影響企業創新的內外部因素研究

劉 剛

(同濟大學 經濟與管理學院，上海 200092)

0 引言

企業的發展是社會經濟發展的主導力量，而創新是企業得以生存和發展的源泉。在以往的研究中，認為企業創新主要包括三個方面，分別是技術創新、企業文化創新，以及企業管理手段的創新。技術創新是企業創新的核心內容，技術創新一方面提高了物質生產要素的利用率，減少了投入，另一方面又通過引入先進設備和工藝，降低了成本。管理手段的創新則是通過樹立科學管理和高效執行的意識，在思維上有所創新，另外結合現代企業特征，對企業的政策和法規適時調整和完善。加強對人才的培養力度，有計劃地展開培養，并且按照相應制度對員工進行獎懲，有利于激發員工的個人潛能，增強員工參與工作的積極性，提高其工作效率。企業文化創新對企業的影響也較為顯著，通過建立良好的企業文化，樹立品牌形象，有利于幫助企業贏得消費者的信任，占領更多的市場份額。

企業創新是當代企業提高市場競爭力、提升企業地位的重要手段，從以往的研究結果來看，企業創新投入及產出會受到內部因素及外部因素的影響。尹秀分析我國工業創新能力的行業差距,運用主成份分析方法,測算了中國工業2003—2014年的創新指數,并運用Dagum基尼系數及其按子群分解方法對工業企業創新能力的行業間的差異進行分解。黃澄清等認為互聯網創新發展的意義重大,以定量化為原則,從創新動力基礎、創新社會環境、創新經濟價值、創新資本動態、創新活躍領域和創新成果效益六個方面構建中國互聯網行業創新能力發展指數體系,并運用層次分析法對指數進行了評定。李長青等利用微觀企業數據,通過技術創新的投入指標、產出指標、效率指標和基于DEA的Maluquist生產率分解指標,對我國不同所有制企業的技術創新能力進行分行業測度。李志強等認為企業的內向型開放式創新作為企業獲取知識、技術資源的重要方式和技巧,會對其績效產生影響。通過構建內向型開放式創新、吸收能力、知識共享與創新績效的理論模型,對中部地區高新技術企業進行問卷調查,并對概念模型進行了實證檢驗，從而證明內向型開放式創新對于企業績效的影響。鞠曉峰等以軍工企業為例構建實證模型,通過收集20家軍工企業2007—2015年的相關數據,構建回歸模型驗證研究假設，對于軍工企業創新績效有積極影響。金肖臨等基于社會資本理論與知識共享理論，構建以知識共享為中介的模型，探索了團隊社會資本對內創業行為的影響機制。本文通過實證研究方法，采集了來自30家企業46個團隊的領導與員工共計179人配對的樣本數據，通過對影響企業創新投入和產出的影響因素進行分析，并建立理論模型，進而分析出各個因素對于企業創新投入和產出的影響程度。

1 計量理論模型構建

1.1 企業創新的聯立方程模型

創新投入方程考察創新投入的影響因素，同時創新投入又作為生產要素嵌入創新產出方程，成為影響創新產出的重要因素；創新產出方程考察包括創新投入在內的各種因素對創新產出的影響；最終產出方程中，創新產出和物質資本等要素一起作為影響因素被引入。同時，在最終產出方程中最終產出又作為創新投入的影響因素反饋引入創新投入方程。具體如圖1所示。

圖1 企業創新投入與生產的反饋機制

在創新投入方程中，我們將考慮經典的創新投入的影響因素，如企業規模、市場力量、技術機會等。同時，也考慮了企業控股情況、政府政策、高新技術等對企業創新行為的影響：

(1)

其中：i表示企業；t表示年份；α表示參數估計值；α0是常數項；μ1it為隨機擾動項。

表1 企業創新投入方程中各個變量的含義

創新產出方程設定為超越對數函數形式：

(2)

其中：Oit表示企業的創新產出；Ii表示企業的創新投入；Lijt表示企業的勞動力情況；Ki表示企業的資本存量；vi表示隨機擾動項。其中，各個變量的具體含義如表2所示。

根據上文邏輯，在Cobb-Douglass生產函數的基礎上，本文將創新產出作為影響因素，并引入影響創新產出的其他影響因素，構建出最終產出方程，用式(3)來表示：

(3)

其中：Yi表示企業的最終產出，這也作為創新投入的影響因素體現在方程(1)中；Oi是企業創新產出，是最終產出的重要影響因素，根據Cobb-Douglass生產函數，創新產出實際上是企業最終生產過程中的一個中間產品，只有通過與勞動、資本的結合才能得到最終產出；Ki表示企業的資本投入，用人均總資產來表示，并取對數進入模型；其他變量的定義與方程(1)相同。

表2 企業創新產出方程中各個變量的含義

聯合方程(1)、(2)和(3)，可以得到聯立方程組，在方程組中創新投入、創新產出和最終產出為內生變量，其他為外生變量。

1.2 估計方法

對于上述聯立方程模型，有兩種方法來估計參數：(1)間接估計法，采用兩步法來估計。首先，將創新決策和創新投入方程視為一個系統先估計出來；其次，利用第一步估計得到的參數，將創新產出和最終產出方程進行聯立來估計(Loof and Heshmati, 2006)。(2)直接估計法，利用三階段最小二乘法來同時估計聯立方程模型中的所有方程(Van Leeuwen and Klomp, 2006)。

對上述3個方程構成的聯立方程組，其估計與單方程模型存在著較大的不同：首先，判斷模型是否可以識別。通過判斷結構方程的秩條件和階條件可以發現，本部分構建的聯立方程組模型中的每個方程都是過度識別的，滿足估計條件。在估計上述聯立方程模型時，OLS方法會產生估計的聯立偏差，可以利用單方程估計中的二階段最小二乘法(2SLS)和系統估計方法中的三階段最小二乘法(3SLS)進行估計。

2 樣本說明和數據描述

本文隨機抽取了上海市56家企業，問卷調查了企業技術創新和企業人才的基本情況。問卷涉及三個部分的內容：

(1)企業基本情況，包括企業登記注冊年份、注冊類型、所屬行業、企業資本與負債、企業經營狀況等。

(2)企業員工基本情況，包括企業員工數量、員工學歷、員工技術職稱、員工技能、員工年齡、黨員情況、婚姻狀況、工齡情況、戶籍情況、戶籍制度對企業用工的影響、企業員工工資和福利支出、合同簽訂情況、工會等。

(3)企業技術創新基本情況，包括企業研發投入、企業科技項目、企業專利、企業新產品、認證和鑒定情況、技術補貼等。

56家企業中，平均雇傭的員工數量為259.21人，其中女性員工103.98人，占比小于50%，雇傭的短期員工(少于1年)的數量約占總人數的21%。

從樣本企業的員工學歷來看，占比較多的依次為大學本科、研究生及以上、大專，分別為33.32%、25.18%和17.45%；從技術職稱來看，以中級技術職稱和高級技術職稱為主，分別為32.46%和23.55%；根據員工技能分類，高級技師、技師、高級工和中級工的人數非常少，占比都在1%左右。

從年齡結構來看，樣本企業的員工年齡主要集中在21～30歲，占比為54.83%；其次為31～40歲，占比為19.82%；其次依次為41～50歲和51～60歲，占比分別為8.93%和6.62%。樣本企業員工的平均工齡為15年，在本企業的平均工作年限則為2.86年。

從戶籍情況來看，樣本企業中全部員工中擁有本地戶籍的比例為36%，而技術研發人員中，本地戶籍的員工僅為11.69%。從落戶情況來看，原戶籍非上海而落戶上海的員工僅占到全部員工的2%，反映了落戶的難度非常大。在評判戶籍制度對企業招聘非上海戶籍員工的影響時，31.91%的企業表示有影響。

3 計量模型與實證結果

根據上文分析，我們將聯立方程組模型設定如下：

(4)

根據項目組隨機抽取的上海市56家企業的調查問卷，可以分別得到OLS與聯立方程組模型對應的參數估計值。

3.1 OLS的估計結果

相應地，可以將單方程的估計結果用表3來表示。

表3OLS的整體估計結果

因變量樣本數參數RMSER2F統計量P值rd5617512.8400.8798.1400.000zl56194.3060.94414.9600.000ysr56192807.1121.00012749.0200.000

根據創新投入單方程估計得到的估計結果(見表4和表5)可以看出，總產出顯著地影響了企業的創新投入：ysr的參數估計值為0.039，在1%的統計性水平上顯著。也就是說，企業的營業收入每增加1個單位，企業會選擇將0.039個單位投入研發中。

表4 OLS回歸結果：創新投入方程(rd)

表5 OLS回歸結果：創新產出方程(zl)

對于創新產出單方程(見表6)，可以看出，并不是所有的因素都會推動企業的創新產出。員工數量(ygs)、研究生數量(yjs)、高級技術職稱的員工數量(gjzc)、初級技術職稱的員工數量(cjzc)、青年員工數量(qnr)、中年員工數量(znr)、本地戶籍員工數量(bdhj)參數估計值都為正，對企業技術創新有正向推動作用。其中，對于初級技術職稱的員工數量而言，回歸系數為0.545，這說明初級技術職稱的員工可以顯著推動企業的技術創新產出。這和人們通常的認識存在偏差：在企業的生產經營活動中，具有初級技術職稱的員工較少從事研發創新活動，后者通常被認為是具有高級技術職稱員工的業務范圍。但根據對上海市企業的調研數據可發現，初級技術職稱的員工也顯著地推動了企業的研發創新產出。

本科生數量(bks)這一變量的參數估計值為-0.242，并且在5%的統計性水平上顯著。企業本科生數量增加，更多從事非研發創新工作，這在一定程度上會擠占企業的資源，企業會將更多的資源投入非研發部門，這在一定程度上會擠壓企業的研發投入。

從實證結果可以看出，黨員人數的增加顯著的提高了企業的創新產出：黨員人數(dy)的參數估計值是1.624，t值為7.59，估計結果在1%的顯著性水平上顯著。但這一估計結果也有較大的問題，可能會存在反向因果關系：創新能力較強的人更有可能會被考察和吸納到黨內。因此，這一結果需要進一步檢驗和證實。對于民主黨派員工而言，參數的估計值為負，但估計結果同樣存在著反向因果識別問題。

中級技術職稱的員工數量(zjzc)、高級技師員工數量(gjjs)、技師員工數量(js)高級工數量(gjg)、中級工數量(zjg)、員工的平均工齡(gl)、婚姻狀況(hyzk)對企業技術創新有正向推動效果，但并不明顯。

員工在本企業的平均工作年限(gznx)。員工在本企業的平均工作年限的參數估計值為0.312，但t值為0.35，并沒有通過顯著性檢驗。換言之，企業之間正常的員工流動并不一定會降低企業的研發產出。

對于總產出而言，估計結果和創新產出有較大的不同：

研究生數量(yjs)、本科生數量(bks)、技術職稱員工數量(gjzc、zjzc、cjzc)、高級技師員工數量(gjjs)、技師員工數量(js)高級工數量(gjg)、中級工數量(zjg)青年員工數量(qnr)、中年員工數量(znr)、員工的平均工齡(gl)、員工在本企業的平均工作年限(gznx)的參數估計值都為正，能對企業總產出起推動作用。

黨員人數(dy)、民主黨派人數(mzdp)和婚姻狀況(hyzk)的參數估計值都為負，但都不顯著。這說明黨員、民主黨派身份及婚姻狀況對企業總產出的影響并不明顯。

本地戶籍員工數量(bdhj)方面，本文的實證估計結果表明，是否擁有本地戶籍，并不會對員工的產出產生影響。

3.2 3SLS的估計結果

以上對企業技術創新投入、產出和總產出的三個方程分別進行了回歸。但對于回歸方程而言，由于解釋變量和擾動項是相關的，導致單方程的估計結果是有偏的。因此，接下來給出了三階段最小二乘法(3SLS)估計方法得到的聯立方程模型估計結果，見表7。

表7 3SLS的整體估計結果

根據3SLS對創新產出方程的估計結果(見表8)，可知，整體來講，估計結果從整體顯著程度上和OLS比較相近，但參數的估計值存在較大不同。對比來看，3SLS降低了企業創新系統中各個影響因素之間的累積循環因果關系，總體各個影響因素的效應相對較小，而這對于準確測算各項影響因素對勞動力流動的影響與積分制政策的評價與修訂，具有重要的意義。

表8 3SLS回歸結果：創新投入方程(rd)

員工數量(ygs)、研究生數量(yjs)高級技術職稱的員工數量(gjzc)、中級技術職稱的員工數量(zjzc)、初級技術職稱的員工數量(cjzc)、青年員工數量(qnr)、中年員工數量(znr)、本地戶籍員工數量(bdhj)的參數估計值都為正，可以推動企業研發產出增加。

本科生數量(bks)這一變量的參數估計值為-0.186，在5%的顯著性水平上顯著。這一結果并不具有太多的政策含義：從事研發工作的更多為研究生及以上學歷的研究人員，而本科生更多從事非研發工作。

高級技師員工數量(gjjs)、技師員工數量(js)、高級工數量(gjg)、中級工數量(zjg)、黨員人數(dy)、民主黨派人數(mzdp)、員工的平均工齡(gl)和員工在本企業的平均工作年限(gznx)對企業研發產出的增加作用并不明顯。

婚姻狀況(hyzk)的估計結果不顯著：沒有證據表明員工是否已婚會對企業的實際研發產出產生影響。

表9、表10的回歸結果是利用3SLS估計得到的結果。

估計結果顯示，最終產出方程中研究生數量(yjs)、本科生數量(bks)、技術職稱員工數量(gjzc、zjzc、cjzc)、高級技師員工數量(gjjs)和技師員工數量(js)、高級工數量(gjg)與中級工數量(zjg)、青年員工數量(qnr)、中年員工數量(znr)、員工的平均工齡(gl)、員工在本企業的平均工作年限(gznx)參數估計值都為正，都對企業的總產出有推動作用。

表9 3SLS回歸結果：創新產出方程(zl)

表10 3SLS回歸結果：最終產出方程(ysr)

黨員人數(dy)和民主黨派人數(mzdp)的參數估計值分別為185.54和-588.792，但都不顯著。研究結果再次表明，黨員和民主黨派身份并不會對企業總產出產生影響。本地戶籍員工數量(bdhj)的參數估計值為511.556，但沒有通過顯著性檢驗，這表明員工是否是本地戶籍并不會對產出產生影響。

婚姻狀況(hyzk)。婚姻狀況的參數估計值為-75.636，沒有通過顯著性檢驗，再次說明婚姻狀況對企業總產出的影響不明顯。

4 研究結論解讀

根據上文的分析結果，我們可以總結出各個影響因素對企業研發投入、研發產出和總產出的貢獻，進而挖掘出各維度的勞動力對研發投入的作用大小，具體見表11。

表11 企業研發創新的人才需求模型

隨著員工學歷、技術水平的提升，以及工齡的增加，其對企業創新的影響越來越大。由此，在對戶籍制度進行完善時，要針對各指標的重要性比重及指標差異性，對其分值進行科學分配。

5 管理啟示

本文通過分析企業創新的意義和對企業創新的影響因素，構建了企業創新投入與生產的反饋機制模型，通過對上海市56家企業的調研，測算了模型的參數，篩選出了對企業創新和企業產出有顯著影響的因素，對其影響能力進行了量化分析。

企業需要從創新需求視角構建城市科技創新人才需求。企業是社會主義市場經濟的主體，是組織社會生產的基本單元。企業的技術創新能力越強，科技轉化為現實生產力的能力就越強，對經濟發展的貢獻度就越高。因此，抓住企業這個市場主體對于科技人才的需求，并且積極、精準地評估這類需求，有助于更加精確地描述城市對于科技創新人才的結構性需求，從而方便各類人才政策相應做出調整完善。

從上海市建立科創中心，吸引、集聚人才的視角出發，審視上海市居住證積分制度的現存問題。黨的十八屆三中全會提出了“嚴格控制特大城市人口規模”的總體要求，為此，上海市的各級政府都將人口調控作為政府工作的重要部分，居住證積分制度的設計與完善，也成為工作重點之一。上海科創中心建設的方向確立后，上海市政府應將創新人才發展問題作為大力實施創新驅動發展戰略、加快建設具有全球影響力的科技創新中心的戰略問題，并進一步提出健全以居住證制度為核心的國內人才引進政策。