李大軍，黨興華，張優(yōu)智

(西安理工大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 西安 710054)

企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系是創(chuàng)新理論的經(jīng)典主題之一，自從熊彼特的《資本主義、社會主義與民主》一文發(fā)表后，經(jīng)濟學家圍繞企業(yè)規(guī)模和創(chuàng)新績效展開了大量研究，取得了豐富的研究成果。文獻考察表明，企業(yè)規(guī)模的提升能夠取得良好的創(chuàng)新績效，而有些企業(yè)則無法取得預期的效果。與西方國家相比，我國企業(yè)所處的市場經(jīng)濟和工業(yè)化階段并不完全相同[1]。企業(yè)規(guī)模受到特定技術(shù)和市場的共同作用，能否在規(guī)模變化中獲取競爭優(yōu)勢，是創(chuàng)新績效良性發(fā)展的重要條件。本研究分析了我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的影響機理，通過企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的實證數(shù)據(jù)分析，找出其中的內(nèi)在機制和發(fā)展規(guī)律性，進而對影響創(chuàng)新績效的因素進行探討，深入辨析了產(chǎn)生上述結(jié)果的原因。

1 理論與假說

一般認為，企業(yè)的規(guī)模分布具有內(nèi)在的自然屬性。經(jīng)濟學家利用不同國別的數(shù)據(jù)和方法，從不同角度對發(fā)達國家企業(yè)規(guī)模分布進行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模總體上服從齊夫定律。Fujiwara(2004)[2]利用1992—2001年間45個歐洲國家約26萬個企業(yè)層面的樣本數(shù)據(jù)，分別以總資產(chǎn)貢獻率、產(chǎn)品銷售收入和企業(yè)在冊員工人數(shù)為指標度量了這些國家的企業(yè)規(guī)模分布情況，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模分布總體上遵循齊夫定律。在此基礎(chǔ)上，Luttmer(2007)[3]以2002年美國經(jīng)濟分析局的企業(yè)層面數(shù)據(jù)為樣本，利用最大似然估計法發(fā)現(xiàn)了不同度量指標的企業(yè)規(guī)模在總體上均服從齊夫定律。相同的結(jié)論也被Gabaix & Landier(2008)[4]進一步證實，他們利用2004年美國企業(yè)500強的數(shù)據(jù)，以企業(yè)市值為度量指標，再一次印證了美國大企業(yè)的規(guī)模分布服從齊夫定律。相關(guān)國內(nèi)文獻較少，一些學者主要從企業(yè)個體角度探討企業(yè)規(guī)模的分布。方明月和聶輝華(2008)[5]利用2001—2003年全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)構(gòu)成的平衡面板數(shù)據(jù)檢驗了決定中國企業(yè)規(guī)模的因素，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與資產(chǎn)專用性、創(chuàng)新、企業(yè)利潤和產(chǎn)權(quán)保護程度高度正相關(guān)。他們進一步運用1999—2005年中國全部國有和規(guī)模以上工業(yè)①企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以銷售額作為度量企業(yè)規(guī)模的主要指標，發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)企業(yè)總體規(guī)模分布偏離了齊夫定律，國有企業(yè)是導致偏離的主要原因(方明月、聶輝華，2010)[6]。

可以看出，對企業(yè)規(guī)模分布的研究主要以發(fā)達國家為背景，對發(fā)展中國家，特別是中國的研究較少。我們亟需知道新時期中國的企業(yè)規(guī)模分布是否符合齊夫定律，什么樣的企業(yè)規(guī)模分布才能有效改善創(chuàng)新績效。為了回答這些問題，本研究借鑒齊夫定律(Zipf，1949)[7]和Cabral & Mata(2003)[8]對企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的研究思路，視企業(yè)規(guī)模為一個不斷調(diào)整的過程，在這個過程中設(shè)企業(yè)規(guī)模變化服從X-N(μ,σ2)，(Okuyama，1999[9]；Fujiwara，2004[10]；Luttmer，2007[11])，則基于企業(yè)規(guī)模變化的齊夫定律可表示為：

(1)

其中，X表示企業(yè)規(guī)模，μ為企業(yè)規(guī)模變化總體期望，不同的企業(yè)規(guī)模具有不同的μ，但對某一企業(yè)規(guī)模的μ是一個常數(shù)，σ為企業(yè)規(guī)?？傮w標準差，不同的企業(yè)規(guī)模具有不同的σ，但對某一企業(yè)規(guī)模的σ是一個常數(shù)。我們借鑒Gabaix，2008[12]的做法，令I(lǐng)(μ)為最優(yōu)創(chuàng)新績效增長率，則創(chuàng)新績效可以表示為規(guī)模期望與方差的函數(shù)，即：

(2)

(3)

(4)

(5)

依據(jù)方程(2)、(3)、(5)的分析結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)：1)創(chuàng)新績效與企業(yè)規(guī)?？傮w期望無關(guān)。此時的企業(yè)規(guī)模表現(xiàn)出創(chuàng)新績效無偏性特征。即企業(yè)規(guī)模總體期望對創(chuàng)新績效增長率沒有影響。但從長期看，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效變化之間的替代作用隨著創(chuàng)新投入強度的提高而降低。2)不同行業(yè)[注]戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)包括：石油工業(yè)、石化工業(yè)、船舶及浮動裝置制造、航空航天器制造、核工業(yè)、武器彈藥制造、電力工業(yè)、鐵路運輸業(yè)、航空運輸業(yè)、電信和其他信息傳輸服務業(yè)等。特征之間的企業(yè)規(guī)模是以漸進有效估計形式影響創(chuàng)新績效的。戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)規(guī)模主要來自于產(chǎn)業(yè)政策和技術(shù)創(chuàng)新的影響，而受市場需求的作用較小。競爭性產(chǎn)業(yè)[注]競爭性產(chǎn)業(yè)包括：煤碳工業(yè)、冶金工業(yè)、建材工業(yè)、化學工業(yè)、森林工業(yè)、食品工業(yè)、紡織工業(yè)、機械工業(yè)、電子工業(yè)、建筑業(yè)、道路運輸業(yè)、水上運輸業(yè)、管道及其他運輸業(yè)、倉儲業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)信息服務、計算機服務業(yè)、軟件業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售、食宿和餐飲業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、煙草工業(yè)、郵政業(yè)、金融業(yè)等。中的企業(yè)規(guī)模受到自主創(chuàng)新動力的影響，而自主創(chuàng)新動力主要來源于市場競爭，使用價格競爭手段獲取非壟斷利潤，因此其技術(shù)創(chuàng)新投入相對較少。根據(jù)②可以刻畫出戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)和競爭性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效變化的特征。若創(chuàng)新績效函數(shù)滿足方程，為：

(6)

其中，f(Ci,Mj)表示創(chuàng)新績效函數(shù)，C(t)表示競爭性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)規(guī)模函數(shù)，M(t)表示戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)規(guī)模函數(shù)，g(Ci,Mj)表示產(chǎn)業(yè)政策變量，D表示企業(yè)規(guī)模函數(shù)變化區(qū)間。

(7)

(8)

(9)

將方程(9)帶入到方程(7)，對創(chuàng)新績效函數(shù)f(Ci,Mj)作二階展開，得：

(10)

f(Ci,Mj)=-[L(Ci,Ci)g2(Mj)-

2L(Ci,Mj)g(Ci)g(Mj)+

L(Mj,Mj)g2(Mj)]

(11)

3) 戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)擁有較多的創(chuàng)新資源，具有研究開發(fā)的規(guī)模經(jīng)濟效益和較好的風險承擔能力，能夠在創(chuàng)新上形成規(guī)模效應。相比較而言，競爭性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)機制靈活，有利于應對環(huán)境的變化，如果企業(yè)能夠通過技術(shù)創(chuàng)新獲得成本降低，獲得成本下降的收益。因此競爭性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)更具創(chuàng)新效率，能夠顯著提升創(chuàng)新績效。

4) 作為戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，由于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的國家特性和政策干預，企業(yè)的整體規(guī)模已達到或超過最小有效規(guī)模，企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的提升是有限的。隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，平均生產(chǎn)成本持續(xù)下降，平均交易成本不斷上升，意味著企業(yè)規(guī)模的擴大對生產(chǎn)經(jīng)營和內(nèi)部組織管理的難度不斷增加，資源配置無效率且不利于技術(shù)進步。企業(yè)規(guī)模擴大帶來的創(chuàng)新績效有限度的提升，導致創(chuàng)新績效隨著企業(yè)規(guī)模的不斷增大而趨緩。

基于此，本研究在2)、4)的基礎(chǔ)上，分析產(chǎn)業(yè)政策對不同所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)規(guī)模的創(chuàng)新績效的影響。設(shè)ε表示不同所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)規(guī)模參數(shù)，若企業(yè)規(guī)模函數(shù)為φ(x)，則：

(12)

(13)

其中，F(xiàn)(εi)表示不同所有制結(jié)構(gòu)下的創(chuàng)新績效，根據(jù)方程(13)可得：

(14)

從方程(14)可以看出，創(chuàng)新績效變化受制于不同所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)規(guī)模參數(shù)ε2和企業(yè)規(guī)模的漸進有效估計參數(shù)σ2的影響。在特定的所有制結(jié)構(gòu)條件下，σ2越大，創(chuàng)新績效的正向效應越不顯著。盡管在實際中還要進一步考慮技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)政策等因素的影響，但總體上可以推斷在不同所有制結(jié)構(gòu)條件下企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效變化的影響顯著程度是不同的。從上述分析不難看出：

5) 在不同所有制結(jié)構(gòu)條件下，產(chǎn)業(yè)政策對創(chuàng)新績效的影響是不同的。國有企業(yè)和民營企業(yè)由于研發(fā)資源稟賦的不同，當產(chǎn)業(yè)政策導致的技術(shù)創(chuàng)新不但降低了生產(chǎn)成本，而且提高了利潤率和生產(chǎn)效率時，產(chǎn)業(yè)政策的影響能夠提升創(chuàng)新績效；當產(chǎn)業(yè)政策導致的技術(shù)創(chuàng)新的投入大于產(chǎn)出，同時受產(chǎn)業(yè)政策影響的其他投資擠占創(chuàng)新資源，企業(yè)的利潤率和生產(chǎn)效率會降低，產(chǎn)業(yè)政策的影響不能夠有效地提升創(chuàng)新績效。

6) 相對于民營企業(yè)來說，產(chǎn)權(quán)關(guān)系和非經(jīng)濟職能決定國有企業(yè)的規(guī)模是政府干預的結(jié)果，而這種干預必然會導致創(chuàng)新績效的低下。國有企業(yè)內(nèi)部的低效率要求引進競爭以提高效率，只有允許較多民營企業(yè)發(fā)揮競爭機制的作用才能提升創(chuàng)新績效(Zenger，2004)[15]。也就是說，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的關(guān)系要以一定的產(chǎn)權(quán)關(guān)系為條件，單純的規(guī)?；⒉灰欢軌虮ＷC達到最優(yōu)創(chuàng)新績效。

綜合以上得到假說，為：

假說1：競爭性產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系是不同的。戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效呈倒U型關(guān)系，而競爭性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效表現(xiàn)為正 U 型關(guān)系。

假說2：創(chuàng)新績效變化受企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的影響。民營企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效具有顯著的正向效應，國有企業(yè)受到資源配置效率和產(chǎn)權(quán)關(guān)系等因素的影響，企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的正向效應不顯著。

2 模型構(gòu)建

根據(jù)Zipf(1949)[7]和Short & Keasey(1999)[16]的做法，企業(yè)規(guī)模、治理目標、市場勢力、行業(yè)特征、兩權(quán)分離、所有制結(jié)構(gòu)等均被視為影響創(chuàng)新績效的因素。本研究基于這個思路，建立計量模型方程，為：

RNPVi,t=α+β1(SIZEi,t)+ρXi,t+θD+εi,t

(15)

RNPVi,t=α+β1(SIZEi,t)+β2(SIZEi,t)2+β3(CONCi,t)+β4(MPOWi,t)+β5(INDUi,t)+θ1D_INDU+θ2D_STRU+θ3D_YEAR+εi,t

(16)

本研究選取的被解釋變量是新產(chǎn)品產(chǎn)值率(RNPV)，選取新產(chǎn)品產(chǎn)值率的依據(jù)是盡量剔除企業(yè)經(jīng)營中其他收入的干擾，能較好地體現(xiàn)出不同企業(yè)規(guī)模所反映的創(chuàng)新績效。

衡量企業(yè)規(guī)模的解釋變量主要是主營業(yè)務收入(SIZE)。Scherer(1965)[17]認為主營業(yè)務收入與生產(chǎn)要素構(gòu)成比例是中立的，因此主營業(yè)務收入是較好的表示公司規(guī)模的代理變量。

衡量企業(yè)治理目標的控制變量主要是股權(quán)集中度(CONC)，即前五大股東持股比例，不同的企業(yè)治理目標對應不同的股權(quán)集中度(Brickley、Lease & Smith，1988)[18]。

衡量市場勢力的控制變量是銷售產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重(MPOW)，Weiss(1963)[19]分析了市場勢力變化的代理變量，認為產(chǎn)品銷售率越高，企業(yè)的市場勢力就越大。本研究用銷售產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重(MPOW)作為度量市場勢力的代理變量。

衡量行業(yè)特征的控制變量主要是行業(yè)資本密集度。在本研究中用人均資本(INDU)作為行業(yè)特征的代理變量。

本研究參照Coles(2001)[20]和劉小玄(2004)[21]的做法，分別利用虛擬變量D_SEP和D_OWN來測度兩權(quán)分離和所有制結(jié)構(gòu)指標。若兩權(quán)實現(xiàn)分離，變量取值為0，若兩權(quán)部分合一，變量取值為0.5，若兩權(quán)實現(xiàn)合一，變量取值為1。在所有制結(jié)構(gòu)變量中，國有變量取值為1；民營企業(yè)變量取值為0。此外，本研究引入年度虛擬變量(D_YEAR)來控制各個企業(yè)共同面臨的外部宏觀環(huán)境變化。

3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

由于2002年國家統(tǒng)計局對《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》(GB/T4754-94)國家標準進行了修訂，本文為了統(tǒng)一口徑，全部采用《RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫》2003-2010年間概念板塊列表中的行業(yè)題材和產(chǎn)業(yè)板塊統(tǒng)計數(shù)據(jù)。本研究選取了160家企業(yè)作為研究樣本。這些企業(yè)經(jīng)營時間較長，其規(guī)模具有廣泛的代表性。經(jīng)處理后，得到了一個在8年里共1280個觀察值的面板數(shù)據(jù)(如表1所示)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

4 計量結(jié)果分析

面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式：混合OLS模型、固定效應模型和隨機效應模型。根據(jù)方程(1)，三種估計方法的檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 混合OLS估計、固定效應估計、隨機效應估計的檢驗結(jié)果

從表2可以看出F檢驗Prob>F=0.002 6，固定效應模型優(yōu)于混合估計模型。BP檢驗Prob>chi2=0.006 5，隨機效應模型優(yōu)于混合估計模型。Hausman檢驗Prob>chi2=0.096 1，采用隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型。另外，從模型的擬合度來看，隨機效應模型(R2=0.713 8)優(yōu)于混合估計模型(R2=0.651 7)和固定效應模型(R2=0.689 4)，鑒于此，本研究選取隨機效應模型作為方程(1)的估計方法。

表3列示了方程(16)采用隨機效應估計的結(jié)果。其中，列(1)是以戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值率為被解釋變量的回歸結(jié)果；列(2)是以競爭性產(chǎn)業(yè)中企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值率為被解釋變量的回歸結(jié)果；列(3)是以國有企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值率為被解釋變量的回歸結(jié)果；列(4)是以民營企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值率為被解釋變量的回歸結(jié)果。

表3 企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的計量模型回歸結(jié)果

從列(1)可以看出，在控制了股權(quán)集中度、市場勢力和行業(yè)特征三個變量的條件下，主營業(yè)務收入每提高1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值率下降0.2475%，且在10%的水平上顯著。也就是說，戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效具有顯著的負向效應。把企業(yè)規(guī)模的平方項作為模型的解釋變量時，該變量顯著，但是企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的效應是遞減的，即企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間存在著倒U型關(guān)系。這個結(jié)論與多數(shù)國內(nèi)外的研究結(jié)論不一致，說明戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)中企業(yè)規(guī)模地擴大不利于創(chuàng)新績效的提升。相對于原始創(chuàng)新所形成的高固定成本和沉沒成本來講，引進新產(chǎn)品和新工藝進行創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化成本較低，創(chuàng)新活動本質(zhì)上需要大量資金的支持，且未來預期的不確定性較大。為了鞏固市場競爭力，企業(yè)寧愿引進創(chuàng)新，也不愿意冒險進行原始創(chuàng)新。伴隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴大，引進創(chuàng)新所形成的超額利潤遠遠高于原始創(chuàng)新所形成的預期利潤，獲取高回報的利潤動機促使企業(yè)將更多的R&D投入用于引進創(chuàng)新，通過與創(chuàng)新無關(guān)的套利行為使新產(chǎn)品產(chǎn)值率隨著企業(yè)規(guī)模的提升而呈現(xiàn)遞減趨勢(Lall，1992)[22]。

從列(2)可以看出，在控制了股權(quán)集中度、市場勢力和行業(yè)特征三個變量的條件下，主營業(yè)務收入每提高1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.2871%，沒有通過顯著性檢驗。也就是說，競爭性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的正向效應不顯著。但是把企業(yè)規(guī)模的平方項作為模型的解釋變量時，該變量顯著，表明企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的效應是遞增的，即企業(yè)規(guī)模與專利產(chǎn)出之間存在著正U型關(guān)系，表明競爭性產(chǎn)業(yè)中企業(yè)規(guī)模的擴大有助于創(chuàng)新績效的提升。在我國，隨著創(chuàng)業(yè)投資機制的不斷健全，競爭性產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提升有利于未來期望市場份額的擴大和投資回報的提高，獲取高回報的利潤動機促使競爭性產(chǎn)業(yè)更愿意投入創(chuàng)新(郭立宏、張武康，2011)[23]。由于企業(yè)規(guī)模的擴大對創(chuàng)新績效預期回報具有正向效應，競爭性產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)可以根據(jù)市場競爭需要自主進行和調(diào)整企業(yè)規(guī)模，據(jù)此適度提升企業(yè)競爭實力，能夠提升競爭性產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新績效(史欣向、陸正華，2010[24])。假說1得到了驗證。

從列(3)和列(4)可以看出，在加入所有制結(jié)構(gòu)變量后，國有企業(yè)主營業(yè)務收入每提高1%，導致新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.5292%，沒有通過顯著性檢驗。民營企業(yè)主營業(yè)務收入每提高1%，導致新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.8364%，且在5%的水平上顯著。造成這種現(xiàn)象可能有兩方面原因。一方面是由于稅收等一系列傾斜政策所引發(fā)的創(chuàng)新資源配置的失衡(聶輝華、譚松濤、王宇鋒，2008)[25]。長期以來，國有企業(yè)不注重創(chuàng)新和市場需求的結(jié)合，創(chuàng)新資源配置的嚴重失衡導致了國有企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性較差，進而使企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的影響隨著創(chuàng)新持續(xù)性的下降而減少。在這個過程中，國有企業(yè)所有者缺位和有效激勵監(jiān)督機制缺失是導致創(chuàng)新績效不顯著的主要因素(林毅夫、李志赟，2004)[26]。另一方面，雖然政府對民營企業(yè)創(chuàng)新投入的資金支持少于國有企業(yè)，但是民營企業(yè)可以根據(jù)市場競爭的需要自主調(diào)整企業(yè)創(chuàng)新投入，將有限的創(chuàng)新資源集中于優(yōu)勢工業(yè)領(lǐng)域，降低創(chuàng)新活動的風險和難度。在這些領(lǐng)域中，民營企業(yè)通過自身的競爭優(yōu)勢將有限的創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)化為積累性技術(shù)，并在這個基礎(chǔ)上進行適應性創(chuàng)新，這種技術(shù)特征優(yōu)勢的不斷強化能夠促使民營企業(yè)形成持續(xù)的自主創(chuàng)新能力(Boardman，Vining，1989)[27]，進而使民營企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的正效應更為顯著。假說2得到了驗證。

5 結(jié) 論

1) 通過企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的理論模型，測度了企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的影響。計量結(jié)果分析表明，戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效呈倒U型關(guān)系，而競爭性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效表現(xiàn)為正 U 型關(guān)系。

2) 創(chuàng)新績效受企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的影響。民營企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效具有顯著的正向效應，國有企業(yè)受到資源配置效率和產(chǎn)權(quán)關(guān)系等因素的影響，企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的正向效應不顯著。

企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系決定了本研究不僅具有重要的理論和學術(shù)價值，而且在提高管理決策的科學性和靈活性方面也具有重要的應用意義。應該指出的是，由于調(diào)查的局限性和數(shù)據(jù)的可得性，目前還難以證實本文研究結(jié)論對其它產(chǎn)業(yè)的適用性。另外，從現(xiàn)有的文獻看，對于企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的定量研究較為匱乏，尤其是不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和行業(yè)特征條件下企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新績效的評價仍有待于進一步的研究。

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