政治關(guān)系與創(chuàng)新效率:基于公司特質(zhì)信息的研究＊

丁 重,鄧可斌

(1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院,廣東廣州510632; 2.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院與國(guó)際經(jīng)貿(mào)研究中心,廣東廣州510420)

政治關(guān)系與創(chuàng)新效率:基于公司特質(zhì)信息的研究＊

丁 重1,鄧可斌2

(1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院,廣東廣州510632; 2.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院與國(guó)際經(jīng)貿(mào)研究中心,廣東廣州510420)

文章用CAPM回歸得到的R平方度量以創(chuàng)新投入為代表的公司特質(zhì)信息,并根據(jù)政治關(guān)系強(qiáng)弱把樣本分為國(guó)有控股與非國(guó)有控股公司,然后運(yùn)用差分中的差異(DID)與面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)對(duì)政治關(guān)系與創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn):沒(méi)有證據(jù)表明政治關(guān)系有利于企業(yè)進(jìn)行技術(shù)效率改進(jìn)或創(chuàng)造性破壞活動(dòng),政治關(guān)系還會(huì)使得大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新效率有所降低;此外,規(guī)模的擴(kuò)大有利于企業(yè)加大技術(shù)效率改進(jìn)投入力度,但會(huì)使企業(yè)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)造性破壞活動(dòng)的投入效率降低。

公司特質(zhì)信息;創(chuàng)新;全要素生產(chǎn)率;政治關(guān)系

一、引 言

中國(guó)企業(yè)缺乏創(chuàng)造性破壞是不爭(zhēng)的事實(shí)(彭國(guó)華,2005;姚先國(guó)、張海峰, 2008)。熊彼特認(rèn)為,創(chuàng)新的本質(zhì)是“創(chuàng)造性破壞”,而“創(chuàng)造性破壞”又是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原動(dòng)力(Schumpeter,1912)。那么,為何中國(guó)會(huì)出現(xiàn)創(chuàng)造性破壞投入較低、創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響相對(duì)較小的情況呢?最近的一個(gè)理論解釋是中國(guó)存在著大規(guī)模企業(yè)主導(dǎo)創(chuàng)新的現(xiàn)象,而出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因在于政府對(duì)大企業(yè)存在政策傾斜,使得小企業(yè)缺乏創(chuàng)新的能力與動(dòng)力,即政治關(guān)系對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新效率會(huì)帶來(lái)負(fù)面的影響(丁重、張耀輝,2009)。但是,這一理論推斷尚未得到經(jīng)驗(yàn)研究證實(shí)。本文試圖對(duì)這一推論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)以為此領(lǐng)域的研究提供科學(xué)可信的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中,政府掌握著大量的創(chuàng)新資源。政府不僅可以通過(guò)直接向企業(yè)撥付研發(fā)費(fèi)用控制企業(yè)的研發(fā)投入,還可以通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)投資基金投入、人才調(diào)配等手段調(diào)整國(guó)有企業(yè)的研發(fā)能力。在現(xiàn)實(shí)中,人們常常感覺(jué)到國(guó)有大型企業(yè)在創(chuàng)新資源的占有中處于絕對(duì)優(yōu)勢(shì)地位。

如果政治關(guān)系或政策支持更利于企業(yè)獲得創(chuàng)新投入的話,那么國(guó)有企業(yè)是否能有效地利用創(chuàng)新資源就成為中國(guó)創(chuàng)新是否有效率的關(guān)鍵所在。這又取決于國(guó)有企業(yè)的控制人是否有足夠的動(dòng)力利用好創(chuàng)新資源。但是,國(guó)有控股公司的控制人并沒(méi)有得到學(xué)界和公眾的一致認(rèn)可,質(zhì)疑他們的聲音從未中斷。國(guó)有控股公司的控制人通常兼具政治家的色彩,其不僅具有一般意義上的公司決策權(quán),甚至可以影響公司未來(lái)的一些重要發(fā)展方向。這些發(fā)展方向取決于控制人的政治激勵(lì)與貨幣激勵(lì)。Shleifer和Vishny(1994)研究了政治家與企業(yè)的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)政治家與企業(yè)家的目標(biāo)是有差異的,政治家更熱衷于通過(guò)增加就業(yè)等目標(biāo)來(lái)賺取政治資本,即更關(guān)注政治激勵(lì),從而會(huì)導(dǎo)致公司不應(yīng)有的損失。因此國(guó)有股在公司治理方面存在明顯的“攫取之手”效應(yīng)。Boycko, Shleifer和Vishny(1994)進(jìn)一步指出,私有化是解決政府官員腐敗、控制“掠奪之手”的有效手段,國(guó)有企業(yè)私有化后公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效應(yīng)該會(huì)取得較為明顯的改觀。國(guó)內(nèi)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)了國(guó)有企業(yè)不利于公司績(jī)效的若干證據(jù)。比如,引進(jìn)私有股份的國(guó)有控股公司比純粹國(guó)有公司的利潤(rùn)率高,但低于完全私人控股公司(宋立剛、姚洋,2005),政府的干預(yù)使得企業(yè)更傾向于多元化經(jīng)營(yíng)并引致企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效下降(陳信元、黃俊,2007),等等。由是觀之,國(guó)有企業(yè)的激勵(lì)機(jī)制可能會(huì)使得創(chuàng)新資源利用效率低下。

但是另有一些研究發(fā)現(xiàn),國(guó)有股對(duì)公司業(yè)績(jī)并沒(méi)有明顯的損害作用。國(guó)有股與公司業(yè)績(jī)的關(guān)系并沒(méi)有呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)性(朱武祥、宋勇,2001),甚至還有可能呈現(xiàn)出一定的正相關(guān)性。David(1996)通過(guò)對(duì)中國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的理論和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),政府實(shí)際上發(fā)揮了大股東的作用,其通過(guò)監(jiān)督內(nèi)部人防止內(nèi)部人控制現(xiàn)象發(fā)生,有利于保護(hù)中小股東的權(quán)益。另外,國(guó)有股比例的提高還意味著企業(yè)與政府關(guān)系的密切,可以從中獲取稅收優(yōu)惠(陳小悅、徐曉東, 2001)。而且目前有較為充足的證據(jù)表明,我國(guó)上市公司中國(guó)有控股公司的業(yè)績(jī)較民營(yíng)控股公司更好(蘇冬蔚、陳宇欣,2006)。另外還有研究認(rèn)為,國(guó)家持股對(duì)公司的績(jī)效具有兩面性的影響。作為國(guó)有企業(yè)大股東和監(jiān)督人的政府存在著政治和經(jīng)濟(jì)雙重利益,既可能通過(guò)政治干預(yù)降低企業(yè)價(jià)值,又可能借助優(yōu)惠待遇來(lái)提升關(guān)聯(lián)企業(yè)的價(jià)值(田利輝,2005)。因而,基于現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)我們無(wú)法對(duì)政治關(guān)系與創(chuàng)新效率的關(guān)系問(wèn)題給出明確的答案。

根據(jù)Agion和 Howitt(1992,2006)的理論和實(shí)證分析,規(guī)模大的壟斷企業(yè)因?yàn)槟軌颢@取較多的壟斷利潤(rùn),所以更缺乏創(chuàng)新的動(dòng)力,而規(guī)模小的企業(yè)因?yàn)楦?jìng)爭(zhēng)的壓力創(chuàng)新動(dòng)力更足。丁重、張耀輝(2009)指出,如果企業(yè)的政治關(guān)系越強(qiáng),其得到的制度傾斜越大,這將不利于企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)造性破壞活動(dòng)。如果上述理論是正確的,那么以下命題應(yīng)當(dāng)成立:政治關(guān)系密切的大規(guī)模企業(yè),其創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效率將低于其他企業(yè)。

本文的貢獻(xiàn)在于,根據(jù)公司特質(zhì)信息理論設(shè)計(jì)了新穎的研究方案,基于2000-2008年上市公司數(shù)據(jù),使用差分中的差異(Difference in Difference)和面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了實(shí)證研究。我們給出了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)證實(shí):政治關(guān)系并不會(huì)有利于企業(yè)進(jìn)行技術(shù)效率改進(jìn)或創(chuàng)造性破壞活動(dòng),并且會(huì)使得大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新效率有所降低。同時(shí),企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大有利于企業(yè)加大技術(shù)效率改進(jìn)投入力度,但會(huì)使企業(yè)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)造性破壞①活動(dòng)的投入效率降低。

本文余下的內(nèi)容結(jié)構(gòu)為:第二部分是對(duì)關(guān)鍵實(shí)證指標(biāo)的分析與度量說(shuō)明;第三部分提出研究假設(shè)并說(shuō)明數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證方法;第四部分給出實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果;最后是全文總結(jié)與政策建議。

二、創(chuàng)新效率的測(cè)度

(一)創(chuàng)新投入的測(cè)度

近期對(duì)創(chuàng)新投入的一個(gè)重要度量方法是通過(guò)測(cè)算CAPM的R2來(lái)完成。Roll(1988)發(fā)現(xiàn)CAPM回歸得到的R2代表了公司特質(zhì)信息,并指出股票收益率波動(dòng)可區(qū)分為公開(kāi)市場(chǎng)信息引致系統(tǒng)性波動(dòng)和企業(yè)特質(zhì)信息引起的特質(zhì)波動(dòng)(Firm specific variation)兩部分,不同公司在截面上R2的差異主要是由公司特質(zhì)信息引起的。Pastor和Veronesi(2009)的研究表明,“創(chuàng)造性破壞”是否能夠成功具有很強(qiáng)的不確定性,因而在創(chuàng)新投入到新技術(shù)出現(xiàn)很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi),其風(fēng)險(xiǎn)都不會(huì)被市場(chǎng)完全認(rèn)識(shí),故這段時(shí)間內(nèi)新技術(shù)及其所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)均屬公司特質(zhì)。Chun等(2008)的經(jīng)驗(yàn)研究也表明,在資本市場(chǎng)公司股價(jià)波動(dòng)的過(guò)程中,企業(yè)創(chuàng)新特質(zhì)會(huì)反映為公司特質(zhì)信息,并表現(xiàn)為R2的下降。但是,發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家的創(chuàng)新存在著一個(gè)很重要的不同之處:發(fā)達(dá)國(guó)家的創(chuàng)造性破壞成分更多而發(fā)展中國(guó)家的改進(jìn)式創(chuàng)新更有效率。企業(yè)為改進(jìn)技術(shù)效率而進(jìn)行的技術(shù)創(chuàng)新投入不像創(chuàng)造性破壞那樣需要較長(zhǎng)時(shí)間才能為市場(chǎng)所認(rèn)識(shí),因而它更容易體現(xiàn)為市場(chǎng)信息而非公司特質(zhì)信息。這樣中國(guó)股市的R2中就既包含創(chuàng)造性破壞(技術(shù)進(jìn)步),又包含公司技術(shù)效率投入水平。前者會(huì)成為公司特質(zhì)信息使R2下降和技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出比重增加,后者則體現(xiàn)為市場(chǎng)信息使R2上升并帶來(lái)技術(shù)效率產(chǎn)出比重的增加。當(dāng)然,目前仍未有研究能夠直接證實(shí)中國(guó)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新投入能否反映到R2中。在針對(duì)美國(guó)企業(yè)進(jìn)行的類(lèi)似研究中,通過(guò)企業(yè)IT資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重度量企業(yè)創(chuàng)造性破壞投入水平,然后與 R2進(jìn)行回歸,證實(shí)了兩者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系(Chun等, 2008)。在中國(guó)無(wú)法找到直接度量創(chuàng)造性破壞投入和改進(jìn)現(xiàn)有技術(shù)效率投入水平的變量,故我們采取以下方法解決這一問(wèn)題:同時(shí)估算R2與技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出比重、R2與技術(shù)效率產(chǎn)出比重的關(guān)系,如果前者顯著負(fù)相關(guān)、后者顯著正相關(guān),就說(shuō)明創(chuàng)新投入確實(shí)能夠反映到R2中。因?yàn)槿绻莿?chuàng)新因素以外的其他公司特質(zhì)信息引起R2變化并進(jìn)而影響創(chuàng)新產(chǎn)出的話,它同時(shí)影響到技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出與技術(shù)效率產(chǎn)出的機(jī)率應(yīng)該是微小的。

與Chun等(2008)以及孔東民和申睿(2008)的研究類(lèi)似,我們借鑒Durnev,Morck和Yeung(DMY,2004)的研究方法,用下列簡(jiǎn)化資產(chǎn)定價(jià)模型計(jì)算個(gè)股的年度R2:

(二)創(chuàng)新產(chǎn)出的度量方法與指標(biāo)

既然我們度量了相對(duì)創(chuàng)新投入,那么創(chuàng)新產(chǎn)出也就可以用相對(duì)產(chǎn)出——即創(chuàng)新為企業(yè)帶來(lái)的利潤(rùn)占企業(yè)總利潤(rùn)的比例來(lái)度量。我們選擇基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行回歸的方法計(jì)算和分解 TFP,具體而言使用的是christensen(1971)提出的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的時(shí)變(time-varying)形式估測(cè)TFP,建立的模型為: (3)式中,α為待估參數(shù)向量。vit～iidN(0,σ2v),主要包括測(cè)度誤差及各種隨機(jī)因素。uit非負(fù),表征公司i在t年生產(chǎn)技術(shù)非效率項(xiàng),且獨(dú)立于純隨機(jī)誤差項(xiàng)vit。其余變量為:

(1)產(chǎn)出變量yit:公司i在t年的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。

(2)投入變量xj:物質(zhì)資本變量,根據(jù)永續(xù)盤(pán)存法,有xjit=xjit-1·(1-δ) +Ii,t,xjit為第t年資本存量,δ為固定資產(chǎn)折舊率,Ii,t為投資量。我們用固定資產(chǎn)凈值作為xjit-1·(1-δ)的代理變量,用每年投入的流動(dòng)資產(chǎn)、銷(xiāo)售費(fèi)用、營(yíng)業(yè)費(fèi)用和管理費(fèi)用作為Ii,t的代理變量。

(3)投入變量xl:勞動(dòng)力投入,用上市公司年報(bào)中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”數(shù)據(jù)度量。

(4)t=1,2,…,T是時(shí)間因素。2000年t=1,2001年t=2,依此類(lèi)推。在這里代表整個(gè)社會(huì)技術(shù)變化的時(shí)間趨勢(shì)。

我們并沒(méi)有對(duì)人力資本的教育程度進(jìn)行調(diào)整。但是,在我們研究的樣本期內(nèi),人力資本的教育程度的提升和時(shí)間因素是正相關(guān)的。這使得教育對(duì)產(chǎn)出的作用能夠被充分地反映在標(biāo)識(shí)“共同技術(shù)進(jìn)步”的系數(shù)(αT+αTT)中。技術(shù)效率引致產(chǎn)出計(jì)算公式為:

技術(shù)進(jìn)步TP為:

式中(αT+αTT)代表隨時(shí)間推移各公司面臨的共同進(jìn)步產(chǎn)出;∑jαTjlnxj表示個(gè)別公司異質(zhì)性的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出,這其中就包含“創(chuàng)造性破壞”所帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出。②

價(jià)格因素是研究生產(chǎn)率和生產(chǎn)效率問(wèn)題所必須面臨的問(wèn)題。如果要精確地分析上述方程,那么由于各種具體的產(chǎn)出和投入要素價(jià)格變動(dòng)存在差異,應(yīng)該分別使用不同的價(jià)格指數(shù)。但由于我國(guó)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)的局限性,只能采取官方公布的“一籃子”物品的價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。這樣一來(lái),價(jià)格因素對(duì)回歸結(jié)果的影響實(shí)際上是微忽其微的。因?yàn)?無(wú)論是采用零售價(jià)格指數(shù)還是工業(yè)品價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整,對(duì)方程兩邊投入和產(chǎn)出的要素所使用的價(jià)格指數(shù)都是一樣的;方程兩邊按同樣價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整,與不調(diào)整得出的結(jié)果自然差別甚微(李谷成等,2007)。為此我們?cè)谟?jì)算中使用的是沒(méi)有對(duì)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整的數(shù)據(jù)。

三、研究假設(shè)、數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證方法

(一)研究假設(shè)

根據(jù)上文分析,如果政治關(guān)系有利于創(chuàng)新效率提升,我們可以推斷政治關(guān)系、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出有圖1所示的聯(lián)系。我們就可提出一系列研究假設(shè)。研究假設(shè)一:政治關(guān)系越強(qiáng)的企業(yè),創(chuàng)新產(chǎn)出比重(TP、TE與 TFP)越高。研究假設(shè)二:政治關(guān)系越強(qiáng)的中小規(guī)模企業(yè),Ψ與技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出(TP)的正相關(guān)性越強(qiáng)。研究假設(shè)三:政治關(guān)系越強(qiáng)的大規(guī)模企業(yè),Ψ與技術(shù)效率產(chǎn)出的負(fù)相關(guān)性(TE)越大。如果政治關(guān)系無(wú)助于企業(yè)提高創(chuàng)新效率,相應(yīng)地就有三個(gè)備擇假設(shè)。備擇假設(shè)一:政治關(guān)系與創(chuàng)新產(chǎn)出比重不存在正相關(guān)性。備擇假設(shè)二:政治關(guān)系越強(qiáng)的中小規(guī)模企業(yè),Ψ與技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出(TP)的正相關(guān)性不變或者越弱;政治關(guān)系越強(qiáng)的大規(guī)模企業(yè),Ψ與技術(shù)效率產(chǎn)出的負(fù)相關(guān)性(TE)不變或者越小。此外,考慮到上文所述的規(guī)模因素與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系,我們還提出研究假設(shè)四:企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出(TP、TE與TFP)正相關(guān)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

圖1 政治關(guān)系、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2000-2008年度深圳國(guó)泰安公司與香港理工大學(xué)共同開(kāi)發(fā)的CSMAR《中國(guó)上市公司交易數(shù)據(jù)庫(kù)》與《中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫(kù)》。我們考察的對(duì)象是在1999年前在深滬兩市上市的所有公司,并按照以下一般性原則選擇樣本:(1)剔除金融類(lèi)公司;(2)剔除數(shù)據(jù)有問(wèn)題和數(shù)據(jù)不全的公司,最終得到的是平衡面板數(shù)據(jù)集。每年截面樣本公司數(shù)為376家。

(三)實(shí)證方法與變量說(shuō)明

我們采用DID方法(Difference in Difference)來(lái)觀測(cè)政治關(guān)系對(duì)創(chuàng)新的影響。其基本思路是將樣本分為對(duì)照組與控制組,對(duì)照組是政治關(guān)系的較強(qiáng)作用對(duì)象,控制組是政治關(guān)系的非作用(作用較弱)對(duì)象,從而可以測(cè)量政治關(guān)系對(duì)樣本的影響。具體作法是:引入政治關(guān)系變量D1,控制政治關(guān)系因素。如果第一大股東為國(guó)有股或國(guó)有法人股,則D1為1;如果第一大股東為其他,則認(rèn)為該公司為非國(guó)有控股,D1=0。為控制政治關(guān)系與規(guī)模因素的綜合影響,引入規(guī)模因素向量DSi(i=1,2),將企業(yè)按規(guī)模分成三組,每組752個(gè)樣本。規(guī)模最小的一組DS1=DS2=0;中間的一組DS1=1,DS2=0;規(guī)模最大的一組DS1=0,DS2=1。最終我們建立以下計(jì)量方程:

(5)式-(7)式中,lnTFPi,t表示第t期公司i全要素生產(chǎn)率(TFP)的對(duì)數(shù)值, lnTPi,t表示第t期公司i技術(shù)進(jìn)步(TP)對(duì)數(shù)值,lnTEi,t表示第t期公司i技術(shù)效率(TE)的對(duì)數(shù)值,￣Ψi,t-3為過(guò)去三年的Ψ的平均值,③lnSIZEi,t-1為滯后一期的公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值。D1的系數(shù)度量政治關(guān)系對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響。引入交叉項(xiàng)D1×￣Ψi,t-3是為了度量政治關(guān)系對(duì)所有企業(yè)創(chuàng)新效率的影響,交叉項(xiàng)D1×DS1×￣Ψi,t-3則度量政治關(guān)系對(duì)不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新效率的影響,交叉項(xiàng)DS1×ln-SIZEi,t-1是為了檢驗(yàn)政治關(guān)系是否影響規(guī)模因素與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系。

由于技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出存在著明顯的滯后一期效應(yīng),因而計(jì)量模型必須考慮這一因素(Chun等,2008),我們?cè)诟髂Ｐ椭屑尤肓吮唤忉屪兞康臏笠黄谝蜃幼鳛榭刂谱兞?。λi為各公司在截距上的個(gè)體差別,即在時(shí)間上固定,但在公司間存在變化;δt為各公司在截距上的年度差別,即在公司間固定,但在時(shí)間上存在變化;誤差項(xiàng)εi,t在不同時(shí)間上和不同公司間不存在相關(guān)性。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1 各年度變量均值

我們每年樣本量為376家企業(yè),由于不同年度有些公司第一大股東會(huì)變更,樣本中非國(guó)有控股企業(yè)數(shù)量自2003-2008年分別為148、161、162、147、127、130家;相應(yīng)地,國(guó)有控股企業(yè)分別為228、215、214、229、249、246家。我們首先觀察各變量均值隨時(shí)間變化情況。從表1可見(jiàn),企業(yè)規(guī)模(lnSIZE)隨時(shí)間略有增長(zhǎng),但幅度有限。國(guó)有公司和非國(guó)有公司全要素生產(chǎn)率TFP全樣本均值分別僅為0.341和0.340,且各年均值隨時(shí)間增加略有下降,這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)的貢獻(xiàn)度非常欠缺。雖然技術(shù)效率產(chǎn)出TE隨時(shí)間增加顯著減少,技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出TP隨時(shí)間增加略有增多,但相對(duì)于技術(shù)效率產(chǎn)出,技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出所占的比例仍然較小。這說(shuō)明隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化程度提高,試圖通過(guò)改進(jìn)技術(shù)效率獲得更高收益已越來(lái)越難,而中國(guó)企業(yè)的“創(chuàng)造性破壞”水平的提高又十分有限,導(dǎo)致總的技術(shù)貢獻(xiàn)率徘徊在較低水平。

就我們的樣本公司而言,國(guó)有公司與非國(guó)有公司規(guī)模相差不大(表1中兩者規(guī)模均值差異無(wú)法通過(guò)t檢驗(yàn)),國(guó)有公司略微大一些,證明其投入差別無(wú)幾。這就意味著,國(guó)有公司的產(chǎn)出比非國(guó)有公司要更多,④相應(yīng)地技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也更多。⑤就產(chǎn)出比重而言,國(guó)有與非國(guó)有公司技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比重大致相同,但是國(guó)有公司的值明顯低于非國(guó)有公司。這有兩種可能:一是非國(guó)有公司的創(chuàng)造性破壞投入比重較大,二是國(guó)有公司的技術(shù)效率改進(jìn)方面的投入比重較大。如果是前者,則說(shuō)明非國(guó)有公司的創(chuàng)造性破壞投入效率低。因?yàn)樵谕度胂嗖顭o(wú)幾的情況下其投入比重大意味著投入多,而相應(yīng)的產(chǎn)出卻較低。我們可由此推斷政治關(guān)系會(huì)使得創(chuàng)造性破壞投入更有效率。如果是后者,則說(shuō)明國(guó)有公司技術(shù)效率改進(jìn)方面的投入多。這又有兩種可能存在的情況:一是考慮到國(guó)有公司相應(yīng)產(chǎn)出較多的事實(shí),國(guó)有公司可能在技術(shù)效率的改進(jìn)投入方面更有優(yōu)勢(shì)。即政治關(guān)系使得國(guó)有公司技術(shù)效率改進(jìn)投入能獲得更多的產(chǎn)出,進(jìn)而讓國(guó)有公司更熱衷于技術(shù)效率改進(jìn)投入。二是政治關(guān)系使得國(guó)有企業(yè)有更多的創(chuàng)新資金,于是不得不加大技術(shù)效率改進(jìn)投入,但在這種情況下技術(shù)效率改進(jìn)投入必然會(huì)缺乏效率。因此究竟何種情況為真,需要我們做進(jìn)一步的計(jì)量分析來(lái)加以判斷。

表2 規(guī)模因素與各變量的均值變化

其次,我們按規(guī)模(lnSIZE)大小從低到高分別把國(guó)有與非國(guó)有公司平均分為六組,表2給出了各組的變量均值。可見(jiàn),無(wú)論是國(guó)有還是非國(guó)有公司,隨著規(guī)模的增大,技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出(TP)和技術(shù)效率產(chǎn)出(TE)均明顯增加,總的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(全要素生產(chǎn)率TFP)也明顯上升。這些證據(jù)都說(shuō)明了大規(guī)模企業(yè)很可能更容易產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新。代表公司特質(zhì)信息的 ￣Ψi,t-3值不存在隨規(guī)模變化趨勢(shì),這或許是因?yàn)殡S著規(guī)模增大,企業(yè)在創(chuàng)造性破壞和改進(jìn)技術(shù)效率兩方面的技術(shù)創(chuàng)新均增加。前者會(huì)增加 ￣Ψt-3值,后者則會(huì)帶來(lái) ￣Ψt-3值的減小。兩種作用交織在一起使得 ￣Ψt-3值的變化趨勢(shì)不明顯。這一現(xiàn)象帶來(lái)的一個(gè)好處是,￣Ψt-3和lnSIZE共同成為回歸模型的解釋變量不會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

再次,我們按 ￣Ψt-3值大小從低到高分別把國(guó)有與非國(guó)有公司平均分為六組,表3給出了各組的變量均值?？梢?jiàn),隨著 ￣Ψt-3值增大,無(wú)論是國(guó)有還是非國(guó)有公司的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出(TP)只是略有增加。這既說(shuō)明公司特質(zhì)信息的增加的確可以體現(xiàn)創(chuàng)造性破壞的投入,有利于技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出增加,又在一定程度上反映了公司特質(zhì)信息中創(chuàng)造性破壞投入的稀缺。而且￣Ψt-3在與TP關(guān)系上國(guó)有公司與非國(guó)有公司并無(wú)明顯區(qū)別,說(shuō)明政治關(guān)系并沒(méi)有提升國(guó)有公司的創(chuàng)造性破壞效率。

表3 公司特質(zhì)信息因素與各變量的均值變化

表3中,隨著 ￣Ψt-3值增大,國(guó)有企業(yè)的技術(shù)效率產(chǎn)出(TE)與全要素生產(chǎn)率(TFP)均明顯減少,而非國(guó)有企業(yè)雖也有所減少但減少趨勢(shì)不如國(guó)有企業(yè)明顯。結(jié)合上文對(duì)表1的分析,這或許正是因?yàn)檎侮P(guān)系使得國(guó)有公司技術(shù)效率改進(jìn)投入能獲得相對(duì)更多的產(chǎn)出,于是國(guó)有公司更熱衷于技術(shù)效率改進(jìn)投入?？傮w而言,￣Ψt-3值與技術(shù)效率產(chǎn)出(TE)和全要素生產(chǎn)率(TFP)負(fù)相關(guān)。這一方面說(shuō)明技術(shù)效率投入的增加會(huì)帶來(lái)公司特質(zhì)信息 ￣Ψt-3的減少,進(jìn)而引起技術(shù)效率產(chǎn)出TE的下降;另一方面則提示我們我國(guó)企業(yè)創(chuàng)造性破壞投入不足,全要素生產(chǎn)率主要由TE組成,從而使得 ￣Ψt-3與 TFP的關(guān)系表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的特征。

總之,從描述性統(tǒng)計(jì)分析中我們初步發(fā)現(xiàn):政治關(guān)系對(duì)于企業(yè)創(chuàng)造性破壞活動(dòng)并無(wú)明顯影響,卻似乎會(huì)促使企業(yè)加大技術(shù)效率改進(jìn)投入,并進(jìn)而增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。但這種投入是否有效率,我們需要通過(guò)計(jì)量回歸結(jié)果進(jìn)一步加以分析。

(二)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表4 模型(6)回歸結(jié)果

我們首先對(duì)模型(6)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸。與以往多數(shù)研究類(lèi)似,我們根據(jù)Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷應(yīng)該選擇 FE還是RE模型。如果判定結(jié)果為 FE模型,我們進(jìn)一步根據(jù)F檢驗(yàn)對(duì)使用FE還是POLS模型進(jìn)行選擇;如果判定結(jié)果為RE模型,我們則使用BPLM檢驗(yàn)去比較POLS和RE模型的適用性。⑥根據(jù)這些檢驗(yàn),我們發(fā)現(xiàn) Hausman檢驗(yàn)基本支持FE模型,但F檢驗(yàn)則否定了FE模型,支持POLS模型。因而,在傳統(tǒng)面板的回歸中,我們選擇了混合最小二乘回歸(POLS)模型?；貧w結(jié)果見(jiàn)表4。⑦POLS回歸類(lèi)似于截面回歸,擬合優(yōu)度(ad.R2)不是十分重要。⑧我們主要觀察變量系數(shù)的符號(hào)及顯著水平。表5給出了模型(7)回歸結(jié)果。

表5 模型(7)回歸結(jié)果

續(xù)表5 模型(7)回歸結(jié)果

從表4中可見(jiàn),Hausman檢驗(yàn)p值均接近0,說(shuō)明相對(duì)于RE模型,FE模型顯然更為合適。但F檢驗(yàn)p值均遠(yuǎn)大于0.10,表明相對(duì)于FE模型,POLS模型更為合適。因而表4給出了 POLS回歸的結(jié)果。⑨可見(jiàn)技術(shù)投入指標(biāo)(￣Ψt-3)與技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出(lnTPt)間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系,這與上文的理論分析是吻合的,說(shuō)明 ￣Ψt-3確實(shí)可以代表技術(shù)創(chuàng)新投入比重指標(biāo)。D1系數(shù)不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出沒(méi)有直接影響;D1￣Ψt-3、D1×DS1×￣Ψt-3和D1× DS1×￣Ψt-3系數(shù)也不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)于中小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出效率均無(wú)顯著影響。于是表4的結(jié)果支持了備擇假設(shè)一和備擇假設(shè)二,而拒絕了研究假設(shè)一和假設(shè)二。因而,就創(chuàng)新效率而言,政治關(guān)系并沒(méi)有發(fā)揮作用。

lnSIZEt的系數(shù)為正且高度顯著,支持了研究假設(shè)四;也說(shuō)明我們假設(shè)創(chuàng)新投入水平與規(guī)模因素緊密正相關(guān)的假設(shè)是合理的。此外,lnTPt-1的系數(shù)值非常小且不顯著,說(shuō)明被解釋變量滯后項(xiàng)的影響有限,技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出幾乎無(wú)持續(xù)性。DS2×lnSIZEt為顯著為負(fù),說(shuō)明大規(guī)模企業(yè)中規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系有所降低。

接著對(duì)模型(7)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸,結(jié)果見(jiàn)表5。從表5中可見(jiàn)技術(shù)投入指標(biāo)(￣Ψt-3)與技術(shù)效率產(chǎn)出(lnTEt)間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與上文理論分析也是吻合的。D1系數(shù)仍然不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)產(chǎn)出無(wú)直接影響。D1￣Ψt-3和D1×DS1×￣Ψt-3系數(shù)均不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)于中小規(guī)模企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)產(chǎn)出效率無(wú)顯著影響。而D1×DS2×￣Ψt-3系數(shù)為正且高度顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)于大規(guī)模企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)產(chǎn)出效率產(chǎn)生了負(fù)面影響,使得 ￣Ψt-3與lnTEt間的負(fù)相關(guān)性降低。于是表5的實(shí)證結(jié)果再次支持了備擇假設(shè)一,并且支持了備擇假設(shè)三,而拒絕了研究假設(shè)一和研究假設(shè)三。此外,lnTEt-1的系數(shù)雖然顯著但其值卻非常小,說(shuō)明被解釋變量滯后項(xiàng)的影響有限,技術(shù)效率產(chǎn)出的持續(xù)性較弱。DS1×lnSIZEt的系數(shù)為顯著為正,說(shuō)明中等規(guī)模企業(yè)中規(guī)模與技術(shù)效率產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系有所提高。

最后我們對(duì)模型(8)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸,結(jié)果見(jiàn)表6。從表6中可見(jiàn)技術(shù)投入指標(biāo)(￣Ψt-3)與創(chuàng)新產(chǎn)出(lnTPt)間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,這和描述性統(tǒng)計(jì)中我們看到的中國(guó)上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出以技術(shù)效率產(chǎn)出為主的情況是吻合的。D1系數(shù)仍然均不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)創(chuàng)新總產(chǎn)出(lnTFPt)沒(méi)有直接影響。D1￣Ψt-3和D1×DS2×￣Ψt-3系數(shù)均不顯著,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)于中小規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新效率無(wú)顯著影響。而D1×DS2×￣Ψt-3系數(shù)為正且有一定顯著性,說(shuō)明政治關(guān)系對(duì)于大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出效率產(chǎn)生了負(fù)面影響,使得 ￣Ψt-3與lnTFPt間的負(fù)相關(guān)性降低。于是表6的實(shí)證結(jié)果再次支持了備擇假設(shè)一,并且支持了備擇假設(shè)二和備擇假設(shè)三。而且也再次拒絕了研究假設(shè)一、假設(shè)二和假設(shè)三。此外,lnTFPt的系數(shù)雖然顯著但其值卻非常小,說(shuō)明被解釋變量滯后項(xiàng)的影響有限,創(chuàng)新產(chǎn)出的持續(xù)性較弱。DS1×lnSIZEt為顯著為正,說(shuō)明中等規(guī)模企業(yè)中規(guī)模與技術(shù)效率產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系有所提高。

表6 模型(8)回歸結(jié)果

綜合以上實(shí)證結(jié)果可知,政治關(guān)系對(duì)創(chuàng)新效率并不存在正面影響,相反還存在著一定的負(fù)面影響,因而將創(chuàng)新資源過(guò)多地向國(guó)有企業(yè)傾斜并不是一個(gè)正確的選擇,不利于我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)的發(fā)展。

五、結(jié)論與政策含義

以往文獻(xiàn)多用宏觀數(shù)據(jù)分析我國(guó)創(chuàng)新效率問(wèn)題。這樣一方面無(wú)法觀察企業(yè)規(guī)模、企業(yè)自身創(chuàng)新投入等因素對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,另一方面也無(wú)法判斷企業(yè)政治關(guān)系對(duì)其創(chuàng)新效率的作用。同時(shí),由于我國(guó)上市公司研發(fā)數(shù)據(jù)十分缺乏且準(zhǔn)確性難以保證,不能將其直接用以分析創(chuàng)新效率問(wèn)題。

為解決現(xiàn)有研究難題,本文借鑒并改進(jìn)Chun等(2008)的研究方法,使用CAPM回歸得到的R平方度量以創(chuàng)新投入為代表的公司特質(zhì)信息,通過(guò)計(jì)算公司層面的全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術(shù)進(jìn)步生產(chǎn)率(TP)、技術(shù)效率生產(chǎn)率(TE)來(lái)度量創(chuàng)新產(chǎn)出,并根據(jù)政治關(guān)系強(qiáng)弱把樣本分為國(guó)有控股與非國(guó)有控股公司。在此基礎(chǔ)上,我們運(yùn)用差分中的差異(DID)與面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)完成了對(duì)政治關(guān)系與創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率的關(guān)系問(wèn)題的實(shí)證研究。相對(duì)于民營(yíng)企業(yè),國(guó)有控股企業(yè)由于擁有較好的政治關(guān)系、得到更多的政策支持、其創(chuàng)造性人才相對(duì)充足,因而擁有更好的創(chuàng)造性破壞能力。但是,本文研究卻發(fā)現(xiàn),國(guó)有企業(yè)的政治關(guān)系并沒(méi)有對(duì)其創(chuàng)新效率有很好的促進(jìn)作用。

我們的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了用R平方度量以創(chuàng)新投入為代表的公司特質(zhì)信息是可行的,其與創(chuàng)新產(chǎn)出的各種關(guān)系均符合我們的理論預(yù)期。同時(shí)實(shí)證結(jié)果也發(fā)現(xiàn):沒(méi)有證據(jù)表明政治關(guān)系有利于企業(yè)進(jìn)行技術(shù)效率改進(jìn)或創(chuàng)造性破壞活動(dòng),政治關(guān)系還會(huì)使得大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新效率有所降低。此外,規(guī)模因素與創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān),規(guī)模的擴(kuò)大有利于企業(yè)加大技術(shù)效率改進(jìn)投入力度,但會(huì)使企業(yè)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)造性破壞活動(dòng)的投入效率降低。因而本文認(rèn)為,政府對(duì)國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新確實(shí)存在著過(guò)多的政策和制度傾斜。減少制度傾斜,更好地發(fā)揮民營(yíng)企業(yè)特別是民營(yíng)中小企業(yè)的創(chuàng)新作用,是解決我國(guó)企業(yè)創(chuàng)造性破壞缺乏的關(guān)鍵。

＊此文同時(shí)受廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)引進(jìn)人才項(xiàng)目、廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)校級(jí)211工程重點(diǎn)項(xiàng)目(GDUFS 211-M-03)資助。

注釋:

①在本文中,“技術(shù)進(jìn)步”與“創(chuàng)造性破壞”的含義相同?！凹夹g(shù)進(jìn)步產(chǎn)出”即“創(chuàng)造性破壞產(chǎn)出”。

②這一節(jié)的指標(biāo)更詳細(xì)的計(jì)算過(guò)程可參見(jiàn)鄧可斌、丁重(2010)。

③此處取滯后三年平均值主要是考慮到技術(shù)創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)出的滯后影響。在Chun等(2008)的研究中,使用的是滯后五年的平均值?？紤]到我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主要由改進(jìn)現(xiàn)有技術(shù)的效率提高構(gòu)成(詳見(jiàn)下節(jié)描述性統(tǒng)計(jì)),因而從創(chuàng)新到效益的產(chǎn)生時(shí)間間隔不會(huì)太長(zhǎng),且已有研究表明中國(guó)企業(yè)這一時(shí)滯確實(shí)不超過(guò)三年(文芳,2009),故我們?cè)诖颂幨褂昧藴笕昶骄抵笜?biāo)。

④我們也簡(jiǎn)單比較了國(guó)有和非國(guó)有公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入(以元為單位)對(duì)數(shù)均值的差別,其中國(guó)有為9.20,非國(guó)有為8.96,兩者差距還是較為明顯的(t檢驗(yàn)顯著)。

⑤由于國(guó)有與非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出占總產(chǎn)出比例大致相同,這就意味著國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出更多。

⑥表5和表6的同類(lèi)檢驗(yàn)結(jié)果也是相似的。事實(shí)上,因?yàn)榈谝徊降呐卸ńY(jié)果均為FE模型,我們沒(méi)有使用BPLM檢驗(yàn)。此外,因?yàn)楸唤忉屪兞繙箜?xiàng)進(jìn)入了回歸模型,模型應(yīng)當(dāng)會(huì)因?yàn)榇嬖趦?nèi)生性使得POLS失效。我們?cè)谶@里檢驗(yàn)不出POLS失效的原因其實(shí)在于被解釋變量滯后項(xiàng)的影響有限,具體可參見(jiàn)表4-表6中的相關(guān)回歸系數(shù)和說(shuō)明。這種有限影響使得POLS雖然有偏但偏誤極小。

⑦在回歸中滯后因變量始終在模型中。這是參照Chun等(2008)研究的作法,也表明了實(shí)際上 ￣Ψt-3變量影響的是技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增長(zhǎng)率而非絕對(duì)值。

⑧根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理,對(duì)于混合數(shù)據(jù)或時(shí)序較短的面板數(shù)據(jù)回歸主要關(guān)注系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量而非擬合優(yōu)度。

⑨這實(shí)際上也說(shuō)明了,在我們的技術(shù)創(chuàng)新回歸模型中,殘差項(xiàng)受公司因素的影響不大,也即各因素對(duì)各上市公司的影響具有很強(qiáng)的趨同性。

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Political Relations and Innovation Efficiency: Research Based on Firm-specific Information

DIN G Zhong1,DEN G Ke-bin2
(1.Institute of Industrial Economics,J inan University,Guangzhou510632,China; 2.School ofFinance and Economics,Guangdong University of Foreign Studies, Guangzhou510420,China)

The paper adopts CAPM regression to get R square which measures firm-specific information represented by technical innovation input.It uses the intensity of political relations to distinguish between stateowned holding companies and non-state-owned holding ones in the sample, and makes an empirical study on the relation between political relations and the output efficiency of innovation input through difference in difference (DID)and panel data regression.The results find that no evidence shows political relations are beneficial to improve companies’technical efficiency or to take creative destruction activities;on the contrary,political relations decrease innovation efficiency of large-scale companies.In addition,scale expansion increases the input of technical efficiency improvement of companies,but decreases their input efficiency of technical progress and creative destruction activities.

firm-specific information;innovation;total factor productivity;political relation

F424.3;F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1001-9952(2010)10-0085-16

2010-07-05

國(guó)家自然科學(xué)基金(71003030);教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(09YJC790052);廣東省哲學(xué)社科規(guī)劃一般項(xiàng)目(09E-03)

丁 重(1983—),女,湖南安化人,暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生;

鄧可斌(1977—),男,廣東羅定人,廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院與國(guó)際經(jīng)貿(mào)研究中心副教授,博士。

(責(zé)任編輯 周一葉)