企業自主創新能力評價及其經濟增長效應研究

姜 濤

（安徽商貿職業技術學院經濟貿易系，安徽 蕪湖241002）

0 引言

我國經歷了30多年的經濟高速增長，于2011年已發展為世界第二大經濟體。當然在發展過程中也積累了諸多社會矛盾，如經濟增長速度放緩、產業與行業結構失衡、企業投資附加值下降、高污染高耗能的企業比例較高，造成的環境污染已嚴重威脅居民健康。如何有效破解當前社會存在的各種社會問題，奧地利學者約瑟夫·熊彼特提出的“創新理論”給出了答案。只有增強創新能力，經濟增長方式方能轉變，產業結構方能優化，企業投資附加值才能提高，環境污染才能得到根本解決。

諸多專家學者亦在關注創新對經濟社會的各種影響及其對策研究，尤其是創新對經濟增長的影響。戴奎早［1］（2008）從技術吸收能力的視角出發，運用協整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，對我國自主創新能力與經濟增長關系進行了實證分析。研究發現，技術吸收能力與提升自主創新能力是促進經濟增長的核心動力。齊曉麗，金浩等［2］（2010）利用1998—2007年31個省市的面板數據分析了自主創新與經濟增長總量的關系及其在東中西部間的區域差異。結果顯示，經濟發展水平越高要求自主創新的產出能力也越高，但是自主創新產出能力對經濟增長的作用在各地區間存在著顯著的差異。李華香，孫久文［3］（2012）則是在內生經濟增長的理論框架下，利用全國30個省市區1997—2009年的面板數據，研究了知識創新、技術創新、制度創新以及以人力資本存量為代表的自主創新能力基礎這4個變量對于經濟發展的影響。研究發現，不同模式的自主創新對經濟發展的影響程度大相徑庭。其中，以人力資本為代表的自主創新能力的知識基礎貢獻最大，而其他創新模式對經濟發展的影響不夠明顯。

然而，以上學者均是以少數幾個變量作為衡量企業自主創新能力的指標，未能全方位、多角度地反映企業自主創新的真實能力。雖然他們對于探討企業自主創新和經濟增長的關系較為深入，但其實證研究的數據基礎略顯單薄。基于此，本文在構建規模以上工業企業自主創新能力評價指標體系的基礎上，運用因子分析法得到評價各地區規模以上工業企業自主創新能力的3個公因子，通過創新因子的綜合得分對我國30個省市區規模以上工業企業的自主創新能力水平進行排序及區際差異分析，最終運用回歸分析法對企業自主創新能力的經濟增長效應進行實證檢驗。

一、評價指標體系的構建

企業自主創新能力評價，涉及企業眾多，對個別企業的自主創新數據較難搜集，而選擇某一類型的企業作為評價目標則更加現實。2011年，我國規模以上工業企業數量325 609個，工業企業法人單位數為2 412 457個，規模以上工業企業僅占企業總數的13.497%，但資產總額和凈資產卻占到了八成以上，銷售收入和利潤也占到七成以上，同時還集中了我國大部分的研究與發展資源。因此，筆者選擇我國30個省市、自治區（除西藏自治區外）的規模以上工業企業作為評價對象，對其自主創新能力進行評價及實證分析，數據來源于《中國統計年鑒2012》［4］和《中國科技年鑒2012》［5］。

企業自主創新能力評價是一項覆蓋面廣、涉及企業多的復雜工程。諸多學者通過對企業自主創新能力及其構成進行分析，構建了多樣的評價指標體系，并進行了綜合評價與實證分析。董鋒，譚清美［6］（2008）等通過對重點企業的抽樣調查，利用因子分析法提取了R＆D投入能力、R＆D產出能力、R＆D員工實施能力、管理能力和實現能力5個公因子，并給出企業提高自主創新能力的建議。羅登躍［7］（2010）以30個省市的大中型工業企業為研究對象，從創新投入、創新產出能力、自主創新活動能力和創新資源環境四維視角出發，構建了涵蓋20個變量指標的評價體系，并利用因子分析法進行實證研究。曹瓊，李成標［8］（2013）則從自主創新基礎、自主創新投入和自主創新產出3個方面入手，設置評價自主創新能力的指標體系，并通過因子分析法對中部六省進行實證分析，評價結果對中部六省制定戰略規劃有一定的參考價值。

本研究綜合上述學者的理論觀點，通過刻畫企業創新從投入到產出、從內部動力到外部環境的完整過程，全方位、多角度地衡量及測算企業自主創新能力。筆者從自主創新投入、自主創新產出、自主創新內部動力和自主創新外部環境4個方面出發，選取了反映規模以上工業企業自主創新能力水平的22個指標，具體見表1。

表1 自主創新能力評價指標體系

二、因子分析法的實證分析

（一）數據說明及相關性分析

由于數據的量綱不統一，為了更好地對影響因素進行分析，筆者首先將原始數據進行標準化處理。

因子分析的前提是變量之間具有較強的相關性。若變量間相關性較低，意味著幾乎沒有共同因子，沒必要進行因子分析；若變量間相關性較高，則說明變量之間存在共同的因子，此時適宜做因子分析。檢驗變量間相關關系常用的檢驗方法是KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，依據表2可知，SPSS19測算的KMO檢驗結果為0.757，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為1 269.202，P值幾乎為0。KMO和Bartlett球形檢驗的結果均表明指標層的變量之間適合利用因子分析法進行實證研究。

表2 KMO和Bartlett的檢驗

（二）共同度分析

因子分析是利用數據降維的思想，將眾多變量轉化為少數幾個公共因子的實證方法。然而在數據降維的過程中，不可避免地會丟失數據信息，但又要避免遺漏重要信息。因此，需要對指標層變量作共同度分析。如果提取信息量占初始信息量的比重越接近于1，說明因子提取的信息越多，丟失的信息越少。表3給出了每個變量共同度的結果。依據表3第3列數據可以看出，指標層變量81.649%的信息被公共因子有效提取，這充分說明該因子分析的結果總體上是可靠且有效的。

（三）公因子提取

以方差極大化準則，利用主成分法提取公因子，并對公因子進行正交旋轉，從而得到方差極大化后的因子載荷矩陣，同時旋轉后其總體因子的方差累積貢獻率是不變的，即3個因子的總體方差累積貢獻率還是81.649%，根據旋轉后的因子載荷矩陣可以得到明確經濟意義的主公共因子，如表4所示。表4給出了因子貢獻率的結果。通過表4可以看出，只有前3個因子的特征值大于1。因此，提取這3個因子作為主因子的總體效果非常理想。

表3 變量共同度表

表4 因子貢獻率表

（四）因子旋轉

由于因子載荷矩陣的不唯一性，需要對因子載荷矩陣進行旋轉，讓每一個變量僅在一個公因子上具有較大的載荷，其他公因子上的載荷盡量小，這樣以便于對公因子進行解釋。因此，筆者對因子載荷矩陣進行旋轉，選用方差最大化正交旋轉，旋轉后的因子載荷矩陣如表5所示。各負荷系數已經明顯地向兩極分化了，解釋能力大大加強。

筆者采用Kaiser標準化的正交旋轉法，得到旋轉后的因子載荷陣。輸出結果（表5）為進行最大方差法因子旋轉后的載荷矩陣，通過旋轉后的因子荷載表中各因子在指標上的荷載系數可以看出：

表5 旋轉后的因子載荷矩陣

第一主成分F1在X1、X2、X3、X4、X8、X9、X10、X12、X15、X16、X17、X18和X21等指標上具有較高載荷，說明第一主成分F1基本反映了這些指標的信息，這些指標主要與企業創新研發的內部投入和外部投入相關。因此，F1代表創新的投入因子。

第二主成分F2在X5、X6、X7、X19和X22等指標上具有較高載荷，說明第二主成分F2基本反映了這些指標的信息，這些指標均為創新投入與產出的效率相關。因此，F2代表創新的效率因子。

第三主成分F3在X11、X13、X14和X20等指標上具有較高載荷，說明第三主成分F3基本反映了這些指標的信息，這些指標與企業自主創新的內部與外部動力相關。因此，F3代表創新的動力因子。

（五）因子得分及綜合排名

為計算因子得分，筆者以各因子的方差貢獻率占3個因子總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總，得出各個區域的綜合得分。因子綜合得分公式為：F＝（51.987%×F1＋19.973%×F2＋9.689%×F3）/81.649%。

具體各因子得分及因子綜合得分見表6。由表6的因子綜合得分及排名可見，江蘇省、廣東省、浙江省、山東省、上海市和北京市等東部地區規模以上工業企業的自主創新水平明顯高于全國其他各地區，而甘肅省、新疆、海南省、寧夏和青海省等西部地區規模以上工業企業的自主創新水平則位于全國各地區的后列。因此，當前企業自主創新水平明顯地表現出區域非均衡發展的特征。

三、區域創新因子與經濟增長關系分析

以自主創新研發因子F1、效率因子F2、動力因子F3為自變量，以地區國內生產總值為因變量，由于本文采用的數據為2011年省際的橫截面數據，變量之間存在異方差的可能性，因此，利用加權最小二乘法進行回歸分析。具體結果如表7。

從檢驗結果可以看出，R2＝0.818，模型有較高的擬合優度，且每個自變量均通過了T檢驗，F檢驗也是高度顯著的。這充分說明3個創新因子即創新研發因子、創新效率因子和創新動力因子對經濟增長的影響是顯著的。其中，創新研發因子F1每提高1%，地區國內生產總值將會提高0.57%；創新效率因子F2每提高1%，地區國內生產總值將提高0.16%；創新動力因子F3每提高1%，地區國內生產總值將提高0.47%。這說明了創新總體上對于經濟增長的貢獻非常顯著。從單方面來講，相比創新效率因子，創新研發因子和動力因子對經濟增長的貢獻更為突出，這也充分暴露出在當前經濟環境下，我國創新研發和創新動力的不足已經嚴重影響經濟增長，而創新效率提高雖然有益于促進經濟增長，但目前并不是促使經濟增長最重要的貢獻因素。

四、結論與建議

（一）結論

第一，本文基于文獻分析法對自主創新能力的評價及其與經濟增長關系的相關研究進行了理論梳理。第二，利用因子分析法對我國各地區規模以上工業企業的自主創新能力進行評價，并提取出企業自主創新的研發因子、效率因子和動力因子。第三，通過對創新因子進行加權算出其綜合得分，并對我國30個省市規模以上工業企業的自主創新能力水平進行排序及區際差異分析，顯示當前我國企業自主創新水平表現出明顯的東中西部非均衡發展的特征。第四，創新總體上對于經濟增長的貢獻非常顯著，創新研發因子和動力因子對經濟增長的貢獻尤為突出，而創新效率因子對經濟增長的貢獻則較弱。

表6 自主創新因子得分、綜合得分及排名情況

表7 創新因子與經濟增長函數的估計結果

（二）建議

為提升企業自主創新能力，政府應營造更加寬松的自主創新的外部環境，為企業自主創新的實現搭建橋梁，真正地把經濟增長方式轉變到內涵式、集約型的發展方式上來。真正的轉變經濟增長方式，即由依靠資源的簡單投入驅動增長轉向更多地依靠科技創新、管理創新等企業創新來提升資源的利用效率從而推動經濟增長，對我國經濟增長來說已經刻不容緩。當前中國的勞動力低成本優勢已經失去，資源短缺又日益凸顯，經濟增長速度也已經放緩，所以要通過企業自主創新來實現經濟增長方式的轉變。

［1］戴奎早.中國自主創新與經濟增長關系的實證研究［J］.科學學研究，2008，26（3）：626-632.

［2］齊曉麗，金浩，梁慧超.自主創新與經濟增長總量的關系及其區域差異分析［J］.現代財經，2010，30（6）：76-80.

［3］李華香，孫久文.內生經濟理論下自主創新與區域經濟增長研究［J］.東岳論叢，2012，33（3）：116-119.

［4］中華人民共和國統計局.中國統計年鑒2012［M］.北京：中國統計出版社，2012.

［5］中華人民共和國統計局.中國科技年鑒2012［M］.北京：中國統計出版社，2012.

［6］董鋒，譚清美，周德群，等.基于因子分析的企業自主創新能力評價［J］.軟科學，2008，22（11）：98-102.

［7］羅登躍.基于因子分析的企業自主創新能力評價研究［J］.科技管理研究，2010（8）：11-13.

［8］曹瓊，李成標.中部六省自主創新能力評價的因子分析［J］.科技管理研究，2013（2）：17-19.