趙傳仁，韓先鋒，宋文飛

(1.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西　西安　710127；2.陜西師范大學(xué)西北歷史環(huán)境與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究院，陜西　西安　710062)

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研發(fā)投資對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的異質(zhì)門(mén)檻效應(yīng)

趙傳仁1，韓先鋒1，宋文飛2

(1.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西西安710127；2.陜西師范大學(xué)西北歷史環(huán)境與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究院，陜西西安710062)

基于中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2011—2014年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門(mén)檻回歸技術(shù)，考察了所有制差異視角下R&D對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的異質(zhì)門(mén)檻效應(yīng)。結(jié)果表明：R&D強(qiáng)度只有超過(guò)一定門(mén)檻水平時(shí)，才能對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生促進(jìn)作用，R&D強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的門(mén)檻效應(yīng)存在顯著的所有制差異；存在最優(yōu)異質(zhì)R&D強(qiáng)度區(qū)間，國(guó)有企業(yè)為0.09%～2.27%，民營(yíng)企業(yè)為0.96%～12.74%，公眾企業(yè)為0.13%～6.34%，在該區(qū)間內(nèi)R&D強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)效應(yīng)最明顯；當(dāng)跨越最優(yōu)R&D強(qiáng)度區(qū)間時(shí)，R&D投資對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)向效應(yīng)，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步均依然有促進(jìn)效應(yīng)，但這種促進(jìn)作用呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。

R&D強(qiáng)度；所有制差異；技術(shù)進(jìn)步；門(mén)檻效應(yīng)

1　引言

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，自主研發(fā)對(duì)中國(guó)這樣的后發(fā)國(guó)家雖并不是唯一的技術(shù)進(jìn)步方式，技術(shù)進(jìn)步還取決于從外部獲取的R&D技術(shù)溢出，但通過(guò)外商直接投資和進(jìn)口渠道獲得的技術(shù)存在滯后性，甚至在某種條件下R&D技術(shù)溢出非常有限[1-2]。毫無(wú)疑問(wèn)，自主R&D對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步起著舉足輕重的作用。

雖然中國(guó)創(chuàng)新能力逐年高速增長(zhǎng)，企業(yè)也非常注重技術(shù)創(chuàng)新，投入了大量研發(fā)資金，但效果并不十分理想。與此相對(duì)應(yīng)的是，很多企業(yè)并不進(jìn)行研發(fā)和創(chuàng)新活動(dòng)，也能夠順利經(jīng)營(yíng)，這也充分表明研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系并不僅僅是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。然而，相關(guān)研究主要聚集于對(duì)R&D投入與企業(yè)生產(chǎn)率之間線性關(guān)系的探討，對(duì)非線性關(guān)系的研究尚不多見(jiàn)?，F(xiàn)有研究可歸納為以下四方面：一是促進(jìn)論[3-4]；二是抑制論[5-6]；三是不確定性論[7-8]；四是非線性論[9-10]。另外，關(guān)于R&D與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)或企業(yè)績(jī)效的相關(guān)研究還比較少見(jiàn)，且主要集中于對(duì)其線性關(guān)系的考察，鮮有研究涉及R&D投資與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，尤其是對(duì)二者之間非線性關(guān)聯(lián)的探討就更為少見(jiàn)。鑒于此，本文采用戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，基于所有制差異視角揭示R&D投入對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響是否存在異質(zhì)非線性效應(yīng)，以期為促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)R&D活動(dòng)與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展提供一定的理論參考。

2　研究設(shè)計(jì)

2.1計(jì)量模型設(shè)計(jì)

本文通過(guò)Hansen[11]提出的面板門(mén)檻回歸模型,來(lái)研究所有制差異視角下R&D投資對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的異質(zhì)門(mén)檻效應(yīng)。結(jié)合中國(guó)戰(zhàn)略性新興企業(yè)的發(fā)展實(shí)際，這里構(gòu)建的面板門(mén)檻模型如下：

lnTECHit=μi+α1RDit·I(RDit≤γ1)+α2RDit·I(RDit>γ1)+...+αnRDit·I(RDit≤γn)+αn+1RDit·I(RDit>γn)+θXit+εit

(1)

其中，TECHit表示第i個(gè)戰(zhàn)略性新興企業(yè)在t年和基年相比的技術(shù)進(jìn)步水平，RDit既為核心解釋變量，又為門(mén)檻變量。xit表示企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等其他控制變量。

2.2數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

本文以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)155家上市企業(yè)(其他企業(yè)由于未公開(kāi)披露年度報(bào)告或研發(fā)數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失予以剔除)為研究樣本，選取2011—2014年為研究時(shí)段，所涉及數(shù)據(jù)主要從Wind數(shù)據(jù)庫(kù)提取，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自上市企業(yè)的年度報(bào)告等資料。這里將研究樣本劃分為國(guó)有、民營(yíng)和公眾企業(yè)三組(外資企業(yè)由于樣本過(guò)少，予以剔除)。相關(guān)變量設(shè)定如下：

(1)被解釋變量，企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。本文擬采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法來(lái)測(cè)度戰(zhàn)略性新興企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)。在假定每一個(gè)企業(yè)作為一個(gè)決策單元的前提下，以(xt,yt)和(xt+1,yt+1)分別表示某一個(gè)企業(yè)在時(shí)期t和時(shí)期t+1的投入產(chǎn)出量，基于產(chǎn)出角度的全要素生產(chǎn)率(TFPCH)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可分解為技術(shù)進(jìn)步變化(TECH)、規(guī)模效率變化(SECH)和純技術(shù)效率變化(PECH)，即：

TFPCH=TECH(xt,yt,xt+1,yt+1)×PECH(xt,yt,xt+1,yt+1)×SECH(xt,yt,xt+1,yt+1)

(2)

式(2)中的技術(shù)進(jìn)步(TECH)就是本文所構(gòu)造的被解釋變量。在測(cè)度指標(biāo)的選取上，這里選取企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入作為產(chǎn)出指標(biāo)，選取從業(yè)人數(shù)和固定資產(chǎn)分別作為勞動(dòng)要素和資本要素的投入指標(biāo)。

(2)核心解釋變量，R&D強(qiáng)度。與總量指標(biāo)相比，R&D強(qiáng)度在不同企業(yè)之間更具有可比性，更能反映與企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)地位等相適應(yīng)的R&D投入情況。這里采用R&D投入與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值來(lái)反映R&D強(qiáng)度。

(3)控制變量。這里對(duì)可能影響戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的其他變量進(jìn)行了控制。包括：①企業(yè)規(guī)模(FS)，采用總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)來(lái)衡量；②資本結(jié)構(gòu)(CAPS)，采用總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量；③盈利能力(PRO)，選取(凈利潤(rùn)+利息費(fèi)用+所得稅)/平均資產(chǎn)總額作為盈利能力的衡量指標(biāo)；④營(yíng)運(yùn)能力(OPC)選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來(lái)體現(xiàn)；⑤金融支持(FIN)選取流通股占總股本比例來(lái)反映；⑥股權(quán)集中度(OWN)選取大股東持股比例來(lái)體現(xiàn)。

3　實(shí)證結(jié)果及解釋

這里首先對(duì)是否存在門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以便識(shí)別方法使用的合理性，以及確定門(mén)檻模型的具體形式以及門(mén)檻的個(gè)數(shù)。利用Hansen提出的“自舉法”，通過(guò)重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2000次，估計(jì)出bootstrapP值。由不同分組檢驗(yàn)結(jié)果可知，R&D強(qiáng)度門(mén)檻變量都在1%、5%或10%的顯著性水平下通過(guò)了單門(mén)檻、雙門(mén)檻和三門(mén)檻檢驗(yàn)。其中，國(guó)有企業(yè)R&D強(qiáng)度的三個(gè)門(mén)檻值分別是0.0006、0.0009和0.0227，民營(yíng)企業(yè)R&D強(qiáng)度的三個(gè)門(mén)檻值分別是0.0086、0.0096和0.1274，公眾企業(yè)R&D強(qiáng)度的三個(gè)門(mén)檻值分別是0.0013、0.0634和0.1787。為了消除異方差的影響，這里對(duì)研究樣本進(jìn)行了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1　所有制差異視角下的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為修正異方差后的t統(tǒng)計(jì)量，***、**、*分別表示系數(shù)通過(guò)1%、5%、10%的顯著水平。RD_1到RD_4為不同門(mén)檻區(qū)間研發(fā)強(qiáng)度(rd)變量的系數(shù)。

(1)對(duì)于國(guó)有企業(yè)，當(dāng)R&D強(qiáng)度水平低于0.0006時(shí)，即當(dāng)R&D投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值低于0.06%時(shí)，R&D強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響不顯著；當(dāng)R&D強(qiáng)度介于0.06%～0.09%之間時(shí)，R&D強(qiáng)度對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平具有明顯的抑制作用；當(dāng)R&D強(qiáng)度位于0.09%～2.27%之間時(shí)，R&D強(qiáng)度對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的影響開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正向效應(yīng)。而當(dāng)R&D強(qiáng)度水平高于2.27%時(shí)，R&D投入則會(huì)對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生一定的抑制作用?？梢?jiàn)，國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)存在最優(yōu)R&D強(qiáng)度0.09%～2.27%，即只有保持適度的R&D強(qiáng)度水平才有利于國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

之所以會(huì)出現(xiàn)上述影響規(guī)律，本文認(rèn)為原因可能在于：第一，研發(fā)投資具有階段性特征，當(dāng)處于創(chuàng)新前期時(shí)，研發(fā)對(duì)企業(yè)商業(yè)化能力的貢獻(xiàn)有限，但隨著研發(fā)投入強(qiáng)度的進(jìn)一步提高，較多技術(shù)被轉(zhuǎn)化成新產(chǎn)品，進(jìn)而會(huì)有利于企業(yè)績(jī)效提升；第二，企業(yè)績(jī)效是由對(duì)資源的投資能力和對(duì)資源的管理能力共同決定的，而在研發(fā)活動(dòng)前期，企業(yè)可能難以實(shí)現(xiàn)研發(fā)資源與其他各種資源的協(xié)同效應(yīng)，甚至在資源管理能力比較薄弱時(shí)，由于可能會(huì)出現(xiàn)各種資源調(diào)度和使用相互干擾的情況，反而會(huì)損害企業(yè)績(jī)效水平提升。但隨著企業(yè)協(xié)調(diào)和整合資源的管理能力的不斷提升，使得其研發(fā)投入強(qiáng)度提高至一定水平則會(huì)促進(jìn)企業(yè)績(jī)效；第三，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度超過(guò)一定范圍時(shí)，會(huì)擠占企業(yè)其他方面的資源投入，帶來(lái)較高的機(jī)會(huì)成本，加之國(guó)有企業(yè)相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)資源管理水平不足，以及要素邊際效率遞減規(guī)律等的共同作用，反而導(dǎo)致了過(guò)高的研發(fā)投入強(qiáng)度不利于其績(jī)效水平提升。進(jìn)而使得R&D投資會(huì)對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生倒“N”型影響規(guī)律。

(2)對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，當(dāng)R&D強(qiáng)度水平低于第一門(mén)檻值0.0086時(shí)，即當(dāng)R&D投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值低于0.86%時(shí)，R&D投入對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響不明顯；當(dāng)R&D強(qiáng)度水平跨過(guò)第一門(mén)檻且小于第二門(mén)檻值時(shí)，R&D投入對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有顯著的抑制作用；當(dāng)R&D強(qiáng)度水平跨過(guò)第二門(mén)檻且小于第三門(mén)檻值時(shí)，其對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用顯著為正，影響系數(shù)減小為0.3598，此時(shí)促進(jìn)作用最為明顯；當(dāng)R&D強(qiáng)度水平跨過(guò)第三門(mén)檻時(shí)，其對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步仍具有顯著的促進(jìn)效用，但影響力度進(jìn)一步減小為0.0597?？梢?jiàn)，R&D強(qiáng)度只有超過(guò)一定門(mén)檻值時(shí)，才會(huì)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，且存在最優(yōu)R&D強(qiáng)度區(qū)間0.96%～12.74%。

(3)對(duì)于公眾企業(yè)，當(dāng)R&D強(qiáng)度水平低于第一門(mén)檻值0.0013時(shí)，即當(dāng)R&D投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值低于0.13%時(shí)，R&D強(qiáng)度對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響作用顯著為負(fù)，這不同于國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的情況；當(dāng)R&D強(qiáng)度跨過(guò)第一門(mén)檻值且小于第二門(mén)檻值時(shí)，R&D投入對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)，此時(shí)促進(jìn)作用最強(qiáng)；當(dāng)R&D強(qiáng)度跨過(guò)第二門(mén)檻值且小于第三門(mén)檻值時(shí)，R&D投入對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)效應(yīng)的強(qiáng)度明顯減小。當(dāng)R&D強(qiáng)度跨過(guò)第三門(mén)檻值時(shí)，R&D投入對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響仍表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)效應(yīng)，其影響強(qiáng)度進(jìn)一步減小。不難發(fā)現(xiàn)，R&D強(qiáng)度對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響表現(xiàn)出顯著的“先負(fù)后正”的非線性效應(yīng)，且存在最優(yōu)R&D強(qiáng)度區(qū)間0.13%～6.34%。

上述研究表明，R&D投資會(huì)對(duì)不同所有制企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的非線性影響存在一定差異。即民營(yíng)企業(yè)和公眾企業(yè)的R&D投資強(qiáng)度只要超過(guò)一定門(mén)檻水平后，會(huì)持續(xù)促進(jìn)其績(jī)效水平提升，而國(guó)有企業(yè)過(guò)高的R&D投資強(qiáng)度則會(huì)導(dǎo)致其陷入“R&D增長(zhǎng)悖論”的困境。本文認(rèn)為可能原因在于：一是相比非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)擁有政策和制度上的優(yōu)勢(shì)，其既能獲得某些行業(yè)的壟斷勢(shì)力，也更容易獲得數(shù)額相對(duì)較大的政府補(bǔ)貼，擠出效應(yīng)和高額利潤(rùn)的獲取往往會(huì)導(dǎo)致其降低通過(guò)自主創(chuàng)新提升企業(yè)績(jī)效的動(dòng)力；二是非國(guó)有企業(yè)在產(chǎn)權(quán)制度、激勵(lì)機(jī)制等方面具有先前優(yōu)勢(shì)，在經(jīng)營(yíng)中擁有更大的靈活性和治理效率，比國(guó)有企業(yè)擁有更強(qiáng)的研發(fā)動(dòng)力，這也是為什么非國(guó)有企業(yè)平均R&D投資強(qiáng)度高于國(guó)有企業(yè)的原因，加之其擁有相對(duì)國(guó)有企業(yè)較高的資源管理水平，使得其仍表現(xiàn)為正向影響效應(yīng)，但在要素邊際效率遞減規(guī)律作用下，其影響力度有所降低。

通過(guò)不同樣本組的比較不難發(fā)現(xiàn)：第一，R&D強(qiáng)度只有超過(guò)一定水平才能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，但不同性質(zhì)企業(yè)存在明顯的R&D強(qiáng)度門(mén)檻差異，此時(shí)國(guó)有企業(yè)的R&D強(qiáng)度門(mén)檻值為0.09%，民營(yíng)企業(yè)的R&D強(qiáng)度門(mén)檻值為0.96%，公眾企業(yè)的R&D強(qiáng)度門(mén)檻值為0.13%；第二，當(dāng)R&D強(qiáng)度跨越最優(yōu)門(mén)檻區(qū)間時(shí)，R&D投入對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響存在明顯的所有制差異，具體表現(xiàn)在，R&D投入對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)向效應(yīng)，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步均具有邊際效應(yīng)遞減的正向效應(yīng)。

表2為不同門(mén)檻區(qū)間下的不同類(lèi)型企業(yè)分布規(guī)律，可以發(fā)現(xiàn)：對(duì)于國(guó)有企業(yè)，在R&D強(qiáng)度門(mén)檻條件下，企業(yè)集中分布在第三、四門(mén)檻區(qū)間內(nèi)，各門(mén)檻區(qū)間分別占比為55.769%、26.923%，即R&D投資對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響力度集中在1.8518到-0.2397水平，而具有正向影響的企業(yè)占比為55.769%；對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，在R&D強(qiáng)度門(mén)檻條件下，企業(yè)集中分布在第三門(mén)檻區(qū)間，企業(yè)集中度為68.966%，R&D對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響力度集中在0.3598水平，而具有正向影響的企業(yè)占比達(dá)77.012%；對(duì)于公眾企業(yè)，在R&D強(qiáng)度門(mén)檻條件下，企業(yè)集中分布在第二門(mén)檻區(qū)間，企業(yè)集中度為68.750%，R&D對(duì)公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響力度集中在3.2408水平，而具有正向影響的企業(yè)占比高達(dá)93.75%。

表2　樣本門(mén)檻分布規(guī)律　單位：%

由控制變量可知，企業(yè)規(guī)模對(duì)國(guó)有企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響不顯著，而顯著促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步；資本結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響不明顯，但有利于公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步；盈利能力和股權(quán)集中度均對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，但均顯著促進(jìn)了公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用并不顯著；營(yíng)運(yùn)能力對(duì)國(guó)有企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響均不顯著，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了明顯的負(fù)面作用；金融支持顯著有利于民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，而對(duì)國(guó)有企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用不明顯。

4　結(jié)論與建議

研究發(fā)現(xiàn)，第一，R&D強(qiáng)度只有超過(guò)一定限度時(shí)才能促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，存在異質(zhì)最優(yōu)R&D強(qiáng)度區(qū)間，其中，國(guó)有企業(yè)為0.09%～2.27%，民營(yíng)企業(yè)為0.96%～12.74%，公眾企業(yè)為0.13%～6.34%；第二，當(dāng)R&D強(qiáng)度跨越最優(yōu)區(qū)間時(shí)，R&D對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響所有制差異明顯，R&D投入對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)向效應(yīng)，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)和公眾企業(yè)技術(shù)進(jìn)步均具有邊際效應(yīng)遞減的正向效應(yīng)。另外，企業(yè)規(guī)模、盈利能力、股權(quán)集中度等因素均對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著的異質(zhì)影響。

本文研究政策意蘊(yùn)明顯：首先，由于不同所有制企業(yè)的R&D活動(dòng)均多集中于最優(yōu)門(mén)檻區(qū)間內(nèi)，因此政府應(yīng)充分考慮到不同所有制企業(yè)自身R&D活動(dòng)的實(shí)際及R&D活動(dòng)的異質(zhì)規(guī)律，一方面要不斷鼓勵(lì)企業(yè)適時(shí)調(diào)整自身R&D強(qiáng)度，提升最優(yōu)R&D強(qiáng)度區(qū)間內(nèi)的企業(yè)集中度，另一方面要不斷引導(dǎo)企業(yè)優(yōu)化R&D資源配置，注重發(fā)揮R&D資源與企業(yè)其他資源的協(xié)同，持續(xù)提高自身對(duì)R&D資源管理能力，進(jìn)而不斷提升R&D資源的利用效率。其次，政府應(yīng)根據(jù)所有制差異視角下戰(zhàn)略性新興企業(yè)R&D強(qiáng)度的異質(zhì)門(mén)檻水平，制定差異化的研發(fā)補(bǔ)貼政策和稅收優(yōu)惠政策，科學(xué)合理地支持企業(yè)開(kāi)展科技創(chuàng)新活動(dòng)，要避免原有的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策、技術(shù)創(chuàng)新政策單一、固定的靜態(tài)標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)注重根據(jù)不同所有制企業(yè)發(fā)展情況適時(shí)滾動(dòng)修訂，及時(shí)調(diào)整至合理水平。最后，要從投入產(chǎn)出的系統(tǒng)角度來(lái)看待R&D與企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的協(xié)調(diào)發(fā)展，要充分考慮企業(yè)規(guī)模、盈利能力、金融支持、股權(quán)集中度等諸多因素的共同影響，只有當(dāng)R&D與這些因素有效結(jié)合，才能更有效地促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

[1]劉小魯.知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、自主研發(fā)比重與后發(fā)國(guó)家的技術(shù)進(jìn)步[J].管理世界,2011(10):10-19.

[2]馬天毅,馬野青,張二震.外商直接投資與我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006(7):4-8.

[3]HALL B H，MAIRESSE J.Exploring the relationship between R&D and productivity in french manufacturing firms[J].Journal of econometrics,1995,65(1):263-293.

[4]周亞虹,賀小丹,沈瑤.中國(guó)工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新的影響因素和產(chǎn)出績(jī)效研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012(5):107-119.

[5]陳剛.R&D溢出、制度和生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2010(10):64-77.

[6]湯二子,劉海洋,孔祥貞,孫振.中國(guó)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入與效果的經(jīng)驗(yàn)研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理,2012(8):57-61.

[7]FERNANDES A M.Firm productivity in bangladesh manufacturing industries[J].World development，2008,36(10):1725-1744.

[8]張海洋.R&D兩面性、外資活動(dòng)與中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005(5):107-117.

[9]戴小勇,成力為.研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的門(mén)檻效應(yīng)研究[J].科學(xué)學(xué)研究,2013,31(11):1708-1716.

[10]孫曉華,王昀.R&D投資與企業(yè)生產(chǎn)率—基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的PSM分析[J].科研管理，2014(11):92-99.

[11]HANSEN B E.Sample splitting and threshold estimation[J].Econometrica,2000,68(3):575-603.

(責(zé)任編輯劉傳忠)

R&D Input’s Heterogeneous Effect on Technological Progress of the Enterprises

Zhao Chuanren1,Han Xianfeng1,Song Wenfei2

(1.School of Economics and Management，Northwest University,Xi’an 710127,China；2.Northwest Institute of Historical Environment and Socio-Economic Development，Shaanxi Normal University，Xi’an 710062,China)

Based on 2011—2014 panel data of listed companies in strategic emerging industries in China，by using Threshold Regression Model，this paper examines R&D input’s heterogeneous effect on the technological progress of the enterprises under the perspective of the ownership difference.The study shows that the R&D input would promote the enterprises’ technological advance，only when the intensity touches a certain threshold level，and there is the ownership difference upon R&D’s threshold effect on the enterprises’ technological advance.There is the most excellent heterogeneous R&D intensity range，state-owned enterprise 0.09%～2.27%，private enterprise 0.96%～12.74%，public enterprise 0.13%～6.34%.Within these intensity scope，R&D intensity has the most promotion effect on the enterprises’ technological progress.When it goes far beyond the above range，R&D would have the inhibiting effect on the technological progress of the state-owned enterprise，while still promote the private and public enterprises with the diminishing marginal trend.

R&D intensity；Ownership differences；Technology progress；Threshold effect

國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71273209)，國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71302143)。

F426

A