國有企業技術溢出效應的實證研究

張春雨，洪功翔

（安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山243002）

一、研究背景

一直以來，我國國有企業都把科技創新作為企業可持續發展的強大動力，高度重視科技研發與科技隊伍建設，全面加大了科技投入，強化研發攻關，自主創新能力得到了不斷增強，在行業關鍵技術和重大項目研發方面取得了不小的突破，已經成為我國企業科技創新的“排頭兵”。截至2011年底，全國國有企業擁有自主知識產權專利21.4萬項，其中中央企業13.7萬項，高達64%。2005年至2011年，全國國有企業共獲國家科技獎勵467項，占總獎項的24.6%，其中國家科技進步獎特等獎全部由中央企業獲得，一等獎占57.9%；國家技術發明一等獎占37.5%。在《國家中長期科技發展規劃》確定的16個國家重大科技專項中，中央企業參與了15個，“863計劃”的參與率達到29.5%，科技支撐計劃參與率達到23.3%，即使在基礎研究領域的“973計劃”中，參與率也達到13.5%。從這些數據可以看出，我國國有企業在科技創新方面的投入取得了優異的成果，國有企業是我國企業創新的重要力量，成為我國科技創新的典范。

那么，國有企業通過大力發展科學技術水平得到的這些成果僅僅只促進其自身的發展嗎？它對我國國民經濟的發展存不存在技術的溢出效應呢？洪功翔利用中國2000～2008年29個地區的省級面板數據，實證分析證明了國有企業對經濟增長具有顯著的正向效應，而不是增長拖累。[1]宗寒指出，我國國有企業擁有先進的技術和嚴格科學的管理，是國民經濟的主導和支柱，是我國先進生產力的代表和領軍者。[2]劉元春從宏觀角度，利用宏觀效率指標對我國國有企業效率狀況進行了理論分析，分析指出，國有企業在宏觀角度上看，是有效率的，國有企業是技術模仿和技術擴散的中心。[3]

技術溢出效應，首先要確定對技術溢出效應的衡量，在這方面熊義杰認為，索洛余值法或全要素生產率方法具有更多的合理性成分。[4]很多學者研究不同產業間的技術溢出效應，如潘文卿等將投入產出技術與經濟計量分析方法相結合，利用我國1997、2002、2007年投入產出表，構造出衡量產業間技術溢出的變量，并將其納入到產業生產函數中，對我國工業行業間的技術溢出效應進行經驗研究。[5]柳劍平等利用了不同行業數據對我國科技投入對我國生產率增長的技術溢出效應進行了實證分析，并得出我國科技投入對我國生產率增長存在著一定的技術溢出效應，且在不同行業、不同產權、不同時期下影響程度有所區別的結論。[6]

本文利用我國國有企業固定資產投資、專業技術人員、科技經費內部支出和我國國有企業購買國內其他企業技術經費支出的面板數據來表示我國國有企業的投入指標，以工業總產值、全要素生產率來表示國民經濟的增長，是否存在技術溢出效應則以國有企業科技投入對我國工業總產值、全要素生產率有無促進作用來表示。由于在2008年以后國家在《中國科技統計年鑒》上就沒有再詳細記錄我國國有企業在各地區的科技投入的相關數據，根據數據的可得性，本文利用2004～2008年除西藏、海南以外的29個省、區、直轄市145個面板數據對我國國有企業是否存在技術溢出效應進行實證分析。

二、技術溢出傳導機制

本文主要研究的是國有企業對我國生產率增長的技術溢出效應。而為什么會存在這種技術溢出效應、技術溢出的途徑即它的傳導機制是什么？通過對以往學者的研究成果進行總結補充，歸納出以下方式：

一是專利技術的轉讓。國有企業通過將已有的技術轉讓給其他企業，可以促進新技術的發展，帶動我國其他企業的技術進步，全面推動我國科技水平的提高與發展，最終會促進我國整體經濟的增長。

二是專利技術的公開。國有企業將自己專利技術公開是技術溢出效應主要的傳播渠道之一。這可以有效提高相似產業的技術水平，提升其他產業的科技實力，進而加快我國整體經濟發展。

三是專業技術人才的流動。人才的流動也是技術溢出的主要途徑之一。國有企業專業技術人才的流動帶動了新技術、新思想的傳播，而在相似產業間進行的人才流動最能有效的對技術進行傳播和利用。由于具有相似的環境、相似的背景，這些流動的人員能夠快速的將自己掌握的新技術、新思想、新方法在新的環境下進行利用，從而促進流入企業的技術進步。

四是學習模仿。所謂的學習模仿，即指我國國有企業將新技術融入產品之中，通過將具有新科技的產品推向市場，可以讓其他企業進行模仿和學習，最后掌握這種新技術。通過這種途徑，技術可以向其他產業進行傳播，還可以向距離較遠、技術相對落后的地區進行傳播，這種途徑可以帶動落后地區的技術發展，最終全面促進我國經濟協調發展。這種通過市場交易實現的技術溢出也是技術溢出的重要途徑之一。

五是促進配套產業的創新。國有企業通過對自己產品進行創新可以有效促進相關配套產業的技術提升，加快其他相關產業的創新，這種方式也是技術溢出效應的主要的傳導機制之一。

另外，還有通過新思想的傳播，國有企業對我國其他企業科學技術進行購買等也可以對科學技術進行有效的傳播、刺激其他企業加大科技創新。

三、模型構建

利用柯布－道格拉斯生產函數的基本形式，對之進行變形與補充得出本文主要的計量模型，具體變形過程如下：

柯布－道格拉斯生產函數：

其中，Y表示工業總產值；A（t）表示綜合技術水平；L表示勞動力的投入；K表示資本投入，一般用固定資產投入存量來衡量，本文采用永續盤存法計算得來；α表示勞動力的產出彈性；β表示資本產出的彈性系數；μ表示隨機干擾項。

假設在柯布－道格拉斯生產函數（1）中加入R＆D投入后的生產函數形式為：

在式（2）中，RD表示企業的科技投入，γ表示科技投入的產出彈性，其他指標與式（1）中的相同。而在RD指標的選取上，將企業R＆D的投入分為國有企業的R＆D內部支出和我國國有企業購買國內其他企業技術經費支出。根據這個觀點，可以得出：

其中RD1表示我國國有企業R＆D的內部支出，RD2表示我國國有企業為提升R＆D水平對我國其他企業的支出，γ1、γ2分別表示 RD1、RD2的產出彈性系數。將式（3）帶入式（2），再取對數，得到式（4－1）：

為了便于比較，剔除時間趨勢，避免偽回歸問題，在式（4－1）中加入時間趨勢T的模型：

如果利用式（4－1）和式（4－2）來測算我國R＆D投入對生產率的影響，得出的α、γ1、γ2、λ的值不能夠直接反應我國R＆D投入對生產率的影響程度，因為式（4－1）、式（4－2）的因變量選取的是工業總產值，所以這種方法得出的只是間接影響。而想要更直接地衡量出我國R＆D投入對生產率的影響，就要將式（2）做一定的變型，將全要素生產率的一般公式TFP＝Y/LαKβ代入式（2），得到了全要素生產率的一種變形后的表達式：

再將式（3）代入式（5），并取對數，可得如下計量模型：

同樣，為了便于比較，剔除時間趨勢，避免偽回歸問題，在式（6－1）中加入時間趨勢T的模型：

在本文中，選取的主要計量模型就是上述的式（4）和式（6），其中，TFP表示全要素生產率，i表示省份（i＝1，2，…，29），t表示年份（t＝2004，2005，…，2008），T表示隨時間變化的時間要素。

四、實證分析

（一）數據來源

工業總產值、第二產業從業人員、全行業固定資產投資來自2004～2008年《中國統計年鑒》，其中第二產業從業人員2006年部分省份數據缺失，采用均值填充的方法進行補充處理。指標K采用永續盤存法計算得來。其余指標數據均來自2004～2008年《中國科技統計年鑒》。

（二）模型結果分析

首先從全國總體上描述我國國有企業R＆D投入對我國生產效率的關系，如圖1：

圖1 各指標2004～2008年的變化情況

由圖1可知看出，全國工業總產值、全行業生產率、國有企業科技經費內部支出、購買其他企業科技投入支出、固定資產投資，在2004～2008年之中，大體上都呈現了增長趨勢。同時，在對各指標進行描述性統計得出，第二產業工業總產值由2004年82 206.19億元增長到2008年166 330.4億元，平均增長率為19.3%，我國全要素生產率由2004年的1.272增長到2008年的1.471，平均增長率為3.7%，我國國有企業固定資產存量由2004年98 428 287萬元增長到2008年191 017 398萬元，平均增長率為18%，國有企業科技經費內部支出2004～2008年的平均增長率為21.3%，購買其他企業科技投入支出2004～2008年平均增長率為24.2%，專業技術人員2004～2008年的平均增長率為6.3%。

為了更精確地分析我國生產效率增長與我國國有企業科技投入之間的關系，我們對各指標進行進一步的實證分析。

1.平穩性檢驗

在對模型進行分析前，對各個指標做了平穩性檢驗，使用Eviews6.0軟件計算，各序列原序列均非平穩，而它們一階差分后均為平穩序列，結果如表1所示：

表1 各變量平穩性檢驗結果

由上表1可知，各面板數據序列的一階差分序列已沒有單位根，為平穩序列。得知各變量是平穩性的面板數據序列后，對lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2進行協整檢驗，在對各面板序列回歸模型的殘差進行單位根檢驗后，發現這些殘差序列是平穩的，則表明序列lnY與lnK、lnL、lnRD1、lnRD2序列之間存在協整關系。

2.回歸分析

運用lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2的樣本數據對模型（4－1）和模型（4－2）進行估計。通過 Hausman檢驗發現，隨機效應模型通不過Hausman檢驗，所以采用固定效應模型對模型（4－1）、模型（4－2）和模型（6－1）、模型（6－2）進行回歸分析。為了可以綜合比較國有企業R＆D投入對我國生產率增長的影響，我們還加入了混合OLS模型與面板校正標準誤差PCSE模型對式（4－1）、式（4－2）和式（6－1）、（6－2）進行回歸，綜合比較了采用這三種模型得出的結果。另外，考慮到隨時間變化的要素對回歸結果的影響，我們還列出在模型中加上時間趨勢后的結果。如表2：

表2 各變量對工業總產值影響的回歸分析結果

表2為利用混合效應模型、面板校正標準誤差模型和固定效應模型對式（4－1）和（4－2）進行回歸得出的結果。由表2可知：

（1）國有企業專業技術人員的多少對我國生產率的影響并不明顯，無論是控制住時間變量還是不控制時間變量，除包含時間趨勢T下的混合OLS模型得出的結果顯示我國國有企業專業技術人員對我國生產率有一定的正向影響外，其他情況下均未通過檢驗。

（2）國有企業對固定資產的投資對我國生產率的影響非常顯著，均通過了顯著性檢驗。由表2可知，在控制了時間變量與不控制時間變量得出的結果差距非常大，在沒有考慮時間趨勢項時，固定資產投資對我國生產率的影響很大且為正向，而考慮到隨時間變化的要素對回歸結果的影響時，國有企業固定資產投資對我國生產率的影響為負向，數值在－4.44～－3.50之間。

（3）國有企業科技經費內部支出對我國生產率的影響也非常顯著，在各種情況下均通過了顯著性檢驗。說明我國國有企業科技投入內部支出對我國生產率的影響為正向，在沒有考慮隨時間變化的要素對回歸結果的影響時，參數值在0.611～0.77之間，而在控制住時間變量是，數值有所減小，在0.067～0.52之間。

（4）國有企業購買國內其他企業技術經費支出對我國生產率的影響在沒控制住時間變量時不顯著，對我國的生產效率影響不確定。但是，在控制住時間變量后，中國國有企業為提升R＆D水平對我國其他企業的支出對我國生產率的影響顯著，且為正向影響，數值在0.013～0.081之間。

由于利用工業總產值作為因變量并不是直接衡量對我國國有企業對我國生產效率增長的直接影響。[7]所以我們又將全要素生產率作為被解釋變量并利用同樣方法進行回歸，即是對模型（6－1）和模型（6－2）進行 回歸。回歸結果如表3：

表3 各變量對我國全要素生產率影響的回歸分析結果

由表3可以看出：

（1）在對式（6－1）和式（6－2）進行回歸時，加入時間變量后得出的結果與沒有加入時間趨勢變量得出的結果有所不同，在時間變量本身卻沒有通過顯著性檢驗，這說明隨時間變化的要素對回歸結果的影響不大。

（2）國有企業科技投入內部支出對我國的生產率的影響非常顯著。雖然在加入時間變量后在PCSE模型與固定效應模型下沒有通過假設性檢驗，但是作為時間變量的T本身就沒有通過假設性檢驗，因此我們不能考慮在加入時間變量后得出的結果。所以只考慮沒有加入時間趨勢項得出的結果，國有企業科技投入內部支出對我國生產效率的影響程度在0.075～0.112之間。

（3）國有企業購買國內其他企業技術經費支出對我國生產效率的影響除了混合OLS模型下沒有通過假設性檢驗，但是，混合效應模型的結果的調整后的值僅僅有0.167，即說明利用這種模型得出的結果的說服力很低，對國有企業對我國生產效率的影響的擬合效果不好。所以我們不考慮這種模型得出的結果。而在其他兩種方法下得出的結果顯著性都很高，且整個模型的擬合優度都很高，而且為正向影響，數值在0.029左右。

五、結論與建議

通過上述結果可以知道，國有企業對我國經濟發展具有重要的作用，為我國生產率增長做出了不小的貢獻。由2004～2008年我國國有企業科技投入數據可以看出，國有企業對科技創新的投入不斷增長，體現了我國國有企業對科學技術的重視。國有企業著重發展自身的科學技術水平，起到了技術領先企業的示范效應，為我國其他技術落后企業指引了發展方向，而由于技術的特殊性質，技術具有“技術溢出效應”，也就是技術擴散，因此，國有企業對自身科技投入的重視，促進了我國整體經濟的迅速發展。

另外，由以上實證分析也能夠看出一些問題。雖然整體上看，我國國有企業科技投入對我國的生產效率的增長具有顯著的促進作用，但是著眼其中具體指標，國有企業對專業技術人員的投資對我國的工業總產值、全要素生產率的作用卻不明顯。得到這種結果的原因是多方面的：一方面，可能因為創新本身在短期內很難得到收益，它需要較長一段時間才能體現對企業的價值；另一方面，也說明了我國國有企業在招聘專業技術人員時存在了一定的問題。因此，我國國有企業應該重視對專業技術人員的挑選與培養，努力將企業的技術人員隊伍培養成具有專業技術能力，高水平創新能力的隊伍。與此同時，國有企業應該通過加強合同管理和完善晉升機制的方法為企業留住人才，避免人才的過分流動而造成的人才流失，使得國有企業專業技術人員對企業科技創新發展能夠起到實際作用，有利促進我國科技水平的發展，最終推動我國生產率的穩健增長。

因此，我國國有企業應該繼續深化改革，國有企業可以通過對自身的調整，來迎接市場上激烈的競爭，并在競爭中穩步發展。促進國家經濟健康快速發展是我們共同的目的，而國有企業作為中國一種特殊的企業，它承擔著一些社會責任和特殊任務，是國家進行宏觀調控的有力工具。而且通過實證檢驗得知，國有企業對我國的科技發展和國民經濟的增長起著促進作用。政府應該鼓勵國有企業進行科技創新。

[1]洪功翔.國有企業存在雙重效率損失嗎？——與劉瑞明、石磊教授商榷[J].經濟理論與經濟管理，2010（11）：24－32.

[2]宗寒.正確認識國有企業的作用和效——與劉瑞明、石磊先生商榷[J].當代經濟研究，2011（12）：39－45.

[3]劉元春.國有企業宏觀效率論[J].中國社會科學，2001（5）：69－81.

[4]熊義杰.論技術溢出效應的計量與分離[J].宏觀經濟研究，2012（2）：19－23.

[5]潘文卿，李子奈，劉強.中國產業間的技術溢出效應[J].經濟研究，2011（7）：18－29.

[6]柳劍平，程時雄.中國R＆D投入對生產率增長的技術溢出效應[J].數量經濟技術經濟研究，2011（11）：34－50.

[7]王玲，Szirmai.高技術產業技術投入和生產率增長之間關系的研究[J].經濟學（季刊），2008（4）：913－932.