劉和旺，鄭世林

（1．湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062；2．中國(guó)社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100732）

一、引言

在當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)仍處于全球金融危機(jī)的陰影之中、復(fù)蘇乏力的情勢(shì)下，要確保中國(guó)的可持續(xù)發(fā)展必須要依靠科技的力量，大幅度提高自主創(chuàng)新能力。但是，我國(guó)企業(yè)卻面臨“不創(chuàng)新等死、創(chuàng)新找死”的困局①《“不創(chuàng)新等死、創(chuàng)新找死”困局求解：細(xì)剖廣東自主創(chuàng)新這只“麻雀”》，《南方日?qǐng)?bào)》，2008年 4月9日，A05版。，究其原因既與自主創(chuàng)新投入的周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大、企業(yè)要面臨技術(shù)和產(chǎn)品市場(chǎng)雙重不確定性有關(guān)，又與創(chuàng)新的制度環(huán)境尚不完善緊密相連。

本文聚焦于中國(guó)地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為的影響。從理論的角度看，地區(qū)制度質(zhì)量越高，企業(yè)從事生產(chǎn)性活動(dòng)的成本越低，即企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)在那些制度質(zhì)量較高的地區(qū)相對(duì)更多（North，1990）[1]。具體地，本文試圖回答如下問(wèn)題：（1）制度質(zhì)量（主要包括產(chǎn)權(quán)制度和契約制度）是否顯著影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為？（2）如果有，如何影響？（3）相關(guān)的作用機(jī)制對(duì)不同類(lèi)型的所有制是否存在顯著差異？制度對(duì)不同所有制企業(yè)影響的差異究竟是由于企業(yè)所面臨的制度環(huán)境不同，還是制度影響的異質(zhì)性問(wèn)題（相同的激勵(lì)導(dǎo)致了不同所有制企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的差異）？找準(zhǔn)這些問(wèn)題不僅具有重要的理論價(jià)值，而且還對(duì)激勵(lì)和保障我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的均衡發(fā)展，具有重要的實(shí)踐指導(dǎo)意義。

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要是兩類(lèi)：一類(lèi)是制度質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響文獻(xiàn)。經(jīng)North（1990）等人對(duì)“制度”的界定和理論分析，經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)“制度至關(guān)重要”形成了共識(shí)，并用量化的“制度質(zhì)量”指標(biāo)來(lái)證明制度對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性②根據(jù) North（1990）和Acemoglu and Johnson（2005）等人的觀點(diǎn)，制度質(zhì)量主要包括“產(chǎn)權(quán)制度”（property rights institutions）和“契約制度”（contracting institutions）。前者強(qiáng)調(diào)產(chǎn)權(quán)的界定，后者強(qiáng)調(diào)產(chǎn)權(quán)保護(hù)或具體實(shí)施。（Knack and Keefer，1995[2]207～27；Acemoglu et al．，2005[3]）。Besley（1995）[4]903～937和Johnson et al．（2002）[5]1331～1356進(jìn)一步揭示出這些作用背后的微觀作用機(jī)制。但這類(lèi)文獻(xiàn)并沒(méi)有論述制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)研發(fā)激勵(lì)或決策的影響。另一類(lèi)是制度環(huán)境影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的文獻(xiàn)。利用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，現(xiàn)有文獻(xiàn)廣泛地關(guān)注了知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響（Helpman，1993[6]1247～1280；Ginarte&Park，1997[7]283～301；易先忠等，2007[8]）。但只有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注了整體制度環(huán)境對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響（Tebaldi et al．，2008[9]27～53；Lin et al．，2010[10]49～62）。但制度究竟如何影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，這些文獻(xiàn)并沒(méi)有給予回答。從理論上說(shuō)，馬克思第一次指出了內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的產(chǎn)權(quán)通過(guò)可以預(yù)見(jiàn)的方式影響人類(lèi)行為（平喬維奇，1999[11]23）。諾思（1990）等學(xué)者已經(jīng)明確地提出了制度作用于技術(shù)創(chuàng)新行為的一般機(jī)理，即制度質(zhì)量是通過(guò)影響微觀主體的收益預(yù)期來(lái)影響其經(jīng)濟(jì)行為。本文借助于中國(guó)微觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)這一機(jī)制。同時(shí)，我們還想借助于這一機(jī)制來(lái)解釋制度對(duì)不同所有制企業(yè)的影響為何存在差別，并由此得出有建設(shè)性的政策建議。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源、樣本和變量選擇

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行2003年企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)。樣本包括18個(gè)大、中城市，覆蓋了沿海地區(qū)和欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)。這項(xiàng)調(diào)查收集了企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表，以及有關(guān)公司治理、融資、政企關(guān)系、創(chuàng)新、技術(shù)、勞動(dòng)力等等許多方面的詳細(xì)信息。大多數(shù)定量問(wèn)題涵蓋了1999年到2002年這一時(shí)段，而大多數(shù)定性問(wèn)題僅僅涉及進(jìn)行調(diào)查時(shí)的那個(gè)時(shí)點(diǎn)。①數(shù)據(jù)詳細(xì)介紹參見(jiàn)Lin等（2010）。

與Lin等（2010）一樣，制度質(zhì)量指標(biāo)包括契約制度（契約實(shí)施和正式契約）和產(chǎn)權(quán)制度（援助之手、有效服務(wù)和非正式支出）。②盡管我們的相關(guān)分析表明，這五個(gè)指標(biāo)之間并不存在高度共線性問(wèn)題（相關(guān)系數(shù)大多低于0．3），但是，我們還是采用了逐步回歸方法。限于篇幅，相關(guān)關(guān)系矩陣沒(méi)有報(bào)告。

為了研究產(chǎn)權(quán)制度影響技術(shù)創(chuàng)新可能的作用機(jī)制，本文選取世界銀行的調(diào)查中的“法律或規(guī)章制度實(shí)質(zhì)上影響公司的運(yùn)行和成長(zhǎng)，這種影響的可預(yù)測(cè)度的百分比”，以此指標(biāo)來(lái)衡量“收益預(yù)期”。同時(shí)，Johnson et al．（2002）和Cull and Xu（2005）[12]117～146證明了產(chǎn)權(quán)對(duì)企業(yè)的利潤(rùn)再投資的影響，而“利潤(rùn)再投資”也可以刻畫(huà)制度因素對(duì)企業(yè)預(yù)期的影響，因此，我們選擇“利潤(rùn)再投資率”作為“收益預(yù)期”的代理變量③企業(yè)家把大部分利潤(rùn)轉(zhuǎn)為再投資的比率（百分比）來(lái)作為“收益預(yù)期”的代理變量。Johnson et al（2002）和Cull and Xu（2005）等也使用該指標(biāo)，盡管他們沒(méi)有把它作為預(yù)期的代理變量。，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

回歸模型的主要因變量是企業(yè)研發(fā)投入和產(chǎn)出變量，具體包括研發(fā)決策變量（2000-2002年）、產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新的變量（2002年）。控制變量：（1）企業(yè)層面的變量，首先是企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)，本文選取了是否國(guó)有公司、是否外國(guó)產(chǎn)權(quán)和私人部門(mén)持股比例來(lái)反映，這是因?yàn)樗兄平Y(jié)構(gòu)無(wú)疑影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主觀動(dòng)機(jī)和技術(shù)創(chuàng)新的人力、物力和財(cái)力的分布、技術(shù)獲得途徑等客觀條件。同時(shí)，企業(yè)層面的政治關(guān)聯(lián)④該指標(biāo)選擇參照Lin等（2010）。、貸款可獲得性、企業(yè)盈利能力、企業(yè)規(guī)模（員工人數(shù)）、企業(yè)年齡都會(huì)影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，為此，分別加以控制。（2）行業(yè)層面的變量。本文采用各個(gè)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的人數(shù)來(lái)控制企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和可能存在行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。同時(shí)，也控制了2位數(shù)代碼的行業(yè)變量。（3）地區(qū)層面的變量。區(qū)域因素也會(huì)影響到企業(yè)創(chuàng)新。為此，本文選取了城市（虛擬變量）來(lái)控制地區(qū)因素的影響。主要指標(biāo)的具體說(shuō)明見(jiàn)表1。

（二）方法選擇和實(shí)證模型

1．制度質(zhì)量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

我們用Probit概率模型來(lái)估計(jì)研發(fā)決策的可能影響因素，實(shí)證模型如下：

其中，φ（·）是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù)，Inst代表制度質(zhì)量的一個(gè)度量指標(biāo)，X、Indu和City分別代表影響研發(fā)決策的企業(yè)特征向量、行業(yè)和地區(qū)（城市）向量。ε是誤差項(xiàng)。

2．制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用機(jī)制分析。

檢驗(yàn)這一可能的作用機(jī)制分成如下兩步：

首先，對(duì)影響“收益預(yù)期”的諸多因素進(jìn)行了OLS回歸，見(jiàn)公式（2）。其中，因變量Pred為收益預(yù)期，自變量和誤差項(xiàng)符號(hào)的含義同公式（1）。根據(jù)回歸結(jié)果，判斷“制度質(zhì)量”與企業(yè)“收益預(yù)期”之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系。如果存在顯著關(guān)系，就進(jìn)入下一步。

（表1） 主要變量說(shuō)明①按照國(guó)內(nèi)市場(chǎng)主營(yíng)業(yè)務(wù)領(lǐng)域競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的個(gè)數(shù)，分成1-3、4-6、7-15、16-100和超過(guò)100以上5類(lèi)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

我們的描述性統(tǒng)計(jì)表明，平均說(shuō)來(lái)，各個(gè)企業(yè)所面臨的地區(qū)制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新和收益預(yù)期等方面存在著明顯差別。這尤其體現(xiàn)在按照“收益預(yù)期”中位數(shù)劃分的兩類(lèi)企業(yè)之間：相對(duì)于“收益預(yù)期”中位數(shù)以下的企業(yè)，中位數(shù)以上的企業(yè)所處的地區(qū)制度質(zhì)量（無(wú)論是產(chǎn)權(quán)制度還是契約制度）更佳，更有從事研究與開(kāi)發(fā)決策的傾向，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新的概率更大。

三、制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

從理論上說(shuō)，一套好的有效的制度可以激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，保護(hù)企業(yè)的合法收入尤其是后研發(fā)階段的收益，確保實(shí)現(xiàn)研發(fā)成果商業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化。因此，包括產(chǎn)權(quán)保護(hù)（制度）和契約實(shí)施（制度）在內(nèi)的制度質(zhì)量能夠促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。我們的回歸結(jié)果（見(jiàn)表3）也大體支持這一結(jié)論，除援助之手（Hhand）對(duì)企業(yè)研發(fā)決策傾向影響為負(fù)但不顯著之外，其余皆顯著為正。正式契約（Conf）會(huì)顯著影響企業(yè)研發(fā)決策的傾向，并在1%水平上是顯著的。這說(shuō)明在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，企業(yè)自身的契約意識(shí)會(huì)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有正面的影響。契約實(shí)施（Conu）對(duì)研發(fā)決策的傾向影響為正，在10%的水平上也是顯著的。有效服務(wù)（Efser）顯著地影響了企業(yè)研發(fā)決策，即政府提供的服務(wù)效率（包括研發(fā)咨詢(xún)和研發(fā)信息等）越高，企業(yè)越傾向于研發(fā)投資。非正式支出（Inpay）對(duì)研發(fā)決策的影響顯著為正，只能說(shuō)明從社會(huì)資本或政治關(guān)聯(lián)的角度來(lái)理解（陳爽英等，2010[13]），即非正式支出越多，從政府中獲得研發(fā)信息和資源越多，企業(yè)研發(fā)決策的傾向越大?！霸帧睘樨?fù)，但在10%水平上是不顯著的，這一定程度上說(shuō)明地方政府對(duì)企業(yè)研發(fā)投資決策產(chǎn)生了負(fù)面影響。換言之，如果政府資助技術(shù)創(chuàng)新的方式不妥的話，也可能產(chǎn)生幫倒忙的情況。總體而言，我們的研究結(jié)論與Chen et al．（2010）和江雅雯等（2011）[14]結(jié)論是一致的。①限于篇幅，在此只討論核心變量，對(duì)其他控制變量的發(fā)現(xiàn)不予討論。

四、制度質(zhì)量與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：一種可能的作用機(jī)制

（一）制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)收益預(yù)期的影響

選取“收益預(yù)期”為因變量，而以產(chǎn)權(quán)制度和契約制度等為自變量，同時(shí)控制企業(yè)、行業(yè)、城市和區(qū)域經(jīng)濟(jì)，進(jìn)行了回歸分析，OLS分步回歸結(jié)果參見(jiàn)表3。契約實(shí)施（Conu）在1%水平上會(huì)顯著影響企業(yè)預(yù)期，這表明在商業(yè)糾紛中法律和制度支持產(chǎn)權(quán)和契約的可能性每提高1%，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的“收益預(yù)期”會(huì)增加20%。正式契約（Conf）對(duì)“收益預(yù)期”的影響是正的，這表明企業(yè)同顧客是否簽過(guò)正式契約會(huì)影響到企業(yè)收益預(yù)期，但是，在10%水平上是不顯著的?！霸帧保℉hand）也會(huì)顯著影響企業(yè)“收益預(yù)期”，也就是說(shuō)，政府官員扮演“援助之手”的角色越大，企業(yè)的收益預(yù)期越高。為技術(shù)創(chuàng)新提供的“有效服務(wù)”（Efser）每提高1%，企業(yè)“收益預(yù)期”會(huì)增加25．2%。同時(shí)，企業(yè)向政府的非正式支付（Inpay）類(lèi)似于社會(huì)資本，其所占比例越大，企業(yè)預(yù)期到其收益就越有保障。列1-5是試圖考察每一制度質(zhì)量指標(biāo)的回歸結(jié)果，列6是綜合考察制度質(zhì)量指標(biāo)的回歸結(jié)果。從表中可以看出，盡管“有效服務(wù)”和“契約實(shí)施”這兩項(xiàng)指標(biāo)對(duì)“收益預(yù)期”的解釋力分別達(dá)10%，但是，包含5個(gè)制度質(zhì)量指標(biāo)的解釋力更高，達(dá)15．5%，并且，除正式契約外，其他4個(gè)制度質(zhì)量指標(biāo)在1%的水平上都是顯著的?；谏鲜龇治?，我們大體可以得出如下結(jié)論：制度質(zhì)量會(huì)顯著影響企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的收益預(yù)期。

（二）一種可能的作用機(jī)制分析

Probit模型的回歸結(jié)果支持了這一結(jié)論，除契約實(shí)施與收益預(yù)期的擬合值（Interpcu）和援助之手與收益預(yù)期的擬合值（Interhh）對(duì)企業(yè)研發(fā)決策的傾向顯著為負(fù)之外，其余皆為正。從回歸結(jié)果（表4）來(lái)看，制度質(zhì)量（契約制度和產(chǎn)權(quán)制度）與收益預(yù)期的擬合值交互項(xiàng)的回歸系數(shù)對(duì)企業(yè)研發(fā)決策的影響為正，其中，正式契約（Interpcf）、有效服務(wù)（Interpes）、非正式支出（Interpex）和整體制度質(zhì)量（Interpcp）②同時(shí)控制產(chǎn)權(quán)制度和契約制度，即基于表2的回歸第六列提取收益預(yù)期擬合值。分別與收益預(yù)期擬合值的交互項(xiàng)，在10%的水平上是顯著的。由此，我們可以進(jìn)一步推斷制度質(zhì)量是通過(guò)收益預(yù)期影響技術(shù)創(chuàng)新的。

（表2） 研發(fā)決策Probit模型估計(jì)（因變量：研發(fā)決策）

（表4） 制度質(zhì)量、收益預(yù)期與技術(shù)創(chuàng)新

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一方面，鑒于“收益預(yù)期”是制度影響技術(shù)創(chuàng)新的中介變量，為此，我們還用收益預(yù)期代理指標(biāo)（利潤(rùn)再投資率）來(lái)檢驗(yàn)這一機(jī)制，回歸結(jié)果表明收益預(yù)期代理指標(biāo)制度質(zhì)量的擬合值（Interpre）無(wú)論是對(duì)企業(yè)的研發(fā)決策（包括2000-2002期間的研發(fā)決策和每年的研發(fā)決策），還是創(chuàng)新產(chǎn)出（產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新）都產(chǎn)生了積極影響，并在10%水平上是顯著的，這進(jìn)一步驗(yàn)證了制度質(zhì)量通過(guò)收益預(yù)期影響技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制。

另一方面，考慮到制度質(zhì)量的相對(duì)穩(wěn)定性，我們分別用2000、2001和2002年研發(fā)決策的變量（R&D0，R&D1，R&D2）來(lái)檢驗(yàn)這一可能的作用機(jī)制，制度質(zhì)量與預(yù)期擬合值都在5%水平上都顯著地影響2000、2001和2002年的研發(fā)決策，這再次驗(yàn)證了制度質(zhì)量通過(guò)收益預(yù)期影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制。

（四）所有制結(jié)構(gòu)的影響：進(jìn)一步分析

在上面的作用機(jī)制的討論中，我們確認(rèn)了制度質(zhì)量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正向關(guān)系，但我們沒(méi)有區(qū)分國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的不同影響。表5中給出了制度質(zhì)量通過(guò)收益預(yù)期渠道對(duì)兩種不同所有制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。我們發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量通過(guò)收益預(yù)期影響技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響盡管為正，但并不顯著；而對(duì)于非國(guó)有企業(yè)其影響則顯著為正，并且，無(wú)論是收益預(yù)期的直接度量指標(biāo)還是代理變量，其影響都要遠(yuǎn)大于國(guó)有企業(yè)。換言之，制度質(zhì)量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制對(duì)不同類(lèi)型的所有制存在顯著差異。

（表5） 制度質(zhì)量對(duì)不同所有制的技術(shù)創(chuàng)新影響的差異

作用機(jī)制對(duì)國(guó)有企業(yè)不存在顯著影響，這可能是由于國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)所面臨的制度環(huán)境存在系統(tǒng)性差異，也可能與導(dǎo)致創(chuàng)新激勵(lì)影響的異質(zhì)性有關(guān)，即相同的創(chuàng)新激勵(lì)對(duì)國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新能力的提升可能會(huì)產(chǎn)生不同的影響（賀京同等，2012[15]）。就前者而言，我們發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)所面臨的制度質(zhì)量不存在顯著差異①除契約實(shí)施（Conu）這一指標(biāo)國(guó)有企業(yè)顯著高于非國(guó)有企業(yè)之外，其他四個(gè)指標(biāo)并沒(méi)有明顯差異。限于篇幅，表格省略。。相差不多的制度質(zhì)量對(duì)國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為何會(huì)產(chǎn)生不同的影響，或?yàn)楹未嬖趧?chuàng)新激勵(lì)影響的異質(zhì)性問(wèn)題呢？從理論上說(shuō)，所有權(quán)性質(zhì)的差異會(huì)導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)治理結(jié)構(gòu)和行為目標(biāo)的差異。相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，由于所有者缺位，國(guó)有企業(yè)存在著嚴(yán)重的委托代理問(wèn)題。換言之，國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人不像非國(guó)有企業(yè)那樣，追求利潤(rùn)最大化，而是追求自身利益的最大化，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大、投資周期長(zhǎng)、在其任職期間得不到回報(bào)的創(chuàng)新項(xiàng)目缺乏投資激勵(lì)，從而不愿或盡量延遲創(chuàng)新投資。另一方面，國(guó)家對(duì)國(guó)有企業(yè)采取了很多科技激勵(lì)政策，科研資助也主要集中在國(guó)有企業(yè)中，這又導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)在創(chuàng)新能力上具有資金和資源上的優(yōu)勢(shì)。兩方面的效應(yīng)相互抵消可能導(dǎo)致國(guó)有產(chǎn)權(quán)對(duì)R&D投入沒(méi)有顯著影響（吳延兵，2007[16]）。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，由于產(chǎn)權(quán)清晰及面臨的競(jìng)爭(zhēng)壓力，非國(guó)有企業(yè)面臨較少的代理問(wèn)題，企業(yè)會(huì)依據(jù)預(yù)期收益自主進(jìn)行研發(fā)決策，由此可能導(dǎo)致了制度質(zhì)量通過(guò)收益預(yù)期影響技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制的差異。這說(shuō)明，制度質(zhì)量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制要以一定的企業(yè)治理結(jié)構(gòu)為條件。我們的研究結(jié)論也佐證了周黎安等（2005）[17]和吳延兵（2007）的研究結(jié)論，也證實(shí)了制度影響的異質(zhì)性問(wèn)題存在，即相同的激勵(lì)導(dǎo)致了不同所有制企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的差異。

五、研究結(jié)論和政策建議

基于世界銀行2003中國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文探討了制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，正式契約、契約實(shí)施、有效服務(wù)、非正式支出都不僅會(huì)顯著正面影響企業(yè)研發(fā)決策的傾向，而且會(huì)全面影響企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新；政府“扶助之手”對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響則為負(fù)的，盡管在10%的水平上是不顯著，這與人們的預(yù)期不太一樣。進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量是通過(guò)收益預(yù)期渠道影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的；但這一作用機(jī)制對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響盡管為正，但不顯著；而對(duì)于非國(guó)有企業(yè)其影響則顯著為正。

從本文估計(jì)結(jié)果出發(fā)，我們認(rèn)為，為了促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，我們應(yīng)當(dāng)創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，進(jìn)一步提高制度質(zhì)量：進(jìn)一步重視和完善我國(guó)的產(chǎn)權(quán)制度和契約制度，確保相關(guān)的制度和政策的可信度和透明度，穩(wěn)定人們收益預(yù)期，以保障和激勵(lì)我國(guó)企業(yè)的自主創(chuàng)新。契約實(shí)施、有效服務(wù)顯著正面影響企業(yè)的決策也提醒我們要完善政府資助企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的科技體制和政策，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供有效的技術(shù)信息和咨詢(xún)服務(wù)。正式契約也會(huì)正面影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，彰顯了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下的提高企業(yè)契約意識(shí)的重要性。此外，鑒于相同的創(chuàng)新激勵(lì)對(duì)國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的不同，我們的一個(gè)政策建議是在加強(qiáng)對(duì)非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)權(quán)保護(hù)和研發(fā)資助力度的同時(shí)，還應(yīng)當(dāng)實(shí)現(xiàn)政企分開(kāi)，完善國(guó)有企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)，讓各類(lèi)企業(yè)真正成為自主創(chuàng)新的主體，從而實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新引領(lǐng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

[1]North，D．Institutions，Institutional Change and Economic Performance[M]．Cambridge：Cambridge University Press，1990．

[2]Knack，S．，Keefer P．Institutions and Economic Performance：Cross-Country Tests Using Alternative Institutional Measures[J]．Economics and Politics，1995，（7）．

[3]Acemoglu，Daron，Johnson，Simon，Robinson，James A．Institutions as the fundamental cause of long-run economic growth[M]//Aghion，Philippe，Durlauf，Stephen．Handbook of Economic Growth．North Holland，2005．

[4]Besley，Tim．Property Rights and Investment Incentives：Theory and Evidence from Ghana[J]．Journal of Political Economy，1995，103（5）．

[5]Johnson，S．，McMillan，J．，Woodruff，C．Property rights and finance[J]．American Economic Review，2002，（92）．

[6]Helpman，E．Innovation，imitation，and intellectual property rights[J]．Econometrica，1993，61（6）．

[7]Ginarte，Juan C．，Walter G．Park．Determinants of Patent Rights：A Cross-National Study[J]．Research Policy，1997，26（3）．

[8]易先忠，等．自主創(chuàng)新、國(guó)外模仿與后發(fā)國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)[J]．世界經(jīng)濟(jì)，2007，（3）．

[9]Tebaldi，Edinaldo&Elmslie，Bruce．Institutions，Innovation and Economic Growth[J]．Journal of Economic Development，2008，33（2）．

[10]Lin Chen，Ping Lin，F(xiàn)rank Song．Property rights protection and corporate R&D：Evidence from China[J]．Journal of Development Economics，2010，（93）．

[11]平喬維奇．產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)——一種關(guān)于比較體制的理論[M]．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，1999．

[12]Cull，Robert，Lixin Colin Xu．Institutions，ownership，and finance：the determinants of profit reinvestment among Chinese firm[J]．Journal of Financial Economics，2005，（77）．

[13]陳爽英，等．民營(yíng)企業(yè)家社會(huì)關(guān)系資本對(duì)研發(fā)投資決策影響的實(shí)證研究[J]．管理世界，2010，（1）．

[14]江雅雯，等．政治聯(lián)系、制度因素與企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)[J]．南方經(jīng)濟(jì)，2011，（11）．

[15]賀京同，等．企業(yè)所有權(quán)、創(chuàng)新激勵(lì)政策及其效果研究[J]．財(cái)經(jīng)研究，2012，（3）．

[16]吳延兵．企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)力量與創(chuàng)新：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）．

[17]周黎安，等．企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新：來(lái)自中國(guó)省級(jí)水平的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005，（2）．