閆 強(qiáng)

一、引言

1912年熊彼特(Schumpeter)提出的技術(shù)創(chuàng)新概念，以及此后所形成的關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新理論，已經(jīng)過近百年的發(fā)展。其中，技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模的研究文獻(xiàn)眾多，很多學(xué)者試圖從技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)角度探究到底是大型企業(yè)的貢獻(xiàn)大還是中小型企業(yè)的貢獻(xiàn)大，但至今仍未達(dá)成共識(shí)，而且熊彼特本人的觀點(diǎn)前后也并不一致。技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系一直沒有得出確定性結(jié)論，也使得這一問題成為了熊彼特創(chuàng)新學(xué)派長(zhǎng)期爭(zhēng)議的焦點(diǎn)。

圍繞“熊彼特假說”(Schumpeter’s Hypotheses)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界的相關(guān)研究主要集中于支持企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)規(guī)模之間存在正相關(guān)關(guān)系以及兩者之間呈現(xiàn)簡(jiǎn)單的正相關(guān)關(guān)系，后一種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間存在“U”型關(guān)系、“倒U”型關(guān)系或負(fù)相關(guān)關(guān)系。國(guó)外大量的實(shí)證研究揭示了企業(yè)規(guī)模和創(chuàng)新活動(dòng)之間的正向關(guān)系。如Scherer指出，企業(yè)創(chuàng)新成果隨企業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)而增加，但通常增加的比率是遞減的。[1]Scherer還發(fā)現(xiàn)研發(fā)同企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系接近線性，但對(duì)規(guī)模最大的企業(yè)有一定的凹性。[2]Cohen、Levin發(fā)現(xiàn)企業(yè)物質(zhì)規(guī)模和行業(yè)性質(zhì)對(duì)企業(yè)的R&D活動(dòng)有重大影響。[3]Cohen、Klepper開創(chuàng)性地指出了企業(yè)R&D資本投入強(qiáng)度與企業(yè)諸如物質(zhì)規(guī)模、現(xiàn)金流和多元化經(jīng)營(yíng)程度等特征有關(guān)。[4]Cohen、Klepper從研發(fā)成本分?jǐn)偨嵌葮?gòu)建了理論模型,并通過實(shí)證檢驗(yàn)表明,經(jīng)營(yíng)單位規(guī)模對(duì)經(jīng)營(yíng)單位R&D支出有顯著正影響。[5]Kumar、Saqib通過調(diào)查和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)支出同規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。[6]Yasuda、Takehi以日本制造企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)證明了公司規(guī)模等對(duì)公司成長(zhǎng)中的R&D 行為存在著確定性影響。[7]國(guó)內(nèi)關(guān)于創(chuàng)新投入強(qiáng)度與企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的研究并不多見,尤其是利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析的實(shí)證研究就更少。柴俊武、萬迪昉以西安市近800家企業(yè)為研究對(duì)象,應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行了相關(guān)研究,發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新物質(zhì)資本投入與企業(yè)規(guī)模之間呈“倒U”型關(guān)系。[8]朱恒鵬使用國(guó)內(nèi)10個(gè)省市800余家民營(yíng)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與民營(yíng)企業(yè)研發(fā)支出強(qiáng)度之間呈現(xiàn)較明顯的“倒U”型。[9]安同良等以江蘇省制造業(yè)企業(yè)為樣本,考察企業(yè)所處行業(yè)、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)所有制等因素對(duì)企業(yè)R&D 行為的影響,發(fā)現(xiàn)江蘇小公司、中型公司、大公司的R&D 強(qiáng)度趨勢(shì)存在著明確的傾斜的V型結(jié)構(gòu)關(guān)系。[10]羅紹德、劉春光以制造業(yè)為樣本研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)規(guī)模成反比。[11]孫曉華、田曉芳運(yùn)用2006年中國(guó)37個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和資本密集度等因素對(duì)創(chuàng)新能力的影響，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)明顯的“倒U”型關(guān)系。[12]劉小元、李永壯基于中國(guó)創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與研發(fā)強(qiáng)度顯著正相關(guān)。[13]

值得注意的是，這些研究基本都是基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，從企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入角度出發(fā)，來檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入之間的線性因果關(guān)系，并且所采用的定量方法主要是運(yùn)用一般的回歸方法(包括OLS方法、離散選擇模型方法和面板數(shù)據(jù)模型方法等)，從條件期望的角度分析企業(yè)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入之間的關(guān)系與特征，但缺乏從企業(yè)規(guī)模對(duì)于創(chuàng)新投入強(qiáng)度的異質(zhì)性邊際影響角度進(jìn)行分析，從微觀層面檢驗(yàn)熊彼特關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能力與企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系，并據(jù)此分別考察企業(yè)各種水平創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度與人力投入強(qiáng)度隨企業(yè)規(guī)模的變化效應(yīng)、特征及相互關(guān)系，就具有極為重大的現(xiàn)實(shí)意義。然而，目前國(guó)內(nèi)極少見從技術(shù)創(chuàng)新投入角度出發(fā)，運(yùn)用能夠揭示企業(yè)規(guī)模對(duì)于創(chuàng)新投入強(qiáng)度的異質(zhì)性邊際影響的分位點(diǎn)回歸方法，來對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系特征進(jìn)行深入研究。因此，本文采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)相關(guān)結(jié)果更加全面地解釋、說明與完善熊彼特(Schumpeter)關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能力與企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系，以求豐富該領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容。

二、理論分析

R&D一般被用來代表知識(shí)資產(chǎn)的投資情況。熊彼特明確指出，創(chuàng)新是一種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，具有獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)因素和影響。

熊彼特認(rèn)為技術(shù)變革是一個(gè)創(chuàng)造性的破壞過程。潛在的典型創(chuàng)新者為新成立的小公司，這些小公司受到的阻止非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)(例如產(chǎn)品創(chuàng)新)的協(xié)議約束較少。[14]此外，為了保持活力，其遵循創(chuàng)新戰(zhàn)略的激勵(lì)更大。因此，小公司可以有更多的創(chuàng)新。

熊彼特強(qiáng)調(diào)技術(shù)變革是一個(gè)創(chuàng)造性的積累過程。[15]新創(chuàng)新者的作用是有限的，少數(shù)公司將市場(chǎng)分割為一個(gè)穩(wěn)定的寡頭壟斷市場(chǎng)。規(guī)模較大的公司較之小公司，更具市場(chǎng)力量，因而在創(chuàng)新時(shí)處于優(yōu)勢(shì)地位，即市場(chǎng)力量是創(chuàng)新的必要條件，公司應(yīng)該具有某種形式的事后市場(chǎng)力量，以防止仿制的新產(chǎn)品和新工藝，從而能夠收回R&D投入。大公司由于在確保法律保護(hù)上也更具優(yōu)勢(shì)，這也將提供充足的短期市場(chǎng)力量，從而有效激勵(lì)R&D投入。若無任何保護(hù)，大公司可能不會(huì)投資于創(chuàng)新活動(dòng)，也就沒有技術(shù)改變。事前的市場(chǎng)力量能有效降低R&D投資的不確定性破壞激勵(lì)，從而有利于創(chuàng)新?；谏鲜龇治?，熊彼特認(rèn)為，只有大公司可以誘導(dǎo)技術(shù)變革，因?yàn)樵诟?jìng)爭(zhēng)如此激烈的環(huán)境中，小公司將資源花費(fèi)在R&D上過于危險(xiǎn)。

此外，Galbraith和Kraft認(rèn)為，規(guī)模較大的公司有大量的R&D項(xiàng)目，因此更具分散風(fēng)險(xiǎn)的能力。[16-17]如果不同的項(xiàng)目成功的概率是不相關(guān)的，那么研究和開發(fā)項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)隨著項(xiàng)目數(shù)量的增加而降低。因此，公司規(guī)模越大，研究和開發(fā)項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)越小。競(jìng)爭(zhēng)力較小的企業(yè)可能有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避性，在項(xiàng)目融資時(shí)有更大的困難，從而無法充分獲得創(chuàng)新活動(dòng)的收益。

三、模型設(shè)定與變量選取

1.分位數(shù)回歸方法

自Koenker和Bassett[18]首次提出分位數(shù)回歸(Quantile Regression)方法以來，其在經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證研究中得到了廣泛應(yīng)用。傳統(tǒng)的OLS方法有著極為嚴(yán)格的約束條件，并且當(dāng)樣本存在異常值時(shí)，對(duì)回歸結(jié)果的影響較大。另外，OLS方法僅能度量自變量對(duì)于因變量的平均邊際效應(yīng)，無法得到自變量處在不同水平時(shí)，對(duì)因變量所帶來的不同程度的影響。分位數(shù)回歸方法的假設(shè)約束條件則更為寬松，尤其當(dāng)誤差項(xiàng)為非正態(tài)分布時(shí)，分位數(shù)回歸估計(jì)量更為有效、穩(wěn)健?？梢哉f，分位數(shù)回歸方法彌補(bǔ)了傳統(tǒng)OLS方法的諸多不足。同時(shí)，該方法還可以度量自變量對(duì)于處在特征分布不同位置的應(yīng)變量的異質(zhì)性作用。

分位數(shù)回歸模型一般表達(dá)式如下：

Qτ(Y|X=x)=x′β(τ)

(1)

其中，Qτ(Y|X=x)為給定自變量X=x時(shí)被解釋變量Y的條件τ分位數(shù)，β(τ)是對(duì)應(yīng)被解釋變量的第τ分位數(shù)的回歸系數(shù)向量，x是解釋變量向量，τ是被解釋變量的分位點(diǎn)。

(2)

這里ρτ(·)是檢驗(yàn)函數(shù)(checkfunction),有

ρτ(yi-xi′β)=(yi-xi′β)(τ-I(yi-xi′β<0)),

I(·)為示性函數(shù)

由式(2)可知，分位數(shù)回歸是采用加權(quán)殘差絕對(duì)值之和的方法來對(duì)系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，對(duì)模型中的誤差項(xiàng)不需做特別假定。分位數(shù)回歸方法的本質(zhì)是通過分位點(diǎn)τ取0，1之間的任何值，調(diào)節(jié)回歸平面的位置和方向，估計(jì)因變量在不同分位點(diǎn)的回歸系數(shù)。它在一定程度上可代表所有樣本的信息，但更側(cè)重于具有較大異質(zhì)性的樣本數(shù)據(jù)。

Koenker將分位數(shù)回歸方法運(yùn)用于面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)中，并提出了具體估計(jì)方法及相關(guān)理論證明。[19]面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型能夠較好地結(jié)合面板數(shù)據(jù)模型與分位數(shù)回歸的各自優(yōu)點(diǎn),較之一般線性面板數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型約束條件更少，對(duì)異質(zhì)性更具包容性，估計(jì)的穩(wěn)健性更高，估計(jì)所得系數(shù)更具顯著性，回歸分析結(jié)果也更為可信。

一般情況下，面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型表達(dá)式如下：

Qτ(yi,t|xi,t,zi,t)=α(τ)i,t+xi,t′β(τ)i,t+zi,t′γ(τ)i,t

(3)

由于我們的樣本數(shù)據(jù)是混合截面數(shù)據(jù)，因此我們采用混合橫截面分位數(shù)回歸模型，形式表述如下：

Qτ(yi,t|xi,t,zi,t)=α(τ)+xi,t′β(τ)i,t+zi,t′γ(τ)i,t

(4)

其中，Qτ(yi,t|xi,t,zi,t)是給定解釋變量xij,zij時(shí)因變量Y的條件τ分位數(shù)，βτ是對(duì)應(yīng)因變量的第τ分位數(shù)的回歸系數(shù)向量，xi,t,zi,t是自變量向量，ατ為截距項(xiàng)。

2.變量選取與模型設(shè)定

一般文獻(xiàn)中，衡量企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的變量基本為創(chuàng)新活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出或創(chuàng)新人力投入，而衡量企業(yè)規(guī)模的變量則包括企業(yè)從業(yè)人數(shù)、銷售收入以及資產(chǎn)。本文在模型設(shè)定時(shí)則采用企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度(企業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占銷售收入的比例)來作為被解釋變量?？紤]到創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度變量使用了企業(yè)銷售收入*此處，我們采用朱平芳、徐偉民所設(shè)定的方法，對(duì)歷年銷售收入和科技經(jīng)費(fèi)籌集總額進(jìn)行價(jià)格平減。具體而言，將價(jià)格指數(shù)設(shè)定為消費(fèi)物價(jià)指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的加權(quán)平均值，兩者的權(quán)重分別為O.55和O.45,進(jìn)而得到實(shí)際值。[20]，此處設(shè)定的企業(yè)規(guī)模變量將選擇企業(yè)從業(yè)人數(shù)。

在解釋變量中，除了企業(yè)規(guī)模外，我們還加入了一些控制變量：(1)熊彼特經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為追求壟斷利潤(rùn)的企業(yè)是推動(dòng)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的重要力量，因此，我們可以認(rèn)為當(dāng)期企業(yè)利潤(rùn)的獲得，即企業(yè)盈利能力，對(duì)于下一期技術(shù)創(chuàng)新存在較大影響作用，選取上期的銷售利潤(rùn)率作為解釋變量也就較為合理。(2)如前所述，我們采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)代表企業(yè)規(guī)模，為了檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入強(qiáng)度之間是否存在非線性關(guān)系，我們將企業(yè)規(guī)模的二次項(xiàng)也作為解釋變量加入到模型之中。(3)人作為創(chuàng)新活動(dòng)中的主體，其支出成本直接關(guān)系到企業(yè)生產(chǎn)成本的變動(dòng)。人力成本上升，一方面會(huì)增加企業(yè)運(yùn)營(yíng)壓力，另一方面，也會(huì)倒逼企業(yè)采取各項(xiàng)積極方式，提高其技術(shù)創(chuàng)新能力，以維持企業(yè)持續(xù)發(fā)展。這里我們選取人均工資作為衡量人力成本的重要變量。(4)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)籌集能力的強(qiáng)弱直接影響到企業(yè)創(chuàng)新投入，并且由于創(chuàng)新活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)以及企業(yè)融資困難，經(jīng)費(fèi)籌集能力較強(qiáng)的企業(yè)，其創(chuàng)新活動(dòng)投入也相應(yīng)較多，因此我們選取了企業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集總額這一變量，對(duì)經(jīng)費(fèi)籌集能力與研發(fā)投入強(qiáng)度的關(guān)系加以考察。(5)企業(yè)在不同年份，可能會(huì)因?yàn)槭艿讲煌慕?jīng)濟(jì)政策、制度和環(huán)境變化等復(fù)雜因素的影響，引起創(chuàng)新投入強(qiáng)度發(fā)生改變，為此我們加入時(shí)間這一變量，以求得到不同年份對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響情況。綜合以上分析與說明，模型變量定義見表1，具體模型設(shè)定如式(4)、(5)所示：

(5)

表1 變量定義

3.數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)描述

本文采用的數(shù)據(jù)是上海市1998年至2005年大中型工業(yè)企業(yè)的8年數(shù)據(jù)。在樣本選取過程中，基于數(shù)據(jù)的完整性和可靠性原則，我們剔除了部分企業(yè)，本文最終選取了1 308家企業(yè)的年度數(shù)據(jù)(混合截面數(shù)據(jù))作為研究樣本。由于混合截面數(shù)據(jù)通過從不同時(shí)點(diǎn)在一個(gè)總體中抽取多個(gè)隨機(jī)樣本并混合起來得到，在增加樣本容量的同時(shí)，也可以獲得更為精確的估計(jì)值，從而為本文的計(jì)量分析提供有利條件。

通過對(duì)樣本中創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出這一被解釋變量的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析(見表2)，我們發(fā)現(xiàn)該變量明顯不具備正態(tài)性，JB統(tǒng)計(jì)量也大大超過了臨界值，這都充分驗(yàn)證了樣本數(shù)據(jù)的非正態(tài)性與非對(duì)稱性。因此，若我們采用OLS估計(jì)方法進(jìn)行回歸分析，會(huì)使得估計(jì)出來的系數(shù)出現(xiàn)嚴(yán)重偏誤，不利于依據(jù)回歸結(jié)果做進(jìn)一步分析。因此，我們擬采用分位數(shù)回歸方法，以求實(shí)現(xiàn)更為合理、有效的回歸結(jié)果。

表 2 被解釋變量統(tǒng)計(jì)描述

四、分析結(jié)果與評(píng)價(jià)

通過運(yùn)用R軟件，我們對(duì)所設(shè)定的計(jì)量模型(5)進(jìn)行分位數(shù)回歸，并得到了相應(yīng)如表3所示的回歸估計(jì)結(jié)果。

(1)從表3結(jié)果中可以看出，OLS的回歸結(jié)果較差，擬合優(yōu)度極低，且僅有人均工資和企業(yè)規(guī)模類型分別在5%與1%的水平上顯著，多個(gè)解釋變量顯著性較低，這說明由于樣本數(shù)據(jù)的非正態(tài)性和非對(duì)稱性，導(dǎo)致運(yùn)用OLS方法已經(jīng)對(duì)計(jì)量結(jié)果帶來較大影響。在OLS方法下，企業(yè)規(guī)模對(duì)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度之間不存在 “U”型或“倒U”關(guān)系，大型企業(yè)比中型企業(yè)創(chuàng)新支出強(qiáng)度要大。但是隨著企業(yè)人數(shù)的增加，兩者的表現(xiàn)則大不相同。大型企業(yè)規(guī)模的增大會(huì)導(dǎo)致經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的下降，而中型企業(yè)規(guī)模的增大會(huì)導(dǎo)致經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的上升。與此同時(shí)，人均工資的上漲會(huì)導(dǎo)致投入強(qiáng)度出現(xiàn)較為顯著的下降。

表3 分位數(shù)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示括號(hào)內(nèi)的t統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的水平上顯著

(2)在各個(gè)分位點(diǎn)回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)大型企業(yè)較之中型企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度普遍更高，回歸系數(shù)均為正值，且隨著分位點(diǎn)上升而逐漸增大。其中，在0.5和0.6分位點(diǎn)處系數(shù)估計(jì)結(jié)果最為顯著。這說明在創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度處在中間位置時(shí)，大型企業(yè)憑借較為雄厚的資金積累和良好的信用等級(jí)，會(huì)比中型企業(yè)有著更強(qiáng)的創(chuàng)新能力。其中的主要原因在于，大型企業(yè)由于具備內(nèi)部資金集中度高，創(chuàng)新人才實(shí)力雄厚，抗研發(fā)失敗風(fēng)險(xiǎn)能力較強(qiáng)等眾多優(yōu)勢(shì)，因而在創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出方面力度一般較大。中型企業(yè)由于面臨擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模的實(shí)際問題，需要從內(nèi)部資金中拿出部分進(jìn)行生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大，以致創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出力度不如大型企業(yè)。

圖1 不同規(guī)模類型企業(yè)對(duì)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度影響關(guān)系

圖2 不同類型企業(yè)規(guī)模與經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度關(guān)系

(3)代表企業(yè)規(guī)模的從業(yè)人數(shù)在不同規(guī)模類型的企業(yè)中，也出現(xiàn)了較大差異。中型企業(yè)在不同分位點(diǎn)處，一次項(xiàng)和二次項(xiàng)回歸系數(shù)符號(hào)基本為正號(hào)——僅在高分位點(diǎn)(0.8)處，二次項(xiàng)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)數(shù)，但是一次項(xiàng)系數(shù)顯著性較差，總體出現(xiàn)了較不顯著的“倒U”型關(guān)系。同時(shí)，除了在0.8分位點(diǎn)外，在0.2-0.6分位點(diǎn)之間，一次項(xiàng)系數(shù)出現(xiàn)了較為顯著的上升態(tài)勢(shì)，而二次項(xiàng)系數(shù)呈現(xiàn)先增后減的特點(diǎn)。這說明經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度越大，企業(yè)人數(shù)的增加具有更強(qiáng)的正向作用，但是這種遞增的“速度”，在低分位點(diǎn)持續(xù)增加，在中高分位點(diǎn)則開始降低。另外一方面，大型企業(yè)在各個(gè)分位點(diǎn)處出現(xiàn)了截然不同的結(jié)果，一次項(xiàng)系數(shù)符號(hào)始終為負(fù)，而二次項(xiàng)系數(shù)符號(hào)則在中低分位點(diǎn)處(0.2-0.5)為正號(hào)，在高分位點(diǎn)(0.6-0.8)處變?yōu)樨?fù)號(hào)。因此，結(jié)合表3中回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)大型企業(yè)在中低分位點(diǎn)(0.2-0.5)處，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度之間出現(xiàn)了不同顯著強(qiáng)度的“U”型關(guān)系。但是，在高分位點(diǎn)處這一關(guān)系消失，一次項(xiàng)與二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值符號(hào)均為負(fù)且數(shù)值遞減。這反映出在經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的中低分位點(diǎn)處，大型企業(yè)的規(guī)模變化與支出強(qiáng)度之間并不只是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，企業(yè)規(guī)模越大，創(chuàng)新支出就越少，但是超過一定臨界值后，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)會(huì)隨著規(guī)模的持續(xù)增加而加大。然而在高分位點(diǎn)處(0.6-0.8)，大型企業(yè)規(guī)模的繼續(xù)擴(kuò)大，則會(huì)對(duì)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度帶來較大負(fù)面影響。其主要原因可能在于，企業(yè)規(guī)模越大，經(jīng)營(yíng)管理層級(jí)也會(huì)越多，經(jīng)營(yíng)決策者的反應(yīng)速度就會(huì)變慢，企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)也更趨保守，而規(guī)模過大也會(huì)加重企業(yè)運(yùn)營(yíng)成本，降低決策效率，從而造成對(duì)企業(yè)研發(fā)支出的較大負(fù)面影響。

(4)控制變量中，人均工資這一變量在各個(gè)分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)符號(hào)出現(xiàn)反復(fù)，但是僅在低分位點(diǎn)處存在10%水平的顯著性?？傮w而言，在低分位點(diǎn)系數(shù)為正，而在中高分位點(diǎn)則為負(fù)。說明在低分位點(diǎn)處，由于經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度較小，企業(yè)往往會(huì)通過引進(jìn)高端技術(shù)人才并提供高薪的辦法，加大對(duì)創(chuàng)新研發(fā)的投入，因此人均工資上漲會(huì)帶動(dòng)支出強(qiáng)度的提升。然而上升到了高分位點(diǎn)，人力成本的持續(xù)上漲使得企業(yè)必須加以全面考慮，同時(shí)各種財(cái)務(wù)約束和限制，也使得企業(yè)只有通過減少創(chuàng)新支出才能填補(bǔ)企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本的額外開銷。從人均工資變量在中高分位點(diǎn)處的回歸系數(shù)來看，還可以發(fā)現(xiàn)系數(shù)估計(jì)值是逐漸減小的，也說明人力成本對(duì)中高分位點(diǎn)的經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的負(fù)面影響也是逐漸增大的。

(5)另外一個(gè)控制變量上一期的銷售利潤(rùn)率，在各個(gè)分位點(diǎn)處系數(shù)估計(jì)值顯著性都很弱，總體則呈現(xiàn)出在中低分位點(diǎn)處系數(shù)符號(hào)為負(fù)，且數(shù)值遞減，而在高分位點(diǎn)處符號(hào)為正，且數(shù)值遞增的態(tài)勢(shì)。雖然估計(jì)值并不顯著，但是所出現(xiàn)的這種現(xiàn)象也值得繼續(xù)深入分析。我們認(rèn)為原因在于創(chuàng)新活動(dòng)本身具備高風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)，研發(fā)支出強(qiáng)度較小的企業(yè)，可能對(duì)創(chuàng)新研發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)較為敏感，因此往往采取“嘗試性”的研發(fā)策略。這類企業(yè)一旦獲得了豐厚利潤(rùn)，便會(huì)在下期將資金進(jìn)行實(shí)物資產(chǎn)投入，導(dǎo)致R&D支出動(dòng)力不足。另外的原因則可能在于上期利潤(rùn)率的上升會(huì)導(dǎo)致企業(yè)為了繼續(xù)保持利潤(rùn)率增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，在研發(fā)支出方面采取保守策略，而在下一期降低投入強(qiáng)度。另外一方面，創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度較大的企業(yè)，往往是創(chuàng)新性技術(shù)企業(yè)，其經(jīng)營(yíng)管理者大都具備很強(qiáng)的創(chuàng)新意識(shí)，本身對(duì)創(chuàng)新研發(fā)就極為重視，而企業(yè)本身可能也已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了通過技術(shù)創(chuàng)新等活動(dòng)來增強(qiáng)盈利能力的目標(biāo)，在盈利與創(chuàng)新之間形成了較好的良性循環(huán)，因此利潤(rùn)率的上升會(huì)加大創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)的支出總額。

(6)從時(shí)間維度來看，2001年與2003年的系數(shù)估計(jì)值在各個(gè)分位點(diǎn)上均不顯著,2000年估計(jì)值僅在0.4分位點(diǎn)處出現(xiàn)10%的顯著性。2002年系數(shù)估計(jì)值僅在低分位點(diǎn)(0.2)處顯著性較低，在其余分位點(diǎn)處均出現(xiàn)了不同程度的顯著性正相關(guān)關(guān)系，這主要是因?yàn)?002年上海市人大修改通過了《上海市鼓勵(lì)引進(jìn)技術(shù)的吸收與創(chuàng)新規(guī)定》，有力地促進(jìn)了企業(yè)的各項(xiàng)創(chuàng)新活動(dòng)。

除了0.9分位點(diǎn)外，在其余分位點(diǎn)上，隨著時(shí)間的推移，企業(yè)均會(huì)增加研發(fā)投入支出。其中，在2002與2004年，除0.1、0.4、0.8與0.9分位點(diǎn)外，其余分位點(diǎn)均較為顯著。而在2004年中小企業(yè)板在深圳交易所推出，這些相關(guān)支持、鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新政策的出臺(tái)，激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新的熱情，降低了外部融資的交易成本，稅負(fù)的減少也減輕了企業(yè)的負(fù)擔(dān)，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力也得到加強(qiáng)。

五、主要結(jié)論

本文運(yùn)用分位數(shù)回歸模型，對(duì)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)支出強(qiáng)度之間的關(guān)系進(jìn)行了分析與研究，實(shí)證分析主要結(jié)果如下：

(1)在各個(gè)分位點(diǎn)回歸結(jié)果中，筆者發(fā)現(xiàn)大型企業(yè)較之中型企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度普遍更高。回歸估計(jì)系數(shù)均為正值，并隨著分位點(diǎn)上升而逐漸增大，且創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出處在中間強(qiáng)度時(shí)，大型企業(yè)的優(yōu)勢(shì)更為顯著。

(2)代表企業(yè)規(guī)模的從業(yè)人數(shù)系數(shù)估計(jì)值在不同規(guī)模類型的企業(yè)中，出現(xiàn)了較大差異，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的作用出現(xiàn)截然相反的兩種情況。中型企業(yè)隨著規(guī)模上升，研發(fā)支出強(qiáng)度持續(xù)加大，僅在高分位點(diǎn)處出現(xiàn)了較不顯著的“倒U”型關(guān)系。與此不同，大型企業(yè)在中低分位點(diǎn)處出現(xiàn)了不同顯著強(qiáng)度的“U”型關(guān)系，而在高分位點(diǎn)處則呈現(xiàn)較不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(3)人均工資的上漲，對(duì)于創(chuàng)新支出強(qiáng)度不同的企業(yè)，會(huì)產(chǎn)生不同的影響作用。企業(yè)上期利潤(rùn)率對(duì)企業(yè)創(chuàng)新支出強(qiáng)度并未有顯著作用。同時(shí)，某些特定年份，不同支出強(qiáng)度的企業(yè)出現(xiàn)差異。

結(jié)合本文的實(shí)證結(jié)果，筆者提出如下建議：

第一，大企業(yè)要充分利用其擁有眾多高素質(zhì)創(chuàng)新人才和先進(jìn)設(shè)備，以及融資渠道暢通，具有較強(qiáng)信貸能力等優(yōu)勢(shì)，發(fā)揮創(chuàng)新方面的示范效應(yīng)，營(yíng)造良好的創(chuàng)新格局。

第二，中型企業(yè)要發(fā)揮其管理層創(chuàng)新意識(shí)相對(duì)更強(qiáng)，經(jīng)營(yíng)機(jī)制更為靈活，組織結(jié)構(gòu)更為高效的特點(diǎn)，努力實(shí)現(xiàn)通過創(chuàng)新取得良好收益績(jī)效的目標(biāo)。

第三，不同類型企業(yè)都要根據(jù)自身規(guī)模和研發(fā)支出強(qiáng)度實(shí)際情況，結(jié)合企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)，在企業(yè)內(nèi)部做好人力、物力、財(cái)力的合理配置。同時(shí)，充分利用國(guó)家技術(shù)創(chuàng)新政策，充分發(fā)揮出自身的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

需要特別指出的是：由于數(shù)據(jù)可得性的原因，有些可能會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新支出強(qiáng)度有很好解釋關(guān)系的變量未能加入模型中，這也在一定程度上減弱了模型的解釋能力，因此，采用何種方法更好地得到回歸結(jié)果是筆者下一步有待研究解決的問題。此外，在采用分位數(shù)回歸研究中，如何將面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)和分位數(shù)回歸方法結(jié)合起來，或采用無條件分位數(shù)的方法進(jìn)行研究，也是下一步需要著重解決的問題。

[1] Scherer.Using Linked Patent and R&D Data to Measure Interindustry Technology Flows[J].The American Economic Review,1965(5):1097-1125.

[2] Schere.On the nature and function of emotion:A component process approach.Approaches to emotion[M].London:Psychology Press,1984:293-318.

[3] Cohen,Levin.Empirical Studies of Innovation and Market Structure[J].Handbook of Industrial Organization,1989(2):1059-1107.

[4] Cohen,Klepper.The Tradeoff between Firm Size and Diversity in the Pursuit of Technological Progress[J].Small business economics,1992(1):1-14.

[5] Cohen,Klepper.A Reprise of Size and R&D[J].The Economic Journal,1996(106):925-951.

[6] Kumar,Saqib.Firm Size,Opportunities for Adaptation,and In-house R&D Activity in Developing Countries:The Case of Indian Manufacturing[J].Research Policy,1996(5):712-722.

[7] Takehiko,Yasuda.Firm growth,size,age and behavior in Japanese manufacturing[J].Small Business Economics,2005,24(1):1-15.

[8] 紫俊武，萬迪昉.企業(yè)規(guī)模與R&D投入強(qiáng)度關(guān)系的實(shí)證分析[J].科學(xué)學(xué)研究，2003(1)：58-62.

[9] 朱恒鵬.企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)力量與民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為[J].世界經(jīng)濟(jì)，2006(12):41-52.

[10] 安同良,施浩,Alcorta.中國(guó)制造業(yè)企業(yè)R&D行為模式的觀測(cè)與實(shí)證——基于江蘇省制造業(yè)企業(yè)問卷調(diào)查的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006(2):21-30.

[11] 羅紹德,劉春.企業(yè)R&D投入活動(dòng)的影響因素分析——基于企業(yè)財(cái)務(wù)資源觀[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐,2009(1):56-60.

[12] 孫曉華,田曉芳.企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新能力——來自中國(guó)37個(gè)工業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].大連理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版,2009(2):29-33.

[13] 劉小元,李永壯.董事會(huì)、資源約束與創(chuàng)新環(huán)境影響下的創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度——來自創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的證據(jù)[J].軟科學(xué),2009(6):99-104.

[14] 熊彼特.經(jīng)濟(jì)發(fā)展理[M].北京:商務(wù)印書館,1990.

[15] 熊彼特.資本主義、社會(huì)主義與民主[M].北京:商務(wù)印書館,1999.

[16] 加爾布雷斯.美國(guó)資本主義:抗衡力量的概念[M].北京:華夏出版社,2008.

[17] Kraft.Market Structure,Firm Characteristics and Innovative Activity[J].The Journal of Industrial Economics,1998(3):329-336.

[18] Koenker and Bassett.Regression Quantiles[J].Econometrica,1978(46):33-50.

[19] Koenker R.Quantile regression for Longitudinal Data[J].Journal of Multivariate Analysis,2004(91):74-89.

[20] 朱平芳,徐偉民.政府的科技激勵(lì)政策對(duì)大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入及其專利產(chǎn)出的影響——上海市的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003(6):45-53.