風險投資、研發(fā)投入與技術市場發(fā)展

董思睿

(蘭州財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院,甘肅 蘭州,730030)

中國從1985年開始初步探索風險投資,1999年中央發(fā)布一系列支持文件后風險投資得到迅速發(fā)展,如今已形成一定規(guī)模。2019年《中國風險投資年鑒》顯示,2018年我國VC(風險投資)基金有1 931家,VC管理機構有869家,VC機構整體較上一年增長22%;VC機構管理資金規(guī)模達到9 179億元,較上年增長3.5%,基金平均管理資本規(guī)模達到3.28億元。與此同時,由2019年《科技統(tǒng)計年鑒》可發(fā)現(xiàn),全國研發(fā)經(jīng)費投入近2萬億元,較上一年增長11.8%;研發(fā)經(jīng)費投入強度達2.19%,比上年提高0.04%。中國技術創(chuàng)新水平也得到極大提高,專利申請量達4 172 487件,較上一年增長1.24%;專利授權量達2 457 641件,較上一年增長5.97%。不斷增加的研發(fā)投入與不斷提高的技術創(chuàng)新水平推動我國技術市場蓬勃發(fā)展,2019年全國技術交易市場超過1 000家,技術交易額達2.24萬億元,較上一年增長26.57%,表明我國知識產(chǎn)權事業(yè)取得巨大進步,高新技術產(chǎn)業(yè)向高質量發(fā)展。

技術市場發(fā)展是中國創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略的重要舉措之一,風險投資作為當代科技金融的重要因素能否推動企業(yè)之間技術轉移、促進技術市場發(fā)展已引起學者的廣泛關注。其中關于風險投資、研發(fā)投入以及技術市場發(fā)展三者之間的關系,現(xiàn)有文獻主要集中在兩個變量之間的研究,尚未對三者之間的相互作用作出考量,且風險投資對技術市場發(fā)展的促進作用只在金融要素對科技成果轉化、科技金融與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展等研究方向中偶有提及。關于風險投資對研發(fā)投入的影響,許昊[1]等從微觀層面研究發(fā)現(xiàn),不同風險投資背景對企業(yè)研發(fā)投入有不同的影響,有外資背景的有效聯(lián)合投資及風險投資經(jīng)過早期進入和充分孵化可以增強企業(yè)研發(fā)投入;賀炎林[2]80等從中觀層面研究發(fā)現(xiàn),行業(yè)異質性導致面板數(shù)據(jù)中風險投資對研發(fā)投入不具有顯著的促進作用,而其在截面數(shù)據(jù)中具有顯著的促進作用;談毅[3]等從宏觀層面研究發(fā)現(xiàn),不同類型的風險投資對研發(fā)投入總量均具有正向影響,但對不同類型機構研發(fā)投入的促進作用不同。關于研發(fā)投入與技術市場發(fā)展的關系,王進富[4]等研究發(fā)現(xiàn)技術市場發(fā)展程度對企業(yè)研發(fā)投入具有逐漸減弱的促進作用;張墨[5]36等研究發(fā)現(xiàn)雖然研發(fā)經(jīng)費投入對技術市場發(fā)展的促進作用在專利等變量引入后不再顯著,但研發(fā)人力投入對技術市場發(fā)展的促進作用始終顯著。關于風險投資與技術市場發(fā)展的關系,黃微[6]18等認為風險投融資機制是一條重要的技術市場運行機制。此外,現(xiàn)有風險投資的研究多以企業(yè)為視角,從宏觀視角研究風險投資對技術創(chuàng)新、技術轉移影響的文獻較少。因此,本文利用2005—2018年30個省市的面板數(shù)據(jù)建立中介效應模型,實證分析我國風險投資對技術市場發(fā)展的影響及研發(fā)投入的中介效應,并進一步探尋不同區(qū)域條件下影響效應的差異性,以期為地區(qū)發(fā)展風險投資、創(chuàng)新政策制定及發(fā)展技術市場提供理論依據(jù)及對策建議。

一、理論基礎與研究假設

(一)風險投資與技術市場發(fā)展

風險投資是科創(chuàng)企業(yè)融資的重要渠道之一,在推動高新技術企業(yè)快速發(fā)展的同時也提高了地區(qū)知識產(chǎn)權創(chuàng)造能力,促進了地區(qū)科技成果轉化和技術市場發(fā)展。風險投融資機制能夠有效促使新技術成果商品化,為技術的研究、開發(fā)、試點以及推廣提供資金支持,其的介入直接影響到技術市場中的供求機制。此外,風險投融資機制還會作用于技術經(jīng)營機制,推動企業(yè)技術輸出和技術吸納的雙向技術轉移,幫助技術市場形成有效的供求機制,進而擴大地區(qū)技術貿(mào)易,推動技術市場不斷發(fā)展。將中美技術市場風險投融資機制做對比,美國具備成熟的技術經(jīng)營機制和風險投融資機制,風險投資公司被稱為高科技發(fā)展的“推動器”,且政府重視科技成果轉化和技術市場發(fā)展,采取降低稅率、給予補助等多種措施加大風險投資對技術創(chuàng)新的促進作用;但在我國,資金支持體系較為脆弱,技術市場的風險投融資機制尚未成熟。因此探究我國風險投資是否促進技術市場發(fā)展是有必要的,且由于企業(yè)是技術市場輸出與吸納的雙向主體,借鑒張亞萍[7]24等的研究方法,提出假設:

H1:從技術輸出視角,風險投資對技術市場發(fā)展有促進作用;

H2:從技術吸納視角,風險投資對技術市場發(fā)展有促進作用。

(二)風險投資影響技術市場發(fā)展的路徑:研發(fā)投入

從風險投資影響技術市場發(fā)展的路徑考慮,風險投資可以大幅增加科創(chuàng)企業(yè)的研發(fā)投入,進而促進技術市場發(fā)展。首先,風險投資對技術市場發(fā)展的促進作用體現(xiàn)在風險投資為企業(yè)等創(chuàng)新主體提供了巨大的資金支持,幫助其加大研發(fā)投入、加快技術開發(fā)、實現(xiàn)科技成果轉化。研發(fā)投入在風險投資促進技術市場發(fā)展的過程中起到巨大作用,且內生經(jīng)濟增長理論認為研發(fā)投入作為一個國家內生創(chuàng)新努力的重要組成部分,是有效提升生產(chǎn)率的重要源泉,也是提高技術創(chuàng)新能力的關鍵。其次,科創(chuàng)企業(yè)初期的管理結構往往不夠完善,會發(fā)生委托代理問題,企業(yè)管理層可能會規(guī)避風險高、周期長的技術創(chuàng)新項目,減少研發(fā)投入以追求私人利益最大化。風險投資的加入會給予企業(yè)較豐富的管理經(jīng)驗,并通過進駐董事會、派駐財務人員等對管理層進行有效考核和監(jiān)督,有效減少管理層的自利行為,進而促進研發(fā)投入。而研發(fā)投入又極大地促進了地區(qū)技術轉移,推動技術市場發(fā)展。研發(fā)經(jīng)費投入、研發(fā)人力投入對技術市場活躍度具有不同的正向影響,在風險投資促進技術市場發(fā)展過程中起到重要作用[2]88。最后,風險投資在推動創(chuàng)新主體增強研發(fā)投入的同時也會提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力,進而促進技術市場發(fā)展。增強研發(fā)投入的最直接目的是為促進科技研發(fā)、提高技術創(chuàng)新能力、獲得高技術研發(fā)成果,當某一區(qū)域的創(chuàng)新能力占據(jù)優(yōu)勢時,其對于市場需求的滿足能力也相對較高,相應地該區(qū)域在技術市場發(fā)展水平也較高[8]。綜上,提出假設:

H3:在風險投資促進技術市場發(fā)展中,研發(fā)投入是重要中介變量。

(三)風險投資影響技術市場發(fā)展的區(qū)域差異性

首先,我國不同地區(qū)的風險投資具有較大差異。我國風險投資機構對制造業(yè)的投資偏好呈現(xiàn)出逐步轉向北京、上海和廣東等風險投資中心集聚的趨勢,而對服務業(yè)的投資偏好則一直呈現(xiàn)出以風險投資中心為主的地理集聚性。在風險資本集聚程度高的地區(qū),空間鄰近效應促使風險資本投資本地區(qū)企業(yè),并且風險投資中心的資本集聚具有更顯著的促進作用[9]。其次,風險投資對研發(fā)投入與技術創(chuàng)新的促進作用也具有差異性。中國風險投資對于技術創(chuàng)新的促進效應存在區(qū)域差異性,北京、深圳、上海地區(qū)的風險投資對技術創(chuàng)新的帶動效應較好,而其余地區(qū)則表現(xiàn)較差[10];在不同行業(yè)中,風險投資對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在顯著差異,在計算機通信和其它電子設備制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)中,風險投資對企業(yè)研發(fā)投入具有促進作用,而在專用設備制造業(yè)、租賃和商務服務業(yè)中表現(xiàn)為負向作用[2]85。最后,我國技術市場發(fā)展同樣具有較大差異性。從技術市場成交額以及技術轉移機構分布來看,我國技術交易均呈現(xiàn)明顯的集聚特征,東部地區(qū)的科技資源豐富、創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境較好,技術市場發(fā)展情況和技術交易活躍程度明顯領先于中西部地區(qū)[11]。

此外,東中西部地區(qū)所處的創(chuàng)新階段不同。由2020年區(qū)域創(chuàng)新能力報告可看出,東部地區(qū)創(chuàng)新能力最強、中部次之、西部偏弱。基于中關村自主創(chuàng)新能力成熟度模型與吳銳[12]所建立的模型,依據(jù)研發(fā)投入規(guī)模和強度、研發(fā)產(chǎn)出數(shù)量和質量劃分出5個區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展階段。通過進一步整理發(fā)現(xiàn),我國東部地區(qū)正處于由自主創(chuàng)新推動的集群創(chuàng)新或優(yōu)勢創(chuàng)新階段,如廣東、北京等地已形成基于科技創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)集群并實現(xiàn)競爭區(qū)域優(yōu)勢,培育出有國際競爭力的跨國大公司引領其他區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展;中部地區(qū)處于投資推動的離散創(chuàng)新階段或初步創(chuàng)新推動的整合創(chuàng)新階段,投資力度逐步加大,中部地區(qū)加快引進高新技術并進行二次開發(fā)、推廣和應用,如安徽等地已開始組建產(chǎn)學研聯(lián)盟并初步實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)化;西部地區(qū)中較多省份尚處于要素推動的初始創(chuàng)新階段,技術創(chuàng)新能力較弱,僅四川、陜西的創(chuàng)新表現(xiàn)較好。綜上,提出假設:

H4:風險投資對技術市場發(fā)展的影響存在區(qū)域異質性。

二、模型構建

(一)變量設計

1.核心解釋變量:風險投資。借鑒錢燕[13]等的做法,使用風險投資金額對風險投資進行度量,并用風險投資案例數(shù)進行穩(wěn)健型檢驗。2.中介變量:研發(fā)投入。借鑒張墨[5]35等的做法,使用研發(fā)經(jīng)費投入強度對研發(fā)投入進行度量。3.被解釋變量:技術市場發(fā)展。借鑒張亞萍[7]30等的做法,使用技術合同輸出地域合同金額、技術合同流向地域合同金額兩個指標從技術輸出與技術吸納兩個視角對技術市場發(fā)展進行度量。4.控制變量。參考相關文獻,加入了影響風險投資和技術市場發(fā)展的控制變量,具體見表1。其中,產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)的計算方法如下:

表1 相關變量Tab.1 Correlated variables

其中Si表示第i產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重,sh的取值范圍為[1,3],該指數(shù)能夠反映該地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)之間的升級狀況。

(二)模型設定

借鑒溫忠麟[14]等的中介效應檢驗方法,構建如下遞歸模型:

在式(2)-(4)中,i表示地區(qū),t表示年份;被解釋變量為技術市場發(fā)展水平,用技術輸出(sc)和技術吸納(lx)表示;核心解釋變量為風險投資,用風險投資金額(vc)表示,在穩(wěn)健性檢驗中用風險投資案例數(shù)(num)表示;x為一組控制變量,包括R&D人員全時當量、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、外商投資企業(yè)投資額、凈出口、產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)、金融機構科技貸款。

中介效應檢驗的具體步驟如下:第一,對式(2)進行回歸,用風險投資系數(shù)是否顯著來判別風險投資對技術市場發(fā)展總效應,系數(shù)顯著則風險投資對技術市場發(fā)展總效應顯著,反之亦然;第二,對式(3)(4)進行回歸,以式(3)中風險投資的系數(shù)和式(4)中的研發(fā)投入的系數(shù)是否顯著來驗證間接效應,若兩個系數(shù)均顯著,則間接效應顯著,反之亦然;第三,對式(4)中的風險投資系數(shù)進行檢驗,若投資系數(shù)顯著,則直接效應顯著,反之亦然;第四,比較間接效應和直接效應的符號,如果是同號,則屬于中介效應,否則為遮掩效應。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選擇我國30個省份(不包括西藏、港澳臺地區(qū))為研究樣本,研究區(qū)間為2005—2018年。各省份風險投資金額、風險投資案例數(shù)從中國PE/VC風險投資數(shù)據(jù)庫中獲得,技術合同流向地域合同金額、技術合同輸出地域合同金額、研發(fā)經(jīng)費內部支出、R&D人員全時當量從《中國科技統(tǒng)計年鑒》中獲得,凈出口額、地區(qū)生產(chǎn)總值、外商投資企業(yè)投資額從各省份《統(tǒng)計年鑒》中獲得。所涉金額通過匯率等均換算到同一計量單位,實證部分使用Eviews軟件進行。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計分析結果Tab.2 Descriptive statistical analysis results

三、實證結果與分析

為了驗證假設,表3中列(1)從技術輸出視角,研究風險投資對技術市場發(fā)展的影響,可以檢驗假設1;列(2)從技術吸納視角,研究風險投資對技術市場發(fā)展的影響,可以驗證假設2;列(1)-(5)作為整體可以檢驗中介效應并驗證假設3。為了驗證假設4,表4中分別報告了東中西部地區(qū)的回歸結果以檢驗區(qū)域異質性。在進行多元回歸前,需要做F檢驗以及Hausman檢驗以確定采用固定效應模型、隨機效應模型或是混合ols模型。

(一)風險投資與技術市場發(fā)展

就技術輸出而言,在表3的(1)列中,風險投資對技術輸出的回歸系數(shù)為0.074 734,且在1%的水平上顯著。從經(jīng)濟意義上看,在控制其他變量后,風險投資每增加1個單位,技術輸出隨之提高約0.075個單位。這表明,風險投資顯著促進了中國不同地域的技術輸出,推動當?shù)乜萍汲晒D化,提高知識產(chǎn)權運用率,并促進技術的有效傳播,驗證了假設1。就技術吸納而言,在列(2)中,風險投資對技術吸納的回歸系數(shù)為0.084 738,且在1%的水平上顯著。意味著,在控制其他變量后,風險投資每增加1個單位,技術吸納隨之提高約0.085個單位。這表明,風險投資顯著促進了中國不同地域的技術吸納,其為科創(chuàng)企業(yè)注入資金并幫助企業(yè)購買需要交叉許可的專利,促使企業(yè)專注于核心專利的研發(fā);此外,企業(yè)還可在外購專利的基礎上進一步研發(fā)相關技術,減少時間成本,并提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力,驗證了假設2。

表3 實證結果Tab.3 Empirical results

(二)研發(fā)投入的中介效應檢驗

就技術輸出而言,在表3的列(3)中,風險投資的回歸系數(shù)為正,且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明風險投資有助于地區(qū)研發(fā)投入的增加。在列(4)中,研發(fā)投入和風險投資的系數(shù)均顯著為正,表明間接效應和直接效應均為正向,且直接效應(0.055 357)小于列(1)中的總效應(0.074 734),說明在技術輸出視角下,研發(fā)投入是風險投資促進技術市場發(fā)展的中介變量,風險投資可以推動企業(yè)增加研發(fā)投入,擴大技術產(chǎn)出,并賣出冗余技術專利促進科技成果轉化以推動技術市場的發(fā)展。由此可部分驗證假設3,風險投資在促進研發(fā)投入增加的同時也會促進企業(yè)技術輸出,進而促進技術市場發(fā)展。就技術吸納而言,在列(5)中,研發(fā)投入和風險投資的回歸系數(shù)均顯著為正,表明間接效應和直接效應均為正向,且直接效應(0.067 988)小于列(2)中的總效應(0.084 738),說明在技術吸納視角下,研發(fā)投入是風險投資促進技術市場發(fā)展的中介變量,由此驗證了假設3,風險投資在促進研發(fā)投入增加的同時也會促進企業(yè)技術吸納,進而促進技術市場發(fā)展。

(三)地區(qū)異質性檢驗

將觀測樣本分為東、中、西部地區(qū)①,分別進行回歸以檢驗不同地區(qū)風險投資對技術市場發(fā)展影響的差異。在東部地區(qū),如表4的(1) (2)列所示,風險投資對技術輸出與技術吸納的相關系數(shù)均為正,且在1%的水平上顯著,說明東部地區(qū)風險投資對技術市場發(fā)展仍有顯著的積極影響。在列(3)中,風險投資的回歸系數(shù)為正且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明隨著風險投資的加大,研發(fā)投入進一步提高。在列(4)中,研發(fā)投入和風險投資的系數(shù)為正,但風險投資系數(shù)不顯著。經(jīng)檢查發(fā)現(xiàn),是風險投資與凈出口有較強的多重共線性導致,將凈出口從模型中去除,發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和風險投資的系數(shù)均顯著為正,表明間接效應和直接效應均為正向,且直接效應(0.023 122)小于列(1)中的總效應(0.077 075),說明在技術輸出視角下,研發(fā)投入在風險投資和技術市場發(fā)展之間起完全中介作用,風險投資與研發(fā)投入均會推動企業(yè)技術輸出,促進技術市場發(fā)展。在列(5)中,研發(fā)投入和風險投資的系數(shù)均顯著為正,表明間接效應和直接效應均為正向,且直接效應(0.070 123)小于列(2)中的總效應(0.089 558),說明在技術吸納視角下,研發(fā)投入在風險投資和技術市場發(fā)展之間起完全中介作用,風險投資與研發(fā)投入均會推動企業(yè)技術吸納,促進技術市場發(fā)展。該結論也符合東部地區(qū)風險投資水平與所處技術創(chuàng)新發(fā)展階段。

表4 異質性檢驗Tab.4 Heterogeneity test

在中部地區(qū),如表4的(1) (2)列所示,從技術輸出與技術吸納兩個視角,風險投資對技術市場發(fā)展有正向影響,但并不顯著。在列(3)中,研發(fā)投入的回歸系數(shù)也為正,但不顯著,說明風險投資對研發(fā)投入具有較大促進作用,但效率不足。這是因為中部地區(qū)正處于風險投資發(fā)展階段,風險投資的介入能夠推動企業(yè)加大研發(fā)力度,但尚未形成成熟的促進機制。在列(4) (5)中,風險投資的系數(shù)均不顯著,但研發(fā)投入的系數(shù)均顯著為正,說明中部地區(qū)風險投資對技術輸出與技術吸納均沒有顯著影響,其對研發(fā)投入的促進作用尚不足以推動企業(yè)進行技術轉移、轉讓或吸納其他地區(qū)的專利技術等。

在西部地區(qū),如表4的列(1)(2)(4)(5)所示,風險投資系數(shù)均不顯著,且列(3)中研發(fā)投入系數(shù)也不顯著,說明西部地區(qū)風險投資對研發(fā)投入、技術輸出與技術吸納均沒有影響。這可能是因為西部地區(qū)風險投資發(fā)展較弱、風險資金較為匱乏且資金支持體系尚不健全,不利于技術市場資金供給機制的發(fā)展,難以形成成熟的風險投融資機制。此外,西部地區(qū)所處的創(chuàng)新階段較落后,現(xiàn)有知識產(chǎn)權水平較低,技術創(chuàng)新能力不足,風險投資的介入尚不能推動企業(yè)加大研發(fā)力度、擴大研發(fā)產(chǎn)出,企業(yè)尚不能成為技術輸出或吸納主體。綜上所述,當以研發(fā)投入為中介變量時,風險投資對不同地區(qū)的技術市場發(fā)展有不同的影響,假設4得以驗證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性,應對可能存在的內生性問題,進行穩(wěn)健性檢驗。使用風險投資案例數(shù)代替風險投資金額衡量風險投資。根據(jù)表5的(1)(2)列,風險投資與技術市場輸出及技術市場流向之間的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,表明風險投資有助于地區(qū)技術輸出與吸納的發(fā)展;由(3)-(5)列可知,研發(fā)投入在風險投資和技術市場發(fā)展之間起到中介作用。綜上所述,表5的回歸結果與表3保持一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗Tab.5 Robustness test

四、結論與對策建議

本文研究發(fā)現(xiàn),從技術輸出與技術吸納兩個視角,風險投資均顯著推動了技術市場發(fā)展;研發(fā)投入在風險投資與技術輸出及技術流向兩個不同技術市場發(fā)展方向之間均起到中介作用;風險投資對技術市場發(fā)展的影響存在區(qū)域異質性,其中,東部地區(qū)的風險投資對技術市場發(fā)展的影響程度較大,且研發(fā)投入的中介效應明顯。

風險投資與研發(fā)投入對技術市場發(fā)展具有重要意義。首先,政府應利用風險投資對技術市場發(fā)展的正向影響設立更多的創(chuàng)投引導基金,引導更多民營風險投資機構支持科創(chuàng)企業(yè);政府還應針對風投基金或民營風險投資機構制定相應的激勵政策,以此吸引更多社會風險資本,并將其用于加大企業(yè)研發(fā)投入、增強地區(qū)知識產(chǎn)權創(chuàng)造能力、助力技術市場發(fā)展。其次,風險投資應充分發(fā)揮引導各經(jīng)濟主體增加研發(fā)投入、提升創(chuàng)新能力的積極作用,帶動企業(yè)加大研發(fā)投入、提高科技研發(fā)能力、助力科技成果轉化,推動技術市場雙向發(fā)展,釋放市場活力。最后,由于風險投資對技術市場發(fā)展的影響存在區(qū)域異質性,應針對不同地區(qū)采取差異化措施。如西部地區(qū)應著眼于提高知識產(chǎn)權創(chuàng)造能力,大力推動并落實知識產(chǎn)權戰(zhàn)略,加大政策傾斜力度,提升發(fā)明專利與實用新型專利的數(shù)量與質量;中部地區(qū)應加快風險投資發(fā)展步伐,建立風險投資集聚中心,加大風險投資對研發(fā)投入與技術市場的促進作用;東部地區(qū)應充分發(fā)揮風險投資集聚中心的作用,帶動中西部地區(qū)風險投資與技術市場的發(fā)展。

注釋:

①參考國家經(jīng)濟及地理劃分的標準,東部地區(qū)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,中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南,西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古(不包括西藏、港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù))。