自主創新能力對企業績效的影響

朱清香　趙文輝　張蓓蕾　謝姝琳

【摘 要】 在深化供給側結構性改革進程中如何激發市場創新活力，促進企業績效提升，成為當前亟待解決的問題。文章以高新技術企業為研究樣本，探討了自主創新能力對企業績效的影響，并檢驗了技術型董事和知識產權保護對二者關系的調節作用。實證結果表明：自主創新能力對企業績效產生積極的影響;技術型董事正向促進了二者間的關系;知識產權保護在自主創新能力與企業績效之間發揮了正向調節作用。進一步研究發現，發明專利、實用新型專利和外觀設計專利科技含量和市場導向性不同，但是都顯著提升了企業績效。研究結論可為企業提高自主創新能力和發揮技術型董事作用提供理論支撐，為政府部門完善知識產權保護體系提供借鑒。

【關鍵詞】 自主創新能力; 企業績效; 技術型董事; 知識產權保護

【中圖分類號】 F273.1;F275;F204? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）01-0082-08

一、引言

高質量發展是“十四五”時期我國經濟發展的必由之路。既要擴大有效需求，促進消費回補和潛力釋放，又要推動生物醫藥、5G網絡、工業互聯網等創新項目的發展。自主創新能力不僅是供給側結構性改革的要素之一，更是企業發展的核心競爭力。越來越多的企業開始重視發展自主創新能力，重視對產品技術的創新，通過加大研發投入，充分發揮科技創新主體作用。

學者們對于創新的關注從未間斷。熊彼得最早開始對創新的研究，認為在激烈的市場競爭中，企業必須不斷革新以謀求生存與發展。部分學者認為，創新產出可以形成企業的技術優勢，幫助企業占領更多的市場份額，從而實現可持續發展。另一部分學者則認為，創新研發需要大量的資金投入，見效慢且風險大，一旦決策失誤，反而會給企業帶來難以扭轉的不利影響。創新究竟如何影響企業績效呢？目前，學者們主要從內外部關系匹配方面探討自主創新能力與企業績效之間的關系。董事會是企業內部決策的重要組成部分，影響著企業的創新戰略選擇。現有研究多從董事會異質性、獨立性、持股情況等方面進行討論，鮮少從董事的技術背景展開深層次的分析，而擁有技術專業知識的董事往往能夠結合自身經歷對創新活動做出更契合企業發展的決策建議。知識產權保護作為法治環境要素，與企業的創新活動有著密切的聯系，那么良好的知識產權保護環境能否激發企業的創新活力，進而對績效產生積極影響呢？因此，本文從技術型董事和知識產權保護兩個維度探究自主創新能力對企業績效的影響機制，有助于深化關于自主創新能力與企業績效的理解，為企業加強自主創新提供理論支撐，為政府部門制定相關政策提供決策依據。

本文的創新性主要體現在以下兩個方面：一是基于省際差異比較的視角，采用企業微觀數據進行研究，可以更集中地考察知識產權保護程度對企業創新的影響;二是將知識產權保護和技術型董事納入統一研究框架，從宏觀制度與微觀治理兩方面進行考慮，使自主創新能力的作用得到更全面的體現，豐富了企業績效的相關研究。

二、理論基礎與研究假設

（一）自主創新能力與企業績效

自主創新理論認為，創新能力是企業將已存在的生產要素進行重新整合而產生的新的發展能力。一方面，創新可以促使企業研發出新產品，占領新的市場，擴展經營業務的廣度;另一方面，創新可以實現產品的差異化，提升其科技含量與質量，形成企業的核心競爭力。唐未兵等[1]指出，不斷地創新不僅可以保持現有客戶，而且還會吸引更多的新客戶，不斷擴大市場份額，使企業績效獲得全面的提升。

資源基礎理論提出企業是一個資源的集合體，實現自身長遠發展的主要途徑是維持資源的差異性。自主創新能力作為一種策略性資源，既能反映企業產品的競爭力，又能體現企業吸收資本的能力，是企業發展的源動力。創新能力可以通過增加新產品提高銷售收入，進而帶來企業營業利潤的增長[2]。還有學者認為，創新能力對企業績效的積極作用主要是其會在資本市場產生良好的投資訊息，企業的專利數量越多越能夠吸引投資者的關注，從而及時獲得外部資金支持[3]。

企業擁有的專利數量體現了創新產出的效率，影響著企業創新成果運用于商業化的程度，一直被認為是自主創新能力的重要表現[4]。專利質量的高低則反映了創新產出的水平，可以通過價格和需求量的優勢提升企業利潤，也是自主創新的重要體現[5]。創新產品的不可替代性和對市場的獨占性，在一定程度上幫助企業贏得了戰略優勢，在激烈的市場競爭中為企業發展帶來了機遇[6]。基于此，本文提出假設1。

H1：我國高新技術企業的自主創新能力越強，企業績效越高。

（二）技術型董事對“自主創新能力-企業績效”關系的調節作用

創新活動的復雜程度高，容易引發較大的機會主義概率，因此更需要專業技術能力和聲譽機制的保障。董事在企業內部有著舉足輕重的地位，不僅能夠對經營決策提供咨詢建議，還能建立與外部實體間的關系網絡，為企業獲取更多的關鍵資源，增強創新協作。技術型董事往往是專家型人才，“專家效應”和“聲譽效應”的雙重作用更有利于其履行董事職責。

高階理論認為董事的背景特征會對其認知水平和行為表現產生影響，并作用于企業內部的合作溝通中[7]。相較于其他董事，技術型董事的優勢在于擁有科研技術背景，能夠從技術層面更為專業地進行戰略選擇，發揮投資的最大效用。Haynes et al.[8]認為技術型董事能夠把握行業的快速變化，抓住發展機遇，采取最有效的創新戰略。胡元木等[9]也認為技術型董事通過提供專業的決策建議以及對風險的正確把控提高企業的創新效率，進而推動企業的長遠發展，提升企業績效。

委托代理問題和信息不對稱是企業提升自主創新能力過程中不可忽視的問題[10]。研發活動周期長且資源消耗多，技術型董事能夠憑借專業優勢識別管理層對研發費用的操控，降低創新項目的失敗風險，減少資源的無效輸出，提高資本的利用率。同時，技術型董事還能指導創新項目決策與資本整合[11]，緩解投資者對創新投入的排斥，及時抓住市場機遇，為企業發展贏得先機。據此提出本文研究假設2。

H2：技術型董事對自主創新能力和企業績效的關系具有正向的促進作用。

（三）知識產權保護對“自主創新能力-企業績效”關系的調節作用

根據制度基礎觀，企業績效是組織內部和外部制度互動的結果。企業的行為決策受到外部規制的影響，在不同的知識產權保護環境下，自主創新能力對企業績效的作用效果存在一定差異。蘇屹等[12]認為，知識產權保護水平高的區域，企業會積極引進高水平創新人才，進而提高自主創新能力，推動企業發展。而知識產權保護薄弱的地區，新產品被非法模仿的可能性增加，企業不愿意投資研發，不利于創新能力的提升，這種影響在高新技術企業更為顯著[13]。

外部性理論提出外部環境會對企業內部的技術、人才和績效產生溢出效應，影響企業的運營發展。創新成果從技術方面為企業發展提供了強有力的保障，一旦企業的專利發明不能得到有效保護，其他個人和組織可以通過模仿等方式竊取企業的創新成果，損害創新企業的研發投資回報。而知識產權保護可以有效避免技術的外部溢出，降低專利被侵權的概率，激發企業創新的主動性[14]。

知識產權保護水平的提高還可以有效緩解信息不對稱問題[15]。創新活動需要大量的資金支持，而外部投資者很難了解企業創新項目的具體信息，這就導致了內外部信息的不平衡。良好的法律環境能夠減少企業創新信息披露的顧慮，有利于投資者正確評價企業價值，提高投資意愿，進而擴寬企業的融資渠道，有效緩解研發壓力，為企業持續創新提供資金保障。Ang et al.[16]研究發現，處于知識產權保護力度較大省份的企業更容易獲得外部融資。據此，本文提出研究假設3。

H3：知識產權保護正向調節了自主創新能力與企業績效的關系。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2010—2019年深滬A股上市的高新技術企業為初始樣本，其中研究所需財務數據源自CSMAR和WIND數據庫，技術型董事數據通過CSMAR數據庫逐條篩選高管個人簡歷進行手工搜集，省級知識產權保護水平數據來源于國家知識產權局和《中國科技統計年鑒》。為得到較為有效的研究樣本，對所收集數據進行了如下處理：（1）由于我國證監會對財務狀況或其他狀況出現異常的上市公司進行特別處理，其信息披露不同于一般上市公司，為保證數據之間的可比性，剔除各年度ST、？觹ST和PT公司;（2）剔除主要變量嚴重缺失的樣本;（3）對連續變量按上下1%進行Winsorize縮尾處理。最終，獲得由3 593個觀測值構成的面板數據，運用STATA15.0軟件完成數據分析。

（二）變量定義

1.自主創新能力。企業當年擁有的有效專利數是創新產出的重要體現，反映了自主創新能力的高低，專利的運用可以使企業享受創新成果帶來的紅利，因此本文選取有效專利數作為自主創新能力的衡量指標，可以從CSMAR數據庫直接獲取該指標數據。

2.企業績效。Tobin Q綜合了理論性與實踐性，既能體現企業當期的經營績效，又具有一定的未來指向性和風險調整性，反映了企業的發展能力與市場潛力。基于此，本文選擇Tobin Q來衡量企業績效。

3.技術型董事。本文主要借鑒了胡元木等[17]對技術型董事的判斷標準，具體標準如下：（1）學習經歷，畢業于通訊、機械等技術性較強的專業;（2）工作經歷，擁有關鍵技術崗位任職的經歷或者專利發明;（3）職稱評定，具有技術類相關的職稱，如工程師等。董事如滿足以上任何一項，即判斷為技術型董事。

4.知識產權保護。知識產權代理公司能夠幫助企業辦理專利侵權案件，向政府要求查處和懲戒。本文采用了易靖韜等[18]的衡量標準，以一省知識產權代理公司或稱知識產權事務所的密度來度量知識產權保護水平，即知識產權代理公司的密度越大，該省知識產權保護力度越大。

5.控制變量。本文參照已有的文獻，考慮企業特征、財務狀況、公司年齡等層面對企業績效的影響，選取公司年齡（AGE）、資本集中度（INVE）、公司規模（SIZE）、盈利能力（EBIT）、股權集中度（FSD）、經營效率（CE）作為控制變量，并在此基礎上控制時間對研究結論的影響。首先，高新技術企業的公司年齡和公司規模與企業能力有著不確定的關系，因而需要得到控制;其次，資本集中度、盈利能力和經營效率直接與企業的創新產出相關，故應該加以控制;此外，股權集中度是公司治理結構的重要指標之一，會影響董事會的決策，也需要進行控制。

各變量具體描述如表1所示。

（三）計量模型設定

為檢驗自主創新能力對企業績效的影響，本文構建了模型1來檢驗H1，并在此基礎上引入自主創新能力與技術型董事的交乘項（PN×TEDR）和自主創新能力與知識產權保護的交乘項（PN×IPP），構建模型2、模型3對H2、H3進行檢驗。

Tobin Q，=α+αPN，+∑αControl，+∑YEAR+ε，

（1）

Tobin Q，=β+βPN，+βTEDR，+∑βPN×TEDR，+

∑βControl，+∑YEAR+ε，? （2）

Tobin Q，=γ+γPN，+γIPP，+γPN×IPP，t+∑γ-

Control，+∑YEAR+ε，? （3）

四、實證結果分析

（一）描述性統計及相關性分析

本文通過描述性統計，初步分析各變量的數據特征。根據表2可知：高新技術企業的有效專利總數最大值為599，最小值為0，標準差為95.490，說明不同公司的專利擁有量差距比較大;技術型董事比例均值為0.347，標準差為0.181，整體水平偏低，反映出我國企業對技術型董事的重視程度仍然不夠;知識產權保護力度最大值為6.887，最小值為0.001，均值為1.649，標準差為1.669，說明我國整體知識產權保護力度不足且不同省份間存在一定差異。

各變量間的相關性分析中，Tobin Q與PN相關系數為0.369（p<0.01），通過了顯著性檢驗，初步驗證了H1。變量間的VIF值均遠小于臨界值10，說明各變量之間不存在多重共線性的問題。

（二）回歸結果及分析

根據Hausman檢驗結果，本文選擇固定效應模型進行估計分析，并在企業個體層面對全部回歸系數標準誤進行了Cluster處理。表3報告了多元回歸分析的結果。列（1）是對主效應的檢驗，PN回歸系數為0.013且在1%水平上顯著，其邊際意義為每增加一件有效專利會使企業績效提升1.3%，說明自主創新能力越強，企業績效越好，H1得以驗證。列（2）是用模型2對技術型董事調節效應的檢驗，交互項回歸系數在1%水平上顯著且為正數，調整后的R2較主效應調整后R2增加了0.036，表明技術型董事會促進自主創新能力對企業績效的影響作用，即董事會中技術型董事的比例越高，自主創新能力對企業績效提升的作用效果越強，驗證了H2。列（3）是對知識產權保護調節效應的檢驗，PN的回歸系數依舊顯著為正，PN×IPP在1%水平上顯著，系數為0.003，調整后的R2大于主效應調整后R2，表明知識產權保護對自主創新能力與企業績效的關系起到正向調節作用，驗證了H3，即企業所在省份知識產權保護力度越大，自主創新能力對企業績效的促進作用越顯著。在控制變量方面，AGE、FSD和INVE在不同程度上與Tobin Q值正相關;SIZE和EBIT通過了顯著性檢驗且系數為正，表明企業規模越大、盈利能力越強會給外部投資者提供積極的信號，有利于企業獲得外部融資促進經營發展，相應的企業績效也會越好;而CE過高，會給企業帶來負面影響。

（三）穩健性檢驗

1.考慮內生性問題

自主創新能力與企業績效之間的關系可能存在反向因果導致的內生性問題，即企業績效的提升會增加企業財富，從而影響創新的投入與產出。參照現有文獻的一般做法，本文采用滯后一期企業有效專利數（PN-lag）和當期同地區平均有效專利數（MEAN-REGION）作為工具變量進行2SLS估計。工具變量的檢驗結果如表4所示，模型1的結果較為穩健，驗證了H1，潛在的內生性問題并不足以影響本研究的結論。

2.替換指標

（1）替換解釋變量指標。創新投入是自主創新能力的另一重要表現，本文用企業技術創新投入（R&D）衡量自主創新能力，即用企業R&D支出與營業收入的比值替換解釋變量，回歸結果如表5所示，通過了穩健性檢驗，假設得到驗證。

（2）替換被解釋變量指標。總資產凈利潤率（ROA）是企業盈利能力有效的衡量方式，本文改用凈利潤與企業平均資產的比值（ROA）衡量企業績效，穩健性檢驗結果見表5，本文所提假設均得到了驗證。

（3）替換調節變量指標。關于知識產權保護，本文借鑒吳超鵬等[19]的衡量方式，用各省專利未被侵權率進行衡量，具體計算方式為1減去一省知識產權局當年受理的專利侵權糾紛案件數除以該省截至當年累計授權專利數。表5結果與基準回歸結果基本一致，證明了研究假設的穩健性。

五、自主創新能力對企業績效影響的進一步檢驗

我國的專利分為三類：發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。發明專利是企業技術創新的突出體現，科技含量最高，往往代表著企業的核心技術，但其研發周期相對較長，創新風險也比較大;外觀設計專利的技術屬性雖然不高，但是其一般根據市場競爭產生，是企業創新項目應用于實踐的結果，體現了技術創新的市場化導向，更需要制度保障和監管賦能;實用新型專利的科技含量和市場導向性均不高，技術創新程度較低。表6顯示了三類專利的回歸結果，三種類型專利和專利總數的主效應結果基本一致，與企業績效均顯著正相關。技術型董事對發明專利與企業績效的關系有顯著的調節作用，但對外觀設計專利、實用新型專利與企業績效的調節作用不明顯，這和其蘊含的自主創新能力較低有一定的關系。說明董事的技術專業背景有助于對創新戰略的精準把控，并促使企業積極開展創新活動。知識產權保護對三種類型專利均有顯著的正向調節作用，其中對外觀設計專利的調節作用最強，外觀設計專利的市場導向性比較明顯，法律制度環境的保護更有利于促使企業積極將已有的創新成果市場化，進而占據有利的競爭地位。李詩等[20]認為，實用新型專利和外觀設計專利由于技術含量較低，地方政府加強知識產權保護對這兩種類型專利和企業績效關系的影響較弱，但本文結果顯示外觀設計專利的交互項系數高于其他兩種類型專利的交互項系數。筆者認為這主要是由于外觀設計專利市場性最強，受外部環境的影響也最大，因此知識產權保護對其的調節作用也最明顯。

六、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文將高新技術企業作為研究樣本，實證結果表明：（1）自主創新能力有效促進了企業績效的提升，企業每增加一件有效專利產品，績效就會提高1.3%。這說明創新的價值創造效應大于投資風險效應，有效的創新產出可以提升產品質量，形成產品優勢，在激烈的市場競爭中幫助企業占據有利地位。（2）技術型董事和知識產權保護在自主創新能力與企業績效的關系中起到了正向調節作用，即董事會中技術型董事占比越多，企業所在省份知識產權保護力度越大，自主創新能力對企業績效的促進作用越顯著。（3）三種類型的專利對企業績效均有正向促進作用，外觀設計專利是企業創新項目商業化的主要體現，市場導向性強，技術型董事和知識產權保護的調節作用也更加顯著。

（二）對策建議

基于以上研究結論，本文提出如下建議：（1）目前，我國正處在“中國制造”向“中國智造”轉型的關鍵時期，自主創新能力是企業亟須加強的核心競爭力。高新技術企業由于所處行業的科技水平高，迫切需要提升自身的創新戰略，應該擴大創新研發，促進創新產出，培育以技術、質量為重心的產品優勢，彌補關鍵能力的技術“短板”，形成未來的競爭優勢。（2）企業需要積極吸納技術專業型人才進入董事會，提高技術型董事的比例，強化技術為先的創新氛圍。在經營活動中，企業還需有意識地培養技術型骨干，儲備相應的技術型董事，為企業的可持續發展輸送高質量人才。（3）政府應針對經濟發展情況增強對知識產權保護的關注力度，強化相關法律政策的科學性和完備性。同時，確保法律執行的及時性、有效性，為企業創新營造良好的法治環境，減少知識產權的溢出效應，加快創新產出向實際生產力的轉化。

（三）研究不足與展望

本文雖然已經取得了一定的研究成果，但是仍然存在需要改進之處：首先，本文以高新技術企業為研究對象，未涉及運輸業、服務業等進行創新活動的行業，研究的覆蓋面不夠大，未來可以從行業角度進行探討;其次，本文主要基于靜態層面進行了相關分析，從動態演化路徑開展研究也可以作為未來的研究方向。

【參考文獻】

[1] 唐未兵，傅元海，王展祥.技術創新、技術引進與經濟增長方式轉變[J].經濟研究，2014，49（7）：31-43.

[2] 申通遠，朱玉杰.企業創新產出與合作特征對績效的影響[J].投資研究，2018，37（12）：112-131.

[3] 劉新民，宋紅汝，范柳.政府補助、企業創新對投資者投資決策的信號傳遞效應[J].科技進步與對策，2020，37（2）：26-33.

[4] HUANG W C，LAI C C，CHEN P H.International R&D funding and patent collateral in an R&D-based growth model[J].International Review of Economics & Finance，2017，51：545-561.

[5] LEE J M，JOO S H，KIM Y.The complementary effect of intellectual property protection mechanisms on product innovation performance[J].R&D Management，2018，48（3）：320-330.

[6] 貢文偉，袁煜，朱雪春.聯盟網絡、探索式創新與企業績效——基于冗余資源的調節作用[J].軟科學，2020，34（7）：114-120.

[7] HAMBRICK D C，MASON P A.Upper echelons：The organization as a reflection of its top managers[J].Academy of Management Review，1984，9（2）：193-206.

[8] HAYNES K T，HILLMAN A.The effect of board capital and CEO power on strategic change[J].Strategic Management Journal，2010，31（11）：1145-1163.

[9] 胡元木，紀端.董事技術專長、創新效率與企業績效[J].南開管理評論，2017，20（3）：40-52.

[10] 王曉艷，溫東子.機構投資者異質性、創新投入與企業績效——基于創業板的經驗數據[J].審計與經濟研究，2020，35（2）：98-106.

[11] 崔也光，王肇，周暢.獨立董事背景特征影響企業研發強度嗎？——基于企業生命周期視角[J].經濟與管理研究，2018，39（12）：130-140.

[12] 蘇屹，安曉麗，王心煥，等.人力資本投入對區域創新績效的影響研究——基于知識產權保護制度門限回歸[J].科學學研究，2017，35（5）：771-781.

[13] 陳戰光，李廣威，梁田，等.研發投入、知識產權保護與企業創新質量[J].科技進步與對策，2020，37（10）：108-117.

[14] 邢斐，周泰云.研發補貼、知識產權保護與企業創新[J].中國科技論壇，2020（9）：114-124.

[15] 張楠，徐良果，戴澤偉，等.產品市場競爭、知識產權保護與企業創新投入[J].財經科學，2019（11）：54-66.

[16] ANG J S，CHENG Y，WU C.Does enforcement of intellectual property rights matter in China？ Evidence from financing and investment choices in the high-tech industry[J].Review of Economics and Statistics，2014，96（2）：332-348.

[17] 胡元木，劉佩，紀端.技術獨立董事能有效抑制真實盈余管理嗎？——基于可操控R&D費用視角[J].會計研究，2016（3）：29-35，95.

[18] 易靖韜，蔡菲瑩.企業創新與貿易方式轉型：知識產權保護和貿易自由化的調節作用[J].中國軟科學，2019（11）：119-128.

[19] 吳超鵬，唐菂.知識產權保護執法力度、技術創新與企業績效——來自中國上市公司的證據[J].經濟研究，2016，51（11）：125-139.

[20] 李詩，洪濤，吳超鵬.上市公司專利對公司價值的影響——基于知識產權保護視角[J].南開管理評論，2012，15（6）：4-13，24.