高技術產業的企業規模質量、技術創新效率及區域差異的門檻效應

刁秀華，李姣姣，李 宇, 3

(1.東北財經大學 經濟與社會發展研究院，遼寧 大連 116025； 2. 東北財經大學 工商管理學院，遼寧 大連 116025；3. 復旦大學 管理學院，上海 200433)

一、引言

中美貿易摩擦升級以來，中國高技術產業將不得不面對來自產業鏈高端國家對關鍵核心技術的封鎖和限制。這對我國高技術產業的發展既是危機也是契機，能夠讓我們正確地認清中美高技術產業的差距。美國的高技術產業之所以強大不是單一因素決定的，體系性的手段非常多，例如以發達市場機制為主導，政府調控為必要輔助手段，以高科技人才的培養作為最主要的創新投入，以收稅優惠引導企業創新等[1]。值得注意的是，美國高技術產業擁有高質量的智力資本和稅收優惠鼓勵的風險投入，保證了美國高科技企業在保持規模穩定的同時，具有較高的成長性和創新產出率。一流大學的分布的區域廣闊，又使得高校與產業的緊密結合促進了幾大創新都會區域形成協同效應。相比之下，我國高技術產業雖然體系完整、配套齊全，擁有龐大的技術工人隊伍和一批龍頭企業，巨大的國內市場規模也為推進核心技術的研發和產業化提供空間。但就全國范圍來看，高技術產業普遍存在區域發展不平衡的問題，區域之間支撐高技術產業發展的要素和動能并不在同一個階段和層面上，這都對國家協同創新體系的構建提出更高要求。

按照習總書記在2018年兩會期間對“高質量發展”的要求和部署，“提高資源配置效率效能，推動資源向優質企業和產品集中，推動創新要素自由流動和聚集，使創新成為高質量發展的強大動能”，這一戰略部署為高質量的資源配置方式指明方向。就微觀企業而言，這里的“質量”指的是在新的經濟和技術條件下，企業成長對資源獲取的便利性、結構合理化、人才知識化和市場國際化等要素的綜合反映。從中國企業聯合會和中國企業家協會公布的中國企業500強排名和分析報告來看，2014-2017年中國500強企業規模擴張速度在2013年受全球經濟衰退影響增速顯著降低之后有所反彈，整體上處于一個新的增長區間，出現了發明專利數量大幅提升、企業規模增速降低的“一增一降”趨勢。這說明中國企業已經更加重視了企業規模內部投入調整，在客觀上已經開始擺脫追大求全，一味依靠資源投入和擴大生產能力的發展邏輯，轉而開始重視對落后產能的剝離，開始尋求有利于技術創新的企業增長方向，這是企業規模朝“質量”方向發展的重要信號。未來擺在中國企業面前的“新常態”將是從過去盲目擴大企業規模來完成企業目標，轉變為努力尋求通過提高企業規模質量來保持組織活力。

技術創新變化過程并不是在企業規模的連續變化下實現的[2]，由企業規模增長引致的企業內部控制失效、公司資源利用率低、結構冗雜以及研發投入不能有效促進技術創新等問題，都是企業規?！百|量”低下的表現[3]。盡管有大量關于企業規模與技術創新的研究文獻，但鮮有關于企業規模質量與技術創新效率關系的研究，更缺少實證性的研究。本文將采用面板數據的門檻模型對企業規模質量和技術創新效率的地區差異進行研究，一方面可以從數理角度強化企業規模質量對技術創新作用做更為準確的定量分析，另一方面研究我國省際企業規模質量與技術創新效率的差異、不同省級技術創新效率的影響因素，以及企業規模質量的門檻效應，揭示我國高技術產業企業規模質量與技術創新之間的關系，有助于找出提高技術創新能力的新規律，從而提出符合我國企業規模質量調整的具體建議，為提高我國區域科技創新能力提供理論指導。

二、變量選取與數據來源

(一)變量選取

(1)被解釋變量(TFP)

技術創新效率是指技術創新投入的全要素生產率(TFP)，包括綜合技術效率(EF)、技術進步(TC)、純技術效率(PE)和規模效率(SE)四個方面。以往對企業規模與技術創新關系的研究，往往關注了企業規模對技術創新水平的影響，即從技術創新投入的角度或產出角度，考察企業規模對影響指標變化的影響。然而，越來越多的研究發現，企業規模對技術創新的作用體現在技術創新的全過程，對單一的投入端和產出端的影響機制都存在較大爭議，而將投入端和產出端相結合，綜合考察企業規模對技術創新效率的影響尚缺乏相應的研究。本文的技術創新效率由技術創新投入端的R&D人員折合全時當量、R&D經費內部支出、新產品開發經費，以及技術創新產出端的專利申請數、擁有發明專利數、新產品銷售收入綜合測算。

(2)解釋變量(SQ)

在文獻梳理的基礎上，本文將企業規模概念內涵做了“量”和“質”的區分，認為企業規模對技術創新的影響已由R&D投入的數量影響，轉變為R&D投入的效果影響，企業規模質量是表征R&D投入效果對技術創新水平影響的概念，因此除了R&D投入外，還包含非R&D投入和知識能量這兩個對R&D投入效果至關重要的要素，共同作為測量企業規模質量的基本維度。非R&D投入根據余泳等[4]、孫春吉和李新功[5]等的研究包括改造經費投入、技術引進經費投入、消化吸收經費投入、購買國內技術經費投入和新增固定資產。而根據Huber[6]、Bal 等[7]、鄭海濤等[8]的研究，知識能量的形成與創造過程可以概括為知識解碼、知識獲取、知識儲存、知識流通四個方面。

(3)控制變量

人力資本(HK):人力資本可以直接影響國內的技術創新效率，以及影響從國外吸收、學習新技術的速度。本文借鑒黨國英等[9]對人力資本的測量，具體選用高技術產業行業人員素質，即高技術產業的R&D機構人員數/平均從業人員數作為人力資本的代理變量。對外開放度(OD): 地區的經濟開放程度直接關系到該地區企業能否到技術發達國家投資，因而也影響技術創新效率。借鑒李梅和柳士昌[10]對開放程度的測量，本文用歷年各地區進出口總額占GDP比重作為經濟開放程度的衡量指標。政府支持(GS):借鑒牛澤東和張倩肖[11]認為技術創新的整體效率有較為顯著的影響。借鑒余泳澤[12]、俞立平等[13]對政府支持的測量，本文采用高技術產業科技活動經費籌集總額中政府資金所占比重來衡量政府投入力度的大小。市場結構 (MS) :借鑒徐建中等[14]測量市場結構指標，采用各行業企業單位數表示該行業的競爭程度，即企業數量越多，預示著市場競爭越激烈，競爭的不斷加劇會導致企業現有技術或者產品無法在將來為企業帶來收益，也就越有利于刺激企業提高環境技術創新效率，企業數量越少，暗含著該行業具有更強的壟斷性。這也從另一個側面反映了高技術產業各行業進出壁壘的高低。行業特征方面，借鑒李宇和張瑤[15]對行業特征的測量，技術機會是研發投入研究中常?？紤]的一個因素，本文用R&D支出/主營業收入來表示技術機會。

(二)數據來源與描述性統計

根據研究需要和數據的可獲得性，本文以中國高技術產業(制造業)為數據來源，根據《國民經濟行業分類》(GB/T 4754-2011)和OECD(經濟合作與發展組織)關于對高技術產業的分類方法，高技術產業(制造業)是指國民經濟行業中R&D投入強度相對較高的制造業行業，主要包括：醫藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫療儀器設備及儀器儀表制造等5大類。本文的主要分析數據來自《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《高技術產業統計年鑒》，樣本區間確定為2003-2013年，這是因為根據成祖松(2018)[16]的研究，2003年是中國高技術產業聚集與擴散的分水嶺，2013年后東北地區的高技術產業進入衰退期。包括27個省、自治區和直轄市的高科技產業數據，并且按照中國經濟區域劃分為東部、中部和西部三大地帶：東部地帶包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省市；中部地帶包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8?。晃鞑康貛Оㄖ貞c、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古等12個省、自治區。其中由于內蒙古、西藏、青海和新疆對非R&D投入太少，數據缺失嚴重，故予以剔除，其他省份少量的數據缺失以均值替代法補全。整體來看，技術創新的投入和技術創新產出的變量基本上每年各省份都是增加趨勢，且各省之間差異比大，說明樣本涵蓋了不同程度的企業規模質量的范圍，增加了企業規模質量與技術創新效率之間的代表性。

三、回歸模型的設定與說明

本文根據Hansen[17]的面板數據門檻模型，本文的基本方程為：

(1)

其中，(1)式中下標i，(1≤i≤N,1≤t≤T)(1≤i≤N,1≤t≤T)分別表示樣本個體和樣本時間，yit為被解釋變量，qit為門檻變量，二者均為標量，xit為解釋變量，是I(·)維向量，I(·)為指示性函數，uit表示未觀測樣本的個體效應，eit～iid(0,δ2)是隨機干擾項。

借鑒Hansen的門檻模型，本文的單一門檻模型的設定如下：

TFPit=α0+λ1SQit*I(pit≤γ)+λ2SQit*I(pit>γ)+β1HKit+β2ODit+β3GSit+β4MSit+β5TOit+β6CIit+εit

(2)

式中p為門檻變量，表示第i家上市公司第t年度的企業規模質量，γ為門檻值，單一門檻模型下門檻值將觀測變量劃分為2個門檻區間，在不同的門檻區間內，企業規模質量的估計系數分別為λ1和λ2。根據Hansen的面板數據門檻回歸理論，門檻值的估計是基于最小殘差平方和原理，即對于給定門檻回歸模型中的門檻值γ，均可以使用OLS法求出其所對應的殘差平方和，門檻估計值就是使殘差平方和最小時所對應的γ值，即：

(3)

Hansen提出使用“格柵搜索法”(Grid Search)來確定候選門檻值γ，計算門檻值相對應的殘差平方和，并選擇使其最小時的門檻值為估計的真實門檻值。在門檻模型的參數估計值得出后，下一步需要進行門檻分析的相關檢驗，檢驗主要包括兩個方面的檢驗：一是門檻效應的顯著性檢驗；二是門檻估計值真實性的檢驗?；貧w式(1)不具有門檻效應的原假設為：H0:β1=β2。這時的檢驗統計量為：

(4)

以上的參數估計及假設檢驗都是針對存在一個門檻的情況，在實際的計量過程中可能會存在多個門檻，多門檻模型可以據此進行擴展。

Mi(xt+1,yt+1;xt,yt)=EF×TE=SE×PE×TE

(5)

Malmquist 創新效率指數大于1，則表明從t 到t +1 時期的創新效率的增長率為正。同時當規模效率變化、純技術效率變化或者技術水平變化大于1時，表明它是創新效率增長的源泉，反之，則是其降低的理由。

四、實證結果分析

(一)Malmquist指數測算

由于從創新活動“投入”到創新“產出”，即新專利和新產品的誕生以及商業化通常都需要一定周期，存在投入產出時滯，本文結合高技術產業特點，借鑒劉志迎等[20]和尹偉華[21]的方法，選擇滯后期為1年，創新投入采用2003-2012年數據，產出采用2004-2013年數據，對各省份的技術創新效率(TFP)、綜合技術效率(EF)、技術進步(TC)、純技術效率(PE)和規模效率(SE)指數進行測算。

從三大區域對比來看，東部技術創新效率略微上升了0.68%，中部上升了6.51%，西部上升了3.81%。東部地區技術創新效率雖然有增加但并不顯著，原因在于我國對東部投入產出的絕對量比較大，東部基本上還是保持一個投入產出比較平衡的狀態，中部和西部技術創新效率則有較大的提高。測算說明我國高技術產業發展僅僅靠投入增長是不能帶來規模效率增長的，大規模的研發投入并沒有形成更高比例的產出，同時也說明我國的高技術產業存在嚴重的盲目跟風、重復建設、產業趨同以及規劃布局不合理等現象，尤其是在創新資源相對豐富的東中部地區。總的來說，技術進步低拉低了技術創新效率的整體水平，高技術產業普遍存在著高技術產業技術水平進步和高技術產業技術效率惡化并存的局面，說明我國高技術產業呈現粗放型發展，同時應證了部分學者“高技術不高”的悖論[22]，暴露出我國高技術產業技術創新能力、創新管理能力等方面的問題。

(二)面板門檻模型的回歸結果

區域企業規模質量與技術創新效率之間的關系是本文研究的核心問題。首先，本文采用因子分析法對企業規模質量的11個指標實現降維，選取累計方差貢獻率大于0.85的特征值個數為因子個數，每年都提取了3個公共因子，采用回歸法估計因子得分系數，以各個公因子的方差貢獻率作為加重權數，計算各省份的總和因子得分，得出企業規模質量水平。為了后面計算結果方便，將企業規模質量都進行加1處理變成正值，小于1代表該地區的企業規模質量水平低于全國27個省的平均水平，大于1代表該地區企業規模質量水平高于27個省的平均水平。其次，本文采用門檻效果自抽樣法檢驗模型是否存在門檻效應，如果存在門檻效應，還需要進一步驗證門檻的個數及各個門檻值，測算結果表明上述面板門檻模型存在三個門檻值，如表1所示。

表1 門檻效果自抽樣檢驗

注：“***”、“**”、“*”分別表示估計量在1%、5%、10%的統計水平下顯著。

數據來源：《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《中國高技術產業統計年鑒》(2004-2014年)

圖1 單一門檻模型置信區間 圖2 雙重門檻模型置信區間(第二門檻)

圖3 雙重門檻模型(重估第一個門檻值) 圖4 三重門檻模型置信區間(第三門檻)數據來源：《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《中國高技術產業統計年鑒》(2004-2014年)

通過進一步計算可以得到模型第一個門檻值為0.7，圖1即表示單一門檻模型門檻值的置信區間和最大似然估計量，其中7.35表示在95%的置信水平下的拒絕域。固定第一個門檻值后得到第二個門檻值0.86，圖2表示其門檻值的置信區間和最大似然估計量，固定第二個門檻值后重新確定第一個門檻值，重新估計的第一個門檻值，這樣最終確定模型的一階門檻值為0.7，其門檻值的置信區間和最大似然估計量如圖3所示。最后確定的第三個門檻值為0.89，其門檻值的置信區間和最大似然估計量如圖4所示。在95%置信區間下，本文得到企業規模質量與技術創新效率的三重門檻模型，如表2所示。

實證結果顯示，企業規模質量在[0.62，0.7]區間的有甘肅、寧夏、云南、廣西、山西、貴州，這些省份的企業規模質量與技術創新效率之間是正相關關系，但不顯著，這說明對R&D投入還沒有到一定程度，還沒有產生R&D積累效應，沒有達到技術創新要求的最低企業規模質量；企業規模質量在[0.7，0.86]區間的有吉林、海南、黑龍江、江西、河南、河北、遼寧、安徽、重慶、陜西、湖南，這些省份的企業規模質量與技術創新之間的顯著正相關關系，系數為2.502，企業規模質量越大，技術創新效率越高，說明加大對R&D投入，技術創新有大幅度提升；企業規模質量在[0.89，3.12]區間的有湖北、四川、天津、福建、北京、浙江、上海、山東、江蘇、廣東，這些省份的企業規模質量與技術創新效率之間是顯著正相關關系，系數為0.758，企業規模質量越大，技術創新效率越高，但是沒有第二區間增加的程度快。此時的加大對R&D投入已不能顯著提高技術創新水平了，非R&D和知識能量成了限制技術創新的因素，加大非R&D和知識能量能有效提高技術創新水平。從歷年的情況來看，曾經位于過[0.86，0.89]區間的省份有遼寧、黑龍江、江西、四川。

表2 企業規模質量門檻估計值及其95%置信區間

數據來源：《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《中國高技術產業統計年鑒》(2004-2014年)。

我們可以根據門檻效應確定的三個門檻值得出一般規律和理論價值，即企業規模與技術創新的提升經歷幾個主要階段：第一個門檻值代表著企業R&D投入的積累效應，技術創新效率在最初階段R&D投入的持續積累，因此該門檻值可以稱為“積累門檻值”，達不到積累門檻的區域在提升技術創新效率方面的關鍵還是要加大創新投入力度；第二個門檻值代表R&D投入的直接效果顯著，但R&D投入效果的其他因素也發揮了重要的間接效應，即非R&D投入，以及知識在企業內部各單位蘊蓄、轉移而產生提升效果顯現，因此該門檻值可以稱為“改善門檻值”，促進良好的非R&D和知識富集活動具有保證持續創新的規模收斂效應，標志著企業規模具有更好的結構質量和抗風險質量。因此，門檻效應刻畫了企業規模擴張的不同階段和程度對技術創新影響的差異性，揭示了各地區技術創新效率提升的主要矛盾，在以不同角度印證和完善技術創新擴散理論和產業生命周期理論方面具有理論價值。

五、結論與政策建議

(一)研究結論

首先，通過對企業規模質量的闡述，本研究得到了企業規模與技術創新關系更為精確的門檻效應解釋。企業規模質量與技術創新效率之間關系符合三重門檻模型：第一個門檻值表示當R&D投入積累到一定程度時，關鍵性的技術創新才能夠大量、連續地輸出，在此之前的技術創新則是零星和間斷的。當企業規模質量高于0.86低于0.89時，企業規模質量與技術創新效率之間是顯著正相關關系，R&D投入積累到一定程度后，就不能大幅度提高技術創新。達到第二個門檻值后，需要加入非R&D等要素才能有效提高技術創新，當企業規模質量高于0.89時，企業規模質量與技術創新效率之間是顯著正相關關系。達到第三個門檻值后，R&D和非R&D已不是技術創新提升的主要因素，整個過程中知識積累起到至關重要的作用，知識能量的構建可以促進企業創新能力和創新資源的積累，促進知識在企業內部的交流與分享。

其次，我國技術創新效率呈現了明顯的區域差異性。東部地區主要是由技術進步、純技術效率引起的，都低于全國平均水平。中部地區主要是由技術進步和規模效率引起的，都低于全國平均水平，西部地區主要由技術進步下降引起的。從中部、西部、東部的創新效率依次遞減結果可以看出，并不是投入的量越大，技術創新效率就越高，東部地區起步早，產業基礎和產業布局正在經歷轉型發展，雖然知識聚集的形成條件要比中西部成熟，但消化原有產業模式的任務也比中西部重。相比而言，國家加大對中西部的投入，已經從東部的高技術產業布局投入中吸取經驗教訓，從而有效指導中西部的發展，面向戰略新興產業和知識聚集的資源配置更為清晰合理。同時應該看到，我國各地區高技術產業普遍存在著高技術產業技術水平進步和高技術產業技術效率惡化并存的局面，放在世界技術革命尚未形成主導性技術的背景下有其合理性，但也暴露出我國高技術產業“高技術不高”的隱憂，而規模效率下降則說明大規模的研發投入并沒有形成更高比例的產出，高技術產業的盲目跟風、重復建設、產業趨同以及規劃布局不合理等現象仍是要直面的問題。

最后，從控制變量在企業規模質量對技術創新效率影響中的作用來看，較為需要注意的是政府支持變量與技術創新效率之間存在顯著負相關，這一結果與牛澤東等[11]的研究結論相似。原因可能在于：一方面政府受行政隸屬關系的影響，雖然對高新技術產業創新的支持提供資金方面支持，但可能出現脫離市場規律干涉企業自主發展創新，使得支持力量無法作用于有效的方向，并可能出現對民營投資的擠出效應。同時，政府的一些創新扶持政策可能存在缺乏可操作性的問題，加之監管不到位的發生，就會因創新資源浪費而影響技術創新效率。

(二)政策建議

隨著企業規模質量的門檻區間變化，有效提高技術創新效率的R&D、非R&D和知識能量的投入結構應做適時調整，三者的兼顧協調發展才能從根本上提高技術創新效率。

第一，努力推進技術進步、純技術效率和規模效率的協調發展。整體而言，技術進步是導致全國技術創新效率低的主要原因，是全國技術創新效率提升的關鍵，各省區都應加速推進供給側結構性改革“破、立、降”的要求，淘汰落后技術、營造高技術產業主導和高技術產業集群的氛圍，推動新技術產業動能和傳統產業轉型升級。對于規模效率低的省份，企業應著重改善自身規模配置能力，減少投入產出要素的浪費，避免重復研發和跟風創新。而對于技術發展先行省區，則要優先強化人才、人力資本在傳統要素和能源使用效率方面的作用[24]，發揮科學家、企業家在改善管理水平、提高創新決策正確性方面的優勢，形成科技含量高、創新成果轉化效率高、創新要素得到優化配置的產業結構。

第二，政府在和市場機制的相互配合中，做好維護市場機制和營商環境的有效制度供給。如在專利權保護制度、技術知識市場和職業經理人市場建設方面，制定符合市場規律的頂層設計，減少過多的行政干涉，適時更新和調整產業政策以適應創新的快速變化。傳導到微觀層面，鼓勵高技術企業與外資企業建立多種形式的研發合作關系，采取研發合作聯盟的方式嵌入到國際產業價值鏈的高端環節，加速知識與信息的傳播，縮小與發達國家的技術差距。此外，應加大對研發人員智力資本的投資，建立多渠道、多層次的職業提升體系，鼓勵出臺包括技術人員持股計劃等激勵機制。

第三，提升區域創新能力要尤其重視科技與經濟的緊密結合。創新鏈條上的企業有各自的垂直分工，這些分工的效率提升則有助于企業規模的最優化，不會出現創新資源的壟斷和梗阻問題。尤其要發展產學研主體外加金融和中介機構作為潤滑液的產業技術聯盟等促進科技與經濟緊密結合的組織形式，采取創新鏈的多種組織形式打通創新資源流動的渠道。目前在中東部地區活躍的經濟組織中，要進一步促進新型研發機構的發展，這是一種科技與經濟深度融合的產物，以打破身份、地域的界限，采用全新的建設模式和運行機制為技術創新、科技成果轉化、培育創新人才服務，是科技與經濟緊密結合的典型組織。這類組織不僅有助于東部地區高技術產業建立規模宏大的研發機構或全球研發網絡，而且將科技成果或已經具備雛形的創新成果向中西部推廣，帶動中東西部區域創新協同，對形成更多的創新型企業具有極大幫助。