劉和旺，左文婷（湖北大學商學院，湖北武漢430062）

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地區(qū)制度質量、技術創(chuàng)新行為與企業(yè)績效

劉和旺，左文婷
（湖北大學商學院，湖北武漢430062）

［摘要］基于2001～2007年的中國工業(yè)數(shù)據庫和遞歸的CDM（結構）模型，檢驗了中國地區(qū)制度質量能否通過技術創(chuàng)新影響企業(yè)績效。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質量不僅顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強度），而且還通過創(chuàng)新產出進而影響企業(yè)績效。進一步研究還發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)對地區(qū)制度質量并不敏感，其創(chuàng)新產出并沒有顯著影響其企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質量比較敏感，其創(chuàng)新產出則顯著地提高了企業(yè)績效。研究結果說明，地區(qū)制度質量是提升民營企業(yè)績效的重要保障。

［關鍵詞］制度質量；技術創(chuàng)新；企業(yè)績效；結構模型

一、問題提出

經過改革開放30多年的發(fā)展，目前我國總體上已開始進入創(chuàng)新驅動經濟發(fā)展的階段。但是，制約我國創(chuàng)新驅動發(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，我們必須關注包括體制和知識產權保護在內的制度質量對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響問題，即我國地區(qū)制度質量會否影響企業(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量在創(chuàng)新驅動發(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，盡管有關討論制度環(huán)境對企業(yè)績效影響的文獻較多，但是，系統(tǒng)探討制度質量究竟如何影響企業(yè)績效的文獻卻并不多見，本文在綜合了新制度經濟學文獻、創(chuàng)新與生產率文獻的基礎上，采用國際上比較流行的結構模型和大樣本微觀數(shù)據（2001～2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫），檢驗了地區(qū)制度質量影響企業(yè)績效的微觀機制。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質量不僅會顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強度），而且它還會通過創(chuàng)新產出進而影響企業(yè)績效（人均銷售額和人均產值）。進一步分析還發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)對地區(qū)制度質量并不敏感，其創(chuàng)新產出并沒有顯著影響企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質量比較敏感，其創(chuàng)新產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)制度質量對企業(yè)研發(fā)投入的影響

經North（1990[1]）等人對“制度”的界定和理論分析，經濟學家已經證明制度（質量）不僅會影響一國宏觀層面的經濟增長（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]）。制度質量主要包括產權保護和契約實施等制度安排（North，1990[1]）。它之所以影響企業(yè)績效，是因為良好的產權保護和完善的契約實施制度穩(wěn)定了企業(yè)的收益預期，激勵和保障企業(yè)進行各種物質資本和研發(fā)投資（Johnson et al.，2002[4]）。具體地，制度質量通過如下兩種渠道影響企業(yè)的研發(fā)投入：首先，制度質量會影響企業(yè)自主研發(fā)投資的意愿，即企業(yè)是否進行研發(fā)投資。良好的制度質量有助于降低企業(yè)創(chuàng)新的風險，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)制度質量正向影響企業(yè)的研發(fā)行為。

（二）地區(qū)制度質量對企業(yè)績效的影響

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

（三）地區(qū)制度質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]），本文關注的所有制類型是國有企業(yè)和民營企業(yè)。

在中國經濟轉型時期，由于國有企業(yè)與民營企業(yè)可能面臨著系統(tǒng)性制度質量和內部治理結構的差異，由此會導致其技術創(chuàng)新行為的差異，進而導致了地區(qū)制度質量通過技術創(chuàng)新影響企業(yè)績效作用機制的差異（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)通過治理結構和監(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)和其他社會目標內部化到這些公司中，而公司高管更多地關注公司短期業(yè)績以及政治性目標，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]）。產權清晰的民營企業(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策略，積極促成技術成果的商業(yè)化應用，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)境和內部激勵、約束機制的差異，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)制度質量并不敏感，其創(chuàng)新產出不會顯著提高企業(yè)績效；民營企業(yè)對地區(qū)制度質量比較敏感，其創(chuàng)新產出會顯著提高企業(yè)績效。

如下的實證研究主要是檢驗以上三個假說，并在此基礎上提出相應的政策和建議。

三、研究設計

（一）數(shù)據來源

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、新產品產值和營業(yè)利潤這三項數(shù)據，我們用2003年和2005年相應數(shù)據的平均值代替。，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、實收資本、中間投入等主要財務指標。根據聶輝華等（2012）[17]數(shù)據處理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）模型設定和變量的定義

為檢驗地區(qū)制度質量、研發(fā)投入與企業(yè)績效的關系，我們采用遞歸的CDM模型。為此，根據已有的經驗研究（Jefferson et al.，2006[12]），構建如下三個模型：

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)投入強度）。ε表示隨機項。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、年份相關的固定效應因素，εijkt是隨機擾動項。

在解釋變量中，我們首先關注地區(qū)制度質量的符號及其顯著性。地區(qū)制度質量分別用國內學者經常使用的樊綱等（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：政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(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。和知識產權保護程度指數(shù)來衡量，分別代表地區(qū)總體（廣義上）的制度質量和與技術創(chuàng)新緊密相關的（狹義上）制度質量。

模型2是技術創(chuàng)新產出模型。被解釋變量是新產品產值與銷售額之比（Np），在此，我們關注的是模型1中研發(fā)投入強度（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模型的經驗研究文獻表明，是創(chuàng)新產出而非研發(fā)投入直接影響到了企業(yè)績效。在此，我們關注的是解釋變量技術創(chuàng)新產出（Np）的符號及其顯著性問題。

借鑒CDM模型相關的理論和實證研究，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）、所有制結構（Ownship）②根據研究的目的，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量。這是因為根據CDM模型的基本思想，制度質量會直接影響研發(fā)投入，并由此影響到創(chuàng)新產出，并通過創(chuàng)新產出進而影響企業(yè)績效。只包括了能夠影響創(chuàng)新產出的企業(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；在人均產值中則還包括了中間投入LnM）。根據現(xiàn)有文獻的一般做法，我們用人均銷售額和人均產值衡量產出，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)和固定資產投資價格指數(shù)的均值對研發(fā)投入進行價格平減，用各省工業(yè)品出廠價格指數(shù)對新產品產值、銷售額和產值進行價格平減，采用各省固定資產投資價格指數(shù)對資本進行價格平減。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)投入強度是0.0016，最小的為0，最大的為0.1453。從創(chuàng)新產出看，新產品比重平均為0.0354，最高的1.5549。自1999至2007年間，市場化指數(shù)是和產權保護指數(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)新產出方面，國有企業(yè)與民營企業(yè)的新產品產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；而人均產值則分別是4.0398與5.2944。

四、實證結果分析

選用地區(qū)制度質量（市場化指數(shù)Insq和知識產權保護指數(shù)IPR）變量，可以避免地區(qū)制度質量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關系導致的內生性問題，因為我們采用的制度質量是省級地區(qū)層面的指標，省級地區(qū)層面的市場化指數(shù)和知識產權保護指標客觀上會影響地區(qū)內所有企業(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)層面制度質量的變化產生決定性的影響。因此，從地區(qū)制度質量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關系的角度看，單個或少數(shù)企業(yè)的研發(fā)投入決策對地區(qū)層面的制度質量產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）指標進行檢驗，實證結果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，結果沒有報告。。

（表1）　　主要變量的描述性統(tǒng)計（計價單位：千元）

（一）地區(qū)制度質量對研發(fā)投入的影響

表2列出了地區(qū)制度質量對研發(fā)投入的回歸結果：列1、2是因變量為研發(fā)決策（Rd_d），制度質量分別是市場化指數(shù)和產權保護指數(shù)的Probit面板模型的回歸結果；列3-5分別是因變量為研發(fā)投入強度（Rdint），制度質量分別是市場化指數(shù)、產權保護指數(shù)和市場化指數(shù)的虛擬變量②每年高于制度質量（市場化指數(shù)）中位數(shù)的賦值為1，否則為0。；考慮到了制度質量對研發(fā)投入的影響可能存在時間滯后效應，列6、7則估算的是滯后一期的市場化指數(shù)和知識產權保護指數(shù)對研發(fā)投入強度（Rdint）的影響。豪斯曼檢驗在1%的水平上拒絕了隨機效應的原假設，因而給出了固定效應模型的回歸結果（列3-7）。從表2中可以看出，地區(qū)制度質量無論是總體制度質量（市場化指數(shù)）還是狹義的制度質量（知識產權保護指數(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)投入強度。這表明地區(qū)制度質量越高，企業(yè)從事生產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，技術創(chuàng)新活動相對更多，從而驗證了假說1。我們的結論進一步佐證了Lin et al.（2010）[6]的觀點。

表2回歸結果也表明：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，在已經有研發(fā)投資的民營企業(yè)中，其研發(fā)投入強度則顯著高于國有企業(yè)。我們認為，民營企業(yè)對地區(qū)制度質量更敏感，更容易受到地區(qū)制度質量的影響。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)通過投機取巧就能獲得利益的環(huán)境下，在仿造和侵權泛濫、知識產權得不到有效保護且風險投資缺乏的環(huán)境下，民營企業(yè)自主創(chuàng)新動力往往不足，更趨向于實施技術模仿或引進而非自主創(chuàng)新策略（易先忠，2007[22]）。

（二）研發(fā)投入通過創(chuàng)新產出對企業(yè)績效的影響

在確定地區(qū)制度質量會顯著影響企業(yè)的研發(fā)投入之后，我們想借助于遞歸的CDM模型進一步考察研發(fā)投入對創(chuàng)新產出的影響。借助于CDM模型的研究結果表明，是創(chuàng)新產出而非研發(fā)投入是影響企業(yè)績效的直接因素。根據豪斯曼檢驗的結果，我們選擇了固定效應模型。表3列1、2是因變量為新產品占銷售額的比重（Np）的固定效應模型的回歸結果。列3-4和列5-6的因變量則分別是人均銷售額（Lnsale）和人均產值（Lnq）?；貧w結果表明，研發(fā)投入與創(chuàng)新產出在1%的水平上是顯著正相關，并且，創(chuàng)新產出（新產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)制度質量對研發(fā)投入的影響

就不同的所有制企業(yè)創(chuàng)新產出來看，盡管民營企業(yè)的創(chuàng)新產出要高于國有企業(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)新產出的情況下，民營企業(yè)與國有企業(yè)的創(chuàng)新產出并不存在統(tǒng)計學上的顯著差異，這表明，盡管做出了研發(fā)決策的企業(yè)投入強度較高，但由于樣本中高達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)新產出并不顯著高于國有企業(yè)。

（表3）　　研發(fā)投入、創(chuàng)新產出與企業(yè)績效

（三）地區(qū)制度質量對不同所有制類型的企業(yè)績效影響的差異

（表4）　　制度質量對不同所有制類型的企業(yè)績效影響的差異

為進一步考察轉型時期制度質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)進行了Chow檢驗（賀京同、高林，2012）。我們構建了我們所關注的民營企業(yè)與制度質量、研發(fā)投入和創(chuàng)新產出的三個交互項，遞歸回歸的結果表明，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)與制度質量、與創(chuàng)新產出的交互項在1%水平上都是顯著的，只有創(chuàng)新產出在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是制度質量（市場化指數(shù)）對民營企業(yè)的回歸結果；列4、5、6是制度質量（市場化指數(shù)）對國有企業(yè)的回歸結果。表4給出的回歸結果表明：國有企業(yè)對地區(qū)制度質量并不敏感，其創(chuàng)新產出并沒有顯著提高其企業(yè)績效；而民營企業(yè)對地區(qū)制度質量顯著正相關，其創(chuàng)新產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)有制度約束下技術創(chuàng)新行為的差異。對制度質量比較敏感的民營企業(yè)一旦面臨制度質量不佳的情形，如果可以用腳投票，他們就選擇制度質量較好的地區(qū)；如果不能選擇，在制度質量不佳的地區(qū)，他們往往選擇適宜的技術技術模仿或引進，而非自主創(chuàng)新。在一定時期內，不完善的知識產權市場和較弱的知識產權保護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由于我們的經驗研究并沒有區(qū)分原創(chuàng)型的技術創(chuàng)新與技術模仿，因而不能提供直接的證據，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，這是因為從事原創(chuàng)型研究比技術復制或引進風險更大，因而創(chuàng)新產出（新產品的對數(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)避制度的風險，可能多偏好于技術模仿或復制。。（2）技術創(chuàng)新目標的差異。民營企業(yè)從事創(chuàng)新活動，其最終目標就是商業(yè)化的績效，因而，創(chuàng)新產出會轉化為其企業(yè)績效。而國有企業(yè)自身由于其委托代理機制的扭曲（Zhang et al.，2003[24]）軟預算約束（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)新指標的考評壓力，以及制度質量不高的地區(qū)研發(fā)基本上是由國有企業(yè)承擔，即使他們創(chuàng)新成果很多，但并不是出于商業(yè)化的目標，由此影響了技術創(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、結論和政策建議

隨著我國提升自主創(chuàng)新能力、建設創(chuàng)新型國家重大戰(zhàn)略任務的提出，制度質量對地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新能力的影響問題引起了廣泛關注。本文使用2001～2007年的中國工業(yè)數(shù)據庫，估算了地區(qū)（省級層面）制度質量通過技術創(chuàng)新（研發(fā)投入——創(chuàng)新產出）對企業(yè)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質量會顯著影響企業(yè)研發(fā)決策行為和研發(fā)投入強度；并且，地區(qū)制度質量還會通過技術創(chuàng)新行為進而影響企業(yè)績效。研究還發(fā)現(xiàn)：地區(qū)制度質量對國有企業(yè)的研發(fā)投入并不沒有顯著影響，其創(chuàng)新產出也沒有顯著影響企業(yè)績效；而地區(qū)制度質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)督和約束機制，軟預算約束和事前官僚監(jiān)督機制容易引致延遲創(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，它們會選擇制度質量較好的地區(qū)或行業(yè)；如果不能選擇，在制度質量不佳的情境下，它們會采取技術模仿而非自主創(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)有的許多文獻相同，但與現(xiàn)有文獻不同之處在于，我們沒有顯著地支持民營企業(yè)在創(chuàng)新產出方面的優(yōu)勢而導致了更好的企業(yè)績效，而將之歸為現(xiàn)有制度約束下技術創(chuàng)新行為的差異。其背后的政策含義是：實施創(chuàng)新驅動的發(fā)展，我們必須關注不同所有制企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新產出和企業(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)的激勵和約束機制，提高其研發(fā)投入和使用效率，加大科研成果轉化資助力度；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)投入和技術成果轉化的制度環(huán)境，對民營企業(yè)加大準入、資金、技術和人才等政策扶持力度，加快科技成果的轉化和應用，使各類企業(yè)真正成為自主技術創(chuàng)新的主體，以實現(xiàn)創(chuàng)新驅動的發(fā)展。

我們的估算結果表明，地區(qū)制度質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)新產出實現(xiàn)要素使用效率的改進來施加影響。這進一步凸顯了地區(qū)制度質量在創(chuàng)新驅動發(fā)展的重要意義：它不僅僅直接影響研發(fā)投入，還會引導技術創(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濟績效，并不是因為他們有較高的創(chuàng)新效率（產出），而是因為他們選擇或使用了實用的新型技術，而非自主創(chuàng)新使然。如果只是一味地鼓勵技術模仿、復制或引進，甚至投機取巧，短期內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)新驅動國家戰(zhàn)略目標的實現(xiàn)。為此，我們必須關注制度質量在各地貫徹和實施的差異，擺脫各種體制、機制的束縛，“把創(chuàng)新放出籠子來”。

［附注］本文獲湖北大學研究生教學改革項目（100-1500）的資助。

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［責任編輯：李嚴成］

［收稿日期］2015-06-17

［基金項目］國家社會科學基金資助項目：12BJL040

［作者簡介］劉和旺（1972-），男，安徽安慶人，湖北大學商學院副教授，經濟學博士，主要從事西方經濟學研究；左文婷（1988-），女，湖北廣水人，湖北大學商學院2013級碩士研究生。

［中圖分類號］F273.1

［文獻標志碼］A

［文章編號］1001-4799（2016）02-0139-08