R&D投入、聯盟參與對企業創新能力影響實證分析

■鄭向杰 博士（商丘師范學院經濟與管理學院 河南商丘 476000）

引言

目前，創新已成為企業生存與持續發展的關鍵因素，尤其對于高科技企業，因此，對企業創新影響因素的研究逐漸受到企業與學界的關注。R&D投入是影響技術創新的關鍵所在，對國家、產業以及企業的經濟產出有顯著的影響已得到相關學者的證實，能夠提升產業技術進步，同時也有助于提高相關產業生產效率以及區域的整體經濟產出水平，進而有利于產業或區域內企業的創新。但是，企業要想在激烈的市場競爭中立于不敗之地，一方面，要積極吸收外部技術知識，同時要進行有效的創新資源投入，注重自身核心知識與關鍵技術的積累與開發，增加R&D投入是企業最一般的做法；另一方面，技術復雜性與競爭激烈性迫使企業必須尋求合作以共享彼此的創新資源來增加相互的創新優勢來提升自身創新資源的使用效率，戰略聯盟是企業間實現資源共享，提高創新資源利用能力的一種有效途徑。

因此，本文選取合適的樣本，運用負二項回歸模型分析企業R&D投入、是否參與聯盟對企業創新產出的影響，以期為提升企業創新效率，有效利用創新資源提供一定的借鑒。

數據、變量與模型

（一）數據來源

本文的樣本來自2001-2008年中國電子信息行業的百強企業，共有800個觀測樣本，包括185個企業。之所以選用電子信息企業作為樣本，是因為其具有很強的代表性。2000年以來，我國電子信息產業發展速度驚人，產業總產值占國家GDP的比重逐年增加，已經成為國內第一大產業。另外，電子信息產業屬于高科技行業，業內企業獲取專利的積極性較高，專利數量能夠體現企業的創新能力并影響著企業的生存與發展。本文搜集了反映樣本特征的數據主要包括：企業每年申請并最終獲取的專利數量、R&D投入、是否參與研發聯盟、銷售收入、企業年齡以及利潤額。

本文通過國家知識產權網（CNIPR）的專利信息服務平臺以申請年搜取每個企業在1996-2010年間每年的專利數，并通過光盤版的專利數據庫進行核對以確保數據的準確性。R&D投入、銷售收入以及利潤額可以通過每年的中國電子信息行業百強企業研究報告直接獲取，企業的年齡可通過企業官網搜取其創建或注冊日期并計算獲得。通過美國SDC Platinum聯盟數據庫獲得企業是否參與聯盟數據，此數據庫已用于許多戰略聯盟的實證研究。

（二）變量說明

因變量為專利數量（P）：企業創新是探索新知識的過程，體現在像專利或其他的一些新產品上，專利產品不但提供了知識創造的蹤跡，而且其數量的多寡代表了企業知識的積累程度，并衡量其創造新知識的能力。因此，專利數是體現企業創新能力有效且穩健的指標。

自變量為R&D投入（logrd）與是否參與聯盟（alliance）：為便于模型的分析，消除數據量級的影響，本文對各樣本企業每年的R&D投入（單位為萬元）取以10為底的對數進入模型。企業聯盟關系一般持續1年以上，而中止日期很少報道，所以需要估算聯盟時長，假定聯盟持續期為3年，即如果樣本企業在當年參與研發聯盟，則滯后1年、滯后2年時聯盟關系仍然存在。如果樣本企業參與了聯盟，則alliance=1，反之，alliance=0。

控制變量：為了控制企業自身特征對其創新能力的影響，本文把企業規模（logsize）、專利積累（pre5）、企業年齡（age）以及盈利能力（profitabity）作為控制變量進入模型。對各樣本企業當年的銷售收入（單位為萬元）取以10為底的對數作為企業規模。以企業當年之前5年的專利之和作為企業的專利積累，體現企業前五年的創新能力。用企業當年的年份減去企業創建或注冊年份的差值就是企業的年齡。用企業當年的利潤額除以銷售額得企業的利潤率，體現了企業的盈利能力。

（三）模型說明

本文運用負二項回歸模型，即假設樣本來自負二項分布，使用最大似然估計法進行估計。一般來說，從企業間研發聯盟運作到專利申請并成功獲批往往需要一到兩年的時間，因此，為了確保結果的穩健性，本文同時考慮了聯盟滯后1年、滯后2年的滯后效應模型。

圖1 聯盟參與對R&D投入影響企業創新產出的調節效應

基本模型如下：

其中，γit+2代表企業i的期望專利數量，i代表企業， t表示時間。

結果分析

本文在負二項回歸分析之前進行了自變量的相關性分析，模型中自變量不存在多重共線性問題。表1是聯盟滯后一年與滯后兩年的負二項回歸分析結果。模型1、5只包含了控制變量，模型2、6增加了R&D投入，在此基礎上，模型3、7同時考慮了R&D投入與是否參與聯盟對企業創新能力的影響，模型4、8考慮了聯盟參與對R&D投入影響企業創新能力的調節效應。每一個模型的likelihood-ratio檢驗在0.1%的水平上拒絕了泊松分布，進一步表明了負二項模型較合適。另外，所有模型的統計量LR chi2的p值較小（p<0.001），因此，模型整體都具有較高的顯著性。

模型2、6的結果表明，R&D投入對聯盟滯后1年、滯后2年的企業創新產出有顯著的正向影響。在模型3、7中，變量alliance的系數顯著為正，這表明是否參與聯盟對企業創新產出也存在顯著的正向影響。模型4、8考慮了R&D投入與企業是否參與聯盟的交互效應，二者乘積項系數顯著為正，這表明了調節效應存在。

為了更直觀的揭示alliance對R&D投入影響企業創新能力的調節作用，本文畫出了調節效應圖（見圖1）。當alliance＝0時，R&D投入對當年創新產出（對P1取自然對數即LNP1）的正向影響較弱；但當alliance＝1時，R&D投入與P0之間呈現較強的正向關系。滯后2年的調節效應圖可以類似畫出。

結論與啟示

本文以2001-2008年中國電子信息行業的百強企業為樣本，研究了R&D投入、聯盟參與對企業創新產出的影響，主要結論如下：一是較高的R&D投入能夠顯著提高企業的創新能力，這與區域R&D投入對區域經濟增長影響的結論一致。二是參與聯盟的企業創新能力更強，在一定程度上表明企業間的合作，聯盟資源共享有利于提升企業自身的創新能力。三是聯盟參與對R&D投入影響企業創新產出有顯著的正向調節效應。參與聯盟的企業能夠獲取多樣的創新資源，整合各種異質的知識信息，提高R&D投入效應，進而促進企業的創新產出。

基于研究結論，本文認為企業提高R&D投入能夠顯著提升企業的創新能力，因此，企業在制定創新策略時要考慮要加大自身的R&D投入，這種投入不僅僅是R&D經費投入，要兼顧R&D人才投入，吸引并激勵創新人才，發掘創新項目，開發創新產品；同時要進行企業制度創新，健全各種R&D激勵機制，最大限度地提升R&D投入的創新效率與潛能。研究結果表明，為進一步提升企業創新潛力，在增加自身創新投入的同時，企業還要尋找合適的聯盟伙伴，充分吸收外部的創新資源為我所用。因此，企業要充分擴充信息渠道，積極尋求合作伙伴，與擁有自身所需創新資源的企業進行合作與交流，提高創新資源整合的有效性，進而促進企業創新。對于相關政府部門而言，一方面要健全企業創新保障機制，加強對企業的研發扶持力度，為企業提供良好的創新制度環境與政策支持；另一方面要為企業搭建合作創新平臺，改善合作創新環境，鼓勵企業間合作以提高創新資源的整體利用效率，進而提升國家創新能力。

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