誰更適合發展戰略性新興產業
——對國有企業與非國有企業研發行為的比較

肖興志，王建林

(東北財經大學產業組織與企業組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

與最近推出的發展戰略性新興產業類似，2006年2月中國曾推出《國家中長期科學和技術發展規劃綱要 (2006—2020)》，其中提到重點發展大型飛機項目，當年一批飛機專家在廣東創建了一家民營性質的飛機設計公司——昌盛公司，隨后3年中昌盛公司自籌數千萬元投入大型飛機的研究。2008年5月國家國資委、上海市政府等部門共同出資組建中國商用飛機有限責任公司，從事大型飛機的設計與制造，昌盛公司由于無法獲得政策和資金支持，遂申請加盟中國商用飛機有限責任公司，最終未果，目前昌盛公司的研發團隊正面臨解散。這一案例曾激起熱烈討論，這里我們不想分析昌盛公司是否應該獲得政府支持，畢竟在大飛機項目上，政府事先并未公開招標，而中國商用飛機有限責任公司拒絕昌盛公司加盟也被看作是普通的企業行為，但它仍給我們提出這樣一個問題，中國在未來振興戰略性新興產業時，是否一定要采用國有企業為載體，或者政府是否應優先扶持國有企業。

回答上述問題的關鍵是:國有企業是否比非國有企業具有更高的創新動力和創新效率。一種流行的觀點是，國有企業由于存在效率、決策等問題會在創新方面劣于非國有企業。但也有不同的聲音，國務院國資委研究中心的彭建國認為，央企擁有先進的創新科技和雄厚的資金優勢，在戰略性新興產業發展的這場競賽中，中央企業責無旁貸。2010年5月出臺的《國務院關于鼓勵和引導民間投資健康發展的若干意見》(“新非公36條”)的26條提到“鼓勵和引導民營企業發展戰略性新興產業”，可見在政策層面政府并非對國有企業“情有獨鐘”。

較少文獻直接分析中國國有企業和非國有企業研發行為和特征，部分采用行業面板數據的文獻涉及到國有產權比重對研發效率的影響，得出的結論大部分為國有企業比重增加會降低研發效率。但是我們認為當前國有企業并沒有在各個行業隨機分布，伴隨著國有企業改革，國有企業行業布局發生了重大變化，段文斌調查了1993—2007年間的國有資本的行業分布，發現國有經濟集中在煙草加工業、石油和天然氣開采業等11個行業［1］。各個行業對于研發的需求，Jefferson等認為一些同質品行業如采掘業、煙草加工業本身的研發需求較少，因此已有文獻認為國有企業的研發效率低，其實可能反映了該行業本身的研發效率低，而與所有制性質無關［2］。

本文將研究范圍限定在高技術行業，不僅是為了避免樣本選擇性偏差所帶來的影響，更主要的是高技術產業與戰略性新興產業同屬于研發密集型產業，實證結論更富有政策含義。戰略性新興產業的“新興”二字決定這些產業大部分還在萌芽期，但是其中某些子產業的確為當前的高技術產業，如新興信息產業中的通信網絡和集成電路、生物產業中的生物醫藥、高端裝備制造業中的航空航天等，因此由目前的高技術產業推斷未來的戰略性新興產業既是可行也是可取的。本文對同處于高技術產業中的國有企業樣本和非國有企業樣本進行分析和比較，力圖回答以下問題:國有企業和非國有企業的研發投入有何差異?研發產出有何差異?研發效率有何差異?對政府資助的反應有何不同，除此之外還受何種因素影響?這些能給中國未來發展戰略性新興產業帶來什么啟示?

二、文獻綜述

國外對企業創新行為的研究重點關注企業規模和市場結構的影響，Schumpeter在《資本主義、社會主義和民主主義》一書中提到大規模企業憑借資金優勢，有能力進行創新活動，這種活動會鞏固企業的壟斷地位，這又將進一步刺激其未來創新［3］。Arrow認為相對于壟斷性市場來講，競爭性市場更有利于通過創新產生利潤流，因此競爭性環境下的企業其創新動力更大，圍繞這兩種觀點，出現了大量經驗性研究［4］。部分學者對中國企業的創新行為進行了考察，并根據國情加入了所有制的影響，Jefferson等分析了中國1997—1999年的大型制造業企業，發現企業規模對研發投入沒有顯著影響，國有資產比重會降低研發效率［2］。聶輝華等使用2001—2005年中國企業層面數據分析，發現企業的研發投入與規模、市場競爭是倒U型關系，同時國有企業的研發投入更多［5］。吳延兵分析了1994—2002年中國34個工業行業的面板數據，發現企業規模對研發投入有顯著的促進作用，而國有產權比重對研發投入并沒有顯著影響［6］。

企業研發投入最終需要形成研發產出，有些學者以研發產出作為衡量創新的變量，周黎安和羅凱考察了1985—1997年中國分省面板數據，采用地區人均專利數衡量研發產出，發現企業規模對創新有顯著正面影響，但這一關系來源于非國有企業［7］。朱有為和徐康寧分析了中國1995—2004年13個高技術產業面板數據，采用新產品銷售收入作為研發產出并測算研發的技術效率，發現企業規模、市場競爭都與研發效率呈正相關，外資企業比重、國有企業比重都與研發效率呈正相關［8］。馮根福等分析了中國1996—2004年的35個行業的面板數據，采用新產品開發數目作為研發的產出變量并測算了研發效率，發現企業規模、市場競爭程度都與企業研發效率呈負相關關系，國有企業比重與企業研發效率呈負相關關系［9］。

與已有的關注中國企業創新的文獻相比，本文的貢獻有以下幾點:第一，使用兩組分開的樣本——國有企業和非國有企業——研究高技術產業中企業的研發行為，避免使用全行業數據帶來的估計偏誤問題。第二，使用聯立方程進行研究，已有文獻將研發投入和研發產出都視為創新活動，兩者之間肯定不能劃等號，本文同時考慮研發投入和產出的情況，設定一個包含研發投入方程與研發產出方程的聯立方程系統，研究方法更為科學和嚴謹。第三，考慮了政府資助對企業創新活動的影響。目前大量研究顯示政府資助會影響企業研發投入，如Wallsten分析美國公司數據發現政府資助會擠出公司自身的研發投入［10］，Lach分析了以色列的數據發現政府資助刺激了小公司研發投入［11］。

三、數據和指標描述

本文使用的數據來自《中國高技術產業統計年鑒》(2004年、2005年和2009年)，以及《中國統計年鑒》(2009年)。《中國高技術產業統計年鑒》不僅提供了各個高技術產業的總體數據，還提供了細分所有制成分的數據，據此可以獲得完整的國有企業樣本和非國有企業樣本，航天器制造業和雷達及配套設備制造業的企業數量過少，且涉及領域特殊，這里將其剔除。最終選定了以下15個行業:化學藥品制造、中成藥制造、生物生化制品的制造、飛機制造及修理、通信設備制造、廣播電視設備制造、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設備制造、其他電子設備制造、電子計算機整機制造、電子計算機外部設備制造、辦公設備制造、醫療設備及器械制造、儀器儀表制造，這些行業最早可查到較完整資料的年份為1998年，這樣本文選取樣本時間區間為1998—2008年。表1詳細說明研發投入、政府資助和研發產出這三個指標的數據。

表1 各指標的描述性統計

(一)研發投入

本文中我們使用研發密度這一相對量指標表示研發投入，這便于我們識別研發投入的真正來源。可以利用的反映企業研發投入的指標有兩個，一個是科技活動經費支出占銷售收入的比重，另一個是R＆D經費支出占銷售收入的比重，科技活動經費支出指的是本單位開展科技活動所實際支出的全部費用，R＆D經費支出則指的是科技活動經費支出中用于基礎研究、應用研究和試驗發展三類項目(課題)以及這三類項目 (課題)的管理和服務的費用支出，因此科技活動經費支出是更廣泛意義上的研發投入。根據所選擇的15個行業1998—2008年數據，我們分別計算了國有企業和非國有的研發投入情況，可以發現無論以科技活動經費支出衡量，還是以R＆D經費支出衡量，國有企業的研發投入都不低于非國有企業，平均來講國有企業的科技活動經費支出占銷售收入的比重為3.14%，而非國有企業這一指標為2.78%，國有企業R＆D經費支出占銷售收入比重為1.77%，而非國有企業這一指標為1.75%。

(二)政府資助

高技術產業是研發密集型產業，也是國家財政資金重點扶持的產業，企業的科技活動經費籌集途徑有政府資金、企業資金和金融機構貸款，政府資金占企業科技活動經費籌集的比重可以衡量政府對企業研發的資助力度。該指標存在數據缺失情況:辦公設備制造業1998年、1999年、2000年和2006年無統計數據，電子計算機外部設備制造業1999年和2000年無統計數據，醫療設備及器械制造業2003年無統計數據，最終我們放棄了這些樣本點。從表1中可以看出國有企業科技活動經費中的政府資金比例顯著高于非國有企業，平均來講國有企業的科技經費中11.38%來自政府，而非國有企業僅有4.2%，考慮到國有企業的研發投入較大，所以實際上國有企業所分享的政府撥款總額要遠遠大于非國有企業。非國有企業的這一指標最小值為0，說明某些非國有企業在特定年份沒有得到政府任何科技經費資助。為了反映國家科技撥款的投向，我們還進一步計算了國有企業分享政府科技撥款的比例，計算方式為國有企業科技活動經費籌集中的政府資金占全部企業科技活動經費籌集中的政府資金的比重?？梢钥吹絿衅髽I分享到的政府財政科技撥款平均為52.6%，要高于非國有企業，這一指標的最大值為1，說明政府撥款在某些年份某些行業全部投向國有企業，核查數據發現共有8個這樣的樣本點，而8個樣本點中的3個為研發總支出最多的飛機制造及修理行業，這些統計結果說明政府科技撥款投向具有很強的傾向性，國有企業分享了大部分政府科技資金。對這一現象，我們再以2008年的總體數據為例補充說明，2008年政府為高技術產業投入的科技經費為87.88億元，國有企業獲得了其中的67.39億元，大約占76.68%，而國有企業數量僅占6.75%。

(三)研發產出

對于研發產出變量，我們使用新產品銷售收入占銷售收入的比重表示。剔除了四個數據可靠性值得懷疑的樣本，一個是2006年的通信設備制造制造業，該年該行業的國有企業新產品銷售收入為460.97億元，而銷售收入僅有400.40億元;一個為1998年的家用視聽設備制造業，該年該行業的國有企業新產品銷售收入為206.19億元，而銷售收入僅有141.39億元;另外兩個為2002年和2003年飛機制造及修理業，該行業2002年和2003年的非國有企業新產品銷售收入分別為58.4億元和134.80億元，但銷售收入僅分別為9.38億元和11.69億元。我們發現國有企業的研發產出平均高于非國有企業，同時國有企業研發產出方差也稍大，因此單就研發產出而言，國有企業要領先于非國有企業，但是兩類企業的研發投入是不同的，僅通過描述性結果無法判斷誰的研發效率更高。

四、實證分析

(一)模型估計

本文將要估計的模型為以下聯立方程:

其中，(1)為研發投入方程，RDexp為研發投入變量，這里使用科技活動經費支出這一廣義的研發投入，計算方法為單位銷售收入的研發投入，在隨后的穩健性檢驗中我們也使用了R＆D經費支出;GOfund為政府資助力度，計算方法為政府資金占企業科技活動經費籌集的比重，SIZE為企業平均規模，計算方法為行業總產值除以企業個數，其中行業總產值使用工業品出廠價格，按1998年不變價格計算;PROF為盈利情況，計算方法為行業利潤總額占行業銷售收入比重;COMP為行業競爭狀況，用行業內企業個數表示;u為研發投入方程的行業個體效應，ε為研發產出方程的隨機干擾項。(2)為研發產出方程，NPsales為研發產出變量，計算方法為新產品銷售收入占全部銷售收入比重，也有研究使用企業利潤作為研發產出變量，不過我們認為盡管研發最終效果需要反映在企業盈利上，但這是一個間接的過程，可能需要一個較長的滯后期，而使用新產品銷售收入/全部銷售收入則更為直接;FORE為外資的知識外溢，計算方法為行業內三資企業總產值占全行業企業總產值比重;v為研發產出方程的行業個體效應，η為研發產出方程的隨機干擾項。所有變量都取自然對數，由于PROF存在負值情況，將這一指標全部加1后再取自然對數，此外考慮到投入產出之間的時滯，同時也為了減少內生性問題，將所有解釋變量都滯后一期。

本文分國有企業和非國有企業兩類樣本進行估計。估計之前需要解決識別問題，對于遞歸聯立方程而言，如果假定方程之間隨機擾動項是無關的，那么相當于給協方差矩陣施加了一個約束，這一約束足以識別模型，接下來的估計也很簡單可以，可以使用普通最小二乘法逐個估計模型，而不會產生聯立方程中的非一致問題［12］。本文主要集中分析這一種情況，模型中內生性解釋變量滯后了一期，可以大致認為兩個方程之間的隨機擾動項是無關的，同時作為穩健性檢驗的一部分，我們也報告了隨機擾動項相關時的估計結果。

表2為研發投入方程 (1)的估計結果，兩類企業樣本的Hausman檢驗都支持選擇固定效應模型。估計結果表明政府支持對國有企業研發投入的影響不顯著，但政府支持對非國有企業研發投入的影響顯著為正，非國有企業科技經費中的政府資金比例每增加1%大約會帶來企業研發投入增加0.36%。企業規模對國有企業研發投入的影響顯著為正，說明熊彼特的大企業有利于研發假說適用于國有企業，企業規模每增長1%，大約帶來研發投入增長0.65%;對于非國有企業，企業規模的影響顯著為負，熊彼特的假說不再成立:小規模企業的研發投入反而更多，企業規模下降1%大約帶來研發投入增加0.5%。盈利狀況對國有企業研發投入的影響為負但不顯著，對于非國有企業的影響顯著為負，高盈利企業無動力研發說明非國有企業短視問題較為突出，存在“吃老本”現象［13］。競爭程度僅僅影響國有企業，行業中的企業數量越多，國有企業越傾向于增加研發投入，說明國有企業的研發投入符合Arrow假說，非國有企業研發支對企業數量的反應不敏感。

表3為擾動項無關假設下研發產出方程 (2)的估計結果，兩類企業樣本的Hausman檢驗都支持選擇固定效應模型。估計發現無論是國有樣本還是非國有企業，在控制了諸如規模、盈利性、競爭狀況、知識外溢等指標后研發投入都是研發產出重要解釋變量，這說明忽略研發投入單純分析研發產出是不合適的。比較兩類企業研發投入的產出彈性系數大小，可見國有企業的研發效率稍微領先，兩類企業的研發投入各增長1%，國有企業研發產出大約增長0.45%，而非國有企業研發產出大約增長0.4%。企業規模顯著影響國有企業的研發產出，企業規模增長1%大約會帶來研發產出增長0.55%，而企業規模對非國有企業的影響盡管為正但不顯著。盈利性對兩類企業的研發產出影響都為負，但僅在非國有企業樣本估計中勉強通過顯著性檢驗，說明企業的高盈利可能會降低其推出新產品的速度。競爭程度會顯著正面影響國有企業的研發產出，這說明國有企業的研發產出符合Arrow假說，但競爭程度對非國有企業研發產出的影響不顯著。外資企業產值比重對國有企業的研發產出影響不顯著，說明國有企業沒有從外資企業那里得到太多技術轉移，對非國有企業的影響顯著為負，一個可能的解釋是非國有企業樣本包含大量外資企業，外資比重高使得行業內外資企業研發的邊際產出下降，同時對本土非國有企業的溢出不足，最終外資比重對非國有企業整體的研發產出影響表現為負。

表2 研發投入方程估計

表3 研發產出方程估計

(二)穩健性檢驗

穩健性檢驗的目是考察結論是否對于估計方法或變量選擇敏感，如果改變估計方法或變換變量后，回歸結果沒有發生實質變化，那么我們的結論便是穩健的。這里使用兩種途徑進行穩健性檢驗，第一種途徑是假定隨機擾動項之間是相關的，使用三階段最小二乘進行重新估計，第二種途徑是使用R＆D經費支作為研發投入變量進行重新估計。

如果兩個方程的隨機擾動項之間是相關的，需要首先檢查聯立方程的可識別性，方程 (1)右邊全部為外生變量，所以方程 (1)可以識別，方程 (2)右邊含有內生解釋變量，也含有一個本方程特有的外生變量FORE，因此方程 (2)也可以識別，此時使用最小二乘法逐個估計方程將是有偏和非一致的，需要改用三階段最小二乘法。鑒于之前面板數據模型的Hausman檢驗全部支持固定效應，這里直接采用固定效應估計，①我們首先使用STATA中的xtdata命令將數據“去均值化”，然后再使用針對截面數據的reg3命令得到三階段最小二乘結果。表4給出了相應的估計結果，首先關注研發投入方程，政府資助對國有企業研發投入的影響仍然不顯著，對非國有企業影響為正且顯著，這些與逐一方程估計一致，只是彈性數值變小。企業規模對國有企業的影響仍然顯著為正，對非國有企業的影響仍然顯著為負，與逐一方程估計一致，僅彈性絕對值變大。企業利潤水平對于兩類企業的研發投入影響都為負，與逐一方程估計稍微不同的是僅國有企業的影響通過顯著性檢驗，說明國有企業的短視效應可能更大。競爭狀況仍然顯著正向影響國有企業的研發投入，系數估計值變化不大，同時對非國有企業的影響由不顯著變為顯著。再次觀察研發產出方程，兩類企業研發投入的產出彈性估計仍然都顯著為正，盡管與逐一方程估計相比彈性值大大下降，但國有企業的研發產出彈性仍領先于非國有企業。與逐一方程估計一致，企業規模和行業競爭狀況仍然都顯著正向影響國有企業的研發產出，而對非國有企業影響不顯著。與逐一方程估計稍微不同，盈利狀況開始顯著負向影響兩類企業的研發產出，說明高技術行業的高額利潤確實會降低企業研發產出，研發產出中存在“吃老本”現象。外資企業產值比重的影響與逐一方程估計類似:對國有企業的影響不顯著，對非國有企業的影響顯著為負，仍然顯示出高技術領域外資企業存在對內資企業的技術封鎖。三階段最小二乘的估計結果顯示結論是穩健的。

我們將R＆D經費支作為研發投入變量重新估計方程 (1)和 (2)，所有解釋變量都滯后一期，假定方程之間隨機擾動項是無關的，估計結果見表5(所有Hausman檢驗都支持選擇固定效應，這里僅報告了這一估計結果)?？梢娬Y助、企業規模、研發投入、競爭程度、外溢效果等變量的顯著性水平及符號方向基本沒有發生實質性變化，這說明本文的分析結論具有較好的穩健性。

表4 穩健性檢驗之一:三階段最小二乘估計

表5 穩健性檢驗之二:使用新變量估計 (固定)

五、結論和政策含義

我們的分析顯示盡管國有企業取得了大部分政府資助的研發資金，但是國有企業研發投入對政府資助不敏感，表明政府科技經費的資助沒有調動國有企業的研發積極性，一個可能原因是國有企業更容易編造各種“項目”套取政府的研發資助，研發資助并非真正所需，企業與政府之間存在“跑部錢進”現象。與此相反政府資助能夠顯著正向影響非國有企業的研發投入，科技經費資助程度的彈性大約為0.15。它給我們帶來的啟示是，在扶持戰略性新興產業發展時，政府對下撥的科技經費資金應合理配置，最大限度地物盡其用，并適當向非國有資本和民營資本傾斜，更多注意發揮非國有資本和民營資本作用。

國有企業的研發投入和研發產出都符合熊彼特的假說，非國有企業則出現了相反的情況——規模越小研發投入越大，這表明大規模國有企業由于“不差錢”從而研發投入較大，而較小的非國有企業由于經營靈活也有較大的創新動力。當然這不足以質疑或支持熊彼特的理論，僅是對中國現狀的一個經驗觀察，但我們仍可據此判斷，如果要在短時間內實現戰略性新興產業快速發展，大型國有企業仍然是最重要的主體和主導力量，現階段大型國有企業擁有資金、政策、技術、人才等全面優勢，能夠實現集中力量辦大事，在若干領域實現快速突破。此外由于小規模的非國有企業也很熱衷于創新，在特定領域重視和引導小型非國有企業非常必要。

國有企業在研發效率上并不低于非國有企業，一般認為國有企業存在產權不清、委托代理等問題，研發投入可能沒有得到最有效率的使用，但我們的實證結果顯示這并不是事實，非國有企業在市場的驅動下能夠實現以最小的投入獲得最大的產出，國有企業似乎也能做到這一點。研發效率的高低是一個值得深入探討的問題，以上述政府科技資金投向為例可以看出，中國的經濟政策對兩類所有制企業并不是平等的，國有企業通常會得到更多的支持，這可能會有助于其提高研發效率。無論如何，研發的高效率并不意味著治理的高效率，中國的國有企業改革遠未完成，在未來發展戰略性新興產業時，國有企業仍然需要完善經營機制，建立更規范的現代企業制度。

國有高技術企業的創新活動與行業競爭程度關系密切，行業內企業加入會促進國有企業增加研發投入并加快新產品推出。這給我們帶來的啟示是，在鼓勵大型國有企業發展戰略性新興產業時，行業準入一定要放開，決不能變鼓勵國有企業進入戰略性新興產業為國有企業壟斷戰略性新興產業，“新非公36條”允許民間資本進入國防科技工業等六大領域，并明確提出可以進入法律法規未明確禁止準入任何行業和領域，在發展戰略性新興產業時，能否有效落實“新非公36條”非常重要。

盈利水平負向影響兩類企業的研發投入和研發產出，這可能和高技術產業本身特征有關，“創造性毀滅”的領先者會獲得高額回報，從而降低了其研發動力和推出新產品的速度。這也從另一角度說明行業內競爭的重要性，因為企業數目的增加會提高泊松到達率，縮短技術領先者的利潤流持續時間，因此在未來發展戰略性新興產業時，必須營造一個充分競爭的市場環境。此外，我們還發現高技術領域中外資的知識溢出效果不明顯，這說明國外公司存在對國內企業技術封鎖和壟斷，在戰略性新興產業的振興中，這一點恐怕也不會改變。這就需要國內企業重視自主研發，以自主創新為主，國際合作為輔，不斷研發具有自主知識產權的高端產品。

［1］段文斌.治理機制、行業集聚與國有工業部門績效變動模式——國有企業改革30年反思和前瞻 ［R］.“反壟斷與政府規制:理論與實踐”學術研討會會議論文，2010.

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