产权制度如何影响技术创新：基于中国微观数据的经验研究.doc

产权制度如何影响技术创新：基于中国微观数据的经验研究
刘和旺 湖北大学商学院
文章摘要 现有的文献鲜有对产权制度与技术创新进行经验研究。本 文借助于世界银行中国企业调查数据，分别采用产权保护 程度、申请/授权专利数和“法律或规章制度实质上影响公 司的运行和成长的可预测度的百分比”作为产权制度、创 新和预期的衡量指标，利用泊松回归估计方法，检验了产 权制度与企业技术创新的影响及其作用机制。研究证明对 于不同地区、不同的技术创新指标，产权制度始终促进了 企业技术创新水平的提高；产权制度确实比契约制度更加 重要。研究还通过产权制度与预期拟合值交互项的符号显 著为正进而发现，产权制度通过影响（制度/政策）预 期，进而影响企业的技术创新行为。
一、文献回顾 一、制度与经济绩效的理论研究Knack and Keefer1995 、Hall and Jones1998、Acemoglu and Johnson （2003）、Shleifer（1998； 2000；2002）制度对投资（或生产效率）的影响 ；Acemoglu and Robinson 2000，产权制度也可能影响技术创新；Acemoglu and Johnson （2005）进一步区分了政治制度中的 “契约制度” （contracting institutions）和产权制度（property rights institutions）。 Fernandes and Kraay（2005） 按照马克思、Alchian、Demesetz和诺思等学者的主张，产权（制 度）是通过影响微观主体（对政策或制度）的预期来影响个体的经济 行为，即产权制度→预期→技术创新。 二、经验研究文献：Johnson McMillan Woodruff（JMW，2002） 和Frye（2004）借助于微观调查数据，经验研究证明产权保护不力妨 碍了企业利润的投资。 Cull and XuCX，2005，Ayyagari Demirgü-Kunt and Maksimovic 2004，Lu 2007和Lu，Ivan and Tao2008 等基于世界银行2003 年的中国企业调查数据的研究。它们聚焦于产权和金融、产权与企业 投资或生产率之间的关系 三、有关技术创新的经验研究的文献浩繁，但多 围绕创新与企业规模、市场力量或市场结构等 （Symeondis，1996；朱恒鹏，2006；吴延兵， 2007；聂辉华，2008）。另有一类研究知识产权 保护与技术创新的文献。一些学者考察了一国知 识产权保护政策的变化（准自然实验）是否影响 创新 Jaffe，2000。也有一些学者研究了知识产 权保护及其保护程度对经济增长（发展）的影响 （Hu and Jaffe ，2007）。但这些研究的重心都 侧重于知识产权保护政策层面，而本文的研究则 侧重于企业外部的制度（包括政策制定及实施） 环境对企业创新行为的影响及其途径。 本文的研究具有如下的几个方面的 特征 同现有的研究相比，本文的研究具有如下 的几个方面的特征：（1）指标的选取方 面：选取了预期指标，实际区分了产权 （保护）制度与所有权结构这两个指标。 （2）研究问题方面：与多数研究集中于产 权制度与投资（资本积累）和生产效率之 间的研究，而本文则聚焦于产权制度与技 术创新关系的研究，尤其是其作用机制的 研究。（3）研究方法方面：鉴于研究问题 的特征，本文采用计数模型中的泊松回归 模型。 二、实证分析的问题 1在中国，产权制度是否影响技术创新？产 权制度和契约制度是否直接影响企业的技 术创新？如果存在影响，是否产权制度更 加重要？ 2如果存在影响，其作用机制是什么？可否 从经验上加以证明？ 三、研究设计 （一）样本选择与数据来源 世界银行2003年企业调查分成两个阶段：第一阶 段的投资环境调查于2001 年 调查了中国的五个 城市（北京、天津、上海、 广州和成都）。第二 阶段的调查于2003 年展开。样本包括18个大、中 城市，覆盖了沿海地区和欠发达的中西部地区。 大多数定量问题涵盖了1999年到2002年这一时 段，而大多数定性问题仅仅涉及进行调查时的那 个时点。 （二）方法选择：泊松回归模型 本文采用世界银行数据，采用计数模型（count data model）中的泊松possion回归模型。之所 以采用这一模型，是因为作为因变量的应用的专 利数（num_appatent）和批准的专利数 （num_grapatent）具有离散型、非负整数等特 征，同时通过分析企业层面的专利数据的两个指 标的分布，我们会发现其分布违背了线性模型的 正态性假设，从而普通的线性回归模型不再适 用。 泊松回归模型的主要因变量是应用专利数和授权 专利数，以此来衡量技术创新。 自变量包括：参照CX2003的做法，制度指标分 为产权制度（产权保护指标、对政府官员的非正 式支出占销售的比重）1、契约制度（扶植之 手、正式契约和借助法庭解决商业分歧）。 1 产权制度的指标本文主要是以产权保护指标来 衡量，其他指标是为了回应现有的研究文献而选 取。 控制变量：（1）企业层面的变量（企业所 有制结构；企业人均物质资本；企业的规 模和年龄；人均研发费用；企业经理的个 人特征）；（2）行业层面的变量。 （3） 地区层面的变量（人口规模和人均GDP 。 表 1-1 主要变量说明 Variable 变量名称 变量说明 单位 num_appatent 应用专利数 2000-02 年在中国应用的专利总数 项 num_grapant 授权专利数 2000-02 年在中国批准的专利总数 项 pr_prot_inx 产权制度 在商业纠纷中法律制度支持产权的可能性 exp_gov_sale 政府非正式支出 对政府官员的非正式支出占销售的比重 在经常同企业打交道的官员中，他们在多大程度上扮演扶植 helping_hand 扶植之手 之手的比例 是否企业已至少同一个顾客签订合同，如果签订取 1；否则 md5_dummy 正式契约 为0 law_per 借助法庭解决商业分歧 商业分歧通过法庭解决的百分比 perc_private_ownship 私人持股比例 私人持股不低于 50的部门 lnperfixc99 人均物质资本 1999 年企业人均物质资本的对数 千元 lnemplo99 员工数（99） 1999 年企业的员工的对数 人 lnfirm_age 对数厂龄 2002 年厂龄的对数 年 per_rd00 人均研发 2000 年企业的人均研发费用 千元 ceo_edu 经理教育 经理的教育水平 年 ceo_tenure 经理任期 经理的任期 年 compete_1_y 竞争对手 在国内市场主营业务领域竞争对手的个数（1-3） 个 compete_4_y 竞争对手 在国内市场主营业务领域竞争对手的个数（4-6） 个 compete_7_y 竞争对手 在国内市场主营业务领域竞争对手的个数（7-15） 个 compete_16y 竞争对手 在国内市场主营业务领域竞争对手的个数（16-100）① 个 org_dummy 工会 如果参加了行业协会就取 1；否则为 0 lnpop 城市人口对数 2002 年中国统计年鉴数据 人 lnpgdp 城市人均 GDP 对数 2002 年中国统计年鉴数据 元① 对照组是超过 100 的竞争对手。 四、实证研究结果与分析 一、 产权制度确实对企业的技术创新显著 影响。产权保护程度无论是在是否控制企 业、行业和区域特征皆都比较显著，产权 保护程度提高1，专利应用数将会提高 0.63-0.80；专利批准数则会提高0.40- 0.50；而对政府官员的非正式支出占销售 的比重（掠夺之手）影响方向是负的，这 比较符合现实，但是，只有在控制了企 业、行业和区域特征之后，才是显著的。 表 1-2 技术创新泊松回归结果 应用专利数 授权专利数 Variable 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5 模型 6 pr_prot_inx 0.0063 0.0073 0.0080 0.0040 0.0049 0.0050 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 exp_gov_sale -5.3610 -6.1054 -14.6948 -2.1466 0.4585 -11.4614 2.75 3.16 3.52 2.65 3.08 3.47 helping_hand -0.0060 -0.0048 -0.0062 -0.0038 -0.0023 -0.0042 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 md5_dummy 0.5973 0.5493 1.2643 0.3633 0.0535 1.0930 0.27 0.28 0.34 0.27 0.28 0.35 law_per 0.0023 0.0041 0.0043 0.0005 0.0015 0.0017 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 perc_privap -0.0073 -0.0038 -0.0054 0.0025 0.0065 0.0046 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 lnperfixc99 0.1236 0.1254 0.08045 0.2203 0.2288 0.1762 0.03 0.04 0.04 0.03 0.04 0.04 lnemplo99 0.1429 0.1376 0.1401 0.2137 0.2153 0.2250 0.04 0.04 0.04 0.03 0.04 0.04 lnfirm_age 0.1778 0.0921 -0.0167 -0.0524 -0.1004 -0.2811 0.07 0.07 0.08 0.07 0.07 0.08 per_rd00 0.0290 0.0268 0.0323 0.0152 0.1710 0.0225 0.00 0.01 0.01 0.00 0.01 0.01 ceo_edu 0.1516 0.2057 0.2454 0.1603 0.2128 0.2675 0.03 0.04 0.04 0.03 0.04 0.04 ceo_tenure 0.0623 0.0549 0.0581 0.0592 0.0625 0.0741 0.01 0.01 0.01 0.01 0.01 0.01 compete_1_y 1.0184 1.0702 1.0439 1.0617 0.15 0.16 0.15 0.15 compete_4_y 0.5517 0.6074 0.5341 0.6366 0.15 0.17 0.15 0.16 compete_7_y 0.2328 0.2132 0.2100 0.2198 0.17 0.18 0.17 0.18 compete_16y 0.6792 0.6225 0.6784 0.6158 0.16 0.17 0.15 0.16 org_dummy -0.1133 -0.0890 -0.0961 -0.0835 0.11 0.12 0.10 0.12 lnpop -0.2663 -0.2786 -0.2326 -0.2554 0.07 0.07 0.07 0.07 lnpgdp -0.0324 0.8444 -0.3292 0.9171 0.14 0.22 0.14 0.22 _cons -1.1129 2.2422 -7.2063 -1.9107 3.8842 -9.4601 0.45 2.15 2.76 0.47 2.12 2.83注：地区控制变量没有报告，方括号内是估计结果的 z 统计量， plt0.05； plt0.01； plt0.001。 （二）作用机制分析 1产权制度与技术创新。选取“预期”为因变量，而以产权制度和契约制 度等为自变量，同时控制企业、行业、城市和区域经济，进行了回归 分析。结果证明，产权制度确实显著影响到可预测度。 2考察产权制度、预期与创新的泊松回归分析。具体方法和步骤是： 首先，对影响“预期”的诸多制度因素进行了OLS回归，确定了产权制 度是最重要的因素。其次，对因变量“预期”的拟合值和残差分别进行 考察，拟合值反映了包括产权制度在内的诸多模型内的因素对预期的 影响，而残差则反映了可能模型外的遗漏变量或随机因素的影响。最 后，选择产权制度分别与“预期”拟合值和残差的交互项，再做因变量 为创新、自变量包括产权制度与预期拟合值的交互项 （inter_pt_pr）、产权制度与预期残差的交互项（inter_pe_pr）加 上契约制度指标等自变量在内的泊松回归分析，考察产权制度与预期 拟合值交互项的符号及其显著性。从泊松回归结果（表1-3）来看， 产权制度与预期的拟合值的交互项在因变量分别是申请专利数和授权 专利数时，都是显著为正的；而产权制度与预期的残差交互项符号不 一致，在0.05的显著性范围内都是不显著的。如果结合表1-7的回归 结果来看，我们可以认为产权制度是通过预期来影响技术创新的。pred 系数 标准误 t Pgttpr_prot_inx .1910805 .0340723 5.61 0.000helping_hand .1205711 .0403461 2.99 0.003exp_gov_sale -170.1555 136.9372 -1.24 0.215md5_dummy -1.840797 4.242157 -0.43 0.665law_per -.027834 .0586924 -0.47 0.636perc_privap -.1612314 .0968356 -1.67 0.097lnperfixc99 1.354399 .7769298 1.74 0.082lnemplo99 1.526432 1.110675 1.37 0.170lnfirm_age -2.62135 2.134113 -1.23 0.220per_rd00 -.0412971 .0782516 -0.53 0.598ceo_edu 1.326486 1.027049 1.29 0.197ceo_tenure -.0259623 .2776115 -0.09 0.926compete_1_y 3.951068 4.9394 0.80 0.424compete_4_y -6.824458 4.068028 -1.68 0.094compete_7_y -1.233212 4.049898 -0.30 0.761compete_16y -.5097251 3.17113 -0.16 0.872org_dummy .4442313 2.649305 0.17 0.867lnpop .083521 2.063612 0.04 0.968lnpgdp 4.698185 3.477772 1.35 0.177_cons -30.41663 56.07043 -0.54 0.588 obs 534 Adj R-squared 0.1082 表 1-3 产权制度、预期与创新的泊松回归分析 num_appatent num_grapant inter_pt_pr 0.000338 0.000427 （-2.35） （-3.11） inter_pe_pr -0.000011 0.0000372 -0.55 （-1.88） pr_prot_inx -0.00496 -0.0112 -0.90 -2.08 exp_gov_sale -5.714 -4.073 -1.26 -0.89 helping_hand -0.00885 -0.00706 -4.50 -3.70 md5_dummy 2.721 1.904 （-3.7） （-3.12） law_per 0.00512 0.00398 （-2.88） （-2.26） nosoe_dumy -0.0237 0.0972 -0.19 （-0.79） 、注：其它控制变量如表 1-2 中模型（3）（6）；小括弧内为 t 值 plt0.05 plt0.01 plt0.001 五、稳健性检验 在稳健性检验中，笔者分别在模型1和2中加入了 两个所有制结构哑变量（是否国有公司 nosoe_dumy和是否国外所有权企业 forein_pr），同时在模型2以企业在1999年的总 销售值（tvalue_sa99）代替企业员工数 （lnemplo99）来衡量企业规模，泊松回归结果见 表1.4。从表1.4中可以看出，国外所有权企业和 非国有公司都与更高的生产率、销售和劳动力增 长率相关，更有可能进行技术创新。具体地，相 对于国有公司，非国有公司授权专利数要高出 48.32。相对于本国所有制企业，国外所有权企 业授权专利数要高出0.25。 表 1-4 稳健性检验结果 Variable 因变量：授权专利数 自变量 model1 model2 pr_prot_inx 0.0029 0.0044 3.1 4.39 exp_gov_sale .