摘要:文章以我國2007年~2010年披露了RD投入的深市中小板和創業板上市公司為樣本,共1 260個觀測值,檢驗了產品市場競爭對企業RD投入強度的影響。研究結果表明,總體上,產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度顯著負相關;進一步按照產品市場競爭程度的強弱進行分組檢驗,結果發現:當處于較強的產品競爭程度時,產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度顯著正相關;當處于較弱的競爭程度時,產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度顯著負相關。
關鍵詞:產品市場; 競爭; 壟斷; RD; 強度
一、 文獻回顧、理論分析與假設發展
在理論和實證研究文獻中,創新和產品市場競爭的關系也是模棱兩可的,主要可分為兩種不同的觀點:支持Schumpeter的觀點和支持Arrow的觀點。
1. 支持Schumpeter觀點及其相關分析。
按照Schumpeterian(1942)觀點,創新與市場力量之間存在正向關系,壟斷企業比競爭性企業更可能利用和開發更先進的技術,又有進行創新投資的動力。
有許多理論研究的結論支持了Schumpeter觀點。后續的理論研究中,Loury (1979),Gilbert和Newbery (1982),Ogawa (2002),Ková?觬等(2010)和Paolo G. Garella (2012)通過數理模型,也得出了與之類似的結論。
在實證研究成果中,Horowitz(1962),Scherer和Huh (1992)、Kraft (1989)、Blundell等(1999) 、Smolny (2003)、Crépon等(1998)、Harris等(2003) 和Artés(2009)等利用來自不同國家不同時期的企業數據,其結論也支持了Schumpeter觀點。
鑒于上述對Schumpeter觀點的有關理論和實證文獻的綜評,本文提出以下假設: 假設 1a:限定其他條件,產品市場的競爭程度與企業的RD投入強度負相關。
2. 以Arrow為代表的觀點及其相關的理論和實證文獻分析。
Arrow (1962)就已經發現在靜態背景下,壟斷比一個社會計劃者和競爭性的企業有較小地進行非極端創新的動力。
在實證研究中,Mukhopadhyay (1985)、Geroski (1990)、Blundell等(1995)和Bertschek (1995)等的實證結論顯示:競爭與RD之間的正向關系。
鑒于上述對Arrow觀點及其他有關理論和實證文獻的分析,本文提出以下假設:
假設 1b:限定其他條件,產品市場的競爭程度與企業的RD投入強度正相關。
3. 對立現象的解說。
由于存在這些矛盾的結果,人們也許會猜測是否有非線性關系。的確,Scherer (1967)的實證研究為競爭與創新之間的倒U型關系的可能性研究開創了先河。
與此不同,Tishler和Milstein (2009)利用古諾競爭,推導出了競爭和創新之間的U型關系。
基于上述理論和實證研究結論的梳理與分析,發現產品市場競爭與RD投入強度之間的關系并非單一的正向或單一的負向關系,鑒于此,本文提出如下假設:
假設2:限定其他條件,對于產品市場競爭程度的強弱不同,其對企業RD投入強度的影響會存在顯著差異。
二、 研究設計
1. 模型與變量定義。
本文主要借鑒了Levin等(1985)的模型,并增加公司的財務指標、公司治理和所在地區等控制變量,構建基本模型(1)如下:
RDIINC=α0+α1HHI+α2UNIFY+α3MARKETTYPE+
α4LISTAGE+α5INDEPENCEI+α6STATEDU+α7OWNOER+
α8ROA+α9ASSET+α10LEV+α11CASHI+α12-15INDUS+
α16-17AREA+α18-20YEAR+ε
為了使得本文的研究結果更加穩健,在模型(1)中用變量RDIASS來替代被解釋變量RDIINC,形成模型(2)。RDIASS為研發費用與資產總額比率,等于該企業本期研發費用投入的總額/本期末總資產。模型中其他變量的定義如下:UNIFY為虛擬變量,若總經理兼任董事長為同一人取1,否則取0;MARKETTYPE為虛擬變量,若為創業板上市公司取1,若為中小板上市公司則取0;LISTAGE為公司已上市的年數;INDEPENCEI等于獨立董事人數/董事總人數;STATEDU實際控制人性質,若上市公司的實際控制人為政府機構取1,否則取0;OWNOER為公司前3位大股東持股比例的平方和;ROA為資產收益率;LEV為資產負債率;CASHI為本期經營活動產生的現金流量凈額與期末資產總額的比例;INDUS行業控制變量,采用中國證監會第一類行業分類標準;AREA為地區控制變量,分為東部、中部和西部地區;YEAR為年度虛擬變量。
2. 樣本選擇及數據來源。
本文選取2007年~2010年四年期間中國深市的中小板和創業板上市公司為研究對象,通過手工逐一翻閱上市公司年報,篩選出了年報中披露了研究開發投入金額的上市公司樣本,最后又刪除了其他變量數據缺失的樣本,最終本文得到1 260個觀測值。其中,2007年~2010年的觀測值分別為89個、204個、314個、653個。需要說明的是:本文的研究開發費用是指廣義的研究開發費用,不僅包括研發投入,而且包括技術開發費、新產品開發費、研究發展費和科研開發費等;其他數據全部來源于深圳國泰安CSMAR數據庫。為了克服極端值的影響,本文對所有連續變量前后各1%進行了Winsorize處理。
三、 回歸結果及分析
1. 全樣本的回歸結果。
表1中左邊模型(1)、(2)的全樣本回歸結果顯示, HHI與與研發投入強度的系數均在1%的水平上顯著為正(系數分別為0.122 6和0.037 9)。這表明在總體上,產品市場的壟斷程度與企業RD投入強度成正相關,即產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度成負相關。從總體上看,這一結果支持了假設1a。
考慮到可能存在的互為因果關系的內生性,本文采用了產品市場競爭程度滯后1期的變量HHI-1代入模型進行回歸,其結果在表4的右邊兩列中,可以發現HHI-1的回歸系數仍然顯著為正,且比HHI的回歸系數略有提高, T值也相應略有提高。為了本文的結論更加穩健,本文采用了產品市場競爭程度滯后2期的變量HHI-2代入模型進行回歸,(限于篇幅,該回歸的結果從略)結論與之類似。
2. 按中位數分組的回歸結果。
為了考察產品市場競爭程度的強弱不同,其對企業RD投入強度的影響會是否存在顯著差異,本文按照產品市場競爭程度變量的中位數進行分組回歸,結果見表2。
在表2的左邊和右邊,分別呈報了產品市場競爭程度變量(HHI)小于和大于中位數(為0.033 357)的回歸結果,可以明顯地發現,當產品市場競爭程度變量(HHI)小于其中位數時,即處于較高競爭程度的時候,模型(1)、(2)中HHI的回歸系數均分別在5%和10%的水平上顯著為負(系數分別為-0.726 9和-0.307 2),這表明,在處于較強的產品競爭程度時,產品市場的壟斷程度與企業RD投入強度顯著負相關;而當產品市場競爭程度變量(HHI)大于其中位數時,即處于較強的壟斷程度的時候,模型(1)、(2)中HHI的回歸系數均在 1%的水平上顯著為正(系數分別為0.095 1和0.032 9),這表明,處于較強的壟斷程度時,產品市場的壟斷程度與企業RD投入強度顯著正相關。為了進一步檢驗分組回歸結果的的差異顯著情況,本文進行了chow檢驗,依據模型(1)計算出構造的F值為3.28,且分子、分母的自由度分別為17和1 226,可知對應的P值小于0.01,且HHI系數F值對應的P值也小于0.05。這表明兩個分組樣本的回歸結果不僅整體上有顯著差異,而且HHI系數也有顯著的差異;同樣,依據模型(2)計算出構造的F值為2.46,且分子、分母的自由度也分別為17和1 226,可知對應的P值小于0.01,且HHI系數F值對應的P值也小于0.11。這表明兩個分組樣本的回歸結果不僅整體上有顯著差異,而且HHI系數也有顯著的差異。因此,產品市場競爭程度的強弱不同,其對企業RD投入強度的影響存在顯著差異。這一分組回歸的結論支持了假設2。
同樣地,考慮到產品市場競爭與企業RD投入之間可能存在的互為因果關系的內生性問題,文章分別采用了產品市場競爭程度滯后1期的變量HHI-1和滯后2期HHI-2代入模型進行回歸,(限于篇幅,該回歸結果從略)其結果顯示,上述結論基本不變。
四、 結論
本文利用我國2007年~2010年中小板和創業板上市公司年報中披露RD投入金額的的經驗數據,構建了多元線性回歸模型,實證檢驗了產品市場競爭對企業RD投入強度的影響。研究結果表明,總體上,產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度顯著負相關;進一步按照產品市場競爭程度的強弱進行分組檢驗,結果顯示:當處于較強的產品競爭程度時,產品市場的競爭程度與企業RD的投入強度顯著正相關;當處于較強的壟斷程度時,產品市場的壟斷程度與企業RD投入強度顯著正相關。本文的這一研究結論對如何引導和促進我國企業創新的宏觀調控政策具有一定的參考意義。
參考文獻:
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3. Tishler, A., I.Milstein.RD Wars and the Effects of Innovation on the Success and Survivability of firms in Oligopoly Markets. International Journal of Industrial Organization, 2009, 27(4): 519-531.
作者簡介:柯東昌,廈門大學管理學院會計學系博士生。
收稿日期:2012-10-29。