楊蕙馨，王 嵩

(山東大學(xué)管理學(xué)院，山東 濟南250100)

中小企業(yè)占我國企業(yè)總數(shù)的99%以上，創(chuàng)造60%左右的GDP，繳納50%左右的稅收，提供接近80%的城鎮(zhèn)就業(yè)崗位①數(shù)據(jù)來源:十一屆全國人大常委會第十二次會議:《促進中小企業(yè)發(fā)展情況報告》。。目前，雖然我國中小企業(yè)發(fā)展迅速，但在獲得人才、資金、技術(shù)和信息等方面面臨諸多困難?？傮w而言，中小企業(yè)就業(yè)人員素質(zhì)偏低、運營資金缺乏、管理水平不高、設(shè)施設(shè)備落后，在日趨激烈的市場競爭中處于劣勢，缺乏可持續(xù)發(fā)展能力。中小企業(yè)的成長問題已經(jīng)成為政府、企業(yè)界以及學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。技術(shù)創(chuàng)新能力是中小企業(yè)獲得成功的重要驅(qū)動力，也是影響其成長性的關(guān)鍵因素。研究技術(shù)創(chuàng)新能力對中小企業(yè)成長性的影響規(guī)律和作用機制，具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

一、相關(guān)文獻綜述

(一)國外研究綜述

國外學(xué)者對技術(shù)創(chuàng)新能力與企業(yè)成長性關(guān)系的研究開始較早，相關(guān)理論較為成熟。技術(shù)創(chuàng)新理論的創(chuàng)始人Schumpeter(1912)在《經(jīng)濟發(fā)展理論》中提出:經(jīng)濟增長的最重要動力和最根本源泉在于企業(yè)創(chuàng)新，他認為企業(yè)要想生存、成長，必須積極創(chuàng)新、持續(xù)創(chuàng)新，通過技術(shù)創(chuàng)新尋找出路②Schumpeter，J.The Theory of Economic Development.1912.Translated by Opie，R.1934.Reprint.1961.Cambridge:Harvard University Press.。熊彼特之后，又產(chǎn)生了大量相關(guān)研究成果。Penrose(1959)提出必須從企業(yè)本質(zhì)中尋找成長的固有力量，并強調(diào)技術(shù)創(chuàng)新能力對企業(yè)成長的重要性，認為產(chǎn)品創(chuàng)新和組織創(chuàng)新均是企業(yè)成長的推動因素③Penrose，E.The Theory of the Growth of the Firm.New York:Wiley，1959.。Mansfield(1962)以美國鋼鐵行業(yè)和石油行業(yè)的多年面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)進行R＆D活動的企業(yè)其成長性(用銷售增長率衡量)比同類企業(yè)增強兩倍，并且中小企業(yè)R＆D活動相對于大企業(yè)來說對企業(yè)成長性影響更大④Mansfield，E.Entry，Gibrat＇s Law，Innovation，and the Growth of Firms.The American Economic Review，1962，52(5):1023 －1051.。

Scherer(1965)用利潤增長作為被解釋變量衡量企業(yè)成長性，用技術(shù)發(fā)明作為解釋變量衡量技術(shù)創(chuàng)新能力，對兩者關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力與企業(yè)成長性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系①Scherer，F(xiàn).Corporate Inventive Output，Profits and Growth.The Journal of Political Economy，1965，73(3):290 －297.。Monte和Papagni(2003)對意大利500家制造業(yè)企業(yè)研究后得出類似結(jié)論②M onte，A.，Papagni，E.R＆D and the Growth of Firms:Empirical Analysis of a Panal of Italian Firms.Research Policy，2003，(32):1003－1014.。

Coad和Rao(2008)采用分位數(shù)回歸方法研究了不同成長階段技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長性的影響差異，發(fā)現(xiàn)處于高成長階段的企業(yè)，其技術(shù)創(chuàng)新投入與成長性之間的關(guān)系更強③C oad，A.，Rao，R.Innovation and Firm Growth in High － tech sectors:A Quantile Regression approach.Research Policy，2008，(7):633－648.。這一結(jié)論進一步豐富了技術(shù)創(chuàng)新能力與企業(yè)成長性關(guān)系的相關(guān)研究。

Ebrahim等(2010)通過網(wǎng)上調(diào)查方法對伊朗和馬來西亞的91家中小企業(yè)進行研究，用虛擬研發(fā)團隊衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，研究結(jié)果表明企業(yè)組建虛擬研發(fā)團隊會顯著提高其營業(yè)收入，有利于企業(yè)成長④E brahim，N.，Ahmed，S.＆ Taha，Z.Virtual R＆D teams and SMEs growth:A comparative study between Iranian and Malaysian SMEs.African Journal of Business Management，2010，4(11):2368 －2379.。Subrahmanya(2011)對印度班加羅爾汽車零件業(yè)、電子制造業(yè)及機床制造業(yè)的200多家中小企業(yè)調(diào)查研究后發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員投入等指標(biāo)均與其營業(yè)收入呈正相關(guān)關(guān)系，同樣驗證了技術(shù)創(chuàng)新能力對中小企業(yè)成長性的促進作用⑤S ubrahmanya，M.Technological Innovation and Growth of SMEs In Bangalore:Does Innovation Facilitate Growth of Firm Size?.The Asian Journal of Technology Management，2011，4(1):41 －55.。

當(dāng)然，部分學(xué)者得到了不一致的結(jié)論，如Bottazzi等(2001)對世界醫(yī)藥行業(yè)前150家企業(yè)進行研究，并未發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性的相關(guān)性⑥B ottazzi，G.，Dosi，G.，Lippi，M.，Pammolli，F(xiàn).＆ Riccaboni，M.Innovation and Corporate Growth in Evolution of the Drug Industry.International Journal of Industrial Oraganization，2001，(19):1161 －1187.。Nunes等(2012)以制造業(yè)中小企業(yè)為樣本，運用兩階段估計方法發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)R＆D投入強度與其成長性呈U型關(guān)系，而非高新技術(shù)企業(yè)R＆D投入強度與其成長性呈負相關(guān)關(guān)系⑦N uns，P.，Serrasqueiro，Z.＆ Leitao，J.Is there a linear relationship between R＆D intensity and growth?Empirical evidence of non－h(huán)igh－tech vs.high－tech SMEs.Research Policy，2012，41(1):36－53.。

(二)國內(nèi)研究綜述

相比而言，我國相關(guān)研究起步較晚。賈明德和樊增強(1996)認為任何中小企業(yè)，其成長都離不開技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)創(chuàng)新是保持中小企業(yè)競爭優(yōu)勢的持續(xù)性動力⑧賈明德，樊增強:《中國中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)及實證研究》，《管理世界》，1996年第2期。。楊德林和陳春寶(1998)通過對中關(guān)村20多家高新技術(shù)企業(yè)的問卷調(diào)查，運用描述性統(tǒng)計分析方法，得出結(jié)論:企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新團簇會促進企業(yè)多樣化成長⑨楊德林，陳春寶:《技術(shù)創(chuàng)新團簇與高科技企業(yè)多樣化成長》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，1998年第7期。。王核成(2001)同樣指出企業(yè)的成長速度受到技術(shù)創(chuàng)新能力的影響[10]王核成:《R＆D投入與企業(yè)成長的相關(guān)性研究》，《科學(xué)管理研究》，2001年第3期。。

張維迎等(2005)采用中關(guān)村科技園的企業(yè)數(shù)據(jù)，通過實證分析研究了企業(yè)不同成長階段R＆D投入等因素對企業(yè)成長性影響的差異，認為R＆D投入對處于不同成長分位水平企業(yè)的正向影響顯著不同[11]張 維迎，周黎安，顧全林:《高新技術(shù)企業(yè)的成長及其影響因素:分位數(shù)回歸模型的一個應(yīng)用》，《管理世界》，2005年第10期。。張信東和薛艷梅(2010)選取2004－2008年中小板上市公司為樣本，得出了類似的結(jié)論[12]張 信東，薛艷梅:《R＆D支出與公司成長性之關(guān)系及階段特征——基于分位數(shù)回歸技術(shù)的實證研究》，《科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理》，2010年第6期。。

陳志勇(2006)以2004年在深交所中小企業(yè)板上市的32家中小企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新投入不僅能夠促進企業(yè)的快速成長，而且能夠顯著提升企業(yè)經(jīng)濟效益[13]陳志勇:《中小企業(yè)研發(fā)投入與公司業(yè)績相關(guān)性的研究》，北京化工大學(xué)，2006。。李明星等(2010)基于知識轉(zhuǎn)化視角對廣東省高技術(shù)風(fēng)險企業(yè)研究，同樣發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力對企業(yè)成長產(chǎn)生顯著的促進作用①李 明星，張同建，林昭文:《知識轉(zhuǎn)化、自主技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)成長的相關(guān)性研究——基于廣東省高技術(shù)風(fēng)險企業(yè)的數(shù)據(jù)檢驗》，《科技管理研究》，2010年第23期。。

陳曉紅等(2008)在技術(shù)創(chuàng)新能力影響因素模型中增加了有技術(shù)背景的高管人員和專利方面的指標(biāo)，對153家中小板上市公司進行了實證分析，結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新能力和中小企業(yè)成長性呈倒U型關(guān)系②陳 曉紅，彭子晟，韓文強:《中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與成長性的關(guān)系研究——基于我國滬深中小上市公司的實證分析》，《科學(xué)學(xué)研究》，2008年第5期。。陳丹和張慧麗(2011)以37家中小板上市公司為研究樣本，以擴張能力和盈利能力為被解釋變量衡量企業(yè)成長性，以創(chuàng)新產(chǎn)品銷售收入比重、研發(fā)投入強度為解釋變量衡量技術(shù)創(chuàng)新能力，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售收入比重與企業(yè)擴張能力呈正相關(guān)關(guān)系，而研發(fā)投入強度與企業(yè)盈利能力呈負相關(guān)關(guān)系③陳丹，張慧麗:《中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力與成長性關(guān)系的實證研究》，《財貿(mào)研究》，2011年第1期。。

遲寧等(2010)構(gòu)建了中小科技企業(yè)的成長性評價指標(biāo)體系，通過因子分析方法得出技術(shù)創(chuàng)新能力是影響企業(yè)成長性的重要因素，會對中小科技企業(yè)的成長性產(chǎn)生促進作用④遲 寧，鄧學(xué)芬，牟紹波:《基于技術(shù)創(chuàng)新的中小科技企業(yè)成長性評價——我國中小企業(yè)板上市公司的實證分析》，《技術(shù)經(jīng)濟與管理研究》，2010年第5期。。徐維爽等(2012)用相同的研究方法對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)進行研究，卻發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力對企業(yè)成長性的貢獻率不高⑤徐維爽，張庭發(fā)，宋永鵬:《創(chuàng)業(yè)板上市公司成長性及技術(shù)創(chuàng)新貢獻分析》，《天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》，2012年第1期。。

綜上所述，國內(nèi)外研究結(jié)論基本一致，主流觀點是技術(shù)創(chuàng)新能力對企業(yè)成長性具有促進作用，只是衡量指標(biāo)有所不同?，F(xiàn)有研究大部分使用截面數(shù)據(jù)，對技術(shù)創(chuàng)新能力的滯后性影響研究較少。另外，衡量企業(yè)成長性時往往使用單一指標(biāo)，研究不夠全面;衡量技術(shù)創(chuàng)新能力時通常只使用研發(fā)投入方面的指標(biāo)，而較少關(guān)注專利申請和專利授權(quán)方面的指標(biāo)。因此，本文選取若干財務(wù)指標(biāo)，通過因子分析得出樣本企業(yè)綜合得分，更全面地反映企業(yè)的成長性，并在多元回歸分析時分別驗證4個技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)對中小企業(yè)成長性的滯后性作用機制。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

樣本企業(yè)滿足以下要求:2008－2011年間公司年報披露完整，各指標(biāo)數(shù)據(jù)無缺失值;研究期間無ST或停牌現(xiàn)象;企業(yè)所屬產(chǎn)業(yè)為制造業(yè)。經(jīng)過篩選，選取61個中小板制造業(yè)上市公司為研究對象。

財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)及研發(fā)數(shù)據(jù)來源于樣本企業(yè)披露的公司年報，專利申請和專利授權(quán)數(shù)據(jù)(僅包括國內(nèi)專利申請授權(quán)數(shù))來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。

(二)變量選取

表1 變量定義及描述

本文選取企業(yè)成長性綜合得分作為被解釋變量衡量企業(yè)成長性，用GROWTH表示，由因子分析獲得;選取研發(fā)投入強度、人均研發(fā)投入、百人專利申請量和百人專利授權(quán)量作為解釋變量，衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，分別用 RDI、RDPS、PAPHS 和 PGPHS表示。由于不同上市公司對研發(fā)人員的界定不一致，本文沒有將研發(fā)人員比例指標(biāo)納入解釋變量;由于技術(shù)創(chuàng)新能力只是影響中小企業(yè)成長性的一個因素，企業(yè)成長性還受其它變量的影響，因此選取資產(chǎn)對數(shù)值和資產(chǎn)負債率作為控制變量，分別代表企業(yè)規(guī)模和財務(wù)杠桿，用lnASSET和ALR表示。各變量及其含義描述如表1所示。

(三)研究假設(shè)

基于文獻綜述及中小企業(yè)特點，本研究提出以下假設(shè):

H1a:研發(fā)投入強度與中小企業(yè)當(dāng)年的成長性呈負相關(guān)關(guān)系。

H1b:人均研發(fā)投入與中小企業(yè)當(dāng)年的成長性呈負相關(guān)關(guān)系。

H1c:百人專利申請量對中小企業(yè)當(dāng)年的成長性無顯著影響。

H1d:百人專利授權(quán)量與中小企業(yè)當(dāng)年的成長性呈正相關(guān)關(guān)系。

H2a:研發(fā)投入強度對中小企業(yè)未來的成長性具有滯后性正向影響。

H2b:人均研發(fā)投入對中小企業(yè)未來的成長性具有滯后性正向影響。

H2c:百人專利申請量對中小企業(yè)未來的成長性具有滯后性正向影響。

H2d:百人專利授權(quán)量對中小企業(yè)未來的成長性具有滯后性正向影響。

三、實證分析

(一)因子分析

選取6個財務(wù)指標(biāo)衡量中小企業(yè)的成長性，分別是總資產(chǎn)凈利率、凈資產(chǎn)收益率、流動比率、速動比率、總資產(chǎn)增長率和凈資產(chǎn)增長率，它們可以反映企業(yè)的盈利能力、償債能力和擴張能力，能夠比較全面的衡量企業(yè)的成長性。本文共有61個樣本量，對6個指標(biāo)變量進行因子分析，共計觀測值366個，按照學(xué)者Gorsuch的觀點，完全符合因子分析要求①Gorsuch認為，因子分析要求樣本量與變量數(shù)的比例在5:1以上，且觀測值大于100個。。

運用SPSS17.0軟件對樣本企業(yè)的指標(biāo)數(shù)據(jù)進行KMO檢驗和Bartlett球體檢驗，輸出結(jié)果顯示KMO值為0.604，明顯高于0.5的因子分析最低標(biāo)準(zhǔn)，Bartlett球體檢驗的卡方近似值為518.566，且對應(yīng)的P值接近0，所以原始指標(biāo)數(shù)據(jù)適合做因子分析。

按照特征根大于1的通常標(biāo)準(zhǔn)，共提取出2個主因子，分別用F1、F2表示，它們對總方差的解釋程度分別為57.534%和27.441%，累積解釋程度達到84.975%，能夠較好地代表原始變量的大部分信息。

表2 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

采取方差最大化正交旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表2所示。F1在流動比率、速動比率、總資產(chǎn)凈利率和凈資產(chǎn)收益率上載荷較大，主要反映企業(yè)的償債能力和盈利能力，命名為償債盈利因子。F2在總資產(chǎn)增長率和凈資產(chǎn)增長率上載荷較大，主要反映企業(yè)的擴張能力，命名為擴張因子。

在得出2個主因子得分的基礎(chǔ)上，以主因子對應(yīng)的方差貢獻率為權(quán)重計算樣本企業(yè)的成長性綜合得分，并以此作為多元回歸分析的被解釋變量。綜合因子得分計算公式如下:

(二)多元回歸分析

考慮到解釋變量和被解釋變量的取值單位不一致，可能造成回歸系數(shù)存在偏差，首先對各變量數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

1、研發(fā)投入強度與企業(yè)成長性的回歸分析

為驗證假設(shè)H1a和H2a，建立回歸模型如下:

上述模型中，i表示樣本企業(yè)，t－i(i=0，1，2，3)表示四個會計年度，下同。

應(yīng)用模型1采用后向回歸法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，最終模型的模型概述及回歸系數(shù)表如表3、表4所示。

表3顯示，模型F值為18.824，對應(yīng)的P值接近0，模型在1%的顯著性水平上是顯著的。模型調(diào)整的R2為0.543，擬合程度較好。D.W 值為1.960，查表可得 DU=1.73(n=61，k=5 時)，D.W 值處于 DU和4 －DU之間，模型不存在自相關(guān)性。

表3 模型1概述

表4 模型1回歸系數(shù)表

表4顯示，進入最終模型的各變量VIF值均小于10，說明模型不存在共線性。2011年和2010年的研發(fā)投入強度在1%的顯著性水平上是顯著的。2011年的研發(fā)投入強度與2011年企業(yè)成長性呈負相關(guān)關(guān)系，驗證了假設(shè)H1a。這表明研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例越高，企業(yè)當(dāng)年成長性越差，主要因為企業(yè)短時間內(nèi)難以產(chǎn)生創(chuàng)新產(chǎn)品，高額的研發(fā)成本難以回收，從而影響到財務(wù)指標(biāo)，制約企業(yè)當(dāng)年的成長性。而2010年的研發(fā)投入強度與2011年企業(yè)成長性呈正相關(guān)關(guān)系，表明研發(fā)投入強度對企業(yè)成長性至少有1年的滯后性正向影響，驗證了假設(shè)H2a。而2008年和2009年的研發(fā)投入強度指標(biāo)由于沒有通過顯著性檢驗，被剔除出模型，表明研發(fā)投入強度對企業(yè)2、3年后的成長性并沒有顯著影響。另外，兩個控制變量對企業(yè)成長性也有顯著影響。

2、人均研發(fā)投入與企業(yè)成長性的回歸分析

為驗證假設(shè)H1b和H2b，建立回歸模型如下:

應(yīng)用模型2采用后向回歸法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，最終模型的模型概述及回歸系數(shù)表如表5、表6所示。

表5 模型2概述

表6 模型2回歸系數(shù)表

表5顯示，模型F值為18.757，對應(yīng)的P值接近0，模型在1%的顯著性水平上是顯著的。模型調(diào)整的R2為0.542，擬合程度較好。D.W值為2.079，查表可得 DU=1.73(n=61，k=5 時)，D.W值處于DU和4－DU之間，模型不存在自相關(guān)性。

表6顯示，進入最終模型的各變量中有2個VIF值略大于10，可認為模型不存在共線性。2011年和2010年的人均研發(fā)投入分別在10%和1%的顯著性水平上是顯著的。2011年的人均研發(fā)投入與2011年企業(yè)成長性呈負相關(guān)關(guān)系，驗證了假設(shè)H1b。這表明人均研發(fā)投入越高，企業(yè)當(dāng)年成長性越差，主要因為高額的研發(fā)投入造成企業(yè)當(dāng)年的成本較高，而短時間內(nèi)難以形成創(chuàng)新成果，會影響到財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)，制約企業(yè)當(dāng)年的成長性。而2010年的人均研發(fā)投入與2011年企業(yè)成長性呈正相關(guān)關(guān)系，表明人均研發(fā)投入對企業(yè)成長性至少有1年的滯后性正向影響，驗證了假設(shè)H2b。而2008年和2009年的人均研發(fā)投入指標(biāo)由于沒有通過顯著性檢驗，被剔除出模型，表明人均研發(fā)投入對企業(yè)2、3年后的成長性并沒有顯著影響。另外，兩個控制變量對企業(yè)成長性也有顯著影響。

3、百人專利申請量與企業(yè)成長性的回歸分析

為驗證假設(shè)H1c和H2c，建立回歸模型如下:

應(yīng)用模型3采用后向回歸法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，最終模型的模型概述及回歸系數(shù)表如表7、表8所示。

表7顯示，模型F值為16.115，對應(yīng)的P值接近0，模型在1%的顯著性水平上是顯著的。模型調(diào)整的R2為0.430，擬合程度中等偏上。D.W 值為2.073，查表可得 DU=1.69(n=61，k=4時)，D.W 值處于 DU和4－DU之間，模型不存在自相關(guān)性。

表8顯示，進入最終模型的各變量VIF值均小于10，說明模型不存在共線性。2011年的百人專利申請量對2011年企業(yè)成長性無顯著影響，驗證了假設(shè)H1c。畢竟我國知識產(chǎn)權(quán)保護制度并不完善，企業(yè)已申請專利但尚未獲得授權(quán)的創(chuàng)新成果有可能被其它企業(yè)剽竊，導(dǎo)致投入高額研發(fā)成本進行技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)先發(fā)優(yōu)勢并不明顯，專利申請難以在短期內(nèi)對企業(yè)成長產(chǎn)生顯著影響。2008年的百人專利申請量在1%的顯著性水平上是顯著的，且與2011年企業(yè)成長性呈正相關(guān)關(guān)系，說明百人專利申請量對企業(yè)成長性至少有3年的滯后性正向影響，驗證了假設(shè)H2c。這主要因為專利申請到專利獲得授權(quán)通常需要2－3年甚至更長的過程，專利申請往往在幾年后獲得授權(quán)時才起作用。另外，兩個控制變量對企業(yè)成長性也有顯著影響。

4、百人專利授權(quán)量與企業(yè)成長性的回歸分析

為驗證假設(shè)H1d和H2d，建立回歸模型如下:

表7 模型3概述

表8 模型3回歸系數(shù)表

應(yīng)用模型4采用后向回歸法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，最終模型的模型概述及回歸系數(shù)表如表9、表10所示。

表9 模型4概述

表10 模型4回歸系數(shù)表

表9顯示，模型F值為14.430，對應(yīng)的P值接近0，模型在1%的顯著性水平上是顯著的。模型調(diào)整的R2為0.402，擬合程度中等偏上。D.W值為2.160，查表可得 DU=1.69(n=61，k=4 時)，D.W值處于DU和4－DU之間，模型不存在自相關(guān)性。

表10顯示，進入最終模型的各變量VIF值均小于10，說明模型不存在共線性。2011年的百人專利授權(quán)量對2011年企業(yè)成長性無顯著影響，假設(shè)H1d未得到檢驗。這一結(jié)果很可能由于企業(yè)往往是年中某時間獲得專利授權(quán)，只能在獲得專利授權(quán)到會計年度結(jié)束這段時間起到作用，再加上市場上其它企業(yè)剽竊創(chuàng)新成果生產(chǎn)的產(chǎn)品退市需要一定的時間，導(dǎo)致專利授權(quán)對當(dāng)年成長性無顯著影響。2010年的百人專利授權(quán)量在5%的顯著性水平上是顯著的，且與2011年企業(yè)成長性呈正相關(guān)關(guān)系，說明百人專利授權(quán)量對企業(yè)成長性至少有1年的滯后性正向影響，驗證了假設(shè)H2d。專利授權(quán)的滯后性影響周期短于專利申請，說明專利獲得授權(quán)后能夠較早地發(fā)揮對企業(yè)成長性的促進作用。

四、結(jié)論與建議

通過實證分析，8個研究假設(shè)有7個得到了驗證。一方面，技術(shù)創(chuàng)新能力的4個衡量指標(biāo)對企業(yè)當(dāng)年的成長性要么是負向影響要么是無顯著影響，這也許正是我國大部分中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力不足的原因。但是，中小企業(yè)不應(yīng)該因為短期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新對促進企業(yè)成長成效不顯著就放棄，而應(yīng)該從長遠考慮制定技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略規(guī)劃，并認真貫徹執(zhí)行。另外，技術(shù)創(chuàng)新能力的4個衡量指標(biāo)對企業(yè)成長性都有不同程度的滯后性正向影響，這也告誡我國中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力具有滯后效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新投入會在一定時間之后發(fā)揮對企業(yè)成長性的促進作用，中小企業(yè)不能急于求成，而應(yīng)保證持續(xù)充足的技術(shù)創(chuàng)新資源投入，并將技術(shù)創(chuàng)新視為不斷循環(huán)的過程，耐心等待技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)成長發(fā)揮作用。