異質性研發投入對創新績效的影響
——基于政府干預和市場化進程視角

馬軼秋

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

黨的十九大報告提出：新時代背景下創新替代人口紅利和高額投資成為經濟高質量發展的核心驅動力[1]。為提高我國整體創新水平，政府通過財政補貼和稅收優惠等創新政策解決企業在研發領域的市場失靈問題，2020 年我國研發經費投入2.44萬億元，已接近發達國家水平。大量研究顯示，研發經費投入規模逐年提高，專利申請量和科研論文發表位居世界前列，但創新的效率并沒有相應的提高（白俊紅和李婧，2011）[2]。有學者指出我國研發投入結構失衡問題：我國基礎研究經費投入比重在10%以下，并未隨著研發投入規模增加而提高，而應用研究投入和試驗發展投入遠高于基礎研究經費，不利于創新產出的提高（葉祥松和劉敬，2018）[3]。研究表明在創新發展初期，偏向應用研究投入的結構能夠通過借鑒外國先進技術的模仿創新模式提高國家創新水平，隨著我國整體創新水平的提高，注重應用研究的研發投入結構并不能繼續提高整體的創新效率，基于基礎研究領域的自主創新活動顯得尤為重要（孫早和許學璐，2017）[4]。由此可見，中國“重應用研究，輕基礎研究”的研發投入結構不利于提高我國技術創新水平（溫珂和李樂旋，2007）[5]。在新發展格局下，政府干預和市場化進程也在影響著技術創新能力。一方面市場機制通過無形的手完成研發投入資源配置，實現要素的自由流動；另一方面政府借助研發補貼和稅收優惠等科技政策也在引導和監管企業研發投入動向。不同類型研發投入與技術創新之間存在怎樣的關系，市場和政府在其中又扮演怎樣的角色？

本文基于我國2009—2019 年的省級面板數據，檢驗基礎研究、應用研究和試驗發展對創新績效產出的作用差異，進一步分析市場和政府在研發投入和創新績效之間的作用機制。研究發現基礎研究投入和應用研究投入均有效提高了地區的發明專利申請數，其中基礎研究投入對創新績效的促進作用最為顯著，進一步市場化進程和政府干預也在基礎研究投入和應用研究投入上發揮了對地區創新產出的正向調節作用。因此，要提高我國技術創新水平，不僅要加大基礎研究投入和應用研究投入，更要發揮政府干預與市場進程在其中的正向調節作用。

大多數學者研究不同研發投入對創新績效和經濟增長的作用時，強調基礎研究的重要地位。Hottenrott 和Czarnitzki（2011）[6]將研發投入分為基礎研究和應用研究兩個部分，研究發現基礎研究對企業創新績效的促進作用遠大于應用研究，孫曉華和王昀（2014）[7]基于生產率角度進行研究，指出基礎研究對于提高企業全要素生產率的重要作用。但關于政府與市場對兩者的調節作用仍存在爭議，張輝等（2016）[8]認為在提高企業技術創新水平上，政府補助可以緩解企業內部融資約束，有效激勵企業開展研發活動，即政府在其中占據主導地位。楊筠和寧向東（2018）[9]指出政府過度的干預容易使企業產生創新惰性，政府與企業之間存在嚴重的信息不對稱問題，企業大多通過從事模仿創新活動獲取政府補貼，即政府的干預并不能發揮研發投入的積極作用。安同良和千慧雄（2021）[10]認為在企業研發初期，缺少研發資金，政府應該通過創新政策加以引導，隨著研發投入水平的提高，政府應減弱對研發投入的干預，充分發揮市場機制的調節作用。鄭海元和李興杰（2018）[11]則認為在市場機制下研發投入才能有效提高企業創新績效。本文認為區分不同類型的研發投入，不僅可以研究對技術創新的作用差異，更有利于理清政府和市場在其中的調節作用，因此本文可能存在的邊際貢獻如下：①研究不同類型研發投入對技術創新作用的差異，為調整我國研發投入結構提供依據；②大多數學者研究政府干預或市場化水平一方面的作用，本文綜合考慮政府和市場兩方面的影響，更全面地研究政府和市場在研發投入結構和技術創新之間的調節作用，為實現有效政府和有為市場的結合提供建議。

二、理論機制與研究假設

（一）研發投入對創新績效的影響研究

熊彼特（1991）[12]認為作為經濟增長的動力，創新是一個通過不斷調整生產要素組合提高產出的過程，基于Hansen 和Birkinshaw（2007）[13]的創新價值鏈理論，按照研發類型將研發投入分為三類：基礎研究投入、應用研究投入和試驗發展投入。不同類型的研發投入用于不同的創新活動，對于提高國家技術創新水平的機制也不相同。

基礎研究是整個研發活動的基石，主要通過形成的科學知識影響創新的深度和廣度。研發的周期長，需要持續且穩定的資金來源，因此大多數企業缺乏自主進行基礎研究的實力，需要政府政策的支持（張軍和許慶瑞，2015）[14]。應用研究是將基礎研究階段的知識轉化為現實產品，主要通過對原始技術的模仿和改造完成創新成果的轉化，起到連接科學知識和實際創新成果的作用。而試驗發展是在基礎研究和應用研究的基礎上，針對市場需求改進和設計產品，因此資金投入少，風險最小。由此可以看出基礎研究是應用研究和試驗發展的知識源泉，決定了創新水平的高度。若基礎研究階段投入經費不足，應用研究和試驗發展階段因缺乏科學知識基礎而不能順利開展，不利于國家技術創新水平的提高。學者們由此展開了研究。

強化基礎研究是提高國家自主創新能力的重要途徑。較早研究基礎研究對經濟效應的學者Griliches（1986）[15]，將研發投入作為生產函數的投入要素，利用企業層面數據分析研發投入與全要素生產率之間的關系，發現基礎研究能夠顯著提高企業的全要素生產率。學者們進一步開始研究比較不同研發投入創新效應的差異。孫早和許薛璐（2017）[4]將企業創新活動分為“技術引進”和“自主創新”兩個方面，發現隨著與前沿技術差距的不斷縮小，應用研究投入比例過高將會抑制創新產出的增長，而基礎研究在提高國家自主創新能力上具有更顯著的促進作用。余泳澤等（2017）[16]基于創新價值鏈視角研究研發投入結構對企業全要素生產率的作用，發現基礎研究對生產率的帶動效應最大，然而過多的試驗發展投入會擠占基礎研究投入，不利于企業生產率的提高。

基于以上理論和文獻的梳理，不難看出基礎研究在提高創新水平的重要地位，如果基礎研究活動的經費投入不足，會抑制企業的全要素生產率和創新產出。由此提出以下假設：

假設1：研發投入與創新績效之間呈正相關關系，其中基礎研究投入對創新績效的促進作用最為顯著。

（二）市場進程對研發投入與創新績效關系的影響

在研發投入初期，市場化水平高的地區，要素市場機制健全，創新資源可以從低效率部門流向高效率部門，有效提高了創新資源的配置效率。其中基礎研究活動是知識的來源，體現了企業的自主創新能力，應用研究和試驗發展活動大多是對現有技術的改造，體現了企業的模仿創新能力。為了維護自身優勢市場地位和提高經濟利潤，企業傾向于通過基礎研究活動向消費者提供新的產品，企業全要素生產率整體提高，進一步加劇企業在研發領域的競爭，倒逼企業加大基礎研究力度以提高企業核心競爭力。此外隨著市場化水平的提高，地區知識產權保護制度為企業從事自主創新活動提供了保障，有效防止企業在基礎研究領域的成果外溢，鼓勵企業提高在基礎研究領域的經費投入比例，提高企業的核心競爭力（劉思明等，2015）[17]。

基于上述分析，本文提出以下假說：

假說2：市場化水平在研發投入與創新績效之間具有正向調節作用，其中對基礎研究投入的正向調節作用最顯著。

（三）政府干預對研發投入與創新績效關系的影響

面對市場機制不健全的風險，不完善的知識產權保護制度容易形成創新知識的外溢，企業和科研機構研發投入結構失衡，政府可以通過財政補貼、稅收優惠等方式鼓勵企業等創新主體加大研發投入力度，進而提高地區的創新產出水平。即政府在創新領域的資金支持有利于提高創新資源的配置效率。其中基礎研究周期長，投入資金多，創新產出多為論文著作，在轉化為企業利潤上具有不確定性，因此企業和科研機構不愿冒險主動從事基礎性研究，導致市場在配置基礎研究資源上存在失靈問題，政府根據國家重點產業發展戰略，針對性地為企業基礎研究活動提供長期且穩定的資金，鼓勵企業加大基礎研究力度，進而從根源上提高國家自主創新水平?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設3：政府干預在研發投入與創新績效之間具有正向調節作用，其中對基礎研究投入的正向調節作用最為顯著

三、變量說明與模型構建

（一）變量選取

1.被解釋變量。創新績效（lninn）：參考大多數文章，科技創新水平多用專利申請數來衡量，其中相較于外觀設計專利，發明專利更能代表核心技術水平，有助于提升國家自主創新能力水平。因此本文采用各省份的發明專利申請數衡量創新績效水平，并對其進行對數化處理。

2.解釋變量?；A研究經費（lnbr）：借鑒張軍等（2004）[18]的永續盤存法，計算各省份不同年度的基礎研究經費存量（br），同理可計算得到應用研究經費存量（ar）和試驗發展經費存量（ed）。公式如下：

其中ba 代表基礎研究經費，br 代表基礎研究經費存量，g 為不同省份在2009—2019 年基礎研究經費的平均增長率，δ 為研發經費折舊率，參考相關文獻選定為15%。通過公式（1）計算出各省份在基期2009 年的基礎研究經費存量，基于2009 年的基礎研究經費存量通過公式2 得到各省份不同年份的基礎研究經費存量，并對其進行對數化處理。

3.控制變量。除了研發投入對科技創新有顯著影響，還存在其他因素影響創新水平的高低。本文選擇的控制變量如下：

人均地區生產總值（lnpgdp）：地區生產總值與總人口數量的比值，借鑒大多數文獻的處理方法利用價格消費指數進行平減處理，并對最終數據進行對數化處理。

外貿依存度（lntra）：地方進出口額與生產總值的比值，并對其進行對數化處理。

外商投資額（lnfdi）：參考大多數研究，以2009年為基期利用固定資產投資價格指數，對外商投資額進行平減化處理，并對平減后的外商投資額進行對數化處理。

市場化進程（lnmar）：現有研究多采用樊綱等（2003）[19]的統計指標，市場化指數越高，地區的市場化水平也就越高。本文選用該指標來衡量市場化進程，并進行對數化處理。

政府干預（lngov）:借鑒葉祥松等的統計方法，從資金角度采用政府資金占研發投入經費的比例來衡量政府干預程度。

本文數據主要來源于全國各地區的《統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國分省份市場化指數報告》。由于研發投入經費相關數據在2009 年前后口徑不一致，本文選取2009—2019 年的各省份研發投入數據，其中由于數據缺失嚴重剔除西藏，共涉及中國30 個省。

（二）模型構建

本文在創新價值鏈視角下，利用省級層面數據實證檢驗基礎研究經費、應用研究經費和試驗發展經費對創新產出水平的影響差異，并檢驗政府干預程度和市場化進程水平在其中的調節作用，模型如下：

上述公式中，inn 代表本文的被解釋變量創新產出，br、ar 和ed 代表解釋變量基礎研究經費投入、應用研究經費和試驗發展研究經費（存量），mar 代表各省份的市場化水平，gov 代表分省份的政府干預程度，是本文的調節變量。影響創新產出水平的控制變量control 包括人均地區生產總值、外貿依存度、外商投資額、市場化水平和政府支持力度，i 代表省份，t 代表時間，γ 和μ 分別代表時間固定效應和省份固定效應，ε 代表隨機誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

對本文主要變量進行描述性統計發現，創新產出水平和不同類型的研發經費的標準差較大，說明各地區研發投入和創新產出存在較大差異，細化研發投入類型進行研究存在必要性。

表1 描述性統計

（二）基準回歸

根據Hausman 檢驗的結果，本文采用固定效應模型進行回歸，回歸結果如表2 所示。

如表2 顯示，模型1 是研發投入與創新績效的基本回歸方程，基礎研究投入和應用經費投入對創新產出的影響顯著為正，系數分別為0.334（p＜0.1）、0.275（p＜0.01），進一步比較系數不難發現，基礎研究投入對創新產出的促進作用最為顯著。此外試驗發展經費投入對創新產出的作用并不顯著，這與上文假說存在一定的偏差，可能是因為試驗發展活動以模仿創新為主，創新產出質量不高，多為外觀包裝類專利，并不能有效增加發明專利的申請數。在此基礎上，本文加入了一系列外貿依存度、政府支持力度等控制變量，模型2 回歸結果顯示，基礎研究項和應用研究投入項系數通過顯著性檢驗，并且通過系數比較（0.421＞0.375），基礎研究的技術創新影響作用最大，系數為0.421（p＜0.01），表明其他條件不變時，每增加1 單位基礎研究經費，創新產出水平就增加0.421 個單位。由此本文假說1 得到驗證。

表2 異質性研發投入與創新績效的回歸結果

模型（3）檢驗市場化進程對研發投入和創新績效的調節作用，對數據采取“去中心化”的方法后加入研發投入與市場化指數的交互項，實證結果如表2 的模型（3）所示，基礎研究經費與市場化指數的交互項、應用研究經費與市場化指數的交互項均通過了顯著性檢驗，系數分別為0.910（p＜0.05）、0.476（p＜0.05），比較系數可得市場化水平具有正向調節作用，可以顯著提高基礎研究投入的技術創新作用，而試驗發展經費與市場化指數的交互項未通過顯著性檢驗，可能是因為隨著市場化水平的提高，知識產權保護制度逐漸完善，基礎研究形成的創新產出得到了有效保護，而主要從事試驗發展活動的企業，企業創新成果質量低，不利于自主創新能力的提升，這在相關文獻中也得到了證實（丁艷，2020）[20]。因此本文假設2 得以驗證。

模型（4）檢驗政府干預對研發投入和技術創新水平之間關系的調節作用，對數據進行了“去中心化”的處理后加入研發投入與政府干預的交互項，結果顯示基礎研究投入與政府干預的交互項、應用研究經費與政府干預的交互項通過了顯著性檢驗，系數分別為4.267（p＜0.01）、0.571（p＜0.1）。此外試驗發展投入與政府干預的交互項系數顯著為負，說明政府干預不能為試驗發展帶來積極作用。可能是因為相較于基礎研究和應用研究，試驗發展活動多為產品外觀和包裝上的創新，政府干預無法有效提高試驗發展的創新產出質量。因此本文假設3 得以驗證。

控制變量方面，基本通過了顯著性檢驗。具體而言，人均地區生產總值的系數顯著為正，表明國家經濟發展水平對技術創新具有促進作用；市場化水平的指數顯著為正，即市場化水平越高，要素流動比較自由，知識產權保護體系越完善，可以促進創新水平的提高，這與相關文獻研究結論一致（吳超鵬和唐菂，2016）[21]；進出口額的系數均顯著為負值，表明進出口帶來的創新績效，多來源于技術模仿，缺乏自主創新的知識積累，并不能促進我國技術創新績效的提升。

（三）穩健性分析

為避免模型可能存在的內生性問題，本文選取基礎研究開發人員（brs）、應用研究開發人員（ars）和試驗發展人員（eds）作為研究投入經費的替代變量，回歸結果如表3 所示。結果顯示與上文基本一致，模型（2）中基礎研究人員項和應用研究人員項通過了顯著性檢驗，系數分別為0.441（p＜0.05）、0.342（p＜0.05），比較系數不難發現基礎研究人員的增加對創新產出水平的促進作用最明顯，而試驗發展人員的創新作用并不顯著；在市場化調節作用下，基礎研究人員與市場化指數的交互項、應用研究人員與市場化指數的交互項系數顯著為正，系數分別為1.065（p＜0.05）、0.467（p＜＜0.1）；在政府干預下，基礎研究人員與政府干預的交互項系數、應用研究人員與政府干預的交互項系數顯著為正，系數分別2.751（p＜0.05）、0.564（p＜0.1），即政府干預和市場進程在基礎研究投入、應用研究投入和創新產出之間具有正向的調節作用，表明本文回歸結果具有穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

五、結論與啟示

本文基于省級面板數據，將研發投入分為基礎研究投入、應用研究投入和試驗發展投入三種類型，驗證提出的假設。實證檢驗得出以下結論:（1）在提高地區創新產出水平方面，基礎研究投入和應用研究投入都發揮了顯著的促進作用，而試驗發展投入并未發揮對創新產出的促進作用。（2）本文驗證了市場化進程的正向調節作用。市場化水平高的區域，強化了基礎研究投入和應用研究投入與地區創新績效之間的正向關系。（3）本文驗證了政府干預的正向調節作用。政府加大對研發的干預，強化了基礎研究投入和應用研究投入與地區創新績效的正向關系。

基于以上實證結果，為提高我國創新水平提出以下建議：

一是利用研發投入從事研發活動時，政府要注意研發投入結構的合理性，加大對基礎研究領域和應用研究領域的投入，特別是注重基礎研究領域，才能有效提高我國技術創新水平；二是要考慮外部環境對創新績效的影響，制定市場法律法規完善市場機制，發揮市場化進程在創新活動中的正向作用；三是政府應完善人才引進機制，注重培養基礎研究和應用研究領域人員，為創新提供人力資源保障。