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王建林（1979-），男，河北晋州人，东北财经大学产业组织与企业组织研究中心研究人员，经济学博士，主要从事产业经济学研究。E-mail：antitank8@yahoo.com.cn
肖兴志,王建林
摘要：本文使用1998—2008年中国高技术产业的面板数据，构建联立方程分析并比较了国有企业和非国有企业的研发行为。研究发现政府的科技资助经费没能调动国有企业的研发积极性，但能够促进非国有企业提高研发投入；国有企业的研发投入和研发产出都符合熊彼特的假说，非国有企业则出现了相反的情况——规模越小研发投入越大；以新产品销售收入比重衡量研发产出，国有企业的研发效率不低于非国有企业，不平等的经济政策可能导致了这一结果；无论哪种所有制企业，行业内企业数量增加能够促进企业提高研发投入和产出。
关键词：国有企业；战略性新兴产业；企业规模
中图分类号：F426文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）10-0025-07
收稿日期：2011-08-12
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“中国战略性新兴产业发展理论与政策研究”（10JJD790013）；辽宁省财政科研基金项目“支持辽宁战略性新兴产业发展财政政策研究”（10B001）
作者简介：肖兴志（1973-），男，四川广安人，东北财经大学产业组织与企业组织研究中心主任（教育部人文社会科学重点研究基地），教授，博士生导师，主要从事产业经济学和政府规制等方面的研究。E-mail:04110789@163.com
一、引 言
与最近推出的发展战略性新兴产业类似，2006年2月中国曾推出《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2020）》，其中提到重点发展大型飞机项目，当年一批飞机专家在广东创建了一家民营性质的飞机设计公司——昌盛公司，随后3年中昌盛公司自筹数千万元投入大型飞机的研究。2008年5月国家国资委、上海市政府等部门共同出资组建中国商用飞机有限责任公司，从事大型飞机的设计与制造，昌盛公司由于无法获得政策和资金支持，遂申请加盟中国商用飞机有限责任公司，最终未果，目前昌盛公司的研发团队正面临解散。这一案例曾激起热烈讨论，这里我们不想分析昌盛公司是否应该获得政府支持，毕竟在大飞机项目上，政府事先并未公开招标，而中国商用飞机有限责任公司拒绝昌盛公司加盟也被看作是普通的企业行为，但它仍给我们提出这样一个问题，中国在未来振兴战略性新兴产业时，是否一定要采用国有企业为载体，或者政府是否应优先扶持国有企业。
回答上述问题的关键是：国有企业是否比非国有企业具有更高的创新动力和创新效率。一种流行的观点是，国有企业由于存在效率、决策等问题会在创新方面劣于非国有企业。但也有不同的声音，国务院国资委研究中心的彭建国认为，央企拥有先进的创新科技和雄厚的资金优势，在战略性新兴产业发展的这场竞赛中，中央企业责无旁贷。2010年5月出台的《国务院关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》（“新非公36条”）的26条提到“鼓励和引导民营企业发展战略性新兴产业”，可见在政策层面政府并非对国有企业 “情有独钟”。
较少文献直接分析中国国有企业和非国有企业研发行为和特征，部分采用行业面板数据的文献涉及到国有产权比重对研发效率的影响，得出的结论大部分为国有企业比重增加会降低研发效率。但是我们认为当前国有企业并没有在各个行业随机分布，伴随着国有企业改革，国有企业行业布局发生了重大变化，段文斌调查了1993—2007年间的国有资本的行业分布，发现国有经济集中在烟草加工业、石油和天然气开采业等11个行业［1］。各个行业对于研发的需求，Jefferson等认为一些同质品行业如采掘业、烟草加工业本身的研发需求较少，因此已有文献认为国有企业的研发效率低，其实可能反映了该行业本身的研发效率低，而与所有制性质无关［2］。
本文将研究范围限定在高技术行业，不仅是为了避免样本选择性偏差所带来的影响，更主要的是高技术产业与战略性新兴产业同属于研发密集型产业，实证结论更富有政策含义。战略性新兴产业的“新兴”二字决定这些产业大部分还在萌芽期，但是其中某些子产业的确为当前的高技术产业，如新兴信息产业中的通信网络和集成电路、生物产业中的生物医药、高端装备制造业中的航空航天等，因此由目前的高技术产业推断未来的战略性新兴产业既是可行也是可取的。本文对同处于高技术产业中的国有企业样本和非国有企业样本进行分析和比较，力图回答以下问题：国有企业和非国有企业的研发投入有何差异？研发产出有何差异？研发效率有何差异？对政府资助的反应有何不同，除此之外还受何种因素影响？这些能给中国未来发展战略性新兴产业带来什么启示？
二、文献综述
国外对企业创新行为的研究重点关注企业规模和市场结构的影响，Schumpeter在《资本主义、社会主义和民主主义》一书中提到大规模企业凭借资金优势，有能力进行创新活动，这种活动会巩固企业的垄断地位，这又将进一步刺激其未来创新［3］。Arrow认为相对于垄断性市场来讲，竞争性市场更有利于通过创新产生利润流，因此竞争性环境下的企业其创新动力更大，围绕这两种观点，出现了大量经验性研究［4］。部分学者对中国企业的创新行为进行了考察，并根据国情加入了所有制的影响，Jefferson等分析了中国1997—1999年的大型制造业企业，发现企业规模对研发投入没有显著影响，国有资产比重会降低研发效率［2］。聂辉华等使用2001—2005年中国企业层面数据分析，发现企业的研发投入与规模、市场竞争是倒U型关系，同时国有企业的研发投入更多［5］。吴延兵分析了1994—2002年中国34个工业行业的面板数据，发现企业规模对研发投入有显著的促进作用，而国有产权比重对研发投入并没有显著影响［6］。
企业研发投入最终需要形成研发产出，有些学者以研发产出作为衡量创新的变量，周黎安和罗凯考察了1985—1997年中国分省面板数据，采用地区人均专利数衡量研发产出，发现企业规模对创新有显著正面影响，但这一关系来源于非国有企业［7］。朱有为和徐康宁分析了中国1995—2004年13个高技术产业面板数据，采用新产品销售收入作为研发产出并测算研发的技术效率，发现企业规模、市场竞争都与研发效率呈正相关，外资企业比重、国有企业比重都与研发效率呈正相关［8］。冯根福等分析了中国1996—2004年的35个行业的面板数据，采用新产品开发数目作为研发的产出变量并测算了研发效率，发现企业规模、市场竞争程度都与企业研发效率呈负相关关系，国有企业比重与企业研发效率呈负相关关系［9］。
与已有的关注中国企业创新的文献相比，本文的贡献有以下几点：第一，使用两组分开的样本——国有企业和非国有企业——研究高技术产业中企业的研发行为，避免使用全行业数据带来的估计偏误问题。第二，使用联立方程进行研究，已有文献将研发投入和研发产出都视为创新活动，两者之间肯定不能划等号，本文同时考虑研发投入和产出的情况，设定一个包含研发投入方程与研发产出方程的联立方程系统，研究方法更为科学和严谨。第三，考虑了政府资助对企业创新活动的影响。目前大量研究显示政府资助会影响企业研发投入，如Wallsten分析美国公司数据发现政府资助会挤出公司自身的研发投入［10］，Lach分析了以色列的数据发现政府资助刺激了小公司研发投入［11］。
三、数据和指标描述
本文使用的数据来自《中国高技术产业统计年鉴》（2004年、2005年和2009年），以及《中国统计年鉴》（2009年）。《中国高技术产业统计年鉴》不仅提供了各个高技术产业的总体数据，还提供了细分所有制成分的数据，据此可以获得完整的国有企业样本和非国有企业样本，航天器制造业和雷达及配套设备制造业的企业数量过少，且涉及领域特殊，这里将其剔除。最终选定了以下15个行业：化学药品制造、中成药制造、生物生化制品的制造、飞机制造及修理、通信设备制造、广播电视设备制造、电子器件制造、电子元件制造、家用视听设备制造、其他电子设备制造、电子计算机整机制造、电子计算机外部设备制造、办公设备制造、医疗设备及器械制造、仪器仪表制造，这些行业最早可查到较完整资料的年份为1998年，这样本文选取样本时间区间为1998—2008年。表1详细说明研发投入、政府资助和研发产出这三个指标的数据。
表1各指标的描述性统计
（一）研发投入
本文中我们使用研发密度这一相对量指标表示研发投入，这便于我们识别研发投入的真正来源。可以利用的反映企业研发投入的指标有两个，一个是科技活动经费支出占销售收入的比重，另一个是R&D经费支出占销售收入的比重，科技活动经费支出指的是本单位开展科技活动所实际支出的全部费用，R&D经费支出则指的是科技活动经费支出中用于基础研究、应用研究和试验发展三类项目（课题）以及这三类项目（课题）的管理和服务的费用支出，因此科技活动经费支出是更广泛意义上的研发投入。根据所选择的15个行业1998—2008年数据，我们分别计算了国有企业和非国有的研发投入情况，可以发现无论以科技活动经费支出衡量，还是以R&D经费支出衡量，国有企业的研发投入都不低于非国有企业，平均来讲国有企业的科技活动经费支出占销售收入的比重为3.14%，而非国有企业这一指标为2.78%，国有企业R&D经费支出占销售收入比重为1.77%，而非国有企业这一指标为1.75%。
（二）政府资助
高技术产业是研发密集型产业，也是国家财政资金重点扶持的产业，企业的科技活动经费筹集途径有政府资金、企业资金和金融机构贷款，政府资金占企业科技活动经费筹集的比重可以衡量政府对企业研发的资助力度。该指标存在数据缺失情况：办公设备制造业1998年、1999年、2000年和2006年无统计数据，电子计算机外部设备制造业1999年和2000年无统计数据，医疗设备及器械制造业2003年无统计数据，最终我们放弃了这些样本点。从表1中可以看出国有企业科技活动经费中的政府资金比例显著高于非国有企业，平均来讲国有企业的科技经费中11.38%来自政府，而非国有企业仅有4.2%，考虑到国有企业的研发投入较大，所以实际上国有企业所分享的政府拨款总额要远远大于非国有企业。非国有企业的这一指标最小值为0，说明某些非国有企业在特定年份没有得到政府任何科技经费资助。为了反映国家科技拨款的投向，我们还进一步计算了国有企业分享政府科技拨款的比例，计算方式为国有企业科技活动经费筹集中的政府资金占全部企业科技活动经费筹集中的政府资金的比重。可以看到国有企业分享到的政府财政科技拨款平均为52.6%，要高于非国有企业，这一指标的最大值为1，说明政府拨款在某些年份某些行业全部投向国有企业，核查数据发现共有8个这样的样本点，而8个样本点中的3个为研发总支出最多的飞机制造及修理行业，这些统计结果说明政府科技拨款投向具有很强的倾向性，国有企业分享了大部分政府科技资金。对这一现象，我们再以2008年的总体数据为例补充说明，2008年政府为高技术产业投入的科技经费为87.88亿元，国有企业获得了其中的67.39亿元，大约占76.68%，而国有企业数量仅占6.75%。
（三）研发产出
对于研发产出变量，我们使用新产品销售收入占销售收入的比重表示。剔除了四个数据可靠性值得怀疑的样本，一个是2006年的通信设备制造制造业，该年该行业的国有企业新产品销售收入为460.97亿元，而销售收入仅有400.40亿元；一个为1998年的家用视听设备制造业，该年该行业的国有企业新产品销售收入为 206.19亿元，而销售收入仅有141.39 亿元；另外两个为2002年和2003年飞机制造及修理业，该行业2002年和2003年的非国有企业新产品销售收入分别为58.4亿元和134.80亿元，但销售收入仅分别为9.38 亿元和11.69亿元。我们发现国有企业的研发产出平均高于非国有企业，同时国有企业研发产出方差也稍大，因此单就研发产出而言，国有企业要领先于非国有企业，但是两类企业的研发投入是不同的，仅通过描述性结果无法判断谁的研发效率更高。
四、实证分析
（一）模型估计
本文将要估计的模型为以下联立方程：
RDexpα0+α1GOfund+α2SIZE+α3PROF+α4COMP+u+ε（1）
NPsalesβ0+β1RDexp+β2SIZE+β3PROF+β4COMP+β5FORE+v+η（2）
其中，（1）为研发投入方程，RDexp为研发投入变量，这里使用科技活动经费支出这一广义的研发投入，计算方法为单位销售收入的研发投入，在随后的稳健性检验中我们也使用了R&D经费支出；GOfund为政府资助力度，计算方法为政府资金占企业科技活动经费筹集的比重，SIZE为企业平均规模，计算方法为行业总产值除以企业个数，其中行业总产值使用工业品出厂价格，按1998年不变价格计算；PROF为盈利情况，计算方法为行业利润总额占行业销售收入比重；COMP为行业竞争状况，用行业内企业个数表示；u为研发投入方程的行业个体效应，ε为研发产出方程的随机干扰项。（2）为研发产出方程，NPsales为研发产出变量，计算方法为新产品销售收入占全部销售收入比重，也有研究使用企业利润作为研发产出变量，不过我们认为尽管研发最终效果需要反映在企业盈利上，但这是一个间接的过程，可能需要一个较长的滞后期，而使用新产品销售收入/全部销售收入则更为直接；FORE为外资的知识外溢，计算方法为行业内三资企业总产值占全行业企业总产值比重；v为研发产出方程的行业个体效应，η为研发产出方程的随机干扰项。所有变量都取自然对数，由于PROF存在负值情况，将这一指标全部加1后再取自然对数，此外考虑到投入产出之间的时滞，同时也为了减少内生性问题，将所有解释变量都滞后一期。
本文分国有企业和非国有企业两类样本进行估计。估计之前需要解决识别问题，对于递归联立方程而言，如果假定方程之间随机扰动项是无关的，那么相当于给协方差矩阵施加了一个约束，这一约束足以识别模型，接下来的估计也很简单可以，可以使用普通最小二乘法逐个估计模型，而不会产生联立方程中的非一致问题［12］。本文主要集中分析这一种情况，模型中内生性解释变量滞后了一期，可以大致认为两个方程之间的随机扰动项是无关的，同时作为稳健性检验的一部分，我们也报告了随机扰动项相关时的估计结果。
表2为研发投入方程（1）的估计结果，两类企业样本的Hausman检验都支持选择固定效应模型。估计结果表明政府支持对国有企业研发投入的影响不显著，但政府支持对非国有企业研发投入的影响显著为正，非国有企业科技经费中的政府资金比例每增加1%大约会带来企业研发投入增加0.36%。企业规模对国有企业研发投入的影响显著为正，说明熊彼特的大企业有利于研发假说适用于国有企业，企业规模每增长1%，大约带来研发投入增长0.65%；对于非国有企业，企业规模的影响显著为负，熊彼特的假说不再成立：小规模企业的研发投入反而更多，企业规模下降1%大约带来研发投入增加0.5%。盈利状况对国有企业研发投入的影响为负但不显著，对于非国有企业的影响显著为负，高盈利企业无动力研发说明非国有企业短视问题较为突出，存在“吃老本”现象［13］。竞争程度仅仅影响国有企业，行业中的企业数量越多，国有企业越倾向于增加研发投入，说明国有企业的研发投入符合Arrow假说，非国有企业研发支对企业数量的反应不敏感。
表3为扰动项无关假设下研发产出方程（2）的估计结果，两类企业样本的Hausman检验都支持选择固定效应模型。估计发现无论是国有样本还是非国有企业，在控制了诸如规模、盈利性、竞争状况、知识外溢等指标后研发投入都是研发产出重要解释变量，这说明忽略研发投入单纯分析研发产出是不合适的。比较两类企业研发投入的产出弹性系数大小，可见国有企业的研发效率稍微领先，两类企业的研发投入各增长1%，国有企业研发产出大约增长0.45%，而非国有企业研发产出大约增长0.4%。企业规模显著影响国有企业的研发产出，企业规模增长1%大约会带来研发产出增长0.55%，而企业规模对非国有企业的影响尽管为正但不显著。盈利性对两类企业的研发产出影响都为负，但仅在非国有企业样本估计中勉强通过显著性检验，说明企业的高盈利可能会降低其推出新产品的速度。竞争程度会显著正面影响国有企业的研发产出，这说明国有企业的研发产出符合Arrow假说，但竞争程度对非国有企业研发产出的影响不显著。外资企业产值比重对国有企业的研发产出影响不显著，说明国有企业没有从外资企业那里得到太多技术转移，对非国有企业的影响显著为负，一个可能的解释是非国有企业样本包含大量外资企业，外资比重高使得行业内外资企业研发的边际产出下降，同时对本土非国有企业的溢出不足，最终外资比重对非国有企业整体的研发产出影响表现为负。
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水
平上显著。表3研发产出方程估计
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平 上显著。 （二）稳健性检验
稳健性检验的目是考察结论是否对于估计方法或变量选择敏感，如果改变估计方法或变换变量后，回归结果没有发生实质变化，那么我们的结论便是稳健的。这里使用两种途径进行稳健性检验，第一种途径是假定随机扰动项之间是相关的，使用三阶段最小二乘进行重新估计，第二种途径是使用R&D经费支作为研发投入变量进行重新估计。
如果两个方程的随机扰动项之间是相关的，需要首先检查联立方程的可识别性，方程（1）右边全部为外生变量，所以方程（1）可以识别，方程（2）右边含有内生解释变量，也含有一个本方程特有的外生变量FORE，因此方程（2）也可以识别，此时使用最小二乘法逐个估计方程将是有偏和非一致的，需要改用三阶段最小二乘法。鉴于之前面板数据模型的Hausman检验全部支持固定效应，这里直接采用固定效应估计，我们首先使用STATA中的xtdata命令将数据 “去均值化”，然后再使用针对截面数据的reg3命令得到三阶段最小二乘结果。表4给出了相应的估计结果，首先关注研发投入方程，政府资助对国有企业研发投入的影响仍然不显著，对非国有企业影响为正且显著，这些与逐一方程估计一致，只是弹性数值变小。企业规模对国有企业的影响仍然显著为正，对非国有企业的影响仍然显著为负，与逐一方程估计一致，仅弹性绝对值变大。企业利润水平对于两类企业的研发投入影响都为负，与逐一方程估计稍微不同的是仅国有企业的影响通过显著性检验，说明国有企业的短视效应可能更大。竞争状况仍然显著正向影响国有企业的研发投入，系数估计值变化不大，同时对非国有企业的影响由不显著变为显著。再次观察研发产出方程，两类企业研发投入的产出弹性估计仍然都显著为正，尽管与逐一方程估计相比弹性值大大下降，但国有企业的研发产出弹性仍领先于非国有企业。与逐一方程估计一致，企业规模和行业竞争状况仍然都显著正向影响国有企业的研发产出，而对非国有企业影响不显著。与逐一方程估计稍微不同，盈利状况开始显著负向影响两类企业的研发产出，说明高技术行业的高额利润确实会降低企业研发产出，研发产出中存在“吃老本”现象。外资企业产值比重的影响与逐一方程估计类似：对国有企业的影响不显著，对非国有企业的影响显著为负，仍然显示出高技术领域外资企业存在对内资企业的技术封锁。三阶段最小二乘的估计结果显示结论是稳健的。
我们将R&D经费支作为研发投入变量重新估计方程（1）和（2），所有解释变量都滞后一期，假定方程之间随机扰动项是无关的，估计结果见表5（所有Hausman检验都支持选择固定效应，这里仅报告了这一估计结果）。可见政府资助、企业规模、研发投入、竞争程度、外溢效果等变量的显著性水平及符号方向基本没有发生实质性变化，这说明本文的分析结论具有较好的稳健性。
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水
平上显著。表5 稳健性检验之二：使用新变量估计（固定）
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平 上显著。五、结论和政策含义
我们的分析显示尽管国有企业取得了大部分政府资助的研发资金，但是国有企业研发投入对政府资助不敏感，表明政府科技经费的资助没有调动国有企业的研发积极性，一个可能原因是国有企业更容易编造各种“项目”套取政府的研发资助，研发资助并非真正所需，企业与政府之间存在“跑部钱进”现象。与此相反政府资助能够显著正向影响非国有企业的研发投入，科技经费资助程度的弹性大约为0.15。它给我们带来的启示是，在扶持战略性新兴产业发展时，政府对下拨的科技经费资金应合理配置，最大限度地物尽其用，并适当向非国有资本和民营资本倾斜，更多注意发挥非国有资本和民营资本作用。
国有企业的研发投入和研发产出都符合熊彼特的假说，非国有企业则出现了相反的情况——规模越小研发投入越大，这表明大规模国有企业由于“不差钱”从而研发投入较大，而较小的非国有企业由于经营灵活也有较大的创新动力。当然这不足以质疑或支持熊彼特的理论，仅是对中国现状的一个经验观察，但我们仍可据此判断，如果要在短时间内实现战略性新兴产业快速发展，大型国有企业仍然是最重要的主体和主导力量，现阶段大型国有企业拥有资金、政策、技术、人才等全面优势，能够实现集中力量办大事，在若干领域实现快速突破。此外由于小规模的非国有企业也很热衷于创新，在特定领域重视和引导小型非国有企业非常必要。
国有企业在研发效率上并不低于非国有企业，一般认为国有企业存在产权不清、委托代理等问题，研发投入可能没有得到最有效率的使用，但我们的实证结果显示这并不是事实，非国有企业在市场的驱动下能够实现以最小的投入获得最大的产出，国有企业似乎也能做到这一点。研发效率的高低是一个值得深入探讨的问题，以上述政府科技资金投向为例可以看出，中国的经济政策对两类所有制企业并不是平等的，国有企业通常会得到更多的支持，这可能会有助于其提高研发效率。无论如何，研发的高效率并不意味着治理的高效率，中国的国有企业改革远未完成，在未来发展战略性新兴产业时，国有企业仍然需要完善经营机制，建立更规范的现代企业制度。
国有高技术企业的创新活动与行业竞争程度关系密切，行业内企业加入会促进国有企业增加研发投入并加快新产品推出。这给我们带来的启示是，在鼓励大型国有企业发展战略性新兴产业时，行业准入一定要放开，决不能变鼓励国有企业进入战略性新兴产业为国有企业垄断战略性新兴产业，“新非公36条”允许民间资本进入国防科技工业等六大领域，并明确提出可以进入法律法规未明确禁止准入任何行业和领域，在发展战略性新兴产业时，能否有效落实“新非公36条”非常重要。
盈利水平负向影响两类企业的研发投入和研发产出，这可能和高技术产业本身特征有关，“创造性毁灭”的领先者会获得高额回报，从而降低了其研发动力和推出新产品的速度。这也从另一角度说明行业内竞争的重要性，因为企业数目的增加会提高泊松到达率，缩短技术领先者的利润流持续时间，因此在未来发展战略性新兴产业时，必须营造一个充分竞争的市场环境。此外，我们还发现高技术领域中外资的知识溢出效果不明显，这说明国外公司存在对国内企业技术封锁和垄断，在战略性新兴产业的振兴中，这一点恐怕也不会改变。这就需要国内企业重视自主研发，以自主创新为主，国际合作为辅，不断研发具有自主知识产权的高端产品。
参考文献：
［1］ 段文斌. 治理机制、行业集聚与国有工业部门绩效变动模式——国有企业改革30年反思和前瞻［R］.“反垄断与政府规制：理论与实践”学术研讨会会议论文，2010.
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［6］ 吴延兵. 中国工业R&D投入的影响因素［J］.产业经济研究，2009，（6）：13-21.
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［9］ 冯根福，刘军虎，徐志霖. 中国工业部门研发效率及其影响因素实证分析［J］.中国工业经济，2006，（11）：46-51.
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［13］ Tirole, J. The Theory of Industrial Organization［M］.Cambridge: MIT Press, 1988.
（责任编辑：孟耀）
肖兴志,王建林
摘要：本文使用1998—2008年中国高技术产业的面板数据，构建联立方程分析并比较了国有企业和非国有企业的研发行为。研究发现政府的科技资助经费没能调动国有企业的研发积极性，但能够促进非国有企业提高研发投入；国有企业的研发投入和研发产出都符合熊彼特的假说，非国有企业则出现了相反的情况——规模越小研发投入越大；以新产品销售收入比重衡量研发产出，国有企业的研发效率不低于非国有企业，不平等的经济政策可能导致了这一结果；无论哪种所有制企业，行业内企业数量增加能够促进企业提高研发投入和产出。
关键词：国有企业；战略性新兴产业；企业规模
中图分类号：F426文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）10-0025-07
收稿日期：2011-08-12
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“中国战略性新兴产业发展理论与政策研究”（10JJD790013）；辽宁省财政科研基金项目“支持辽宁战略性新兴产业发展财政政策研究”（10B001）
作者简介：肖兴志（1973-），男，四川广安人，东北财经大学产业组织与企业组织研究中心主任（教育部人文社会科学重点研究基地），教授，博士生导师，主要从事产业经济学和政府规制等方面的研究。E-mail:04110789@163.com
一、引 言
与最近推出的发展战略性新兴产业类似，2006年2月中国曾推出《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2020）》，其中提到重点发展大型飞机项目，当年一批飞机专家在广东创建了一家民营性质的飞机设计公司——昌盛公司，随后3年中昌盛公司自筹数千万元投入大型飞机的研究。2008年5月国家国资委、上海市政府等部门共同出资组建中国商用飞机有限责任公司，从事大型飞机的设计与制造，昌盛公司由于无法获得政策和资金支持，遂申请加盟中国商用飞机有限责任公司，最终未果，目前昌盛公司的研发团队正面临解散。这一案例曾激起热烈讨论，这里我们不想分析昌盛公司是否应该获得政府支持，毕竟在大飞机项目上，政府事先并未公开招标，而中国商用飞机有限责任公司拒绝昌盛公司加盟也被看作是普通的企业行为，但它仍给我们提出这样一个问题，中国在未来振兴战略性新兴产业时，是否一定要采用国有企业为载体，或者政府是否应优先扶持国有企业。
回答上述问题的关键是：国有企业是否比非国有企业具有更高的创新动力和创新效率。一种流行的观点是，国有企业由于存在效率、决策等问题会在创新方面劣于非国有企业。但也有不同的声音，国务院国资委研究中心的彭建国认为，央企拥有先进的创新科技和雄厚的资金优势，在战略性新兴产业发展的这场竞赛中，中央企业责无旁贷。2010年5月出台的《国务院关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》（“新非公36条”）的26条提到“鼓励和引导民营企业发展战略性新兴产业”，可见在政策层面政府并非对国有企业 “情有独钟”。
较少文献直接分析中国国有企业和非国有企业研发行为和特征，部分采用行业面板数据的文献涉及到国有产权比重对研发效率的影响，得出的结论大部分为国有企业比重增加会降低研发效率。但是我们认为当前国有企业并没有在各个行业随机分布，伴随着国有企业改革，国有企业行业布局发生了重大变化，段文斌调查了1993—2007年间的国有资本的行业分布，发现国有经济集中在烟草加工业、石油和天然气开采业等11个行业［1］。各个行业对于研发的需求，Jefferson等认为一些同质品行业如采掘业、烟草加工业本身的研发需求较少，因此已有文献认为国有企业的研发效率低，其实可能反映了该行业本身的研发效率低，而与所有制性质无关［2］。
本文将研究范围限定在高技术行业，不仅是为了避免样本选择性偏差所带来的影响，更主要的是高技术产业与战略性新兴产业同属于研发密集型产业，实证结论更富有政策含义。战略性新兴产业的“新兴”二字决定这些产业大部分还在萌芽期，但是其中某些子产业的确为当前的高技术产业，如新兴信息产业中的通信网络和集成电路、生物产业中的生物医药、高端装备制造业中的航空航天等，因此由目前的高技术产业推断未来的战略性新兴产业既是可行也是可取的。本文对同处于高技术产业中的国有企业样本和非国有企业样本进行分析和比较，力图回答以下问题：国有企业和非国有企业的研发投入有何差异？研发产出有何差异？研发效率有何差异？对政府资助的反应有何不同，除此之外还受何种因素影响？这些能给中国未来发展战略性新兴产业带来什么启示？
二、文献综述
国外对企业创新行为的研究重点关注企业规模和市场结构的影响，Schumpeter在《资本主义、社会主义和民主主义》一书中提到大规模企业凭借资金优势，有能力进行创新活动，这种活动会巩固企业的垄断地位，这又将进一步刺激其未来创新［3］。Arrow认为相对于垄断性市场来讲，竞争性市场更有利于通过创新产生利润流，因此竞争性环境下的企业其创新动力更大，围绕这两种观点，出现了大量经验性研究［4］。部分学者对中国企业的创新行为进行了考察，并根据国情加入了所有制的影响，Jefferson等分析了中国1997—1999年的大型制造业企业，发现企业规模对研发投入没有显著影响，国有资产比重会降低研发效率［2］。聂辉华等使用2001—2005年中国企业层面数据分析，发现企业的研发投入与规模、市场竞争是倒U型关系，同时国有企业的研发投入更多［5］。吴延兵分析了1994—2002年中国34个工业行业的面板数据，发现企业规模对研发投入有显著的促进作用，而国有产权比重对研发投入并没有显著影响［6］。
企业研发投入最终需要形成研发产出，有些学者以研发产出作为衡量创新的变量，周黎安和罗凯考察了1985—1997年中国分省面板数据，采用地区人均专利数衡量研发产出，发现企业规模对创新有显著正面影响，但这一关系来源于非国有企业［7］。朱有为和徐康宁分析了中国1995—2004年13个高技术产业面板数据，采用新产品销售收入作为研发产出并测算研发的技术效率，发现企业规模、市场竞争都与研发效率呈正相关，外资企业比重、国有企业比重都与研发效率呈正相关［8］。冯根福等分析了中国1996—2004年的35个行业的面板数据，采用新产品开发数目作为研发的产出变量并测算了研发效率，发现企业规模、市场竞争程度都与企业研发效率呈负相关关系，国有企业比重与企业研发效率呈负相关关系［9］。
与已有的关注中国企业创新的文献相比，本文的贡献有以下几点：第一，使用两组分开的样本——国有企业和非国有企业——研究高技术产业中企业的研发行为，避免使用全行业数据带来的估计偏误问题。第二，使用联立方程进行研究，已有文献将研发投入和研发产出都视为创新活动，两者之间肯定不能划等号，本文同时考虑研发投入和产出的情况，设定一个包含研发投入方程与研发产出方程的联立方程系统，研究方法更为科学和严谨。第三，考虑了政府资助对企业创新活动的影响。目前大量研究显示政府资助会影响企业研发投入，如Wallsten分析美国公司数据发现政府资助会挤出公司自身的研发投入［10］，Lach分析了以色列的数据发现政府资助刺激了小公司研发投入［11］。
三、数据和指标描述
本文使用的数据来自《中国高技术产业统计年鉴》（2004年、2005年和2009年），以及《中国统计年鉴》（2009年）。《中国高技术产业统计年鉴》不仅提供了各个高技术产业的总体数据，还提供了细分所有制成分的数据，据此可以获得完整的国有企业样本和非国有企业样本，航天器制造业和雷达及配套设备制造业的企业数量过少，且涉及领域特殊，这里将其剔除。最终选定了以下15个行业：化学药品制造、中成药制造、生物生化制品的制造、飞机制造及修理、通信设备制造、广播电视设备制造、电子器件制造、电子元件制造、家用视听设备制造、其他电子设备制造、电子计算机整机制造、电子计算机外部设备制造、办公设备制造、医疗设备及器械制造、仪器仪表制造，这些行业最早可查到较完整资料的年份为1998年，这样本文选取样本时间区间为1998—2008年。表1详细说明研发投入、政府资助和研发产出这三个指标的数据。
表1各指标的描述性统计
（一）研发投入
本文中我们使用研发密度这一相对量指标表示研发投入，这便于我们识别研发投入的真正来源。可以利用的反映企业研发投入的指标有两个，一个是科技活动经费支出占销售收入的比重，另一个是R&D经费支出占销售收入的比重，科技活动经费支出指的是本单位开展科技活动所实际支出的全部费用，R&D经费支出则指的是科技活动经费支出中用于基础研究、应用研究和试验发展三类项目（课题）以及这三类项目（课题）的管理和服务的费用支出，因此科技活动经费支出是更广泛意义上的研发投入。根据所选择的15个行业1998—2008年数据，我们分别计算了国有企业和非国有的研发投入情况，可以发现无论以科技活动经费支出衡量，还是以R&D经费支出衡量，国有企业的研发投入都不低于非国有企业，平均来讲国有企业的科技活动经费支出占销售收入的比重为3.14%，而非国有企业这一指标为2.78%，国有企业R&D经费支出占销售收入比重为1.77%，而非国有企业这一指标为1.75%。
（二）政府资助
高技术产业是研发密集型产业，也是国家财政资金重点扶持的产业，企业的科技活动经费筹集途径有政府资金、企业资金和金融机构贷款，政府资金占企业科技活动经费筹集的比重可以衡量政府对企业研发的资助力度。该指标存在数据缺失情况：办公设备制造业1998年、1999年、2000年和2006年无统计数据，电子计算机外部设备制造业1999年和2000年无统计数据，医疗设备及器械制造业2003年无统计数据，最终我们放弃了这些样本点。从表1中可以看出国有企业科技活动经费中的政府资金比例显著高于非国有企业，平均来讲国有企业的科技经费中11.38%来自政府，而非国有企业仅有4.2%，考虑到国有企业的研发投入较大，所以实际上国有企业所分享的政府拨款总额要远远大于非国有企业。非国有企业的这一指标最小值为0，说明某些非国有企业在特定年份没有得到政府任何科技经费资助。为了反映国家科技拨款的投向，我们还进一步计算了国有企业分享政府科技拨款的比例，计算方式为国有企业科技活动经费筹集中的政府资金占全部企业科技活动经费筹集中的政府资金的比重。可以看到国有企业分享到的政府财政科技拨款平均为52.6%，要高于非国有企业，这一指标的最大值为1，说明政府拨款在某些年份某些行业全部投向国有企业，核查数据发现共有8个这样的样本点，而8个样本点中的3个为研发总支出最多的飞机制造及修理行业，这些统计结果说明政府科技拨款投向具有很强的倾向性，国有企业分享了大部分政府科技资金。对这一现象，我们再以2008年的总体数据为例补充说明，2008年政府为高技术产业投入的科技经费为87.88亿元，国有企业获得了其中的67.39亿元，大约占76.68%，而国有企业数量仅占6.75%。
（三）研发产出
对于研发产出变量，我们使用新产品销售收入占销售收入的比重表示。剔除了四个数据可靠性值得怀疑的样本，一个是2006年的通信设备制造制造业，该年该行业的国有企业新产品销售收入为460.97亿元，而销售收入仅有400.40亿元；一个为1998年的家用视听设备制造业，该年该行业的国有企业新产品销售收入为 206.19亿元，而销售收入仅有141.39 亿元；另外两个为2002年和2003年飞机制造及修理业，该行业2002年和2003年的非国有企业新产品销售收入分别为58.4亿元和134.80亿元，但销售收入仅分别为9.38 亿元和11.69亿元。我们发现国有企业的研发产出平均高于非国有企业，同时国有企业研发产出方差也稍大，因此单就研发产出而言，国有企业要领先于非国有企业，但是两类企业的研发投入是不同的，仅通过描述性结果无法判断谁的研发效率更高。
四、实证分析
（一）模型估计
本文将要估计的模型为以下联立方程：
RDexpα0+α1GOfund+α2SIZE+α3PROF+α4COMP+u+ε（1）
NPsalesβ0+β1RDexp+β2SIZE+β3PROF+β4COMP+β5FORE+v+η（2）
其中，（1）为研发投入方程，RDexp为研发投入变量，这里使用科技活动经费支出这一广义的研发投入，计算方法为单位销售收入的研发投入，在随后的稳健性检验中我们也使用了R&D经费支出；GOfund为政府资助力度，计算方法为政府资金占企业科技活动经费筹集的比重，SIZE为企业平均规模，计算方法为行业总产值除以企业个数，其中行业总产值使用工业品出厂价格，按1998年不变价格计算；PROF为盈利情况，计算方法为行业利润总额占行业销售收入比重；COMP为行业竞争状况，用行业内企业个数表示；u为研发投入方程的行业个体效应，ε为研发产出方程的随机干扰项。（2）为研发产出方程，NPsales为研发产出变量，计算方法为新产品销售收入占全部销售收入比重，也有研究使用企业利润作为研发产出变量，不过我们认为尽管研发最终效果需要反映在企业盈利上，但这是一个间接的过程，可能需要一个较长的滞后期，而使用新产品销售收入/全部销售收入则更为直接；FORE为外资的知识外溢，计算方法为行业内三资企业总产值占全行业企业总产值比重；v为研发产出方程的行业个体效应，η为研发产出方程的随机干扰项。所有变量都取自然对数，由于PROF存在负值情况，将这一指标全部加1后再取自然对数，此外考虑到投入产出之间的时滞，同时也为了减少内生性问题，将所有解释变量都滞后一期。
本文分国有企业和非国有企业两类样本进行估计。估计之前需要解决识别问题，对于递归联立方程而言，如果假定方程之间随机扰动项是无关的，那么相当于给协方差矩阵施加了一个约束，这一约束足以识别模型，接下来的估计也很简单可以，可以使用普通最小二乘法逐个估计模型，而不会产生联立方程中的非一致问题［12］。本文主要集中分析这一种情况，模型中内生性解释变量滞后了一期，可以大致认为两个方程之间的随机扰动项是无关的，同时作为稳健性检验的一部分，我们也报告了随机扰动项相关时的估计结果。
表2为研发投入方程（1）的估计结果，两类企业样本的Hausman检验都支持选择固定效应模型。估计结果表明政府支持对国有企业研发投入的影响不显著，但政府支持对非国有企业研发投入的影响显著为正，非国有企业科技经费中的政府资金比例每增加1%大约会带来企业研发投入增加0.36%。企业规模对国有企业研发投入的影响显著为正，说明熊彼特的大企业有利于研发假说适用于国有企业，企业规模每增长1%，大约带来研发投入增长0.65%；对于非国有企业，企业规模的影响显著为负，熊彼特的假说不再成立：小规模企业的研发投入反而更多，企业规模下降1%大约带来研发投入增加0.5%。盈利状况对国有企业研发投入的影响为负但不显著，对于非国有企业的影响显著为负，高盈利企业无动力研发说明非国有企业短视问题较为突出，存在“吃老本”现象［13］。竞争程度仅仅影响国有企业，行业中的企业数量越多，国有企业越倾向于增加研发投入，说明国有企业的研发投入符合Arrow假说，非国有企业研发支对企业数量的反应不敏感。
表3为扰动项无关假设下研发产出方程（2）的估计结果，两类企业样本的Hausman检验都支持选择固定效应模型。估计发现无论是国有样本还是非国有企业，在控制了诸如规模、盈利性、竞争状况、知识外溢等指标后研发投入都是研发产出重要解释变量，这说明忽略研发投入单纯分析研发产出是不合适的。比较两类企业研发投入的产出弹性系数大小，可见国有企业的研发效率稍微领先，两类企业的研发投入各增长1%，国有企业研发产出大约增长0.45%，而非国有企业研发产出大约增长0.4%。企业规模显著影响国有企业的研发产出，企业规模增长1%大约会带来研发产出增长0.55%，而企业规模对非国有企业的影响尽管为正但不显著。盈利性对两类企业的研发产出影响都为负，但仅在非国有企业样本估计中勉强通过显著性检验，说明企业的高盈利可能会降低其推出新产品的速度。竞争程度会显著正面影响国有企业的研发产出，这说明国有企业的研发产出符合Arrow假说，但竞争程度对非国有企业研发产出的影响不显著。外资企业产值比重对国有企业的研发产出影响不显著，说明国有企业没有从外资企业那里得到太多技术转移，对非国有企业的影响显著为负，一个可能的解释是非国有企业样本包含大量外资企业，外资比重高使得行业内外资企业研发的边际产出下降，同时对本土非国有企业的溢出不足，最终外资比重对非国有企业整体的研发产出影响表现为负。
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水
平上显著。表3研发产出方程估计
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平 上显著。 （二）稳健性检验
稳健性检验的目是考察结论是否对于估计方法或变量选择敏感，如果改变估计方法或变换变量后，回归结果没有发生实质变化，那么我们的结论便是稳健的。这里使用两种途径进行稳健性检验，第一种途径是假定随机扰动项之间是相关的，使用三阶段最小二乘进行重新估计，第二种途径是使用R&D经费支作为研发投入变量进行重新估计。
如果两个方程的随机扰动项之间是相关的，需要首先检查联立方程的可识别性，方程（1）右边全部为外生变量，所以方程（1）可以识别，方程（2）右边含有内生解释变量，也含有一个本方程特有的外生变量FORE，因此方程（2）也可以识别，此时使用最小二乘法逐个估计方程将是有偏和非一致的，需要改用三阶段最小二乘法。鉴于之前面板数据模型的Hausman检验全部支持固定效应，这里直接采用固定效应估计，我们首先使用STATA中的xtdata命令将数据 “去均值化”，然后再使用针对截面数据的reg3命令得到三阶段最小二乘结果。表4给出了相应的估计结果，首先关注研发投入方程，政府资助对国有企业研发投入的影响仍然不显著，对非国有企业影响为正且显著，这些与逐一方程估计一致，只是弹性数值变小。企业规模对国有企业的影响仍然显著为正，对非国有企业的影响仍然显著为负，与逐一方程估计一致，仅弹性绝对值变大。企业利润水平对于两类企业的研发投入影响都为负，与逐一方程估计稍微不同的是仅国有企业的影响通过显著性检验，说明国有企业的短视效应可能更大。竞争状况仍然显著正向影响国有企业的研发投入，系数估计值变化不大，同时对非国有企业的影响由不显著变为显著。再次观察研发产出方程，两类企业研发投入的产出弹性估计仍然都显著为正，尽管与逐一方程估计相比弹性值大大下降，但国有企业的研发产出弹性仍领先于非国有企业。与逐一方程估计一致，企业规模和行业竞争状况仍然都显著正向影响国有企业的研发产出，而对非国有企业影响不显著。与逐一方程估计稍微不同，盈利状况开始显著负向影响两类企业的研发产出，说明高技术行业的高额利润确实会降低企业研发产出，研发产出中存在“吃老本”现象。外资企业产值比重的影响与逐一方程估计类似：对国有企业的影响不显著，对非国有企业的影响显著为负，仍然显示出高技术领域外资企业存在对内资企业的技术封锁。三阶段最小二乘的估计结果显示结论是稳健的。
我们将R&D经费支作为研发投入变量重新估计方程（1）和（2），所有解释变量都滞后一期，假定方程之间随机扰动项是无关的，估计结果见表5（所有Hausman检验都支持选择固定效应，这里仅报告了这一估计结果）。可见政府资助、企业规模、研发投入、竞争程度、外溢效果等变量的显著性水平及符号方向基本没有发生实质性变化，这说明本文的分析结论具有较好的稳健性。
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水
平上显著。表5 稳健性检验之二：使用新变量估计（固定）
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平 上显著。五、结论和政策含义
我们的分析显示尽管国有企业取得了大部分政府资助的研发资金，但是国有企业研发投入对政府资助不敏感，表明政府科技经费的资助没有调动国有企业的研发积极性，一个可能原因是国有企业更容易编造各种“项目”套取政府的研发资助，研发资助并非真正所需，企业与政府之间存在“跑部钱进”现象。与此相反政府资助能够显著正向影响非国有企业的研发投入，科技经费资助程度的弹性大约为0.15。它给我们带来的启示是，在扶持战略性新兴产业发展时，政府对下拨的科技经费资金应合理配置，最大限度地物尽其用，并适当向非国有资本和民营资本倾斜，更多注意发挥非国有资本和民营资本作用。
国有企业的研发投入和研发产出都符合熊彼特的假说，非国有企业则出现了相反的情况——规模越小研发投入越大，这表明大规模国有企业由于“不差钱”从而研发投入较大，而较小的非国有企业由于经营灵活也有较大的创新动力。当然这不足以质疑或支持熊彼特的理论，仅是对中国现状的一个经验观察，但我们仍可据此判断，如果要在短时间内实现战略性新兴产业快速发展，大型国有企业仍然是最重要的主体和主导力量，现阶段大型国有企业拥有资金、政策、技术、人才等全面优势，能够实现集中力量办大事，在若干领域实现快速突破。此外由于小规模的非国有企业也很热衷于创新，在特定领域重视和引导小型非国有企业非常必要。
国有企业在研发效率上并不低于非国有企业，一般认为国有企业存在产权不清、委托代理等问题，研发投入可能没有得到最有效率的使用，但我们的实证结果显示这并不是事实，非国有企业在市场的驱动下能够实现以最小的投入获得最大的产出，国有企业似乎也能做到这一点。研发效率的高低是一个值得深入探讨的问题，以上述政府科技资金投向为例可以看出，中国的经济政策对两类所有制企业并不是平等的，国有企业通常会得到更多的支持，这可能会有助于其提高研发效率。无论如何，研发的高效率并不意味着治理的高效率，中国的国有企业改革远未完成，在未来发展战略性新兴产业时，国有企业仍然需要完善经营机制，建立更规范的现代企业制度。
国有高技术企业的创新活动与行业竞争程度关系密切，行业内企业加入会促进国有企业增加研发投入并加快新产品推出。这给我们带来的启示是，在鼓励大型国有企业发展战略性新兴产业时，行业准入一定要放开，决不能变鼓励国有企业进入战略性新兴产业为国有企业垄断战略性新兴产业，“新非公36条”允许民间资本进入国防科技工业等六大领域，并明确提出可以进入法律法规未明确禁止准入任何行业和领域，在发展战略性新兴产业时，能否有效落实“新非公36条”非常重要。
盈利水平负向影响两类企业的研发投入和研发产出，这可能和高技术产业本身特征有关，“创造性毁灭”的领先者会获得高额回报，从而降低了其研发动力和推出新产品的速度。这也从另一角度说明行业内竞争的重要性，因为企业数目的增加会提高泊松到达率，缩短技术领先者的利润流持续时间，因此在未来发展战略性新兴产业时，必须营造一个充分竞争的市场环境。此外，我们还发现高技术领域中外资的知识溢出效果不明显，这说明国外公司存在对国内企业技术封锁和垄断，在战略性新兴产业的振兴中，这一点恐怕也不会改变。这就需要国内企业重视自主研发，以自主创新为主，国际合作为辅，不断研发具有自主知识产权的高端产品。
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（责任编辑：孟耀）