劉和旺，左文婷（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

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地區(qū)制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新行為與企業(yè)績效

劉和旺，左文婷
（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

［摘要］基于2001～2007年的中國工業(yè)數(shù)據(jù)庫和遞歸的CDM（結(jié)構(gòu)）模型，檢驗了中國地區(qū)制度質(zhì)量能否通過技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)績效。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量不僅顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進(jìn)行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強(qiáng)度），而且還通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績效。進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著影響其企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出則顯著地提高了企業(yè)績效。研究結(jié)果說明，地區(qū)制度質(zhì)量是提升民營企業(yè)績效的重要保障。

［關(guān)鍵詞］制度質(zhì)量；技術(shù)創(chuàng)新；企業(yè)績效；結(jié)構(gòu)模型

一、問題提出

經(jīng)過改革開放30多年的發(fā)展，目前我國總體上已開始進(jìn)入創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段。但是，制約我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施的最大障礙在于市場體制不完善，沒有形成創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的制度環(huán)境，許多企業(yè)尤其是民營中小型企業(yè)陷入了“不創(chuàng)新等死、創(chuàng)新找死”的困境。為此，我們必須關(guān)注包括體制和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在內(nèi)的制度質(zhì)量對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響問題，即我國地區(qū)制度質(zhì)量會否影響企業(yè)績效？如果存在影響，是如何影響的？對不同所有制企業(yè)的影響是否存在顯著差異？弄清楚這些問題，對于我們理解制度質(zhì)量在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實現(xiàn)中的作用以及如何提高各種類型企業(yè)的績效具有重要的現(xiàn)實意義。

迄今，盡管有關(guān)討論制度環(huán)境對企業(yè)績效影響的文獻(xiàn)較多，但是，系統(tǒng)探討制度質(zhì)量究竟如何影響企業(yè)績效的文獻(xiàn)卻并不多見，本文在綜合了新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)、創(chuàng)新與生產(chǎn)率文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用國際上比較流行的結(jié)構(gòu)模型和大樣本微觀數(shù)據(jù)（2001～2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫），檢驗了地區(qū)制度質(zhì)量影響企業(yè)績效的微觀機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量不僅會顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進(jìn)行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強(qiáng)度），而且它還會通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績效（人均銷售額和人均產(chǎn)值）。進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著影響企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出則顯著地提高了企業(yè)績效。

二、理論分析框架和研究假說

（一）地區(qū)制度質(zhì)量對企業(yè)研發(fā)投入的影響

經(jīng)North（1990[1]）等人對“制度”的界定和理論分析，經(jīng)濟(jì)學(xué)家已經(jīng)證明制度（質(zhì)量）不僅會影響一國宏觀層面的經(jīng)濟(jì)增長（Knack and Keefer，1995[2]），而且還會影響微觀層面的企業(yè)績效（Commander＆Svejnar，2011[3]）。制度質(zhì)量主要包括產(chǎn)權(quán)保護(hù)和契約實施等制度安排（North，1990[1]）。它之所以影響企業(yè)績效，是因為良好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和完善的契約實施制度穩(wěn)定了企業(yè)的收益預(yù)期，激勵和保障企業(yè)進(jìn)行各種物質(zhì)資本和研發(fā)投資（Johnson et al.，2002[4]）。具體地，制度質(zhì)量通過如下兩種渠道影響企業(yè)的研發(fā)投入：首先，制度質(zhì)量會影響企業(yè)自主研發(fā)投資的意愿，即企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)投資。良好的制度質(zhì)量有助于降低企業(yè)創(chuàng)新的風(fēng)險，激勵研發(fā)投資（Eicher and García-Pe?alosa，2008[5]；Lin et al.，2010[6]）。其次，制度質(zhì)量（連同資本市場）通過融資的便捷程度和融資成本影響研發(fā)投入的數(shù)量和收益。良好的制度和完備的金融市場為各類企業(yè)尤其是中小型企業(yè)（研發(fā)）融資提供了便利（Cull and Xu，2005[7]），也提高了研發(fā)投資收益（Coe et al.，2009）[8]。有鑒于此，我們提出假說1：在控制其他因素的情況下，地區(qū)制度質(zhì)量正向影響企業(yè)的研發(fā)行為。

（二）地區(qū)制度質(zhì)量對企業(yè)績效的影響

制度質(zhì)量不僅會直接影響研發(fā)投入，而且還可能通過創(chuàng)新產(chǎn)出影響企業(yè)績效。如下兩類文獻(xiàn)為此提供了理論和經(jīng)驗支持：一是新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)中的制度、行為與績效文獻(xiàn)。從理論上說，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家明確地提出了制度——行為——績效這一分析范式：制度質(zhì)量會顯著影響企業(yè)是從事非生產(chǎn)性的再分配行為，還是鼓勵要素積累的生產(chǎn)性行為。世界銀行商業(yè)環(huán)境調(diào)查報告表明，良好的制度環(huán)境會鼓勵企業(yè)投資，提高其生產(chǎn)率（董志強(qiáng)等，2012[9]）。另一類文獻(xiàn)是技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響文獻(xiàn)。基于知識生產(chǎn)函數(shù)理念，Rosenberg（1982）[10]將研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出及企業(yè)績效指標(biāo)融合在一個模型中，并明確提出了是創(chuàng)新產(chǎn)出而不是創(chuàng)新投入直接影響企業(yè)的生產(chǎn)率。Crepon等（1998）[11]則構(gòu)建了開創(chuàng)性的實證方法，極大地推動了技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響經(jīng)驗研究。一些學(xué)者也藉此方法檢驗了中國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響（Jefferson et al.，2006[12]；吳延兵，2012[13]）。基于上述兩類文獻(xiàn)，提出假說2：在控制了其他因素的情況下，地區(qū)制度質(zhì)量會通過技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出正向影響企業(yè)績效。

（三）地區(qū)制度質(zhì)量對不同所有制企業(yè)績效影響的差異①鑒于外資企業(yè)的特殊性（吳延兵，2012[13]），本文關(guān)注的所有制類型是國有企業(yè)和民營企業(yè)。

在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，由于國有企業(yè)與民營企業(yè)可能面臨著系統(tǒng)性制度質(zhì)量和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的差異，由此會導(dǎo)致其技術(shù)創(chuàng)新行為的差異，進(jìn)而導(dǎo)致了地區(qū)制度質(zhì)量通過技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)績效作用機(jī)制的差異（賀京同、高林，2012[14]；周黎安、羅凱，2005[15]）。雖然迄今為止，國有企業(yè)通過治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)管環(huán)境發(fā)生了很大變化，但由于政府依然實際控制國有企業(yè)及其高管任命，政府依然有能力將其自身就業(yè)和其他社會目標(biāo)內(nèi)部化到這些公司中，而公司高管更多地關(guān)注公司短期業(yè)績以及政治性目標(biāo)，缺乏從事R&D活動以提升公司長期價值的激勵（李丹蒙、夏立軍，2008[16]）。產(chǎn)權(quán)清晰的民營企業(yè)則可以獲得創(chuàng)新全部收益，在現(xiàn)有制度的約束下，可能選擇合適的技術(shù)策略，積極促成技術(shù)成果的商業(yè)化應(yīng)用，企業(yè)績效更佳。因此，鑒于不同所有制企業(yè)所面臨的外部制度環(huán)境和內(nèi)部激勵、約束機(jī)制的差異，我們提出假說3：在控制了其他因素的情況下，國有企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出不會顯著提高企業(yè)績效；民營企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出會顯著提高企業(yè)績效。

如下的實證研究主要是檢驗以上三個假說，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策和建議。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的樣本來源于2001～2007年中國全部國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。它包括30個二位數(shù)行業(yè)的全部國有制造業(yè)企業(yè)以及年銷售額超過500萬元以上的非國有制造業(yè)企業(yè)②研發(fā)支出數(shù)據(jù)從2001年開始，考慮到滯后2期，實際年份從1999年至2007年。其中，2004年樣本缺乏研發(fā)支出、新產(chǎn)品產(chǎn)值和營業(yè)利潤這三項數(shù)據(jù)，我們用2003年和2005年相應(yīng)數(shù)據(jù)的平均值代替。，囊括了企業(yè)代碼、職工人數(shù)、所有制類型和地理位置等基本信息以及銷售額、固定資產(chǎn)、實收資本、中間投入等主要財務(wù)指標(biāo)。根據(jù)聶輝華等（2012）[17]數(shù)據(jù)處理③使用winsorization方法（0.1%）對極端值的影響加以控制。，最終得到包括中國30個省級區(qū)域（西藏除外）的接近180萬個觀測值。

（二）模型設(shè)定和變量的定義

為檢驗地區(qū)制度質(zhì)量、研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系，我們采用遞歸的CDM模型。為此，根據(jù)已有的經(jīng)驗研究（Jefferson et al.，2006[12]），構(gòu)建如下三個模型：

在模型研發(fā)投入的影響因素模型1中，被解釋變量R&Dijkt表示研發(fā)投資決策，分為兩種情況：虛擬變量（企業(yè)有研發(fā)投入為1，無研發(fā)投入為0）和數(shù)值變量（企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度）。ε表示隨機(jī)項。i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)（二分位）、省份和年份。γj、γk、γt分別表示與行業(yè)、省份、年份相關(guān)的固定效應(yīng)因素，εijkt是隨機(jī)擾動項。

在解釋變量中，我們首先關(guān)注地區(qū)制度質(zhì)量的符號及其顯著性。地區(qū)制度質(zhì)量分別用國內(nèi)學(xué)者經(jīng)常使用的樊綱等（2011）[18]的《中國市場化指數(shù)》中對中國各省市場化指數(shù)①市場化指數(shù)包括如下五個方面：政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市場的發(fā)育、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度指數(shù)來衡量，分別代表地區(qū)總體（廣義上）的制度質(zhì)量和與技術(shù)創(chuàng)新緊密相關(guān)的（狹義上）制度質(zhì)量。

模型2是技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型。被解釋變量是新產(chǎn)品產(chǎn)值與銷售額之比（Np），在此，我們關(guān)注的是模型1中研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint）符號及其顯著性。在模型3的企業(yè)績效模型中，被解釋變量是企業(yè)績效Y，分別以人均銷售額和人均利潤來衡量。借助于CDM模型的經(jīng)驗研究文獻(xiàn)表明，是創(chuàng)新產(chǎn)出而非研發(fā)投入直接影響到了企業(yè)績效。在此，我們關(guān)注的是解釋變量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出（Np）的符號及其顯著性問題。

借鑒CDM模型相關(guān)的理論和實證研究，在模型1中的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size，以職工人數(shù)衡量）、所有制結(jié)構(gòu)（Ownship）②根據(jù)研究的目的，我們按照企業(yè)登記的所有制類型把企業(yè)分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)（港澳臺和外資企業(yè)）。、企業(yè)年齡的自然對數(shù)（Age）、企業(yè)利潤率（Profit，營業(yè)利潤與銷售額之比，滯后一期）、以企業(yè)廣告投入強(qiáng)度（Adsl）和行業(yè)集中度（CR4）來衡量的市場競爭程度或市場勢力③CR4借鑒聶輝華等的方法（2012）計算。、政府政策（Sub）、金融環(huán)境（Loan）、出口（Ex）等三個虛擬變量④分別以企業(yè)是否接受了政府補(bǔ)貼、利息支出和是否出口賦值，若是，賦值為1；否則為0。、地區(qū)（省份）變量和行業(yè)（Indu）變量。

模型2中的控制變量⑤控制變量不再囊括制度質(zhì)量。這是因為根據(jù)CDM模型的基本思想，制度質(zhì)量會直接影響研發(fā)投入，并由此影響到創(chuàng)新產(chǎn)出，并通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績效。只包括了能夠影響創(chuàng)新產(chǎn)出的企業(yè)特征的規(guī)模、年齡和所有制類型等企業(yè)個體特征變量，同時控制了年份、省份和行業(yè)變量。

在模型3的解釋變量中，除了包括企業(yè)的年齡、所有制類型、創(chuàng)新產(chǎn)出的擬合值之外，還包括各種要素投入（在人均銷售額Lnsale回歸分析中是資本LnK和勞動LnL；在人均產(chǎn)值中則還包括了中間投入LnM）。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般做法，我們用人均銷售額和人均產(chǎn)值衡量產(chǎn)出，用職工人數(shù)衡量勞動投入，參照簡澤（2011）[20]的做法，用永續(xù)盤存法計算資本投入?？紤]到各地區(qū)物價波動的差異，我們采用各省工業(yè)品出廠價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的均值對研發(fā)投入進(jìn)行價格平減，用各省工業(yè)品出廠價格指數(shù)對新產(chǎn)品產(chǎn)值、銷售額和產(chǎn)值進(jìn)行價格平減，采用各省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對資本進(jìn)行價格平減。價格指數(shù)均來自各個年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

（三）描述性統(tǒng)計

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。從研發(fā)投入看，在所有企業(yè)中，從事了研發(fā)活動的企業(yè)占所有企業(yè)的比重是33.33%，平均研發(fā)投入強(qiáng)度是0.0016，最小的為0，最大的為0.1453。從創(chuàng)新產(chǎn)出看，新產(chǎn)品比重平均為0.0354，最高的1.5549。自1999至2007年間，市場化指數(shù)是和產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)均值分別為7.49和9.35，最小值分別是1.72和0，而最大值則分別達(dá)到10.92和41.47。就不同的所有制企業(yè)來看，2001～2007年從事研發(fā)投入的國有企業(yè)的比例及研發(fā)投入強(qiáng)度都高于民營企業(yè)，兩者分別是55.61%與31.38%、26.48%與15.23%；國有企業(yè)占有研發(fā)投入資源較多，而創(chuàng)新產(chǎn)出方面，國有企業(yè)與民營企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值占銷售額比值分別是0.0449與0.0350；企業(yè)績效方面，國有企業(yè)與民營企業(yè)的人均銷售額對數(shù)值分別是3.9068與5.1481；而人均產(chǎn)值則分別是4.0398與5.2944。

四、實證結(jié)果分析

選用地區(qū)制度質(zhì)量（市場化指數(shù)Insq和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)IPR）變量，可以避免地區(qū)制度質(zhì)量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因為我們采用的制度質(zhì)量是省級地區(qū)層面的指標(biāo)，省級地區(qū)層面的市場化指數(shù)和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指標(biāo)客觀上會影響地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)研發(fā)投入行為。但是，由于中國地方政府是地區(qū)層面各項制度和政策的主要制定者和執(zhí)行者，政府決策更多地考慮地區(qū)內(nèi)多數(shù)企業(yè)的利益，而單個或少數(shù)企業(yè)的研發(fā)投入決策很難對地區(qū)層面制度質(zhì)量的變化產(chǎn)生決定性的影響。因此，從地區(qū)制度質(zhì)量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關(guān)系的角度看，單個或少數(shù)企業(yè)的研發(fā)投入決策對地區(qū)層面的制度質(zhì)量產(chǎn)生影響的渠道難以存在（張杰等，2012[21]）①同時，我們還使用了不同的地區(qū)制度質(zhì)量（省級地方政府的罰沒收入占GDP之比、公檢法司支出占GDP之比等指標(biāo)）指標(biāo)進(jìn)行檢驗，實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，結(jié)果沒有報告。。

（表1）　　主要變量的描述性統(tǒng)計（計價單位：千元）

（一）地區(qū)制度質(zhì)量對研發(fā)投入的影響

表2列出了地區(qū)制度質(zhì)量對研發(fā)投入的回歸結(jié)果：列1、2是因變量為研發(fā)決策（Rd_d），制度質(zhì)量分別是市場化指數(shù)和產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的Probit面板模型的回歸結(jié)果；列3-5分別是因變量為研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint），制度質(zhì)量分別是市場化指數(shù)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)和市場化指數(shù)的虛擬變量②每年高于制度質(zhì)量（市場化指數(shù)）中位數(shù)的賦值為1，否則為0。；考慮到了制度質(zhì)量對研發(fā)投入的影響可能存在時間滯后效應(yīng)，列6、7則估算的是滯后一期的市場化指數(shù)和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)對研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint）的影響。豪斯曼檢驗在1%的水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，因而給出了固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果（列3-7）。從表2中可以看出，地區(qū)制度質(zhì)量無論是總體制度質(zhì)量（市場化指數(shù)）還是狹義的制度質(zhì)量（知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)），都在1%的顯著性水平上影響企業(yè)的研發(fā)決策和研發(fā)投入強(qiáng)度。這表明地區(qū)制度質(zhì)量越高，企業(yè)從事生產(chǎn)性活動成本和交易成本會越低，企業(yè)的研發(fā)投資傾向越高，技術(shù)創(chuàng)新活動相對更多，從而驗證了假說1。我們的結(jié)論進(jìn)一步佐證了Lin et al.（2010）[6]的觀點。

表2回歸結(jié)果也表明：相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)有更低的研發(fā)投資傾向，平均說來，在已經(jīng)報告了研發(fā)支出的1069930樣本中，有研發(fā)投資的僅占32%。但是，在已經(jīng)有研發(fā)投資的民營企業(yè)中，其研發(fā)投入強(qiáng)度則顯著高于國有企業(yè)。我們認(rèn)為，民營企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量更敏感，更容易受到地區(qū)制度質(zhì)量的影響。前面的描述性統(tǒng)計也支持了這一點。在市場體制不完備、市場秩序混亂、部分企業(yè)通過投機(jī)取巧就能獲得利益的環(huán)境下，在仿造和侵權(quán)泛濫、知識產(chǎn)權(quán)得不到有效保護(hù)且風(fēng)險投資缺乏的環(huán)境下，民營企業(yè)自主創(chuàng)新動力往往不足，更趨向于實施技術(shù)模仿或引進(jìn)而非自主創(chuàng)新策略（易先忠，2007[22]）。

（二）研發(fā)投入通過創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效的影響

在確定地區(qū)制度質(zhì)量會顯著影響企業(yè)的研發(fā)投入之后，我們想借助于遞歸的CDM模型進(jìn)一步考察研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。借助于CDM模型的研究結(jié)果表明，是創(chuàng)新產(chǎn)出而非研發(fā)投入是影響企業(yè)績效的直接因素。根據(jù)豪斯曼檢驗的結(jié)果，我們選擇了固定效應(yīng)模型。表3列1、2是因變量為新產(chǎn)品占銷售額的比重（Np）的固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。列3-4和列5-6的因變量則分別是人均銷售額（Lnsale）和人均產(chǎn)值（Lnq）?；貧w結(jié)果表明，研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出在1%的水平上是顯著正相關(guān)，并且，創(chuàng)新產(chǎn)出（新產(chǎn)品占銷售額比重的擬合值Np）也會顯著在在10%的水平上正向影響企業(yè)績效，由此驗證了我們的假說2。我們的研究再度證實，創(chuàng)新產(chǎn)出顯著地影響了企業(yè)績效，因此，CDM模型也適用于中國創(chuàng)新問題的研究。

（表2）　　地區(qū)制度質(zhì)量對研發(fā)投入的影響

就不同的所有制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出來看，盡管民營企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出要高于國有企業(yè)，但在10%的水平上是不顯著的。給定創(chuàng)新投入顯著影響創(chuàng)新產(chǎn)出的情況下，民營企業(yè)與國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出并不存在統(tǒng)計學(xué)上的顯著差異，這表明，盡管做出了研發(fā)決策的企業(yè)投入強(qiáng)度較高，但由于樣本中高達(dá)68%的民營企業(yè)沒有研發(fā)投入，因此，整體上，民營企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出并不顯著高于國有企業(yè)。

（表3）　　研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與企業(yè)績效

（三）地區(qū)制度質(zhì)量對不同所有制類型的企業(yè)績效影響的差異

（表4）　　制度質(zhì)量對不同所有制類型的企業(yè)績效影響的差異

為進(jìn)一步考察轉(zhuǎn)型時期制度質(zhì)量對不同所有制類型企業(yè)績效影響的差異，我們分別對國有企業(yè)和民營企業(yè)子樣本進(jìn)行回歸①為了檢驗國有企業(yè)與民營企業(yè)之間回歸系數(shù)是否存在顯著性差異，我們對兩個模型的系數(shù)進(jìn)行了Chow檢驗（賀京同、高林，2012）。我們構(gòu)建了我們所關(guān)注的民營企業(yè)與制度質(zhì)量、研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的三個交互項，遞歸回歸的結(jié)果表明，這三個交互項系數(shù)分別是0.989、-0.000和0.291，其中，民營企業(yè)與制度質(zhì)量、與創(chuàng)新產(chǎn)出的交互項在1%水平上都是顯著的，只有創(chuàng)新產(chǎn)出在10%水平上系數(shù)是不顯著的，但其截距在10%水平上則是顯著的。統(tǒng)計檢驗結(jié)果支持了國有企業(yè)與民營企業(yè)之間回歸系數(shù)是存在顯著性差異。。估算中加入表4列1、2、3是制度質(zhì)量（市場化指數(shù)）對民營企業(yè)的回歸結(jié)果；列4、5、6是制度質(zhì)量（市場化指數(shù)）對國有企業(yè)的回歸結(jié)果。表4給出的回歸結(jié)果表明：國有企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著提高其企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質(zhì)量顯著正相關(guān)，其創(chuàng)新產(chǎn)出也顯著提高了企業(yè)績效。對此可能的解釋是有如下幾點：（1）現(xiàn)有制度約束下技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。對制度質(zhì)量比較敏感的民營企業(yè)一旦面臨制度質(zhì)量不佳的情形，如果可以用腳投票，他們就選擇制度質(zhì)量較好的地區(qū)；如果不能選擇，在制度質(zhì)量不佳的地區(qū)，他們往往選擇適宜的技術(shù)技術(shù)模仿或引進(jìn)，而非自主創(chuàng)新。在一定時期內(nèi)，不完善的知識產(chǎn)權(quán)市場和較弱的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度將有利于以模仿為主的企業(yè)行為，模仿者的企業(yè)績效會優(yōu)于創(chuàng)新者（易先忠，2007[22]；Bolton，1993[23]）①由于我們的經(jīng)驗研究并沒有區(qū)分原創(chuàng)型的技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)模仿，因而不能提供直接的證據(jù)，但國有與非國有企業(yè)方差的大小可以為我們提供一個間接的證據(jù)，這是因為從事原創(chuàng)型研究比技術(shù)復(fù)制或引進(jìn)風(fēng)險更大，因而創(chuàng)新產(chǎn)出（新產(chǎn)品的對數(shù)值）的方差更大。我們的樣本中國有企業(yè)與非國有企業(yè)的方差分別是5.59與4.47，也就是說非國有企業(yè)為規(guī)避制度的風(fēng)險，可能多偏好于技術(shù)模仿或復(fù)制。。（2）技術(shù)創(chuàng)新目標(biāo)的差異。民營企業(yè)從事創(chuàng)新活動，其最終目標(biāo)就是商業(yè)化的績效，因而，創(chuàng)新產(chǎn)出會轉(zhuǎn)化為其企業(yè)績效。而國有企業(yè)自身由于其委托代理機(jī)制的扭曲（Zhang et al.，2003[24]）軟預(yù)算約束（Dewatripont ＆Maskin，2005[25]；林毅夫、李志贄，2005[26]）以及事前官僚主義的監(jiān)督機(jī)制容易引起項目選擇失誤，同時，國有企業(yè)往往都有地區(qū)創(chuàng)新指標(biāo)的考評壓力，以及制度質(zhì)量不高的地區(qū)研發(fā)基本上是由國有企業(yè)承擔(dān)，即使他們創(chuàng)新成果很多，但并不是出于商業(yè)化的目標(biāo)，由此影響了技術(shù)創(chuàng)新不能顯著提高企業(yè)績效，這就驗證了我們的假說3。

五、結(jié)論和政策建議

隨著我國提升自主創(chuàng)新能力、建設(shè)創(chuàng)新型國家重大戰(zhàn)略任務(wù)的提出，制度質(zhì)量對地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新能力的影響問題引起了廣泛關(guān)注。本文使用2001～2007年的中國工業(yè)數(shù)據(jù)庫，估算了地區(qū)（省級層面）制度質(zhì)量通過技術(shù)創(chuàng)新（研發(fā)投入——創(chuàng)新產(chǎn)出）對企業(yè)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量會顯著影響企業(yè)研發(fā)決策行為和研發(fā)投入強(qiáng)度；并且，地區(qū)制度質(zhì)量還會通過技術(shù)創(chuàng)新行為進(jìn)而影響企業(yè)績效。研究還發(fā)現(xiàn)：地區(qū)制度質(zhì)量對國有企業(yè)的研發(fā)投入并不沒有顯著影響，其創(chuàng)新產(chǎn)出也沒有顯著影響企業(yè)績效；而地區(qū)制度質(zhì)量則顯著地影響了民營企業(yè)研發(fā)投入，并且，其創(chuàng)新產(chǎn)出也顯著提高了企業(yè)績效。這種差異可能歸因于現(xiàn)有制度約束下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。就國有企業(yè)而言：它具有不同于非國有企業(yè)的激勵、監(jiān)督和約束機(jī)制，軟預(yù)算約束和事前官僚監(jiān)督機(jī)制容易引致延遲創(chuàng)新、項目選擇的失誤以及創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的積極性不高，因而沒有創(chuàng)造更好的企業(yè)績效。就非國有企業(yè)而言：如果可以用腳投票，它們會選擇制度質(zhì)量較好的地區(qū)或行業(yè)；如果不能選擇，在制度質(zhì)量不佳的情境下，它們會采取技術(shù)模仿而非自主創(chuàng)新，以提高企業(yè)績效。盡管我們的研究表明了民營企業(yè)相對于國有企業(yè)具有較好的企業(yè)績效，這與現(xiàn)有的許多文獻(xiàn)相同，但與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同之處在于，我們沒有顯著地支持民營企業(yè)在創(chuàng)新產(chǎn)出方面的優(yōu)勢而導(dǎo)致了更好的企業(yè)績效，而將之歸為現(xiàn)有制度約束下技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。其背后的政策含義是：實施創(chuàng)新驅(qū)動的發(fā)展，我們必須關(guān)注不同所有制企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和企業(yè)績效方面的差異，采取不同的政策和措施：完善國有企業(yè)的激勵和約束機(jī)制，提高其研發(fā)投入和使用效率，加大科研成果轉(zhuǎn)化資助力度；改變研發(fā)資源過于集中于國有企業(yè)的傾向，加大對民營企業(yè)尤其是中小企業(yè)的研發(fā)融資的資助。同時，鼓勵各種不同類型企業(yè)營造公平競爭、鼓勵研發(fā)投入和技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的制度環(huán)境，對民營企業(yè)加大準(zhǔn)入、資金、技術(shù)和人才等政策扶持力度，加快科技成果的轉(zhuǎn)化和應(yīng)用，使各類企業(yè)真正成為自主技術(shù)創(chuàng)新的主體，以實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的發(fā)展。

我們的估算結(jié)果表明，地區(qū)制度質(zhì)量不僅會通過影響要素積累（包括研發(fā)投入）來影響企業(yè)績效，而且還會通過創(chuàng)新產(chǎn)出實現(xiàn)要素使用效率的改進(jìn)來施加影響。這進(jìn)一步凸顯了地區(qū)制度質(zhì)量在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的重要意義：它不僅僅直接影響研發(fā)投入，還會引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新行為方式的選擇。囿于制度和金融約束的非國有企業(yè)尤其是中小型民營企業(yè)之所以取得較好的經(jīng)濟(jì)績效，并不是因為他們有較高的創(chuàng)新效率（產(chǎn)出），而是因為他們選擇或使用了實用的新型技術(shù)，而非自主創(chuàng)新使然。如果只是一味地鼓勵技術(shù)模仿、復(fù)制或引進(jìn)，甚至投機(jī)取巧，短期內(nèi)也能獲得較好的企業(yè)績效，但是，長此下去，這無疑會妨礙我國企業(yè)自主創(chuàng)新主體的形成和創(chuàng)新驅(qū)動國家戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)。為此，我們必須關(guān)注制度質(zhì)量在各地貫徹和實施的差異，擺脫各種體制、機(jī)制的束縛，“把創(chuàng)新放出籠子來”。

［附注］本文獲湖北大學(xué)研究生教學(xué)改革項目（100-1500）的資助。

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［責(zé)任編輯：李嚴(yán)成］

［收稿日期］2015-06-17

［基金項目］國家社會科學(xué)基金資助項目：12BJL040

［作者簡介］劉和旺（1972-），男，安徽安慶人，湖北大學(xué)商學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事西方經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；左文婷（1988-），女，湖北廣水人，湖北大學(xué)商學(xué)院2013級碩士研究生。

［中圖分類號］F273.1

［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A

［文章編號］1001-4799（2016）02-0139-08