产业特征、所有制结构、R&D类型与企业生产率
中图分类号：F062.3 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2014）06-0058-07
一、引言
创新是经济持续增长的动力源泉，世界主要国家都在积极推行创新驱动增长的经济发展战略。为了转变长期以来的粗放型经济增长方式，中国政府于2006年作出了建设创新型国家的重大战略决策，中共十八大报告提出实施创新驱动发展战略，高度重视创新在我国经济社会发展中的核心驱动作用。企业是创新体系中的主体，提高企业研发投入，依靠自主创新提升生产率水平不仅是我国实现经济增长方式转变的重要途径，也是我国建设创新型国家的关键环节。本文以我国企业创新重镇海淀区为研究对象，全面考察R&D投入对企业生产率的影响，以期为更好地发挥创新在我国经济增长方式转变中的支撑作用以及促进创新型国家的建设提供有益建议。
在Griliches的开创性研究之后[1]，国内外学者针对R&D投入与企业生产率的关系展开了大量的实证分析，多数研究都显示R&D投入对企业生产率有显著的促进作用。但是，现有研究主要以制造业或者工业企业为研究对象，基于服务业企业的经验分析还比较匮乏。然而，服务业尤其是知识密集型服务业在世界各国经济发展中已经扮演着越来越重要的角色。近年来OECD国家服务业的R&D经费支出增长速度明显快于制造业[2]，而知识密集型服务业企业的R&D投入强度通常比制造业企业还要高①[3-4]。最近，R&D投入对服务业企业生产率的作用效果引起了一些国外学者的关注。Bogliacino和Piant基于德国、法国和意大利等8个主要欧盟国家产业层面的经验分析显示，R&D投入对制造业和服务业的生产率都有显著的促进作用，并且服务业的R&D产出弹性还略高于制造业[5]。Segarra以西班牙加泰罗尼亚区企业为研究对象，发现R&D支出对服务业生产率的作用效果存在行业差异性，R&D投入对高技术知识密集型服务业企业生产率的影响显著，并且影响弹性大于制造业企业，但是对非高技术知识密集型服务业企业生产率的作用不显著[4]。
另外，现有研究主要聚焦于企业R&D投入整体作用效果的分析，对R&D经费的支出结构进行区分考察的文献并不多见。随着发达国家中企业R&D经费外部支出投入力度的迅速加大，体现企业与外部机构研发合作的R&D经费外部支出的作用效果近年来引起了一些国外学者的关注。B？?nte以德国制造业企业为研究对象，发现R&D经费外部支出与企业生产率之间存在显著的正向相关关系[6]。Lokshin等以荷兰制造业企业为样本的研究则显示，R&D经费内部支出对企业生产率有显著的促进作用，但是R&D经费外部支出只有在企业具备较强的吸收能力（足够的R&D经费内部投入）时才能有效发挥[7]。Medda等基于意大利制造业企业的研究显示，R&D经费内部支出和R&D经费外部支出都对企业生产率有正向影响，并且后者的影响更大[8]。Segarra和Teruel以西班牙制造业和服务业企业数据为基础的分析则表明，R&D经费内、外部支出也都对企业生产率有正向作用，但是R&D经费内部支出的作用更大，这与Medda的研究结果截然不同。同时，他们还发现R&D经费内、外部支出之间还存在显著的互补关系，而这种互补效应在知识密集型服务业中表现得更加突出[9]。
综上所述，尽管目前已有部分研究将R&D投入作用效果的考察范围扩展到了服务业，并且关注了不同类型R&D支出对企业生产率影响的差异，但是这些文献主要是以发达国家为研究对象，得到的研究结论也不尽相同。本文拟利用2009年R&D资源清查调查对象广泛、调查指标全面的优势，以我国自主创新重镇海淀区为例，全面考察R&D投入与我国企业生产率的关系，主要做了以下拓展工作。首先，在研究对象上，除了将R&D支出对我国企业生产率作用的分析对象从制造业拓展到服务业之外，本文还密切结合我国经济转型时期的特点，分析所有制结构差异下不同类型企业R&D投入作用效果的差别。其次，在研究内容上，除了R&D支出总额之外，本文还考察R&D经费内部和外部两种不同类型的支出对我国企业生产率的影响，检验二者之间的交互关系，并且关注影响效果的产业和企业类型的差异性。最后，在实证分析中，国内许多研究未考虑R&D投入重复计算问题，这可能会引起R&D产出弹性估计的偏误[10-11]，本文在实证中注意到了这一问题。
二、数据、模型与变量
（一）数据
本文的数据来源于与海淀区统计局的合作研究课题，其中R&D指标数据由2009年R&D资源清查获得，主营业务收入、资本投入和劳动投入等指标数据则通过企业代码与当年企业年报数据对接得到。与普通年份的科技统计年报数据相比，R&D资源清查数据在统计对象的范围上更为广泛、在统计指标内容上也更加丰富，这为本文的研究创造了良好的数据支撑基础。首先，在调查对象上，常规的科技统计年报只针对大中型工业企业，而R&D资源清查的调查对象除了工业企业之外，还包括信息传输、计算机服务和软件业、金融业、租赁和商务服务业等服务业企业。其次，常规科技统计年报以科技活动支出为统计重点，这与国际上通行的以《弗拉斯卡蒂手册》（Frascati Manual）为指导的以R&D活动为主导的统计体系存在着较大的差别。我国2009年R&D资源清查工作遵循《弗拉斯卡蒂手册》中的统计规范，对R&D经费支出结构进行了全面调查，第一次区分出R&D经费内、外部支出，在提供R&D指标丰富数据信息的同时，也使R&D指标更具国际可比性。 在样本选取上，本文剔除了R&D人员数大于从业人员数、R&D经费支出额占主营业务收入的比重大于1的19家“异常企业”，最终筛选出671家企业作为实证样本。在行业分布上，全部671家企业散布在31个二位数行业中。其中，制造业共有357家企业，分布在24个二位数行业中；建筑业中共有13家企业；服务业中的企业数为301家，集中分布在信息与通讯服务业、金融服务业和商务服务业3个知识密集型服务业中。从所有制类型看，国有控股、集体控股、私人控股、港澳台商控股、外商控股和其他控股企业的企业数量分别为156、33、371、19、71和21家。考虑到集体控股和港澳台商控股企业的数量偏少，同时我国集体企业具有更多的民营企业特点，而我国一直将港澳台商视为中国非常住单位，将其在大陆中的投资与外国投资并行处理，我们将企业类型归为国有企业（国有控股企业）、民营企业（集体控股和私人控股企业）、外资企业（港澳台商控股和外商控股企业）以及其他控股企业四大类。
（二）模型设定
本文首先利用式（1）所示的扩展的CD生产函数来考察R&D经费支出总额对企业生产率的影响：
Qi=ACi？琢Li？茁Ki？酌e？着i（1）
式（1）中，Q、C、L和K分别表示产出、资本投入、劳动投入和R&D经费支出总额；？琢、？茁和？酌分别表示资本、劳动和R&D的产出弹性；A为常数，？着为随机误差项。
在式（1）两边除以L，同时令u=？琢+？茁+？酌，得到式（1）的集约形式：
qi=Aci？琢ki？酌Li（u-1）e？着i（2）
式（2）中，q表示劳动生产率，c和k分别为人均资本和人均R&D经费支出总额，u-1用来检验规模报酬不变的假设。对式（2）进行对数化处理，并且加入行业虚拟变量Ind和企业控股类型虚拟变量Own，最终得到R&D投入对企业生产率影响的实证模型如式（3）：
ln（qi）=ln（A）+？琢ln（ci）+？酌ln（ki）+（u-1）ln（Li）+∑？仔iIndij+∑？啄iOwnin+？着i′（3）
在行业虚拟变量Ind的设置中，考虑到样本企业中有85.25%集中在化学原料和化学制品制造业等9个二位数行业，本文以这9个行业之外的其他行业为对照组，加入9个行业虚拟变量以控制行业特征对企业生产率的作用。在企业控股类型虚拟变量Own的设定中，我们以其他控股类型企业为对照组，加入是否为国有企业、是否为民营企业、是否为外资企业3个虚拟变量来控制企业控股类型对生产率的影响。
随着创新复杂化程度的不断提高和产品生命周期的不断缩短，企业在开展自主研发活动的同时，越来越注重通过委托外部机构进行研发活动或者与外部机构合作开展研发活动的方式来降低研发风险和研发成本，提升创新绩效，研发合作已经成为现代企业提高经营水平和竞争力水平的重要创新战略。在式（3）的基础上，本文将利用式（4）来捕捉体现企业自主研发活动的人均R&D经费内部支出（ki）和反映企业与外部机构研发合作的人均R&D经费外部支出（ke）对企业生产率的作用：
ln（qi）=ln（A）+？琢ln（ci）+？兹ln（kii）+？浊ln（kei）+（u-1）ln（Li）+∑？仔iIndij+∑？啄iOwnin+？着i′（4）
从理论上来说，与高校、研究机构以及其他企业等相关外部机构的创新合作能够有效弥补企业在知识创新、产品创新等创新环节上的不足，因此企业自主研发和合作研发应该存在着互补关系。也就是说，企业内部与外部R&D的结合将有利于企业生产率水平的提升。然而，由于R&D投入具有创新能力和吸收能力两面性，Lokshin等认为只有企业在具有充分的R&D经费内部支出，即具备较强的吸收能力的条件下，R&D经费外部支出才能发挥出有效的作用[7]。我们在式（4）的基础上，将运用式（5）所示的理论模型，估计出企业R&D经费内、外部支出交叉项的影响弹性λ来考察内、外部R&D结合对企业生产率的作用：
ln（qi）=ln（A）+？琢ln（ci）+？兹ln（kii）+？姿ln（kii）ln（kei）+（u-1）ln（Li）+∑？仔iIndij+∑？啄iOwnin+？着i′（5）
（三）变量说明
产出。在生产函数的微观实证中，学术界通常使用企业的增加值、总产值或者收入来体现产出。严格来说，由于增加值扣除了中间投入，比其他两个指标能更好地体现企业经济产出。但是囿于无法获取企业的增加值数据，本文使用主营业务收入来体现产出。
资本投入。资本投入用企业资产总额衡量，为了避免R&D投入重复计算问题所导致的R&D产出弹性估计的偏误[10]，本文从企业资产中减去R&D经费支出的资产性支出，将校正了重复计算问题后的资本投入纳入实证模型。
劳动力投入。与资本投入类似，劳动投入中也包含了R&D人员投入，本文从企业从业人员数中扣除R&D人员数以避免重复计算问题。
R&D投入。本文使用企业R&D经费支出来衡量。
三、实证研究
（一）全部样本实证结果
由于对截面数据的参数估计通常会产生残差异方差问题，这可能会导致参数显著性检验失败。对此，本文使用White异方差一致协方差矩阵对参数的标准误进行修正，以此消除残差异方差问题的影响[12]。由表1报告的估计结果可知：在0.01的显著性水平下，R&D经费支出对企业生产率有显著的正向影响，且R&D产出弹性为0.235，这意味着R&D经费支出总额每增加1%，可以带动海淀区企业的经济产出增加0.235%，体现出研发创新对企业经营发展的重要作用。
从R&D经费支出结构来看，R&D经费内部支出和R&D经费外部支出都对企业生产率有显著的正向作用，说明自主研发和研发合作都能有效促进企业生产率的提升。但是，R&D经费外部支出0.073的影响弹性明显低于R&D经费内部支出0.171的弹性系数，说明企业自主研发比与外部机构的研发合作发挥了更大的效应，这与Medda等的研究结果不同[8]，但是与Segarra和Teruel的研究结论一致[9]。本文认为尽管企业与外部机构的研发合作已经越来越频繁，但是在研发项目开展过程中，为了保证对创新所带来的超额利润的独自占有，企业对研发回报率高的关键核心技术的开发会更倾向于选择自主执行，同时企业内部研发团队长期稳定的合作关系也更有利于提高研发绩效，企业自主研发活动也就表现出更高的研发收益。实际上，Sirilli和Evangelista对意大利制造业和服务业企业的创新调查也都显示，相比于外部创新信息来说，更多的企业认为内部创新信息来源更加重要[13]。 表1中第3列的结果显示，R&D经费内部支出与外部支出的交互项对企业生产率也有显著的正向影响，意味着企业自主研发及其与外部机构的研发合作存在着相得益彰的互补关系，这与前文的理论分析相吻合，并与Lokshin等[7]、Segarra和Teruel[9]的研究结论一致。
（二）产业差异下的实证结果
由表2可知：在0.01的显著性水平下，R&D经费支出对制造业企业生产率有显著的正向作用，且R&D产出弹性为0.241，远高于吴延兵基于全国制造业数据大约0.1的估计结果[11]，说明海淀区制造业企业对R&D资源的利用效果要明显高于全国平均水平。与此同时，R&D投入对知识密集型服务业企业生产率也有显著的正向影响，并且产出弹性也达到0.239，与制造业企业大体相当，证实了研发投入在我国知识密集型服务业企业生产率提升中的重要作用，同时也论证了知识密集型服务业高R&D投入、高创新绩效的特点[14-15]。
从R&D经费支出结构来看，R&D经费内、外部支出对制造业和知识密集型服务业企业的生产率都有显著的正向影响，并且R&D经费内部支出的影响弹性更大，同时二者的交互项也对企业生产率有显著的正向作用，这与全部样本分析结果一致。从影响系数来看，知识密集型服务业企业与制造业企业在R&D经费内部支出的影响弹性相差不大，但是R&D经费外部支出0.093的影响弹性要明显大于制造业企业0.064的弹性系数。同时，R&D经费内、外部支出的交互效应在知识密集型服务业企业中也更突出，这与Segarra和Teruel的研究结果一致[9]，进一步说明研发合作在知识密集型服务业生产率的提升中发挥着更为重要的作用。本文认为这主要是由于与制造业企业主要依赖于与研发机构合作等“硬性”资源的创新模式相比，与咨询机构、供应商等部门的创新合作对服务业企业也很重要，也就是说服务业企业在创新过程中会更多地依赖外部创新资源[9，13]，因此，R&D经费外部支出对知识密集型服务业企业生产率的影响也相应地更大。事实上，描述统计分析结果也显示，R&D经费外部支出占海淀区知识密集型服务业企业R&D经费支出总额的比重为4.86%，明显高于制造业企业2.28%的水平。
（三）企业所有制类型差异下的实证结果
表3中的估计结果显示：R&D经费支出对国有、民营和外资企业的生产率都有显著的正向影响，但是不同类型企业的R&D产出弹性系数按民营、国有和外资企业依次递减。相比于国有企业，民营企业具有更为清晰的产权归属界定，委托代理层级关系较少，监督激励机制更加完备，对研发资源有更高的配置效率，因此，民营企业的R&D产出弹性大于国有企业。至于为什么外资企业R&D产出弹性最低，本文认为一方面是由于作为我国企业自主创新重镇，海淀区企业经营发展高度依赖创新驱动，内资企业对R&D资源的利用效果并不一定逊色于外资企业。另一个可能的解释是，为了尽量避免知识溢出，外资企业在海淀区开展更多的是技术层次相对较低的外围研发活动，在开展核心技术研发活动时，它们会更加倾向于选择在公司母国进行[16]，因此，外资企业的R&D产出弹性也就表现相对较低。
从R&D支出结构来看，R&D经费内部支出对国有企业和民营企业的生产率都有显著的促进作用，但是R&D经费外部支出只对民营企业的生产率有显著正向影响，对国有企业生产率的作用并不显著②。同时，R&D经费内、外部支出的交互项也仅对民营企业的生产率有显著的正向作用。我们认为可以从以下两个主要方面来对这一结果进行原因解释：一方面，正如前文的分析，国有企业产权界定较为模糊，严重的委托代理问题和监督激励机制的缺位使得国有企业对外部创新资源的利用效率也较为低下。另一方面，通过对数据描述发现，海淀区46家具有R&D经费外部支出的国有企业的R&D经费内部支出占主营业务收入的比重为1.67%，仅为民营企业4.94%投入强度的1/3。如同Lokshin等的研究[7]，国有企业内部R&D投入强度的低下反映出其对外部知识吸收能力的不足，吸收能力的欠缺应该也是导致R&D经费外部支出对国有企业生产率的作用效果未得到充分发挥的一个重要原因。
四、结语
本文以我国创新重镇海淀区为分析对象，将2009年R&D资源清查数据与企业年报数据对接，构建了一个包括671家企业的微观数据集，以此考察产业和企业所有制类型差异下，不同类型R&D支出对企业生产率的影响，得出的主要结论和相关政策建议如下：
首先，本研究显示R&D投入不仅对制造业企业生产率有正向作用，对知识密集型服务业企业生产率也有显著的积极影响，并且其R&D产出弹性与制造业企业相当，证实了R&D投入在我国知识密集型服务业生产率提升中的重要作用。笔者还想强调的是，知识密集型服务业不仅具有很高的R&D投入强度和R&D资源利用绩效，在创新扩散过程中也扮演着重要角色，对于国家创新体系和区域创新体系的建设至关重要。但是，2009年我国服务业企业研发投入经费仅为美国的1/20、日本的1/3、英国的3/4左右，服务业企业R&D投入只占全部企业R&D经费支出总额的7.7%，明显低于OECD国家的水平[3]③。在我国建设创新型国家和推进产业转型升级的过程中，不仅要重视制造业的研发创新，还应着力加大服务业特别是知识密集型服务业的研发投入。此外，我国仅在2000年和2009年两次全国R&D资源清查中涉及到服务业企业的创新调查，对服务业创新的统计还非常薄弱，亟需加强对服务业企业创新的调查统计。
其次，由于R&D经费内、外部支出以及二者的交互项对制造业和知识密集型服务业企业的生产率都有正向作用，并且R&D经费外部支出对知识密集型服务业生产率的影响更大，交互效应也更加突出。这意味着我国企业（特别是更加依赖外部创新资源的知识密集型服务业企业）在开展自主研发活动的同时，还应该充分重视与外部机构的创新合作。但是，从我国创新排头兵海淀区企业来看，在具有研发经费支出的企业中，仅有20.86%具有研发经费外部支出，而在西班牙加泰罗尼亚区中，这一比重达到了42.12%[9]。我国企业需要进一步加强与外部机构的研发合作，而政府应致力于加强企业创新合作平台的建设。当然，无论是从R&D经费内、外部支出产出弹性系数的大小比较，还是从企业有效吸收外部知识的角度来看，我国企业（特别是自主研发能力较弱的国有企业）在创新能力的建设中需要把自主研发放在更加重要的位置。 最后，民营企业对R&D资源的利用效果要明显优于国有企业和外资企业，而本文的数据显示，在2009年海淀区具有R&D经费支出的企业中，有35.26%的国有企业得到了政府R&D资助，而民营企业的这一比重仅为18.56%，同时政府资助的R&D经费占国有企业R&D经费支出总额的比例为7.81%，高出民营企业2.39个百分点，我国政府对国有企业的研发支持力度要明显大于民营企业。为了提高R&D资源利用效率，政府应该促进更多的R&D资源向民营企业配置。
注释：
①基于2009年海淀区R&D资源清查数据计算也发现，海淀区知识密集型服务业企业R&D经费支出总额占主营业务收入的比重为7.76%，明显高于制造业企业2.61%的研发投入强度。
②由于在样本企业中，只有7家外资企业具有R&D经费外部支出，样本数量的限制使我们无法对式（4）和式（5）进行参数估计。
③由于各国服务业企业R&D经费支出主要集中在知识密集型服务业，因此服务业企业R&D经费支出总额在很大程度上可以反映知识密集型服务业企业的R&D投入情况。
- 上一篇：环境污染治理中企业政府间博弈分析
- 下一篇：企业财务风险的识别、评估与防范
