天津市Ｒ＆Ｄ投入與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證研究

摘要：RD投入是影響產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的一個(gè)重要因素。大量研究表明RD投入具有滯后性，即RD投入不僅在投入的當(dāng)年對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生作用，在投入后的幾年內(nèi)也對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。文章通過(guò)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型對(duì)天津市主要行業(yè)的RD投入滯后性與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行研究，通過(guò)與上海市的數(shù)據(jù)對(duì)比分析得出天津市主要行業(yè)RD投入具有短期性、波動(dòng)性的特點(diǎn)，針對(duì)該特點(diǎn)提出了相應(yīng)的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：RD投入；產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；面板數(shù)據(jù)模型

一、 相關(guān)文獻(xiàn)回顧

關(guān)于RD與創(chuàng)新的關(guān)系目前很多學(xué)者進(jìn)行研究。首先，在RD投入與企業(yè)績(jī)效或創(chuàng)新的關(guān)系上，學(xué)者們普遍認(rèn)為企業(yè)RD與企業(yè)績(jī)效或創(chuàng)新間存在相關(guān)性。如姚洋在利用1995年工業(yè)普查數(shù)據(jù)對(duì)影響企業(yè)技術(shù)效率的各個(gè)因素進(jìn)行檢驗(yàn)得出主要結(jié)論是公共研究機(jī)構(gòu)RD支出與企業(yè)技術(shù)效率負(fù)相關(guān)；企業(yè)RD支出與企業(yè)技術(shù)效率正相關(guān)。即相對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō)政府在RD方面居于主導(dǎo)地位并不是一種有效狀態(tài)。其次，學(xué)者們普遍認(rèn)為RD投入效應(yīng)具有滯后性。如周亞虹通過(guò)面板數(shù)據(jù)模型分析了RD投入滯后期數(shù)與浙江省民營(yíng)企業(yè)業(yè)績(jī)的關(guān)系，認(rèn)為民營(yíng)企業(yè)RD投入在一年后對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)具有積極影響，并且這種影響呈現(xiàn)倒U型，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)RD投入對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)具有顯著影響。李玉梅以我國(guó)大中型企業(yè)1991年~1995年數(shù)據(jù)為樣本，建立多項(xiàng)式分布滯后模型，用阿爾蒙估計(jì)法對(duì)企業(yè)RD投入與創(chuàng)新的相關(guān)滯后性進(jìn)行實(shí)證研究， 表明我國(guó)大中型企業(yè)RD投入和技術(shù)創(chuàng)新之間成正相關(guān)，而且RD投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)作用分布在五年內(nèi)，并逐步遞減。何瑋通過(guò)對(duì)我國(guó)大中型企業(yè)技術(shù)開(kāi)發(fā)費(fèi)用支出對(duì)產(chǎn)出的影響所作的當(dāng)年及滯后的實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為我國(guó)大中型企業(yè)技術(shù)開(kāi)發(fā)費(fèi)用支出大概在3年左右時(shí)間對(duì)企業(yè)的產(chǎn)出存在影響，并對(duì)我國(guó)工業(yè)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用投入的短期性、爆發(fā)性原因給予解釋。劉和東以我國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)為對(duì)象，以1991年～2003年我國(guó)大中型企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為例，運(yùn)用協(xié)整分析方法，對(duì)RD 投入強(qiáng)度與自主創(chuàng)新能力間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)二者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，不同時(shí)期分別出現(xiàn)很不明顯、明顯和雙向明顯的因果關(guān)系。第三，在RD投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及特征的關(guān)系上，吳延兵發(fā)現(xiàn)RD對(duì)生產(chǎn)率有顯著正影響。同時(shí)RD對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也依賴(lài)于產(chǎn)業(yè)技術(shù)機(jī)會(huì)， 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的RD產(chǎn)出彈性明顯大于非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的RD產(chǎn)出彈性。周彩霞從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角，研究了RD投入強(qiáng)度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異與RD強(qiáng)度差異存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，并認(rèn)為，各級(jí)地方政府如果忽視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的客觀差別，片面強(qiáng)調(diào)提高RD強(qiáng)度，將導(dǎo)致資源低效率配置，并有可能扭曲產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。張國(guó)強(qiáng)通過(guò)實(shí)證研究得出RD投資對(duì)行業(yè)績(jī)效的影響在大多數(shù)產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)不明顯，說(shuō)明我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)RD效率低下。柴俊武應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型，對(duì)企業(yè)規(guī)模與RD投入強(qiáng)度關(guān)系進(jìn)行研究，表明企業(yè)規(guī)模與RD投入強(qiáng)度呈倒U型關(guān)系，當(dāng)企業(yè)規(guī)模較大時(shí)，企業(yè)RD投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。

總體上， 目前關(guān)于RD投入的研究大部分聚焦于企業(yè)層面，對(duì)產(chǎn)業(yè)層面的研究則主要集中于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)特征對(duì)RD投入的影響，而對(duì)RD投入與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)系還鮮有涉及。本文將通過(guò)天津市與上海市的RD投入滯后性與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)系進(jìn)行對(duì)比研究。

二、 模型的建立

1． 研究假設(shè)。（1）只考慮RD投入與新產(chǎn)品產(chǎn)出之間的關(guān)系。影響產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的因素有很多，如研發(fā)費(fèi)用、科技人員的數(shù)量和質(zhì)量、企業(yè)管理能力等。不同因素之間的搭配、搭配比例的不同都有可能得到不同的產(chǎn)出， 本文只考慮RD投入與新產(chǎn)品產(chǎn)出之間的關(guān)系，忽略其他因素對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出的影響。（2）假設(shè)RD投入與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新間存在正相關(guān)關(guān)系，即隨著RD投入的增加，新產(chǎn)品產(chǎn)出也隨之增加，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提高。（3）假設(shè)RD投入后新產(chǎn)品的產(chǎn)出存在滯后性，并且RD投入對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出的影響分布在RD投入后不同時(shí)期的滯后值上。即某一年RD投入可能在當(dāng)年及其后幾年都存在產(chǎn)出。同樣，某一年中新產(chǎn)品的產(chǎn)出可能是之前某一年或幾年RD投入的綜合結(jié)果。

2． 模型建立及數(shù)據(jù)來(lái)源。本文選擇天津市和上海市的幾個(gè)主要產(chǎn)業(yè)進(jìn)行研究，根據(jù)天津市2002年～2006年、上海市2004年～2007年的科技統(tǒng)計(jì)年鑒找出各行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值及RD投入占比重較大的七個(gè)產(chǎn)業(yè)作為分析對(duì)象。由于研究對(duì)象既包括時(shí)間序列數(shù)據(jù)也包括截面數(shù)據(jù)，所以選擇面板數(shù)據(jù)模型作為分析基本模型。使用面板數(shù)據(jù)模型有如下優(yōu)點(diǎn)：首先，面板數(shù)據(jù)模型可以增加參數(shù)估計(jì)的有效性，得到較多的樣本觀測(cè)值，增加自由度并減少解釋變量之間的多重共線性；其次，使用面板數(shù)據(jù)模型可以控制不同觀測(cè)個(gè)體的異質(zhì)性，如不同的產(chǎn)業(yè)之間存在一定的產(chǎn)業(yè)差異， 這是橫截面模型和時(shí)間序列模型不能做到的； 最后使用面板數(shù)據(jù)模型可以構(gòu)造更加復(fù)雜的行為模型。

產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提高的目的是增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，反映產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的主要指標(biāo)就是市場(chǎng)占有率，由于市場(chǎng)占有率的數(shù)據(jù)獲取難度比較大，而新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入可以在各地區(qū)的科技統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得，新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入又可以直接反映創(chuàng)新成果，所以選用新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入作為代表創(chuàng)新能力的因變量。

RD投入是決定技術(shù)創(chuàng)新能力大小的重要因素，根據(jù)我國(guó)大中型企業(yè)1991年~1997年的有關(guān)數(shù)據(jù)表明，RD投入強(qiáng)度與企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值率的相關(guān)系數(shù)為0.84。另?yè)?jù)科技部1996年調(diào)查，在RD投入強(qiáng)度低于0.3%的企業(yè)中，新產(chǎn)品銷(xiāo)售份額低于20%； 而RD投入強(qiáng)度在0.7%～1%的企業(yè)中，新產(chǎn)品銷(xiāo)售份額超過(guò)40%；當(dāng)企業(yè)RD強(qiáng)度大于5%時(shí)，新產(chǎn)品銷(xiāo)售份額則達(dá)到44.6%。由此可見(jiàn)，RD經(jīng)費(fèi)投入與技術(shù)創(chuàng)新能力有高度相關(guān)性。因此，選擇RD經(jīng)費(fèi)投入作為自變量。

天津市數(shù)據(jù)來(lái)源于《天津市科技統(tǒng)計(jì)年鑒》2002年～2006年。上海市數(shù)據(jù)來(lái)源于《上海市科技統(tǒng)計(jì)年鑒》2004年～2007年。天津市和上海市都選擇歷年RD經(jīng)費(fèi)投入量大，新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入高的幾個(gè)主要產(chǎn)業(yè)，包括化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、黑色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)、交通運(yùn)輸制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)。

三、 面板數(shù)據(jù)回歸分析

1． 模型選擇。用面板數(shù)據(jù)建立的模型通常分為三種，包括混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。如果從時(shí)間上看，不同個(gè)體之間不存在顯著差異；從截面上看，不同截面之間也不存在顯著差異，可以直接把混合數(shù)據(jù)采用混合估計(jì)模型最小二乘法估計(jì)參數(shù)。在本文中，因?yàn)椴煌袠I(yè)間存在一定的差異，所以不適合選擇混合估計(jì)模型。

在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型間的選擇，可以根據(jù)是否存在固定效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷。Hausman檢驗(yàn)原假設(shè)是采用隨機(jī)效應(yīng)模型，服從自由度為k的?字2分布。

上海市當(dāng)期Hausman檢驗(yàn)值為15.08； 上海滯后一期Hausman檢驗(yàn)為8.01；上海滯后兩期的Hausman檢驗(yàn)值為2.58。與Hausman檢驗(yàn)臨界值比較，可以看出，上海市當(dāng)期和滯后一期模型宜選擇固定效應(yīng)模型，滯后兩期模型宜選擇隨機(jī)效應(yīng)。

天津市當(dāng)期Hausman檢驗(yàn)為0.45；天津滯后一期檢驗(yàn)值為0.12；滯后二期檢驗(yàn)值為0.19，經(jīng)與Hausman檢驗(yàn)的臨界值比較后天津三期的模型都選擇隨機(jī)效應(yīng)。

2． 模型估計(jì)。面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。由于本文僅研究RD經(jīng)費(fèi)投入與技術(shù)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，所以在表中只列出了本期和滯后期RD投入對(duì)應(yīng)的?茁和 ?茲的值，其他參數(shù)沒(méi)有列出。

首先，從表1的?茁和?茲系數(shù)中可以看出，天津市和上海市RD投入對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出彈性都是正數(shù)， 也就是說(shuō)不論是本期或滯后的RD投入對(duì)本期新產(chǎn)品產(chǎn)出有正的影響，即增加RD投入會(huì)使新產(chǎn)品產(chǎn)出量增加，驗(yàn)證了前面假設(shè)條件2。

其次，分析滯后的RD投入效果。天津市如不考慮RD投入的滯后性，當(dāng)期RD投入對(duì)當(dāng)期新產(chǎn)品產(chǎn)出效應(yīng)是0.69并且在5％的顯著性下效果顯著，即增加1單位的RD投入可以增加0.69的新產(chǎn)品產(chǎn)出；如加入滯后項(xiàng)則滯后一期的天津市本期投入對(duì)新產(chǎn)品影響系數(shù)是0.47，滯后一期投入對(duì)本期新產(chǎn)品影響系數(shù)是0.27，即若本期增加1個(gè)單位的RD投入可以增加0.47的新產(chǎn)品產(chǎn)出，到下一期則會(huì)使新產(chǎn)品產(chǎn)出增加0.27；滯后二期天津市本期投入對(duì)新產(chǎn)品影響系數(shù)是0.45，滯后一期的影響系數(shù)是0.24，滯后兩期的影響系數(shù)是0.13。即本期增加1個(gè)單位的RD投入可以增加0.45的新產(chǎn)品產(chǎn)出，下一期可以增加0.24的新產(chǎn)品產(chǎn)出，到了第三期則可以增加0.13的新產(chǎn)品產(chǎn)出。可以看出，雖然天津RD投入對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出有正的效應(yīng)，但是這種效應(yīng)隨著滯后項(xiàng)的加入越來(lái)越弱。

從上海的RD投入與新產(chǎn)品產(chǎn)出之間的系數(shù)上看，上海當(dāng)期RD投入對(duì)當(dāng)期新產(chǎn)品產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.48，即上海市本期增加1個(gè)單位RD投入，會(huì)使新產(chǎn)品產(chǎn)出增加0.48個(gè)單位；加入一期滯后項(xiàng)，當(dāng)期的影響系數(shù)為0.30，滯后一期的影響為0.36，即本期增加1個(gè)單位的RD投入可以增加0.30單位的新產(chǎn)品產(chǎn)出， 到了下一期則可以增加0.36的新產(chǎn)品產(chǎn)出；加入二期滯后項(xiàng)，當(dāng)期的影響系數(shù)為0.28，滯后一期的影響系數(shù)為0.84，滯后二期的影響系數(shù)為0.02，即本期增加一個(gè)單位的RD投入可以增加0.28單位新產(chǎn)品產(chǎn)出， 到了下一期可以增加0.84單位新產(chǎn)品產(chǎn)出，到了第三期可以增加0.02單位新產(chǎn)品的產(chǎn)出。可以看出，上海RD投入及其滯后項(xiàng)對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出的影響呈倒U型，并在滯后一期時(shí)達(dá)到最大，從滯后第二期開(kāi)始滯后效應(yīng)減弱。上海市RD投入這種變化規(guī)律也與以往關(guān)于大中型工業(yè)企業(yè)或國(guó)有企業(yè)或民營(yíng)企業(yè)RD投入會(huì)在投入后1年~3年才對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生影響的研究相一致。

最后從RD投入對(duì)產(chǎn)出的累積影響來(lái)看， 不考慮滯后因素天津市當(dāng)期RD投入對(duì)當(dāng)期產(chǎn)出的效果非常大，達(dá)到0.69，超過(guò)上海的水平。滯后一期天津市和上海市基本持平，在滯后兩期的時(shí)候，天津市累積效果為0.82，上海為1.14，即上海RD增加一個(gè)單位RD投入對(duì)滯后兩期的產(chǎn)出效應(yīng)已經(jīng)達(dá)到1.14。

四、 結(jié)論

通過(guò)比較發(fā)現(xiàn)， 天津市產(chǎn)業(yè)RD投入隨著滯后期的增加滯后效應(yīng)越來(lái)越弱， 而上海的RD投入對(duì)產(chǎn)出的滯后效應(yīng)非常顯著， 反映出天津市RD投入對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新支持的長(zhǎng)期性不足，天津市產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有短期性的特點(diǎn)。同時(shí)RD投入短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)出的正效應(yīng)比較大，說(shuō)明短期內(nèi)RD投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響效果較好。統(tǒng)計(jì)資料顯示，天津RD投入持續(xù)性較差，波動(dòng)大，天津市2001年～2002年主要行業(yè)RD投入增長(zhǎng)，但是到2003年，各行業(yè)RD投入大幅度下降，2004年～2005年RD投入又急劇增加。顯然這種波動(dòng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的持續(xù)提高是不利的。

根據(jù)已有的研究，影響RD投入主要因素有企業(yè)盈利能力、企業(yè)要素稟賦和政府公共政策等。為了克服天津市產(chǎn)業(yè)RD投入短期性、波動(dòng)性的特點(diǎn)，應(yīng)該從這幾個(gè)方面綜合考慮。

首先，企業(yè)要增加自身盈利能力，認(rèn)識(shí)到研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力兩者之間是相互促進(jìn)的作用，同時(shí)還要認(rèn)識(shí)到研發(fā)投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的重要作用，加強(qiáng)RD投入的主動(dòng)性。加強(qiáng)企業(yè)自有資金投入，企業(yè)要不斷提高研發(fā)投入強(qiáng)度，擴(kuò)大企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模。

第二，企業(yè)的要素稟賦是企業(yè)科技研發(fā)人員的比例，根據(jù)張海洋的研究，企業(yè)的要素稟賦是我國(guó)工業(yè)特別是一般工業(yè)RD投入增加的決定因素，因此，在鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的同時(shí)，還要建立有利于技術(shù)創(chuàng)新人才脫穎而出的激勵(lì)機(jī)制，提升要素稟賦，是推動(dòng)自主創(chuàng)新的關(guān)鍵

第三，政府公共政策，由于技術(shù)創(chuàng)新具有外部性的特點(diǎn)， 私人回報(bào)率低于社會(huì)回報(bào)率，因此公共政策激勵(lì)對(duì)RD投入具有正面影響作用。如對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的提取給予稅收優(yōu)惠。稅制激勵(lì)是發(fā)達(dá)國(guó)家鼓勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投資的常用辦法，特別是對(duì)那些外部經(jīng)濟(jì)性強(qiáng)的研發(fā)投資項(xiàng)目，政府甚至給予財(cái)政補(bǔ)貼。如在20世紀(jì)70年代日本政府就規(guī)定，凡是企業(yè)進(jìn)行新技術(shù)、新產(chǎn)品的開(kāi)發(fā)項(xiàng)目，均可以從政府那里得到占其開(kāi)發(fā)費(fèi)用10%～20%的經(jīng)費(fèi)補(bǔ)助。

第四，由于研發(fā)投資的風(fēng)險(xiǎn)大并且所需的資金量也多，因此，要建立以企業(yè)為主體、政府為導(dǎo)向、社會(huì)各界廣泛參與的多元化投資機(jī)制。金融機(jī)構(gòu)加大對(duì)科技的投入力度，加快金融體制改革，建立非營(yíng)利性的中小企業(yè)信用擔(dān)保、再擔(dān)保機(jī)構(gòu)，以利于銀行對(duì)于企業(yè)的信貸支持。同時(shí)，建立多種形式的中介融資機(jī)構(gòu)，把社會(huì)閑散資金集中起來(lái)，用于改善企業(yè)資金短缺的現(xiàn)狀。尤其要大力發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)投資，發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)踐證明，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有巨大的推動(dòng)作用。風(fēng)險(xiǎn)投資一般不投向成熟企業(yè)，而是傾向于那些風(fēng)險(xiǎn)大、市場(chǎng)前景好的研發(fā)項(xiàng)目 。

最后，天津市主要產(chǎn)業(yè)只有增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)其發(fā)展模式從技術(shù)引進(jìn)到自主創(chuàng)新為主轉(zhuǎn)變，大力推進(jìn)核心技術(shù)的突破和產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升，才能逐步縮小與先進(jìn)水平的差距。通過(guò)自主創(chuàng)新，將天津市主要產(chǎn)業(yè)的規(guī)模、成本優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為質(zhì)量和效益的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，將資源依賴(lài)型的增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)型的增長(zhǎng)方式。

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基金項(xiàng)目：天津市科技發(fā)展計(jì)劃項(xiàng)目（06ZLZLZT01- 000）；天津市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃課題（TJYY07-2053）。

作者簡(jiǎn)介：傅利平，天津大學(xué)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；張出蘭，天津大學(xué)管理學(xué)院技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理專(zhuān)業(yè)博士生。

收稿日期：2008-09-10。