中國區域自主創新能力的制度分析

盧現祥　李佳佳

摘要：在區域創新體系的構建中，建立科學合理的評價指標體系，對各地區自主創新能力進行綜合評價，將具有十分重要而深遠的意義。利用2007年中國統計科技年鑒的數據構建因子分析評價模型，分別對全國30個不同省份區域自主創新能力綜合評價。然后，再次構建因子分析，進一步對比各地區制度效率的綜合評價指數情況，從而獲得區域自主創新能力和制度效率的基本評價，并構建出制度效率指數得分與區域自主創新能力得分的線性回歸方程。

關鍵詞：區域創新； 自主創新； 因子分析； 制度分析

中圖分類號：G322.7 文獻標識碼：Ａ 文章編號：1004-0544（2009）02-0034-05

一、 引言

本文所指的自主創新能力是宏觀層次的即國家或地區自主創新能力，其最核心的內涵需要回歸到最早提出“創新”一詞的經濟學大師熊彼特“生產要素的新組合”的思想，也就是一個國家或地區進行資源要素有效配置、提高經濟增長質量(發展績效)的能力。

我國政府提出自主創新主要指科學技術領域的創造性活動，有三方面內容:原始創新、集成創新和引進消化吸收再創新。一般來說，我們通常說的自主創新能力指的是科技創新能力，沒有包含制度因素。而本文主要創新之處在于研究制度效率對自主創新能力的影響。自主創新能力的提高、技術創新活動的開展將帶來新的資源配置，促使資源配置更有效率，制度能力的提高也有同樣的作用，而且這兩者是互相促進、互相推動的。我們將利用因子分析法來分析，首先分析自主創新能力；然后再將對制度效率進行研究；最后將前兩個部分得出的數據進行比較，從而分析制度對自主創新能力的影響力。

二、 模型的建構

因子分析法基本模型

因子分析法最早是由心理學家Charles Spearman在1904年提出的，其基本思想是將實測的多個變量，以最小的信息丟失，用少數幾個指標因子的線性組合來表示。因子分析法能夠將關系錯綜復雜的變量，綜合為少數幾個因子，以再現原始變量與因子之間的相互關系，還可以根據不同因子對變量進行分類，屬于多元分析處理降維的一種統計方法。其具體分析模型如下：

設有n個評判對象(如地區)，每個評判對象觀測p個變量。為了消除這些變量之間的量綱和量級差異，需要將樣本觀測數據進行標準化處理，使標準化后的變量均值為0，方差為1。并進一步對模型做如下假設:

(1)設X= (x1，x2，…，xp)T是可觀測隨機變量，其均值向量E(X) =0，協方差矩陣cov(X) =Σ，且協方差矩陣Σ與相關矩陣R相等。

(2)設F= (F1，F1，…，Fm)T是不可觀測的向量(m

(3)設ε= (ε1，ε1，…，εp)T與F互相獨立，且E(ε) =0，ε的協方差矩陣Σ是對角陣，即:cov(ε) =Σ，表明各分量之間也是互相獨立的。

設p維可觀測的隨機向量X = (X1，...，Xp)（假定Xi為標準化變量，即E(Xi)=0，Var(Xi) = 1，i = 1，2，...，p）表示為

或X = AF + ε

上式稱為因子模型，其中F1、F2、...、Fm稱為公共因子，簡稱因子，是不可觀測的變量；待估的系數陣A稱為因子載荷陣，aij（i = 1，2，...，p；j = 1，2，...，m）稱為第i個變量在第j個因子上的載荷（簡稱為因子載荷）； ε稱為特殊因子，是不能被前m個公共因子包含的部分。并且滿足：cov(F，ε) = 0，即F，ε不相關；D(F) = Im，即F1、F2、...、Fm互不相關，方差為1；D(ε) = diag(σ12，σ22，...，σp2)，即ε1、ε2、...、εp互不相關，方差不一定相等，εi～N(0，σi2)。因子分析的目的就是通過模型X = AF + ε以F代替X，由于m < p，從而達到降維的愿望。

在因子分析中，負載矩陣(aij)的求解是核心計算步驟。初始因子負載矩陣的求解，實際上就是因子模型的求解:

X=AF

X=(X1，X2，…，Xp)，F=(F1，F2，…，Fm)

在實際計算中，往往對初始的因子負載矩陣實施方差最大正交旋轉，以便公共因子具有更鮮明的實際意義。最后得出綜合評價值，即總因子得分的估計值等式:

其中:ωi是第i個公共因子Fi的歸一化權重。

這樣，利用總因子得分估計之F就可以對每個評價對象進行排序比較。

三、 自主創新能力的實證分析

1. 變量選擇

初始變量(指標體系中的指標)的選擇，在保證具有科學性、系統性和可操作性的基礎上，應該從國家創新體系建設出發，以知識創新、技術創新為核心，并綜合考慮宏觀社會經濟環境。選取以下指標（見表1）作為自主創新能力測度和評價的初始變量，然后對其進行因子分析，找出主要因子，并根據因子共同屬性命名，從而得出評價指標體系。

表1: 自主創新能力測度和評價的初始變量

表2: 2006年全國30個省級區域的自主創新能力指標

數據來源：《2007年科技統計年鑒》，中國統計出版社，2007年。

選取了2006年全國30個省級區域（西藏由于數據缺乏沒有包括）的自主創新能力指標作為原始數據(見表2)，進行評價和分析，同時采用sas9.1軟件作為分析工具，由于原始數據量綱和量級存在差異，但是SAS自動對原始數據進行標準化處理，所以在得到軟件計算結果后的變量，都是經過標準化處理后的變量。

2. 實證分析

經過計算機軟件計算后得到描述統計量、相關系數矩陣、各變量初始共同度和提取因子后的再生共同度、總方差分析、特征值、特征向量等。

表3：自主創新能力分量的特征值、差分、比例及累積

主因子的提取選用主成分法提取因子，并且設定提取因子特征值大于0.5，得到表3中第1大列為初始特征值(包括特征值、特征值占方差的百分數、特征值占方差百分數累加值)；第2大列為根據特征值大于0.5的原則提取的3個因子的特征值、占方差百分數及其累加百分數。這3個因子所解釋的方差占整個方差的93.01%，能比較全面地反映所有信息；第3大列為因子旋轉后的因子特征值、占方差百分數及其累加百分數。因子分析模型的構建表是用因子旋轉前后的荷載矩陣，其因子旋轉是Quartimax（最大四分位法），經過旋轉以后得到的因子荷載表。

表4： 自主創新能力變量的旋轉前因子荷載和旋轉后因子荷載

可以很明顯地看出，旋轉以后荷載向兩端集中，能更好的解釋主因子。由上表3可以得到取3個主因子的因子模型：

X1=0.886979F1-0.061763F2+0.395241F3；

X2=0.780159F1+0.519047F2+0.280197F3；

┇

X10=0.825830F1+0.276453F2-0.156451F3.

經旋轉后，GDP(X1)、科技經費支出(X2)、從事科技活動人數(X3)、有科技機構的企業數量(X6)、擁有發明專利數(X7)、高新技術產品總產值(X8)、科技項目數(X10)等7個變量的荷載主要集中在第1個主因子上。技術市場合同成交數(X4)、技術市場合同成交金額(X5)這2個變量的荷載主要集中在第2個主因子上。普通高校數量(X9)，這1個變量的荷載主要集中在第3個主因子上?？梢詮倪@些分組變量中，找出其共同屬性，并進行命名。第1組變量可以命名為區域科技投入與產出；第2組變量可以命名為區域高新技術市場交易活動；第3組變量可以命名為區域創新能力基礎。

根據表中的數據，可以將各因子表達為變量的表達式，從而得到因子得分函數:

F1=0.886979X1+0.780159X2+0.822962X3+...+0.82583X10；

F2=-0.061763X1+0.519047X2+0.379686X3+...+0.276453X10；

┇

F3=0.395241X1+0.280197X2+0.384133X3+...-0.156451X10.

3. 實證結論

進一步依據表中的綜合評價值(F值)，根據一定的間距，我們對全國30個省份技術創新投入進行排序，并分為五個類型，且其F值越高的省市表示該地區自主創新能力越高——江蘇、廣東和山東等屬于自主創新能力高的省市，而海南、青海等屬于自主創新能力低的省市。

表5: 全國30個省份技術創新投入排序

用因子分析法構建了一個區域自主創新能力測度與評價指標體系模型，并以2007年科技統計年鑒的數據為例進行了實證分析。實證的結果表面，也就是2007年中國各地區自主創新能力排序可以看出，從單項因子F1來比較，廣東、江蘇、浙江排前3位；從單因子F2來看，北京、上海、遼寧排前3位；從單因子F3來看，山東、江蘇、河南排前3位。

湖北在單項因子中，區域科技投入與產出因子排第11位，區域高新技術市場交易活動因子排在第8位，而區域創新能力基礎因子排第6位。但最后在因子綜合得分中湖北還是排第10。換句話說，湖北自主創新綜合實力還有很大的提升空間，特別是在區域自主創新科技投入與產出方面。

四、 制度效率指數的實證分析

1. 變量選擇

與自主創新能力測算一樣，初始變量(指標體系中的指標)的選擇，應保證具有科學性、系統性和可操作性的基礎。在構建制度效率指數的原始數據中，X1（城市人口比重）、X2（國有企事業單位專業技術人員統計）、X3（地方財政支出中教育費用/萬元）、X4（政府對科技活動的支出/萬元）、X5（國外技術引進合同統計合同數量）、X6（引進合同金額/萬美元）、X7（私營企業和個體就業人數）X8（非國有化率）、X9（進出口總額）、X10（就業率）。

表6:全國30個省份制度效率指數

數據來源于《2007年科技統計年鑒》和《2007年中國統計年鑒》。需要說明一點：《中國統計年鑒2007》已經沒有工業產值項目，我們以規模以上工業中非國有工業企業產品銷售收入占總產品銷售收入的比重來代替規模以上工業中非國有工業企業產值占總產值的比重。選取了2006年全國30個省級區域的自主創新能力指標作為原始數據(見表)，進行評價和分析，同時采用sas9.1軟件作為分析工具，由于原始數據量綱和量級存在差異，但是SAS自動對原始數據進行標準化處理，所以在得到軟件計算結果后的變量，都是經過標準化處理后的變量。

2. 實證分析

經過計算機軟件計算后得到描述統計量、相關系數矩陣、各變量初始共同度和提取因子后的再生共同度、總方差分析、特征值、特征向量等。

表7:制度效率分量的特征值、差分、比例及累積

主因子的提取選用主成分法提取因子，并且設定提取因子特征值大于0.5，得到表10中第1大列為初始特征值(包括特征值、特征值占方差的百分數、特征值占方差百分數累加值)；第2大列為根據特征值大于0.5的原則提取的4個因子的特征值、占方差百分數及其累加百分數。這4個因子所解釋的方差占整個方差的90.02%，能比較全面的反映所有信息。

因子分析模型的構建表是用因子旋轉前后的荷載矩陣，其因子旋轉Quartimax（最大四分位法），經過旋轉以后得到的因子荷載表，可以很明顯的看出，旋轉以后荷載向兩端集中，能更好的解釋主因子。由上表可以得到取4個主因子的因子模型:

表8： 制度效率變量的相關（結構）與旋轉相關（結構）

X1=0.0615F1+0.9051F2+0.1483F3+0.0096F4；

X2=0.8921F1-0.2238F2-0.0683F3+0.0834F4；

┇

X10=0.2545F1+0.1903F2+0.9168F3-0.1207 F4.

經旋轉后， X2國有企事業單位專業技術人員統計、X3地方財政支出中教育費用（萬元）、X7私營企業和個體就業人數X8非國有化率、X9進出口總額等5個變量的荷載主要集中在第1個主因子上。X1城市化（城市人口比重）、X5國外技術引進合同統計合同數量、X6引進合同金額（萬美元）等3個變量的荷載主要集中在第2個主因子上。就業率（X10）1個變量的荷載主要集中在第3個主因子上。X4政府對科技活動的支出（萬元），這1個變量的荷載主要集中在第4個主因子上?？梢詮倪@些分組變量中，找出其共同屬性，并進行命名。第1組變量可以命名市場化進程及教育支出，第2組變量可以命名城市化進程和開放程度，第3組變量可以命名為區域就業率。第4組變量可以命名為政府對科技活動的支出。

根據表旋轉相關結構中的數據，可以將各因子表達為變量的表達式，從而得到因子得分函數:

F1=0.0615X1+0.8921X2+0.9333X3+...+0.2545X10；

F2=0.9051X1-0.2238X2+0.2140X3+...+0.1903X10；

F3=0.1483X1-0.0683X2+0.1353X3+...+0.9168X10；

F4=0.0096X1+0.0834X2-0.1207X3+...+0.1640X10.

可以進一步使用Bartlett法計算因子得分，然后以各因子的方差貢獻率占3個因子總方差貢獻率(90.02%)的比重作為權重進行加權匯總，計算公式:F=0.556F1+0.248F2+0.124F3+0.072F4，得到各區域的綜合得分（見表10）。

表9： 全國30個省級區域各因子得分

表10：全國30個省級區域制度效率綜合得分表

3． 實證結論

進一步依據上表中的綜合評價值(F值)，根據一定的間距，我們對全國30個省份制度效率指數進行排序，并分為五個類型且其F值越高的省市表示該地區制度效率指數越大——廣東、江蘇和山東等屬于高制度效率制度的省市，而寧夏、青海等屬于低制度效率指數的省市。

五、 制度效率與自主創新能力的相關分析

1. 制度效率能力同自主創新能力比較研究

將2006年全國30個地區的自主創新能力得分和制度效率指數得分建立相關分析。首先建立坐標軸，橫坐標（COL2）表示自主創新能力得分，縱坐標（COL1）表示各制度效率制度得分。然后畫出散點圖，標出各個地區在坐標軸的具體點。最后進行一元回歸分析，考慮制度效率對自主創新能力的影響。

圖1 2006年全國30個地區的自主創新能力和制度效率散點圖

圖2 2006年全國30個地區的自主創新能力和制度效率線性回歸圖

2. 自主創新能力和制度效率指數的回歸

利用SAS軟件對處理后的數據進行分析。用OLS估計得到回歸方程如下:

Y =0.0024 + 1.2518X

（0.06）（20.13）

R²=0.9354F=405.35

方程中括號內的數據為相應系數的t檢驗值，可以看出方程中系數的t值通過了顯著性檢驗，說明制度對科技創新產生了顯著的影響。決定系數為93.54%，可知此方程估計的效果較理想。

3. 實證結論和政策意見

由以上分析可以看出：制度效率對我國自主創新能力的影響是顯著的。制度及制度效率是影響自主創新能力的重要因素，制度促進或阻礙自主創新能力是通過制度效率得分所制定的具體指標來影響的，因為這些指標數據的高低直接影響制度效率得分的高低。通過我們所制定的指標，我們可以將制度效率指標分成五個部分：政府對科技及教育的投入、區域城市化進程、區域市場化進程、區域對外貿易的發展和區域就業率。因此，提高我國區域自主創新能力也應該從這五個方面來入手。

第一，加強政府對科技及教育的財政支出，建立政府和各創新主體的溝通和協調機制，建立有效知識產權保護制度。世界研發投資的80%，技術創新的71%，均由500強企業所創造和擁有，62%的技術轉讓在500強企業內進行。2000年美國研發投資2653億美元，其中企業占66%，政府占29%；同年日本研發投資中企業占72%，政府僅占19%，形成了“企業為主，政府為輔”的科技發展格局。而我國情況與之相反，我國科技投入強度弱，不能滿足創新型國家建設的需要，企業遠未成為科技投入的主體。我們必須在加強政府對科技和教育投入的基礎上，使企業逐步進入自主創新的主戰場，成為自主創新的主體。

第二，建立并完善現代市場經濟體制，為自主創新提供基礎的制度框架。市場經濟是有利于自主創新的體制。建立統一開發、競爭有序的市場體系，充分發揮市場配置資源的基礎性作用；建立健全、規范、有序、高效率的市場競爭機制；切實轉變政府職能，加強宏觀調控體系；制定和實施合理的產業政策，引導企業研究和發展行為朝著有利于經濟效益、生態效益、社會效益和技術效益的有機統一的方向發展。

第三，加快城市化進程。城市化落后于工業化發展的現狀，嚴重影響了農村剩余勞動力的轉移，制約了農業勞動生產率的提高和農民收入的增加；阻礙了資源、資金、技術、人才、信息等各類要素的合理集聚，阻礙了工業經濟結構的優化、產業的升級、第三產業的發展；增加了擴大內需和拉動經濟增長的難度，加大了城市勞動人口就業的壓力，從而嚴重影響了現代化的進程。城市化水平滯后已從多方面制約著我國改革開放和現代化進程，必須盡快恢復到正常發展狀況。否則，不僅不利于效率的提高，而且使社會發展脫離了秩序、失去了規范，更談不上公平。

第四，加快轉變外貿增長方式，積極處理技術引進、國外技術管制與本國高技術行業的發展以及技術創新之間的矛盾。促進技術進步是中國對外貿易中需要面對的一個永恒的問題。現在所面對的問題則主要是，技術引進和發達國家技術出口管制，以及本國高技術行業的發展和技術創新之間的矛盾。

第五，加強我國勞動力的培訓，提高我國新興產業的勞動就業質量，改變就業方式的轉變，增加第三產業的勞動量。

中國是一個人口大國，勞動力資源豐富，缺少必要的資本投入。外資在我國大規模進入，對我國經濟結構的調整起到了積極的作用。表現在：帶進一大批先進技術和適用技術，促進了我國技術水平的提高；增加就業機會的同時培養了大批人才?？鐕镜倪M入還促使我國一批企業不斷成長壯大，增強了我國參與國際競爭的實力。因此，要想獲得我國就業的穩定增長和持續發展，離不開外商直接投資的巨大帶動作用。

參考文獻：

[1]湖北統計局.湖北省統計年鑒2007[M].北京:中國統計出版社，2007.

[2]中國統計局.中國統計年鑒2007[M].北京:中國統計出版社，2007.

[3]謝明權，李興華等.廣東科技自主創新能力的現狀與比較[J].高科技與產業化，2005，(Z2).

[4]常文娟.關于湖北省對外經濟的思考[J].當代經濟，2007，(10).

[5]楊曄.我國各省市企業自主創新能力的綜合評價——基于投入產出績效視角的實證研究[J].財經研究，2006，(6).

[6]]甄峰，黃朝永，羅守貴.區域創新能力評價指標體系研究[J].科技管理研究，2000，(6).

[7]于秀林，任雪松.多元統計分析[M].北京:中國統計出版社，1999.

[8]曾娟紅，龍卓舟.大力發展非公有制經濟——湖北中部崛起的重要環節[J].湖北社會科學，2005，(5).

[9]吳忠才.區域自主創新能力與評價體系——以湖南為例的模型構建與實證檢驗[J].吉首大學學報（自然科學版），2007，(11).

[10]諾思.制度、制度變遷與經濟績效[M].上海:上海三聯書店，1994.

[11]尚勇，朱傳柏.區域創新系統的理論與實踐[M].北京:中國經濟出版社，1999.

[12]馮之浚主編.國家創新系統的理論與政策[M].北京:經濟科學出版社，1999.

[13]張義梁.國家自主創新能力評價指標體系研究[J].經濟學家，2006，(8).

[14]范紅忠.有效需求規模假說、研發投入與國家自主創新能力[J].經濟研究，2006，(3).

[15]胡曉鵬.中國學界關于自主創新問題的觀點論爭與啟示[J].財經問題研究，2006，(6).

[16]張文霖.主成分分析在滿意度權重確定中的應用[J].市場研究，2006，(6).

[17]Lall， 5.Teehnologieal Capabilities and industrialization [J].World Development， 1992，20(2):165一86.

[18]Carl， J. D & Nelson， R. Social Absorption Capability，National innovation Systems And Economic Development [A].Bon， H·K .&Dwight， H. P. In Social Capability and Long-Term Economic Growth [C]， New York: St. Martin， 5Press，1995:201一250.

責任編輯 劉鳳剛