序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經濟研究管理論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

新的系統觀。循環是指在一定系統內的運動過程，循環經濟的系統是由人、自然資源和科學技術等要素構成的大系統。循環經濟觀要求人在考慮生產和消費時不再置身于這一大系統之外，而是將自己作為這個大系統的一部分來研究符合客觀規律的經濟原則，將“退田還湖”、“退耕還林”、“退牧還草”等生態系統建設作為維持大系統可持續發展的基礎性工作來抓。

新的經濟觀。在傳統工業經濟的各要素中，資本在循環，勞動力在循環，而唯獨自然資源沒有形成循環。循環經濟觀要求運用生態學規律，而不是僅僅沿用19世紀以來機械工程學的規律來指導經濟活動。不僅要考慮工程承載能力，還要考慮生態承載能力。在生態系統中，經濟活動超過資源承載能力的循環是惡性循環，會造成生態系統退化；只有在資源承載能力之內的良性循環，才能使生態系統平衡地發展。

新的價值觀。循環經濟觀在考慮自然時，不再像傳統工業經濟那樣將其作為“取料場”和“垃圾場”，也不僅僅視其為可利用的資源，而是將其作為人類賴以生存的基礎，是需要維持良性循環的生態系統；在考慮科學技術時，不僅考慮其對自然的開發能力，而且要充分考慮到它對生態系統的修復能力，使之成為有益于環境的技術；在考慮人自身的發展時，不僅考慮人對自然的征服能力，而且更重視人與自然和諧相處的能力，促進人的全面發展。

篇(2)

論文關鍵詞：新公共管理理論，績效管理，財政預算，事業單位

一．前言

1959年《財政法組織法》（LOLF）確立了法國財政預算的基本框架。期間，該法令雖多次被修訂，但仍然無法適應時代的要求。2001年8月，原法國總統希拉克頒布了新《財政法組織法》，明確提出建立以結果和績效為導向的財政預算，并規定從2006年1月1日起開始執行新方法編制的預算案。該法案被認為是法國公共財政的一次重大改革，它給法國財政預算管理的各個方面都帶來了顯著變化。其最大的意義在于使法國的公共行政從傳統的官僚模式走向新公共管理模式，公共服務領域從此也開始面臨一連串的重大改革。

二．改革的背景

1.新公共管理思潮的影響

自20世紀80年代中期以來，由于技術變革、全球化、信息化和國際競爭的挑戰，許多國家的行政管理發生了重大變化。以韋伯的官僚理論為代表的、等級深嚴的傳統公共行政制度在支配整整一個世紀的漫長年代后，正轉變為公共管理的、責任的、服務的、企業化的、以市場經濟為基礎的形式。

新公共管理理論源于歐美國家，最早由英國前首相柴契爾夫人提倡推行。隨后該理論在西方國家逐漸受到重視。美國學者戴維·奧斯本在其著作《摒棄官僚制：政府再造的五項戰略》中提出了“再造政府”的理論，并強調“再造政府就是用企業化體制來取代官僚體制”。[①]戴維·奧斯本認為，在傳統模式下，政府在提供公共產品時力不從心，窘態百出工商管理論文，因此該模式應當被改革。戴維·奧斯本提倡政府在有限資源條件下，生產出更多的產品和提供更高品質的公共服務；同時，政府應當擁有一定的公共企業精神，并學習或運用企業管理的基本理念及做法，運用私人企業管理技術以及用結果指標來評估績效，讓政府更具活力及競爭力。

在戴維·奧斯等學者的推動下，新公共理論的影響日益擴大。以美國為首的西方國家，特別是西方經合組織（OECD）的會員國，相續進行了改革，提出了“績效政府”的理念。法國在這方面雖然改革起步較晚，但是也出臺了相關的法令，加快了行政改革的步伐。主要內容有：改革地方行政管理體制，取消對各地方政府的監管，擴大地方政府權力，擴大地方民主，增強地方民選機構的權利等等。

2．改善法國政府財政赤字的迫切需要

從法國國內看，法國的公共債務問題一直困擾著法國歷屆政府站。2005年，法國公共債務與國內生產總值之比已經遠遠超過了歐盟《穩定與增長公約》規定的60%的上限，達到了66.8%。同時，西方各國政府都大刀闊斧的改革政府機構、改善公共財政管理，而法國卻相對滯后，這就迫使法國政府加快了行政改革。從2000年以來，法國經濟一直處于低迷狀態，失業率上升、國內投資與需求大幅度減少，這造成了法國財政收入銳減。與此同時，為實施經濟刺激計劃，法國政府又大規模投入資金。這導致法國公共債務規模明顯擴大。

三．改革的主要內容。

與1959年以來形成的預算體制相比，新《財政法組織法》的變革之處主要體現在以下幾個方面： 1.強化預算的績效的管理。在過去，各部門預算支出項目是分割孤立的，完全由議會根據部門需要進行撥付。在這樣的機制下，預算項目很難體現各種計劃的性質也很難明確各級行政管理者的責任。新《財政法組織法》運用績效機制來推動財政預算，重新建立了財政預算機制。新機制使得各級管理者的責任明確、國家政策連貫而緊密。該機制把財政預算分為“任務”（mission）、“項目”(programme)、“行動”(action)。“任務”是財政預算的最高級工商管理論文，體現了國家的主要公共政策以及相應的財政預算安排。同時，若干個“項目”組成了某個“任務”。“行動”又把項目的各項計劃具體化。

新《財政法組織法》規定，各級、部門必須建立下一年度的行政計劃與工作安排；同時，每項具體計劃的效果必須通過相關部門的績效考核，并把結果反映到年度績效考核報告中。

2. 項目的行政負責人責任更為明確、擁有更多的自主權。新《財政法組織法》的另一最大的亮點在于，除了不能觸動人員工資之外，只要能保證項目目標圓滿完成和提高工作效率，各行政部門項目負責人可按實際情況自由調度資金預算。同時，為了保證項目負責人的公正、廉潔，該法案還規定必須強化行政部門內部審計職能，使每個公共政策項目執行者承擔了更多的義務與責任。 3.強化了議會對財政預算的民主監督力度。新《財政法組織法》實施之后，議會是最大的受益者。它對財政預算的監控力度得到了空前的加強。這主要體現在以下幾個方面：首先，財政預算更為透明。根據新《財政法組織法》第五十條規定，當政府向議會提交國家未來四年的發展報告的時候，必須同時提供相關數據與證據的來源，以供議會調查、審議，從而提高財政預算的真實性。其次，擴大了議會對預算批準的范圍。得益于財政預算的分任務管理與績效管理機制，議會可以通過討論國家公共政策與發展策略來決定對某項任務是否賦予相關財政預算支持，從而大大提高了議會的決策者的角色。在新《財政法組織法》實施之前，議會由于缺乏必要的時間與手段，只能針對整個國家財政預算的一攬子計劃進行投票。只有約占6%的財政預算真正被議會深入討論研究。新法案實施之后，“任務”、“項目”、“行動”與它們所需要的財政預算一目了然，議會成員可以從容不迫的進行討論和投票。最后，公共政策與財政預算捆綁進行表決，提高了議會地位和權利。一方面，決算法草案的審議時間縮短、效率大大提高；另一方面，審議的宗旨不再是對財務報告進行技術和形式上的修改，而是對公共政策進行評估，并對每個項目的結果、成本和使用進行分析。

四．新《財政法組織法》對公共服務機構的影響

配合新《財政法組織法》，法國從希拉克政府到薩科齊政府，都對公共部門進行了一系列的漸進式改革。薩科齊的政府改革目前正在進行工商管理論文，無法考察其最終效果，但是其部分改革措施是值得借鑒的、同時應當承認其改革也取得了階段性成果。

1.減少了財政支出。由于公共支出明顯上升，威脅到了法國的財政與金融安全，薩科奇政府制定和實施了稱為“公共政策全面修訂” 的全面改革計劃，旨在對公共支出進行結構性削減站。這項計劃確定了很多改革目標：實現政府機構現代化;改善為公民和企業提供的服務;確保公務員能夠因為工作而得到更多的表彰;以及推廣注重效果的文化。其整體目標是用更少的資源，取得更好的成效。該計劃是法國政府全面轉型的范例，它由370項經過開支審查篩選出的舉措組成，同時，每個政府部門都必須節約開支和提升效率。

2.大幅度的減少了公務員數量與規模：法國公務員的數量從2003 年開始減少，減少的幅度逐年加大，到了2007 年，退休的公務員人數介于7萬到8萬人之間，而該年就裁減了1萬5千 個職缺。[②]如今，薩科奇政府實行每兩名公務員退休后只補充一名新公務員的政策。行政人員的開支從而大大減少。

3.對公共部門進行分類改革。現有的公共服務部門被分成三大類：一是關系到民生與社會穩定的教育、公共衛生等部門，將繼續由國家管理；二是涉及國家安全和戰略意義的領域，具有一定商業色彩的軍工、航天和核電等部門，國家將繼續控制；三是可以向私人資本開放的其它的部門，如基礎設施建設等，這些領域內國有企業壟斷將被打破，私人資本獲準進入。

4.行政部門的創新改革。主要有兩項：一是預算法采取“目標管理”原則，各行政部門將根據目標制訂預算；二是對政府各部門引入外部審計，同時對崗位任務和人員設置等深入調研并提出現代化管理建議。

5.強化公共部門的績效管理。公共部門的各項公共事務分為“任務”、“項目”、“目標”、和“指數”。“任務”是指各項社會事務，如交通、社會治安等。“項目”是指細化后的各項“任務”，如在就業“任務”中，就有增加就業的“項目”；“目標”是每個項目要達到的目的，如增加就業的“項目”中就提出要把增加就業崗位作為“目標”。最后，“指數”是指量化后的結果，主要用于評估各項措施是否富有成效。如在采取新措施后，每年新增的就業崗位的數量等等。

法國政府在推進公共部門改革中取得了一定的階段性成果。以法國內政部為例， 2005年法國道路交通事故所造成的人員傷亡人數低于5000人，與2002年相比受傷者減少了25%,而死亡率則減少了36%,創歷史之新低。與2002年相比，違法活動減少了8.2%,在公共道路上的違法活動則減少了20%。[③]

五．借鑒與啟示

法國作為西方發達國家工商管理論文，其公共部門頗具特色，它在整個國家政治經濟生活中扮演重要角色，發揮著十分關鍵作用。雖然由于政治體制和國情不同，不能引入他們的所有做法，但他們績效考核的理念、嚴格的責任機制，對推進我國事業單位績效改革有著十分重要的借鑒意義。

1.深化市場化改革，減少公共部門監管。當今世界是信息化社會，全球一體化的步伐不斷加快。在法國，公眾參與公共管理早就是一個現實。在我國，一方面，民眾借助互聯網等手段開始尋求公民參與的過程來充實公民生活，來有目標地表現公民意識，并學習表達自己對公共事務的看法。另一方面，政府行政官僚的擴張，經常造成公共部門逐漸遠離其所服務的社會大眾，忽視民眾的的真正需求，甚至引發社會沖突。在新形勢下，要解決事業單位中的績效改革問題，其基本點還是應當立足于對公共部門，包括對事業單位權利的限制和對公平性的追根問底。只有在上層建筑中確立了公平性與市場經濟的自由與充分競爭，社會才能充滿活力和創造力。沒有一個完全市場經濟的大環境，作為社會子系統和公共部門的事業單位績效改革的效果也無法保證。所以，政府、事業單位不能既當游戲的裁判又做選手，它們應當把主要精力用到保護公正與提供公共服務上來。

2. 重新認識公共部門的本質。高績效政府組織是指政府組織以績效評估體系為標準，以最低的管理成本取得最大的社會公眾對公共服務和公共產品滿足度的一種管理模式和組織形態。它強調了以社會公眾的滿意度作為產出的最終標準。法國新《財政法組織法》的根本目的是在于提高公共部門的服務質量與服務效率。為公眾更好的服務站。對于我國的事業單位，一方面，其“績效”必須最大程度地凸顯其社會公益性，并抑制、克服其可能潛在的自利性和營利性；另一方面，其“績效”還必須同時依循各自具體行業的內在要求，凸顯其獨特的公益價值。在我國，目前許多事業單位社會公益性做得不盡如人意。事業“績效”應有的內涵和標準均被嚴重異化、扭曲。所以，事業單位全面實行績效改革工商管理論文，不能不首先從理清什么是事業績效開始。我國的事業單位屬于公共部門，所以它們的績效應當是“公共、公平和責任”。

3.績效考核制度應伴隨著我國財政體制的改革。從法國經驗看，財政績效管理伴隨著政府管理理念提升，它是市場經濟條件下社會發展、政府管理模式發展到一定階段的產物。從法國2006年執行的新預算案看，最大的特點就是建立了新的結構。新結構分為“任務”、“項目”、“行動”三級。每一個級別都有相對固定的行政負責人。這就使得各部門公共政策項目負責人擁有更大的自由度和承擔更多的責任。而目前我國的財政預算與管理體制仍然沿用傳統的模式，它與事業單位甚至政府部門的績效管理體制改革無法匹配。

4.應當強化公眾與人大對事業單位績效的監督與評估作用。法國議會是新《財政法組織法》的最大受益者，其角色因為新《財政法組織法》而強化。議會有權監督各項任務的落實情況，由此可以具體知道公共支出的去向，增加了公共預算的透明度。在我國推進事業單位績效改革過程中，績效指標的如何量化，考核如何保證公平公正、具備公信力是我國目前事業單位績效改革的一個難題。由于缺乏可以借鑒引用的辦法和模式，很多地方和單位的績效考核變成了“官績效”“一言堂”。因此，績效考核需要考慮多維度考核，以使考核結果更加客觀、公正。鑒于事業單位的公益性質，公眾對公共服務的滿意度應當作為績效考核指標，讓學校、醫院所在的社區代表、各級人大代表參與到績效評價中來，提高考核的透明度和公信力。

[參考文獻]:

[1]任青霞：有限政府與市場經濟，市場經濟研究，2004(1)．

[2]陶學榮：公共行政管理學導論[M]．清華大學出版社，2005．

[3]Pierrick Le jeune：la function publique face a la culture de resultat[M]．Bruylant，2006．

[4]國務院發展研究中心、經濟全球化與政府作用課題組：經濟全球化背景下的政府改革[D~／OLI．中國宏觀經濟信息網，2001．

篇(3)

論文關鍵詞：R&，D投資，技術改造，技術購買，企業注冊類型

1. 引言

企業的科技活動除了依靠企業自身的研究與試驗發展（R&D）實現技術進步外，還可以通過技術改造與購買其他企業的先進技術和經驗，達到提高自身技術水平和生產率，促進企業產出增長的目的。因此，從實證角度來研究R&D投資、技術改造、技術購買與企業產出的關系，對于了解我國工業企業科技活動推動企業產出增長的機制具有重要的啟示意義。

國內外學者就R&D投資、技術購買與企業產出關系已作了較多的研究。Hall和Mairesse(1995)和Keller(2002)等，他們的研究結果均表明R&D投入產出或生產率具有顯著的促進作用。Jefferson andHu (2004)利用總量生產函數從企業層面對北京市國有工業企業進行了R&D收益率的估計，發現在1991到1997年間，R&D投入顯著促進產出增長，R&D收益率在1.21—1.07之間。Jeffersonet al. (2006)從R&D決策過程、知識生產過程和創新過程對公司績效的影響三個方面考察了我國大中型制造業企業全部創新過程對經濟業績的影響，認為創新對中國制造業增長作用顯著，R&D收益率至少是固定資產收益率的3—4倍。吳延兵（2008）根據1996—2003年中國地區工業面板數據，研究了自主研發、國外技術引進和國內技術引進對生產率的影響，發現自主研發和國外技術引進對生產率有顯著促進作用，但國內技術引進對生產率并沒有顯著影響。

Hu等(2005)運用中國1995—1999年每年約10000個大中型制造企業數據，研究表明R&D對產出的影響作用顯著。把所有企業劃分為高科技企業和非高科技企業兩個樣本后，高科技企業的R&D產出彈性為0.064，非高科技企業中R&D對生產率并沒有顯著影響。金雪軍、歐朝敏等（2006）通過對改革開放以來我國的時間序列數據，分析了技術引進和R&D投入對生產率的影響，結果發現，技術引進和R&D投入雖增加了我國技術知識存量，但并沒有有效地促進全要素生產率的提高。李小平（2007）運用分行業大中型工業企業從1996到2003年的面板數據，就自主R&D、國外技術引進和國內技術購買的產出回報率和生產率回報率進行了分析，他發現R&D投資的增加不但不能帶來產出的增長，反而會導致產出的減少，并且高R&D投資行業所導致的產出減少的最多，同時，國外技術引進和國內技術購買對產出的影響都不顯著，而且R&D投資、國外技術引進和國內技術購買對生產率的提高也不顯著。

根據以上的研究文獻可以看出，各學者研究的層面并不相同，有的是地區的國有工業企業、有的是我國制造業企業、有的是僅是大中型工業企業，有的則是高科技工業企業等等，不同層面的研究及不同的分類標準對研究結論具有重要的影響。而在已有的研究中，我們尚未發現從注冊類型層面來研究所有工業企業的R&D投資、技術購買及技術改造與企業產出之間的關系。因此，本研究從工業企業注冊類型層面，運用經驗分析方法研究中國企業技術投入與產出變動之間的關系，考慮到我國工業企業技術來源渠道的不同，分別考察直接R&D投資、技術改造和技術購買對企業產出的影響作用。

2. 計量模型與數據

2.1. 計量模型

研究各類科技活動與產出之間的關系一般利用生產函數的方法。現假定工業企業的各項科技活動將直接影響企業的技術水平，并通過技術水平而作用于企業產出。于是企業產出增長由資本、勞動和技術推動，我們根據CD生產函數：

(1)

其中，為企業產出；和分別為企業投入的資本與勞動現代企業管理論文，A為技術水平，它是企業科技活動T的函數；、分別為資本和勞動的產出彈性。

考慮到人類知識的自動積累，技術水平存在自然增長，我們假設，q為一常數，是非體現型的“外生的”技術進步，由此可見，技術水平A不僅隨著時間t的變化而變化，而且還受到科技活動的影響。當不考慮“外生”技術進步，即為零時，技術水平完全由科技活動。將代入式（1），對式（1）取對數，并引入企業類型i和時間t，以及隨機擾動項后，得到如下的基本計量模型：

(2)

在分析的過程中，結合所收集的數據，科技活動主要包括R&D投資、技術改造與技術獲取。技術獲取主要有兩種途徑：一是國外技術購買和國內技術購買兩種方式。然而，當技術引進企業與被引進企業的技術水平相差較大時，技術相對落后的企業在模仿和引進其他先進企業技術，需要花費一定的成本用于人員培訓、相關工藝的開發、以及必備配套設施的購買等，形成了消化吸收的費用支出。因此，本研究中的科技活動T包括了R&D投資、技術改造、國外技術購買、國內技術購買，以及用于消化吸收所支付的經費。

2.2. 數據

由于本文把研究層面定在不同注冊類型的工業企業，目前我國工業企業的注冊類型有國有企業、集體企業、股份合作企業、聯營企業、有限責任公司、股份有限公司、私營企業、其他內資企業、港澳臺投資企業和外商投資企業共10類；而國家統計局關于我國不同注冊類型工業企業的統計數據是從2000年開始的，因此，我們所能收集到的數據是從2000年到2007年八年十個不同注冊類型的面板數據。

原始數據全部來源于《工業企業科技活動統計資料》（2006、2007、2008）和《中國統計年鑒》（2008）。產出用工業增加值表示，用工業增加值指數縮減為2000年的不變價。資本用生產經營用機器設備表示，為了便于處理，用固定資產投資價格指數對生產經營用機器設備原價平減為2000年的不變價。標準的勞動投入應該利用勞動時間投入，由于缺乏資料，勞動投入用從業人員平均人數減去R&D人員折合全時當量后的數值反映小論文。R&D投資用R&D經費內部經費支出表示，消化吸收投入用消化吸收經費支出表示，這兩個經費支出包括了相關設備購買和相關人員的工資支出，所以R&D經費內部經費支出額和消化吸收經費支出額用加權價格指數折算為2000年的不變價格，加權價格指數我們借鑒朱平芳與徐偉民（2003）的方法，以當期消費價格指數和固定資產投資價格指數加權平均表示，權重分別為0.55和0.45。企業的技術改造、國外技術購買、國內技術購買分別用技術改造經費支出、技術引進經費支出和購買國內技術經費支出表示，同時都用固定資產投資價格指數平減為2000年的不變價格。由于其他內資企業在某些年度缺少技術改造經費支出、國外技術購買經費支出、國外技術購買經費支出和消化吸收經費支出數據，于是得到一個關于十個類型企業的從2000年到2007年的不平行面板數據。

3. 估計結果分析

由于本文數據量較小，而且，若某一類型企業在某一年度缺失數據，那么數據量就會更少，出于自由度的考慮，本文采用靜態面板數據中的隨機效應估計方法和混合OSL估計方法對模型進行估計，再利用Breusch and Pagan拉格朗日乘數檢驗來選擇是采用混合OSL模型還是采用隨機效應模型。在不加入時間趨勢和加入時間趨勢兩種情況下，分別用混合OSL方法和隨機效應方法，進行估計基本模型（2）。估計結果見表1。

表1 模型估計結果

模型

(m1)

(m2)

(m3)

(m4)

(m5)

(m6)

(m7)

(m8)

PLS

RE

PLS

RE

PLS

RE

PLS

RE

資本

0.4309***

0.3998***

0.4384***

0.4342***

0.4718***

0.6022***

0.4820***

0.4820***

(0.1112)

(0.1127)

(0.1101)

(0.1095)

(0.0633)

(0.1186)

(0.0556)

(0.0556)

勞動

0.2436***

0.2335***

0.2318**

0.2313***

0.3807***

0.2567**

0.3658***

0.3658***

(0.0739)

(0.0703)

(0.0746)

(0.0742)

(0.0734)

(0.1076)

(0.0718)

(0.0718)

R&D投資

0.3531***

0.3668***

0.3569***

0.3592***

0.1268**

0.0783**

0.1307**

0.1307***

(0.1014)

(0.1130)

(0.1022)

(0.1035)

(0.0423)

(0.0359)

(0.0403)

(0.0403)

技術改造

0.0148

0.0448

0.0164

0.0191

-0.0579*

-0.0056

-0.0562

-0.0562*

(0.0572)

(0.0583)

(0.0581)

(0.0582)

(0.0306)

(0.0183)

(0.0330)

(0.0330)

國內技術購買

-0.0610

-0.0156

-0.0637

-0.0581

-0.0502

-0.0116

-0.0536

-0.0536

(0.0498)

(0.0465)

(0.0489)

(0.0493)

(0.0389)

(0.0289)

(0.0408)

(0.0408)

國外技術購買

-0.1765**

-0.2111***

-0.0849

-0.0971

0.0088

-0.0696

0.1306

0.1306

(0.0572)

(0.0588)

(0.1521)

(0.1480)

(0.0409)

(0.0454)

(0.0913)

(0.0913)

消化吸收

0.1972**

0.1913***

0.3178

0.3071

0.0853**

0.0920***

0.2439*

0.2439**

(0.0624)

(0.0621)

(0.2098)

(0.2002)

(0.0323)

(0.0313)

(0.1132)

(0.1132)

消化吸收×國外技術購買

-0.0101

-0.0092

-0.0133

-0.0133

(0.0186)

(0.0180)

(0.0095)

(0.0095)

時間趨勢

0.1271***

0.1286***

0.1277***

0.1277***

(0.0240)

(0.0132)

(0.0232)

(0.0232)

常數

1.8679***

1.9679***

0.7948

0.8964

1.4648***

1.4032***

0.0467

0.0467

(0.5460)

(0.5505)

(1.8330)

(1.7798)

(0.2799)

(0.3632)

(0.9388)

(0.9388)

觀測數

75

75

75

75

75

75

75

75

F值

2237.0***

13646.0***

2993.3***

764.9***

[0.0000]

[0.0000]

[0.0000]

[0.0000]

卡方值

35625.0***

126173.8***

8459.4***

117076***

[0.0000]

[0.0000]

[0.0000]

[0.0000]

隨機效應檢驗(卡方值)

12.62

11.33

24.92***

26.81***

[0.0004]

[0.0008]

[0.0000]

[0.0000]

注：表中第二行的PLS和RE表示模型的估計方法分別混合普通最小乘估計和隨機效應估計；圓括號中給出系數估計值的群組穩健標準誤（cluster-robust standard errors）；F值、卡方值分別是PLS模型和RE模型的模型顯著性檢驗F統計量與卡方統計量，方括號是其對應的P值；隨機效應檢驗為Breusch and Pagan隨機效應拉格朗日乘數檢驗，方括號中為相應檢驗卡方值的P值；*，**，***分別表示在10%，5%和1%的水平下顯著。

在估計模型過程中發現存在群組異方差和組內自相關，因此給出群組穩健標準誤用于回歸系數推斷。在混合OLS估計模型中，模型顯著性檢驗的F統計量所對應的伴隨概率都小于0.001，在隨機效應模型的顯著性檢驗卡方統計量對應的P值也小于0.001，因此所有估計結果在5%的顯著性水平下都是顯著的。由于不管是引入還是未引入時間虛擬變量，BP拉格朗日乘數檢驗結果均支持選用隨機效應模型，因而，下面將根據隨機效應模型進行分析。

在無時間趨勢，即不考慮技術水平自然增長情況下的模型(m2)和模型(m4)中，資本產出彈性分別為0.3998和0.4342，勞動產出彈性分別為0.2335和0.2313，均在5%水平下顯著。根據模型(m2)和模型(m4)，對資本與勞動的規模報酬不變進行穩健的沃爾德檢驗，檢驗結果分別為chi2(1)= 11.58，相應伴隨概率為0.0007，chi2(1) =11.37，相應伴隨概率為0.0007，在5%水平下，規模報酬不變的假設均被拒絕，再根據雙側假設檢驗與單側假設檢驗之間的關系，我們可以直接拒絕規模報酬非遞減的假設，說明當前我國工業企業的規模報酬處于遞減階段。R&D投資的系數為0.36左右，也在5%水平下顯著，說明R&D投資有利于促進企業產出增長。技術改造系數為正但不顯著，表明工業企業的技術改造對提高企業產出的作用不顯著。國內技術購買的系數為負，說明國內技術購買對企業產出具有不利影響，但這種影響在總體上不顯著。在模型(m2)中，國外技術購買的系數為負，且在5%水平下顯著，說明購買國外技術對產出增長具有顯著的抑制作用，在模型(m4)中國外技術購買及其與消化吸收交互項的系數都是負號現代企業管理論文，而且系數的聯合顯著性檢驗表明在5%的水平顯著[①]，因此認為國外技術購買能顯著的抑制產出增長。在不考慮國外技術購買與消化吸收的交互作用時，根據模型(m2)中消化吸收系數及其顯著性，可以看出增加消化吸收費用支出能顯著地促進企業產出增長。根據模型(m4)中消化吸收系數及國外技術購買與消化吸收的交互項系數進行的聯合檢驗[②]結果表明消化吸收對產出的影響作用是顯著的，但至于是正面還是負面作用，由購買國外技術的支出是否達到臨界值決定。根據模型(m4)的估計結果，可以求得國外技術購買的臨界值為33.38[③]，當國外技術購買小于此臨界值時消化吸收的系數符號為正，大于此臨界值時系數符號為負，由于在樣本數據中，國外技術購買的平均值為11.42，最大值為14.24，因此在考慮國外技術購買與消化吸收的交互時，消化吸收的支出對企業產出具有促進作用。購買國外技術與消化吸收的交互項系數為負，說明專門用于消化吸收國外先進技術的投入不但不能有效提高企業產出，反而存在一定的負面作用，盡管這種負面作用在統計上不顯著。

在加入時間趨勢，即考慮技術水平自然增長的情況下（見表1中的模型(m6)與模型(m8)），結論基本與無時間趨勢一致。在此不再贅述。

經以上分析發現，不管是否考慮技術水平具有自然增長的特性，R&D投資與消化吸收如同資本（生產經營設備）投入一樣對產出具有顯著的促進作用。為比較同是經費投入的資本投入、R&D投資和消化吸收投入的產出彈性是否存在差異，在兩兩之間進行穩健沃爾德檢驗（Robust-Wald test），檢驗結果見表2。

表2 資本、R&D投資與消化吸收間產出彈性的顯著性檢驗

模型

變量

資本

R&D投資

消化吸收

卡方值

P值

卡方值

P值

卡方值

P值

資本

0.03

0.8676

3.61

0.0573

(m2)

R&D投資

0.03

0.8676

1.17

0.2787

消化吸收

3.61

0.0573

1.17

0.2787

資本

0.18

0.6686

4.48

0.0343

(m4)

R&D投資

0.18

0.6686

1.05

0.3062

消化吸收

4.48

0.0343

1.05

0.3062

資本

14.57

0.0001

22.46

0.0000

(m6)

R&D投資

14.57

0.0001

0.06

0.8081

消化吸收

22.46

0.0000

0.06

0.8081

資本

24.51

0.0000

53.27

0.0000

(m8)

R&D投資

24.51

0.0000

0.54

0.4643

消化吸收

53.27

0.0000

0.54

0.4643

注：檢驗方法為穩健沃爾德檢驗法（Robust-Wald test），自由度均為1；檢驗的假設是兩都之間的產出彈性相等；模型(m4)與模型(m8)中的消化吸收的產出彈性是在國外技術購買的均值水平（11.42）下計算的。

根據表2的檢驗結果可以發現，在給定5%的水平下，資本與R&D投資的產出彈性在模型（m2）和模型（m4）中，即不考慮技術水平自然增長時沒有顯著差異，但在在模型（m6）和模型（m8），即在認為技術水平存在自然增長的情況下，這兩個產出彈性存在顯著差異；在模型（m2）中資本的產出彈性與消化吸收的產出彈性不顯著外，在其余的模型中均顯著，而且在模型（m2）中檢驗的伴隨概率為0.057，與選定的顯著性水平相差不大，因此可以近似認為資本與消化吸收間的產出彈性存在顯著差異；而R&D投資與消化吸收的產出彈性在四個模型中均不顯著。

4. 結論

本文利用2000年到2007年間我國不同注冊類型的工業企業數據，從企業類型層面分析了企業R&D投資、技術改造及技術購買與企業產出之間的關系，結果發現，在樣本期間， R&D投資與消化吸收的投入能顯著地促進企業產出增長，而技術改造和國內技術購買的產出效應不顯著，國外技術購買不僅不能促進我國企業產出的增長，反而有可能對企業產出增長具有顯著的負面作用。同時還發現，我國工業企業的資本與勞動的規模報酬目前尚處于遞減階段。

參考文獻

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篇(4)

關鍵詞：投資支出 負債水平 產品市場競爭

我國正處于經濟轉軌時期，初步建立起來的市場經濟運行體系處在不斷探索、逐步完善的進程中，企業賴以發展的產業環境還存在較多問題，如一些行業的過度競爭、差異化程度不足等；而且，隨著我國進一步對外開放步伐的加快，我國將會有越來越多的行業面臨來自國外企業的強大的競爭壓力，企業的微觀決策（包括投資、融資決策）就必須要依據所處行業的競爭狀況進行抉擇。而目前，還很少有國內學者基于產品市場競爭的角度來研究負債水平對企業投資行為的影響。本文的研究表明，企業的投資支出與負債水平在整體上呈負相關關系，而產品市場競爭狀況會影響這種關系，具體而言，與處于非競爭行業的上市公司相比，處于產品市場競爭程度激烈行業的上市公司，其投資支出與負債水平的負相關關系更強。

一、文獻回顧

（一）投融資關系研究Modigliani and Miller（1958）對企業的投資與融資關系進行了開創性的研究。到了20世紀70年代，當“資本結構之謎”研究的重心逐步從稅收、破產等“外部因素”轉向企業“內部因素”后，西方學者對股東債權人沖突影響企業投資行為的研究是作為解釋“資本結構之謎”的理論之一而出現的。股東債權人沖突對企業投資行為的影響，主要表現為資產替代或者投資不足，眾多的西方學者對此展開研究（Jensen et al.，1976；Myers，1977；Smith et al.，1979；Gavish et al.，1983；Berkovitch et al.，1990；Ahn et al.，2006）。實際上，無論是資產替代效應，還是投資不足效應都來自于股東/經理的道德風險，負債的相機治理作用則是從另一個側面描述了負債融資與企業投資行為之間的關系，即負債融資在增加負債成本的同時，也降低了股東經理沖突引起的成本（Jensen，1986；John et al.，1988；Heinkel et al.，1990；Hart et al.，1995；Lang et al.，1996；Childs，P.D.，et al.，2005等）。應該說，國內已有的研究已經開始打破融資和公司投資相互獨立的分析框架，但是，專門研究負債融資對企業投資行為影響的文獻還不多，學者們的研究也主要是基于國外理論，檢驗負債融資引起的股東債權人沖突（童盼等，2005；江偉等，2005；劉星等，2006等）以及負債的相機治理功能（江偉等，2004；童盼等，2005；范從來等，2006；辛清泉等，2006；李喬立，2007；姚明安等，2008）。

（二）產品市場競爭與企業投資行為研究 在二十世紀六七十年代，西方就有學者研究產品市場競爭與企業投資行為的關系，如Frederic and Scherer（1969）研究了市場結構與投資穩定性之間的關系。隨后，該領域內有大量學者從不同角度繼續探索，如研究市場結構對企業投資行為的影響（Frederic M. Scherer，1969等）、行業競爭程度與企業投資行為關系（Spence，1979；Kiyohiko G Nishimurg，1991；Donald A. Hay and Guy S. Liu，1998；Lucas and Prescott，1971；Gilbert and Harris，1984；Lippman and Rumelt，1985等）、不確定性與企業投資行為（Hartman，1972；Caballero，1991；Vivek and Prakash，1996；Laarni T Bulan，2005等）。研究結論從不同角度表明了企業的微觀決策（這里主要指投資決策）會受到產品市場狀況的影響。我國學者對上市公司投資行為的研究成果主要集中在以下幾個方面：基于我國存在的股權融資偏好特征，研究融資偏好與投資行為，如施東輝（2000）、何金耿（2001）、杜麗虹和朱武祥（2003）、郝穎和劉星（2005）等；基于我國上市公司頻繁改變募集資金投向的現實，研究投資的資本投向問題，如朱武祥（2002）、張為國和瞿春燕（2003）等；研究投資行為與公司業績表現，如韓立巖等（2003）、姚俊等（2004）、李濤（2005）等；研究投資現金流的敏感性問題，如：馮巍（1999）、魏鋒和劉星（2004）、張翼和李辰（2005）、王治（2008）、汪強（2008）、楊華軍（2008）、郭建強和張建波（2009）等；研究負債融資與企業投資行為之間的關系（這一部分文獻已在上文綜述）。國內學者從很多個角度對企業投資行為進行剖析。當前從產品市場競爭角度入手研究企業投資行為的國內學者相當少。劉星、曾維維、郝穎（2008）研究發現，企業投資支出與產品市場競爭強度顯著負相關，這表明各行業企業投資規模的差異部分源于產品市場競爭強度的差異。

但是值得注意的是，我國學者在研究投資支出與負債水平相關關系的時候，絕大部分研究均以上市公司所有行業作為研究對象，這可能會影響研究結論，因為不同行業、不同產品市場競爭度，企業投融水平都存在較大的差異。此外我國當前處于轉軌經濟時期，國內的經濟制度、經濟環境、產業市場、資本市場都與西方國家有著重要差別，這決定了西方理論不能簡單地套用于我國相關研究。目前，我國還很少有學者基于產品市場競爭程度的角度來研究負債融資對投資行為的影響作用，處于不同的產品市場競爭狀況的企業，其負債融資是如何影響企業投資行為的？又在多大程度上影響著企業的投資行為？這些問題都沒有得到很好的回答。

二、研究設計

（一）研究假設 關于負債水平與企業投資行為的研究一直受到學者們的廣泛關注，西方學者關于負債融資對企業投資行為影響的理論基礎主要有兩種，一種理論認為，負債融資帶來了股東與債權人之間的利益沖突。在假設股東與經理人利益一致的前提下，股東/經理為使股東財富最大化，會在投資決策時選擇那些能夠增加股權價值但會減少整個企業價值（也即減少債權價值）的項目，或放棄那些能夠增加企業價值但會減少股權價值的項目，從而產生資產替代或投資不足，損害債權人及企業整體利益。另一種理論則認為負債可以降低股東經理之間的成本，提高投資效率。關于我國上市公司投資與負債水平之間的關系，國內不少學者進行了實證研究，盡管進一步細分的研究結論也存在差異，但是絕大部分學者都得出的一個結論：即從整體上來衡量，我國上市公司的負債水平與投資支出是表現為負相關關系的（如童盼、支曉強，2005；劉星、楊亦民，2006；童盼、陸正飛，2005；范從來、王海龍，2006；辛清泉、林斌，2006；姚明安、孔瑩，2008等等）。因此本文提出假設：

H1：從整體而言，我國上市公司投資支出與負債水平存在負相關關系

進一步結合產業組織理論、投融資理論對不同產品市場競爭程度的企業投資支出與負債水平的關系進行分析。當前我國處于經濟轉軌時期，產品市場競爭過程中的集中化趨勢越來越明顯（魏后凱，2002；郭海濤，2008等），行業內企業尤其是在行業內有相當份額的企業之間的抗衡力度明顯提高；而且，產品差異化程度不足、主要依靠價格戰的事實又加大了企業面臨的競爭程度（盛文軍、廖曉燕，2001等）；此外，許多企業都存在過度競爭（劉志彪，2000；盛文軍、廖曉燕，2001；李洋慧，2004；趙春玲，2006等），企業的投融資等微觀決策極易受到競爭對手的打壓報復；再者，由于退出壁壘比較高，企業為了生存，不得不竭盡所能采取一切手段參與競爭。總的說來，我國上市公司非效率投資行為的動機來源于產品市場競爭壓力下經營者的非理性決策，這同時也反映出我國上市公司不完善的公司治理機制。處于競爭程度比較強的行業的上市公司，產品市場的上述特點將增加所面臨產品市場的不確定性，加大自身的經營風險，而此時，較高負債水平則意味著較大財務風險，為了避免破產，實現企業可持續發展，經理人相對而言有著較大的激勵根據客觀情況進行微觀決策，將企業總風險控制在合理水平。因此，同等情況下，會更加謹慎地根據產品市場競爭狀況進行微觀決策（包括投融資決策）以保持競爭優勢。因此，在其他條件相同的情況下，這就加大了企業投資行為對于負債水平的敏感性。基于此，本文提出假設：

H2：與非競爭行業的上市公司相比，處于產品市場競爭程度激烈行業的上市公司其投資支出與負債水平的負相關關系更強

（二）樣本選擇和數據來源 本文所采用樣本為2005年至2007年所有上市公司的面板數據，剔除金融保險業和ST、PT公司，并以|Xi-E（Xi）|>3?滓i為標準，剔除了異常值，得到全樣本的有效觀測值3526個。之后，本文在實證研究不同產品市場競爭程度的上市公司投資與負債水平關系差異時，參照中國證監會的行業劃分標準，剔除綜合類和每個大類下的“其他”類別，同時為了使同一類公司的業務具有同質性，具有直接的競爭關系，盡量按照小行業進行分類，特別是行業類型較為復雜的制造業，最終得到65個行業，共3286個有效研究樣本。在假設2的檢驗中，本文根據65個細分行業的競爭程度評價結果，選取排名前10個行業代表競爭相對激烈行業，共得到603個有效樣本；同時，基于各個非競爭行業樣本數目都比較少，也為了盡量減少得分值細微差別對研究結論造成的偏差，本文選取競爭程度排名后20個行業代表競爭相對不激烈行業，共得到348個有效樣本，進一步實證檢驗兩組樣本投資支出與負債水平的關系差異。

（三）行業競爭程度計算指標與方法在產業組織理論中，如何界定產品市場競爭強度是一個難題，學術界目前還沒有一個合理的指標可以用來反映產品市場競爭。本文采取因子分析法，對所選取的幾組反映行業競爭狀況的變量構建指標體系，綜合評價行業競爭程度。（1）企業數目。企業數目可以作為市場競爭程度的一個近似的衡量指標。一般而言，一個行業內企業的數目越多，則該行業競爭越激烈。（2）赫芬達爾赫希曼指數（HHI指數）。HHI指數是一種測量產業集中度的綜合指數，指一個行業中各市場競爭主體所占行業總收入或總資產百分比的平方和，用來計量市場份額的變化，即市場中廠商規模的離散度。赫芬達爾指數是產業市場集中度測量指標中較好的一個，是經濟學界和政府管制部門使用較多的指標。HHI指數是用某特定市場上所有企業的市場份額的平方和來表示，其公式為：HHI=（Xi/X）2=Si2。其中：X為市場的總規模；Xi為企業的規模；Si=Xi/X為第i個企業的市場占有率；n為該產業內的企業數。（3）利潤率指標。在一定程度上，企業利潤率的相關指標可以反映出行業之間的相對競爭程度。通常來說，競爭激烈的行業公司可以獲得的平均利潤率比較低，而相對壟斷的行業平均利潤率較高。根據當前國內學者的做法，被用來衡量行業競爭程度的利潤率指標包括主營業務利潤率、營業利潤率、凈資產收益率、總資產收益率等等。根據研究的需要，本文選取了主營業務利潤率和凈資產收益率兩個指標。綜上，用來進行因子分析的代表行業競爭程度的指標如（表1）所示。

（四）變量選擇與模型建立本文以經過篩選得到的有效樣本3526家上市公司作為研究對象，建立多元回歸模型進行實證分析：

回歸模型中各變量定義如下：第一，投資支出。本研究的被解釋變量為企業的投資支出。考慮到公司總資產的變動一部分是由流動資產（應收賬款和存貨等）的變化引起，而流動資產的變化很容易受到宏觀經濟形勢（如通貨緊縮）的影響，所以本文選擇基本上可由公司管理者控制的固定資產投資規模作為公司投資支出的度量。即采用企業資產負債表中的本期固定資產凈額、在建工程及工程物資三項之和的增加值與年初總資產之比作為公司投資支出變量。第二，負債水平。本研究的解釋變量為公司的負債水平。由于當企業進行當期投資決策時，股東、債權人之間的利益分配關系一般由期初融資結構決定，作為解釋變量，滯后一期的資產負債率比當期資產負債率對企業投資更具解釋力（童盼，陸正飛，2005）。基于此，本文選取滯后一期的資產負債率（總負債/總資產）來衡量公司的負債水平。第三，內部現金流控制變量。基于信息不對稱理論和成本理論內部資金與外部資金成本是不一樣的，內源融資的成本低于外源融資的成本（Hubbard，1998）。因此在給定其他條件相同的前提下，企業的投資支出與內部產生的現金流是正相關關系。本文采用期初的經營活動現金凈流量除以年初總資產來衡量企業內部現金流。第四，最終控制人性質控制變量。基于中國特殊的制度背景，本文將最終控制人的性質劃分為國有控股和非國有控股，國有控股上市公司所有者缺位、內部人控制現象比較嚴重，層級鏈過長，可能會影響企業投資行為。第五，成長性控制變量。在控制成長性因素時，國內外部分學者的實證研究用到托賓Q值。但是，托賓Q值在實際運用中存在較多的爭議，如股票市場的不完善導致資本市場評價的信息失真（Bond and Cummins，2001）、托賓Q值在反映對企業近期投資的預期方面有很大的噪音（Alty，2003）、我國上市公司通過股市反映出來的市場價值與公司實際價值存在較大的偏差（徐惠玲，2008）、托賓Q值在我國存在計量困難等。基于此，本研究采用公司的主營業務收入增長率來控制公司的成長性對公司投資支出的影響。第六，行業控制變量。企業經營所面臨的競爭環境對企業特定的投資和戰略選擇有著重大而深遠的影響（Poter，1980），從而可能會對企業資本支出水平的選擇產生不同的作用。因此，在檢驗假設1的模型變量選擇時，本文控制了行業因素。而在檢驗假設2時，已經進一步細分行業市場，因此對處于同一樣本組的企業，不再細分控制行業因素。第七，年度控制變量。考慮到不同年度的宏觀經濟環境可能存在差異，從而可能對公司的資本支出水平產生一定的影響。基于此，本研究設置Year為0-1變量來控制年度因素的影響。綜上，各變量定義如（表2）所示。

三、實證結果分析

（一）描述性統計 本文分別對全樣本以及基于行業競爭的分樣本公司2005年至2007年間的主要變量進行了描述性統計

（1）全樣本描述性統計。全樣本公司2005年至2007年間的主要變量描述性統計結果見（表3）。可以看出，企業的凈投資資本存量比率的標準差是均值的兩倍以上，是中位數的七倍以上，這說明我國上市公司之間的凈投資率的差異比較大。總資產負債率的均值為49.46%，中位數為50.94%，表明在中國，負債融資依然是我國上市公司的主要融資渠道；這里需要說明的是，資產負債率的偏度Skewness是-0.25344，負的S值意味著序列分布具有左側拖尾（左偏），也就是大部分的上市公司選擇的是低于50%的資產負債率，整體而言融資結構還是比較合理的。經營現金凈流量資本存量比率的均值和中位數分別為0.08240和0.07646，據有關資料顯示，發達國家的企業經營現金凈流量資本存量比率達到0.16，這表明我國上市公司的內源融資能力較弱，經營績效還有待改善。主營業務收入增長率的最大值為198.77%，最小值為-94.54%，最值之間正負差異較大，而且標準差大于均值的1倍，由此可見，我國上市公司在成長性方面存在較為明顯的差異。

（2）基于行業競爭程度的描述性統計。本文按照劃分的65個行業（共3286個有效樣本）用因子分析法對各行業競爭程度的評分結果見（表4）。表中綜合得分Score值是三個因子的線性組合，也是四個原始指標的線性組合。根據原始指標與行業競爭程度的相關關系可知，Score值越小，表明該行業的競爭程度越激烈，即Score值與行業競爭程度呈負相關關系。（表4）把65個行業按照Score值的升序進行排列。根據本研究的綜合評價結果，競爭相對激烈的行業以計算機設備制造、商業經紀、紡織業、塑料制造、化學纖維等行業為代表，相對壟斷的行業以通信服務、有色金屬礦采選、黑色金屬礦采選、石油和天然氣開采、鐵路運輸等行業為代表。（表5）和（表6）分別給出了競爭行業和非競爭行業樣本的描述性結果，競爭行業樣本的凈投資-資本存量比率均值為0.06993，小于非競爭行業樣本的凈投資-資本存量比率均值0.11535，這表明，一般來講，處于競爭激烈行業的企業，可能是面臨較大的競爭威脅，基于持續發展的目的，投資行為相對謹慎，傾向于相對縮減投資支出。再來看負債水平變量，競爭行業樣本資產負債率均值為52.04%，高于非競爭行業樣本的40.02%，這與我國資本市場現實是相符的，盡管理論上，低負債是一種競爭優勢，但是因為我國資本市場再融資約束嚴格，股權融資機會的行業差異非常明顯，競爭激烈行業的企業股權融資機會非常有限，而相對壟斷行業的企業卻容易獲得股權融資，這種再融資監管是一項強硬約束，融資能力差異對行業資本結構的影響力量超過了市場競爭本身對資本結構的要求。在控制變量方面，競爭行業的現金流變量均值為0.06762，低于非競爭行業的0.14650。此外，競爭行業的主營業務增長率均值為21.34182，非競爭行業的則為26.25017（張華，2006）。

（二）回歸分析本文分別對回歸模型1和模型2進行了回歸分析。（1）全樣本回歸分析。對于企業投資支出與負債水平的關系，實證模型的全樣本回歸結果如（表7）所示。結果顯示：在控制了現金流、成長性、實際控制人、年度以及行業等影響投資支出的諸多因素之后，投資支出與負債水平之間仍表現為比較顯著的負相關關系，負債水平變量的回歸系數為-0.038，在5%的水平上顯著，這與假設1相符。同時，觀察控制變量的回歸系數，現金流變量、成長性變量都與企業投資支出在1%的水平上顯著正相關，說明這些因素都促進了企業的投資，與國內外學者的研究結論一致。此外，年度因素和行業因素起到較好的控制作用，需要注意的是，多個行業因素在不同水平上顯著，這為下一階段細分行業進一步研究提供了證據。（2）基于行業競爭的回歸分析。由（表8）可知，競爭行業樣本其投資支出與負債水平表現出非常顯著的負相關關系，相關系數為-0.101，在1%的水平上顯著；而對于非競爭行業樣本，其投資支出與負債水平呈現負相關關系，但相關系數比較小，為-0.014，并沒有通過顯著性檢驗，實證結果表明企業滯后一期的資產負債率同等增加1%的情況下，競爭行業的企業要比非競爭行業的企業多削減投資支出0.087%。同時，對競爭行業與非競爭行業兩個樣本組的負債水平回歸系數的差異進行顯著性檢驗，t值為2.099，在5%的水平上通過了顯著性檢驗，這進一步說明兩個樣本組的投資支出與負債水平的相關關系是存在顯著性的差異的。換句話說，競爭行業與非競爭行業樣本的投資支出都隨負債水平的增加而下降，但競爭行業的投資支出隨負債增加而下降的幅度相對較大，統計檢驗結果更為顯著，這證實了假設2，即競爭行業樣本的投資支出與負債水平的負相關關系更強。控制變量方面，競爭行業與非競爭行業樣本的投資支出變量與現金流變量都表現出正向的相關性，競爭行業的在1%的水平上顯著，非競爭行業則在10%的水平上顯著，這表明無論處于競爭行業還是非競爭行業的公司，其投資支出都與內部現金流呈顯著正相關關系，即企業內部現金流可以刺激投資行為，現金流充足的企業傾向于增加投資，這符合自由現金流理論。關于最終控制人變量，非競爭行業的在5%的水平上顯著正相關，而競爭行業樣本的則不顯著。再看代表成長性的主營業務收入增長率變量與投資支出變量的關系，競爭行業在1%水平上表現出正相關關系，相關系數為0.350，而非競爭行業相關系數較小，為0.065，但不顯著，這說明相比較而言，非競爭行業企業的投資支出決策受其成長前景的影響較小。

（三）穩健性檢驗為了進一步檢驗前述回歸結果的穩定性，本文采取變更被解釋變量取值的方法對前文的回歸方程進行新的回歸。具體而言，以A-Inv表示被解釋變量，其中，A-Inv＝（t年固定資產凈額、工程物資、在建工程改變量）/t-1年末固定資產凈額。（表9）列示了變換被解釋變量取值后全樣本的多元回歸結果。變換取值后的投資支出變量與負債水平變量在5%的水平上顯著負相關，這與前文的實證回歸結果相符，同時，從整體趨勢上來看，模型與前述的回歸保持一致性，如回歸系數的大小、符號方向、顯著性水平等等，這說明了本文得出的回歸結果具有穩定性。然后，對競爭行業與非競爭行業的投資支出與負債水平關系進行穩健性檢驗。為了進一步驗證前文回歸結果的穩健性，與前文的分樣本回歸相比，本次回歸在變換被解釋變量的基礎上，還控制了行業因素的差異。由（表10）可以看到，競爭行業樣本的投資支出變量與負債水平變量在5%的水平上顯著負相關，這與前文的研究結果保持一致性，說明在競爭行業，負債的確對上市公司投資發揮了較強的約束作用。在非競爭行業樣本組，企業投資支出變量與負債水平變量負相關，相關系數較小，為-0.032，與前文一樣，也是沒有通過顯著性檢驗，可以看到，在變換被解釋變量后，非競爭行業投資支出變量與負債水平變量關系的回歸系數的數值大小有少許差異，但是在回歸系數符號方向以及統計意義的顯著性水平上并沒有產生本質性的差異。另外，兩組樣本負債水平與投資支出關系差異的顯著性檢驗結果顯示，t值為2.175，在5%的水平上顯著，這表明兩樣本組的負債水平與投資支出關系存在顯著性的差異，即與非競爭行業相比，競爭行業的投資支出與負債水平的負相關關系更強，這與前文的回歸結果保持一致性，這表明本文的回歸結果是具有穩健性的。由（表10）可知，在同一樣本組加入了行業控制變量之后，回歸結果與前文并不存在明顯的出入，這也說明了前文的分樣本回歸沒有在同一樣本組里控制行業因素是有依據的。另外，整體趨勢來看，與前文的回歸結果相比，穩健性檢驗的回歸結果（系數的大小、顯著性水平等等）也沒有產生根本性的差異。綜上所述，從整體上來說，穩健性檢驗的回歸結果再次驗證了上市公司投資支出與負債水平的負相關關系，而且這種關系會由于上市公司所處的行業競爭程度的不同而存在差異，與本文前述檢驗結果一致。

四、結論

本文主要從產品市場競爭的角度探討了企業負債水平與投資支出的相關關系。本文從全行業樣本入手，以滬深兩市A股上市公司2005年至2007年的數據為樣本，實證驗證了企業投資支出與負債水平整體上的相關關系；通過構建行業競爭程度的綜合評價函數，實證研究競爭激烈行業與非競爭激烈行業的上市公司其投資支出與負債水平的相關關系所存在的差異。本文的研究結論如下：其一，企業投資支出與負債水平在整體上呈負相關關系，這與我國部分學者的研究結論相符（如童盼、支曉強，2005；劉星、楊亦民，2006；童盼、陸正飛，2005；范從來、王海龍，2006；辛清泉、林斌，2006等等）。這說明企業的負債水平在整體上是抑制其投資支出的，隨著負債水平的上升，企業傾向于縮減投資支出。其二，處于產品市場競爭程度激烈行業的上市公司其投資支出與負債水平的負相關關系更強。這個結果說明，處于競爭程度比較強烈的行業的上市公司，我國產品市場的嚴酷競爭環境（集中化趨勢日趨明顯、產品差異化程度不足、主要依靠價格戰、存在過度競爭、退出壁壘較高等）增加了它們面臨的產品市場的不確定性，加大了其自身的經營風險，而此時，較高的負債水平則意味著較大的財務風險，為了避免破產，實現企業的可持續發展，經理人相對而言有著較大的激勵根據客觀情況進行微觀決策，將企業的總風險控制在合理的水平。因此，同等情況下，其會更加謹慎地根據產品市場競爭狀況進行微觀決策（包括投融資決策）以保持競爭優勢。因此，在其他條件相同的情況下，這就加大了企業投資行為對于負債水平的敏感性。本文的實證研究結果與預期一致，支持了本文的假設。但是，本文仍然存在較多的不足之處:關于產品市場競爭程度的衡量指標，出于數據的可量化性方面的考慮，本研究只用到財務績效指標來衡量行業競爭程度，而沒有綜合考慮品牌效應、人力資源等結構指標和行為指標;本研究只考慮同行業間的競爭因素，而沒有充分考慮交叉行業之間可能存在的競爭。;鑒于數據的可獲得性，本研究的樣本只包括滬深兩市A股上市公司，如果充分考慮各行業內所有公司的情況，研究結論是否會有不同？

*本文受廣東省自然科學基金博士啟動項目“基于價值創造的企業財務管理研究”（項目編號：8451027501001442）資助

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篇(5)

關鍵詞：技術機會識別 企業匹配度 探索性因子 分析

分類號：G250 F27

引用格式：江洪， 張曉丹， 杜妍潔. 技術機會識別中企業匹配度探索性因子分析[J/OL]. 知識管理論壇， 2017， 2（1）： 9-21[引用日期]. http：///p/1/89/.

1 引言

技術與技術機會作為一種客觀存在，具有知識與資源的特性[1]。對企業來說，技術機會是一種稀缺資源，是影響企業生產創新活動的一個關鍵性因素。技術機會一方面可以增強企業資源的流動性以適應技術創新的變化，另一方面可以幫助企業制定和實現正確、科學的技術戰略定位，拓展企業新的生存邊界；此外還可以幫助企業尋找技術變化導致的新過程、新產品、新市場和新的組織方式，從而引導或發現可能產生的商業機會。

然而，由于企業自身對技術機會的警覺性、網絡和信息把握能力、認知學習能力等主觀條件的不同，企業對技術機會的認知存在差異性。提高企業自身對技術機會的認知能力、運用技術機會識別工具的能力，能幫助企業更清楚地認識和發現潛在、有價值的發展機遇。技術機會識別作為技術創新管理工具之一，是基于企業主體對技術機會的識別發現到認知再到利用的過程。

在技術機會從認知到利用的階段，企業與技術機會的匹配度是至關重要的因素，影響著技術機會能否由認知環節進入利用環節。

2 企業匹配度概念分析

國內外學者對匹配理論研究主要集中在管理學的匹配理論、認知匹配理論、信息系統中的匹配理論及企業能力匹配理論4個領域，這4個領域既有各自研究的特點也相互交叉融合。J. A. Timmons等[2]提出的機會認知系統是一個由機會、資源和創業團隊3個驅動因素相互匹配與平衡的過程，企業必須不斷地維持各要素之間的平衡才能實現企業的高效運營。張翼、樊耘等[3]首次提出并論證了人與組織匹配的必要條件是個人與組織的價值觀和目標一致，充分條件是雙方價值觀與目標一致、組織工作要求與個人能力、個人需求與組織供給3因素的匹配。周智穎、孟衛東[4]對傳統價值鏈模型進行擴展后得出等動態波特價值鏈模型，導出的企業關鍵能力包括資源配置與協同能力、全面學習與創新能力、績效管理能力、戰略定位能力、生產資助能力和營銷能力，這些能力之間相互聯系與影響。陳勇星等[5]構建了用研究技術創新能力與技術創新模式匹配關系的九方格矩陣，并通過分析得出技術創新能力與技術創新模式具有協調型匹配關系時企業才能實現技術創新的最佳定位。何文章[6]認為企業匹配是企業擁有的一系列特定活動的資源、信息、知識和能力及其組織調控和配合。黃勝忠[7]提出了企業在不同的技術階段對技術機會的匹配戰略。姚明明[8]研究了商業模式設計與技術創新戰略匹配對后發企業技術追趕的影響機制。劉貽新等[9]運用雙邊匹配的方法構建基于技術生態位結構特征的企業技術戰略動態匹配模型。綜合上述觀點，本文認為企業資源與技術機會的匹配度實際上就是企業所擁有的資源條件和協同能力與創新活動及技術機會之間的契合程度，具體而言，是企業自身能力與當前企業所需進行的技術創新活動之間的匹配程度，這關系到企業能否有效利用技術機會。

3 技術機會識別中企業匹配度理論模型結構分析及驗證

3.1 基于能力匹配理論的研究模型

從能力匹配理論來看，從認知到利用階段，企業調整各種資源與能力，與外部環境因素以及技術本身因素保持合適匹配關系。就企業本身而言，技術機會識別中技術是否真正得到企業的利用更重要的原動力來源于企業技術資源和能力的動態匹配。匹配關系的形成一方面需要企業在不匹配的現狀中調整內部和外部的資源，另一方面需要企業調整自身的組織能力，以追求突破各種障礙限制，獲得匹配形勢。特別需要調整的是與技術機會相關的企業創新能力、知識管理能力、知識分享能力。創新要素和企業能力之間的動態匹配關系可以使技術機會識別過程更簡單、更清晰、更容易實現。這種匹配關系是否協調不僅可以反映出企業內部要素之間是否協同，而且通常也反映出企業內部與外部是否具有整體良好的協同狀態。企業的整體匹配性越好就越能形成有的競爭優勢，畝獲得較好的收益，此時才形成了技術機會[10]。如果企業呈現少數要素匹配或整體匹配性不強的狀態，企業相對技術優勢無法展現，對于該企業來說技術就無法成為技術機會。

能力匹配的理論表明，外部環境與技術機會是客觀存在的，企業的能力匹配不是由客觀因素產生的，而是由企業組織主動選擇調整的結果。從企業技術開發行為來說，首先該行為具有極強的目標性，是企業根據自己的發展目標而決定的行動；其次是該行動具有不斷適應性，企業對內外部資源與能力的整合與調整是企業主動的行為。在技術開發過程中，企業會采取不斷自主投入、技術創新甚至是改變影響外部環境等綜合技術創新行為。

企業的技術創新行為可以劃分為兩個方面：①自主的技術研發行為，即企業通過調整內部技術研發力量，開展自主技術研發，以獲得超前于外部技術的先進技術。研發技術的同時企業還會采取市場與技術推廣的行為，來改變外部環境和需求，建立和完善有利于技術創新轉化為產品的社會環境。就這一方面而言，企業自身的創新能力會影響到企業主動的技術開發行為，進而改變企業自身，實現與外部環境需求的匹配。②技術引進行為，即依照外部環境需求的變化，企業在協調內部資源的同時選取外部有利技術，并加以引進消化吸收改進提高，將外部技術融入到企業自身的生產活動中，使企業與外界的技術步調保持一致。從這一角度出發，企業的知識共享能力，包括知識轉移、知識學習、知識創造能力則顯得尤為重要。

綜上所述，影響企業自身認知能力的因素都會造成企業對技術機會的匹配度的變化。企業的技術創新能力是有效改善自身能力，調整自身資源以適應環境變化，達到與技術機會相匹配的目標的重要因素[11]。同時根據知識共享理論，在企業實現創新要素匹配性調整的過程中，企業的知識共享能力也是一個十分重要的因素，更高的知識共享能力帶來企業更好的匹配度。因此企業的創新能力與知識共享能力能有效維持企業技術資源和能力與外部環境需求的匹配，從而使技術創新達到預期目標。

3.2 基于企業能力匹配理論的研究模型

企業能力是企業戰略決策的根本決定因素之一。企業能力是一種企業綜合素質、綜合資源和綜合競爭力的體系，重點是企業對內外部環境的認知能力和調整適應能力。從組織演化的角度來說，企業能力是企業的系統性經驗性知識組織以及資源協調配置協同能力、全面學習與創新能力、組織管理與戰略發展能力等，可以概括為企業的認知、產出、組織管理能力。企業的能力可通過產品和產業轉移，使得企業在不同的產品與產業中運用其能力來調整組織相關的資源，決定了企業在市場中的地位、發展路徑及企業的核心競爭力。

企業能力理論中，企業能力是比較特殊的生產資源函數。樓永[12]構建了企業能力模型來研究企業多元化戰略的動因與選擇。能力投入產生的效率隨著經營活動的不同而產生差異，不同的經營活動面臨不同的生產函數，這就需要不同的能力，因此企業能力隨著企業經營活動不斷調整以尋找最優的能力匹配。企業可以通過某種能力投入帶來能力變化，從而適應某一時期的經營活動。而認識這種匹配程度的方式是了解企業在某一時期的能力投入，并通過不斷調整其能力配置最終確定匹配程度是否到達最優。一般來說，匹配過程就是一個不斷優化的過程。

企業能力匹配理論對于技術機會識別來說，主要是企業能力與技術創新活動相匹配的過程。通過對現有技術創新能力進行優化和有效利用，可進一步尋求企業技術機會的最優模式。企業在發展新的技術機會時，需要對其企業能力做出判斷，在企業能力與技術活動匹配不良時，通過一些新的技術機會來改善。而這時的技術機會數量可能不是很多，對技術機會的準確度要求更高。一個匹配度高的技術機會對企業能力的整合與擴張作用可以使得技術機會帶來更好的結果。現有的企業能力與技術機會匹配情況研究能幫助企業更好地解決發展問題，同時也能增加企業對技術機會的利用能力。

3.3 基于團隊焦點訪談的模型結構及驗證

筆者通過焦點訪談對企業技術機會識別的匹配度影響因素進行初步調查，并基于焦點訪談的結果對上述理論模型結構進行初步驗證。

本研究的訪談對象是中國科學院湖北產業技術創新與育成中心培育的企業，該中心是中國科學院在湖北省的科技成果轉移轉化與培育機構，已經建設了若干個產業技術研發平臺，并形成一個輻射湖北全省的科技成果轉移轉化網絡，培育了30多家產業創新技術和高新技術企業。共進行了兩場團體焦點訪談，采取完全團體訪談的方式，每場訪談時間為40分鐘至1小時，訪談地點在武漢市。邀請了相關的企業負責人來參加會議，兩次參會人數分別是8人和11人。

訪談的內容包括企業認知與技術機會識別、企業生產創新及企業技術創新管理3個方面。具體問題有：對企業認知與技術機會識別聯系程度的評定，技術機會識別中企業認知能力的描述，匹配因素對企業技術機會識別的影響，衡量影響匹配度的因素，影響企業技術創新能力的關鍵因素，企業如何進行新技術的吸收、消化、轉化和應用，企業在技術創新過程中遇到的問題和困難，企業的高層管理人員的戰略決策對企業技術創新的影響。

通過團體焦點訪談研究，本文得出企業關于技術機會識別及匹配度的3點結論：

（1）企業的匹配度對技術機會成功識別具有重要影。參與訪談的大部分成員認為技術機會是客觀存在的。技術機會只有被企業認識和認可，同時與企業的發展戰略、技術實力、市場能力等企業認知能力相匹配，才能被企業認識和利用。

（2）技術機會識別中企業識別能力可以用匹配度來描述。參與訪談者普遍表示技術機會識別中匹配度是用來反映技術機會識別中企業識別能力的重要因素之一。在企業最終完成技術機會識別的過程中需要評估企業對該技術的匹配度，不是所有的技術機會都可以被企業來利用，而這個過程就是看企業與技術的匹配程度，匹配度高的企業更具有識別和利用技術的能力，更容易讓技術機會得到最終利用，從而實現其價值。

（3）技術機會識別中企業技術機會識別能力的匹配度可以從以下幾個方面來衡量：企業可以投入的資源是不是跟技術機會相匹配，企業的現有知識管理水平是不是與技術機會相匹配。匹配度是技術機會識別過程能夠完成的一個重要因素，企業自身的能力是利用技術機會的關鍵因素。在企業創新能力和知識組織都比較匹配的情況下，技術機會識別的過程才能更加順暢，特別是技術機會的利用更加依賴于企業能力上的匹配。當提出用匹配度作為企業識別能力從認識到應用的關鍵因素時，大部分參與訪談者表示認可從企業的創新能力和知識組織兩個方面來衡量，也有個別訪談者提出了需要考慮技術本身的匹配度。本文是將企業與技術機會的識別能力作為核心問題進行研究的，因此對于技術本身所需條件和社會環境所帶來的匹配問題不進行討論。

通過對識別過程的理論分析以及對實踐者的經驗總結來看，匹配度是反映技術機會識別中企業與技術機會的識別能力的核心要素之一。“企業的創新能力”與“企業知識共享能力”作為衡量企業匹配度的兩大維度是可行的。

4 技術機會識別中企業匹配度的探索性因子分析

4.1 量表開發與數據采集

在進行大量的文獻調研和實證調查后，本文歸納了企業技術機會識別匹配度測度量表兩大維度的34個測度項目，如表1所示：

隨后，采用問卷調查的方法收集數據，問卷采用里克特5點量表，用1-5表示“很不符合”到“很符合”。調查以中國科學院及其研究所所屬企業為調查對象，采用發放網絡問卷與郵件問卷兩種形式來收集數據。為了提高問卷的回收率，確保數據回收的質量，本次對中國科學院及其研究所所屬企業的調查，主要通過中國科學院院級的企業主管部門來發放調查問卷。本次問卷調查的基本情況見表2。

4.2 探索性因子分析

4.2.1 取樣適應性檢驗和巴特利球形檢驗

本文依據問卷收集到的數據對影響企業技術機會識別匹配度的兩個反映變量企業創新能力、知識共享能力進行因子分析。為了判斷匹配度二階測度項是否適合因子分析，首先對企業認知匹配度的兩個因素進行取樣適應性檢驗（KMO）和巴特利球形檢驗（Bartlett’s test of sphericity）。分別對企業匹配度的二階變量企業創新能力下的20個變量及企業知識共享能力下的14個變量進行了第一次因子分析，巴特利球形檢驗結果顯著，KMO值分別為0.816和0.774，檢驗的卡方值1 062.2和558.2，自由度為190和91，表明該量表適合做因子分析。

本文選擇測度項荷載值以0.50為標準，萃取特征值（eigenvalue）大于1的因子，發現企業創新能力下有3個測度項（CA9、CA12、CA16）或因其載荷值較高或因與其他測度項有一定重合性而無法歸入任何一個因子中。根據統計學理論，將這3個測度項刪除從而得到最合理的量表。在剔除CA9、CA12、CA16這3個測度項后，對企業創新能力變量下的17個測度項做了第二次因子分析，經過方程最大化正交旋轉，抽取得到了4個因子，其因子特征值超過1，其累計解釋方差貢獻率為61.9%，說明這4個因子基本涵蓋了企業創新能力的測量要素。

同樣選擇測度項荷載值以0.50為標準，萃取特征值（eigenvalue）大于1的因子標準，分析后的結果顯示企業知識共享能力下有兩個測度項（KS2、KS7）表現較差，或其因子載荷值低于0.30，或其在對各因子上載荷值較高，而無法歸入任何一個因子中。根據統計學理論，將兩個測度項刪除得到最合理的量表。在刪除KS2、KS7后，對企業知識共享能力變量下的量表部分做了第二次因子分析，其KMO值為0.800，檢驗的卡方值439.98，自由度為66，表明該部分量表適合做因子分析。同時，累積解釋總方差的貢獻率也由53.7%提高至55.49%，也說明經由因子分析后提取的3個因子能夠較好地表達企業知識共享能力。

4.2.2 主成分因子提取

為了進一步分析每個反映變量內部的因子結構，本文對兩個反映變量的自變量進行了主成分分析，其結果如表3、表4所示。

（1）企業創新能力的因子結構分析。由表3可知，企業創新能力變量下形成了4個更高維度的因子。CA1-CA6這6個測度項都在因子1

上對應有較大的荷載值，荷載值在0.617到0.759之間；CA7-CA10則在因子4上對應有較大載荷值，載荷值在0.514到0.798之間；CA11-CA15在因子2上表現出了較高的載荷值；CA17-CA20則分布在因子3上。根據這17個測度項的來源文獻以及測度項的內容進行分析，CA1-CA6用于測量企業R&D投入的數量、比率、從事R&D的技術人員、增長趨勢以及R&D活動的側重點。因此，本文將這一因子定義為企業的“R&D投入能力”。CA7-CA10則用于測量企業生產產品的技術水平、開發周期、經濟效益，用企業的“創新產出能力”來表示這一因子。CA11-CA15測量了企業創新戰略的制定、評估，創新活動的協調、創新資源的配置、創新項目的操作，用企業的“創新管理能力”來定義這5個測度項的更高維度。CA17-CA20則是調查企業產品的市場調研工作、銷售渠道、售后服務，用企業的“創新營銷能力”來定義該因子。綜上所述，在企業創新能力變量下形成了“R&D投入能力”“創新產出能力”“創新管理能力”“創新營銷能力”這4個更高的維度。

（2）企業知識共享能力的因子結構分析。由表4可知，企業知識共享能力變量下形成了3個更高維度的因子。經過正交旋轉后KS1-KS14在3個因子上呈現出較大的載荷值。KS1-KS4（KS2被剔除）這3個測度項都在因子3上對應有較大的荷載值，荷載值在0.474到0.811之間。這3個測度項測量了企業建立項目團隊分享項目經驗、舉辦知識成果交流會、促進員工理解共享價值觀的能力，可以用“知識轉移”的能力來命名該因子；KS5-KS9（KS7被剔除）則在因子2上對應有較大載荷值，這4個測度項測量了企業與競爭者交流、向技術專家學習、與供應商溝通以及鼓勵內部員工之間交流的能力，可將該因子命名為企業“知識學習”的能力；KS10-KS14這5個測度項在因子1上的載荷值最大，該5個測度項是用于測量企業為產品和服務編冊、建立數據庫的能力，以及建立知識庫、用戶數據庫的能力，還有吸收融合員工建議并應用于實踐的能力，本文用企業“知識創造”的能力來命名這一因子。即在企業知識共享能力變量下的12個測度項之上又形成了“知識轉移”“知識學習”“知識創造”這3個更高的維度。

4.3 量表的信度檢驗

為了進一步檢驗量表測量的可靠性，本文對研究結果進行信度分析。主要采取計算修正后測度項總相關系數（CITC）和Cronbachα系數驗證信息質量構成因子的信度[23]來分析測量結果的一致性或穩定性。G. A. Churchill[24]研究表明，CITC的值應該大于0.5，最小不能低于0.3，在0.3以下的測度項應該刪除。不同學者對信度系數的界限值有不同的看法，一般認為，0.50-0.70為最小可接受值，0.70-0.80為相當好，0.80-0.90為非常好。由表5可見，技術機會識別中的企業認知能力匹配度的所有一階因子的Cronbachα系數全部符合該最低標準要求，并有4個一階因子的Cronbachα系數在相當好甚至非常好的范圍內，這表明該一階因子具有良好的信度。

5 研究結果討論與對策建議

5.1 研究結果

基于上述分析過程以及企業匹配度因子結構，構成技術機會識別過程中企業認知能力的企業匹配度變量的二階變量有兩個，分別是企業創新能力以及企業的知識共享能力。這兩個二階變量中又包含7個一階變量，即創新投入能力、創新產出能力、新管理能力及創新營銷能力共同反映企業創新能力；知識轉移、知識學習及知識創造共同反映企業知識分享能力。因此，本文構建了企業技術機會識別匹配度三階模型，見圖1。

5.2 對策建議

5.2.1 企業創新能力匹配衡量

從匹配的角度而言，企業的創新能力要與企業的技術創新活動相契合。重點是對企業自身的資源協調能力和組織能力的衡量。可以從創新投入、產出、管理和營銷四種創新能力來映射企業資源協調與組織能力。

（1）創新投入能力。研發部門（R&D部門）是實現企業技術創新形成和實現的最基礎和最核心的環節，從創新想法的出現到對想法進行產品化，在研發過程中會產生對生產管理等具有指導意義的技術知識，進而達成最終的技術創新效益[25]。因此，企業的R&D投入是推動技術創新、技術進步的前提和條件。在對企業創新投入的研究中，一些學者選擇了企業R&D投入作為衡量企業創新投入能力的指標，如吳延兵[26]利用制造企業數據構建兩種不同的生產函數模型，發現R&D對生產率有明顯的正向影響，同時R&D投入量與技術創新的強度、規模和水平有很強的相關性。李武威[27]采用R&D投入為主要指標，配合非R&D投入來研究企業創新績效。陶永明[28]對R&D投入進行擴充定義，綜合了內部研發、技術購買和合作研發活動中所進行的人力、物力和財力等，并以此為基礎實證研究企業技術創新能力。企業前期階段的技術創新活動即R&D的投入量是有一定獨立性的，并且這些投入經過規范化的統計，具有較好的可比性，比較容易進行數據間的橫向與縱向比較，因而被普遍用來衡量企業創新能力。比較具有代表性的指標是R&D經費和技術人員投入兩個比例數。因此，可以采用企業R&D經費占銷售收入總額的比例來反映企業對于創新活動的經費投入意愿；用經常或專職從事R&D活動的技術人員占工程技術人員總數的比例來大致衡量企業技術創新人力資源投入的水平及與創新活動的匹配程度。

（2）創新產出能力。在企業進行前期的R&D投入活動后，必須把研發投入產生的成果轉化為支持企業發展的知識或產品，衡量企業創新產出能力可以從企業技術水平、新產品以及綜合經濟效益3個方面來測度。趙東喜和范鎮榮[29]采用的是新產品銷售收入以及與總銷售收入的占比來衡量企業創新產出能力。廖中舉[30]在研究R&D投入產出效益時采用綜合企業經濟績效的指標，并驗證R&D投入與企業經濟績效顯著正相關。陶永明[28]等衡量企業創新產出能力時采用吸收能力來反映技術投入的創新產出。王爽和馬景義[31]采用知識產權產品和新產品平均開發周期等指標來衡量企業創新產出能力。總的來說，新產品可以最終體現出創新產出能力，與新產品有關的指標可以從不同的角度來反映企業的創新產出，這些指標包括新產品開發周期、創新產品技術水平等與新產品實現利潤等等。新產品實現利潤與開發周期用來反映技術創新的經濟效益和速率較實用、具有統計規范、可比性強的特點。另外，也可以用企業創新的生產能力來間接反映企業的創新產出。因此衡量創新產出能力時可以采用技術水平、新產品開發周期、新產品效益、企業創新生產能力等相關概念。

（3）創新管理能力。企業創新能力中創新管理能力也是非常重要的條件之一。企業的創新管理能力是通過組織整合、構建、重組內外部競爭力表現出來的。創新管理能力強的企業能夠適應快速變化的市場環境，做出正確的技術創新活動組織安排和計劃實施，及時調整和分享各個管理層的管理經驗。郭東海[32]在用實證案例研究了企業創新管理能力，他采用了戰略管理、支持管理、管理評價3個緯度的指標來研究科技企業的創新管理能力。方曉波[33]從動態能力入手，提出企業創新管理能力的3個組成部分：變化能力、吸收能力和整合能力。杜躍平和方韻然[34]通過對管理中層研究，認為在企業創新管理能力中知識意識能力和工作管理能力對企業創新能力的正效應最為顯著，創新投入能力和環境感知能力對技術創新績效的正效應較大。綜上所述，企業可以選取了進行技術創新的戰略管理能力、進行技術創新的機制建立和運作能力、進行技術創新的過程管理能力3方面來反映企業創新能力。

（4）創新營銷能力。創新營銷能力是企業為其創新產品開拓市場的能力，包括對市場價值方向的正確判斷，對消費者接受新產品的正確判斷，對市場未來預測的爭取判斷，同時也包括企業所具有的市場與消費者的影響力。對市場的正確認識和調控可以使得企業辨識正確的研究方向和技術創新價值[35]。陳曉紅等[35]的研究表明，企業的營銷能力可以通過企業投入，特別是研發投入對市場績效產生顯著影響。而湯青和陳海燕[36]的研究表明技術營銷費用投入可以直接提升企業的績效。白戈[37]把營銷能力與創新行為進行分析，認為營銷能力與技術能力以及創新市場績效等有著直接關聯，并建立了描述營銷能力與技術產業和市場績效直接的函數關系。創新營銷能力包括企業對營銷的投入、新產品營銷的管理策略、對營銷機制和本身規律的深入研究等，特別是對于技術創新的產品其營銷目標在于讓潛在的用戶能逐漸了解、認識、認可企業的新產品、新技術。完整的宣傳方案、強大的服務、銷售網絡以及市場反饋機制等這些都是企業創新營銷能力的具體體現。因此，企業技術創新能力不僅僅是企業技術研發能力，也與企業開拓市場、組織管理營銷等密切相關，同類的技術創新在不同的企業可能是完全不同的結果，這也是一種能力匹配的表現。市場營銷能力的匹配度越高，企業技術創新成果就越能得到市場的接受與認可，獲得更多企業收益。

5.2.2 企業知識共享能力匹配衡量

此外，通過有效的知識管理能夠使知識資本增值，加強企業核心競爭力。本文從知識轉移、知識學習、知識創造3方面反映企業知識共享能力。

（1）知識轉移能力。知識轉移指知識的轉移與傳播和共享的過程。知識轉移包括組織與個體間、個體與個體間以及組織與組織間。而與組織有關的知識轉移一般是有目的、有計劃、跨邊界的。對企業來說，知識轉移是企業知識管理中的重要環節，組織人員在知識轉移過程中吸收新知識并進行有效重組和利用，發現有助于企業發展的知識加以應用，使企業在競爭中取勝[38]。

隱性知識與顯性知識之間的轉移是知識轉移過程的主要環節，通過此環節可以幫助企業知識增長螺旋的形成，知識轉移理論認為這一轉化環節是實現知識共享的基礎。企業可以借鑒日本學者I. Nonaka[39]提出的知識轉化螺旋模型，來探究知識轉移的整個過程。在整個過程中，員工個體在各外在知識表達中結合實踐經驗，進行創造性研究，從而使知識得到進一步的創新和發展。通過企業內不同部門之間的協同工作以及在工作中的不斷實踐等，新的隱性知識不斷被創造出來。

（2）知識學習能力。在企業形成知識轉移的環境之后，伴隨而來的就是知識學習，知識學習將貫穿企業技術創新活動的始終。經驗學習理論認為，學習的過程是信息的獲取及轉化信息的過程，信息獲取和信息轉化構成學習的兩個方面，信息獲取方式是指信息來源渠道，信息轉化方式指信息獲取后如何進行分析處理[40]。由于信息獲取方式與信息轉化方式的不同，識別的技術機會也隨之不同。因此，知識學習會在一定程度上影響機會識別的過程。技術創新過程實際上是一個知識學習的過程，在技術創新的不同階段需要不同形式的學習活動。

新技術思想產生階段新知識的學習：企業新技術產生的靈感和創新來自對外部知識的不斷學習。只有通過持續學習外部知識來提升自身本來的內部知識存量，才能不斷優化自身的知識結構，進而在探尋潛在市場機會時產生新的靈感和創意，并與內部其他知識相融合，逐漸被組織成員恰當地理解。在外部學習的影響下，企業積極主動地將外部知識轉化為自身的競爭優勢，亦促使企業從被動者變為主動推動新技術發展的一方。

R&D活動中的學習：企業通過在研發活動中組織學習以獲得自身獨特的專門知識，這也是企業區別于其競爭對手的重要核心能力。企業可以利用書本、電視、網絡等載體獲得顯性知識，也可以經過觀察、模仿、實踐等途徑獲取隱性知識。這一階段組織應該盡快將外部知識吸收并內化，實現內外部知識的整合，最終形成企業的專門知識。然而，當新知識本身較為復雜、系統和專業時，這些從外部學習得來的知識就會與企業自身的專門知識形成沖突，這時即需要企業對怎樣整合新知識和已有的核心基礎知識做出決策。

生產過程的學習：在新產品的投入生產中，只有將企業員工的隱形知識進行顯性化，才能更好地進行知識學習和利用，從而完善生產流程、提升生產效率。特別一些員工的經驗、技能和洞察力等隱形知識難以直接明確地學習，這就需要企業成員利用個體學習、團隊學習等方式對新知識進行較好地分享與利用，由此可以減少企業在技術開發方面所投入的時間和費用，從而提高技術開發的效率。

營銷階段的學習：在創新產品營銷階段，企業通過持續與外界交換信息和能量，來達到整合技術創新知識的目的。這一階段的學習將更多的關注點放在了諸如尋找新用戶、發現產品新用途、重新細分市場等隱性知識上，重視對有關顧客、供應商和相關市場的隱性知識的廣泛涉獵。在這個階段中，在商品化和產業化階段，企業為了進一步吸收外部的隱性知識并對創新成果進行二次創新作為知識儲備。在歷經知識轉移、知識學習之后，企業的知識積累達到一定層次，企業進入了知識創造的階段，在知識創造階段企業調動各個要素獲取信息，整合形成新的知識，致力于實現技術機會與企業自身的完美匹配。企業員工在互動交流過程中的共同學習是創造新知識的根本原因。產生新知識的基本條件包括交流能力、吸收能力和學習動力。交流能力是指企業員工需要通過持續了解技術知識的變化來補充外部的信息和知識，學習他人的思想、知識和技能并對舊知識進行再認識和再思考，在新舊知識交融的基礎上實現知識創造。因而，知識創造能力的形成首先需要企業組織內部營造一個有利于知識和信息交流的組織氛圍[40]。吸收能力是指提高知識吸收能力的前提是員工對過去相關知識的積累以及對固有路徑的依賴[41]。只有憑借過去對相關經驗和知識的積累，員工才能更加深入地理解和認識新的知識，從而達成對所接觸新信息的深入領會與吸收。個人吸收能力是開發組織吸收能力的重要基礎，而組織吸收能力是通過不斷跨越個人的知識共享和實現知識多樣化逐步形成的。而具備不同知識結構的個人會從不同視角來看待問題，他們之間的交流溝通對增強組織的知識創造能力具有重要作用。學習動力即使員工產生學習動力至少需要具備兩個條件，一方面，企業員工應該意識到信息和知識的價值，只有使員工認識到其做出的努力所產生的價值，他們才會有動力去查找企業內外部的各類信息與知識，才有主動交換和接受信息與知識的意愿[42]；另一方面，員工應能從信息和知識的交換中獲得充分的激勵，員工本身是理性的，只有在交換信息和知識之后獲得了一定的補償，才會真正產生學習的動力。

6 研究結論

通過對企業技術機會識別匹配度影響因子的分析，可以得出在技術機會識別從認知到利用的過程中，企業要提高自身的創新能力并營造一個良好的企業知識共享氛圍，從而促進技術機會利用上的協同。注重加強自身創新投入與產出能力、優化創新管理能力、增強自身的創新營銷能力，這有助于企業實現技術創新機會利用效益最大化。而營造知識共享的企業組織環境，有利于企業對外部知識的發現與吸收，減少對技術機會利用過程中的阻力。只有將創新能力和知識共享能力與企業創新活動匹配后，才能實現技術機會的識別到轉化。

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作者獻說明：

江 洪：設計文章研究框架，負責1、2、3節的撰寫，并指導整篇文章修改；

張曉丹：負責第4、5節撰寫及論文的整合；

杜妍潔：負責處理數據。

Analysis of Exploratory Factors of Entrepreneurial Fitness in the Recognition of Technological Opportunity

Jiang Hong1，2 Zhang Xiaodan2，3 Du Yanjie2，3

1School of Information Management， Wuhan University， Wuhan 430072

2Wuhan Library， Chinese Academy of Sciences， Wuhan 430071

3 School of Economics and Management， University of Chinese Academy of Sciences， Beijing 100190