風(fēng)險(xiǎn)資本對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效專利發(fā)明速度影響的實(shí)證研究

賈明琪，嚴(yán) 燕，辛江龍

（蘭州大學(xué)管理學(xué)院，蘭州730000）

1 文獻(xiàn)回顧

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，提升自主創(chuàng)新能力成為中國的一項(xiàng)國家戰(zhàn)略。中國共產(chǎn)黨的“十八大”著力強(qiáng)調(diào)，“提高自主創(chuàng)新能力，建設(shè)創(chuàng)新型國家”。在此背景下，建立相應(yīng)的金融制度以保障并引導(dǎo)社會資金的流向具有必要性，而建立和保障金融制度的關(guān)鍵是發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)投資。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目融資的特殊性導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)投資更青睞于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。風(fēng)險(xiǎn)投資能夠?qū)崿F(xiàn)資金與技術(shù)的有效對接，引導(dǎo)更多的社會資本流入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)以提升其自主創(chuàng)新能力。Kortum和Lerner研究了美國風(fēng)險(xiǎn)資本在某一行業(yè)的使用程度與專利發(fā)明速度的緊密關(guān)系［1］。因此，研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中風(fēng)險(xiǎn)資本的投入產(chǎn)出率有必要的，了為社會資金投向提供的重要依據(jù)。

主流觀點(diǎn)認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)投資有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與創(chuàng)新。

1）理論研究方面。

Hall認(rèn)為，在資本市場工具中只有風(fēng)險(xiǎn)投資能較好地解決技術(shù)創(chuàng)新融資遇到的信息不對稱、道德風(fēng)險(xiǎn)以及融資成本高等問題，并且它對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于其他資本市場工具［2］。Kaplan和Stamberg指出，風(fēng)險(xiǎn)投資作為一種權(quán)益融資，不僅滿足了高科技企業(yè)在創(chuàng)立時(shí)的資金需求，而且能夠通過參與管理快速促進(jìn)企業(yè)成長、降低管理成本［3］。武巧珍認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)投資為創(chuàng)新型科技企業(yè)提供資金支持和增值服務(wù)，可以促進(jìn)資本與技術(shù)更好地融合、分散風(fēng)險(xiǎn)［4］。Wang Susheng和Zhou Hailan認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)資本的加入促使被投資企業(yè)形成特殊的合同結(jié)構(gòu)，有助于解決技術(shù)創(chuàng)新融資問題［5］。

2）實(shí)證研究方面。

Schmooker最早將專利作為衡量自主創(chuàng)新產(chǎn)出的重要指標(biāo)，利用大規(guī)模數(shù)據(jù)研究了投資與專利產(chǎn)出的關(guān)系，得出了投資與專利之間存在高度同步關(guān)系的結(jié)論［6］。Kortum和Lerner的研究表明，在美國經(jīng)濟(jì)中風(fēng)險(xiǎn)投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有重要的促進(jìn)作用，而且風(fēng)險(xiǎn)投資在創(chuàng)新中的效率比企業(yè)自身的R＆D投資要高得多，風(fēng)險(xiǎn)投資與專利技術(shù)申請數(shù)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系［1］。Tykvova利用德國市場數(shù)據(jù)證實(shí)了上述觀點(diǎn)［7］。李成、蔡達(dá)建和黃順緒對美國的風(fēng)險(xiǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資為技術(shù)創(chuàng)新提供了產(chǎn)業(yè)化資金支持，促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新資產(chǎn)要素的優(yōu)化組合，推動了經(jīng)濟(jì)增長［8］。Pakes研究了美國企業(yè)的R＆D支出與專利產(chǎn)出的關(guān)系及R＆D支出對專利產(chǎn)出的滯后效應(yīng)，得出企業(yè)R＆D支出對專利產(chǎn)出的累積效應(yīng)彈性相對較高的結(jié)論［9］。古利平、張宗益和康繼軍采用專利、科研資源等指標(biāo)對中國的創(chuàng)新投入產(chǎn)出進(jìn)行回歸量化分析，發(fā)現(xiàn)專利對科研資金和科研人才的產(chǎn)出彈性都很高［10］。程昆、劉仁和和劉英從宏觀層面分析了風(fēng)險(xiǎn)資本與中國自主創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)果表明風(fēng)險(xiǎn)資本對中國自主創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但與美國風(fēng)險(xiǎn)資本的作用存在差距［11］。王玉榮和李軍以中國中小企業(yè)板上市公司為樣本，對企業(yè)專利申請數(shù)與風(fēng)險(xiǎn)投資股東持股比例的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司的專利申請數(shù)和研發(fā)費(fèi)用都高于無風(fēng)險(xiǎn)投資的上市公司［12］。然而，陳見麗通過實(shí)證分析卻發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資未能促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，并指出這可能是風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的短視投資行為所導(dǎo)致的［13］；李建軍和劉鳳元的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果也顯示，風(fēng)險(xiǎn)資本對中國創(chuàng)業(yè)板上市公司的創(chuàng)業(yè)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出及公司業(yè)績沒有顯著的影響［16］。

綜上所述，學(xué)者們在研究自主創(chuàng)新能力時(shí)多以專利申請量、專利發(fā)明數(shù)量等絕對量指標(biāo)作為其代表變量，而研究諸如有效發(fā)明專利速度等相對變量的文獻(xiàn)相對較少。有效專利發(fā)明速度能夠較好地反映企業(yè)自主創(chuàng)新能力、可反映長期以來企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出的變化率，因此本文以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利發(fā)明速度為主要指標(biāo)，研究風(fēng)險(xiǎn)資本等相關(guān)變量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利發(fā)明速度的關(guān)系。

2 變量說明及模型構(gòu)建

Grinliches使用知識生產(chǎn)函數(shù)研究了美國企業(yè)創(chuàng)新的投入－產(chǎn)出問題，利用Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)出收益率，其數(shù)學(xué)模型如下：

式（1）中：Y為創(chuàng)新產(chǎn)出；e為其他資金；A為技術(shù)；R1、R2和R3分別為企業(yè)自有R＆D經(jīng)費(fèi)、政府對企業(yè)R＆D活動的資助和企業(yè)的技術(shù)引進(jìn)；α、β1、β2和β3為彈性系數(shù)。

本文主要考察風(fēng)險(xiǎn)資本對有效專利發(fā)明速度的影響。假定企業(yè)規(guī)模不變，令Y為有效專利發(fā)明速度；企業(yè)從資本市場中獲得R＆D資金（K）的來源包括風(fēng)險(xiǎn)投資（VC）、政府投入（G）、金融機(jī)構(gòu)貸款（F）、企業(yè)自有資金（E）；令L為人力資本（即R＆D人員數(shù)）。引用Grinliches模型，由此建立研究模型。模型設(shè)定如下：

式（2）中，

其中ε為其他資金。

其中P為有效專利申請速度。之所以以1995年為基期，主要考慮到數(shù)據(jù)收集的局限性。

記成

對式（6）兩邊取對數(shù)，得到如下線性模型：

對式（7）用全微分公式，可得：

式（8）經(jīng)過化簡，由此可得如下公式：

式（9）中：參數(shù)a1表示風(fēng)險(xiǎn)投資對有效專利申請速度的彈性系數(shù)，意味著風(fēng)險(xiǎn)投資每變化1%所導(dǎo)致的有效專利申請速度變動的百分比，反映變量之間的變動敏感程度；參數(shù)a2、a3和a4分別為政府投入、金融機(jī)構(gòu)貸款和企業(yè)自有資金對有效專利申請速度的彈性系數(shù)。

本文的主要數(shù)據(jù)來源于1996—2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及科技部網(wǎng)站、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等公布的資料。經(jīng)整理后的1996—2011年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)資本（VC）、政府投入（G）、金融機(jī)構(gòu)貸款（F）、企業(yè)自有資金（E）、R＆D人員數(shù)（L）的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

將收集到的相關(guān)數(shù)據(jù)代入式（9）進(jìn)行計(jì)算處理，可得有效專利發(fā)明速度與風(fēng)險(xiǎn)資本、政府投入、金融機(jī)構(gòu)貸款和企業(yè)自有資金的均衡方程：

從式（10）可知：風(fēng)險(xiǎn)投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利申請速度的促進(jìn)作用最大；政府投入對有效專利申請速度的彈性系數(shù)較大——這與近年中國政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的政策支持力度相符；金融機(jī)構(gòu)貸款對有效專利申請速度的彈性系數(shù)較低。

從模型整體來看，所有資金來源的彈性系數(shù)之和大于1，意味著資金在促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效專利發(fā)明速度方面具有規(guī)模效應(yīng)，資金的有效支持可以促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新；在風(fēng)險(xiǎn)資本、政府支持、金融機(jī)構(gòu)貸款和企業(yè)自有資金中，風(fēng)險(xiǎn)資本對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的資金支持是最有效率的。

3 計(jì)量模型分析

為了更深入地分析風(fēng)險(xiǎn)資本與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利申請速度的關(guān)系，并兼顧風(fēng)險(xiǎn)資本從投入到產(chǎn)出所需的時(shí)間效應(yīng)，本文分析風(fēng)險(xiǎn)資本投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)的有效專利申請速度的滯后性效果以避免高估當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本的作用。

首先確定合理的滯后期。以有效專利申請速度為被解釋變量，分別以當(dāng)期、滯后1～3期的風(fēng)險(xiǎn)資本為解釋變量。然后，考慮其他因素對有效專利申請速度的影響，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮诮o定控制變量后的穩(wěn)定性。引入如下控制變量：政府投入（G），預(yù)期在現(xiàn)有政策環(huán)境下政府投入越多、有效專利申請速度提升越快；企業(yè)資金（E）；金融機(jī)構(gòu)貸款（F）；R＆D人員數(shù)（L），從數(shù)量上反映科研人員對有效專利申請速度的影響。單變量及多元回歸分析結(jié)果如表2所示。

表2 考慮滯后效應(yīng)的方程回歸結(jié)果

由表2中的回歸結(jié)果可知：

第一，模型（1）～模型（4）的回歸結(jié)果表明，無論是當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本（VC）還是滯后1～3期的風(fēng)險(xiǎn)資本，均對有效專利申請速度有顯著的促進(jìn)作用，且風(fēng)險(xiǎn)資本與有效專利申請速度的系數(shù)都在0.1%的水平下顯著，4個模型的F檢驗(yàn)結(jié)果均在0.1%的水平下顯著。風(fēng)險(xiǎn)資本變量的回歸系數(shù)越大，說明風(fēng)險(xiǎn)資本投入越多、有效專利申請速度越快，即企業(yè)自主創(chuàng)新水平提升得越快。這與由Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)出的均衡方程（9）的研究結(jié)果一致。

第二，模型（5）的回歸結(jié)果表明，在加入4個控制變量后，當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本（VC）變量系數(shù)的顯著水平有所下降，但仍在5%的水平下顯著，說明加入控制變量后投入于企業(yè)自主創(chuàng)新的當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本對有效專利發(fā)明速度是有效的。模型（6）的回歸結(jié)果表明，滯后一期風(fēng)險(xiǎn)資本變量回歸系數(shù)的顯著性保持不變，且整體模型的F檢驗(yàn)結(jié)果在0.1%的水平下顯著，說明滯后一期的風(fēng)險(xiǎn)資本投入對當(dāng)期有效專利申請速度有顯著的促進(jìn)作用。政府投入和金融機(jī)構(gòu)貸款等控制變量對有效專利申請速度有一定的影響，但并不顯著。

第三，模型（7）的回歸結(jié)果表明，在加入4個控制變量后，滯后2期的風(fēng)險(xiǎn)資本與有效專利申請速度的相關(guān)性的顯著水平下降，但仍在5%的水平下顯著正相關(guān)，說明風(fēng)險(xiǎn)資本投入對有效專利申請速度具有2期的滯后性。模型（8）的回歸結(jié)果表明：在加入4個控制變量后，滯后3期的風(fēng)險(xiǎn)資本與有效專利申請速度的相關(guān)性不顯著，且滯后3期風(fēng)險(xiǎn)資本變量的回歸系數(shù)較小，表明滯后3期的風(fēng)險(xiǎn)資本對有效專利申請速度有正向作用但不顯著；R＆D人員數(shù)（L）與有效專利申請速度正相關(guān)且在5%的水平下顯著，說明R＆D人員數(shù)對有效專利申請速度發(fā)揮正向的促進(jìn)作用。

（4）在加入4個控制變量后，模型（5）～模型（8）都通過了F檢驗(yàn)，且F檢驗(yàn)結(jié)果在0.1%的水平下顯著；當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本、滯后1期風(fēng)險(xiǎn)資本、滯后2期風(fēng)險(xiǎn)資本和滯后3期風(fēng)險(xiǎn)資本的回歸系數(shù)依次下降，說明風(fēng)險(xiǎn)資本的作用隨著時(shí)間的推移而逐漸減弱，且風(fēng)險(xiǎn)資本對有效專利申請速度的作用存在滯后性。

對影響程度較大的3個自變量——當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)資本、滯后1期風(fēng)險(xiǎn)資本和滯后2期風(fēng)險(xiǎn)資本進(jìn)行三元回歸，回歸方程如下：

Yt＝15.548＋0.16VCt＋1.085VCt－1＋0.045VCt－2。

（1.555） （0.751） （4.493） （0.318）

其中：R2＝0.998；DW＝2.059；F＝496.849；S.E＝3.106。

從上式來看，若只從風(fēng)險(xiǎn)資本的角度分析，則當(dāng)期有效專利申請速度主要取決于前一期的風(fēng)險(xiǎn)資本，當(dāng)期和滯后2期的風(fēng)險(xiǎn)資本對當(dāng)期有效專利申請速度的影響逐漸減小。

4 結(jié)語

本文將Grinliches知識生產(chǎn)函數(shù)和計(jì)量模型相結(jié)合，實(shí)證檢驗(yàn)了風(fēng)險(xiǎn)資本對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利申請速度的影響。研究結(jié)果顯示：相對于政府投入、金融機(jī)構(gòu)貸款、企業(yè)自有資金等，風(fēng)險(xiǎn)資本對有效專利申請速度的促進(jìn)作用更大，說明風(fēng)險(xiǎn)資本對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出有重要影響；風(fēng)險(xiǎn)資本對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利申請速度的影響具有滯后性，其中滯后1期風(fēng)險(xiǎn)資本的影響最為顯著，風(fēng)險(xiǎn)資本的滯后效應(yīng)逐期遞減；R＆D人員數(shù)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效專利申請速度也有顯著的促進(jìn)作用。

為提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力，產(chǎn)業(yè)企業(yè)應(yīng)借鑒國內(nèi)外風(fēng)險(xiǎn)投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)，以高新技術(shù)引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整；政府應(yīng)鼓勵發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)資本，將資金引入風(fēng)險(xiǎn)投資的機(jī)制投放進(jìn)資本市場，形成風(fēng)險(xiǎn)投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的良性互動發(fā)展，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定增長。

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