董 寧,金祥榮

(浙江大學經濟學院,浙江 杭州 310000)

一、文獻綜述

自Schumpeter和Backhaus[1]以來，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新的關系就一直吸引著大量學者的關注。Yin和Zuscovitch[2]指出，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)整體R&D投入關系的不確定性，來自于企業(yè)創(chuàng)新的異質性。不過，目前關于創(chuàng)新的分類并沒有統一的標準。Schumpeter和 Backhaus[1]將創(chuàng)新分為五種類型：引進新產品或對現有產品進行質的改變；過程創(chuàng)新；開辟新市場；開發(fā)原材料或其他投入的新供應來源；革新組織形式。Henderson和Clark[3]將企業(yè)創(chuàng)新分為激進式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新。Utterback[4]將技術創(chuàng)新分為產品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新，以產品生命周期理論為基礎，提出了產業(yè)創(chuàng)新動態(tài)模型，指出了產品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新和組織結構隨時間的動態(tài)發(fā)展及其對產業(yè)演化的影響。Christensen[5]則將技術創(chuàng)新分為破壞性技術創(chuàng)新和延續(xù)性技術創(chuàng)新。

這些概念雖然不完全相同，但“每對概念之間都具有很大的交叉性，而企業(yè)規(guī)模(大企業(yè)和小企業(yè))則是引起這種交叉性的重要因素”[6]。 Cohen 和 Klepper[7]認為，由于規(guī)模經濟的存在，大企業(yè)可以從過程創(chuàng)新中收益更多，且他們在利用市場地位開拓已有創(chuàng)新方面具有比較優(yōu)勢。Acs和Audretsch[8]則指出，大企業(yè)的規(guī)模經濟還可能帶來范圍經濟，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新收益。不過，隨著規(guī)模的增大，企業(yè)往往面臨著繁文縟節(jié)帶來的創(chuàng)新惰性[9]，使創(chuàng)新受到阻礙。大企業(yè)和小企業(yè)在創(chuàng)新方面各有優(yōu)劣，故在不同種類的創(chuàng)新行為中表現不同。Scherer[10]在利用美國大企業(yè)的數據對企業(yè)的過程創(chuàng)新投入比例進行回歸時，發(fā)現規(guī)模變量的系數正向顯著。Baumol[11]則指出，許多激進式創(chuàng)新都源自小企業(yè)而非大企業(yè)。

受限于數據的可得性，中國關于創(chuàng)新異質性的實證研究目前并不多見。高良謀和李宇[6]將企業(yè)創(chuàng)新分為定向性技術創(chuàng)新和非定向性技術創(chuàng)新，認為組織慣性是大企業(yè)鎖定現有技術軌道實現定向性技術創(chuàng)新的主要因素，競爭性市場是小企業(yè)突破現有技術范式實現非定向性技術創(chuàng)新的主要動因。肖海蓮等[12]將R&D投資區(qū)分為探索式創(chuàng)新投資和常規(guī)式創(chuàng)新投資，利用2006年之后中國A股上市公司R&D投資數據研究發(fā)現，探索式創(chuàng)新投資顯著地受到負債融資約束， 而常規(guī)式創(chuàng)新投資對負債融資卻不敏感。安同良等[13]對江蘇省制造業(yè)企業(yè)進行調查問卷分析，并根據公司員工人數將企業(yè)分為小企業(yè)、中型企業(yè)和大企業(yè)，通過統計實證和計量分析考察得出，小企業(yè)、中型企業(yè)和大企業(yè)的R&D強度趨勢存在著明確傾斜的V型結構關系——即非常小的企業(yè)和非常大的企業(yè)有著最高的創(chuàng)新強度。但他們同時指出，企業(yè)的規(guī)模與R&D經費在產品創(chuàng)新與工藝創(chuàng)新之間的分配并不存在必然的聯系，至少不存在強相關關系。

二、 研究設計與變量選取

(一)數據來源

本文采用2012年(第十次)全國私營企業(yè)抽樣調查數據。該項調查是在全國工商聯和國家工商行政管理總局組織下進行，調研依托各省份工商聯和工商行政管理部門，在全國范圍內按0.55%的比例，對私營企業(yè)進行多階段分層抽樣。共計劃調查4 800家私營企業(yè)，覆蓋全國31個省、市、自治區(qū)，調查企業(yè)分布于按國家統計局定義的19個行業(yè)大類。本輪調査基本反映了近年來中國私營企業(yè)經營狀況、面臨的生存環(huán)境以及未來發(fā)展趨勢。

與其他大部分相關文獻相比，本文采用該數據最大的優(yōu)勢在于，調查直接詢問了企業(yè)關于產品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的投資數額，而非被調查者的主觀感受或間接的產出度量。這樣可以更好地研究企業(yè)的行為決策。本文去除了那些總創(chuàng)新投入為零的樣本，以便研究企業(yè)的創(chuàng)新行為。

(二)關鍵指標

本次調查中分別詢問了企業(yè)在2011年新增投資中，用于新產品研發(fā)的數額和用于企業(yè)技術創(chuàng)新、工藝改造的數額。本文用前者和企業(yè)營業(yè)收入的比值度量企業(yè)的產品創(chuàng)新強度，用后者和企業(yè)營業(yè)收入的比值度量企業(yè)的過程創(chuàng)新強度。進一步，本文需要考察產品創(chuàng)新(過程創(chuàng)新)在總創(chuàng)新投入中的比重隨企業(yè)規(guī)模的變化情況。本文用產品創(chuàng)新投入與總創(chuàng)新投入的比值表示企業(yè)產品創(chuàng)新的比重。過程創(chuàng)新的比重可對稱考察。參照已有文獻的通行做法，本文將企業(yè)規(guī)模定義為企業(yè)當年的用工數，并取自然對數。

(三)模型設計

本文旨在考察企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新技術選擇的關系。但在影響企業(yè)創(chuàng)新選擇的諸多因素中，市場變化、資本構成、出口狀況以及企業(yè)主特征(如政治身份、社會地位、年齡、文化程度)等都是需要考慮的。本文建立如下線性估計模型：

Prdei=α0+α1Sizei+δ1CVi+ε1i

(1)

Prcei=β0+β1Sizei+δ2CVi+ε2i

(2)

Prdi=γ0+γ1Sizei+δ3CVi+ε3i

(3)

其中，i代表企業(yè)；ε代表擾動項。被解釋變量:Prde表示企業(yè)的產品創(chuàng)新強度；Prce表示企業(yè)的過程創(chuàng)新強度；Prd表示企業(yè)的產品創(chuàng)新在總創(chuàng)新中的比重。Size為核心解釋變量，表示企業(yè)規(guī)模，取自然對數。CV是控制變量，包括企業(yè)特征變量和企業(yè)主特征變量。

企業(yè)特征變量包括：資本構成(Foreign)，投資主體中存在外資的取值為1，否則為0；員工技術水平(Wage)，用員工平均工資衡量；企業(yè)出口(Export)，企業(yè)有出口的取值為1，否則為0；企業(yè)負債率(Debt)，用資產負債率表示；成本上漲(Cost)，當企業(yè)遭受經營成本上漲壓力，利潤空間變小，會促使一部分企業(yè)進行創(chuàng)新。若企業(yè)在2011年遭遇難以承受的原材料價格上漲則取值為1，否則為0；職業(yè)經理人(Manager)，企業(yè)日常管理由職業(yè)經理人負責時取值為1，否則為0；信貸可得性(Loan)，本文采用企業(yè)流動資金中是否含有貸款來劃分信貸可得性難易程度，若含有貸款則表明獲得信貸容易Loan=1，否則獲得信貸難Loan=0；市場需求(Damand)，本文用企業(yè)是否“受到刺激消費政策影響”來劃分企業(yè)所面臨的市場外部需求，若受到影響則取值為1，否則為0；信用環(huán)境(Cred)，本文用企業(yè)主對信用環(huán)境的滿意程度來表示，非常滿意、基本滿意、不滿意、很不滿意分別記為1、2、3、4。

企業(yè)主特征變量包括：企業(yè)主年齡(Age)，取自然對數；企業(yè)主受教育程度(Edu)，依次是小學及以下、初中、高中或中專、大專、大學和研究生，用離散數字1—6表示；企業(yè)主是否是工商聯成員(Gsl)，本文認為參與到體制內的企業(yè)主會給企業(yè)帶來一些潛在的影響，當企業(yè)主是工商聯成員時Gsl=1，否則Gsl=0。

由于本文中總創(chuàng)新由產品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新組成，故產品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的比重是對稱的，在對模型(3)進行估計后可同時得出產品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新比重隨企業(yè)規(guī)模變化的趨勢。

三、結果與分析

(一)企業(yè)規(guī)模對不同創(chuàng)新模式強度的影響

本文使用的是橫截面數據。首先需要對模型(1)進行估計。為了檢驗模型是否存在規(guī)模與創(chuàng)新的曲線關系，加入了Size的二次項。由于有較多企業(yè)產品創(chuàng)新投入為0，為了更好地估計，一般采用Tobit方法進行回歸。但“Tobit模型的一個缺陷是對分布的依賴很強，不夠穩(wěn)健。為此，在使用Tobit模型時，需要檢驗其正態(tài)性與同方差性”[14]。表1報告了Tobit估計的結果。為了進行對比，列(1)和列(2)給出了未加入控制變量的估計結果。

表1 模型(1)的Tobit估計結果

注：括號內為估計標準差：*表示p < 0.1,**表示p < 0.05,***表示p < 0.01；下同。

對Tobit的回歸結果(表1列(4))進行Tobcm檢驗，其條件矩高達379.7800，強烈拒絕擾動項服從正態(tài)分布。故考慮采用更穩(wěn)健的“歸并最小絕對離差法”(Censored Least Absolute Deviations，簡記CLAD)。筆者同時報告了未加入規(guī)模二次項和加入規(guī)模二次項的結果，并列出了未加入控制變量的結果(如表2所示)?？梢钥吹?，規(guī)模的二次項對企業(yè)的產品創(chuàng)新投入強度影響非常顯著，且一次項系數為負，二次項系數為正。筆者認為，企業(yè)的產品創(chuàng)新強度和企業(yè)規(guī)模呈U型關系，即隨著企業(yè)規(guī)模的上升，企業(yè)的產品創(chuàng)新強度先下降后上升。利用表2列(4)結果進行計算，可以得出大約在Size=6.1即企業(yè)規(guī)模為446人時，產品創(chuàng)新投入強度最小。此外，企業(yè)主的教育程度、企業(yè)面臨的成本上漲、外部需求、出口活動、信用環(huán)境(越差)等對企業(yè)的產品創(chuàng)新強度有正向影響，而企業(yè)的借貸難易和員工技術水平卻對企業(yè)的產品創(chuàng)新強度有負向影響。

表2 企業(yè)規(guī)模與企業(yè)產品創(chuàng)新強度

接著，對模型(2)進行回歸。同樣，為了檢驗模型是否存在規(guī)模與創(chuàng)新的曲線關系，加入了Size的二次項。對Tobit結果進行Tobcm檢驗，發(fā)現條件矩為505，拒絕擾動項正態(tài)分布，故考慮采用CLAD模型。由于篇幅所限，僅在表3中報告CLAD回歸的結果并在列(1)和列(2)展示未加入控制變量的結果?；貧w結果顯示，所有模型中規(guī)模的二次項影響皆不顯著，而僅加入一次項時規(guī)模的系數顯著為負。因此，本文認為，企業(yè)的過程創(chuàng)新投入強度和企業(yè)的規(guī)模呈單調負向關系，即隨著企業(yè)規(guī)模的上升，企業(yè)的過程創(chuàng)新投入強度也在不斷下降。此外，根據表3列(4)結果顯示，企業(yè)所面臨的成本上漲、出口活動及企業(yè)的員工技術水平對企業(yè)的過程創(chuàng)新投入強度有顯著正向影響，而企業(yè)的借貸難易和企業(yè)的外部需求對企業(yè)的過程創(chuàng)新強度卻有顯著負向影響。

表3 企業(yè)規(guī)模與企業(yè)過程創(chuàng)新強度

結合模型(1)的結果可以推測，企業(yè)的產品創(chuàng)新投入占總創(chuàng)新的投入比重和企業(yè)規(guī)模之間，有可能并非簡單的線性關系。這也正是本文要考察的主要內容。

(二)企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新模式選擇的影響

模型(1)和模型(2)考察的僅僅是企業(yè)不同類型創(chuàng)新投入強度與企業(yè)規(guī)模之間的關系，但本文主要關注的是企業(yè)的產品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新在企業(yè)總創(chuàng)新投入中的比重與企業(yè)規(guī)模有怎樣的關系。因此，需要對模型(3)進行估計。為了檢驗模型是否存在規(guī)模和創(chuàng)新的曲線關系，也加入了Size二次項對模型(3)進行估計。

模型(3)中被解釋變量為受限被解釋變量，也應使用Tobit方法進行回歸。但此時同樣需考慮擾動項的正態(tài)性。改用兩部分模型(Two-Part Model)和CLAD模型進行回歸，并對兩部分模型中的第二部分進行殘差的正態(tài)性檢驗，結果也的確強烈拒絕了正態(tài)性的假設。本文將估計結果在表4中進行報告。為了對比，也同時列出了Tobit的回歸結果?？梢钥闯?在兩部分模型和CLAD模型中，企業(yè)規(guī)模的二次項皆顯著為正，而一次項在列(4)和列(6)中顯著為負。因此，本文認為，企業(yè)產品創(chuàng)新投入比重與企業(yè)規(guī)模呈U型關系，即隨著企業(yè)規(guī)模的增加，企業(yè)產品創(chuàng)新投入比重先下降后上升。對稱地應有，企業(yè)過程創(chuàng)新投入比重隨著企業(yè)規(guī)模的增加，先上升，后下降。利用列(6)結果計算，可以得出大約在Size=6.7時，企業(yè)產品創(chuàng)新所占比重最小。而利用列(8)的估計結果計算，可以得出大約在Size=6.1時，企業(yè)產品創(chuàng)新所占比重最小。將估計誤差考慮在內，可以認為，二者的估計結果基本一致，且與上文的估計結果相對應。

表4 企業(yè)規(guī)模與企業(yè)產品創(chuàng)新投入比重

在Pavitt和Townsend[15]、Cohen和Klepper[7]以及葉林[16]等的研究中，他們發(fā)現企業(yè)產品(過程)創(chuàng)新的投入比例隨著企業(yè)規(guī)模的上升而下降(增加)，二者之間僅為單調關系。而在本文的樣本中，二者之間卻存在著顯著的U型關系。根據之前的文獻討論，產品創(chuàng)新可以讓新生的小企業(yè)更快地進入市場，同時較為簡單的領導體系也讓小企業(yè)更容易進行相較而言更為激進的產品創(chuàng)新。因而，當企業(yè)規(guī)模很小時，企業(yè)更加注重產品創(chuàng)新，而非過程創(chuàng)新。隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，企業(yè)逐漸形成了穩(wěn)定的產品體系。此時進行產品創(chuàng)新的動力下降，而較為冗雜的管理體系也會限制企業(yè)的產品創(chuàng)新，因此，企業(yè)產品創(chuàng)新投入比重也逐漸下跌。但是，為什么隨著企業(yè)規(guī)模的進一步上升，企業(yè)產品創(chuàng)新投入比重又重新回升呢？我們有理由懷疑這是由于中國市場經營環(huán)境的特殊性所造成的。而這一點也是本文在接下來要進一步探索的內容。

從表4的其他控制變量的估計結果，結合列(4)與列(6)的結果可以看出，遭遇到成本上漲的企業(yè)和受到刺激消費政策影響的企業(yè)對產品創(chuàng)新投入的比重更高。這可能是因為企業(yè)在面對成本上漲時會尋求新產品來擺脫成本的壓力，而當市場消費需求旺盛時，企業(yè)也更加樂意開發(fā)新產品來開拓市場。外資的估計系數為正，說明外資對企業(yè)的產品創(chuàng)新投入比重也有正向影響。職業(yè)經理人的估計系數雖然并不顯著，但都表現為負，說明職業(yè)經理人由于畏懼風險，往往更愿意進行較為保守的過程創(chuàng)新而非產品創(chuàng)新，委托代理問題確實存在。企業(yè)的負債率和貸款對企業(yè)的產品創(chuàng)新選擇影響都為負，進一步說明了企業(yè)認為產品創(chuàng)新的風險更高，當企業(yè)擁有負債和貸款時企業(yè)會變得更加保守。企業(yè)主的受教育程度和工商聯身份的估計系數都顯示為正，說明它們對企業(yè)的產品創(chuàng)新選擇有著正向的影響。企業(yè)的員工技術水平和企業(yè)出口的表現并不穩(wěn)定。

四、企業(yè)經營環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新模式選擇

本文采用王小魯等[17]的中國分省企業(yè)經營環(huán)境指數將各省市進行分類，試圖觀察不同的企業(yè)經營環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新方式的影響。

本文根據2011—2012年第四次調查結果中的總指數排名，將所有省市地區(qū)的樣本按排名分為“經營環(huán)境較好”和“經營環(huán)境較差”兩部分。先利用經營環(huán)境較好的子樣本對模型(3)進行回歸，結果如表5所示。其中，列(1)和列(2)為兩部法的回歸結果，列(3)和列(4)為CLAD模型的回歸結果。由于篇幅所限，僅將主變量估計結果予以報告。從表5可以看出，當企業(yè)經營環(huán)境較好的時候，企業(yè)的產品創(chuàng)新投入比重是隨著企業(yè)規(guī)模的增長單調下降的，并不存在前文的U型關系。這與國外的文獻研究結果一致。

表5 經營環(huán)境較好地區(qū)子樣本估計

接著利用經營環(huán)境較差的子樣本對模型(3)進行回歸，結果如表6所示。從表6可以看出，當經營環(huán)境較差的時候，產品創(chuàng)新投入比重與企業(yè)規(guī)模呈U型關系。這個結果同時也表明，總樣本回歸的結果與國外主流文獻結果的差別，可能正是由于中國市場經營環(huán)境尚不完善造成的。

表6 經營環(huán)境較差地區(qū)子樣本估計

在企業(yè)經營環(huán)境較差的地區(qū)，知識產權保護力度較弱，存在較多的惡性競爭。在這種情況下，企業(yè)的前沿產品一經推出，往往就會遭受大量的剽竊和模仿，新產品帶來的壟斷利潤僅能維持很短的時間。企業(yè)的市場地位難以長時間依靠同樣的產品來保持穩(wěn)定。較大規(guī)模的企業(yè)在面臨這種情況下，可能采取的一個應對方式就是不斷投入經費進行新產品研發(fā)，推陳出新以維持持續(xù)的市場份額領先。在研發(fā)周期長、技術含量高的領域，這樣的做法是難以想象的：辛苦研發(fā)出的新產品難以帶來持續(xù)的壟斷利潤，必將使企業(yè)陷入虧損。但是，當新產品的研發(fā)周期較短、技術含量很低時，這種應對策略就有了存在的空間。企業(yè)看似一直在進行新產品研發(fā)，但這種產品創(chuàng)新的水平是非常低下的，僅僅能維持企業(yè)在市場中短暫的領先地位。此外，正是由于企業(yè)產品的技術含量較低，產品中所包含的工藝幾乎是可以被完全模仿的，企業(yè)進行工藝創(chuàng)新的動力不足。大量的研發(fā)投入沒有為企業(yè)帶來明顯的業(yè)績增長，只是企業(yè)對惡性競爭疲于應付的剪影。

可以認為，中國企業(yè)規(guī)模與企業(yè)產品創(chuàng)新投入之間的U型曲線，正是不夠完善的市場環(huán)境與中國企業(yè)產品技術含量較低所共同造成的。

五、結 論

本文得到的主要結論是：企業(yè)的產品創(chuàng)新研發(fā)投入比重與企業(yè)規(guī)模呈U型關系，即隨著企業(yè)規(guī)模的增加，企業(yè)的產品創(chuàng)新投入比重先下降后上升。對稱地有，企業(yè)的過程創(chuàng)新投入比重隨著企業(yè)規(guī)模的增加，先上升，后下降。即便控制了企業(yè)特征及企業(yè)主特征，并使用CLAD方法和兩步法同時回歸，結果依然穩(wěn)健。

對子樣本進行分析后發(fā)現，在企業(yè)經營環(huán)境較好的地區(qū)，企業(yè)的產品創(chuàng)新投入比重是隨著企業(yè)規(guī)模增加而下降的；而在企業(yè)經營環(huán)境較差的地區(qū)，企業(yè)的產品創(chuàng)新投入比重則與企業(yè)規(guī)模呈U型關系。這說明了本文的計量結果與國外主流文獻的差異可能來自于中國特殊的市場環(huán)境。不夠完善的市場環(huán)境、較低的產品技術含量使得較大規(guī)模的企業(yè)進行工藝創(chuàng)新的動力不足。同時，企業(yè)的產品創(chuàng)新雖有量，卻少有質。大規(guī)模企業(yè)往往是一個行業(yè)的領頭羊，這種現象在大企業(yè)間的存在必然會帶來整個行業(yè)的停滯不前。想要改變這種狀況，需要政府進一步完善產權保護制度，更好地促進自主創(chuàng)新和企業(yè)發(fā)展。