李 勇

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

國有企業(yè)真的抑制了自主創(chuàng)新嗎?

李 勇

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

本文在一個邏輯自洽的理論框架下同時探討了國有企業(yè)的創(chuàng)新效率和中國本土企業(yè)的自主創(chuàng)新困局。通過構(gòu)建內(nèi)生技術(shù)水平理論模型的研究發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動具有門檻特征。當(dāng)企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束對自主創(chuàng)新產(chǎn)生的補(bǔ)償效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，國有企業(yè)比重增加將提高總體的自主創(chuàng)新水平；反之，補(bǔ)償效應(yīng)小于擠出效應(yīng)，國有企業(yè)比重增加將降低總體的自主創(chuàng)新水平。進(jìn)一步，本文利用1997～2013年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果證實了以上結(jié)論。這說明在利潤率較低的外部性領(lǐng)域，國有企業(yè)對總體的自主創(chuàng)新具有補(bǔ)償效應(yīng)。如果在國有企業(yè)資金使用效率尚未改善的前提下盲目推行金融市場化改革，將無助于緩解現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局。

國有企業(yè)；自主創(chuàng)新；補(bǔ)償效應(yīng)；擠出效應(yīng)

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，自主創(chuàng)新本應(yīng)成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要動力。但反觀我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實，我國本土企業(yè)(包括國有企業(yè)、集體企業(yè)和私營企業(yè)等不同性質(zhì)的企業(yè))的R&D投入和自主創(chuàng)新水平不僅低于發(fā)達(dá)國家的制造業(yè)企業(yè)，而且還低于中國的外資企業(yè)。張杰和周曉艷利用中國大中型制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)：1998～2007年間中國本土企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入強(qiáng)度平均只有2.48%，其中，民營企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入強(qiáng)度平均為2.66%，且民營企業(yè)中只有11.46%的企業(yè)有創(chuàng)新研發(fā)投入活動；國有企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入強(qiáng)度平均為1.70%，且國有企業(yè)中只有12.67%的企業(yè)有創(chuàng)新研發(fā)投入活動[1]。從總體上看，我國本土企業(yè)的自主創(chuàng)新水平嚴(yán)重滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實需求，提高自主創(chuàng)新水平、實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略在很大程度上存在著“理論上重要、實踐中滯后”的不對稱情形[2]。那么，是什么原因?qū)е铝爽F(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局(R&D投入和自主創(chuàng)新水平較低)呢？

Hall和Lerner以及Brown 等強(qiáng)調(diào)融資約束對企業(yè)R&D投入和自主創(chuàng)新存在抑制作用[3][4]，但對于像我國這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體而言，融資約束卻存在典型的所有制偏好，即集體企業(yè)和私營企業(yè)存在廣泛的融資約束，國有企業(yè)則不存在[5][6]。但是，既然只有私營企業(yè)和集體企業(yè)存在融資約束，那么又應(yīng)當(dāng)如何解釋國有企業(yè)和總體的自主創(chuàng)新困局呢？一方面，國有企業(yè)在產(chǎn)權(quán)安排上存在固有缺陷，吳延兵指出，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)安排的天然缺陷導(dǎo)致其短期化現(xiàn)象嚴(yán)重，改制雖然在一定程度上改善了生產(chǎn)上剩余索取權(quán)和控制權(quán)的不匹配，但不能實現(xiàn)創(chuàng)新中剩余索取權(quán)和控制權(quán)的匹配，因此國有企業(yè)存在生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率的雙重?fù)p失，且創(chuàng)新效率損失大于生產(chǎn)效率損失[7][8]；另一方面，對于融資約束背后的制度特征——信貸所有制偏好，戴靜和張建華研究發(fā)現(xiàn)，信貸所有制偏好雖然緩解了國有企業(yè)的融資約束，但這是以擠出私營企業(yè)的創(chuàng)新資金為代價的[9]。那么，在國有企業(yè)的創(chuàng)新效率較低的前提下，信貸所有制偏好越嚴(yán)重，國有企業(yè)的比重越高，總體的自主創(chuàng)新水平便越低。

根據(jù)以上分析可以發(fā)現(xiàn)，要解釋現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局，其核心在于國有企業(yè)創(chuàng)新活動的低效率。然而，國有企業(yè)的創(chuàng)新效率真的較低嗎？另外，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，公有部門在彌補(bǔ)私人部門投資不足方面扮演著重要角色[10](P609—626)。當(dāng)自主創(chuàng)新活動的外部性較大時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束所提供的利潤保證可以促使國有企業(yè)增加研發(fā)投入，并通過正外部性對私營企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)[11]。因此，創(chuàng)新效率與所有制結(jié)構(gòu)并無關(guān)聯(lián)，當(dāng)創(chuàng)新外部性較大時，國有企業(yè)可能產(chǎn)生創(chuàng)新效率[12]。

于是，要想合理地解釋新常態(tài)時期的自主創(chuàng)新困局，需要同時兼顧國有企業(yè)的創(chuàng)新效率。但從現(xiàn)有文獻(xiàn)的討論來看，“偏好論”和“低效論”均無法同時分析國有企業(yè)的創(chuàng)新效率和現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局。我們認(rèn)為，對于企業(yè)的自主創(chuàng)新活動，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束不僅具有擠出效應(yīng)，同時還具有補(bǔ)償效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束具有補(bǔ)償效應(yīng)，此時國有企業(yè)比重的增加將提高總體的自主創(chuàng)新水平；反之，則具有擠出效應(yīng)，此時國有企業(yè)比重的增加將會降低總體的自主創(chuàng)新水平，因此，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動存在門檻特征。為了證實上述邏輯，本文構(gòu)建了內(nèi)生技術(shù)水平的理論模型，在一個邏輯自洽的理論框架下同時討論國有企業(yè)的創(chuàng)新效率和現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局。這個理論模型從所有制的角度為中國本土企業(yè)的自主創(chuàng)新困局提供了一個新的解釋，為我們在新常態(tài)時期正確認(rèn)識、評價國有企業(yè)的創(chuàng)新效率提供了理論依據(jù)。需要說明的是，本文探討的創(chuàng)新效率主要指的是國有企業(yè)的宏觀創(chuàng)新效率，即國有企業(yè)比重的變化引起的總體自主創(chuàng)新水平的變化，其邊際貢獻(xiàn)在于識別出國有企業(yè)發(fā)揮宏觀創(chuàng)新效率的條件，并同時討論了國有企業(yè)的創(chuàng)新效率和現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分構(gòu)建理論模型，分析國有企業(yè)自主創(chuàng)新活動的門檻特征，得出相應(yīng)的研究命題；第三部分利用面板門檻回歸模型對研究命題進(jìn)行驗證；第四部分得出結(jié)論和啟示。

二、理論模型

如上文所述，對于企業(yè)的自主創(chuàng)新活動，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束不僅具有擠出效應(yīng)，同時還具有補(bǔ)償效應(yīng)，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動具有門檻特征。其中，擠出效應(yīng)是指國有企業(yè)可以利用政府的資源或渠道影響銀行部門的信貸決策，從而使得國有企業(yè)在創(chuàng)新效率較低的情況下仍然可以獲得大量信貸資源，并擠出了本應(yīng)用于私營企業(yè)的創(chuàng)新資金。補(bǔ)償效應(yīng)是指當(dāng)企業(yè)自主創(chuàng)新活動的外部性較大時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束提供的利潤保證可以促使國有企業(yè)增加研發(fā)投入，并通過正外部性提高私營企業(yè)和總體的自主創(chuàng)新水平。

本文考慮的經(jīng)濟(jì)環(huán)境如下：按照所有權(quán)性質(zhì)將企業(yè)分為國有企業(yè)(S)和私營企業(yè)(P)兩類，均從事自主創(chuàng)新活動(H)和一般生產(chǎn)活動(L)①。假定其生產(chǎn)函數(shù)分別為：YS=θSHKSH(θSH)+θSLKSL(θSL)和YP=θPHKPH(θPH)+θPLKPL(θPL)。其中，YS、YP分別為國有企業(yè)、私營企業(yè)的產(chǎn)出水平，θSH、θSL、θPH和θPL分別代表國有企業(yè)和私營企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動和一般生產(chǎn)活動的技術(shù)水平，KSH、KSL、KPH和KPL分別代表國有企業(yè)、私營企業(yè)在自主創(chuàng)新活動和一般生產(chǎn)活動中的資本投入。

為了分析自主創(chuàng)新活動與資本需求量的關(guān)系，進(jìn)一步假定：Kij=kijθij(i=P、S，j=H、L)。其中，kij代表國有企業(yè)、私營企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動和一般生產(chǎn)活動時的資本使用效率。在信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束的影響下，國有企業(yè)可能僅僅將一部分資金用于自主創(chuàng)新和一般經(jīng)營活動，而將另一部分資金用于在職消費(fèi)、增加控制權(quán)收益和尋租等非生產(chǎn)性活動[11]。因此，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的資金使用效率較低，即kSj

(1)

(2)

另外，假定國有企業(yè)和私營企業(yè)按照市場均衡利率(r*)從銀行取得貸款②，那么兩類企業(yè)所面臨的資本需求函數(shù)為：

(3)

其中，r*為市場均衡利率，a、b為參數(shù)。

最后，當(dāng)自主創(chuàng)新活動的利潤大于一般生產(chǎn)活動的利潤時，不同所有制企業(yè)都會從事自主創(chuàng)新活動，反之，則會從事一般生產(chǎn)活動。因此，本文假定存在一個指示函數(shù)(I(·))，具體形式為：

(4)

其中，πiH、πiL分別為不同所有制企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動和一般生產(chǎn)活動的利潤。

通過以上論述，國有企業(yè)、私營企業(yè)的生產(chǎn)決策問題便可以表示為：

(5)

(一)基準(zhǔn)情況下的技術(shù)水平

在基準(zhǔn)情況下，信貸資金的分配不存在所有制偏好，國有企業(yè)也不存在軟預(yù)算約束，國有企業(yè)和私營企業(yè)同時選擇資本投入和相應(yīng)的技術(shù)水平。然而，自主創(chuàng)新活動巨大的前期投入和沉淀成本，導(dǎo)致這兩類企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新活動的短期利潤較低。于是，當(dāng)從事自主創(chuàng)新活動的利潤低于一般經(jīng)營活動的利潤(πiH<πiL)時，這兩類企業(yè)可能退出自主創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)。根據(jù)這個定義，不同所有制企業(yè)的利潤函數(shù)便可以被重新表述為：

(6)

那么，對規(guī)劃式(5)進(jìn)行求解，可以解得國有企業(yè)與私營企業(yè)的技術(shù)水平，分別為：

(7)

(8)

可以證明，基準(zhǔn)狀態(tài)下不同所有制企業(yè)技術(shù)水平的差異(Δ0θ)為：

(9)

(二)信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束情形下的技術(shù)水平

在信貸所有制偏好的影響下，國有企業(yè)可以利用政府的資源或渠道影響銀行部門的信貸決策，私營企業(yè)在選擇資本投入和技術(shù)水平時不得不將國有企業(yè)的資本投入和技術(shù)水平考慮在內(nèi)，因而國有企業(yè)在選擇資本投入和技術(shù)水平時具有先行者優(yōu)勢。于是，在信貸所有制偏好下，企業(yè)間的信貸資源競爭分為兩個階段：第一階段，國有企業(yè)首先選擇資本投入額，進(jìn)而決定相應(yīng)的技術(shù)水平；第二階段，私營企業(yè)根據(jù)國有企業(yè)的資本投入額確定自己的資本投入額，進(jìn)一步確定相應(yīng)的技術(shù)水平。

(10)

(11)

將式(10)和式(11)重新帶入規(guī)劃式(5)中，利用逆向歸納法重新進(jìn)行求解，可以解得：

(12)

(13)

對比不同融資環(huán)境下的自主創(chuàng)新水平，可以證明：

(14)

(15)

通過式(14)和式(15)可以發(fā)現(xiàn)：與基準(zhǔn)情況相比，在信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束的融資環(huán)境下，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新水平有所提高(Δ1θH>0)，但這是以私營企業(yè)自主創(chuàng)新水平下降為代價的(Δ2θH≤0)。

進(jìn)一步，假設(shè)國有企業(yè)所占比重為η，私營企業(yè)的比重則為1-η。那么，可以證明：

(16)

根據(jù)以上討論，本文提出可供檢驗的命題1和命題2：

命題1：當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束將提高總體的自主創(chuàng)新水平；反之，信貸軟約束和預(yù)算軟約束將降低總體的自主創(chuàng)新水平。

命題2：當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，國有企業(yè)的比重越高，總體自主創(chuàng)新水平也越高；反之，國有企業(yè)的比重越高，總體自主創(chuàng)新水平越低。

三、實證檢驗

通過第二部分的理論模型可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，國有企業(yè)的創(chuàng)新活動將促進(jìn)總體的自主創(chuàng)新水平提高；反之，國有企業(yè)的創(chuàng)新活動將抑制總體的自主創(chuàng)新水平提高。為了驗證這個理論假說，本文選取1997～2013年除海南、西藏和港澳臺地區(qū)之外的28個省、市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，重點考察國有企業(yè)的宏觀創(chuàng)新效率是否存在及其臨界條件。

(一)數(shù)據(jù)和變量定義

1.被解釋變量

利用專利申請來衡量國內(nèi)本土企業(yè)自主創(chuàng)新水平具有一定的缺陷，盡管新近的研究文獻(xiàn)主要使用R&D投入作為自主創(chuàng)新水平的代理指標(biāo)[13][14]，但根據(jù)本文的分析，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束不僅影響自主創(chuàng)新的投入——R&D經(jīng)費(fèi)，而且影響自主創(chuàng)新的產(chǎn)出——發(fā)明專利，故本文使用R&D經(jīng)費(fèi)增長率和有效發(fā)明專利數(shù)增長率綜合反映企業(yè)自主創(chuàng)新水平。

2.核心解釋變量

根據(jù)本文的研究命題，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動存在門檻特征，并通過信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束表現(xiàn)出來，故核心解釋變量主要包括信貸所有制偏好、軟預(yù)算約束和國有企業(yè)比重的相關(guān)指標(biāo)，具體為：(1)國有企業(yè)貸款相對比重(RSLOAN)：本文使用國有企業(yè)貸款比重作為信貸所有制偏好的代理指標(biāo)。遺憾的是，現(xiàn)有公開出版物還沒有RSLOAN的原始數(shù)據(jù)。參照王守坤等的處理方法，本文采用基于一階殘差自相關(guān)的面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計[15]。(2)政府支持力度(GOV)：從搜集到的文獻(xiàn)來看，現(xiàn)有關(guān)于軟預(yù)算約束的討論更多集中于定性層面。而在定量層面，李壽喜等也只是將銷售收入管理費(fèi)用率和管理費(fèi)用作為代理成本的替代指標(biāo)，進(jìn)一步從側(cè)面討論了軟預(yù)算約束對企業(yè)效率的影響[16]，但這也僅局限于微觀層面。從宏觀層面來看，政府補(bǔ)貼資金的分配同樣具有所有制偏向。那么，在假定政府科技經(jīng)費(fèi)投入大部分流向了國有企業(yè)的條件下，本文將政府支持力度作為軟預(yù)算約束的代理指標(biāo)，進(jìn)一步分析軟預(yù)算約束對自主創(chuàng)新的影響。(3)國有企業(yè)比重(SOE和SOE1)：本文從投入和產(chǎn)出兩個方面選擇了國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資比重和國有企業(yè)產(chǎn)值比重兩個變量綜合反映國有企業(yè)比重的變化對總體自主創(chuàng)新水平所產(chǎn)生的影響，具體計算方法是用地區(qū)規(guī)模以上國有及國有控股企業(yè)固定資產(chǎn)投資額和產(chǎn)值分別除以地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)投資額和產(chǎn)值③。

3.門檻變量

根據(jù)上文的分析，當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤不同時，信貸所有制偏好、軟預(yù)算約束對自主創(chuàng)新具有門檻效應(yīng)。但遺憾的是，還鮮有統(tǒng)計資料直接核算企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤，也沒有合理的方法對企業(yè)創(chuàng)新活動的利潤進(jìn)行分離。而從我國所處的發(fā)展階段來看，自主創(chuàng)新瓶頸成為我國本土企業(yè)利潤率提高的重要約束。有鑒于此，本文直接選用利潤率作為企業(yè)創(chuàng)新活動利潤的替代指標(biāo)，具體做法是用地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤增加值除以地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)利潤總額。

4.控制變量

對于其他影響自主創(chuàng)新水平的重要因素，本文選取的控制變量包括外商直接投資(FDI)、開放度(OPEN)、人力資本(HUM)、規(guī)模因素(SCALE)和市場分割(MSEG)，以此分別反映開放因素、企業(yè)特征因素和其他體制因素對自主創(chuàng)新水平的影響。變量定義及其計算方法具體如表1所示。

表1 變量定義和具體計算方法

上述所有數(shù)據(jù)均來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》以及各年《中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》，地區(qū)進(jìn)出口總額的原始數(shù)據(jù)通過中間匯率進(jìn)行了調(diào)整。我們以1998年為基期，在換算出了定基價格指數(shù)后，對相應(yīng)變量的價格水平進(jìn)行了剔除，描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

(二)檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定

本文檢驗命題1和命題2的具體估計方程為：

(17)

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 門檻估計值匯總

注：表3中的方程序號和表4、表5的方程序號一致。

式(17)中，yit為被解釋變量，xit為核心解釋變量，qi為門檻變量。Ii(γ)={qi≤γ}為指示函數(shù)，當(dāng)qi≤γ時，Ii(γ)=1，反之則為0。γ為具體的門檻值，其將總體的樣本一分為二。 Controljt為其他影響被解釋變量的重要因素，ηi為不可觀測效應(yīng)，β1、β2、αj和門檻值γ為具體的待估參數(shù)， εit為殘差。

(三)估計結(jié)果

為了估計具體的門檻值γ，本文首先利用“格子搜索法”(grid search)尋找。具體做法為：首先對計算出來的利潤率(PRO)進(jìn)行升序排列，并忽略掉前后各約10%的觀測值。在此基礎(chǔ)上，選取利潤率作為門檻值，利用式(17)進(jìn)行估計并獲取其殘差。得到具體的門檻估計值后，再利用自主抽樣法(Boostrap)模擬似然比檢驗(本文重復(fù)次數(shù)為3000次)，確定門檻效應(yīng)是否存在。門檻效應(yīng)檢驗的結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下(除了SOE和ΔR&D為10%)，信貸所有制偏好(RSLOAN)、政府支持力度(GOV)、國有企業(yè)比重(SOE和SOE1)和自主創(chuàng)新水平(ΔIPR和ΔR&D)存在明顯的門檻效應(yīng)，說明利用面板門檻模型進(jìn)行估計較為合理。門檻估計值的具體結(jié)果如表3所示：

根據(jù)表3的門檻估計值，利用stata11.0首先對信貸所有制偏好(RSLOAN)和軟預(yù)算約束(GOV)對自主創(chuàng)新的門檻效應(yīng)進(jìn)行估計，具體估計結(jié)果如表4所示。

表4 信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束的門檻估計結(jié)果

通過表4的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，方程的調(diào)整判定系數(shù)大多在40%～50%之間，說明回歸模型具有良好的解釋力度。F檢驗和Hauseman檢驗則說明固定效應(yīng)的估計結(jié)果是較為可信的。從估計系數(shù)來看，核心解釋變量的大部分回歸系數(shù)均通過了5%的顯著性水平檢驗，信貸所有制偏好、軟預(yù)算約束與自主創(chuàng)新之間存在門檻關(guān)系：當(dāng)利潤率較低時，國有企業(yè)貸款比重(RSLOAN)和政府支持力度(GOV)的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束可以將國有企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤維持在臨界水平上，有效地填補(bǔ)了融資約束所造成的自主創(chuàng)新空白，因此，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束對總體的研發(fā)投入和自主創(chuàng)新具有補(bǔ)償效應(yīng)，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動是具有創(chuàng)新效率的，這從側(cè)面證明了Hussinger和Lach的研究結(jié)論[11][17]；當(dāng)利潤率較高時，國有企業(yè)比重和政府支持力度的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)(以ΔIPR為例，系數(shù)分別由0.1823和0.0921變?yōu)?-0.0324 和 -0.1132)，這說明隨著創(chuàng)新活動利潤的提高，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束擠出了本應(yīng)用于私營企業(yè)的資金，進(jìn)一步導(dǎo)致私營企業(yè)的融資約束和自主創(chuàng)新水平較低，即存在擠出效應(yīng)，這與戴靜和張建華的研究結(jié)論一致[9]。命題1得證。

為了證實國有企業(yè)比重與自主創(chuàng)新之間的門檻關(guān)系，本文繼續(xù)利用國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資比重(SOE)和國有企業(yè)產(chǎn)值比重(SOE1)兩個變量進(jìn)行面板門檻估計，具體估計結(jié)果如表5所示。

表5 國有企業(yè)比重的面板門檻估計結(jié)果

與表4的估計結(jié)果類似，表5顯示國有企業(yè)比重的面板門檻固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果要優(yōu)于隨機(jī)和混合效應(yīng)的估計結(jié)果。除此之外，仔細(xì)觀察核心解釋變量的估計系數(shù)還可以發(fā)現(xiàn)(以國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資比重為例)：當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，國有企業(yè)的比重越高，專利申請增長率(ΔIPR)、研發(fā)支出增長率(ΔR&D)也越高(系數(shù)分別為0.2067、0.0721、0.3322和0.1831)；反之，國有企業(yè)比重的提高將降低專利申請增長率(ΔIPR)和研發(fā)支出增長率(ΔR&D)(系數(shù)分別為 -0.1928 和 -0.2467)，從而說明在利潤率較低時，國有企業(yè)在融資方面的便利可以發(fā)揮補(bǔ)償效應(yīng)，促進(jìn)自主創(chuàng)新水平的提高，否則將發(fā)揮擠出效應(yīng)，抑制自主創(chuàng)新水平的提高，即命題2得證。

控制變量的回歸結(jié)果顯示(如表4和表5所示)，外商直接投資(FDI)和開放度(OPEN)的回歸系數(shù)不顯著，說明我國的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)仍然以勞動密集型為主，還沒能通過優(yōu)化企業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)來促進(jìn)企業(yè)的自主創(chuàng)新水平提高[13][18][19]。規(guī)模因素(SCALE)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明我國本土企業(yè)仍然是以追求市場份額、實現(xiàn)壟斷收益的粗放型擴(kuò)張模式為主，這不僅導(dǎo)致自身的創(chuàng)新效率低下，還制約了總體自主創(chuàng)新水平的提升[7][9]。市場分割(MSEG)的系數(shù)同樣顯著為負(fù)，說明產(chǎn)品市場的分割對消費(fèi)者的需求產(chǎn)生了抑制作用，進(jìn)而制約了需求引致創(chuàng)新路徑的發(fā)揮，這與張杰和周曉艷以及范紅忠和侯曉輝的研究結(jié)論一致[1][20]。人力資本(HUM)的系數(shù)顯著為正，這與大多數(shù)的研究結(jié)果一致，故不再詳述。

本文的穩(wěn)健性檢驗包括兩個部分④：(1)利用面板門限GMM對式(17)進(jìn)行估計，以減弱核心解釋變量與被解釋變量的內(nèi)生性；(2)去掉控制變量后，利用面板門檻GMM模型進(jìn)行估計，進(jìn)一步解決控制變量、核心解釋變量與被解釋變量的內(nèi)生性問題。具體估計步驟為：第一，利用TSLS方法(工具變量為利潤的滯后一期和二期)搜索門檻值，并利用Boostrap方法模擬似然比檢驗；第二，根據(jù)搜索到的門檻值，利用GMM方法重新進(jìn)行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不論是加入控制變量還是未加入控制變量的回歸，核心解釋變量的回歸系數(shù)都顯著，且遵循之前研究命題的變化趨勢，即利潤低時，系數(shù)為正；反之，則為負(fù)。這說明在控制了模型的內(nèi)生性后，模型的結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論性述評

張杰等強(qiáng)調(diào)金融發(fā)展滯后和融資約束是當(dāng)前本土企業(yè)R&D投入和自主創(chuàng)新水平低下的重要原因[22]。然而，融資約束僅僅只能解釋私營企業(yè)的自主創(chuàng)新水平低下，卻無法解釋國有企業(yè)創(chuàng)新效率和總體的自主創(chuàng)新困局。有鑒于此，本文通過一個內(nèi)生技術(shù)水平的理論模型同時探討了國有企業(yè)的創(chuàng)新效率和本土企業(yè)的自主創(chuàng)新困局。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束緩解了國有企業(yè)的融資約束，填補(bǔ)了在利潤較低時國有企業(yè)的自主創(chuàng)新空白，此時，國有企業(yè)的比重越高，自主創(chuàng)新的水平也越高；當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較高時，信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束擠出了本應(yīng)用于私營企業(yè)的研發(fā)資金，那么，在國有企業(yè)資金使用效率較低的前提下，總體的自主創(chuàng)新水平將降低，國有企業(yè)的比重越高，總體自主創(chuàng)新水平降低的幅度越大。接著，本文利用面板門檻模型進(jìn)行了實證分析，結(jié)論證實了我們的命題，隨后的穩(wěn)健性分析也證實了本文研究結(jié)論的可信性。

這個研究結(jié)論為我們理解現(xiàn)階段的自主創(chuàng)新困局提供了思路：信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束不僅導(dǎo)致國有企業(yè)的資金使用效率較低，同時還引起了私營企業(yè)的融資約束，這將導(dǎo)致總體的自主創(chuàng)新水平下降。故與融資約束相比，其背后的制度原因(信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束)無疑更具解釋力。本文的研究結(jié)論還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)從事自主創(chuàng)新活動的利潤較低時，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動還是存在著一定的效率區(qū)間的⑤。這個研究結(jié)論意味著：(1)從靜態(tài)的角度看，利潤率較低的行業(yè)通常都是外部性較強(qiáng)或者是私人投資不愿涉足的行業(yè)。于是在自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實施的過程中，國有企業(yè)仍然是一個不容忽視的環(huán)節(jié)，應(yīng)該充分發(fā)揮國有企業(yè)在外部性較強(qiáng)領(lǐng)域里的補(bǔ)償效應(yīng)。從動態(tài)角度來看，隨著市場化的穩(wěn)步推進(jìn)，外部性會得到極大地克服，各行業(yè)的利潤率會趨于一致，那么從長遠(yuǎn)來看國有企業(yè)對自主創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)是逐漸下降的。(2)信貸所有制偏好和軟預(yù)算約束可能僅僅是現(xiàn)階段自主創(chuàng)新水平較低的充分條件。即使國有企業(yè)的資金使用效率較低，在一定的條件下，國有企業(yè)及其附屬的融資安排仍然可以促進(jìn)總體的自主創(chuàng)新水平提高。據(jù)此得出的政策啟示便是：金融市場化改革應(yīng)該從屬于所有制改革，如果在國有企業(yè)的資金使用效率沒有較大改進(jìn)的前提下盲目進(jìn)行金融工具創(chuàng)新和推動金融市場化進(jìn)程，這不僅無助于中國本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力的提升，反而會使新常態(tài)時期的自主創(chuàng)新困局雪上加霜。

注釋：

①為了模型的簡化，本文僅僅采用了靜態(tài)分析，這就意味著本文的結(jié)論隱含著這個假定：從長期來看，自主創(chuàng)新活動的利潤要大于一般生產(chǎn)活動的利潤(同時大于0)。

②在這里，我們沒有討論國有企業(yè)與私營企業(yè)的利率差異，其原因在于：即使考慮了利率差異，僅僅證明技術(shù)扭曲的程度更高，核心結(jié)論卻并未受到影響。

③由于統(tǒng)計年鑒中沒有2012年和2013年國有企業(yè)產(chǎn)值的相關(guān)數(shù)據(jù)，故本文利用移動平均法對這兩年的比重進(jìn)行了填充。

④鑒于篇幅所限，估計結(jié)果不再具體列出，有興趣的讀者可以向作者索取。

⑤這一點也得到了董曉慶等的支持，其研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)，在航空航天器制造業(yè)領(lǐng)域，國有企業(yè)的創(chuàng)新效率還是較高的，其他行業(yè)國有企業(yè)的創(chuàng)新效率則低于民營企業(yè)，作者認(rèn)為這是與航空航天器制造業(yè)全部由國有企業(yè)經(jīng)營有關(guān)。但根據(jù)本文的研究結(jié)論，航空航天器制造業(yè)全部由國有企業(yè)經(jīng)營，這正好說明航空航天器制造業(yè)的外部性較大，利潤較低，私營企業(yè)不愿涉足該行業(yè)，從而此時由國有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營便產(chǎn)生了正的溢出效應(yīng)，具有創(chuàng)新效率[21]。

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(責(zé)任編輯：易會文)

2017-05-08

中國博士后科學(xué)基金特別資助項目“新常態(tài)時期中國人力資本錯配影響企業(yè)自主創(chuàng)新的內(nèi)生機(jī)理研究”(2016T90939)；中國博士后科學(xué)基金面上資助項目“新常態(tài)時期中國要素市場扭曲的宏觀效率損失研究”(2015M582693)

李 勇(1984— )，男，四川南充人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，博士后。

F273.1

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1003-5230(2017)04-0020-10