工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新租金分享程度研究

北京大學(xué)光華管理學(xué)院 周 維

一、導(dǎo)論

從熊彼得(Shumpeter)［1］在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》(The Theory of Economic Development)一書中首次提出創(chuàng)新理論以來，包括索洛(Solow)，［2］羅莫(Romer)［3］等學(xué)者在內(nèi)所做的大量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究都肯定了創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要意義，認(rèn)為創(chuàng)新所帶來的技術(shù)進(jìn)步是發(fā)展的核心動(dòng)力。對(duì)作為創(chuàng)新主體的企業(yè)而言，產(chǎn)品和技術(shù)上的創(chuàng)新會(huì)帶來競爭優(yōu)勢(shì)，從而幫助企業(yè)獲取超額利潤。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)所帶來的額外收益，即創(chuàng)新產(chǎn)生的租金，是否在企業(yè)和工人之間進(jìn)行了分享也因此成為一個(gè)值得關(guān)注的問題。一方面，經(jīng)濟(jì)增長需要有共享性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果應(yīng)當(dāng)惠及大多數(shù)階層。創(chuàng)新活動(dòng)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，工人同樣應(yīng)當(dāng)參與發(fā)展成果的分配。而另一方面，租金共享說明投資者或企業(yè)家投資創(chuàng)新活動(dòng)的成果在一定程度上被他人分享了，如果分享的比例過高，將會(huì)明顯降低企業(yè)家為創(chuàng)新活動(dòng)投資的意愿，從而導(dǎo)致對(duì)創(chuàng)新的投入不足，阻礙技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長?？坡迥帷ず沾暮秃障?Connolly Hirsch and M.Hirschey)［4］的研究就發(fā)現(xiàn)，工會(huì)力量強(qiáng)、員工議價(jià)能力強(qiáng)的企業(yè)創(chuàng)新投入明顯較低。在過去的三十年中，我國經(jīng)濟(jì)依靠廉價(jià)豐富的勞動(dòng)力以及科學(xué)技術(shù)的引進(jìn)實(shí)現(xiàn)了快速增長。但隨著人口紅利的逐步枯竭，西方技術(shù)封鎖的不斷加劇，我國勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)以及開放的后發(fā)優(yōu)勢(shì)正在快速消失。未來我國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿碜杂诟鹘?jīng)濟(jì)主體，特別是企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。因此，企業(yè)創(chuàng)新租金是否被員工所分享，分享的程度有多大，是關(guān)系到我國社會(huì)收入分配以及經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的重要問題。

創(chuàng)新活動(dòng)可以從兩方面為企業(yè)帶來額外收益。一是新產(chǎn)品、新技術(shù)投入生產(chǎn)為企業(yè)帶來的短期壟斷收益。當(dāng)一種新產(chǎn)品投入市場或一項(xiàng)新技術(shù)引入生產(chǎn)，企業(yè)通常會(huì)獲得比競爭對(duì)手更高的邊際收益，在被競爭對(duì)手大量模仿以前，創(chuàng)新企業(yè)獲得超額收益。作為對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的獎(jiǎng)勵(lì)，這一類超額收益多發(fā)生在產(chǎn)品生命周期的初期，是暫時(shí)性的，持續(xù)時(shí)間長短與企業(yè)防止技術(shù)或產(chǎn)品產(chǎn)權(quán)外泄的能力相關(guān)。二是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的過程本身有助于提高企業(yè)內(nèi)部競爭力。企業(yè)在試圖將知識(shí)轉(zhuǎn)化為被市場所需的產(chǎn)品、技術(shù)過程中，變得更具前瞻性，適應(yīng)性更強(qiáng)。創(chuàng)新企業(yè)會(huì)長久地受益于這種內(nèi)部競爭力的提升。本文重點(diǎn)關(guān)注第一類超額收益，創(chuàng)新產(chǎn)生的租金主要是指新產(chǎn)品投入生產(chǎn)為企業(yè)所帶來的短期額外收益。

本文的結(jié)構(gòu)如下:文章分為六個(gè)部分，第二部分介紹理論模型及本文的估計(jì)方法;第三部分簡要介紹我國全部國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，詳述本文數(shù)據(jù)處理的方法并對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì);第四部分對(duì)兩階段回歸結(jié)果分別進(jìn)行了詳細(xì)的分析，明確企業(yè)員工參與分享企業(yè)創(chuàng)新收益的程度;第五部分對(duì)文章的基本回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);最后在第六部分對(duì)全文進(jìn)行總結(jié)。

二、理論基礎(chǔ)和估計(jì)方法

(一)理論基礎(chǔ)。

尼克爾和瓦德瓦尼(NickellandS.Wadhwani)［5］提出了工資設(shè)定的討價(jià)還價(jià)理論(Bargaining Theory)，工資設(shè)定由企業(yè)和員工通過討價(jià)還價(jià)的方式所決定，企業(yè)的支付能力、員工的保留工資、失業(yè)率等外部性條件以及雙方的議價(jià)能力是主要的決定因素。員工同樣通過討價(jià)還價(jià)的方式對(duì)由創(chuàng)新所帶來的收益進(jìn)行分享。

一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的討價(jià)還價(jià)模型設(shè)定中，最大化利潤函數(shù)的企業(yè)同最大化成員工資收益的員工組織協(xié)商決定工資水平。均衡工資是員工的外部工資水平(受經(jīng)濟(jì)中其他部門工資水平、失業(yè)率及失業(yè)補(bǔ)貼等因素的影響)，企業(yè)的支付能力以及雙方討價(jià)還價(jià)能力的函數(shù)。

假設(shè)勞動(dòng)力同質(zhì)，企業(yè)的員工總數(shù)為N，員工的保留工資為b，因此最大化工人效用的工人組織目標(biāo)函數(shù)為U=［u(w)-u(b)］N，根據(jù)奧爾夫(Ulph)，［6］我們采用效用函數(shù)的具體形式為:

其中γ是風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，0≤γ＜1，γ=0為風(fēng)險(xiǎn)中性。假設(shè)企業(yè)的收入函數(shù)為F(N)，企業(yè)最大化利潤函數(shù):

因此，員工組織與企業(yè)就工資和雇傭人數(shù)進(jìn)行商討，以最大化目標(biāo)函數(shù):

其中，α表示員工組織的議價(jià)能力。由于本文的重點(diǎn)在于工資的決定機(jī)制，因此采用有管理權(quán)的討價(jià)還價(jià)模型(right to manage bargaining model)，即不對(duì)雇傭人數(shù)進(jìn)行討論，企業(yè)單方面決定雇傭人數(shù)。雖然在這種情況下企業(yè)的員工總數(shù)略小于雙方博弈的情況，但由于工資成本上升對(duì)利潤的影響變小，因此企業(yè)仍然有可能支付較高的工資，不影響企業(yè)和員工分享利潤的可能性。

求解上述最大化問題得到:

即工資是員工的平均收入和保留工資的加權(quán)平均，權(quán)重為員工討價(jià)還價(jià)的能力α。

基洛斯基、麥馳和范雷南(Geroski，Machin and Van Reenen)［7］等文章都通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)有助于企業(yè)收入、利潤的提高。吳延兵［8］通過混合最小二乘估計(jì)和固定效應(yīng)等不同的估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)中國大中型工業(yè)企業(yè)的R＆D產(chǎn)出彈性約為0.1～0.3，創(chuàng)新與企業(yè)銷售、利潤等指標(biāo)正相關(guān)。孫早、宋煒［9］的文章也證實(shí)中國的制造業(yè)企業(yè)中，企業(yè)R＆D投入與創(chuàng)新績效正相關(guān)。根據(jù)(2.5)式可以看出，員工通過更高的工資水平參與對(duì)創(chuàng)新收益的分享。本文所要探討的問題為中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新收益是否對(duì)工資水平有顯著影響，影響的程度有多大。

(二)計(jì)量方程與估計(jì)方法。

本文首先進(jìn)行一階段回歸，即分析創(chuàng)新對(duì)企業(yè)租金的影響。為了相對(duì)準(zhǔn)確的估計(jì)企業(yè)創(chuàng)新行為對(duì)租金的作用，需要控制其他可能影響租金的因素，特別是會(huì)同時(shí)影響企業(yè)創(chuàng)新的變量。根據(jù)研究企業(yè)創(chuàng)新行為的文獻(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新行為受到行業(yè)市場競爭現(xiàn)狀，潛在技術(shù)進(jìn)步可能性①參見舍雷爾和羅斯(Scherer and Ross)［10］以及吳延兵［11］。以及企業(yè)規(guī)模②參見克萊恩特(Kleinknecht)［12］及科恩和列文(Cohen and Levin)［13］。等因素的影響。因此，本文在租金方程中控制了表示行業(yè)的競爭程度的赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(hhi);③赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)是計(jì)算某一市場上50家最大企業(yè)(如果少于50家企業(yè)就是所有企業(yè))每家企業(yè)市場占有份額的平方之和;本文利用企業(yè)的銷售額占行業(yè)銷售額的比例表示市場占有份額并計(jì)算指數(shù)。企業(yè)不可觀測并且不隨時(shí)間變化的企業(yè)固定差異(c2i)，表示包括創(chuàng)新制度、獲取新技術(shù)可能性等企業(yè)特質(zhì);以及包括表示企業(yè)規(guī)模的員工總數(shù)在內(nèi)的其他控制變量(Xit)。企業(yè)租金估計(jì)方程為:其中newratioit表示新產(chǎn)品當(dāng)年產(chǎn)值占企業(yè)總產(chǎn)值的比例;newratioi，t-1為滯后一期新產(chǎn)品產(chǎn)值比例;indnewit為行業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)值比例;Dt為年度虛擬變量，控制不同年份間的固定差異。εit為序列不相關(guān)的誤差項(xiàng)。

本文用新產(chǎn)品產(chǎn)值比例作為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的衡量，由創(chuàng)新所帶來的租金，也即創(chuàng)新績效不僅由企業(yè)自身創(chuàng)新行為決定，還要受到競爭對(duì)手的創(chuàng)新活動(dòng)，以及行業(yè)競爭程度的影響。因此，在租金方程中控制行業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，表示競爭對(duì)手的創(chuàng)新活動(dòng)。由于創(chuàng)新是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過程，新產(chǎn)品上市所帶來的影響不僅在第一年有效，隨后幾年依然可以為企業(yè)帶來超額收益?；逅够?、麥馳和范雷南(Geroski，Machin and Van Reenen)［7］在檢驗(yàn)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)利潤率的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新的影響持續(xù)期較長，需要考慮多期滯后項(xiàng)的影響，因此在方程中加入新產(chǎn)品產(chǎn)值比例的滯后項(xiàng)。本文只考慮一期滯后，一方面是由于只有2000～2007年八年的數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度較短，如果考慮多期滯后會(huì)導(dǎo)致樣本進(jìn)一步減少;另一方面，制造業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品的統(tǒng)計(jì)口徑為國家級(jí)創(chuàng)新統(tǒng)計(jì)三年，省部級(jí)創(chuàng)新統(tǒng)計(jì)兩年，因此據(jù)此統(tǒng)計(jì)得到的新產(chǎn)品產(chǎn)值中已經(jīng)包含了部分滯后效應(yīng)，無須更多期滯后。

本文在基本回歸結(jié)果中以準(zhǔn)租金(quasi rents)表示企業(yè)租金水平。準(zhǔn)租金被定義為人均銷售額與行業(yè)平均工資之差，是根據(jù)方程(2.2)對(duì)企業(yè)超額利潤的直接表達(dá)，表示企業(yè)的支付能力(ablity to pay)。

在對(duì)租金方程的估計(jì)中，首先以一階差分的方式去掉企業(yè)的固定差異，之后加入不同滯后期的新產(chǎn)品產(chǎn)值比例考察創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)租金的影響;最后估計(jì)加入滯后一期租金變量的動(dòng)態(tài)方程，考察創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)租金的長期影響。

在確定創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)租金的影響基礎(chǔ)上，本文關(guān)注的第二個(gè)問題是由創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的租金是否被員工分享，即企業(yè)創(chuàng)新租金收益對(duì)員工工資的影響。

根據(jù)方程(2.6)，設(shè)定工資方程為:其中租金(rentit)為內(nèi)生變量，根據(jù)(2.7)式以企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值比例等變量作為工作變量估計(jì)得到創(chuàng)新活動(dòng)所產(chǎn)生的租金。另外以行業(yè)平均工資(indnewit)表示市場平均工資水平，即員工的保留工資、外部選擇;Dt為年度虛擬變量，控制不同年份宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)工資的影響;ci為企業(yè)特質(zhì)，控制包括企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)、員工或資本質(zhì)量等方面在內(nèi)的不隨時(shí)間變化的固定差異。vit為序列不相關(guān)的誤差項(xiàng)。由于麥羅(Mellow)，［14］埃文和立頓(Evan and Leighton)［15］和布朗和麥道夫(Brown and Medoff)［16］等一系列的勞動(dòng)力市場實(shí)證研究都表明企業(yè)規(guī)模和工資水平正相關(guān)，理由包括大企業(yè)需要支付更高的效率工資;大企業(yè)員工組織影響更大;員工質(zhì)量更高等，因此我們?cè)诠べY方程中加入了對(duì)企業(yè)規(guī)模的控制。伯納斯和范穆拉里(Bornars and Famulari)［17］及法菲科和菲茨羅伊(Fakhfakh and FitzRoy)［18］等文獻(xiàn)提出企業(yè)利潤和工資的相關(guān)性中一部分可能來自資本對(duì)勞動(dòng)力需求的替代性，如果回歸方程中缺少了對(duì)資本密度的控制，會(huì)導(dǎo)致對(duì)工資就利潤變化的高估;因此在工資方程中加入了人均資本以控制資本密度對(duì)工資的影響，以企業(yè)固定資產(chǎn)作為對(duì)企業(yè)資本的度量。

本文對(duì)工資方程(2.8)的估計(jì)同樣首先通過一階差分的方式去掉固定效果的影響，之后根據(jù)租金方程的簡約式(2.7)，以 newratioit、newratioi，t-1、indnewit以及 hhi 的一階差分項(xiàng)為外生工具變量對(duì)工資方程進(jìn)行估計(jì)。在工資方程動(dòng)態(tài)模型中，控制變量包含工資的一期滯后項(xiàng)，為解決內(nèi)生性問題，以工資的二期滯后項(xiàng)為工具變量進(jìn)行估計(jì)。為了檢驗(yàn)工具變量的有效性，利用F-test聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)考察外生工具變量與租金變量的相關(guān)性;利用Sargan test檢驗(yàn)工具變量的外生性。①參見薩根(Sargan)［19］及漢森(Hansen)［20］文章提出根據(jù)余項(xiàng)同工具變量矩陣的相關(guān)性檢驗(yàn)工具變量是否外生。本文又利用 Arellano-Bond AR(2)test檢驗(yàn)余項(xiàng)是否二階序列相關(guān)性以考察估計(jì)的一致性。除一階差分工具變量估計(jì)外，本文利用固定效果工具變量估計(jì)以及Arellano-Bond動(dòng)態(tài)矩估計(jì)法重新估計(jì)工資方程，考察結(jié)論的穩(wěn)健性。在基本估計(jì)結(jié)果中，以準(zhǔn)租金作為租金變量;文章同樣考察了人均工業(yè)增加值及利潤表示租金的估計(jì)結(jié)果檢驗(yàn)基本估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

三、樣本統(tǒng)計(jì)

本文利用由國家統(tǒng)計(jì)局收集建立的“全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”(簡稱為“工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”)構(gòu)造數(shù)據(jù)含量超過190萬的面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為2000年至2007年，平均每年近2.4萬個(gè)企業(yè)樣本。樣本范圍為全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)，統(tǒng)計(jì)單位為企業(yè)法人。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的“工業(yè)”統(tǒng)計(jì)口徑包括“國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類”中的“采掘業(yè)”、“制造業(yè)”以及“電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”三個(gè)門類。由于本文主要研究企業(yè)創(chuàng)新收益的分享問題，而樣本中采掘業(yè)及電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)兩個(gè)門類中由于行業(yè)特征的限制，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新需求有限，因此本文重點(diǎn)關(guān)注制造業(yè)企業(yè)，保留了占數(shù)據(jù)庫總企業(yè)數(shù)目90%的制造業(yè)企業(yè)(兩位數(shù)行業(yè)代碼為13～37及39～43的企業(yè))

本文采用新產(chǎn)品產(chǎn)值比例衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為。新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，即當(dāng)年企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占企業(yè)總產(chǎn)值的比例。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的《工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)解釋》，新產(chǎn)品是指采用新技術(shù)原理，新設(shè)計(jì)構(gòu)思研制、生產(chǎn)的全新產(chǎn)品或在結(jié)構(gòu)、材質(zhì)、工藝等某一方面比老產(chǎn)品有明顯改進(jìn)，從而顯著提高了產(chǎn)品性能或擴(kuò)大了使用功能的產(chǎn)品。新產(chǎn)品包括在全國范圍內(nèi)第一次研制、生產(chǎn)的國家級(jí)新產(chǎn)品和省、自治區(qū)、直轄市、部門、地區(qū)、企業(yè)范圍內(nèi)第一次研制、生產(chǎn)的不同級(jí)的新產(chǎn)品。新產(chǎn)品的統(tǒng)計(jì)口徑，除特殊規(guī)定外，原則上國家級(jí)新產(chǎn)品統(tǒng)計(jì)三年，省部級(jí)新產(chǎn)品統(tǒng)計(jì)兩年，因此工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中統(tǒng)計(jì)的新產(chǎn)品產(chǎn)值包含一定的滯后性。

在研究企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)、創(chuàng)新能力的文獻(xiàn)中，一般用來衡量創(chuàng)新行為的指標(biāo)主要包括:企業(yè)的R＆D投入，企業(yè)申請(qǐng)專利數(shù)量，以及企業(yè)成功商業(yè)化的專利數(shù)量等。相較于其他幾種創(chuàng)新行為的衡量指標(biāo)，本文選擇的新產(chǎn)品產(chǎn)值比例優(yōu)勢(shì)在于:(1)本文研究創(chuàng)新活動(dòng)帶給企業(yè)的超額收益被員工分享的情況，而新產(chǎn)品產(chǎn)值是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)收益的直接衡量。企業(yè)的R＆D成本主要是衡量企業(yè)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投入而非產(chǎn)出，而產(chǎn)生租金的主要是創(chuàng)新活動(dòng)的產(chǎn)出;①參見范雷南(Van Reenen)［22］。同時(shí)由于創(chuàng)新行為存在不確定性，投入并不一定成比例帶來回報(bào)，因此R＆D成本并不適合用來衡量創(chuàng)新收益。專利數(shù)量同樣不適合衡量創(chuàng)新收益。派克斯(Pakes)［21］認(rèn)為專利的經(jīng)濟(jì)價(jià)值較低，企業(yè)申請(qǐng)的專利中能夠成功商業(yè)化并帶來經(jīng)濟(jì)效益的比例很低。專利經(jīng)濟(jì)價(jià)值較低的現(xiàn)象在我國尤其嚴(yán)重。2012年12月，世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)發(fā)布的《2012年世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)指標(biāo)》報(bào)告中指出，中國已經(jīng)成為專利申請(qǐng)第一大國。2011年，中國國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局受理來自國內(nèi)外發(fā)明專利申請(qǐng)52.6412萬件，中國已成為全球第一大發(fā)明專利申請(qǐng)國。過去10年，國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局受理的專利申請(qǐng)一直呈大幅增長態(tài)勢(shì)，年均增幅達(dá)到22.6%。雖然專利申請(qǐng)量大幅增加，但專利授權(quán)量、實(shí)施率以及有效專利擁有量等指標(biāo)卻顯示我國專利申請(qǐng)的質(zhì)量有待提高，2011年我國專利授權(quán)量為35.1288萬件，②數(shù)據(jù)來源:國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局。專利實(shí)施率僅為0.29%。③數(shù)據(jù)來源:中國科學(xué)報(bào)。根據(jù)我國國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局發(fā)布的《2011中國有效專利年度報(bào)告》顯示，目前我國國內(nèi)有效專利構(gòu)成結(jié)構(gòu)不均衡，實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利各占到國內(nèi)有效專利總量的48.2%和36.6%，而創(chuàng)造水平及科技含量較高的發(fā)明專利比重相對(duì)較低，只有15.3%。湯森路透旗下知識(shí)產(chǎn)權(quán)咨詢公司發(fā)布的年度全球創(chuàng)新企業(yè)百強(qiáng)榜單中，共47家美國企業(yè)、32家亞洲企業(yè)、21家歐洲企業(yè)上榜，沒有一家中國公司，該評(píng)選的核心標(biāo)準(zhǔn)正是企業(yè)在專利創(chuàng)新方面的能力和影響力，說明我國企業(yè)仍處在創(chuàng)新的初級(jí)階段，專利申請(qǐng)的數(shù)量明顯增多，但質(zhì)量仍有差距。因此申請(qǐng)專利的數(shù)量同樣并不適合用來衡量我國企業(yè)的創(chuàng)新收益。范雷南(Van Reenen)［22］的文章中利用企業(yè)首次商業(yè)化的專利個(gè)數(shù)來衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為，對(duì)英國的上市企業(yè)進(jìn)行研究得到了有效的結(jié)論，但同樣的方法在我國并不適用，主要是由于我國缺乏專利商業(yè)化成果方面的專項(xiàng)統(tǒng)計(jì);另外，根據(jù)企業(yè)新產(chǎn)品的定義，基本涵蓋了首次商業(yè)化的專利產(chǎn)品，因此利用新產(chǎn)品產(chǎn)值比例衡量企業(yè)的創(chuàng)新收益更為全面、有效。(2)新產(chǎn)品產(chǎn)值比例數(shù)據(jù)來源可靠，更為準(zhǔn)確、客觀。用來計(jì)算創(chuàng)新比例的數(shù)據(jù)主要是企業(yè)當(dāng)年新產(chǎn)品產(chǎn)值及總產(chǎn)值，統(tǒng)計(jì)口徑統(tǒng)一，調(diào)查范圍廣，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的要求，所有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)都要匯報(bào)以上兩種產(chǎn)值，因此數(shù)據(jù)真實(shí)可信，覆蓋面廣。相較而言，企業(yè)R＆D成本是會(huì)計(jì)項(xiàng)目，可能會(huì)根據(jù)企業(yè)需要進(jìn)行調(diào)整;并且部分小型企業(yè)或未上市企業(yè)有創(chuàng)新活動(dòng)，但沒有正式的R＆D成本的核算，因此R＆D成本衡量可能有偏。聶輝華［23］的文章指出，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的研發(fā)費(fèi)用指標(biāo)存在大量測度誤差，近90%的觀測值顯示為0，并且無法區(qū)分是由于企業(yè)任意報(bào)告為0，還是由于企業(yè)沒有填寫此項(xiàng)統(tǒng)計(jì)人員直接賦值為0，在此情況下用研發(fā)費(fèi)用衡量企業(yè)創(chuàng)新情況可能不恰當(dāng)。專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)只有上市公司有義務(wù)披露，對(duì)于大量非上市的制造業(yè)企業(yè)，其專利申請(qǐng)等知識(shí)產(chǎn)權(quán)信息比較難以獲得;而對(duì)于專利商業(yè)化的信息則缺乏權(quán)威的統(tǒng)計(jì)。需要注意的是，本文定義的創(chuàng)新主要是指產(chǎn)品創(chuàng)新，并沒有包含企業(yè)對(duì)生產(chǎn)過程中某些技術(shù)的創(chuàng)新。生產(chǎn)過程的創(chuàng)新同樣會(huì)提高企業(yè)生產(chǎn)效率，提高利潤水平，但由于缺乏可以識(shí)別企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)，本文定義的企業(yè)創(chuàng)新績效中，沒有包含生產(chǎn)過程中的創(chuàng)新?；逅够?，麥馳和范雷南(Geroski，Machin and Van Reenen)［7］等文章中提出，由于生產(chǎn)過程創(chuàng)新相比產(chǎn)品創(chuàng)新，更容易被競爭對(duì)手模仿，因此創(chuàng)新帶來的超額收益會(huì)更快消失。

本文利用企業(yè)當(dāng)年新產(chǎn)品產(chǎn)值除以當(dāng)年總產(chǎn)值得到新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2000年至2007年。但由于2004年的數(shù)據(jù)中沒有對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)值的統(tǒng)計(jì)，因此為保持增長率的一致性，采用2003年和2005年企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比例的平均值作為2004年的新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，并且在計(jì)量回歸當(dāng)中特別單獨(dú)控制2004年時(shí)間變量。本文將行業(yè)劃分至大類(兩位數(shù)行業(yè))，以行業(yè)平均新產(chǎn)品比例作為對(duì)行業(yè)創(chuàng)新性的度量。

本文所用到的主要變量包括企業(yè)人均真實(shí)年工資、人均工業(yè)增加值、人均利潤、固定資產(chǎn)總額、新產(chǎn)品產(chǎn)值、總產(chǎn)值等，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理并刪掉部分異常值。文章利用企業(yè)當(dāng)年新產(chǎn)品產(chǎn)值除以當(dāng)年總產(chǎn)值得到新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2000年至2007年。本文將行業(yè)劃分至大類(兩位數(shù)行業(yè))，以行業(yè)平均新產(chǎn)品比例作為對(duì)行業(yè)創(chuàng)新性的度量。

表1 樣本統(tǒng)計(jì)性描述

續(xù)表

在完成基本的數(shù)據(jù)清理后，根據(jù)數(shù)據(jù)需要，保留在2000年至2007年間至少有三年連續(xù)觀測值的企業(yè)。由于動(dòng)態(tài)分析中需要一期滯后項(xiàng)，以及一階差分方法的需要，導(dǎo)致減少了兩年的樣本量。最終的樣本中包括了294 153家企業(yè)的756 331個(gè)觀測值，時(shí)間跨度為2002年至2007年。根據(jù)觀測期內(nèi)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值是否大于0為標(biāo)準(zhǔn)，將企業(yè)分為創(chuàng)新企業(yè)(至少有一年新產(chǎn)品產(chǎn)值不為0)及非創(chuàng)新企業(yè)(所有觀測值新產(chǎn)品產(chǎn)值均為0)。根據(jù)此標(biāo)準(zhǔn)，樣本企業(yè)總量為253 602家，其中，創(chuàng)新企業(yè)為34 446家，占總量的13.58%，非創(chuàng)新企業(yè)為219 156家，占總量的86.42%?？梢园l(fā)現(xiàn)，我國制造業(yè)企業(yè)中有產(chǎn)品創(chuàng)新的企業(yè)所占比重并不高，原因可能是因?yàn)樵?000年到2007年間我國制造業(yè)企業(yè)仍以簡單的重復(fù)性加工活動(dòng)為主，企業(yè)的創(chuàng)新多是在工藝、流程上的技術(shù)改進(jìn)，對(duì)新產(chǎn)品研發(fā)的投入不足。根據(jù)表1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，創(chuàng)新企業(yè)的平均工資比非創(chuàng)新企業(yè)高11%，人均工業(yè)增加值、人均利潤、準(zhǔn)租金等統(tǒng)計(jì)量均高于非創(chuàng)新企業(yè)。創(chuàng)新企業(yè)的企業(yè)規(guī)模明顯較高，這說明，在我國的制造業(yè)企業(yè)中，創(chuàng)新活動(dòng)主要由大企業(yè)完成。

四、基本回歸結(jié)果

(一)一階段回歸結(jié)果:租金方程回歸結(jié)果分析。

方程(2.6)描述了企業(yè)租金與人均工資之間的關(guān)系，由于本文利用表示企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的變量作為租金的外生工具變量，①四個(gè)外生工具變量分別為:newratio，L.newratio，indnew，以及HHI。因此首先探討創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)租金的影響。

表2列舉了租金方程(2.7)的回歸結(jié)果，關(guān)注創(chuàng)新變量系數(shù)，探討新產(chǎn)品產(chǎn)值比例增加對(duì)企業(yè)超額收益的影響，即創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)租金的短期影響。表2第(1)至(4)列是以人均準(zhǔn)租金作為租金代理變量，通過一階差分法去掉固定效果的回歸結(jié)果。第(1)列回歸中，只考慮了當(dāng)期的新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，系數(shù)顯著為負(fù)。平均而言，新產(chǎn)品產(chǎn)值比例上升10%，企業(yè)的人均工業(yè)增加值要下降0.19%，根據(jù)人均準(zhǔn)租金的平均值302 960元計(jì)算，大約下降了575.6元，說明生產(chǎn)新產(chǎn)品并沒有立即在當(dāng)期為企業(yè)帶來超額收益。原因可能在于，新產(chǎn)品生產(chǎn)上市初期，需要一定的時(shí)間及成本投入進(jìn)行推廣、營銷以打開市場，讓消費(fèi)者對(duì)新產(chǎn)品有初步的了解并嘗試購買，因此在上市初期階段，營銷成本可能超過了銷售新產(chǎn)品帶來的利潤，表現(xiàn)在企業(yè)數(shù)據(jù)上即為當(dāng)期利潤的下降。大量的研究文獻(xiàn)都證實(shí)創(chuàng)新活動(dòng)收益存在滯后性。范雷南(Van Reenen)［22］的文章發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)工資的影響在專利上市后第4年才達(dá)到最大值，并且可持續(xù)近8年的時(shí)間;梁萊歆、張煥鳳［24］利用我國上市企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效應(yīng)具有明顯的滯后性，投入見效一般要2年以上的時(shí)間;因此考慮到創(chuàng)新收益的滯后性，我們?cè)诨貧w方程中加入了創(chuàng)新活動(dòng)的滯后項(xiàng)。第(2)列回歸中加入了新產(chǎn)品產(chǎn)值的一期滯后項(xiàng)，可以發(fā)現(xiàn)滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正并且絕對(duì)值大于當(dāng)期創(chuàng)新變量的系數(shù);證實(shí)創(chuàng)新收益確實(shí)存在滯后性，長期來看對(duì)企業(yè)租金的影響依然是正向的。第(3)列回歸中加入了滯后兩期的新產(chǎn)品產(chǎn)值，系數(shù)依然為正，但與一期滯后項(xiàng)相比系數(shù)明顯減小;說明兩期后創(chuàng)新活動(dòng)依然存在正向影響，但影響程度逐漸減小。同時(shí)，由于考慮多期滯后會(huì)顯著減少樣本量，在后續(xù)的回歸中主要考慮創(chuàng)新活動(dòng)的一期滯后;未來如果可以對(duì)數(shù)據(jù)集進(jìn)行拓展，可以加入更多期的滯后變量進(jìn)行研究。基洛斯基和杰奎明(Geroski and Jacquemin)［25］以及基洛斯基、麥馳和范雷南(Geroski，Machin and Van Reenen)［7］等研究創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)利潤率影響的文章都認(rèn)為，利潤方程存在一定的滯后影響，應(yīng)當(dāng)在控制變量中加入因變量的滯后項(xiàng)，考察滯后和長期的影響。因此，第(4)列為動(dòng)態(tài)回歸方程，控制了租金變量的一期滯后項(xiàng)。由于租金滯后項(xiàng)在一階差分方程中存在內(nèi)生性，因此利用租金變量的二期滯后項(xiàng)做工具變量進(jìn)行回歸。①參見阿雷利亞和邦德(Arellano and Bond)［26］關(guān)于因變量滯后項(xiàng)的內(nèi)生問題以及工具變量的選擇。回歸結(jié)果與之前基本相同，創(chuàng)新變量當(dāng)期有負(fù)向影響，但滯后項(xiàng)為正，總體來看對(duì)企業(yè)租金有正面影響。長期影響與短期基本一致［(-0.00921+0.0557)/(1-0.158)=0.055］，新產(chǎn)品產(chǎn)值比例上升10%，人均超額利潤上漲0.55%;以準(zhǔn)租金表示超額利潤，即企業(yè)租金，人均準(zhǔn)租金大約增加1666.28元。

表2 創(chuàng)新與企業(yè)租金

行業(yè)平均創(chuàng)新水平衡量企業(yè)競爭對(duì)手的創(chuàng)新活動(dòng)，有正負(fù)兩方面的潛在影響。一方面是技術(shù)溢出。所處行業(yè)整體創(chuàng)新投入大，技術(shù)更新快，企業(yè)也有更多的機(jī)會(huì)學(xué)習(xí)、引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，有助于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開展及利潤的提高。另一方面在于市場競爭。競爭對(duì)手發(fā)布新產(chǎn)品，采用新技術(shù)，短期內(nèi)具有壟斷力量，存在侵占企業(yè)市場份額，攫取企業(yè)利潤的可能。根據(jù)表2的回歸結(jié)果可以看出，(1)～(4)列不同的方程設(shè)定中，行業(yè)平均創(chuàng)新水平系數(shù)顯著為負(fù)，證明市場競爭渠道的作用更明顯。平均而言，當(dāng)行業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)值提高10%，在其他條件保持不變的情況下企業(yè)的租金下降16.08%。當(dāng)行業(yè)整體的創(chuàng)新水平提高而企業(yè)沒有及時(shí)作出相應(yīng)調(diào)整，企業(yè)的利潤水平將會(huì)顯著下降。HHI的系數(shù)為負(fù)，所處行業(yè)聚集程度高，壟斷程度相對(duì)較高的企業(yè)獲得的租金越少，與一般提出的壟斷行業(yè)更容易獲取租金的理論有所不同。①但該系數(shù)的顯著性有待商榷，以工業(yè)增加值和企業(yè)利潤作為租金變量的回歸中，HHI的系數(shù)都不顯著，參見表(5)～(8)列及(9)～(12)列。其他變量的回歸系數(shù)與預(yù)期一致。行業(yè)平均工資彈性為負(fù)，即勞動(dòng)成本上升，企業(yè)租金下降。企業(yè)規(guī)模和資本密度的彈性系數(shù)顯著為正，也與預(yù)期相符，規(guī)模大、資本充裕的企業(yè)更容易獲取租金。

根據(jù)表2的回歸結(jié)果可以證實(shí)，以新產(chǎn)品產(chǎn)值比例表示的企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)與企業(yè)租金顯著相關(guān)，工具變量集聯(lián)合顯著。作為合適的工具變量，不僅要滿足相關(guān)性，還要保證外生性，即創(chuàng)新活動(dòng)只是通過企業(yè)租金影響工資水平，而不會(huì)通過其他直接或間接途徑影響企業(yè)勞動(dòng)力成本。為了考察創(chuàng)新變量是否直接對(duì)企業(yè)工資有影響，我們將表示企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的變量與租金變量一起放入工資結(jié)構(gòu)式(2.8)中，作為控制變量對(duì)人均工資進(jìn)行回歸;如果創(chuàng)新活動(dòng)只通過企業(yè)租金影響工資水平，那么在包含租金變量的回歸方程中，創(chuàng)新變量對(duì)工資的影響應(yīng)該是不顯著的。回歸結(jié)果顯示租金變量依然在1%的水平上顯著為正，而創(chuàng)新變量的系數(shù)確實(shí)不顯著。②Newratiot，Newratiot-1，Indnewt及 HHIt四個(gè)變量在工資結(jié)構(gòu)方程中作為控制變量回歸 p值分別為:0.158，0.611，0.321，0.614。除了企業(yè)租金外，普遍承認(rèn)的影響企業(yè)工資水平的變量還包括地區(qū)、行業(yè)平均工資、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密度、企業(yè)所在地區(qū)及行業(yè)的特點(diǎn)以及企業(yè)自身不可觀測的異質(zhì)性等;而這些因素與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的相關(guān)性不大，不隨時(shí)間變化的部分變量在回歸中也通過一階差分的方式被去掉了，因此基本可以確定創(chuàng)新活動(dòng)只通過企業(yè)租金對(duì)工資水平產(chǎn)生影響。在具體的回歸過程中，由于工具變量的個(gè)數(shù)超過內(nèi)生變量總數(shù)，因此我們也通過Sargan Test再次檢驗(yàn)工具變量是否外生，③Sargan Test是對(duì)工具變量過度識(shí)別條件的檢驗(yàn)，以確定工具變量是否外生;參見薩根(Sargan)［19］。以確保所采用的工具變量集外生。

(二)二階段回歸結(jié)果:租金分享程度。

本文利用制造業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值比例作為工具變量，估計(jì)員工分享企業(yè)創(chuàng)新收益的程度。根據(jù)之前所做分析，新產(chǎn)品產(chǎn)值比例可以有效地衡量企業(yè)創(chuàng)新成果，與企業(yè)租金收益顯著相關(guān)，有一定的外生性，④下文回歸中通過Sargan test進(jìn)一步檢查工具變量的外生性?？梢宰鳛槠髽I(yè)租金的工具變量。

表3列舉了以準(zhǔn)租金作為租金代理變量的基本回歸結(jié)果。第(1)列回歸首先對(duì)所有變量取一階差分以去掉企業(yè)固定效果影響，之后進(jìn)行最小二乘估計(jì)。租金彈性系數(shù)為0.195，在1%的水平上顯著，證實(shí)企業(yè)租金確實(shí)對(duì)工資水平有顯著影響。第(2)列回歸中準(zhǔn)租金變量內(nèi)生，以企業(yè)當(dāng)期新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，滯后一期新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，行業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)值比例以及行業(yè)HHI作為外生工具變量重新估計(jì)一階差分方程?；貧w結(jié)果顯示準(zhǔn)租金系數(shù)明顯提高，之前的最小二乘估計(jì)可能由于內(nèi)生性問題低估了租金分享的程度。Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn) Chi(1)的值為10.50，P值較低，OLS與2SLS兩種估計(jì)結(jié)果有顯著差別，內(nèi)生性存在，需要利用工具變量進(jìn)行估計(jì)。第(3)列回歸控制變量中加入了工資的一期滯后項(xiàng)，考慮動(dòng)態(tài)方程，認(rèn)為企業(yè)的工資水平有一定的持續(xù)性，會(huì)受到上一期平均工資水平的影響。由于工資滯后項(xiàng)一階差分內(nèi)生，利用工資的兩期滯后項(xiàng)作為工具變量對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。①參見阿雷利亞和邦德(Arellano and Bond)［26］對(duì)因變量滯后項(xiàng)工具變量的選擇。估計(jì)結(jié)果與靜態(tài)工具變量估計(jì)基本一致，租金系數(shù)依然顯著為正。工資滯后項(xiàng)系數(shù)為0.111，在1%水平上顯著，證實(shí)企業(yè)工資受到前一期工資水平的影響有一定的持續(xù)性，據(jù)此計(jì)算長期租金彈性系數(shù)為0.38(0.338/(1-0.111)=0.380)。Sargan test②參見薩根(Sargan)［19］;Sargan test通過計(jì)算殘差(residuals)與工具變量矩陣之間的相關(guān)性檢驗(yàn)工具變量的過度識(shí)別限制(overidentifying restrictions)，不能拒絕原假設(shè)說明工具變量外生。對(duì)工具變量進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)，自由度為 3，Chi-square值為 10.2061，p-value為0.02，拒絕了原假設(shè)(H0:工具變量同殘差不相關(guān))，說明工具變量不完全外生，需要進(jìn)一步考慮。為檢驗(yàn)方程的序列相關(guān)性，進(jìn)行了二階序列相關(guān)檢驗(yàn)③參見阿雷利亞和邦德(Arellano and Bond)［26］;Arellano-Bond test for second order autocorrelation。AR(2)test，p-value為0.5398，不能拒絕原假設(shè)(H0:方程設(shè)定不存在二階序列相關(guān));因此沒有證據(jù)顯示動(dòng)態(tài)方程設(shè)定中存在二階序列相關(guān)，工資的兩期滯后項(xiàng)可以作為工具變量使用。第(4)列回歸中將企業(yè)規(guī)模列入內(nèi)生變量，選取企業(yè)規(guī)模的兩期滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行估計(jì)。完整的外生工具變量集包括新產(chǎn)品產(chǎn)值占比，新產(chǎn)品產(chǎn)值比例一期滯后項(xiàng)，行業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，行業(yè)HHI，企業(yè)工資的兩期滯后項(xiàng)以及企業(yè)規(guī)模的兩期滯后項(xiàng)?；貧w結(jié)果顯示，經(jīng)過工具變量估計(jì)企業(yè)規(guī)模的彈性系數(shù)為0.085，顯著為正，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大工資顯著上升，符合麥羅(Mellow)［14］，埃文和立頓(Evan and Leighton)［15］和 布 朗 和 麥 道 夫 (Brownand Medoff)［16］等研究的結(jié)論。④克雷默(Kremer)［27］認(rèn)為技術(shù)含量高，工人質(zhì)量高的企業(yè)傾向于更為有效率的大規(guī)模工業(yè)化生產(chǎn)，而同時(shí)這類企業(yè)的工資水平和利潤率也相對(duì)較高;歐弋(Oi)［28］認(rèn)為大企業(yè)需要支付更高的效率工資;魏斯(Weiss)［29］提出大規(guī)模企業(yè)員工組織的影響更大;其他的還有布洛和薩默斯(Bulow and Summers)［30］從公司補(bǔ)償機(jī)制，施密特和齊默爾曼(Schmidt and Zimmermann)［31］從工作資歷等方面的解釋企業(yè)規(guī)模與平均工資的正相關(guān)關(guān)系。其他系數(shù)的估計(jì)沒有明顯變化，顯著并且與預(yù)期一致:準(zhǔn)租金的彈性為0.296，即企業(yè)租金增加1%，企業(yè)平均工資上漲近0.3%;行業(yè)平均工資彈性系數(shù)為0.164，表示員工保留工資的行業(yè)平均工資上漲，企業(yè)工資相應(yīng)增加;資本密度的彈性系數(shù)顯著為正，符合人均資本高的企業(yè)中工人的生產(chǎn)率更高，相應(yīng)的工資水平更高的預(yù)期。工資滯后項(xiàng)的影響依然顯著，工資決定存在滯后性，準(zhǔn)租金的長期彈性約為 0.341(0.296/(1-0.132)=0.341)。Sargan test得到 Chi-square值為3.8389，自由度為3，相應(yīng)的 P-value為0.3，無法拒絕原假設(shè)(H0:工具變量同殘差不相關(guān))，證明工具變量外生。綜合考慮2SLS工具變量回歸，一階段回歸及假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果，我們認(rèn)為第(4)列估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確、有效，為本文的基本結(jié)論。

除了2SLS估計(jì)外，本文又利用工具變量固定效果模型(Fixed Effect Estimation)及動(dòng)態(tài)系統(tǒng)矩估計(jì)(Arellano-Bond Dynamic System GMM)的方法重新對(duì)準(zhǔn)租金模型進(jìn)行估計(jì)。固定效果模型與一階差分模型不同，采用與均值相減的方式去掉固定效果的影響，也由此導(dǎo)致滯后項(xiàng)內(nèi)生，內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)不再適合作為工具變量進(jìn)行估計(jì)。因此，在固定效果模型控制變量中加入因變量滯后項(xiàng)會(huì)導(dǎo)致結(jié)果有偏，并且缺少合適的工具變量，對(duì)此我們沒有在控制變量中加入lnWt-1，僅考慮靜態(tài)模型。在對(duì)租金和企業(yè)規(guī)模兩個(gè)內(nèi)生變量的處理上，依然采用當(dāng)期及滯后一期新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，行業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，HHi及滯后兩期企業(yè)規(guī)模作為工具變量;但由于滯后兩期的企業(yè)規(guī)模在固定模型中與余項(xiàng)相關(guān)，因此對(duì)企業(yè)規(guī)模的估計(jì)結(jié)果有偏。表3第(5)列顯示工具變量固定效果模型估計(jì)的系數(shù)與之前基本沒有明顯變化，只有企業(yè)規(guī)模的系數(shù)明顯偏高，可能是受到工具變量不外生的影響導(dǎo)致被高估;準(zhǔn)租金彈性系數(shù)為0.292，結(jié)果顯著，與之前的估計(jì)一致。

由于固定效果模型在工具變量選擇上的諸多限制，我們又利用動(dòng)態(tài)系統(tǒng)矩估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。Arellano-Bond動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)矩估計(jì)方法，首先對(duì)方程進(jìn)行一階差分轉(zhuǎn)換，去掉固定效果，再利用內(nèi)生變量的多期滯后項(xiàng)、一階差分項(xiàng)滯后項(xiàng)作為工具變量與其他外生工具變量一起對(duì)矩方程進(jìn)行估計(jì)，①詳見阿雷利亞和邦德(Arellano and Bond)［26］。因此對(duì)于時(shí)間跨度較長的面板數(shù)據(jù)可以顯著增加工具變量的數(shù)量。我們選取在2000年至2007年間有8年連續(xù)觀測值的企業(yè)作為樣本，總計(jì)215 999個(gè)觀測值進(jìn)行系統(tǒng)矩估計(jì)。在對(duì)一階差分方程的設(shè)定上，自變量中包括被解釋變量工資租金變量的一期滯后項(xiàng);綜合考慮過度識(shí)別檢驗(yàn)和系統(tǒng)顯著性等因素后，除外生變量外，選取人均工資、人均工業(yè)準(zhǔn)租金和企業(yè)規(guī)模等內(nèi)生變量的t-2期滯后項(xiàng)作為一階差分方程工具變量;t-1期差分變量作為水平方程工具變量。表3第(6)列列舉了系統(tǒng)矩估計(jì)的結(jié)果。租金彈性為0.240，略低于工具變量法估計(jì)得到的彈性值，但工資決定受到的滯后性影響更大，工資滯后項(xiàng)系數(shù)為0.243，據(jù)此計(jì)算得到的長期彈性0.317(0.240/(1-0.243)=0.317)與之前估計(jì)結(jié)果基本一致。行業(yè)平均工資彈性較高，企業(yè)規(guī)模和資本密度的系數(shù)顯著并且與之前結(jié)論一致。需要注意的是系統(tǒng)矩估計(jì)方法利用的工具變量數(shù)量雖然較多，但Sargan檢驗(yàn)P-value較低，部分工具變量不完全外生;另外采用過多的工具變量可能會(huì)導(dǎo)致存在弱工具變量問題。

表3 二階段回歸結(jié)果

續(xù)表

綜合不同方法的估計(jì)結(jié)果，我們利用準(zhǔn)租金作為代理變量得到基本結(jié)論:企業(yè)員工參與企業(yè)創(chuàng)新收益的分享，租金彈性在0.25～0.3左右，即企業(yè)通過創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的超額收益增長1%，員工平均工資會(huì)上漲近0.3%，基本可以肯定我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新收益被工人分享的現(xiàn)象存在，創(chuàng)新租金對(duì)工資的彈性在0.25～0.30之間。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基本結(jié)論的穩(wěn)健性，本文又利用人均工業(yè)增加值和人均利潤作為租金變量重新對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)。表4列舉了以工業(yè)增加值表示企業(yè)租金的估計(jì)結(jié)果，估計(jì)方法與之前一致。第(1)列是對(duì)一階差分方程的OLS估計(jì)，租金彈性較低。工具變量估計(jì)租金彈性明顯升高，第(4)列估計(jì)短期的租金彈性在0.3左右，長期彈性約為0.34，與準(zhǔn)租金估計(jì)的彈性大小一致。行業(yè)平均工資，企業(yè)規(guī)模以及資本密度的估計(jì)結(jié)果同樣顯著，與之前的估計(jì)結(jié)果一致，證實(shí)了基本結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

表5列舉了以人均利潤作為租金變量的估計(jì)結(jié)果。由于大量企業(yè)存在負(fù)利潤，如果對(duì)利潤值取對(duì)數(shù)，所有負(fù)利潤的觀測值都會(huì)被刪除，導(dǎo)致選擇性偏誤，因此我們直接將企業(yè)利潤值代入方程，避免取自然對(duì)數(shù)。利潤表示租金的優(yōu)勢(shì)在于可以控制原材料、管理、銷售等成本，較為準(zhǔn)確地衡量企業(yè)超額收益;但一個(gè)明顯的缺陷在于，利潤與表示用工成本的工資水平直接負(fù)相關(guān)，存在嚴(yán)重的內(nèi)生問題。從估計(jì)結(jié)果也可以看出，第(1)列差分方程OLS估計(jì)的利潤系數(shù)為0.00134;而工具變量估計(jì)的結(jié)果在0.01左右，相差近10倍，證實(shí)以利潤表示企業(yè)租金內(nèi)生性問題更為嚴(yán)重。Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)Chi(1)的值為40.01，P值為0.0000，再次說明存在內(nèi)生性問題。根據(jù)創(chuàng)新企業(yè)人均利潤的均值18.6(千元)計(jì)算，以人均利潤作為租金變量估計(jì)的租金彈性在0.21左右，略低于準(zhǔn)租金與工業(yè)增加值估計(jì)的0.29左右的彈性，原因可能在于企業(yè)會(huì)計(jì)利潤的波動(dòng)幅度較大，影響利潤水平的因素更多，而工資水平的變化更為平穩(wěn)，導(dǎo)致工資利潤彈性相對(duì)較低。另外，考慮到各期利潤間的相關(guān)性較小，利用滯后期利潤做工具變量可能會(huì)有弱工具變量的問題。布蘭奇福勞、奧斯瓦爾德和薩福瑞(Blanchflower，Oswald and Sanfrey)［32］，希 爾 德 雷 思 和 奧 斯 瓦 爾 德(Hildreth and Oswald)［33］及丹尼和麥馳(Denny and Machin)［34］等以利潤水平表示租金的研究得到的租金工資彈性都相對(duì)較低。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

總體而言經(jīng)過多項(xiàng)檢驗(yàn)，基本可以肯定，我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新收益被工人分享的現(xiàn)象存在，創(chuàng)新租金對(duì)工資的彈性在0.25～0.30之間的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。這一估計(jì)結(jié)果同范雷南(Van Reenen)［22］估計(jì)英國企業(yè)創(chuàng)新收益分享的結(jié)論非常相似，范雷南(Van Reenen)［22］以商業(yè)化專利數(shù)目作為工具變量研究發(fā)現(xiàn)英國的租金工資彈性在0.2～0.3之間，工人參與對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生租金的分享。

六、結(jié)論

企業(yè)創(chuàng)新收益分享是一個(gè)關(guān)系到經(jīng)濟(jì)共享性、工資收入差距以及創(chuàng)新投入可持續(xù)性的重要問題。本文利用我國所有國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2000年至2007年制造業(yè)企業(yè)信息，以企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)為工具變量，研究中國企業(yè)創(chuàng)新租金分享情況。文章以準(zhǔn)租金作為表示企業(yè)租金，以企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值比例為主要工具變量，利用兩階段最小二乘等估計(jì)方法，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)利潤有正向影響;企業(yè)工資就創(chuàng)新租金的彈性在0.25～0.30間，顯示出我國制造業(yè)企業(yè)中員工參與了企業(yè)創(chuàng)新收益的分享，這一分享程度與發(fā)達(dá)國家的結(jié)論相似。①參見范雷南(Van Reenen)［22］等文獻(xiàn)。

根據(jù)本文的實(shí)證研究結(jié)果，我們可以得到以下結(jié)論:

1.創(chuàng)新對(duì)企業(yè)租金，即超額利潤有正向影響，但存在一定的滯后性。在新產(chǎn)品上市初期可能由于前期投入、營銷推廣的成本較大等原因，導(dǎo)致利潤水平下降，但在第二年即轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊?，綜合考慮多期作用，可以發(fā)現(xiàn)新產(chǎn)品上市對(duì)企業(yè)的利潤水平有顯著的正向影響。這一方面反映出創(chuàng)新投入確實(shí)對(duì)企業(yè)長期的利潤增長有顯著的拉動(dòng)作用;而另一方面也說明企業(yè)在創(chuàng)新方面的投入可能無法取得立竿見影的效果，存在一定的風(fēng)險(xiǎn)性，前期的投入對(duì)于企業(yè)來說可能是較大的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)。因此，如果政府希望出臺(tái)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的政策，可以針對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)前期投入大而收益滯后的特點(diǎn)，采用集合保險(xiǎn)或稅收優(yōu)惠等方式，降低企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)，減輕企業(yè)前期的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)。

2.在本文的模型中，企業(yè)員工通過集體協(xié)商、討價(jià)還價(jià)的方式參與企業(yè)創(chuàng)新收益的分享，因此在員工議價(jià)能力強(qiáng)的企業(yè)中分享程度更高。這一特點(diǎn)可能會(huì)導(dǎo)致我國的收入差距進(jìn)一步拉大。在我國，國有企業(yè)和外資企業(yè)的員工組織更完善，內(nèi)部人效應(yīng)明顯，租金分享程度更高，員工分享的企業(yè)創(chuàng)新收益也更多。德比拉(Dobbelaere)［35］和謝弗和盧克(Schaffer and Luke)［36］的研究都發(fā)現(xiàn)，在存在國有企業(yè)的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中，國有企業(yè)的租金分享程度明顯高于私營企業(yè)。在我國，國有和外資這兩類企業(yè)的固定工資水平相對(duì)于私營企業(yè)而言已偏高，因此創(chuàng)新收益的分享會(huì)進(jìn)一步拉大外資、國有企業(yè)員工與私營企業(yè)員工的工資差距。考慮到我國90%的家庭主要收入為勞動(dòng)收入，工資水平的差距拉大會(huì)導(dǎo)致社會(huì)整體收入差距水平的擴(kuò)大。我國社會(huì)的基尼系數(shù)已經(jīng)超過0.47，處于非常不平等的階段，因此未來有必要加強(qiáng)市場競爭，減少對(duì)國有企業(yè)的政策傾斜，消除市場壟斷力量，減少國有企業(yè)的尋租機(jī)會(huì)。另外，應(yīng)當(dāng)加大對(duì)員工，特別是私營企業(yè)員工權(quán)力的保護(hù)，增強(qiáng)員工的議價(jià)能力，大力提高私營企業(yè)員工的勞動(dòng)收入水平。

3.員工參與企業(yè)創(chuàng)新收益的分享，如果程度過高，會(huì)損害企業(yè)家投資企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的積極性，導(dǎo)致行業(yè)整體缺乏創(chuàng)新活力，長期來看，會(huì)損害我國制造業(yè)企業(yè)的國際競爭力。創(chuàng)新活動(dòng)前期投入大，成功與否存在一定的不確定性，并且收益滯后的特點(diǎn)導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)了大部分的風(fēng)險(xiǎn)。在這種情況下，如果員工分享了過高的創(chuàng)新收益，會(huì)嚴(yán)重影響企業(yè)家投資創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。另一方面，員工參與創(chuàng)新收益的分享有助于創(chuàng)新效率以及生產(chǎn)率的提高，但如果這種效率的提高不足以抵消員工分享收益對(duì)創(chuàng)新投入的扭曲作用，則需要意識(shí)到我國制造業(yè)企業(yè)長期來看存在創(chuàng)新投入不足的可能。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過程中要素投入的成本也在不斷增加，單純依靠廉價(jià)的要素投入獲取利潤的方式已經(jīng)難以持續(xù)，未來只有依靠技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新才有可能在激烈的市場競爭中獲利。因此，有必要持續(xù)關(guān)注我國企業(yè)在新技術(shù)研發(fā)等方面的投入，適當(dāng)在政策方面進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，以鼓勵(lì)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)，通過技術(shù)進(jìn)步帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

以本文的研究成果為基礎(chǔ)，未來如果有更完善的數(shù)據(jù)，可以進(jìn)行更深入的研究，下一步的研究方向可以包括:搜集企業(yè)—員工匹配的數(shù)據(jù)集，可以在控制員工質(zhì)量的條件下更為準(zhǔn)確地估計(jì)通過討價(jià)還價(jià)的方式分享創(chuàng)新收益的程度;通過定量分析效率工資及租金分享對(duì)創(chuàng)新投入的影響，明確收益分享對(duì)創(chuàng)新投入的長期作用等。未來技術(shù)創(chuàng)新將是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的主要推動(dòng)力，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入及創(chuàng)新收益分享等方面的研究將有助于理解經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長和社會(huì)收入分配等重要問題。

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