中國風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新作用的探究

朱春瓏

摘 要：2008年以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度減緩，經(jīng)濟(jì)內(nèi)部結(jié)構(gòu)失衡，中國經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)性的發(fā)展，最重要的是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，核心是以技術(shù)創(chuàng)新帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文主要探究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險(xiǎn)投資；研發(fā)支出；技術(shù)創(chuàng)新

0 引言

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展無疑是經(jīng)濟(jì)實(shí)力增強(qiáng)的表現(xiàn)，也是一國經(jīng)濟(jì)核心競(jìng)爭(zhēng)力的表現(xiàn)。因此從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不僅可以看出一國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，更可以預(yù)見一國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力的走向。中國的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值逐年增加（見圖1），高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重也呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)（見圖2），但是近兩年來，比重的增長(zhǎng)較為緩慢。

20世紀(jì)90年代以來，美國的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的繁榮，技術(shù)創(chuàng)新的周期也更短，高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展主要依賴風(fēng)險(xiǎn)資本，可以說，風(fēng)險(xiǎn)投資在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮了極為重要的作用。在中國，也需要風(fēng)險(xiǎn)投資為技術(shù)創(chuàng)新點(diǎn)燃助燃劑，從而推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)順利轉(zhuǎn)型升級(jí)。

風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有著極為重要的作用，投資人在承擔(dān)很大風(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)上，把資金投入到蘊(yùn)藏著較大失敗危險(xiǎn)的高新技術(shù)開發(fā)領(lǐng)域，以期成功后取得高收益，具有創(chuàng)新、高科技、高成長(zhǎng)性的特點(diǎn)，一般投資于缺少資金的中小高新技術(shù)企業(yè)。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新，本文綜合經(jīng)濟(jì)發(fā)展與合作組織和美國國家科學(xué)基金會(huì)的解釋，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新就是將新的想法或工藝付諸實(shí)踐并產(chǎn)生效益，因此技術(shù)創(chuàng)新的主體將對(duì)新技術(shù)保有一段時(shí)間內(nèi)的專有性，與之相呼應(yīng)的是專利制度。因此，本文將采用發(fā)明專利量來衡量技術(shù)創(chuàng)新。

基于以上分析，本文將利用2003～2010年間高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量、中國風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重和研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重三個(gè)指標(biāo)分析中國風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。

1 研究?jī)?nèi)容

（一）理論依據(jù)

針對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用國內(nèi)外學(xué)者都作了大量的研究。Kortum S.和Lerner J.（1998）的觀點(diǎn)是風(fēng)險(xiǎn)投資在激勵(lì)創(chuàng)新方面有顯著作用；Peneder M.（2007）研究認(rèn)為接受風(fēng)險(xiǎn)資本融資的企業(yè)更具有創(chuàng)新性，企業(yè)發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的速度更快；龍勇、楊曉燕（2009）以專利申請(qǐng)數(shù)和高新技術(shù)產(chǎn)品出口額兩個(gè)指標(biāo)刻畫技術(shù)創(chuàng)新能力，研究認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)投資與技術(shù)創(chuàng)新能力正相關(guān)。王建梅、王筱萍（2011）利用研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資額對(duì)國內(nèi)發(fā)明專利申請(qǐng)量的影響作用不明顯，而研發(fā)支出對(duì)國內(nèi)發(fā)明專利申請(qǐng)量的影響作用較為明顯。[1]鄧俊榮、龍蓉蓉（2012）的研究發(fā)現(xiàn)中國風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用不明顯，并由此提出發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)投資的若干建議。本文參考前人的研究方法探索中國風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。

（二）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)搜集

本文采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量、風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重和研發(fā)支出占GDP比重三個(gè)指標(biāo)來探索風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量為被解釋變量，風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重、研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重為解釋變量。本文數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國風(fēng)險(xiǎn)投資年鑒》。

（三）模型建立

根據(jù)Kortum S.和Lerner J.的模型P=（Rρit+bVρit）α/ρ， 轉(zhuǎn)化成對(duì)數(shù)函數(shù)lnY=C+AlnX1+BlnX2+U。其中l(wèi)nY是被解釋變量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量的對(duì)數(shù)，lnX1是解釋變量風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重的對(duì)數(shù)，lnX2是解釋變量研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重的對(duì)數(shù)；C為截距項(xiàng)，A和B為偏回歸系數(shù)，A是保持研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重不變時(shí)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重的彈性，B是保持風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重不變時(shí)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)明專利量對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重的彈性；U代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（四）實(shí)證分析

通過對(duì)模型進(jìn)行LS回歸，得出以下結(jié)論：C=8.4477，A=0.5225，B=5.7314。

因此，得出模型的初始估計(jì)：

lnY=8.4477+0.5225lnX1+5.7314lnX2。

從以上的方程可以進(jìn)行一下分析：lnX1的系數(shù)估計(jì)值A(chǔ)為3.4688。表明風(fēng)險(xiǎn)資本占GDP的比重X1與作為技術(shù)創(chuàng)新衡量標(biāo)準(zhǔn)的發(fā)明專利量Y是顯著正相關(guān)的；即保持研發(fā)支出占GDP的比重不變，風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重每增加1%，發(fā)明專利量增加約0.52%。lnX2的系數(shù)估計(jì)值B為5.7314。表明研發(fā)支出占GDP的比重X2與作為技術(shù)創(chuàng)新衡量標(biāo)準(zhǔn)的發(fā)明專利量Y是顯著正相關(guān)的；即保持風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重不變，研發(fā)支出占GDP比重每增加1%，發(fā)明專利量就增加5.73%。因?yàn)锳的估計(jì)值大于B的估計(jì)值，所以發(fā)明專利量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重的彈性要小于研發(fā)支出占GDP的比重的彈性。

（五）模型檢驗(yàn)

可靠的模型必須通過一系列的檢驗(yàn)才能有說服力。以下就通過一系列的檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型的可信度。

（1）顯著性檢驗(yàn)

tA=3.4688、tB=5.0361、tC=10.6758均大于在自由度為df=6，顯著性水平為5%時(shí)t（0.025）=2.447這個(gè)臨界值，因此通過了t檢驗(yàn)。

F=18.91343大于分子和分母自由度均為6時(shí)顯著性水平為5%的臨界值5.82，故而F檢驗(yàn)通過。

（2）多重共線性檢驗(yàn)

從下表的相關(guān)系數(shù)矩陣可以判斷，可能存在多重共線性問題，或者說存在多重共線性程度較高，因?yàn)橄嚓P(guān)系數(shù)超過了0.5。但是因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP的比重X1和研發(fā)占GDP的比重X2都是時(shí)間序列矩陣，一般來說會(huì)隨著時(shí)間的推移而增加，所以不能簡(jiǎn)單的說兩者之間存在多重共線性的問題。

（3）異方差檢驗(yàn)

本文模型中的解釋變量為2個(gè)，8組樣本數(shù)據(jù)，所以根據(jù)WHITE檢驗(yàn)可知：nR2=4.667小于χ20.05（2）=5.99，所以通過懷特檢驗(yàn)，不存在異方差性。

（4）序列相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用D.W.統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)。本模型中的D.W.=2.5207，觀測(cè)次數(shù)8，不含常數(shù)項(xiàng)的解釋變量個(gè)數(shù)2。因?yàn)樵贒.W.檢驗(yàn)邊界查詢表中，觀測(cè)次數(shù)最少為15，所以無法確定存不存在自相關(guān)性。

（5）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和殘差檢驗(yàn)

R2和調(diào)整后的R2分別為0.964和0.950，因此F檢驗(yàn)通過。模型中高新技術(shù)企業(yè)發(fā)明專利量Y99.6%的變異都可以用模型中的解釋變量風(fēng)險(xiǎn)投資額占GDP比重X1和研發(fā)支出占GDP比重X2來解釋。如圖3所示，殘差值圍繞0軸上下起伏，但幅度差不多相等，因此通過殘差正態(tài)性檢驗(yàn)。

2 對(duì)實(shí)證結(jié)果的討論

經(jīng)過以上的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，中國風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但由于風(fēng)險(xiǎn)投資額的彈性系數(shù)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于研發(fā)支出的彈性系數(shù)，由此推斷，現(xiàn)階段中國技術(shù)創(chuàng)新主要依賴于研發(fā)支出。

風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用還沒有像美國那樣明顯，原因也是多方面的。一是受風(fēng)險(xiǎn)投資大環(huán)境的影響，如整體經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀態(tài)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策導(dǎo)向等。二是制度法規(guī)的不完善，風(fēng)險(xiǎn)投資的主要獲利方法是通過資本市場(chǎng)展示產(chǎn)品價(jià)值，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)高新技術(shù)的支持離不開完善的市場(chǎng)制度和法律規(guī)范。三是全社會(huì)的創(chuàng)新環(huán)境的缺乏，創(chuàng)新雖是一種個(gè)人或是團(tuán)體的創(chuàng)造性活動(dòng)，但是對(duì)創(chuàng)新技術(shù)的保護(hù)程度、對(duì)高新技術(shù)前沿的披露和交流等這些整體的創(chuàng)新環(huán)境對(duì)創(chuàng)新的動(dòng)力和質(zhì)量都密切相關(guān)。

本文的研究重點(diǎn)在于用實(shí)證的方法研究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用，以揭示風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，對(duì)影響風(fēng)險(xiǎn)投資的諸多因素只是作簡(jiǎn)單闡述。另外由于本文的樣本數(shù)據(jù)較少，一些問題還不能更加清晰明顯地從模型中顯露出來，是本文最大的不足之處。

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