所有制類型、技術創新與企業績效

所有制類型、技術創新與企業績效

劉和旺1，鄭世林2，王宇鋒3

(1.湖北大學商學院，湖北武漢430062；2.中國社會科學院

數量經濟與技術經濟研究所，北京100732；3.江西財經大學經濟學院，江西南昌330013)

摘要：實現創新驅動發展戰略的關鍵在于促進不同所有制企業成為自主創新的主體。本文基于中國工業企業數據庫，應用循環的CDM(結構)模型，檢驗了國有企業和民營企業的研發投入、創新產出及其對企業績效的影響。研究發現,國有企業的研發投入和創新產出都顯著高于民營企業，但是其商業化績效(人均銷售額和人均利潤)卻顯著低于民營企業。研究結果表明，國有企業的創新優勢并沒有轉化為市場優勢，民營企業較高的企業績效并非來自其較高的創新效率。

關鍵詞：所有制類型；技術創新；企業績效

收稿日期：2014-09-24修回日期：2015-01-08

基金項目：國家社會科學基金“我國地區發展差異對企業技術創新和績效影響的研究”(批準號：12BJL040)、教育部重大攻關項目“資本論及其手稿再研究”(批準號：11JZD004)和中國社科院創新工程項目“科技戰略與科技政策”資助。

作者簡介：劉和旺(1972-),男,安徽安慶人,湖北大學商學院副教授，研究方向：制度與技術創新。

中圖分類號：F222.3

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)03-0028-13

Abstract：Using Chinese industrial enterprises database from 2001 to 2007 and extended CDM model，this paper tests whether and how different ownship types affect enterprises’ performance through technological innovation.We find that the innovation input and output of State Owned Enterprises (SOEs)are higher than those of private enterprises，but SOEs’ innovation output don’t turn into the financial performance.These results show that it is an important implication for improving enterprise’s innovation performance to enhance their financial performance.

Ownership Types，Technological Innovation，and Enterprise Performance

LIU He-wang1,ZHENG Shi-lin2，WANG Yu-Feng3

(1.BusinessSchoolofHubeiUniversity,Wuhan430062，China;2.InstituteofQuantitative&TechnicalEconomics，CASS,

Beijing100732,China;3.JiangXiUniversityofFinanceandEconomics,Nanchang330013，China)

Key words:ownership types; technological innovation; enterprise performance

一、問題提出

改革開放以來，企業所有制與績效的關系一直是備受關注而爭論不休的問題。隨著國有企業改革的深化和國有經濟布局的調整，國有企業經濟效益也得到明顯改善，新世紀以來國有工業企業利潤率連年上升，徹底擺脫了上世紀90年代中期全面虧損的局面。我們關注的問題是，新世紀以來國有企業績效與民營企業相比是否還有差距，或者是否存在國有企業的效率損失？如果存在效率損失，是否就是由創新效率損失引起的(吳延兵，2012a[1]；2012b[2])？現有多數文獻對于第一個問題給出了肯定的答案，即在不同所有制類型的企業中，國有企業的生產效率最低(劉瑞明，2013[3])。誠如是，又會引出另一個問題：究竟是什么因素導致了國有企業的效率損失呢？

近年來，已有文獻從評估國有企業績效的另一個切入點——創新效率的視角來考察不同所有制企業的技術創新與績效的關系問題(Jefferson et al.,2006)[4]*現有文獻中對創新效率沒有嚴格的定義。本文的“創新效率”是指既定的創新投入轉化為創新產出的能力，通過單位創新投入所創造的產出(新產品產值)來反映。“企業績效”等同于“生產率”(productivity)，是指生產過程中投入品轉化成產出品的效率(張軍等，2003)，文中用人均銷售額來表示。，而目前研究的重點在于國有企業和民營企業誰更具有創新性方面，但對此并未得出一致的結論。聶輝華等(2008)使用中國工業企業數據庫2001-2005年的數據[5]，李春濤和宋敏(2010)[6]使用世界銀行2003對中國18個城市1483家制造業企業的調查數據，他們的研究都發現國有企業更具創新性。而吳延兵(2012b)使用1998-2003年中國省級層面工業行業數據的實證研究則表明，在各類所有制企業中，不僅國有企業的創新效率最低，而且還由此進而導致其生產效率的損失。但問題是，由于從研發投入到最終產出之間作用鏈條較長，創新效率損失必然導致生產效率損失這一邏輯能否成立，吳延兵(2012b)等基于行業數據沒有考慮到企業個體的異質性問題，所得出的結論是否穩健依然值得深究。畢竟從理論上說，既然技術創新是一個高風險、高收益的長期投資，能提高創新效率的所有制結構并不一定能提高其財務績效。從現實上看，新世紀以來，國有企業、尤其是中央企業大多依然是行業排頭兵，科技基礎雄厚、創新資源豐富*后面的描述性統計和國有企業中中央企業的統計數據為此提供了佐證。，而民營企業的創新能力至今依然較弱(李政，2013[7])。

目前，在我國創新戰略驅動戰略中，所面臨著的一個突出問題是，國有企業雖然擁有大量、優質的創新資源，但是企業績效低下；而大多數民營企業創新資源匱乏，多熱衷于技術模仿和引進外來技術為主，難以形成有效的自主創新，如何解決當前我國企業技術創新的績效問題，首先就要區分不同所有制企業在技術創新和創新成果商業化環節的績效問題，這對于提升我國企業自主創新能力，實現創新驅動戰略具有重要的理論和現實意義。

在現有的文獻中，盡管聶輝華等(2008)和李春濤和宋敏(2010)論及了不同所有制研發投入的差異，但并未系統比較中國不同所有制企業的創新產出和企業績效的差異，而吳延兵(2012b)構建創新投入、創新產出和最終產出三者相互聯系的聯立方程分析框架，由此避免了從單一視角所引起的偏差和孤立性，但他所使用的是行業數據而非微觀數據，不能考察企業個體的異質性問題。我們采用中國企業級面板數據，包括了將近 170 萬個觀測值，不僅可以控制時間的變化和不可觀測的企業固定效應，從而得到參數的一致估計量，而且還可以提高估計效率。

本文基于2001-2007的中國工業企業數據庫，應用循環的CDM(結構)模型，全面系統地考察不同所有制類型研發投入、創新產出及其對企業績效的影響。研究發現，盡管國有企業的研發投入和創新產出都顯著高于民營企業，但是其商業化績效(人均銷售額和人均利潤)卻顯著低于民營企業。我們認為，這一結論的得出是與我國轉型時期的企業所有制和外部環境有關的：企業所有制和外部環境不僅會通過企業的研發投入和創新產出，還會通過創新成果的商業化和產業化影響到企業績效。由于國有企業與民營企業在技術創新行為、目標和創新成果商業化等方面的原因，國有企業創新產出的優勢并沒有最終轉化為商業化績效的優勢，導致其生產效率的損失。

本文是第一篇基于大樣本微觀數據和CDM(結構)模型全面考察中國國有企業、民營企業在創新投入、產出和企業績效的差異的文獻。CDM模型是國際學術界在研究創新與生產率所廣泛采用的模型(Crépon et al.，1998[8]; Jefferson et al.，2006)。借助于循環的CDM模型和大樣本數據，可以構建創新投入、創新產出和最終產出三者相互聯系的聯立方程分析框架，藉此可以解決傳統分析方法中的內生性和樣本選擇問題，從而有利于得出更穩健的結論和政策含義。雖然吳延兵(2012b)也使用了類似的模型來研究不同所有制企業的創新效率問題，但是，他所使用的是1998-2003年工業行業數據，得出的結論也與我們的不盡相同：盡管在民營企業比國有企業具有較高的企業績效上我們與他的結論是一致的，但我們并沒有支持他的國有企業創新效率損失的結論(吳延兵，2012a)。我們的研究結論不僅為近年來眾說紛紜的新型國有企業績效問題及其成因提供了一個客觀的觀察視角，而且還可以為國有企業進一步深化改革以及提高不同所有制企業技術創新績效提供有價值的參考依據。

余下部分安排如下：第二部分是本文的文獻綜述和主要假說；第三部分說明關鍵變量和實證模型；第四部分是實證結果分析；最后是全文總結和政策建議。

二、分析框架和研究假說

什么因素決定了不同所有制類型的企業技術創新行為及其績效？學界已經從傳統的熊彼特假說所強調的企業規模和市場力量等因素轉向了強調企業制度異質性對技術創新的影響，尤其是企業的所有權性質對技術創新行為及其績效的影響。與此有關的討論主要集中在兩個方面：什么類型的企業所有制更能有效地促進技術創新，以及不同所有制類型企業技術創新(效率)的差異是否影響企業商業化績效(生產效率)。

(一)所有制類型對企業技術創新(投入-產出)的影響*本文對所有制類型的關注聚焦于國有企業和民營企業的創新效率和企業績效比較。

目前，國外文獻重點考察了企業所有權結構對技術創新的影響。Aghion et al.(2013)[9]發現，由于機構投資者具有信息收集和監督經理的能力，機構所有權對技術創新有顯著正影響。而研究中國問題的學者更關注企業所有權性質與技術創新之間的關系，認為所有權性質是比所有權結構更為根本的決定企業行為的因素。在研發投入方面，周黎安和羅凱(2005)[10]和Lin等(2010)[11]都發現民營企業研發投資傾向更高；而聶輝華等(2008)、李春濤和宋敏(2010)則認為國有企業研發投入更多。在創新產出或效率方面，Hu和Jefferson(2009)[12]發現，非國有企業比國有企業的專利申請傾向更高；吳延兵(2012b)發現國有企業的創新效率都低于民營企業。而李政和陸寅宏(2014)[13]使用中國2012年123家制造業上市公司的截面數據，研究發現上市公司中國有控股企業的創新績效明顯高于民營企業。

理論上，所有權性質(所有制類型)的差異會導致企業技術創新行為、目標和經營環境的差異。現有文獻分別從委托代理理論、制度理論和資源依賴理論三個不同的視角說明了企業所有制對技術創新的影響(陳巖、張斌，2013[14])。首先，根據委托代理理論，國有企業的缺陷和問題主要包括源于政治干預對企業目標的扭曲和管理層激勵約束機制的缺失兩個方面，國企經營者追求的目標往往是其任職期間個人收益的最大化，而非企業收益的最大化。因此，國企經營者有激勵從事那些能在短期內帶來收益、顯示政績的生產性項目，而無激勵從事那些投資收益周期長、在其任職期間不能帶來回報的創新性項目(周黎安和羅凱，2005)。而產權相對清晰的民營企業則不存在委托代理沖突問題，因此比國有企業有更高的創新效率(吳延兵，2012b)。其次，從制度視角來看，不同所有制企業所面臨的外部的社會環境特征(包括經濟、組織和制度條件)和內部治理結構的差異，這些制度因素和組織特征會影響投資參與者，投資決策的制定以及投資回報的分配。相對于國有企業，民營企業在經營環境上往往無法獲得與國有企業平等的競爭地位，在投融資、稅收等方面受到更多的限制甚至歧視，從而不利于其技術創新(賀京同等，2012[15])。再次，資源依賴理論把企業看作是一個依賴于外部組織和環境開放的系統，通過提供外部資源將組織和外部環境聯系起來，減少環境的不確定性(Pfeffer，1972)[16]。單個企業通常并不能擁有創新需要的所有金融和技術等資源，必須依賴能為企業提供外部資源的董事會和投資者。資源依賴理論視角可以用來解釋一些具有特定資源優勢的所有權類型對創新的影響，進一步完善了所有權結構對創新影響的理論基礎。例如，國有企業更有優勢獲得政府所掌控的關鍵性研發資源和信息，降低外部環境的不確定性，進而提高其創新績效。盡管上述三種理論各不相同，但是任何一種理論都有其自身的缺點。因此，要解釋轉軌時期的企業所有制類型與創新績效的差異，必須整合上述三種理論，這也與目前學術界所出現的多種理論融合的趨勢是一致的(陳巖和張斌，2013)。

從目前來看，雖然國有企業和民營企業在技術創新方面各具優勢和劣勢，但總體上說，隨著國有經濟戰略性調整和國有企業改革的不斷深化，國有企業的創新效率可能高于民營企業，其原因在于：(1)國有企業面臨一個更為有利的創新外部環境，研發投入較多。國有企業通過依靠政策支持、經營保護、銀行貨款、利潤返還、虧損補貼和職工待遇等方式掌控了大量的創新資源，研發投入較多。同時，國有企業又肩負了為國家任務和社會責任而創新的重任，并且國有企業高管還要接受國資委對其進行特有的績效考核(李政和陸寅宏，2014)。因此，為了迎合政績考核，國有企業高管也必須重視較高的研發投入和創新產出。而大多數民營企業為規避創新的高風險，限于體制、技術和金融的約束，研發投資積極性不高，往往熱衷于技術模仿或引進外來技術(Dobson and Safarian，2008)[17]，而非自主研發投入。并且，民營企業通常在勞動密集型行業從事生產經營活動，無須進行大規模的新產品開發，因而民營企業的創新投入較低，進而影響其創新產出。(2)給定企業的創新投入正向影響創新產出，國有企業憑借其雄厚的技術力量和基礎，創新積累經驗較多，其創新投入的優勢可能轉化為創新產出的優勢。因此，我們提出如下假說1：在控制其他因素的情況下，國有企業的創新效率(產出)會顯著高于民營企業。

(二)所有制類型通過創新效率對企業績效的影響

近年來，技術創新與企業績效的實證研究文獻日漸增多。一種觀點認為，技術創新能顯著地提高企業績效。許多經驗研究已經證明，創新能為企業帶來諸多競爭優勢，能夠塑造有利于創新者的偏好結構，擁有更大的市場份額，因此，創新有利于提高企業績效(Crépon et al.,1998; Jefferson et al.,2006)。另一種觀點則認為，技術創新并不能提高企業績效。這是因為有些研發投資并沒有考慮到潛在的顧客需求，因而創新投入并沒有轉化為創新產出(Koellinger，2008)[18]。目前學術界傾向于認為，并不是所有的技術創新都會提高企業績效，項目終止、研發成果不可利用、研發成果重復、沒被投入商業經營和商業經營宣告失敗都會導致研發投資得不到回報。也就是說，研發投資只有在實現了高效率的創新產出和成功地實現產業化、商業化情況下，技術創新才能提高企業績效(陳巖、張斌，2013)。迄今，就企業所有制對我國技術創新及其績效影響的經驗研究不多，吳延兵(2012a)的研究發現，在各類所有制企業中，國有企業存在創新效率和生產效率的雙重損失。但是，這一結論似乎與“國有企業、尤其是中央企業大多是行業技術創新的排頭兵”這一事實不相吻合。據統計，2004-2010年，中央企業申請專利數量從6579項增加到52283項，授權專利從3886項增加到30616項，年均增長率分別達到42.9%和39.4%。與此同時，中央企業發明專利比重也呈現出總體上升的趨勢，從2004年的43.37%增長到2009年的51%(李政，2013)。因此，我們懷疑國有企業是否真的存在創新效率損失，以及這一損失是否會顯著影響其企業績效。

我們認為，進入新世紀以來，盡管國有企業的創新產出仍可能高于民營企業，但是其商業化績效可能低于民營企業。這是因為：(1)我國現行的科技轉化機制不足妨礙了國有企業創新優勢向商業化優勢的轉化。科技成果轉化需要大量的資金和技術投入，通常要面臨生產、管理、市場和后續發展等方面的風險，由此導致了我國科技轉化機制存在不足。大多數企業(包括國有企業)對研發后期產業化和商業化重視不夠，投入不足，即使新產品研發出現，后期中試、商業化和產業化積極性不高，研發成果轉化成功率不高。而民營企業往往多從事技術模仿或購買外來技術，而非自主創新，并且從這種模仿或引進中獲益(Tsai and Wang，2008)[19]。(2)民營企業技術創新的最終目標就是市場化、商業化和產業化，就是追求商業化的績效，而國有企業創新目標可能肩負多重目標，甚至肩負地區創新指標的考評壓力，其創新產出并沒有直接轉化為企業績效。因此，我們提出假說2：在其他因素不變的情況下，國有企業的創新優勢并沒有轉化為市場優勢，其企業績效會低于民營企業。

三、數據、變量和實證模型

(一)數據來源

本文使用的樣本來源于2001-2007年中國全部國有及規模以上工業企業數據庫。它包括30個二位數行業的全部國有制造業企業以及年銷售額超過500萬元以上的非國有制造業企業*研發支出數據從2001年開始。2004年樣本缺乏研發支出和新產品產值這二項，我們用2003和2005年相應數據的平均值代替。使用winsorization方法(0.1%)對極端值的影響加以控制。，包括了企業代碼、職工人數、所有制類型和地理位置等基本信息以及銷售額、固定資產、實收資本、中間投入等主要財務指標，其中的研發支出、新產品產值、人均銷售額和人均利潤等重要指標為我們運用CDM結構模型提供了便利。如，Jefferson et al.(2006)應用了大中型工業數據庫(1995-1999年)和CDM模型研究了中國的技術創新問題。根據聶輝華等(2012)的數據處理，最終得到包括中國30個省級區域(西藏除外)的170多萬個觀測值。

(二)聯立方程模型

為檢驗所有制類型、創新與企業績效的關系，我們采用循環的CDM模型*CDM模型是Crépon、Duguet和Mairesse三位法國學者1998年利用國家的創新調查數據分析法國制造業創新投入與生產率之間的關系時提出的模型，對CDM模型的詳細介紹參見Créponet al.(1998)。與吳延兵(2012b)一樣，本文也采用了循環的CDM模型。。根據已有的經驗研究((Jefferson et al.，2006；吳延兵，2012b)，構建如下聯立模型系統：

1.創新投入模型。

創新投入受多種因素的影響，已有文獻從需求拉動、供給推動和市場結構等非制度因素來探討。在轉型經濟國家，所有制類型也會施加影響。借鑒已有的文獻，設定模型如下：

Rdijkt=α0+α1LnYijkt+∑ρiOwnsijkt+α2Ageijkt+α3Profitijkt+α4Subijkt+α5Loanijkt+α6Expijkt+α7Compijkt+∑λiDijkt+γj+γk+γt+εijkt

(1)

其中，ε表示隨機項。i、j、k、t分別表示企業、行業、省份和年份。γj、γk、γt分別表示與行業、省份、年份相關的固定效應因素，εijkt是隨機擾動項。創新投入以研發支出的自然對數(Rd)為被解釋變量。在解釋變量中，Owns表示所有制類型*根據工業統計口徑，企業登記注冊的所有制類型包括國有、集體、私營、港澳臺、外商、聯營、股份有限、股份合作以及其他等九種。根據研究的目的，我們把它們分為國有企業、民營企業、外資企業(港澳臺和外資企業)。我們以國有企業為參照變量，民營企業(Private)和外資企業(Forgn)為虛擬變量。為考慮到所有制類型在考察期間可能存在的變化，我們以實收資本比重過半來賦值這三類企業，進行穩健性檢驗。。在我國現階段，不同所有制類型或產權結構的企業內部治理機制和外部環境不同，研發投入存在顯著差異。LnY代表最終產品的人均銷售收入的自然對數，它也是企業規模的代理變量。同時，它在整個聯立方程系統中把作為生產函數的最終產出從而將創新模型投入與生產函數模型聯立起來：研發投入通過作用于創新產出間接影響了最終產出最終產出又影響了下一期的研發支出。鑒于企業的研發支出可能來源于企業的利潤積累，因此我們把滯后一期的利潤率(稅前利潤與銷售額之比，Profit)作為控制變量。其他的控制變量還有：企業年齡的自然對數(Age)、以行業集中度(CR4)*我國在2004年進行了第一次全國經濟普查，當年全行業銷售額可從《中國統計年鑒(2006)》獲得。借鑒聶輝華等的方法(2008)，我們假定每年進入樣本范圍(規模以上)的企業的全部銷售額與全行業實際銷售額的比值比較穩定，因此可通過復制2004年樣本銷售額和全行業銷售額比值的方式，推算其他年份全行業銷售額。并在此基礎上計算CR4。衡量的市場競爭程度或市場結構、行業特征(Indu)*為了操作的便利，我們使用二位數作為行業分類標準，從13到43(無38)共30個類別，包括從“農副食品加工業”、“食品制造業”到“廢棄資源和廢舊材料回收加工業”全部工業制造業。為了彌補二位數行業反映企業個體特征的不足，我們構造了資本密集度(人均資本)作為行業特征的代理變量，因為資本密集型行業更傾向于進行技術創新。、外部政策環境變量(政府政策Sub、金融環境Loan和出口Ex等三個虛擬變量)*分別以工業數據庫中企業是否接受了政府補貼、利息支出和是否出口賦值，若是，賦值為1；否則為0。和地區特征(省級知識產權保護指數IPR和省份虛擬變量)*用樊綱、王小魯和朱恒鵬(2011)的《中國市場化指數》中的知識產權保護程度指數來衡量。。

2.創新(產出)函數方程。

創新函數(知識生產函數)方程研究創新投入和產出關系及其影響因素。其具體模型設定如下：

Npijkt=β0+β1Rdijkt+∑ρiOwnsijkt+β2Ageijkt+β3Sizeijkt+β4Compijkt+∑λiDijkt+γj+γk+γt+εijkt

(2)

模型2是技術創新產出模型。其中，被解釋變量是新產品產值的自然對數(Np)。除了模型1中的企業特征(所有制類型Owns、年齡Age和企業規模Size*企業規模用以員工對數值衡量。)、行業特征(Indu)這些影響創新產出的因素之外*公式2、3中i、j、k、t、行業、省份、年份相關的固定效應代表符號同公式1，不再說明。，研發投入(Rd)、地區市場競爭和人力資本因素也會施加影響。考慮到研發投入到創新產出可能存在時間滯后效應，一些研究默認技術創新活動的時間滯后期為1年(Jefferson et al.,2006)，我們的研究中采用的時滯也是1年。地區市場競爭包括國內市場競爭和國際市場競爭(吳延兵，2012b)，我們分別用各省非國有就業人數占總就業人數的比重(Emp)、進出口貿易總額占省級GDP比重(Open)來衡量。此外，人力資本對新技術的開發、采用和擴散都會施加影響，我們以六歲以上的人口平均受教育年限(Edu)來表示人力資本水平。地區控制變量數據均來自有關的中國統計年鑒。

3.生產函數方程。

將創新產出嵌入柯布-道格拉斯生產函數，得到如下拓展的生產函數方程：

LnYijkt=δ0+δ1Npijkt+∑ρiOwnsijkt+δ2LnLijkt+δ3LnKijkt+δ4Ageijkt+δ5Compijkt+∑λiDijkt+γj+γk+γt+εijkt

(3)

在模型3的企業績效模型中，被解釋變量是企業績效LnY，以人均銷售額來衡量。在穩健性檢驗中，我們還用了人均稅前利潤來衡量。在模型3的解釋變量中，除了包括企業的年齡、所有制類型、創新產出之外，還包括各種要素投入。根據現有文獻的一般做法，創新產出(Np)采用的時滯是一年(Jefferson et al.，2006)，用職工人數的自然對數衡量勞動L，參照簡澤(2011)[20]的做法，用永續盤存法計算資本投入，資本投入(K)取自然對數。考慮到各地區物價波動的差異，我們采用各省工業品出廠價格指數對新產品產值、銷售額和利潤進行價格平減，采用各省固定資產投資價格指數對資本進行價格平減。價格指數均來自各個年份的《中國統計年鑒》。同時，地區交通基礎設施和政府干預也會影響到生產函數(吳延兵，2012b)，分別用鐵路密度(鐵路營業里程/省區面積，Rail)和樊綱等(2011)[21]市場化指數中的政府干預指數(Gov)來衡量。

(三)描述性統計

就不同的所有制企業來看，在2001-2007年間，國有企業的研發投入均高于非國有企業，兩者研發投入水平值(對數)分別是1.046與0.564，研發投入強度則分別是0.004與0.002；在創新產出方面，國有企業和民營企業新產品產值(對數)分別是1.256與0.742，而新產品產值占銷售額之比則是0.045與0.034，而以人均銷售額衡量的國有企業績效則低于民營企業，其自然對數分別是3.9068與5.1481。此外，均值差異的顯著性檢驗也表明，國有企業比非國有企業研發投入和新產品產值的均值分別高0.461和0.497；而其績效卻比非國有企業低1.28，且都在1%的水平上是顯著的。表2所提供的分年度描述性統計也支持了上述初步結論：國有企業的創新投入、產出都高于民營企業，但企業績效卻低于民營企業。

表1　主要變量的描述性統計

表2　描述性統計：不同所有制類型企業

四、回歸結果分析

從價值鏈的角度看，技術創新的整個過程包含了技術開發(從研發投入到創新產出)和技術成果轉化(產業化和商業化)兩個階段，因此，在考察企業技術創新與績效關系時，我們就分別從不同所有制企業的技術創新和商業化兩個環節來分析。聚焦的問題是，不同所有制企業的技術創新行為的差異，以及這一差異是否會影響到企業績效。

(一)不同所有制企業技術創新環節的差異

我們分別利用普通最小二乘法(OLS)和聯立方程的單方程估計(2SLS)和系統估計法(三階段最小二乘法3SLS)進行估計。系統估計方法可以利用聯立方程模型中結構方程之間的相關性信息，從而改善估計結果*限于篇幅，對于其他控制變量的回歸結果就不一一討論，予以省略。。表3中列1、3、5是沒有控制地區特征(知識產權保護水平和省份虛擬變量)的回歸結果，而其他列則是控制了地區特征的回歸結果。

從回歸結果來看，無論是OLS、2SLS還是3SLS估計，無論是否控制了地區特征，民營企業的研發投入在1%水平上都顯著低于作為參照組的國有企業。國有企業研發投入較多，可能是因為：(1)創新外部環境的差異。回歸結果表明，創新的外部環境(市場結構CR4、政府政策Sub、金融環境Loan、出口Ex和地區知識產權保護水平IPR)都會顯著影響企業的研發投入。由于政府仍然控制著許多企業創新的關鍵資源，國有企業比非國有企業更有優勢獲得創新資源和信息，而對大量民營企業來說，則面臨著外部不利的創新制度環境，通常面臨著生產要素供給緊張和融資渠道狹窄等諸多困難。同時，創新外部環境的差異也可能導致企業技術創新行為的差異。外部環境有利、創新資源豐富的國有企業自主研發投資較多，而多數民營企業由于科技實力較弱、抗風險能力較差，缺乏發明創造所需的雄厚資金和高素質人才，因此，往往熱衷于技術模仿或購買外來技術，而非自主創新。(2)行業分布不同。多數民營企業都處于輕工業領域或勞動密集型行業，對研發的要求比較低，而國有企業多分布在重工業或資本密集型行業，研發投資較大。我們的發現與Lin et al.(2010)和李春濤等(2010)的研究結論是一致的。

表3　研發投入的回歸結果(被解釋變量：研發投入)

注：參照組是國有企業，所有回歸都控制了時間(年份)和行業變量，限于篇幅，常數項和其它控制變量均沒有報告，括弧中()為標準誤差，***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，以下表格同。

隨之而來的問題是，不同所有制研發投入的差別是否會影響企業的創新產出效率？表4是OLS、2SLS和3SLS估算創新產出的結果。列1、3、5是沒有控制地區特征(地區競爭Emp、Open、人力資本Edu和省份虛擬變量)的回歸結果，而其他列則是控制了地區特征的回歸結果。就不同所有制的創新產出來看，在控制其他因素的情況下，相對于國有企業而言，民營企業的創新產出更低，并且，在1%水平上是顯著的。我們分別估算了國有與非國有兩類企業研發投入的產出彈性系數大小*回歸結果沒有報告。，發現國有企業的創新效率明顯領先，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0.76%，民營企業研發產出大約增長0.47%。換言之，國有企業具有較高的創新效率。我們的回歸結果表明，研發投入在1%顯著性水平上都正向影響了創新產出。國有企業之所以具有較高的創新效率，是與其技術投入的優勢有關。就研發投入而言，國有企業憑借政策支持和融資的便利等方式占有了大量的優質資源，而民營企業會有融資難和融資貴等諸多困難，其技術創新的積極性和發展空間大受限制。此外，多數私營企業都處于輕工業領域，無須進行大規模的新產品開發，而且其新產品市場開拓能力和營銷能力相對較弱，因而其新產品產值占比較低。此外，也不能完全排除部分國有企業高管多報創新產出(新產品產值)以顯示政績的動機，或者為了應付績效考評的壓力，尤其是在國有企業公司制改造基本完成和國有資產管理新體制之后*近年來，國資委對中央企業高管業績考核正式增加了科技創新所占權重，加強了國有企業負責人對企業自主創新的領導職責。。因此，國有企業的創新投入的優勢轉化為其產出的優勢。由此，我們驗證了假說1。但是，這一結論與吳延兵(2012a；2012b)利用工業行業數據所得出的結論是不一致的。

表4　創新產出的回歸結果(被解釋變量：新產品產值)

(二)不同所有制企業商業化環節的差異

國有企業的創新效率高于民營企業，這是否就意味著國有企業的績效會更高呢？表5借助于OLS、2SLS還是3SLS估計的回歸結果所給出的答案是否定的。列1、3、5是沒有控制地區特征(地區鐵路密度Rail、政府干預Gov和省份虛擬變量)的回歸結果，而其他列則是控制了地區特征的回歸結果。回歸結果表明，盡管創新效率顯著影響了企業績效，但是其企業績效(人均銷售額)卻顯著低于民營企業，并且，在1%的水平上是顯著的。這一結論與吳延兵(2012b)等多數學者的國有企業生產效率損失的結論是一致的(劉瑞明，2013)。但是，從表4的回歸結果我們發現，相對于民營企業，國有企業的創新效率更高，為何其企業績效反而更低呢？其原因可能在于：(1)技術創新行為的差異。國有企業盡管其治理機制迄今已發生了較大的變化，但是由于委托代理機制扭曲和追求政績的經理人行為短期化，容易導致技術創新的延誤；即便新產品研發成功，部分新產品也許會面臨失敗，沒有在市場上交換，或者與市場需求脫節，不被市場承認，造成了庫存積壓，因而創新效率的優勢并沒有轉化為財務績效。盡管民營企業研發投入顯著低于國有企業，進而引起創新產出偏低，但其技術模仿或購買外來技術還是會提高企業績效。即使是購買專利的方式，許多研究證明，其成本也只是原來開發成本的三分之一左右；而且購買的技術一定是已經被證明是成功的、有商業價值的技術，因此有利于提高企業績效(Bolton，1993[22];易先忠，2007[23])。(2)技術創新目標的差異。民營企業技術創新的最終目標就是市場化、商業化和產業化，就是追求商業化的績效，而國有企業創新目標可能承擔原始創新和社會就業等多重目標，甚至承受地區創新指標的考評壓力。(3)技術應用與效益的實現存在一個時間差。企業的研發從投入——創新產出——最終產出周期一般比較長，可能國有企業一般年限比較長，之前

表5　企業績效的回歸結果(被解釋變量：人均銷售額)

好些年的研發結果反映到當期，而民營企業可能研發起步普遍更晚，這一定程度上影響了其創新產出向企業績效的轉化。(4)也可能存在國有企業對民營企業的技術外溢效應。外溢效應的產生來自兩個方面：其一來源于示范、模仿和傳播；其二是來源于競爭，兩者相輔相成。因此，國有企業創新產出的優勢并沒有轉化為商業化績效，其績效低于民營企業。我們驗證了假說2。

(三)穩健性研究

為檢驗結論是否可信，在控制了企業個體、行業和地區特征之后，采用聯立方程的系統估計法(三階段最小二乘法3SLS)，我們做了如下的穩健性檢驗：

1.以實收資本來定義所有制類型。考慮到所有制類型在考察期內可能發生了變化，我們以實收資本構成來定義的所有制類型，分別以實收資本中國有資本、民營資本、港澳臺和外資資本構成(資本比重超過半數的分別賦值為1，否則為0)來定義國有企業、民營企業和外資企業。回歸結果見表6列1-3表明，國有企業的研發投入、創新產出都顯著高于民營企業，但其商業化績效卻顯著低于民營企業。

2.用人均(稅前)利潤代替人均銷售額*為構造聯立方程，公式1中的控制變量以平減之后利潤的水平值代替相對值(利潤率)。。由于企業績效可能受其衡量指標的影響，為此，我們選擇了人均稅前利潤的自然對數來衡量企業績效。表6列4-6的回歸結果表明，我們的結論仍然是穩健的。

3.分地區穩健性檢驗。采用上述穩健性檢驗的方法，我們將樣本分為東部、中部和西部地區三個子樣本進行穩健性檢驗，表7給出的是3SLS的回歸結果，驗證了上述兩個假說。

此外，還用研發投入強度(研發支出與銷售額之比)代替研發投入水平值、新產品比重(新產品產值占銷售額之比)代替新產品產值、以職工人數作為企業規模的代理變量、以資本密集度作為行業的代理變量進行穩健性檢驗*限于篇幅，其他穩健性結果沒有報告。，發現本文的結論均基本不受影響。

五、結論與政策建議

對企業所有制的創新效率和企業績效的問題一直是備受關注而又歧見紛呈的問題。不同的學者采用不同時期的、不同類型的數據和不同的研究方法，往往會得出不同的結論。我們所做的工作是試圖借助于大樣本微觀數據和結構模型對不同所有制類型企業所有制研發投入、創新產出和企業績效全面分析，對這一問題提供了與現有文獻不同的結論和新的證據，也為眾說紛紜的新型國有企業績效問題及其成因提供了一個客觀的觀察視角。

表6　穩健性檢驗(1)：以實收資本和人均利潤衡量

注：控制變量包括企業個體、行業和地區特征，限于篇幅，沒有報告回歸結果。以下表格同。

我們的經驗研究發現，相對于民營企業，國有企業的研發投入、創新產出都高于民營企業，但其人均銷售額和人均利潤卻顯著低于民營企業。這一結論與現有的研究結論不同，也是對學術界有關國有企業的“創新效率和生產效率雙重損失”的一種回應。具體地，一方面，我們的結論支持了與吳延兵(2012b)等的國有企業生產效率較低的觀點，但另一方面，我們并沒有支持國有企業的創新效率(產出)較低的結論，或者說，我們并沒有證實民營企業較高的企業績效可能源于其創新效率(產出)較高的結論。我們給出的主要解釋是囿于轉型時期的體制、政策、資源稟賦和融資約束，民營企業的研發投入積極性和研發強度不高，而在低成本仿制技術盛行的創新模式下，民營企業更傾向于引進外來技術，這直接地影響了研發投入，并通過研發投入進而影響創新產出，因此，民營企業的創新效率顯著低于國有企業。但是，由于國有企業創新成果的商業化和產業化畢竟只占少數，轉化過程也存在時間滯后，其技術創新又肩負經濟、國家安全和社會等多重目標等原因，因此，國有企業創新優勢并沒有轉化為商業化績效的優勢。而以市場導向和追求商業化績效的民營企業憑借技術模仿或引進外來技術，可以節約研發成本，減少營銷投入和廣告投入，從而提高企業績效，因此，民營企業績效會顯著高于國有企業。盡管由于數據指標本身的原因，我們對這一結論也保持一定的警惕，但是我們的研究至少表明討論企業所有制的創新效率和企業績效的關系時，我們要關注這一問題在轉型時期所呈現的復雜性和多種可能性。

上述結論的政策含義是：著力解決影響和制約創新發展的體制機制障礙和深層次問題，保障不同市場主體“權利公平、機會公平、規則公平”，通過制度和法律體系建設，形成國有企業、民營企業和外資企業之間公平的競爭環境，特別要解決好產業政策、投資政策、銀行信貸和創新管理體制方面的公平政策問題，加強知識產權保護，理順科技成果向生產力的轉化機制，讓市場驅動和引導創新，積極發揮市場對技術研發方向、路線選擇、要素價格、創新要素配置的導向作用。同時，針對不同所有制類型的企業技術創新行為及其績效的不同采取差異化的政策和措施：對于國有企業，進一步深化治理機制改革，實現政企分開和政資分開，加大技術成果的轉化力度，不斷提高技術研發成果商品化、產業化水平，促成創新的優勢轉化為企業績效的優勢。對于民營企業，加大技術創新體制和政策支持的力度，改善其創新的外部環境，加大其外部直接融資和資本市場的發展。同時，進一步完善資源配置方式和科技體制，引導我國企業從低成本仿制型技術創新模式走向自主型技術創新，加大創新成果產業化的財政支持和引導，拓寬創新成果產業化的融資渠道，切實促進創新優勢向經濟優勢轉變，實現創新驅動型的發展。

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(本文責編：王延芳)