創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量與企業(yè)效益
——來自高技術產(chǎn)業(yè)的實證

蔡紹洪，俞立平

(1.貴州財經(jīng)大學 欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展研究中心，貴州 貴陽 550025;2.浙江工商大學 管理工程與電子商務學院，浙江 杭州 310018)

創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量與企業(yè)效益
——來自高技術產(chǎn)業(yè)的實證

蔡紹洪1，俞立平2

(1.貴州財經(jīng)大學 欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展研究中心，貴州 貴陽 550025;2.浙江工商大學 管理工程與電子商務學院，浙江 杭州 310018)

本文根據(jù)企業(yè)成長理論，構(gòu)建了創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的作用機制模型，并基于中國高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型、面板門檻回歸模型進行了實證。研究結(jié)果表明，創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量具有協(xié)同作用機制，只有同時做好創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新數(shù)量的企業(yè)才能取得較好的創(chuàng)新效果。創(chuàng)新數(shù)量較大時，其對企業(yè)效益貢獻的彈性系數(shù)較大。創(chuàng)新質(zhì)量較低和較高時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)更大。我國目前創(chuàng)新數(shù)量已經(jīng)具備一定規(guī)模，但由于創(chuàng)新質(zhì)量較低，創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益貢獻并不顯著。

創(chuàng)新數(shù)量；創(chuàng)新質(zhì)量；作用機制；高技術產(chǎn)業(yè)

一、引言

我國是科技大國，但還不是科技強國。根據(jù)《2015年世界專利產(chǎn)權(quán)指數(shù)》數(shù)據(jù)，2014年全球?qū)＠暾埩繛?70萬件，其中來自中國的申請為92.8萬件，占全球的34%，已經(jīng)連續(xù)4年專利申請量全球第一。雖然科技成果數(shù)量處于世界領先地位，但科研質(zhì)量卻存在很大差距[1]。除了載人航天、量子通訊等少數(shù)領域外，我國大多數(shù)技術領域與發(fā)達國家差距較大，在經(jīng)濟進入新常態(tài)背景下，迫切需要加快科技創(chuàng)新，盡快實現(xiàn)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。國家科技實力的強大，一方面要依賴科技成果的數(shù)量，另一方面也要依賴科技成果的質(zhì)量。研究創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的關系與協(xié)調(diào)機制，分析創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的作用規(guī)律及門檻效應，不僅可以深化創(chuàng)新理論，對于我國宏觀科技管理以及企業(yè)創(chuàng)新也具有重要的借鑒意義。

關于創(chuàng)新質(zhì)量的界定，經(jīng)歷了從“研究質(zhì)量”到“創(chuàng)新質(zhì)量”的演變過程。Juran較早提到研究質(zhì)量的概念，將其定義為研究職能所提供的信息和知識的特征滿足用戶要求的程度[2]。Garfinkel將研究質(zhì)量定義為研究的技術性質(zhì)量、研究的影響力、與企業(yè)經(jīng)營業(yè)務的相關性、適時性[3]。Haner較早提到創(chuàng)新質(zhì)量，將創(chuàng)新質(zhì)量分為產(chǎn)品/服務質(zhì)量、過程質(zhì)量、經(jīng)營質(zhì)量三個維度[4]。楊立國從質(zhì)量管理的角度出發(fā)探討中小型高科技企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，將創(chuàng)新質(zhì)量定義為經(jīng)營績效在每個子領域的總合，包括最終產(chǎn)品或服務的質(zhì)量、企業(yè)運作的過程質(zhì)量、以及企業(yè)經(jīng)營管理質(zhì)量三個領域[5]。

關于創(chuàng)新質(zhì)量的實證研究，Stefano研究發(fā)現(xiàn)在專利商標局注冊專利較少的公司研究更深入，即創(chuàng)新質(zhì)量更高[6]。Christopher研究表明，創(chuàng)新集中在發(fā)展中國家的低收入市場，企業(yè)在質(zhì)量和價格敏感度之間進行權(quán)衡，從長遠來看，質(zhì)量下降會減少消費者對創(chuàng)新的信任[7]。Lerner發(fā)現(xiàn)專利的 IPC 分類號數(shù)量(僅使用前4位數(shù))對生物科技公司價值有顯著正向影響[8]。Austin按照相同方法將專利分為 “窄”專利和“寬”專利兩類，發(fā)現(xiàn)寬專利企業(yè)的超額收益要高于窄專利企業(yè)[9]。Lanjouw et al使用權(quán)利要求數(shù)、前向與后向引用數(shù)量、同族專利數(shù)量等多個指標構(gòu)建指數(shù)來反映專利質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)此指數(shù)與公司股票市場價值顯著正相關[10]。Harhoff et al認為專利數(shù)量并非創(chuàng)新的良好測度，原因在于該指標屬于數(shù)量維度，理論上測度創(chuàng)新還需要考慮創(chuàng)新的價值維度。利用德國專利數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn) IPC 分類號的數(shù)量與專利價值之間無顯著正相關關系[11]。高林、賀京同等發(fā)現(xiàn)專利知識寬度是反映創(chuàng)新能力的更好指標，是企業(yè)專利知識寬度而非專利數(shù)量促進了企業(yè)利潤增長。壟斷和產(chǎn)業(yè)政策支持對創(chuàng)新數(shù)量有顯著正向影響，對創(chuàng)新質(zhì)量有顯著負向影響；規(guī)模和需求的迅速擴大對創(chuàng)新數(shù)量有顯著正向影響，對創(chuàng)新質(zhì)量的影響不顯著[12]。

從目前的研究看，關于創(chuàng)新質(zhì)量的界定比較成熟，學術界觀點總體比較一致。關于創(chuàng)新質(zhì)量與企業(yè)價值、企業(yè)利潤之間的研究有一些進展，總體上呈正相關關系。對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的影響因素有少量研究，關于創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的關系及協(xié)調(diào)研究，目前學術界剛剛起步，在以下幾個方面值得進一步深入研究：

第一，創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量之間的關系如何，其內(nèi)在機制是什么？如果兩者都能夠夠企業(yè)帶來價值，那么是創(chuàng)新數(shù)量重要還是創(chuàng)新質(zhì)量重要？還是兩者協(xié)調(diào)更重要？

第二，我國創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量目前的現(xiàn)狀如何？在不同水平的創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質(zhì)量下，創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量各自對企業(yè)效益的貢獻相同嗎？其中有什么特征？為什么會呈現(xiàn)這種特征。

本文以我國創(chuàng)新水平較高的高技術產(chǎn)業(yè)為例，在分析創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量關系及作用機制的基礎上，采用面板數(shù)據(jù)模型和面板門檻回歸模型，研究創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的協(xié)調(diào)性以及各自的作用特征，在此基礎上進行討論。

二、創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量與企業(yè)效益的關系

(一)基于成長曲線的分析

創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量是同一問題的兩個方面。創(chuàng)新數(shù)量是創(chuàng)新質(zhì)量的基礎，沒有一定的數(shù)量作為支撐，很難保證有足夠的質(zhì)量。正如我國的科技論文，目前我國科技論文總量已經(jīng)達到世界第二，但是高影響力論文并沒有取得同等的地位，但這并不代表我國科技實力就較弱，總體水平還是名列前茅的。創(chuàng)新質(zhì)量代表了創(chuàng)新的水平和高度，兩者必須協(xié)調(diào)發(fā)展。

從微觀角度，企業(yè)在發(fā)展過程中，對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的偏好會發(fā)生變化(圖1)。根據(jù)企業(yè)成長理論，企業(yè)初創(chuàng)期，一般而言談不上創(chuàng)新數(shù)量，創(chuàng)新質(zhì)量也不高，如果不及早進行市場開拓，難以有足夠的資金投入用于提高創(chuàng)新質(zhì)量；隨著企業(yè)進入成長期，產(chǎn)品逐漸得到用戶的承認，技術瑕疵得到優(yōu)化，創(chuàng)新質(zhì)量進一步提高，此時企業(yè)的戰(zhàn)略重點是提高創(chuàng)新質(zhì)量以進一步完善產(chǎn)品；而到了成熟期，企業(yè)研發(fā)能力較強，技術比較成熟，此時會兼顧創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新數(shù)量的協(xié)調(diào)發(fā)展，以發(fā)揮創(chuàng)新的最大價值。

一般而言，從研究的角度，由于難以有質(zhì)量較高的時間序列數(shù)據(jù)用以考察企業(yè)生命周期與創(chuàng)新偏好的關系，所以往往采用截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)進行研究，在這樣的情況下，往往認為所有企業(yè)處于成熟期，也就是創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量并重階段。

圖1 企業(yè)生命周期與創(chuàng)新

從宏觀角度，不同行業(yè)、不同領域?qū)?chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的偏好是不一致的(圖2)。一般高技術企業(yè)創(chuàng)新可以分為三種類型：數(shù)量偏好型、質(zhì)量偏好型、數(shù)量質(zhì)量并重型。比如航空航天行業(yè)，創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量同等重要，這是因為航空航天行業(yè)技術復雜，涉及的學科眾多，單純重視質(zhì)量或數(shù)量都不利于整個產(chǎn)業(yè)發(fā)展。而制藥行業(yè)更關注創(chuàng)新質(zhì)量，新藥的研發(fā)周期往往很長，如果取得重大突破，會取得極大的效益。但并不是說在制藥行業(yè)就不關注創(chuàng)新數(shù)量，在保證質(zhì)量的情況下如果能擴大創(chuàng)新質(zhì)量，制藥行業(yè)可以獲得更加豐厚的回報。計算機及辦公設備制造業(yè)由于我國在CPU關鍵技術領域還有較大差距，因此更加關注創(chuàng)新數(shù)量，通過若干個小創(chuàng)新維持企業(yè)的競爭能力。

圖2 創(chuàng)新偏好與作用機制

綜上所述，本文提出如下假設：

H1：創(chuàng)新數(shù)量與企業(yè)效益正相關，彈性系數(shù)為正。

H2：創(chuàng)新質(zhì)量與企業(yè)效益正相關，彈性系數(shù)為正。

H3：創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的乘積與企業(yè)效益正相關，交叉項系數(shù)為正。

(二)創(chuàng)新數(shù)量貢獻的非線性效應分析

1.不同創(chuàng)新數(shù)量下創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性分析

這個問題實際上就是創(chuàng)新數(shù)量自身的非線性效應，或者說，創(chuàng)新數(shù)量自身的門檻效應?；卮疬@個問題的潛在條件就是創(chuàng)新數(shù)量必須對企業(yè)創(chuàng)造價值。當創(chuàng)新數(shù)量較少時，此時創(chuàng)新已經(jīng)為企業(yè)創(chuàng)造價值，其彈性為正，企業(yè)得到創(chuàng)新的激勵，因此會繼續(xù)加大創(chuàng)新數(shù)量，從而完善產(chǎn)品的技術體系，加強集成創(chuàng)新水平，產(chǎn)生系統(tǒng)效應，發(fā)揮1+1>2的效果，因此有理由相信創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)為正。

但是創(chuàng)新數(shù)量并不是越大越好，如果研發(fā)數(shù)量較多，研發(fā)投入不能聚焦，研發(fā)團隊精力分散，研發(fā)管理跟不上，創(chuàng)新數(shù)量的彈性有可能會降低。所以創(chuàng)新數(shù)量存在一個最佳規(guī)模，只有在最佳規(guī)模下，創(chuàng)新數(shù)量的彈性最大，為此提出假設四：

H4：創(chuàng)新數(shù)量存在最佳規(guī)模，中等創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)最高。

2.不同創(chuàng)新質(zhì)量下創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性分析

在低創(chuàng)新質(zhì)量下，企業(yè)由于無力提高創(chuàng)新質(zhì)量，或者短期內(nèi)難以快速提高創(chuàng)新質(zhì)量，因此往往愿意進行創(chuàng)新數(shù)量的擴張，用以彌補創(chuàng)新質(zhì)量的不足，從而獲得一定的收益。在高創(chuàng)新質(zhì)量下，企業(yè)研發(fā)能力很強，創(chuàng)新效果較好，因此往往也愿意擴大創(chuàng)新數(shù)量，從而獲得額外收益。而在中等創(chuàng)新質(zhì)量下，企業(yè)更多的精力需要用在提高創(chuàng)新質(zhì)量上，對技術不斷完善，因為此時已經(jīng)擁有較好的技術基礎，這樣企業(yè)就難以再進行創(chuàng)新數(shù)量的擴張。所以在不同創(chuàng)新質(zhì)量下，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性具有非線性特征，為此提出如下假設：

H5：在不同創(chuàng)新質(zhì)量下，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性呈現(xiàn)非線性效應，中等創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)最低。

(三)創(chuàng)新質(zhì)量的非線性效應分析

1.不同創(chuàng)新數(shù)量下創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的彈性分析

關于創(chuàng)新質(zhì)量在不同創(chuàng)新數(shù)量下是否呈現(xiàn)非線性關系，這個問題比較復雜。因為本質(zhì)上，創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新數(shù)量具有非同質(zhì)性。不管創(chuàng)新數(shù)量如何，創(chuàng)新質(zhì)量提升帶來的效益本身就是非線性的，其最終效果很難預測。此外，創(chuàng)新數(shù)量某種程度上對企業(yè)而言是一種自然選擇，企業(yè)會根據(jù)行業(yè)特點、資源稟賦、個體狀況選擇創(chuàng)新方式與創(chuàng)新數(shù)量，但創(chuàng)新質(zhì)量提升就復雜很多，不確定性強，風險大，所以在不同創(chuàng)新數(shù)量情況下，創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)要復雜很多。

2.不同創(chuàng)新質(zhì)量下創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的彈性分析

在創(chuàng)新質(zhì)量水平相對較低時，創(chuàng)新質(zhì)量提升對企業(yè)效益的帶動作用明顯，但在創(chuàng)新質(zhì)量水平相對較高時，創(chuàng)新質(zhì)量提升對企業(yè)效益的帶動作用是否一定更好或更差呢？一般而言，創(chuàng)新質(zhì)量提升帶來企業(yè)效益的相對降低是不現(xiàn)實的，否則企業(yè)就沒有提升創(chuàng)新質(zhì)量的意愿。但在創(chuàng)新水平較高時，創(chuàng)新質(zhì)量提升是否一定能夠增加企業(yè)受益呢？其影響因素比較復雜，要綜合考慮以下幾個因素：

第一，在較高創(chuàng)新質(zhì)量下進一步提高創(chuàng)新質(zhì)量意味著投入巨大，創(chuàng)新成本提高。

第二，消費者是否具有消費能力，很高的創(chuàng)新質(zhì)量意味著產(chǎn)品高昂的價格，如果消費者較少，也難以取得預期收益。

第三，競爭對手的競爭，如果產(chǎn)品質(zhì)量比競爭對手差，提高創(chuàng)新質(zhì)量固然會吸引消費者，但競爭對手也會通過促銷手段，維持原有的市場份額，不一定就能獲得更大收益。如果產(chǎn)品質(zhì)量比競爭對手高，會保持一個較好的市場份額，進一步提高創(chuàng)新質(zhì)量并不一定能夠產(chǎn)生新的需求，從而帶來效益。INTEL公司故意放慢芯片的更新速度就是個典型的例子，因為其創(chuàng)新質(zhì)量高，幾乎處于壟斷地位，即使有能力進一步提高創(chuàng)新質(zhì)量，也沒有動力。

綜上所述，在不同創(chuàng)新質(zhì)量水平下，創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的彈性很難呈現(xiàn)非線性關系。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻估計

首先在Cobb-Douglus生產(chǎn)函數(shù)基礎上，建立高技術產(chǎn)業(yè)投入產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)：

log(Y)=c+α1log(K)+α2log(L)+α3log(R1)+α4log(R2)

(1)

公式(1)中，Y、K、L、R1、R2分別表示高技術產(chǎn)業(yè)效益、資本投入、表示勞動力投入，創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量，α1、α2、α3、α4為彈性系數(shù)，c為常數(shù)項?？紤]到創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量可能存在非線性關系，增加兩個變量的二次項，同時為了檢驗創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的協(xié)調(diào)水平，增加兩者的交叉項，得：

(2)

對于公式(2)，采用Mundlak[13]創(chuàng)立的面板數(shù)據(jù)模型進行估計，同時為了消除變量的內(nèi)生性影響，估計方法采用Blundelletal[14]的系統(tǒng)廣義矩法(SYS-GMM)。

(二)創(chuàng)新數(shù)量自身的門檻效應估計

為了估計創(chuàng)新數(shù)量自身是否存在門檻效應，即不同創(chuàng)新數(shù)量下創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)是否存在差別，以單門檻為例，對于創(chuàng)新數(shù)量R1而言，如果存在一個創(chuàng)新數(shù)量門檻水平τ，使得對于R1≤τ和R1>τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)呈現(xiàn)顯著差異：

(3)

當R1≤τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的回歸系數(shù)為θ1；當R1>τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的回歸系數(shù)為θ2，如果存在數(shù)個門檻，可以進一步引入更多的τ，原理基本類似。

(三)創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應

類似地，為了估計不同創(chuàng)新質(zhì)量下創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)是否存在差別，以單門檻為例，如果存在一個創(chuàng)新質(zhì)量門檻水平τ，使得對于R2≤τ和R2>τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)呈現(xiàn)顯著差異：

(4)

當R2≤τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的回歸系數(shù)為θ1；當R2>τ時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的回歸系數(shù)為θ2，如果存在數(shù)個門檻，可以進一步引入更多的τ。

(四)變量與數(shù)據(jù)

高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中，產(chǎn)出用利潤額表示，投入要素中，資本采用資產(chǎn)總計，勞動力采用從業(yè)人員平均人數(shù)，創(chuàng)新數(shù)量采用新產(chǎn)品銷售收入(Griliches[15])。關于創(chuàng)新質(zhì)量的選取方法較多，比如采用專利IPC分類號前4位(Lerner[8])、專利授權(quán)率和專利長度(張古鵬、陳向東等[16])，因為本文采用省際高技術產(chǎn)業(yè)宏觀數(shù)據(jù)，專利代碼長度數(shù)據(jù)難以獲取，所以采用發(fā)明專利與申請專利的比值來表示。

本文數(shù)據(jù)全部來自于歷年中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒，因為資產(chǎn)總計數(shù)據(jù)從2011年才開始公布，所以本文數(shù)據(jù)范圍為2011-2015年。西藏自治區(qū)缺失數(shù)據(jù)較多，將其刪除，變量的描述統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

(一)變量的平穩(wěn)性檢驗

首先進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，以防止出現(xiàn)偽回歸問題。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗方法較多，為了保證研究的穩(wěn)健性，本文同時采用Levin lin&chu檢驗、Fisher ADF檢驗、Hadri檢驗三種方法進行檢驗，結(jié)果如表2所示，一階差分后所有變量均為平穩(wěn)時間序列。

(二)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量作用的估計

首先基于公式(1)，估計創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)(表3)，Hauseman檢驗值為8.493，相伴概率為0.075，拒絕了隨機效應原假設，因此采用固定效應模型估計，這也符合數(shù)據(jù)總體原則，因為本文數(shù)據(jù)為大陸30個省市的面板數(shù)據(jù)，基本上是總體而并非樣本，采用固定效應模型估計為佳。為了提高研究穩(wěn)健性，還公布了混合回歸的估計結(jié)果。從混合回歸于固定效應的估計結(jié)果看，變量彈性系數(shù)的符號及大小排序一致，說明研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

從表3固定效應1看，R2高達0.989，資本的彈性系數(shù)0.497，其次是勞動力，彈性系數(shù)為0.271，第三是創(chuàng)新數(shù)量，彈性系數(shù)為0.104，最后是創(chuàng)新質(zhì)量，彈性系數(shù)為-0.362。總體上，創(chuàng)新數(shù)量對高技術產(chǎn)業(yè)貢獻顯著，但創(chuàng)新質(zhì)量總體水平還不高，其回歸系數(shù)為負數(shù)。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗

注：*表示在10%的水平下檢驗通過；**表示在5%的水平下檢驗通過；***表示在1%的水平下檢驗通過。

表3 面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

注：*表示在10%的水平下檢驗通過；**表示在5%的水平下檢驗通過；***表示在1%的水平下檢驗通過。

表3固定效應2還公布了創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量共同作用的結(jié)果。由于帶有創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的交叉項，創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.318+0.109log(R2)，創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)為-1.809+0.109log(R1)，但創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量共同作用的彈性系數(shù)為0.109，為正值，說明高水平的創(chuàng)新越多，對企業(yè)效益的貢獻越大，創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量必須協(xié)調(diào)發(fā)展。

綜合比較分析，可以發(fā)現(xiàn)假設一和假設三得到了驗證，但假設二沒有得到驗證，即創(chuàng)新質(zhì)量對高技術產(chǎn)業(yè)效益的彈性系數(shù)為負數(shù)，根本原因是由于我國創(chuàng)新質(zhì)量還不高，基礎性與原發(fā)創(chuàng)新還比較少，重大創(chuàng)新領域較少所致。

(三)創(chuàng)新數(shù)量自身的門檻效應分析

為了對創(chuàng)新數(shù)量的自身的門檻效應進行分析，采用Hansen[17]面板數(shù)據(jù)門檻模型進行估計。單門檻檢驗結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗值為11.784，p值為0.012，拒絕原假設，說明存在單門檻效應。接下來進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗為4.269，p值為0.006，拒絕原假設，說明存在雙門檻，但第二階段創(chuàng)新數(shù)量沒有通過統(tǒng)計檢驗，最終采用單門檻模型進行回歸，結(jié)果如表4所示。在單門檻模型下，資本與勞動力的回歸系數(shù)都沒有通過統(tǒng)計檢驗，創(chuàng)新質(zhì)量通過了統(tǒng)計檢驗，但回歸系數(shù)為負數(shù)，而創(chuàng)新數(shù)量在單門檻下兩個階段均通過了統(tǒng)計檢驗。

高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的單門檻值為11.895，換算成原始值后146531億元，新產(chǎn)品銷售收入低于該值的地區(qū)有21個，高于該值的地區(qū)有129個。

表4 創(chuàng)新數(shù)量的資本門檻效應估計

注：*表示在10%的水平下檢驗通過；***表示在1%的水平下檢驗通過。

對于創(chuàng)新數(shù)量低于門檻值的地區(qū)，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)為0.178，對于創(chuàng)新數(shù)量高于門檻值的地區(qū)，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)為0.260。由于我國大多數(shù)地區(qū)的數(shù)據(jù)均高于該門檻值，說明我國創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的貢獻總體是好的，增加創(chuàng)新規(guī)?？梢詭砀蟮氖找妫@樣假設四得到了部分驗證。

那么為什么創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)沒有呈現(xiàn)理論分析中的三階段門檻而只有兩階段門檻呢？這是因為高技術企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量總體還不多，尚沒有達到理論分析中的高創(chuàng)新質(zhì)量階段。理論分析中的三階段門檻類似倒U型曲線，但我國目前處于倒U型曲線的前半段，所以創(chuàng)新數(shù)量較高時，其對企業(yè)效益的彈性系數(shù)也較大，但由于創(chuàng)新數(shù)量總體還不夠，還沒有達到倒U型曲線的后半段，所以只有單門檻。

(四)創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應分析

下面對創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應進行分析。單門檻檢驗結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗值為7.689，p值為0.012，拒絕原假設，說明存在單門檻效應。接下來進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗為5.029，p值為0.018，拒絕原假設，說明存在雙門檻。繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為5.995，p值為0.031，并且創(chuàng)新數(shù)量在每個階段的彈性系數(shù)都通過了統(tǒng)計檢驗，最終決定采用三門檻模型進行回歸，結(jié)果如表5所示。

在單門檻模型下，資本與勞動力的回歸系數(shù)都沒有通過統(tǒng)計檢驗，創(chuàng)新質(zhì)量通過了統(tǒng)計檢驗，但回歸系數(shù)為負數(shù)，而創(chuàng)新數(shù)量在單門檻下兩個階段均通過了統(tǒng)計檢驗。

表5 創(chuàng)新數(shù)量的資本門檻效應估計

注：*表示在10%的水平下檢驗通過；***表示在1%的水平下檢驗通過。

高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻共有3個，分別為2.715、4.155、8.765，這三個門檻值將創(chuàng)新數(shù)量水平分為4類，第一類是創(chuàng)新質(zhì)量較低水平，數(shù)據(jù)共有122個。第二類是創(chuàng)新質(zhì)量中低水平，數(shù)據(jù)共有9個。第三類是創(chuàng)新質(zhì)量中等水平，數(shù)據(jù)共有8個。第四類是創(chuàng)新質(zhì)量中高水平，數(shù)據(jù)共有11個。各階段創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)分別是0.246、0.206、0.159、0.211，總體上呈現(xiàn)類似U型曲線，這樣假設五就得到了驗證。

五、研究結(jié)論

(一)創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量具有協(xié)同作用機制

本文基于企業(yè)成長理論，建立了創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的協(xié)同作用模型，認為在企業(yè)初創(chuàng)期，創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新質(zhì)量均較低，而在成長期，企業(yè)以提高創(chuàng)新質(zhì)量為主，到了成熟期，企業(yè)進入創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量并重階段。由于企業(yè)所處的行業(yè)與資源稟賦差異，不同的企業(yè)具有不同的創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量偏好，一般而言，只有同時做好創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新數(shù)量的企業(yè)才能取得較好的創(chuàng)新效果。實證研究表明，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益具有明顯的貢獻，創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量共同作用對企業(yè)效益作用顯著，但由于我國創(chuàng)新質(zhì)量總體水平還不高，創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的貢獻尚不顯著。

(二)創(chuàng)新數(shù)量的門檻效應顯著

創(chuàng)新數(shù)量自身的門檻效應顯著，當創(chuàng)新數(shù)量水平較高時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)更大。理論上創(chuàng)新數(shù)量存在最佳規(guī)模，中等創(chuàng)新數(shù)量時創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)最高，但由于我國大多數(shù)企業(yè)目前創(chuàng)新數(shù)量的總體水平還不高，因此這種效應尚缺乏實證支持，但創(chuàng)新數(shù)量自身的單門檻效應明顯，目前我國高技術企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量越多，其對企業(yè)效益貢獻的彈性越大。

另一方面，創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應顯著，當創(chuàng)新質(zhì)量中等時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)效益的彈性系數(shù)最低，當創(chuàng)新質(zhì)量較低或較高時，創(chuàng)新數(shù)量對企業(yè)貢獻的彈性系數(shù)較高。這是因為，在創(chuàng)新質(zhì)量較低時，企業(yè)可以加大創(chuàng)新數(shù)量，多進行“試錯”，容易取得成績，而當創(chuàng)新質(zhì)量較高時，企業(yè)研發(fā)力量很強，增加創(chuàng)新數(shù)量具有錦上添花的效果。但目前我國大多數(shù)企業(yè)還處于創(chuàng)新質(zhì)量較低水平，因此提高創(chuàng)新數(shù)量較為有利。

(三)創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益貢獻不顯著

我國目前高技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的作用不夠顯著，無論是面板數(shù)據(jù)模型還是面板門檻回歸模型的估計結(jié)果，創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)均為負值，這并不是說提高創(chuàng)新質(zhì)量沒有作用，根本原因是由于我國高技術企業(yè)目前創(chuàng)新質(zhì)量水平較低所致，因此加大研發(fā)投入、培養(yǎng)創(chuàng)新人才、提高研發(fā)質(zhì)量是我國高技術企業(yè)迫切需要解決的問題。

本文從企業(yè)成長曲線的視角分析了創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的關系以及對企業(yè)效益的貢獻，并基于高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，實證研究了創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)效益的作用特征與作用規(guī)律，豐富了創(chuàng)新理論，同時對于加強創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量協(xié)調(diào)，提高創(chuàng)新質(zhì)量也具有一定的實踐價值。

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(本文責編：王延芳)

Innovation Quantity, Innovation Quality and Firm Benefit

CAI Shao-hong1,YU Li-ping2

(1.GuizhouUniversityofFinanceandEconomic,Guiyang550025,China； 2.ZhejiangGongshangUniversity,SchoolofManagementEngineeringandElectronicBusiness,Hangzhou310018,China)

In view of the theory of the growth of the firm, this paper sets up interaction model of innovation quantity and innovation quality, and carries out an empirical research to test it. The results shows that: synergistic effect between innovation quantity and innovation quality is significant, only doing good job in both innovation quantity and innovation quality can enterprise achieve better innovation effect. Coefficient of elasticity of enterprise performance comes into much bigger along with innovation quantity being much bigger. When innovation quality being lower and higher, the coefficient of elasticity that innovation quality makes contribution to enterprise performance becomes much bigger. Innovation quantity in our country have certain scale for now, the contribution to enterprise performance from innovation quality is not significant because of lower innovation quantity.

innovation quantity; innovation quantity; interaction model; high-tech industrial

2016-07-11

2017-01-11

浙江省哲學社科規(guī)劃課題：浙江省全面創(chuàng)新的評價體系與推進路徑研究(17NDJC107YB)；國家社科重大專項(2015MZD038)子課題：“西部地區(qū)在一帶一路戰(zhàn)略中重要作用及競爭優(yōu)勢研究”。

蔡紹洪(1958-)，男，貴州仁懷人，教授，博士生導師，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。通訊作者：俞立平。

G203

A

1002-9753(2017)05-0030-08