摘要：文章以我國(guó)2007年～2010年披露了RD投入的深市中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，共1 260個(gè)觀測(cè)值，檢驗(yàn)了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)RD投入強(qiáng)度的影響。研究結(jié)果表明，總體上，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)；進(jìn)一步按照產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的強(qiáng)弱進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：當(dāng)處于較強(qiáng)的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)；當(dāng)處于較弱的競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)品市場(chǎng)； 競(jìng)爭(zhēng)； 壟斷； RD； 強(qiáng)度

一、 文獻(xiàn)回顧、理論分析與假設(shè)發(fā)展

在理論和實(shí)證研究文獻(xiàn)中，創(chuàng)新和產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)系也是模棱兩可的，主要可分為兩種不同的觀點(diǎn)：支持Schumpeter的觀點(diǎn)和支持Arrow的觀點(diǎn)。

1. 支持Schumpeter觀點(diǎn)及其相關(guān)分析。

按照Schumpeterian（1942）觀點(diǎn)，創(chuàng)新與市場(chǎng)力量之間存在正向關(guān)系，壟斷企業(yè)比競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)更可能利用和開(kāi)發(fā)更先進(jìn)的技術(shù)，又有進(jìn)行創(chuàng)新投資的動(dòng)力。

有許多理論研究的結(jié)論支持了Schumpeter觀點(diǎn)。后續(xù)的理論研究中，Loury （1979），Gilbert和Newbery （1982），Ogawa （2002），Ková？觬等（2010）和Paolo G. Garella （2012）通過(guò)數(shù)理模型，也得出了與之類(lèi)似的結(jié)論。

在實(shí)證研究成果中，Horowitz（1962），Scherer和Huh （1992）、Kraft （1989）、Blundell等（1999） 、Smolny （2003）、Crépon等（1998）、Harris等（2003） 和Artés（2009）等利用來(lái)自不同國(guó)家不同時(shí)期的企業(yè)數(shù)據(jù)，其結(jié)論也支持了Schumpeter觀點(diǎn)。

鑒于上述對(duì)Schumpeter觀點(diǎn)的有關(guān)理論和實(shí)證文獻(xiàn)的綜評(píng)，本文提出以下假設(shè)： 假設(shè) 1a：限定其他條件，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)的RD投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。

2. 以Arrow為代表的觀點(diǎn)及其相關(guān)的理論和實(shí)證文獻(xiàn)分析。

Arrow （1962）就已經(jīng)發(fā)現(xiàn)在靜態(tài)背景下，壟斷比一個(gè)社會(huì)計(jì)劃者和競(jìng)爭(zhēng)性的企業(yè)有較小地進(jìn)行非極端創(chuàng)新的動(dòng)力。

在實(shí)證研究中，Mukhopadhyay （1985）、Geroski （1990）、Blundell等（1995）和Bertschek （1995）等的實(shí)證結(jié)論顯示：競(jìng)爭(zhēng)與RD之間的正向關(guān)系。

鑒于上述對(duì)Arrow觀點(diǎn)及其他有關(guān)理論和實(shí)證文獻(xiàn)的分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè) 1b：限定其他條件，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)的RD投入強(qiáng)度正相關(guān)。

3. 對(duì)立現(xiàn)象的解說(shuō)。

由于存在這些矛盾的結(jié)果，人們也許會(huì)猜測(cè)是否有非線性關(guān)系。的確，Scherer （1967）的實(shí)證研究為競(jìng)爭(zhēng)與創(chuàng)新之間的倒U型關(guān)系的可能性研究開(kāi)創(chuàng)了先河。

與此不同，Tishler和Milstein （2009）利用古諾競(jìng)爭(zhēng)，推導(dǎo)出了競(jìng)爭(zhēng)和創(chuàng)新之間的U型關(guān)系。

基于上述理論和實(shí)證研究結(jié)論的梳理與分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與RD投入強(qiáng)度之間的關(guān)系并非單一的正向或單一的負(fù)向關(guān)系，鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：限定其他條件，對(duì)于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的強(qiáng)弱不同，其對(duì)企業(yè)RD投入強(qiáng)度的影響會(huì)存在顯著差異。

二、 研究設(shè)計(jì)

1. 模型與變量定義。

本文主要借鑒了Levin等（1985）的模型，并增加公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)、公司治理和所在地區(qū)等控制變量，構(gòu)建基本模型（1）如下：

RDIINC=α0+α1HHI+α2UNIFY+α3MARKETTYPE+

α4LISTAGE+α5INDEPENCEI+α6STATEDU+α7OWNOER+

α8ROA+α9ASSET+α10LEV+α11CASHI+α12-15INDUS+

α16-17AREA+α18-20YEAR+ε

為了使得本文的研究結(jié)果更加穩(wěn)健，在模型（1）中用變量RDIASS來(lái)替代被解釋變量RDIINC，形成模型（2）。RDIASS為研發(fā)費(fèi)用與資產(chǎn)總額比率，等于該企業(yè)本期研發(fā)費(fèi)用投入的總額/本期末總資產(chǎn)。模型中其他變量的定義如下：UNIFY為虛擬變量，若總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)為同一人取1，否則取0；MARKETTYPE為虛擬變量，若為創(chuàng)業(yè)板上市公司取1，若為中小板上市公司則取0；LISTAGE為公司已上市的年數(shù)；INDEPENCEI等于獨(dú)立董事人數(shù)/董事總?cè)藬?shù)；STATEDU實(shí)際控制人性質(zhì)，若上市公司的實(shí)際控制人為政府機(jī)構(gòu)取1，否則取0；OWNOER為公司前3位大股東持股比例的平方和；ROA為資產(chǎn)收益率；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；CASHI為本期經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~與期末資產(chǎn)總額的比例；INDUS行業(yè)控制變量，采用中國(guó)證監(jiān)會(huì)第一類(lèi)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)；AREA為地區(qū)控制變量，分為東部、中部和西部地區(qū)；YEAR為年度虛擬變量。

2. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源。

本文選取2007年～2010年四年期間中國(guó)深市的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對(duì)象，通過(guò)手工逐一翻閱上市公司年報(bào)，篩選出了年報(bào)中披露了研究開(kāi)發(fā)投入金額的上市公司樣本，最后又刪除了其他變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終本文得到1 260個(gè)觀測(cè)值。其中，2007年～2010年的觀測(cè)值分別為89個(gè)、204個(gè)、314個(gè)、653個(gè)。需要說(shuō)明的是：本文的研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用是指廣義的研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用，不僅包括研發(fā)投入，而且包括技術(shù)開(kāi)發(fā)費(fèi)、新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)費(fèi)、研究發(fā)展費(fèi)和科研開(kāi)發(fā)費(fèi)等；其他數(shù)據(jù)全部來(lái)源于深圳國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了克服極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量前后各1%進(jìn)行了Winsorize處理。

三、 回歸結(jié)果及分析

1. 全樣本的回歸結(jié)果。

表1中左邊模型（1）、（2）的全樣本回歸結(jié)果顯示， HHI與與研發(fā)投入強(qiáng)度的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（系數(shù)分別為0.122 6和0.037 9）。這表明在總體上，產(chǎn)品市場(chǎng)的壟斷程度與企業(yè)RD投入強(qiáng)度成正相關(guān)，即產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度成負(fù)相關(guān)。從總體上看，這一結(jié)果支持了假設(shè)1a。

考慮到可能存在的互為因果關(guān)系的內(nèi)生性，本文采用了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度滯后1期的變量HHI-1代入模型進(jìn)行回歸，其結(jié)果在表4的右邊兩列中，可以發(fā)現(xiàn)HHI-1的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且比HHI的回歸系數(shù)略有提高， T值也相應(yīng)略有提高。為了本文的結(jié)論更加穩(wěn)健，本文采用了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度滯后2期的變量HHI-2代入模型進(jìn)行回歸，（限于篇幅，該回歸的結(jié)果從略）結(jié)論與之類(lèi)似。

2. 按中位數(shù)分組的回歸結(jié)果。

為了考察產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的強(qiáng)弱不同，其對(duì)企業(yè)RD投入強(qiáng)度的影響會(huì)是否存在顯著差異，本文按照產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變量的中位數(shù)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見(jiàn)表2。

在表2的左邊和右邊，分別呈報(bào)了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變量（HHI）小于和大于中位數(shù)（為0.033 357）的回歸結(jié)果，可以明顯地發(fā)現(xiàn)，當(dāng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變量（HHI）小于其中位數(shù)時(shí)，即處于較高競(jìng)爭(zhēng)程度的時(shí)候，模型（1）、（2）中HHI的回歸系數(shù)均分別在5%和10%的水平上顯著為負(fù)（系數(shù)分別為-0.726 9和-0.307 2），這表明，在處于較強(qiáng)的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的壟斷程度與企業(yè)RD投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)；而當(dāng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變量（HHI）大于其中位數(shù)時(shí)，即處于較強(qiáng)的壟斷程度的時(shí)候，模型（1）、（2）中HHI的回歸系數(shù)均在 1%的水平上顯著為正（系數(shù)分別為0.095 1和0.032 9），這表明，處于較強(qiáng)的壟斷程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的壟斷程度與企業(yè)RD投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)分組回歸結(jié)果的的差異顯著情況，本文進(jìn)行了chow檢驗(yàn)，依據(jù)模型（1）計(jì)算出構(gòu)造的F值為3.28，且分子、分母的自由度分別為17和1 226，可知對(duì)應(yīng)的P值小于0.01，且HHI系數(shù)F值對(duì)應(yīng)的P值也小于0.05。這表明兩個(gè)分組樣本的回歸結(jié)果不僅整體上有顯著差異，而且HHI系數(shù)也有顯著的差異；同樣，依據(jù)模型（2）計(jì)算出構(gòu)造的F值為2.46，且分子、分母的自由度也分別為17和1 226，可知對(duì)應(yīng)的P值小于0.01，且HHI系數(shù)F值對(duì)應(yīng)的P值也小于0.11。這表明兩個(gè)分組樣本的回歸結(jié)果不僅整體上有顯著差異，而且HHI系數(shù)也有顯著的差異。因此，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的強(qiáng)弱不同，其對(duì)企業(yè)RD投入強(qiáng)度的影響存在顯著差異。這一分組回歸的結(jié)論支持了假設(shè)2。

同樣地，考慮到產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)RD投入之間可能存在的互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問(wèn)題，文章分別采用了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度滯后1期的變量HHI-1和滯后2期HHI-2代入模型進(jìn)行回歸，（限于篇幅，該回歸結(jié)果從略）其結(jié)果顯示，上述結(jié)論基本不變。

四、 結(jié)論

本文利用我國(guó)2007年～2010年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司年報(bào)中披露RD投入金額的的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，構(gòu)建了多元線性回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)RD投入強(qiáng)度的影響。研究結(jié)果表明，總體上，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)；進(jìn)一步按照產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的強(qiáng)弱進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：當(dāng)處于較強(qiáng)的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)RD的投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)；當(dāng)處于較強(qiáng)的壟斷程度時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)的壟斷程度與企業(yè)RD投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)。本文的這一研究結(jié)論對(duì)如何引導(dǎo)和促進(jìn)我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的宏觀調(diào)控政策具有一定的參考意義。

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作者簡(jiǎn)介：柯東昌，廈門(mén)大學(xué)管理學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)系博士生。

收稿日期：2012-10-29。