胡義東，仲偉俊

（東南大學經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210096）

高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效影響因素的實證研究

胡義東，仲偉俊

（東南大學經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210096）

本文以江蘇省新材料、電子信息和新能源3個行業(yè)領(lǐng)域1562家高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的影響因素及其與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系進行了實證檢驗。結(jié)果表明，3個行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入力度與技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出均存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。研發(fā)人員比例與技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。研發(fā)經(jīng)費對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出的貢獻率遠高于研發(fā)人員對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出的貢獻率。研發(fā)經(jīng)費投入強度與創(chuàng)新績效產(chǎn)出存在明顯的負相關(guān)關(guān)系。企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。企業(yè)總資產(chǎn)對創(chuàng)新績效產(chǎn)出的影響程度要明顯高于員工總數(shù)對創(chuàng)新績效產(chǎn)出的影響程度。研發(fā)投入和企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效產(chǎn)出的影響程度存在行業(yè)差異。

高新技術(shù)企業(yè)；技術(shù)創(chuàng)新；績效；影響因素

近年來，國內(nèi)外學者就高新技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)問題進行了大量研究，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素及其作用機制是其中一個重要的研究方向。盡管如此，由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的不易得性，從微觀層面直接利用企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究的不多，且有關(guān)結(jié)論尚需進一步實證支持。本文基于2007—2009年江蘇省新材料、新能源和電子信息3個行業(yè)的1562家高新技術(shù)企業(yè)連續(xù)3年的數(shù)據(jù)，通過建立模型，實證檢驗了企業(yè)研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出的影響，闡釋了變量對應關(guān)系，為相關(guān)問題的深入研究提供了理論和實踐支持。

1 文獻回顧及研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新作為一個復雜的系統(tǒng)，必然受到內(nèi)外部影響因素的雙重影響。其中內(nèi)部因素又包括投入因素和非投入因素等。研發(fā)投入和企業(yè)規(guī)模是這兩類因素的重要組成，因此，其與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系也受到學界的重視。

（1）研發(fā)投入對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究。研發(fā)資金投入是企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新活動的必要條件。因此，探明研發(fā)經(jīng)費投入和研發(fā)人員投入與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系，一直是業(yè)界研究者的興趣所在。大量研究表明，研發(fā)投入與技術(shù)創(chuàng)新績效存在直接的正相關(guān)關(guān)系［1-5］。

（2）企業(yè)規(guī)模對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究。技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模的關(guān)系一直是技術(shù)創(chuàng)新研究領(lǐng)域爭論的熱點問題，所得出的結(jié)論各不相同［6-11］。也有研究認為技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系，之所以存在不同的結(jié)論，一方面與技術(shù)創(chuàng)新的復雜性有關(guān)，另一方面也與研究者所選用的變量指標有關(guān)。例如衡量技術(shù)創(chuàng)新績效的指標是以新產(chǎn)品產(chǎn)出表示，還是以專利產(chǎn)出表示；衡量企業(yè)規(guī)模是以員工總數(shù)，還是以總資產(chǎn)表示等等，都會對績效評價產(chǎn)生影響，得出不一致的結(jié)論。綜合看來，大企業(yè)能獲得較高的技術(shù)創(chuàng)新規(guī)模效益，而小企業(yè)更傾向于尋找創(chuàng)新機會。根據(jù)以上綜述，本文提出如下假設(shè)：

H1：研發(fā)人員投入量與技術(shù)創(chuàng)新績效正相關(guān)。

H2：研發(fā)人員比例與技術(shù)創(chuàng)新績效正相關(guān)。

H3：研發(fā)經(jīng)費投入量與技術(shù)創(chuàng)新績效正相關(guān)。

H4：研發(fā)經(jīng)費投入強度與技術(shù)創(chuàng)新績效正相關(guān)。

H5：企業(yè)規(guī)模（員工總數(shù)、企業(yè)總資產(chǎn)）與技術(shù)創(chuàng)新績效正相關(guān)。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取

（1）被解釋變量。高新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入直接反映了創(chuàng)新產(chǎn)出及其對經(jīng)濟增長的貢獻，是極為顯性的衡量技術(shù)創(chuàng)新績效的指標，比專利更能反映出研發(fā)成果的商業(yè)化水平。因此，本文以高新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入作為衡量技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出指標，作為被解釋變量。

（2）解釋變量。本文選取研發(fā)人員投入量、研發(fā)人員占全部員工的比例、研發(fā)經(jīng)費投入量、研發(fā)經(jīng)費占總銷售的比例等4個指標作為研發(fā)投入類解釋變量。鑒于研發(fā)經(jīng)費投入明顯的累積效應和滯后效應［12-13］，本文采用2007—2009年連續(xù)3年的累積研發(fā)經(jīng)費投入作為衡量1年的研發(fā)投入量。

企業(yè)規(guī)模是研究高新技術(shù)企業(yè)相關(guān)問題一個非常重要的變量，尤其在高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力方面起著至關(guān)重要的作用。員工總數(shù)和企業(yè)總資產(chǎn)是實證中經(jīng)常應用的企業(yè)規(guī)模指標。但是兩者之間并不能互相代替，且有行業(yè)差異。因此，本文以員工總數(shù)、企業(yè)總資產(chǎn)同時表征企業(yè)規(guī)模類的解釋變量（見表1）。

2.2 樣本及數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于江蘇省科技部門對政府認定的新材料、電子信息、新能源3個行業(yè)領(lǐng)域1612家省級高新技術(shù)企業(yè)2007—2009年的各項指標的統(tǒng)計情況。剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)后，共得到1562個樣本。樣本中，新材料領(lǐng)域企業(yè)486家，電子信息領(lǐng)域企業(yè)387家，新能源領(lǐng)域企業(yè)689家。

2.3 模型設(shè)計

基于C-D生產(chǎn)函數(shù)對應的技術(shù)創(chuàng)新函數(shù)方程，設(shè)計以下模型：

假定：R為研發(fā)人員數(shù)，S為研發(fā)人員比例，M為研發(fā)經(jīng)費數(shù)，F(xiàn)為研發(fā)經(jīng)費占總銷售收入比例，Z為企業(yè)總資產(chǎn)，P為企業(yè)員工總數(shù)，G為高新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入。令 R’=ln（R），S’=ln（S），M’=ln（M），F(xiàn)’=ln（F），Z’=ln（Z），P’=ln（P），G’=ln（G），參數(shù) α和β分別為因變量對自變量的彈性，ε為隨機誤差項。

在式（1）、（2）的基礎(chǔ)上，運用 SPSS16.0 軟件進行回歸分析。

3 實證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計

表2描述性統(tǒng)計比較結(jié)果顯示，3個行業(yè)中，電子信息行業(yè)的企業(yè)無論是在研發(fā)投入、產(chǎn)出，還是企業(yè)規(guī)模上都比其他兩個行業(yè)相對較大。新材料行業(yè)的企業(yè)在各項指標上都在最低水平。研發(fā)經(jīng)費投入強度均值分別達到5.38%、8.33%和6.08%，說明企業(yè)研發(fā)經(jīng)費強度平均達到了國際公認的具有競爭力水平。3個行業(yè)樣本企業(yè)研發(fā)人員比例均值均在18%以上，說明大多數(shù)企業(yè)具有較高的人員投入水平。

3.2 研發(fā)投入對高新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入的影響

表3是以新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量，以研發(fā)投入作為解釋變量的回歸結(jié)果。從中可以得出，新材料行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效回歸方程：G’=1.587-0.019R’+0.048S’+0.956M’-0.931F’，R2=0.953，Sig.=0.000，模型作用顯著。研發(fā)人員數(shù)和研發(fā)人員比例均沒有通過顯著性檢驗，其變化沒有對績效產(chǎn)出產(chǎn)生明顯影響。研發(fā)經(jīng)費投入力度與績效產(chǎn)出存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，而研發(fā)經(jīng)費投入強度與績效產(chǎn)出存在明顯負相關(guān)關(guān)系。表明企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入的增加對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高具有明顯的促進影響。研發(fā)經(jīng)費投入強度彈性系數(shù)為-0.931，表明研發(fā)經(jīng)費占銷售收入的比例每增加1%，高新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出將下降0.931%。說明樣本企業(yè)研發(fā)活動可能存在比較嚴重的經(jīng)費投入冗余現(xiàn)象，雖然研發(fā)經(jīng)費投入對技術(shù)創(chuàng)新至關(guān)重要，但是如果研發(fā)經(jīng)費投入不當，會影響創(chuàng)新產(chǎn)出效率。

電子信息行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效回歸方程：G’=1.836+0.070R’ -0.042S’ +0.885M’ -0.975F’，R2=0.965，Sig.=0.000，模型作用顯著。該行業(yè)4個解釋變量中，只有研發(fā)人員比例沒有通過顯著性檢驗。研發(fā)人員數(shù)量、研發(fā)經(jīng)費投入力度均對績效產(chǎn)出產(chǎn)生明顯影響，但研發(fā)經(jīng)費投入力度彈性系數(shù)為0.885，而研發(fā)人員數(shù)彈性系數(shù)僅為0.007，說明研發(fā)經(jīng)費數(shù)對績效產(chǎn)出的影響力度要遠大于研發(fā)人員數(shù)。本行業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入強度彈性系數(shù)為-0.975，說明其對績效產(chǎn)出的影響依然是負面的，而且負向影響力度要大于研發(fā)經(jīng)費投入數(shù)。企業(yè)經(jīng)費投入冗余現(xiàn)象嚴重。

新能源行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效回歸方程：G’=1.600+0.046R’-0.027S’+0.944M’-0.872F’，R2=0.956，Sig.=0.000，模型作用顯著。研發(fā)人員數(shù)和研發(fā)人員比例均沒有通過顯著性檢驗，其變化沒有對績效產(chǎn)出產(chǎn)生明顯影響。研發(fā)經(jīng)費投入力度與績效產(chǎn)出存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，而研發(fā)經(jīng)費投入強度與績效產(chǎn)出仍然存在明顯負相關(guān)關(guān)系。

行業(yè)間比較可見，新材料、電子信息、新能源3個行業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入力度與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出均存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。增加企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的投入能明顯提高技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。3個行業(yè)中，新材料行業(yè)這種影響作用最強，研發(fā)經(jīng)費每增加1%，產(chǎn)出將提高0.956%，比電子信息和新能源行業(yè)分別高17.89%和1.25%。新材料、電子信息、新能源3個行業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入強度與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，即研發(fā)經(jīng)費占銷售收入的比例增加，高新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出反而下降。3個行業(yè)樣本企業(yè)研發(fā)活動均存在比較嚴重的經(jīng)費投入冗余現(xiàn)象，雖然研發(fā)經(jīng)費投入對技術(shù)創(chuàng)新至關(guān)重要，但是如果研發(fā)經(jīng)費投入不當，會影響創(chuàng)新產(chǎn)出效率。

新材料和新能源行業(yè)的研發(fā)人員數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，沒有表現(xiàn)出明顯的相關(guān)關(guān)系。說明這2個行業(yè)研發(fā)人員的投入效率可能不高，研發(fā)人員在技術(shù)創(chuàng)新中的作用還沒有充分發(fā)揮。電子信息行業(yè)研發(fā)人員數(shù)與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出存在明顯的相關(guān)關(guān)系，彈性系數(shù)偏小，僅為0.07%。3個行業(yè)研發(fā)人員比例均沒有通過顯著性檢驗，與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。說明研發(fā)人員比例并沒有對行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的銷售產(chǎn)出產(chǎn)生較大影響。

3.3 企業(yè)規(guī)模對高新技術(shù)創(chuàng)新銷售收入的影響

表4是以新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量，企業(yè)員工總數(shù)和企業(yè)總資產(chǎn)作為解釋變量的回歸結(jié)果。新材料行業(yè)回歸方程：G’=0.473+0.102P’+0.806Z’，R2=0.800，Sig.=0.000，模型作用顯著。電子信息行業(yè)回歸方程：G’=0.214+0.387P’+0.695Z’，R2=0.866，Sig.=0.000，模型作用顯著。新能源行業(yè)回歸方程：G’=0.185+0.373P’+0.719Z’，R2=0.864，Sig.=0.000，模型作用顯著。從回歸結(jié)果可以看出，3個行業(yè)解釋變量員工總數(shù)和總資產(chǎn)均通過1%顯著性水平檢驗，且彈性系數(shù)均為正值，表明企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)規(guī)模的擴張將促進新產(chǎn)品銷售收入的顯著增加。新材料、電子信息和新能源3個行業(yè)員工總數(shù)變量彈性系數(shù)分別為0.102、0.387和0.373，總資產(chǎn)變量彈性系數(shù)分別為0.806、0.695和0.719。行業(yè)中，總資產(chǎn)變量彈性系數(shù)均高于員工總數(shù)彈性系數(shù)，說明總資產(chǎn)對新產(chǎn)品銷售收入的影響程度要高于員工總數(shù)對績效產(chǎn)出的影響。但是，不同行業(yè)員工總數(shù)和資產(chǎn)總額對績效產(chǎn)出的影響程度也不同。新材料行業(yè)員工總數(shù)影響程度最低，總資產(chǎn)影響程度最高；電子信息行業(yè)員工總數(shù)影響程度最高，而總資產(chǎn)影響程度最低。

通過上述分析，本文假設(shè)檢驗結(jié)果如下：

（1）研發(fā)人員投入量與技術(shù)創(chuàng)新績效。3個回歸方程中，只有電子信息行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)人員投入量通過1%水平顯著性檢驗，彈性系數(shù)為正值，而其他2個行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)人員投入量都沒有通過顯著性檢驗，因此，高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)人員投入量是否與技術(shù)創(chuàng)新績效相關(guān)具有明顯的行業(yè)差異。

（2）研發(fā)人員比例與技術(shù)創(chuàng)新績效。3個行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)人員比例均沒有通過顯著性檢驗，與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。原假設(shè)H2不成立。

（3）研發(fā)經(jīng)費投入量與技術(shù)創(chuàng)新績效。3個行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入力度均通過1%水平的顯著性檢驗，與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出均存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。原假設(shè)H3成立。

（4）研發(fā)經(jīng)費投入強度與技術(shù)創(chuàng)新績效。3個行業(yè)樣本企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入強度均通過1%水平的顯著性檢驗，但與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。原假設(shè)H4不成立。

（5）3個行業(yè)解釋變量員工總數(shù)和總資產(chǎn)均通過1%顯著性水平檢驗，且彈性系數(shù)均為正值，表明企業(yè)員工總數(shù)和總資產(chǎn)與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出均具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，因此原假設(shè)H5成立。

4 結(jié)語

本文從微觀層面直接利用新材料、電子信息和新能源3個不同行業(yè)1562家高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)對研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模等技術(shù)創(chuàng)新的影響因素進行了實證檢驗。參照已有實證研究，分別用研發(fā)人員數(shù)、研發(fā)人員比例、研發(fā)經(jīng)費數(shù)、研發(fā)經(jīng)費占銷售收入比、員工總數(shù)和企業(yè)總資產(chǎn)作為解釋變量；用高新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量。描述性結(jié)果顯示，樣本企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入強度高于國際公認的具有競爭力水平，且具有較高研發(fā)人員投入水平。3個行業(yè)之間比較發(fā)現(xiàn)，電子信息行業(yè)的企業(yè)無論是在投入、產(chǎn)出，還是企業(yè)規(guī)模上都比新能源和新材料具有更明顯的優(yōu)勢。從回歸分析結(jié)果可以得出如下結(jié)論：

（1）研發(fā)經(jīng)費投入力度與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出均存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入的增加對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提高具有明顯的促進作用。研發(fā)經(jīng)費對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出的貢獻率遠高于研發(fā)人員對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出的貢獻率。3個行業(yè)中新材料行業(yè)這種促進作用最強。

（2）研發(fā)經(jīng)費投入強度與新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，樣本企業(yè)研發(fā)經(jīng)費占銷售收入比例的增加，高新產(chǎn)品銷售產(chǎn)出下降。這意味著企業(yè)研發(fā)活動可能存在比較嚴重的經(jīng)費投入冗余或投入不當，影響了創(chuàng)新產(chǎn)出效率。3個行業(yè)中，電子信息產(chǎn)業(yè)彈性系數(shù)絕對值最大，其次為新材料和新能源。結(jié)合表3的均值比較可以看出，盡管研發(fā)經(jīng)費投入強度都超過了國際公認的具有競爭力的5%的水平，但是其投入產(chǎn)出效率卻明顯不足，企業(yè)應加強經(jīng)費管理。

（3）研發(fā)人員比例與技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)出不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。與傳統(tǒng)企業(yè)不同，高新技術(shù)企業(yè)對研發(fā)人員的依靠性更強，人力投入是影響高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。有研究證實［2，14］，研發(fā)人員比例與新產(chǎn)品銷售收入存在顯著正相關(guān)關(guān)系。而本文樣本的實證分析表明，3個高新技術(shù)行業(yè)研發(fā)人員比例與新產(chǎn)品銷售收入均未通過顯著性檢驗，沒有表現(xiàn)出明顯的相關(guān)性。說明樣本企業(yè)研發(fā)人員投入效率可能不高，研發(fā)人員在技術(shù)創(chuàng)新中的作用還沒有充分發(fā)揮，樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效還有很大的提升空間。企業(yè)和政府部門在技術(shù)創(chuàng)新活動中應加強人才戰(zhàn)略的實施，加強高層次技術(shù)創(chuàng)新人才的培養(yǎng)和引進。

（4）企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)規(guī)模的擴張將促進新產(chǎn)品銷售收入的顯著增加。不同行業(yè)總資產(chǎn)變量彈性系數(shù)均高于員工總數(shù)彈性系數(shù)，說明總資產(chǎn)對新產(chǎn)品銷售收入的影響程度要高于員工總數(shù)對新產(chǎn)品銷售收入的影響。而且不同行業(yè)員工總數(shù)和資產(chǎn)總額對新產(chǎn)品銷售收入的影響程度也不同。樣本所列3個行業(yè)中，新材料行業(yè)員工總數(shù)影響程度最低，而總資產(chǎn)影響程度最高；電子信息行業(yè)員工總數(shù)影響程度最高，而總資產(chǎn)影響程度最低。

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（責任編輯 遲鳳玲）

The Factors Affecting the Technological Innovation of High-tech Enterprises

Hu Yidong，Zhong Weijun
（School of Economics and Management,Southeast University,Nanjing 210096，China）

This paper makes an empirical analysis of influencing factors of technological innovation in high-tech enterprises.The empirical results show that R&D capital is the main factor of technological innovation in 3 high-tech industries;and R&D capital has much higher contributions on the technical innovations than R&D personnel.The intensity of R&D capitals have significant negative effects on the innovation performance.The R&D personnel ratio has no significant interaction with the innovation performance.Enterprise size has significant positive interaction with the innovation performance,and total assets have much higher contributions on the technical innovations than total employees.There have different effects of performance on total employees and total assets between 3 high-tech industries.

high-tech enterprises； technological innovation； performance； effect factors

F062.4

A

國家軟科學研究計劃項目“科技公共服務問題研究”（2007GXS1D019）。

2010-11-09

胡義東（1961-），男，江蘇南京人，東南大學經(jīng)濟管理學院博士生；研究方向：技術(shù)創(chuàng)新管理.。