李 勇

一、引 言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，自主創(chuàng)新成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要動力。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)等方面)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)，同時還低于中國的外資企業(yè)①張 杰、周曉艷(2011)利用 1998—2007年中國大中型制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了測算，其結(jié)果發(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%，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%，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。(安同良，2009)。從總體上來看，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)新水平和實現(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(高帆，2008)。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？

新近的研究文獻(xiàn)(Brown et.al，2009，2011；Hall and Lerner，2010)強(qiáng)調(diào)融資約束對企業(yè)R&D投入和自主創(chuàng)新的抑制作用，但對于像我國這樣的大型轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體而言，融資約束存在著典型的所有制“歧視”，即：集體企業(yè)和私營企業(yè)存在著廣泛的融資約束，國有企業(yè)則不存在之(Cull and Xu，2002；Brandt and Li，2003；Gordon and Li，2003；鄭江淮等，2001)。國有股的比重越低，創(chuàng)新活動的不確定性程度越高，企業(yè)的R&D 投入和自主創(chuàng)新水平便越低(申慧慧等，2012；張杰等，2012)。但是，既然只有私營企業(yè)和集體企業(yè)存在著融資約束，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，鑒于國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)安排的固有缺陷，吳延兵(2012a，2012b，2014，2015)等在其一系列的研究論文中指出，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)上的剩余索取權(quán)和剩余控制權(quán)，卻不能實現(xiàn)創(chuàng)新中剩余索取權(quán)和剩余控制權(quán)的匹配，那么國有企業(yè)存在著“雙重效率”(生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率)損失，且創(chuàng)新效率損失大于生產(chǎn)效率損失；另一方面，對于融資約束背后的制度特征——信貸所有制歧視，戴靜、張建華(2013)和楊冶等(2015)發(fā)現(xiàn)，信貸所有制歧視雖然緩解了國有企業(yè)的融資約束，卻是以“擠出”私營企業(yè)的“創(chuàng)新資金”為代價。那么，在國有企業(yè)的創(chuàng)新效率較低的前提下，信貸所有制歧視的程度越嚴(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？另外的研究學(xué)者發(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(Arrow，1962)。當(dāng)自主創(chuàng)新活動的外部性較大時，信貸所有制和軟預(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)(Jaffe，2002；Lach，2002；Blanes，2004；Hussinger，2008)。因此，創(chuàng)新效率與所有制結(jié)構(gòu)并無關(guān)聯(lián)，當(dāng)外部性較大時，國有企業(yè)可能產(chǎn)生創(chuàng)新效率(李政、陸宏寅，2014；程強(qiáng)等，2015)。

因此，要想合理的解釋新常態(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。從現(xiàn)有文獻(xiàn)的討論來看，“歧視論”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，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束不僅具有“擠出效應(yīng)”，同時還具有“補(bǔ)償效應(yīng)”。于是，當(dāng)企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤較低時，信貸所有制歧視和軟預(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)，國有企業(yè)比重的增加將降低總體的自主創(chuàng)新水平。因此，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動存在著門檻特征。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。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，進(jìn)一步為我們在新常態(tài)時期正確認(rèn)識、評價國有企業(yè)的創(chuàng)新效率(及其臨界條件)提供了理論依據(jù)①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。。本文的邊際貢獻(xiàn)在于識別了國有企業(yè)發(fā)揮宏觀創(chuàng)新效率的條件，并在一個邏輯自洽的理論框架下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上述研究命題進(jìn)行驗證；第四部分得出結(jié)論和相應(yīng)的啟示。

二、理論模型

如上所述，對于企業(yè)的自主創(chuàng)新活動，信貸所有制和軟預(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者渠道影響銀行部門的信貸決策，導(dǎo)致國有企業(yè)在創(chuàng)新效率較低的情況下仍舊可以獲得大量信貸資源，并同時“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。

為了證實國有企業(yè)自主創(chuàng)新活動的門檻特征，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，其從事自主創(chuàng)新活動(H)和一般生產(chǎn)活動(L)兩類②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)。。假定其生產(chǎn)函數(shù)③勞動力的考察超出了本文的研究范圍，故予以忽略。分別為：和其中，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)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：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。在信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束的影響下，國有企業(yè)可能僅僅只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、尋租等非生產(chǎn)性活動中(戴靜、張建華，2013；楊洋等，2015)。因此，與非國有企業(yè)相比較，國有企業(yè)的資金使用效率較低，即：那么，國有企業(yè)、私營企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)便可以最終表示為：

另外，本文還假定國有企業(yè)、私營企業(yè)按照市場均衡利率從銀行取得貸款①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)論并未受到影響。。那么國有企業(yè)、私營企業(yè)所面臨的資本需求函數(shù)為：

其中，*

r分別為市場均衡利率，a、b為參數(shù)。

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)將會從事自主創(chuàng)新活動，反之，則會從事一般生產(chǎn)活動。因此，本文假定存在著一個指示函數(shù)(I(?))，具體形式為：

其中，siH、siL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②為了計算簡便，產(chǎn)出的價格水平被單位化為1。：

（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歧視，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成本和沉淀成本使國有企業(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)新活動的利潤高于一般經(jīng)營活動的利潤時，國有企業(yè)可能推出自主創(chuàng)新產(chǎn)品進(jìn)行生產(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：

那么，利用規(guī)劃式(5)進(jìn)行求解，可以解得國有企業(yè)、私營企業(yè)的技術(shù)水平③鑒于文章的篇幅和研究主題，本文只列出了自主創(chuàng)新(θiH)的具體表達(dá)式。，分別為:

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：

通過式(9)可以發(fā)現(xiàn)，在基準(zhǔn)情況下，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束均不存在，不同所有制企業(yè)的資金使用效率相等，即：國有企業(yè)、私營企業(yè)的技術(shù)水平也是趨于一致的。但是，也可以發(fā)現(xiàn)融資約束對于自主創(chuàng)新活動的影響，即當(dāng)自主創(chuàng)新活動的利潤水平較低(低于一般生產(chǎn)活動的利潤水平)時，不同所有制企業(yè)會受到融資約束的影響，進(jìn)而放棄從事自主創(chuàng)新活動。

（二）信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束情形下的技術(shù)水平

在信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束的影響下，國有企業(yè)可以利用政府的資源或者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)，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”。此博弈的具體結(jié)構(gòu)如圖1。

圖1 階段博弈時序示意圖

如圖 1所示：信貸所有制歧視下，國有企業(yè)、私營企業(yè)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。

與此同時，國有企業(yè)還存在著“軟預(yù)算約束”。于是，在“軟預(yù)算約束”的影響下，如果國有企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤低于從事一般生產(chǎn)活動的利潤，國有企業(yè)可以向政府申請補(bǔ)貼，從而將利潤維持在的水平，私營企業(yè)則只能放棄自主創(chuàng)新活動。那么，國有企業(yè)、非國有的利潤函數(shù)便可以被重新表述為：

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：

其中，

對比不同融資環(huán)境下的自主創(chuàng)新水平，可以證明：

通過式(14)和式(15)可以發(fā)現(xiàn)，與基準(zhǔn)情況相比較，在信貸所有制和軟預(yù)算約束的融資環(huán)境下，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新水平有所提高但這是以私營企業(yè)自主創(chuàng)新水平的下降為代價

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:

如上所述，在信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束的影響下，國有企業(yè)的資金使用效率較低那么，根據(jù)式(14)、式(15)和式(16)便可以發(fā)現(xiàn)以下幾個特點(diǎn)。

(1) 當(dāng)企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤大于一般生產(chǎn)活動的利潤時，信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束對于創(chuàng)新活動的擠出效應(yīng)大于補(bǔ)償效應(yīng)①由于此時自主創(chuàng)新活動的利潤是大于一般生產(chǎn)經(jīng)營活動，企業(yè)不需要補(bǔ)償，故補(bǔ)償效應(yīng)為0。。其雖然緩解了國有企業(yè)的融資約束并部分地提高了國有企業(yè)的自主創(chuàng)新水平但也擠出了本應(yīng)用于私營企業(yè)的“創(chuàng)新資金”，導(dǎo)致了私營企業(yè)受到融資約束，進(jìn)一步引起了私營企業(yè)自主創(chuàng)新水平的下降那么，在國有企業(yè)的資金使用效率較低的前提下，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束將降低總體的自主創(chuàng)新水平國有企業(yè)的比重越高，總體自主創(chuàng)新水平下降的幅度也越大

(2) 當(dāng)企業(yè)從事自主創(chuàng)新活動的利潤小于一般生產(chǎn)活動的利潤時，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束對于創(chuàng)新活動的擠出效應(yīng)小于補(bǔ)償效應(yīng)②由于此時自主創(chuàng)新活動的利潤小于一般生產(chǎn)經(jīng)營活動，私營企業(yè)已經(jīng)退出了自主創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)，那么國有企業(yè)對于私營企業(yè)和總體的擠出效應(yīng)為0。。在信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束影響下，國有企業(yè)可以將自主創(chuàng)新活動的利潤維持在與一般生產(chǎn)活動相同時的利潤水平私營企業(yè)則退出自主創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)。此時國有企業(yè)的資金使用效率雖然較低，卻將自主創(chuàng)新水平維持在上，填補(bǔ)了融資約束所造成的自主創(chuàng)新“空白”。因此，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束增加了總體的自主創(chuàng)新水平。國有企業(yè)的比重越高，總體自主創(chuàng)新水平提高的幅度也越高

根據(jù)以上論述，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，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束將提高總體的自主創(chuàng)新水平；反之，信貸軟約束和軟預(yù)算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)新水平增長率則越高；反之，國有企業(yè)的比重越低，總體自主創(chuàng)新水平增長率則越低。

四、實證檢驗

通過上述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；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。為了驗證這個理論假說，本文選取1997—2013年除海南、西藏和我國的港、澳、臺地區(qū)的28個省、市和自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，重點(diǎn)在于考察國有企業(yè)的宏觀創(chuàng)新效率區(qū)間及其臨界條件。

（一）數(shù)據(jù)和變量定義

根據(jù)表1，本文選取的指標(biāo)如下。

表1 變量定義、數(shù)據(jù)說明和具體計算方法

1. 被解釋變量

鑒于專利申請在衡量國內(nèi)本土企業(yè)自主創(chuàng)新水平的缺陷，新近的研究文獻(xiàn)(范成澤等，2008；張杰等，2014)主要使用 R&D投入作為自主創(chuàng)新水平的代理指標(biāo)。根據(jù)本文的分析，信貸所有制歧視和軟預(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，故本文綜合使用 R&D經(jīng)費(fèi)增長率和有效發(fā)明專利數(shù)增長率以反映國內(nèi)本企業(yè)自主創(chuàng)新水平。

2. 核心解釋變量

根據(jù)以上研究命題，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動存在著門檻特征，并通過信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束表現(xiàn)出來。因此，本文的核心解釋變量主要包括信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束和國有企業(yè)比重的相關(guān)指標(biāo)，其具體為以下幾個方面。

(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歧視的代理指標(biāo)，遺憾的是現(xiàn)有公開出版物還沒有RSLOAN的原始數(shù)據(jù)。參照劉瑞明(2011)和王守坤(2015)等的處理方法，本文采用基于一節(jié)殘差自相關(guān)的面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，具體做法為：① 搜集到“地區(qū)規(guī)模以上國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值”和“地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值”兩項原始數(shù)據(jù)，據(jù)此計算出 1998—2011年地區(qū)規(guī)模以上國有企業(yè)的產(chǎn)值比重；② 搜集到“地區(qū)銀行信貸總額”的原始數(shù)據(jù)；③ 假定地區(qū)信貸總額與地區(qū)國有企業(yè)產(chǎn)值比重存在著固定關(guān)系，利用地區(qū)銀行信貸總額和地區(qū)國有企業(yè)產(chǎn)值比重建立面板模型，進(jìn)一步計算出地區(qū)銀行信貸總額與國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重之間的固定比例系數(shù)①具體的估計方程為：即：固定的比例系數(shù)為0.3027，一階自相關(guān)(AR(1))系數(shù)為0.4883，與劉瑞明(2011)和王守坤(2015)等人的研究結(jié)論相一致，說明這個估計系數(shù)還是具有可信性的。；④ 用地區(qū)銀行信貸總額乘以固定比例系數(shù)，最終求得國有企業(yè)貸款的絕對比重和相對比重。

(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。從定量的角度來看，李壽喜等(2007)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)從側(cè)面討論了軟預(yù)算約束對企業(yè)效率造成的影響，但這也是局限于微觀層面。從宏觀的層面來看，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)來進(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經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資比重和國有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值比重兩個變量綜合反映國有經(jīng)濟(jì)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)值除以地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)投資額和產(chǎn)值②由于具體的統(tǒng)計年鑒中還沒有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數(shù)據(jù)進(jìn)行了填充。。

3. 門檻變量

根據(jù)之前的分析，當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤不同時，信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束和自主創(chuàng)新水平存在著門檻特征，故本文選取利潤率作為門檻指標(biāo)，具體做法是用地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)工業(yè)企業(yè)利潤增加值/地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)利潤總額。

4. 控制變量

對于其它影響自主創(chuàng)新水平的重要因素，借鑒相關(guān)研究文獻(xiàn)(張杰、周曉艷，2011；程強(qiáng)等，2015)的做法，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(HUMCAP)、規(guī)模因素(SCALE)和市場分割(MSEG)分別反映開放因素、企業(yè)特征因素和其它體制因素對于自主創(chuàng)新水平的影響。

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》、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)行了相應(yīng)調(diào)整。我們以1998年為基期，在換算出了定基價格指數(shù)后，相應(yīng)變量用定基價格指數(shù)進(jìn)行了剔除。相應(yīng)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

本文檢驗命題1和命題2的具體估計方程為①簡單起見，本文只給出了存在一個門檻效應(yīng)的面板門檻模型。：

式(18)中，yit為被解釋變量，xit為核心解釋變量，qi為“門檻變量”。為指示函數(shù)，當(dāng)否則反之則為 0。γ為具體的門檻值，其將總體的樣本一分為二。 Controljt為其它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：首先對計算出的指標(biāo)利潤率(PRO)進(jìn)行升序排列，并根據(jù) Hansen(2000)的建議忽略掉前后各約 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。通過式(17)找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)，以此確定門檻效應(yīng)是否存在。門檻效應(yīng)檢驗的具體結(jié)果如表3和表4所示.

通過表3和表4的門檻效應(yīng)檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在5%,的顯著性水平下(除了SOE和ΔR&D 為 10%,)，信貸所有制歧視(RSLOAN)、政府支持力度(GOV)、國有企業(yè)比重(SOE和SOE1)和專利申請增長率(ΔIPR)存在著明顯的門檻效應(yīng)，說明我們利用面板門檻模型進(jìn)行估計合理，門檻估計值的具體結(jié)果如表5所示。

表4 被解釋變量為ΔR&D的門檻效應(yīng)檢驗

表5 門檻估計值匯總

利用表5的門檻估計值我們便可以進(jìn)行面板門檻估計，具體結(jié)果①方程(4)和方程(8)的估計結(jié)果與其它方程類似，鑒于篇幅所限，具體結(jié)果本文不在具體列出。如表6所示。

表6 面板門限模型計量檢驗結(jié)果

通過表 6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，說明回歸模型的解釋力度良好。F檢驗和 Hauseman檢驗說明固定效應(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，說明了信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束、國有企業(yè)比重和自主創(chuàng)新之間存在著門檻特征。

(1) 當(dāng)利潤率較低時，國有企業(yè)貸款比重和政府支持力度的回歸系數(shù)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，信貸所有制歧視和軟預(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，有效的填補(bǔ)了融資約束所造成的自主創(chuàng)新“空白”，說明信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束對于總體的研發(fā)投入和自主創(chuàng)新水平具有補(bǔ)償效應(yīng)，國有企業(yè)的自主創(chuàng)新活動是具有一定的創(chuàng)新區(qū)間的，這從側(cè)面證明了Lach(2002)和 Hussinger(2008)的研究結(jié)論；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)椋?.0324和－0.1132)，這說明隨著創(chuàng)新活動利潤的提高，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束擠出了本應(yīng)該用于私營企業(yè)的資金，造成了私營企業(yè)的融資約束和自主創(chuàng)新水平較低，即擠出效應(yīng)。與戴靜、張建華(2013)和楊冶等(2015)的研究結(jié)論相一致。因此，在國有企業(yè)資金使用效率較低的前提下，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束將導(dǎo)致總體自主創(chuàng)新水平的下降，即：命題1得證。

(2) 從國有企業(yè)比重和自主創(chuàng)新增長率的關(guān)系來看也可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較高時，國有企業(yè)的比重越高，專利申請增長率和研發(fā)支出增長率也越高(系數(shù)分別為 0.2067、0.0721、0.3322和 0.1831)；反之，國有企業(yè)的比重越高，專利申請增長率和研發(fā)支出增長率也越低(系數(shù)分別為－0.1928和－0.2467)，即：命題 2得證。

(3) 控制變量的回歸結(jié)果中，外商直接投資和開放度的回歸系數(shù)不顯著，這說明我國的對外貿(mào)易模式仍然以勞動密集型行業(yè)為主，還不能優(yōu)化企業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)以及進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)自主創(chuàng)新水平的提高(范成澤等，2008；張杰等，2008；陳曉華等，2011)。規(guī)模因素的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明我國本土企業(yè)的擴(kuò)張模式仍然是“追求市場份額，實現(xiàn)壟斷收益”的粗放型擴(kuò)張模式，其不僅導(dǎo)致自身的創(chuàng)新效率低下，還制約了總體的自主創(chuàng)新水平提升(吳延兵，2012；戴靜、張建華，2013等)。市場分割的系數(shù)同樣為負(fù)，說明產(chǎn)品市場的分割對于自主創(chuàng)新水平起到了一定的抑制作用，與范紅忠(2007)和張杰、周曉艷(2011)等人的研究結(jié)論相一致，故本文不再詳述①其主要的邏輯為：市場分割制約了消費(fèi)者需求，進(jìn)而制約了需求引致創(chuàng)新路徑的作用。。人力資本的系數(shù)顯著為正，說明人力資本對于自主創(chuàng)新水平提高的重要性。

（四）穩(wěn)健性檢驗

通過以上估計，本文發(fā)現(xiàn)了信貸所有制歧視、軟預(yù)算約束和自主創(chuàng)新之間的門檻特征，但模型中核心解釋變量和被解釋變量之間的雙向因果關(guān)系可能會引起模型估計的偏誤。因此，本文的穩(wěn)健性檢驗包括兩部分：(1)根據(jù) Kremer(2009)的研究結(jié)論，利用面板門限 GMM 對式(17)進(jìn)行估計，以消除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)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。于是，本文對式(17)進(jìn)行面板門檻 GMM 估計。具體估計步驟為：(1)根據(jù)Caner 和Hansen(2004)的研究結(jié)論利用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；(2)根據(jù)搜到的門檻值，利用 GMM 方法重新進(jìn)行估計。具體的估計結(jié)果中①由于篇幅所限，估計結(jié)果不再具體列出，有興趣的讀者可以向作者所取。，不論是加入控制變量還是未加入控制變量的面板門檻 GMM 模型的回歸結(jié)果，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍然顯著，且遵循了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)。這說明在控制了控制變量、核心解釋變量和被解釋變量的內(nèi)生性后，模型的結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論性述評

新近的研究文獻(xiàn)(張杰等，2012；龔剛等，2014)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。然而，融資約束只能解釋私營企業(yè)的自主創(chuàng)新水平低下，無法解釋國有企業(yè)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，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束緩解了國有企業(yè)的融資約束。盡管國有企業(yè)的資金使用效率較低，國有企業(yè)仍然填補(bǔ)了利潤較低時的自主創(chuàng)新“空白”。因此，國有企業(yè)的比重越高，自主創(chuàng)新提高的水平也越高；當(dāng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的利潤較高時，信貸所有制歧視和軟預(yù)算約束擠出了本應(yīng)該用于私營企業(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)新水平降低的幅度也越大。為了驗證這個研究命題，本文利用面板門檻模型進(jìn)行了實證分析，結(jié)論證實了我們的猜想，隨后的穩(wěn)健性分析也證明了本文研究結(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：信貸所有制歧視和軟預(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，其結(jié)果將導(dǎo)致總體的自主創(chuàng)新水平下降。那么，與融資約束相比較，其背后的制度原因(信貸所有制歧視和軟預(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①這一點(diǎn)也得到了相關(guān)實證文獻(xiàn)(董曉慶等，2014)的支持。作者的研究結(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)。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，是私營企業(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。。這意味著信貸所有制歧視和軟預(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)新水平的提升。據(jù)此得出的政策性啟示是：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大的改進(jìn)的前提下盲目進(jìn)行金融工具創(chuàng)新和金融市場化進(jìn)程深化，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。

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