一、引言

Schumpeter(1912)在描述技术创新对经济实体的冲击时曾有一句经典表述：“创新是创造性的破坏”。技术革新在经济结构的分解和重构进程中重要作用已成为国家间的共识。以中国经济发展实践为例，虽然改革开放后我国经济取得了举世瞩目的成就，但是这种高增长的主要驱动力是建立在“政治晋升锦标赛”激励下的高储蓄和高投资(周黎安，2007)，这使得学术界对这种粗放型经济发展模式的有效性和可延续性产生了疑虑(吴敬琏，2006)。有鉴于此，党的十八大提出了创新驱动发展战略，将强化创新提高到关系国家竞争力的战略高度来对待。企业研发投作为微观主体创新的核心血脉，是将生产资源提升转化至创新竞争力的基础条件(Wang et al., 2013)。为此，无论是发达国家抑或是发展中国家，对企业的R&D投入都给予了相当的重视。本文的研究目的正是结合当前经济发展的特殊时代要求，系统地研究R&D投入对企业专利创新性的影响。

从国内外文献来看，企业R&D投入和创新专利产出间的正向关系并非一贯成立。尹恒、柳荻(2016)系统地研究了企业的R&D投入回报绩效，肯定了企业R&D投入能够带来显著的经济效率增益效果，且这种增益在滞后年限中依旧存在(杨勇、袁卓，2014)。Howitt and Mayer (2002)认为企业研发投入可以提升经济增长效率，甚至能带动经济的跨越式增长。然而，也有文献持有不同看法。Griffith et al. (2006)对研发投入所能够带来的产出绩效表示怀疑，其通过实证发现研发投入带来的产出率偏低甚至为负，认为企业的研发投入并不足以带来足够的绩效增益。这种稍显悲观的结论并非否认了研发投入的必要性，而是强调企业研发投入直至创新产出需要在一定外部条件下才能实现(Basu and Weil, 1998)。一方面，要考虑到企业内部的创新能力；另一方面，依靠营造良好的外部环境才能促进企业进行有效创新。

不难发现，企业研发投入对创新转化的影响效应及其机制尚未形成有效结论。企业研发投入是否有效？研发投入的创新产出绩效有何不同？制约研发投入转化成专利创新的因素何在？如何突破此类约束条件？对于这些问题的有效解读，将成为新经济形势下中国企业创新发展的重大课题。面对上述问题，本文可能的增量贡献在于：(1)全景式地对企业创新的异质性产出问题进行了考察，既从企业自身的微观视角出发，又考察到了企业所处的时空异质性问题，为微观企业创新动能的发生和传导机制提供经验素材；(2)过往的研究文献在仅细致探讨企业创新动能异质性，并没有深入探讨约束企业创新的因素和解决机制。本文测算了企业的融资约束水平和信息约束程度，旨在从这两个角度出发探讨制约企业R&D转化成为专利创新的可能路径，将其深入到了企业创新研发的具体机制上；(3)进一步地，本文从金融生态环境制度出发，提出了可能解决企业R&D研发产出桎梏的有效路径，进而为优化配置企业科研开发投入提供了新论据。

二、理论分析与假说提出

Hall and Oriani(2004)对西方国家的企业研发投入进行了系统梳理后发现，欧美国家企业的研发投入强度基本上都维系在3%以上(最高为美国(4.9%)，最低为英国(2.9%))。值得说明的是，Hall and Oriani(2004)的数据区间为1989年~1998年。为了更突出地说明问题，本文从《2015年全国科技经费投入统计公报》中摘取了相关数据。其中，我国的研究与试验发展(R&D)经费投入强度(与国内生产总值之比)为仅为2.07%。从这个角度来看，中国企业对R&D经费的投入之少，难以同发达国家匹敌，是阻碍我国企业转变发展方式的重要瓶颈。另一方面，中国企业多为劳动密集型或是资本密集型，企业自身对专业的科研人员需求并不大，加上缺乏完善的人力资源激励和约束机制，抑制了企业研发投入的主动性。特别的，长期以来我国要素市场的扭曲和法制环境的不健全，客观上鼓励了低效率的经营行为，从而对企业的创新研发活动产生了明显的“挤出效应”。由此，本文提出第1个研究假设：

H1：中国企业的研发投入与专利申请之间不存在显著的相关关系。

原有针对企业的研发创新研究，多是简单借鉴国外经验的分析手法，即简单套用企业异质性分析框架，而忽略了中国制度背景下的特殊异质性差异，如大国经济下的地区异质性和政策导向异质性问题。缺少对这类问题的细致解读，会导致中国企业的创新实践指导出现偏差。本文在借鉴国外经典研究文献的惯用研究手法(企业产权异质性、高新技术企业属性和规模属性)的基础上，对地区异质性和时空政策异质性进行了系统研究。

具体来看，国有企业作为中国早期经济计划发展的产物，其微观的创新效率问题长期以来受到了学者的诟病(姚洋，1998；刘小玄，2000；唐要家、唐春晖，2004；吴延兵，2011)，国有企业往往与垄断和较低的生产效率有着千丝万缕的联系：(1)凭借国家赋予的垄断权力(或说准政治特权)，国有企业往往并不具备主动创新的意愿和激励，其所拥有的市场力量可能不利于技术创新，甚至会对其他类型的企业创新主体进行压制以维系原有的市场利润；(2)国有企业常通过自身的产权属性优势从地方政府中获取了更多的创新研发支持(补贴)，但这种支持超过了国有企业自身的有效运作边界，从而带来了资本冗余并导致创新效率沉降(陈明明等，2016)；(3)国有企业的激励制度受到外生的体制束缚，国企管理人所面临的薪酬契约并不具备足够的激励，甚至还有着更为严重的代理问题(钟覃琳等，2016)。于此成鲜明对比的，是非国有企业的创新多属于诱导性行为，其技术创新的力量根源来自于市场本身，在良好的市场竞争环境下，非国有企业对创新的预期收益大于可能的成本(何立胜，2003)。加之非国有企业缺乏国家信誉的介入，在市场经营中必须通过竞争的手段来保持利润份额，因此，非国有企业对借助创新研发来提高自身的实力往往有着较为浓厚的偏好，许多非国有企业甚至将技术创新作为开拓市场份额的重要路径(张庆昌、唐红，2011)。基于以上分析，本文提出第2个研究假设：

H2：相对于国有企业而言，非国有企业的研发投入与创新能动性间存在正相关关系。

企业为了占领市场份额并摄取超额利润，会衍生出明显的创新动能(Zucker and Darby 2007)。这对于本就将提高自主创新能力为宗旨的高新技术企业而言更是如此。确实，非高新技术企业在投入研发上存在主客观的制约。从主观上看，科研开发本就不是此类企业发展重点，借助创新来摄取市场利润的主观意图较为薄弱，企业的目标导向与专利创新研发的长期性、高风险与正外部性之间存在着很大的分歧；从客观来看，非高新技术企业本身可能不具备科研开发所需的完善的人才配置、科研硬件设施等基础条件，即便愿意进行研发创新，但囿于前期支持不足(黄先海、陈勇，2003)，以至于无法承受科研创新所带来的不确定性，难以进行高层次的创新行为。有鉴于此，本文提出了研究假设3：

H3：相对于非高新技术企业，高新技术企业的创新研发产出能推动专利产出增长。

冯泰文等(2008)运用DEA的CCR和BCC模型对不同规模企业运用R&D的效率进行了测度分析，发现大型企业的创新研发绩效要明显高于中小企业。这可能是因为，企业的规模在创新研发活动中具有的地位不可替代，想要平滑研发过程中所存在的不确定性，并维系长期稳定的创新产出，具备相当的规模经济支撑可谓是一大必要条件。而小企业的经营往往有着财务不规范、经营导向不明确等症结，使其长期徘徊在低水平重复的临界生产状态上，许多小企业无力也无意进行高标投入的创新研发。更何况，小企业主的专业知识不充分，在生产经营过程中的短期行为十分常见，由此也对创新研发产生了明显的抑制效果。小型企业理论上所拥有的敏锐市场嗅觉和灵活的生产导向并不足以使其成为经济体系中的重要创新主体。由此，本文提出了第4个研究假设：

H4：相对于小规模企业，大规模企业在利用R&D以实现更多专利产出上更具优势。

简单地考察创新的企业异质性问题可能并不足以详尽揭示当前企业的创新研发产出绩效(沈宏婷、陆玉麒，2015)。从宏观的角度来看，我国的研发投入在区际省域上存在着极大的差异，不同区域的创新研发投入和专利产出有着明显的区域异质性表现，在时间序列的演变上也多有不同，并由此揭示了创新研发投入与专利创新转转化的空间格局演变和时间特征差异的新研究路径。本文遵循上述研究脉络，充分考察企业在不同地域(时空)经济下的差异性行为表现，为了实现上述目的，本文对企业的样本进行了空间和时间的分区处理。

中国的区域经济发展的快速进程加剧了各地区之间的不平衡态势同一类别企业在不同经济环境下，极可能会衍生出有差异的生产函数(罗付岩，2013)。具体来看，东部地区的经济发展成熟度较高，在该区域内的企业所面临的市场竞争压迫更为显著，并自然而然地对创新研发提出了更高的要求；而中、西部地区生产结构的优化凝缓态势由来已久，企业的生产模式仍大多留滞在低水平的工业发展阶段，多只注重经济总量的积累而非原始的技术创新。与区域空间差异相对应的，是中国在改革开放后的不同时间节点面临着不同的发展任务要求。在“十一五”期间，中国经济发展的重心主要向“优化产业结构、抑制过剩产能”倾斜，并引导企业重点克服经济金融危机所带来的不利冲击。然而，当中国步入经济新常态后，国家的发展战略导向开始发生了显著变化：原有的增量式经济发展模式已然无法适配现今的发展需要，关注企业发展的质量则逐步成为当前经济发展的主流。“十二五”规划强调了当前中国经济的工作重点在于“转变经济发展方式、促进产业转型升级”，并将“万众创新”推向了一个更高的台阶(黎文靖、郑曼妮，2016)。从而为中国经济的优化转型提供坚实的保障。综上所述，本文提出了研究假设5。

H5：具备较好时空条件支撑的企业，其创新研发投入与专利创新产出的正向关系更为显著。

三、研究设计 (一) 数据说明

本研究数据中的财务数据源于国泰安和万德数据库，专利申请数据来自于中国专利系统。本文研究样本选取的时间段为2007年到2015年。参考既有文献的做法，本文对样本进行了以下处理：第一，按照证监会行业分类，删除了金融类公司，删除了ST公司，以及所有者权益为负数的公司；第二，要求公司在研究样本中不能间断，删除了在样本中观测值少于3年的公司；第三，考虑到并购的影响，如果公司第二年资产是当年的5倍以上或者0.2倍以下，认为发生了并购，本文对这类公司进行删除处理；第四，删除了IPO当年的数据。经过以上处理，最终的样本中包含1110个公司，6258个观测值。为了降低离群值对模型的影响，对所有连续变量进行了1%的Winsorize处理。

(二) 变量定义

企业创新能力变量组。Vivian et al.(2014)认为，企业的专利研发状况可能是一个较为理想的选择，对此，本文借鉴周煊等(2012)、Hall and Harhoff(2012)等学者的研究，构建了两组衡量企业创新能力的指标：第一是企业的实质性创新专利(pati)，第二为企业的非实质性创新专利(Patud)。

企业研发投入变量。借鉴陈少晖(2010)的研究，选取R&D总量指标可能无法有效折射出企业创新研发的力度，而相对指标则是国际上较为通行的做法。因此，本文采用了企业研发费用占营业收入的比例来刻画企业R&D投入的强度。一个符合经济直觉的判断是，企业的R&D投入强度越大，意味着企业的研发创新越能得到有效支持，其专利创新的产出效果更为显著。

为了使得本文的回归更加稳健，本文还加入了一系列能够影响企业创新的控制变量，包括了总资产、财务杠杆率、资产收益率、托宾Q、企业成长性、固定资产投入、公司流动性，为了进一步捕捉地区经济的影响，本文还纳入了区域生产总值变量(详细的变量定义可参见表 1)。

(三) 实证策略与模型设定

为了验证上述研究假说，考察企业R&D的创新转化效果，本文设定了如下回归模型：

$ L{\rm{n}}\left({{\rm{Paten}}{{\rm{t}}_{{\rm{it}}}}} \right) = \alpha + {\beta _1}R\& {D_{{\rm{it}}}} + \sum {\Phi C{V_{{\rm{it}}}} + {\varepsilon _{{\rm{it}}}}} $

(1)

其中，专利数量Patent_it为被解释变量，包含了两个层次的创新专利(Lnpati_it和Lnpatud_it)，核心解释变量R&D为企业研发投入强度。在控制变量组CV_it中，对非比值型变量都进行了对数化处理。ε_it为模型随机误差项。考虑到专利创新产出的时效问题，本文对所有被解释变量都采取了前置一期处理。

本文从微观(企业异质性)和宏观(时空异质性)角度进行分组检验。在企业异质性问题上，本文参照了通行做法(黎文靖、郑曼妮，2016)，以企业产权性质、高新技术企业属性和规模属性因素进行分组，检验企业异质性问题。进一步地，对于中国这样一个大国经济来看，有效界分地区异质性问题十分重要(蔡昉等，2009)，有鉴于此，我们进一步对全国地区进行了板块划分(东、中、西部)^①。这是因为，不同地区间的企业创新研发投入效率都有着相当的差异，对其进行分样本处理，不单有助于提高回归方程的估计效率，还有助于深刻理解不同地区的企业R&D对创新的影响。此外，本文还以“十一五”和“十二五”规划的时间界限为止，从时间异质性的角度来考察企业R&D对创新的影响，这种方式，既可以包含产业政策的影响，有能够将时间效应和不可预见的冲击因素吸收在变量中，能够有效提高方程的估计效率，并能减轻方程的内生性扰动。更重要的是，本文将过往文献中“产业政策差异”的角度提升到“时间异质性”的角度，考察更加贴近中国的政策周期现实。

①  从地理空间的界分上，本文借鉴了传统的做法，将全国划分为三大地区板块。在之中，东部地区包括京、津、冀、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼、辽11个省、自治区、直辖市; 中部地区包括晋、豫、湘、鄂、赣、皖、黑、吉8个省; 西部地区包括川、渝、滇、黔、桂、陕、甘、青、宁、蒙、新、藏12个省、自治区。

当然，本文的研究重点不仅于此，在刻画企业R&D的专利创新产出效应的基础上，本文进一步研究了制约企业R&D转化成为专利创新的因素。制约企业R&D的操控效率的因素主要有两类，第一类为企业的融资境况，即存在融资约束的企业或说融资渠道相对不通畅的企业，在R&D的使用上可能会存在投入强度不足的窘境；第二类为企业的信息约束状况，即便企业存在充裕的资金流支撑，但如若面临的信息约束情况较为明显，则企业无法有效掌握有关技术演进的完全信息，也就无法有效预判某项技术的前景，这使得企业的R&D投入转化可能存在事倍功半的局面。

为了确证这类因素对企业R&D创新转化的影响，本文对企业的内外部融资约束、信息约束程度进行了测算，具体来看：

企业外部融资环境。该变量主要指企业所处地区的金融生态环境因素。本文首先对我国不同地区的金融发展水平进行测度，利用Goldsmit(1969)提出的金融相关率(FIR)来衡量地区金融发展水平，金融相关率是指是指全部金融资产价值与全部实物资产(即国民财富)价值之比，一般认为金融资产总额为货币类金融资产、证券类金融资产和保障类金融资产总和。本研究中货币类金融资产用全部金融机构存贷款之和(D+L)表示、证券类资产用上市公司股票总市值(S)表示、保障类资产用全部保险机构保费收入(I)表示。基于此，本文对金融相关比率的定义为这三者之和与GDP的比，即FIR= (D+L+S+I) ÷GDP。以金融发展水平均值为界限，将企业分为金融生态环境“较好”和“较差”两个组别。

企业内部融资约束。本文对企业的融资约束定义用KZ指标表示，借鉴Kaplan & Zingales (2000)和魏志华等(2014)的做法，按照以下步骤计算KZ指数。首先，对全样本各个年度都按经营性净现金流÷上期总资产、现金股利÷上期总资产、现金持有÷上期总资产、资产负债率和托宾Q进行分类。如果经营性净现金流÷上期总资产低于中位数则kz1取1，否则取0；现金股利÷上期总资产低于中位数则kz2取1，否则取0；现金持有÷上期总资产低于中位数则kz3取1，否则取0；如果资产负债率低于中位数则kz3取1，否则取0；如果托宾Q低于中位数则kz3取1，否则取0，其次，另KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5，第三，采用排序逻辑回归(Ordered Logistic Regression)，将KZ指数作为因变量对经营性净现金流÷上期总资产、现金股利÷上期总资产、现金持有÷上期总资产、资产负债率和托宾Q进行回归计算出各估计变量的系数。最后，利用逻辑回归结果计算出各公司KZ指数的大小，KZ值越大表示该公司面临的融资约束水平越高，反之则越低。

企业所面临的信息约束状态。本文采用Dierkens(1991)以及陈辉等(2012)的计算方法。上述研究认为，企业在编制相关财务报表时，错误地使用了某些信息形成了财务报表省略或者错报后果，为了纠正原有的错误，可采用后期更正的方式进行处理，这可以作为企业释放信息的一种测度方式。易言之，前期差错更正信息披露取决于公司强制信息披露和自愿性信息的披露程度。如若企业通过财务重述公告补充相关信息时，市场上的投资者会凭借此信息调整对企业的预期，从而影响股票价格或收益。如若公告前后的收益差偏大，则意味着此前企业的财务信息披露是不完整的(即市场投资者对新公告的信息作出的调整较大)，反之则反是。由此不难发现，其是测度企业内外部信息约束的有效指标。有鉴于此，本文使用财务报告公告日前后累积超额收益率的绝对值来衡量信息约束程度(收益率的绝对值越大，则信息约束越明显，反之亦然)，首先将累积超额收益率定义如下：

$ A{R_{i, t}} = {R_{i, t}}{R_{m, t}} $

(2)

$ CA{R_{i, t}}\sum\nolimits_{t = {t_1}}^{{t_2}} {{R_{i, t}}} $

(3)

其中R_{i, t}为日个股收益率，R_{m, t}为使用流通市值加权的考虑现金红利再投资的日综合市场收益率。首先使用式(1)来计算单日的超额收益率AR_{i, t}，然后使用式(2)对超额收益率进行累加，从而得到累积超额收益率CAR_i。本文计算的CAR_i的时间区间为[-5, 5]，其中0时点是各财务报告(第一季度季报、半年报、第三季度季报和年报)的公告日。

进一步地，本文构建了模型(4)，以检验信息不对称对企业创新的影响：

$ L{\rm{n}}\left({{\rm{Paten}}{{\rm{t}}_{{\rm{it}}}}} \right) = \alpha + {\beta _1}CA{R_{{\rm{it}}}} + \sum {\Phi C{V_{{\rm{it}}}} + {\varepsilon _{{\rm{it}}}}} $

(4)

于此，通过模型(4)的检验，判断存在信息约束的企业在创新产出绩效上的具体效果，并寻求一个可能的解决路径——良好的金融生态环境能够提升企业的信息流转程度，并将模型(4)置入不同金融生态环境组别中进行再检验，以确证这种影响的路径和可靠性。

综上所述，本文定格在了“发现问题(企业创新异质性)——分析问题(融资约束和信息约束)——解决问题(金融制度环境)”的逻辑线条上。当然，这种逻辑进路能否得到数据经验的支持，仍有待后续的实证检验加以证明。

四、实证结果及经济解释 (一) 描述性统计 (二) 模型检验

在正式进入回归步骤之前，本文进行了如表 3的检验。

(三) 实证结果及经济解释

在表 4的基准回归中^①，企业的研发投入对未来一期的实质性研发专利创新(Lnpati)有着较为明显的正向影响，而对未来一期的非实质专利创新(Lnpatud)的积极作用并不明显。这也从侧面说明了在当今的经济社会条件下，企业充分意识到提高自身的真实创新能力是企业获取市场份额的重要手段。研究假设1稍显悲观的判断并没有得到证据支持。在模型M(3)~M(4)中，本文还将未来二期的专利产出作为因变量进行回归测试，结果并没有发生变异，这也说明了上述论断是确当性的。饶有意味的是，企业创新研发投入变量在未来一期的组别中(M(1))通过了5%的显著性检验，而未来二期组别中(M(2))的显著性则有所减弱。这确是符合经济规律的：企业的创新研发投入随着时间的推移会滑入边际效益递减区间，所能释放的创新动能也在逐渐弱化。这意味着，想要保持稳定、高层次的专利发明创新，则需要持续不断的有效投入，只有这样才能确保技术进步效应的发挥。

①  限于篇幅，在后文的回归模型中，本文省略了控制变量结果。如有需要，可向作者索取。

为了进一步考察企业异质性的影响，本文按照企业的产权属性、是否类属于高新技术企业、依照规模大小进行了界分，更深层次地分析企业创新研发投入之于创新专利产出的影响(表 5)。学者们在国有企业生产(创新)效率上的研究已经积淀了十分丰厚的成果。基于不同国别、不同经济周期的实证研究，都不约而同地发现了国有企业产权对生产(创新)效率具有十分显著的负面效应。然而，在本文的实证中，表 5 Panel A所发现的经验证据并不支持传统理论：在非国有企业组别中，企业的研发投资仅提高了企业的非实质性专利创新水平，尽管其对真实专利创新同样有着正面的促进作用，但这种促进作用并没有统计上的显著性差异。这意味着，尽管非国有企业的研发投入确可以增进专利数量，但这种改进却并非以真实有效创新为导向的；于此成鲜明对比的，是国有企业的研发投资显著地提高了企业的专利创新水平(这包括了实质性和非实质性专利创新)。一言蔽之，国有企业的研发投入转化效率较之非国有企业而言更高，这与本文研究假设2有所不符。这说明，我们不能简单套用过往的经验研究结论作为当下研究的起点，更不能片面否定国有经济在创新层面上的贡献。应当说，国有企业很早就脱离了行政附属物的局限性，并积极地向市场经济主体进行了有效转变，公司制、合理的法人治理结构更是成为国有企业的一大“标配”。加之国有企业本身具备相当的规模经济和范围经济，能够支撑得起科研开发创新的长期性成本支出，甚至可以通过远期的专利收益来抵补当前的专利研发低收益(或损失)。对于非国有企业而言，其在创新研发活动中所存在的劣势确是明显的：(1)创新人才的匮乏，大多数非国有企业缺乏足够优厚的条件以吸引高技术人才，这使得企业的技术创新活动还停留在偶发性、非制度化的阶段上(孙东生、孙光磊, 2005)；(2)大多数非国有企业的资本规模体量不足，根本无法支撑高技术含量的研发创新。由此，国有企业在专利创新层面上出现对非国有企业的追赶乃至逆转也就在情理之中了。

在表 5 Panel B中，非高新技术企业的创新能动相对不足，其创新研发投入仅在非实质性专利创新组别中通过了显著性测试，而高新技术企业的研发投入转化则更为有效，在(非)实质性创新专利两大组别中都显著为正。这意味着，相对于高新技术企业，非高新技术企业依赖高技术含量的发明创造来赢得市场份额的主动意愿较为薄弱，这类企业的创新大多是“数量”的增加而非“质量”的提高(黎文靖、郑曼妮，2016)，非高新技术企业更关注的是短期的经营绩效而非长期的创新动能提升。但对于高新技术企业而言，想要在市场竞争中胜出，则必须强化自身的创新能力，充分调动资源来提升创新内涵成为此类企业的应有之义(模型M(7))。在模型M(8)中，尽管创新研发投入系数为正且显著，但t值表明该系数仅处在边缘显著地带，这说明，高新技术企业调低了非实质性专利创新的偏好水平，降低了资源的无谓消耗，从而能集中有限的资源用以真实创新(洪峰、徐永乐，2016)，可见当前高新技术企业在创新领域具备了一定的有效性。上述实践检验和理论论证，也支持了本文的研究假设3。

应当说，企业想要具备高层次的创新动能，就必须要有较好的科研基础条件作为支撑。而达到这类条件往往需要支付更多的成本，这对于那些规模体量较小的企业而言并非易事。在表 5的Panel C中，小规模企业的研发转化效果相对较弱，仅在非实质创新专利组别显著为正，尽管在实质性专利创新组别中同样有着促进作用，但变量的t值偏小。这说明，囿于规模经济的支撑，小规模企业只能徘徊在低层次的专利创新中。对于大规模企业而言，情况发生了变化：其研发投入不单促进了非实质创新专利的产出，还有效提增了实质创新的能力，这为本文的研究假设4提供了支撑。这也说明，想要提高企业的真实研发创新能力，必须以一定当量的规模经济为依托。表 5 Panel C所蕴含的逻辑与表 5 Panel A有所类似：一般而言，国有企业的经济体量较大，能够承担高层次创新的风险和成本，实为中国经济系统中的主要创新力量。

本文对企业的样本进行了空间和时间的分区处理，并得到如表 6的回归结果。在表 6 Panel D中，东部地区的企业展现出了与中、西部地区截然不同的创新动能。创新研发投入在两个因变量组别中都显著为正，表明东部地区的企业能够有效地将研发投入转化成创新专利(研究假设5得到证验)。特别的，从显著性水平来看，对真实创新专利技术的促进作用通过了1%的显著性水平测试，而对于非实质专利创新而言，显著程度明显减弱，这意味着，东部地区的企业更注重真实创新能力的提高，而非将有限的资源注入到以外观设计和实用新型设计为代表的非实质性创新专利中去。本文的解释是，东部地区的企业所面临的市场压力更为明显，出于生存和发展的考虑，该地区的企业更倾向于提高真实创新能力，以求在市场格局中谋求一席之地。对于中、西部地区而言，企业创新研发投入都无法显著地促进专利创新产出。从实证结果上看，二者的表征是一致的。但从内部发生机制来看，两个地区企业的行为函数是大为不同的。易言之，对于中部地区而言，地方政府更强调对经济发达地区的追赶，由此映射到企业的行为中，即是偏好经济总量(产量)的做大^①，而不看重时间轴远期所带来的专利现金流反馈。更何况，东部地区对中部地区的生产要素虹吸压迫由来已久，即便中部地区企业想要提高创新效果，但由于缺乏相应的技术人才和基础设施匹配，也使得在专利研发中面临着捉襟见肘的困窘。由此带来的结果是，中部地区的企业的研发投入产出效应不明显。对于西部地区而言，企业长期浸染在一个缺乏经济竞争、整体经济发展优化滞缓的大环境下，将企业的经济总量做大的主动性本身就不足，更不用说，将有限资源注入到具有“冒险”领域的专利创新中去了。此外，西部地区的创新研发环境较之中部地区而言更为恶劣，也极大地限制了企业创新的研发效率。

①  中部地区的企业大多为规模体量较大的重工业等第二产业，多为资源输出型企业，具备较高创新动能的第三产业比重较低。

进一步地，本文将考察的方向转移到了时间序列的特征差异上。在表 6 Panel E中，本文将时间序列分为两段：“十一五”和“十二五”，并依照原有的计量结构进行再回归。研究发现，“十一五”期间，企业的创新投入的产出绩效难以提升其专利创新水平，甚至为负(尽管这并没有通过显著性测试)。其可能的原因在于，第一，“十一五”期间，中国的经济发展更倾向于总量积累，或说为后十年奠定发展飞跃的基础，这个阶段的企业更多地处在“蓄力期”中；第二，“十一五”期间国家经济面临着多重的重大不利外部冲击(如国际金融危机等)，使得企业更多地将生产发展集中在如何走出困境而非锐意创新上。在多重因素影响下，“十一五”期间企业的创新动能可能相对较弱。在“十二五”阶段，国家整体经济实力已经积累到一定深度，经济发展的导向转向了开创科学发展新局面、转型升级提高产业核心竞争力上，加上企业大多已从原有的不利冲击中恢复过来，已经具备足够的创新实力和需求。在该阶段下的企业在创新上应能展现出较强劲的创新动力。表 6的Panel E的数据检验结果支持了研究假设5：“十二五”期间，企业的创新研发投入显著地提高了企业的实质创新型专利产出(通过了1%的显著性检验)，对于非实质创新专利而言，尽管系数符号为正，但t统计量并不足以支撑起有效的显著性。这说明，在新阶段，企业更能调配有限的经济资源用以提高自身的实质创新能力，这种具备选择性的投入创新产出模式契合了国家政策导向，也同样有利于提升企业的价值水平(Hall et al., 2006；黎文靖、郑曼妮，2016)。

上述分析意味着：企业在“十二五”期间所面临的创新环境更好，由此带来了更高效的创新产出水平。该结论是否具备普遍推演的现实基础？研究发现，金融发展水平较低的地区，企业的专利创新产出效应不明显；而在金融发展水平较高的地区，企业的创新研发投入得到了很好的回报。从表 6的Panel F中可以看出R&D投入指标在两个因变量的组别中系数为正，且都具备了很好的显著性。这意味着，良好的金融生态环境可以促进信息的有效流动，保护企业的创新专利产权不受侵害，也能有效降低企业的融资成本。在这样的环境下，企业无疑可以更有效地对自身的创新研发进行合理运用，并最终形成专利产出明显增益的效果。

(四) 拓展性研究：企业R&D投入转化的约束与突破

影响企业研发投入转化成创新专利的原因何在？从经济直觉来看，要维系持续的创新产出，必须有一定的规模经济为支撑。一个自然的判断是，充裕的资金流是确保企业高效创新的重要保障(韩民、高戌煦，2017)。如若企业无法获得足够的融资用以研发创新，可能与缺乏抵押品和相关的信用资质有关。但雷鹏等(2016)认为，企业与外部投资者在研发项目上的信息失衡问题才是产生融资约束的主要致因。其一，企业对外的研发信息披露不足，从而使得外部融资机构难以估算研发项目的现金流净额(罗付岩，2013)。当然，信息约束对企业的创新投入的影响可能不仅于此。赵凯(2015)从理论模型演绎的角度出发，发现存在信息约束的企业缺乏足够的动力进行高投入、高质量的创新行为，企业无法推断项目投资的可盈利程度，所导致的偏差将显著损害企业的创新绩效(李勇、胡非凡，2016)。本小节将着重将上述问题进行一个系统的实证演绎。

为了更好地突出解决问题的目标导向，在表 7的回归检验中，本文重点报告了存在融资约束组别(即企业KZ指数大于整体均值)的企业创新状况。在表 7 Panel G的模型M(1)~M(2)中，本文发现了较为乐观的实证结果，存在融资约束的企业，反而能在资金压力下促成合意的专利产出绩效：企业的创新研发投入对发明专利创新的作用为正且显著，而并没有对非实质性专利创新产生特异性的影响。这意味着，存在融资约束的企业的确意识到自身资源的稀缺性，并提高了“精打细算”的激励，从而将创新研发投入集中到经济潜能最高的研发投资项目中，反而提高了企业自身的创新绩效。

进一步地，本文转向了制约企业研发创新投入转化的另一个因素——信息约束。可以发现，信息约束变量CAR在两个创新组别中都显著为负，表明企业的信息约束程度越大，自身创新的能力就越弱，这说明信息资源是制约企业创新活动的重要瓶颈。这可能是因为，存在较强信息约束的企业，无法有效地向外界传递有效信息，外界也难以识别企业的经营(创新)状况，自然难以取得创新所需要的融资；从另一个角度来看，信息隔阂较为严重的企业，无法有效甄别创新项目的有效性，也无法掌握技术演进的完全信息，外界也难以对企业进行监督以改善企业行为。在此情况下，企业的创新动能必然会遭到削弱。

如何解决上述问题？LLSV(1997)认为，制度的优化能够拓宽企业融资渠道，并改善企业所面临的信息不对称境况，包括经济、金融和社会环境要素在内的微观生态形制，影响着企业的(创新)行为决策。第一，金融制度环境的向好，可以为企业获得金融资本支持提供更多的便利；第二，金融发展成熟度较高的地区，经济主体能够显著降低获取信息的成本，外界也能够更加有效地监督企业的发展，可以有效地降低企业的运营风险(黄曼行、任家华，2014)，管理层选择经济潜能低的发展路径来建构“企业帝国”的冲动能被有效遏制；第三，金融生态环境较好的地区，能在法律框架内对企业的研发活动进行有效的保护，从而减少R&D的无谓溢出损失(Sherwood，1997)，保障企业能够尽可能地汲取技术创新研发所带来的效益递增。较好的金融生态环境下的市场运作机制，能够有效促进企业的R&D投入向专利创新成果转化。

可以预判，较好的金融生态环境能够有效抵补企业的融资缺口，应能为企业的创新活动提供有力支持。在表 7的Panel G模型M(3)~M(6)的回归检验中，证实了上述观点。尽管存在融资约束的企业在市场压迫下能够尽可能地提高资源利用的科学性和有效性(模型M(1))，但这类企业在金融生态环境较差的地区时，则无法展现出应有的创新效果，而与此成鲜明对应的，是存在融资约束的企业在较好的金融生态环境下发展时，无论是实质性抑或是非实质创新专利都有着明显的增加。本文认为，一方面，金融生态环境较好的地区，其金融资源配置更加齐备，企业可以通过多种渠道融取资金来纾困，并减少在此过程中不必要的摩擦和耗损；另一方面，金融生态环境较好的地区更容易建立完善的信用制度，这能有效降低企业获取资金的成本。其结果是，较好的金融生态环境能够全方位地对企业专利创新活动形成增益效果。在表 7的Panel H中，本文将存在较强信息约束的企业(即企业CAR指数大于整体均值)进行同表 7 PanelG类似的组别分置处理。研究结果显示，金融生态环境的确在企业的创新行为中发挥了较大作用：良好的金融生态环境下，企业有着更丰富的渠道向外界传递信息，外部投资者所承受的信息风险也越低，在该环境下的经济主体对信息的吸收效率都有所提高。如此演绎，企业的创新行为可以得到更多有效信息的支撑便成为逻辑使然了。在表 7的模型M(11)~M(12)中，企业创新研发投入系数为正，且都通过了5%的显著性检验，为上述论断提供了实证支持。

(五) 内生性处理

考虑到本研究中的主要解释变量研发投入与被解释变量专利申请数量相关性较高，本文尝试利用PSM法对内生性影响进行控制。首先，按照公司研发投入(R&D)高低进行分组，其次，利用PSM将研发投入高低作为处理变量，在控制了资产规模，财务杠杆、资产收益率等协变量的基础上分别对滞后1期的实质性专利申请(Lnpati)和非实质性专利申请(Lnpatud)进行倾向得分匹配估计。结果表明利用PSM对内生性进行控制后，研发投入与对实质性创新与非实质性创新的异质性影响依然成立，表明本研究结论可靠。

五、结论与政策建议

本文基于中国A股上市公司2007年~2015年的专利申请数据和相关的财务指标数据，考察企业研发对专利创新产出的效果。尝试从企业异质性、时空格局差异的角度去检验研发投入的效果，特别是为其推动企业技术创新、优化产业升级提供相应的经验证据支持。相关结果概括如下：

第一，中国企业研发投入的创新专利转化效率比理论预期的效率更优越，企业的研发投入更多地转化成创新层次较高的发明专利，说明在考察期内的企业已不在简单的重视创新的“数量”，创新的“质量”更多地被企业所关注。第二，考察企业的异质性特征发现，相对于非国企(非高新技术企业、小规模企业)，国企(高新技术企业、大规模企业)的研发利用转化效率更高，且更多地集中在发明专利的产出上。第三，进一步对企业进行分组发现，东部地区的企业的创新能动性更高，而中西部地区的企业的R&D使用难以带来合意的创新绩效；在“十二五”期间的企业，相比“十一五”期间更具创新效率，说明整体创新大环境和国家政策的引导对于企业利用研发进行专利研发创新时也有着不可替代的作用。第四，信息约束是抑制企业有效使用研发的一大原因，而塑造良好的金融生态环境则能够有效扭转这种不利影响。综上，利润(市场份额)驱动是促使企业R&D投入向专利创新转化的原始动力，企业自身的基础条件(产权属性、规模大小)是创新活动的支撑，信息状况和融资境遇是创新活动的重要驱动，良好的时空环境是企业创新的有效保障。

本文的分析结果有如下的政策含义：第一，政府在制定相关政策以推进企业的研发创新研发行为时，应根据企业的异质性特征进行细化引导，建构不同的政策传导机制，通过有差异的政策刺激来推动企业的创新行为。要消除市场化的玻璃门阻隔，利用市场竞争进一步释放国有企业的创新动能，要减少对非国有企业的限制，为其创新活动提供保障；引导非高科技企业的创新，逐步由低层次的创新向高层次创新迈进，合理利用其研发资源；给予小规模企业于更多的支持，为这类企业塑造具有集群效应的创新大环境，以尽可能摊薄小规模企业在创新过程中的成本支出。第二，对于处在经济大环境和创新氛围相对较弱的中西部地区的企业，应进行合理的引导和扶持，遵循梯度渐进的原则，引导这些地区的企业从低层次的研发创新起步，在进行有效积累后再逐步提高标准，以提高整体创新质量。第三，进一步完善地区的金融生态环境，只有在经济环境、金融渠道和信息传导不断优化的保障下，依靠企业利用研发来提升创新能力，进而提高国家的创新层次才会具有普遍的现实意义。