規(guī)模差異下企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率研究

1、規(guī)模差異下企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率研究摘 要：企業(yè)規(guī)模是其成長性的重要體現(xiàn)，也是影響企業(yè)管理和創(chuàng)新決策的關鍵因素，對于企業(yè)規(guī)模差異是否會影響創(chuàng)新績效，已有研究尚未有明確的結論。基于實地調(diào)查的科技型企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)，利用分組回歸的方法，檢驗不同規(guī)模下企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率，結論顯示：企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)費用、研發(fā)人員等創(chuàng)新要素的投入對企業(yè)創(chuàng)新能力的解釋力越強，基于該結論，為創(chuàng)新政策的制定提供更加精準的政策建議。關鍵詞：規(guī)模差異；企業(yè)創(chuàng)新；投入產(chǎn)出效率1 關于企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效的研究姚洋（2001）利用1995年工業(yè)普查的數(shù)據(jù)對影響企業(yè)技術效率的各個因素進行了檢驗，結論顯示：非國有企業(yè)比國有企

2、業(yè)的技術效率更高；大企業(yè)比中小企業(yè)的效率更高；公共研究機構的研發(fā)支出對企業(yè)的效率有負的影響，但企業(yè)的研發(fā)支出效應正相反。池仁勇（2003）利用DEA分析方法，根據(jù)浙江省230家企業(yè)的問卷調(diào)查，測算了大、中、小企業(yè)的技術創(chuàng)新效率，并對影響該效率的各個因素進行了回歸檢驗，研究結果表明，企業(yè)技術創(chuàng)新效率按規(guī)模排序是：小企業(yè)、中型企業(yè)、大企業(yè)。于君博等（2007）以抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎，分析指出我國企業(yè)規(guī)模同其創(chuàng)新產(chǎn)出總量間的正向關系，但對創(chuàng)新產(chǎn)出更加科學的測度方法證實中小企業(yè)在創(chuàng)新效率及部分行業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面具有優(yōu)勢。白俊紅（2011）應用1998-2007年中國大中型工業(yè)企業(yè)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用柯布-

3、道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機前沿模型，實證考察了政府R&D資助等因素對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)自身R&D投入的提高有利于其吸收和利用政府的R&D資助，但企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權類型對政府R&D資助效果的影響并不顯著。李常洪等（2013）運用CDM模型，采用236家上市公司的相關數(shù)據(jù)，實證檢驗了創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與企業(yè)績效之間的關系，分析結果表明：在影響創(chuàng)新活動的因素中，企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效有積極的影響、而對創(chuàng)新產(chǎn)出卻起到了相反的作用。孫維峰（2013）基于中國制造業(yè)上市公司樣本的實證研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新與企業(yè)績效顯著正相關，然而，創(chuàng)新與企業(yè)績效之間顯著的正相關關系僅存在于小企業(yè)中，在

4、大企業(yè)里，創(chuàng)新與企業(yè)績效不存在統(tǒng)計上顯著的關系。上述研究表明，不同規(guī)模下對企業(yè)創(chuàng)新投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響是不確定的，本文正式基于此，利用有關數(shù)據(jù)需要作進一步驗證，在討論企業(yè)規(guī)模時，根據(jù)工業(yè)和信息化部等部門發(fā)布的工業(yè)領域企業(yè)劃型標準（根據(jù)工業(yè)和信息化部、國家統(tǒng)計局、國家發(fā)展和改革委員會、財政部印發(fā)的中小企業(yè)劃型標準規(guī)定，工業(yè)領域企業(yè)劃型標準是：從業(yè)人員1 000人以下或營業(yè)收入40 000萬元以下的為中小微型企業(yè)，其中：從業(yè)人員300人及以上，且營業(yè)收入2 000萬元及以上的為中型企業(yè)；從業(yè)人員20人及以上，且營業(yè)收入300萬元及以上的為小型企業(yè)；從業(yè)人員20人以下或營業(yè)收入300萬元以下的為微型

5、企業(yè)。）：將調(diào)查對象根據(jù)其上年度營業(yè)收入分為大型企業(yè)、中型企業(yè)、小型企業(yè)、微型企業(yè)四個組別。2 模型構建和指標選擇2.1 模型構建一般用于度量投入產(chǎn)出的模型為柯布道格拉斯函數(shù)（C-D模型）和知識生產(chǎn)模型?；谏鲜鰞蓚€模型，構建本文的實證分析模型，形式如下：Y=L+K+ （1）式（1）中，Y表示創(chuàng)新活動產(chǎn)出，L表示創(chuàng)新活動人力投入，K表示創(chuàng)新活動資金投入；、分別表示L、K對Y的影響系數(shù)，為常數(shù)；為隨機干擾項，表示未觀測到的其他影響因變量Y的因素。根據(jù)（1）式，本文分析的四組企業(yè)（大型、中型、小型、微型）創(chuàng)新效率的實證分析模型分別為：YD=1LD+1KD+1（2）YZ=2LZ+2KZ+2（3）YX

6、=3LX+3KX+3（4）YW=4LW+4KW+4（5）式（2）（5）中，YD、LD、KD分別表示大型企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)出、研發(fā)人員投入和研發(fā)費用投入；YZ、LZ、KZ分別表示中型企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)出、研發(fā)人員投入和研發(fā)費用投入；YX、LX、KX分別表示小型企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)出、研發(fā)人員投入和研發(fā)費用投入；YW、LW、KW分別表示微型企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)出、研發(fā)人員投入和研發(fā)費用投入。2.2 指標選擇在具體度量指標選擇上，用產(chǎn)值表示創(chuàng)新活動的產(chǎn)出和績效（也有用專利數(shù)度量，但實際調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，專利申請和授權量總體偏少，且變動幅度不大，不適宜作為變量考察），研發(fā)人員數(shù)、研發(fā)費用支出表示創(chuàng)新活動的資本和人力的投

7、入?？紤]到研發(fā)人員數(shù)、研發(fā)費用支出與創(chuàng)新活動產(chǎn)出絕對數(shù)值差距很大，為了減輕異方差性，保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對原始數(shù)據(jù)作對數(shù)化處理，再進行回歸分析。3 實證分析過程及結論3.1 實證分析過程20092014年度企業(yè)調(diào)查相關數(shù)據(jù)，把銷售收入作為度量企業(yè)規(guī)模的指標，并對樣本企業(yè)進行分類，其中大型企業(yè)樣本數(shù)為1 253家、中型企業(yè)樣本數(shù)為7 147家、小型企業(yè)樣本數(shù)為2 376家，微型企業(yè)樣本數(shù)為725家。利用SPSS21.0軟件分別對四組企業(yè)的創(chuàng)新效率進行回歸分析，結果見表1，表2，表3，表4，表5，表6，表7和表8。表1顯示，F(xiàn)值為331.209，Sig. F為0.000，說明整個方程的擬合是顯著的；

8、表2顯示，在95.0% 置信區(qū)間內(nèi)，自變量對因變量的影響是顯著的。綜上，（2）式可寫為：YD=0.137LD+0.518KD （6）表3顯示，F(xiàn)值為1 101.659，Sig. F為0.000，說明整個方程的擬合是顯著的；表4顯示，在95.0% 置信區(qū)間內(nèi)，自變量對因變量的影響是顯著的。綜上，（2）式可寫為：YZ=0.108LZ+0.436KZ（7）表5顯示，F(xiàn)值為224.502，Sig. F為0.000，說明整個方程的擬合是顯著的；表6顯示，在95.0% 置信區(qū)間內(nèi)，自變量對因變量的影響是顯著的。綜上，（2）式可寫為：YX=0.099LX+0.348KX（8）表7顯示，F(xiàn)值為38.338，S

9、ig. F為0.000，說明整個方程的擬合是顯著的；表8顯示，在95.0% 置信區(qū)間內(nèi)，自變量對因變量的影響是顯著的。綜上，（2）式可寫為：YW=0.057LW+0.277KW （9）3.2 實證分析結論四類規(guī)模的企業(yè)創(chuàng)新投入效率分組回歸分析結果表明，研發(fā)人員和研發(fā)費用投入確實帶來創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，但對于不同規(guī)模的企業(yè)而言，影響的程度是有差異的。首先是從自變量（研發(fā)人員和研發(fā)費用）對因變量（創(chuàng)新產(chǎn)出）的總體解釋程度（調(diào)整后的R方值的大?。┛?，大型、中型、小型、微型企業(yè)組調(diào)整后的R方值分別為0.345、0.236、0.158、0.093，說明大型企業(yè)的創(chuàng)新投入更好地解釋了創(chuàng)新產(chǎn)出，企業(yè)規(guī)模越小，解

10、釋能力越弱；其次是研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的解釋程度，大型、中型、小型、微型企業(yè)組研發(fā)投入系數(shù)值分別為0.518、0.436、0.348、0.277，說明規(guī)模越大的企業(yè)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響越明顯；再次是研發(fā)人員投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，大型、中型、小型、微型企業(yè)組研發(fā)投入系數(shù)值分別為0.137、0.108、0.099、0.057，對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響總體作用小于研發(fā)投入，且說明規(guī)模越大的企業(yè)研發(fā)人員投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響越明顯。這可能與因變量度量的指標選取有關，多數(shù)中小微企業(yè)處于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的起步階段，成果轉化和產(chǎn)業(yè)化能力和基礎較弱，尚未形成產(chǎn)值或者產(chǎn)值較低。4 啟示及政策建議科技型中小微企業(yè)是創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)最具活力的主體，但是從創(chuàng)新活動的最終產(chǎn)出看，要素組合并非實現(xiàn)了最優(yōu)，由于其規(guī)模及產(chǎn)業(yè)化能力的限制，創(chuàng)新活動的效果并未充分顯現(xiàn)出來，建議從以下幾個方面加快提供企業(yè)的創(chuàng)新效率：一是加大企業(yè)研發(fā)費用投入，實證分析表明，不論企業(yè)規(guī)模大小，研發(fā)費用投入都是影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的關鍵因素，各個規(guī)模層次的企業(yè)都要加大創(chuàng)新投入，從而提高全社會研發(fā)投