研發機構規模擴大能夠提高創新質量嗎？

俞立平， 金珍珍

（1. 浙江工商大學 統計與數學學院， 浙江 杭州 310018；2. 南方科技大學 商學院， 廣州 深圳 518005）

近年來， 全球逐漸邁入科技創新進步與經濟產業轉變的新時期， 創新逐漸成為世界各大經濟體相互競爭、 共同發展的重要戰略。黨的十九大報告中闡明堅定實施創新驅動發展戰略、 加快建設創新型國家的同時， 也提出“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”［1］30的論斷， 明確指出經濟的高質量發展將會逐漸替代傳統發展模式， 成為新時代經濟發展的關鍵性指導思想［2］。經濟的高質量發展本質是為了滿足人民日益增長的美好生活需要［3］， 創新成為第一動力是經濟轉向高質量發展的重要體現［4］。隨著創新3.0 時代的到來， 科技創新已然成為一國經濟發展的重要推動力［5］。中美貿易關系的緊張態勢以及新冠疫情對世界經濟的沖擊，都對我國提高自主創新水平、 發展高質量經濟提出了更高要求。

創新質量指的是一個國家、 區域或某一產業層面進行創新的水平， 包括創新方法的競爭力、 創新成果的質量等［6］。創新質量也指企業某項創新產出的創新成果轉化為用戶需要的產品， 通過市場交換與流通為企業帶來的經濟效益水平［7］。創新質量對經濟高質量發展產生重要的推動作用， 實現企業層面的科技創新與質量、 動力、 效率變革是實現經濟高質量發展的核心動力［4］。高技術企業是發明專利申請的一大主體， 近年來， 我國專利申請數量快速增長， 截至2019 年， 我國（不含港澳臺）有效發明專利擁有量達到186.2 萬件， 提前完成了“十三五”規劃所確定的目標［8］。從新產品銷售收入和發明專利占比角度看， 我國創新數量雖然處于快速增長階段， 但創新質量的水平仍有待提高。在實現創新數量穩定增長的同時保證創新質量的水平， 才能夠為國家發展建設作出貢獻。

研發機構是企業開展創新活動的主要部門， 研發機構的創新能力、 創新動力以及研發機構的規模等都決定著企業的創新地位。企業研發機構的科技創新績效產出對企業向創新導向型轉變產生直接影響［9］， 企業研發機構不僅是實施包括產品、 管理等各方面創新的主要承擔者［10］， 是全面提高企業自主創新能力的中堅力量［11］， 也是企業開展專利研發活動并完成專利的發明、 申請與落地的主要部門。只有當研發機構規模達到一定程度時， 才能實現研發投入的高效利用， 在降低研發成本的前提下為企業提供高效率的創新， 從而充分發揮企業研發創新能力， 促進創新成果的轉化， 實現企業創新質量水平的提高。

研發機構規模與創新質量之間關系密切。研發機構規模的擴大對創新質量的影響同時存在正向機制和負向機制， 且創新質量對研發機構規模具有正向的反饋機制。研發機構規模具有的規模經濟效應能夠有效提高創新質量的水平。同時， 研發機構規模也可能存在規模不經濟效應， 表現在規模的擴大會造成管理難、 決策慢、 溝通效率低等問題。創新質量水平的提高能夠產生顯著的經濟效益與技術效益， 為企業持續優化創新提供多方面的支持， 包括在資金技術積累、 團隊協調等方面對研發機構規模產生正向反饋。

研究企業研發機構規模與創新質量的關系具有重要的理論意義和實踐意義。本文以高技術產業省際數據為例， 研究企業研發機構規模與創新質量的線性關系， 并分析在時間窗口、 研發機構規模、 創新質量與數量、 研發投入和企業規模等要素處于不同水平時， 研發機構規模對創新質量的貢獻， 發現其中的規律與問題： 一方面， 對豐富國家創新理論和創新規模理論具有重要的理論意義； 另一方面， 對指導企業合理設置研發機構規模， 提高創新質量， 最終推動國家經濟高質量發展具有十分重要的實踐意義， 同時， 對于政府宏觀管理也具有重要的借鑒作用。

1 相關研究

關于創新質量的界定， 現有研究多從企業層面的研究質量、 研發質量、 創新質量等角度出發。Cammann 等［12］認為研究質量涵蓋了科學聲譽、 專利數量、 成果轉化收益、 著作與論文的數量及被引次數、 所培養的研究生數量與質量等。研發質量的概念較早由Juran［13］提出， 認為研發質量是通過對企業開展的研發工作所產出的知識信息滿足用戶需求的程度進行衡量得到的。創新質量的概念則較早由Haner［14］提出， 認為創新質量包括經營管理質量、 產品和服務質量與生產過程質量三個維度。周冠華、 楊幽紅［15］認為創新質量是企業所提供的創新產品、 創新服務、 創新過程、 創新市場化等能夠滿足顧客需求的程度。

關于創新質量的測度及其影響因素的實證研究， 研究方向呈現多元化特點。一方面， 對創新質量的測度一般從企業技術、 企業專利等角度進行，如李宏兵、 段雪怡等［16］從技術穩定性、 先進性和保護范圍三個維度構建指標體系評價得出專利合享價值， 對企業三種類型專利的創新質量進行計算并加總得到總創新質量。胡江峰、 黃慶華等［17］以發明專利申請和實用新型專利申請表示高質量創新和低質量創新。另一方面， 對創新質量的影響因素研究角度頗多， 如陳戰光、 李廣威等［18］對研發投入、知識產權保護與企業創新質量間的關系進行了研究， 發現研發投入能夠提高創新質量， 知識產權保護與創新質量之間呈倒U 形關系。賀亞楠、 袁春生等［19］采用發明專利占比并取對數來量化創新質量，研究發現真實盈余管理動機下的R&D 削減會導致未來三期更低的創新質量。

關于研發機構規模與創新的關系， 現有研究多從企業規模、 科研機構研發規模等角度進行。一些學者對企業規模與創新的關系進行研究， 第一種觀點以熊彼特為代表， 認為企業規模對創新產生正向影響［20-21］， 規模越小的企業， 其在資金鏈以及技術資源等方面劣勢明顯， 創新效率更低， 而規模較大的企業在這些方面優于小企業［22］； 另一種觀點認為小企業創新效率更好， 大企業在創新中組織調度更遲緩、 部門間和部門內溝通效率較低， 研發熱情不如小企業高漲［23］， 且將創新資源用于擴大規模時會對研發投入產生擠出效應［24］； 還有一種觀點認為企業規模與創新具有非線性關系， Kijkasiwat 等［25］研究發現企業規模對創新績效產生積極作用和消極作用， 羅雪婷［26］、 劉誠達［27］等學者認為企業規模對創新的作用呈倒“U”型。張震［28］對創新質量、 創新數量與企業規模的關系進行了研究， 認為我國創新質量水平仍有待提高。王鵬、 陳迅等［29］則從科研機構的規模角度分析其與產出之間的關系， 研究了高校的研發規模對科研產出的影響， 發現兩者間存在顯著非線性關系， 且負效應逐漸減弱。

關于研發規模的創新效率， 已有眾多學者從多種角度采用豐富的研究方法進行了分析。一些學者對不同區域研發機構的創新效率進行了分析， 如Mulyanto［30］采用制度分析法， 從研發生產力角度出發研究了印尼的研發機構績效， 發現不同水平的研發人員與研發經費、 不同地區等因素都對研發生產力產生顯著影響。陳關聚、 安立仁［10］運用隨機前沿方法對我國各省外資企業研發機構的創新效率進行了研究， 認為我國企業創新效率的地區差距顯著， 且與地區經濟發展程度不具有一致性。還有一些學者對某地區某行業或某領域研發機構的創新效率進行了分析， 如閔劍、 曹孟天［31］立足于科研成果創新性角度， 對科研機構預算撥款績效建立了評價指標體系， 探究科研機構預算的創新績效。羅利華、 胡先杰等［11］利用靜態和動態DEA 模型研究了大中型工業企業研發機構的創新效率， 認為江蘇省的企業研發機構的產出效率有較大提升空間。謝子遠［32］從海洋科研領域出發， 研究機構規模與創新效率的關系， 發現規模越小， 對創新效率的促進效應越差。

綜上可以看出， 現有研究一方面對創新質量的測度方法具有多樣性特點， 國內外不同學者從各自數據可獲得性出發， 建立了多種創新質量測算量化方法； 另一方面對創新質量的影響因素研究具有多元化特點， 包括專利異質性、 碳排放交易制度、 政府研發投入與政策激勵、 對外技術依賴與技術進步路徑、 省際知識溢出等， 但對于企業研發機構規模與企業創新質量之間的關系進行的研究較為缺乏。因此， 本文在以下幾個方面進行研究：

第一， 企業研發機構規模與創新質量關系的相關研究較少。研發機構規模對創新質量的影響是線性還是非線性， 是積極的、 消極的或不明顯的；研發機構規模在何種狀態下對企業創新質量的貢獻最大； 創新質量對研發機構規模是否存在反饋作用等， 這些問題都有待研究。

第二， 從研究方法看， 包括線性和非線性效應研究。從線性效應角度看， 研發機構規模與創新質量之間可能存在正向或負向的線性關系， 需要進行研究。從非線性效應角度看， 企業研發機構規模對創新質量的影響可能受到時間窗口、 研發機構規模自身、 創新質量、 創新數量、 研發投入和企業規模等因素的影響， 在這些因素呈現不同水平時， 研發機構規模對創新質量的影響也隨之呈現出不同特點， 這些方面也需要進行分析。

2 影響機制與理論基礎

2.1 研發機構規模與創新質量的線性效應研究

研發機構規模與創新質量之間的影響機制如圖1 所示， 包括研發機構規模的成長機制、 擴大研發機構規模對創新質量產生的正向與負向影響以及創新質量對研發機構規模的正向反饋機制。

圖1 研發機構規模與創新質量的影響機制

研發機構規模的成長機制體現為： 在參與創新的過程中， 企業的技術引進、 自主創新等創新活動、 成果的轉化、 利潤的獲得等驅動因素、 創新的數量、 質量以及創新速度水平等都會促進研發機構規模的擴大。第一， 企業提升吸收先進技術的能力， 提高對其進行研發的效率等均能夠通過技術引進來實現［33］， 對于企業來說， 對相關領域的成熟技術進行引進， 不僅能夠降低研發時間、 研發人員及經費成本， 還能在降低研發風險的同時提高研發效率。第二， 企業的自主創新在創造新產品、 積累技術的同時， 能夠提升技術吸收能力， 擺脫路徑依賴， 實現向高端價值鏈的攀升［34］。第三， 企業創新成果的轉化與落地、 較高水平的創新質量等都是企業在激烈的市場競爭中立足的資本， 能夠通過為企業帶來的收益實現持續創新， 以擴大創新規模。第四， 創新速度、 創新質量的提高對提高經濟收益具有快速且顯著的效果［35］。這些方面的發展進步都對企業的研發機構產生促進作用， 足夠規模的研發機構才能順應企業創新發展的需求。

擴大研發機構規模對企業創新質量同時產生正向影響和負向影響。就正向影響機制而言， 擴大企業研發機構規模具有規模經濟效應、 研發投入效應、 創新門檻效應等， 對提高創新質量水平具有促進作用。當研發機構規模的規模經濟效應表現為處于較低水平時， 企業相應的研發設備、 研發經費與人員等均處于較低水平， 而進一步發展對企業研發創新的要求卻具備研發需求高、 難度大等特點，對研發設備、 經費以及人員等的投入具有較高要求。因此， 研發機構規模不足的企業存在研發投入能力與創新發展需求不匹配的情況， 造成研發創新效率低下， 創新質量低等問題。當企業研發機構規模擴大到一定水平時， 才能有足夠的研發經費來購置更好的研發設備、 組建研發能力更強的研發團隊， 更好地協調研發經費與研發人員等資源的配置， 從而提高研發效率和創新質量水平， 滿足企業發展創新的需求。研發機構規模的創新門檻效應表現為當企業創新能力較差時， 研發設備、 經費、人員等各方面投入不足， 難以滿足企業發展需求。這導致企業創新質量水平低下， 難以成功在激烈的市場競爭中立足。當企業創新能力水平提高到一定程度， 才能夠充分實現研發設備、 研發經費與人員等研發資源的合理配置， 促進企業創新質量的提高。

就負向影響機制而言， 擴大企業研發機構規模存在管理溝通效率問題、 資源利用效率問題等， 對提高創新質量水平產生阻滯作用。對研發部門組織形式進行調整升級是實現創新能力管理的途徑，創新項目的實施與落地需要企業部門間實現良好的溝通與協調［36］。擴大研發機構規模的管理溝通效率問題主要出現在研發團隊上， 規模擴大在使企業擴充研發隊伍的同時， 帶來了不可避免的管理溝通效率下降的問題。研發人員增加意味著研發團隊內部人員冗雜， 不同學歷、 思想、 研發方式等的碰撞會造成溝通成本增加、 溝通時效性降低、 管理難度增加等問題， 不利于企業快速形成有利決策，拖緩研發創新進度， 最終對企業提高創新質量水平產生阻礙。擴大研發機構規模的資源利用效率問題主要體現在研發投入上， 創新的一個重要組成部分就是創新資源投入［11］， 包括時間、 經費、 人力、技術等資源。當研發機構規模擴大， 而各部門的管理協調能力較為落后時， 就會造成時間、 人員、 設備等的浪費， 使得創新效率降低， 研發經費與研發技術等的投入回報率不高， 最終不利于企業創新質量水平的提高。

創新質量對研發機構規模具有一定的正向反饋機制。企業較高水平的創新質量能夠提高企業研發投入、 降低研發風險， 從而促進研發機構規模的進一步擴大。一方面， 創新質量的提高說明企業研發能力的增強， 能夠更好地促進創新成果的產出和轉化， 為企業帶來可觀的經濟利益， 實現資金積累。企業開展持續創新的資源一部分得益于資金的持續投入［37］， 提高企業的創新研發投入， 在增加研發經費和研發人員上都能產生有利影響。另一方面， 創新質量的提高能夠促進企業的創新技術積累， 為企業創造持續性價值。創新質量的提高是研發團隊高度協調的有力證明， 能夠建立創新信心，提供成功經驗， 形成持續性的創新動力。

由此提出假設H1： 企業研發機構規模與創新質量互相具有正向線性效應。

2.2 研發機構規模對創新質量的非線性效應

熊彼特理論及其研究進展認為， 規模與創新之間存在倒“U”型關系， 即存在一個規模值， 能夠使創新水平達到最高。隨著企業規模的擴大， 研發經費、 人員、 技術資源等積累得越多， 研發動力越足，應對研發風險的能力也越強。但當規模持續擴大到一定水平時， 研發動力逐漸減弱甚至喪失［23］。達到這一規模值之前， 規模與創新呈增長率遞減的正向關系［24］。

研發機構規模與創新質量也可能存在非線性效應， 需要進一步進行研究。一方面， 研發機構規模自身對創新質量可能存在非線性效應， 即可能存在一個研發機構規模值使得創新質量處于最高水平； 另一方面， 研發機構規模也可能在不同因素的影響下對創新質量產生非線性貢獻， 包括研發機構規模自身、 時間、 創新質量、 創新數量、 研發投入、企業規模等。因此， 本文從這些因素出發分別建立門檻模型， 對研發機構規模對創新質量的非線性效應進行研究， 探究兩者間是否存在非線性效應， 以及在受到哪些因素影響時會呈現顯著的非線性效應。

2.2.1 研發機構規模自身門檻效應

從熊彼特理論出發認為， 研發機構規模對創新質量的影響可能存在自身的門檻效應， 即當研發機構規模處于不同水平時， 其對創新質量的貢獻可能有較大差別。當研發機構規模較小時， 企業存在創新能力不強、 動力不足、 研發投入水平低等問題，研發機構的規模經濟效應得不到應有的發揮， 因此對創新質量的貢獻較弱。當研發機構規模逐漸擴大， 達到一定水平時， 企業逐漸形成了完整的符合企業發展需要的創新模式， 研發投入趨于穩定， 研發團隊逐漸協調， 此時研發機構的規模經濟效益得到最大發揮， 對企業創新質量產生較大貢獻。當研發機構規模繼續擴大， 管理溝通效率低下等規模不經濟效應逐漸凸顯， 其對創新質量的貢獻又會有所下降。

由此提出假設H2： 企業研發機構規模與創新質量之間存在倒“U”型關系。

2.2.2 研發機構規模的創新質量門檻效應

研發機構規模對創新質量的影響可能存在創新質量門檻效應。當企業創新質量處于較低水平時， 說明企業的創新能力較差、 研發成果的質量較低、 創新能為企業帶來的經濟效益也較弱。由此造成的研發投入不夠高、 創新動力不足、 創新能力不可持續等問題， 不利于研發機構部門的擴大和成長， 從而導致研發機構規模對創新質量的貢獻較弱， 甚至出現負向影響。當企業創新質量水平提高時， 說明企業的創新能力有所提高、 研發成果的質量取得進步、 為企業帶來的經濟效益也有可觀的增長： 一方面能夠通過提高研發經費和研發勞動力的投入、 提高企業對研發風險的承受能力等促使研發機構規模發展壯大； 另一方面也能實現創新技術積累， 促進研發團隊協調合作， 為提高研發人員積極性和創造性提供保障［37］。因此， 企業創新質量水平的提高有利于擴大研發機構規模， 充分發揮研發機構規模對促進創新質量提高的正向影響，形成良性循環。

由此提出假設H3： 創新質量水平越高， 研發機構規模對創新質量的貢獻越大。

2.2.3 研發機構規模的創新數量門檻效應

研發機構規模對創新質量的影響可能存在創新數量門檻效應。創新數量體現的是創新的規模，企業創新數量的增加， 不僅能加強企業產品與服務在市場上的競爭優勢， 也能通過創新帶來的技術升級實現生產成本的降低［38］。創新數量是創新質量的基礎， 足夠大的創新數量才能保證創新質量的提高［29］。當創新數量水平較低時， 企業的創新基礎較差， 研發機構規模較小、 研發能力不足。通過擴大研發機構的規模能夠借助規模效應對創新質量產生貢獻， 但由于較低的創新數量無法提供堅實基礎， 使其產生的貢獻有限。當創新數量水平較高時， 企業具備了足夠堅實的創新基礎， 此時擴大研發機構規模， 能更充分地發揮規模效應的積極作用， 在創新數量的支撐下對創新質量產生較大貢獻。

由此提出假設H4： 創新數量水平越高， 研發機構規模對創新質量的貢獻越大。

3 研究方法與研究數據

3.1 研究方法

本文選擇聯立方程模型對研發機構規模與創新質量之間的線性關系進行研究， 選擇面板門檻回歸模型對兩者間的非線性關系以及顯著影響因素進行研究， 以盡可能全面地考察研發機構規模與創新質量間的關系。

3.1.1 聯立方程模型

創新質量（Y）、 研發機構規模（S）、 創新數量（N）和包括研發經費投入（K）和研發勞動力投入（L）在內的研發投入之間存在著錯綜復雜的關系，并且存在明顯的內生變量。對所有數據取對數后，研發投入選擇研發經費投入作為代表進行分析， 并在每個方程中都引入企業規模（P）和經濟發展水平（G）作為控制變量。模型如下所示， 其中，cij為各變量的彈性系數，i為方程序號，j為方程內的變量序號。

方程（1）為創新質量方程， 主要影響因素包括企業研發機構規模、 創新數量、 研發經費投入、 研發勞動力投入、 企業規模與當地經濟發展水平。

方程（2）為研發機構規模方程， 影響因素為創新質量、 創新數量、 研發經費與勞動力投入、 企業規模與經濟發展水平。

方程（3）為創新數量方程， 影響因素包括創新質量、 研發機構規模、 研發經費投入和勞動力投入、 企業規模以及經濟發展水平。

方程（4）為研發經費投入方程， 影響因素包括創新質量、 創新數量、 研發機構規模、 研發勞動力投入、 企業規模以及經濟發展水平。

3.1.2 面板門檻回歸模型

Hansen［39］對平衡面板數據的面板門檻模型進行的研究表明， 現實中幾乎不存在完全符合線性效應的經濟現象， 復雜的非線性效應才是常態。非線性效應主要表現為門檻變量處于不同門檻區間時， 主要解釋變量對被解釋變量的貢獻會出現明顯變化。

以研發機構規模的創新數量門檻為例， 假設研發機構規模存在創新數量的單門檻效應， 則表示存在一個創新數量門檻值τ， 在創新數量的取值處于不同門檻區間， 即N≤τ或N>τ時， 研發機構規模對創新質量影響的貢獻存在顯著差異， 甚至可能正負相異。當N≤τ時， 研發機構規模對創新質量的彈性系數為θ1； 當N>τ時， 研發機構規模對創新質量的彈性系數為θ2。據此建立的單門檻公式如下所示。

若存在雙門檻或三門檻效應， 則存在2 個或3 個不同的門檻值τ1、τ2……將N分割為3 個或4 個數值區間， 每個區間對應不同的研發機構規模彈性系數θ1、θ2……， 其他變量的門檻效應同理。

3.2 變量與數據

在進行指標選取時， 被解釋變量參考張古鵬、陳向東等［40］以及俞立平［41］等學者的研究， 由發明專利申請占比來表示創新質量（Y）， 具體由發明專利申請數與專利申請數的比值求得。解釋變量選擇企業研發機構平均人員數表示企業研發機構規模（S）， 由各省高技術企業研發機構人員數與研發機構數量的比值計算得到?？刂谱兞恐凶钪匾臑閯撔聰盗浚∟）， 選擇新產品銷售收入作為其替代變量。另外， 再選擇R&D 經費內部支出、 R&D 人員折合全時當量、 主營業務收入和地區生產總值作為控制變量， 分別表示企業研發經費投入（K）、 企業研發勞動力投入（L）、 企業規模（P）和經濟發展水平（G）。最終本文所選取的指標及其含義與符號如表1 所示。

表1 變量、 變量含義與符號

各項指標的數據來源包括國家統計局、 歷年《中國科技統計年鑒》和《中國高技術產業統計年鑒》。其中， 2017 年的研發機構人員數與主營業務收入兩項指標出現數據缺失， 本文采用2016 年與2018 年該項指標數據的平均值對其進行插補； 地區生產總值數據經指數平滑以消除價格變動影響。由于西藏、 青海兩地的歷年數據有較多缺失， 難以采用數學方法進行插補， 因此將其剔除。變量的具體描述統計如表2 所示。

表2 變量描述統計

4 實證分析結果

4.1 聯立方程估計

平衡面板數據是時間序列數據與截面數據的結合， 同時具有兩者的特點， 本文所選用的數據為10 年短面板數據， 通常不需要進行平穩性檢驗。聯立方程估計的結果如表3 所示。

表3 聯立方程估計結果

方程（1）為創新質量方程， 擬合優度較低， 為0.173。其中， 研發機構規模和研發經費投入對創新質量具有顯著正向貢獻， 研發勞動力投入和創新數量對創新質量具有負面影響。方程（2）為研發機構規模方程， 擬合優度為0.402。其中， 僅創新質量、 研發勞動力投入和經濟發展水平通過了統計檢驗， 創新質量對研發機構規模具有較大的貢獻， 研發勞動力投入對研發機構規模也具有一定貢獻。方程（3）為創新數量方程， 擬合優度為0.932。其中， 僅研發機構規模與研發勞動力投入未通過統計檢驗， 創新質量對創新數量具有負向影響， 研發經費投入和企業規模均對創新數量具有較大的貢獻。方程（4）為研發經費投入方程， 擬合優度同樣較高，為0.965。其中， 僅研發機構規模和企業規模未通過統計檢驗， 其余各項對研發經費投入均具有正向貢獻， 貢獻從大到小依次為研發勞動力投入、 創新質量、 創新數量和經濟發展水平。

對以上結果進行分析可知：

第一， 根據方程（1）和方程（2）的結果可知， 研發機構規模對創新質量的彈性系數為0.175， 創新質量對研發機構規模的彈性系數為0.385， 且均通過顯著性水平為1%的統計檢驗。這說明研發機構規模與創新質量之間互相存在顯著的線性效應， 驗證了假設H1。研發機構規模的擴大能夠通過提升研發創新能力、 順應規模經濟效應和創新門檻效應等途徑促進企業創新質量的提高； 創新質量的提高也能夠通過提高企業研發投入、 降低研發風險等途徑促進研發機構規模的進一步擴大， 進而形成良性循環。

第二， 根據方程（1）和方程（3）的結果可知， 創新數量對創新質量的彈性系數為-0.062， 創新質量對創新數量的彈性系數為-0.296， 且均通過顯著性水平為5%的統計檢驗。這說明創新數量與創新質量之間互相存在負向的線性效應。創新可以從創新數量和創新質量兩個維度同時進行衡量， 一味地追求創新數量會造成創新數量急劇擴大， 而質量提升緩慢甚至水平有所下降的問題； 而過于強調創新質量， 力求每一項創新都能帶來最優效益， 又會造成創新難度大、 時間跨度長等問題， 進而影響創新數量的提高。因此， 衡量好創新數量與創新質量之間的關系， 找到最佳平衡點， 才能使創新發揮最大作用。

第三， 根據方程（1）和方程（4）的結果可知， 研發經費投入對創新質量的彈性系數為0.221， 創新質量對研發經費投入的彈性系數為0.408， 且均通過顯著性水平為1%的統計檢驗。這說明兩者之間具有較好的互動關系， 且創新質量對研發經費投入具有較強的正向影響。一方面， 研發資金、 人員、設備、 技術等是開展創新研發活動的主要因素， 也是提升企業創新質量的重要因素， 其中研發經費是其他各項因素的基礎。研發團隊的工資與管理協調、 研發設備的采購和維護、 研發技術的引進與研發等各方面都需要耗費一定的資金予以支撐。另一方面， 創新質量的提高能為企業提供更具競爭力的產品和服務、 使企業更具市場競爭地位、 為企業帶來可觀的利潤， 其中的一部分能夠轉化為后續創新活動的經費投入。

第四， 根據方程（1）的結果， 企業規模對創新質量的彈性系數為0.026； 根據方程（2）的結果可知， 被解釋變量為研發機構規模時， 創新數量、 研發經費投入、 企業規模等變量對研發機構規模的彈性系數分別為-0.017、 0.070、 0.018， 這些系數均未通過統計檢驗。這說明企業規模對創新質量以及創新數量、 研發經費投入、 企業規模等因素對研發機構規模均不存在顯著的線性影響， 但仍可能存在某些非線性效應， 需要建立門檻模型進一步驗證。

對各變量間通過統計檢驗的關系進行可視化處理， 如圖2 所示。其中， 箭頭方向表示作用方向， 實線表示正向作用， 虛線表示負向作用， 線條越粗表示回歸系數越大?？梢愿鼮橹庇^地看到研發機構規模與創新質量之間存在的顯著線性關系。

4.2 面板門檻效應估計

基于前文提出的門檻模型假設， 當這些門檻變量處于不同水平時， 研發機構規模對創新質量的貢獻有何變化。目前與門檻效應相關的研究所涉及的門檻上限均為三門檻， 計算更多門檻沒有意義，因此本文最高對三門檻進行分析。

4.2.1 研發機構規模自身門檻效應估計

研發機構首先進行單門檻檢驗， 得到F檢驗值為3.839， 對應的p值為0.067， 因此， 在10%顯著性水平下拒絕無門檻的原假設。再進行雙門檻檢驗，F檢驗值為3.290， 對應的p值為0.074， 再進行三門檻檢驗， 得到F檢驗值為1.877， 對應的p值為0.135， 因此， 要接受雙門檻的原假設， 結果如表4 所示。

表4 研發機構規模的自身門檻

研發機構規模的兩個門檻值分別為3.525 和4.475， 換算成原數值分別為33.954 和87.795， 門檻值將研發機構平均人員數分為低、 中、 高三個區間， 每個區間的數據量依次為28 個、 224 個和67 個。各區間彈性系數隨著研發機構規模的擴大而降低， 依次為0.258、 0.220 和0.204， 且均顯著。這說明研發機構規模較小時， 擴大研發機構規模對創新質量的促進作用較大， 而當研發機構規模逐步擴大， 不斷接近企業開展高質量研發活動所需要的閾值時， 進一步擴大研發機構規模對創新質量的促進作用會減弱， 部分驗證了假設H2。一方面， 由于我國科技發展起步雖然較晚， 但發展速度較快； 另一方面， 本文采用的省際數據中和了每個地區的大小企業差異， 因此， 分析結果已經跨越了熊彼特理論中倒“U”型曲線的最高點。

4.2.2 研發機構規模的創新質量門檻效應估計

研發機構首先進行單門檻檢驗， 得到F檢驗值為226.413， 對應的p值為0.000， 拒絕無門檻的原假設；然后進行雙門檻檢驗， 所得F檢驗值為193.733， 對應的p值為0.000， 說明存在雙門檻效應； 再繼續進行三門檻檢驗， 得出F檢驗值為90.152， 對應的p值為0.000， 說明存在三門檻效應， 因此， 選擇三門檻進行分析， 所得結果如表5 所示。

表5 研發機構規模的創新質量門檻

創新質量的三個門檻值分別為-1.038、-0.749、 -0.513， 換算成原數值分別為0.354、0.473、 0.599， 門檻值將企業發明專利申請占比分為低、 一般、 較高和高四個水平， 每個區間的數據量分別為35 個、 102 個、 111 個和71 個。各區間彈性系數隨著創新質量的提高而增大， 依次為-0.052、 0.029、 0.081 和0.131， 且僅第二區間未通過顯著性水平為5%的統計檢驗。這說明創新質量水平過低時， 盲目擴大研發機構規模反而會造成創新質量的降低； 且創新質量水平的不斷提高， 能使研發機構規模對創新質量的貢獻隨之增加， 呈現邊際效益遞增， 驗證了假設H3。

4.2.3 研發機構規模的創新數量門檻效應估計

研發機構首先進行單門檻檢驗， 得到F檢驗值為6.866， 對應的p值為0.015， 因此， 應當在5%顯著性水平下拒絕無門檻的原假設； 再進行雙門檻檢驗， 得到F檢驗值為5.448， 對應的p值為0.029， 說明存在雙門檻效應； 繼續進行三門檻檢驗， 得到F檢驗值為4.162， 對應的p值為0.016，說明在5%的顯著性水平下存在三門檻， 因此， 采用三門檻模型進行分析， 結果如表6 所示。

表6 研發機構規模的創新數量門檻

創新數量的門檻值分別為3.487、 6.516、 7.869，換算成原數值分別為32.688 億元、 675.869 億元、2 614.949 億元， 將企業新產品銷售收入劃分為低、 一般、 較高、 高四個水平， 每個區間的數據量分別為45 個、 150 個、 92 個、 32 個。各區間彈性系數依次為0.082、 0.128、 0.155 和0.188， 且除第一區間外， 其余均通過了顯著性水平1%下的統計檢驗， 說明企業創新數量水平越高， 研發機構規模的擴大對創新質量的促進作用越大， 驗證了假設H4。

4.2.3 聯立方程穩健性檢驗

考慮到選擇單一替代變量對創新數量與創新質量進行界定的做法不能完美表達出這兩個變量的內涵， 因此選擇不同的變量對創新數量和創新質量以及本文的主要解釋變量研發機構規模進行重新測度， 并再次構建聯立方程模型， 以使研究結果更為穩健。所選擇的替換變量如表7 所示。

表7 變量替換

根據替換變量以及前文構建的聯立方程模型估計得到的結果如表8 所示。

表8 聯立方程模型的穩健性檢驗結果

第一， 根據方程（1）和方程（2）的結果可知， 研發機構規模對創新質量的彈性系數為0.235、 創新質量對研發機構規模的彈性系數為0.146， 且均在1%的顯著性水平下通過統計檢驗， 說明創新質量與研發機構規模之間存在顯著的互相促進效應， 進一步驗證了假設H1。

第二， 根據方程（1）與方程（3）的結果可知， 創新數量對創新質量的彈性系數為-0.090， 創新質量對創新數量的彈性系數為-0.043， 且均未通過統計檢驗， 說明我國創新質量與創新數量之間不存在顯著的影響效應， 即創新數量的增加不能促進創新質量的提高， 創新質量的提高也不能使創新質量增加。

第三， 根據方程（1）與方程（4）的結果可知， 研發經費投入對創新質量的彈性系數為0.694， 創新質量對研發經費投入的彈性系數為0.267， 且均通過顯著性水平為1%的統計檢驗， 說明兩者間具有良好的互動關系。

綜合以上分析結果可知， 使用替換變量得到的分析結果與基于原變量所得的分析結果大致相同，可以認為本文所得的結論較為穩健。

5 研究結論與展望

5.1 研究結論

本文構建了企業研發機構規模與創新質量的線性及非線性機制研究框架， 綜合運用聯立方程模型和面板門檻模型對相關變量的線性關系以及非線性關系進行了研究。綜合以上研究得出如下結論：

1） 研發機構規模與創新質量之間存在顯著的線性關系。

根據聯立方程模型的結果進行分析可知， 研發機構規模與創新質量之間存在顯著的線性關系。研發機構規模對創新質量的彈性系數為0.183， 創新質量對研發機構規模的彈性系數為0.427， 且均通過顯著性水平為1%的統計檢驗。一方面， 擴大企業研發機構規模， 能夠有效提升企業研發創新能力， 充分發揮規模經濟效應和創新門檻效應， 以促進創新質量水平的提高； 另一方面， 企業的創新質量水平提高， 也能夠促使企業在市場競爭中占據優勢地位、 提高企業生產的產品與服務的競爭力， 為企業帶來可觀的經濟收益的同時， 增強企業研發創新的信心和動力、 降低企業開展研發活動的風險，促進研發機構規模進一步擴大。

2） 創新質量水平較高時， 研發機構規模對創新質量的貢獻作用更大。

隨著企業創新質量水平的提高， 研發機構規模對創新質量的貢獻顯著增加， 從-0.064、 0.077 提高到0.135。這說明當企業創新水平過低時， 不考慮企業實際發展情況就盲目擴大研發機構規模， 不僅不能很好地促進創新質量的提高， 甚至會由于急功近利使創新質量水平出現倒退。在創新質量水平適當提高后， 再根據企業自身實際發展情況對研發機構進行整頓和擴大， 才能夠有效發揮規模經濟效應， 對創新質量產生正向影響。當企業的創新研發逐漸步入正軌后， 創新質量提升逐漸穩定， 擴大研發機構規模對創新質量的貢獻逐漸增加， 形成良性循環。

3） 隨著創新數量水平的提高， 研發機構規模對創新質量的彈性貢獻增加。

研發機構規模對創新質量的貢獻總體上隨著創新數量水平的提高而提高。這說明創新數量是創新質量的基礎， 當創新數量水平較低時， 企業存在創新基礎差、 能力弱、 動力不足等問題， 難以實現創新質量大的突破。當創新數量達到一定水平后， 企業積累了充足的研發資金、 豐富的創新經驗和高度協調的研發團隊， 即高水平的創新數量意味著企業具備堅實的創新基礎， 在這一前提下對研發機構規模進行擴大能夠更好地發揮規模經濟效應，實現創新質量水平的提高。

5.2 研究展望

采用聯立方程模型和面板門檻模型， 從宏觀層面對研發機構規模與創新質量間的線性關系和非線性關系進行了分析。本文的主要局限在于受數據可得性限制， 未能從更為微觀的企業層面或城市層面對研發機構規模與創新質量間的關系進行進一步分析。未來的研究可以在搜集整理企業或城市統計口徑的微觀數據的基礎上， 對研發機構規模進行更為恰當的界定， 從而能更直觀地分析研發機構規模與創新質量之間的關系， 得出更具有針對性的研究結論。