中國出口企業技術創新異質性研究:來自上市公司的經驗證據

劉秀玲

(福州大學管理學院，福建 福州350002)

一、引言

1992年到2010年中國出口總額由849.4億美元增長到15779.3億美元。然而與出口總量的持續增長相比，中國的出口產品以加工貿易和勞動密集型產品為主，普遍技術含量不高，附加值較低，因此產品的競爭力也較弱，無法抵御國際市場價格的波動。特別是伴隨著經濟危機帶來的世界經濟增速放緩，這種靠加工貿易和勞動密集型產品占據優勢的貿易模式，使出口企業面臨越來越多來自發達國家的技術貿易壁壘、反傾銷和“匯率被低估”等的壓力。面對復雜的國際環境，中國的出口企業只有不斷地進行技術創新，才能始終保持企業的國際競爭力。

要提高我國出口企業技術創新水平，則需探尋我國出口企業技術創新的規律。本文從企業這一作為創新主體的微觀角度出發，主要以FDI企業和非出口企業為參照系研究了出口企業技術創新的異質性，為我國出口企業技術創新決策提供參考。

自從企業異質性貿易理論提出后，各國學者也開始從微觀角度對出口企業技術創新進行理論和實證研究。從已查閱到的資料看，學者們的研究主要集中在企業出口與技術創新關系方面。在理論研究方面，Yeaple(2005)建立了一般均衡異質性企業貿易模型，證明部分企業之所以成為出口企業是企業技術特性、國際貿易成本和不同類型的員工共同作用的結果［1］。在實證研究方面，Helpman et al.(2006)證實出口企業通常具有技術較先進、工資和生產率水平都較高等特征［2］;Wignaraja(2008)和Antonietti1 et al.(2011)證實技術創新對企業出口有促進作用［3－4］;但 Hasan et al.(2003)研究證實技術創新對印度出口企業的影響是有限的［5］;Barrios et al.(2003)發現企業 R＆D投入對OECD地區出口的影響遠大于對其它地區的影響［6］。國外學者都把注意力集中在異質企業出口與技術創新的關系研究上，但對出口企業技術創新異質性的研究比較缺乏。

國內對出口企業技術創新研究較少，查閱到兩篇從企業微觀層面研究異質出口企業技術創新的文獻。官建成、馬寧(2002)研究發現核心創新能力的單獨作用并不能促進出口能力的持續增長，而輔助創新能力則使企業獲取持續國際競爭力成為可能。但該研究也僅涉及了異質出口企業技術創新與企業出口能力的關系［7］。謝軍、徐青(2010)利用廣東制造型上市公司在2005－2007年間的統計數據，實證結果發現，廣東制造型出口企業比非出口企業更具技術優勢;這些企業的開發與利用實用新型專利和外觀設計專利主要用于形成國際市場競爭優勢，而發明專利更多地幫助企業形成國內市場競爭優勢［8］。

綜觀上述對出口企業技術創新的國內外研究，學者們主要集中研究了出口與技術創新的關系。本文主要采用知識生產函數和面板數據模型探究中國出口企業技術創新的異質性，既彌補現有研究的不足，又為中國出口企業技術創新決策提供參考。

二、企業技術創新理論分析

知識生產函數的概念和方法模型最初是由格瑞里茨提出的(Griliches，1979)［9］。格瑞里茨根據生產函數的一般形式，將創新投入和產出用方程模型來表示，即:

該函數將技術創新的產出R＆Doutput看作是技術創新投入R＆Dinput的函數，結合柯布道格拉斯生產函數，上述知識生產函數可以改寫為:

其中a為常數，b為技術創新產出相對于投入的彈性，若用Y表示因變量，X表示自變量，上述函數可以進一步表示為:

其中Y表示技術創新的產出，X表示各種影響技術創新產出的因素，e為隨機誤差項，由于影響技術創新產出的因素有多個，所以上式可以進一步表達為:

對上式兩邊取對數可得:

其中α表示特定因素的影響，bi表示技術創新產出對于影響因素Xi的彈性，ε表示誤差項。

根據企業資源理論和企業能力理論，企業技術創新離不開必要的投入。公司研發資本投入和人力投入對技術創新產出具有顯著的促進作用［9］，這一結論也得到了學者的進一步證實［10－12］。鑒于此，本文將研發資本投入和人力投入作為企業技術創新產出的影響因素。

企業技術創新需要高額投入，且存在高度的不確定性，這就需要企業有足夠的冗余資源支撐。Henderson和Clark(1990)認為，資源并不會總是順暢地流向創新，特別是在企業的主導力量支持正常業務活動的地方更是如此［13］。創新活動除了可以通過企業正式研發資本和人力投入獲取必要的資源之外，同時還可以通過企業的非正式計劃安排來獲取有關資源。企業內部通常不同程度地存在著各種類型的冗余資源，這些冗余資源會激發行為主體利用這些冗余資源開展一些創新活動。鑒于此，本文將企業冗余資源作為企業技術創新產出的影響因素之一。

固定資產規模代表了企業的技術裝備程度，企業的技術裝備程度高有助于技術創新的開展。但在理論界對固定資產投資規模對技術創新的影響存在爭論，可能是互補性的也可能是競爭性的。Smolny(2003)認為實施創新的概率依賴于投資總量，而投資總量也依賴于創新的實施，二者關系是互補性的［14］。創新活動與固定資產投資都需要消耗資源，可能存在一定的競爭性，即此消彼長的關系。Oerlemans＆Meeus(2005)認為當企業發現機會時，他們使用資源來開發新的產品或工藝，因此會消耗本可以用來支持固定資產投資的資金［15］。Skuras et al.(2008)研究發現創新活動與固定資產投資是競爭性過程，即產品創新的存在減小了固定資產投資的概率［16］。鑒于此，本文將固定資產規模作為企業技術創新產出的影響因素之一。

技術創新作為企業的重大戰略行動，與公司的創新管理投入有直接關系，而決定創新管理投入的最根本因素是股權結構。不同的股東由于其監督動力和監督能力的差異，對企業的技術創新也有不同影響。國有股東由于經營目標多元化、產權主體虛置、多層委托代理關系的存在，加之技術創新的專業性、復雜性以及非程序性特征，導致國有股東及其代理人的監督動力和監督能力的不足，易形成嚴重的內部人控制現象［17］。股權過分集中，監督力量會不足，也易形成嚴重的內部人控制現象。給定經營者的風險規避和理性人假定，內部人控制會帶來企業經營目標的短期化，不利于企業的技術創新。鑒于此，將國有股權比例、股權集中度作為企業技術創新產出的影響因素。

一般而言，技術創新活動需要投入大量的人力和物力資源，而規模較大和壟斷力較強企業無論是在財務運用、技術人員投入、產品開發和產品促銷上都存在規模經濟的效果，較有意愿投入資金從事技術創新活動，因此，規模較大的企業更易于進行技術創新活動;但也有可能因規模過大，機構臃腫，弱化創新激勵，而不利于企業技術創新。鑒于此，本文將企業規模作為一個控制變量。

根據上述分析，將公式(5)中的Xi因素確定為:研發資本、研發人力投入、企業冗余資源、企業技術裝備水平、國有股權比例、股權集中度和企業規模。

三、出口企業技術創新異質性研究設計

(一)樣本選擇

選取中國近年來出口前九大行業①本文的行業分類參照中國證監會的行業分類標準。的滬深股市上市出口企業作為樣本。具體選擇的行業有:紡織、服裝和皮毛行業(C1)、石油、化學和塑膠、塑料制造業(C4)、電子元器件制造業(C5)、金屬和非金屬業制造業(C6)、機械、設備、儀表業(C7)、醫藥、生物制品行業(C8)、采掘業(B0)、建筑業(E0)以及通信和信息技術業(G8)。以出口比重作為指標，選取了這九個行業出口額占企業主營業務收入比重5%以上并且連續6年保持這一比例以上，或至少有一年占10%以上的上市企業作為研究對象，以2005－2010年為研究的時間區間，剔除數據不全和數據異常的樣本。

表1 樣本企業的行業分布情況

經篩選，最后用于研究的出口企業樣本總量為475家，6年共2850個觀察值;選取作為參照組的非出口企業樣本總量為324家，6年共1944個觀察值;選取國外建有至少一家子公司或是控股的滬深股市的上市企業作為參照組的FDI企業，樣本總量為177家，6年共1062個觀察值;總樣本總量為799家，6年共4794個觀察值(見表1)。

從表1可以看到，出口企業中，機械、設備、儀表業的出口企業數量最多為128家，占到了出口樣本總量的26.95%，建筑業的樣本量僅有11家，只占總量的2.32%左右，說明不同行業近六年來的出口情況存在較大的差異。

本文的數據主要來源于中國國家知識產權局網站、國泰安數據庫、wind數據庫以及所選樣本企業年報。

(二)指標選取

據前面出口企業技術創新的理論分析，企業技術創新的主要影響因素為研發資本投入、研發人力投入、企業冗余資源、企業的技術裝備程度、國有股權比例、股權集中度和企業規模。根據上述理論分析，確定了實證指標，各變量的取值和定義見表2。

技術創新產出一般用專利數量、創新數量或新產品銷售收入衡量，但創新數量或新產品銷售收入在公司年報中是非法定公布指標，只有少數企業公布。各企業的專利數量可在中國國家知識產權局網站查詢到，考慮到數據的可得性，本文采用各樣本企業各年度累計獲得的有效專利數量來衡量技術創新產出，用P表示。

影響企業技術創新產出的是研發資本存量，年報中未直接公布該數據。本文研發資本存量主要是從無形資產和開發支出中剝離，用RD表示，具體計算如下:

研發資本存量=(研發資本期初余額+研發資本期末余額)/2

研發資本期初余額=無形資產期初余額－土地使用權期初余額－商標權期初余額－采礦權等期初余額+開發支出期初余額

研發資本期末余額=無形資產期末余額－土地使用權期末余額－商標權期末余額－采礦權等期末余額+開發支出期末余額+計入當年損益的開發支出

研發活動參與者主要是技術員工參與，因此本文采用技術工人數量衡量研發勞動投入，技術工人數量用SW表示。

企業冗余資源就是企業擁有的資源與對這些資源的實際需求之間的差額，這些冗余會發生在企業整個供應鏈上，企業整個供應鏈上的冗余資源從結果上看表現為企業存貨凈額，因此本文使用企業存貨平均凈額作為企業冗余資源的衡量指標，用IY表示。企業存貨平均凈額計算如下:存貨平均凈額=(存貨期初余額+存貨期末余額)/2

表2 各變量的表示符號和取值說明

固定資產規模代表了企業的技術裝備程度，企業的技術裝備程度高有助于技術創新的開展。本文用固定資產平均凈額代表企業固定資產規模，用AFA表示。固定資產平均凈額計算如下:固定資產平均凈額=(固定資產凈額期初余額+固定資產凈額期末余額)/2

采用企業的國有股股數和總股數的比例來衡量企業股權性質因素對企業技術創新的影響，用SOS表示;用企業第一、二大股東持股之和占總股數的比例來衡量企業股權集中度對企業技術創新的影響，用SHS表示。

企業規模的衡量方法有總資產、職工總數和營業收入三種，考慮到已將總資產中的存貨和固定資產作為了指標，職工總數的技術工人作為了指標，為防止信息交叉，故本文選用營業收入作為企業規模的衡量指標，用OI表示。

(三)計量模型設定

根據前文的理論分析，我們將影響技術創新的各因素代入公式(5)，建立如下實證模型，以分析各因素對出口企業技術創新異質性的影響。

其中i和t分別表示出口企業和時間，P代表技術創新產出，RD代表研發資本投入，SW代表技術工人數量，IY代表存貨平均凈額，AFA代表固定資產平均凈額，SOS代表國有股權比例，SHS代表一二大股東持股比，OI代表營業收入，ε表示誤差項。

(四)面板數據的初步處理和估計方法

計量模型采用的是對數形式，只有大于0的數取對數才有意義。在樣本數據中，部分樣本企業各年度累計獲得的專利數、研發資本、技術工人、存貨平均凈額、國有股權比例和出口額數據數值為0，為了保證取對數有意義，而且不失去經濟學含義，本文根據經濟學上的正單調變換原理和知識生產函數系數的經濟學含義，對于有數據為0的數值組，所有數值都加上一個微小量，使知識生產函數系數不失經濟學含義又保證了取對數有意義。

本文采用上市公司的面板數據，個體差異較大，因而選用個體效應模型進行研究。用 stata11.0軟件對研究模型進行了個體效應面板數據回歸分析，根據Hausman檢驗結果，選擇固定效應或隨機效應模型。為了保證結果的準確性，如果采用固定效應模型，用Wooldridge test檢驗來檢驗是否存在序列相關，用Pesaran's test檢驗來檢驗是否存在截面相關，用Modified Wald test檢驗來檢驗是否存在截面異方差。如果檢驗的結果表明存在上述復雜情況，我們將采用Driscoll－Kraay標準誤即xtscc模型對個體固定效應模型進行修正，以保證實證結果真實可靠。

四、出口企業技術創新異質性特征研究

(一)出口企業技術創新的企業分布

通過中國國家知識產權局網站獲得了樣本企業及其參照組截至2010年末(查閱時間截止到2011.4)在中國國內申請的有效專利累計數量，結果如圖1所示。

圖1 各類型企業已申請專利的樣本分布

圖2 各類型企業累計申請專利量的區間分布

圖3 各類型企業累計申請專利量集中度

從圖1所示情況來看，共有440家出口企業已申請過專利，占到樣本總量的92.63%。出口企業與出口非FDI企業、出口且FDI企業、FDI企業相差不大，已申請過專利企業占比大約都在92.5%－92.7%之間，遠高于非出口樣本企業85.80%的水平。說明中國出口企業已基本具備了技術創新的意識，中國出口企業進行技術創新的動力和能力都有所加強。

(二)出口企業技術創新的集中度

將出口企業累計申請專利的數量劃分為4個區間，圖2反映了樣本企業累積申請專利量的區間分布。從圖2我們可以看到，企業累積申請專利件數小于10的企業占比從大到小順序為非出口企業、出口非FDI企業、出口企業、出口且FDI企業和FDI企業，而企業累積申請專利件數大于100的順序則發生了翻轉，這說明中國企業外向國際化程度越高，企業累積申請專利量越大。出口企業和出口非FDI企業累計申請專利數主要集中在10－50件之間，而FDI企業和出口且FDI企業累計申請專利數主要集中在大于等于100件的區間，這說明出口企業特別是出口非FDI企業累計申請專利數還有待提高。

圖4 各類型企業累積申請各項專利均值圖

雖然截至2010年末92%以上的出口樣本企業都申請過專利，但各企業間申請專利數量差異較大。截至2010年末，出口樣本企業累積申請專利數的26%集中在中興通訊企業，出口樣本企業累積申請專利數的39%集中在中興通訊、中國石油、寶鋼股份和長安汽車這四家企業中，說明目前樣本出口企業累積申請專利集中在少數技術創新能力較強的企業中，按貝恩的分類，屬于中集中寡占型。與其它類型企業相比，出口企業整體的集中度低于出口且FDI和FDI企業，高于出口非FDI和非出口企業。

(三)出口企業技術創新的結構分析

目前我國把專利分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種。其中發明專利是指發明人對產品、方法或其改進提出新的技術方案，同時將這種技術方案向專利局提出申請，并且通過一系列嚴格的審查，特別是新穎性、創造性和實用性的審查而獲得的專利權。因為審查嚴格，發明專利所要求的技術水平更高，通常情況下將發明專利看作衡量企業技術創新能力的重要指標。而實用新型專利多指對產品的形狀、構造或者其結合所提出的適于實用的新的技術方案，它對技術創造性的要求不強;外觀設計專利指對產品的圖案、色彩或者其結合所做出的富有美感并適于工業上應用的新設計，技術含量低于實用新型專利。為了更全面地了解中國出口企業技術創新的異質性，本文對各樣本企業累積申請的發明專利、實用新型專利和外觀設計專利分別進行了統計，結果如圖4所示。

從圖4可看出，我國出口企業全樣本中，發明專利均值為103件，占總量的46%，說明出口企業已越來越重視技術創新的重要性，積極從事技術含量高的技術創新活動，企業技術水平提高，有助于增強出口企業競爭力。不同類型企業比較看，出口企業全樣本申請各項專利的均值都高于非出口企業，但都遠遠低于出口且FDI企業和FDI企業，特別是發明專利和專利總量分別都不及出口且FDI企業和FDI企業的1/2。究其原因，主要是出口非FDI企業的各項專利均值都遠遠低于出口且FDI企業和FDI企業，值得注意的是出口非FDI企業除實用新型專利外，其他各項專利均值也低于非出口企業的各項均值，這說明出口非FDI企業的技術創新嚴重不足。

(四)出口企業技術創新各影響因素分析

從均值來看，出口企業與其它類型企業存在較大差異。出口企業技術工人(SW)、存貨凈額均值(IY)、平均固定資產凈額(AFA)和營業收入(OI)高于非出口企業和出口非FDI企業，低于出口且FDI企業和FDI企業，這一結果與企業異質性貿易理論相符，這說明我國企業外向國際化存在自我選擇的特性;但存貨凈額均值和平均固定資產凈額與其它指標有差別，均值最大的是出口且FDI企業，而不是FDI企業，說明與FDI企業相比，出口且FDI企業冗余資源和技術裝備水平更高。出口企業研發資本(RD)雖整體上高于非出口企業和出口非FDI企業全樣本，低于出口且 FDI企業和 FDI企業，但出口非 FDI企業的研發資本投入卻低于所有其它類型企業，這說明出口非FDI企業的研發資本投入較為不足。從一二大股東比(SHS)看，出口企業股權集中度較低，出口非FDI最低;但國有股比重(SOS)表現為出口非FDI最高、非出口企業次之、出口企業居中、FDI企業較低、出口且FDI企業最低的特征，這說明國有股比例在各類企業中表現出復雜的特征。

圖5 各類型企業技術創新影響因素均值圖A

圖6 各類型企業技術創新影響因素均值圖B

圖7 各類型企業技術創新影響因素標準差圖A

圖8 各類型企業技術創新影響因素標準差圖B

從標準差看，研發資本投入和國有股比例的標準差在各類型企業中是較大的(見圖7)，相比較FDI企業和非出口企業，出口企業對研發資本的投入差異較大，特別是出口非FDI企業差異最大。

由圖8可知，技術工人數量、存貨平均凈額、固定資產平均凈額、國有股權比例和營業收入、出口非FDI企業和出口企業的標準差在所有選取的指標中都比較小，說明了相比較其它類型企業，呈現了一定的穩定性，而出口且FDI企業的標準差較大。而一二大股東持股比這一指標，所有類型企業的標準差幾乎是一致的，且與其它指標相比較低，說明我國企業的股權集中度相差不大，而且短時間內沒有較大的變化。

五、出口企業技術創新異質性影響因素實證研究

(一)出口企業與其它不同類型企業實證結果比較

影響因素實證結果見表2。除FDI企業的技術工人未通過10%的顯著性檢驗外，其它變量在10%的水平上統計顯著。不管是何種類型的企業，logRD、logSW、logIY、LogAFA、logOI的系數都為正，說明研發資本、技術工人、存貨凈額均值、平均固定資產凈額、營業收入對于企業技術創新都存在正向作用，而LogSHS、LogSOS的系數為負，并且在1%水平下顯著，說明第一第二大股東持股和與國有股均值比例對于企業技術創新存在顯著的負作用。

從六類企業的比較看，技術工人，一二大股東比和存貨凈額均值的影響程度，按從大到小排序，依次為出口非FDI、出口企業、出口且FDI、FDI企業和非出口企業。說明出口企業相比較于其它類型企業，主要依靠技術工人和冗余資源來保證其技術創新活動，但是由于出口企業股權較集中，可能是監督力量不足，股權集中大大地影響了其技術創新活動。

對于平均固定資產凈值和國有股比例這兩個指標的影響程度，按從大到小排序，依次為出口且FDI、FDI企業、出口企業、出口非FDI企業和非出口企業。這說明技術裝備水平對出口企業整體而言雖具有促進作用，但其作用卻低于出口且FDI和FDI企業，故出口企業可向出口且FDI企業和FDI企業學習，在擁有大量的冗余資源的前提下，提高技術裝備水平，以促進技術創新。

國有股比例的系數為負，從影響程度看對外向國際化企業——出口且FDI、FDI企業、出口企業、出口非FDI企業的影響程度高于非出口企業，且總體上外向國際化程度越高的企業國有股比例對技術創新的抑制作用越強，故政府對外向國際化企業可以在企業研發資本和技術工人等方面提供支持，但最好避免直接投資，以促進外向國際化企業的技術創新。

對于研發資本投入和營業收入這兩個指標的影響程度，按從大到小排序，依次為出口且FDI、非出口企業、FDI企業、出口企業和出口非FDI企業。說明我國大量出口非FDI企業不注重研發資本投入，使得整體出口企業研發資本對技術創新的作用弱于出口且FDI、非出口企業和FDI企業，研發資本對技術創新的規模效應未充分體現出來。營業收入代表了企業規模，出口企業特別是出口非FDI企業規模較小，企業規模對技術創新的作用弱于其它類型企業。

(二)出口企業各影響因素實證結果比較

從各影響因素的影響程度看，影響程度從大到小排列依次為:LogSHS、LogAFA、LogOI、LogIY、LogSW、LogSOS和LogRD，即一二大股東持股比、固定資產平均凈額、營業收入、存貨平均凈額、技術工人數量、國有股權比例和研發資本。

一二大股東持股比對出口企業技術創新的影響最大，而且是抑制作用，說明所有權集中度越高，越不利于出口企業進行技術創新;在促進企業技術創新的因素中，平均固定資產凈額的促進作用最大，其次則是營業收入，再次是存貨凈額均值。這說明我國出口企業比較傾向于利用較高的技術裝備，一定的冗余資源來促進技術創新，企業規模的擴大，會提高企業的技術創新。

值得思考的是，研發的資本投入和人力投入對企業的專利量的影響彈性很小，這說明我國出口企業對研發資本的投入和技術人員的利用不足。

國有股比例越高，企業技術創新就越低。再結合一二大股東持股比對出口企業技術創新的抑制作用，說明國家控股和出口企業股權的集中，不利于技術創新，可能是出現了內部人現象。因此，我國出口企業要想提高自己的技術創新水平，必須合理規范國家控股規模，分散公司股權，從而提高出口企業技術創新水平。

六、結論

出口企業樣本中92.63%的企業已申請過專利，發明專利均值占專利總量的46%，說明出口企業已越來越重視技術創新的重要性，積極從事技術含量高的技術創新活動，企業技術水平提高，有助于增強出口企業競爭力。出口企業總體在集中度、技術創新結構及各影響因素方面都不及出口且FDI企業和FDI企業，特別是出口非FDI企業的各專利均值和研發資本投入甚至低于非出口企業的相應指標，這說明出口企業技術創新具有明顯的異質性，出口非FDI企業的技術創新投入嚴重不足。

出口企業技術工人和冗余資源對出口企業的技術創新的彈性系數明顯大于其它類型企業，更多地依賴于技術工人和冗余資源，這也與我國出口企業多為勞動密集性企業有關。

技術裝備水平對出口企業雖具有最大促進作用，但其作用卻低于出口且FDI和FDI企業，故出口企業可向出口且FDI企業和FDI企業學習，在擁有大量的冗余資源的前提下，提高技術裝備水平，以促進技術創新。

出口且FDI企業注重自身的研發資本投入，但由于我國大量出口非FDI企業不注重研發資本投入，使得整體出口企業研發資本對技術創新的作用弱于出口且FDI、非出口企業和FDI企業，研發資本對技術創新的規模效應未充分體現出來。研發投入和技術工人數量對出口企業技術創新的貢獻率不高，我國出口企業一方面應加大研發資本投入和技術人員的投入，另一方面也需加強對研發資本投入和技術人員的利用。

一二大股東持股比對出口企業技術創新的影響最大，而且是抑制作用，國有股比例也對出口企業技術創新有制約作用，出口企業可加快股權結構多元化改革，政府需合理規范國家控股規模，分散公司股權，以提高出口企業技術創新水平。

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