地區(qū)制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新行為與企業(yè)績(jī)效

劉和旺，左文婷（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

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地區(qū)制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新行為與企業(yè)績(jī)效

劉和旺，左文婷
（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

［摘要］基于2001～2007年的中國(guó)工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和遞歸的CDM（結(jié)構(gòu)）模型，檢驗(yàn)了中國(guó)地區(qū)制度質(zhì)量能否通過技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)績(jī)效。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量不僅顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進(jìn)行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強(qiáng)度），而且還通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)：國(guó)有企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著影響其企業(yè)績(jī)效；而民營(yíng)企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出則顯著地提高了企業(yè)績(jī)效。研究結(jié)果說(shuō)明，地區(qū)制度質(zhì)量是提升民營(yíng)企業(yè)績(jī)效的重要保障。

［關(guān)鍵詞］制度質(zhì)量；技術(shù)創(chuàng)新；企業(yè)績(jī)效；結(jié)構(gòu)模型

一、問題提出

經(jīng)過改革開放30多年的發(fā)展，目前我國(guó)總體上已開始進(jìn)入創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段。但是，制約我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施的最大障礙在于市場(chǎng)體制不完善，沒有形成創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的制度環(huán)境，許多企業(yè)尤其是民營(yíng)中小型企業(yè)陷入了“不創(chuàng)新等死、創(chuàng)新找死”的困境。為此，我們必須關(guān)注包括體制和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)在內(nèi)的制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響問題，即我國(guó)地區(qū)制度質(zhì)量會(huì)否影響企業(yè)績(jī)效？如果存在影響，是如何影響的？對(duì)不同所有制企業(yè)的影響是否存在顯著差異？弄清楚這些問題，對(duì)于我們理解制度質(zhì)量在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)中的作用以及如何提高各種類型企業(yè)的績(jī)效具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

迄今，盡管有關(guān)討論制度環(huán)境對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的文獻(xiàn)較多，但是，系統(tǒng)探討制度質(zhì)量究竟如何影響企業(yè)績(jī)效的文獻(xiàn)卻并不多見，本文在綜合了新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)、創(chuàng)新與生產(chǎn)率文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用國(guó)際上比較流行的結(jié)構(gòu)模型和大樣本微觀數(shù)據(jù)（2001～2007年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)），檢驗(yàn)了地區(qū)制度質(zhì)量影響企業(yè)績(jī)效的微觀機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量不僅會(huì)顯著影響企業(yè)研發(fā)投入行為（是否進(jìn)行研發(fā)投資的決策和研發(fā)投入強(qiáng)度），而且它還會(huì)通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效（人均銷售額和人均產(chǎn)值）。進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著影響企業(yè)績(jī)效；而民營(yíng)企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出則顯著地提高了企業(yè)績(jī)效。

二、理論分析框架和研究假說(shuō)

（一）地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響

經(jīng)North（1990[1]）等人對(duì)“制度”的界定和理論分析，經(jīng)濟(jì)學(xué)家已經(jīng)證明制度（質(zhì)量）不僅會(huì)影響一國(guó)宏觀層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Knack and Keefer，1995[2]），而且還會(huì)影響微觀層面的企業(yè)績(jī)效（Commander＆Svejnar，2011[3]）。制度質(zhì)量主要包括產(chǎn)權(quán)保護(hù)和契約實(shí)施等制度安排（North，1990[1]）。它之所以影響企業(yè)績(jī)效，是因?yàn)榱己玫漠a(chǎn)權(quán)保護(hù)和完善的契約實(shí)施制度穩(wěn)定了企業(yè)的收益預(yù)期，激勵(lì)和保障企業(yè)進(jìn)行各種物質(zhì)資本和研發(fā)投資（Johnson et al.，2002[4]）。具體地，制度質(zhì)量通過如下兩種渠道影響企業(yè)的研發(fā)投入：首先，制度質(zhì)量會(huì)影響企業(yè)自主研發(fā)投資的意愿，即企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)投資。良好的制度質(zhì)量有助于降低企業(yè)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，激勵(lì)研發(fā)投資（Eicher and García-Pe?alosa，2008[5]；Lin et al.，2010[6]）。其次，制度質(zhì)量（連同資本市場(chǎng)）通過融資的便捷程度和融資成本影響研發(fā)投入的數(shù)量和收益。良好的制度和完備的金融市場(chǎng)為各類企業(yè)尤其是中小型企業(yè)（研發(fā)）融資提供了便利（Cull and Xu，2005[7]），也提高了研發(fā)投資收益（Coe et al.，2009）[8]。有鑒于此，我們提出假說(shuō)1：在控制其他因素的情況下，地區(qū)制度質(zhì)量正向影響企業(yè)的研發(fā)行為。

（二）地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響

制度質(zhì)量不僅會(huì)直接影響研發(fā)投入，而且還可能通過創(chuàng)新產(chǎn)出影響企業(yè)績(jī)效。如下兩類文獻(xiàn)為此提供了理論和經(jīng)驗(yàn)支持：一是新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)中的制度、行為與績(jī)效文獻(xiàn)。從理論上說(shuō)，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家明確地提出了制度——行為——績(jī)效這一分析范式：制度質(zhì)量會(huì)顯著影響企業(yè)是從事非生產(chǎn)性的再分配行為，還是鼓勵(lì)要素積累的生產(chǎn)性行為。世界銀行商業(yè)環(huán)境調(diào)查報(bào)告表明，良好的制度環(huán)境會(huì)鼓勵(lì)企業(yè)投資，提高其生產(chǎn)率（董志強(qiáng)等，2012[9]）。另一類文獻(xiàn)是技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響文獻(xiàn)?；谥R(shí)生產(chǎn)函數(shù)理念，Rosenberg（1982）[10]將研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出及企業(yè)績(jī)效指標(biāo)融合在一個(gè)模型中，并明確提出了是創(chuàng)新產(chǎn)出而不是創(chuàng)新投入直接影響企業(yè)的生產(chǎn)率。Crepon等（1998）[11]則構(gòu)建了開創(chuàng)性的實(shí)證方法，極大地推動(dòng)了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響經(jīng)驗(yàn)研究。一些學(xué)者也藉此方法檢驗(yàn)了中國(guó)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響（Jefferson et al.，2006[12]；吳延兵，2012[13]）?；谏鲜鰞深愇墨I(xiàn)，提出假說(shuō)2：在控制了其他因素的情況下，地區(qū)制度質(zhì)量會(huì)通過技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出正向影響企業(yè)績(jī)效。

（三）地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)不同所有制企業(yè)績(jī)效影響的差異①鑒于外資企業(yè)的特殊性（吳延兵，2012[13]），本文關(guān)注的所有制類型是國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)。

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，由于國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)可能面臨著系統(tǒng)性制度質(zhì)量和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的差異，由此會(huì)導(dǎo)致其技術(shù)創(chuàng)新行為的差異，進(jìn)而導(dǎo)致了地區(qū)制度質(zhì)量通過技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)績(jī)效作用機(jī)制的差異（賀京同、高林，2012[14]；周黎安、羅凱，2005[15]）。雖然迄今為止，國(guó)有企業(yè)通過治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)管環(huán)境發(fā)生了很大變化，但由于政府依然實(shí)際控制國(guó)有企業(yè)及其高管任命，政府依然有能力將其自身就業(yè)和其他社會(huì)目標(biāo)內(nèi)部化到這些公司中，而公司高管更多地關(guān)注公司短期業(yè)績(jī)以及政治性目標(biāo)，缺乏從事R&D活動(dòng)以提升公司長(zhǎng)期價(jià)值的激勵(lì)（李丹蒙、夏立軍，2008[16]）。產(chǎn)權(quán)清晰的民營(yíng)企業(yè)則可以獲得創(chuàng)新全部收益，在現(xiàn)有制度的約束下，可能選擇合適的技術(shù)策略，積極促成技術(shù)成果的商業(yè)化應(yīng)用，企業(yè)績(jī)效更佳。因此，鑒于不同所有制企業(yè)所面臨的外部制度環(huán)境和內(nèi)部激勵(lì)、約束機(jī)制的差異，我們提出假說(shuō)3：在控制了其他因素的情況下，國(guó)有企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出不會(huì)顯著提高企業(yè)績(jī)效；民營(yíng)企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量比較敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出會(huì)顯著提高企業(yè)績(jī)效。

如下的實(shí)證研究主要是檢驗(yàn)以上三個(gè)假說(shuō)，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策和建議。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的樣本來(lái)源于2001～2007年中國(guó)全部國(guó)有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。它包括30個(gè)二位數(shù)行業(yè)的全部國(guó)有制造業(yè)企業(yè)以及年銷售額超過500萬(wàn)元以上的非國(guó)有制造業(yè)企業(yè)②研發(fā)支出數(shù)據(jù)從2001年開始，考慮到滯后2期，實(shí)際年份從1999年至2007年。其中，2004年樣本缺乏研發(fā)支出、新產(chǎn)品產(chǎn)值和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)這三項(xiàng)數(shù)據(jù)，我們用2003年和2005年相應(yīng)數(shù)據(jù)的平均值代替。，囊括了企業(yè)代碼、職工人數(shù)、所有制類型和地理位置等基本信息以及銷售額、固定資產(chǎn)、實(shí)收資本、中間投入等主要財(cái)務(wù)指標(biāo)。根據(jù)聶輝華等（2012）[17]數(shù)據(jù)處理③使用winsorization方法（0.1%）對(duì)極端值的影響加以控制。，最終得到包括中國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域（西藏除外）的接近180萬(wàn)個(gè)觀測(cè)值。

（二）模型設(shè)定和變量的定義

為檢驗(yàn)地區(qū)制度質(zhì)量、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，我們采用遞歸的CDM模型。為此，根據(jù)已有的經(jīng)驗(yàn)研究（Jefferson et al.，2006[12]），構(gòu)建如下三個(gè)模型：

在模型研發(fā)投入的影響因素模型1中，被解釋變量R&Dijkt表示研發(fā)投資決策，分為兩種情況：虛擬變量（企業(yè)有研發(fā)投入為1，無(wú)研發(fā)投入為0）和數(shù)值變量（企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度）。ε表示隨機(jī)項(xiàng)。i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)（二分位）、省份和年份。γj、γk、γt分別表示與行業(yè)、省份、年份相關(guān)的固定效應(yīng)因素，εijkt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

在解釋變量中，我們首先關(guān)注地區(qū)制度質(zhì)量的符號(hào)及其顯著性。地區(qū)制度質(zhì)量分別用國(guó)內(nèi)學(xué)者經(jīng)常使用的樊綱等（2011）[18]的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》中對(duì)中國(guó)各省市場(chǎng)化指數(shù)①市場(chǎng)化指數(shù)包括如下五個(gè)方面：政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育、要素市場(chǎng)的發(fā)育、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度指數(shù)來(lái)衡量，分別代表地區(qū)總體（廣義上）的制度質(zhì)量和與技術(shù)創(chuàng)新緊密相關(guān)的（狹義上）制度質(zhì)量。

模型2是技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型。被解釋變量是新產(chǎn)品產(chǎn)值與銷售額之比（Np），在此，我們關(guān)注的是模型1中研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint）符號(hào)及其顯著性。在模型3的企業(yè)績(jī)效模型中，被解釋變量是企業(yè)績(jī)效Y，分別以人均銷售額和人均利潤(rùn)來(lái)衡量。借助于CDM模型的經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)表明，是創(chuàng)新產(chǎn)出而非研發(fā)投入直接影響到了企業(yè)績(jī)效。在此，我們關(guān)注的是解釋變量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出（Np）的符號(hào)及其顯著性問題。

借鑒CDM模型相關(guān)的理論和實(shí)證研究，在模型1中的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size，以職工人數(shù)衡量）、所有制結(jié)構(gòu)（Ownship）②根據(jù)研究的目的，我們按照企業(yè)登記的所有制類型把企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)（港澳臺(tái)和外資企業(yè)）。、企業(yè)年齡的自然對(duì)數(shù)（Age）、企業(yè)利潤(rùn)率（Profit，營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與銷售額之比，滯后一期）、以企業(yè)廣告投入強(qiáng)度（Adsl）和行業(yè)集中度（CR4）來(lái)衡量的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度或市場(chǎng)勢(shì)力③CR4借鑒聶輝華等的方法（2012）計(jì)算。、政府政策（Sub）、金融環(huán)境（Loan）、出口（Ex）等三個(gè)虛擬變量④分別以企業(yè)是否接受了政府補(bǔ)貼、利息支出和是否出口賦值，若是，賦值為1；否則為0。、地區(qū)（省份）變量和行業(yè)（Indu）變量。

模型2中的控制變量⑤控制變量不再囊括制度質(zhì)量。這是因?yàn)楦鶕?jù)CDM模型的基本思想，制度質(zhì)量會(huì)直接影響研發(fā)投入，并由此影響到創(chuàng)新產(chǎn)出，并通過創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。只包括了能夠影響創(chuàng)新產(chǎn)出的企業(yè)特征的規(guī)模、年齡和所有制類型等企業(yè)個(gè)體特征變量，同時(shí)控制了年份、省份和行業(yè)變量。

在模型3的解釋變量中，除了包括企業(yè)的年齡、所有制類型、創(chuàng)新產(chǎn)出的擬合值之外，還包括各種要素投入（在人均銷售額Lnsale回歸分析中是資本LnK和勞動(dòng)LnL；在人均產(chǎn)值中則還包括了中間投入LnM）。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般做法，我們用人均銷售額和人均產(chǎn)值衡量產(chǎn)出，用職工人數(shù)衡量勞動(dòng)投入，參照簡(jiǎn)澤（2011）[20]的做法，用永續(xù)盤存法計(jì)算資本投入?？紤]到各地區(qū)物價(jià)波動(dòng)的差異，我們采用各省工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的均值對(duì)研發(fā)投入進(jìn)行價(jià)格平減，用各省工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)值、銷售額和產(chǎn)值進(jìn)行價(jià)格平減，采用各省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)資本進(jìn)行價(jià)格平減。價(jià)格指數(shù)均來(lái)自各個(gè)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。從研發(fā)投入看，在所有企業(yè)中，從事了研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)占所有企業(yè)的比重是33.33%，平均研發(fā)投入強(qiáng)度是0.0016，最小的為0，最大的為0.1453。從創(chuàng)新產(chǎn)出看，新產(chǎn)品比重平均為0.0354，最高的1.5549。自1999至2007年間，市場(chǎng)化指數(shù)是和產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)均值分別為7.49和9.35，最小值分別是1.72和0，而最大值則分別達(dá)到10.92和41.47。就不同的所有制企業(yè)來(lái)看，2001～2007年從事研發(fā)投入的國(guó)有企業(yè)的比例及研發(fā)投入強(qiáng)度都高于民營(yíng)企業(yè)，兩者分別是55.61%與31.38%、26.48%與15.23%；國(guó)有企業(yè)占有研發(fā)投入資源較多，而創(chuàng)新產(chǎn)出方面，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值占銷售額比值分別是0.0449與0.0350；企業(yè)績(jī)效方面，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的人均銷售額對(duì)數(shù)值分別是3.9068與5.1481；而人均產(chǎn)值則分別是4.0398與5.2944。

四、實(shí)證結(jié)果分析

選用地區(qū)制度質(zhì)量（市場(chǎng)化指數(shù)Insq和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)IPR）變量，可以避免地區(qū)制度質(zhì)量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因?yàn)槲覀儾捎玫闹贫荣|(zhì)量是省級(jí)地區(qū)層面的指標(biāo)，省級(jí)地區(qū)層面的市場(chǎng)化指數(shù)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指標(biāo)客觀上會(huì)影響地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)研發(fā)投入行為。但是，由于中國(guó)地方政府是地區(qū)層面各項(xiàng)制度和政策的主要制定者和執(zhí)行者，政府決策更多地考慮地區(qū)內(nèi)多數(shù)企業(yè)的利益，而單個(gè)或少數(shù)企業(yè)的研發(fā)投入決策很難對(duì)地區(qū)層面制度質(zhì)量的變化產(chǎn)生決定性的影響。因此，從地區(qū)制度質(zhì)量和企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在逆向因果關(guān)系的角度看，單個(gè)或少數(shù)企業(yè)的研發(fā)投入決策對(duì)地區(qū)層面的制度質(zhì)量產(chǎn)生影響的渠道難以存在（張杰等，2012[21]）①同時(shí)，我們還使用了不同的地區(qū)制度質(zhì)量（省級(jí)地方政府的罰沒收入占GDP之比、公檢法司支出占GDP之比等指標(biāo)）指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，結(jié)果沒有報(bào)告。。

（表1）　　主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)（計(jì)價(jià)單位：千元）

（一）地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響

表2列出了地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的回歸結(jié)果：列1、2是因變量為研發(fā)決策（Rd_d），制度質(zhì)量分別是市場(chǎng)化指數(shù)和產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的Probit面板模型的回歸結(jié)果；列3-5分別是因變量為研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint），制度質(zhì)量分別是市場(chǎng)化指數(shù)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)和市場(chǎng)化指數(shù)的虛擬變量②每年高于制度質(zhì)量（市場(chǎng)化指數(shù)）中位數(shù)的賦值為1，否則為0。；考慮到了制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響可能存在時(shí)間滯后效應(yīng)，列6、7則估算的是滯后一期的市場(chǎng)化指數(shù)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度（Rdint）的影響。豪斯曼檢驗(yàn)在1%的水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，因而給出了固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果（列3-7）。從表2中可以看出，地區(qū)制度質(zhì)量無(wú)論是總體制度質(zhì)量（市場(chǎng)化指數(shù)）還是狹義的制度質(zhì)量（知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)），都在1%的顯著性水平上影響企業(yè)的研發(fā)決策和研發(fā)投入強(qiáng)度。這表明地區(qū)制度質(zhì)量越高，企業(yè)從事生產(chǎn)性活動(dòng)成本和交易成本會(huì)越低，企業(yè)的研發(fā)投資傾向越高，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)相對(duì)更多，從而驗(yàn)證了假說(shuō)1。我們的結(jié)論進(jìn)一步佐證了Lin et al.（2010）[6]的觀點(diǎn)。

表2回歸結(jié)果也表明：相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)有更低的研發(fā)投資傾向，平均說(shuō)來(lái)，在已經(jīng)報(bào)告了研發(fā)支出的1069930樣本中，有研發(fā)投資的僅占32%。但是，在已經(jīng)有研發(fā)投資的民營(yíng)企業(yè)中，其研發(fā)投入強(qiáng)度則顯著高于國(guó)有企業(yè)。我們認(rèn)為，民營(yíng)企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量更敏感，更容易受到地區(qū)制度質(zhì)量的影響。前面的描述性統(tǒng)計(jì)也支持了這一點(diǎn)。在市場(chǎng)體制不完備、市場(chǎng)秩序混亂、部分企業(yè)通過投機(jī)取巧就能獲得利益的環(huán)境下，在仿造和侵權(quán)泛濫、知識(shí)產(chǎn)權(quán)得不到有效保護(hù)且風(fēng)險(xiǎn)投資缺乏的環(huán)境下，民營(yíng)企業(yè)自主創(chuàng)新動(dòng)力往往不足，更趨向于實(shí)施技術(shù)模仿或引進(jìn)而非自主創(chuàng)新策略（易先忠，2007[22]）。

（二）研發(fā)投入通過創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響

在確定地區(qū)制度質(zhì)量會(huì)顯著影響企業(yè)的研發(fā)投入之后，我們想借助于遞歸的CDM模型進(jìn)一步考察研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。借助于CDM模型的研究結(jié)果表明，是創(chuàng)新產(chǎn)出而非研發(fā)投入是影響企業(yè)績(jī)效的直接因素。根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果，我們選擇了固定效應(yīng)模型。表3列1、2是因變量為新產(chǎn)品占銷售額的比重（Np）的固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。列3-4和列5-6的因變量則分別是人均銷售額（Lnsale）和人均產(chǎn)值（Lnq）?；貧w結(jié)果表明，研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出在1%的水平上是顯著正相關(guān)，并且，創(chuàng)新產(chǎn)出（新產(chǎn)品占銷售額比重的擬合值Np）也會(huì)顯著在在10%的水平上正向影響企業(yè)績(jī)效，由此驗(yàn)證了我們的假說(shuō)2。我們的研究再度證實(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出顯著地影響了企業(yè)績(jī)效，因此，CDM模型也適用于中國(guó)創(chuàng)新問題的研究。

（表2）　　地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響

就不同的所有制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出來(lái)看，盡管民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出要高于國(guó)有企業(yè)，但在10%的水平上是不顯著的。給定創(chuàng)新投入顯著影響創(chuàng)新產(chǎn)出的情況下，民營(yíng)企業(yè)與國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出并不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著差異，這表明，盡管做出了研發(fā)決策的企業(yè)投入強(qiáng)度較高，但由于樣本中高達(dá)68%的民營(yíng)企業(yè)沒有研發(fā)投入，因此，整體上，民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出并不顯著高于國(guó)有企業(yè)。

（表3）　　研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與企業(yè)績(jī)效

（三）地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)不同所有制類型的企業(yè)績(jī)效影響的差異

（表4）　　制度質(zhì)量對(duì)不同所有制類型的企業(yè)績(jī)效影響的差異

為進(jìn)一步考察轉(zhuǎn)型時(shí)期制度質(zhì)量對(duì)不同所有制類型企業(yè)績(jī)效影響的差異，我們分別對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)子樣本進(jìn)行回歸①為了檢驗(yàn)國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)之間回歸系數(shù)是否存在顯著性差異，我們對(duì)兩個(gè)模型的系數(shù)進(jìn)行了Chow檢驗(yàn)（賀京同、高林，2012）。我們構(gòu)建了我們所關(guān)注的民營(yíng)企業(yè)與制度質(zhì)量、研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的三個(gè)交互項(xiàng)，遞歸回歸的結(jié)果表明，這三個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)分別是0.989、-0.000和0.291，其中，民營(yíng)企業(yè)與制度質(zhì)量、與創(chuàng)新產(chǎn)出的交互項(xiàng)在1%水平上都是顯著的，只有創(chuàng)新產(chǎn)出在10%水平上系數(shù)是不顯著的，但其截距在10%水平上則是顯著的。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果支持了國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)之間回歸系數(shù)是存在顯著性差異。。估算中加入表4列1、2、3是制度質(zhì)量（市場(chǎng)化指數(shù)）對(duì)民營(yíng)企業(yè)的回歸結(jié)果；列4、5、6是制度質(zhì)量（市場(chǎng)化指數(shù)）對(duì)國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果。表4給出的回歸結(jié)果表明：國(guó)有企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量并不敏感，其創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著提高其企業(yè)績(jī)效；而民營(yíng)企業(yè)對(duì)地區(qū)制度質(zhì)量顯著正相關(guān)，其創(chuàng)新產(chǎn)出也顯著提高了企業(yè)績(jī)效。對(duì)此可能的解釋是有如下幾點(diǎn)：（1）現(xiàn)有制度約束下技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。對(duì)制度質(zhì)量比較敏感的民營(yíng)企業(yè)一旦面臨制度質(zhì)量不佳的情形，如果可以用腳投票，他們就選擇制度質(zhì)量較好的地區(qū)；如果不能選擇，在制度質(zhì)量不佳的地區(qū)，他們往往選擇適宜的技術(shù)技術(shù)模仿或引進(jìn)，而非自主創(chuàng)新。在一定時(shí)期內(nèi)，不完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)市場(chǎng)和較弱的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度將有利于以模仿為主的企業(yè)行為，模仿者的企業(yè)績(jī)效會(huì)優(yōu)于創(chuàng)新者（易先忠，2007[22]；Bolton，1993[23]）①由于我們的經(jīng)驗(yàn)研究并沒有區(qū)分原創(chuàng)型的技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)模仿，因而不能提供直接的證據(jù)，但國(guó)有與非國(guó)有企業(yè)方差的大小可以為我們提供一個(gè)間接的證據(jù)，這是因?yàn)閺氖略瓌?chuàng)型研究比技術(shù)復(fù)制或引進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)更大，因而創(chuàng)新產(chǎn)出（新產(chǎn)品的對(duì)數(shù)值）的方差更大。我們的樣本中國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的方差分別是5.59與4.47，也就是說(shuō)非國(guó)有企業(yè)為規(guī)避制度的風(fēng)險(xiǎn)，可能多偏好于技術(shù)模仿或復(fù)制。。（2）技術(shù)創(chuàng)新目標(biāo)的差異。民營(yíng)企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)，其最終目標(biāo)就是商業(yè)化的績(jī)效，因而，創(chuàng)新產(chǎn)出會(huì)轉(zhuǎn)化為其企業(yè)績(jī)效。而國(guó)有企業(yè)自身由于其委托代理機(jī)制的扭曲（Zhang et al.，2003[24]）軟預(yù)算約束（Dewatripont ＆Maskin，2005[25]；林毅夫、李志贄，2005[26]）以及事前官僚主義的監(jiān)督機(jī)制容易引起項(xiàng)目選擇失誤，同時(shí)，國(guó)有企業(yè)往往都有地區(qū)創(chuàng)新指標(biāo)的考評(píng)壓力，以及制度質(zhì)量不高的地區(qū)研發(fā)基本上是由國(guó)有企業(yè)承擔(dān)，即使他們創(chuàng)新成果很多，但并不是出于商業(yè)化的目標(biāo)，由此影響了技術(shù)創(chuàng)新不能顯著提高企業(yè)績(jī)效，這就驗(yàn)證了我們的假說(shuō)3。

五、結(jié)論和政策建議

隨著我國(guó)提升自主創(chuàng)新能力、建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家重大戰(zhàn)略任務(wù)的提出，制度質(zhì)量對(duì)地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新能力的影響問題引起了廣泛關(guān)注。本文使用2001～2007年的中國(guó)工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，估算了地區(qū)（省級(jí)層面）制度質(zhì)量通過技術(shù)創(chuàng)新（研發(fā)投入——?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出）對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度質(zhì)量會(huì)顯著影響企業(yè)研發(fā)決策行為和研發(fā)投入強(qiáng)度；并且，地區(qū)制度質(zhì)量還會(huì)通過技術(shù)創(chuàng)新行為進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。研究還發(fā)現(xiàn)：地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)國(guó)有企業(yè)的研發(fā)投入并不沒有顯著影響，其創(chuàng)新產(chǎn)出也沒有顯著影響企業(yè)績(jī)效；而地區(qū)制度質(zhì)量則顯著地影響了民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入，并且，其創(chuàng)新產(chǎn)出也顯著提高了企業(yè)績(jī)效。這種差異可能歸因于現(xiàn)有制度約束下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。就國(guó)有企業(yè)而言：它具有不同于非國(guó)有企業(yè)的激勵(lì)、監(jiān)督和約束機(jī)制，軟預(yù)算約束和事前官僚監(jiān)督機(jī)制容易引致延遲創(chuàng)新、項(xiàng)目選擇的失誤以及創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的積極性不高，因而沒有創(chuàng)造更好的企業(yè)績(jī)效。就非國(guó)有企業(yè)而言：如果可以用腳投票，它們會(huì)選擇制度質(zhì)量較好的地區(qū)或行業(yè)；如果不能選擇，在制度質(zhì)量不佳的情境下，它們會(huì)采取技術(shù)模仿而非自主創(chuàng)新，以提高企業(yè)績(jī)效。盡管我們的研究表明了民營(yíng)企業(yè)相對(duì)于國(guó)有企業(yè)具有較好的企業(yè)績(jī)效，這與現(xiàn)有的許多文獻(xiàn)相同，但與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同之處在于，我們沒有顯著地支持民營(yíng)企業(yè)在創(chuàng)新產(chǎn)出方面的優(yōu)勢(shì)而導(dǎo)致了更好的企業(yè)績(jī)效，而將之歸為現(xiàn)有制度約束下技術(shù)創(chuàng)新行為的差異。其背后的政策含義是：實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的發(fā)展，我們必須關(guān)注不同所有制企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和企業(yè)績(jī)效方面的差異，采取不同的政策和措施：完善國(guó)有企業(yè)的激勵(lì)和約束機(jī)制，提高其研發(fā)投入和使用效率，加大科研成果轉(zhuǎn)化資助力度；改變研發(fā)資源過于集中于國(guó)有企業(yè)的傾向，加大對(duì)民營(yíng)企業(yè)尤其是中小企業(yè)的研發(fā)融資的資助。同時(shí)，鼓勵(lì)各種不同類型企業(yè)營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)、鼓勵(lì)研發(fā)投入和技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的制度環(huán)境，對(duì)民營(yíng)企業(yè)加大準(zhǔn)入、資金、技術(shù)和人才等政策扶持力度，加快科技成果的轉(zhuǎn)化和應(yīng)用，使各類企業(yè)真正成為自主技術(shù)創(chuàng)新的主體，以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的發(fā)展。

我們的估算結(jié)果表明，地區(qū)制度質(zhì)量不僅會(huì)通過影響要素積累（包括研發(fā)投入）來(lái)影響企業(yè)績(jī)效，而且還會(huì)通過創(chuàng)新產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)要素使用效率的改進(jìn)來(lái)施加影響。這進(jìn)一步凸顯了地區(qū)制度質(zhì)量在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的重要意義：它不僅僅直接影響研發(fā)投入，還會(huì)引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新行為方式的選擇。囿于制度和金融約束的非國(guó)有企業(yè)尤其是中小型民營(yíng)企業(yè)之所以取得較好的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，并不是因?yàn)樗麄冇休^高的創(chuàng)新效率（產(chǎn)出），而是因?yàn)樗麄冞x擇或使用了實(shí)用的新型技術(shù)，而非自主創(chuàng)新使然。如果只是一味地鼓勵(lì)技術(shù)模仿、復(fù)制或引進(jìn)，甚至投機(jī)取巧，短期內(nèi)也能獲得較好的企業(yè)績(jī)效，但是，長(zhǎng)此下去，這無(wú)疑會(huì)妨礙我國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新主體的形成和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)國(guó)家戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。為此，我們必須關(guān)注制度質(zhì)量在各地貫徹和實(shí)施的差異，擺脫各種體制、機(jī)制的束縛，“把創(chuàng)新放出籠子來(lái)”。

［附注］本文獲湖北大學(xué)研究生教學(xué)改革項(xiàng)目（100-1500）的資助。

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［責(zé)任編輯：李嚴(yán)成］

［收稿日期］2015-06-17

［基金項(xiàng)目］國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目：12BJL040

［作者簡(jiǎn)介］劉和旺（1972-），男，安徽安慶人，湖北大學(xué)商學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事西方經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；左文婷（1988-），女，湖北廣水人，湖北大學(xué)商學(xué)院2013級(jí)碩士研究生。

［中圖分類號(hào)］F273.1

［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A

［文章編號(hào)］1001-4799（2016）02-0139-08