劉 慧 陳曉華 吳應(yīng)宇

（1．東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京211189；2．浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州310018）

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，然而中國企業(yè)的創(chuàng)新能力并未與經(jīng)濟(jì)發(fā)展俱進(jìn)，呈現(xiàn)出嚴(yán)重滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的態(tài)勢，這對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性提出了巨大的挑戰(zhàn)。已有關(guān)于中國企業(yè)創(chuàng)新能力的研究多側(cè)重于兩個方面：一是從中國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際等企業(yè)外部因素視角進(jìn)行分析。如張杰、周曉艷基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析后指出，要素市場扭曲是導(dǎo)致中國企業(yè)創(chuàng)新能力缺失的主要原因［1］；Lin等認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度和政府政策是影響中國企業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素［2］；朱希偉、金祥榮指出，嚴(yán)重的國內(nèi)市場分割導(dǎo)致企業(yè)無法依托巨大的國內(nèi)需求，從而降低了企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性和能力［3］。二是從企業(yè)內(nèi)部因素視角研究中國企業(yè)的創(chuàng)新決策。如李春濤、宋敏發(fā)現(xiàn)對企業(yè)管理者進(jìn)行薪酬激勵，能有效地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行R＆D活動，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力［4］；張鋼、王宇鋒認(rèn)為內(nèi)部知識的集聚能夠有效地配置企業(yè)資源，進(jìn)而提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的能力［5］。

上述研究雖然深入分析了中國企業(yè)創(chuàng)新能力的內(nèi)外部影響因素，但并未涉及中國企業(yè)創(chuàng)新決策的實際機制。最近發(fā)展起來的企業(yè)異質(zhì)性理論，為企業(yè)內(nèi)部決策機制的研究提供了可能，為此，部分學(xué)者開始嘗試從異質(zhì)性視角來分析企業(yè)的創(chuàng)新決策機制［6］。但由于這一視角的研究歷程較短，目前尚存在以下不足：一是企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新決策是一個系統(tǒng)的過程，這一過程往往伴隨著前期不可還原的沉沒成本，而已有研究并未深入考慮這一問題；二是目前學(xué)術(shù)界尚未形成解釋異質(zhì)性企業(yè)創(chuàng)新決策機制的理論模型，且已有的實證研究均重點關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新決策的影響因素，并未解釋我國企業(yè)創(chuàng)新能力滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的原因；三是新進(jìn)入的企業(yè)和即將退出的企業(yè)，其特殊的財務(wù)運行機制會對企業(yè)的經(jīng)營決策產(chǎn)生沖擊，而以往的研究并未剔除這兩類企業(yè)，因此，所得結(jié)論未必能代表中國正常運營企業(yè)的創(chuàng)新決策機制；最后，不同要素密集型企業(yè)的創(chuàng)新決策機制可能并不相同，而現(xiàn)有研究往往忽略這一點。

本文試圖從以下幾個方面進(jìn)行完善，以彌補上述不足：首先，借助企業(yè)異質(zhì)性理論的已有研究，將沉沒成本融入到企業(yè)創(chuàng)新決策過程中，進(jìn)而推導(dǎo)出企業(yè)創(chuàng)新決策機制的理論分析框架，在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建相應(yīng)的實證模型進(jìn)行計量分析，并將能解釋企業(yè)二次創(chuàng)新決策機制的交互項納入計量模型；其次，采用2000～2007年持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)作為研究對象，以規(guī)避企業(yè)新進(jìn)入和退出給研究結(jié)果帶來的偏差；最后，將企業(yè)生產(chǎn)率和所有制作為異質(zhì)性核心因素，從整體和要素密集度異質(zhì)性雙重視角分別對中國企業(yè)的創(chuàng)新決策進(jìn)行實證分析，以揭示要素密集度異質(zhì)型企業(yè)間創(chuàng)新決策機制的差異。

二、理論模型的構(gòu)建

本文假定企業(yè)創(chuàng)新決策取決于創(chuàng)新的預(yù)期價值或預(yù)期利潤，當(dāng)預(yù)期利潤大于零時，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動，否則不創(chuàng)新。借鑒 Metliz、Robert和 Tybout以及趙偉等在出口經(jīng)營決策領(lǐng)域的研究［7］［8］［9］，假設(shè)企業(yè)創(chuàng)新活動受兩個因素制約：一是內(nèi)部因素，即企業(yè)異質(zhì)性特征Zit，綜合考慮國內(nèi)外學(xué)者的已有研究及中國現(xiàn)實，筆者認(rèn)為異質(zhì)性特征至少包含企業(yè)的生產(chǎn)率、所有制類型、規(guī)模、出口以及年齡等；二是外部因素 Xit，根據(jù) Metliz、Robert和 Tybout以及趙偉等的研究可知［7］［8］［9］，經(jīng)營決策的外部因素主要包含企業(yè)區(qū)位選擇、行業(yè)類型及所處的年份等。假設(shè)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動時會產(chǎn)生一定量的新產(chǎn)品，在不考慮沉沒成本的情況下，企業(yè)的利潤方程為：

其中：pt為銷售價格，cit表示產(chǎn)量為q＊it時的總成本，πit為利潤。此時，企業(yè)創(chuàng)新決策機制為：

其中：1表示從事創(chuàng)新，0表示不創(chuàng)新。以往關(guān)于異質(zhì)性企業(yè)創(chuàng)新決策機制的研究并不考慮沉沒成本②，但企業(yè)在實際創(chuàng)新過程中，不得不承擔(dān)不可還原的沉沒成本③?？紤]到企業(yè)在持續(xù)的創(chuàng)新過程中會不斷出現(xiàn)沉沒成本，筆者放開企業(yè)異質(zhì)性理論研究中一次性固定成本的假設(shè)④，而采用連續(xù)沉沒成本，以使得理論框架更符合企業(yè)的實際創(chuàng)新過程。為此，本文假設(shè)企業(yè)創(chuàng)新決策將由式（3）決定：

其中Sit為本期沉沒成本，根據(jù)趙偉、陳文芝關(guān)于沉沒成本與經(jīng)營決策滯后項關(guān)系的研究可知：前一期創(chuàng)新活動所引致的人力資本、物資資本以及其他投入勢必會對下一期的創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響［10］。為此，筆者將沉沒成本（Sit）表示為前一期創(chuàng)新活動（CXt－1）的函數(shù)。顯然，當(dāng)企業(yè)前一期有創(chuàng)新活動時，前一期的經(jīng)驗會使得本期創(chuàng)新 “少走彎路”，為此，前一期的創(chuàng)新活動實際上有利于本期沉沒成本降低，即?Sit／?CXt－1＜0。同理可知，利潤與前一期創(chuàng)新活動呈正相關(guān)關(guān)系。

企業(yè)的經(jīng)營過程是一個多期動態(tài)過程，企業(yè)的創(chuàng)新決策也不例外。為此，我們進(jìn)一步將式（3）拓展為動態(tài)多期的分析框架，同時假設(shè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出為｛q＊im｝∞m＝t，此時，企業(yè)創(chuàng)新活動的預(yù)期利潤為：

其中δ為貼現(xiàn)率，考慮到創(chuàng)新決策變量CX要么為0，要么為1，式（4）實際上可以轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

根據(jù)Robert和Tybout基于企業(yè)經(jīng)營決策的理論研究［8］，式（5）動態(tài)規(guī)劃問題的價值方程（value function）在一定期限內(nèi)可以表示為⑤：

由此可知，當(dāng)滿足式（7）所述條件時，企業(yè)將在t時期選擇技術(shù)創(chuàng)新決策，即CX＝1。

方程（7）解釋了在考慮沉沒成本條件下，多期動態(tài)經(jīng)營企業(yè)的創(chuàng)新決策機制，為此，本文借助該式構(gòu)建相應(yīng)的計量方程。方程（7）所包含的基本含義是：當(dāng)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的預(yù)期收益大于成本時，企業(yè)將選擇創(chuàng)新，否則不進(jìn)行創(chuàng)新，即：

為避免企業(yè)異質(zhì)性特征變量、外部因素與隨機擾動項之間因“共時性”而產(chǎn)生內(nèi)生性，筆者借鑒包群、邵敏的做法［11］，將企業(yè)內(nèi)外部異質(zhì)性特征因素進(jìn)行滯后一期處理，則計量估計模型如下⑥：

三、數(shù)據(jù)來源及變量的選擇

（一）數(shù)據(jù)的來源及處理

本文采用2000～2007年《中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)對異質(zhì)性企業(yè)的創(chuàng)新決策機制進(jìn)行實證分析，該數(shù)據(jù)庫包含的企業(yè)占我國工業(yè)總產(chǎn)值95%左右，為此，所得結(jié)論具有一定的代表性。該數(shù)據(jù)庫中2004年的統(tǒng)計值中并無“出口交貨值”，而企業(yè)的出口行為會對企業(yè)的創(chuàng)新決策產(chǎn)生顯著影響［6］，因而實證過程中不應(yīng)繞過出口，為此，將樣本中2004年的數(shù)據(jù)剔除。另外由于資源密集型行業(yè)和壟斷性行業(yè)內(nèi)的企業(yè)往往擁有與普通企業(yè)不同的決策機制，為此，本文將上述行業(yè)剔除并最終選定了21個行業(yè)⑦。最后由于該數(shù)據(jù)庫涉及樣本容量較大，部分樣本存在一些異常和錯漏，本文將其剔除。在上述處理的基礎(chǔ)上，本文選擇該統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)作為研究對象。

（二）變量的選擇及說明

1．被解釋變量（CX）。本文的被解釋變量是企業(yè)創(chuàng)新，創(chuàng)新的衡量有“創(chuàng)新投入”與“創(chuàng)新產(chǎn)出”兩類［6］。考慮到本文不僅要研究中國企業(yè)的創(chuàng)新決策機制，還要進(jìn)一步分析中國創(chuàng)新水平滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因，筆者以“創(chuàng)新產(chǎn)出”作為衡量企業(yè)創(chuàng)新活動的基本工具。由于專利技術(shù)在中國的平均轉(zhuǎn)化率低于15%［12］，不能體現(xiàn)中國真實的創(chuàng)新能力，為此，筆者舍棄專利技術(shù)，而借鑒趙偉、韓媛媛等的研究［6］，采用企業(yè)新產(chǎn)品交貨來表示創(chuàng)新，即當(dāng)企業(yè)有新產(chǎn)品交貨時CX等于1，否則為0。

2．解釋變量?；谇拔牡睦碚摽蚣?，我們選取了以下幾個能反映異質(zhì)性企業(yè)特征的解釋變量：

（1）企業(yè)生產(chǎn)率（TFP）：企業(yè)生產(chǎn)率是企業(yè)異質(zhì)性的最基本特征，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測度方法有多種，本文以LP法來測算企業(yè)生產(chǎn)率［13］。

（2）沉沒成本：由前文的理論推導(dǎo)和趙偉、陳文芝的研究可知［10］，企業(yè)創(chuàng)新的沉沒成本與前一期創(chuàng)新情況息息相關(guān)。一般而言，前一期如果有創(chuàng)新，則企業(yè)會在前一期創(chuàng)新中積累一定的經(jīng)驗（學(xué)習(xí)效應(yīng)），進(jìn)而對本期的沉沒成本產(chǎn)生作用。為此，筆者選用創(chuàng)新的前一期變量CXit－1協(xié)助衡量沉沒成本的作用，CXit－1在一定程度上反映了本次創(chuàng)新活動開始前，有助于本期創(chuàng)新的前期沉沒成本的總和。

（3）出口（EX）：出口行為會使得企業(yè)更容易接受外部技術(shù)，同時也擴大了企業(yè)的獲利面，進(jìn)而對其創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。本文實證估計中以虛擬變量形式表示，即當(dāng)企業(yè)有出口時EX＝1，否則為0。

（4）企業(yè)規(guī)模（SIZE）：大型企業(yè)應(yīng)對風(fēng)險沖擊的能力較強，進(jìn)而更有能力從事企業(yè)創(chuàng)新活動，即企業(yè)規(guī)模在企業(yè)創(chuàng)新決策中發(fā)揮著重要作用。筆者選用ln（總產(chǎn)出）來表示企業(yè)規(guī)模。

（5）員工平均技能（Wage）：勞動者技能越高的企業(yè)，越有可能從事創(chuàng)新活動，而技能越高的勞動者對收入的期望值越高。為此，筆者以企業(yè)的人均工資來表示企業(yè)員工的平均技能，回歸中用ln［（應(yīng)付福利＋應(yīng)付工資）／員工人數(shù)］表示。

（6）企業(yè)的年齡（AGE）：企業(yè)年齡實際上是企業(yè)市場經(jīng)驗的體現(xiàn)，擁有豐富市場經(jīng)驗的企業(yè)往往具有較強的創(chuàng)新能力，而已有研究還表明新進(jìn)入的企業(yè)因生存需要也往往具有較強的創(chuàng)新能力［6］。為此，實證估計中筆者加入企業(yè)年齡的平方項來處理這種非線性關(guān)系，回歸中用年齡的自然對數(shù)及其平方項表示。

（7）企業(yè)投入產(chǎn)出效率（MID）：一般而言，投入產(chǎn)出效率較高的企業(yè)具有更強的盈利能力，因此，其在創(chuàng)新決策上具有更大的靈活性，回歸中用Ln（1＋中間投入／工業(yè)增加值）表示。

3．控制變量。綜合已有研究，本文選中的外部異質(zhì)性控制變量有三個：年份虛擬變量（year）、行業(yè)虛擬變量（ind）和區(qū)域虛擬變量（region）。其中，年份虛擬變量依據(jù)企業(yè)經(jīng)營年份代碼生成；行業(yè)虛擬變量依據(jù)企業(yè)所屬產(chǎn)業(yè)的二分位代碼生成；區(qū)域虛擬變量依據(jù)企業(yè)所屬的省級區(qū)域代碼生成。

考慮到解釋變量相對較多，直接進(jìn)行回歸，所得結(jié)果可能會存在多重共線性，為此，筆者先對各變量間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示：企業(yè)規(guī)模與企業(yè)生產(chǎn)率及企業(yè)投入產(chǎn)出效率的相關(guān)性較高（分別為0．431和0．575），其他變量之間并未顯示出嚴(yán)重的多重共線性特征。借鑒趙偉等的研究［6］，本文通過納入企業(yè)規(guī)模變量平方項的形式來緩解企業(yè)規(guī)模與其他變量間可能存在的多重共線性。

四、實證結(jié)果與分析

與以往研究中僅以企業(yè)生產(chǎn)率刻畫企業(yè)異質(zhì)性不同的是，本文將所有制也視為中國企業(yè)異質(zhì)性的核心特征。事實上所有制差異在中國企業(yè)經(jīng)營決策中發(fā)揮著重要的作用，將這一因素納入，實際上能使研究結(jié)論更貼近“中國特征”。在實證分析中，筆者將五種不同所有制類型的企業(yè)單獨進(jìn)行實證估計⑧。根據(jù)前文的理論推導(dǎo)過程和被解釋變量的特征，筆者借鑒Cole等的研究［14］，采用Probit估計法進(jìn)行分析。同時為了考察我國企業(yè)創(chuàng)新決策的持續(xù)性，筆者進(jìn)一步納入了創(chuàng)新決策與企業(yè)生產(chǎn)率的交互項（CX＊TFP），以分析在企業(yè)前一期創(chuàng)新決策狀態(tài)下，企業(yè)生產(chǎn)率提升對下一期創(chuàng)新決策的影響。為此，本文實際的估計方程如下：

其中：φ（·）表示概率密度函數(shù)（probability density function）［14］；CXit為企業(yè)i在時期t的創(chuàng)新決策變量；CXi（t－1）為被解釋變量 CXit的前一期，CXi（t－1）主要反映新產(chǎn)品決策的前期沉沒成本；TFPi（t－1）為企業(yè)前一期的全要素生產(chǎn)率；Xmi（t－1）為第 m 個其他解釋變量前一期值；region為區(qū)域虛擬變量；ind為產(chǎn)業(yè)虛擬變量；year為年份虛擬變量。

（一）整體層面實證估計結(jié)果

表1報告了2000～2007年不同所有制企業(yè)創(chuàng)新決策機制的Probit估計結(jié)果，從估計方程本身的相關(guān)檢驗結(jié)果來看，估計方程是顯著可靠的。另外，在集體企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的實證結(jié)果中，企業(yè)規(guī)模的水平項和平方項的估計結(jié)果并不顯著，這表明這些類型企業(yè)的規(guī)模與創(chuàng)新決策之間可能存在線性關(guān)系［6］，而回歸中直接加入企業(yè)規(guī)模變量可能會給實證結(jié)果帶來一定的多重共線性。為此，對于上述三種所有制企業(yè)，筆者在刪除企業(yè)規(guī)模變量后，進(jìn)行了二次回歸（見表1）⑨。

表1 2000～2007年不同所有制類型企業(yè)的Probit估計結(jié)果

從沉沒成本的估計結(jié)果來看，在考察范圍內(nèi)五種所有制企業(yè)的估計系數(shù)均顯著為正（均通過了1%的顯著性水平檢驗），這表明沉沒成本對中國企業(yè)的創(chuàng)新決策具有顯著的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，即各種所有制企業(yè)創(chuàng)新決策的前期探索對企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新決策具有顯著的促進(jìn)作用。為此，鼓勵企業(yè)積極進(jìn)行創(chuàng)新和研發(fā)探索，能在很大程度上緩解當(dāng)前我國企業(yè)創(chuàng)新能力滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的矛盾。

在五種所有制企業(yè)中，僅國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率對企業(yè)創(chuàng)新決策表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，而其他四種所有制企業(yè)的估計結(jié)果均顯著為正。這表明集體企業(yè)、私營企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的創(chuàng)新決策具有顯著的“主動選擇”特征，即當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)效率提升時，企業(yè)會主動選擇產(chǎn)品創(chuàng)新，以繼續(xù)保持自身的領(lǐng)先優(yōu)勢。而國有企業(yè)的創(chuàng)新具有顯著的“被動選擇”特征，即當(dāng)國有企業(yè)生產(chǎn)率降低時，國有企業(yè)才被迫選擇進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新，以提高自身效率?？梢婋m然近幾年來中國各種所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均有較為顯著的增長，但國有企業(yè)生產(chǎn)率的提升并未傳遞給其創(chuàng)新決策。導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于：現(xiàn)行的國有企業(yè)管理層代理機制，不僅會降低國有企業(yè)的經(jīng)營效率［15］，還會對企業(yè)的正常決策產(chǎn)生沖擊，從而使得國有企業(yè)的創(chuàng)新決策呈現(xiàn)“被動選擇”特征。

從出口的估計結(jié)果來看，內(nèi)外資企業(yè)出口對企業(yè)創(chuàng)新決策具有顯著的差異。對于內(nèi)資企業(yè)而言，出口對企業(yè)創(chuàng)新決策具有顯著的促進(jìn)作用（估計系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗），而出口對港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新決策的作用力并不顯著（所有估計系數(shù)均未通過10%的顯著性檢驗）。出口往往會使企業(yè)能夠接觸到更多的外部生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，從而更有能力推出新產(chǎn)品，因而內(nèi)資企業(yè)的估計結(jié)果符合一般經(jīng)濟(jì)學(xué)規(guī)律。那么導(dǎo)致外資企業(yè)出現(xiàn)有悖于這一規(guī)律的原因是什么呢？筆者認(rèn)為原因可能在于：外資企業(yè)和港澳臺企業(yè)往往處于兩個或兩個以上經(jīng)濟(jì)體，在不出口的情況下其也比內(nèi)資企業(yè)有更多的機會接觸外部技術(shù)和市場，進(jìn)而降低了出口對其創(chuàng)新決策的作用力。

從交互項的估計結(jié)果來看，國有企業(yè)的估計結(jié)果顯著為正，可見，國有企業(yè)的創(chuàng)新具有顯著的可持續(xù)性，企業(yè)進(jìn)行一次創(chuàng)新后，生產(chǎn)率的提升會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行二次創(chuàng)新。其他所有制企業(yè)該變量的估計系數(shù)要么顯著為負(fù)（私營企業(yè)、集體企業(yè)），要么不顯著（兩類外資企業(yè)），這在一定程度上表明：這些企業(yè)一旦獲得一次創(chuàng)新收益后，在生產(chǎn)率提升的情況下，創(chuàng)新決策具有顯著的“被動選擇”特征，或者說“主動選擇”特征不明顯，進(jìn)而懶于進(jìn)行二次創(chuàng)新，這種現(xiàn)象我們稱之為企業(yè)“創(chuàng)新選擇惰性”。該特征使得企業(yè)在全要素生產(chǎn)率持續(xù)提升的情況下，企業(yè)的創(chuàng)新決策并未能實現(xiàn)持續(xù)跟進(jìn)，為此，“創(chuàng)新選擇惰性”在一定程度上導(dǎo)致了我國企業(yè)創(chuàng)新能力滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

勞動者平均技能和企業(yè)投入產(chǎn)出效率的估計結(jié)果表明，兩者的提升均有助于推動企業(yè)創(chuàng)新，這一估計結(jié)果也符合企業(yè)創(chuàng)新的基本規(guī)律。值得一提的是，本文勞動者平均技能用平均工資來表示，為此，該系數(shù)估計結(jié)果顯著為正，還暗含著以下規(guī)律：適當(dāng)提高員工工資能夠提高企業(yè)創(chuàng)新能力。筆者認(rèn)為出現(xiàn)這一規(guī)律的機制有三個：一是員工工資的上漲會提高勞動者工作的積極性，進(jìn)而提升企業(yè)的資源利用效率，從而使得企業(yè)更有能力進(jìn)行創(chuàng)新活動；二是員工工資的提升會吸引一些技能較高的人員到本企業(yè)就業(yè)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力；三是員工工資的上漲意味著企業(yè)成本上升，在成本上升的“倒逼機制”作用下，企業(yè)決策者會傾向于追求技術(shù)創(chuàng)新，從而用獲利能力更高的新產(chǎn)品來抵消成本上升。

最后，多數(shù)企業(yè)年齡的估計結(jié)果與前文的預(yù)期基本相同，企業(yè)在進(jìn)入市場初期與具有一定市場經(jīng)驗（長期）之后均具有較強的創(chuàng)新性，即呈現(xiàn)出U型規(guī)律。僅有外資企業(yè)的年齡及其平方項均未通過顯著性檢驗，導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于：在進(jìn)入中國市場以前，外資企業(yè)已經(jīng)比本土企業(yè)和港澳臺企業(yè)積累了更多的市場經(jīng)驗和創(chuàng)新經(jīng)驗，進(jìn)而沖淡了中國市場經(jīng)營歷史對其創(chuàng)新決策的影響。

（二）要素密集度異質(zhì)性視角的估計結(jié)果

為了進(jìn)一步分析不同要素密集型企業(yè)創(chuàng)新決策機制的差異，本部分對勞動密集型和資本密集型企業(yè)作進(jìn)一步實證分析。根據(jù)黃先海對要素密集型產(chǎn)業(yè)的劃分［16］，筆者以《中國工業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》中產(chǎn)業(yè)代碼小于21的產(chǎn)業(yè)為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，以產(chǎn)業(yè)代碼大于21（含）的產(chǎn)業(yè)為資本密集型產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)被界定為相應(yīng)要素密集型企業(yè)?？紤]到一方面部分所有制企業(yè)規(guī)模的前一期及平方項在回歸結(jié)果中并不顯著（見表1）；另一方面在要素密集型產(chǎn)業(yè)的初步回歸結(jié)果中部分所有制企業(yè)年齡的U型關(guān)系不顯著，筆者將這兩個變量剔除后進(jìn)行實證分析，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 要素密集度異質(zhì)型企業(yè)的Probit估計結(jié)果

由表2中勞動密集型企業(yè)的實證結(jié)果可知，沉沒成本、企業(yè)生產(chǎn)率、員工平均技能和投入產(chǎn)出效率的估計結(jié)果與整體層面相似，均為正且通過了至少10%的顯著性檢驗。出口行為的估計結(jié)果也與整體層面一致，即出口有助于勞動密集型內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新決策，而對勞動密集型港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新決策的影響力并不顯著。在交互項的估計結(jié)果中，非國有企業(yè)的估計結(jié)果與整體層面一致，而國有企業(yè)的估計結(jié)果雖然為正，但未通過10%的顯著性檢驗，這表明在已有創(chuàng)新的條件下，生產(chǎn)率提升對勞動密集型國有企業(yè)二次創(chuàng)新決策的作用力并不顯著，即勞動密集型國有企業(yè)的創(chuàng)新也具有一定的“創(chuàng)新選擇惰性”。

由表2中資本密集型企業(yè)的實證結(jié)果可知，沉沒成本、勞動者平均技能、投入產(chǎn)出效率和出口的估計結(jié)果與整體層面和勞動密集型企業(yè)的估計結(jié)果相似。所不同的是，資本密集型國有企業(yè)的“被動選擇”特征明顯減弱，估計結(jié)果并未通過10%的顯著性檢驗，另外集體企業(yè)和私營企業(yè)“創(chuàng)新選擇惰性”的顯著性也明顯降低（負(fù)效應(yīng)均未通過10%的顯著性檢驗）。

對比勞動和資本密集型企業(yè)的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，勞動和資本密集型非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的系數(shù)均為正，且至少通過5%的顯著性水平檢驗，但同類型所有制的資本密集型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計系數(shù)均略微大于勞動密集型企業(yè)，且勞動密集型國有企業(yè)負(fù)向效應(yīng)的顯著性明顯大于資本密集型國有企業(yè)。這在一定程度上表明，資本密集型企業(yè)的“自主選擇”傾向要高于勞動密集型企業(yè)，交互項的估計結(jié)果實際上也在一定程度上印證了這一觀點。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于：資本密集型產(chǎn)業(yè)競爭的激烈程度要大于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集型企業(yè)為長期立足于市場，其從事產(chǎn)品創(chuàng)新的積極性會明顯高于勞動密集型企業(yè)，以保持自身的競爭優(yōu)勢。

五、結(jié)論與啟示

本文在企業(yè)異質(zhì)性理論的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個包含沉沒成本的企業(yè)動態(tài)多期創(chuàng)新決策機制的理論分析框架，并結(jié)合2000～2007年中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)和Probit模型對不同所有制企業(yè)的創(chuàng)新決策機制進(jìn)行了實證分析，得到的結(jié)論與啟示主要有：

1．國有企業(yè)的創(chuàng)新決策具有“被動選擇”特征，而非國有企業(yè)的創(chuàng)新決策具有“主動選擇”特征，即國有企業(yè)生產(chǎn)率的提升并未像非國有企業(yè)那樣傳遞給企業(yè)創(chuàng)新決策。國有企業(yè)的“被動選擇”特征實際上表明，國有經(jīng)濟(jì)在我國技術(shù)創(chuàng)新中并未發(fā)揮出應(yīng)有的作用。為此，有必要進(jìn)一步提高創(chuàng)新激勵機制與國有企業(yè)委托代理制度的融合度，以促使其創(chuàng)新決策機制從“被動選擇”向“主動選擇”轉(zhuǎn)變，提高國有企業(yè)對我國技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)度。另外，這一研究結(jié)論還揭示了“被動選擇”機制在中國企業(yè)中的存在性⑩，完善了異質(zhì)性理論對中國企業(yè)創(chuàng)新決策特征的已有研究。

2．我國多數(shù)企業(yè)的創(chuàng)新決策存在明顯的“創(chuàng)新選擇惰性”特征，這一特征是我國企業(yè)創(chuàng)新能力嚴(yán)重滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的癥結(jié)所在。雖然2000～2007年間我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率持續(xù)提升，但“創(chuàng)新選擇惰性”使得全要素生產(chǎn)率提升對創(chuàng)新決策的正效應(yīng)是間斷的，而它對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用卻是持續(xù)的。上述機制使得我國企業(yè)創(chuàng)新能力不斷偏離經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，進(jìn)而出現(xiàn)滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的現(xiàn)象。

3．沉沒成本已經(jīng)成為企業(yè)創(chuàng)新決策的重要影響因素。整體層面和要素密集度異質(zhì)性層面的實證結(jié)果均顯示，前期的沉沒成本對企業(yè)創(chuàng)新決策具有非常顯著的正效應(yīng)（估計結(jié)果均通過了1%的顯著性檢驗）。為此，應(yīng)鼓勵各種所有制企業(yè)多進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新活動，進(jìn)而在創(chuàng)新活動中積累經(jīng)驗，從而提高我國企業(yè)的創(chuàng)新能力。上述結(jié)論還表明，在理論分析框架中納入沉沒成本是科學(xué)、合理的。

4．要素密集度異質(zhì)性企業(yè)的創(chuàng)新決策機制并不完全相同，資本密集型企業(yè)創(chuàng)新決策的“主動選擇”傾向明顯高于勞動密集型企業(yè)。可見，勞動密集型企業(yè)不僅技術(shù)水平低，而且創(chuàng)新決策的主動性也不及資本密集型企業(yè)。為此，應(yīng)鼓勵勞動密集型企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新活動，以提高我國企業(yè)的平均創(chuàng)新能力，進(jìn)而適度緩解企業(yè)創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平背離的矛盾。

5．本土企業(yè)出口擴大、勞動者平均技能提升和企業(yè)投入產(chǎn)出效率改進(jìn)均對企業(yè)的創(chuàng)新決策具有顯著的促進(jìn)作用。為此，應(yīng)積極鼓勵本土企業(yè)從事出口業(yè)務(wù)，加大勞動者技能培訓(xùn)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。文中勞動者技能用勞動者的平均工資表示，這表明適度提高勞動者工資，不僅可以提高企業(yè)從事創(chuàng)新活動的概率，還能在一定程度上緩解當(dāng)前我國勞動收入占比較低的矛盾，可謂“一舉兩得”。

注釋：

①技術(shù)創(chuàng)新活動不僅會帶來新產(chǎn)品，還有可能改進(jìn)原來產(chǎn)品的生產(chǎn)工藝，進(jìn)而使得相同投入的情況下原產(chǎn)品產(chǎn)量增加。考慮到工藝改進(jìn)等比較難以刻畫（如產(chǎn)量的新增有可能是更高質(zhì)量的中間產(chǎn)品引起的，而不一定是技術(shù)創(chuàng)新引起的），筆者借鑒趙偉、韓媛媛、趙金亮的研究［6］，以新產(chǎn)品來刻畫技術(shù)創(chuàng)新。

② 趙偉、韓媛媛、趙金亮的研究實際上是基于不考慮沉沒成本的理論模型展開的［6］。

③ 借鑒Baldwin、Krugman以及趙偉、陳文芝的研究［10］，本文將創(chuàng)新決策的沉沒成本界定為：企業(yè)得到新產(chǎn)品并將其推入市場的“總投入成本”與將新產(chǎn)品在市場銷售的“維持成本”之差。這里所提成本包含人力資本、物質(zhì)資本和其他投入，從期數(shù)上看，其包括本期實際投入的沉沒成本和往期投入中有助于本期創(chuàng)新的沉沒成本。本文實證中的沉沒成本主要為后者。

④ 企業(yè)異質(zhì)性理論為簡化理論研究過程，均假設(shè)沉沒成本為企業(yè)決策中支付的一次性固定成本，并將這一成本設(shè)定為常數(shù)，如趙偉、趙金亮、韓媛媛的研究［9］。

⑤ 方程（6）主要借鑒Robert和Tybout的模型推導(dǎo)而得［8］，該價值方程由他們根據(jù)Bellman方程提出，筆者結(jié)合趙偉、趙金亮、韓媛媛的研究對其進(jìn)行了簡單的變形［9］。詳細(xì)推導(dǎo)請見參考文獻(xiàn)［8］第4頁。方程（7）為CX＝1和CX＝0條件下價值方程之差。

⑥ 此時，企業(yè)創(chuàng)新決策的動態(tài)方程實際為：當(dāng)?i＋αXit－1＋βZit－1＋γCXit－1＋εit＞0時，CXit＝1，否則CXit＝0。

⑦ 具體行業(yè)有：農(nóng)副食品加工業(yè)（13）；食品制造業(yè)（14）；飲料制造業(yè)（15）；紡織業(yè)（17）；紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)（18）；皮革、毛皮、羽毛（絨）以及其制品業(yè)（19）；木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)（20）；家具制造業(yè)（21）；文教體育用品制造業(yè)（24）；化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)（26）；醫(yī)藥制造業(yè)（27）；化學(xué)纖維制造業(yè)（28）；塑料制品業(yè)（30）；金屬制品業(yè)（34）；通用設(shè)備制造業(yè)（35）；專用設(shè)備制造業(yè)（36）；交通運輸設(shè)備制造業(yè)（37）；電氣機械及器材制造業(yè)（39）；通訊設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)（40）；儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)（41）；工藝品及其他制造業(yè)（42）。

⑧ 五種所有制類型企業(yè)分別為：國有企業(yè)（統(tǒng)計代碼110）、集體企業(yè)（統(tǒng)計代碼120）、私營企業(yè)（統(tǒng)計代碼170、171、172、173和174）、源自港澳臺的外資企業(yè)（統(tǒng)計代碼200、210、220、230和240）和源自港澳臺以外的外商直接投資企業(yè)（統(tǒng)計代碼300、310、320、330和340）。源自港澳臺的外資企業(yè)簡稱港澳臺企業(yè)，源自港澳臺以外的外資企業(yè)簡稱為外資企業(yè)。

⑨ 筆者也對剔除了與企業(yè)規(guī)模相關(guān)性比較高的變量（企業(yè)生產(chǎn)率和投入產(chǎn)出效率）的模型進(jìn)行了回歸，結(jié)果顯示企業(yè)規(guī)模對這三類企業(yè)的創(chuàng)新決策具有顯著的正效應(yīng)?？紤]到企業(yè)生產(chǎn)率是本文的核心變量，表1中給出包含該變量的估計結(jié)果。

⑩ 基于企業(yè)異質(zhì)性視角的已有研究均顯示，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的實證估計結(jié)果顯著為正（即中國企業(yè)創(chuàng)新決策只有“主動選擇”特征），如趙偉、韓媛媛、趙金亮的研究［6］。而本文在納入企業(yè)創(chuàng)新決策沉沒成本后，所得的研究結(jié)論實際上更符合企業(yè)異質(zhì)性理論關(guān)于企業(yè)決策方式的陳述。

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