效應(yīng)模型。表2第(1)—(2)列表示在不控制任何變量情況下,采用普通最小二乘法對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為和企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。研發(fā)(RD)會(huì)顯著地正向影響企業(yè)TFP,回歸系數(shù)為0.284;類(lèi)似地,我們發(fā)現(xiàn)專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè)的TFP顯著高于沒(méi)有專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè),回歸系數(shù)為0.101;前者的系數(shù)大于后者。由表2第(3)—(4)列可見(jiàn),在控制企業(yè)固定效應(yīng)后,回歸模型的解釋力得到非常大的提高,R2從之前的0.002上升至0.706;進(jìn)行研發(fā)投資和申請(qǐng)專(zhuān)利的企業(yè),其全要素生產(chǎn)率顯著高于沒(méi)有這些創(chuàng)新活動(dòng)的企業(yè),它們的回歸系數(shù)分別為0.126和0.071,小于OLS回歸的結(jié)果。

表2

基準(zhǔn)回歸

注:*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。表3中的含義相同

表2第(5)—(6)列是基準(zhǔn)回歸方程(1)—(2)的估計(jì)結(jié)果。與表2第(3)—(4)列相比,我們進(jìn)一步控制了同時(shí)影響企業(yè)創(chuàng)新和TFP的變量,包括企業(yè)從業(yè)人數(shù)、企業(yè)年齡、企業(yè)人均工資和是否出口。結(jié)果表明:第一,研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè)仍表現(xiàn)出更高的全要素生產(chǎn)率,回歸系數(shù)分別為0.049和0.031,顯著為正。換言之,企業(yè)研發(fā)投資和專(zhuān)利申請(qǐng)從無(wú)到有,會(huì)導(dǎo)致企業(yè)TFP上升4.9%和3.1%。1998—2009年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)TFP增長(zhǎng)速度在2%~6%之間,年均增長(zhǎng)率3.83%[8],本文計(jì)量結(jié)果說(shuō)明,這一增長(zhǎng)的大部分貢獻(xiàn)來(lái)自企業(yè)的創(chuàng)新(研發(fā)和專(zhuān)利)活動(dòng)。第二,以從業(yè)人數(shù)表征的企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)TFP增長(zhǎng)越快;創(chuàng)新和專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè)規(guī)模的TFP彈性的回歸系數(shù)分別為0.047和0.048,顯著為正,即從業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)10%(從業(yè)人數(shù)均值為255人,增長(zhǎng)10%即為25.5人),企業(yè)TFP增長(zhǎng)率約為0.5%。第三,企業(yè)年齡顯著地正向影響企業(yè)TFP,企業(yè)年齡增長(zhǎng)10%(年齡均值為11.7年,增長(zhǎng)10%,為1.2年),企業(yè)TFP增長(zhǎng)5.54%和5.6%。第四,企業(yè)出口從無(wú)到有,企業(yè)TFP增長(zhǎng)11.1%。第五,企業(yè)人均工資增長(zhǎng)10%(人均工資均值約為15 546元,增長(zhǎng)10%,即為1 554.6元),企業(yè)TFP增長(zhǎng)0.5%。

綜上,我們可以得到如下主要結(jié)論:企業(yè)創(chuàng)新行為(研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng))是企業(yè)TFP增長(zhǎng)的重要源泉,本文結(jié)論與早期關(guān)于中國(guó)企業(yè)研發(fā)與生產(chǎn)率關(guān)系的研究結(jié)果(Hu, 2001)相似,為內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論提供了一個(gè)經(jīng)驗(yàn)依據(jù)和支持;存活能力和出口決策企業(yè)的TFP增長(zhǎng)效應(yīng)顯著,與既有文獻(xiàn)從企業(yè)年齡[9]、出口[11]方面探討企業(yè)全要素增長(zhǎng)率的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論一致。

(二)擴(kuò)展與討論

1.控制“干中學(xué)”效應(yīng)。“干中學(xué)”是技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)重要源泉(Arrow,1962),為更準(zhǔn)確地估計(jì)研發(fā)活動(dòng)和專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)TFP的影響,我們?cè)诨鶞?zhǔn)模型中加入累積工業(yè)增加值的對(duì)數(shù),控制企業(yè)生產(chǎn)中的“干中學(xué)”效應(yīng)。經(jīng)驗(yàn)方程(3)—(4)的回歸結(jié)果見(jiàn)表3第(1)—(2)列。

表3

基準(zhǔn)回歸

首先,企業(yè)產(chǎn)值累積工業(yè)增加值增長(zhǎng)10%(累積工業(yè)增加值均值為62 715 220元,增長(zhǎng)10%,約為600多萬(wàn)元),企業(yè)TFP的增長(zhǎng)約為0.7%。其次,控制企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后,企業(yè)的研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)行為仍然顯著地影響企業(yè)TFP;企業(yè)研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)從無(wú)到有,TFP正向變動(dòng)分別為3.5%和2.5%。“干中學(xué)”同樣會(huì)影響企業(yè)的創(chuàng)新行為,即研發(fā)活動(dòng)和專(zhuān)利申請(qǐng)過(guò)程中也會(huì)產(chǎn)生“干中學(xué)”效應(yīng),因此,我們看到在控制“干中學(xué)”效應(yīng)后,企業(yè)研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)變量的回歸系數(shù)相比表2中的第(5)—(6)列有所下降。類(lèi)似地,我們也發(fā)現(xiàn),企業(yè)從業(yè)人數(shù)、年齡、平均工資對(duì)企業(yè)TFP的影響系數(shù)均小于基準(zhǔn)回歸,但它們的顯著性沒(méi)有發(fā)生改變,進(jìn)一步說(shuō)明企業(yè)“干中學(xué)”積累經(jīng)驗(yàn)的工作模式和管理方式同樣也會(huì)部分地影響企業(yè)的規(guī)模、存活狀況、員工激勵(lì),進(jìn)而影響企業(yè)TFP。最后,出口決策對(duì)企業(yè)TFP的影響系數(shù)基本保持不變,顯著為正。

2.企業(yè)TFP增長(zhǎng)機(jī)制?,F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)由于創(chuàng)新成果數(shù)據(jù)的缺乏,僅檢驗(yàn)了研發(fā)與企業(yè)TFP的關(guān)系[5],無(wú)法檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)TFP的影響的傳導(dǎo)機(jī)制。得益于近年來(lái)可獲得的公開(kāi)數(shù)據(jù)越來(lái)越多且越來(lái)越豐富,本文可以借鑒知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的框架[1],從創(chuàng)新的技術(shù)和市場(chǎng)兩個(gè)維度來(lái)探討創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)企業(yè)TFP增長(zhǎng)的機(jī)制。

表3第(3)—(4)列對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)企業(yè)TFP增長(zhǎng)的第一種傳導(dǎo)機(jī)制,即研發(fā)技術(shù)成果傳導(dǎo)路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。首先,由表3第(3)列可以看出,在沒(méi)有控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下,我們得到如下重要的回歸結(jié)果:第一,企業(yè)當(dāng)期專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)TFP的回歸系數(shù)接近于0,且不顯著;第二,企業(yè)上一期研發(fā)投入顯著地正向影響當(dāng)期TFP,系數(shù)為0.039,這說(shuō)明,發(fā)生研發(fā)投入企業(yè)的TFP增長(zhǎng)率比沒(méi)有研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)高出3.9個(gè)百分點(diǎn);第三,企業(yè)上一期研發(fā)投入與本期專(zhuān)利申請(qǐng)的交互項(xiàng)對(duì)TFP的影響顯著為正,系數(shù)為0.067,這說(shuō)明,進(jìn)行研發(fā)投入并將其成果申請(qǐng)專(zhuān)利的企業(yè),其TFP增長(zhǎng)率比僅有研發(fā)投入但無(wú)專(zhuān)利申請(qǐng)的企業(yè)高出6.7個(gè)百分點(diǎn);第四,對(duì)于沒(méi)有研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)而言,是否擁有專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)企業(yè)TFP的增長(zhǎng)沒(méi)有顯著的影響;第五,其他控制變量的回歸系數(shù)和顯著性與基準(zhǔn)回歸(表2第(5)列)的結(jié)果并無(wú)二致;第六,整個(gè)回歸的解釋力增強(qiáng),調(diào)整的R2由基準(zhǔn)回歸的0.71上升至0.75。其次,在控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下,我們得到類(lèi)似的、一致的結(jié)論(參見(jiàn)表3第(4)列)。第一,企業(yè)上一期研發(fā)從無(wú)到有,企業(yè)TFP提高了2.3個(gè)百分點(diǎn);第二,研發(fā)并進(jìn)行專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè)的TFP增長(zhǎng)率,比有研發(fā)投入、無(wú)專(zhuān)利申請(qǐng)企業(yè)高出6.6個(gè)百分點(diǎn);第三,對(duì)于沒(méi)有研發(fā)的企業(yè),是否持有專(zhuān)利對(duì)企業(yè)TFP增長(zhǎng)沒(méi)有顯著的影響。概言之,研發(fā)并獲得專(zhuān)利的企業(yè)TFP增長(zhǎng)最快,研發(fā)無(wú)技術(shù)成果的企業(yè)TFP增長(zhǎng)次之,無(wú)研發(fā)的企業(yè)是否擁有專(zhuān)利對(duì)企業(yè)TFP的增長(zhǎng)沒(méi)有顯著的影響。

表3第(5)列對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)企業(yè)TFP增長(zhǎng)的第二種傳導(dǎo)機(jī)制,即研發(fā)市場(chǎng)價(jià)值傳導(dǎo)路徑進(jìn)行檢驗(yàn)?;貧w結(jié)果表明,*由于篇幅有限,我們未列出沒(méi)有控制“干中學(xué)”效應(yīng)情形下新產(chǎn)品機(jī)制的回歸結(jié)果。需要說(shuō)明的是,其結(jié)果與控制“干中學(xué)”效應(yīng)情形下的回歸結(jié)果類(lèi)似,研發(fā)的回歸系數(shù)為0.057***,新產(chǎn)品的回歸系數(shù)為0.033,兩者的交互項(xiàng)不顯著。企業(yè)前一期研發(fā)從無(wú)到有會(huì)導(dǎo)致企業(yè)TFP顯著地增長(zhǎng)4.2%;當(dāng)期是否有新產(chǎn)品銷(xiāo)售會(huì)顯著地正向影響企業(yè)TFP,回歸系數(shù)為2.5%;企業(yè)前一期研發(fā)與是否有新產(chǎn)品銷(xiāo)售的交互項(xiàng)并不顯著,換言之,企業(yè)研發(fā)并不會(huì)通過(guò)市場(chǎng)價(jià)值路徑來(lái)影響企業(yè)TFP。*考慮到從研發(fā)到新產(chǎn)品銷(xiāo)售存在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)滯,我們將研發(fā)變量滯后2期,發(fā)現(xiàn)滯后2期的研發(fā)的回歸系數(shù)為0.043***,新產(chǎn)品的回歸系數(shù)為0.023***,兩者的交互項(xiàng)依舊不顯著。滯后3期的結(jié)果依舊如此。

總之,企業(yè)研發(fā)投入對(duì)全要素增長(zhǎng)率的影響是通過(guò)專(zhuān)利申請(qǐng)這一傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)的,而體現(xiàn)研發(fā)市場(chǎng)價(jià)值的新產(chǎn)品傳導(dǎo)機(jī)制并沒(méi)有發(fā)生作用。一個(gè)可能的解釋是1998—2007年期間中國(guó)規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)并不是以形成新產(chǎn)品為主要目標(biāo)。規(guī)模較大的企業(yè)往往從事的是改進(jìn)現(xiàn)有產(chǎn)品的增量創(chuàng)新或工藝創(chuàng)新,這樣做的好處在于,既可以避免新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)帶來(lái)的技術(shù)和投資等方面的高風(fēng)險(xiǎn),又可以早日產(chǎn)生新的技術(shù)成果(如專(zhuān)利申請(qǐng)),通過(guò)增加現(xiàn)有產(chǎn)品的技術(shù)含量、品質(zhì)和信譽(yù)及銷(xiāo)售額,形成研發(fā)的成本攤銷(xiāo)優(yōu)勢(shì),進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.異質(zhì)性:所有制。已有研究發(fā)現(xiàn),國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平低于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè),但是三大類(lèi)型的企業(yè)生產(chǎn)率差距在縮小[8],國(guó)有企業(yè)單位創(chuàng)新投入的創(chuàng)新產(chǎn)出和新產(chǎn)品銷(xiāo)售額低于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)[5]。本文在經(jīng)驗(yàn)回歸中加入研發(fā)與企業(yè)所有制類(lèi)型的交互項(xiàng),以國(guó)有企業(yè)為參照組,得到的主要結(jié)果是:第一,在沒(méi)有控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下,民營(yíng)和外資企業(yè)的研發(fā)從無(wú)到有將顯著地增加企業(yè)的TFP(見(jiàn)表3第(6)列),分別增長(zhǎng)0.064(0.127-0.063)和0.062(0.125-0.063),民營(yíng)企業(yè)略高于外資企業(yè)。第二,國(guó)有企業(yè)的研發(fā)從無(wú)到有導(dǎo)致TFP下降6.3個(gè)百分點(diǎn),一個(gè)可能的原因是樣本期內(nèi)國(guó)有企業(yè)研發(fā)活動(dòng)主要集中在長(zhǎng)期性、基礎(chǔ)性的研究領(lǐng)域,對(duì)中短期生產(chǎn)投資形成一定擠出,導(dǎo)致我們看不到正的生產(chǎn)率效應(yīng);另一種可能的原因是國(guó)有企業(yè)本身創(chuàng)新生產(chǎn)效率低,例如國(guó)有企業(yè)單位研發(fā)的專(zhuān)利產(chǎn)出低于其他類(lèi)型的企業(yè),巨額研發(fā)投資擠出生產(chǎn)活動(dòng),降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。上述結(jié)論在我們控制企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后仍然成立,國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)研發(fā)的TFP增長(zhǎng)效應(yīng)分別為-0.076、0.05和0.042。綜上,文本的計(jì)量結(jié)論與已有實(shí)證研究的方向是一致的,即民營(yíng)企業(yè)研發(fā)的TFP增長(zhǎng)效應(yīng)最高,外資企業(yè)次之,國(guó)有企業(yè)最差。

三、結(jié)論和進(jìn)一步討論

本文通過(guò)匹配中國(guó)工業(yè)企業(yè)庫(kù)(1998—2007)和國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局公布的專(zhuān)利庫(kù),對(duì)中國(guó)規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。我們運(yùn)用OP方法對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)量,分別從創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩個(gè)維度研究企業(yè)研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)行為對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論如下:

第一,以研發(fā)和專(zhuān)利申請(qǐng)度量的企業(yè)創(chuàng)新從無(wú)到有分別導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)4.9%和3.1%,這一結(jié)論與Hu(2001)基于中國(guó)20世紀(jì)90年代中期數(shù)據(jù)的研究結(jié)論一致。結(jié)合Hu(2001)和楊汝岱(2015)的研究,我們發(fā)現(xiàn),平均而言,中國(guó)樣本期內(nèi)的高新技術(shù)企業(yè)和規(guī)模以上企業(yè)的TFP的研發(fā)投入彈性均比美國(guó)高,中國(guó)制造業(yè)企業(yè)TFP增長(zhǎng)大部分來(lái)自企業(yè)創(chuàng)新(研發(fā)和專(zhuān)利)活動(dòng)的貢獻(xiàn)。

第二,在控制企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后,企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的效應(yīng)有所下降,分別為3.5%和2.5%,這一結(jié)論證明了“干中學(xué)”對(duì)全要素增長(zhǎng)率的正向效應(yīng)。

第三,企業(yè)創(chuàng)新投入對(duì)TFP增長(zhǎng)的影響通過(guò)專(zhuān)利申請(qǐng)實(shí)現(xiàn),而非通過(guò)新產(chǎn)品來(lái)實(shí)現(xiàn),說(shuō)明只有生產(chǎn)出具有新穎性和創(chuàng)造性的專(zhuān)利產(chǎn)品,企業(yè)的研發(fā)投入才能發(fā)揮提高全要素生產(chǎn)率的作用。

第四,民營(yíng)企業(yè)研發(fā)的TFP增長(zhǎng)效應(yīng)最高,外資企業(yè)次之,國(guó)有企業(yè)最差。這一結(jié)論再次說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從“要素驅(qū)動(dòng)”向“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”轉(zhuǎn)變過(guò)程中具有不可替代的作用。

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[責(zé)任編輯:房宏琳,曾博]

中圖分類(lèi)號(hào):F27

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

文章編號(hào):1002-462X(2016)05-0105-07

作者簡(jiǎn)介:葉靜怡(1955—),女,教授,博士生導(dǎo)師,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,從事發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)和創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)研究;林佳(1987—),女,博士研究生,從事創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

基金項(xiàng)目:國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“中國(guó)專(zhuān)利制度、企業(yè)專(zhuān)利戰(zhàn)略與經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展”(12BJL041);中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院委托項(xiàng)目“創(chuàng)新研究前沿與國(guó)內(nèi)應(yīng)用評(píng)述”(2014SEI-0110)

收稿日期:2016-03-07

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