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一、實證分析的模型構建

公共政策和中小企業科技創新活動之間，很難直接找到二者的相互作用關系。因此，要對公共政策和中小企業科技創新水平之間的關系進行嚴格意義上的定量研究非常困難。為此，本文借鑒其他學者的做法，依托協整分析和格蘭杰因果分析開展實證研究工作。但是，格蘭杰因果分析只是根據統計數據做出的分析和預測，不能完全作為公共政策和中小企業科技創新活動之間的真正因果依據。格蘭杰因果分析的結論，則可以作為分析公共政策和中小企業科技創新水平關系的參考。為便于利用格蘭杰因果檢驗開展實證分析工作，需要先為公共政策和中小企業科技創新水平選擇合適的表征變量。在已有相關創新水平的研究中，大多將各種形式的創新作為一個整體，進行實證分析時一般選擇三項專利作為創新水平的表征變量。所謂三項專利，就是發明專利、實用新型專利、外觀設計專利。而這三種專利的授權周期和授權難度不同，本文選擇實用新型專利數量、外觀設計專利數量作為中小企業連續創新水平的表征變量，選擇發明專利數量作為中小企業不連續創新水平的表征變量。在公共政策方面，本文同時考查科技政策、財政政策、稅收政策。為表征科技政策，選擇研發（R&D）人員的全時當量、技術市場成交額、科技企業孵化器數量三項指標作為表征變量。為表征財政政策，選擇財政科技支出、政府采購規模兩項指標作為表征變量。為表征稅收政策，選擇企業所得稅總額、營業稅總額、國內增值稅總額三項稅收指標作為表征變量。至此，本文實證分析的模型得以構建（見圖1）。

二、實證數據的選取

本文實證分析所需的數據，主要來自于國家統計網的《中國統計年鑒》和國家稅務總局網站。在三項專利的統計中，《中國統計年鑒》（1995—2012）上可以查到各類企業獲得的三項專利總和，但沒有中小企業獲得專利準確數據。據中國中小企業信息網調查結果顯示，全國范圍內中小企業獲得的專利數量是各類企業獲得專利總量的66%。本文根據所有企業獲得的專利數量計算中小企業獲得的專利數量，從而得到中小企業連續創新水平和不連續創新水平的表征變量。在《中國統計年鑒》及其他可查的數據資料中，R&D人員的全時當量、技術市場成交額兩項數據也都是全國范圍內的統計量，并沒有中小企業的相關數據。為了解決相應原始數據的獲取問題，按照如下方法進行近似處理。我國大約有50%的R&D人員工作在企業。其中，中小企業吸納的勞動力數額占全部企業吸納勞動力的一半左右。為此，將全國范圍內的R&D人員的全時當量總量乘以系數0.25，作為中小企業的R&D人員的全時當量。當然，這和中小企業的實際R&D人員全時當量可能會有一定的偏差。在企業的固定資產總額之中，中小企業的占比略高于20%，據此判斷中小企業的技術購買能力，將“技術市場成交額”乘以系數0.2，作為中小企業可享受科技政策的表征變量之二。科技企業孵化器，本身為幫扶中小企業發展建立，為此其各年度的數量直接作為中小企業可享受科技政策的表征變量之三。近年國家財政科技支出中75%左右用于中小企業，考慮中小企業的固定資產總額占各類企業的20%，將“財政科技支出”乘以系數0.15后作為中小企業享受財政政策的表征變量之一。政府采購規模指標主要應用于企業，因此將“政府采購規模”乘以系數0.2作為中小企業享受財政政策的表征變量之二。考慮到近幾年的情況，中小企業的稅收總額占據企業總稅收的40%，將《中國統計年鑒》上的三項數據分別乘以系數0.4，作為中小企業享受稅收政策的表征變量。經過上述處理后，繪制中小企業三項專利的表征變量柱狀圖如圖2（a）所示，中小企業可以享受科技政策、財政政策、稅收政策等公共政策的表征變量，從1995年到2012年的曲線形式，分別如圖2（b）、圖2（c）和圖2（d）所示。

三、實證過程與結果

（一）單位根檢驗為避免后續研究過程中出現偽回歸現象，對實證分析的各個變量進行平穩性檢驗，檢驗的具體方法是ADF單位根檢驗。如果時間序列的ADF統計量大于Mackinnon臨界值，則證明此序列存在單位根，是非平穩序列，否則是平穩序列。本文實證分析中采用的13個變量，其單位根檢驗結果如表1所示。從表1的檢驗結果可以看出，本文選取的11組時間序列變量，都是二階差分后的平穩序列，滿足同階次單整的條件，可以進行后續的實證分析。

（二）協整檢驗本文采取Johansen協整檢驗的方法，分別從跡檢驗和最大特征根檢驗的形式判斷公共政策和中小企業科技創新水平之間的關系。1.科技政策和中小企業科技創新水平關系的協整檢驗。科技政策表征變量和中小企業不連續創新表征變量的協整檢驗結果顯示，中小企業不連續創新水平的表征變量FMZL和科技政策的表征變量RDDL、CJE、FHQ之間滿足協整關系，并存在一個協整方程。從這個協整關系可以看出，R&D人員全時當量、技術市場成交額、科技企業孵化器數量三項科技政策表征變量對于中小企業不連續創新水平的提高均存在正向影響。其中，R&D人員全時當量每增加1個單位，中小企業的發明專利增加0.3823個單位；技術市場成交額每增加1個單位，中小企業的發明專利增加0.5172個單位；科技企業孵化器數量每增加1個單位，中小企業的發明專利增加1.2366個單位。依據上述方法，進一步檢驗科技政策表征變量和中小企業連續創新水平表征變量之間的協整關系，得到如下兩個協整方程。從這兩個協整關系可以看出，R&D人員全時當量和技術市場成交額兩項科技政策表征變量，對于中小企業連續創新水平的提高具有更大的影響，而科技企業孵化器數量這一科技政策表征變量，對于中小企業連續創新水平的影響要低于其對不連續創新的影響。上述實證分析的結果顯示，科技政策對于中小企業的創新活動具有明顯的正向作用，無論是連續創新還是不連續創新。科研人員投入的增加、技術交易活動的增多，對于連續創新活動具有更大的意義。科技企業孵化器之所以對不連續創新活動影響力更大，根源在于其對中小企業發展的前期引導、中后期扶持，使得中小企業在開展突破性研究時具有更準確的市場定位以及更大的研發信心。2.財政政策和中小企業科技創新水平關系的協整檢驗。進一步檢驗財政政策和中小企業科技創新水平之間的協整關系，得到如下三個方程。從上述三個協整關系可以看出，財政科技支出和政府采購規模兩項財政政策變量，對于中小企業的科技創新活動都有正向促進作用，對于不連續創新水平的提升影響更加明顯。由此可見，中小企業因為自身經濟實力的局限性，開展研發活動的熱情在很大程度上取決于政府的財政支持，尤其是帶有很大收益風險的不連續創新活動，更依賴國家財政的幫扶。3.稅收政策和中小企業科技創新水平關系的協整檢驗。仍然采用Johansen協整檢驗的方法，檢驗稅收政策和中小企業科技創新水平的關系。但無論是稅收政策和連續創新水平之間，還是稅收政策和不連續創新水平之間，都沒有獲得協整方程。這表明，稅收政策和中小企業科技創新活動之間的長期均衡關系尚不明顯。

（三）格蘭杰因果檢驗進一步檢驗各個公共政策表征變量和中小企業科技創新水平表征變量在統計意義上的因果關系，結果如表2所示。從表2中的檢驗結果可知，本文選取的公共政策變量和中小企業科技創新水平之間，在統計意義上表現出如下的因果關系。第一，對于表征不連續創新的FMZL變量而言，科技市場成交額和科技企業孵化器數量是其1%置信度上的格蘭杰原因，財政科技支出和政府采購規模是其5%置信度上的格蘭杰原因，R&D人員全時當量是其10%置信度上的格蘭杰原因，而企業所得稅、營業稅、國內增值稅則不是其格蘭杰原因。第二，對于表征連續創新的SYXX變量而言，科技市場成交額是其1%置信度上的格蘭杰原因，R&D人員全時當量是其5%置信度上的格蘭杰原因，科技企業孵化器數量、財政科技支出、政府采購規模、營業稅是其10%置信度上的格蘭杰原因，而企業所得稅、國內增值稅則不是其格蘭杰原因。第三，對于表征連續創新的WGSJ變量而言，R&D人員全時當量、科技市場成交額是其5%置信度上的格蘭杰原因，科技企業孵化器數量、財政科技支出、政府采購規模、企業所得稅是其10%置信度上的格蘭杰原因，而營業稅、國內增值稅則不是其格蘭杰原因。從結果可見，在各類公共政策中，科技政策和財政政策與中小企業的科技創新水平之間符合統計意義上的格蘭杰因果關系，而稅收政策與中小企業科技創新水平之間則無明確的格蘭杰因果關系。

四、結論

借助單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等統計分析方法，從一般研究范式的角度出發，對于三種公共政策和中小企業科技創新水平之間的關系進行研究。在研究過程中，將中小企業的連續創新水平和不連續創新水平明確地界定，并分別用實用新型專利、外觀設計專利、發明專利進行表征；同時考查科技政策、財政政策、稅收政策等公共政策對于中小企業科技創新活動的影響，并且選擇有針對性的表征變量。實證分析的結果顯示：科技政策和財政政策對于中小企業的連續創新水平和不連續創新水平均有明確影響，而稅收政策的影響效果并不明顯。具體到每一個政策變量對于中小企業科技創新水平的影響，可以看出：科技企業孵化器數量、財政科技支出、政府采購規模，對于中小企業不連續創新的影響位居前三位，說明國家制度層面的引導、技術層面的指導、財政方面的支持、后期的市場保障，是中小企業獲得突破性創新成果的重要條件。對于中小企業的連續創新，科技市場成交額、R&D人員全時當量則有重要影響，在一定程度上反映出我國連續創新成果更容易進入科技成果交易市場形成轉化，研發人員的投入更有利于促進連續創新成果的產出。本文的研究結論是在特定變量統計意義上對公共政策和中小企業創新水平關系的詮釋，只能作為實際應用判斷的參考，不能完全作為實際應用的判斷依據。

作者：任樹偉鞠曉峰單位：哈爾濱工業大學