張俊芳　郭永濟

摘要： 本文以中國21個省市地區(qū)為研究樣本，通過格蘭杰因果檢驗、面板數(shù)據(jù)與聯(lián)立方程模型，檢驗了風險投資與區(qū)域創(chuàng)新能力以及經(jīng)濟增長間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過多年持續(xù)快速發(fā)展，中國風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用較為明顯，在當期及短期內均能產(chǎn)生顯著的促進效應；對經(jīng)濟增長的促進作用在一定時間后開始顯現(xiàn)；但是，中國風險投資對企業(yè)投資的階段性特征仍然較為明顯，投資周期偏后，對當期的自主研發(fā)活動難以產(chǎn)生直接的促進效應。此外，風險投資對于區(qū)域創(chuàng)新能力提升與經(jīng)濟增長的作用效果要好于企業(yè)研發(fā)投入效果。

關鍵詞：風險投資；創(chuàng)新能力；經(jīng)濟增長

中圖分類號： F830. 59 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2018.02.002

風險投資（Venture Capital）又稱為風險資本、創(chuàng)業(yè)投資。根據(jù)全美風險投資協(xié)會（NVCA）的定義，風險投資是由專業(yè)資本家投入到新興的、迅速發(fā)展的，并有巨大競爭潛力的企業(yè)中的一種權益資本。近年來，我國風險投資發(fā)展迅猛，據(jù)科技統(tǒng)計調查顯示，截至2015年底，中國風險投資機構數(shù)已達到1775家，增幅14.4%。管理資本總量達到6653.3億元，增幅為31.7%。當年投資企業(yè)3423家，投資額占全國GDP的0.063%，已經(jīng)成為名副其實的風險投資大國[1]。

目前，風險投資對科技創(chuàng)新的作用已被大多數(shù)學者與政策制定者所認可，特別是在經(jīng)濟新常態(tài)下，風險投資的重要程度日益凸顯，其發(fā)展對解決中小微企業(yè)融資難題，促進高新技術企業(yè)發(fā)展，建設創(chuàng)新型國家具有重要的作用。本文試圖從定量研究出發(fā)，檢驗現(xiàn)階段中國風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力及經(jīng)濟發(fā)展的影響效應，以及風險投資與企業(yè)自主創(chuàng)新投入、企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新能力之間的互動關系，試圖發(fā)現(xiàn)中國風險投資的主要作用與階段特征，對于學術研究與政策設計具有重要的參考價值。

1 文獻回顧

關于風險投資與科技創(chuàng)新能力之間的關系研究已經(jīng)引起很多學者的重視并闡述，成為一個較為重要的研究分支，國內外文獻主要從區(qū)域創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、企業(yè)創(chuàng)新能力三個層面來討論。在宏觀研究層面，部分學者認為，風險投資類與企業(yè)R&D;活動相似，甚至超過其作用效果，通過創(chuàng)新和吸收能力對經(jīng)濟增長做出貢獻（Kortum&Lerner;， 2000[2]；Romain & Potterie， 2004[3]）。部分學者認為，風險投資是經(jīng)濟增長和創(chuàng)新的核心驅動力之一。如Tang&Chyi; （ 2005 ）采用法律環(huán)境作為風險投資的工具變量進行回歸分析，研究了臺灣地區(qū)1985～2001年間風險投資與TFP 增長的動態(tài)關系。結果發(fā)現(xiàn)TFP的增長來源于傳統(tǒng)R&D;和由風險投資帶來的內部知識擴散[4]。Hasan &Wang;（2006）以美國1993～1999年間394個勞動市場區(qū)域為樣本，研究了風險投資對經(jīng)濟增長的影響。結果表明：風險投資對專利有顯著的正向促進作用[5]。其他一些學者也得出了大致相同的結論：風險投資與技術創(chuàng)新具有較大的正相關性[6-7]。國內學者的研究主要強調了制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新起著先決性的作用[8]。研究主要采用專利申請量、高技術產(chǎn)品出口額等作為衡量指標檢驗風險投資和技術創(chuàng)新的關系（程昆等， 2006[9]；龍勇等， 2009[10]；王建梅等， 2011[11]）。少數(shù)實證研究則得出風險投資對技術創(chuàng)新并沒有顯著作用的結論。如Jeng&Well;認為促進創(chuàng)新并不是風險投資的主要動機[12]。Caselli等發(fā)現(xiàn)，企業(yè)獲得風險投資后，更容易停止創(chuàng)新活動[13]。

總體而言，風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響受到國內外學者廣泛關注，但由于數(shù)據(jù)的可獲性較為困難，我國學者大多集中于定性分析層面，從規(guī)范研究的角度進行研究，實證研究并不多見，且缺乏深入系統(tǒng)的分析。相比于前人的相關研究，本文的貢獻主要表現(xiàn)為以下幾方面：① 在研究樣本上，采用一手的國家數(shù)據(jù)統(tǒng)計內部資料進行分析， 避免了市場化數(shù)據(jù)中存在的大量無效樣本。②在研究設計中，融入了協(xié)同創(chuàng)新的思想，將傳統(tǒng)的研發(fā)投入（R&D;）進行了細分，同時引入了人力資本投入作為解釋變量；在討論風險投資對創(chuàng)新能力影響的同時，也探討了風險投資與自主創(chuàng)新、協(xié)同創(chuàng)新之間的相互影響關系，比較了風險投資與直接研發(fā)投入的作用效果。③同時考量風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長的影響關系，進行比較；并且考慮了時間滯后效應，形成了靜態(tài)與動態(tài)效應的比較。④在研究方法上，通過建立聯(lián)立面板方程，消除了解釋變量內部間的相互影響；并結合格蘭杰因果檢驗方法，驗證了變量間的因果關系。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 模型選取與技術路線

研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)技術創(chuàng)新路徑主要有兩種：一是自主研發(fā)；包括原始創(chuàng)新以及在引進國外技術或購買國內技術基礎上加以消化吸收后進行的二次創(chuàng)新。二是協(xié)同創(chuàng)新；是指企業(yè)與科研院所、高等院校，以及相關企業(yè)進行產(chǎn)學研合作的創(chuàng)新。自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新之間存在互動關系，當自主研發(fā)遇到技術瓶頸、研發(fā)工程浩大時，必然要尋求相關企業(yè)、科研院所，以及高等院校的技術支持，進行協(xié)同創(chuàng)新。許多中小企業(yè)由于自身自主研發(fā)實力不夠，也需要協(xié)同創(chuàng)新的支持。反之，要取得良好的協(xié)同創(chuàng)新，需要具備一定的自主研發(fā)水平。在研發(fā)經(jīng)費有限的情況下，自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新投入之間必然存在此消彼長的關系[14]。

自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新不僅都是重要的創(chuàng)新投入資源，同時，創(chuàng)新產(chǎn)出也會對研發(fā)投入產(chǎn)生正反饋效應，良好的創(chuàng)新產(chǎn)出能夠鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入，形成良性循環(huán)反饋。

風險投資被認為是促進經(jīng)濟增長和創(chuàng)新產(chǎn)出的主要動因，在許多方面和大公司的R&D;類似，通過技術創(chuàng)新和擴散對經(jīng)濟增長做出貢獻。此外，風險資本的強度對R&D;的效果也存在正向影響，因而顯著促進了技術創(chuàng)新[2]。風險投資對人力資本也有一定的影響作用，通過對人進行資本投資，促進了技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長。

此外，科技人力資源與創(chuàng)新產(chǎn)出之間也存在互動的反饋關系。研究團隊不僅是技術創(chuàng)新的重要內在驅動力，而且良好的創(chuàng)新績效也會鼓勵企業(yè)繼續(xù)加大研發(fā)人力資本投入，形成良性互動。

綜上，本文認為，研發(fā)投入（自主創(chuàng)新、協(xié)同創(chuàng)新）、人力資本、風險投資均可能成為影響科技進步與經(jīng)濟增長的主要因素，此外，風險投資可能同時存在對研發(fā)投入、人力資本的影響，自主創(chuàng)新與協(xié)同創(chuàng)新之間存在復雜的動態(tài)關系，傳統(tǒng)的單方程回歸模型容易產(chǎn)生變量的內生性問題，因此本文采用聯(lián)立方程的面板模型進行分析，同時，采用格蘭杰因果檢驗分析各要素之間錯綜復雜的因果關系。這里將分別考察風險投資對技術創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展的影響，其因素間的影響關系分別如圖1所示。

根據(jù)變量間的相互關系，建立聯(lián)立方程如下：

模型一：風險投資對地區(qū)科技創(chuàng)新能力的影響

模型一中，Y1表示以專利授權代表的科技成果產(chǎn)出，K1為自主創(chuàng)新投入，K2為協(xié)同創(chuàng)新投入，K3為風險投資資本，L為科技人力資源，為截距項，為變量的系數(shù)。

方程（1）基于Griliches-Jaffe 知識生產(chǎn)函數(shù)（Griliches，1979；Jaffe，1989），產(chǎn)出變量為技術創(chuàng)新產(chǎn)出，投入變量為自主研發(fā)投入、協(xié)同創(chuàng)新投入，以及科技人力資本投入；同時，考慮到自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新的聯(lián)合效應，引入兩者乘數(shù)的聯(lián)合作用變量；此外，本文研究增加了風險投資作為解釋變量。

方程（2）自主研發(fā)投入的影響因素，根據(jù)本文研究模型，考慮了技術創(chuàng)新產(chǎn)出、協(xié)同創(chuàng)新投入、科技人力資源、風險投資。其中，協(xié)同創(chuàng)新、人力資源都是自主研發(fā)的基礎，風險投資也可能增大自主研發(fā)投入。

模型二：風險投資對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響

模型二中，Y2表示以GDP為代表的經(jīng)濟增長，K1'為自主創(chuàng)新投入變量，K2'為協(xié)同創(chuàng)新投入變量，K3'代表了風險投資資本，L'代表科技人力資源，為截距項，為變量的系數(shù)。

方程（5）：測度風險投資對經(jīng)濟增長的影響，產(chǎn)出變量為經(jīng)濟增長，投入變量為自主研發(fā)投入、協(xié)同創(chuàng)新投入、科技人力資源，同時，引入了自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新相乘的聯(lián)合作用變量；增加了風險投資作為解釋變量。

方程（6）-（8）：分別為以自主研發(fā)投入、協(xié)同創(chuàng)新投入、科技人力資源作為產(chǎn)出的影響因素測度。

2.2 變量與數(shù)據(jù)選取

在產(chǎn)出方面，考慮到專利申請量具有更大的不確定性，本文以發(fā)明專利授權數(shù)作為科技創(chuàng)新產(chǎn)出指標，這也是目前學術界普遍采用的指標；同時，考慮到專利產(chǎn)出的時間滯后，我們同時選取了當期、滯后一期、滯后兩期進行測度。以GDP作為經(jīng)濟貢獻的指標，也同時選取了當期、滯后一期、滯后兩期進行測度與比較。在投入指標方面，借鑒前人研究，本文采用R&D; 經(jīng)費內部支出表示自主研發(fā)投入，R&D;外部經(jīng)費指標表述協(xié)同創(chuàng)新投入，采用R&D;人員全時當量表系科技人力資源，采用風險投資額代表風險資本。

在數(shù)據(jù)來源方面，R&D;經(jīng)費內部支出、R&D;經(jīng)費外部支出、R&D;人員全時當量，以及授權專利數(shù)均來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》歷年年度報告，鑒于R&D; 經(jīng)費外部支出數(shù)據(jù)從2012年才開始公布，因此本文實際選取了2011～2014年統(tǒng)計數(shù)據(jù)。GDP數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計年鑒，選取時間為2011～2014，風險投資額來自于《全國創(chuàng)業(yè)風險投資報告》年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫信息，選取時間為2011～2014。本文采用了全國省際面板數(shù)據(jù)進行測度，介于部分地區(qū)，如西藏、內蒙、青海等地風險投資量均非常小，難以產(chǎn)生實際影響，因此將其舍棄，共選取了全國21個省市4年的面板數(shù)據(jù)進行測度。

3 實證分析

3.1 格蘭杰因果檢驗

由于本文數(shù)據(jù)僅有4年，屬于典型的寬截面，因此可視為平穩(wěn)時間序列，能夠繼續(xù)進行格蘭杰因果檢驗。從檢驗結果來看（見表1），無論滯后1年還是滯后2年，科技創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟增長的最終結論是相似的。即風險投資、自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新，以及科技人力資源均不是技術創(chuàng)新產(chǎn)出的格蘭杰原因，也不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；反之，科技創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟增長是風險投資、自主研發(fā)、科技人力資源的格蘭杰原因，即從投入產(chǎn)出關系看，技術創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟增長的反饋效應更大，由于創(chuàng)新活動的增加，加大了研發(fā)與人力資本投入。

從風險投資與自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新，以及人力資源的互動關系看，風險投資不是自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新，以及人力資源的格蘭杰原因；但自主研發(fā)是風險投資的格蘭杰原因，也就是說，加大自主研發(fā)投入的企業(yè)更容易獲得風險投資者的青睞。

3.2 面板聯(lián)立方程估計

目前，面板聯(lián)立方程的估計方法主要有兩階段最小二乘法（2SLS）和三階段最小二乘法（3SLS）等。由于三階段最小二乘法是一種系統(tǒng)估計方法，兼顧了跨方程相關性，能夠較好地解決聯(lián)立方程中單個方程隨機誤差項同期相關的問題，因此，本文采用3SLS進行估計。統(tǒng)計測算采用了R語言統(tǒng)計軟件進行編程。

3.2.1風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響

未考慮時間滯后影響因素時，面板聯(lián)立方程估計結果如表2所示。方程的擬合優(yōu)度R2均在0.8以上，整個聯(lián)立方程的估計結果良好。

方程1 因變量是技術創(chuàng)新產(chǎn)出，僅風險投資額與人力資本通過了統(tǒng)計檢驗。風險投資額對技術創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.10，人力資本對技術創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為1.344。這表明，對于當期的創(chuàng)新產(chǎn)出，風險投資當期投入資本與人力資本均產(chǎn)生了促進作用，而當期的研發(fā)投入難以對創(chuàng)新活動產(chǎn)生直接影響。

方程2 因變量是自主研發(fā)投入，其中，協(xié)同創(chuàng)新投入與人力資本對自主研發(fā)投入產(chǎn)生了顯著影響，具有較好的正向促進作用，而風險投資額對當年的研發(fā)投入并沒有顯著影響，在一定程度上說明，風險投資的資本金并不能直接促進企業(yè)投入前期研發(fā)。此外，當年的專利產(chǎn)出也不會直接刺激研發(fā)的再投入。

方程3 因變量是協(xié)同創(chuàng)新投入，其中，自主研發(fā)投入與人力資本通過了檢驗，而風險投資投入沒有顯著影響?？梢?，自主研發(fā)與協(xié)同研發(fā)互為促進，相輔相成，而人力資本對自主研發(fā)產(chǎn)生了正向效應，但對協(xié)同創(chuàng)新產(chǎn)生了負向效應，協(xié)同創(chuàng)新造成了人才外流，而風險投資投入與專利產(chǎn)出無論對當年的自主研發(fā)還是協(xié)同研發(fā)均沒有產(chǎn)生顯著影響。

方程4 因變量是科技人力資本，各項指標均通過了檢驗，其中，自主研發(fā)投入與專利產(chǎn)出都在一定程度上刺激了人力資本投入，而協(xié)同創(chuàng)新在一定程度上對人力資本造成了負效應，風險投入對人力資本的影響弱顯著，且并未起到促進作用。

通常認為，研發(fā)投入難以對當期科技創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響，需要一定的時間進行轉化，但由于數(shù)據(jù)時間較短，本文采用了一年及兩年期的時間滯后進行測度。研究發(fā)現(xiàn)，在短期內，無論是內部研發(fā)支出還是外部支出都難以對科技創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響，但風險投資在短期內對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著的正向影響；這在一定程度上說明，地區(qū)風險投資相比研發(fā)活動而言，更為明顯直接地促進了當?shù)氐目萍紕?chuàng)新產(chǎn)出（表3）。

3.2.2風險投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響

未考慮時間滯后影響因素時，面板聯(lián)立方程估計結果如表4所示。方程的擬合優(yōu)度R2均在0.8以上，整個聯(lián)立方程的估計結果良好。

從表4的聯(lián)立方程可以看到，風險投資與自主研發(fā)對當年的經(jīng)濟增長均不具有顯著效應，但人力資本對經(jīng)濟增長的效應顯著。此外，風險投資對自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新，以及人力資本均未產(chǎn)生直接影響，但自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新始終相輔相成，互為促進。

同樣，我們采用了一階及兩階時間滯后來測度各影響因素對經(jīng)濟增長的影響，從表5可以看出，時間延長后，風險投資對經(jīng)濟增長的影響開始顯現(xiàn)，對一年和兩年的滯后時間均產(chǎn)生了正向的影響作用，此外，內部研發(fā)與外部研發(fā)的協(xié)同效應也開始對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。

4 主要結論討論

本文采用格蘭杰因果檢驗，以及聯(lián)立面板方程的實證研究，通過國內數(shù)據(jù)采集，測度了風險投資與技術創(chuàng)新、經(jīng)濟增長間的關系。研究發(fā)現(xiàn)：

一是我國風險資本已經(jīng)發(fā)展到一定階段，風險投資對地方科技創(chuàng)新能力及經(jīng)濟增長均已產(chǎn)生了顯著的正向促進作用。相比經(jīng)濟增長而言，風險投資對科技創(chuàng)新能力的促進作用更加明顯和直接，在當期即可以產(chǎn)生效應；而對經(jīng)濟增長能力的促進作用存在滯后效應。

二是風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力以及地方經(jīng)濟增長的影響，均比創(chuàng)新投入對地區(qū)的影響更為明顯。在一定程度上表明，風險投資對區(qū)域創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長的提升作用效果要好于企業(yè)的研發(fā)投入效果。

三是風險投資對當期的研發(fā)投入并沒有直接的影響，在某種程度上說明了我國風險投資投入的階段性特征，風險投資并不能直接促進企業(yè)的研發(fā)活動與研發(fā)投入，而是以結果為導向，促進了企業(yè)的科技創(chuàng)新產(chǎn)出活動，并且在較短時間里，可以轉化為地方經(jīng)濟產(chǎn)出。

四是從風險投資與自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新，以及人力資源的互動關系看，自主研發(fā)投入是風險投資的格蘭杰原因，也就是說，具有自主研發(fā)能力的企業(yè)，往往更容易獲得風險投資者的青睞。

五是自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新間的互動關系較為明顯，始終相輔相成、相互促進。在短期內，自主研發(fā)投入難以對科技創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進效應，但二者間的協(xié)調效應對地方經(jīng)濟增長產(chǎn)生了明顯的正效應。

六是人力資本始終是促進創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長的重要資源投入，對于企業(yè)自主創(chuàng)新投入與協(xié)同創(chuàng)新能力也均具有顯著正效應。

本文綜合采用格蘭杰因果檢驗與面板聯(lián)立方程模型綜合分析了風險投資對于地區(qū)創(chuàng)新能力與經(jīng)濟發(fā)展的作用，同時比較了風險投資與研發(fā)投入的作用效果，發(fā)現(xiàn)了一些值得思考的問題，但在實際情況中，不同行業(yè)、不同地區(qū)的也許呈現(xiàn)出一些新的特點，仍有待進一步研究考證。

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（編輯：姚英）

Abstract：This paper examined the relationship between venture capital and the capabilities of S&T; innovation and economic growth in China， based on the research samples from 21 provinces， municipalities and regions， through Granger causality test， Panel data and Simultaneous equation model. Research showed that with its fast development over the past years， China's venture capital has exerted great influences on local S&T; innovation which could be improved significantly in the current and later short-term periods. Also it could promote local economic growth in a certain time. However， the investment still mainly focuses on the maturity stage projects； it hardly improves the current independent R&D; activities in a direct manner. Furthermore， the effect of venture capital on regional innovation capability and economic growth is better than that of R & D investment.

Keywords：venture capital；innovation capability；economic growth