企業(yè)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效

1、企業(yè)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效內(nèi)容摘要技術(shù)創(chuàng)新是提升制造業(yè)企業(yè)競爭力，實(shí)現(xiàn)我國制造業(yè)強(qiáng)國戰(zhàn)略的根本途徑。本文基于對工業(yè)企業(yè) 2008-2014年的非平衡面板數(shù)據(jù)，對企業(yè)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新與 經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系進(jìn)行了分析研討。實(shí)證研究結(jié)果表明：企業(yè)規(guī)模與研發(fā)經(jīng)費(fèi)比重和新產(chǎn)品產(chǎn)值之間都呈現(xiàn)顯著的倒U”型關(guān)系；企業(yè)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)績效具有顯著的正向影響，技術(shù)創(chuàng)新變量中只有研發(fā)人員全時當(dāng)量對技術(shù)效率的影響呈現(xiàn)顯著的正向影響，表明在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中人力資本投入相對于研發(fā)經(jīng)費(fèi)是更為重要的影響因素。下載論文網(wǎng)/3/關(guān)鍵詞企業(yè)規(guī)模；技術(shù)創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)績效一、引言近年來，在美國的制造業(yè)回歸、 德國的工業(yè)和 中國制造 2025

2、”等背景下，工業(yè)能力得到國家的戰(zhàn)略性重視，制造業(yè)作為中國經(jīng)濟(jì)的脊梁再次回到大眾視線。然而，制造成本高、 利潤薄、創(chuàng)新能力薄弱等問題一定程度上限制了制造業(yè)的發(fā) 展。我國的工業(yè)特別是制造業(yè)發(fā)展面臨著前所未有的機(jī)遇和 挑戰(zhàn)，創(chuàng)新驅(qū)動已經(jīng)上升為重要的國家戰(zhàn)略，也是實(shí)現(xiàn)我國 制造業(yè)強(qiáng)國戰(zhàn)略的關(guān)鍵推動力。在創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略中，企業(yè)的 主體地位仍然不可動搖，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新仍然是推動工業(yè)發(fā) 展的核心力量。但長期以來，我國工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入比 重不高，基礎(chǔ)研發(fā)水平落后，導(dǎo)致我國在高端制造業(yè)領(lǐng)域距 離發(fā)達(dá)國家仍有較大差距。由于國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢嚴(yán)峻，新常 態(tài)下我國的工業(yè)企業(yè)整體經(jīng)濟(jì)績效也由現(xiàn)一定程度下滑，急 需通過技術(shù)

3、創(chuàng)新盡快實(shí)現(xiàn)工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。當(dāng)前背景下，探討 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效的問題具有更強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。本文 主要基于工業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，對我國企業(yè)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新 與經(jīng)濟(jì)績效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。二、文獻(xiàn)回顧熊彼特在1942年的開創(chuàng)新研究中提由了大企業(yè)和市場 壟斷結(jié)構(gòu)能夠促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，此后企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng) 新的關(guān)系就一直成為學(xué)術(shù)界爭論的焦點(diǎn)，從現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究 結(jié)論來看大致可以分為三類觀點(diǎn)：第一類研究基本印證了熊 彼特的觀點(diǎn)，Acs&Audretsch (1987), Fisherand Temin (1973),Joseph (1981), BlundeH R, Gfiffith R and Van

4、 Reenen J (1999)等通過經(jīng)驗(yàn)研究都證明了大企業(yè)相比小企業(yè)具有更高的創(chuàng)新積極性。第二類研究以阿羅為代表對熊彼特的觀點(diǎn) 進(jìn)行了反駁，認(rèn)為大企業(yè)由于存在競爭壓力，壟斷性的市場 結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致企業(yè)缺乏創(chuàng)新的積極性，Richard , Wesley andDavid (1985), Geroski P A (1990), Hoppe H c , Lee I H.(2003)的研究基本上都印證了大壟斷企業(yè)的創(chuàng)新激勵不 夠。第三類觀點(diǎn)以曼斯菲爾德為代表，對前兩類觀點(diǎn)進(jìn)行了折中，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新呈現(xiàn)倒U型的關(guān)系，即隨著企業(yè)規(guī)模的增大，企業(yè)的創(chuàng)新強(qiáng)度先增大后減小，Kamien ,（1978; 198

5、2）, Aghion P , Bbom N , Blundell R , et al （2005） 的研究基本都支持了倒U型學(xué)說。國內(nèi)研究方面，前期文獻(xiàn)的研究與國外研究類似，根據(jù) 研究結(jié)論也可以分為三類：周黎安和羅凱（2005）、吳延兵（2009）通過實(shí)證研究印證了企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新之間的正相關(guān)性，支持了熊彼特的學(xué)說觀點(diǎn)；戴西超等（2006）的研究發(fā)現(xiàn)大企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力更低，支持了阿羅的觀點(diǎn)；牛 澤東等（2012）,周方召等（2014）,張西征、劉志遠(yuǎn)和王靜 （2012）,金玲娣和陳國宏（2001）通過經(jīng)驗(yàn)分析基本都印證了企業(yè)的研發(fā)投入或者技術(shù)創(chuàng)新積極性與企業(yè)規(guī)模呈現(xiàn) 顯著的 倒U型或其他不

6、規(guī)則的變化趨勢。從國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究來看，主要集中在控制其他變 量的情況下考察企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，研究結(jié)論并沒 有形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。再就是現(xiàn)有研究很少考察技術(shù)創(chuàng)新與企 業(yè)績效的關(guān)系，對于當(dāng)前形勢下的中國企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新能否 促進(jìn)企業(yè)績效也是值得關(guān)注的問題，所以本論文不僅考察企 業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，更關(guān)注不同規(guī)模下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新 對績效的影響。三、模型構(gòu)建與理論假設(shè)根據(jù)經(jīng)典的SCP理論，市場結(jié)構(gòu)決定企業(yè)在市場中的行為，企業(yè)市場行為又決定經(jīng)濟(jì)績效。企業(yè)規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新分 別作為重要的市場結(jié)構(gòu)和企業(yè)行為變量，對企業(yè)績效具有顯 著影響。企業(yè)規(guī)模影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制主要來源于三個方 面：一是企業(yè)規(guī)模帶

7、來的資源稟賦的差異；二是市場勢力帶 來的市場競爭的壓力；三是企業(yè)規(guī)模和組織層級導(dǎo)致的市場 靈活性和技術(shù)創(chuàng)新效率的差異。大企業(yè)的資源稟賦明顯優(yōu)于 中小企業(yè)，使得大企業(yè)在進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新時能夠具有更強(qiáng)的規(guī) 避風(fēng)險的能力，大規(guī)模帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)也更有利于大企業(yè)把 技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換為經(jīng)濟(jì)效益。而中小企業(yè)在這方面處于劣 勢，研發(fā)資源特別是人才和資金的缺乏成為阻礙中小企業(yè)創(chuàng) 新的主要因素。大企業(yè)由于市場勢力優(yōu)勢缺少市場競爭壓 力，這在一定程度上也削弱了大企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性。而 中小企業(yè)面臨激烈的市場競爭，技術(shù)創(chuàng)新成為提高其市場競 爭力的重要手段。面臨市場變動的決策靈活性和創(chuàng)新效率是 中小企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新方面的優(yōu)

8、勢。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能否提高經(jīng) 濟(jì)績效直接關(guān)乎我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實(shí)施效果，所以企業(yè)技 術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系也是本論文考察的重點(diǎn)內(nèi)容。本文的計(jì)量模型如下：上述模型中，INNit表示技術(shù)創(chuàng)新變量，包括技術(shù)創(chuàng)新 投入和產(chǎn)生，SIZit表示企業(yè)規(guī)模，田限示企業(yè)績效，PERit表示企業(yè)績效，包括企業(yè)利潤率和技術(shù)效率兩個被解釋變 量，INNIit代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入變量，INNOit代表企業(yè)技 術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生變量，Xit表示其他控制變量。a代表各企業(yè)的固 定效應(yīng)，用以控制各企業(yè)不被觀察到的、不依時間變化的差 異性。以優(yōu)表年份效應(yīng)， i是誤差項(xiàng)。我們假定它的期望值 為零，無序列相關(guān)，但可能會有異方差。本部分主

9、要有以下兩個主要假設(shè)：1.技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模投入、 產(chǎn)生之間呈現(xiàn) 倒U型關(guān)系，即技術(shù)創(chuàng)新變量隨企業(yè)規(guī)模的增加呈 現(xiàn)先增大后減小的變動趨勢。2.在控制其他變量的條件下，企業(yè)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)績效呈現(xiàn) 顯著的正向關(guān)系，在控制企業(yè)規(guī)模變量的條件下技術(shù)創(chuàng)新對 經(jīng)濟(jì)績效的影響顯著為正。四、實(shí)證研究（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源1 .變量選擇本論文中的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新變量選用技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn) 由兩類變量。技術(shù)創(chuàng)新投入使用研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由總額和研發(fā)比 重兩個指標(biāo)進(jìn)行度量，研發(fā)比重用研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由除以主營業(yè) 務(wù)收入計(jì)算；技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生使用新產(chǎn)品產(chǎn)值和新產(chǎn)品比重兩 個指標(biāo)進(jìn)行度量，新產(chǎn)品比重用新產(chǎn)品產(chǎn)值除以工業(yè)總產(chǎn)值 來計(jì)算。企業(yè)規(guī)模變

10、量主要使用企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入指標(biāo)來度 量。經(jīng)濟(jì)績效變量主要使用企業(yè)利潤率和技術(shù)效率來度量， 利潤率通過利潤總額占主營業(yè)務(wù)收入比重來計(jì)算。本文中使 用的技術(shù)效率數(shù)據(jù)使用 DEA方法進(jìn)行測算，由于篇幅原因在本文中省略測算過程。2 .數(shù)據(jù)來源本論文使用的數(shù)據(jù)來自于對山東省工業(yè)企業(yè)的問卷調(diào)研，共發(fā)放問卷300份，回收問卷236份，其中有效問卷187 份，數(shù)據(jù)時間跨度為 2008-2014年。為減小異方差性，變量 指標(biāo)中的主營業(yè)務(wù)收入、工業(yè)產(chǎn)值、新產(chǎn)品產(chǎn)值、研發(fā)當(dāng)量 等指標(biāo)使用取自然對數(shù)之后的數(shù)據(jù)。變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見 表1。從各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，各變量缺失情況不同， 所以本文使用的是非平衡面板數(shù)據(jù)

11、，由于在整理數(shù)據(jù)時剔除 了離群值，從最大值和最小值來看并沒有由現(xiàn)離群值。從企 業(yè)利潤率情況來看，企業(yè)整體盈利水平不高，而且有一部企 業(yè)存在虧損問題；從企業(yè)研發(fā)支由占主營業(yè)務(wù)收入比重來 看，平均研發(fā)比重為 ,處在一個較低水平。（二）回歸結(jié)果與解讀本部分通過非平衡面板數(shù)據(jù)模型考察企業(yè)規(guī)模與技術(shù) 創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效的關(guān)系。首先分別進(jìn)行了固定效 應(yīng)模型回歸，似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于 OLS 混合模型；然后通過建立隨機(jī)效應(yīng)模型并進(jìn)行 Hausman檢 驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示排除隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn) 行計(jì)量檢驗(yàn)。本部分把技術(shù)創(chuàng)新模型根據(jù)被解釋變量分為A, B, V,D四個模型，模型A

12、和模型B是考察企業(yè)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng) 新投入的關(guān)系，本部分的技術(shù)創(chuàng)新投入分別使用了絕對指標(biāo) 和相對指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。 模型A使用研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由作為被 解釋變量。從回歸結(jié)果可以看生，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)規(guī)模的平 方項(xiàng)對技術(shù)創(chuàng)新投入的影響并不顯著，研發(fā)人員當(dāng)量對研發(fā) 經(jīng)費(fèi)支由具有顯著影響，說明企業(yè)的研發(fā)人員全時當(dāng)量與研 發(fā)經(jīng)費(fèi)支由是配套的，也說明了對于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新人才和 資金是不可或缺的兩個要素。 模型B以研發(fā)經(jīng)費(fèi)比重作為被 解釋變量?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)顯著為正， 而企業(yè)規(guī)模平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，這就說明企業(yè)規(guī)模與技 術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)顯著的 倒U型關(guān)系，驗(yàn)證了之前的假設(shè)。模型C和模型D以技術(shù)創(chuàng)

13、新產(chǎn)生作為被解釋變量。 模型 C考察企業(yè)規(guī)模對新產(chǎn)品比重的影響。從回歸結(jié)果可以看由，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)規(guī)模的平方項(xiàng)并 沒有表現(xiàn)由顯著的影響。利潤率對新產(chǎn)品比重表現(xiàn)由顯著的 負(fù)效應(yīng)，即企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，新產(chǎn)品比重越低，可以解釋 為企業(yè)具有較高的利潤率，也就說明企業(yè)在市場中的市場勢 力較強(qiáng)，面臨的市場競爭壓力較弱，所以進(jìn)行新產(chǎn)品研發(fā)的 積極性不高，導(dǎo)致新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重較低。技 術(shù)效率的影響在 5%的水平上顯著為正，說明技術(shù)效率水平 較高的企業(yè)，其新產(chǎn)品比重也較大，從側(cè)面反映由技術(shù)效率 的提高也主要是來源于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。模型D以新產(chǎn)品產(chǎn)值作為被解釋變量。從回歸結(jié)果可

14、以看生，企業(yè)規(guī)模在1%的水平上顯著為正， 企業(yè)規(guī)模的平方項(xiàng)在 10%的水平上顯著 為負(fù)，這就說明企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系，驗(yàn)證了之前的假設(shè)。綜合技術(shù)創(chuàng)新模型的回歸結(jié)果來看，四個被解釋變量 中，只有研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由比重和新產(chǎn)品產(chǎn)值與企業(yè)規(guī)模表現(xiàn)由 顯著的 倒U型關(guān)系，其他兩個模型以研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由和新產(chǎn) 品產(chǎn)值比重作為被解釋變量，回歸結(jié)果并不顯著?？梢钥从?， 不論是技術(shù)創(chuàng)新投入還是產(chǎn)生，都表現(xiàn)由隨著企業(yè)規(guī)模先增 大后減小的 倒U型關(guān)系。除了企業(yè)規(guī)模，四個模型中的其 他變量表現(xiàn)大多不顯著，主要原因可能是由于數(shù)據(jù)或信息保 密的要求，會影響采集的技術(shù)創(chuàng)新數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確度。技術(shù)創(chuàng)新 模型的回歸結(jié)果

15、證實(shí)了本文之前提由的假設(shè)1。本部分的經(jīng)濟(jì)績效模型分別使用利潤率和技術(shù)效率作 為被解釋變量，考察企業(yè)規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影 響。技術(shù)效率與利潤率相比受技術(shù)創(chuàng)新的影響更為直接，與 前期文獻(xiàn)相比也是本文的一個創(chuàng)新之處。通過似然比檢驗(yàn)和 Hausman檢驗(yàn)支持使用固定效應(yīng)模型，但參考其他文獻(xiàn)的做 法，本部分一起報(bào)告加權(quán)最小二乘法（ OLS）混合估計(jì)的結(jié) 果。表4中的模型E和模型F以利潤率作為被解釋變量，分 別使用面板數(shù)據(jù)模型和 OLS模型進(jìn)行回歸，模型 G和模型 H以技術(shù)效率作為被解釋變量，同樣分別使用面板數(shù)據(jù)模型和OLS模型進(jìn)行回歸模型E的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模在10%的水平上對企 業(yè)利潤率的

16、影響顯著為正，說明大企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效整體要好 于小企業(yè)，這與近幾年的經(jīng)濟(jì)形勢有關(guān)，在經(jīng)濟(jì)總體下滑的 趨勢下，大企業(yè)抵御風(fēng)險和衰退的能力要強(qiáng)于中小企業(yè)。固 定效應(yīng)模型下，在控制其他變量的條件下，技術(shù)創(chuàng)新投入變 量并沒有對利潤率表現(xiàn)由顯著效應(yīng)。在技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生變量 中，新產(chǎn)品比重對利潤率影響顯著為正，說明新產(chǎn)品的附加 值較高，新產(chǎn)品產(chǎn)值所占比重越高， 企業(yè)的利潤率也就越高。 OLS混合估計(jì)的結(jié)果中，研發(fā)比重顯著為負(fù)，一定程度上也 說明企業(yè)的研發(fā)投入沒有真正轉(zhuǎn)化為企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。模型G固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模對技術(shù)效率的影響在1%的水平上顯著為正，說明大企業(yè)的技術(shù)效率 要高于中小企業(yè)，這也說

17、明在企業(yè)技術(shù)效率的影響因素中， 大企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)的正向影響大于市場靈活性和經(jīng)營管理 效率的負(fù)向影響。技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)生變量中，新產(chǎn)品比重 對技術(shù)效率的影響顯著為正，說明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新在轉(zhuǎn)化為 新產(chǎn)品帶來的經(jīng)濟(jì)效益的同時也有力地促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)效 率的提升，企業(yè)技術(shù)效率的提高與新產(chǎn)品的比重是一致的。專利數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生變量，在10%的水平上對技術(shù)效率的影響顯著為負(fù)，主要考慮專利數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性較差，所以才會 由現(xiàn)與技術(shù)效率變動方向相反的結(jié)果。在模型H的OLS混合估計(jì)結(jié)果中，企業(yè)規(guī)模同樣表現(xiàn)由顯著的正效應(yīng)，與固定 效應(yīng)模型的回歸結(jié)果一致。在技術(shù)創(chuàng)新變量中，比較符合預(yù) 期的是研發(fā)人員全時當(dāng)量，在1%的水平

18、上顯著為正，而研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由比重仍然顯著為負(fù)，這說明研發(fā)人員比研發(fā)經(jīng)費(fèi) 對于技術(shù)效率提高的影響更為重要，相比于研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的 不足，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新人才的缺乏才是制約企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因 素。五、結(jié)論與政策建議本文基于工業(yè)企業(yè)調(diào)查的面板數(shù)據(jù)模型考差了企業(yè)規(guī) 模、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系，除了驗(yàn)證熊彼特假說 之外，還著重考察了技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)績效的影響。實(shí)證結(jié)果 表明：企業(yè)規(guī)模與研發(fā)經(jīng)費(fèi)支由比重和新產(chǎn)品產(chǎn)值兩個技術(shù) 創(chuàng)新變量之間呈現(xiàn)顯著的 倒U型關(guān)系；企業(yè)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)績 效的影響顯著為正，即對于大企業(yè)來說，技術(shù)效率和利潤率 都要優(yōu)于中小企業(yè)。在技術(shù)創(chuàng)新變量中，只有研發(fā)人員當(dāng)量 對技術(shù)效率的影響顯著為正，這說明人力資源在企業(yè)技術(shù)