中国哪种所有制类型企业最具创新性？，本文主要内容关键词为：所有制论文,最具论文,哪种论文,中国论文,类型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
在中国经济转轨过程中，企业按其所有制性质可分为国有企业、民营企业和外资企业三大类。这些企业因产权性质的不同和经营环境的差异而具有不同的行为特征，在促进经济发展中表现出不同的作用。那么，三类所有制企业在创新中会表现出哪些不同特点？哪类所有制企业最具创新性？本文的目的就是评价不同所有制企业的技术创新表现。本文的学术贡献主要有两点：一是全面比较了三类所有制企业在创新投入、创新效率和生产效率方面的差异，避免了从单一视角分析所造成的偏差和片面性；二是本文构建了一个考虑创新投入、创新产出和最终产出相互影响的联立方程模型分析框架。
企业的产权结构决定了资源如何分配、所有者与经营者如何合作、所有者如何协作及控制等一系列治理结构问题(Berle和Means,1932; Jensen和Meckling,1976)。合理的产权结构能够促进有效投资、管理和生产，提高企业绩效。产权也影响企业的创新行为与创新绩效。在相关的理论研究中，Marshall(1907)最先指出，政府在那些需要持续创新的生产领域中的扩张会阻碍创新和知识增长。Hart等(1997)和Shleifer(1998)进一步论证，当所有权为政府所有时，企业经理通常没有激励进行降低成本和改善质量的创新投资，因而，在需要创新激励和削减成本的领域，私人所有权通常优于政府所有权。Qian和Xu(1998)在一个软预算约束框架下分析了集权经济下的官僚主义对创新的阻碍作用；Huang和Xu(1998)分析了集权和分权经济中研发项目的最优选择问题。他们的理论模型表明，集权经济通常采用事前官僚监督机制，这容易导致项目选择失误并延迟创新，软预算约束也会造成创新效率损失。然而，以发达国家为背景的经验研究大多分析企业内部的产权结构对创新的影响(Francis和Smith,1995; Cosh等，2005; Ortega－Argilés等，2005)，很少有研究涉及不同类型所有制企业的创新行为与创新绩效。这可能是因为上述研究多以发达国家的产权私有制为基础，由此造成基于发达国家数据的文献关注的重点与基于发展中国家数据的文献有所不同。
外资企业是相对于内资企业而言的另一类所有制企业。外资企业通常比内资企业拥有某种先进技术、知名品牌或高超的营销和管理能力等特殊“资产”(Dachs等，2008)。跨国公司在东道国的创新活动可分为“资产开拓”(asset－exploitting)和“资产寻求”(asset－seeking)两种战略(Narula和Zanfei,2005)。采纳资产开拓战略的跨国公司，其研发和创新主要集中在母公司，子公司利用母公司现有的技术和无形资产，适当调整产品或工艺以适应当地市场需求和法规(Dachs和Ebersberger,2009)。由于子公司的技术优势来源于母公司，其本身并不需要激进的技术革新和持续的技术开发，因而其创新强度通常低于东道国企业。采纳资产寻求战略的跨国公司通过在东道国设立研发中心来获取和创造新技术资产，这种战略依赖于东道国的知识储量和质量。外资企业与创新活动之间的关系受到广泛关注。在创新投入方面，有证据显示，绝大多数经合组织国家中外资企业的研发强度低于内资企业(OECD,2005)，本土跨国公司通常比国外跨国公司承担更大的研发份额(Griffith等，2004)。在创新产出方面，Sadowski和Sadowski－Rasters(2006)的研究表明跨国公司比内资企业有更高的创新性。Falk和Falk(2006)的研究发现外资企业的创新强度低于内资企业。Love和Roper(2001)的研究则表明，外资企业虽然在创新数量上少于内资企业，但其创新在商业化上更加成功。基于发展中国家企业数据的研究显示，外资企业较少从事技术创新，因为其可以利用母公司的技术(Almeida和Fernandes,2008)。
中国经济转轨过程中的企业所有制与绩效的关系尤其引人关注，已有文献主要集中于比较和评价不同所有制企业的生产效率差异(姚洋，1998；刘小玄，2000)。最近，关注所有制与创新关系的文献开始涌现。Lin等(2010)运用2003年世界银行在中国的企业调查数据研究发现，私有企业和合资企业比国有企业有更高的研发投资趋向。周黎安和罗凯(2005)运用中国1985～1997年省级面板数据发现，企业规模对创新的正向影响主要来源于非国有企业。Hu和Jefferson(2008)运用中国1995～2001年大中型制造企业数据发现，非国有企业比国有企业有更高的专利申请倾向，国有企业的退出和非国有企业的进入导致专利申请量在样本期间增加了10％。也有学者在知识生产函数框架下研究了所有制与创新效率之间的关系。Zhang等(2003)利用中国1995年大中型工业企业截面数据，以新产品销售收入表示创新产出，研究发现，外资企业创新效率最高，其后依次为港澳台企业、股份企业和集体企业，国有企业创新效率最低。吴延兵(2006)运用中国1993～2002年工业行业面板数据研究发现，国有产权对创新效率具有负效应。Chen等(2008)运用2004～2006年中国上市公司数据发现，国有控股企业的创新效率低于非国有控股企业。上述研究都采用了单方程回归分析方法，而Jefferson等(2006)基于Crépon等(1998)开创的CDM框架①设定了由研发强度、知识函数和生产函数组成的三方程模型。该研究利用中国1997～1999年大中型制造企业数据发现，外资企业比国有企业有更高的研发强度，而且外资企业的创新效率比国有企业高80％。另有学者专门研究了外资企业与创新之间的关系，Cheung和Lin(2004)运用1995～2000年中国省级面板数据研究表明，外商直接投资对专利申请数量有积极作用，特别是对小型创新项目(外观设计)的影响更为明显；Choi等(2011)运用中国上市公司数据发现，外资份额对专利注册数量有显著正影响。
针对中国这样的发展中国家和转型国家的研究特别关注了不同类型所有制企业的创新表现，这是区别于以发达国家为背景的文献之处。但是，从上述关于中国创新问题的研究中也可以观察到，这些文献通常只是从创新投入(产出)或创新效率或生产效率等某个角度来捕捉不同所有制企业的创新表现。这种单一视角的经验分析容易导致结论见佐，由此得出的政策含义也可能大相径庭。虽然Jefferson等(2006)基于CDM模型构建了反映创新过程的三方程模型，但其研究重点不是企业所有制与创新的关系，而且其在模型估计中并没有采用联立方程估计技术。目前就我们所知，尚未有文献以国有企业、民营企业和外资企业为研究对象，从创新投入、创新效率和生产效率三个角度全面比较三类所有制企业的技术创新表现。从三个角度来讨论企业所有制与创新的关系，可以避免单一创新视角分析带来的偏差和片面性，从而有利于得出更稳健的结论和政策含义。
为达到全面比较企业所有制与创新关系的目的，本文构建了一个由创新投入、创新函数和生产函数三个方程组成的不同于CDM模型的联立方程分析框架。典型的CDM模型是由R&D方程(包括R&D决策和R&D投入两个方程)、创新函数和生产函数所组成的递归模型系统。它刻画创新过程并考虑了R&D和创新产出变量的内生性，但是未考虑企业最终产出对创新的反作用。企业最终产出作为企业规模的代理变量，其对创新的影响是广为人知的“熊彼特假说”(Schumpeter,1942)。在随后基于CDM模型的研究中，一些研究考虑了最终产出对创新投入的反作用(Van Leeuwen和Klomp,2006)，另一些研究则考虑了生产率对创新产出的反作用(Janz等，2003；
和Heshmati,2002、2006)。Jefferson等(2006)在研究中分别对三个方程独立进行估计，没有考虑三个方程之间的相互联系。在本文构建的联立方程模型中，创新投入、创新产出和最终产出是三个内生变量。三个方程组成的循环结构系统不仅可以直接反映最终产出对创新投入的反作用，而且可以反映三个内生变量之间的相互影响，从而更好地刻画创新过程。
在考察不同所有制企业的创新表现时，创新投入和创新产出的衡量指标也是非常重要的影响估计结果的因素。不同的创新衡量指标可能导致估计结果完全不同。为纠正由此引起的偏差，本文采用多个指标来度量创新。在创新投入方面，研发投入是广泛采用的指标，但是该指标只能捕捉企业正式的创新活动。因此，本文决定采用两个指标以全面反映创新投入：一个指标是文献中广泛采用的研发投入，另一个指标是包括研发投入、技术改造、技术引进、技术购买和技术消化吸收经费在内的全面综合性指标，不妨简称为技术投入。我们将分别用研发投入和技术投入两个创新投入指标进行相应的回归分析。同样，创新产出的形式也很多。专利数量是反映创新产出的最广泛使用的指标。除此之外，我们还用发明专利数量和新产品销售收入来衡量创新产出。发明专利是专利中质量最高的部分，新产品销售收入则在一定程度上反映了创新的市场价值。②运用创新投入和创新产出等多种度量指标，旨在多角度观察不同所有制企业的创新表现。
本文利用1998～2003年中国省级工业行业数据，通过构建一个由创新投入、创新函数和生产函数三个方程组成的联立方程模型分析框架，比较研究了国有企业、民营企业和外资企业基于不同的创新衡量指标和不同估计方法的创新表现。研究发现，民营企业在创新投入和专利创新效率上处于领先地位，外资企业在新产品创新效率和生产效率上具有显著优势，国有企业在创新投入、创新效率和生产效率上均缺乏竞争力。研究结果揭示，民营企业和外资企业都拥有各自的独特创新优势，而国有企业没有创新竞争力。
本文以下部分的结构安排如下。第二部分为数据介绍与描述性分析，第三部分为联立方程模型设定，第四部分为估计结果与相应的讨论，最后为结论。
二 数据与描述性分析
本文创新数据来源于《中国科技统计年鉴》。《中国科技统计年鉴》给出了1998～2003年连续6年中国31个省市区大中型工业企业行业的总量数据以及国有和三资企业的数据。③因此，民营企业④数据可以用总量数据减去国有和三资企业⑤数据得到。在中国31个省市区中，因西藏自治区的数据缺失值太多而从样本中剔除。这样，每年共有30个省市区(简称省)进入样本。每类所有制企业有30个×6年共180个观测样本，三类所有制企业共计540个观测样本。当以发明专利申请数表示创新产出时，年鉴只提供了2000～2003年的数据，此时三类所有制企业总计为30×4×3＝360个观测样本。在创新投入方面，《中国科技统计年鉴》提供了技术开发、技术改造、技术引进、购买国内技术和消化吸收经费五项指标。技术开发经费最接近于文献中通常的研发投入，为行文方便，将技术开发经费称为研发投入，而将五项技术支出总和称为技术投入。创新产出分别用专利申请数量、发明专利申请数量和新产品销售收入来度量。
中国国有企业改革先后经历了“放权让利”、建立现代企业制度和国有资产管理体制改革等阶段。在1998～2003年期间，中国加强了国有企业的现代企业制度建设，并对国有企业实施了“抓大放小”和战略性改组等改革举措，从而使国有企业民营化浪潮席卷全国。表1描述了1998～2003年大中型国有、民营和外资工业企业的规模演变。国有工业企业的数量、产品销售收入和从业人员都出现了持续收缩，它们占全部大中型工业企业的份额分别从1998年的57％、60％和73％下降到2003年的19％、20％和24％。与此同时，民营企业大规模扩张，企业数量、产品销售收入和从业人员年平均增长率分别达到12％、44％和22％，它们所占的份额分别从1998年的30％、22％和21％上升到2003年的54％、49％和55％。由此可见，民营企业已经成为中国大中型工业经济的主体。随着对外开放的深入，外资企业也迅速崛起，企业数量、产品销售收入和从业人数所占的份额分别从1998年的13％、18％和6％增加到2003年的27％、31％和21％。从2003年的产品销售收入来看，民营企业规模最大，外资企业次之，国有企业最后。表1中另外一个值得关注的现象是，国有企业的大幅度收缩和民营企业的大规模扩张出现在2003年，这是因为2002年底中国提出了深化国有资产管理体制改革的重大任务，从而进一步推动了国有企业改革步伐。
伴随着国有企业改革和经济开放战略的深入实施，三类所有制企业在创新上也表现出明显差异。表2和表3分别报告了1998～2003年三类所有制企业的创新投入规模和创新产出规模，表4则描述了三类所有制企业的创新投入强度和创新产出强度(创新效率)。从表2的研发投入来看，1998～2002年国有企业研发投入基本上处于增长态势，而2003年急剧下降。有意思的是，尽管国有企业在样本考察期间规模不断收缩，但是研发投入却出现了年平均增长率为0.79％的增长态势。民营企业研发投入增长迅速，年平均增长率高达52.38％。外资企业研发投入稳步增长，年平均增长率为30.97％，但研发投入规模一直低于民营企业。总体而言，就研发投入的6年均值来看，民营企业研发投入最多，国有企业次之，外资企业最少，这暗示着民营企业最有激励投资于研发活动，而外资企业因技术优势来源于母公司造成其研发投入较少。
表2还列出了国有、民营和外资企业的其他技术经费支出情况。在国有企业和民营企业中，技术改造是技术投入中数额最大的一项，1998～2003年其数额均超过研发投入；而在外资企业中，技术改造支出一直低于研发投入。这可能表明，国内企业更侧重于在原有技术的基础上进行产品或工艺的升级换代，而外资企业更侧重于产品或工艺的直接创新。当然，这与外资企业的技术优势主要来源于母公司有密切联系。从技术改造的均值来看，国有企业技术改造支出最多，民营企业居中，外资企业远远落后。但是从增长趋势来看，国有企业逐步收缩，民营企业迅速扩张，外资企业平稳增长。在技术引进、购买国内技术和消化吸收三项技术支出中，就均值而言，民营企业支出最多，国有企业次之，外资企业居后。特别是外资企业的购买国内技术支出远远小于民营企业和国有企业，这是由于外资企业比国内企业拥有技术优势，因而其无需再从国内购买较多技术。将上述五项技术经费合并为技术投入后发现，民营企业与国有企业相当，外资企业则远远落后，这再次印证了外资企业的技术优势来源于母公司的判断。
表3报告了国有、民营和外资企业的创新产出规模。从专利申请数量来看，民营企业是专利申请的主体，其专利申请数量比国有企业和外资企业的数量之和还要多。在发明专利申请数量上，民营企业也是一直处于绝对领先地位。与前文的创新投入相对照可以发现，民营企业不仅创新投入多，而且创新产出也多，这表明民营企业具有极强的创新激励。当以新产品销售收入来衡量创新产出时，情况出现了有趣的变化：除2003年之外的其余年份，外资企业新产品销售收入一直高于民营企业；而1998～2003年外资企业新产品销售收入均值与民营企业几乎相当。外资企业在专利申请数量和发明专利申请数量上都远远落后于民营企业，但在新产品销售收入上(除2003年之外)却拥有优势，这说明了外资企业的专利申请可能主要在母公司进行，也说明了外资企业的创新在商业化上可能更加成功。国有企业在三个创新产出指标上的均值都低于民营企业和外资企业，显示出国有企业创新动力严重不足。
表4描述了三类所有制企业的创新投入强度。创新投入强度分别用五项技术支出及其总和占销售收入的比重来表示。从研发投入占销售收入的比重来看，国有、民营和外资企业的这一比重分别为1.37％、1.82％和1.05％，即民营企业研发强度最高、外资企业研发强度最低。在技术改造占销售收入的比重中，国有企业的比重最高。在技术引进、购买国内技术和消化吸收占销售收入的比重中，都是民营企业的比重最高。从技术投入占销售收入的比重来看，国有、民营和外资企业的这一比重分别为4.75％、4.93％和2.72％，仍旧是民营企业技术投入强度最高、外资企业技术投入强度最低。研发投入强度和技术投入强度两个指标均表明，民营企业在创新投入上处于领先地位，外资企业因其技术主要来源于母公司导致其创新投入较少，这与表2创新投入规模得出的结论相一致。
表4也列出了创新产出强度(创新效率)的统计结果。创新效率分别用专利申请数量、发明专利申请数量和新产品销售收入占研发投入和技术投入的比重来衡量。在创新效率方面，三类所有制企业呈现出不同于创新投入强度的模式。在专利和发明专利创新效率上，外资企业创新效率最高，民营企业其次，国有企业最低；在新产品销售收入创新效率上，外资企业创新效率仍旧最高，国有企业略高于民营企业。这些结果与表3中显示的民营企业的创新产出规模高于外资企业不同。但是，也可以发现，外资企业在创新效率方面的标准差较大，因而不能草率地仅根据这些指标而得出外资企业的创新效率高于民营企业的结论，借助于回归分析将有利于得出更稳健的结论。在劳动生产率(产品销售收入/从业人员)方面，外资企业效率最高，国有企业效率最低。
总结表1～表4的数据指标可以发现，民营企业在创新投入和创新产出上处于领先地位，外资企业虽然创新投入少但在创新效率和生产效率上具有优势，国有企业在创新产出、创新效率和生产效率上都相对落后。这些结论只是根据指标衡量而得出的，下面通过联立方程模型具体分析不同所有制企业的创新表现。
三 联立方程模型
本文的联立方程模型由创新投入模型、创新函数模型和生产函数模型三个方程组成。创新投入模型考察创新投入的决定因素，同时创新投入又作为生产要素嵌入创新函数模型；创新函数模型考察创新投入对创新产出的影响，创新产出也作为一种要素嵌入生产函数；而在生产函数中作为被解释变量的最终产出又作为一种“投入”影响创新投入。三个方程组成一个循环式结构方程系统，可以简化地表述成如下形式：
上述三个方程依次为创新投入模型、创新函数模型和生产函数模型。I、O、Y分别表示创新投入、创新产出和最终产出。在方程系统中，这三个变量既是一个方程的被解释变量，又是另一个方程的解释变量，它们作为方程系统中的内生变量将反映创新过程的三个方程有机连接起来。POE和FIE分别代表民营企业哑变量和外资企业哑变量，用来反映两者相对于国有企业的创新表现。K和L是生产函数中的资本和劳动。U、V、W分别代表三个方程的控制变量，而ε、μ、π分别表示三个方程的随机误差项。
本文联立方程模型基于CDM模型但与其又有重要差别。CDM模型将企业创新过程分解为三步并用三个方程来表示。第一个方程为R&D方程(包括R&D决策和R&D投入两个方程)；第二个为知识(创新)函数，R&D作为投入进入该函数；第三个也是最后一个方程为生产函数，知识(创新)作为解释变量进入该函数。CDM模型实际上是一种递归系统模型，其缺陷是未考虑企业最终产出对创新的反作用。在经验研究中，企业最终产出通常被作为企业规模的代理变量用来检验“熊彼特假说”(Schumpeter,1942)。Griliches(1998)在讨论研发与产出的关系时也指出产出对研发具有反作用。因此，最终产出是内生于创新过程的，忽略最终产出对创新的反作用就无法展现创新过程的全貌，从而导致估计结果有偏。所以，后来基于CDM模型的某些研究考虑了产出或生产率对创新的反作用(Janz等，2003；和Heshmati,2002,2006; Van Leuwen和Klomp,2006)。与上述模型相比，本文联立方程模型是一种循环结构方程系统，不仅可以反映最终产出对创新投入的反作用，而且反映了创新投入、创新产出和最终产出之间的相互联系和相互影响。
CDM模型及其改进模型的发展也催生了多种不同的估计方法。原始CDM模型采用渐近最小二乘法(ASL)，这种方法是先估计简化方程，再根据简化方程的估计值得到结构方程的参数估计值。后来发展的估计方法有估计值迭代方法，即以创新投入估计值取代创新投入实际值来回归创新函数，然后以创新产出估计值取代创新产出实际值来回归生产函数(Griffith等，2006; Hall等，2009)。考虑了生产率对创新产出反作用的模型通常用两步估计法，第一步将R&D决策和R&D投入模型视为一个系统先估计出来，第二步将创新函数和生产函数看做一个联立方程系统并利用第一步得到的信息进行估计(Janz等，2003; 和Heshmati,2002,2006)。Van Leeuwen和Klomp(2006)则运用三阶段最小二乘法(3SLS)同时估计系统中的所有方程。本文设定了一个模型结构不同于以上诸模型的循环结构系统，可以分别用联立方程模型的单方程估计方法和系统估计方法两类估计技术。联立方程模型的单方程估计方法可以利用单个方程中没有包含的而在模型系统中包含的变量样本观测值信息。系统估计方法则既可以充分利用模型系统中全部先决变量的数据信息，又可以利用结构方程之间的相关性信息，还可以同时估计模型系统中的全部结构方程。这样不仅提高了估计效率，而且其参数估计量也具有良好的统计特性。
通过循环结构联立方程模型，不仅有助于打开创新的“黑箱子”，更重要的是可以分别从创新投入、创新效率和生产效率三个角度来评价不同所有制企业的创新表现，从而避免先前文献单一视角的分析所造成的偏差和片面性。下面具体阐述这一模型系统。
(一)创新投入模型
创新投入是多种因素作用的结果，已有文献侧重于从需求拉动、供给推动、市场力量等非制度因素考察创新投入的决定因素。在经济转型国家中，企业所有制等制度因素对企业行为有着重要甚至根本性的影响。设定模型如下：
方程右侧的变量中，Y为代表最终产出的产品销售收入，它也是规模的代理变量。熊彼特假说认为企业规模与创新之间存在着正相关关系，但经验研究并没有得到一致结论(吴延兵，2007)。Y除了能从产业层面上检验熊彼特假说外，它在整个联立方程系统中的另一个重要作用，是作为生产函数模型中的最终产出从而将创新投入模型与生产函数模型连接起来：最终产出影响了创新投入，创新投入则通过作用于创新产出又间接影响了最终产出。
对于创新投入的影响因素，我们重点考虑三类技术溢出渠道即政府科技(GOVT)、高校科技(HET)、外商直接投资(FDI)的影响。理论上，政府科技支出有利于解决企业因知识外部性而导致的创新不足问题，通过技术互补、知识溢出和成本分担能够促使企业增加创新投入(Lichtenberg,1987)。但是，中国政府主导下的科技支出往往带有很强的行政色彩，可能干预了企业正常的科技创新活动，从而对企业创新投入有替代和挤出效应。高校科技活动是技术溢出的另一个重要渠道(Jaffe,1989; Monjon和Waelbroeck,2003)。高校的基础研究和应用研究等科技活动有利于企业提高创新质量，规避创新风险，这将激励企业增加创新投入以有效利用外部知识溢出。外商直接投资通常被认为能够通过示范效应、竞争效应以及跨国公司人员培训和流动等渠道将先进技术溢出到东道国企业(Cheung和Lin,2004)。上述三类技术溢出变量分别用政府科技支出、高校科技支出和外商直接投资占地区资本形成总额的比重来度量。⑥
其他控制变量包括企业科技机构比重(RST)、地区变量(EAST、CENT)和时间变量(T)。企业科技机构比重越高，企业创新投入应该越多。EAST和CENT分别指代东部地区和中部地区哑变量(以西部地区为参照系)，用来捕捉中国省份在资源禀赋、地理条件和经济基础等方面的巨大差异。时间变量以1998年为参照变量，设置了其他年份的时间哑变量。时间变量代表了技术变化，也控制了宏观经济和政策变化的影响。
(二)创新函数模型
创新函数(或称知识生产函数)，旨在研究创新投入产出关系及其影响因素。设定如下形式的创新函数模型：
除所有制因素外，竞争是影响创新效率的关键因素。市场竞争可分为国内市场竞争和国际市场竞争(Zhang等，2001)。中国由计划经济向市场经济转型的过程同时是非国有单位不断发展的过程，非国有单位就业人数代表着市场经济的活跃程度和竞争程度(Fleisher等，2010)，所以，国内市场竞争以非国有单位就业人数占总就业人数的比重来衡量(COMP)。国际贸易使得国内企业面临着国际市场的激烈竞争(Yanikkaya,2003)，本文用进出口贸易总额占资本形成总额的比重来衡量各地区的国际市场竞争程度(OPEN)。另外，人力资本影响新技术开发、采纳和技术吸收能力(Islam,1995; Barro,2001)，因而对创新效率有重要影响。本文以6岁以上人口平均受教育年限来表示人力资本水平(EDU)(Wang和Yao,2003)。市场竞争和人力资本能为企业从事创新提供良好的激励环境和条件，预期市场竞争和人力资本都有利于创新效率。
(三)生产函数模型
在科布—道格拉斯生产函数基础上，将创新产出嵌入模型，并考虑影响生产效率的因素，扩展后的生产函数可表示为：
根据相关文献，交通基础设施是影响生产率和经济增长的重要因素(Fleisher等，2010)。交通基础设施有利于产品运输和分销，从而降低企业成本，提高生产效率，我们用各地区的铁路密度(铁路营业里程/省区面积，INF)来表示。发展经济学的文献通常认为，政府财政支出比率粗略地衡量了政府干预经济发展的程度，并且政府财政支出往往表现出阻碍经济发展的作用(Barro,2000)。但是在中国，也有观点认为中央政府和地方政府财政分权有助于增加省份之间为了经济增长绩效而相互竞争，这往往导致生产率的提高和经济增长的加速(Qian和Weingast,1997)。政府干预用各地区扣除教育事业费和国防支出后的财政支出占地区资本形成总额的比重来表示。
上述三个方程组成循环结构联立方程系统。经结构式方程识别的秩条件和阶条件判断可知，该方程系统中的每个方程都是过度识别的，因而可以用单方程估计方法二阶段最小二乘法(2SLS)和系统估计方法中的三阶段最小二乘法(3SLS)对模型进行估计。2SLS主要解决的是联立方程模型系统中每一个方程中的随机解释变量问题，其缺陷是没有考虑模型系统方程之间的相关性对单个方程参数估计量的影响，而3SLS则考虑了模型系统中不同结构方程的随机误差项之间的相关性。除了使用2SLS和3SLS两种联立方程模型估计方法外，本文还对每个方程单独运用普通最小二乘法(OLS)进行估计，以对比和检验估计结果的稳定性和可靠性。
四 估计结果与分析
由于创新投入分别用研发投入和技术投入两个指标来度量，因此先报告用研发投入作为创新投入变量时的估计结果，再分析用技术投入作为创新投入变量时的估计结果。
(一)企业所有制与研发投入
表5为分别运用OLS和2SLS得到的研发投入模型估计结果。在OLS估计中，民营企业(POE)的系数估计值显著为正，民营企业的研发投入比国有企业高32％，外资企业(FIE)的系数估计值为负且不显著。不同于OLS，2SLS利用了其他结构方程中的变量信息。在2SLS估计中，民营企业比国有企业表现出更高的研发投入水平(比国有企业高34％)，外资企业的系数估计值仍不显著但由负变为正。可以看出，在三种所有制企业中，民营企业研发投入最多，外资企业与国有企业并没有显著差异。这些结果与Lin等(2010)基于中国企业调研数据所得到的结论有相似之处。Lin等(2010)的研究表明，私有企业比国有企业有更高的研发投资趋向，外商独资企业与国有企业在研发投资趋向上无显著性差异。运用不同数据得到相似的结论，说明企业所有制与研发投入之间存在着较稳定的关系。
在国有企业中，由于存在着严重的委托代理及预算软约束问题，国有企业经理追求的目标往往是任职期间个人收益的最大化。那么，那些能在短期内带来收益、显示政绩的投资项目才会成为国有企业经理的理性选择，而对那些投资收益周期较长、在其任职期间得不到回报的创新投资项目就会缺乏投资激励。另外，创新的不确定性和风险性容易使国有企业经理的地位受到威胁，创新也需要国有企业经理掌握新的管理技能，这都增加了国有企业经理从事创新的成本。总之，国有企业的产权性质决定了其行为具有短期化特征，从而没有激励致力于有利于企业长期发展的创新。民营企业具有明晰的产权结构，权利与责任相对应，有较少的委托代理层级关系及较完善的监督激励机制，这激励资本所有者追求资本使用效益的最大化，追求企业的长期竞争力和可持续发展，因而民营企业会积极投资于研发。外资企业在中国从事生产经营活动通常采用资产开拓式战略，一方面，其技术和管理水平高于国内企业；另一方面，其技术优势来源于母公司，这造成外资企业本身并不需要持续和系统的研发投入。由于以上原因，在结果上可以看到，民营企业研发投入最多。
代表规模变量的产品销售收入(logY)对研发投入有显著促进作用，其弹性略大于1，这一结果支持了熊彼特假说。企业科技机构比重(RST)对研发投入也有显著正影响。在代表各种技术溢出渠道的控制变量中，政府科技支出(GOVT)表现出显著负影响，表明政府科技对企业研发有挤出效应；高校科技支出(HET)和外商直接投资(FDI)均对企业研发投入有显著正影响，表明高校科技和外商直接投资有助于提高企业研发积极性。
(二)企业所有制与创新效率
创新函数模型的估计结果列于表6。由于分别以专利数量(PAT)、发明专利数量(INV)和新产品销售收入(NPS)作为创新产出变量，同时用OLS和2SLS进行估计，因此共有6种估计结果。
以专利数量为创新产出时，OLS估计结果显示，民营企业(POE)的系数显著为正，外资企业(FIE脚)的系数为负且不显著。由于OLS没有利用模型系统中其他结构方程的变量信息，其估计结果可能是有偏的，因此我们倾向于2SLS的估计结果。在2SLS估计中，民营企业的系数估计值比OLS估计值变得更大了，外资企业的系数估计值变得显著为正。具体来看，民营企业、外资企业比国有企业的专利创新效率分别高出43％、28％。与前文的分析结果相比可知，采用回归分析方法控制了若干影响创新效率的因素后，民营企业的创新效率高于外资企业。当以发明专利数量为创新产出变量时，2SLS估计结果表明，民营企业和外资企业的创新效率分别比国有企业高50％和35％。
以新产品销售收入为创新产出时，估计结果出现新变化：民营企业的系数不再显著，而外资企业的系数仍显著为正。由于新产品销售收入在一定程度上反映了创新的市场价值，因而估计结果表明，虽然外资企业在专利和发明专利创新效率方面没有民营企业出色，但外资企业在新产品市场开拓和商业化方面比民营企业更加成功。这主要是因为：一方面，外资企业的新产品通常由海外母公司进行开发，作为子公司的外资企业并不需要花费太大的研发成本就可以将新产品投放于中国市场；另一方面，外资企业拥有更加知名的品牌以及高超的管理和营销能力，从而可以较容易地拓展新产品市场份额。这些原因使得外资企业在新产品创新效率上拥有显著优势。
与研发投入模型的估计结果连接起来，能够发现更有意思的结论。研发投入模型显示，民营企业研发投入最多；创新函数模型显示，民营企业的专利和发明专利创新效率最高。相对于国有企业，民营企业有人格化的产权优势，这激励了民营企业既注重于增加有利于长期竞争力的研发投资，又尽可能地提高每份研发资源的利用效率。相对于外资企业，民营企业没有先天的技术优势和管理优势，在市场中面临着更加激烈的竞争，这促使民营企业比外资企业更加致力于提高技术水平及其效率。因此，可以说民营企业在中国各类所有制企业中最富有创新活力，是中国经济发展中技术创新的中坚力量。外资企业因技术优势来源于母公司导致其研发投入较少，但创新效率较高，特别是其品牌和管理优势在新产品创新效率方面比民营企业更胜一筹。国有企业不仅研发投入少而且创新效率最低，反映了国有企业在创新及其效率方面的不足。
在所有估计结果中，研发投入(logRD)对创新产出有非常显著的正作用。除最后一列的回归结果表明研发的创新产出弹性约为1外，其余估计结果均表明研发的创新产出弹性小于1，即创新函数中存在着规模报酬递减的性质。国内市场竞争(COMP)对创新效率有积极影响。国际市场竞争(OPEN)对专利和发明专利创新效率有正影响，但对新产品创新效率有显著负面影响。这可能意味着，对外开放在激励国内企业发明创造的同时也冲击了国内企业的新产品市场份额。代表人力资本水平的教育年限(EDU)表现出正影响，对新产品创新效率有显著正影响。
(三)企业所有制与生产效率
生产函数模型的估计结果列于表7。由于采用了3种不同的创新产出变量，同时运用了OLS和2SLS两种估计方法，因此有6种估计结果。在所有估计结果中，资本存量和劳动均对最终产出有重要贡献。创新产出对最终产出的影响显著为正，但因衡量指标和估计方法的不同而有较大差异。
外资企业的系数估计值在所有回归模型中均显著为正。民营企业的系数估计值在OLS估计中显著为正，但在2SLS估计中仅以新产品销售收入为创新产出变量时显著为正。由此可见，外资企业在生产效率上具有显著竞争力，这缘于外资企业所拥有的技术和管理优势。在控制变量中，铁路密度(INF)和财政支出比重(GI)对生产效率没有稳定的影响作用。
(四)系统估计结果一：以研发投入为创新投入变量
我们利用三阶段最小二乘法(3SLS)对联立方程模型进行系统估计。系统估计方法可以充分利用联立方程模型中结构方程之间的相关性信息，从而改善估计效果。由于采用了3种创新产出指标，因而得到3组联立方程模型估计结果，如表8所示。
在企业所有制变量方面，由3SLS所得到的结论与2SLS的结论相一致：就研发投入而言，民营企业最多，外资企业和国有企业无显著差异。就创新效率而言，民营企业专利和发明专利创新效率最高，外资企业居中，国有企业最低；外资企业新产品创新效率最高，民营企业和国有企业无显著差异。就生产效率而言，外资企业具有显著优势。
三个内生变量(最终产出、研发投入和创新产出)的估计结果同样表明了它们各自的重要贡献。在外生变量中，国际市场竞争(OPEN)与2SLS估计结果有所差异，此时它对新产品创新效率的影响不再显著为负。其他外生变量的估计结果与2SLS结果基本一致。
(五)系统估计结果二：以技术投入为创新投入变量
上述所有回归分析都以研发投入为创新投入变量，现在以包含更多内容的技术投入为创新投入变量重新进行回归。因篇幅所限，只列出3SLS的估计结果，如表9所示。我们重点讨论企业所有制的估计结果。
表9技术投入模型估计结果显示，民营企业比国有企业的技术投入高约14％，这远低于表8所显示的研发投入模型结果。由此可以推理，国有企业经理对投资收益周期较长的研发项目缺乏投资激励，而更加偏重于能在短期内带来收益的技术改造和技术引进项目。从第二部分描述性统计中也可以看出，国有企业研发投入强度低于民营企业，但其技术改造强度高于民营企业。因此，当创新投入中包含了技术改造和技术引进时，国有企业的创新投入劣势较小，而以研发投入表示创新投入时，国有企业表现出更大劣势。
技术投入模型估计结果的另一个突出特点是，外资企业的估计值在3组联立方程估计结果中都显著为负，这与前面的研发投入模型中外资企业的估计值不显著截然不同。外资企业在研发投入方面与国有企业没有显著差异，但其在技术投入方面显著少于国有企业。正如前文多次所指出的，外资企业的技术优势来源于母公司，其本身无需致力于持续的创新投入，特别是以技术投入表示创新投入时，跨国公司在中国实施的资产开拓战略更加明显。
尽管在技术投入模型中民营企业和外资企业的估计值发生了较大变化，但在创新函数和生产函数中其估计结果仍旧与表8相一致。在专利创新函数和发明专利创新函数中(联立方程1和2)，民营企业创新效率最高；在新产品创新函数中(联立方程3)，外资企业创新效率最高。在生产效率方面，外资企业拥有显著优势。
五 结论
本文通过构建一个由创新投入模型、创新函数模型和生产函数模型组成的联立方程分析框架，全面评价了国有企业、民营企业和外资企业在创新投入、创新效率和生产效率上的差异。基于1998～2003年中国省级工业行业数据，创新投入分别用研发投入和技术投入表示，创新产出分别用专利数量、发明专利数量和新产品销售收入表示，估计结果显示，民营企业在创新投入和专利创新效率上处于领先地位，外资企业在新产品创新效率和生产效率上拥有显著优势，而国有企业在创新投入、创新效率和生产效率上均缺乏竞争力。
民营企业具有产权结构清晰和市场竞争充分的双重优势，这促使民营企业既致力于提高长期竞争力又尽可能地优化资源配置，因而民营企业不仅创新投入多而且创新效率高。外资企业在中国通常采取资产开拓式创新战略，其技术优势主要来源于海外母公司的技术转移，因而其创新投入较少，但外资企业凭借技术和管理优势仍旧在新产品创新效率和生产效率上拥有显著竞争力。国有企业的产权属性及由此造成的严重的委托代理和预算软约束问题，导致国有企业在创新投入、创新效率和生产效率上都缺乏竞争力。因此，从综合角度看，民营企业是中国企业技术创新的中坚力量。
在本文所使用的变量中，专利申请数量(PAT)、发明专利申请数量(INV)、新产品销售收入(NPS)、产品销售收入(Y)、物质资本存量(K)、从业人数(L)、企业科技机构比重(RST)和高校科技支出比重(HET)的原始数据都来源于相应年份的《中国科技统计年鉴》。其他变量的原始数据都来源于相应年份的《中国统计年鉴》。专利申请数量、发明专利申请数量和从业人数直接使用原始数据。
(1)研发投入(RD)指技术开发经费内部支出。《中国科技统计年鉴》的技术开发经费内部支出是指年度内企业用于科技活动的实际支出，包括劳务费、科研业务费、科研管理费、非基建投资购建的固定资产、科研基建支出以及其他用于科技活动的支出。《中国科技统计年鉴》给出技术开发经费内部支出构成(技术开发人员劳务费、固定资产购建费、原材料费和其他费用)。确切讲，研发投入与技术开发经费内部支出的含义不完全一致。为行文方便，将技术开发经费内部支出简称为研发投入。
其中，i、j、t分别指代省份、企业所有制、年份。RDPI为研发价格指数，E、F、M、R分别代表技术开发人员劳务费、固定资产购建费、原材料费、其他费用，CPI、FPI、MPI、RPI分别表示消费价格指数、固定资产投资价格指数、原材料购进价格指数、其他费用价格指数。《中国统计年鉴》提供了各省份1998～2003年的消费价格指数和固定资产投资价格指数(广东省在1998～2000年、海南省在1998～1999年缺少固定资产投资价格指数，用全国的固定资产投资价格指数来代替)，但原材料购进价格指数只有年度数据而没有分省数据。由于其他费用的含义并不明确，用各省份的消费价格指数、固定资产投资价格指数和原材料购进价格指数三者的算术平均值来表示其他费用价格指数。用计算出的研发价格指数对研发投入数据缩减，从而得到1998～2003年各省份三类所有制企业的研发投入实际值。
(2)技术投入(TI)，是指研发投入、技术改造、技术引进、购买国内技术和消化吸收五项技术经费之和。在回归分析中，研发投入用上述的研发价格指数平减，另四项技术经费都用各省1998～2003年的固定资产投资价格指数平减，进而得到技术投入实际值。
(3)新产品销售收入(NPS)，用各省1998～2003年的工业品出厂价格指数平减。
(4)产品销售收入(Y)，用各省1998～2003年的工业品出厂价格指数平减。
(5)资本存量(K)，根据数据可得性，我们基于生产经营用设备原价来近似测算资本存量。按照“固定资产净值＝固定资产原值－累计折旧”的计算公式，假定累计折旧占原值的15％，则生产设备净值是原值的85％，然后用经过固定资产投资价格指数平减后的生产设备净值来表示资本存量。在生产函数模型估计中，除了常数项外，其他变量的参数估计值并不因折旧率参数不同而改变。
(6)企业科技机构比重(RST)＝有技术开发机构的企业数/企业总数。
(7)政府科技支出比重(GOVT)＝政府财政支出中的科技三项费用/资本形成总额。
(8)高校科技支出比重(HET)＝高等学校科技活动经费内部支出/资本形成总额。
(9)外商直接投资比重(FDI)＝外商直接投资/资本形成总额。按人民币对美元年平均汇价(中间价)将外商直接投资折算成人民币。
(10)非国有单位就业人员比重(COMP)＝非国有单位就业人数/总就业人数。
(11)进出口贸易比重(OPEN)＝进出口贸易总额/资本形成总额。按人民币对美元年平均汇价(中间价)将进出口贸易总额折算成人民币。
(13)铁路密度(INF)＝铁路营业里程/省区面积。
(14)政府财政支出比重(GI)＝扣除教育事业费和国防支出后的财政支出/资本形成总额。
(15)地区变量(EAST和CENT)。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市，这些省份EAST变量取1，其他省份取0。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省，这些省份CENT变量取1，其他省份取0。
本文完成于作者在美国加州大学伯克利分校经济系访学期间。作者感谢Bronwyn H.Hall、刘小玄和杜创的有益评论及两位匿名审稿人的宝贵意见。本项研究受中国社会科学院创新工程项目资助。文责自负。
注释：
①关于CDM模型的综述见Hall和Mairesse(2006)。
②需要注意的是，新产品销售收入并不是对创新产出的直接度量，而且使用此指标表示创新产出时噪音较大，因为影响新产品销售收入的因素包括了企业的市场预测能力、营销能力和库存管理水平等。
③在《中国科技统计年鉴》中，1998年之前没有国有企业和外资企业的创新数据。2004年数据统计口径为“规模以上工业企业”，与1998～2003年的数据统计口径“大中型工业企业”不一致，而且2004年国有企业统计口径变为“国有控股企业”，与1998～2003年的统计口径“国有企业”也不一致。2005～2008年的数据统计口径或为“大中型工业企业”或为“规模以上工业企业”，企业所有制类型也发生变化。2009年不再分企业所有制进行统计。为保证数据样本的连续性和数据统计口径的一致性，我们选择1998～2003年连续6年数据作为观测样本。
④内资企业包括国有企业、集体企业、私营企业、联营经济和股份经济等类型。由于数据限制，我们无法对这些具体的企业所有制类型进行分析，因而把除国有企业之外的内资企业统称为民营企业。这里的民营企业相对于国有企业而言，是广义上的民营企业概念。
⑤三资企业是中外合资企业、中外合作企业和外商独资企业的总称。为行文方便，在下文中把三资企业统称为外资企业。
⑥关于联立方程模型中内生变量和外生变量的定义及描述性统计见附录。
⑦在方程(2)中，创新效率隐性地表示在方程中，将方程右侧的创新投入变量移至左侧后，被解释变量变为logO－
logI，这即是创新效率。方程(3)中生产效率的含义与之类似。