國家創(chuàng)新體系對中小企業(yè)研發(fā)投入的影響

國家創(chuàng)新體系對中小企業(yè)研發(fā)投入的影響

康華1,2,扈文秀1,吳祖光1,趙欣1

(1.西安理工大學經濟與管理學院，陜西西安710054；2.西安理工大學管理科學與工程博士后流動站，陜西西安710054)

摘要：本文采用2009—2013年1137家創(chuàng)業(yè)板上市公司混合截面數據,實證分析了國家創(chuàng)新體系及其構成要素對企業(yè)研發(fā)投入的影響。OLS模型回歸的結果顯示：國家創(chuàng)新體系以及創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效都與滯后一期企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關，但創(chuàng)新環(huán)境則并不會顯著影響滯后一期的創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入。即便采用滯后兩期數據，本文也得到了相同的結論。

關鍵詞：制度觀;國家創(chuàng)新體系;創(chuàng)業(yè)板;研發(fā)投入

基金項目：國家自然科學基金面上項目“基于風險行為視角的高管晉升激勵對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究”(71472151),國家自然科學基金青年項目“專業(yè)虛擬社區(qū)與企業(yè)電子知識庫的知識轉移研究：大數據與用戶行為相結合的視角”(71402136),中國博士后科學資助項目“高管晉升激勵、風險偏好與企業(yè)創(chuàng)新”(2014M552472)。

收稿日期：2014-07-29

作者簡介：康華(1978-)，男，山西大同人，西安理工大學經濟與管理學院講師，博士后;研究方向：公司治理、制度環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新。

中圖分類號:F273.1

文獻標識碼:A

Abstract：Based on the Institution-Based View(IBV)of business strategy,this paper investigates the impact of National Innovation System(NIS)on R&D with a pooled data sample of the 1137 publicly listed ChiNext companies for the period of 2009—2013.The result shows that there is a significantly positive relationship between the NIS,innovation resource,knowledge creation,firm innovation,innovation performance and the next-year R&D input of ChiNext companies,but the innovation environment does not affect R&D input of ChiNext companies significantly.Even with lagged two-year data,this paper draws the same conclusions.

The Impact of NIS on R&D of SMEs Based on Institution-Based View of Business Strategy

Kang Hua1,2,Hu Wenxiu1,Wu Zuguang1,Zhao Xin1

(1.School of Economics and Management,Xi’an University of Technology,Xi’an 710054,China;

2.Postdoctoral Station of Management Sciences and Engineering,Xi’an University of Technology,Xi’an 710054,China)

Key words:Institution-Based view;National Innovation System;ChiNext;R&D

1引言

目前，有關國家創(chuàng)新體系的研究基本停留在現象的描述，大多數研究主要是對國家創(chuàng)新體系的理論和實踐進行規(guī)范性分析[1-3]，很少有研究實證分析和檢驗國家創(chuàng)新體系對企業(yè)研發(fā)活動的影響。自2011年開始，中國科學技術發(fā)展戰(zhàn)略研究院發(fā)布了《國家創(chuàng)新指數報告》，該報告對2005—2012年中國的國家創(chuàng)新體系發(fā)展情況和創(chuàng)新能力進行了量化評價[4-5]，同時也為實證分析國家創(chuàng)新體系對企業(yè)研發(fā)投入的影響提供了前提條件。參考國外相關研究方法，依據制度觀的戰(zhàn)略理論，本文以《國家創(chuàng)新指數報告2013》的數據為基礎，利用2009—2013年1137家創(chuàng)業(yè)板上市公司的混合截面數據，采用OLS回歸實證檢驗國家創(chuàng)新體系對企業(yè)研發(fā)活動的影響。

2研究假設的提出

Filippetti和Archibugi[6]研究發(fā)現，國家創(chuàng)新體系不僅影響研發(fā)投入，而且還可以緩解經濟危機對企業(yè)研發(fā)投入的負面影響。基于以上研究成果，本文提出假設H1：國家創(chuàng)新體系的情況會顯著影響滯后一期的企業(yè)研發(fā)投入。

國家創(chuàng)新體系既包括公司、組織和行業(yè)的發(fā)展歷程，也包括不同歷史時期國家政策和制度發(fā)展，以及上述兩者之間的相互作用的結果。在上述研究的基礎上，本文進一步提出假設p：創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效和創(chuàng)新環(huán)境同樣會顯著影響滯后一期的企業(yè)研發(fā)投入。

3研究設計

3.1樣本選擇

本文選擇2009—2013年創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究樣本，并按照以下標準對樣本進行了篩選：①剔除沒有研發(fā)數據的上市公司；②其他相關數據缺失或者異常的上市公司，之后得到2009年33家、2010年143家、2011年274家、2012年340家、2013年347家，共1137家上市公司組成的研究樣本。之所以選擇創(chuàng)業(yè)板上市公司是因為，與滬深主板和深圳中小板上市公司相比，創(chuàng)業(yè)板上市公司的規(guī)模和實力相對較小，更加符合中小企業(yè)的特征。

本文的研發(fā)數據都是通過手工查閱上市公司年報收集得到，其他數據則主要來自于CSMAR國泰安數據庫。同時，為了排除離群值對回歸的影響，對主要變量進行了5%Winsor處理。

3.2變量定義

(1)因變量。本文采用研發(fā)強度(研發(fā)支出/營業(yè)收入)作為度量企業(yè)自主創(chuàng)新能力的指標，其中研發(fā)支出的數據都是來自創(chuàng)業(yè)板上市公司年度報告“管理層討論”中披露的數據。

(2)自變量。本文研究的自變量主要是國家創(chuàng)新體系指數及其構成要素：創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效和創(chuàng)新環(huán)境指數，上述變量的數據來自于中國科學技術發(fā)展戰(zhàn)略研究院編制的《國家創(chuàng)新指數報告2013》。

(3)控制變量。根據國內外相關研究，本文選取股權集中度、高管持股比例、企業(yè)年齡、盈利能力、現金流、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、負債水平作為本文研究的控制變量。

3.3模型設定

本文主要考察國家創(chuàng)新體系發(fā)展情況及其構成要素對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的影響，因此基于混合截面數據構建以下OLS模型：

RDi,t=α+β1Xj,t-1+β2OCi,t+β3Growthi,t+β4Sizei,t+β5profiti,t+β6Levi,t+β7CFi,t+β8Agei,t+Time+Indursty

其中，RDi,t表示企業(yè)i在t期的研發(fā)投入強度，而Xj,t-1表示t-1期的國家創(chuàng)新指數X1，t-1、創(chuàng)新資源X2，t-1、知識創(chuàng)造X3，t-1、企業(yè)創(chuàng)新X4，t-1、創(chuàng)新績效X5，t-1和創(chuàng)新環(huán)境X6，t-1。Growthi,t表示企業(yè)i在t期的成長性；Sizei,t表示企業(yè)i在t期的企業(yè)規(guī)模；CIi,t表示企業(yè)i在t期的股權集中度；Levi,t表示企業(yè)i在t期的負債水平；CFi,t表示企業(yè)i在t期的現金流；Agei,t表示企業(yè)i在t期的企業(yè)年齡。而時間Time和行業(yè)Industry分別控制宏觀經濟和行業(yè)效應對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

4實證分析

4.1基本分析

從表1描述性統計結果可知，創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入強度均值為6.84%，遠高于全社會研發(fā)投入強度的平均水平(2009—2012年全社會研發(fā)投入強度為1.70%～1.96%)，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入水平較高。但創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入強度的最大值(25.6%)和最小值(1.34%)差距很大，也表明創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入存在顯著的差異。

表1　描述性統計結果

其次，國家創(chuàng)新指數從2008年的209逐漸提升到2012年的375，呈現出穩(wěn)步增長的發(fā)展態(tài)勢。同樣，創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新績效的指數也分別從2008年的229、201、280和229提升到2012年的345、418、595和404，上述四項指數也都呈現出穩(wěn)定增長的態(tài)勢。但是，創(chuàng)新環(huán)境指數僅從2008年的108增長到2012年的112，期間多有波動，變化并不明顯。上述幾項指標的變化表明，從2008—2012年國家創(chuàng)新體系有了顯著發(fā)展，特別是創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新績效這四項要素有了明顯的提升，但創(chuàng)新環(huán)境并未得到明顯的提升或改善。其他控制變量的描述性統計也反映了創(chuàng)業(yè)板上市公司其他方面的特征。

為了避免回歸分析中的共線性問題，我們分析了變量之間的相關性系數及置信水平(見表2)。結果顯示：國家創(chuàng)新指數、創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新績效這幾個自變量之間在1%的統計水平下顯著正相關，且相關系數均大于0.7，表明國家創(chuàng)新指數、創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新績效之間存在多重共線性問題，因此上述變量分別進入回歸模型，以避免多重共線性問題。除此外，其他變量之間的相關系數均小于0.5，表明其他變量之間并不存在共線性問題。

表2　相關系數矩陣

注：*、**、***分別代表雙尾檢驗在10%、5%、1%水平上顯著。

本文采用統計軟件STATA11.0，通過分析2009—2013年1137家創(chuàng)業(yè)板上市公司Pool截面數據，研究了國家創(chuàng)新體系及其構成要素對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的影響。OLS模型回歸結果如表3所示。

表3　國家創(chuàng)新體系對滯后一期企業(yè)研發(fā)投入影響的OLS模型回歸結果

注：*、**、***分別代表雙尾檢驗在10%、5%、1%水平上顯著，括弧內為系數的標準差。

上述OLS回歸模型的F值都達到了1%的顯著性水平，而且各模型的Adj-R2>0.28也處在較好的水平，說明已有的回歸模型擬合度較好。同時，各自變量的系數表明:

(1)模型1中國家創(chuàng)新指數的系數為0.0002>0，在1%的置信水平下顯著，說明國家創(chuàng)新體系情況對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有顯著的積極影響，支持了本文的研究假設1。

(2)模型2中創(chuàng)新資源的系數為0.0003>0，在1%的置信水平下顯著，說明國家創(chuàng)新體系中的創(chuàng)新資源對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有顯著的積極影響，支持了本文假設2的部分假設。

(3)模型3中知識創(chuàng)造的系數為0.0002>0，在1%的置信水平下顯著，說明國家創(chuàng)新體系中的知識創(chuàng)造對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有顯著的積極影響，支持了本文假設2的部分假設。

(4)模型4中企業(yè)創(chuàng)新的系數為0.0001>0，在1%的置信水平下顯著，說明國家創(chuàng)新體系中的企業(yè)創(chuàng)新對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有顯著的積極影響，支持了本文假設2的部分假設。

(5)模型5中創(chuàng)新績效的系數為0.0002>0，在1%的置信水平下顯著，說明國家創(chuàng)新體系中的創(chuàng)新績效對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有顯著的積極影響，支持了本文假設2的部分假設。

(6)模型1～5中創(chuàng)新環(huán)境的系數均為負數，但統計水平不顯著，說明國家創(chuàng)新體系中的創(chuàng)新環(huán)境對滯后一期創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入的影響并不顯著，本文假設2的部分假設并未獲得支持。

從上述回歸模型中各自變量的系數來看，創(chuàng)新資源>創(chuàng)新績效>知識創(chuàng)造>企業(yè)創(chuàng)新，而且創(chuàng)新資源>國家創(chuàng)新體系，這一結果意味著創(chuàng)新資源是影響企業(yè)研發(fā)投入的最重要因素，而且國家創(chuàng)新體系對企業(yè)研發(fā)投入的影響主要通過創(chuàng)新資源的建設來實現。同時，其他幾項要素對企業(yè)研發(fā)投入的影響程度都低于國家創(chuàng)新體系，說明創(chuàng)新績效、知識創(chuàng)造和企業(yè)創(chuàng)新的積極影響相對有限。

(7)此外，本文將國家創(chuàng)新體系及其5個構成要素都滯后兩期重新檢驗了國家創(chuàng)新體系及其構成要素對企業(yè)研發(fā)投入的影響，實證結果與表3的結果基本一致。同樣，我們采用研發(fā)投入/總資產作為研發(fā)投入強度的替代變量對上述回歸結果進行了穩(wěn)健性檢驗，也得到了相同的結論。上述分析再次表明，本文的研究結論具有較好的穩(wěn)定性。

5結論

國家創(chuàng)新體系以及創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效都與滯后一期企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關，但創(chuàng)新環(huán)境并不會顯著影響創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入。同時，國家創(chuàng)新體系以及創(chuàng)新資源、知識創(chuàng)造、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效、創(chuàng)新環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的積極影響均有明顯的時間效應，但創(chuàng)新資源是影響企業(yè)研發(fā)投入的最重要因素。

本文的政策意義在于：國家創(chuàng)新體系的建設和發(fā)展有助于提升中國企業(yè)的研發(fā)投入，從而也有助于“創(chuàng)新型”國家的建設，更有助于產業(yè)升級和經濟轉型。我們需要重點加強國家創(chuàng)新體系中創(chuàng)新資源的建設，從而保證國家創(chuàng)新體系對企業(yè)研發(fā)投入影響的積極作用。

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(責任編輯沈蓉)