區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率影響因素實證分析

孟衛(wèi)東,王 清

（重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶400044）

0 引言

科技在我國經(jīng)濟和社會的發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用，科技資源作為科技活動“第一資源”[1]，其配置水平的高低直接關(guān)系到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的動力和方向，決定著區(qū)域創(chuàng)新能力的強弱。目前，諸多學(xué)者研究區(qū)域創(chuàng)新能力時，越來越關(guān)注區(qū)域科技資源的配置效率問題。如葉儒霏等以政府管理理論、新制度經(jīng)濟學(xué)理論為基礎(chǔ)研究了我國科技資源配置效率，認(rèn)為信息不對稱和政府固有弱性的膨脹是導(dǎo)致政府配置科技資源效率下降的主要原因[2]；唐五湘等人利用我國30個省市自治區(qū)的科技資源配置效率的面板數(shù)據(jù),運用相關(guān)分析法和回歸分析法,定量分析了影響我國區(qū)域科技資源配置效率水平的要素,確定了科技資源配置效率的主要影響因素[3]；賈巖運用Cross-efficiencyDEA算法,從科技資源投入、產(chǎn)出的視角測算并比較分析了我國30個省市自治區(qū)的科技資源配置效率[4]；楊洪濤運用DEA方法評價分析了上海市高校科技資源配置效率[5]。

一般來講，區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源的配置能力越高，則科技資源配置越合理，區(qū)域創(chuàng)新效率越高；反之，區(qū)域創(chuàng)新效率越高，也意味著科技資源配置越合理，區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源的配置能力越高，因此，考慮到區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源的配置能力與其區(qū)域創(chuàng)新效率的高度正相關(guān)，本文在參考了《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》[6]的基礎(chǔ)上，運用DEA-Tobit兩步分法，選取2010年全國30個省市自治區(qū)科技投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)，綜合評價其科技資源配置效率，研究影響區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率的因素，為政府提高各區(qū)域的科技資源配置效率具有一定的指導(dǎo)意義。

1 DEA-Tobit兩步法簡介

DEA-Tobit兩步法的主要思想是先用DEA方法對決策單元的效率進行分析，由于使用DEA方法所得的效率值取值范圍為[0,1]，那么回歸方程的因變量就受到該限制的約束，因此使用Tobit方法將分析所得的效率值進行回歸分析，這樣就可以判斷各種影響因素對效率值的影響程度，所得的結(jié)果也不會有嚴(yán)重的偏差和不一致。Tobit方法是Tobin于1958年在研究耐用品消費需求時，通過極大似然法提出的截取回歸模型，又稱為Tobit模型，其基本結(jié)構(gòu)如下：

式中,yi是效率值，xi是解釋變量向量，β是未知參數(shù)向量，εi～N(0,s)。Tobit模型的一個重要特征是解釋變量 xi取實際觀測值，而被解釋變量yi只能以受限制的方式被觀測到。當(dāng)yi＞0時，無限制觀測值均取實際的觀測值；當(dāng)yi≤0時，受限觀測值均截取為0。可以證明，用極大似然法估計出Tobit模型的β和σ是一致估計量。

DEA-Tobit方法的步驟如下：

第一步：進行DEA效率分析。使用DEA方法對投入產(chǎn)出指標(biāo)的數(shù)據(jù)進行效率分析，分析所得的效率高低是由哪些因素所導(dǎo)致的。

第二步：進行Tobit回歸分析。找出可能影響效率高低的影響因素，以第一步中使用DEA方法分析得到的效率值作為因變量，以環(huán)境變量等影響因素為自變量，使用Tobit模型進行回歸分析，來分析影響因素對效率值的影響方向及程度。

通過Tobit模型進行回歸分析的結(jié)果所得的回歸系數(shù)，可以分析出各個外部影響因素對決策單元的影響，如果呈正相關(guān)關(guān)系，則表明外部影響因素有利于提高效率。

2 指標(biāo)體系的構(gòu)建

2.1 區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率指標(biāo)體系構(gòu)建

本文的目的在于通過運用DEA-Tobit兩步法來尋求相關(guān)因素對于區(qū)域資源配置的影響力度，因此首先應(yīng)該考慮的是DEA結(jié)果的可行性。由于在進行DEA效率評價時，指標(biāo)過少不能夠全面準(zhǔn)確反映出區(qū)域?qū)嶋H創(chuàng)新效率的高低，指標(biāo)過多則會由于直接間的“噪音”影響導(dǎo)致結(jié)果錯誤。因此，本文在參考了多部針對區(qū)域創(chuàng)新效率評級及區(qū)域創(chuàng)新資源配置研究的學(xué)術(shù)論著[7～12]后共選取8個指標(biāo)（四個輸入指標(biāo)，四個產(chǎn)出指標(biāo)）構(gòu)建出了一個基本涵蓋主要指標(biāo)的綜合效率評價體系，詳見表1。

表1 區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率指標(biāo)體系

為便于客觀公正地評價我國各個區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率，在充分調(diào)研的基礎(chǔ)上，選取30個省（市、自治區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)參與效率評價。其中，西藏數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，且本身當(dāng)?shù)刭Y源配置能力不高，故剔除西藏相關(guān)數(shù)據(jù)；香港及澳門相關(guān)數(shù)據(jù)不易得，且實際運用價值及意義不大，一并剔除。

2.2 區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置影響因素選取

結(jié)合已有對科技資源配置效率的研究[13～16]和《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》[6]，本文從區(qū)域開放程度、產(chǎn)學(xué)研結(jié)合水平、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、政府科技投入水平、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、科技機構(gòu)發(fā)展及企業(yè)科技創(chuàng)新投入水平等角度提出它們對我國區(qū)域科技資源配置效率有正向顯著影響的七個基本理論假設(shè)，相應(yīng)選取以下七個方面的測度因素共9個具體指標(biāo)來構(gòu)建影響我國科技資源配置效率變化因素的指標(biāo)體系（見表2）。

表2 區(qū)域科技資源配置效率影響因素的指標(biāo)體系

3 區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率及影響因素的實證分析

3.1 基于DEA的區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率的分析

通過DEAP2.1軟件對我國30個省（市、自治區(qū)）科技資源的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)進行效率分析，所得結(jié)果見表3。

表3 我國各省（市、區(qū)）區(qū)域創(chuàng)新效率評價表

從表3中可以看出，我國30個省（市、自治區(qū)）中有9個地區(qū)的資源配置綜合效率達到了1，分別是北京、上海、江蘇、廣東、海南、重慶、陜西、甘肅、青海等。這9個省（市、自治區(qū)）中，北京、上海、廣東作為中國經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，由于優(yōu)越的地理位置、雄厚的經(jīng)濟實體、優(yōu)惠的產(chǎn)業(yè)政策等因素，使得本區(qū)域內(nèi)高新產(chǎn)品進口額、研發(fā)資金投入額、高技術(shù)人才引進量等都處于國內(nèi)前列，相應(yīng)的，科技產(chǎn)出也位居國內(nèi)前列，因此其綜合效率為1與實情符合。相對來說，江蘇、海南、重慶、陜西、甘肅、青海等省（市、自治區(qū)），盡管不是很發(fā)達，但DEA是進行的是一種相對效率評價，配置合理的話，低投入低產(chǎn)出一樣會導(dǎo)致高效率。因此，這幾個省（市、自治區(qū)）科技資源配置效率為1可以理解為雖然相對投入較低，但相對產(chǎn)出卻不算低。其它21個省（市、自治區(qū)）的綜合效率都小于1，其中山西、內(nèi)蒙、吉林、黑龍江、安徽、貴州、云南、寧夏、新疆等9個省（市、自治區(qū)）處于規(guī)模效率遞增階段，發(fā)展?jié)摿薮螅熬傲己谩Ｏ鄬Φ模旖颉⑦|寧、浙江、福建、江西、山東、湖北等7個省（市、自治區(qū)）處于規(guī)模效率遞減階段，說明當(dāng)前發(fā)展?jié)摿Σ蛔悖枰D(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展的方式，調(diào)整資源配置比例，尋求新的資源配置方式。

3.2 基于DEA-Tobit的區(qū)域創(chuàng)新體系科技資源配置效率影響因素分析

本部分根據(jù)對科技資源配置效率進行DEA分析的結(jié)果，把DEA分析所得出的各省的科技資源配置效率值作為被解釋變量，所選取的影響因素指標(biāo)作為解釋變量，使用Tobit模型對所選影響科技資源配置效率的指標(biāo)數(shù)據(jù)進行回歸分析。回歸結(jié)果見表4。

表4 Tobit模型回歸結(jié)果

從表4中可以看出，政府科技投入占政府財政支出比例、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模以上企業(yè)增加值同比增長率、大中型企業(yè)與高校、科研機構(gòu)科技合作的合同金額、科研機構(gòu)數(shù)目對科技資源配置效率的影響不顯著性（p＞0.1）。而進出口總額占GDP比例、人均GDP水平、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比例、科研機構(gòu)的科技活動人員數(shù)占科技活動人員總數(shù)的比例、企業(yè)的技術(shù)開發(fā)經(jīng)費支出占銷售收入的比例對科技資源配置效率的影響顯著。

上述回歸結(jié)果表明：

（1）區(qū)域開放程度對我國區(qū)域科技資源配置效率有正向顯著的影響。

進出口總額占地區(qū)GDP的比值是用來衡量一個區(qū)域的開放程度，與假設(shè)相同，這個結(jié)果表明區(qū)域開放程度的高低，對區(qū)域科技資源的配置效率有顯著的正向影響，說明我國對外資的引入已由最初的進口高技術(shù)中間產(chǎn)品和設(shè)備的方式轉(zhuǎn)向?qū)夹g(shù)本身的引進，而在技術(shù)引進的過程中，重視對技術(shù)的轉(zhuǎn)讓，隨著區(qū)域經(jīng)濟的迅速發(fā)展，區(qū)域內(nèi)企業(yè)對技術(shù)引進和消化吸收資金投入不足等問題已有了很明顯的改善。同時外資的引入促進了引進技術(shù)的擴散效應(yīng)的發(fā)生，并有效的減弱了我國對引進技術(shù)的高端依賴，資金的充足和技術(shù)的獨立促進了對資源的有效使用，因此區(qū)域開放程度對我國區(qū)域科技資源配置效率有著正向顯著的影響。

（2）產(chǎn)學(xué)研結(jié)合水平對我國區(qū)域科技資源配置效率的影響并不顯著。

這一結(jié)果與假設(shè)不一致。產(chǎn)學(xué)研的有效結(jié)合是推進高等院校和科研院所科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的有效途徑，但目前在我國，這種注重應(yīng)用的合作模式基礎(chǔ)薄弱，科研具有功利性，科研經(jīng)費被侵蝕，大量資源浪費，因而其對目前我國科技資源配置中技術(shù)效率提高作用并不顯著。

（3）區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平對我國區(qū)域科技資源配置效率有著負向顯著的影響。

區(qū)域人均GDP水平代表著一個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平，回歸結(jié)果表明科技資源配置效率與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平之間成負向關(guān)系，與前述假設(shè)截然相反。這說明經(jīng)濟基礎(chǔ)較好的區(qū)域雖然具有高素質(zhì)的人力資源和強力的財力資源，科技資源投入水平遠高于基礎(chǔ)較差的區(qū)域，但是并不能顯著提高科技資源配置效率，反而由于科技資源投入總量大，資源的分配與利用不夠充分，在配置時存在大量浪費，資源的管理也更加復(fù)雜，盡管科技資源投入充分，資源產(chǎn)出彈性高，但二者相互作用下所產(chǎn)生的效果并不明顯；在經(jīng)濟基礎(chǔ)較弱，發(fā)展水平較低的區(qū)域，雖然其投入產(chǎn)出的絕對量小，管理難度也相對較低，但產(chǎn)出也相對較低，因而產(chǎn)生了對資源配置效率的負向的影響。

（4）政府科技投入比例對我國區(qū)域科技資源配置效率的影響并未起到顯著作用。

與假設(shè)不同，這一結(jié)果說明政府科技投入對科技資源配置效率提高并未起到預(yù)期作用，產(chǎn)生這樣的結(jié)果的原因是：雖然企業(yè)不斷加強科技投入，在科技創(chuàng)新中的主體地位不斷增強，但其資金實力有限，且在我國科技資源屬于公共品，導(dǎo)致科技資金投入主要來源于政府財政。但是由于我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，計劃體制的長期影響導(dǎo)致科技體制改革滯后，資源浪費現(xiàn)象嚴(yán)重，如大量科研項目重復(fù)立項及資金重復(fù)投入、大型科研儀器設(shè)備共享率低下、科技資金使用的監(jiān)管不利等；而且在資源配置過程中由于信息不對稱，導(dǎo)致資源配置不合理，且產(chǎn)生嚴(yán)重的浪費現(xiàn)象，從而不利于提高科技資源配置效率。同時政府科技投入具有一定的滯后性和累積性，在短期內(nèi)它所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益并不明顯，需要經(jīng)過一段時間的累積，形成了質(zhì)的變化后，才能產(chǎn)生大量產(chǎn)出，所以政府科技投入越多，短期內(nèi)的產(chǎn)出卻不一定高，無法立刻凸現(xiàn)對科技資源配置效率的影響。

（5）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對我國區(qū)域科技資源配置效率的提高具有顯著的積極作用。

回歸結(jié)果顯示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比例對區(qū)域科技資源配置效率的影響顯著且與科技資源的配置效率成正相關(guān)，這些指標(biāo)衡量著一個區(qū)域的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，表明了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠積極并且顯著的提高我國區(qū)域科技資源配置的效率。與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高成長性、高技術(shù)密集度和高效益等特征，具有較強的研發(fā)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力，容易產(chǎn)生知識的累積效應(yīng)，促進技術(shù)的擴散，從而有利于科技資源配置效率的提高。

（6）科技機構(gòu)在人才投入上的增加對區(qū)域科技資源配置效率有顯著影響，而其數(shù)量上的提升對效率的影響并不顯著。

與假設(shè)大致相同，科技機構(gòu)在人力投入上的增加能夠提高資源配置效率。我國正處于投入產(chǎn)出的彈性階段，單位人力資本投入的增加可以帶來更大的產(chǎn)出。同時人力資本的投入有利于區(qū)域內(nèi)知識的流動，促進技術(shù)擴散，改善區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新環(huán)境，而科研機構(gòu)轉(zhuǎn)制后，科研機構(gòu)與市場和企業(yè)聯(lián)系更加緊密，這種情況下，大量人力資本的投入可以更為有效的利用已有資源，研究新的科技產(chǎn)品以適應(yīng)市場需求，從而有利于科技資源配置效率的提高。科技機構(gòu)數(shù)目的提高對效率的影響并不顯著，說明科技機構(gòu)數(shù)目的增加，并沒有促進更合理的使用科技資源的，反而可能會由于資源的分散使得效率的降低，引起反向的影響。

（7）企業(yè)對科技創(chuàng)新的支持力度對區(qū)域科技資源配置效率有著正向顯著的影響。

回歸結(jié)果與假設(shè)相同，企業(yè)對科技資源的投入比例越高，區(qū)域科技資源配置效率越高。企業(yè)作為市場經(jīng)濟的主體，追求利潤最大化是其核心目標(biāo)。企業(yè)進行科技投入以提高其創(chuàng)新能力是其避免競爭威脅、擴大利潤的有效手段。企業(yè)的科技投入強度較高表明其對科技活動給予了高度重視，有助于企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，對科技資源配置效率提高具有促進作用。

4 結(jié)論

根據(jù)以上分析結(jié)果可以看出，產(chǎn)學(xué)研結(jié)合水平、政府科技投入比例對區(qū)域科技資源配置效率的影響與假設(shè)不符，作用并不顯著，主要是因為政府在資金配置和科技投入中存在浪費現(xiàn)象所致；我國區(qū)域開放程度越高、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展越好、科研機構(gòu)的人才投入越多、企業(yè)對科技創(chuàng)新的支持力度越大越有利于配置效率的提高；而區(qū)域人均GDP水平越高，配置效率反而越低，主要是因為我國的科技人力資源和財力資源在配置中存在著浪費現(xiàn)象。政府應(yīng)采取相應(yīng)政策手段，通過加強區(qū)域開放程度、提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加科技機構(gòu)在人才上的投入，提高企業(yè)對科技創(chuàng)新的支持力度來提高科技資源配置水平和科技實力，同時，應(yīng)盡量降低科技資源配置中存在的浪費現(xiàn)象，使我國的科技資源達到合理、高效的配置。

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