自主研發投入對高技術創新貢獻的時空差異

俞立平，宋夏云，劉愛軍

(1. 寧波大學商學院，浙江 寧波 315211;2. 南京大學商學院，江蘇 南京 210093;3. 南京農業大學經濟管理學院，江蘇 南京 210095)

1 引言

由于技術的積聚和擴散，不同地區研發投入對技術創新的貢獻必然存在差異，技術溢出效應隨著地理距離的增加而遞減［1］。

關于研發投入對于創新貢獻的內在機理、技術創新的積聚與擴散效應、FDI 的知識溢出效應、區域創新的空間差距、政府科技經費投入對創新的貢獻差距等方面的理論與實證研究均比較豐富，但總體上尚存在以下問題:

第一，從空間看，不同地區研發投入對創新的貢獻必然存在差距，這其中有何規律?存在哪些問題?對此進行的深入分析比較缺乏。

第二，從時間看，不同年度或者不同發展階段研發投入對創新的貢獻也存在差異，總結其規律，分析深層次的原因具有十分重要的價值，這方面的研究也比較缺乏。

第三，從研究方法看，也缺乏系統采用面板變系數模型、面板門檻回歸模型對上述問題進行綜合分析的研究。

考慮到企業自主研發投入已經成為高技術企業技術創新投入的主要組成部分，本文基于省際高技術產業的面板數據，以知識生產函數為基本模型，采用面板數據變系數模型、地區面板門檻回歸模型研究企業自主研發投入對創新貢獻的地區差距，采用時間面板門檻回歸模型研究企業自主研發投入對創新貢獻的時間變化規律，最后對企業自主研發投入貢獻的時空差異進行深入分析。

2 研究方法

2.1 面板門檻回歸——空間差異

Griliches［2］在Cobb - Douglas 生產函數的基礎上提出“知識生產函數”，認為創新產出是R＆D投入的結果。Jaffe［3］進一步將人力資源引入知識生產函數，即著名的Griliches-Jaffe 知識生產函數:

式中，Y 表示創新產出，K 表示科技經費投入，L 表示科研人員投入，α、β 表示彈性系數，A為常數項，相當于知識生產函數中的全要素生產率。

考慮到高技術產業創新路徑包括企業自主研發(K1)、引進技術(K2)、購買國內技術(K3)和更新改造(K4)，將其帶入式(1)，并且公式兩邊取對數，得:

式(2)就是本文的基本模型，相當于知識生產函數的進一步擴展。

門限回歸本質上是對傳統分組檢驗方法的一種擴展。具體而言，假如存在一個門檻水平τ，使得對于K1≤τ 和K1＞τ 時，自主研發投入對創新的貢獻會出現顯著的差異，那么設虛擬變量Di使其滿足:

當K1≤τ 時，自主研發K1的回歸系數為θ2，當K1＞τ 時，自主研發K1的回歸系數為θ1。通過選擇合適的門檻值τ，從而可以得到不同的θ。

對于回歸結果中θ1與θ2是否存在顯著性差異是通過Wald 檢驗進行的，其服從F 分布，原假設是θ1= θ2，如果相伴概率小于0.1，則拒絕原假設，說明θ1與θ2的差異是顯著的。也就是說，不同門檻水平研發投入對創新的貢獻存在差異。否則不能拒絕原假設，說明θ1=θ2，即不同門檻水平研發投入對創新的貢獻沒有差異。

2.2 面板門檻回歸——時間差異

如果不考慮自主研發投入對創新貢獻的地區差異，換個角度考慮不同時間自主研發投入對創新貢獻的時間差異。類似地，假如存在一個時間門檻水平τ，使得對于T≤τ 和T ＞τ 時，自主研發投入對創新的貢獻會出現顯著的差異，同樣設虛擬變量Dt使其滿足:

由于面板數據的時間跨度不長，時間門檻值的設定方法可以逐年進行，至于θ 檢驗的方法同樣采用Wald 檢驗。

3 數據

考慮到統計年鑒僅公布了發明專利數據，而實用新型與外觀設計專利對企業也具有非常重要的作用，加上部分企業出于多種原因不申請專利，本文選取新產品銷售收入作為高技術企業技術創新的產出變量。

根據高技術企業創新投入路徑不同，經費投入變量選取企業自主研發、引進技術、消化吸收、購買國內技術、更新改造，由于消化吸收支出完全用于引進技術，因此對兩者進行了合并。這幾種研發投入各有側重，說明了企業的技術創新路徑的不同。研發人員投入變量選取R＆D 人員全時當量，該指標相對單純的研發人員數而言更加合理。

重慶1997 年才作為一個省級行政區域獨立出來，故本文研究時間起點自1997 年開始，數據來自1998—2012 年的中國高技術年鑒。西藏地區由于缺失數據較多，因此作為異常點進行刪除，其他尚有部分地區個別年度數據為0，統一賦值為1，這樣保證了樣本的完整性。

4 實證結果

4.1 變量的平穩性檢驗

無論是面板數據變系數模型，還是面板門檻回歸模型，其適用的前提條件都要保證面板數據的平穩性檢驗。本文同時選取Im，Pesaran 和Shin W-stat、Fisher ADF、Hadri 三種方法進行檢驗，以其中三種方法結果一致為準。從單位根檢驗結果看，Im，Pesaran 和Shin W-stat 及Hadri 比較嚴格，所有變量在一階差分后平穩，而Fisher ADF 比較寬松，所有變量在0 階差分后平穩。在這種情況下，采用原始數據進行進一步分析是較好的做法，可以保證原始數據中的大量信息。

4.2 面板數據變系數模型結果

面板變系數模型的估計結果如表1 所示，由于本文研究樣本接近總體，因此采用固定效應模型進行估計。引進技術、購買國內技術和更新改造采用固定系數估計，企業自主研發投入采用變系數估計。模型整體擬合優度較高，R2=0.966，固定系數估計中，購買國內技術沒有通過統計檢驗，引進技術的回歸系數為負數。變系數模型的估計結果中，只有浙江、云南、廣西、甘肅沒有通過統計檢驗，其他26 個省市均通過了統計檢驗，說明模型的整體效果良好。

全國自主研發投入的彈性系數平均值為0.622，其中東部地區彈性系數的平均值為0.559，中部地區彈性系數的平均值為0.735，西部地區彈性系數的平均值為0.587。中部地區低于平均值的地區只有江西、吉林、山西，東部地區低于均值的有山東、河北、上海、廣東、江蘇、遼寧、浙江，西部地區低于均值的有青海、貴州、甘肅、寧夏、云南、廣西，總體上呈現中部地區較高、東部地區和西部地區較低的現象。

表1 面板變系數回歸結果

4.3 地區面板門檻回歸

地區面板門檻回歸結果顯示，模型擬合優度良好，并且通過了Wald 檢驗，自主研發投入在不同門檻下均通過了統計檢驗，其他變量均沒有通過統計檢驗。門檻值為5.865，這是取對數后的結果，折算為294.42。也就是說，當自主研發投入小于等于294.42 萬元時，研發投入對創新貢獻的彈性系數為0.318，即研發投入每增加1%，會帶來創新產出增加0.318%;當自主研發投入大于294.42 萬元時，研發投入每增加1%，會帶來創新產出增加0.712%。早年只有青海、內蒙古、新疆、西藏等地低于這個水平。從2011 年的數據看，只有青海一個省的自主研發投入低于這個水平，總體上，中國絕大多數地區自主研發投入均在門檻值以上，績效良好。

門檻效應值主要受資源稟賦、科技人力資源與研發管理水平的影響，隨著市場競爭的日漸加劇，高技術企業必然會優化研發資源配置，培養和引進研發人才，因此從更長階段的歷史考察，門檻效應值應該是逐步提高的。

4.4 時間面板門檻回歸

時間面板門檻回歸結果如表2 所示，共有兩個時間門檻值，分別是2003 年和2009 年。在2003年之前，研發投入對創新貢獻的彈性系數為0.537，即研發投入每增加1%，會帶來創新產出增加0.537%;在2003—2009 年之間時，研發投入每增加1%，會帶來創新產出增加0.599%，略有提高;在2009 年以后，研發投入每增加1%，會帶來創新產出增加0.629%。也就是說，隨著時間的推延，自主研發投入的彈性系數是越來越高的，呈現出良好的發展態勢。

表2 時間門檻回歸

5 結論

(1)研發投入存在明顯的地區門檻效應，其門檻值為294.42 億元，當自主研發投入低于該水平時，其對創新貢獻的彈性系數偏低，而高于此門檻值時，其對創新貢獻的彈性系數較高。本質上，這是高技術產業技術研發的規模經濟效應所致，也就是說，在較低研發規模下，地區高技術產業難以進行有效的研發，創新效率偏低，政府高技術產業技術創新管理績效不高，必須加大投入水平，擴大規模才能提高效率。從目前的情況看，中國絕大多數地區都在該門檻值以上，總體態勢良好。

從面板變系數模型的回歸結果看，中部地區自主研發投入對創新貢獻的彈性系數較高，而東部和西部地區偏低。東部地區由于本身處在沿海經濟發達地區，技術水平本來就較高，在這樣的情況下，即使加大研發投入，技術水平進一步提高的難度加大，難以取得特別顯著的效果。而中部地區本來高技術創新水平就處于中等，可以發揮后發優勢，這對縮小中部和東部地區的研發水平差距具有十分重要的意義。西部地區創新水平較低，但由于資金、技術、人才尚存在較大差距，因此也難以取得較高的研發績效。在這樣的情況下，要鼓勵西部地區高技術企業加大研發投入，培養和吸引研發人才，提高科技管理水平，國家在財政、科技、金融政策等方面應該向西部地區高技術企業研發傾斜。

(2)從時間面板門檻回歸結果看，在2003 年前，自主研發對創新貢獻的彈性系數較低，在2003—2009 年期間，彈性系數有所提高，而在2009 年以后，彈性系數最高，總體上呈現逐年提高的趨勢，并且這個周期差不多是6 年，說明隨著時間的推延，自主研發彈性系數的提高是穩健的。原因是多方面的:第一，市場機制的力量，隨著市場經濟的深入，高技術企業面臨著巨大的市場競爭，如果不進行創新就無法生存，因此自主研發投入所占比重逐年提高，相應績效也越來越高。第二，由于最近10 多年來互聯網的高速發展，使得知識與技術的傳播速度較快，高技術企業可以非常方便地獲得各種科技信息，提高了創新效率。第三，科研管理體制機制日益理順，科技人才流動日趨合理化、常態化，科技人力資源的潛能得到釋放，取得良好的效果。

(3)外來技術不能有效促進企業創新。根據面板變系數模型的估計，引進技術的彈性系數為負，并且是顯著的，購買國內技術沒有通過統計檢驗;而面板門檻回歸中，引進技術和購買國內技術也沒有通過統計檢驗。

無論是引進國外技術還是購買國內技術，都不是企業的原創技術，需要在消化吸收的基礎上才能進行二次研發，從目前的情況看，中國外來技術的消化吸收和二次開發成效較低，日本、韓國在技術引進的高峰期，消化吸收與引進技術之比在3 ～10之間，而中國目前平均水平僅有0.25。在這種情況下，應該鼓勵高技術企業在引進技術的基礎上進行二次創新，加大引進技術的消化吸收投入，對于那些難度大、技術先進的關鍵技術，應該鼓勵高技術企業聯合高等院校、科研院所進行協同創新，政府應該在政策配套方面給予大力支持。

更新改造和研發人員全時當量也并沒有全部通過統計檢驗，說明這兩者的績效有待提高。更新改造投入中，如果僅僅用于簡單的產能擴張，那是無益于企業創新的，除非能夠帶來產品質量和技術水平的提高，中國高技術產業更新改造總體尚處于初級階段。研發人員全時當量由于不能區分不同水平科研人員的貢獻，加上部分地區可能存在人浮于事的情況，總體績效不高。

［1］Keller W. Geographic Localization of International Technology Diffusion［J］.American Economic Review，2002，92(1):120 -142.

［2］Griliches Z. Issues in Assessing the Contribution of Research and Development to Productivity Growth［J］.Bell Journal of Economics，1979，(1):92 -116.

［3］Jaffe A B. Real Effects of Academic Research［J］.The American Economic Review，1989，(5):957 -970.