「標(biāo)題注釋」本文是中國社科院民營經(jīng)濟(jì)研究中心研究項(xiàng)目“中國民營企業(yè)競爭力研究：自主創(chuàng)新與競爭力指數(shù)”的階段性成果。感謝匿名審稿人的評論和提出的修改意見，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。

　　「作者簡介」朱恒鵬，中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所，100836.

　　「內(nèi)容提要」本文使用國內(nèi)10個省市800余家民營企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)規(guī)模、市場力量、行業(yè)特征和地區(qū)差異等因素對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。本文的主要結(jié)論是：（1）企業(yè)規(guī)模與民營企業(yè)研發(fā)支出強(qiáng)度之間呈現(xiàn)較明顯的倒U型函數(shù)關(guān)系，小型企業(yè)更傾向于選擇自主創(chuàng)新方式；
（2）民營企業(yè)擁有一定的市場力量有助于企業(yè)創(chuàng)新強(qiáng)度的提高和自主創(chuàng)新比例的增加；
（3）企業(yè)所采用的主要競爭手段影響企業(yè)的創(chuàng)新方式；
（4）行業(yè)特征影響企業(yè)的創(chuàng)新方式；
（5）民營企業(yè)的創(chuàng)新活動存在著明顯的地區(qū)差異。

　　「關(guān)鍵詞」民營企業(yè)/創(chuàng)新強(qiáng)度/創(chuàng)新方式

　　截稿：2006年9月

　　經(jīng)過近30年的快速發(fā)展，民營企業(yè)已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的主要推動力量。但是，中國經(jīng)濟(jì)要持續(xù)發(fā)展，不僅需要民營經(jīng)濟(jì)的規(guī)模不斷擴(kuò)大，更需要民營企業(yè)市場競爭力的持續(xù)提高，民營企業(yè)的自主創(chuàng)新能力如何尤為關(guān)鍵。為了對國內(nèi)民營企業(yè)的創(chuàng)新行為有一個基本的了解，中國社會科學(xué)院民營經(jīng)濟(jì)研究中心在2006年對全國部分省市的民營企業(yè)進(jìn)行了主題為“企業(yè)自主創(chuàng)新能力與競爭力”的問卷調(diào)查。本文使用這一問卷調(diào)查所獲得的數(shù)據(jù)，利用計量分析方法考察企業(yè)規(guī)模、市場力量和其他相關(guān)因素對民營企業(yè)研發(fā)（R&D）行為及創(chuàng)新方式選擇的影響，揭示中國民營企業(yè)創(chuàng)新活動的實(shí)際運(yùn)行機(jī)制。

　　一、文獻(xiàn)綜述及問題的提出

　　對企業(yè)創(chuàng)新活動的系統(tǒng)研究可以追溯到熊彼特（1942，中譯本），他強(qiáng)調(diào)了市場力量和企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新活動的關(guān)鍵作用。由熊彼特的理論引出了兩個關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的假說：（1）壟斷力量與創(chuàng)新之間存在著正相關(guān)關(guān)系；
（2）大企業(yè)比小企業(yè)承擔(dān)著更大比例的創(chuàng)新份額（吳延兵，2006）。不過，此后隨著理論研究的逐步深入，人們逐漸認(rèn)識到壟斷和競爭、大企業(yè)和小企業(yè)在促進(jìn)創(chuàng)新方面各具優(yōu)勢。市場力量、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新活動之間并不存在一種一成不變的單一關(guān)系。不能不分條件地簡單認(rèn)為大企業(yè)或小企業(yè)更具有創(chuàng)新能力，要根據(jù)產(chǎn)業(yè)和市場條件進(jìn)行綜合分析（Acs and Audretsch ，1990）。

　　熊彼特假說不僅激發(fā)了創(chuàng)新理論的深入發(fā)展，而且也引出大量經(jīng)驗(yàn)研究成果。這些經(jīng)驗(yàn)研究主要檢驗(yàn)了市場力量及企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新活動之間的關(guān)系。早期的研究均先驗(yàn)地假定企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入之間存在著一種線性單調(diào)關(guān)系。但Scherer（1965）發(fā)現(xiàn)，兩者之間存在著倒U 型非線性關(guān)系。這一結(jié)果表明，規(guī)模巨大并非是R&D活動的必要條件，它也可能成為阻礙創(chuàng)新的因素。此后不少經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)進(jìn)一步證實(shí)了這種關(guān)系的存在（Soete ，1979）。但是，也有一些研究得出了與此相反的結(jié)論（Bound et al.，1984）。

　　通過控制更多變量和采用更細(xì)致的研究方法來研究企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入間的關(guān)系，往往會得出不同的結(jié)論。Shrieves（1978）在控制產(chǎn)業(yè)技術(shù)特征、市場集中度等變量后，發(fā)現(xiàn)規(guī)模對企業(yè)R&D人員數(shù)有顯著正影響。Braga 與Willmore（1991）發(fā)現(xiàn)，在控制了市場集中度、產(chǎn)權(quán)因素、利潤等變量后，規(guī)模變量可以顯著地提高R&D活動的概率。

　　總體看來，關(guān)于市場力量與創(chuàng)新投入之間關(guān)系的早期研究并沒有發(fā)現(xiàn)市場力量激勵創(chuàng)新投入的有力證據(jù)，Scherer （1967）在這一方面是一個突破。該文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，市場集中度與R&D人員數(shù)量之間至少存在著一種正向關(guān)系，可一旦超過某一臨界值，市場力量可能不再有利于技術(shù)創(chuàng)新，即兩者之間同樣存在著一種倒U型函數(shù)關(guān)系。此后有許多文獻(xiàn)運(yùn)用不同的樣本對這一關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證（Braga andWillmore，1991）。相關(guān)文獻(xiàn)亦表明：市場力量對創(chuàng)新投入的影響依賴于多種因素，如產(chǎn)品差異程度、產(chǎn)業(yè)技術(shù)機(jī)會及市場環(huán)境等（Angelmar，1985）。

　　上述文獻(xiàn)絕大多數(shù)是以發(fā)達(dá)國家為背景的。對我們來說，更感興趣的問題是什么因素決定了中國企業(yè)的創(chuàng)新行為？最近幾年，中國的創(chuàng)新問題開始受到一些國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。

　　Hu（2001）運(yùn)用1995年北京市海淀區(qū)813個高科技企業(yè)橫截面數(shù)據(jù)研究表明，銷售收入和政府R&D對私人R&D有顯著的正作用。何瑋（2003）表明，中國大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為存在著明顯的短期效應(yīng)。朱平芳和徐偉民（2003）運(yùn)用1994～2001年上海市工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究了政府的科技激勵政策對企業(yè)自籌R&D投入與專利的影響。Jefferson 等（2004）利用中國1997～1999年5451個大中型制造企業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究了R&D支出、新產(chǎn)品銷售收入的決定因素。周黎安、羅凱（2005）運(yùn)用中國1985～1997年30個省級水平的面板數(shù)據(jù)，對企業(yè)規(guī)模與專利數(shù)量之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。安同良等（2006）根據(jù)對江蘇省制造業(yè)企業(yè)的調(diào)查，考察了行業(yè)、企業(yè)規(guī)模以及所有制等因素對企業(yè)R&D行為的影響。吳延兵（2006）運(yùn)用1993～2002年中國大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)和2002年4位數(shù)制造產(chǎn)業(yè)橫截面數(shù)據(jù)，考察了不同性質(zhì)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新活動的影響。在已有的研究中，專門針對民營企業(yè)創(chuàng)新行為的文獻(xiàn)尚不多見。而本文的研究對象恰恰是國內(nèi)民營企業(yè)的創(chuàng)新行為。

　　我們的民營企業(yè)問卷調(diào)查涉及樣本企業(yè)822家，這些企業(yè)分別來自10個省市。調(diào)查的相關(guān)數(shù)據(jù)大部分是樣本企業(yè)2005年的數(shù)據(jù)，因此本文使用的是橫截面數(shù)據(jù)。少部分指標(biāo)，如利潤額，擁有2004～2005年兩個年度的數(shù)據(jù)。

　　二、民營企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的影響因素

　�。ㄒ唬┳兞康倪x擇和模型的設(shè)定

　　首先是有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新活動方面的衡量指標(biāo)。在我們的調(diào)研數(shù)據(jù)中，反映民營企業(yè)創(chuàng)新活動有兩個方面的指標(biāo)：一是創(chuàng)新投入，包括R&D支出和R&D人員數(shù)；
二是創(chuàng)新產(chǎn)出，包括企業(yè)獲得的專利數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入，大多數(shù)文獻(xiàn)都是使用這4種指標(biāo)來衡量創(chuàng)新活動的，這4種指標(biāo)各有優(yōu)缺點(diǎn)（吳延兵，2006）。基于盡可能保留更多有效樣本的考慮，本文選擇R&D支出作為企業(yè)創(chuàng)新活動的衡量指標(biāo)。在下面的模型中，我們以R&D支出占銷售產(chǎn)值的比重（通常被稱為R&D強(qiáng)度）作為被解釋變量。

　　其次是反映企業(yè)規(guī)模的指標(biāo)。一般用銷售收入、總資產(chǎn)或者員工人數(shù)來表示。Scherer （1965）分析了這三個變量的特點(diǎn)和相對優(yōu)點(diǎn)。他的看法是，由于銷售收入在生產(chǎn)要素構(gòu)成中處于中立地位，而且R&D預(yù)算往往以銷售收入為根據(jù)，因此，銷售收入是更好的表示企業(yè)規(guī)模的變量。本文的研究目的之一是探討企業(yè)規(guī)模與R&D投入之間是否存在倒U 型函數(shù)關(guān)系。為了驗(yàn)證其穩(wěn)定性，本文分別用總資產(chǎn)和企業(yè)技工貿(mào)收入來表示企業(yè)規(guī)模。由于調(diào)查數(shù)據(jù)中沒有企業(yè)銷售收入，我們用技工貿(mào)收入這一指標(biāo)替代。這兩個指標(biāo)性質(zhì)類似。如果倒U 型函數(shù)關(guān)系存在，則規(guī)模指標(biāo)的系數(shù)為正，其平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)。

　　再次是反映企業(yè)擁有的市場力量的指標(biāo)。文獻(xiàn)中一般用市場集中度指數(shù)來反映市場力量。該指數(shù)往往用4廠商集中度、8廠商集中度和赫爾芬達(dá)爾指數(shù)代表。這3個指數(shù)越大，表明產(chǎn)業(yè)集中度越高，市場壟斷力量越強(qiáng)。但是我們的調(diào)查數(shù)據(jù)沒有產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，無法計算上述3個指標(biāo)。因此，我們需要利用已有數(shù)據(jù)，使用其他方法構(gòu)造反映樣本企業(yè)所擁有的市場力量的指標(biāo)。

　　在我們的問卷中有這樣一個問題：本企業(yè)主打產(chǎn)品的價格水平與主要競爭對手相比：1.高出很多；
2.略高；
3.基本持平；
4.略低；
5.低很多。顯然，這個問題的答案從產(chǎn)品定價能力高低方面反映了企業(yè)所擁有的市場力量的大小，如果企業(yè)的主打產(chǎn)品價格水平比主要競爭對手高出許多，意味著企業(yè)具有很高的產(chǎn)品定價能力及很大的市場力量，其他選項(xiàng)依此類推。根據(jù)企業(yè)對這一問題的回答，我們構(gòu)造了一個反映企業(yè)市場力量高低的指數(shù)，在這一指數(shù)中，選擇“高出很多”的企業(yè)得分最高，意味著該企業(yè)具有很大的市場力量，選擇“略高”的得分次之，其他選項(xiàng)得分依次遞減。如果企業(yè)擁有的市場力量與企業(yè)的R&D強(qiáng)度之間存在著倒U 型關(guān)系，則該指數(shù)的系數(shù)為正，而其平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)。

　　除了企業(yè)規(guī)模和市場力量的影響外，還有其他諸多因素會對R&D支出產(chǎn)生影響。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及文獻(xiàn)中通行的做法，本文主要考慮了如下幾個因素：

　　1.資本密集度。資本密集度是行業(yè)進(jìn)入壁壘的衡量指標(biāo)，它反映了該行業(yè)是資本密集型還是勞動密集型。在中國，資本相對稀缺，成為進(jìn)入壁壘，且資本密集度高的行業(yè)往往技術(shù)含量較高，因而預(yù)期資本密集度的符號為正。我們分別用兩種指標(biāo)反映資本密集度：資產(chǎn)總額/技工貿(mào)收入總額和資本總額/員工數(shù)（即人均資本）。

　　2.企業(yè)績效狀況。用利潤總額和資產(chǎn)負(fù)債率來反映企業(yè)績效狀況。利潤額是R&D經(jīng)費(fèi)的重要來源，因此預(yù)期該指標(biāo)的系數(shù)為正。資產(chǎn)負(fù)債率用于考察企業(yè)信貸能力是否影響R&D投資決策。先驗(yàn)地看，負(fù)債比率越高，企業(yè)的融資能力越低，從而R&D投資的可能性越小，因此，預(yù)期該指標(biāo)的系數(shù)為負(fù)。

　　3.地區(qū)差異。中國經(jīng)濟(jì)的一個基本特征是地區(qū)間發(fā)展不平衡，民營企業(yè)同樣如此。在下面的計量模型中我們納入地區(qū)虛擬變量，探討在民營企業(yè)創(chuàng)新方面是否存在著顯著的地區(qū)差異。樣本企業(yè)分布在10個省市，以北京為參照系，共設(shè)置了9個地區(qū)虛擬變量。

　　表1給出了上述各變量的含義及樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計特征。

　　為了驗(yàn)證市場力量、企業(yè)規(guī)模與R&D強(qiáng)度之間是否存在倒U 型函數(shù)關(guān)系，我們還分別在模型中加入了企業(yè)規(guī)模和市場力量指數(shù)的平方項(xiàng)。ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

　　（二）估計結(jié)果及其分析

　　我們使用普通最小二乘法（OLS ）進(jìn)行估計。由于橫截面數(shù)據(jù)往往存在著異方差問題。White （1980）在假定估計方程的殘差不存在序列相關(guān)的條件下，推導(dǎo)出一個異方差一致協(xié)方差矩陣，用于計算標(biāo)準(zhǔn)誤差與t 統(tǒng)計量。本文所使用的樣本是橫截面數(shù)據(jù)，不存在序列相關(guān)問題，所以，我們使用White 異方差一致協(xié)方差矩陣對模型進(jìn)行了修正，這樣使得OLS 估計結(jié)果更為可靠。運(yùn)用基本模型

　�。�1），對企業(yè)規(guī)模變量和利潤變量進(jìn)行不同的組合，得出的估計結(jié)果見表2.

　　說明：參數(shù)估計值下面括號中的數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤差。[*]、[**]、[***]分別代表參數(shù)估計值在10％、5％、1％水平上顯著。下表同。

　　根據(jù)表2給出的估計結(jié)果，下面我們依次討論企業(yè)規(guī)模、市場力量及其他因素對民營企業(yè)R&D支出強(qiáng)度的影響。從表2中的4個估計結(jié)果可以看出，模型（3）的擬合質(zhì)量最好，模型（3）以“技工貿(mào)收入”代表企業(yè)規(guī)模，下面的分析主要根據(jù)這個結(jié)果來進(jìn)行。

　　1.企業(yè)規(guī)模對R&D強(qiáng)度的影響。表2中的4個結(jié)果均分別納入企業(yè)規(guī)模及其平方項(xiàng)作為解釋變量，模型（1）和（2）以企業(yè)總資產(chǎn)反映企業(yè)規(guī)模，（3）和（4）以技工貿(mào)收入反映企業(yè)規(guī)模。4個結(jié)果均顯示企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正，而規(guī)模平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，不過模型（2）中這2個系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，而其他3個模型中的這兩個系數(shù)是顯著的。特別是模型（3）中2個系數(shù)均在1％的置信水平上顯著。這說明在民營企業(yè)中，企業(yè)規(guī)模與R&D強(qiáng)度之間的確存在著倒U型函數(shù)關(guān)系。我們利用模型（3）進(jìn)行計算，可以得出當(dāng)企業(yè)規(guī)模為287億元時，R&D強(qiáng)度達(dá)到最大值。不過，在260個樣本中，平均企業(yè)規(guī)模是4.87億元，只有一家企業(yè)的規(guī)模超過287億元臨界值。因此，雖然回歸結(jié)果表明企業(yè)規(guī)模與R D強(qiáng)度之間呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系，但對樣本企業(yè)而言，二者之間主要表現(xiàn)為一種非線性遞增關(guān)系。利用模型（3），采用企業(yè)規(guī)模的均值和R&D強(qiáng)度的均值，可以算出R&D強(qiáng)度對企業(yè)規(guī)模的彈性為0.28，即企業(yè)規(guī)模每增長1％，R&D投入強(qiáng)度相應(yīng)增長0.28％。這說明R&D強(qiáng)度的增長幅度要小于企業(yè)規(guī)模的增長幅度。對于企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用，由于研發(fā)活動一般需要較大的資金支持，考慮到固定成本和沉沒成本，中小企業(yè)進(jìn)行研發(fā)面臨的風(fēng)險較大，因此從資金投入上看，規(guī)模較大的企業(yè)研發(fā)資金投入比例要高于中小型企業(yè)。在中國，由于政策障礙和所有制歧視，中小企業(yè)融資困難，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁)

　　也限制了它們的創(chuàng)新活動。

　　2.市場力量對R&D強(qiáng)度的影響。用前面根據(jù)企業(yè)定價能力高低確定的指數(shù)來代表企業(yè)所擁有的市場力量，在分別控制其他變量的情況下，4個模型中均同時引入了該市場力量指數(shù)及其平方項(xiàng)。從表2可以看出，4個模型中市場力量指數(shù)的系數(shù)均為正，符合前面的理論分析，不過盡管t 值超過1，但均沒有達(dá)到10％的置信水平，結(jié)果不太顯著。該指數(shù)平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合理論分析結(jié)論，且在10％的置信水平上顯著。根據(jù)這些估計結(jié)果，我們大致可以認(rèn)定企業(yè)的R&D強(qiáng)度和其擁有的市場力量之間存在著一定的相關(guān)性，而且二者之間是一種倒U 型函數(shù)關(guān)系，這一結(jié)果和此前一些文獻(xiàn)的結(jié)論一致。而且這里的估計結(jié)果穩(wěn)定，并不依賴于其他控制變量的選擇。這種倒U 型關(guān)系的存在，表明企業(yè)擁有市場力量有助于促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新，但企業(yè)的市場力量過大，成為壟斷者時，企業(yè)的創(chuàng)新動力反而會下降。原因在于，企業(yè)擁有一定的市場力量，可以使企業(yè)具有較高的盈利水平，獲得更多的創(chuàng)新資源，同時也能收獲更多的創(chuàng)新收益，從而對創(chuàng)新具有激勵作用。但另一方面，如果企業(yè)的市場力量過強(qiáng)，達(dá)到了接近壟斷的水平，那么很可能會造成官僚主義和組織僵化，組織成本過高，出現(xiàn)X 非效率，從而弱化創(chuàng)新激勵。

　　3.資本密集度、資產(chǎn)負(fù)債率及盈利水平對R&D強(qiáng)度的影響，資本密集度在4個模型中系數(shù)均為正值，且在1％的置信水平上顯著，相關(guān)文獻(xiàn)中一般認(rèn)為資本密集度的大小反映了行業(yè)進(jìn)入壁壘的高低，較高的資本密集度意味著較高的進(jìn)入壁壘，這里的估計結(jié)果表明資本密集度越高，或者說行業(yè)進(jìn)入壁壘越高，則企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度越高，而且這種聯(lián)系很顯著。換一種說法，和勞動密集型企業(yè)相比，資本密集型企業(yè)的研發(fā)投入力度更大。260個樣本企業(yè)的“總資本/技工貿(mào)收入”的均值為1.37.也就是說，企業(yè)的總資本是其年技工貿(mào)收入的1.37倍。從模型（3）可以看出，民營企業(yè)的“總資本/技工貿(mào)收入”每提高1倍，R&D強(qiáng)度將提高2.2個百分點(diǎn)，和1.37倍的平均比例看，資本密集度的提高對R&D強(qiáng)度的促進(jìn)作用雖然統(tǒng)計上很顯著，但促進(jìn)力度并不大。

　　需要指出的是，由于我們的問卷數(shù)據(jù)不能有效提供樣本企業(yè)的行業(yè)信息，所以在上面的模型估計中無法引入行業(yè)變量來分離行業(yè)效應(yīng)，因此這里得出的資本密集度和R&D強(qiáng)度之間的顯著正相關(guān)關(guān)系也可能是一種行業(yè)特征而非這兩個變量之間因果關(guān)系的體現(xiàn)。

　　資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)在4個模型中均為負(fù)數(shù)，這符合前面的理論分析。但是4個結(jié)果中只有模型（3）中的該系數(shù)統(tǒng)計上顯著。這表明，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率每提高1個百分點(diǎn)，企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度就會下降0.033個百分點(diǎn)。相比5.92個百分點(diǎn)的平均研發(fā)投入比例，資產(chǎn)負(fù)債率的這一效應(yīng)相當(dāng)微弱。260個樣本企業(yè)的平均資產(chǎn)負(fù)債率為51％，根據(jù)模型（3）中的這一系數(shù)，當(dāng)企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率提高到80％時，企業(yè)的平均研發(fā)投入比例由5.92％下降到4.96％，抑制效應(yīng)較弱。由于所有制歧視和其他政策障礙，民營企業(yè)通過銀行貸款獲得所需資本（包括研發(fā)資金）的能力很弱，從而使得借貸不能成為民營企業(yè)研發(fā)投入的重要資金來源，進(jìn)而決定了資產(chǎn)負(fù)債率對民營企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響力度并不大。

　　表2中利潤額的系數(shù)為負(fù)，和前面的理論分析不一致。而且除模型（3）外，也均不顯著。模型（3）中的系數(shù)為負(fù)且統(tǒng)計上顯著，這一結(jié)果可以解釋為當(dāng)期的利潤并不能構(gòu)成當(dāng)期研發(fā)資金的來源，二者之間可能存在著一定的擠出效應(yīng)。為了更恰當(dāng)?shù)胤从忱麧欘~和研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)系，我們引入了滯后一期也就是上一年的利潤額作為解釋變量，這就是模型（2）和（4）的估計結(jié)果，但是這一解釋變量的系數(shù)也不顯著。估計產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能有兩個：一是作為研發(fā)資金來源的利潤應(yīng)是滯后數(shù)期的利潤，而我們受制于可獲得的數(shù)據(jù)，最多只能滯后一期，而僅僅滯后一期的盈利不是研發(fā)強(qiáng)度的顯著影響因素；
二是出于容易理解的原因，樣本企業(yè)自報的利潤數(shù)據(jù)并不真實(shí)，或者至少并不反映企業(yè)真實(shí)的盈利水平。

　　4.地區(qū)差異和R&D強(qiáng)度。表2中4個模型考慮了民營企業(yè)的地區(qū)差異。4個模型均以北京為參照基準(zhǔn)，納入另外9個省份，即廣東、江蘇、浙江、遼寧、吉林、河北、湖北、重慶、云南的地區(qū)虛擬變量以考察民營企業(yè)在創(chuàng)新方面的地區(qū)差異。擬合結(jié)果表明，在其他因素相同的情況下，浙江、遼寧、吉林、河北、湖北、重慶、云南7省份的民營企業(yè)和北京的民營企業(yè)在研發(fā)投入強(qiáng)度上沒有顯著差異。但廣東和江蘇兩省卻和這8個省市有明顯差異。表2的4個結(jié)果中，我們只保留了結(jié)果顯著的廣東和江蘇以及結(jié)果不顯著的浙江，另外5個省份沒有給出。之所以保留浙江，是因?yàn)檎憬駹I企業(yè)發(fā)展走在全國最前列，而且和其他地區(qū)相比，浙江民營企業(yè)中擁有自主品牌和自主知名品牌的比重也位于全國前列。先驗(yàn)的看法是，在其他條件相同的情況下，有可能浙江民營企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度會高一些，但是擬合結(jié)果不支持這一判斷。在其他條件相同的情況下，浙江民營企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度和北京等7省市沒有顯著差異，但卻明顯低于江蘇和廣東。從模型（3）來看，和包括浙江在內(nèi)的8省市相比，江蘇民營企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度要高4個多百分點(diǎn)，而廣東也要高2個多百分點(diǎn)。應(yīng)該說，這一地區(qū)差異是相當(dāng)明顯的。和5.92％的平均研發(fā)投入強(qiáng)度相比，上述兩個數(shù)字意味著在其他條件相同的情況下，江蘇一家民營企業(yè)的研發(fā)投入平均要達(dá)到其他8個地區(qū)一家民營企業(yè)的2倍，廣東的也接近其他8個地區(qū)的1.5倍。

　　三、促使民營企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響因素

　　在我們的調(diào)查問卷中，還有這樣一個問題：本企業(yè)實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新的主要途徑（選一項(xiàng)）：1.自主創(chuàng)新（即原創(chuàng)性的創(chuàng)新）；
2.引進(jìn)創(chuàng)新（即在引進(jìn)他人創(chuàng)新成果的基礎(chǔ)上進(jìn)行再創(chuàng)新）；
3.模仿創(chuàng)新（即在模仿已有成果基礎(chǔ)上實(shí)施再創(chuàng)新）；
4.其他途徑。對這一問題的回答，揭示了民營企業(yè)采用的主要技術(shù)創(chuàng)新方式。在822家樣本企業(yè)中，有396家選擇了“自主創(chuàng)新”，209家選擇了“引進(jìn)創(chuàng)新”，114家選擇了“模仿創(chuàng)新”。利用這一信息，結(jié)合調(diào)查數(shù)據(jù)所提供的其他信息，本節(jié)探討這樣一個問題，那就是決定民營企業(yè)創(chuàng)新方式選擇的因素有哪些？更具體的講，分析哪些因素使得民營企業(yè)選擇“自主創(chuàng)新”而不是“引進(jìn)創(chuàng)新”或“模仿創(chuàng)新”。

　　根據(jù)問卷調(diào)查提供的數(shù)據(jù)，我們探討如下幾個方面的因素對企業(yè)選擇“自主創(chuàng)新”這一創(chuàng)新方式是否有顯著影響：1.企業(yè)規(guī)模；
2.企業(yè)擁有的市場力量；
3.企業(yè)的主要競爭手段；
4.企業(yè)所在行業(yè)的特征；
5.地區(qū)差異。下面首先簡單說明這5個方面因素的代表指標(biāo)，然后設(shè)定我們的計量模型。最后對這一模型進(jìn)行估計并分析估計結(jié)果。

　�。ㄒ唬┲笜�(biāo)選擇和模型設(shè)定

　　根據(jù)上面確定的研究主題，被解釋變量是一個二值（虛擬）變量，即如果企業(yè)選擇了“自主創(chuàng)新”，則該變量等于1，否則該變量等于0.我們用y 表示這一變量。

　　第一組解釋變量是企業(yè)規(guī)模。鑒于被解釋變量是一個二值（虛擬）變量，此處表示企業(yè)規(guī)模的變量不再像上一節(jié)那樣，由反映企業(yè)絕對規(guī)模的總資產(chǎn)或者銷售收入這樣的數(shù)值型指標(biāo)來表示，而是用大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè)等虛擬變量來代表。以大型企業(yè)為基組，設(shè)定兩個虛擬變量SIZE[，1]和SIZE[，2]分別代表中型企業(yè)和小型企業(yè)。大、中、小型按照國家統(tǒng)計局確定的總資產(chǎn)、銷售收入（此處用技工貿(mào)收入代替）、員工數(shù)量等標(biāo)準(zhǔn)劃分，因此有3組代表企業(yè)規(guī)模的虛擬變量。為檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的穩(wěn)定性，分別代入這三組企業(yè)規(guī)模虛擬變量進(jìn)行模型擬合。對于這組指標(biāo)的系數(shù)符號，不能給出先驗(yàn)的理論判斷。

　　第二組解釋變量是反映企業(yè)所擁有的市場力量的指標(biāo)。根據(jù)上一節(jié)提到的反映企業(yè)產(chǎn)品定價能力的問題我們構(gòu)造了兩個虛擬變量，MP[，1]代表企業(yè)具有很強(qiáng)的產(chǎn)品定價能力，企業(yè)認(rèn)為“本企業(yè)主打產(chǎn)品的價格水平與主要競爭對手相比高出很多”，則該變量取值為1，否則取值0.MP[，2]代表企業(yè)具有一定的定價能力，企業(yè)回答“本企業(yè)主打產(chǎn)品的價格水平與主要競爭對手相比略高”，則該變量取值為1，否則取值為0.顯然，這組虛擬變量的參照組是選擇另外3個選項(xiàng)的企業(yè)。由于具有市場力量的企業(yè)可以更多地獲取自主創(chuàng)新的收益，因此這類企業(yè)有更強(qiáng)的自主創(chuàng)新激勵，所以預(yù)期這兩個變量的系數(shù)為正。

　　第三組解釋變量是企業(yè)采用的主要競爭手段。在調(diào)查問卷中有這樣一個問題：本企業(yè)的競爭手段主要是：1.價格競爭；
2.質(zhì)量競爭；
3.服務(wù)競爭；
4.品牌競爭；
5.產(chǎn)品和技術(shù)開發(fā)；
6.其他。根據(jù)企業(yè)對這一問題的回答，我們構(gòu)造了兩個虛擬變量，CI[，1]代表企業(yè)以價格競爭作為主要競爭手段，即如果企業(yè)回答“價格競爭”為其主要競爭手段，則該變量取值為1，否則為0；
另一個變量CI[，2]代表企業(yè)以創(chuàng)新作為主要競爭手段，即如果企業(yè)回答“產(chǎn)品和技術(shù)開發(fā)”為其主要競爭手段，則該變量取值為1，否則為0.這組虛擬變量的參照組是選擇另外4個選項(xiàng)的企業(yè)。由于以價格競爭為主要競爭手段的企業(yè)往往側(cè)重于低成本戰(zhàn)略，因此預(yù)期此類企業(yè)不會傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新。而以產(chǎn)品和技術(shù)開發(fā)為主要競爭手段的企業(yè)應(yīng)該傾向于自主創(chuàng)新，因此預(yù)期第一個變量的系數(shù)為負(fù)，后一個變量的系數(shù)為正。

　　第四組解釋變量是企業(yè)所在行業(yè)的特征。調(diào)查問卷中有一個問題問到了企業(yè)所在行業(yè)的5個特征。根據(jù)企業(yè)對這一問題的回答，我們構(gòu)造了5個虛擬變量，下面一一給予說明。如果樣本企業(yè)認(rèn)為“新企業(yè)加入本行業(yè)比較困難”，則該組的第一個虛擬變量MC[，1]取值為1，否則為0.如果樣本企業(yè)認(rèn)為“本企業(yè)所在行業(yè)市場已經(jīng)飽和”，則該組的第二個虛擬變量MC[，2]取值為1，否則為0.如果樣本企業(yè)認(rèn)為“本企業(yè)能持續(xù)保持自己產(chǎn)品或服務(wù)的獨(dú)特性”，則該組的第三個虛擬變量MC[，3]取值為1，否則為0.如果樣本企業(yè)認(rèn)為“本企業(yè)開發(fā)的新技術(shù)不容易被其他企業(yè)模仿”，則該組的第四個虛擬變量MC[，4]取值為1，否則為0.如果樣本企業(yè)認(rèn)為“本企業(yè)的客戶不容易找到其他供應(yīng)商”，則該組的第五個虛擬變量MC[，5]取值為1，否則為0.在這5個虛擬變量中，MC[，1]、MC[，3]、MC[，4]和MC[，5]所代表的行業(yè)特征均意味著企業(yè)具有一定的市場壟斷力量，因此可以更多地得到創(chuàng)新的收益，因此這些行業(yè)中的企業(yè)應(yīng)該具有較強(qiáng)的自主創(chuàng)新激勵，所以預(yù)期這4個變量的系數(shù)為正。MC[，2]所代表的行業(yè)特征意味著這是一個完全成熟的產(chǎn)業(yè)，其中的企業(yè)已經(jīng)沒有增長空間，因此企業(yè)自主創(chuàng)新的收益較小，所以這種行業(yè)中的企業(yè)應(yīng)該缺乏自主創(chuàng)新動力，因此預(yù)期該變量的系數(shù)為負(fù)。

　　最后一個因素是地區(qū)差異。我們依然納入地區(qū)虛擬變量探討民營企業(yè)的創(chuàng)新方式選擇是否存在著顯著的地區(qū)差異，同樣，以北京為參照系設(shè)置了9個地區(qū)虛擬變量，該組變量用REG[，j]表示。

　　在模型設(shè)定方面，根據(jù)數(shù)據(jù)的特征，我們選擇了線性概率模型（LPM ），模型結(jié)構(gòu)如下：

　　上式中y 表示企業(yè)是否選擇“自主創(chuàng)新”，如果企業(yè)選擇這一選項(xiàng)，則y=1，否則，y=0，x 表示影響這一選擇的上述各因素，P （y=1｜x ）表示以x 為條件企業(yè)選擇“自主創(chuàng)新”的概率。其余各符號含義如上面所述。ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

　�。ǘ┕烙嫿Y(jié)果及其分析

　　由于因變量是一個二值變量，因此模型一定存在異方差性。在估計方法方面，我們使用加權(quán)最小二乘法（Wooldridge，2000），同時使用White （1980）提出的異方差一致協(xié)方差矩陣計算標(biāo)準(zhǔn)誤差與t 統(tǒng)計量。利用基本模型（2），結(jié)合上述其他變量，分別使用3組代表企業(yè)規(guī)模的變量進(jìn)行模型擬合，最終得到3組估計結(jié)果，見表3.

　　從表3中的統(tǒng)計檢驗(yàn)結(jié)果看，3個結(jié)果中（1）的質(zhì)量最好，所以下面的分析主要以該結(jié)果為主。

　　1.規(guī)模對企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響。從表3可以看出，只有按照總資本劃分的企業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)統(tǒng)計上顯著，這就是模型（1）的結(jié)果。進(jìn)行模型估計時，我們以大型企業(yè)為參照基準(zhǔn)，估計中型和小型民營企業(yè)創(chuàng)新方式選擇的變化，但是多種估計結(jié)果均表明中型企業(yè)和大型企業(yè)在這一點(diǎn)上沒有顯著差異，所以最終我們剔除了中型企業(yè)虛擬變量，只保留了小型企業(yè)變量，這就是3個估計結(jié)果中均沒有中型企業(yè)估計結(jié)果的原因。表3的3個估計結(jié)果均表明，和大中型企業(yè)相比，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁)

　　小型企業(yè)更傾向于選擇自主創(chuàng)新作為創(chuàng)新方式，以統(tǒng)計上顯著的結(jié)果（1）為例，在其他情況相同的條件下，和大中型企業(yè)相比，小型企業(yè)選擇自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)或模仿創(chuàng)新的概率要高6個多百分點(diǎn)。這一結(jié)果并不出人意料，許多文獻(xiàn)指出，小企業(yè)常常是自主創(chuàng)新的重要主體，在一些行業(yè)中，小企業(yè)自主創(chuàng)新的比例高于大中型企業(yè)。

　　2.企業(yè)擁有的市場力量對企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響。表3中的3個結(jié)果均表明，當(dāng)企業(yè)具有很強(qiáng)的產(chǎn)品定價能力從而具有很強(qiáng)的市場力量時，企業(yè)更傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)或模仿創(chuàng)新。3個估計結(jié)果中這一因素系數(shù)均為正，且在5％的置信水平上顯著。以結(jié)果（1）為例，如果企業(yè)具有很強(qiáng)的產(chǎn)品定價能力，那么企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的概率就會提高21個百分點(diǎn)，應(yīng)該說這是一個很強(qiáng)的促進(jìn)效應(yīng)，這從一個方面說明在一定范圍內(nèi)，企業(yè)所擁有的市場力量的提高有助于提高企業(yè)的自主創(chuàng)新激勵。

　　表3數(shù)據(jù)還表明，如果企業(yè)的市場力量較弱，只可以把產(chǎn)品價格定在略高于同行的水平上，那么其選擇自主創(chuàng)新的概率和沒有自主定價能力的企業(yè)沒有很顯著的差異。

　　3.企業(yè)采用的競爭手段對企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響。如果企業(yè)的主要競爭手段是價格競爭，那么企業(yè)就不愿意選擇自主創(chuàng)新，表3中這一因素的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，而且均在統(tǒng)計上顯著，比如結(jié)果（1）的這一系數(shù)在5％的置信水平上顯著。這一結(jié)果表明，如果企業(yè)的主要競爭手段是價格競爭，那么企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的概率會下降9個百分點(diǎn)。這一結(jié)果符合前面的理論分析。

　　與上述結(jié)果相對應(yīng)，如果企業(yè)的主要競爭手段是產(chǎn)品和技術(shù)開發(fā)，則企業(yè)就更加傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新，3個估計結(jié)果均表明存在這一效應(yīng)，其中結(jié)果（1）中的這一系數(shù)在5％的置信水平上顯著。這一結(jié)果表明，如果企業(yè)的主要競爭手段是產(chǎn)品和技術(shù)開發(fā)，那么企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的概率會提高近8個百分點(diǎn)。同樣，這一結(jié)果也符合前面的理論分析。

　　4.行業(yè)特征對企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響。表3中給出了上面所提到的5種行業(yè)特征對企業(yè)自主創(chuàng)新決策的影響：（1）該行業(yè)具有明顯的進(jìn)入壁壘，新企業(yè)加入該行業(yè)比較困難。這一行業(yè)特征提高了民營企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的概率，并且這種促進(jìn)效應(yīng)在統(tǒng)計上是顯著的。以結(jié)果（1）為例，如果一個企業(yè)所在的行業(yè)具有這一特征，則該企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)或模仿創(chuàng)新的概率將會提高7個多百分點(diǎn)。應(yīng)該說這一結(jié)果符合直覺，進(jìn)入壁壘高的行業(yè)中，自主創(chuàng)新的外部性較小，免費(fèi)搭便車的行為會顯著減少，從而自主創(chuàng)新的收益可以更大程度地被實(shí)施這一創(chuàng)新的企業(yè)獲取，這顯然對企業(yè)的自主創(chuàng)新動機(jī)具有促進(jìn)作用。

　�。�2）本企業(yè)所在行業(yè)市場已經(jīng)飽和。這一行業(yè)特征明顯抑制了民營企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的積極性。以結(jié)果（1）為例，如果一個企業(yè)所在的市場已經(jīng)飽和，則該企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)或模仿創(chuàng)新的概率將會下降近9個百分點(diǎn)。造成這一結(jié)果的原因可能有以下兩點(diǎn)：一是需求已經(jīng)飽和的市場往往也是發(fā)展得很成熟的市場，自主創(chuàng)新的難度很大，同時可引進(jìn)或模仿的產(chǎn)品和技術(shù)較多，企業(yè)更傾向于引進(jìn)和模仿，而不是自主創(chuàng)新。二是市場既然已經(jīng)飽和，創(chuàng)新產(chǎn)品的銷售空間就相當(dāng)有限了，從而自主創(chuàng)新收益不高，這也使得企業(yè)不愿意進(jìn)行自主創(chuàng)新。

　　（3）本企業(yè)能持續(xù)保持自己產(chǎn)品或服務(wù)的獨(dú)特性。如果企業(yè)具有這一特征，則自主創(chuàng)新積極性明顯提高，并且這種效應(yīng)在1％的置信水平上顯著，這是相當(dāng)高的統(tǒng)計顯著水平。以結(jié)果（1）為例，如果一個企業(yè)能夠持續(xù)保持自己產(chǎn)品或服務(wù)的獨(dú)特性，則該企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)創(chuàng)新或模仿創(chuàng)新的概率將會提高14個百分點(diǎn)，這是一個很高的促進(jìn)效應(yīng)。這一結(jié)果很容易理解：企業(yè)能夠持續(xù)保持自己產(chǎn)品或服務(wù)的獨(dú)特性意味著企業(yè)可以長期壟斷性地享有自己實(shí)施自主創(chuàng)新的收益，這顯然會顯著提高企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵。

　�。�4）本企業(yè)開發(fā)的新技術(shù)不容易被其他企業(yè)模仿。這一特征的效應(yīng)和上一個特征的效應(yīng)很類似。表3中的估計結(jié)果也表明如果企業(yè)具有這一特征，則自主創(chuàng)新積極性會有所提高。以結(jié)果（1）為例，如果一個企業(yè)開發(fā)的新技術(shù)不容易被其他企業(yè)模仿，則該企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)創(chuàng)新或模仿創(chuàng)新的概率將會提高4個百分點(diǎn)，并且這種效應(yīng)在10％的置信水平上顯著。這一結(jié)果是非常直觀的：新技術(shù)可以獨(dú)享這一特征顯然會激勵企業(yè)選擇自主創(chuàng)新。

　�。�5）本企業(yè)的客戶不容易找到其他供應(yīng)商。這一特征實(shí)際上意味著企業(yè)具有一定的壟斷力量，它使得企業(yè)可以在很大程度上獨(dú)享自主創(chuàng)新成果的收益，這顯然會促進(jìn)企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新。表3中給出的模型估計結(jié)果也支持這一結(jié)論。以結(jié)果（1）為例，如果一個企業(yè)的客戶不易找到其他供應(yīng)商，則該企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新的概率會提高近6個百分點(diǎn)，并且這種效應(yīng)統(tǒng)計上顯著。

　　5.地區(qū)差異對企業(yè)實(shí)施自主創(chuàng)新的影響。在本節(jié)的分析中，我們也明確考慮了民營企業(yè)在創(chuàng)新方式選擇方面的地區(qū)差異。模型擬合結(jié)果表明，在其他因素相同的情況下，江蘇等7個省份的民營企業(yè)和北京的民營企業(yè)在創(chuàng)新方式選擇上沒有顯著差異。但廣東、浙江和這8個省市有明顯的差異，表3給出的3個結(jié)果中，我們只保留了結(jié)果顯著的廣東和浙江以及結(jié)果不顯著的江蘇。之所以保留江蘇，一是為了和上一節(jié)對應(yīng)。更重要的是，江蘇既是一個民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展走在前列的大省，也是一個引進(jìn)外資的大省，2003年江蘇的外商直接投資額超過廣東，成為中國外商直接投資額最高的省份。我們有理由相信，這樣一種經(jīng)濟(jì)特征很可能會影響民營企業(yè)的創(chuàng)新方式選擇。不過，模型的估計結(jié)果并不支持這一判斷，在其他條件相同的情況下，江蘇的民營企業(yè)在創(chuàng)新方式選擇上和北京等7省市的民營企業(yè)沒有顯著差異，但卻明顯不同于浙江和廣東。從表3中的模型（1）來看，在其他條件相同的情況下，和包括江蘇在內(nèi)的其他8省市相比，浙江的民營企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新的概率高近9個百分點(diǎn)，這一點(diǎn)意味著盡管在創(chuàng)新投入強(qiáng)度上浙江省的民營企業(yè)并不顯著高于國內(nèi)其他地區(qū)的民企，但是選擇自主創(chuàng)新方式的比例卻明顯高于其他地區(qū)，這從一個方面揭示了浙江民營企業(yè)擁有自主品牌比重位于全國前列的原因。廣東的情況恰好相反，和其他8省市相比，廣東省的民營企業(yè)選擇實(shí)施自主創(chuàng)新的概率低近7個百分點(diǎn)，與浙江相比，廣東的民營企業(yè)選擇自主創(chuàng)新的概率要低15個百分點(diǎn)，這是一個相當(dāng)大的差距。這一結(jié)果意味著，盡管廣東省民營企業(yè)創(chuàng)新資金投入的比例高于除江蘇以外的其他省市的民營企業(yè)，但這些創(chuàng)新資金多數(shù)投入到引進(jìn)創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新中，自主創(chuàng)新比例低于全國其他地區(qū)。這一特征應(yīng)該和廣東省長期以來一直是外商直接投資特別是港澳臺投資大省這一特征有關(guān)。這一結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新方式存在著較強(qiáng)的示范效應(yīng)和路徑依賴特征。

　　四、結(jié)論

　　本文利用國內(nèi)10個省市800余家民營企業(yè)的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了企業(yè)規(guī)模、市場力量、行業(yè)特征和地區(qū)差異等因素對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。本文的主要結(jié)論是：

　　1.企業(yè)規(guī)模與企業(yè)R&D支出強(qiáng)度之間呈現(xiàn)較明顯的倒U 型函數(shù)關(guān)系。換句話說，企業(yè)規(guī)模對R&D支出具有積極的正面促進(jìn)作用，不過隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，這一促進(jìn)作用在逐漸減弱。由于國內(nèi)的民營企業(yè)規(guī)模普遍偏小，目前條件下，民營企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大能夠使企業(yè)分散創(chuàng)新投資的風(fēng)險、更有效地利用創(chuàng)新活動的成果，因此企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大對企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度具有顯著的促進(jìn)作用。所以，在今后相當(dāng)長的一段時期內(nèi)，繼續(xù)加強(qiáng)企業(yè)的市場主體地位，促進(jìn)企業(yè)做大做強(qiáng)，有助于提高中國企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度。不過，文中的分析也表明，小型企業(yè)更傾向于選擇自主創(chuàng)新方式，而大中型企業(yè)較傾向于實(shí)施引進(jìn)創(chuàng)新或模仿創(chuàng)新。因此，為逐步提高國內(nèi)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，擴(kuò)大國內(nèi)企業(yè)自主知識產(chǎn)權(quán)的擁有量，對小企業(yè)的扶持也非常重要。

　　2.文中的分析表明，民營企業(yè)擁有一定的市場力量既有助于企業(yè)創(chuàng)新強(qiáng)度的提高，也有助于自主創(chuàng)新比例的增加。不過，隨著企業(yè)市場力量的擴(kuò)大，市場力量對創(chuàng)新投入強(qiáng)度的促進(jìn)效應(yīng)會逐步減弱。這表明，壟斷和競爭在促進(jìn)創(chuàng)新方面各具優(yōu)勢。

　　3.企業(yè)所采用的主要競爭手段影響企業(yè)對創(chuàng)新方式的選擇，以產(chǎn)品和技術(shù)創(chuàng)新為主要競爭手段的企業(yè)傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新而非引進(jìn)或模仿創(chuàng)新，而以價格競爭為主要競爭手段的企業(yè)恰好與之相反。

　　4.行業(yè)特征影響民營企業(yè)的創(chuàng)新方式選擇，那些進(jìn)入壁壘較高、企業(yè)具有一定的市場壟斷力量的行業(yè)，企業(yè)更傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新。而那些發(fā)展已經(jīng)相當(dāng)成熟，企業(yè)沒有多大增長空間的行業(yè)，企業(yè)傾向于引進(jìn)或模仿創(chuàng)新。

　　5.民營企業(yè)的創(chuàng)新活動存在著明顯的地區(qū)差異。和其他8個省市相比，在其他條件相同的情況下，江蘇和廣東兩省的民營企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度更大。平均說來，江蘇一家民營企業(yè)的研發(fā)投入要達(dá)到其他8個省市的一家同等情況民營企業(yè)的2倍，廣東的也接近其他8個地區(qū)的1.5倍。但就創(chuàng)新方式而言，情況有所不同，廣東的民營企業(yè)盡管研發(fā)投入強(qiáng)度高于其他地區(qū)，但其更傾向于實(shí)施引進(jìn)或模仿創(chuàng)新而非自主創(chuàng)新；
而浙江的民營企業(yè)盡管在研發(fā)投入強(qiáng)度上低于廣東和江蘇兩省，但該省的民營企業(yè)更加傾向于實(shí)施自主創(chuàng)新而不是引進(jìn)或模仿創(chuàng)新。江蘇的民營企業(yè)在創(chuàng)新方式選擇上介于浙江和廣東兩省之間。

　　「參考文獻(xiàn)」

　　[1]安同良、施浩、Alcorta （2006）：《中國制造業(yè)企業(yè)R&D行為模式的觀測與實(shí)證-基于江蘇省制造業(yè)企業(yè)問卷調(diào)查的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》第2期。

　　[2]何瑋（2003）：《中國大中型工業(yè)企業(yè)研究與發(fā)展費(fèi)用支出對產(chǎn)出的影響》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》第3期。

　　[3]吳延兵（2006）：《R&D，創(chuàng)新與生產(chǎn)率——中國工業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，博士學(xué)位論文。

　　[4]周黎安、羅凱（2005）：《企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新：來自中國省級水平的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》第4卷第3期。

　　[5]朱平芳、徐偉民（2003）：《政府的科技激勵政策對大中型工業(yè)企業(yè)RD 投入及其專利產(chǎn)出的影響》，《經(jīng)濟(jì)研究》第6期。

　　[6]熊彼特（1942）：《資本主義、社會主義和民主》（中譯本），商務(wù)印書館1999年版。

　　[7]Acs，Z.J.and Audretsch，D.B.Innovation and Small Firms.Cambridge：MIT Press.1990.

　　[8]Angelmar ，R."Market Structure and Research Intensity in HighTechnological Opportunity Industries."Journal of Industrial Economics，1985，34（1），pp.69-79.

　　[9]Bound，J.；
Cummins，C.；
Griliches，Z.；
Hall ，B.H.andJaffe ，A."Who Does R&Dand Who Patents？"in Z.Griliches，ed.，R&D，Patents and Productivity.Chicago：University of Chicago Press ，1984.

　　[10]Braga ，H.and Willmore，L."Technological Imports and TechnologicalEffort：An Analysis of Their Determinants in Brazilian Firms."Journalof Industrial Economics ，1991，39（4），pp.421-432.

　　[11]Hu，Albert G.Z."Ownership ，Government R&D，Private R D，and Productivity in Chinese Industry."Journal of Comparative Economics，2001，29（1），pp.136-157.

　　[12]Jefferson ，G.H.；
Bai，Huamao ；
Guan ，Xiaojing and Yu，Xiaoyun."R and D Performance in Chinese Industry."Economics of Innovationand New Technology，2004，13（1/2）.

　　[13]Scherer ，F(xiàn).M."Size of Firm ，Oligopoly，and Research ：A Comment."Canadian Journal of Economics and Political Science，1965，31（2），pp.256-266.

　　[14]——。"Market Structure and the Employment of Scientists andEngineers."American Economic Review ，1967，57（3），pp.524-531.

　　[15]Shrieves，R."Market Structure and Innovation ：A New Perspective."Journal of Industrial Economics ，1978，26（4），pp.329-347.

　　[16]Soete ，L.L.G."Firm Size and Innovation Activity."EuropeanEconomic Review ，1979，12，pp.319-340.

　　[17]White ，H."A Heteroskedasticity-Consistent Covariance MatrixEstimator and a Direct Test for Heteroskedasticity."Econometrica，1980，48（4），pp.817-838.

　　[18]Wooldridge，J.M.Introductory Econometrics：A Modern Approach.South-Western College Publishing，2000.

相關(guān)熱詞搜索：民營企業(yè) 企業(yè)規(guī)模 力量 創(chuàng)新 市場