技術創(chuàng)新與企業(yè)成長

吳陳銳 王廣凱

摘要：考察技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的影響是當前中國經(jīng)濟環(huán)境下的一個重要議題。文章基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法實證分析了技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的影響。實證發(fā)現(xiàn)，無論是處于何種分位數(shù)水平，技術創(chuàng)新都顯著地促進了企業(yè)成長；隨著分位數(shù)水平的提升，技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的促進作用也隨之提升。進一步的分組回歸發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新顯著推動了大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)成長，中小規(guī)模企業(yè)成長水平水平越高，技術創(chuàng)新的影響作用越大，但對于大規(guī)模企業(yè)而言，這種規(guī)律并不成立。

關鍵詞：技術創(chuàng)新；企業(yè)成長；分位數(shù)回歸

一、 引言及文獻綜述

隨著世界經(jīng)濟危機爆發(fā)以及中國經(jīng)濟進入“三期疊加”的結構性轉型期，中國企業(yè)告別了過去快速增長的黃金時期，企業(yè)經(jīng)營困難乃至于倒閉的情況較為嚴重。如何保障企業(yè)的穩(wěn)定持續(xù)成長，打造中國經(jīng)濟堅實的微觀經(jīng)濟基礎已經(jīng)成為中國亟待解決的現(xiàn)實問題。技術創(chuàng)新是企業(yè)打破市場困局并提升企業(yè)競爭力的可行策略，有助于企業(yè)在困境中實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展的轉型升級。在當前經(jīng)濟結構轉型、市場變動劇烈和技術進步加快背景下，考察技術創(chuàng)新之于企業(yè)成長的影響無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

國外的相關研究開展相對較早，研究成果相對較多。Scherer（1965）在考察美國365家大型企業(yè)后發(fā)現(xiàn)，專利衡量的技術創(chuàng)新對企業(yè)利潤具有正向影響，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新對企業(yè)的邊際利潤沒有影響，但提升了銷售收入。Paul等（2006）基于英國539家大型企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新型企業(yè)比其他企業(yè)可以獲得更高的利潤，但對銷售增長的影響是短暫的。Geroski等（1996）考察209家英國龍頭企業(yè)得出，技術創(chuàng)新對銷售增長具有顯著的正向效應。技術創(chuàng)新之于不同成長水平企業(yè)的異質(zhì)性影響研究開始涌現(xiàn)，分位數(shù)回歸在企業(yè)成長與創(chuàng)新活動的影響研究中應用越來越廣泛。Coad等（2008）采用分位數(shù)分析技術創(chuàng)新對銷售增長率的影響，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新顯著促進快速成長企業(yè)的銷售增長率，但是對全體企業(yè)的平均影響非常微弱甚至是不顯著。Stam等（2009）以研發(fā)人員比例表征研發(fā)強度，考察研發(fā)強度對就業(yè)增加的影響，發(fā)現(xiàn)在OLS估計下，研發(fā)強度對企業(yè)成長不具有顯著的影響，但在分位數(shù)10%分位水平下顯著。

國內(nèi)的學者開始重視技術創(chuàng)新對企業(yè)成長影響的研究，但數(shù)量仍然相對較少。張會榮等（2014）實證分析了技術創(chuàng)新之于中小企業(yè)成長的影響。他們發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入與研發(fā)人員比例的增長都顯著提升了中小企業(yè)的銷售收入增長率，且兩者的交互影響也顯著。陳曉紅等（2008）采用中小企業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)技術創(chuàng)新顯著地促進了企業(yè)成長。陳紫晴等（2015）采用中小企業(yè)板上市公司面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)研發(fā)密度對企業(yè)成長并沒有顯著影響。

綜上所述，技術創(chuàng)新之于企業(yè)成長的相關研究并未達成一致的結論，國內(nèi)目前的研究大多集中于技術創(chuàng)新之于科技型企業(yè)或中小型企業(yè)的成長影響的分析，也忽視了技術創(chuàng)新之于不同成長水平企業(yè)成長的異質(zhì)性影響。本文基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法實證分析技術創(chuàng)新對不同成長水平企業(yè)的異質(zhì)性影響，填補了國內(nèi)相關研究的空白。

二、 模型設定與數(shù)據(jù)說明

1. 模型設定。為了考察技術創(chuàng)新對于不同成長水平企業(yè)成長的異質(zhì)性影響，本文將建立分位數(shù)回歸模型進行分析。技術創(chuàng)新是一個包括技術開發(fā)和產(chǎn)品商業(yè)化的過程，需要一定的時間才對企業(yè)經(jīng)營發(fā)揮作用。此外，由于企業(yè)發(fā)展往往形成一定的技術路線和市場勢力，存在著路徑依賴。建立以企業(yè)成長為被解釋變量，企業(yè)技術創(chuàng)新滯后一階為核心解釋變量、滯后一期企業(yè)成長變量和滯后一階控制變量的分位數(shù)回歸模型。將解釋變量滯后一階納入方程不僅可以反映技術創(chuàng)新的作用時滯，還可以避免反向因果帶來的內(nèi)生性問題?；貧w方程如下：

Grit=？琢0+？琢1Grit-1+？琢2Innovit-1+？茁iControlit-1+？滋it

被解釋變量Grit表示企業(yè)i在t年的銷售收入增長率，由本年期總銷售收入除以上年期總銷售收入得到。收入增長率是較好的衡量企業(yè)成長的指標（Coad等，2008）。核心解釋變量為技術創(chuàng)新Innovit-1。Coad等（2008）技術創(chuàng)新難以衡量，單一采用研發(fā)支出或專利數(shù)量并不能很好地反映技術創(chuàng)新。借鑒Coad等（2008），技術創(chuàng)新變量由企業(yè)i在t-1年研發(fā)強度與新產(chǎn)品產(chǎn)出占比采用主成分分析方法合成。企業(yè)成長不僅受到技術創(chuàng)新的影響，還受到其它一些因素的影響。我們在回歸方程中納入一系列的控制變量Controlit-1，包括：企業(yè)規(guī)模（Scaleit-1），以企業(yè)年銷售總額的自然對數(shù)值衡量；企業(yè)存續(xù)年限（Ageit-1），以當年期減去企業(yè)成立年份加1表示；經(jīng)營杠桿（R_Dait-1），為企業(yè)資產(chǎn)負債率；融資約束（R_Intit-1），以企業(yè)利息支出占總資產(chǎn)比衡量；出口強度（R_Exit-1），以企業(yè)出口額占總銷售收入比衡量；政府補貼強度（R_Subit-1），以政府補貼總額占企業(yè)總資產(chǎn)比表示；管理水平（R_Admit-1），以管理費用占總銷售收入比衡量。此外，還控制了兩位碼行業(yè)固定效應和省級地區(qū)固定效應。

2. 數(shù)據(jù)來源及處理。本文的數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，主要考察期為2005年～2007年。使用該數(shù)據(jù)前還需要進行一定的處理。首先參考Brandt等（2012）的序貫匹配法對樣本企業(yè)進行匹配，構建面板樣本數(shù)據(jù)。其次，根據(jù)相關文獻的剔除不合理的樣本。剔除樣本的標準包括：非制造業(yè)的工業(yè)企業(yè)；相關變量缺失；總資產(chǎn)、總銷售收入、出口總額、政府補貼總額、研發(fā)支出、新產(chǎn)品產(chǎn)出、利息支出、管理費用小于0；企業(yè)成立年限不一致或大于當年期。

三、 實證結果及分析

1. 基本回歸結果。我們首先對樣本使用最小二乘法進行基準回歸，其次使用分位數(shù)回歸針對10%、25%、50%、75%和90%的分位數(shù)水平進行回歸。實際上采用考察期為2006年～2007年、觀察值為298864的平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸?；貧w結果見表1。

首先，從OLS的回歸結果看，所有的變量回歸系數(shù)都達到顯著水平。企業(yè)成長滯后一期回歸系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)成長存在著正向路徑依賴，企業(yè)過去的技術發(fā)展和市場勢力顯著地促進企業(yè)當前的成長。技術創(chuàng)新回歸系數(shù)顯著為正，表明技術創(chuàng)新顯著地推動企業(yè)的成長。技術創(chuàng)新使得企業(yè)可能改進生產(chǎn)流程，完善已有產(chǎn)品或推出新產(chǎn)品，增強了企業(yè)的市場競爭力，實現(xiàn)“創(chuàng)造性破壞”。平均而言，技術創(chuàng)新每增加1個單位，企業(yè)成長增加0.213 3個單位。企業(yè)規(guī)?；貧w系數(shù)顯著為負，這表明，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)成長越低。企業(yè)規(guī)模的擴大可能帶來機構臃腫、信息傳遞不暢、效率低下等問題，影響了企業(yè)的成長。企業(yè)存續(xù)年限回歸系數(shù)顯著為負，這表明，企業(yè)存續(xù)年限越長，企業(yè)成長越低。按照企業(yè)生命周期理論，新成立的企業(yè)由于占據(jù)新技術和新市場，往往成長較快，而老企業(yè)囿于成熟的技術和市場，成長較慢。經(jīng)營杠桿回歸系數(shù)顯著為負。企業(yè)經(jīng)營杠桿越高，財務風險越高，融資成本也越高，容易導致企業(yè)資金鏈斷裂，影響企業(yè)正常經(jīng)營。出口強度回歸系數(shù)顯著為負。越高的出口強度，表明企業(yè)越依賴于國際市場，在中國處于發(fā)展中階段的國情下，企業(yè)大多承接低端加工裝配業(yè)務，企業(yè)成長受到國際買家的扼制。政府補貼強度回歸系數(shù)顯著為負。政府補貼往往具有選擇性，再加之企業(yè)可能的尋租行為，都可能遏制市場優(yōu)勝劣汰，造成資源配置的扭曲，影響企業(yè)的成長。融資約束回歸系數(shù)顯著為負。融資約束程度越高，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動所需的資金難以得到保證，阻礙了企業(yè)的成長。管理水平回歸系數(shù)顯著為正。較高的管理水平無疑優(yōu)化了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，促進企業(yè)的成長。

從分位數(shù)回歸結果看，無論是在哪一分位數(shù)水平下，技術創(chuàng)新都顯著地促進了企業(yè)成長。而且，隨著分位數(shù)水平的提升，技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的正向影響作用單調(diào)地提升。從回歸結果看，處于90%分位數(shù)水平的企業(yè)的技術創(chuàng)新對于其成長的影響作用是處于10%分位數(shù)水平企業(yè)的約5.44倍。這與Coad等（2008）的研究結果基本一致。技術創(chuàng)新推動了企業(yè)成長，成長水平更高的企業(yè)更多的依賴于技術創(chuàng)新。但與Coad等（2008）有所不同的是，Coad等（2008）發(fā)現(xiàn)，低分位數(shù)水平的企業(yè)技術創(chuàng)新對其成長具有負向作用，他們將這一發(fā)現(xiàn)歸因于技術創(chuàng)新的風險性。而我們的發(fā)現(xiàn)是，即便處于低成長水平，技術創(chuàng)新都顯著地促進了企業(yè)成長。這可能歸因于中國企業(yè)長期以來處于模仿、吸收、創(chuàng)新的技術創(chuàng)新路徑，技術創(chuàng)新風險相對較低。企業(yè)成長滯后一期變量回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平都顯著，也隨分位數(shù)水平提升而提升，但在10%分位數(shù)水平上顯著為負。這表明企業(yè)過去的成長表現(xiàn)影響當前企業(yè)的成長，低成長水平企業(yè)的過去表現(xiàn)拖累了當前企業(yè)的成長，而高成長水平企業(yè)受惠于其過去的良好表現(xiàn)。企業(yè)規(guī)?；貧w系數(shù)在各分位數(shù)水平?jīng)]有表現(xiàn)出明顯的規(guī)律，但在較高分位數(shù)水平上，顯著為負。經(jīng)營杠桿回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平上都顯著為負，大致表現(xiàn)為隨著分位數(shù)水平的提升而提升。這表明，企業(yè)成長水平越高，經(jīng)營杠桿的提升越可能阻礙企業(yè)的成長，企業(yè)需要適度地控制其負債水平。出口強度回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平上顯著為負，且隨著分位數(shù)水平的提升而提升。這表明，成長更強的企業(yè)更專注于國內(nèi)市場。政府補貼強度回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平上皆顯著為負，大致表現(xiàn)為隨著分位數(shù)水平的提升而降低，表明低成長的企業(yè)更依賴于政府補貼，但資源配置扭曲問題更為突出。企業(yè)融資約束回歸系數(shù)在10%水平為正但不顯著，在25%和50%水平顯著為正，而在75%和90%的水平上顯著為負?？赡艿慕忉屖?，對于高成長水平企業(yè)，融資約束程度提升對其快速擴張起到阻礙作用，而低成長水平的企業(yè)陷于低增長困境，對外部資金依賴程度較高。管理水平回歸系數(shù)僅在50%、75%和90%分位數(shù)水平顯著為正，且隨著分位數(shù)水平提升而提升。這表明，成長水平越高的企業(yè)更依賴于提升自身管理水平來促進企業(yè)成長。

2. 按企業(yè)規(guī)模分組回歸。我們將高于企業(yè)平均規(guī)模的企業(yè)劃入大規(guī)模企業(yè)組，將低于企業(yè)平均規(guī)模的企業(yè)劃入中小規(guī)模企業(yè)組，按10%、25%、50%、75%和90%的分位數(shù)水平進行回歸。回歸結果見表2。

從表2看到，大規(guī)模企業(yè)組的技術創(chuàng)新回歸系數(shù)在五個分位數(shù)水平上都顯著地推動企業(yè)成長，并隨著分位數(shù)水平提升表現(xiàn)出較為平緩的走向。對于大規(guī)模企業(yè)而言，技術創(chuàng)新可以推動企業(yè)成長，但高成長水平的企業(yè)可能更具有一些非技術優(yōu)勢，對技術創(chuàng)新的依賴相對更低。除了在10%分位數(shù)水平，中小規(guī)模企業(yè)組的技術創(chuàng)新回歸系數(shù)都顯著為正，并且隨著分位數(shù)水平提升而提升，在高分位數(shù)水平，回歸系數(shù)值大大高于大規(guī)模企業(yè)組的估計結果。可以說，對于中小規(guī)模企業(yè)而言，技術創(chuàng)新是促進其成長的重要動力，具有更高成長水平的企業(yè)有賴于其更高的技術創(chuàng)新水平。

四、 結論

在現(xiàn)代經(jīng)濟中，技術創(chuàng)新被認為經(jīng)濟增長的主要動力和企業(yè)實現(xiàn)“破壞性創(chuàng)新”式成長的來源。但在實踐中，技術創(chuàng)新往往難以全面衡量，還對不同成長水平的企業(yè)可能有不同的影響。本文以研發(fā)強度與新產(chǎn)品產(chǎn)出占比經(jīng)主成分分析方法合成變量衡量技術創(chuàng)新，基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，主要采用分位數(shù)回歸方法實證分析了技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的影響。實證發(fā)現(xiàn)，無論是處于何種分位數(shù)水平，技術創(chuàng)新都顯著地促進了企業(yè)成長；隨著分位數(shù)水平的提升，技術創(chuàng)新對于企業(yè)成長的促進作用也隨之提升。這表明，成長水平越高的企業(yè)越依賴于技術創(chuàng)新。進一步的分組回歸結果表明，技術創(chuàng)新推動了大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)的成長，對于中小規(guī)模企業(yè)而言，成長水平更高的企業(yè)更依賴于技術創(chuàng)新，但對于大規(guī)模企業(yè)而言，這種規(guī)律并不成立。在當前經(jīng)濟結構轉型、競爭激烈、需求動蕩的情況下，企業(yè)可以通過技術創(chuàng)新來打破市場困局并提升市場競爭力，促進自身的成長。政府應當持續(xù)地加大對企業(yè)技術創(chuàng)新的支持，特別是中小企業(yè)等具有快速成長能力的企業(yè)。

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基金項目：國家自然科學基金項目“中國建設制造業(yè)強國的行動路徑研究”（項目號：71673296）。

作者簡介：吳陳銳（1988-），男，漢族，廣東省陽江市人，中國社會科學院研究生院博士生，研究方向為工業(yè)創(chuàng)新經(jīng)濟學、經(jīng)濟計量學方法及應用；王廣凱（1989-），男，漢族，山東省臨沂市人，中國證監(jiān)會經(jīng)濟學博士后，研究方向為宏觀經(jīng)濟學、技術創(chuàng)新。