企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性的實證研究
——基于溫州上市公司及新三板企業(yè)的數(shù)據(jù)分析

葉海景

(溫州市委黨校，浙江溫州　325009)

企業(yè)技術創(chuàng)新能力影響企業(yè)的成長。近年來大規(guī)模的技改投入推動了溫州傳統(tǒng)制造業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時不少企業(yè)對于技改“有心無力”，尤其眾多小微型企業(yè)的研發(fā)能力有限、技改資金缺乏、中高端人才短缺，核心競爭力和遠期發(fā)展?jié)摿Σ粔?。由于技術創(chuàng)新具有公共性、外溢性、不確定和高風險性等特征，很多企業(yè)進行技術創(chuàng)新實屬被動。本文在企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性的理論綜述及實證模型構建的基礎上，以溫州17家上市公司和新三板中的31家企業(yè)作為研究對象，對企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性之間的關系展開實證研究，以期引導溫州企業(yè)重視技術創(chuàng)新，注重人力資本投入，推動企業(yè)的成長和壯大。

一、企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性的理論綜述

（一）企業(yè)技術創(chuàng)新的理論研究

企業(yè)技術創(chuàng)新能力主要包括企業(yè)的研發(fā)技術人員數(shù)量和研發(fā)技改投入兩方面內(nèi)容。Chauvin與 Hirschey（1993）[1]采用托賓值代表企業(yè)價值，實證研究美國公司研發(fā)投入和公司績效兩者間的關聯(lián)性，結果發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和公司績效兩者之間呈現(xiàn)明顯的正相關。Bottazzi（2001）[2]以世界150強生物制藥公司作為研究對象，結果卻發(fā)現(xiàn)該行業(yè)的長期發(fā)展增長率是高度自相關的，技術創(chuàng)新對公司發(fā)展基本沒有影響。Ebrahim等人（2010）[3]利用互聯(lián)網(wǎng)對馬來西亞、伊朗的 101個中小企業(yè)的成長性進行實地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)團隊能力的高低直接決定企業(yè)的營運能力和發(fā)展能力，研發(fā)團隊越好的企業(yè)，其發(fā)展?jié)摿υ酱??？傮w上看，國外學者對企業(yè)技術創(chuàng)新對其成長性的影響觀點不一，而國內(nèi)學者的研究結論卻較為一致，認為普遍有影響但影響力由于不同類型企業(yè)而不同。梁萊欽與張煥鳳（2005）[4]將72家中國科技型上市企業(yè)作為研究對象，從獲利水平、成長潛力與技術革新能力等方面對公司研發(fā)投入和績效兩者之間的關系進行實證研究，結果顯示：第一，國內(nèi)科技型上市企業(yè)在技術研發(fā)方面的投資顯著過低；第二，研發(fā)投資的產(chǎn)出效果有顯著的滯后性；第三，技術研發(fā)投資對公司獲利水平的提升有很大的促進作用。陳曉紅和彭子晟（2008）[5]對中國126家上市公司的年報進行研究發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)技術人員越多、研發(fā)費用支出越大、創(chuàng)新轉換效率越高，其技術創(chuàng)新能力就越強。趙暉（2010）[6]從研發(fā)投入強度和技術人員投入強度層面，對2008年139家科技型公司進行實證研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對公司績效有正面影響；技術人員的投入對企業(yè)主營業(yè)務利潤率影響顯著，和新產(chǎn)品銷售收入關系不明顯。郭研、劉一博（2011）[7]選擇中關村92家科技型公司2005 - 2007年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，從企業(yè)規(guī)模角度剖析技改投資對其績效產(chǎn)生的影響，指出私營小規(guī)模公司的技改投入產(chǎn)生的績效明顯高于其他類型的公司。

（二）企業(yè)成長性的理論研究

Adam Smith（1776）在經(jīng)典著作《國富論》中認為，企業(yè)的成長與分工程度具有正相關性，市場分工越明確，新企業(yè)產(chǎn)生的頻率就越頻繁。斯蒂格勒（1975）在《制造業(yè)的資本和報酬率》一書中指出，市場規(guī)模較小階段的企業(yè)主要通過內(nèi)部分工來實現(xiàn)成長；隨著市場的發(fā)展，企業(yè)需要依賴提高專業(yè)度來實現(xiàn)成長，由“全能”企業(yè)發(fā)展為“專能”企業(yè)。Dorothy Leonard-Barton（2000）指出[8]，知識是企業(yè)最重要的資源，決定著企業(yè)的成長空間。國內(nèi)學者也形成了較具特色的觀點。王勇（2009）[9]對59家服務業(yè)企業(yè)進行實地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)管理人員能力、企業(yè)文化、財務管理、運營管理以及行業(yè)環(huán)境對企業(yè)的成長具有顯著影響。李東紅（2011）[10]運用主成分因子分析法分析了云南 28家上市公司，指出企業(yè)的成長性包括各個方面，比如市場份額的增加、企業(yè)規(guī)模的擴大，以及資產(chǎn)管理效率、學習創(chuàng)新能力等。杜傳忠、郭樹龍（2012）[11]通過對企業(yè)的實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入、出口貿(mào)易等能夠促進企業(yè)發(fā)展。張柳亮、龔光明（2013）[12]運用灰色關聯(lián)分析法對35家企業(yè)進行成長性評估，得出企業(yè)成長性與研發(fā)投入強度顯著正相關。

二、企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性的模型構建

（一）企業(yè)技術創(chuàng)新的模型構建

由上述理論分析，企業(yè)技術創(chuàng)新能力（T）主要由研發(fā)技術人員數(shù)量（PI）和研發(fā)技改投入（TI）兩方面所決定。結合當前“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的熱潮，各級政府對于科技創(chuàng)新的推動不遺余力，理論研究與實踐經(jīng)驗證明，政府支持對于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升有重要作用，綜合考慮溫州政府的“機器換人”政策及其實踐成效，本文選擇可以量化的指標財政研發(fā)資助（GS）用于代表政府因素。所以可通過數(shù)學函數(shù)表達以上關系：

該式表示企業(yè)技術創(chuàng)新能力由研發(fā)技術人員貢獻、研發(fā)技改投入貢獻和財政資助貢獻共同組成。企業(yè)技術創(chuàng)新能力可表示成以上三種因素的多元線性方程，見公式（2），其中f1、f2、f3分別表示企業(yè)的研發(fā)技術力量、研發(fā)技改投入和財政研發(fā)資助對企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響程度。

（二）企業(yè)成長性的模型構建

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這一經(jīng)濟數(shù)學模型最先用于研究宏觀層面，通常用來預測國家和地區(qū)工業(yè)系統(tǒng)。但Farrell（1957）[13]、孫旭東（2007）[14]等后續(xù)研究認為該函數(shù)同樣適用于微觀層面，比如個體企業(yè)的技術創(chuàng)新和成長性評價，本文也采用C - D生產(chǎn)函數(shù)構建成長創(chuàng)新模型。基于技術創(chuàng)新的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，A(t)代表以時間為變量的技術創(chuàng)新函數(shù)；Q代表生產(chǎn)產(chǎn)出；K、L分別代表資本投入和勞動力投入；α代表彈性系數(shù)。把公式（3）兩邊同時除以L，再移項，便可得到企業(yè)的成長技術創(chuàng)新函數(shù)，見公式（4），式中Q / L代表勞動生產(chǎn)率，K / L代表企業(yè)資本與勞動之間的比率，這兩個指標可以看作評價企業(yè)成長性的指標。

假設企業(yè)技術進步率為ρ，則企業(yè)技術創(chuàng)新水平又可以表示成：

公式（6）即為指數(shù)函數(shù)，其中的μ和ρ均為未知參數(shù)，對其兩邊取對數(shù)得到：

這個公式（8）也就是本文研究企業(yè)技術創(chuàng)新對成長性作用的最終模型方程，G是企業(yè)的成長性指標，Tj是某一時間點上的企業(yè)技術創(chuàng)新能力，β0、βj是各項系數(shù)。

三、溫州企業(yè)技術創(chuàng)新與成長性的實證研究

以溫州17家上市公司和31家新三板掛牌企業(yè)為樣本，就其技術創(chuàng)新能力與成長性展開研究。

（一）研究假設

根據(jù)企業(yè)技術創(chuàng)新能力與成長性的理論綜述提出3個分假設以及1個最終的假設命題：

假設 1a：技術人員越多的企業(yè)，其技術創(chuàng)新能力就越強；假設 1b：技改投入越多的企業(yè)，其技術創(chuàng)新能力就越強；假設1c：財政研發(fā)資助越多的企業(yè)，其技術創(chuàng)新能力越強；假設1：技術創(chuàng)新能力越強的企業(yè)，其成長性就越好。

（二）樣本選擇

通過對萬德數(shù)據(jù)庫相關數(shù)據(jù)的收集和整理，考慮到企業(yè)上市時間、股票市場中相關數(shù)據(jù)的健全性和時效性，本文選取2011 - 2015年溫州上市公司和新三板企業(yè)為最終樣本，進行最終的實證分析，并剔除兩張類型的數(shù)據(jù)：不同證券網(wǎng)站對概念板塊的分類標準是不同的，因此可能出現(xiàn)同一家企業(yè)同時歸屬于兩種甚至多種以上概念板塊的現(xiàn)象，本文首先要剔除重復的樣本；通過翻閱上市公司的代碼，剔除掉ST和*ST企業(yè)。最終得到48個符合要求的樣本企業(yè)。

（三）構建指標體系

技術人員（PI1）：主要包括企業(yè)的研發(fā)人員、核心技術人員、以及與研發(fā)技改相關的人員，代表著企業(yè)技術改革創(chuàng)新中的核心人力資源的絕對數(shù)量。如果企業(yè)不存在這類人員，則默認0。技術人員比率（PI2）：企業(yè)中技術人員與總員工人數(shù)的比值，代表著企業(yè)技術改革創(chuàng)新中的核心人力資源的相對數(shù)量。如果企業(yè)不存在這類人員，則默認0。

技改投入（TI1）代表企業(yè)支付的與技術改進、升級相關的實際投入金額，表示企業(yè)技改投入的絕對資金量。技改投入與主營業(yè)務收入的比率（TI2）代表每單位主營業(yè)務收入所獲得的技改收入，表示企業(yè)技改投入的相對資金量。如果企業(yè)不存在技改投入，此兩項指標為0。

財政研發(fā)資助（GS1）代表企業(yè)所獲得的財政研發(fā)資助金額，是絕對資金量。財政研發(fā)資助與主營業(yè)務收入的比率（GS2）代表每單位主營業(yè)務收入所獲得的財政研發(fā)資助金額，是相對資金量。如果企業(yè)不存在財政研發(fā)資助，此兩項指標為0。

新產(chǎn)品銷售收入（NP1）代表技改后新產(chǎn)品及新技術轉化為銷售收入，一般用以衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力，新產(chǎn)品銷售收入與主營業(yè)務收入的比率（NP2）是相對比率。如果企業(yè)不存在新產(chǎn)品，此兩項指標為0。

企業(yè)成長性評價（CD1、CD2）：分別是企業(yè)資產(chǎn)收益率和企業(yè)主營業(yè)務收入增長率，代表企業(yè)在技術創(chuàng)新推動下的成長效果。

（四）結果分析

1．因子分析

在進行因子分析之前，首先要通過KMO和Bartlett球形檢驗檢測數(shù)據(jù)之間的相關性，以判斷收集的數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。本數(shù)據(jù)庫的KMO測度為0.819，適合做因子分析；Bartlett統(tǒng)計值的顯著性概率為0.00，也是小于0.05的，可以做因子分析；綜上兩個數(shù)據(jù)說明10個指標之間具有較強的相關性，很適合做因子分析。

表1　總方差分解表

按照因子分析法的要求，只要主因子能夠反映80%以上的方差變異，那么該模型就能夠成立。經(jīng)過spss16.0軟件的核算，10個具體指標的因子特征值、方差貢獻率以及累計貢獻率如表1所示，需要提取特征值大于1的5個主因子，5個方差的累計貢獻值達到75.787，因此，采用5個主因子是可行的。

接下來，對旋轉后的5個因子的載荷矩陣進行合理性調(diào)整，篩選出同一因子中具有較高載荷指標，并將其列于表中，旋轉后的因子在各變量上的負荷保持在0.745 - 0.964之間，見表2。調(diào)整后的因子負荷矩陣，這說明指標有較強的針對性。

表2　調(diào)整后的因子負荷矩陣

再對因子進行信度檢驗，也就是對因子的可靠性進行分析，使用Cronbach’s Alpha系數(shù)檢驗因子內(nèi)變量是否具有一致性。具體的分析結果見表3。

表3　因子信度分析的α系數(shù)

經(jīng)過分析可以發(fā)現(xiàn)：

因子1在CD1和CD2上的α系數(shù)達到0.819 7，說明因子1在這兩個指標變量中的負荷較高，兩個變量之間具有較高的相關性，可以歸為同一因子1，本文將這一變量定義為企業(yè)成長性。同理，NP1和NP2上的α系數(shù)達到0.762 9，說明因子2也具有較高的相關性，可以歸為因子2，定義為企業(yè)技術創(chuàng)新能力；PI1和PI2上的α系數(shù)達到0.771 9，說明因子3同樣具有較高的相關性，可以歸為因子3，定義為研發(fā)人力投入；TI1和TI2上的α系數(shù)達到0.704 9，說明因子4具有較高的相關性，可以歸為因子4，定義為研發(fā)資金投入；GS1和GS2上的α系數(shù)達到0.746 7，說明因子5具有較高的相關性，可以歸為因子5，定義為財政研發(fā)資助。

2．回歸分析

根據(jù)前文得到的每個樣本在 5個因子上的得分標準化歸類之后，再根據(jù)公式（2）作為基礎模型，使用spss 16.0軟件對企業(yè)技術創(chuàng)新能力和各項影響因子進行逐步迭代的計量回歸分析，相關情況如表4所示。

表4　各項因素與企業(yè)技術創(chuàng)新能力回歸擬合結果

通過逐步回歸的模型可以看出，研發(fā)人力投入、研發(fā)資金投入、財政研發(fā)資助這幾項都逐步進入到回歸方程當中，并且均體現(xiàn)出顯著影響（T值大于1.96）。值得關注的是，各種模型中技術人員投入的彈性始終要高于其他因素，說明人始終是影響企業(yè)技術創(chuàng)新能力的最主要的因素。此外，模型3中引入財政研發(fā)資助變量以后，技術人員的投入和技改投入的回歸系數(shù)都顯著增大，這說明政府研發(fā)支持對于這兩者的創(chuàng)新績效具有提升作用。這說明假設1a、1b、1c都是成立的。

再根據(jù)公式（8）對企業(yè)技術創(chuàng)新能力及其成長性進行多元線性回歸擬合，結果見表5。假設n= 1，即企業(yè)的技術創(chuàng)新能力僅僅取決于當期值，由一元線性回歸模型可得企業(yè)技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長有著顯著的促進作用（β1= 0.481）。假設n= 2，即企業(yè)的技術創(chuàng)新能力等于當期值和前一期值之和，所得二元線性回歸模型結果表明前一期企業(yè)技術創(chuàng)新能力對企業(yè)成長的促進作用減弱（β1= 0.263，β2= 0.439），顯著性也減弱。假設n= 3，即企業(yè)的技術創(chuàng)新能力等于當期值、前一期值和前兩期值之和，所得三元線性回歸模型結果表明前兩期企業(yè)技術創(chuàng)新能力對企業(yè)成長的促進作用進一步減弱（β1= 0.068，β2= 0.123，β3= 0.451），顯著性也進一步減弱。因此，說明假設命題1僅在部分范圍內(nèi)成立，從參數(shù)估計也可以看出促進作用在短期內(nèi)有效，而長期效果則有所下滑。這主要是因為互聯(lián)網(wǎng)時代技術革新日新月異，一定時期的技術創(chuàng)新優(yōu)勢對企業(yè)的影響具有時效性，并且事實證明這個時效越來越短；此外，由于研發(fā)技改成果一定程度上的公共產(chǎn)品性質(zhì)，容易被人模仿甚至超越，如果不持續(xù)追加投入，必然喪失先發(fā)優(yōu)勢。

表5　企業(yè)技術創(chuàng)新能力與成長性回歸擬合結果

四、結論與政策建議

首先，企業(yè)技術人員數(shù)量、技改投入、財政研發(fā)資助都能夠正向影響企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，其中技術人員投入的彈性始終要高于其他因素，說明人才是創(chuàng)新之本。企業(yè)要啟動人才儲備戰(zhàn)略，建立人才培育機制，完善人才激勵機制，吸引和留住人才。進一步利用產(chǎn)學研結合和校企共建平臺培養(yǎng)人才，也可建立異地研發(fā)中心用以緩解當前溫州高層次人才緊缺的困境。此外，財政研發(fā)資助對于技術人員和技改投入所產(chǎn)生的作用具有顯著提升作用，這也更加證實了在經(jīng)濟轉型時期，為了引導和幫助企業(yè)進行技術創(chuàng)新，建議適當加大財政研發(fā)投入,增加創(chuàng)新券的發(fā)放，用以激勵企業(yè)研發(fā)投入。

其次，企業(yè)技術創(chuàng)新能力對其成長性呈現(xiàn)一定的影響，但這個影響隨時間推移而有所降低，呈現(xiàn)倒U型趨勢，后期持續(xù)增加投入才能再次提高。通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新能力對企業(yè)成長性的促進作用在短期內(nèi)最有效，長期效果則有所下滑。除了直接的財政支持和減稅政策，基本制度和環(huán)境支撐的改善更重要。政府部門應制定政策以提升市場化水平，構建更優(yōu)的風險投資機制，從大的宏觀環(huán)境促進企業(yè)創(chuàng)新能力和效率的提升。其中，公平的研發(fā)環(huán)境和知識產(chǎn)權保障制度尤為重要。完善的知識產(chǎn)權制度不僅從法律層面對產(chǎn)權的歸屬給予界定，還能激發(fā)企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的活力，最大程度地保護企業(yè)的研發(fā)成果，是企業(yè)進行持續(xù)研發(fā)創(chuàng)新的基本制度保障。

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