王文波 崔彥哲

（1.深圳大學中國經(jīng)濟特區(qū)研究中心，深圳 518061；深圳市房地產(chǎn)和城市建設發(fā)展研究中心，深圳 518028；2.北京大學深圳研究生院城市規(guī)劃與設計學院，深圳 518055）

一、引言

近年來，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展步入“新常態(tài)”階段，經(jīng)濟增長模式也逐漸由要素粗放拉動型向技術創(chuàng)新驅動型轉變，研發(fā)創(chuàng)新日益成為推動我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵性因素。為此，中央政府在“十二五”規(guī)劃中提出了提高自主創(chuàng)新能力、建設創(chuàng)新型國家的目標；“十三五”期間，中央政府將創(chuàng)新戰(zhàn)略作為經(jīng)濟增長的第一引擎；“十四五”期間則進一步提出了到2035年我國要“進入創(chuàng)新型國家前列”，關鍵核心技術要“實現(xiàn)重大突破”的戰(zhàn)略目標?？萍疾康臄?shù)據(jù)顯示，2020年科技進步對我國經(jīng)濟增長的貢獻率達到60%。①數(shù)據(jù)來源：2021年在國新辦發(fā)布會議上科技部黨組書記、部長王志剛所作的講話。學者們普遍認為，科技創(chuàng)新在我國經(jīng)濟持續(xù)增長中發(fā)揮了重要作用(李宏彬等，2009；唐未兵等，2014；邵宜航等，2018)，但與創(chuàng)新型國家科技進步貢獻率普遍為70%以上相比，我國科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率有待進一步提高，這也表明我國未來需要持續(xù)堅持科技創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。

要素錯配指由于外生干預致使要素資源流向低效部門而非高效部門的現(xiàn)象(Hsieh& Klenow，2009；Lin & Du，2013)，即此時市場配置是低效率的。雖然這種要素配置方式在短期內會提高資源的集中度和產(chǎn)量，但要素的扭曲配置無疑最終會導致經(jīng)濟體的低質量增長(Lin & Chen，2018)。就資本市場而言，雖然我國金融部門的利率市場化起步較早，但正式實施利率浮動制是從2014年11月開始的，距現(xiàn)在時間較短，金融部門的信用貸款決策在很大程度上受到當?shù)卣块T的行政干預，導致明顯的資本要素錯配問題(張建平等，2019；李娜等，2022)。如對于生產(chǎn)率較低的國有企業(yè)，由于存在地方政府的隱性擔保，使其擁有以低利息優(yōu)先獲得資本的特權，導致生產(chǎn)率低下的國有企業(yè)反而具有更大的生產(chǎn)規(guī)模。同時，由于我國地方政府在資本配置上的主導地位，企業(yè)為獲取和維持有利的資本資源，會促使其通過“尋租”的方式以獲得低利率銀行貸款投入生產(chǎn)，由此企業(yè)通過資本成本優(yōu)勢獲得利潤的空間，而不是通過研發(fā)創(chuàng)新來增加自身的競爭力，因而產(chǎn)生對企業(yè)創(chuàng)新的“擠出”效應。那么在上述背景下，企業(yè)作為創(chuàng)新“主力軍”的微觀經(jīng)濟主體，資本錯配是否抑制了我國企業(yè)進行新產(chǎn)品創(chuàng)新？這其中的影響機制又如何？本文將對上述問題展開深入研究。

首先，近年來學者們從不同方面對我國企業(yè)創(chuàng)新的影響因素進行了研究，且著重考察了企業(yè)規(guī)模(Jefferson et al.，2006)、產(chǎn)權制度(李春濤和宋敏，2010；張偉和于良春，2018)、市場化進程(戴魁早和劉友金，2013)、政府補貼(Liu et al.，2018；周京奎和王文波，2020)、稅收激勵(劉詩源等，2020)及信息化建設(李磊等，2022)等方面因素對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模擴大、市場化程度提高、稅收激勵及信息化建設均顯著促進了企業(yè)研發(fā)投入的提高，有利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出增長，而相比民營企業(yè)，國有企業(yè)更具有創(chuàng)新性。此外，政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在倒U型關系，適度的政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在正向影響，但在補貼超過一定程度后，將會抑制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的增長。

其次，在要素錯配的影響上，學者們主要對要素錯配的經(jīng)濟效應進行了深入分析，且集中于資本錯配與經(jīng)濟產(chǎn)出、企業(yè)出口以及生產(chǎn)率的關系三方面。如陳永偉和胡偉民(2011)研究發(fā)現(xiàn)，目前我國制造業(yè)內部各子行業(yè)間的資源錯配大約造成了實際產(chǎn)出和潛在產(chǎn)出之間15%的缺口。羅德明等(2012)則通過構建一個動態(tài)隨機一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn)，消除生產(chǎn)要素錯配以后，我國人均產(chǎn)出將會增加115.61%。此外，生產(chǎn)要素價格被低估作為要素錯配的重要表現(xiàn)，其對經(jīng)濟效應的影響也受到了諸多關注(Lin & Chen，2018)。如李言和黃婷婷(2019)基于DSGE模型研究表明，要素價格扭曲對我國經(jīng)濟總產(chǎn)出具有普遍的負面影響。在對企業(yè)出口行為的影響上，王明益和戚建梅(2017)基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，較低程度的勞動力價格扭曲能顯著促進出口產(chǎn)品質量升級，但隨著扭曲程度增加，則對產(chǎn)品質量促進作用變小甚至會阻礙產(chǎn)品質量升級。戴魁早(2019)采用我國高技術產(chǎn)業(yè)1995～2013年數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲會通過扭曲收益效應、研發(fā)抑制效應、技術鎖定效應以及人力資本效應對我國高技術產(chǎn)品出口技術復雜度產(chǎn)生負向影響。蒲阿麗(2022)采用1998～2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，要素價格扭曲提高會顯著地降低我國企業(yè)進入出口市場的概率。此外，在對生產(chǎn)率的影響上，Lin & Chen(2018)對我國綠色全要素生產(chǎn)率進行了測度，并研究發(fā)現(xiàn)要素價格的扭曲配置對我國綠色全要素生產(chǎn)率的提高具有抑制作用。倪紅福(2022)基于Baqaee-Farhi理論框架研究發(fā)現(xiàn)，當前我國要素扭曲因子配置效率變化對全要素生產(chǎn)率變化的貢獻已由正轉負。

最后，近年來也有部分學者對要素錯配與創(chuàng)新之間的關系進行了探究。如李平和季永寶(2014)采用1998～2011年我國省級面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，我國存在資本和勞動要素錯配的情況，且由此錯配導致的資本和勞動要素價格的被低估抑制了我國的自主創(chuàng)新活動。戴魁早和劉友金(2016)采用我國高技術產(chǎn)業(yè)1997～2009年省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲顯著地抑制了企業(yè)或產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提高。此外，李健和盤宇章(2018)基于2000～2014年省級平衡面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，勞動力市場扭曲和資本市場的負向扭曲對我國創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生了顯著的抑制作用。董直慶和胡晟明(2020)基于我國1998～2018年省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國創(chuàng)新要素空間錯配對創(chuàng)新效率存在顯著影響，創(chuàng)新要素錯配的改善將會促使整體創(chuàng)新效率年均提升約0.7%。李娜等(2022)則以1997～2017年我國省級面板數(shù)據(jù)為樣本研究表明，要素價格扭曲會抑制R&D投入和創(chuàng)新產(chǎn)出增長。

綜合來看，現(xiàn)有關于資本錯配和企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的研究，大多集中于資本錯配對企業(yè)產(chǎn)出、出口行為以及生產(chǎn)率的研究，而少部分文獻涉及對企業(yè)創(chuàng)新的研究，其普遍借助宏觀數(shù)據(jù)對資本錯配與創(chuàng)新活動間關系進行研究，而從微觀層面探討資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新之間關系的研究較少，更鮮有文獻對其影響機制進行深入分析，這對于理清資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響機理以及優(yōu)化方向并不能給出建設性意見。為此，本文從理論機制和實證兩個方面對資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新之間的關系進行研究。在理論方面，本文深入分析了資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響以及內在作用機制。在實證方面，本文采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)對理論假說進行了驗證，并擴展分析了資本錯配影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的動態(tài)影響、企業(yè)異質性以及區(qū)域差異。

二、理論分析與研究假說

(一)資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新

改革開放以來，我國在市場化改革中出于對經(jīng)濟發(fā)展的引導、穩(wěn)定經(jīng)濟的戰(zhàn)略目的，政府在資源配置和資源定價方面也占有主導地位(包括土地、勞動力、資本等)，此外基于發(fā)展地方經(jīng)濟和擴大財政收入的行為，存在對要素資源配置進行管制和干預的現(xiàn)象，這造成了要素流動障礙、價格剛性和差別化以及價格被人為壓低(靳濤和黃信灶，2012；楊洋等，2015；王媛，2016)，并導致存在明顯的資本錯配的問題(Brandt & Zhu，2010；陳彥斌等，2015)。

通過梳理資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新之間的關系，可以發(fā)現(xiàn)資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的作用主要表現(xiàn)在以下三個方面：首先，由于長期以來GDP作為我國政府衡量政績的重要指標，由此使得地方政府更容易選擇那些在短期內能夠快速拉動地區(qū)經(jīng)濟增長、收益穩(wěn)定且投資風險相對低的生產(chǎn)項目，并進一步要求當?shù)亟鹑诓块T以低于市場利率的水平將資金借貸給相關的企業(yè)。由此，資本錯配可能會導致部分創(chuàng)新型企業(yè)融資困難，沒有充足的資金進行研發(fā)投入，加之研發(fā)投入存在較大風險，會“挫傷”企業(yè)進行新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新活動的積極性，不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。其次，由于資本具有逐利的特性，資本錯配造成的資本價格低估，會促使資本流向高收益的發(fā)達地區(qū)，改變企業(yè)現(xiàn)有資本結構，企業(yè)投資資本的流出會降低其科技研發(fā)投入方面的支出，進而對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生負向作用。最后，由于地方官員晉升錦標賽的存在，各級官員為尋求任期內的經(jīng)濟增長，會干預資本流向，從而打破了資本市場的供需平衡，造成要素市場資本的扭曲配置，市場無法依據(jù)價格信號實現(xiàn)資本要素的最優(yōu)配置，造成了資本要素使用的低效率(羅德明等，2012；毛其淋，2013)，進而抑制了企業(yè)新產(chǎn)品的創(chuàng)新效率(戴魁早和劉友金，2016)，不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新。綜上本文提出假說1。

假說1：資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新之間存在負向關系。企業(yè)資本錯配程度的提高，會降低企業(yè)進行新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新的意愿，不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，進而抑制了企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。

(二)資本錯配影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的作用機制

在企業(yè)創(chuàng)新活動中，提高研發(fā)投入對促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義(范紅忠，2007)。首先，由于資本要素錯配所導致的資本價格低估為企業(yè)提供了通過資本成本優(yōu)勢獲得利潤的空間，企業(yè)更傾向于使用被低估的資本要素來降低生產(chǎn)成本，而非進行科技研發(fā)投資，由此會降低企業(yè)進行生產(chǎn)創(chuàng)新和技術推廣的積極性(Boldrin &Levine，2004；Lin & Chen，2018)，從而不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，抑制企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新。其次，由于地方政府對當?shù)亟鹑诓块T決策具有干預的權力，這使得企業(yè)存在激勵機制去進行非創(chuàng)新性尋租，為迎合當?shù)卣慕?jīng)濟目標以及追求企業(yè)自身短期利潤的最大化，企業(yè)可能會抽取大量資金用于尋租，進而以低利率獲得銀行貸款投入生產(chǎn)，從而減少企業(yè)的創(chuàng)新動機。這使得在一定程度上擠出了企業(yè)的研發(fā)投入資金，從而不利于企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。同時，如果存在企業(yè)通過非創(chuàng)新性尋租獲得政府支持，以低于市場水平的資本價格獲得大量資本進行生產(chǎn)，對資本市場形成壟斷，這在擠占創(chuàng)新型企業(yè)市場份額的同時，也對整個行業(yè)產(chǎn)生了研發(fā)創(chuàng)新不如尋租的負面示范效應，從而可能會進一步加重企業(yè)尋租資金對研發(fā)投入的擠出效應，進而不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新。

此外，人力資本作為企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的核心要素，在既定的企業(yè)研發(fā)投入下，企業(yè)高人力資本員工對新知識和成果有更強的吸收能力，更能推動其轉化為生產(chǎn)所需的新技術和面向市場的新產(chǎn)品，特別是在當前生產(chǎn)技術和機器設備快速更新的時代，企業(yè)高人力資本員工對其新產(chǎn)品創(chuàng)新的作用變得越來越重要(蒲艷萍和顧冉，2019)。而當企業(yè)面對由于資本要素錯配所導致的資本價格低估時，會促使其通過“尋租”等方式來獲取廉價的資本要素資源，以此降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，而不是關注企業(yè)員工的培訓、學習，進而影響了企業(yè)人力資本的積累(李平等，2012)，不利于形成推動企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的人力資本水平，并最終抑制了企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新。由此本文提出假說2。

假說2：資本錯配會通過影響企業(yè)的研發(fā)投入和人力資本水平進而影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新，即資本錯配可能會通過降低企業(yè)研發(fā)投入激勵和企業(yè)人力資本投資意愿，進而抑制企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新水平的提高。

(三)企業(yè)異質性分析

轉型經(jīng)濟體中存在包括國有、民營、外資企業(yè)等各種所有制的企業(yè)，是制度安排的潛在表征(Child & Tse，2001；Liu et al.，2008)，創(chuàng)新活動與企業(yè)類型也息息相關，而各類型企業(yè)在創(chuàng)新環(huán)境上存在一定差異。相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)往往可以獲得更優(yōu)惠的政策，包括稅收優(yōu)惠政策、低價土地供應優(yōu)惠政策、投資優(yōu)惠政策等；私有企業(yè)由于受到金融歧視，很難從金融體系中獲得金融支持；同時大多數(shù)私有企業(yè)處于創(chuàng)業(yè)階段，對創(chuàng)新的需求并不高。由此會造成國有企業(yè)面臨資本要素價格扭曲程度高于非國有企業(yè)，導致資本錯配對國有企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響更為明顯。此外，企業(yè)的創(chuàng)新過程具有較大不確定性，大量投資且伴隨不確定的結果，由此政府補貼作為可以降低企業(yè)運營成本的財政手段，對企業(yè)創(chuàng)新也存在主要影響(楊洋等，2015；Liu et al.，2018)。相比未獲得補貼的企業(yè)，獲得補貼企業(yè)可以有更多的資金進行研發(fā)投入，其研發(fā)創(chuàng)新意愿往往更強，進而使其新產(chǎn)品創(chuàng)新更易受到資本錯配的影響。最后，在外貿差異上，相對于非出口企業(yè)，出口企業(yè)面臨的市場競爭壓力將會更大，更加需要通過加強創(chuàng)新提高競爭優(yōu)勢來開拓市場，因此受資本錯配影響可能相對較大。在企業(yè)規(guī)模上，由于企業(yè)創(chuàng)新需要在相關設備和技術人員等方面投入大量資金，因此企業(yè)創(chuàng)新也會受到企業(yè)規(guī)模的影響(周京奎和王文波，2020)。規(guī)模較小的企業(yè)大多數(shù)處于創(chuàng)業(yè)階段，各方面資金并不充足，因而可能更注重擴大產(chǎn)品市場，而不是新產(chǎn)品的創(chuàng)新產(chǎn)出，從而使其創(chuàng)新不易受到資本錯配的影響。由此，本文提出假說3。

假說3：資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響存在企業(yè)異質性，相比非國有企業(yè)，資本錯配對國有企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的抑制作用更強；相比未獲得補貼企業(yè)、非出口企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)，資本錯配對政府補貼企業(yè)、出口企業(yè)以及大規(guī)模企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響更大。

(四)區(qū)域差異分析

由于我國各地區(qū)在地理環(huán)境、資源稟賦、開放程度等方面存在較大差異，導致我國東部、中部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)類型也存在顯著差異。在我國各產(chǎn)業(yè)的具體分布上，由于私有化和全球化產(chǎn)業(yè)大多集中在東部沿海地區(qū)，而低技術、資源型、保護性產(chǎn)業(yè)主要集中在中西部內陸地區(qū)，因此相對于中、西部地區(qū)企業(yè)，東部地區(qū)企業(yè)面對的創(chuàng)新壓力會更大，這導致其更傾向于通過創(chuàng)新生產(chǎn)新產(chǎn)品來提高自身的競爭力，創(chuàng)新活動也更為頻繁，在此過程中可能更易受到資本錯配的影響。由此，本文提出假說4。

假說4：資本錯配對我國不同地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響存在差異，且相比中、西部企業(yè)，資本錯配對東部企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響更為顯著。

(五)動態(tài)影響分析

由于新技術在企業(yè)中的應用需要經(jīng)歷多個研發(fā)階段，為此企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高不僅受到當前資本錯配的影響，還可能與過去所面臨資本錯配的動態(tài)影響有關。這是因為企業(yè)的新產(chǎn)品要經(jīng)過多階段的研發(fā)，過去資本錯配可能會通過影響企業(yè)早期的研發(fā)投入和技術積累來影響后期新產(chǎn)品的開發(fā)，并通過不斷積累在當期影響達到最大。由此，本文提出假說5。

假說5：資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新存在動態(tài)影響，過去時期的資本錯配會對企業(yè)當期的新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生持續(xù)影響。

三、研究設計與數(shù)據(jù)來源

(一)基準模型設定

本文從微觀企業(yè)個體角度探討資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，并對其可能的微觀作用機制進行探究。為此，構建的實證計量模型為：

其中，Yijt代表企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新，包括企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面，具體為第d個省份第j個行業(yè)的企業(yè)i在第t年是否進行新產(chǎn)品的研發(fā)產(chǎn)出以及企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占當年工業(yè)總產(chǎn)值的比重；factorkijt代表資本錯配，本文基于Hsieh & Klenow(2009)構建的要素錯配壟斷競爭理論模型，以資本“價格扭曲稅”的方式進行衡量；Middleijt代表中介機制變量，依據(jù)前述理論機制分析，主要包括企業(yè)研發(fā)投入變量和企業(yè)人力資本水平變量；Xn,ijt代表控制變量，包括企業(yè)利潤、工資水平、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)類型等企業(yè)特征；δd、νt和λj分別代表省份、時間和行業(yè)的固定效應，以控制可能隨時間和空間等外生變化因素的影響；n代表控制變量的個數(shù)；?ijt代表隨機誤差項。由此，計量方程(1)～(3)采用“三步法”來分析要素錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響以及可能存在的研發(fā)投入和人力資本積累的中介效應。

(二)變量選取

1.被解釋變量：企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新

基于前述假說，本文從企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新行為進行研究。創(chuàng)新作為企業(yè)生存和發(fā)展的重要支柱，企業(yè)要在市場上保持競爭優(yōu)勢，通常需要不斷創(chuàng)新來開發(fā)新產(chǎn)品(李平和臧樹偉，2015)。為此，在企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿上，本文采用企業(yè)是否有新產(chǎn)品產(chǎn)出(innov_dum)作為代理變量，當企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值大于0時，變量innov_dum賦值為1，表示企業(yè)愿意進行新產(chǎn)品的創(chuàng)新研發(fā)，否則賦值為0；在企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出水平上，郭研等(2015)、蒲艷萍和顧冉(2019)采用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值作為其創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量，但考慮到企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的變化也可能會受到企業(yè)自身產(chǎn)出規(guī)模的影響，為此借鑒王文春和榮昭(2014)、余靜文(2016)的做法，本文采用企業(yè)新產(chǎn)品占比(innovation)作為企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量，在具體實證分析中，采用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占其工業(yè)總產(chǎn)值的比重予以表示。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，借鑒Harrison et al.(2014)的做法，以企業(yè)全要素生產(chǎn)率的水平來反映其工藝改進下的新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新，并作為新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出變量innovation的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。具體在測算方法上，本文采用OP 法測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率lnTFP。

2.解釋變量：資本錯配

借鑒Hsieh & Klenow(2009)構建的要素錯配壟斷競爭理論模型，以資本“價格扭曲稅”的方式對企業(yè)面臨的資本錯配程度進行衡量，由此可以設定測度企業(yè)資本錯配程度的表達式為：

其中，factorkijt表示第j個行業(yè)企業(yè)i面臨的資本錯配程度；Lijt為第j個行業(yè)企業(yè)i的勞動力投入，本文以企業(yè)i的年從業(yè)人員平均人數(shù)表示；wijt為第j個行業(yè)企業(yè)i的企業(yè)員工工資水平；企業(yè)資本投入Kijt以企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均額予以表示。此外，為體現(xiàn)不同所有制類型企業(yè)在利率的差異性，同時避免使利率過低與現(xiàn)實不符。在利率指標Rijt測算上，借鑒施炳展和冼國明(2012)的做法，首先按照企業(yè)利息支出與負債合計的比值進行測算，如果利率測算值高于等于0.05，①《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，在1999～2007年間，國家金融機構法定貸款最低利率一般高于0.05。即為企業(yè)資本實際價格；如果利率測算值低于0.05或數(shù)據(jù)缺失，則以各類所有制企業(yè)各年貸款的平均利率代替該企業(yè)的利率(Hsieh & Klenow，2009)。最后，在各行業(yè)的勞動收入份額αjt的測算上，采用各行業(yè)勞動報酬比工業(yè)增加值和主營業(yè)務收入之差進行測算(李平等，2018)。

3.機制變量

由前述假說，資本錯配可能會通過影響企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)人力資本水平，進而影響企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新，由此本文的機制變量主要包括企業(yè)研發(fā)投入和人力資本。為此，在代理變量的選擇上，采用企業(yè)研究開發(fā)費(inpu)衡量研發(fā)投入?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，采用企業(yè)職工的教育培訓經(jīng)費(train)衡量人力資本水平。一般而言，高技能員工能夠獲得較多培訓投資，而一般員工則接受培訓較少，因此企業(yè)培訓經(jīng)費在一定程度上可以反映其人力資本狀況(蒲艷萍和顧冉，2019)。

4.控制變量

考慮到除資本錯配以外，其他因素也會影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，因此還控制了部分企業(yè)特征變量，具體包括：企業(yè)補貼(subsidy_dum)是指企業(yè)從政府中獲得的支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金，在此企業(yè)補貼采用一個二元變量予以表示，如果企業(yè)從政府獲得資金，賦值為1，否則為0；企業(yè)規(guī)模(lnsize)用企業(yè)銷售額的對數(shù)表示；企業(yè)工資水平(lnwage)用工人工資總額與工人人數(shù)之比來表示；企業(yè)是否出口(ex_dum)，在此采用一個二元變量予以表示，如果企業(yè)出口產(chǎn)品，則賦值為1，否則為0；企業(yè)的所有制類型(包括國有企業(yè)state_dum、私有企業(yè)private_dum、港澳臺資企業(yè)hkmtai_dum)，企業(yè)的所有制類型變量均為二元變量，如果企業(yè)是國有企業(yè)、私營企業(yè)、港澳臺資企業(yè)，分別賦值為1，否則為0。此外，考慮到企業(yè)的營業(yè)利潤也可能會影響企業(yè)的創(chuàng)新行為，為此還控制了企業(yè)的利潤水平(lnprofit)。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局進行的年度工業(yè)企業(yè)調查(ASIF)數(shù)據(jù)。中國企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)作為我國重要的微觀層面數(shù)據(jù)集，已經(jīng)被用于產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。該數(shù)據(jù)集包含了所有國有制造企業(yè)和非國有制造企業(yè)的詳細會計信息，其總產(chǎn)出占我國工業(yè)總產(chǎn)出的85%以上，因此，采用該數(shù)據(jù)對企業(yè)創(chuàng)新行為進行研究具有一定代表性。首先，由于本文旨在研究資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，考慮到數(shù)據(jù)庫中2007年后新產(chǎn)品產(chǎn)值以及測算企業(yè)資本錯配所需數(shù)據(jù)的部分缺失，且在測算企業(yè)當期生產(chǎn)率的代理變量新增投資時，需要使用連續(xù)相鄰兩年資本存量之差進行計算，那么意味著缺失初始年份1998年的新增投資數(shù)據(jù)。為此，本文最終采用數(shù)據(jù)庫中1999～2007年的企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)對資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的關系進行實證分析。其次，在中介機制分析部分，由于在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中，對于企業(yè)研究開發(fā)費的指標統(tǒng)計僅公布了2005～2007年的數(shù)據(jù)，同時對于企業(yè)職工的教育培訓經(jīng)費的指標統(tǒng)計僅公布了2004～2007年的數(shù)據(jù)，為此本文在對資本錯配影響企業(yè)創(chuàng)新的研發(fā)投入和人力資本機制進行分析時，采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2005～2007年的數(shù)據(jù)對上述機制展開分析。最后，由于該數(shù)據(jù)庫中部分企業(yè)的信息可能存在統(tǒng)計錯誤和極端值，為此本文參考聶輝華等(2012)的做法對樣本進行處理，并剔除了樣本中處于3%分位點之外的極端值，主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準模型回歸

根據(jù)計量方程(1)式，表2匯報了資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響效應的估計結果。其中，模型(1)為未控制地區(qū)、年份和行業(yè)固定效應的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的簡單OLS回歸，回歸結果顯示，資本錯配存在對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的負向影響；模型(2)為在模型(1)基礎上控制了地區(qū)、年份和行業(yè)固定效應的OLS回歸，回歸結果依然顯著為負，且系數(shù)絕對值均顯著變大，這表示不考慮地區(qū)、年份和行業(yè)的固定效應，容易低估資本錯配存在對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響；模型(3)為采用固定效應(FE)法的回歸結果，F(xiàn)檢驗強烈拒絕原假設，表明采用固定效應回歸優(yōu)于OLS回歸；模型(4)采用隨機效應(RE)法的回歸結果表明，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)在1%水平上顯著為負，與固定效應對比的Hausman檢驗支持采用固定效應模型。由模型(3)的回歸結果，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)為-0.0314，且在1%水平上顯著，表明資本錯配會抑制企業(yè)新產(chǎn)品的創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，模型(5)為資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿的Probit回歸，回歸結果顯示，資本錯配的影響系數(shù)顯著為負，資本錯配每增加1%，企業(yè)的創(chuàng)新意愿將會降低3.70%，即資本錯配會降低企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿，不利于企業(yè)進行新產(chǎn)品創(chuàng)新選擇。綜上，假說1得到了證明。

表2 基準模型回歸結果

在企業(yè)特征對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響上，政府補貼對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿的影響系數(shù)顯著為正，即與未獲得政府補貼的企業(yè)相比，政府補貼企業(yè)創(chuàng)新意愿更強，這是因為政府補貼行為可為企業(yè)創(chuàng)新投入提供一定的資金，在一定程度上會降低企業(yè)研發(fā)投入風險，進而促進了企業(yè)創(chuàng)新選擇。企業(yè)規(guī)模系數(shù)為正且通過顯著性檢驗，這說明企業(yè)規(guī)模越大越有利于企業(yè)進行創(chuàng)新選擇，提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，這與Gayle(2001)和吳延兵(2006)的結論較為一致，其原因在于規(guī)模大的企業(yè)其內部結構設置比較完善，大企業(yè)為保障企業(yè)運轉，保證市場地位，有動力且有能力從事科技研發(fā)活動，這有利于企業(yè)進行創(chuàng)新選擇，提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。工資和企業(yè)利潤對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿的影響系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，這表明企業(yè)的工資越高，利潤越高，越有利于企業(yè)進行創(chuàng)新選擇，其原因在于：一是工資作為勞動力質量的信息甄別信號，高工資有利于吸引高質量勞動力的流入，為企業(yè)提供創(chuàng)新研發(fā)活動所需要的高質量勞動力，從而激勵企業(yè)進行創(chuàng)新選擇；二是利潤高的企業(yè)可為企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)活動提供比較充足的資金支持，進而提高企業(yè)創(chuàng)新意愿。此外，企業(yè)是否出口對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新意愿的回歸系數(shù)顯著為正，這表明相對于非出口企業(yè)而言，出口企業(yè)的創(chuàng)新意愿更強，這是由于面對競爭激烈的國際市場，出口企業(yè)往往需要通過創(chuàng)新生產(chǎn)高質量的產(chǎn)品，以在國際市場上獲得產(chǎn)品市場競爭力，進而擴大企業(yè)影響力。

(二)穩(wěn)健性檢驗

由基準模型回歸結果可知，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新具有負向影響，為驗證該結果的穩(wěn)健性，本部分使用替換估計方法和替換變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。

考慮到企業(yè)生產(chǎn)異質性的存在，并非所有企業(yè)都有新產(chǎn)品產(chǎn)值，為此通過定義虛擬變量innov_dum以衡量企業(yè)是否存在新產(chǎn)品產(chǎn)出，并采用Heckman兩階段模型替換基準模型估計方法進行回歸。此外，考慮到在Heckman兩階段模型的選擇方程中至少有一個變量不出現(xiàn)在決策方程中，即該變量影響企業(yè)創(chuàng)新選擇但對創(chuàng)新產(chǎn)出沒有明顯偏效應，本文借鑒盛丹和李蕾蕾(2018)做法，使用企業(yè)創(chuàng)新選擇的一階滯后項(innov_lag)作為影響企業(yè)創(chuàng)新選擇但不對當期創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生作用的工具變量?；貧w結果如表3模型(1)和(2)所示，其中，由模型(1)估計結果可知，在第一階段選擇方程回歸中，資本錯配對企業(yè)是否有新產(chǎn)品產(chǎn)出的影響系數(shù)顯著為負；此外，在模型(2)中，在第二階段決策方程回歸中，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出的影響系數(shù)也顯著為負，同時mills lambda系數(shù)為-0.4016，且在1%水平顯著，表明采用Heckman兩階段模型進行回歸是合理的。此外，由影響系數(shù)可知資本錯配會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新傾向，不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。這與基準回歸結果一致，表明本文結論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

此外，本文采用替換變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。如前文所述，借鑒Harrison et al.(2014)的相關做法，以企業(yè)全要素生產(chǎn)率lnTFP的水平來反映其工藝改進下的新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新，并作為企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出變量innovation的替代變量進行回歸估計。模型(3)中匯報了基于固定效應(FE)法的資本錯配對企業(yè)全要素生產(chǎn)率lnTFP的回歸結果，觀察回歸結果可知，資本錯配對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為負，且在1%水平上具有顯著性。模型(4)檢驗了資本錯配對企業(yè)研發(fā)投入(lninput)的影響，結果表明，資本錯配顯著抑制了企業(yè)的研發(fā)投入，進而不利于企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。由此，綜上表明在替換核心被解釋變量下，本文的研究結論依然是穩(wěn)健的。

(三)內生性問題分析

本文的基準回歸結果驗證了資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，但這一結論的穩(wěn)健性也可能會受到內生問題的影響。由于在本文中，企業(yè)面臨的資本錯配和企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新都是企業(yè)層面的變量，并且在測度企業(yè)面臨的資本錯配時采用了企業(yè)的資本和產(chǎn)出信息，導致企業(yè)面臨的資本錯配可能是內生的，這可能會導致估計結果的內生偏差?？紤]到遺漏變量是內生性的另一個來源，本文雖然通過采用面板數(shù)據(jù)和控制企業(yè)特征、時間、行業(yè)以及地區(qū)的固定效應來控制影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的特征變量以及不隨時間和空間變化的影響因素，但企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的變化可能還會受到其他因素的影響。

為此，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，并借鑒李平和季永寶(2014)的做法，本文以資本錯配的一階滯后項和二階滯后項作為工具變量，進行工具變量回歸。從相關性上來看，一方面，由于相比于高投入、高風險的研發(fā)創(chuàng)新活動，資本錯配給企業(yè)提供了依靠成本優(yōu)勢生存和獲利的機會(姚惠澤和張梅，2018)，企業(yè)更傾向于通過尋租等方式獲得低價的資本要素進而追求利潤空間，從而削弱了其通過創(chuàng)新研發(fā)提高自身競爭力的動機(Boldrin & Levine，2004)。因此，如果企業(yè)在前期能夠通過尋租等方式獲得低價的資本要素，那么企業(yè)在以利潤最大化為目標的驅動下，當期很可能會繼續(xù)通過尋租等方式獲得低價的資本要素，而非選擇風險性更高的研發(fā)創(chuàng)新活動來提高競爭力(楊其靜，2011；康志勇，2012)。另一方面，從本文測度方法上看，由于企業(yè)前期的資本和產(chǎn)出狀況，往往會影響企業(yè)當期的資本和產(chǎn)出，那么本文測度的當期資本錯配與早期資本錯配具有較強的相關性。從外生性上來看，早期資本錯配作為歷史數(shù)據(jù)難以直接影響企業(yè)當期的新產(chǎn)品創(chuàng)新。因此，采用資本錯配的滯后項作為當期資本錯配的工具變量滿足相關性和外生性的假定，工具變量的選擇是合理的。

在表4模型(1)～(4)中，根據(jù)計量方程(1)式，以資本錯配一階、二階滯后項作為當期資本錯配的工具變量，使用工具變量廣義矩估計(IV GMM)和工具變量Probit法(IV Probit)進行回歸。其中，模型(1)和(2)為以資本錯配一階滯后項作為當期資本錯配的工具變量，并分別采用IV GMM法和IV Probit法估計的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新意愿的結果，回歸結果顯示資本錯配的影響系數(shù)均在1%水平上顯著為負，這表明在考慮了內生性后，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新依然存在顯著的負向影響。此外，模型(3)和(4)為以資本錯配一階滯后項和二階滯后項作為當期資本錯配的工具變量，并分別采用IVGMM法和IV Probit法的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新意愿的回歸結果。由回歸結果可知，資本錯配的影響系數(shù)依然在1%水平上顯著為負，表明在采用了不同的工具變量下，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響依然為負，進一步表明本文回歸結果是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性和內生性檢驗回歸結果

模型(1)和(3)中內生性檢驗F統(tǒng)計量的P值為0，表明資本錯配與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新在一定程度上具有內生性，需要采用工具變量法；弱識別檢驗中F統(tǒng)計量的P值為0，表明有效拒絕了本文工具變量識別不足的假設，進一步說明了工具變量選擇的有效性。綜上所述，在控制了內生性后，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響與基準模型一致，說明排除了內生干擾后，本文的結論仍然是穩(wěn)健的。

(四)影響機制分析：研發(fā)投入與人力資本

為討論資本錯配是否通過影響企業(yè)研發(fā)投入和人力資本進而影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新，本文基于計量方程(1)～(3)式，通過逐步回歸的方式(Baron & Kenny，1986)檢驗企業(yè)研發(fā)投入和人力資本水平在資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響中的作用，并以加入交互項的方式檢驗該影響機制的穩(wěn)健性，具體估計結果如表5所示。

表5 影響機制分析的回歸結果

各模型均采用固定效應(FE)法進行回歸，其中模型(1)和(2)分別為資本錯配對企業(yè)研發(fā)投入和人力資本水平的回歸結果。由模型(1)和(2)回歸結果可知，資本錯配的影響系數(shù)均顯著為負，且在1%水平上顯著。表明資本錯配會降低企業(yè)研發(fā)投入和職工培訓經(jīng)費投入意愿，不利于企業(yè)研發(fā)積極性的提高和人力資本的積累。模型(3)為對表2基準回歸模型(3)采用數(shù)據(jù)庫中2005～2007年的數(shù)據(jù)重新進行估計的結果，回歸結果顯示資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響系數(shù)依然顯著為負，表明本文結論比較穩(wěn)健。模型(4)和(5)分別為在模型(3)基礎上加入企業(yè)研發(fā)投入和人力資本水平變量的回歸結果，模型(4)中企業(yè)研發(fā)投入(lninput)的系數(shù)顯著且正向地影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，同時資本錯配變量仍然顯著為負，但系數(shù)估計值相比模型(3)中系數(shù)由-0.0398減小為-0.0327。在模型(5)中，企業(yè)人力資本(lntrain)的系數(shù)顯著為正，資本錯配變量系數(shù)顯著為負，且相比模型(3)中系數(shù)由-0.0398減小為-0.0356，由此表明存在資本錯配影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的研發(fā)投入與人力資本機制。同時分別由模型(1)、(3)、(4)和模型(2)、(3)、(5)的中介效應檢驗(Sobel test)結果顯示，中介變量lninput和lntrain變量的檢驗統(tǒng)計量值分別為-3.641和-1.964，且分別在1%和5%水平上顯著，這表明存在研發(fā)投入和人力資本積累的中介效應，且分別解釋了要素錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新綜合影響為17.839%和10.553%

此外，在模型(3)的基礎上進一步加入了資本錯配與企業(yè)研發(fā)投入的交互項lninput_k，回歸結果如模型(6)所示，交互項lninput_k的影響系數(shù)在1%水平上顯著為負，表明資本錯配可以通過影響企業(yè)的研發(fā)投入進而影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出。模型(7)為加入資本錯配與企業(yè)人力資本水平交互項lntrain_k的回歸結果，結果表明資本錯配可以通過抑制企業(yè)的人力資本水平提高進而影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出。綜上，假說2得到了證明。

(五)異質性分析

1.資本錯配對不同類型企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響

考慮到企業(yè)在獲得政府補貼、是否出口、企業(yè)規(guī)模以及所有制類型等方面存在明顯差異，為探究資本錯配對不同類型企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，在表6模型(1)～(3)中分別加入了資本錯配與企業(yè)補貼、出口企業(yè)、企業(yè)規(guī)模的交互項lnfactork_sub、lnfactork_ex、lnfactork_size；在模型(4)中加入了資本錯配與各所有制類型(包括私有企業(yè)、國有企業(yè)、港澳臺資企業(yè))的交互項lnfactork_private、lnfactork_state、lnfactork_hkmtai。各模型均采用固定效應(FE)法進行回歸，由模型(1)～(3)的回歸結果可知，交互項lnfactork_sub、lnfactork_ex、lnfactork_size均顯著為負，表明相比未獲得政府補貼的企業(yè)，獲得補貼的企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新更易受到資本錯配的影響。相比非出口企業(yè)，資本錯配對出口企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響更大。此外，資本錯配對大規(guī)模企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的抑制作用更強。由模型(4)的回歸結果可知，交互項lnfactork_private和lnfactork_hkmtai的系數(shù)顯著為正，而lnfactork_state的系數(shù)顯著為負。表明相比于私有企業(yè)和港澳臺企業(yè)，資本錯配對國有企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響更為明顯。由此，假說3得到了驗證。

表6 資本錯配對不同類型企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸結果

2.資本錯配對不同地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響

為探究資本錯配對我國不同地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，在表7模型(1)～(3)中，分別匯報了資本錯配對東部、中部以及西部地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的估計結果。各模型均采用固定效應(FE)法進行回歸，由回歸結果來看，資本錯配對東部、中部以及西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)分別為-0.0337、-0.0229和-0.0277，且均在1%水平上顯著。表明資本錯配對各地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新均存在顯著的抑制作用，不利于企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出。對比三個地區(qū)資本錯配影響系數(shù)可知，資本錯配對東部企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小，表明相對于中、西部企業(yè)，資本錯配對東部企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的抑制作用更為明顯。由此，假說4得到了驗證。

表7 資本錯配對不同地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸結果

(六)動態(tài)影響分析

為了驗證資本錯配是否存在動態(tài)影響效應，本文以資本錯配的滯后項為解釋變量，其對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出動態(tài)影響的實證結果如表8所示。為了便于比較，將資本錯配當期值的回歸結果也列于表8中，以觀察不同滯后時期的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響是否存在差異。

表8 動態(tài)影響分析的回歸結果

模型(1)為資本錯配當前值的回歸結果，模型(2)～(6)分別引入資本錯配的滯后一期到滯后五期變量的回歸結果，各模型的回歸結果表明，不同滯后時期的資本錯配系數(shù)均為負。當期和各滯后期資本錯配系數(shù)分別為-0.0314、-0.0300、-0.0221、-0.0011、-0.0034和-0.0057，且滯后一期到三期的系數(shù)顯著為負，滯后四期和五期不顯著，表明過去三期內的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生了長期動態(tài)影響。此外，比較不同時期的資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在當期，資本錯配系數(shù)的絕對值顯著大于滯后期。越接近當期，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響越大。這表明，在當期和接近當期時，資本錯配對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的影響更為顯著。由此，假說5得到了驗證。

五、結論與政策啟示

本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1999～2007年的數(shù)據(jù)，在對資本錯配進行測度基礎上，從資本市場錯配視角深入解讀了我國企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新問題，建立并實證檢驗了資本錯配影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的理論機制。

研究發(fā)現(xiàn)，資本錯配會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新傾向，抑制企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，不利于企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新發(fā)展。機制分析發(fā)現(xiàn)，存在資本錯配影響企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的研發(fā)投入與人力資本機制，即資本錯配會降低企業(yè)研發(fā)投入激勵和企業(yè)人力資本投資意愿，進而抑制企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新水平的提高。進一步擴展分析發(fā)現(xiàn)，資本錯配對創(chuàng)新績效有動態(tài)影響，且過去時期的資本錯配會對企業(yè)當前的新產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生持續(xù)影響；資本錯配對獲得政府補貼企業(yè)、出口企業(yè)以及大規(guī)模企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響更為明顯；資本錯配對不同所有制類型企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響也存在明顯差異，相對于非國有企業(yè)，資本錯配對國有企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的抑制作用更強。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，資本錯配對東、中、西各地區(qū)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新均存在抑制作用，但也存在明顯差異，相對于中、西部企業(yè)，資本錯配對東部地區(qū)新產(chǎn)品創(chuàng)新的負向影響更大。

基于上述結論，本文的政策啟示主要有以下三點：第一，在開放的市場經(jīng)濟條件下，一個國家要有效提升區(qū)域創(chuàng)新能力、建設創(chuàng)新型強國，需要有效市場在創(chuàng)新資源配置中的決定性作用。在當前我國資本市場存在扭曲的背景下，政府應在政策層面上逐步減少對信貸的無效率干預，引導金融部門以利潤最大化為目標，根據(jù)資本市場的供求關系以價格和競爭為信號，進而發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。第二，當前我國正處于經(jīng)濟轉型的關鍵時期，政府在創(chuàng)新體制改革、制度建設和完善方面具有不可替代的作用。為此政府應積極簡政放權，打破行政性壟斷，創(chuàng)造公平競爭的創(chuàng)新環(huán)境，有效避免企業(yè)尋租行為的發(fā)生。此外，政府應積極深化金融體制改革，為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提供更為便捷的融資渠道，鼓勵更多的資本要素進入科技創(chuàng)新領域，同時加強對知識產(chǎn)權的依法保護，進而提高企業(yè)創(chuàng)新的積極性。第三，人才作為創(chuàng)新的基本條件，創(chuàng)新驅動在實質上就是人才的驅動。資本錯配造成的企業(yè)創(chuàng)新技能培訓不足是抑制其新產(chǎn)品創(chuàng)新的重要原因，因此引導企業(yè)提高人力資本投資、建立創(chuàng)新人才培養(yǎng)激勵機制，是推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的基礎條件。