創新資金使用結構對創新產出的影響：基于中國區域工業企業的實證研究

張美麗，李柏洲

(1.哈爾濱工程大學 經濟管理學院；2.哈爾濱工程大學 企業創新研究所，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

在開放創新時代，我國企業需要與國內外企業不斷進行技術交流與合作[1]，整合、利用全球創新生態系統中的優勢資源，不斷提升我國企業在全球價值鏈中的地位。近年來，我國多家企業和機構先后被美國列入實體清單，美國政府試圖限制這些企業和機構使用含有美國技術的產品，充分說明依靠自主創新掌握核心技術才是我國企業持續發展的有力保障。因此，企業應合理分配自主創新和引進創新資金比例，不斷優化創新資金結構，使企業創新資金利用率實現最高。新結構經濟學認為，要素稟賦及其結構是影響技術進步和經濟增長的重要因素[2]，創新要素合理配置與結構優化已成為提升區域創新績效、促進經濟高質量發展的關鍵[3-4]。《中國科技統計年鑒》資料顯示，2018年我國規模以上工業企業R&D經費投入總量12 954.83億元，比上年增長7.84%；技術引進、消化吸收、改造等經費支出4 229.86億元，比上年增長10.67%。近年來，我國企業創新資金投入規模不斷擴大，但并未帶來技術水平顯著提升，究其原因在于創新資金供給出現結構性問題[5]。在我國不斷深化供給側結構性改革、尋找創新要素結構優化策略的關鍵時期，探討創新資金結構對創新產出的影響機理尤為重要。

創新資金是指企業用于創新活動的資金，包括研發創新資金和非研發創新資金。其中，研發創新資金是指企業自主研發經費投入，非研發創新資金主要用于引進國外技術、購買國內技術和對已有技術進行改造等[6]。創新資金結構是指不同創新資金在創新資金總額中所占的比例。本文中的創新資金使用結構是指企業在自主研發、技術引進、技術購買和技術改造等方面的資金比例。圖1展示了近年來我國規模以上工業企業創新資金結構變化情況，其中技術引進資金包括技術引進經費和消化吸收經費。從中可見，自主研發資金比例呈上升趨勢，技術改造資金比例呈下降趨勢，技術引進和技術改造資金投入比例始終較低。另外，各區域或不同企業在創新資金設置方面存在較大差距，多數企業存在創新資金結構設置不合理、創新資金配置冗余和短缺并存等問題。因此，本文重點探討與解析應如何優化創新資金分配及創新資金結構設置以提高企業創新產出。

圖1 2012-2018年我國規模以上工業企業創新資金使用結構變化情況

在創新資金投入與創新產出關系上，國內外學者經歷了從關注資金規模到資金結構的過程。關于創新資金規模，相關研究證實自主研發資金投入可以有效提升企業創新產出[7-8]；同時，陳恒等(2016)研究發現，隨著知識積累的增加，R&D資金投入對創新產出的促進作用顯著提高。除自主研發創新資金外，技術引進和改造等非研發資金投入對創新產出的作用不容忽視。陳勁等[9]認為，僅用R&D投入衡量企業創新資金投入遠遠不夠，還應包括技術引進與消化吸收、技術改造等非R&D投入。尤其是在開放式創新環境下，企業應該同時整合、利用內外部創新資源提高企業創新產出[10]。大量學者研究發現，非研發創新資金投入對創新產出具有重要推動作用[11]，需要給予足夠重視。隨著創新資金規模的不斷擴大，創新資金結構逐漸得到學者關注，并成為解釋創新產出不足的重要原因[12]。關于創新資金結構，Honjo[13]研究發現初創企業人力資本影響企業資金結構；Dai等[14]通過研究研發構成對企業績效的影響發現，研發活動相輔相成，存在使企業績效最大化的最優創新資金結構；Mansfield等[15]研究發現，自主研發經費中用于研發資金的比例對創新產出具有重要影響；此外，眾多學者發現，研發經費中的政府資金比例和企業自有資金比例對創新績效的影響也比較突出[12,16-17]。

總體來看，國內外學者圍繞創新資金投入對創新產出的影響進行了大量研究，但主要關注創新資金投入規模和自主研發資金來源結構對創新產出的影響，忽視了自主研發和非研發創新資金使用結構對創新產出的影響。既有研究僅從投入規模角度闡述自主研發資金、技術引進和技術購買對創新產出的影響機理，從創新資金分配比例視角揭示創新資金使用結構對創新產出影響的較少?；诖耍疚囊晕覈?011-2017年28個省級區域工業企業為研究對象，將創新產出分為中間產出和最終產出，采用面板數據模型中的隨機效應模型和門檻回歸模型，在保持創新資金規模固定不變的情況下，研究創新資金使用結構對創新活動中間產出和最終產出的異質性影響。創新資金使用結構是指企業在自主研發、技術引進、技術購買和技術改造等方面的資金使用比例，現有研究均以各部分占總體的比例反映資金結構，而將結構看成一個整體分析其對創新產出影響的文獻較少。因此，本文參考已有研究[12,16-17]，分別研究自主研發、技術引進、技術購買和技術改造資金使用比例對創新產出的影響機理，并深入闡釋創新資金使用結構與創新產出之間的影響關系。

本文創新之處在于：①突破現有研究主要關注創新資金投入規模對創新產出影響的做法，在分析創新資金使用結構對創新產出影響機制的基礎上，實證檢驗自主研發、技術引進和技術購買等創新資金使用結構設置對創新產出的影響機理，可從結構角度豐富對創新資金投入和創新產出關系的認識；②根據創新價值鏈理論，將創新過程分為技術研發和技術商業化兩個階段，比較分析創新資金使用結構對不同階段創新產出水平的差異化影響，有助于企業根據創新類型合理分配創新資金以實現最高產出率；③從創新資金使用結構對創新產出的線性影響及門檻效應兩個方面進行分析，有助于全面把握創新資金使用結構影響機理。

1 理論基礎與影響機制

1.1 理論基礎

技術創新是從新產品、新工藝構想、研究、開發再到商業化的過程[18]。Hansen & Birkinshaw[19]提出創新價值鏈理論，指出創新是一個連續的分階段過程。創新價值鏈指出在知識轉化為商業價值這一過程中充滿了復雜性，強調人力、資本投入和企業資源在價值創造過程中的作用[20]。根據創新價值鏈理論，創新過程由相互作用、相互依賴的不同階段組成[21]。大多數研究將創新過程劃分為技術研發和技術商業化(或經濟轉化)兩個階段(范德成等，2018)?；诖?，本文將創新過程分為技術研發和技術商業化兩個階段，將創新產出分為中間產出和最終產出。其中，中間產出為技術研發階段產出，最終產出為技術商業化階段產出。

考慮到隱性知識轉移受區域邊界的阻礙，且我國創新政策和創新文化因地區而異，因此省級區域創新系統成為研究我國創新活動的良好工具[22]。在區域創新系統中，企業是最重要的創新主體，因為企業具備將新技術產品化與商業化的能力，并能夠最終實現創新經濟價值。資源基礎觀認為，資源既是企業維持競爭優勢的動力源泉，又是提升區域創新績效的關鍵[23]。創新資金是區域企業開展創新活動的關鍵資源，其對激發科研人員創新活力起到重要推動作用。創新資金包括自主研發資金和非研發資金。研究表明，加大自主研發資金和非研發資金投入對創新產出具有重要促進作用[24]，但有時創新資金規模擴大并不能顯著促進創新產出，而創新資金結構成為解釋這一現象最主要的原因。根據新結構經濟學理論，創新要素稟賦及其結構是影響企業技術創新最重要的因素[2]。根據邊際效應理論，隨著創新資金比例提升，其有可能對創新產出產生不同影響，因此需要深入研究創新資金結構對創新產出的非線性影響。內生增長理論強調研發資金投入和研發人員投入能夠提升企業創新活動潛力[25]。因此，為科學把握創新資金結構對創新產出的影響機制，在研究設計中需要考慮創新資金規模和創新人員對結果產生的影響。

1.2 創新資金使用結構對創新產出的影響機制

創新資金結構通過不同創新資金規模變化情況及其配置關系影響創新產出。創新資金結構反映各種創新資金搭配和組合，創新資金使用結構是指企業在自主研發、技術引進、技術購買和技術改造等方面的資金比例關系，其直接影響企業創新產出。當創新資金數量較少時，不同創新資金使用結構將帶來不同創新產出規模，合理的創新資金使用結構是實現高創新產出的關鍵。通常情況下，自主研發資金比例提高意味著企業在技術研制、工藝改進和產品改良等方面投入更多人力和物力，會明顯促進創新產出。但隨著自主研發資金比例的提升，其對創新產出的作用會因為其它創新資金比例下降而減小。在開放創新時代，企業創新水平提升離不開與國內外企業機構的技術合作，自主研發和技術引進、技術購買等合理搭配是促進創新產出提升的關鍵。創新活動在技術研發階段和技術商業化階段的工作重點不同，在技術研發階段注重新技術研制和開發，而在技術商業化階段主要是將技術應用于產品和服務改良，此時的技術既包括新研制技術，又包括從外界獲取的技術。技術引進和技術購買是企業獲取技術的重要途徑，技術研發階段創新產出依賴于新技術研制，而技術商業化階段創新產出在技術獲取基礎上即可完成。因此，技術引進和技術購買資金比例提升有助于促進技術商業化階段創新產出，而技術引進和技術購買資金比例提升對技術研發階段創新產出的促進作用較小。技術改造主要針對生產設備和工藝改進，而較少涉及技術研發和技術商業化過程[24]；而且，隨著企業技術改造資金比例的提升，企業自主研發和技術引進、購買資金比例不斷下降，企業研發新技術和新產品的能力受到抑制，從而不利于提高創新產出。

2 研究設計

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

創新產出?；趧撔聝r值鏈理論，本文中的創新產出包括中間產出和最終產出，中間產出一般用專利表示，最終產出包括收益性產出、競爭性產出和技術性產出(周明等，2011)?？紤]到數據可得性，本文只研究最終產出中的收益性產出。收益性產出一般用新產品銷售收入(NPS)衡量[26]，因為新產品銷售收入代表新產品在市場上的接受程度，可以有效反映企業產品創新的經濟價值。因此，本文用新產品銷售收入衡量區域工業企業創新活動的最終產出。在已有研究中，學者一般用專利申請量或專利授權量衡量創新活動中間產出。由于統計年鑒只公布了區域工業企業專利申請量，且專利申請量不受政府專利機構等人為因素的影響，能夠真實反映創新產出水平[6]，因此本文用區域規模以上工業企業發明專利申請量(PAT)衡量創新活動中間產出。

2.1.2 核心解釋變量

創新資金使用結構。創新資金使用結構是指不同使用類型創新資金占資金總額的比例，創新資金使用結構主要包括自主研發資金、引進國外技術資金、購買國內技術資金和技術改造資金，企業創新模式主要包括自主研發、引進國外技術、購買國內技術和改造已有技術[24]。其中，自主研發(IRD)資金是指企業R&D經費內部支出，考慮到消化吸收經費支出完全用于技術引進[9]，因此本文將消化吸收經費包括在國外技術引進經費中。國外技術引進(FTI)資金包括引進技術經費支出和消化吸收經費支出，國內技術購買(DTP)資金即購買境內技術的經費支出，技術改造(ETT)資金即技術改造經費支出。本文中的創新資金結構是指自主研發資金、引進國外技術資金、購買國內技術資金和技術改造資金占所有創新資金的比例。為消除物價變化對樣本數據的影響，本文中自主研發資金用“研發價格指數”(居民消費價格指數和固定資產投資價格指數加權平均，權重分別為0.55和0.45)進行平減[27]，非研發創新中引進國外技術資金、購買國內技術資金和技術改造資金用GDP指數進行平減[6]，新產品銷售收入用工業生產者出廠價格指數進行平減[27]，以2011年為基期。多數研究表明，創新資金投入與創新產出之間存在時滯性[26,28]。參考陳勁等(2007)的研究，結合本文實際回歸效果，本文用提前1期的創新資金結構作為專利申請量的核心解釋變量。同時，參考尤建新等[28]的研究，本文用提前2期的創新資金結構作為新產品銷售收入的核心解釋變量。

2.1.3 控制變量

(1)創新資金規模(SUM)。大量研究表明，創新資金規模即創新資金投入數量，對企業創新產出具有顯著促進作用，是創新產出的重要決定因素[24]。為科學有效地研究創新資金結構對創新產出的影響，本文將創新資金規模設為控制變量，用年度自主研發資金、引進國外技術資金、購買國內技術資金和技術改造資金的總和表示。

(2)科研人員(RDP)。科研人員是創新活動中必不可少的要素，對創新產出具有顯著促進作用，本文用R&D人員全時當量衡量(蘇屹等，2017)。

(3)市場競爭程度(MAR)。已有研究表明，隨著市場競爭程度的加劇，企業危機意識逐漸增強，對新知識創造和擴散具有重要推動作用[29]。本文參考侯建和陳恒[6]的研究，用區域R&D活動工業企業數衡量市場競爭程度。在一個區域中，隨著研發活動企業數增加，企業對創新資金、創新人員等資源的競爭隨之加劇，推動企業不斷進行知識創造，提高競爭力。因此，從事研發活動的企業數可以在一定程度上反映創新活動市場競爭程度，相關數據來源于《中國科技統計年鑒》。

(4)對外開放程度(OPEN)。在開放式創新體系下，區域實施對外開放政策有利于技術獲取和轉移[27]，提高本地區企業技術復雜度，對創新產出產生顯著促進作用。本文用貿易開放度衡量對外開放程度，即各省份進出口總額占GDP的比重，數據來源于《中國統計年鑒》。

2.2 面板數據模型構建

Griliches[30]于1979年提出知識生產函數概念，其根據Cobb-Doulas生產函數，將知識生產函數表示為：

R&D output=F (R&D input)

(1)

Jaffe[31]在Griliches研究的基礎上，對Griliches知識生產函數的兩個投入要素進行改進，形成著名的Griliches-Jaffe知識生產函數。

ln(Pik)=β1ln(Iit)+β2ln(Uit)+β3[ln(Uit)*ln(Cit)]+eit

(2)

其中，i表示地區，t表示年份，P表示專利數量，I表示企業經費投入，U表示高校經費投入，C代表高校和企業的地理一致性，β為彈性系數，e為隨機誤差項。此外，Jaffe將人力資源變量也加入到知識生產函數的控制變量中。公式(2)展示了高校研發投入對企業專利產出的溢出效應。本文對Griliches-Jaffe知識生產函數進行拓展，將應用范圍限定為區域工業企業，研究企業創新投入對創新產出的影響機制。創新產出既包括中間產出，也包括最終產出。創新資金投入包括創新資金規模和創新資金結構，本文將研發人員(RDP)、市場競爭程度(MAR)和對外開放程度(OPEN)視為影響創新產出的重要因素[6, 27]，構建創新生產模型。

lnYit=c+β1lnSUMit+β2lnSTRit+β3lnRDPit+β4lnMARit+β5lnOPENit+eit

(3)

其中，c為常數項，Y代表專利申請量(PAT)和新產品銷售收入(NPS)，RDP表示科研人員。本文將研發資金投入劃分為創新資金規模(SUM)和創新資金結構(STR)。其中，創新資金結構包括自主研發資金比例(IRD)、引進國外技術資金比例(FTI)、購買國內技術資金比例(DTP)和技術改造資金比例(ETT)。為避免不同創新資金比例自相關性對研究結果的不良影響，本文構建含有不同創新資金比例的模型，分別用模型1～模型8表示。

2.3 數據來源

本文以我國內地28個省份規模以上工業企業為研究對象(因海南、西藏和青海部分數據缺失，故省略)，解釋變量和控制變量時間范圍為2011-2015年。因2011年前后統計年鑒中工業企業統計口徑發生變化，2010年統計口徑為大中型工業企業，2011年以后為規模以上工業企業，故本文將研究起點設置在2011年，被解釋變量時間范圍為2012-2017年，數據來源于《中國科技統計年鑒(2012-2018)》《中國統計年鑒(2012-2018)》。

3 實證結果

3.1 面板數據模型回歸結果

為選擇合適的檢驗模型，本文先進行F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗，根據檢驗結果，最終選取隨機效應模型進行分析。為得到穩健性結果，誤差形式均采用穩健標準誤，計量結果如表1所示。

表1 面板數據模型回歸結果

由表1可以看出，每個模型的擬合度(R_squared)均大于0.9，說明本文變量很好地解釋了專利申請量和新產品銷售收入。第一，創新資金結構對專利申請量的影響。模型1結果顯示，自主研發資金比例對專利申請量的影響系數為正，且通過1%顯著性水平檢驗，說明自主研發資金比例提升能夠顯著促進區域工業企業專利產出；模型2結果顯示，引進國外技術資金比例對專利申請量的影響系數為正，但未通過顯著性檢驗；模型3結果顯示，購買國內技術資金比例對專利申請量的影響系數為負，未通過顯著性檢驗；模型4結果顯示，技術改造資金比例對專利申請量的影響系數為負，且通過1%顯著性水平檢驗。第二，創新資金結構對新產品銷售收入的影響。模型5結果顯示，自主研發資金比例與新產品銷售收入顯著正相關，通過1%顯著性水平檢驗，影響系數為0.911，在所有創新資金結構中，自主研發資金比例影響系數最大，影響程度最高；模型6結果顯示，引進國外技術資金比例與新產品銷售收入正相關，且在5%水平上顯著；模型7結果顯示，購買國內技術資金比例與新產品銷售收入正相關，且在5%水平上顯著；模型8結果顯示，技術改造資金比例與新產品銷售收入負相關，在5%水平上顯著。

通過比較創新資金使用結構對專利申請量和新產品銷售收入的影響，發現無論是中間產出還是最終產出，自主研發資金比例對創新產出均具有顯著正向影響，且影響系數遠大于其它創新資金比例對創新產出的影響系數，說明在區域工業企業創新資金投入策略中，提高自主研發資金比例能夠顯著提升企業創新產出。技術改造資金比例對專利申請量和新產品銷售收入均具有顯著負向影響，說明企業技術改造資金投入比例較高會抑制企業創新產出，可能是因為我國工業企業技術改造主要針對生產設備和工藝改進，較少涉及產品和技術創新[24]；而且，隨著企業技術改造資金比例的提升，企業自主研發和技術引進、購買資金比例不斷下降，企業研發新技術和新產品能力受限，不利于創新產出水平提高。因此，技術改造經費支出比例與專利申請量和新產品銷售收入顯著負相關。引進國外技術資金比例和購買國內技術資金比例對專利申請量的影響不顯著，而引進國外技術資金比例和購買國內技術資金比例對新產品銷售收入均具有顯著正向影響，說明我國企業用于引進國外技術和購買國內技術的資金比例較高，對新產品研制起到顯著推動作用，而對基礎創新活動的促進作用較小。國內外技術引進和購買主要包括一些成熟的技術、設備、流程和工藝方法，在短期內可以促進新產品制造和銷售，因此技術引進和技術購買資金比例提升明顯提高了新產品銷售收入。而專利的產生需要在技術獲取基礎上進行再創新，在沒有自主研發支持情況下，技術獲取對催生新技術的作用較小，因此技術引進和技術購買資金比例提升對專利申請量的影響不顯著。

隨機效應模型檢驗結果顯示，自主研發資金比例對專利申請量和新產品銷售收入均有顯著正向影響，且相比于其它創新資金，自主研發資金比例對創新產出的影響系數最大。為提升區域工業企業創新產出，自主研發資金比例是否可以持續提高？隨著自主研發資金比例提升，自主研發資金比例對創新產出的影響是否存在自主研發資金比例門檻效應(邵漢華等，2019)？本文對上述問題進行深入探討。

3.2 門檻回歸模型檢驗

(1)模型設定。為驗證自主研發資金比例對創新產出的影響是否存在門檻效應，本文基于已有數據建立面板門檻回歸模型。門檻回歸模型最早由Hansen[32]提出，該模型可以根據樣本數據特點確定門檻值和門檻數量，科學劃分不同作用區間，并根據樣本數據進行顯著性和真實性檢驗，以客觀有效地揭示自主研發資金比例對創新產出的非線性影響機理。本文以自主研發資金比例為門檻變量，構建單一面板門檻回歸模型(蘇屹等，2017)。

lnYit=c+α1lnSUMit+α2lnRDPit+α3lnMARit+α4lnOPENit+β1lnIRDitI(IRDit≤γ)+β2lnIRDitI(IRDit>γ)+μi+εit

(4)

其中，I(?)為示性函數，當滿足括號中的條件時，取值為1；反之，取值為0。γ為變量門檻值，μi為各區域個體效應，其它符號的含義同公式(2)和(3)。多重門檻模型以此類推，本文以雙重門檻為例構建如下模型：

lnYit=c+α1lnSUMit+α2lnRDPit+α3lnMARit+α4lnOPENit+β1lnIRDitI(IRDit≤γ1)+β2lnIRDitI(γ1

(5)

其中，γ1和γ2為雙重門檻值，其它符號的含義同公式(2)和(3)。

表2 門檻效應顯著性檢驗結果

表3 門檻估計值與置信區間

對門檻效應顯著性進行檢驗，利用似然比函數圖對門檻估計值和門檻真實值一致性進行檢驗，似然比函數如圖2和圖3所示。當似然比統計量LR等于0時，對應門檻參數/IRD即為自主研發資金比例的門檻估計值。由圖2和圖3可以看出，當以專利申請量為因變量時，自主研發資金比例的門檻估計值為0.554；當以新產品銷售收入為因變量時，自主研發資金比例的門檻估計值為0.301。在95%置信水平下，所有小于似然比統計量LR=7.352 3(圖中虛線)γ構成的區間即為置信區間，門檻值0.554、0.301估計置信區間為[0.547, 0.556]和[0.293, 0.311]。從圖2和圖3可以看出，兩個估計置信區間均落在似然比函數圖置信區間內，因此本文中門檻估計值和真實值一致，自主研發資金比例門檻估計值通過真實性檢驗。

圖2 門檻值0.554的似然比函數 圖3 門檻值0.301的似然比函數

由表4可以看出，當自主研發資金比例小于0.554時，影響系數為0.612，且通過1%顯著性檢驗；當自主研發資金比例大于0.554時，影響系數為0.363，且通過10%顯著性檢驗。自主研發資金比例對專利申請量具有顯著促進作用，當跨越門檻值后影響系數下降，表明隨著自主研發資金比例提高，其對專利申請量的促進作用下降。當自主研發資金比例跨越0.554門檻值后，其對專利申請量的影響系數由0.612迅速下降至0.363，說明當自主研發資金比例高于0.554時，我國工業企業進入自主研發資金比例對專利產出促進作用減弱的瓶頸期。此時，研發技術由邊緣技術逐漸轉向核心技術，研發難度加大，自主研發資金產出率下降，企業需要與其它企業或機構進行技術合作，攻克技術壁壘，破除自主研發資金“詛咒”，完全釋放自主研發投資對專利產出的促進作用。關于自主研發資金比例對新產品銷售收入的影響，當自主研發資金比例小于0.301時，影響系數為1.376，且在1%水平下顯著；當自主研發資金比例大于0.301時，影響系數為1.674，也在1%水平下顯著。自主研發資金比例對新產品銷售收入具有顯著促進作用，跨越0.301門檻值后影響系數上升，表明隨著自主研發資金比例提高，其對新產品銷售收入的促進作用增強。本文中的新產品是指采用新技術原理、新設計構思研制、生產的全新產品，或在結構、材質、工藝等方面比原有產品有明顯改進，從而顯著提高產品性能或擴大使用功能的產品。相比于專利產出，新產品研制受到的技術屏障較少，投入的自主研發資金可以顯著提高新產品質量及市場接受度。因此，隨著自主研發資金比例提升，其對新產品銷售收入的促進作用逐漸增強。

表4 門檻回歸模型系數及檢驗結果

2011-2015年，中國內地28個省份工業企業自主研發資金比例相對門檻值0.554分布情況如表5所示。從表5可以看出，整體而言，我國區域工業企業自主研發資金比例逐年提高，多數省份由自主研發資金比例低區間轉入高區間，自主研發資金比例低區間(IRD≤0.554)省份由2011年的20個減少至2015年的6個，占比由2011年的71.4%下降至21.4%。自主研發資金比例高區間(IRD>0.554)省份由2011年的8個增加至2015年的22個，占比由2011年的28.5%提高至78.5%。這說明，隨著我國創新型國家建設的不斷推進，各區域自主研發創新重視程度不斷提高，在企業創新資金投入結構中，自主研發資金比例得到顯著提高；但不同區域工業企業創新資金在結構設置方面存在較大差異，北京、天津、廣東等東部及沿海地區工業企業自主研發資金比例較高，山西、廣西、寧夏等中西部地區自主研發資金比例較低。

表5 2011-2015年中國內地28個省份工業企業自主研發資金比例相對門檻值0.554分布情況

2011-2015年，我國內地28個省份工業企業自主研發資金比例相對門檻值0.301分布情況如表6所示。從表6可以看出，自主研發資金比例低區間(IRD≤0.301)省份由2011年的7個減少至2015年的1個，占比由2011年的25%降低至3.6%，其中2012年下降明顯，占比由2011年的25%迅速下降至2012年的7.1%。這說明，2012年我國區域工業企業自主研發重視程度得到明顯提升，2012年中共中央國務院頒發了《關于深化科技體制改革加快國家創新體系建設的意見》，該意見指出“引導鼓勵企業成為技術創新主體，激勵企業加大研發投入”。該意見的提出對各區域工業企業提高自主研發資金投入起到較強的激勵和引導作用。自主研發資金比例高區間(IRD>0.301)省份由2011年的21個增加至2015年的27個，占比由2011年的75%提高至96.4%。從地區分布看，近年來西部地區貴州、甘肅和寧夏處于低自主研發資金比例區間，其它省份處于高自主研發資金比例區間。2015年，在本文樣本省份中，只有寧夏工業企業自主研發資金比例低于0.301，說明我國自主創新呈現良好發展態勢。

表6 2011-2015年中國28個省份工業企業自主研發資金比例相對門檻值0.301分布情況

為檢驗其它創新資金比例對創新產出的非線性影響，本文采用門檻回歸模型分別估計技術引進、技術購買和技術改造資金比例對創新產出的異質性影響。結果發現，技術引進、技術購買和技術改造資金比例對創新產出均不存在顯著門檻效應，說明在樣本研究期內的4種創新資金中，只有自主研發資金比例呈現對創新產出的異質性影響，影響機理比較復雜，其它創新資金比例對創新產出的影響比較單一。

3.3 穩健性檢驗

為獲得穩健性檢驗結果，文中計量誤差均采用穩健標準誤。此外，本文采用縮尾處理法進行穩健性檢驗，對創新產出代理變量——專利申請量和新產品銷售收入分別進行上下1%的縮尾處理，將大于第99百分位數值的樣本用第99百分位數值替換，小于第1個百分位數值的樣本用第1個百分位數值替換[33]，所得結論與原結論相同，表明本文研究結論穩健。

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文以2011-2017年我國內地28個省份工業企業為研究對象，以專利申請量、新產品銷售收入分別衡量區域工業企業創新活動的中間產出和最終產出，將創新資金分為自主研發資金、國外技術引進資金、國內技術購買資金和技術改造資金，運用面板數據模型中的隨機效應模型，實證檢驗創新資金使用結構對創新產出的線性影響，然后利用門檻回歸模型深入分析自主研發資金比例對創新產出的異質性影響，進而得出以下結論：①自主研發資金比例與專利申請量顯著正相關，技術改造資金比例與專利申請量負相關，技術引進和技術購買資金比例對專利申請量的影響不顯著；②自主研發、技術引進和技術購買資金比例與新產品銷售收入顯著正相關，技術改造資金比例與新產品銷售收入負相關；③自主研發資金比例與專利申請量和新產品銷售收入之間均存在顯著單一門檻效應，門檻估計值分別為0.554和0.301。當自主研發資金比例小于0.554和大于0.554時，其對專利申請量均具有顯著促進作用，影響系數分別為0.612和0.363，促進作用漸??；當自主研發資金比例小于0.301和大于0.301時，其對新產品銷售收入的影響系數分別為1.376和1.674，促進作用顯著且逐漸增強；④我國區域工業企業自主研發資金比例逐年提高，自主創新呈現良好發展態勢，多數省份由自主研發資金比例低區間轉入高區間。在地區分布上，東部及沿海地區工業企業自主研發資金比例較高，中西部地區自主研發資金比例較低。

4.2 研究啟示

針對上述結論，本文提出如下啟示：

(1)在企業創新資金投入策略中，應適當減少技術改造資金投入比例，將更多創新資金應用在技術自主研發、技術引進和技術購買上，增強企業之間及企業與高校和科研院所技術合作，通過建立技術轉移轉化平臺降低技術轉移轉化難度，在充分吸收外來技術的基礎上提高新技術研制能力；此外，區域政府應為企業自主創新營造良好的生態環境，利用財政、金融等政策工具拓寬企業融資渠道，通過基金介入、稅收減免、創新券等方式不斷激發企業自主研發及成果轉化動力，引導企業發揮科技創新主體作用。

(2)企業應根據自身類型合理優化創新資金使用結構，提高創新資金組合效率。①專注于技術研發等中間產出的企業，當其進行自主研發的資金比例超過創新總資金的55.4%時，應積極采取措施打破自主創新資源“詛咒”，加強與高校、科研院所等機構的合作，健全知識產權保護制度，注重科研人員產權激勵和創新環境改善，全面激發科研人員創新動力；另外，完善市場要素分配機制和創新資金使用反饋機制，提高創新資源產出率，加強企業核心技術資金投入與自主研發，減少技術依賴；②專注于技術商業化等最終產出的企業，其進行自主研發的資金比例應大于創新總資金的30.1%；③聚焦于技術研發和技術商業化的企業，其自主研發的資金比例應盡量控制在30.1%～55.4%之間，這一區間自主研發資金驅動企業創新產出效果最好，創新資金利用率最高。

(3)提高中西部地區企業自主研發資金比例，促進區域協調發展。近年來，貴州、甘肅、寧夏等中西部地區自主研發資金比例較低，明顯抑制企業創新產出，因此政府應給予中西部地區企業更多創新資金支持和政策扶持，在中西部地區加快自主創新示范區建設，鼓勵高校及科研院所在中西部地區成立成果轉化基地，加強東中西部地區科技合作，逐漸縮小地區差異，使創新驅動區域協調發展。

4.3 不足與展望

與已有研究重視創新資金投入規模對創新產出的影響不同，本文在控制創新資金規模不變情況下，探索性研究創新資金使用結構對不同創新產出的影響機理，從創新要素結構視角豐富和拓展區域創新理論，為不同類型企業合理設置創新資金結構、提高創新產出效率及區域協調發展戰略的成功實施提供了理論依據和實踐指導。然而，本文也存在一定的局限性：①受文章篇幅限制，本文只研究創新資金比例對創新產出的門檻效應，未對其它因素門檻效應進行探究，未來將對其進行豐富和完善；②本文研究結論基于我國區域規模以上工業企業數據所得，未來將對大中型工業企業和高新技術企業進行進一步驗證，以提高結論普適性。