R＆D投资与制度：一项跨国数据的研究

包菊芬译，Haibin DENG＆Jingzhong LIAO著

（重庆三峡学院计划财务处，重庆，404100）

R＆D投资与制度：一项跨国数据的研究

包菊芬译，Haibin DENG＆Jingzhong LIAO著

（重庆三峡学院计划财务处，重庆，404100）

使用21个国家1981—2005年的面板数据进行计量分析，关注制度如何影响国内R＆D投资的总体水平。结果表明，知识产权保护强度对一个国家的R＆D投资水平具有非线性的显著影响，呈现倒“U”型的关系。这意味着知识产权保护强度在超过某一临界点之后，反而会弱化对R＆D投资的激励。也发现了R＆D投资水平与其他制度因素具有正向的线性关系，比如财产权、教育质量和经济自由度等。因此，制度差异是影响国内R＆D投资水平差异的重要因素。

制度；研发；研发投资；面板数据

R＆D（研究与开发）一直被看作为知识生产和生产率提升的关键因素（Shell，1966）。近来，内生增长理论认为R＆D不仅是技术进步，更是经济增长的重要推动力。R＆D通过提供更多的新产品、新工艺，或者改进现有的产品和工艺来提高生产率。由于认识到R＆D的这些潜在的对经济增长的作用，政府越来越重视R＆D活动，特别是R＆D投资。但是，R＆D投资水平具有明显的区域差异。为此，许多文献将之归因为一些非制度性因素，比如企业规模、现金流等，其解释力还很不令人满意。本文试图就影响R＆D投资水平的因素做进一步的验证。

本文的主要目的就是考察制度的R＆D投资效应，并以此说明制度也是导致R＆D投资水平国际差异的重要原因。一般而言，具有较差制度和法律的国家也只有较低水平的物质、人力和知识资本存量，其R＆D的边际生产力相应地也会较低，因此这些国家也只能有较低的经济发展速度。因此，改善制度环境将会提高对社会创新的激励程度。使用21个国家①，样本国家：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、丹麦、芬兰、德国、希腊、冰岛、爱尔兰、意大利、日本、韩国、荷兰、挪威、葡萄牙、西班牙、瑞典、美国和英国。1981—2005年的面板数据，我们检验了不同的R＆D投资水平是否与不同制度的代理变量之间有着显著联系，比如知识产权保护、教育质量和经济自由度等。实证研究支持了我们的假设，即制度是影响一国R＆D投资水平的重要变量。

一、文献回顾

现有的关于影响R＆D投资水平的研究文献主要集中在产业或企业层面，并且，大多都是基于非制度因素的分析。主要有四类。

（一）企业规模

熊彼特假说认为，企业的R＆D支出是与用销售额或增加值表示的企业规模成正比例的，自此以后，企业规模一直被认为是决定企业R＆D投资水平的重要因素。熊彼特假设的逻辑是，由于R＆D支出会明显增加企业的固定成本，只有大企业才有能力降低研发的平均成本，从而获取研发的所有收益。但一直未能得到实证的检验。例如，Horowitz（1962），Nelson和Winter（1982）的实证发现了更大规模的企业更倾向于R＆D投资，但Jaffe（1988）却发现小规模的企业研发支出占销售额的比例要比大规模企业更高。还有文献发现规模与研发投资水平之间的倒“U”型关系（Howe and Mcfetridge，1976；Loeb and Lin，1977；Acs and Audretsch，1988），即当企业规模未能达到某一临界点时，规模与研发投资之间的关系是正向的，一旦越过这一点，则反转为负向关系。Kuman（2005）以印度为研究样本发现了此二者之间存有S-型关系。即研发支出水平对企业规模有两个反应点，当企业规模在这两个反应点之间时，此二者具有正向关系，超出了这一规模范围之后，则反转为负向关系。

看来，不同的研究样本和研究方法，使得现有文献的结论也大相径庭。

（二）产品的市场竞争力

一般而言，企业一旦拥有更大市场控制力时，可能从两个完全不同的方向影响R＆D支出的水平。一方面，它们可以通过市场优势而获取最大化的利润，从而弱化其创新的激励；另一方面，增加研发投资可以作为维持其市场控制地位的战略行为，从而强化其研发激励。在早期的研究中，没有发现市场控制力可以强化R＆D支出的明显证据。例如，Horowitz（1962）和Philips（1966）发现，市场集中度与研发强度之间具有较弱的正向关系，但是，Lunn（1989）利用美国制造业数据却得到了显著正向关系的结果。使用1972—1982年的面板数据，Blundell等（1999）考察了美国产品市场竞争与创新激励之间的关系，发现拥有更大市场份额的企业越有可能创新。一些其他研究还验证了此二者之间是否有倒“U”型的关系（Kelly，1970；Scott，1984；Levin，Cohen＆Mowery，1985；Braga＆Willmore，1991）。总的来看，当保持其他因素不变的前提下，产品市场的竞争有利于R＆D提高投资。符合在一定程度上，强调增加研发开支可能被作为一个防守策略，以保持较高的垄断地位理论分析。

（三）企业财务能力

一般而言，拥有更高现金流或利润率的企业将会更倾向于增加研发开支。因为研发活动具有高风险、长周期和高额费用等特征，所以企业很难就研发投入大规模的资金（Kumar，2005）。这意味着当资本市场不完全程度很高时，企业就很难为研发融到足够的资金。只有具有相当利润率的企业才会进行相当规模的研发活动。但是，实证研究并没有完全支持该理论判断。以美国和德国的企业为例，Bond等（1999）并没有发现企业现金流对R＆D支出的强效应。Bhagat和Welch（1995）也在美国企业数据中发现了相同的效应。然而，Cohen（1995）、Hall（1992）、Hall等（1999）和Bougheas等（2001）所做的大量研究却证实了企业内部融资能力对R＆D活动的显著约束效应。

（四）区位因素

不断增多的证据表明，企业所处的特殊区位能够显著影响企业的R＆D活动。例如，Jaffe（1989）就发现了美国州域大学研发活动对产业R＆D支出的正向作用。Acs等（1992）和Jaffe等（1993）提供了地理位置的便利与否制约大学研究活动对私人企业创新活动的外溢效应的证据。另外，也有学者发现了位于都市区的企业要比那些位于城市边缘区的企业有着更加显著的创新激励（Davelaar and Nijkamp，1989；Audretsch and Feldman，1996；Audretsch，1998）。这些证据表明企业的区位可能是R＆D支出的重要决定因素。另外，我们也发现，既有文献主要将那些决定R＆D投资水平的因素限定在非制度性因素上。但是，正如North和Thomas（1973）指出的，制度是重要的。现在，政府和经济学家都看到了经济制度的重要性。制度肯定是决定R＆D投资的基础性因素。本文也试图考察这一假设的存在性。

二、方法、变量和数据

本文中，我们仅检验制度因素的R＆D投资效应。在实证分析中，我们尝试性建立一个反映制度因素决定R＆D投资的计量方程。依据前人的研究方法，假设R＆D投资数量是一个国家的GDP和不同制度性因素的函数。从而我们可以写出如下的表达式：

其中，RDit和Git分别表示研发投资水平和人均GDP。下标i和t表示研究的样本国家及时期。Xit则是制度性变量的向量。本文主要考察如下一些制度性因素：

（1）知识产权保护强度。知识产权赋予了知识创造者排他性的权利，从而保证了知识创造者获取垄断利益的权利。而垄断利润进一步给予了R＆D投资的经济激励。知识产权利用专利保护指数表示（Park and Lippoldt，2008），处于0到1之间。

（2）经济自由度。这一指标表征了每个人控制其劳动和资产的权利大小。在自由经济社会中，个体可以自由的工作、生产、消费和投资于任何他想投资的领域。政府也允许劳动、资本和商品自由流动。衡量一个经济体的经济自由程度有5个组成部分，分别取0到10，10表示最高自由度。5个组成部分得分的均值则表征一个国家的经济自由度（www.freetheworld.com）。

（3）教育质量。人力资本对创新非常重要。一个具有高质量教育系统的国家将会给居民提供高质量的教育、足够的培训和高质量的人力资本。这一变量由居民受教育年数表示（Barro and Lee，2000）。

（4）产权。产权是定义和划定个体对特定资源的优先占有权和使用权的制度。一个良好的产权系统是经济社会最重要的制度之一。产权制度最基本的作用是消除个体或集团对经济资源的控制可能导致的对经济竞争的破坏。产权制度得分从0到10，具体数据来自于Fraser Institute web site。

（5）劳动和商业活动制度。该制度反映了劳动市场和商业环境的好坏。绝大多数的理论研究认为，取消严格的商业限制（例如，降低市场进入门槛，取消价格控制等）可以明显地鼓励新企业的进入、增加竞争压力、提高产品需求弹性、劳动需求和雇佣量提高，失业率下降（Nickell 1999；Spector 2004）。因此，放宽劳动和商业规制将促进创新。劳动和商业环境得分也从0到10，具体数据来自于Fraser Institute web site。

以上制度变量应该可以潜在地影响R＆D投资水平。将方程（1）写为下面具体的形式：

其中，IPRit；EFRit；QEit；PRitand Regit分别表示知识产权保护强度、经济自由度、教育质量、产权制度及劳动和商业规制的评级。RDit则是每5年平均的研发支出，βi是各种制度变量的R＆D支出效应。μit是估计误差项。人均GDP数据来自World Bank（2008），R＆D数据来自OECDMain Sci-ence and technology database。表1是我们所用到的制度变量的描述性统计结果。

表1 变量统计描述1981—2005

三、实证结果

使用21个国家1981—2005年每隔5年的面板数据估计方程（2）。其原因有三：一是OECD科技数据库中的国别R＆D支出数据始自1981年；二是知识产权保护和EFW指数每隔5年计算一次，并始自1970年；三是由于制度进步非常缓慢，因此，制度进步的R＆D支出效应也只能表现为较慢的变化。鉴于以上原因，选择每5年为一个时间点是合适的。

在回归分析时，我们使用以2000年美国美元为基的人均GDP自然对数作为控制变量。Hausman检验拒绝了零假设，因此使用固定效应模型估计方程。

表2给出了面板数据估计的结果。第一栏中，IPR对R＆D投资具有显著正向影响。但在第二栏中，却发现此二者具有显著的倒“U”型关系。并且，t检验和F检验均拒绝了IPR二次项为零的假设。因此，此二者的非线性关系表明了在较低知识产权保护的社会环境中，提高知识产权保护程度会有利于国内R＆D投资。一般而言，由于欠发达国家的知识产权保护程度较低，因此，在这些国家强化知识产权保护从而可以强化创新激励（Landes and Poser，2003；Scotcher，2004）。

正如我们发现的一样，当IPR程度超过了某一临界点后，对专利保护的进一步强化则反而会弱化国内创新激励。一个可能的原因是再进一步强化对专利的保护将会提高技术的市场交易成本，从而对企业获取新技术形成制度性障碍。特别是当专利为研究工具性知识或技术时，会对创新活动的伤害更大。

更强的IPR保护制度也会因为竞争对手的减少而弱化创新者自身进一步创新的激励，从而降低了R＆D投资水平和努力程度（Horomitz and Lai，1996）。

表2 制度因素与研发投资水平关系的估计

接下来的6栏表明了R＆D投资水平与其他4个制度便变量之间的关系。第3、7和8栏表示了产权制度对R＆D投资有着显著的正向效应。从第3栏中看到PR的系数是0.112，并且在1%水平上显著。这是与我们的预设符合的，即完美的产权制度可以刺激包括R＆D在内的所有创新活动。即使将PR与其他制度变量放在一起估计时，系数降为0.066，且显著度降低（在10%的水平上显著），但依然表现了它们之间的正向关系，因为从统计学上讲，显著度降低的原因可能是自变量之间存有多重共线性所致（见表3）。相同的现象同样出现在其他制度变量上。从第4栏到第8栏，我们可以很明显的看到4种制度变量对R＆D支出水平都有着显著的正向效应。最后，计量结果也表明了人均GDP对R＆D投资显著的正向效应，这验证了发达国家具有更高水平的R＆D支出的合理性。实际上，这21个OECD国家1990年的研发支出就占世界总R＆D支出的96%以上（Xu和Wang，1999）。

表3 自变量之间的相关系数

四、结论

本文考察了R＆D支出与知识产权保护制度、产权制度、经济自由度和教育质量等四种制度变量之间的关系。使用21个OECD国家1981-2005年每5年的数据为样本，发现知识产权保护制度与R＆D支出水平之间有显著的非线性关系，这意味着过强的知识产权保护程度可能会弱化创新激励。而其他制度变量则与R＆D支出水平之间具有显著的线性的关系。我们的发现符合先前文献的理论分析结果（Allred和Park，2007）。

我们的结论是，具有良好制度的国家将会刺激更多的R＆D活动。但我们的实证分析将制度作为外生变量，因此仅仅只是侧重于分析了不同制度因素对R＆D总量投资水平的影响。未来的研究需进一步将制度因素内生化，便于进一步考察是什么原因决定了制度变化的轨迹、方向和速度，这样就可以更加清晰地表明制度与创新之间的多重维量关系。

本文译自“3rdInternational Conference on Risk Management and Global e-Business”，ISTP收录论文。

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2011-01-19

包菊芬（1972—），女，助理会计师，研究方向：会计电算化。

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1007-7111（2011）02-0050-05

（责任编辑，张佑法）