国有企业的研发投入具有溢出效应吗？——基于2005-2015年省级数据的研究

张珂瑜

(郑州航空工业管理学院 商学院，河南 郑州 450046)

一、引 言

中国经济已经由高速增长转向高质量发展阶段，中共十九大报告指出创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑，明确了2035年跻身创新型国家前列的目标。因此，创新正日益成为克服发展瓶颈、驱动中国经济转变的重要因素，作为经济增长主要的动力来源，提高企业创新发展水平刻不容缓。

企业是经济活动的主体，也是创新活动的主体，它能够将技术进步转化为具有商品或知识产品形态的创新成果，这种转化带来的收益无法被私人绝对占有，显示出创新具有一定的外部性。这种外溢现象可以通过创新要素之间自由流动实现，导致企业创新自身获得的边际收益相对低于社会边际收益，大大降低了企业自主研发的积极性。从新古典经济学角度出发，创新活动的外部性可能会导致“市场失灵”问题，这就需要政府的引导和支持，这也是国有企业不断提高研发投入强度，努力实现自主创新的主要原因之一。随着经济发展速度放缓，国有企业更应该利用自身优势在建设创新型国家中发挥骨干带头作用，驱动中国经济持续健康发展。

之前已有众多学者探究企业创新活动对经济增长的溢出效应，而关于企业研发投入对区域创新的影响作用较少涉及，尤其是国有企业的研发投入。因此，本文选取国有企业研发投入为切入点，将其产生的空间溢出效应划分为区域内和区域间两种表现形式，利用空间杜宾模型，验证了国有企业研发投入对国有和其他所有制企业创新产出具有正向溢出作用，从而证明了国有企业在创新活动中发挥着重要作用。本文主要贡献在于：一是从空间溢出视角检验了我国国有企业研发投入在区域创新中的正向溢出作用，为评价国有企业创新成果提供了一个新角度；二是将国有企业研发投入溢出效应分为区域内和区域间两个空间范围，并验证了国有企业研发投入确实对本区域和其他区域的国有企业以及其他所有制企业创新产出具有显著正向影响，丰富了国有企业研发投入相关文献。

二、文献回顾与理论分析

(一)文献回顾

自Krugman(1991)开创了新经济地理理论以来，越来越多的学者关注经济行为人之间的互动，意识到各区域之间创新活动会相互影响。技术知识具有非竞争性和部分排他性特征，会导致其产生溢出效应，从而带动周围地区经济增长[1]，将空间计量模型应用于此，验证了创新存在外溢现象，对区域经济增长具有促进作用[2][3]。

国有企业是我国国民经济的重要组成部分，对经济增长起着不可忽视的作用，但关于国有企业高效与低效这一问题目前依然存在争议。与民营企业相比，国有企业存在创新效率和综合效率显著偏低情况[4][5][6][7]。但也有研究证明，国有工业企业效率并不低于非国有企业，增长速度更是超过了外资企业，两者总体效率趋同[8][9]。此外，国有企业还可以成为“技术模仿、扩散和赶超”的中心，对经济稳定与发展起着至关重要的作用[10]。那么，国有企业是否更具有创新性？这一问题受到众多学者关注。客观上讲，由于与政府联系紧密，国有企业能够获得更多财政科技资助、更低利率的银行信贷，研发投入水平更稳健，具有较强的创新活力[11][12]。所以，国有企业更有可能加大研发投入，创新产出更高。基于空间溢出视角，国有企业是创新溢出的最大输出方，能够提高区域创新效率[13][14]。

通过以上文献梳理发现，当前关于国有企业研发投入对区域创新影响研究较少，另外，在研究区域创新效率时，多数学者均假定各个区域创新不会受到周边区域影响，没有溢出现象，显然这与实际情况不符。本文以国有企业创新活动的溢出效应为视角，分别从区域内和区域间两个空间范围探究国有企业研发投入是否对所有企业创新产出水平具有促进作用。

(二)理论基础与研究假设

包含创新信息的知识和技术具有明显的非竞争性和不完全排他性，这使得区域创新产出水平不仅依赖于区域内各企业及其他研发主体的研发投入，而且还受到区域外不同研发主体创新投入和产出的影响，即创新活动的溢出效应[15]。从空间来看，创新活动的溢出效应有两种表现形式：区域内部溢出和区域外部溢出，其中，区域内部溢出可分为产业内和产业间溢出，区域外部溢出是指不同区域之间的溢出[16]。

创新活动的区域内部溢出是指在同一区域内，企业创新产出除直接受到自身研发活动影响外，还受到其他企业研发投入和创新产出的间接影响。产业内溢出主要发生在具有同类产业知识的企业或研发主体之间，具有明显空间聚集特征，形成企业集群。在集群内部，单个企业通过研发投入所获得的新产品生产技术、产品市场新信息等不可避免会向外部溢出，直到成为集群内部的公共信息。产业内溢出效应渠道主要包括信息共享、模仿学习、竞争等。产业间溢出主要发生在不同产业的企业或研发主体之间，表现为关联产业集中于一定空间范围内，形成城市化经济。相较同一行业，不同行业的企业更愿意建立合作关系，共同投资创新项目，使创新实现有效互补，产生溢出效应。因此，产业间溢出主要通过合作、交流、交易等方式实现。

从我国各区域创新活动过程可以看出，获取创新要素的另一种途径是利用区域间自由流动的创新要素进行研发。人员、资本和技术等研发所需的创新要素具有稀缺性和追求自身价值最大化特征，独立于区域创新体系并可以自由地从边际收益率低区域向高区域流动[17]。就研发人员而言，由于区域经济发展不平衡，他们为了追求自身效益最大化，先是向创新能力强的区域流动，以寻求更好的福利待遇、更多的发展机遇。但当聚集达到一定规模时，行业竞争激烈、资源供应紧张等一系列不经济现象出现，他们就会为了寻求更广阔的发展空间而向其他区域流动。这些创新要素本身包含大量知识技术信息，区域间流动必然提高流入区域创新产出水平。因此，创新要素在区域间自由流动是产生区域间溢出的主要原因之一，能够推动区域创新发展。

创新是一项外部性高的经济活动，致使研发投入产生的收益无法被企业完全占有。民营企业以利润最大化为目标，外部性强的研发投入对其吸引力较弱，而国有企业则不同，虽然经营目标依然是实现利润最大化，但是与民营企业存在明显差异。首先，国有企业的性质决定了它必须服务于国家目标，承担相应社会责任，成为“技术模仿、扩散和赶超”的中心[10]。其次，预算软约束和信贷所有制偏好会促使国有企业增加研发投入。国有企业更易获得银行信用贷款，且一旦发生亏损，政府会采取提供财政补贴、减少税收等手段进行额外支持，因此，国有企业面临的融资约束相比民营企业来说并不严重，能投入更多资金用于研发。基于以上分析，本文认为国有企业更有可能承担较多研发投入，并通过空间溢出这一机制对区域创新产出发挥积极作用，提出如下假设：

假设1：国有企业研发投入与区域内所有企业创新产出水平正相关，即区域内研发投入存在溢出效应。

假设2：国有企业研发投入与区域外所有企业创新产出水平正相关，即区域间研发投入存在溢出效应。

三、研究设计与模型构建

(一)数据来源

考虑到数据的完整性和可获得性，本文以我国2005～2015年各省级行政区域规模以上国有工业企业为研究对象，考察其研发投入对省级层面创新产出水平的影响。西藏自治区数据缺失严重，最终选取不包含西藏自治区的30个省级行政区数据，共计330个观测值。原始数据来源于Wind数据库、《中国统计年鉴》以及《工业企业科技统计年鉴》等。

(二)变量定义与空间权重

1.创新产出

借鉴吴友和刘乃全[13]的方法，考虑到数据可获得性和不同区域专利数据具有的可比性，本文采用省级专利申请数来衡量创新产出水平。

2.研发投入

研发投入包括研发人员投入和研发经费投入。在《工业企业科技统计年鉴》中，各地区国有及国有控股企业科技活动经费内部支出中包含劳务费，考虑了研发人员投入程度，因此选用国有及国有控股企业科技活动经费支出来衡量各省份国有企业研发投入强度。

3.控制变量

本文参考程强[15]、吴友和刘乃全[13]等人的研究，选取开放程度、产业结构、企业规模、政府支持力度、基础设施建设作为控制变量。详细变量定义见表1。

4.空间权重设定

本文选用三种常见空间权重矩阵检验研发投入的溢出效应：一是邻接权重矩阵，若地区i与地区j相邻，则wij=1，否则为0，且假设自己与自己不相邻，即主对角线上元素为0。二是反距离权重矩阵，计算公式为wij=1/dij,dij为地区i与地区j之间的最短地理距离。该矩阵根据区域间地理距离测度两地之间空间关联程度，随着地理距离增加，空间关联程度减弱。三是经济距离权重矩阵，计算公式为wij=1/|pgdpi-pgdpj|，其中pgdpi、pgdpj分别表示地区i、地区j样本期内人均GDP均值。该矩阵考虑了经济因素，弥补了只考虑地理因素导致的偏差。

(三)空间杜宾模型构建

本文借鉴Griliches(1979)-Jaffe(1989)知识生产函数[18][19][20]，加入空间权重矩阵，并考虑到从研发投入到创新产出需要一定时间和过程，将解释变量和控制变量滞后一期进行回归，构建模型如下：

P(i,t)=β0+ρWPi,t+β1Rdi,t-1+λWRdi,t-1+∑Controlsi,t-1+εi

(1)

其中，i和t分别表示省份属性和年份；W代表空间权重矩阵；系数ρ反映区域之间创新产出空间依赖程度；系数β1反映区域i国有企业研发投入对该区域所有企业创新产出的影响，即区域内空间溢出效应；系数λ反映区域i国有企业研发投入对其他区域创新产出的影响，即区域间空间溢出效应。

表1 变量定义表

四、实证结果分析

(一)描述性统计

区域发展不平衡是我国始终面临的发展问题，本文结合地理区位和经济发展水平将全样本分为东、中、西三个区域进行统计分析①，如表2所示。全样本专利申请数均值为4.355，中部和西部地区远低于平均水平。从研发投入来看，东部地区以1.47倍高于全样本均值，中部地区均值略高于全样本均值，而西部地区均值还不到全样本均值的一半。

表2 描述性统计结果

(二)创新产出的空间自相关检验

在使用空间杜宾模型前，需进行空间自相关检验，判断我国各省份创新产出之间是否存在空间依赖性，如果存在，才能够使用空间计量方法。本文采用Moran’sI指数来检验我国各省份创新产出空间自相关的存在性，计算公式为：

其中，Pi为地区i的创新产出；S2表示区域创新产出的方差；wij表示空间权重矩阵。Moran’sI指数取值一般介于-1到1之间，大于0说明存在空间正相关，小于0说明存在空间负相关，接近于0则表示各省份创新产出是随机分布，不存在空间自相关。

以我国30个省份专利申请数为样本，在三种空间权重矩阵下分别计算2005～2015年Moran’sI值，如表3所示。结果表明，在三种空间权重矩阵下，不同年份Moran’sI值整体上显著大于0，这说明省级层面专利申请数存在空间正相关性。因此，需要将空间权重矩阵纳入模型中，空间计量方法比OLS更适合分析国有企业研发投入对创新产出的影响。

表3 空间自相关性检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著.

(三)国有企业研发投入溢出效应的实证检验

本文采取极大似然估计法，以空间杜宾模型来检验研发投入的空间溢出效应，且运用Hausman检验，结果显示三种空间权重矩阵下Hausman统计量均为负，可以接受原假设，故选择随机效应模型，结果见表4。如表4所示，Waldtest-lag、Waldtest-error、LRtest-lag、LRtest-error结果均在1%显著性水平上拒绝将空间杜宾模型简化为空间滞后模型或空间误差模型，可以认为在邻接、反距离和经济距离矩阵下，空间杜宾模型拟合效果更好。

从表4可以看出三种空间权重矩阵下，创新产出滞后项(WPi,t)系数均在1%水平上显著为正，进一步印证了我国各省份创新产出具有空间正相关关系。国有企业研发投入(Rd)系数均显著为正，说明国有企业研发投入确实对该区域内所有企业创新产出具有显著正向作用，验证了假设1。除此之外，比较所有模型国有企业研发投入(Rd)系数，还可以发现不考虑空间因素的OLS回归高估了国有企业研发投入对该区域创新产出的影响程度，忽略了国有企业研发投入的溢出效应。

表4 实证回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；OLS回归模型括号内为t值，其他为z值。

为进一步探讨国有企业研发投入对区域创新产出水平的直接和间接影响，本文还计算了基于空间杜宾模型的直接效应和间接效应，见表5。以国有企业研发投入为例，直接效应代表国有企业研发投入对该区域内全部创新产出的直接作用关系，即区域内空间溢出效应；间接效应代表除本区域外，其他区域国有企业研发投入对本区域创新产出的间接作用关系，即区域外空间溢出效应。

由表5估计结果可以看出，在邻接权重矩阵下，国有企业研发投入(Rd)的直接效应为0.159，即国有企业研发投入每增加1%，该区域所有企业创新产出将提高0.159%，进一步验证了假设1。国有企业研发投入(Rd)的间接效应为0.783，即其他区域国有企业研发投入共同增加1%，该区域创新产出水平将提高0.783%，假设2得到验证。在反距离和经济距离矩阵下，国有企业研发投入(Rd)的间接效应均大于邻接矩阵。综合以上分析，本文认为国有企业研发投入的增加将促使该区域内和其他区域所有企业创新产出水平提高。

表5 研发投入空间溢出效应估计结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；括号内为z值。

(四)进一步检验

上文中，创新产出这一变量包括非国有企业和国有企业创新产出，这就不排除国有企业研发投入产生的正向溢出效应主要是由于国有企业创新产出在区域创新产出中起的重要作用。因此，为了进一步验证国有企业研发投入确实对其他所有制企业创新产出有正向空间溢出作用，将国有企业创新产出从区域创新产出中剥离出来，再次采用空间杜宾模型进行回归，检验结果如表6所示。

表6显示，当被解释变量为国有企业创新产出时，国有企业研发投入空间滞后项(WRd)系数不显著，但是其直接效应和间接效应在三种权重矩阵下均显著为正，表明国有企业研发投入不但能直接提高该区域国有企业创新产出水平，还与其他区域国有企业创新产出正相关。当被解释变量为非国有企业创新产出时，国有企业研发投入空间滞后项(WRd)系数显著，且其直接效应和间接效应也显著为正，说明国有企业研发投入既可以促进区域内非国有企业创新产出，又能够提高其他区域非国有企业创新产出。归纳来说，通过进一步检验证明不论是同一区域和非同一区域的国有企业还是非国有企业创新产出均受国有企业研发投入的正向影响，再次验证假设1、2。

表6 进一步检验实证回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；括号内为z值。

五、稳健性检验

表7 稳健性检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；OLS回归模型括号内为t值，其他为z值。

本文采取替换创新产出测度方法进行稳健性检验，使用专利授权数替代专利申请数来衡量创新产出变量，回归结果见表7，发现国有企业研发投入整体上还是具有显著正向空间溢出效应，表明本文研究结果较为稳健。

六、研究结论

本文以国有企业研发投入为研究视角，将其产生的空间溢出效应划分为区域内和区域间这两种表现形式，以2005～2015年我国30个省、市、自治区区域创新数据为样本，结合各省份创新产出的空间依赖性，运用空间杜宾模型，研究了国有企业研发投入对本区域和其他区域所有企业创新产出的影响。结果表明：(1)通过空间自相关检验，发现区域创新产出水平具有显著的空间正相关关系，需要将空间矩阵纳入模型分析；(2)通过空间杜宾模型检验发现，在邻接、反距离和经济距离三种空间权重矩阵下，国有企业研发投入与该区域内所有企业创新产出显著正相关，还对其他区域所有企业创新产出具有显著正向影响，即国有企业研发投入存在空间溢出效应，且进一步印证了上述研究结论。

总的来说，本文为国有企业研发投入存在溢出效应提供了经验和证据，丰富了国有企业研发投入和创新溢出两个领域的研究，对如何认识国有企业在我国创新驱动发展中扮演的角色具有一定借鉴作用。加强国有企业研发投入可以在一定程度上提高我国整体创新产出水平，促进创新成果转化，因此，从研发投入溢出角度来说，国有企业发挥了重要作用。

注 释：

①东中西三区域分类选取国家统计中常用的11∶8∶12分类标准，即东部地区包括北京、天津、河北、上海、辽宁、山东、浙江、江苏、福建、广东、海南；中部地区包括河南、湖北、山西、安徽、江西、吉林、黑龙江、湖南；西部地区包括内蒙古、西藏、甘肃、宁夏、青海、新疆、陕西、四川、重庆、云南、广西、贵州，但本文以除西藏以外30个省、市、自治区为研究对象，因此文中西部地区仅包括除西藏以外的11个省、市、自治区.