孫 蘭

(云南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南 昆明 650500)

0 引言

關(guān)于科技推動(dòng)創(chuàng)新還是需求拉動(dòng)創(chuàng)新的辯論可追溯到20世紀(jì)60、70年代。前者認(rèn)為由于技術(shù)進(jìn)步過程有著很強(qiáng)的路徑依賴性，使得科技成為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的先決條件[1-3]，而后者認(rèn)為市場(chǎng)條件在創(chuàng)新激勵(lì)上起到同等的作用[4-6]。20世紀(jì)80年代以來，創(chuàng)新學(xué)者們對(duì)科技推動(dòng)和需求拉動(dòng)創(chuàng)新應(yīng)該是互補(bǔ)的觀點(diǎn)達(dá)成一致，認(rèn)為創(chuàng)新既存在科技內(nèi)在本質(zhì)的驅(qū)動(dòng)，也存在隨著需求演化的市場(chǎng)力量的拉動(dòng)[7-11]。

國外學(xué)者對(duì)需求拉動(dòng)創(chuàng)新也進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。Shmookler[5]利用美國的行業(yè)部門數(shù)據(jù)證實(shí)了當(dāng)下游行業(yè)在某一時(shí)點(diǎn)的投資越多，過一段時(shí)間，在上游行業(yè)會(huì)觀察到更多的產(chǎn)品創(chuàng)新。Kleinknecht 和 Verspagen[12]利用來自荷蘭46個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)證實(shí)了需求增長與R&D增長之間有顯著的關(guān)系。Geroski 和Walters[13]對(duì)英國的宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出對(duì)創(chuàng)新投資有顯著影響，而沒有發(fā)現(xiàn)反向影響的證據(jù)。也有利用微觀數(shù)據(jù)從企業(yè)層面上的實(shí)證研究。Brouwer 和Kleinknecht[14]利用對(duì)8 000個(gè)荷蘭企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)需求增長導(dǎo)致創(chuàng)新產(chǎn)出的增長。

學(xué)者們從宏觀層面、行業(yè)部門層面，以及企業(yè)微觀層面對(duì)需求拉動(dòng)創(chuàng)新的理論和實(shí)證做了大量的研究。宏觀層面的研究，比如范紅忠[15]利用國家層面的宏觀數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)總收入和人均收入的提高會(huì)促進(jìn)研發(fā)投入和自主創(chuàng)新能力的提升。孫軍[16]分析在需求約束條件下技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變路徑。從行業(yè)層面上的研究包括孫曉華和李傳杰[17]對(duì)我國裝備制造業(yè)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，有效需求規(guī)模不足和需求結(jié)構(gòu)低端化是抑制產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提升的關(guān)鍵因素。董鵬剛和史耀波[18]采用2004-2016年中國30省份面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)市場(chǎng)需求既顯著激勵(lì)了研發(fā)投入強(qiáng)度,又明顯提高了創(chuàng)新效率水平。近年來，更多的文獻(xiàn)是來自于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)研究。鄒國平等[19]利用2013年央企上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，利用不同指標(biāo)衡量企業(yè)規(guī)模的，總體來說中央企業(yè)上市公司及子公司規(guī)模與研發(fā)強(qiáng)度之間大致呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。孫曉華和李明珊[20]以2005-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明生產(chǎn)規(guī)模和企業(yè)年齡與R&D強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)。任曙明和孫飛[21]利用2003-2011年制造業(yè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究需求規(guī)模對(duì)異質(zhì)性研發(fā)投入與生產(chǎn)率增長的關(guān)系。除了對(duì)需求影響創(chuàng)新R&D投資的研究之外，近年來學(xué)者們還研究了包括以下研究，劉督等[22]風(fēng)險(xiǎn)資本階段性投資、楊曄等[23]政府財(cái)政補(bǔ)貼、張玉昌[24]企業(yè)研發(fā)部門的要素配置、張國印等[25]產(chǎn)品共創(chuàng)平臺(tái)上消費(fèi)者信號(hào)傳遞、潘雄鋒等[26]研發(fā)投資的不同階段等因素對(duì)R&D投資的影響。

已有文獻(xiàn)利用我國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果檢驗(yàn)了需求對(duì)創(chuàng)新的拉動(dòng)作用的假說。本文的實(shí)證研究也得到了證實(shí)。利用中國2011-2018年工業(yè)企業(yè)微觀面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，全樣本數(shù)據(jù)以及2014-2018年的部分樣本數(shù)據(jù)結(jié)果表明企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新R&D投資有正面影響，并且是顯著的(在1%水平下)。 但是對(duì)于部分樣本2011-2014年的數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果是不顯著的。因此，本文研究導(dǎo)致需求拉動(dòng)創(chuàng)新的作用增強(qiáng)或減弱的理論機(jī)制，并利用理論研究結(jié)果解釋實(shí)證發(fā)現(xiàn)的結(jié)果。雖然理論上需求會(huì)對(duì)企業(yè)的R&D投入有正向的拉動(dòng)作用，但是由于新產(chǎn)品R&D投入創(chuàng)新成功率，以及R&D投入的創(chuàng)新成本等因素的影響，需求對(duì)創(chuàng)新R&D投入的拉動(dòng)作用增強(qiáng)或減弱。

1 模型建立及假設(shè)

考慮一個(gè)由生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的兩個(gè)廠商組成的雙寡頭行業(yè)市場(chǎng)，兩個(gè)廠商都可以投資創(chuàng)新研發(fā)質(zhì)量高的新產(chǎn)品，研發(fā)成功的新產(chǎn)品在橫向和縱向上都與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品存在差異。新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品在橫向上的差異體現(xiàn)在新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品有部分替代作用，并不能全部代替標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品；縱向上的差異體現(xiàn)在新產(chǎn)品的質(zhì)量高于標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品，所以其市場(chǎng)價(jià)格高于標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)格。這兩階段博弈模型的過程如下：在第一階段，兩個(gè)廠商在單一產(chǎn)品市場(chǎng)上進(jìn)行古諾競爭, 廠商i以邊際成本csi，(i=1,2)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品(s)。然后同時(shí)決定新產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新投資活動(dòng)。在第二階段，在已知R&D結(jié)果的條件下，如果R&D成功，有新產(chǎn)品(n)進(jìn)入市場(chǎng)，兩個(gè)廠商在兩種產(chǎn)品市場(chǎng)上進(jìn)行古諾競爭；否則，市場(chǎng)上只有標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品(s)，他們?nèi)匀辉趩我划a(chǎn)品市場(chǎng)上進(jìn)行古諾競爭。兩個(gè)廠商選擇R&D創(chuàng)新投入水平，使得第二階段的期望凈利潤達(dá)到最大。

假設(shè)1：對(duì)兩個(gè)廠商在兩個(gè)階段t=1,2生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的邊際成本做如下假設(shè)：

(a).cs1t≤cs2t；csi1=csi2,i=1,2，t=1,2。

(b).cni2=ξcsi2,ξ>1。

假設(shè)(a)在生產(chǎn)規(guī)模上區(qū)分兩個(gè)廠商，在兩個(gè)階段廠商1在標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)成本都低于廠商2；另外，兩個(gè)廠商在兩個(gè)階段生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的邊際成本保持不變。假設(shè)(b)說明如果R&D成功，那么生產(chǎn)新產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)成本比標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品高。

假設(shè)2： (a) 如果兩個(gè)階段都只有標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品(s)，那么市場(chǎng)總需求函數(shù)為：

Pst=α-β(qs1t+qs2t)，t=1,2；

其中α>0，β>0為參數(shù)；qsit，i=1,2，表示廠商i在第t階段生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的產(chǎn)量。

(b).如果在t=2階段，至少有一個(gè)廠商i(i=1,2)成功研發(fā)出新產(chǎn)品(n)，即

那么標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的需求函數(shù)為：

(1)

其中θ>0,表示新產(chǎn)品在縱向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的差異度；γ∈[0,β],表示新產(chǎn)品在橫向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的差異，新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品有部分替代作用。

在上述3個(gè)假設(shè)下，有4種可能結(jié)果發(fā)生，即：

(1)廠商1和廠商2都沒有成功研發(fā)出新產(chǎn)品，用S-S表示；

(2)廠商1成功研發(fā)出新產(chǎn)品,而廠商2沒有成功研發(fā)出新產(chǎn)品,用N-S 表示；

(3) 廠商2成功研發(fā)出新產(chǎn)品,而廠商1沒有成功研發(fā)出新產(chǎn)品,用S-N 表示；

(4) 廠商1和廠商2都成功研發(fā)出新產(chǎn)品，用N-N 表示。

廠商i(i=1,2)在t=2階段的期望凈利潤函數(shù)為：

(2)

其中，Πssi、Πnsi、Πsni、Πnni分別表示上述四種情況下，廠商i的利潤水平。根據(jù)式(1)的價(jià)格系統(tǒng)，經(jīng)過常規(guī)的計(jì)算，可以得到Πnni，Πnsi，Πsni，以及Πssi的顯示表達(dá)式。

2 均衡分析

在上述模型的假設(shè)條件下，可以定義均衡策略組合。

定義1：如果兩個(gè)廠商新產(chǎn)品R&D投資的策略組合(y*1,y*2)∈[0,+∞)×[0,+∞)滿足下面的條件：

(a).對(duì)于任何的y1∈[0,+∞)有

E[Π1(y*1;y*2)]≥E[Π1(y1;y*2)]；

(b).對(duì)于任何的y2∈[0,+∞)有

E[Π2(y*2;y*1)]≥E[Π2(y2;y*1)]，

策略組合(y*1,y*2)是一個(gè)Nash均衡。

利用倒向遞歸法(Backward induction)，先分析在t=2階段時(shí)，4種情況下兩個(gè)廠商在均衡狀態(tài)下的最優(yōu)產(chǎn)量，市場(chǎng)上標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的均衡價(jià)格，以及兩個(gè)廠商的均衡利潤水平。再逆推出在t=1階段兩個(gè)廠商的最優(yōu)R&D投入水平，使得在t=2階段各自的凈利潤水平期望值最大。雖然存在顯示表達(dá)式的Nash均衡解(y*1,y*2)，但是其表達(dá)式比較復(fù)雜，可以采取算例分析的方法對(duì)納什均衡解的特征加以刻畫。參數(shù)分別賦值為α=10，β=1，cs1=0.75，cs2=1.25，γ=0.5，θ=2，ξ=1.2，得到4種情況(S-S,N-S,S-N,N-N)下，廠商1和廠商2的均衡產(chǎn)量(Q*1s，Q*1n，Q*2s，Q*2n)，市場(chǎng)上標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的均衡價(jià)格(P*s，P*n)，以及均衡利潤水平(Π1，Π2)，結(jié)果如表1所示。

表1 4種情況均衡狀態(tài)下標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品和新產(chǎn)品的價(jià)格、廠商產(chǎn)量以及利潤水平

當(dāng)參數(shù)η=0.25，κ=20時(shí)，可得出最優(yōu)的產(chǎn)品R&D投入水平為：y*1=0.1714,y*2=0.1523。生產(chǎn)規(guī)模較大的廠商，其產(chǎn)品R&D投入的水平比較高。

為了檢驗(yàn)算例結(jié)論的穩(wěn)健性，以及對(duì)可能產(chǎn)生的更多結(jié)果加以討論，討論除了廠商規(guī)模之外，其他的參數(shù)變化，對(duì)新產(chǎn)品R&D投入水平的影響。

2.1 生產(chǎn)規(guī)模對(duì)新產(chǎn)品R&D投入水平的影響

首先檢驗(yàn)當(dāng)其他參數(shù)固定(如上述算例中的參數(shù)選擇)，廠商1的單位生產(chǎn)成本的變化對(duì)兩個(gè)廠商的新產(chǎn)品R&D投入水平，以及整個(gè)行業(yè)的R&D投入水平的影響。模擬結(jié)果如圖1所示，表明在雙寡頭競爭市場(chǎng)上，廠商的生產(chǎn)規(guī)模對(duì)其R&D投入水平有正影響，單位生產(chǎn)成本較低規(guī)模較大的廠商研發(fā)投入水平較高。如果兩個(gè)廠商的生產(chǎn)規(guī)模相差越大，兩個(gè)廠商R&D投入水平相差越大，并且整個(gè)行業(yè)的R&D投入水平也越高。隨著兩個(gè)廠商的單位生產(chǎn)成本越來越接近，兩者之間的競爭越來越激烈，生產(chǎn)規(guī)模較大的廠商R&D投入水平快速下降，而生產(chǎn)規(guī)模較小的廠商R&D投入水平緩慢上升，此時(shí)市場(chǎng)的總需求在下降，最終導(dǎo)致整個(gè)行業(yè)的R&D創(chuàng)新總投入水平下降。將該結(jié)果分析總結(jié)在以下的命題1中。

圖1 新產(chǎn)品R&D投入水平隨廠商1的單位成本的變化

命題1，在假設(shè)1-假設(shè)3的模型中，廠商的生產(chǎn)規(guī)模對(duì)其R&D創(chuàng)新投入水平有正的影響。進(jìn)一步分析市場(chǎng)的總需求對(duì)行業(yè)R&D創(chuàng)新總投入水平有正的影響。

2.2 新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度γ 對(duì)R&D投入水平的影響

以下檢驗(yàn)在其他參數(shù)固定不變時(shí)，新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品之間的橫向差異度參數(shù)γ的變化對(duì)廠商各自的R&D創(chuàng)新投入水平以及整個(gè)行業(yè)總的R&D投入水平的影響。價(jià)格系統(tǒng)方程(1)說明參數(shù)γ的值越大，新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品在橫向上的差異越小，當(dāng)γ趨于零時(shí)，新產(chǎn)品的產(chǎn)出對(duì)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的價(jià)格沒有影響，反之亦然；當(dāng)γ逐漸增大，趨于β時(shí)，新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的替代作用增大，逐漸趨近于完全替代。

模擬結(jié)果如圖2所示，表明隨著新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度的減小，兩個(gè)廠商對(duì)新產(chǎn)品的R&D創(chuàng)新投入水平先是減小的，但是當(dāng)新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度非常接近時(shí)，兩個(gè)廠商對(duì)新產(chǎn)品的R&D創(chuàng)新投入水平又開始增加。整個(gè)行業(yè)的總R&D投入水平也是如此。

圖2 新產(chǎn)品R&D投入水平隨新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度γ的變化(θ=2)

產(chǎn)生這個(gè)結(jié)果的原因是當(dāng)新產(chǎn)品在橫向上可以完全替代標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品時(shí)，新產(chǎn)品在縱向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品有差異(θ=2)，從而兩個(gè)廠商都有激勵(lì)去進(jìn)行新產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新。當(dāng)θ=0時(shí)，生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入的影響會(huì)隨著橫向差異度的減小而單調(diào)降低如圖3所示。

圖3 新產(chǎn)品R&D投入水平隨新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度γ的變化(θ=0)

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，隨著新產(chǎn)品在橫向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品差異度的減小，生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入水平的影響減弱。將上面的分析總結(jié)在下面的命題2中。

命題2：在假設(shè)1-假設(shè)3的模型中，隨著新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品之間橫向差異度的減小，廠商的新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新投入水平減小。但是，如果新產(chǎn)品在縱向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品有差異，當(dāng)新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度非常接近時(shí)，廠商的新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新投入水平會(huì)增加。進(jìn)一步分析新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品橫向差異度的減小，會(huì)減弱生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入水平的影響。

2.3 新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品縱向差異度θ 對(duì)R&D投入水平的影響

同樣檢驗(yàn)在其他參數(shù)固定不變時(shí)，新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品之間的縱向差異度參數(shù)θ的變化對(duì)廠商各自的R&D創(chuàng)新投入水平，以及整個(gè)行業(yè)總的R&D投入水平的影響。模擬結(jié)果如圖4所示，現(xiàn)在將結(jié)果總結(jié)在命題3中。

圖4 新產(chǎn)品R&D投入水平隨新老產(chǎn)品縱向差異度θ的變化

命題3：在假設(shè)1-假設(shè)3的模型中，隨著新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品之間縱向差異度的增加，廠商的新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新投入水平增加。整個(gè)行業(yè)新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新總投入水平增加。進(jìn)一步分析新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品之間的縱向差異度的增加，會(huì)增強(qiáng)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入水平的影響。

2.4 新產(chǎn)品創(chuàng)新成功率參數(shù)η對(duì)R&D投入水平的影響

在其它參數(shù)不變的情況下，對(duì)單位新產(chǎn)品R&D投入的創(chuàng)新成功率η的檢驗(yàn)給出了結(jié)果，如圖5所示。當(dāng)創(chuàng)新成功率很低時(shí)，兩個(gè)廠商R&D投入都比較低，但是隨著創(chuàng)新成功率增加，規(guī)模較大的廠商R&D投入水平迅速增加，而規(guī)模較小的廠商R&D投入水平增加緩慢。當(dāng)創(chuàng)新成功率很大時(shí)，規(guī)模較小的廠商甚至開始降低R&D投入。從而增強(qiáng)了規(guī)模對(duì)R&D投入的影響。由于規(guī)模較大的廠商R&D投入水平占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，所以整個(gè)行業(yè)的R&D總投入水平隨著創(chuàng)新成功率增加而增加?？偨Y(jié)分析于命題4中。

圖5 新產(chǎn)品R&D投入水平隨創(chuàng)新成功率參數(shù)η的變化

命題4，在假設(shè)1-假設(shè)3的模型中，隨著新產(chǎn)品單位R&D投入的創(chuàng)新成功率的增加，規(guī)模較大廠商的新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新投入水平迅速增加；而規(guī)模較小的廠商R&D投入水平先相對(duì)緩慢增加，然后又開始下降；整個(gè)行業(yè)新產(chǎn)品R&D創(chuàng)新總投入水平增加。進(jìn)一步研發(fā)投入的創(chuàng)新成功率的增加會(huì)增強(qiáng)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入水平的影響。

2.5 新產(chǎn)品R&D投入的創(chuàng)新成本參數(shù)κ 對(duì)R&D投入水平的影響

圖6的模擬結(jié)果表明廠商和整個(gè)行業(yè)的R&D投入水平隨著單位R&D投入的創(chuàng)新成本κ的增加而單調(diào)遞減。生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入的影響隨著創(chuàng)新成本的增加沒有顯著的變化，創(chuàng)新成本對(duì)生產(chǎn)規(guī)模與R&D投入之間關(guān)系的影響比較溫和。

圖6 新產(chǎn)品R&D投入水平隨創(chuàng)新成本參數(shù)κ的變化

利用中國上市公司數(shù)據(jù)對(duì)以上理論研究發(fā)現(xiàn)的結(jié)果進(jìn)行實(shí)證分析。通過搜集整理來自14個(gè)行業(yè)169個(gè)上市公司在證券交易所網(wǎng)站披露的年報(bào)，得到2011-2018年1 352個(gè)有效面板數(shù)據(jù)。所選取的行業(yè)包括生物制品、通信設(shè)備、新材料、專用設(shè)備、化學(xué)合成材料、化學(xué)制品、化學(xué)制藥、建筑材料、半導(dǎo)體及元件、其他電子、電氣設(shè)備、光學(xué)光電子、化工新材料以及通用設(shè)備。通過實(shí)證分析，不僅要檢驗(yàn)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D創(chuàng)新投入水平的影響，而且根據(jù)理論分析，通過分析數(shù)據(jù)樣本說明生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入水平的影響程度會(huì)發(fā)生變化，并結(jié)合理論結(jié)果與實(shí)際情況分析其中的原因，所以將樣本數(shù)據(jù)分成3種情況進(jìn)行分析：全樣本數(shù)據(jù)(2011-2018年)，部分樣本數(shù)據(jù)(2011-2014年)，以及部分樣本數(shù)據(jù)(2014-2018年)。

3 實(shí)證分析

3.1 模型設(shè)計(jì)及變量說明

結(jié)合已有的研究以及理論模型結(jié)果，企業(yè)R&D投入水平不僅受到生產(chǎn)規(guī)模的驅(qū)動(dòng)，還受到科技進(jìn)步的推動(dòng)、企業(yè)所屬行業(yè)以及企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡等因素的影響。具體的計(jì)量模型設(shè)定如下：

10.yi,t=c+β1lnR&Di,t-1+β2lnSalesi,t-1+β3lnEmpi,t+β4lnAgei,t+β5Sectori,t+(δi+εi,t)

(3)

其中被解釋變量yi,t表示廠商i在t期的R&D投入水平的對(duì)數(shù)(lnR&Di,t)；解釋變量中的需求驅(qū)動(dòng)因素由滯后一期的主營業(yè)收入(生產(chǎn)規(guī)模)對(duì)數(shù)值(lnSalesi,t-1)度量；根據(jù)企業(yè)知識(shí)積累和科技進(jìn)步的持續(xù)性特征，為刻畫前期知識(shí)的積累，科技對(duì)創(chuàng)新的推動(dòng)作用反應(yīng)于一個(gè)自回歸過程[27-29]。所以用一階滯后的被解釋變量來度量科技進(jìn)步(lnR&Di,t-1)；控制變量有企業(yè)所屬行業(yè)，即14個(gè)代表行業(yè)部門的虛擬變量(Sectori,t)；企業(yè)規(guī)模由當(dāng)期在職員工人數(shù)(lnEmpi,t)度量；企業(yè)年齡由注冊(cè)日期到當(dāng)期年限(lnAgei,t)度量。δi表示觀測(cè)不到的不隨時(shí)間發(fā)生改變的個(gè)體固定效應(yīng)；εi,t表示同質(zhì)隨機(jī)誤差擾動(dòng)項(xiàng)。βi，i=1,…,5是待估參數(shù)。

3.2 實(shí)證主要結(jié)果分析

基于實(shí)證模型(3)，利用Hausman固定效應(yīng)檢驗(yàn)之后得到檢驗(yàn)值χ2(4)=345.70，p=0.000,顯著拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表2所示。實(shí)證結(jié)果表明，不管是對(duì)于全樣本數(shù)據(jù)還是部分樣本數(shù)據(jù)，一階滯后的R&D投入對(duì)當(dāng)期R&D投入的影響為正，并且顯著(在1%水平下)，這就進(jìn)一步證實(shí)了R&D投資的路徑依賴以及自相關(guān)的性質(zhì)，也與科技推動(dòng)創(chuàng)新投入的假設(shè)相吻合。結(jié)果表明企業(yè)規(guī)模(員工數(shù)量)和企業(yè)年齡對(duì)創(chuàng)新投資的積極影響。

表2 回歸主要結(jié)果報(bào)告

值得關(guān)注的是企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新R&D投資的影響實(shí)證結(jié)果。全樣本數(shù)據(jù)以及2014-2018年的部分樣本數(shù)據(jù)結(jié)果表明企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新R&D投資有正面影響，并且是顯著的(在1%水平下)。但是對(duì)于部分樣本2011-2014年的數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果卻是不顯著的。這也正是理論研究的動(dòng)機(jī)所在，通過理論模型分析影響生產(chǎn)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新R&D投資的推動(dòng)作用的可能因素。包括新產(chǎn)品與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品在橫向和縱向上的差異度、單位R&D投入的產(chǎn)品創(chuàng)新成功率，以及單位R&D投入的產(chǎn)品創(chuàng)新成本等因素。結(jié)合理論結(jié)果，從以下幾個(gè)方面對(duì)實(shí)證發(fā)現(xiàn)的結(jié)果進(jìn)行討論分析。

黨的十八大以來，我國把創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置，高度重視科技創(chuàng)新“中國制造2025”，提出將我國主要行業(yè)部門建設(shè)成為高端制造業(yè)的目標(biāo)，對(duì)新產(chǎn)品開發(fā)創(chuàng)新提出更高標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)前文理論研究發(fā)現(xiàn)的結(jié)果(命題2和命題3)，新產(chǎn)品在橫向與縱向上與標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的差異度越大，越會(huì)增加企業(yè)的R&D投入，同時(shí)會(huì)增強(qiáng)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)新產(chǎn)品創(chuàng)新R&D的投入影響。

數(shù)據(jù)表明，我國工業(yè)企業(yè)的整體創(chuàng)新R&D投入水平以及R&D占營業(yè)收入的比例都在逐年增加，所以隨著科技進(jìn)步，知識(shí)積累，單位新產(chǎn)品研發(fā)投入的創(chuàng)新成功率也在不斷增加，根據(jù)理論研究結(jié)果(命題4)，這也迅速增加了生產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)以及整個(gè)行業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新R&D投入水平，同時(shí)會(huì)增強(qiáng)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)R&D投入的影響。

另外，為了更好地服務(wù)于重要國家發(fā)展戰(zhàn)略和宏觀調(diào)控，特別是發(fā)展前瞻性戰(zhàn)略部門，將國有企業(yè)做大做強(qiáng)的發(fā)展戰(zhàn)略，2015-2017年迅速涌現(xiàn)出規(guī)模巨大的國有企業(yè)，截至2017年，已經(jīng)有3家中國企業(yè)躋身于世界10強(qiáng)[30]。近年來企業(yè)間生產(chǎn)規(guī)模的差距在加大。從理論研究的結(jié)果(命題1)中也得出，當(dāng)小企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模不變，隨著大企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的增加，企業(yè)間生產(chǎn)規(guī)模差距的增大，會(huì)迅速增加大企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新R&D投入，推動(dòng)整個(gè)行業(yè)的R&D總投入水平的增加。

以上結(jié)合理論研究結(jié)果和中國企業(yè)實(shí)際發(fā)展分析，在一定程度上解釋了企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新R&D投入的影響由2011-2014年的不顯著，演變?yōu)?014-2018年顯著的實(shí)證發(fā)現(xiàn)。

4 結(jié)論

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”。我國工業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新R&D的投入水平和創(chuàng)新R&D投入強(qiáng)度上都有了顯著提高。雖然在實(shí)證部分考慮到了科技對(duì)創(chuàng)新投入的推動(dòng)作用(由被解釋變量的AR(1)代表)，但是本文主要是通過建立一個(gè)兩階段雙寡頭產(chǎn)品創(chuàng)新博弈模型，探索需求拉動(dòng)因素在促進(jìn)我國R&D創(chuàng)新投資中的作用。涵蓋了開發(fā)的新產(chǎn)品與已經(jīng)存在的老產(chǎn)品在橫向和縱向上的差異度，單位新產(chǎn)品R&D投入的創(chuàng)新成功率，以及單位R&D投入的創(chuàng)新成本等因素的影響。理論模型結(jié)合我國企業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況，解釋了需求因素在我國R&D創(chuàng)新投資中的拉動(dòng)作用由不顯著演變?yōu)轱@著的實(shí)證發(fā)現(xiàn)。