創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)

葉靜怡，林　佳

(北京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京100871)

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創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)

葉靜怡，林佳

(北京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京100871)

摘要：創(chuàng)新活動影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。對于中國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響及其傳導(dǎo)機制經(jīng)驗進行研究發(fā)現(xiàn)：第一，以研發(fā)和專利申請度量的企業(yè)創(chuàng)新從無到有分別導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長4.9%和3.1%；第二，在控制企業(yè)生產(chǎn)過程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后，企業(yè)研發(fā)和專利申請對全要素生產(chǎn)率增長的效應(yīng)下降為3.5%和2.5%；第三，民營企業(yè)研發(fā)的全要素生產(chǎn)率增長效應(yīng)最高，外資企業(yè)次之，國有企業(yè)最差，說明民營企業(yè)在從“要素驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”轉(zhuǎn)變過程中具有重要的作用。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新驅(qū)動；研發(fā)投入；專利申請；全要素生產(chǎn)率

引言

近年來，中國企業(yè)的研發(fā)投入和專利申請經(jīng)歷了史無前例的快速增長。2001年，中國研發(fā)投入占GDP的比重為1%，到2014年提高到2.05%，增長了1.05個百分比，基本完成了“科技起飛” 。與此同時，專利申請由2001年的165 773件上升到2014年的2 210 616件，年均增速為22%，呈現(xiàn)出爆炸式增長的態(tài)勢。研發(fā)投入和專利申請的大幅增長，是否提高了中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進了中國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，這是中國各界高度關(guān)注的問題。

大量研究說明，全要素生產(chǎn)率的增長與創(chuàng)新行為關(guān)系密切[1]?；诿绹?957—1977年制造業(yè)1 000家頂端企業(yè)數(shù)據(jù)，使用Cobb-Doglous生產(chǎn)函數(shù)計算出全要素生產(chǎn)率(TFP)的研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率的研發(fā)彈性介于0.09和0.017之間[2]；基于西班牙1990—1998年2 300家制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，使用半?yún)⒌姆椒ㄓ嬎愠鋈厣a(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)工藝創(chuàng)新從無到有將導(dǎo)致TFP增長1.5%[3]；以法國1986—1990年制造業(yè)企業(yè)為樣本的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)激進式創(chuàng)新導(dǎo)致TFP增長2.2%，而漸進式創(chuàng)新對TFP的增長沒有顯著影響[4]；基于中國20世紀(jì)90年代中期數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，中國的高新技術(shù)企業(yè)TFP的研發(fā)投入彈性高達0.32，比美國高[5]；外資企業(yè)研發(fā)對全要素生產(chǎn)率的作用最大，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)最低[6]；基于2001—2011年上市公司數(shù)據(jù)的研究認為，企業(yè)研發(fā)和專利的TFP彈性分別為0.004和0.018，私營企業(yè)的彈性系數(shù)高于國有企業(yè)[7]。

本文研究企業(yè)研發(fā)投入和專利申請對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，對已有文獻的主要改進是：第一，擴大了研究樣本，使結(jié)論更具一般性。Boeing et al.(2016)的研究基于上市公司(A股)樣本，我們通過匹配中國國家知識產(chǎn)權(quán)局公布的專利數(shù)據(jù) 和國家統(tǒng)計局公布的中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，得到了中國制造業(yè)全部規(guī)模以上企業(yè)1998—2007年的樣本數(shù)據(jù)，因此，本研究的樣本更大、更具有代表性。第二，基于通過匹配得到的企業(yè)面板數(shù)據(jù)，本文采用企業(yè)固定效應(yīng)模型對創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行估計，克服了現(xiàn)有研究中采用普通最小二乘法可能造成的內(nèi)生性問題，研究結(jié)論更為可靠。第三，已有文獻分別考察了研發(fā)投入和專利申請對全要素生產(chǎn)率的影響，本文則從傳導(dǎo)機制的視角檢驗研發(fā)投入通過技術(shù)成果(專利申請)和市場價值對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。最后，本研究控制了“干中學(xué)”效應(yīng)，使企業(yè)研發(fā)投入和專利申請對全要素生產(chǎn)率的影響估計更為準(zhǔn)確。

一、模型設(shè)定與描述統(tǒng)計

(一)模型設(shè)定

1.企業(yè)創(chuàng)新行為。創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出是研究企業(yè)創(chuàng)新行為最為普遍采用的兩個維度，相應(yīng)地，研發(fā)投入和專利產(chǎn)出是度量創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的常用指標(biāo)。本文通過企業(yè)是否存在創(chuàng)新投入和是否擁有專利申請兩個虛擬變量，考察企業(yè)的創(chuàng)新行為。之所以不采用研發(fā)投入量和專利數(shù)量指標(biāo)，主要是因為本文所使用的研發(fā)投入數(shù)據(jù)統(tǒng)計中存在較大測量誤差，及專利中可能存在的參差不齊的質(zhì)量問題。另一個原因是，研發(fā)和專利虛擬變量的構(gòu)建有利于我們清楚地看到擁有研發(fā)的企業(yè)和擁有專利申請的企業(yè)與其他企業(yè)在生產(chǎn)率進步上的差異。

2.全要素生產(chǎn)率。本文關(guān)注的因變量不是總產(chǎn)出(值)或人均產(chǎn)出(值)，而是總產(chǎn)出(值)中不能由勞動、資本要素投入解釋的剩余部分——索洛余值，估計一個企業(yè)的創(chuàng)新活動對TFP增長的貢獻。由于使用OP方法計算得出的中國制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)出資本和勞動彈性的系數(shù)與理論非常吻合[8]，因此本文將采用這一方法測算企業(yè)的TFP。

3.其他控制變量。我們在主要回歸方程中加入企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、平均工資、出口等變量，以控制同時影響企業(yè)TFP和創(chuàng)新行為關(guān)系的關(guān)鍵變量。首先，根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新理論，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)創(chuàng)新活動越多，因此需要對企業(yè)規(guī)模加以控制，我們在計算企業(yè)TFP時也考慮了企業(yè)規(guī)模的影響。其次，企業(yè)年齡不僅反映企業(yè)的生命周期，而且也是企業(yè)存續(xù)和競爭能力的重要體現(xiàn)。經(jīng)驗研究表明，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率隨著年齡的增加而上升，具有非常明顯的年齡效應(yīng)[9]，企業(yè)存活期越長，技術(shù)儲備越多，對前沿技術(shù)的判斷和把握能力越強，對企業(yè)研發(fā)決策和效率具有重要的影響。再次，企業(yè)人均工資可以作為企業(yè)勞動力質(zhì)量或人力資本的一個近似代理，較高的工資更容易吸引到具有較高素質(zhì)的勞動力，而這些擁有較高人力資本和知識水平的員工更有能力從事一些創(chuàng)新性活動[10]，進而影響企業(yè)TFP。最后，出口不僅會影響研發(fā)，而且還會影響生產(chǎn)率，有研究指出，對于出口前存在研發(fā)投入的企業(yè)而言，出口對生產(chǎn)率存在著持續(xù)且幅度較大的提升作用[11]。參考相關(guān)經(jīng)驗文獻的基本做法，我們采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)(對數(shù))、企業(yè)存續(xù)期、人均工資和出口虛擬變量分別代理企業(yè)規(guī)模、年齡、平均工資和出口行為。

企業(yè)在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中學(xué)習(xí)和積累經(jīng)驗，進而使企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長成為可能。與此同時，企業(yè)“干中學(xué)”的工作模式和管理方式可能也會影響企業(yè)研發(fā)部門的生產(chǎn)，進而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，不管是出于對研發(fā)模型和“干中學(xué)”模型兩大理論的檢驗，還是為了獲得企業(yè)創(chuàng)新一致、穩(wěn)健的估計系數(shù)，本文都需要控制企業(yè)“干中學(xué)”的影響。為此，借鑒熊瑞祥等人的做法[12]，我們在擴展回歸中加入企業(yè)累積工業(yè)增加值的對數(shù)，以此作為“干中學(xué)”的代理變量。

專利是反映創(chuàng)新產(chǎn)出水平的最重要指標(biāo)之一，但專利并不直接反映創(chuàng)新產(chǎn)出的市場價值，企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入能在一定程度上反映市場價值，雖然它并不是對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接度量。這說明，企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動生產(chǎn)率進步中存在技術(shù)成果和市場價值兩種不同的“創(chuàng)新投入—創(chuàng)新產(chǎn)出—企業(yè)生產(chǎn)率”傳導(dǎo)路徑。為了打開創(chuàng)新如何驅(qū)動生產(chǎn)率進步這個黑匣子，本文在擴展回歸中加入研發(fā)、專利和新產(chǎn)品三個虛擬變量的兩組交互項，*由于從創(chuàng)新投入到創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定的時滯，因此交互項中的研發(fā)取滯后一期值，專利和新產(chǎn)品取當(dāng)期值。以檢驗企業(yè)研發(fā)投入對TFP影響的兩個傳導(dǎo)路徑。

雖然本文的基準(zhǔn)回歸為固定效應(yīng)模型，企業(yè)所有制類型作為企業(yè)固定效應(yīng)的一部分被控制，但鑒于不同所有制類型企業(yè)的創(chuàng)新活動差異較大[7]，本文在異質(zhì)性討論部分中加入創(chuàng)新與民營企業(yè)(POE)、創(chuàng)新與外資企業(yè)(FIE)兩組交互項，對比它們與國有企業(yè)創(chuàng)新對TFP影響的差異 。

4.實證模型。首先，綜合考慮以上各個變量，本文基準(zhǔn)回歸固定效應(yīng)模型設(shè)定如下：

TFPit=α0+α1RDit+α2sizeit+α3ageit+α4exportit+α5wageit+firmi+εit

(1)

TFPit=β0+β1PATit+β2sizeit+β3ageit+β4exportit+β5wageit+firmi+εit

(2)

其中，TFPit是i企業(yè)t年的全要素生產(chǎn)率， RDit和PATit為i企業(yè)t年是否研發(fā)和是否專利申請的0-1變量，1表示存在研發(fā)和專利活動，0表示沒有；sizeit、ageit、exportit和wageit表示i企業(yè)t年的規(guī)模、年齡、出口(0-1變量)和人均工資；firmi表示i企業(yè)的固定效應(yīng)。以上實證模型中，除了RDit、PATit和exportit三個0-1變量外，其他變量均進行對數(shù)化處理。

其次，考慮干中學(xué)效應(yīng)后的擴展回歸固定效應(yīng)模型分別為：

TFPit=α0+α1RDit+α2learnit+α3sizeit+α4ageit+α5exportit+α5wageit+firmi+εit

(3)

TFPit=β0+β1PATit+β2learnit+β3sizeit+β4ageit+β5exportit+β6wageit+firmi+εit

(4)

其中，learnit表示i企業(yè)t年的“干中學(xué)”效應(yīng)。

最后，創(chuàng)新驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的兩種機制的檢驗?zāi)Ｐ头謩e為：

TFPit=γ0+γ1RDi,t-1+γ2PATit+γ3RDi,t-1*PATit+γ4sizeit+γ5ageit+γ6exportit+γ7wageit+firmi+εit

(5)

TFPit=γ0+γ1RDi,t-1+γ2PATit+γ3RDi,t-1*PATit+γ4learnit+γ5sizeit+γ6ageit+γ7exportit+γ8wageit+firmi+εit

(6)

TFPit=δ0+δ1RDi,t-1+δ2XCPit+δ3RDi,t-1*XCPit+δ4learnit+δ5sizeit+δ6ageit+δ7exportit+δ8wageit+firmi+εit

(7)

其中，XCPit表示i企業(yè)t年的新產(chǎn)品銷售的0-1變量。

(二)描述統(tǒng)計

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國國家知識產(chǎn)權(quán)局公布的專利數(shù)據(jù)(2012年光盤版)和國家統(tǒng)計局公布的中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。通過匹配1998—2007年的工業(yè)數(shù)據(jù)庫和專利數(shù)據(jù)庫 ，本文得到32 154家具有專利申請(發(fā)明專利和實用新型專利)信息的樣本企業(yè)(專利庫中擁有專利申請的企業(yè)有155 525家，匹配率為22.19%)，涉及272 208條發(fā)明和實用新型專利。我們在工業(yè)庫中抽取相應(yīng)的企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)，包括企業(yè)年齡、登記注冊類型、從業(yè)人數(shù)、出口、工資、研發(fā)等信息。我們對匹配后的樣本做了如下處理：首先，剔除了相關(guān)變量缺失、為負值、為零值的樣本，包括銷售額、職工人數(shù)、總資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值、工資變量；其次，剔除了企業(yè)TFP值缺失的樣本；最后，剔除了企業(yè)TFP位于前后0.5%分位的異常樣本。處理后的樣本觀測值為1 774 898個，共計511 264家工業(yè)企業(yè)。

表1

描述統(tǒng)計

由表1可知：第一，企業(yè)TFP(對數(shù))的均值和中位數(shù)分別為2.66和2.78，略微左偏態(tài)；標(biāo)準(zhǔn)差為1.32，企業(yè)TFP分布較為集中；最小值和最大值分別為-4.51和5.89。第二，研發(fā)和專利申請活動集中在少數(shù)企業(yè)中，平均而言，約5%的樣本企業(yè)擁有研發(fā)活動，2%的企業(yè)存在專利申請。剔除企業(yè)研發(fā)信息缺失的年份后，擁有研發(fā)的企業(yè)占比為10.55% 。此外，7%的樣本企業(yè)存在新產(chǎn)品銷售活動。第三，累積的工業(yè)增加值(對數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為9.45和1.64；從業(yè)人數(shù)(對數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為4.69和1.23；企業(yè)年齡(對數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.03和0.92，換言之，樣本企業(yè)的平均年齡為11.7年；人均工資(對數(shù))均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.53和0.70。以上四個變量的分布接近于正態(tài)。平均而言，約有28%的樣本企業(yè)存在出口行為。

二、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

根據(jù)豪斯曼檢驗結(jié)果，本文的基準(zhǔn)模型采用固定效應(yīng)模型。表2第(1)—(2)列表示在不控制任何變量情況下，采用普通最小二乘法對企業(yè)創(chuàng)新行為和企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估計的結(jié)果。研發(fā)(RD)會顯著地正向影響企業(yè)TFP，回歸系數(shù)為0.284；類似地，我們發(fā)現(xiàn)專利申請企業(yè)的TFP顯著高于沒有專利申請企業(yè)，回歸系數(shù)為0.101；前者的系數(shù)大于后者。由表2第(3)—(4)列可見，在控制企業(yè)固定效應(yīng)后，回歸模型的解釋力得到非常大的提高，R2從之前的0.002上升至0.706；進行研發(fā)投資和申請專利的企業(yè)，其全要素生產(chǎn)率顯著高于沒有這些創(chuàng)新活動的企業(yè)，它們的回歸系數(shù)分別為0.126和0.071，小于OLS回歸的結(jié)果。

表2

基準(zhǔn)回歸

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。表3中的含義相同

表2第(5)—(6)列是基準(zhǔn)回歸方程(1)—(2)的估計結(jié)果。與表2第(3)—(4)列相比，我們進一步控制了同時影響企業(yè)創(chuàng)新和TFP的變量，包括企業(yè)從業(yè)人數(shù)、企業(yè)年齡、企業(yè)人均工資和是否出口。結(jié)果表明：第一，研發(fā)和專利申請企業(yè)仍表現(xiàn)出更高的全要素生產(chǎn)率，回歸系數(shù)分別為0.049和0.031，顯著為正。換言之，企業(yè)研發(fā)投資和專利申請從無到有，會導(dǎo)致企業(yè)TFP上升4.9%和3.1%。1998—2009年中國制造業(yè)企業(yè)TFP增長速度在2%～6%之間，年均增長率3.83%[8]，本文計量結(jié)果說明，這一增長的大部分貢獻來自企業(yè)的創(chuàng)新(研發(fā)和專利)活動。第二，以從業(yè)人數(shù)表征的企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)TFP增長越快；創(chuàng)新和專利申請企業(yè)規(guī)模的TFP彈性的回歸系數(shù)分別為0.047和0.048，顯著為正，即從業(yè)人數(shù)增長10%(從業(yè)人數(shù)均值為255人，增長10%即為25.5人)，企業(yè)TFP增長率約為0.5%。第三，企業(yè)年齡顯著地正向影響企業(yè)TFP，企業(yè)年齡增長10%(年齡均值為11.7年，增長10%，為1.2年)，企業(yè)TFP增長5.54%和5.6%。第四，企業(yè)出口從無到有，企業(yè)TFP增長11.1%。第五，企業(yè)人均工資增長10%(人均工資均值約為15 546元，增長10%，即為1 554.6元)，企業(yè)TFP增長0.5%。

綜上，我們可以得到如下主要結(jié)論：企業(yè)創(chuàng)新行為(研發(fā)和專利申請)是企業(yè)TFP增長的重要源泉，本文結(jié)論與早期關(guān)于中國企業(yè)研發(fā)與生產(chǎn)率關(guān)系的研究結(jié)果(Hu, 2001)相似，為內(nèi)生經(jīng)濟增長理論提供了一個經(jīng)驗依據(jù)和支持；存活能力和出口決策企業(yè)的TFP增長效應(yīng)顯著，與既有文獻從企業(yè)年齡[9]、出口[11]方面探討企業(yè)全要素增長率的經(jīng)驗結(jié)論一致。

(二)擴展與討論

1.控制“干中學(xué)”效應(yīng)。“干中學(xué)”是技術(shù)進步的一個重要源泉(Arrow，1962)，為更準(zhǔn)確地估計研發(fā)活動和專利申請對TFP的影響，我們在基準(zhǔn)模型中加入累積工業(yè)增加值的對數(shù)，控制企業(yè)生產(chǎn)中的“干中學(xué)”效應(yīng)。經(jīng)驗方程(3)—(4)的回歸結(jié)果見表3第(1)—(2)列。

表3

基準(zhǔn)回歸

首先，企業(yè)產(chǎn)值累積工業(yè)增加值增長10%(累積工業(yè)增加值均值為62 715 220元，增長10%，約為600多萬元)，企業(yè)TFP的增長約為0.7%。其次，控制企業(yè)生產(chǎn)過程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后，企業(yè)的研發(fā)和專利申請行為仍然顯著地影響企業(yè)TFP；企業(yè)研發(fā)和專利申請從無到有，TFP正向變動分別為3.5%和2.5%?！案芍袑W(xué)”同樣會影響企業(yè)的創(chuàng)新行為，即研發(fā)活動和專利申請過程中也會產(chǎn)生“干中學(xué)”效應(yīng)，因此，我們看到在控制“干中學(xué)”效應(yīng)后，企業(yè)研發(fā)和專利申請變量的回歸系數(shù)相比表2中的第(5)—(6)列有所下降。類似地，我們也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)從業(yè)人數(shù)、年齡、平均工資對企業(yè)TFP的影響系數(shù)均小于基準(zhǔn)回歸，但它們的顯著性沒有發(fā)生改變，進一步說明企業(yè)“干中學(xué)”積累經(jīng)驗的工作模式和管理方式同樣也會部分地影響企業(yè)的規(guī)模、存活狀況、員工激勵，進而影響企業(yè)TFP。最后，出口決策對企業(yè)TFP的影響系數(shù)基本保持不變，顯著為正。

2.企業(yè)TFP增長機制?，F(xiàn)有相關(guān)文獻由于創(chuàng)新成果數(shù)據(jù)的缺乏，僅檢驗了研發(fā)與企業(yè)TFP的關(guān)系[5]，無法檢驗企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)TFP的影響的傳導(dǎo)機制。得益于近年來可獲得的公開數(shù)據(jù)越來越多且越來越豐富，本文可以借鑒知識生產(chǎn)函數(shù)的框架[1]，從創(chuàng)新的技術(shù)和市場兩個維度來探討創(chuàng)新驅(qū)動企業(yè)TFP增長的機制。

表3第(3)—(4)列對創(chuàng)新驅(qū)動企業(yè)TFP增長的第一種傳導(dǎo)機制，即研發(fā)技術(shù)成果傳導(dǎo)路徑進行檢驗。首先，由表3第(3)列可以看出，在沒有控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下，我們得到如下重要的回歸結(jié)果：第一，企業(yè)當(dāng)期專利申請對TFP的回歸系數(shù)接近于0，且不顯著；第二，企業(yè)上一期研發(fā)投入顯著地正向影響當(dāng)期TFP，系數(shù)為0.039，這說明，發(fā)生研發(fā)投入企業(yè)的TFP增長率比沒有研發(fā)活動的企業(yè)高出3.9個百分點；第三，企業(yè)上一期研發(fā)投入與本期專利申請的交互項對TFP的影響顯著為正，系數(shù)為0.067，這說明，進行研發(fā)投入并將其成果申請專利的企業(yè)，其TFP增長率比僅有研發(fā)投入但無專利申請的企業(yè)高出6.7個百分點；第四，對于沒有研發(fā)活動的企業(yè)而言，是否擁有專利申請對企業(yè)TFP的增長沒有顯著的影響；第五，其他控制變量的回歸系數(shù)和顯著性與基準(zhǔn)回歸(表2第(5)列)的結(jié)果并無二致；第六，整個回歸的解釋力增強，調(diào)整的R2由基準(zhǔn)回歸的0.71上升至0.75。其次，在控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下，我們得到類似的、一致的結(jié)論(參見表3第(4)列)。第一，企業(yè)上一期研發(fā)從無到有，企業(yè)TFP提高了2.3個百分點；第二，研發(fā)并進行專利申請企業(yè)的TFP增長率，比有研發(fā)投入、無專利申請企業(yè)高出6.6個百分點；第三，對于沒有研發(fā)的企業(yè)，是否持有專利對企業(yè)TFP增長沒有顯著的影響。概言之，研發(fā)并獲得專利的企業(yè)TFP增長最快，研發(fā)無技術(shù)成果的企業(yè)TFP增長次之，無研發(fā)的企業(yè)是否擁有專利對企業(yè)TFP的增長沒有顯著的影響。

表3第(5)列對創(chuàng)新驅(qū)動企業(yè)TFP增長的第二種傳導(dǎo)機制，即研發(fā)市場價值傳導(dǎo)路徑進行檢驗?；貧w結(jié)果表明，*由于篇幅有限，我們未列出沒有控制“干中學(xué)”效應(yīng)情形下新產(chǎn)品機制的回歸結(jié)果。需要說明的是，其結(jié)果與控制“干中學(xué)”效應(yīng)情形下的回歸結(jié)果類似，研發(fā)的回歸系數(shù)為0.057***，新產(chǎn)品的回歸系數(shù)為0.033，兩者的交互項不顯著。企業(yè)前一期研發(fā)從無到有會導(dǎo)致企業(yè)TFP顯著地增長4.2%；當(dāng)期是否有新產(chǎn)品銷售會顯著地正向影響企業(yè)TFP，回歸系數(shù)為2.5%；企業(yè)前一期研發(fā)與是否有新產(chǎn)品銷售的交互項并不顯著，換言之，企業(yè)研發(fā)并不會通過市場價值路徑來影響企業(yè)TFP。*考慮到從研發(fā)到新產(chǎn)品銷售存在一個較長的時滯，我們將研發(fā)變量滯后2期，發(fā)現(xiàn)滯后2期的研發(fā)的回歸系數(shù)為0.043***，新產(chǎn)品的回歸系數(shù)為0.023***，兩者的交互項依舊不顯著。滯后3期的結(jié)果依舊如此。

總之，企業(yè)研發(fā)投入對全要素增長率的影響是通過專利申請這一傳導(dǎo)機制實現(xiàn)的，而體現(xiàn)研發(fā)市場價值的新產(chǎn)品傳導(dǎo)機制并沒有發(fā)生作用。一個可能的解釋是1998—2007年期間中國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)并不是以形成新產(chǎn)品為主要目標(biāo)。規(guī)模較大的企業(yè)往往從事的是改進現(xiàn)有產(chǎn)品的增量創(chuàng)新或工藝創(chuàng)新，這樣做的好處在于，既可以避免新產(chǎn)品開發(fā)帶來的技術(shù)和投資等方面的高風(fēng)險，又可以早日產(chǎn)生新的技術(shù)成果(如專利申請)，通過增加現(xiàn)有產(chǎn)品的技術(shù)含量、品質(zhì)和信譽及銷售額，形成研發(fā)的成本攤銷優(yōu)勢，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.異質(zhì)性：所有制。已有研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平低于民營企業(yè)和外資企業(yè)，但是三大類型的企業(yè)生產(chǎn)率差距在縮小[8]，國有企業(yè)單位創(chuàng)新投入的創(chuàng)新產(chǎn)出和新產(chǎn)品銷售額低于民營企業(yè)和外資企業(yè)[5]。本文在經(jīng)驗回歸中加入研發(fā)與企業(yè)所有制類型的交互項，以國有企業(yè)為參照組，得到的主要結(jié)果是：第一，在沒有控制“干中學(xué)”效應(yīng)的情形下，民營和外資企業(yè)的研發(fā)從無到有將顯著地增加企業(yè)的TFP(見表3第(6)列)，分別增長0.064(0.127-0.063)和0.062(0.125-0.063)，民營企業(yè)略高于外資企業(yè)。第二，國有企業(yè)的研發(fā)從無到有導(dǎo)致TFP下降6.3個百分點，一個可能的原因是樣本期內(nèi)國有企業(yè)研發(fā)活動主要集中在長期性、基礎(chǔ)性的研究領(lǐng)域，對中短期生產(chǎn)投資形成一定擠出，導(dǎo)致我們看不到正的生產(chǎn)率效應(yīng)；另一種可能的原因是國有企業(yè)本身創(chuàng)新生產(chǎn)效率低，例如國有企業(yè)單位研發(fā)的專利產(chǎn)出低于其他類型的企業(yè)，巨額研發(fā)投資擠出生產(chǎn)活動，降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。上述結(jié)論在我們控制企業(yè)生產(chǎn)過程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后仍然成立，國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)研發(fā)的TFP增長效應(yīng)分別為-0.076、0.05和0.042。綜上，文本的計量結(jié)論與已有實證研究的方向是一致的，即民營企業(yè)研發(fā)的TFP增長效應(yīng)最高，外資企業(yè)次之，國有企業(yè)最差。

三、結(jié)論和進一步討論

本文通過匹配中國工業(yè)企業(yè)庫(1998—2007)和國家知識產(chǎn)權(quán)局公布的專利庫，對中國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響及其傳導(dǎo)機制進行經(jīng)驗研究。我們運用OP方法對中國制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行測量，分別從創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩個維度研究企業(yè)研發(fā)和專利申請行為對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論如下：

第一，以研發(fā)和專利申請度量的企業(yè)創(chuàng)新從無到有分別導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長4.9%和3.1%，這一結(jié)論與Hu(2001)基于中國20世紀(jì)90年代中期數(shù)據(jù)的研究結(jié)論一致。結(jié)合Hu(2001)和楊汝岱(2015)的研究，我們發(fā)現(xiàn)，平均而言，中國樣本期內(nèi)的高新技術(shù)企業(yè)和規(guī)模以上企業(yè)的TFP的研發(fā)投入彈性均比美國高，中國制造業(yè)企業(yè)TFP增長大部分來自企業(yè)創(chuàng)新(研發(fā)和專利)活動的貢獻。

第二，在控制企業(yè)生產(chǎn)過程中的“干中學(xué)”效應(yīng)后，企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動全要素生產(chǎn)率增長的效應(yīng)有所下降，分別為3.5%和2.5%，這一結(jié)論證明了“干中學(xué)”對全要素增長率的正向效應(yīng)。

第三，企業(yè)創(chuàng)新投入對TFP增長的影響通過專利申請實現(xiàn)，而非通過新產(chǎn)品來實現(xiàn)，說明只有生產(chǎn)出具有新穎性和創(chuàng)造性的專利產(chǎn)品，企業(yè)的研發(fā)投入才能發(fā)揮提高全要素生產(chǎn)率的作用。

第四，民營企業(yè)研發(fā)的TFP增長效應(yīng)最高，外資企業(yè)次之，國有企業(yè)最差。這一結(jié)論再次說明民營企業(yè)在中國經(jīng)濟增長方式從“要素驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”轉(zhuǎn)變過程中具有不可替代的作用。

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[責(zé)任編輯：房宏琳，曾博]

中圖分類號：F27

文獻標(biāo)志碼：A

文章編號：1002-462X(2016)05-0105-07

作者簡介：葉靜怡(1955—)，女，教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，從事發(fā)展經(jīng)濟學(xué)和創(chuàng)新經(jīng)濟學(xué)研究；林佳(1987—)，女，博士研究生，從事創(chuàng)新經(jīng)濟學(xué)研究。

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“中國專利制度、企業(yè)專利戰(zhàn)略與經(jīng)濟技術(shù)發(fā)展”(12BJL041)；中國科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院委托項目“創(chuàng)新研究前沿與國內(nèi)應(yīng)用評述”(2014SEI-0110)

收稿日期：2016-03-07