研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

王良虎 王釗 馬雅恬

摘 要：由于創(chuàng)新成為國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動力，尤其是企業(yè)作為國家創(chuàng)新的主要驅(qū)動力，其創(chuàng)新水平提高對國家整體創(chuàng)新水平的提升至關(guān)重要。因此，文章基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻回歸模型實(shí)證分析了以企業(yè)規(guī)模為門檻變量，探討了在不同企業(yè)規(guī)模區(qū)間內(nèi)研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。研究結(jié)果表明：研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，確實(shí)存在著企業(yè)規(guī)模的門檻效應(yīng)，在不同企業(yè)規(guī)模區(qū)間內(nèi)，研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效有著不同作用及影響力度。具體來說，當(dāng)企業(yè)規(guī)模較大或較小時，研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用較為明顯。為進(jìn)一步提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，應(yīng)依據(jù)企業(yè)規(guī)模，合理增加企業(yè)研發(fā)投入、優(yōu)化政府的資金支持與信息服務(wù)、加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新理念的培育。

關(guān)鍵詞：門檻回歸;研發(fā)投入;創(chuàng)新績效;企業(yè)規(guī)模

中圖分類號：F 273.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A?? 文章編號：1672-7312（2021）05-0568-08

The Impact of R&D Investment on Enterprise

Innovation Performance

——An Empirical Analysis Based on Different Enterprise Scales

WANG Lianghu1，WANG Zhao2，MA Yatian2

（1.School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing? 211189，China;

2.School of Economics and Management，Southwest University，Chongqing，400715，China;

3.School of Economics and Management，Southwest University，Chongqing? 400715，China）

Abstract：Innovation has become the main driving force for national economic development.Especially，when enterprises become the main driving force for national innovation，the improvement of its innovation is crucial to the improvement of the national innovation level.Based on the micro-enterprise data in the Chinese industrial firm database，the paper used the threshold regression model to empirically analyze the impact of R&D investment on the innovation performance of different enterprises scale.The results show that the impact of R&D investment on enterprise innovation performance does have the threshold effect of enterprise scale.Within different enterprise scales，R&D investment has different effects and influence on enterprise innovation performance.Specifically，when the enterprise scale is large or small，the R&D investment has a significant effect on their innovation performance.In order to further improve the enterprises innovation performance，it is necessary to reasonably increase the level of enterprises R&D investment，optimize government financial support and information services，and strengthen the cultivation of enterprise innovation concepts based on the enterprise scale.

Key words：threshold regression;R&D investment;innovation performance;enterprise scale

0 引言目前，世界處在知識經(jīng)濟(jì)與全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景之下，創(chuàng)新成為國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推力，是企業(yè)得以生存和可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。黨和國家高度重視創(chuàng)新能力提高，在“十三五”規(guī)劃建議中，將“創(chuàng)新”列為五大發(fā)展理念之首。經(jīng)驗(yàn)表明，企業(yè)是創(chuàng)新的主要驅(qū)動力，企業(yè)創(chuàng)新指的是對現(xiàn)有產(chǎn)品或生產(chǎn)方式進(jìn)行改進(jìn)的經(jīng)營活動，其主要是利用市場將新的科技創(chuàng)造轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際的產(chǎn)出，以獲得潛在的超額利潤，以使企業(yè)在激烈的市場競爭中獲得一席之地。在企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的過程中，企業(yè)整體規(guī)?；?jīng)營和研發(fā)投入，對其創(chuàng)新績效的提升起到重要作用。2019年，國家統(tǒng)計(jì)局、科技部和財政部8月27日聯(lián)合發(fā)布的《2019年全國科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報》顯示，2019年，全國共投入研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)22 143.6億元，比上年增加2 465.7億元，增長12.5%;R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度（與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比）為2.23%，其中來源于企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)達(dá)

16 921.8億元，比上年增長11.1%，占全國R&D經(jīng)費(fèi)的比重達(dá)76.4%，由此可見，我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入已初具規(guī)模，并且企業(yè)自身已成為研發(fā)投入的主體。隨著我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出逐年增加，尤其是以企業(yè)自身成為研發(fā)經(jīng)費(fèi)的主要支出主體的情況下，我國的企業(yè)創(chuàng)新績效是否發(fā)生實(shí)質(zhì)性的提升以及企業(yè)規(guī)模大小對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響又是怎樣的呢？

1 文獻(xiàn)綜述目前，國內(nèi)外關(guān)于研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響研究，尚未取得一致性結(jié)論。其一，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的促進(jìn)作用[1]。如EHIE and OLIBE（2010）[2]、BENEITO（2003）[3]研究表明，企業(yè)研發(fā)投入對其創(chuàng)新績效有顯著正向影響。馬文聰?shù)龋?013）[4]基于廣東省級企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，探討了研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，結(jié)論表明研發(fā)投入強(qiáng)度增加，顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。嚴(yán)焰和池仁勇（2013）[5]采用浙江高技術(shù)企業(yè)問卷調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用分組回歸方法，對企業(yè)R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)R&D投入與創(chuàng)新績效具有相同的變化趨勢。米雯靜和任海云（2015）[6]以我國制造業(yè)上市企業(yè)為研究對象，對企業(yè)研發(fā)投入與績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明，研發(fā)投入的增加，顯著促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新績效。孫慧和王慧（2017）[7]選取滬深創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，研究得出，研發(fā)投入與政府補(bǔ)貼均對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。劉志強(qiáng)和盧崇煜（2018）[8]采用面板固定模型研究得出研發(fā)投入增加，增強(qiáng)了企業(yè)創(chuàng)新能力。姜娟和劉聰（2020）[9] 以我國2013—2018年滬深A(yù)股上市中小企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，利用固定效應(yīng)模型，實(shí)證研究了企業(yè)財務(wù)柔性、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的關(guān)系。結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系。其二，部分學(xué)者得出研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響并不確定，并且在某些情況下還會表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)。如李顯君等（2018）[10]研究表明，中國上市汽車企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在非線性的關(guān)系，且這兩者之間關(guān)系受所有權(quán)屬性的影響。馮文娜（2010）[11]運(yùn)用來自山東省高新技術(shù)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了研發(fā)資金投入與研發(fā)人員投入對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，結(jié)果表明，研發(fā)人員投入對企業(yè)創(chuàng)新績效不但沒有正向作用，反而具有一定的負(fù)向作用。然而，企業(yè)創(chuàng)新績效不僅受到研發(fā)投入影響，還會受到企業(yè)自身規(guī)模大小的制約，對于企業(yè)規(guī)模大小與企業(yè)創(chuàng)新績效這兩者之間關(guān)系的研究分析，可追溯到創(chuàng)新理論的奠基人熊彼特的“熊彼特假說”。雖然企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效研究由來已久，但目前兩者之間的關(guān)系研究，尚未得出一致性結(jié)論。一類研究支持“熊彼特假說”，即規(guī)模較大的企業(yè)有利于創(chuàng)新績效的提高。如

BOOYENS（2011）[12]采用南非國家2002—2004年企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究表明，大企業(yè)有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。周黎安和羅凱（2005）[13]運(yùn)用動態(tài)面板門檻的方法，研究得出，隨著企業(yè)規(guī)模的增大，能有效提高企業(yè)的創(chuàng)新績效水平。胡德勤（2018）[14]基于中國四位數(shù)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新強(qiáng)度之間呈現(xiàn)遞增關(guān)系。而另一類研究則認(rèn)為，中小企業(yè)有利于技術(shù)創(chuàng)新，其主要依據(jù)是小企業(yè)在破環(huán)性創(chuàng)新和低成本創(chuàng)新方面具有創(chuàng)新優(yōu)勢。STOCK等（2002）[15]選取計(jì)算機(jī)現(xiàn)代工業(yè)中的企業(yè)數(shù)據(jù)，研究得出，小型公司的動態(tài)創(chuàng)新能力和績效較高。第三類研究則得出，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新之間的關(guān)系，并非簡單的線性關(guān)系。規(guī)模較大的企業(yè)相對于小企業(yè)而言，存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)、研發(fā)資金充裕等方面的優(yōu)勢，因而其創(chuàng)新績效相對較高;但是隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，其運(yùn)營成本提高、人員交流難度加大等問題的出現(xiàn)，反而使創(chuàng)新績效出現(xiàn)下滑。陳琨等（2016）[16]基于廣東省產(chǎn)學(xué)研合作項(xiàng)目，探討了企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，結(jié)果表明，創(chuàng)新績效與企業(yè)規(guī)模存在倒“U”型關(guān)系。王金明（2015）[17]基于中國A股上市公司的年度數(shù)據(jù)，研究了企業(yè)規(guī)模對專利產(chǎn)出和專利密度的影響，研究發(fā)現(xiàn)，三者之間存在“U”型關(guān)系。李大軍等（2014）[18]以中國2003—2010年上市公司的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)特征的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間表現(xiàn)出不同形態(tài)。CLARK（1999）[19]通過研究大量企業(yè)發(fā)現(xiàn)，化學(xué)工業(yè)存在一個比較特殊的情況，廠商規(guī)模有一個閾值，低于此閾值，廠商就幾乎沒有創(chuàng)新活動。通過對以上文獻(xiàn)的簡單梳理發(fā)現(xiàn)，在錯綜復(fù)雜的背景下，研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并非簡單的線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)出多種形態(tài)。而且大多數(shù)研究只是從研發(fā)投入或企業(yè)規(guī)模單方面出發(fā)，研究了對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，而未將兩者綜合起來考慮對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響?；诖?，在以企業(yè)自身為研發(fā)投入主體的情況下，本文運(yùn)用門檻回歸模型，試圖分析在不同企業(yè)規(guī)模下，研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，以揭示由于企業(yè)規(guī)模大小的不同而導(dǎo)致創(chuàng)新績效有所差異，為企業(yè)提高創(chuàng)新績效水平提供科學(xué)的決策建議。

2 模型設(shè)定

2.1 基本模型基于上文分析，本文首先設(shè)置簡單多元線性回歸模型見式（1）。

IN=α0+α1RD+α2SIZE+α3CI+α4ALR+α5GOV+ξ

（1）式中：IN為企業(yè)創(chuàng)新績效;RD為企業(yè)研發(fā)投入;SIZE為企業(yè)規(guī)模;CI為資本密集度;ALR為資產(chǎn)負(fù)債率;GOV為政府資助;ξ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.2 二次函數(shù)模型模型（1）為簡單的多元線性模型，其假設(shè)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效之間為簡單的線性關(guān)系。而通過對上述文獻(xiàn)的梳理可知，企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響并非簡單的線性影響，因此將（1）式擴(kuò)展為如下形式

IN=α0+α1RD+α2SIZE+α3RD2+α4SIZE2+α5CI+α6ALR+α7GOV+ξ

（2）

2.3 門檻回歸模型

2.3.1 門檻模型設(shè)定以往大多數(shù)研究，研究研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，只考慮了簡單的線性關(guān)系，然而其兩者之間的關(guān)系并非如此簡單?；诖?，本文建立了以企業(yè)規(guī)模為門檻變量門檻回歸模型，分析企業(yè)研發(fā)投入在以企業(yè)規(guī)模為門檻變量情況下對企業(yè)創(chuàng)新績效的非線性影響。對于“門檻效應(yīng)”的研究，大多數(shù)采用分組經(jīng)驗(yàn)與加入交叉項(xiàng)等方法，分組經(jīng)驗(yàn)受到分組標(biāo)準(zhǔn)的制約，不能準(zhǔn)確估計(jì)出門檻值，在模型中加入交叉項(xiàng)，雖然可估計(jì)出門檻值，但無法驗(yàn)證門檻值的正確性。直到1999年，HANSEN提出非動態(tài)面板門檻回歸建模思路，才很好地解決了對“門檻效應(yīng)”的準(zhǔn)確衡量[20]。門檻變量的選擇，可由理論模型外生決定，

HANSEN最初提出的門檻回歸模型可表示為

yi=x*iβ1+ei，qi≤γ

（3）

yi=x*iβ2+ei，qiγ

（4）式中：yi為因變量;xi為p×1階自變量向量;qi為門檻變量。門檻變量qi起到將樣本劃分為不同組，模型中對于回歸系數(shù)的測算則要根據(jù)門檻變量大于或小于某一門檻值來確定。定義虛擬變量

di（γ）=（qi≤γ）

，其中I（·）為指示函數(shù)，即對于qi≤γ，I（·）=1，否則I（·）=0。由此，上述模型可轉(zhuǎn)變?yōu)槿缦履Ｐ?/p>

yi=x*iβ+x*idi（γ）θ+ei

（5）其中，β=β2;θ=β1-β2。本文借鑒Hansen的門檻回歸模型，建立單一門檻回歸模型如下

IN=α0+λ1RD*I（SIZE≤γ）+λ2RD*I（SIZEγ）+α3CI+α4ALR+α4GOV+ξ

（6）式中：SIZE為門檻變量，表示企業(yè)規(guī)模大小，γ為門檻值，在單一門檻模型中，門檻值將樣本觀測變量劃分為兩個區(qū)間，不同區(qū)間內(nèi)，研發(fā)投入的估計(jì)系數(shù)分別為λ1和λ2。

2.3.2 門檻值的確定門檻回歸模型對門檻值的估計(jì)，是根據(jù)最小殘差平方和確定的，即對于門檻回歸模型中的門檻值γ，均可以使用OLS法求出其所對應(yīng)的殘差平方和，門檻估計(jì)值也就是使殘差平方和最小時所對應(yīng)的γ值，用式子表示為

=artminS1（γ）

（7）為了確定真實(shí)的門檻值，Hansen利用“格柵搜索法”來選擇門檻值γ。

2.3.3 相關(guān)檢驗(yàn)門檻回歸模型的相關(guān)檢驗(yàn)主要包含兩方面的檢驗(yàn)：一是門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn);二是門檻估計(jì)值真實(shí)性的檢驗(yàn)。門檻回歸模型顯著性檢驗(yàn)的目的，是檢驗(yàn)不同樣本區(qū)間估計(jì)出的系數(shù)是否顯著不同，因此，不存在門檻值的零假設(shè)為H0：β1=β2，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量

F1=S0-S1（）σ2（）

（8）由于在零假設(shè)下無法識別，因此，統(tǒng)計(jì)量分布并非卡方分布，1996年，Hansen提出“自抽樣法”（Bootstrap）來模擬統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布。當(dāng)確定變量存在門檻效應(yīng)時，還需對門檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，對門檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：=γ0。構(gòu)造似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

LR1（γ）=

S1-S1（）

（）

（9）而此時的LR1同樣為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，而Hansen計(jì)算了其置信區(qū)間，即在顯著性水平為α?xí)r，當(dāng)

LR1（γ1）≤c（α）=-2ln[1-

（1-α）

時，不能拒絕原假設(shè)。其中，在95%的置信水平下，c（α）等于7.35。為確定是否存在多個門檻值，必須進(jìn)行多個門檻值的檢驗(yàn)。當(dāng)拒絕LM檢驗(yàn)時，表示至少存在一個門檻值，在假設(shè)確定了第一個門檻之后，再次進(jìn)行下一個門檻值的搜索。在確定兩個門檻之后，繼續(xù)進(jìn)行三個門檻值的檢驗(yàn)，以此類推，直至無法拒絕零假設(shè)為止。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源本文所用數(shù)據(jù)，來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，是由國家統(tǒng)計(jì)局建立的。數(shù)據(jù)庫樣本范圍為全部國有工業(yè)企業(yè)及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)，其使用的“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”在國內(nèi)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫中較為權(quán)威，主要包含企業(yè)的兩大信息：一是企業(yè)的基本情況;

二是企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)庫存在數(shù)據(jù)缺失、企業(yè)代碼重復(fù)、統(tǒng)計(jì)指標(biāo)改動等問題，本文將所需數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行整理，從中剔除新產(chǎn)品產(chǎn)值為0及研發(fā)費(fèi)用為0的企業(yè)，最終選出476家企業(yè)作為本文的研究對象。

3.2 變量界定

3.2.1 因變量本文中的因變量為企業(yè)的創(chuàng)新績效。通過對已有文獻(xiàn)的閱讀可知，目前有兩類指標(biāo)來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，一類主要是從投入角度考慮，將研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出與研發(fā)人員數(shù)量作為衡量標(biāo)準(zhǔn)。研發(fā)投入只反映了投入狀況而不是產(chǎn)出，而企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量，從產(chǎn)出的角度出發(fā)較為合適。另一類是從產(chǎn)出角度出發(fā)，但不同學(xué)者所選用的具體指標(biāo)有所不同。采用的指標(biāo)大致有兩類：一是以新產(chǎn)品產(chǎn)值作為企業(yè)創(chuàng)新績效的指標(biāo);二是以專利申請數(shù)作為衡量指標(biāo)。COHEN和 LEVIN（1989）[21]認(rèn)為專利的申請，許多未應(yīng)用到企業(yè)實(shí)際的生產(chǎn)當(dāng)中去，即科研成果轉(zhuǎn)化率較低。

COMANOR和WILSON（1967）[22]以新產(chǎn)品銷售收入來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，其有效避免了專利申請數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效的缺陷，同時根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文將新產(chǎn)品的產(chǎn)值與總產(chǎn)值之比作為企業(yè)創(chuàng)新績效。

3.2.2 門檻變量文章采用企業(yè)規(guī)模作為門檻回歸模型當(dāng)中的門檻變量。從以往的研究來看，通常采用企業(yè)銷售收入、總資產(chǎn)或職工人數(shù)來衡量一個企業(yè)的規(guī)模大小。SCHERER（1965）[23]通過研究企業(yè)規(guī)模定義與選擇問題，其認(rèn)為企業(yè)的銷售收入在生產(chǎn)要素構(gòu)成中地位較為中立，衡量企業(yè)規(guī)模指標(biāo)，采用企業(yè)銷售收入較為合適。因此，本文用企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入來表示企業(yè)規(guī)模大小。

3.2.3 解釋變量解釋變量為研發(fā)投入。研發(fā)投入包括研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員投入，根據(jù)已有的研究可知，研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入與研發(fā)人員投入高度相關(guān)。因此，本文借鑒孫慧和王慧（2017）[7]方法，以研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入與研發(fā)收入之比，表示解釋變量[24]。

3.2.4 控制變量根據(jù)研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的已有研究，本文選取以下指標(biāo)作為可能影響的因素作為控制變量。

1）資本密集度。資本密集度在一定程度上代表了行業(yè)特征，不同行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新能力有所不同。

2）資產(chǎn)負(fù)債率。資產(chǎn)負(fù)債率在一定程度上對企業(yè)創(chuàng)新績效有影響[25]，資產(chǎn)負(fù)債率代表了企業(yè)的負(fù)債水平，經(jīng)驗(yàn)表明，其保持在50%左右時對企業(yè)發(fā)展有積極影響，若資產(chǎn)負(fù)債率越高，表明負(fù)債壓力越大，企業(yè)資金使用緊張，因此企業(yè)研發(fā)投入大小會受影響，最終影響企業(yè)創(chuàng)新績效水平。

3）政府補(bǔ)貼。政府補(bǔ)貼主要是通過直接補(bǔ)貼與間接補(bǔ)貼兩種方式實(shí)現(xiàn)對企業(yè)補(bǔ)助。具體做法是直接財政撥款、稅收優(yōu)惠、間接稅收返還等，對企業(yè)新產(chǎn)品的開發(fā)提供物質(zhì)支持，以鼓勵企業(yè)創(chuàng)新的積極性。基于數(shù)據(jù)的可得性及已有的研究[26]，本文將政府補(bǔ)貼收入占營業(yè)收入的比例，作為衡量政府對企業(yè)的補(bǔ)貼程度。本文利用Stata 13計(jì)量統(tǒng)計(jì)軟件，對研究樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表1。從變量的描述性統(tǒng)計(jì)來看，所選企業(yè)規(guī)模涵蓋范圍較廣，因此，增加了研究的代表性。

4 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

4.1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)根據(jù)門檻模型分析步驟，首先要確定本文所研究內(nèi)容是否存在以企業(yè)規(guī)模為門檻變量的門檻效應(yīng)，若存在門檻效應(yīng)，還需進(jìn)一步驗(yàn)證門檻的個數(shù)，并求出每個門檻值，由表2自抽樣300次的檢驗(yàn)結(jié)果可知，單一門檻、雙重門檻分別在1%水平和5%水平下顯著，而三重門檻不顯著，因此，上述門檻模型存在2個門檻值。

進(jìn)一步通過計(jì)算得出第一個門檻值γ1為164.839百萬元，在固定第一個門檻值后，得到第二個門檻值γ2為135.052百萬元，固定第二個門檻值后，重新確定第一個門檻值，得出重新估計(jì)門檻值γ1仍為164.839百萬元。表3為門檻估計(jì)值及其95%置信區(qū)間。

為更加直觀地展現(xiàn)檢驗(yàn)效果與置信區(qū)間，分別用圖1、圖2展示單一門檻模型和雙重門檻模型的置信區(qū)間與最大似然估計(jì)量。

4.2 實(shí)證結(jié)果分析基于上述討論，將基本模型、二次函數(shù)模型以及門檻回歸模型做比較分析，三類模型的回歸結(jié)果見表4。

首先，通過回歸結(jié)果可知，在基本模型當(dāng)中，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效有負(fù)向影響，但是不顯著，研發(fā)投入則有利于企業(yè)創(chuàng)新績效的提高，其他控制變量在不同程度上對企業(yè)創(chuàng)新有消極影響，但不顯著。二次函數(shù)模型在加入企業(yè)規(guī)模二次項(xiàng)與研發(fā)投入二次項(xiàng)的情況下，企業(yè)規(guī)模的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)（-1.06e-08），而一次項(xiàng)系數(shù)為正，由此表明，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新績效之間呈倒U型結(jié)構(gòu)。研發(fā)投入一次項(xiàng)系數(shù)為正（559.924），其二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)（-1 647.629），表明當(dāng)研發(fā)投入水平較低時，隨著研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的增加，企業(yè)創(chuàng)新績效得到有效提升，但隨著研發(fā)投入水平進(jìn)一步提高，由研發(fā)經(jīng)費(fèi)使用效率下降而造成一定的資源浪費(fèi)，則不利于企業(yè)創(chuàng)新績效的提高。其次，進(jìn)一步對門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，分析發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)規(guī)模水平下研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響有顯著差異。具體來說，當(dāng)企業(yè)規(guī)模小于135.052百萬元時，研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)正相關(guān)，其系數(shù)為248.395;當(dāng)企業(yè)規(guī)模在135.052～164.839百萬元之間時，研發(fā)投入的系數(shù)雖然為正，但其系數(shù)變?yōu)?4.882明顯有所減少;當(dāng)企業(yè)規(guī)模大于164.839百萬元時，研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用明顯提高。資本密集度對企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著的負(fù)向影響，這與姜寧和黃萬（2010）[22]研究結(jié)論相似;資產(chǎn)負(fù)債率的增加，導(dǎo)致企業(yè)自身負(fù)債壓力增大，從而引起研發(fā)資金不足限制了創(chuàng)新績效的提升;由于政府補(bǔ)貼并未有效地應(yīng)用于企業(yè)研發(fā)活動中，故而，并未有效提升企業(yè)創(chuàng)新績效，這也有效地驗(yàn)證了部分學(xué)者關(guān)于“政府補(bǔ)貼對企業(yè)研發(fā)投入存在擠出效應(yīng)”的研究結(jié)論。通過對以上三類模型的簡單分析可知，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系，并不是簡單的線性關(guān)系或是呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，而是研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新影響存在著以企業(yè)規(guī)模為門檻變量的門檻效應(yīng)。

5 研究結(jié)論與政策啟示以往關(guān)于研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，未取得一致結(jié)論，一方面由于影響企業(yè)創(chuàng)新的因素較為復(fù)雜，另一方面，可能由于研究方法與所選樣本的不同而造成研究結(jié)論有所差異，然而，研發(fā)投入與企業(yè)規(guī)模是影響企業(yè)創(chuàng)新不可忽視的因素?；诖?，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中微觀的企業(yè)數(shù)據(jù)，將研發(fā)投入與企業(yè)規(guī)模同時納入到同一模型當(dāng)中，以期揭示兩者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。本文以研究研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新績效影響為目的，構(gòu)建了基本模型、二次函數(shù)模型以及門檻回歸模型。得出如下結(jié)論：

1）基本模型回歸結(jié)果表明，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是不顯著，而研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效則具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。二次函數(shù)模型研究結(jié)果表明，研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新績效之間呈倒U型結(jié)構(gòu)。

2）引入門檻回歸模型，將企業(yè)規(guī)模作為門檻變量，討論研發(fā)投入在不同企業(yè)規(guī)模水平下對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，確實(shí)存在著以企業(yè)規(guī)模為門檻變量的門檻效應(yīng)。具體來說，當(dāng)企業(yè)規(guī)模小于135.052百萬元時，研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)正相關(guān)，其系數(shù)為248.395;當(dāng)企業(yè)規(guī)模在135.052～164.839百萬元之間時，研發(fā)投入的系數(shù)雖然為正，但其系數(shù)變?yōu)?4.882，明顯有所減少;當(dāng)企業(yè)規(guī)模大于164.839百萬元時，

研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用明顯提高。

基于以上的研究結(jié)論，得出如下政策啟示：第一，依據(jù)企業(yè)規(guī)模，合理增加企業(yè)研發(fā)投入。處于不同企業(yè)規(guī)模區(qū)間的企業(yè)在作出研發(fā)投入時，需要根據(jù)本企業(yè)規(guī)模大小選擇合適的研發(fā)投入，作出正確的技術(shù)創(chuàng)新投入決策。企業(yè)規(guī)模較小時，往往創(chuàng)新熱情較高，適時增加研發(fā)投入，將提高企業(yè)創(chuàng)新績效，企業(yè)門檻值超過164.839百萬元時，企業(yè)規(guī)模水平已初具規(guī)模，各項(xiàng)基礎(chǔ)條件以滿足企業(yè)創(chuàng)新的要求，這時應(yīng)按照效用最大化的原則提高研發(fā)投入水平，以獲得最大的經(jīng)濟(jì)效益。第二，優(yōu)化政府的資金支持與信息服務(wù)。研究表明，政府補(bǔ)貼未能有效提高企業(yè)創(chuàng)新績效，因此，政府應(yīng)優(yōu)化補(bǔ)貼方式，以有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升，如對于風(fēng)險較大的創(chuàng)新項(xiàng)目則采用以獎代補(bǔ)的顯性財政補(bǔ)貼和研發(fā)支出扣除、加速折舊的隱性政府補(bǔ)貼并舉的辦法。再者，由于企業(yè)獲取信息通道相對狹窄，搜尋信息成本較高，因此，政府應(yīng)通過制度設(shè)計(jì)強(qiáng)化提升社會服務(wù)能力，為企業(yè)提供信息服務(wù)支持，提升企業(yè)創(chuàng)新績效。第三，加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新理念的培育。首先，企業(yè)內(nèi)部要形成濃厚的創(chuàng)新文化氛圍，企業(yè)管理層應(yīng)樹立正確的創(chuàng)新導(dǎo)向，并將其傳遞給企業(yè)員工，以提高企業(yè)員工的創(chuàng)新意愿。其次，重視對員工創(chuàng)新的獎勵機(jī)制，使其創(chuàng)新成果得到認(rèn)可，以提高員工創(chuàng)新的積極性。

參考文獻(xiàn)：

[1] 國際化程度、技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效——以信息技術(shù)上市企業(yè)為例[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2019（02）：173-181.[2]

EHIE I C，OLIBE K.The effect of R&D investment on firm value：an examination of US manufacturing and service industries[J].International Journal of Production Economics，2010，128（01）：127-135.[3]BENEITO P.Choosing among alternative technological strategies：an empirical analysis of formal sources of innovation[J].Research Policy，2003，32（04）：693-713.[4]馬文聰，侯羽，朱桂龍.研發(fā)投入和人員激勵對創(chuàng)新績效的影響機(jī)制——基于新興產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比較研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2013，34（03）：58-68.[5]嚴(yán)焰，池仁勇.R&D投入、技術(shù)獲取模式與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于浙江省高技術(shù)企業(yè)的實(shí)證[J].科研管理，2013，34（05）：48-55.[6]

米雯靜，任海云.研發(fā)投入內(nèi)部要素協(xié)同匹配對績效的影響[J].科技管理研究，2015（12）：19-22.[7]

孫慧，王慧.政府補(bǔ)貼、研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)的實(shí)證研究[J].科技管理研究，2017，37（12）：111-116.[8]

劉志強(qiáng)，盧崇煜.地區(qū)市場異質(zhì)性、研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[J].科技進(jìn)步與對策，2018，35（12）：99-106.[9]

中小企業(yè)財務(wù)柔性、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2020（06）：574-580.[10]

李顯君，王巍，劉文超.中國上市汽車公司所有權(quán)屬性、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)聯(lián)研究[J].管理評論，2018，30（02）：71-82.[11]

馮文娜.高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系研究——基于山東省高新技術(shù)企業(yè)的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)問題，2010（09）：74-78.[12]

BOOYENS I.Are small，medium and micro-sized enterprises engines of innovation？The reality in South Africa[J].Science & Public Policy，2011，38（01）：67-78.[13]

周黎安，羅凱.企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新：來自中國省級水平的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005，4（02）：623-638.[14]

胡德勤.企業(yè)規(guī)模、市場結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效——基于中國制造業(yè)四位數(shù)行業(yè)的熊彼特假說的實(shí)證檢驗(yàn)[J].上海經(jīng)濟(jì)，2018（03）：5-17.[15]

STOCK G N，GREIS N P，

FISCHER W A.Firm size and dynamic technological innovation[J].Technovation，2002，22（09）：537-549.[16]

陳琨，周永根，楊國梁.企業(yè)規(guī)模、政府資助強(qiáng)度對產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新績效的影響研究[J].科學(xué)管理研究，2016（02）：9-12.[17]

王金明.企業(yè)規(guī)模對專利產(chǎn)出影響的實(shí)證分析——基于1998—2010年上市公司經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2015，34（05）：29-35.[18]

李大軍，黨興華，張優(yōu)智.企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效：基于齊夫定律的隨機(jī)效應(yīng)模型[J].西安理工大學(xué)學(xué)報，2014，30（01）：119-126.[19]

CLARK C W.Dynamic optimization：the calculus of variations and optimal control in economics and management by MORTON I.KAMIEN，NANCY L.SCHWARTZ[M].City：North Holland，1981.[20]

HANSEN B E.Threshold effects in non-dynamic panels：estimation，testing，and inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（02）：345-368.[21]

COHEN W M，LEVIN R C.Chapter 18 empirical studies of innovation and market structure[J].Handbook of Industrial Organization，1989，2（02）：1059-1107.[22]

COMANOR W S，WILSON T A.Advertising market structure and performance[J].Review of Economics & Statistics，1967，49（04）：423-440.[23]

SCHERER F M.Firm size，market structure，opportunity，and the output of patented inventions[J].American Economic Review，1965，55（05）：1097-1125.[24]

姜寧，黃萬.政府補(bǔ)貼對企業(yè)R&D投入的影響—基于我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2010，31（07）：28-33.[25]

伍虹儒.政府R&D支持、企業(yè)創(chuàng)新資金對其創(chuàng)新效率影響的實(shí)證研究[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2020（02）：119-125.[26]

技術(shù)多元化對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響研究——基于CEO權(quán)力調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2021（01）：37-44.

（責(zé)任編輯：韓 莉）